技术进步偏向对城市经济高质量发展的影响——基于结构红利的视角

孙学涛，张广胜

（1.中国海洋大学 经济学院，山东 青岛266100； 2.山东社会科学院农村发展研究所，山东 济南250002；3.辽宁大学 商学院，辽宁 沈阳110036）

一、引言

城市经济是支撑中国经济发展的重要力量和主要增长点，2017年城市经济体的生产总值达到75.957 万亿元，占同期中国地区生产总值的92.53%；城市经济2002年至2017年平均增速为13.83%，同期中国经济的增速为9.35%［1］。 根据外生经济增长理论，中国城市经济高质量发展来源于结构红利的释放［2-4］。

学者通过研究发现虽然中国城市的技术进步水平相对较高，但中国经济高质量发展过程中没有出现结构红利，反而出现了鲍莫尔成本病［5-7］。这对学者的研究成果形成了挑战，如果技术进步能够促进地区结构红利的释放，则中国经济内应该存在结构红利，但事实上中国出现了鲍莫尔成本病，因此需要重新研究技术进步与结构红利之间的关系。 由技术进步偏向理论可知，技术进步对不同要素边际效率的影响存在着差异，即技术进步是有偏向的，偏向资本的技术进步与偏向劳动的技术进步对经济体的影响不同。 因此，本文提出中国的结构红利不仅与技术进步有关系，更与技术进步的偏向类型有关，即偏向不同要素的技术进步对结构红利的影响不同。 由于样本数据之间可能存在一定的空间依赖关系，在讨论技术进步偏向与结构红利之间关系时，还需要分析相邻地区的技术进步偏向对本地区结构红利的影响［8］。 因此本文在考虑到城市经济空间溢出效应的基础上尝试对城市结构红利进行再检验，基于结构红利视角讨论偏向不同要素的技术进步对城市经济高质量发展的影响差异。

二、文献综述

对于经济增长过程中是否存在结构红利，学者的研究结论存在着争议。 主流的观点认为经济增长过程中存在结构红利［2］。Cesar、Dietrich 和孙学涛等学者研究发现产业结构升级过程中，劳动和资本要素由低效率的产业（或部门）向高效率的产业（或部门）转移，这种要素的流动会提高经济的效率，即从理论上讲要素流动过程中存在着结构红利，这种结构红利的释放能够促进经济高质量发展［5,7,9-10］。

部分学者在研究过程中发现经济增长过程中没有表现为结构红利，而是出现了鲍莫尔成本病［10］。Fagerberg 运用39 个国家（或地区）制造业的数据研究发现经济增长过程中的结构红利效应很小，从另一方面证实了Pender 的研究结论［10-11］。 同时学者研究还发现结构红利存在着明显的空间差异和时期差异［12］。Timmer 尝试引入Verdoorn 弹性因素，但结论表明结构红利仍不大［13］。

已有的研究大多采用偏离份额法（Shift-Share Analysis）通过对经济增长进行分解以测度结构红利。从理论上讲，运用偏离份额法在对经济增长进行分解的过程中会低估结构红利［2］。张军通过对要素产出弹性的估计测度了“结构红利”，随后学者利用超越对数生产函数测度出不同部门不同时点的要素产出弹性，在此基础上计算出结构红利，但该方法测度的结构红利略高于偏离份额法测度的结构红利［8］。 在测度出结构红利后，学者进一步讨论了产业份额、技术进步、资源要素流动和政府政策等对结构红利的影响［8］。

通过对学者研究成果的分析，发现文献存在以下不足：第一，研究对象。 已有的文献认为技术进步是中性的，主要研究中性的技术进步对结构红利的影响。 第二，研究样本，现有的文献研究样本主要针对一个国家（或地区），但国家（或地区）内部也存在异质性，需要将研究视角进一步细化。第三，研究模型。已有的文献主要基于传统的计量方法，忽视了地区之间的空间依赖关系，虽然部分文献考虑了经济体的空间相关性，但其研究仍存在着改进的余地。

基于现有研究成果的不足，尝试利用SARAR 模型研究技术进步偏向对城市经济体结构红利释放的影响。 具体研究方式如下：一是研究视角。 尝试计算出中国城市经济体的技术进步偏向指数，并研究技术进步偏向对结构红利的影响。二是样本数据。城市经济体是以工业和服务业为主体的，与省域经济和县域经济不同，本文尝试从城市经济体角度研究结构红利与技术进步偏向之间的关系。三是计量模型。城市经济体具有一定的空间溢出效应，需要采用空间计量经济模型研究技术进步偏向对城市结构红利的影响，但空间计量模型的误差项和自回归项会同时存在，而现有的研究需采用两种不同的方法分别研究误差项和自回归项，SARAR 模型能够同时研究空间误差效应和空间自回归效应。 基于以上分析，本文尝试运用SARAR 模型从结构红利视角研究技术进步偏向对中国城市经济高质量发展的影响。

三、理论分析

（一）结构红利的来源

结构红利的实质是由于第一（二）产业要素效率低于第二（三）产业要素效率，这会导致劳动和资本等要素由第一产业向二三产业流动（或由第二产业向第三产业流动），这种要素的流动会改变要素的配置结构，进而影响经济体的效率，最终影响经济发展。 由要素流动理论可知，要素的流动可以分为两个阶段：第一阶段是当要素由第一产业向第二三产业转移时，要素的转移会提高要素效率，形成经济的“结构性加速”，即表现为结构红利；第二阶段是随着经济发展，第一产业内不存在过剩的要素，随着第三产业的发展，要素会由第二产业向第三产业转移，如果第三产业的效率高于第二产业的效率，要素由第二产业向第三产业转移时，要素的转移也会提高要素效率，表现为结构红利，但如果第三产业的效率低于第二产业的效率，要素由第二产业向第三产业转移时，要素的转移则会导致要素效率的下降，形成经济的“结构性减速”，表现为结构负利。 由于中国经济表现为二元经济结构，农业部门的劳动生产率较低，中国要素流动主要由第一产业向二三产业转移，同时二三产业主要集中在城市部门，因此劳动和资本等要素的流动会导致优势的劳动和资本等要素向城市转移，进而提高要素的效率，最终会促进城市经济发展，即城市经济体的结构红利为正。 基于此，尝试提出第一个假设：城市经济体内的结构红利为正，即城市经济体内并没有存在“鲍莫尔成本病”，反而存在“结构红利”。

（二）技术进步偏向及其对经济高质量发展影响的理论分析

由边际收益递减规律和技术创新理论可知，短期内某种要素投入数量越少，其要素价格和边际收益就会越高，为了节约成本，经济体会率先引进（或创新）能够节约该要素的技术，即技术进步具有偏向性。随着技术进步的发展，经济体内所需要的这种要素数量会越来越少，此时经济体引进技术（或技术创新）不会为了节约某种要素，即技术进步不具有偏向性。 目前中国劳动要素正在从第一产业向二三产业转移，由于二三产业主要集中在城市，劳动要素的这种转移会为城市带来大量的劳动要素，最终在城市内形成资本投入相对劳动投入不足的状况，即城市经济体内投入的劳动数量会多于投入的资本数量。由于城市经济体内的资本要素边际效率会高于劳动要素的边际效率，此时城市在引进技术（或技术创新）时会率先引进（或创新）能够节约资本要素的技术，即技术进步会偏向于资本。基于此，尝试提出第二个假设：技术进步对不同要素的影响存在着差异，技术进步是有偏向的，而城市经济体技术进步总体上会偏向于资本。

技术进步对经济体的影响主要表现为技术进步通过影响要素边际产出，进而影响要素效率的方式对经济体产生影响。 在资本和劳动要素的投入结构不变的前提下：如果技术进步偏向于劳动，则技术进步会提高劳动要素的效率；如果技术进步偏向于资本，则技术进步会提高资本要素的效率。在城镇化背景下，中国城市经济内的劳动相对丰富，而资本相对匮乏，因此技术进步偏向于劳动为城市经济体带来的边际收益会小于偏向于资本所带来的边际收益，即技术进步偏向于资本会促进城市经济体结构红利的释放，进而实现经济高质量发展。基于此，尝试提出第三个假设：推动经济高质量发展，技术进步偏向于劳动会抑制经济体结构红利的释放，不利于经济高质量发展。

（三）技术进步偏向的空间效应

由于城市经济并非均质的，因此在空间上可能会表现为相关性，即城市经济体的结构红利和技术进步在各城市之间的分布不是随机分布，而是存在着相互依赖关系。 这是由于地理位置越相近的两个城市，其劳动要素和资本要素在两个城市之间的流动就会越频繁；反之要素在两个城市之间的流动的频率就越低。这也是城市经济发展的本质特征。 城市之间的这种依赖关系的存在可能会使一个城市经济结构的变动对相邻城市经济产生影响。同时城市技术进步偏向和结构红利在空间上还会表现为空间集聚，即一个表现为结构红利的城市经济体与另一个表现为结构红利的城市经济体在地理空间上表现为相邻关系。 这种相邻关系还会影响城市经济体的溢出效应。由于相邻城市经济体之间的劳动要素和资本要素在地区之间相互流动，要素的这种流动会使城市经济体之间的空间关系还表现为溢出效应，即技术进步偏向对城市经济体结构红利的影响可以划分为直接效应和溢出效应，即技术进步偏向不仅能够直接影响本地区城市的结构红利，还能够对相邻城市的结构红利产生影响。 基于此，尝试提出第四个假设：技术进步偏向对城市经济体结构红利的影响可以分为直接效应和溢出效应，即技术进步偏向不仅能够影响本地区城市的结构红利，还能够对相邻城市的结构红利产生影响。

四、研究设计

（一）研究方法

1.结构红利的测度方法

城市经济体内有i 个产业，则城市经济体的地区生产总值增速y 可以表示为：

其中Yi表示城市经济体内第i 产业的生产总值，Y 表示城市经济体的地区生产总值，令则公式（1）可以表示为：

由新古典经济增长理论可知，城市经济增长主要来源于要素投入数量的增加和要素效率的提升；同理，城市各产业部门的增长也主要来源于这两个方面。 由此可得公式（3）：

其中，li为城市经济体内i 部门的劳动投入数量，ki为城市经济体i 部门的资本投入数量，tfpi为城市经济体i 部门的全要素生产率，fi（*）为城市经济体i 部门的要素投入与产出之间的关系，i=（N 或A），N 表示为农业部门，A 表示为非农部门。

由公式（3）可以计算出非农部门与农业部门的经济增长之间的差异：

当劳动要素由农业部门向非农部门流动时，则公式（4）可以进一步变化为：

当城市经济体产业结构变迁时，这种变迁不仅会对城市经济体内各部门产出产生影响，而且还会影响要素的效率，进而影响城市经济体各部门的产出效率。要素流动所导致的产出效率的差异即为城市经济体的结构红利，则中国城市经济体的结构红利可以表示为：

其中TSE 表示城市产业结构变迁对城市经济的影响，即城市经济体的结构红利。 将公式（6）简化为：

2.技术进步偏向的测度方法

钟世川等学者提出了测度技术进步偏向的方法，本文在该方法的基础上进一步改进。设定城市经济体的CES 生产函数为［14］：

为了简化理论分析，假定城市经济规模报酬不变，则资本要素的边际产出为资本要素的收益。由公式（9）可得：

其中，公式（10）内的r 表示资本要素的收益。

借鉴Acemoglu 等学者的研究成果，运用哈罗德技术进步偏向指数表示城市经济体的技术进步偏向［15］。

同时为了检验技术进步偏向指数的稳健性，还采用希克斯技术进步偏向指数进一步讨论技术进步偏向对城市结构红利的影响。

3.SARAR 模型的设定

由“地理学第一定律”可知，城市经济之间存在着一定的空间相关性，城市之间的空间距离越近，城市经济体之间的空间相关性就越大［5］。 因此尝试运用空间计量模型讨论技术进步偏向对城市经济体结构红利的影响。 现有空间计量模型分别采用两个不同的模型讨论空间误差效应和空间自回归效应，而SARAR 模型能够同时讨论空间计量模型的误差项和自回归项。 SARAR 模型可以表示为：

其中，TSE 表示城市经济体的结构红利，X 表示影响城市经济体结构红利的因素，W 表示城市经济体之间邻接关系的权重矩阵，ε 表示对城市经济体的结构红利产生影响但在计量模型以外的变量，同时λ 表示随机误差项的系数，ρ 表示城市经济体结构红利的自回归系数。

由于空间计量分析过程中需要考虑到城市经济体之间的权重矩阵，尝试构建地理距离权重矩阵，城市经济体之间权重设定为城市经济体之间地理距离的倒数，城市之间的地理距离运用欧氏距离公式计算。

（二）数据变量

1.样本与数据来源

本文以2002—2017年的中国281 个地级及以上城市①（以下简称城市）为研究对象，行政区域发生改变或新设立的城市均不在研究范围内。 城市的相关指标来自《中国城市统计年鉴》（2003—2018年），部分指标还来自《中国统计年鉴》和28 个省（自治区）的统计年鉴，本文所用样本指标具体如表1 所示。

2.被解释变量

结构红利的计算过程如公式（1）至（7）所示，公式（7）内的城市经济体非农部门全要素生产率与农业部门全要素生产率均由MaxDEA6.9 软件计算的Meta-Malmquist 指数所表示。 在计算城市非农部门和农业部门全要素生产率时，要素投入包括劳动、资本和土地。 由表1 可以看出中国城市经济体结构红利为正，说明释放城市经济体结构红利能够促进城市经济高质量发展，可能的解释是城市经济体结构红利是中国产业结构升级的一部分，中国产业结构升级的过程是要素由第一产业向二三产业流动（或者由农村向城市流动）的过程，而城市经济体以县区为基础，以非农产业为主体，这种流动必然会导致农业部门的要素流向城市的非农部门，因此城市经济体的结构红利为正，即支持了假设1 中国城市经济体的结构红利为正的观点。

3.核心解释变量

技术进步偏向指标由公式（11）和公式（12）计算而来，公式（11）和公式（12）内的要素替代弹性和资本增强型技术进步项的增长率分别由公式（10）和（9）计算而得，计算方法为将相关数据代入到公式（10）和（9）内用Stata14.0 软件分别求出各项系数，然后计算出要素替代弹性和资本增强型技术进步项的增长率。 由表1可以看出中国城市经济体的技术进步偏向为正，说明中国城市经济体技术进步偏向于资本。 可能的解释是中国城市经济体内劳动力数量较多，而资本存量不足，同等条件下提高资本要素的效率，能够为城市经济带来收益更大，因此城市经济体内技术进步更偏向于资本，即支持了假设2 技术进步偏向资本的观点。

4.控制变量

借鉴李翔和孙学涛等学者的控制变量，将Urbanize、Internet 和Student 等七个指标作为控制变量引入到计量模型中［5,8］。 其中Urbanize 采用非农产业中劳动要素的从业人数与城市一二三产业的从业人数之比来衡量，Internet 采用城市内使用互联网的用户（万户）来衡量，Foreign 采用外商投资（万元）与工业总产值之比（万元） 之比来衡量，Student 采用城市大学生人数与城市总人口之比来衡量，Traffic 采用公路运输数量 （万吨）与地区总人口（亿人）之比来衡量，Finance 采用城市公共财政收入总额（万元）与城市地区生产总值（万元）之比来衡量，Consume 采用城市居民社会消费总额（万元）与地区总人口（亿人）之比来衡量。

表1 中国城市面板数据统计描述②

五、实证分析

（一）相关性检验

对数据进行空间计量分析之前需要进行空间相关性检验。 借鉴相关学者的方法利用Moran’s I 讨论空间相关关系［5］，技术进步偏向指标的检验结果如表2 所示。

表2 Moran’s I 检验结果

由表2 的Moran’s I 指数可知，城市的技术进步偏向为正，除2003年和2017年的Moran’s I 指数没有通过显著性水平检验，其余年份的Moran’s I 指数均通过了显著性水平检验。 说明中国城市经济体的技术进步偏向指数之间存在着显著的空间自相关关系，即城市i 的技术进步偏向指数不仅会影响城市i 的结构红利释放，而且还可能会影响与其相邻的城市j 结构红利的释放，结论支持了假设4 技术进步偏向会产生溢出效应的观点。

（二）基准回归

为了准确地分析技术进步偏向对中国城市结构红利的影响，本文还尝试借鉴王振华测度结构红利的方法，运用要素替代弹性重新测度了中国城市的结构红利，并与基于全要素生产率测度结构红利的结果对比［6］。因为主要讨论技术进步偏向与结构红利之间的关系，所以基于要素替代弹性测度的城市经济体结构红利的估计过程及结果不再具体汇报，只汇报其实证分析结果，具体如表3 所示。

表3 技术进步偏向对中国城市结构红利的影响

结构红利的计算方式不仅包含了利用公式（7）采用全要素生产率计算的结构红利，而且还包含了运用要素替代弹性测度的城市结构红利。由表3 可知，lambda 和rho 的系数均通过了1%的显著性水平检验，说明空间计量模型内存在显著的空间误差效应和空间自回归效应。 对于技术进步偏向对中国城市经济体结构红利的影响，具体分析如下：

首先，讨论技术进步偏向对城市结构红利的影响。 由表3 可知，技术进步偏向对中国城市经济体结构红利的影响在1%的显著性水平上为正。 说明城市经济体的技术进步偏向资本则会促进城市经济体产生结构红利，城市经济体的技术进步偏向劳动则会抑制城市经济体结构红利的产生。技术进步在产业结构对经济增长影响的过程中产生引致效应，即支持了假设3 技术进步偏向资本会促进城市结构红利的释放，偏向劳动会抑制城市经济体结构红利释放的观点［7-8］。 由技术进步理论和产业结构理论可知，技术进步对城市经济体结构红利的影响如下：一方面是某种技术的出现会提升劳动（资本）要素的边际效率，进而促进结构红利的释放；另一方面是存在技术进步的产业会减少相关要素投入，减少的要素会流向相关行业，促进相关行业的发展，进而促进结构红利的释放促进城市经济高质量发展。

其次，讨论技术进步偏向指数对基于不同方式计算的结构红利的影响差异。 由表3 可知，运用两种不同方法计算出来的结构红利，技术进步偏向对其影响为均正，并且均通过了显著性水平检验。 说明了采用不同方法计算出来的城市经济体结构红利的结果基本一致，即城市经济体结构红利的测度方法对其测度结果的影响相对较小。同时将基于两种不同测度方法计算出来的城市经济体结构红利的估计系数进行对比发现，运用要素替代弹性方法测度出的城市经济体结构红利的回归系数小于全要素生产率方法测度出的城市经济体结构红利的回归系数。 说明在对城市结构红利测度过程中运用全要素生产率方法测度出的城市经济体结构红利会偏高，而运用要素替代弹性方法测度出的城市经济体结构红利会偏低，为了准确地测度城市经济体的结构红利需要统筹考虑这两种方法。

再次，讨论技术进步偏向对城市经济体的空间溢出效应。 表3 不仅给出了SARAR 模型的回归系数，同时还给出了空间杜宾模型（SDM）的回归系数。 由表3 可知技术进步偏向对城市经济体结构红利的影响可以划分为直接效应和溢出效应，技术进步偏向无论是对城市经济体结构红利的直接效应还是其溢出效应的估计系数均为正，同时在1%水平上显著。 说明技术进步偏向能够促进本地区城市结构红利的释放，同时还能够促进相邻城市结构红利的释放，即结论支持了假设4 的观点。

最后，讨论控制变量对被解释变量的影响。 为了控制其他相关因素对城市经济体结构红利的影响，实证分析过程中引入了七个控制变量。 由表3 的估计结果可以看出非农产业从业人员占比对城市经济结构红利的影响为正，并且通过了显著性水平检验。说明劳动要素由农业部门向非农部门转移会促进城市经济结构红利的释放。 城市使用互联网用户数对城市经济结构红利的影响为正，并且通过了显著性水平检验。说明城市信息化水平的提高能够促进城市经济结构红利的释放。 外商投资与工业总产值之比对城市经济结构红利的影响为正，但没有通过显著性水平检验。说明城市利用外资的数量对城市经济结构红利的影响不显著，即在城市经济结构红利的释放过程中没有体现外资的引致效应。大学生占地区总人口的比重对城市经济结构红利的影响为正，并且通过了显著性水平检验。 说明城市的人力资本水平越高，城市经济结构红利就越显著。 城市人均公路运输数量对城市经济结构红利的影响为正，但没有通过显著性水平检验。 说明公路运输在城市结构红利的释放过程中没有起到显著的促进作用。 财政收入占地区GDP 的比重对城市经济结构红利的影响为正，并且通过了显著性水平检验。说明政府对城市经济的干预越强越能释放城市经济结构红利。 城市居民消费对城市经济结构红利的影响为正，并且通过了显著性水平检验。 说明城市居民消费水平越高，城市经济内的结构红利就越显著。 通过对控制变量的分析发现，在城市经济高质量发展过程中不仅技术进步偏向能起到促进作用，城镇化、信息化、人力资本、政府干预和城市居民消费也能起到推动作用。

（三）区域异质性分析

前文的实证分析过程中将所有的城市设定为一个整体，没有考虑到不同地区城市之间的差异。由于中国东、中、西部地区的自然环境和社会环境等存在一定的差异，本部分借鉴相关学者的研究成果，尝试将中国城市划分为东、中、西③三个地区，分析技术进步偏向对不同地区城市结构红利的影响差异。 其他处理方式均不变，细分样本后的结果具体如表4 所示。

表4 汇报了将中国城市样本划分成东、中、西部地区后的估计结果，其中只汇报了基于SARAR 模型计算的技术进步偏向对结构红利影响的估计结果，没有汇报基于SDM 模型计算的技术进步偏向对结构红利影响的估计结果。 由于两种方法计算的估计结果基本一致，以全要素生产率计算的结构红利为例进行分析。 由表4 可以看出技术进步偏向对东部地区和中部地区结构红利的影响系数均通过了显著水平检验，但对西部地区结构红利的影响没有通过显著性水平检验。同时将东、中、西部地区的估计系数进行对比分析，发现东部城市技术进步偏向的估计系数大于中部城市，即技术进步偏向对中国城市经济体结构红利的影响主要是通过东部地区进而影响中国整体。 可能的解释是：东部地区无论是资本还是劳动都相对丰富，且东部地区的劳动力素质较高，因此节约资本的技术进步对东部的影响显著；中部地区是劳动净流出地，并且资本相对匮乏，中部节约资本的技术进步能够提高劳动等要素的生产效率，进而促进中部地区结构红利的释放，因此节约资本的技术进步对中部地区结构红利的影响也相对较大；西部地区石油等自然资源优势突出，而劳动要素相对匮乏，因此西部地区技术进步节约劳动更能够提高西部地区城市经济发展效率，故技术进步偏向资本对西部地区的影响相对较小。

表4 细分样本

六、稳健性检验

为了防止研究结论的偶然性，从三方面对基准回归进行检验：一是从样本指标出发，采用希克斯技术进步偏向指数重新构建中国城市的技术进步偏向指标，其衡量方法如公式（12）所示；二是更换权重矩阵，基于城市空间相邻关系，重新构建中国城市的权重矩阵；三是更换计量模型，运用空间自回归模型（SAR）和空间误差模型（SEM）分析技术进步偏向对中国城市结构红利的影响。

表5 中的重新构建技术进步偏向的指标部分给出了基于希克斯技术进步偏向指数分析的技术进步偏向对中国城市结构红利的影响。 由表5 可知，采用两种不同的方法计算的中国城市结构红利，技术进步偏向对其影响均为正，并且均通过了显著性水平检验。 这与表3 的估计结果基本一致，说明技术进步偏向对城市经济体结构红利影响的研究结论稳健。 表5 也汇报了更换空间权重矩阵后的技术进步偏向指数对城市结构红利的估计结果，只给出了直接效应未给出溢出效应。 由表5 可知采用两种不同的方法计算的中国城市结构红利，技术进步偏向对其影响均为正，并且均通过了显著性水平检验。 这与表3 的估计结果基本一致，说明技术进步偏向对城市经济结构红利影响的研究结论稳健。

表5 稳健性检验的估计结果（一）

表6 稳健性检验的估计结果（二）

表6 给出了运用空间自回归模型（SAR）和空间误差模型（SEM）分析的技术进步偏向对中国城市结构红利的影响。从表6 可知技术进步偏向的估计系数为正，均在1%水平下显著。这与表3 的估计结果基本一致，说明技术进步偏向对城市经济体结构红利影响的研究结论稳健。

七、主要研究结论与启示

在中国经济下行压力加大的背景下，通过释放城市经济体的结构红利推动城市经济高质量发展是理性且可行的，但产业结构变迁的起源是技术进步。 基于此，本文首先运用全要素生产率计算城市经济体的结构红利，其次计算城市经济体的技术进步偏向指数，并利用SARAR 模型和SDM 模型讨论技术进步偏向与城市经济体结构红利之间的关系，最后从四个方面证明了研究结果是稳定的。 研究发现：第一，中国城市经济体的结构红利总体表现为正，即中国城市经济体内存在着“结构红利”，并没有存在“鲍莫尔成本病”；第二，中国城市的技术进步偏向资本要素，即城市技术进步总体是上节约资本，同时技术进步偏向存在着一定的空间外溢效应，即技术进步偏向会对相邻城市经济体的结构红利产生影响；第三，技术进步偏向资本会促进结构红利的释放，技术进步偏向劳动会抑制结构红利的释放；第四，技术进步偏向主要影响东部地区的城市，而对中、西部地区的城市影响相对较小。

通过本文的研究得出以下几点启示：

第一，利用自身资源禀赋，培育城市本土优势产业。 本文研究发现结构红利为正，说明在产业结构升级过程中城市经济处于优势地位，城市经济会吸引县域农业部门的优势资本和高素质劳动。 因此城市经济在产业结构升级过程中应该根据自身的资源禀赋条件发挥自身的优势，形成适合城市经济发展的优势产业。城市在产业结构的调整升级过程中应该积极融入全国经济的发展过程中，通过与相邻地区的协作，获取更低的生产成本和较高的效益，在本地区培育优势行业。 在本地区优势行业的培育中，城市应该主动吸引先进的技术和管理经验，进而做大做强本土优势产业，促进城市产业结构的调整升级。

第二，搭建技术创新平台，助力经济高质量发展。 本文研究发现技术进步偏向资本能够促进城市经济体结构红利的释放，因此政府在引进技术（或技术创新）过程中应该重点发展资本偏向型技术，同时为了能够促进技术进步（或技术创新），政府应该制定有效的人才引进政策，为城市吸引高素质劳动，促进城市经济高质量发展。 其中东部地区应该制定相应的政策，积极引导企业进行技术创新，实现由资本（劳动）密集型产业向技术（资本）密集型产业转型，同时也应该鼓励企业通过引进来和走出去的方式积极利用国外优势资本和技术，降低研发成本提高研究质量，实现产业结构稳步调整升级，从而释放城市结构红利；中、西部地区应该支持本地区企业积极推动要素禀赋和技术资本的积累，进而支持有条件的企业实现自主创新，而拥有自主创新能力的企业利用其技术溢出的作用，带动相关产业（或企业）的发展，实现地区产业结构的调整升级，从而释放城市结构红利。

第三，优化要素配置结构，循序渐进推进产业结构调整。 本文研究发现中国城市经济体的技术进步对不同要素生产效率的影响存在着差异，因此中国城市经济体内存在劳动和资本要素扭曲，即部分城市存在“民工荒”和“产能过剩”，而部分城市存在“劳动力失业”和“投资不足”。 因此政府应该提高城市市场化水平，保证劳动和资本的“价格机制”正常运行，促进劳动和资本等要素正常流动。 政府应该主要依赖经济手段降低要素流动的额外成本。 同时产业结构调整升级也是一个长期的过程，不同地区应该根据自身的要素禀赋实施不同的产业结构调整模式，地方政府在产业结构调整升级过程中也应该尽量避免急于调整产业结构，以免对结构红利的释放产生不利的影响。

注释：

①本文的样本城市虽然没有包含北京市等这类直辖市，但包含了如辽宁省沈阳市这类副省级城市，因此需要将样本城市表述为地级及以上城市。

②为了消除价格因素对模型结果的影响，本文将涉及价格因素的指标均运用地级城市的居民价格消费指数进行换算。

③东部包含河北省、辽宁省、江苏省、浙江省、福建省、山东省、广东省、广西壮族自治区和海南省等9 个省份（含自治区，下同），中部包含山西省、内蒙古自治区、吉林省、黑龙江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省9 个省份，西部包含四川省、贵州省、云南省、西藏自治区、陕西省、甘肃省、宁夏回族自治区、青海省、新疆维吾尔自治区9 个省份。