周雁南，廉 睿

(1.廈門大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，福建 廈門 361005；2.中央民族大學(xué) 管理學(xué)院，北京 100081)

集聚效應(yīng)下工業(yè)結(jié)構(gòu)演變與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展
——基于空間面板杜賓模型的實證研究

周雁南1，廉 睿2

(1.廈門大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，福建 廈門 361005；2.中央民族大學(xué) 管理學(xué)院，北京 100081)

應(yīng)用空間計量模型對我國10年來工業(yè)發(fā)展的空間集聚度進行計算，考察工業(yè)結(jié)構(gòu)演變對經(jīng)濟增長的影響。與此同時，使用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和投資結(jié)構(gòu)兩個指標(biāo)全面衡量區(qū)域間工業(yè)結(jié)構(gòu)的演變進程，并測算和評價工業(yè)固定資產(chǎn)投資的合理結(jié)構(gòu)。通過研究得出如下結(jié)論：目前我國區(qū)域間工業(yè)的集聚效應(yīng)依然存在，但是有分散的趨勢，工業(yè)的集聚中心逐步由沿海向內(nèi)陸轉(zhuǎn)移?？臻g杜賓模型的檢驗結(jié)果表明，工業(yè)結(jié)構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟增長起到了明顯的促進作用，且存在顯著為正的溢出效應(yīng)，而工業(yè)固定資產(chǎn)結(jié)構(gòu)則未起到正向的作用。

工業(yè)結(jié)構(gòu)；區(qū)域經(jīng)濟；空間杜賓模型

1 引言及問題評述

改革開放以來，由于我國區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展策略著重于提高經(jīng)濟效率，因此一直遵循著漸次推進的經(jīng)濟發(fā)展模式，以東部沿海地區(qū)為重心，以期帶動其他地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。從區(qū)域的視角觀察我國的經(jīng)濟發(fā)展過程，這樣的發(fā)展策略導(dǎo)致各個區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展在空間上呈現(xiàn)出一定的集聚效應(yīng)。其中，工業(yè)作為推動其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要動力，再加之其具有區(qū)域間的易轉(zhuǎn)移性，則呈現(xiàn)出了更加明顯的集聚效應(yīng)[1]。

空間的集聚效應(yīng)在一定程度上可以推動區(qū)域總體經(jīng)濟的增長，但同時也會導(dǎo)致區(qū)域間發(fā)展差距的擴大，造成區(qū)域發(fā)展的不平衡。對此，國家實施了“西部大開發(fā)”“促進中部地區(qū)崛起”等一系列的戰(zhàn)略政策，以促進我國區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。針對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整以及區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的研究得到了學(xué)界的廣泛關(guān)注。相較之下，對工業(yè)結(jié)構(gòu)的單一研究則較少，且缺乏數(shù)據(jù)的支持。因此，本文嘗試使用空間計量工具，依托宏觀數(shù)據(jù)進行實證分析，來驗證我國目前工業(yè)發(fā)展的不平衡是否已經(jīng)得到緩解，以及現(xiàn)有的工業(yè)結(jié)構(gòu)是否能夠促進區(qū)域經(jīng)濟一體化的平衡發(fā)展。

由于工業(yè)結(jié)構(gòu)演變在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中起到了舉足輕重的作用，因此有關(guān)工業(yè)結(jié)構(gòu)演變對我國經(jīng)濟增長的討論與研究得到了學(xué)術(shù)界及政府相關(guān)部門的極大重視。早期學(xué)者主要圍繞著“結(jié)構(gòu)型紅利假說”即經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整能否促進生產(chǎn)效率進行討論，王德文運用遼寧省工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，實證了工業(yè)結(jié)構(gòu)的變動對生產(chǎn)效率產(chǎn)生了促進作用[2]。干春暉運用偏離-份額法，通過對改革開放以來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變的檢驗，證實了勞動力要素在產(chǎn)業(yè)間流動具有“結(jié)構(gòu)紅利”現(xiàn)象[3]。王立平則運用空間面板分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟增長起到了顯著的促進作用，并且存在較為顯著的外溢性[4]。隨著新經(jīng)濟地理學(xué)的逐步發(fā)展，越來越多的學(xué)者在討論區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的問題時開始考慮地理因素對研究的影響，認為經(jīng)濟活動在空間上的集聚所帶來的規(guī)模效應(yīng)是經(jīng)濟增長的重要推動力，而忽視這種空間相關(guān)性會對研究結(jié)果造成偏差。

基于上述討論，筆者提出如下研究思路。首先，現(xiàn)有研究集中關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演化問題，使用的指標(biāo)通常是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)，即農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與非農(nóng)產(chǎn)值的比值，以及分產(chǎn)業(yè)、分行業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)，而且在研究中對于產(chǎn)業(yè)和行業(yè)的討論，均將其視為各自獨立的情況進行處理，忽略了產(chǎn)業(yè)間及行業(yè)間的關(guān)系。筆者認為，僅僅是用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來考察工業(yè)結(jié)構(gòu)的演變并不全面，除了從產(chǎn)出的角度衡量，同時應(yīng)該考察投資結(jié)構(gòu)的演變情況。具體而言，投資結(jié)構(gòu)可以衡量區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展過程中再次投入的資金所占的比重，它能決定未來區(qū)域經(jīng)濟的可持續(xù)性，這是區(qū)域經(jīng)濟空間分布格局形成的重要決定因素。所以將投資結(jié)構(gòu)納入本文的考察范圍顯得十分必要。其次，工業(yè)在地理空間上有一定的空間聚合的趨勢，即產(chǎn)業(yè)在特定的城市空間形成高度的集聚傾向。目前在工業(yè)結(jié)構(gòu)演變對區(qū)域經(jīng)濟增長的研究中大多數(shù)學(xué)者沒有考慮經(jīng)濟變量在地理空間上的相關(guān)性，因此，筆者擬運用空間計量分析方法，考察目前我國工業(yè)的集聚程度，同時綜合使用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和投資結(jié)構(gòu)兩個指標(biāo)來全面衡量工業(yè)結(jié)構(gòu)的演變進程，考察產(chǎn)業(yè)、投資等多元體系的結(jié)構(gòu)變化，以及多層次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟運行方式和效率的作用、交叉影響。

2 工業(yè)空間集聚度測定

2.1 工業(yè)的空間集聚度測定

為了考察地理空間因素作用下工業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響，首先要對我國工業(yè)的空間集聚度進行測定。經(jīng)濟地理學(xué)者認為，一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展必然受到當(dāng)?shù)丶爸苓叺貐^(qū)創(chuàng)新投入、經(jīng)濟水平、科技水平、社會文化等環(huán)境因素的綜合影響，因此，產(chǎn)業(yè)發(fā)展應(yīng)具有在特定地區(qū)集聚的空間分布特征，這就是所謂的空間依賴或空間相關(guān)性[5]。它表示了觀測值由于某種空間作用而在地理上集聚，因此特定區(qū)位的觀測值會受到周邊地區(qū)性質(zhì)的影響。當(dāng)相鄰地區(qū)隨機變量的高值或低值在空間上出現(xiàn)集聚傾向時為正的空間自相關(guān)；而當(dāng)?shù)乩韰^(qū)域傾向于被相異值的鄰區(qū)所包圍時則為負的空間自相關(guān)。

為了檢驗全國各省市區(qū)域間工業(yè)的空間集聚現(xiàn)象，要對其作空間自相關(guān)檢驗?？臻g自相關(guān)檢驗包括了全局的空間自相關(guān)性和局域空間自相關(guān)性的檢驗。在空間統(tǒng)計分析中，研究全局空間相關(guān)性的指標(biāo)有Moran’s I指數(shù)和Geary，兩者有著負相關(guān)關(guān)系。其中，Moran’s I指數(shù)反映的是空間鄰接或鄰近的區(qū)域單元屬性值的相似程度。因此，本文使用Moran’s I指數(shù)進行統(tǒng)計分析。

2.2 工業(yè)的全局空間相關(guān)性：Moran’s I指數(shù)的計量結(jié)果

計算全局Moran’s I指數(shù)前，首先要構(gòu)造全國31個省市的空間權(quán)重矩陣W?？臻g相關(guān)性結(jié)構(gòu)的設(shè)定是空間計量經(jīng)濟學(xué)最為核心的問題，對于空間效應(yīng)的檢驗結(jié)果以及空間模型的估計結(jié)果會產(chǎn)生較大的影響。常用的空間結(jié)構(gòu)矩陣的構(gòu)造方法包括空間二元毗鄰、空間距離的倒數(shù)(以及倒數(shù)的整數(shù)次冪)、邊界與區(qū)域周長之比、面積加權(quán)等方法。就本文的研究內(nèi)容而言，筆者認為經(jīng)濟增長問題的空間效應(yīng)具有全局性，一個地區(qū)的經(jīng)濟策略可被其他地區(qū)觀測到，因此不相鄰的區(qū)域間也會存在相互作用，但距離的遠近會削弱影響力度。選擇基于距離的權(quán)重矩陣會包涵更多的經(jīng)濟意義，而連續(xù)型距離權(quán)重相較于離散權(quán)重可以增加回歸系數(shù)的穩(wěn)定性。因此本文利用全國各省市地理重心間距離平方的倒數(shù)來構(gòu)造空間權(quán)重矩陣，以較好地反映變量的作用隨空間距離連續(xù)衰減的規(guī)律。其構(gòu)造原則為：

(1)

全局Moran’sI指數(shù)的計算公式如下：

(2)

上式中N為區(qū)域的數(shù)量，x為觀測值，在工業(yè)空間Moran’sI檢驗中使用各省市剔除了物價因素平減后的當(dāng)年人均工業(yè)產(chǎn)出，數(shù)據(jù)來源為《中國統(tǒng)計年鑒》。全局Moran’sI指數(shù)的取值在(-1，1)之間，大于零為正相關(guān)，小于零為不相關(guān)，數(shù)值越接近1，相關(guān)性越強。計算和檢驗結(jié)果見表1。

表1 2003-2012年中國工業(yè)發(fā)展水平的全局Moran’s I指數(shù)及其檢驗

從表1可以看出，2003-2012年全國31個省市的工業(yè)產(chǎn)值全局Moran’s I指數(shù)均為正，對Moran’s I指數(shù)的檢驗也顯著通過，說明在這期間全國31個省市工業(yè)產(chǎn)業(yè)存在著顯著的、正的空間自相關(guān)關(guān)系，也就是說各省區(qū)工業(yè)產(chǎn)業(yè)水平的空間分布并非表現(xiàn)出完全隨機性，而是表現(xiàn)出相似值之間的空間集聚。同時我們觀察到Moran’s I指數(shù)有逐漸下降趨勢，說明我國目前工業(yè)行業(yè)在空間上的集聚程度開始下降，呈現(xiàn)一定的分散趨勢。但是全局Moran’s I指數(shù)只是說明了工業(yè)發(fā)展空間是否出現(xiàn)了集聚，并沒有具體指出在哪里出現(xiàn)空間集聚。為了進一步驗證各個省市工業(yè)發(fā)展的集聚現(xiàn)狀屬于哪種集聚類型，并且考察目前工業(yè)的空間轉(zhuǎn)移情況，接下來使用空間聯(lián)系局部指標(biāo)進行局部空間相關(guān)性分析。

2.3 工業(yè)的局部空間相關(guān)性

Anselin提出了一個局部Moran指數(shù)(local Moran index)，或稱LISA(local indicator of spatial association)，用來檢驗局部地區(qū)是否存在相似或相異的觀察值集聚在一起。區(qū)域i的局部Moran指數(shù)用來度量區(qū)域i和它臨域之間的關(guān)聯(lián)程度，其定義為：

(3)

圖1 2003年全國各省市工業(yè)產(chǎn)值Moran散點圖

圖2 2012年全國各省市工業(yè)產(chǎn)值Moran散點圖

從圖中可以看出，我國工業(yè)的地理分布并不是隨機的，工業(yè)的發(fā)展水平呈現(xiàn)出強烈的空間集聚特征，存在著明顯的局域空間相關(guān)性。多數(shù)省市位于散點圖的一、三象限，并且，位于第三象限的低低集聚類型的省市比位于第一象限的高高集聚類型的省市要多一些。各省市工業(yè)的發(fā)展均不同程度地受到周邊區(qū)省市的影響。從圖中還可以看出我國近10年的工業(yè)集聚以及變化情況：東部沿海地區(qū)與中西部形成明顯對比，東部沿海為全國工業(yè)發(fā)展的領(lǐng)先區(qū)域，中西部區(qū)域則在整體上處于落后狀態(tài)。但是，中西部區(qū)域與東部沿海地區(qū)工業(yè)的差距有逐漸縮小的趨勢，工業(yè)的集聚現(xiàn)象也有減弱的趨勢。工業(yè)在空間結(jié)構(gòu)上在逐步地向內(nèi)地擴散，說明西部大開發(fā)和振興東北老工業(yè)基地的戰(zhàn)略起到了顯著的作用，西部地區(qū)和東北地區(qū)都出現(xiàn)了能夠帶動周邊經(jīng)濟發(fā)展的重點地區(qū)。早期低低集聚的省市明顯減少，區(qū)域工業(yè)的發(fā)展更加趨于平衡。

3 空間計量模型的設(shè)定與數(shù)據(jù)分析

3.1 分析框架

Moran’s I指數(shù)的計算結(jié)果證實了我國工業(yè)發(fā)展?fàn)顩r存在空間相關(guān)性，同時描述了我國工業(yè)發(fā)展空間結(jié)構(gòu)上的演變。為了進一步探討區(qū)域間工業(yè)結(jié)構(gòu)演變進程對經(jīng)濟運行方式和效率的作用及交叉影響，我們將建立面板數(shù)據(jù)空間計量經(jīng)濟模型進行實證研究?？臻g計量經(jīng)濟模型與傳統(tǒng)計量經(jīng)濟模型的區(qū)別關(guān)鍵之處在于：前者在分析現(xiàn)實經(jīng)濟行為中考慮了個體之間在空間上的相互作用及表現(xiàn)的差異性，即空間效應(yīng)，而后者則默認假設(shè)個體在空間上具有獨立性和同質(zhì)性。空間效應(yīng)在模型中的度量主要通過引入空間權(quán)重矩陣(spatial weight matrix)，以及構(gòu)造空間滯后因子(spatial lag operator)來實現(xiàn)。空間計量模型有三個優(yōu)勢：①考慮了各地之間的空間相互依賴的效應(yīng)，糾正了OLS回歸可能產(chǎn)生的偏誤；②對空間矩陣系數(shù)的估計可以反映不同區(qū)域之間的互動程度；③可以通過具體空間計量模型的選擇來考察區(qū)域間工業(yè)的互動是直接發(fā)生還是間接發(fā)生。對于一般的截面回歸而言，可以選擇的基本空間計量模型有空間自回歸模型(spatial autoregressive regression，SAR)、空間誤差模型(spatial error model，SEM)、空間杜賓模型(spatial durbin model，SDM)和廣義空間自相關(guān)模型(spatial autoregressive correlation，SAC)。其中，SAR能控制不同地區(qū)被解釋變量之間的直接影響，而SEM能度量因誤差項之間的互動而產(chǎn)生的間接影響。在SAR的基礎(chǔ)上，SAC則能同時控制住被解釋變量和誤差項的空間相關(guān)影響，只是其需要在SAR模型的基礎(chǔ)上進一步檢驗誤差項是否依然存在空間相關(guān)。SDM則通過控制住解釋變量的空間相關(guān)來進一步挖掘被解釋變量空間相關(guān)的機制。表2列出了空間計量模型的具體形式。

表2 空間計量模型

在空間計量模型的選擇上，Anselin和Florax提出了區(qū)分模型的檢驗方法——SAR和SEM模型的拉格朗日乘子(LM)檢驗及其穩(wěn)健性形式。判別準(zhǔn)則如下：如果在空間依賴性的檢驗中發(fā)現(xiàn)Lmlag較R-Lmlag在統(tǒng)計上更加顯著，且R-Lmlag顯著而R-Lmerror不顯著，則可以斷定適合的模型是空間滯后模型(SAR)；相反，如果Lmerror比Lmlag在統(tǒng)計上更加顯著，且R-Lmerror顯著而Lmlag不顯著，則可以斷定空間誤差模型(SEM)是恰當(dāng)?shù)哪Ｐ?。在本研究中，先建立更為一般的SDM模型，同時根據(jù)對SAR，SEM的檢驗來查看最適合的模型。

3.2 模型設(shè)定

為了檢驗控制經(jīng)濟結(jié)構(gòu)條件下，區(qū)域間工業(yè)經(jīng)濟空間相關(guān)的性質(zhì)，以及工業(yè)結(jié)構(gòu)對區(qū)域工業(yè)增長是否存在空間溢出效應(yīng)，主要考慮以下經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變量及代理指標(biāo)，見表3。

表3 變量分類表及基本模型

由于影響經(jīng)濟增長的因素還有很多，因此選擇控制變量是重要的工作。筆者認為，對控制變量進行選取應(yīng)基于生產(chǎn)函數(shù)和經(jīng)濟增長理論展開。柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)是由數(shù)學(xué)家柯布(C.W.Cobb)和經(jīng)濟學(xué)家道格拉斯(PaulH.Douglas)于20世紀(jì)30年代提出來的?？虏?道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)被認為是一種很有用的生產(chǎn)函數(shù)，因為該函數(shù)以其簡單的形式具備了經(jīng)濟學(xué)家所關(guān)心一些性質(zhì)，所以它在經(jīng)濟理論的分析和應(yīng)用中就具有一定意義。函數(shù)的通常形式是Y=Alαkβ，其中Y為生產(chǎn)總值，A是綜合技術(shù)水平，l是投入的勞動力數(shù)，k是投入的資本，其中核心指標(biāo)是勞動力數(shù)和資本投入?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，本文使用我國31個省市的期末就業(yè)人員總數(shù)和各省市資本存量額替代生產(chǎn)函數(shù)中的勞動力數(shù)和資本投入，作為模型中的控制變量，同時對其進行對數(shù)化處理。

3.3 數(shù)據(jù)分析

本章主要變量數(shù)據(jù)來自2004-2013年的《中國統(tǒng)計年鑒》，選用2003-2012年我國31個省市級單位的面板數(shù)據(jù)作為實驗組。其中產(chǎn)值和投資值均以2000年為基期進行平減計算。空間相關(guān)矩陣中使用的距離矩陣數(shù)據(jù)來自GoogleMaps提供的中國GIS距離數(shù)據(jù)，各省市重心之間的空間距離用dij表示，空間地理矩陣的構(gòu)造方法與前文計算Moran’sI指數(shù)時一致。

對于資本存量的估算，最為普遍的方法是利用資本流量數(shù)據(jù)進行加總，即采用永續(xù)盤存法(PerpetualInventortyMethod)來估算資本存量。PIM方法的一般實現(xiàn)方式是選定一個基期，同時估計初始的資本存量，我們采取單豪杰的方法，通過簡化后的永續(xù)盤存方法估計之后的資本存量，其公式如下：

Kit=(Iit-Dit)/Pit+Kit，

(4)

其中K代表資本存量，i指第i個省市，t指第t年，I指當(dāng)年固定資本形成總額，D為固定資產(chǎn)折舊，P為資本價格指數(shù)。本文基于單豪杰的數(shù)據(jù)，對2006年之后各地區(qū)的數(shù)據(jù)進行了補充，其中2012年各地區(qū)固定資產(chǎn)折舊數(shù)據(jù)仍未公布，使用上年固定資產(chǎn)折舊進行替代，并將結(jié)果調(diào)整至以2000年為基期。

3.4 計量結(jié)果分析

本文根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化的地理權(quán)重矩陣對區(qū)域經(jīng)濟增長空間相關(guān)性進行檢驗(檢驗使用Matlab2010A版本和spatialeconometricstoolbox進行實現(xiàn))?？臻g自相關(guān)檢驗結(jié)果見表4。

表4 OLS模型及空間面板模型估計結(jié)果

注：spat.aut.為殘差空間自相關(guān)系數(shù)，各LM檢驗均對應(yīng)面板數(shù)據(jù)檢驗程序；上標(biāo)***，**和*分別表示在1%，5%和10%水平上顯著。

OLS模型的回歸及其檢驗結(jié)果表明，存在空間自相關(guān)，而后在空間面板SAR和SEM的估計結(jié)果中則發(fā)現(xiàn)，因變量存在顯著的空間相關(guān)性，模型的擬合優(yōu)度也得到了顯著提升。根據(jù)相關(guān)的LM檢驗及穩(wěn)健的LM檢驗，采取SAR模型進行解釋可能更為恰當(dāng)。同時在SEM模型中我們發(fā)現(xiàn)仍然存在殘差的自相關(guān)，根據(jù)Elhorst的研究結(jié)論，此時較優(yōu)的選擇是對更具普遍形式的SDM進行估計，結(jié)果在表5中進行了展示。可以發(fā)現(xiàn)SDM模型相較之SAR和SEM在模型擬合方面有顯著的提升。

表5 空間面板模型估計結(jié)果(SDM固定效應(yīng)、隨機效應(yīng))

注：***，**和*分別表示在1%，5%和10%水平上顯著。

Hausman檢驗顯示拒絕隨機效應(yīng)原假設(shè)，即應(yīng)采納固定效應(yīng)模型的展開機理解釋。而空SDM固定效應(yīng)模型的R2最大，對數(shù)似然值(log likelihood)也是最大，說明模型的擬合程度最優(yōu)。因此，應(yīng)用固定效應(yīng)模型進行解釋最為合適，能夠更為精確地估計本文所研究的對象。由此可知，我國31個省市的經(jīng)濟增長存在明顯的空間效應(yīng)。在考察期內(nèi)(2003-2012年)，全國31個省市的經(jīng)濟產(chǎn)出增長和工業(yè)結(jié)構(gòu)變動都有顯著的空間相關(guān)特征，反映出鄰近省市之間的工業(yè)結(jié)構(gòu)對地區(qū)經(jīng)濟增長具有顯著的空間溢出效應(yīng)。由此，筆者認為，隨著我國經(jīng)濟的又好又快發(fā)展，在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整過程中，區(qū)域間政策模仿和生產(chǎn)要素流動逐步增強，區(qū)域之間的經(jīng)濟聯(lián)系更加緊密。

具體而言，相關(guān)解釋變量的系數(shù)在統(tǒng)計上較為顯著，is系數(shù)為正表明在樣本期間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對區(qū)域增長能起到相應(yīng)的促進作用(回歸系數(shù)為0.623)，工業(yè)依然是目前我國社會與經(jīng)濟發(fā)展的主要動力，作為發(fā)展中國家，工業(yè)的發(fā)展對我國的經(jīng)濟依然起到支撐作用。模型中invest的估計結(jié)果顯著為負，說明樣本期內(nèi)工業(yè)投資結(jié)構(gòu)并未能給區(qū)域經(jīng)濟帶來增長作用。對此，筆者的解釋是：由于本文選取的指標(biāo)是工業(yè)固定資產(chǎn)投資額和總固定資產(chǎn)投資額之比，它的系數(shù)為負，可見工業(yè)投資額的增長并沒有跟上總投資額增長的腳步。觀察描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn)，我國的工業(yè)固定資產(chǎn)投資額占總固定資產(chǎn)投資額的比例自2007年開始下降，更多的投資流向了房地產(chǎn)等行業(yè)，導(dǎo)致了工業(yè)固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)并未對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著效應(yīng)。目前我國正處于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的關(guān)鍵時期，固定資產(chǎn)的流向反映了目前我國的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移方向，作為經(jīng)濟的支撐行業(yè)，對工業(yè)的投資除了要保持一定比例外，更應(yīng)重視投資效率上的提高。對于控制變量，人均資本存量lnk的回歸結(jié)果顯著為正，說明資本的擴張對于區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展依然有積極的作用。而勞動力變量lnl對本地區(qū)的經(jīng)濟增長并沒有明顯的促進作用。因變量的空間滯后項和自變量的空間交互項的顯著性情況表明可能存在空間溢出效應(yīng)，即工業(yè)結(jié)構(gòu)在空間上對其他地區(qū)經(jīng)濟運行產(chǎn)生了影響。

接下來，為了進一步具體測算工業(yè)結(jié)構(gòu)通過空間交互作用對其他區(qū)域經(jīng)濟的潛在影響，本文計算了SDM固定效應(yīng)模型下的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)，并對其進行了檢驗，結(jié)果見表6。

由表6可知，在解釋變量中，投資結(jié)構(gòu)有顯著為負的直接效應(yīng)，同時其溢出效應(yīng)沒有通過顯著性檢驗，表明區(qū)域內(nèi)的工業(yè)投資結(jié)構(gòu)僅對本地經(jīng)濟起到作用，并未影響到空間上相鄰的區(qū)域。而工業(yè)結(jié)構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟存在顯著為正的溢出效應(yīng)，影響系數(shù)為2.635 6。說明區(qū)域間有不同程度的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)模仿，產(chǎn)生一定的產(chǎn)業(yè)集聚，有利于形成規(guī)模效應(yīng)，從而促進大區(qū)域的經(jīng)濟增長。此外，人均資本存量在10%的水平下通過了顯著性檢驗，其溢出效應(yīng)的影響系數(shù)為0.224 8，說明資本在一定程度上也產(chǎn)生了有利的外溢效用，通過區(qū)域間資本的流動，一個地區(qū)的發(fā)展可以對周邊地區(qū)起到拉動作用。

表6 SDM固定效應(yīng)模型直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)

4 結(jié)論及啟示

本文采用空間計量的方法，使用宏觀數(shù)據(jù)測量了我國31個省市10年來工業(yè)發(fā)展的空間集聚度，結(jié)果顯示，各省市的工業(yè)發(fā)展存在著明顯的空間相關(guān)性，沿海地區(qū)的集聚程度明顯高于內(nèi)陸地區(qū)。但是通過多年的政策調(diào)整和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)移，我國工業(yè)集聚的程度正在逐年下降，同時有從沿海向內(nèi)陸遷移的趨勢，區(qū)域間的經(jīng)濟合作更加頻繁，形成了多極增長的態(tài)勢。運用考慮了空間相關(guān)性的杜賓模型對工業(yè)結(jié)構(gòu)演變與區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了檢驗，結(jié)果表明，模型的擬合程度要比未考慮空間相關(guān)性時得到了顯著的提高?；貧w結(jié)果則顯示，目前的工業(yè)結(jié)構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟增長起到了正向的作用，并且存在顯著的外溢效應(yīng)，區(qū)域間通過技術(shù)模仿和生產(chǎn)材料流動可以對其他地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展起到拉動作用。工業(yè)固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)并未對區(qū)域經(jīng)濟增長起到正向作用，投資數(shù)量上的提升已經(jīng)不能滿足目前的增長需求，因此更應(yīng)強調(diào)投資效率的提升，以投資轉(zhuǎn)向推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)移。順應(yīng)時代潮流走科技化、集約化道路，加快科技創(chuàng)新，推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。此外，還應(yīng)協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展，依靠目前的多極增長態(tài)勢，通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和區(qū)域分工，將地區(qū)相對劣勢轉(zhuǎn)變?yōu)橄鄬?yōu)勢，形成以優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)、特色經(jīng)濟和地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展為內(nèi)容的區(qū)域經(jīng)濟格局。同時，通過市場機制和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移來調(diào)整地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，逐步縮小地區(qū)經(jīng)濟差距。這是經(jīng)濟發(fā)展的必由之路，也是促進經(jīng)濟發(fā)展的重要環(huán)節(jié)。

[1] 范劍勇.產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域間經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展[M].北京：人民出版社，2013：30.

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(責(zé)任編校：夏玉玲)

On Evolution of Industrial Structure and Development of Regional Economy from the Perspective of Agglomeration Effect： an Empirical Research Based on the Spatial Dubin Model

ZHOU Yan-nan1， LIAN Rui2

(1.College of Economics， Xiamen University， Xiamen 361005， China；2. College of Management，Minzu University， Beijing 100081， China)

The authors of this paper calculated the spatial agglomeration degree of the industrial development of the past ten years in China， based on the spatial econometric model， measured the evolution of regional industrial structure through the indicators of industrial structure and investment structure， and estimated the reasonable structure of industrial fixed assets investment. The research shows that there still exists the agglomeration effect of regional industry in China， but with the tendency to dispersion， and that the agglomeration center has gradually shifted from coastal areas to inland regions. And the results of the test through the space Du model show that industrial structure plays a significant role in promoting regional economic growth， with a significant positive spillover effect， while the structure of industrial fixed assets does not perform a positive role.

industrial structure； regional economy； spatial Dubin model

F061.5；O212

A

1672-349X(2015)06-0084-06

10.16160/j.cnki.tsxyxb.2015.06.028