产城融合对经济增长的影响研究——基于省际面板数据的实证分析

李毅婷，韦庄禹，黄奕涵

(广西大学经济学院，广西 南宁 530004)

一、 引言与文献综述

2014 年3 月国务院印发《国家新型城镇化规划(2014～2020 年)》，提出以城镇化与工业化并行发展来提升城镇化质量，利用产城融合带动区域经济实现可持续发展，“以人为本”的概念也被纳入新型城镇化背景下的产城融合内涵中，揭开了国家正式协调产业、城市、人口关系的序幕。 当前，中国经济转入高质量发展阶段，产业和城市作为建设现代经济体系的重要依托，两者间的互动融合发展水平直接关系着新常态下的经济增长潜力。 产城融合通过怎样的影响效应来驱动经济发展? 产城融合度的提升对经济增长究竟产生了多大影响? 精准回答这两个问题，不仅具备重要的政策含义，且对探索中国地区经济增长新模式而言也有着重要意义。

在国家提出以产城融合推进新型城镇化发展的理念后，国内学者已从多角度对产城融合展开研究。刘胜等从产城融合的视角出发，研究了城市群空间功能分工对微观企业成长的影响机制。 汪增洋和张学良通过测度中国中部4000 多个小城镇的产城融合度，分析了小城镇高质量发展动力及发展路径。 丛海彬等、邹德玲等从地级市和省级层面出发，以耦合协调模型为基础分析中国近年来的产城融合时空分布，由此印证了中国由西至东的阶梯式经济发展格局。

二、 机理分析与研究假说

产城融合通过企业选择效应和分类效应促进经济增长。 一方面，高效率的企业由于追逐更大规模的市场、更优质的劳动力而倾向定位于产城融合度较高的城市，优质的企业进入大市场形成紧密相联产业部门综合体，建立“强强联合”的产业合作关系网，促进经济增长。 另一方面，产城融合度较高的地区通常有着更高的市场化程度、较高的招工成本与土地成本，这会逐渐压榨低效率企业的生存空间，导致低效企业撤出大市场，促进城市生产效率提升，进而加大了整个城市范围的经济产出。 基于以上讨论，本文提出如下假说:

假说1:产城融合度的提升有利于经济增长。

经济发展水平较高的经济体中，通常有着较多的高效率生产企业和高技能劳动力，产城融合对经济增长的积极影响可能受到经济发展水平的制约，具体来看，随着高效率企业和高技能劳动力逐渐迁入，区域内的经济产出和产城融合度都会得到提升，此时，由于产城融合区域以外高效率企业和高技能劳动力的相对减少，产城融合的选择效应和分类效应对经济增长的影响会相应减弱。 此外，随着城市的物质文化生活水准逐步提升，当城市的消费者规模和生产者规模接近城市的容纳限度，消费效应和生产效应对经济增长的增益影响也会逐渐削弱。 对此，本文提出如下假说:

假说2:随着经济发展水平的不断提升，产城融合度的提升对经济增长的促进作用会逐渐减弱。

三、 研究设计

(一)计量模型设定

本文通过设计动态面板的模型来验证产城融合与地区经济增长的关系，回归模型如下:

式中，X代表核心解释变量，X′代表所有控制变量的集合，u表示个体效应，γ表示时间效应，ε代表扰动项。

(二)指标设定

被解释变量即各地区的经济总产出(lnrealgdp)。 各地的经济总产出用各省市区的实际GDP 取对数来表示，本文按照各省市区历年的GDP平减指数，将名义GDP 调整为以1978 年为基期计算的实际GDP。

表1 产城融合度的综合评价体系

此外，本文加入了一组控制变量以求减弱计量模型的遗漏变量偏误，控制变量包括外资活跃度(fdi)、投资效率(if1)、经济开放度(open)、物质资本投资(inv)、产业结构水平(ts)。 其中，外资活跃度用历年外商直接投资额表示；投资效率用各地区固定资本形成总额占资本形成总额比重表示；经济开放度用进出口总额占名义GDP 比重表示；物质资本投资用固定资产投资额占名义GDP比重表示；产业结构水平用产业结构高级化水平来表示，即用第三产业和第二产业的比值来测度产业结构水平。

(三)数据来源和变量的描述性统计

所有变量进行对数化处理，以减小数据波动对实证分析产生的影响，时间跨度选取2005 ～2017年，所有变量的原始数据均来源于各省市的《统计年鉴》和《中国统计年鉴》，对个别缺失数据，采用线性插值法对缺失数据进行补全。

四、 实证结果和稳健性分析

(一)稳健性分析

表2 中分别汇报了面板OLS、面板固定效应FE、差分GMM、系统GMM 的估计结果。 可以发现，核心解释变量和所有控制变量的系数方向基本保持一致，差分GMM 和系统GMM 估计结果的显著性相比于OLS 和面板固定效应FE 而言有了明显提升，所有核心解释变量和多数控制变量都在1%或5%的显著性水平上保持显著，说明内生性问题在一定程度上得到解决。 以系统GMM 两步法为例进行了AR 检验和Hansen 检验，AR(1)、AR(2)的p 值分别为0.010 和0.352，Hansen 检验的p 值为0.488，结果表明扰动项的差分项存在一阶的序列相关，但不存在二阶的序列相关，接受原假设即扰动项{ε}无自相关，所有的工具变量均有效。

表2 变换估计方法的回归结果

(二)回归结果及解释

因此，本文使用系统GMM 一步法分析回归结果。 核心解释变量方面，产城融合度对经济增长在1%显著性水平上起着正向影响，lnintegration 回归系数为0.300，表示在控制其他条件不变的情况下，产城融合度每提升1%，实际GDP 将增长0.3%，说明产城融合度的提升对经济增长具有显著的推动作用，假说1 得到验证；产城融合度和经济产出滞后一期的交叉乘积项L1lnrealgdp×lnintegration 的系数在1%的显著性水平上对经济产出产生负向影响，估计系数为－0.0572，表明随着期初经济发展水平的不断提升，产城融合对经济增长的积极影响会逐渐减弱，即存在产城融合的不经济性，假说2 得到验证。 对控制变量，lnfdi、lninv 的回归系数分别为0.0388、0.0179，均在1%显著性水平上显著，表示外资活跃度、物质资本投资对经济增长产生了显著促进作用；lnopen、lnif1 的回归系数分别为－0.0093、－0.443，均在1%显著性水平上保持显著，表示经济开放度、投资效率对经济增长产生了抑制作用；lnts 的估计结果不显著，表明产业结构水平对经济增长并未产生实质影响。

五、 研究结论与政策建议

(一)研究结论

本文全面梳理了产城融合对经济增长影响机制，在实证分析层面，基于2005 ～2017 年间31 省区市的面板数据，构建了产城融合的综合评价指标，通过设计动态面板模型实证检验了产城融合对经济增长的影响，主要研究结论如下:第一，产城融合度的提升对经济增长有显著的促进作用。 第二，随着期初经济发展水平的不断提升，产城融合对经济增长的积极影响会逐渐减弱，即存在产城融合的不经济性。

(二)政策建议

基于上述研究结论，本文提出如下政策建议:

第一，大力推进产业经济和城市经济的互动融合，促进产城融合度提升。 在全国层面，将城市发展、产业布局、劳动力引流等进行宏观的统筹规划，从上至下入手破解产业经济与城市经济“两张皮”的问题。 在地方层面，各地区应结合本地产业结构的变迁需求，优化城市的基础设施建设，改善城市的空间布局与服务功能。 同时，应积极完善法律法规和相应的市场监督制度，在机制体制层面为产业经济和城市经济的互动融合扫清障碍，为各类市场主体营造公平、可持续的竞争环境。

第二，积极推动产城融合示范区的建设，将产城融合发展理念的覆盖面拓宽。 尽管各省市区均已设立产城融合示范区，但首批设立的国家级产城融合示范区仅有58 个，省级的产城融合示范区数量也同样不足，对引导地方产业和城市融合发展的作用十分有限。 政府部门应考虑将各省市区具有特色的产业集聚区设为新的产城融合示范区，推动一批以生产为主的产业园区向具备城市功能的综合型园区转变。 此外，当前产城融合的理念更多局限于指导园区发展，国家应增加产城融合政策文件的覆盖面，将产城融合理念辐射到不同类型、不同层级的生产地域单元。