城市规模与服务业集聚的估计结果分析

1.散点图分析

如图3所示，通过对散点的拟合，服务业EG指数与城市市场潜能之间存在正相关关系。

图3　城市规模与加权EG指数

2.方程回归结果

表5给出了前述计量方程的估计结果。其中，方程(1)是普通OLS估计；方程(2)和(3)则是考虑了不同权重的加权最小二乘法估计(WLS)。由于异方差BP检验和White检验均拒绝了残差项不存在异方差的原假设，显示，WLS的估计结果要优于OLS。而根据回归方程对应的F统计量的结果，可以判断，方程(3)要优于方程(2)。因此，本文选择以方程(3)作为回归结果分析的基准方程。

表5　线性回归的结果(www.xing528.com)

注：(1)White检验、BP检验和F统计量中(.)表示P值。(2)***、**、*分别表示通过1%、5%和10%的显著性水平检验。(3)WLS表示加权最小二乘法，其中，WLS1的权重是原方程残差项与扣除城市规模变量之后的解释变量进行回归得到的新残差项倒数；WLS2的权重是原方程残差项与所有解释变量进行回归得到的新残差项倒数。

首先，所有方程的城市市场潜能的系数估计均为正，在WLS回归方程中系数估计显著为正，从而印证了中国城市市场潜能对中国城市服务业集聚存在的正向作用。整体来讲，市场潜能越高的城市，其服务业的集聚程度就可能更高。

其次，其他解释变量方面，城市三产比重在所有方程中的系数估计均显著为正，符合预期，说明服务业越发达地区，越容易产生集聚现象；而有别于陈建军等(2009)的结论，尽管城市信息化水平的系数估计也是符号为正，但均不显著。这可能与服务业尤其是传统服务业的信息化应用程度不高有关；城市基础设施建设的估计系数显著为正，说明便利发达的交通条件确实对中国城市服务业的集聚有带动作用；城市对外开放程度变量中，其系数估计则不符合预期，均出现负值，尽管并不显著。这表明，国外直接投资则与中国城市服务业集聚并未必然的联系。思考其之所以偏离理论预期，原因可能是当前中国多数城市的服务业的外商直接投资规模较小、占比较低且投资不够稳定，还未能形成规模效应；而代表政府干预能力的变量系数估计，在OLS方程中，显著为负，而在为正值且不显著，说明一个城市的政府干预能力越强，越不利于服务业集聚。

需要指出的是，所有方程的城市规模的一次项系数估计显著为正，二次项系数估计显著为负，从而证实城市规模对城市服务业集聚的确存在“倒U形”的非线性作用。然而进一步看，以方程(3)的系数粗略估计值测算，可以得到，城市规模对服务业集聚的最大作用点，也是城市规模的拐点值约为167万人。这意味着，当城市人口约为167万人时，其对服务业集聚的正向促进效应是最大的。从全国地级市样本看，约有239个(85.4%)的城市人口已经超过了167万人。这一结果与陈建军等(2009)的结果并不一致，但与蔡宏波等(2013)对服务业集聚的最优规模探究的结论较为相似，其通过建立门限效应模型，对全国262个地级市的实证检验得出，当城市人口规模越过147.44万人时，其对服务业集聚的正向促进效应，将大幅度下降。这样的结果同时也表明城市规模较早地出现对服务业的集聚负向作用，可能存在着多方面的原因。

除了一些大型城市为了缓解“大城市病”而推进的城市多核心化外，一个重要的原因是，近年来国有企业“退二进三”导致服务业许多行业的垄断和非市场影响，扭曲了服务业与城市规模之间正常的相关关系，这些国有企业一般扎根于规模较大的城市，而人口规模较小的中小型城市则受其影响不大，其较为单一的服务业优势产业和行业内分散的市场份额分配使得加权EG指数可以处在一个较高的水平，这更多地反映的是当地的相对集聚水平。更为重要的是，在人口规模较大的城市中，都会存在一定规模的外来人口，因此，尽管到城里打工的农民已经全年多数时间在城里工作，被统计为不断增长的城市化人口，但是他们的家和根还在农村，大量的务工收入汇回农村，势必使城市失去本来可能的消费额度，扭曲城市的消费结构，导致城市消费需求不足，直接制约更依赖于本地市场的服务业发展。另外，由于劳动力供给的不稳定，社会、企业和员工个人都没有从事人力资本投资的欲望，员工的人力资本难以稳定地积累，只能适应低技能劳动密集型产业发展的需要，不能为产业升级提供必要的技术工人供给，从而制约服务业的集聚。