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摘要:借助趨同分析的標準方法,就210個地級及其以上城市服務業增長趨同情況展開討論。實證結果表明,城市服務業增長存在σ趨同和β趨同;城市的市區層面服務業增長有明顯領先于城市的地區層面增長的現象。進而對服務業增長地域特征的研究發現,服務業在一個更加廣泛的地域范圍內存在顯著的均衡增長特征,對于整體國民經濟增長差距擴大具有減緩趨勢。

關鍵詞:城市;服務業;趨同;地區差距

一、問題的提出

自Baumol[1]基于Maddison數據采用趨同分析方法發現工業化國家經濟增長存在趨同趨勢之后,學者們基本采用相似的方法對地區差異演變進行了更加深入的分析。我國學者也借用這一方法對經濟增長差異問題做了大量研究[2~4],但綜合來看,幾乎所有的研究都僅在國民經濟整體層面上展開,或是沿著地區差異演變趨同機制和趨同工具箱的拓展兩個方向發展,而忽視了對于地區差異演變產業層面的分析,而服務業與工業的產業特性又是截然不同的。

一般來說,服務業產出在最初形態上具有非實物性質,其生產和消費幾乎同時發生,并且具有難以儲存、難以運輸等特點,即服務業的消費和生產環節通常是聯系在一起的,某一個地區消費的服務多傾向于在區域內或周邊生產和購買,因此服務業發展規模與當地的人口規模大致會維持在一定的比例,這與工業產品差別較大[5]。由于工業產品的實物性質,使得工業產品能夠以較低廉的成本遠距離運輸和較長時間儲存,所以工業產品的生產地一般并不需要大量消費者的積聚,因此工業生產更注重的是生產條件的適宜性,如勞動力、土地成本等,在具有適宜條件的地區,工業增長表現出高度的地區積聚特征,并且具有自我加強趨勢。

另一方面,隨著社會進步和社會功能的不斷完善,政府對于公共服務部門的投入會不斷加大,人均服務消費會相應提高。在我國的行政區劃中,地級市和地級以上城市本身是一級完整的行政單位,為保持公共服務的普遍性、及時性和公平性,政府機構、警察機構、司法機構、學校、醫院等公共服務部門樣樣俱全,而這些公共服務部門的規模又大體與一個城市的人口對應,所以人均享有的公共服務具有均等化趨勢。那么服務業這些產業特性是否會表現為服務業增長的趨同趨勢呢?其對地區差異的影響又是如何呢?本文沿著這一思路,采用趨同分析的標準方法,分別就我國服務業增長的趨同情況在210個城市的地區及市區范圍兩個層面經濟單位上的表現展開討論。

二、分析方法和數據說明

1·分析方法Baumol(1986)

最早采用Maddison數據,發現工業化國家經濟增長差異存在趨同的現象。但是De-long[6]、Lucas[7]等分別利用不同的研究樣本或研究方法對Baumol的研究結果提出了質疑,發現經濟增長趨異現象也普遍存在。隨后的研究者又對趨同概念作了進一步的細化:σ趨同、“Club”趨同、絕對β趨同和條件β趨同等。σ趨同是指一個經濟單位人均或勞均實際GDP的差異(標準差、變異系數或theil指數等)具有隨時間減小的趨勢,即σt+T<σt。測度研究樣本的σ趨同情況通常用式σt=α+T+ε,其中T是時間趨勢,是待估參數,如果系數是負的且具有統計顯著性,就認為σ趨同成立。如果σ趨同不成立,則把樣本分為若干個子樣本,再分別用該式檢驗各子樣本是否存在σ趨同,如果成立,“Club”趨同存在。絕對β趨同是指初始發展水平較低的經濟單位比初始發展水平較高的經濟體單位有更快的發展速度,即不同經濟系統間的人均產出增長率與初始人均產出水平負相關。

條件β趨同是指經濟體的增長速度與其自身初始狀態到其穩定狀態的距離大致成正比,簡而言之,經濟體向自身的穩定狀態收斂。檢驗β趨同的通常公式為gi,tt+T=α+βln(yit)+εit,其中gi,tt+T是經濟單位i在t到(t+T)期的平均增長速度,如果β系數為負,則β趨同存在。檢驗條件β趨同通常用到著名的Barro回歸方程[8],即方程gi,tt+T=α+βln(yit)+ψXit+εit,其中Xit是刻畫經濟體i穩定狀態的一組變量。

2·數據來源說明本文的研究對象為我國地級及地級以上城市及相應城市的市區,前者是城市的地區范圍,后者是城市的市區范圍,不包括縣級城市數據?！?a href="http://www.gaoruijun.cn/wenmi/biyesheji/546202.html" target="_blank">中國城市統計年鑒》對地級市分別列出“地區”和“市區”兩項,“地區”

包括市區和下轄縣、縣級市,包含了農村地區的數據;“市區”則僅包括城區和郊區。

本文采用的數據全部來自于《中國城市統計年鑒》(1996~2005年)。其中,各城市的地區與市區國民經濟總產出和服務業總產出①分別采用所在省區的GDP和第三產業GDP縮減指數平滑,縮減指數來自《新中國55年統計年鑒匯編》;人口是樣本的總人口數。

三、實證分析

1·σ趨同分析考察σ趨同的指標主要有變異系數、Gini系數和Theil熵等,由于這些指標在變化趨勢上具有很強的內在一致性(石磊、高帆,2006;徐現祥、李郇,2004),因此本文選擇變異系數作為地區差異演變的測度指標。變異系數又叫離散系數,它是標準差與均值之比值,以CV表示變異系數,其計算公式為:CV=σx,其中σ來自σ2=∑ni=1(xi-x)2/n。

由圖1可以明顯看出,采用變異系數考察的中國服務業增長在城市地區和市區兩個層面上的趨同模式十分相似,即服務業在兩種意義的城市層面上的增長差異都呈減小趨勢。再比較兩者的差別可以看出:首先,從服務業增長差異的大小看,在城市的地區層面上,服務業增長的差異最高為1996年的1·35,最低點為2004年的1·15,并且除1995年外,呈遞減趨勢;而在市區層面上,服務業增長差異的趨勢完全一致,但是最高點的1996年卻只有0·90,最低點的2004年也僅為0·80,都比前者有較大幅度的減小。

其次,從服務業增長差異與國民經濟增長差異的比較看,在城市層面上,2003年以前服務業增長的差異都大于國民經濟增長的差異,而在2003年之后開始小于國民經濟增長的差異,并且后者差異擴大的趨勢發生逆轉,開始趨于減小;在市區層面上看,2000年以前服務業增長的差異都大于國民經濟增長的差異,而在之后開始小于國民經濟增長的差異,并且后者差異擴大的趨勢也發生逆轉,開始趨于減小。值得注意的是,國民經濟增長差異趨勢發生逆轉的時間在市區層面要早于在城市的地區層面。

2·β趨同分析本文分別考察了服務業增長在城市地區和市區層面上的β趨同情況,計量結果見表1。表1報告了全國210個城市地區和市區服務業增長的絕對β趨同的計量分析結果。從回歸1、3看,初始服務產品①的回歸系數都為負,但是前者沒有通過顯著性檢驗,說明在城市層面不存在絕對β趨同;但是在市區層面上,能夠通過顯著程度為1%水平的統計檢驗,這表明在市區層面上,服務業增長存在絕對β趨同,即初始人均服務產品水平越低,增長的速度越快。然后基于Barro方程對回歸1、3施加虛擬變量,分別把210個城市樣本分為沿海地區城市②、省會城市和其他類型城市,得到回歸2、4。從回歸結果看,β系數絕對值分別從0·0060、0·0174提高到0·0184、0·0239,且模型的擬和優度有很大改善。虛擬變量的系數也高度顯著為正,表明人均服務產品分別在沿海地區和省會類型城市的趨同速度要快于其他類型的城市。值得注意的是,在城市地區層面上雖然不存在絕對β趨同,但是卻存在條件β趨同。

Islam[9]曾指出,在趨同研究中,截面分析(cross-section)的估計結果是有偏的,建議采用面板分析(paneldata)解決估計有偏問題。所以回歸5、6、7、8列示出了采用面板分析方法對前面對應各模型的驗證結果。從報告的結果看,面板數據分析的結果仍然支持本文結論,與截面數據分析得出的解釋變量的符號一致,且方程的回歸系數絕對值都有較大程度的增大,這與Islam等估計經濟趨同時情況類似。

3·服務業增長的地域特征

雖然前面根據變異系數的計算結果可以反映出服務業增長差異的變化趨勢,但是還無法充分展示這種趨勢的地域特征,因為不同的洛倫茨曲線的形狀完全可以得到相同的地區差異系數。因此,在前文分析的基礎上,進一步分析了服務業增長的洛倫茨曲線[10]變化情況。

洛倫茨曲線:區間洛倫茨曲線(inter-regionallorenzcurve)令:ρi=∑ki=1(Pi/P);ψi=∑ki=1(Xi/X)代表人口與服務業產出自第1地區至第k地區的累積比重,它們均采取百分比來記數。洛倫斯曲線為所有(ρk,ψk),K=1,2,…,n,在以累計人口比重為x軸與以累計服務業產出為y軸的坐標平面中所組成的曲線。

由1995~2004年中國各城市服務業①Lorenz曲線變化圖可以看出,曲線的變化分布廣泛,即大致在人均服務產品占有量累計占比在5%~90%的區域,人口累計占比在15%~95%之間,地域范圍涵蓋了中國絕大部分城市。曲線變化方向朝上,且變化并不很大,這意味著從服務產品占有量比較低的地區,到較高的地區,服務業都有一定的發展,呈現出一定的均衡增長特征,但是發展速度并不很快。同時表明,導致服務業地區差異縮小的主要原因,是從較低服務產品占有量的中西部地區,到較高服務產品占有量的東部沿海地區和省會城市服務業,都有一定程度的絕對增長,從而導致全國服務業增長的相對差異逐漸減小。

作為對比,用相似的方法做出了工業產業增長的Lorenz曲線變化圖。由工業Lorenz曲線變化圖可以發現,曲線的變化相對服務業分布區域稍小,即大致在

人均工業產品占有量累計占比在20%~90%的區域,集中在45%~95%之間,人口比重累計占比在45%~90%之間,地域范圍主要為工業發展中高水平的東部地區和省會城市。曲線變化方向朝下,且變化幅度較大,反映出非均衡增長特征,并且增長速度較快。分析表明,導致工業增長地區差異擴大的主要原因,是處于工業發展中、高水平的東部地區和省會城市工業的高速發展,處于工業發展中、低水平的中、西部地區一般城市發展相對滯后,中低發展水平的中西部一般城市組和中高發展水平的東部地區城市以及省會城市組之間的差距被拉大,以致整體上工業發展差距出現了不斷擴大的態勢。

四、討論

關于在城市地區和市區層面上絕對β趨同與條件β趨同表面矛盾的情況該如何解釋呢?經濟地理學家認為,城市是區域經濟增長的核心,區域是城市經濟增長的基礎,由于城市的“核心”性質,城市經濟增長往往表現出領先于區域經濟增長的現象。而在我國的城市經濟統計中,城市的“地區”范圍實際上包括市區和下轄縣、縣級市,包含了農村地區的數據,因此只有城市的“市區”范圍才真實地反映城市的經濟活動。而且進一步分析可以發現,服務業增長在城市市區的絕對β趨同與城市地區層面的條件β趨同具有內在的一致性。從絕對β趨同和條件β趨同的關系看,條件β趨同實際上是對絕對β趨同施加了條件變量后得出的趨同現象,即在城市所面臨的為條件變量所反映的情形一致時(市區實際上是根據地理位置、制度環境等條件在城市地區范圍內對城市地理空間進一步的分解),服務業增長存在絕對β趨同。

再從地理位置上看,各城市的市區都是歷史上或現代交通樞紐,集中于沖積平原或盆地,服務業發展的基礎設施條件較好,人口密度相對都較高,并且集中了地區內的公共服務機構和大學等研究機構,因此歷來商貿服務業發達,成為地區內的服務增長和創新中心;就制度條件而言,自1985年以來,我國經濟體制改革大部分集中在城市的市區,沿海城市、省會城市、大部分邊境城市都是首先開放城市的市區,而且以開放經濟為代表的各層次經濟開發區遍布不同等級的城市市區中,因此各類城市市區服務業增長的制度條件十分相似;從生產要素配置的角度看,各級(下轉第26頁)地促進循環經濟與技術創新的協同發展。

參考文獻:

[1]DosiG.TechnologicalParadigmsandTechnologicalTrajectoties[J].ResearchPolicy,1982,11(2):147-162.

[2]陳傲.循環經濟模式下的環境制度設計研究[J].科學學與科學技術管理,2006(9):108-114.

[3]顧麗,彭福揚.面向循環經濟的企業技術創新研究[J].科學學與科學技術管理,2005(2):50-53.

[4]曹光輝,齊建國.循環經濟的技術經濟范式與政策研究[J].數量經濟技術經濟研究,2006(5):112-121.

[5]杜世勛,曹利軍.企業持續技術創新研究[J].管理評論,2005(2):37-40.

[6]陳東初,吳桂香等.鋁合金環境友好型非鉻化學轉化表面處理技術的研究[J].兵器材料科學與工程,2005,9(5):32-36.

[7]陳志杰,張鋒等.溫室黃瓜土傳病害流行因素及環境友好型防治技術對策[J].農業環境科學學報,2006(25):697-700.

[8]劉登良.環境友好型船舶防污涂料的發展[J].中國涂料,2006,21(8):27-28.