紀(jì)程凱

[提要] 本文基于我國31個省1997～2016年面板數(shù)據(jù)，實(shí)證考察產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：全要素生產(chǎn)率的變化與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移方向有關(guān)，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移降低承接地全要素生產(chǎn)率，提高轉(zhuǎn)出地的全要素生產(chǎn)率，而人力資本、外商資本等均能提高區(qū)域全要素生產(chǎn)率。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移;全要素生產(chǎn)率;系統(tǒng)GMM

基金項(xiàng)目：重慶市研究生科研創(chuàng)新資助項(xiàng)目（項(xiàng)目批準(zhǔn)號：CYS18298）;重慶師范大學(xué)研究生科研創(chuàng)新資助項(xiàng)目（項(xiàng)目批準(zhǔn)號：YKC18036）

中圖分類號：F062.9 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

收錄日期：2018年11月23日

一、緒論

產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移是實(shí)現(xiàn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要途徑。改革開放以來，我國東部地區(qū)得益于優(yōu)越的地理區(qū)位條件，承接了大量國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，經(jīng)濟(jì)得到了快速發(fā)展，而中西部地區(qū)發(fā)展則相對緩慢。經(jīng)過多年發(fā)展，我國區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的現(xiàn)象愈發(fā)嚴(yán)重，東西部地區(qū)差距明顯;受制于東部地區(qū)環(huán)境容量、城市規(guī)模等因素，中西部地區(qū)的生產(chǎn)要素?zé)o法完全自由地向生產(chǎn)率更高的東部地區(qū)流動，進(jìn)而造成了區(qū)域間要素錯配。近十年來，隨著東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，勞動和資本價格不斷上升，且環(huán)境規(guī)制的不斷增強(qiáng)，導(dǎo)致東部地區(qū)的制造業(yè)面臨的成本不斷上升，且隨著我國鐵路網(wǎng)的不斷完善，中西部地區(qū)的運(yùn)輸成本也進(jìn)一步降低，這些原因?qū)е铝藮|部地區(qū)的制造業(yè)開始向中西部轉(zhuǎn)移。2010年，國務(wù)院頒布了《關(guān)于中西部地區(qū)承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的指導(dǎo)意見》，對我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移進(jìn)行了政策上的指導(dǎo)。那么，東部地區(qū)的發(fā)展路徑能否適用于中西部地區(qū)，向中西部轉(zhuǎn)移的制造業(yè)又是否提升了中西部發(fā)展的質(zhì)量和效率，其影響的機(jī)制又如何，這些仍然是當(dāng)前需要探討的問題?；诖?，本文通過對我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的度量及區(qū)域全要素生產(chǎn)率的計算，實(shí)證分析產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對全要素生產(chǎn)率的影響及其作用機(jī)制。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的理論基礎(chǔ)。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移是產(chǎn)業(yè)資本空間分布的動態(tài)變化，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的過程中也伴隨著生產(chǎn)要素的重新配置。關(guān)于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的理論基礎(chǔ)主要包括馬克思的國際分工理論、赤松要的“雁行模式”以及弗農(nóng)的“產(chǎn)品周期理論”等。

馬克思的國際分工理論認(rèn)為，生產(chǎn)力水平體現(xiàn)在分工的發(fā)展程度上，隨著生產(chǎn)力的不斷發(fā)展，國際分工和國內(nèi)分工成為未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的趨勢，而由于區(qū)域間生產(chǎn)要素的稀缺性和資本的逐利性，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)總是向能創(chuàng)造最大利潤的區(qū)域進(jìn)行轉(zhuǎn)移。現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移理論的淵源可以追溯到赤松要的“雁行模式”，發(fā)達(dá)地區(qū)的落后產(chǎn)業(yè)在欠發(fā)達(dá)地區(qū)仍然存在比較優(yōu)勢，而欠發(fā)達(dá)地區(qū)的要素價格存在比較優(yōu)勢，進(jìn)而通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移促進(jìn)了各個區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級。弗農(nóng)則進(jìn)一步地發(fā)展了產(chǎn)品生命周期理論，他認(rèn)為由于產(chǎn)業(yè)存在著生命周期，不同生命周期對要素的需求不同，因此會引發(fā)產(chǎn)業(yè)在要素充裕程度不同的國家或地區(qū)轉(zhuǎn)移。

從理論上看，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移有助于促進(jìn)資源合理配置、提高區(qū)域生產(chǎn)率，然而在實(shí)際中，由于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的動因，如資源開發(fā)型、低成本型、市場拓展型、集群吸引型等不同，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對區(qū)域全要素生產(chǎn)率的影響仍然需要加以分析和討論。

（二）產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對全要素生產(chǎn)率影響研究現(xiàn)狀。眾多學(xué)者研究了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對全要素生產(chǎn)率的影響。張公嵬（2013）、范劍勇等（2014）通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移引發(fā)的產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)承接地的資源配置效率，提高了區(qū)域的全要素生產(chǎn)率，相似觀點(diǎn)的學(xué)者還有馬永紅（2015）、謝子遠(yuǎn)（2017）等;而也有學(xué)者認(rèn)為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移降低了區(qū)域全要素生產(chǎn)率，如路銘（2014）、張秀生（2017）等，主要原因在于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移使生產(chǎn)率較低的企業(yè)得到存活，且承接地豐富的要素使企業(yè)難以從“粗放型”向“集約型”轉(zhuǎn)變，從而降低了資源配置效率。

產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對區(qū)域全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制到底如何，對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出地和承接地的影響是否存在異質(zhì)性，仍然需要進(jìn)一步的探討。本文在以往學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探究了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對區(qū)域全要素生產(chǎn)率的影響，以及全要素生產(chǎn)率的影響因素，從而為我國后續(xù)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移提供參考和借鑒。

三、計量模型

以2003～2016年各省全要素生產(chǎn)率為被解釋變量，以各省理念產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移指數(shù)為主要的解釋變量，并進(jìn)一步加入了一系列的控制變量，進(jìn)而建立一個基準(zhǔn)分析模型：

其中，F(xiàn)AIit表示i省份t年的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移指數(shù)，Xit為控制變量矩陣，用各省份人均GDP作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代理變量，用各省份高校在讀學(xué)生與常住人口的比例作為人力資本水平的代理變量，用各省份人均道路面積作為技術(shù)設(shè)施水平的代理變量，用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出占GDP的比重作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的代理變量，用各省份主要城市的實(shí)際利用外商投資額的總和作為外商直接投資的代理變量，？籽t代表了時間效應(yīng)，？滋i為固定效應(yīng)，？著it為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果

為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文對式（1）分別進(jìn)行了系統(tǒng)GMM、固定效應(yīng)和OLS回歸。利用stata15軟件，結(jié)果如表1所示。模型（2）是基于全樣本對式（1）進(jìn)行系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果，以此為基準(zhǔn)模型展開討論，作為比較，模型（1）、（3）、（4）分別給出了差分GMM、混合OLS和固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果。估計結(jié)果可知，全要素生產(chǎn)率的一階滯后項(xiàng)作為其本身的解釋變量，在1%顯著性水平下顯著為正，系數(shù)為0.452，說明區(qū)域全要素生產(chǎn)率（TFP）存在一定的持續(xù)性，其主要原因可能在于，當(dāng)期通過技術(shù)改進(jìn)等對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響會隨時間而衰減;產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移指數(shù)（FAI）對全要素生產(chǎn)率有負(fù)向影響，系數(shù)為-0.03且在1%顯著性水平下顯著，說明產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的確能夠影響區(qū)域的全要素生產(chǎn)率，且考慮到產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出地時產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移指數(shù)的值為負(fù)，產(chǎn)業(yè)承接地的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移指數(shù)為正，說明產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出地的全要素生產(chǎn)率會提高，而產(chǎn)業(yè)承接地的全要素生產(chǎn)率則會下降。從控制變量看，人力資本、基礎(chǔ)設(shè)施水平、外商投資的系數(shù)為正，且均在10%的顯著性水平上顯著，說明這些因素均對當(dāng)期的全要素生產(chǎn)率有促進(jìn)作用;值得思考的是，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的系數(shù)顯著為負(fù)，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，全要素生產(chǎn)率越低，可能的原因是本文所涉及的行業(yè)均是需要轉(zhuǎn)移的勞動密集型、資源密集型及重污染型行業(yè)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)，人力成本及資源成本越高，同時受到的環(huán)境規(guī)制越強(qiáng)，進(jìn)而對其要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了負(fù)面的影響;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)不顯著，說明產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移并不受轉(zhuǎn)出或轉(zhuǎn)入地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。

為了保證系統(tǒng)GMM估計參數(shù)的有效性，需要進(jìn)行水平方程殘差項(xiàng)的序列相關(guān)檢驗(yàn)和工具變量有效性的Hansen檢驗(yàn)及新增工具變量有效性的Difference-in-Hansen檢驗(yàn)。參考Arellano & Band（1995）的方法，若水平方差轉(zhuǎn)換差分方程的殘差項(xiàng)存在一階相關(guān)而不存在二階相關(guān)，則可推斷水平方程殘差項(xiàng)不存在序列相關(guān);針對模型（2）的一階和二階檢驗(yàn)AR（1）和AR（2）的值分別為0.004和0.397，即差分方程存在顯著的一階自相關(guān)而不存在二階自相關(guān)，由此可斷定模型設(shè)定是合理的。而Hansen檢驗(yàn)及Difference-in-Hansen檢驗(yàn)均顯著拒接工具變量不合理的原假設(shè)，說明工具變量的構(gòu)造是有效的。參考Roodman（2009）、胡兵（2013）的研究，判斷GMM估計是否可靠的另一個方法是通過滯后項(xiàng)的系數(shù);由于滯后變量的內(nèi)生性，系統(tǒng)GMM滯后項(xiàng)的系數(shù)應(yīng)該介于混合OLS和固定效應(yīng)模型估計量之間。由表1列示的結(jié)果看，系統(tǒng)GMM因變量之后項(xiàng)的系數(shù)為0.452，介于混合OLS估計結(jié)果（0.460）和固定效應(yīng)結(jié)果（0.349）之間，同樣也說明了系統(tǒng)GMM估計結(jié)果的穩(wěn)健性。比較模型（1）～（4）可以看出，主要變量的系數(shù)變化較小，且符號均保持一致。說明系統(tǒng)GMM的估計系數(shù)是有效的。（表1）

注：*、**、*** 分別表示在10%、5%和1%顯著性水平下顯著，括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤，AR（1）、AR（2）及Hansen Test 和Difference-in-Hansen 的值為p 值

五、幾點(diǎn)建議

本文基于我國31個省市2007～2016年的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系及全要素生產(chǎn)率的影響因素。研究結(jié)論說明，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對全要素生產(chǎn)率的影響同產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的方向有關(guān)，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出地全要素生產(chǎn)率得到了提升，承接地的要素生產(chǎn)率是下降的，而區(qū)域的人力資本、外商投資、基礎(chǔ)設(shè)施水平等均能促進(jìn)生產(chǎn)率的提升。基于本文的研究結(jié)論，提出以下建議：第一，產(chǎn)業(yè)承接地在承接相關(guān)產(chǎn)業(yè)時，不僅僅是承接相關(guān)資本，同時也要注重人才的引進(jìn)和培養(yǎng)，提高轉(zhuǎn)移產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力;第二，承接勞動密集型產(chǎn)業(yè)要注意產(chǎn)業(yè)選擇，對于低生產(chǎn)效率的行業(yè)要給予淘汰或升級，從而使承接產(chǎn)業(yè)向集約型發(fā)展模式轉(zhuǎn)變;第三，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出地要及時將落后產(chǎn)能的企業(yè)進(jìn)行淘汰和轉(zhuǎn)移，以促進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，提高自身的要素生產(chǎn)率。

主要參考文獻(xiàn)：

[1]范劍勇，馮猛，李方文.產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)全要素生產(chǎn)率[J].世界經(jīng)濟(jì)，2014.37（5）.

[2]馬永紅，張帆，蘇鑫.基于區(qū)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移視角的欠發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力提升路徑研究[J].科技進(jìn)步與對策，2015.32（21）.

[3]謝子遠(yuǎn)，吳麗娟.產(chǎn)業(yè)集聚水平與中國工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新效率——基于20個工業(yè)行業(yè)2000～2012年面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].科研管理，2017.38（1）.

[4]張公嵬，陳翔，李贊.FDI、產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率增長——基于制造業(yè)行業(yè)的實(shí)證分析[J].科研管理，2013.34（9）.

[5]張秀生，黃鮮華.區(qū)域制造業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率提升嗎？——基于中國地級市數(shù)據(jù)的研究[J].宏觀質(zhì)量研究，2017.5（3）.

[6]陸銘，向?qū)捇?破解效率與平衡的沖突——論中國的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略[J].經(jīng)濟(jì)社會體制比較，2014（4）.

[7]Roodman D.How to do xtabond2：An introduction to difference and system gmm in stata[J].For Online Publication，2009.

[8]Arellano M，Bover O.Another look at the instrumental variable estimation of error-components models[J].Journal of econometrics，1995.68（1）.

[9]胡兵，喬晶.中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)——基于動態(tài)面板模型系統(tǒng)GMM方法[J].經(jīng)濟(jì)管理，2013.35（4）.