趙 爽，李春艷

(東北師范大學(xué) 商學(xué)院，吉林 長春 130117)

人口和產(chǎn)業(yè)在城市集聚，帶來知識外溢和技術(shù)創(chuàng)新。內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為城市化所帶來的知識外溢和技術(shù)創(chuàng)新將引致生產(chǎn)效率的提高，從而帶來持久的經(jīng)濟(jì)增長(Lucas，1988)。[1]新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的代表人物Krugman(1991)[2]指出，城市化會產(chǎn)生金錢外部性和技術(shù)外部性，從而有助于經(jīng)濟(jì)活動參與者提高生產(chǎn)效率，進(jìn)而推動經(jīng)濟(jì)增長。新興古典經(jīng)濟(jì)學(xué)代表人物楊小凱(2003)[3]應(yīng)用超邊際分析建立了簡化的城市化模型，分析結(jié)果顯示，城市化將引致分工深化和專業(yè)化經(jīng)濟(jì)的形成，從而提高生產(chǎn)效率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。2004年，聯(lián)合國人居署在回顧和考察了全球多個國家和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城市化進(jìn)程后，指出城市化和城市發(fā)展有助于經(jīng)濟(jì)增長和消除貧困，并將城市稱為“國家走向繁榮的引擎”(UNCHS，2004)。[4]目前，中國已經(jīng)進(jìn)入高速城市化階段，國內(nèi)外學(xué)者普遍認(rèn)為城市化是促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變和擴(kuò)大內(nèi)需的樞紐，是驅(qū)動中國經(jīng)濟(jì)增長的主要動力。服務(wù)業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，其生產(chǎn)效率與城市化進(jìn)程的推進(jìn)有著緊密的聯(lián)系。首先，從需求的角度看，城市化所帶來的人口集聚有助于服務(wù)業(yè)商品需求的擴(kuò)大；從供給的角度看，城市化引致的要素集聚和知識擴(kuò)散能夠有效地促進(jìn)服務(wù)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，從而豐富服務(wù)業(yè)商品的種類，提升服務(wù)業(yè)商品的品質(zhì)。在需求和供給兩個方面的作用下，隨著城市化的推進(jìn)，服務(wù)業(yè)將產(chǎn)生以信息、知識和技能的溢出為特點的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，生產(chǎn)效率將有所提高。另一方面，一些學(xué)者認(rèn)為，如果城市化水平過高，會產(chǎn)生“城市化病”，如地租成本、人工成本的提高等，從而對服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率的提升產(chǎn)生負(fù)向影響(閆曉紅，2011)。[5]基于以上理論和研究，本文通過構(gòu)建非線性門檻面板模型，對城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是否存在顯著的階段性特征進(jìn)行研究探索，即當(dāng)城市化處在不同階段時，其對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響程度是否會有所不同。本文還以表征經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)——人均GDP為門檻值，考察在不同的人均GDP水平下，城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響程度。

本文的創(chuàng)新點在于探討了城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的階段性特征。以往大部分文獻(xiàn)假設(shè)不同階段的城市化對服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率的影響是同質(zhì)的，主要探究城市化水平對服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率的線性影響，忽視了不同發(fā)展階段下城市化對服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率的影響可能存在“門檻效應(yīng)”。研究城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的門檻特征，能夠更加準(zhǔn)確細(xì)致地反映城市化對服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率的影響程度，從而在制定提升服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率的政策時，能夠依據(jù)地區(qū)城市化發(fā)展水平的具體情況，采取更有針對性的政策。

一、文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有文獻(xiàn)中，關(guān)于城市化對服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率的影響研究主要分為定性研究和定量研究兩個維度。在定性研究中，學(xué)者們主要分析城市化對服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率影響的機(jī)制；在定量研究中，主要采用勞動生產(chǎn)率、全要素生產(chǎn)率等作為衡量服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率的指標(biāo)，考察城市化的線性影響程度。

Keeble和Nacham(2002)[6]通過實證研究發(fā)現(xiàn)，在城市化水平較高的地區(qū)，服務(wù)業(yè)勞動力市場中知識傳播的速度較快，生產(chǎn)效率較高。進(jìn)而得出結(jié)論，城市化促進(jìn)了知識外溢，從而有效提高了服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)效率。Chang(2006)[7]認(rèn)為，城市化能夠推進(jìn)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率的提升，其作用機(jī)制主要體現(xiàn)在三個方面：首先，城市化能夠促進(jìn)勞動力市場的匹配。城市中人口和產(chǎn)業(yè)的集聚，為勞動力的供給方和需求方的匹配提供了平臺，降低了摩擦性失業(yè)的可能性。其二，城市化能夠產(chǎn)生“學(xué)習(xí)效應(yīng)”。城市化帶來的人才集聚能夠促進(jìn)知識的傳播和創(chuàng)新，推進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)研發(fā)，帶來人力資本的外部性。其三，城市化能夠有效地分?jǐn)偣潭ㄍ度?。人口和產(chǎn)業(yè)越密集，分?jǐn)傊T如基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等固定投入的企業(yè)就越多，從而有利于企業(yè)降低生產(chǎn)成本。上述三個因素均有助于提高服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)效率。中國經(jīng)濟(jì)增長與宏觀穩(wěn)定課題組(2009)[8]以全要素生產(chǎn)率作為衡量服務(wù)業(yè)效率的指標(biāo)，對城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響程度進(jìn)行了實證研究，結(jié)果表明，城市化水平的提高對于服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升具有顯著的正向影響。胡擁軍等(2010)[9]以改革開放以來的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)為樣本，考察了城市化進(jìn)程對服務(wù)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)城市化對服務(wù)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高有顯著的正向影響。紀(jì)明輝(2013)[10]使用SBM超效率模型與Malmquist指數(shù)相結(jié)合的方法測算了中國各省區(qū)服務(wù)業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長及構(gòu)成，并對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響因素進(jìn)行了分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，提高城市化水平，將顯著地促進(jìn)服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。鄒靜嫻、申廣軍(2015)[11]對影響服務(wù)業(yè)資源錯配程度的因素進(jìn)行了分析，結(jié)果表明，提高城市化率，服務(wù)業(yè)資源錯配的程度會有所下降，即城市化水平越高，服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的離散度越低。趙爽、李春艷(2017)[12]研究發(fā)現(xiàn)，城市化水平較高的地區(qū)，服務(wù)業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長率也較高；城市化水平的提升對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高具有顯著的正向影響效應(yīng)?？傮w而言，現(xiàn)有文獻(xiàn)在研究城市化對服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率的影響時均假設(shè)不同階段的城市化對服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率的影響是同質(zhì)的，主要探究城市化水平對服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率的線性影響，而忽視了不同發(fā)展階段下城市化對服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率的影響可能存在“門檻效應(yīng)”。

二、模型設(shè)定與指標(biāo)選取

(一)門檻模型的設(shè)定和估計方法

本文使用門檻模型來分析城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。門檻模型主要用于研究解釋變量和被解釋變量之間的階段性變化關(guān)系，其主要特點是并非由研究者主觀確定結(jié)構(gòu)突變點，突變點是由模型和數(shù)據(jù)決定的，從而增強(qiáng)了研究結(jié)論的可信性和說服力。本文依據(jù)門檻回歸模型的一般形式，將城市化設(shè)定為門檻變量，來考察城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的影響。本文設(shè)定的門檻回歸模型如式(1)所示?？芍Ｐ?1)是單門檻回歸模型，由于不知曉門檻的數(shù)量，本文首先建立了一個單門檻回歸模型。若門檻數(shù)量大于1，再對模型(1)進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整。

(1)

其中，i、t分別表示省份和年份；lnTFPit表示各省各年服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長率的對數(shù)值；urbit表示各省各年城市化水平。θ為待估算的門檻值，Z(·)為示性函數(shù)。j表示控制變量種類，X表示控制變量(本文選取人均GDP、外商直接投資額、開放程度、服務(wù)業(yè)規(guī)模作為控制變量)。

當(dāng)以人均GDP作為門檻變量時，本文建立的門檻回歸模型的形式為：

(2)

其中，i、t分別表示省份和年份；lnTFPit表示各省各年服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長率的對數(shù)值；urbit表示各省各年城市化水平；lnrGDPit表示各省各年人均GDP的對數(shù)值。π為待估算的門檻值，Z(·)為示性函數(shù)。j表示控制變量種類，M表示控制變量(外商直接投資額、開放程度、服務(wù)業(yè)規(guī)模作為控制變量)。

(二)變量說明

1.被解釋變量

測算服務(wù)業(yè)的全要素生產(chǎn)率時，本文使用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法(Data Envelopment Analysis, DEA)。依照該方法，t期和t+1期的Malmquist生產(chǎn)函數(shù)可以表示為：

(3)

(4)

Malmquist綜合生產(chǎn)指數(shù)定義為上述二者的幾何平均數(shù)：

(5)

本文使用我國30個省份2006～2015年的面板數(shù)據(jù)。由于數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故未將西藏自治區(qū)的數(shù)據(jù)納入樣本中。在對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測量時，本文以資本投入和勞動力投入為投入變量，以服務(wù)業(yè)增加值為產(chǎn)出變量。其中，資本投入使用各省各年年末的固定資產(chǎn)原值，并采用“固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)”將其平減至2006年不變價格；勞動力投入使用各省各年年末服務(wù)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)量來衡量。服務(wù)業(yè)增加值使用各省各年年末的服務(wù)業(yè)增加值，按照2006年可比價格進(jìn)行換算。以上數(shù)據(jù)來源于2007～2016年《中國統(tǒng)計年鑒》和2007～2016年《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。輸入數(shù)據(jù)，應(yīng)用DEAP2.1對2006～2015年度各省服務(wù)業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長率的水平進(jìn)行計算，結(jié)果如表1所示。

表1 2006～2015年各省平均服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率數(shù)值

數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒》(2007～2016年)、《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》(2007～2016年)，利用DEAP2.1計算全要素生產(chǎn)率。

2.解釋變量

本文選擇城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎刈鳛闇y量中國城市化程度的指標(biāo)。計算公式為：

(6)

其中，Urbanit是第i省t時期的城市化程度；Cityit表示第i省t時期城鎮(zhèn)人口的數(shù)量；Totalit表示第i省t時期總?cè)丝跀?shù)量。Urbanit數(shù)值越大，表示城市化水平越高。2006～2015年全國各省的城市化水平如表2所示。

表2 2006～2015年我國各省平均城市化水平

注：依據(jù)各省2006～2015年度城市化的算術(shù)平均值計算得到城市化變量的數(shù)值。

由表2可知，2006～2015年度，我國城市化水平最高的五個省級行政區(qū)依次是上海、北京、天津、廣東、遼寧；城市化水平最低的五個省份依次為貴州、云南、甘肅、河南、四川。

3.控制變量

本文選取的控制變量有四個，分別是人均GDP、利用外資情況(以外商直接投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值的百分比來衡量)、開放程度(以年進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的百分比來衡量)、服務(wù)業(yè)規(guī)模(以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的百分比來衡量)。

三、實證結(jié)果分析

(一)門檻模型的檢驗與估計結(jié)果分析

1.以城市化作為門檻值時的門檻模型檢驗與估計結(jié)果分析

美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Hansen(1999)[13]提出了“自主抽樣法”(Bootstrap)，本文使用該方法對設(shè)定的模型進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗。分別以不存在門檻效應(yīng)、存在一個門檻、存在兩個門檻、存在三個門檻為門檻效應(yīng)檢驗的原假設(shè)。通過GAUSS軟件對模型進(jìn)行估計后，獲得了檢驗統(tǒng)計量的P值，如表3所示。

表3 城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長影響的門檻效應(yīng)檢驗

由表3可知，當(dāng)以城市化作為門檻變量時，對于單一門檻檢驗，得到的F統(tǒng)計量為13.7047，自主抽樣法(Bootstrap)計算的P值為0.030，表示在10%的顯著水平下拒絕不存在門檻的原假設(shè)，即該模型存在一個門檻。再對該模型分別進(jìn)行雙重門檻和三重門檻檢驗，原假設(shè)分別為存在二重門檻和三重門檻，檢驗后發(fā)現(xiàn)F統(tǒng)計值分別為3.9093和1.7139，自主抽樣法(Bootstrap)得到的P值分別為0.596和0.840，這表明不能拒絕原假設(shè)，即該模型不存在雙重門檻和三重門檻。因此，通過門檻檢驗，可知城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的影響存在單一門檻效應(yīng)。門檻效應(yīng)檢驗后，需要對門檻值進(jìn)行估計。美國華裔經(jīng)濟(jì)學(xué)家Bai(1997)[14]最早提出了求解門檻值的方法——序貫估計法。Hansen(1999)[13]在序貫估計法的基礎(chǔ)上構(gòu)建了置信區(qū)間法來求解門檻值。依照Hansen提出的置信區(qū)間法，通過GAUSS軟件，得到單一門檻的門檻值為0.4030，在95%水平上顯著的置信區(qū)間為[1.0885，1.3656]。

通過門檻檢驗并確定門檻值以后，對模型進(jìn)行回歸分析。結(jié)果如表4所示。當(dāng)城市化水平(urb)小于門檻值0.4030時，城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)為-0.0687，但是負(fù)向影響并不顯著；當(dāng)城市化水平(urb)跨過門檻值0.4030時，城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的影響系數(shù)為0.1114，且影響顯著。因此，得出以下結(jié)論：當(dāng)城市化率未達(dá)到0.4030時，城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響并不顯著；當(dāng)城市化率超過0.4030時，城市化才會對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用。

圖1 城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長影響的門檻效應(yīng)檢驗

變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差T值P值urbit(urbit?0.4030)-0.0687 0.0901-0.7625 0.4465urbit(urbit>0.4030) 0.1114 0.0551 2.0221 0.0443rGDP 0.0115 0.02405 0.4782 0.6330FDI 1.3536 0.4555 2.9717 0.0033openness-0.0140 0.0284-0.4930 0.6225industry-0.1786 0.1235-1.4462 0.1495

2.以人均GDP作為門檻值時的門檻模型檢驗與估計結(jié)果分析

以人均GDP作為門檻值時，分別考察單一門檻檢驗、雙重門檻檢驗和三重門檻檢驗，結(jié)果如表5所示?？芍撃Ｐ筒淮嬖陔p重門檻效應(yīng)和三重門檻效應(yīng)，只存在單一門檻效應(yīng)，即城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的影響存在單一門檻效應(yīng)。

表5 以人均GDP為門檻變量的城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長影響的門檻效應(yīng)檢驗

圖2 以人均GDP為門檻變量的城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長影響的門檻效應(yīng)檢驗

如圖2和表6所示，當(dāng)人均GDP的對數(shù)值低于10.0787時，城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響為正，但并不顯著；當(dāng)人均GDP的對數(shù)值高于10.0787時，城市化水平的提高，將顯著地促進(jìn)服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

表6 以人均GDP為門檻變量的城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的門檻回歸估計結(jié)果

(二)2006～2015年各區(qū)間內(nèi)門檻值的省份數(shù)目變化

通過對上文的門檻效應(yīng)模型的分析，可知城市化和人均GDP作為門檻變量的門檻值，根據(jù)門檻值將樣本進(jìn)行劃分，得到不同的區(qū)間。通過觀察可知： 2006～2015年間，各個區(qū)間內(nèi)的省份數(shù)目有所變化，這些變化在一定程度上體現(xiàn)了中國城市化的發(fā)展規(guī)律。

表7 2006～2015年門檻區(qū)間內(nèi)省份數(shù)目變化統(tǒng)計結(jié)果

第一，以城市化水平作為門檻值時，發(fā)現(xiàn)低于門檻值城市化率0.4030的省份數(shù)目逐漸減少。2006年，共有14個省份的城市化率在門檻值以下。隨著中國城市化的推進(jìn)，到2015年，只有貴州省1個省份的城市化水平?jīng)]有越過門檻值，其余省份的城市化水平均越過了門檻值。這意味著對于絕大部分省份來說，提高城市化水平會對該省份的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生積極的正向影響。

第二，以人均GDP作為門檻值時，發(fā)現(xiàn)從2006年到2015年，低于門檻值(人均GDP對數(shù)為10.0787)的省份數(shù)量也在逐漸減少。2006年，人均GDP在門檻值以下的省份數(shù)量為24個，只有一部分經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)省份的人均GDP越過了門檻值；也就是說，只有一部分省份的城市化水平提高能夠?qū)υ撌》莸姆?wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生較強(qiáng)的正向影響。在2014年和2015年，所有省份的人均GDP均越過了門檻值，這意味著在2014年和2015年，對于所有省份來說，城市化水平提升都顯著地提高了該地區(qū)的服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率水平。

四、研究結(jié)論及政策啟示

目前，中國的城市化正在快速推進(jìn)和發(fā)展過程中。城市化能夠順利推進(jìn)的前提是有力的產(chǎn)業(yè)支撐，產(chǎn)業(yè)的持續(xù)發(fā)展來自于自身效率的提升。本文考察了城市化水平的提高對于服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，使用面板門檻模型考察了城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的非線性影響，并以表征經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)——人均GDP作為門檻變量，考察了城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。得到以下主要結(jié)論：第一，城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率存在顯著的門檻特征。具體來說，在城市化程度越過門檻值之前，城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響并不顯著；在城市化程度越過門檻值之后，城市化的提高會顯著地促進(jìn)服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。第二，當(dāng)以表征經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的人均GDP作為門檻變量時，當(dāng)人均GDP未越過門檻值時，城市化對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率有正向影響，但并不顯著；當(dāng)人均GDP越過門檻值時，城市化的提高會顯著地促進(jìn)服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

本文的研究結(jié)論為中國正在推進(jìn)的城市化進(jìn)程提供了清晰的政策啟示：首先，應(yīng)堅持推進(jìn)城市化的政策導(dǎo)向。從本文的研究結(jié)論來看：由城市化產(chǎn)生的技術(shù)創(chuàng)新和知識外溢，能夠有效地提高服務(wù)業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平。其次，以人均GDP為門檻值可以把城市化劃分為不同的階段，就目前中國各省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平來說，2014年和2015年所有省份的人均GDP都越過了門檻值，這意味著提高城市化水平能夠?qū)λ惺》莸姆?wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的提升產(chǎn)生正向影響。此結(jié)論從另一個角度驗證了應(yīng)堅持推進(jìn)城市化的政策導(dǎo)向，以提升服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的結(jié)論的正確性。

[參 考 文 獻(xiàn)]

[1]Lucas R.E. On the Mechanics of Economic Development[J].Journal of Monetary Economics, 1988, 22(1):3-42.

[2]Krugman P. Increasing Returns and Economic Geography[J].Journal of Political Economy, 1991, 99(3):483-499.

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