基于ESDA的中國西部省域產(chǎn)業(yè)結構的實證分析

摘要：通過在全域和局域內進行檢驗，表明西部省域產(chǎn)業(yè)結構間存在空間依賴性，提出了研究產(chǎn)業(yè)結構變化的空間誤差模型，對西部１２省域產(chǎn)業(yè)結構變動進行了空間計量回歸。結果顯示，西部省域產(chǎn)業(yè)結構間存在明顯的空間依賴性；產(chǎn)業(yè)結構的初始值、人均ＧＤＰ、全社會固定資產(chǎn)投資等因素對產(chǎn)業(yè)結構變化的影響具有顯著的空間變異現(xiàn)象，說明這些因素對產(chǎn)業(yè)結構的影響存在顯著差異的原因是所在區(qū)域的不同。基于此兩點，得出結論：西部１２省區(qū)應該作為一個系統(tǒng)整體分析，納入空間依賴性要素，結合相鄰省域的產(chǎn)業(yè)結構狀況來考慮推進省域產(chǎn)業(yè)結構的高度化，針對性地提出促進西部省域產(chǎn)業(yè)升級的對策建議。

關鍵詞：ＥＳＤＡ；西部省域產(chǎn)業(yè)結構；空間計量經(jīng)濟模型；產(chǎn)業(yè)結構升級

中圖分類號：Ｆ１２７文獻標識碼：Ａ文章編號：0439－８114（２０11）22－4719-05

Empirical Analysis of the Western China’s Provincial Industrial Structure base on ESDA

ＬＩＵ Ｗｅｎ－ｑｉａｎｇ，ＺＨＡＮＧ Ｌｉ

（Ｓｃｈｏｏｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ，Ｘｉｎｊｉａｎｇ Uｎｉｖｅｒｓｉｔｙ ｏｆ Fｉｎａｎｃｅ ａｎｄ Eｃｏｎｏｍｉｃｓ，Uｒｕｍｑｉ ８３００１２，Ｃｈｉｎａ）

Ａｂｓｔｒａｃｔ： Ｉｎ ｔｈｅ ｇｌｏｂａｌ ａｎｄ ｌｏｃａｌ ａｒｅａ ｗｉｔｈｉｎ ｔｈｅ ｉｎｓｐｅｃｔｉｏｎ， it was ｔｈｅ ｗｅｓｔｅｒｎ ｐｒｏｖｉｎｃｅ ａｒｅａ that ｅｘｉｓｔed ｔｈｅ ｓｐａｔｉａｌ ｄｅｐｅｎｄｅｎｃｅ ｂｅｔｗｅｅｎ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅｓ， ｔｈｅ ｒｅｓｅａｒｃｈ ｏｆ ｔｈｅ ｃｈａｎｇｅｓ ｉｎ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｏｆ ｓｐａｔｉａｌ ｅｒｒｏｒ ｍｏｄｅｌ was put forward， ａｎｄ ｔｈｅ １２ ｗｅｓｔｅｒｎ ｐｒｏｖｉｎｃｅｓ ｗｅｒｅ ｐｅｒｆｏｒｍｅｄ ｔｈｅ ｄｏｍａｉｎ ｏｆ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｃｈａｎｇｅｓ ｂｙ ｓｐａｔｉａｌ ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ． Ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔｓ ｓｈｏｗｅｄ ｔｈａｔ： Tｈｅ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｏｆ Ｗｅｓｔｅｒｎ pｒｏｖｉｎｃｅｓ ｉｎ ｔｈｅ ｓｐａｃｅ ｂｅｔｗｅｅｎ ｔｈｅ ｄｉｓｔｉｎｃｔ ｄｅｐｅｎｄｅｎｃｅ was confirmed； Tｈｅ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｏｆ ｔｈｅ ｉｎｉｔｉａｌ ｖａｌｕｅ， ｐｅｒ ｃａｐｉｔａ ＧＤＰ， ｔｏｔａｌ ｆｉｘｅｄ ａｓｓｅｔ ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ ｏｎ ｔｈｅ ｉｍｐａｃｔ ｏｆ ｃｈａｎｇｅｓ ｉｎ ｉｎｄｕｓｔｒｙ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｈａd ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｙ ｓｐａｔｉａｌ ｖａｒｉａｂｉｌｉｔｙ ｏｆ ｔｈｅ ｐｈｅｎｏｍｅｎｏｎ， ｔｈａｔ ｔｈｅｓｅ ｆａｃｔｏｒｓ ｗｈｉｃｈ ｉｎｆｌｕｅｎｃｅd ｏｎ ｔｈｅ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ were ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔ ｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅ ｅｘｉｓｔｓ ｂｅｃａｕｓｅ ｏｆ ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ ａｒｅａｓ． Ｂａｓｅｄ ｏｎ ｔｈｅｓｅ ｔｗｏ ｐｏｉｎｔｓ， ｔｈｅ ａｕｔｈｏｒｓ ｃｏｎｃｌｕｄｅｄ： １２ ｗｅｓｔｅｒｎ ｐｒｏｖｉｎｃｅｓ ａｎｄ ａｕｔｏｎｏｍｏｕｓ ｒｅｇｉｏｎｓ ａｓ ａ ｗｈｏｌｅ ｓｙｓｔｅｍ ａｎａｌｙｓｉｓ ｓｈｏｕｌｄ ｉｎｃｌｕｄe ｔｈｅ ｅｌｅｍｅｎｔｓ ｏｆ ｓｐａｔｉａｌ ｄｅｐｅｎｄｅｎｃｅ， ｃｏｍｂｉｎｅｄ ｗｉｔｈ ｔｈｅ ａｄｊａｃｅｎｔ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｏｆ ｐｒｏｖｉｎｃｉａｌ ｓｔａｔｕｓ ｔｏ ｃｏｎｓｉｄｅｒ of ｐｒｏｍｏｔｉｎｇ ｔｈｅ ａｄｖａｎｃｅｍｅｎｔ ｏｆ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ Ｐｒｏｖｉｎｃｉａｌ， ｔｈｅｎ ｐｒｏｍｏｔｉｎｇ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｕｐｇｒａｄｉｎｇ ｗｅｓｔｅｒｎ ｐｒｏｖｉｎｃｅｓ ｃｏｕｎｔｅｒｍｅａｓｕｒｅｓ were put forward．

Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ： ＥＳＤＡ； ｗｅｓｔｅｒｎ ａｒｅａ’s provincial ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ； ｓｐａｔｉａｌ ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃ ｍｏｄｅｌ； ｔｈｅ ｕｐｇｒａｄｉｎｇ ｏｆ ｔｈｅ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ

周邊區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結構會否對一個地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的變化產(chǎn)生顯著影響？影響一個地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的主要因素又有哪些？以此為切入點，本研究從全局和局部空間自相關的視角，在檢驗區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構和解釋變量空間依賴性的基礎上，建立了空間計量模型，并對比普通最小二乘法的回歸結果，分析了影響省域產(chǎn)業(yè)結構的因素，證實了區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構具有明顯的空間依賴性。以期在新一輪的中央西部大開發(fā)戰(zhàn)略中，為決策部門制定相關政策措施，提升西部省區(qū)產(chǎn)業(yè)結構水平，促進產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級，進而提高西部省區(qū)人民的生活水平提供一些切實的依據(jù)和可行之方法。

探索性空間數(shù)據(jù)分析法（Ｅｘｐｌｏｒａｔｏｒｙ ｓｐａｔｉａｌ ｄａｔａ ａｎａｌｙｓｉｓ，ＥＳＤＡ）的核心就是對空間自相關性進行測度。空間自相關是指一個變量在不同空間位置上的相關性，通過對空間自相關的測度可以檢驗具有空間位置的某要素的觀測值是否顯著地與其相鄰空間點上的觀測值相關聯(lián)。測度空間自相關的指標可以分為全局指標和局部指標，全局指標用于驗證某一要素在整個區(qū)域的空間相關程度，局部指標用于反映出在整個大區(qū)域中，一個局部小區(qū)域單元上的某種地理現(xiàn)象或某一要素與鄰近區(qū)域單元上同一現(xiàn)象或屬性要素間的相關程度。通過分析區(qū)域的全局空間自相關指標的大小以及比較各個區(qū)域子系統(tǒng)的局域空間自相關指標大小和分布狀態(tài)，就可以知道區(qū)域的經(jīng)濟空間結構的差異度以及經(jīng)濟空間結構的分布特征［１］。本研究的思路是運用Ｇｅｏｄａ０９５ｉ和ＡｒｃｖｉｅｗＧｉｓ３．２軟件，分別從全局和局域空間自相關性兩個角度來對我國西部１２省區(qū)產(chǎn)業(yè)結構進行ＥＳＤＡ分析，并且建立空間計量模型進行實證分析。

１空間關聯(lián)分析

１．１全局空間自相關性分析

空間統(tǒng)計學一般采用Ｍｏｒａｎ’Ｉ＝，其中S2＝（Yj-）2，＝Yi，Ｗｉｊ表示第ｉ個地區(qū)觀測值（本研究為ＩＳＰ，即產(chǎn)業(yè)結構），ｎ為觀測地區(qū)總數(shù)，Ｗｉｊ為二進制的鄰接空間權重值矩陣，表示其中任一元素，采用鄰接標準或距離標準，目的是為了定義空間對象的相互鄰接關系。一般鄰接標準的Ｗｉｊ為：

ＷｉｊＷｉｊ=1當區(qū)域i和j相鄰；0當區(qū)域i和j不相鄰；式中，ｉ＝１，２，…，ｎ；ｊ＝１，２，…，ｍ；ｍ＝ｎ或ｍ≠ｎ。Ｍｏｒａｎ’Ｉ∈［－１，１］，大于０說明空間存在正相關，數(shù)值越大表明空間分布的相關性越強；小于０為負相關，表示空間鄰接單元相關性越差；近似為０，表示空間服從隨機分布。Ｍｏｒａｎ’Ｉ可以采用Ｚ檢驗：ｚ（Ｉ）＝當｜ｚ｜＞１．９６被認為是顯著的［２］。

由圖１可知，西部１２省區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構（１９９９～２００８年）存在明顯的正自相關，即所謂的空間依賴性，說明各省區(qū)產(chǎn)業(yè)結構之間表現(xiàn)出相似值空間集群，并非隨機分布。

１．２局部空間自相關性分析

全局空間關聯(lián)分析雖然能夠反映整體產(chǎn)業(yè)結構在空間上的集聚程度，但它并不能量化各個集聚區(qū)的集聚程度和集聚種類，局部空間關聯(lián)分析恰好能彌補這一點。局部空間關聯(lián)分析主要是具體度量每個區(qū)域與周邊地區(qū)之間的局部空間關聯(lián)和空間差異程度，并結合相關地圖形式，將局部差異的空間結構可視化，從而發(fā)現(xiàn)區(qū)域空間分布規(guī)律。ＬｏｃａｌＭｏｒａｎ’Ｉ的定義如下：Ｉｉ（ｄ）＝ＺｉＷ′ｉｊZj，Ｚｉ是ｙｉ （本研究為ＩＳＰ，產(chǎn)業(yè)結構）的標準變化，Ｚｉ＝；Ｗ′ｉｊ為標準化的權重矩陣。Ｗ′ｉｊZj為相鄰區(qū)域的ＩＳＰ偏差的加權平均，被稱為空間滯后向量。ＬｏｃａｌＭｏｒａｎ’Ｉ散點圖劃分為四個象限，這四種不同的區(qū)域代表不同的經(jīng)濟空間差異類型：若ｚｉ＞０，ｗｉｊｚｊ＞０，則省域ｉ位于第一象限，為HH區(qū)域；若ｚｉ＜０，ｗｉｊｚｊ＜０則省域ｉ位于第二象限，為ＬＬ區(qū)域；若ｚｉ＞０，ｗｉｊｚｊ＜０則省域ｉ位于第三象限，為ＨＬ區(qū)域；若ｚｉ＜０，ｗｉｊｚｊ＞０，則省域ｉ位于第四象限，為LH區(qū)域。綜上所述，分別將１９９９年和２００８年西部１２省區(qū)產(chǎn)業(yè)結構ＩＳＰ代入ＬｏｃａｌＭｏｒａｎ’Ｉ統(tǒng)計量計算公式，做出Ｍｏｒａｎ散點圖，具體歸納如表１所示。從表１可以看出，１９９９年與２００８年西部省區(qū)產(chǎn)業(yè)空間結構發(fā)生顯著變化，存在明顯的地域相關性，進一步證實了西部省域產(chǎn)業(yè)結構間存在著明顯的空間依賴性。

２空間滯后模型、空間誤差模型及估計技術

本研究使用的空間計量經(jīng)濟模型主要是納入了空間效應（空間相關和空間差異）的空間回歸模型，Anselin［３］認為包括空間滯后模型與空間誤差模型兩種。

２．１空間滯后模型

空間滯后模型（ＳＬＭ）主要探討各變量在一個地區(qū)是否有擴散現(xiàn)象（溢出效應），其表達式為：Ｙ＝ρＷＹ＋Ｘβ＋ε式中，Ｙ為因變量；Ｘ為ｎ×ｋ的外生解釋變量矩陣；ρ為空間回歸相關系數(shù)；為階的空間權值矩陣，一般用鄰接矩陣（Ｃｏｎｔｉｇｕｉｔｙ ｍａｔｒｉｘ）；ＷＹ為空間滯后因變量，ε為隨機誤差項向量。

２．２空間誤差模型

空間誤差模型（SEM）的數(shù)學表達式為：Ｙ＝Ｘβ＋ε，ε＝λＷε＋μ 式中，ε為隨機誤差項向量，λ為ｎ×１的截面因變量向量的空間誤差系數(shù)，μ為正態(tài)分布的隨機誤差向量。參數(shù)λ衡量了樣本觀察值中的空間依賴作用，即相鄰地區(qū)的觀察值Ｙ對本地區(qū)觀察值Ｙ的影響方向和程度，參數(shù)λ反映了自變量Ｘ對因變量的影響。ＳＥＭ的空間依賴作用存在于擾動誤差項之中，度量了鄰接地區(qū)關于因變量的誤差沖擊對本地區(qū)觀察值的影響程度［４］。

２．３估計技術

對于上述兩種模型的估計如果仍采用最小二乘法（ＯＬＳ），系數(shù)估計值會有偏或者無效，本研究采用了Ａｎｓｅｌｉｎ［5］建議的極大似然法來估計ＳＬＭ和ＳＥＭ的參數(shù)。

２．４空間自相關檢驗及ＳＬＭ、ＳＥＭ的選擇

空間計量經(jīng)濟實證分析可以使用兩個拉格朗日乘數(shù)形式ＬＭＥＲＲ、ＬＭＬＡＧ和穩(wěn)健的Ｒ－ＬＭＥＲＲ、Ｒ－ＬＭＬＡＧ 等來進行由于事先無法根據(jù)先驗經(jīng)驗推斷在ＳＬＭ和ＳＥＭ模型中是否存在空間依賴性，有必要構建一種準則來決定哪種空間模型更符合客觀情況。Ａｎｓｅｌｉｎ［5］提出了如下判別準則：若在檢驗中發(fā)現(xiàn)ＬＭＬＡＧ較之ＬＭＥＲＲ更顯著，且Ｒ－ＬＭＬＡ（較Ｒ－ＬＭＥＲＲ）顯著，則ＳＬＭ是適合的模型；相反，若ＬＭＥＲＲ比ＬＭＬＡＧ更顯著，且Ｒ－ＬＭＥＲＲ較Ｒ－ＬＭＬＡＧ顯著，則ＳＥＭ是恰當?shù)哪Ｐ汀３藬M合優(yōu)度Ｒ２檢驗以外，常用的檢驗準則還有： ＬｏｇL值越大，ＡＩＣ（赤池檢驗）和ＳＣ（施瓦茨檢驗）值越小，模型擬合效果越好［５］。這幾個指標也用來比較ＯＬＳ和ＳＬＭ、ＳＥＭ模型，ＬｏｇL值最大的模型最好。

３理論模型和數(shù)據(jù)

為了準確測算不同區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構的變化，本研究采取人均ＧＤＰ（ＰＣＧＤＰ）、全社會固定資產(chǎn)投資（ＤＫ）、在校大學生（ＮＳ）等指標做解釋變量，來分別反映社會需求（個人消費）、固定資產(chǎn)投資、人力資源供給。建立雙對數(shù)模型如下：

ＩｎＩＳＰｉ＝βｉ０＋βｉ１ＩｎＩＳＰ０ｉ＋βｉ２ＩｎＤＫｉ＋βｉ3ＩｎＰＣＧＤＰｉ＋βｉ４ＩｎＮＳｉ＋εｉ，式中，β為回歸系數(shù)，εｉ為隨機無差項，ｉ為１，２，…，１２表示西部各省域。ＩＳＰ為二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，以此做為因變量來度量產(chǎn)業(yè)結構的變動。所需數(shù)據(jù)來自西部１２省區(qū)統(tǒng)計年鑒（２０００－２００９年）。另外，由于各省區(qū)產(chǎn)業(yè)結構基礎對其有顯著作用，模型引入產(chǎn)業(yè)結構初始值ＩＳＰ０采用１９９０年數(shù)據(jù)。

３．１空間相關性檢驗

對以上表相關參數(shù)進行比較，空間誤差模型（SEM）優(yōu)于空間滯后模型（SLM），前者是本研究所需要采取的模型。

３．２不同模型的回歸結果

利用Ｇｅｏｄａ０９５ｉ和ＡｒｃｖｉｅｗＧｉｓ３．２軟件對模型分別做OLS和SEM估計，結果見表４、５。

３．３實證比較分析

我們把OLS和SEM回歸結果進行比較，發(fā)現(xiàn)SEM估計的擬合優(yōu)度高于OLS估計結果，擬合優(yōu)度在９０％以上。由于采用極大似然法估計參數(shù)，基于殘差平方和分解的擬合優(yōu)度檢驗的意義不是很大。為此，比較對數(shù)似然值ＬｏｇＬ、ＡＩＣ和ＳＣ值就會發(fā)現(xiàn)，ＳＥＭ估計的ｌｏｇＬ值大，ＡＩＣ和ＳＣ值都小。因此，ＳＥＭ估計比ＯＬＳ估計要好。而且在ＯＬＳ估計中，ＮＳ、ＤＫ均通不過顯著性檢驗，而在空間誤差模型中則十分顯著，它們對產(chǎn)業(yè)結構變動有正向作用。由此可知，基于ＯＬＳ方法的經(jīng)典線性回歸模型，因為遺漏了空間誤差自相關性而使設定的模型不夠恰當，假定省域之間相互獨立是以往相關研究的缺陷，導致了ＯＬＳ法估計結果及推論可能不可靠，需要通過引入空間差異性和空間依賴性對經(jīng)典線性回歸模型進行修正，以更好地反映現(xiàn)實經(jīng)濟情況。

ＳＥＭ回歸結果分析表明，產(chǎn)業(yè)結構的初始值ＩＳＰ０對產(chǎn)業(yè)結構變動的作用最為顯著。中國幅員遼闊、國土廣袤，區(qū)域差異明顯，尤其是西部省區(qū)內自然條件差異更是顯著，影響了各省域不同產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，造就了各省域產(chǎn)業(yè)結構存在一定的差別；并且我國實行改革開放的基本國策，對外開放是分區(qū)域分階段進行的，那么不同區(qū)域產(chǎn)業(yè)的發(fā)展就有著較大差距，形成各省域產(chǎn)業(yè)結構初始條件的不同，并通過產(chǎn)業(yè)結構自身機理進一步影響各省區(qū)未來產(chǎn)業(yè)結構的變化方向。

人均ＧＤＰ（ＰＣＧＤＰ）、全社會固定資產(chǎn)投資（ＤＫ）都是影響產(chǎn)業(yè)結構的主要因素，與預期設想一致，人均可支配收入水平的變化是直接決定消費結構的變化因素，從需求方影響產(chǎn)業(yè)發(fā)展，進一步影響產(chǎn)業(yè)結構的變動方向。全社會固定資產(chǎn)投資作為投資中最重要的部分，對各省區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的變化影響顯著，可見資本是影響產(chǎn)業(yè)結構變動的關鍵因素，至少從目前階段來講，西部省區(qū)還是依賴投資拉動產(chǎn)業(yè)發(fā)展。因此西部省區(qū)應當在新一輪的西部大開發(fā)戰(zhàn)略中，抓住中央給予西部各項優(yōu)惠政策措施這一利好機遇，加大融資投資力度，特別是進一步深化金融體制改革和市場準入機制，促進產(chǎn)業(yè)結構的合理化、高級化進程。

然而，人力資源供給（ＮＳ）對產(chǎn)業(yè)結構的推動作用卻不顯著，與預期相反。首先，本研究是以在校大學生人數(shù)作為衡量人力資源的指標的。自我國１９９８年進行高等教育改革以來，高等教育得以迅猛發(fā)展，形成了一定規(guī)模，為各行各業(yè)的發(fā)展培養(yǎng)了大批高素質人才。但西部地區(qū)由于歷史、自然條件等限制，大學生的綜合素質、在總人口中的占有比例等相比于東中部地區(qū)仍處于較低水平，人力資源對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的有效支撐能力尚不足；其次，區(qū)域內新產(chǎn)業(yè)的形成、發(fā)展，夕陽產(chǎn)業(yè)的淘汰優(yōu)化升級，需要吸收新技術、管理經(jīng)驗，而西部地區(qū)對新技術的吸收、轉化及進一步產(chǎn)生新的技術外溢將直接受限于內部人力資源門檻較低的現(xiàn)狀，即人力資源務必要形成一定的門檻才能夠對產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生積極的作用，從而才有可能促進產(chǎn)業(yè)的高度化［６］。由此分析，這一系列因素均會影響人力資源對產(chǎn)業(yè)結構高度化、合理化的進程。

此外，２個年份的滯后項參數(shù)λ均顯著，這表明產(chǎn)業(yè)結構不僅受本地區(qū)人均ＧＤＰ、全社會固定資產(chǎn)投資、人力資源的影響，也受相鄰省區(qū)的相應因素的影響；也表明人均ＧＤＰ、全社會固定資產(chǎn)投資、人力資源不僅受本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構水平影響，也受相鄰省區(qū)產(chǎn)業(yè)結構水平的影響。λ為正數(shù)，表明相鄰省區(qū)的人均ＧＤＰ、全社會固定資產(chǎn)投資、人力資源和產(chǎn)業(yè)結構水平提高了本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構水平。由此，人均ＧＤＰ、全社會固定資產(chǎn)投資、人力資源和產(chǎn)業(yè)結構的空間溢出效應得到了證實。并且從表５可知，不同年份λ的大小不同，其值有逐漸加大的趨勢，說明產(chǎn)業(yè)結構對人均ＧＤＰ、全社會固定資產(chǎn)投資、人力資源的空間效應在增強。

４結論與建議

本研究在全局和局部自相關視角下，對西部省區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構變動進行了空間依賴性分析，構建了產(chǎn)業(yè)結構變動和影響因素的空間計量模型；實證檢驗發(fā)現(xiàn)西部１２省區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的變化主要受到省域內基礎條件、產(chǎn)業(yè)結構初始值、人均ＧＤＰ（ＰＣＧＤＰ）、全社會固定資產(chǎn)投資及周邊省域產(chǎn)業(yè)結構變動的影響，而人力資源對產(chǎn)業(yè)結構的作用不顯著。

在中央新一輪的西部大開發(fā)的戰(zhàn)略部署下，西部各省區(qū)應加快產(chǎn)業(yè)結構轉化、升級，促進省域產(chǎn)業(yè)結構高度化、合理化，加快經(jīng)濟發(fā)展，普惠于百姓，讓人民共享改革的成果。特提出如下建議：

1）東西部差距從根本上講是產(chǎn)業(yè)差距，西部省區(qū)的各級政府應當落實科學發(fā)展觀，綜合考慮西部地區(qū)資源特點、產(chǎn)業(yè)基礎、支撐條件，加強通過市場對經(jīng)濟的干預，引導產(chǎn)業(yè)的布局，繼續(xù)發(fā)展特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，積極有序承接國際國內產(chǎn)業(yè)轉移，將資源優(yōu)勢轉化為產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢和競爭優(yōu)勢。把重心放在發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)上，如能源化工、礦產(chǎn)資源開采加工、裝備制造業(yè)、高新技術產(chǎn)業(yè)、農牧產(chǎn)品深加工和旅游產(chǎn)業(yè)等六大產(chǎn)業(yè)上，增強自我發(fā)展能力，以爭取重點地區(qū)和重點產(chǎn)業(yè)的發(fā)展達到新水平，縮小區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距。承接東部產(chǎn)業(yè)轉移是提升、優(yōu)化西部省區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的有效途徑，但要注意克服兩個障礙：一是市場障礙。目前東部很多產(chǎn)業(yè)已形成集群，集群帶來的分工和合作效率在一定程度上克服了要素價格上升帶來的負面影響，西部盡管要素成本較低，但產(chǎn)業(yè)配套能力差，交易成本高，這就出現(xiàn)了一個集群遷移的轉換成本，需要努力降低這一成本；二是行政障礙。主要是價格和稅收政策導致的不公平競爭。財力雄厚的東部地區(qū)在稅收上往往采取“放水養(yǎng)魚”的策略，而西部地區(qū)財政普遍困難，基本上是應收盡收，這也導致西部地區(qū)的實際執(zhí)行稅率高于東部［７］。這些市場和非市場因素形成的障礙阻滯了產(chǎn)業(yè)轉移，使得產(chǎn)業(yè)轉移的規(guī)模和速度明顯低于預期。此外，應以發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟和節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)為思路，新上項目應嚴把生態(tài)環(huán)境關。

2）西部大開發(fā)１０年，雖然西部省區(qū)的基礎設施建設得到了一定發(fā)展，但與全國平均水平及東部省區(qū)還存在很大差距。中央和西部地方各級政府應繼續(xù)加大固定資產(chǎn)投資力度，將基礎設施建設放在優(yōu)先位置，加快交通、能源、信息、市政公共設施等基礎設施建設。針對西南地區(qū)工程性缺水和西北地區(qū)資源性缺水的狀況，合理建設一批骨干水利工程，為產(chǎn)業(yè)升級優(yōu)化搭好橋、鋪好路。

3）雖然西部省域的高等教育西部大開發(fā)１０年來獲得了跨越式發(fā)展，人力資源開發(fā)取得了長足進步，但是相比于東部發(fā)達省市，無論是在人才數(shù)量還是人才質量上都存在著巨大差距，要進行產(chǎn)業(yè)結構升級，人才資本是核心因素。東部省區(qū)知名高等院校應積極做好對口支援西部省區(qū)高等院校的工作，加大人才的培養(yǎng)力度和培養(yǎng)規(guī)模，幫助西部省區(qū)提升自身培養(yǎng)人才水平，加強人才隊伍建設，探索建立統(tǒng)一規(guī)范的人力資源市場，提升其自身的造血功能，形成良性循環(huán)。

4）提高西部省區(qū)人民的收入水平，從需求方的消費結構引導產(chǎn)業(yè)升級。有資料顯示，１０年來，西部地區(qū)國內生產(chǎn)總值增速和人均國內生產(chǎn)總值增速均高于全國平均水平。但是該地區(qū)的人均國內生產(chǎn)總值絕對數(shù)仍低于全國和東部省區(qū)平均水平，所以西部省區(qū)各級政府應在中央進一步加大財政傾斜和轉移支付力度、規(guī)模的同時，還應千方百計地提高人民收入水平，特別是農民的收入，進一步擴大內需。扶持老少邊窮地區(qū)脫貧致富，實施集中連片特殊困難地區(qū)的開發(fā)攻堅工程。

5）要著力解決西部地區(qū)發(fā)展融資難的問題。產(chǎn)業(yè)結構升級需要資金這一輸血工具，從地方政府角度來看，除了少數(shù)資源型地區(qū)外，西部地區(qū)地方政府財力普遍不足，中央轉移支付只夠保證政府的基本運轉，靠財政無法提供工業(yè)園區(qū)建設和推進產(chǎn)業(yè)升級所需的巨額資金。最近幾年，雖然西部省區(qū)政府開始建立融資平臺，通過土地收儲和整合資源來融資發(fā)展，但地方融資平臺貸款需要規(guī)范和加強監(jiān)管，從企業(yè)的角度來看，西部加工工業(yè)領域中小企業(yè)比較多，中小企業(yè)融資難的問題始終存在。另外，全國性商業(yè)銀行在西部的分支機構為規(guī)避風險，普遍攬儲積極而貸款消極，“抽水泵”效應明顯大于“輸血機”作用，有限的金融資源反而流向區(qū)外，這種局面亟待改變。

６）在強調東西部合作時，務必加強“西西合作”。西部各省區(qū)區(qū)域內的差別小，反而有利于開展深入的合作，應打破行政區(qū)域界限和地方保護主義，進一步加大西部重點區(qū)域開發(fā)力度。著力培育經(jīng)濟基礎好、資源環(huán)境承載能力強、發(fā)展?jié)摿Υ蟮闹攸c經(jīng)濟區(qū)，尤其國家近來批準區(qū)域性經(jīng)濟試驗區(qū)，形成西部大開發(fā)戰(zhàn)略新高地，發(fā)展目前在西部地區(qū)成為某種中心城市或者增長級的一些地段，充分發(fā)揮輻射、帶動作用，形成以點帶面、以點連線的點軸模式，促進和帶動西部省區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級和整個區(qū)域的發(fā)展［８］。

參考文獻：

［１］ 武劍，楊愛婷．基于ＥＳＤＡ和ＣＳＤＡ的京津冀區(qū)域經(jīng)濟空間結構實證分析［Ｊ］．中國軟科學，２０１０（３）：１１6－１24.

［２］ 吳玉鳴，陳志建．居民消費水平的空間相關性與地區(qū)收斂分析［Ｊ］．世界經(jīng)濟文匯，２００９（５）：80－93．

［３］ ＡＮＳＥＬＩＮ Ｌ ｅｔ ａｌ． Ａｄｖａｎｃｅｓ ｉｎ Ｓｐａｔｉａｌ Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃｓ： Ｍｅｔｈ－ｏｄｏｌｏｇｙ，Ｔｏｏｌｓ ａｎＡｐｐｌｉｃａｔｉｏｎｓ［Ｍ］．Ｂｅｒｌｉｎ： Ｓｐｒｉｎｇｅｒ，１９９５．

［４］ 高遠東，陳迅．中國省域產(chǎn)業(yè)結構的空間計量經(jīng)濟研究［Ｊ］．系統(tǒng)工程理論與實踐，２０１０，３０（６）：９９3－１００1．

［５］ ＡＮＳＥＬＩＮ Ｌ． Ｓｐａｔｉａｌ Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃｓ ［Ｍ］． Ｂｒｕｔｏｎ Ｃｅｔｅｒ：Ｓｃｈｏｏｌ ｏｆ Ｓｏｃｉａｌ Ｓｃｉｅｎｃｅ，Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ ｏｆ Ｔｅｘａｓ ａｔ Ｄａｌｌｓ，１９９５． ２１－７４．

［６］ 張海峰，白永平，陳瓊，等． 基于ＥＳＤＡ－ＧＩＳ的青海區(qū)域經(jīng)濟差異研究［Ｊ］．干旱區(qū)地理，２００９，３２（３）：４５４－４６１．

［７］ 周業(yè)安，章泉．參數(shù)異質性、經(jīng)濟趨同與中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展［Ｊ］．經(jīng)濟研究，２００８（１）：60－７5．

［８］ 陳秀山，徐瑛．中國區(qū)域差距影響因素的實證研究［Ｊ］．中國社會科學，２００４（５）：１１７－１2９．