黄森华 ，余 博
（1.邵阳学院 经济与管理学院，湖南 邵阳 422000；
2.湖南科技大学 商学院，湖南 湘潭 411201；
3.湖南工程学院 管理学院，湖南 湘潭 411104）
1978—2017 年中国城镇化率由17.92%上升至58.52%，城镇化发展迅速，但中国城镇化进程中存在明显的人口城镇化滞后于工业化、中国的城镇化效率偏低、城镇空间分布和规模结构不合理以及“城市病”日益凸显等问题。［1］伴随当前经济结构性减速、人口红利衰减、要素成本上升以及环境污染严重的现实背景，传统粗放型城市化发展模式不仅将延缓产业结构升级，还不利于经济发展质量的提升，这种发展模式将难以为继。因此进一步推动传统粗放型城市化模式的转变，积极探索新型城市化发展的驱动新机制，实现城市化发展质量的提升，是走中国特色新型城市化发展道路的必然选择。
在“引进来”战略的推动下，中国的城市化越发显示出开放性的特点。受外来资本的影响与塑造，城市化不可避免地在内外资本的作用下不断发展。［2］FDI 作为资本、人才、先进技术及管理经验的集合体，在技术溢出、关联、示范、竞争等效应的作用下间接或直接带动了东道国产业结构的优化和升级，而产业结构转换是城市化发展的基本动力，［3］进而推动新型城市化发展。服务业集聚发展作为城镇化的动力源，能够提升城镇化的质量。［4］生产性服务业是以知识和技术密集为特点的产业，生产性服务业的集聚将会带动资本、劳动、技术等生产要素的区域集聚。不仅如此，生产性服务业有助于深化各产业间的劳动分工，提高效率并降低生产成本，有利于关联产业的发展，［1］进而推动新型城市化发展。
然而，当前中国许多外资优惠政策正逐步被取消，加之人口红利逐渐消失，资本、土地等要素价格的上升，都使得外资进入的成本提高，且中国当前更加注重外资质量，在此现实背景下，如何实现外资数量和质量的齐头并进，进而发挥FDI 对新型城市化的促进作用？加强服务业集聚尤其是生产性服务业集聚不失为一条有效途径，因为城镇化质量有助于FDI 数量增加和质量提升，［5］而生产性服务业集聚能够提升城镇化的质量，这意味着生产性服务业集聚可以促进FDI 的流入并提升FDI 的质量，而FDI流入量越多，生产性服务业集聚程度越高［6］。由此可见，生产服务业集聚与FDI 存在良性互动关系。纵观已有文献，学者们针对FDI 与生产性服务业集聚各自对城市化的影响做出了富有成效的探索，众多研究结果显示FDI、生产性服务业集聚是促进城市化发展的重要因素，［7］但是关于FDI 和生产性服务业集聚联动对新型城市化的影响却鲜有文献涉及，两者的互联互动对新型城市化的影响效应如何，需要进一步研究。
对比已有文献，本文的边际贡献主要有：（1）考虑FDI、生产性服务业集聚两者的联动作用对新型城市化的影响，并对这种联动作用机制进行了分析，为提升促进新型城市化水平和质量提供新的视角；
（2）不仅从生产性服务业整体上检验生产性服务业集聚和FDI 对新型城市化的联动作用，还从行业异质性视角实证检验生产性服务业集聚、FDI 对新型城市化的联动作用，由此得到的实证结果，可以为引导外资流向、促进生产性服务业集聚进而发挥两者联动促进新型城市化发展提供具有针对性的政策依据。
（一）FDI 对新型城市化的作用机制
首先，FDI 是资本、技术、管理经验和人才的集合体，产业是外商资本进入的重要载体，国外劳动密集型、资金密集型产业和技术密集型产业的转入，不仅有利于吸纳从农村转移出来的劳动力，还有利于东道国的经济增长，这促进了东道国的人口和经济城市化发展。其次，各地政府往往通过建设工业园、科技园、经济开发区吸引外资企业入驻。FDI 企业在工业园、科技园、经济开发区等区域的集中，形成了一个专业化、高效率的分工体系和产业集聚区，加强了人口和要素的集聚，园区或工业区的建设使城市空间向外围拓展，实现了空间城市化。［8］再次，FDI 进入城市基础设施领域，会通过“资金效应”和“技术效应”两个途径对城市基础设施产生显著的“增进效应”，［9］促进了城市基础设施、公共服务设施的发展，进而推动社会城市化发展。最后，FDI 的技术溢出效应促进了环境城市化发展。FDI 使用较为先进的生产技术、污染排放系统，有利于降低单位产出的资源消耗量和污染排放量，［10］进而促进环境城市化发展。
据此，提出理论假说1：FDI 通过资金和技术效应，促进人口和要素向城市集中，并有利于先进知识和技术的溢出，促进技术进步，进而促进新型城市化发展。
（二）生产性服务业集聚对新型城市化的作用机制
首先，生产性服务业集聚通过吸纳农村劳动力，促进人口城市化发展。服务业部门的扩张吸纳了城市化过程中大量的劳动力，［11］因此生产性服务业集聚有利于吸引农村劳动力流向城市，推动人口城市化发展。其次，生产性服务业集聚有助于促进技术进步，进而推动经济城市化和环境城市化发展。生产性服务业集聚有利于加强厂商间的技术交流与合作，提高了技术扩散效率，而且会引导其所服务的制造业企业采取新技术和新工艺，［12］有利于促进技术进步，推动经济增长和降低污染排放，进而促进经济城市化和环境城市化发展。再次，生产性服务业集聚有助于带动关联产业集聚，进而推动空间城市化发展。企业通过投入产出结构联系在一起，这种产业间的联系推动着产业地理集中，［13］生产性服务业在城市的集聚可促进本地区制造业企业的流入，形成产业集聚区，推动空间城市化发展。最后，生产性服务业集聚有助于城市居民素质的提高和城市基础设施的加快建设，进而推动社会城市化发展。生产性服务业具有技术与知识高度密集的特点，生产性服务集聚有利于带来高技术人才的流入，这有利于城市居民素质的提高，促进人们生活方式、生活理念等的转变，有利于推动社会公共服务质量的提升。交通基础设施的改善将吸引厂商在该区域布局、改善企业的经营环境，［14］为增强生产性服务业集聚对关联产业区域集聚的吸引力，必然要有完备的交通条件和运输条件，因此有利于基础设施的加快建设。这都促进了社会城市化发展。
据此，提出理论假说2：生产性服务业集聚通过技术外溢效应和产业关联效应促进新型城市化发展。
（三）FDI 和生产性服务业集聚联动作用于新型城市化的机制
知识溢出是马歇尔提出的产业集聚的机制之一。FDI 作为先进技术的代表，其技术溢出有利于生产性服务业区域集聚。生产性服务业集聚源于知识溢出和学习效应，频繁的知识交流和互相学习基于正式和非正式的网络传导是形成生产性服务业集聚的关键。［15］而产业集聚可以形成劳动力蓄水池，降低企业的信息成本与风险，有利于吸引外商直接投资的流入，［16］且孙浦阳等的研究表明生产性服务业集聚显著促进了FDI 的流入［17］。同时生产性服务业集聚有利于吸引FDI 进入服务行业，有利于提高FDI 的质量，进而两者联动促进新型城市化发展。
据此，提出理论假说3：FDI 和生产性服务业集聚联动促进了新型城市化发展。
（一）计量模型设定
本文主要分析外商直接投资（FDI）、生产性服务业集聚（sagglo）及其联动作用对新型城市化（urb）的影响，同时为尽量减少其他变量遗漏所造成的估计偏差，参考王晶晶［18］、宛群超和邓峰［19］以及伍先福和杨永德［20］的研究，经济发展水平（pgdp）、人力资本水平（H）、政府支出（gov）、固定资产投资（fsi）、居民收入（wage）、基础设施水平（tra）也是影响新型城市化的重要因素，故将其作为控制变量。为了控制异方差，将非比例变量进行对数化处理，基本计量模型设定如下：
其中，α 为待估计的参数，ε 为随机误差项，i、t 表示城市、年份。
新型城市化的建设是一个持续动态的过程，上一期的水平会影响到下一期，因此本文在模型（1）的基础上将新型城市化水平滞后项引入，构建以下动态面板模型：
其中，γ 为待估计的参数，η 为随机误差项，i、t 表示城市、年份。
新型城市化进程中，外商直接投资与生产性服务业集聚是新型城市化的重要推动力量，生产性服务业集聚可以吸引外资流入，同时外商直接投资也可以促进生产性服务业集聚，外商直接投资与生产性服务业集聚可能存在联动效应，因此在模型（2）的基础上引入外商直接投资（FDI）和生产性服务业集聚（sagglo）的交叉项，以控制可能存在的交互影响：
其中，β为待估计的参数，ϕ为随机误差项，i、t表示城市、年份。
（二）变量说明和数据来源
1.变量说明。被解释变量：新型城市化水平（urb），国家新型城镇化规划（2014—2020 年），将新型城镇化主要指标设置为城镇化水平、基本公共服务、基础设施、资源环境四方面。相对于传统城市化，新型城市化秉承以人为本和可持续发展的理念，重视城市化发展规模的同时，更注重城市化发展的质量与内涵。因此本文在借鉴孙叶飞等［21］、谢锐等［22］的新型城镇化综合评价体系的基础上，从人口、经济、空间、社会、环境五个维度来构建新型城市化评价体系（见表一），同时借鉴郑强［23］所用的改进熵值法对新型城市化水平进行测算。
表一 新型城市化综合评价指标体系
主要解释变量：外商直接投资（FDI），现有研究通常采用流量或存量来表示外资水平，由于外资的影响是一个长期动态的过程，因此本文采用存量来表征外资水平，FDI 存量的计算参考陈国亮和陈建军［24］的计算方法，以2003 年为初始年份，折旧率取6%，采用永续盘存法对研究期内的FDI 存量进行测算。借鉴多数学者的做法，以FDI 存量占GDP 的比重作为本文计量估计的指标。
生产性服务业集聚（sagglo），以区位熵指数来测度各地区生产性服务业集聚水平，具体计算公式如下：
其中LQij(t)表示t时期i城市j产业的区位熵指数，eij(t)表示t时期i城市j产业的从业人员数，表示t时期所有城市的行业j的从业人员数，表示t时期i城市所有行业的从业人员数，表示t时期所有城市所有行业的从业人员数。生产性服务业的选取借鉴韩峰和谢锐［25］的做法，将交通运输仓储邮政、信息传输计算机服务和软件、批发零售、金融、租赁和商业服务、科学研究和技术服务、环境治理和公共设施管理7 个行业合并代表生产性服务业。
其他变量：经济发展水平（pgdp），以城市人均国内生产总值表示经济发展水平。政府支出（gov），以城市财政支出占当年GDP 比重来表征。固定资产投资（fsi），以城市固定资产投资额占当年GDP 比重来表征。居民收入水平（wage），本文参考Liu 等［21］的做法，以城市市辖区职工工资收入来衡量居民收入水平。人力资本水平（H）和城市交通状况（tra），分别以中学和高等学校在校学生人数占城市总人口的比重来表示和以城市市辖区人均道路面积来表征。为剔除价格因素的影响，所有涉及货币价值的数据均采用各省GDP 平减指数折算为2003 年不变价。
2.数据来源。考虑到样本数据的一致性、可得性，研究的时间跨度为2003—2017 年。对文中相关数据缺失较为严重的城市予以剔除，最终选取中国252 个地级市及以上城市为研究样本（西藏、港澳台地区不在样本内），部分缺失数据采用线性插值法进行补齐。数据来源于《中国区域经济统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国统计年鉴》和各省市统计年鉴、国民经济发展与社会统计公报。变量的统计性描述见表二。
表二 变量的统计性描述
（一）全国样本的初步估计结果及分析
计量模型中引入了被解释变量（新型城市化）的滞后项，在假定随机扰动项不存在序列相关的情况下，被解释变量滞后项与非观测固定效应也可能存在相关性。因此采用传统的计量方法，如固定效应模型和FGLS 等方法对模型进行估计，将可能致使估计系数不一致和有偏差。虽然工具变量法可以解决模型的内生性问题，但实际中很难找到理想的工具变量。同时，由于差分GMM 估计量的有限样本特性较差，且当滞后项和随后的一阶差分项存在非常弱的相关性时，会产生弱工具变量问题，［27］此时采用系统GMM 更有效、偏差更小。因此本文主要采用系统GMM 法进行估计，为便于比较和检验各变量参数估计的稳健性，将混合回归（Pooled OLS）、固定效应（FE）、随机效应（RE）模型及面板FGLS 的估计结果列出。表三给出了不包含FDI和生产性服务业集聚交叉影响情况下的全样本的初步估结果。
表三 全国层面外商直接投资、生产性服务业集聚对新型城市化的初步估计结果
续表三
从表三的系统GMM 估计结果可以看出，被解释变量滞后一期和滞后二期估计系数显著为正，印证了新型城市化建设是一个持续动态的过程，即新型城市化既受到上一期的影响，又受到滞后二期的影响。从AR（2）的检验结果来看，伴随概率为0.556，表明模型不存在二阶自相关，Hansen 检验结果显示，伴随概率为0.119，表明工具变量的选取是有效的，综合这两个检验，系统GMM 的估计结果是合理的。
首先考虑各控制变量的参数估计，城市经济发展水平的参数估计在固定效应模型中为负，但统计上不显著，尤其在可以控制内生性的系统GMM 估计中，也是如此，可能的原因是：虽然经济发展带动了产业发展，推动农村人口向城市转移，但长期粗放型的发展模式，带来了环境污染问题，影响了新型城市化水平的提升。人力资本的系数只在固定效应模型中为负，但统计上不显著，在其他方程中都显著为正，说明人力资本水平显著促进了新型城市化发展。政府支出系数在各方程中都显著为负，说明政府的过度干预行为阻碍了新型城市化进程。固定资产投资的系数在多数方程中显著为负，这与伍先福和杨永德［20］的研究结论一致，可能的原因是我国一直以来的资本投入更重视经济城市化，而对社会城市化的重视还不够，导致对新型城市化还没起到促进作用。多数情况下居民收入的显著正参数估计说明居民收入的提高，会促使农村人口转移到城市，同时，会使需求的种类与数量增加，促使社会供给在质与量上提升，推动社会城市化发展，进而推动新型城市化发展。城市交通状况的参数估计在所有方程中都显著为正，说明交通的便利降低了交通成本，有利于劳动要素的流动，提高经济运行效率，促进新型城市化水平提升。
其次考虑外商直接投资、生产性服务业集聚在新型城市化推进中的作用，外商直接投资的参数估计各方程中均显著为正，与预期一致，说明外资作为资本、先进技术和管理经验的综合体，FDI 的流入，有利于先进技术溢出到中国，改变中国的就业结构，促进产业结构优化和城市基础设施的改善，推进了新型城市化，这验证了前文的理论假说1。生产性服务业集聚的参数估计在多数方程中显著为正，控制内生性后，参数估计也是显著为正，说明生产性服务业作为技术和知识高度密集的产业，生产性服务业的集聚吸纳农村人口向城市转移，带来知识的溢出促进了技术进步，并促进关联产业的区域集聚，优化产业结构，促进新型城市化发展，这验证了前文的理论假说2。
（二）考虑FDI 和生产性服务业集聚交叉作用的估计结果
为考察外商直接投资和生产性服务业集聚对新型城市化影响的联动效应，本文在计量模型中引入两者的交叉项，为考虑这种联动效应的地区差异，将从东、中西两个区域来进行考察，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南等11 省市的98 个城市，而中西部为其余省份的154 个城市。表四为全国及分地区包含外商直接投资和生产性服务业集聚交叉作用的系统GMM 估计结果。
表四 全国及分地区的FDI 和生产性服务业集聚交叉作用的系统GMM 估计结果
全国方程中加入外商直接投资和生产性服务业集聚的交叉项后，外商直接投资的参数估计显著为正，生产性服务业集聚的参数估计显著为正，两者的交叉项系数也显著为正，说明FDI 和生产性服务业集聚显著促进了新型城市化发展，且两者对新型城市化的作用具有互补性，两者对新型城市化的促进作用均因各自水平的提高而得到强化，这验证了前文的三个理论假说。近年来，我国许多吸引FDI 流入的优惠政策正在逐步被取消，意味着FDI 的准入门槛被提高，但外资的流入依然位居全球前列。在全球外商直接投资下降的背景下，2017 年中国吸引外商直接投资额达1 310 亿美元，居全球第二位，依然是发展中国家中外资流入最多的国家。孙浦阳等［17］认为中国这种新的对FDI 产生巨大吸引力的经济因素是产业集聚因素，尤其是服务业集聚。生产性服务业集聚通过产业关联效应带动上下游企业地理集中，进而导致大量相关企业集中形成了原材料和消费品的供给地，这种资源获取上的便利性吸引了跨国公司的进入。而知识溢出是产业集聚的重要推动力量。FDI 作为先进技术的代表，其技术溢出有利于促进生产性服务业集聚。因此在新型城市化的促进上，FDI 和生产性服务业表现为互补性。全国方程中其他控制变量的参数估计符号和显著性与表三中系统GMM 的估计一致。
从东部地区的估计结果来看，外商直接投资、生产性服务业集聚的系数显著为正，说明FDI、生产性服务业集聚促进了新型城市化的发展。FDI 和生产性服务业集聚的交叉项系数在10%的水平上显著为正，这与全国层面的估计结果一致，说明两者对新型城市化的促进作用具有联动效应。
从中西部地区的估计结果来看，FDI 的参数估计在10%的水平上显著为正，说明外资进入促进了中西部地区的新型城市化发展。生产性服务业集聚的参数估计为正，但未通过显著性检验。东部地区经济起步较早，其同等规模的城市产业结构质量明显优于中西部地区，［28］中西部地区产业结构质量较低，意味着中西部地区产业高级化发展还有待加强，生产性服务业发展相对缓慢，导致生产性服务业集聚对新型城市化的正向促进作用还未显现出。外商直接投资与生产性服务业集聚交叉项参数估计为正，但未通过显著性检验，说明在中西部地区两者对新型城市化没有相互强化的作用，可能是一方面中西部地区外资流入量较少，根据各省统计年鉴的外商直接投资数据，2017 年东部地区实际利用外资额在30 个省份中的占比为61.5%，说明大部分外资流向了东部地区，这影响了FDI 对中西部地区生产性服务业的促进作用；
另一方面中西部地区生产性服务集聚程度较东部地区低，生产性服务业发展相对缓慢，这影响了生产性服务业集聚对FDI 流入的促进，因此使得两者在推进新型城市化上的相互强化效果没有显现出来。
为分析外商直接投资和不同生产性服务行业集聚对新型城市化影响的联动效应上的行业差异，通过引入外商直接投资和7 个细分生产性服务业集聚的交叉项针对全国样本进行了估计，表六为全国层面外商直接投资与细分生产性服务业集聚交叉作用的系统GMM 估计结果。
从表五的回归结果来看，各方程中控制变量的参数和显著性与表二中系统GMM 估计结果基本一致。外商直接投资在多个方程中都显著为正，总的来看，外商直接投资推进了新型城市化发展。生产性服务业细分行业集聚的参数估计在第（2）、（3）、（5）和（6）列中显著为正，即信息传输计算机服务和软件业、批发零售业、租赁和商业服务业、科研技术服务和地质勘查业集聚显著促进了新型城市化发展。交通运输、仓储邮政业集聚的参数估计为负，但未通过显著性检验，理论上交通运输、仓储邮政业集聚可以降低企业的运输成本，有利于提高生产效率，推动新型城市化发展，出现这种情况可能是与我国当前交通网络“东密西疏”的特征有关，中西部地区交通基础设施相对薄弱，整体上致使交通运输业的集聚正外部性没发挥出来。金融业集聚的参数估计为正，但不显著，可能的原因是金融业集聚规模需要超过一定水平才会对新型城市化建设起到促进作用，张鹏和于伟［29］的研究表明，金融聚集对城市化发展效率的影响存在门槛效应，只有达到一定门槛后金融集聚的促进作用才显著。环境治理和公共设施管理业集聚的系数为负，但统计上不显著，可能是环境治理和公共设施管理业不同于科研技术服务等知识密集型产业，在产业联动效应上作用小，因此对新型城市化的促进作用不明显。
表五 全国层面外商直接投资与细分生产性服务行业集聚交叉作用的系统GMM 估计结果
本文重点关注外商直接投资与生产性服务业集聚交叉项的参数估计，从交叉项的估计系数来看，多数方程中显著为正，说明外资的进入，促进了这些细分生产性服务业的集聚，而生产性服务业集聚也促进了外商直接投资的流入，最终使得外商直接投资、生产性服务业集聚对新型城市化的促进作用在各自对其作用的基础上进一步得到加强。在第（2）和第（7）列中外商直接投资与这些细分行业集聚交叉项系数为正，但不显著，可能与这些行业外资流入量较少有关，根据《中国统计年鉴》的数据，2017 年服务业实际使用外商直接投资在全行业中占比为67.93%，信息传输、计算机服务和软件业、环境治理和公共设施管理业实际使用外商直接投资在整个服务业中占比分别为23.50%、0.64%，虽然信息传输、计算机服务和软件业流入的外商直接投资在服务业中占比较高，信息传输、计算机服务和软件业作为高端生产性服务业，其发展需要更多资金支持，可能这个比例仍偏低。外资流入量少，会影响到其自身对新型城市化的促进作用，也将影响外商直接投资对这些行业集聚的促进作用，进而影响这些细分生产性服务业集聚对新型城市化的推动作用，导致两者对新型城市化的强化促进作用未显现出。
续表五
以2003—2017 年中国252 个地级市及以上城市为研究样本，本文从人口、经济、空间、社会和环境五个维度采用改进熵值法对新型城市化水平进行了测算，在分析外商直接投资、生产性服务业集聚及其两者对新型城市化的作用机制基础上，提出了三个理论假说，并使用系统GMM 方法实证检验外商直接投资、生产性服务业集聚及其交互项对新型城市化的影响，全国层面的实证结果验证了这三个理论假说，即外商直接投资、生产性服务业集聚显著促进了新型城市化水平的提高，且外商直接投资和生产性服务业集聚对新型城市化的影响表现为互补性，两者对新型城市化的促进作用均因外商直接投资或生产性服务业集聚水平的提高而得到强化。分地区的检验结果显示，东部地区外商直接投资和生产性服务业集聚联动促进了新型城市化发展，但中西部地区外商直接投资和生产性服务业集聚对新型城市化未产生明显的交互影响。分行业的检验结果显示，外商直接投资和交通运输仓储邮政业、批发零售业、金融业、租赁和商业服务业、科研技术服务和地质勘查业集聚的交叉项系数显著为正，说明外商直接投资和这些细分生产性服务业集聚强化了两者各自对新型城市化的促进作用；
外商直接投资与信息传输、计算机服务和软件业、环境治理和公共设施管理业两个行业的联动促进作用还不显著。
研究结果对于各地区提高利用外资质量、推动生产性服务业向价值链高端延伸和提高新型城市化发展质量具有重要的政策启示。
第一，各地区要继续加大外资引进力度，同时注重外资利用质量。各地方政府要继续坚持“开放”的发展理念，尤其中西部地区要积极有效地引进外资。将全面实行外资准入前国民待遇加负面清单管理制度进一步落到实处，营造内外资公平竞争的环境，促进内外资企业一视同仁、公平竞争，保护外商投资企业的合法权益。扩大开放领域，放宽准入限制，积极引导外资进入科研技术服务、金融业等知识和技术、资本密集的生产性服务业，有效提升引入的外资质量和水平。
第二，要加强生产性服务业集聚，尤其要积极加强信息传输计算机服务和软件业、科研技术服务和地质勘查业等高端生产性服务业的发展，并加大力度推动交通运输仓储邮政业的发展，积极改善尤其是落后地区的基础设施条件，以提高新型城市化的发展质量。同时各地区要根据自身经济发展情况和产业结构现状，充分挖掘自身优势，发展适宜性的生产性服务业，最大效应地发挥生产性服务业的产业关联效应，带动关联产业的发展，鼓励制造业将非核心业务外包，强化城市产业支撑。
第三，由于整体上以及东部地区FDI 和生产性服务业集聚对新型城市化发展存在相互强化效应，因此，一方面要注重引资质量，另一方面各地区要在自身发展条件下继续加强生产性服务业发展，以增强对高质量外资的吸引力，实现外资数量和质量的提升，进而发挥外资的资金、技术效应，推动生产性服务业集聚，最终实现FDI 和生产性服务业集聚的联动，进而强化两者对新型城市化的促进作用。
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