黃森華 ，余 博

（1.邵陽學院 經(jīng)濟與管理學院，湖南 邵陽 422000；2.湖南科技大學 商學院，湖南 湘潭 411201；3.湖南工程學院 管理學院，湖南 湘潭 411104）

1978—2017 年中國城鎮(zhèn)化率由17.92%上升至58.52%，城鎮(zhèn)化發(fā)展迅速，但中國城鎮(zhèn)化進程中存在明顯的人口城鎮(zhèn)化滯后于工業(yè)化、中國的城鎮(zhèn)化效率偏低、城鎮(zhèn)空間分布和規(guī)模結構不合理以及“城市病”日益凸顯等問題。［1］伴隨當前經(jīng)濟結構性減速、人口紅利衰減、要素成本上升以及環(huán)境污染嚴重的現(xiàn)實背景，傳統(tǒng)粗放型城市化發(fā)展模式不僅將延緩產(chǎn)業(yè)結構升級，還不利于經(jīng)濟發(fā)展質量的提升，這種發(fā)展模式將難以為繼。因此進一步推動傳統(tǒng)粗放型城市化模式的轉變，積極探索新型城市化發(fā)展的驅動新機制，實現(xiàn)城市化發(fā)展質量的提升，是走中國特色新型城市化發(fā)展道路的必然選擇。

在“引進來”戰(zhàn)略的推動下，中國的城市化越發(fā)顯示出開放性的特點。受外來資本的影響與塑造，城市化不可避免地在內外資本的作用下不斷發(fā)展。［2］FDI 作為資本、人才、先進技術及管理經(jīng)驗的集合體，在技術溢出、關聯(lián)、示范、競爭等效應的作用下間接或直接帶動了東道國產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化和升級，而產(chǎn)業(yè)結構轉換是城市化發(fā)展的基本動力，［3］進而推動新型城市化發(fā)展。服務業(yè)集聚發(fā)展作為城鎮(zhèn)化的動力源，能夠提升城鎮(zhèn)化的質量。［4］生產(chǎn)性服務業(yè)是以知識和技術密集為特點的產(chǎn)業(yè)，生產(chǎn)性服務業(yè)的集聚將會帶動資本、勞動、技術等生產(chǎn)要素的區(qū)域集聚。不僅如此，生產(chǎn)性服務業(yè)有助于深化各產(chǎn)業(yè)間的勞動分工，提高效率并降低生產(chǎn)成本，有利于關聯(lián)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，［1］進而推動新型城市化發(fā)展。

然而，當前中國許多外資優(yōu)惠政策正逐步被取消，加之人口紅利逐漸消失，資本、土地等要素價格的上升，都使得外資進入的成本提高，且中國當前更加注重外資質量，在此現(xiàn)實背景下，如何實現(xiàn)外資數(shù)量和質量的齊頭并進，進而發(fā)揮FDI 對新型城市化的促進作用？加強服務業(yè)集聚尤其是生產(chǎn)性服務業(yè)集聚不失為一條有效途徑，因為城鎮(zhèn)化質量有助于FDI 數(shù)量增加和質量提升，［5］而生產(chǎn)性服務業(yè)集聚能夠提升城鎮(zhèn)化的質量，這意味著生產(chǎn)性服務業(yè)集聚可以促進FDI 的流入并提升FDI 的質量，而FDI流入量越多，生產(chǎn)性服務業(yè)集聚程度越高［6］。由此可見，生產(chǎn)服務業(yè)集聚與FDI 存在良性互動關系?？v觀已有文獻，學者們針對FDI 與生產(chǎn)性服務業(yè)集聚各自對城市化的影響做出了富有成效的探索，眾多研究結果顯示FDI、生產(chǎn)性服務業(yè)集聚是促進城市化發(fā)展的重要因素，［7］但是關于FDI 和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚聯(lián)動對新型城市化的影響卻鮮有文獻涉及，兩者的互聯(lián)互動對新型城市化的影響效應如何，需要進一步研究。

對比已有文獻，本文的邊際貢獻主要有：（1）考慮FDI、生產(chǎn)性服務業(yè)集聚兩者的聯(lián)動作用對新型城市化的影響，并對這種聯(lián)動作用機制進行了分析，為提升促進新型城市化水平和質量提供新的視角；（2）不僅從生產(chǎn)性服務業(yè)整體上檢驗生產(chǎn)性服務業(yè)集聚和FDI 對新型城市化的聯(lián)動作用，還從行業(yè)異質性視角實證檢驗生產(chǎn)性服務業(yè)集聚、FDI 對新型城市化的聯(lián)動作用，由此得到的實證結果，可以為引導外資流向、促進生產(chǎn)性服務業(yè)集聚進而發(fā)揮兩者聯(lián)動促進新型城市化發(fā)展提供具有針對性的政策依據(jù)。

一 作用機制分析

（一）FDI 對新型城市化的作用機制

首先，F(xiàn)DI 是資本、技術、管理經(jīng)驗和人才的集合體，產(chǎn)業(yè)是外商資本進入的重要載體，國外勞動密集型、資金密集型產(chǎn)業(yè)和技術密集型產(chǎn)業(yè)的轉入，不僅有利于吸納從農村轉移出來的勞動力，還有利于東道國的經(jīng)濟增長，這促進了東道國的人口和經(jīng)濟城市化發(fā)展。其次，各地政府往往通過建設工業(yè)園、科技園、經(jīng)濟開發(fā)區(qū)吸引外資企業(yè)入駐。FDI 企業(yè)在工業(yè)園、科技園、經(jīng)濟開發(fā)區(qū)等區(qū)域的集中，形成了一個專業(yè)化、高效率的分工體系和產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)，加強了人口和要素的集聚，園區(qū)或工業(yè)區(qū)的建設使城市空間向外圍拓展，實現(xiàn)了空間城市化。［8］再次，F(xiàn)DI 進入城市基礎設施領域，會通過“資金效應”和“技術效應”兩個途徑對城市基礎設施產(chǎn)生顯著的“增進效應”，［9］促進了城市基礎設施、公共服務設施的發(fā)展，進而推動社會城市化發(fā)展。最后，F(xiàn)DI 的技術溢出效應促進了環(huán)境城市化發(fā)展。FDI 使用較為先進的生產(chǎn)技術、污染排放系統(tǒng)，有利于降低單位產(chǎn)出的資源消耗量和污染排放量，［10］進而促進環(huán)境城市化發(fā)展。

據(jù)此，提出理論假說1：FDI 通過資金和技術效應，促進人口和要素向城市集中，并有利于先進知識和技術的溢出，促進技術進步，進而促進新型城市化發(fā)展。

（二）生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對新型城市化的作用機制

首先，生產(chǎn)性服務業(yè)集聚通過吸納農村勞動力，促進人口城市化發(fā)展。服務業(yè)部門的擴張吸納了城市化過程中大量的勞動力，［11］因此生產(chǎn)性服務業(yè)集聚有利于吸引農村勞動力流向城市，推動人口城市化發(fā)展。其次，生產(chǎn)性服務業(yè)集聚有助于促進技術進步，進而推動經(jīng)濟城市化和環(huán)境城市化發(fā)展。生產(chǎn)性服務業(yè)集聚有利于加強廠商間的技術交流與合作，提高了技術擴散效率，而且會引導其所服務的制造業(yè)企業(yè)采取新技術和新工藝，［12］有利于促進技術進步，推動經(jīng)濟增長和降低污染排放，進而促進經(jīng)濟城市化和環(huán)境城市化發(fā)展。再次，生產(chǎn)性服務業(yè)集聚有助于帶動關聯(lián)產(chǎn)業(yè)集聚，進而推動空間城市化發(fā)展。企業(yè)通過投入產(chǎn)出結構聯(lián)系在一起，這種產(chǎn)業(yè)間的聯(lián)系推動著產(chǎn)業(yè)地理集中，［13］生產(chǎn)性服務業(yè)在城市的集聚可促進本地區(qū)制造業(yè)企業(yè)的流入，形成產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)，推動空間城市化發(fā)展。最后，生產(chǎn)性服務業(yè)集聚有助于城市居民素質的提高和城市基礎設施的加快建設，進而推動社會城市化發(fā)展。生產(chǎn)性服務業(yè)具有技術與知識高度密集的特點，生產(chǎn)性服務集聚有利于帶來高技術人才的流入，這有利于城市居民素質的提高，促進人們生活方式、生活理念等的轉變，有利于推動社會公共服務質量的提升。交通基礎設施的改善將吸引廠商在該區(qū)域布局、改善企業(yè)的經(jīng)營環(huán)境，［14］為增強生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對關聯(lián)產(chǎn)業(yè)區(qū)域集聚的吸引力，必然要有完備的交通條件和運輸條件，因此有利于基礎設施的加快建設。這都促進了社會城市化發(fā)展。

據(jù)此，提出理論假說2：生產(chǎn)性服務業(yè)集聚通過技術外溢效應和產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應促進新型城市化發(fā)展。

（三）FDI 和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚聯(lián)動作用于新型城市化的機制

知識溢出是馬歇爾提出的產(chǎn)業(yè)集聚的機制之一。FDI 作為先進技術的代表，其技術溢出有利于生產(chǎn)性服務業(yè)區(qū)域集聚。生產(chǎn)性服務業(yè)集聚源于知識溢出和學習效應，頻繁的知識交流和互相學習基于正式和非正式的網(wǎng)絡傳導是形成生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的關鍵。［15］而產(chǎn)業(yè)集聚可以形成勞動力蓄水池，降低企業(yè)的信息成本與風險，有利于吸引外商直接投資的流入，［16］且孫浦陽等的研究表明生產(chǎn)性服務業(yè)集聚顯著促進了FDI 的流入［17］。同時生產(chǎn)性服務業(yè)集聚有利于吸引FDI 進入服務行業(yè)，有利于提高FDI 的質量，進而兩者聯(lián)動促進新型城市化發(fā)展。

據(jù)此，提出理論假說3：FDI 和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚聯(lián)動促進了新型城市化發(fā)展。

二 模型設定、變量與數(shù)據(jù)

（一）計量模型設定

本文主要分析外商直接投資（FDI）、生產(chǎn)性服務業(yè)集聚（sagglo）及其聯(lián)動作用對新型城市化（urb）的影響，同時為盡量減少其他變量遺漏所造成的估計偏差，參考王晶晶［18］、宛群超和鄧峰［19］以及伍先福和楊永德［20］的研究，經(jīng)濟發(fā)展水平（pgdp）、人力資本水平（H）、政府支出（gov）、固定資產(chǎn)投資（fsi）、居民收入（wage）、基礎設施水平（tra）也是影響新型城市化的重要因素，故將其作為控制變量。為了控制異方差，將非比例變量進行對數(shù)化處理，基本計量模型設定如下：

其中，α 為待估計的參數(shù)，ε 為隨機誤差項，i、t 表示城市、年份。

新型城市化的建設是一個持續(xù)動態(tài)的過程，上一期的水平會影響到下一期，因此本文在模型（1）的基礎上將新型城市化水平滯后項引入，構建以下動態(tài)面板模型：

其中，γ 為待估計的參數(shù)，η 為隨機誤差項，i、t 表示城市、年份。

新型城市化進程中，外商直接投資與生產(chǎn)性服務業(yè)集聚是新型城市化的重要推動力量，生產(chǎn)性服務業(yè)集聚可以吸引外資流入，同時外商直接投資也可以促進生產(chǎn)性服務業(yè)集聚，外商直接投資與生產(chǎn)性服務業(yè)集聚可能存在聯(lián)動效應，因此在模型（2）的基礎上引入外商直接投資（FDI）和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚（sagglo）的交叉項，以控制可能存在的交互影響：

其中，β為待估計的參數(shù)，?為隨機誤差項，i、t表示城市、年份。

（二）變量說明和數(shù)據(jù)來源

1.變量說明。被解釋變量：新型城市化水平（urb），國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014—2020 年），將新型城鎮(zhèn)化主要指標設置為城鎮(zhèn)化水平、基本公共服務、基礎設施、資源環(huán)境四方面。相對于傳統(tǒng)城市化，新型城市化秉承以人為本和可持續(xù)發(fā)展的理念，重視城市化發(fā)展規(guī)模的同時，更注重城市化發(fā)展的質量與內涵。因此本文在借鑒孫葉飛等［21］、謝銳等［22］的新型城鎮(zhèn)化綜合評價體系的基礎上，從人口、經(jīng)濟、空間、社會、環(huán)境五個維度來構建新型城市化評價體系（見表一），同時借鑒鄭強［23］所用的改進熵值法對新型城市化水平進行測算。

表一 新型城市化綜合評價指標體系

主要解釋變量：外商直接投資（FDI），現(xiàn)有研究通常采用流量或存量來表示外資水平，由于外資的影響是一個長期動態(tài)的過程，因此本文采用存量來表征外資水平，F(xiàn)DI 存量的計算參考陳國亮和陳建軍［24］的計算方法，以2003 年為初始年份，折舊率取6%，采用永續(xù)盤存法對研究期內的FDI 存量進行測算。借鑒多數(shù)學者的做法，以FDI 存量占GDP 的比重作為本文計量估計的指標。

生產(chǎn)性服務業(yè)集聚（sagglo），以區(qū)位熵指數(shù)來測度各地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)集聚水平，具體計算公式如下：

其中LQij(t)表示t時期i城市j產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵指數(shù)，eij(t)表示t時期i城市j產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)，表示t時期所有城市的行業(yè)j的從業(yè)人員數(shù)，表示t時期i城市所有行業(yè)的從業(yè)人員數(shù)，表示t時期所有城市所有行業(yè)的從業(yè)人員數(shù)。生產(chǎn)性服務業(yè)的選取借鑒韓峰和謝銳［25］的做法，將交通運輸倉儲郵政、信息傳輸計算機服務和軟件、批發(fā)零售、金融、租賃和商業(yè)服務、科學研究和技術服務、環(huán)境治理和公共設施管理7 個行業(yè)合并代表生產(chǎn)性服務業(yè)。

其他變量：經(jīng)濟發(fā)展水平（pgdp），以城市人均國內生產(chǎn)總值表示經(jīng)濟發(fā)展水平。政府支出（gov），以城市財政支出占當年GDP 比重來表征。固定資產(chǎn)投資（fsi），以城市固定資產(chǎn)投資額占當年GDP 比重來表征。居民收入水平（wage），本文參考Liu 等［21］的做法，以城市市轄區(qū)職工工資收入來衡量居民收入水平。人力資本水平（H）和城市交通狀況（tra），分別以中學和高等學校在校學生人數(shù)占城市總人口的比重來表示和以城市市轄區(qū)人均道路面積來表征。為剔除價格因素的影響，所有涉及貨幣價值的數(shù)據(jù)均采用各省GDP 平減指數(shù)折算為2003 年不變價。

2.數(shù)據(jù)來源?？紤]到樣本數(shù)據(jù)的一致性、可得性，研究的時間跨度為2003—2017 年。對文中相關數(shù)據(jù)缺失較為嚴重的城市予以剔除，最終選取中國252 個地級市及以上城市為研究樣本（西藏、港澳臺地區(qū)不在樣本內），部分缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法進行補齊。數(shù)據(jù)來源于《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》和各省市統(tǒng)計年鑒、國民經(jīng)濟發(fā)展與社會統(tǒng)計公報。變量的統(tǒng)計性描述見表二。

表二 變量的統(tǒng)計性描述

三 計量檢驗與結果分析

（一）全國樣本的初步估計結果及分析

計量模型中引入了被解釋變量（新型城市化）的滯后項，在假定隨機擾動項不存在序列相關的情況下，被解釋變量滯后項與非觀測固定效應也可能存在相關性。因此采用傳統(tǒng)的計量方法，如固定效應模型和FGLS 等方法對模型進行估計，將可能致使估計系數(shù)不一致和有偏差。雖然工具變量法可以解決模型的內生性問題，但實際中很難找到理想的工具變量。同時，由于差分GMM 估計量的有限樣本特性較差，且當滯后項和隨后的一階差分項存在非常弱的相關性時，會產(chǎn)生弱工具變量問題，［27］此時采用系統(tǒng)GMM 更有效、偏差更小。因此本文主要采用系統(tǒng)GMM 法進行估計，為便于比較和檢驗各變量參數(shù)估計的穩(wěn)健性，將混合回歸（Pooled OLS）、固定效應（FE）、隨機效應（RE）模型及面板FGLS 的估計結果列出。表三給出了不包含F(xiàn)DI和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚交叉影響情況下的全樣本的初步估結果。

表三 全國層面外商直接投資、生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對新型城市化的初步估計結果

續(xù)表三

從表三的系統(tǒng)GMM 估計結果可以看出，被解釋變量滯后一期和滯后二期估計系數(shù)顯著為正，印證了新型城市化建設是一個持續(xù)動態(tài)的過程，即新型城市化既受到上一期的影響，又受到滯后二期的影響。從AR（2）的檢驗結果來看，伴隨概率為0.556，表明模型不存在二階自相關，Hansen 檢驗結果顯示，伴隨概率為0.119，表明工具變量的選取是有效的，綜合這兩個檢驗，系統(tǒng)GMM 的估計結果是合理的。

首先考慮各控制變量的參數(shù)估計，城市經(jīng)濟發(fā)展水平的參數(shù)估計在固定效應模型中為負，但統(tǒng)計上不顯著，尤其在可以控制內生性的系統(tǒng)GMM 估計中，也是如此，可能的原因是：雖然經(jīng)濟發(fā)展帶動了產(chǎn)業(yè)發(fā)展，推動農村人口向城市轉移，但長期粗放型的發(fā)展模式，帶來了環(huán)境污染問題，影響了新型城市化水平的提升。人力資本的系數(shù)只在固定效應模型中為負，但統(tǒng)計上不顯著，在其他方程中都顯著為正，說明人力資本水平顯著促進了新型城市化發(fā)展。政府支出系數(shù)在各方程中都顯著為負，說明政府的過度干預行為阻礙了新型城市化進程。固定資產(chǎn)投資的系數(shù)在多數(shù)方程中顯著為負，這與伍先福和楊永德［20］的研究結論一致，可能的原因是我國一直以來的資本投入更重視經(jīng)濟城市化，而對社會城市化的重視還不夠，導致對新型城市化還沒起到促進作用。多數(shù)情況下居民收入的顯著正參數(shù)估計說明居民收入的提高，會促使農村人口轉移到城市，同時，會使需求的種類與數(shù)量增加，促使社會供給在質與量上提升，推動社會城市化發(fā)展，進而推動新型城市化發(fā)展。城市交通狀況的參數(shù)估計在所有方程中都顯著為正，說明交通的便利降低了交通成本，有利于勞動要素的流動，提高經(jīng)濟運行效率，促進新型城市化水平提升。

其次考慮外商直接投資、生產(chǎn)性服務業(yè)集聚在新型城市化推進中的作用，外商直接投資的參數(shù)估計各方程中均顯著為正，與預期一致，說明外資作為資本、先進技術和管理經(jīng)驗的綜合體，F(xiàn)DI 的流入，有利于先進技術溢出到中國，改變中國的就業(yè)結構，促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化和城市基礎設施的改善，推進了新型城市化，這驗證了前文的理論假說1。生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的參數(shù)估計在多數(shù)方程中顯著為正，控制內生性后，參數(shù)估計也是顯著為正，說明生產(chǎn)性服務業(yè)作為技術和知識高度密集的產(chǎn)業(yè)，生產(chǎn)性服務業(yè)的集聚吸納農村人口向城市轉移，帶來知識的溢出促進了技術進步，并促進關聯(lián)產(chǎn)業(yè)的區(qū)域集聚，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，促進新型城市化發(fā)展，這驗證了前文的理論假說2。

（二）考慮FDI 和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚交叉作用的估計結果

為考察外商直接投資和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對新型城市化影響的聯(lián)動效應，本文在計量模型中引入兩者的交叉項，為考慮這種聯(lián)動效應的地區(qū)差異，將從東、中西兩個區(qū)域來進行考察，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11 省市的98 個城市，而中西部為其余省份的154 個城市。表四為全國及分地區(qū)包含外商直接投資和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚交叉作用的系統(tǒng)GMM 估計結果。

表四 全國及分地區(qū)的FDI 和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚交叉作用的系統(tǒng)GMM 估計結果

全國方程中加入外商直接投資和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的交叉項后，外商直接投資的參數(shù)估計顯著為正，生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的參數(shù)估計顯著為正，兩者的交叉項系數(shù)也顯著為正，說明FDI 和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚顯著促進了新型城市化發(fā)展，且兩者對新型城市化的作用具有互補性，兩者對新型城市化的促進作用均因各自水平的提高而得到強化，這驗證了前文的三個理論假說。近年來，我國許多吸引FDI 流入的優(yōu)惠政策正在逐步被取消，意味著FDI 的準入門檻被提高，但外資的流入依然位居全球前列。在全球外商直接投資下降的背景下，2017 年中國吸引外商直接投資額達1 310 億美元，居全球第二位，依然是發(fā)展中國家中外資流入最多的國家。孫浦陽等［17］認為中國這種新的對FDI 產(chǎn)生巨大吸引力的經(jīng)濟因素是產(chǎn)業(yè)集聚因素，尤其是服務業(yè)集聚。生產(chǎn)性服務業(yè)集聚通過產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應帶動上下游企業(yè)地理集中，進而導致大量相關企業(yè)集中形成了原材料和消費品的供給地，這種資源獲取上的便利性吸引了跨國公司的進入。而知識溢出是產(chǎn)業(yè)集聚的重要推動力量。FDI 作為先進技術的代表，其技術溢出有利于促進生產(chǎn)性服務業(yè)集聚。因此在新型城市化的促進上，F(xiàn)DI 和生產(chǎn)性服務業(yè)表現(xiàn)為互補性。全國方程中其他控制變量的參數(shù)估計符號和顯著性與表三中系統(tǒng)GMM 的估計一致。

從東部地區(qū)的估計結果來看，外商直接投資、生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的系數(shù)顯著為正，說明FDI、生產(chǎn)性服務業(yè)集聚促進了新型城市化的發(fā)展。FDI 和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的交叉項系數(shù)在10%的水平上顯著為正，這與全國層面的估計結果一致，說明兩者對新型城市化的促進作用具有聯(lián)動效應。

從中西部地區(qū)的估計結果來看，F(xiàn)DI 的參數(shù)估計在10%的水平上顯著為正，說明外資進入促進了中西部地區(qū)的新型城市化發(fā)展。生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的參數(shù)估計為正，但未通過顯著性檢驗。東部地區(qū)經(jīng)濟起步較早，其同等規(guī)模的城市產(chǎn)業(yè)結構質量明顯優(yōu)于中西部地區(qū)，［28］中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構質量較低，意味著中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)高級化發(fā)展還有待加強，生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展相對緩慢，導致生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對新型城市化的正向促進作用還未顯現(xiàn)出。外商直接投資與生產(chǎn)性服務業(yè)集聚交叉項參數(shù)估計為正，但未通過顯著性檢驗，說明在中西部地區(qū)兩者對新型城市化沒有相互強化的作用，可能是一方面中西部地區(qū)外資流入量較少，根據(jù)各省統(tǒng)計年鑒的外商直接投資數(shù)據(jù)，2017 年東部地區(qū)實際利用外資額在30 個省份中的占比為61.5%，說明大部分外資流向了東部地區(qū)，這影響了FDI 對中西部地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)的促進作用；另一方面中西部地區(qū)生產(chǎn)性服務集聚程度較東部地區(qū)低，生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展相對緩慢，這影響了生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對FDI 流入的促進，因此使得兩者在推進新型城市化上的相互強化效果沒有顯現(xiàn)出來。

四 基于不同生產(chǎn)性服務行業(yè)的異質性分析

為分析外商直接投資和不同生產(chǎn)性服務行業(yè)集聚對新型城市化影響的聯(lián)動效應上的行業(yè)差異，通過引入外商直接投資和7 個細分生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的交叉項針對全國樣本進行了估計，表六為全國層面外商直接投資與細分生產(chǎn)性服務業(yè)集聚交叉作用的系統(tǒng)GMM 估計結果。

從表五的回歸結果來看，各方程中控制變量的參數(shù)和顯著性與表二中系統(tǒng)GMM 估計結果基本一致。外商直接投資在多個方程中都顯著為正，總的來看，外商直接投資推進了新型城市化發(fā)展。生產(chǎn)性服務業(yè)細分行業(yè)集聚的參數(shù)估計在第（2）、（3）、（5）和（6）列中顯著為正，即信息傳輸計算機服務和軟件業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、租賃和商業(yè)服務業(yè)、科研技術服務和地質勘查業(yè)集聚顯著促進了新型城市化發(fā)展。交通運輸、倉儲郵政業(yè)集聚的參數(shù)估計為負，但未通過顯著性檢驗，理論上交通運輸、倉儲郵政業(yè)集聚可以降低企業(yè)的運輸成本，有利于提高生產(chǎn)效率，推動新型城市化發(fā)展，出現(xiàn)這種情況可能是與我國當前交通網(wǎng)絡“東密西疏”的特征有關，中西部地區(qū)交通基礎設施相對薄弱，整體上致使交通運輸業(yè)的集聚正外部性沒發(fā)揮出來。金融業(yè)集聚的參數(shù)估計為正，但不顯著，可能的原因是金融業(yè)集聚規(guī)模需要超過一定水平才會對新型城市化建設起到促進作用，張鵬和于偉［29］的研究表明，金融聚集對城市化發(fā)展效率的影響存在門檻效應，只有達到一定門檻后金融集聚的促進作用才顯著。環(huán)境治理和公共設施管理業(yè)集聚的系數(shù)為負，但統(tǒng)計上不顯著，可能是環(huán)境治理和公共設施管理業(yè)不同于科研技術服務等知識密集型產(chǎn)業(yè)，在產(chǎn)業(yè)聯(lián)動效應上作用小，因此對新型城市化的促進作用不明顯。

表五 全國層面外商直接投資與細分生產(chǎn)性服務行業(yè)集聚交叉作用的系統(tǒng)GMM 估計結果

本文重點關注外商直接投資與生產(chǎn)性服務業(yè)集聚交叉項的參數(shù)估計，從交叉項的估計系數(shù)來看，多數(shù)方程中顯著為正，說明外資的進入，促進了這些細分生產(chǎn)性服務業(yè)的集聚，而生產(chǎn)性服務業(yè)集聚也促進了外商直接投資的流入，最終使得外商直接投資、生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對新型城市化的促進作用在各自對其作用的基礎上進一步得到加強。在第（2）和第（7）列中外商直接投資與這些細分行業(yè)集聚交叉項系數(shù)為正，但不顯著，可能與這些行業(yè)外資流入量較少有關，根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)，2017 年服務業(yè)實際使用外商直接投資在全行業(yè)中占比為67.93%，信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)、環(huán)境治理和公共設施管理業(yè)實際使用外商直接投資在整個服務業(yè)中占比分別為23.50%、0.64%，雖然信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)流入的外商直接投資在服務業(yè)中占比較高，信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)作為高端生產(chǎn)性服務業(yè)，其發(fā)展需要更多資金支持，可能這個比例仍偏低。外資流入量少，會影響到其自身對新型城市化的促進作用，也將影響外商直接投資對這些行業(yè)集聚的促進作用，進而影響這些細分生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對新型城市化的推動作用，導致兩者對新型城市化的強化促進作用未顯現(xiàn)出。

續(xù)表五

五 結論與啟示

以2003—2017 年中國252 個地級市及以上城市為研究樣本，本文從人口、經(jīng)濟、空間、社會和環(huán)境五個維度采用改進熵值法對新型城市化水平進行了測算，在分析外商直接投資、生產(chǎn)性服務業(yè)集聚及其兩者對新型城市化的作用機制基礎上，提出了三個理論假說，并使用系統(tǒng)GMM 方法實證檢驗外商直接投資、生產(chǎn)性服務業(yè)集聚及其交互項對新型城市化的影響，全國層面的實證結果驗證了這三個理論假說，即外商直接投資、生產(chǎn)性服務業(yè)集聚顯著促進了新型城市化水平的提高，且外商直接投資和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對新型城市化的影響表現(xiàn)為互補性，兩者對新型城市化的促進作用均因外商直接投資或生產(chǎn)性服務業(yè)集聚水平的提高而得到強化。分地區(qū)的檢驗結果顯示，東部地區(qū)外商直接投資和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚聯(lián)動促進了新型城市化發(fā)展，但中西部地區(qū)外商直接投資和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對新型城市化未產(chǎn)生明顯的交互影響。分行業(yè)的檢驗結果顯示，外商直接投資和交通運輸倉儲郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、金融業(yè)、租賃和商業(yè)服務業(yè)、科研技術服務和地質勘查業(yè)集聚的交叉項系數(shù)顯著為正，說明外商直接投資和這些細分生產(chǎn)性服務業(yè)集聚強化了兩者各自對新型城市化的促進作用；外商直接投資與信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)、環(huán)境治理和公共設施管理業(yè)兩個行業(yè)的聯(lián)動促進作用還不顯著。

研究結果對于各地區(qū)提高利用外資質量、推動生產(chǎn)性服務業(yè)向價值鏈高端延伸和提高新型城市化發(fā)展質量具有重要的政策啟示。

第一，各地區(qū)要繼續(xù)加大外資引進力度，同時注重外資利用質量。各地方政府要繼續(xù)堅持“開放”的發(fā)展理念，尤其中西部地區(qū)要積極有效地引進外資。將全面實行外資準入前國民待遇加負面清單管理制度進一步落到實處，營造內外資公平競爭的環(huán)境，促進內外資企業(yè)一視同仁、公平競爭，保護外商投資企業(yè)的合法權益。擴大開放領域，放寬準入限制，積極引導外資進入科研技術服務、金融業(yè)等知識和技術、資本密集的生產(chǎn)性服務業(yè)，有效提升引入的外資質量和水平。

第二，要加強生產(chǎn)性服務業(yè)集聚，尤其要積極加強信息傳輸計算機服務和軟件業(yè)、科研技術服務和地質勘查業(yè)等高端生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展，并加大力度推動交通運輸倉儲郵政業(yè)的發(fā)展，積極改善尤其是落后地區(qū)的基礎設施條件，以提高新型城市化的發(fā)展質量。同時各地區(qū)要根據(jù)自身經(jīng)濟發(fā)展情況和產(chǎn)業(yè)結構現(xiàn)狀，充分挖掘自身優(yōu)勢，發(fā)展適宜性的生產(chǎn)性服務業(yè)，最大效應地發(fā)揮生產(chǎn)性服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應，帶動關聯(lián)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，鼓勵制造業(yè)將非核心業(yè)務外包，強化城市產(chǎn)業(yè)支撐。

第三，由于整體上以及東部地區(qū)FDI 和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對新型城市化發(fā)展存在相互強化效應，因此，一方面要注重引資質量，另一方面各地區(qū)要在自身發(fā)展條件下繼續(xù)加強生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展，以增強對高質量外資的吸引力，實現(xiàn)外資數(shù)量和質量的提升，進而發(fā)揮外資的資金、技術效應，推動生產(chǎn)性服務業(yè)集聚，最終實現(xiàn)FDI 和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚的聯(lián)動，進而強化兩者對新型城市化的促進作用。