新型城鎮化、空間溢出與物流產業集聚
——基于省域數據的空間杜賓模型研究

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[安徽大學 合肥 230601]

引言

提升城鎮化水平成為我國實現現代化、全面建成小康社會的重要推動力，能夠在擴大內需的同時加快產業結構的轉型升級[1]。隨著我國改革開放的進程不斷推進，我國城鎮化率由1949年的10.64%增長為2018年的59.58%，城鎮化規模呈不斷擴大的趨勢。但是我國城鎮化進程中依然存在著一系列問題，交通擁堵、環境污染嚴重、城鄉收入差距加大、產業發展不平衡[2～3]等依然制約著我國城鎮化質量的提升。《國家新型城鎮化規劃（2014～2020年）》的推出為我國城鎮化發展提供了新的理論基礎，城鎮化發展要一改過去對“量”的過分追求，將發展的目光集中在城鎮化“質”上，不以破壞環境、浪費資源為城鎮化發展的代價。十九大報告中指出新時代我國新型城鎮化發展要依托城市群來促進大中小城鎮之間的協調發展，促進區域內資源要素的流通與共享，使資源得到高效利用，而物品流通中的現代交通運輸網正是城市群形成和發展進程中不可或缺的一部分。

物流業作為涵括運輸、包裝、加工、儲存等多個環節的綜合型服務業，已經成為我國社會經濟發展的基礎性產業[4]，在新型城鎮化發展中扮演著重要角色。物流產業集聚能夠通過資金、人才等資源的集聚來降低各行業的運營成本，此外，物流產業集聚引致的技術創新能力的空間溢出效應同樣會優化產業結構，促進區域社會經濟的發展，為新型城鎮化發展提供良好的軟硬件基礎設施。而新型城鎮化發展進程中所伴隨的人口、產業向城鎮的不斷集聚也為物流產業集聚營造了良好的產業環境。在此背景下，本文基于空間面板模型，選取2007～2016年中國省級面板數據從空間溢出效應的視角出發研究物流產業集聚及相關控制變量對我國新型城鎮化綜合發展產生的作用。

一、文獻回顧與理論分析

（一）新型城鎮化

與傳統城鎮化不同，新型城鎮化涉及人口、空間、經濟、社會以及環境等多方面內容的融合發展，以人為本已經成為城鎮發展過程中的重點內容[5]。隨著環境保護理念的逐漸深入人心，新型城鎮化發展中的生態環境建設得到眾多學者的關注。而新型城鎮化與環境的協同發展則主要從土地開發、森林資源的利用以及環境治理投入成本這三個方面入手[6]。新型城鎮化中不同部分對生態文明的影響也有所不同，土地城鎮化與人口城鎮化能夠推動生態文明質量的改善，而產業城鎮化則在一定程度上阻礙了生態文明質量的提升，產業的快速發展對生態環境造成較大破壞。雖然新型城鎮化對生態文明的影響各有不同，但是新型城鎮化各部分的協同發展卻能影響區域的生態文明水平，且能夠通過優化新型城鎮化中的部分要素來提升區域生態文明質量[7]。此外，產業結構也對新型城鎮化發展產生影響[8]，產業結構優化能夠吸納城鎮過剩勞動力，緩解城鎮就業壓力，有效縮小新型城鎮化地區發展差距、提升新型城鎮化綜合發展質量[9]。

（二）物流產業集聚

物流產業集聚能夠有效降低商品流通成本、提高物流運作效率，已經成為國民經濟發展的重要利潤來源。現代化物流產業集聚仍存在區域物流標準不統一、物流基礎設施重復建設、物流技術落后等問題，這些問題導致我國物流運作效率較低，企業物流運行成本高[4]。從已有研究能夠看出，物流產業集聚與產業結構、對外貿易、經濟、人力資本、交通基礎設施等因素均存在一定關系。物流產業集聚對第一產業的影響較小，對第三產業的作用最為明顯。物流產業集聚能夠在促進本地區對外貿易發展的同時抑制周邊區域對外貿易的發展[10]。人力資本、交通基礎設施、經濟與工業發展水平以及居民消費水平均對物流產業集聚產生顯著的正效應，而政府的政策干預則在一定程度上阻礙了物流產業集聚的發展[11]。物流產業集聚在提高本區域綠色經濟運行效率的同時，也通過其自身的空間溢出效應帶給周邊區域綠色經濟效率的提升。物流產業集聚對周邊區域綠色經濟效率的影響會隨地理距離的增加而逐漸減弱，但物流產業集聚的空間溢出效應亦會因市場分割的阻礙而有所減弱[12]。從局部來說，物流產業集聚對經濟的空間溢出效應呈現出較為明顯的區域差異性，中部地區經濟溢出效應最為顯著，東西部地區經濟溢出效應不顯著[13]。

（三）新型城鎮化與物流產業集聚

通過對已有文獻的歸納與分析，國內直接研究新型城鎮化與物流產業集聚的文獻并不多，大多集中在對新型城鎮化與產業集聚之間關系的研究。尹國君等研究表明，從全國層面來看城市化發展水平除了受物流產業空間集聚的影響外，還受物流產業專業化集聚的影響；但是從區域發展的角度來看，中部地區物流產業專業化及多樣化集聚均對區域城市化產生作用，而東部地區僅物流空間集聚對區域城市化產生影響，西部地區物流產業集聚對城市化的影響并不顯著[2]。國外學者新型城鎮化與產業集聚之間的研究成果也頗為豐富。Mills等在馬歇爾外部性理論研究的基礎上對城市的形成進行了研究，發現產業集聚顯著提升了城鎮化發展水平、加速了城鎮化發展進程[14]，Button研究表明產業聚聚與城鎮化之間是相互影響的關系[15]。從具體產業而言，工業化能夠促進我國城鎮化水平的提升，是城鎮化發展進程中的重要推動力[16]；服務業和制造業的協同發展能夠提升城市城鎮化水平，但這種促進作用存在區域差異，兩者的協同發展對經濟發展較為落后的西部地區作用最為顯著[17]。

物流產業集聚能夠形成區域內的技術和知識溢出效應、推動人口向城鎮的集聚、不斷優化城鎮的空間布局，以此來提高城鎮的核心競爭力。首先，物流產業集聚促使企業引進新技術和先進經營管理理念，增加企業生產運營效率、促進區域經濟的發展。先進生產技術及創新理念的引進使區域資源得以有效利用，形成區域內的技術和知識溢出效應，降低區域內企業的生產經營成本，進一步加速了產業結構的轉型升級。其次，城市經濟的增長以及產業結構的轉型升級衍生出大量的就業機會，吸引周邊地區勞動力向產業集聚地轉移。而物流產業集聚的經濟效應降低了集聚地的生產和生活成本，充足的就業機會和良好的生活體驗促使更多人向城鎮集聚，而人口城鎮化正是新型城鎮化進程中的重點內容之一。最后，物流產業集聚能夠加速城鎮功能布局的優化，提高新型城鎮化綜合發展質量。物流產業集聚帶來的經濟效應促使城市生活區和生產區界線日益明顯，使城鎮空間布局更加合理。同時城市功能區的合理劃分也使政府的治理能力得到提升，環境污染、交通堵塞、基礎設施落后等問題得到改善，城市的核心競爭力有所提高[18]。

（四）創新之處

已有研究成果為新型城鎮化與物流產業集聚研究提供了良好的理論基礎，但仍存在以下幾點不足之處：（1）研究中在新型城鎮化指標選取方面存在指標單一的問題，僅以人口城鎮化或土地城鎮化來衡量內涵豐富的新型城鎮化發展水平是不合適的。（2）在對新型城鎮化與產業集聚進行實證分析時，缺乏對空間因素的考慮，僅考慮本地區變量之間的相互關系。（3）在樣本選擇方面，已有研究多是以省市級橫截面數據或時間序列數據為主要研究數據，研究內容稍顯單薄。鑒于此，文章的創新之處在于：（1）構建包含人口、經濟、空間、社會、環境在內的復合型新型城鎮化評價指標體系，以進一步保證研究結論的真實性與可靠性。（2）通過數據檢驗選用合適的空間面板模型來研究新型城鎮化與物流產業集聚之間的關系以及兩者的空間溢出效應，拓寬了新型城鎮化與產業集聚的研究視角。（3）選用中國31個省市2007～2016年的省級面板數據研究新型城鎮化與物流產業集聚及相關控制變量之間的關系，并通過對空間效應的分析使研究內容更加全面。

二、研究方法

（一）空間相關性檢驗

基于空間計量模型的復雜性，在利用空間計量模型進行實證分析之前，需要對研究變量進行空間相關性檢驗以測定研究變量是否具有空間相關性[19]。空間相關性檢驗的常用方法有莫蘭指數檢驗、吉爾里指數檢驗、Cetis指數等，其中，莫蘭指數是測度變量空間相關性較為實用的方式，其計算公式如下：

其中莫蘭指數I的數值范圍為（-1，1），當莫蘭指數為正值時，說明各省市之間呈空間正相關；當莫蘭指數為負值時，說明各省市之間呈空間負相關。為樣本方差，wij為所構建的空間權重矩陣。

（二）空間權重矩陣的設定

空間權重矩陣反映了各變量在不同區域空間上的相互依賴程度，是進行空間相關性分析的基礎和前提條件。任何事物都與其他事物存在某種方面的某些程度相關性，但根據地理學定律可以得知，空間距離較近的事物之間比空間距離較遠的事物之間的聯系更為緊密[20]。鑒于此，文章為了客觀分析物流產業集聚對新型城鎮化綜合發展的影響程度及空間溢出效應的大小，構建0-1鄰接權重矩陣（W）來進行實證分析，該空間權重矩陣公式如下：

0-1鄰接權重矩陣（W）是根據各省市在地理位置上是否相鄰來構建的，若省市i與省市j相鄰則W被賦值為1，若省市i與省市j不相鄰則W被負值為0。

（三）空間計量模型

文章擬選用空間杜賓模型（SDM）來測度物流產業集聚及相關控制變量對新型城鎮化的影響。因為一個省市新型城鎮化綜合發展水平容易因區域間資源流動的影響而受臨近省市物流產業集聚水平的影響，而空間杜賓模型（SDM）則不僅考慮了物流產業集聚的空間滯后項，還包含了新型城鎮化的空間滯后項，在考慮了新型城鎮化空間相關性的同時考慮了物流產業集聚的空間相關性，即本省市新型城鎮化不僅受到本省市物流產業集聚的影響，還受到鄰近省市物流產業集聚的影響[20]。鑒于上述內容，文章在參照已有研究的基礎上構建如下的空間杜賓模型（SDM）基本形式：

其中，Y代表被解釋變量，X代表解釋變量，ρ代表空間自相關系數，W為所構建的空間權重矩陣，WX和WY分別代表解釋變量物流產業集聚和被解釋變量新型城鎮化的空間滯后項，β和θ代表模型的回歸系數，α為常數項，ln為單位矩陣，ε為誤差項。

（四）空間效應分解

在用空間杜賓模型（SDM）進行回歸分析時同時考慮了物流產業集聚和新型城鎮化的空間滯后項，不能準確反映出新型城鎮化與物流產業集聚之間的關系。文章在借鑒Lesage[21]等研究的基礎上使用偏微分法將空間杜賓模型的空間溢出效應分解為直接效應、間接效應以及總效應三部分，以此來減少甚至避免空間杜賓模型在檢驗空間溢出效應時出現的偏誤。其中，直接效應表示的是物流產業集聚對本省市新型城鎮化的影響；間接效應表示的是物流產業集聚對周邊省市新型城鎮化的影響。具體的計算公式如下：

整理得：

其中，Sr(W)=V(W)(Inβ+Wθr)，V(W)=（In-ρW）-1，In為n階單位矩陣，將上式轉換成矩陣形式，得到：

其中，總效應（ATI）等于直接效應（ADI）與間接效應（AII）之和，具體公式如下：

三、指標選取與數據來源

（一）被解釋變量

新型城鎮化（URBAN）

要構建綜合性的新型城鎮化衡量指標體系來測度新型城鎮化的發展狀況，在借鑒已有文獻[1,6～7,22]的基礎上，從五個維度選取10項指標來構建如表1的新型城鎮化綜合評價指標體系。運用熵值法測度出新型城鎮化綜合發展水平，并以此數據作為被解釋變量。

表1 新型城鎮化綜合評價指標體系

（二）解釋變量

物流產業集聚（LQ）

物流產業集聚水平的增加對提高社會經濟發展水平、優化資源配置與利用效率、推進我國新型城鎮化高質量發展均具有重要的理論與現實意義。在已有的文獻中，眾多學者采用不同的方法測度產業聚集水平。鐘昌寶等采用空間基尼系數來測度長江經濟帶物流產業集聚水平[11]。魏瑋等采用EG指數來測度產業的空間集聚水平[23]，徐秋艷等采用構建區位熵指標來測度地區物流產業集聚程度[13]。區位熵是以行政單位為基礎衡量產業在空間位置上的整體集中程度，主要選取產業人口或產值等指標來進行構建區位熵指標體系。其不考慮具體企業發展狀況的特點使該方面數據的可獲得性與真實性均較高，為此，文章在借鑒已有文獻的基礎上選取區位熵法對物流產業集聚水平進行測度，公式如下所示：

其中，qit代表i省市t年份物流就業人數，Qit代表t年份全國物流就業人數，qt代表i省市所有行業就業人員總數，而Qt則代表全國各行業就業人員總數。

（三）控制變量

1.經濟增長（GDP）

經濟發展水平對新型城鎮化綜合發展有著不可或缺的重要作用，文章選取我國31個省市十年間的地區生產總值來代表各省市的經濟增長。

2.交通基礎設施（DES）

文章在借鑒現有學者研究的基礎上以各省市每萬公里公路里程和鐵路營業里程數總和來衡量其交通基礎設施建設狀況[19]。

3.產業結構（ISU）

文章選取各省市第二、三產業生產值占地區生產總值之比來衡量產業結構[13]。

4.政府支持（GOV）

政府政策能夠在一定程度上影響新型城鎮化前進的步伐，政府政策支持是新型城鎮化綜合水平提升的外在推動力。為此，文章選取政府公共預算財政支出占地區生產總值之比來測度政府支持力度[1]。

5.全社會固定資產投資（FSI）

全社會固定資產投資能夠帶動生產、刺激消費需求、提高居民消費能力，進而推動新型城鎮化發展，固定資產投資是新型城鎮化質量提升的重要途經。為此文章選取全社會固定資產投資作為新型城鎮化發展研究的控制變量，通過各省市全社會固定資產投資額與地區生產總值之比來反映各省市固定資產投資水平。

（四）數據來源

文章選取2007～2016年中國31個省市的面板數據來實證分析物流產業集聚及相關控制變量對新型城鎮化的空間效應。文中所使用的原始數據均來自各省市歷年《國民經濟與社會發展統計公報》《中國統計年鑒》《中國城市統計年鑒》。新型城鎮化指標是通過對所選指標運用熵值法進行測算，以此來得出各省市歷年的新型城鎮化綜合指數。考慮到數據可能存在異方差問題，文章通過對所有變量取對數來減少數據的不平穩性，以進一步保證研究結論的真實性。

（五）新型城鎮化綜合指數測度

1.指標標準化

正向指標是指綜合評價得分越高則對系統產生的正效應越大，逆向指標是指綜合評價值越高則對系統產生的負效應越大[22]。

當數據為正向指標時：

當數據為負向指標時：

2.指標賦權重

熵值法能夠較為客觀的進行指標賦值，最大程度保留原始數據所包含的信息量，依據原始數據所反映出來的數據相關性為不同指標進行賦值[22]。具體計算步驟如下：

3.計算綜合評價得分

城市i的綜合得分公式如下所示：

四、實證分析

（一）空間自相關性檢驗

首先運用數據的空間自相關性檢驗來驗證數據是否存在空間相關性，采用stata軟件計算得出我國31個省市新型城鎮化的全局莫蘭指數值，如表2所示。由表可知，在0-1空間權重下的新型城鎮化莫蘭指數值顯著為正，且均能通過10%的顯著性水平檢驗。這表明我國省際之間新型城鎮化存在顯著的正相關效應，空間集聚特征較為明顯。為此，在研究新型城鎮化時要充分考慮空間因素的影響，選取空間計量經濟學的模型來減少甚至避免一般計量模型研究過程中的不足之處。

表2 我國新型城鎮化的全局Moran’s I指數

在對數據進行全局自相關檢驗的基礎上，進一步得出各省市新型城鎮化的局部莫蘭指數，此處，選取2007年、2013年以及2016年局部莫蘭指數圖進行研究分析。如圖1、圖2、圖3所示。

圖1 2007年局部莫蘭指數散點圖

圖2 2013年局部莫蘭指數散點圖

從2007年、2013年以及2016年的局部莫蘭指數圖中可以看出我國省際新型城鎮化總體仍然呈現集聚的趨勢。新型城鎮化的莫蘭指數散點圖中大部分的省市位于第一象限和第三象限，整體呈現出“高-高”和“低-低”的空間集群特征。

圖3 2016年局部莫蘭指數散點圖

（二）空間計量模型的估計

1.LM、Hansman、LR檢驗

通過空間自相關性檢驗可以確定，在新型城鎮化綜合發展水平的實證分析中應當充分考慮空間自相關的因素來避免研究結果出現較大差異。在此基礎上，文章首先通過LM檢驗以及穩健的LM檢驗確定空間誤差模型、空間滯后模型、空間杜賓模型哪個更適合作為本研究的空間計量模型，隨后根據Hausman檢驗和LR檢驗來進一步確認具體的空間計量模型。面板數據的LM、Hansman、LR檢驗結果如表3所示。

表3 LM、Hansman、LR檢驗

由表3可知，在回歸的LM檢驗中，LM誤差和LM滯后的檢驗值均在1%的顯著性水平下拒絕原假設；而穩健的LM誤差和LM滯后的檢驗值同樣在1%的顯著性水平下拒絕原假設，表明不僅各變量存在空間滯后效應，誤差項也同樣存在空間相關性，因此，采用空間杜賓模型作為空間計量分析的模型進行實證研究。隨后，文章面板數據的Hausman檢驗結果顯示，在0-1鄰接權重矩陣下的檢驗結果顯著為正，所以選用固定效應空間杜賓模型。而文章的LR檢驗確結果顯示空間固定效應模型、時間固定效應模型的LR檢驗值分別為45.04、324.21，并且均在1%的水平下顯著，說明各變量無論是在時間還是空間上均存在著顯著差異性，為此，選擇空間和時間雙固定的空間杜賓模型作為面板數據的最佳模型。

2.空間計量模型檢驗

為進一步確認所選模型的適用性，通過LR統計量檢驗來確認空間杜賓模型（SDM）是否會退化為另外兩種空間計量模型，檢驗結果如表4所示。

表4 空間計量模型檢驗

可以看出，LR統計量檢驗結果均在1%的顯著性水平下拒絕了空間杜賓模型（SDM）會退化為空間滯后模型（SAR）以及空間誤差模型（SEM）的原假設，為此，LR檢驗結果仍支持使用空間杜賓模型作為本研究的實證模型。根據上述空間計量模型檢驗結果，文章選用空間和時間雙固定的空間杜賓模型進行新型城鎮化與物流產業集聚的實證分析。

（三）空間杜賓模型（SDM）估計結果

選用stata13.0對面板數據進行實證分析，以研究新型城鎮化與物流產業集聚之間的空間效應，得到如表5的空間杜賓模型（SDM）估計結果。

從表5中可以看出，在0-1鄰接權重矩陣下的解釋變量LQ（物流產業集聚）在5%水平下顯著為正，可見物流產業集聚能夠較為顯著的提高新型城鎮化綜合發展水平，我國目前物流產業集聚的發展水平已經能夠為新型城鎮化的發展提供正向推動力。物流產業的集聚能夠降低資源流通成本，加強不同產業之間的資源共享，同時，物流產業集聚能夠吸引更多高新技術產業進駐城鎮，為新型城鎮化的發展注入新鮮血液。除此之外，從表中也可以看出WLQ為負但是并不顯著，表明物流產業集聚對新型城鎮化負向的空間溢出效應并不明顯。

表5 空間杜賓模型（SDM）的估計結果

（四）空間杜賓模型的直接效應、間接效應和總效應

物流產業集聚的系數不能用來直接解釋其對新型城鎮化的影響，這主要是因為空間杜賓模型存在空間溢出效應。為此，需要對空間總效應進行深入分解，根據空間杜賓模型的直接效應、間接效應和總效應來更好的說明物流產業集聚對本地區以及其他地區新型城鎮化發展的作用以及區域間的溢出效應，結果如表6所示。

表6 空間杜賓模型（SDM）的直接效應、間接效應和總效應

1.空間杜賓模型的直接效應

在0-1鄰接權重矩陣下，物流產業集聚（LQ）對本地區新型城鎮化發展的影響系數為0.157，且通過了5%的顯著性檢驗，這表明物流產業集聚能夠顯著的促進本地區新型城鎮化的綜合發展。物流產業集聚能夠促進人力、資金等資源向城鎮地區集聚，這是目前新型城鎮化得以高速發展的重要路徑。一方面，物流產業集聚能夠緩解城鎮的就業壓力、提升城鎮居民生活幸福感；產業集聚能夠使交通、網絡等基礎設施不斷完善，為新型城鎮化建設提供了良好的軟硬件基礎設施。另一方面，物流產業集聚能夠促進城鎮居住區與生產區的分化，在提高生產運作效率的同時優化居民生活環境，實現對有限城區土地資源的合理規劃。控制變量經濟增長（GDP）對本地區新型城鎮化發展的影響系數為0.347，且通過了1%的顯著性水平檢驗，說明經濟增長對新型城鎮化發展起推動作用。經濟增長能夠刺激人們的消費需求，提高居民的消費能力，需求拉動的生產成為新型城鎮化水平提升的重要推動力。同時，經濟增長能夠加大生產投資力度，推動城鎮化的穩步向前。而交通基礎設施（DES）以及產業結構（ISU）對本地區新型城鎮化的影響系數分別為-0.357和-2.827，且均通過了1%的顯著性水平檢驗，說明當前交通基礎設施以及產業結構的發展狀況不利于本地區新型城鎮化綜合水平的提升。這主要是因為相較于各類新興產業而言，傳統產業對技術水平、創新能力等要求較低，易于進行模仿，進而造成大量資金、人力向傳統產業集聚。目前我國產業結構中傳統產業所占比例仍然較大，資源的無效利用與浪費、環境的破壞均成為我國新型城鎮化發展進程中的阻礙。政府支持（GOV）以及全社會固定資產投資（FSI）對本地區新型城鎮化的影響均為負值，但是均不顯著。

2.空間杜賓模型的間接效應

在0-1鄰接權重矩陣下，物流產業集聚（LQ）對周邊省市新型城鎮化發展的影響系數為-0.204，但是該影響并不顯著。而控制變量經濟增長（GDP）以及政府支持（GOV）對周邊省市影響系數分別為-0.481以及-0.529，且均通過了5%的顯著性水平檢驗，說明經濟增長與政府政策支持對周邊省市新型城鎮化發展產生負的空間溢出效應，不利于周邊地區新型城鎮化的發展。這主要是因為政府政策支持存在地區偏向，部分經濟、社會綜合發展水平較高的省市借助于有利的政策支持吸取周邊較為落后省市的人才、資金等資源，造成地區發展不平衡現象顯著、城鄉收入差距擴大，成為新型城鎮化綜合水平提升的阻礙。而地區經濟增長同樣會加大經濟發展水平較高省市對周邊省市各類資源要素的占取與吸收，抵消了所產生的正向溢出效應，進而對周邊省市新型城鎮化發展產生阻礙。產業結構（ISU）以及全社會固定資產投資（FSI）對新型城鎮化的影響系數分別為2.101、0.271，且均通過了5%的顯著性水平考驗，說明產業結構以及全社會固定資產投資對周邊省市新型城鎮化發展有顯著的正向空間溢出效應。

五、結論與建議

（一）研究結論

文章在對數據進行檢驗、選取合適空間計量模型的基礎上，選取2007～2016年中國省級面板數據，并運用熵值法對新型城鎮化綜合水平進行衡量，隨后采取空間杜賓模型（SDM）對我國物流產業集聚及其他控制變量對新型城鎮化的影響進行深入的研究與探討，實證分析結果表明：

1.從全局莫蘭檢驗結果可以看出，我國新型城鎮化在空間上存在顯著的正相關效應；而局部莫蘭檢驗則表明我國新型城鎮化呈現出“高-高”和“低-低”的空間集群特征。

2.從空間杜賓模型（SDM）檢驗結果可以看出，物流產業集聚對本地區新型城鎮化具有顯著的正向帶動作用，對周邊省市新型城鎮化具有不顯著的負空間溢出作用，物流產業集聚對周邊區域新型城鎮化發展的輻射作用仍有待加強。

3.從控制變量來看，經濟增長、交通基礎設施、產業結構、政府支持、全社會固定資產投資直接效應與間接效應的方向與顯著性均存在顯著差異。經濟增長對本地區新型城鎮化發展起推動作用，交通基礎設施以及產業結構的發展狀況不利于本地區新型城鎮化綜合水平的提升；經濟增長與政府政策支持對周邊省市新型城鎮化發展產生負的空間溢出作用，產業結構以及全社會固定資產投資對周邊省市新型城鎮化發展有顯著的正向空間溢出作用。

（二）建議

針對上述結論，文章給出以下幾點政策建議，以期能夠對我國新型城鎮化質量提升以及物流產業集聚水平提高起到促進作用。

1.我國新型城鎮化的顯著空間依賴性要求政府在制定新型城鎮化發展規劃時要充分考慮到地區之間的空間關聯性，增強大城市的經濟輻射效應，促進大中小城市的協同發展。一方面，發揮各地區的相對優勢，不盲目照搬新型城鎮化發展水平較高地區的發展策略，結合各地區新型城鎮化發展的實際情況對資源進行合理配置。另一方面，將中小城市新型城鎮化建設作為城鎮化建設的重要內容之一，利用政策優勢增強該類地區的資源吸引力，促進該類地區產業結構的轉型升級。

2.要充分認識到物流產業集聚對新型城鎮化綜合水平提升的積極作用，重視物流產業集聚對周邊省市新型城鎮化發展的空間溢出效應。在物流產業集聚的過程中要通過制定統一的行業標準、優惠的土地使用政策來提高物流產業集聚水平。一方面，要將新型城鎮化的各項發展指標內化到物流產業集聚過程之中，通過新型城鎮化與物流產業集聚的融合發展來減輕產業集聚對周邊城市新型城鎮化發展的資源占取現象，實現不同地區新型城鎮化的長期協調發展。另一方面要積極促進產業結構的轉型升級，鼓勵高新技術產業、綠色環保型產業在城鎮的形成與發展，增加物流產業在產業結構中的占比，提升區域內商品的流通效率。

3.經濟增長對本地區新型城鎮化發展起推動作用，但是對周邊地區新型城鎮化產生負的空間溢出效應，為此在保持經濟發達城市快速發展的同時，通過政策支持來為經濟欠發達城市保駕護航。減少經濟較為發達城市對欠發達城市資源的過分占有，推動大中小城市新型城鎮化的協調發展。