文化产业集聚的空间溢出效应与收敛形态实证研究

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文化产业集聚的空间溢出效应与收敛形态实证研究

文化产业集聚的空间溢出效应与收敛形态实证研究
孙智君， 李 响
武汉 430072 ） （ 武汉大学经济与管理学院 ， 湖北

摘

要： 集聚对于提升文化产业的空间溢出效应 ， 实现各区域文化产业协同发展具有

重要意义 。本文构建以文

以城市化经济水平和地方化经济水平为解释变量的分析框架 ， 运用普通面板模 化产业集聚水平为被解释变量 ， 型、 单区制空间面板模型和两区制空间面板模型 ， 探究文化产业空间溢出效应及其作用机制 ， 并进行收敛性分 析。研究表明： （ 1 ） 全国和东部地区存在着显著的正向空间溢出效应 ， 中部地区存在着负向空间溢出效应 ， 西部 地区溢出效应不显著； （ 2 ） 沿海地区文化产业集聚的溢出效应大于内陆地区 ， 产业集聚程度高的区域对产业集 聚程度低的区域的梯度空间溢出效应以扩散效应为主 ； （ 3 ） 产业集聚的区域差异存在 β 收敛趋势， 且不存在 σ 和俱乐部收敛， 文化产业空间溢出效应有助于实现区域之间文化产业的协同发展 ， 不是恶性累积循环的发展 趋势。 关键词： 文化产业； 收敛； 空间溢出效应； 产业集聚 中图分类号： F270 文献标识码： A 文章编号： 1002 － 9753 （ 2015 ） 08 － 0173 － 11

An Empirical Analysis on Spatial Spillover Effect and Convergence of Cultural Industries in China
SUN Zhi-jun， LI Xiang
（ Economics and Management School， Wuhan University， Hubei Wuhan 430072 ， China） Abstract： The agglomeration of cultural industry in China will play an important role in increasing the spatial spillover effect of cultural industry， achieving the coordinating development of regional cultural industry. We design an econometric model in which the explained variable is the agglomeration level of the cultural industry， the explanatory variables are oneregime spatial model and tworegime urbanization economies and localization economies. Using panel data model， spatial model， we measured the spatial spillover effect and its mechanism and check its convergence. The regression analysis shows that： （ 1 ） There is significantly positive spatial spillover effect in China and Eastern China. In central the spillover effect is negative， while the spatial spillover effect in Western China is insignificant. （ 2 ） The spatial China ， spillover effect will be different between the inland district and the coastal district whose spatial spillover effect is smaller. The spatial spillover effect from high level agglomeration region to low level agglomeration region is significantly convergence in cultural industrial agglomeration without σconvergence and club convergence， positive. （ 3 ） There are βindicating that cultural industrial agglomeration of different districts will converge in the end owing to the positive diffusion effect. Key words： cultural industry； convergence； spatial spillover effect； cultural agglomeration

收稿日期： 2014 － 11 － 15

修回日期： 2015 － 06 － 24

作者简介： 孙智君（ 1969 － ） ， 女， 湖北洪湖人， 武汉大学经济管理学院副教授、 硕士生导师， 博士， 研究方向： 产业经济分析。

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一、 引言 近年来， 中国工业化、 信息化、 城镇化和农业 “四化 ” 水平不断提升， 中国经济总量和人 现代化 均 GDP 也快速增长， 国民对于文化产品的需求呈 现大规模增长态势， 文化产业得以高速成长。 历 史地看， 文化产业在市场和政策两种机制的推动 — —从产业层面考察， 下取得了长足进展— 文化产 高知识性、 高增值性和低能耗、 低 业的高渗透性、 污染等特征， 使得其渗透至各行业的发展中， 并呈 现出网络状融合发展态势， 提高了相关产业的附 加值， 创造了经济的新增长点。 从区域角度考察， 20 世纪末期开始， 北京、 上海等大城市先行发展的 文化产业集聚区， 逐渐向全国范围蔓延， 形成文化 产业集聚发展并向周围迅速溢出的态势， 并产生 了一大批自主创新能力强、 对区域经济发展影响 力大的文化产业集聚区， 提升了城市的生态素质 中国区域范围广 以及农村地区人员素质。 但是， 大， 不同地区文化产业发展水平不一， 中央政府关 注到上述现实问题及文化产业与其他产业融合发 展的动态趋势， 适时进一步推出了一系列激励型 产业政策①， 以推进文化产业与实体经济深度融 合， 实现世界范围内“中国制造 ” 向“中国创造 ” 转 变， 实现文化产业的各地区协同发展。 政策与实 践的发展导出本文研究的主要问题： 文化产业的 溢出效应究竟有多大？ 溢出效应通过哪些机制来 实现？ 文化产业溢出效应在产业集聚水平不同的 区域间是否存在差异， 产业集聚程度高的地区对 于产业集聚程度低的地区的溢出效应是正向的扩 散效应还是负向的涓滴效应， 如果是正向的扩散 那么是否存在收敛态势， 是何种收敛？ 针对 效应， 上述问题的回答具有一定的理论和实践意义 。 （ 一） 空间溢出效应相关理论描述 已有理论显示， 外部性是空间溢出效应的产 生条件
［ 13］

够为发展相对落后的地区树立标杆， 提供新技术、 新产品、 生产流程、 管理经验的示范， 从而促进较 落后地区的模仿学习
［ 6］

； 培训效应— — —通过“干中
［ 7］

学” 了解并掌握先进地区的前沿技术， 并进行模 与本地市场结 合 进 一 步 创 新 仿， ； 空间竞争效 — —外来企业的进入加大了对本地区市场的竞 应— 争， 本地区原先处于领先地位甚至垄断地位的企 业为了保持竞争力， 会通过各种途径促进技术创 新， 提高生产效率， 以保持自己的竞争力
［ 8］

； 协作

— —外地产业集群与本地产业集群形成紧密 效应— 形成专业化分工， 形成完善的 的前向和后向关联， 产业价值链
［ 9］

（ 图 1 ） 。 新经济增长理论表明， 空

如果 间溢出是缩小区际间发展差距的重要途径，， 能准确把握溢出效应与产业发展的内在联系 ， 将 缩小差距 对滞后企业及所在区域实现发展赶超、 产生积极作用
［ 10］

。反之， 空间溢出受到地理距离、

技术差距、 社会文化、 本地区的吸收能力等因素的 影响， 也有可能产生不利于落后地区的回波效应， 进一步拉大发达地区和落后地区之间的差距
［ 11］

。

图1

文化产业空间溢出效应的动力机制

（ 二） 文化产业空间溢出效应的测度模型研究 部分学者通过构建文化产业溢出效应测度模 型， 从国家或区域层面研究了文化产业集聚水平及 溢出效应等问题， 代表性分析框架包括： 其一， 城市 化经济 与 地 方 化 经 济 框 架。 Lazzeretti 等 （ 2008， 2009 ） ［12-13］ 把 历 史 文 化 资 源、 人 力 资 本 和 Florida （ 2010） ［14］的创意阶级理论融入地方化经济和城市
［ 15 ］ 化经济的分析框架。Kwan Wai Ko（ 2014） 借鉴上

， 资本、 货物、 人才、 信息技术等要素的
［ 4］

流动是空间溢出效应作用的载体 出中， 空间溢出效应的发生机制

。 在产业间溢

［ 5］

主要包括示范

— —产业集聚程度较高、 效应— 发展较好的地区能

通过计算以从业人数为基础的区位商， 指 述思路，

《国务院关于推进文化创意和设计服务与相关产业融合发展的若干意见》 ； 2014 年 3 月中国国家文化部 《关于贯彻落实 ① 2014 年 2 月 〈国务院关于推进文化创意和设计服务与相关产业融合发展的若干意见 〉 。 的实施意见》

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出中国文化产业的集聚程度能够产生正向的空间 溢出效应和暂时溢出效应。 其二， 新经济地理学 框架。袁海 （ 2011 ） 以经济地理因素为基础， 加入 新经济地理变量和产业政策变量
［ 16］

二、 变量选择、 数据来源与计量模型 （ 一） 变量选择与样本数据 本文构建一个以文化产业集聚水平为被解释 变量， 以城市化水平和地方化水平为解释变量的 并将所有变量具体化为相应的指标。 分析框架， 1. 文化产业集聚水平度量 借鉴姜明辉 （ 2013 ） 的研究
［ 18］

， 采用以增加

值为基础的区位商衡量文化产业集聚程度， 并运 用空间误差和滞后模型对 2008 年全国 31 个省市、 自治区、 直辖市的截面数据进行分析， 得出文化产 业集 聚 具 有 正 向 的 溢 出 效 应 的 结 论。 黄 永 兴 （ 2011 ）
［ 17］

， 采用基于文化

产业就业人数的区位商 （ LQ1 ） 、 基于法人单位数的 区位商（ LQ2 ） 、 基于产业增加值的区位商 （ LQ3 ） 的 分析 简单加权平均构建综合性区位商指标 （ LQ ） ， LQ1 、 LQ2 、 特定区域文化产业的集聚水平。 其中， LQ3 分别反映特定地区文化产业的技术创新能力 、 空间集聚程度和生产能力。 2. 解释变量选择 （ 1） 城市化经济。城市化经济的影响因子主要 考虑如下五个： ①多元化产业结构。以制造业为基 础的服务业繁荣发展能为广告业、 软件业和专业设 计等文化产业创造大量的需求 导致集聚产生
［ 21 ］ ［ 20 ］

采用文化产业增加值占全国文化产业

增加值平均值来测度文化产业集聚程度， 并运用 空间自回归和误差模型对 1999 － 2008 年省级相关 数据进行实证分析， 同样得出文化产业集聚存在 空间正溢出效应。 总体来说， 目前国内外学术界对文化产业集 聚的溢出效应研究尚处于探索阶段， 文化产业集 聚的理论研究主要借鉴产业集聚理论 的 分 析 框 架， 文化产业溢出效应分析的实证研究则存在以 下局限性： ① 文化产业统计不完善导致诸多数据 不可得， 只能基于截面数据或者较短年份的面板 数据； ②衡量集聚程度的指标局限于就业人数和 产业增加值的区位商； ③ 没有考虑文化产业在不 同集聚水平的地区存在梯度溢出效应， 以及这种 梯度溢出是扩大还是相对缩小了地区之间的产业 集聚发展差距。 基于已有文献的研究贡献， 并考虑突破现有 研究局限， 本文研究设想如下： ① 采用基于文化产 产业增加值和法人单位数量的综合 业从业人数、 区位商指标
［ 18］

， 并能互相促进，

。本文以 HHI 指标衡量第三产业 1 j 代表 其中， ∑ （ Lij / Lj ） 2
i

多元化产业结构： HHI ij =

特定区域； i 代表特定区域第三产业中的所有子行 Lj 业； Lij 代表 j 区域第三产业中的子行业从业人数， 代表 j 区域总从业人员数。②文化产业潜在市场容 量。以基于总就业人数的人均 GDP 描述文化产业 的潜在市场容量
［ 15 ］

。③ 交通运输业。交通运输业

对文化产业集聚的影响是不确定的： 发达的交通运 输在促进人力、 物流在不同地区快捷流动的同时， 其 产生的环境污染也可能会妨碍文化产业集聚。因此 构建货运总量和客运总量之和 / 土地面积这一度量 指标
［ 22 ］

来衡量文化产业集聚水平， 这一指

标相较于仅仅基于从业人数或增加值的单一区位 商指标， 能够更好地反映文化产业的技术创新能 力、 生产能力和空间集聚程度。 ② 考虑到线性空 间计量模型无法刻画和分析不同区制下文化产业 的非对称溢出效应， 本文采用 Elhorst （ 2009 ）
［ 19］

。④通信业。通信业对文化产业集聚的影

响也是不确定的： 发达的通信业在促进信息流在不 同地区快速流通交换的同时， 促进了文化产业的现 代化进程。该指标用每万人使用电话和互联网的人 数衡量
［ 22 ］

提

出的两区制空间模型， 基于新经济地理因素和产 业集聚的指标划分两区制， 并测算不同区制间的 梯度溢出效应。③ 对于两区制模型的结果进一步 检验： 判断梯度溢出效应是否能使不同地区文化 产业的发展达到收敛态势， 并判断是何种收敛， 进 一步检验收敛是否存在空间态势。

。⑤城市包容度。城市包容度越高， 越有
［ 23 ］

利于文化产业的集聚

， 该指标以 FDI / GDP 衡量。

⑥文化基础设施。文化基础设施为公共文化及文化 产业提供良好的硬件设施， 以公共图书馆业机构数 和博物馆业机构数衡量
［ 24 ］

。
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（ 2 ） 地方化经济。 文化产业倾向于在人力资 本较高的区域集聚， 因而采用高等学校在校学生 数 / 总就业人数衡量具有较高人力资本的劳动力， 普通中学在校学生数 / 总就业人数衡量人力资本 较低的劳动力丰裕程度
［ 15］

数等数据均来自 1997 － 2013 年各年度《中国城市 。 建模采用双对 统计年鉴》 以及《中国统计年鉴 》 数模型以测算溢出弹性。 （ 二） 计量模型、 估计与检验 1. 空间计量模型 Gauss-Markov 假设 当变量存在空间自相关时， 就不被满足， 传统的计量方法就会失效。 因此， 需 要采 用 空 间 计 量 模 型 来 解 决 空 间 异 质 性 问 题 （ Anselin， 1998 ） ［25］。为求证文化产业集聚的空间 溢出在不同区制是否存在差异， 我们必须将假设 各区制系数相同的空间计量模型拓展到区制系数 不同的两区制 （ Two-Ｒegime ） 空间计量模型， 考察 不同区制下文化产业溢出对其邻近地区的文化产 业集聚程度的影响程度和正负方向。 本文计算了 1996 年和 2012 年 31 省市文化产 业综合区位商， 并辅以文化产业增加值作为辅助 将结果显示在以下空间四分位图中： 指标， 图 2 显示， 当前中国文化产业集聚程度呈现东 高西低， 沿海和内陆地区也存在一定差异。 由此 当 δ1 和 δ2 显著不同时， 中国区域文化产 可以判定， 业集聚现状与两区制模型极为匹配。 两区制空间面板模型表达式如下 2009 ） ：
［ 19］

。

3. 研究对象与数据来源 本文按照经济带将中国内地 31 个省市分为 中、 西部地区。 样本时期为 1996 － 2012 年， 被 东、 解释变量所需原始数据中， 文化产业从业人员数、 法人单位数以及产业增加值数据来自《中国文化 ， 文物统计年鉴 》 其中， 从业人员和法人单位数是 2010 年 根据文化产业各子行业的数据加总所得， 《中国文化产业统计年鉴 》 后 不再统计文化产业增 2010 年后文化产业增加值指标 加值和产值指标， 来自各地方政府统计部门公告。 各产业总就业人 《中国统计年鉴 》 数均来源于 和《中国城市统计年 ， 各产业法人单位数来自《中国基本单位统计 鉴》 。少数省份个别年份的缺失数据， 年鉴》 根据其变 化规律推算补齐。 解释变量所需数据来源中， 总 第三产业以及第三产业分行业从业 就业人员数、 人数、 地区生产总值、 货运量、 行政区域土地面积、 FDI、 年末电话用户数量、 年末总人口、 公共图书馆 业机构数、 高等学校在校学生数、 普通中学在校学生

（ Elhorst，

图2

中国文化产业集聚情况四分位图

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y it = δ1 d it ∑ ω ij y jt + δ2 （ 1 － d it ）
j =1

∑ω y
j =1

ij jt

+ βX it + θWX it + α + η i + φ t + ε it

（ 1）

d 为 0 － 1 虚拟变量， 其中， 满足以下设定： d1 =

Wald-Error 两个检验） 来确定应该采取空间滞后模 型还是空间误差模型。 如果两个检验都拒绝了原 假设， 即 应 该 选 择 空 间 杜 宾 模 型 （ Spatial Durbin SDM） ［30］。最后运用 Hausman 检验判断是 Model， 并采用似 采用固定效应模型还是随机效应模型， LＲ） 判断是否采用个体 然比检验（ Likelihood Ｒatio， 固定效应和时间固定效应。 我们将根据估计结果 在空间误差模型 （ SEM ） 、 空间滞后模型 （ SAＲ ） 和 固定效应、 随机效应以及个 空间杜宾模型（ SDM ） ， 体固定效应、 时间固定效应中进行选择 三、 实证及结果分析 （ 一） 普通面板数据模型 首先基于非空间面板的残差， 利用古典拉格 朗日乘子和稳健拉格朗日乘子分别对空间滞后模 型和空间误差模型进行交互检验， 然后对个体固 定效应和时间固定效应进行似然比检验， 由此得 到结果如表 1 所示。
表1
检验指标 混合回归 0. 2533 0. 1363 － 218. 1245
［ 31］

{

0， 该区域位于沿海 1， 该区域位于内陆

d =

2

{

31

0， 如果 y it ＞ 1， 其他

∑ ωijt y jt 其中 i ≠ j
j =1

y it 为被解释变量， X it 为外生的 在方程（ 2 ） 中， W 为 31 个省市的空间权重矩阵； 解释变量矩阵， ω ij 为 W 中处于 i 行 j 列的元素； WX it 是空间滞后解 二区制中， 本地区 释变量； δ1 和 δ2 分别表示第一、 被解释变量受到其他地区被解释变量的影响 ； η i 表示个体固定效应， φ t 表示时点固定效应， ε it 为随 机误 差 向 量。 其 中 d 借 鉴 龙 小 宁 （ 2014 ） 的 做
1

。

法

［ 26］

： 仅当 i 省份处于沿海时为 0 ， 否则为 1 ， 以此
2 ［ 27］

验证文化产业溢出效应在沿海和内陆地区是否存 在显著不同。d 借鉴张文彬 （ 2010 ） 的设定 差异。 2. 估计与检验 空间计量模型的估计， 常 见 的 有 IV
［ 28］

， 探

讨文 化 产 业 集 聚 程 度 在 不 同 区 制 的 溢 出 效 应

普通面板模型的检验结果
个体固定回归 时间固定回归 双固定回归 0. 2620 0. 0881 － 103. 6949 0. 2412 0. 0943 － 121. 5520 0. 0777 0. 0567 12. 4756

或者

Ｒ2 σ
2

MLE［29］等估计方法。相比 MLE 方法， IV 方法的参 数估计值往往会超出定义域的范围， 并且对于工 具变量 的 选 择 要 求 较 高。 因 此， 我 们 认 为， 采用 MLE 方法估计空间计量模型在具有更加理想的有 效性、 一致性， 并且可操作性更强。 空间计量模型主要包括空间滞后模型和空间 误差 模 型。 空 间 滞 后 模 型 （ Spatial Lag Model， SLM） 主要应用于分析某一区域的变量对于邻近区 域变量的溢出效应， 而空间误差模型 （ Spatial Error Model， SEM） 则通过分析误差扰动项， 度量由于误 差冲击造成的空间之间的相互依赖作用。 通常采 用拉格朗日乘子误差 （ Lagrange Multiplier Error ） 检 验和拉格朗日乘子滞后 （ Lagrange Multiplier Lag ） 检验 以 及 其 稳 健 性 修 正 指 标 （ Ｒobust-Lmlag 和 Ｒobust-Lmerror） 来判断模型的具体形式。 如果 LM 检验不能拒绝空间滞后模型和空间误差模型， 则 需要进一步的采用 Wald 检验 （ 包括 Wald-Lag 和

logL

＊ ＊ ＊ ＊ LMLAG 225. 1439 ＊ 190. 4883 ＊

＊ ＊ ＊ ＊ 92. 0954 ＊ 49. 3208 ＊ ＊ ＊ 50. 0616 ＊

ＲLMLAG 62. 5386

＊ ＊ ＊ ＊ ＊ ＊

31. 0645

＊ ＊ ＊ ＊ ＊ ＊

0. 5887
＊ ＊ 48. 9061 ＊

LMEＲＲ 169. 0388 ＲLMEＲＲ LＲ 个体 LＲ 时点

159. 9105

55. 7272

＊ ＊ ＊

＊ 6. 4335 ＊

0. 4867 268. 0553

＊ ＊ 13. 6934 ＊ ＊ ＊ ＊

0. 1740

＊ ＊ 232. 3410 ＊

* ＊ ＊ ＊ 、＊ 、 5% 、 10% 水平上的显著性检验， 注： ＊ 分别表示通过 1% 、 下同。

表 1 报告 了 4 类 普 通 面 板 模 型 的 检 验 结 果 （ 为简略起见 ， 去掉了相关自变量的检验结果和 t 4 同 ） 。 结果显示 ， 检验值 ， 表 3、 每个模型的 4 个 LM 检验指标绝大部分都通过了 5% 水平的显著 LＲ 性检验 ， 说明模型存在着空间自相关 。 此外 ， 个体固定效应和 LＲ 时点固定效应的检验显示双 固定效 应 模 型 比 混 合 或 单 固 定 效 应 模 型 更 为 合理 。
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（ 二） 单区制空间面板模型 根据上文分析结论， 我们构建 1996 － 2012 年 全国以及分地区空间面板模型， 其中空间个体时 点双固定效应空间杜宾模型的表达式为 ： lnlq = ρWlnlq + β1 lnhhi + β2 lnmarket + β3 lntol + β4 lninf + β5 lncom + β6 lntra + β7 lnhch + β8 lnhcm + θ1 Wlnhhi + θ2 Wlnmarket + θ3 Wlntol + θ4 Wlninf + θ5 Wlncom + θ6 Wlntra + θ7 Wlnhch + θ8 Wlnhcm + η + φ+ε （ 2） W 是0 － 1 lq 表示文化产业集聚水平， 模型中， 一阶空间邻近权重矩阵， ρ 衡量本地区受到其他地 区的溢出效应的大小 （ 即空间溢出效应弹性 ） 。 η 表示个体固定效应， φ 表示时点固定效应， ε 为随 market、 tol、 inf、 com、 tra、 hch、 hcm 机误差向量。 hhi、 分别表示第三产业多元化产业结构、 文化产业潜 在市场、 地区包容度、 文化基础设施、 通信业发展 水平、 交通运输业发展水平、 高级人力资本和低级 人力资本， θ 表示邻近地区的相对应的自变量对本 地区产业集聚的影响程度的大小。 Lee 和 Yu （ 2010 ） ［32］认为， 中心化方法 （ demeaning procedure） 在大 N 小 T 的情形下对模型进行 直接求解会存在偏误， 需要对标准差和统计量加 以修正。我们将采用这一修正方法进行空间杜宾 模型的估计。 表 2 报告了 4 类地区单区制空间面板计量模 型的估计结果。 结果显示， 对于全国的豪斯曼检 验不能拒绝固定效应的原假设， 所以我们选择固 定时间的随机效应杜宾模型。 全国、 东部和中部 地区模型的 Wald 检验都显著拒绝了空间滞后效 应和空间误差效 应 模 型， 应 采 取 空 间 杜 宾 模 型。 但是对于西部地区来说， 空间面板模型不能拒绝 空间滞后模型和空间误差模型， 所以本文根据表 3 的检验结果， 在空间滞后模型和空间误差模型中 选择随机效应空间滞后模型。 从全国层面看， 在时间固定随机效应杜宾模 型中， 其空间溢出效应弹性 ρ 为 0. 4 ， 远高于双固 定效应杜宾模型中东部地区的 0. 181 、 中部地区的 － 0. 236 及随机效应空间滞后模型中西部地区的 0. 121 ， 说明全国层面全局空间溢出大于东中西部
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地区的局部溢出， 此外东中西区际之间可能存在 着正向的空间溢出效应。 这是因为在全国层面上 不同区域的文化产业集聚水平较东中西部地区层 面存在着较大的差异梯度， 有利于实现空间上的 梯度溢出。 考察东 部 地 区 ， 其文化产业空间溢出效应 （ 0. 281 ） 大 于 中 部 地 区 （ － 0. 236 ） 和 西 部 地 区 （ 0. 121 ） ， 说明东部是文化产业发展的优势地区 ， 存在着较强的产业内区际溢出优势 ， 能够较好地 劳动力 、 技术 、 基础设施等因素的外部 发挥市场 、 性， 实现东部地区内部省份之间的正向溢出 。 其 中最为 显 著 的 是 东 部 地 区 的 市 场 溢 出 （ W * lnmarket） 弹性系数达到 1. 174 ， 这是因为东部地 区的市场 开 放 度 较 高 ， 各地区市场连接程度较 较单独省份的市场而言 ， 有着巨大的市场需 高， 求 。 但是另外一方面 ， 基础设施 （ W* lninf 系数 为 － 0. 607 ） 和 低 素 质 劳 动 力 人 才 （ W * lnhcm 的系数为 － 1. 012 ） 的负向溢出表明东部地区对 于基础设施和低素质劳动力人才的竞争十分激 这与东部 地 区 竞 相 争 夺“国 家 级 产 业 园 ” 的 烈， 国家 层 面 政 策 和“用 工 荒 ”的 现 实 情 况 比 较 吻合 。 中部地区 的 空 间 溢 出 效 应 弹 性 系 数 ρ 为 负 （ － 0. 236 ） ， 是所有地区中唯一显著为负的。 说明 中部地区文化产业集群发展在省际之间并未形成 文化产业之间没有良好的上下 良性互动的循环， 游产业链分工的协同合作效应， 相反， 可能存在着 一定的恶性竞争。 这种恶性竞争主要体现在对低 级劳动力（ W* lnhcm 系数为 － 0. 966 ） 和通讯网络 服务（ W* lncom 系数为 － 0. 423 ） 的需求上。 从高 级劳 动 力 的 表 现 上 来 看 （ W * lnhch 系 数 为 0. 878 ） ， 高素质劳动被认为是先进知识技术的象 征， 先进思想和技术的产生和外溢不管是对于本 还是对外地的文化产业的发 地文化产业的发展， 展都有较强的促进作用。 西部地区是唯一溢出效应弹性系数 （ 在随机 效应空间滞后模型中 ρ 为 0. 121 ） 不显著的地区 （ 不论是其他地区的因变量还是其他地区的自变 量对本地区文化产业集聚影响都不显著 ） ， 这是因

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为西部地区文化产业发展比较滞后， 处于产业集 聚生命周期的形成阶段， 没有形成配套的产业链
表2
全国 解释变量 双固定效 应杜宾模型
＊ ＊ － 0. 477 ＊

对外围企业的吸引力不强， 生产要素的集聚效 条， 应不明显， 难以形成空间溢出效应。

单区制空间面板模型的回归结果 （ 1996 － 2012 年）
被解释变量： lnlq 东部 双固定效 应杜宾模型 － 0. 454 － 0. 370 － 0. 091 * 0. 098 － 0. 072
＊ 0. 156 ＊

中部 双固定效 应杜宾模型 0. 105
＊ － 0. 345 ＊ ＊ ＊ 0. 072 ＊

西部 双固定效 应杜宾模型
＊ ＊ － 0. 349 ＊

时间固定随机 效应杜宾模型
＊ ＊ － 0. 473 ＊

时间固定随机 效应杜宾模型
＊ ＊ － 0. 400 ＊

随机效应 空间滞后模型
＊ ＊ － 0. 379 ＊ ＊ ＊ 0. 151 ＊

lnhhi lnmarket lntol lninf lncom lntra lnhch lnhcm W* lnhhi W* lnmarket W* lntol W* lninf W* lncom W* lntra W* lnhch W* lnhcm ρ Ｒ2 σ2 logL WaldLAG LＲLAG WaldEＲＲ LＲEＲＲ Hausman

－ 0. 095 0. 013 － 0. 117 * 0. 016
＊ 0. 051 ＊ ＊ 0. 179 ＊

－ 0. 025 0. 014
＊ ＊ － 0. 151 ＊

－ 0. 067 － 0. 005 0. 064 0. 067 0. 022 0. 016
＊ 0. 038 ＊

－ 0. 020 － 0. 002 － 0. 038 0. 065 0. 018 － 0. 037
＊ 0. 033 ＊

－ 0. 004 0. 021
＊ ＊ 0. 101 ＊

－ 0. 182 － 0. 165 * － 0. 061
＊ ＊ 0. 805 ＊ ＊ ＊ 0. 389 ＊

0. 036
＊ 0. 039 ＊ ＊ 0. 126 ＊

0. 017
＊ ＊ 0. 190 ＊ ＊ ＊ 0. 033 ＊

0. 138 0. 464 * 0. 316
＊ ＊ 1. 174 ＊

－ 0. 013 0. 077 － 0. 110 － 0. 018
＊ － 0. 246 ＊ ＊ ＊ － 0. 299 ＊

－ 0. 015 0. 120 0. 110 － 0. 010 － 0. 068
＊ ＊ － 0. 311 ＊

0. 040 － 0. 251
＊ 0. 050 ＊

－ 0. 201 0. 161 0. 015 0. 071 － 0. 187 － 0. 033 0. 044 0. 000
＊ － 0. 255 ＊

－ 0. 212 0. 190 0. 027 － 0. 031 － 0. 221 * － 0. 002 － 0. 045 0. 009
＊ ＊ － 0. 315 ＊

－ 0. 039 － 0. 607 * － 0. 123 0. 181 0. 113
＊ － 1. 012 ＊ ＊ ＊ 0. 181 ＊

－ 0. 251
＊ ＊ － 0. 423 ＊

－ 0. 052 0. 158 － 0. 027
＊ ＊ 0. 441 ＊

－ 0. 064 － 0. 073 － 0. 010
＊ ＊ 0. 400 ＊

0. 014
＊ ＊ 0. 878 ＊ ＊ ＊ － 0. 966 ＊ ＊ ＊ － 0. 236 ＊

0. 121 0. 671 0. 033 38. 505

0. 739 0. 051 46. 365
＊ 17. 061 ＊ ＊ 18. 815 ＊ ＊ 15. 045 ＊ ＊ 17. 362 ＊

0. 585 0. 050 － 3. 333
＊ ＊ 23. 319 ＊

0. 789 0. 066 1. 451
＊ 16. 146 ＊ ＊ 17. 647 ＊

0. 891 0. 008

0. 770 0. 026 92. 833

0. 693 0. 025 64. 486 5. 652

＊ ＊ 47. 941 ＊

4. 167 5. 160

＊ ＊ 27. 107 ＊

＊ 16. 228 ＊ ＊ 17. 999 ＊

＊ ＊ 42. 076 ＊

4. 133 4. 576

5. 402

5. 104

＊ ＊ 120. 137 ＊

＊ ＊ 1992. 823 ＊

7. 612

（ 三） 两区制空间面板模型— — —文化产业溢出 效应的地区差异 本文进一步把模型扩展到两区制情形之下， 考虑不同区制下文化产业集聚的溢出效应差异 。 这里， 两区制固定效应空间杜宾模型的表达式为 ：

lnlq = δ1 dWlnlq + δ2 （ 1 － d ） Wlnlq + ψX i. t + ΓWX i. t + η + φ + ε
1

（ 3）

模型设定与单区制空间面板模型 （ 2 ） 式基本 d 表示 相同， 并加入指示变量 d， 在前文的设定中， 仅当 i 省份处于沿海时为 0 ， 否则为 1 ， 以此验证文
179

中国软科学 2015 年第 8 期

化产业溢出效应在沿海和内陆地区是否存在显著 不同。d 探讨不同文化产业集聚程度区域之间的 梯度溢出效应。 表 3 汇报了基于前文定义的 d 和 d 的两区制 空间计量模型的回归结果， 从 Ｒ 来看， 两区制空间
2 1 2 2

2 下面分析基于 d 的两区制空间计量模型， 本

文基于全国和东中西部地区进行了回归。 回归结 果与表 2 比较一致， 从两区制角度来说， 不管是全 i 地区受到集聚程度弱于 国层面还是分地区层面， 自己的邻近地区 j1 的溢出（ 系数为 δ1 ） 小于受到集 聚程度强 于 自 己 的 邻 近 区 域 j2 的 溢 出 （ 系 数 为 δ2 ） ， 一定程度上说明， 文化产业集聚程度与溢出效 应是正相关的， 即集聚程度越高的地区对其他地 区溢出效应越大。 δ1 —δ2 衡量了这种溢出效应差 距的大小。δ2 的正负号体现不同文化产业集聚地 区的梯度空间溢出效应到底是以扩散效应为主还 东部的 是以回波效应为主。 我们可以看到全国、 溢出效应（ 0. 666 和 0. 350 ） 都是为正的， 说明产业 集聚程度较高的地区对于产业集聚较弱地区的空 其中以东部 间溢出效应还是以扩散效应为主的， 和全国地区最为显著。 东部地区显著可能由于整 体经济水平较高， 具有良好的基础设施、 市场和信

面板模型较单区制的空间面板模型无疑拟合优度更 高。分析基于 d 的两区制空间计量模型可以看出，
1

位于沿海省份的溢出效应弹性 （ δ2 ） 为 0. 435， 而内 陆省份的溢出效应弹性（ δ1 ） 为 0. 229。沿海地区省 份的文化产业溢出效应要显著大于内陆地区。相比 内陆省份， 沿海地区有着较高的国际化程度和较长 时间的文化产业发展历史， 因而更可能发挥沿海地 区文化产业集聚基于产业链溢出和创新溢出的协同 合作效应， 形成正向的空间溢出效应。
表3 两区制空间面板模型的回归结果 （ 1996 － 2012 年）
被解释变量： lnlq d 解释变量 d lnhhi lnmarket lntol lninf lncom lntra lnhch lnhcm W* lnhhi d1 全国 全国 东部 d2 中部 西部

息技术的外部性， 并且有着较强的承接海外先进 技术溢出的吸收和模仿能力。 全国地区显著是由 于全国层面来说， 区域间文化产业集聚程度的梯 度差距更加明显， 有利于空间溢出效应的体现。 值得一提的是， 中西部地区受到集聚程度强 于自身的区域的溢出效应影响并不显著， 这与我 们的猜想相悖。可能的原因是由于中西部地区的 文 化 产 业 体 制 的 禁 锢，文 化 环 境 （ Prahalad， 1986 ） ［33］以及网络关系（ Dyer， 1998 ） ［34］等原因， 导 致中西部地区对于溢出效应的吸收能力低下。 即 便和与集聚程度高的地区差距很大， 但是限于自 仍然无法享受到显著的正向空间溢出 身因素， 效应。 （ 四） 基于两区制溢出效应的文化产业发展收 敛性分析 基于前文的研究， 我们发现沿海地区文化产 业的溢出效应明显高于内陆地区的溢出效应 ， 并 且产业集聚程度高的地区对于产业集聚程度低的 地区的溢出效应以正向的扩散效应为主。 那么既 然集聚程度高的地区会通过市场、 劳动力、 信息技 术等要素的外部性效应形成对于集聚程度低的地 区的正向带动作用， 这是否意味着不同地区文化

＊ ＊ ＊ ＊ ＊ ＊ ＊ ＊ － 0. 038 0. 328 ＊ 0. 239 ＊ 0. 184 ＊ 0. 261 ＊ ＊ ＊ ＊ ＊ － 0. 215 － 0. 218 ＊ － 0. 486 ＊

0. 135

＊ ＊ － 0. 224 ＊

＊ ＊ ＊ － 0. 104 － 0. 156 ＊ － 0. 417 * － 0. 467 ＊

0. 050 0. 004 0. 055 0. 068 * 0. 018 － 0. 048

0. 015 － 0. 123 * 0. 008

0. 010 － 0. 071 0. 016

＊ ＊ － 0. 077 * 0. 051 ＊

0. 096 － 0. 038

－ 0. 145 － 0. 132 * 0. 030
＊ ＊ 0. 415 ＊

＊ ＊ ＊ ＊ 0. 048 ＊ 0. 050 ＊ 0. 136 ＊ ＊ 0. 184 ＊ ＊ 0. 131 ＊

0. 064
＊ 0. 469 ＊

－ 0. 014 0. 023

－ 0. 016 － 0. 102

＊ ＊ － 0. 029 － 0. 030 ＊

0. 059

－ 0. 061 － 0. 191

－ 0. 092 0. 101 0. 032 0. 097

W* lnmarket － 0. 145 W* lntol W* lninf － 0. 010 － 0. 261
＊ ＊

＊ ＊ － 0. 097 0. 958 ＊

－ 0. 003 － 0. 322
＊ ＊ ＊

＊ ＊ － 0. 035 0. 050 ＊

－ 0. 718

＊ ＊

－ 0. 270

*

＊ ＊ ＊ － 0. 236 ＊ W* lncom － 0. 295 ＊ － 0. 048 － 0. 198 ＊ － 0. 241 ＊

W* lntra W* lnhch W* lnhcm δ1 δ2 δ1 — δ2 Ｒ2 σ
2

－ 0. 059 0. 205 － 0. 041

－ 0. 064 0. 172 － 0. 024

0. 108

0. 093

－ 0. 025 0. 022 － 0. 012 － 0. 175 0. 173 － 0. 348 0. 849 0. 015 137. 116

＊ ＊ － 0. 106 0. 454 ＊

－ 0. 585 － 0. 087

－ 0. 406 * － 0. 153 － 0. 127

＊ ＊ ＊ ＊ 0. 229 ＊ 0. 483 ＊

＊ ＊ ＊ ＊ ＊ ＊ 0. 435 ＊ 0. 666 ＊ 0. 350 ＊

＊ － 0. 026 － 0. 205 * － 0. 183 * － 0. 437 ＊

0. 737 0. 047 48. 563

0. 837 0. 029 160. 139

0. 815 0. 050 13. 783

0. 938 0. 004 171. 566

logL

180

软科学研究成果与动态

文化产业集聚的空间溢出效应与收敛形态实证研究

产业的发展呈现出收敛趋势呢？ 下面对我国省域 文化产业的集聚进行收敛性分析。 1. σ 收敛分析 我们按照前文东中西部地区的划分标准， 绘制

文化产业集聚情况标准差图如下所示 ： 图 3 描述了 1996 － 2012 年文化产业发展的 σ 收敛情况。显然不管是全国还是分地区都不存在 显著的 σ 收敛。都在 0. 05 － 0. 5 之间震荡波动。

图3

文化产业集聚水平标准差

2. β 与俱乐部收敛分析 收敛性模型如下所示： y i （ T） 1 log = α + β1 logy i （ 0 ） + ε it T yi （ 0） （ 4）

dongbu、 zhongbu） 不显著表明不管是沿海、 内陆地 东中西部地区都不存在着显著的俱乐部收敛。 区、 进一步证实了由于溢出效应以正向的扩散效应为 省域之间文化产业的发展没有累积恶性循环， 主， 反而出现了发展差距缩小， 逐渐收敛的态势。 这 一结果反映出随着文化产业集聚水平的提高 ， 文 从而有助 化产业集聚的空间溢出效应逐渐显著， 于区域间文化产业集群的协同发展， 各地区的发 展差距逐渐缩小， 整体区域的集群水平在质量上 优化产业的区域发展结构。 不断提高，
表4 收敛形态检验回归结果 （ 1996 － 2012 年）
沿海 － 内陆 东中西部地 俱乐部收敛 区俱乐部收敛
＊ － 0. 035 ＊

y i （ T） 1 log = α + β1 logy i （ 0 ） + ψX i. t + ε it （ 5 ） T yi （ 0） y i （ T） 1 log = α + β1 logy i （ 0 ） + β2 D + ε it （ 6 ） T yi （ 0） y i （ T） 1 T 表示 0 － t 之间的年份间 在 log 中， T yi （ 0） 0 表示 1996 年， t 表示 2012 年， y 选取产业集聚 隔， 东 区位熵。D 为虚拟变量 （ 分别检验沿海和内陆、 X 表示是一系 中西部地区是否存在俱乐部收敛 ） ， 列的外生控制变量， 主要包括有： 第三产业多元化 产业结构、 文化产业潜在市场、 地区包容度、 文化 通信业 发 展 水 平、 交通运输业发展水 基础设施、 平、 高级人力资本和低级人力资本等。 式 （ 4 ） － （ 6 ） 分别表示 β 绝对收敛、 β 条件收敛和俱乐部收 敛。其中俱乐部收敛通过设置沿海 （ yanhai ） 、 东部 （ dongbu） 、 中部 （ zhongbu ） 的虚拟变量来探讨沿海 和内陆， 东中西部 地 区 是 否 存 在 着 俱 乐 部 收 敛。 回归结果如表 4 所示。 从表 4 可以看出， 第一列中 1996 年文化产业 集聚水平的系数显著为负 （ － 0. 043 ） ， 说明存在着 明显的 β 绝对收敛。 在加入了 D 虚拟变量之后， 第三列和第四列中， 收敛速度呈现下降趋势， 但是 仍 然 十 分 显 著。 虚 拟 变 量 的 系 数 （ yanghai、

VAＲIABLES β 绝对收敛 β 条件收敛

ln lq1996

＊ ＊ ＊ ＊ ＊ ＊ － 0. 043 ＊ － 0. 067 ＊ － 0. 041 ＊

（ 0. 0123 ）

（ 0. 0124 ）

（ 0. 0124 ） 0. 009 （ 0. 007 ）

（ 0. 0143 ）

yanhai

zhongbu

0. 006 （ 0. 010 ） 0. 013 （ 0. 010 ）
＊ ＊ 0. 020 ＊

dongbu 常数 － 0. 038 （ 0. 112 ） 0. 684
＊ ＊ 0. 017 ＊

0. 012 （ 0. 008 ） 0. 346

（ 0. 004 ） Ｒsquared 注：
＊ ＊ ＊ ＊ ＊ *

（ 0. 005 ） 0. 332

0. 299

、 和 分别表示在 1% 、 5% 和 10% 的水平上显著。括号中

汇报的是标准差。由于空间误差检验和空间滞后检验都没有 所以不存在空间异质性， 不需要采用空间计量模 拒绝原假设， 型进行分析。限于篇幅， 省略了 β 条件收敛模型下控制变量的 回归情况。

181

中国软科学 2015 年第 8 期

四、 结论与政策建议 本文以 1996 － 2012 年中国内地 31 省市文化 产业为研究对象， 运用两区制空间计量模型测算 不同区域之间的梯度溢出效应， 并进一步进行收 敛性检验， 得到以下结论： 其一， 在单区制模型中， 整体上全国层面文化产业溢出效应为正。 从溢出 的动力机制来分析， 全国层面上存在着负向的信 息外部性， 东部地区有着显著的市场正溢出效应 和负向的低级劳动力、 基础设施的负向溢出， 中部 地区有着显著的市场正溢出效应和负向的低级劳 动力、 信息通讯的溢出效应。 其二， 在两区制模型 中， 沿海地区的产业集聚空间溢出效应显著大于 内陆地区的产业集聚空间溢出效应。 在全国和东 部地区， 产业集聚程度高的地区对产业集聚程度 较低的地区的空间梯度溢出效应显著为正， 说明 在文化产业集聚程度较高的地区的产业集聚溢出 效应有助于带动文化产业集聚程度较低的地区的 产业发展。 其三， 对文化产业集聚程度的收敛性 分析显示， 存在 β 条件和 β 绝对收敛， 不存在 σ 和 俱乐部收敛。这进一步说明中国不同区域文化产业 集聚的发展不是发散的或者局部收敛的， 而是全局 收敛的。不同地区可以通过正向的产业溢出， 实现 协同发展， 而不是发散的恶性循环累积因果过程。 基于上述结论， 本文提出下列政策建议： 第一， 建立现代文化产业市场体系。 完善文 化市场准入和退出机制， 推动各类市场主体公平 确保文化资源在全国范围内及各区域之间 竞争， 自由流动； 部分文化事业单位在进行企业化的同 时， 推动国有文化企业上市， 实现产权多元化； 允 跨行业、 跨所有制兼并重组， 许文化企业跨地区、 提高文化产业规模化、 集约化、 专业化水平， 打通 文化产业集聚空间溢出的作用机制。 第二， 加强文化产业集聚区的整体规划。 文 化产业集聚通过政策优势将人才、 技术、 资金、 文 化创意等资源吸引并在特定城市或区 域 加 以 整 通过产业链延伸和扩张， 有效打破区域障碍， 合， 形成集聚效应、 规模效应以及溢出效应。 要达成 需要区 域 政 府 加 强 园 区 整 体 规 划， 譬 这些目的， 如， 确定区域内各文化集聚园区的不同定位； 为园
182

区内企业建立完整的文化产业链构建良好的制度 环境等。 第三， 完 善 文 化 产 业 集 聚 区 公 共 服 务 平 台。 国家层面及各区域应积极搭建包括企业孵化 、 金 融服务、 技术服务、 培训交流、 展示推广、 通讯设施 为集聚区 等功能在内的文化产业公共服务平台， 内企业发展提供专业化服务， 孵化创意水平高、 技 术含量高、 市场潜力大的文化项目， 扶植符合国家 及区域产业发展方向的文化企业。 其中， 尤为重 要的是构建文化创意产品和成果的知识产权服务 平台， 为集聚区企业提供知识产权登记、 代理、 转 评估、 鉴定以及咨询等服务。 入、 第四， 构建多方位文化创意人才引进和培养 机制。当前中国文化产业发展的瓶颈因素之一就 是高端文化创意复合型人才， 那么国内高校和相 关研究机构， 首先需要研究文化产业高端人才需 在此基础上， 与企业相结合实施针 要具备的素质， 对性培养方案； 其二， 需要构建文化创意复合型人 才的全方位服务平台， 为促进人才流动和增强人 还要创新文化创意产业 才黏着力做好服务； 此外， 人才引进政策， 加大人才引进力度。
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（ 本文责编： 辛

城）

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  本文关键词：文化产业集聚的空间溢出效应与收敛形态实证研究，由笔耕文化传播整理发布。