产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展的影响研究
时间：2023-04-07 22:55:02 来源：千叶帆 本文已影响人
段鑫，陈亮
（新疆财经大学 经济学院，新疆 乌鲁木齐 830012）
资源型城市长期以自然资源开采和加工为主导产业，产业发展的依赖性较强，造成城市产业结构失衡、经济增长缓慢、生态环境恶化等问题。党的十九大报告中明确提出，实施区域协调发展战略，支持资源型地区经济转型发展。黄河流域是我国重要的经济地带，其一半以上的城市为资源型城市，一方面以能源化工、原材料为主导的特征明显，资源开采过程中水资源利用率较高，导致水源涵养功能弱化，水土流失严重；
另一方面各城市产业倚能倚重、低质低效问题突出。2019 年9 月，习近平总书记在黄河流域生态保护和高质量发展座谈会上的讲话指出，推动黄河流域高质量发展，支持各地区发挥比较优势，构建高质量发展的动力系统。2021 年的《黄河流域生态保护和高质量发展规划纲要》也指出，各地区应根据资源禀赋和发展基础做强特色产业，加快新旧动能转换，推动制造业高质量发展和资源产业转型，建设特色优势产业现代产业体系。资源型城市亟待打破资源依赖型产业主导城市经济的“自强机制”，实现产业结构转型升级，进而改善其生态环境质量。鉴于此，本文将产业结构升级与黄河流域资源型城市高质量发展纳入统一框架，采用多维固定效应模型、门槛模型进行实证检验，以期为我国黄河流域资源型城市高质量发展提供差异化政策启示。
1.1 产业结构升级与经济增长的影响相关文献分析
产业结构升级对经济增长的影响学界已经进行了诸多有价值的研究。大致呈现出两种观点，一些学者认为，产业结构升级对经济增长具有明显的促进作用。吴丰华和刘瑞明[1]认为产业升级通过带动企业、地区、国家三个层面的自主创新，从而带动地区的经济增长；
张蕊等[2]采用半参数平滑系数模型测算了1991—2017 年我国要素产出弹性和TFP 增长率变化，并探讨了其与经济增长之间的关系，研究结果表明产业结构升级可以促进经济增长，但在不同时期这种正向影响存在差异；
徐秋艳等[3]通过建立空间计量模型检验了产业结构升级对经济增长的影响，结果显示产业结构升级导致中国经济发展出现“结构性减速”现象，但其经济增长效应仍然显著；
白雪洁和周晓辉[4]从空间溢出视角检验了产业结构升级的经济增长效应，结果表明产业结构升级对经济增长具有显著的正向作用；
其他学者认为，产业结构升级对经济增长具有显著的负向作用。李翔和邓峰[5]研究表明产业结构升级对经济增长具有显著的空间效应，并且对经济增长的作用显著为负。
1.2 黄河流域经济高质量发展相关文献分析
任保平和张倩[6]立足于黄河流域的实际发展情况，从战略思路、战略内容和战略设计的支撑体系构建说明了提升黄河流域高质量发展的重要性；
陈晓东和金碚[7]指出实现黄河流域高质量发展的着力点应该是坚持统筹协调，解决全流域的水资源问题，加快体制机制改革，把经济高质量发展与生态保护结合起来，彻底解决黄河流域可持续发展问题；
金凤君[8]指出处理好黄河流域高质量发展与生态保护的协调关系，对深化落实新发展理念、形成新发展格局具有重要意义；
师博和何璐[9]从发展基本面、社会成果面和生态成果面构建了黄河流域沿线城市的经济高质量发展指标体系，并采用熵权法和均等赋权构成的组合赋权，运用Kernel 密度估计和马尔科夫链进行趋势分析，结果显示黄河流域城市经济高质量发展的密度指数分布曲线中心逐渐右移，且存在马太效应。
1.3 产业结构升级与经济高质量发展相关文献分析
从党的十九大提出经济高质量发展开始，产业结构升级与经济高质量发展的关系逐渐成为学界关注的热点。任保平和田丰华[10]认为，新时代我国经济发展新动力的重塑需要供给侧和需求侧两方面的协同发力，而经济矛盾主要在供给侧，结构调整、创新驱动和制度变革均属于供给侧一方，因此，推进产业结构升级将显得尤为重要；
宋文月和任保平[11]认为改革开放以来我国政府利用产业政策培育并积累了高端要素，积极提升国际产业价值链和产业结构升级，但特惠性产业政策和非均衡的产业发展方式也产生了较大的负面作用，因此，为了实现高质量发展阶段的产业结构升级，政府需要以竞争政策为基础重新制订产业政策；
史丹等[12]通过构建产业结构变动指数与经济高质量发展指数，实证考察了产业结构变动对经济高质量发展的影响，研究结果显示，整体上产业结构升级对中国高质量发展具有促进作用，且存在“结构性红利”，但对中国各区域的经济高质量发展具有不同程度的影响。朱风慧和刘立峰[13]测算了2003—2016 年全国230 个城市的绿色全要素生产率，然后通过构建空间计量模型研究了产业结构升级对经济高质量发展的影响，最后得出结论，中国绿色全要素生产率具有波动上升的趋势，且具有空间溢出效应，不同区域下产业结构合理化和产业结构高级化对绿色全要素生产率的影响不同，且存在较大的差异；
任晓燕和杨水利[14]以2012—2017年中国30 个省份的面板数据为样本，分别探究了产业结构升级、技术创新的独立和协同效应对区域经济高质量发展的影响，结果显示：从独立效应来看，东中部地区产业结构升级对经济高质量发展具有促进作用，各区域的技术创新对经济高质量发展均具有促进作用；
二者的协同效应能显著促进东中西部地区经济高质量发展。
综上所述，现有文献为本文的研究提供了重要的理论和实证依据，但相关文献中鲜有涉及产业结构升级与黄河流域资源型城市经济高质量发展的关系。我国不同区域间的产业结构升级程度和经济发展现状存在较大差异，其中，推动资源型城市经济高质量发展对开创黄河流域高质量发展崛起新局面，构建高质量发展的区域经济布局，实现区域协调发展战略均具有全局性意义。因此，本文以黄河流域35 个城市2011—2018 年的数据为样本，探究数产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展的影响。
2.1 模型构建
本文的核心问题是产业结构升级如何影响黄河流域资源型城市经济高质量发展，为此，本文参照李政和刘丰硕[15]的做法，设计如式（1）所示的双向固定效应模型。这样设计的目的主要是为了解决既不随时间而变又不随个体而变的遗漏变量问题。
式中：lnhqit表示黄河流域资源型城市经济高质量发展水平；
lntsit表示产业结构升级；
α1表示产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展的影响系数；
Xit表示控制变量，这里主要指劳动力水平、经济开放度、传统金融发展水平、交通基础设施水平等；
αj为控制变量对黄河流域资源型城市经济高质量发展的影响系数。ut和vi分别表示年份和城市固定效应；
εit为随机误差项。
考虑到产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展存在非线性影响，因此，我们在式（1）的基础上添加了产业结构升级的二次型，具体模型设置见式（2）。
2.2 变量选取
资源型城市经济高质量发展是本文的被解释变量。对经济高质量发展的测算，学者们多从全要素生产率、绿色全要素生产率和构建综合指标三个角度去探讨。习近平总书记在十九大报告中提出高质量发展理念，对中国经济的发展提出了新要求，既要保证经济发展的基本面，实现经济的稳定增长，也要兼顾经济发展的社会成果，实现经济的可持续发展。因此，本文在徐盈之和童皓月[16]、师博和任保平[17]研究的基础上，构建包括经济发展基本面、社会成果面两个维度的资源型城市经济高质量发展指标体系，并选择客观赋权法和主观赋权法相结合的方法进行赋权。首先，本文认为经济高质量发展的评价中经济发展的基本面和社会成果面具有同样的重要性，借鉴师博和任保平[17]的赋权方法，对发展基本面和社会成果面皆设定0.5 的权重；
然后运用熵值法对各项指标进行赋权，结果如表1 所示。
表1 黄河流域资源型城市经济高质量发展指标体系
产业结构升级是本文的解释变量。本文借鉴干春晖等[18]的做法，采用产业结构高级化来表征，即第三产业产值与第二产业产值的比重。
3.2 教学起点稚原化 教师讲解的内容应处于学生的最近发展区。此时，学生记笔记是一个对信息的选择，呈现的是编码式笔记、释义式笔记[2]。如果超出了学生的最近发展区，学生就会听不懂。记笔记主要表现为逐字逐句地记下教师呈现的信息，难以编码。因此，教师在教学过程中，一方面要使自己的思维与认知结构能还原稚化，回归至学生已具有的知识、生活经验与思维水平；
另一方面，要还原知识的发生、发展过程。这样，才能和学生一起，在学生的最近发展区内引领学生逐步探索。
数字普惠金融是本文的门槛变量，本文参照国内多数学者的做法，选取北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金服集团共同编制的《北京大学数字普惠金融指数（2011—2020 年）》，具体编制过程参见郭峰等[19]的研究。数字普惠金融指数包括覆盖广度、使用深度和数字支持服务程度三个方面。其中，覆盖广度主要包括每万人拥有的支付宝数量，支付宝绑卡用户比例、平均每个支付宝账号绑定银行卡数3 个指标；
使用深度包括支付业务、货币基金业务、信贷业务、保险业务、投资业务和信用业务6 个方面20 个指标，是三个分维度中最详细的一个；
数字化服务程度包括主移动化、实惠化、信用化和便利化4 个方面10 指标。
此外，影响资源型城市经济高质量发展的因素除了产业结构升级外，也应包括其他变量，本文借鉴李政和刘丰硕[15]的研究，控制变量设定如下：（1）经济开放度（open），用外商直接投资总额占GDP 的比重表示；
（2）劳动力水平（hc）：用本科在校生人数占年末总人口的比值来表示；
（3）传统金融发展水平（finc）：用年末银行存贷款余额占地区生产总值的比重来表示；
（4）交通基础设施（net）：采用年末公路里程数占城市面积的比重来表示。表2 给出了被解释变量、解释变量、门槛变量和控制变量的描述性统计。
2.3 数据来源
本文选取2011—2018 年黄河流域35 个资源型城市（石嘴山数据不全，已剔除）为研究样本，数据主要来自2011—2019 年的《中国城市统计年鉴》、各市统计年鉴、统计公报以及北大公布的中国数字普惠金融指数。为了消除价格因素的影响，均采用2011 年为基期的定基价格指数进行处理，数据处理以及实证分析在Stata15 软件上进行。
2.4 初步经验判断
为了直观感知产业结构升级与黄河流域资源型城市经济高质量发展间的关系，通过散点图和趋势线对二者的关系进行初步刻画。通过散点关系图（图1）和趋势线形状不难发现，产业结构升级一方面与黄河流域资源型城市经济高质量发展之间存在着明显正相关关系，另一方面产业结构升级与黄河流域资源型城市经济高质量发展之间存在倒“U”型关系为进一步探讨地定了基础。更进一步的探讨见后文的实证部分。
图1 产业结构升级与黄河流域资源型城市经济高质量发展水平的散点图
3.1 基准回归结果分析
首先，本文选用多维固定效应模型并采用逐步回归法进行估计，以探究产业结构升级对资源型城市经济高质量发展的影响。表3 报告了产业结构升级对资源型城市经济高质量发展影响的实证研究结论。表3中的列（1）～列（5）显示，产业结构升级显著为正，表明产业结构升级对资源型城市经济高质量发展具有显著的正向影响，意味着产业结构升级是推动资源型城市经济高质量发展的重要因素，这与史丹等[12]的研究结论一致。表3 中的列（6）产业结构升级二次型为负，一次型为正，表明产业结构升级与黄河流域资源型城市经济高质量发展之间存在倒“U”型关系。控制变量方面，劳动力水平、经济开放度、交通基础设施水平变量系数为正，且均在1%的显著性水平下显著，表明其对资源型城市经济高质量发展的影响具有正向促进作用。传统金融发展水平变量系数为负，但不显著，表明传统金融发展水平对资源型城市经济高质量发展的影响具有弱逆向抑制作用。
表3 产业结构升级对黄河流域经济高质量发展的基准回归结果
3.2 稳健性检验
为了证明基准回归结果的稳健性，本文运用增加控制变量、替换解释变量和被解释变量、替换实证模型等多种方法进行检验。
3.2.1 增加控制变量
本文在选择影响黄河流域资源型城市经济高质量发展的变量中可能会遗漏部分变量，因此，本部分添加产业集聚（lnqe）这一变量来检验产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展的作用效果是否会发生变动。产业集聚我们用区位熵来表示，检验结果如表4 中的列（1）所示。产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展的回归系数为正，且通过了1%的显著性检验，证实了本文结论的稳健性。
表4 产业结构升级对黄河流域经济高质量发展的稳健性检验结果
本文借鉴沈琼和王少朋[20]的研究，以产业结构层次系数来衡量产业结构升级（ts1）。将三次产业按层次由高到低排序，构建产业结构层次系数计算公式如式（3）所示：
式中：θi表示对应产业的权重，qi为各产业增加值占GDP 的比重。三次产业发展的总体趋势是：第一产业比重逐渐降低，第二产业比重先升后降，第三产业比重持续上升，这是三次产业发展的一般规律、据此赋予第三、第二、第一产业以3、2、1 的权重，得出黄河流域资源型城市产业结构升级指数，检验结果如表4 中的列（2）所示。产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展的回归系数为正，且通过了5%的显著性检验，证实了本文结论的稳健性。
3.2.3 替换被解释变量
本文用绿色全要素生产率作为经济高质量发展的替代指标进行检验，是因为绿色全要素生产率能同时反映期望产出的增加和非期望产出的减少，符合新发展理念。借鉴张鹏岩等[21]的做法，以GDP 为期望产出指标，以工业烟尘、工业废水及工业二氧化硫排放量作为非期望产出指标，借助DEA 方法对绿色全要素生产率进行测算，检验结果如表4 中的列（3）所示。产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展的回归系数显著为正，且通过了5%的显著性检验，证实了本文结论的稳健性。
3.2.4 替换检验模型
在实际应用中，当随机误差不服从高斯分布时，运用最小二乘法可能会损失掉部分边际效用，采用分位数回归会避免这个问题。同时，分位数回归还能给出各分位点对应的回归估计系数，刻画在不同的黄河流域资源型城市经济高质量发展水平上，产业结构升级作用强度的差异性，使得结果更加稳健。本文依次选用0.25、0.50、0.75 和0.90 四个分位点对产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展进行了分位数回归估计，回归结果如表4 中的列（4）～列（7）所示。结果显示，在不同的分位点上，产业结构升级均在至少10%的显著性水平下促进了黄河流域资源型城市经济高质量发展水平，表明本文的结论具有稳健性。
3.3 分地区检验
由于黄河流域资源型城市间经济发展水平存在差异，为了更准确地考察产业结构升级对经济高质量发展的影响。本部分将黄河流域资源型城市划分为黄河流域上游资源型城市、黄河流域中游资源型城市和黄河流域下游资源型城市，并采用双向固定模型估计进行分地区检验。表5为产业结构升级对黄河流域经济高质量发展的地区异质性估计结果。通过结果可以发现，不论是否添加控制变量，产业结构升级对黄河流域上游、黄河流域中游和黄河流域下游的资源型城市经济高质量发展具有显著的正向影响，估计结果与全样本模型基本一致。从各地区产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展影响系数的大小来看，黄河流域下游地区资源型城市产业结构升级对经济高质量发展的回归系数大于黄河流域上游地区和中游地区资源型城市，这是因为下游地区的河南和山东产业结构升级水平普遍高于其他七省份，具有更强的产业基础。
表5 产业结构升级对黄河流域经济高质量发展的地区异质性回归结果
从本文第三部分的实证结果可以看到，产业结构升级对资源型城市经济高质量发展的回归系数显著为正数，因而提高产业结构升级有助于促进资源型城市经济高质量发展水平。近年来，数字经济快速发展，正在改写和重构世界经济版图，且数字经济融合发展趋势更加凸显，数字经济也已经成为我国丰富产业内容层次和推动产业结构升级的重要支撑力量，推动数字经济与实体经济的深度融合，必将成为我国经济高质量发展的重要途径。那么在不同的数字金融发展水平下，产业结构升级对资源型城市经济高质量发展的影响是否存在异质性？为了回答这一问题，本文采用Hansen 提出的面板门槛回归模型，以数字金融为门槛变量，检验产业结构升级对经济高质量发展的影响，进一步分析产业结构升级对资源型城市经济高质量发展的非线性影响，模型设定如下：
式中：lnhqit为黄河流域资源型城市经济高质量发展水平；
lnindex、lncover、lndepth、lnlevel是门槛变量；
Xij表示控制变量，与上文的式（1）相同；
I为示性函数，函数值取决于门槛变量，当门槛变量小于λ时，函数值为1，反之为0。
表6 和图2 为数字普惠金融及各维度的门槛检验结果。从检验结果可以看到，以数字普惠金融总指数、覆盖广度、使用深度和数字化程度为门槛变量时，产业结构升级对于资源型城市经济高质量发展均存在显著的门槛效应。其中，以数字普惠金融总指数为门槛变量时，单一门槛的F值在5%的显著性水平下显著，双重门槛的F值在10%的显著性水平下不显著，因而当以数字普惠金融总指数为门槛变量时，产业结构升级对资源型城市经济高质量发展具有单门槛效应；
以覆盖广度为门槛变量时，单一门槛的F值在1%的显著性水平下显著，双重门槛的F值在10%的显著性水平下不显著，因而当以覆盖广度为门槛变量时，产业结构升级对资源型城市经济高质量发展具有单门槛效应；
以使用深度为门槛变量时，单一门槛的F值在1%的显著性水平上显著，双重门槛值的F值在10%的显著性水平上显著，因而当使用深度为门槛变量时，产业结构升级对资源型城市经济高质量发展具有双门槛效应；
以数字化程度为门槛变量时，单一门槛的F值在1%的显著性水平上显著，双重门槛的F值在10%的显著性水平上不显著，因而当以数字化程度为门槛变量时，产业结构升级对资源型城市经济高质量发展具有单门槛效应。
图2 产业结构升级与黄河流域资源型城市经济高质量关系的各重门槛估计结果
表6 数字普惠金融的门槛检验结果
表7 为产业结构升级对资源型城市经济高质量发展的门槛模型回归结果。门槛回归结果表明，在不同的数字普惠金融发展水平及各维度的发展水平下，产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展的影响存在显著差异，具体表现在：当lnindex低于5.075 8 时，产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展的估计系数为0.080 5，且在1%的显著性水平下显著；
当lnindex高于5.075 8 时，产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展的估计系数为0.021 3，未通过显著性检验，可能的原因在于，数字普惠金融发展水平较低时，数字普惠金融发展依托“数字红利”会经历加速期，促进黄河流域资源型城市经济高质量发展。随着数字普惠金融发展水平的上升，数字普惠金融发展存在现实与预期相背离和有效需求不足情况，此时数字普惠金融发展对地区经济高质量发展负向效应较强，但是总体依旧为正。当lncover低于4.973 7 时，产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展的估计系数为0.080 3，且在1%的显著性水平下显著；
当lncover高于4.973 7 时，产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展的估计系数为0.021 0，未通过显著性检验，可能的原因是随着政府和金融部门对数字金融基础设施投资力度的加大，相应的数字金融服务供给水平不断上升，覆盖广度水平不断提高，从而促进了黄河流域资源型城市经济高质量发展；
当覆盖广度达到一定水平时，会产生拥挤效应，企业也会竞相抢夺资源，不利于资源型城市经济高质量发展。当lndepth低于4.056 3 时，产业结构升级对黄河流域资源型城市高质量发展估计系数为0.115 4，且在1%的显著性水平下显著；
当lndepth介于4.056 3 和5.311 9 之间时，产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展的估计系数为0.073 8，且在1%的显著性水平下显著；
当lndepth高于5.311 9 时，产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展的估计系数为0.006 6，未通过显著性检验。当lnlevel低于5.427 7 时，产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展的估计系数为0.808，且在1%的显著性水平上显著；
当lnlevel高于5.427 7 时，产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展的系数为0.022 0，未通过显著性检验。
表7 产业结构升级对资源型城市经济高质量发展影响的门槛模型估计结果
5.1 结论
本文以2011—2018 年黄河流域35 个资源型城市为研究样本，运用不同的实证方法检验产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展的经济效应，得到以下研究结论。第一，从整体来看，产业结构升级的发展显著推动了黄河流域资源型城市的经济高质量发展，且经过一系列稳健性检验后结论依旧成立。第二，从不同区域来看，黄河流域下游地区资源型城市产业结构升级显著推动了经济高质量发展。第三，从门槛效应来看，当以数字普惠金融、覆盖广度和数字化程度为门槛时，产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展具有单门槛效应；
当以使用深度为门槛变量时，产业结构升级对黄河流域资源型城市经济高质量发展具有双门槛效应。
5.2 对策建议
（1）在产业结构升级方面，政府应因势利导，推进产业结构升级进程。黄河流域下游资源型城市应充分发挥其经济实力、地理位置、科技创新等优势，发展壮大高新技术产业和新兴产业，进一步提高生产效率和企业全要素生产率，打造世界级的产业集群和经济高质量发展新高地；
黄河流域中游地区资源型城市应该依托人口规模和市场潜力两大优势，不断提高第二产业竞争力，推动制造业朝智能化、生态化、数字化、信息化和绿色化方向发展，实现制造业高质量发展，积极承接下游地区新兴产业布局和产业转移；
黄河流域上游地区资源型城市应该遵循产业结构升级的客观规律渐进地实现产业升级，目前西部地区应确保制造业的平稳发展，更多地承接中部地区的产业链和学习东部地区先进的管理方法和经验，并且警惕第三产业的超前发展，防止出现制造业空虚化。
（2）数字普惠金融发展对黄河流域资源型城市经济高质量发展水平具有显著的门槛效应，主要是因为数字覆盖广度、使用深度和数字化程度的作用，应先考虑如何提高数字普惠金融三维度。首先，应注重互联网技术和普惠金融的可得性和协同性，加快落实网络基础设施建设，促进“互联网+”与普惠金融实现共振，打破制约经济高质量发展的“数字鸿沟”，消除融资可得性的束缚。其次，扩宽数字技术的覆盖面积，鼓励金融机构依靠人工智能，更快速、精准地分析和处理数据，实现金融与科技的深度融合，协同推进区域经济高质量发展。
（3）数字经济的发展有利于数字普惠金融对经济高质量发展的提升，因此，应考虑如何提高数字经济发展水平。把握新一轮工业革命的机会窗口，聚焦大数据、人工智能等新一代信息技术，进一步夯实数字经济的技术基础。加快构建与数字经济相适应的治理体系，提高数字经济治理能力，并积极引导数字经济与制造业深度融合，提升产业数字化水平。
（4）控制变量中经济开放度、劳动力水平、交通基础设施对经济高质量发展均具有促进作用，因此，就如何进一步提高上述变量的发展水平提出以下几点措施。黄河流域资源型城市要做好顶层设计，制订互联网与实体经济融合的战略规划和法规体系，加强互联网人才建设，加大互联网技能培训；
依托人口规模和市场潜力这两大优势，不断提高第二产业竞争力，推动制造业高质量发展，同时主动融入新一轮产业革命，积极推动产业智能化和绿色化。促进产业部门迈向全球中高端价值链，提升劳动力水平。劳动力水平作为经济发展的源泉之一，既可以促进技术升级，推动新兴产业发展，也可以为传统产业升级提供支撑，对推进经济高质量发展至关重要。
