楊水根 王露

摘 要：利用湖南省武陵山片區(qū)2001-2018年37個縣（市、區(qū)）的數(shù)據(jù)，在剖析市場潛能與經(jīng)濟增長溢出內(nèi)在機理的基礎(chǔ)上，建立面板和空間計量模型估計其作用效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：片區(qū)整體市場潛能強度不斷提升，顯著促進了經(jīng)濟增長，但片區(qū)內(nèi)部作用強度不一;市場潛能對經(jīng)濟增長具有明顯的“關(guān)聯(lián)-集聚-溢出”空間效應(yīng)過程，經(jīng)由價格提升、要素流動等形成集聚促進了本地區(qū)經(jīng)濟增長，但市場分割、鄰近競爭的存在明顯抑制了周圍地區(qū)空間溢出;經(jīng)濟增長空間溢出效應(yīng)大致呈現(xiàn)倒U型變化趨勢，其有效溢出范圍為80 km內(nèi)，并在影響范圍、方向等方面存在顯著的內(nèi)部差異。

關(guān)鍵詞： 脫貧地區(qū);經(jīng)濟增長;市場潛能;空間溢出效應(yīng)

中圖分類號：F127 文獻標識碼： A ?文章編號：1003-7217（2021）05-0108-08

一、引 言

經(jīng)過多年連續(xù)奮斗，我國如期完成了新時代脫貧攻堅的目標任務(wù)，然而由于返貧的區(qū)域性、頻繁性等特征，中西部脫貧地區(qū)返貧現(xiàn)象時有發(fā)生[1]。黨的十九屆五中全會指出要“鞏固拓展脫貧攻堅成果與鄉(xiāng)村振興有效銜接、強大國內(nèi)市場、充分發(fā)揮增長潛力以取得經(jīng)濟發(fā)展新成效”，這意味著連片脫貧地區(qū)要不斷擴大市場需求、強化區(qū)域聯(lián)系與合作以促進經(jīng)濟增長，進而滿足未來高質(zhì)量發(fā)展的需要。目前，相關(guān)研究大多從均質(zhì)經(jīng)濟體的視角考察經(jīng)濟總量增長，忽略了經(jīng)濟穩(wěn)步增長與活躍的、多元化的區(qū)域市場潛在需求的緊密性[2]。隨著新經(jīng)濟地理學(xué)將空間要素納入一般均衡分析框架中，市場潛能變量通過加速地區(qū)生產(chǎn)要素融合、釋放地區(qū)比較優(yōu)勢及發(fā)達地區(qū)涓滴效應(yīng)以縮小區(qū)域間差距，成為區(qū)域經(jīng)濟增長中不可忽視的重要因素[3]。因此，脫貧地區(qū)市場潛能與經(jīng)濟增長的關(guān)系如何、市場潛能與經(jīng)濟增長溢出內(nèi)在聯(lián)系如何、是否存在最佳溢出范圍，諸如此類問題的探討對于鞏固脫貧成效、促進脫貧地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量增長以及鄉(xiāng)村振興具有重要的現(xiàn)實意義。

國外學(xué)者早在20世紀50年代便開始關(guān)注經(jīng)濟增長的空間地理問題，“增長極、中心外圍”等是經(jīng)濟增長空間溢出理論的策源地[4，5]，并基于“冰山成本”和經(jīng)典工資方程發(fā)現(xiàn)，市場潛能顯著促進人均GDP增長[6，7]。國內(nèi)學(xué)者關(guān)于兩者關(guān)系的研究起步較晚，且多以實證數(shù)據(jù)驗證市場潛能是促進經(jīng)濟增長不可或缺的因素[8，9]，但這種增長效應(yīng)存在明顯的距離衰減效應(yīng)，如，有研究發(fā)現(xiàn)，省域市場潛能能夠引起經(jīng)濟增長0.47%的變化，且空間溢出效應(yīng)會隨著地區(qū)間距離增大而減少[10];城市間溢出效應(yīng)隨距離呈倒U型變化，且在180km范圍內(nèi)溢出效應(yīng)最顯著[11];東部省份對內(nèi)陸地區(qū)沒有形成溢出效應(yīng)，而內(nèi)陸地區(qū)表現(xiàn)出顯著的溢出效應(yīng)[12];經(jīng)濟增長溢出效應(yīng)呈現(xiàn)“∽”變化，并在200km范圍內(nèi)為有效溢出區(qū)[13]，等等。

“十三五”時期，我國集中連片特困地區(qū)的脫貧問題得到廣泛討論[14]，其中，以武陵山片區(qū)[15]的研究最為豐富，研究主要集中在扶貧機制和扶貧策略的一般性分析[16]、貧困測度及評價[17]、產(chǎn)業(yè)與城鎮(zhèn)化[18]協(xié)同減貧等方面，但從區(qū)域空間關(guān)聯(lián)視角探討經(jīng)濟增長及其空間溢出效應(yīng)的研究較少。武陵山片區(qū)是我國確立的集中連片特困區(qū)域發(fā)展與扶貧攻堅“先行先試”地區(qū)，是少數(shù)民族聚居多、貧困人口分布廣的地區(qū)。湖南省武陵山片區(qū)約占武陵山片區(qū)“半壁江山”，占湖南省以往確定的51個貧困縣的3/4，是武陵山片區(qū)和湖南省扶貧攻堅的核心區(qū)和主戰(zhàn)場[19]。據(jù)統(tǒng)計，湖南省武陵山片區(qū)2019年農(nóng)村居民人均可支配收入達11544元人民幣，2020年底區(qū)域性整體貧困得到較好解決，但片區(qū)居民的整體收入、增速等均明顯低于周邊地區(qū)，且區(qū)域差異較大?？梢?，強化該區(qū)域市場潛能、推動經(jīng)濟一體化發(fā)展，對于武陵山片區(qū)整體實現(xiàn)脫貧攻堅與鄉(xiāng)村振興的有效銜接

以及其他脫貧山區(qū)的加速發(fā)展具有重大意義。

已有研究大多聚焦在省域、地級市、特定經(jīng)濟區(qū)等，針對縣域尤其是欠發(fā)達縣域的研究鮮少，對市場潛能影響經(jīng)濟增長溢出的內(nèi)在作用機制討論尚不深入;在溢出效應(yīng)范圍的探討上，僅以空間自回歸系數(shù)進行分析，忽視了空間外溢作用機理的差別。鑒此，本文以湖南省武陵山片區(qū)作為典型案例，從區(qū)域市場潛能的視角探究脫貧地區(qū)經(jīng)濟增長溢出的影響機制，并基于C-D生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建面板模型實證檢驗市場潛能對經(jīng)濟增長的作用及其空間溢出效應(yīng)，同時，采用分解后的間接溢出效應(yīng)探討經(jīng)濟增長溢出效應(yīng)的“距離衰減”特性，以期為促進脫貧地區(qū)在新時代實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量增長提供新的思路和參考。

二、市場潛能與經(jīng)濟增長理論機制分析

新經(jīng)濟地理學(xué)認為，市場潛能是一個地區(qū)生產(chǎn)產(chǎn)品和服務(wù)的潛在需求規(guī)模，既代表經(jīng)濟體本身的空間地理聯(lián)系，也反映區(qū)域經(jīng)濟增長的空間關(guān)聯(lián)程度[20]。從需求關(guān)聯(lián)的角度看，市場潛能本身帶有空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)，并通過提高生產(chǎn)要素價格及吸引周圍地區(qū)要素流入的作用機制，引起經(jīng)濟活動在高市場潛能區(qū)空間集聚，經(jīng)由本地市場放大和循環(huán)累積因果機制不斷強化這種集聚趨勢，在降低本地創(chuàng)新成本和交易成本的同時，促進新知識與新技術(shù)的溢出與擴散，輻射帶動周邊地區(qū)經(jīng)濟增長，同時，這種效應(yīng)將進一步加強地區(qū)間關(guān)聯(lián)，促使要素不斷向高市場潛能區(qū)流動，形成更高的集聚效應(yīng)和溢出效應(yīng)，形成“關(guān)聯(lián)-集聚-溢出”的空間循環(huán)過程，推動區(qū)域經(jīng)濟增長[21]。具體作用機制如圖1所示。

湖南省武陵山片區(qū)是具有典型空間集聚形態(tài)的區(qū)域，其經(jīng)濟規(guī)?？偭看蟮拿撠毧h域更有發(fā)展成為集聚中心的可能，借由市場需求產(chǎn)生的空間聯(lián)系加速各類要素、信息等流動，價格指數(shù)效應(yīng)和本地市場規(guī)模效應(yīng)等更是強化這種集聚效應(yīng)，更易形成資源要素凈輸入和產(chǎn)品凈輸出關(guān)系，最終造成要素空間極化，促進本地經(jīng)濟增長、實現(xiàn)資源優(yōu)化配置。伴隨而來的溢出效應(yīng)則在要素流動加速、知識溢出等作用下輻射帶動鄰近地區(qū)發(fā)展，進一步強化縣域間關(guān)聯(lián)，使得片區(qū)整體經(jīng)濟增長具有“關(guān)聯(lián)-集聚-溢出”的空間效應(yīng)過程。由于片區(qū)內(nèi)交通通達性還有較大提升空間，且經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)模式等同質(zhì)化競爭等影響，各地方政府在“經(jīng)濟錦標賽”的驅(qū)使下也可能表現(xiàn)出較強的“逐底競爭”傾向，使得鄰近競爭、市場分割等影響經(jīng)濟溢出效應(yīng)，呈現(xiàn)衰減特性[22]。

溢出效應(yīng)的作用機制

三、模型構(gòu)建與變量選取

（一）市場潛能測度

市場潛能是區(qū)域內(nèi)潛在的產(chǎn)品和服務(wù)需求的總和，同時受到其他地區(qū)市場潛能的影響，其溢出效應(yīng)隨著地區(qū)間距離的增加而減弱。目前學(xué)術(shù)界普遍采用Harri[23]計算方法，具體的測算為：

MP.it=∑i≠jGDP.jtd.ij+GDP.itd.ii （1）

其中，MP.it為i地區(qū)的市場潛能，GDP.jt為第t年地區(qū)j的國內(nèi)生產(chǎn)總值，d.ij為地區(qū)i到地區(qū)j的幾何直線距離;d.ii=2/3area/π，area為各縣域轄區(qū)面積。各縣（市、區(qū)）經(jīng)濟發(fā)展水平以實際GDP（2001年為價格基期）進行縮減，以剔除經(jīng)典工資方程中價格因素的影響。

測算結(jié)果表明，湖南省武陵山片區(qū)市場潛能強度總體上升，其均值由2001年的4.2790萬元/km上升到2018年的61.0114萬元/km，增長近15倍，但以標準差與均值之比表示的空間變異系數(shù)（CV）由2001年的0.2848擴大到2018年的0.3188，表明片區(qū)內(nèi)部市場潛能的差異在擴大。分板塊來看，片區(qū)市場潛能的板塊式空間集聚特征明顯，逐漸由“東南-西北”板塊式遞減的空間趨勢向多“中心-外圍”集聚的空間格局轉(zhuǎn)變，冷水江、鶴城、永定等中心城市功能突出，湘西北部和懷化南部市場潛能度相對較弱，這與各板塊經(jīng)濟區(qū)位優(yōu)勢和產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)密切相關(guān)。

（二）計量模型設(shè)定

1.面板數(shù)據(jù)模型。借鑒Fujita等[24]的經(jīng)典工資方程，將市場潛能MP.it代入工資方程，并用地區(qū)經(jīng)濟增長水平替代工資收入變量，同時，考慮C-D經(jīng)典經(jīng)濟增長模型中資本、勞動力和人力資本等影響，得到以下面板數(shù)據(jù)模型[13]：

ln y.it=α+β.1ln mp.it+β.2ln k.it+β.3ln l.it+

β.4ln hl.it+β.5ln ts.it+β.6ln gov.it+ε.it（2）

其中，i為縣級市，y.it為地區(qū)經(jīng)濟增長水平，mp.it為i地區(qū)第t年市場潛能，l.it為勞動力投入，k.it為資本投入，hl.it以人力資本表征技術(shù)進步，ts.it為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，gov.it為政府干預(yù)情況，α為截距項，β為變量參數(shù)，ε.it為隨機誤差項。

2.空間面板數(shù)據(jù)模型。市場潛能不僅對本地區(qū)具有市場需求效應(yīng)，對鄰近地區(qū)也具有吸附作用。構(gòu)建空間滯后（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓（SDM）模型如下：

ln y.it=ρ∑mi=1W.ijln y.jt+β.1ln mp.it+β.2ln k.it+

β.3ln l.it+β.4ln hl.it+β.5λ.it+μ.i+γ.t+u.it（3）

ln y.it=λ∑mi=1W.iju.jt+β.1ln mp.it+β.2ln k.it+

β.3ln l.it+β.4ln hl.it+β.5λ.it+μ.i+γ.t+ε.it （4）

ln? y.it=ρ∑Nj=1W.ijln? y.jt+βX.it+δ∑Nj=1w.ijX.it+

μ.i+γ.t+u.it（5）

其中，λ.it為包含gov.it、ts.it的控制變量，式（3）是在式（2）的基礎(chǔ)上引入空間滯后變量，反映經(jīng)濟增長的“鄰居”效應(yīng);式（4）是在式（2）的基礎(chǔ)上引入空間誤差變量，反映相鄰區(qū)域不可觀測因素對經(jīng)濟增長的影響;式（5）是式（3）和式（4）的結(jié)合，考察“鄰近效應(yīng)”和隨機誤差效應(yīng)的雙重影響。λ為空間誤差系數(shù)，ρ為空間自回歸系數(shù);W.ij為空間權(quán)重矩陣，本文除了基于“rook”原則建立鄰接空間權(quán)重矩陣（W.1）外，還以區(qū)域間歐式距離的倒數(shù)1/d2構(gòu)建地理距離權(quán)重矩陣（W.2），以區(qū)域間的最快公路里程100 km為距離閥值構(gòu)建交通距離空間權(quán)重矩陣（W.3）;μ.i為個體效應(yīng)，γ.t為時間效應(yīng)，ε.it、u.it為隨機誤差項;其他自變量含義與前述相同。式（5）中X.it為式（3）中解釋變量構(gòu)成的向量。

（三）變量選擇與數(shù)據(jù)說明

考慮數(shù)據(jù)的可得性和可比性，以湖南省武陵山片區(qū)涉及的張家界4個縣（區(qū)）、懷化12個縣（市、區(qū)）、婁底市3個縣（市）（新化、漣源、冷水江）、益陽的安化縣、常德的石門縣及湘西自治州全境共計37個縣（市、區(qū)）2001-2018年的數(shù)據(jù)為典型事實，數(shù)據(jù)來源于《湖南統(tǒng)計年鑒（2002-2019）》及各縣（市、區(qū)）統(tǒng)計公報，個別缺失值利用線性插值法進行補充。

為估計市場潛能對經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)，以經(jīng)濟發(fā)展水平（y）為因變量，采用各縣（市、區(qū)）人均GDP來衡量，并進行消脹處理（CPI=2001）。資本、技術(shù)和勞動力作為衡量地區(qū)經(jīng)濟增長的要素稟賦狀況，年末從業(yè)人員占總?cè)丝诘谋戎兀╨）和每萬人普通中學(xué)在校學(xué)生人員數(shù)（hl）分別作為勞動力投入和技術(shù)的代理變量，以固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行縮減后的人均全社會固定資產(chǎn)投資額（k）作為資本的替代變量?？紤]縣級市經(jīng)濟生產(chǎn)受地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府干預(yù)等的影響較大，在模型中還加入第二、三產(chǎn)業(yè)占GDP比重（ts）和財政支出占GDP比重（gov）控制變量。為解決模型異方差等問題，對所有指標都進行了取對數(shù)處理。

四、湖南省武陵山片區(qū)市場潛能的經(jīng)濟增長效應(yīng)分析

（一）總體效應(yīng)分析

利用式（2）進行OLS、個體固定和雙向固定模型估算，結(jié)果表明（見表1），不論是否兼顧市場潛能因素的影響，雙向固定回歸模型的R2、BIC等值更優(yōu)，應(yīng)選擇時空雙向固定模型，即第（3）列和第（6）列探討湖南省武陵山片區(qū)市場潛能對經(jīng)濟增長的作用。

在表1中，當(dāng)不考慮市場潛能變量時，資本投資每增長1%，湖南省武陵山片區(qū)經(jīng)濟增長0.0421%;人力資本每增長1%，片區(qū)經(jīng)濟增長0.1445%;勞動力正向促進經(jīng)濟增長的效應(yīng)有待進一步提升，這與當(dāng)前欠發(fā)達地區(qū)縣域勞動力主要以凈流出為主的現(xiàn)實相符，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人力資本知識溢出的經(jīng)濟增長邊際彈性相對較大。加入市場潛能變量后，市場潛能每提高1%，區(qū)域經(jīng)濟將增長1.4853%，勞動力和資本對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)明顯上升，人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的正向促進作用依然顯著，表明市場潛能是影響片區(qū)縣域經(jīng)濟增長不可忽視的重要因素。

（二）區(qū)域異質(zhì)性分析

根據(jù)地理鄰近原則，將湖南省武陵山片區(qū)分為邵陽、懷化、張家界和湘西自治州四大板塊，運用雙向固定效應(yīng)模型分析市場潛能對經(jīng)濟增長影響的區(qū)域異質(zhì)性（見表2）。從中發(fā)現(xiàn)，人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍然是各板塊經(jīng)濟增長的核心要素，但市場潛能的增長效應(yīng)更顯著。從作用系數(shù)來看，四大板塊的作用系數(shù)分別是2.0533、1.1154、0.6433和3.9532，即湘西板塊邊際彈性更大，而懷化板塊作用系數(shù)最小，一定程度表明市場潛能顯著正向促進經(jīng)濟增長，但這種增長效應(yīng)也受到資源要素配置的影響，在片區(qū)中部溢出作用較小。以邵陽板塊為例，經(jīng)濟總量較大且近中心城市，區(qū)域市場潛能性較強，表現(xiàn)為極大的經(jīng)濟增長效應(yīng);反觀湘西自治州板塊，市場潛能對經(jīng)濟增長的促進作用較大，且勞動力等生產(chǎn)要素的正向經(jīng)濟效應(yīng)顯著，基本實現(xiàn)了強化市場潛能的同時，資源要素也得到了較好配置。從這個角度上說，欠發(fā)達脫貧縣域經(jīng)濟的發(fā)展并不是單純以強化市場潛能為最終目的，促進資源優(yōu)化配置、實現(xiàn)提質(zhì)轉(zhuǎn)型發(fā)展更是重點。

（三）穩(wěn)健性檢驗

首先，考慮分階段樣本估計市場潛能對經(jīng)濟增長的長短期影響;其次，考慮雙向因果及遺漏變量等內(nèi)生性問題對回歸結(jié)果的影響，分別采用市場潛能滯后一期與滯后兩期作為工具變量對式（2）進行內(nèi)生性檢驗;最后，考慮動態(tài)面板模型在處理內(nèi)生性上的優(yōu)勢，且經(jīng)濟增長可能存在時滯效應(yīng)，加入被解釋變量滯后一期變量采用差分GMM和動態(tài)GMM進行變量有效性分析。檢驗表明，市場潛能對經(jīng)濟增長具有正向溢出作用的結(jié)論基本穩(wěn)健。

五、湖南省武陵山片區(qū)經(jīng)濟增長空間溢出效應(yīng)分析

（一）空間自相關(guān)分析

基于鄰接權(quán)重矩陣計算的經(jīng)濟增長與市場潛能的全局Moran's I指數(shù)結(jié)果表明，2001-2018年市場潛能（ln mp）的Moran's I指數(shù)值在0.35～0.55之間，均通過1%的顯著性檢驗;經(jīng)濟增長（ln y）全局Moran's I指數(shù)由-0.103上升到0.206，逐漸由空間分散向空間集聚特征轉(zhuǎn)變，說明市場潛能與經(jīng)濟增長均存在空間自相關(guān)性。值得注意的是，2001-2004年，市場潛能與經(jīng)濟增長的空間集聚度呈反向變動，一定程度上表明市場潛能具有時滯性，地區(qū)經(jīng)濟增長空間相關(guān)性降低不會引起鄰近地區(qū)市場需求的即時減少。

（二）回歸結(jié)果分析

首先，根據(jù)Anselin[25]等提出基于LM檢驗和Robust-LM檢驗的判斷標準對SAR和SEM兩類模型進行選擇（見表3），LM檢驗結(jié)果顯示，三種空間權(quán)重矩陣下的LM和R-LM統(tǒng)計量都在1%的水平上顯著，表明兩類模型均適用;其次，LR檢驗的P值通過5%顯著性檢驗，說明SDM模型更優(yōu);最后，綜合考慮模型中各自變量顯著程度、可決系數(shù)與對數(shù)似然值估計結(jié)果三個方面[9]，地理距離權(quán)重矩陣下的R2為0.9936，對數(shù)似然值為712.0360，空間自回歸系數(shù)為0.4012，且各類變量均具有統(tǒng)計學(xué)上顯著性意義，因此，選用地理距離權(quán)重（W.2矩陣）下的SDM雙向固定效應(yīng)模型考察市場潛能對經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)。

由表3可知，ln mp的空間自回歸系數(shù)顯著為正，其空間滯后項系數(shù)顯著為負，表明市場潛能強度在欠發(fā)達脫貧縣域的經(jīng)濟增長正向促進作用更大，但鄰近地區(qū)的市場潛能對本地經(jīng)濟增長存在顯著負向溢出影響，這與孫斌棟等[26]基于長三角縣級小城市的經(jīng)驗研究相呼應(yīng)，表明片區(qū)通過強化市場潛能，促使區(qū)域內(nèi)資源要素高效利用進而促進本地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但由于區(qū)域“擠壓效應(yīng)”（鄰近競爭）和市場分割的影響，使得鄰近地區(qū)資源相對匱乏，且中心城市的輻射效應(yīng)難以發(fā)揮，表現(xiàn)出負向空間溢出。此外，經(jīng)濟增長的空間滯后系數(shù)ρ顯著不為0，表明片區(qū)經(jīng)濟發(fā)展存在顯著空間溢出效應(yīng)，且地理距離越近其空間溢出效應(yīng)越強，這是因為處于地理鄰接位置的地區(qū)，經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)同質(zhì)化程度較高，地方政府“戒備”心理導(dǎo)致“逐底式”競爭，影響經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)，而地理距離相近的地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展互補性較高，政府間合作頻繁，有利于形成較高的空間溢出效應(yīng)。

在ρ顯著不為零的情況下，直接使用空間自回歸系數(shù)分析變量的空間外溢效應(yīng)容易出現(xiàn)偏誤。因此，需利用空間自回歸偏微分方法將市場潛能的空間效應(yīng)進行分解（見表4）。表4中，市場潛能每提高1%，將促進本地區(qū)經(jīng)濟增長1.6819%，帶動區(qū)域整體經(jīng)濟總增長0.9726%，但會引起鄰近地區(qū)經(jīng)濟下降0.7093%，可以認為市場潛能對區(qū)域總體經(jīng)濟增長起到了重要的支撐作用?，F(xiàn)實中，人口、資本等要素優(yōu)先在市場潛能度高的縣域集聚，形成集聚和規(guī)模經(jīng)濟，為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展提供豐富勞動力、高質(zhì)量的人力資本以及技術(shù)資源，刺激欠發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟自發(fā)性增長。周圍地區(qū)由于資源要素中心化集聚，導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展動力不足，但隨著區(qū)域市場潛能的增強，為進一步促進和擴大市場潛能，地方政府不斷推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，釋放資本和知識技術(shù)外溢效應(yīng)，實現(xiàn)片區(qū)經(jīng)濟“群體式增長”。此外，人力資本和資本對經(jīng)濟增長的三種效應(yīng)都為正，勞動力的負向溢出強于正向溢出，政府支持在促進鄰近地區(qū)經(jīng)濟增長中起到積極作用，但在區(qū)域整體經(jīng)濟增長中的正向引導(dǎo)作用還有待加強。因此，如何強化脫貧縣域間市場潛能是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量轉(zhuǎn)型發(fā)展的關(guān)鍵所在，而實現(xiàn)“勞動力回流”、促進資本、技術(shù)溢出和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)釋放、提升政府合作與行政效率、優(yōu)化片區(qū)資源配置是值得思考的重點任務(wù)。

（三）溢出范圍分析

基于不同地理距離閾值權(quán)重矩陣，每隔10 km進行雙向固定SAR模型回歸，將得到市場潛能對經(jīng)濟增長的空間外溢系數(shù)，繪制得到圖2。

由圖2可知，市場潛能對經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)大致呈倒U型趨勢。具體表現(xiàn)為：在80 km范圍內(nèi)，其空間溢出系數(shù)在10%水平上顯著且在80 km處最低，說明經(jīng)濟增長的密集溢出區(qū)為80 km以內(nèi);80～140 km范圍內(nèi)間接溢出系數(shù)隨距離增加而逐漸減少，而140 km以外間接溢出系數(shù)為負，但不具有統(tǒng)計學(xué)意義。說明市場潛能對經(jīng)濟增長的正向空間溢出效應(yīng)僅在一定的鄰近范圍內(nèi)有效，而后隨地理距離的增加而減少，服從“距離衰減”規(guī)律，主要原因在于：一方面，在市場潛能較強的中心地區(qū)吸引了大量生產(chǎn)要素和企業(yè)形成空間集聚，從而輻射帶動周邊地區(qū)發(fā)展，且離集聚中心較遠的邊緣地區(qū)因競爭下降及周邊地區(qū)新需求形成更大的市場潛能，因而市場潛能對經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)隨地理距離增加而增強;另一方面，距集聚中心較近的廠商由于勞動力、資本等要素被中心地區(qū)擠壓，競爭優(yōu)勢難以獲取，發(fā)展受到抑制，因此市場潛能帶來的經(jīng)濟增長效應(yīng)將隨著地理距離的增加而下降，而遠離集聚中心的脫貧縣域在投資消費結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)水平等方面的同質(zhì)性和替代性較強，隨著地理距離越來越大，經(jīng)濟外溢成本和運輸成本愈來愈高，對鄰近地區(qū)經(jīng)濟增長的負向溢出逐漸顯現(xiàn)。

就片區(qū)內(nèi)部來看，除懷化板塊外，其他板塊與片區(qū)整體的空間溢出范圍大體一致。邵陽板塊得益于長株潭城市群增長核心極和湘南經(jīng)濟區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移優(yōu)勢，擁有更為優(yōu)越的交通區(qū)位和工業(yè)體系及基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)，在70 km閾值區(qū)的空間溢出系數(shù)最大，到140 km以內(nèi)為繆爾達爾的擴散效應(yīng)有效輻射區(qū);湘西自治州板塊在50～140 km內(nèi)都為負向溢出的有效密集區(qū)，呈現(xiàn)顯著的“距離衰減”規(guī)律，與現(xiàn)實中丘陵高原過渡地帶交通不便、經(jīng)濟基礎(chǔ)薄弱等密切相關(guān);張家界板塊則在70 km處空間溢出效應(yīng)由正轉(zhuǎn)負，這可能是因為超出70 km以外的區(qū)域受到鄰近地區(qū)競爭機制的影響成為集聚陰影區(qū)，抑制了經(jīng)濟增長;懷化板塊則在90 km范圍內(nèi)顯現(xiàn)正向空間溢出效應(yīng)，鑒于懷化板塊轄區(qū)數(shù)量較多，地理空間分布較為狹長，因此，距離聚集中心的距離相對較遠，鄰近地區(qū)競爭下降而周邊新需求增加產(chǎn)生更大市場潛能，空間溢出系數(shù)隨距離的增加緩慢增大。綜上所述，市場潛能在欠發(fā)達縣域更容易受到鄰近競爭機制和行政藩籬影響，為促進脫貧地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，既要加強正向空間溢出，也要減少負向空間溢出。

六、結(jié)論與建議

研究表明：（1）湖南省武陵山片區(qū)市場潛能強度總體提升，并發(fā)展成為片區(qū)經(jīng)濟增長中不可忽視的影響因素;區(qū)域異質(zhì)性顯著，其中片區(qū)西部的湘西板塊邊際彈性最大，中部懷化板塊最小。（2）市場潛能對經(jīng)濟增長的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)明顯，經(jīng)由要素價格提升及要素流動產(chǎn)生集聚效應(yīng)，顯著促進本地區(qū)經(jīng)濟增長。由于縣域間經(jīng)濟行政藩籬的制約，導(dǎo)致鄰近競爭嚴重，抑制了周圍地區(qū)經(jīng)濟增長的空間溢出，呈現(xiàn)“關(guān)聯(lián)-集聚-溢出”的空間效應(yīng)互動過程。（3）片區(qū)市場潛能對經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)大致呈現(xiàn)倒U型變化。其中，片區(qū)整體經(jīng)濟增長的密集溢出范圍為80 km以內(nèi);邵陽板塊則在70 km以內(nèi)空間溢出效應(yīng)最大，湘西板塊和張家界板塊存在負向溢出范圍，并服從“距離衰減”規(guī)律，而懷化板塊則在90～290 km內(nèi)其經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)隨地理距離的增加緩慢增大。

為此，提出如下建議：（1）進一步挖掘市場潛能潛力。以提升居民收入、擴大和培育內(nèi)需為導(dǎo)向，強化擴大就業(yè)、降低消費稅率等政策，提升消費意愿，結(jié)合片區(qū)非均衡發(fā)展特征，在片區(qū)東部培育和開發(fā)中高端消費市場，中西部地區(qū)則在承接?xùn)|部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移同時兼顧自身資源稟賦優(yōu)勢，發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)以擴大自身市場潛力。（2）加速推動市場一體化發(fā)展。緊扣鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，借助吉首、鶴城區(qū)、武陵源區(qū)作為引領(lǐng)區(qū)及冷水江作為重點區(qū)的高市場潛能區(qū)優(yōu)勢，加快交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，倚靠邵冷漣城鎮(zhèn)圈和張家界城市圈等分類打造特色“縣域經(jīng)濟1小時圈”，強化脫貧縣域間經(jīng)濟聯(lián)系，加快市場一體化進程。（3）進一步釋放空間經(jīng)濟正效應(yīng)。主動參與銅吉懷城鎮(zhèn)圈、黔恩龍、大湘西等更大區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)分工與協(xié)作，完善產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)配套設(shè)施建設(shè)，提高中部懷化板塊市場潛能空間關(guān)聯(lián)性，同時，強化對中西部地區(qū)的空間溢出效應(yīng)，探索建立制度化的區(qū)域合作機制和資源共享平臺，進一步擴大空間正溢出效應(yīng)范圍。

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（責(zé)任編輯：寧曉青）

A Study on the Release of Market Potential and Spatial

Spillover Effect of Economic Growth in Poverty-free Areas of China：

A Case Study of Wuling Mountainous Area of Hunan Province

YANG Shuigen1，2，WANG Lu3

（1.Education Science Research Institute of Hunan University， Changsha， Hunan 10082， China;

2.School of Economics and Trade， Hunan University of Technology and Business， Changsha， Hunan 410205， China;

3. School of Economic and Finance， South China University of Technology，Guangzhou，Guangdong 510006， China）

Abstract：With the data of 37 counties in Wuling mountainous area of Hunan Province from 2001 to 2018， this paper constructs the panel and spatial theoretical model of market potential and economic growth to estimate their economic growth and spatial spillover effects. The study found that： the market potential has been increasing continuously， which has significantly promoted the economic growth， but the promotional effects in different plates are particularly different. The market potential has obvious spatial effect process of "association-aggregation-spillout" on economic growth. Market potential generates agglomeration effects through price increases and factor flows， which promote economic growth in the region， but due to the segmentation of the inter-county market and neighboring competition， it has significantly inhibited the effect of spatial spillover in the surrounding area. Further analysis shows that the spatial spillover intensity of economic growth is roughly "inverted U"， and its effective spillover range is less than 80 km， and there are significant internal differences in the impact range， direction and other aspects.

Key words：poverty-free areas; economic growth; market potential; spatial spillover effect

收稿日期： 2021-01-15

基金項目： ?國家社會科學(xué)基金課題（19BGL206）、中國博士后科學(xué)基金面上資助項目（2019M652763）、湖南省自然科學(xué)基金項目（2021JJ30200）、湖南省教育廳科學(xué)研究優(yōu)秀青年項目（18B332）、湖南省社會科學(xué)評審課題（XSP18YBC315）、湖南工商大學(xué)青年創(chuàng)新驅(qū)動項目（校行發(fā)〔2018〕99 號）

作者簡介： 楊水根（1980—），男，湖南瀏陽人，湖南大學(xué)教育科學(xué)研究院博士后，湖南工商大學(xué)經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院副教授，研究方向：空間經(jīng)濟與區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展。