中國(guó)城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收斂雙重效應(yīng)
——基于2000與2010年中國(guó)1968個(gè)縣份空間數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

張蒞黎，趙果慶，吳雪萍

(云南財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，云南 昆明 650221)

一、引言

改革開(kāi)放后，我國(guó)推行一部分地區(qū)，一部分人先富起來(lái)的發(fā)展戰(zhàn)略。我國(guó)東部率先開(kāi)放發(fā)展，推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)。隨之而來(lái)的是收入差距的擴(kuò)大，給中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)穩(wěn)定帶來(lái)了嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。在收入差距中重要問(wèn)題之一就是相比東部地區(qū)而言，中部和西部地區(qū)人均收入增速較慢，還相對(duì)比較落后，我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距擴(kuò)大。在由區(qū)域(空間)、城鄉(xiāng)、行業(yè)和個(gè)人形成的多層次收入差距體系中，地區(qū)差距是影響國(guó)家收入分配的基礎(chǔ)。解決不均等問(wèn)題可以通過(guò)縮小或消除城鄉(xiāng)差異，也可以同時(shí)或先后縮小地區(qū)差異來(lái)實(shí)現(xiàn)[1]。

為了縮小區(qū)域之間的發(fā)展差距，我國(guó)已在1999年、2004年、2007年先后啟動(dòng)實(shí)施了西部大開(kāi)發(fā)、促進(jìn)中部崛起以及振興東北老工業(yè)基地等全域性發(fā)展戰(zhàn)略體系。西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略取得相應(yīng)效果，促使中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)從趨異轉(zhuǎn)向收斂[2]。一些研究也表明，不同空間尺度的空間單元有人均GDP差距開(kāi)始收窄：從地區(qū)尺度，中國(guó)地區(qū)人均GDP發(fā)展出現(xiàn)了收斂[3]；從縣域尺度，我國(guó)縣域人均GDP存在穩(wěn)健的條件收斂[4]。這是否意味著隨著增長(zhǎng)的繼續(xù)，空間差距隨之縮小？進(jìn)一步的問(wèn)題是什么因素或方法能同時(shí)實(shí)現(xiàn)空間增長(zhǎng)與收斂？這是十九大報(bào)告提出實(shí)施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略中依靠城市化與城市群發(fā)展，建立更加有效的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機(jī)制的一個(gè)關(guān)鍵問(wèn)題。

解決地區(qū)收入差距擴(kuò)大和促進(jìn)增長(zhǎng)是中國(guó)面臨的重要挑戰(zhàn)。人們已把同時(shí)解決兩大挑戰(zhàn)的希望寄托在城市化上。改革開(kāi)放40年來(lái)，中國(guó)城市化有力地支撐了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的奇跡[5]。城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用[6]，這已是一個(gè)共識(shí)。甚至于，城市化成為未來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)繼續(xù)保持較高增長(zhǎng)率的主要?jiǎng)恿7]。對(duì)于收入差距，城鎮(zhèn)化是中國(guó)解決貧富差距和消除貧困的唯一出路[8-9]。中國(guó)發(fā)展一方面居民收入不可能沒(méi)有差距，也不可能同步富裕；另一方面也不能差距過(guò)大，更不能貧富懸殊，而只能是通過(guò)沿海地區(qū)先發(fā)展帶動(dòng)中西部發(fā)展，既鼓勵(lì)促進(jìn)效率又注重公平，既充分調(diào)節(jié)增長(zhǎng)效率又不出現(xiàn)兩極分化。這方面，萬(wàn)廣華和蔡昉等(2012)[1]認(rèn)為城市化可以兼得增長(zhǎng)與收入差距縮小，以此推論，城市化不僅可以促進(jìn)增長(zhǎng)，而且可以減小城鄉(xiāng)收入差距，進(jìn)一步縮小地區(qū)收入差距，最后是縮小個(gè)人收入差距。

諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)得主斯蒂格利茨(Joseph E. Stiglitz，2001)曾提出，21世紀(jì)影響世界的兩件大事，一是中國(guó)的城鎮(zhèn)化，二是美國(guó)的高科技，并認(rèn)為城市化將使中國(guó)成為世界領(lǐng)袖。中國(guó)城市化如能有力地支撐中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同時(shí)也實(shí)現(xiàn)空間收入差距的縮小，這將演繹波瀾壯闊的城市化史詩(shī)，更是人類(lèi)歷史上的奇跡。中央政府已提出兩橫三縱的城鎮(zhèn)化空間戰(zhàn)略，以優(yōu)化城鎮(zhèn)化布局和形態(tài)。在《國(guó)家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014-2020年)》明確指出，城鎮(zhèn)化可以促進(jìn)保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康增長(zhǎng)，城鎮(zhèn)化以縮小地區(qū)差距，推動(dòng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。李克強(qiáng)(2015)也指出，實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，逐步縮小城鄉(xiāng)和區(qū)域差距，首要的關(guān)鍵之措是推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化，新型城鎮(zhèn)化的過(guò)程就是中國(guó)逐步縮小城鄉(xiāng)和區(qū)域差別的過(guò)程[10]。

顯然，無(wú)論是學(xué)者的研究，還是政府的預(yù)期，城市化可以促進(jìn)地區(qū)增長(zhǎng)與差距縮小還只是一種假設(shè)，尚未得到檢驗(yàn)。本文將從城鎮(zhèn)化推進(jìn)地區(qū)增長(zhǎng)及收斂的角度，對(duì)這個(gè)經(jīng)驗(yàn)命題進(jìn)行檢驗(yàn)。其原因之一，如果城鎮(zhèn)化能推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，那么城鎮(zhèn)化就具有增長(zhǎng)效應(yīng)；反之，如果城鎮(zhèn)化阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，那么城鎮(zhèn)化就不具有增長(zhǎng)效應(yīng)。另一方面，以人均GDP為指標(biāo)，如果城鎮(zhèn)化能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂，那么說(shuō)明低收入地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率將會(huì)高于高收入地區(qū)，收入差距縮小，實(shí)現(xiàn)空間公平。這也就是要檢驗(yàn)城鎮(zhèn)化是否是一種公平增長(zhǎng)的城鎮(zhèn)化。

中國(guó)地域遼闊，地區(qū)資源稟賦差距很大，存在許多具有特定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)特征的區(qū)域。為了揭示大范圍空間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂特征，本文從縣域?qū)用娉霭l(fā)，對(duì)城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性進(jìn)行全域性研究，這也有助于更加深入地了解中國(guó)復(fù)雜的區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂情況與城鎮(zhèn)化效應(yīng)。基于此，本文主要回答下述問(wèn)題：中國(guó)縣域城鎮(zhèn)化是否促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同時(shí)促進(jìn)增長(zhǎng)收斂，實(shí)現(xiàn)雙贏？雙贏出現(xiàn)在哪些區(qū)域，空間結(jié)構(gòu)如何？這對(duì)我國(guó)實(shí)施積極的城鎮(zhèn)化策略，對(duì)空間經(jīng)濟(jì)既公平又有效率的發(fā)展具有十分重要的意義，對(duì)一帶一路中城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟(jì)地理重構(gòu)也不失價(jià)值。

縣域經(jīng)濟(jì)在中國(guó)占有極其重要的地位，是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的區(qū)域基礎(chǔ)和基本構(gòu)成單元。鑒于此，本文把城鎮(zhèn)化分為城鎮(zhèn)化水平與城鎮(zhèn)化進(jìn)程兩個(gè)方面，全面分析城鎮(zhèn)化的靜態(tài)與動(dòng)態(tài)效應(yīng)，以2000年與2010年中國(guó)縣域1968個(gè)樣本在收斂方程中分別用普通最小二乘(OLS)回歸從“全域”上實(shí)證城鎮(zhèn)化的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收斂雙重效應(yīng)存在性，并用地理加權(quán)回歸模型(GWR)從“個(gè)體”上測(cè)度城鎮(zhèn)化雙重效應(yīng)的空間異質(zhì)性，通過(guò)空間可視化更為清晰地展示城鎮(zhèn)化的雙重效應(yīng)空間結(jié)構(gòu)。本文的結(jié)構(gòu)如下：第二部分是基于文獻(xiàn)，提出中國(guó)城鎮(zhèn)化的地區(qū)增長(zhǎng)與收斂雙重效應(yīng)經(jīng)驗(yàn)假設(shè)；第三部分是中國(guó)城鎮(zhèn)化與空間增長(zhǎng)的關(guān)系與特征事實(shí)；第四部分是設(shè)定估計(jì)城鎮(zhèn)化雙重效應(yīng)的計(jì)量模型；第五部分是模型參數(shù)估計(jì)；第六部分是城鎮(zhèn)化空間增長(zhǎng)收斂效應(yīng)與增長(zhǎng)效應(yīng)分析及可視化；第七部分是結(jié)論與含義。

二、中國(guó)城鎮(zhèn)化的地區(qū)增長(zhǎng)與收斂雙重效應(yīng)：文獻(xiàn)與假設(shè)

(一)城鎮(zhèn)化促進(jìn)增長(zhǎng)

世界主要國(guó)家的發(fā)展歷程表明，一國(guó)的城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)密切關(guān)聯(lián)。一般認(rèn)為，城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)通常表現(xiàn)出正向的驅(qū)動(dòng)作用，這是因?yàn)樵诔鞘谢M(jìn)程之中，隨城市數(shù)量增加和規(guī)模擴(kuò)大，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和非農(nóng)業(yè)人口持續(xù)集聚，推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度來(lái)看，城市化是在空間體系下的一種經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)換過(guò)程，人口和經(jīng)濟(jì)之所以在城市集中是空間集聚效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)作用的結(jié)果。城市規(guī)模效應(yīng)非常重要，規(guī)模有利于市場(chǎng)成長(zhǎng)，也有利于提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

從文獻(xiàn)看，城市化水平具有經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。城市化水平和人均產(chǎn)出呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，城市化水平的提高能夠?qū)?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到一定的促進(jìn)作用，我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系[11]。我國(guó)城鎮(zhèn)化率每提高一個(gè)百分點(diǎn)，可以維持7.1%的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[12]。吳福象和劉志彪(2008)分析了城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用[6]。Quigley(2010)認(rèn)為城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、生產(chǎn)率提高和收入增長(zhǎng)的重要推動(dòng)力[13]。

(二)城鎮(zhèn)化促進(jìn)收入差距縮小

從城鄉(xiāng)收入差距看，根據(jù)國(guó)際經(jīng)驗(yàn)，城市化最終能夠?qū)崿F(xiàn)城鄉(xiāng)收入的趨同。首先，城市化意味著農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)率更高的城市部門(mén)，使得邊際勞動(dòng)收益幾乎為零的農(nóng)民移民后能夠獲得可觀的收入；其次，隨著農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的減少，農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化就有了可能，留在農(nóng)村的居民收入也會(huì)提高，這必然使城鄉(xiāng)收入差距逐漸縮小。轉(zhuǎn)變?cè)鲩L(zhǎng)方式和縮小城鄉(xiāng)差別最為根本而有效的途徑是大力推進(jìn)城市化[14]。楊志海等(2013)利用我國(guó)1523個(gè)縣(市)2005-2010年的大樣本面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)：縣域城鎮(zhèn)化的推進(jìn)能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，而縮小城鄉(xiāng)收入差距反過(guò)來(lái)也有利于提高城鎮(zhèn)化水平，兩者呈現(xiàn)出良性互動(dòng)關(guān)系[15]。城市化對(duì)降低統(tǒng)計(jì)上的城鄉(xiāng)收入差距有顯著的作用[16]。

從地區(qū)差距看，城市化或多或少地維持著它的絕對(duì)貢獻(xiàn)，但由于整個(gè)收入差距的增長(zhǎng)趨勢(shì)，城市化的相對(duì)貢獻(xiàn)也在下降。從長(zhǎng)期來(lái)看，改革和城市化對(duì)收入差距的影響都將減弱，因?yàn)楦母锵鄬?duì)較慢的地區(qū)遲早會(huì)趕超上來(lái)[17]。萬(wàn)廣華等(2012)[1]的研究表明，各省城鄉(xiāng)差距占全國(guó)地區(qū)差距的一半，因此，消除各省區(qū)的城鄉(xiāng)差距可以把地區(qū)差距減少至一半。從個(gè)人收入差距看，國(guó)內(nèi)學(xué)者一致為城市化可以降低個(gè)人收入差距， 城鎮(zhèn)化是中國(guó)解決貧富差距和消除貧困的唯一出路，這是一貫的觀點(diǎn)[8，18]。

值得一提的是，城市化影響城鄉(xiāng)收入，城市化過(guò)程中的要素空間集聚將創(chuàng)造新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)機(jī)會(huì)，實(shí)現(xiàn)減貧效應(yīng)，從而實(shí)現(xiàn)縮小貧富差距。Christiaensen和Todo(2014)利用1980-2004年發(fā)展中國(guó)家的跨國(guó)面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，二級(jí)城鎮(zhèn)比大城市的集聚產(chǎn)生更具包容性的增長(zhǎng)模式和更快的減貧，城市化模式在爭(zhēng)取更快的減貧方面值得更多的關(guān)注[19]。Luc Christiaensen等(2013)利用1991-2010年期間一個(gè)相當(dāng)獨(dú)特的小組跟蹤了來(lái)自坦桑尼亞卡蓋拉農(nóng)村家庭的3300多名個(gè)人，顯示出大約每?jī)蓚€(gè)脫離貧困的個(gè)人或家庭中就有一個(gè)通過(guò)從農(nóng)業(yè)過(guò)渡到農(nóng)村非農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)或二級(jí)城鎮(zhèn)來(lái)擺脫貧困[20]。Christiaensen和Ravi Kanbur(2017)發(fā)現(xiàn)了公共投資從大城市轉(zhuǎn)向二級(jí)城鎮(zhèn)將提高減貧績(jī)效的初步證據(jù)和論據(jù)[21]。單德朋和鄭長(zhǎng)德等(2015)研究表明，我國(guó)城市化對(duì)貧困減緩具有顯著積極影響，但不同城市化模式對(duì)城鄉(xiāng)減貧的影響存在異質(zhì)效應(yīng)[22]。城市化影響農(nóng)村貧困的主要機(jī)制是通過(guò)集聚外部性所帶來(lái)的生產(chǎn)效率提高實(shí)現(xiàn)減貧，因此核心城市對(duì)農(nóng)村地區(qū)和西部地區(qū)的減貧效果更為顯著，而二級(jí)城鎮(zhèn)對(duì)東部地區(qū)，尤其是對(duì)東部城市地區(qū)充當(dāng)了貧困人口的“就業(yè)避風(fēng)港”，二級(jí)城鎮(zhèn)的減貧影響更大。

(三)城鎮(zhèn)化的雙重效應(yīng)

城鎮(zhèn)化的雙重效應(yīng)是指城鎮(zhèn)化同時(shí)具有促進(jìn)地區(qū)增長(zhǎng)效應(yīng)和地區(qū)收入差距縮小效應(yīng)。世界銀行(2000)的世界發(fā)展報(bào)告也指出了城市以及城市化進(jìn)程在推動(dòng)增長(zhǎng)和消除貧困中的重要性。曹裕等(2010)[23]分析表明，城市化縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用顯著，城鄉(xiāng)收入差距不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但這兩種效應(yīng)均具有顯著的區(qū)域差異。沈凌和田國(guó)強(qiáng)(2009)研究貧富差別、城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，認(rèn)為推進(jìn)城市化以減少農(nóng)村人口比單純?cè)黾愚r(nóng)民收入更有利于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，也是解決三農(nóng)問(wèn)題的根本方法[24]。城市化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距、城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均呈正向影響關(guān)系[25]。羅知和萬(wàn)廣華等(2018)構(gòu)建了兼顧公平與效率的城鎮(zhèn)化模型，并以中國(guó)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證表明, 發(fā)展中國(guó)家尤其是中國(guó)，應(yīng)改變阻礙城鎮(zhèn)化的觀點(diǎn)和舉措，以扭轉(zhuǎn)效率和公平雙輸?shù)慕Y(jié)局[26]。

不難看出，目前文獻(xiàn)集中在城鄉(xiāng)收入差距和個(gè)人收入差距方面，而較少涉及區(qū)域差距。在收入差距體系中，地區(qū)收入差距是基礎(chǔ)，城鄉(xiāng)收入差距居于中間層次，沒(méi)有地區(qū)差距的縮小，要縮小個(gè)人差距是不可能的。其實(shí)，收入分配差距涉及收入分配制度和收入分配制度改革的問(wèn)題，城鎮(zhèn)化是一個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然趨勢(shì)，兩者有直接的關(guān)系。只不過(guò)是從總體上來(lái)說(shuō)，城鎮(zhèn)化的發(fā)展有利于提高人民生活水平，有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，促進(jìn)城鄉(xiāng)一體化，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

(四)地區(qū)增長(zhǎng)收斂

新古典增長(zhǎng)理論認(rèn)為地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨于收斂，采用回歸模型來(lái)檢驗(yàn)絕對(duì)收斂。在一個(gè)國(guó)家的空間(區(qū)域)增長(zhǎng)過(guò)程中，以人均產(chǎn)出來(lái)衡量，貧窮空間單元比富裕空間單元的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更快，貧富差距縮小，以致經(jīng)過(guò)一定的時(shí)間，前者能趕上后者，即區(qū)域人均增長(zhǎng)速度傾向于與其人均產(chǎn)出的初始水平成反向關(guān)系，Barro和Sala-i-Martin(1991，1992)[27-28]等稱(chēng)它為β型收斂，提出絕對(duì)β收斂回歸模型。然而，Quah(1996)對(duì)增長(zhǎng)及收斂動(dòng)力學(xué)給出了一種解釋?zhuān)掩呁c收入分配的動(dòng)態(tài)聯(lián)系起來(lái)，研究表明：通常的經(jīng)驗(yàn)分析-橫截面(條件)收斂回歸、時(shí)間序列建模、面板數(shù)據(jù)分析可能會(huì)對(duì)理解收斂性產(chǎn)生誤導(dǎo)；一些證據(jù)支持“趨同俱樂(lè)部”概念，一些證據(jù)表明窮人越來(lái)越窮，富人越來(lái)越富有，中產(chǎn)階級(jí)消失了[29]。Quah(1996)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性做出了實(shí)證研究，他們的研究結(jié)果均表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)表現(xiàn)為不同形態(tài)的收斂特征，利用Markov概率分布對(duì)105個(gè)國(guó)家相對(duì)收入研究的結(jié)果表明世界收入分布正從類(lèi)似正態(tài)分布向“雙峰收斂”的分布格局演化，在“雙峰模式”中，每個(gè)“峰”僅代表了某類(lèi)趨同俱樂(lè)部，而不能反映出該類(lèi)趨同俱樂(lè)部的個(gè)體數(shù)量信息；如果不能通過(guò)制度改進(jìn)和技術(shù)創(chuàng)新來(lái)支持進(jìn)一步的增長(zhǎng)，也就無(wú)法達(dá)到“雙峰”假說(shuō)所限定的生產(chǎn)要素和制度因素條件[30]。顯然，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在地理空間上存在異質(zhì)性，并不是隨機(jī)分布的或者是平穩(wěn)的，存在空間的集聚性。

目前檢驗(yàn)區(qū)域增長(zhǎng)過(guò)程中是否存在β型收斂的方法是采用回歸模型來(lái)檢驗(yàn)絕對(duì)收斂，并通過(guò)引入諸如城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等控制變量來(lái)檢驗(yàn)條件收斂，分析出現(xiàn)收斂現(xiàn)象的原因。Berthelemy，Varoudakis(1992)把貨幣供應(yīng)量占GDP比重，進(jìn)出口占GDP比重，政府消費(fèi)占GDP比重和啞變量(OPEC國(guó)家為1，產(chǎn)油國(guó)和其它國(guó)家為0)引入絕對(duì)收斂模型，估計(jì)了β收斂及對(duì)系數(shù)進(jìn)行正態(tài)分布檢驗(yàn)[31]。Ling Yin，George Zestos and Leo Michelis(2004)[32]在實(shí)證歐盟采取共同的政策促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展“和諧和平衡的擴(kuò)張”效應(yīng)時(shí)，也把投資占GDP比重、通貨膨脹率、政府消費(fèi)占GDP比重、內(nèi)閣的變化、識(shí)字率和地區(qū)啞變量引入新古典增長(zhǎng)模型，檢驗(yàn)了不同時(shí)期的絕對(duì)β收斂性和條件β收斂性。Somesh K. Mathur(2005)也用人均GDP的條件β收斂方程，采用1961年到2001年?yáng)|亞和南亞地區(qū)的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了“條件收斂假說(shuō)”[33]。在實(shí)際中，若一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)距離自己的穩(wěn)定狀態(tài)越遠(yuǎn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越快時(shí)，則存在條件β收斂。

地區(qū)間收入增長(zhǎng)趨于收斂或發(fā)散是地區(qū)差距變化的一種重要測(cè)度。也就是說(shuō)，地區(qū)間收入增長(zhǎng)趨于收斂，那地區(qū)間的收入差距在縮小。近年來(lái)關(guān)于中國(guó)地區(qū)差距是否擴(kuò)大的爭(zhēng)論又使得這一問(wèn)題成為研究熱點(diǎn)。特別是伴隨著空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的應(yīng)用，將空間依賴(lài)性及空間異質(zhì)性的影響納入中國(guó)地區(qū)間收入增長(zhǎng)收斂問(wèn)題的研究中，對(duì)絕對(duì)收斂、條件收斂、俱樂(lè)部收斂進(jìn)行度量。蔡昉和都陽(yáng)(2000)的研究發(fā)現(xiàn)，改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)不存在全域性的收斂現(xiàn)象，但存在俱樂(lè)部收斂[34]。周亞虹等(2009)[35]的研究也表明，中國(guó)經(jīng)濟(jì)還處于加速增長(zhǎng)的發(fā)散狀態(tài)，富裕地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)向收斂狀態(tài)過(guò)渡，相對(duì)于富裕地區(qū)，相對(duì)落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在發(fā)散現(xiàn)象。覃成林等(2012)研究也表明，中國(guó)長(zhǎng)江三角洲區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程的空間俱樂(lè)部趨同客觀存在[36]。潘文卿(2010)發(fā)現(xiàn)從1990年前后兩個(gè)時(shí)期看，中國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)表現(xiàn)出不同的收斂特征，出現(xiàn)了東、中、西三大收斂“俱樂(lè)部”[37]。

值得一提的是在縣域尺度上，國(guó)內(nèi)也有研究縣域增長(zhǎng)收斂的文獻(xiàn)出現(xiàn)。陳芳和龍志和(2011)基于我國(guó)2000-2007年1994個(gè)縣的非平衡面板數(shù)據(jù)實(shí)證的結(jié)果表明，我國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)存在條件β收斂，縣域經(jīng)濟(jì)間的發(fā)展差距縮小[38]。許洪范(2011)基于反映中國(guó)縣域發(fā)展的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)因素把縣域分成三類(lèi)，使用Panel Data模型對(duì)1989-2004年中國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的收斂性進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)，結(jié)果表明，中國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異存在α趨異，另外在絕對(duì)β檢驗(yàn)過(guò)程中發(fā)現(xiàn)中國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)整體存在發(fā)散的趨勢(shì)，不同類(lèi)縣域經(jīng)濟(jì)差異存在α趨異，有的類(lèi)存在明顯的俱樂(lè)部收斂[39]。顯然，縣域增長(zhǎng)是否收斂并沒(méi)有一致性結(jié)論。

(五)城鎮(zhèn)化的地區(qū)增長(zhǎng)與收斂效應(yīng)假設(shè)

從文獻(xiàn)看出，城市化具有推進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收斂的“雙重”效應(yīng)。實(shí)際上，城市化推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有空間差異性。城市化促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用具有空間差異性，在沿海地區(qū)的作用顯著大于內(nèi)陸地區(qū)[40]。然而，城市化進(jìn)程在空間上也存在差異性，東部地區(qū)城市化水平明顯高于西部地區(qū)，但實(shí)證研究的結(jié)果表明，地區(qū)城市化水平存在著絕對(duì)β收斂，在考慮了空間效應(yīng)之后，收斂的速度有所加快[41]。也就是說(shuō)，城市化水平低的地區(qū)城市化進(jìn)程較快，較高城市化水平提升促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，較高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)一步促進(jìn)人均收入水平的增加，較高人均收入水平的增加自然縮小了地區(qū)的人均收入差距，形成一種趨于各自均衡態(tài)的循環(huán)機(jī)制。因此，城市化成為積極尋求地區(qū)增長(zhǎng)與人均收入差距縮小之間的重要通道和結(jié)合點(diǎn)。

如果城鎮(zhèn)化同時(shí)具有發(fā)展推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和縮小地區(qū)增長(zhǎng)差距的作用，那么國(guó)家就應(yīng)該采取優(yōu)先推進(jìn)城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，著眼于城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、地區(qū)收入?yún)f(xié)調(diào)發(fā)展的調(diào)控。城鎮(zhèn)化推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)因在于擴(kuò)大內(nèi)需，也是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本動(dòng)力。目前我國(guó)常住人口城鎮(zhèn)化率不僅遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國(guó)家，也低于人均收入與我國(guó)相近的發(fā)展中國(guó)家，還有較大的發(fā)展空間。城鎮(zhèn)化水平持續(xù)提高，會(huì)使更多農(nóng)民通過(guò)轉(zhuǎn)移就業(yè)提高收入，通過(guò)轉(zhuǎn)為市民享受更好的公共服務(wù)，從而使城鎮(zhèn)消費(fèi)群體不斷擴(kuò)大，消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷升級(jí)，消費(fèi)潛力不斷釋放，也會(huì)帶來(lái)城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)設(shè)施和住宅建設(shè)等巨大投資需求，這將為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供持續(xù)的動(dòng)力。另一方面，改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)東部沿海地區(qū)率先開(kāi)放發(fā)展，形成了京津冀、長(zhǎng)江三角洲、珠江三角洲等一批城市群，有力推動(dòng)了東部地區(qū)快速增長(zhǎng)，成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)重要的增長(zhǎng)極。但與此同時(shí)，中西部地區(qū)發(fā)展相對(duì)滯后，一個(gè)重要原因就是城鎮(zhèn)化發(fā)展很不平衡，中西部城市發(fā)展明顯不足。隨著西部大開(kāi)發(fā)和中部崛起戰(zhàn)略的深入推進(jìn)，東部沿海地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移加快，在中西部資源環(huán)境承載能力較強(qiáng)地區(qū)，加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程，培育形成新的增長(zhǎng)極，有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和市場(chǎng)空間由東向西、由南向北梯度拓展，推動(dòng)人口經(jīng)濟(jì)布局更加合理、區(qū)域發(fā)展更加協(xié)調(diào)。因此，城鎮(zhèn)化的過(guò)程，既是中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程，同時(shí)又是逐步縮小城鄉(xiāng)和區(qū)域差距的過(guò)程。

城鎮(zhèn)化可以推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這是因?yàn)槌擎?zhèn)化帶來(lái)的要素集聚，可以產(chǎn)生集聚效應(yīng)，如知識(shí)外溢、規(guī)模效應(yīng)、范圍經(jīng)濟(jì)等[14]。根據(jù)《2009年世界發(fā)展報(bào)告：重塑世界經(jīng)濟(jì)地理》框架結(jié)構(gòu)，城市化是經(jīng)濟(jì)地理重塑的關(guān)鍵變量[42]。一方面，城市化是移民、集聚、專(zhuān)業(yè)化的結(jié)果，是經(jīng)濟(jì)地理重塑的驅(qū)動(dòng)力；另一方面，城市化通過(guò)移民、集聚、專(zhuān)業(yè)化，縮小密度，縮短距離和減少分割，提高了經(jīng)濟(jì)的空間集聚效率和專(zhuān)業(yè)水平，從而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同時(shí)由于城市化減少了分割，實(shí)現(xiàn)增長(zhǎng)的一體化。城市化的經(jīng)濟(jì)地理重塑核心在于要素集聚形成或改善空間生產(chǎn)函數(shù)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同時(shí)形成增長(zhǎng)極中心區(qū)，帶動(dòng)外圍區(qū)域以較快的速度增長(zhǎng)，縮小空間差距，實(shí)現(xiàn)中心—外圍結(jié)構(gòu)的一體化，促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

城市化可以實(shí)現(xiàn)增長(zhǎng)與收斂的“雙重”效應(yīng)，這是國(guó)家城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略以及我國(guó)依靠新型城鎮(zhèn)推進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展隱含的一個(gè)經(jīng)驗(yàn)假設(shè)，也是我國(guó)推進(jìn)城鎮(zhèn)化要達(dá)到的理想境界。盡管，文獻(xiàn)提到城鎮(zhèn)化的雙重效應(yīng)，也用β收斂方程研究了我國(guó)地區(qū)增長(zhǎng)的收斂性，但目前把城鎮(zhèn)化引入β收斂方程的實(shí)證成果比較少，用β收斂方程檢驗(yàn)城鎮(zhèn)化增長(zhǎng)效應(yīng)和收斂效應(yīng)的文獻(xiàn)也較少見(jiàn)，對(duì)城鎮(zhèn)化“雙重”效應(yīng)的空間異質(zhì)性測(cè)度更是鮮見(jiàn)。雖然，目前的文獻(xiàn)沒(méi)有專(zhuān)門(mén)研究城市化對(duì)我國(guó)空間增長(zhǎng)收斂的影響，但卻為研究城市化對(duì)增長(zhǎng)收斂的影響研究積累了方法。一些不易觀察到的現(xiàn)象是空間效應(yīng)引入收斂研究后發(fā)現(xiàn)的。Lesage(1999)實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明，地理加權(quán)回歸模型(GWR)的估計(jì)結(jié)果能夠很好地解釋區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程[43]。區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城鎮(zhèn)化在地理空間上并不是孤立的、隨機(jī)分布的，而是與周邊環(huán)境具有密切的聯(lián)系，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總是受到周?chē)鷧^(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況的影響[30]。中國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)差距十分明顯，用GWR可以更精準(zhǔn)地測(cè)度城鎮(zhèn)化的縣域增長(zhǎng)與收斂“雙重”效應(yīng)，展示全域效應(yīng)與集聚特征。

三、中國(guó)城鎮(zhèn)化與空間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng):關(guān)系與特征事實(shí)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

中國(guó)2000年人均GDP來(lái)自2001年《中國(guó)縣(市)社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》的縣市GDP及年末總?cè)丝跀?shù)計(jì)算，并以8.2783元/美元匯率折算成美元，2010年人均GDP來(lái)自2011年《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，并以6.7695元/美元匯率折算成美元。中國(guó)2000年和2010年縣域城鎮(zhèn)化的數(shù)據(jù)分別來(lái)自《2000人口普查分縣資料》和《中國(guó)2010年人口普查分縣資料》。由于縣市劃分，兩個(gè)年份空間樣本數(shù)有所不同，根據(jù)同名對(duì)應(yīng)調(diào)整，此外，31個(gè)省、市和自治區(qū)政府所在城市縣級(jí)單元的城市化水平接近100，為研究城鎮(zhèn)化的真實(shí)效應(yīng)，沒(méi)有把省會(huì)城市的縣級(jí)單元納入本文研究樣本中，經(jīng)過(guò)上述處理，得到本文的研究樣本數(shù)為1968個(gè)，其中東部有530個(gè)，中部有597個(gè)，西部有841個(gè)[注]西部分別是四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古；中部地區(qū)分別是山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南。。

(二)空間分布特征事實(shí)

一個(gè)變量增長(zhǎng)率：

ri=ln(yi, t+T-yi, t)/T=ln(yi, t+T/yi, t)/T

(1)

(1)式中，ri為T(mén)年平均增長(zhǎng)率，yi, t為變量初值，yi, t+T為T(mén)年后的變量值。

以(1)式計(jì)算，人均GDP增長(zhǎng)率高于平均值的樣本數(shù)為860個(gè)(見(jiàn)圖1)，占樣本總數(shù)的43.70%，東部、中部和西部分別為183個(gè)、266個(gè)和411個(gè)，分別占其樣本數(shù)的34.53%、44.56%和48.87%。很明顯，高于平均值的樣本數(shù)比例西部最高，中部次之，東部最低。而人均GDP增長(zhǎng)率低于平均值的樣本數(shù)為1108個(gè)(見(jiàn)圖2)，占樣本總數(shù)的56.30%，東部、中部和西部分別為346個(gè)、330個(gè)和432個(gè)，分別占其樣本數(shù)的65.28%、55.28%和51.37%。顯然，低于平均值的樣本數(shù)比例東部最高，中部次之，西部最低。對(duì)比圖1與圖2看出，人均GDP增長(zhǎng)率高于平均值的樣本在西部分布較密集，廣東、海南、福建、河北為主的東南海省份分布較少，相反人均GDP增長(zhǎng)率低于平均值的樣本在東部分布比較密集。這說(shuō)明西部縣域人均GDP增長(zhǎng)高于東部縣域。進(jìn)一步統(tǒng)計(jì)結(jié)果，樣本的平均增長(zhǎng)率為16.55%，東部、中部和西部分別為15.16%、16.67%和17.83%，東部低于平均水平，西部的增長(zhǎng)率最高。

2000年城鎮(zhèn)化水平高于平均值的樣本數(shù)為1010個(gè)(見(jiàn)圖3)，占樣本總數(shù)的51.32%，東部、中部和西部分別為362個(gè)、309個(gè)和339個(gè)，分別占其樣本數(shù)的68.30%、51.76%和40.317%。以此看，高于平均值的樣本數(shù)比例最高的是東部，中部次之，西部最低。而城鎮(zhèn)化水平低于平均值的樣本數(shù)為958個(gè)(見(jiàn)圖4)，占樣本總數(shù)的48.68%，東部、中部和西部分別為166個(gè)、288個(gè)和504個(gè)，分別占其樣本數(shù)的31.32%、48.24%和59.93%。西部低于平均值的樣本數(shù)比例最高，中部次之，東部最低。對(duì)比圖3與圖4看出，城鎮(zhèn)化水平高于平均值的樣本在東部分布較密集，廣東、海南、福建、河北為主的東南海省份分布較多；相反，城鎮(zhèn)化低于平均值的樣本在是中部、西南地區(qū)分布比較密集。這說(shuō)明中部和西南地區(qū)大部分縣域城鎮(zhèn)化水平低于東部地區(qū)縣域。進(jìn)一步統(tǒng)計(jì)結(jié)果，2000年全樣本的平均城鎮(zhèn)化率為20.29%，東部、中部和西部分別為26.15%、20.56%和15.53%，以東部縣域樣本最高，西部縣域樣本的城鎮(zhèn)化率最低。

圖1 PCGDP增長(zhǎng)超過(guò)平均水平增長(zhǎng)的樣本分布

圖2 PCGDP增長(zhǎng)低于平均水平的樣本分布

圖3 2000年城鎮(zhèn)化超過(guò)平均水平的樣本分布

圖4 2000年城鎮(zhèn)化低于平均水平的樣本分布

以(1)式計(jì)算，城鎮(zhèn)化進(jìn)程(增長(zhǎng)率)高于平均水平的樣本數(shù)為869個(gè)(見(jiàn)圖5)，占樣本總數(shù)的44.16%，東部、中部和西部分別為210個(gè)、301個(gè)和358個(gè)，分別占其樣本數(shù)的39.62%、50.42%和41.20%。很明顯，中部高于平均值的樣本數(shù)比例最高，西部次之，東部最低。而城鎮(zhèn)化進(jìn)程低于平均值的樣本數(shù)為1099個(gè)(見(jiàn)圖6)，占樣本總數(shù)的55.84%，東部、中部和西部分別為318個(gè)、296個(gè)和485個(gè)，分別占其樣本數(shù)的60.00%、49.58%和57.67%。顯然，低于平均值的樣本數(shù)比例東部最高，西部次之，中部最低。對(duì)比圖5與圖6看出，城鎮(zhèn)化進(jìn)程高于平均值的樣本在西部分布較密集，廣東、海南、福建、河北為主的東南海省份分布較少。進(jìn)一步統(tǒng)計(jì)，樣本的城鎮(zhèn)化平均增長(zhǎng)率為5.09%，東部、中部和西部分別為4.58%、5.24%和5.46%。西部的城鎮(zhèn)化程最快，中部次之，東部最低，中西部城鎮(zhèn)化進(jìn)程高于東部。

圖5 我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程超過(guò)平均水平的樣本分布

圖6 我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程低于平均水平的樣本分布

(三)人均GDP與城鎮(zhèn)化空間演化

在收斂研究文獻(xiàn)中，分析分布演進(jìn)比較常用的方法是非參數(shù)核函數(shù)估計(jì)的方法。Kernel密度估計(jì)是一種重要的非參數(shù)方法，可以研究不平衡分布形態(tài)。該方法用連續(xù)的密度曲線描述隨機(jī)變量的分布形態(tài)，對(duì)隨機(jī)變量的概率密度進(jìn)行估計(jì)。核密度估計(jì)方法是非參數(shù)密度的重要工具分布函數(shù)。假設(shè)一個(gè)數(shù)據(jù)集x1，x2，…，xn表示一個(gè)隨機(jī)的從一個(gè)未知的概率密度函數(shù)樣品的f(x)，那么Kernel密度估計(jì)函數(shù)f(x)定義為：

(2)

圖7和圖8是根據(jù)我國(guó)縣域樣本數(shù)據(jù)，采用非參數(shù)估計(jì)方法得到的2000年和2010年的人均GDP與城鎮(zhèn)化水平演進(jìn)Kernel密度函數(shù)圖。從圖7可以看出，2000年和2010年的人均GDP核密度分布較為相似，但核密度波峰位置右移且波峰高度略微變矮。這表明人均GDP的差距縮小，收斂現(xiàn)象發(fā)生。同樣地，2000年和2010年的城鎮(zhèn)化率的密度分布也較為相似(見(jiàn)圖8)，核密度波峰位置右移且波峰高度明顯變矮，這也表明空間城鎮(zhèn)化水平的差距縮小，發(fā)展明顯收斂。總體上，我國(guó)縣域人均GDP和城鎮(zhèn)化水平分布演進(jìn)的核概率密度估計(jì)都是單峰演進(jìn)的狀態(tài)，整體上沒(méi)有呈現(xiàn)平行增長(zhǎng)的特征，收斂特征明顯。

圖7 2000年與2010年縣域人均GDP核密度

圖8 2000年與2010年縣域城鎮(zhèn)化水平核密度估計(jì)

(四)城鎮(zhèn)化進(jìn)程與空間增長(zhǎng)相關(guān)性

計(jì)算顯示，城鎮(zhèn)化水平、城鎮(zhèn)化進(jìn)程與人均GDP增長(zhǎng)的相關(guān)關(guān)系數(shù)分別為0.0309與0.0386。當(dāng)樣本數(shù)為1866時(shí)，10%顯著水平臨界值為0.037，20%顯著水平臨界值為0.021。顯然，城鎮(zhèn)化進(jìn)程與人均GDP增長(zhǎng)的相關(guān)性在10%的水平上顯著，城鎮(zhèn)化水平與人均GDP增長(zhǎng)的相關(guān)性在20%的水平上顯著。顯然，城鎮(zhèn)化水平、城鎮(zhèn)化進(jìn)程均與人均GDP增長(zhǎng)呈正相關(guān)關(guān)系。這意味著，城鎮(zhèn)化包括城鎮(zhèn)化水平與城鎮(zhèn)化進(jìn)程促進(jìn)了人均GDP的增長(zhǎng)。

四、空間異質(zhì)下城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收斂雙重效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定

(一)增長(zhǎng)收斂的基礎(chǔ)模型

經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為經(jīng)濟(jì)體不僅初始稟賦不同，社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征也存在差異，收斂后的穩(wěn)態(tài)條件也不同，各個(gè)經(jīng)濟(jì)體會(huì)向各自的穩(wěn)定狀態(tài)收斂。新古典增長(zhǎng)理論采用回歸模型來(lái)檢驗(yàn)絕對(duì)收斂，并通過(guò)引入諸如城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等控制變量來(lái)檢驗(yàn)條件收斂，分析出現(xiàn)收斂現(xiàn)象的原因。目前檢驗(yàn)區(qū)域增長(zhǎng)過(guò)程中是否存在β型收斂的方法是利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型判斷區(qū)域增長(zhǎng)過(guò)程中人均產(chǎn)出增長(zhǎng)是否與其產(chǎn)出的初始水平成反向關(guān)系。對(duì)橫截面數(shù)據(jù)，隨著空間單元的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(yi, t+T/yi, t)作為被解釋量，初始經(jīng)濟(jì)水平(yi,t)作為解釋變量，選擇標(biāo)準(zhǔn)的無(wú)條件絕對(duì)收斂方程作為基礎(chǔ)模型：

(3)

(3)式中，yi,t+T和yi, t為空間單元i在期末t+T和期初t的增長(zhǎng)變量，T為樣本時(shí)間長(zhǎng)度，β為收斂系數(shù)，c為常數(shù)項(xiàng)。如果β<0存在絕對(duì)收斂，且統(tǒng)計(jì)上顯著，則可以認(rèn)為在這一時(shí)期的空間單元的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中存在β型收斂趨勢(shì)。其說(shuō)明T年間空間單元的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與其初始水平成反向關(guān)系。根據(jù)趨同系數(shù)β的估計(jì)值，可以計(jì)算趨同速度：

r=-ln(1+Tβ)/T

(4)

(二)空間異質(zhì)性空間收斂模型

空間異質(zhì)性或空間差異性是指地理空間上的區(qū)域缺乏均質(zhì)性，存在不同的經(jīng)濟(jì)地理結(jié)構(gòu)，從而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在較大的空間上的差異性。空間異質(zhì)性反映了經(jīng)濟(jì)實(shí)踐中的空間觀測(cè)單元之間經(jīng)濟(jì)行為(如增長(zhǎng))關(guān)系的一種普遍存在的不穩(wěn)定性。忽視空間異質(zhì)效應(yīng)只能在整體上或平均意義上探討空間單元經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性，導(dǎo)致空間收斂空間結(jié)構(gòu)不能顯示。

空間變系數(shù)的地理加權(quán)回歸(GWR)模型是處理空間異質(zhì)性的一種良好的估計(jì)方法。地理加權(quán)回歸模型是一種空間變系數(shù)的回歸估計(jì)技術(shù)，是對(duì)普通線性回歸模型的擴(kuò)展。為了實(shí)現(xiàn)正確的估計(jì)，在擴(kuò)展的GWR模型中，特定區(qū)位的回歸系數(shù)不再是利用全部信息獲得的假定常數(shù)，而是利用鄰近觀測(cè)值的子樣本數(shù)據(jù)信息進(jìn)行局域(Local)回歸估計(jì)而得的，隨著空間上局域地理位置變化而變化的變數(shù)。把Tibshirani和Hastie(1987)[44]提出的通過(guò)利用加權(quán)最小二乘法(WLS)對(duì)鄰近位置i的局域加權(quán)獲得的GWR模型應(yīng)用于收斂方程，GWR模型：

(5)

(5)式中，(ui,vi)是第i個(gè)樣本點(diǎn)的經(jīng)度和緯度，βi(ui,vi)為連續(xù)函數(shù)β(u,v)在i點(diǎn)的值。如果βi(ui,vi)在空間各樣本點(diǎn)上保持不變，則模型(5)就退變成全域模型(3)。GWR可以對(duì)每個(gè)觀測(cè)值估計(jì)出k個(gè)參數(shù)向量的估計(jì)值，ei為第i個(gè)空間單元的隨機(jī)誤差，滿足零均值、同方差、相互獨(dú)立等球形擾動(dòng)假定。

局域求解法估計(jì)值是依據(jù)“接近位置i的觀察數(shù)據(jù)比那些離位置遠(yuǎn)一些的數(shù)據(jù)對(duì)βi(ui,vi)的估計(jì)有更多的影響”的思想，利用加權(quán)最小二乘法來(lái)估計(jì)出參數(shù)，得：

βi(ui,vi)=(XTWi j(ui,vi)X)-1XTWi j(ui,vi)Y

(6)

(6)式中W是空間權(quán)值矩陣。可以看出，βi(ui,vi)的GWR估計(jì)值是隨著空間權(quán)值矩陣Wij的變化而變化的。實(shí)際研究中常用的空間距離權(quán)值計(jì)算公式有多種[45]，其一是高斯距離權(quán)值(Gaussian Distance)，另一種是指數(shù)距離加權(quán)值(Exponential Distance)，分別為(7)式和(8)式：

Wij=Φ(dij/σθ)

(7)

(8)

在(7)式、(8)式中，dij為第i個(gè)區(qū)域與第j個(gè)區(qū)域間的地理距離，Φ為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布密度函數(shù)，σ為距離向量的標(biāo)準(zhǔn)差，θ為衰減參數(shù)(窗寬)。

在空間權(quán)值矩陣中，d和θ非常關(guān)鍵。若θ趨于無(wú)窮大，任意兩點(diǎn)的權(quán)重將趨于1，則被估計(jì)的參數(shù)變成一致時(shí)，GWR就等于以O(shè)LS估計(jì)的經(jīng)典線性回歸；反之，當(dāng)帶寬變得很小時(shí)，參數(shù)估計(jì)將更加依賴(lài)于鄰近的觀測(cè)值。計(jì)算適當(dāng)?shù)拇皩捇蛩p函數(shù)的原理方法很多，最小二乘法仍然是一般常用的方法，其原理是：

(9)

(三)空間異質(zhì)性下城鎮(zhèn)化水平的空間增長(zhǎng)與收斂雙重效應(yīng)模型

條件β收斂是指空間單元的增長(zhǎng)收斂不僅取決于其初始水平，還要受到其他因素的影響。換言之，附加的若干控制變量后，若初始收入水平的估計(jì)系數(shù)是負(fù)的，則稱(chēng)條件β收斂。為了較全面檢驗(yàn)城鎮(zhèn)化的增長(zhǎng)效應(yīng)及收斂效應(yīng)，城鎮(zhèn)化的增長(zhǎng)效應(yīng)包括城鎮(zhèn)水平的增長(zhǎng)效應(yīng)和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的增長(zhǎng)效應(yīng)，而城鎮(zhèn)化的收斂效應(yīng)，以收斂系數(shù)β的變化來(lái)進(jìn)行測(cè)度。為此，在(5)式基礎(chǔ)上引入城鎮(zhèn)化水平及城鎮(zhèn)化進(jìn)程變量，同時(shí)還引入控制變量來(lái)判斷城鎮(zhèn)化效應(yīng)的穩(wěn)健性，模型為：

(10)

(10)式中，uri,t為第i個(gè)樣本點(diǎn)的初期城鎮(zhèn)化水平，uri,t+T第i個(gè)樣本點(diǎn)的初末城鎮(zhèn)化水平，ln(uri,t+T/uri,t)為第i個(gè)樣本點(diǎn)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，Xi,t為控制變量，ln(piri , 2000)、第二產(chǎn)業(yè)比重ln(siri , 2000)和第三產(chǎn)業(yè)比重ln(tiri , 2000)。

(四)城鎮(zhèn)化的增長(zhǎng)收斂速度測(cè)算

根據(jù)(10)式與(5)式估計(jì)的收斂系數(shù)，按(4)式計(jì)算城鎮(zhèn)化對(duì)增長(zhǎng)收斂速度效應(yīng)：

Δr=r″-r′

(11)

(11)式中，r′=-ln(1+Tβ′(ui,vi))/T，r″=-ln(1+Tβ″(ui,vi))/T。

絕對(duì)β收斂指隨著時(shí)間推移，所有空間單元都將收斂于相同的人均收入水平，而條件β收斂意味著各個(gè)經(jīng)濟(jì)體各自收斂于自身的穩(wěn)態(tài)。從長(zhǎng)期來(lái)看，經(jīng)濟(jì)體系中各個(gè)空間單元體的人均收入差距仍然存在，富裕空間單元仍然富裕，而落后空間單元還依然還落后，只是落后空間單元在城鎮(zhèn)化的作用下以較高的速度增長(zhǎng)，逐步縮小與富裕空間單元的人均收入差距。

五、參數(shù)估計(jì)

(一)絕對(duì)收斂

先不考慮空間異質(zhì)性因素，以(3)式作用普通最小二乘回歸(OLSR)估計(jì)(1)，后再以(6)式地理加權(quán)回歸(GWR)進(jìn)行估計(jì)，其中高斯距離權(quán)值(exponential)和指數(shù)距離權(quán)值(gaussian)分別以圖9和圖10所示，兩種方法在平均水平上進(jìn)行參數(shù)對(duì)比分析(表1)。表1中，與OLS估計(jì)的(1)相比，GWR的(2)與(3)的R2大幅上升，AIC值大幅較低，GWR的估計(jì)優(yōu)于OLS估計(jì)。

圖9 高斯距離權(quán)值(gaussian)的W結(jié)構(gòu)

進(jìn)一步，表1中(2)和(3)的參數(shù)是由gaussian和exponential距離權(quán)值估計(jì)的β′(圖11)平均值。

圖10 指數(shù)距離權(quán)值(exponential)的W結(jié)構(gòu)

從表1看，(3)的R2比(2)的R2高，(3)的AIC值比(2)的AIC值低，(3)整體上優(yōu)于(2)，也就是指數(shù)距離權(quán)值的地理加權(quán)回歸模型優(yōu)于高斯距離權(quán)值的地理加權(quán)回歸模型。對(duì)比表1的(3)和(1)，(3)的β′值與(1)的β值相比降了-0.0053，以(4)式計(jì)算，速度從2.0579%上升到2.7312%。

表1中(3)估計(jì)的常數(shù)項(xiàng)值在0.1735～0.6278之間，t統(tǒng)計(jì)量值在3.6458～17.8953之間，在5%水平上都顯著；β′值在-0.0793～-0.0012之間，t統(tǒng)計(jì)量值在-11.0309～-0.3842之間，在5%水平上有7個(gè)地區(qū)β′的t統(tǒng)計(jì)量不顯著，它們分別為海南、新疆、甘肅、河南、寧夏、內(nèi)蒙古和山東，以西部地區(qū)居多。

表1 絕對(duì)收斂的OLSR與GWR估計(jì)

圖11 gaussiane與exponential估計(jì)的β′值

再?gòu)膮^(qū)域上看，表1中(3)估計(jì)東部、中部和西部的常數(shù)項(xiàng)值分別為0.3244、0.3117和0.3373，以西部最高，東部次之，中部最小；東部、中部和西部β′值分別為-0.0252、-0.0219和-0.0271，以西部最高，東部次之，中部最小；東部、中部和西部t統(tǒng)計(jì)量值分別為-5.5431、-3.0188和-4.1022，以東部最高，西部次之，中部最小。以β′值計(jì)算，西部、東部和中部的收斂速度分別為3.1618%、2.9100%和1.5140%。這說(shuō)明，西部和東部的人均GDP增長(zhǎng)快于中部，中部塌陷。

(二)城鎮(zhèn)化的增長(zhǎng)收斂參數(shù)估計(jì)

表2報(bào)告的是在(3)式中分別加入城鎮(zhèn)化水平、城鎮(zhèn)化進(jìn)程以及控制變量后的OLSR與GWR估計(jì)結(jié)果。在表1的(1)中加入城鎮(zhèn)化水平變量后的進(jìn)行OLSR估計(jì)得(4)。與(1)相比，(4)的R2比(1)高，AIC值比(1)低，明顯改進(jìn)的(1)的性能。(5)為在表1的(1)中同時(shí)加入城鎮(zhèn)化水平與城鎮(zhèn)化進(jìn)程變量后的OLSR估計(jì)結(jié)果。與(4)相比，(5)的R2比(1)高，AIC值比(1)低，明顯改進(jìn)的(1)的性能。從(5)可以看出，城鎮(zhèn)化效應(yīng)下，一方面由收斂系數(shù)(1)的-0.0186下降到(5)的-0.0347，增量為-0.0161，收斂速度從2.0579%上升到4.2618%，城鎮(zhèn)化水平收斂效應(yīng)為0.9761%，另一方面城鎮(zhèn)化水平與城鎮(zhèn)化進(jìn)程變量的系數(shù)均為正值，且在t統(tǒng)計(jì)量值均為正值，城鎮(zhèn)化對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起顯著的促進(jìn)作用。(6)為在(5)中加入人口遷入率、第二產(chǎn)業(yè)比重和第三產(chǎn)業(yè)比重作控制變量后的OLSR估計(jì)結(jié)果。可以看出，人口遷入在5%水平上具有顯著的正效應(yīng)，而工業(yè)化影響不顯著。在控制變量影響下，城鎮(zhèn)化的收斂效應(yīng)與增長(zhǎng)效應(yīng)方向與顯著性水平?jīng)]有發(fā)生變化，因此，從OLSR估計(jì)看，城鎮(zhèn)化對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與增長(zhǎng)收斂具有穩(wěn)健的雙重效應(yīng)。

表2 條件收斂的OLSR與GWR參數(shù)估計(jì)

在空間異質(zhì)性作用下，對(duì)表2的(5)參數(shù)再用gaussian和exponential距離權(quán)值的GWR進(jìn)行估計(jì)分別得到(7)和(8)。從表3看出，(8)的R2比(7)高，AIC值比(7)低，(8)是較佳的模型。同時(shí)，對(duì)于(8)的R2最高，AIC值最低，(8)為最佳模型。

圖12-13分別為表3中(8)的異質(zhì)性參數(shù)估計(jì)值。c″的值域?yàn)?0.2606～1.3018，有25個(gè)樣本為負(fù)值。收斂系數(shù)β″的值域?yàn)?19.4392～5.8686，有22個(gè)樣本為正值。城鎮(zhèn)化水平的增長(zhǎng)效應(yīng)λ的值域?yàn)?0.2328～0.2382，有68個(gè)樣本為負(fù)值，城鎮(zhèn)化進(jìn)程的增長(zhǎng)效應(yīng)γ的值域?yàn)?3.6946～2.5205，有24個(gè)樣本為負(fù)值。

圖12 (8)式估計(jì)的c″與β″值

(三)省市區(qū)尺度的城鎮(zhèn)化的雙重效應(yīng)參數(shù)

圖12-13分別展示了城鎮(zhèn)化的增長(zhǎng)收斂效應(yīng)與增長(zhǎng)效應(yīng)，盡管是小概率事件，但系數(shù)正負(fù)值與理論預(yù)期與不一致的情況，也有不顯著情況發(fā)生。表3是省市區(qū)尺度上對(duì)圖12-13的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表3看，系數(shù)正負(fù)值與理論預(yù)期一致，除吉林的λ的t統(tǒng)計(jì)量在5%水平上不顯著外，其它變量的t統(tǒng)計(jì)量在5%水平上顯著。從β″值看，前五位分別為西藏、寧夏、海南、青海和黑龍江，全部中西地區(qū)，后五位分別為內(nèi)蒙古、安徽、山東、江西和河南，東部、西部各占一個(gè)，中部有三個(gè)。從λ值看，前五位分別為寧夏、江蘇、上海、海南和陜西，東部有三個(gè)，西部有兩個(gè)，后五位分別為福建、云南、遼寧、新疆和吉林，東部、西部各占兩個(gè)，中部有三個(gè)。再γ值看，前五位分別為寧夏、上海、江蘇、內(nèi)蒙古和陜西，西部三個(gè)，東部?jī)蓚€(gè)，后五位分別為天津、遼寧、新疆、福建和云南，東部有三個(gè)，西部有兩個(gè)。顯然，在省區(qū)尺度上的統(tǒng)計(jì)結(jié)果中，已看出明顯規(guī)律性。

再?gòu)膮^(qū)域尺度上看，東部、中部和西部的β″值分別為-0.0385、-0.0314和-0.0449，收斂速度分別為4.8587%、3.7618%和5.9565%，以西部最高，東部次之，中部最低。從λ值看，東部、中部和西部分別為0.0480、0.0424、0.0473，以東部最高，西部次之，中部最低。再?gòu)摩弥悼矗瑬|部、中部和西部分別為0.4915、0.5278、0.4514，以中部最高，東部次之，西部最低。城鎮(zhèn)化效應(yīng)在東部、中部和西部表現(xiàn)也有所不同，但也有傾向性，城鎮(zhèn)化對(duì)西部的效應(yīng)較強(qiáng)。

進(jìn)一步按(11)式計(jì)算，在省區(qū)尺度上，除浙江、吉林和西藏Δr為負(fù)值外，其它28個(gè)地區(qū)的Δr為正值。前5個(gè)Δr省區(qū)分別是寧夏、甘肅、廣西、北京和河北，其Δr依次為10.6025%、4.4669%、4.3986%、3.2106%和2.9246%，而后5個(gè)Δr省區(qū)分別是湖南、江蘇、浙江、吉林和西藏，Δr依次為0.2732%、0.0622%、-0.2282%、-0.4211%和-3.5231%。很明顯，城鎮(zhèn)化的收斂效應(yīng)的差別較大，收斂和發(fā)散在省區(qū)尺度上同時(shí)存在。在更大的區(qū)域尺度上看，東部、中部和西部的Δr值分別為1.7691%、1.2551%和2.7135%，以西部最高，東部次之，中部最低。這說(shuō)明城鎮(zhèn)化在縮小區(qū)域差距，主要是東部與西部的差距。

表3 指數(shù)GWR相對(duì)收斂參數(shù)估計(jì)省區(qū)統(tǒng)計(jì)

六、中國(guó)城鎮(zhèn)化雙重效應(yīng)的空間結(jié)構(gòu)

(一)城鎮(zhèn)化的增長(zhǎng)收斂效應(yīng)

以圖12的β″值和圖11中β′值，按(11)式計(jì)算后得圖14。Δr的值域?yàn)?24.6081～28.6975，平均值為1.9390。Δr為負(fù)值的樣本數(shù)為271個(gè)，占樣本總數(shù)的13.77%，[-40，-20)區(qū)間有1個(gè)樣本，為西藏的加查縣，[-20，0)樣本數(shù)數(shù)為270個(gè)，平均值為-1.9806。Δr在[0，20)區(qū)間的樣本數(shù)為1692個(gè)，平均值為2.5154；[20，40)的樣本數(shù)為5個(gè)，平均值為23.8367，它們?yōu)閷幭牡钠搅_縣、賀蘭縣、永寧縣和靈武市，內(nèi)蒙古的阿拉善左旗。總體上，城鎮(zhèn)化的縣城增長(zhǎng)的收斂效應(yīng)的空間異質(zhì)性較為明顯。

圖14 城鎮(zhèn)化的收斂速度效應(yīng)

對(duì)圖14中城鎮(zhèn)化的增長(zhǎng)收斂速度效應(yīng)在空間展開(kāi)后的空間分布特征(圖15)。從圖15明顯看出，城鎮(zhèn)化對(duì)增長(zhǎng)收斂速度的正效應(yīng)區(qū)域明顯大于負(fù)效應(yīng)的區(qū)域。從Δr負(fù)值的樣本分布在18個(gè)地區(qū)，分散于新疆、西藏、云南等地區(qū)，集聚在廣東、福建、浙江和東北的遼寧、吉林和黑龍江等地。統(tǒng)計(jì)顯示，青海和山東分別只有1個(gè)縣，安徽和四川各有3個(gè)縣，貴州3個(gè)縣，新疆和浙江各9個(gè)縣，河南10個(gè)縣，廣西15個(gè)占樣本數(shù)的20.27%，內(nèi)蒙古16個(gè)占20.25%，西藏和云南各17個(gè)分別占26.98%和14.17%，湖北有19個(gè)占31.67%，遼寧22個(gè)占51.16%，黑龍江24個(gè)占37.50%，吉林20個(gè)占70%，廣東有34個(gè)占50.75%，福建省39個(gè)占67.24%。遼寧、吉林、廣東和福建的負(fù)效應(yīng)樣本超過(guò)其樣本的半數(shù)以上。

從Δr趨勢(shì)面看，城鎮(zhèn)化的增長(zhǎng)收斂速度效應(yīng)大面積的是0～2%之間，其中內(nèi)蒙古中部有一個(gè)超過(guò)15%的強(qiáng)效應(yīng)中心區(qū)，內(nèi)蒙古中北部、青海北部、甘肅東南部為外圍，形成了城鎮(zhèn)化的增長(zhǎng)收斂速度效應(yīng)超過(guò)5%的一個(gè)集聚區(qū)，同時(shí)在西藏中部、新疆與青海的交界處也形成了一個(gè)超過(guò)5%的集聚區(qū)，在新疆、西藏、云南南部、黑龍江東部有超過(guò)5%散點(diǎn)分布。在新疆與西藏的西部交界處，青海、西藏與云南交界處、西藏西南部、黑龍江西北部與內(nèi)蒙東部交界處有超過(guò)-15%效應(yīng)區(qū)，新疆北部有兩個(gè)，青海中部，云南西部，廣西與廣東交界處，廣東與福建南部，河南與湖北交界處，內(nèi)蒙東北部，黑龍江北部，遼寧、吉林與內(nèi)蒙交界處有-5%～-15%效應(yīng)區(qū)分布(圖16)。

圖15 Δr正負(fù)值的空間分布

圖16 城鎮(zhèn)化的收斂速度Δr趨勢(shì)面

(二)城鎮(zhèn)化水平的增長(zhǎng)效應(yīng)

在省區(qū)尺度上，城鎮(zhèn)化水平的增長(zhǎng)效應(yīng)均為正效應(yīng)，前五個(gè)地區(qū)依次是寧夏、江蘇、上海、海南和陜西，后五位依次是福建、云南、遼寧、新疆和吉林，寧夏是吉林的10.33倍(表3)。再?gòu)膮^(qū)域上看，東部、中部和西部的λ值分別為0.0480、0.0424和0.0473，以東部最高，西部次之，中部最低。雖然，東部、中部和西部的城鎮(zhèn)化增長(zhǎng)效應(yīng)有所差異，但差異較小。

以圖17為圖13中λ值的空間展開(kāi)。明顯看出，城鎮(zhèn)化的增長(zhǎng)正效應(yīng)區(qū)域較為廣闊，負(fù)效應(yīng)樣本只分布在新疆、西藏、內(nèi)蒙、甘肅、遼寧、吉林和黑龍江等地。統(tǒng)計(jì)顯示，負(fù)效應(yīng)樣本分布為黑龍江有1個(gè)，甘肅4個(gè)，西藏5個(gè)，吉林6個(gè)，遼寧和內(nèi)蒙古8個(gè)，福建9個(gè)，新疆10，廣東17個(gè)。

λ趨勢(shì)面分布呈大面積的弱強(qiáng)度區(qū)，較大中強(qiáng)度區(qū)，高強(qiáng)度和負(fù)效應(yīng)集聚區(qū)分散格局(圖18)。有一個(gè)在超高強(qiáng)度區(qū)，分布在甘肅、內(nèi)蒙古、寧夏的交界處。有兩個(gè)高強(qiáng)度效應(yīng)小區(qū)，分布在青海、江蘇。具體地，有8個(gè)中強(qiáng)度區(qū)，以四川東北部、陜西、寧夏、內(nèi)蒙中部、山西北部、河北北部形成大范圍中強(qiáng)效應(yīng)區(qū)；縱貫西藏、青海，向內(nèi)蒙古延伸的中強(qiáng)效應(yīng)集聚區(qū)，浙江東南部、安徽東南部、上海、江蘇和山東中部形成的長(zhǎng)三角為主體的中強(qiáng)效應(yīng)區(qū)；湖南、湖北和江西交界的中強(qiáng)效應(yīng)區(qū)，新疆和黑龍江分別有兩個(gè)中強(qiáng)效應(yīng)區(qū)小區(qū)；海南單獨(dú)形成中強(qiáng)效應(yīng)區(qū)。對(duì)于負(fù)效應(yīng)區(qū)，主要是甘肅、內(nèi)蒙古、新疆交界處為強(qiáng)效應(yīng)核，以新疆北部與東部、甘肅與內(nèi)蒙古西北部、青海西北部為外圍的集聚區(qū)；內(nèi)蒙古東北部與黑龍江北部交界區(qū)、西藏西南部、廣東與福建交界處、遼寧與吉林交界處，共4個(gè)區(qū)。

圖17 城鎮(zhèn)化水平的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)空間分布

圖18 城鎮(zhèn)化水平的增長(zhǎng)效應(yīng)趨勢(shì)面

(三)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的增長(zhǎng)效應(yīng)

在省區(qū)尺度上，城鎮(zhèn)化水平的增長(zhǎng)效應(yīng)均為正效應(yīng)，前五個(gè)地區(qū)依次是寧夏、上海、江蘇、內(nèi)蒙古和陜西，后五位依次是天津、遼寧、新疆、福建和云南，寧夏是吉林的8.92倍(表3)。從區(qū)域上看，東部、中部和西部的λ值分別為0.4514、0.5278和0.49153，以中部最高，西部次之，東部最低。顯然，中部和西部的城鎮(zhèn)化增長(zhǎng)效應(yīng)高于東部地區(qū)，但差異較小。

以圖19為來(lái)自圖13中γ值的空間展開(kāi)。明顯看出，城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)增長(zhǎng)正效應(yīng)樣本較為廣闊，負(fù)效應(yīng)樣本只分布在新疆、西藏、內(nèi)蒙、四川等地，全為西部地區(qū)。其中，青海分布有1個(gè)，四川和內(nèi)蒙古各2個(gè)，甘肅7個(gè)，新疆12個(gè)。

γ效應(yīng)趨勢(shì)面的絕大多數(shù)地區(qū)的弱強(qiáng)度區(qū)，高強(qiáng)度、中強(qiáng)度和負(fù)效應(yīng)區(qū)分布分散(圖20)。有兩個(gè)在高強(qiáng)度區(qū)，一個(gè)分布內(nèi)蒙古、寧夏的交界處，另一個(gè)在內(nèi)蒙古東北部。有三個(gè)中強(qiáng)度效應(yīng)小區(qū)，分布在青海、新疆東南部、黑龍江與吉林交界處。

圖19 城鎮(zhèn)化進(jìn)程的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)空間分布

圖20 城鎮(zhèn)化進(jìn)程的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)趨勢(shì)面

對(duì)于負(fù)效應(yīng)區(qū)，主要是甘肅、內(nèi)蒙古、新疆交界處為強(qiáng)效應(yīng)區(qū)，其次是橫穿甘肅，兩頭向內(nèi)蒙古和青海延伸的區(qū)域。另外，在新疆南部，西藏西南部，青海、西藏和四川交界處有三個(gè)小區(qū)域。

(四)城鎮(zhèn)化雙重效應(yīng)

以圖14和圖13數(shù)據(jù)計(jì)算，Δr與λ、γ相關(guān)系數(shù)分別為0.4626和0.2515，λ與γ相關(guān)系數(shù)為0.8016，三者具有高度的正相關(guān)性。當(dāng)剔除負(fù)效應(yīng)樣本后還有1667個(gè)樣本同時(shí)獲得了城鎮(zhèn)化的收斂效應(yīng)與增長(zhǎng)效應(yīng)(見(jiàn)圖21)。圖21看出，廣西沿海、廣東、福建的一帶樣本分布大幅下降，河南和湖北等中部地區(qū)樣本分布也大幅下降，西部、東北地區(qū)等其它地區(qū)樣本分布有不同幅度下降。統(tǒng)計(jì)顯示，東部、中部和西部三重效應(yīng)樣本數(shù)分別為424、512和731個(gè)，分別占樣本數(shù)的80.00%、85.76%和86.92%。樣本下降比例西部最小，中部次之，東部下降比例幅度最大。這充分說(shuō)明，西部是城鎮(zhèn)化雙重效應(yīng)最強(qiáng)的地區(qū)，中部次之，東部城鎮(zhèn)化效應(yīng)最弱。進(jìn)一步計(jì)算，Δr與λ、γ相關(guān)系數(shù)分別為0.5681和0.3691，λ與γ相關(guān)系數(shù)為0.8430，三者具有高度的正相關(guān)性有不同程度上升。這說(shuō)明，城鎮(zhèn)化的收斂效應(yīng)和增長(zhǎng)效應(yīng)具有高度的空間協(xié)同性。從圖22看出，三者關(guān)系中有5、10、20三個(gè)分界線，此外，樣本分布偏向城鎮(zhèn)化進(jìn)程效應(yīng)，大部分在5分界線的左側(cè)；越偏離5分界線的右側(cè)，城鎮(zhèn)化水平的增長(zhǎng)效應(yīng)與城鎮(zhèn)化進(jìn)程的效應(yīng)越強(qiáng)，城鎮(zhèn)化的增長(zhǎng)收斂效應(yīng)越強(qiáng)。

圖21 城鎮(zhèn)化雙重效應(yīng)的空間分布

圖22 城鎮(zhèn)化雙重效應(yīng)的關(guān)系圖

總體上，對(duì)縣域空間而言，城鎮(zhèn)化水平與城鎮(zhèn)化進(jìn)程都具有直接的增長(zhǎng)效應(yīng)，城鎮(zhèn)化通過(guò)促進(jìn)西部低收入縣份的較快增長(zhǎng)，以縮小與東部高收入縣份的收入差距，形成良性循環(huán)。這是城鎮(zhèn)化具有空間增長(zhǎng)與收斂效應(yīng)統(tǒng)一的內(nèi)在機(jī)制。可以看出，城鎮(zhèn)化水平及城鎮(zhèn)化進(jìn)程的增長(zhǎng)效應(yīng)越強(qiáng)，收斂效應(yīng)也就越強(qiáng)。基于縣域人均GDP增長(zhǎng)收斂速度的估算結(jié)果顯示，中國(guó)三大區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展正處于收斂過(guò)程，城鎮(zhèn)化還能維持加速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。隨著城鎮(zhèn)化推進(jìn)與人均GDP的進(jìn)一步提高，中國(guó)空間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最終可以實(shí)現(xiàn)均衡增長(zhǎng)的目標(biāo)。當(dāng)然，省份間收斂速度的比較表明，不同省份收斂速度存在很大差距。相對(duì)于較為富裕省份，低收入省份的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂速度更高，這也意味著呈現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)落后區(qū)域追趕富裕區(qū)域的趨勢(shì)。但即使落后區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率高于富裕區(qū)域，但城鎮(zhèn)化可能使得低收入?yún)^(qū)域與高收入?yún)^(qū)域還存在一定的差異，實(shí)現(xiàn)空間的差異協(xié)調(diào)發(fā)展。

七、結(jié)論與含義

本文利用中國(guó)縣域2000年和2010年的空間數(shù)據(jù)，對(duì)城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收斂雙重效應(yīng)假設(shè)進(jìn)行了計(jì)量檢驗(yàn)。主要方法是采用普通最小二乘回歸，在擴(kuò)展的收斂模型中考察了我國(guó)縣域城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及其收斂效應(yīng)，以加權(quán)地理回歸測(cè)度城鎮(zhèn)化包括城鎮(zhèn)化水平與進(jìn)程的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收斂效應(yīng)的空間異質(zhì)性。結(jié)果表明：我國(guó)縣域城鎮(zhèn)化對(duì)人均GDP增長(zhǎng)及收斂性具有穩(wěn)健的雙重效應(yīng)。研究還進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，縣域城鎮(zhèn)化包括城鎮(zhèn)化水平及城鎮(zhèn)化進(jìn)程可以同時(shí)促進(jìn)增長(zhǎng)與增長(zhǎng)收斂，三種效應(yīng)具有協(xié)同性，促進(jìn)了中西部尤其是西部地區(qū)的較快增長(zhǎng)，縮小了東西差距，推進(jìn)了區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)化的雙重使命。需要強(qiáng)調(diào)的是，縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂既具有絕對(duì)收斂性，又具有條件收斂性，即使在考慮了人口遷入情況下，城鎮(zhèn)化對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂系數(shù)和增長(zhǎng)系數(shù)的正負(fù)性及顯著性水平?jīng)]有發(fā)生變化。從統(tǒng)計(jì)上看，城鎮(zhèn)化雙重效應(yīng)的穩(wěn)健性支持了城鎮(zhèn)化具有經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收斂效應(yīng)假設(shè)。

本文結(jié)論具有明顯的政策含義。首先，我國(guó)的縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在城鎮(zhèn)化條件下收斂。這說(shuō)明我國(guó)中西部落后地區(qū)與東部地區(qū)的差距主要來(lái)自初始水平和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不同。因此，要想縮小我國(guó)中西部地區(qū)與東部地區(qū)的差距，在“雙重效應(yīng)城鎮(zhèn)化”的發(fā)展道路上有必要加快中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化，為中西部地區(qū)縣域城鎮(zhèn)化增長(zhǎng)創(chuàng)造條件。其二，中國(guó)城鎮(zhèn)化既推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，又縮小空間差距，體現(xiàn)空間收斂性，城鎮(zhèn)化成為空間經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的決定因素。難能可貴的是，我國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)增長(zhǎng)的同時(shí)，并不是以縣域差距的急劇擴(kuò)大為代價(jià)。其三，城鎮(zhèn)化具有經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及增長(zhǎng)差距縮小效應(yīng)，這給城鎮(zhèn)化政策帶來(lái)較大的空間。地區(qū)差距的縮小是一個(gè)長(zhǎng)期任務(wù)。因此，中央政府必須采取有效措施推進(jìn)“三縱兩橫”城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，尤其是在第三縱(昆明—重慶—西安—銀川)與兩橫西端上加大投入，促進(jìn)西部城市群包括成渝、關(guān)中、滇中等城市群建設(shè)，提升城市化水平與集聚效應(yīng)。同時(shí)，在“一帶一路”中加大西南各省與西北五省的城市化基礎(chǔ)建設(shè)，完善基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)，依托陸橋通道上的城市群和節(jié)點(diǎn)城市，建設(shè)“絲綢之路城市帶或城市群”，共同形成強(qiáng)大增長(zhǎng)極，這將會(huì)極大有利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同時(shí)縮小地區(qū)差距，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)公平、協(xié)調(diào)發(fā)展，同時(shí)推動(dòng)形成與中亞乃至整個(gè)歐亞大陸的區(qū)域大合作。最后，強(qiáng)有力的推進(jìn)城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，為城鎮(zhèn)化突破“胡煥庸線”提供了理論與經(jīng)驗(yàn)支持，促進(jìn)“胡煥庸線”兩側(cè)人口經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

當(dāng)然，我國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂也非完全取決于城鎮(zhèn)化因素。但是，廣大西部劣勢(shì)區(qū)域的城鎮(zhèn)仍難集群發(fā)展，我國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍難超越城鎮(zhèn)化因素的決定作用。從檢驗(yàn)結(jié)果看，城鎮(zhèn)化在東部、中部與西部三大地帶縣域中具有不同增長(zhǎng)效應(yīng)與收斂效應(yīng)，而在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，縣域經(jīng)濟(jì)可以實(shí)現(xiàn)在增長(zhǎng)中走向收斂。當(dāng)然，在我國(guó)東西差距縮小仍面臨嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。城鎮(zhèn)化的確是我國(guó)建立區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的核心機(jī)制以及“如何突破胡煥庸線”難題的金鑰匙，堅(jiān)定不移地推行城鎮(zhèn)化無(wú)疑是決定中國(guó)緊迫與長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展最為重要的決策。