城市空间结构演变的新经济论文范文

一、理论模型的提出

(一)基本假设FujitaMasahisa和Jacques－FrancoisThisse(2002)综合了中心－模型和张伯伦关于中间投入品多样性的方法构建了关于粘性劳动力与区域专业化的两区域、一种生产要素以及三部门模型。本文的模型基本假设与之相似。模型中包含两个区域，即城市地区和城市以外的边缘地区;一种生产要素:劳动力，且劳动力是粘性的，其不能在区域间流动;经济系统中有三个部门:制造业部门、服务业部门和传统部门，其中服务业部门为制造业部门提供服务产品。这里假定制造业部门和传统部门使用劳动力，且劳动力在空间上是不流动的，所以假定制造业部门产品是同质的，并且假定制造业部门具有规模报酬不变的特征以及完全竞争的市场结构。所有劳动力的偏好是一致的，可以用(1)式所表示的效用函数来代表。其中，表示消费者效用，代表对制造业部门使用低生产率服务产品而生产的同质产品的消费，代表对制造业部门使用高生产率服务产品而生产的同质产品的消费，A代表对传统部门产品的消费。，表示在消费者总支出额中对制造业部门各产品的支出份额，表示对传统部门产品的支出份额。与之前的模型不同，本文借鉴了ToshihiroOkubo(2010)关于企业异质性的研究思路，将服务业部门划分为生产效率不同的异质企业。假定服务业部门以规模收益递增和垄断竞争为特征，生产多样化的现代服务业产品，以满足制造业部门的服务需求，其区际之间交易遵循冰山交易成本，区内交易无交易成本，并且依据劳动生产率的不同而表现出企业异质性特征。为了方便研究，假设现代服务业部门有两类生产效率水平不同的企业:一种类型为低生产率水平的企业，需要较多单位的劳动力及具有较高的边际成本，称其为“”企业;另一种类型为高生产率水平的企业，需要较少单位的劳动力及具有较低的边际成本，称其为“”企业。其中，每个企业都需要使用一单位资本作为固定资本投入，则现代服务企业类型j生产产量需要单位的劳动力，其生产函数如(2)所示。关于企业异质性的引入，本文假设现代服务业部门的异质性企业“”和“”的单位投入系数分别为和，且。每个区域在初始均衡条件下拥有相同的“”企业和“”企业分布，和分别表示“”企业和“”企业区域内企业数量的构成，其中，这个企业类型的份额表示生产率分布，在Melitz(2003)的研究中是外生给定的。由于每个区域的每单位资本与个体边际成本有关，因此可用不同企业单位投入系数和来测量。假设决定企业异质性的成本差异要高于“”企业和“”企业的相对分布比率，具体关系见(3)式。

(二)消费者行为消费者效用函数由柯布道格拉斯效用函数表示，所有劳动力的偏好是一致的，并消费同质产品。地区代表性消费者效用函数如(1)式所示。如果为消费者收入，是传统部门产品价格，而是制造业部门低端产品的价格，是制造业部门高端产品的价格，则消费者的预算约束为。

二、均衡分析

本文中的模型是在制造业部门使用服务部门产品的前提下展开的。当使用服务部门的产品时，制造业部门之所以在某区域集聚，是因为服务产业聚集在该区域，然后吸引制造业部门区位选择至此，而制造业部门集聚此地，又提供了大量的服务产品需求，因此又会吸引大量的服务业部门集聚，相互作用，不断循环。命题2企业异质性可以作为引起聚集的一种力量，更多的异质性企业更可能导致完全聚集的产生并在一定条件下保持稳定。相对于低效率服务企业而言，高效率服务企业由于自身单位投入系数较低而集聚在城市地区表现出的稳定性更高。

三、指标选择与数据说明

(一)指标选择通常情况下，经济活动规模越大，所产生的规模经济和外部经济效应就越明显，也就越能吸引更多的企业集聚于此。因此，经济活动规模是衡量一个城市经济发展水平的重要指标。本文将指标体系共划分为两大类:一类是城市经济发展水平指标，主要从经济活动规模来描述;另一类是城市空间结构演变过程中的影响因素指标，是指影响城市空间结构演变过程中的一些外部因素，主要包括腹地的综合实力、贸易比率、人力资本水平、交通基础设施水平、信息基础设施水平、制造业集聚度、服务业集聚度、物流业集聚度以及宏观税率水平等指标。本文选取的研究对象是香港，香港以其优越的自然条件、自由的市场制度、发达的金融和物流服务以及完善的法律制度，已经成为全球公认的国际化大都市。香港不但拥有完备的交通基础设施以及信息基础设施，还提供较为完善的如融资、保险、经纪、仲裁与法律服务等中高端服务业。此外，很多国际知名的企业和国际组织总部都选择在香港经营业务。因此，选择香港作为新型城镇化的代表来分析城市空间结构演变的对象具有代表性。

(二)数据说明鉴于相关数据的可得性和时间的连续性，本文采用2001年－2012年香港的季度时间序列数据，相关数据来源于2001年12月至2012年12月的《香港统计月刊》。本文的计量分析主要使用以下变量，详细划分见表1所示的城市经济发展水平和影响因素的指标体系，计量软件为Eviews6．0。

四、实证分析

(一)平稳性检验基于VAR模型要求系统中各变量的平稳性要求，本文通过AugmentedDickey－Fuller检验方法对时间序列ftop、gdp、hum、infor、jem、zem、tax、trade、traf、yem进行平稳性检验，结果显示这些时间序列均为一阶差分平稳过程，具体见表2所示。

(二)协整关系检验下面采用Johansen最大似然法来对以服务企业机构数量比重为代表的城市经济发展水平和各演进影响因素进行协整检验。如表3所示，根据LR、FPE、AIC和HQ准则，确定VAR模型的最大滞后阶数为3阶，那么设定Johansen检验的滞后期为2。选择由ftop和gdp、infor、trade、traf、jem、yem构成的列向量有确定线性趋势且变量之间存在4个协整关系，具体见表4。协整关系方程表明在长期均衡关系中，以服务企业机构数量比重为代表的城市发展水平与腹地综合实力、信息基础设施水平、贸易比率、交通基础设施水平、服务业集聚度和物流业集聚度之间存在稳定关系。而人力资本水平和宏观税率水平对 服务企业机构数量比重的影响不具有显著性，此处暂不考虑这两种因素的影响。具体而言，腹地综合实力和贸易比率每增长1%分别会引起城市经济发展水平提高1．09%和1．57%;而信息基础设施水平和交通基础设施水平在长期内对中心城市表现出负向作用，即两个因素每增长1%会引起城市经济发展水平降低1．14%和2．00%;同样，企业异质性对中心城市长期发展的贡献也较大且均起到了负向作用，服务企业集聚度和物流企业集聚度的负向效应系数分别为－1．45和－2．18。

(三)误差修正模型的估计基于协整关系检验可知，变量城市经济发展水平(ftop)与腹地综合实力(gdp)、人力资本水平(hum)、信息基础设施水平(infor)、贸易比率(trade)、交通基础设施水平(traf)、服务业集聚度(jem)、物流业集聚度(yem)等因素之间存在长期均衡关系。因此，根据范晓莉(2012)［15］、郝寿义和范晓莉(2012)［16］的研究方法，在协整关系检验的基础上进一步建立中心城市的误差修正模型，探寻各演进影响因素与发展水平变量之间的短期动态关系，如式(37)所示。其中，误差修正项为，误差修正系数为－0．04，说明了城市经济发展水平增长率的误差修正项具有负向的修正机制，即发展水平增长率对长期均衡的偏离会对短期的发展水平增长率波动产生一个负向影响，但调整速度稍慢，不具有显著性。从ECM模型来看，短期内城市经济发展水平除了受自身增长率的影响外，还受到滞后一期的腹地综合实力的正向影响和滞后二期的腹地综合实力的负向影响。同时，滞后一期及二期的信息基础设施水平和服务企业集聚度的增长率对于发展水平增长率具有负向作用。而滞后一期贸易比率的增长对发展水平增长率短期内起到正向影响，短期正向效应系数为0．01。而滞后二期的交通基础设施水平的增长率对发展水平的增长影响也为正，短期效应系数为0．04。此外，滞后一期的物流业集聚度的提高则对城市发展起到了正向效应作用。

(四)脉冲响应与方差分解1．脉冲响应函数分析脉冲响应函数的结果显示，对于来自于“城市经济发展水平”自身的冲击显著为正，冲击响应在第一期为最大值并逐步下降，在第二期达到最小值后处于一种波动的状态;对于来自于“腹地综合实力”的一个标准差的冲击响应在前五期内呈现倒U型的负向效应，从第六期呈现稳步上升的正向影响;对于来自“信息基础设施水平”的一个标准差的冲击响应显著为正，从第一期至第五期均呈现稳定上升的正向影响趋势;而对于来自于“贸易比率”的一个标准差的冲击是显著为正的，在前五期呈现倒U型的波动状态后呈现稳定的正向效应影响;对于来自于“交通基础设施水平”的一个标准差的冲击响应显著为负，整体呈现先上升后下降的负向波动状态，且负向影响力度逐渐减弱;对于来自于“企业异质性”影响因素的一个标准差的冲击来说，在前二期内服务企业集聚的贡献为负，从第三期开始逐渐上升，直至第七期达到峰值，此后呈现平缓下降的正向影响趋势。而来自于“物流企业集聚”贡献在前三期内影响力度较弱，从第四期开始呈现U字型的负向影响，从第十五期以后转为稳定上升的正向影响趋势。综上所述，在短期内城市经济发展水平除了受自身发展水平的较大影响外，服务业集聚度和物流业集聚度的提高对城市经济发展水平带来较大的正向冲击效应。而信息基础设施水平在短期内对中心城市发展起到较强的促进作用，但长期内则表现为抑制作用。此外，贸易比率在短期内对中心城市的影响较弱，但在长期中表现出较强的正向影响力度;与之类似，腹地综合实力也主要在长期内利于城市经济发展水平的提高。2．预测方差分解分析在VAR模型的基础上对城市经济发展水平指标的预测均方误差进行分解。结果显示，短期内主要受到城市自身发展水平的影响，占比为81．36%，同时还受到服务业集聚度、贸易比率和交通基础设施水平高低的影响，占比分别为2．77%。6．46%和8．11%。长期而言，腹地综合实力、贸易比率、服务业集聚度是影响中心城市发展的最重要的因素，影响占比分别为7．39%、11．7%和9．97%，其中服务业集聚度的影响力度上升较快。此外，长期内交通基础设施水平仍发挥较大的影响作用，影响占比为9．7%，而信息基础设施水平和物流业集聚度的影响力较弱，但也呈现逐步上升的趋势。

五、结论与政策含义

在异质企业区位选择的前提下，本文提出了企业异质性视角下城市空间结构演变的理论模型。一方面，模型结论较好地解释了单一中心城市经济形成与发展的理论机理，对城市形成与发展进行了理论的解释;另一方面，在理论模型的主体框架下研究不同类型企业的区位选择和再选择，进一步揭示了不同类型企业集聚或扩散的内在机制，描述了城市形成与发展的特征性事实并解释了其内在机理。在这个过程中，企业异质主要是通过交通基础设施和信息基础设施水平而作用于城市的产业结构，在此过程中表现出较强的集聚－扩散连锁效应，从而影响城市空间结构的演变类型。本文建立了衡量城市经济发展水平和演变影响因素的指标体系，并运用协整检验的分析方法和误差修正模型来验证城市空间结构演变过程中的发展水平和各种影响因素之间的长期均衡和短期动态关系。结果显示，在短期内中心城市发展水平除了受自身发展水平的较大影响外，服务业集聚度和物流业集聚度的提高对中心城市发展水平带来较大的正向冲击效应，同时交通基础设施水平也将发挥一定的正向影响作用。信息基础设施水平则在短期内对中心城市发展起到较强的促进作用。长期而言，腹地经济实力、贸易比率、服务业集聚度是影响中心城市发展的最重要的因素，且服务业集聚度的影响力度上升较快。本文的政策含义也十分明显，首先，产业集聚区的形成有利于新城的形成与发展，并通过快速交通通道与信息通道与中心城市保持紧密联系，特别是随着现代服务业的发展成为了城市空间结构向以服务业为主导的大都市区空间模式演变的显著推动力量，产业集聚在一定程度上引导了城市空间结构发展的方向，并且也将成为城市空间结构演变与拓展的重要力量。因此，应重视现代制造业与物流业的发展，现代制造业的发展和竞争是以信息技术与供应链管理技术为基础的现代供应链间的竞争，因此出台促进制造业和物流服务业联动发展的政策是中心城市建设的必然趋势。同时还应构建金融服务园区，培育高端服务业产业集群，为制造业和物流业发展提供高端服务支撑，从而加快城市空间结构拓展;其次，城市交通基础设施的大量投资，一方面给城市的经济发展带来了集聚经济，另一方面也由于城市人口的增加及规模扩大而产生的交通拥挤成本的上升进而产生集聚不经济，进一步地抑制了城市空间结构拓展。因此，应加快中心城市的集疏运体系建设，做好集疏运体系的规划建设，形成布局合理的集疏运网络系统，为城市经济发展提供基础保障;再次，制定增强适合城市发展的信息服务功能。为增强中心城市信息服务功能，亟需加快建设中心城市与周边地区的协同服务平台，整合政府职能部门、各大企业、金融保险机构、中介服务机构以及其他的优势资源，构建集智能化、网络化、可视化和协同化于一体的服务统一平台，拓展城市的信息服务功能，走以信息产业为主导的新型城镇化道路。

作者：范晓莉王振坡单位：天津城建大学经济与管理学院