城市基础设施对集聚经济的影响研究※——基于总量和结构的双重视角

宋春合 吴福象

内容提要：城市基础设施的持续改善有利于提升净集聚经济，然而地区竞争和寻租动机可能造成基础设施超过社会最优水平，以及经济基础设施和社会基础设施的结构失衡。基于2003-2014年中国地级市市辖区数据，使用动态面板模型的系统GMM法考察城市基础设施及其结构对集聚经济的影响。研究结果表明，城市基础设施的改善提升了就业密度对劳动生产率的正面作用，稳健性检验进一步证实了该结论；分类考察显示，经济基础设施和社会基础设施的改善都促进了就业密度对劳动生产率的提升作用，而且后者的作用远大于前者。公共服务领域的供给侧结构性改革，不能仅致力于增加城市基础设施存量，更要着力调整其结构，纠正经济基础设施和社会基础设施之间的结构失衡。

一、 引 言

改革开放以来，中国的基础设施得到极大的改善(张军等，2007)，有力地促进了经济增长(张学良，2012)。与此同时，基础设施投资存在着结构性失衡。在激烈的地区竞争驱动下，地方政府重生产性而轻服务性基础设施(傅勇和张晏，2007)。服务性基础设施的相对不足引发了一系列社会问题，如看病难、上学难等。基础设施建设的这两个特点在城市有着直接而鲜明的体现：日新月异的城市面貌和日益严重的“城市病”并存。

城市是现代经济增长的引擎，人口和经济活动向城市的聚集能够促进商品、思想和劳动力的流通，带来货币外部性和规模经济，从而提高生产率、优化资源配置和推动技术创新。城市集聚经济的观点得到来自发达国家证据的支持，然而对发展中国家而言，基础设施匮乏阻碍着城市集聚经济的发挥(Duranton，2015)。此外，基础设施结构也会影响集聚经济的发挥(Duranton & Turner，2007)。道路与公共交通、人力资本与物质资本，哪些城市基础设施能够带来更高的社会收益？由于发展中国家资本相对短缺，城市基础设施的结构不当会严重抑制其城市化进程和经济发展(Glaeser & Henderson，2017)。

中国城市基础设施及其结构如何影响城市集聚经济？刘修岩(2010)、王良举和陈甬军(2014)、梁婧等(2015)考察了城市基础设施和集聚经济对城市劳动生产率的影响，认为城市基础设施能够提高城市生产率。这些文献把基础设施作为解释变量，能够降低集聚经济的估计偏差。然而，他们考察的并非基础设施对集聚经济的影响，而是控制了集聚经济后，基础设施对城市生产率的直接影响。王永培和袁平红(2011)通过在计量模型中加入基础设施和就业密度的交互项，估计了基础设施对集聚经济的影响。不过，该文没有处理劳动生产率和就业密度的逆向因果关系，而且估计策略和数据类型也不匹配。这些不足会降低研究结论的可靠性。至于基础设施结构对城市集聚经济的影响，尚未发现相关文献。现有研究主要集中于经济基础设施对集聚经济的影响，很少关注社会基础设施的作用，更没有将二者结合起来考察。

在现有文献的基础上，本文对城市基础设施及其结构对集聚经济的影响进行深入考察。本文可能的贡献如下：第一，区分了经济基础设施和社会基础设施，分别考察其对集聚经济的影响，进而探讨基础设施结构是否失衡及其对城市经济发展的作用。第二，使用动态面板的系统GMM估计，尽量消除内生性引发的估计偏差，以获得更可靠更稳健的结论。本文既丰富了集聚经济和公共基础设施关系的研究文献，又为地方政府如何通过基础设施投资推动新型城镇化提供了启示。

本文余下内容安排如下：第二部分讨论中国式分权背景下基础设施对集聚经济可能产生的影响；第三部分给出本文的模型设定、数据来源和主要估计策略；第四部分给出实证结果，分析基础设施及其结构如何影响就业密度对劳动生产率的作用；第五部分是结论及政策含义。

二、 理论分析

1. 城市集聚经济与公共基础设施

城市集聚经济通常被认为源自劳动力市场的互动、中间产品和最终产品的关联和知识溢出。这种划分对经验研究是个很有价值的出发点，但对理论机制的分类并不很有用，所以Duranton & Puga(2004)把集聚经济的微观机制重新划分为共享、匹配和学习。共享机制包括共享不可分的设施，共享中间品的多样化，共享专业分工利益和共担风险。匹配机制是指集聚会改善企业和工人间的匹配质量、匹配成功的可能性以及缓解由资产专用性引发的“敲竹杠”问题。学习机制则讨论知识和信息的产生、扩散和积累。

城市中一种重要的可共享设施就是城市公共基础设施，如道路、水处理设施、通讯系统等公共资本存量。这些可共享投入可以通过方便经济活动和降低城市拥挤效应来提高劳动者的生产率，直接影响城市的有效运作，促进集聚经济的实现。

并非所有城市基础设施都对集聚经济产生相同的作用，基础设施的结构同样影响集聚经济的大小。Duranton & Turner(2007)指出，尽管良好的基础设施会促进城市发展，但是基于政治决策过程的基础设施建设对城市发展产生了负面影响。为了改善不景气阶段的经济状况，城市政府通常会增加基础设施投资，然而这些基础设施往往建设在土地和劳动力便宜的地方，而不是最需要它们的地方。该文基于1980- 2000年美国城市数据的计算显示，相比于道路投资，同样数量的公共资金重新配置到公共交通上可以更好地促进城市增长。由于发展中国家同时面对快速城市化和资本短缺的双重困境，基础设施结构不当会更严重地抑制城市发展。寻找能够产生最大社会收益的基础设施投资，成为发展中国家迫切需要解决的问题(Glaeser & Henderson，2017)。这一问题，对中国同样重要。

2. 中国基础设施投资的政治经济学

要理解中国的基础设施投资，需要先理解中国式分权。中国式分权是理解中国经济发展的重要制度背景，其核心内涵是经济分权与垂直的政治治理体制的结合。经济分权向地方政府提供了发展经济的财政激励，也使之具备了发展经济的必要手段。垂直的政治管理体制为地方政府提供了发展经济的政治激励。由于中央政府能够通过政治升迁渠道对地方官员进行奖惩，地方政府不得不追随中央政府的政策导向。中央政府实施以GDP为主的政绩考核机制(周黎安，2004)，按照相对经济增长绩效来提拔官员(Li & Zhou，2005)，因而经济增长成为地方官员追求的重要目标，并为此展开了激烈的锦标赛竞争。

地区竞争促进了基础设施的超常规发展。在财政分权体制确立后，地方政府逐渐获得地方基础设施的投资决策权。基础设施投资可以通过关联效应拉动投资，良好的公共基础设施也能够带来规模经济并吸引要素流入。因而，地方政府把以“铁公基”为代表的基础设施投资当作刺激经济和吸引资本的重要手段，这成为中国基础设施持续改善的重要驱动力(张军等，2007)。在受到政治和经济激励的同时，地方政府还具备了强大的融资能力，自筹资金成为基础设施建设资金来源的中坚力量。在城市土地国有制、集体土地可征用制和国有土地有偿转让制等制度安排下，地方政府拥有土地划拨、征收和批租能力，因而能够通过调控土地出让价格进行融资。该自我融资机制是影响一个地区基础设施供给量的重要因素(葛扬和岑树田，2017)。不过，由于地方政府对经济资源的控制能力强，获取资金的成本低，基础设施投资可能超出社会最优水平。

地区竞争还造成基础设施投资的结构失衡。由于制造业对经济增长的推动作用更为显著，资本的流动性更强，所以地方政府更倾向于为生产性部门和第二产业提供基础设施，而忽视社会基础设施的供给(傅勇和张晏，2007)。城市日益严重的看病难、上学难等问题就是社会基础设施投资不足的直接体现。

地方官员的寻租动机也会加剧基础设施的总量过度和结构失衡。基础设施建设是便于寻租的领域，因此地方官员乐意上马一些工程项目，即使它们并不是社会合意的。张军等(2007)发现，反腐败力度的增强会减少基础设施投资。相比社会公共服务，在物质基础设施和城市建设上的投资活动更容易创造竞标人寻租和官员腐败的机会，因而更受地方官员的青睐。傅勇(2010)发现，反腐败力度的增强改善了基础教育的质量，减少了城市公用设施的供给。

城市基础设施对集聚经济的形成起着重要的推动作用，但该作用的大小受到基础设施结构的影响。中国的基础设施建设投资受到地区竞争和寻租动机的驱动，这不仅会带来基础设施存量的快速增加，而且可能导致基础设施结构失衡。中国城市基础设施是否促进了集聚经济？其促进作用的大小如何？基础设施结构又如何影响这种促进作用？本文对这些问题进行实证考察。

三、 模型设定和估计策略

1. 模型设定

Ciccone & Hall(1996)构建了就业密度产生报酬递增的理论模型，用以解释美国劳动生产率的空间差异。借鉴该文中包含公共资本的扩展模型，构建如下计量模型：

其中，被解释变量prodi t是t年城市i的劳动生产率；deni t表示就业密度，其系数刻画了集聚经济的强度；ifri t表示基础设施存量；Xi t表示其他控制变量构成的向量；ui是城市固定效应，用来控制城市i不随时间变化的特征的影响；μt表示时间哑变量，用来控制时间趋势和各城市t年受到的共同冲击；εi t表示扰动项。

为考察基础设施对集聚经济的作用，在模型(1)中加入就业密度和基础设施的交互项，模型变为

其中，系数β刻画就业密度和基础设施交互项对城市劳动生产率的影响，用以表征城市基础设施对集聚经济的作用。β>0意味着，基础设施的改善会提高就业密度对劳动生产率的正面影响。就业密度对劳动生产率的总影响即总集聚经济为α+βifri t。

2. 数据来源和变量说明

本文使用2003-2014年地级市市辖区数据，来自2004-2015年《中国城市统计年鉴》。

(1) 被解释变量。被解释变量是城市劳动生产率(prod)，用劳均实际GDP表示，即市辖区实际GDP除以就业规模。实际GDP的计算需要用到GDP平减指数，由于缺乏地级市层面的GDP平减指数，使用省级GDP平减指数替代。城市就业规模是单位就业人员数与城镇私营和个体从业人员数的总和。现有文献大多采用单位就业人员或其中的非农产业就业总量来度量城市就业规模(刘修岩，2010；王永培和袁平红，2011)，然而私营和个体就业人员的规模已经相当可观，忽视其会造成较大的测量误差。

(2) 核心解释变量。最关注的解释变量是就业密度与基础设施的交互项。就业密度(den)用城市就业规模与市辖区建成区面积之比表示。基础设施存量包括基础设施存量(ifr)、经济基础设施存量(ifre)和社会基础设施存量(ifrs)。由于度量基础设施存量的各种指标有着不同单位，无法简单地进行算术相加，本文采用主成分分析法克服加总问题，计算出一个综合性指标。具体步骤如下：① 选取人均城市道路面积、每万人公共汽车数、每百人固定电话年末用户、每百人移动电话年末用户、每百人互联网年末用户、人均供水量、人均天然气供气量、人均液化石油气供气量、建成区绿化覆盖率、每百人公共图书馆藏书、每万人医生数、每万人普通中学和小学专任教师数共12个指标，其中每百人固定电话、移动电话和互联网年末用户的数据只提供到2011年，2012-2014年数据根据全市数据和2011年市辖区与全市的比例估算；② 对上述指标进行主成分分析，结合碎石坡法和累积贡献率大于85%的要求，选取前6个主成分；③ 计算各个主成分得分，以各自的贡献率做权重计算出综合得分。此外，根据World Bank(1994)的分类标准，把前8项划归经济基础设施，后4项划归社会基础设施。根据主成分分析确定的主成分，计算各个指标在综合得分中所占权重，对经过归一化处理的指标数据进行加权，分别计算经济基础设施和社会基础设施存量的综合得分。

(3) 控制变量。① 劳均资本存量(cap)。资本深化是提高劳动生产率的重要途径。劳均资本存量用资本存量与市辖区就业规模之比表示，使用对数形式。资本存量使用永续盘存法计算，具体做法如下：参考陈昌兵(2014)，初始资本存量采用计量法计算，使用1994-2003年地级市市辖区数据；折旧率使用该文估算的0.0565；价格指数使用省级固定资产投资价格指数；投资为城市市辖区固定资产投资。② 政府作用(gov)。政府对经济活动的干预会从两个相反的方向影响城市劳动生产率，一方面政府干预会加剧资源误置程度，另一方面政府也可以缓解某些领域的市场失灵。采用政府财政支出占GDP比重作为政府作用的代理变量。③ 人力资本(hc)。高技能和知识含量的人力资本能够提高劳动生产率。为缓解遗漏变量偏误，借鉴既有文献在面临数据约束下的做法，使用普通中学专任教师数与学生数之比作为人力资本的代理变量。④ 外商直接投资(fdi)。外商直接投资不仅可以增加城市的资本存量，还能通过产业转移、技术关联和知识溢出影响城市的劳动生产率。使用当年实际利用外商投资金额(经过汇率换算)与GDP之比作为外商直接投资的代理变量。

表1给出了主要变量的描述性统计。

表1 主要变量的描述性统计

资料来源：作者计算整理。

3. 估计策略

模型(2)属于动态面板模型。对于该模型，通过控制个体固定效应和时间固定效应，可以消除不随时间变化且不可观测的城市特征的影响，以及对各个城市同期的外部冲击。但该估计策略仍存在两个问题：第一，劳动生产率和就业密度之间可能存在逆向因果关系，更高的劳动生产率会吸引更多的劳动力；第二，被解释变量的滞后项引入了新的内生性。

动态面板数据的组内估计量(FE)是不一致的，因为对解释变量和被解释变量去均值的过程会造成解释变量与误差项的相关性。长面板的这种“动态面板偏差”较小，可以通过校正偏差的方法得到一致估计。对于短面板数据，常用的解决方法是差分GMM和系统GMM。相比于差分GMM，系统GMM利用了更多的样本信息，一般情况下更为有效。因而本文主要采用系统GMM方法。

本文采用对异方差稳健的两步法，并使用Windmeijer修正来矫正两步法标准差的下偏。为尽量缓解逆向因果关系和遗漏变量造成的估计偏差，把所有解释变量作为内生和前定变量。为规避工具变量过多造成的弱工具变量问题，劳动生产率一阶滞后项、就业密度、基础设施存量、就业密度与基础设施存量的交互项、劳均资本存量采用1-3阶滞后项作为工具变量，而政府作用、人力资本和外商直接投资则采用所有滞后项构成的collapse形式工具变量。

四、 实证结果

1. 基准结果

城市基础设施如何影响集聚经济？基于系统GMM估计的实证结果表明，基础设施显著地促进了就业密度对城市劳动生产率的提升作用。

首先考察系统GMM设定的必要性和合理性。为了便于比较，表2第1和2列给出普通最小二乘法(OLS)和面板固定效应模型(FE)的估计结果。两种方法下，就业密度和基础设施存量交互项的系数分别在1%和10%水平显著为正。劳动生产率一阶滞后项的系数分别为0.694和0.208。合理的差分GMM和系统GMM估计值应在二者之间，因而这个范围可以协助检验差分GMM和系统GMM的合理性。第3列是差分GMM的估计结果。劳动生产率一阶滞后项的系数(-0.008)超出OLS(0.694)和FE(0.208)估计结果的范围，表明差分GMM并不适用。

系统GMM估计的结果见表2第4列。系统GMM成立的前提之一是扰动项不存在自相关。自相关检验AR(2)的p值为0.27，扰动项的差分不存在二阶自相关，故接受原假设“扰动项无自相关”。过度识别检验显示，Hansen检验的p值是0.42，故不能拒绝工具变量外生的原假设。此外，劳动生产率一阶滞后项的系数(0.216)处于OLS(0.694)和FE(0.208)之间。这些检验说明使用系统GMM是合适的。

表2 基础设施与集聚经济

注：(1) ***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著，括号里是稳健标准误；(2) AR(2)和Hansen行分别给出了自相关检验和过度识别检验的p值。下表同。

资料来源：作者计算整理。

下面讨论系数估计的情况。就业密度与基础设施存量的交互项存在显著的正效应，系数为0.102，在5%水平显著。该结果表明良好的城市基础设施能够有效地改善就业密度对劳动生产率的提升作用。尽管地方官员基于短期GDP增长和寻租动机的基础设施投资可能不利于集聚经济，但整体上基础设施对城市规模经济的促进和拥挤效应的缓解占据了主导地位。与OLS和FE估计相比，系统GMM的估计值明显更大，表明内生性造成的估计偏差不可忽视。

就业密度的系数不显著，但数值为负。由于就业密度与基础设施交互项的系数显著为正，所以经济集聚要对劳动生产率产生正面效应，存在着一个基础设施存量的门槛值，只有当基础设施存量足够多时，规模经济才能超过拥挤效应，净集聚经济为正。经计算可知，只有基础设施存量大于0.48时，就业密度的净集聚经济才为正。以此估算，2003-2014年大约只有14%的城市实现了正的集聚经济，2014年则大约有34%。由于数据限制造成基础设施存量被低估，实际情况应好于以上描述，但这些数字足以说明城市基础设施的不足正全面地抑制着集聚经济的发挥。城市集聚经济的发挥需要基础设施的支撑，科学高效地改善城市基础设施水平将提高城市集聚经济。

基础设施存量的系数在5%水平显著为负，表明基础设施对劳动生产率的促进作用存在就业密度的门槛值。要充分发挥基础设施对劳动生产率的促进作用，需要有相应的经济规模做支撑。只有就业密度的对数高于8.32时，基础设施存量对劳动生产率的影响才为正。2003年大约有42%的城市产生了正向影响，2014年则大约有51%。这些数字显示，城市化进程中城市规模的扩张释放了基础设施提升劳动生产率的潜力。该结论同时也对地方政府热衷于加大基础设施建设促进经济增长的行为提出了警示。不顾当地经济发展的实际情况，一味地增加基础设施投资，固然可能提高短期GDP增长率，却会损害城市生产率，抑制其长期发展。

以上分析说明，一方面，对大部分城市而言，基础设施不足正抑制着城市集聚经济的发挥；另一方面，大量城市因经济活动密度不足而导致基础设施无法发挥提升劳动生产率的正面作用。这种看似矛盾的现象实际上反映了城市基础设施供需的空间不平衡。人口规模大且持续增长的城市在大城市恐惧症的作用下试图控制人口流入，于是制造公共产品的相对短缺以提高外来人口的生活成本成为一种主动选择。而那些人口和经济规模较小的城市在地区竞争和寻租动机驱动下，却建设了远超所需的基础设施。

关于其他控制变量的结果如下。劳均资本存量对劳动生产率产生了积极的作用，系数(0.676)在1%水平显著。该结果表明资本深化仍然是经济效率提升的重要途径。政府支出占GDP比重对劳动生产率产生了显著的负面影响，表明政府对经济发展的正效应(提供良好的公共服务)远不及负效应(干预市场导致要素配置扭曲)，因而重新界定政府和市场的边界是非常有必要的。人力资本对劳动生产率没有产生显著作用，这可能是因为采用的师生比指标仅能衡量学校教育的部分状况，而未能量度“干中学”所积累的人力资本。外商直接投资对劳动生产率没有产生显著的影响。多数时间哑变量显著，表明控制时间趋势的必要性。

使用主成分分析法计算基础设施存量时，2012-2014年通讯基础设施(固定电话、移动电话和国际互联网)的数据是估算值，基础设施对集聚经济的提升作用是否是由该数据处理方法引起的？下面采用不同的数据处理方法计算基础设施存量。表2第5列的基础设施存量采用2003-2014年数据，但排除了通讯基础设施指标。表2第6列使用2003-2011年全部指标进行计算。两列的结果显示，基础设施与就业密度交互项的系数都显著为正，并且数值上也非常接近。这说明，本文主要结果对基础设施存量计算过程中的数据处理方法并不敏感。

2. 稳健性检验

为考察城市基础设施对集聚经济提升作用的稳健性，分别采用系统GMM的一步法、改变作为工具变量的滞后项的阶数、加入建成区面积作为额外控制变量和剔除异常值的子样本进行稳健性检验。结果显示，基准回归得到的结论相当稳健。

由于两步估计的权重矩阵依赖估计参数，并且标准差向下偏倚，Arellano & Bond(1991)建议采用一阶段估计(one-step)结果进行系数显著性检验。虽然上文的估计已经使用Windmeijer修正对两步法标准差的偏差进行矫正，这里仍将上述建议作为稳健性检验。表3第1列的结果显示，就业密度和基础设施交互项的系数在5%水平显著。这说明，基准回归结果并不是由两步法的缺陷造成的。

系统GMM采用相关变量的滞后项作为工具变量，滞后阶数的选择可能影响估计结果。由于表2第4列基准回归中选择1-3阶滞后项作为工具变量，表3第2和3列分别给出选择1-2阶和1-4阶滞后项的结果。就业密度和基础设施存量交互项的系数均在10%水平显著，并且大小与表2第4列结果非常接近。估计结果对滞后项阶数的敏感性较低。

Combes et al.(2015)认为城市面积是影响城市集聚经济的一个因素。表3第4列增加建成区面积对数作为额外的控制变量。结果显示，建成区面积对数的系数高度不显著；交互项系数为0.087，在10%水平显著。增加建成区面积作为控制变量对回归结果影响很小。

行政区划的变动和统计数据输入失误会造成观察值的异常变动。本文的主要结果是否是由异常值驱动的？下面使用剔除异常值的子样本进行考察。首先计算了人均实际GDP和市辖区建成区面积的变化率，然后删除小于1%(5%)和大于99%(95%)分位数的观察值。两个子样本的估计结果见表3第5和6列。交互项系数都与基准回归中的系数非常接近，前者在5%水平显著，后者在10%水平边际显著。所以基准回归的结果并不是由异常值驱动的。

总之，稳健性检验表明，基础设施确实对城市集聚经济的发挥起到了积极作用。六种模型设定下，系统GMM估计都通过了自相关检验(AR(2))和过度识别检验(Hansen)。交互项系数不仅都显著，而且处于0.080到0.109之间，与基准估计的0.102相近，体现出高度的稳健性。所以基准估计的结果是稳健可靠的。

3. 城市基础设施结构与集聚经济

地方政府在基础设施投资上存在明显的倾向性，重经济基础设施而轻社会基础设施，可能造成基础设施结构的失衡。这种基础设施结构如何影响城市集聚经济？从集聚经济的角度看，基础设施结构性失衡真的存在吗？本部分考察经济基础设施和社会基础设施对城市集聚经济的影响。动态面板系统GMM估计的结果见表4。表4第1列是关于经济基础设施的结果，经济基础设施与就业密度交互项系数为0.118，在10%水平显著。第2列是关于社会基础设施的结果，社会基础设施与就业密度交互项系数为0.289，在1%水平显著。这些结果表明，改善经济基础设施和社会基础设施都能够提高城市集聚经济，并且社会基础设施对集聚经济的提升作用远大于经济基础设施。该结果证实了基础设施结构性失衡的存在，社会基础设施相对不足导致其在集聚经济上边际收益偏高。

表3 基础设施对集聚经济影响的稳健性检验

表4第3列同时考察了经济基础设施和社会基础设施对集聚经济的作用。两者与就业密度交互项的系数展现出与第1和2列相同的模式。系统GMM过度识别检验的p值是0.98，过高的p值意味着可能存在由工具变量过多引起的弱工具变量问题(Roodman，2009)。为减轻潜在的弱工具变量问题，把用作工具变量的滞后项的阶数调整为1-2，估计结果见表4第4列。该设定通过了自相关检验和过度识别检验，此时过度识别检验的p值是0.48，表明弱工具变量问题已大为缓解。经济基础设施、社会基础设施与就业密度交互项的系数分别是0.073和0.201。该结果再次确认了从第1和2列得出的结论。

总的来说，经济基础设施和社会基础设施的改善都有利于发挥城市集聚经济，而且后者的作用大于前者。在同样的就业密度下，如果经济基础设施和社会基础设施存量分别提高10%，集聚经济分别提高0.7% 和2%。尽管城市政府官员可能更愿意投资于经济基础设施，但社会基础设施对劳动生产率的提升作用更加出色。考虑到社会基础设施的增加还可以改善民生，缓解看病难、上学难等“城市病”，社会基础设施的总收益更为可观。

表4 经济基础设施和社会基础设施对集聚经济的影响

五、 结论与政策含义

根据集聚经济理论，中国城市基础设施的持续改善有利于增强城市规模经济，降低拥挤效应，从而提升净集聚经济。然而，地区竞争和寻租动机可能造成基础设施超过社会最优水平，以及经济基础设施和社会基础设施的结构性失衡。基础设施投资偏离社会最优的数量和结构，会阻碍城市的长远发展。基于2003-2014年中国地级市市辖区数据，使用动态面板模型的系统GMM法，本文实证考察了城市基础设施对集聚经济的影响。研究结果表明，城市基础设施的改善提升了就业密度对劳动生产率的正面作用，这个结论是稳健的；分类考察显示，经济基础设施和社会基础设施都促进了城市集聚经济，而且后者的提升作用远大于前者。从集聚经济的视角看，城市基础设施整体上并未超过社会最优水平，但存在经济和社会基础设施之间的结构失衡。

当前，我国经济已进入由高速度增长向高质量发展转换的阶段，正处在转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力的攻关期。发达国家的经验表明，城市集聚经济在现代化经济体系中扮演着重要角色，因为城市集聚能够提高生产率和推动科技创新。关于中国城市的研究也表明城市集聚能够提高劳动生产率，至于科技创新，共享单车在大城市的出现和迅速普及就是一个鲜明的例子。本文的研究结果表明，良好的城市基础设施能够成为城市集聚经济发挥的助推器。当前阶段，加强和改进城市基础设施建设，有利于发挥城市集聚经济，推动经济结构调整和发展方式转变。2013年国务院出台了《国务院关于加强城市基础设施建设的意见》，本文为该政策的合理性提供了经验证据。

经济基础设施和社会基础设施的结构性失衡也受到社会的强烈关注，教育、医疗等社会基础设施的不足造成上学难、看病难等“城市病”。从对集聚经济的影响看，经济基础设施和社会基础设施都发挥着积极作用，但后者的作用更大。考虑到社会基础设施还能够改善民生，把建设资金配置到社会基础设施上产生的社会边际收益更高。因而，把基础设施投资向社会基础设施适度倾斜可以实现发挥城市集聚经济和改善民生的双赢。

本文还发现，城市基础设施存在供需的空间不平衡。一直以来，基础设施投资是经济下行时政府“保增长”的重要措施，基础设施的重复建设备受诟病。研究表明，基础设施建设应该与当地经济发展水平一致，纯粹基于“保增长”目的的基础设施并不会提高劳动生产率；为抑制人口流入而造成的社会基础设施短缺也会抑制集聚经济的发挥。进一步分析表明，很多城市因经济活动规模不足无法发挥基础设施的潜在作用，与此同时，也有很多城市的基础设施不足正抑制着集聚经济的发挥。

基础设施结构性失衡和空间不平衡是中国式分权和政绩观的GDP导向共同作用的结果。要实现经济基础设施和社会基础设施的平衡、基础设施供给与当地需求的匹配，需要从制度约束和目标导向入手，改变地方政府提供基础设施的激励。这是公共品的供给侧结构性改革需要着力解决的问题。