馮學(xué)良+聶強(qiáng)

摘 要：基于中國29個(gè)省市1993-2014年的數(shù)據(jù)建立空間自回歸模型和空間誤差模型，分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷、技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。結(jié)果表明：（1）經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷過程均存在顯著的空間關(guān)聯(lián)性，并與空間分布格局和空間集聚類型密切相關(guān)。（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷和技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有顯著正向影響，且存在明顯的空間依賴型和空間異質(zhì)性。（3）資本存量、勞動(dòng)投入與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)依然是經(jīng)濟(jì)增長的重要源泉。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷；技術(shù)進(jìn)步；經(jīng)濟(jì)增長；空間計(jì)量

中圖分類號(hào)：F320.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1009-9107（2017）05-0104-09

引 言

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷是理解發(fā)展中國家與發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)別的重要變量，也是后發(fā)國家加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵[1]。我國自改革開放以來，經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長的背后一直伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷，生產(chǎn)要素不斷從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)部門向非農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)部門流動(dòng)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷已成為我國經(jīng)濟(jì)增長的重要引擎 [2]。從全國范圍看，1978年的三次產(chǎn)業(yè)比重為0.277∶0.477∶0.246，而到2014年，該比重變?yōu)?.091∶0.431∶0.478。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率也隨時(shí)間推移發(fā)生了較大變化，1978年以來第一產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率在1981年達(dá)到最高值40.5%，到2014年則降至4.7%，第二產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率由1978年的61.8%下降至2014年的41.8%，第三產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率則由1978年的28.4%上升至2014年的47.5%[3]。隨著時(shí)間的推移，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的同時(shí)各產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率也是一個(gè)動(dòng)態(tài)變化過程，且呈現(xiàn)一定的空間分布特征。例如，假定第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占總就業(yè)人員比重簡單反映產(chǎn)業(yè)變遷過程，1993年至2014年，長三角地區(qū)（上海市、浙江省和江蘇省）該比重從19.77%上升到40.70%。而全國的情況是，1993年第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占總就業(yè)人員比重為19.70%，與長三角地區(qū)的產(chǎn)業(yè)層次幾乎相同，但2014年，該比重為37.70%，比長三角2014年低了3個(gè)百分點(diǎn)。在這20多年里，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷過程所表現(xiàn)出來的空間異質(zhì)性和關(guān)聯(lián)性是否具有偶然性？產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響是否普遍存在空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)？一個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷促進(jìn)本地經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)是否也會(huì)拉動(dòng)或抑制周邊區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長？甚至在考慮技術(shù)進(jìn)步的情況下，產(chǎn)業(yè)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用是否會(huì)加強(qiáng)？這些都是本文研究的重點(diǎn)。

在既有的相關(guān)研究中，多數(shù)文獻(xiàn)都支持產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[4-12]。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用具體可分為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化兩個(gè)影響維度[13]，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用過程相對(duì)穩(wěn)定[14]。進(jìn)一步考慮技術(shù)進(jìn)步的因素后，技術(shù)選擇和合理的資本深化能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，提高生產(chǎn)效率，加快經(jīng)濟(jì)增長[15-16]。而且無論是技術(shù)創(chuàng)新、模仿創(chuàng)新還是技術(shù)引進(jìn)都可以促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的過程[17]，從而進(jìn)一步促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長[18]。然而，另有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長并未呈現(xiàn)出促進(jìn)作用。至少，這種作用效果不是恒定的，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響存在一定的周期性[19-20]。李小平和盧現(xiàn)祥對(duì)制造業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的研究發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)的結(jié)構(gòu)變動(dòng)并沒有導(dǎo)致顯著的“結(jié)構(gòu)紅利”現(xiàn)象[21]。甚至隨著市場化程度的提高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用會(huì)逐漸讓位于技術(shù)進(jìn)步[22]。

此外，李獻(xiàn)波等發(fā)現(xiàn)無論是城市群尺度還是城市尺度，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有相似的空間差異[23]。空間溢出效應(yīng)是考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與生產(chǎn)率提升影響經(jīng)濟(jì)的重要因素[24]。例如，從經(jīng)濟(jì)增長的視角看，中國各省市人均GDP空間分布格局存在著全域范圍內(nèi)的正的空間自相關(guān)性，且這種空間相關(guān)性隨著時(shí)間的推移而增大[25]。徐春華和劉力[26]、武曉霞[27]、張翠菊和張宗益[28]研究影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響因素時(shí)也發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷過程存在空間異質(zhì)性和空間關(guān)聯(lián)性。

基于此，本文將空間計(jì)量模型引入經(jīng)濟(jì)增長函數(shù)，考察不同區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的空間協(xié)同效應(yīng)與空間關(guān)聯(lián)性。在當(dāng)前研究中，有大量文獻(xiàn)探討過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，但同時(shí)考慮區(qū)域關(guān)聯(lián)和空間溢出效應(yīng)的文獻(xiàn)并不多見。本文在考慮技術(shù)進(jìn)步的情況下，考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。正如上文所述，技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷進(jìn)而加速經(jīng)濟(jì)增長的作用過程，二者屬于遞進(jìn)還是并列的作用機(jī)制并不十分明確。因此，本文將使用中國29省市1993-2014年的數(shù)據(jù)建立空間面板模型，同時(shí)把產(chǎn)業(yè)變遷與技術(shù)進(jìn)步作為核心解釋變量，繼續(xù)探討技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)變遷與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

一、理論假設(shè)、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

（一）理論假設(shè)

按照費(fèi)歇爾和克拉克對(duì)三次產(chǎn)業(yè)的劃分，國民經(jīng)濟(jì)的增長取決于3個(gè)產(chǎn)業(yè)部門的增長，三次產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)變動(dòng)會(huì)改變經(jīng)濟(jì)增長的速度。這里，我們借鑒黃茂興和李軍軍[16]的分析方法，假設(shè)經(jīng)濟(jì)中有N個(gè)產(chǎn)業(yè)部門，國民經(jīng)濟(jì)的增長可以表示為：

兩邊對(duì)時(shí)間t求導(dǎo)，則有：

其中，git和g′it 分別表示經(jīng)濟(jì)增長速度及其增長速度的變化，下標(biāo)i表示各產(chǎn)業(yè)部門，φi 和φ′i表示各產(chǎn)業(yè)部門所占比重及其變化。一國經(jīng)濟(jì)增長要同時(shí)受各產(chǎn)業(yè)部門經(jīng)濟(jì)增長及結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響，因此，產(chǎn)業(yè)變遷會(huì)通過轉(zhuǎn)移資金、人才流動(dòng)等方式重新分配產(chǎn)業(yè)部門間的基礎(chǔ)要素投入，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長。分析產(chǎn)業(yè)變遷我們借鑒干春暉的做法[14]，使用重新定義的泰爾指數(shù)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，公式如下：

其中，Y和L分別表示產(chǎn)值與就業(yè)，i表示各產(chǎn)業(yè)，n表示部門數(shù)。當(dāng)TL=0時(shí)，經(jīng)濟(jì)體系處于均衡狀態(tài)，TL值越大，經(jīng)濟(jì)發(fā)展越容易偏離均衡狀態(tài)，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)幅度越大。

基于此，我們得出本文的假設(shè)H1：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷直接促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。

分析各產(chǎn)業(yè)部門經(jīng)濟(jì)增長，我們引入包含技術(shù)進(jìn)步的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，如下：endprint

其中，K和L表示資本和勞動(dòng)，A代表全要素生產(chǎn)率，i和t分別表示不同地區(qū)和時(shí)期。進(jìn)一步，兩邊取對(duì)數(shù)可得：

進(jìn)一步將全要素生產(chǎn)率Ait 分解為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化Acit 、技術(shù)進(jìn)步Atit和其他因素Xoit，即： lnAit=Acit+Atit+Xoit （6）

將（6）代入（5）式可得到C-D生產(chǎn)函數(shù)的計(jì)量模型：

此時(shí)，我們提出本文的第二個(gè)假設(shè)H2：經(jīng)濟(jì)增長過程，技術(shù)進(jìn)步獨(dú)立于產(chǎn)業(yè)變遷。

（二）空間計(jì)量模型構(gòu)建

在使用面板數(shù)據(jù)分析各省市產(chǎn)業(yè)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響時(shí)，一個(gè)不能忽視的客觀現(xiàn)實(shí)就是省市之間的空間聯(lián)系，幾乎全部的空間數(shù)據(jù)都存在空間依賴性和空間自相關(guān)的特點(diǎn)[29]。而空間計(jì)量方法在計(jì)量分析的基礎(chǔ)上，加入地理位置和空間關(guān)聯(lián)因素，可以更好地識(shí)別和度量經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象之間的空間變化規(guī)律和決定因素，在一定程度上避免了傳統(tǒng)計(jì)量估計(jì)結(jié)果可能忽略的偏誤。目前，常用的空間計(jì)量模型有空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）。

模型（8）為空間自回歸模型，模型（9）為空間誤差模型。其中，yit 為被解釋變量，指的是地區(qū)i在t時(shí)期的人均GDP，用來測度區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長；λ為空間自回歸系數(shù)，衡量了相鄰區(qū)域的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)對(duì)本區(qū)域經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的影響程度；Σnj=1wit yij為空間滯后因變量，指的是在第t年除地區(qū)i外其他區(qū)域人均GDP的加權(quán)平均值；β 為解釋變量的回歸系數(shù)；ui為區(qū)域i的個(gè)體效應(yīng)；εit 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。ρ為空間誤差系數(shù)，衡量了相鄰區(qū)域由于經(jīng)濟(jì)觀察值的誤差沖擊對(duì)本區(qū)域經(jīng)濟(jì)觀察值的影響程度；Σnj=1Wijujt為空間滯后誤差變量，度量的是在第t年除區(qū)域i外，其他相鄰區(qū)域觀測值的誤差沖擊的加權(quán)平均值。

本文選用兩種不同的空間權(quán)重矩陣：一是使用地理相鄰（0-1）標(biāo)準(zhǔn)來定義的空間相鄰權(quán)重矩陣，若兩個(gè)空間區(qū)域相鄰，則認(rèn)為存在空間相關(guān)關(guān)系，記為1；若兩個(gè)空間區(qū)域不相鄰，則認(rèn)為不存在空間相關(guān)關(guān)系，記為0。二是空間地理距離權(quán)重矩陣，即通過地理距離構(gòu)造權(quán)重矩陣，具體來說，以各省會(huì)城市的直線距離（d）的平方的倒數(shù)來設(shè)定。

空間相鄰標(biāo)準(zhǔn)假定空間單元之間的聯(lián)系僅取決于二者是否相鄰，這種空間鄰接標(biāo)準(zhǔn)設(shè)定的空間權(quán)重矩陣雖然簡單易行，準(zhǔn)確率極高，但卻存在一定的不足：一方面，只要兩個(gè)空間單元相鄰接，即存在相同的影響程度；另一方面，只要兩個(gè)空間單元不相鄰接，便不存在任何經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，這明顯不符合事實(shí)。因此，作為對(duì)比，本文同時(shí)使用空間地理距離權(quán)重矩陣。

經(jīng)濟(jì)增長的過程不僅受當(dāng)前值的影響，而且前期的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)也會(huì)影響當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長的過程，也就是說，用一個(gè)動(dòng)態(tài)的經(jīng)濟(jì)模型來反映經(jīng)濟(jì)增長可能更為現(xiàn)實(shí)。因此，本文建立包含被解釋變量滯后項(xiàng)的更為一般的空間計(jì)量模型為：

其中，yi，t-1為被解釋變量yit的一階滯后，若τ≠0，該模型為動(dòng)態(tài)空間面板模型，若τ=0，該模型為靜態(tài)空間面板模型；ρΣnj=1w′i yt和δΣnj=1d′i xt分別為被解釋變量和解釋變量的空間滯后，w′i和d′i分別為相應(yīng)空間權(quán)重矩陣的第i行；γt 為時(shí)間效應(yīng)；而m′i為擾動(dòng)項(xiàng)空間權(quán)重的第i行。

（三）變量選取與數(shù)據(jù)說明

1.變量選取。本研究涉及的變量包括被解釋變量、核心解釋變量和控制變量，具體見表1。

2.變量統(tǒng)計(jì)性描述。由表2數(shù)據(jù)可知，本文所用數(shù)據(jù)為平衡面板數(shù)據(jù)。從變量的各項(xiàng)指標(biāo)看，中位數(shù)與均值在數(shù)值上十分接近，數(shù)據(jù)有較好的分布特征。各變量的標(biāo)準(zhǔn)差除產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷與技術(shù)進(jìn)步的交互項(xiàng)偏大外，其他變量的標(biāo)準(zhǔn)差較小，數(shù)據(jù)未出現(xiàn)太大幅度的波動(dòng)。對(duì)比最小值與最大值，發(fā)現(xiàn)二者極差在合理范圍內(nèi)。

二、實(shí)證分析

（一）空間自相關(guān)分析

本文采用全局空間自相關(guān)指數(shù)Morans I （莫蘭指數(shù)）[31]測算以人均GDP表示經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷過程是否存在空間關(guān)聯(lián)性。計(jì)算公式如下：

其中，S2=1nΣni=1（xi-）2為樣本方差，ωij為空間權(quán)重矩陣（i，j）元素（用來度量區(qū)域i與j之間的距離），而Σni=1Σnj=1ωij 為所有空間權(quán)重之和。

Mordans I 的取值一般介于-1到1之間，大于0表示正自相關(guān)，即高值與高值相鄰、低值與低值相鄰；小于0表示負(fù)自相關(guān)，即高值與低值相鄰。一般來說，正自相關(guān)與負(fù)自相關(guān)更為常見。如果Mordans I接近于0，則表明空間分布是隨機(jī)的，不存在空間自相關(guān)。使用Mordans I 對(duì)人均GDP與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷進(jìn)行全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。

由表3可知，從近10年的狀況看，中國各省市經(jīng)濟(jì)增長存在明顯的空間相關(guān)性，且均在1%的顯著性水平下通過了檢驗(yàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷過程也存在顯著的空間關(guān)聯(lián)性。從Mordans I 看，2010年以前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的Mordans I 值大于0，即空間關(guān)系為正自相關(guān)，即高值與高值相鄰、低值與低值相鄰；而2010年后，Mordans I值小于0，空間關(guān)系變?yōu)樨?fù)自相關(guān)。這也充分說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷過程不但存在空間依賴型與關(guān)聯(lián)性，甚至表現(xiàn)為負(fù)的空間溢出效應(yīng)。一個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)變遷過程可能并不利于鄰近地區(qū)的產(chǎn)業(yè)變遷，存在空間“掠奪”現(xiàn)象。

為進(jìn)一步分析不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長是否存在空間異質(zhì)性，我們做出29省市（不包含重慶和西藏）2014年人均GDP的局域Mordans I散點(diǎn)圖，見圖1。

Mordans I的4個(gè)象限分別對(duì)應(yīng)于空間單元與鄰近單元之間的4種局部空間聯(lián)系形式，其中第一象限代表高高，包含的省市有北京、天津、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建和山東；第二象限代表低高，包含的省市有河北、山西、黑龍江、安徽、江西、河南；第三象限代表低低，包含的省市有湖北、湖南、廣西、海南、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆；第四象限代表高低，包括內(nèi)蒙古和廣東。由圖1可以看出，處于“高高”和“高低”的大都是東部沿海省市，而處于“低低”和“低高”的則為中西部省市。大部分省市分布在第一和第三象限，前者為東部發(fā)達(dá)省份，后者為西部經(jīng)濟(jì)落后省份，這充分說明，經(jīng)濟(jì)增長在地理空間分布上存在明顯的空間依賴型與異質(zhì)性，見表4。endprint

（二）實(shí)證結(jié)果分析

在進(jìn)行空間計(jì)量模型估計(jì)時(shí)，如果仍然采用普通最小二乘估計(jì)（OLS），則會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏差或不一致，而極大似然估計(jì)（MLE）可有效解決這一問題[29]。本文使用人均GDP作為被解釋變量（lnAG），泰爾指數(shù)（TL）和技術(shù)市場成交額（lnTE）作為核心解釋變量，資本存量（lnZB）、人力資本（ED）、對(duì)外貿(mào)易（WM）、政府支出（ZC）、基礎(chǔ)設(shè)施（GL）作為控制變量，同時(shí)引入產(chǎn)業(yè)變遷與技術(shù)進(jìn)步的交互項(xiàng)（TLTE），分別使用空間自回歸模型和空間誤差模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5。

在表5中的ρ、調(diào)整的R2、LogL以及F值等統(tǒng)計(jì)量來看，無論使用空間相鄰權(quán)重矩陣還是空間地理距離權(quán)重矩陣，空間自回歸的結(jié)果均具有較好的擬合度，表明基于柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的空間自回歸模型能較為準(zhǔn)確地反映產(chǎn)業(yè)變遷、技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。其中，模型1與模型3為靜態(tài)空間面板模型，模型2與模型4為動(dòng)態(tài)空間面板模型。整體來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有正向顯著的影響，但影響系數(shù)會(huì)因地理空間關(guān)系（空間相鄰權(quán)重還是空間地理距離權(quán)重）和經(jīng)濟(jì)增長的滯后作用（是否考慮被解釋變量的一階滯后）而存在細(xì)小差異。具體來說，若忽略空間地理因素或只假定各省市的空間關(guān)聯(lián)度僅在于是否相鄰，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)效果會(huì)偏小。如模型1中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)每改變1個(gè)單位，會(huì)引起0.014個(gè)單位人均GDP的變動(dòng)，小于模型3中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改變1個(gè)單位，人均GDP增加0.026個(gè)單位，且二者均在1%的顯著性水平下通過了檢驗(yàn)。這說明，隨著貿(mào)易開放程度、交通設(shè)施建設(shè)等不斷加快，各省市之間的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)及生產(chǎn)要素之間的流動(dòng)越來越密切，不再局限于空間地理位置是否相鄰，而在更大的空間范圍內(nèi)產(chǎn)生了更為廣泛的聯(lián)系。

相較于模型1與模型3，模型2與模型4為考慮被解釋變量一階滯后項(xiàng)的動(dòng)態(tài)空間滯后模型。由估計(jì)結(jié)果均通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)可以看出，經(jīng)濟(jì)增長盡管存在明顯的空間效應(yīng)，但各省市當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)增長也會(huì)受前期的影響，即存在一定的經(jīng)濟(jì)慣性。對(duì)比估計(jì)結(jié)果的具體系數(shù)不難發(fā)現(xiàn)，不考慮經(jīng)濟(jì)增長的時(shí)間滯后因素時(shí)，各解釋變量對(duì)被解釋變量的影響（如模型3中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的估計(jì)系數(shù)為0.26）明顯大于考慮經(jīng)濟(jì)增長滯后因素時(shí)的估計(jì)效果（如模型4中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的估計(jì)系數(shù)為0.006），這恰好說明了，忽略經(jīng)濟(jì)增長的時(shí)間滯后性時(shí)，滯后項(xiàng)對(duì)當(dāng)期值的影響會(huì)分配到各解釋變量，從而使解釋變量的估計(jì)結(jié)果偏大。而經(jīng)濟(jì)增長的一階滯后項(xiàng)能將影響經(jīng)濟(jì)增長的潛在因素（如政策環(huán)境、要素稟賦）從空間結(jié)構(gòu)因素中分離出來，從而使靜態(tài)空間模型可能存在的偏差得到糾正，這也是克服模型可能會(huì)存在的內(nèi)生性較好的方法之一。

模型5與模型6分別為考慮空間相鄰權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣情形下的估計(jì)結(jié)果，由δ2、LogL以及F值等統(tǒng)計(jì)量可以看出模型有較好的擬合效果，誤差項(xiàng)的空間自回歸系數(shù)（記為λ）的估計(jì)值在1%水平上顯著，說明存在一定的空間誤差效應(yīng)，但該效應(yīng)并不穩(wěn)定，這也說明本文采用空間滯后模型能較好地反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷與經(jīng)濟(jì)增長的空間關(guān)聯(lián)性。此外，根據(jù)表5的估計(jì)結(jié)果，若不考慮經(jīng)濟(jì)增長的滯后性時(shí)，技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用，且在模型5中的效果最為明顯，即技術(shù)進(jìn)步每增加1%，對(duì)人均GDP的貢獻(xiàn)為12.4%，這遠(yuǎn)低于美國技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度29.1%[32]，這一結(jié)果也符合技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的邊際效應(yīng)遞增的規(guī)律。而考慮經(jīng)濟(jì)增長的滯后性時(shí)，該變量的估計(jì)結(jié)果為負(fù)，說明在生產(chǎn)函數(shù)中同時(shí)引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷和技術(shù)進(jìn)步可能會(huì)引起同一個(gè)模型中解釋變量間的獨(dú)立性發(fā)生改變，導(dǎo)致內(nèi)在的傳遞機(jī)制出現(xiàn)紊亂。

在控制變量中，人力資本、資本存量和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的估計(jì)結(jié)果整體上顯著為正，即均是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要源泉。而對(duì)外貿(mào)易和政府支出的估計(jì)結(jié)果并不穩(wěn)定，系數(shù)的大小也跟預(yù)期有較大偏差，這說明對(duì)外貿(mào)易與政府支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響并非單向的因果關(guān)系，即對(duì)外貿(mào)易與政府支出的增加會(huì)影響產(chǎn)出，而產(chǎn)出的增加反過來也會(huì)影響對(duì)外貿(mào)易與政府支出。若要深究三者的影響關(guān)系，需建立多方程聯(lián)立模型，篇幅所限，這里不再深入探究。

由表6中的ρ、F值、調(diào)整的R2以及LogL可知，無論是普通面板模型還是空間面板模型，均較好地?cái)M合了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。經(jīng)過Hausman檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，采用固定效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)會(huì)更合適。模型7為考慮異方差穩(wěn)健性（Robust）的固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果，模型8為工具變量兩階段最小二乘估計(jì)結(jié)果，模型9～12均為空間滯后模型。對(duì)比上述模型發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的系數(shù)大小基本一致，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷均能顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，模型具有較好地穩(wěn)健性。但普通面板模型估計(jì)結(jié)果在顯著性方面不及空間面板模型的估計(jì)結(jié)果，說明考慮空間因素后的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用更加明顯。具體分析模型9～12可以看出，是否考慮技術(shù)進(jìn)步的因素并未對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用效果產(chǎn)生明顯差別，且均在1%的顯著性水平下通過了檢驗(yàn)。而忽略產(chǎn)業(yè)變遷的因素時(shí)，技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用要略大于考慮產(chǎn)業(yè)變遷時(shí)的作用效果，這說明產(chǎn)業(yè)變遷和技術(shù)進(jìn)步之間可能存在內(nèi)在的關(guān)聯(lián)，技術(shù)進(jìn)步雖然可以“獨(dú)當(dāng)一面”（此時(shí)的估計(jì)系數(shù)為0.006大于同時(shí)考慮產(chǎn)業(yè)變遷時(shí)的估計(jì)系數(shù)0.003），但技術(shù)進(jìn)步潛在地加速了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷，再進(jìn)一步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

三、結(jié)論與政策啟示

（一）結(jié)論

中國改革開放以來，不同地區(qū)的產(chǎn)品與要素的自由流動(dòng)提升了地區(qū)間資源配置效率，同時(shí)也為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷提供了物質(zhì)及人力資本的積累，經(jīng)濟(jì)增長的區(qū)域差異十分明顯。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不僅依靠本區(qū)域內(nèi)勞動(dòng)力、資本以及人力資本的投入，而且在很大程度上受一個(gè)地區(qū)及相鄰區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷和技術(shù)進(jìn)步的影響。

1.本文基于1993-2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)，建立空間計(jì)量模型，分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷及技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。結(jié)果顯示，在考察期內(nèi)，各省市經(jīng)濟(jì)增長過程存在全域范圍的正的空間自相關(guān)性，而且相關(guān)性的大小基本保持不變。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷過程也呈現(xiàn)一定的相關(guān)性，而且隨著時(shí)間的推移，相關(guān)性逐漸增大，甚至在2010年前后，由正的空間相關(guān)性轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)相關(guān)。地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷過程中，可能存在一定的“資源掠奪”現(xiàn)象。而從局域空間相關(guān)性上看，東部發(fā)展較快的省份和西部落后的省份屬于同一種空間集聚現(xiàn)象，但集聚類型完全相反，這種空間分布的異質(zhì)性是地區(qū)協(xié)同發(fā)展的重要基礎(chǔ)。endprint