人力资本空间集聚与区域文化产业升级空间相关性研究*
郭 宏
福建师范大学文学院
摘 要： 本文构建评价指标体系评价我国31个省(区、市)文化产业升级水平，用区位熵的方法测算2016年各省(区、市)人力资本集聚程度，运用GeoDa软件对二者进行莫兰指数(Moran’s I)分析。结果表明：我国31个省(区、市)人力资本集聚、文化产业升级存在空间自相关，人力资本集聚与文化产业升级之间具有空间相关性，且呈现区域差异性。选取空间滞后模型(SLM)对人力资本集聚与文化产业升级进行空间回归分析，结果显示：人力资本集聚对文化产业升级具有显著的空间溢出效应。其中，具有专科学历水平的人力资本对文化产业升级具有显著的空间溢出效应；具有大学本科学历水平的人力资本及具有研究生学历水平的人力资本对文化产业升级的空间溢出效应均不明显。研究结果有利于各省(区、市)判定自身人力资本与文化产业升级的空间特征，利用地理性影响，加大人力资本集聚，促进文化产业升级。
关键词： 人力资本 空间集聚 文化产业升级 评价指标体系 空间回归分析
当前，我国正处在推动文化产业成为国民经济支柱性产业的决定性阶段，也进入了文化产业升级换代的重要时期。现时期，文化产业要提高科技含量，提升产品及服务质量，增强创新创意能力，优化结构布局，提升经济效益与社会效益，才能实现升级换代。但是，我国文化产业发展不均衡，文化产业升级呈现出显著的区域性差异。而区域文化产业升级离不开人力资本的支撑。人力资本在不同区域的空间积聚程度不同，在空间上与区域文化产业升级是否具有相关性，需要引入空间计量模型加以研究。研究结果对于各地区利用区位关系进行人力资本集聚、促进文化产业升级、推动文化产业成为国民经济支柱性产业，具有重要的现实意义。
一、文献综述
人力资本对产业升级具有影响作用已经得到了证实。一是人力资本能够提升企业创新能力(朱恒源和宋德铮，2017)，人力资本在产业升级与企业自主创新能力之间起部分中介作用(汪海霞和王新，2018)。二是人力资本推进产业结构优化，当前我国人力资本积累水平对于产业结构合理化与产业结构高级化均呈现出正向促进作用(张阳和姜学民，2016)。三是人力资本的空间效应带动产业升级(林春艳等，2017)。人力资本集聚对地区产业结构升级具有明显的促进作用(金彬珥，2016)。人力资本集聚对产业结构变迁具有影响作用，可以推动产业结构向中高端迈进(焦勇，2015)。进一步，从区域范围来看，省域人力资本集聚对产业结构升级具有促进作用(陶长琪和周璇，2016)。城市人口集聚也对产业结构升级具有显著的促进作用(王玥，2018)。但是，人力资本集聚对产业升级的影响表现出了地区上的不一致性，人力资本集聚对产业结构升级存在经济发展水平的门限效应。东部省份已进入人力资本集聚对产业结构升级的正向影响阶段，而中西部地区大部分省份人力资本集聚并不利于产业结构改善(孙海波等，2017)。由于人力资本的空间布局呈现梯度分布特征，其对区域产业结构转型升级的贡献呈现出东高西低的现象(郑玉，2017)。从以上研究可以看出，人力资本、人力资本空间集聚会对产业升级有影响，并且呈现出明显的区域差异。
影响文化产业升级的因素很多。文化资本(陈珏和何伦志，2007；梁君，2012)、科技创新(顾江和郭新茹，2010)、制度创新(沈继松和胡惠林，2016)、创意能力及创意水平(管宁，2008)都以不同形式促进文化产业升级。然而，这些因素的作用发挥，都离不开人力资本的驱动。缺乏文化企业家和文化创意人才是制约我国文化企业成长的首要问题(林榅荷，2015)。文化产业的发展需要造就一批文化创意人才、文化创作人才、文化经营管理人才、文化经纪人才(司婉婷和孙书建，2014)。已有研究证明了人力资本与文化产业的发展具有较高的关联度(刘飒和王强，2009)。将人力资本作为生产要素投入文化生产中，并运用生产函数进行测算，最后得出结论认为当前我国人力资本投入虽然有利于文化产业经济增长，但是作用还不明显(马箭和陈子华，2014)。人力资本具有外溢效应及渗透效益，尤其是高技术人才，可以为企业创新提供智力支撑。特别是对于以创意为核心、知识为引领的文化产业而言，人力资本具有能够把一般知识转化为专用知识的潜力，它是一种总体能力，包括组织能力、适应能力、技术和信息的获取能力。人力资本的水平决定了产业转型和升级的创新能力，从而也就决定了产业升级的发展状况(王海宁等，2016)。并且，人力资本结构的变化也会通过人力资本流动与配置，倒逼文化产业结构升级。尤其是，人力资本的知识外溢效应能改变社会文化结构、提高文化消费水平从而提升文化产业的文化效益。
对于人力资本与文化产业发展关系的研究并不多，从已有研究所选择变量来看，在考察人力资本与文化产业发展的关系时，都把增加值作为文化产业发展的单一指标，不能反映文化产业升级水平；从研究方法来看，也未从空间视角对人力资本与文化产业升级进行计量分析。尚没有出现对人力资本集聚与文化产业升级关系的实证研究。那么，人力资本集聚、文化产业升级是否具有空间自相关？在各区域间呈现怎样的差异性？人力资本空间集聚与文化产业升级是否具有空间相关性？空间溢出效应如何？本文运用空间计量模型对以上问题进行探究。研究结果可以为各省(区、市)进行人力资本集聚、促进文化产业升级提供依据和指导。
二、人力资本集聚与文化产业升级的关系
(一)人力资本集聚提高生产要素配置效率，影响文化产业升级
根据新生产要素理论，人力资本、知识、技术等都是新的生产要素，人力资本作为其中活的生产要素，人力资本集聚必然带来知识与技能水平的提升。由于生产要素之间需要最佳技术配比，更高水平的人力资本就会吸引更高效能的物质资本及其他生产要素的集聚，使资源集聚所在的产业部门和地区具有比较优势。生产要素在文化产业间转移并进行有效配置，提高了产业转化速度，会推动文化产业中知识密集型产业的发展，促进产业结构升级。人力资本是知识与创意的载体，创意是文化产业发展的核心动力。知识和创意可以引发技术进步，大量的高水平的人力资本与研发投入相匹配效率的提高，实现了资本—劳动边际产出递增，促进了偏向性技术进步。技术进步会提升文化产业结构的高度化，促进文化产业升级。
(二)人力资本集聚改变文化消费结构，推进文化产业升级
人力资本是高水平的劳动力，高水平劳动力收入较高，根据消费理论，文化消费与收入成正相关，一般来说收入水平越高的人群，越会选择高层次的文化消费，促进居民消费结构升级。按照市场价格理论，高层次文化商品需求的增加会提高商品的相对价格，进一步提升相关文化产业的获利能力，资源具有趋利性，必然会向商品价格相对上升、获利能力相对提高的产业流动，最终推进文化产业结构升级。另外，人力资本是一种投资，由于人力资本需要补偿，尤其是教育方面以及心理补偿，进而产生了教育、娱乐、休闲等方面的需求，这种需求代表着文化需求层次的提高，同时也带动了其他文化产业的发展，如出版业、音像制品产业等文化产业的发展，使文化产业优化升级。
(三)人力资本集聚具有空间效应，促进区域文化产业升级
人力资本集聚会产生一定的空间效应，集聚效应是一种常见的经济现象。根据佩鲁的增长极理论，人力资本会作为一种经济要素，通过在一定区域内的集聚形成人力资本集聚的极点，会引发知识碰撞与创意的产生，知识及创意成倍增长，不断涌向文化产业中知识含量高、创意水平高、附加值高的产业，使劳动密集型产业升级为技术和资本密集型产业，进而推动文化产业的产业链升级。
设计意图：简洁的问题拉近了教师与学生的距离，让学生有亲切感并迅速进入问题探究.逻辑的学习应该避免简单机械的记忆和抽象的理解，而应通过学生具体、生动的举例来体会逻辑用语.
其中，Y 为被解释变量；X 为解释变量；ρ 为空间回归系数；W 为空间权重矩阵；γ 为空间滞后因变量；β 为解释变量系数；ε 为随机误差项。
综上所述，三伏灸辨证分型联合西药治疗支气管哮喘患者，不仅提高了患者治疗效果，还改善了FEV1、FVC，值得推广。
三、研究方法及数据处理
构建由产品升级、技术升级、结构升级、经济效益提升、文化效益提升等维度组成的文化产业升级评价指标体系，评价我国31个省(区、市)文化产业升级水平，并运用区位熵的方法测算2016年各省份人力资本集聚程度。运用GeoDa软件，对31个省(区、市)文化产业升级水平的评价数据和人力资本区位熵的数据进行莫兰指数(Moran’s I)分析，检验我国31个省(区、市)文化产业升级、人力资本集聚的空间相关性，并对文化产业升级水平与人力资本集聚程度进行双因素的莫兰检验，进一步探求文化产业升级水平和人力资本集聚的空间关系。最后，选择空间计量模型中的空间滞后模型(SLM)或空间误差模型(SEM)，对人力资本与文化产业升级进行空间回归分析，预测人力资本对文化产业升级的影响程度。
(一)文化产业升级水平的测算
1.文化产业升级评价指标体系构建。
文化产业升级的含义应该从普遍与特殊两方面的特性加以理解：一是与所有产业一样的普遍含义，即产业增加值的提升、生产能力的提高、产业结构的优化等过程；二是作为一种兼顾经济效益和文化效益的产业，文化产业不仅具有经济效益，而且可以带动社会文化升级。显然，以往对人力资本与文化产业发展的研究中只用文化产业增加值一项指标来代表文化产业，无法全面反映文化产业升级的情况。本文构建由技术升级、产品升级、结构升级、经济效益提升、文化效益提升5个一级指标、13个二级指标构成的文化产业升级评价指标体系；运用层次分析法对指标进行赋权处理，具体步骤是建立层次模型、构造成对比较矩阵、采用1～9级比例标尺进行两两比较确定各因素间的相对重要程度；最后，计算各指标权重系数、进行一致性检验。计算公式为：
1. Moran’s I空间相关性检验。
(1)
M i 的n 次方根值:
(2)
其中，n 为矩阵阶数。
规划制定之后要保证执行，在执行过程中需及时进行反馈和改进，根据对自我的分析以及对外部环境变化的掌握不断更新规划的具体内容以适应实际情况。对规划进行执行和反馈实质上是提升能力的关键环节，也是让大学生明确学习目标和职业目标的重要方法。
最后，将向量
归一化，求得：
(3)
其中，W i 就是各指标的权重系数值。由式(3)计算出的一级指标权重依次为：W 1=0.163，W 2=0.123，W 3=0.142，W 4=0.326，W 5=0.247。
检测装置是排种装置中的重要组成部分，现在很多传统排种器存在漏播不易检测的弊端，针对此种现象设计了一款检测装置用于实时监测漏播率，对连续漏播进行报警[7]。由图1可知，上面对射型传感器用于检测带的充种情况，对未充种的孔实现计数n1,下面对射型传感器用于检测带的排种情况，对于成功排种的计数n2，转速检测装置对带每转1周检测1次，传至单片机，并记录圈数m，单片机内程序计算单周内漏播率δi，所以可得
(4)
求得一致性指标：
(5)
进行一致性检验：
然后，进行一致性检验，求得矩阵最大特征根为：
(6)
因CR <0.1，故通过一致性检验。
同理，求得各二级指标的权重系数。最终得出文化产业升级评价体系各指标权重(见表1)。
一般来说，天线的中心频率越高，分辨率越高，探测深度越浅；反之天线中心频率越低，分辨率越低，探测深度越深。不同中心频率天线的穿透深度如表1。
表1 文化产业升级评价指标体系
注：核心产品量(即核心文化产品收入总量)是由《中国文化及相关产业统计年鉴(2017)》发布的出版物、博物馆、群众文化机构、公共图书馆、群众艺术团、文物保护、艺术表演几个产业的数据加总而成。
空间误差模型(SEM)公式为：
医院是一个聚集病原微生物的环境,可为疾病传播提供有效条件,继而导致医院感染发生率呈持续上升趋势,且对患者身体健康造成严重威胁,因此在临床上严格按照医院病区感染管理制度执行尤为重要,有利于减少感染风险[2]。
认真地对待个别差异：“差异是一种资源。”教师必须充分尊重这一资源，通过不同作业的训练引导学生吸取、探究知识，让每一个学生在不同起点上获得最优的发展。
(7)
其中，max指的是各指标的最大值；min指的是各指标的最小值。即每一个变量与变量最小值之差除以该变量取值的全距，计算后各数值为0～1间的数值。为了方便比较，再将这些0～1的数值变成百分制的数值，即1～100间的数值。最后，将这些数值乘以指标相应的权重得出各指标的得分，加总后得出该地区文化产业升级水平的总分并进行排名。
(二)人力资本集聚程度的测算
人力资本是储存于人体中的体力、知识、技能、能力等投入到生产中能够创造更多价值的要素的总和。人力资本测算方法主要有成本法、收益法及受教育年限法等。鉴于数据的可获得性及可靠性，本文使用受教育年限法对人力资本存量水平进行测算。随着知识经济的到来，产业发展尤其是创新型产业发展需要高水平的人力资本，由于人力资本具有异质性，不同类型的人力资本对产业结构升级的贡献程度也就有所不同(陈清华和李向民，2008)。本文选用“就业人口中大专及以上受教育程度总人口数量”这一相对指标来表示人力资本。人力资本集聚反映的是人力资本在空间上的聚合及离散程度。本文运用区位熵来代表人力资本集聚程度。区位熵不仅可以显示地区的人力资本集聚程度，还便于与其他地区进行比较，考察该地区人力资本集聚程度在全国的位置。计算公式为：
漳河水库为湖北省直管最大水库，所辖漳河灌区为全省最大灌区。漳河水库位于江汉平原西部，地处荆门、宜昌、襄阳三市交界处，于1958年动工兴建，1966年基本建成并全面发挥效益。漳河水库是跨流域引水的大型水利骨干工程，以防洪、灌溉为主，兼有城镇供水，水力发电、旅游、水产、航运等综合功能，发挥了巨大的社会效益和经济效益。漳河水利发展从公益二类到公益一类，水利经济为单位发展和稳定上起到了重要作用。
(8)
其中，EC i 指省域i 内文化产业人力资本的总数，由省域i 文化产业就业人口中大专及以上人口数量来表示；E i 指省域i 内的就业人口总数;EC 指全国文化产业人力资本总数，由全国文化产业就业人口中大专及以上人口数量来表示;E 指全国就业人口总数。区位熵的系数越大，代表该省份的人力资本集聚程度越高。当区位熵大于1时，则该省份人力资本集聚程度高于全国平均水平，在全国有优势；当区位熵小于1时，则处于劣势。
②缺点：SP刚度小，易变形，施工时组合焊接工作量大；钢材易锈蚀，防腐处理难度大；工作寿命短（一般20～30 年）；价格高（DN1 800 mm 单价7 669元/m）。
(三) 空间相关性检验及回归模型选择
矩阵的每一行元素的积M i ：
考虑到区域之间可能存在的空间相关性，运用空间计量经济学的相关性分析工具进行分析。首先进行Moran’s I分析，通过Moran’s I可以进行空间相关性检验。Moran’s I 指数取值范围在-1～1之间：若各地区间经济行为为空间正相关，其值越大，正向相关的程度越高；若是负相关表示空间呈发散分布特征，其值越小，负相关程度越高；0 表示不存在空间相关性。
为了最大化EOS 5DS及EOS 5DS R在像素方面的领先优势，两款新品也应用了诸多新功能。在EOS 5DS及EOS 5DS R的照片风格模式中，增加了全新的“精致细节”模式，进一步展现了约5060万有效像素在图像细节刻画方面的卓越能力。通过M1（约3930万有效像素）JPEG、M2（约2210万有效像素）等丰富的图像文件尺寸，带给用户更灵活的拍摄选择，同时在实时取景拍摄模式下，画面放大倍率提升至6x或16x，拍摄者可以轻松观察到更细微的画面细节，有助于进一步判断对焦的精确度。
全局Moran’s I指数可以检验空间自相关，计算公式是：
(9)
其中，
表示第i 个区域的观测值；n 为所选区域总数；W ij 为邻近空间矩阵。根据“地理学第一定律”，所有的事物都与其他事物相关联，较近的事物比较远的事物更具关联性，本文根据省域间是否接壤，即有接壤记为1，没接壤记为0，构建省域空间权重矩阵。
研究认为平行机理与连续-平行机理均会产生接近不确定形式的动力学方程，连续性方案可能会更适用，并在数值模拟研究中使用连续反应机理。在图3中给出的k1、k2、k3为各简化机理反应路径对应的反应速率常数。
考察空间的差异性，需要运用Moran’s I局部空间自相关检验，计算公式是：
(10)
其中，Z i 和Z j 分别代表空间单元的i 和j 上的观测值的标准化值。通过莫兰(Moran)散点图，可以揭示局部空间的相关性。莫兰散点图中的散点处于不同象限。第一象限为H-H区域，即被研究变量在本区域的数值越高，周边区域的数值也越高；第二项限为L-H区域，即被研究变量在本区域的数值越低，周边区域的数值越高；第三象限为L-L区域，即被研究变量在本区域的数值越低，周边区域的数值也越低；第四象限为H-L区域，即被研究变量在本区域的数值越高，周边区域的数值越低。数值散落在第一、第三象限表明局部莫兰检验的空间正相关，落在第二、第四象限表明局部莫兰检验的空间负相关。
2.空间滞后、空间误差模型的选择。
空间计量的模型有空间滞后模型(SLM)和空间误差模型(SEM)。SLM用于研究某个变量在区域上是否存在空间溢出效应或者说空间依赖性；SEM用于研究由于因变量的误差冲击导致本地区观测值受到的某种程度的影响，也就是说存在于误差项上的某种空间依赖性。
空间滞后模型(SLM)公式为：
Y =ρWγ +Xβ +ε
(11)
卢卡斯(1988)建立了人力资本溢出模型，他提出：个体人力资本除对其自身生产率有效应影响外——我们称之为人力资本的内部效应——还会对人力资本集聚产生一定的外溢效应。高质量的人力资本集聚在同一地区，可以互相学习，知识不断外溢，这一点在文化产业中表现更为明显。文化产业是生产和提供精神产品，以满足人们的文化需要为目标的产业。知识外溢的过程就是酝酿精神产品的过程，不断推进文化产业产品升级。这种外溢还表现为空间上的外溢，经济地理学家强调地理与区位的维度，因为地理接近、文化背景相似、信息搜寻成本低等空间优势，使知识扩散变得容易。也就是说，一种文化产业可以影响另一种文化产业的发展，一个地区的文化产业可以影响另一地区文化产业的发展，带动区域文化产业升级。
2.数据处理。
Y =Xβ +ε
(12)
ε =γWε +μ
(13)
其中，Y 为被解释变量；X 为解释变量；β 反映了X 对Y 的影响；W 为空间权重矩阵；ε 为误差项的空间滞后项；γ 为空间误差系数；μ 为正态分布的随机变量。
在Moran’s I 指数通过相关性检验的前提下，空间相关性越强，模型拟合效果越好。首先对被解释变量及解释变量进行最小二乘线性(OLS)回归检验，然后对LM-lag和LM-error值及他们相应的Robust LM-lag值和Robust LM-error值进行比较，选择具有显著性并且显著性更明显的模型作为最终的回归模型。
(四)数据来源
文化产业相关指标数据中，文化产业从业人数的数据来自《中国文化文物统计年鉴(2017)》，其余指标数据均来自《中国文化及相关产业统计年鉴(2017)》。其中，核心文化产品收入总量由《中国文化及相关产业统计年鉴(2017)》发布的出版物、博物馆、群众文化机构、公共图书馆、群众艺术团、文物保护、艺术表演几个产业的数据加总而成。人力资本的相关数据中，文化产业就业人口数据来自《中国文化文物统计年鉴(2017)》，就业总人口数量及受教育程度来自《中国劳动统计年鉴(2017)》。我国31个省(区、市)的数据中，西藏地区部分规模以上文化制造企业R&D内部支出经费、文化及相关产业发明专利数、科技创新产品产出数量3个指标数据缺失，鉴于西藏其他指标均排位在全国后五位，因此这3个指标数值分别取该指标全国后五位的平均值。
四、实证分析
(一)31个省(区、市)文化产业升级水平及排名
从图1可以看出，2016年，我国31个省(区、市)文化产业升级水平呈现出较明显的区域差异性，广东、江苏、北京、浙江、上海文化产业升级水平排在全国前五位，“北上广”及“江浙”地区文化产业升级水平高，并且各项指标均得分较高，说明整体文化产业升级领先于全国其他省份，这与其经济总体水平在全国的地位大体一致。排名第六到第十位的是湖南、山东、四川、河南、福建。值得注意的是，湖南、四川、河南虽然处于中、西部，但其文化产业发展势头良好。尤其湖南和四川，近几年文化产业发展迅速，湖南核心产品数量仅次于浙江，排名第二位。四川文化供给水平全国第一，科技投入、核心产品数量及规模以上文化制造业营业收入占比均排在全国前三位。东北地区及西北地区大部分省份文化产业升级水平较低，排名后十位的是新疆、吉林、黑龙江、贵州、青海、海南、内蒙古、宁夏、甘肃、西藏。我国文化产业升级存在着区域差异性，从水平上总体呈现东部、中部、西部由高至低的顺序。但是，东北地区与西北地区一样，文化产业升级水平低，在全国处于落后地位。
图1 2016年我国31个省(区、市)文化产业升级水平得分及排名
(二)31个省(区、市)文化产业人力资本集聚程度
我国的人力资本具有空间集聚效应。从图2可以看出，2016年，区位熵高于1的省(市)主要有北京、上海、江苏、广东、天津、湖南、浙江、福建，主要集中在“北上广”和东部沿海地区。这些地区经济总体发展态势比较好，教育投入水平以及人才吸引能力较高，一直是人力资本集聚地。中部的湖南人力资本集聚程度在全国排名第六位，并高于全国平均水平。山东排名第九位，略低于全国平均水平。重庆排名第十位，在直辖市中人力资本集聚程度较低，但在西部地区处于优势地位。中部地区表现一般，西北及东北地区相对来说人力资本集聚程度最低，在全国处于劣势。西北及东北地区，人才吸引力较弱，人才外流的现象较严重，导致人力资本集聚程度低。河南、河北等传统人口大省的人力资本集聚程度并非很高，说明人力资本集聚主要还是受教育发展水平和人才吸引能力影响，越是经济发展好的地区，教育投入越高，人才吸引能力越强，人力资本集聚程度也越高。
图2 2016年我国31个省(区、市)文化产业人力资本集聚程度与全国水平
(三)人力资本集聚、文化产业升级空间自相关检验
首先，运用GeoDa软件，对31个省(区、市)文化产业升级水平的空间自相关进行检验。全局Moran’s I指数用于揭示研究区域文化产业升级的空间自相关性，通过全局Moran’s I检验结果可知，2016年，我国31个省(区、市)文化产业升级水平的全局Moran’s I为0.3492，P 值为0.02，说明在5%的显著性水平下相关，我国31个省(区、市)的文化产业升级存在正向的空间自相关性。局部Moran’s I指数可以反映各省域与周围邻近省域的文化产业升级的相关程度。从图3(a)可以看出，我国31个省(区、市)的局部莫兰值绝大多数落在H-H象限和L-L象限，这说明我国31个省(区、市)文化产业升级水平存在正的空间相关性。由于地理位置相近，造成邻近省域某种程度上自然面貌、文化资源、经济水平及消费习惯等方面的相似性，使文化产业发展具有相类似的资源与环境。交通、互联网和通信技术发达，劳动力、资本、技术等生产要素及文化商品自由流动，技术、人力资本等可能会产生空间溢出效应，使文化产业升级在空间上表现出较明显的空间依赖性。
对各省(区、市)文化产业升级水平进行测算时，由于各指标的原始数据单位不同，差异大，无法进行计算与比较，需要先对各指标数据进行无量纲化处理，公式为：
图3 2016年我国31个省(区、市)文化产业升级水平、人力资本集聚莫兰散点图示意
进一步分析不同省域文化产业升级局域空间特征。我国浙江、江苏、上海处于H-H象限，这三个省(市)文化产业升级水平在本区域的数值越高，周边区域的数值也越高。新疆、青海、内蒙古三个省(区)处于L-L象限，文化产业升级水平在本区域越低，邻近省份的文化产业升级水平也越低。可见，我国大部分省份文化产业升级水平具有正的空间相关性。少部分区域呈现空间负相关，四川处于H-L象限，本省的文化产业升级水平高，但周边省份的文化产业升级水平低，四川在西部省份中文化产业升级成效明显。江西和安徽处于L-H象限，这两个省的文化产业水平低，但是与其邻近的浙江、江苏、上海文化产业升级水平较高。
通过对环境生态工程综合实习课程进行改革与建设，力求打破原有课程内容的界限，提高学生综合运用知识和技能的能力，取得了一定的成效。然而， 学生在整个大学期间所学知识点远远超过此次实习课程所能涉及的范围，在实际应用中不同知识体系的融合也远远较此次实习课程更为复杂。因此，环境生态工程综合实习课程改革与建设更多的是提供一种知识与能力、理论与实践、学与用相结合的思路。对于环境生态工程培养高级复合型人才的目标，必须通过加强专业特色、工程能力和个性化知识技能结构的建设才能实现。
其次，对人力资本集聚的空间自相关进行检验。检验结果表明，2016年，我国31个省(区、市)人力资本集聚的全局Moran’s I为0.4413，P 值为0.01，说明在1%的显著性水平下相关。由图3(b)可知，我国31个省(区、市)的人力资本集聚同样也存在正向的空间自相关性，并且莫兰散点大多落在H-H象限和L-L象限。一方面，从东北黑龙江、吉林向西到内蒙古、陕西、宁夏、甘肃、四川、西藏均处于L-L象限。中心省份的人力资本集聚程度越低，其周边省份的人力资本集聚也越低，东北及西北地区人力资本集聚程度均相对较低。另一方面，东部的浙江和江苏两个省处于H-H双高象限，人力资本集聚水平都很高。总体上来看，我国31个省(区、市)人力资本集聚存在较强的局部的正向自相关。周边地区的人力资本集聚也可以影响本地区人力资本集聚的程度。
最后，为进一步探求人力资本集聚和文化产业升级水平的空间关系，对文化产业升级水平与人力资本集聚两个因素进行双因素的莫兰检验。检验结果表明，其双因素Moran’s I为0.4204，P 值为0.01，说明从整体上看我国31个省(区、市)人力资本的集聚与文化产业的升级存在正向的空间相关性。图3(c)表明绝大多数局部双因素莫兰指数散落在L-L区域。除四川处于H-L象限外，浙江处于H-H象限，黑龙江、吉林、内蒙古、陕西、宁夏、甘肃、西藏均处于L-L象限，呈现出较明显的正向的空间相关性。这说明，我国31个省(区、市)人力资本的集聚对文化产业升级存在积极的空间外溢效应，某地区的人力资本集聚与周边区域的文化产业升级存在正相关关系。这也表明人力资本集聚不仅影响所在省(区、市)文化产业升级，并且对周边省(区、市)文化产业升级产生正的影响。
(四)人力资本对文化产业升级的空间回归分析
与普通劳动力不同，人力资本是就业人口中受教育程度高的那部分人口。本文选用“就业人口中大专及以上受教育程度总人口数量”这一相对指标来表示人力资本，则普通劳动力为“就业人口中高中及以下受教育程度总人口数量”。选择人力资本集聚(人力资本区位熵)及普通劳动力集聚(劳动力区位熵)作为解释变量，其中区位熵的计算方法与公式(8)相同，文化产业升级水平作为被解释变量，通过空间回归模型进行回归分析，进一步考察人力资本集聚对区域文化产业升级的影响程度。首先对变量进行OLS回归分析，通过比较，选择拟合度最高、显著性最明显的空间滞后模型(SLM)进行回归分析，结果如表2所示。
表2 人力资本集聚、普通劳动力集聚与文化产业升级的空间回归分析结果
续表
从表2中可以看出，普通劳动力集聚未通过显著性检验，而人力资本集聚通过显著性检验，P 值为0，小于0.05，显示出人力资本集聚对文化产业升级具有显著的空间溢出效应。周边省份的人力资本集聚平均增加1个单位会向中心省份文化产业溢出约16.21个单位。人力资本区位熵表示的是与全国水平相比的比率，回归分析的这一结果表明人力资本区位熵每高出全国水平1%，邻近省份的文化产业升级会提升16.21%。说明对于文化产业而言，只依靠普通劳动力数量上的集聚，在空间上对文化产业升级产生显著影响。只有大专及以上受教育水平的人力资本集聚才会对周边地区的文化产业升级产生显著影响。回归分析的结果与前面的理论解释相符，在实证上验证了人力资本集聚对文化产业升级的影响作用。普通劳动力集聚对周边文化产业升级影响不显著，因为高中及以下教育水平的普通劳动力以从事简单劳动、体力劳动为主，无法产生知识溢出与技术溢出效应，对周边省份文化产业升级的作用不明显。大专及以上受教育程度的人力资本集聚对周边省份文化产业升级的影响显著，其路径有两条。一是间接影响，通过影响本地区文化产业升级，而本地区文化产业升级与周边省份文化产业升级具有空间相关性，继而实现人力资本集聚对周边省份文化产业升级的影响。二是直接影响，人力资本集聚具有空间溢出效应，正如前文莫兰双因素检验的结果所示，某地区的人力资本集聚与周边区域的文化产业升级存在正相关关系。人力资本集聚通过知识溢出、技术溢出等效应，影响所在省份文化产业升级，同时也对周边省份文化产业升级产生正的影响。
为进一步考察人力资本中各水平人力资本对文化产业升级的影响差异，将人力资本分为专科、本科及研究生三个水平，分别选取文化产业就业人数中大专学历(含高职)的人数、本科学历的人数及研究生学历的人数作为控制变量，将文化产业升级水平作为被解释变量，在进行OLS回归分析的基础上，发现空间滞后模型(SLM)拟合度最高，显著性最明显，因此运用空间滞后模型进行空间回归分析，结果如表3所示。
表3 不同水平人力资本与文化产业升级的空间回归分析结果
表3回归结果显示，专科水平人力资本的P 值约为0.008，在1%水平上显著，通过显著性检验，说明专科水平人力资本对文化产业升级具有空间溢出效应，中心省份文化产业就业人口中专科学历的人数每增长1个单位，周边省份文化产业升级水平就会提高约0.002个单位。本科水平人力资本及研究生水平人力资本均未通过显著性检验。并且，在人力资本这三个学历水平中，学历越高，对文化产业升级的空间溢出效应越不显著。这其中的原因可能是：第一，由于大学本科及研究生学历的人力资本对本省份的文化产业升级水平还没有发挥更大程度的影响，以至于无法产生空间溢出效应。第二，由于大学本科尤其是研究生学历的人力资本数量少，存在一定的门槛效应，人力资本的集聚也需要达到一定程度才会显示出溢出效应，目前没有达到其发挥空间溢出效应的水平。
五、结论及建议
(一)文化产业升级、人力资本集聚存在空间自相关，人力资本集聚与文化产业升级之间具有空间相关性，均呈阶层性分布
文化产业升级、人力资本集聚具有空间自相关，人力资本集聚程度与文化产业升级水平之间具有正的空间相关性。从区域上来看，呈现出明显的区域差异性。总体上呈梯度分布，为东高西低的局面。东部的浙江、江苏、上海，文化产业升级水平空间溢出效应明显，且处于双高(H-H)象限。浙江和江苏两个省，人力资本集聚水平处于双高象限。浙江文化产业升级和人力资本集聚存在正相关，并且处于双高象限。东部较高水平的文化产业升级及人力资本积聚没有向中西部外溢。中部地区文化产业升级水平、人力资本集聚以及二者之间的空间相关性不明显，这其中可能存在着门槛效应或制度壁垒，限制了空间溢出效应的实现。西部地区及东北地区，文化产业升级水平、人力资本集聚水平及二者之间具有空间相关性，但各省份处于双低象限。
建议东部地区继续利用区位优势，不断加强人力资本集聚，通过人力资本合理流动及有效配置，在一定的地理空间、产业空间、知识领域空间、文化空间和市场空间内有效集聚人力资本，最大化、最优化地发挥人力资本空间集聚的效应，使人力资本更合理地推动区域文化产业升级。东部地区要在空间系统中发挥核心区的地位，发挥带动作用和辐射作用，不断向外围区扩展知识与技术，协同周边省份发展文化产业，形成文化产业群、文化产业带。不断进行文化产业革新，进而影响周边省份的文化产业变革、文化产业结构，通过成功的结构转换而作用于整个空间系统，促使整个国家文化产业转型升级，实现高质量健康发展。中部地区应加大教育投入，优化环境，储备更多的人力资本，打破行政干预和制度壁垒，推进积极开放的人才政策，吸引周边先进省份人才到本省份从事文化工作。制定积极的文化产业政策，承担东部地区的知识、技术及创意，融入文化产业群、文化产业带。西部地区应在挖掘自身优势，留住人才、吸引人才的同时，承接东中部的人才支援和援助力量，进而增加人力资本集聚，发挥人力资本集聚的空间效应，促进文化产业升级。要加强西部地区文化产业合作，打破各地文化市场中体制性、行业性壁垒，使文化产品和相关生产要素在区域间自由流动，形成文化产业地区间及行业间的优势互补。由政策引导，集中资源做强做大一批优势文化企业，科学设计产业分布和企业分布格局，推动区域间文化产业升级。
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(二)不同受教育程度的人力资本对文化产业升级影响作用不同，大专受教育水平的人力资本对文化产业升级影响显著
运用空间滞后模型，选取普通劳动力区位熵、人力资本区位熵为解释变量，文化产业升级水平作为被解释变量，进行空间回归分析，结果表示高中及以下受教育水平的普通劳动力空间集聚对文化产业升级的空间溢出效应不显著，大专及以上受教育水平的人力资本具有显著的空间溢出效应。但是，不同受教育程度的人力资本对文化产业升级影响作用不同，大专受教育水平的人力资本对文化产业升级影响显著，大学本科及研究生学历的人力资本对文化产业升级影响不显著。
建议转化文化产业发展方式，从粗放式发展转向集约式发展。文化产业升级不能依靠普通劳动力数量的集聚来推动，而是要通过人力资本集聚来推动。各地区要加大教育投资力度，培养、引进大专及以上受教育水平的人力资本投入到文化产业中，充分发挥大专及以上受教育水平的人力资本集聚的空间效应，吸引高质量物质资本聚集，提高生产要素配置效率，推进文化产业升级。应制定各种政策措施激发人力资本创新创意，打破行业间、地区间的壁垒，让人力资本自由流动，引发知识外溢、创意外溢、技术外溢，拉动整个区域文化产业升级。当前，主要是发挥大专学历的人力资本对文化产业升级的作用，今后要不断增加高水平人力资本的集聚，促使本科及以上学历水平的人力资本集聚产生空间溢出效应，对区域文化产业升级产生影响。
总之，本文从空间角度，利用空间模型研究人力资本与区域文化产业升级的关系，并得出结论。从理论上，解释了人力资本与文化产业升级的空间关系；从实践上，指导各省份利用自身优势，加大教育投入，提升人才引进力度，提升人力资本集聚水平，同时可借助区域优势，打破行政干预及空间壁垒，使人力资本集聚充分发挥溢出效应，推进区域文化产业升级。
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*基金项目： 福建省社科研究基地重大项目“新一轮大开放战略与全面提升福建开放型经济竞争力研究”(No.2016JDZ007)。
中图分类号： F24；F062.9
文献标识码： A
文章编号： 2095-3151(2019)17-0062-14
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