人口集聚視角下交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市勞動生產(chǎn)率的影響

一 引 言

經(jīng)過改革開放40年的發(fā)展，城市基礎(chǔ)設(shè)施水平已成為決定我國經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展和人民生活水平提高的關(guān)鍵因素，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)效率的提高縮短了經(jīng)濟活動的距離。與過去40年經(jīng)濟發(fā)展密切相關(guān)的是我國城市人口大規(guī)模集聚，城市化水平從1978年的17.9%增長至2018年底的59.58%，城市經(jīng)濟集聚與人口集聚相互作用成為推動城市化快速發(fā)展的源動力。近年來，京津冀、長三角和珠三角等都市圈由于勞動力、資本、技術(shù)等生產(chǎn)要素高度集聚，尤其是中心城市人口規(guī)模迅速膨脹，快速的城市化進程并沒有推動基礎(chǔ)設(shè)施的同步建設(shè)。超大和特大城市，普遍存在人口過度集聚，導(dǎo)致運輸能力低下、交通擁堵、資源環(huán)境惡化、經(jīng)濟增速下滑等城市問題(劉倩倩等，2017)[1]。而二三線城市，在我國特殊的以“城市經(jīng)營”為特征的城市化發(fā)展背景下，地方政府為迅速拉動本地經(jīng)濟增長，大規(guī)模出讓和抵押土地以換取資金，擴大對市政基礎(chǔ)設(shè)施的投資，迅速提高空間城市化水平，但人口集聚不足顯然無法消化“超前”的基礎(chǔ)設(shè)施供給，供需結(jié)構(gòu)錯配引致城市經(jīng)濟效率損失，嚴重挑戰(zhàn)城市的可持續(xù)發(fā)展。城市空間的不合理開發(fā)，使得建設(shè)用地使用粗放低效、城鎮(zhèn)空間分布和規(guī)模結(jié)構(gòu)不合理、資源環(huán)境承載力不匹配等矛盾與問題日漸暴露。

在我國當(dāng)前轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動力的攻關(guān)期，深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，矯正供需結(jié)構(gòu)錯配和要素配置扭曲，轉(zhuǎn)變無效和低端供給，實現(xiàn)供給能力和供給質(zhì)量提高，是當(dāng)前提高社會生產(chǎn)力，解決重大結(jié)構(gòu)性失衡的物質(zhì)基礎(chǔ)。交通基礎(chǔ)設(shè)施供給水平與城市發(fā)展水平不匹配恰恰是當(dāng)前供需結(jié)構(gòu)失衡的體現(xiàn)。城市是社會經(jīng)濟發(fā)展的載體，城市交通是保障城市發(fā)展的基礎(chǔ)和前提。因此，考慮到不同城市發(fā)展程度差異的存在，本文選取2006-2015年中國285個地級以上城市(不包括港、澳、臺)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用面板數(shù)據(jù)模型實證分析人口集聚視角下交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市勞動生產(chǎn)率的影響，這對于解決城市基礎(chǔ)設(shè)施供需結(jié)構(gòu)錯配，推動城市可持續(xù)發(fā)展具有十分重要的參考意義。

二 文獻綜述

關(guān)于人口集聚對城市勞動生產(chǎn)率的影響，多數(shù)學(xué)者認為，城市的生產(chǎn)效率與適度規(guī)模是人口集聚經(jīng)濟與人口集聚不經(jīng)濟相互作用的結(jié)果。交通因素很早就作為影響因素出現(xiàn)在人口集聚與經(jīng)濟增長關(guān)系的討論中，隨著20世紀(jì)80年代新經(jīng)濟地理學(xué)的興起，人口集聚和經(jīng)濟增長的空間自相關(guān)性開始受到重視，學(xué)者們在研究兩者關(guān)系時往往加入空間因素，比如克魯格曼的中心-外圍模型中交通成本就是非常重要的因素之一。隨著研究的深入，城市公共設(shè)施作為可共享的生產(chǎn)投入被納入集聚經(jīng)濟的外部因素研究，交通可達性提升促進了勞動力、技術(shù)與資源更好地流通，改變了經(jīng)濟活動的空間聯(lián)系程度，實現(xiàn)集聚經(jīng)濟以推動城市生產(chǎn)效率的提升(Eberts和Mcmillen，1999)[2]。

交通基礎(chǔ)設(shè)施通過影響城市或區(qū)域的可達性，以及居民出行的可靠性等影響城市或者區(qū)域經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人口集聚狀態(tài)，不同城市交通基礎(chǔ)設(shè)施水平不同，城市經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人口集聚程度也表現(xiàn)各異。在城市內(nèi)部，公共交通服務(wù)水平的提高能夠有效降低平均出行時耗，平均出行距離和出行時耗與人口規(guī)模之間存在著明顯的正相關(guān)關(guān)系，不同城市人口密度對私人汽車出行距離的影響存在區(qū)域差異(Paul和Schwanen，2006)[3]。我國空間接近不一定能促進空間均衡，隨著交通可達性變化，中心地區(qū)對于外圍地區(qū)的溢出效應(yīng)存在倒U型規(guī)律，空間接近在可達性提高到一定程度前會抑制本地產(chǎn)業(yè)增長，而得益于交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善，經(jīng)濟活動空間布局的自由度隨著可達性的提高而提升，對城市產(chǎn)業(yè)增長產(chǎn)生積極影響(毛琦梁和王菲，2017)[4]。秦蒙和劉修巖(2015)[5]研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前我國城市空間快速且低密度的擴張不利于城市勞動生產(chǎn)率的提高，而隨著城市化推進，該負面影響會逐漸減弱。

長期經(jīng)驗表明，交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不僅有利于生產(chǎn)效率的提高(Finn，1993)[6]，還有利于收入公平程度的改善(Nourzad et al.，2014[7]；羅能生和彭郁，2016[8])。對于整體區(qū)域而言，交通基礎(chǔ)設(shè)施不僅促進了城市集聚經(jīng)濟，由于其具有的公共物品特性，存在社會成本，周圍地區(qū)可以享用免費的城市交通基礎(chǔ)設(shè)施帶來的便利，其收益更大(Gruber和Marattin，2010)[9]。交通基礎(chǔ)設(shè)施還具有網(wǎng)絡(luò)型特征，通過擴散效應(yīng)，縮短各區(qū)域間經(jīng)濟活動的距離，在促進本地生產(chǎn)率提高的同時，還會帶動鄰近區(qū)域的發(fā)展(胡艷和朱文霞，2015)[10]，劉生龍和胡鞍鋼(2011)[11]驗證了省際貨物周轉(zhuǎn)量對區(qū)域經(jīng)濟一體化具有正向影響。同時，交通基礎(chǔ)設(shè)施會通過集聚效應(yīng)使生產(chǎn)要素更方便流向經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，肖挺(2016)[12]以交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對各城市制造業(yè)及服務(wù)業(yè)勞動就業(yè)總量的影響為例，研究證明發(fā)達地區(qū)制造業(yè)就業(yè)受交通便捷所帶來的正向影響更大，不同地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對就業(yè)的影響存在較大差異。而有學(xué)者提出不同觀點，他們認為城市交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)與經(jīng)濟增長存在相互影響的關(guān)系，且這種關(guān)系往往是非線性的(黃壽峰和王藝明，2012)[13]。魏守華等(2016)[14]分析我國城市實際規(guī)模和理論規(guī)模的偏差指出，由于城市公共服務(wù)和集聚效應(yīng)間的不協(xié)調(diào)，導(dǎo)致優(yōu)越的城市服務(wù)促進了偏大城市規(guī)模過快增長，而落后公共服務(wù)制約了偏小城市的發(fā)展。事實上，人口分布對經(jīng)濟增長的影響被證明既有集聚效應(yīng)也有擁擠效應(yīng)，已有學(xué)者驗證了兩者之間的倒“U”型關(guān)系(陳心穎，2015)[15]。交通基礎(chǔ)設(shè)施作為導(dǎo)致人口集聚的重要因素，有的學(xué)者認為當(dāng)人口集聚到一定值時，交通基礎(chǔ)設(shè)施的負面效果會逐漸凸顯(任曉紅和張宗益，2013)[16]，從而不利于城市勞動生產(chǎn)率提高；還有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施對集聚經(jīng)濟的實現(xiàn)有顯著促進作用，并證明這種作用在大城市效果更明顯(王良舉等，2018)[17]；第三種觀點則是只有當(dāng)城市人口密度達到一定程度后，交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市勞動生產(chǎn)率的作用才凸顯出來(王佳和陳浩，2016)[18]。

根據(jù)增長極理論，通過區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟活動的集聚效應(yīng)與擴散效應(yīng)，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。有學(xué)者認為基礎(chǔ)設(shè)施對生產(chǎn)率的效應(yīng)源自對私人部門生產(chǎn)行為的影響(唐東波，2015)[19]，即為私人部門提供公共服務(wù)和設(shè)施擴大社會生產(chǎn)的可能性邊界。另一種觀點從要素供給角度出發(fā)，通過城市基礎(chǔ)設(shè)施的充足供應(yīng)，保障居民生產(chǎn)生活的需求，保證區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟活動的充分自由度，促進人口集聚以釋放集聚效應(yīng)。交通基礎(chǔ)設(shè)施為城市內(nèi)人與人的交流提供便利，通過知識外溢和技術(shù)擴散，降低企業(yè)交易成本和個人通勤成本，集聚經(jīng)濟的實現(xiàn)抵消了過度集聚產(chǎn)生的擁擠效應(yīng)(Castells-Quintana，2017)[20]。還有一部分學(xué)者強調(diào)交通基礎(chǔ)設(shè)施具備的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，認為交通基礎(chǔ)設(shè)施對區(qū)域經(jīng)濟增長存在空間溢出效應(yīng)(張學(xué)良，2012)[21]，但這一機制發(fā)揮作用的前提是足夠高的人口聚集度和存在城市交通基礎(chǔ)設(shè)施需求，以需求為導(dǎo)向、市場機制為引導(dǎo)提高交通基礎(chǔ)設(shè)施供給的水平。但在我國城市化的發(fā)展模式下，交通基礎(chǔ)設(shè)施作為地方政府追求政績的政策工具，市場機制引導(dǎo)的間接效應(yīng)是否順利發(fā)揮需要進一步確定。

交通基礎(chǔ)設(shè)施和人口集聚的互動關(guān)系如何體現(xiàn)，二者又將在什么情況下對城市勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，其中是否存在門檻效應(yīng)，結(jié)論尚不明確。已有研究多關(guān)注二者分別與生產(chǎn)效率的關(guān)系，通過分析基礎(chǔ)設(shè)施的投資效率來測度對經(jīng)濟增長的影響，或是比較引入基礎(chǔ)設(shè)施作為解釋變量前后集聚密度估計參數(shù)的變化，來分析基礎(chǔ)設(shè)施對集聚效應(yīng)的影響機制(孫曉華等，2017)[22]。與現(xiàn)有研究不同，本文試圖以人口集聚為視角，區(qū)分不同地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施水平對城市勞動生產(chǎn)率的影響差異，將影響城市勞動生產(chǎn)率的不同因素與交通基礎(chǔ)設(shè)施水平聯(lián)系起來，旨在更好地理解交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市勞動生產(chǎn)率的影響，探討如何更有效地發(fā)揮城市交通基礎(chǔ)設(shè)施功能，進而為因地制宜制定城市發(fā)展戰(zhàn)略提供依據(jù)。

三 交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市勞動生產(chǎn)率的影響機制

基于區(qū)域空間結(jié)構(gòu)理論的分析框架，集聚與擴散是空間區(qū)域結(jié)構(gòu)由均衡向非均衡，再向更高層次均衡的重要動力?，F(xiàn)有文獻大部分考慮基礎(chǔ)設(shè)施對人口集聚的影響，或是將兩者與經(jīng)濟增長的關(guān)系分別納入實證模型進行研究。事實上，交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市內(nèi)部空間結(jié)構(gòu)的影響是其作用于城市勞動生產(chǎn)率和社會福利的主要路徑，該路徑通過推動人口集聚與擴散實現(xiàn)(見圖1)。根據(jù)空間均衡模型理論，居民對地租和通勤成本的權(quán)衡最終決定城市的空間結(jié)構(gòu)，而當(dāng)城市邊界的低地租與攀升的通勤成本相互抵消時，城市空間結(jié)構(gòu)實現(xiàn)均衡，結(jié)果是居住在城市中任一區(qū)域的居民都將承擔(dān)相同的地租與通勤成本。在成本的驅(qū)動下，人口不斷向更遠的郊區(qū)遷移，犧牲通勤成本以換取更低的地租，推動城市空間結(jié)構(gòu)的擴張(Burchfield et al.，2006)[23]。

交通基礎(chǔ)設(shè)施供給對城市勞動生產(chǎn)率的影響并不確定，一方面，對于給定的人口總量，交通基礎(chǔ)設(shè)施投資的增加，能擴大當(dāng)?shù)貏趧恿κ袌龅牡乩矸秶?、提高勞動力參與率，從而提高勞動力的供給；而另一方面，由于我國城市化是以政府為主導(dǎo)的特殊進程，地方政府在城市開發(fā)過程中對土地資源的壟斷配置和土地財政“以地引資”的地方機制使得城市交通基礎(chǔ)設(shè)施供給遠超人口總量的需求，部分學(xué)者的實證研究結(jié)果認為不匹配人口容量的低密度開發(fā)將對城市生產(chǎn)效率造成消極影響(Fallah et al.，2011)[24]，也就是說現(xiàn)階段我國城市(特別是地級市)內(nèi)部經(jīng)濟要素的集中分布通常會比要素分散獲得更高效的利用。這種交通基礎(chǔ)設(shè)施過度供給可能造成未達到需求的城市出現(xiàn)公共資源的浪費，導(dǎo)致城市空間結(jié)構(gòu)和規(guī)模結(jié)構(gòu)不合理，對城市勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生負向影響?；诰o湊型城市結(jié)構(gòu)的理念，人口集聚能夠促進企業(yè)和勞動力距離縮小，加快要素流動，降低企業(yè)生產(chǎn)成本，形成局部空間均衡，從而提高企業(yè)的邊際產(chǎn)出，實現(xiàn)對城市生產(chǎn)效率的積極影響。

圖1 交通基礎(chǔ)設(shè)施供給增加對城市勞動生產(chǎn)率的影響機制

人口密度低的城市，經(jīng)濟活動集聚效應(yīng)相對人口密度高的城市更弱，交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善將進一步擴散經(jīng)濟活動范圍，空間結(jié)構(gòu)由均衡向非均衡轉(zhuǎn)變，從而放大對生產(chǎn)率的負向影響，弱化交通基礎(chǔ)設(shè)施對人口集聚的正向影響。在集聚密度較高的城市，交通基礎(chǔ)設(shè)施供給的增加促進城市空間結(jié)構(gòu)擴大，企業(yè)和勞動力自由流動，有利于企業(yè)共享多樣化的中間品，技能勞動力搜尋成本更低，人與人交流更加緊密，產(chǎn)生了知識外溢效應(yīng)。在勞動力自由流動的情況下，空間集聚有助于獲得規(guī)模報酬遞增(Fujita et al.，2001)[25]。新經(jīng)濟地理學(xué)理論認為，經(jīng)濟增長與空間集聚本質(zhì)上是相互影響的內(nèi)生化過程，集聚的過程往往通過降低企業(yè)創(chuàng)新成本促進產(chǎn)業(yè)增長，產(chǎn)業(yè)增長帶動地區(qū)經(jīng)濟活躍發(fā)展的同時吸引更多企業(yè)集聚(Martin和Ottaviano，2001)[26]。但是空間集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響存在“U”型關(guān)系(陳得文和苗建軍，2010)[27]，隨著集聚負外部性超過集聚經(jīng)濟帶來的正外部性，過度集聚對經(jīng)濟增長的積極影響呈現(xiàn)遞減趨勢。過度集聚將導(dǎo)致交通擁堵及房價和地價上漲，營商環(huán)境惡化，不利于企業(yè)生產(chǎn)率提高。在人口集聚程度高的城市，交通基礎(chǔ)設(shè)施供給水平的提高不僅能夠緩解擁堵程度，同時還降低住在距離城市中心較遠的居民的通勤成本，有助于消解過度集聚引致的負外部性，為城市勞動生產(chǎn)率帶來正向影響。

綜上所述，在城市空間結(jié)構(gòu)不斷變化的過程中，交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市勞動生產(chǎn)率的影響并不是直接的，而是在城市的不斷集聚與擴張中產(chǎn)生間接的不確定影響。在人口集聚程度低的城市，過高的交通基礎(chǔ)設(shè)施供給水平將進一步擴散經(jīng)濟活動范圍，進而對城市勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生負向影響；在人口集聚程度高的城市，交通基礎(chǔ)設(shè)施供給水平提高不僅能夠緩解擁堵程度，同時還降低住在距離城市中心較遠的居民的通勤成本，促進城市勞動生產(chǎn)率提高。依據(jù)上述影響機制分析，建立交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市勞動生產(chǎn)率影響的面板數(shù)據(jù)模型，并引入人口集聚與交通基礎(chǔ)設(shè)施的交叉項驗證理論分析結(jié)論。

四 計量模型、變量選擇與數(shù)據(jù)來源

(一)計量模型構(gòu)建

城市區(qū)域范圍內(nèi)的經(jīng)濟活動和居民生活主要集中在市轄區(qū)，因此本文所探討的地級市是以城市市轄區(qū)作為具體的研究范圍。為考察人口集聚視角下交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市勞動生產(chǎn)率的影響，本文設(shè)定以下計量模型：

lnsclit=α0+α1lntfit+α2lnpopit+α3(lnpopit)2+α4lntfit×lnpopit+α5Xit+υt+εt

(1)

其中，被解釋變量lnsclit為城市勞動生產(chǎn)率，本文選取市轄區(qū)人均非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值衡量，即二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與二三產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員人數(shù)的比值，其中考慮到通貨膨脹等價格因素的影響，二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值以2006年為基期的各省實際居民價格指數(shù)平減得到；lntfit為市轄區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施水平，以人均城市道路面積(dlit)和每萬人公共汽(電)車數(shù)量(gqit)來衡量；lnpopit為市轄區(qū)人口密度，根據(jù)新經(jīng)濟地理學(xué)理論，只有達到足夠高的人口密度時集聚經(jīng)濟才能實現(xiàn)規(guī)模報酬遞增，而規(guī)模報酬遞增的微觀基礎(chǔ)需要中間投入的共享多樣化，通過完善的市場來增強企業(yè)和勞動力間的搜尋-匹配效率，這些產(chǎn)生于企業(yè)外部的規(guī)模經(jīng)濟將促進城市勞動生產(chǎn)率的提高。i和t分別代表各截面單位(城市)和年份，Xit為各控制變量，υt為不隨時間變化的固定效應(yīng)，εt為隨機誤差項。

本文選取城區(qū)常住人口密度衡量人口集聚程度，具體采用城區(qū)常住人口與建成區(qū)面積的比值進行計算。但是，在選取相關(guān)指標(biāo)時，由于《中國城市統(tǒng)計年鑒》的市轄區(qū)人口數(shù)據(jù)是以戶籍人口作為統(tǒng)計口徑，忽略了大量非戶籍暫住人口同樣在城市從事二三產(chǎn)業(yè)的工作，如選取城市統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)進行計算，該指標(biāo)會產(chǎn)生較大的偏誤，低估了實際經(jīng)濟活動區(qū)域的人口密度。為減少測量誤差對實證結(jié)果的影響，本文采用《中國城市建設(shè)統(tǒng)計年鑒》統(tǒng)計的城區(qū)常住人口(城區(qū)人口與城區(qū)暫住人口之和)數(shù)據(jù)衡量人口密度。雖然城區(qū)和建成區(qū)在地域概念上不完全一致，但結(jié)合已有研究的處理方法，常住人口數(shù)據(jù)通常被認為能夠更加準(zhǔn)確反映城市規(guī)模。此外，考慮到人口密度對勞動生產(chǎn)率同時存在集聚經(jīng)濟與集聚不經(jīng)濟雙重影響，單純衡量集聚經(jīng)濟對生產(chǎn)率的正向影響顯然是片面的，為了衡量人口過度集聚導(dǎo)致的要素價格上漲和交通擁堵造成的集聚不經(jīng)濟，本文在實證分析中引入人口密度平方項(lnpopit)2，以檢驗集聚不經(jīng)濟給城市勞動生產(chǎn)率增長帶來的負向影響。

(二)變量選擇

除了上述解釋變量，本文還選取以下控制變量：

1.信息化水平(hlw)，隨著電信基礎(chǔ)設(shè)施的完善，信息化水平提升能夠降低企業(yè)在相關(guān)產(chǎn)品和技術(shù)方面的交易成本，更有利于傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)升級改造和新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展，因此本文引入每萬人互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶數(shù)來衡量該地區(qū)信息化建設(shè)水平。

2.人均資本存量(k)，由于各統(tǒng)計年鑒未統(tǒng)計城市資本存量數(shù)據(jù)，本文以市轄區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資來替代資本存量，并參照單豪杰(2008)[28]的處理方法，對地級市市轄區(qū)的資本存量進行了估算，采用永續(xù)盤存法Kt=Kt-1(1-δ)+It計算固定資產(chǎn)投資五年增長率的人均資本存量(以2006年為基期)，并設(shè)定不變折舊率為10.96%。

3.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比(es)，已有研究表明城市規(guī)模增大的邊際效益隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由制造業(yè)向服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)變而增加，本文引入生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)-制造業(yè)就業(yè)比衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對城市勞動生產(chǎn)率的影響。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的細分行業(yè)劃分，本文參考《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T 4754-2011)的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，確定包含交通運輸倉儲和郵政業(yè)、信息傳輸計算機服務(wù)業(yè)、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)等六大類。已有研究證實，城市規(guī)模擴大的邊際收益將隨著生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚促進制造業(yè)升級而對城市勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生影響(柯善咨和趙曜，2014)[29]，學(xué)術(shù)界普遍認為中國服務(wù)業(yè)增加值被嚴重低估，采用產(chǎn)值衡量經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對城市勞動生產(chǎn)率的影響不準(zhǔn)確，因此本文選取生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)從業(yè)人數(shù)的比例衡量。

4.交通運輸成本(hyzl)，某地區(qū)的運輸成本決定了該地區(qū)的交通通達性，在已有交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平下，市場規(guī)模越大，貨物運載能力增加，則交通運輸?shù)某杀驹降?，勞動生產(chǎn)率越高。本文以全市人均公路、水運和民用航空貨運量來衡量。

5.公共交通通達性(kyzl)，發(fā)達的城市公交系統(tǒng)能夠縮短城市內(nèi)部空間距離，本文選取人均公共汽(電)車客運量衡量。需要說明的是，雖然軌道交通在城市日常出行中發(fā)揮著越來越重要的作用，但是截至2016年末，中國內(nèi)地僅30個城市開通城軌交通運營，考慮數(shù)據(jù)規(guī)模所限，未將軌道交通單獨納入變量指標(biāo)體系。

6.人力資本(edu)，人力資本不僅是影響經(jīng)濟增長的主要內(nèi)生動力之一，還會通過提升管理效率和創(chuàng)新效率影響城市勞動生產(chǎn)率。本文選取普通高等學(xué)校在校生占城區(qū)常住人口的比例(每萬人高等學(xué)校在校生人數(shù))來衡量。

7.政府干預(yù)程度(gov)，在中國特有的財政分權(quán)體制和官員晉升機制下，政府干預(yù)必然會對地方經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響，本文引入除科教支出外的財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量政府決策對城市勞動生產(chǎn)率的影響。

8.外商直接投資規(guī)模(fdi)，本文考慮加入外商直接投資規(guī)?？刂破鋵Τ鞘袆趧由a(chǎn)率的影響，選用市轄區(qū)當(dāng)年實際利用外商直接投資占當(dāng)年GDP的比重衡量，其中，運用當(dāng)年人民幣對美元的實際匯率對FDI數(shù)據(jù)進行換算。

表1 主要變量定義

(三)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

為保持地級市行政區(qū)劃的統(tǒng)一性和數(shù)據(jù)的完備性，本文選取研究樣本時刪除了部分地級市，如2011年新增的銅仁市和畢節(jié)市，2012年新增的三沙市，2014年新增的海東市，2015年新增的儋州市，2011年撤銷為縣級市的巢湖市以及數(shù)據(jù)缺失嚴重的拉薩市等。最終選取2006-2015年我國285個地級以上城市(不包括港、澳、臺)為研究樣本，城區(qū)常住人口密度、城區(qū)人口和城區(qū)暫住人口數(shù)據(jù)來自《中國城市建設(shè)統(tǒng)計年鑒》，人均資本存量數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》，其余數(shù)據(jù)均來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》。個別城市某年數(shù)據(jù)缺失，本文利用前后兩年做算數(shù)平均補齊得到平衡面板數(shù)據(jù)。其中，因缺少市級層面居民消費價格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，本文采用歷年各省級指數(shù)對名義變量做平減處理，調(diào)整為以2006年為基期的實際變量。表2是各變量的描述統(tǒng)計結(jié)果，為了保持數(shù)據(jù)平穩(wěn)性并消除異方差，除政府干預(yù)程度、外商投資規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比外，對其他變量進行自然對數(shù)處理。

本文核心解釋變量交通基礎(chǔ)設(shè)施的代理變量人均城市道路面積與被解釋變量經(jīng)濟增長的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.376，且在1%水平上顯著，說明交通基礎(chǔ)設(shè)施與城市勞動生產(chǎn)率之間存在正相關(guān)關(guān)系?？疾旖忉屪兞糠讲钆蛎浺蜃?VIF)，發(fā)現(xiàn)取值區(qū)間為[1.07,1.58]之間，遠小于最大容忍度10，說明不存在多重共線性。從表2可以看出，我國地級市人均道路面積最小值為0.02平方米，最大值為108.4平方米，均值為11.01平方米，說明中國地級市間交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展具有非均衡性特征。

表2 2006-2015年我國285個地級市數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計量

五 實證結(jié)果與分析

(一)全國層面回歸結(jié)果分析

在實證分析前，首先確定合理的計量分析模型。Breush-Pagan LM檢驗結(jié)果表明強烈拒絕不存在個體隨機效應(yīng)的原假設(shè)(P=0.0000)，認為隨機效應(yīng)估計優(yōu)于混合估計；Hausman檢驗結(jié)果顯著拒絕隨機效應(yīng)和固定效應(yīng)回歸系數(shù)無差異的原假設(shè)(P=0.0040)，綜上所述，認為選取固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機效應(yīng)模型。在確立個體固定效應(yīng)為基準(zhǔn)回歸基礎(chǔ)上，為了考察不可觀測的地區(qū)異質(zhì)性因素與時間變化是否會影響到估計結(jié)果，本文加入了時間虛擬變量，Wald檢驗表明，2006-2015年的時間效應(yīng)整體顯著(P=0.0000)，雙向固定效應(yīng)結(jié)果優(yōu)于個體固定效應(yīng)。

表3顯示了以lnsclit為被解釋變量的四種不同回歸結(jié)果的比較。其中，第二列為面板混合最小二乘法估計結(jié)果，第三列為隨機效應(yīng)估計結(jié)果，第四列為個體固定效應(yīng)估計結(jié)果，第五列為雙向固定效應(yīng)估計結(jié)果。個體固定效應(yīng)與雙向固定效應(yīng)估計結(jié)果均顯示，交通基礎(chǔ)設(shè)施系數(shù)顯著為負，與人口密度交互項系數(shù)在5%水平上顯著為正，這表明人口密度門檻效應(yīng)存在，因此選用雙向固定效應(yīng)模型進行回歸分析。

表3 不同回歸結(jié)果比較

(續(xù)上表)

變量混合回歸隨機效應(yīng)個體固定效應(yīng)雙向固定效應(yīng)(lnpop)2-0.053***-0.036***-0.027**-0.021**(-5.69)(-3.51)(-2.48)(-2.08)lndl0.142-0.107-0.205*-0.196*(1.04)(-0.91)(-1.70)(-1.75)dlpop0.002 0.022 0.031**0.028**(0.09)(1.51)(2.07)(2.00)lnhlw-0.030***0.041***0.060***0.008 (-2.75)(3.92)(5.41)(0.70)lnk0.251***0.237***0.220***0.157***(23.51)(18.60)(15.59)(9.68)es0.016***0.009***0.010***0.007***(5.02)(3.65)(3.76)(2.91)lnhyzl0.112***0.096***0.090***0.049***(12.28)(9.80)(8.52)(4.76)lnkyzl0.005 -0.011 -0.016 -0.026***(0.58)(-1.14)(-1.61)(-2.73)lnedu-0.084***-0.019*0.006-0.008(-9.69)(-1.75)(0.49)(-0.74)gov-1.645***-0.736***-0.540***-0.699***(-16.00)(-7.67)(-5.32)(-7.33)fdi-0.401 -0.248 -0.347 0.214 (-1.33)(-0.89)(-1.19)(0.78)Constant5.887***6.422***6.989***8.757***(9.08)(9.72)(9.98)(12.86)樣本數(shù)2758275827582758R20.438 0.396 0.400 0.490 F統(tǒng)計量178.4136.5112.3City FEYESYESYear FEYES

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平；括號內(nèi)數(shù)值為t統(tǒng)計量。下表同。

表4是整體樣本中以城區(qū)常住人口密度作為解釋變量的回歸結(jié)果，模型(1)、(2)和模型(3)、(4)分別以市轄區(qū)人均道路面積和每萬人擁有公共汽(電)車數(shù)量作為考察指標(biāo)，分析城市交通基礎(chǔ)設(shè)施水平對城市勞動生產(chǎn)效率的影響。就控制變量而言，人均資本存量的參數(shù)顯著為正，表明人均資本存量增加1個百分點，人均非農(nóng)產(chǎn)值增長約0.16個百分點，與理論預(yù)期相符。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比指標(biāo)的參數(shù)估計不僅在1%水平上顯著，而且比較穩(wěn)健，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對于平均人口密度的城市的勞動生產(chǎn)率提升具有顯著貢獻。城市人口密度越大，產(chǎn)業(yè)升級對城市經(jīng)濟發(fā)展的促進作用也越大。貨運總量和客運量估計系數(shù)在1%水平上顯著，城市的交通運輸成本越低，公共交通通達性越好，區(qū)位比較優(yōu)勢越明顯，在城市的貿(mào)易中越主動。政府干預(yù)對城市勞動生產(chǎn)率的影響在1%水平上顯著為負，說明政府干預(yù)對非農(nóng)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率提升具有顯著的負向影響。

電信基礎(chǔ)設(shè)施狀況、外商直接投資規(guī)模和人力資本對城市勞動生產(chǎn)率的影響在統(tǒng)計上不顯著。信息化水平的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，但在引入交互項前后其符號均為正，一定程度上說明良好的電信基礎(chǔ)設(shè)施可以降低要素流通的交易成本，提高城市勞動生產(chǎn)率。外商直接投資規(guī)模系數(shù)為0.214，但不顯著，可能的原因是：首先，從全國整體情況來看，外商投資在中國的空間分布極不均衡，大量投資集中在東部地區(qū)和大型城市，而中西部地區(qū)和中小型城市能夠吸引的外商投資較少，導(dǎo)致從整體樣本來看外商投資水平的影響效果并不顯著；其次，本地外商投資對城市經(jīng)濟增長的影響，不足以衡量物質(zhì)資本對生產(chǎn)率的推動。從理論角度來說，人力資本越豐富，城市的勞動生產(chǎn)效率會呈現(xiàn)升高趨勢，而本文人力資本對勞動生產(chǎn)率的影響參數(shù)不顯著，這可能是由于本文選取普通高等學(xué)校在校生人數(shù)衡量的人力資本代表了較高層次的人力資本水平，盡管我國當(dāng)前的經(jīng)濟技術(shù)水平已達到人力資源較為豐富的水平，但較高層次的人力資本并未有效轉(zhuǎn)化，導(dǎo)致對城市生產(chǎn)率的影響不顯著。

表4 全國城市數(shù)據(jù)的雙向固定效應(yīng)模型估計結(jié)果

(續(xù)上表)

變量人均城市道路面積模型(1)模型(2)每萬人擁有公共汽(電)車模型(3)模型(4)lnhyzl0.049***0.049***0.049***0.049***(4.77)(4.76)(4.77)(4.80)lnkyzl-0.026***-0.026***-0.023**-0.023**(-2.77)(-2.73)(-2.41)(-2.35)lnedu-0.009 -0.008-0.008 -0.009 (-0.79)(-0.74)(-0.74)(-0.78)gov-0.700***-0.699***-0.699***-0.700***(-7.33)(-7.33)(-7.32)(-7.34)fdi0.216 0.2140.235 0.218 (0.78)(0.78)(0.85)(0.79)Constant8.354***8.757***8.368***8.609***(12.84)(12.86)(12.86)(12.97)樣本數(shù)2758275827582758R20.489 0.490 0.489 0.490 F統(tǒng)計量117.6112.3117.5112.1City FEYESYESYESYESYear FEYESYESYESYES

本文重點考察不同人口集聚程度下交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市勞動生產(chǎn)率的影響，根據(jù)表4模型(1)與模型(3)的回歸結(jié)果可以看出，在不引入交互項時，交通基礎(chǔ)設(shè)施水平對城市勞動生產(chǎn)率影響不顯著，但人均城市道路面積符號為正，每萬人擁有公共汽(電)車符號為負，一定程度上反映了人均道路面積增加對人口集聚有正向作用，而每萬人公共汽(電)車數(shù)量的增加有利于人口擴散；在引入交互項后，人均城市道路面積和每萬人公共汽(電)車參數(shù)顯著為負，與人口密度交互項的回歸系數(shù)顯著為正，說明交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市勞動生產(chǎn)率存在人口密度門檻，即當(dāng)人口密度較低時，交通基礎(chǔ)設(shè)施供給增加會抑制勞動生產(chǎn)效率的提高，而跨越了人口密度門檻的城市勞動生產(chǎn)率會隨著交通基礎(chǔ)設(shè)施供給規(guī)模的增加而提高，這與本文的理論預(yù)期相符。具體來看，當(dāng)城市人口密度較低時，其經(jīng)濟活動的密度也相對較低，交通基礎(chǔ)設(shè)施供給增加將導(dǎo)致經(jīng)濟活動進一步分散，部分企業(yè)缺少上下游產(chǎn)業(yè)鏈支撐和與之匹配的勞動力供給，企業(yè)間甚至全產(chǎn)業(yè)交易成本升高，導(dǎo)致城市整體生產(chǎn)率下降。模型(2)的參數(shù)估計意味著?lnscl/?lndl=-0.196+0.028lnpop，由此可知我國城市從人均道路面積提高中獲得效率增長的門檻密度為1096人/平方公里，低于該門檻密度的城市中，交通基礎(chǔ)設(shè)施供給增加反而導(dǎo)致城市經(jīng)濟效率下降。利用模型(4)的參數(shù)估計值也可以得到?lnscl/?lngj=-0.189+0.022lnpop，說明每萬人擁有公共汽(電)車數(shù)量對城市勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響的門檻密度為5382人/平方公里。

人口密度對城市勞動生產(chǎn)率將產(chǎn)生先上升后下降的倒“U”型影響，隨著人口密度的增加，城市勞動生產(chǎn)率的邊際效益升高，在交通基礎(chǔ)設(shè)施水平提高的疊加作用下，人口密度對城市勞動生產(chǎn)率的邊際效益產(chǎn)生更顯著的推動作用，當(dāng)人口密度達到足夠高的水平，要素的中間投入實現(xiàn)共享多樣化，企業(yè)和勞動力的搜尋-匹配效率提升，在一定空間結(jié)構(gòu)內(nèi)逐步實現(xiàn)集聚經(jīng)濟的規(guī)模報酬遞增，產(chǎn)生正的經(jīng)濟外溢，有利于城市勞動生產(chǎn)率的提高。但倒“U”型影響說明人口密度對城市勞動生產(chǎn)率的正向影響存在最優(yōu)門檻密度，當(dāng)人口密度提高到一定水平后，過度集聚將超越城市的資源承載力，集聚不經(jīng)濟效益會超過集聚經(jīng)濟效益，經(jīng)濟活動對城市勞動生產(chǎn)率逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)樨撓蛴绊憽?/p>

與此同時，交通基礎(chǔ)設(shè)施供給增加產(chǎn)生的集聚效應(yīng)，對城市勞動生產(chǎn)率的邊際正向影響是不斷提高的。根據(jù)模型(2)，?lnscl/?lnpop=0.302-2×0.021lnpop+0.028lndl，以及2015年lndl的平均值為2.22，可計算出以平均值而言，在人均道路面積的供給下，城市勞動生產(chǎn)率達到最優(yōu)水平的城區(qū)常住人口密度為5828人/平方公里。2015年全國285個地級市中，僅有55個城市的人口密度超過最優(yōu)人口密度，說明當(dāng)前我國城市普遍存在空間擴張過快、人口集聚不足的問題，而隨著交通基礎(chǔ)設(shè)施供給水平的提高，城市最優(yōu)人口密度也將不斷升高。

(二)按地區(qū)分類的實證結(jié)果分析

為了研究人口集聚視角下交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市勞動生產(chǎn)率的影響是否存在區(qū)域差異，本文將2006-2015年的城市樣本數(shù)據(jù)劃分為東部、中部和西部地區(qū)[注]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、海南；中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；其他省市劃分為西部地區(qū)。，分別進行回歸分析。表5顯示的是以人均城市道路面積作為交通基礎(chǔ)設(shè)施代理變量的實證估計結(jié)果。

從表5可以看出，集聚經(jīng)濟溢出效應(yīng)僅在我國中部地區(qū)對城市經(jīng)濟增長具有顯著性，說明中部大部分地區(qū)仍主要為蔓延式的城市增長模式，東部和西部地區(qū)的估計系數(shù)不顯著。但是從參數(shù)的正負來看，東部地區(qū)城市經(jīng)濟增長模式已趨于理性，而西部地區(qū)顯現(xiàn)出蔓延式增長趨勢。在人口密度、人均道路面積以及兩者交互作用的參數(shù)估計中，僅東部地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市勞動生產(chǎn)率的正向影響存在門檻，說明東部地區(qū)人口密度已跨過最低門檻，交通基礎(chǔ)設(shè)施供給的進一步提高能夠抵消過度集聚產(chǎn)生的集聚不經(jīng)濟效益，人口密度最低門檻隨著交通基礎(chǔ)設(shè)施的供給而升高。中部地區(qū)三變量的參數(shù)估計方向與表4結(jié)果一致，但交通基礎(chǔ)設(shè)施和交互項的參數(shù)估計均不顯著，這可能是由于中部地區(qū)人口密度普遍未達到門檻，此時交通基礎(chǔ)設(shè)施供給增加產(chǎn)生了分散效應(yīng)，而在其他推動經(jīng)濟增長因素的作用下，該分散效應(yīng)并不足以影響城市人口集聚產(chǎn)生的集聚效應(yīng)。西部地區(qū)人口密度參數(shù)為正但不顯著，人均道路面積參數(shù)在5%水平上顯著為正，但交互項估計參數(shù)在5%水平上顯著為負。2015年，東部地區(qū)平均人均道路面積為11.87平方米，中部地區(qū)為11.83平方米，西部地區(qū)為7.87平方米，西部地區(qū)整體交通基礎(chǔ)設(shè)施供給水平落后于東部和中部地區(qū)。受西部大開發(fā)政策扶持，西部地區(qū)在2006-2015年間交通基礎(chǔ)設(shè)施條件不斷完善，東部沿海地區(qū)向西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移速度加快，交通基礎(chǔ)設(shè)施供給增加為西部地區(qū)城市勞動生產(chǎn)率升高做出了顯著貢獻；而由于西部與中東部地區(qū)相比，城市化水平略低，交通基礎(chǔ)設(shè)施供給增加產(chǎn)生的分散效應(yīng)超過了人口總量增加產(chǎn)生的集聚效應(yīng)。

表5 按地區(qū)分類的雙向固定效應(yīng)模型估計結(jié)果

(續(xù)上表)

變量東部地區(qū)模型(5)模型(6)中部地區(qū)模型(7)模型(8)西部地區(qū)模型(9)模型(10)lndl-0.059*-0.576**0.035-0.1360.0200.378**(-1.72)(-2.11)(1.39)(-0.77)(0.75)(2.11)dlpop0.066*0.021-0.046**(1.91)(0.99)(-2.02)lninf-0.016-0.0140.0160.0180.0210.018(-1.06)-(0.95)(0.71)(0.81)(0.95)(0.80)lnk0.051*0.052*0.192***0.190***0.184***0.183***(1.88)(1.90)(7.24)(7.16)(5.83)(5.80)es0.157***0.159***0.0060.0050.005*0.005*(6.72)(6.77)(1.26)(1.24)(1.89)(1.92)lnhyzl0.087***0.085***0.031*0.031**0.026*0.025(3.57)(3.47)(1.95)(1.98)(1.68)(1.62)lnkyzl-0.059***-0.059***-0.013-0.012-0.007-0.006(-3.46)(-3.46)(-0.86)(-0.78)(-0.45)(-0.41)lnedu-0.003-0.002-0.023-0.022-0.004-0.007(-0.18)(-0.12)(-1.00)(-0.97)(-0.16)(-0.31)gov-0.664***-0.698***-1.279***-1.275***-0.117-0.136(-2.68)(-2.82)(-10.24)(-10.20)(-0.72)(-0.84)fdi0.1550.216-0.685-0.6870.0760.108(0.39)(0.54)(-1.57)(-1.58)(0.10)(0.13)Constant11.979***13.160***7.813***8.092***8.938***8.564***(9.62)(9.48)(8.70)(8.59)(6.55)(6.23)樣本數(shù)1003100310701070685685R20.3700.3720.626 0.6260.5720.575 F統(tǒng)計量25.8524.8778.7575.0539.5338.03City FEYESYESYESYESYESYESYear FEYESYESYESYESYESYES

(三)穩(wěn)健性檢驗與進一步探討

上文估計結(jié)果中，盡管固定效應(yīng)能夠解決個體異質(zhì)性問題，從而得到參數(shù)的一致估計，有效地解決了混合估計和隨機效應(yīng)模型無法處理的遺漏變量問題。但固定效應(yīng)模型估計的一致性要求解釋變量與隨機擾動項無關(guān)，即解釋變量外生性假定，但如果回歸中包含內(nèi)生解釋變量，可能會導(dǎo)致估計系數(shù)有偏或不一致。人口密度作為本文的門檻效應(yīng)變量，可能存在內(nèi)生性問題，主要是由于人口集聚與城市勞動生產(chǎn)率提高之間的聯(lián)立性偏誤問題，即人口集聚與生產(chǎn)率提高之間存在著雙向因果關(guān)系。人口的集聚效應(yīng)促進了城市勞動生產(chǎn)率的提高，城市勞動生產(chǎn)率提高反過來又成為吸引更多外來人口涌入城市的誘因?？紤]到該誘因可能改變交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市勞動生產(chǎn)率的影響，本文采用門限回歸模型進行穩(wěn)健性檢驗。

表6 以人口集聚為門限的門限模型回歸結(jié)果

通過對以人口集聚為門限變量、交通基礎(chǔ)設(shè)施為核心變量的門限模型進行回歸，得出交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市勞動生產(chǎn)率的推動作用會受到人口集聚的門限作用，跨越了人口集聚門限后的城市勞動生產(chǎn)率隨交通基礎(chǔ)設(shè)施規(guī)模的增加而提高，結(jié)果具有穩(wěn)健性。門限回歸的結(jié)果與加入交叉項的面板回歸結(jié)果相類似，人口密度對城市勞動生產(chǎn)率同樣呈現(xiàn)先上升后下降的倒“U”型影響。從表6可以看出，當(dāng)人口密度未達到門限值時，人均城市道路面積參數(shù)為正但不顯著，越過門限值后，估計參數(shù)在1%水平上顯著為正，這與模型(2)結(jié)果一致。在門限值以下，每萬人公共汽(電)車在5%水平上顯著為負，越過門檻值后，參數(shù)為正但不顯著。這說明當(dāng)人口密度位于門限值以下時，每萬人公共汽(電)車數(shù)量增加會加劇人口擴散，從而導(dǎo)致經(jīng)濟活動分散，最終造成城市勞動生產(chǎn)率下降，與模型(4)結(jié)果一致。

六 結(jié)論與政策啟示

隨著人口集聚和城市化進程的加快，交通基礎(chǔ)設(shè)施已從單純保障生產(chǎn)逐步發(fā)展為國民經(jīng)濟增長的重點和驅(qū)動力，是反映區(qū)域自身發(fā)展要素稟賦優(yōu)劣的重要指標(biāo)。交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對區(qū)域經(jīng)濟增長的推動作用愈發(fā)顯著，尤其是黨的十九大后我國明確建設(shè)交通強國的宏偉目標(biāo)，推動交通運輸系統(tǒng)高質(zhì)量發(fā)展被提升到國家戰(zhàn)略目標(biāo)。在當(dāng)前國家大力推進新型城鎮(zhèn)化和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略背景下，許多城市借政策扶持開展與地區(qū)經(jīng)濟增長不相匹配的交通基礎(chǔ)設(shè)施投資和建設(shè)，片面追求城市空間結(jié)構(gòu)擴大，尤其是一些人口密度較低的地區(qū)，造成地方財政負擔(dān)的同時也一定程度抑制了生產(chǎn)效率提高。本文理論部分首先論證了人口集聚存在差異的情況下交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市勞動生產(chǎn)率的影響機制，然后利用2006-2015年我國285個地級以上城市的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行實證分析，得到了如下主要結(jié)論：(1)交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市勞動生產(chǎn)率的影響存在人口密度門檻效應(yīng)，人均城市道路面積增加對城市勞動生產(chǎn)率正向影響的最低門檻是1096人/平方公里，在低于該門檻密度的城市，人均道路面積的增加會進一步分散經(jīng)濟活動，企業(yè)甚至全產(chǎn)業(yè)交易成本上升，不利于獲得集聚經(jīng)濟效益，阻礙城市勞動生產(chǎn)率的提高；跨過門檻密度后，人均城市道路面積供給增加將有利于提升集聚經(jīng)濟效益產(chǎn)生規(guī)模報酬遞增效應(yīng)，同時緩解城市由于人口過度集聚導(dǎo)致的集聚不經(jīng)濟效應(yīng)。相似的結(jié)論在以每萬人擁有公共汽(電)車數(shù)量為參數(shù)衡量的估計結(jié)果中也得到證實。(2)人口集聚對城市勞動生產(chǎn)率的影響呈倒“U”型特征，且隨著交通基礎(chǔ)設(shè)施供給增加，人口密度增加獲得的邊際報酬隨著集聚程度的升高而遞增，這反映了交通基礎(chǔ)設(shè)施供給水平匹配人口密度是集聚經(jīng)濟實現(xiàn)的必要條件。(3)按地區(qū)分類的分析結(jié)果表明，人均城市道路面積供給增加使城市勞動生產(chǎn)率提高的人口密度門檻在不同地區(qū)間存在較大差異。東部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市勞動生產(chǎn)率的正向效應(yīng)顯著；中部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施供給增加相對人口集聚為城市勞動生產(chǎn)率帶來的正向效應(yīng)不顯著，存在交通基礎(chǔ)設(shè)施供給不足問題；西部地區(qū)由于政策扶持影響，在樣本年間交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展迅速，由于人口密度過低，存在著交通基礎(chǔ)設(shè)施供給過度等問題。

地級及以上城市是我國城市體系中的中樞和骨干，也是我國新型城鎮(zhèn)化的核心陣地，提高地級及以上城市的人口集聚有利于實現(xiàn)集聚經(jīng)濟效益，推動城市經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。本文的實證結(jié)果為進一步推動城市經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展和提升城市勞動生產(chǎn)率提供了以下經(jīng)驗證據(jù)：

首先，我國城市體系呈扁平化發(fā)展，少數(shù)大城市集中了大量人口，大多數(shù)中小城市空間結(jié)構(gòu)與人口集聚程度不匹配。超大城市經(jīng)濟總量大，人口承載力已接近臨界值，投資增速放緩，提升服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率，通過市場建立集聚經(jīng)濟與勞動生產(chǎn)率提高的互動關(guān)系，實現(xiàn)新舊動能轉(zhuǎn)換是超大城市和經(jīng)濟高度發(fā)達地區(qū)將來經(jīng)濟增長的主要方向；而對于中小城市而言，仍處于人口集聚階段，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)足夠承載更多的人口流入，地方政府應(yīng)當(dāng)發(fā)揮優(yōu)勢吸引人口流入，為企業(yè)提供技術(shù)交流與要素流動環(huán)境，使全產(chǎn)業(yè)共享中間投入多樣化帶來的交易成本下降，與城市經(jīng)濟增長實現(xiàn)良性互動。

其次，我國多數(shù)城市人口城市化顯著滯后于空間城市化，城市人口集聚程度普遍低于交通基礎(chǔ)設(shè)施供給水平。在城市規(guī)劃過程中，不再“攤大餅”式發(fā)展，把握科學(xué)的開發(fā)強度，把控好城市建設(shè)與人口集聚的節(jié)奏，尤其對于人口流入緩慢甚至人口流出地區(qū)，應(yīng)當(dāng)建立更加健全、科學(xué)的審核建設(shè)用地供應(yīng)調(diào)控機制，逐漸探索城市用地“多主體供應(yīng)”，引導(dǎo)城鎮(zhèn)實現(xiàn)空間結(jié)構(gòu)合理化，構(gòu)建城鄉(xiāng)統(tǒng)一的建設(shè)用地市場，保障土地的集約式利用。

再次，長期以來地方政府主導(dǎo)資源配置的方式一定程度上阻礙了經(jīng)濟效率的提升，追求效益最大化過程中，應(yīng)根據(jù)人口流動方向配置交通基礎(chǔ)設(shè)施資源，關(guān)注市場失靈的同時，為要素流動創(chuàng)造良好的競爭環(huán)境，發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用。人口集聚程度較低的城市，應(yīng)適度控制交通基礎(chǔ)設(shè)施的供給規(guī)模，如城市道路網(wǎng)向外延伸、公交汽車線路盲目增加等，避免交通基礎(chǔ)設(shè)施過度擴張帶來的城市勞動生產(chǎn)率損失；而對于人口集聚度高的城市，應(yīng)根據(jù)人口集聚實際情況提高交通基礎(chǔ)設(shè)施投資水平，科學(xué)增設(shè)城市道路基礎(chǔ)設(shè)施，提升公共交通運輸能力，有針對地緩解因集聚不經(jīng)濟產(chǎn)生的負外部性。

最后，從區(qū)域差異來看，由于國家的區(qū)域政策傾斜和地方政府的非理性投資，西部地區(qū)部分城市出現(xiàn)了交通基礎(chǔ)設(shè)施過度供給情況；中部地區(qū)人口集聚對城市經(jīng)濟增長起到顯著促進作用，但交通基礎(chǔ)設(shè)施供給水平相對較低，存在供給不足等問題。針對此現(xiàn)狀，西部地區(qū)可將經(jīng)濟工作重點由擴大交通基礎(chǔ)設(shè)施投資，調(diào)整為提高人口集聚程度、提升城市緊湊度和發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)等方面；中部地區(qū)應(yīng)根據(jù)人口集聚程度科學(xué)增加交通基礎(chǔ)設(shè)施和公共交通資源配置，推動區(qū)域間基礎(chǔ)設(shè)施一體化程度，實現(xiàn)集聚經(jīng)濟效益最大化。