EN中文

Economic geography >

2021 , Vol. 41 >Issue 7: 20 - 30

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2021.07.003

Spatial Evolution of Economic Globalization Level of Cities in Western China Under the Background of "the Belt and Road"

  • XU Jing , 1 ,
  • YANG Yongchun , 2, ※
Expand
  • 1. College of Earth and Environmental Sciences，Lanzhou University，Lanzhou 730000，Gansu，China
  • 2. Key Laboratory of Western China’s Environmental Systems，Ministry of Education，Lanzhou University，Lanzhou 730000，Gansu，China

Received date: 2020-04-13

  Revised date: 2021-05-10

  Online published: 2025-03-31

Fold

Abstract

Globalization is one of the important characteristics of the economic development in the contemporary world. It is also an important gripper and engine for building a community of human destiny. Constructing an entropy-catastrophe progression method,this study comprehensively calculated the economic globalization level of cities in western China at the prefecture level from 2013 to 2017,and decomposed it from the four dimensions which were foreign trade globalization,foreign investment globalization,tourism globalization,and open globalization. The exploratory space-time data analysis (ESTDA) was used to explore its spatial-temporal differentiation pattern and trend evolution characteristics. The dynamic panel generalized moment (GMM) method was used to detect the influencing factors from five aspects. The results show that: 1) From 2013 to 2017,the economic globalization level of cities in western China generally showed a rising and fluctuating trend,and there was a significant spatial difference between cities,with obvious administrative orientation and regional differentiation. The level of foreign trade globalization and open globalization in municipalities is relatively high,and cities with higher levels of tourism globalization are mostly in the northwest,north,and south of the study area. The level of foreign investment globalization is decreasing from northwest to southeast with characteristics of group distribution. 2) The economic globalization level of cities showed agglomerated distribution characteristics with strong spatial dependence in development and high stability of local spatial correlation patterns. Most types of spatial correlations have different degrees of transition inertia. 3) The results of the two-stage system GMM estimation show that the urbanization rate,the proportion of public expenditures in education expenditures,the proportion of public expenditures in science and technology expenditures,the GDP,and the freight volume have a positive impact on the level of economic globalization in the western cities of China.

Key words： cities in western China; economic globalization level; urbanization rate; foreign trade; technological innovation capability

Cite this article

XU Jing , YANG Yongchun . Spatial Evolution of Economic Globalization Level of Cities in Western China Under the Background of "the Belt and Road"[J]. Economic geography, 2021 , 41(7) : 20 -30 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2021.07.003

1970年以来，西方发达国家借助新自由主义经济政策、日益发达的交通和通讯网络以及高科技产业和生产性服务业的崛起，加速了经济全球化进程，推动了全球社会转型[1-2]。Friedman在《世界是平的》一书中将世界经济全球化划分为三个阶段：全球化1.0时代（1492—1800年），主要表现为国家层面融合发展；全球化2.0时代（1800—2000年），主要是公司层面互联互通；全球化3.0时代（2000年之后），更多体现出以人为本的全球化。2019年1月，世界经济论坛年会的主题为“全球化4.0”：致力于打造第四次工业革命时代的全球结构，即为伴随着四大变革的新型全球化。在此过程中，中国积极践行“互利共赢”的开放战略，构建更全面、更深入和更多元的对外开放格局，积极融入经济全球化的进程当中。2013年，习近平总书记提出“一带一路”合作倡议，成为中国深度参与经济全球化的重要框架和在经济全球化机制下促进区域经济共赢的重要国际合作平台[3]。据世界银行测算，中国自“一带一路”倡议提出后对世界经济增长的年均贡献率超过30%，同时域外其他国家对中国的投资总额年均在1 000亿美元以上，中国经济与全球经济在合作中互利共赢。中国西部地区（以下简称西部地区）深居亚欧大陆内部，相对远离“海外”和“国际”市场，参与经济全球化发展机会受限，随着“一带一路”倡议的深入推进与实施、“新丝绸之路经济带”的重启、“渝新欧”等60余条中欧班列线路开行和“新亚欧大陆桥”等六大经济走廊的建设，为中国西部城市参与全球竞争与合作提供了更好的发展空间与机遇，西部地区由此从“战略后方”走向“开放前沿”，西部地区的经济全球化转向标志着我国全方位对外开放格局的深化，并进一步成为中国区域经济协调发展的重要支撑。在“一带一路”倡议提出这一背景和发展过程中，西部地区参与经济全球化过程中有哪些“变”与“不变”?西部地区城市在参与经济全球化的过程具有什么样的水平和演化特征?影响西部地区城市经济全球化水平的主要因素是什么?对于上述问题的回答构成了本文主要的研究内容。
随着世界各国间交流沟通进一步加强，经济全球化成为国内外学者研究热点。西方国家经济全球化的理论探索可追溯到17世纪，到20世纪中期趋于成熟与完善，主要形成了新自由主义经济理论、西方马克思主义学派和依附理论等。其中，新自由主义经济理论强调世界范围内经济活动的网络化、一体化联结以及资本的跨国流动、技术基础和市场等因素对经济全球化的重要推动作用[4]；西方马克思主义学派认为经济全球化是资本主义的全球化或其全球扩张，主要有Wallerstein的“世界体系论”和Sklair的“全球体系论”[5]；依附理论挑战了“西方中心主义”，将各个国家和地区间的紧密联系作为世界经济关系研究的基础[6]。国内相关研究起步较晚，直到1990年代才对经济全球化进程进行初步探索，后续研究基本在参考国外现有理论基础上进行延伸，如叶江等认为经济全球化是全球化的本质过程，全球经济活动的增长跨越了政治上的国家和地区的边界[7]；赵白鸽等认为古代的跨境贸易、殖民时期的贸易扩张和近代资本和劳动力的自由流动都隶属于经济全球化的范畴[8]。目前，对经济全球化的测度没有一套标准的评价体系，国外学者认为经济领域的生产、投资、贸易和金融四大板块在评价指标中具有重要地位[9⇓⇓⇓-13]。联合国贸发会议将利用外资方面的指标作为表征经济全球化水平的主要指标；科尼尔/外交政策的全球化指数主要包括经济融合、技术联络、政治参与和人际交往4个维度的指标；世界市场研究中心主要从传统经济和新经济两方面选取指标，德雷尔创新性地加入了贸易限制方面的逆向指标[13]，兹维茨等主要选取了对外贸易、对外直接投资和私人资本流动3方面的指标[14]。研究方法主要包括主观赋权法[15]、网络连接法[16]和主成分分析法[17]等。国内学者在借鉴西方学者研究成果的基础上，指标体系的建立各有异同，罗肇鸿从贸易系数、企业国际化程度、有效保护率和生产要素的国内外流动等4方面建立经济全球化指标体系[18]，薛德升等主要利用对外经济依存度、外商投资工业企业数和外资金融机构数等7个指标综合测评我国经济全球化水平[19]。多数学者在评价过程中主要采用主观赋权法[18]和专家打分法[19]等研究方法，研究空间尺度涵盖企业[20]、城市[21]、省域[22]、区域[23]和国家[19]等。对于影响经济全球化水平的因子分析，较多从单一指标探讨对经济全球化水平的影响[24]，缺乏系统综合研究。
已有经济全球化相关研究内容丰富，但仍存在一定的不足：一是对于经济全球化水平的测度方法主观性较强，导致测度结果存在较大差异；二是对我国西部城市经济全球化水平的测度关注不够，研究主要集中在国家等宏观尺度和微观企业尺度；三是研究指标体系有待完善，表征对外商贸物流通道和城市对外关系等指标应纳入评价指标体系；四是对经济全球化影响因素的分析多采用普通回归和静态面板回归，未将滞后期数纳入分析当中，从而导致估计结果可能存在一定偏差。因此，本文以中国西部11个省份（西藏自治区由于数据缺失较多，未包含在内）的124个地级及以上城市为研究对象，从4个维度建立综合指标体系，运用熵值—突变级数法客观系统测度各城市经济全球化水平；在此基础上，将时间和空间有效结合，进一步分析城市经济全球化水平的时空格局演变特征和空间依赖程度；最后，从多角度探究影响城市经济全球化水平的驱动因子，以期为西部地区城市经济全球化提升路径和相应全球化发展战略的实施提供科学依据。

1 研究方法与数据来源

1.1 研究方法

1.1.1 熵值—突变级数法

突变理论是法国数学家勒内·托姆在1972年提出的。突变级数法通过对评价目标进行多层次分解，运用模糊数学与突变理论产生模型函数，再利用归一化公式进行定量计算归一为一个参数，即得出模型函数值，实现对目标进行综合评价[25]。突变级数法既能有效地避免主观赋权，又能客观科学地对研究对象进行合理评价，在环境评价和能源减排等多方面得到广泛的应用[25-26]。根据控制变量的个数可将突变级数法分解为折叠、尖点、燕尾和蝴蝶等突变系统。
为保证研究的科学性与客观性，本文选用熵值法确定各指标的重要程度，通过熵值法和突变级数模型的有效结合，分别采用尖点突变和蝴蝶突变系统，实现对经济全球化水平综合测度，模型公式分别如下：
f x = X 4 + a X 2 + b X
f x = 1 6 X 6 + 1 4 a X 4 + 1 3 b X 3 + 1 2 c X 2 + d X
式中：x是势函数 f x的状态变量；a、b、c、d是状态变量的控制变量，映射到指标体系分别对应各级指标。

1.1.2 探索性时空数据分析（ESTDA）

目前关于地理变量空间分异规律的探索更多的是将时间和空间格局分而论之，考虑到时空因素的连续性和耦合性，Rey等人提出了探索性时空数据分析（ESTDA）框架[27]。ESTDA分析方法通过描述和可视化分析事物或现象的空间分布格局变迁的时间演化过程，描述研究目标在研究区域的空间集聚与分异规律，主要有全局空间自相关（Moran's I）、局部空间自相关（LISA）、LISA时间路径和时空跃迁等。本文采用Moran's I衡量在研究区域中要素的空间集聚情况，通过LISA时间路径实现要素在Moran's I散点图上位置移动的连续表达，通过可视化要素属性值与其空间滞后量的成对移动，可对所选区域在局部层面上做时空交互分析，主要分析相对长度（ Γ i）和弯曲度（Δi）等几何特征，二者的表达式如下[28]：
Γ i = n × ∑ t = 1 T - 1 d L i , t , L i , t + 1 ∑ i = 1 n ∑ t = 1 T - 1 d L i , t , L i , t + 1
Δ i = ∑ t = 1 T - 1 d L i , t , L i , t + 1 d L i , 1 , L i , T
式中：n为地级及以上城市的数量；T为时间序列的间隔； L i , t为城市LISA坐标位置（经济全球化水平标准化值，经济全球化水平空间滞后量），即 y i , t , y L i , t； d L i , t , L i , t + 1表示城市i在t~t+1年坐标移动距离。若i城市在2013—2017年坐标移动的距离长于所有研究城市的平均值，则该地 Γ i>1， Γ i越大表明i城市经济全球化水平的局部空间相关性和空间结构越动态，反之则越平稳。若i城市的移动路径比所有研究城市的均值路径更弯曲，那么 Δ i>1，且 Δ i值越大，即LISA时间路径弯曲度越高，表明城市i受邻域空间（溢出/极化）的作用越大，i城市经济全球化水平的空间相关性演化过程越动态，反之则反。
LISA时空跃迁反映在时间维度上局部空间关联特征的转变，主要有四种类型：类型A表示转移矩阵对角线类型，即城市其自身与邻域没有空间关联状态转移；类型B表示城市其自身跃迁，邻域不变；类型C表示城市其自身不变，邻域跃迁；类型D表示城市和邻域都有跃迁。由以上四种跃迁类型，可计算全球化水平Moran's I的空间稳定程度，表达式如下[28]：
S t = F 0 , t n
式中： F 0 , t表示在0类型在t时段内发生跃迁的城市数量；n为可能发生跃迁的城市数量。

1.2 指标选取和数据来源

通过参考薛德升等学者[19]的研究成果，并结合我国西部城市经济发展实际，依据指标的科学性、完整性和数据的可获取性，本文建立外贸全球化、外资全球化、旅游全球化和开放全球化4个一级指标，并进一步分解为人均进出口贸易总额、对外经济依存度和对外投资依存度等8个二级指标（表1）。由于数据存在量纲不一致问题，因此在进行综合测度前对所有指标数据进行标准化处理。本文选取的8个指标均为正向指标。在此基础上，首先依据控制变量的个数确定突变模型，然后通过熵值法确定各指标的重要程度并对其进行排序，再通过递归运算将二级指标得分变为一级指标得分，最后通过蝴蝶突变模型获得西部城市经济全球化的综合得分。
表1 中国西部城市经济全球化水平测度指标体系及权重

Tab.1 Indicator system and weighting of economic globalization in western China

一级指标 权重 突变模型 二级指标 权重 突变模型
城市经济全球化水平 外贸全球化 0.010 蝴蝶突变 人均进出口贸易总额 0.411 尖点突变
对外经济依存度 0.589
外资全球化 0.119 对外投资依存度 0.608 尖点突变
外资工业企业占比 0.392
旅游全球化 0.018 旅游外汇收入占比 0.483 尖点突变
国际游客数占比 0.517
开放全球化 0.853 口岸数 0.591 尖点突变
国际友好城市数 0.409
本文统计数据主要来自2014—2018年《中国城市统计年鉴》《中国口岸年鉴》《中国国际友好城市报告》以及各省市统计年鉴和统计公报。各行政区的界线以及城市位置由国家基础地理信息中心1∶400万数据库和国家测绘地理信息局标准地图服务网站（http://bzdt.nasg.gov.cn/）下载的标准地图（审图号为GS（2016）2885号）制作，底图无修改。

2 西部城市经济全球化水平的时空格局

2.1 经济全球化类型分解的时空分异格局

经济全球化过程中形成的多边经济体系和规则，有利于合理的资本流动和发展要素的有效配置。经济活动的自由化和多样化是经济全球化发展程度的重要体现，通过指标分解并研究各类型特征，有利于从多角度研判经济全球化进程。本文计算得出经济全球化4个一级指标综合得分，借鉴薛德升[19]的分级方法，将指标得分按照由低及高的顺序排列，然后平均五等分将一级指标综合得分划分为5个等级，得到中国西部城市经济全球化类型分解的时空分异格局（图1）。
图1 2013、2017年中国西部城市经济全球化类型分解时空分异格局

Fig.1 Spatial-temporal differentiation patterns of cities in western China in 2013 and 2017

测度发现，外贸全球化水平较高及以上的城市多分布在西部边界地区、省会城市/直辖市，这体现出地理位置和城市首位度对对外贸易具有显著促进作用；外资全球化水平表现为由西北向东南递减且呈组团分布，经济发展水平的梯度差异导致研究区东南部具有优良的外商投资环境和产业综合竞争力，2013—2017年，西部地区外商投资强度明显上升，城市劳动力优势得到充分转化，推动形成新外向型劳动密集型产业；随着“一带一路”倡议的推进，西部地区旅游资源知名度逐步提高，旅游全球化水平较高及以上的城市多位于研究区西北部、北部和南部；“一带一路”倡议为西部城市联通开放和打造西部开放新高地奠定了坚实的基础，“渝新欧”等国际货运班列的开通，对外贸易日益便捷，加之口岸跨境经济合作区的建立和国际友好城市间联系紧密，城市间互联互通发展加快，为地区经济对外开放提供良好机遇，开放全球化水平逐步提升。

2.2 经济全球化时空分异格局

利用熵值—突变级数法的蝴蝶突变模型，计算出西部城市经济全球化的综合水平。同样采用前文分级方法将综合得分分为5个等级，得到西部城市经济全球化水平空间分布图（图2）。
图2 2013—2017年中国西部城市经济全球化水平格局

Fig.2 The level of economic globalization in cities of western China from 2013 to 2017

2013—2017年，西部城市经济全球化水平呈波动上升趋势。总体格局表现出明显的行政性和地带性差异，呈现“省会城市/直辖市—边境城市—普通内陆城市”逐渐递减的分布格局。2013与2017年，经济全球化水平最高均是成都，最低均是黄南州，2017年西部城市经济全球化水平显著提升，较高及以上的城市数量较2013年增加6个，较低及以下水平的城市占比减少约6.5%。成都是西部地区重要的经济增长极，具有较强的城市综合竞争力和悠久的对外开放历史，市场参与全球化程度较高。而黄南州位于我国深内陆地区，经济发展水平落后，交通通达度较低，对外开放的区位优势较弱，以农牧业为主的第一产业所占比重大，城市综合竞争力薄弱，导致经济全球化水平较低。因此，在今后城市发展过程中，要进一步加强交通设施的联通能力，并结合自身产业优势，积极“走出去”，逐步提升经济全球化水平。
2013—2017年，城市经济全球化水平表现出空间锁定和相变性并存特征。一方面，经济全球化水平具有一定的初值依赖，11个省会城市/直辖市的全球化水平连续五年均高于0.7且变化幅度不大。省会城市/直辖市是地区经济、政治、文化中心，具备物质、资金、政策和人才等方面的优势条件，参与经济全球化发展起步较早，具有强外资吸引力、强竞争力和较高端的产业价值链，产业的发展面向于规模化、集约化和全球化，是经济全球化发展的引领级和热点城市。经济全球化中等水平以上的城市表现为片状分布，具有明显的集群特征，包括成渝、广西北部湾、兰西、天山北坡和呼包鄂榆等区域，尤其在我国西南部成渝地区和北部湾地区已形成较高经济全球化水平的城市连绵带。另一方面，城市经济全球化水平也存在动态相变性。研究期内中等经济全球化水平的城市相对稳定，表现出明显的时空惯性，而较高及以上水平和较低及以下水平的城市则表现为“此消彼长”的动态趋势，在天山北坡地区表现尤为明显。

3 西部城市经济全球化水平时空交互特征

利用GeoDa软件计算2013—2017年西部城市经济全球化水平的全局Moran's I指数，其均为正值且呈现波动状态，5年平均值为0.296且均通过1%的显著性检验，表明相邻城市的经济全球化水平有较高的一致性，且在空间上呈集聚分布。

3.1 LISA时间路径分析

3.1.1 LISA时间路径—相对长度

相对长度可用来反映时空维度上经济全球化水平的局部空间结构稳定性和空间依赖性。本文借助自然断点法和手动分级法（区分临界值1），将LISA时间路径的相对长度划分为7个等级。由图3可知，相对长度大于1的城市占西部城市总数的37.1%，表明经济全球化水平整体空间结构较稳定。相对长度呈沿研究区外围向内部递减的趋势，外围城市局部空间结构稳定性较弱，锡林郭勒和喀什等城市的相对长度较大，这些城市多处于边境地区，在区位优势和边境口岸等条件的共同作用下，城市经济全球化发展具有一定潜力，在参与全球的经济交流中更为活跃。同时，研究区内部城市局部空间结构相对较为稳定，尤其是11个省会城市/直辖市的相对长度都小于1，反映出省会城市/直辖市经济全球化水平在整个西部地区的地位较稳定且长期具有优势。相对长度空间格局差异性反映出城市参与经济全球化的活力和稳定性，相对长度较小且城市综合竞争力较弱的城市要进一步开拓视野，充分参与全球市场竞争与合作，发挥比较优势实现资源优化配置，通过市场竞争促进产业升级和商品技术质量的提升，强化区域经济综合竞争力。
图3 2013—2017年中国西部城市经济全球化水平的LISA时间路径相对长度

Fig.3 Relative length of the LISA time path of economic globalization level in cities of western China in 2013-2017

3.1.2 LISA时间路径—弯曲度

弯曲度可用来反映经济全球化水平波动程度，同样将弯曲度按照自然间断法划分为7个等级（图4）。研究区内121个城市的弯曲度大于1，表明西部城市经济全球化水平在发展中具有较强空间依赖。弯曲度较大的城市（本文中指前10位）均处于内蒙古、新疆和甘肃三地，表明这些城市受邻域空间作用较大，即其具有较大波动的空间依赖性并与邻域具有较强动态变迁过程。2013年以来，内蒙古、新疆和甘肃借助优良的区位优势，经济全球化水平有较大提高，三省区均是中国与“一带一路”沿线国家规划经济带的重要组成部分。弯曲度较小的城市集聚分布在新疆中部、甘肃东部和云南西北部等地。这些城市经济全球化水平较低且局部空间结构较稳定，其中四川大部弯曲度较小的原因是其与邻域（如重庆）全球化水平均较高。
图4 2013—2017年中国西部城市经济全球化水平LISA时间路径弯曲度

Fig.4 Curve of the LISA time path of economic globalization level in cities of western China in 2013-2017

3.2 LISA时空跃迁

LISA时空跃迁分析可展现城市经济全球化水平局部空间关联类型相互转移过程的特征。西部城市经济全球化水平局部空间关联格局的稳定性较高（表2）。经济全球化水平Moran's I的空间稳定性为0.861，表明5年间西部城市自身与其邻域没有空间关联状态转移的概率达86.1%，其经济全球化水平时空跃迁有一定的空间锁定特征。呼和浩特和南宁等大部分城市稳定性均较高；泸州、黔西南州和吴忠的波动性最大，在研究时段内持续转移。将4种时空跃迁类型的概率按从大到小顺序为：类型A（0.861）>类型C（0.073）>类型B（0.058）>类型D（0.008），即各城市及其邻域均未发生跃迁的情况在西部地区最显著；自身与邻域均发生时空跃迁的可能性较小，二者空间关联状态转移都比较活跃。
表2 中国西部城市经济全球化水平时空跃迁矩阵

Tab.2 Matrix of spatiotemporal transition of economic globalization in cities of western China

t/t+1 HH（开放型） LH（洼地型） LL（闭塞型） HL（极化型）
HH（开放型） 类型A（0.315） 类型B（0.012） 类型D（0.000） 类型C（0.016）
LH（洼地型） 类型B（0.014） 类型A（0.121） 类型C（0.023） 类型D（0.000）
LL（闭塞型） 类型D（0.006） 类型C（0.020） 类型A（0.262） 类型B（0.018）
HL（极化型） 类型C（0.014） 类型D（0.002） 类型B（0.014） 类型A（0.163）
具体来看，类型A中概率最大的是HH→HH（0.315），说明其最稳定且保持为“开放型”的空间关联状态。其中，呼和浩特等33个城市连续5年均为“开放型”。类型B中概率最大的是LL→HL（0.018），庆阳等8地发生此类跃迁，说明一小部分西部城市经济全球化水平由“闭塞型”向“极化型”转变，城市自身发展迅速超过邻域并产生极化状态。六盘水等14个城市是LH→HH（0.014）或HL→LL（0.014）这两种跃迁方式，即它们在经济全球化发展中易受邻域影响，发展水平容易与邻域趋同。最后，红河州等6地属于HH→LH（0.012）的跃迁方式，即它们在发展初期的经济全球化水平与邻域相当，而邻域发展势头超过自身从而使自身发展条件和机会等减少并导致其经济全球化水平下降。类型C中概率最大的是LH→LL（0.023），说明受邻域较低水平城市的影响，较高水平的城市出现退化状态，并与周边低水平城市连片，由“洼地型”变为“闭塞型”。类型D中概率最大的是LL→HH（0.006），说明随着开放政策的提出，如黔西南州等地受邻域扩散效应的影响，经济全球化水平与邻域协同提高，由原来的“闭塞型”转变为“开放型”。

4 西部城市经济全球化水平的影响因素

城市作为参与全球物质资料分配的主体，其城市价值链的高低将直接影响物质资料在空间上的配置，城市价值链越高端城市综合竞争能力越强，从而在经济全球化市场中具有比较优势[29]。北京国际城市发展研究院（IUD）将波特的“价值链理论”应用到城市研究中，进而提出了“城市价值链模型”，认为城市参与竞争并能充分发挥比较优势的本质源于城市实力、能力、活力、潜力、魅力五大要素系统[30]。因此，本文以城市价值链5大要素为基础，选取10项指标作为西部城市经济全球化水平的潜在影响因素。其中，城市实力主要体现在城市经济发展水平（本文选取GDP）上，1940年以来，经济、地理学家在理论与实证研究中将经济发展水平作为影响国际贸易中贸易量的重要因素，城市经济发展水平对于城市参与全球贸易活动至关重要[31]。城市活力主要从城镇化率、公共财政支出中科技支出占比和互联网宽带接入用户数三方面进行表征。城镇化进程的加快会直接拉动消费需求的增长以及相关产业的发展，促进产业转型与升级，为提升城市参与全球竞争合作提供动力[32]。创新是引领发展的第一动力，面对当今世界的大变局和复杂多变的国际形势，创新尤其是科技创新是城市在全球市场中具有核心竞争力的重要法宝。另外，科技发展和扩散是世界经济增长的主要力量，也是推进全球化的重要驱动力，增加公共财政支出中科技支出占比、大力普及互联网宽带接入，注重增强科技成果转化能力，能够有效地推动经济全球化向更高层次发展[33]。城市魅力主要体现在城市环境（本文选取建成区绿化覆盖率），营造良好的营商环境，有利于城市吸引外资等经济贸易活动的开展[34]。城市能力主要从城市产业结构和城市运输能力（选取第三产业从业人员数和货运量）进行解析，城市第三产业水平的提升意味着产品的高附加值化和高技术化，在全球市场一体化背景下，抢占产业中的高技术和高附加值环节，能够更主动地融入全球生产体系，在全球生产价值链中获得更高的分工地位和利益。打造油气管道、陆路、航空、水路、互联网（跨境电商等）“五大通道”，是在“一带一路”倡议背景下推进全球贸易投资合作的重要突破口，西部地区与“一带一路”沿线国家的贸易联系主要通过陆路（中欧班列等）等进行货物运输，以此促进资本与劳动力的自由流通，从而进一步深化经济全球化重点领域的合作关系[33]。城市潜力主要体现为城市的人才储备和教育财政支持（本文选取公共财政支出中教育支出占比、R&D人员数和每万人高等学校在校生数），教育是“立国之本”“兴邦之本”，人才是推动“一带一路”倡议深入实施的重要动力，也是引领全球化发展的核心要素，打造人才储备库，增加人才培养的经费投入，加强高等人才汇聚，从而为全球化发展提供充分的智力支持[33]。
一般地，某一城市前一阶段的经济全球化水平会对本阶段产生影响，即经济全球化水平的变化是一个动态、连续且不断调整的过程[34]。因此，探究城市经济全球化水平的影响因素，需充分考虑时间的动态影响，因而采用动态面板数据模型更为合理。动态面板数据模型最常用的估计方法便是Arellano等在一阶差分GMM的基础上所提出的系统GMM估计。已有研究表明，OLS方法对动态面板估计时容易高估解释变量对于因变量的影响，而固定效应对动态面板估计时会低估解释变量对于因变量的影响[35]。本文中所用面板数据为宽截面、短时序数据，在进行参数估计时，使用系统GMM估计方法能够较好保证估计结果的一致性，提高分析结果的准确性和估计效率[26,37]。系统GMM又可分为一阶段和两阶段估计，因两阶段估计对于截面相关性和异方差有更强的稳健性，故本文选用两阶段系统GMM估计法。
考虑到经济全球化水平具有时间惯性，在传统回归模型的基础上加入了因变量的滞后一期项，构建动态面板数据回归模型，以此解释城市经济全球化水平的影响因素，构建模型公式如下：
Y i t = α + β 0 Y i t - 1 + β 1 G D P i t + β 2 U r b i t + β 3 G r e i t + β 4 F r e i t + β 5 E d u i t + β 6 R D i t + β 7 T e c i t + β 8 S t u i t + β 9 E m p i t + β 10 I n t i t + μ i + ν i t
式中：t代表年份；i代表城市； Y i t为城市经济全球化水平； Y i t - 1为城市经济全球化水平的滞后一期变量；β0为城市经济全球化水平滞后一期变量的系数；β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7、β8、β9和β10为各解释变量的系数； G D P i t、Urbit、 G r e i t、 F r e i t、 E d u i t、 T e c i t、 E m p i t、 R D i t、 S t u i t和 I n t i t均为解释变量； μ i为地区固定效应； α为常数； ν i t为随机扰动项。
利用Stata15.0软件对西部城市面板数据进行两阶段系统GMM估计，估计结果见表3。
表3 中国西部城市经济全球化水平影响因素的估计结果

Tab.3 Estimated results of factors influencing the level of economic globalization in cities of western China

变量 变量系数 P值 t值
L1y 0.308 0.063 1.87
Urb 0.536 0.000 7.10
R&D 0.076 0.346 0.95
Stu 0.017 0.753 0.32
Fre 0.101 0.011 2.57
Gre 0.051 0.104 1.64
Emp -0.122 0.488 -0.69
Tec 0.088 0.052 1.96
Edu 0.108 0.046 2.01
GDP 0.248 0.073 1.81
Int 0.007 0.955 0.06
Cons 0.052 0.552 0.60
两阶段系统GMM估计结果的有效性需通过序列相关检验和过度识别检验来验证。由于进行估计时加入了robust稳健性要求，故通过Hansen检验来判断工具变量过度识别问题是否存在[38]。计算结果显示，Abond检验通过，模型设置使用的工具变量有效，未产生系统扰动性的序列相关。Hansen检验的P值为0.183，位于通常认为可靠的（0.1，0.25）范围内，即不存在工具变量过度识别现象。除R&D人员数（R&D）、每万人高等学校在校生数（Stu）、建成区绿化覆盖率（Gre）、第三产业从业人员数（Emp）和互联网宽带接入用户数（Int）这5项变量外，在不同的置信水平下，其他变量对西部城市经济全球化水平均有显著的正向影响。其中，滞后一期值对城市经济全球化水平的影响在10%的显著性水平下显著，表明西部城市经济全球化水平变化具有一定的滞后性。在5个存在显著影响的解释变量中，城镇化率（Urb）影响最大，地区生产总值（GDP）次之，公共财政支出中科技支出占比（Tec）影响程度最小。

4.1 地区生产总值（GDP）

GDP代表城市经济发展水平和城市生产实力，城市生产实力是城市经济全球化发展的最初动力，也是城市进行一系列对外贸易和交流活动的基础。在系统GMM估计模型中，GDP的系数为0.248，P值为0.073，表明GDP对经济全球化水平具有显著正向影响。随着经济市场日益全球化，生产领域企业的跨地区、跨国界分工合作成为利益最大化的有效途径，而地区生产活动最终绩效能在很大程度上反映出地区企业的生产能力和竞争能力，从而影响地区生产者在经济全球化市场中组织生产和流通活动环节中的参与程度。2013—2017年，西部城市GDP均值由1 267.7亿元增长至1 897.7亿元，GDP增长有效地刺激了城市经济全球化水平的提升，同时，经济全球化带动城市经济发展，而经济发展是城市实力的累积过程，城市生产实力的提升是城市参与经济全球化的“敲门砖”和“话语权”。同样，城市参与经济全球化过程并非简单的产品市场交易，十分依赖经济基础和地区综合竞争力，故西部城市经济发展水平差异和经济全球化水平的差异在空间上具有高度的相似性，即经济发展水平较高的城市相较于低水平城市更具发展优势，因此提升城市综合生产实力，形成自己的竞争优势，才能在经济全球化市场中拥有一席之地。

4.2 城镇化率（Urb）

城镇化是城市现代化发展的必由之路，充分展现出城市发展活力，城镇化是产业结构变迁的过程，是生产要素向城市流动的过程。在系统GMM估计模型中，Urb系数为0.536，P值为0.000，说明城镇化进程加速推进能促进城市经济全球化水平提高。2013—2017年，西部城市Urb平均水平由45.73%增长至51%，Urb稳步增长带动投资和消费增长、技术进步和效率改进、城市生产效率提高以及生产性服务业等产业优化升级，促进产品价值链向中高端迈进，进而提升地区国际化的服务供给能力。将经济全球化水平研究结果与Urb叠加对比发现，Urb的区际差异格局和经济全球化水平的格局高度吻合，少数民族聚集城市Urb普遍较低，诸如和田、克州和喀什的Urb都低于25%，城市推动力有限，使得这些城市经济全球化发展缺乏基础力量。因此，少数民族自治地区在提升Urb的过程中，要实现土地、人口、产业结构转变，以经济促城市、以城市促发展、以发展促变革、以变革促进城市进一步参与经济全球化，分享经济合作带来的红利。

4.3 货运量（Fre）

货运量在一定程度上可以表征城市对外贸易发展水平和城市经贸能力。在系统GMM估计模型中，Fre系数为0.101，P值为0.011，说明Fre比重每增加1%，促进经济全球化水平会上升0.101%，随着城市对外货物贸易的扩大，城市经济全球化水平得到显著提高。“一带一路”倡议的提出和新亚欧大陆桥以及渝新欧国际班列的开通，有力地提升了西部城市对外贸易联通能力，依托大陆桥多元运输通道，国际货物运输条件得到极大改善。重庆、西安、兰州等城市通过国际货物运输通道，持续加强与欧亚国家的贸易往来，沿边口岸城市依靠货运外向服务为地区经济增添新的发展动力。2013—2017年，西部城市Fre平均水平由9 689万t增长至11 509万t，密切的贸易往来与物质资料在空间的转移配置，积极引导城市参与经济全球化竞争，实现互利共赢。同时，西部城市经济全球化水平的差异也是Fre差异的表现，如2017年重庆市Fre为11.53亿t，而甘南州和果洛州仅有不到70万t，这一巨大差异除了受城市地理位置和交通网络的影响外，还与城市对外贸易和城市自身生产能力密切相关，因而站在供给侧产业链的高端，加之便捷的交通环境，对于城市参与经济全球化水平的提升无疑是一个关键支点。

4.4 公共财政支出中教育支出占比（Edu）

教育作为提高人口知识化水平的手段，对城市参与经济全球化具有重要作用。政府的教育投入可影响社会中人力资本水平，具体表现在教育可影响人力资本的存量和质量、技术进步和劳动力供给等，进一步降低城市参与经济全球化的准入“门槛”。在系统GMM估计模型中，Edu系数为0.108，P值为0.046，这说明在5%的置信水平下，Edu对于城市经济全球化水平具有正向影响。2013—2017年，西部城市教育经费投入逐渐加大，教育已成为城市公共财政中第一大支出。增加教育投入可促进人力资本的积累，而城市经济全球化的潜在发展很大程度上依靠人才和技术，尤其是高等教育可创造出比物质资本更重要的人力资本和创新性技术，属于高增值过程。人力资本积累一般会提升劳动者生产效率，从而影响地区产业升级，最终影响经济全球化水平和参与全球生产网络。

4.5 公共财政支出中科技支出占比（Tec）

科技进步是城市参与全球市场“领先一步”的重要法宝，可促进经济结构和运作方式的变化，而Tec高低很大程度影响了科技进步的程度。在系统GMM估计模型中，Tec系数为0.088，P值为0.052，说明增加科技投入促进了城市经济全球化水平的提高。在经济全球化时代，科技投入直接关系到科技创新能力的高低。一个城市具有较强的科技创新能力，它就能在产业分工链条中处于高端位置，进而创造激活经济新产业，完成产业融入经济全球化升级，使自身在参与经济全球化分工与协作的空间更为广阔。2013—2017年，西部地区Tec约1%，远低于全国4.13%的水平，Tec不足限制了西部地区科技创新产业的发展，与东中部地区相比，参与全球经济市场竞争能力仍有较大差距。因此，西部应以地区中心城市和国家自主创新示范区为“靶点”，加大科技创新资金投入和政策支持力度，聚焦重点领域科技创新，以科技创新要素渗透于经济发展全过程，培育地区全球化竞争新优势。

5 结论

①西部城市经济全球化水平逐年波动上升，具有空间锁定和相变性并存特征。经济全球化水平得分均值由2013年的0.546增长到2017年的0.573，总体上呈现出省会城市/直辖市>边境城市>普通内陆城市的空间格局。研究区边界和省会城市/直辖市的外贸全球化和开放全球化水平较高，旅游全球化水平较高及以上的城市多位于研究区西北部、北部和南部，外资全球化水平呈现出由西北向东南递减且呈组团分布。
②西部城市经济全球化水平的全局Moran's I指数5年均值为0.296，这说明城市经济全球化水平在空间上呈正相关性，且水平相似的城市集聚分布但集聚程度较弱。LISA时间路径的相对长度呈沿研究区外围向内部递减的趋势，外围城市局部空间结构更为动态。对于LISA时间路径弯曲度分析可发现，绝大多数城市弯曲度都大于1，这说明西部城市经济全球化水平在发展中具有较强的空间依赖。
③经济发展水平、城市规模、商品贸易水平、城市科技和教育发展质量对西部城市经济全球化水平具有显著的影响。
今后，西部城市应着力探索地方化的特色经济全球化模式，提高经济发展水平，建设绿色城市，发展绿色产业，增加教育和科技投入，扶持区域特色产业吸引外商投资，加大与国外的多方合作。另外，未来的研究可进一步完善指标体系，如增加国际货运班列、海外专利和技术产品贸易等指标，深化影响要素的驱动机制分析。

References

Publishing order | Descend order by publishing year | Descend order by cited within
[1]
Yeung H W, Coe N M. Toward a dynamic theory of global production networks[J]. Economic Geography, 2015, 91(1):29-58.

[2]
张庭伟. 全球转型时期的城市对策[J]. 城市规划, 2009, 33(5):9-21.

[3]
刘卫东. “一带一路”战略的科学内涵与科学问题[J]. 地理科学进展, 2015, 34(5):538-544.

DOI

[4]
董岩. 经济全球化基本问题研究[D]. 长春: 吉林大学, 2013.

[5]
吴志鹏, 方伟珠, 陈时兴. 经济全球化理论流派回顾与评价[J]. 世界经济研究, 2003(1):29-33.

[6]
贾双苗. 经济全球化指标体系研究[D]. 北京: 北京工业大学, 2005.

[7]
叶江. 论经济全球化与国家的关系[J]. 世界经济研究, 1998 (1):11-15.

[8]
赵白鸽. “一带一路”引领人类第四次全球化[J]. 中国人大, 2017(8):25-26.

[9]
Pekarskiene I, Susniene R. Features of foreign direct investment in the context of globalization[J]. Procedia-Social and Behavioral Sciences, 2015,213:204-210.

[10]
Pekarskiene I, Susniene R. The assessment of the manifestation of economic globalization:the international trade factor[J]. Procedia-Social and Behavioral Sciences, 2014, 156(23):392-397.

[11]
Zahonogo P. Globalization and economic growth in developing countries:evidence from Sub-Saharan Africa[J]. The International Trade Journal, 2018, 32(2):189-208.

[12]
Arestis P, Singh A. Financial globalisation and crisis,institutional transformation and equity[J]. Cambridge Journal of Economics, 2010, 34(2):225-238.

[13]
Dreher A. Does Globalization affect growth?Evidence from a new index of globalization[J]. Applied Economics, 2006, 38(10):1091-1110.

[14]
Martens P, Zywietz D. Rethinking globalization:a modified globalization index[J]. Journal of International Development, 2006, 18(3):331-350.

[15]
Pekarskiene I, Susniene R. An assessment of the level of globalization in the Baltic States[J]. The Engineering Economics, 2011, 22(1):58-68.

[16]
Arribas I, Perez F, Tortosaausina E, et al. Measuring globalization of international trade:theory and evidence[J]. World Development, 2009, 37(1):127-145.

[17]
Heshmati A. Measurement of a multidimensional index of globalization[J]. Global Economy Journal, 2006, 6(2):1-30.

[18]
罗肇鸿. 世界经济全球化一体化与制度创新[J]. 世界经济, 1995(10):7-12.

[19]
薛德升, 黄耿志, 翁晓丽, 等. 改革开放以来中国城市全球化的发展过程[J]. 地理学报, 2010, 65(10):1155-1162.

DOI

[20]
赵蓓文. 经济全球化新形势下中国企业对外直接投资的区位选择[J]. 世界经济研究, 2015(6):119-126,129.

[21]
赵渺希. 全球化进程中长三角区域城市功能的演进[J]. 经济地理, 2012, 32(3):50-56.

[22]
王聪, 曹有挥, 姚士谋, 等. 长江三角洲地区城市全球化进程的时空差异分析——基于两省一市的实证研究[J]. 地理科学, 2013, 33(7):779-788.

DOI

[23]
赵新正. 经济全球化与城市—区域空间结构研究[D]. 上海: 华东师范大学, 2011.

[24]
刘凌, 方艳. 全球化背景下我国直接引入外资和对外投资对经济影响的分析[J]. 经济问题探索, 2019(6):120-127,155.

[25]
赵宏波, 马延吉, 苗长虹. 基于熵值—突变级数法的国家战略经济区环境承载力综合评价及障碍因子——以长吉图开发开放先导区为例[J]. 地理科学, 2015, 35(12):1525-1532.

DOI

[26]
高菠阳, 王萌, 任建宇. 财政转移支付的空间格局及其对中国县域社会经济发展的效应[J]. 经济地理, 2018, 38(11):30-38.

[27]
Rey S J, Janikas M V. STARS:space-time analysis of regional systems[J]. Geographical Analysis, 2006, 38(1):67-86.

[28]
Zhang Y, Pan J, Zhang Y, et al. Spatial-temporal characteristics and decoupling effects of China's carbon footprint based on multi-source data[J]. Journal of Geographical Sciences, 2021, 31(3):327-349.

[29]
张鸿雁. 全球城市价值链理论建构与实践创新论——强可持续发展的中国城市化理论重构战略[J]. 社会科学, 2011(10):69-77.

[30]
叶珊珊, 翟国方. 基于要素贡献率和弹性分析的城市国际竞争力驱动因子研究——以沪宁杭甬沿线城市为例[J]. 经济地理, 2010, 30(11):1821-1826.

[31]
马忠新, 伍凤兰. 湾区经济表征及其开放机理发凡[J]. 改革, 2016(9):88-96.

[32]
高国力, 张燕. 我国内陆地区对外开放的总体态势及推进思路[J]. 区域经济评论, 2014(4):71-77.

[33]
辜胜阻, 吴沁沁, 王建润. 新型全球化与“一带一路”国际合作研究[J]. 国际金融研究, 2017(8):24-32.

[34]
李伟, 隆国强, 张琦, 等. 未来15年国际经济格局变化和中国战略选择[J]. 管理世界, 2018, 34(12):1-12.

[35]
计志英, 赖小锋, 贾利军. 家庭部门生活能源消费碳排放:测度与驱动因素研究[J]. 中国人口·资源与环境, 2016, 26(5):64-72.

[36]
马斌, 范瑞. 杠杆率监管对我国上市商业银行信用风险的影响——基于动态面板模型的系统GMM估计[J]. 经济问题, 2019(1):41-47.

[37]
夏方舟, 李洋宇, 严金明. 产业结构视角下土地财政对经济增长的作用机制——基于城市动态面板数据的系统GMM分析[J]. 经济地理, 2014, 34(12):85-92.

[38]
史建军. 城镇化进程中生态环境响应的时空分异及影响因素研究[J]. 干旱区资源与环境, 2019, 33(5):60-66.

Options
Outlines

/

〈 〉