城市经济增长影响因素的实证分析
FDI对杭州经济增长影响的实证分析
。
年份 图2
In ( G D P 。 ) 和 l n ( G D P
。
)
表 明两 者 有很强
经 计 算两 变量 之 间 的相 的相 关 性
。
关 系 数 为O 9 1 9 4
．
一
，
为 了 研 究这 种相 关 关 系
，
般 的做 法 是 根据 现 有的
样 本 资 料 建立 比较 合 适 的 回 归 方程
。
本 文采 用 杭 州 1 9 8
5
—
2005年 1
) 掺 型 方法叉 计量 分析
各 年 F D I值 用 当 年 平 均 汇 率 换
．
变 量 的 平 稳性 检 验
，
在做协 整检验前
本文 数 据 均来 自杭 州 统 计 信 息 网 或 根 据 原 始 数 据 计 算而
先要 对 变量 进 行平 稳 性检验
．
杭州经济技术开 发
对 各 变 量 取 自然 对 数 观察 图2 可 得
：
，
即
+
：
ln ( G D P ) 和 ln ( F D I )
， ，
。
区
、
萧 山经 济 技 术 开 发 区
、
杭 州 高 新技 术 产 业 开 发 区 和 杭 州 之 江
，
ln ( G D P ) 具
有较 为 稳 定 的 增 长 趋 势
，
因 为协 整
，
得
变量 必 须 具 有 相 同 的单 整 阶数 。 其 标准 方法 是 单 位 根 检验
本
1 1
重庆维普
● 经 济论 坛
文用A D F 检验 ( A u g m 验
城市化与经济增长关系的实证分析
业 化水平几乎持平 ，之后城市化开始逐步
内容摘 要：本 文主要 对人 均 ＧＤ Ｐ和城 市
化 水 平 之 间 的 关 系进 行 理 论 与 实证 分
挥 的作 用 更 大 。
均 收
入
然滞后 。根据钱纳里的标准 ，工业化中期
经 济增 长 城Leabharlann 市规 模 关键 词 ：城 市化
人 均 ＧＤＰ
的就 业 结 构 标 准 应 为 １ ：６８４ 如 果 ５６３ ．：７６，
城市规模
以我国近１ 年来城市化率每年提高一个百 ０ 分点的速度计算 ，城 市化率达 到工业化 中 期６ ％ 以上的指标 ， ０ 大约还 需要 １ 年左右 ５
市又 为产 品提供 了巨大的消费市场 ，城市 可 以创造需求 ，改善就业结构，使 劳动力 更多地流向第三产业。城市正是在保证产 品生产与消费的 良性循环 中推动 了经济的 快速发展。城市规模的扩 大加剧 了经济增
长 的 波 动 性 。 城 市 经 济发 展 的外 在 表 现 为
超 越 工业 化 ；截至 ２ ０ 年 ， 市 化 领 先 于 ０８ 城
市仅 仅是作 为工业基地 的形式而存在 ，城 市功能被大大 削弱 ；二十世纪六七十年代 为备 战而实行的 “ 散 、洞”策略 ， 山、 使工
业 远 离 城 市 ，割 裂 了工 业 与 城 市 相 互依 托
合 ， 资回报率 成 投
为 资 本 在 不 同产
业 和 部 门 间选 择
的直 接 原 因。 经 济 发 展 与
真 实 的
转型时期中国城市增长的决定因素--基于205个地级以上城市的实证分析
【】 ５ 太愿 市 政 府 绿 色转 型 办 公 室 ． 学 发展 的 有 益 尝 试一 一 太 原 科
Ｎａ ｕ ａ ｓ ｕ ｃ ｔｅ ： ｅ ｎ ０ｒｅ ｔ ｔｏ ｎ ｒ ｎ ｒ ａ ｓｔｏ ｓ ｔｒｌ Ｒｅ ｏ ｒ ｅＣｉｉｓ Ｇｒ ｅ ｉｎ ａ ｉ ｎａ ｄ ０ ｄｉａ ｙＴｒ ｎ ｉｉｎ
２ ０ － ３ ０ （ ６） ０ ９ ０ － ６． １ ．
【】 艳 生 关 于推 动 绿 色转 型 的理 论 和 实 践 问题 的探 讨 【 太 ６姜 Ｊ． Ｊ
原科 技 ， ０ ７ （ ） ５ ８ ２ ０ ，６ ：－ ．
［】三部委召开记者会 ： ３ 张平详解 ４万亿投 资构成［ ｌ 新华 网， Ｚ
Ｌｉ ｕ ｂ ｎ Ｚｈ ｎ ｅ ｕ Ｃｈ ｎ ｉ ， ａ ｇ Ｃｈ ｎ
（ ａ ｋｉ ｎｖ ｒ ｔＥ ｏ ｏ ｉｓ ｅａｔ ｅ ｔ ｉ ｊ ｇ ０ ０ Ｃ ｉ ） Ｎ ｎ ａＵ ｉ ｓｙ ｃ ｎ ｍ ｃ ｐ ｒ ｎ ， ａ ｉ ０ ７ ，ｈｎ ｅ ｉ Ｄ ｍ Ｔ ｎｎ ３ １ ａ
２ ０— － ０９ ３ ６
【 】张兵生．绿 色经济 学探 索【 ｌ 北京： ７ Ｍ 中国环境科 学 出版社 ，
２ ０ ０ ５： ３ ２ ０
【 】太 原 市委 市 政 府 ． 进 绿 色转 型 条例 （ 案 ）第一 章 第三 条 ４ 推 草
【］ ｚ ．中 华再 生 资 源 网 ，０ ８ ０ — ６ ２０－５ １．
站 ．２ ０ — １ ２ ０ ８ １ — ８．
２ 世纪 ９ 年代 ，西方国家涌现 了一批城 市增 长领 Ｏ ｏ
央 文献 出版 枉 ．党 建 读 物 出版 社 ， ０ ９ ３ － ６ ７ ２ ０ ：２ ４ ，９ ． ［】 朱剑 红 国 务 院确 定 第二 ｊ ２ 比资源 枯 竭 城 市 ［ 】 Ｎ ．人 民 日报 ，
我国城市化集聚经济因素的实证分析
四 、数据 说 明与计 量分 析
本 文 收集 并 整理 了我 国 ２ ０ ～２０ 年 ０５ ０７ 期间 ２ ７ ８ 个地级以上 （ 含地级 ） 城市的相 关 资 料 （ 料 来源 ：国家 统计 局 ２ ０ ～２ ０ 资 ０６ ０ ８ 年的 中国城市统计年鉴》 ，构建计量模 ）
型分析
了十分深刻 的影响。特别是在 中国经济发 展 较快 的 地 区 ，土 地 要 素 的 “ 度 性短 缺 ” 制 已对 其 进 一 步 工 业 化 和 城 市 化 的 发展 构成 了严重的制约。 因此 ， 了解 中国转型时期工 业 化和 城 市 化 在 土 地要 素 配 置方 面 所 面 临 的主要约束 ，并进一步分析这些制度性约 束对城 乡经济发展产生了怎样 的影响 ，对 不变的量 ，所 以很少有研究土地供 给对 经 国家的经济体制改革及发展 战略的制定和 济增长贡献 的文献 ，大多数实证研 究探讨 实施都具有重要的意义 。 固定不变 的土地要素对经济增 长的制约程 度。 实证 分析 的理 论基础 对 中国 经济 增 长研 究 多 为 ２ 世 纪 ８ 年 ０ ０ 集聚效益是 由于集聚效应的存在而带 代后开始 的，由于所用数据及处理 方法 或 来 的外部性收益 ，而集聚效应的存在 是理 模型构建的不同， 研究结论有很大差别。 黄 解城市 出现和发展 的核心 ，其实质就 是指 裕婕 （０ ０ ２ ０ ）等对福建各市土地生产率 与 通过人 口和产业在空间上 的集 中可 以获得 土地利用关系进行了检验 。王爱 民 （０ ５ ２０ ） 外部性 规模经济 从而实现 规模报酬递 增 。 等用二 次函数 的形式研究了深圳市 土地投 国外 的 大 量研 究 已证 实 了城 市 确 实 存 在 集 入 总量 与 经济 总 量 之 间 的 关 系 ，发 现 深 圳 聚经济效益 ， 而且至少在三个方面存在： 产 市土地对经济增长的贡献率为 ｌ ．％。李 ６６ 业范围、 地理维度和 时间维度 。 以追求最大 明月 （０ ５ ２ ０ ）等研究了土地要素投入对上 利润为 目标的厂商和追求最高效用的居 民， 海市经济增长的贡献 ，得 出土地对上海经
延边城市化与经济增长关系的实证分析
用非 常有 限 。 比如段 瑞 金 、 虎 森 （ ０ ９ 利用 １ ７ 安 ２０ ） ９８
的历史发 展过 程 。在实 际分析 当 中一 般利 用城 市化 指标 来衡 量特定 国家和地 区 的经济 、 文化 、 会 和科 社
技水 平 ， 以及一 个 国家 和 地 区 的管 理 水 平 和社 会 组
织 程度 。在计 划经 济 时 代 我 国 以农 村 经济 为 主 ， 城 市 化发展 严重 滞后 。改革 开放 以来 随着经 济 的高速
检验及 误差 修正模 型对 我 国城市 化和 经济 政治 之间
的关 系进行 了检 验 。 果表 明 ， 全 国范 围来看 城 ［结 ３ 从 市化是 经济 增长 的长短 期 原 因 ， 经 济 增 长不 是 城 但 市化 的长 短期原 因。东部 地 区的经济 发展 与城 市化 在长短 期 内互 为格 兰 杰 因果 关 系 ， 对 东 北 地 区 和 而 中西部 来说 城市 化 是 经济 增 长 的长 期原 因 ， 并不 是 短期 原 因 ， 长短 期 内经 济 增 长 不是 城 市 化 的格 兰杰
但 经济增 长对 城市 化 的作用有 限 。程开 明 （ ０ ０ 利 ２１ ） 用 １７ ９ ９年 一２ ０ ０ ８年 的全 国宏 观 数 据 和 ２ ０ ０ ８年 横 截 面数 据 ， 用关联 协调 度模 型和 耦合 协调 度模 型 ， 采
得 出 了全 国城 市化 和经 济 增 长 的协 调 性 较 强 ， 波 但 动明显 ； 省级 行政 区城市 化 与 经 济 增 长 的协 调 度 差 异 较大 的结 论 。２ 奕 、 军 化 （ ０ ０ 采 用 １ ７ — ＿姚 ］ 郭 ２１） ９８ ２０ ０ ７年 中 国 ３ Ｏ个 省 市 的面 板 数 据 ， 用 面 板 协 整 运
我国地区经济发展水平的实证分析
我国地区经济发展水平的实证分析论文报告：我国地区经济发展水平的实证分析一、引言随着改革开放的深入推进和经济发展的快速发展，我国地方经济发展水平差异越来越明显，如何解决地区发展不平衡问题，已经成为当前国家经济发展面临的重要问题。
本文将通过数据分析等方法，对我国地区经济发展水平做出实证分析，以了解当前存在的问题和应对之策。
二、经济发展水平5个指标分析1．人均GDP人均GDP是反映地区经济总量和经济发展水平的重要指标之一。
我们从地区人均GDP看出，2019年，广东、江苏、山东、北京、上海是我国人均GDP最高的五个省市。
但是，西藏、青海等少数民族地区人均GDP仍处于较低水平，其差异主要还是来源于经济结构、资源禀赋等因素。
经过对比分析后，发现，较发达省份大部分以工业、服务业为主，而西藏等少数民族地区则以农牧业为主，且拥有的资源禀赋有很大的差异。
因此，针对不同的区域和资源禀赋，需要采取不同的发展战略。
2．城镇化率城镇化率是指城乡人口结构的变化，是地区经济发展结构不平衡的影响因素之一。
当前，我国城镇化率快速提高，截至2018年，全国平均城镇化率为59.58%。
然而，东部地区的城镇化率相对较高，如上海、北京等地片区已经接近九成以上，而西部地区则相对较低，如西藏、新疆等地城镇化率仅为30%左右。
城镇化率的差异主要由以下因素造成：其一是宏观政策的支持力度不同，其二是地区资源禀赋和自然条件限制不同。
在制定新的城镇化政策时，应重视不同地区之间的差异。
西部地区应当更加关注绿色发展、产业转型升级等方面，而东部地区应针对科技创新、文化产业等方面下大力气。
3．产业结构产业结构是反映地区经济发展水平和产业优化结构程度的重要指标之一。
我们挑选出接近9个省市， 2019年的三次产业GDP占比情况：广东省第一产业为1.84%，第二产业为43.6%，第三产业为54.56%；北京第一产业为0.04%，第二产业为19.96%，第三产业为80%。
辽中南地区城市群经济发展影响因素及对策探析
辽中南地区城市群经济发展影响因素及对策探析摘要：经济的发展迅速是满足人们日常生活的物质基础，也是促进地区及国家发展的重要物质保障。
如何促使辽中南地区城市群经济向好发展，以及提高人们物质精神水平具有重要意义。
本文通过研究与分析辽中南地区城市群经济发展现状及影响经济发展的因素，对促进辽中南地区城市群经济发展提出相关建议。
关键词：辽中南地区城市群；经济发展；影响因素一、辽中南地区城市群经济现状分析近年来，辽中南地区城市群经济增长面临困境。
据国家统计局调查结果显示，2014-2019年，辽中南地区城市群GDP增速较慢且有退步[1]。
分析其原因，首先，辽中南地区城乡发展差异较大，农村与城市经济发展十分不均衡；其次，辽中南地区的工厂主要涉及的是重工业，人均产值水平较低；最后，一些经济开发区的发展和建设给当地和周边地区的经济发展带来了一定的促进作用，但是对辽宁农村经济发展与工业的发展的影响是较低的。
二、辽中南地区城市群经济发展的影响因素1.地区人口流动对辽中南地区城市群经济增长的影响当今，社会人口流动尚处转型过程中，大量实证研究表明人口流动对加快经济发展有明显促进作用。
研究发现，辽中南地区城市群人口流动方面存在以下几个特征：1）人口流动存量呈逐渐上升趋势，并随着人口流动稳定性的增长而减缓；2）大量青壮年流入为辽中南地区城市群提供了充足的劳动力，其中多以从事劳动密集型的生产、运输、商业服务为主；3）外省流入辽中南地区城市群人口主要来自于黑、吉等人口稠密地区，人口流动以经济型迁移为主，社会型迁移为辅。
地区人口流动对沈阳、大连等城市经济发展有促进作用。
而对于营口、盘锦等地区而言，依旧面临经济增速缓慢，就业结构滞后产业结构等问题[2]。
2.工业化对辽中南地区城市群经济发展的影响辽中南地区城市群在新中国成立以前就已经具备一定的工业基地，但是辽中南地区城市群工业化道路的进程并不是一帆风顺的。
在工业化期间，工业化对辽中南地区城市群的经济增长影响关系变化不定。
我国城市化与经济增长关系的实证分析
［ ］ 陈炳才 ． 民币汇率 机制 的前景 ［ ］ １ 人 Ｊ． 国际经济 评论 ，０ ３ １ ） ８ ２ ０ （／ ： — ２ １
２． ０
［ ］ 丁剑平 ， ２ 于群． 民币汇率波动 的“ 论人 弹性 ”Ｊ． 财经 大学学 报 ， ［］ 上海
２０ 年 第 １ 卷 第 ２ 期 ０７ ７ ６
收稿 日期：０ ７ ０ — ８ ２ ０ — ６ １
我 国城 市化 与经济增长 关 系的实证分析
胡 晓 旭
（ 安徽财经大学 ， 安徽蚌埠 ，３ ０ １ ２３ ４ ）
摘 要： 分析 了城 市化 的含义 ， 论述 了经济发展与城 市化进程 的关系， 对我 国城 市化与
参考文献
人 民币大幅上浮 ， 严重损伤那些拥有大量美元储备 的出 口商 的积 会 极性 ， 因为对他们来 说是 资产的严重缩水。这种大幅上浮虽然能鼓励外 商 的间接投资 ， 尤其是证券等投资 ， 但同时也打击了外商 的直接投资 。 人
民币名义汇率大幅上浮对 出口的打击具有“ 双倍效应 ” 。
２ ０ （ ：９ ２ ． ０ ３４） — ４ １
南亚金 融危 机 ， 民币不贬 值对 世界金融 的稳定做 出了重大贡献 ， 人 同时 也稳定了中国国内经济 的发展 。 民币不贬值在 阻止金融危机在世界范 人 围 内持续 和更大 范围扩散 的同时 ， 还创造 了有利 于中国出 口贸易和国民
［ ］ 张斌． 民币汇率 制度选择 ： ３ 人 盯住美 元还 是一篮子 货币 ［］ Ｊ． 国际经 济评论 ，ｏ ３ １ ） ７ ３． ２ｏ （／ ： — ０ ２ ２ ［ ］ 李卫 东． 民币汇率走势与展望［ ］ ４ 人 Ｊ， 经济界 ，０ ２ １ ： － ８ ２０ （） ４３． ３
张家口市经济发展影响因素实证分析
张家口市经济发展影响因素实证分析引言张家口市作为河北省的一个重要城市，其经济发展一直备受关注。
随着国家经济发展政策的不断调整和实施，张家口市的经济发展也受到了各种因素的影响。
了解和分析影响张家口市经济发展的影响因素，有助于更好地指导当地经济发展，提高经济运行的效果。
本文将对张家口市经济发展的影响因素进行实证分析，以期为当地经济发展提供有益的借鉴和参考。
一、政策因素对张家口市经济发展的影响政策因素一直是影响城市经济发展的重要因素之一。
在改革开放以来，国家对于经济发展的政策不断调整和优化，对于张家口市经济发展产生了深远的影响。
国家的宏观调控政策直接影响着张家口市的经济运行情况。
比如国家对于货币政策、财政政策等的调整，都会对当地的投资、消费、出口等产生影响，进而影响着当地经济发展的速度和方式。
国家对于特定行业或产业的扶持政策也会对张家口市的经济发展产生直接的影响。
比如国家对于高新技术产业、传统优势产业的扶持政策，都会对当地的产业结构和经济增长产生显著的影响。
政策因素对于张家口市经济发展的影响不言而喻。
二、资金因素对张家口市经济发展的影响资金因素是影响城市经济发展的重要因素之一，也是制约张家口市经济发展的瓶颈之一。
资金对于投资的驱动作用不言而喻，而投资则是经济发展的重要动力。
资金的供给情况直接影响着当地的投资水平和投资结构，进而影响着经济发展的速度和质量。
资金的使用效率也影响着经济发展的效果。
比如高效的资金使用可以促进当地产业结构的优化升级，提高经济增长的质量；而低效的资金使用则会导致资源浪费和产业升级受阻。
资金因素对于张家口市经济发展的影响是不可忽视的。
结论通过上述分析可知，政策因素、资金因素、产业结构及环境等因素对张家口市的经济发展都产生了显著的影响。
了解和分析这些影响因素，有助于更好地指导当地经济发展，提高经济运行的效果。
未来，我们还需要进一步深入研究这些因素之间的相互关系，以期为张家口市的经济发展提供更为科学的支持和指导。
泰州市经济增长因素实证分析--基于1985-2009年的数据
关于FDI的影响因素实证分析
关于FDI的影响因素实证分析作为安徽省省会城市，合肥位置居中，连接东西，沟通南北，地理位置得天独厚。
近年，长三角世界级城市群副中心和“一带一路”重要节点城市都有合肥市的身影；2017年6月国家工信部批复合肥成为“中国制造2025”试点示范城市。
国家层面频繁赋予合肥全新定位，又一轮投资热潮即将到来。
为了抓住机遇，本文基于2002年-2015年合肥市相关数据，运用Eviews9.0实证检验影响FDI的经济因素。
分析得出GDP、进出口总额、就业人数与外商直接投资之间存在联系，并提出合理引用外资的建议。
标签：合肥市；引用外资；FDI实证分析一、引言上个世纪80年代，外国资本就已进入中国，激发起我国经济发展的潜力。
安徽省，虽然没有像东部沿海城市，首先获得外商投资青睐，但随着改革开放不断推进，外商投资对省内经济发展产生了正面影响。
合肥市更是首当其冲，在本省16市中表现突出。
为了进一步发挥外商投资对经济增长的有益作用，本文将探究FDI背后的推动因素，针对性地给出建议。
二、文献综述对于“对外直接投资理论”的研究国内学者迟于国外学者。
早在一九五几年，国际投资活动蓬勃开展时，Stephen·Herbert·Hymer为支持美国企业的对外投资行为发表了“国内企业的国际化经营：一项对外直接投资研究”；邓宁创新地构建OLI模式，将所有权优势、区位优势和内部化优势的组合起来，为企业实现国际营销选择具有优势的方式；S.Jordan，F.Sun认为对外直接投资有利于中国经济增长，并且经济增长又能进一步改善FDI投资环境。
国内，丁津平，许小雨通过测算全要素生产率，进一步细分经济增长动因，得出外商直接投资促进固定资产投资，使长三角经济增长模式从粗放型向集约型转变；魏后凯认为FDI对区域经济增长有很大影响：对于东部地区助推资本形成，增加地区就业，加速经济发展，西部地区则缺乏影响；郑芳泉在资本，技术因素，进出口和GDP之间建立模型，得出FDI能完善山东出口产品整体结构，提高出口贸易质量；傅元海从湖南利用FDI现状出发，分别从经济发展，企业管理水平，就业率贡献度，产业结构升级等八个方面进行研究来提高湖南利用FDI的质量。
中国经济特区与城市经济增长实证分析
将 3 个经济特区分开， 分别检查 2002—2018 年 单独每个经济特区内出口和实际利用外资对当地 GDP 的影响。
从分地区回归结果中，可以看出深圳、厦门、珠海 3 个经济特区内的出口和实际利用外商直接投资对 特区城市经济（GDP）的影响。如表 4 所示，深圳、厦 门、 珠海 3 个特区内的 lnEXP 和 lnFDI 的系数均为 正，且 p 值都小于 0.05。也就是说，3 个特区各自的总 出口 EXP 和实际 FDI 对城市经济都产生了积极、显 著的效应。而且修正后方差的值都在 0.95 以上，即对 深圳、厦门、珠海每个经济特区来说，模型很好地解释
了面板数据的拟合效果。 3.3 机制分析
由回归结果可知， 经济特区设立之后，EXP 和 FDI 的增加促进了特区城市 GDP 的增长。
一方面，区位优势、资源优势和国家支持经济特 区发展的一系列制度优势，都为中国经济特区吸引外 资创造了有利条件。经济特区建立之后，中国市场巨 大的发展潜力和需求以及廉价劳动力下的低成本能 够使市场内的企业有利可图，因此外国厂商愿意进入 中国市场并带来大量的外资。 而这些企业的进入和 FDI 的增长恰恰提供了足够的资金，为国内生产带来 动力，由此推动了特区城市 GDP 增长。
城市化水平与经济增长的实证分析——以东部10省为例
市 化 水 平 对 区域 经济 增 长 的 影 响 。 回归 结 果 表 明 ， 市 化 部 分 指 标 对 经 济 增 长 无 显 著 影 响 ， 城 市 聚 集 不 经 济 、 城 从 城 市群 发 展 滞 后 、 力 资本 结 构 失 衡 三 个 方 面 对 回 归结 果 进 行 分析 与 解释 。 人 关键字 城 市规 模 产 业 结 构 人 力 资本 经济 增 长 聚 集 不 经 济
２ 城 市 化 水 平 的 实 证 分 析
内 涵城 市 化 水 平 可 以 用 人 口规 模 和 产 过 各 个 地 区各 个 城 市 的就 业 人 数 来 反 映 该
理 和 行 为 因 素 。 实 质 上 这 两 方 面 是 互 动 业 规模 来 度 量 具 体 包 括 城 市 人 口、 口素 地 区 的城 市 规 模 水 平 。 人
程 。狭 义 的 城 市 化 可 视 为 一 种 外 延 型 城 市 另 外 ，选 用 区域 产 业 结 构 系 数 指 标 来 衡 量 Ｑ 为 考 虑 的城 市 规 模 的 ｉ 区域 的城 镇 从 业 化 ．即 在 度 量城 市化 水 平 时单 纯地 以 城 市 地 区 的产 业 规 模 。 由 于东 部 是 我 同 经 济 发 人 员 数 ，于 是 可 以 得 出 以 下 统 计量 ， 区 域 ｉ 化 的规 模 与 人 口数 量 作 为 界定 标 准 。 现 实 中对 城 市 化 的具 体度 量 通 常 采 用 “ 市 化 城 水 平 ” “ 市 化 率 ” 除 通 常 使 用 的 “ 市 或 城 ， 城 化 率 ” 即城 市 人 口 占区 域 总 人 口 比重 外 ． ，
文 献标 识 码 Ａ
城 市群
中 图分 类 号 Ｆ ６ ． ０ １５
集约型城市经济增长潜力及其影响因素分析
据估计加入随机扰动项的（ 3） 式，可以估算出 α、β、 γ 的估计值 α^ 、β^ 、γ^ ，代入 （ 3 ） 式可计算出历年 TFP
的增长率，进而可以计算出各要素对经济增长率的
贡献份额。具体计算公式如下：
资本存量贡献份额：
CK
=
αGK GY
×
100%
（ 4）
劳动贡献份额：
CL
=
βGL GY
× 100%
生产率（ TFP） ，K 为物质资本存量，L 为劳动人员投
入，T 为建设用地投入，α、β、γ 分别为物质资本投
入、劳动力投入和建设用地投入的产出弹性，且 α ＞
0，β ＞ 0，γ ＞ 0。
由（ 1） 式并对两边同时取对数可得等式：
InY = InA + αInK + βInL + γInT
（ 2）
通过对上式两边对时间 t 求微分并整理后，可
地均从业人员 （ 人 / km2 ） 3433． 05 1661． 13 597． 73 961． 13
地均 GDP （ 万元 / km2 ）
7515． 23 7616． 83 2345． 14 2832． 15
地均投资 （ 万元 / km2 ）
39975． 31 22190． 47 6391． 01 11147． 34
长方式的重要判定标准。上世纪后 20 年在信息技 术革命的推动下，美国产业结构发生了极大的改变， 信息技术产业成为其经济发展的战略性新兴产业， 极大地推动了技术创新、制度创新和经济全球化，使 得美国在保持年平均 3. 2% 快速增长的同时将通货 膨胀和失业率稳定在较低水平，成功主导了全球新 经济并实现了本国经济的高位增长，再度远远抛开 了战后曾一度紧追其后的前苏联、日本、西欧等经济 体。［3］新时 代 背 景 下 的 这 种 基 于 新 兴 战 略 产 业 选 择，重视 TFP 对经济增长贡献的模式，为集约型城 市的经济高位增长提供了一种借鉴。
城市化对地区经济影响的实证研究
城市化对地区经济影响的实证研究[摘要]本研究以中部地区六个省（山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南）为研究对象,通过采用协整检验，格兰杰因果检验方法，分析了中部地区的城市化发展对于区域经济的影响。
研究发现中部地区的城市化水平与人均 gdp 之间存在长期稳定的均衡关系，相关程度较高，城市化水平提高对经济增长有积极的促进作用，深入推进中部城市化建设，是实现中部崛起和可持续发展的重要途径。
[关键词]中部地区城市化协整检验格兰杰因果检验一、引言中部省份包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南六省，地处中国内陆腹地，相互毗邻，土地面积102.70万平方公里，占全国国土面积的10.7%；总人口为3.67亿人，占全国总人口的28.1%；2005年，中部六省的国内生产总值为3.71万亿元，占全国国内生产总值的20.3%。
中部六省的区位优势十分明显，有着承东启西、接南进北、吸引四面、辐射八方的作用，是东西部经济合作的桥梁与枢纽，在全国板块经济中具有不可替代的作用。
近5年中部地区经济与城市化发展情况略见表1所示。
表1 中部地区gdp增长率、城镇化率情况资料来源：根据国家统计局信息网统计公报相关年份资料整理1.从经济发展看，自20世纪90年代以来，中部地区gdp增长率以年均10%的速度增长。
到2005年底，河南省gdp增长率达到14.1%，超过全国平均gdp增长率4.2个百分点。
江西、山西两省的gdp增长率也明显高于全国平均水平，说明中部地区经济发展总体状况良好。
虽然中部地区与东部地区之间的差距还较大，但中部地区gdp 与全国gdp的相关系数正逐渐增大，这说明中部地区的经济发展随着时间的推移，与东部地区的差距会逐渐缩小。
2.从城市化进程看，近年来，中部地区城市化水平有了快速的提高。
在“十五”期间，中部地区城市化率以2%-3%的速度逐年增长，其中湖北省城市化率超过40%，超过全国平均水平，成为中部地区城市化进程中的领头羊。
浙江省区域创新能力与经济增长的实证分析
浙江省区域创新能力与经济增长的实证分析浙江省作为中国经济发展的先行者和引领者，其区域创新能力对经济增长起着至关重要的作用。
本文将从经济增长的视角对浙江省的区域创新能力进行实证分析，揭示其对浙江经济增长的贡献和影响因素。
一、浙江省经济发展现状浙江省地处中国东南沿海地区，是中国经济最发达的省份之一。
2019年，浙江GDP总量达到5.27万亿元，人均GDP超过10万元，连续多年位居全国省区市GDP总量前列。
浙江省的经济增长一直保持较高水平，成为全国经济发展的重要引擎。
二、浙江省区域创新能力的表现1.产业结构和经济增长浙江省的产业结构较为多元化，制造业、服务业、农业协调发展，其中制造业特别突出。
浙江省在轻工业、电子信息、化工、机械制造等领域具有较强的竞争力，这种产业结构的优势使得浙江省的经济增长保持一定的速度和活力。
2.区域创新和科技进步浙江省在科技创新和技术进步方面投入巨大，形成了一批高新技术企业和研发机构，如阿里巴巴、华数传媒、海康威视等知名企业，为浙江经济发展提供了强大动力。
高新技术产业的发展也推动了整个浙江经济的增长，提高了浙江省的区域创新能力。
3.城市群建设与区域经济协调发展浙江省在城市群建设方面做得较为出色，杭州湾、长三角城市群等城市群的发展为当地的产业升级和经济增长提供了有力支撑。
城市群的联动作用促进了浙江省各地区的经济协调发展，提高了区域整体的创新能力。
1.创新能力对产业升级的促进作用2.创新能力对城市群的支持作用3.政府政策对创新能力的引导作用浙江省政府一直高度重视区域创新能力的提升，出台了一系列的政策措施，如支持科技创新、鼓励企业创新、加大科研经费投入等，为创新能力的提升提供了制度保障和政策支持。
政府的引导作用为浙江省的创新能力提升和经济增长提供了有力支持。
1.人才资源人才是创新的源泉和动力，浙江省具有丰富的人才资源，特别是高层次的创新型人才，为区域创新能力的提升提供了有力支持。
政府和企业为人才提供了广阔的发展平台和良好的创新环境，吸引了一大批高层次人才和技术精英。
云南省城市化进程对经济增长影响的实证分析
云南省城市化进程对经济增长影响的实证分析摘要：本文对云南省城市化与区域经济增长的关系进行实证研究，以1978~2004年云南省城市化率为自变量（x），人均GDP为因变量（y），进行回归分析，研究显示二者呈正相关关系，二者之间的关系曲线与指数函数的拟合度比较高。
并根据所得结论提出了相应的对策建议。
关键词：云南；城市化；人均GDP；回归分析一、引言影响区域经济发展的因素很多，比如自然条件及自然资源禀赋的差异、历史文化发展的差异、资源要素配置的差异、工业化进程与结构转变的差异以及市场化进程的差异等等。
城市化与经济发展之间存在一种互促共进的规律，早已被世界城市化的历史所证实。
事实上，城市是工业化的空间存在形式和有力支撑，城市经济是国民经济的重要组成部分和牵引力量。
没有城市化的相应发展，工业化和国民经济的发展必然要受到严重的制约。
一般来说，城市化水平与一国或地区的经济发展水平、社会文明水平、生活富裕程度等密切相关。
城市化滞后是制约当前中国社会经济发展的一个瓶颈，加速城市化进程，充分发挥城市化对区域发展的拉动、载体及支撑作用是中国城市与区域未来发展的重要战略选择。
云南省已将城市化作为社会发展的战略之一。
昆明新区建设已经开始，同时正酝酿滇南个旧、开远、蒙自（个开蒙）的城市合并建设方案，并计划将其建设成为云南省第二个百万人口以上的大城市，大力推进城市化进程以提高其区域经济社会发展水平，已成为云南省决策部门发展社会经济的重要选择。
为加快城市化进程，云南省提出到2010年，全省城市化率达到35％以上，到2020年全省城市化率达到50％以上。
目前，云南城市化率也以每年1％的速度递增，云南城市化水平与全国平均水平的差距正逐渐缩小。
对于像云南省这样的经济后进省份的城市化与经济发展互动关系的研究显得很有必要。
鉴于此，本文对改革开放以来，云南省城市化进程对经济增长的促进作用进行实证研究。
二、云南省城市化与经济发展的实证分析（一）指标的选取及数据来源一般来说, 在工业化时期, 工业化水平与经济发展水平二者之间是一致的,因而可以用反映经济发展水平的基本指标人均GDP作为衡量工业化水平的指标。
地方财政支出结构变化及对经济增长影响的实证分析——以淮安市为例
对 改善 居 民生 活 ， 立 和谐 社会 作 用 重 大 。 目前 建 医疗 体制 改 革 已经 成 为 中央政 府关 注 的重 点 ， 各 级 政 府 也 正 致 力 于 建 设 全 面 均衡 的 医 疗 服 务 体
系 。从 淮 安 发展 实 际来 看 ， 三年 财 政 经常 性 经 近 费 支 出 中医疗 卫 生 方 面 的经 费 增 速较 快 ， 到 年 达 平 均 ４ ． ％的增 速 ， 不能 忽视 的是 ， ２ ０ ３５ ２ 但 从 ０ ８年 起 ， 疗 支 出 的增 长 速 度 呈逐 年 下 降趋 势 ， 别 医 特
，
ｌ
样本 容 量 的限制 ， 因此 本文 拟 选 取 四个 具 有代 表
通 过 分 析 ， 们 认 为 ， 四项 财 政 支 出项 目 我 有
性 的财 政支 出项 目作 为解 释变量 。
从 经 济 意 义 上 以及 统 计 意 义 上 可 能 均 对 经 济 增
长有较 为显 著 的影 响。因此我 们拟 将一 般公 共服 务 、 教 文 卫 、 林 水 事 务 以及 交 通 运 输 这 四项 科 农 财政 支 出项 目作 为本课 题 的解 释变量 。
表 ２ 计量 结果
Ｄ ｐ ｎ ｅ ｔ ａ ｉｂ Ｙ ｅ ｅ ｄ ｎ ｒ ｌ Ｖ ａ ｅ： Ｍｅｈ ｄ Ｌ ａ ｔ ｑ ａ ｅ ｔ ｏ ： ｅ ｓ ｕ ｒｓ Ｓ Ｄ ｔ ： ８０ ／ ａｅ ０ ／ ８ １ １ Ｔ ｍｅ １ ：８ ｉ ：７４
（ ） 二 加大 人力 资本 投资 ， 大力 发展教 育事 业 教 育作 为一 种 人 力 资本 理 论 ， 现代 经 济增 是 长 的 主要 动力 和 源泉 ， 有 提 高劳 动者 素质 以及 具 提 高劳 动生产 率 、 进经 济增 长 的功能 。近年来 ， 促 我 国政 府逐 渐 意识 到教 育投 资 的重 要 意 义 ， 多次 提 出保 证 财 政 性 教 育 经 费 的增 长 幅度 明显 高 于
城市化水平和经济增长关系的实证分析——基于全国31个省份面板数据的考察
本 文利 用 一 个 城 市 化水 平 内生 的增 长 模 型 以及
全 国３ 个省份 的宏观面板数据 ， １ 借助非平稳 面板数
据 的方 法 ， 考察 了中国省 际城 市化 水平 与经 济增 长 之
系， 因此忽 略 了诸如 城 市模式 、 业构 成等 其他 因 素 ， 工
２１年第８ ０２ 期 （ 第 ４７ ） 总 ７期
区 域 金 融 研 究
Ｊ ｕ ｎ ｆ 画ｏ ａ ｉ ａ ｃａ ｓ ａ ｃ ｏ ｒＭｏ Ｒｅ ｎ ｌ ｎ ｎ ｉｌ Ｆ Ｒｅ ｅ ｒ ｈ
Ｎ Ｏ． ２ ２ ８． ０１ Ｇ ｅ ｒ ｌＮ Ｏ ． ７ ｎｅ ａ ４７
城市化 水平和经济增长关系的实证分析
Ｃ ｏｓ ｓｃｉ ｘｄ（ｕ ｒｓ－ｅｔ ｎｆ ｅ ｄ ｍｍｙ ａｉｂｅ） ｏｉ ｒ ｌｓ ｖ ａ
Ｗ ｅ ｇ ｔｄ Ｓｔｔｓｉ ｓ ｉ ｈ ｅ ａ ｉｔ ｃ
Ｒ ｓｕｒ —ｑａ ｄ ｅ ０ ９ ｌ９ ． ９１ ９ Ａ ｊ ｔ －ｑａ ｄ ０ ９５７ ｄｕ ｅ Ｒ ｓｕｒ ． ８３ ｓｄ ｅ ９
只考 虑 内生 的模 型 ：
Ｙ ， Ａｉｔｉｔｉｔｉｔ ｉｔ ， ， ， ， ＝ Ｕ Ｋ Ｌ （） １
间的关系。结论表明， 虽然中国整体的城市化水平 比
较 低 ， 要 通 过 提高 城 市 化水 平 来促 进 经 济增 长 ， 需 但 并 不 是 所有 省 份 的 城市 化 水 平提 高 都 能促 进 经 济增 长， 某些 省 份存 在着 相对 于经 济增 长 的过度 城市 化 问 题 ， 城 市 化 水平 的提 高对 经 济增 长 起 负 向作 用 ， 其 而 且 过度城 市化 的负面效 应会 抵 消投资 所带来 的效 应 。
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城市经济增长影响因素的实证分析2007年第6期No.6,2007浙江社会科学ZHEJIANGSOCIALSCIENCES2007年11月Nov.,2007城市经济增长影响因素的实证分析术口张鹏飞陈斌开内容提要本文利用世界100个主要城市2003年的数据,在内生增长理论的基础上,利用新古典增长核算方法和多元回归分析法,探讨了影响城市经济增长的主要因素.实证研究结果发现:全要素生产率可以解释城市产出增长的79.8%,是一个城市经济增长的最重要动力;产权和司法制度是影响城市全要素生产率的最主要因素,技术进步对城市全要素生产力也有显着影响,制度和技术进步可以解释城市全要素生产率的近70%,是城市经济增长的源泉.进一步的理论分析揭示,现代城市经济增长的动力集中体现在城市交易成本的不断降低上,而良好的制度有利于降低城市交易成本,提高交易效率.本文实证结果和理论分析表明,要实现我国城市经济快速,持续增长,作为有效制度的供给者的城市政府必须进一步转变自身的职能.关键词影响因素城市经济增长全要素生产率制度作者张鹏飞,北京大学中国经济研究中心博士后;陈斌开,北京大学中国经济研究中心O5级博士生.(北京100871)一,引言随着一个国家经济的发展,城市化程度也随之提高,城市在社会经济发展中的作用也越来越明显.因此,探析影响城市经济增长的内在机理并定量分析城市经济增长的源泉和影响因素,对于更好地理解一个国家,特别是发展中国家的经济发展就显得格外重要.另外,由于我国目前正处于快速城市化的进程当中,这类研究对于实现我国经济持续,快速增长也有着非常重要的现实含义.然而,主流经济学对城市经济增长的关注很少.Lucas(1988)在新增长理论的框架下,从人力资本外部性的角度分析了城市化的作用,认为城市经济增长是一个从劳动密集型技术向人力资本密集型技术转移的过程,具有不同于国家或者省区经济增长的特征.Lucas(1988)为理解城市经济增长提供了一个分析框架,并为相关的实证研究提供了一个分析起点.然而,迄今为止,以经济增长理论为基础的关于城市经济增长的实证文献并不多.现有的文献大多利用多元回归方法分析影响城市经济增长的影响因素.LinandSong(2002)用多元回归方法,采用189个中大型城市1991～1998年的混合面板数据,对人均GDP与投资,直接利用外资,劳动力增长,政府支出和城市基础设施建设之间的关系进行了分析.盛科荣,孙威(2004)则通过回归手段考察了固定资产投资,市区从业人员,人力资本积累,产业结构和制度变迁在煤炭型城市,油气型城市,冶金型城市和化工型城市经济增长中的作用.尽管这类文献能够比较好地表现影响城市作者感谢浙江大学经济学院潘士远副教授对本文的有益评论与建议,文责自负.张鹏飞陈斌开:城市经济增长影响因素的实证分析经济增长各因素之间的回归关系,但其理论基础相对薄弱,因此,这些回归关系并不能代表它们之间就一定存在着因果关系.与回归分析方法不同,徐现祥,李郇(2004)借鉴新古典增长理论趋同分析的标准方法,对我国216个地级及其以上城市经济增长的6趋同和绝对B趋同进行了分析,发现我国城市层面上同时存在新古典增长理论和新增长理论所强调的趋同机制.徐永健(1999)以珠江三角洲中心城市——香港,广州,深圳为研究对象,运用Cobb—Douglas生产函数,对1981～1994年上述城市的科技,资本,劳动三大要素对其经济增长的影响进行了探讨.结果显示,技术进步对香港,广州,深圳三市经济的贡献都在60%以上,香港达到75.6%.曾光,周伟林(2006)采用人均GDP,城镇居民人均可支配收入及农民人均年纯收入等指标,从绝对差异,相对差异及收敛性等角度,实证研究了长三角十六城市从1978～2004年间经济增长的差异.尽管这类文献有良好的理论基础,但分析方法和结果侧重于对城市经济增长相关因素的描述上,并没有深入探讨城市经济增长的内在机制.由此可见,现有文献对城市经济增长的研究尚不完善,主要表现在以下两方面:首先,实证研究和理论研究之间的联系比较松散,分析结果的经济含义相对薄弱;其次,研究数据来源比较单一,多局限于国内城市数据,普适性(robustness)和导向性相对较弱.基于这个考虑,本文试图利用世界主要大城市的数据,在内生增长理论的基础上分析城市经济增长的影响因素,对现有文献形成有益的补充和深化.与现有文献相比,本文具有以下三个特点:第一,本文借鉴新古典增长核算方法,对城市经济增长的源泉进行定量计算,并以此作为研究城市经济增长的基本出发点;第二, 在标准人力资本(内生增长理论)模型的基础上, 本文利用回归方法定量分析了城市经济增长的决定因素;第三,本文使用世界主要大城市的数据进行回归分析,有利于分析不同文化,制度背景下城市经济增长的共同动力,回归结果对我国城市未来经济增长模式抉择具有更强的导向性.本文结构如下:第二部分对城市经济增长的源泉进行理论分析,并对定量研究方法进行描述; 在此基础上,第三部分利用多元回归方法分析了城市经济增长的决定因素并进行讨论;第四部分对定量结果进行了理论探讨,并分析了它对中国未来城市经济增长的含义;第五部分为结论性评述.二,城市经济增长:理论与方法考察城市经济增长的源泉必须首先理解经济增长的主要动力.新古典增长理论认为,经济增长取决于三个因素:劳动,资本和技术进步.由于劳动力的限制,资本边际报酬递减意味着经济最终将收敛到稳态,稳态的经济增长率取决于外生技术进步率(Solow,1956).换而言之,新古典增长理论表明:在经济达到稳态之前,资本积累,劳动力的增加和技术进步都可以带来经济的增长; 而当经济达到稳态时,经济增长的源泉只来自于外生的技术进步.本文首先借鉴新古典增长的思想,采用增长因素核算(GrowthAccounting)的方法对产出进行分解,并把城市经济增长分解为物质资本的贡献, 劳动力的贡献和技术进步的贡献.技术进步的贡献在经济增长理论中称为全要素生产率(TFP), 是衡量要素(包括资本和劳动)生产率的指标.事实上,一个城市乃至一个国家的核心竞争力最终将体现在这个城市(国家)的全要素生产率上, 全要素生产率才是衡量城市竞争力的最理想因变量.另外,把全要素生产率作为研究对象会使得计量模型的经济含义更加明确,同时使得回归时的内生性问题得到一定程度的缓解.更为重要的是,本研究的目的在于研究城市经济增长的经济动力,而全要素生产率正是增长的真正动力所在,④而人均产出和人均资本存量的最终(稳态) 增长都来源于全要素生产率的变化,因此,新古典增长计量模型一般都把全要素生产率作为因变量(Barro,2004).下面详细讨论增长因素核算方法.(一)基准方法增长因素核算是一种把GDP分解为要素投入贡献和生产率贡献的实证方法.基本的增长因素分解模型是由Solow(1957)提出了.增长因素分解的分析可以从一个标准的新古典生产函数开始,浙江社会科学2007年第6期Y=f'(A,K,L)其中A代表技术,在文献中被称为全要素生产率(TFP),K代表资本存量,L代表劳动力.生产函数的形式意味着,产出来源于资本投入,劳动投入和技术进步.容易证明,只要生产函数满足对K和L规模报酬不变,产出就可以分解资本的贡献,劳动的贡献和全要素生产率的贡献.满足上述条件的最常用的生产函数形式为Cobb—Douglas形式Y=AK"L",仪E[0,1](1)由于全要素生产率的贡献无法直接度量,所以只能采取间接的形式:对公式进行变形,我们可以求得关于全要素生产率A的函数形式为:A=YKL一'卜"(2)这样根据公式(2),我们就可以根据总产出值Y,资本存量K和就业量L来计算出每个城市的全要素生产率A.(二)基于人力资本模型的增长分解:对基准方法的一个拓展新古典增长理论尽管已经找到了经济增长的源泉,但由于其忽略了人力资本的作用,因而在解释某些经济现象时面临着一定的局限性.人力资本在经济增长中的作用近年来受到了大量的关注,并且人力资本积累也被认为是经济发展和经济增长的另一个重要动力(Lucas,1988).相应地,增长因素核算中也开始包含人力资本这个变量(Caselli,2005).我们沿用HallandJones(1999)对包含人力资本在内的生产函数的标准设定,假设生产函数为:Y=AK"(Lh)卜"(3)其中,A,K,L,Y的含义与第一节中的基准模型的含义完全相同,h为平均的人力资本存量,Lh 表示经"质量"调整后的劳动力数量.我们可以把(3)式两边除以人口数量L,从而得到人均形式的生产函数:Y=Ak"h卜",(4),,,其中k=为单位劳动所拥有的资本存量,Y=丁I lJlJ为单位劳动的人均产出.这样,根据(4)式,如果我们有关于Y,k,h和资本份额仪的数据,我们就可以得到全要素生产率A.(三)增长分解为得到一个城市的全要素生产率A,我们需要这个城市的总产出值Y,资本存量K,就业量L 和资本份额仪的数据.现在逐一给出各个变量的估计方法.(1)总产出Y我们可以通过各国的统计年鉴获得大部分城市的总产出数据,然后利用世界银行发展指数中所公布的2003年官方年汇率数据进行调整,我们就可以获得口径统一的各城市总产出数据. (2)资本存量K理想情况下,我们可以利用物质资本的服务流作为资本投入的测量.但可以得到的数据不允许进行此类测度,所以典型的方法是计算出一种特定类型的物质资本存量,并假定服务流和资本存量呈正比.然而,各国统计年鉴中并没有资本存量的数据,资本存量的估计是经济增长文献中最难处理的问题之一.事实上,至今为止还没有一个广为接受的一个国家资本存量的估计方法和可信任的数据,关于城市资本存量的数据就更难以估计了.本文采取的策略是利用经典方法估计各国的资本存量,然后根据国家的产出数据和城市产出数据估算城市资本存量数据.其具体方法是:假设国家c的资本存量为K,国家c的总产出为Y,城市的产出为Y,则城市资本存量K可以近似l(估计为K=×Y.这种估算方法背后的逻辑是工c Kaldor事实(1967):即在经济增长过程中,一个经济的资本存量与其总产出的比例基本保持不变. 尽管这种估算方法本身并非完美,因为城市的产业结构与整个国家的产业结构存在一定的差异, 但这可能是目前为止关于一个国家或者城市的资本存量的最精确的估算方法.依此方法,我们只需国家和城市的总产出数据以及国家资本存量的估算数据.国家和城市产出数据可以在各国统计年鉴获得,但各国资本存量的估计依然是个难点.因为对物质资本存量的估计需要对总物质资本投资进行累积.我们利用最常用的永续存货法对资本存量进行估计,该方法利用了下述的关系式:K(t+1)=K(t)+I(t)一8×K(t)(5)27张鹏飞陈斌开:城市经济增长影响因素的实证分析其中K(t)是t期的资本存量,I(t)是t期的总投并且6是已知的,那么根据(5)式推算一个城市在t期的资本存量K(t)就仅仅需要初始资本存计基年的资本存量K(O),K(O)=I(0)/(g+8),其中I(0)是初始年份的投资,g是一段时期内投(g+6)是索罗模型中稳态的资本存量.这种K计:h=e(.(6)其中S为受教育年限,根据实证研究(Psacha-r0.13sifs≤4(s)={0.1Osif4<s_8(7)【0.07sifS>8因此,如果我们有城市受教育年限的数据,我们就可以计算出该城市的平均人力资本存量h. 我们必须利用已有数据对资本份额进行估算,标准的方法是假设生产函数对K和L是一次齐次的,且要素市场是完全竞争的.具体估算方法Y=A×FK×K+A×FL×L(8)其中A×F为资本的边际回报,A×F为劳动的边际回报.假设市场为完全竞争的,则资本的边际回报与利率相等,即r=A×F,劳动的边际回报与工资相等,即W=A×F.因此,资本份额==rK,劳动份额1一==.这样,如果我们有城市资本K,劳动L和产出Y的数据,同时工资W和利率r的数据是可获得的话,我们就可以计算出资本份额.三,城市经济增长影响因素的实证分析本节我们先对样本和数据进行描述,然后利用增长分解的方法获得城市全要素生产率A,最后利用多元回归的方法分析影响城市全要素生产率A的因素.(一)样本选择与数据描述首先,为使研究结果具有稳健性,我们需要选用差异性足够大的城市作为样本,这是计量经济模型对样本方差的要求.为满足稳健性的要求,我们不仅选取了世界上主要发达国家的城市,同时也选取了主要发展中国家的城市作为样本.这样的样本较好地代表了当今世界不同地域和不同发展水平的城市.其次,城市样本数据要具有可获得性和精确性,这是使得研究成果具有价值的必要保证.最后,城市样本选取必须具备代表性, 本文分别在欧洲,美洲,亚洲,非洲和大洋洲选择其最具代表性的城市作为研究对象.鉴于以上三个标准,我们筛选出100个世界主要城市作为我们的研究样本.定量研究城市经济增长对数据质量和数据数量的要求都很高,收集城市经济增长相关指标的数据非常困难.倪鹏飞(2006)收集了世界城市的主要数据,为本文的数据收集提供了指引和帮助.本文所用数据主要来自两方面:一是国际性统计机构,包括联合国统计部,经济合作与发展组织,亚洲发展银行,联合国教科文组织,欧盟统计部,EBSCO商业资源数据库,世界知识产权组织; 二是各国和地方的官方统计机构及网站.(二)增长分解根据本文第二节提供的方法,我们可以对城市经济增长进行分解.然而,由于数据的约束,我们无法直接获得城市资本存量K,平均人力资本存量h和资本份额的相关数据.我们只能采用间接的估计方法.利用Caselli(2005)对各国1996年的资本存浙江社会科学2007年第6期量进行的估算数据,基于K~dor事实,我们估算2003年各城市资本存量为K=×Y,其1c.1996中K,Y分别为该城市所在国家1996年的资本存量和产出;Y瑚为该城市2003年的产出. 由于城市工资W和利率r的数据不易获得,我们不能直接计算城市的资本份额,我们用该城市所在国家的资本份额作为城市资本份额的近似.②城市居民的受教育年限s的数据也难以获得,从而不易估计城市居民的平均人力资本存量h,我们也只能使用该城市所在国家的平均人力资本存量来代替.Caselli(2005)利用BarroandLee(2001)年的数据计算出了各国的平均人力资本存量,我们也沿用其估计结果.一般而言,城市人力资本存量应该系统地高于一国的人力资本存量,用国家人力资本存量代替城市资本存量显然是有一定偏误的.但鉴于我们关注的是各个城市全要素生产率的差异性,这种系统性的偏差对估计结果的影响是有限的.在获得城市单位劳动产出,单位劳动物质资本存量k,平均人力资本存量h和资本份额的数据后,我们可以利用增长分解方法对各个城市的总产出进行分解并得到:lnA=lny—alnk一(1一)lnh(9)我们可以由(9)式计算出城市的全要素生产率A.与Caselli(2005)一致,我们定义全要素生产率对城市经济增长的解释力为:A—c.ntri=利用上式,我们发现全要素生产率能够解释城市经济增长的79.8%.(三)城市经济增长计量模型和分析影响城市经济增长的因素是众多的,我们根据经典的增长理论来挑选最重要的可能影响一个城市经济增长的变量,并选择相应的指标来表征这些变量.指标选择的标准主要有两个:首先,指标必须能够刻画相应变量的特征;其次,指标数据的可获得性和准确性.符合以上两个标准的变量有:技术进步,城市的制度和经济自由度.(1)技术进步:从Solow(1956)建立的新古典经济增长模型以来,全要素生产率就被解释为技术进步,但是外生的把不能解释的全要素生产率定义为技术进步无异于同义反复,并不能真正解释经济增长的源泉.直到新增长理论(Romer, 1986)提出之后,内生增长理论才开始将技术进步看成是由人力资本积累,研究与发展(R&D),"干中学"(1earningbydoing)等因素内生决定的,技术进步才有了其真正的含义.为刻画技术进步对全要素生产率的影响,我们选择国际专利数量和科技论文数量作为技术进步的指标.(2)制度:新增长理论突破了新古典增长理论的研究局限,强调了技术的内生性.但是,在新增长理论中,制度仍被看作是外生给定的因素,这样,经济制度问题实际上就被从增长分析中排除出去.根据NoAh(1990)的观点,明晰的产权可以缩小经济活动的私人收益率与社会收益率的差异,从而有利于经济增长;换句话说,由于社会普遍存在"搭便车"行为,所以国家可以通过制定产权规则和促进制度变迁来促进经济增长(潘士远和史晋川,2002).许多经济学家认为,发展中国家未能赶上发达国家是由于这些国家的糟糕的制度所引起的,这些糟糕的制度包括市场扭曲,政府干预等(Acemo~ueta1.,2001).我们在本文使用国际上通用的国家司法系统与产权保护指标代表一个城市的制度.(3)经济自由度:城市经济增长的潜力直接受到市场范围的限制,在一个开放的市场经济中, 城市的市场范围取决于经济的自由程度.本文使用国际上通用的经济自由度指标代表城市与外部经济关系的密切程度.为考察不同变量对城市经济增长的影响,我们估计了不同的模型,报告如表1.模型1主要考察技术进步对全要素生产率的影响,我们发现科技论文数对全要素生产率影响显着为正,但国际专利数量的影响不显着.这可能在一定程度上说明了不同性质技术进步对城市经济增长的影响:科技论文数是城市整体知识水平的表征,而国际专利数是企业研发能力的体现. 从这个角度而言,存在更强知识外溢效应的科技论文数对于城市经济增长可能更为显着.但值得注意的是模型的R仅为0.1525,说明单靠技术进步并不能很好地解释全要素生产率.我们在模型2中引入制度变量——产权和司法保护——以检验制度对城市经济增长的影响.29张鹏飞陈斌开:城市经济增长影响因素的实证分析表1城市经济增长计量模型结果模型1模型2模型3模型4模型5科技论文数0.5550.270.2340.4850.235"0.1760.130.0970.1240.094专利数—0.984—0.9512.711.51产权与司法保护0.9560.989"0.956"0.0910.0940.O91经济自由度—0.2130.775—0.2920.326常数项5.316—1.4040.o03—0.603—1.3910.2540.6542.0972.5400.657R0.15250.690.69250.20680.689F—.Stat7.8059.2169.6910.9589.13从模型2中我们发现,制度对城市经济增长的影响非常显着,同时科技论文数的显着性有所下降, 国际专利数量影响依然不显着.同时,我们发现模型的R达到0.69,说明制度和科技论文数很好地解释了城市的全要素生产率,制度是城市增长的最重要决定因素,且与科技论文数可能存在一定的相关关系.模型3中引入了经济自由度考察开放经济中的城市经济增长.但是,我们发现经济自由度对城市经济增长影响不显着,且模型解释力基本没有提高,R仅为0.6925.由此可见,在控制了制度对全要素生产率的影响后,经济自由度对城市经济增长的作用是很小的,这可能是由于经济自由度与制度高度相关的缘故.基于此,我们重新估计了模型4,在不加入制度变量的情形下,我们发现经济自由度对城市全要素生产率的影响显着为正,说明经济自由度可能内生于城市的制度.我们同时发现模型的解释力大为下降,R仅为0. 2068,这进一步说明了制度是城市经济增长的最重要决定因素.模型5重新估计了仅包含制度变量和科技论文数的简化模型,发现制度和科技论文数能够解释全要素生产率的近70%.四,城市经济增长因素的理论诠释及其对中国的启示第三节的计量结果表明制度是城市经济增长最重要的决定因素,本节将对制度影响城市经济30增长的机制给出一个理论诠释,并在此基础上分析它对中国城市经济增长的启示.(一)制度与城市经济增长:一个理论诠释要解释制度与城市经济增长之间的密切关系,首先必须对城市的本质有一个清晰的理解. 从经济学角度看,城市是一个降低交易成本,形成分工合作并达到规模效应的场所.威廉?配第,亚当?斯密以及马歇尔早就认识到分工与城市出现之间的内在联系.但直到罗纳德?科斯的交易成本理论问世,对城市本质的分析才更加深入. 广义而言,交易成本包括一切不直接发生在物质生产过程中的成本,包括交通运输成本,信息成本,也包含一系列制度成本,如谈判成本,拟定和实施契约的成本,界定和控制产权的成本,监督管理的成本和制度结构变化的成本.新地理经济学将交易成本引入城市经济的分析,研究发现,各国早期主要城市都位于交通枢纽处,其最主要的功能是各种商品的聚散地,城市是降低交易成本的场所.然而,新地理经济学的交易成本概念多局限于交通运输成本,忽视了更为重要的信息成本和制度成本.随着信息技术的不断发展,地理条件的约束越来越弱,交易成本的性质在不断改变,信息成本和制度成本的重要性不断提升.现代城市的崛起与地理位置的关系越来越弱,信息交易成为现代城市的主要功能,以金融业为主的产业结构是现代城市的主要特征.由此可见,降低信息成本和制度成本是现代城市经济浙江社会科学2007年第6期。