1890）很早就把集聚经济的来源总结为三大外部效应：专业劳动力的汇聚、中司产品的规模经济和地方性的技术外溢。新经济地理集聚理论将DixitStiglitz（1977）的垄断竞争模型和规模报酬递增引人对集聚效益的分析，赋予传统的外部效应内生的解释（Fuitaetal.，1999）。传统的集聚不经济有若干来源：随着城市规模扩张，个人实际收人因通勤成本增加而降低（Alonso，1964），地租上升和环境恶化也会削弱大城市对居民的吸引力（Krngman，1996），劳动力成本的上升则会使企业重新权衡在大城市获得的集聚效益和在其他城市可得的低成本劳动力（Puga，1999）。新经济地理学认为产业分散的主要力量是厂商在城市间的交易成本：由于农业生产的不可移动性，只有当区间交易成本低于某一临界值时制造业的集聚才是稳定均衡（1<：11111，1991）。111）111311（1998）以城市土地和住房取代农业部门构建了理论模型，分析结果表明当区间交易成本篼于市内拥堵成本时，集聚方为稳定均衡。Ottavianoetal.（2002）的理论模型同时考察了不可移动部门和城市通勤成本，发现在多种力量的共同作用下，随着区间交易成本由高位逐渐降低，空间均衡呈现由分散到集聚再到分散的变化规律。对集聚经济和不经济的大量研究共同表明，城市经济效率可能会随着城市规模的增长呈现先增后减的倒U型变化（O‘Sullivan，2000）。

　　早期对城市规模和效率的研究假设城市具有单一的优规模，忽略了城市内在功能和结构的影响。理德森（Richardsn，1972）否定了单一优规模的观点，认为城市优规模因功能和结构不同而异，他还认为对城市服务的需求决定着城市的低“门槛规模”。亨德森（Henderson，1974）基于城市规模经济和通勤成本构建了一般均衡模型，各城市因其行业的规模经济和集聚收益不同而形成专业化分工，不同行业所在的城市具有不同的优规模。Durantcm证了不同类型的城市将走向功能化分工，如以总部和商务服务为代表的大中心城市和以普通制造加工业为主的中小城市。一些研究还证实以城市产业间（或部门间）关联性所表示的产业结构影响着城市的效率和规模。CapelloCainagni（2000）利用意大利58个城市数据考察城市的“效率规模”，认为城市效率规模随着城市部门结构调整转型而变化。CaPelI（2013）为此提供了新近的证据。Abdel-RahmanAnas（2004）的研究指出，在一个由不同规模城市构成的城市体系中，城市产业结构随城市规模而变化，并且产业结构的差异导致经济效率的差异。Abdel-Rahman Fuita（1990）和VenableS（1996）分别构建了理论模型考察中间服务业规模经济带来的城市集聚效益和内生机制：下游生产部门需要差异化的生产性服务作为中间投人品，中间厂商的数目越多，下游厂商从中间部门的规模经济中获得的效益越大、成本越低，因此，共享中间投入的制造业厂商会向同一城市集中；随着下游厂商需求的增加，生产性服务业为实现更大的规模经济而向下游制造业厂商所在地集聚，产生中间产品的“本地市场效应”，导致下游厂商的成本进一步降低。国际经验研究还表明，总部、技术密集型产业和新兴产业对中间服务有更高的需求。其中Aarlandetal.（2007）发现美国企业总部倾向于将大量商务服务外包给服务业企业，其要素报酬中的13. 4用于支付会计服务，15.2用于法律服务，36.6用于广告服务。因此，一个城市的产业越是化，生产性服务业增加值或从业规模的份额就越高。

　　对中国城市的实证研究也发现了产业结构一城市规模效应。AuHenderscm（2006）在研究中国城市规模的经济效率时利用二、三产业增加值之比测度城市产业结构，发现产业结构不同的城市具有不同的规模一效益曲线。豆建民、汪增洋（2010）的研究结果指出城市二、三产业产值比例对土地产出率的影响在小城市较大，在大城市较小，表明城市产业结构对产出效率的影响因城市规模的差异而有所不同。但是，这些研究仍然将城市规模和产业结构作为两个独立因素，当考察其中一个变量的作用时另一变量仅用于对城市样本进行分类，并未揭示二者的协同作用机制。有别于以往的研究，本文构建一个制造业一生产性服务业关联的集聚模型，研究城市规模和产业结构如何协同作用、共同影响城市产出效率。

　　三、生产性服务业一制造业影响城市效率的集聚机制和计量模型（一）城市生产性服务业一制造业集聚模型在生产性服务业一制造业关联引致的集聚模式下，城市经济效益源于产业结构与城市规模的协同作用。本节以Abdel-RahmanFuita（1990）和DurantonPuga（2005）的中间产品模型为起点，进而推导并分析产业结构和城市规模作用于城市生产效率的理论机制。

　　假定城市经济由两部门构成：生产贸易品的制造业（y）和本地服务业，后者生产前者所需的中间品和服务。与上述模型假设制造业产品同质不同，本文假设厂商生产有差异的产品，因此制造业与中间产业的生产均为垄断竞争模式。制造业厂商可以在两个城市间选择区位。城市= 1，2）能够参与生产的总人口为，每人在城市中居住一单位面积土地，并提供一个单位时间的劳动力。无损于对核心问题的刻画，同时避免模型过于复杂，我们沿用克鲁格曼的“线型”城市结构，城市边界与CBD的距离d，。=/2.劳动者单位距离的通勤消耗20单位的时间，均衡工资率为，城市总通勤成本是全城市所有劳动者的通勤时间与工资的乘积总和聊>；。扣除通勤时间，城市总有效劳动力是：由于劳动者的长通勤时间不超过其时间禀赋，居住在城市边界的劳动力通勤时间必须小于1，故有约束条件0<1，因此均衡时城市的边际有效劳动大于零。

　　两个城市的消费者具有一致的CES效用函数，制造业产品间的不变替代弹性，> 1.制造业产品具有“冰山”形式的交易成本，表示为t> 1.用、乓分别表示城市id的消费者对制造业产品的总支出，分别表示两城市制造业品市场价格指数，是产品出厂价，则城市i的制造业厂商s面对的总需求为：设制造业厂商生产需要劳动、中间品和其他投人，固定和可变投人是/，和和7分别是中间投人和其他要素在投人成本中的份额。城市i的制造业厂商s的成本函数是：其中，和表示工资和其他要素价格，本地中间产品的价格指数是：1.因本文关注的主要是制造业与生产性服务业之间的关联效应，现假定其他要素在投人中所占比例y恒定，因而制造业厂商成本结构的变化完全由劳动力和中间投入比例的变化决定。

　　生产A需要固定劳动投入/和可变劳动投人~，城市i的中间厂商的成本函数为：同样可以得到地方化中间产品成本加成的定价：均衡时所有中间产品同价，因此中间产品的价格指数仅取决于本地中间厂商的数目：因为1-I<0，所以以厂商数量表示的中间产品部门规模越大Gy越低。将代入制造业厂商成本函数（3）可知，制造业部门将因共享中间产品带来的规模经济而降低生产成本。

　　厂商的自由进人使均衡时两部门垄断利润降为0，零利润条件决定了单个厂商的均衡产出=I；。由此解出：城市i制造业总销售额K -Y）=中间服务业增加值+制造业增加值，因此乙衡量城市总产出水平。为保持与代表性实证研究（CicconeandHall，1996；Kanemtetal.，1996等）的可比性，本文以城市人均产出F/iV测度城市经济效率。同时，令表示城市i相对于城市）的市场份额，用分别表示城市其他要素人均占有量（作为控制变量）。由于单个制造业厂商的优产量与所在城市无关，因此两个城市该变量的比值为1，从而有：把（i）式代人（11）后解出F/y，经整理得城市i相对于城市y的效率水平为：本文所探讨的主要变量之间的作用关系即蕴含在计量模型设定为构建一个可供检验的计量模型，可将城市）的规模假设为某一“参照值”。所谓参照值是指在这样一个城市规模下，若其他所有变量都取其平均水平，则城市人均产出可以表示为1个计价单位，这样，所有其他城市￡对该参照城市）的相对产出在数值上都等于其产出。尽管我们不知道参照规模的实际值，但由于它是一个常量，所以取对数后将之纳人参数中。对（12）两边取对数，省略下标i，整理得到：-挪2/2）刻画服务业一制造业部门结构与城市规模的交互影响，而M的负一次项系数表示当城市规模较小（-2/2过高的服务业一制造业比将阻碍城市发展，如上文对M进行比较静态分析所述。后两项包含了本地市场份额、地区间交易成本和城市人均其他要素投人对于城市产出的影响。

　　市辖区人均资本存量（万元/人）市辖区人均FDI存量（万元/人）市辖区每万人大学生数（人）市辖区年末总人口（万人）市辖区年末非农业人口（万人）弘生产服务业一制造业就业比市辖区零售额占全国比例人均铁路运量（万吨/万人）人均公路运量（万吨/万人）人均水运运量（万吨/万人）人均航空运量（吨/万人）市辖区人均城市道路面积（m2）市辖区每万人公共汽车数（辆）城市产出效率是本文的被解释变量，以各城市市辖区人均GDP来测度，并以各省的城市居民消费价格指数折算为以2000年为基期的实际值。城市规模分别用市辖区年末总人口和非农业人口表示。城市年鉴采用的是按农业、非农业户口分类的户籍统计口径，但我国城市市辖区内的很多农业户口人员在非农业部门务工，因此使用非农业人口可能低估了城市规模，而使用总人口可能高估了城市规模。我们在回归中将分别使用这两个指标估计两组不同的方程。城市产业结构在理论上是制造业生产成本中支付给中间服务业的比重。我们根据中国2007年投入产出表，从14个服务业部门中选取了制造业对其消耗系数较高的交通运输、仓储及邮政业，批发和零售业，金融业，租赁和商务服务业，住宿和餐饮业，科学研究、技术服务和地质勘查业，信息传输、计算机服务和软件业7个行业作为生产性服务业的代表（欢迎读者索取本文计算使用的平均消耗系数）。另一方面，我国城市统计中没有各个细分行业增加值，因此我们使用市辖区生产性服务业零售额占全国的比例。城市间交易成本没有直接的统计数据，以城市的货运量来间接测度，货运量越大说明城市的运输越通达、单位成本越低。本文采用铁路、公路、水运、民航等细分的人均运量指标，并使用滞后一年的数据减轻内生性。

　　城市人均国内资本存量没有公开发表的统计数据。本文借鉴进行估算（柯善咨，2009）。首先，用2000年各城市市辖区限额以上工业企业流动资产和固定资产净值估计限额以上工业资本存量。其后，利用限额以上工业增加值占市辖区生产总值比例估计2000年各城市资本存量。2000年以后各年的资本存量根据全市实际投资总额，用永续盘存法计算= +，是实际投资，考虑到建设周期，许多投资项目无法在当年生产中发挥作用，因此我们使用平均一年的滞后期；采用城市所在省的累积资本价格指数。全社会资本存量包含FDI，为避免重复计算，从全社会资本存量中减去FDI存量得到各城市的国内资本存量。本文使用2003―2008年数据，2000年初始资本估计中的误差对后续年份的影响越来越小。城市人均FDI存量/屯的估算方法与国内资本存量类似，也从2000年开始计算。假设2000年存量是当年吸收FDI的三倍（取值大小对几年以后的存量影响并不大），后续各年FDI存量用每年实际使用FDI和上述永续盘存法公式累计。以美元计算的FDI按当年平均兑换率换算成人民币数值。城市人力资本用市辖区每万人中在校大学生数作为代理变量，缺失值利用中国区域统计年鉴数据补充。城市基础设施以市辖区人均城市道路面积和每万人拥有公共汽车数来测度。方程（16）中除叫以外的变量均为对数形式。为避免丢失有零的记录，含零值的变量加上一个比该变量小值还小的量（如0.001和1）。表1是2008年相关变量的描述统计量。

　　五、产业结构一城市规模协同效应的计量分析（一）全国地级城市面板数据回归我们使用随机效应模型中的Hausman检验确定面板模型设置。以市辖区总人口和市辖区非农业人口作为城市规模的两方程的Hausman检验都在1的显著性水平下拒绝了个体效应与解释变量不相关的零假设。因此，本文使用固定效应模型控制城市个体效应，保证参数估计的一致性。

　　表2报告两个固定效应模型的参数估计。

　　表2 2003―2008年城市经济效率面板数据固定效应回归结果变量回归方程I，被解释变量办回归方程H，被解释变量Znpgt/p参数估计标准误差t值参数估计标准误差t值弘R2和样本样本数=1688注：实际计算中使用去均值（tnean-differenced）数据控制固定效应，所得的R2是withinR2.下同。

　　方程I和方程n的估计结果都与理论预期高度相似。首先，扼要说明控制变量的参数估计。国内资本、FDI和人力资本的参数估计均显著为正，意味着物质资本投资仍然是我国城市经济发展的主要①本文还根据审稿人意见用全要素生产率表示经济效率，城市规模的回归系数相似。欢迎来函索取结果。

　　驱动力。人均国内资本存量增加1个百分点，人均产出增长约0.5个百分点。人均FDI存量系数为0.07和008，FDI的作用似乎远比国内资本小。但是，表1中的样本均值表明1的国内资本存量为700元，05的人均产出为150元，所以，国内资本的边际产出率略大于0. 2；而1的FDI仅有57元，带来的人均产出增长约为23元，FDI的边际产出率为0.4，是国内资本的两倍。人均产出对每万人大学生数的弹性为。06，且通过了显著性检验，显示了人力资本对经济发展有一定的积极作用。此外，测度城市基础设施的两个变量的参数估计也表明城市的市政设施水平影响产业集聚和城市经济发展。

　　我们重点考察城市规模和生产性服务业一制造业比对城市经济效率的作用。方程I和n中所有人口规模和产业结构指标的参数估计不仅显著，而且比较稳健。由于方程中有几个相关变量，它们对城市经济效率的综合作用表现得比较复杂。为了更直观地认识生产性服务业一制造业比（/和城市规模（lim）对城市生产率（lnpgdp）的非线性协同作用，首先根据方程H的参数估计绘制三变量曲面图，见。其它的解释变量只影响方程的截距，因而可以从图中略去。易于看出，lnpg办随P值的变化而变化，如果城市规模Inn很小，lnpg办随/值的增大（向图面左方）而下降，但是当ltm较大时，lnpg办随A值增大而上升。在另一维度，给定一个；a值，ln咖随着ln的增长成倒U型变化，而且，倒U型曲线顶部所代表的城市优规模随M值的增长而上升。

　　以下分别考察产业结构和城市规模对城市经济效率的影响。方程I的参数估计意味着3 1162+00308In/V，由此可知我国城市从产业结构向服务业转型中获得效率的市辖区人口低门规模大约为43.5万人，低于该门槛规模的中小城市，其服务业比重越高则城市经济效率越低，跨越了门规模的城市效率随服务业比重增长而提篼。2008年我国城市市辖区平均人口规模为131.47万（见表1），因此平均规模的城市中，生产性服务业对制造业的比值上升。1，则人均产出将增加约0.34.方程n的参数也表明产业结构对生产率的影响因非农人口规模大小而异，a（lnpgdp）/aM=-0.0865+0.0340hm，市辖区非农业人口门槛规模约为13万人。我们发现2008年小于这一规模的所有城市人均产出都低于全国平均水平，其中陇南、定西、固原、临沧、保山、昭通等城市人均GDP甚至小于1万元，而p值都高于全国均值。服务业比重高的小城市效益反而低的原因在于其规模过小，无法为任何产业的集聚提供有效支撑，而且这些中小城市的制造业普遍比较落后，大量劳动力只能流向一些无法与制造部门产生实际关联效应的低附加值服务业。相反，大城市能容纳较大规模的各行各业，即使制造业部门相对份额较低，自身的规模也足以实现规模经济，并且能够与上游服务业形成有效关联进而从中间产品的本地市场效应中获益。

　　2008年全国城市市区非农人口的均值为85.50万，此时产业结构对生产率的边际作用d（lnpgd！p）/a=0.065，大于方程I的估计值。由于使用非农人口低估了城市中实际参与非农业经济活动的人数，而使用市区总人口则高估了城市规模，故产业结构M提高。

　　1带来的人均产出增长在。34至0.65之间。总之，产业结构调整对于平均规模的城市生产效率的提升具有显著贡献。城市规模越大，产业升级对经济发展的促进作用也越大。

　　我们再考察城市规模对城市经济效率的影响。利用方程I的参数估计值可以进一步得到a（lnpg咖）/a（lnA =1.2768-0.2050+0.0308/.显然，城市规模扩张的边际收益不仅受城市规模影响，而且随着产业结构Ai的上升而增加。2008年我国城市生产服务业一制造业结构比例M的均值为1.437，代入上式可以算出具有平均产业结构比例水平的城市人均产出大化的规模为629万人，远高于当年我国地级市市辖区总人口的平均规模。从方程n的估计中可得到类似的结论。a（lnpg办）/d（lim）= 0.9425-0.18021nn+0.0340/i，2008年平均从值的城市，非农业人口优规模约为245万，这与此前的一些研究结果（如前述王小鲁等）相似，远远大于我国原分类中将非农人口超过50万的城市列人大城市的限制标准。①至2011年末，地级市市辖区总人口的均值仍然在138.7万人左右，非农业人口显然更低。由于我国大部分城市仍然没有达到优规模，因此在今后一个较长时期，在农业人口城市化的过程中，需要有序地推进人口和产业向中小城市集聚，不仅要促使这些城市跨越门槛规模，而且应特别关注城市规模与产业结构相匹配，实现城市规模优化。

　　但是，也不难发现一些特大城市的规模可能已经过大。例如，2008年北京的两大产业结构比例M =2.972，理论上市区总人口的优规模为792.20万人，可是当年实际规模已达1158.75万。对于此类城市，调整产业结构是提升城市经济效率的一个重要途径。同时值得指出，由于行政管理中心城市具有超越本地区的管理职能，其佳规模难免大于同等经济效率的非行政管理中心城市。因此，北京和各省会城市的佳规模理应大于产业结构比例相似的地级城市。

　　利用表2的两模型参数和表1的样本均值可以定量估计上述结构一规模协同效应，估计结果因两方程的差异而稍有不同。表3是模拟结果。给定均值，无论是市辖区总人口还是非农业人口由门规模发展到优规模，即便其他要素不变，城市生产率都将在规模经济和集聚经济作用下提高一倍多。另一方面，若结构比提高。1，佳规模边际生产率增加约1.表3结构一规模协同作用下的城市经济效率变化生产服务业-制造业比市辖区总人口门规模门槛规模人均GDP总人口均值人均GDP拟合值总人口佳规模佳规模人均GDP 2.65万元4.28万元5.51万元x提高0.人均GDP增加0.34人均GDP增加0.82非农业人口门规模门槛规模人均GDP 2008年非农人口均值人均GDP拟合值非农人口佳规模佳规模人均GDP 13万2.25万元4.47万元4.94万元n提高。1人均GDP增加0.65人均GDP增加1表2的回归估计还显示，本地市场份额在方程I中的P值略大于10，在方程n中通过了5的显著性检验，估计结果与理论相符，即本地终消费需求的增长会导致生产部门以更高的比率增长，从而带动地区经济的发展。后，测度地区间运输成本的一组变量具有不同的显著程度，人均公路货运量的影响为显著，并且两组回归的结果非常稳健，而铁路运输的影响则表现得不太稳定，水运指标在两个方程中都不显著，表明水运对城市经济的作用随着其他现代交通运输的发展而日趋减弱；两个方程中航空运输都在5的显著性水平下通过了检验，选择空运的产业应生产高附加值产品，而城市输出的高产品越多，意味着其经济发展水平越高。

　　（二）东中西部地区城市的回归结果我国东中西部地区经济结构具有显著差异且存在产业发展梯度，我们对不同区域的城市样本分别进行了回归。东北地区样本较小，根据2005年全国经济普查时对东中西部地区的划分，辽宁归入东部，吉林和黑龙江喷1人中部。三地区样本模型的参数估计结果见表4.①据原中华人民共和国城市规划法的标准。该标准于2008年废除，之后未对城市规模再行分类。

　　表4 2003―2008年东中西部地区城市经济效率面板数据固定效应回归结果臭东部地区中部地区西部地区市区总人口市区非农人口市区总人口市区非农人口市区总人口市区非农人口样本数注：（1）东部地区包括京、津、冀、鲁、辽、沪、苏、浙、闽、粤、琼；中部地区包括晋、豫、皖、、鄂、湘、吉、黑；其余省份构成西部地区。（2）和分别表示参数估计在10、5和1的水平下通过了统计显著性检验。

　　三个地区模型中多数控制变量的参数估计与理论预期相符，不再赘述。我们关注的重点仍然是产业结构与城市规模的协同影响。尽管在三大地区间存在程度上的差别，表4六组方程中城市规模的一次项系数均为正数，二次项系数为负，生产性服务业一制造业比的一次项系数为负，交叉项系数为正，均符合理论预期。但参数估计的统计显著性在不同地区差异较大。整体而言，东部城市以市区总人口测度的结果较好，而西部城市以非农人口测度的结果较为显著。这可能是因为东部地区城市化程度较高，市辖区内农业户籍的人口也比较容易参与非农业生产活动，因此市区总人口较为准确地代表城市规模，而西部城市农业人口与非农业人口的职业差别较大，中部城市介于二者之间。表5列出了2008年不同区域城市的平均规模和生产性服务业一制造业就业比，我国城市市区人口规模（况，表5 2008年东中西部城市人均产出、城市规模与产业结构综上所述，全国城市以及分地区城市的估计结果显示，服务业一制造业部门结构对城市经济效率的影响无论在方向和大小上都受制于城市规模，部门结构的变化并非对全国或某个地区所有城市产生相同的作用。东部地区的大城市可以通过向服务型经济转型进而从中间产品规模经济中获得更高的集聚效益，而中西部地区的许n）自东向西递减、服务业一制造业比例U）却自东向西递增。如前文所述，若缺少足够的集聚规模，较大的服务业份额并不能提升城市经济效率。虽然中西部城市服务业比重较高，但是制造业规模较小、集聚效益较低，部门结构与集聚规模相互作用使得城市经济效率（Pg咖）自东向西递减。

　　多中小地级城市尽管拥有一个份额很高的本地服务部门，但因规模过小而难以形成任何产业的规模经济和整个城市的集聚效益。本文的理论分析和实证检验结果还表明，城市规模对城市效率的影响随着城市规模的增长呈倒U型变化，倒U型曲线顶点所代表的城市优规模随产业结构向服务业转变而上升。

　　六、结论和讨论本文构建一个生产性服务业一制造业关联的城市集聚效益模型，分析产业结构和城市规模对经济效益的协同影响机制，估计与产业结构相适应的优城市规模以及在城市规模约束下产业结构转变的边际效益。使用地级及以上城市的面板数据回归结果显示，生产性服务业一制造业部门结构对城市人均产出的影响取决于城市规模，我国城市从产业结构转变中获得产出效率增长的门槛规模以市区总人口测度大约为43.5万人，以市区非农人口测度是13万人，低于门槛规模的城市无法使上下游关联的诸多产业同时实现集聚经济，服务业比例的增长不利于提高经济效率。跨越了门槛规模的城市可以从制造业向生产性服务业转型中提高效率，平均规模的城市生产性服务业一制造业结构比例提高1带来的人均产出增长在34至0.65之间，并且城市规模越大，从中间产品的本地市场效应中获得的集聚收益越高。随着城市规模的增长，人均产出率呈现倒U型变化，先逐渐增加，达到优值后开始下降。城市规模增大的边际收益（即倒U型曲线）随产业结构向服务业转变而提高。若以我国所有城市的生产性服务业一制造业比例均值为基准，城市非农业人口优规模约为245万。本文的理论分析和检验结果为我国城市化道路的讨论提供了一些重要的统计依据和启示。

　　我国地级及以上城市集中了我国非农业经济总量的近三分之二，且在各地区发挥着经济中心的作用，这些城市的经济效率基本上决定了中国经济的效率。由于这些城市的规模普遍偏小，扩大城市规模有利于提篼集聚经济效益。同时值得强调的是，这些城市是我国城市体系的中枢和骨干，在城市化进程中，如果分布于各地的地级及以上城市在当前产业结构比例上达到优规模，仅市辖区即可容纳七亿非农业人口，因此，这些城市的发展主导着各地城市化的道路。国家层面的政策应考虑利用城市化的历史机遇，设计倾斜政策，引导非农产业和剩余农业人口向规模偏小的地级城市及其周边城镇集聚，形成以地级城市为核心的地方性城市群，使其成为我国城市体系的基层结构，取代在自然经济基础上形成的大量小城镇。其结果不仅能提高经济效率，而且还将使更多的人口参与现代经济活动，分享大城市所提供的各类保障和发展机会。

　　在当前调结构、促发展的大背景下，不同类型的城市和地区需要推行不同的发展战略。U）欠发达地区应该有序地推动人口和产业的集聚，扩大作为地区增长中心的地级城市规模，积极从发达地区的大城市承接制造业，吸收滞留在低端服务业的额外劳动力，促进制造业与生产性服务业之间的关联效应。由于产业结构与城市规模的协同作用机制，成熟制造业的转移不仅应该是自东向西的区域梯度转移，同时也是从特大城市到中小规模地级城市的规模梯度转移，其中包含着成熟制造业从沿海大城市向东部和中部尚未达到优规模的中小地级城市的转移。（2）经济发达的大城市需要积极培育对生产性服务有更多需求的高附加值产业，向外转移标准化的、不能带来更多集聚收益的成熟产业，一些特大城市已经超过佳规模，只有控制规模或进一步提升生产性服务业一制造业结构才能提高经济效率。当前我国若干发达的大城市向现代服务业的转型不仅可以提高自身经济效益，而且可以促进承接制造业的中小城市更快地跨越门规模，形成专业化分工的城市群。