張蒞黎，趙果慶，吳雪萍

(云南財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計與數(shù)學(xué)學(xué)院，云南 昆明 650221)

一、引言

改革開放后，我國推行一部分地區(qū)，一部分人先富起來的發(fā)展戰(zhàn)略。我國東部率先開放發(fā)展，推動中國經(jīng)濟持續(xù)增長。隨之而來的是收入差距的擴大，給中國經(jīng)濟發(fā)展和社會穩(wěn)定帶來了嚴峻挑戰(zhàn)。在收入差距中重要問題之一就是相比東部地區(qū)而言，中部和西部地區(qū)人均收入增速較慢，還相對比較落后，我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距擴大。在由區(qū)域(空間)、城鄉(xiāng)、行業(yè)和個人形成的多層次收入差距體系中，地區(qū)差距是影響國家收入分配的基礎(chǔ)。解決不均等問題可以通過縮小或消除城鄉(xiāng)差異，也可以同時或先后縮小地區(qū)差異來實現(xiàn)[1]。

為了縮小區(qū)域之間的發(fā)展差距，我國已在1999年、2004年、2007年先后啟動實施了西部大開發(fā)、促進中部崛起以及振興東北老工業(yè)基地等全域性發(fā)展戰(zhàn)略體系。西部大開發(fā)戰(zhàn)略取得相應(yīng)效果，促使中國區(qū)域經(jīng)濟從趨異轉(zhuǎn)向收斂[2]。一些研究也表明，不同空間尺度的空間單元有人均GDP差距開始收窄：從地區(qū)尺度，中國地區(qū)人均GDP發(fā)展出現(xiàn)了收斂[3]；從縣域尺度，我國縣域人均GDP存在穩(wěn)健的條件收斂[4]。這是否意味著隨著增長的繼續(xù)，空間差距隨之縮??？進一步的問題是什么因素或方法能同時實現(xiàn)空間增長與收斂？這是十九大報告提出實施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略中依靠城市化與城市群發(fā)展，建立更加有效的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機制的一個關(guān)鍵問題。

解決地區(qū)收入差距擴大和促進增長是中國面臨的重要挑戰(zhàn)。人們已把同時解決兩大挑戰(zhàn)的希望寄托在城市化上。改革開放40年來，中國城市化有力地支撐了中國經(jīng)濟增長的奇跡[5]。城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長有促進作用[6]，這已是一個共識。甚至于，城市化成為未來中國經(jīng)濟繼續(xù)保持較高增長率的主要動力[7]。對于收入差距，城鎮(zhèn)化是中國解決貧富差距和消除貧困的唯一出路[8-9]。中國發(fā)展一方面居民收入不可能沒有差距，也不可能同步富裕；另一方面也不能差距過大，更不能貧富懸殊，而只能是通過沿海地區(qū)先發(fā)展帶動中西部發(fā)展，既鼓勵促進效率又注重公平，既充分調(diào)節(jié)增長效率又不出現(xiàn)兩極分化。這方面，萬廣華和蔡昉等(2012)[1]認為城市化可以兼得增長與收入差距縮小，以此推論，城市化不僅可以促進增長，而且可以減小城鄉(xiāng)收入差距，進一步縮小地區(qū)收入差距，最后是縮小個人收入差距。

諾貝爾經(jīng)濟學(xué)獎得主斯蒂格利茨(Joseph E. Stiglitz，2001)曾提出，21世紀影響世界的兩件大事，一是中國的城鎮(zhèn)化，二是美國的高科技，并認為城市化將使中國成為世界領(lǐng)袖。中國城市化如能有力地支撐中國經(jīng)濟增長，同時也實現(xiàn)空間收入差距的縮小，這將演繹波瀾壯闊的城市化史詩，更是人類歷史上的奇跡。中央政府已提出兩橫三縱的城鎮(zhèn)化空間戰(zhàn)略，以優(yōu)化城鎮(zhèn)化布局和形態(tài)。在《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014-2020年)》明確指出，城鎮(zhèn)化可以促進保持經(jīng)濟持續(xù)健康增長，城鎮(zhèn)化以縮小地區(qū)差距，推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。李克強(2015)也指出，實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，逐步縮小城鄉(xiāng)和區(qū)域差距，首要的關(guān)鍵之措是推進新型城鎮(zhèn)化，新型城鎮(zhèn)化的過程就是中國逐步縮小城鄉(xiāng)和區(qū)域差別的過程[10]。

顯然，無論是學(xué)者的研究，還是政府的預(yù)期，城市化可以促進地區(qū)增長與差距縮小還只是一種假設(shè)，尚未得到檢驗。本文將從城鎮(zhèn)化推進地區(qū)增長及收斂的角度，對這個經(jīng)驗命題進行檢驗。其原因之一，如果城鎮(zhèn)化能推進經(jīng)濟增長，那么城鎮(zhèn)化就具有增長效應(yīng)；反之，如果城鎮(zhèn)化阻礙經(jīng)濟增長，那么城鎮(zhèn)化就不具有增長效應(yīng)。另一方面，以人均GDP為指標(biāo)，如果城鎮(zhèn)化能促進經(jīng)濟增長收斂，那么說明低收入地區(qū)的經(jīng)濟增長率將會高于高收入地區(qū)，收入差距縮小，實現(xiàn)空間公平。這也就是要檢驗城鎮(zhèn)化是否是一種公平增長的城鎮(zhèn)化。

中國地域遼闊，地區(qū)資源稟賦差距很大，存在許多具有特定經(jīng)濟增長特征的區(qū)域。為了揭示大范圍空間經(jīng)濟增長的收斂特征，本文從縣域?qū)用娉霭l(fā)，對城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟增長收斂性進行全域性研究，這也有助于更加深入地了解中國復(fù)雜的區(qū)域經(jīng)濟收斂情況與城鎮(zhèn)化效應(yīng)。基于此，本文主要回答下述問題：中國縣域城鎮(zhèn)化是否促進了經(jīng)濟增長，同時促進增長收斂，實現(xiàn)雙贏？雙贏出現(xiàn)在哪些區(qū)域，空間結(jié)構(gòu)如何？這對我國實施積極的城鎮(zhèn)化策略，對空間經(jīng)濟既公平又有效率的發(fā)展具有十分重要的意義，對一帶一路中城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟地理重構(gòu)也不失價值。

縣域經(jīng)濟在中國占有極其重要的地位，是國民經(jīng)濟的區(qū)域基礎(chǔ)和基本構(gòu)成單元。鑒于此，本文把城鎮(zhèn)化分為城鎮(zhèn)化水平與城鎮(zhèn)化進程兩個方面，全面分析城鎮(zhèn)化的靜態(tài)與動態(tài)效應(yīng)，以2000年與2010年中國縣域1968個樣本在收斂方程中分別用普通最小二乘(OLS)回歸從“全域”上實證城鎮(zhèn)化的區(qū)域經(jīng)濟增長與收斂雙重效應(yīng)存在性，并用地理加權(quán)回歸模型(GWR)從“個體”上測度城鎮(zhèn)化雙重效應(yīng)的空間異質(zhì)性，通過空間可視化更為清晰地展示城鎮(zhèn)化的雙重效應(yīng)空間結(jié)構(gòu)。本文的結(jié)構(gòu)如下：第二部分是基于文獻，提出中國城鎮(zhèn)化的地區(qū)增長與收斂雙重效應(yīng)經(jīng)驗假設(shè)；第三部分是中國城鎮(zhèn)化與空間增長的關(guān)系與特征事實；第四部分是設(shè)定估計城鎮(zhèn)化雙重效應(yīng)的計量模型；第五部分是模型參數(shù)估計；第六部分是城鎮(zhèn)化空間增長收斂效應(yīng)與增長效應(yīng)分析及可視化；第七部分是結(jié)論與含義。

二、中國城鎮(zhèn)化的地區(qū)增長與收斂雙重效應(yīng)：文獻與假設(shè)

(一)城鎮(zhèn)化促進增長

世界主要國家的發(fā)展歷程表明，一國的城市化與經(jīng)濟增長密切關(guān)聯(lián)。一般認為，城市化對經(jīng)濟增長通常表現(xiàn)出正向的驅(qū)動作用，這是因為在城市化進程之中，隨城市數(shù)量增加和規(guī)模擴大，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和非農(nóng)業(yè)人口持續(xù)集聚，推動了經(jīng)濟增長。從經(jīng)濟學(xué)角度來看，城市化是在空間體系下的一種經(jīng)濟轉(zhuǎn)換過程，人口和經(jīng)濟之所以在城市集中是空間集聚效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟作用的結(jié)果。城市規(guī)模效應(yīng)非常重要，規(guī)模有利于市場成長，也有利于提高勞動生產(chǎn)率，促進經(jīng)濟增長。

從文獻看，城市化水平具有經(jīng)濟增長效應(yīng)。城市化水平和人均產(chǎn)出呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，城市化水平的提高能夠?qū)?jīng)濟增長起到一定的促進作用，我國城鎮(zhèn)化進程與經(jīng)濟發(fā)展水平之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系[11]。我國城鎮(zhèn)化率每提高一個百分點，可以維持7.1%的經(jīng)濟增長[12]。吳福象和劉志彪(2008)分析了城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的促進作用[6]。Quigley(2010)認為城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟增長、生產(chǎn)率提高和收入增長的重要推動力[13]。

(二)城鎮(zhèn)化促進收入差距縮小

從城鄉(xiāng)收入差距看，根據(jù)國際經(jīng)驗，城市化最終能夠?qū)崿F(xiàn)城鄉(xiāng)收入的趨同。首先，城市化意味著農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)率更高的城市部門，使得邊際勞動收益幾乎為零的農(nóng)民移民后能夠獲得可觀的收入；其次，隨著農(nóng)村剩余勞動力的減少，農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化就有了可能，留在農(nóng)村的居民收入也會提高，這必然使城鄉(xiāng)收入差距逐漸縮小。轉(zhuǎn)變增長方式和縮小城鄉(xiāng)差別最為根本而有效的途徑是大力推進城市化[14]。楊志海等(2013)利用我國1523個縣(市)2005-2010年的大樣本面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)：縣域城鎮(zhèn)化的推進能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，而縮小城鄉(xiāng)收入差距反過來也有利于提高城鎮(zhèn)化水平，兩者呈現(xiàn)出良性互動關(guān)系[15]。城市化對降低統(tǒng)計上的城鄉(xiāng)收入差距有顯著的作用[16]。

從地區(qū)差距看，城市化或多或少地維持著它的絕對貢獻，但由于整個收入差距的增長趨勢，城市化的相對貢獻也在下降。從長期來看，改革和城市化對收入差距的影響都將減弱，因為改革相對較慢的地區(qū)遲早會趕超上來[17]。萬廣華等(2012)[1]的研究表明，各省城鄉(xiāng)差距占全國地區(qū)差距的一半，因此，消除各省區(qū)的城鄉(xiāng)差距可以把地區(qū)差距減少至一半。從個人收入差距看，國內(nèi)學(xué)者一致為城市化可以降低個人收入差距， 城鎮(zhèn)化是中國解決貧富差距和消除貧困的唯一出路，這是一貫的觀點[8，18]。

值得一提的是，城市化影響城鄉(xiāng)收入，城市化過程中的要素空間集聚將創(chuàng)造新的經(jīng)濟增長和就業(yè)機會，實現(xiàn)減貧效應(yīng)，從而實現(xiàn)縮小貧富差距。Christiaensen和Todo(2014)利用1980-2004年發(fā)展中國家的跨國面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，二級城鎮(zhèn)比大城市的集聚產(chǎn)生更具包容性的增長模式和更快的減貧，城市化模式在爭取更快的減貧方面值得更多的關(guān)注[19]。Luc Christiaensen等(2013)利用1991-2010年期間一個相當(dāng)獨特的小組跟蹤了來自坦桑尼亞卡蓋拉農(nóng)村家庭的3300多名個人，顯示出大約每兩個脫離貧困的個人或家庭中就有一個通過從農(nóng)業(yè)過渡到農(nóng)村非農(nóng)業(yè)經(jīng)濟或二級城鎮(zhèn)來擺脫貧困[20]。Christiaensen和Ravi Kanbur(2017)發(fā)現(xiàn)了公共投資從大城市轉(zhuǎn)向二級城鎮(zhèn)將提高減貧績效的初步證據(jù)和論據(jù)[21]。單德朋和鄭長德等(2015)研究表明，我國城市化對貧困減緩具有顯著積極影響，但不同城市化模式對城鄉(xiāng)減貧的影響存在異質(zhì)效應(yīng)[22]。城市化影響農(nóng)村貧困的主要機制是通過集聚外部性所帶來的生產(chǎn)效率提高實現(xiàn)減貧，因此核心城市對農(nóng)村地區(qū)和西部地區(qū)的減貧效果更為顯著，而二級城鎮(zhèn)對東部地區(qū)，尤其是對東部城市地區(qū)充當(dāng)了貧困人口的“就業(yè)避風(fēng)港”，二級城鎮(zhèn)的減貧影響更大。

(三)城鎮(zhèn)化的雙重效應(yīng)

城鎮(zhèn)化的雙重效應(yīng)是指城鎮(zhèn)化同時具有促進地區(qū)增長效應(yīng)和地區(qū)收入差距縮小效應(yīng)。世界銀行(2000)的世界發(fā)展報告也指出了城市以及城市化進程在推動增長和消除貧困中的重要性。曹裕等(2010)[23]分析表明，城市化縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用顯著，城鄉(xiāng)收入差距不利于經(jīng)濟增長，但這兩種效應(yīng)均具有顯著的區(qū)域差異。沈凌和田國強(2009)研究貧富差別、城市化與經(jīng)濟增長的關(guān)系，認為推進城市化以減少農(nóng)村人口比單純增加農(nóng)民收入更有利于經(jīng)濟的發(fā)展，也是解決三農(nóng)問題的根本方法[24]。城市化對城鄉(xiāng)收入差距、城市化對經(jīng)濟增長均呈正向影響關(guān)系[25]。羅知和萬廣華等(2018)構(gòu)建了兼顧公平與效率的城鎮(zhèn)化模型，并以中國數(shù)據(jù)進行實證表明, 發(fā)展中國家尤其是中國，應(yīng)改變阻礙城鎮(zhèn)化的觀點和舉措，以扭轉(zhuǎn)效率和公平雙輸?shù)慕Y(jié)局[26]。

不難看出，目前文獻集中在城鄉(xiāng)收入差距和個人收入差距方面，而較少涉及區(qū)域差距。在收入差距體系中，地區(qū)收入差距是基礎(chǔ)，城鄉(xiāng)收入差距居于中間層次，沒有地區(qū)差距的縮小，要縮小個人差距是不可能的。其實，收入分配差距涉及收入分配制度和收入分配制度改革的問題，城鎮(zhèn)化是一個經(jīng)濟發(fā)展的必然趨勢，兩者有直接的關(guān)系。只不過是從總體上來說，城鎮(zhèn)化的發(fā)展有利于提高人民生活水平，有利于促進經(jīng)濟增長，促進城鄉(xiāng)一體化，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

(四)地區(qū)增長收斂

新古典增長理論認為地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展趨于收斂，采用回歸模型來檢驗絕對收斂。在一個國家的空間(區(qū)域)增長過程中，以人均產(chǎn)出來衡量，貧窮空間單元比富?？臻g單元的經(jīng)濟增長更快，貧富差距縮小，以致經(jīng)過一定的時間，前者能趕上后者，即區(qū)域人均增長速度傾向于與其人均產(chǎn)出的初始水平成反向關(guān)系，Barro和Sala-i-Martin(1991，1992)[27-28]等稱它為β型收斂，提出絕對β收斂回歸模型。然而，Quah(1996)對增長及收斂動力學(xué)給出了一種解釋，把趨同與收入分配的動態(tài)聯(lián)系起來，研究表明：通常的經(jīng)驗分析-橫截面(條件)收斂回歸、時間序列建模、面板數(shù)據(jù)分析可能會對理解收斂性產(chǎn)生誤導(dǎo)；一些證據(jù)支持“趨同俱樂部”概念，一些證據(jù)表明窮人越來越窮，富人越來越富有，中產(chǎn)階級消失了[29]。Quah(1996)對經(jīng)濟增長的收斂性做出了實證研究，他們的研究結(jié)果均表明經(jīng)濟增長表現(xiàn)為不同形態(tài)的收斂特征，利用Markov概率分布對105個國家相對收入研究的結(jié)果表明世界收入分布正從類似正態(tài)分布向“雙峰收斂”的分布格局演化，在“雙峰模式”中，每個“峰”僅代表了某類趨同俱樂部，而不能反映出該類趨同俱樂部的個體數(shù)量信息；如果不能通過制度改進和技術(shù)創(chuàng)新來支持進一步的增長，也就無法達到“雙峰”假說所限定的生產(chǎn)要素和制度因素條件[30]。顯然，區(qū)域經(jīng)濟增長在地理空間上存在異質(zhì)性，并不是隨機分布的或者是平穩(wěn)的，存在空間的集聚性。

目前檢驗區(qū)域增長過程中是否存在β型收斂的方法是采用回歸模型來檢驗絕對收斂，并通過引入諸如城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等控制變量來檢驗條件收斂，分析出現(xiàn)收斂現(xiàn)象的原因。Berthelemy，Varoudakis(1992)把貨幣供應(yīng)量占GDP比重，進出口占GDP比重，政府消費占GDP比重和啞變量(OPEC國家為1，產(chǎn)油國和其它國家為0)引入絕對收斂模型，估計了β收斂及對系數(shù)進行正態(tài)分布檢驗[31]。Ling Yin，George Zestos and Leo Michelis(2004)[32]在實證歐盟采取共同的政策促進經(jīng)濟發(fā)展“和諧和平衡的擴張”效應(yīng)時，也把投資占GDP比重、通貨膨脹率、政府消費占GDP比重、內(nèi)閣的變化、識字率和地區(qū)啞變量引入新古典增長模型，檢驗了不同時期的絕對β收斂性和條件β收斂性。Somesh K. Mathur(2005)也用人均GDP的條件β收斂方程，采用1961年到2001年東亞和南亞地區(qū)的數(shù)據(jù)檢驗了“條件收斂假說”[33]。在實際中，若一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟距離自己的穩(wěn)定狀態(tài)越遠，經(jīng)濟增長越快時，則存在條件β收斂。

地區(qū)間收入增長趨于收斂或發(fā)散是地區(qū)差距變化的一種重要測度。也就是說，地區(qū)間收入增長趨于收斂，那地區(qū)間的收入差距在縮小。近年來關(guān)于中國地區(qū)差距是否擴大的爭論又使得這一問題成為研究熱點。特別是伴隨著空間計量經(jīng)濟學(xué)的應(yīng)用，將空間依賴性及空間異質(zhì)性的影響納入中國地區(qū)間收入增長收斂問題的研究中，對絕對收斂、條件收斂、俱樂部收斂進行度量。蔡昉和都陽(2000)的研究發(fā)現(xiàn)，改革開放以來，中國地區(qū)經(jīng)濟不存在全域性的收斂現(xiàn)象，但存在俱樂部收斂[34]。周亞虹等(2009)[35]的研究也表明，中國經(jīng)濟還處于加速增長的發(fā)散狀態(tài)，富裕地區(qū)的經(jīng)濟增長向收斂狀態(tài)過渡，相對于富裕地區(qū)，相對落后地區(qū)的經(jīng)濟增長存在發(fā)散現(xiàn)象。覃成林等(2012)研究也表明，中國長江三角洲區(qū)域經(jīng)濟增長過程的空間俱樂部趨同客觀存在[36]。潘文卿(2010)發(fā)現(xiàn)從1990年前后兩個時期看，中國地區(qū)經(jīng)濟增長表現(xiàn)出不同的收斂特征，出現(xiàn)了東、中、西三大收斂“俱樂部”[37]。

值得一提的是在縣域尺度上，國內(nèi)也有研究縣域增長收斂的文獻出現(xiàn)。陳芳和龍志和(2011)基于我國2000-2007年1994個縣的非平衡面板數(shù)據(jù)實證的結(jié)果表明，我國縣域經(jīng)濟存在條件β收斂，縣域經(jīng)濟間的發(fā)展差距縮小[38]。許洪范(2011)基于反映中國縣域發(fā)展的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)因素把縣域分成三類，使用Panel Data模型對1989-2004年中國縣域經(jīng)濟發(fā)展差異的收斂性進行計量檢驗，結(jié)果表明，中國縣域經(jīng)濟增長差異存在α趨異，另外在絕對β檢驗過程中發(fā)現(xiàn)中國縣域經(jīng)濟整體存在發(fā)散的趨勢，不同類縣域經(jīng)濟差異存在α趨異，有的類存在明顯的俱樂部收斂[39]。顯然，縣域增長是否收斂并沒有一致性結(jié)論。

(五)城鎮(zhèn)化的地區(qū)增長與收斂效應(yīng)假設(shè)

從文獻看出，城市化具有推進地區(qū)經(jīng)濟增長與收斂的“雙重”效應(yīng)。實際上，城市化推進經(jīng)濟增長具有空間差異性。城市化促進地區(qū)經(jīng)濟增長的作用具有空間差異性，在沿海地區(qū)的作用顯著大于內(nèi)陸地區(qū)[40]。然而，城市化進程在空間上也存在差異性，東部地區(qū)城市化水平明顯高于西部地區(qū)，但實證研究的結(jié)果表明，地區(qū)城市化水平存在著絕對β收斂，在考慮了空間效應(yīng)之后，收斂的速度有所加快[41]。也就是說，城市化水平低的地區(qū)城市化進程較快，較高城市化水平提升促進了經(jīng)濟增長，較高經(jīng)濟增長進一步促進人均收入水平的增加，較高人均收入水平的增加自然縮小了地區(qū)的人均收入差距，形成一種趨于各自均衡態(tài)的循環(huán)機制。因此，城市化成為積極尋求地區(qū)增長與人均收入差距縮小之間的重要通道和結(jié)合點。

如果城鎮(zhèn)化同時具有發(fā)展推動地區(qū)經(jīng)濟增長和縮小地區(qū)增長差距的作用，那么國家就應(yīng)該采取優(yōu)先推進城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，著眼于城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長、地區(qū)收入?yún)f(xié)調(diào)發(fā)展的調(diào)控。城鎮(zhèn)化推進經(jīng)濟增長的動因在于擴大內(nèi)需，也是我國經(jīng)濟發(fā)展的根本動力。目前我國常住人口城鎮(zhèn)化率不僅遠低于發(fā)達國家，也低于人均收入與我國相近的發(fā)展中國家，還有較大的發(fā)展空間。城鎮(zhèn)化水平持續(xù)提高，會使更多農(nóng)民通過轉(zhuǎn)移就業(yè)提高收入，通過轉(zhuǎn)為市民享受更好的公共服務(wù)，從而使城鎮(zhèn)消費群體不斷擴大，消費結(jié)構(gòu)不斷升級，消費潛力不斷釋放，也會帶來城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)設(shè)施和住宅建設(shè)等巨大投資需求，這將為經(jīng)濟增長提供持續(xù)的動力。另一方面，改革開放以來，我國東部沿海地區(qū)率先開放發(fā)展，形成了京津冀、長江三角洲、珠江三角洲等一批城市群，有力推動了東部地區(qū)快速增長，成為國民經(jīng)濟重要的增長極。但與此同時，中西部地區(qū)發(fā)展相對滯后，一個重要原因就是城鎮(zhèn)化發(fā)展很不平衡，中西部城市發(fā)展明顯不足。隨著西部大開發(fā)和中部崛起戰(zhàn)略的深入推進，東部沿海地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移加快，在中西部資源環(huán)境承載能力較強地區(qū)，加快城鎮(zhèn)化進程，培育形成新的增長極，有利于促進經(jīng)濟增長和市場空間由東向西、由南向北梯度拓展，推動人口經(jīng)濟布局更加合理、區(qū)域發(fā)展更加協(xié)調(diào)。因此，城鎮(zhèn)化的過程，既是中國經(jīng)濟增長的過程，同時又是逐步縮小城鄉(xiāng)和區(qū)域差距的過程。

城鎮(zhèn)化可以推動經(jīng)濟增長，這是因為城鎮(zhèn)化帶來的要素集聚，可以產(chǎn)生集聚效應(yīng)，如知識外溢、規(guī)模效應(yīng)、范圍經(jīng)濟等[14]。根據(jù)《2009年世界發(fā)展報告：重塑世界經(jīng)濟地理》框架結(jié)構(gòu)，城市化是經(jīng)濟地理重塑的關(guān)鍵變量[42]。一方面，城市化是移民、集聚、專業(yè)化的結(jié)果，是經(jīng)濟地理重塑的驅(qū)動力；另一方面，城市化通過移民、集聚、專業(yè)化，縮小密度，縮短距離和減少分割，提高了經(jīng)濟的空間集聚效率和專業(yè)水平，從而促進了經(jīng)濟增長，同時由于城市化減少了分割，實現(xiàn)增長的一體化。城市化的經(jīng)濟地理重塑核心在于要素集聚形成或改善空間生產(chǎn)函數(shù)，促進經(jīng)濟增長，同時形成增長極中心區(qū)，帶動外圍區(qū)域以較快的速度增長，縮小空間差距，實現(xiàn)中心—外圍結(jié)構(gòu)的一體化，促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

城市化可以實現(xiàn)增長與收斂的“雙重”效應(yīng)，這是國家城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略以及我國依靠新型城鎮(zhèn)推進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展隱含的一個經(jīng)驗假設(shè)，也是我國推進城鎮(zhèn)化要達到的理想境界。盡管，文獻提到城鎮(zhèn)化的雙重效應(yīng)，也用β收斂方程研究了我國地區(qū)增長的收斂性，但目前把城鎮(zhèn)化引入β收斂方程的實證成果比較少，用β收斂方程檢驗城鎮(zhèn)化增長效應(yīng)和收斂效應(yīng)的文獻也較少見，對城鎮(zhèn)化“雙重”效應(yīng)的空間異質(zhì)性測度更是鮮見。雖然，目前的文獻沒有專門研究城市化對我國空間增長收斂的影響，但卻為研究城市化對增長收斂的影響研究積累了方法。一些不易觀察到的現(xiàn)象是空間效應(yīng)引入收斂研究后發(fā)現(xiàn)的。Lesage(1999)實驗結(jié)果表明，地理加權(quán)回歸模型(GWR)的估計結(jié)果能夠很好地解釋區(qū)域經(jīng)濟增長的過程[43]。區(qū)域經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)化在地理空間上并不是孤立的、隨機分布的，而是與周邊環(huán)境具有密切的聯(lián)系，區(qū)域經(jīng)濟增長總是受到周圍區(qū)域經(jīng)濟增長狀況的影響[30]。中國縣域經(jīng)濟差距十分明顯，用GWR可以更精準地測度城鎮(zhèn)化的縣域增長與收斂“雙重”效應(yīng)，展示全域效應(yīng)與集聚特征。

三、中國城鎮(zhèn)化與空間經(jīng)濟增長:關(guān)系與特征事實

(一)數(shù)據(jù)來源

中國2000年人均GDP來自2001年《中國縣(市)社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》的縣市GDP及年末總?cè)丝跀?shù)計算，并以8.2783元/美元匯率折算成美元，2010年人均GDP來自2011年《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，并以6.7695元/美元匯率折算成美元。中國2000年和2010年縣域城鎮(zhèn)化的數(shù)據(jù)分別來自《2000人口普查分縣資料》和《中國2010年人口普查分縣資料》。由于縣市劃分，兩個年份空間樣本數(shù)有所不同，根據(jù)同名對應(yīng)調(diào)整，此外，31個省、市和自治區(qū)政府所在城市縣級單元的城市化水平接近100，為研究城鎮(zhèn)化的真實效應(yīng)，沒有把省會城市的縣級單元納入本文研究樣本中，經(jīng)過上述處理，得到本文的研究樣本數(shù)為1968個，其中東部有530個，中部有597個，西部有841個[注]西部分別是四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古；中部地區(qū)分別是山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南。。

(二)空間分布特征事實

一個變量增長率：

ri=ln(yi, t+T-yi, t)/T=ln(yi, t+T/yi, t)/T

(1)

(1)式中，ri為T年平均增長率，yi, t為變量初值，yi, t+T為T年后的變量值。

以(1)式計算，人均GDP增長率高于平均值的樣本數(shù)為860個(見圖1)，占樣本總數(shù)的43.70%，東部、中部和西部分別為183個、266個和411個，分別占其樣本數(shù)的34.53%、44.56%和48.87%。很明顯，高于平均值的樣本數(shù)比例西部最高，中部次之，東部最低。而人均GDP增長率低于平均值的樣本數(shù)為1108個(見圖2)，占樣本總數(shù)的56.30%，東部、中部和西部分別為346個、330個和432個，分別占其樣本數(shù)的65.28%、55.28%和51.37%。顯然，低于平均值的樣本數(shù)比例東部最高，中部次之，西部最低。對比圖1與圖2看出，人均GDP增長率高于平均值的樣本在西部分布較密集，廣東、海南、福建、河北為主的東南海省份分布較少，相反人均GDP增長率低于平均值的樣本在東部分布比較密集。這說明西部縣域人均GDP增長高于東部縣域。進一步統(tǒng)計結(jié)果，樣本的平均增長率為16.55%，東部、中部和西部分別為15.16%、16.67%和17.83%，東部低于平均水平，西部的增長率最高。

2000年城鎮(zhèn)化水平高于平均值的樣本數(shù)為1010個(見圖3)，占樣本總數(shù)的51.32%，東部、中部和西部分別為362個、309個和339個，分別占其樣本數(shù)的68.30%、51.76%和40.317%。以此看，高于平均值的樣本數(shù)比例最高的是東部，中部次之，西部最低。而城鎮(zhèn)化水平低于平均值的樣本數(shù)為958個(見圖4)，占樣本總數(shù)的48.68%，東部、中部和西部分別為166個、288個和504個，分別占其樣本數(shù)的31.32%、48.24%和59.93%。西部低于平均值的樣本數(shù)比例最高，中部次之，東部最低。對比圖3與圖4看出，城鎮(zhèn)化水平高于平均值的樣本在東部分布較密集，廣東、海南、福建、河北為主的東南海省份分布較多；相反，城鎮(zhèn)化低于平均值的樣本在是中部、西南地區(qū)分布比較密集。這說明中部和西南地區(qū)大部分縣域城鎮(zhèn)化水平低于東部地區(qū)縣域。進一步統(tǒng)計結(jié)果，2000年全樣本的平均城鎮(zhèn)化率為20.29%，東部、中部和西部分別為26.15%、20.56%和15.53%，以東部縣域樣本最高，西部縣域樣本的城鎮(zhèn)化率最低。

圖1 PCGDP增長超過平均水平增長的樣本分布

圖2 PCGDP增長低于平均水平的樣本分布

圖3 2000年城鎮(zhèn)化超過平均水平的樣本分布

圖4 2000年城鎮(zhèn)化低于平均水平的樣本分布

以(1)式計算，城鎮(zhèn)化進程(增長率)高于平均水平的樣本數(shù)為869個(見圖5)，占樣本總數(shù)的44.16%，東部、中部和西部分別為210個、301個和358個，分別占其樣本數(shù)的39.62%、50.42%和41.20%。很明顯，中部高于平均值的樣本數(shù)比例最高，西部次之，東部最低。而城鎮(zhèn)化進程低于平均值的樣本數(shù)為1099個(見圖6)，占樣本總數(shù)的55.84%，東部、中部和西部分別為318個、296個和485個，分別占其樣本數(shù)的60.00%、49.58%和57.67%。顯然，低于平均值的樣本數(shù)比例東部最高，西部次之，中部最低。對比圖5與圖6看出，城鎮(zhèn)化進程高于平均值的樣本在西部分布較密集，廣東、海南、福建、河北為主的東南海省份分布較少。進一步統(tǒng)計，樣本的城鎮(zhèn)化平均增長率為5.09%，東部、中部和西部分別為4.58%、5.24%和5.46%。西部的城鎮(zhèn)化程最快，中部次之，東部最低，中西部城鎮(zhèn)化進程高于東部。

圖5 我國城鎮(zhèn)化進程超過平均水平的樣本分布

圖6 我國城鎮(zhèn)化進程低于平均水平的樣本分布

(三)人均GDP與城鎮(zhèn)化空間演化

在收斂研究文獻中，分析分布演進比較常用的方法是非參數(shù)核函數(shù)估計的方法。Kernel密度估計是一種重要的非參數(shù)方法，可以研究不平衡分布形態(tài)。該方法用連續(xù)的密度曲線描述隨機變量的分布形態(tài)，對隨機變量的概率密度進行估計。核密度估計方法是非參數(shù)密度的重要工具分布函數(shù)。假設(shè)一個數(shù)據(jù)集x1，x2，…，xn表示一個隨機的從一個未知的概率密度函數(shù)樣品的f(x)，那么Kernel密度估計函數(shù)f(x)定義為：

(2)

圖7和圖8是根據(jù)我國縣域樣本數(shù)據(jù)，采用非參數(shù)估計方法得到的2000年和2010年的人均GDP與城鎮(zhèn)化水平演進Kernel密度函數(shù)圖。從圖7可以看出，2000年和2010年的人均GDP核密度分布較為相似，但核密度波峰位置右移且波峰高度略微變矮。這表明人均GDP的差距縮小，收斂現(xiàn)象發(fā)生。同樣地，2000年和2010年的城鎮(zhèn)化率的密度分布也較為相似(見圖8)，核密度波峰位置右移且波峰高度明顯變矮，這也表明空間城鎮(zhèn)化水平的差距縮小，發(fā)展明顯收斂。總體上，我國縣域人均GDP和城鎮(zhèn)化水平分布演進的核概率密度估計都是單峰演進的狀態(tài)，整體上沒有呈現(xiàn)平行增長的特征，收斂特征明顯。

圖7 2000年與2010年縣域人均GDP核密度

圖8 2000年與2010年縣域城鎮(zhèn)化水平核密度估計

(四)城鎮(zhèn)化進程與空間增長相關(guān)性

計算顯示，城鎮(zhèn)化水平、城鎮(zhèn)化進程與人均GDP增長的相關(guān)關(guān)系數(shù)分別為0.0309與0.0386。當(dāng)樣本數(shù)為1866時，10%顯著水平臨界值為0.037，20%顯著水平臨界值為0.021。顯然，城鎮(zhèn)化進程與人均GDP增長的相關(guān)性在10%的水平上顯著，城鎮(zhèn)化水平與人均GDP增長的相關(guān)性在20%的水平上顯著。顯然，城鎮(zhèn)化水平、城鎮(zhèn)化進程均與人均GDP增長呈正相關(guān)關(guān)系。這意味著，城鎮(zhèn)化包括城鎮(zhèn)化水平與城鎮(zhèn)化進程促進了人均GDP的增長。

四、空間異質(zhì)下城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟增長與收斂雙重效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ驮O(shè)定

(一)增長收斂的基礎(chǔ)模型

經(jīng)濟學(xué)認為經(jīng)濟體不僅初始稟賦不同，社會經(jīng)濟特征也存在差異，收斂后的穩(wěn)態(tài)條件也不同，各個經(jīng)濟體會向各自的穩(wěn)定狀態(tài)收斂。新古典增長理論采用回歸模型來檢驗絕對收斂，并通過引入諸如城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等控制變量來檢驗條件收斂，分析出現(xiàn)收斂現(xiàn)象的原因。目前檢驗區(qū)域增長過程中是否存在β型收斂的方法是利用計量經(jīng)濟模型判斷區(qū)域增長過程中人均產(chǎn)出增長是否與其產(chǎn)出的初始水平成反向關(guān)系。對橫截面數(shù)據(jù)，隨著空間單元的經(jīng)濟增長(yi, t+T/yi, t)作為被解釋量，初始經(jīng)濟水平(yi,t)作為解釋變量，選擇標(biāo)準的無條件絕對收斂方程作為基礎(chǔ)模型：

(3)

(3)式中，yi,t+T和yi, t為空間單元i在期末t+T和期初t的增長變量，T為樣本時間長度，β為收斂系數(shù)，c為常數(shù)項。如果β<0存在絕對收斂，且統(tǒng)計上顯著，則可以認為在這一時期的空間單元的經(jīng)濟增長過程中存在β型收斂趨勢。其說明T年間空間單元的經(jīng)濟增長與其初始水平成反向關(guān)系。根據(jù)趨同系數(shù)β的估計值，可以計算趨同速度：

r=-ln(1+Tβ)/T

(4)

(二)空間異質(zhì)性空間收斂模型

空間異質(zhì)性或空間差異性是指地理空間上的區(qū)域缺乏均質(zhì)性，存在不同的經(jīng)濟地理結(jié)構(gòu)，從而導(dǎo)致經(jīng)濟增長存在較大的空間上的差異性。空間異質(zhì)性反映了經(jīng)濟實踐中的空間觀測單元之間經(jīng)濟行為(如增長)關(guān)系的一種普遍存在的不穩(wěn)定性。忽視空間異質(zhì)效應(yīng)只能在整體上或平均意義上探討空間單元經(jīng)濟增長收斂性，導(dǎo)致空間收斂空間結(jié)構(gòu)不能顯示。

空間變系數(shù)的地理加權(quán)回歸(GWR)模型是處理空間異質(zhì)性的一種良好的估計方法。地理加權(quán)回歸模型是一種空間變系數(shù)的回歸估計技術(shù)，是對普通線性回歸模型的擴展。為了實現(xiàn)正確的估計，在擴展的GWR模型中，特定區(qū)位的回歸系數(shù)不再是利用全部信息獲得的假定常數(shù)，而是利用鄰近觀測值的子樣本數(shù)據(jù)信息進行局域(Local)回歸估計而得的，隨著空間上局域地理位置變化而變化的變數(shù)。把Tibshirani和Hastie(1987)[44]提出的通過利用加權(quán)最小二乘法(WLS)對鄰近位置i的局域加權(quán)獲得的GWR模型應(yīng)用于收斂方程，GWR模型：

(5)

(5)式中，(ui,vi)是第i個樣本點的經(jīng)度和緯度，βi(ui,vi)為連續(xù)函數(shù)β(u,v)在i點的值。如果βi(ui,vi)在空間各樣本點上保持不變，則模型(5)就退變成全域模型(3)。GWR可以對每個觀測值估計出k個參數(shù)向量的估計值，ei為第i個空間單元的隨機誤差，滿足零均值、同方差、相互獨立等球形擾動假定。

局域求解法估計值是依據(jù)“接近位置i的觀察數(shù)據(jù)比那些離位置遠一些的數(shù)據(jù)對βi(ui,vi)的估計有更多的影響”的思想，利用加權(quán)最小二乘法來估計出參數(shù)，得：

βi(ui,vi)=(XTWi j(ui,vi)X)-1XTWi j(ui,vi)Y

(6)

(6)式中W是空間權(quán)值矩陣?？梢钥闯?，βi(ui,vi)的GWR估計值是隨著空間權(quán)值矩陣Wij的變化而變化的。實際研究中常用的空間距離權(quán)值計算公式有多種[45]，其一是高斯距離權(quán)值(Gaussian Distance)，另一種是指數(shù)距離加權(quán)值(Exponential Distance)，分別為(7)式和(8)式：

Wij=Φ(dij/σθ)

(7)

(8)

在(7)式、(8)式中，dij為第i個區(qū)域與第j個區(qū)域間的地理距離，Φ為標(biāo)準正態(tài)分布密度函數(shù)，σ為距離向量的標(biāo)準差，θ為衰減參數(shù)(窗寬)。

在空間權(quán)值矩陣中，d和θ非常關(guān)鍵。若θ趨于無窮大，任意兩點的權(quán)重將趨于1，則被估計的參數(shù)變成一致時，GWR就等于以O(shè)LS估計的經(jīng)典線性回歸；反之，當(dāng)帶寬變得很小時，參數(shù)估計將更加依賴于鄰近的觀測值。計算適當(dāng)?shù)拇皩捇蛩p函數(shù)的原理方法很多，最小二乘法仍然是一般常用的方法，其原理是：

(9)

(三)空間異質(zhì)性下城鎮(zhèn)化水平的空間增長與收斂雙重效應(yīng)模型

條件β收斂是指空間單元的增長收斂不僅取決于其初始水平，還要受到其他因素的影響。換言之，附加的若干控制變量后，若初始收入水平的估計系數(shù)是負的，則稱條件β收斂。為了較全面檢驗城鎮(zhèn)化的增長效應(yīng)及收斂效應(yīng)，城鎮(zhèn)化的增長效應(yīng)包括城鎮(zhèn)水平的增長效應(yīng)和城鎮(zhèn)化進程的增長效應(yīng)，而城鎮(zhèn)化的收斂效應(yīng)，以收斂系數(shù)β的變化來進行測度。為此，在(5)式基礎(chǔ)上引入城鎮(zhèn)化水平及城鎮(zhèn)化進程變量，同時還引入控制變量來判斷城鎮(zhèn)化效應(yīng)的穩(wěn)健性，模型為：

(10)

(10)式中，uri,t為第i個樣本點的初期城鎮(zhèn)化水平，uri,t+T第i個樣本點的初末城鎮(zhèn)化水平，ln(uri,t+T/uri,t)為第i個樣本點的城鎮(zhèn)化進程，Xi,t為控制變量，ln(piri , 2000)、第二產(chǎn)業(yè)比重ln(siri , 2000)和第三產(chǎn)業(yè)比重ln(tiri , 2000)。

(四)城鎮(zhèn)化的增長收斂速度測算

根據(jù)(10)式與(5)式估計的收斂系數(shù)，按(4)式計算城鎮(zhèn)化對增長收斂速度效應(yīng)：

Δr=r″-r′

(11)

(11)式中，r′=-ln(1+Tβ′(ui,vi))/T，r″=-ln(1+Tβ″(ui,vi))/T。

絕對β收斂指隨著時間推移，所有空間單元都將收斂于相同的人均收入水平，而條件β收斂意味著各個經(jīng)濟體各自收斂于自身的穩(wěn)態(tài)。從長期來看，經(jīng)濟體系中各個空間單元體的人均收入差距仍然存在，富?？臻g單元仍然富裕，而落后空間單元還依然還落后，只是落后空間單元在城鎮(zhèn)化的作用下以較高的速度增長，逐步縮小與富裕空間單元的人均收入差距。

五、參數(shù)估計

(一)絕對收斂

先不考慮空間異質(zhì)性因素，以(3)式作用普通最小二乘回歸(OLSR)估計(1)，后再以(6)式地理加權(quán)回歸(GWR)進行估計，其中高斯距離權(quán)值(exponential)和指數(shù)距離權(quán)值(gaussian)分別以圖9和圖10所示，兩種方法在平均水平上進行參數(shù)對比分析(表1)。表1中，與OLS估計的(1)相比，GWR的(2)與(3)的R2大幅上升，AIC值大幅較低，GWR的估計優(yōu)于OLS估計。

圖9 高斯距離權(quán)值(gaussian)的W結(jié)構(gòu)

進一步，表1中(2)和(3)的參數(shù)是由gaussian和exponential距離權(quán)值估計的β′(圖11)平均值。

圖10 指數(shù)距離權(quán)值(exponential)的W結(jié)構(gòu)

從表1看，(3)的R2比(2)的R2高，(3)的AIC值比(2)的AIC值低，(3)整體上優(yōu)于(2)，也就是指數(shù)距離權(quán)值的地理加權(quán)回歸模型優(yōu)于高斯距離權(quán)值的地理加權(quán)回歸模型。對比表1的(3)和(1)，(3)的β′值與(1)的β值相比降了-0.0053，以(4)式計算，速度從2.0579%上升到2.7312%。

表1中(3)估計的常數(shù)項值在0.1735～0.6278之間，t統(tǒng)計量值在3.6458～17.8953之間，在5%水平上都顯著；β′值在-0.0793～-0.0012之間，t統(tǒng)計量值在-11.0309～-0.3842之間，在5%水平上有7個地區(qū)β′的t統(tǒng)計量不顯著，它們分別為海南、新疆、甘肅、河南、寧夏、內(nèi)蒙古和山東，以西部地區(qū)居多。

表1 絕對收斂的OLSR與GWR估計

圖11 gaussiane與exponential估計的β′值

再從區(qū)域上看，表1中(3)估計東部、中部和西部的常數(shù)項值分別為0.3244、0.3117和0.3373，以西部最高，東部次之，中部最??；東部、中部和西部β′值分別為-0.0252、-0.0219和-0.0271，以西部最高，東部次之，中部最??；東部、中部和西部t統(tǒng)計量值分別為-5.5431、-3.0188和-4.1022，以東部最高，西部次之，中部最小。以β′值計算，西部、東部和中部的收斂速度分別為3.1618%、2.9100%和1.5140%。這說明，西部和東部的人均GDP增長快于中部，中部塌陷。

(二)城鎮(zhèn)化的增長收斂參數(shù)估計

表2報告的是在(3)式中分別加入城鎮(zhèn)化水平、城鎮(zhèn)化進程以及控制變量后的OLSR與GWR估計結(jié)果。在表1的(1)中加入城鎮(zhèn)化水平變量后的進行OLSR估計得(4)。與(1)相比，(4)的R2比(1)高，AIC值比(1)低，明顯改進的(1)的性能。(5)為在表1的(1)中同時加入城鎮(zhèn)化水平與城鎮(zhèn)化進程變量后的OLSR估計結(jié)果。與(4)相比，(5)的R2比(1)高，AIC值比(1)低，明顯改進的(1)的性能。從(5)可以看出，城鎮(zhèn)化效應(yīng)下，一方面由收斂系數(shù)(1)的-0.0186下降到(5)的-0.0347，增量為-0.0161，收斂速度從2.0579%上升到4.2618%，城鎮(zhèn)化水平收斂效應(yīng)為0.9761%，另一方面城鎮(zhèn)化水平與城鎮(zhèn)化進程變量的系數(shù)均為正值，且在t統(tǒng)計量值均為正值，城鎮(zhèn)化對縣域經(jīng)濟增長起顯著的促進作用。(6)為在(5)中加入人口遷入率、第二產(chǎn)業(yè)比重和第三產(chǎn)業(yè)比重作控制變量后的OLSR估計結(jié)果。可以看出，人口遷入在5%水平上具有顯著的正效應(yīng)，而工業(yè)化影響不顯著。在控制變量影響下，城鎮(zhèn)化的收斂效應(yīng)與增長效應(yīng)方向與顯著性水平?jīng)]有發(fā)生變化，因此，從OLSR估計看，城鎮(zhèn)化對縣域經(jīng)濟增長與增長收斂具有穩(wěn)健的雙重效應(yīng)。

表2 條件收斂的OLSR與GWR參數(shù)估計

在空間異質(zhì)性作用下，對表2的(5)參數(shù)再用gaussian和exponential距離權(quán)值的GWR進行估計分別得到(7)和(8)。從表3看出，(8)的R2比(7)高，AIC值比(7)低，(8)是較佳的模型。同時，對于(8)的R2最高，AIC值最低，(8)為最佳模型。

圖12-13分別為表3中(8)的異質(zhì)性參數(shù)估計值。c″的值域為-0.2606～1.3018，有25個樣本為負值。收斂系數(shù)β″的值域為-19.4392～5.8686，有22個樣本為正值。城鎮(zhèn)化水平的增長效應(yīng)λ的值域為-0.2328～0.2382，有68個樣本為負值，城鎮(zhèn)化進程的增長效應(yīng)γ的值域為-3.6946～2.5205，有24個樣本為負值。

圖12 (8)式估計的c″與β″值

(三)省市區(qū)尺度的城鎮(zhèn)化的雙重效應(yīng)參數(shù)

圖12-13分別展示了城鎮(zhèn)化的增長收斂效應(yīng)與增長效應(yīng)，盡管是小概率事件，但系數(shù)正負值與理論預(yù)期與不一致的情況，也有不顯著情況發(fā)生。表3是省市區(qū)尺度上對圖12-13的統(tǒng)計結(jié)果。從表3看，系數(shù)正負值與理論預(yù)期一致，除吉林的λ的t統(tǒng)計量在5%水平上不顯著外，其它變量的t統(tǒng)計量在5%水平上顯著。從β″值看，前五位分別為西藏、寧夏、海南、青海和黑龍江，全部中西地區(qū)，后五位分別為內(nèi)蒙古、安徽、山東、江西和河南，東部、西部各占一個，中部有三個。從λ值看，前五位分別為寧夏、江蘇、上海、海南和陜西，東部有三個，西部有兩個，后五位分別為福建、云南、遼寧、新疆和吉林，東部、西部各占兩個，中部有三個。再γ值看，前五位分別為寧夏、上海、江蘇、內(nèi)蒙古和陜西，西部三個，東部兩個，后五位分別為天津、遼寧、新疆、福建和云南，東部有三個，西部有兩個。顯然，在省區(qū)尺度上的統(tǒng)計結(jié)果中，已看出明顯規(guī)律性。

再從區(qū)域尺度上看，東部、中部和西部的β″值分別為-0.0385、-0.0314和-0.0449，收斂速度分別為4.8587%、3.7618%和5.9565%，以西部最高，東部次之，中部最低。從λ值看，東部、中部和西部分別為0.0480、0.0424、0.0473，以東部最高，西部次之，中部最低。再從γ值看，東部、中部和西部分別為0.4915、0.5278、0.4514，以中部最高，東部次之，西部最低。城鎮(zhèn)化效應(yīng)在東部、中部和西部表現(xiàn)也有所不同，但也有傾向性，城鎮(zhèn)化對西部的效應(yīng)較強。

進一步按(11)式計算，在省區(qū)尺度上，除浙江、吉林和西藏Δr為負值外，其它28個地區(qū)的Δr為正值。前5個Δr省區(qū)分別是寧夏、甘肅、廣西、北京和河北，其Δr依次為10.6025%、4.4669%、4.3986%、3.2106%和2.9246%，而后5個Δr省區(qū)分別是湖南、江蘇、浙江、吉林和西藏，Δr依次為0.2732%、0.0622%、-0.2282%、-0.4211%和-3.5231%。很明顯，城鎮(zhèn)化的收斂效應(yīng)的差別較大，收斂和發(fā)散在省區(qū)尺度上同時存在。在更大的區(qū)域尺度上看，東部、中部和西部的Δr值分別為1.7691%、1.2551%和2.7135%，以西部最高，東部次之，中部最低。這說明城鎮(zhèn)化在縮小區(qū)域差距，主要是東部與西部的差距。

表3 指數(shù)GWR相對收斂參數(shù)估計省區(qū)統(tǒng)計

六、中國城鎮(zhèn)化雙重效應(yīng)的空間結(jié)構(gòu)

(一)城鎮(zhèn)化的增長收斂效應(yīng)

以圖12的β″值和圖11中β′值，按(11)式計算后得圖14。Δr的值域為-24.6081～28.6975，平均值為1.9390。Δr為負值的樣本數(shù)為271個，占樣本總數(shù)的13.77%，[-40，-20)區(qū)間有1個樣本，為西藏的加查縣，[-20，0)樣本數(shù)數(shù)為270個，平均值為-1.9806。Δr在[0，20)區(qū)間的樣本數(shù)為1692個，平均值為2.5154；[20，40)的樣本數(shù)為5個，平均值為23.8367，它們?yōu)閷幭牡钠搅_縣、賀蘭縣、永寧縣和靈武市，內(nèi)蒙古的阿拉善左旗。總體上，城鎮(zhèn)化的縣城增長的收斂效應(yīng)的空間異質(zhì)性較為明顯。

圖14 城鎮(zhèn)化的收斂速度效應(yīng)

對圖14中城鎮(zhèn)化的增長收斂速度效應(yīng)在空間展開后的空間分布特征(圖15)。從圖15明顯看出，城鎮(zhèn)化對增長收斂速度的正效應(yīng)區(qū)域明顯大于負效應(yīng)的區(qū)域。從Δr負值的樣本分布在18個地區(qū)，分散于新疆、西藏、云南等地區(qū)，集聚在廣東、福建、浙江和東北的遼寧、吉林和黑龍江等地。統(tǒng)計顯示，青海和山東分別只有1個縣，安徽和四川各有3個縣，貴州3個縣，新疆和浙江各9個縣，河南10個縣，廣西15個占樣本數(shù)的20.27%，內(nèi)蒙古16個占20.25%，西藏和云南各17個分別占26.98%和14.17%，湖北有19個占31.67%，遼寧22個占51.16%，黑龍江24個占37.50%，吉林20個占70%，廣東有34個占50.75%，福建省39個占67.24%。遼寧、吉林、廣東和福建的負效應(yīng)樣本超過其樣本的半數(shù)以上。

從Δr趨勢面看，城鎮(zhèn)化的增長收斂速度效應(yīng)大面積的是0～2%之間，其中內(nèi)蒙古中部有一個超過15%的強效應(yīng)中心區(qū)，內(nèi)蒙古中北部、青海北部、甘肅東南部為外圍，形成了城鎮(zhèn)化的增長收斂速度效應(yīng)超過5%的一個集聚區(qū)，同時在西藏中部、新疆與青海的交界處也形成了一個超過5%的集聚區(qū)，在新疆、西藏、云南南部、黑龍江東部有超過5%散點分布。在新疆與西藏的西部交界處，青海、西藏與云南交界處、西藏西南部、黑龍江西北部與內(nèi)蒙東部交界處有超過-15%效應(yīng)區(qū)，新疆北部有兩個，青海中部，云南西部，廣西與廣東交界處，廣東與福建南部，河南與湖北交界處，內(nèi)蒙東北部，黑龍江北部，遼寧、吉林與內(nèi)蒙交界處有-5%～-15%效應(yīng)區(qū)分布(圖16)。

圖15 Δr正負值的空間分布

圖16 城鎮(zhèn)化的收斂速度Δr趨勢面

(二)城鎮(zhèn)化水平的增長效應(yīng)

在省區(qū)尺度上，城鎮(zhèn)化水平的增長效應(yīng)均為正效應(yīng)，前五個地區(qū)依次是寧夏、江蘇、上海、海南和陜西，后五位依次是福建、云南、遼寧、新疆和吉林，寧夏是吉林的10.33倍(表3)。再從區(qū)域上看，東部、中部和西部的λ值分別為0.0480、0.0424和0.0473，以東部最高，西部次之，中部最低。雖然，東部、中部和西部的城鎮(zhèn)化增長效應(yīng)有所差異，但差異較小。

以圖17為圖13中λ值的空間展開。明顯看出，城鎮(zhèn)化的增長正效應(yīng)區(qū)域較為廣闊，負效應(yīng)樣本只分布在新疆、西藏、內(nèi)蒙、甘肅、遼寧、吉林和黑龍江等地。統(tǒng)計顯示，負效應(yīng)樣本分布為黑龍江有1個，甘肅4個，西藏5個，吉林6個，遼寧和內(nèi)蒙古8個，福建9個，新疆10，廣東17個。

λ趨勢面分布呈大面積的弱強度區(qū)，較大中強度區(qū)，高強度和負效應(yīng)集聚區(qū)分散格局(圖18)。有一個在超高強度區(qū)，分布在甘肅、內(nèi)蒙古、寧夏的交界處。有兩個高強度效應(yīng)小區(qū)，分布在青海、江蘇。具體地，有8個中強度區(qū)，以四川東北部、陜西、寧夏、內(nèi)蒙中部、山西北部、河北北部形成大范圍中強效應(yīng)區(qū)；縱貫西藏、青海，向內(nèi)蒙古延伸的中強效應(yīng)集聚區(qū)，浙江東南部、安徽東南部、上海、江蘇和山東中部形成的長三角為主體的中強效應(yīng)區(qū)；湖南、湖北和江西交界的中強效應(yīng)區(qū)，新疆和黑龍江分別有兩個中強效應(yīng)區(qū)小區(qū)；海南單獨形成中強效應(yīng)區(qū)。對于負效應(yīng)區(qū)，主要是甘肅、內(nèi)蒙古、新疆交界處為強效應(yīng)核，以新疆北部與東部、甘肅與內(nèi)蒙古西北部、青海西北部為外圍的集聚區(qū)；內(nèi)蒙古東北部與黑龍江北部交界區(qū)、西藏西南部、廣東與福建交界處、遼寧與吉林交界處，共4個區(qū)。

圖17 城鎮(zhèn)化水平的經(jīng)濟增長效應(yīng)空間分布

圖18 城鎮(zhèn)化水平的增長效應(yīng)趨勢面

(三)城鎮(zhèn)化進程的增長效應(yīng)

在省區(qū)尺度上，城鎮(zhèn)化水平的增長效應(yīng)均為正效應(yīng)，前五個地區(qū)依次是寧夏、上海、江蘇、內(nèi)蒙古和陜西，后五位依次是天津、遼寧、新疆、福建和云南，寧夏是吉林的8.92倍(表3)。從區(qū)域上看，東部、中部和西部的λ值分別為0.4514、0.5278和0.49153，以中部最高，西部次之，東部最低。顯然，中部和西部的城鎮(zhèn)化增長效應(yīng)高于東部地區(qū)，但差異較小。

以圖19為來自圖13中γ值的空間展開。明顯看出，城鎮(zhèn)化進程對增長正效應(yīng)樣本較為廣闊，負效應(yīng)樣本只分布在新疆、西藏、內(nèi)蒙、四川等地，全為西部地區(qū)。其中，青海分布有1個，四川和內(nèi)蒙古各2個，甘肅7個，新疆12個。

γ效應(yīng)趨勢面的絕大多數(shù)地區(qū)的弱強度區(qū)，高強度、中強度和負效應(yīng)區(qū)分布分散(圖20)。有兩個在高強度區(qū)，一個分布內(nèi)蒙古、寧夏的交界處，另一個在內(nèi)蒙古東北部。有三個中強度效應(yīng)小區(qū)，分布在青海、新疆東南部、黑龍江與吉林交界處。

圖19 城鎮(zhèn)化進程的經(jīng)濟增長效應(yīng)空間分布

圖20 城鎮(zhèn)化進程的經(jīng)濟增長效應(yīng)趨勢面

對于負效應(yīng)區(qū)，主要是甘肅、內(nèi)蒙古、新疆交界處為強效應(yīng)區(qū)，其次是橫穿甘肅，兩頭向內(nèi)蒙古和青海延伸的區(qū)域。另外，在新疆南部，西藏西南部，青海、西藏和四川交界處有三個小區(qū)域。

(四)城鎮(zhèn)化雙重效應(yīng)

以圖14和圖13數(shù)據(jù)計算，Δr與λ、γ相關(guān)系數(shù)分別為0.4626和0.2515，λ與γ相關(guān)系數(shù)為0.8016，三者具有高度的正相關(guān)性。當(dāng)剔除負效應(yīng)樣本后還有1667個樣本同時獲得了城鎮(zhèn)化的收斂效應(yīng)與增長效應(yīng)(見圖21)。圖21看出，廣西沿海、廣東、福建的一帶樣本分布大幅下降，河南和湖北等中部地區(qū)樣本分布也大幅下降，西部、東北地區(qū)等其它地區(qū)樣本分布有不同幅度下降。統(tǒng)計顯示，東部、中部和西部三重效應(yīng)樣本數(shù)分別為424、512和731個，分別占樣本數(shù)的80.00%、85.76%和86.92%。樣本下降比例西部最小，中部次之，東部下降比例幅度最大。這充分說明，西部是城鎮(zhèn)化雙重效應(yīng)最強的地區(qū)，中部次之，東部城鎮(zhèn)化效應(yīng)最弱。進一步計算，Δr與λ、γ相關(guān)系數(shù)分別為0.5681和0.3691，λ與γ相關(guān)系數(shù)為0.8430，三者具有高度的正相關(guān)性有不同程度上升。這說明，城鎮(zhèn)化的收斂效應(yīng)和增長效應(yīng)具有高度的空間協(xié)同性。從圖22看出，三者關(guān)系中有5、10、20三個分界線，此外，樣本分布偏向城鎮(zhèn)化進程效應(yīng)，大部分在5分界線的左側(cè)；越偏離5分界線的右側(cè)，城鎮(zhèn)化水平的增長效應(yīng)與城鎮(zhèn)化進程的效應(yīng)越強，城鎮(zhèn)化的增長收斂效應(yīng)越強。

圖21 城鎮(zhèn)化雙重效應(yīng)的空間分布

圖22 城鎮(zhèn)化雙重效應(yīng)的關(guān)系圖

總體上，對縣域空間而言，城鎮(zhèn)化水平與城鎮(zhèn)化進程都具有直接的增長效應(yīng)，城鎮(zhèn)化通過促進西部低收入縣份的較快增長，以縮小與東部高收入縣份的收入差距，形成良性循環(huán)。這是城鎮(zhèn)化具有空間增長與收斂效應(yīng)統(tǒng)一的內(nèi)在機制?？梢钥闯觯擎?zhèn)化水平及城鎮(zhèn)化進程的增長效應(yīng)越強，收斂效應(yīng)也就越強?；诳h域人均GDP增長收斂速度的估算結(jié)果顯示，中國三大區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展正處于收斂過程，城鎮(zhèn)化還能維持加速增長的態(tài)勢。隨著城鎮(zhèn)化推進與人均GDP的進一步提高，中國空間經(jīng)濟增長最終可以實現(xiàn)均衡增長的目標(biāo)。當(dāng)然，省份間收斂速度的比較表明，不同省份收斂速度存在很大差距。相對于較為富裕省份，低收入省份的經(jīng)濟增長的收斂速度更高，這也意味著呈現(xiàn)出經(jīng)濟落后區(qū)域追趕富裕區(qū)域的趨勢。但即使落后區(qū)域的經(jīng)濟增長率高于富裕區(qū)域，但城鎮(zhèn)化可能使得低收入?yún)^(qū)域與高收入?yún)^(qū)域還存在一定的差異，實現(xiàn)空間的差異協(xié)調(diào)發(fā)展。

七、結(jié)論與含義

本文利用中國縣域2000年和2010年的空間數(shù)據(jù)，對城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟增長與收斂雙重效應(yīng)假設(shè)進行了計量檢驗。主要方法是采用普通最小二乘回歸，在擴展的收斂模型中考察了我國縣域城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟增長及其收斂效應(yīng)，以加權(quán)地理回歸測度城鎮(zhèn)化包括城鎮(zhèn)化水平與進程的經(jīng)濟增長與收斂效應(yīng)的空間異質(zhì)性。結(jié)果表明：我國縣域城鎮(zhèn)化對人均GDP增長及收斂性具有穩(wěn)健的雙重效應(yīng)。研究還進一步發(fā)現(xiàn)，縣域城鎮(zhèn)化包括城鎮(zhèn)化水平及城鎮(zhèn)化進程可以同時促進增長與增長收斂，三種效應(yīng)具有協(xié)同性，促進了中西部尤其是西部地區(qū)的較快增長，縮小了東西差距，推進了區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，實現(xiàn)城鎮(zhèn)化的雙重使命。需要強調(diào)的是，縣域經(jīng)濟增長收斂既具有絕對收斂性，又具有條件收斂性，即使在考慮了人口遷入情況下，城鎮(zhèn)化對縣域經(jīng)濟增長收斂系數(shù)和增長系數(shù)的正負性及顯著性水平?jīng)]有發(fā)生變化。從統(tǒng)計上看，城鎮(zhèn)化雙重效應(yīng)的穩(wěn)健性支持了城鎮(zhèn)化具有經(jīng)濟增長與收斂效應(yīng)假設(shè)。

本文結(jié)論具有明顯的政策含義。首先，我國的縣域經(jīng)濟增長存在城鎮(zhèn)化條件下收斂。這說明我國中西部落后地區(qū)與東部地區(qū)的差距主要來自初始水平和城鎮(zhèn)化進程的不同。因此，要想縮小我國中西部地區(qū)與東部地區(qū)的差距，在“雙重效應(yīng)城鎮(zhèn)化”的發(fā)展道路上有必要加快中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化，為中西部地區(qū)縣域城鎮(zhèn)化增長創(chuàng)造條件。其二，中國城鎮(zhèn)化既推動經(jīng)濟增長，又縮小空間差距，體現(xiàn)空間收斂性，城鎮(zhèn)化成為空間經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的決定因素。難能可貴的是，我國縣域經(jīng)濟增長實現(xiàn)增長的同時，并不是以縣域差距的急劇擴大為代價。其三，城鎮(zhèn)化具有經(jīng)濟增長及增長差距縮小效應(yīng)，這給城鎮(zhèn)化政策帶來較大的空間。地區(qū)差距的縮小是一個長期任務(wù)。因此，中央政府必須采取有效措施推進“三縱兩橫”城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，尤其是在第三縱(昆明—重慶—西安—銀川)與兩橫西端上加大投入，促進西部城市群包括成渝、關(guān)中、滇中等城市群建設(shè)，提升城市化水平與集聚效應(yīng)。同時，在“一帶一路”中加大西南各省與西北五省的城市化基礎(chǔ)建設(shè)，完善基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)，依托陸橋通道上的城市群和節(jié)點城市，建設(shè)“絲綢之路城市帶或城市群”，共同形成強大增長極，這將會極大有利于我國經(jīng)濟增長，同時縮小地區(qū)差距，促進區(qū)域經(jīng)濟公平、協(xié)調(diào)發(fā)展，同時推動形成與中亞乃至整個歐亞大陸的區(qū)域大合作。最后，強有力的推進城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，為城鎮(zhèn)化突破“胡煥庸線”提供了理論與經(jīng)驗支持，促進“胡煥庸線”兩側(cè)人口經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。

當(dāng)然，我國縣域經(jīng)濟增長收斂也非完全取決于城鎮(zhèn)化因素。但是，廣大西部劣勢區(qū)域的城鎮(zhèn)仍難集群發(fā)展，我國縣域經(jīng)濟增長仍難超越城鎮(zhèn)化因素的決定作用。從檢驗結(jié)果看，城鎮(zhèn)化在東部、中部與西部三大地帶縣域中具有不同增長效應(yīng)與收斂效應(yīng)，而在城鎮(zhèn)化進程中，縣域經(jīng)濟可以實現(xiàn)在增長中走向收斂。當(dāng)然，在我國東西差距縮小仍面臨嚴峻挑戰(zhàn)。城鎮(zhèn)化的確是我國建立區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的核心機制以及“如何突破胡煥庸線”難題的金鑰匙，堅定不移地推行城鎮(zhèn)化無疑是決定中國緊迫與長遠發(fā)展最為重要的決策。