阿卜杜熱伊木·阿卜杜克熱木， 阿布來提·依明

(新疆師范大學(xué) 商學(xué)院， 烏魯木齊 830017)

產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移是各地區(qū)由于產(chǎn)品的需求結(jié)構(gòu)或者資源供給條件發(fā)生變化之后，產(chǎn)業(yè)從一個(gè)地區(qū)向另一個(gè)地區(qū)轉(zhuǎn)移的經(jīng)濟(jì)過程，是各地區(qū)之間產(chǎn)業(yè)分工形成的重要原因。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的出現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)和社會(huì)兩個(gè)層面的原因。從經(jīng)濟(jì)層面來說,企業(yè)為了利潤最大化會(huì)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移;從社會(huì)層面來說,地方政府為了優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展也會(huì)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移[1]。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移優(yōu)化和調(diào)整了轉(zhuǎn)出地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，增加了轉(zhuǎn)入地的經(jīng)濟(jì)總量，提供了良好的發(fā)展機(jī)會(huì)[2]。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理布局起著重要作用。

產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力是指一個(gè)國家或地區(qū)在承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時(shí)所表現(xiàn)出來的資源調(diào)配能力。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接過程包括吸引、選擇、支撐和發(fā)展，其中每一個(gè)環(huán)節(jié)都要具備充足的能力。它是國家或地區(qū)在是否適合某種產(chǎn)業(yè)移入和發(fā)展這一問題上所具有的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的綜合體現(xiàn)。對(duì)我國各地區(qū)承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的能力進(jìn)行綜合評(píng)判，并分析產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，對(duì)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的實(shí)現(xiàn)具有重要意義。

一、文獻(xiàn)綜述

眾多學(xué)者在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與經(jīng)濟(jì)增長方面進(jìn)行了相關(guān)的研究。

在影響產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的因素方面，陳建軍[3]對(duì)我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的影響因素進(jìn)行了比較系統(tǒng)的分析，將我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的動(dòng)因歸納為三個(gè)方面：第一，我國地區(qū)之間的差異，尤其是東部和中西部地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異；第二，我國各地區(qū)具有不同的發(fā)展路徑；第三，我國經(jīng)濟(jì)體制改革的深入推進(jìn)以及國內(nèi)和國際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的日益加劇。左小德等[4]指出，我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移主要由國家政策、產(chǎn)業(yè)發(fā)展、資源環(huán)境、經(jīng)濟(jì)距離、勞動(dòng)力這5個(gè)影響因子決定。袁靜[5]通過研究發(fā)現(xiàn)，人力成本差異不是造成產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的唯一因素，影響產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的其他重要因素還有要素價(jià)格、勞動(dòng)力素質(zhì)和交易成本。

在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移影響因素的影響方向方面，張建偉等[6]提出，勞動(dòng)力成本對(duì)吸引產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移有負(fù)向作用，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場(chǎng)吸引力、技術(shù)創(chuàng)新能力、集聚效應(yīng)、成本因素、對(duì)外開放度、區(qū)位條件及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)吸引產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移具有正向作用，其中市場(chǎng)吸引力、集聚效應(yīng)和對(duì)外開放度影響最大。張建偉等[7]通過研究還發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化水平對(duì)吸引產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移具有負(fù)向作用，而市場(chǎng)吸引力、技術(shù)創(chuàng)新能力、人力資本、集聚效應(yīng)、成本因素、對(duì)外開放度、產(chǎn)業(yè)配套能力、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及交通區(qū)位對(duì)吸引產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移具有正向作用。

在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系方面，盧根鑫[8]、余慧倩[9]指出，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長既有正向作用又有負(fù)向作用。具體來說，一方面,產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)和生產(chǎn)要素的流動(dòng),推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展;另一方面,因?yàn)橐话戕D(zhuǎn)移出去的都是比較低端的產(chǎn)業(yè)，轉(zhuǎn)出地和轉(zhuǎn)入地雙方的產(chǎn)業(yè)梯度差距會(huì)進(jìn)一步拉大。張理娟等[10]指出，推動(dòng)“一帶一路”沿線產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移需要兼顧“走出去”和“引進(jìn)來”兩個(gè)方向，國內(nèi)產(chǎn)業(yè)應(yīng)積極尋求效率驅(qū)動(dòng)和創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)，沿線產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移應(yīng)順應(yīng)新的國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移趨勢(shì)。

盡管目前眾多學(xué)者對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了相關(guān)研究，但大多數(shù)學(xué)者運(yùn)用定性分析方法對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移動(dòng)因與模式進(jìn)行研究，定量分析較少。在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效率的研究方面，大多數(shù)學(xué)者從對(duì)外直接投資對(duì)我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的影響角度進(jìn)行研究，而對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力的空間溢出效應(yīng)研究不足。很少有學(xué)者將產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力與經(jīng)濟(jì)增長結(jié)合起來去探討它們之間的關(guān)系。

基于上述不足之處，本文從產(chǎn)業(yè)承接地視角出發(fā)，以我國除港澳臺(tái)以外的31個(gè)省、自治區(qū)、直轄市為研究對(duì)象，通過構(gòu)建涵蓋4大類16個(gè)指標(biāo)的指標(biāo)體系，運(yùn)用因子分析法，定量研究各地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力的空間格局，進(jìn)一步將空間計(jì)量方法應(yīng)用到產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系問題的研究之中。

二、指標(biāo)體系的構(gòu)建與研究方法

(一)指標(biāo)體系的構(gòu)建

本文從產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接地的角度來考慮承接能力指標(biāo)體系的構(gòu)建，為了科學(xué)評(píng)價(jià)我國各區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力的水平，在趙宏波等[11-14]建立的指標(biāo)體系框架基礎(chǔ)上調(diào)整與優(yōu)化，分別選取產(chǎn)業(yè)吸引能力、產(chǎn)業(yè)發(fā)展能力、產(chǎn)業(yè)支撐能力、產(chǎn)業(yè)選擇能力等4項(xiàng)一級(jí)指標(biāo)與16項(xiàng)二級(jí)指標(biāo)，進(jìn)一步對(duì)我國各區(qū)域承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的能力及空間差異進(jìn)行具體分析，如表1所示。數(shù)據(jù)來源為2008—2018年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

表1 產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

(二)研究方法

1.因子分析法

由于二級(jí)指標(biāo)較多，它們反映的信息可能會(huì)有重復(fù)，因此運(yùn)用因子分析法來檢驗(yàn)各一級(jí)指標(biāo)下的二級(jí)指標(biāo)之間的相關(guān)性。因子分析法的最大優(yōu)點(diǎn)是在分析指標(biāo)間相關(guān)性的同時(shí)，根據(jù)各公共因子的貢獻(xiàn)率來確定其在綜合評(píng)價(jià)中的作用大小，可以避免評(píng)價(jià)結(jié)果的主觀隨意性。正是憑借這一優(yōu)點(diǎn)，它被廣泛應(yīng)用于企業(yè)的績效評(píng)價(jià)、行業(yè)間的效率比較、最優(yōu)方案的確定等方面。借助統(tǒng)計(jì)分析軟件SPSS 22.0對(duì)各一級(jí)指標(biāo)進(jìn)行因子分析，分析結(jié)果如表2所示。4個(gè)一級(jí)指標(biāo)的KMO抽樣適度測(cè)定值都在0.7以上且通過顯著性檢驗(yàn)(p值<0.01)，說明二級(jí)指標(biāo)間有共同因素存在。因此，4個(gè)一級(jí)指標(biāo)均符合進(jìn)行因子分析的條件，由此經(jīng)計(jì)算可得出各個(gè)地區(qū)一級(jí)指標(biāo)的得分。

表2 KMO檢驗(yàn)結(jié)果

2.熵值法

熵值法以各指標(biāo)值所包含的信息量為依據(jù)，根據(jù)指標(biāo)的變異程度來確定各指標(biāo)在評(píng)價(jià)體系中的作用大小。對(duì)某一具體指標(biāo)而言，指標(biāo)值的變異程度與該指標(biāo)在綜合評(píng)價(jià)中的權(quán)重成正比。當(dāng)某一指標(biāo)下各個(gè)體的值都相同時(shí)，該指標(biāo)會(huì)對(duì)評(píng)價(jià)失去作用。在一個(gè)由n個(gè)個(gè)體和m個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)組成的初始矩陣X=(xij)n×m中，運(yùn)用熵值法進(jìn)行評(píng)價(jià)的步驟如下：

第一步,采用極值標(biāo)準(zhǔn)化法對(duì)X=(xij)n×m進(jìn)行無量綱化處理，得到矩陣Y=(yij)n×m。

第二步,計(jì)算第i個(gè)個(gè)體在第j項(xiàng)指標(biāo)下的比重pij,得到矩陣P=(pij)n×m,

(1)

第三步,計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)的熵值hj:

(2)

第四步,確定第j項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重wj:

(3)

第五步,計(jì)算個(gè)體的總分Ei:

(4)

按照上述步驟，對(duì)4個(gè)一級(jí)指標(biāo)得分構(gòu)成的矩陣X=(xij)31×4進(jìn)行計(jì)算，得到一級(jí)指標(biāo)的權(quán)重矩陣W4×1=(0.21676936,0.10194919,0.42997836,0.25130308)T。最后根據(jù)式(4)計(jì)算得出各個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力分值。

3.空間自相關(guān)

本文使用空間面板計(jì)量方法和莫蘭指數(shù)來度量空間相關(guān)性?？臻g自相關(guān)可以測(cè)量空間中某位置的觀察值與其相鄰位置的觀察值是否相關(guān)及其相關(guān)程度。

首先，莫蘭指數(shù)的計(jì)算方法如下:

(5)

局部空間自相關(guān)性(局部莫蘭指數(shù))分為四個(gè)象限：第一象限表示觀測(cè)值高高水平的集聚情況(HH),第三象限表示觀測(cè)值低低水平的集聚情況(LL),其他兩個(gè)象限分別表示觀測(cè)值高低水平與低高水平的集聚情況(HL和LH)。第一象限和第三象限描述的是正的空間自相關(guān)關(guān)系，第二象限和第四象限則描述了負(fù)的空間自相關(guān)關(guān)系。

4.空間權(quán)重矩陣

度量區(qū)域之間的空間相關(guān)關(guān)系是進(jìn)行空間計(jì)量分析的前提。為了使分析結(jié)果更加穩(wěn)健，運(yùn)用三種空間權(quán)重進(jìn)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)估計(jì)。依據(jù)各省區(qū)市的經(jīng)緯度位置，運(yùn)用MATLAB中的distance函數(shù)計(jì)算出空間權(quán)重矩陣，同時(shí)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化變換。

(1) 鄰接權(quán)重矩陣(W)

鄰接權(quán)重矩陣依據(jù)地理位置上是否存在相鄰關(guān)系來設(shè)定，空間之間存在相鄰關(guān)系的地區(qū)設(shè)定為1，不相鄰的地區(qū)設(shè)定為0。該權(quán)重矩陣的具體表達(dá)式如下：

(6)

(2) 地理空間權(quán)重矩陣(D)

(7)

式(7)中，dij是地區(qū)i和地區(qū)j中心點(diǎn)之間的距離，d0為設(shè)定的距離臨界值 。

(3) 經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣(E)

(8)

三、各區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力和地區(qū)生產(chǎn)總值的時(shí)空演變趨勢(shì)

2008年世界金融危機(jī)爆發(fā)，2013年我國提出“一帶一路”倡議，2014年我國提出“新常態(tài)”，從2016年開始我國進(jìn)入“十三五”時(shí)期。本文結(jié)合以上背景將研究時(shí)段劃分為2008—2012年、2013—2014年、2015—2018年三段，根據(jù)我國各地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力的平均綜合得分和生產(chǎn)總值平均增加值，將其分四個(gè)檔次，從縱向和橫向兩個(gè)方面分析演變趨勢(shì)，如表3所示。各個(gè)地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力的平均綜合得分由式(1)至式(4)計(jì)算得到。

表3 各地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力和地區(qū)生產(chǎn)總值平均增加值時(shí)空演變情況

2008—2012年，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力平均綜合得分最高的廣東、上海、浙江、江蘇、山東、北京等6個(gè)地區(qū)排在第一檔次，湖南、湖北、安徽、河南、河北等中部地區(qū)排在第二與第三檔次，新疆、西藏、青海、甘肅等西部地區(qū)排在第四檔次。與2008—2012年相比，2013—2014年各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力平均綜合得分發(fā)生了如下變化：浙江從第一檔次下降到第二檔次，湖南從第二檔次下降到第三檔次，云南從第三檔次下降到第四檔次。與2013—2014年相比，2015—2018年各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力平均綜合得分又發(fā)生了一些變化：15個(gè)地區(qū)排在第四檔次，東北3個(gè)地區(qū)下降幅度明顯，排在第四檔次的大部分地區(qū)分布在西部地區(qū)，西部地區(qū)與中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力差距逐漸縮小，但與東部沿海地區(qū)的差距依然比較大。

2008—2012年，地區(qū)生產(chǎn)總值平均增加值最高的是山東、江蘇、廣東三個(gè)地區(qū)，這些地區(qū)排在第一檔次，其他大部分東部地區(qū)和中部地區(qū)排在第二和第三檔次，西部地區(qū)除四川、重慶、陜西、廣西和內(nèi)蒙古以外的大部分地區(qū)都排在第四檔次。與2008—2012年相比，2013—2014年各地區(qū)檔次總體上沒有發(fā)生變化，但值得注意的是，福建從第三檔次上升到第二檔次。與2013—2014年相比，2015—2018年排在第四檔次的地區(qū)從7個(gè)下降到5個(gè)，新疆和貴州從第四檔次上升到第三檔次，遼寧從第二檔次下降到第三檔次。總之，從地區(qū)生產(chǎn)總值方面來看，各地區(qū)生產(chǎn)總值大格局基本不變。各地區(qū)不同時(shí)段的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力與地區(qū)生產(chǎn)總值水平幾乎在同一個(gè)檔次，這說明各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力與地區(qū)生產(chǎn)總值水平緊密相關(guān)。

四、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)實(shí)證分析

(一)變量選取

為考察產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)，本文采用2008—2018年我國除港澳臺(tái)以外的31個(gè)省、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。運(yùn)用Stata 16軟件進(jìn)行實(shí)證分析，運(yùn)用MATLAB工具計(jì)算出空間權(quán)重矩陣。以各地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)為被解釋變量，以產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力的4個(gè)一級(jí)指標(biāo)為解釋變量，即產(chǎn)業(yè)吸引能力(x1)、產(chǎn)業(yè)選擇能力(x2)、產(chǎn)業(yè)發(fā)展能力(x3)、產(chǎn)業(yè)支撐能力(x4)，根據(jù)p值得到各個(gè)地區(qū)4個(gè)一級(jí)指標(biāo)的權(quán)重。參考景守武、陳紅蕾[15]的研究選取控制變量，具體包括：(1)政府作用(x5)，采用政府支出占GDP的比重來描述；(2)經(jīng)濟(jì)開放度(x6)，采用各省區(qū)市實(shí)際利用外資額占GDP的比重來描述。

(二)實(shí)證研究與結(jié)果分析

1.空間自相關(guān)檢驗(yàn)分析

通過式(6)(7)(8)計(jì)算出的鄰接權(quán)重矩陣、地理空間權(quán)重矩陣以及經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣對(duì)我國各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力以及地區(qū)生產(chǎn)總值進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)，分析各地區(qū)經(jīng)濟(jì)的空間依賴性。這里用到了全局莫蘭指數(shù)和局部莫蘭指數(shù)。各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力以及地區(qū)生產(chǎn)總值的莫蘭指數(shù)值如表4所示。結(jié)果表明，2008—2018年間相關(guān)變量的全局莫蘭指數(shù)在5%的水平上顯著不為0。

表4 各地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力和地區(qū)生產(chǎn)總值的全局空間自相關(guān)性結(jié)果

從表4可以看出，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力在鄰接權(quán)重矩陣下的莫蘭指數(shù)在0.1450～0.1840之間變動(dòng)，并且均在10%的水平上拒絕原假設(shè)?？梢?，我國各地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力存在較強(qiáng)的集聚特征，各地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力與鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力緊密關(guān)聯(lián)。在地理空間權(quán)重矩陣與經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣方面,產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力的莫蘭指數(shù)在2016年前不顯著，這說明此前產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力在各地區(qū)之間的空間相關(guān)性不強(qiáng)。但到了2016年之后，各地區(qū)之間的空間相關(guān)性變得較強(qiáng)、較顯著，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力不斷提升，表現(xiàn)出正向的空間溢出性。

地區(qū)生產(chǎn)總值的莫蘭指數(shù)在三個(gè)空間權(quán)重矩陣下都顯著為正。鄰接權(quán)重矩陣的莫蘭指數(shù)均通過1%的顯著性檢驗(yàn)，表明各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展在很大程度上能促進(jìn)鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，具有較強(qiáng)的空間性。地理空間權(quán)重矩陣的莫蘭指數(shù)均通過5%的顯著性檢驗(yàn)，經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣的莫蘭指數(shù)均通過10%的顯著性檢驗(yàn)。

鄰接權(quán)重矩陣、地理空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣是目前空間計(jì)量研究領(lǐng)域中最常用的空間權(quán)重矩陣。鄰接權(quán)重矩陣僅反映元素之間是否互相連通，并沒有反映元素之間連通的成本或者距離。因此，地理空間權(quán)重矩陣可以看成是鄰接權(quán)重矩陣的加權(quán)形式,彌補(bǔ)了鄰接權(quán)重矩陣的缺陷，比較好地反映了各地區(qū)空間上的關(guān)聯(lián)性。經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣的全局莫蘭指數(shù)顯著性不高，因此采用地理空間權(quán)重矩陣來檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力與地區(qū)生產(chǎn)總值的空間相關(guān)性，如圖1所示。

圖1 2008—2018年全局莫蘭指數(shù)變動(dòng)趨勢(shì)

從圖1可以看出，地區(qū)生產(chǎn)總值的莫蘭指數(shù)比較穩(wěn)定，呈低速增長趨勢(shì)。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力從2008年開始下降，從2012年開始穩(wěn)定并呈上升趨勢(shì)。

采用局部莫蘭指數(shù)分別研究2008年和2018年各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力與地區(qū)生產(chǎn)總值空間特征，運(yùn)用地理空間權(quán)重矩陣來計(jì)算局部莫蘭指數(shù)，結(jié)果如表5所示。

表5 各地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力和地區(qū)生產(chǎn)總值的局部空間自相關(guān)性結(jié)果

從產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力的空間特征可以看出，2008年我國各地區(qū)的局部莫蘭指數(shù)分布較為分散，中西部地區(qū)大多數(shù)在第三象限。其中，共有20個(gè)地區(qū)分布在雙高(HH)和雙低(LL)區(qū)域。2018年我國有21個(gè)地區(qū)分布在第一象限和第三象限，67%的地區(qū)受到產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力正向溢出效應(yīng)的影響，說明我國各地區(qū)正向空間溢出效應(yīng)呈不斷增強(qiáng)趨勢(shì)。從地區(qū)生產(chǎn)總值的空間特征可以看出，2008年我國有20個(gè)地區(qū)分布在第一象限和第三象限，2018年22個(gè)地區(qū)分布在雙高(HH)和雙低(LL)區(qū)域，即71%的地區(qū)存在正向的空間溢出效應(yīng)。

2.空間計(jì)量模型結(jié)果

為探究產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)，本文運(yùn)用空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)與空間杜賓模型(SDM)進(jìn)行研究，并運(yùn)用LM檢驗(yàn)與Wald檢驗(yàn)選擇出最優(yōu)估計(jì)模型，過程如表6、表7、表8所示。

表6 空間滯后模型(SLM)估計(jì)結(jié)果

表7 LM檢驗(yàn)結(jié)果

表8 空間誤差模型(SEM)估計(jì)結(jié)果

表6中，列(1)(3)(5)是空間滯后模型在三個(gè)不同空間權(quán)重矩陣下的隨機(jī)效應(yīng)回歸結(jié)果，列(2)(4)(6)是空間滯后模型在三個(gè)不同空間權(quán)重矩陣下的固定效應(yīng)回歸結(jié)果。固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)回歸分別用FE與RE來表示，鄰接權(quán)重矩陣、地理空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣各自的空間滯后模型分別用SLMW、SLMD和SLME來表示。

從普通面板計(jì)量回歸來看，Hausman檢驗(yàn)得到的卡方值的大小是16.8100，且在顯著性水平為1%時(shí)通過檢驗(yàn)，可構(gòu)建固定效應(yīng)模型(FE)。從空間面板計(jì)量模型來看，從表7可以看出，空間滯后拉格拉乘數(shù)檢驗(yàn)以及拉格朗日乘子的穩(wěn)定性檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的p值分別是0.0000和0.6970，在顯著性水平等于1%時(shí)前者顯著，后者不顯著，意味著選擇空間滯后模型是存在偏差的；空間誤差拉格拉乘數(shù)檢驗(yàn)以及拉格朗日乘子的穩(wěn)定性檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的p值都是0，在顯著性水平等于1%時(shí)都顯著，意味著空間誤差模型擬合較好。從表6的空間滯后模型結(jié)果來看，所有模型的擬合優(yōu)度都比較低，最高的擬合優(yōu)度為0.5200，最低為0.0320，因此所有模型的擬合效果都比較差。

在Wald檢驗(yàn)之下，p值都在0.01以下，意味著在1%的顯著性水平上空間滯后模型以及空間誤差模型都是顯著的，所以空間杜賓模型無法簡(jiǎn)化成空間滯后模型和空間誤差模型。因此，最終應(yīng)該選擇空間杜賓模型進(jìn)行空間計(jì)量分析，估計(jì)結(jié)果如表9所示。

表9 空間杜賓模型(SDM)估計(jì)結(jié)果

所有模型的擬合優(yōu)度都比較高，最高的擬合優(yōu)度達(dá)到0.9070，最低的擬合優(yōu)度為0.5950?？梢钥闯?，所有模型的擬合效果都較好，所有模型的F統(tǒng)計(jì)量都通過1%的顯著性檢驗(yàn)，因此所有模型的整體顯著性都很好。其中,表示空間依賴性的參數(shù)估計(jì)值(rho)為正且在1%的水平上顯著，可以更好解釋各地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的空間效應(yīng)關(guān)系，實(shí)證結(jié)果較為合理?；貧w結(jié)果的詳細(xì)解釋如下:

(1) 產(chǎn)業(yè)吸引能力(x1)的系數(shù)為正值。在不同的空間權(quán)重矩陣視角下，各模型中產(chǎn)業(yè)吸引能力系數(shù)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)差異較大，但整體上產(chǎn)業(yè)吸引能力與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長呈正相關(guān)，三個(gè)不同空間權(quán)重矩陣視角下的產(chǎn)業(yè)吸引能力系數(shù)在整體上有一定的差異。產(chǎn)業(yè)吸引能力系數(shù)在0.0366～0.1760之間變動(dòng)，即產(chǎn)業(yè)吸引能力每增加1%，會(huì)促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長0.0366%～0.1760%，因此產(chǎn)業(yè)吸引能力對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的正向促進(jìn)作用較大。

(2) 產(chǎn)業(yè)選擇能力(x2)的系數(shù)為負(fù)值。各模型中產(chǎn)業(yè)選擇能力與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長呈負(fù)相關(guān)，產(chǎn)業(yè)選擇能力的系數(shù)在不同的空間權(quán)重矩陣視角下有差異，在鄰接權(quán)重矩陣與經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣視角下系數(shù)為負(fù)值。產(chǎn)業(yè)選擇能力系數(shù)在-0.0325～0.1570之間變動(dòng)，即當(dāng)產(chǎn)業(yè)選擇能力每增加1%時(shí)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)總量變動(dòng)在-0.0325%～0.1570%之間。一方面，所有位于經(jīng)濟(jì)中心周圍的地區(qū)，都會(huì)隨著中心地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施改善等情況，從中心地區(qū)獲得資本、人才等資源來促進(jìn)本地區(qū)的發(fā)展，逐步趕上中心地區(qū)[16]。另一方面，地區(qū)產(chǎn)業(yè)選擇能力的提高會(huì)為本地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到其他地區(qū)創(chuàng)造更多的機(jī)會(huì)，從而對(duì)本區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長造成一定程度的抑制。

(3) 產(chǎn)業(yè)發(fā)展能力(x3)的系數(shù)為正值。各模型中,產(chǎn)業(yè)發(fā)展能力在不同的空間權(quán)重矩陣視角下對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響有差異，但整體上產(chǎn)業(yè)發(fā)展能力與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長呈正相關(guān)，三個(gè)不同空間權(quán)重矩陣視角下的產(chǎn)業(yè)發(fā)展能力系數(shù)差異較大。產(chǎn)業(yè)發(fā)展能力系數(shù)在0.0002～0.0801之間變動(dòng)，即產(chǎn)業(yè)發(fā)展能力每增加1%，會(huì)促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長0.0002%～0.0801%。

(4) 產(chǎn)業(yè)支撐能力(x4)的系數(shù)為正值。產(chǎn)業(yè)支撐能力系數(shù)在不同的空間權(quán)重矩陣視角下對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響有差異，但整體上差異不大，產(chǎn)業(yè)支撐能力與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長呈正相關(guān)。產(chǎn)業(yè)支撐能力系數(shù)在0.3300～0.4390之間變動(dòng)，地理空間權(quán)重矩陣視角下產(chǎn)業(yè)支撐能力對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的正向促進(jìn)作用比其他兩個(gè)空間權(quán)重矩陣下的大。

3.空間杜賓模型的效應(yīng)分解

表9顯示,經(jīng)Hausman檢驗(yàn)，根據(jù)三個(gè)不同空間權(quán)重矩陣視角下的隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)模型判定，鄰接權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣在1%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，故應(yīng)用固定效應(yīng)模型對(duì)其進(jìn)行分析；地理空間權(quán)重矩陣沒有通過檢驗(yàn)，故應(yīng)用隨機(jī)效應(yīng)模型對(duì)其進(jìn)行分析。因?yàn)榛貧w系數(shù)不能完全衡量解釋變量對(duì)被解釋變量的影響，本文運(yùn)用偏微分方法對(duì)空間溢出效應(yīng)進(jìn)行結(jié)果分解,結(jié)果如表10所示。回歸結(jié)果的詳細(xì)解釋如下:

(1) 產(chǎn)業(yè)吸引能力(x1)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)在三個(gè)空間權(quán)重矩陣視角下都為負(fù)，這說明產(chǎn)業(yè)吸引能力對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)擠出效應(yīng)，產(chǎn)業(yè)吸引能力對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的三個(gè)效應(yīng)的影響系數(shù)在-3.6600～-0.0208之間。

(2) 產(chǎn)業(yè)選擇能力(x2)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)在三個(gè)空間權(quán)重矩陣視角下均為正，但在地理空間權(quán)重矩陣與經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣視角下影響不顯著。在鄰接權(quán)重矩陣下,系數(shù)在1%和10%的水平上顯著，產(chǎn)業(yè)選擇能力每提高1%，直接帶動(dòng)區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長0.0608%，間接帶動(dòng)周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長1.8620%，總體帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長1.9230%，這表明地區(qū)產(chǎn)業(yè)選擇能力對(duì)促進(jìn)相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著正向作用。

(3) 產(chǎn)業(yè)發(fā)展能力(x3)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)在鄰接權(quán)重矩陣與經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣視角下為正且顯著，在地理空間權(quán)重矩陣視角下為負(fù)。產(chǎn)業(yè)發(fā)展能力每提高1%，在鄰接權(quán)重矩陣下，直接帶動(dòng)區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長0.0741%，間接帶動(dòng)周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長1.8160%，總體帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長1.8900%；在經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣下，直接帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長0.0781%，間接帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長0.8940%，總體帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長0.9721%，這表明地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展能力對(duì)促進(jìn)整體經(jīng)濟(jì)增長具有顯著作用。

(4) 產(chǎn)業(yè)支撐能力(x4)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)在三個(gè)空間權(quán)重矩陣視角下均為正且顯著。產(chǎn)業(yè)支撐能力每提高1%，在鄰接權(quán)重矩陣下，直接帶動(dòng)區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長0.4150%，間接帶動(dòng)周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長1.9110%，總體帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長2.3260%；在地理空間權(quán)重矩陣下，直接帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長0.3120%，間接帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長1.5610%，總體帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長1.8740%;在經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣下，直接帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長0.3780%，間接帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長0.3670%，總體帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長0.7450%，這表明地區(qū)產(chǎn)業(yè)支撐能力對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著作用。

表10 空間杜賓模型效應(yīng)分解

五、結(jié)論與建議

本文結(jié)合定性與定量分析方法，研究了2008—2018年我國各地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)，主要結(jié)論如下：

(1) 時(shí)空演變趨勢(shì)和空間格局分析顯示，2008—2018年各地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力綜合得分總體上穩(wěn)步提升，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力時(shí)空演變趨勢(shì)在各地區(qū)間差異較大。

(2) 從地區(qū)生產(chǎn)總值和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力全局莫蘭指數(shù)的變動(dòng)趨勢(shì)以及地區(qū)生產(chǎn)總值和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力的時(shí)空演變結(jié)果可以看出，各地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力綜合得分與地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在相關(guān)性。

(3) 空間滯后模型、空間誤差模型、空間杜賓模型等空間計(jì)量模型的實(shí)證結(jié)果充分說明，各地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力提高能帶動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。由空間杜賓模型效應(yīng)分解結(jié)果來看，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力在間接上與總體上帶動(dòng)各區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)更強(qiáng)，直接帶動(dòng)效應(yīng)不顯著，產(chǎn)業(yè)吸引能力對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)在三個(gè)空間權(quán)重矩陣視角下都為負(fù)。

根據(jù)結(jié)論，本文提出以下政策建議：

(1) 統(tǒng)籌改善各區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀，縮小區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距。地理位置偏遠(yuǎn)閉塞、地理環(huán)境差、交通不便、人才與資金短缺且不斷向外流失等因素是形成各區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接能力和經(jīng)濟(jì)增長差異的重要因素。國家應(yīng)對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)給予更多的政策傾斜，助力扭轉(zhuǎn)欠發(fā)達(dá)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理、缺乏協(xié)同合作、優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)與主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)數(shù)量少的局面。加強(qiáng)欠發(fā)達(dá)地區(qū)與發(fā)達(dá)地區(qū)之間的合作，優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，因地制宜激勵(lì)產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，進(jìn)一步縮小差距，實(shí)現(xiàn)共同發(fā)展。

(2) 增強(qiáng)區(qū)域科技創(chuàng)新能力，加強(qiáng)各區(qū)域協(xié)同合作。高質(zhì)量人才是各地區(qū)吸引產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的重要因素，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展很大程度上依賴于該地區(qū)具有創(chuàng)新能力的人才。因此欠發(fā)達(dá)地區(qū)必須認(rèn)識(shí)到科技創(chuàng)新人才的重要性，加大在科技創(chuàng)新方面的經(jīng)費(fèi)投入，著力培養(yǎng)和吸引更多創(chuàng)新型人才，加強(qiáng)各區(qū)域交流合作，為承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供可靠保障。

(3) 強(qiáng)化各區(qū)域的空間溢出效應(yīng)?？臻g杜賓模型空間效應(yīng)的分解結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)吸引能力對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)擠出效應(yīng)，這是由于沒有發(fā)揮好各地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)機(jī)制的作用，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接方面出現(xiàn)過度競(jìng)爭(zhēng)現(xiàn)象，而且地方政府只關(guān)注資金流入問題，卻忽視了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)鏈的合理匹配，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移區(qū)位的匹配不合理。因此，當(dāng)?shù)卣畱?yīng)結(jié)合各區(qū)域之間的差異性，制定協(xié)調(diào)區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的相關(guān)政策，加強(qiáng)產(chǎn)業(yè)分工和配套協(xié)作，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)一體化合作。推動(dòng)各區(qū)域發(fā)展優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，加強(qiáng)相鄰地區(qū)的貿(mào)易往來與交流合作，以便在加強(qiáng)和深化各區(qū)域經(jīng)濟(jì)貿(mào)易聯(lián)系的同時(shí),能在低—高集聚的空間集聚關(guān)系地區(qū)之間發(fā)揮更大的空間溢出效應(yīng)。