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数字经济与城市群协同发展:基于夜间灯光数据的研究

  • 邓慧慧
  • 周梦雯
  • 程钰娇
对外经济贸易大学 国家对外开放研究院国际经济研究院,北京 100029

最近更新:2022-06-13

DOI:10.3785/j.issn.1008-942X.CN33-6000/C.2021.11.234

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摘要

准确认识数字经济与城市群协同发展的关系,有利于拓展数字经济影响的评估视角,也为发挥数字经济和区域一体化的融合倍增效应提供有益思路。研究发现,数字经济时代城市群辐射带动区域协同发展的步伐正在加快,数据要素跨域流通打破了城市群内部和城市群之间的市场分割,助推城市群边界的有效扩大。数字经济促进城市群协同发展主要通过两个作用机制,一是推动创新主体跨城市跨区域进行合作创新,促进城市协同创新网络发育壮大;二是提升城市空间集中度,增强邻近空间范围内的城市要素集聚能力。数字经济的网络性、跳跃性及外部性特征放大了中心城市对外围城市的辐射带动作用和空间溢出效应,因此构建与数字经济相匹配的区域一体化协调机制和要素统筹配置机制正当其时。

引 言

中国高度重视数字经济发展,“数字经济”已连续五年被写入政府工作报告,党的十九大报告强调“要推动互联网、大数据、人工智能和实体经济深度融合”,“十四五”规划和2035年远景目标纲要明确提出“加快数字化发展,建设数字中国”,2021年政府工作报告重申“要加快数字化发展,打造数字经济新优势,协同推进数字产业化和产业数字化转型”。随着数字时代的到来,数据成为地区竞争优势的新源泉,数据要素的网络性、高渗透性和外部性等特征正在削弱地理距离对经济活动的决定性作用,重塑经济地理格

1]4。当前我国区域经济布局和空间结构发生深刻变化,“十四五”规划将“区域协调”单独成章,并在其中提到“以中心城市和城市群等经济发展优势区域为重点”,增强中心城市和城市群的经济和人口承载能力,提升其辐射带动作用,是“十四五”时期推动区域协调发展的关键。那么,数字经济的发展能否强化城市群和中心城市的引领作用,推动区域经济协调发展,对于构建双循环新发展格局具有重要意义。

随着数字经济蓬勃发展,相关研究也逐渐增多,已有研究主要集中在指标测算和效应评估方面。定量测算产业规模是推动数字经济发展的基础性、先导性、引领性工作,自国家统计局发布《数字经济及其核心产业统计分类(2021)》以来,数字经济规模测度、指标构建和横纵对比成为学界研究的热点问题。但其测算体系和指标选择尚未统一,不同学者往往根据研究需要选取相关指标,使用较多的指标测算方法是熵值

2]29和主成分分析3]69[4]5。中央和地方政府不断推出数字经济发展和数字化转型的规划方案和支持政策,学界对政策效果的评估从宏观、中观和微观三个维度展开。宏观维度的研究聚焦数字经济对经济增长和经济高质量发展的影响。钱海章等在数字经济背景下研究了数字金融对经济增长的促进作用,并探讨了创新和创业两条影响渠5]39-41;Lin等研究发现互联网接入显著促进了中国区域经济增长并具有空间溢出效6]13;荆文君和孙宝文从宏微观两个层面梳理了数字经济促进高质量发展的内在机7]68-71;赵涛等在城市层面从创业活跃度的视角证实了数字经济对高质量发展的促进作3]70-71。数字产业化和产业数字化构成了数字经济的基础,数字经济驱使传统产业在生产模式、组织形态和价值分配等方面进行全方位变革,驱动生产效率提升和产业转型升8]16。微观维度的研究包括对数字经济时代企业管理模式变9]135和企业数字化转10]114等方面的评估。总体来看,数字经济改变了国民经济的生产、消费和分配方式,带来了产业组织、生产模式和空间结构的变革,成为驱动我国经济高质量发展的核心力量。但数字经济的理论研究明显落后于实践层面的蓬勃发展,比如尚未有研究从实证角度明确探讨数字经济与城市群协同发展的关系,而随着我国工业化和城镇化的快速推进,我国经济发展的空间结构正在发生深刻变化,作为新型城镇化主体形态的城市群发展格局方兴未艾,成为引领我国经济转型升级的重要载体和平台。

在已有研究基础上,本文从经验层面评估数字经济在城市群空间层面上的影响以弥补数字经济研究中缺乏空间视角的不足。数字经济是否能够融合要素、生产、消费的多方力量,打破行政区划所导致的城市间分割现象,助推城市群边界的有效扩大?进一步,不同城市群之间如何实现连片发展,形成优势互补的高质量发展的区域经济布局?中心城市是城市群空间形态不可缺失的重要组成部分,数字经济能否有效提升中心城市的辐射带动作用?构建科学严谨的实证框架厘清二者关系,既能拓展数字经济影响的评估视角,也可为有效发挥城市群引领带动作用提供有益思路。

本文的边际贡献体现在以下三个方面。第一,以数字经济为动力的产业升级与以城市群为核心的区域经济新格局是关系到“十四五”规划和2035远景目标实现的两项重要课题,本文从城市群的视角探讨以“数字中国”为代表的产业战略和以“大国大城”为代表的区域战略如何形成合力,以呼应时代课题。第二,本文基于最新的NPP-VIIRS全球夜间灯光数据识别城市经济活动,并使用Python爬取与“数字经济”密切相关的百度新闻资讯数量作为城市数字经济发展水平的代理变量,这不仅扩大了样本容量,也有效避免了实证研究中可能产生的内生性问题,较为可靠地剔除了其他可能因素的干扰,有助于检验数字经济与城市群协同发展的因果效应。第三,本文发现两个重要的作用机制,一是数字经济能够推动创新主体跨城市跨区域进行合作创新,促进城市协同创新网络的形成,使城市联系更加紧密;二是数字经济能够提高城市空间集中度,增强邻近空间范围内生产要素的聚集。此外,数字经济能够放大中心城市对外围城市的辐射带动作用,这些发现为进一步发挥数字经济的网络性、跳跃性及外部性特点,强化中心城市和城市群对经济高质量发展的引领作用提供了直接证据。

本文其余部分结构如下:第二部分是理论机制,第三部分是变量、数据与模型设定,第四部分是经验检验与结果分析,第五部分是拓展分析,最后是结论及政策建议。

理论机制

我国区域一体化战略持续向纵深推进,城市群协同发展的新布局日渐清晰,数字经济和区域一体化如何融合发展亟待深入研究。2020年4月,数据作为一种新型生产要素,与土地、劳动力、资本、技术等传统要素并列被正式写入中央第一份关于要素市场化配置的文件。虽然地理空间邻近性对空间发展的影响始终存在,但随着“东数西算”工程的正式全面启动,八个国家算力枢纽节点和十大数据中心集群的建设将加快数据要素跳跃性扩散,使得区域发展的路径和模式出现显著变化。本节将基于数字要素打破跨时空交流障碍、降低信息成本和交易成本、发挥规模经济效应并促进知识溢出等特质,从数字经济对城市群协同发展的影响及其机制两方面展开分析。

(一) 数字经济对城市群协同发展的影响

随着数据成为新的关键生产要素,其在推动城市与区域协同发展方面的作用逐步凸显。第一,数字经济拓宽资源配置边界。数据要素具有非排他性、强渗透性和可再生性等特征,能够降低市场上供求双方的信息不对称性,提高信息有效性、准确性和及时性,这使得各经济活动主体在更大的区域范围内配置资源成为可能,比如企业跨城市、跨区域远距离投资,劳动力寻求更适合自己的岗

11]8,数字经济优化了市场中的资源匹配问7]69。随着资源在更大的范围内流动,区域间、城市间和部门间的经济活动边界逐渐被弱化,经济活动的联系强度、广度和深度增强,资源配置边界和经济活动的边界也得以拓3]67

第二,数字技术促进技术扩散和知识溢出。技术创新是实现区域高质量发展的根本驱动,一个城市创新要素要么来自本地R&D活动的生产与积累,要么来自其他城市的技术转移和知识溢出。数字技术弱化了地理距离对知识溢出的阻碍作用,降低了知识创造、共享和获取的成本,强化了技术扩散和知识溢出效应,将活跃在中心城市和城市群的创新要素扩散至其他地区,促进知识在更大的范围内扩散,推动区域经济协调发展。

第三,数字经济具有非线性扩散效应和空间溢出效应。数据本身具有压缩时空距离的独有特性,不仅可以加速信息传播还能大幅降低获取信息的成

12]97[13]38,当数字经济发展至一定规模时会出现网络溢出边际效应递增的趋6]7。数字经济对区域经济增长的影响具有空间非线性扩散和溢出的特点,有利于优化城市空间结构,提高空间效率。

(二) 数字经济推动城市群协同发展的机制

图1所示,数字经济对城市群协同发展的影响主要通过以下三个机制实现。第一,提升城市协同创新能力。一方面,良好的网络基础设施和丰富的数字化场景能够实现创新资源和多元创新主体之间的无障碍连接,使得创新资源配置突破物理空间和地理距离的限制,从而促进跨城市、跨区域的生产和协同创新。另一方面,数字经济通过激发消费者对产品的多样化需求扩大市场规模,通过提供便捷的信息交流平台高效获取信息以及为产品的匹配和交易提供优化路径等,提升地区创业活跃

3]66-67[14]131。与此同时,一个地区的创新创业氛围对周边城市具有示范作用。创新合作是知识空间溢出的重要传导方式,能够提高合作地区的生产15]1991,深化城市合作创新网络,尤其对提升外围城市的创新水平十分重要,外围城市对城市群经济活动边界扩大和区域经济协调发展具有重要意义。

图1  数字经济影响城市群协同发展的理论机制

第二,提高城市空间集中度。数字经济加强了城市之间的人流、物流、信息流和资金流往来,城市之间的联系更加紧密,对周围产业和人口的集聚力也进一步提高,进而形成紧凑型、集约化、高密度的空间结构。城市空间集中度的提高一方面能够推动城市群结构优化和产业分工,另一方面能够促进地区市场整合及一体

16]104,并发挥规模效应,推动城市群“集聚红利”溢出和区域高质量发展。

第三,增强中心城市辐射带动作用。中心城市对城市群空间组织和高质量发展能力有决定性作用,而城市群的高质量发展是对全国高质量发展的关键支撑,以中心城市引领城市群发展、以城市群带动区域发展、推动区域板块之间融合发展是区域发展的新模式。中心城市往往在劳动生产率、技术和信息方面具有一定优势,会通过不同途径对周围地区产生辐射作用,提高周围城市经济实力、开放活力、创新能力

17]19[18]153。研究表明,在城市群内中心城市通过产业带动和投资驱动两个渠道实现对外围城市经济增长的辐射作19]1084[20]57-58。随着互联网和信息技术的快速发展,中心城市对外围城市的辐射带动作用更大,辐射带动范围更广。

变量、数据与模型设定

(一) 变量定义与数据处理

1 数字经济发展指标(lndigital

本文借鉴施炳展和金祥

21]74-75、李春涛22]86的研究,运用互联网搜索新闻资讯的数量构建数字经济指标。随着大数据时代的到来,媒体新闻从过去只有电视、报纸、杂志几种渠道,发展到今天以互联网为主流渠道进行信息传播,互联网搜索引擎提供的与经济活动有关的数据数量和质量都得到了极大的提高。学界关于新闻媒体的大数据挖掘研究有一系列丰富的成果,包括公报、财报、研究报告、贴吧、社交媒体、网络媒体、搜索引擎等,其中基于百度或谷歌搜索量指数的互联网大数据抓取体系已比较成熟,这也是揭示宏观经济结构和微观社会状况时规避指标体系主观性和模型内生性的一个较优选择。

本文基于年度数字经济十大关键词、《中国数字经济发展白皮书(2020年)》及《2020年数字政府发展指数报告》等相关文件提取出与数字经济密切相关的关键词,包括数字经济、数字社会、数字政府、数据安全、数字货币、数字人民币、数字税、数据集成、数据交换、数据挖掘和分析、数字贸易、数据交易平台、数据保护、数字治理、数据中心、新基建、数据价值化、高端芯片、集成电路、操作系统、传感器、人工智能、大数据、区块链、云计算、工业互联网、5G、量子信息、类脑芯片、第三代半导体、金融科技、移动支付、数字孪生、网络安全、智能制造、智慧城市、数字乡村、智慧社区、城市大脑、平台经济、无人驾驶、无人配送、无人超市、在线医疗、智能配送、跨境电商、线上医疗、在线教育、远程办公、新零售、物联网、共享经济共52个关键词。值得一提的是,本文研究的数字经济强调以新一代信息技术为代表的数字技术,与传统的网络基础设施不同,因此本文在构建数字经济代理指标变量时所选取的关键词并没有包括机房、宽带等,而是围绕“数字”“数据”“智慧”等关键词展开。

在具体的处理方式上,本文通过百度新闻高级检索功能,搜索出既包含城市名称又含有上述关键词的新闻,如“北京+数字经济”,即可检索出既包含“北京”又包含“数字经济”的所有新闻资讯,基于网络爬虫技术抓取百度新闻资讯的标题和发表时间,然后进行人工复检,手动删除广告等与主题无关的新闻资讯和重复资讯,最终将同一地级市或直辖市的所有关键词按年份加总新闻资讯数量作为数字经济发展指标的代理变量,由此得到城市相关年份的新闻资讯数量。这既能反映数字经济在不同城市之间发展的差异,也能反映数字经济随时间变化的发展过程。

2 夜间灯光亮度指标(lnlight

全球卫星观测夜间灯光数据已成为经济学领域应用最为广泛的地理空间数据产品之一。夜间灯光数据最早用于研究森林火灾监测、地震破坏强度估计、空气污染物排放估算和地区冲突损害评估等方面。Elvidge等指出灯光数据是观测人类活动的良好数据来源,相关数据可以成为经济活动指标的替

23]2648[24]1654。Chen和Nordhaus25]8590、Henderson26]15-17正式将夜间灯光数据引入经济学领域,并且验证了夜间灯光亮度与经济增长的密切关系,指出夜间灯光亮度可以成为代表国家和地区GDP的良好指标。而后夜间灯光数据被社会科学研究者广泛应用并出现了大量研究成果,尤其是在区域、空间与城市经济学领域,Donaldson和Storeygard27]183-184、Michalopoulos和Papaioannou28]9指出夜间灯光数据是地理空间栅格数据,相对于传统经济数据,它突破了行政边界的限制,能够反映经济活动在地理空间维度的动态变化。Henderson等指出夜间灯光亮度是一个区域内部人口数量和人均灯光亮度的交乘,并基于这一数据考察了经济活动在国家内部的分26]11。Elliott等使用1992—2010年的夜间灯光数据作为地方经济活动的代理变量,考察台风灾害在地理空间上产生的经济影29]51-52,该研究为自然灾害等重大事件的发生及其后果提供了新的评估途径。近年来,夜间灯光数据在确定和度量城市经济增长、城市中心、城市边界和城市蔓延的研究中发挥了重要作30]116[31]32[32]165[33]57

夜间灯光数据主要有两个来源,一个是DMSP/OLS夜间灯光数据,这一数据的可获得年份为1992—2013年;另一个是NPP-VIIRS夜间灯光数据,数据从2012年4月至今。由于本文的研究主题是以新一代信息技术为代表的数字经济,而数字经济在近年来迅速发展,对数据的时效性要求很强,因此本文选取后者作为研究数据来源。NPP-VIIRS夜间灯光数据的优势主要体现在两方面,一是与经济统计数据相比,夜间灯光数据更客观真实,具有较强的外生性,而且对城市化程度高的地区有较好的适用

;二是与DMSP/OLS夜间灯光数据相比,NPP-VIIRS不存在像元亮度饱和的情况,并且VIIRS卫星数据分辨率更高,对现实经济的预测能力也更高,本文以城市化程度最高的三大城市群作为研究样本,因此使用NPP-VIIRS全球夜间灯光数据衡量城市经济活动更合理。

VIIRS采集的地球微光成像数据不可避免地含有除了人工照明之外的其他微光现象,比如杂散光、闪电、生物质燃烧、气体燃烧、高能粒子探测、高强度光源附近的大气辉光和背景噪声等。2021年美国国家海洋和大气管理局地球观测小组(EOG

根据VIIRS月度数据制作了第2版本的2012—2020年全球年度灯光数据集(Annual VNL V2),并在月度数据的基础上进一步过滤了生物质燃烧、极光和背景噪声等无关特征。虽然VIIRS VNL V2已经对卫星成像数据进行了一些处理,极大地提高了夜间灯光数据质量,但是并没有处理气体燃烧,这对于构建稳定夜间灯光数据来说是一个很大的影响因素。我们需要在原始数据的基础上再做进一步的处理,使其稳定性和连续性更高,校准方法如下:首先,根据中国矢量地图提取夜间灯光影像;其次,将所有夜间灯光影像的投影坐标系转换为Lambert等面积投影坐标系并将其重采样为500 m×500 m的网格;最后,消除短暂光源和背景噪声。根据Elvidge34]3的研究,本文分别以北京、上海、广州或深圳每年夜间灯光亮度的最大值作为年度灯光平均亮度最大值,同时DN值为负的单元格用0代替以消除异常值的影响,最后按照地级市行政边界将位于三大城市群内的城市夜间灯光平均亮度提取出来并取对数,作为本文的被解释变量。

3 控制变量

借鉴相关研

3]70[8]13,本文还控制了以下可能对城市发展质量和区域空间格局产生影响的城市特征,具体如下:

(1)地区产业结构(sgdptgdp)。产业结构升级是衡量一个地区经济高质量发展的关键,一个地区的产业结构对城市经济活动的空间分布有重要影响,本文用第二产业增加值占GDP的比重和第三产业增加值占GDP的比重来表示地区产业结构。

(2)人力资本水平(lcapital)。人力资本是促进一个地区高质量发展的重要影响因素,一个城市的高校在校生数量越多,说明该城市的教育资源和整体吸引人才的能力越强,高校学生毕业后也很有可能留在该城市发展,因此本文用普通高校在校生除以总人口来代表一个城市的人力资本水平。

(3)对外开放程度(open)。一个地区对外开放程度越高经济发展往往越好,利用外资对一个地区产业布局、人口和资本流动都存在重要影响,本文用当年实际利用外资金额占GDP的比重来衡量一个地区的对外开放程度,用当年的平均汇率将实际使用外资金额换算成人民币计价金额。

(4)固定资产投资(invest)。固定资产投入越多,经济增长速度越快,本文用固定资产投资占GDP比重来表示一个城市的固定资产投资水平。

(5)政府财政支出(fisc)。为控制政府行为对经济活动的影响,本文用政府财政支出占GDP的比重来衡量政府对经济活动的干预程度。

表1是对上述变量的描述性统计。

表1  变量描述性统计
变量名称观测值均值标准差最小值最大值
数字经济(lndigital 384 4.231 9 1.443 5 0.693 1 7.204 1
夜间灯光亮度(lnlight 384 0.673 1 1.153 5 -2.797 0 3.065 2
第二产业占比(sgdp 384 0.470 3 0.084 7 0.161 6 0.734 4
第三产业占比(tgdp 384 0.461 8 0.100 1 0.246 6 0.835 2
人力资本水平(lcapital 384 0.028 6 0.027 6 0.002 0 0.125 6
对外开放程度(open 384 0.027 6 0.018 5 0.001 7 0.114 4
固定资产投资(invest 384 0.710 3 0.291 9 0.169 8 1.382 2
政府财政支出(fisc 384 0.151 3 0.055 0 0.065 6 0.394 0

(二) 样本选择与数据来源

京津冀、长三角和珠三角三大城市群经济发展基础好、人口规模大,整体数字经济发展水平高,与其他城市群相比在全球城市网络和国家城市体系中的地位和能级更高,因此本文选择这三大城市群共48个地市的面板数据作为研究样本。本文的夜间灯光数据来自科罗拉多矿业大学提供的NPP-VIIRS夜间灯光遥感数据,其年度和月度数据是由日度数据经过一定的校正和合成处理得到

。考虑NPP-VIIRS数据的可得性和数字经济快速发展的时间,选取2012—2019年为研究窗口期,共计384个观测值。数字经济指标来源上文已做了详细说明,其他变量来自《中国城市统计年鉴》、国家统计局和EPS数据库。

(三) 模型设定

在理论分析基础上,为探究数字经济发展如何影响城市群的经济活动和协同发展,本文分别构建普通最小二乘法(OLS)和空间杜宾模型(SDM),如下所示:

lnlightit=β+β1lndigitalit+β2Xit+μi+λt+εit (1)
lnlightit=ρj=1nWijlnlightit+αlndigitalit+βj=1nWijlndigitalit+δXit+θj=1nWijXit+μi+λt+εit (2)

其中,lnlightit为城市夜间灯光亮度,lndigitalit表示城市数字经济发展水平向量,Xit为产业结构、人力资本和开放程度等控制变量向量,ij为地级以上城市截面单位,t表示年份,Wij为空间权重矩阵,μiλtεit分别为个体固定效应、时间固定效应和随机扰动项。

经验检验与结果分析

(一) 基准回归结果

表2报告了数字经济影响城市群协同发展的基准回归结果。第(1)列和第(2)列是普通最小二乘法回归结果,从中发现数字经济发展能够显著提升城市夜间灯光平均亮度。从控制变量的结果来看,第二产业、第三产业占比越高,城市经济开放程度越高,政府财政支持力度越大,城市夜间灯光亮度值越高。

表2  基准回归结果
变量OLSSDM
(1)(2)(3)(4)
lndigital 0.035 4* 0.036 8* 0.045 6*** 0.023 1*
(1.71) (1.86) (3.48) (1.91)
sgdp 2.609 5*** 2.585 3*** 2.678 0***
(3.48) (5.34) (5.83)
tgdp 2.881 9*** 2.857 6*** 2.997 2***
(3.81) (5.48) (5.97)
open 1.776 7** 1.077 9** 0.626 5
(2.34) (2.25) (1.40)
fisc 1.747 3*** 0.821 9*** 0.787 9***
(4.60) (3.04) (3.04)
invest 0.031 0 0.051 3 0.060 2
(0.37) (0.97) (1.20)
lcapital 0.217 7 -1.562 6 -0.229 8
(0.13) (-1.40) (-0.22)
W×lndigital 0.763 4*** 0.203 2***
(7.68) (4.98)
ρ 0.779 1*** 0.746 4***
(12.36) (18.29)
控制变量 N Y Y Y
城市固定效应 Y Y Y Y
年份固定效应 Y Y Y Y
n 384 384 384 384
R2 0.740 7 0.777 2 0.877 9 0.860 0

注:  ******分别表示1%、5%和10%的统计显著性水平;小括号内是t值,空间回归是z值。下同。

为考察数字经济对城市群内外城市经济发展的溢出效应,本文进一步构建空间杜宾面板模型(SDM):

W1=1/dij,ij0,i=j     W2=1/dij2,ij0,i=j      (3)

表2中第(3)列和第(4)列分别报告了基于地理距离空间权重矩阵W1W2的回归结果,从中发现数字经济发展不仅能够提高城市夜间灯光亮度,促进城市高质量发展,而且对周围邻近城市存在显著的空间溢出效应。两种空间权重矩阵的溢出系数ρ分别为0.779 1和0.746 4,W×lndigital的系数分别为0.763 4和0.203 2,说明数字技术、数字要素、数据能够打破时空限制,具有极强的正向空间溢出效应,推动城市群以外更大范围的城市经济发展。由于城市群横跨不同的行政区,在我国现行体制下,城市规划限于省域范围,难以对其进行统一的战略安排和整体规划,数字经济的发展有利于形成城市群内部的联系和分工,从而带动更大区域的经济发展。

(二) 数字经济的空间溢出效应

为考察数字经济空间溢出效应的地理边界,本节构建空间阈值权重矩阵,设定距离阈值从100 km开始,至400 km结束,每隔50 km进行一次回归。我们将每次回归的距离阈值和空间溢出系数记录下来,如表3所示。观察数字经济溢出的地理半径发现,数字经济对城市群周围200 km范围内的城市存在强烈的空间溢出效应,空间溢出的平均距离为250 km,并随辐射半径的增大逐渐衰减,直到300 km左右消失。表3的回归结果证实城市群的数字经济能够对城市群外的部分城市形成辐射带动作用,增强城市群促进区域经济高质量发展的示范作用,带动和加快实现城市群连片发展。数字经济自身所具有的网络分布和去中心化的技术特征,打破了传统的经济要素空间组织模式,形成了以中心城市和城市群辐射区域经济的多中心空间网络结构。

表3  数字经济空间溢出的距离阈值与溢出系数
数字经济空间溢出距离阈值/km
100150200250300350400
溢出系数 0.921 7*** 0.896 5*** 0.787 2*** 0.013 9*** 0.149 2 -0.039 9 -0.043 2
(35.38) (26.15) (12.54) (13.84) (1.58) (-0.51) (-0.63)

(三) 内生性处理与稳健性检验

1 工具变量检验

由于数字经济与城市经济发展之间存在较强的双向因果关系,可能带来内生性问题,因此本文在变量选择、数据、工具变量等方面增强模型识别性,从而推进内生性问题的解决。首先,在核心解释变量和因变量的选择上,不同于大多数文献采用与数字有关的指标体系,本文将在百度搜索引擎进行关键词检索爬取获得的“城市+数字经济”密切相关词条的年度新闻资讯数量作为城市数字经济发展水平的度量指标,城市经济活动来自夜间灯光数据,以此弱化双向因果带来的内生性问题。其次,本文采用时间与个体双固定效应模型消除不随时间变化影响因变量的因素所导致的内生性问题。最后,对于随时间变化因素的内生性问题,本文使用面板数据工具变量方法来缓解。黄群慧

8]16、赵涛3]72采用1984年各城市的历史邮电数据作为数字经济发展指标的工具变量,一方面是因为历史邮电数据与城市数字经济发展具有相关性,互联网技术是传统通信技术的延续发展,一个城市历史上固定电话机数量越多,其电信基础设施水平越高,会影响现阶段互联网技术和数字技术的应用,因此固定电话机数量作为数字经济发展的工具变量满足相关性要求。另一方面,随着信息技术革命和数字技术的迅速发展,固定电话等传统工具对目前城市夜间灯光亮度的影响微乎其微,也满足排他性的要求。因此本文参考这一思路,以1984年各城市每万人固定电话机数量作为数字经济发展指标的工具变量,但由于其是横截面数据,我们参考Nunn和Qian35]1638的方法,用上一年全国互联网宽带接入用户数与1984年各城市每万人固定电话机数量的交互项,作为该年度城市数字经济发展指标的工具变量。

表4中加入工具变量的回归结果显示数字经济对城市经济发展的正向促进效应仍然在1%的显著性水平下成立,说明基准回归结果具有稳健性。Kleibergen-Paap rk的LM统计量p值为0.000 0,显著拒绝“工具变量识别不足”的原假设,Kleibergen-Paap rk的Wald F统计量大于Stock-Yogo弱识别检验10%水平上的临界值,不存在弱工具变量的问题。因而本文选取上一年全国互联网宽带接入用户数与1984年各城市每万人固定电话机数量的交互项作为数字经济的工具变量具有合理性。

表4  内生性处理与动态空间面板模型回归结果
变量工具变量回归动态空间面板模型
(1)(2)
lnlightit-1 0.406 4***
(12.77)
lndigital 0.140 5*** 0.132 4*** 0.025 2**
(2.93) (3.06) (2.20)
W×lndigital 0.356 5***
(4.00)
ρ 0.806 6***
(9.11)
Kleibergen-Paap rk LM统计量 39.000 37.569
[0.000 0] [0.000 0]
Kleibergen-Paap rk Wald F统计量 71.283 71.283
{16.38} {16.38}
控制变量 N Y Y
城市固定效应 Y Y Y
年份固定效应 Y Y Y
n 384 384 336
R2 0.720 3 0.761 1 0.855 4

注:  []括号内是p值;{}括号内是Stock-Yogo弱识别检验10%水平上的临界值。

2 动态效应检验

通常认为地区经济增长具有显著的路径依赖特征,当前的经济增长不仅取决于当期因素,而且也受到前期因素的影响。与静态空间面板模型相比,动态模型既能考虑空间溢出效应又能解决内生性问题,本文构建动态空间面板模型如下:

lnlightit=γlnlightit-1+ρj=1nWijlnlightit+αlndigitalit+βj=1nWijlndigitalit+δXit+
θj=1nWijXit+μi+λt+εit (4)

其中,lnlightit-1为城市it-1年夜间灯光亮度的对数值,系数γ反映了夜间灯光亮度的动态效应,其他变量同模型(2)。根据表4的回归结果可以看出,lnlightit-1的系数在1%的显著性水平下为正,说明夜间灯光亮度具有显著的路径依赖特征,换言之,上一年度夜间灯光亮度更高的地区下一年度也会有较高的夜间灯光亮度。其余变量与基准回归结果一致,说明数字经济显著促进了本地和邻近城市的灯光亮度提高,具有显著的空间溢出效应,能够推动城市群协同发展。

3 替换被解释变量的稳健性检验

为保证回归结果的可靠性,避免面积大、乡村较多的地区的发展水平被低估,本文进一步按照市辖区边界提取夜间灯光亮度,同时将被解释变量分别替换为人均灯光亮度、有光栅格亮度均值进行稳健性检

。其中,人均灯光亮度借鉴王贤彬36]882的做法,首先对地级市区域内各栅格的灯光亮度进行加总作为城市灯光亮度的总量,然后除以城市人口数量(以万人为基本单位)得到各地级市各年度的人均夜间灯光亮度,再取对数后作为回归中的被解释变量。有光栅格亮度均值的获取步骤是借助Arcgis软件,在进行数据剪裁、投影转换、重分类和异常值等前期处理之后,将有光栅格和无光栅格重分类为1和0,逐年计算有光栅格数量,然后用前期已提取到的夜间灯光亮度总值除以有光栅格数量得到有光栅格平均亮度,并对其取对数作为回归的被解释变量。

表5第(1)、(2)和(3)列分别展示了将夜间灯光亮度均值被解释变量替换为市辖区夜间灯光平均亮度的对数、人均灯光亮度的对数、有光栅格平均亮度的对数的回归结果,每一个指标作为被解释变量的回归都分别报告了地理距离空间权重矩阵W1W2的结果。两种空间权重矩阵下的溢出系数ρ和对邻近地区的影响W×lndigital的系数都显著为正,这进一步证实了基准回归结果的稳健性,即数字经济发展具有极强的空间溢出效应,有利于形成城市群内部的联系和分工,从而打破行政区的阻碍和分割,带动更大区域的经济发展。

表5  替换被解释变量的稳健性检验结果
变量

(1)

市辖区灯光平均亮度对数

(2)

人均灯光亮度对数

(3)

有光栅格平均亮度对数

W1W2W1W2W1W2
lndigital 0.047 7*** 0.025 2* 0.051 4*** 0.028 0* 0.031 2*** 0.008 7
(3.19) (1.77) (2.98) (1.70) (2.95) (0.89)
W×lndigital 0.770 8 *** 0.225 5*** 0.765 8*** 0.234 8*** 0.700 7*** 0.178 6***
(6.82) (4.72) (5.95) (4.29) (8.69) (5.40)
ρ 0.709 9*** 0.678 6*** 0.635 4*** 0.610 5*** 0.829 3*** 0.772 8***
(9.22) (14.06) (7.04) (11.12) (16.28) (21.61)
控制变量 Y Y Y Y Y Y
城市固定效应 Y Y Y Y Y Y
年份固定效应 Y Y Y Y Y Y
n 384 384 384 384 384 384
R2 0.842 7 0.818 5 0.799 2 0.772 7 0.847 1 0.823 7

4 更改夜间灯光指数的稳健性检验

本文还借鉴陈梦根和张

37]43对夜间灯光数据指标的构建方式,分别构建了线性加权综合灯光指数和综合灯光指数,指标构建方式具体如下。将基准回归中的城市夜间灯光平均亮度记为A,将上文中提到的有光栅格数除以栅格总数记为B,运用二者构建两种类型的综合灯光指数。第一种是线性加权综合灯光指数(M),分别赋予AB不同的权重,根据已有文献我们分别赋予90%和10%的权重,即M=0.9A+0.1B。第二种是综合灯光指数(N),定义N=A×B。分别将两种综合灯光指数取对数作为被解释变量进行稳健性检验,回归结果如表6所示,数字经济的空间溢出效应仍然在1%的显著性水平下为正,验证了基准结论的稳健性。

表6  更换夜间灯光指标构建方式的稳健性检验结果
变量线性加权综合灯光指数(M综合灯光指数(N
W1W2W1W2
lndigital 0.042 0*** 0.029 0** 0.061 0*** 0.038 7**
(3.50) (1.97) (3.48) (2.37)
W×lndigital 0.684 9*** 0.183 4*** 0.833 1*** 0.233 9***
(7.52) (4.90) (6.32) (4.30)
ρ 0.773 7*** 0.740 5*** 0.701 1*** 0.694 1***
(12.07) (17.92) (8.72) (14.21)
控制变量 Y Y Y Y
城市固定效应 Y Y Y Y
年份固定效应 Y Y Y Y
n 384 384 384 384
R2 0.882 2 0.864 0 0.875 2 0.860 2

5 安慰剂检验

根据《国务院关于印发“宽带中国”战略及实施方案的通知》的部署要求,工业和信息化部、国家发展和改革委员会分别于2014年、2015年和2016年分三批确定了117个“宽带中国”示范城市(城市群),其重点任务是推进区域网络协调发展、加快网络优化升级、提高网络应用水平、促进产业链完善以及增强网络安全保障能力。本文为了进一步克服内生性问题,更稳健地评估数字经济对城市群协同发展的影响,将“宽带中国”战略视为准实验,利用双重差分模型检验其对城市群发展的影响。由于政策实施的对象是全国城市,本文设计反事实检验,通过重复随机抽样300次的方式构造虚拟的政策变量进行回归。为便于直接观察,图2绘制了300个估计系数的核密度分布图。根据图2中系数分布特征并结合回归估计系数可知,基准回归模型估计得到的系数显著不同于安慰剂检验得到的系数,由此可排除“宽带中国”政策对城市群协同发展的影响源于不可观测因素的可能,证实基准结论是可靠的。

图2  “宽带中国”安慰剂检验结果

(四) 机制检验

1 提升城市协同创新能力

为进一步分析数字经济发展如何影响城市群协同发展,本节构建了城市协同创新变量。首先,我们使用Python从中国知网专利数据库根据国省代码和专利申请日期下载2012年1月1日到2019年12月31日三大城市群所涉及省份的专利条目,然后手动筛选出专利申请人为两个以上的专利共707 700条,进而将申请人依次匹配至城市层面,得到城市的专利合作数据,最后除以城市的人口规模,得到城市人均专利合作数。专利合作数量越多,说明城市的协同创新性越强,企业之间、企业与高校以及科研机构之间的创新合作越密切,而协同创新正是城市市场活力和创新创业活跃度提高的反映。同时,我们进一步将专利合作对象划分为是否与该城市处于同一城市群内,例如如果某一专利申请人分别位于北京和天津,则认为是属于同一城市群内的专利合作;如果某一专利申请人分别位于北京和上海,则认为其不属于同一城市群,体现了跨区域的远距离合作,从而说明数字经济打破时空距离的限制,呈现出跳跃性的特点。

回归结果如表7所示,第(1)列结果显示城市数字经济发展能够促进城市协同创新能力的提升;第(2)列和第(3)列结果显示,数字经济不仅能够促进城市群内的合作创新,而且促进了跨城市群、跨区域的协同创新。数字经济降低了通信和信息成本,打破了创新主体之间的交流障碍,促进知识在更大范围内的溢出,跨区域创新主体之间的协同创新是数字经济促进城市群空间溢出的微观机制。其中,城市群内城市之间合作创新的促进作用明显更强,因此应进一步强化城市群作为区域创新的动力源和知识技术创新高地的作用,构建与数字经济相匹配的区域一体化协调机制和要素统筹配置机制,提高城市群数字网络空间的整体稳健性。

表7  数字经济提升城市协同创新能力的机制检验结果
变量(1)(2)(3)
专利合作城市群内专利合作跨城市群专利合作
lndigital 0.916 6*** 0.726 5** 0.176 1**
(2.73) (2.38) (1.99)
_cons 26.179 4** 19.353 6* 4.859 8
(2.25) (1.83) (1.58)
控制变量 Y Y Y
城市固定效应 Y Y Y
年份固定效应 Y Y Y
n 384 384 384
R2 0.256 2 0.200 4 0.152 9

2 强化城市空间集中度

本文借鉴Portnov和Schwartz

38]293、原16]105的研究,用一个城市的空间隔离程度(IS)与边缘性(IR)之比来测度城市空间集中度,该指标考虑了城市人口规模和空间性等因素。

clusterj=IS/IR=k=1nPk/disij (5)

其中,j代表外围城市;i代表中心城市;IS代表一定空间范围内的城市人口总量;Pk代表第k个城市的人口数量;IR代表城市的边缘性,由该城市与中心城市的距离表示,我们分别选取150 km、200 km、250 km作为邻近城市的空间范围。控制了产业结构、开放程度、人力资本等变量后的回归结果如表8所示,结果显示城市数字经济发展显著提升了城市空间集中度。换句话说,数字经济发展提升了城市对周围人口、产业的吸引力和集聚力,邻近空间范围内的城市人口集聚性增强,城市空间集中度更高。这个结论为中央财经委员会第五次会议提出“要按照客观经济规律调整完善区域政策体系,增强中心城市和城市群等经济发展优势区域的经济和人口承载能力”提供了直接证据,充分发挥数字经济促进中心城市集聚人口与各类生产要素的引擎作用,有利于实现生产要素和资源的高水平融合,助力构建区域新发展格局。

表8  数字经济提高城市空间集中度的机制检验结果
变量(1)(2)(3)
<150 km<200 km<250 km
lndigital 0.009 4*** 0.008 0*** 0.005 4***
(2.63) (3.04) (2.85)
_cons 2.944 7*** 3.459 0*** 3.929 6***
(23.45) (38.42) (60.28)
控制变量 Y Y Y
城市固定效应 Y Y Y
年份固定效应 Y Y Y
n 352 360 360
R2 0.627 2 0.707 7 0.805 5

拓展分析——中心的力量

城市群的中心城市是区域经济发展中最重要和最具活力的经济增长点,同时也是人才、创新和技术的集聚地,对城市群以及更大范围内的区域经济发展具有支撑、辐射和示范作用。京津冀、长三角和珠三角是我国发展最成熟、经济活跃度最高的三大城市群,中心城市的作用应放在更加突出的位置,引领城市群高质量发展并提升城市群的综合承载能力。

(一) 中心城市数字经济发展对外围城市的空间溢出

中心城市在巨大的市场规模下会吸引生产要素集聚,实现比外围城市更快的经济增长,在规模效应和集聚效应的驱动下成为区域内技术创新、要素配置和知识溢出的中心,其辐射功能也在劳动力流动、产业转移和技术扩散等途径下得以发挥。为考察中心城市对外围城市的空间溢出作用,我们借鉴覃成林和杨

39]50的做法,将模型(3)中的矩阵设置为仅保留中心城市和外围城市之间的距离,中心城市之间、外围城市之间的距离都设置为0,回归结果如表9所示。W×lndigital的系数在空间权重矩阵W1W2下均显著为正,说明中心城市的数字经济发展对外围城市具有显著的辐射带动作用,中心城市数字经济发展水平提高,缩短了与周围城市之间的时空距离,拓展了与周围城市联系的广度和深度,改变了自身及周边地区的产业结构,为区域经济增长提供了新动能。

表9  中心城市对外围城市的空间溢出效应检验结果
变量W1W2
W×lndigital 0.243 4*** 0.124 9***
(3.59) (2.65)
控制变量 Y Y
城市固定效应 Y Y
年份固定效应 Y Y
n 384 384
R2 0.685 4 0.712 4

(二) 数字经济增强中心城市辐射带动作用

城市群的高质量发展,不仅体现在城市群的总体发展或者是中心城市单独的发展壮大,还应该体现在城市群内大中小城市的协调发展,因此度量中心城市对城市群内的其他城市是否存在辐射带动作用尤为重要。为考察外围城市经济发展与中心城市经济辐射作用之间的关系,以下参考王贤彬和吴子

20]58,构建中心城市对外围城市经济发展辐射程度的变量effect

effectit=lnpgdpjt/lndisij (6)

其中,下标j表示京津冀、长三角、珠三角城市群的中心城市(北京、上海和广州),i表示外围城市,t表示年份。effect为度量中心城市数字经济对外围城市的辐射程度变量,lnpgdp表示该城市群中心城市jt年人均GDP的对数值,lndis表示中心城市j与外围城市i之间的地理距离的对数值。在同一个城市群,lnpgdp对所有外围城市i都是相同的,但在不同年份是不同的,其年份的变化反映了中心城市经济发展水平的变化;lndis对某一个外围城市而言是不随时间变化的,但对城市群内不同的城市是不同的。从该指标的构造来看,类似于一个交互项,将此变量作为核心解释变量时,该模型类似于双重差分模型。因此该变量不仅在各年份不同,而且在各城市之间也不同,近似地度量城市群中心城市对外围城市的经济辐射强度是较为合理的。

表10回归结果显示,第(1)列中effect系数显著为正,即中心城市经济发展对城市群内其他城市具有辐射带动作用,用effect乘以数字经济发展水平作为交互项回归的第(2)列结果显示,effect和交乘项系数都显著为正,说明数字经济显著增强了中心城市对外围城市的辐射带动作用。

表10  数字经济强化中心城市辐射作用的检验结果
变量(1)(2)
effect 2.483 1** 2.527 5**
(2.35) (2.42)
effect×lndigital 0.021 0***
(2.59)
_cons -7.081 2*** -7.643 6***
(-3.00) (-3.25)
控制变量 Y Y
城市固定效应 Y Y
年份固定效应 Y Y
n 360 360
R2 0.768 8 0.773 9

结论及政策建议

本文基于近年来数字经济蓬勃发展以及央地政府对发展数字经济重视程度不断提高的现实,以京津冀、长三角和珠三角三大城市群地级以上城市为研究样本,应用空间杜宾模型以及面板工具变量模型实证检验了数字经济发展对城市群协同发展的影响。主要得到以下三点结论:第一,数字经济时代城市群辐射带动区域经济发展的步伐正在加快,最显著的特征是城市群经济效应向非城市群地区扩散,进一步检验发现数字经济发展对城市群周围200 km范围内的城市存在较强的空间溢出效应,200—250 km范围内溢出效应相对衰减但仍存在。第二,数字经济推动城市群协同发展主要通过两个作用机制,一是提升城市协同创新能力,利用微观层面专利合作数据研究发现数字经济能够推动创新主体跨城市跨区域合作创新,城市协同创新网络正在形成;二是提高城市空间集中度,数字经济发展提升了城市对周围人口、产业的吸引力和集聚力,邻近空间范围内的城市人口集聚性增强。第三,数字经济时代中心城市扮演着更加重要的角色,具体表现为中心城市数字经济发展对外围城市存在很强的空间溢出效应,且数字经济能够增强中心城市对外围城市的辐射带动作用。

基于以上研究发现,本文提出三点建议。第一,重视数字经济对区域协同发展的影响。在制定数字经济政策时要考虑与区域发展战略相结合,打破行政边界限制,从城市群层面出台数字经济协同发展和要素统筹配置机制,加快弥合各类“数字鸿沟”,充分发挥数据作为新的关键生产要素对区域协同发展的优化作用。第二,构建基于网络连接性的城市群空间治理模式。要素流动驱动下的城市群一体化发展已成为区域空间治理的重要工具,空间发展战略关注点要从空间邻近性转变为网络连接性,顺应城市体系扁平化发展趋势,将数字经济布局体系与区域经济空间体系相融合,打破各类行政边界分割,构建基于网络连接性的空间发展体系。第三,关注城市群空间创新网络的形成与演变。数字经济时代,区域空间已扩展为要素流动空间与地理场所空间交互作用的新型网络空间,数据要素跳跃性扩散的节点所构成的动态关系网络不仅强化了城际技术合作和协同创新网络建设,还可以促进城市群“集聚红利”向外围城市和非城市群内城市溢出,使城市群的经济势能有效扩散。

(衷心感谢匿名审稿专家在本文修改过程中给予的宝贵建议!当然文责自负。)

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