城市群落的崛起_经济绩效与区域收入差距_基于京津冀_长三角和

1、2010年第4期双月刊总第181期中南财经政法大学学报J OU RNAL OF ZHONGNAN U NIVERS IT Y OF ECONOM ICS AND LAW.4.2010Bimo nt hlySer ial .181城市群落的崛起、经济绩效与区域收入差距基于京津冀、长三角和珠三角城市圈的分析余静文1赵大利2(1.北京大学国家发展研究院中国经济研究中心,北京100871; 2.华中科技大学经济学院,湖北武汉430074摘要:本文以京津冀、长三角和珠三角城市圈地区为样本,运用断点回归和分位数回归研究城市群落崛起过程对该地区经济绩效和收入差距的影响,实证结果表明:第一,城市群落的形成提高

2、了该区域的经济绩效;第二,在2003年和2004年城市群落崛起过程中,落后地区受益最大,区域收入差距呈现出缩小的趋势;第三,2005 2007年,受益最大的地区是中等发达地区,城市群落的发展进一步缩小了中等发达地区与发达地区之间的收入差距,但是在2007年,落后地区和其它地区之间的收入差距出现了扩大的趋势。关键词:经济绩效;区域差距;城市群落;断点回归;分位数回归中图分类号:F061.5文献标识码:A文章编号:1003 5230(201004 0015 06一、引言中国作为一个转型发展中国家,正经历着高速的城市化过程,2006年中国城镇人口为5 77亿,占全国总人口的43 9%,2007年该比

3、例增加为44 94%,2008年增加到45 68%,城镇人口持续快速的扩张,是当前中国城市化进程的基本特征,但是相对于发达国家而言,中国的城市化进程还远未结束。而伴随着高速城市化的是地区差距不断扩大,东部地区、中部地区和西部地区的经济发展水平呈现出分散的趋势,但是值得注意的是,各个地区内部却出现了!俱乐部收敛现象。这些现象是否与城市化的加速进程有关呢?城市化进程的快速推进对区域经济绩效和地区差距是否有影响呢?本文将针对城市化进程中出现的城市群落崛起现象对中国当前的区域经济绩效和区域收入差距问题进行研究。本文的结构安排如下:第二节为文献评述;第三节为相关理论与实证方法的适用性讨论;第四节为计量实

4、证的结果及分析;第五节为结论。二、文献评述目前研究中国区域差距的文献主要强调各种具体的因素对区域差距的直接影响。蔡昉和都阳强调人力资本在区域差距中的作用1;林毅夫和刘培林从经济发展战略的角度分析了中国的地区差收稿日期:2010 05 19作者简介:余静文(1983 ,男,湖北武汉人,北京大学国家发展研究院中国经济研究中心博士生;赵大利(1975 ,女,湖北英山人,华中科技大学经济学院博士生。异2;王小鲁和樊纲强调地区生产率的差异是导致地区发展不平衡的关键因素3;陈秀山和徐瑛强调了要素投入和要素投入的使用效率在地区发展中的作用4;王春超、余静文和胡继亮从新政治经济学的角度阐释了地区收入差距问题5

5、;范剑勇和张雁则借鉴新经济地理学中的市场准入概念,从需求空间分布的角度解释了地区收入的差异6。与之前研究不同的是,首先,本文立足于高速城市化过程中形成的城市群落崛起现象,以Bo udev ille提出的增长极理论以及My rdal、H irschman提出的非均衡增长理论为依据,利用断点回归(r eg ression disco ntinuity,RD的方法研究城市群落崛起的具体产物 城市圈的形成对区域经济绩效的影响,目前虽然有学者对中国城市圈经济绩效问题进行了研究,比如吴福象和刘志彪,但是内生性问题一直是困扰该领域研究的一个难点7,而利用RD方法,可以很好地克服内生性问题#;其次,当前文献还

6、没有针对城市群落区域的收入差距问题进行研究,由于中心城市对周边地区产生的集聚效应和辐射效应会因为地区之间的互补程度不同而出现参数异质性,因此,本文拟使用分位数回归的方法分别对高分位数和低分位数的分布进行估计,通过比较不同分位数估计系数的大小来判断城市圈形成所产生的集聚效应和辐射效应对收入差距的影响,并使用RD方法对回归结果进行稳健性检验。三、相关理论及模型识别(一集聚效应与辐射效应自法国地理学家Go ttmann提出城市圈的概念以来,许多学者也相继研究了城市圈形成对经济发展的影响,并提出了相关的理论。比如,Boudeville提出的增长极理论以及M yr dal、H irschman提出的非均

7、衡增长理论。中心城市对区域经济增长的作用主要表现在两个方面:第一,集聚效应,由于增长极具有产业联系和规模经济,会吸引周边地区大量的生产要素,尤其是高质量生产要素的流入,优质资源的流失使得中心城市的外围地区经济发展受到抑制;第二,辐射效应,通过产业互动和优势互补,中心城市也能够提高对周边地区产品的需求,导致其产品生产增加,从而提高外围地区的经济绩效。增长极理论表明经济增长起始于推进型产业的技术创新,经过上游产业和下游产业的关联作用,使得一个区域中的中心城市成为地区经济的增长极,它强调的是中心地区在经济发展中起到的涓滴作用带动了周边地区的发展8(P24 79。而非均衡增长理论阐述的是发达地区和落后

8、地区之间的经济联系,由于发达地区通过集聚效应吸引落后地区的资源,从而产生所谓的!以大吞小的情况,导致了发达的地区更加发达,落后的地区更加落后,它强调的是集聚效应吸引了更多落后地区的资源,阻碍了周边地区的经济发展9(P10 9910(P34 87。因此,地区的经济发展关键在于集聚效应和辐射效应的加总,其中辐射效应是否占主导取决于地区之间的互补性。城市群落崛起中出现的城市圈便是围绕一个或几个中心城市发展形成的,在发展过程中,中心城市便成为增长极理论中的增长极,既发挥着对外围地区!资源掠夺所产生的集聚效应,也发挥着对外围地区的涓滴所产生的辐射效应,那么作为城市群落范围内的地区是否能够从集聚效应和辐射

9、效应的总和影响中受益呢?同时,由于城市群落内各个城市的比较优势具有一定差异,其与中心城市的互补程度亦会有所差异,这使得各个地区受城市群落的影响不同,那么是否发展程度高的地区会受益更多,发展程度低的地区会受益较少,从而导致区域差距扩大呢?抑或是正好相反?本文将对此进行实证分析。(二RD方法在城市圈分析中的适用性RD方法首先是由Thistlethw aite和Campbell提出的在非实验的情况下处理处置效应(treat m ent effects的一种方法11,在RD方法中,当变量大于临界值时,经济个体接受处置(treatment,而在该变量小于临界值时,经济个体不接受处置,由于经济个体在接受处

10、置时,无法观测到其没有接受处置的情况,则小于临界值的个体可以作为一个很好的可控组(contr ol gro up来反映个体接受处置和没有接受处置的差异,尤其是在变量连续的情况下,临界值附近样本的差别可以很好地反映处置变量和经济结果之间的因果联系。因此,RD方法要求处置变量可由一个间断函数来表示,该间断函数必须以某关键变量为主要解释变量,并且其它的控制变量在临界值处要连续的变化,这样间断的跳跃才能被认定是由接受处置表现出来的。中国城市圈的界定正是以一个地区与中心城市的距离为基础,比如,京津冀城市圈以北京为中心,包括天津、唐山、石家庄、保定、廊坊、秦皇岛、沧州、张家口、承德,即由1个直辖市和8个地

11、级市围合的半径200公里所覆盖的京津塘、京津保三角地区;长三角城市圈由上海城市群、南京城市群和杭甬城市群所组成,分别以上海、南京、杭州和宁波为中心城市;珠三角城市圈包括广州、深圳、珠海、佛山、江门、中山、东莞、惠州和肇庆9个城市,其覆盖范围沿广九线、广珠线两条轴线扩散。可见城市圈基本上是围绕着一个、几个中心城市或者重要交通枢纽,以中心城市或者交通枢纽为圆心,方圆一定公里之内均为城市圈的范围。因此,城市圈的界定与距离息息相关,它是距离的一个函数,而距离又是一个连续的变量,这种关系使得我们可以通过比较临界值附近地区的经济绩效差别来识别城市圈与地区经济绩效的因果联系,由于中心城区本身的经济发展程度就

12、高于其它地区,并且大多为省会城市,具有区位上的优势,因此本文中的城市圈经济绩效定义为除中心城区外其它城市圈地区的经济绩效,后文的数据处理也会排除中心城区的数据。四、计量模型与实证检验(一数据说明本文选取20032007年中国京津冀、长三角、珠三角城市圈所涉及省份地区的县市为样本,数据来源于国务院发展研究中心信息网,其中,距离的测量来自于g oog le地图系统,变量包括:(1人均GDP,用Pgdp表示;(2距离,为了得到距离指标,本文进行了!中心化处理,将城市圈的边界线作为中心,首先根据城市圈的划定,将三大城市圈的边界确定;其次,将各个县市到临界线的距离作为距离变量,城市圈外的为负值,城市圈内

13、的为正值,用Distance表示。其中城市圈内和城市圈外的县市划分仅仅局限在该城市圈所涉及的省份,比如京津冀城市圈涵盖北京、天津和河北三省、直辖市,这三个地区中的县市是否属于城市圈范围内仅仅取决于京津冀城市圈的划分,而不取决于长三角和珠三角城市圈的划分;(3将耕地面积、电话使用数量和金融发展水平作为控制变量,分别用Farm land、T el 和Finance Dev表示,其中金融发展指标为存贷款之和与地区国民生产总值的比值,之所以选择这些控制变量是因为耕地面积直接影响到农村居民的务农收入,电话使用数量也反映了地区的发展水平,金融发展则影响到城市和农村地区企业的发展以及生产风险的规避,三者都影

14、响地区总体收入。此外,关键变量为虚拟变量M etro,当Distance小于0时,M etr o为0;当Distance大于0时,M etro为1。为了说明RD方法的有效性,本文首先对主要变量进行描述,考察城市圈范围内和城市圈范围外的样本是否存在显著差异,估计方程为:y ijt= + M etro ijt+ijt(1其中下标i表示个体,j表示所属省份,t表示时间。当M etr o为0时,方程(1所得到的条件期望值即为城市圈范围外的样本均值 ;当M etro为1时,方程(1所得到的条件期望值即为城市圈范围内的样本均值 + 。RD方法的一个前提条件为除了处置变量以外的控制变量都要在临界值处连续,不

15、能出现跳跃。表1的数据描述表明控制变量log(Farm land、log(T el和Finance Dev均没有出现显著的跳跃,Log(T el变量的估计系数虽然在20032006年间显著,但是显著性较低,仅仅为表1数据描述20032004200520062007Log(Pgdp0.64*0.62*0.6*0.61*0.61*Log(Farm lan d0.060.040.050.060.04Log(T el0.18*0.17*0.2*0.18*0.15Finance Dev0.06-0.050.010.020.05Distance124.07*124.07*124.07*124.07*124

16、.07*Observation365365365365365注:本表报告的是方程(1中M etr o的系数;*、*、*分别表示在10%、5%和1%水平上显著,表2和表3同。10%。而被解释变量Lo g(Pgdp则在临界值处存在较显著的变化,这些结果说明了控制变量选择的合理性以及城市圈范围内外的经济绩效存在差异。(二模型的估计本文将计量模型设定为:Lo g(Pgdpijt= + 1M etro ijt+ 2f(Distance ijt+ 3M etro ijt*f(Distance ijt+!Z ijt+ijt其中Z为控制变量,包括Log(Farm land、Log(Tel和Finance De

17、v,为了避免因为模型设定不当而导致错误估计处置效应的情况12(P254 259,f(Distance可以采取多种形式,但是为了使分位数回归的结果具有可比性,此处,f(Distance采取了线性函数形式。为了对比分析,我们还采用了OLS回归。从表2中OLS的回归结果来看,20032007年,Metro的估计系数均为正,变化范围为0 226, 0 315,并且均在1%水平上显著,这说明了城市群落的崛起所产生的集聚效应和辐射效应总和为正,显著地提高了除中心地区之外,其它地区的经济绩效。在分位数回归中,2003年样本的10%分位数估计系数为0 493,大于其它分位数的估计系数,并且随着分位数的提高,M

18、 etro的估计系数呈现出递减的趋势,并且90%分位数的估计系数不显著,这说明在城市群落的发展过程中,受益最大的是城市群落中较为落后的地区,发达地区并没有从这个过程中受益。2004年的样本中,M etro的估计系数同样表现出10%分位数的估计结果高于其它分位数的估计结果,并且75%分位数和90%分位数的估计结果均不显著。从20052007年的样本估计结果来看,2003年和2004年所表现出来的!俱乐部收敛现象出现了变化,具体反映在中段分位数上,尤其是50%分位数的估计系数要明显高于其它分位数的估计系数,这说明了中等发达地区在这一阶段发展较快,获益较多,中等发达地区与发达地区之间的收入差距在不断

19、缩小。而在2007年的样本中,90%分位数的估计系数显著地高于10%分位数的估计系数,在该年落后地区获益最小,落后地区与发达地区之间的收入差距呈现出了扩大的趋势。表2模型回归结果20032004200520062007(1OLS0.299*(0.0840.226*(0.0780.247*(0.0720.292*(0.0750.315*(0.077(210%0.493*(0.1260.389*(0.0950.284*(0.120.278*(0.1090.172*(0.099(325%0.44*(0.040.27*(0.1050.288*(0.110.328*(0.1110.315*(0.123(

20、450%0.377*(0.0950.381*(0.0940.349*(0.0980.408*(0.0890.381*(0.076(575%0.188*(0.1030.01(0.090.128(0.0970.23*(0.0930.338*(0.096(690%0.1(0.160.062(0.1370.041(0.1360.094(0.1390.246*(0.141Con trols Yes Yes Yes Yes YesF(.Linear Lin ear Linear Lin ear Linear F(.*M etro Yes Yes Yes Yes Yes注:括号内为标准差,表3同。从图1中可

21、以直观地看出这种变化趋势,2003年和2004年的回归系数均在低分位数处最大,高 注:横轴为分位数,纵轴为M etro的估计系数;实线为分位数估计,虚线为最小二乘估计,参数取值范围为95%的置信区间。图1分位数回归系数的变化(20032007分位数处最小。而在20052007年,Metro的回归系数则在中段分位数处最大,其中20052006年,低分位数的估计系数依然高于高分位数的估计系数,但是相比2003年和2004年,发展优势逐渐变小;到了2007年,高分位数的估计系数开始大于低分位数的估计系数,落后地区与发达地区之间的收入差距出现了扩大的趋势。(三稳健性检验Im bens和Lem ieux

22、提出了对RD方法估计结果稳健性检验的思想,概括起来为:第一,在临界值处,其它控制变量是否存在跳跃的情况,如果出现跳跃的情况,那么模型所估计的结果将不仅仅包含处置效应,还包含控制变量对因变量的影响;第二,决定处置的解释变量的条件概率在临界值处是否是连续的,如果该解释变量的条件概率出现了非连续的情况,那么说明经济个体存在操作处置变量的可能性;第三,样本空间变化是否会导致估计结果出现显著变化,尤其是在临界值附近的估计值13。在数据描述中,笔者已经对控制变量在临界值处的跳跃性进行了分析,并发现本文所采取的控制变量在临界值处并没有显著的变化,同时,决定处置的解释变量距离也是一个连续的变量,因此,此处考虑

23、样本空间发生变化的情况下,前文所估计的M etro系数是否出现了显著的变化。一般而言,对变量之间的因果关系研究仅仅需要比较距离临界值样本之间的差异,其中趋近于零,但是由于样本数量的减少,导致了估计的困难,因此,揭示变量之间的因果联系和估计的可行性之间存在两难的选择,的选择能够包含足够样本量的RD估计值最能够说明问题。为此,本文将样本空间定为临界值附近50公里的样本。表3的稳健性检验结果表明,首先,OLS的估计结果依然显著为正,城市群落的崛起所产生的集聚效应和辐射效应对该区域的经济绩效有增进的作用,特别是中心地区的涓滴作用使得其周边地区获得了极大的经济收益;其次,分位数回归的结果在2003年和2

24、004年也表现为低分位数的估计系数高于高分位数的估计系数,而在20052007年间则表现为中段分位数的估计系数高于其它分位数的估计系数,其中2005年50%分位数的估计系数最高,2006年和2007年75%分位数的估计系数最高,2007年90%分位数的估计系数显著,并且高于10%分位数的估计系数,这与之前的分位数回归结果较为一致。以上的分析均表明,前文的估计结果具有一定稳健性。表3稳健性检验结果2003(|Dis|<502004(|Dis|<502005(|Dis|<502006(|Dis|<502007(|Dis|<50(1OLS0.26*(0.1140.212

25、*(0.1070.209*(0.10.234*(0.1040.289*(0.107(210%0.439*(0.2530.375*(0.1760.245*(0.1290.16*(0.10.132(0.191(325%0.31*(0.1420.096(0.1260.228*(0.120.225*(0.1380.279*(0.157(450%0.118(0.1710.363*(0.1330.323*(0.1020.235*(0.1480.299*(0.122(575%0.308*(0.1150.035(0.1460.203(0.1330.278*(0.1430.399*(0.123(690%0.16

26、9(0.2310.15(0.2010.114(0.1080.188(0.170.216*(0.12Con trols Yes Yes Yes Yes YesF(.Linear Lin ear Linear Lin ear Linear F(.*M etro Yes Yes Yes Yes Yes五、结论本文针对城市群落崛起的一个具体表现 城市圈形成,考察了城市群落崛起对该地区经济绩效以及区域收入差距的影响。按照区域经济学的理论,城市群落的发展既具有集聚效应又具有辐射效应,前者通过吸引要素的流入抑制周边地区的经济发展,后者则通过涓滴增强周边地区的经济绩效,二者效应的加总决定了总影响。同时,中心地

27、区所产生的涓滴作用对区域经济的影响取决于地区间的互补性,正因为地区间的互补性有所差别,再加上集聚效应和辐射效应的异质性,使得城市圈各个地区的经济发展会有所差异。本文运用断点回归和分位数回归的方法,一方面克服模型估计的内生性问题,另一方面通过不同分位数的估计反映变量的分布,以此来研究城市群落崛起过程对该地区经济绩效和收入差距的影响,实证结果表明城市群落的形成和发展促进了该地区的经济增长;在2003 年和 2004 年, 城市群落的崛起过程中, 受益最大的是落后地区, 发达地区反而受益较小, 从而缩 小了区域之间的收入差距; 然而在 2005 2007 年间, 这种收入差距缩小的趋势出现了更细微的

28、变化, 受益最大的地区既不是发达地区, 也不是落后地区, 而是发展水平一般的地区。而在 2007 年, 落后地 区的受益变为最小, 这说明在这一阶段城市群落的崛起缩小了中等发达地区与发达地区的收入差距, 但是落后地区与发达地区的收敛趋势在 2007 年产生了反转。 本文的结论表明在城市群落形成过程中, 区域的! 俱乐部收敛现象并不是一成不变的, 它随着经 济条件的改变而发生变化。虽然, 随着要素的集聚, 发达地区的集聚效应会产生交通拥挤、 环境污染 和高房价等负面影响, 从而减缓要素的进一步集聚, 然而在中国当前高速的城市化过程中, 这种负面 效应并不足以阻碍优质资源向中心城市的集中, 因此,

29、 为了弥补集聚效应对周边地区所带来的负面作 用, 缩小地区间的收入差距, 需要在周边地区, 特别是落后地区建立起与中心城市相匹配的、 互补性强 的产业, 充分发挥自身的比较优势和利用中心城市的涓滴作用。此外, 中国城市经济增长具有异质 性, 因此, 针对现有经济政策存在的! 大一统特点和经济发展! 口号一致的现象, 地方政府更应当结 合自身资源的比较优势, 根据地方特点采取有差异的经济发展政策。本文的不足主要是没有对收入 差距显现出来的这种变化趋势进行更加深入的研究, 这将是区域经济学理论和以中国为分析对象的 实证研究需要注意的现象。 注释: # L ee 认为在随机实验不可得的情况下, RD

30、 方法能够避免参数估计的内生性问题以真实反映出变量之间的因果关系, 详见 Lee, D . S. R andomiz ed Experimen t s f rom N on random Select ion in U S H ou se Elect ion s J . Journal of Econom et rics , 2008, 142 ( 2 : 675697. 参考文献: 1 蔡昉, 都阳. 中国地区经济增长的趋同与差异 对西 部开发战略的启示 J . 经济研究, 2000, ( 10 : 30 37. 2 林毅夫, 刘培林. 中国的经济发展战略与地区收入差距 J . 经济研究,

31、2003, ( 3 : 19 25. 3 王小鲁, 樊纲. 中国地区差距的变动趋势和影响因素 J . 经济研究, 2004, ( 1 : 33 44. 4 陈秀山, 徐瑛. 中国区域差距影响因素的实证研究 J . 中国社会科学, 2004, ( 5 : 117 129. 5 王春超, 余静文, 胡继亮. 中国的地区经济发展差距( 1987 2007 : 政府理念诱发 制度变迁的 视角 J . 当代经 济科学, 2009, ( 6 : 23 28. 6 范剑勇, 张雁. 经济地理与地区间工资差异 J . 经济 研究, 2009, ( 8 : 73 84. 7 吴福象, 刘 志彪. 城市化群落驱

32、动经济 增长 的机制 研究 2008, ( 11 : 126 136. 来 自长 三角 16 城 市的 经验证 据 J . 经 济研 究, 8 Bo udeville, J. R. Pr oblems of R eg io nal Eco nomic P lanning M . Edinbur gh: Edinburg h U niver sity P ress, 1966. 9 M y rdal, G. Eco no mic T heor y and U nder dev eloped R egio ns M . N ew Y or k: Ha rper and Ro w, 1957. 10

33、 Hirschman, A . T he St rateg y of Econom ic Develo pment M . New Hav en: Yale U niver sity P ress, 1958. 11 T histlethw aite, D . , Campbell, D. R egr essio n discontinuity Analysis: A n A lter native to the Ex post F act o Ex periment J . Jour nal of Educatio nal Psy cho log y, 1960, 51( 6 : 309 3

34、17. 12 Ang rist, D. J. , P ischke, J. M ost H ar mless Econometr ics: A n Empir icist 's Companion M . N ew Jer sey : Pr inceto n U niv ersity Pr ess, 2009. 13 Imbens, G . W. , L emieux, T . Reg ression Discontinuity Desig ns: A Guide to Practice J . Jo ur nal of Eco no met rics, 2008, 142( 2 :

35、615 635. ( 责任编辑: 易会文 20 2010 年第 4 期 双月刊 总第 181 期 中 南 财经 政 法 大 学 学 报 J OU RN A L O F ZHO N G N A N U N IV ERS IT Y O F ECO N OM ICS A N D LA W . 4. 2010 Bimo nt hly Ser ial . 181 JOURNAL OF ZHONGNAN UNIVERSITY OF ECONOMICS AND LAW No. 4. Jul. 15, 2010 HIGHLIGHTS Theoretical and Empiri cal Study of Ch

36、inese and US Monetary Policy Coordination WANG Bin ( Sc hool of Economi cs and Fi nance , X i% an Ji aot ong Univ er sit y , X i% an 710049, Chi na 8 Abstract: T he paper f irst int roduces a theoret ical model t o illust rate t he necessity of monetary po licy coo rdinat ion, t hen t he paper empir

37、ically Studies of the co m ovement o f Chinese and U S int erest rat e po licy. T he result show s t hat t here is significant v olat ilit y spillov er eff ect bet ween Chinese and US int erest r at e; t he increase and decrease o f U S int erest r at e has asym metr ic impact to Chinese int erest r

38、ate volat ility and t he covariance o f Chinese and US int erest rat e. T he co mov em ent bet w een them is st reng t hened af ter t he subprime crisis, which show s t he enhancem ent of monet ary policy coordinat ion at t he t im e. T he paper suggests t hat bo th China and U S have import ant inf

39、luence t o t he w o rld economy , t heir m onet ary po licy has glo bal m eaning, so the t w o count ries sho uld co nst ruct long t erm mechanism in t heir monetary po licy coor dinat ion w hich has very im por tant meaning t o ensure t he w orld econom ic r ecovery and healt hy running . Key words: Monet ary P olicy ; Int erest Rat e; Co movement; F inancial Crisis The Rise of Urban Cluster, Economic Performance and Regional Income Dispari ty Based on the Metropolitan Area of Jing Jin Ji, Yangtze River Del ta and Pearl River Delta YU Jingw en1 ZH AO Dali2 15 ( 1. N at i