伍兆祥，王全忠

（安慶師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽安慶 246133）

集聚經(jīng)濟(jì)、經(jīng)濟(jì)密度和城市勞動(dòng)生產(chǎn)率
——基于江蘇省的實(shí)證研究

伍兆祥，王全忠

（安慶師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽安慶 246133）

以1998—2010年江蘇省13個(gè)地級(jí)市市轄區(qū)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用A.Ciccone（2002）提出的模型，估測(cè)了江蘇省各城市的物質(zhì)資本存量和人力資本存量水平，而后采用面板數(shù)據(jù)方法實(shí)證分析了城市勞動(dòng)生產(chǎn)率與經(jīng)濟(jì)密度的關(guān)系。結(jié)果顯示江蘇省蘇北地區(qū)城市勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)密度的影響顯著為正，其城市生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)密度的影響彈性為13.5%，從而驗(yàn)證了該地區(qū)城市集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的存在；而蘇南地區(qū)城市生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)密度的彈性為-3.9%，表明該地區(qū)城市集聚經(jīng)濟(jì)的負(fù)效應(yīng)出現(xiàn)。

集聚經(jīng)濟(jì)；城市勞動(dòng)生產(chǎn)率；經(jīng)濟(jì)密度

一、引言

從城市的發(fā)展歷程來(lái)看，城市的本質(zhì)特征在于其空間聚集性，而由這種空間聚集性所帶來(lái)的集聚經(jīng)濟(jì)，作為一種外部性利益，是促進(jìn)區(qū)域或城市產(chǎn)業(yè)集聚、資源集中和技術(shù)進(jìn)步的重要?jiǎng)恿?。在城市的?jīng)濟(jì)活動(dòng)中，城市集聚經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)為一種規(guī)模經(jīng)濟(jì)和外部經(jīng)濟(jì)的集合體，這種正向的集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，尤其是城市集聚經(jīng)濟(jì)通過(guò)企業(yè)、部門、科研機(jī)構(gòu)和勞動(dòng)者等之間的臨近效應(yīng)、前后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)，可以提高城市產(chǎn)出和提升各部門的生產(chǎn)率，促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，體現(xiàn)出城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。與此同時(shí)，某地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)或城市生產(chǎn)率的提高，反過(guò)來(lái)又會(huì)增進(jìn)該地區(qū)的競(jìng)爭(zhēng)力，引發(fā)更高層次的要素集聚和科技創(chuàng)新。

根據(jù)集聚經(jīng)濟(jì)理論，我們得到以下假設(shè)：城市經(jīng)濟(jì)密度（單位面積產(chǎn)出密度或人均產(chǎn)出密度）提高，城市生產(chǎn)率水平隨著提高，以此衡量的城市集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)也越高，城市集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)最終通過(guò)城市生產(chǎn)率的提升而體現(xiàn)出來(lái)。

對(duì)城市集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究初期，從城市人口規(guī)模和產(chǎn)業(yè)規(guī)模角度考察是實(shí)證研究的主流，如Moomaw［1］認(rèn)為人口規(guī)模、商業(yè)服務(wù)的質(zhì)量、基礎(chǔ)設(shè)施和勞動(dòng)力素質(zhì)都可以用來(lái)衡量聚集經(jīng)濟(jì)，同時(shí)多數(shù)學(xué)者［2-7］均認(rèn)為人口規(guī)模是城市集聚經(jīng)濟(jì)的一個(gè)重要現(xiàn)象。自A.Ciccone&R.E.Hall［8］基于空間外部性理論首次構(gòu)建經(jīng)濟(jì)要素密度與集聚經(jīng)濟(jì)的關(guān)系模型后，運(yùn)用經(jīng)濟(jì)密度模型測(cè)量各地區(qū)的城市集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，引起學(xué)者們關(guān)注并用于對(duì)不同區(qū)域?qū)嵶C分析［9-14］，我國(guó)學(xué)者程良文與楊開忠［15，16］通過(guò)模型估算經(jīng)濟(jì)密度與生產(chǎn)率之間關(guān)系，均發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)密度對(duì)生產(chǎn)率有正向影響，估計(jì)的彈性值介于0.04~0.09之間，從而驗(yàn)證城市集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的存在。

表1 國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)密度相關(guān)的文獻(xiàn)整理

二、實(shí)證模型的介紹

本文參考A.Ciccone&R.E.Hall（1996）建立的要素密度和產(chǎn)出密度表示的經(jīng)濟(jì)集聚經(jīng)濟(jì)模型，由于空間外部性的作用，江蘇省各城市單位土地面積上的產(chǎn)出q表示為城市勞動(dòng)力要素投入L、物質(zhì)資本K和城市產(chǎn)出密度Q/A的函數(shù)：

其中：G表示?？怂怪行约夹g(shù)進(jìn)步，L表示單位面積的勞動(dòng)力數(shù)量，K表示城市物質(zhì)資本額，Q表示地區(qū)總產(chǎn)值，A表示城市面積，α是單位地區(qū)面積上的要素（資本和勞動(dòng)力）產(chǎn)出彈性，它反映出要素密度的增加對(duì)地區(qū)產(chǎn)生的擁擠效應(yīng)，β為單位地區(qū)面積上勞動(dòng)力的邊際報(bào)酬，式中Q/A表示地區(qū)產(chǎn)出密度，且（λ-1）λ表示對(duì)地區(qū)平均產(chǎn)出密度的彈性，它反映出空間外部效應(yīng)的大小，若λ≥1則表示存在正向的城市集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。假設(shè)城市的單位面積上勞動(dòng)和資本是均勻分布的，即有q=Q/A，故（1）式轉(zhuǎn)換并變形為：

其中：αλ為凈集聚效應(yīng)，αλ≥1表示集聚程度的增加有利于顯著增加單位面積產(chǎn)出率，增加要素投入是有效率的。將勞動(dòng)力要素表示成地區(qū)人力資本水平，以更好地測(cè)量人力資本的累積對(duì)城市集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的作用。

式（3）中H表示地區(qū)平均人力資本水平，β和1-β分別表示勞動(dòng)和物質(zhì)資本在要素投入中的份額。再對(duì)（3）式變形，從而有下述結(jié)論，城市的勞動(dòng)生產(chǎn)率表示為：

一般來(lái)說(shuō)，城市的集聚效應(yīng)除來(lái)自投入密度的影響外，還受城市規(guī)模和城市經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)等因素的影響，方程（4）只反映了要素密度所引致的集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，沒(méi)有反映城市規(guī)模和城市經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的作用。（4）式中Gλ的看作希克斯中性集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)轉(zhuǎn)換函數(shù)，并將代入方程（5）得到：

（5）式包含了要素投入密度、外商直接投資、城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場(chǎng)化水平和科教公共支出五種影響城市集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的因素，其中F為外商投資，S為城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，M為城市市場(chǎng)化水平，E為城市公共科教支出，U為不可觀測(cè)的其他因素，φ、μ、σ分別為城市人均產(chǎn)出對(duì)F、S、M、E的彈性系數(shù)。對(duì)（4）式兩邊取對(duì)數(shù)，得到模型估計(jì)方程為：

三、變量和數(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明

從《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》中選取了江蘇省13個(gè)地級(jí)市1998—2010年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，指標(biāo)含有各地級(jí)市市轄區(qū)生產(chǎn)總值、在崗職工人數(shù)、建成區(qū)面積、固定資產(chǎn)投資總額和當(dāng)年實(shí)際使用外資金額，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用城市市轄區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比表示，城市化水平用GDP與財(cái)政支出的比值表示，公共科教支出用科學(xué)支出和教育支出之和表示。

地區(qū)面積As選取了市轄區(qū)建成區(qū)面積，從模型定義知道市區(qū)面積表示產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值的土地，與此同時(shí)市區(qū)常含有公園綠地湖泊、廣場(chǎng)、風(fēng)景名勝區(qū)和政府辦公用地等公益性土地，由于無(wú)法獲取各市轄區(qū)的準(zhǔn)確數(shù)值，故而也無(wú)法從建成區(qū)面積中扣除。同時(shí)，本文關(guān)注的對(duì)象為城市第二、三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)密度，而第二、三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)也主要在建成區(qū)上產(chǎn)生，這樣選取市轄區(qū)建成區(qū)面積則比較合適。這一指標(biāo)同樣也面臨一點(diǎn)難處，即無(wú)法通過(guò)公開途徑獲得各地級(jí)市市轄區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)，故而無(wú)法從各市地區(qū)生產(chǎn)總值中剔除，只能選用市轄區(qū)生產(chǎn)總值進(jìn)行分析，對(duì)于江蘇省各地級(jí)市市轄區(qū)而言，第一產(chǎn)業(yè)所占比重較低，是否去掉第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對(duì)最終結(jié)果的影響不會(huì)太大。

模型估計(jì)涉及物質(zhì)資本存量和人力資本存量，然而這兩者都不能從統(tǒng)計(jì)年鑒中直接獲取，需要通過(guò)其他途徑得到，下面敘述通過(guò)相關(guān)的方法估算得到的各城市物質(zhì)資本存量和人力資本存量。

1.物質(zhì)資本存量的估算

本文采用的是在估算一個(gè)基準(zhǔn)年后運(yùn)用永續(xù)盤存法按不變價(jià)格計(jì)算各地級(jí)市的資本存量。借鑒張軍［21］的資本存量估算公式：

其中，i指第i個(gè)城市，t指第t年；（1）式一共涉及的四個(gè)變量，a.當(dāng)年投資Ii,t，本文選取各城市的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)替代；b.投資品價(jià)格指數(shù)的構(gòu)造，以折算成不變價(jià)格。1995年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》公布了固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，時(shí)間跨度從1998到2010年，對(duì)于這一指標(biāo)直接從統(tǒng)計(jì)年鑒中獲??；c.經(jīng)濟(jì)折舊率δi,t的確定，本文參照了朱平芳［17］關(guān)于資本效率的模式或折舊模式的相關(guān)論述，同樣選取的折舊率①目前我國(guó)學(xué)術(shù)界對(duì)于折舊率的大小選取分歧較大。一般而言，折舊率的大小會(huì)對(duì)物質(zhì)資本估算產(chǎn)生重大影響，采用較大的折舊率（比如0.1），得到的物質(zhì)資本較??；相對(duì)而言，較小的折舊率（比如0.05），得到的物質(zhì)資本存量會(huì)較大。朱平芳、徐大豐考察1990—2004年我國(guó)省際物質(zhì)資本的估算，其折舊率設(shè)定為0.1，考慮到了省際資本折舊率的地區(qū)性差異，應(yīng)理解成全國(guó)的平均折舊率。由于本文涉及1998—2010年江蘇省物質(zhì)資本存量的估測(cè)，資本折舊率設(shè)為0.1，等于或高于全國(guó)平均折舊率是合適的。為0.1；d.基年資本存量K的確定，本文樣本期相對(duì)較短，基期資本存量的大小對(duì)后期的資本存量估算影響比較大，較短的樣本期不足以稀釋基期資本存量設(shè)定的差異。本文對(duì)初始資本存量的估算，與張軍、吳桂英和張吉鵬一致，即各城市1998年的固定資本形成除以10%作為該市的初始資本存量。

將地區(qū)生產(chǎn)總值換算成1998年不變價(jià)格，1998—2010年的江蘇省各個(gè)地級(jí)市市區(qū)的名義GDP和2000—2010年各地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)可從《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》中獲取，缺失的1999年地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)用江蘇省生產(chǎn)總值指數(shù)替代。

表2 永續(xù)盤存法估算的江蘇省城市物質(zhì)資本存量

2.人力資本的估算

目前，對(duì)人力資本的估算主要有兩種方法：一是教育年限法，這是從人力資本生成的角度來(lái)看，認(rèn)為人力資本與物質(zhì)資本一樣，都是由積累形成的，一定的積累如家庭教育、學(xué)校教育和培訓(xùn)等途徑就能生成相應(yīng)的人力資本。在實(shí)證研究中遵循的主要想法是：受教育年限不同的人具有不同的人力資本，受教育年限的多少反映了人力資本水平的高低［17］。二是收入法，這是基于人力資本貢獻(xiàn)的角度考慮的，主要觀點(diǎn)是認(rèn)為工資收入中蘊(yùn)含人力資本信息，高人力資本意味著高工資收入，不同的工資收入水平意味著不同的人力資本，工資的相對(duì)差異反映出人力資本的相對(duì)差異。

對(duì)于城市人力資本估算而言，由于我國(guó)目前還沒(méi)有完整地提供各個(gè)城市勞動(dòng)力受教育年限及工資的統(tǒng)計(jì)資料，使得直接套用上述兩種方法估算城市人力資本就存在非常大的難度。朱平芳、徐大豐［17］在我國(guó)現(xiàn)行統(tǒng)計(jì)資料約束下，對(duì)上述方法二進(jìn)行了改進(jìn)，使得人力資本估算具有可行性。本文運(yùn)用其構(gòu)造的城市人力資本估算方法，對(duì)江蘇省各地級(jí)市人力資本水平進(jìn)行測(cè)算。對(duì)于各城市的名義工資需要用各城市歷年的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，調(diào)整為1998年不變價(jià)格表示的實(shí)際工資，其中居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)選取《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》主要城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。

表3 江蘇省各城市人力資本的估算

從人力資本估算的結(jié)果來(lái)看，部分城市（如無(wú)錫、南通和連云港）的人力資本存量顯著高于同期的其他城市，主要原因是由于這些城市相對(duì)較少的在崗職工人數(shù)、過(guò)高的在崗平均工資和地區(qū)生產(chǎn)總值，利用收入法衡量的人力資本水平，通過(guò)蘊(yùn)含的較高工資水平代表了較高的人力資本水平這一假設(shè)。從1998—2010年，江蘇省其他城市的人力資本水平大致呈現(xiàn)出緩慢增長(zhǎng)的趨勢(shì)，通過(guò)加大教育和培訓(xùn)投入，同時(shí)由于江蘇省城市的快速發(fā)展所帶來(lái)的人才吸引和集聚效應(yīng)，都對(duì)城市人力資本增加起到了促進(jìn)作用。

四、模型估計(jì)結(jié)果分析

對(duì)（4）式的估計(jì)不同研究者采用的方式各異，A.Ciccone（2002）為控制不同國(guó)家間的固定效應(yīng)，引入了工具變量，選用2SLS回歸。國(guó)內(nèi)學(xué)者程良文、楊開忠（2007）選取了我國(guó)1996年、2000年和2004年三年的地級(jí)市數(shù)據(jù)，由于樣本容量較大，作者直接采用添加地區(qū)虛擬變量的OLS回歸。豆建民與汪增洋［18］利用面板數(shù)據(jù)的FGLS方法測(cè)度了我國(guó)234個(gè)地級(jí)城市，同樣通過(guò)添加解釋變量和區(qū)分地區(qū)的方法使得模型估計(jì)最優(yōu)。

本文利用OLS回歸，不論從時(shí)間或是從城市個(gè)體角度，都無(wú)法回避單個(gè)估計(jì)樣本容量過(guò)小的問(wèn)題，模型樣本誤差較大。如在同一時(shí)間點(diǎn)上由13個(gè)城市組成的樣本中，異質(zhì)性的存在，使得樣本回歸不顯著，擬合效果較差。

表4 混合樣本回歸的估計(jì)結(jié)果

限于樣本容量，不能直接利用回歸方程分別從時(shí)點(diǎn)或城市個(gè)體上獲取與之對(duì)應(yīng)的城市集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的估計(jì)值，所以考慮混合樣本估計(jì)的方法。表4的結(jié)果顯示，混合回歸估計(jì)值中，城市勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)勞動(dòng)就業(yè)密度的彈性為30.9%，驗(yàn)證了江蘇省城市集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的存在。人均資本存量和人力資本水平顯著為正，城市勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)兩者的彈性分別為58.9%和5.7%，說(shuō)明增加物質(zhì)資本存量和人力資本的投入密度，可以提升城市生產(chǎn)率水平，這與理論預(yù)期一致。

然而在混合樣本回歸中，城市間差異性無(wú)法回避，由此引入虛擬變量D1來(lái)加以控制，對(duì)江蘇省各城市而言，目前政府官方表述和統(tǒng)計(jì)年鑒中的分類，江蘇省可以劃分為蘇南（指南京、無(wú)錫、蘇州、常州和鎮(zhèn)江5市），蘇北（除蘇南5市以外的8個(gè)城市）兩大區(qū)域，本文設(shè)置1表示蘇南地區(qū)，而0表示蘇北地區(qū)。

結(jié)果顯示虛擬變量回歸系數(shù)t檢驗(yàn)均顯著，且模型的擬合優(yōu)度較混合回歸高，說(shuō)明1998—2010年江蘇省不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)密度和勞均資本存量對(duì)城市生產(chǎn)率，在截距和斜率上都產(chǎn)生了明顯影響。從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，蘇北地區(qū)的城市勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)密度的彈性為13.5%，驗(yàn)證了蘇北地區(qū)存在正向的城市集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，城市生產(chǎn)率對(duì)勞均資本存量的彈性顯著為正，達(dá)到40.3%，而人力資本水平對(duì)城市生產(chǎn)率的解釋水平不顯著，估計(jì)值為-0.3%。蘇南地區(qū)的城市生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)密度的彈性值為-3.9%，表明蘇南地區(qū)已經(jīng)出現(xiàn)了城市集聚經(jīng)濟(jì)負(fù)向效應(yīng)，城市生產(chǎn)率對(duì)勞均資本存量的彈性降為22.9%，原先考慮設(shè)定人力資本存量對(duì)虛擬變量的影響程度，由于加入后t檢驗(yàn)不顯著，認(rèn)為人力資本存量對(duì)地區(qū)虛擬變量不敏感，所以添加虛擬變量的混合回歸模型中就刪去了人力資本存量和虛擬變量的交叉乘積項(xiàng)D1×logH。

對(duì)于城市生產(chǎn)率對(duì)人力資本存量的彈性估計(jì)值，我們發(fā)現(xiàn)蘇南和蘇北兩大地區(qū)的彈性值均為-0.3%，這給我們解釋這一現(xiàn)象帶來(lái)困惑。如果因?yàn)樘K北地區(qū)人力資本存量過(guò)小，過(guò)低的人力資本存量除了維持基本的生產(chǎn)活動(dòng)外，不足以滿足城市集聚經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)生所具備的知識(shí)外溢、專業(yè)化投入品和“勞動(dòng)力池”等外部條件，為何蘇北地區(qū)的城市生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)密度的彈性顯著為正？另外，蘇南地區(qū)的城市生產(chǎn)率對(duì)人力資本存量的彈性估計(jì)值同樣為負(fù)，則說(shuō)明蘇南地區(qū)的人力資本存量過(guò)高或與蘇北地區(qū)同樣過(guò)低。對(duì)于上述矛盾，比較合理的解釋有兩個(gè)：一是江蘇省城市集聚經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的推動(dòng)力是大規(guī)模物質(zhì)資本投入，物質(zhì)資本投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著舉足輕重的作用；二是估測(cè)城市人力資本存量的方法很關(guān)鍵。

通過(guò)引入?yún)^(qū)域虛擬變量，可以很好地控制固定效應(yīng)，但對(duì)江蘇省城市的樣本數(shù)據(jù)是否存在隨機(jī)效應(yīng)，本文通過(guò)隨機(jī)面板數(shù)據(jù)的估量方法加以測(cè)度。

表5 隨機(jī)面板數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果

如表4所示，通過(guò)SAS9.2系統(tǒng)輸出的m統(tǒng)計(jì)值顯示，在給定α=0.05的顯著性水平下，個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型的Hausman檢驗(yàn)不能拒絕零假設(shè)，所以模型設(shè)定為個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型被認(rèn)為是不合理的。對(duì)時(shí)間隨機(jī)效應(yīng)模型而言，雖然模型的Hausman檢驗(yàn)拒絕了零假設(shè)，說(shuō)明變量之間的時(shí)間效應(yīng)存在，但是模型的擬合程度的R2僅為0.25，表示時(shí)間隨機(jī)效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果并不理想。

五、簡(jiǎn)要結(jié)論

從添加地區(qū)虛擬變量的混合回歸模型估計(jì)結(jié)果來(lái)看，蘇北地區(qū)的城市勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)密度的彈性為13.5%，驗(yàn)證了該地區(qū)的城市集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)存在，表明當(dāng)城市經(jīng)濟(jì)密度每翻一番，蘇北地區(qū)城市勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)13.5%。相應(yīng)地，蘇南地區(qū)的城市生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)密度的彈性值為-3.9%，表明蘇南地區(qū)已經(jīng)出現(xiàn)了城市集聚經(jīng)濟(jì)的擠出效應(yīng)，該地區(qū)城市隨著城市經(jīng)濟(jì)密度的提高，城市集聚經(jīng)濟(jì)的負(fù)向效應(yīng)開始凸顯，伴隨城市規(guī)模的擴(kuò)張帶來(lái)的通勤成本上升、環(huán)境污染和租金上升等擠出效應(yīng)不斷增強(qiáng)，削弱了城市集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

模型估計(jì)結(jié)果中勞均資本存量對(duì)城市勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響顯著為正，蘇南和蘇北地區(qū)的城市生產(chǎn)率對(duì)勞均資本存量的彈性值分別達(dá)到22.9%和40.3%，勞均資本存量對(duì)勞均產(chǎn)出的解釋程度均高于單位面積就業(yè)量（即經(jīng)濟(jì)密度），說(shuō)明江蘇省城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要由物質(zhì)資本投入所推動(dòng)，在城市化快速發(fā)展階段，城市建成區(qū)面積的擴(kuò)大，需要相配套的大量基礎(chǔ)設(shè)施（如道路，水電、燃?xì)夂臀鬯芫W(wǎng)建設(shè)）建設(shè)投資，這些投資是新建城區(qū)吸引產(chǎn)業(yè)和勞動(dòng)力集聚的必要條件，也是城市集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)發(fā)揮正向作用的基礎(chǔ)和保障。

城市生產(chǎn)率對(duì)人力資本存量的影響不顯著，彈性值為-0.3%，這暗示人力資本與城市發(fā)展過(guò)程中的結(jié)構(gòu)性矛盾，過(guò)低的人力資本存量不滿足城市集聚經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的外在條件，而過(guò)高的人力資本存量又會(huì)使得就業(yè)壓力增大，隱蔽性失業(yè)加劇，勞動(dòng)力不足以被相關(guān)的產(chǎn)業(yè)完全吸納，產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后或單一和人才的涌入都會(huì)造成大量的人才浪費(fèi)。

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Agglomeration Economy，Economic Density and Urban Labor Productivity——A Empirical StudyinJiangsuProvince

WU Zhao-xiang，WANG Quan-zhong
（School of Economics and Management，Anqing Normal university，Anqing 246133，China）

Based on the statistics data of 13 prefecture-level cities during 1998 to 2010 in Jiangsu province，this article uses the model presented by A.Ciccone（2002）to estimate the material capital and human capital stock in the cities of Jiangsu.And next，it analyzes the relationship between urban labor productivity and economic density through applying panel data method.The results show that the urban labor productivity has a significant positive effect on the economic density in northern area of Jiangsu with an estimated elasticity of 13.5%，thus the urban agglomeration effect in this areas are proved；meanwhile the estimated elasticity is-3.9%in southern area of Jiangsu，so it is indicated that the negative effects of urban agglomeration economiy appear in this areas.

Agglomeration economy；urban labor productivity；economic density

F29

A

1673-5609（2016）04-0028-08

［責(zé)任編輯：唐秋鳳］［英文編輯：秋虹］［責(zé)任校對(duì)：雯子］

2016-06-21

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目（13&ZD160）；江蘇省高校優(yōu)勢(shì)學(xué)科建設(shè)工程資助項(xiàng)目（PAPD）。

伍兆祥（1989—），男，安徽桐城人，安慶師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院在讀研究生，研究方向：管理統(tǒng)計(jì)學(xué)；通訊作者：王全忠（1984—），男，安徽安慶人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，安慶師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院講師，研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)。