基础设施投资如何影响产业结构升级：理论框架与经验证据

徐晓光，寇佳丽，郑尊信

（深圳大学经济学院，广东 深圳 518060）

一、问题的提出

改革开放40余年来，中国凭借特有的政治经济制度安排以及大规模的劳动力和资本投入，创造了举世瞩目的经济增长“奇迹”，其中基础设施投资发挥了不可替代的作用。基础设施投资不仅是稳增长必不可少的经济手段，也是中国度过经济高质量发展阵痛期、新旧动能转换空窗期的重要基石。习近平总书记在十九届五中全会上明确要求要一手抓传统产业转型升级，一手抓战略性新兴产业发展壮大。近年来，我国基础设施投资规模和产业结构升级指数均得到了较快提高。如图1所示，中国的基础设施投资规模从1994年的29695.5亿元增长到2017年的536411.8亿元；产业结构升级指数从1994年的2.11提升到2017年的2.41。中国政府为应对金融危机，分别于1998年、2008年两次实施扩大内需政策，特别是在中央“四万亿”计划的刺激下，地方政府进一步加强基础设施建设以改善经济状况。同样地，2012年政府为应对经济增速下滑的压力，也加大了对基础设施的投资。当前阶段，面对新冠肺炎疫情对经济发展造成的严重负向冲击，有必要继续深入考察基础设施投资对中国产业结构升级的具体影响及作用机制，以期为助力中国产业结构向中高端水平发展、增强中国产业国际竞争优势提供实证参考。

围绕基础设施投资与经济增长，学者们不仅证实了基础设施投资是经济增长的重要动力[1][2][3]，而且从能源强度、资源错配、基础设施的结构效应等视角考察了基础设施投资的经济效应[4][5][6][7]，这些研究为我国加快基础设施建设、提高资源利用效率提供了必要的理论指导。事实上，基础设施投资作为一种社会先行资本，具有明显的“乘数效应”，能够成倍引起社会总需求或总收入的连锁反应，因此长期以来都是世界各国政府拉动就业、刺激经济增长的重要手段。在影响产业结构升级的众多因素中，已有文献指出基础设施发展有助于加快区域间要素资源流动以及合作交流、促进地区经济增长和技术改进[8]，进而不可避免地会对区域产业结构升级产生重要影响。2020年10月29日审议通过的《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》指出，要系统布局新型基础设施，加快第五代移动通信、工业互联网、大数据中心等建设，推动经济结构更加优化，推进产业基础高级化、产业链现代化。在此背景下，我们有理由相信，有必要深入分析基础设施投资是否存在结构红利效应；如果存在该效应，探究具体效应如何将是一项具有重要价值的研究。同时，这一研究对于促进中国经济高质量发展、推动经济体系优化升级、为新常态发展阶段释放增长势能等具有重要的现实与理论意义。

二、文献回顾与研究假设

目前，国内外大量文献研究了基础设施投资、产业结构升级对经济增长的影响，其中有少量研究成果涉及基础设施投资的结构红利效应，并对二者展开了机制检验。

（一）基础设施投资与产业结构升级

长期以来，中国以GDP为核心的晋升激励体制和政绩考核方式，使得地方政府官员的政治晋升与辖区内经济绩效直接挂钩[9]，这导致中国的基础设施投资具有显著的追赶效应[10]。自中国财政分权制度推行以来，为了尽量保障区域内GDP最大化，各地争先积极发展本地经济，地方政府之间开展了激烈的招商引资竞争，在行政优惠、基础设施建设、公共服务效率等方面加大投入力度。在这个过程中，地方政府通过大量的基础设施投资使得中国在短期内形成了良好的基础设施条件，从而为外资流入、税收增加奠定了基础。投资环境的改变影响了当地企业的区位选择与决策，并直接影响产业结构的空间分布，进而间接作用于产业结构优化升级。

根据对现有文献的梳理以及中国的典型事实分析，基础设施投资对地区产业结构升级的作用机制可能表现在以下3个方面：一是消费需求扩大效应。由于基础设施投资存在明显的正外部性或溢出效应[11]，能够极大程度上拉动消费者和企业的投资消费需求，并通过收入效应等渠道推动产业结构转型升级[12]。一方面，基础设施投资在为企业生产性活动提供重要中间投入的同时，可以直接为消费者提供基本的消费服务，进而扩大内需、增加需求；另一方面，通过大规模的基础设施建设，可以有效改善交通、信息、能源、公共服务等外部环境，有力促进消费市场整合，优化企业和居民的消费环境，引发需求上升和消费结构升级，带动产业结构向服务化、高级化方向发展。二是资源配置优化效应。产业结构的优化升级以及产业质量效益的提升离不开地区间要素资源的自由流动与合理配置。然而，长期以来，中国各地区之间的经济赶超战略使得地方政府之间展开恶性竞争，由此引发的区域间地方保护、市场分割、行政壁垒等问题，导致市场失灵和资源错配效应的发生[13]。基础设施建设一方面有助于构建良好的交通网络，在不同城市之间聚集各类优势生产要素，合理优化地区间交通基础设施资源配置，促进产业集聚与产业结构调整[14][15][16]。另一方面，基础设施投资能够促进资源要素在区域间的顺畅流动，优化区域经营环境，消除市场分割，降低商品跨区域流动成本。相较于对外贸易，产业结构调整对资本错配的改善效应相对更大[5]，在这个过程中，市场交易效率和企业间合作交流更为便捷，有利于劳动力、资本等要素资源无障碍流动，提高资源配置效率，从而对产业结构转型升级产生显著的促进作用。三是技术创新效应。新古典增长理论认为技术创新是经济增长和生产力提升的决定因素。技术进步和创新能力的提升必然会带动产业内部的优化调整和专业化分工，并推动产业结构由中低端迈向中高端，而基础设施投资具有的规模效应和网络效应[17]，可以促进产业集聚和技术扩散，不同行业间能够通过研发合作、人才交流等方式加强资源共享，推动产品生产链中各个环节的互动协调，提升产业生产率和技术水平。在此基础上，基础设施投资产生的技术外溢效应可直接转化为企业生产和研发创新活动的强大推动力，有利于促进产业结构升级。由于大规模建设资金的投入，基础设施投资往往还能产生广泛的产业关联效应，基础设施投资对产业结构等方面的影响，通常也会通过知识技术溢出等方式，产生显著的技术创新效应[18][19]。

基于此，我们提出以下研究假设：

假设1：基础设施投资能够通过消费需求扩大效应、资源配置优化效应以及技术创新效应等机制促进地区产业结构升级。

（二）基础设施投资影响产业结构升级的边际效应

如果基础设施投资能够显著推动产业结构优化升级，那么这种影响效应是否遵循边际效应递减规律？基础设施投资需要大量政府财政支持，新古典经济增长理论认为，虽然基础设施投资能够促进经济增长与生产力提高，但最终受制于“边际报酬递减规律”，在资源有限的情况下，基础设施投资并不是越多越好，而是存在适度问题[20]，即基础设施投资的影响可能存在非线性特征。在大规模资本投入和产业发展的初期阶段，基础设施投资的规模效应和技术外溢效应尚未完全体现，产业发展与经济增长仍依赖于传统的发展模式，基础设施投资的促进效应较小，因此，只有当基础设施投资达到一定规模和质量时才能对产业结构升级产生明显的促进效应[21]。此外，产业结构变化与经济发展水平、城镇化等因素关系密切[22]，在不同的经济发展阶段和城镇化阶段，基础设施投资对产业结构升级的影响可能存在显著差异。一方面，在低水平的经济增长和城市化阶段，产业结构发展水平较低，大规模基础设施投资能够迅速拉动各个产业部门提高生产率，从而产生较强的结构红利效应；另一方面，随着经济发展水平和工业化程度的提高，基础设施投资逐步挤占私人投资，导致资源配置效率下降；同时，主导产业逐步由传统的制造业部门转向服务业、高技术产业，基础设施投资所形成的密集资本对其拉动作用有所减弱。但随着地区经济环境的不断改善，特别是进入工业化、城镇化的中后期阶段之后，产业发展对基础设施投资的需求有所增加，使得基础设施投资对产业结构升级的影响可能会产生新的变化。因此，我们进一步提出以下假设：

假设2：基础设施投资对产业结构升级的影响可能存在明显的非线性特征，这种影响在不同的经济发展阶段和城市化阶段呈现出显著差异。

回顾已有研究，学者们集中关注基础设施投资对经济增长的影响，而对于基础设施投资和产业结构之间的关系这一重要议题却较少涉及。就基础设施投资对经济增长的作用而言，学者们认可基础设施投资能够促进经济增长，但这一影响效应可能存在边际报酬递减规律[23]，即随着地区经济增长水平的提升，基础设施投资对经济增长的促进效应逐步减弱。对此，一种解释是过多的基础设施投资可能会挤占私人资本，导致资源配置效率低下[24][25]；另一种解释则认为，基础设施投资对经济增长的促进作用取决于经济体所处的发展阶段，当二者在制度或结构上不匹配时，基础设施投资的促进效应会减弱，最终形成“倒U型”的非线性关系[26]。由此可见，基础设施投资对经济增长的影响效应依然存在不确定性。其实，基础设施投资的作用主要在于为实体经济部门与微观企业提供服务、改善资源配置效率，进而带动产业规模和结构向高端化转变。换言之，既有研究主要是从经济增长的角度来讨论基础设施投资的影响，忽略了其中的具体影响机制和异质性。相较于已有研究，本研究不仅考察了基础设施投资对产业结构升级的直接影响，还借助中介效应、门槛模型等方法深入分析了其中的影响机制，从而为科学评价基础设施投资的产业机构升级效果提供新的经验证据。

与现有文献相比，文章可能的创新点在于：第一，关于基础设施投资是否存在结构红利效应，少有文献涉及。为此，我们使用1994～2017年中国省级层面的面板数据，在充分考虑时空异质性、内生性问题的基础上，实证检验基础设施投资对地区产业结构升级的影响效应，为科学评估基础设施投资提供了新的视角。第二，理论深度上，文章构建了基础设施投资与产业结构关系的理论框架，从理论和实证两个角度考察了基础设施投资通过消费需求效应、技术创新效应、资源配置优化效应3个渠道对地区产业结构升级产生的影响，深化了这一研究领域的理论积累。

三、研究设计

（一）计量模型设定

为了检验基础设施投资对地区产业结构升级的影响，我们设定如下计量模型：

其中，Indui,t表示各省市产业结构升级指数，Infrai,1表示基础设施投资，Controli,t表示多个控制变量，主要包括各省市对外开放程度Open、政府干预Gov、经济发展水平Gdp、人力资本Hc、城镇化水平Urb，εi,t表示随机误差项，下标i和t分别为地区与时间。考虑到区域产业发展可能具有明显的持续性和惯性特征，我们在计量模型中还加入了产业结构升级的滞后一期。

为了考察基础设施投资对产业结构升级的影响是否存在非线性特征，我们使用门槛模型进行分析[27]，在式（1）的基础上将门槛模型设定如下：

其中，γ为待估门槛值，Mi,t为门槛变量，I（·）为指示函数，具体包括基础设施投资、经济发展水平以及城镇化水平，其他变量与前文说明一致。

（二）变量说明

（1）基础设施投资。基础设施指社会生产和居民生活中不可缺乏的物质生存条件，主要分为经济基础设施和社会基础设施，本文只考察经济基础设施，用Infra表示。需要说明的是，2003年前后中国国民经济行业的统计口径发生了明显变化，导致统计数据中基础设施投资包括的行业有所改变。其中，2002年之前基础设施行业包括“电力、燃气及水的生产和供应业”“地质勘查业、水利管理业”以及“交通运输、仓储及邮电通信业”；2003年之后的基础设施行业则包含“电力、煤气及水的生产和供应业”“交通运输、仓储和邮政业”“信息传输、计算机服务与软件业”和“水利、环境和公共设施管理”。参考胡李鹏等的做法，将2003年之后的统计口径调整至与2002年之前保持一致[28]。在此基础上，使用永续盘存法测算各省份基础设施投资存量[29][30]，并在实证检验中做了对数化处理，即：

其中，Kt和It分别表示当期的资本存量和基础设施投资，δ表示折旧率，参照胡李鹏等人[28]的处理方法，折旧率取6.9%。测算后得到的中国基础设施投资规模在1994～2017年间处于上升趋势（见表1），且东部地区大于中部、西部地区。2005年以前沿海经济带基础设施投资存量大于非沿海经济带，中部地区基础设施投资存量大于西部地区，东部地区与沿海经济带所包含的省市几乎一致；2005年之后，非沿海经济带基础设施投资存量渐渐大于沿海经济带，中部地区基础设施投资存量小于西部地区。中国基础设施投资存在区域不平衡、不协调问题，使得基础设施引致的要素集聚形成部分负面影响。地理位置优越的发达地区，在基础设施投资的促进下对周边地区的虹吸效应增强，大量资本、技术、劳动力等生产要素从相对不发达或发展落后地区流入区域环境更好的发达地区。

表1 省级层面基础设施投资额

（2）产业结构升级指数。产业结构演进的一般规律为要素资源从低水平的部门流向高水平的部门[31]，主要表现为经济各部门和不同产业产值的比重调整。因此，参考汪伟等的做法，本文引入产业结构层次系数来反映各地区产业结构发展水平[32]，即。其中，1≤Indui,t≤3，Yi为第i产业产值占GDP的比重，Indui,t越大则表示产业结构越优化，文中用Indu表示。计算后得到的中国产业结构升级指数整体处于渐渐上升趋势（见表2），且东部〉西部〉中部。1994～2002年间，中国产业结构升级指数区域异质性程度加大，2004年、2008年均有下降趋势，除青海、甘肃、宁夏、陕西、山西、河北、山东、江苏、福建和海南增速相对不明显外，其他各省市增速均有显著提升，而这些区域集中于我国长江流域；2002年与2010年中国产业结构升级指数增速明显的区域有辽宁、北京、宁夏、山西、江苏、福建、贵州和海南；将2017年数据与2010年对比可以发现，全国产业结构指数增速加快。

表2 省级层面产业结构升级指数

（3）控制变量。控制变量一定程度上可以缓解遗漏变量造成的内生性问题，因此我们在计量模型（1）中纳入对外开放程度、政府干预、经济发展水平、人力资本、城镇化水平等控制变量。其中对外开放程度使用进出口贸易总额占GDP的比重表示，由于进出口贸易总额是以当年美元价格计算的，因此依据当年人民币兑美元的年平均汇率将其单位转化为人民币计算；政府干预采用政府财政支出占GDP的比重予以表征；人力资本使用平均受教育年限表示，计算方法为：平均受教育年限=（小学文化程度×6+初中文化程度×9+高中文化程度×12+大专及以上文化程度×16）/各地区6岁以上总人口；经济发展水平使用人均GDP的对数表示；城镇化水平用城镇人口占总人口的比重表示①。

本文的研究样本为1994～2017年中国30个省份的面板数据（除西藏、港澳台外），原因在于：第一，1994年以分税制为主要表现的财政分权改革对中国经济社会发展产生了重要影响，将1994年作为时间起点可以尽量避免分税制改革的影响；第二，限于数据的连续性和可获得性。我国基础设施投资等核心变量数据主要公布于省级层面。本文使用的数据来源于EPS数据库、《中国统计年鉴》、各省市统计年鉴、《中国固定资产投资统计年鉴》等。

（三）估计方法

尽管在计量模型中纳入被解释变量的滞后一期以及一系列控制变量，可以尽量吸收模型中存在的内生性问题，但计量模型中依然可能存在特定的内生性问题。一方面，基础设施投资与产业结构升级之间可能存在双向因果关系，基础设施投资会对地区产业结构升级产生显著影响，而各省份地区产业发展显然也会增加对基础设施的需求，从而影响本地区的基础设施投资状况；另一方面，遗漏重要解释变量也会导致内生性问题，如中央对地方的差异化发展战略、地区历史传统风俗等，这些也是我们难以观测到的变量。Arellano和Bover、Blundell和Bond提出的系统GMM法将差分方程与水平方程作为一个方程系统进行GMM估计[33][34]，既能有效缓解模型中存在的内生性问题，还能提高估计精度与效率。基于此，本文采用系统广义矩估计法（GMM）对计量模型（1）进行实证检验。

四、实证检验与结果分析

（一）基准模型估计结果

我们通过逐步添加控制变量来观察估计系数的变化，以尽量保证实证结果的稳健性，基准模型估计结果如表3所示。从表3可以看出，基础设施投资的估计系数在1%的水平上显著为正，即基础设施投资每增加1%，产业结构升级指数增加0.81%，说明基础设施投资显著促进了地区产业结构升级。大规模的基础设施投资有利于改善区域交通、信息、公共服务等“硬件环境”，客观上推动各经济部门和不同产业生产率、技术水平的提高，提高资源配置效率，从而促进产业结构优化升级。

表3 基础设施投资对产业结构升级的影响

控制变量中，对外开放水平的估计系数为负但不显著，表明对外开放未能有效促进产业结构升级。可能的解释是，虽然对外开放为我国产业发展带来资金、技术、人才等生产要素，能够对产业升级产生一定的积极作用，但长期以来低端嵌入全球价值链的贸易模式，使得我国具有比较优势的中低端制造业部门获得较大的发展空间，却抑制了产业结构向服务化、高级化发展。政府干预的估计系数在1%的水平上显著为正，说明政府的财政扶持可以为产业结构升级提供重要支持。人力资本对产业结构升级的估计系数为正但不显著，这一结果表明中国的人力资本扩张可能更主要表现在数量的增加而非质量的提升上，具有核心竞争力的高技术人才依然欠缺，从而未能有力带动产业结构转型升级。经济发展水平对产业结构升级的估计系数在1%的水平下显著为负，表明中国要素扩张式的粗放型经济增长模式会对地区产业结构升级造成显著的抑制效应。城镇化对产业结构升级的估计系数在1%的水平上显著为正，说明中国现阶段城镇化的加速发展能够释放较强的结构红利。

（二）异质性分析

考虑到中国各地区之间长期存在的社会经济差距[35]，可能导致基础设施投资对产业结构升级的影响效应存在区域异质性，因此我们按照地理位置将全样本（除港澳台、西藏外）划分为东部和中西部样本进行估计；同时，2008年中国经济社会发展发生重要变化，尤其是为了应对金融危机对中国经济造成的巨大冲击，中央政府出台“四万亿”经济刺激计划，这对中国宏观经济增长产生了重要影响[36]。因此，我们以2008年为分界点将全样本划分为1994～2007年和2008～2017年两个阶段分别进行估计并对结果进行对比。异质性分析结果见表4。

表4 分样本检验结果

表4的第1列和第2列报告了分区域的估计结果，可以发现，基础设施投资的估计系数在不同区域均显著为正，但从系数大小来看，东部地区的基础设施投资对产业结构升级的促进作用要高于中西部地区。这是因为，一方面，东部地区除北京外均临海，得天独厚的地理位置便于进行基础设施建设，因此东部地区基础设施投资的平均规模远高于中西部地区，基础设施投资带来的经济集聚效应使得资源、人才、技术等各类优势生产要素能够在产业间自由流动，极大程度上推动产业结构快速转型升级。另一方面，作为改革开放的先行区域，东部地区的产业基础和经济发展水平较高，区域产业发展对基础设施的需求较大，良好的制度环境也确保了东部地区的基础设施投资能够发挥较好的效果。

表4的第3列和第4列报告了不同时期内分阶段的估计结果，可以发现，基础设施投资的估计系数均显著为正，其系数大小从0.0061增加到0.0132，表明2008年以后基础设施投资的积极影响有所增强。原因在于金融危机后，为了应对低迷的经济环境，中央和地方政府积极出台投资计划来加快推进基础设施建设，各地区招商引资、项目建设等力度增大，交通设施不断发展，从而为地区产业发展和经济增长营造了良好的外部环境。此外，随着地方政府发展理念的转变和创新意识的增强，大量的投资被应用于软件、计算机等高新技术产业和战略性新兴产业发展，有利于发挥基础设施投资对产业结构调整升级的引领和带动作用。

（三）影响机制检验

前文分析指出，基础设施投资可能通过消费需求效应、技术创新效应、资源配置优化效应等重要渠道影响地区产业结构升级。为了验证前文的研究假设，我们参考Baron和Kenny提出的中介效应模型[37]，分3步引入中介变量来检验基础设施投资影响产业结构升级的路径和渠道。具体而言，第一步检验基础设施投资对中介变量的影响，第二步检验中介变量对产业结构升级的影响，第三步检验中介变量是否是完全中介变量。其中，中介变量包括各省份消费需求、技术创新能力以及资源配置水平。消费需求和技术创新能力分别用各省份社会消费品销售额和专利授权量的对数代替，表示为Com、Tec。资源配置水平使用2008～2016年各省份市场化指数②度量，用Mar予以表征。一般而言，市场化水平越高的地区资源配置效率越高，市场化指数数据来源于《中国市场化指数报告》（2018）。

表5和表6报告了中介效应模型的检验结果，可以发现，基础设施投资对中介变量消费需求、技术创新能力的估计系数均显著为正，说明基础设施投资能够促进地区消费需求的扩大和技术创新能力的提升。同时，中介变量消费需求、技术创新对产业结构升级的估计系数也显著为正，表明消费需求的扩大、技术创新能力的提升有利于促进产业结构升级。同时，表5中第2列和第4列基础设施投资的估计系数值小于表3中模型6的相应数值，这表明消费需求和技术创新部分中介了基础设施投资的结构红利效应。此外，表6中的估计结果显示，基础设施投资对资源配置水平的估计系数显著为正，说明基础设施投资能够改善地区资源配置状况，而资源配置对产业结构升级的估计系数也显著为正，即地区资源配置水平的提升也能够显著促进产业结构升级，通过比较基础设施投资系数变化情况可以判断，资源配置发挥了部分中介作用。以上中介效应模型检验表明，基础设施投资不仅可以直接促进产业结构升级，还可以通过扩大消费需求、改善资源配置、促进技术创新等机制来间接带动产业结构升级。

表5 消费需求效应和技术创新效应的中介效应模型估计结果

表6 资源配置优化效应的中介效应模型估计结果

（四）边际效应分析

前文已经证实了基础设施投资能够对地区产业结构升级产生显著的促进作用，那么该影响效应是否存在非线性特征？接下来我们使用门槛模型（2）分析基础设施投资对产业结构升级的非线性影响，通过Bootstrap方法重复300次来检验是否存在门槛效应及搜索门槛值。结果发现，门槛变量均通过了单一门槛、双重门槛、三重门槛检验③，因此，有必要选择三重门槛回归进行实证分析。

表7展示了门槛模型的检验结果。以基础设施投资为门槛变量的估计结果显示，三重门槛模型下基础设施投资的估计系数均显著为正，但呈现出先下降后上升的“U”型特征。随着基础设施投资不断增加，其对产业结构升级的促进效应会不断下降，而当基础设施投资跨越门槛值后，即当基础设施投资水平跨越9.8291时，其对产业结构升级的促进作用会有所增强，说明只有当基础设施投资达到一定规模后才能产生较强的结构红利。同时，我们发现2017年样本量内所有省份均在第四门槛区内，现阶段继续加大基础设施投资依然可以对产业结构优化升级产生显著的促进作用。

表7 门槛模型检验结果

以人均GDP和城镇化率为门槛变量的估计结果显示，基础设施投资的估计系数在不同门槛区间内均显著为正，但呈现出先上升后下降再上升的“N”型特征，这表明在不同的经济发展阶段和城镇化水平下，基础设施投资对产业结构升级的影响有所区别。在经济发展水平和城镇化程度较低的发展阶段，即当经济发展水平低于9.7253、城镇化水平低于0.3582时，劳动生产率和技术水平较低，基础设施投资能在短期内改善不同产业和经济部门的生产率，促进产业结构转型升级。当河北、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、广西、海南、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆等省区经济发展水平突破9.7253，上述省区及江苏、浙江、福建、山东、广东的城镇化水平加速到0.3582时，经济部门中的主导产业发生变化，更多的高新技术产业和服务业逐步取代传统的制造业部门，知识、人才、创新等生产要素成为产业发展的重要动力，此时继续依靠大规模的基础设施投资将难以支撑产业结构转型升级，甚至会导致资源错配效应的发生。到了经济发展和城镇化的后期阶段，即当北京、天津、上海、江苏、浙江、福建、山东和广东经济发展水平大于11.138，北京、天津、上海城镇化水平大于0.8291时，制度环境、政府治理水平等软环境越来越完善，基础设施投资开始转向绿色、创新等可持续方向发展，尤其是大量科技型投资的投入使得基础设施投资效率有所改善，有利于产业结构升级。通过门槛值计算可以发现，当前大部分省份主要处在第三门槛区间内，说明现阶段中国经济发展和城市化水平仍比较低，在加大基础设施投资的同时也要继续推动经济增长和城市化发展，从而更好地发挥基础设施投资的积极效果。

（五）稳健性检验

为了验证本文结论的稳健性，我们通过更换变量与更换方法两种方式进行稳健性检验。一是更换变量。首先，在保证被解释变量不变的情况下，将核心解释变量各省份基础设施投资存量进行人均化处理；其次，在保证核心解释变量不变的情况下，将被解释变量产业结构层次系数更换为产业结构高级化指数，使用第三产业产值与第二产业产值之比表示[38]。结果如表8第1列和第2列所示。从中可以发现，基础设施投资的估计系数依然在1%的水平上显著为正，说明基础设施投资显著促进了地区产业结构升级，其他控制变量的估计结果与前文基本一致，因此本文的结论具备良好的稳健性。

二是更换方法。除了采用系统广义矩估计GMM进行估计外，本文还采用传统的OLS回归和工具变量法进行实证分析。我们将基础设施投资的滞后一期作为工具变量并使用两阶段最小二乘法（2SLS）进行估计，结果分别如表8中第3列和第4列所示。OLS回归和工具变量法的估计结果均显示，基础设施投资的估计系数在1%的水平上显著为正，说明基础设施投资对地区产业结构的促进效应是稳健可靠的。

表8 稳健性检验结果

五、结论与政策启示

（一）主要结论

本文基于1994～2017年中国省级层面面板数据，在测算各省份基础设施投资存量的基础上实证检验了基础设施投资对中国产业结构升级的影响效应及作用机制，主要结论如下：第一，1994～2017年间中国各省份基础设施投资量一致处于上升趋势，东部地区大于中部、西部地区，并且沿海经济带与非沿海经济带存在时空差异性，中国产业结构升级指数整体呈上升趋势；第二，基础设施投资能够对地区产业结构升级产生显著的促进效应，这一影响同样存在时空异质性，即基础设施投资的结构红利效应在东部地区表现突出，时段上2008年金融危机后表现得更加突出；第三，基础设施投资主要是通过刺激消费需求、改善资源配置水平、增强技术创新能力等途径促进产业结构升级；第四，基础设施投资对产业结构升级的边际效应存在明显的非线性特征，单一的基础设施投资对产业结构升级的促进作用存在显著的“U”型关系，而在不同的经济增长和城市化发展阶段，基础设施投资的结构红利效应呈现出明显的“N”型特征。

（二）政策建议

当前，世界正经历百年未有之大变局，新冠肺炎疫情影响广泛而深远。我国正处于经济高质量发展的初级阶段，仍面临经济下行压力加大、有效投资不足、消费增速放缓、产业结构亟待转型等问题。“新基建”具有短期扩大需求和长期扩大供给的积极功能，并具有促进创新、优化结构、拉动就业、推动经济增长等重要作用。因此，应结合我国实际，大力发展基础设施尤其是新型基础设施建设，进而推进产业结构转型升级，实现经济高质量发展。

第一，继续加大对基础设施的投资力度。通过实证分析可知，基础设施投资能够有效促进产业结构升级，其不仅可以推进传统产业转型，而且可以促进新兴产业发展。加大对基础设施的投资力度，一是要发挥政府的引导作用。基础设施具有显著的外部效应，一方面应该增加对基础设施建设的财政支持，发挥示范效应；另一方面应该制定优惠的政策措施，积极引导更多资本流向基础设施建设，充分发挥基础设施的技术外溢效应和规模效应。二是要重点发展“新基建”。新型基础设施的建设以科技创新为驱动力，已经成为当前拉动经济增长的新引擎，是新经济发展的基本保障。新基建主要是以高新技术创新为核心的基础设施建设，从短期来看，新基建可以增加就业、扩大内需、促进经济增长；从长期来看，则能够助力布局世界最完整的产业链、增强科技创新国际竞争力。“十四五”时期要加快对新基建的投资力度，推进5G、大数据、云计算、物联网、互联网等基础设施的建设进程，推动新技术在产业中的深度应用，引导产业调整布局，向人工智能、科技化转型，助推数字化产业链的发展，促使现有基础设施与新型基础设施协同发挥效益，带动产业结构转型升级。三是要建立多元化融资渠道，丰富资金来源。尤其是要借助“互联网+”平台的强大优势，注重吸引民间资本，促进多层次资本市场发展，争取吸纳更多资本投入基础设施建设，加快产业结构转型升级的步伐。

第二，实施差异化的基础设施投资策略。本文实证研究发现，中国基础设施投资的现状为东部地区大于中西部地区，沿海经济带和非沿海经济带之间也存在时空差异性；同样地，产业结构指数也呈现出较明显的区域差异性，因此，需要根据不同地区的实际情况实行差异化基础设施投资策略。一是制定因地制宜的基础设施投资方案。不同区域因其所处的地理位置、自然环境不同，经济发展水平存在差别，在社会、文化等方面也呈现出不同的特点，为此，需要针对不同区域采取扬优势、补短板的方案，走差异化发展道路。具体而言，东部地区在经济发展水平、新型城镇化程度相对较高的前提下，应加大5G、人工智能、数据中心等高科技领域的基础设施投资；中部地区应该在继续加强传统基础设施建设的基础上，侧重发展新型基础设施；西部地区则应该继续重点推进传统基础设施建设。二是促进区域协同发展。传统基建的投资重点往往在发达的沿海经济带，而中西部地区较为落后的基础设施使得其城乡一体化水平远远落后于沿海经济带，区域基础设施投资发展不平衡问题突出。对此，需要在结合区域特点制定差异化发展策略的同时，构建科学合理的区域发展协调机制，明确职责分工，积极实施跨区域投资项目合作，不断夯实区域产业发展的基础，突出区域自身优势，发挥发达地区对周边欠发达地区的辐射带动作用，缩小区域发展差距。三是转变基础设施投资理念，促进各生产要素在区域之间自由流通。区域政府之间要加强合作，突破固有的利益格局，降低生产成本，促进本地区以及周边地区的经济发展。基础设施投资会产生显著的外部性，各地区应通力合作，做好产业转移与转型升级，激发经济内生动力，促进经济高质量发展。

第三，推动基础设施投资结构转型升级。为推进经济实现高质量发展，需要调整投资结构、优化资源配置和提升技术创新水平。一是提升基础设施投资效率。当前我国正处于经济增长动力转换期，相比较而言，“新基建”投资所带来的促进效应要远高于传统基础设施投资，因此应注重科技型基础设施投资，大力调整基础设施投资结构，紧紧抓住“区域全面经济伙伴关系协定（RCEP）”“一带一路”“西部大开发”等战略带来的投资契机，优化投资结构、提高投资效率，通过金融、财政等手段引导投资流向生产性服务业和高新技术产业，从而为区域基础设施发展和产业结构转型升级提供良好的外部激励条件。二是优化资源配置。政府要特别注重优化基础设施投资的资源配置，既要充分发挥沿海经济带基础设施建设的示范效应，也要引导基础设施投资向西部和欠发达地区倾斜。事实上，要想实现稳增长、稳就业的长期发展目标，离不开传统基建投资和消费端发力，所以不能一味追求“新基建”短期投资所带来的立竿见影的效果。另外，还需要提防盲目投资、重复建设、资源浪费、资源错配等行为所导致的无效率投资，提高市场化水平和资源利用效率，避免造成产能过剩。为此要充分发挥基础设施投资的技术创新效应和资源配置优化效应等，不断推动基础设施建设从数量扩张向质量提升方向转变，促进产业结构朝向服务化、高级化发展。三是提高技术创新能力。科技创新是引领产业发展的第一驱动力。一方面，应该加快科技发展，重点投资科技型基础设施，促使产业基础高级化、产业链现代化水平明显提高；另一方面，要加快构建政产学研用一体化的协同创新体系，加强对“新基建”研发的投资，提升科技成果的转化率，推进产业链供应链补短板、锻长板，抢占全球科技创新的制高点，增强我国在国际社会的话语权和竞争力。

注：

①囿于篇幅，未呈现变量描述性统计结果，备索。

②由于样本有所变化，在实证检验中将样本范围调整至2008～2016年进行估计。

③囿于篇幅，未呈现门槛存在性检验结果，备索。