產業結構升級對生產率的影響研究

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摘要：探討各地產業結構升級與其生產率之間的關系，構建空間面板計量模型并進行實證檢驗。結果表明:我國各省市自治區生產率存在顯著的空間集聚效應，但產業結構升級尚不能大力促進其生產率水平提高，東部省市若要升級其產業結構將會略微限制生產率水平的增長，中部省市若要進行產業結構升級則其生產率的抑制效果更勝東部，而西部省市的產業結構升級對其生產率的影響表現出較強的抑制作用。

關鍵詞：產業結構升級；各省生產率；空間滯后模型

一、引言

隨著我國GDP增速逐漸放緩，經濟結構日趨合理完善，同時經濟增長的主要動力向創新驅動靠攏，我國經濟已經步入新常態。由于我國經濟發展已經進入新階段，人口紅利優勢漸消且人口老齡化加劇，為持續維持中高增速的經濟增長率，則我國傳統經濟的增長方式亟需面臨改革，需將其轉為依托各省市自治區產業結構的優化升級以及提升各省市自治區生產率水平的方式。如今，我國與發達國家相比，各省市自治區第二產業大于發達國家，并且其生產效率不高，從而在根本上制約了各省市自治區生產率水平的提升，而部分發達國家的第三產業產值占比早已高于我國第三產業產值占比。除此之外，在我國，各省市自治區的經濟發展水平也十分不均衡，東部、中部和西部地區的產業結構水平高低錯落，并且各省市自治區的生產率水平也是參差不齊的。故此，對于各省市自治區的產業結構升級對其生產率會產生什么樣的影響機制以及作用效果，這是本研究需要探討的主要內容。本研究選取變量并且構建理論模型來研究各省市自治區產業結構轉型升級對各省市生產率水平的作用效果，引入空間計量模型對我國31個省市的生產率進行實證檢驗，最后得出相應的結論與啟示。

二、文獻綜述

目前，關于分區域研究其生產率水平提升方面，國外學者極少會將產業升級加入研究變量中，究其原因是由于研究對象多為發達國家，其各產業結構穩定且優化產業結構對其生產率水平提升效果有限。但是對于仍處于中高速發展和優化產業結構的我國而言，正如黃佳金（2019）所指出的，各省市自治區產業結構優化將是帶動整個國家生產率水平提高和整體產業結構升級的關鍵作用因素[1]。國內學者關于如何提高生產率，一方面從產生集聚效應與生產率提升關系著眼。如楊仁發等（2018）分析產業集聚效應對生產率的作用效果的研究結果為:制造業集聚效應明顯抑制了生產率水平的發展,相反服務業的集聚效應則表現出正向的促進效果[2]。另一方面從產業結構升級過程中，產業結構升級或是生產率水平提高均存在明顯的溢出效應著眼。即第一、二產業逐漸向第三產業進行轉型的過程中，研究對象的規模大小與其邊際收益通常表現為正向的線性關系；但在實際檢驗分析中，表現出的結論卻是迥然不同的。如金曉雨（2015）研究并分析了生產性服務業對其生產率的影響機理，同時得出在產業結構升級的過程中，通常規模較大城市的生產率表現出促進效果，而規模較小城市則與之相反[3]。整理上述文獻綜述可知，以往的學者研究仍然存在明顯不足，在進行實證研究時太過于理想化地割裂了各省市自治區之間的經貿往來等活動，忽視了其中必然存在的空間溢出效應。因此，需要在優化已有理論模型之后引入空間滯后模型，切實研究各省市產業結構對其生產率增減變化的邊際效應。

三、對各省市自治區

生產率理論模型進行整理和優化因為考慮到生產率是人力資本的函數，因此選用產出是物質資本與人力資本的柯布•道格拉斯生產函數，并且將各省市自治區生產率的主要影響因素分提煉為兩類：各省市自治區產業結構（industry）以及其他因素（other），具體生產函數為:其中，Ki表示各省市物質資本水平，Li表示各省市人力資本水平，f（industryother）將兩類主要影響因素以冪指函數形式引入原生產函數中。然后，將上式展開整理得到各省市的產出效率方程并取對數處理，最后引入時間維度t將其變更成面板數據模型，整理如下：從整理后的生產率函數可知，各省市自治區生產率與其產業結構之間存在明顯的線性關系，再使用空間滯后模型探究各省市生產率與其產業結構之間的邊際效應。

四、構建空間滯后模型、選取相關變量及面板數據

（一）構建空間滯后模型。選用空間計量模型來研究各省市自治區生產率的空間集聚效應，能夠全面考慮在空間中相關變量間的相互影響，同時應注重空間外溢效應對研究結果的影響，合理地引入各省市自治區空間地理的權重信息矩陣。因此，使用空間滯后模型（SLM）來探究各省市自治區生產率與其產業結構之間的邊際效應，模型如下：在上式中，i、j分別表示各省市，t表示面板數據對應的年份，Uit包括空間權重矩陣和誤差項，（PGDP）表示被解釋變量各省市的生產率合集，(industry-up)表示解釋變量產業結構指數合集，other表示其他控制變量合集，其中ρ、β、α各變量回歸系數。在上述空間滯后模型中所引入的空間權重矩陣分別為：地理鄰接矩陣（W1）和地理距離矩陣（W2）。其中，地理鄰接矩陣（W1）以我國31個省市自治區的地理位置是否相鄰為依據判斷并構建矩陣，即若兩兩省市相鄰則值得1，否則值得0。而地理距離矩陣（W2）將引用空間反距離權重矩陣。（二）選取相關變量。1.被解釋變量該變量選用各省市生產率（PGDP），采用我國31個省市的人均GDP，并將之取對數處理。2.解釋變量該變量選用各省市產業結構指數（industy-up），并且引用徐敏等(2015)的研究方法測度該變量，用第一、第二和第三產業各自產值比重作為權重構建產業結構指數[4]。具體構建公式為:因此，產業結構升級指數越高則表明著該省市產業結構水平越優。3.其他控制變量主要包括以下6類：物質資本(capital)、人力資本水平(education)、城鎮化率(urbanization)、交通基礎設施(road）、外商直接投資(FDI)、對外開放水平(open）。（三）面板數據說明。選取從2002年至2014年我國31個省市自治區的面板數據作為分析數據集。所使用變量指標的原始數據均來自于對應年份各省市自治區的《中國統計年鑒》《中國貿易外經統計年鑒》和《中國勞動統計年鑒》等，相關變量的描述性統計結果，如表1所示：由表1可知，各省市自治區的生產率、物質資本、人力資本水平、交通基礎設施以及外商直接投資都具有較大幅度的變動。就整體來看，全國各省市自治區生產率均值是11.27838，其中東部地區生產率均值最高，達到11.59742；除此之外，東部地區的產業結構指數也是最高的。總而言之，我國東部、中部和西部地區各省市具有較為顯著的地區差別。

五、各省市自治區生產率的空間計量模型分析

（一）空間自相關性檢驗。生產率變量通過空間自相關性檢驗是運用空間滯后模型的前提，因此需要使用STATA軟件測算得出的自2002年至2014年我國各省份生產率的Moran’sI指數值。檢驗結果表明：Moran’sI指數值均在0.3～0.2左右，我國各省市自治區生產率都通過了相關性檢驗并且都表現出顯著為正的相關性。如表2所示：（二）空間計量模型回歸結果。根據上文總結，可初步判定我國各省市自治區生產率水平與產業結構升級之間存在不可忽視的空間性關聯。除此之外，依據已有的研究經驗，可使用固定效應模型或隨機效應模型，故本研究將比較并采用以上兩種模型的較優者，進行空間計量模型的實證檢驗。在運用空間滯后模型進行估計時，分別采用了地理鄰接矩陣（W1）和地理距離矩陣(W2)，回歸結果如表3所示：從回歸結果中可知，由空間計量模型回歸估計出的ρ值，均在1％或5％的水平下顯著為正（除模型D在1％的水平下顯著為負外），由此可知各省市自治區生產率具有明顯的空間溢出作用，同時鄰近省市自治區的生產率水平會相互影響并相互促進。1.全國范圍內的空間計量回歸結果在全樣本情況下，由模型A和模型B考察全國范圍內各省市的產業結構對其生產率的影響效應，從表3中可以得出，無論是采用了地理鄰接矩陣（W1）或地理距離矩陣(W2)的空間滯后模型，全國各省市自治區的產業結構升級指數的回歸系數均為負值，并且均在1％的水平下顯著。產生此回歸結果的主要原因是，我國區域經濟發展長期采取的是非均衡發展戰略，在此情況下將所有省市自治區的研究變量混合起來進行回歸分析，最終產生了顯著的負效應。對于其他控制變量，城鎮化率的回歸系數值在模型A與模型B中都顯著為正。這主要原因是高城鎮化率的省市自治區具有更高就業率、更多的發展機會和更優的公共設施，因此它對其生產率水平具有正向的激勵作用。物質資本的回歸系數值在模型A和模型B中均顯著為正，由此證實，在全國各省市自治區物質資本投資的增加，對其生產率水平的提升作用十分顯著。對外開放水平的回歸系數估計值在模型A中顯著為正，表明在全國范圍內，我國各省市自治區整體對外開放程度對其生產率基本具有正向的提高作用，因此我國仍應進一步提高各省市自治區的對外開放水平。人力資本水平的回歸系數值在模型A和模型B中均顯著為負，雖然此回歸結果沒有表現出人力資本水平對全國各省市自治區生產率的推動作用，但張春秋等（2018）研究結論表明：高等教育支出不僅對本地生產率產生了明顯的積極影響，而且通過正向空間溢出效應推動了周邊地區的技術進步，因此高等教育支出會導致人力資本水平提高，進而對地區生產率產生積極影響[5]。同時陳燕翎等（2019）相關研究結果表明：生產率的增長存在顯著的雙重門檻效應，當人力資本水平低于第一門檻值時，對其生產率增長具有顯著的負向影響；當人力資本水平高于第一門檻值并且低于第二門檻值時，對其生產率增長影響不顯著；當人力資本水平跨越第二門檻值時，會顯著提升其生產率[6]。由此推斷，本研究的回歸結果可能說明我國各省市自治區的人力資本水平尚且低于第一門檻值，致使回歸結果顯著為負。交通基礎設施的回歸系數值在模型A和模型B中也均顯著為正，因此各省市自治區交通基礎設施水平越高，越有利于其生產率水平的提升。2.東部、中部和西部地區的空間計量回歸結果關于模型C到模型H，按地理位置分布將全國各省市劃分為三類：東部地區、中部地區和西部地區。其中模型C和模型D考察了東部地區各省市產業結構升級對其生產率水平的影響，從表3的回歸結果來看，模型C和模型D的回歸系數均在1％的水平下顯著但數值均為負，雖然東部地區各省市的產業結構升級指數對其生產率有負向作用，但進行橫向對比可以發現：在模型C和模型D中，東部地區各省市的產業結構升級指數的負向影響仍分別小于中部地區和西部地區的負向影響。同向對比中部地區和西部地區，東部地區的產業結構升級對其生產率提升作用相對較好，這樣的回歸結果也證實了汪偉等（2015)的研究結論：我國東部各省市地理位置較為優越，經濟發展起步較早，產業結構層次較合理，在已有產業結構的基礎上轉型和升級，必然會導致其生產率的顯著提高[7]。因此，在模型C和模型D中東部地區各省市產業結構指數回歸系數值的負向影響小。模型E和模型F是針對中部地區各省市產業結構升級對其生產率水平的影響，由回歸結果可知，模型F估計出來的產業結構升級指數回歸系數的數值為負，且在5％的水平下顯著。將其進一步橫向對比東部和西部數值可得，中部地區各省市的產業結構升級指數的負向影響介于東部和西部地區之間。因為我國中部地區各省市尚處于發展的中期階段，其產業結構層次水平普遍低于東部地區，并且目前正處于轉型和升級階段，同時中部地區又受制于開放程度、人力資本以及各種物質資本的約束，所以在實際的產業轉移與承接的過程中，大都承接的是東部地區的低端型產業。賈彥利（2006）曾研究說明：當某區域在承接并實施產業轉型和升級時，易使其在產業分工中被固定到產業鏈的低端，將會極大的限制其技術創新與進步，甚至還會加劇與產業轉出地的差距[8]。所以，對于我國中部地區的各省市而言，其產業結構升級對其生產率的影響勢必會介于東部地區和西部地區之間。模型G和模型H分析研究西部各省份產業結構升級指數對其生產率的影響，模型G和模型H估計出來的產業結構升級指數的回歸系數均在1％的水平下顯著，回歸系數數值均為負并且均小于東部和中部地區。這是由于，西部地區總體的經濟發展水平比較落后，基礎設施以及各種物質資本和人力資本均有待進一步提高，并且西部地區各省市的產業結構水平和產業結構升級的進度有待提高，所以顯示出西部地區的產業結構升級對其生產率具有較大的負向影響效應。在分析模型C至H中其他控制變量時，關于城鎮化率的回歸系數值在模型C至F中均顯著為正。這表明在東部地區和中部地區具有較高的城鎮化率，擁有較好的集聚經濟效應，并且有助于東部地區和中部地區生產率水平的提升。關于物質資本的回歸系數值在模型C至H中均顯著為正，由此說明，東部、中部和西部地區各省市的物質資本投入對我國各地區提高其生產率水平的正向推動是十分顯著的。關于外商直接投資的回歸系數值在模型F中顯著為正，但在模型G和模型H中均顯著為負，這表明我國僅在中部地區的外商直接投資對其生產率存在正向推進的影響。究其原因，一方面外商直接投資能增加中部地區的各種物質資本，另一方面也能通過技術關聯與知識溢出來推動其提升，因此在中部地區外商直接投資對其生產率有正向促進作用。關于對外開放水平的回歸系數估計值在模型E、模型G和模型H中顯著為正，表明在在中部地區和西部地區的對外開放水平對其生產率的發展具有正向的推動作用。究其原因可能是國家相關政策的大力支持，如“一帶一路”倡議會促進中西部各省市的生產率提升。關于人力資本水平的回歸系數值在模型C至H中均顯著為負，雖然回歸結果沒有表現出人力資本水平對東部、中部和西部地區各省市生產率的正向推動作用，但其原因可同理于前述全國人力資本水平回歸系數顯著為負。這樣的結果提示我們，應該持續提升東部、中部和西部地區的人力資本投資水平，當人力資本水平跨越第二門檻值時，將有助于其生產率的提升。關于交通基礎設施的回歸系數值在模型C、模型D、模型G和模型H中也均顯著為正，但在模型E、模型F中顯著為負，這表明僅在東部和西部地區交通基礎設施對其生產率有正面推動作用。因為交通基礎設施的確會影響各地區經濟集聚水平和集聚效率，因此交通基礎設施條件越好，越有利于各地區生產率的提升。

六、結論與啟示

（一）結論。以我國31個省市2002年至2014年的面板數據作為研究分析樣本，通過空間自相關檢驗考察了各省市自治區生產率的空間依賴性，并構建空間滯后模型實證檢驗了產業結構對各省市自治區生產率的影響效應。通過數據收集和多次回歸分析，主要得到以下結論：第一、我國各地區生產率和產業結構升級基本存在顯著的空間集聚效應，但產業結構升級尚不能大力促進其生產率水平提高。第二、產業結構升級對各省市自治區的生產率的負向影響在不同區域的作用效果存在一定差異。對于東部地區的各省市而言，產業結構升級對其生產率的負向影響較小，而在中部地區，由于其以承接東部地區的產業轉移為主要方式，而且在產業轉移的大部分是低端型產業，因而負向作用效果更勝東部地區，西部地區的經濟基礎最為薄弱，并且總體經濟發展水平低于東部和中部地區，因此產業結構升級對其各省市生產率的影響表現出較強的反向作用。第三、全國東部、中部和西部地區各省市自治區在城鎮化率、物質資本、外商直接投資、對外開放水平和交通基礎設施5個方面，對各省市自治區生產率水平的提高均具有正面影響，但其中交通基礎設施對中部地區的生產率水平存在略微負面影響。同時，以普通高等學校在校學生數來度量的人力資本水平對各省市生產率水平仍具有一定的負效應。以上結論表明，各省市的生產率的提升與產業結構升級有著密切的聯系，同時城鎮化率、物質資本、外商直接投資、對外開放水平和交通基礎設施對其生產率的提升均具有促進作用，以上方面均可以成為中國經濟增長的新動力。（二）啟示。基于上文的分析和總結，得到以下幾點政策啟示:第一、繼續實施已出臺的新型城鎮化發展戰略，積極完善交通基礎設施建設，推動產業結構升級向高度化、合理化方向的發展，促進各省市生產率的提升。藍慶新等（2013）認為，東部地區應持續深化新型城鎮化建設；中西部地區應全面完善新型城鎮化發展模式，從而實現各省市產業結構優化升級[9]。同時，交通基礎設施也是影響經濟集聚程度和集聚效率的重要因素，完善交通基礎設施可以為中西部地區的產業轉型升級提供更加便捷的條件，有助于推動各省市自治區產業結構升級以及帶動其生產率的發展。第二、政府繼續擴大對外開放程度并且鼓勵外商直接投資，從而優化各省市自治區產業結構，推動各地生產率水平的提高。隨著我國市場對外開放程度的加深，各省市自治區的產業面臨著日益嚴峻的內部競爭和外商競爭，一方面必然迫使各產業中絕大部分企業提升自身技術、管理水平或自動退出競爭市場，進而影響我國產業結構的優化和升級。另一方面外商直接投資通過技術溢出效應，將其先進技術和管理經驗等滲透到各省市相關產業中，在提高了我國各個產業技術的同時也優化了各省市自治區的產業結構。第三、加強我國中西部地區的物質資本和加大各省市自治區人力資本投資，實現產業轉型升級并帶動各省市自治區生產率提升。相比之下，由于我國中西部地區的經濟發展水平較低，并且對各產業的投資也相對不足，因而政府應該有針對性地加強其物質資本的投資，這是因為各省市自治區擁有不同的資源稟賦，所以應大力推動各地優勢產業集群的形成，實現其各產業的轉型升級，從而提高其生產率水平。此外，政府還應加強對人力資本的投資，引進各產業的高端技術人才。優質的人力資本投資能提高各產業的勞動生產率，從而實現生產率提升并帶動各省市自治區產業轉型升級。

作者:陳鑫蘊 尚濤 單位:西北工業大學