(上海師范大學(xué)商學(xué)院 上海 200234)

一、引言

我國(guó)學(xué)者對(duì)高新技術(shù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的關(guān)系大多從定性的角度描述，較少?gòu)膶?shí)證的角度出發(fā)分析兩者之間的關(guān)系，同時(shí)忽視了空間因素在它們之間所起的作用。本文通過(guò)2007-2015年31個(gè)省市的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，建立空間滯后模型，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)為被解釋變量，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)水平為解釋變量，控制外商直接投資、財(cái)政支出等變量，定量分析它們之間的內(nèi)在聯(lián)系。

二、模型與數(shù)據(jù)

(一)變量選取

1.被解釋變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(industry):產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)衡量指標(biāo)為二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和與總產(chǎn)值的比重。

2.解釋變量。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)水平(tech)：以某地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)除以該地區(qū)總從業(yè)人口得到的比重衡量高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)水平。

3.控制變量。影響某個(gè)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化的因素有很多，對(duì)這些變量進(jìn)行控制，以減少模型的內(nèi)生性。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(pgdp)：用人均GDP表示。

人力資本水平(labor):用該地區(qū)的勞動(dòng)者平均受教育年限表示，受教育年限的計(jì)算方法為各個(gè)學(xué)歷的加權(quán)平均。

外商直接投資水平(fdi):用外商直接投資額表示。

財(cái)政支出水平(fiscal)：用政府的財(cái)政支出額表示。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源。本文數(shù)據(jù)來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2007-2015)，各省份地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒(2007-2015)和wind數(shù)據(jù)庫(kù)，部分?jǐn)?shù)據(jù)通過(guò)自己整理計(jì)算得到。實(shí)證研究部分主要借助stata14軟件完成。

三、實(shí)證分析

(一)空間自相關(guān)檢驗(yàn)。全局莫蘭指數(shù)是用來(lái)測(cè)量空間相關(guān)性的指標(biāo)，反映的是空間鄰接或空間鄰近區(qū)域決策單元屬性值的相似程度，度量區(qū)域決策單元的集聚效應(yīng)，在5%顯著性水平下，莫蘭指數(shù)的正態(tài)統(tǒng)計(jì)量Z值均通過(guò)檢驗(yàn)，且莫蘭指數(shù)均大于0，表明我國(guó)31個(gè)省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在空間上具有明顯的正相關(guān)關(guān)系。這說(shuō)明我國(guó)各個(gè)省份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在空間上并非隨機(jī)分布，而是表現(xiàn)出空間集聚性，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)的省份趨于集聚，低級(jí)的省份同樣趨于集聚。也就是說(shuō)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)的省份距離高級(jí)的省份更近，低級(jí)的省份和低級(jí)的省份更近，因此從整體上來(lái)看我國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有較為明顯的空間自相關(guān)性。

為進(jìn)一步分析我國(guó)省份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的空間集聚特征，本文給出了2007年我國(guó)31個(gè)省市的莫蘭散點(diǎn)圖(圖1)。

圖1 莫蘭散點(diǎn)圖

總的來(lái)說(shuō)，我國(guó)位于第二四象限的省份數(shù)量比較少，第一三象限省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)包含HH和LL兩種模式。所以我們可以說(shuō)我國(guó)各省份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在空間依賴性和空間異質(zhì)性。

(二)空間回歸模型的選擇?？臻g滯后模型通過(guò)空間滯后變量WY前面的系數(shù)ρ來(lái)揭示空間依賴性。常見(jiàn)的空間回歸模型有空間滯后回歸和空間誤差回歸，其中空間誤差模型是通過(guò)誤差項(xiàng)來(lái)體現(xiàn)空間依賴性。

空間自回歸系數(shù)rho=0.181914，在5%的顯著性水平下該系數(shù)顯著，因此存在顯著的空間自回歸效應(yīng)，系數(shù)為正表明相鄰地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提高1%，該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提高0.18%，表明我國(guó)區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)協(xié)調(diào)發(fā)展，相互促進(jìn)。

解釋變量高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)水平的Z值為1.78，在10%的顯著水平下顯著，回歸系數(shù)是0.027，表明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)水平每提高1%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化水平提高0.027%，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有顯著的正影響。

控制變量外商直接投資和人力資本水平在10%的顯著性水平下顯著，表明它們對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有正向的推動(dòng)作用。

人均GDP和財(cái)政支出的伴隨概率分別是0.497和0.761，在10%的顯著性水平下不顯著，表明人均GDP和財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用比較小。原因很可能是被解釋變量的指標(biāo)選取有缺陷，因?yàn)楫a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用二三產(chǎn)業(yè)之和與總產(chǎn)業(yè)的比重來(lái)衡量，是一個(gè)相對(duì)數(shù)，那么三產(chǎn)業(yè)全部發(fā)達(dá)的的省份與三產(chǎn)業(yè)都不發(fā)達(dá)的省份很難比較。比如山東的二三產(chǎn)業(yè)比內(nèi)蒙古的二三產(chǎn)業(yè)發(fā)達(dá)，但2013年這兩個(gè)省份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化指數(shù)同為0.91。

四、結(jié)論與建議

本文通過(guò)對(duì)2007-2015年我國(guó)31個(gè)省級(jí)行政區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行空間計(jì)量分析，得到如下結(jié)論：

第一，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)空間集聚現(xiàn)象在我國(guó)顯著存在，呈現(xiàn)出四種不同的表現(xiàn)形式：高值-高值集聚，低值-低值集聚，高值-低值集聚，低值-高值集聚，其中主要是高值-高值集聚以及低值-低值集聚。

第二，空間滯后模型表明，高新技術(shù)發(fā)展水平對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有顯著的推動(dòng)作用。外商直接投資和人力資本水平都和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有顯著的正向相關(guān)性。

基于以上結(jié)論，關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的建議如下：各省之間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有空間相關(guān)性，省份之間應(yīng)該加強(qiáng)合作，增加技術(shù)共享，在制定促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的相關(guān)政策時(shí)，要考慮鄰接省區(qū)的相關(guān)政策，促進(jìn)省區(qū)之間的協(xié)調(diào)，避免惡性競(jìng)爭(zhēng)，實(shí)現(xiàn)各省區(qū)的協(xié)調(diào)發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；要加大對(duì)高新技術(shù)發(fā)展的投入，引進(jìn)外資，重視教育，進(jìn)一步提高人力資本水平促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。