交通基礎設施建設與城市全要素生產(chǎn)率增長及其收斂

摘 要：城市全要素生產(chǎn)率（TFP）增長及其收斂性，是衡量高質(zhì)量發(fā)展和走向共同富裕的重要指標。基于索洛余值法計算TFP，使用β-收斂模型和面板空間計量方法，對2003—2019 年以路網(wǎng)密度為代表的交通基礎設施建設如何影響城市TFP 增長以及TFP 的收斂性進行實證分析。研究發(fā)現(xiàn)：TFP 對城市經(jīng)濟增長的平均貢獻率由2003 年的4%上升到2019 年的8%;交通基礎設施建設既能夠促進城市TFP 增長，也能夠促進城市TFP 收斂，且路網(wǎng)密度對城市TFP 平均增速的邊際貢獻率為8. 3%。路網(wǎng)建設主要通過同行業(yè)內(nèi)的市場競爭實現(xiàn)本地TFP 的增長，對鄰近城市的TFP 增長則具有抑制作用。研究表明，完善城市間功能分區(qū)規(guī)劃，促進城市間產(chǎn)業(yè)的多樣性，通過市場擴張助推產(chǎn)業(yè)集聚，是實現(xiàn)城市經(jīng)濟走向高質(zhì)量發(fā)展和均衡發(fā)展的關鍵。

關鍵詞：全要素生產(chǎn)率;交通基礎設施;區(qū)域經(jīng)濟收斂;高質(zhì)量發(fā)展;共同富裕

中圖分類號：F294. 3 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2024）04-0027-08

全要素生產(chǎn)率（TFP）是否提高，是衡量一個地方經(jīng)濟增長是否具有效率和可持續(xù)性的重要標準;地方全要素生產(chǎn)率的增長是否收斂，是估計各地技術(shù)進步不平等程度演進的主要方法。黨的二十大報告指出，實現(xiàn)全體人民共同富裕是中國式現(xiàn)代化的本質(zhì)要求，并將高質(zhì)量發(fā)展作為全面建設社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務。2023 年9 月，習近平總書記在黑龍江考察時首次提出“新質(zhì)生產(chǎn)力”。新質(zhì)生產(chǎn)力是以全要素生產(chǎn)率大幅提升為核心標志的生產(chǎn)力。在這個意義上，全要素生產(chǎn)率的提高意味著經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升，而全要素生產(chǎn)率的區(qū)域間收斂，則表明中國經(jīng)濟正在邁向高質(zhì)量發(fā)展的共同富裕。

伴隨著經(jīng)濟高速穩(wěn)定增長，中國的交通基礎設施建設也取得了重大成就。古典和新經(jīng)濟增長理論都把基礎設施建設視為經(jīng)濟增長的重要推動力。交通基礎設施建設能夠削減運輸成本、降低信息壁壘、促進產(chǎn)業(yè)集聚和人才集聚，進而推動經(jīng)濟增長。然而，交通基礎設施建設的重要性還不止于此。世界銀行2022 年報告中強調(diào)了基礎設施建設的重要性，并指出綠色和韌性的交通基礎設施建設不僅能夠應對自然災害和氣候變化，也能夠促進包容性增長。

道路交通基礎設施建設對城市和區(qū)域經(jīng)濟增長的促進作用已經(jīng)得到了廣泛研究。但是，關于交通基礎設施建設如何影響城市全要素生產(chǎn)率的研究尚未得到足夠的重視。由于數(shù)據(jù)可得性的限制，現(xiàn)有研究主要是通過計算企業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率，并在宏觀層面進行加總平均。本文基于市級面板數(shù)據(jù)，使用索洛余值法計算城市全要素生產(chǎn)率，探討城市交通基礎建設如何影響城市全要素生產(chǎn)率增長與收斂，在空間經(jīng)濟學視角下探討交通基礎設施影響城市全要素生產(chǎn)率增長及收斂的可能機制，并進一步闡釋城市全要素生產(chǎn)率增長之于高質(zhì)量發(fā)展、城市全要素生產(chǎn)率收斂之于共同富裕的重要意義。

本文以中國設區(qū)市（地級市、副省級城市和直轄市）為研究對象，致力于回答三個問題：第一，城市經(jīng)濟增長過程中，全要素生產(chǎn)率是否得到提高？第二，交通基礎設施建設如何影響城市全要素生產(chǎn)率的增長及其收斂？ 第三，在空間經(jīng)濟學視角下，交通基礎設施建設如何影響鄰近城市全要素生產(chǎn)率的增長及區(qū)域間的收斂？本文的第一個貢獻是確證了中國城市經(jīng)濟增長的可持續(xù)性。基于Krugman[1] 和Young[2] 的全要素生產(chǎn)率核算方法，對2003 年以來城市經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)伴隨著全要素生產(chǎn)率的持續(xù)增長，中國城市的經(jīng)濟增長具有韌性。這一發(fā)現(xiàn)有力反駁了中國經(jīng)濟增長的“不可持續(xù)”論。

本文的第二個貢獻是將城市全要素生產(chǎn)率的提高視為高質(zhì)量發(fā)展、將其收斂性視為城市經(jīng)濟均衡發(fā)展的度量指標，并將全要素生產(chǎn)率的收斂視為共同富裕的重要表現(xiàn)。參考張勛等[3] ，將路網(wǎng)密度作為交通基礎設施建設的代理變量。以城市層級作為研究單位，本文不僅探討了交通基礎設施建設對城市全要素生產(chǎn)率增長的影響，還探討了其對城市全要素生產(chǎn)率收斂的影響，從而確認了交通基礎設施建設對高質(zhì)量發(fā)展和共同富裕的促進作用。

一、文獻綜述

（一）全要素生產(chǎn)率增長與高質(zhì)量發(fā)展

在增長核算中，經(jīng)濟發(fā)展被視為兩個方面的加總：一是“量”的增加，即投入的增長，具體表現(xiàn)為勞動就業(yè)的增加、物質(zhì)資本的積累等要素投入的追加;二是“質(zhì)”的提升，即單位投入要素的產(chǎn)出增長，這種“質(zhì)”的增長可能來源于知識積累導致的技術(shù)進步，以及管理和經(jīng)濟政策的優(yōu)化[1] 。20 世紀60年代以來，以“亞洲四小龍”為首的東亞地區(qū)創(chuàng)造了經(jīng)濟持續(xù)高速增長的“東亞奇跡”，發(fā)展主義學派將此成就歸因于“發(fā)展型政府”在產(chǎn)業(yè)政策上的勝利。然而，以諾貝爾經(jīng)濟學獎得主保羅·克魯格曼（PaulR. Krugman）[1] 為首的一批區(qū)域經(jīng)濟學和發(fā)展經(jīng)濟學家卻認為東亞的經(jīng)濟增長主要源于資本和勞動投入的增長，而非技術(shù)進步導致的生產(chǎn)效率的提高。在邊際報酬遞減規(guī)律下，單純依靠投入驅(qū)動的高速增長是難以持續(xù)的[2] 。

技術(shù)進步對于經(jīng)濟增長的重要性早已眾所周知。諾貝爾經(jīng)濟學獎得主、麻省理工學院的著名經(jīng)濟學家羅伯特·索洛（Robert Solow）的估算表明，在美國的長期人均收入增長中，技術(shù)進步的貢獻率占80%， 而投資增加只能夠解釋其余的20%。Young[2] 對中國1978—1998 年增長核算的分解發(fā)現(xiàn)，中國的全要素增長率的年均增速可能僅為1. 4%。運用索洛模型的傳統(tǒng)增長核算方法估算20世紀60～90 年代東亞經(jīng)濟增長中技術(shù)進步的貢獻率，是克魯格曼等一眾經(jīng)濟學家對經(jīng)濟增長主要依靠投資驅(qū)動的“東亞奇跡”不以為意的重要原因。

為了準確測算全要素生產(chǎn)率對中國經(jīng)濟的貢獻度及其增長率變化情況，現(xiàn)有文獻多聚焦于企業(yè)層級，并關注到省或地級市等宏觀層級。魯曉東等[4] 使用傳統(tǒng)索洛余值法計算了1999—2007 年中國工業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，并將其在省級層面進行地區(qū)平均加總發(fā)現(xiàn)，各省全要素生產(chǎn)率的水平值穩(wěn)定在4%左右，但增長率在1%～5%，具有較強的省間差異。余泳澤等[5] 使用非期望產(chǎn)出的SBM 模型測算了2003—2016 年230 個城市的綠色全要素生產(chǎn)率作為高質(zhì)量發(fā)展的關鍵指標，發(fā)現(xiàn)城市技術(shù)進步總體呈上升趨勢。晚近的文獻使用1978—2017 年中國省級面板數(shù)據(jù)，采用將全要素生產(chǎn)率區(qū)分為要素無關型和要素嵌入型的新增長核算方法[6] ，肯定了全要素生產(chǎn)率提升對中國經(jīng)濟增長的貢獻。

（二）全要素生產(chǎn)率收斂與共同富裕

克魯格曼對于東亞經(jīng)濟增長不具有可持續(xù)性的論述，涉及國家和地區(qū)間全要素生產(chǎn)率是否存在收斂趨勢，以及落后者能否實現(xiàn)趕超的問題。盡管以信息經(jīng)濟學上的貢獻而享譽士林的諾貝爾經(jīng)濟學獎得主邁克爾·斯賓塞（A. Michael Spence） 認為，20 世紀50 年代以來世界各國的經(jīng)濟增長迎來了一次“大趨同”[7] ，但經(jīng)驗數(shù)據(jù)表明，世界各國的技術(shù)差距并不存在明顯的縮小趨勢，新型工業(yè)化國家和老牌工業(yè)化國家之間在全要素生產(chǎn)率上沒有明顯的收斂[8] 。

實現(xiàn)共同富裕，即是實現(xiàn)發(fā)展、共享與可持續(xù)性的統(tǒng)一。在共同富裕的研究中，收斂性分析是評價和解決區(qū)域不平等問題及其演進的重要方法。現(xiàn)有研究已經(jīng)探討了區(qū)域經(jīng)濟收斂、共同富裕指標本身的收斂[9] 等收斂性之于共同富裕的重要意義。單勤琴等[10] 基于新發(fā)展理念，將地區(qū)全要素生產(chǎn)率加入到創(chuàng)新效率的指標中，構(gòu)建了高質(zhì)量發(fā)展水平評價指標體系，并對其收斂性進行了評估。

在中國語境下，城市間全要素生產(chǎn)率的收斂有助于落后地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展效率的更快提高，這是實現(xiàn)共同富裕的重要保障。在現(xiàn)有文獻的基礎上，本文認為，城市間全要素生產(chǎn)率的收斂是城市間技術(shù)擴散和技術(shù)進步不平等程度演進的重要評估方法，因此對共同富裕的探討，不能忽視對城市間全要素生產(chǎn)率是收斂還是發(fā)散的觀察。

（三）城市交通基礎設施建設與全要素生產(chǎn)率提升及其收斂

現(xiàn)有關于交通基礎設施建設如何影響經(jīng)濟增長的理論探討和實證檢驗浩如煙海，而其中的大部分研究使用GDP 或GDP 增長率作為經(jīng)濟增長的度量指標。Aschauer[11] 使用1949—1985 年美國公共支出數(shù)據(jù)，首次發(fā)現(xiàn)政府對非軍事性基礎設施投資的增加能夠顯著促進全要素生產(chǎn)率的提高。隨著內(nèi)生增長理論的興起，交通基礎設施建設對區(qū)域全要素生產(chǎn)率的實證檢驗逐漸成為經(jīng)濟學研究的重要課題之一。

在交通基礎設施代理變量的選擇上，遵循新古典傳統(tǒng)，大部分文獻使用以貨幣度量的交通基礎設施投資額數(shù)據(jù)。但也有研究指出，許多交通基礎設施是由私人出資建成的，因此使用政府支出數(shù)據(jù)容易產(chǎn)生系統(tǒng)性測量誤差。20 世紀90 年代末期以來，隨著統(tǒng)計數(shù)據(jù)的豐富，以道路實物作為交通基礎設施建設代理變量的文獻逐漸成為主流[12] 。

在對中國的研究中，劉秉鐮等[13] 使用空間滯后模型和空間誤差模型發(fā)現(xiàn)，2001—2007 年鐵路和公路基礎設施存量的增加共帶動全要素生產(chǎn)率增長了11. 075%，占全要素生產(chǎn)率整體增幅的59. 1%。張學良[14] 使用1993—2009 年的省級面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，交通運輸部門物質(zhì)資本存量的增加會通過降低運輸成本促進區(qū)域經(jīng)濟增長，并且外地交通基礎設施對本地經(jīng)濟增長具有正向空間溢出效應。除了研究交通基礎設施對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，劉生龍等[15] 還基于2008 年省際貨物運輸周轉(zhuǎn)量，使用引力方程和邊界效應模型探討了交通基礎設施建設對區(qū)域經(jīng)濟一體化的影響，發(fā)現(xiàn)交通基礎設施建設主要是通過提高區(qū)域之間的貿(mào)易量促進中國經(jīng)濟的一體化進程。

上述研究主要聚焦于省級層面。在城市層面，由于早期城市道路和基礎設施投資數(shù)據(jù)不完善，現(xiàn)有文獻主要以高鐵開通作為準實驗，通過構(gòu)建高鐵開通的虛擬變量來研究基礎設施建設對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響[16] 。張勛等[3] 首次使用《中國城市統(tǒng)計年鑒》提供的城市道路面積數(shù)據(jù)，結(jié)合工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，發(fā)現(xiàn)交通基礎設施通過市場擴張、市場競爭和運輸成本三條路徑影響企業(yè)庫存，進而促進經(jīng)濟增長，為交通基礎設施建設對經(jīng)濟增長的促進作用搭建了一個較為完善的分析框架。

縱觀現(xiàn)有研究可以發(fā)現(xiàn)：在高質(zhì)量發(fā)展的測度上，現(xiàn)有文獻對城市全要素生產(chǎn)率的測算方法尚未達成共識;在實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的共同富裕上，現(xiàn)有研究對城市間全要素生產(chǎn)率收斂性的重視程度不夠;在探究交通基礎設施對區(qū)域經(jīng)濟的影響上，特別是在城市層級，大量文獻探討了交通基礎設施建設對全要素生產(chǎn)率的提升作用，但鮮有文獻關注到交通基礎設施建設所引發(fā)的區(qū)域間技術(shù)趨同效應，即城市全要素生產(chǎn)率的收斂。

本文將使用索洛余值法估計城市全要素生產(chǎn)率，并使用β、σ 收斂模型考察城市間全要素生產(chǎn)率的收斂特征。更重要的是，本文將使用較為完善的道路面積數(shù)據(jù)構(gòu)建城市路網(wǎng)密度指標，考察城市交通基礎設施建設對城市全要素生產(chǎn)率增長及其收斂的影響。

二、變量、數(shù)據(jù)與模型設定

（一）變量與數(shù)據(jù)來源

本文考察了2003—2019 年285 個城市的交通基礎設施建設對城市TFP 及其收斂性的影響，使用的數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》（2004—2020年）。現(xiàn)有文獻將2003 年作為中國經(jīng)濟增長第二次躍遷的起點[17] ，本文選取2003—2019 年共17 年作為考察區(qū)間，2020 年和2021 年的數(shù)據(jù)作穩(wěn)健性檢驗。在選取的變量中，全市全社會固定資產(chǎn)投資額數(shù)據(jù)只公布到2016 年，本文使用線性插值法對2017 年及以后的數(shù)據(jù)進行插補，并對最終得到的數(shù)據(jù)進行前后1%的截尾處理。

使用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)對全要素生產(chǎn)率進行參數(shù)估計，投入要素為資本和勞動力，產(chǎn)出要素為城市實際GDP。資本存量的估算采用永續(xù)盤存法，將折舊率δ 設定為10. 96%，考慮到固定資產(chǎn)投資的建設周期，取三年固定資產(chǎn)投資增加值的均值作為每期固定資產(chǎn)投資增加額。用LP 法作為本文的基準結(jié)果，選取當年實際固定資產(chǎn)投資增加額為代理變量，將OP、WRDG 和ACF 的結(jié)果作為替代結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。投入與產(chǎn)出變量的描述性統(tǒng)計見表1。

由表1 可知，LP 和OP 模型的估計結(jié)果幾乎一致，WRDG 模型的結(jié)果較大，而LPACF 的估計結(jié)果較小。下面進一步考察城市TFP 以及TFP 對經(jīng)濟增長的貢獻率隨時間變化的情況。由于LP 和OP的估計結(jié)果幾乎重合，故將其在圖1 中合并。

值得注意的是，圖1 右圖中，使用LPACF 法計算出的TFP 產(chǎn)出彈性在樣本早期是負值，理論上在投入要素結(jié)構(gòu)配置扭曲現(xiàn)象較為嚴重時，TFP的產(chǎn)出彈性是可能為負數(shù)的，比如，在技術(shù)進步的同時缺乏足夠的高技能勞動力，則對應的產(chǎn)出可能下降。

由圖1 可知，四種全要素生產(chǎn)率及其對經(jīng)濟增長的貢獻率都出現(xiàn)了隨時間而增加的趨勢，表明本文的估計在一定程度上是穩(wěn)健的。在四種估計量中，LP 和OP 法得出了幾乎一致的結(jié)果。觀察右圖可以發(fā)現(xiàn)，使用LP 法估計的TFP 對城市經(jīng)濟增長的平均貢獻率在2003 年為4%左右，此結(jié)果與王小魯?shù)萚18] 通過增長核算，計算出1999—2007 年TFP對中國經(jīng)濟增長貢獻率為3. 6% 的結(jié)論幾乎一致。圖1 右圖同時表明，2003 年以來，城市TFP 對經(jīng)濟增長的貢獻率不斷提升，到2019 年達到8%以上，有力駁斥了“中國經(jīng)濟增長是沒有效率提高的投入帶動”論。

本文所使用的其他變量的描述性統(tǒng)計見表2。參考既有文獻，在控制變量中加入城市人口狀況，分別以城市人口規(guī)模、城市化率作為測度指標;城市財政狀況，以政府規(guī)模、財政自給率、科技支出比重、教育支出比重作為測度指標;城市經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，以第二產(chǎn)業(yè)占GDP 產(chǎn)值比重和失業(yè)率作為測度指標;城市經(jīng)濟開放度，以外資工業(yè)企業(yè)占比、外商投資水平作為測度指標;城市公共服務水平，以中小學師生比和對數(shù)化每萬人執(zhí)業(yè)醫(yī)師數(shù)作為測度指標。

（二） 交通基礎設施建設與城市全要素生產(chǎn)率收斂的模型設定

現(xiàn)有文獻對經(jīng)濟收斂機制的考察主要源于Barroet al. [19] 提出的β-收斂和σ-收斂兩種收斂模式。其中，β-收斂是對經(jīng)濟增速的描述，反映的是初期經(jīng)濟水平對后期經(jīng)濟增速的影響。σ-收斂是對經(jīng)濟發(fā)展存量水平的描述，它反映的是區(qū)域內(nèi)各經(jīng)濟體經(jīng)濟水平的離差隨時間變化而減小的趨勢。就兩者的關系而言， β-收斂是σ -收斂的必要條件。為進一步考察交通基礎設施對城市TFP 增長及其收斂性的影響，使用城市道路密度作為城市交通基礎設施建設水平的代理變量，具體操作是使用城市的道路面積除以城市建成區(qū)的面積。構(gòu)建計量模型如下：

ΔTFPit =φ1 +φ2lnTFPi，t-1 +γ1Road_Densityi，t-1 +γ2（lnTFPi，t-1 ×Road_Densityi，t-1 ）+δXi，t-1 +εt （1）

其中：Road_Densityi，t-1 表示i 城市在t-1 年的道路密度，γ1 表示交通基礎設施建設的技術(shù)增強作用，γ2 表示交通基礎設施建設的技術(shù)擴散作用。若γ1顯著為正，則說明道路建設能夠促進城市TFP 的增長;若交乘項lnTFPi，t-1 ×Road_Densityi，t-1 的估計系數(shù)γ2 顯著為負，則說明道路建設促進了城市TFP的收斂。Xi，t 是本文的一系列控制變量。

為進一步考察地理因素的影響，本文也將式（1）擴展成空間計量形式進行穩(wěn)健性檢驗：

ΔTFPit = ρWΔTFPit +φ1 +φ2lnTFPi，t-1 +γ1Road _Densityi，t-1 +γ2（lnTFPi，t-1 ×Road_Densityi，t-1）+ui，t （2）

ΔTFPit =φ1 +φ2lnTFPi，t-1 +γ1Road_Densityi，t-1 +γ2（lnTFPi，t-1 ×Road_Densityi，t-1）+ui，tui，t =λWui，t +εi，t ;εi，t∽N（0，σ2In ） （3）

ΔTFPit = ρWΔTFPit +φ1 +φ2lnTFPi，t-1 +γ1Road _Densityi，t-1 +γ2（lnTFPi，t-1 ×Road_Densityi，t-1 ） +β2WlnTFPi，t-1 +τ1WRoad_Densityi，t-1 +τ2W （lnTFPi，t-1 ×Road _Densityi，t-1）+ui，t （4）

式（2）、（3）、（4） 分別對應SAR、SEM 和SDM模型。需要說明的是，本文將空間計量的回歸結(jié)果作為穩(wěn)健性結(jié)果而不是基準回歸結(jié)果，是因為空間模型要求完全平衡面板，但部分控制變量的缺失值過多，若強行進行插補會導致數(shù)據(jù)失真嚴重，因此在進行空間計量回歸時，本文并未放入前文所述的控制變量。

三、實證分析

（一）基準回歸分析

將路網(wǎng)密度作為交通基礎設施的代理變量加入β-收斂模型，以檢驗交通基礎設施建設對城市全要素生產(chǎn)率增長及其收斂的影響，結(jié)果如表3 所示。表3 結(jié)果表明，以285 個城市作為全樣本進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)交乘項的系數(shù)顯著為負，說明路網(wǎng)密度的增加能夠促進城市間全要素生產(chǎn)率的收斂，促進各城市技術(shù)水平的趨同。通過計算可知，路網(wǎng)密度增加對城市全要素生產(chǎn)率增長的促進作用為0. 083，即路網(wǎng)密度的邊際增加能夠使下一年城市全要素生產(chǎn)率的增速平均提升8. 3%。第（3）列使用新冠疫情后的最新數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果與第（2）列結(jié)論一致，說明基準回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。但分地區(qū)的回歸結(jié)果表明，路網(wǎng)密度對東、中、西部地區(qū)內(nèi)部城市全要素生產(chǎn)率增長和收斂的促進作用不明顯，路網(wǎng)密度僅能夠在10%的水平上促進西部城市內(nèi)部的全要素生產(chǎn)率收斂。在檢驗高鐵開通對經(jīng)濟增長的影響時，既有研究發(fā)現(xiàn)了高鐵開通的“虹吸效應”[16] ，即高鐵開通加速了區(qū)域中心城市的經(jīng)濟發(fā)展，同時卻導致沿途地級市的經(jīng)濟增長率下降。為檢驗路網(wǎng)密度是否具有類似的“虹吸效應”，表3 列（7）使用地級市樣本進行回歸，并通過計算得出路網(wǎng)密度增加對地級市全要素生產(chǎn)率增長的促進作用為0. 073 8，即路網(wǎng)密度的邊際增加能夠使下一年地級市全要素生產(chǎn)率的增速平均提升7. 38%。這一數(shù)值小于前文全樣本回歸的8. 3%，說明路網(wǎng)建設對城市發(fā)展也存在一定的“虹吸效應”，即相比地級市，各區(qū)域副省級城市和直轄市的全要素生產(chǎn)率受交通基礎設施增加的促進作用更大。

（二）內(nèi)生性檢驗

考慮到交通基礎設施建設與城市全要素生產(chǎn)率之間可能存在反向因果的內(nèi)生性，因為一方面道路建設可能會提高城市的全要素生產(chǎn)率，另一方面，城市的全要素生產(chǎn)率有可能會影響各經(jīng)濟主體是否擴建道路的決策。本文使用各城市的平均坡度乘以全國貨運量（萬噸）這一時間沖擊作為工具變量。選取的理由是：一方面，各城市的平均坡度與修路的難易程度相關，因此滿足與解釋變量的強相關性;另一方面，城市的平均坡度是由地理因素決定的外生因素，全國貨運量受某一城市全要素生產(chǎn)率的影響也極小，因此滿足與模型殘差項的外生性。將工具變量加入β-收斂模型，進行2SLS 回歸。其中，第一階段回歸的F 值為12. 119，大于10，說明工具變量與本文的核心變量具有強相關性，通過了工具變量的弱相關檢驗，但第二階段核心自變量的估計系數(shù)不顯著。進一步使用Hausman 檢驗，發(fā)現(xiàn)p 值為0. 703，核心解釋變量外生的零假設無法被拒絕，即OLS 與2SLS 回歸的估計系數(shù)差異不顯著，因此拒絕了模型存在內(nèi)生性的假設。在β-收斂模型中，解釋變量使用的是滯后一期的道路密度值。事實上，前一期的道路密度可能影響當期的全要素生產(chǎn)率增長，但當期的全要素生產(chǎn)率無法影響前一期的道路密度，而滯后項的處理在很大程度上避免了反向因果的內(nèi)生性。

四、進一步分析

為揭示地理因素在交通基礎設施影響城市經(jīng)濟收斂上的作用，在傳統(tǒng)收斂模型的基礎上進一步加入空間因素的考量。表4 展示了路網(wǎng)密度對城市全要素生產(chǎn)率增長與收斂的空間計量回歸結(jié)果。首先考慮含有被解釋變量空間滯后項的SAR 模型，其次考慮地理因素沖擊在殘差項中的SEM 模型，最后將空間權(quán)重矩陣同時加入解釋變量和被解釋變量，使用SDM 模型進行回歸。三個模型的LR 檢驗結(jié)果表明，SDM 模型優(yōu)于SAR 和SEM 模型，且Wald 檢驗表明SDM 不會退化成SAR 和SEM 模型，因此本文將SDM的回歸結(jié)果作為主要結(jié)果進行分析。

表4 中SDM 模型（3）的結(jié)果表明，城市路網(wǎng)密度的增加一方面會促進城市間全要素生產(chǎn)率的收斂，另一方面會促進該城市全要素生產(chǎn)率的增速提升8. 81%，這與前文使用OLS 模型的條件β-收斂方程得出的結(jié)論基本一致，說明本文的結(jié)果具有穩(wěn)健性。模型（4）、（5）、（6）分別使用OP、LPACF 和WRDG 方法計算的全要素生產(chǎn)率進行回歸，得到路網(wǎng)密度對全要素生產(chǎn)率增速提高的邊際貢獻率為8. 80%、17. 58%、10. 68%，這些結(jié)果均說明了本地路網(wǎng)密度增加對本地技術(shù)進步的積極影響。

SDM 回歸中空間自相關系數(shù)ρ 的值在LP、OP和WRDG 方法中均正向顯著，說明城市間的全要素生產(chǎn)率具有正向的空間溢出效應，即相鄰城市全要素生產(chǎn)率的增長會促進本地全要素生產(chǎn)率的增長。最后考察解釋變量的空間滯后項，發(fā)現(xiàn)各模型解釋變量的空間滯后項估計系數(shù)均與主效應的系數(shù)相反，即鄰近城市路網(wǎng)密度的增加一方面會抑制本地的全要素生產(chǎn)率增長，另一方面會促進地區(qū)間全要素生產(chǎn)率的發(fā)散。這說明，路網(wǎng)密度對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響，主要是通過市場競爭來實現(xiàn)的。路網(wǎng)密度擴張的市場競爭效應主要表現(xiàn)為，當相鄰城市的產(chǎn)業(yè)同質(zhì)性較強時，一個城市路網(wǎng)密度的增加就會擠出其他城市的產(chǎn)業(yè)發(fā)展，進而對其他城市的技術(shù)進步產(chǎn)生抑制作用。因此，要實現(xiàn)路網(wǎng)密度對相鄰城市技術(shù)進步的促進，需要在各城市間合理規(guī)劃產(chǎn)業(yè)布局，形成具有產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性的都市圈城市功能分區(qū)，發(fā)揮各城市間產(chǎn)業(yè)的互補效應而非替代效應，以此促進城市經(jīng)濟質(zhì)量的提高與收斂，走向高質(zhì)量發(fā)展的共同富裕。

五、結(jié)論與討論

城市全要素生產(chǎn)率的提高意味著經(jīng)濟增長質(zhì)量的提升，而全要素生產(chǎn)率的收斂意味著中國城市正在走向高質(zhì)量發(fā)展的共同富裕。本文基于2003—2019 年285 個城市的面板數(shù)據(jù)，使用索洛余值法計算了各城市每年的全要素生產(chǎn)率，采用β-收斂模型探討了交通基礎設施建設對城市全要素生產(chǎn)率增長及其收斂的影響，并嘗試從空間經(jīng)濟學的視角揭示其可能的影響機制。

本文的研究發(fā)現(xiàn)，2003—2019 年城市的經(jīng)濟增長是伴隨著全要素生產(chǎn)率顯著提高的經(jīng)濟增長，交通基礎設施建設一方面能夠促進城市全要素生產(chǎn)率增長，另一方面也能夠促進城市全要素生產(chǎn)率收斂，且路網(wǎng)密度的邊際增加，能夠加快城市全要素生產(chǎn)率增速平均提高8%左右。在空間分布上，城市間全要素生產(chǎn)率具有技術(shù)擴散的正向空間溢出效應，但相鄰城市的交通基礎設施建設會抑制本地的全要素生產(chǎn)率增長及收斂。

現(xiàn)有研究將市場擴張、市場競爭和運輸成本視為交通基礎設施影響企業(yè)庫存，進而促進城市經(jīng)濟增長的三條路徑[3] 。本文認為：區(qū)域的經(jīng)濟外部性稟賦的差異，導致交通基礎設施建設通過不同的機制影響城市全要素生產(chǎn)率的增長與收斂;對于MAR外部性（產(chǎn)業(yè)專業(yè)化）較強的城市，交通基礎設施建設主要通過行業(yè)內(nèi)部的市場競爭促進城市全要素生產(chǎn)率的增長;對于Jacob 外部性（產(chǎn)業(yè)多樣化）較強的城市，交通基礎設施建設則主要通過市場擴張促進全要素生產(chǎn)率的增長。盡管二者都能夠促進城市全要素生產(chǎn)率的增長，但在城市全要素生產(chǎn)率的收斂上，由市場競爭促進的增長會擠出相鄰地區(qū)的同行業(yè)企業(yè)，一定程度上造成全要素生產(chǎn)率的發(fā)散，而由市場擴張促進的增長則能夠促進行業(yè)之間的知識溢出，有利于區(qū)域間知識與技術(shù)的共同進步，進而促進城市間全要素生產(chǎn)率的收斂。這表明，在更大空間尺度上進行產(chǎn)業(yè)功能分區(qū)規(guī)劃，對實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的共同富裕具有重大意義。

黨的二十大報告指出，構(gòu)建優(yōu)勢互補、高質(zhì)量發(fā)展的區(qū)域經(jīng)濟布局。總的思路是要按照各地區(qū)比較優(yōu)勢完善區(qū)域政策體系，促進各類要素合理流動和高效集聚，促進區(qū)域和城市全要素生產(chǎn)率的提高，加快構(gòu)建高質(zhì)量發(fā)展的動力系統(tǒng)。在2024 年國務院政府工作報告中，再次強調(diào)了充分發(fā)揮各地區(qū)比較優(yōu)勢，按照主體功能定位，積極融入和服務構(gòu)建新發(fā)展格局的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略。本文研究表明，按照比較優(yōu)勢實施主體功能區(qū)戰(zhàn)略，促進區(qū)域內(nèi)和城市間的產(chǎn)業(yè)多樣化，加強區(qū)域分工協(xié)作，是交通基礎建設促進城市全要素生產(chǎn)率增長和城市間全要素生產(chǎn)率收斂的重要機制。

值得注意的是，盡管本文研究表明，以路網(wǎng)密度擴張為代表的交通基礎設施建設能夠促進城市全要素生產(chǎn)率的增長與收斂，但交通基礎設施建設在供給端拉動經(jīng)濟增長的同時，也會帶來巨大的政府債務問題。2023 年底，國務院下發(fā)《重點省份分類加強政府投資項目管理辦法（試行）》，要求12 個省份暫緩基建，嚴格管控政府債務風險。這說明基建政策要與經(jīng)濟社會發(fā)展相適應，不能盲目推進傳統(tǒng)基建擴張。與此同時，基建政策要推進從以鐵路、公路和機場建設為代表的傳統(tǒng)基建向互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)中心和5G 基站等數(shù)字基礎設施轉(zhuǎn)型，加速推進新質(zhì)生產(chǎn)力的形成，實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。

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責任編輯：張 然

基金項目：教育部哲學社會科學研究重大課題攻關項目（21JZD019）