中國區域發展不平衡時空演進特征及影響效應分析
——基于產業結構轉型升級的視角

徐生霞 劉 強 陸小莉

(首都經濟貿易大學 統計學院，北京 100070)

一、引言及相關文獻評述

中共十九大報告中指出，中國經濟的發展進入了新常態，社會的主要矛盾已經發生了轉變，社會生產力水平總體上得到顯著提高，但不平衡不充分發展問題依然突出。在新常態下，中國經濟要實現高質量發展，必須順利完成增長驅動力的轉換，積極推動區域之間的協調發展，這本質就是一個結構轉換過程，即不同的經濟發展階段對應不同的產業結構，要想實現區域經濟綜合實力的提升，離不開區域內部產業結構調整的推動，并依賴于區域之間產業的經濟聯系與合作。中國幅員遼闊，區域發展不平衡問題從過去到現在一直存在，這就決定了轉變經濟發展方式在不同的領域各有側重，產業結構優化升級的方向各有不同。產業結構轉型升級的動態變遷既反映了一個區域經濟發展的演變過程，又為新階段經濟發展質量的提升提供了新的發展思路，在推動區域協調發展進程中扮演著不可忽視的角色。但遺憾的是，學界對區域發展不平衡與產業結構轉型升級之間的作用關系這一問題探討并不多。

現有文獻主要從兩個方面對二者關系進行間接探究：其一，地區經濟增長與產業結構關系研究方面，即圍繞產業結構的演變過程與地區經濟發展趨勢(干春暉 等，2011；Drucker et al.,2012)、產業結構變遷與地區政策引導關系(Becker et al.,2008;劉強 等，2020)、具體地區產業結構轉型升級效率測度中的經濟貢獻(Holcombe,2013;沈瓊 等,2019)等進行。得出如下結論：第一，地區經濟增長與產業結構具有很強的正向關聯性，即經濟的快速增長與產業結構的加速調整是齊頭并進的；第二，合適的區域產業政策是調整產業結構的基石，地區政策在產業轉型升級中具有重要的引導作用；第三，產業結構轉型升級效率呈現出區域差異，與各地區產業發展環境息息相關。雖然上述文獻為區域經濟增長與產業結構關系的研究提供了基礎條件，但在地區要素稟賦效率提升、經濟高質有效發展和產業分工協作合理等多要求融合發展的情境下，對產業結構轉型升級與區域發展不平衡影響關系的研究相對較少。

其二，產業結構聯動發展與區域經濟發展不平衡關系的研究方面，主要以產業結構的區域差異性分析為導向，從產業結構的內部依存關系入手，通過交換關系將產業結構聯動以專業化分工的形式體現出來，得出區域內經濟發展不平衡程度明顯縮減的結論(Long et al.,2013)；進一步地，考慮區域產業分工體系形成機制的特點，通過構建區域間、產業間及跨區域產業結構的聯動模型，得出區域經濟發展不平衡程度緩減與產業分工合理化之間具有顯著關聯性的結論(Azapagic,2004;王德利 等,2010)。上述文獻創造性地對產業經濟聯系與合作、產業分工與區域經濟發展不平衡之間的關系進行了量化分析，但在追求區域經濟、創新、生態和公共服務等綜合發展的視角下，產業結構轉型升級對區域發展不平衡影響效應的研究仍存有空缺。此外，上述文獻關于區域發展不平衡和產業結構關系的刻畫均以指標間的單一線性假定為前提，忽略了變量間錯綜復雜關系，而這種復雜關系在實際研究中往往存在。本文基于Gumbel Copula連接函數的非線性理論，對指標間的復雜關系進行了量化分析，并從產業結構合理化與高級化兩個維度，對產業結構轉型升級影響區域發展不平衡的效應進行了分析。

近年來，也有一些文獻涉及某個具體產業結構的轉型升級與區域經濟發展趨勢關系的研究，包括金融與以產業結構變動為特征經濟增長之間因果關系的梳理(蔡紅艷 等,2004；宋維佳 等，2012)以及環境約束、資源差異與區域產業結構轉型關系的研究(Kheder et al.，2012；Cai et al.，2016；李虹 等,2018)；還有一些考慮地理特征的產業結構轉型升級影響因素的探討(焦勇，2015；許匯文 等，2019)。但上述研究均未涉及對以下兩個方面的探討，未能系統地揭示產業結構轉型升級對區域發展不平衡的影響效應：第一，產業結構轉型升級對區域發展不平衡的作用效應以直接總效應分析為主，忽略了對時間與空間維度相結合的分解效應探究；第二，綜合考慮產業經濟因素與地理發展因素相結合的區域發展不平衡問題的研究相對缺乏。

從可查閱的文獻看，對區域發展不平衡與產業結構轉型升級之間關系的研究有以下幾點不足：第一，研究視角上，大多以經濟增長與產業結構變遷關系為主，而不同區域產業結構和經濟發展水平往往存在明顯差異，從而忽略了產業結構轉型升級視角下區域發展不平衡影響效應的研究；第二，研究內容上，以產業結構合理化與高級化兩個維度作為產業結構轉型升級效果測度的研究成果有不少，但基于這兩個維度對產業結構轉型升級與區域發展不平衡影響關系的討論相對較少；第三，研究方法上，現有研究多以線性因果關系的面板分析為主，忽略了產業結構轉型升級與區域發展不平衡之間非線性影響效應的存在，也忽略了對二者之間空間輻射效應的考察。

本文主要的工作和貢獻主要集中在以下兩個方面：首先，抓住區域發展不平衡的系統特征，將產業結構轉型升級這一動態優化的、包含多重功能總體的演變特征納入區域發展不平衡的研究框架中，從產業結構合理化和高級化兩個維度對區域發展不平衡的作用效應進行了梳理；其次，充分考慮區域發展與產業結構轉型升級的地區依賴性與空間異質性，分別從產業結構變遷的時間階段性、區域發展不平衡的等級分類、產業結構轉型升級與區域發展不平衡的非線性與空間輻射性等特征出發，構建了半參數面板模型、有序Logit響應模型以及空間面板SARAR模型。因而，本文試圖從研究視角、內容與方法有機統一的框架中分析產業結構轉型升級對區域發展不平衡的影響效應，以進一步探究實現區域協調發展的有效途徑。

二、影響關系與模型設計

(一)影響關系探究

1.核心經濟變量的測度

在現有文獻對區域發展不平衡內容進行研究綜述的基礎上(周玲 等，2020)，本文提出兩視角區域發展不平衡的測度體系，分別從經濟發展和綜合發展兩個視角對區域發展不平衡程度進行測度。其中，在經濟發展的不平衡方面用各地區人均GDP在全國人均GDP占比的絕對離差來刻畫區域經濟發展的不平衡程度，即相對變異程度(drv)：

(1)

依據配第-克拉克定理對產業結構的表述，綜合現有文獻關于經濟體產業結構的動態調整與轉型升級所包含的產業結構合理化(res)與產業結構高級化(adv)兩個維度的描述(干春暉 等，2011)，本文使用考慮產業分布均衡特征的合理化與產業優化提升程度的高級化對產業結構轉型升級進行綜合表征。其中，產業結構合理化借鑒劉和旺等(2019)、李虹等(2018)的辦法，用Theil指數進行計算：

(2)

式(2)中，i=1,2,…,n表示第個地區(省市區)，j=1,2,3代表第j個產業，t=1,2,…,T代表第t年，resit表示i地區在t年的產業結構合理化程度，yijt為第i個地區第t年在第j個產業的產值，Yit表示第i個地區第t年的總產值，lijt為第i個地區第t年在第j個產業的從業人員數，Lit是第i個地區第t年的總從業人員數。

產業結構高級化借鑒李虹等(2018)、焦勇(2015)的辦法，用各地區第三產業產值與第二產業產值的占比表示，即advit=yi3t/yi2t,其中，yi3t為i地區第三產業在t年的產值，yi2t為i地區第二產業在t年的產值。

2.產業結構轉型升級與區域發展不平衡的關系

從既有研究結果看：一方面，倒“U型”變動趨勢的區域經濟增長是中國區域經濟發展不平衡呈現“梯度型”波動的理論基礎；另一方面，二戰后美國產業結構從“一、三、二”到“三、二、一”的變遷過程，是對中國產業結構轉型升級所呈現出的非線性、階段性波動變化勢態的映射(張輝 等，2013；李鋼 等，2019)。

從剔除隨機影響效應的產業結構合理化、高級化與區域經濟發展不平衡的HP濾波(1)Hodrick-Prescott Filter(簡記HP濾波)將1992年至2018年間產業轉型升級的表征指標合理化(res)和高級化(adv)進行趨勢項與隨機項的分解，旨在進一步深入了解1992年以來中國省際城市產業轉型升級的結構變遷。數據呈現結果看(見表1)：合理化經歷了“先增大-后減小”的變化趨勢，反映了中國產業結構分布從不均衡逐漸向均衡調整的動態變化過程；高級化表現為“先增大-后減少-再增大”的“波浪型”變動趨勢，表明中國產業結構在技術推動下主導產業表現為第三產業與第二產業的交替變動過程。綜合來看，產業結構合理化與高級化與區域發展不平衡在時間上的演進特征具有相似性，從而為產業結構轉型升級與區域發展不平衡之間直接關系的研究提供了現實基礎。

表1 中國1992—2018年產業結構轉型升級與區域發展不平衡的比較分析

具體而言，1992年為中國正式實施轉型改革的起點，“九五”計劃時期以前，中國的經濟發展主要依靠資源驅動、外延式擴張的粗放經濟增長，“九五”計劃期間產業轉型升級政策主要以“普適型”為主，雖然“十五”計劃時期，經濟結構矛盾問題日益突出，產業結構調整和升級已經被擺在了突出的位置，但是這十年之間產業結構轉型升級對區域發展不平衡的減緩作用還未凸顯；“十一五”規劃期間是加快推進產業結構調整和優化升級的重要時期，配套的區域產業政策發展以“專一型”逐漸體現，相應的區域發展不平衡程度開始呈現下降趨勢；“十二五”規劃時期，隨著全面構建現代產業體系的推進，區域發展的不平衡、不充分問題的解決取得了一定的突破，而在此期間高級化水平從0.455跳躍式下降至0.364，為區域發展不平衡的回升提供了基礎解釋；以2015年為分界點的“十三五”規劃前期，產業結構不斷從第二產業調整至第三產業，且隨著第三產業產值的增大，產業結構合理化與高級化水平不斷提升，同時區域發展不平衡水平有所減少。換言之，產業結構轉型升級有效地抑制了區域發展的不平衡程度。

(二)計量模型設計

在前文影響關系的分析中，得出區域發展不平衡程度與產業結構轉型升級存在階段性特征的結論。針對1992年和2013年兩個產業結構轉型升級的關鍵節點(2)1992年中國改革轉型后正式實施轉型升級體制改革；2013年中共十八屆三中全會中提出產業轉型升級。，從1992—2018年和2010—2018年兩個階段的標志性特征入手進行計量模型的設計。先針對區域發展不平衡所呈現的倒“U型”趨勢與閾值效應(徐生霞 等，2019a)，綜合考慮產業結構轉型升級效果的非線性變遷軌跡，本文提出用既允許解釋變量對被解釋變量的作用隨著不同地區的不同而不同，又允許解釋變量對被解釋變量的非線性作用的半參數模型，進而對產業結構轉型升級與區域發展不平衡的影響關系進行量化分析(3)針對模型中解釋變量與被解釋變量之間可能存在的雙向因果與內生性問題，分別利用格蘭杰因果關系和工具變量法(解釋變量滯后一期作為工具變量)進行了檢驗，結果顯示，雙向因果與內生性問題并不存在。：

(3)

式(3)中，i=1,2,…,n代表地區個數，t=1,2,…,T代表樣本年份，drvit為區域經濟發展不平衡程度，α0是截距項，Z是除核心解釋變量之外的所有解釋變量的矩陣向量，β為相應的待估參數，f(xit)是解釋變量xit的光滑函數，本文分別用產業結構的合理化(resit)和產業結構的高級化(advit)來表征，用以反映產業結構轉型升級對區域發展不平衡的非線性作用，實際估計中，f(xit)用光滑樣條估計，用限制性極大似然方法(REML)求解,εit是隨機擾動項。

縮小區域發展不平衡的過程是波動起伏的，其連續性和穩定性不足，呈現出一定的“梯度效應”。針對區域發展不平衡的程度等級分類特點，本文構建有序Logit響應模型探討產業結構轉型升級對區域發展不平衡的影響效應：

(4)

式(4)中，i=1,2,…,n為樣本量，irsdi是區域綜合發展不平衡程度，具體參見徐生霞等(2019b)的研究設定，j=1,2,…,k代表irsdi的分類個數，X為解釋變量的矩陣向量，βl(l=1,2,…，h)為待估計參數，進一步簡記為：

(5)

其中，γ1,γ2,…,γk-1稱作閾值，為區域綜合發展不平衡程度等級劃分的區間分界點。區域發展不平衡等級為j的概率為：

(6)

最后，針對區域經濟增長差異所存在的“連鎖效應”(4)“連鎖效應”是指經濟相對發達地區的效應傳遞增加快，并足以帶動經濟相對落后地區的經濟增長，使區域之間的差距逐漸變小。，提出將“位置”因素納入模型設計中，構建了分別考慮地理距離和經濟距離的空間面板模型，旨在進一步探析產業結構轉型升級對區域發展不平衡的空間輻射效應：

(7)

式(7)中，irsdit代表第i個地區第t年的區域綜合發展不平衡程度;α為截距項;λ為待估參數,表示區域發展不平衡程度的空間傳導效應;Z為其它解釋變量的矩陣向量;β為變量對應的待估參數;uit為服從一般高斯假定的隨機擾動項;W為空間權重矩陣。

W的計算包括地理距離和經濟距離兩個層面。第一個層面為基于鄰接關系測度的地理距離權重Wg，即Wg={wij,i≠j=1,2,…,n}，當第i個地區與第j個地區相鄰時，wij=1，否則wij=0。特別地，當i=j時，wij=0。第二個層面為基于經濟發展依賴性考慮的經濟距離權重We，本文提出用Copula連接函數下刻畫的各地區經濟發展水平之間非線性關系系數矩陣來表征，即We={ncij,i≠j=1,2,…,n}，ncij為第i個地區與第j個地區的人均GDP的非線性相關系數的絕對值，由Gumbel Copula函數給出的Kendall秩相關系數計算，即：

(8)

三、實證結果分析

(一)數據來源與指標設置

本文的基礎數據主要來自1992—2018年《中國統計年鑒》，三次產業就業人數來自中國31個省份(不含港澳臺)各地區統計年鑒，生態能源指標來自《中國環境統計年鑒》，在實際GDP折算時涉及的GDP平減指數來自《世界銀行》，相關變量的數據描述見表2。

表2 相關變量的基本統計描述

被解釋變量為區域發展不平衡(IRD)，包含區域經濟發展不平衡程度(drv)和區域綜合發展不平衡程度(irsd)兩個方面，實例分析中，分別用來1992—2018年和2010—2018年兩個不同研究階段區域發展不平衡程度的刻畫指標；核心解釋變量為產業結構轉型升級(TUI)，包含合理化(res)和高級化(adv)兩個維度，實例分析中，分別作為反映產業結構轉型升級效果兩個不同的方面。

其它解釋變量的選擇旨在從不同領域、不同規模、不同強度的視角出發，以深入探析造成區域發展不平衡的主要原因，具體設置如下所述。一是技術水平(tech)，反映的是技術進步與科技發展水平的綜合能力，本文選用技術市場成交份額這一樣本期間逐年增長相對穩定、綜合反映科技市場現狀的指標進行表征。二是教育水平(edu)，一般是指一個國家或地區居民受教育程度，現有文獻關于該指標的刻畫主要從基于微觀數據庫的平均受教育年限(楊克文 等，2018)和基于宏觀數據庫的高等教育人數(劉強 等，2019)兩個方面展開，本文選擇每萬人中在校高中生人數這一在宏觀數據庫可查找、動態數據可獲得、樣本期間變化幅度較小的指標作為表征。

三是城鎮化水平(urb)，這是反映一個國家或地區生產力發展、科技進步、產業結構的多方協調發展的重要標志，一般用城鎮化率來表征；中國城鎮化率從2010年的49.95%上升至2018年的59.58%，逐年的變化幅度較為平穩，所以選擇城鎮人口與總人口比重的城鎮化率作為本文的控制變量之一。四是資源分布(sou)，這是一個國家或地區發展的基礎，中國是一個幅員遼闊的國家，各地資源分布不均衡現象較為普遍，而水資源是人們賴以生存的必然因素，近年來在各地的分布逐漸趨向平衡，故本文選擇離散程度較小的人均水源量作為資源分布的表征指標。五是基礎設施(inst)，這是保證一個國家或者地區社會經濟活動正常運行的公共服務系統，是社會活動存在與發展的物質基礎，其表征指標包含交通、有電、水電等多個方面，本文選擇每萬人擁有公共廁所數這一離散系數小的指標對基礎設施進行表征。六是經濟發展水平(gdp)，這是從不同時期、不同規模來反映經濟發展“量”與“質”綜合現狀的核心指標，也是社會經濟現象分析中各種指標計算的基礎，遵循經濟發展刻畫的一般規律，本文選擇人均地區生產總值指標(基于經濟規模的測量)對經濟發展水平進行表征。

(二)產業結構轉型升級對區域發展不平衡的影響效應分析

1.產業轉型升級對區域發展不平衡的經濟影響效應分析

在構建半參數面板模型之前，先對產業結構合理化和高級化影響區域經濟發展不平衡的效應是否存在非線性進行檢驗。由于數據量過大，在圖1中僅展示1992—2018年部分地區數據圖形(以北京為例)，從而給出了產業結構轉型升級與區域經濟發展不平衡之間波動起伏的非線性變動關系，初步斷定構建半參數模型具有一定的合理性。

圖1 產業結構轉型升級對區域經濟發展不平衡影響效應

在此基礎上，將技術水平(tech)和教育水平(edu)作為控制變量引入式(3)，對模型進行估計。為了對估計結果作進一步的對比分析，在半參數模型估計之前，依據同樣的變量設置將參數面板模型進行了對應的估計，結果見表3。普通的參數線性面板回歸模型估計結果由表3的模型1—3反映，其中，產業結構合理化在模型1和模型3中均表現為負向作用系數，即隨著產業結構合理化程度的不斷增大，區域發展不平衡的相對變異程度趨于減小，但是這種效應會受到產業結構高級化的制約，而合理化系數的絕對水平在模型1的基礎上減少了0.02(模型3)；產業結構高級化在模型2和模型3中表現出正向影響效應，即產業結構高級化水平的提升會加劇區域發展的不平衡程度，這顯然與一般經濟意義不相符。此外，模型1至模型3的擬合優度χ2取值和廣義交叉GCV取值相對較大，因而參數面板模型對本文研究數據的擬合效果與解釋能力較差。

表3 1992—2018年產業轉型升級對區域經濟發展不平衡的沖擊效應

基于樣條函數估計的以產業結構合理化、高級化為核心變量的半參數面板結果在模型4—6中進行了展示。其中，控制變量對區域經濟發展不平衡的影響較為穩定，表現為技術水平對IRD的正向影響效應顯著，作用強度從0.16下降至0.013，教育水平對IRD的抑制作用有所回落。需要強調的是：一方面，雖然技術水平對IRD的推動效應主觀上不符合經濟發展的一般認知，但其增長與產業結構合理化、高級化密不可分，而合理化和高級化對其作用系數的減緩有至關重要的作用；另一方面，教育水平的提升對區域發展不平衡的抑制效應十分顯著，但教育水平的提升存在一定程度的滯后效應，其作用系數在TUI的沖擊下有明顯的減緩。總體上而言，模型6將合理化和高級化同時作為TUI的表征變量，基于GCV得分和模型擬合優度取值，模型6的估計結果相對最優。

如圖2所示，虛線部分為估計曲線的置信上、下限。左圖給出了產業結構合理化與區域經濟發展不平衡的非參數擬合曲線，這表明隨著產業結構合理化的增大，區域發展不平衡總體上呈現出先減小后增大的趨勢，但是其變化起伏較為復雜，第一個谷底出現在8%左右，然后開始上升到第一個波峰10%開始下降，隨后一直處于波動變化的情況，直至最后一個谷底出現在31%，即不同的產業結構合理化程度對區域經濟發展不平衡的影響效應呈現出“波動式”的階段特性或者非線性的門檻效應。右圖中，產業結構高級化對區域經濟發展不平衡程度的作用關系較為復雜，總體上表現為波動減少的勢態，尤其是在第三個波峰至第三個谷底的非線性作用強度開始減緩，而高級化水平在2.8至3.6之間波動；進一步分析發現，第三產業產值維持在第二產業產值的2.8到3.6倍之間是有效抑制區域經濟發展不平衡程度的相對最優選擇。隨著第三產業產值比重的持續提升，這種抑制作用不斷減弱，反而成為正向促進區域經濟發展不平衡的一個助推力，從而不利于區域經濟一體化的高質量發展。

圖2 產業結構轉型升級對區域發展不平衡的非線性沖擊效應

總體而言，產業結構轉型升級對區域發展不平衡的作用效應受到了產業結構合理化與高級化的共同影響，并且這種影響存在一個相對最優的作用范圍，進一步探究這個范圍的臨界值是產業結構轉型升級的關鍵。從經濟方面來看，產業結構高級化是第三產業產值與第二產業產值的比重，反映的是產業轉型升級的水平，合理化是三次產業產值分布均衡情況的度量，而二者對區域發展不平衡的直接效應均不可忽略，所以在區域經濟政策的制定中，既要重視高端技術產業的作用(如信息傳輸、計算機服務和軟件業)，又要重視區域內第二產業的綜合發展(如傳統制造業)，因而產業結構轉型升級既注重高級化又調控產業的合理化發展，從而縮小區域經濟發展的不平衡程度。

2.產業結構轉型升級對區域發展不平衡的綜合影響效應分析

關于產業結構轉型升級對區域發展不平衡問題的研究，涉及的內容較為復雜多樣，覆蓋范圍也較為寬廣，這是區域經濟發展研究必不可少的子課題之一，同時也涉及“區域性”特征的地理概念。本文圍繞上述特性，在控制其他影響變量的前提下，從考慮空間效應和不考慮空間效應兩個方面對產業結構轉型升級與區域發展不平衡的綜合影響效應進行分析。

(1)不考慮空間效應的有序Logit響應模型估計結果分析

在構建有序Logit響應模型之前，需要對區域發展不平衡的綜合指數irsd進行離散化有序分類處理，基本解決思路是：首先，將2010—2018年irsd取值按照地區進行K-means聚類，其中，聚類中心為三個；其次，將31個省份按照新三大地帶(6)新三大地帶的劃分可以反映出中國城鎮和人口的基本分布態勢、區域經濟空間的變化狀態，也可作為進一步劃分綜合經濟區的基礎。的劃分結果與聚類結果進行匹配比較分析，選出不同分類中重復出現的省份；最后，將三類中均未出現的劃分為一個類別，并為四個類別進行賦值。如表4所示，將31個省份按照區域發展不平衡程度劃分為四個等級：第Ⅰ類(irsd取1)，是區域發展不平衡程度相對最低的省份，即北京、天津、遼寧、山東、上海、江蘇、浙江、福建、廣東等九個省份；第Ⅱ類(irsd取2)，是區域發展不平衡程度較低的省份，即安徽、重慶、湖北、湖南、江西、陜西、寧夏、山西、河南、廣西等十個省份；第Ⅲ類(irsd取3)，是區域發展不平衡程度較高的省份，來自聚類結果與新三代地帶不匹配的省份，即黑龍江、吉林、河北、海南、四川、甘肅、云南、貴州、內蒙古、新疆、青海等十一個省份；第Ⅳ類(irsd取4)是區域發展不平衡程度最高的省份。

表4 區域綜合發展不平衡的等級分類結果展示

各類概率轉移結果顯示，落入第Ⅰ類概率最高的省份為北京、江蘇、山東和廣東，而這四個省份作為中國經濟與外貿的大省，擔負著全國產業轉型升級“領頭羊”的角色，并逐漸形成以各自為中心的產業集群，不僅加快了產業轉型升級的步伐，提高了各地經濟增長質量，也為各產業集群內區域發展不平衡程度的縮少提供了保障。落入第Ⅱ類概率較高的為吉林、廣西、四川、寧夏等四地，而吉林和四川則以較大的概率轉移至第Ⅱ類。究其原因，2015年之前吉林的比較優勢產業大多集中在低技術產業，四川產業發展的初級化與低端化阻礙了產業轉型升級的進一步實施，而近兩年來，隨著戰略新興產業與“互聯網+”組成的“高技術-高聯通”產業鏈的推進，產業轉型升級取得了重大的突破，并有效提升了區域的協調發展水平。以較大概率落入第Ⅲ類的是山西、貴州、甘肅和青海，而山西以一定的概率轉移至第Ⅲ類，這與近年來“山西經濟增長率的下降、產業結構合理化水平的降低”密切相關。然而，西藏以絕對大的概率(接近于1)落入第Ⅳ類，而其它30個省份也以絕對小的概率(接近于0)出現在該分類。

表5中的模型1—3給出了有序Logit響應模型根據式(6)進行參數估計的結果。將產業結構合理化作為產業轉型升級的表征變量時(模型1)，其對區域發展不平衡的綜合抑制效應依然顯著，并且隨著城鎮化進程的不斷推進，教育水平與經濟水平的不斷提高，這種抑制效應變得更強，表明產業結構合理化水平的顯著提升是有效抑制區域發展不平衡的主要動力。將產業結構高級化作為核心解釋變量時(模型2)，其對區域發展不平衡的綜合影響效應表現出微弱的正向性，但是這種正向效應隨著技術水平的不斷提升會變得更弱。換言之：一方面，產業結構高級化的推進離不開技術水平的提升；另一方面，區域發展不平衡的顯著縮少需要以技術為主導的產業結構高級化水平大幅提升作為支撐。將產業結構合理化與高級化同時作為核心解釋變量時(模型3)，合理化對區域發展不平衡的負向效應增大的同時，高級化對區域發展不平衡的正向作用系數也明顯增大，表明產業結構轉型升級對區域發展不平衡的沖擊效應受到了合理化與高級化的共同作用。換言之，在中國省域發展不平衡程度的等級分類中，將合理化與高級化的影響效應一起納入考察才是關鍵。

表5 2010—2018年產業結構轉型升級對區域發展不平衡的綜合影響效應

圖3中存在前三類區域發展不平衡程度等級中具有代表性的省份(北京、安徽、黑龍江)在四種不同區域發展不平衡程度分類下的概率分布情況，進而從縱向比較的角度進一步對各區域發展不平衡的等級分類進行分析。北京以絕對大的概率(接近于1)落入到第Ⅰ類，且這種結果在時間上具有穩定性，同時，落入Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ類的概率幾乎為0，并未發現增漲趨勢，這表明，隨著時間的推移，第Ⅰ類地區發展不平衡程度在樣本期內處于持續最低的水平，并且該類別中城市的區域發展不平衡程度擴大的可能性很小。安徽在不同的年份所表現出的區域發展不平衡程度取值波動趨勢較大，在2015年之前以近于0.6的概率落入第Ⅱ類，在2016年以近于0.8的概率轉移至第Ⅲ類，但2018年又以0.6的概率落入第Ⅰ類的同時，也有近0.4的概率落入第Ⅱ類，表明該區域發展的不平衡程度在近兩年波動較大，與2016年以來該地區經濟質量提升、產業轉型升級不斷深化有關。黑龍江自2010年以來幾乎以線性下降，但領先其它三類的概率落入第Ⅲ類，2016年以后轉移至第Ⅰ類，且這種轉移相對較為穩定，可以認為該區域發展不平衡水平得到了有效的降低，這與“十二五”規劃期間該省全體工業結構“總體調優、調輕”的轉型升級理念相關，這為區域發展不平衡程度進一步由高向低轉移提供了基礎條件。此外，樣本期間，除在西藏之外的地區落入第Ⅳ類的概率均為0，表明西藏地區的發展不平衡程度相對最大，需要政策的進一步支持與產業鏈的帶動協調。

圖3 區域發展不平衡程度隨時間的變化趨勢與概率分布

綜合來看，出現這種區域經濟分類變動的主要原因有兩個：一是該地區經濟發展與綜合實力顯著提升或明顯放緩，例如四川和山西；二是這些地區的發展受到相鄰省份的地理輻射作用較強，例如城市群建設。基于此，下文中將考慮空間效應的面板數據SARAR模型納入分析框架，以進一步挖掘產業結構轉型升級對區域發展不平衡的影響效應。

(2)考慮空間效應的SARAR模型估計結果分析

在進行空間面板模型估計之前，需要利用Moran’s I 指數對ird以及影響irsd取值因素的空間相關性進行檢驗，全局Moran’s I 指數計算如下：

(9)

空間面板數據模型基于式(7)的估計結果如表5的模型4、模型5所示(8)表5中，為了與有序Logit響應模型的結果放入同一個表中，模型4和模型5的結果展示中未將截距項進行了展示，其值分別為1.55和1.71，且均通過了5%顯著性水平的檢驗；另外，由于經濟發展水平作為權重測算的基準，所以兩個模型的估計中，為避免重復性，未對該項進行估計。。一方面，依據鄰接關系的地理加權估計結果在模型4中進行了展示，產業結構合理化與高級化對區域發展不平衡的作用系數均呈現出正向影響關系，而城鎮化率與基礎設施以負向系數對區域發展不平衡程度的增大起到有效的抑制作用；另一方面，依據經濟發展水平的經濟加權估計結果在模型5中進行展示，產業結構合理化與高級化對區域發展不平衡的作用系數雖然依然為正值，但是其作用強度顯著減小，尤其是合理化從0.022下降至0.012，同時城鎮化率與基礎設施對區域發展不平衡的抑制效應并未減緩。此外，就模型設定的空間效應檢驗結果來看，模型4與模型5中代表空間效應的參數取值分別為0.872和0.864，且均通過了顯著性檢驗，可以認為區域發展不平衡程度存在空間上的傳遞效應，即模型設置合理。

綜合來看，縮小區域發展不平衡是一個漫長的過程，這個過程的推進需要從“綜合性”與“區域性”兩個大的方面共同進行，而產業結構轉型升級對區域發展不平衡影響效應的研究是這個過程中必不可少的部分。上述基于二者之間非線性、階梯型、空間輻射性與差異性考慮的模型設定結果表明，雖然產業結構轉型升級對區域發展不平衡的作用效應似乎并不符合經濟發展的一般假設，但是進一步分析出現這種關系的原因發現，產業結構轉型升級的效果在一定程度上顯現出滯后性，并且受到產業結構高級化與合理化均衡程度共同作用的約束。目前，中國正處于增長驅動力的轉換、產業結構轉型升級與實現經濟高質量發展的關鍵階段，產業結構轉型升級對區域發展差距縮小的作用并不十分顯著，但這種作用效應會隨著產業結構轉型升級的進一步推進，通過與其它政策環境的配合而逐步顯現。

四、主要結論與評論

以產業結構合理化、高級化兩個維度表征產業結構轉型升級效果為基礎，根據產業結構轉型升級與區域發展不平衡關系所呈現的非線性、階段性和空間輻射性特征，本文以1992—2018年中國省域非平衡面板數據為實證依據，通過半參數面板、有序Logit和空間SARAR模型對產業結構轉型升級與區域發展不平衡的影響效應進行了研究，得出結論如下：

第一，產業結構轉型升級對區域發展不平衡存在負向抑制作用，且技術進步、教育水平的提升會進一步放大這種影響效應。產業結構合理化水平的持續升級，是引起主導產業不斷更替、科技不斷創新的關鍵動力，也是縮小區域發展不平衡的主要影響因素。這表明，隨著產業結構合理化與高級化水平不斷提升，產業結構轉型升級步伐不斷推進，區域發展不平衡程度可得到有效縮小。

第二，產業結構轉型升級對區域經濟發展不平衡的負向作用表現出明顯的非線性特征，這種非線性效應總體上表現為“波浪式”態勢，并與不同發展時期的產業政策密切相關。具體而言，產業結構合理化與高級化對區域經濟發展不平衡的作用效應呈現出顯著的階段性、異質性特征：2010年之前，產業結構合理化與高級化對區域經濟發展的作用路徑幾乎一致，均表現為“先加劇后減緩”的趨勢；2011年至2015年之間，產業結構高級化水平趨于平穩，而合理化的不斷推進成為調節區域發展不平衡的重要抓手；2016年之后，合理化趨勢逐漸放緩，而高級化水平不斷提升成為縮小區域差距的關鍵動力。

第三，有序Logit響應模型的估計結果顯示，2010—2018年間，產業結構轉型升級水平相對較低的遠西部地區的區域發展不平衡程度最高，中西部地區次之，東部沿海地區最低。雖然城鎮化水平、教育水平與技術水平的不斷提升也可一定程度上減緩區域發展不平衡程度，但是它們的提升離不開產業結構轉型升級的帶動影響；此外，產業結構轉型升級對新三大地區區域發展不平衡程度的調節作用在時間上具有較強的穩定性。

第四，空間面板數據模型的估計結果顯示，產業結構轉型升級對區域發展不平衡的影響效應在“經濟距離”與“地理距離”上均呈現出很強的空間輻射性和異質性。產業結構合理化與高級化基于經濟距離設定的權重矩陣的輻射強度高于基于位置鄰接距離，因而，地理位置并不是產業結構轉型升級效果縮小區域發展不平衡的主要因素。

綜上，產業結構轉型升級能夠促進資源的優化配置，有利于勞動生產率的提高，雖然不同地區轉變經濟發展的方式各有側重，產業結構優化升級的方向各有不同，但是產業結構轉型升級會引起區域整體主導產業的不斷更替，從而推動科技創新與進步，進而帶動相關產業發展，促進經濟質量的不斷提升，為區域發展不平衡問題的研究提供新思路。