區位定向誘導：中國產業結構升級模式研究

殷李松 伯 娜 賈敬全

(淮北師范大學 經濟學院，安徽 淮北 235000)

一、引言與文獻綜述

本質上，產業結構升級是資源優化配置，在我國突出表現為三次產業間勞動力在地區層面上的比例優化，包括兩大方面，一是充分釋放就業轉移的本地效應，即促進第一產業就業人員向本地的非農產業就業轉移，二是最大化就業轉移的正向空間溢出效應，確保地區間能相互促進對方的就業聚集，而不是以部分地區的就業流失，換取另一些地區的就業聚集，因為這會引發一線城市的涌堵、高房價與落后農村勞動力空心化的并存現象。在就業轉移方面，無論是本地效應，還是空間溢出效應，都與區位即地理位置與空間關聯緊密相關。因此，如何以區位為切點，通過合理激勵、誘導勞動力就近聚集，是我國產業結構升級的重大現實課題。

國內外產業結構升級研究成果豐富，主要圍繞調節機制、升級動力、升級誘導等方面展開，各有側重，但又相互關聯，主要如下：

產業結構調節機制方面。朱富強(2017)指出市場激勵與政策激勵是產業結構升級的兩大調節機制。由于西方發達經濟體多是在市場經濟的長期發展過程中，自發完成了產業結構升級，因而國外討論產業結構升級的文獻不常見。Huang et al.(2014)、Kim et al.(2015)認為財政政策與貨幣政策配合，能為中小企業構建安全環境，有助于其發展，能促進產業結構升級。相反，更多學者，如Lin et al.(2013)、Sun et al.(2016)認為市場激勵更有利于資本聚集、產品研發，從而有助于產業結構升級。與西方發達經濟體市場自發激勵下產業結構升級有別，戰后日本通過適時調整產業政策，完成了產業結構升級。對此，宋凌云等(2017)認為：政策激勵也是重要的產業結構升級調節機制，因為它通過資源補充機制和資源重置機制能改變產業間和產業內資源配置。

產業結構升級動力方面。經濟增長理論抓住生產發展的本質，將要素投入、技術進步、人力資本積累等視為內在動力(Lucas，1988；Fritsch，2017)。新古典理論興起時，馬歇爾認為人口、資本、分工等是內在動力(Marshall,1888)，哈羅德則認為儲蓄至關重要(Harrod,1937)，熊彼特強調產業發展的持續動力是技術創新，而不是資本和勞動力(Schumpeter，1947)。20世紀80年代中后期，羅默提出了新經濟增長理論，認為人力資本積累和內生技術進步是產業發展最為重要的兩大因素(Romer，1987)。進入21世紀，庫克認為知識溢出(即勞動力者在生產過程中圍繞現有知識的交流互動)是最為重要的動力(Cooke，2004)。

產業結構升級誘導方面。石奇等(2012)認為在地區經濟嚴重失衡時，需要通過政府支出規模和支出結構變化，去誘導資源在不同產業間積累與重新分配，以促進產業結構升級。嚴成樑等(2016)則構建了包含生產性財政支出和福利性財政支出的產業結構模型，并利用我國1995—2006年2640個地級市數據，通過面板模型的實證發現：非農業部門的福利性財政支出可以擴大非農產品需求，農業部門和非農業部門的生產性財政支出可以提高農業部門與非農業部門生產率，從而促進產業結構升級。

另外，部分文獻從其他角度研究了產業結構升級問題。席艷玲等(2013)采用我國1997—2010年省際面板數據,通過GMM法研究了產業結升級問題，結果顯示：收入變化引起的需求結構變化，以及部門技術進步率不同導致的工資率差異，共同促進了我國產業結構升級。王立國等(2015)通過我國1992—2012年數據，采用VAR模型實證發現：金融發展對產業結構升級具有促進作用。宋麗敏(2017)采用1998—2014年省際數據，通過空間面板模型實證發現：城鎮化對產業結構升級具有促進作用。李楊等(2017)采用2006—2017年省際數據，通過面板模型實證發現：FDI對產業結構升級具有顯著促進作用。于斌斌(2017)采用2003—2012年285個地級市數據,通過空間面板模型實證發現：金融集聚能顯著促進東、中部地區的產業結構升級,但對西部地區的產業結構升級促進作用不明顯。

縱觀上述可知，現有文獻成果的突出啟示意義為：當區域經濟處于嚴重失衡時，需要利用財政政策的定向功能，影響資源在地區產業間的積累與重新分配，以誘導產業結構升級。然而，現有文獻沒有以區位為中心分解就業轉移的本地效應與空間溢出效應，結果面臨三大問題。第一，無法科學評估產業結構升級效應。就業轉移既與本地因素有關，也與外地因素有關，忽視區位，就無法揭示產業結構升級的本地效應與空間溢出效應。第二，會引發政策誤導。忽視區位，就難以規避政策誤導。比如，某地影響資源優化配置的政策主張，雖然使本地勞動力得到了優化聚集，但是卻引發強大的虹吸效應，導致周邊地區出現了勞動力空心化，因而這類政策主張對區域經濟協調發展不利。第三，無法保證財政政策的操作性。財政政策只有既能誘導本地勞動力就近聚集，又能通過溢出效應誘導外地勞動力也就近聚集，才能有效實現區域產業結構協同升級。對此，若忽視區位，財政政策就會欠缺操作性。

鑒于上述三大問題，本文主要貢獻在于：第一，將石奇等(2012)的財政支出定向誘導理念擴展至區位定向誘導理念，并將區位擺在中心位置，以構建區位產業結構模型；第二，推導出產業結構空間杜賓模型，通過實證獲得各影響因素的本地效應與溢出效應，并根據這些因素對產業結構升級的促進或抑制情況，提出具體誘導策略。

二、模型架構、數據來源與模型選擇

(一)模型架構

根據已有研究，模型構建考慮五個方面。第一，針對區域經濟嚴重失衡情況，將三次產業間勞動力在地區層面上的比例優化作為產業結構升級的評價標準。第二，將老齡化、城鎮化、GDP支出項目(消費、投資、政府支出、出口)作為自變量，并用x代表示自變量系列。將老齡化、城鎮化引入模型是因為二者既影響就業供給，又影響產品需求；將消費、投資、出口引入模型，則是由于這些支出項對產品需求有直接影響；將政府支出引入模型，則是因為它既影響產業間的資源積累與分配(石奇 等，2012)，又影響產品需求和部門生產率(嚴成樑 等，2016)。第三，考慮地區產業結構異質，這是因為各地區自然資源的差異會形成具有地方特色的就業。第四，考慮各自變量的空間關聯對就業的影響。第五，將地區異質與自變量之外的全部因素歸為“所有遺漏”，并考慮其對勞動力轉移的影響。這樣，產業結構公式為：

y=α+xβ1+Wxβ2+zθ

(1)

式(1)中，y為產業結構，x為自變量系列(由老齡化、城鎮化、消費、投資、政府支出、出口組成)，xβ1為本地效應、Wxβ2為溢出效應，W為經緯度構成的空間權重矩陣， zθ為“遺漏”效應(其中z為“所有遺漏”因素，θ為“所有遺漏”因素的影響參數)。

顯然，由于所有遺漏因素z不是隨機沖擊，所以式(1)無法直接估計。對此，考慮到z在地區間相互影響，比如C地的科技進步、環境監管等，會影響D地的科技進步、環境監管等，即z有空間依賴，記ρ為空間依賴系數，ν為去除空間依賴后的沖擊，則公式表示為：

z=ρWz+ν

(2)

z=(In-ρW)-1ν

(3)

式(3)是式(2)的轉換過程，將其代入式(1)，則有：

y=α+xβ1+Wxβ2+(In-ρW)-1θν

(4)

對式(4)，所有遺漏因素z在各地相互影響后，還會滲透至x，通過x作用于生產，并影響勞動力聚集。比如城市包容度、消費觀念、環境監管等，在各地相互影響后，會通過城鎮化、消費、投資等發揮其滲透作用，從而對就業聚集產生影響，將其設為線性影響，則有：

(5)

將式(5)代入式(4)，可得：

y=α+xβ1+Wxβ2+(In-ρW)-1(xγ+ε)

(6)

對式(5)、(6)，在處理z的外部性和滲透性后，ε通常為隨機沖擊，若仍有微弱規律，則貝葉斯估計法能處理。至此，對式(6)變形有：

y=ρWy+(In-ρW)α+x(β1+γ)+Wx(-ρβ1-ρWβ2)+ε

(7)

記α0=(In-ρW)α,α1=(β1+γ),α2=-ρβ1-ρWβ2，則式(7)變為：

y=ρWy+α0+xα1+Wxα2+ε

(8)

式(8)是空間杜賓模型，實踐中常采用雙對數形式，基準模型為：

ln y=ρWln y+α0+(ln x)α1+W(ln x)α2+ε

(9)

依據式(9)中的參數顯著性不同，可衍生出回歸模型OLS、空間滯后模型SLX、空間自回歸模型SAR，將這些作為備選模型，對應的數學形式分別為：

ln y=α0+(ln x)α1+ε

(10)

ln y=α0+(ln x)α1+W(ln x)α2+ε

(11)

ln y=ρWln y+α0+(ln x)α1+ε

(12)

(二)模型的空間累積效應

實踐中常用截面數據估計參數，參數表示的是長期均衡(Lesage et al.，2014)，這是因為，對式(9)有：

?ln y/?ln x=(In-ρW)-1(Inα1+Wα2)=(In+ρW+ρ2W2+ρ3W3+…)(Inα1+Wα2)

(13)

記：

Sr(W)=(In+ρW+ρ2W2+ρ3W3+…)(Inα1+Wα2)

(14)

式(14)中，(In+ρW+ρ2W2+…)為長期均衡。Sr(W)存在本地效應(主對角線為各地x對本地產業結構升級的影響)、接收效應(橫行為各地產業結構升級接收到的外地x發射的影響，對角線除外)、發射效應(縱列為各地x對外地產業結構升級發射的影響，對角線除外)，其中接收效應矩陣的行均值或者發射效應矩陣的列均值為溢出效應。

(三)指標說明、估計方法、數據來源

指標說明與估計方法。第一，為體現三次產業間勞動力轉移情況，借鑒賈敬全等(2015)的做法，產業結構用第三產就業人數與第一、二產業就業人數之和的比來衡量。第二，人口指標考慮老齡化與城鎮化，GDP支出項目考慮居民消費、投資、政府支出、出口。其中，政府支出方面，借鑒儲德銀等(2014)的做法，細分為一般公共服務、公共安全、教育、科學技術、文化傳媒、社會保障、醫療衛生、節能環保、住房保障、農林水務等支出項，細分目的在于使區位定向誘導策略具有針對性。第三，所有指標嚴格按統計年鑒定義。估計方法方面：運用MATLAB 2014a估計參數。

研究對象與數據來源。研究對象為中國大陸31個省(市、自治區)；原始數據均來自《中國統計年鑒2015》，數據進行了名義值折算，經緯度來自于國家測繪地理信息局。

(四)模型選擇

對基準/備選模型，運用MATLAB 2014a估計模型參數，結果見表1。需要說明的是，盡管在指標設置時考慮了投資項，但所有模型在估計時均將其排除在外，說明投資對產業結構升級的影響不明顯，所以表1的自變量中沒有投資項。

表1 模型選擇

表1顯示SDM為最合宜模型，理由有以下四點。第一，忽略區位的OLS模型無法揭示產業結構升級模式。因為OLS模型只是揭示了產業結構變遷的23.13%(調整的R2為0.2313)，難以正確評估各自變量對產業結構升級的影響。第二，忽略自變量空間溢出的SAR模型難以揭示產業結構升級模式。SAR考慮了因變量區位，但沒有考慮自變量的空間關聯(溢出)，調整的R2為0.2142，在開放與市場下，各地的自變量相互影響。第三，忽略因變量空間關聯的SLX模型無法揭示產業結構升級模式。第四，考慮因變量與自變量區位(地理位置和空間關聯)的SDM是最優模型，其調整的R2為0.8098，各變量基本上都顯著。

三、結果分析

根據表1中SDM參數按式(13)編程，并用MATLAB 2014a運行程序，獲得產業結構升級的本地效應與溢出效應，再根據區位定向誘導理念確定升級策略。圖1直觀給出了我國產業結構升級的主導因素與制約因素，據此提出產業結構升級的區位定向誘導策略。

(一)產業結構升級的主導因素與制約因素

第一，區位成為制約產業結構升級的首要因素。根據圖1所示，就空間關聯而言，空間溢出效應顯示：農林水務支出、城鎮化、公共安全支出是第1、3、4位的產業結構升級抑制因素(溢出效應為-21.82、-12.73、-7.08，本地效應為-8.06、-4.56、-3.87。若是本地效應，負號表明出現了省內勞動力的跨市、縣流動，若是溢出效應，則表明出現了勞動力跨省流動)，此外，教育、文化傳媒、居民消費支出也制約了產業結構升級(溢出效應-4.61、-3.74、-0.56，本地效應0.40、-0.84、-2.53)。究其根源在于：30多年來，區域經濟差距明顯，很多工業發展相對滯后地區(省或市、縣)的外出務工人數不斷增長，這些地區的農林水務、城鎮化、公共安全支出、教育、文化傳媒、居民消費增加等，只是為本地就業人員外出務工，以及工業發達地區的工業品銷售、資金收匯、信息溝通提供服務，這導致落后地區工業品生產相比發達地區，所處的落后狀況越來越明顯，甚至是絕對生產狀況惡化。由此，這些因素不但沒有促進區域產業結構升級，反而抑制了區域產業結構升級。

圖1我國產業結構升級的主導因素與制約因素

注：(1)本地效應與溢出效應均指省際平均意義上的效應，數值均為各因素對產業結構的彈性系數。(2)正號代表所考慮的自變量能促進第一產業、第二產業就業向第三產業就業轉移。(3)負號情況復雜，反映的是第一、二產業就業人數增長，第三產業就業減少，這與產業經濟學中的三次產業結構演變規律不相符。其現實運行情況是，在區位視角下，第一、二產業就業人數增長(主要是第二產業就業人數增絕對增加，因為第一產業發展，會釋放勞動力，第二產業則是吸納勞動力)，由于工業相對發展存在差異，使得工業發展相對滯后地區(省份或縣、市)在市場競爭中處于劣勢，農業部門釋放的勞動力出現了跨省份或跨縣市流動，這種狀況會持續并不斷循環，最終引發工業滯后嚴重地區(省份或縣、市)的第三產業就業人數不但難以增長，反而會減少。

第二，人口結構主導產業結構變遷，與社會保障支出一起成為產業結構升級瓶頸。兩者是產業結構升級的第2、5位抑制因素(溢出效應為-14.92、-5.52，本地效應為-8.06、-1.19)。人口結構變化通過三條路徑影響產業結構升級：(1)消費-儲蓄-投資-積累路徑。該路徑下老齡化會使儲蓄減少，導致積累不足，影響產業結構升級(肖歡明，2014)。(2)勞動力老化-創新路徑。該路徑認為老齡化意味著勞動力群體平均年齡提高，互動交流出現惰性，組織管理出現僵化，由此引發創新不足，影響產業結構升級(楊道兵 等，2006)。(3)勞動力供給-稅負-產出路徑。老齡化減少勞動力供給，公共財政與家庭都要為養老支付更多成本，這會影響產業結構升級(郭建華，2011)。相比可以通過資源配置予以應對的前述抑制因素，化解這三條路徑上的矛盾并不容易，所以人口結構變化會成為產業結構升級的瓶頸。

第三，醫療衛生、節能環保、住房保障、一般公共服務、出口、科學技術是產業結構升級的主要促進因素。六大因素的本地效應為5.84、3.20、2.18、0.80、1.11、0.40，溢出效應對應為16.74、10.50、6.23、4.37、1.94、0.05。這六個因素與民生改善、對外開放、技術創新息息相關，能激發就業人口的能動性響應，不斷提升健康水平，改善環境與居住條件，便利生活工作，提高開放水平，增強科技進步，這些都有助于就業人口從第一、二產業向第三產業轉移，從而有利于產業結構升級。

(二)產業結構升級策略

按區位定向誘導理念確定產業結構升級策略，具體分為：第一步，確定外生/內生因素類型，原則為財政支出類為外生因素，其他的為內生因素；第二步，確定促進/抑制因素類別，正/負號對應為促進/抑制因素；第三步，確定升級策略，外生因素注重誘導，內生因素注重激勵，充分發揮促進因素作用，積極應對抑制因素。如此，可制定產業結構升級策略(見表2)。

表2 我國產業結構升級的節點策略

注：上表中各因素的效應數字為正時，表明有利于產業結構升級，在括號中標注為促進;若為負號時，則不利于產業結構升級，在括號中標注為抑制。

四、主要結論與政策建議

(一)主要結論

區位是產業結構升級的關鍵，我國產業結構升級應充分釋放就業轉移的本地效應，協同推動就業轉移的空間溢出效應，以誘導勞動力就近聚集。

產業結構變遷取決于資源配置的溢出效應與本地效應。對此應在開放式空間計量建模技術下構建產業結構空間杜賓模型(SDM)，用以研究產業結構升級。

引入區位，產業結構空間杜賓模型的實證表明：區位是產業結構升級的關鍵。區域經濟非平衡發展背景下，農林水務、城鎮化、公共安全支出、教育、文化傳媒、居民消費是產業結構升級的抑制因素。人口結構變化主導產業結構變遷，與社會保障一起構成升級瓶頸。醫療衛生、節能環保、住房保障、一般公共服務、出口、科學技術是產業結構升級的主要促進因素。

(二)政策建議

包容發展以促進產業結構升級。針對人口結構主導產業結構變遷，應通過包容發展去促進產業結構升級。對此應做到：第一，建立以信任為基礎的勞動力管理模式，老齡化下，勞動力群體的中位年齡會提高，要轉變以年齡、身份、排名為基礎進行分層分級的勞動力管理模式，使其向以信任為基礎的勞動力管理模式轉變；第二，促進勞動密集型產業向知識密集型產業轉變；第三，均衡發展教育，不提倡對大學進行排名，推動學科特色發展，鼓勵終身學習，為各地區經濟持續發展提供優質的人力資源；第四，采取彈性退休機制，并培育銀發就業市場。

區域經濟均衡發展以促進產業結構升級。新常態下的產業結構升級，決策與研究重點要關注就業轉移的溢出效應，以誘導化解區位矛盾，確保地區間能相互促進對方的就業聚集，而不是以部分地區的就業流失，換取另一些地區的就業聚集。對此做到：第一，建設高效公共服務體系，密切地區經濟聯系；第二，引導居民購置落后地區生產的工業品，并對落后地區的工業品生產提供財稅優惠；第三，通過財政支出政策，定向誘導資源向落后地位配置。

圍繞產業結構升級的六大促進因素，通過改善民生，提高開放水平，提升創新能力，促進產業結構升級。對此做到：第一，完善統一的城鄉居民基本醫療保險制度和大病保險制度，建立全國統一的社保公共服務平臺；第二，積極穩妥推進資源性產品價格改革，完善有利于節能減排的財稅政策，不斷改善環境條件；第三，形成市場化住房與保障性住房協調發展的住房供給體系，采取多種手段增加保障性住房供給；第四，實施服務型政府機構改革，以提升公共服務質量；第五，鼓勵有實力、信譽好的企業走出去，打造中國品牌，推動并建成經貿強國；第六，重視和加強科技人才隊伍建設，構建公共科技服務平臺，促進科技成果向現實生產力轉化。