張榮光，邱啟文，鄢宇昊

(1.成都理工大學 管理科學學院，四川 成都 610059；2.昆士蘭大學 商學院，澳大利亞 布里斯班 4072)

0 引言

西部資源型地區(qū)是我國自然資源密集區(qū)，也是我國西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施要地。憑借先天資源優(yōu)勢，西部地區(qū)的資源型經(jīng)濟在改革開放初期有過突出貢獻，隨著我國經(jīng)濟進入高質(zhì)量發(fā)展階段，西部地區(qū)的資源保護、環(huán)境優(yōu)化、經(jīng)濟發(fā)展面臨諸多問題。一方面，西部資源型地區(qū)礦產(chǎn)分布不成帶、不成面，資源儲量有限，資源枯竭、環(huán)境問題突出，嚴重制約了資源型地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展；另一方面，西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)低級、工業(yè)結(jié)構(gòu)單一、資源極度依賴，造成西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈條較短，產(chǎn)業(yè)空間異質(zhì)性顯著，難以滿足新時代發(fā)展需要。西部資源型地區(qū)逐漸成為我國經(jīng)濟發(fā)展短板，受到國家和地方的高度重視。

為促進資源型地區(qū)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展，國務院于2013年11月印發(fā)《全國資源型城市可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃(2013-2020年)》(以下簡稱《規(guī)劃》)，對資源型城市經(jīng)濟發(fā)展、民生改善、資源保障、生態(tài)環(huán)境保護等關(guān)鍵問題作出重要部署。為促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)均衡發(fā)展，2020年5月，中共中央、國務院印發(fā)了《關(guān)于新時代推進西部大開發(fā)形成新格局的指導意見》，提出以高質(zhì)量發(fā)展為目標，貫徹新發(fā)展理念，大力發(fā)展西部戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，構(gòu)建高層次、高水平現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)新體系，加強區(qū)際聯(lián)系和互動，形成資源環(huán)境與區(qū)域經(jīng)濟平衡發(fā)展的新局面。在各項利好政策的推動下，西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟現(xiàn)狀有所改善，但依舊存在個體發(fā)展能力懸殊、內(nèi)生發(fā)展動力不足、空間布局失衡、經(jīng)濟效率低下等問題[1-4]。那么，西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有何種特征？地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展是否存在空間溢出效應？生產(chǎn)要素和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響是否存在差異？思考這些問題有助于更好地認識西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀、科學合理地調(diào)整與優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局。因此，考察西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)格局時空演變趨勢以及空間溢出效應具有重要現(xiàn)實意義：從宏觀上，為貫徹西部發(fā)展新要求、形成西部發(fā)展新格局、縮小東西部經(jīng)濟差距提供決策參考；中觀上，為西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈重構(gòu)、區(qū)域經(jīng)濟與資源環(huán)境相互協(xié)調(diào)發(fā)展提供理論參考。

1 文獻綜述

關(guān)于產(chǎn)業(yè)時空布局的研究最早可追溯到“核心—邊緣”理論[5]、“中心—外圍”理論[6]，這些理論表明產(chǎn)業(yè)演化具有時間和空間兩個維度特征，不同產(chǎn)業(yè)空間布局的演化呈現(xiàn)出分異，地理集中現(xiàn)象與空間分散現(xiàn)象并存[7]，而產(chǎn)業(yè)地理位置與貿(mào)易分工將影響產(chǎn)業(yè)規(guī)模及區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展[8-9]。一些學者研究了技術(shù)創(chuàng)新、自然資源稟賦條件、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等對產(chǎn)業(yè)空間布局產(chǎn)生影響的因素。如技術(shù)創(chuàng)新能夠通過加快產(chǎn)業(yè)集聚以及技術(shù)升級、產(chǎn)業(yè)升級，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)格局[10]；經(jīng)濟要素在空間上分布的差異會導致產(chǎn)業(yè)時空分布演化差異，資源稟賦、自然環(huán)境等則通過影響勞動力、資本等生產(chǎn)要素的空間分布，促使產(chǎn)業(yè)在區(qū)域有序轉(zhuǎn)移和承接[11-12]。同時，區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)異質(zhì)性也會導致地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的差異，從而影響產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴大和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整[13]。

一些學者通過空間溢出效應研究區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展的相互影響，進而為產(chǎn)業(yè)布局優(yōu)化提供指導意見。Lucas[14]提出，空間溢出效應是指一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展會受到周邊地區(qū)各種因素的影響，發(fā)生空間溢出效應的一個基本前提是外部性環(huán)境[15-16]，即空間溢出效應必須通過人才、技術(shù)、信息媒介等因素聯(lián)動才能發(fā)生作用[17]。相鄰區(qū)域由于在地理距離上鄰近，有助于降低信息交流成本，更方便地受益于周邊地區(qū)知識、技術(shù)的溢出效應[18]。此外，區(qū)域協(xié)作有助于兩地產(chǎn)業(yè)形成前后關(guān)聯(lián)，表現(xiàn)出強溢出效應，對推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級具有關(guān)鍵作用[19]。而產(chǎn)業(yè)空間集聚、區(qū)域創(chuàng)新有助于提高正向外溢效應[20-21]，在正向空間依賴性的共同作用下，促使地域內(nèi)和地域間產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)升級溢出效應[22-23]，從而促進經(jīng)濟發(fā)展。毛琦梁等[24]研究指出，空間溢出效應不一定都表現(xiàn)為積極影響，也可能會制約經(jīng)濟增長，如不同的制度環(huán)境、地理區(qū)位、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等都可能產(chǎn)生負作用。

綜上可知，從時空角度考察區(qū)域經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)發(fā)展是常見的研究切入點。然而現(xiàn)有研究忽略了資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中各地區(qū)由于資源稟賦、要素流動、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)而產(chǎn)生的空間相關(guān)性，從而缺失對資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展時空演變和溢出效應的全面分析。本文將運用馬爾科夫鏈模型和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指數(shù)，探究西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展時序演變特征，并構(gòu)建空間杜賓模型，研究西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間溢出效應。與已有文獻相比，本文的邊際貢獻在于：第一，基于西部大開發(fā)戰(zhàn)略背景，從時序和空間方面，多維度解析西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展特征、布局和演化過程；第二，從總體上衡量西部資源型地區(qū)生產(chǎn)要素的邊際生產(chǎn)能力，并通過回歸模型偏微分方法，評估各影響因素的溢出效應；第三，探討西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異和溢出效應對推進該區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、區(qū)域戰(zhàn)略布局優(yōu)化、經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要參考意義。

2 研究設計、方法選擇與數(shù)據(jù)來源

為探究西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與溢出效應，首先選擇馬爾可夫鏈、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指數(shù)分析地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展時序演變特征，再構(gòu)建空間杜賓模型，分析地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間溢出效應。

2.1 產(chǎn)業(yè)發(fā)展時序特征分析方法

2.1.1 馬爾科夫鏈

馬爾可夫鏈是分析產(chǎn)業(yè)發(fā)展時序演變趨勢的常用方法，具體步驟是：將連續(xù)的區(qū)域指標數(shù)值按照一定標準，劃分為n種類型，構(gòu)造空間狀態(tài)矩陣，每個狀態(tài)賦予一定概率值，數(shù)值介于0～1之間，并基于此，構(gòu)建n×n維度的馬爾可夫轉(zhuǎn)移概率矩陣。具體如表1所示。

表1 馬爾可夫轉(zhuǎn)移概率矩陣Tab.1 Markov transition probability matrix

概率計算公式如下：

(1)

式中，mi是研究期所有時間內(nèi)i類型區(qū)域數(shù)量總和，mij表示由t時期i類型轉(zhuǎn)變?yōu)閠+1時期j類型的區(qū)域數(shù)量總和。所以，Nij表示t時期屬于類型i的區(qū)域在t+1時期轉(zhuǎn)變?yōu)閖類型的概率值。如果某個區(qū)域該指標在初始狀態(tài)為i等級，若經(jīng)過時間t后等級提高，則為“向上轉(zhuǎn)移”，若等級維持不變，則等級轉(zhuǎn)移定義為“平穩(wěn)”；若等級有所下降，則定義為“向下轉(zhuǎn)移”。

2.1.2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指數(shù)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化是指國家或地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展重心由第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的過程，是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由勞動密集型產(chǎn)業(yè)向技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)、知識密集型產(chǎn)業(yè)演進的過程。本文以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比衡量地區(qū)產(chǎn)業(yè)高級化水平，以此探究地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變規(guī)律及特征。該指標為正向指標，指標值越大說明地區(qū)產(chǎn)業(yè)越趨于高級化。

2.2 產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間溢出計量模型設計

空間杜賓模型是研究地區(qū)間溢出效應的常用面板模型，該模型特點是，不僅考慮本地區(qū)因素導致的溢出效應，也充分考慮鄰近區(qū)域?qū)ψ陨淼囊绯鲂１疚囊钥虏嫉栏窭股a(chǎn)函數(shù)為參考，對原生產(chǎn)函數(shù)進行對數(shù)變換，得到一般生產(chǎn)函數(shù)形式：lnY=lnA+αlnL+βlnK，考慮到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要影響，借鑒何雄浪等[25]的做法，引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標，構(gòu)建空間杜賓模型如下：

lnYit=α+λWitlnYit+β1lnX1it+β2lnX2it+β3lnX3it+β4lnX4it+δWitlnXit+εit

(2)

其中，lnYit表示i區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況，Wit為面板數(shù)據(jù)空間權(quán)重矩陣，lnX1it、lnX2it、lnX3it分別表示i區(qū)域勞動力、資本、技術(shù)投入情況；lnX4it表示i區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化情況；β1、β2、β3、β4分別表示i區(qū)域各變量對本地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響系數(shù)；δ為系數(shù)矩陣，εit為隨機擾動項。

2.3 指標構(gòu)建

基于柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，引入勞動、資本、技術(shù)投入因素，分析區(qū)域間產(chǎn)業(yè)發(fā)展、經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)聯(lián)作用及影響因素。被解釋變量采用各地區(qū)工業(yè)GDP(Y)，以此作為西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)總體發(fā)展水平評價指標，解釋變量采用地方年末就業(yè)人數(shù)(X1)、固定資產(chǎn)投資(X2)、科學費用支出(X3)，分別作為勞動、資本和技術(shù)投入因素的評價指標。此外，考慮到現(xiàn)實原因，在模型中引入第三產(chǎn)業(yè)GDP比重(X4)表示地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化情況。各變量符號、名稱及含義如表2所示。

表2 變量名稱與含義Tab.2 Variable and the meanings

2.4 研究對象與數(shù)據(jù)來源

西部地區(qū)礦產(chǎn)資源呈雞窩狀分布，種類繁多，并以石油、天然氣及有色金屬為主，是關(guān)乎國計民生的基礎性資源。由于產(chǎn)業(yè)鏈較短，西部地區(qū)的資源鎖定現(xiàn)象嚴重，且以能源和有色金屬為主要產(chǎn)業(yè)。根據(jù)《規(guī)劃》，我國西部地級以上資源型城市共有48個，囿于數(shù)據(jù)可得性，最終整理得到37個城市2008-2019年的數(shù)據(jù)，共444個觀測值，運用線性插值法對個別年份缺失值進行補充。本文使用的工業(yè)GDP數(shù)據(jù)來自《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》(2008-2019年)，科學費用支出數(shù)據(jù)來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》(2008-2019年)，年末就業(yè)人數(shù)、固定資產(chǎn)投資、第三產(chǎn)業(yè)GDP比重原始數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》(2008-2019年)及西部資源型地區(qū)各城市統(tǒng)計年鑒。

3 實證結(jié)果與分析

首先借助馬爾可夫鏈分析方法探究西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平時序特征，再采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指數(shù)分析西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變特征。鑒于西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)獨特性，本文以工業(yè)GDP值表征區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展綜合水平，構(gòu)建空間杜賓模型，研究區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展溢出效應。

3.1 西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平時序特征

利用馬爾可夫鏈判斷西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平穩(wěn)定性以及各區(qū)域演化情況。鑒于資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)特殊性，采用工業(yè)GDP指標衡量西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，以西部資源型地區(qū)工業(yè)GDP均值為基準，選擇均值的75%、100%、125%為界點，將37個西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平劃分為4個等級，具體如表3所示。

表3 產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平分級Tab.3 Classification of industrial development level

考慮到《規(guī)劃》對資源型地區(qū)發(fā)展的影響，將整個研究期分為2008-2013年和 2014—2019年兩個階段，測算產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的馬爾可夫轉(zhuǎn)移概率矩陣，具體如表4所示。

表4 西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的馬爾可夫轉(zhuǎn)移概率矩陣Tab.4 Markov transfer probability matrix of industrial development level in western resource-based regions

根據(jù)表4，分析 2008—2019 年西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平演變特征，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

第一，由m列數(shù)據(jù)可知，西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展同時存在低、中低、中高、高4個等級，且大部分西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平偏低。表4中各矩陣對角線數(shù)值表示產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平不變的概率?？梢园l(fā)現(xiàn)，對角線數(shù)值大于其它數(shù)值，表明各區(qū)域大多趨向維持原有產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型，并且由矩陣可知，對角線上低水平和高水平發(fā)生概率較大，說明低層次、高層次類型具有較強穩(wěn)定性，中低及中高水平發(fā)生概率偏小，類型穩(wěn)定性稍弱。

第二，2008-2013年產(chǎn)業(yè)發(fā)展低水平區(qū)域數(shù)量最多，且等級向下轉(zhuǎn)移概率總體小于向上轉(zhuǎn)移概率，說明產(chǎn)業(yè)發(fā)展向好。另外，在向上轉(zhuǎn)移類型中，低、中低、中高層次依次轉(zhuǎn)移概率分別為0.04、0.15和0.29，表明不同層級間的地區(qū)遷移概率存在差異，其中，低層次和中低層次的區(qū)域躍遷概率較小，可能是因為這些等級區(qū)域的經(jīng)濟基礎稍弱，產(chǎn)業(yè)發(fā)展還處于較低層次，建設速度緩慢；中高層次地區(qū)向上遷移的概率略大，主要得益于較為成熟的產(chǎn)業(yè)體系。但總體來看，等級間的轉(zhuǎn)移概率都偏低，意味著西部資源型地區(qū)在短期內(nèi)實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)跨越式發(fā)展的概率較低。

第三，2013-2019年對角線數(shù)值較前一階段變化顯著，整體數(shù)值偏小，說明西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展穩(wěn)定性減弱，各等級地區(qū)間同時出現(xiàn)“向上轉(zhuǎn)移”和“向下轉(zhuǎn)移”，且向上轉(zhuǎn)移概率大于向下轉(zhuǎn)移概率，說明西部資源型地區(qū)在該階段整體發(fā)展向好。另外，相較于2008-2013年，此階段對角線兩側(cè)數(shù)值增大，說明相鄰區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展類型的躍遷概率增大，且中低水平向高水平、中高水平向低水平、高水平向中低水平的跨等級躍遷也逐漸出現(xiàn)。

20年后的今天，我身體早已恢復得不錯。我還會選擇坐飛機，但我的切身經(jīng)驗教訓是：坐在自己的位置上，系好安全帶，不要隨意走動，即便是飛機指示燈顯示你可以離開座位時，也不要輕易去做。

第四，總體來看，研究期內(nèi)不同區(qū)域產(chǎn)業(yè)水平演變呈現(xiàn)出正向發(fā)展態(tài)勢。通過比較兩個時間段不同等級水平的區(qū)域數(shù)量發(fā)現(xiàn)，后一時間段處于低水平的區(qū)域數(shù)量由112個減少到93個，呈收斂趨勢，而中低水平、中高水平增加到42個，同時，高層次區(qū)域數(shù)量由59個增加到73個，意味著西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平整體提高，綜合發(fā)展實力持續(xù)向好。

3.2 西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變特征

本文采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指數(shù)表示西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平高級化程度，以分析西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平演變。選取2008年、2013年、2019年3個時間點，使用Z-score法對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指數(shù)進行預處理。由于幾何間隔分類法有助于保證各類型樣本數(shù)相同，集成了自然斷點法和分位數(shù)方法的優(yōu)勢，所以采用該方法將資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平劃分為低、較低、中、較高和高5個梯度，具體如表5所示。

表5 西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平Tab.5 Advanced level of industrial structure in western resource-based regions

由表5可知：

第一，2008年西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平存在明顯分異，沒有呈現(xiàn)出顯著的趨同態(tài)勢，說明地區(qū)間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化程度差距較大；在37個地區(qū)中，有7個區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平為高，顯示出這些區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相較其它區(qū)域更優(yōu)。處于低水平及較低水平的資源型區(qū)域有16個，意味著這些區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級能力明顯落后于其它區(qū)域，主要原因可能是這些地區(qū)自身資源豐富，第二產(chǎn)業(yè)占比較大，阻礙了第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，導致地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較單一。

第二，2008-2013年西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進速度加快，大部分地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平提升。處于高等級以上的區(qū)域增加到9個，其中，包頭、河池從2008年的中等級步入高等級，張掖、平?jīng)鰪?008年的較高等級步入高等級，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)明顯優(yōu)化；處于低水平及較低水平的區(qū)域數(shù)量為15個，且包含城市有所變化，赤峰、瀘州、六盤水、賀州、曲靖、白銀均退出低等級序列，且賀州、曲靖、六盤水產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化演進速度較快，實現(xiàn)跨等級向上躍遷，說明這些區(qū)域正在加快提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度，產(chǎn)業(yè)布局逐漸優(yōu)化。

第三，2013-2019年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化呈現(xiàn)穩(wěn)步提升態(tài)勢。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平為高等級的資源型地區(qū)增加到10個，較高等級區(qū)域數(shù)量增加到9個。其中，廣安、攀枝花、雅安產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進速度較快，從2013年的較低等級躍遷到2019年的較高等級，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能力較強，赤峰、瀘州、六盤水、銅川從中等級水平演變?yōu)檩^高水平，臨滄、武威進入高等級水平，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)都呈現(xiàn)向上演變。2019年，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平處于低等級、較低等級區(qū)域數(shù)量為12個，變化不大，這是因為西部資源型地區(qū)個體差異較大，空間非均衡特征顯著，一部分地區(qū)成功轉(zhuǎn)型，產(chǎn)業(yè)高級化水平提升，一部分地區(qū)產(chǎn)業(yè)高級化水平長期處于較低等級，還有少部分地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平出現(xiàn)倒退現(xiàn)象。

第四，總體來看，2008-2019年雖然產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化演變的區(qū)域差異顯著，但大部分資源型地區(qū)都呈現(xiàn)提升態(tài)勢，向產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)“三二一”演進與調(diào)整。其中，呼倫貝爾、安順、麗江、武威、張掖、平?jīng)?、隴南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平始終處于較高等級，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨于穩(wěn)定。這是因為上述資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)體系較成熟，經(jīng)濟基礎更堅實，有效推進了地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，地區(qū)產(chǎn)業(yè)高級化水平隨之提升；烏海、百色、寶雞、榆林、慶陽、石嘴山、克拉瑪依產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平長期處于較低等級，說明這些區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進速度較為緩慢，還需加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。從整個時間段來看，低等級、較低等級區(qū)域數(shù)量減少，中等級、較高等級及高等級區(qū)域數(shù)量穩(wěn)步增多，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平整體發(fā)展向好。

3.3 西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間溢出效應

3.3.1 空間權(quán)重矩陣設定

空間權(quán)重矩陣反映了區(qū)域在空間上的關(guān)聯(lián)水平，是構(gòu)建空間模型的基本條件。受地理因素影響，本文通過構(gòu)建地理距離空間權(quán)重矩陣考察西部資源型城市的空間關(guān)聯(lián)性，具體形式如下：

(3)

其中，dij為地區(qū)i與地區(qū)j之間的地理距離，由兩區(qū)域經(jīng)緯度坐標測算得出。

3.3.2 空間溢出效應分析

選擇莫蘭指數(shù)進行被解釋變量的空間自相關(guān)檢驗，結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平存在空間自相關(guān)性。根據(jù)計量經(jīng)濟學基本原理，區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平應采用空間計量模型進行測度。隨后，對面板數(shù)據(jù)進行LM檢驗、LR檢驗及Wald檢驗，顯示空間杜賓模型更佳。進一步通過豪斯曼檢驗，判定應采用固定效應的空間杜賓模型。為了保證實證結(jié)果的準確性，進行3種模型回歸，具體如表6所示。

由表6可知，3種固定效應的空間杜賓模型結(jié)果中，大部分變量的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗，但是相比個體固定和時間固定來說，雙固定效應的空間杜賓模型擬合優(yōu)度最佳，因此選擇雙固定空間杜賓模型進行分析。

由產(chǎn)業(yè)發(fā)展回歸結(jié)果可知，本地區(qū)生產(chǎn)要素投入對本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有正向促進作用，其中，技術(shù)投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的邊際貢獻度最大，勞動投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的邊際貢獻度最小，資本投入對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的邊際貢獻度居中，具體表現(xiàn)為本地區(qū)勞動力每增加1%，會使得本地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)總值增加0.086 7%；本地區(qū)資本投入每增加1%，會使得本地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)總值增加0.134 3%；本地區(qū)技術(shù)投入每增加1%，會使得本地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)總值提高0.182 4%。這也反映出地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展由勞動密集型過渡到資本密集型，再過渡到技術(shù)密集型的必然性。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化回歸系數(shù)為負，表明以工業(yè)為主要產(chǎn)業(yè)的西部資源型地區(qū)，其第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展擠壓了工業(yè)發(fā)展空間，會在一定程度上抑制本地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

表6 空間杜賓模型實證結(jié)果Tab.6 Empirical results of spatial Durbin model

由產(chǎn)業(yè)發(fā)展溢出效應實證結(jié)果可知，在基本生產(chǎn)要素投入方面，鄰近地區(qū)的資本、技術(shù)投入對本區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在正向溢出效應，且技術(shù)投入的溢出效應更顯著，溢出系數(shù)為0.529 5，資本投入的溢出效應次之，溢出系數(shù)為0.150 5。這是因為地區(qū)資本集聚和技術(shù)創(chuàng)新存在輻射效應，促使鄰近地區(qū)資本、技術(shù)投入相應增加，間接促進鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展；勞動力投入溢出系數(shù)為-0.539 1，即勞動力投入存在負向溢出效應，抑制鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，這是因為當某地區(qū)勞動力需求增大時，勞動力要素在地區(qū)間加速流動，勞動力流入地區(qū)產(chǎn)業(yè)得到進一步發(fā)展，勞動力流出地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展受到抑制。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，第三產(chǎn)業(yè)GDP占比溢出系數(shù)為正，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化具有正向外部性，說明為鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)營造良好的發(fā)展環(huán)境，能夠有效促進鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

考慮到空間計量模型解釋變量的估計系數(shù)會出現(xiàn)偏差，造成溢出效應誤判的結(jié)果，因此應用回歸模型偏微分方法對西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展溢出總效應進行進一步分解，分解結(jié)果如表7所示。

根據(jù)溢出效應分解結(jié)果可知，資本、技術(shù)和第三產(chǎn)業(yè)GDP占比的總溢出效應為正，其中，資本和技術(shù)的直接效應與間接效應系數(shù)都大于0，且直接效應小于間接效應，說明資本和技術(shù)投入對本區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展的積極影響小于對鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的積極影響。勞動力投入的直接效應為正，間接效應為負，說明勞動力投入促進本地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，抑制鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，且勞動力投入對本地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的積極影響小于對鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的消極影響。第三產(chǎn)業(yè)GDP占比的直接影響效應為負，間接效應為正，這是因為，地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對本地資源、環(huán)境提出一定要求，迫使資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，從而在短期內(nèi)抑制本地區(qū)產(chǎn)業(yè)綜合發(fā)展，但因其具有正外部性，能夠在一定程度上促進鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)要素相比，資本、技術(shù)因素的正向溢出效應顯著，受地域限制較小。因此，資源型地區(qū)應該加大技術(shù)資金投入，加快新型技術(shù)研發(fā)，加強與周邊地域信息關(guān)聯(lián)和經(jīng)濟合作，加快各類生產(chǎn)要素合理流動，在促進自身產(chǎn)業(yè)發(fā)展的同時，最大化釋放經(jīng)濟活力，與周邊地區(qū)形成協(xié)同發(fā)展的共贏局面。

表7 空間杜賓模型效應分解結(jié)果Tab.7 Decomposition results of spatial Durbin model

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證前文結(jié)論可靠性，選用經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣替換地理距離空間權(quán)重矩陣，對實證結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗，具體結(jié)果見表8。從實證結(jié)果看，雙固定空間杜賓模型擬合效果優(yōu)于個體固定和時間固定空間杜賓模型，生產(chǎn)要素投入回歸系數(shù)均顯著為正，第三產(chǎn)業(yè)GDP占比回歸系數(shù)顯著為負，說明生產(chǎn)要素投入促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化抑制資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。資本投入、技術(shù)投入、第三產(chǎn)業(yè)GDP占比溢出系數(shù)顯著為正，說明資本注入、技術(shù)提升和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，勞動力投入溢出系數(shù)顯著為負，說明勞動力投入抑制鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。在替換權(quán)重矩陣后，前文實證結(jié)果依舊保持穩(wěn)健。

4 結(jié)語

4.1 結(jié)論

本文以2008-2019年我國西部37個資源型地級市為研究對象，綜合利用馬爾可夫鏈、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指數(shù)、空間計量模型，從時空兩個維度分析西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展時空演變及空間溢出效應，主要結(jié)論如下：

第一，產(chǎn)業(yè)發(fā)展的整體穩(wěn)定性偏弱，地區(qū)內(nèi)不同等級間的轉(zhuǎn)移呈現(xiàn)多元化，同時存在“向上轉(zhuǎn)移”和“向下轉(zhuǎn)移”，且“向上轉(zhuǎn)移”概率略大于“向下轉(zhuǎn)移”概率，反映出研究期內(nèi)地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平總體呈緩慢提升趨勢。

第二，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平整體呈階段性提升態(tài)勢，但空間非均衡特征突出。研究期內(nèi)極少數(shù)地區(qū)產(chǎn)業(yè)高級化水平穩(wěn)定在高等級，部分地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平長期處于較低等級，大部分地區(qū)產(chǎn)業(yè)高級化水平存在波動。

表8 替換權(quán)重矩陣后的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Tab.8 Robustness test of substitution weight matrix

第三，地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距逐步擴大，產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較高地區(qū)得益于產(chǎn)業(yè)體系較成熟，更易于實現(xiàn)等級躍遷，而大部分資源型地區(qū)受資源環(huán)境約束，產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平出現(xiàn)倒退或停滯不前現(xiàn)象。

第四，地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在顯著空間溢出效應，資本、技術(shù)要素投入在促進本地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的同時，其溢出效應也會帶來鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平提升。勞動要素投入對本地產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在促進作用，但對鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有抑制作用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化在短期內(nèi)不利于本地產(chǎn)業(yè)發(fā)展，長期看來卻是實現(xiàn)西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的絕佳路徑。

西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展逐步向好，但發(fā)展形勢依舊不容樂觀，僅靠市場化手段難以擺脫當前困境，政府宏觀調(diào)控必不可少。在政府主導下，完善空間治理，發(fā)揮各地區(qū)比較優(yōu)勢，形成優(yōu)勢互補，促進各類要素高效聚集，優(yōu)化資源配置，增強創(chuàng)新發(fā)展動力，這是推進區(qū)域協(xié)調(diào)、維護社會穩(wěn)定、實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的必經(jīng)之路。

4.2 不足與展望

在現(xiàn)有研究基礎上，本文綜合運用馬爾科夫鏈、產(chǎn)業(yè)高級化指數(shù)、空間杜賓模型，從時空兩個維度對西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和溢出效應進行考察，所得結(jié)論具有一定現(xiàn)實意義，但也不可避免存在一定不足之處，為后續(xù)研究指明了方向。

第一，產(chǎn)業(yè)發(fā)展表征指標有待進一步優(yōu)化。我國西部擁有不同類型資源型城市，有的以生態(tài)資源為主，有的以礦產(chǎn)資源為主。由于城市資源稟賦結(jié)構(gòu)和特性存在明顯差異，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化方向并不唯一，因此相關(guān)表征指標也應該有所不同。本文未對不同類型資源型城市進行嚴格區(qū)分，統(tǒng)一以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比表征城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級情況是存在爭議的。未來研究可以采用異質(zhì)性指標對西部資源型城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展進行差異化評估，或者構(gòu)建指標體系對西部資源型城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展時空演變進行綜合分析。

第二，產(chǎn)業(yè)發(fā)展驅(qū)動機制有待深入研究。西部資源型地區(qū)由于資源種類繁多、品質(zhì)各異，但產(chǎn)業(yè)鏈短、價值鏈低端，是我國資源開發(fā)利用最復雜地區(qū)，也是我國西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施的關(guān)鍵地區(qū)。西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展不僅受勞動、資本、技術(shù)3種基本要素投入的影響，資源保障力、環(huán)境承載力也是驅(qū)動該地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要因素。本文缺失對西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展驅(qū)動機制的深入探討，僅考慮基本生產(chǎn)要素的驅(qū)動作用與溢出效應是不夠的。未來研究可以依據(jù)地區(qū)特性，全面剖析產(chǎn)業(yè)發(fā)展驅(qū)動機制，將更多區(qū)域特征變量納入實證模型作進一步分析。

第三，產(chǎn)業(yè)發(fā)展異質(zhì)性有待進一步探討。由于資源依賴度、污染排放量、政策傾斜度等方面差異，不同行業(yè)的要素投入與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的彈性系數(shù)可能完全不同。另外，《規(guī)劃》將資源型城市劃分為成長型、成熟型、衰退型、再生型四大類，處于不同成長周期的資源型城市的資源保障能力和社會可持續(xù)發(fā)展能力各不相同，城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展與溢出效應也可能存在較大差異。本文對西部資源型地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展和溢出效應進行整體分析，未考慮行業(yè)和成長周期的異質(zhì)性影響。未來研究可以嘗試進行分類比較分析，驗證行業(yè)、成長周期等因素對西部資源型地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的異質(zhì)性影響，并剖析其原因。