摘  要：在中国低价工业化时期即将结束，高成本城市化已启动的背景下，本文从理论上分析了城市化的积聚效应和成本上升对产业竞争力的影响，并对中国城市化与产业竞争力的关系进行了实证研究。基本结论是，城市化的积聚效应对工业和服务业竞争力产生正向效应，工资成本对工业和服务业竞争力产生负向效应，住房成本对服务竞争力产生了负向效应。为了保持中国经济的可持续增长，应减少城市化成本的过快上升，转变城市化模式，以促进工业化和城市化的协调发展。    关键词：城市化，积聚效应，产业竞争力，可持续增长
    一国的长期经济增长有什么规律？卡尔多的典型化事实分析将发达国家的可持续增长机制作了规律性的描述。而发展中国家则依赖于非均衡的结构转变，结构转变将有关发展问题的各个方面的研究联系起来，这些方面包括农业结构的转变、工业化、人口结构转变、出口导向和城市化等，不同阶段体现出不同的结构转变重点。发展经济学家将这种结构转变的特征事实做了一系列的归纳，包括“恩格尔定律”，刘易斯的“发展中国家剩余劳动力无限供给”，库兹涅兹观察到的部门间劳动生产率和增长速度有着系统性的差别，人口转变（即随着人均收入增加，人口出现变化趋势，一系列因素导致人口增长加速，而后又使之减速），以及收入分配中的倒U型曲线和进出口战略中的“巴拉萨定律”等均是一种以结构变革为主导的非均衡增长。上个世纪50年代的卡尔多典型化事实、发展经济学的一系列定律到现在又过了60年，经济学家开始归纳新的增长事实，“规模收益”递增已经成为一个重要的事实，特别是城市化对经济增长的贡献（罗默，2009）。而发展中国家始终在沿着结构转变这一主题进行探索，资源配置机制和效率成为一国能否达到“赶超”目的的关键。
    1978年中国实行改革开放以来，经济一直保持着快速增长，取得了世人瞩目的成就。GDP从1978年的3624.1亿元（以当年价格计）上升到2008年的300670亿元（以当年价格计），按可比价格计算这30年间年均增长率为9.797%。这一高经济增长奇迹的背后，是中国资源配置机制转变主导下的经济结构变革：上个世纪80年代是农业部门的结构调整，农业和乡镇工业的发展推动了经济增长；90年代则开始转向以外资带动下的制造业发展为驱动力，出口对国民总产值增长的贡献超过10%以上，大量农村劳动力开始向城市转移；进入新世纪后城市化成为了发展的主导力量，城市化带动了工业化的深化，经济增长呈现加速态势，增长率超过了两位数。原因是，由于工业部门的劳动生产率和增长率要远高于农业部门，因此将农业资源转移到工业部门是非常重要的，只有将资源集中在工业部门，才能引起结构转变性的赶超，即走上所谓的非均衡加速道路。中国通过“低价工业化”的资源配置机制形成了巨大的比较优势，进行了工业产品的全球无疆界“规模”扩张，农村劳动力向着现代部门快速转移（课题组，2003，2008）。改革开放以来，中国第二产业产值占GDP的比重从1978年的47.88%，小幅上升到2008年的48.6%。目前中国第二产业所占GDP的比重接近一半，中国GDP的增长主要还是依靠第二产业的发展。但第二产业规模扩张看来已难以为继，因为以全球为基础的工业化规模收益递增阶段在中国已经接近尾声，探寻新的资源配置机制，继续推动中国经济的持续结构变革是中国未来经济增长的主题。其中，保持中国城市化的顺利推进，自然就成了核心问题。
    进入新世纪以来，中国各种发展资源快速向城市集中，城市化水平的提高直接提升了第三产业对经济增长的贡献度和产业的效率，通过城市的“规模经济”推动城市的快速膨胀并拉动经济增长。这一变动趋势已为经济学界观察到，并逐步成为社会的共识。许多学者认为城市化是中国重振内需和结构转变的枢纽，也是未来驱动经济长期增长的主要动力。然而现实的挑战也随之而来，如果依照目前中国的城市化发展趋势，城市化是高成本的（各类要素价格快速上涨），这会损害城市的产业竞争力，也会直接导致城市化本身的停顿和经济增长不可持续。如何寻求新的资源配置机制、推动城市化的持续发展成为中国经济持续增长的主题和本文的论题。我们认为，中国城市化能顺利推进的基本前提是城市产业有足够的竞争力，而产业竞争力又来自合理的收益率水平的保持（如成本控制、集聚效率等），城市化能够继续的条件是要素集聚产生的规模收益能抵消城市扩张产生的各类成本提高（如工资、房价上涨等）。中国目前的城市化成本提高较快，城市化怎样才能可持续？本文将集中在中国城市化与产业效率的关联分析上，以初步探索保持城市化可持续的资源配置机制。
    本文包括以下四个部分：第一部分是对城市化与产业演进的典型化事实的研究；第二部分是对产业竞争力与城市化的一个理论分析；第三部分对城市化和产业效率间的关系作实证分析；最后部分提出中国城市化的模式选择。
    一、城市化与产业演进的典型化事实
    1.经济发展阶段和城市化模式选择决定着城市化的水平
    周一星（1995）利用1977年157个国家和地区的数据进行分析，发现城市化与经济增长之间存在十分明显的对数关系，相关系数达0.9079。许学强等（1989）根据美国人口普查局公布的1981年151个国家的资料，利用散点图选配对数曲线，得到城市化水平与人均GNP之间存在着对数曲线相关的结论，相关系数为0.81。高佩义（2004）通过168个国家和地区城市化水平及人均GDP排序、对比，得出城市化与经济发展间存在双向互促共进关系的结论。成德宁（2004）根据世界银行公布的2002年76个国家人均GNP和城市化率的资料，拟合对数曲线模型，证明了城市化水平与人均GNP之间存在着对数曲线关系，相关系数为0.82。
    我们通过对世界38个国家和地区1976-2007年间城市化和人均GDP的回归，发现各国的城市化随着人均GDP的增长而提高（见图1）。图中还显示，经济增长水平除决定了一经济体的城市化进程外，进入中等收入国家后，各国的自主选择城市化的模式，可以归纳为以下三种：

    （1）欧美发达国家一般模式。人均GDP超过1万美元，城市化水平大于75个百分点，包括美国（USA）、加拿大（CAN）、澳大利亚（AUS）、法国（FRA）、瑞典（SWE）、英国（GBR）等。其服务业占60%一80%，且随着城市化水平的提高而提高。当城市化处于75%以上水平的时候，城市化水平保持稳定，服务业继续增长，其占GDP的比重也继续提高。而工业占GDP的比重逐步降低到30%以下，工业在经济中的重要性也相应有所下降。
    （2）日本和德国模式。这一模式下，人均GDP超过1万美元，城市化水平处于58%一75%之间，包括日本（JPN）、德国（DEU）、意大利（ITA）、希腊（GRC）等。这一模式下工业占GDP的比重在30%左右，工业在经济中仍然发挥重要作用。日本和德国模式下是工业化增长推动城市化水平的提高，从而推动现代服务业的发展；随着城市化水平的提高，利用技术创新不断推动工业生产，并在保持工业不断增长的条件下，发展服务产业。
    （3）拉美国家模式。人均GDP不到6000美元，城市化水平很高，大于75%，包括巴西（BRA）（城市化率为85%）、智利（CHL）（城市化率为88%）、阿根廷（ARG，91%）、墨西哥（MEX，76%）等。这一发展模式下服务业的发展很不均衡，服务业占GDP的比重在50%一70%之间，工业发展水平相对较低（占GDP比重在25-50个百分点之间）。在相同GDP水平条件下，拉美国家选择高于世界平均水平以上的城市化模式，人均GDP在3000美元以上就快速城市化，2006年拉美和加勒比海地区人均GDP为4785美元，城市化水平高达78%，与高收入国家（人均GDP为36608美元）一样。
    以上三种模式中，欧美模式和日德模式都是典型的发达国家模式，城市化水平比较高，工业和服务业均高度发达，服务业与工业互动发展或独立发展，并同时推动或拉动城市化水平的提高。而拉美模式因其“中等收入陷阱”（世界银行，2000）而不应成为中国仿效的对象。
    2.工业与服务业发展呈共生关系
    城市化和工业化呈阶段性特征，即在工业化初、中期，人均GDP和城市化水平不高，城市化水平随着工业的发展而提高，城市化水平与工业化呈正的相关性；在工业化中、后期，随着人均GDP的提高，人们对服务业的需求增加，服务业在GDP中所占比重也呈上升趋势，工业占GDP的比重则降低，而此时城市化水平仍然逐步提高，城市化与工业化呈现负相关的特征，这一点从城市化与人均GDP和工业的回归方程和图2可以看出。在工业化初、中期，工业化进程带动了城市化的发展，从而推动服务业的发展，此时人均GDP较低，中国、泰国、印尼、越南、巴基斯坦和马来群岛等发展中国家和地区属于这种情况。工业化中、后期，人均GDP逐步提高，人们对服务业的需求也越来越多，服务业占GDP的比重逐步增大，成为城市化水平提高的主要推动力量，而与此同时，工业占GDP的比重逐步下降，从而出现城市化与工业化进程向相反方向变化时情况。

    Singelmann（1978）首次明确了城市化是服务业发展的原因。Daniels（1991）等通过计量分析检验了美国大中小城市的服务业成长，研究认为城市形成的区域市场是服务业发展的基础，城市化的发展促进了服务业的扩张。Harris（1995）就城市在印度经济中的作用进行了研究，结果表明，城市在国家经济发展中起了关键作用，城市是商品流通的主要中心，发挥着巨大的网络效应，是服务业中许多行业的核心。Chang et al（2006）对中国城市化和经济增长的研究表明，城市化通过服务业部门的扩张创造了大量的就业机会。农村部门自给自足决定了其对服务业的需求有限，而城市生活的市场倾向引致居民对于运输、零售等服务业的需求更大，城市化能够刺激服务业的产出和就业的增加。张自然（2008）发现人均服务业增加值与城市化水平之间存在长期均衡关系，城市化对人均服务业增加值的正向作用明显强于人均服务业增加值对城市化的反向作用。与城市化和工业化的阶段性特征不同，各国和地区的城市化和服务业显著正相关，即随着服务业的发展，城市化水平越来越高；随着人均GDP的提高，对服务业的需求越来越多，服务业得到发展，城市化水平越来越高，这一点从城市化和服务业的散点图3可以看出。

    3.中国城市化处在加速发展期
    各国城市化发展的规律由诺瑟姆1975年总结为城市化发展曲线，即S型曲线，如图4。世界城市化具有明显的阶段性，可以分为三个阶段。第一阶段城市化水平小于30%，此时城市人口增长缓慢，当城市人口比重超过10%以后城市化水平才略微加快。第二阶段城市化水平在30%一70%之间，当城市人口比重超过30%城市化进入加速阶段，城市化进程出现加快趋势，这种趋势一直持续到城市化水平达到70%才会逐渐稳定下来。第三阶段城市化水平大于70%。此时社会经济发展渐趋成熟，城市人口保持平稳。

    中国2008年的城市化率为45.68%，正处于加速阶段。我们用城市化的Logistic函数以1800年为基期，对1978-2007年分析得出中国的城市化模型，其城市化增长速度为0.04357，远远快于世界平均水平0.01729。中国将在2013年左右（预计在2011-2016年之间）结束高速城市化过程，这一期间的城市化增长率约为1.09%，城市化率则在47.93%一53.37%之间，此后中国的城市化增长逐步放缓。按照Logistic增长模型预测（图5），2020年中国的城市化率为57.67%，2030年城市化率达到67.81%。要完成2030年67.81%的城市化水平，按照2008年中国45.68%的城市化率，每年要提高城市化水平近1个百分点，相当于每年有近1400多万人转移到城市来，这是一个非常庞大的数字。如果目前的城市化势头保持不变，中国城市化率在2030年达到68%左右还是有可能的，但鉴于中国农村人口占总人口很大的比例，且随着老龄社会的到来等因素的影响，68%可能是中国未来20年城市化发展的顶部，此后一个较长的时期城市化水平将维持在68%左右。

    统观世界各国城市发展的规律及发展模式（见图1），结合中国的城市化及与工业和服务业的分析可以看出，中国城市化与人均GDP的回归曲线离日本的最近，未来有可能采用日本模式。在很长的一段时间内中国的城市化发展不到70%，而工业仍然将和城市化推动服务业一起在经济增长中发挥“双引擎”的作用，但服务业在其中将越来越重要，其占GDP的比重将伴随着城市化率的提高而不断提高。
    二、产业竞争力与城市化：理论分析
    城市化是由农业为主的传统乡村社会向以工业和服务业为主的现代城市社会逐渐转变的过程，具体包括人口职业的转变、产业结构的转变、土地及地域空间的变化。随着城市化水平的提高，从事第一产业的劳动力逐步转向效率更高的第二产业和第三产业，使要素的配置更趋优化，从而使经济持续增长。城市可以提供良好的基础设施条件，较完善的生产、金融、信息、技术服务，集中的有规模的市场，并且会由于企业和人口的集中而在技术、知识、信息传递、人力资本贡献等方面形成溢出效应，因而产生较高的经济效益。但同时，随着城市规模的扩大，其外部成本也会上升，包括由于人口密集导致的居住、交通、生产成本和管理成本的增加，生存环境恶化等，为此需要付出巨额的公共基础设施投资及环境治理成本。为了分析城市化的积聚效应、城市化的外部成本效应对增长的影响，我们构建如下的城市化、工资及要素成本与产业竞争力间的关系分析框架（见图6）。

    城市化所具有的积聚效应对产业竞争力产生直接的作用，且有利于提升产业竞争力（这一城市化积聚效应体现在含有城市化生产函数式（12）中的项u上）。城市化过程中，由城市化所引起的外部成本的提高，如私人成本（土地和劳动力）、公共成本（地方政府服务支出）及社会成本（交通拥挤、环境污染）。在提高的外部成本中，有些是城市化水平的提高所带来的，而有些则是政策所产生的扭曲形成的。
    政府将出售土地作为政府的土地财政收入，使得房价等与城市化过程相关的劳动力生活成本提高，相应的工资水平也会提高。工资成本的提高直接导致了生产成本的提高，现阶段中国经济增长主要依靠外延式的增长，这些成本的增加使得产业的竞争力下降。由图6可知，城市化对服务业竞争力的影响通过两条途径：一是城市化对产出的积聚效应直接影响服务业竞争力；二是城市化通过住房成本和工资成本等外部成本效应间接影响服务业竞争力。
    假定最终产品是由劳动和中间产品决定的，其生产函数为：
        （1）
    其中，Y、L、和xi分别为最终产品、劳动量和第i种中间投入。城市化所产生的积聚效应体现在一系列中间产品上，城市化u对应着中间产品区间为[0，u]。
    由于xi具有同质性，均衡时有xi＝x，这样，由式（1）可得到最终产品函数为：
    Y=uL1-αxα，0<α<1　　（2）
    最终产品生产者购买中间产品x的购买价格为p（最终产品价格计为1），最终产品企业行为：
        （3）
    由式（3）可得：
    P(x)=
αuL1-αxα-1　　（4）
    w(x)=(1－α)uL1-αxα-1 （5）
    中间产品x生产者收益函数为：
    R＝p（x）x－r（u）x－h　　（6）
    其中，P（x）为z的需求函数（最终产品生产者对中间产品的需求），r（u）为中间产品z的成本价格，中间产品成本价格r（u）与城市化有关，且随着城市化u的提高，r（u）不断增大且与政府的城市化政策有关，九为生产中间产品的固定成本。中间产品生产者行为：
        （7）
    由式（7）可得：
    α2uL1-αxα-1=r(u)　　（8）
    由于各中间产品生产是垄断竞争性的，则中间产品生产者获取的利润为0，由式（6）可得：
    αuL1-αxα－r(u)x－h=0　　（9）
    由式（8）和式（9）可得到：
    （1－α）r（u）x＝αh　　（10）
    由（10）可得到：
    （11）
    由式（2）和式（11）可得如下含有城市化的生产函数为：
    Y=Aur(u) -αL1-α，0<α<1　　（12）
    其中，，生产函数（12）具有规模报酬增大、不变和减小等不同状况，这取决于r（u）-α项与u间的关系。生产函数（12）中体现了城市化对经济增长的两种效应：一是城市化积聚效应，体现在生产函数（12）右侧项u上；二是城市化外部成本的负向效应，体现在生产函数（12）右侧项r（u）-α上。
由生产函数（12）可得：
        （13）
    由于r(u) -αAL1-α为正，的正负号1－αur(u) -1 r’(u)是一致的。
    1.成本价格r（u）对u的弹性小于1／α，即ur'（u）／r（u）<1／α时，产出r对城市化u是递增的；
    2.成本价格r（u）对u的弹性等1／α，即ur'（u）／r（u）＝1／α时，产出r对城市化u是不变的；
    3.成本价格r（u）对u的弹性大于1／α，即ur'（u）／r（u）>1／α时，产出r对城市化u是递减的。
    由上述分析可知，为了发挥城市化对中国经济产出的正向作用，须努力降低城市化对成本价格r（u）的弹性，扩大和延长城市化对中国经济增长的作用。
    由生产函数（12）可得：
    Y(ku，kL)=Akur(ku) -α(kL) 1-α=k2-α·Aur(ku) -α(L) 1-α，k>l　　（14）
    为了分析上的简化，假定成本函数r（u）为线性，即：
    r（ku）＝kr（u）　　（15）
    根据式（15），式（14）可化为：
    Y(ku，kL)=k2-2α·Aur(u) -α(L) 1-α  　（16）
    若α<0.5时，就有：
    Y(ku，kL)=k2-2α·Aur(u) -α(L) 1-α> k·Aur(u) -α(L) 1-α　　（17）
    生产函数（12）是规模报酬递增的；
    若α＝0.5时，就有：
    Y(ku，kL)=k2-2α·Aur(u) -α(L) 1-α= k·Aur(u) -α(L) 1-α　　（18）
    生产函数（12）是规模报酬不变的；
    若α>0.5时，就有：
    Y(ku，kL)=k2-2α·Aur(u) -α(L) 1-α< k·Aur(u) -α(L) 1-α　　（19）
    生产函数（12）是规模报酬递减的。
    由上述分析可知，如成本函数r（u）为线性，劳动一产出弹性大于0.5，则城市化生产函数为规模报酬递减；劳动一产出弹性等于0.5，则城市化生产函数为规模报酬不变；劳动一产出弹性小于0.5，则城市化生产函数为规模报酬递增。
    三、城市化和产业效率关系的实证分析
    由上面的分析可知，城市的发展在于由其资源集聚产生的规模收益递增效应，但也不可避免地会出现刚性成本上升。在中国，目前这两个因素如何起作用？本部分的实证正是针对城市化积聚效应和城市化外部成本效应两方面的分析。
    由图6，我们构建如下的城市化、城市化积聚效应、城市化的外部成本和产业竞争力的面板数据模型：
    Jzlit=α+α1·urbanit+α2·gzcbit+α3·zfcbit+μit　　（20）
    其中，Jzl、urban、gzcb和zfcb分别表示产业竞争力、城市化水平、工资成本和住房成本，μ为影响工业竞争力随机变量，i是指中国大陆31个省、市自治区，t表示1995年至2007年这一期间。
    竞争力表示各地区产出效率的高低。工业竞争力可用技术进步率表示，也可用相对量表示工业竞争力的大小。本部分的实证分析中，工业竞争力是指城市化对各地区产出效率的影响。在这里，工业竞争力就是指第二产业的竞争力的大小。测算技术进步率的方法存在较多的争议，且测算各地区技术进步率的生产函数的条件难以满足。在这里，我们使用各地区的第二产业投入一产出的数据包络分析（DEA），计算出各地区的工业竞争力jzl_cy。出指标为各地区第二产业的GDP的实际值（各地区名义GDP通过价格调整的相对值），投入指标为各地区的第二产业的资本存量和劳动力。
    服务业竞争力表示各地区服务业产出效率的高低，可用技术进步率表示，也可用相对量表示竞争力的大小。本报告的实证研究中，服务业竞争力是指城市化对各地区服务业产出效率影响。在这里，服务业的竞争力是指第三产业竞争力的大小。测算技术进步率的方法存在着较多的争议，且测算各地区的技术进步率生产函数的条件难以满足。在这里，我们使用各地区的第三产业投入一产出的数据包络分析（DEA），计算出各地区的第三产业的竞争力jzl_fw。产出指标为各地区第三产业的GDP的实际值（各地区名义GDP通过价格调整的相对值），投入指标为各地区的第三产业的资本存量和劳动力。
    在这里，城市化用城镇人口占总人口的比重代表，表示为urban。在岗职工工资成本由各地区在岗职工平均工资表示，并通过价格调整得到可比的在岗职工平均工资，单位为千元／年，表示为gzcb。住房成本由各地区商品房价格表示，并通过价格调整得到可比的住房价格，单位为千元／平方米，表示为zfcb。由各地区年商品房销售额与销售量计算得出各年各地区商品房价格，并通过价格调整得到可比住房价格。环境成本由工业废水排放达标量（万吨）占工业废水排放量（万吨）的比重代表，表示为hjcb。各地区的数据来自中国统计数据应用系统——华通数据中心（模型的单位根及协整检验见附录1）。
    如果使用一般的最小二乘法估计方程（20），在计量上则会产生两个问题：内生性和伪回归。由图5可知，城市化通过产出的积聚效应直接影响工业竞争力，同时，城市化还通过外部成本效应间接影响工业竞争力，而外部成本是内生于城市化水平的。由于表1面板数据模型各变量存在着单位根，如使用一般方法估计，就会出现计量上的伪回归。为了避免模型的内生性和伪回归，Arellano Bond（1998）提出的DPD（dynamic panel data estimation），使用恰当的工具变量可对各模型进行估计。动态面板模型估计（DPD）比一般的最小二乘法估计（OLS）有许多的优点。如果各变量不是平稳的，动态面板模型估计使用一阶差分进行估计，这就克服了伪回归。对内生变量使用恰当的工具变量，动态面板模型估计就可克服内生性问题。另外，诊断性检验判断模型是否存在序列相关，如果存在序列相关，则通过增加滞后变量加以解决。
    1.工业竞争力模型估计
    估计工业竞争力模型时，使用工业竞争力、工业竞争力滞后一期、城市化水平和工资成本等的一阶差分，同时，使用下列变量作为模型估计的工具变量：工业竞争力滞后2期至滞后9期（t-2至t-9）作为一阶差分方程的工具变量，工资成本滞后6期至滞后9期（t-6至t-9）一阶差分作为工具变量；为了解决多重线性回归，可将城市化水平、工资成本和环境成本作为自己的工具变量，估计工业竞争力模型的结果见表1。

    由表1可知，各变量的t统计量检验都是显著的。用于检验一阶和二阶序列相关性的M1和M2都符合要求，用于检验工具变量有效性的Sargan检验χ2统计值比较大，它所对应的p＝1.000，表明工具变量是有效的。用于检验联合显著性的Wald检验的χ2统计量也比较大，所对应的P值为0，R2为0.671，也比较大。由此可见，该工业竞争力方程估计是有效的。由表1和模型（20），我们可得到如下的城市化与工业竞争力的关系模型：估计结果为：
   
    由此可得到如下结论：
    （1）滞后一期的工业竞争力对当期工业竞争力的系数为0.0077，说明工业竞争力具有滞后性，且对当期的工业竞争力有正向影响。工业是技术含量较高的行业，且物质资本和人力资本需要长期积累，其竞争力具有滞后性。这样，住房成本对工业竞争力的影响不是很大，因为住房投资在工业生产中是长期积累的结果，其价格的变化对工业竞争力影响不是很明显。
    （2）城市化对工业竞争力的系数为0.0762，城市化对工业竞争力具有正向影响。这表明了城市化对工业竞争力具有直接的积聚效应，也证实了前文所分析的城市化对工业竞争力所具有的直接的正向效应。
    （3）工资成本对工业竞争力的系数为0.0031，工资成本对工业竞争力产生了负向效应，这证实了城市化通过工资成本的外部成本效应间接影响工业竞争力。城市化的工资成本直接增加了生产成本，现阶段中国经济增长主要依靠外延式的增长，这些成本的增加使得产业的竞争力下降。环境成本对工业竞争力的系数为0.0031，表明环境成本的提高增加了城市化进程中的成本。这是由于中国在各行业实现了环境一票否决，迫使企业在有关环境方面进行技术加大投入等，这样反而有利于工业竞争力的提高。
    （4）地区虚拟变量对工业竞争力具有显著影响。东部地区对工业竞争力的影响虚拟变量值为-0.0126，中部地区和西部地区对工业竞争力的影响值分别为-0.006和-0.0067。由此可知，中部地区和西部地区更有利于工业的发展，而东部地区不利于工业发展。
    （5）在其他条件不变时，将模型（22）中工资成本的系数增大，假定系数增加到0.4031时，则可得到图7。由图7可知，城市化成本的外部成本效应增强时，随着城市化水平的提高，工业竞争力会随着城市化水平的变化呈现出二次型的特征：城市化水平在一定范围内时，工业竞争力随着城市化的水平提高而增大；当城市化水平超过一定高度后，工业竞争力会随着城市化水平的提高而减少。

    2.服务业竞争力模型估计
    估计服务业竞争力模型时，使用服务业竞争力、城市化水平、工资成本和住房成本的一阶差分，同时，使用下列变量作为工具变量：服务业竞争力滞后2期至滞后99期（t-2至t-99）作为一阶差分方程的工具变量，城市化水平的滞后2期至滞后99期（t-2至t-99）一阶差分作为工具变量，工资成本滞后6期至滞后99期（t-6至t-99）一阶差分作为工具变量；但为了解决多重线性回归，将城市化水平、工资成本和住房成本作为自己的工具变量，估计服务业竞争力模型的结果见表1。
    由表1可知，各变量的t统计量检验都是显著的。用于检验一阶和二阶序列相关性的M1和M2都符合要求，用于检验工具变量有效性的Sargan检验χ2统计值比较大，它所对应的p＝1.000，表明了工具变量是有效的。用于检验联合显著性的Wald检验的χ2统计量也比较大，所对应的P值为0，R2为0.728，也比较大。由此可见，该竞争力方程估计是有效的。由表1和模型（20），可得到如下的城市化与服务业竞争力的关系模型：
   
    由此可得到如下结论：
    （1）城市化对服务业竞争力的系数为0.0389，表明城市化对服务业竞争力具有正向的影响，城市化对服务业竞争力具有直接的积聚效应。这证实了城市化对服务业竞争力所具有的直接的正向效应。
    （2）工资成本对服务业竞争力的系数为-0.0078，表明了工资成本对服务业竞争力的负向效应，也证实了城市化通过工资成本的外部成本效应间接影响服务业的竞争力（如图3所示）。城市化的工资成本提高直接增加了生产成本，现阶段中国经济增长主要依靠外延式的增长，这些成本的增加使得服务业的竞争力下降。
    （3）住房成本对服务业竞争力的系数为-0.0059，表明住房成本对服务业竞争力产生了负向效应，也实证了城市化通过住房成本外部成本效应间接影响服务业的竞争力。在城市化过程中，服务业的发展与住房的价格关系密切，服务业的成本中，住房成本占整个成本支出的比重较大，住房成本的提高降低了服务业的竞争力。
    与前面的结果类似，如果城市化的外部成本效应增强，服务业竞争力会与城市化水平呈现出二次型的特征：城市化水平在一定范围内，服务业竞争力随着城市化的水平提高而增大；当城市化水平超过一定高度后，服务业竞争力会随着城市化水平的提高而减少。
    由工业竞争力模型（21）和服务业竞争力模型（22）可得：
    1.城市化的积聚效应对工业竞争力和服务业竞争力产生正向效应。所以，未来中国城市发展的支撑点是产业竞争力的维持。就目前阶段而言，城市化对工业竞争力的积聚效应（其系数为0.0762）大于城市化对服务业竞争力的积聚效应（其系数为0.0389）。目前阶段，中国在城市化进程中工业有相当竞争力，故发展工业有其合理性。
    2.城市发展的动力大小取决于资源的合理分配，后者又取决于合理的相对价格结构。实证分析表明，过高的成本会对工业竞争力和服务业竞争力产生负向效应。就目前阶段而言，城市化的工资外部成本对工业竞争力的负向效应（其系数为-0.0031）小于城市化工资外部成本对服务业竞争力负向效应（其系数为-0.0078）。城市化的住房外部成本对工业竞争力的影响不是很大，而住房成本对服务业竞争力产生了负向效应（其系数为-0.0059）。由此可知，服务业发展受到城市化外部成本的影响比工业发展受到的影响更大。
    四、中国城市化模式选择
    目前，中国经济增长正处于工业化和城市化双轮驱动的时期，是低价工业化和高成本城市化共存的阶段。如何在保证工业化继续深化的同时，快速推进城市化是我们的现实要求，而其中的核心问题是城市化模式选择。
    城市化有其自身的规律，从全世界来讲，虽然大国小国有一些差距，但一般城市化水平在30%时，就从起步阶段进入了高速成长期。中国在1997年新一轮城市化启动时基本上就达到了这个标准。中国城市化分成三个阶段，每个阶段都有明确的特征：第一阶段是传统计划经济时期，城市主要是发展工业为主导，土地要素都是计划划拨的；第二阶段是1992年邓小平南巡后，土地要素从无价变有价，城市土地要素可以买卖，但限于单位之间，居民也可以全款买房，当时主要也是针对华侨等外籍人士；第三阶段是1997-1998年开始，居民可以全面介入住房的购买，可以借贷，而且取消了福利分房，城市的土地和住房买卖由市场决定，这才开启了中国真正的城市化道路。
    1997年后，中国的城市化进入了加速期，直至2008年城市化率达到45%的水平。国际的经验是：城市化水平在30%一70%之间是城市化的加速发展时期。加速期又分两个阶段：一是在30%到50%期间，这一阶段称为“遍地开花”式的城市化，农业人口从原来居住点转移到临近城市，即就近转移农业人口。二是在达到50%以上的阶段。这个阶段的城市化是可进行选择的城市化。全世界有多种情况，欧洲是分散的城市化，但东亚地区则是走大城市为中心的模式。中国现在人均GDP达到了3000美元，已进入到了城市化选择的时间窗，必须选择城市化模式了。
    1.合理控制城市公共支出成本的过快上升
    与“低价工业化”相比，中国城市化将遇到的是高成本问题。工业化中，中国政府通过扭曲价格等措施实施低价工业化；而在城市化阶段，中国政府通过土地出让、抑制弹性工资和增大职工社会保障费等扭曲价格方法实施了高价城市化。城市化高成本包括：（1）基础设施的高投入和高价的房地产开发。水电、燃气、公路和绿地都是高投入，需要政府推动。城市化带动的是城市居民的住房购买和政府配套的基础设施投入，土地是城市化核心的要素。目前，土地批租成为地方政府“筹资”的手段。政府通过房地产土地的出让，获得城市化的资金，土地价格居高不下。（2）城市劳动力的“高成本”和运营中的高税收。农民一旦变为市民，社会保障就成为必需。大量的公共支出如住房、教育、环保和城市公共交通与运营等都需要政府财政的支持。为了支付大量的公共支出，城市化过程中政府为公共支出而征税，这些税必然附加在劳动力成本上。
在工业化时期，政府的支出都是以经济项目为基准的，所以在生产性领域的投入很高。而税收也是支持生产的，政府提供的公共服务比较少，所收取的税也比较低。中国在上世纪90年代是制造业的黄金期，这不仅是从表象看，还可以看政府的两个指标：一是政府的财政支出40%以上用于生产基建，此后才逐步下降。二是税收，也就是财政收入占GDP的比重仅有10%。所以那时，各地都“三减两免”，很多开发区土地开发都是倒挂的，鼓励产业发展。随着工业化水平的提高，居民收入水平提高了，自然会吸引更多的人走向城市，享受真正现代化的生活。在2000年到2007年期间，政府的生产性支出从2000年前即90年代末的40%降到了2006年的25%，政府主要的投资方向不再是生产，而重点是行政管理、公共支出、社会保障、教育、卫生等。城市化后的政府与企业已经不是一个目标了，他们要管理城市，要提供更多的公共服务，开始强调民生，这是城市化带来的结果。同时，政府的财政收入已经从过去占GDP的12%上升到2007年的22%，提高了10个百分点。这么多的公共支出都需要企业纳税，所以出现了2007年税务总局被迫回应国际质疑，回应中国的税负是否是世界上最重的国家之一的问题。由此可以看到城市化对政府支出的压力，这是由城市化的公共服务性决定的。一个农民变成市民，最大的差别就是社会保障。农民基本上是自给自足的，而一旦进入城市，他交了一份税，就要享受养老保障，要享受基础设施，要享受公共福利。所以城市的运营成本是非常高的，城市化改变了政府的收支目标。
    对于许多地方政府，城市化过程中的资金约束是一个现实的障碍。地方政府的收入来源主要有税收、收费、上级政府补助三大块。由于税收和收费受经济发展条件的限制，而上级政府的补助也是有限的，因此地方政府为了弥补用于支持城市化进程尤其是城市基础设施的经常收入来源的不足，通过城市化过程大量高价出让土地来满足支持城市化的资金需求。目前，土地批租已成为地方政府“筹资”的手段。政府通过房地产土地的出让，获得城市化资金，使土地价格居高不下。按照目前中国对国有资产的分级管理的做法，土地资产是由地方政府管理的。土地有偿转让收入由县市地方政府所有，计入预算外收入，这已成为地方政府预算外收入的主要来源。改革开放的前十年，预算外资金的主要来源是国有企业类收入，国有企业类收入占预算外资金收入在整个20世纪80年代都维持在70%左右，1992年依然高达75%。随着国有企业改革的不断推进，这个比重下降到1998年的不到2%，2006年进一步下降到0.7%。同时土地出让收入飞速增加，2007年已经突破万亿元，超过税收成为地方政府的“第一财政”。地方政府过度追求“土地融资和土地城市化”目标扭曲了城市化价格，使得城市化成本上升过快，微观负担快速增加，城市化带来的规模效率抵不过城市化带来的“高成本”，直接影响到了工业、服务业的产业竞争力，影响经济增长的可持续性。
    从城市的公共支出看，其中很大一块是社保。本来按照亚洲传统，社保的水平是比较低的，但中国目前因为行政垄断，出现了福利赶超的现象。中国近几年东部许多地方社保水平的提高很快，许多区域都在进行提高福利标准的竞争。在经济景气的时候，这些成本或者支出显得并不重要。大量农民工在城市打工，他们在年轻时在此地交的社保，可以维持或供奉这么高的城市社保。农民工如果离开城市，只能带走个人交的那部分社保，而企业交的社保是不能带走而留在当地的。越发达地区，农民工的人数越多，可用的社保金也越高。而一旦经济出现问题，当大量农民工撤离时，社保基金亏空，才发现当地的社保水平定得太高了，现在很多城市已经遇到了这个问题。社保水平提高带来了企业的负担，五险一金的社保成本现在大概占农民工工资的35%以上，高的达到45%，这无疑提高了企业的用工成本。
    城市化的成本过高会直接导致工业竞争力的陡然下降，也会导致城市的规模效应被高成本所吞噬，城市化的加速和服务业的发展都会因高成本而无法支撑陷入停顿，中国经济的可持续增长面临着挑战。这一趋向现在已经开始出现，如土地城市化的速度快于人口集中的速度，房地产价格上升速度过快，超过了中国现有人力资本回报水平的提升速度，福利成本、资金成本、城市运营的行政成本等都快速上升，直接影响着产业的效率。
    2.城市化与工业化应合理兼顾
    目前中国第二产业占（GDP的比重接近一半，GDP增长主要还是依靠第二产业的发展。为了中国的可持续增长，城市化的发展还需要工业的发展。同时，中国第三产业产值占GDP的比重由1978年的23.94%上升至2008年的40.1%，城市化水平也由1978年的17.92%上升到2008年的45.68%。在2003年以前，中国第三产业占GDP的比重高于中国的城市化率。2003年以后，中国的城市化率开始高于第三产业占GDP的比重，城市化进程加快但城市化率仍低于第二产业占GDP的比重。可见，第三产业还是相对滞后，处于40%左右的水平，它的发展空间还很大。
    总体上说，中国的工业竞争力还很强劲，并有一定上升空间，所以，应降低城市化的成本，保持中国长期的国际竞争力。新世纪以来中国制造业的竞争力是在下降的，但中国有很大的成本调整余地。从我们最近的调研来看，一个企业从沿海转到内地，成本能下降30%一40%，中国的工业产品的国际竞争力还有很大的推动余地。例如，中国制造业正在进行的大规模的转移，制造业在往中西部转，部分也在往越南等国家转。
    对制造业转移起决定作用的是运输成本半径。从全球制造业的产业转移看，基本上是沿着海岸线转移，因为海路运输的成本最低。中国先是沿着海岸线，现在则是沿着长江走，所以现在中部地区承载着从东部转移来的产业。这里面又遇到一个问题，就是中部地区是中国的粮仓，耕地的保护压力大，这就使得中部地区城市化模式的选择至关重要。城市化对制造业的压力是显而易见的，沿海地区的制造业大量内迁，压力都集中在了中部。如何平衡城市化速度和保持工业的国际竞争力，同时在城市化的过程中发展服务业，这是我们面临的一个严峻的挑战。无论如何，中部城市必须是集约型的，不单要土地节约，而且成本也不能高。
    发达地区接下来怎么办？现在东南沿海发达地区面临的问题与港台当年面临的问题一样，港台当年把大量的制造业转向大陆沿海地区。这次金融危机使发达地区的产业往中西部转，于是税费来源成了问题。东部地区的城市化率已经很高了，基本上完成了城市化过程。所以东部地区重点是如何发展未来的服务业，能够更好地集约化经营，吸纳新的劳动力。其中，如何承接国际分包服务业的转移，发展能为工业服务的服务业，能为居民提供服务的服务业，这三者的发展是未来中国城市化发展很重要的一环。这些在工业化架构基础上发展起来的东部城市，如何定位，如何独立地发展服务业，是这些地区面临的重要问题。
    3.政府转型是城市化模式选择的关键
    在中国，生产要素是被政府强力干预的，因此如何选择资源合理配置机制事实上决定了城市化模式的选择。城市化成本主要由社保支出、行政管理费用和住房价格决定，而它们又决定了城市产业的竞争力。要控制城市化成本过快上升，政府可起到关键作用。
    一是政府要降低行政成本。要建立一个高效、低成本城市运营机制，以及选择比较合理的福利水平。中国在1998年时“砸三铁”，大幅度降低行政成本，让很多公务员下岗，国企职工下岗，部委合并降低了行政管理费用。当前城市化高成本的最直接原因就是多层次政府管理体制，导致土地、基础设施和福利制度的不规模运营。要调整，除了国家要在战略层面进行土地规划外，地方政府也要配套改革。
    二是要推进中央政府主导下的全国社保体系的建设。只要推进城市化，政府就不能把收人中的大部分投向生产领域，就得提高公共服务的水平，就得提供社保，而且不能像以前分散地做，一定要以全国为基准进行规划和建设整体社保体系。截至2008年底，尽管全国农民工总量已达22542万人，其中外出从业者达14041万人，但参加基本养老保险的人数只有2416万人。如果以外出从业者为基数，农民工的养老保险覆盖率大约为17.3%，医疗保险覆盖率将近30.4%（4266万人），工伤保险覆盖率为35.2%（4942万人），失业保险覆盖率为11%（1549万人）。如果以全国农民工总量为基数，这些表达保险覆盖程度的数值都会降低1／3左右。所以，合理控制养老支出规模，提高保险覆盖率就显得尤为重要。城市的社保是以全国为规模的，各个地区分别搞必然导致区域冲突，全国性地架构社保体系是城市化过程中必须的选择。
    三是政府要介入经济适用房的开发。政府如何保证城市保障性住房的供给，以降低城市化成本？计划经济时代是通过单位来保，现在这条路不行，还有别的路没有？中国学的是新加坡住房模式，推行公积金制度。日本采用类似的模式，专门给年轻人建非常低成本的房子，降低城市人口的居住成本。大量数据证明亚洲地区都是采用集约型城市化，同时尽力地降低城市化的速度和成本以保持制造业的优势。但亚洲有一个很奇异的地区就是香港。香港是政府专门以拍卖土地和房地产商联手来炒地、炒房，“廉租房”与香港政府的保障性政策相关。但后果是什么？香港没有制造业，资产价值高，只能发展金融和服务业，高房价、高资产价格对制造业有很强的“挤出效应”。
    1998年中国取消福利住房的文件规定，“建立和完善以经济适用住房为主的多层次城镇住房供应体系”，但很快就转入了香港模式。地方政府和地产商联合建立了第二财政，政府很快变成了土地运营型政府。中国并没有条件完全学习香港模式。结果就形成了一个混合结构，既有公积金制度，也建些经济适用房，各地方政府基本采用香港模式，住房供给交给市场，这个模式使得整个房产价格上升速度非常快。像中国这么大的国家，不可能只选择一种模式，肯定是一种混合型模式。原来是国家要求社会保障住房为主，现在看上去做不到，学习香港模式，短期看是对政府的收入有好处，长远看对一个城市的竞争力、对人才的聚集都是有害无益。但过去地方政府建经济适用房的模式在中国是失败的，因为地方政府选择了香港模式才能解决财政问题。经济适用房模式必须从战略角度看，必须是中央政府去实施，如果放任各个地方去做，肯定做不成。城市化中的土地和住房是中央政府都没有介入过的，这与中国的土地所有制结构有关。中央政府从城市化，从农地征用中没有得到任何好处，也没有干预。现在情况有所改变，中央发国债时，直接从地方政府手里购买经济适用房，尽管数量还小，但它应是未来的发展方向。
    附录：计量模型的单位根及协整检验
    1.面板数据单位根检验
    面板数据模型AR（1）：yit＝yit=ρi·yit-1+Xit·δi+μit　　（a）
    其中，i＝1，2，3，…，N；t＝1，2，3，…，Ti；Xit表示模型中的外生变量向量，包括各个体截面的固定影响和时间趋势；N表示个体截面成员的个数；Ti表示第i个截面成员的观测时期数；参数ρi为自回归的系数；随机误差项μit满足独立同分布假设。在模型（a）的基础上可构造不同的单位根检验：Harris and Tzavalis（1999）检验ht_1和ht_2，LL92检验Ⅱ-5，LL93检验Ⅱ-9，Im、Pesaran和Skin（1995，1999）检验中ips_95和中ips_99。在软件GAUSS中，运用NPT-1.2软件包对面板数据模型（20）中的各变量进行单位根检验，其结果见附表1。
    由附表1可知，工业竞争力、服务业竞争力、城市化水平、工资成本、住房成本和环境成本这6个面板数据均显著存在着单位根。
    2.协整检验
    面板数据协整检验有两种不同的方法：一种是以没有面板数据协整关系为零假设，使用类似Engle and Granger（1987）平稳回归得到的残差来构造统计检验。具有代表性的是Pedroni（1999）and Kao（1999）；另一种是以具有面板数据协整关系为零假设，使用类似于时间序列中采用McCoskey and Kao（1998）、Westerlund（2005）等方法来构造基于残差的统计检验。
    本文使用Kao（1999）四种协整检验：DF-Rho、DF-t-Rho、DF-Rho-Star和DF-t-Rho-Star；McCoskey and Kao（1998）两种协整检验：LM-FM和LM-DOLS；Pedroni（1999）七种协整检验：面板v、面板ρ、面板t（非参数）、面板t参数、群ρ、群t（非参数）和群t（参数）；在GAUSS软件中，运用NPT-1.2软件包对面板数据模型（20）各变量是否存在协整关系进行检验。

    为了得到可靠的结论，将时序和截面的信息结合起来，采用面板数据协整检验的方法。分别采用Kao（1999）的4个统计量、McCoskey和Kao（1998）的LM统计量与Pedroni的7个统计量对工业竞争力、城市化水平、工资成本和环境成本间协整关系进行检验，其检验结果见附表2。对服务业竞争力、城市化水平、工资成本和住房成本城市化间协整关系进行检验，检验结果也在附表2中。

    由附表2的检验结果可以得到，工业竞争力、城市化水平、工资成本和环境成本间面板存在长期稳定均衡协整关系；服务业竞争力、城市化水平、工资成本和住房成本城市化间的面板存在长期稳定均衡协整关系。
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作者：中国经济增长与宏观稳定课题组 来源：《经济研究》2009年第10期