都市圈空間結構特征對經濟效率的影響—基于我國8大都市圈的檢驗

■ 俞 涵 博士（南昌理工學院經濟管理學院 南昌 330013）

引言

集聚經濟是當前我國經濟發展的主要特征之一，隨著小區域間集聚經濟模式的不斷發展和演進，區域集聚規模不斷擴張，小區域之間的經濟界線不斷被弱化，進而形成了以某個或某幾個重點城市為核心的都市圈。21世紀以來，我國以長三角、珠三角、京津冀等東部沿海經濟區域為代表不斷崛起，集聚效應日益顯著，都市圈規模也不斷擴大。隨著區域間輻射效應的不斷深入和產業不斷梯度轉移，中部地區和西部地區集聚經濟模式不斷應用，都市圈也不斷形成和發展。

在都市圈發展和演進的過程中，都市圈空間結構特征的變化一直是學術界關注的重點領域，不少學者圍繞都市圈空間結構特征這一主題展開了一系列討論，結論也不盡一致。都市圈空間結構是隨著都市圈規模的變化和勞動力要素轉移等而發生變化的，而都市圈規模額勞動力等的擴張，其目的在于提高經濟效率，那么，由這些情況引致的都市圈空間結構特征的變化是否對經濟效率產生顯著影響？這是值得深思的問題，研究該問題對優化都市圈空間結構，提升整體經濟效率具有重要的現實意義。

研究方法與樣本說明

（一）模型構建

本文以柯布-道格拉斯生產函數為基本框架，并假設技術效率是可變的。借鑒蔡偉毅、陳學識（2010）的思想，可變的技術效率即為全要素生產率，該指標反映了在一定時期內生產投入品轉化為產出品的效率，是經濟效率的重要量度指標。根據這種觀點，柯布-道格拉斯生產函數可表示如下：

其中，Y表示城市群的總產出水平，K和L分別表示城市群的資本要素投入和勞動力要素投入，α和β分別為資本要素和勞動力要素的產出彈性，TFP表示該城市群的全要素生產率。根據蔡偉毅、陳學識（2010）等的觀點，目前我國各大中城市的資本和勞動產出彈性可近似由0.4和0.6代替。因此，各城市全要素生產率的表達式為：

寫成線性表達式即為：

根據式（3），可以計算各個城市的全要素生產率，即表示為該城市的經濟效率水平。基于Moomaw（1985）、劉生龍、胡鞍鋼（2010）等人的研究經驗，一個城市的全要素生產率TFP受該城市相對規模、產業結構特征、外資參與程度、技術投入和城市空間結構特征等因素的影響。為實證檢驗我國都市圈空間結構特征對經濟效率的影響，首先設定計量模型框架如下：

其中，下標i表示都市圈，t表示時期，qit表示第i個都市圈t期的空間結構特征，Xit表示控制變量組，εit表示模型的隨機誤差項，α、β、γ均為待定系數。

（二）變量說明

1.經濟效率。參考部分學者的方法，本文采用全要素生產率作為經濟效率的代理變量，具體按照式（3）的方法進行計算。其中，產出變量Y采用都市圈的區域生產總值表示，即都市圈所轄城市的地區生產總值之和。考慮到價格因素對統計數據產生影響，本文采用各城市所屬省份的GDP指數對原地區生產總值進行平減處理，再對平減后的實際生產總值進行加總。根據式（3），投入變量分資本要素和勞動力要素，資本要素采用都市圈的固定資產投資完成額表示，各城市的固定資產投資完成額按所屬省份的固定資產投資價格指數進行平減，然后進行加總；勞動力要素采用各都市圈年末就業人員總數表示。與以往研究不同的是，本文采用的就業人員包括城鎮和農村，這樣就業涵蓋范圍就更加全面。

2.空間結構特征。空間結構特征是一個較為抽象的概念，以往許多學者在分析都市圈的空間結構特征時一般考慮城市規模布局、產業布局等方面，但鮮有研究能定量地對空間結構特征變量進行處理。本文采用豪斯道夫提出的城市位序規模布局特征來反映都市圈空間結構特征（Meijers，Burger，2010）。城市位序規模特征的模型如下：

其中，Pi表示第i個城市的人口規模；Ri表示第i個城市的位序，比如一個城市的人口規模在都市圈所有城市中排名第一，那么該城市的位序即為1；C和 q 都為待定系數，其中C為常數，q為空間結構特征系數；εi為模型的隨機誤差項。首先，分別以各個都市圈所轄城市為樣本，根據城市位序規模特征的模型進行回歸估計，得到的q值即為所檢驗樣本都市圈的空間結構特征系數。若q值大于1，則表明核心城市較為突出，都市圈空間結構特征符合單中心-外圍的擴散型特征；若q值小于1，則表明都市圈空間結構呈分散狀分布，都市圈各城市之間的規模差異較小，符合多中心結構特征。

3.控制變量。各控制變量具體如下：

都市圈規模程度。該變量主要反映了都市圈內部經濟活動的密集程度或者市場集中化程度，當一個都市圈規模程度較高時，該都市圈可以通過企業勞動力在空間上的鄰近性和結構上的相似性，降低交易成本，提升市場潛力，最終推動都市圈經濟效率提升。因此，都市圈規模程度是影響都市圈經濟效率的重要變量，故列入控制變量范疇。基于學者們的研究思路，采用都市圈總人口作為規模程度的指標。此外，考慮到都市圈規模可能影響都市圈空間結構特征，從而影響空間結構特征變化帶來的經濟效率變化效應，因此引入都市圈規模程度與空間結構特征的交叉項。

科技投入水平。眾所周知，一個區域科技投入水平的高低將對區域經濟效率帶來重要影響，因此科技投入水平是一個重要的控制變量。本文采用都市圈科學研發和試驗經費支出占地區生產總值比重來衡量。其中，都市圈科學研發和試驗經費支出總額用所轄城市的科學研發和試驗經費支出總和表示。

表1 面板數據模型回歸結果

外資引進水平。外資的不斷引進不僅提高了都市圈的資本含量，更突出的貢獻是不斷引進先進技術和管理經驗，這些知識儲備對經濟發展具有一定的溢出效應，因此外資引進水平也是一個重要的控制變量。本文采用都市圈的外商直接投資總額來衡量外資引進水平。

產業結構特征。合理的產業結構特征能促進都市圈各城市資源有效配置，從而促進都市圈經濟運行高效化。本文采用都市圈第二、三產業增加值占地區生產總值比重來衡量都市圈的產業結構特征。

綜合以上變量，以式（4）為框架，本文構建實證計量模型如下：

其中，POPit、TECit、FDIit、STRit分別表示第i個都市圈t期的人口規模、技術投入水平、外商直接投資和產業結構，由于人口規模和外商直接投資的數值較大，故對這兩個變量做對數處理，lnPOPit× qit為都市圈人口規模和空間結構特征的交叉項，γ1、γ2、γ3、γ4、γ5都為待定系數，其余變量在式（4）中已做說明。

（三）樣本數據選取說明

本文選取2001-2012年我國8大都市圈的面板數據為樣本，具體包括遼中南都市圈、京津冀都市圈、山東半島都市圈、長三角都市圈、中原都市圈、長江中游都市圈、西南川渝都市圈和珠三角都市圈。基于各都市圈行政區劃以及數據的可得性，各個都市圈所轄城市具體如下：

遼中南都市圈包括大連市、沈陽市、鞍山市、撫順市、丹東市、營口市、盤錦市、鐵嶺市、遼陽市和本溪市共10個城市。

京津冀都市圈包括北京市、天津市、石家莊市、張家口市、唐山市、保定市、廊坊市、承德市、秦皇島市和滄州市共10個城市。

山東半島都市圈包括青島市、煙臺市、濟南市、威海市、日照市、濰坊市、東營市和淄博市共8個城市。

長三角都市圈包括上海市、南京市、蘇州市、無錫市、常州市、泰州市、揚州市、南通市、鎮江市、杭州市、寧波市、紹興市、嘉興市、湖州市、臺州市和舟山市共16個城市。

中原都市圈包括鄭州市、洛陽市、開封市、平頂山市、許昌市、漯河市、新鄉市和焦作市共8個城市。

長江中游都市圈轄湖北武漢城市群、湖南環長株潭城市群、江西環鄱陽湖城市群和江淮城市群共四大城市群，包括武漢市、黃岡市、黃石市、鄂州市、孝感市、咸寧市、長沙市、岳陽市、湘潭市、株洲市、南昌市、九江市、景德鎮市、新余市、上饒市、合肥市、蕪湖市、馬鞍山市、蚌埠市、銅陵市、滁州市共21個城市。

西南川渝都市圈包括重慶市、成都市、自貢市、瀘州市、德陽市、綿陽市、遂寧市、內江市、樂山市、南充市、眉山市、宜賓市、廣安市共13個城市。

珠三角都市圈包括廣州市、深圳市、珠海市、佛山市、惠州市、肇慶市、江門市、中山市和東莞市共9個城市。

以上8大都市圈是我國國民經濟發展中具有主導作用和主體地位的核心區域，綜合體現了中心城市和外圍城市的聯系程度，是研究都市圈經濟發展和空間結構特征的典型樣本。都市圈層面的數據基本為該都市圈所轄城市對應指標數據的總和，各個城市的原始數據來源于歷年的《中國城市統計年鑒》、《中國區域統計年鑒》、各地區統計年鑒和國研網數據庫。

檢驗結果分析

根據式（6），代入相關數據進行回歸估計，回歸結果如表1所示。

在分析模型變量的系數之前，首先需要確定面板數據的類型。根據面板數據模型的常數項與回歸系數向量在各個分量中的不同約束，面板數據模型效應可分為固定效應、隨機效應和混合效應三種。根據每一種效應的結果，采取一定的判別方法，可以判別哪一種效應最為適合。表1列出了不加入都市圈規模程度與空間結構特征的交叉項（模型一），以及加入都市圈規模程度與空間結構特征交叉項（模型二）的回歸結果，從兩個結果可知，豪斯曼檢驗都拒絕了隨機效應。同時，定義F統計量如下：

其中，SSEr、SSEu分別為混合效應和固定效應的殘差平方和。容易解得F=18.77>F0.05（8-1,8*12-8-1）>2.51，于是拒絕混合估計模型，最終選擇固定效應模型。

本文對回歸結果進行分析：

首先，由模型一可知，在控制了本文選取的其他變量的影響后，都市圈空間結構特征對經濟效率的影響也處于較高水平。都市圈空間結構特征的系數為0.7644，且在5%的水平上顯著，這表明都市圈空間結構特征的優化可以對區域經濟效率產生明顯的推動作用。都市圈空間結構特征是以空間結構特征系數來量化的，其數值越高，說明都市圈的城市規模結構越符合“中心-外圍”的集聚式特征，而這種集聚意味著家庭、企業等組織向核心城市集中，于是產生一定的集聚效應和規模經濟效應，不但可以推動勞動力市場、消費市場的規模效應，也可以對運輸成本和交易成本進行優化，為都市圈經濟效率的提高帶來廣闊的空間。

另一方面，單核心都市圈的集聚擴散效應較強，比如長三角都市圈就是典型的單核心都市圈，其核心城市的輻射帶動作用往往強于非單核心都市圈。根據賈德錚、高汝熹（2012）的研究，近年來長三角都市圈的擴散熵指數不斷增加，上海市作為核心城市的輻射帶動作用得到充分發揮。然而，像珠三角都市圈等屬于多核心都市圈，雖然多核心都市圈的城市擁擠程度相對較低，但是交通運輸成本也相對較高，這樣會導致資源產生分散的情況，不利于資源的優化配置。根據目前我國的發展實際，將珠江三角洲都市圈等多核心都市圈變為單核心都市圈恐難符合城市發展方向，因此這些都市圈應該從其他方面進行優化。根據筆者的建議，一是完善交通網路，增強這些都市圈點的交通通達性，以節省運輸成本；二是深化專業化分工，延伸產業鏈，都市圈內核心城市與外圍城市之間實行錯位發展戰略，不斷發揮產業互補優勢，推動核心城市的輻射效應，延伸都市圈整體的產業鏈，使市場資源配置和都市圈空間功能都得到充分發揮。

其次，四個控制變量的系數均顯著為正，這也驗證了給出的關于控制變量的觀點。都市圈規模的系數達到2.6568，且在1%的水平上顯著，表明都市圈規模的擴張是都市圈經濟效率提升的一個重要基礎，這也與我國都市圈發展和工業化、城市化進程基本同步的現狀相符合。技術投入水平的系數為0.0985，且在5%的水平上顯著，表明都市圈技術投入的增加有利于經濟效率的提升。但是，都市圈技術投入的系數并不高，這也表明當前我國都市圈產業技術投入并不能很好地為經濟效率帶來提升動力。基于這個結果，筆者的建議是各個都市圈都要以加快走集約化發展道路為方向，不斷在各個行業加大技術投入，不斷發揮技術帶來的溢出效應，促進都市圈經濟效率的進一步提升。

外商直接投資的系數為0.1253，且在1%的水平上顯著，表明都市圈外資的不斷引進推動了經濟效率的提升。外商直接投資能對國內產業發展產生較強的溢出效應，可以提高國內生產要素的邊際產出水平，從而提升都市圈的經濟效率。產業結構的系數為0.1882，且在1%的水平上顯著，表明都市圈產業結構的不斷升級也有利于經濟效率的提升。目前，我國大力調整產業結構，不斷通過產業升級來提升區域經濟效率，像北京、上海、廣州、深圳等大中城市的三次產業結構優化程度明顯高于周邊城市，因此要充分發揮這些城市的產業輻射作用，不斷促進各個都市圈產業結構的優化升級。

最后，從模型二可以看出，交叉項lnPOPit× qit的系數為-0.2360，且在1%的水平上顯著，說明都市圈空間結構特征對經濟效率的影響水平受到都市圈規模大小的制約，而且當都市圈規模較小時，單核心結構特征更有利于提升都市圈經濟效率。但是，隨著都市圈核心城市人口的不斷集聚和就業空間的不斷壓縮，單核心發展模式的優勢不斷減弱，不可避免地激化了行業的同質競爭、交通的擁堵以及環境的污染等不利于經濟發展的因素。為此，當一個都市圈人口規模發展到一定程度后，應通過城市的輻射作用擴大核心城市的發展空間，并加大城市基礎設施投入，維持核心城市的功能發揮，增強都市圈內城市發展的協調性。

結論

本文以我國8大都市圈2001-2012年的面板數據為樣本，實證檢驗了都市圈空間結構特征對經濟效率的影響。綜合實證結果，得到以下結論：第一，都市圈空間結構特征對經濟效率的影響處于較高水平，單核心都市圈的空間結構特征對經濟效率的影響相對較高；第二，當都市圈規模較小時，空間結構特征對經濟效率的促進作用更能得到發揮。

因此，我國各都市圈要進一步強化核心城市的集聚效應和輻射效應，逐步擺脫因都市圈核心規模擴張而帶來的資源配置合理性降低的現狀，在擴大核心城市規模的基礎上，不斷構造合理的都市圈空間結構；同時借助對外開放深入和產業不斷轉型升級的機遇，積極引進重點外資項目，不斷明確都市圈專業化分工，不斷提升空間發展效率。

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