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４５
，〔１〕蔣濤、沈正平：“聚集經濟與最優城市規模探討”載《人文地理雜誌》２００７年第６期。
，〔２〕周文、彭煒劍：“最佳城市規模理論的三種研究方法”載《城市問題》２００７年第８期。
，〔３〕安虎森、鄒璿：“最優城市規模選擇與農產品貿易成本”載《財經研究》２００８年第７期。
，〔４〕王俊、李佐軍：“擁擠效應、經濟增長與最優城市規模”載《中國人口（資》源與環境）２０１４年第７期。
〔５〕ＣａｒｌｉｎｏＧ，“ＦｒｏｍＣｅｎｔｒａｌｉｚａｔｉｏｎｔｏＤｅｃｏｎｃｅｎｔｒａｔｉｏｎ：ＥｃｏｎｏｍｉｃＡｃｔｉｖｉｔｙＳｐｒｅａｄｓＯｕｔ”ＢｕｓｉｎｅｓｓＲｅｖｉｅｗ，１９８２，ｐｐ１５～２５．，·１９·中國城市規模、效率與經濟增長２００６分別是３６萬人和５５萬人〔〕。Ａｕ和Ｈｅｎｄｅｒｓｏｎ（）指出城市聚集經濟效應存在最大值，其峰值對應的最優城市規模在２５０萬人～３８０萬人之間〔〕。國內研究方麵，王小魯和夏小林１９９９（）構建了城市規模收益函數和成本函數，基於規模淨收益最大化的視角采用我國６００多個城市的六年數據測算出我國城市最優規模應該在１００萬人～４００萬人之間〔〕。饒會林和叢屹１９９９（）在對城市社會收益和成本分析的基礎上，采用１９９５年和１９９６年的相關數據估算出我國最優城市規模大約在６５０萬２００４人〔〕。金相鬱（）分別采用聚集經濟法和最小成本法測算了我國三大直轄市的最優城市規模，其規模在８００萬人～２２００２００５萬人之間〔〕。俞勇軍和陸玉麒（）基於城市規模的成本—收益模型采用江蘇省地級市２０００年和２００１年的數據得出江蘇省２００６地級城市的最優規模為２８０萬人〔〕。鄭亞平（）采用我國２００４年１２１個地級及以上城市數據測算出我國最優城市規模的２００９合理區間應該在１５０萬人～２７０萬人之間〔〕。張應武（）基於經濟增長的視角采用２００２～２００６年間我國２８５個城市的麵１
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Ｂｅｙｏｎｄ，ＣａｍａｇｎｉＲ，“ＯｐｔｉｍａｌＣｉｔｙＳｉｚｅ：ＡｎＥｖａｌｕａｔｉｏｎｏｆＡｌｔｅｒｎａｔｉｖｅＵｒｂａｎＧｒｏｗｔｈＰａｔｔｅｒｎｓ”ＵｒｂａｎＳｔｕｄｉｅｓ，２０００，Ｖｏｌ３７，Ｎｏ９，ｐｐ１４７９～１４９６．，Ａｒｅ”〔２〕ＡｕＣ，ＨｅｎｄｅｒｓｏｎＶ，“ＣｈｉｎｅｓｅＣｉｔｉｅｓｔｏｏＳｍａｌｌ？，ＴｈｅＲｅｖｉｅｗｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃＳｔｕｄｉｅｓ，２００６，Ｖｏｌ７３，Ｎｏ２５６，ｐｐ５４９～５７６．，〔３〕王小魯、夏小林：“優化城市規模推動經濟增長”載《經濟研究》１９９９年第９期。
，財經問題研究》１９９９年第１０〔４〕饒會林、叢屹：“再談城市規模效益問題”載《期。
，〔５〕金相鬱：“最佳城市規模理論與實證分析：以中國三大直轄市為例”載《上海經濟研究》２００４年第７期。
，〔６〕俞勇軍、陸玉麒：“城市適度空間規模的成本—收益分析模型探討”載《地理研究》２００５年第５期。
，〔７〕鄭亞平：“基於我國城市合理規模的理論與實證研究”載《求索》２００６年第９期。
〔１〕ＣａｐｅｌｌｏＲ·２０·第二章國內外相關研究板數據測試出我國最優城市規模為５００萬人左右〔〕。紀愛華（）基於城市生態係統的視角采用青島市１９９８～２０１２年的２０１４數據測算了青島市的最優城市規模〔〕。
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第二節城市聚集經濟效應一、城市聚集經濟效應的內涵勞動、資本、技術等生產要素以某種特定方式或者在某個特定區域集中而產生的成本節約或者規模經濟效應，我們稱之為聚集經濟效應。聚集是城市最本質的特征，各種生產要素高度集中於城市進行生產生活，聚集經濟在城市層麵的集中主要體現在資源共享、規模報酬遞增和外部性，表現為城市中生產生活成本的降低和效率的提高。資源共享、規模報酬遞增來源於生產即企業和產業，例如生產成本的節約和資源的共享。外部性主要來源於生活和社會發展，例如公共產品的提供以及基礎設施的建設等。城市聚集階段的前期，資源共享、規模報酬遞增即產業聚集所帶來經濟效益處於核心作用，產業聚集和城市發展相輔相成，實現城市聚集的進一步提升。城市聚集階段的中後期，外部性即城市經濟的作用開始體現並逐漸發揮作用，與規模報酬遞增效應、共享效應共同促進城市的發展。我們可以從兩個層次上利用乘數效應論述城市聚集經濟效應的作用過程。第一層次是城市的工業經濟增長階段，這一階段資本密集，〔１〕張應武：“基於經濟增長視角的中國最優城市規模實證研究”載《上海經濟研究》２００９年第５期。
，〔２〕紀愛華：“基於生態城市的城市最優規模理論研究與實證分析”中國海洋大學２０１４年博士學位論文。
·２１·中國城市規模、效率與經濟增長型產業例如機械、鋼鐵、石化等在城市出現，與此同時，電力建築、能源交通等相關產業也隨之發展起來，產業在城市的集中帶來勞動力、資本、資源等生產要素在城市聚集並產生乘數效應，第二產業的崛起促進第三產業的興起，進一步帶來相關生產要素的聚集，我們可以稱之為地方化經濟。第二層次是指城市產業不斷發展的過程中，相互聯係的產業部門由於縱向和橫向的關聯通過產業鏈的形式集中起來，實現了產業發展和新興產業間的乘數效應，我們可以稱之為城市化經濟。
二、聚集經濟相關理論亞當·斯密最早從分工的角度描述了集聚現象的存在。亞國民財富的性質和原因的研究》中描述道：工人當·斯密在《所穿的粗呢絨上衣和牧羊者所用的剪刀這兩種產品的生產，是由家庭作坊和手工工場為基本單位的小企業群聯合勞動完成的，因而他所指的集聚是由一群具有分工性質的中小企業為了完成某種產品的生產聯合而成的群體。
阿爾弗雷德·韋伯在其《工業區位論》中首次提出了集聚和集聚效應這兩個概念，韋伯將促使企業聚集在一定區域的原因分為特殊原因和一般原因兩類。韋伯理論的核心是通過交通、勞動力和集聚因素相互作用的分析和計算，找出工業產品生產成本最低的點作為工業企業布點的理想區位，探討工業區位選擇的基本原則和工業區位移動規律。同時，韋伯認為，聚集效應是指某些工業部門向某地域集中所產生的一種大於所追加的運費或勞動力費用，從而使產品成本降低的效果。
韋伯把區位因子分為地方因子、聚集因子和分散因子。所謂的地方因子，主要是指僅考慮運輸成本和工資的一般區位因子。所謂的聚集因子，是指一定量的生產集中在特定場所帶來的生產或銷售成本降低。而分散因子是指隨著消除這種生產集·２２·第二章國內外相關研究中在一定場所帶來的生產或銷售成本的降低。他認為地方因子使工業企業固定於一定的地點，而聚集因子和分散因子使工業企業趨於集中或分散。更進一步，韋伯把聚集因子又分為兩種：一種是由於單個企業生產規模的擴大而產生的這種“大規模生產效益”的聚集。另一種是由於眾多企業集中在一個地點生產，開始在空間上聚集，進而相互之間分工、合作、競爭，形成成本降低、收益升高的聚集。這兩種方式都可以給單個企業帶來更高的收益和更低的成本，所以企業有聚集的主觀願望。
馬歇爾在《經濟學原理》中提出外部經濟的概念。他把外部經濟分為兩類：一類稱之為外部經濟，即有賴於工業的一般發達的經濟；另一類稱之為內部經濟，即有賴於從事工業的個別企業的資源、組織和經營效率的經濟。而行業聚集的外部性主要表現在以下三個方麵：形成中間投入品市場、共享勞動力和產生知識外溢。馬歇爾認為，產業的聚集主要是一種規模經濟和廣義外部經濟。他在分析規模經濟時指出，大規模生產的主要利益，是技術的經濟、機械的經濟和原料的經濟。馬歇爾在分析產業聚集時，以規模經濟代替了專業化經濟，他主要從規模經濟和外部經濟的角度分析並論證產業聚集的形成。
俄林在他的代表作《地區和國家間的貿易》一書中，將聚集經濟劃分為：一是內部規模經濟。內部規模經濟是生產要素聚集的最基本形式，指單個企業或廠商通過生產要素的不斷聚集，從而帶來單個企業或廠商生產規模的擴大所產生的經濟利益。當然，當企業規模超過最佳臨界點時，會產生規模不經濟。
，二是區域化經濟。區域化經濟又叫“地方化經濟”主要指同一行業的企業或有產業關聯的企業，由於聚集在一個地區，通過產業功能聯係而產生的成本節約。三是城市化經濟。城市化經濟是因整個城市地區產出的擴大而帶來的成本節約，它不限於特定企業和產業，與這個城市的所有經濟活動有關。城市化經·２３·中國城市規模、效率與經濟增長濟使所有企業和居民受益，是城市活動多樣化的決定力量。
西方著名經濟地理學家邁達爾發展了城市集聚理論，他指出市場經濟國家在城市化的過程中，必然會出現聚集效應與擴散效應。聚集效應使城市成為地區重要的資源轉換中心、價值增值中心、物資集散和流轉中心、信息交流處理中心、人才聚集中心和經濟增長中心。當城市規模和城市經濟發展到一定程度後，聚集於城市的非農產業活動和城市的其他功能對周圍城市的影響力不斷增大，使城市周圍一定範圍內與中心城市能夠保持密切的社會經濟聯係，從而形成資源、環境、基礎設施共享，產業活動緊密關聯，具有一體化傾向的城市功能地域。
作為聚集經濟理論之一的增長極理論是法國經濟學家朗索爾·佩魯在２０世紀５０年代中期提出來的研究地區發展不平衡最為著名的理論，其中心思想是：在區域經濟的發展過程中，經濟增長不會同時出現在所有地方，總是首先在少數區位條件優越的點上不斷發展成為經濟增長中心，然後才能以不同的方式向外擴散進而促進周圍地域經濟快速增長。
三、城市聚集經濟效應關於城市聚集經濟效應，國外研究主要集中於兩點：一是城市聚集經濟的微觀基礎；二是關於城市聚集經濟如何形成的實證研究。第一類研究的結論認為城市聚集經濟效應的形成主要基於生產要素投入的共享、知識的溢出效應以及各種要素的匹配和勞動力的學習等。比較有代表性的研究成果有：Ａｌｏｎｓｏ１９６４（）研究了城市規模與城市收益和成本的關係，指出城市總收益和成本均隨著城市規模的擴大而增加，但前者呈遞減趨勢，·２４·第二章國內外相關研究１９７４後者呈遞增趨勢〔〕。Ｈｅｎｄｅｒｓｏｎ（）基於城市規模經濟和通勤成本構建一般均衡模型，指出城市規模與效率之間的關係受１９８５到各城市行業特點的影響〔〕。Ｎａｋａｍｕｒａ（）考察了日本城市的聚集經濟效應，分析了地方化經濟和城市化經濟對於城市１９８６效率的影響〔〕。Ｈｅｒｄｅｎｓｏｎ（）考察了美國和巴西城市的規模與資源利用效率之間的關係，發現地方化經濟對城市效率的１９９９影響顯著，而城市化經濟效應不顯著〔〕。Ｈｏｌｍｅｓ（）在分析了美國１９８７年製造業企業數據的基礎上，研究了企業的生產投入與區位特征之間的關係，認為集聚可以使企業獲得更多的１９９９投入。Ｄａｖｉｓ和Ｗｅｉｎｓｔｅｉｎ（）基於日本製造業數據，實證考察了規模收益遞增效應，得出結論認為產業聚集存在明顯的收益遞增和俄林—赫克歇爾效應，本地市場效應是造成城市聚集的一個重要原因，也是城市聚集經濟效應最重要的體現。Ｃｏｓｔａ２００１和Ｋａｈｎ（）實證研究了不同規模城市之間教育的差異，認為大城市的教育資源更豐富，因而在生產效率上相比中小城市２０００更高。Ｍｏｒｅｔｔｉ（）實證分析了城市工資的影響因素，得出結論認為城市教育水平正向影響該地的工資水平，一般認為工資水平是城市生產率的重要體現，進一步說明了人口規模聚集２００４程度更高的大城市其生產率更高。Ｃｉｎｇａｎｏ和Ｓｃｈｉｖａｒｄｉ（）１
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４ＬｏｃａｔｉｏｎａｎｄＬａｎｄＵｓｅ，ＴｏｗａｒｄａＧｅｎｅｒａｌＴｈｅｏｒｙｏｆＬａｎｄＲｅｎｔ”Ｅ，“，ｃｏｎｏｍｉｃＧｅｏｇｒａｐｈｙ，１９６４，Ｖｏｌ４２，Ｎｏ３，ｐｐ３４～５６．，〔２〕ＨｅｎｄｅｒｓｏｎＪＶ，“ＴｈｅＳｉｚｅｓａｎｄＴｙｐｅｓｏｆＣｉｔｉｅｓ”ＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，１９７４，Ｖｏｌ６４，Ｎｏ４，ｐｐ６４０～６５６．ＡｇｇｌｏｍｅｒａｔｉｏｎＥｃｏｎｏｍｉｅｓｉｎＵｒｂａｎＭａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇＩｎｄｕｓｔｒｉｅｓ：ＡＣａｓｅ〔３〕ＮａｋａｍｕｒａＲ，“ｏｆＪａｐａｎｅｓｅＣｉｔｉｅｓ”ＪｏｕｒｎａｌｏｆＵｒｂａｎＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９８５，Ｖｏｌ１７，Ｎｏ１，ｐｐ，〔１〕ＡｌｏｎｓｏＷ１０８～１２４．〔４〕ＨｅｎｄｅｒｓｏｎＪＶ２６９～２９３．，“ＵｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎｉｎａＤｅｖｅｌｏｐｉｎｇＣｏｕｎｔｒｙ：ＣｉｔｙＳｉｚｅａｎｄＰｏｐｕｌａｔｉｏｎＣｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎ”ＪｏｕｒｎａｌｏｆＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９８６，Ｖｏｌ２２，Ｎｏ２，ｐｐ，·２５·中國城市規模、效率與經濟增長提出城市全要素生產率增長的來源主要是具有規模優勢的專業化分工，並通過企業和地區層麵數據分析驗證了此想法〔〕。Ｆｕ２００７（）利用１９９０年馬薩諸塞州的人口普查數據證明了地方化經濟和城市化經濟對於經濟收入均有正向的影響，其影響程度與行業有關〔〕。
關於城市聚集經濟效應，國內研究主要關注兩個方向：１城市聚集經濟效應產生的原因及其影響因素研究。馮雲２００１廷（）從兩個層次上利用乘數效應論述了城市聚集經濟效２００４應的產生及作用過程。馮先寧（）理論分析了城市經濟聚集和分散的原因和機製，在此基礎上進一步分析了空間布局與經濟聚集在城市發展中的相互影響，並利用該理論分析了我國２００７城鄉經濟的統籌發展。李健英（）研究了不同產業特別是公共服務設施產業和相互關聯產業中市場分工與聚集類型之間的相關關係，認為產業聚集的外部性推動了城市聚集經濟的形成，認為城市聚集是在分工合作以及節約成本的要求下經濟發展的必然結果，經濟發展的過程應該就是非均衡的，聚集是必２００８然的過程和狀態。李金灩（）采用中國的經驗數據基於新經濟地理學模型對城市聚集進行了分析，研究了城市聚集的原２０１２因和影響因素。齊謳歌等（）將城市聚集最為重要的三個動因，即專業分工、外部經濟性以及規模報酬遞增進行整合構建了分析框架，認為城市聚集狀態下專業化的知識技術分工產生強大的外部經濟，帶來城市發展過程中的規模報酬遞增效應，各種效應之間的循環累計又會進一步帶來城市聚集的加強。梁１
２，ＳｃｈｉｖａｒｄｉＦ，“ＩｄｅｎｔｉｆｙｉｎｇｔｈｅＳｏｕｒｃｅｓｏｆＬｏｃａｌＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙＧｒｏｗｔｈ”，ＪｏｕｒｎａｌｏｆｔｈｅＥｕｒｏｐｅａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＡｓｓｏｃｉａｔｉｏｎ，２００４，Ｖｏｌ２，Ｎｏ４，ｐｐ７２０～７４２．Ｓｍａｒｔ〔２〕ＦｕＳ，“ＣａｆｅＣｉｔｉｅｓ：ＴｅｓｔｉｎｇＨｕｍａｎＣａｐｉｔａｌＥｘｔｅｒｎａｌｉｔｉｅｓｉｎｔｈｅＢｏｓｔｏｎＭｅｔｒｏｐｏｌｉｔａｎＡｒｅａ”ＪｏｕｒｎａｌｏｆＵｒｂａｎＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００７，Ｖｏｌ６１，Ｎｏ１，ｐｐ８６～１１１．，〔１〕ＣｉｎｇａｎｏＦ·２６·第二章國內外相關研究２０１３閩（）在探討城市聚集經濟形成原因的基礎上，介紹了地方化經濟和城市化經濟，采用烏魯木齊的相關數據分析了該市的產業聚集情況以及規模經濟狀況，認為地方化經濟是烏魯木２０１４齊城市聚集經濟的主要形式。謝京輝（）討論了城市集群的聚集經濟效應，討論了如何促進聚集效應發揮的問題，分析了聚集經濟效應的約束條件，最後提出了相關政策建議。
２城市規模和城市聚集效應之間的關係。王小魯和夏小林（）構建了我國城市規模的收益函數和成本函數，發現城市１９９９淨收益隨著城市規模的增加先增加後降低〔〕。楊學成和汪冬梅２００２（）通過數據統計考察了我國城市規模與效率之間的關係，２００４發現超大城市的綜合經濟效率最高〔〕。馮雲廷（）考察了城市聚集經濟效應與勞動生產率之間的關係，指出中國城市的聚集優勢主要來源於地方化經濟而非城市化經濟〔〕。高鴻鷹和２００７武康平（）采用最小二乘法檢驗了城市規模與城市聚集經２００８濟效應之間的正向關係〔〕。傅十和和洪俊傑（）考察了不同規模城市的地方化經濟和城市化經濟對於不同規模企業的影２００８響〔〕。欒貴勤等（）基於聚集經濟理論解釋了我國城市規模的合理性，在此基礎上利用我國地級及以上城市的數據實證２００９分析了城市規模與經濟績效之間的關係。周華蓉（）計算１
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，〔１〕王小魯、夏小林：“優化城市規模推動經濟增長”載《經濟研究》１９９９年第９期。
，〔２〕楊學成、汪冬梅：“我國不同規模城市的經濟效率和經濟成長力的實證研究”載《管理世界》２００２年第３期。
，〔３〕馮雲廷：“聚集經濟效應與我國城市化的戰略選擇”載《財經問題研究》２００４年第９期。
，〔４〕高鴻鷹、武康平：“集聚效應、集聚效率與城市規模分布變化”載《統計研究》２００７年第３期。
〔５〕傅十和、洪俊傑：“企業規模、城市規模與聚集經濟：對中國製造業企業普查，經濟研究》２００８年第１１期。數據的實證分析”載《·２７·中國城市規模、效率與經濟增長了我國不同規模城市的聚集經濟效應，即地方化經濟和城市化經濟。兩種效應隨著城市人口規模的增加先增強後降低，即城市人口規模到達一定程度之後，城市聚集經濟效應會被不經濟２０１１效應大大抵消，呈現出遞減的趨勢。袁建文（）采用我國４５個城市６年的麵板數據通過構建計量模型實證分析了城市規模與聚集經濟之間的關係，研究結果顯示城市規模顯著影響著聚集經濟效應的產生，兩者之間的正向關係明顯。
第三節城市效率一、城市效率的定義城市效率是一個內涵和外延都十分寬泛的概念，有廣義和狹義之分。狹義的城市效率僅僅指城市效率的某一方麵，常常使用單一指標進行表示，例如，城市的勞動效率或經濟效率，城市的勞動效率一般用單位勞動的產出表示，城市的經濟效率一般用城市的國內生產總值或人均國內生產總值表示。廣義的城市效率指的是城市的綜合運行效率，包括城市經濟效率、城市投資效率、城市資源效率、城市勞動效率等，反映的是一種投入和產出的比例關係，即“城市單位投入（人力、財力和物如力）在單位時間內（１年）創造或增殖的物質產品和精神產品的價值量。……或創造或增殖單位價值量的物質產品和精神〔產品所耗用的人力、財力、物力和時間”〕。城市效率是城市本質的反應，是城市聚集經濟效應最集中的體現，是將城市的“”與“”相結合，並將城市“質”的內容用“量”的形質量１
，〔１〕王嗣均：“城市效率差異對我國未來城鎮化的影響”載《經濟地理》１９９４年第１期。
·２８·第二章國內外相關研究式的反映〔〕。
二、城市效率的度量對於城市效率的度量，國內外學者采用不同的方法進行了大量的探討，總結起來大致有三種方法，分別是指標體係評價法、數據包絡分析評價法和生態足跡評價法。
（一）指標體係評價法早期對於城市效率的量化研究，大多采用單一指標的方法，如人均ＧＤＰ、社會零售商品綜合、單位資金利潤等，之後逐漸發展成為指標體係。指標體係法指用代表城市效率各個方麵特性的相互聯係的多個指標建立指標體係，然後對指標體係中每一個指標通過一定的方法確立或賦予相應的權重，然後計算城市效率得分並對城市效率予以評價。最有代表性的就是王嗣均（）建立的城市效率評價指標體係，其共選擇了六項指標，１９９４分別是市區第二、三產業產值與市區總人口和非農業人口的平均值之比，市區第二、三產業產值與建成區麵積之比，市區第二、三產業產值與市區自然科學技術人員人數之比，市區工業百元資金提供的利稅，市區萬元國內生產總值耗電量和市區萬元國內生產總值耗水量〔〕。該指標體係受到學者的普遍認可，１９９５、１９９８、１９９９、張步艱（）劉兆德和陳國忠（）宋樹龍等（）２００４、２００５、２００７、王圓圓（）聶磊等（）餘敦和付永琦（）舒２００７、２０１０強和王秀雲（）楊波和陳瑤（）等沿用這一指標體係２０１０和思想對不同省市的城市效率進行了定量分析。高霞（）運用五大類２０個基本指標研究了２００１～２００７年間河南省１７個１
２，建築學報》１９８３年第５期。〔１〕王德漢：“關於我國城市效率的探討”載《，〔２〕王嗣均：“城市效率差異對我國未來城鎮化的影響”載《經濟地理》１９９４年第１期。
·２９·中國城市規模、效率與經濟增長城市的效率並對其特征及差異進行了分析〔〕。近幾年來，隨著人們對城市效率認識的不斷深入，個別學者開始利用指標體係２０１２對城市效率的某一方麵進行研究，王倩倩（）從城市空間結構、城市交通結構、城市交通基礎設施、城市交通管理水平、城市交通政策與體製、智能化交通管理係統入手建立了城市交通運行效率評價指標體係並對青島市的交通運行效率進行了評２０１３價〔〕。王曉珍和黨建民（）在對三元結構係統的物流效率內容構成分析的基礎上，從社會效率、經濟效率和活動效率三個方麵分別選取了１７、１５和１０個指標構建了城市物流效率的綜合評價指標體係〔〕。
（二）數據包絡分析評價法Ｄａｔａ，數據包絡分析（ＥｎｖｅｌｏｐｍｅｎｔＡｎａｌｙｓｉｓ，簡稱ＤＥＡ）是數學、運籌學、計算機科學和管理科學的一個交叉研究領域，是ＡＣｈａｒｎｅｓ、ＷＷＣｏｏｐｅｒ和ＥＲｈｏｄｅｓ於１９７８年最先創建和命名的。它是使用數學規劃建立評價模型，評價具有多項投入、１９８６多項輸出的決策單位之間的相對有效性〔〕。Ｍａｃｍｉｌｌａｎ（）首先運用ＤＥＡ模型研究區域經濟，證明其是評價區域產出的一１９８９個可行方法〔〕。Ｃｈａｒｎｅｓ等（）通過對中國２８個重要城市１
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，〔１〕高霞：“河南省城市綜合效率差異特征研究”載《地域研究與開發》２０１０年第２期。
，〔２〕王倩倩：“城市交通運行效率評價指標體係研究”中國海洋大學２０１２年碩士學位論文。
〔３〕王曉珍、黨建民：“三元結構係統視角的城市物流效率內容構成及綜合評價指，現代管理科學》２０１３年第１１期。標體係構建”載《，〔４〕魏權齡：《評價相對有效性的數據包絡分析模型ＤＥＡ和網絡ＤＥＡ》中國人民大學出版社２０１２年版。
〔５〕ＭａｃｍｉｌｌａｎＷＤ，“ＴｈｅＥｓｔｉｍａｔｉｏｎａｎｄＡｐｐｌｉｃａｔｉｏｎｓｏｆＭｕｌｔｉ－ｒｅｇｉｏｎａｌＥｃｏｎｏｍｉｃＰｌａｎｎｉｎｇＭｏｄｅｌｓＵｓｉｎｇＤａｔａＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔＡｎａｌｙｓｉｓ”ＰａｐｅｒｓｉｎＲｅｇｉｏｎａｌＳｃｉｅｎｃｅ，，１９８６，Ｖｏｌ６０，Ｎｏ１，ｐｐ４１～５７．·３０·第二章國內外相關研究經濟發展狀況進行評價，充分展現了ＤＥＡ評價方法的優勢，證１９９７明了其是城市效率評價的有效方法〔〕。Ａｔｈａｎａｓｓｏｐｏｕｌｏｓ（）利用希臘２０個郡１９８１～１９９１年的數據應用ＤＥＡ方法分別進行１９９７了經濟效率和社會效率的評價〔〕。Ｓｕｎｇ－ＪｏｎｇＫｉｍ（）利用ＤＥＡ方法對韓國５０個重要城市的效率進行了研究，結果表明中等城市的效率普遍高於大城市，影響城市效率的因素主要有技術水平、勞動力素質、資本密集程度、經濟結構以及聚集經２００１濟效應〔〕。Ｍａｒｔｉｃ和ＧｏｒｄａｎａＳａｖｉｓ（）基於四個投入和四個產出的數據運用ＤＥＡ中的ＣＲ模型分析了塞爾維亞各地區的資源利用效率，結果表明，被研究的３０個地區中有１３個是無效率的，而其他１７個是有效率的，並利用其他ＤＥＡ方法對１７個２０１２有效率地區進行了排序〔〕。Ｓｔａｎｆｆｉｋｏｖｄ和Ｓｋｏｋａｎ（）基於傳統的ＣＲ和ＢＣ模型以及ＳＢＭ模型利用２０００～２０１０年的數據比較分析了維斯格勒四國集團（波蘭、匈牙利、捷克、斯洛伐克）與歐盟發達國家奧地利和德國兩國的效率差異。
從國內研究來看，對城市效率的研究可分為靜態和動態研究。靜態研究一般采用數據包絡分析的基本模型ＣＲ和ＢＣ，２００２如朱豔科和楊輝耀（）利用ＣＲ模型對廣東省２１個城市的１
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２，ＣｏｏｐｅｒＷＷ，ＬｉＳ，“ＤａｔａＥｎｖｅｌｏｐｍｅｎｔＡｎａｌｙｓｉｓｔｏＥｖａｌｕａｔｅＵｓｉｎｇ，ＥｆｆｉｃｉｅｎｃｙｉｎｔｈｅＥｃｏｎｏｍｉｃＰｅｒｆｏｒｍａｎｃｅｏｆＣｈｉｎｅｓｅＣｉｔｉｅｓ”ＳｏｃｉｏＥｃｏｎｏｍｉｃＰｌａｎｎｉｎｇＳｃｉｅｎｃｅｓ，１９８９，Ｖｏｌ２３，Ｎｏ６，ｐｐ３２５～３４４．Ｔｈｅ〔２〕ＡｔｈａｎａｓｓｏｐｏｕｌｏｓＡＤ，ＫａｒｋａｚｉｓＪ，“ＥｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆＳｏｃｉａｌａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃＩｍａｇｅＰｒｏｊｅｃｔｉｏｎｉｎＳｐａｔｉａｌＣｏｎｆｉｇｕｒａｔｉｏｎｓ”ＪｏｕｒｎａｌｏｆＲｅｇｉｏｎａｌＳｃｉｅｎｃｅ，１９９７，Ｖｏｌ３７，，Ｎｏ１，ｐｐ７５～９７．〔３〕ＫｉｍＳＪ，ＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｏｆＣｉｔｉｅｓ，ＡｓｈｇａｔｅＰｒｅｓｓ，１９９７，Ｖｏｌ３４，Ｎｏ２，ｐｐ１～〔１〕ＣｈａｒｎｅｓＡ２０．〔４〕，ＳａｖｉＧ，“ａｐｐｌｉｃａｔｉｏｎｏｆＤＥＡｆｏｒＣｏｍｐａｒａｔｉｖｅＡｎａｌｙｓｉｓａｎｄＲａｎｋｉｎｇＡｎｏｆＲｅｇｉｏｎｓｉｎＳｅｒｂｉａｗｉｔｈＲｅｇａｒｄｓｔｏＳｏｃｉａｌ－ｅｃｏｎｏｍｉｃＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ”Ｅｕｒｏｐｅａｎ，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＯｐｅｒａｔｉｏｎａｌＲｅｓｅａｒｃｈ，２００１，Ｖｏｌ１３２，Ｎｏ２，ｐｐ３４３～３５６．ＭａｒｔｉＭ·３１·中國城市規模、效率與經濟增長經濟係統的相對效率進行了評價並提出了提高效率的政策建２００３議〔〕。湯建影和周德群（）利用ＣＲ模型對我國５０個礦業城市１９９９年的經濟效率進行了評價，分析了不同類型城市發２００５展效率的不同特點〔〕。魏華等（）基於ＣＲ模型對廣西１４個城市的經濟發展進行了相對效率的評價與分析〔〕。李郇等（）基於ＣＲ、ＢＣ及ＦＧ等模型計算了我國２０２個城市的２００５生產效率並探討了城市效率在１９９０～２０００年間的時空變化，並把城市效率分解為利用效率、純技術效率和規模效率進一步進２０１０行了討論〔〕。傅利平和王中亞（）基於ＣＲ模型實證研究了我國３４個資源型城市的經濟發展效率，指出擴大城市規模是２０１１提高城市效率的有效途徑〔〕。王藝青和張思涵（）基於ＣＲ和ＢＣ模型對河南省１８個城市的技術效率和規模效率進行了評價。靜態ＣＲ和ＢＣ模型是在假定技術不變的情況下對不同評價單元的相對效率進行的橫向比較，無法反應技術的進步以及評價單元效率的跨期變動。對於城市效率的跨期動態變化研究，國內學者一般采用ＤＥＡ分析方法中的Ｍａｌｍｑｕｉｓｔ指數。
２００６如金相鬱（）利用Ｍａｌｍｑｕｉｓｔ指數研究了我國４１個城市在１９９０～２００３年間生產率的動態變化，分析了技術進步、技術利用效率以及規模效率的動態變化及其對城市全要素生產率的影１
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２３
２２
４２
５２
２２
２，〔１〕朱豔科、楊輝耀：“廣東省各城市經濟發展相對效率的ＤＥＡ評價”載《南方經濟》２００２年第１１期。
，煤炭〔２〕湯建影、周德群：“ＤＥＡ模型的礦業城市經濟發展效率評價”載《基於學報》２００３年第４期。
，〔３〕魏華、呂永成、呂永霞：“廣西城市經濟發展的ＤＥＡ相對效率評價”載《廣西社會科學》２００５年第９期。
，〔４〕李郇、徐現祥、陳浩輝：“２０世紀９０年代中國城市效率的時空變化”載《地理學報》２００５年第４期。
，〔５〕傅利平、王中亞：“ＤＥＡ模型的資源型城市經濟發展效率實證研究”載基於《電子科技大學學報（）２０１０年第６期。社科版》·３２·第二章國內外相關研究響，初步指出城市經濟增長績效與城市規模呈現負相關關係〔〕。
２００７高春亮（）測算了我國２１６個城市１９９８～２００３年間城市規模效率和技術效率的變化趨勢，表明我國城市在快速擴張時期２００８經濟實現了良性發展〔〕。龍如銀和汪飛（）計算了我國５０個礦業城市１９９０～２００４年間全要素生產率的變化情況，討論了各城市的規模收益情況及擁擠程度，並分不同類型和區域進行２００９了分析〔〕。郭騰雲等（）研究了我國特大城市１９９０～２００６年城市效率的變動趨勢，並分不同區域和不同規模對城市效率２００９的不同組成部分進行了分析〔〕。劉秉鐮和李清彬（）分析了我國１９６個主要城市１９９０～２００６年間全要素生產率的變化，指出城市全要素生產率的提升主要源於技術進步，技術效率的〔２０１０變化有一定的“拖累”〕。張欽和趙俊（）測算了我國５０個地級以上資源型城市全要素生產率１９９０～２００７年間的變動狀２０１３況〔〕。狄讓麗和沙景華（）研究了２００１～２０１０年間鄂爾多斯盆地地級以上資源城市全要素生產率的變動狀況〔〕。
針對普通ＤＥＡ方法在評價城市效率時的不足，學者們對１
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４５
６７
，〔１〕金相鬱：“中國城市全要素生產率研究：１９９０～２００３”載《上海經濟研究》年第７期。
１９９８，當代〔２〕高春亮：“～２００３城市生產效率：基於包絡技術的實證研究”載《經濟科學》２００７年第１期。
，〔３〕龍如銀、汪飛：“礦業城市經濟發展的動態效率研究”載《煤炭學報》２００８年第１１期。
，〔４〕郭騰雲、徐勇、王誌強：“ＤＥＡ的中國特大城市資源效率及其變化”載基於《地理學報》２００９年第４期。
〔５〕劉秉鐮、李清彬：“中國城市全要素生產率的動態實證分析：１９９０～２００６：基，南開經濟研究》２００９年第３期。於ＤＥＡ模型的Ｍａｌｍｑｕｉｓｔ指數方法”載《１９９０〔６〕張欽、趙俊：“～２００７年中國礦產資源型城市全要素生產率的動態實證分，係統工程》２０１０年第１０期。析”載《〔７〕狄讓麗、沙景華：“鄂爾多斯盆地城市全要素生產率的動態實證分析：基於ＤＥＡ模型的Ｍａｌｍｑｕｉｓｔ指數方法”載《，資源與產業》２０１３年第３期。
２００６·３３·中國城市規模、效率與經濟增長方法進行了擴展和改進，並利用改進後的方法研究了不同２００８城市的效率。王金祥和王卓（）將傳統的ＤＥＡ方法與超效率ＤＥＡ方法相結合，對１５個副省級城市資源投入產出的效率進２０１０行了測算〔〕。戴永安（）采用ＤＥＡ方法與超效率ＤＥＡ方法基於２００１～２００７年間我國２６６個地級及以上城市的投入產出數據，分析了我國城市效率的變化趨勢和空間差異〔〕。許建偉２０１３等（）以甘肅省１２個地級城市為研究樣本構建城市效率的評價指標體係，采用ＤＥＡ交叉評價模型對２００５年和２００９年這１２個城市的效率進行了研究〔〕。潘芬超（２０１４）采用ＳＢＭ－ＤＥＡ方法基於２００４～２０１０年間我國２６２個城市的數據，分考慮非合意產出和不考慮非合意產出兩種情況對城市效率進行了計算，結果發現我國城市之間的效率差距有不斷擴大的趨勢，考慮非合意產出之後，城市效率有了不同程度的下降，不同區域〔城市的效率值及其差異較大。〕。邵漢華、楊俊和廖嚐君（）將環境汙染納入效率測算框架，運用ＳＢＭ模型和Ｌｕｅｎ２０１５ｂｅｒｇｅｒ生產率指標綜合測度了環境約束下２００４～２０１０年我國１１０個環保部重點監測城市的經濟增長效率、變動趨勢及規模特征，並對環境生產率按投入產出因素進行了多重分解〔〕。
ＤＥＡ１
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，〔１〕王金祥、王卓：“基於超效率ＤＥＡ模型的城市效率評價”載《西安電子科技》大學學報（社會科學版）２００８年第１期。
—〔２〕戴永安：“中國城市效率差異及其影響因素——基於地級及以上城市麵板數據，上海經濟研究》２０１０年第１２期。的研究”載《，自然資源學〔３〕許建偉等：“ＤＥＡ交叉模型的甘肅省城市效率評價”載《基於報》２０１３年第４期。
〔４〕潘芬超：“中國城市效率及其影響因素研究：基於非合意產出ＤＥＡ和集聚的，視角”廈門大學２０１４年碩士學位論文。
，〔５〕邵漢華、楊俊、廖嚐君：“環境約束下的中國城市增長效率實證研究”載《係統工程》２０１５年第６期。
·３４·第二章國內外相關研究（三）生態足跡評價法生態足跡是指要維持一個人、地區、國家的生存所需要的或者指能夠容納人類所排放的廢物，具有生物生產力的地域麵積。該概念是由加拿大教授Ｗｉｌｌｉａｍ於１９９２年首先提出並運用於城市效率的評價中〔〕。１９９６年，他和Ｗａｃｋｅｒｎａｇｅｌ對生態足跡的計算方法進行了改進並估算了５２個國家和地區的生態足跡〔〕。自此之後，生態足跡受到國內外學者的廣泛關注，國內學者紛紛利用生態足跡來衡量城市的可持續發展。郭秀銳、楊２００３，２００５，居榮和毛顯強（）謝紅霞、任誌遠和莫宏偉（）王，德霞、成傑民和馮鳳玲（２００５）臧淑英、智瑞芝和孫學孟（）周敬宣等（）吳健生、李萍和張玉清（）２００６，２００７，２００８，２００９，２０１１，包正君和趙和生（）賴萍（）孫中鋒、吳晨和周文２０１４，２０１５靜（）薑綿峰和葉春明（）等先後運用生態足跡的方法研究了我國不同城市的可持續發展問題，評價了城市的資源利用效率及其變化趨勢。
三、城市規模與城市效率一般來說，城市規模的擴大能夠帶來城市效率的提高，城市規模之所以能夠提升城市效率，源於城市規模所產生的聚集經濟效應。城市聚集經濟效應主要來源於地方化經濟和城市化經濟。
１９８５關於地方化經濟的研究，Ｇｒｅｙｔａｋ和Ｂｌａｃｋｌｅｙ（）利用１
２，“ＥｃｏｌｏｇｉｃａｌＦｏｏｔｐｒｉｎｔｓａｎｄＡｐｐｒｏｐｒｉａｔｅｄＣａｒｒｙｉｎｇＣａｐａｃｉｔｙ：ＷｈａｔＵｒｂａｎＥｃｏｎｏｍｉｃｓＬｅａｖｅｓＯｕｔ”ＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｎｄＵｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎ，１９９２，Ｖｏｌ４，，Ｎｏ２，ｐｐ１２１～１３０．Ｒｅｄｕｃｉｎｇ〔２〕ＷａｃｋｅｒｎａｇｅｌＭ，ＲｅｅｓＷＥ，ＴｅｓｔｅｍａｌｅＰ，ＯｕｒＥｃｏｌｏｇｉｃａｌＦｏｏｔｐｒｉｎｔ：ＨｕｍａｎＩｍｐａｃｔｏｎｔｈｅＥａｒｔｈ，Ｐｏｐｕｌａｔｉｏｎ＆Ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔ，１９９６，Ｖｏｌ１，Ｎｏ３，〔１〕ＷｉｌｌｉａｍＥＲｐｐ１７１～１７４．·３５·中國城市規模、效率與經濟增長製造業企業調查數據證明了地方化經濟效應的存在。Ｍｏｏｍａｗ（）分析了美國的產業數據，證明了城市人口規模對產業勞２００６２００２動生產率具有一定的影響〔〕。潘佐紅和張帆（）利用第三次全國工業普查企業數據，采用不同的生產函數形式考察了城市規模對於企業勞動生產率的影響〔〕。陳良文和楊開忠（）利用我國各省１９９３～２００３年工業行業數據，證明了地２００６２０１５方化經濟對行業經濟增長的影響〔〕。範紅忠和嶽文濤（）研究了城市規模對中國工業企業生產效率的影響，發現城市規倒模與企業生產效率存在“Ｕ型”關係〔〕。
１９７５關於城市化經濟效應的研究，Ｓｖｅｉｋａｕｓｋａｓ（）構建模型並實證檢驗了城市規模對城市勞動生產率的正向作用，結論是城市規模每增加一倍，城市勞動生產率就會增加５９８％〔〕。
Ｓｅｇａｌ（１９７６）利用美國５８個城市１９６７年的數據對城市規模與效率二者之間的關係進行了檢驗，研究證明城市規模超過２００萬人的城市的生產率比規模較小的城市高出大約８％〔〕。Ｆｏｇａｒ１９８８）研究了城市規模對城市生產率的影響，結ｔｙ和Ｇａｒｏｆａｌｏ（１
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６，“ＦｉｒｍＬｏｃａｔｉｏｎａｎｄＣｉｔｙＳｉｚｅ：ＲｅｄｕｃｅｄＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙＡｄｖａｎｔａｇｅｓａｓａＦａｃｔｏｒｉｎｔｈｅＤｅｃｌｉｎｅｏｆＭａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇｉｎＵｒｂａｎＡｒｅａｓ”ＪｏｕｒｎａｌｏｆＵｒｂａｎＥｃｏｎｏｍ，ｉｃｓ，２００６，Ｖｏｌ１７，Ｎｏ１，ｐｐ７３～８９．Ｌａｂｏｒ〔２〕ＧｒｅｙｔａｋＤ，ＢｌａｃｋｌｅｙＰ，“ＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙａｎｄＬｏｃａｌＩｎｄｕｓｔｒｙＳｉｚｅ：ＦｕｒｔｈｅｒＩｓｓｕｅｓ，ｉｎＡｓｓｅｓｓｉｎｇＡｇｇｌｏｍｅｒａｔｉｏｎＥｃｏｎｏｍｉｅｓ”ＳｏｕｔｈｅｒｎＥｃｏｎｏｍｉｃＪｏｕｒｎａｌ，１９８５，Ｖｏｌ５１，Ｎｏ４，ｐｐ１１２１～１１２９．—〔３〕陳良文、楊開忠：“地區專業化、產業集中與經濟集聚——對我國製造業的實，經濟地理》２００６年第Ａ１期。證分析”載《，工業技術經濟》〔４〕範紅忠、嶽文濤：“城市規模與中國工業企業生產效率”載《２０１５年第１０期。
Ｔｈｅ，〔５〕Ｓｖｅｉｋａｕｓｋａｓ，ＬｅｏＡ，“ＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｏｆＣｉｔｉｅｓ”ＴｈｅＱｕａｒｔｅｒｌｙＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９７５，Ｖｏｌ８９，Ｎｏ３，ｐｐ３９３～４１３．Ａｒｅ”〔６〕ＳｅｇａｌＤ，“ＴｈｅｒｅＲｅｔｕｒｎｓｔｏＳｃａｌｅｉｎＣｉｔｙＳｉｚｅ？，ＴｈｅＲｅｖｉｅｗｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＳｔａｔｉｓｔｉｃｓ，１９７６，Ｖｏｌ５８，Ｎｏ３，ｐｐ３３９～３５０．〔１〕ＭｏｏｍａｗＬ·３６·第二章國內外相關研究果表明城市規模對於城市效率有明顯的促進作用〔〕。Ｈａｒｒｉｓ和Ｌｏａｎｎｄｉｅｓ（２０００）將城市人口規模和人口密度同時納入模型進行分析，發現城市人口規模對於生產率的影響顯著為正。席強２０１２敏（）比較分析了中國１５２個不同規模城市２００１～２００９年間的投入產出效率，探討了城市規模與城市效率的關係，發現中國城市的綜合效率與城市規模呈正相關關係〔〕。柯善谘和趙２０１４曜（）考察了產業結構和人口規模對我國城市生產率的協同影響機製，指出隨著人口規模的增大，城市生產率發生先增２０１５倒長後下降的“Ｕ型”變化〔〕。金曉雨和鄭軍（）采用數據包絡分析方法計算了我國２０９個地級城市的城市效率，在模型中引入城市規模的二次項實證檢驗了城市規模與效率之間的“Ｕ型”關係〔〕。倒１
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４第四節城市經濟增長一、城市經濟增長的定義城市經濟增長（ＵｒｂａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＧｒｏｗｔｈ，簡寫為ＵＥＧ）是城市經濟的動態變化過程，是城市在一段較長的時間內其產出（）水平持續增加的過程，是城市經濟作為一個整體的規或收入Ｕｒｂａｎ，ＧａｒｏｆａｌｏＧＡ，“ＳｐａｔｉａｌＳｔｒｕｃｔｕｒｅａｎｄＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙＧｒｏｗｔｈｉｎｔｈｅＭａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇＳｅｃｔｏｒｏｆＣｉｔｉｅｓ”ＪｏｕｒｎａｌｏｆＵｒｂａｎＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９８８，Ｖｏｌ２３，，Ｎｏ１，ｐｐ６０～７０．—〔２〕席強敏：“城市效率與城市規模關係的實證分析——基於２００１～２００９年我國城，經濟問題》２０１２年第１０期。市麵板數據”載《，〔３〕柯善谘、趙曜：“產業結構、城市規模與中國城市生產率”載《經濟研究》２０１４年第４期。
—〔４〕金曉雨、鄭軍：“中國城市效率與城市規模研究——基於非參數與半參數的實，軟科學證”載《》２０１５年第３期。
〔１〕ＦｏｇａｒｔｙＭＳ·３７·中國城市規模、效率與經濟增長模擴張。城市經濟增長表現為社會總產品的增加，一般使用國內生產總值或人均國內生產總值的增加來表示，如下所示：ＵＥＧ＝ΔＹ＝Ｙ－Ｙ，ＵＥＧ＝Ｙ／ＹＹ表示ｔ時期城市的ＧＤＰ，Ｙ表示ｔ＋１時期城市的ＧＤＰ，ΔＹ表示兩個時期城市ＧＤＰ的差值。由於ＧＤＰ中包含了產品或服務的價格因素，因此在計算城市經濟增長時，需要按不變價格將ＧＤＰ進行換算。ＵＥＧ大於０，ＵＥＧ大於１表明城市經濟呈現增長。
需要指出的是，城市經濟增長是一個相對獨立的研究範疇，其與國民經濟學中的經濟增長有明顯的不同。城市產生發展以及城市經濟增長的根本原因是聚集經濟，是聚集帶來的城市規模經濟。因此，研究和探討城市聚集經濟效應的產生機製和發展過程是城市經濟增長研究中不可或缺的，而這恰恰是國民經濟範圍內新古典模型所忽略的，因為他們大多假設不存在遞增的規模經濟。另外，研究城市經濟增長必須要考慮空間因素，即要考慮城市的規模分布、作為經濟增長極的空間、區位因素及其增長的擴散對城市經濟增長影響的空間經濟問題，而國民經濟增長理論則是抽象掉空間因素後的分析。
二、城市規模與經濟增長城市的規模與經濟增長呈正向關係，這一理念在亞當·斯密和馬歇爾時期就已被提出，隨著時間的推移，不斷的實證研究也證實了這一觀點。最近的諸多研究成果證明，城市規模與經濟增長之間的單調正向關係隻存在於城市規模發展的前期階段，隨著城市規模的擴大，擁擠效應的顯現並不斷加強會造成城市效率的下降，進而阻礙城市的經濟增長。Ｋａｗａｓｈｉｍａ（）和Ｃａｒｌｉｎｏ（）在回歸中引入城市人口規模的二次１９７５１９８２１
ｔｔ＋１ｔ
２ｔ
ｔ－１ｔ
ｔ＋１ｔ
１２
·３８·第二章國內外相關研究項，利用美國城市的製造業數據研究得出最優的城市規１９８８模〔〕〔〕。Ｗｉｌｌｉａｍｓｏｎ（）指出，在經濟發展的初期，空間集聚能夠有效促進經濟的增長，但當經濟發展起來之後，不斷提高的集聚水平會帶來擁擠效應，進而可能阻礙經濟增長〔〕。
Ｂａｌｄｗｉｎ和Ｍａｒｔｉｎ（２００４）通過模型推導證明了城市規模不斷擴大產生的聚集效應和正的外部性能有效促進經濟的增長〔〕。
Ｂｅｒｔｉｎｅｌｌｉ和Ｂｌａｃｋ（２００４）通過構建理論模型證明了，如果城市規模帶來的聚集經濟效應大於擁擠效應，城市規模擴大有利於經濟的增長，反之則不利於經濟增長〔〕。Ａｕ和Ｈｅｎｄｅｒｓｏｎ２００６（）指出城市聚集經濟效應存在最大值，其峰值對應的城市２００９規模在２５０萬～３８０萬人之間〔〕。Ｂｒｕｌｈａｒｔ和Ｓｂｅｒｇａｍｉ（）通過研究發現，城市化對於經濟增長的影響存在一定的門檻值，隻有當人均收入低於這一門檻值時，城市規模的擴大才有利於２０１１經濟的增長〔〕。國內研究方麵，劉愛梅和楊德才（）指出城市規模與經濟增長存在正向關係，當城市規模超過一定程度１
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Ｕｒｂａｎ，“ＡｇｇｌｏｍｅｒａｔｉｏｎＥｃｏｎｏｍｉｅｓｉｎＭａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇＩｎｄｕｓｔｒｉｅｓ”Ｐａ，ｐｅｒｓｏｆｔｈｅＲｅｇｉｏｎａｌＳｃｉｅｎｃｅＡｓｓｏｃｉａｔｉｏｎ，１９７５，Ｖｏｌ３４，Ｎｏ１，ｐｐ１５７～１７５．ＭａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇＡｇｇｌｏｍｅｒａｔｉｏｎＥｃｏｎｏｍｉｅｓａｓＲｅｔｕｒｎｔｏＳｃａｌｅ：ＡＰｒｏ〔２〕ＣａｒｌｉｎｏＧＡ，“ｄｕｃｔｉｏｎＦｕｎｃｔｉｏｎＡｐｐｒｏａｃｈ”ＰａｐｅｒｓｉｎＲｅｇｉｏｎａｌＳｃｉｅｎｃｅ，１９８２，Ｖｏｌ５０，Ｎｏ１，，〔１〕ＫａｗａｓｈｉｍａＴ，“ＭｉｇｒａｔｉｏｎａｎｄＵｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎ”ＨａｎｄｂｏｏｋｏｆＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔＥｃｏｎｏｍ，ｉｃｓ，１９８８，Ｎｏ７，ｐｐ４２５～４６５．ＡｇｇｌｏｍｅｒａｔｉｏｎａｎｄＲｅｇｉｏｎａｌＧｒｏｗｔｈ”ＨａｎｄｂｏｏｋｏｆＲｅ，〔４〕ＢａｌｄｗｉｎＲＥ，ＭａｒｔｉｎＰ．“ｇｉｏｎａｌａｎｄＵｒｂａｎＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００４，Ｖｏｌ４，Ｎｏ４，ｐｐ２６７１～２７１１．，ＵｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎａｎｄＧｒｏｗｔｈ”ＪｏｕｒｎａｌｏｆＵｒｂａｎＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，〔５〕ＢｅｒｔｉｎｅｌｌｉＬ，ＢｌａｃｋＤ．，“２００４，Ｖｏｌ５６，Ｎｏ１，ｐｐ８０～９６．Ａｒｅ”〔６〕ＡｕＣ，ＨｅｎｄｅｒｓｏｎＶ，“ＣｈｉｎｅｓｅＣｉｔｉｅｓｔｏｏＳｍａｌｌ？，ＴｈｅＲｅｖｉｅｗｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃＳｔｕｄｉｅｓ，２００６，Ｖｏｌ７３，Ｎｏ２５６，ｐｐ５４９～５７６．ＡｇｇｌｏｍｅｒａｔｉｏｎａｎｄＧｒｏｗｔｈ：Ｃｒｏｓｓ－ｃｏｕｎｔｒｙ〔７〕ＭａｒｉｕｓＢｒüｌｈａｒｔ，ＦｅｄｅｒｉｃａＳｂｅｒｇａｍｉ，“Ｅｖｉｄｅｎｃｅ”ＪｏｕｒｎａｌｏｆＵｒｂａｎＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００９，Ｖｏｌ６５，Ｎｏ１，ｐｐ４８～６３．，〔３〕ＷｉｌｌｉａｍｓｏｎＧｐｐ９５～１０８．·３９·中國城市規模、效率與經濟增長１９９９後這種關係會降低〔〕。王小魯和夏小林（）利用中國城市數據估計了城市規模收益函數和外部成本函數，發現中國不同規模的城市具有不同程度的聚集效應和外部成本，規模在１００萬～４００萬人的大城市淨規模收益最高〔〕。此後，蔣濤和沈正２００７、２００９、２０１１、平（）張應武（）肖文和王平（）謝小平和２０１２、２０１５王賢彬（）孫祥棟等（）等在實證分析中引入城市規模變量的二次項，驗證了城市規模與城市經濟增長之間的“倒Ｕ型”關係，即隨著城市規模的增大，城市經濟效益發生先增倒長後下降的“Ｕ型”變化，當城市規模達到一定程度時，城市規模與經濟增長的相關關係變得不明顯甚至負相關。
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，〔１〕劉愛梅、楊德才：“城市規模、資源配置與經濟增長”載《當代經濟科學》年第１期。
，〔２〕王小魯、夏小林：“優化城市規模推動經濟增長”載《經濟研究》１９９９年第９期。
２０１１·４０·第三章城市規模形成與發展模型第三章城市規模形成與發展模型本章基於新經濟地理學模型和思想，考慮到我國典型的二元經濟結構特點，結合諸多學者的補充完善以及研究成果給出兩個城市模型和單中心城市模型。其中，兩個城市模型主要解釋小城市向大城市遷移，導致城市規模不斷擴大的現象；單中心城市模型主要解釋二元經濟結構下農村人口向城市遷移，導致城市規模不斷擴大的現象。兩個模型共同解釋了我國城市規模形成和發展的內在邏輯，為後文特別是下一章的實證分析提供了理論基礎。
第一節兩個城市模型〔〕１
參照克魯格曼提出的核心—邊緣模型，本書給出以下假設：經濟係統中有兩個城市，分別是南部城市和北部城市，兩個城市的要素稟賦完全相同。每個城市均分成城市區域和農村區域，城市區域僅有工業部門，專業化生產工業製成品，使用工業勞動力，農村區域僅有農業部門，專業化生產農產品，使用農業勞動力，工業勞動力可以自由流動，農業勞動力不可以流動。工業製成品是多樣的，因此是壟斷競爭市場，農產品僅有一種，是同質的，因此是完全競爭市場。
，〔１〕安虎森等編著：《新經濟地理學原理》經濟科學出版社２００９年版。
·４１·中國城市規模、效率與經濟增長一、消費者行為模型假定兩個區域的消費者（勞動力）均具有相同的偏好，消費者偏好采用Ｃ－Ｄ效用函數表示：（－１）Ｕ＝ＣＣ（＜μ＜１）０３其中，Ｃ表示工業製成品的綜合消費量，μ表示工業製成品支出占收入的份額，Ｃ表示農產品的消費量，１－μ表示農產品支出占收入的份額。工業製成品的綜合消費量采用ＣＥＳ函數形式表示：（－２）Ｃ＝（ｃ（）ｄ）（）σ＞１３
∫其中，ｃ表示每種工業製成品的消費量，ｎ表示北部城市工業製成品的數量，ｎ表示南部城市工業製成品的數量，ｎ＋ｎ＝ｎ為整個經濟係統工業製成品的數量。考慮規模經濟而不考慮範圍經濟，那麼對於每個廠商來說，最優的選擇是生產一種產品。因此，ｎ同時也是工廠的數量，σ為ＣＥＳ函數不變的替代彈性，當廠商數量趨近於無窮大時，同時也是價格需求彈性。
假定處於不同地區的每一個消費者均追求效用最大化，消費者的收入為Ｙ，全部用於消費，沒有儲蓄。農產品的價格為Ｐ，第ｉ種工業製成品的價格為ｐ，那麼消費者效用最大化的約束條件為：μ
Ｍ１－μＡ
ＭＡ
ｎｗσ－１／σσ／σ－１Ｍ
ｉｉ
０ｉ
ｗｗ
Ａｉ
ｎｗＰＡＣＡ＋ｐｉｃｉｄｉ＝Ｙ∫
０實現效用最大化，首先要在工業製成品消費量一定的情況下做到支出最小化，即：ｎｗｎｗｍｉｎｐｉｃｉｄｉ０
∫ｓｔＣＭ＝(∫０
σｃ（－１）／σｄｉ
ｉ)
σ／σ－１（）·４２·第三章城市規模形成與發展模型構建拉格朗日函數：ｎｗＬ＝ｍｉｎｐｉｃｉｄｉ＋λ(ＣＭ－(ｃｉ（σ－１）／σｄｉ)σ／（σ－１）)∫
∫０
ｎｗ０
一階條件：Ｌ＝ｐｉ－λｃｉＬ＝ＣＭ－ｃｉｎｗ(∫０
ｎｗ０
σｃｉ（－１）／σｄｉ)
１／σ－１（）ｃｉ－１／σ＝０＝０３
（－３）ｉ
ｊ(∫σ
ｃ（－１）／σｄｉ
ｉ)
σ／σ－１（）整理得：ｃ
－１／σｉ
－１／σｊ
ＣＭ３
由（－３）式可知任意兩種工業製成品的價格之比為ｐ／ｐ＝，可得：／ｃｐｃ＝ｃ（）３
（－４）ｐ
３３將（－４）式代入（－２）式可得：ｐ１＝（ｃ（）（）ｄ）（）＝ｃ（）（ｐｄ）（）∫∫ｐｐ整理得到每種工業製成品需求函數：ｐ
ｃ＝Ｃ３（－５）（∫ｐｄ）（）每個消費者的工業品消費總支出為：ｉ
ｊ－σｉ
ｊｎｗｎｗσ－１／σｉ
ｊ１－σσ／σ－１－σｊ
ｉｊ
１－σｉ
σ／σ－１ｉ
０ｊ
０－σｊ
ｊｎｗＭ
１－σｉ
σ／σ－１ｉ
０ｎｗｉｉｉ
ｎｗｎｗｐｉ＝λＣ１／σｃｉ－１／σＭ∫ｐｃｄ＝∫０
０ｐ１－σｉ（∫ｐｄ）（１－σｉ
ｉ０
ｎｗ１－σｉ
１／１－σｉ
０ＣＭｄｉ＝ＣＭｎｗσ／σ－１）
（∫ｐｄ）（１－σｉ
ｉ０
ｎｗσ／σ－１∫ｐ）
０１－σｉ
ｄｉ＝
（∫ｐｄ）（）ＣＭ
·４３·中國城市規模、效率與經濟增長ｎｗ令ＰＭ
Ｍ＝
ｗ（∫ｐｄ）（１－σｉ
ｉ０
ｎｗ１－σｉ
ｉ０
１／１－σ）
ｗ１／１－σ３
（－６）令Δｎ＝∫ｐｄ，Ｐ＝（ｎ）（）那麼Δ
Ｐ為工業製成品的綜合價格指數，工業製成品的總支出和每種工業品的需求量可表示為：ｐ（－７）ｐｃｄ＝ＰＣ，ｃ＝Ｃ３∫Ｐ在求解消費者工業製成品支出最小化的基礎上，求解消費者效用最大化：Ｍ
ｎｗｉｉｉ
ＭＭ
ｉ０
－σｉ
－σＭ
ＭｍａｘＣμＣ１－μＭＡμ
Ｍ構建拉格朗日函數：Ｌ＝ｍａｘＣＣ＋λ［－（ＣＹｐ一階條件：１－μＡ
ＡｓｔｐＡＣＡ＋ＰＭＣＭ＝Ｙ＋ＰＭＣＭＡ
）］Ｌ＝μＣμ－１Ｃ１－μ－λＰＭ＝０ＭＡＣＭ（－μ）ＣＣ－λｐ＝０１
Ｌ＝Ｙ－（Ｃ＋ＰＣ）＝０ｐ
λ解上述等式可得：（－μ）ＹＣ＝μＹ１
Ｃ＝ｐＰ３３將（－８）式代入（－７）式進一步可得：Ｌ＝
ＣＡμ
Ｍ－μＡ
ＡＡ
ＡＭ
ＭＡ
ＭＡ
Ｍ（－８）３
３（－９）３３將（－８）式代入（－１）式可得間接效用函數和價格指數：ｐｉ－σｃｉ＝μＹ１－σＰＭ·４４·第三章城市規模形成與發展模型Ｕｍａｘ＝ＣＭμＣＡ１－μ＝＝μμ１－μ１－μ（Ｙ（μＹ）［１－μ）］ＰＰμ
ＭＡ
－μＭ
－１－μＡ
１－μ（）ＰＰ（）Ｙ工業品和農業品的綜合價格指數為：Ｐ＝ＰＰ（）二、生產者行為模型對於生產者，本書在迪克希特－斯蒂格利茨壟斷競爭框架下討論，廠商的生產函數可以表示如下：Ｌ（）＝Ｆ＋ａｘ（）ｉｉ３（－１０）其中，Ｌ（ｉ）表示單個廠商生產使用的總勞動量，Ｆ表示廠商的固定成本，ａ是以工業勞動力度量的邊際成本，ｘ（ｉ）表示ｉ產品的產量。
廠商追求的是利潤最大化，構造利潤函數如下：Ｆｉπ＝ｐｘ－ｗ（＋ａｘ（））其中，ｗ表示工業部門工人的工資率。由於生產者麵臨的是壟斷競爭市場，追求利潤最大化的廠商采取邊際成本加成定價法，即ｐ＝σ／（σ－１）ｗａ，由於工業勞動力可以自由流動，工業部門利潤均為零，得到每種產品的均衡供給量為：（σ－１）Ｆｘ＝３（－１１）ａ
３３把（－１１）式帶入（－１０）式，得到每個廠商雇傭的勞動力數量為σＦ，可得北部城市廠商的數量為ｎ＝Ｈ／σＦ。同理，得南部城市廠商數量ｎ＝Ｈ／σＦ。其中，Ｈ，Ｈ分別表示北部城市和南部城市工業勞動力的數量。這說明城市工業勞動力的數量取決於廠商數量。
μＭ
１－μＡ
ｍｍ
ｉｉ
ｉｍ
ｉｍ
ｉｍ
·４５·中國城市規模、效率與經濟增長三、農業部門模型〔〕農業部門是完全競爭市場，北部城市單位產出需要ａ單位的勞動力，南部城市單位產出需要ａ單位的勞動力，ｐ、ｐ分別表示北部和南部城市農產品價格，ｗ、ｗ分別表示北部和南部城市農業勞動力工資率，Ｌ、Ｌ分別表示北部和南部城市農業勞動力的數量，那麼農產品的定價及農業勞動力的工資率如下：ｐ＝ｗａ，ｐ＝ｗａ，ｐ＝ｐ農產品的出清條件為：（－μ）（Ｙ＋Ｙ）／ｐ＝Ｌ／ａ＋Ｌ／ａ１
四、人口遷移分析假設工業勞動力是可以自由流動的，其流動與否取決於實際工資的高低。實際工資的確定取決於名義工資水平和價格指數。因此，確定工業勞動力的實際工資水平需要兩個步驟，首先確定不同城市的工業勞動力的名義工資水平，然後根據價格指數確定實際工資水平。我們首先通過計算工業部門的收益間接給出名義工資的表達式。
北方城市代表性廠商的總收益為：（－１２）Ｒ＝Ｒ＝ｐｘ＝ｐｘ＝ｐｃ＋ｐｃ〔〕３其中，ｃ和ｃ分別表示廠商在北部城市和南部城市的銷售，量。考慮運輸成本（冰山成本）當南部城市的銷售量為ｃ時，實際供給量應為τｃ（τ≥１），廠商的總產出應當等於兩個城市的總銷售量，即ｘ＝ｃ＋τｃ。其中：１
Ａ
ＡＡ
Ａ
Ｌ
Ｌ
ＡＬ
Ａ
Ａ
Ｌ
ＡＡ
Ａ
ＡＡ
Ａ
ｉｉ
ｉ２
〔１〕本模型不涉及農業部門，但為了分析的完整性仍然給出農業部門的短期均衡。
〔２〕由於代表性企業具有一般性，因此，該式也代表南部城市企業的總收益。
·４６·第三章城市規模形成與發展模型，ｃ＝μＹＰ＝μＹΔｎτ
得：Ｒ＝μＹｐｎ＋μＹ（ｐ）ΔΔｎ北部城市廠商的工業品在北部和南部的出售價格分別為ｐ＝ｗａσ／（－１）和ｐ＝σ／（－１）ｗａ，南部城市廠商的工業品σστ在北部城市和南部城市的售價分別是＾ｐ＝σ／（－１）ｗａ和＾ｐ＝στｗ
σ／（－１）ａ，同時結合Δｎ和Δｎ的定義式，可得：σ
ｐ（ｐ）τＲ＝μＹ＋μＹｐ－σｐ－σｃ＝μＹ１－σ＝μＹｗＰＭΔｎ１－σｗ
－σ－σｗ
１－σＭ
１－σｗ
ｍ
ｍ
ｍ
ｗ
ｗ
ｍ１－σｗ
１－σｗ
（ｐ）τ（ｐ）τΔｎΔｎ（）（）０
，其中，φ＝τ表示貿易自由度，取值範圍為［，１］如果τ＝１，那麼φ＝１，如果τ→∞，那麼φ＝０。
由於我們研究的是人口的分布和遷移，不同城市廠商的數量直接決定了城市的工業人口數，因此，我們可以把廠商收益用廠商空間分布形式來表示：（ｐ）ｐτＲ＝μＹ＋μＹ＝
ｎｗ１－σ１－σｗ１－σμＹ＋φｎｗ１－σ＋
φｗμＹ１－σ＋ｎｗφｎｗ１－σ１－σ１－σｗ
１－σｗ
ΔｎΔｎ＝ｗ１－σμ（）（）ｗ））（φｓｗ同理，南部城市廠商的收益可表示為：１－Ｙ＋Ｙ（１－ｓ）（）ｓ）φｓｗ＋Ｒ＝（）μｗ（（＋ｎｗφｓ）（
１φ（－ｓ）ｗ）＋ｓｗ其中，ｓ，ｓ分別表示北部城市廠商數量和收入占整個經濟１－σｎ
ｓＩＹ＋Ｙｗ１－σｎｓｎｗ＋φ１－ｓｎ（
（）ｗ）（
１－σ＋
φ１－ｓＩ＋１－ｓｎ
１－σ
１－σ
ｗ
Ｉ１－σ１－σｎ
ｎＩ
１－σ１－σｎ
ｎｎ
Ｉ·４７·中國城市規模、效率與經濟增長廠商數量和收入的比例。
（Δ１
簡化起見，定義Δ＝ｓｗ＋φ（－ｓ）ｗ），＝ｓ１－ｓ（，Ｂ＝φｓΔ＋１Δ－ｓ，１Ｂ＋φφｓｗ＋（－ｓ）ｗ），＝ΔΔ則廠商收益可表示為：Ｙ＋ＹＹ＋ＹＲ＝ｗμＢ，Ｒ＝（）μｗＢｎｎ每個廠商雇傭的勞動力數量為σＦ，由於利潤為零，廠商的收益應當等於工人工資，因此工人的工資分別為：ＹＹμ（＋Ｙ）μ（＋Ｙ）ｗ＝Ｂ，（）＝ｗＢσＦｎσＦｎ實際工資等於名義工資除以物價水平，即ｗｗ，其中Ｐ＝ＰＰ（），Ｐ＝ＰＰ（）ω＝，＝ωＰＰ工業勞動力是否流動取決於兩城市之間實際工資的差額，初始狀態時南北城市是對稱的，兩個城市工業勞動力的實際工資相同，是一種長期穩定的狀態。但是如果一個城市的工業勞動力遷移到另一個城市，對稱結構就被打破了。如果人口遷移使得遷移者的實際工資下降了，那麼遷移者會後悔並返回原來的城市，說明對稱均衡是穩定的；但如果人口遷移的結果是遷移者實際工資上升，那麼對稱均衡就會不穩定，會有更多的人口遷移聚集到遷入地，遷入地城市規模就會不斷擴大，而遷出地城市規模會不斷萎縮。人口的遷移受到三種力量的製約，分別是市場競爭效應、本地市場效應和生活成本效應。第一種力量使人口發散，後兩種力量使人口發生聚集。
（一）市場競爭效應為了區分生產轉移和收入轉移，假設工業勞動力的轉移是由名義工資決定的，並且遷移出去的工人的收入會返回原地消１－σ
１－σ
ｎｎ
１－σ
１－σＩ
Ｉ
ＩＩ
ｎｎ
１－σ
１－σ
ｗ
ｗ
σ
σ
ｗ
ｗ
μＭ
１－μＡ
μＭ
１－μＡ
·４８·第三章城市規模形成與發展模型費，這種情況下，人口的轉移隻改變兩個城市的廠商數量ｎ和ｎ，並不改變各個城市工業勞動力的收入Ｙ和Ｙ。市場出清Ｆ
ｉ），時，廠商的收益等於工人的收入，即Ｒ＝ｗ（＋ａｘ（）由於Ｆ、（）、都是固定的值，結合Ｒ的表達式，對其取對數進行ｘｉａ微分可得：ＳφＳ／Ｓｗ＝Ｒ＝ｄ（）＝（－σ）＋ｄ(ｌｎＲ１ｗ＋)(Δ＋φΔＳ)ΔΔ〔（＝（－σ）＋Ｓ（－Δ）＋（－Ｓ）Ｓ－Δ）〕１ｗＳ１（－１３）３
ｎμ其中，ｓ＝（ｗＹ）／（ΔＲ）表示北部代表性廠商收益占總收益的比重。
３由對稱均衡可知：Ｓ＝－Ｓ，＝－Δ，帶入式（－１３）Δ
可得：（（－１４）ｓ
＝２（－１／２）＾－Δ）ｓ３σｗ根據Δ的表達式，Δ可表示為：＾
（＾σｗ（－１５）＝２（－１／２）ｎ－（－１））ｓ３Δｓ
其中，＝ｎｗｎ表示北部城市居民對工業產品的消費份額，Δ２ｓ它隨著北部城市工業種類的增加而上升。可以證明（－１）＝（－φ）／（＋φ）＝Ｚ，Ｚ（０＜Ｚ＜１）經常用來對封閉狀態進１１行測度。
由於工業勞動力的收入返回原地，因此＾ｓ＝０，ｓ＝ｓ，由３３式（－１４）和（－１５）整理可得：（－４（－１／２）ｓ－１／２）ｓ
＾ｗ＝ｎ（（σ－４（－１）ｓ－１／２）ｓ－１／２）σ
ｍ
ｍ⌒
⌒⌒
Ｉ
Ｉ
⌒＾
＾Ｒ
ＩＲ
＾Ｉ
＾１
１－σｗ
Ｒ＾
Ｉ＾Ｉ
＾＾⌒
＾ｓｎ＝１／２Ｒ
Ｉ＾
＾ｓｎ＝１／２Ｍ
１－σｗ
ＭＭ
ＩＭ
Ｒ⌒
ＲＭ
ＲＭ
〔１〕ｗ代表ｗ的變化量，以此類推。
⌒·４９·中國城市規模、效率與經濟增長）（）（－１６）３（）上式就是市場競爭效應的表達式，表明在對稱均衡狀態下，南部城市人口遷移到北部城市後北部城市工業勞動力名義工資的變化。上式為負，表明人口的遷移會降低遷入區人口的名義工資，遷移會停止，因此，對稱均衡是穩定的。換句話說，市場競爭效應阻礙了人口朝一個城市聚集，形成分散力。同時，ｓｓ隨著貿易自由度φ的提高，（－１／２）和（－１／２）都會減小，市場競爭效應會減弱。
（二）本地市場效應為了剔除價格因素即生活成本的影響，仍然假設工業勞動力的轉移是由名義工資決定的，不同的是假設遷移出去的工人Ｙ
的收入在工作地點消費。我們知道ｓ＝Ｙ／（＋Ｙ），為簡化運算，進行標準化處理後可得到Ｙ＝ｗＨ＋ｗＬ＝ｗｎ＋Ｌ，Ｙ＋Ｙ＝１／μ，帶入ｓ然後取對數並對ｗ和ｎ進行微分後可得：＾＝ｗｎ（＋ｎ）＝μ（＋ｎ）＾＾（－１７）ｓｗ＾ｗ＾３Ｙ
標準化後，當結構對稱時，ｗｎ＝１／２，Ｙ＝μ／２，將ｓ＝ｎｗ、（－１７）式帶入（－１３）式，整理後得：３３Δｎ（Ｚ－Ｚ）＾ｎμ＝ｗσ－Ｚ（－１）－Ｚμσ上式就是市場需求累計因果關聯的表達式，表明在對稱均衡狀態下，南部城市人口遷移到北部城市後北部城市工業勞動力名義工資的變化。由於０＜Ｚ＜１，同時σ＞μ，容易得知分母大於０。分子第一項大於０，說明人口的轉移將會增加北部城市的名義工資，名義工資的增加會帶來人口的繼續遷移，進而帶來北部城市消費需求的增加，導致北部城市市場規模的擴大，＝
－４ｓＲ－１／２ｓＭ－１／２＾ｎ２２σ１－Ｚ＋ＺＲ
Ｍ
Ｉ
ＬＩ
ＩＭ
１－σｗ
２⌒
１／２２
（·５０·第三章城市規模形成與發展模型市場規模的擴大會吸引南部城市的廠商遷入北部城市，北部城市就業擴大，進一步吸引人口的遷入，形成累計需求因果聯係，產生聚集力。分子的第二項即（－Ｚ）為負，表示市場的競爭效應，產生分散力。聚集力和分散力誰更大？這取決於北部城市人口在工業品上的消費份額和貿易自由度。
（三）生活成本效應假設工業勞動力的轉移是由實際工資決定的，並且遷移出去的工人的收入會在工作地點消費，已知：ｗ，其中Ｐ＝ＰＰ（）ω＝Ｐ
＾對實際工資取對數並進行微分可得：ω＝ｗ＋μ／（－１）＾Δ，σ
＾結合對稱時Δ的表達式，可以得到：＾＾ｎ＝ｗ［＋μ（－１）＋μ／（－１）２ｓ－１）１２ｓ］σ（ωｓ上式表明在對稱均衡狀態下，南部城市人口遷移到北部城市後北部城市工業勞動力實際工資的變化。上式的第一項表示的是市場競爭效應和本地市場效應，第二項就是生活成本效應。
第二項為正，表明人口的轉移將會增加北部城市工業勞動力的實際工資，原因是人口的遷入擴大了北部城市生產的工業品數量，由於本地消費沒有運輸成本，名義收入不變的情況下，北部城市工業勞動力實際工資更高，實際工資的提高又會進一步吸引南部城市工業勞動力的進一步遷移，形成人口在北部城市的聚集，這就是成本關聯的循環累計，形成城市的聚集力。成本關聯的循環累計效應受到城市人口在工業品上的消費份額和貿易自由度以及商品替代彈性的影響。
本地市場效應和生活成本效應成為聚集力，它給城市的形成和不斷擴大帶來了動力，市場競爭效應產生了分散力，它阻礙了人口的遷移，製約了城市規模的增長。當聚集力大於分散力時，城市會不斷有人口遷入，城市規模不斷擴大；而當分散２
μＭ
１－μＡ
⌒⌒
ｎ＝１／２Ｒ
Ｒ·５１·中國城市規模、效率與經濟增長力占主導時，城市規模就不會繼續擴大，甚至出現逆城市化。
三種力量均受到貿易自由度的影響，根據新經濟地理學的相關結論，當貿易自由度較小時，對稱結構是穩定的，即城市人口趨於分散，當貿易自由度較大時，城市人口趨於集中〔〕。
１第二節單中心城市模型〔〕２
考慮一個單中心的線性城市，城市由城市中心和農業區域組成，城市中心在城市的ｒ處，周邊各有長度為ｄ的農業區域，除了位置不同，農業區無差別。城市中心生產工業產品，農業區域生產農產品，使用一種投入要素即勞動力。每個勞動力均可以無成本地選擇工作地點和工作部門，不考慮交通及居住問題。
一、消費者行為模型假定每個消費者（勞動力）均具有相同的偏好，消費者偏好采用Ｃ－Ｄ效用函數表示：（－１８）Ｕ＝ＣＣ（＜μ＜１）０３其中，Ｃ是工業製成品的綜合消費量，μ表示工業製成品支出占收入的份額，Ｃ是農產品的消費量，１－μ表示農產品支出占收入的份額。城市中心消費者工業製成品的綜合消費量采用ＣＥＳ函數，可表示為：μ
Ｍ１－μＡ
ＭＡ
〔１〕參見新經濟地理學模型對於長期均衡特性和穩定性的戰斧圖解。
〔２〕該模型由肖文和王平在論文“外部規模經濟、擁擠效應與城市發展：一個新經濟地理學城市模型”中提出，作者進行了簡單的修改並給出了自己的理解，１９６４不同於Ａｌｏｎｓｏ（）提出的單中心的城市模型。
·５２·第三章城市規模形成與發展模型ｎ
３（ｃ（）（）ｄ）（）（σ＞１）（－１９）∫ｉｉ
其中，ｃ（）為消費者在ｒ處（城市中心）對ｉ種工業製成品的消費量，ｎ為工業製成品的數量。考慮規模經濟而不考慮範圍經濟，對於每個廠商來說，最優的選擇是生產一種產品，因此，ｎ同時也是工廠的數量。
假定處於不同地點的每一個消費者均追求效用最大化，在ｒ處消費者的收入為Ｙ，全部用於消費，沒有儲蓄。農產品的價ｉ
格為ｐ，第ｉ種工業製成品的價格為ｐ（），那麼消費者效用最大化的約束條件為：ｐＣ＋∫ｐ（）（）ｄ＝Ｙｉｃｉ要實現效用最大化，得：（－２０）ｐ（）＝λＣｃ（）ｉｉ３進一步得：（）（－２１）Ｐ＝（ｐ（）ｄ）（）＝ｎｉ
ｐ（）ｉ３∫
Ｐ為城市中心工業製成品的綜合價格指數，工業製成品的總支出和每種工業品的需求量可表示為：ｐ（）ｉ（－２２）ｐ（）（）ｄ＝ＰＣ，（）＝ｉｃｉｃｉＣ３∫Ｐ在求解消費者工業製成品支出最小化的基礎上，求解消費者效用最大化可得：（－μ），Ｃ＝μＹ１Ｙ（－２３）Ｃ＝３ｐＰ３３將（－２３）式代入（－２２）式進一步可得：ｐ（）ｉ（－２４）ｃ（）＝μＹｉ３Ｐ
ＣＭｒ＝σ－１／σσ／σ－１Ｍｒｉ
０Ｍｒｒ
ＡｒＭｒｎ
ＡｒＡｒＭｒＭｒｉ
ｒ０
Ｍｒ１／σＭＭｒ－１／σｎ
１－σ１／１－σ１／１－σＭｒＭｒｉ
Ｍｒ０
Ｍｒｎ
－σＭｒＭｒＭｒｉ
ＭｒＭｒＭｒ０
－σＭｒＭｒｒ
ｒＡｒＭｒＡｒＭｒ－σＭｒＭｒｒ
１－σＭｒ·５３·中國城市規模、效率與經濟增長每個消費者均同時消費農產品和工業製成品，農村地區生產的農產品需要運輸到城市中心，城市中心的工業製成品需要運輸到農村地區。考慮運輸成本並采用“冰山成本”的形式，規定城市中心要得到１單位農產品，需要農村地區發送定義τｒ距離≥１，其中ｒ距離表示農村地區到城市τｒ距離（中心的距離，當ｒ距離＝０時，τｒ距離＝１，ｒ距離越大，τｒ距離越大）單位，農村地區要得到１單位工業製成品，需τ
要從城市中心發送τｒ距離（ｒ距離≥１）單位到達目的地，τ、越大，表明運輸成本越高。因此，農產品在城市中心的τ
定價最高，工業製成品在城市中心的定價最低。那麼，與城市中心ｒ的產品價格相比，處於ｓ處的農業品和工業製造品的價格分別為：ｐｐ（）＝ｐ（）ｒ－ｓｐ＝ｉｉτ３（－２５）τｒ－ｓｓ處工業品的綜合價格指數及需求函數分別為：（）Ｐ＝（ｐ（）ｄ）（）＝ｎｐ（）ｒ－ｓｉτ∫ｉＡ
ＡＡ
ＡＭ
ＭＡ
ＭＡｒＡｓＭｓＭｒＭ
Ａｎ
１－σ１／１－σ１／１－σＭｓＭｓｉ
ＭｒＭ
０（（）ｒ－ｓ）ｐｉτｃ（）＝μＹｉ（τｒ－ｓ）Ｐ
整個城市對ｉ工業品的需求可表示為：（（）ｒ－ｓ）ｄｓｐｉτ（－２６）Ｃ（）＝∫μＹｉ３Ｐ
（τｒ－ｓ）工業品在城市中心進行生產並運往城市的其他地區，某種工業品的需求受到城市地域大小、工業品支出比例、收入、工業品價格、價格水平、運輸成本等因素的影響。
－σＭｒＭ
Ｍｓｓ
１－σＭｒＭ
ｄ－σＭｒＭ
Ｍ－ｄｓ
１－σＭｒＭ
＝ＰＭｒτＭｒ－ｓ·５４·第三章城市規模形成與發展模型二、生產者行為模型城市的工業製成品廠商聚集在一起進行生產，其生產效率受到聚集經濟效應和城市擁擠效應的影響。聚集經濟效應可以稱之為城市的向心力，擁擠效應可以理解為城市的離心力，向心力和離心力的共同作用影響著廠商的生產，廠商的成本函數可以表示如下：Ｌ＝ｌ＋βｎｑ＋ｂＬβ＞０，＞０，＜ｂ＜１０θ其中，Ｌ表示單個廠商生產的總勞動力成本，ｌ表示廠商的固定成本，β是大於零的常數，可解釋為外部規模經濟的轉化係數，ｎ表示廠商數量，θ衡量的是外部規模經濟的大小，ｑ表示ｉ種工業製成品的總產量，衡量的是城市擁擠效應，城市擁擠ｂ
效應通過廠商生產成本的增加體現出來，其與城市人口的線性２００９關係的設置參考了Ｉｔｏｃｈ（）的文獻，Ｌ表示城市中心的總人口。
廠商追求的是利潤最大化，構造利潤函數如下：ｉｑｉｑｌπ＝ｐ（）－ｗＬ＝ｐ（）－ｗ（＋βｎｑ＋ｂＬ）其中，ｗ表示城市中心勞動力的工資率。假設工業部門是壟斷競爭市場，追求利潤最大化的廠商采取邊際成本加成定價ｉ
法，即ｐ（）＝σ／（－１）ｎｗ，由於廠商利潤為零，得到σβ每種產品的均衡供給量為：（＋ｂＬ）σ－１）（ｌ（－２７）ｑ＝３βｎ根據工業部門廠商的成本函數，可以進一步得到每個廠商需要的勞動力人數，同時根據城市中心人口可得廠商的數量：ＬＬ＝σ（＋ｂＬ），＝ｌｎｌ
σ（＋ｂＬ）ＭｉＭ
０－θＭ
ＭｉＭ
ＭＭｉＭ
Ｍ０
ＭｉＭ
ＭｉＭｒｍｉＭ
ＭｉＭｒｍｉＭ
Ｍ０
－θＭ
ＭｉＭ
Ｍ－θＭｒＭ
Ｍ
ＭｉＭ
０Ｍ
－θＭ
ＭｉＭ
０Ｍ
ＭＭ
０Ｍ
·５５·中國城市規模、效率與經濟增長根據工業品市場要實現出清，產出應當等於供給，即式（－２６）＝式（－２７）得到工業製成品在城市中心的均衡，３３價格：Ｐｄｓβｎμ∫Ｙ（）（ｒ－ｓ）τ
ｐ（）＝ｉ
ｌ（＋ｂＬ）σ－１）（ｉ
將上式帶入定價公式ｐ（）＝βｎｗσ／（－１），可得：σ
Ｐτ（－１）βｎμ∫Ｙ（）（ｒ－ｓ）ｄｓ］σ
ｗ＝［（＋ｂＬ）σ－１）（ｌσβｎ工人的實際工資ω可表示為：（－２８）３ω＝ｗｐＰ三、農業部門模型ｓ處農產品的價格及農業廠商的利潤為：－θｄ
σ－１
Ｍｒσ
Ｍ－ｄｓ
ＭｓＭ
Ｍ０
Ｍ－θＭｒＭ
Ｍ－θｄ
σ－１Ｍ
－ｄｓ
ＭｓＭ
Ｍ－θＭ
Ｍ０
１σ
ＭＭｒＭｒＭ
μ－１Ａｒ－μＭｒｐＡｓ＝ｐＡｒτＡｒ－ｓＡ
πＡ＝ｐＡｒτＡｒ－ｓ－ｗＡｌＡＡ
其中，ｗ表示農業勞動力的工資率，ｌ表示生產１單位農產品消耗的勞動量。假設在城市的邊緣ｄ處，農民的利潤為零，那麼可得城市邊緣處勞動力名義工資和實際工資為：ｐ，ω＝ｗｐＰ（－２９）ｗ＝３ｌ（ｒ－ｄ）τ令工人的名義工資率為ｗ，工人的總收入為ｗＬ，工人用１－μ的份額消費農產品，城市中心農產品的總需求量為：（－μ）ｗＬ１
Ｃ＝ｐ
關於農產品的供給量，假定單位土地生產１單位農產品，１１
單位農產品會由農業勞動力先消費掉（－μ），剩餘的μ供應城市中心，由於存在運輸成本，實際到達城市中心的農產品的數量ＡｒＡｄＡｄＡｄμ－１Ａｄ－μＭｄＡ
ＡＭ
ＭＭ
ＭＭ
ＡｒＡｒ·５６·第三章城市規模形成與發展模型，因此城市中心農產品的供應量為∫τｒμ－ｓｄｓ，為τ根據市場出清條件，城市中心農產品的均衡價格為：１ｗ（－μ）Ｌ（－３０）ｐ＝３μ
Ａμ
ｒ－ｓｄ
－ｄＡ
ＭＭ
Ａｒ－ｄ∫
ｄτＡｒ－ｓｄｓ四、人口遷移分析根據前文假設，勞動力是可以自由流動的，勞動力是否流動取決於實際工資水平，根據上文分析，城市中心的實際工資可表示為：Ｐτ（－１）βｎμ∫Ｙ（）（ｒ－ｓ）ｄｓ］ｐＰσ
［（＋ｂＬ）σ－１）ω＝（ｌσβｎτ
∫Ｐ（－１）βｎ）μｐＰ［Ｙ（）（ｒ－ｓ）ｄｓ］σ
（＝
σ（＋ｂＬ）σ－１）（ｌ
由上式可知，當θ的值越大，廠商數量越多，外部規模經濟越強，城市中心工人的工資越高，越能吸引農村人口的遷入，可理解為本地市場效應。Ｐ表示城市中心工業品的綜合價格指３
數，根據（－２１）式可知，工業品的種類越多，Ｐ的值越小，從而城市中心工人的實際工資越高，越能吸引農村人口的遷入；τ的值越大，即工業品運往農村地區的成本越高，城市中心工人的實際工資越高，越能吸引農村人口的遷入，以上兩種影響可理解為生活成本效應。ｂＬ越大，即城市中心的人口越多，城市擁擠效應越強，城市中心工人的實際工資越低，阻礙農村人σ－口的遷入。除此之外，當（σ１）的值越大，即消費者的多樣化偏好越強，城市中心工人的實際工資會越高，越能吸引農村－θｄ
σ－１Ｍ
－ｄｓ
ＭｓＭ
Ｍ－θＭ
Ｍ０
１σ
μ－１Ａｒ－μＭｒＭ
ｄσ－１－θＭ
１－σσ
１σ
μ－１Ａｒ－μＭｒ－ｄｓ
ＭｓＭ
Ｍ０
１σ
ＭＭｒＭｒＭ
Ｍ·５７·中國城市規模、效率與經濟增長人口的遷入；當ｐ值越大，即城市農產品的價格越高，城市中心工人的實際工資會降低，阻礙農村人口的遷入；當μ的值越大，即消費者對於工業品的消費份額越大，城市中心工人的實際工資會越高，越能吸引農村人口的遷入。
從長期來看，處於城市任何地點無論是城市中心還是農村區域，勞動力的實際工資水平應當相等，否則勞動力會由一個３３地點流向另一地點。由（－２８）式和（－２９）式得：（－３１）ｐ＝ｗｌ（ｒ－ｄ）（ｒ－ｄ）３ττ３３由（－３０）式和（－３１）式可得：μ
Ｌ＝ｌ（ｒ－ｄ）（ｒ－ｄ）ττ∫τｒ１－ｓｄｓ（－μ）１
由上式可知，城市中心人口規模與城市的邊界ｄ正相關，ｄ可理解為城市的地域範圍；城市中心人口規模與ｌ成正比，ｌ表示生產１單位農產品所需要的勞動力，ｌ越大表明單位農業勞動力的產出越小，即農業勞動力的實際工資越小，城市中心的人口規模越大；城市中心人口規模與工業製成品的運輸成本成正比，即工業品運往農村地區的成本越高，城市中心的人口規模越大；城市中心人口規模與工業品的效用彈性正相關，即消費者對於工業品的消費份額越大，城市中心的人口越多。
Ａｒμ
μＡｒＭＡＡ
Ｍμ
μｄ
ＭＡ
ＡＭ
－ｄＡ
ＡＡ
Ａ本章小結本章以新經濟地理學模型和思想為基礎，考慮到我國典型的二元經濟結構特點，結合諸多學者的補充完善以及研究成果給出了兩個城市模型和單中心城市模型。兩個模型表明本地市場效應和生活成本效應是城市規模不斷擴大的聚集力，市場競·５８·第三章城市規模形成與發展模型爭效應和城市擁擠效應是城市規模不斷擴大的分散力〔〕。兩個城市模型主要解釋小城市向大城市的人口遷移現象，單中心城市模型主要解釋二元經濟結構下農村人口向城市遷移的現象。
１〔１〕市場競爭效應可以理解為城市擁擠效應的一個方麵，市場競爭效應和城市擁擠效應下文中統稱為擁擠效應。
·５９·中國城市規模、效率與經濟增長第四章城市規模及其影響因素第一節城市規模的形成經濟學家Ｈｉｒｓｈ指出，城市是具有相當麵積、經濟活動和住戶集中，以致在私人企業和公共部門產生規模經濟的連片地理區域。城市是生產力發展的產物，最初產生於新石器時代，當時由於農業技術的發展，產生了一定的剩餘糧食，使得供養一部分非農業人口成為可能，這些非農業人口聚集在一起從事手工業、商品交換等活動，城市雛形開始形成。由於生產力有限，剩餘糧食不多，城市自給自足，規模很小。原始社會的城市僅僅作為軍事防禦和舉行祭祀禮儀的場所，並不具備生產功能，是因“”而“”和因“”而“”逐漸形成的小規模人城市市城口聚集的區域。世界上最早的城市出現在埃及、美索不達米亞、印度河流域、黃河流域和中美洲等區域。
隨著生產力的不斷發展，人類社會進入奴隸社會，一些城市作為社會、宗教、經濟、政治或文化等中心不斷發展起來，人口規模不斷擴大。在公元前１３世紀，埃及出現了世界上第一個人口規模超過１０萬人的城市。之後，隨著奴隸主對城市統治的不斷加強，在古埃及、古印度、古希臘及古羅馬等地先後出現了規模更大的城市，最為典型的是古希臘的雅典城，其鼎盛時人口規模超過４０萬人，古羅馬城在公元１世紀人口規模也達·６０·第四章城市規模及其影響因素到３５萬人。在中國，奴隸社會初期也出現了初具規模的城市，如夏朝的禹陽城、殷周的成湯城等。春秋戰國時代，商業的發展、諸侯割據和頻繁的戰爭使得築城技術迅速發展，城市建設進入一個快速發展的時期，如燕國的下都、趙國的邯鄲，其中最大、最繁華的是齊國的臨淄，其城市人口達到３０萬人以上。
人類社會進入封建社會，社會生產力有了巨大的提升，手工業技術進一步發展，交通運輸手段增多，專業化和集中化趨勢明顯，商業活動特別是國際貿易活動日趨活躍，一大批城市作為商業和貿易的中心迅速產生並發展起來，此時的城市開始具備了生產功能。中世紀的歐洲城市曾經經曆了一段衰落的時期，雅典城、羅馬城等一些盛極一時的城市迅速衰敗，由幾十萬人甚至上百萬人迅速下降到隻有幾萬人。到１１世紀，歐洲的城市迎來了一個大發展的時期，據相關資料統計，僅英國在１１世紀～１３世紀就有約１４０個新型城市出現。此時的重要城市主要是作為世界的交易中心存在，規模並不大。例如，在１３世紀～１４世紀，倫敦的人口３５萬人，米蘭的人口有５２萬人，巴黎的人口有５９萬人，紐倫堡的人口有２３萬人，羅馬的人口有５５萬人，最為繁榮的威尼斯的人口才剛剛超過２０萬人。相比於歐洲，中國經曆了長期的較為穩定的封建發展時期，城市建設和規模得到了長足的發展，１３世紀中國的杭州、蘇州、成都都已經是人口超過百萬以上的大城市。
工業革命前所未有地提升了生產力，使人類進入了工業化時代。工業化迅速改變了人口、資本和資源的空間存在狀態，加速了農村人口和非農經濟活動向城市集中的進程，開啟了城市化時代，生產功能成為城市最為重要的職能之一。僅在工業化的半個世紀裏，英國超過５０００人的城市便從１０８個迅速增加到２６５個，城市人口占總人口的比例也從２５％上升到５０％以上，·６１·中國城市規模、效率與經濟增長成為世界上第一個城市人口超過農村人口的國家〔〕。“曼徹斯特的人口從１７７０年的１萬人增至１８５１年的３４１萬人。在１７５０～１８５０年的１００年間，英國人口從７５０萬人增至２１００萬”人。〔〕１９世紀以後，相繼完成工業革命的法國、德國和美國的城市數量和規模也得到了空前的發展。
進入２０世紀，科學技術的突飛猛進使得城市進入了一個嶄新的發展階段，城市作為經濟活動中心的地位及功能進一步得到加強，城市發展的動力和規模呈現出新的特點：一是第三產業成為推動城市發展的最大支柱。在現代城市發展中，長期處於主導地位的工業生產活動開始慢慢從城市的中心向城市的邊緣轉移，而為物質生產和人類生活服務的第三產業包括交通運輸業、郵電通信業、金融業、保險業、教育、文化、廣播、電視、科學研究等成為城市最為重要的經濟活動。紐約、東京、法蘭克福、日內瓦等國際一線城市，其第三產業的比重均已超過８５％。二是城市功能日益綜合。現代城市的經濟功能趨於綜合型，經濟活動擴展延伸為促進商品流通和滿足交易需求的一切活動，集生產、貿易、服務及流通於一身。與此同時，城市的文化、教育、研究等非經濟功能的地位不斷加強。例如，倫敦、北京、巴黎、上海等現代工商業城市不僅是區域內的經濟貿易中心，同時也是區域內的政治、文化中心。三是城市作為經濟中心的吸引能力和輻射能力不斷增強，有越來越多的世界性特大城市湧現。聯合國《世界城市化前景報告》中指出，到２０１４年７月為止，全球一共有２８個人口超過１０００萬人的城市，而在１９９０年這一數字僅為１０個。城市特別是一些大城市的經濟１
２〔１〕，ｐ５０１．，〔２〕李其榮編著：《世界城市史話》湖北人民出版社１９９７年版，第８５頁。
２００２ＰｅｔｅｒＣｌａｒｋＴｈｅＣａｍｂｒｉｄｇｅＵｒｂａｎＨｉｓｔｏｒｙｏｆＢｒｉｔａｉｎＣａｍｂｒｉｄｇｅＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＰｒｅｓｓ，
，，
·６２·第四章城市規模及其影響因素功能體現出強大的輻射帶動效應，把緊密聯係的一係列城市聚集起來共同形成城市群，帶動區域經濟的發展，如美國的東北部城市群、日本的東京城市群、法國的巴黎城市群以及中國的長江三角洲城市群和珠江三角洲城市群等。
圖４－１表４－１城市（萬人）１７８７１３６４１１２４５２８２１７６８６６６４３１５８０６５６４９５３２５１９４９～２０１３２０１３年中國城市人口變化趨勢建成區麵積（平方公裏）１１１５８８６１３０６７３６１０２４７１３４２４５２９２４７人口密度（人／平方公裏）６０３９１２６４６２３１０２１７４１１１０５６１７８６７３９７６３１６２１３３２６５２３２８６９１３年中國人口規模前十名的城市ＧＤＰ市轄區人口數（億元）９６２２８１２１３３９１８１９２１３１７１３１４６５５１４１４６５５８０１１７８４０９７２２６４８１５５１５５２５８重慶市上海市北京市天津市廣州市南京市西安市成都市汕頭市·６３·中國城市規模、效率與經濟增長第二節城市規模的衡量弄清楚城市規模的衡量問題，對於城市規模相關的理論分析和實證研究具有特殊的重要意義。關於城市規模的衡量，不同的學者有不同的理解，盡管有些學者在城市規模的衡量中加入了土地規模、資產規模以及經濟規模（饒會林，１９９９；馮雲，廷，２００１；曹躍群、劉培林，２０１１）但目前大部分的研究基本上統一采用城市人口規模作為代理變量（王小魯、夏小林，１９９９；陳彥光、周一星，２００３；王雅莉，２００８；張應武，２００９；。肖文、王平，２０１１）城市規模是資源在城市中的聚集和集中，涵蓋了人口規模、空間規模和經濟規模三大方麵，僅僅使用人口規模一個指標是否合適呢？遺憾的是，現有研究並沒有對這一問題給出一個令人信服的解釋。本節就這一問題展開討論。
一、城市人口規模、空間規模和經濟規模的相關性分析城市人口規模、空間規模和經濟規模之間彼此聯係，相互促進和製約，存在一個循環累積的過程。一般來說，城市人口越多，空間規模就越大，同時空間規模越大，能夠承載越多的人口，人口數量和空間規模的增長必然帶來經濟的增長，經濟的增長同時會進一步帶來人口的聚集和空間規模的擴大。為了弄清楚三者之間的關係，本書首先對他們的相關性進行討論。
根據前文所述，我們使用市轄區非農業人口數表示人口規模，市轄區的建成區麵積表示空間規模，市轄區的ＧＤＰ表示經濟規模。選取１９９１～２０１２年２８６個地級及以上城市作為樣本〔〕，利１
〔１〕《中國城市統計年鑒２０１４》的統計指標較之前發生了變化，各城市的非農業人口數未統計。為了準確起見，本書未選擇２０１３年的數據。其中，銅仁市、畢節市以及三沙市數據缺失嚴重，未包含在樣本中。下文分析中２０１３年的數據由２０１２年數據加上２０１３年市轄區增加人口數計算得到。
·６４·第四章城市規模及其影響因素用統計分析軟件計算人口規模、空間規模以及經濟規模兩兩之間的Ｐｅａｒｓｏｎ相關係數，所有數據均來自中經網城市年度數據庫〔〕。另外需要說明的是，所有數據均基於市轄區數據是因為市轄區是城市的核心區域，具有城市人口多，人口密度大，城市設施齊全，經貿活動發達等特征，能夠更為準確地反映城市的發展水平和聚集特點〔〕。
１２
圖４－２１９９１～２０１２年中國城市人口規模、空間規模和經濟規模相關係數如圖４－２所示，１９９１～２０１２年期間，城市人口規模和經濟規模始終保持較高的相關性，兩者之間的Ｐｅａｒｓｏｎ相關係數最高達到０９３８，最低為０８３４，總體上呈現出緩慢下降的趨勢，原因是隨著城市人口規模的增加，人口的增加對於經濟增長的貢獻率有所下降，經濟增長更多依靠人口的質量以及人口聚集所帶來的效率的提高而非人口數量的增加。人口規模和空間規模之間也保持著較強的相關性，兩者之間的Ｐｅａｒｓｏｎ相關係數最高〔１〕選擇１９９１年作為數據的起點是因為我國的城市建設１９９２年才開始進入全麵發展的階段。期間我國城市統計口徑發生了變化，本書均做了相應的處理。
〔２〕不做特殊說明，下文中的數據均為市轄區數據。
·６５·中國城市規模、效率與經濟增長為０９５０，除２０１１年外，最低為０８３７，１９９１～２００１年間基本保持在０９２０左右的水平，２００２年開始下降，到２００６年又有所回升，近五年基本保持在０９０左右的水平〔〕。究其原因可能是國家對農民工進城的政策由允許逐漸轉變為支持和鼓勵，２００２年開始我國城市化進入快速發展的階段，大量農村人口湧入城市，導致城市建設跟不上人口的增長，兩者之間的相關程度有所下降，而近幾年隨著我國城市建設步伐的加快，人口和建成區麵積之間的相關性又開始增強。我國城市化空間規模和經濟規模之間同樣具有較強的相關性，兩者之間的Ｐｅａｒｓｏｎ相關係數最高為０９２２，除２０１１年外，最低為０８１０，整體上呈現出緩慢增長的趨勢，原因是我國的城市建設和經濟增長保持著較為協調的關係，城市建設與經濟增長的關係愈加緊密。
二、城市人口規模、空間規模和經濟規模的因子分析１
表４－２１９９１～２０１２年中國城市人口規模、空間規模和經濟規模因子分析結果１９９１１
１９９６１
２００１１
２００６１
２０１２１
９２１１％０９４５０９７４０９６年份公因子個數公因子解釋的總方差人口規模因子載荷空間規模經濟規模９３３３％９２５５％９３５８％９３３１％０９８４０９５２０９６２０９８３０９５８０９４４０９７８０９６５０９５９０９６１０９７２０９６６〔１〕２０１１年城市建成區麵積可能存在一些問題。利用國家測繪局的天地圖及穀歌衛星照片對城市建成區麵積進行的測算結果與《中國城市統計年鑒２０１２》提供的數據出入較大，這裏不做討論。
·６６·第四章城市規模及其影響因素續表年份１９９１０７０９１９９６０６９８２００１０７６２２００６０７７７２０１２０７４９Ｓｉｇ＝０值
Ｂａｒｔｌｅｔｔ球形檢驗ＫＭＯＳｉｇ＝０Ｓｉｇ＝０Ｓｉｇ＝０Ｓｉｇ＝０本書選取１９９１年、１９９６年、２００１年、２００６年和２０１２年的２８６個城市的城市人口規模、空間規模和經濟規模的數據進行因子分析。因子分析過程中，抽取變量采用主成分分析方法，抽取條件為初始特征值大於１，因子得分采用回歸方法。所有年份因子分析的ＫＭＯ統計量的值均遠遠大於０６，Ｂａｒｔｌｅｔｔ球形檢驗的Ｐ值均為００００，表示城市人口規模、空間規模和經濟規模存在較強的相關性，比較適合做因子分析。由表４－２可知，各年份的分析中，每次均提取一個公因子，公因子的方差貢獻率均超過了９０％，人口規模、空間規模和經濟規模的共同度均超過了９０％，公因子在各規模上均具有較大的載荷，均超過了０９４，表明該公因子可以描述整個城市的綜合發展水平，可命名為城市規模因子。利用回歸方法可求出不同年份城市規模因子得分的函數表達式。我們選取２０１２年的數據，利用因子分析得到了城市規模因子得分的函數表達式，利用該公式計算出了２８６個地級及以上城市２０１２年的城市規模因子得分，表４－３列出了前２０位城市的城市規模因子的得分。
表４－３城市２０１２中國城市規模因子得分前２０位城市排名１
人口規模空間規模排名３
排名１
經濟規模排名２
城市規模因子得分７０１８３６北京市·６７·中國城市規模、效率與經濟增長續表城市城市規模因子得分６８１１５３６３０１４７４６５５８９４２１１６６３６４８４４２７４２５９２３８０８５２３２６９２０６８３６２０５７１３１７７５６６１７４８３７１５１０３９１４７７２４１４０１４１３９５５６１３３７６３１２９６６１１５１４５排名２
３４
５６
７８
９１０１１１２１３１４１５１６１７１８１９２０人口規模空間規模排名２
１５
４２７７
１１８
１０１３１８６
１６１２１５２２１４１７２３排名４
２３
６５
７８
９１０１１１２１９１８１６１３１４５６２１２２經濟規模排名１
６４
５３
９８
１２１３１０１１２０１５２５２３１６７
２１１７上海市重慶市廣州市天津市深圳市南京市武漢市成都市沈陽市杭州市蘇州市西安市青島市哈爾濱市長春市大連市佛山市濟南市長沙市三、城市規模衡量方法的選擇城市規模隨著時間的推進和經濟的發展，其需要反映的內容變得更加複雜和多樣，單一的指標難以全麵反映城市規模的·６８·第四章城市規模及其影響因素方方麵麵，我們需要更加複雜和綜合的衡量方法。同時，當涉及的城市較多時，根據特定的單一指標來衡量具有不同特色城市的規模大小將會變得不太合適。城市規模因子得分較好地反映了城市人口規模、空間規模和經濟規模的總體特征，利用城市規模因子得分來綜合衡量城市規模具有明顯的優勢。然而，城市規模因子得分的局限性也是顯而易見的。首先，城市規模因子得分在計算時對數據均進行了標準化處理，因此，城市規模因子得分為相對數值，無法直觀表達城市絕對規模的大小。
其次，城市規模因子得分在實證分析運用時困難重重，不能或難以直接和其他絕對量一起進行計量分析，計量結果缺乏實際的經濟含義。最後，城市規模因子得分的函數表達式不固定，需要根據不同年份的數據進行分析推導，大大增加了工作量。
相比之下，單一指標盡管信息量有限，但其具有處理方便、含義明確、直觀具體的優點。與此同時，由前麵的分析可知，城市的人口規模、空間規模以及經濟規模之間相關性極高，一個指標完全可以反映其他兩個指標的絕大多數信息。因此，為了後文論述和實證分析的需要，我們選擇單一指標衡量城市的規模。接下來的問題是，應該選用人口規模、空間規模還是經濟規模？考慮本書的研究目的，經濟規模是從產出的角度衡量城市規模的，不能較好地反映資源的聚集狀況，因此，經濟規模是不合適的。人口規模和空間規模都是從投入的角度衡量城市規模的，都能一定程度上反映資源的聚集情況，關鍵看誰能最大限度地反映城市規模的各個方麵。從表４－２可知，在２００６年之前城市規模因子在人口規模上的載荷最多，２００６年以後在空間規模上的載荷最多。這說明在２００６年之前人口規模更能準確地反映城市規模，而在２００６年之後空間規模更能準確反映城市規模。但為了實證分析時數據的一致性，最終仍然選擇大家普遍采用的一種方法，即用城市的人口規模來表示城市規模。此·６９·中國城市規模、效率與經濟增長外，采用人口規模來表示城市規模的另一個重要原因是，“城市，的本質是人類滿足自身生存和發展需要而創造的人工環境”人〔是城市的目的，人的聚集是城市產生和發展的根本原因。〕１
第三節城市規模影響因素的理論分析城市規模的影響因素是城市經濟學研究最為重要的兩個問題之一，是研究城市規模必須要涉及的一個課題。城市發展到今天，生產力水平高度發展，現代信息技術和運輸手段不斷進步，城市規模的形成成為一個非常複雜的問題，涉及經濟、政治、文化、製度、地理、曆史等方方麵麵。目前比較流行的關於城市規模擴張的經濟學理論主要有三個：一是聚集經濟原理，二是循環累計因果原理，三是內生增長原理。
一、聚集經濟原理城市的本質是聚集，城市規模的擴張實際是城市人口不斷聚集的結果。聚集經濟的概念最初是由德國經濟學家韋伯於１９０９年在其經典著作《工業區位論》中提出並係統論述的。韋伯認為，集聚經濟的產生是因為將生產按照某種規模集聚在同一個地點進行從而給生產和銷售環節帶來的利益或節約。聚集總是和規模聯係在一起的，規模隻有達到一定的程度才會產生聚集經濟。一般來說，聚集經濟會帶來三種規模經濟：一是企業規模經濟，指的是企業由於規模的擴張而產生的平均成本的降低，屬於企業內部所有；二是產業規模經濟，又叫區位規模經濟，指的是同一產業內的企業集中於一個區域所產生的要素和產品市場共享所帶來的成本的節約以及效益的提高，屬於產，〔１〕紀曉嵐：“論城市本質”中國社會科學院研究生院２００１年博士學位論文。
·７０·第四章城市規模及其影響因素業所有；三是城市規模經濟，指的是整個城市規模的擴張所帶來的城市中各個企業以及行業規模收益的遞增。勞動力、企業以及產業為了尋求聚集經濟所帶來的好處，紛紛集中於一個區域或城市，導致城市規模的不斷擴大。
二、循環累計因果原理很多經濟現象都存在著循環累計因果現象，城市規模的形成與擴大尤其明顯。城市規模擴張的循環累計因果關係是指城市規模的擴張具有自我加強不斷累積的特點。勞動力、企業或某一產業為了追求聚集經濟而向某一城市聚集，擴大了該城市的市場規模，增強了該城市的生產供給能力，提高了生產效率，降低了交易成本，而以收益最大化為目標的個人或企業為了追求更高的工資或利潤會選擇市場規模較大的城市作為目標區位，繼續朝這一城市集中。由於某一城市聚集了很多的企業和不同的行業，在本地生產的產品的種類和數量增多，又因為運輸成本較低意味著該區域產品的價格水平較低，在名義工資一定的情況下，該區域的實際工資水平較高。同時，城市為了支撐和不斷促進本地聚集企業或產業的發展，會加大公共支出的投入，不斷完善公共基礎設施和社會服務體係。較高的實際工資水平、完善的公共服務體係又會吸引勞動力、企業和產業不斷向城市聚集。城市規模擴張的循環累積模式具有一定的連續性，也就，路徑依賴”在一定的發展時期城市規模的擴是我們平常說的“張會緊緊“粘上”這種路徑，如果沒有較大的外部衝擊，如政治或軍事變革、人們預期的改變以及新的政策措施，城市規模增長的這種模式在短時期內很難改變。城市規模擴張的循環累積效應的大小受到很多因素的影響，其中最為重要的就是初始狀態及稟賦的不同、要素的流動性以及貿易自由度。
·７１·中國城市規模、效率與經濟增長三、內生增長原理內生增長理論綜合了聚集理論、規模經濟理論、知識信息外溢理論以及人力資本理論等，解釋了城市規模的增長。聚集是城市產生和發展的原因，規模經濟和知識信息的外溢是城市規模循環累計增長的基石，也是城市內生增長的動力源泉。聚集產生的源泉是規模經濟，知識和信息的外溢又促進了規模經濟的產生，而知識和信息的外溢又依賴於人力資本的積累。城市的人口規模隨著人力資本積累與知識信息的外溢增長，城市數量也會隨著人力資本的積累而增加（Ｂｌａｃｋ和Ｈｅｎｄｅｒｓｏｎ，。１９９７）人力資本積累及其帶來的溢出效應是城市規模不斷擴大的重要力量，其作用機製在於：人力資本積累的外部性提升了城市新增人口的邊際收益，並通過溢出效應的途徑提升城市人均生產率，吸引勞動力和企業的湧入，從而引起城市規模的增長。
第四節城市規模影響因素的實證分析一、城市規模的分布根據城市聚集人口的數量，我們可以把城市劃分成不同的規模，但世界不同地區的分級標準不盡相同。聯合國的標準是２萬人以上為中小城市，１０萬人以上為大城市，１００萬人以上為特大城市，這代表世界上許多國家的慣例。我國１９８９年《中華人民共和國城市規劃法》規定，大城市是指市區和近郊區非農業人口在５０萬人以上的城市，中等城市是指市區和近郊區非農業人口在２０萬人以上、不滿５０萬人的城市，小城市是指市區和近郊區非農業人口不滿２０萬的城市。隨著我國經濟發展和城市化速度的不斷加快，大量農村人口湧入城市，造成城市人口規·７２·第四章城市規模及其影響因素模迅速膨脹，很多縣級市的人口數量突破５０萬人，原有城市規模的劃分標準不能適應現實的情況，因此，該法於２００８年１月１日廢止。但是，２０１５年的《中華人民共和國城鄉規劃法》未對城市規模的劃分標準予以規定〔〕。在這之後，普遍采用的標準是中國中小城市科學發展高峰論壇組委會、中小城市經濟發中小城展委員會與社會科學文獻出版社在２０１０年共同出版的《市藍皮書》中的定義，即人口規模５０萬以下為小城市，５０萬人～１００萬人的為中等城市，１００萬人～３００萬人的為大城市，３００萬人～１０００萬人的為特大城市，１０００萬以上的為巨大型城市。
１９９８２０１０但在實證分析時，我們通常采用蔡昉（）和王小魯（）的劃分標準，將城市規模劃分為五個檔次，即２０萬以下、２０萬人～５０萬人、５０萬人～１００萬人、１００萬人～２００萬人以及２００萬人以上。關於城市人口的統計口徑有：行政區總人口數、市區總人口數、市區常住人口數以及市區非農業人口數，本書采用分析時最常使用的市區非農業人口數的衡量方法。我國城市１
，〔１〕２０１４年，國務院印發《關於調整城市規模劃分標準的通知》對原有城市規模劃分標準進行了調整，明確了新的城市規模劃分標準。新的城市規模劃分標準以城區常住人口為統計口徑，將城市劃分為五類七檔：城區常住人口５０萬以下的城市為小城市，其中２０萬以上５０萬以下的城市為Ⅰ型小城市，２０萬以下的城市為Ⅱ型小城市；城區常住人口５０萬以上１００萬以下的城市為中等城市；城區常住人口１００萬以上５００萬以下的城市為大城市，其中３００萬以上５００萬以下的城市為Ⅰ型大城市，１００萬以上３００萬以下的城市為Ⅱ型大城市；城區常住人口５００萬以上１０００萬以下的城市為特大城市；城區常住人口１０００萬以上的城市為超大城市。
·７３·中國城市規模、效率與經濟增長規模的分布如表４－４所示〔〕。
從表４－４可以看出，１９９１～２０１２年間，我國５０萬人以下的城市持續減少，同時５０萬人以上的大中城市的比重不斷增加〔〕，１９９１～２０１２年間增長了５８３６％，其中東部地區增長了６０４１％，中部地區增長了６１８６％，西部地區增長了５３９０％，中部地區大中城市的發展速度最快，東部其次，西部最慢。從發展階段來看，１９９１～２００１年間，大中城市的發展較為平緩，１０年間大中城市的數量僅增加４１個；２００１年後，城市發展進入快車道，２００１～２０１２年１１年間大中城市的數量增加了１３０個，僅２００６～２０１２年６年間就增加了９８個。東部地區１９９１～２００１年１０年間大中城市的數量增加２１個，２００１～２０１２年１１年間大中城市的數量增加了４０個，其中２００６～２０１２年６年間增加了２０個；中部地區１９９１～２００１年１０年間大中城市的數量增加１７個，２００１～２０１２年１１年間大中城市的數量增加了４６個，其中２００６～２０１２年６年間增加了４１個；西部地區１９９１～２００１年１０年間大中城市的數量僅增加３個，２００１～２０１２年１１年間大中城市的數量增加了４４個，其中２００６～２０１２年６年間增加了３７個。中、西部大中城市的快速發展開始於２００１年，２００６年後發展最為迅猛，這與我國的西部大開發以及城市化的步調相一致。
從１００萬人以上的大城市比重來看，１９９１～２０１２年間全國增長了３１４８％，東部地區增長了３９６９％，中部地區增長了１
２〔１〕東部地區包括：北京市、上海市、天津市、河北省、山東省、江蘇省、浙江省、福建省、廣東省、海南省、遼寧省；中部地區包括：山西省、河南省、湖北省、安徽省、湖南省、江西省、黑龍江省、吉林省；西部地區包括：內蒙古自治區、新疆維吾爾自治區、寧夏回族自治區、陝西省、甘肅省、青海省、重慶市、四川省、西藏自治區、廣西壯族自治區、貴州省、雲南省。這裏不包括台灣省、香港特別行政區、澳門特別行政區。
〔２〕這裏的大城市包括大城市、特大城市和巨大型城市，下文同。
·７４·第四章城市規模及其影響因素，西部地區增長了２７９１％，東部地區大城市的發展速度最快，中、西部地區發展速度相當。從發展階段來看，１９９１～２００６年１５年間大城市的發展速度較為平緩，大城市數量僅增加了２４個，２００６年開始大城市呈現井噴式發展，６年間大城市的數量增加了６８個，東部地區１９９１～２００６年１５年間大城市的數量增加１９個，２００６～２０１２年６年間大城市的數量增加了２１個；中部地區１９９１～２００６年１５年間大城市的數量增加３個，２００６～２０１２年６年間大城市的數量增加了２４個；西部地區１９９１～２００６年１５年間大城市的數量增加２個，２００６～２０１２年６年間大城市的數量增加了２３個，中、西部地區的大城市主要是２００６年以後形成的，這得益於我國鼓勵和促進中、西部發展的戰略。
２６４７％表４－４地區年份１９９１１９９６９２５６３８４１２
３１１５８
２０
１９９１～２０１２年中國城市規模分布（單位：萬人）以上９
１１１３２１４４６
６７
１４２７總計最大值最小值２５２７５２８２２６２８４１７５２６５９８３８４２８４１１５１１９２８１１７７４９９８７５２８２６５６６５６９１３５３２１５２６５６７６４９１３１１２２８２３０４４６１７９１０９１４１９２９３６３５２２２３２８３４７９９
１１１４２０２８２０萬２０萬～５０萬～１００萬～２００萬以下５０萬１００萬２００萬９９１２８１２５１０９４７３８４９４２２８１０全國２００１２００６２０１２１９９１１９９６１００８４１７５１００９８３８４１００１１５１１９１００１３５４５東部２００１２００６２０１２·７５·中國城市規模、效率與經濟增長續表地區年份１９９１１９９６２０萬２０萬～５０萬～１００萬～２００萬以下３２１８１１１０１
２９２３１９２９１
５０萬１００萬２００萬３９４７５１４８１５２２３２３２３３２２１１２１２６３０４７５
４６
１３２７７
７８
８２７６
５６
６２４以上２
２３
４９
１３
３３
８總計最大值最小值９１９５９９３３１８３８２０８４４８８９７５３１０４７１１７９１３２３１８９６７３６５６１００７８９１５２中部２００１２００６２０１２１９９１１９９６１００４４４６４９９６３６７６６８４８２５１４１２２８８２２８１１１３９３４２５９６６９１７７４９西部２００１２００６２０１２注：個別城市市轄區非農業人口的統計數據在不同年份會有缺失，不同年份缺失的城市見附表一。
截至２０１２年底，我國大中城市數占全國地級及以上城市總數的比例達到８２５６％，東部地區為９０％，中部地區為８３８３％，西部地區為７１９５％〔〕。從大城市的區域分布來看，東部地區同樣明顯高於中、西部地區，大城市在東部地區的比重為５５％，中部地區為３６３６％，西部地區的比重為３９０２％。其中，３００萬人以上的特大城市，東部地區有１４個，中部地區有４個，西部地區有３個。根據城市規模分布理論，合理的城市規模１
〔１〕計算時未包含襄陽市、海口市、德陽市、普洱市、拉薩市、銅仁市、畢節市以及三沙市。
·７６·第四章城市規模及其影響因素分布應該呈金字塔狀分布，即城市規模等級越高，城市數量越少，城市等級規模越低，城市數量越多。如圖４－３所示，全國的城市規模分布的核密度圖呈現尖峰厚尾分布，與正態分布相比明顯左偏，未達到較為理想的金字塔形分布，３００萬～１０００萬之間的特大城市數量不足。從東、中、西三大區域的城市規模分布的核密度圖來看，東部地區城市規模的分布較為合理，中、西部地區存在著特大城市數量不足的問題，中部地區問題尤為嚴重。
圖４－３２０１２年全國及東、中、西三大區域城市規模分布的核密度圖（單位：萬人）·７７·中國城市規模、效率與經濟增長二、城市規模影響因素的實證分析（一）變量選取城市規模的增長是一個城市係統演變的過程，在不同的曆史階段，影響城市規模增長的因素不盡相同，相同城市不同的階段，不同城市相同的階段，影響城市規模增長的因素也會有很大差異。但另一方麵，促進城市規模增長的基本因素在較短的時間內基本是不變的，因此，有必要對城市規模增長的影響因素進行研究以為城市的發展提供相應的指導。本節根據城市規模形成與發展模型和新經濟地理學理論，從城市稟賦條件、城市發展水平、公共基礎設施、城鄉收入差距、人力資本積累幾個方麵分析其影響城市規模增長的內在原理，確定相應的代理變量，為下一節的實證分析打下基礎。
１城市稟賦條件。城市的稟賦條件是城市規模增長的基礎，優越的地理位置、豐富的資源、優美的環境往往是城市形成及規模增長的重要原因。“即使隨意一瞥也會發現，雖然城市位置具有相當大的主觀性，但是世界上很多大城市都得益於其得天獨厚的自然優勢，主要是擁有一個好的港口或者非常接近主要”的水上通道。〔〕但同時“資源的詛咒”告訴我們，豐裕的資源對於一些國家和城市的經濟增長並不是充分的有利條件，有時反而是一種限製。總之，隨著科學技術的不斷進步，盡管促進城市規模增長的因素不斷變化，但稟賦條件對於城市發展的影響從未消失，稟賦條件的優劣影響了城市人口的遷入和遷出，影響著城市發展的動力和機遇，是影響城市規模的重要因素。
城市的稟賦條件在一段時間內是不會改變的，我們引入虛擬變１
〔１〕［］藤田昌久、［］克魯格曼、［］維納布爾斯著，梁琦主譯：《日美美空間經，濟學一城市、區域與國際貿易》中國人民大學出版社２００５年版，第１３頁。
·７８·第四章城市規模及其影響因素量來描述不同城市的稟賦條件，包括地理位置、資源稟賦二個虛擬變量。
２城市發展水平。城市發展水平最直接的表現就是市場規模，根據前文模型和新經濟地理學理論，市場規模直接影響著本地市場效應以及生活成本效應的產生，是城市規模增長的重要原因。另一方麵，市場規模的擴大會帶來競爭加劇、交通擁堵、環境惡化、生活成本提高等負麵影響，產生擁擠效應，導致一些廠商和勞動者遷往其他城市或區域，阻礙了城市規模的進一步擴大。市場規模擴大的正向和負向效應共同作用，推動著城市的發展。城市發展水平的另一個重要衡量指標是經濟結構。一般來說，對於一個城市而言，第三產業在經濟中所占的比重越高，城市的潛在規模會越大，因為第三產業一般是服務性行業，吸收就業的能力遠遠大於第二產業和第一產業。據Ａｕ２００６和Ｈｅｎｄｅｒｓｏｎ（）測算，製造業與服務業增加值之比為１時，城市的最佳規模為２５０萬人左右，而這個比值下降到０６時，城市的最佳規模則上升到２０９萬人～３８０萬人。我們選擇城市ＧＤＰ，第二、三產業的比值分別作為城市市場規模和經濟結構的代理變量。
３公共基礎設施。完善的公共基礎設施為廠商提供了良好的投資環境，基礎設施特別是生產性基礎設施比較好的城市，能夠使廠商節約大量的資金，降低生產和運輸的成本，吸引較多的投資者。與此同時，勞動者也會向基礎設施完善、環境優美的城市遷移。不僅如此，根據前文模型和新經濟地理學理論，良好的基礎設施可以大大增加要素的流動性，降低運輸成本，還會進一步加劇區域的聚集。我們選擇與城市規模增長關係最為密切的交通設施作為城市基礎設施的衡量指標，用年末城市實際鋪裝道路麵積作為代理變量。
４城鄉收入差距。城鄉收入差距是研究二元經濟結構下城·７９·中國城市規模、效率與經濟增長市發展必須要考慮的因素。在城市發展的過程中，城鄉收入差１９５４、距是農村地區勞動力向城市遷移的最初動力。劉易斯（）１９６１１９６９拉尼斯和費景漢（）以及托達羅（）一致認為農村人口不斷進入城市的一個重要原因是城鄉收入的差距。根據前文模型和新經濟地理學理論，不同區域實際工資的差異導致人口的聚集並會進一步增強循環累積的效應。因此，城市收入水平是影響城市規模增長的重要因素。我們用城市在職職工平均工資水平作為城市收入水平的代理變量。
５人力資本積累。人力資本積累及其溢出效應是城市增長，重要的推動力量（項本武等，２０１２）人力資本的積累有利於知識和信息的溢出，知識和信息的溢出促進聚集經濟效應的產生，聚集經濟效應是城市發展的主要動力。因此，人力資本的積累是影響城市規模增長的重要因素。一般來說，政府在人力資本投資上的支出越多，對於人才越具有吸引力，越有利於城市人力資本的積累；城市從事教育的人數越多，越有利於城市人力資本的積累。我們用財政預算內教育事業的支出作為政府人力資本投資的代理變量，用小學專任教師數、普通中學專任教師數、高等學校專任教師數分別作為從事初等教育、中等教育和高等教育人數的代理變量。
城市規模增長的上述五類影響因素並不是相互獨立的，它們之間彼此存在著內在的關聯。城市的產生和發展是建立在一定的區位因素和自然條件基礎上的，憑借著得天獨厚的稟賦條件，個別城市的城市規模不斷擴大。城市規模的擴大首先表現為市場規模的擴大，為了適應經濟的發展，城市必然大興土木，進行基礎設施的建設與完善。經濟的發展、基礎設施的完善必然會吸引大量的人才湧入，帶來人力資本的不斷積累。人力資本的積累會促進城市生產率的不斷提升，進而促進城市收入水平的提高。城市收入水平的提高又會進一步吸引人才，促進人·８０·第四章城市規模及其影響因素力資本的進一步積累。城市得益於經濟的發展，財政收入不斷提高，對於基礎設施以及人力資本的投資又會不斷增加。由此可見，城市規模與各影響因素之間也是相互促進、互為因果關係的。基於此，本章僅研究各因素對於城市規模的影響，至於城市規模對於其他因素的影響，特別是對於城市經濟增長的影響，本書將在第七章進行研究和討論。
表４－５變量的含義、理論說明及預期符號解釋變量含義理論說明預期符號ＷＥＳＴＭＩＤＤＬＥ西部，地理位置（虛擬一般來說，東部城市的規模增長最快變量，是＝１，否＝０）部次之，西部最慢，中中部，地理位置（虛擬一般來說，東部城市規模增長最快變量，是＝１，否＝０）次之，西部最慢，中部資源型城市，資源稟賦（虛擬變量，是＝１，否＝０）城市ＧＤＰ（單位：億元）－
－ＥＮＥＲＧＹＧＤＰＩＮＳＴＲＵＣＴＲＯＡＤ經驗顯示，資源型城市起初規模增長較快，待定後期越來越慢城市的經濟總量越大，＋城市規模就越大第三產業在經濟總量第二產業和第三產業產中的比重越大，城市－值之比規模越大城市道路麵積越多，實有鋪裝道路麵積（單交通越方便，要素的＋位：萬平方米）流動性越大，城市規模的增長越快·８１·中國城市規模、效率與經濟增長續表解釋變量含義理論說明預期符號ＡＷＡＧＥ城市職工平均工資水平（：元）單位ＥＤＵＥＸＰ財政預算內教育事業的單位支出（：萬元）初等教育從業人數（單位：萬人）中等教育從業人數（單位：萬人）高等教育從業人數（單位：萬人）ＪＵＮＳＣＨＭＩＤＳＣＨＳＥＮＳＣＨ城市的工資水平越高，越能吸引勞動力的遷入，城市規模的增長越快，但同時高收入待定往往意味著生活成本和房價較高，這又抑製了城市規模的擴大教育事業的支出越多，人力資本的積累越高，＋城市規模的增長越快初等教育從業人數越多，初級人力資本的＋積累越高，城市規模的增長越快中等教育從業人數越多，中級人力資本的＋積累越高，城市規模的增長越快高等教育從業人數越多，高級人力資本的＋積累越高，城市規模的增長越快（二）研究方法為了分析相同因素對不同規模城市的影響，本節采用分位·８２·第四章城市規模及其影響因素數回歸的方法進行研究。分位數回歸（ＱｕａｎｔｉｌｅＲｅｇｒｅｓｓｉｏｎ）是１９７８年由Ｋｏｅｎｋｅｒ和Ｂａｓｓｅｔｔ首先提出〔〕，後來由Ｋｏｅｎｋｅｒ和Ｈａｌｌｏｃｋ進行了發展〔〕。分位數回歸能夠估計出條件分布的若幹重要的分位數，例如１／４分位數、中位數、３／４分位數，而ＯＬＳ僅僅進行的是均值回歸，因此分位數回歸能對條件分布有更全麵的認識，提供更全麵的信息。除此之外，分位數回歸使用殘差絕對值的加權平均作為最小化的目標函數，不易受極端值的影響，而ＯＬＳ的古典均值回歸直接把殘差平方和作為最小化的目標函數，受極端值的影響較大。因此，分位數回歸的結果較ｙ
為穩健。分位數回歸的估計方法如下：假設條件分布（ｘ）的總體ｑ分位數ｙｘ是ｘ的線性函數，即：１
２ｑ
()
ｙｑ(ｘｉ)＝ｘ′ｉβｑ，其中，β被稱為“ｑ分位數回歸係數”其估計量β可以通過以下最小化的問題來定義：ｍｉｎ∑ｑｙ－ｘ′β＋∑（－ｑ）ｙ－ｘ′β１
：：由於分位數回歸的目標函數含有絕對值，不可微分，因此通常使用線性規劃的方法來計算β。可以證明，樣本分位數回歸係數β是總體分位數回歸係數β的一致估計量，而且β服從漸進的正態分布，即：０Ａｖａｒβ）β槡ｎ（－β）→Ｎ（，（）∧
ｑｑ
ｎｎ
βｑｉｙ≥ｘ′βｉｑｉｉ
ｉｑ
ｉｙｉ＜ｘ′βｑｉｉ
ｉｑ
∧ｑ
∧∧
ｑｑ
ｑ∧
ｄ∧
ｑｑ
ｑ，ＢａｓｓｅｔｔＧ，“ＲｅｇｒｅｓｓｉｏｎＱｕａｎｔｉｌｅｓ”ｉｎＥｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃａ，１９７８，，Ｖｏｌ４６，Ｎｏ１，ｐｐ３３～５０．ＱｕａｎｔｉｌｅＲｅｇｒｅｓｓｉｏｎ”ｉｎＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃＰｅｒ，〔２〕ＫｏｅｎｋｅｒＲ，ＨａｌｌｏｃｋＫＦ，“ｓｐｅｃｔｉｖｅｓ，２００１，Ｖｏｌ１５，Ｎｏ４，ｐｐ１４３～１５６．〔１〕ＫｏｅｎｋｅｒＲ·８３·中國城市規模、效率與經濟增長其中，漸近方差Ａｖａｒ（）＝ＡＢＡ。
β１１Ａ＝ｐｌｉｍ∑ｆ（ｘ）ｘ′，＝ｐｌｉｍ∑ｑ（－ｑ）ｘ′，０ｘＢ１ｘｎｎｆ（ｘ）是擾動項ｕ＝ｙ－ｘ′β的條件密度函數在ｕ＝０處的０
取值。
（三）數據說明與模型設定為了更好地擬合模型，充分解釋各因素對於城市規模的影響，本節采用麵板數據進行分析。麵板數據同時包含了時序數據和截麵數據，有以下優勢：一是既可以用於分析各城市之間的靜態差異情況，又可以描述每個區域本身的動態變化特征；二是可以有效地擴大樣本容量，提高模型的估計精度；三是可以反映一些被忽略的時間因素和個體差異因素的綜合影響，例如政策差異和地域差異等難以觀察或量化的因素〔〕。考慮到數據的一致性和可得性，我們選取了２００１－２０１２年間我國２８５個，地級及以上城市的麵板數據進行分析（具體城市見附表二）數據來源於中經網城市年度數據庫，個別缺失數據利用《中國城市統計年鑒１９９２～２０１３》以及各城市的統計年鑒進行補充。有些數據無從查閱設為缺失值，在分析過程中會自動刪去。本書，采用麵板數據模型裏的“固定效應模型”具體表達式如下：∧
－１－１ｑ
ｎｎ
ｎ→∞ｉ＝１ｕｑｉ
ｉｉ
ｎ→∞ｉ
ｉｉ＝１ｕｑｉ
ｑｑ
ｑ１
ｌｎｃｉｔｙｓｉｚｅｉｔ＝β０＋β１ｌｎｐｏｐ１９９０ｉ＋β２ｌｎｇｄｐｉｔ＋β３ｉｎｓｔｒｕｃｉｔ＋β４ｌｎｔｒｏａｄｉｔ＋β５ｌｎａｗａｇｅｉｔ＋β６ｌｎｅｄｕｅｘｐｉｔ＋β７ｌｎｊｕｎｓｃｈｉｔ＋β８ｌｎｍｉｄｓｃｈｉｔ＋β９ｌｎｓｅｎｓｃｈｉｔ＋ｕｉ＋εｉｔｉ＝１２（，，ｎ；＝１，…Ｔ）…ｔ２其中，ｉ表示各個城市，ｔ代表時間（）β為常數項，β～β年，為各變量的係數。擾動項由ｕ和ε兩部分組成，稱為“複合擾０
１９
ｉｉｔ〔１〕高健、油永華：“農業稅費改革對農業經濟增長影響的實證分析：１９９６～２０１０”載《，天水行政學院學報》２０１２年第５期。
·８４·第四章城市規模及其影響因素，動項”其中，不可觀測的隨機變量ｕ是代表區域異質性的截距項，很多情況下可以將ｕ視為常數，其隨著區域的不同而改變，因而可以反映模型中被忽略的區域差異因素的影響。考慮到城市規模的變化具有一定的連續性，城市的初始規模對於城市規模的增長具有重要影響，我們引入了控製變量ＰＯＰ１９９０，即城市在１９９０年的初始規模，目的是盡量消除城市初始條件不同對城市規模的影響。個別城市１９９０年的數據缺失，采用各城市距１９９０年最近的可獲得的市轄區非農業人口數予以代替〔〕。
ｉｉ
１表４－６基於２００１～２０１２年中國城市麵板數據的不同估計方法的結果隨機效應模型變量係數ｌｎｐｏｐ１９９０ｌｎｇｄｐｉｎｓｔｒｕｃｌｎｔｒｏａｄｌｎａｗａｇｅｌｎｅｄｕｅｘｐｌｎｊｕｎｓｃｈｌｎｍｉｄｓｃｈｌｎｓｅｎｓｃｈ＿ｃｏｎｓＲ２０２８８０１４０－０００１００７６０１５４０１０９００８９０２２８００２３－３５５６Ｐ值０００００００００１４２０００００００００００００００４００００００３５００００係數０１０９０２９７－０００２００６４０１２６００６６００２４０１１９００１９－１２５７Ｐ值００４８００００００７８０００２０００１０００１０５４１０００６００２８０００５係數０２９３００７６－０００１００８８０１３１０１２６００９５０２８０００２８－３７７０Ｐ值００００００００００５２００１１０００３０００２０００１０００６００１６００００固定效應模型混合回歸模型０８５９０９０６０８６１〔１〕為了防止早期人口規模變量的引入引起計量模型的內生性問題，我們進行了檢驗，檢驗結果表明解釋變量並不存在內生性問題。
·８５·中國城市規模、效率與經濟增長每個城市的稟賦不同，城市規模的變化受到不隨時間改變因素的影響，因此，使用固定效應模型是比較合理的。但為了穩健起見，有必要對隨機效應模型、固定效應模型以及混合回歸模型三種方法進行對比分析以確定采用固定效應模型的科學性。表４－６列出了三種方法的估計結果，不難發現，不同估計方法所得變量係數的估計值以及其顯著性有一定的差別，其中固定效應模型的係數估計值與其他兩種估計法的差別較大。在隨機效應和固定效應估計的基礎上，進行豪斯曼檢驗，得到Ｃｈｉ２統計量的值為１４３３６７，Ｐ值為０００００，故強烈拒絕原假設，認為應該使用固定效應模型。在混合回歸的基礎上進行檢驗，分別得到Ｆ統計量和Ｃｈｉ２統計量的值分別為４８４５和１２２１０７４，Ｐ值均為０００００，故強烈拒絕原假設，認為應該使用固定效應模型，而非混合效應模型。此外，固定效應模型的擬合優度好於混合回歸模型和隨機效應模型，達到０９０６。綜上所述，采用固定效應模型更為合理。
（四）實證結果及分析表４－７變量ｌｎｐｏｐ１９９０ｌｎｇｄｐｉｎｓｔｒｕｃｌｎｔｒｏａｄｌｎａｗａｇｅ２００１～２０１２年中國城市規模影響因素麵板分位數回歸結果分位數回歸估計０１０２５０３７４０１２１０００１００８３００９５ＦＥ估計０５０３１００１１０－０００１００７８０１６３０７５０２１８－０００７－０００３００７７０２７３０９０１１５－００４０－０００４００５７０２８７０１０９０２９７－０００２００６４０１２６０４２５０１１６０００２００８０００８７·８６·第四章城市規模及其影響因素續表分位數回歸估計變量ｌｎｅｄｕｅｘｐｌｎｊｕｎｓｃｈｌｎｍｉｄｓｃｈｌｎｓｅｎｓｃｈ＿ｃｏｎｓＦＥ估計０１００６６００２４０１１９００１９－１２５７００５０－００９０１３５００５２－０９０１０２５００７２－００１１００９２００３８－１１８１３１０１０５００９４００２２０１２３００１５－１９８９０７５０１３３００８８０２３８－０００４０９０１４９０１７９０３０４－００３３－３６８３－４２２４樣本數
注：、和分別表示在１％、５％和１０％的水平上顯著。
表４－７是基於２００１～２０１２年２８５個地級及以上城市麵板數據得出的城市規模影響因素在０１、０２５、０５、０７５以及０９分位點上分位數回歸的結果。為了進行對比分析，表中同時列ＦＥ出了固定效應模型（）的估計結果。ＦＥ回歸結果讓我們在期望的意義上關於不同因素對於城市規模的影響有了一個基本的判斷，分位數回歸結果則能幫助我們分析在不同城市規模上各因素的影響程度的變化規律和差異。
１城市發展水平。我們首先分析市場規模即城市ＧＤＰ對城市規模的影響。從固定效應模型和分位數估計的結果來看，除了０７５分位點外，ｌｎｇｄｐ的係數均通過了顯著性檢驗，說明市場規模對於城市規模的增長具有重要的影響。０１、０２５、０５、０７５以及０９分位點上的回歸係數分別為０１１６、０１２１、０１１０、－０００７和－００４０，呈現出先增加後減少的趨勢，較大分位點的係數出現了負值。這一特點在圖４－４給出的０～１各分位點ｌｎｇｄｐ係數的估計值中表現得更為明顯。之所以會出現這種·８７·中國城市規模、效率與經濟增長情況，我們認為在城市規模較小時，市場規模對於城市規模的增長具有明顯的促進作用，並且隨著城市規模的增長，這種影響力逐漸增強，但當城市規模達到一定程度時，擁擠效應逐漸顯現並不斷增強，開始抑製城市規模的擴張，表現為ｌｎｇｄｐ係數的緩慢下降；當擁擠效應足夠大時，市場規模將不再產生影響甚至開始出現負效應。接下來，我們分析經濟結構對城市規模的影響。從分位數估計的結果來看，ｉｎｓｔｒｕｃ的係數均通過了顯著性檢驗，說明經濟結構對於城市規模的增長具有顯著的影響。
０１、０２５、０５、０７５以及０９分位點上的回歸係數分別為０００２、０００１、－０００１、－０００３和－０００４，在較低的分位點上數值為正，在較高的分位點上數值為負。從圖４－４給出的０－１分位點ｉｎｓｔｒｕｃ係數的估計值中，我們看到ｉｎｓｔｒｕｃ係數在較小分位點上為正，在較大分位點上為負，呈單調遞減的趨勢。
這說明經濟結構即產業結構對於不同規模城市增長的影響不同，第二產業對於小城市規模的增長作用明顯，而第三產業對於大城市規模擴張的作用更加明顯。
圖４－４各分位點ｌｎｇｄｐ和ｉｎｓｔｒｕｃ係數的估計值公共基礎設施。從固定效應模型和分位數估計的結果來看，ｌｎｔｒｏａｄ的係數均通過了１％的顯著性檢驗且均為正值，說明公共基礎設施對於城市規模的增長具有顯著的推動作用。固定２·８８·第四章城市規模及其影響因素效應模型的回歸係數為００６４，０１、０２５、０５、０７５以及０９分位點上的回歸係數分別為００８０、００８３、００７８、００７７和００５７，結合各分位點ｌｎｔｒｏａｄ係數估計值的圖像（，如圖４－５）我們容易發現ｌｎｔｒｏａｄ的係數呈現小幅增加後緩慢減少的趨勢，在大約０８分位點時下降幅度明顯增大。這說明公共基礎設施對於中小城市的發展相對於大城市具有更加重要的作用，即隨著城市規模不斷增長，基礎設施的影響慢慢減弱，等城市發展到一定規模，相應的基礎設施達到相對完善的程度，公共基礎設施對城市規模增長的促進作用迅速下降。
圖４－５各分位點的ｌｎｔｒｏａｄ係數的圖４－６各分位點的ｌｎａｗａｇｅ係數的估計值估計值城市收入水平。從固定效應模型和分位數估計的結果來看，ｌｎａｗａｇｅ的係數均通過了顯著性檢驗且均為正值，這說明城市收入水平越高會導致城市規模不斷擴大。固定效應模型的回歸係數為０１２６，０１、０２５、０５、０７５以及０９分位點上的回歸係數分別為００８７、００９５、０１６３、０２７３和０２８７，呈現出單調遞增的趨勢。進一步，從各分位點ｌｎａｗａｇｅ係數估計值的圖如圖像（４－６）可以看出，ｌｎａｗａｇｅ係數估計值隨著分位點的不斷增加，其增長趨勢開始比較緩慢，在大約０２５分位點時增長趨勢開始增強，在大約０７５分位點時增長趨勢又變得緩慢起３·８９·中國城市規模、效率與經濟增長來。究其原因，規模較小的城市由於基礎設施不完善，就業機會較少，影響了收入增加的吸引力。隨著城市規模的擴大，相關配套設施愈發完善，高收入的吸引力逐漸加強，但當規模到達一定程度時，大城市的擁擠效應以及較高的生活成本部分抵消掉了高收入對於廠商和勞動力的吸引，導致高收入的影響力增長放緩。
４人力資本。從固定效應模型和分位數估計的結果來看，ｌｎｅｄｕｅｘｐ的係數均通過了顯著性檢驗且均為正數，這說明教育支出即人力資本投資對於城市規模的擴大有顯著的正向作用。
ｌｎｅｄｕｅｘｐ固定效應模型的回歸係數為００６６，０１、０２５、０５、０７５以及０９分位點上的回歸係數分別為００５０、００７２、００９４、０１３３和０１４９，呈現遞增的趨勢，增長幅度不斷增加，這一特征從各分位點ｌｎｅｄｕｅｘｐ係數估計值的圖像（如圖４－７）中可以進一步印證。這表明城市規模越大，人力資本投資對於城市規模增長的影響越大，原因是人力資本的知識溢出效應具有規模效應，即人力資本的規模越大，溢出效應越明顯。從固定效應模型和分位數估計的結果來看，ｌｎｊｕｎｓｃｈ、ｌｎｍｉｄｓｃｈ和ｌｎｓｅｎｓｃｈ的係數絕大多數通過了顯著性檢驗，這說明從事教育的人數對於城市規模的擴大有一定的作用。從各分位點的ｌｎｊｕｎｓｃｈ、ｌｎｍｉｄｓｃｈ和ｌｎｓｅｎｓｃｈ係數估計值的圖像（如圖４－７）可以看出，ｌｎｊｕｎｓｃｈ和ｌｎｍｉｄｓｃｈ的係數與城市規模基本呈現正向的關係。
一方麵是因為一般城市規模越大，基礎教育越完善，從事教育的人數就越多，另一方麵是因為初級和中級人力資本是知識得以溢出的基礎，城市規模越大，越需要全體市民基本人力資本的提升，基礎教育的作用越發明顯；ｌｎｓｅｎｓｃｈ的係數與城市規模呈現負向的關係，原因是我國從事高等教育的人員集中於大城市，而高級人力資本對於小城市而言是比較稀缺的資源，其對於小城市經濟以及科技的發展相對於大城市而言具有更大的作·９０·第四章城市規模及其影響因素用，因而其對於小城市規模的增長作用更大。
圖４－７各分位點的ｌｎｅｄｕｅｘｐ、ｌｎｊｕｎｓｃｈ、ｌｎｍｉｄｓｃｈ、ｌｎｓｅｎｓｃｈ係數的估計值三、分不同年份的實證結果及分析表４－８變量ｌｎｐｏｐ１９９０ｍｉｄｄｌｅｗｅｓｔｅｎｅｒｇｙｌｎｇｄｐ２０１２年中國城市規模影響因素回歸結果分位數回歸０２５０１４９５－０００２２００３３８－００５２６００１０５ＯＬＳ０１０１２６１０００７８００４７４－００３２２００１９７０１６１０００３２０００６２０－００３６３００４６３０５０１１１７－０００７７００１４９－００５９７００２６５０７５００７５８００１２３００４６２－００１２３００２２５０９００３９２００２２５０１５３１００２１３－００４４４·９１·中國城市規模、效率與經濟增長續表分位數回歸變量ｉｎｓｔｒｕｃｌｎｔｒｏａｄｌｎａｗａｇｅｌｎｅｄｕｅｘｐｌｎｊｕｎｓｃｈｌｎｍｉｄｓｃｈｌｎｓｅｎｓｃｈ＿ｃｏｎｓＲ２ＯＬＳ０１－０００２００６３３００９３００６７８０５２５６０２８９４－０００９００２４８６０９４４８００１２２００９２８００２７７００２０８０５８２７０１９６８００２９３－０２５２９０７３４１０２５０００５１０１０７６０３９５６００７２４０５６５３０１８２５－００２２２１０７１９０７５１３２８００５－０００５２００８９００２４４８００８０５０５０３１０３１２７－００３２６－１１０６３０７６９９０７５－０００８１００５８８０１９９９０１０６９０４８３９０３０８６－００２４６－０１２１３０７９１８０９－００１５２００４８４－０１９０２０１１４６０４２７８０４４７０００１２６－１２１１７０８１８８樣本數
注：、和分別表示在１％、５％和１０％的水平上顯著。
上一節我們利用２００１～２０１２年２８５個地級及以上城市的麵板數據采用分位數回歸方法綜合分析了各因素對於城市規模增長的影響。但是，在不同的曆史階段，相同因素對城市規模增長的影響及影響程度會有所不同。為了更好地研究城市規模的影響因素，了解相同影響因素在不同的時間段特別是現階段對城市規模的影響，我們選取２０１２年２８０個地級及以上城市的截麵數據進行分位數回歸，同時每隔５年選取１９９７、２００２和２００７三個年份的截麵數據進行對比分析，其中１９９７年包括２２２個城市，２００２年包括２７６個城市，２００７年包括２８２個城市。數據來源於中經網城市年度數據，個別缺失數據利用《中國城市統計·９２·第四章城市規模及其影響因素年鑒１９９８～２０１３》以及各個城市的統計年鑒進行補充。考慮到城市稟賦條件對於城市規模的影響，我們加入了表示區位和資源的虛擬變量，計量模型具體如下：ｌｎｃｉｔｙｓｉｚｅｉ＝β０＋β１ｌｎｐｏｐ１９９０ｉ＋β２ｍｉｄｄｌｅｉ＋β３ｗｅｓｔｉ＋β４ｅｎｅｒｇｙｉ＋β５ｌｎｇｄｐｉ＋β６ｉｎｓｔｒｕｃｉ＋β７ｌｎｔｒｏａｄｉ＋β８ｌｎａｗａｇｅｉ＋β９ｌｎｅｄｕｅｘｐｉ＋β１０ｌｎｊｕｎｓｃｈｉ＋β１１ｌｎｍｉｄｓｃｈｉ＋β１２ｌｎｓｅｎｓｃｈｉ＋εｉ０
１１２其中，ｉ表示各個城市，β為常數項，β～β為各變量的係數，ε表示隨機誤差項。作為對比，我們同時采用ＯＬＳ和分位數回歸兩種方法進行估計。
表４－８給出了利用ＯＬＳ和分位數回歸兩種方法計算的２０１２年城市規模影響因素的回歸結果，１９９７年、２００２年和２００７年的回歸結果分別見附表三、附表四和附表五。
１區位因素。從２０１２年的回歸結果來看，區位因素對城市規模的影響不顯著，多數分位點的係數為正值，但從２００２年和２００７年的回歸結果來看，區位因素的影響比較明顯，各分位點的係數均為負且均通過了顯著性檢驗。究其原因，隨著我國西部大開發政策效果的不斷顯現，中、西部城市迅速崛起，城市規模不斷擴大，加之信息、交通等技術的發展，區位因素的負麵影響正不斷減弱甚至轉變為正向作用。從２００２年和２００７年的回歸結果來看，區位因素對於城市規模的負向影響隨著分位點的提高先降低後增加，對高分位點的城市影響最大。原因是中、西部地區受地理和政策的影響，小城市基礎薄弱發展緩慢而大城市潛力有限難以有大發展，隻有中等規模的城市獲得了較快發展，從而導致中、西部地區的大城市和小城市規模與東部地區差異較明顯。
２資源稟賦。從２０１２年的回歸結果來看，除了０９分位點外，資源稟賦對城市規模的影響在各分位點均為負，說明資源稟賦對於城市規模的增長有阻礙作用，恰恰印證了“資源詛咒”ｉ
·９３·中國城市規模、效率與經濟增長的理論。從各係數來看，ＯＬＳ的係數為－００３２２，但不顯著，０１、０２５、０５、０７５以及０９分位點的係數分別為－００３６３、－００５２６、－００５９７、－００１２３、００２１３，其中０２５和０５分位點的係數通過了顯著性檢驗，表明資源稟賦對中等城市的規模影響顯著，而對小城市和較大城市影響不顯著。究其原因是資源稟賦較好的城市中，中等規模城市居多而小城市和較大城市的比例較小，這些資源型城市正麵臨著資源枯竭、經濟增長乏力的問題。從１９９７年的回歸結果來看，資源稟賦在各分位點的係數雖然未通過顯著性檢驗但多數為正值，表明對於城市的早期發展，資源稟賦曾經起到過積極的作用。
３城市發展水平。從２０１２年的回歸結果來看，無論是ＯＬＳ還是分位數回歸，市場規模即ＧＤＰ對城市規模的影響相比於麵板數據的結果均出現了下降，且在每個分位點均不顯著。從２００７年、２００２年和１９９７年的回歸結果來看，市場規模對於城市規模的影響卻具有顯著的影響，幾乎所有的係數均通過了顯著性檢驗。之所以會出現這種情況，我們認為是由於在現有的城市發展條件下，到２０１２年城市規模增長的瓶頸開始出現，擁擠效應普遍較大，導致市場規模對於城市規模的影響不再顯著，在一些大城市甚至出現了負向影響。從２０１２年的回歸結果來看，經濟結構在０５、０７５和０９分位點上的係數通過了顯著性檢驗，數值為負；但從１９９７和２００２年的回歸結果來看，經濟結構大多在較低分位點上的係數通過顯著性檢驗且數值為正。這表明在我國城市快速發展階段的前期，第二產業對於城市規模增長的影響顯著，而現階段第三產業的作用顯著，“轉方式、調結構”是我國大部分城市特別是較大規模城市未來發展的重中之重。
４公共基礎設施。從２０１２年的回歸結果來看，ＯＬＳ的回歸係數為００６３３，０１、０２５、０５、０７５以及０９分位點的係數·９４·第四章城市規模及其影響因素分別為００９２８、０１０７６、００８９０、００５８８、００４８４，數值及趨勢與麵板數據的結果基本一致，表明公共基礎設施對於城市規模增長的促進作用比較穩定。１９９７年、２００２年以及２００７年的回歸結果同樣呈現出相同的趨勢，不同的是隨著時間的推移，公共基礎設施係數的最大值出現的分位點有不斷前移的趨勢，說明公共基礎設施對於城市發展初期以及較小規模城市的促進作用更為明顯，同時也說明基礎設施建設對於城市發展一直起著舉足輕重的作用。
５城市收入水平。從２０１２年的回歸結果來看，ＯＬＳ的回歸係數為００９３，０１、０２５、０５、０７５以及０９分位點的係數分別為００２７７、０３９５６、０２４４８、０１９９９、－０１９０２，隻有０１分位點的係數未通過顯著性檢驗，整體呈現先增加後降低的趨勢，這與麵板數據的分析結果有些不同。原因是當城市規模擴大到一定程度，擁擠效應和生活成本的增加會大大抵消高收入的吸引作用。０９分位點的係數為負，說明在一些大城市，擁擠效應和生活成本已經出現了超過高收入影響的現象，導致遷入人口無法定居，最終選擇遷出該城市，我國目前一些大城市的逆城市化就是最好的佐證，這從一定程度上說明一些城市已經超越了合理的規模。從２００７年和２００２年的回歸結果來看，城市收入水平對於城市規模的影響基本都具有正向的顯著影響；而從１９９７年的回歸結果來看，城市收入水平對於城市規模的影響均不顯著，這是因為那時國家對於人口的遷移有較為嚴格的限製，限製了城市規模的增長。
６人力資本。從２０１２年的回歸結果來看，人力資本對於城市規模的增長具有重要的作用。教育支出的ＯＬＳ回歸係數為００６７８，０１、０２５、０５、０７５以及０９分位點的係數分別為００２０８、００７２４、００８０５、０１０６９、０１１４６，呈現出不斷增加的趨勢，與麵板數據分析的結果基本一致。但從２００７年、２００２年·９５·中國城市規模、效率與經濟增長以及１９９７年的回歸結果來看，教育支出對於城市規模的增長影響並不顯著，這表明城市發展到現階段，加大城市人力資本投資、實現人力資本的不斷積累、促進城市內涵式發展是所有城市發展的必然選擇。從２０１２年的回歸結果來看，從事教育的人數對於城市規模的發展有重要影響，其中，初等和中等教育的作用依然顯著，而高等教育並未表現出顯著的影響力。究其原因，初級人力資本和中級人力資本是知識得以溢出的基礎且流動性不強，對於城市的發展和規模的增長一直起著較為穩定的重要作用；而近幾年由於受國家政策的影響和城市生活成本的製約，高等人力資本流動性強，大多流向特大城市和超大型城市，導致高等教育和城市規模增長並未表現出顯著的關係。但從２００７年和２００２年的回歸結果看，高等教育對於城市規模的增長有較為顯著的正向影響。
四、分不同區域的實證結果及分析表４－９中國三大地區城市規模影響因素回歸結果東部地區變量分位點係數０１０２５ｌｎｐｏｐ１９９００５０７５０９０３３８１０２８６２０２４４００１９４８０１３０９中部地區係數０４０９４０３９９７０３３６５０１３８４０００９８西部地區係數１１０４２１０７８８１０２８４０９００００７２３４Ｐ值００００００００００００００００００００００００５Ｐ值００００００００００００００００００１７０７４８４Ｐ值０００００００００００００００００００００００００·９６·第四章城市規模及其影響因素續表東部地區變量分位點係數０１０２５ｌｎｇｄｐ０５０７５０９０１０２５ｉｎｓｔｒｕｃ０５０７５０９０１０２５ｌｎｔｒｏａｄ０５０７５０９０１０２５ｌｎａｗａｇｅ０５０７５０９０１０１００１１５２００５７６００２７３０００８９００００６中部地區係數０１２５６０１１２９０１０３９００４６９００３５８００２０５００１２９００００５西部地區係數００３６２００２９７００１６６００３８４００９２４００２４０００１９２０００９４－０００８５－００２００００９００００６７９００１２７００１２５００８９３０１３３１０２１４５０３１９８０４１０８０４５７７Ｐ值００４１１０００００００１２３０４０３５０７７２０００３８０Ｐ值００００００００００００００７０１７６７０２９６６０００００００１１８０９４１０Ｐ值０２２９００３３７８０７１０２０６０１６０１７８５００２２７０１０２９０４８０８０５９９９０４６２５０００４４００３０８０６４８８０７５４９０２４７７００００８０００２８００００００００００００００２－００００１０８１０３－０００１１０００１６－０００２５０００００－０００３７０００００－００１２３０８３２６００７５５００９４０００８９６０１０２８０１１９０００７１８００６６５０１５７１０１４０４００００００００００００００７０００１２０１２０８００４５１００４０２０００６０００５３１－００１７２０１４０８－００４０４００００１００９５２００８２８０１１６６０１８０８０２１８０００７７５０１２２８０１７７５０２４４１０２２２６０００００００００３０００００００００００００００００６６３００００００００００００００００００００·９７·中國城市規模、效率與經濟增長續表東部地區變量分位點係數０１０２５ｌｎｅｄｕｅｘｐ０５０７５０９０１０２５ｌｎｊｕｎｓｃｈ０５０７５０９０１０２５ｌｎｍｉｄｓｃｈ０５０７５０９０１０２５ｌｎｓｅｎｓｃｈ０５０７５０９００４９９００８８００１４２００１２７２０１６４６００５４７０１０２７０１２３２０１６８５０１０６７０２３５１０１６１００１７８３０２３２９０３２５９０１１９２００６５７００４６４００２３１００００４中部地區係數０００８６００２４１００３７９００４３７００５１５西部地區係數０１３０９０１１２６０１９１８０２５５５０１１０３－０５８３７－０５０９４－０５２９７－０５３０９－００８６００１７５２０１７２８０２４７９０３７５９０１６８１００２７８００１２０－００２０７－００４４１－００５３６Ｐ值０３２６２００００５００００００００００００００００１７１５００１０１０００６２０００５２００００１０００２９０００１６００００５０００１００００００００００００００００００００００１２８４０９７５４Ｐ值０５８６８００７８４００４６４０１３３２００７２６Ｐ值００００１００００９００００００００００００３６２０００００００００００００００００００００５００７０００７３０００５６０００１００００００００２００００７２６０４８７５０２８４２００７１９０１４８０－０１３８３０００１３－００１１４０７２７２００４２５０１４２００１７６８０１１９６００１７６００１７３０１４６９０２７１２００５７４００４５９００１５００２００３０００４５０００４８０００１４０５９６８０６０２０００４１９００００００００００００００００１１０９－０００９９０５７９３－００５３８０００２０·９８·第四章城市規模及其影響因素續表東部地區變量分位點係數０１０２５＿ｃｏｎｓ０５０７５０９中部地區係數Ｐ值西部地區係數－０２２９６－０９４６７－２２６１０－３７１９１－３８０７３Ｐ值Ｐ值０５７２５０２１８００００５３０００００００００１－２６８４１００００７－２３７５８０００００－２５９７３０００００－３４７０００００００－３４２１１０００００１１２８－０００１４０９９７６－０４３６３０１５２１－１１４６１０００３９－２７７５９０００００－３１６８２０００００１１５０樣本數８２３上一節我們就全國範圍內城市規模的影響因素分不同年份進行了分位數回歸分析，回歸結果表明區位因素對於城市規模具有一定的影響。為了更好地研究不同區域城市規模增長的影響因素，本節將分東、中、西三大區域利用２００１～２０１２年的城市麵板數據采用分位數回歸的方法進一步討論。計量分析模型采用以下模型：ｌｎｃｉｔｙｓｉｚｅｉｔ＝β０＋β１ｌｎｐｏｐ１９９０ｉｔ＋β２ｌｎｇｄｐｉｔ＋β３ｉｎｓｔｒｕｃｉｔ＋（，，ｎ；＝１，…Ｔ）…ｔ２１城市發展水平。就市場規模而言，東、中部地區０１、０２５和０５分位點的係數通過了顯著性檢驗，呈現出不同程度的下降趨勢，中部地區的係數稍大於東部地區，說明市場規模對城市規模的影響在東部要弱於中部，原因是東部地區城市規模普遍大於中部地區，擁擠效應較大，抵消了市場規模擴大帶來的經濟效應。西部地區所有分位點的係數均未通過顯著性檢驗，原因應該是東、中部地區特別是東部地區城市規模較大、β９ｌｎｓｅｎｓｃｈｉｔ＋ｕｉ＋εｉｔｉ＝１２β４ｌｎｔｒｏａｄｉｔ＋β５ｌｎａｗａｇｅｉｔ＋β６ｌｎｅｄｕｅｘｐｉｔ＋β７ｌｎｊｕｎｓｃｈｉｔ＋β８ｌｎｍｉｄｓｃｈｉｔ＋·９９·中國城市規模、效率與經濟增長就業機會多、預期收益高、生活環境好，西部地區城市人口向東、中部地區遷移的意願強烈，盡管西部地區城市市場規模不斷增長卻並未顯著促進城市規模的增長。就經濟結構而言，東部地區０１、０５、０７５以及０９分位點的係數通過了顯著性檢驗，中部地區０１、０２５和０９分位點的係數通過了顯著性檢驗，西部地區僅０１分位點的係數通過了顯著性檢驗，較低分位點的係數為正，較高分位點的係數為負，說明城市發展水平越高，城市規模越大，第三產業對於城市規模增長的作用越明顯，同時反映出中、西部地區特別是西部地區還有待進一步加快產業結構的調整。
２公共基礎設施。東部地區０２５、０５、０７５以及０９分位點的係數通過了顯著性檢驗，中部地區所有分位點的係數均通過了顯著性檢驗，說明基礎設施特別是交通條件對東、中部地區城市規模的增長影響顯著。中部地區相應分位點的係數大於東部地區，究其原因應該是中部地區處於經濟崛起的階段，便利的交通設施更能促進其城市規模的增長。西部地區僅０１和０２５分位點的係數通過了顯著性檢驗，說明基礎設施對於西部地區較大城市的影響不顯著，原因應該是西部地區城市規模相比於中、東部較小，現有的基礎設施可以滿足城市發展的需要，基礎設施的改善對城市規模增長的促進作用有限。
３城市收入水平。除了東部地區０１分位點的係數未通過顯著性檢驗外，其他地區所有分位點的係數均通過了顯著性檢驗。東部地區各分位點的係數沒有呈現出明顯的趨勢，中、西部地區各分位點的係數呈現出單調遞增的趨勢，說明在中、西部地區，城市規模越大，城市收入水平對城市規模的影響越大。
原因應該是中、西部地區農業人口較多，剩餘勞動力豐富，城市較高的工資會吸引大量的農業人口遷入城市，導致城市規模的增長。由於更多人傾向於向大、中城市遷移，因此，城市越·１００·第四章城市規模及其影響因素大，收入水平對城市規模的影響越大。橫向比較來看，從東到西，城市收入水平對城市規模的影響不斷增強，原因應該是東、中部地區特別是東部地區城市生活及定居成本的不斷增加抵消了高收入的吸引力。
４人力資本。就教育支出而言，東部地區０２５、０５、０７５以及０９分位點的係數通過了顯著性檢驗，中部地區０２５、０５以及０９分位點的係數通過了顯著性檢驗，西部地區所有分位點的係數均通過了顯著性檢驗，西部地區無論是從係數的數值還是顯著程度上均大於東、中部地區，究其原因應該是西部地區人力資本比較匱乏，單位人力資本投資可以形成更多的人力資本，從而推動城市規模的更快增長。就初等教育而言，東部和中部地區各分位點的係數大部分為正，西部地區為負，說明西部地區初等教育落後，未能對資本積累做出較大的貢獻，進而影響城市規模的增長。中等教育對於東、中、西部地區的城市規模均表現出顯著的促進作用，表明中等教育是城市人力資本積累的基礎，是城市發展的根基。高等教育僅對東、中部地區較低分位點的城市有顯著的正向影響，而對於中、西部較高分位點的城市則有負向影響，原因是中、西部地區人才流失較為嚴重，留住高級人才是中、西部城市特別是大城市發展的一個重要舉措。
第五節城市規模的增長與邊界城市規模的增長是一個過程，城市規模則是一種狀態，增長的結果是城市規模的不斷擴大，那是否會存在城市規模的邊界？即城市規模不能再增長，城市規模達到最佳的狀態。世界１９８４銀行《年世界發展報告》指出，從來還未清楚地證實城市達到什麼程度會不再增長。到２０１５年底，全世界已經有８個城·１０１·中國城市規模、效率與經濟增長市的人口規模突破了２０００萬。這說明，一個充滿生機的城市，擁有城市規模增長的無限動力，很難限定一個絕對的城市規模邊界。一般來說，城市規模邊界主要受製於城市空間與經濟發展水平。城市空間是用於城市建設以及承載城市社會經濟活動的區域，城市空間的拓展與城市規模之間並非簡單的平行線性關係，而是呈現出明顯的階段性躍升的規律（馬小晶等，２０１２）如圖４－８所示，城市的經濟增長會帶來城市空間的拓。
展，在一定的城市空間下，城市規模的增長並不會受到限製，而當城市空間不能滿足城市規模增長的要求時，城市空間會發生階段性的躍升以滿足城市規模增長的需要。城市空間的拓展顯然受到資源、地理以及交通條件的限製，存在絕對的邊界。
許多學者針對城市化進程中城市空間擴展無序以及效率低下的問題，提出了城市增長邊界（ＵｒｂａｎＧｒｏｗｔｈＢｏｕｎｄａｒｙ，ＵＧＢ）的概念，即劃定一個城市土地和農村土地的分界線。本書認為，我國正處於城市發展的中期階段，絕大多數城市空間的拓展還遠遠達不到城市增長的邊界。因此，在現階段，城市規模的邊界主要受製於城市的經濟增長。
·１０２·第四章城市規模及其影響因素圖４－８城市空間發展與城市經濟發展、城市規模的關係〔〕１
以“經濟的尺度”來衡量城市規模，即分析城市規模與經濟效率之間的關係，確定城市的最優規模或適度規模以實現經濟的最優增長。一個城市規模是否達到了邊界並不是看其人口的絕對數量，而是看城市規模是否還有利於經濟效率的提升，是否還能夠實現城市經濟的增長，這是一個相對的概念。由於受到社會、自然、曆史等因素的影響，各個城市有不同的發展特點，因此不同城市有不同的城市規模邊界，而不存在適用於一切城市的邊界。城市規模邊界的確定有助於城市摒棄簡單地以城市人口規模為標準製訂城市發展戰略的思路，實現城市規模與經濟增長的協調發展、適度發展。本書接下來的章節將討論城市規模與城市經濟效率、經濟增長的關係，最後基於經濟增長的視角給出城市規模的邊界。
〔１〕資料來源：馬小晶、孫燁、劉暢：“基於門檻理論的南昌城市空間跨越發展研，城市規劃學刊》２０１２年第Ｓ１期。究”載《·１０３·中國城市規模、效率與經濟增長本章小結本章在對城市規模增長過程進行闡述的基礎上，提出了城市規模的概念，利用因子分析確定了城市人口規模作為城市規模的衡量指標，並按照此方法對我國１９９１～２０１２年間城市規模的分布變化進行了分析，最後利用２００１～２０１２年間我國２８５個地級及以上城市的數據，采用麵板分位數回歸的分析方法考察了城市規模增長的影響因素，並分不同年份及東、中、西三大區域進行了對比分析。結果表明，區位因素對於城市規模具有一定的影響，大城市相對於中、小城市而言，其受區位因素的影響更為明顯，但這種影響在近幾年正變得不太顯著。資源稟賦對中等城市規模的增長影響顯著，而對小城市和較大城市影響不顯著，但隨著資源的枯竭以及城市發展核心要素的變化，資源城市正麵臨著城市規模的萎縮。城市發展水平對於城市規模增長的影響顯著但區域差異明顯，其中，市場規模的影響隨著城市規模的增長逐漸下降，第二產業對於小城市規模的增長作用明顯，而第三產業對於大城市規模擴張的作用更加明顯。
公共基礎設施是城市規模增長的基礎，影響較為穩定，其中，在經濟發展水平相對較高的東、中部地區作用更為顯著。城市規模越大，城市收入水平的影響越顯著，與東部地區城市相比，中、西部地區城市的高收入更能吸引農村勞動力的遷移和定居。
人力資本投資能有效推進城市規模的增長，且城市規模越大，人力資本投資的作用越明顯，初級人力資本和中級人力資本是知識得以溢出的基礎且流動性不強，對於城市的發展和規模的增長一直起著較為穩定的重要作用。
·１０４·第五章城市規模聚集效應分析第五章城市規模聚集效應分析第一節城市規模聚集一、城市規模聚集的內涵聚集，是城市經濟的突出特征，它不僅是係統要素的一種特征性組織結構，也是係統進化的特征性演變過程。城市規模聚集包括人口聚集、工業生產和以商品流通為主的第三產業活動的聚集。在靜態意義上，城市規模聚集可以理解為經濟要素和相關經濟活動處於相對密集的狀態，它對應於經濟要素和經濟活動的密集型空間組織和資源配置結構；在動態意義上，則意味著經濟要素趨於集中，經濟活動趨向同步化、關聯化的演變過程。城市規模聚集最直觀也是最本質的表現是人口的聚集。
限於本書研究的重點，我們重點討論城市人口規模的聚集（如。前文所述，我們用城市的人口規模來表示城市規模）本書所指的人口規模的聚集不僅僅是指勞動力的簡單集中，更是指專業性人才和企業家集合在一起，形成區域或行業的相對聚集，是人口規模達到一定程度的基礎上多層次勞動力的一種集中。
二、城市人口規模聚集的特點實現人口規模聚集是城市效率提升和經濟增長的內在要求。
·１０５·中國城市規模、效率與經濟增長這種聚集並不是無序的、雜亂無章的，而是表現出很強的有序性。
１組成的層次性。人口規模聚集具有很強的層次性，勞動力個體之間由於知識、能力等各方麵的差異造成自身價值認同上的差距，因此在勞動力聚集的組織內部存在不同層次。不同層麵的勞動力的聚集，會產生不同的經濟影響，並對城市發展產生不同的作用。需要指出的是，這種層次性與勞動力個體的學曆和知識背景有著密切的聯係，但並不單純取決於學曆的高低。一些學曆不高，卻有真才實學的勞動力同樣處於高層次的層麵。
２領袖的帶動性。人口規模聚集效應的發揮，受到諸多因素的影響，其中勞動力個體之間的矛盾和衝突是人口規模聚集效應發揮的障礙。因此，勞動力的聚集組織需要領袖的領導和協調。領袖作用越明顯的組織往往越易於聚集誌同道合的人才，從而越容易發揮人口規模聚集的效應。這種聚集的結果，進一步為組織領袖的發展和升華提供了雄厚的智力支持。
３內涵的多樣性。勞動力的多樣性決定了人口規模聚集的多樣性，勞動力聚集按不同的標準有不同的類型，既可以分為專業技術型、技能型、管理型勞動力聚集，也可以進一步細分為技工、法律、金融、財會、策劃谘詢、企業管理等方麵的勞動力聚集。聚集體內的個體之間以及聚集體之間相互補充，密切配合，團結協作。不同類型的勞動力首先形成聚集，然後這些多樣的勞動力聚集在領袖的統籌下共同促進整個人口規模聚集效應的充分發揮。
·１０６·第五章城市規模聚集效應分析圖５－１人口規模聚集的多樣性三、城市人口規模聚集的幾個影響因素１利益因素。依據經濟發展規律，一切生產要素的聚散、重組都是為了以最小的投入創造最大的收益。勞動力作為一種生產要素也不例外，勞動力流動最主要的目的就是獲得比原來地區更高的收益，同時也為了獲得比原地更多的發揮個人才能的條件和機會。據統計，留美的外國留學生有近６５％的人學成畢業後滯留美國並加入美國籍。其原因就在於美國能給予這些留學生富有競爭力的薪酬以及能夠提供給他們繼續研究或發展的必要的外部條件。與此同時，時間價值的概念也被引入到收入中，出現了現期收入與預期收入的區別。套用著名的發展經濟學家阿瑟·劉易斯的理論，隻要遷入地區生產部門能夠支付高於原生產部門的實際工資，勞動者轉移前後的個人收入差額能夠補償遷入地區較高的生活費用及離井背鄉、脫離原來熟悉的生活環境和社會關係的心理成本，勞動力就會大量地流入遷·１０７·中國城市規模、效率與經濟增長入地區的生產部門：ＭＰ淨收益（）＝勞動力流動後收益–勞動力流動前收益–勞動力流動成本當ＭＰ＞０時，勞動力會考慮流動，並且ＭＰ越大，流動的可能性和願望越大；ＭＰ越小，勞動力流動的可能性越小；ＭＰ＜０，則勞動力一般不流動。
而另一位美國經濟學家邁克爾·托達羅則認為，造成勞動力流動的動因，主要不是眼前的收入差距，而是未來預期收入的最大化目標。由此可見，利益因素是影響勞動力流動的直接動因，也是產生人口規模聚集的最直接原因。
２精神因素。精神因素主要是指影響勞動力流動的非經濟因素，如文化背景、個人習性和社會地位等。首先，文化背景是影響勞動力流動的重要因素，有些地區沒有根深蒂固的曆史文化，流動是其文化的重要組成部分，這種文化背景對流動的影響是正麵的；而有一些地區，長期受其曆史文化熏染，生活很封閉，“老死不相往來”便是其真實寫照，這種文化背景對流動則產生負麵影響。其次，個人習性也是影響勞動力流動的重要因素，生性活潑、善交朋友、性情豁達的人流動傾向較強；而生性孤僻、愛靜不愛動的人則很少有流動傾向，因為他們生活在自己的小圈子裏，不願意拋棄這種關係而到一個缺乏這種環境的地方。再次，社會地位也是影響勞動力流動的一個因素，一個在原地養尊處優、呼風喚雨的人，其流動傾向較弱，因為流動意味著將失去這些特殊權力，即機會成本過高；反之，一個事必躬親、受人指使的人，則其流動性較強。此外，勞動力的年齡、性別等也會影響其流動。
３製度因素。不同的社會、製度環境對勞動力流動的影響也是至深的。一個鼓勵資源自由流動的製度必將帶來勞動力經常的流動；相反，一個限製資源流動、依據計劃配置資源的製·１０８·第五章城市規模聚集效應分析度則阻礙勞動力的流動。長期以來，我國控製人口遷移，形成了以戶籍製度為核心的整套製度和政策，致使人口遷移成本居高不下，勞動力流動舉步維艱。勞動力市場的發展狀況也深刻影響著勞動力的流動，進而影響人口規模的聚集。勞動力市場是勞動力流動的中介，良好的勞動力市場可以為勞動者提供豐富、準確的就業信息，保護勞動者的合法權益。我國長期以來不承認勞動力是商品，因此，勞動力市場並不存在。改革開放以後，一些人才交流中心和勞動力市場相繼建立，但市場建立的滯後，致使不少的勞動力市場得不到勞動者的認可而形同虛設，即使已在運轉的勞動力市場也因信息的不完備和高昂的收費而難以起到流動中介的作用。勞動力市場的這種狀況，嚴重阻礙了勞動力的流動。
４自然環境。自然環境也是影響勞動力流動的重要因素，人們更加向往美好的生活環境，清潔的空氣、優美的環境、方便的交通成為勞動力流動中需要考慮的重要因素。
第二節城市規模聚集效應的理論分析一、城市規模聚集效應當城市規模達到一定程度，各種資源聚集所產生的效果，我們稱之為城市規模聚集效應，其可以分為城市規模聚集的經濟效應和不經濟效應，不經濟效應也可以稱為擁擠效應。規模經濟和外部性是城市規模聚集經濟效應產生的根本原因。城市規模越大，聚集程度越高，城市的聚集經濟效應就越強。城市規模的擴大必然會帶來勞動、資本、技術等生產要素的聚集，聚集導致規模報酬遞增，對於單個企業或產業而言，規模報酬遞增會帶來內部規模經濟的產生，對於多個產業或城市而言，·１０９·中國城市規模、效率與經濟增長規模報酬遞增會帶來外部規模經濟的產生，內外部規模經濟的產生必然帶來並增強外部性。這裏的外部性可以分為貨幣外部性和技術外部性。前者主要是指貨幣資金的減少，主要通過市場機製產生。比如一個企業或產業由於規模經濟所帶來的生產價格的降低會直接影響上下遊企業或產業的生產成本。後者是城市規模聚集經濟效應產生的主要原因，包括兩個方麵：一是地方化經濟，即同一產業的廠商聚集在一定區域相互作用帶來的收；益，被稱為“馬歇爾外部性”二是城市化經濟，即不同產業的〔雅各布斯外部性”〕。廠商在空間上的聚集帶來的收益，被稱為“一般而言，城市特別是工業城市，規模越大，其聚集的同一產業或一組密切相關的廠商越多，地方化經濟越明顯。地方化經濟是廠商內部以及廠商之間產業內部的規模經濟，其主要源於以下幾個方麵：一是專業化分工帶來的生產效率的提高。