知識服務業影響新型城鎮化的門檻效應分析

邵慧敏，秦德智，咸豐茂

（1.云南師范大學 經濟與管理學院，昆明 650500；2.云南大學 工商管理與旅游管理學院，昆明 650091；3.昆明理工津橋學院 電氣與信息工程學院，昆明 650106）

0 引言

大多數學者認為，城鎮化或城市化是一個舶來品，源自英文Urbanization。城市化普遍接受的定義是農村人口向城市集中的過程，其過程中包含了社會、人口、空間、經濟轉化等多方面內容，是人類生活方式、產業結構、地域空間的變化過程。城市化基礎理論先后出現了產業結構順序轉換理論、兩部門模型、結構學派、中心外圍模型以及城市化和分工研究模型[1]。城市化作為一種歷史過程，其和很多因素存在一定的相關性，與城市結構和功能轉變也密切相關[2]。而在此轉換過程中，農村的資源會不斷地流入城市，相關服務產業和第三產業開始大量的向城鎮聚集，而城市生活方式也會流入農村[3]。我國自2001年首次提出城鎮化戰略以來，國內學者對城鎮化發展的基本方式和路徑進行了廣泛研究，成果較為豐富。許多學者從不同視角提出了我國城鎮化的發展路徑，這些路徑往往強調市場[4]、人口[5]、政府[6]、制度[7]等要素對于促進城鎮化的重要作用，并在此基礎上提出城鎮化的動力機制[8]、發展模式[9]、水平評估[10]及其對經濟社會的影響[11]。

由以上文獻分析可知，城鎮化已成為我國一項重要的發展戰略，對于城鎮化建設的動力機制，主要還是突出土地、規劃、產業、人口的城鎮化，較少考慮知識因素，知識服務業在推動城鎮化建設中所起的作用很少有學者問津。本文認為知識服務對新型城鎮化溢出效應的發揮是一個錯綜復雜的過程，需要橫跨一定的門檻，才能發揮其更好的作用。為此，本文試圖探討知識服務業對新型城鎮化建設的影響，在分析其作用機理的基礎上構建門檻效應估計模型，進而探尋知識服務業發展推動城鎮化發展對策。

1 作用機理分析

知識不同于其他生產要素，它是無形的，可以滲透到社會生活的各個領域，成為社會的“基本的資源”。知識服務業主要通過影響經濟增長、產業結構、制度變遷及人口遷移等進而推動新型城鎮化進程。具體作用機理分析如下：

（1）提高知識服務聚集度加速區域經濟增長

對已有的城鎮化理論進行梳理后發現其中有一共同觀點，即城鎮化的程度與該區域在經濟增長方面的表現存在正向映射聯系，經濟取得增長會通過直接或間接的方式正向助力于城鎮化水平的提高，而城鎮化水平的提高又會進一步加速區域經濟增長，形成良性循環。在經濟增長影響因素中，知識服務為學術界公認的主要因素之一，其集合了資本與技術，能以不同方式對經濟增長產生顯著影響，進而在城鎮化發展進程中起到強大的助推作用。知識服務具有集聚效應和乘數效應，以上效應會進一步加速經濟增長，使其前后向關聯與帶動作用愈發強大[12]。

（2）加大知識服務投入量優化產業結構

究其根本，城鎮化的顯著特征就是人口比例、國民經濟構成比例的重新調整，農村人口占比下降，農業活動、農業經濟占比下降，城市人口占比上升，非農活動、非農經濟占比上升。伴隨經濟全球化，技術和產業在國與國之間、地區與地區的流轉日趨頻繁，知識服務在這個過程中發揮紐帶效用，能夠產生顯著效用作用于產業結構，加速傳統農業經濟的解體，促使其優化與升級，同時不斷推動非農經濟的發展，進而推動城鎮化發展。同時，我國目前已經實現了工業現代化，但是城鎮化仍處于低水平，這個時期工業的投入和發展對于城鎮化的驅動力已經減弱，第三產業成為新的動力源，而知識服務對于第三產業投入的傾斜有效促進了第三產業的興起與擴張，知識服務能夠在新一輪的城鎮化進程中發揮重要效用。

（3）擴大知識服務制度環境影響力推進區域制度變遷

知識服務會對原有的制度環境產生沖擊效用，會影響和引導該區域發生制度變遷；而此種制度變遷的合理推進，會使一個具有區位優勢特性的地區保持領頭羊態勢，吸引更大規模的知識服務。由此可以看出，知識服務、制度變遷、觀念轉變同區域城鎮化之間相互關聯、環環相扣。通常來講，一個良好的制度環境能夠顯著降低該區域的投資成本，對于知識服務的吸引力顯著增加，反之成立。知識服務在進入一個區域后，會使該區域外部制度環境發生顯著變化，進而使該區域內各經濟主體之間的利益格局發生重構，這又會進一步加速該區域重塑更良性的制度環境，最終正向作用于城鎮化，形成三方互動格局。

（4）新增知識服務就業機會吸納農業轉移人口

大量農村人口由農村遷移到城市，對城鎮化建設起到了一定推動作用，城市地區經濟、文化的發展能夠使大量農村人口得以消納，使之轉化為城市人口，雖然城鎮化是一個復雜的系統，不能簡單的理解為人口城鎮化，但不能否認的是，人口遷移帶來的農村人口和城市人口的重新配比是城鎮化進程的一個重要特征。知識服務能夠對城市經濟增長產生促進效用，創造更多的就業機會以吸納向城市遷移的區域外勞動力和農村剩余勞動力，使城鎮化水平得以顯著提升。與此同時，知識服務對于人們既有的就業觀念產生了巨大的沖擊，并引導就業政策的調整及優化，吸納更多的農村人口走上就業崗位。

2 模型設定、變量選取和數據來源

2.1 模型設定

本文研究時選擇了門檻回歸模型，而單一門檻值的這種模型[13]表達式如下:

其中，Yt表示城鎮化率，β1、β2表示估計參數，Xt為投入的知識服務業指標變量，ηt為門限變量（即解釋變量Xt的一部分），γ為待估計的門限值，μt表示為Xt不相關的誤差擾動項，t=1，2，…，8。

為了對變量的非線性門檻效應進行分析，本文選擇的門檻變量為知識服務業的發展指標Xt。而在實際的城鎮化過程中，不同地區的知識服務業水平并非相同的，因而在模型分析過程中，將μt設置為誤差項，把Xt作為核心變量，所得模型如下:

其中，1(·)為示性函數，其數值根據括號中表達式的真假而取1和0。

而在估計服務投入指標過程中，主要根據此門檻效應方程的待估參數值，在此基礎上檢驗知識服務業對這種城鎮化的門檻效應。

為找出最優門限值r*，即SSE()r，本文在一定的統計分析基礎上確定出最小的殘差平方和SSE()r。

為驗證知識服務業的這種門檻效應是否存在，本文選擇了自舉樣本法來分析檢驗。

建立零假設假設:H0:β=β0

備擇假設為:H0:β≠β0

建立F統計量檢驗零假設:

SSE0代表零假設時，不存在門檻效應殘差平方和;代表在備擇假設條件下存在門檻效應的殘差平方和;表示殘差的方差。

SSE(r)表示零假設條件下的殘差平方和。定義:時拒絕零假設檢驗，相反則接受;a表示漸進分布LR()r0的漸近分布水平。

本文在檢驗知識服務業的這種門檻效應過程中，通過此門檻回歸模型進行減壓，相應的模型如下:

此外，考慮到城鎮化與農業之間的影響關系，而增加了C作為控制變量，C具體包括農村居民人均GDP和農業固定資產投資GIP。

2.2 變量選取與數據來源

（1）被解釋變量

為了滿足數據分析要求，本文的被解釋變量也就是因變量通過城鎮化水平的城鎮化率指標表示，此處用Yt表示。

（2）門檻變量

這種變量也就是知識服務業的發展水平指標，指標可以根據此類人員數占第三產業從業人員數的比重確定出，此處用Xt表示。本文在設置知識性指標時選擇了知識服務業的發展水平，且選擇此指標作為門限變量。接著在此基礎上估計門限值以此用來反映知識服務業和城鎮化率之間的關系。

（3）控制變量

考慮到新型城鎮化影響因素的多元性與數據的可得性，本文選擇農業人均GDP和農業固定資產投資GIP兩個指標作為控制變量。本文采用了《中國統計年鑒（2017）》《中國第三產業統計年鑒（2017）》《中國科技統計年鑒（2017）》等相關原始數據對2001—2015年中國31省的面板數據進行了回歸。

3 實證分析

3.1 估計結果及分析

為檢驗知識服務業的這種門檻效應，本文在估計過程中選擇了Stata13.0軟件，且通過其中的數據進行模型分析，相關的變量的具體情況如表1所示。

表1 變量基本統計特征 （單位:%）

而在此分析過程中，為了對知識服務業的這種門檻效應進行研究，而建立了單門檻效應估計模型，且通過其檢驗分析。

此外，為了方便研究，而對全部變量對數處理，這對提高檢驗結果的穩健性也有一定的幫助。在檢驗中，本文先對門檻值是否存在進行了研究，發現在5%水平上存在1個門檻值，其值為0.27977，置信區間為[0.0139，0.7580]。接著還對雙重門檻的存在與否進行了檢驗。結果發現在10%水平上也存在這種門檻，其值為0.40127，置信區間為[0.0344，0.6733]。而根據此結果可以判斷出，城鎮化建設的效果和知識服務業的從業人數的占比存在一定的相關性。也就是說，知識服務業的從業人數占整個第三產業就業人數的總體比重不同，城鎮化建設的效果就不同。在此基礎上對原模型再進行門檻回歸的分析，結果如表2所示。

表2 面板門檻模型解釋變量及其參數估計回歸結果

其中，可決系數R2為0.8343，F統計量為224.220，這充分說明知識服務業對我國新型城鎮化產生門檻效應的驗證與研究是可行的。對于城鎮化率的兩個門檻值分別為0.27977和0.40127，即當知識服務從業人數占整個第三產業就業人數的比重低于0.27977時，知識服務業對城鎮化率存在積極作用(β00＞0)，在10%水平上顯著；當知識服務從業人數占整個第三產業就業人數的比重介于0.27977與0.40127之間時，β01=0.2696，這說明知識服務業發展指標每增加1%，城鎮化率增加0.2696%，且增加具有平穩、顯著性；而如果此種人數的占比高于0.40127時，β02=0.6733，知識服務業對我國新型城鎮化率影響水平就顯著的提高，前者每增加1%，后者則增加0.6733%。

3.2 穩健性檢驗

為滿足回歸分析結果的可靠性要求，應該檢驗所得結果的穩定性，本文應用了逐個剔除方法，對相關變量進行剔除（模型2剔除了lnGIP，模型3進一步剔除了lnGDP），和最初結果對比分析，所得結果如表3所示：

表3 面板門檻模型回歸穩健性檢驗結果

從表3可以看出，將lnGIP和 lnGDP控制變量剔除之后，模型的擬合優度系數的顯著性有一定幅度的降低，不過知識服務業的這種門檻效應依然是明顯存在的，也可判斷出原模型估計結果滿足穩定性要求。

3.3 各地區的門檻狀態

分析知識服務業指標（Xt）的門限值，根據統計數據的平均值對該指標數據進行分類，所得結果如表4所示。

表4 面板門檻分類結果

4 結論

統計結果表明，在樣本研究期間內，知識服務業和城鎮化率之間存在明顯的正相關關系，且表現出一定的雙重門檻效應，二者之間表現出非線性關系；前者在跨過門限值時，城鎮化率就開始大幅度的提高。基于以上結論，綜合考慮知識服務業促進新型城鎮化建設的作用機理，提出如下啟示：（1）完善知識服務產業體系。知識服務業不直接參與產品生產，而是通過高新技術、信息、知識、管理為城鎮化建設提供服務，從而實現城鎮化建設質量的提高。在構建知識服務業產業體系的過程中，需要將與城鎮化建設相關的工業、服務業嵌入到知識活動中。（2）建立知識服務業創新驅動機制。提高知識服務業自主創新能力，重點建設一批知識服務創新基地，促進當地企業的重點發展，且為知識服務業發展起到推動作用。且在此基礎上推動相關的小微企業的集群發展，發揮中小企業的規模效應和集聚效應。優化市場環境，完善市場機制，發揮市場對知識服務業整個產業創新鏈的拉動作用。（3）優化知識服務業發展的政策環境。知識服務業的發展要求政府打造良好的軟環境。鑒于知識服務業中的技術、信息、金融等產業形式具有無形性、伴生性的特點，需要政府建立和完善相關的法律法規，構建完善的產業政策體系，以保護和促進服務知識的生產和流通，從而服務于新型城鎮化建設。（4）建立和完善知識服務人才培養和流動政策。新型城鎮化建設需要知識服務業的支撐，也就有賴于大量的懂科技、懂經營的復合型人才。一方面可通過高等院校和職業學校加大人才培養力度，建立農業知識服務人才培訓體系。另一方面，可建立健全知識服務人才流動機制，建立人才信息庫和人才評價體系，促進人才在各地區、各部門的有序流動。