新型城鎮化政策能否促進產業結構升級
——基于多重鏈式中介模型的實證檢驗

邵 昆

（江蘇大學 財經學院，江蘇 鎮江 212000）

引言

“十四五”時期是我國社會主義現代化全面建設的新時期，需要尋求新的增長動力以維持高質量發展的經濟體系。而新型城鎮化建設能為經濟高質量發展提供內在動力。國家統計局相關數據表明，2019 年我國常住人口城鎮化率達到了60.6%，城鎮常住人口突破了8.48 億，已超過世界城市化平均水平。

加快發展現代產業體系是我國“十四五”規劃的重要組成部分，它要求培育新興戰略產業并推動傳統產業集群化、鏈條化發展。但是受限于區域與區域之間的區位差異、僵化的城鄉二元經濟結構等原因，區域之間不僅在產業發展道路上存在差別，甚至在居民的生產生活方式方面也差距較大。在這樣的背景下，新型城鎮化政策的出現是否會對產業結構的優化調整有所影響？通過何種作用機制對其施加影響這些都是值得研究的問題。

基于此，本文意圖采用雙重差分法來研究新型城鎮化政策對于產業結構升級的影響機制。本文的邊際貢獻如下：第一，使用多期雙重差分法來建立基準回歸模型；第二，構建鏈式中介效應模型來分析影響產業結構升級的中介變量的影響機制；第三，引入面板門檻模型，探究在不同的人力資本和創新水平下新型城鎮化政策對產業結構升級的非線性影響作用。

一、文獻評述和研究假說

產業結構優化升級主要體現在資源及要素在不同部門間的合理配置。在“新常態”的要求下，其內涵擴展為產業結構合理化、高級化和生態化，強調平衡區域間產業鏈的發展，推動傳統產業高端化、智能化發展，提升產業價值鏈的附加值。傳統的產業結構優化理論以要素論為依托，主張以“勞動密集型—資本密集型—技術密集型”的路徑進行優化，將低附加值、粗放型產業轉換為高附加值、集約型產業，而新時代的產業體系則要在數字化的技術背景下演變成為產業鏈，避免低水平重復建設，從而推動產業協調持續集群化發展。

以往以產業發展為驅動的城鎮化建設道路逐漸表現出單一化、趨同化特征，并引發了一系列產能過剩和生態問題。新型城鎮化建設在傳統建設道路上增添了“以人為本”的核心，主張通過推動農村人口向城鎮人口演變，從就業、消費、城市建設等多角度融入，化解產能過剩問題，促進產業多樣化協調發展、產業結構優化升級。不止于此，在不同的發展階段，新型城鎮化建設對產業結構優化具有不一致的促進作用，并且周邊城市的城鎮化建設對本區域的產業結構優化存在正向的溢出效應。但是由于研究樣本和指標選擇的差異，部分學者認為城鎮化建設不但不會促進產業結構優化升級，反而會出現抑制作用。Farhana 認為，當城鎮化建設到較高水平后，由于在建設初期并未規劃好長遠發展戰略，粗放型的發展方式會抑制產業結構繼續優化升級，并且在部分產業的技術效率提升上產生抑制作用。考慮到本國的特色國情以及新型城鎮化的發展內涵，提出假設H1。

H1：新型城鎮化會促進產業結構優化升級。

此外，國內外學者對城鎮化影響產業結構優化的研究還包括作用機制研究。總的來說，包含如下：第一，消費升級，在城鎮化進程中，農村居民向城鎮居民轉變，釋放了一定的消費潛力，不僅可以解決城鎮的過剩產能，而且可以倒逼企業推出更為多樣的產品和服務系列，從而推進服務產業的發展。第二，技術創新，城鎮化的同時伴隨著產業轉移等現象，在與本地產業融合的進程中帶動技術創新，從而推動新產品、新技術、新服務的出現。第三，人力資本累積，城鎮化能引導勞動力產生流動，形成人力資本進入工業和服務業中，從而推動生產效率的提升。第四，生產要素流動，不同區域擁有自身獨特的區位優勢，生產要素的流動不僅能提升生產的效益，更有助于將區域優勢產業發展為主導產業，打造自身的特色業務。考慮到在檢驗作用機制時，大部分學者考慮中介機制，而忽略中介變量之間的影響關系，提出假設H2 及假設H3。

H2：新型城鎮化建設通過人力資本積累和技術創新推動產業結構調整。

H3：人力資本的積累會促進技術創新，從而推動產業結構調整。

二、研究設計

（一）模型設定

1.多期雙重差分模型。本文選用雙重差分法評價新型城鎮化政策對產業結構優化升級的政策效果。2015年2 月，國家發改委將江蘇、安徽兩省及寧波、大連等62 個城市列為國家新型城鎮化試點地區，2015 年11月及2016 年12 月又先后公布第二批、第三批綜合試點地區名單，這為雙重差分法提供了良好的“準自然實驗”。基準回歸模型設定如下：

式（1）中，Ind 為被解釋變量，本文用產業結構高級化和產業結構合理化來度量，d是分組虛擬變量，d是時間虛擬變量；control 表示控制變量，μ和ν是表示個體和時點固定效應。γ 是核心估計參數，度量新型城鎮化建設對產業結構優化升級的凈影響，根據假設H1，γ 的值應當顯著大于0，即新型城鎮化建設能夠促進產業結構優化升級。

2.鏈式中介模型。根據假設H2 和假設H3，新型城鎮化建設會通過促進人力資本累積和創新驅動來推動產業結構優化升級，而人力資本累積和創新驅動之間也可能存在相互影響，且表現為人力資本累積能夠促進創新驅動，因此參照董嘉昌等建立的多重鏈式中介模型來考察新型城鎮化建設影響產業結構升級的作用機制。

式（1）中給出了新型城鎮化政策對產業結構優化的直接影響，針對人力資本水平和創新驅動的中介效應，設定多重鏈式中介模型如下：

其中，hcl 表示人力資本水平，ie 表示創新驅動，ind表示產業結構優化，d×d表示新型城鎮化試點政策虛擬變量，control 表示控制變量，與式（1）中的變量一致。

方程（2）至方程（4）構成了中介效應檢驗的多方程系統，其中式（2）檢驗新型城鎮化政策對人力資本的影響，式（3）檢驗新型城鎮化和人力資本水平對創新驅動的影響，式（4）檢驗新型城鎮化、人力資本和技術創新對產業結構升級的影響。其中，“新型城鎮化-人力資本水平-產業結構優化”可以稱之為人力資本獨立中介效應，其值為δπ，“新型城鎮化-創新驅動-產業結構優化”可以稱之為技術創新獨立中介效應，其值為λπ，“新型城鎮化-人力資本累積-創新驅動-產業結構優化”可以稱之為鏈式中介效應，其值為δλπ。

3.面板門檻回歸模型。為進一步檢驗新型城鎮化對產業結構升級的影響機制，在式（1）的基礎上設定如下模型：

其中，I 表示示性函數，γ 表示門檻值，當門檻變量值大于γ 時，門檻變量I（q>γ）賦值為1，反之為0。式（5）中的ω和ω反映了在門檻變量的不同數值水平下，新型城鎮化政策對產業結構升級的非線性影響特征。

此外，式（5）反映的是單門檻時的回歸模型，還有雙重門檻以及三重門檻狀態下的回歸模型。

（二）變量選擇與數據來源

考慮到變量數據的可獲得性，本文以全國282 家地級市2011—2019 年的數據為分析對象，其中新型城鎮化試點城市163 家，控制組城市119 家，數據來自歷年《中國城市統計年鑒》和國家新型城鎮化綜合試點地區城市名單，個別缺失的數據用插值法獲得。

1.被解釋變量。對于產業結構升級的測度，學術界對其內涵達成了一定共識，即產業結構合理化、產業結構高級化是產業結構表現最常用的指標。產業結構高級化反映的是產業由低水平、低附加值向高水平、高附加值演進的動態過程，表現為三次產業產值比例從“一二三”逐漸向“三二一”過渡，集中體現了比例關系的演進和勞動生產率的提高。本文參考袁航等人的做法，從份額比例及勞動生產率乘積的相對變化刻畫三次產業的高級化水平，計算公式為：

式（6）中，y表示城市i 第m 產業在t 時期的產值占總產值的比例，Y和L表示城市i 第m 產業在t 時期的增加值和就業人數，兩者的比值反映了勞動生產率的水平。

產業結構合理化是將非均衡的產業結構通過資源調配轉向均衡發展的過程。本文參考韓永輝等的做法，計算公式為：

式（7）中，Y表示城市i 在m 產業t 時期的總產值，L表示城市i 在m 產業t 時期的就業人數，sr 數值越大表明產業結構越合理，數值越小則表示產業結構偏離均衡程度越高。

2.核心解釋變量及中介變量。本文的核心解釋變量是雙重差分模型中的時間虛擬變量（dt）和分組變量（du）的交互項D。并將人力資本水平和創新驅動作為多重鏈式中介模型的中介變量：一是人力資本水平，采用城市高等學校在校生數與地區年末總人口的比值測度。二是創新驅動，以創新投入和創新產出的比值來反映，創新投入方面選擇城市科學事業費支出指標，創新產出方面選擇發明專利授權數指標。

3.控制變量。基于已有文獻，選取以下變量作為影響產業結構優化升級的控制變量：一是環境規制，鑒于數據可得性，用生活垃圾無害化處理率量化；二是政府規模，選擇政府公共財政支出與城市GDP 的比值來量化；三是經濟發展水平，用人均GDP 指標表示；四是信息化水平，采用人均郵電業務總量和人均GDP 的比值，變量明細如表1 所示。

表1 變量及其計算方式

三、實證檢驗

（一）作用效果分析

1.基準回歸結果。為了保證模型分析結果的可信度，本文逐步引入新型城鎮化虛擬變量、控制變量以及中介變量來探討對產業結構高級化和產業結構合理化的影響。

表2 中的第（1）列至第（3）列反映出新型城鎮化政策的頒布對產業結構高級化發展具有促進作用，其數值大小約為0.003，而第（4）列至第（6）列則反映新型城鎮化政策頒布對產業結構合理化的影響，數值大小從0.39 左右轉變為-0.14，表明中介變量和控制變量之間可能存在一定的共線性作用，在后文會對其進一步分析。

表2 新型城鎮化政策對產業結構升級的作用效果

該回歸結果輔證了假設H1，即新型城鎮化能顯著推動產業結構優化升級。

2.平行趨勢檢驗。使用雙重差分模型需要滿足的前提是實驗組和控制組在實驗實行之前試點城市和非試點城市具有相同的變化趨勢，本文中的新型城鎮化試點在2015 年和2016 年進行，因此無法以某一固定時期作為臨界點。本文將所在時點和政策時點做差分處理，即檢驗政策實行前幾期控制組和實驗組的變化趨勢是否相同。

圖1 為產業結構高級化和產業結構合理化的平行趨勢檢驗圖，縱軸表示新型城鎮化試點城市和非試點城市在被解釋變量上的差值，即處理效應，橫軸表示處理前各期、處理期和處理后各期的時間軸。

圖1 產業結構升級平行趨勢檢驗

從圖1 中可以看出，在新型城鎮化試點政策頒布之前，試點城市和非試點城市之間沒有顯著差別，而在試點政策頒布后，試點城市的產業結構高級化水平要明顯高于非試點城市，而產業結構合理化水平則較未試點城市要低。

3.反事實檢驗。考慮到可能存在其他的政策變量影響產業結構升級的進程，在此進行反事實檢驗，即將新型城鎮化試點城市的時間提前兩年，檢驗新型城鎮化建設對產業結構高級化和合理化的影響作用是否與基準模型結果一致。

表3 中第（7）列至第（10）列是將新型城鎮化試點政策提前兩年并引入控制變量和中介變量后對產業結構升級的影響，從數值變化和顯著性來看，其與基準回歸結果差距較大，且顯著性不強，因此認為新型城鎮化政策的影響是顯著的。

表3 反事實檢驗

4.PSM-DID。考慮到在新型城鎮化名單上的試點可能存在選擇性偏差，即各城市本身依據自身的區位因素可以實現產業結構的轉型升級。為了解決此問題，本文采用PSM-DID 方法對控制變量和中介變量進行得分匹配，并在匹配后對t 統計量進行檢驗，觀察實驗組與對照組之間是否存在顯著差異。表4 報告了匹配之后的對照組和實驗組的變量差異情況。

表4 傾向得分匹配平衡性檢驗

從匹配后的結果來看，對照組與實驗組指標之間不存在顯著差異，并將匹配后的新對照組與實驗組進行回歸。從回歸結果來看，新型城鎮化政策對產業結構升級的影響仍然顯著。

（二）多重鏈式作用機制分析

要驗證圖1 中新型城鎮化影響產業結構優化升級的中介效應，同樣地利用穩健的估計方法對式（2）、式（3）以及式（4）中的路徑系數進行檢驗。表5 報告了式（2）、式（3）以及式（4）的回歸結果。

表5 多重鏈式中介效應模型的估計結果

根據前文的分析可知，對于產業結構合理化來說，人力資本積累的獨立中介效應1 數值為-0.00549，技術驅動的獨立中介效應2 數值為0.516，而“新型城鎮化-人力資本累積-技術驅動-產業結構高級化”的鏈式中介效應數值為0.0265。總體來說，新型城鎮化政策的頒布會促進產業結構合理化發展。

對于產業結構高級化來說，人力資本累積的獨立中介效應1 數值為0.000136，而技術創新驅動的獨立中介效應則顯著為0，“新型城鎮化-人力資本累積-技術驅動-產業結構合理化”的鏈式中介效應同樣顯著為0。總體來說，新型城鎮化政策會促進產業結構高級化發展。

結合式（4）中新型城鎮化對產業結構合理化和產業結構高級化的影響數值，可以分析出新型城鎮化影響的直接效應和間接效應，結果如表6 所示。

表6 中介效應占比

從總的影響作用來看，新型城鎮化政策主要通過直接效應促進產業結構高級化發展，而對產業結構合理化來說則主要是通過技術創新的獨立中介效應來推動；人力資本的獨立中介效應反而會抑制產業結構的合理化發展；鏈式中介的數值則占比相對較小。

該回歸結果輔證了假設H2 和假設H3，即新型城鎮化會通過人力資本和技術創新推動產業結構調整，并且人力資本的提升會促進技術創新水平的提升。

四、進一步研究

考慮到在引入技術創新驅動和人力資本兩個變量后，新型城鎮化政策對產業結構合理化發展的影響數值變化較大，因此認為新型城鎮化政策的頒布對產業結構升級存在非線性特征。經過門檻效應檢驗后發現，以技術創新和人力資本為門檻變量時，產業結構高級化不存在門檻效應。下頁表7 報告了產業結構合理化的門檻數量檢驗結果。

表7 產業結構合理化門檻數量檢驗

從門檻數量檢驗來看，產業結構合理化存在門檻效應，將技術創新作為門檻變量時存在雙門檻，而將人力資本作為門檻變量時存在三重門檻，門檻值檢驗結果如表8 和圖2 所示。

表8 產業結構門檻值檢驗

圖2 產業結構合理化門檻值檢驗（技術創新、人力資本）

根據門檻數量在式（5）基礎上進行回歸，回歸結果 如表9 所示。

表9 產業結構合理化的門檻回歸結果

表9 報告了將技術創新和人力資本作為門檻變量時，新型城鎮化對產業結構合理化的影響作用，當技術創新分別在5.989 以下、介于5.989—7.770 之間以及7.770 以上時，新型城鎮化對產業結構的影響作用依次為不顯著、0.574—2.387；當人力資本分別在3.393 以下、介于3.393—5.989 之間、介于5.989—7.770 之間以及7.770 以上時，新型城鎮化對產業結構的影響作用分別為0.0949、0.462、0.591 和0.971，兩者表明人力資本和技術創新對產業結構合理化發展的影響作用是邊際遞增的。

五、結論及政策建議

新型城鎮化政策是我國2014 年頒布的一項重要政策，旨在推動農業人口向城市人口轉換，從而達成促進消費、優化城市格局等一系列目標。一方面，新型城鎮化政策會通過要素流動以及共享生產設施等手段來促進產業合理布局、協調有序發展；另一方面，由于我國人口的自由流動以及資本的逐利性，某一區域甚至是城市難以形成少數產業或者單一性較強的產業格局，因此無形中就弱化了產業結構的高級化水平。

本文經過研究發現，新型城鎮化政策會顯著促進產業結構高級化和合理化的發展，對產業結構高級化的影響數值約為0.003，而對產業結構合理化發展的影響存在非線性特征，并借助平行趨勢檢驗、反事實檢驗和PSM-DID 進行穩健性分析，證實了回歸結果的可靠性。進一步借助多重鏈式中介模型對影響機制進行探索，結果發現產業結構高級化僅存在人力資本的中介作用，且直接影響數值較大，而產業結構合理化存在鏈式中介作用，按影響作用絕對值從大到小依次為技術創新獨立中介、直接作用、鏈式中介作用和人力資本獨立中介作用。最后，借助面板門檻回歸模型探究在不同人力資本水平和技術創新水平下新型城鎮化對產業結構升級的影響機制，結果發現，人力資本存在三種門檻，門檻值分別為3.393、5.989 和7.770，在不同水平下對產業結構合理化的影響作用分別為0.0949、0.462、0.591 和0.971；而技術創新存在雙重門檻，門檻值分別為5.989 和7.770，在不同水平下對產業結構合理化的影響作用分別為0.574 和2.387。

本文的研究結論為當前我國產業鏈的發展提供了政策啟示，即在產業的競爭逐漸轉向產業鏈競爭的新模式下，僅僅依靠不斷提升服務業比重的方法從長遠來看并不能取得可觀的收益，當前需要拉近城市與城市之間新型城鎮化建設的差距，形成和諧發展的產業體系，同時借助國家的產業政策并且依托自身的區位優勢打造屬于自身的特色產業，選擇適合自身的和諧發展道路。