产业特性与中国城市服务业增长趋同实证范文

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摘要:借助趋同分析的标准方法,就210个地级及其以上城市服务业增长趋同情况展开讨论。实证结果表明,城市服务业增长存在σ趋同和β趋同;城市的市区层面服务业增长有明显领先于城市的地区层面增长的现象。进而对服务业增长地域特征的研究发现,服务业在一个更加广泛的地域范围内存在显著的均衡增长特征,对于整体国民经济增长差距扩大具有减缓趋势。

关键词:城市;服务业;趋同;地区差距

一、问题的提出

自Baumol[1]基于Maddison数据采用趋同分析方法发现工业化国家经济增长存在趋同趋势之后,学者们基本采用相似的方法对地区差异演变进行了更加深入的分析。我国学者也借用这一方法对经济增长差异问题做了大量研究[2~4],但综合来看,几乎所有的研究都仅在国民经济整体层面上展开,或是沿着地区差异演变趋同机制和趋同工具箱的拓展两个方向发展,而忽视了对于地区差异演变产业层面的分析,而服务业与工业的产业特性又是截然不同的。

一般来说,服务业产出在最初形态上具有非实物性质,其生产和消费几乎同时发生,并且具有难以储存、难以运输等特点,即服务业的消费和生产环节通常是联系在一起的,某一个地区消费的服务多倾向于在区域内或周边生产和购买,因此服务业发展规模与当地的人口规模大致会维持在一定的比例,这与工业产品差别较大[5]。由于工业产品的实物性质,使得工业产品能够以较低廉的成本远距离运输和较长时间储存,所以工业产品的生产地一般并不需要大量消费者的积聚,因此工业生产更注重的是生产条件的适宜性,如劳动力、土地成本等,在具有适宜条件的地区,工业增长表现出高度的地区积聚特征,并且具有自我加强趋势。

另一方面,随着社会进步和社会功能的不断完善,政府对于公共服务部门的投入会不断加大,人均服务消费会相应提高。在我国的行政区划中,地级市和地级以上城市本身是一级完整的行政单位,为保持公共服务的普遍性、及时性和公平性,政府机构、警察机构、司法机构、学校、医院等公共服务部门样样俱全,而这些公共服务部门的规模又大体与一个城市的人口对应,所以人均享有的公共服务具有均等化趋势。那么服务业这些产业特性是否会表现为服务业增长的趋同趋势呢?其对地区差异的影响又是如何呢?本文沿着这一思路,采用趋同分析的标准方法,分别就我国服务业增长的趋同情况在210个城市的地区及市区范围两个层面经济单位上的表现展开讨论。

二、分析方法和数据说明

1·分析方法Baumol(1986)

最早采用Maddison数据,发现工业化国家经济增长差异存在趋同的现象。但是De-long[6]、Lucas[7]等分别利用不同的研究样本或研究方法对Baumol的研究结果提出了质疑,发现经济增长趋异现象也普遍存在。随后的研究者又对趋同概念作了进一步的细化:σ趋同、“Club”趋同、绝对β趋同和条件β趋同等。σ趋同是指一个经济单位人均或劳均实际GDP的差异(标准差、变异系数或theil指数等)具有随时间减小的趋势,即σt+T<σt。测度研究样本的σ趋同情况通常用式σt=α+T+ε,其中T是时间趋势,是待估参数,如果系数是负的且具有统计显著性,就认为σ趋同成立。如果σ趋同不成立,则把样本分为若干个子样本,再分别用该式检验各子样本是否存在σ趋同,如果成立,“Club”趋同存在。绝对β趋同是指初始发展水平较低的经济单位比初始发展水平较高的经济体单位有更快的发展速度,即不同经济系统间的人均产出增长率与初始人均产出水平负相关。

条件β趋同是指经济体的增长速度与其自身初始状态到其稳定状态的距离大致成正比,简而言之,经济体向自身的稳定状态收敛。检验β趋同的通常公式为gi,tt+T=α+βln(yit)+εit,其中gi,tt+T是经济单位i在t到(t+T)期的平均增长速度,如果β系数为负,则β趋同存在。检验条件β趋同通常用到著名的Barro回归方程[8],即方程gi,tt+T=α+βln(yit)+ψXit+εit,其中Xit是刻画经济体i稳定状态的一组变量。

2·数据来源说明本文的研究对象为我国地级及地级以上城市及相应城市的市区,前者是城市的地区范围,后者是城市的市区范围,不包括县级城市数据。《中国城市统计年鉴》对地级市分别列出“地区”和“市区”两项,“地区”

包括市区和下辖县、县级市,包含了农村地区的数据;“市区”则仅包括城区和郊区。

本文采用的数据全部来自于《中国城市统计年鉴》(1996~2005年)。其中,各城市的地区与市区国民经济总产出和服务业总产出①分别采用所在省区的GDP和第三产业GDP缩减指数平滑,缩减指数来自《新中国55年统计年鉴汇编》;人口是样本的总人口数。

三、实证分析

1·σ趋同分析考察σ趋同的指标主要有变异系数、Gini系数和Theil熵等,由于这些指标在变化趋势上具有很强的内在一致性(石磊、高帆,2006;徐现祥、李郇,2004),因此本文选择变异系数作为地区差异演变的测度指标。变异系数又叫离散系数,它是标准差与均值之比值,以CV表示变异系数,其计算公式为:CV=σx,其中σ来自σ2=∑ni=1(xi-x)2/n。

由图1可以明显看出,采用变异系数考察的中国服务业增长在城市地区和市区两个层面上的趋同模式十分相似,即服务业在两种意义的城市层面上的增长差异都呈减小趋势。再比较两者的差别可以看出:首先,从服务业增长差异的大小看,在城市的地区层面上,服务业增长的差异最高为1996年的1·35,最低点为2004年的1·15,并且除1995年外,呈递减趋势;而在市区层面上,服务业增长差异的趋势完全一致,但是最高点的1996年却只有0·90,最低点的2004年也仅为0·80,都比前者有较大幅度的减小。

其次,从服务业增长差异与国民经济增长差异的比较看,在城市层面上,2003年以前服务业增长的差异都大于国民经济增长的差异,而在2003年之后开始小于国民经济增长的差异,并且后者差异扩大的趋势发生逆转,开始趋于减小;在市区层面上看,2000年以前服务业增长的差异都大于国民经济增长的差异,而在之后开始小于国民经济增长的差异,并且后者差异扩大的趋势也发生逆转,开始趋于减小。值得注意的是,国民经济增长差异趋势发生逆转的时间在市区层面要早于在城市的地区层面。

2·β趋同分析本文分别考察了服务业增长在城市地区和市区层面上的β趋同情况,计量结果见表1。表1报告了全国210个城市地区和市区服务业增长的绝对β趋同的计量分析结果。从回归1、3看,初始服务产品①的回归系数都为负,但是前者没有通过显著性检验,说明在城市层面不存在绝对β趋同;但是在市区层面上,能够通过显著程度为1%水平的统计检验,这表明在市区层面上,服务业增长存在绝对β趋同,即初始人均服务产品水平越低,增长的速度越快。然后基于Barro方程对回归1、3施加虚拟变量,分别把210个城市样本分为沿海地区城市②、省会城市和其他类型城市,得到回归2、4。从回归结果看,β系数绝对值分别从0·0060、0·0174提高到0·0184、0·0239,且模型的拟和优度有很大改善。虚拟变量的系数也高度显著为正,表明人均服务产品分别在沿海地区和省会类型城市的趋同速度要快于其他类型的城市。值得注意的是,在城市地区层面上虽然不存在绝对β趋同,但是却存在条件β趋同。

Islam[9]曾指出,在趋同研究中,截面分析(cross-section)的估计结果是有偏的,建议采用面板分析(paneldata)解决估计有偏问题。所以回归5、6、7、8列示出了采用面板分析方法对前面对应各模型的验证结果。从报告的结果看,面板数据分析的结果仍然支持本文结论,与截面数据分析得出的解释变量的符号一致,且方程的回归系数绝对值都有较大程度的增大,这与Islam等估计经济趋同时情况类似。

3·服务业增长的地域特征

虽然前面根据变异系数的计算结果可以反映出服务业增长差异的变化趋势,但是还无法充分展示这种趋势的地域特征,因为不同的洛伦茨曲线的形状完全可以得到相同的地区差异系数。因此,在前文分析的基础上,进一步分析了服务业增长的洛伦茨曲线[10]变化情况。

洛伦茨曲线:区间洛伦茨曲线(inter-regionallorenzcurve)令:ρi=∑ki=1(Pi/P);ψi=∑ki=1(Xi/X)代表人口与服务业产出自第1地区至第k地区的累积比重,它们均采取百分比来记数。洛伦斯曲线为所有(ρk,ψk),K=1,2,…,n,在以累计人口比重为x轴与以累计服务业产出为y轴的坐标平面中所组成的曲线。

由1995~2004年中国各城市服务业①Lorenz曲线变化图可以看出,曲线的变化分布广泛,即大致在人均服务产品占有量累计占比在5%~90%的区域,人口累计占比在15%~95%之间,地域范围涵盖了中国绝大部分城市。曲线变化方向朝上,且变化并不很大,这意味着从服务产品占有量比较低的地区,到较高的地区,服务业都有一定的发展,呈现出一定的均衡增长特征,但是发展速度并不很快。同时表明,导致服务业地区差异缩小的主要原因,是从较低服务产品占有量的中西部地区,到较高服务产品占有量的东部沿海地区和省会城市服务业,都有一定程度的绝对增长,从而导致全国服务业增长的相对差异逐渐减小。

作为对比,用相似的方法做出了工业产业增长的Lorenz曲线变化图。由工业Lorenz曲线变化图可以发现,曲线的变化相对服务业分布区域稍小,即大致在

人均工业产品占有量累计占比在20%~90%的区域,集中在45%~95%之间,人口比重累计占比在45%~90%之间,地域范围主要为工业发展中高水平的东部地区和省会城市。曲线变化方向朝下,且变化幅度较大,反映出非均衡增长特征,并且增长速度较快。分析表明,导致工业增长地区差异扩大的主要原因,是处于工业发展中、高水平的东部地区和省会城市工业的高速发展,处于工业发展中、低水平的中、西部地区一般城市发展相对滞后,中低发展水平的中西部一般城市组和中高发展水平的东部地区城市以及省会城市组之间的差距被拉大,以致整体上工业发展差距出现了不断扩大的态势。

四、讨论

关于在城市地区和市区层面上绝对β趋同与条件β趋同表面矛盾的情况该如何解释呢?经济地理学家认为,城市是区域经济增长的核心,区域是城市经济增长的基础,由于城市的“核心”性质,城市经济增长往往表现出领先于区域经济增长的现象。而在我国的城市经济统计中,城市的“地区”范围实际上包括市区和下辖县、县级市,包含了农村地区的数据,因此只有城市的“市区”范围才真实地反映城市的经济活动。而且进一步分析可以发现,服务业增长在城市市区的绝对β趋同与城市地区层面的条件β趋同具有内在的一致性。从绝对β趋同和条件β趋同的关系看,条件β趋同实际上是对绝对β趋同施加了条件变量后得出的趋同现象,即在城市所面临的为条件变量所反映的情形一致时(市区实际上是根据地理位置、制度环境等条件在城市地区范围内对城市地理空间进一步的分解),服务业增长存在绝对β趋同。

再从地理位置上看,各城市的市区都是历史上或现代交通枢纽,集中于冲积平原或盆地,服务业发展的基础设施条件较好,人口密度相对都较高,并且集中了地区内的公共服务机构和大学等研究机构,因此历来商贸服务业发达,成为地区内的服务增长和创新中心;就制度条件而言,自1985年以来,我国经济体制改革大部分集中在城市的市区,沿海城市、省会城市、大部分边境城市都是首先开放城市的市区,而且以开放经济为代表的各层次经济开发区遍布不同等级的城市市区中,因此各类城市市区服务业增长的制度条件十分相似;从生产要素配置的角度看,各级(下转第26页)地促进循环经济与技术创新的协同发展。

参考文献:

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

[2]陈傲.循环经济模式下的环境制度设计研究[J].科学学与科学技术管理,2006(9):108-114.

[3]顾丽,彭福扬.面向循环经济的企业技术创新研究[J].科学学与科学技术管理,2005(2):50-53.

[4]曹光辉,齐建国.循环经济的技术经济范式与政策研究[J].数量经济技术经济研究,2006(5):112-121.

[5]杜世勋,曹利军.企业持续技术创新研究[J].管理评论,2005(2):37-40.

[6]陈东初,吴桂香等.铝合金环境友好型非铬化学转化表面处理技术的研究[J].兵器材料科学与工程,2005,9(5):32-36.

[7]陈志杰,张锋等.温室黄瓜土传病害流行因素及环境友好型防治技术对策[J].农业环境科学学报,2006(25):697-700.

[8]刘登良.环境友好型船舶防污涂料的发展[J].中国涂料,2006,21(8):27-28.