中國城市規模與勞動生產率關系再檢驗

卓瑪草

摘?要：利用2004—2015年中國280個地級及以上城市3360個樣本組數據，從有效勞動規模效應和中間投入品本地化市場效應兩個集聚來源出發，結合城市增長理論模型系統探討了城市規模效率的內在作用機理及約束機制，分析城市規模對勞動生產率的影響規律。研究發現：勞動生產率對“城區常住人口”城市規模的彈性系數為2.4%，相比于“城市戶籍人口”彈性系數（6.4%）要小，表明中國“半城市化”流動人口降低了大城市生產溢出效應;證實了中國城市規模與勞動生產率之間呈倒“U”型動態演進特征，但由此獲得城市最優規模是否唯一？結果表明城市產業結構與城市規模協同影響勞動生產率，城市最優規模隨產業結構升級而增加。同時，量化檢驗了市場需求、工資溢價和住房價格等因素對城市勞動生產率的影響。

關鍵詞：城市規模;勞動生產率;集聚經濟;內在機理

中圖分類號：F290?文獻標識碼：A?文章編號：1000-4149（2019）05-0053-13

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2019.00.004

一、引言

黨的十九大報告明確提出“以城市群為主體構建大中小城市和小城鎮協調發展的城鎮格局”來完善城鄉布局，城鄉融合發展內在的聯動性、包容性、整合性要求發展方向、發展舉措、發展路徑的統一性。中國流動人口在研究中國城鎮化及中國城市規模體系特征形成時已成為一個不容忽視的重要影響因素，中國城市化健康發展面臨著“半、偽、逆”城市化增長模式引致“人口城鎮化滯后于工業化、非農戶籍人口增長與流動人口增長不同步”的人口結構矛盾;城市規模結構不平衡引致“特大城市人口高度集聚、人口集聚與產業集聚不同步”的空間結構挑戰;城市公共資源“缺位和洼地”成為農業轉移人口日益增長的美好生活需要和不充分、不平衡矛盾的源頭。城市集聚經濟凈效益的存在是發展中國家推進城市化最核心的力量，分析城市規模影響勞動生產率問題與城市最優規模問題是“同一枚硬幣的兩面”，本文旨在考察中國地級及以上城市規模與勞動生產率內在關系，力爭在理論框架構建、實證分析及研究結論中具有鮮明的中國本土化背景和含義。

二、相關文獻評述

大量文獻關注城市規模與勞動生產率效應研究，聚焦于彈性系數的估計、有偏估計的修正及內生性處理。對于中國實證研究，歐和亨德森（Au and Henderson）關于“中國城市規模是否過小”的研究發現，中國2000年以來戶籍制度的放松增強了勞動力的流動性，擴大了城市規模的分布差異，證實中國產業結構—城市規模的生產率效應呈倒“U”型，不同產業結構對應不同的最優城市規模[1]。范劍勇認為非農產業規模報酬遞增是產業集聚的源泉，估計非農就業密度的勞動生產率彈性系數達8.8%[2]。劉修巖選擇各樣本城市在1993年是否通鐵路為就業密度的工具變量，發現就業密度對城市勞動生產率的彈性系數為17%[3]。王小魯按“邊際城市集聚效應遞減、外部城市遞增”方案確認中國最優城市規模在400萬左右[4]。張浩然發現經濟密度集聚外部性帶動城市生產率提高，城市勞動生產率空間溢出效應因地理距離的空間依賴性而存在，且隨距離增加呈倒“U”型曲線變化模式[5]。秦蒙、劉修巖利用夜間燈光數據證明中國城市內部存在“集聚正效應”，同時發現城市規模與勞動生產率存在倒“U”型關系[6]。梁婧等在引入市場潛力、公共基礎設施后估計城市與勞動生產率呈顯著的倒“U”型關系，不同于歐和亨德森的中國大部分城市被低估結論[1]，在可比方法估計下發現目前中國大部分城市處于最優規模附近，同時被高估的城市在增加[7]，但不足之處在于理論模型中城市生產技術函數要素投入僅使用勞動和資本，未納入中間投入品及中間產商數目，以致對集聚規模報酬遞增來源的中間投入和最終產品并未加以區分。王垚等選擇1990年、2000年和2010年人口普查數據中的可獲得常住人口來反映城市規模，采用里昂惕夫標準化形式旨在考察城市偏離（低于或高于）最優規模的聚集產出效率損失呈不對稱的“U”型[8]。但不足之處在于：一是直接借鑒歐和亨德森城市最優規模理論模型，對模型推導及內在作用機理的分析有所不足;二是實證分析回歸結果中，人口與人口平方項系數正負效應雖正確揭示了倒“U”型特征，但系數估計值大小可能存在偏誤，人口二次項系數過小導致計算的中國城市最優規模人口過高（達1116萬人），可能的原因是縱向觀察3年時間點較少，由此得到中國僅有17.7%的城市達到最優規模，中小城市普遍處于規模不足狀態的結論值得商榷，中國城市規模與勞動生產率關系值得再檢驗。

三、城市規模與倒“U”型勞動生產率曲線關系的內在作用機理分析

1. 廠商生產技術

本文假設一個代表性城市經濟由兩部分構成：生產最終產品的制造業（y）和生產中間投入品的本地服務業（x），一個代表制造業廠商的生產技術為：

其中，i城市最終產品的生產函數為

2. 有效勞動

城市的產出由兩種不同的效應組成：規模效應和人力資本效應[10]。本文采用“圓形”城市模型，其

決定城市是否有高的生產力關鍵是其能夠獲得的有效勞動力ly數量，假設用一個單一中心（monocentric）單位圓表示城市空間，CBD是一個點，勞動力連續均勻地分布在一單位土地面積且提供一單位勞動，城市人口密度為N，勞動者單位距離的通勤消耗t單位時間，城市邊界與CBD圓心的距離為

隨著從CBD向城市邊緣移動，所有勞動者通勤成本2/3π-1/2tN3/2并不具有“擁擠效應”，一般而言，平均人均通勤時間隨著城市規模增加而增加，因此，設置參數z替換3/2常數表示擁擠效應。

四、計量模型的構建與實證檢驗

1. 計量模型的構建

中國城市化政策調整“從中小城市偏向（1978—1995）”到“大中城市協調發展（1995—2007）”，1995年以后流動人口集中向大城市、超大城市集聚，典型城市群成為城鎮人口主要集中地，長三角取代珠三角成為流入集中地[13]。第一，在中國，人們為什么奔向北上廣深？蹤家峰和李寧從城市宜居性、住房價格和勞動力市場及工資水平給予解釋，城市宜居性作為高房價的補償機制擋不住中國居民選擇大城市居住的選擇[14]。為何中國特大城市高企的房價沒有阻止外來勞動力流動不可僅歸因于城市宜居性，范劍勇等發現中國獨特的城鎮化模式，流動人口涌向具有集聚效應的大型城市，而非普通商品房城鎮化獨特模式表現為地方政府對土地供給的壟斷地位通過擴張工業用地、縮減住宅用地推動房價高企，“非普通商品房”居住模式主要是“城中村”（含城郊村）、廠商集體宿舍和群租型的普通商品房三種形式，三者均為低成本的居住選擇。居住模式降低了工人的工資增長需求，形成人口、工資與房價增長背離的典型事實[15]。流動人口遷移帶來了需求效應、勞動力供給規模效應和人力資本溢出效應提升勞動生產率，考察房價對城市生產率的影響是本文關注的焦點。第二，世界銀行報告中國流動人口構成了常住人口的主要組成部分（占80%左右）[16]，楊振宇和張程發現勞動者自我選擇“東遷”決策將帶來“勞動力溢價”，東遷中的薪資提升來自東部地區要素集聚產生的規模效應[17]。王建國和李實綜合控制大城市生活成本和城市規模內生性，也發現中國大城市確實存在“工資溢價”，城鄉流動人口從城市集聚中受益，同時集聚效應有助于提升勞動生產率[18]。第三，李鐵提出研究中國城鎮化問題不容忽視中國行政等級化的事實體系特征，不能簡單照搬國外城市發展理論[19]。丁叢明等提出中國省域經濟內部中心城市憑借財政、土地和政策制度性“三重優勢”實現要素在空間上的集聚[20]。年猛和王垚提出中國行政等級化的城鎮體系特征是“大城市擁擠之困”的主要原因，在市場機制作用下強化了資源要素集聚進而吸引人口集聚[21]。

基于基準模型（8c）式，本文檢驗城市規模（N）與勞動生產率（pgdp）之間的非線性關系，識別出產業結構（MS）、市場需求（MP）、工資溢價（wage）、住房價格（hp）、城市行政等級（hierarchy）對勞動生產率的影響，控制已形成普遍共識的城市特征向量（CITY）（包括人均資本存量、人均FDI存量、勞動投入、城市公共基礎設施、工業企業數、政府干預程度等變量）。除去比重指標，剩余變量取對數并建立如下的回歸模型：

2. 數據說明

本文使用的樣本為2004—2015年由于《中國區域經濟統計年鑒》2005年才開始公布城市住宅類型價格，故使用2005—2016年面板數據。

全國內地29個省、市、自治區（除去西藏和海南）所轄的280個地級及以上城市的市轄區數據，樣本記錄為3360組。數據主要來自2005—2016年《中國城市統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》和《中國城市建設統計年鑒》，與貨幣相關的變量均處理成以2005年為基期的可比數，各地級城市價格指數統一按各省相關指數替代，價格指數來源于歷年《中國統計年鑒》。

（1）被解釋變量。勞動生產率（pgdp），用城市市轄區人均GDP來測度。勞動生產率意為單位勞動力的平均產出，實際上城市中全部有效勞動所生產的生產總值被分配到所有勞動者成為人均產出，以往研究以城市單位從業人員或城鎮就業人員為基礎計算勞動生產率有失偏頗，存在高估的偏誤。

（2）核心解釋變量。城市規模（N），用“城區常住人口”來測度。中國自改革開放以來整體進入流動性社會，以戶籍口徑衡量人口規模不能真實反映城市人口規模和結構。根據2014年11月國家發布的《關于調整城市規模劃分標準的通知》將城市規模劃分為“五類七檔”，戚偉等提出在新標準下城市規模應采用“城區常住人口”統計[22]。本文參照范劍勇等將《中國城市建設統計年鑒》中的“城區人口”與“暫住人口”加總作為“城區常住人口”的替代變量[15]，暫住人口充分考慮了外來流動務工人口規模，并且人口數據從1999年每年公布，可獲得連續時間序列數據，為確保數據質量的穩定性，對于缺失的暫住人口數據用插值法補充。

（3）其他解釋變量。①城市產業結構，用第二產業與第三產業產值之比（ms）、第二產業占GDP比重（sprop）、第二產業占GDP比重（tprop）表示。②市場潛力（mp），以各城市全市社會商品零售總額占全國比例構成城市本地市場份額表示市場潛力，并以鐵路、公路、水運、民用航空貨運量加總的人均貨運量（goods）來間接測度城市間交易成本。③工資溢價（wage），采用歷年《中國城市統計年鑒》中市轄區在崗職工平均工資（元/年）表示。④城市房價（hp），采用歷年《中國區域經濟統計年鑒》中全市住宅平均銷售價格表示，是由住宅銷售總額除以住宅銷售總面積計算得到。⑤城市行政等級劃分（hierarchy），設置一個虛擬變量，將省會及以上層級城市稱為高行政等級城市（=1），地級城市稱為低行政等級城市（=0）

（4）控制變量。①人均城市資本（k）和人均外商直接投資（fdi），本文采用“存量”指標估算，而非以固定資產投資和外商直接投資“流量”占GDP比重來衡量

估計方法參照柯善咨、向娟，韓峰、柯善咨，柯善咨、趙曜一貫研究方法[23-25]。。②勞動投入（eprop），用城市市轄區加總就業人員占總人口的比重表示，表示城市專業勞動力可得性與勞動力市場就業規模徐康寧等基于全球夜間燈光數據測算中國的實際經濟增長率，用從業人員數占總人口的比重控制勞動投入[26]，借鑒此處理方法，由于本文被解釋變量人均GDP用人均產值而非勞均產值表示勞動生產率，需要控制勞動投入，減少城市規模彈性系數估計有偏性，城市從業人員為單位從業人員與私營、個體從業人員之和。。城市公共基礎設施分別用市轄區人均道路面積（road）和城市建成區綠化面積覆蓋率（green）表示。④工業企業數（number），本文標準化城市市轄區工業企業數量，用城市工業企業數數量除以全國制造業占總產出份額和城市總產出占全國總產出份額乘積之比而得。⑤政府干預程度（gov），用政府支出占GDP比重表示。變量描述性統計見表1。

3.實證檢驗結果分析

（1）內生性檢驗。

本文使用差分GMM和廣義系統GMM動態面板回歸盡可能地克服內生性問題，但在兩種方法下工具變量有效性沒有通過Sargan檢驗，而且城市規模二次項沒有通過顯著性檢驗，可能的原因在于：一方面，中國城市規模政策導向從“控制大城市”到“大中小城市和小城鎮協同發展”使中國城市規模及其增長與發達國家不一樣;另一方面，中國“東高西低”區域經濟格局及“東稠西疏”人口格局決定了東部沿海地區和發達城市較厚的市場規模、人口規模、集聚先發地理優勢和技術優勢，直接提高了區域整體勞動生產率。這從一定程度上減少了內生性問題，本文在Hausman檢驗下選擇固定效應模型回歸結果，通過控制城市個體效應保證參數估計一致性。

（2）回歸結果。

本文使用“城區常住人口”估計城市規模對勞動生產率的彈性系數（方程Ⅰ），并使用市轄區年末戶籍人口作為穩健性檢驗（方程Ⅱ）。為了檢驗和識別不同產業結構對應不同的最優城市規模，在（1）和（3）基準模型中加入城市產業結構與人口規模交互項，由于城市產業結構與勞動生產率綜合作用復雜，進一步在（2）和（4）模型控制了第二產業、第三產業占GDP比重。實證檢驗結果如表2所示。

第一，考察城市規模對勞動生產率的影響。城區常住人口的規模效應彈性系數為3.3%，戶籍人口彈性系數為6.4%，均統計顯著，意味著規模報酬遞增的地方化、城市化經濟集聚效應在中國存在。相對而言，常住人口勞動生產率對城市規模的彈性系數較小，原因可能是由于城市規模擴張對于低技能勞動力就業促進作用最大[27]，我國常住人口的80%以上由流動人口貢獻，其中多為低技能勞動力。進一步檢驗城市規模與勞動生產率的非線性關系，回歸結果人口項系數均為正，平方項系數均為負，均統計顯著，說明隨著城市規模增長，城市凈集聚效應受制于邊際效率遞減的約束呈規模報酬遞增、報酬不變到報酬遞減的非線性的動態演進過程，勞動生產率呈先上升后下降的倒“U”型趨勢，意味著城市規模在集聚經濟和擁擠效應的正負權衡下存在最優規模，城市扁平化規模偏小或人口過度集聚都會引致城市因偏離最優規模而使人均產值未達到峰值進而造成經濟損失。

第二，考察產業結構和城市規模對勞動生產率的協同影響。新近研究提出對城市規模和勞動生產率的研究需要將產業結構和城市規模納入統一框架，每個城市擁有不同的倒“U”型曲線。在中國，城市最優規模水平在城市層級體系中是否受自身產業結構的影響？為這一研究目標，在方程中加入產業結構與城市規模的交互項，以方程Ⅰ式模型（1）為例，參數估計值得到（lnpgdp）/（lnN）=0.3290-（0.0371*2）*lnN+0.0079ms，顯然，證實不同城市產業結構對應不同最優城市規模，城市規模擴張的邊際收益不僅受城市規模變動影響，而且隨產業結構MS的上升而增加。與此結論相一致，萬廣華和朱翠萍提出中國城市規模偏小相伴的是城市產業結構不合理與城市“功能專業化”程度發展不夠[28]。在中國經濟新常態下，“退二進三”、“優二進三”產業結構調整成為供給側結構性改革的突破口，但結合此研究應注意到生產性服務業集聚也會受到邊際效率遞減規律的約束，柯善咨和趙曜發現，城市規模只有達到門檻規模才能從生產性服務業——制造業升級的上下游產業關聯中獲益。張浩然發現高端生產性服務業集聚對生產效率促進作用取決于城市規模與經濟總量，跨越經濟總量門檻效應意味著產業結構與城市規模相互作用、共同影響城市產出效率[29]。因此，需特別關注：在短期內，城市最優規模是現有產業結構下的最優規模，產業結構與城市規模相匹配實現城市規模最優化;在長期過程中隨著產業結構向高級化生產性服務業轉型實現高級化升級，城市最優規模水平會提升，不同規模等級的城市適合發展不同類型、不同層次的產業結構。

第三，考察大城市市場需求、工資溢價、房價及城市行政等級對勞動生產率的影響?？紤]市場需求作為“集聚向心力”，商品零售額在10%水平下通過顯著性檢驗，表明較大的市場份額促使企業集聚，以貨運量為代表的城市交通設施改善有利于降低運輸成本、提高交通可達性及擴大潛在市場需求，從而提升勞動生產率。大城市“工資溢價”與勞動生產率呈顯著正相關，陸銘等發現中國大城市工資溢價并非大城市相對高物價的補償機制及勞動力能力選擇的作用結果，城市規模擴張對所有收入水平（尤其是低收入、低技能）勞動力均有普遍收益，表明大城市能支付工人更高的工資[27]。考慮城市住房價格作為“擁擠成本”的集聚分散力，高房價會抑制勞動力的流入，但在中國流動人口進一步向東部高位次城市集聚表明人們并沒有因高房價“逃離北上廣”，反而實證檢驗結果顯示房價系數顯著為正，可能的原因一方面是由于工資溢價的引力作用，另一方面流動人口選擇“非普通商品房”居住模式解決住房需求，降低住房成本，正如劉修巖和李松林研究發現消除城市間的房價差異幾乎不影響流動人口在城市間的分布[30]。行政等級在控制人口城市規模、市場需求、城市特征等因素情況下系數為負且不顯著，說明城市行政等級影響城市規模擴張邏輯關系而間接影響勞動生產率。

最后，說明控制變量參數估計結果。在模型3和模型4控制了第二、三產業結構占GDP的比重之后，人口規模一次項、二次項系數正負向仍穩健，但系數值相比于模型1和模型2整體變小，說明城市作為第二、三產業的載體使得產業發展具有顯著的集聚效應，控制產業增加值比重有助于克服內生性，改進估計的有效性。城市資本存量和外商直接投資作為投資需求雙重影響產品市場需求和勞動力市場需求，更高的城市固定資產帶來集聚經濟效應從而提高資本回報率，吸引更多的企業進入、資本投入和勞動力流入;外商直接投資帶來生產前沿面先進工藝、管理模式和技術創新，提高勞動力邊際產出和勞動生產率。以加總從業人員占總人口比重表示的正規就業、非正規就業規模越高，城市生產率越高。政府支出規模降低了勞動生產率，系數顯著為負，其中傳導機制在于政府干預限制了地區市場化水平、降低交易效率，引致要素價格扭曲不利于要素合理配置以及資本過度投資不利于企業擴大規模和吸納就業，“跟風”同質化產業結構難以發揮集聚效應。城市人均道路面積和綠化覆蓋率作為城市宜居性和市政設施水平的代理變量，更高生活福利設施水平的城市相對更容易吸引勞動力尤其是高技能勞動力流入，帶來城市規模擴張的同時提高勞動生產率。

五、政策啟示與討論

基于上述實證分析及結論，得到如下政策啟示：①城市最優規模并不是唯一的。城市層級體系中不同產業結構為特征的城市類型存在不同的最優城市規模，中國城市規模分布影響城市化健康發展“空間載體”的合理性，新標準“五類七級”不同等級城市規模應依據城市不同發展階段、不同城市特征，因地制宜采取差異化的城市發展戰略，明晰相應的傾斜政策及具體著力點。②城市最優規模是動態的。在長期內破解“大城市太大、小城市太小、中等城市無法形成規模”的城市發展困境，需要經濟發達區域培育現代化城市群，以高附加值產業升級、融合周圍中小城市合理分工發揮集聚效應、擴散輻射效應;在中西部地區大力發展專業化城市群，區域梯度轉移、規模梯度轉移成熟制造業成為承接產業和勞動“雙轉移”城市集聚地。③城市最優規模是內生的。城市規模增長是人們權衡城市宜居性、房價與工資水平內生性的城市增長，中國大部分城市被低估或城市規模扁平化關鍵致因是不合理的勞動力流動壁壘。因此，降低差別化落戶限制帶來的空間遷移摩擦，城市規模體系優化要以市場化力量促進不同城市內生發展，重在資源流動與均衡配置，以市場機制調解并實現均衡的城市規模體系關系到未來中國城市體系優化的方向。

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