中國產業結構轉型升級的速度測度、時空演變與影響因素

茍利民

（中國社會科學院大學商學院，北京 102401）

引 言

產業結構指的是國民經濟中各產業之間生產、技術、經濟聯系以及彼此之間的數量比例關系［1］。2005年十六屆五中全會中，我國正式提出產業結構升級概念，明確表示要注重戰略性新興產業發展，加大對服務業支持，強化對產能過剩行業的限制與引導。此后，我國產業政策與區域規劃制定中，將推動產業結構轉型升級始終作為重要目標。2015年11月，中央財經領導小組第十一次會議提出供給側改革，其中明確要求從供給端、需求端入手，調整產業結構存在的產能落后、產能過剩問題。從產業結構轉型的效果來看，歷經10余年的發展，我國產業結構調整取得顯著成果，三次產業結構在GDP所占比重總體由 “二一三”轉變為 “三二一”態勢。第一產業占比明顯下降，第三產業占比則呈現出持續上升狀態。與此同時，我國經濟增長開始放緩，傳統勞動力市場優勢的逐漸縮小使得尋找新的經濟動力增長點至關重要。無論是雙循環新發展格局，還是高質量發展戰略，其核心目標之一均在于此。在此背景下，產業結構轉型升級作為經濟增長方式轉變的重要抓手，是能否順利實現新舊動能轉換的關鍵所在。

圍繞中國產業結構轉型升級，學者們作出了許多研究，主要集中于兩方面：（1）產業結構轉型升級水平的測算。譚晶榮等 （2012）［2］利用產業結構超前系數法、Lilien指數、Moore值等方法，測度長三角地區2000～2009年16個城市的產業結構轉型升級水平，指出2000～2004年第一產業向第二產業轉型升級速度較快，2005～2009年我國產業由第二產業轉向第三產業的速度較快。黃天能等 （2021）［3］測度了24座資源枯竭型城市2008～2017年產業結構轉型升級水平，指出我國多數資源枯竭型城市主要向第三產業轉型，且自2013年以來產業結構轉型升級速度明顯加快；（2）影響產業結構轉型升級的具體因素。沈敏杰和趙明濤 （2020）［4］以長江經濟帶為研究對象，指出金融發展水平提升有助于產業結構轉型順利開展。殷李松等 （2019）［5］認為人口結構變化是主要導致產業結構變遷的原因，醫療衛生、節能環保、科學技術等因素將對產業結構轉型升級起到促進作用。林陽和吳克寧 （2021）［6］指出，土地資源市場化與產業結構升級互為因果，而人力資本與基礎設施可對產業結構升級產生顯著正向影響。

梳理既有文獻后發現，目前多數研究關于產業結構轉型升級的探討局限于單一區域層面，缺乏宏觀視角下的整體把控。并且，現有文獻將研究重點更多放于轉型水平上，對于產業結構轉型速度的衡量并不充分。事實上，適時把握產業結構轉型升級速度，不僅有助于衡量產業結構調整政策的有效性，還可以評估地區經濟發展是否具備活力。鑒于此，本文參考現有研究，借助修正后的Lilien指數模型測度我國30個省（區、市）2011～2019年的產業結構轉型升級速度。在此基礎上，采用空間分析法研究其時空特征與差異，同時借助空間計量模型對產業結構轉型升級速度的影響因素展開探討，期望能夠為新時期供給側改革下的產業發展提供有益依據。

1 研究方法與數據來源

1.1 產業結構轉型升級速度測度方法

現階段，學術界關于產業結構轉型升級速度的測算主要有3種方法，分別為Moore指數法、Michaeli指數法、Lilien指數法。3種測算方法各有優劣，Moore指數法不僅能從動態角度展示三次產業的結構演變程度，還可對細分產業進行拓展探究［7］，但該方法很難測度調整后產業結構是否為優化結果。Michaeli指數法可以借助行業間所占份額變動情況表征產業結構變化速度［8］，但其劣勢在于未考慮到細分部門規模而只是簡單計算份額變化，且變量中易出現誤差與隨機項干擾。Lilien指數法從勞動力分配視角出發，利用勞動力在一、二、三產業間再分配速度表征產業結構轉型升級速度［9］，但其缺點在于無法確保相鄰兩個時期要素配置與時間序列的獨立性，只能測度某一地區單一產業就業人數變動與總就業人數的變動差異。 針對 Lilien指數法缺陷， Stamer（1999）［10］對Lilien指數權重進行改良，并構建修正后的Lil?ien指數，有效解決了相鄰時期要素配置與時間序列的獨立性問題。

綜合考量上述產業結構轉型升級研究方法后，本文選取修正后的Lilien指數測算中國產業升級速度，其具體計算公式為：

其中，i為三次產業中細分產業；Mi為時期t與時期t－1產業i的就業人數占整個區域總就業人數份額平均值。xirt代表t時期r區域中i部門就業人員數量；其中Xrt為t時期r區域內的總就業人員數量； In（xirt／xirt－1）為 t時期 r區域中部門 i的就業增長率； In（Xrt／Xrt－1）為 t時期內 r區域的就業增長率。

1.2 空間相關性分析方法

中國經濟發展的典型現象之一是在空間上常常表現出較強的集聚性。產業結構轉型升級作為推動經濟發展的重要動力，其空間分布是否同樣存在集聚特征？為回答這一問題，本文選用空間計量經濟學中常用的Moran's I指數法從全局和局部兩個層面進行研究。其中，全局層面對應的空間自相關指數具體計算公式為：

式中，n為研究省（區、市）數，xj、xi分別為i與j省（區、市）的產業結構轉型升級速度；ˉx為產業結構轉型升級速度的均值，wij表示鄰接空間權重矩陣。

局部層面，采用Moran散點圖以及局部Moran's I指數（LISA）計算，省（區、市）i局部Moran's I指數具體公式為：

1.3 影響因素分析方法

為探明產業升級轉型速度的具體影響因素，有必要借助計量模型進行分析。在模型選擇上，初步決定使用空間計量模型。該模型具有將地理空間上鄰近關系作為影響因素納入模型的優勢，能夠有效規避鄰近區域樣本相關性導致的結果失真［11］。最基礎的空間計量模型類型有兩種，分別為空間滯后模型（SAR）與空間誤差模型（SEM），具體選用哪種需進行一系列的檢驗后決定。空間滯后模型（式（4））與空間誤差模型（式（5））對應形式為：

式中，α表示常數項，Y表示被解釋變量，X表示解釋變量矩陣，ρ代表空間自回歸的系數，W表示空間權重矩陣，ε代表擾動項，β則表示影響系數，μ表示正態分布狀態下的隨機誤差向量。

在空間權重矩陣W的選擇上，現有研究主要可分為3類，分別為0～1矩陣、距離矩陣及經濟矩陣。其中，0～1矩陣分別用0、1表示空間區域的相鄰與否，優點是計算方法簡單，缺點是無法區分鄰近區域空間作用的強弱。距離矩陣則以不同區域地理距離為基礎，雖然計算有一定難度，但卻能夠準確反映空間作用的距離衰減規律。經濟矩陣則重點考察不同區域經濟的相互影響。綜合比較三種矩陣特點后，本文選取更能反映空間距離衰減規律的距離矩陣，具體設置如下：

式中，Wij表示省（區、市）i與省（區、市）j之間的空間權重，代表省會城市之間直線距離的平方。

1.4 數據來源

本文的數據來源主要為 《中國統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》、《中國工業經濟統計年鑒》以及各省（區、市）統計年鑒。考慮到數據可得性，選取除港、澳、臺及西藏地區以外的30個省（區、市）進行研究。在研究時間段選擇上，鑒于產業結構轉型往往具有時滯性，2020年新冠肺炎疫情對其影響很難在當期直接體現出來，故將研究時間范圍設置為2010～2020年。考慮到部分數據的統計口徑統一問題，研究時間范圍設置為2010～2020年。針對不同統計年鑒中行業標準不統一問題，參考郭旭等 （2021）［12］的研究，第一、第二產業的細分行業以2018年國家統計局針對 《三次產業劃分規定（2012）》的重新修訂版本為依據，將一、二、三產業劃分為23個細分行業。其中第一產業為農林牧漁業；第二產業為采礦業、制造業、電力、熱力、燃氣及水生產和供應業、建筑業；第三產業具體劃分為農、林、牧、漁專業及輔助性活動、開采專業及輔助性活動、金屬制品以及機械和設備修理業、批發和零售業、交通運輸以及倉儲以及郵政業、住宿和餐飲業、信息傳輸以及軟件和信息技術服務業、金融業、房地產業、租賃和商務服務業、租賃和商務服務業、科學研究和技術服務業、水利以及環境和公共設施管理業、居民服務以及修理及其他服務業、教育業、衛生與社會工作、文體產業以及娛樂行業、公共管理以及社會保障和社會組織、國際組織。

2 產業結構轉型升級速度測度及時空特征

2.1 中國產業轉型升級速度測度結果

本文借助DEA SolverPro5.0軟件，根據歷年《中國統計年鑒》中所提供的各省（區、市）從業人數指標，同時根據國務院發布的相關經濟區域劃分文件提出的四大經濟區域劃分辦法，使用式（1）對中國30個省（區、市）及四大經濟區產業轉型升級速度進行測算，結果見表1。

2.2 中國產業轉型升級速度的時空特征分析

觀察表1可知，我國30個省（區、市）及四大經濟區產業結構轉型升級速度整體呈上升趨勢，研究期內30個省（區、市）產業轉型升級速度均值的正、負比例為26∶4。從5個年度的平均得分來看，4個區域中東部地區最高（1.74），東北部地區次之（1.28），西部地區再次（0.45），中部地區最后（0.23）。部分省（區、市）的產業轉型升級的速度出現滯緩甚至倒退現象。其中產業轉型升級速度排名后3位的省份分別為廣西（－0.46）、陜西（－0.38）、 江西（－0.29）。

為方便觀察，本文根據表1數據繪得圖1。觀察圖1可知，四大經濟區產業轉型升級的變化趨勢基本與全國保持一致。2010～2016年我國產業轉型升級速度呈波動增長態勢，2016～2020年我國產業轉型升級速度呈現穩步增長態勢。這可能是由于自2015年我國首次提出供給側改革以及“十三五”規劃的頒布及實施，我國各地區省（區、市）產業轉型升級速度憑借政策以及技術升級要求完成大幅度提升。分區域來看，東部地區省（區、市）產業結構升級速度普遍高于其他地區省（區、市），說明我國產業轉型升級在經濟新常態背景下將是持續的。中部與西部地區產業轉型升級速度均低于全國均值（0.92），雖然這兩個地區經濟發展速度稍微落后于其它地區，且基礎設施、城市化速度等資源均需進一步優化，但在區位、用地空間等方面具備一定優勢，產業轉型升級速度提升潛力較大。值得注意的是，同一時期內，四大經濟區域中東北部地區轉型升級速度增長最為明顯，其產業結構轉型升級的速度均值僅次于東部地區。原因可能在于2012年國務院批準頒布的 《東北振興 “十二五”規劃》，使得作為傳統老工業基地的東北三省在資金與政策等方面受到國家重點扶持，助推東北地區產業轉型升級加速。

續 表

圖1 2010～2020年產業轉型升級速度平均值變化趨勢

表1 2010～2020年中國30個省（區、市）產業結構轉型升級速度測度結果

2.3 中國產業結構轉型升級速度的空間差異分析

（1）全局空間自相關分析

由式 （2）計算得出2010～2020年中國產業結構轉型升級速度全局Moran'I指數。如表2所示，我國產業結構轉型升級速度的空間集聚態勢顯著，Moran'I指數在0.267～0.385之間小幅波動，整體由2010年的0.389下降至2020年的0.253。這一結果表明，我國產業結構轉型升級速度的空間集聚程度有所削減。究其原因，可能是由于簡政放權等政策的實施強化了地方政府自主權，使得其產業結構轉型升級主要依靠自身驅動完成。

表2 2010～2020年中國產業結構轉型升級速度全局Moran's I指數

（2）局部自相關分析

由式 （3）及Arc GIS10.5軟件中的局部自相關技術得到我國2010年、2012年、2014年、2016年、2018年、2020年6個時間截面產業結構轉型升級速度的LISA集聚圖，并依據其集聚特征整理為表3。觀察可知，北京、天津、上海、福建、江蘇5個省（區、市）常年展現出 “高高集聚”態勢，內蒙古、青海、安徽3個省（區、市）則長期呈現為 “低低集聚”態勢。從省（區、市）類型分布上來看，東、西部地區產業結構速度集聚情況相反。處于 “高高集聚”省（區、市）主要來自于東部地區，“低低集聚”省（區、市）則主要來自于中、西部地區。另外，對比不同時期下各集聚類型占比變化情況可知，研究期內產業結構轉型升級速度 “高高集聚”、“低低集聚”分布態勢并不穩定。“高高集聚”比重由2010年的30.0%下降至2020年的13.3%，“低低集聚”則由26.7%下降至20.0%。

表3 中國各省（區、市）產業結構轉型升級速度的LISA集聚結果

3 產業結構轉型升級的影響因素分析

3.1 影響因素選取

上述結果表明，產業結構轉型升級速度在不同地區呈現出空間非均衡態勢。那么，究竟是哪些因素決定了產業結構轉型升級速度？厘清這一問題的答案對于我國加快推進產業結構轉型升級具有參考價值。本文在梳理并研究有關成果基礎上，選取在產業結構轉型升級研究領域頻繁出現、引用次數最高的指標因素展開研究分析，具體包括：（1）外商直接投資（FDI）。外來資金投入有利于產業引進先進發展理念與技術［12］。產業在轉型升級過程中投入更多資源與資金，但也會加劇資源使用，為可持續發展帶來不利影響，從而阻礙產業結構轉型升級速度。本文采用外商直接投資額表征；（2）城鎮化水平（CITY）。城鎮化水平的動態演進能夠有效促進要素資源在區域內及城市內的集聚與流動，為產業結構轉型升級提供有效載體［13，14］。高素質的勞動力、便利流通條件等諸多有利于產業發展的條件，能夠有效推進產業結構轉型升級。本文以城鎮人口占地區總人口表征；（3）科技投入（R＆D）。技術進步與創新型技術在產業中的應用強化了產業對能源資源、人力資源、環境資源的合理利用［15］，有利于增強產業節能減排、綠色生產與生產力水平。本文以科技投入金額表示；（4）經濟基礎（GDP）。經濟基礎顯示了當地經濟發展水平。通常而言，地區經濟基礎越好，越能為產業升級提供金融支持［16，17］。本文以人均GDP年增長率表征； （5）環境規制（ER）。產業升級的重要目標之一為緩解環境污染，鑒于環境資源兼具公共物品特性以及市場非理性特征，政府常常會采取環境政策工具對產業結構轉型方向進行引導［18，19］。本文以產業污染治理投資對數表示。

3.2 空間計量模型設定

按照上文分析，我國產業結構轉型升級速度存在顯著的空間相關性，無法使用傳統回歸模型進行分析，因此本文建立初始的空間滯后模型（SAR）以及空間誤差模型（SEM）：

式中，ITUit表示產業結構轉型升級的速度；W代表空間權重矩陣；αk表示解釋變量的回歸系數；ρ代表的是空間自回歸系數；εit代表誤差項；λ則為空間誤差項的自回歸系數。

進一步確定適用于本文研究的最終模型，通過Hausman檢驗后發現，卡方值為28.12，在1%水平上通過檢驗，表明固定效應模型適用。同時在LM－lag與LM－err檢驗結果均為顯著的前提下，Robust LM－err更為顯著，即更適用于空間誤差模型。

3.3 回歸結果與分析

表4為模型估計的具體結果。為便于比較，同時列出了普通面板、空間固定、時間固定、雙固定后的回歸結果。觀察可知，相較于普通面板回歸模型，空間計量模型的統計性質更好。明顯提升的R2意味著模型中自變量的解釋能力更強，較小的σ2則說明估計結果誤差更小。另外，對比空間固定、時間固定及雙固定空間誤差模型的R2和LogL后發現，雙固定模型均為最高，即能夠更好的擬合變量間關聯關系。綜上，本文重點分析表4最后一列回歸結果。可以發現，估計結果中空間誤差系數λ為0.169，且通過1%水平顯著性檢驗，表明我國產業結構轉型升級的速度較高的省（區、市）會對周邊相鄰區域產業結構轉型升級速度提升具有正向推動作用。

表4 中國產業結構轉型升級速度影響因素回歸結果

進一步分析各影響因素對產業結構升級的具體影響：

外商直接投資（FDI）回歸系數為負，且通過1%顯著性水平檢驗。這充分表明地區外商投資的增加非但無法加快產業結構轉型升級速度，反而還會起到一定的阻滯作用。分析其原因，可能是部分外商直接投資的主要原因是我國豐富的資源、市場以及人口紅利促成的廉價勞動力供給，在實際運營中仍舊沒有擺脫以經濟利益為目標的粗獷式生產模式；另外，中國產業引進外資的主要目的是借助外資的機構效應、技術效應以及先進管理理念，推動當地產業結構轉型升級。但外資流入當地產業通常會形成密集型污染現象，對當地生態環境的破壞在一定程度上抵消了外資流入帶來的收益。

城鎮化水平（CITY）回歸系數為正，且通過5%顯著性水平檢驗。這一結果表明城鎮化水平的提升有助于推動產業結構轉型升級加速。究其原因，近年來產業 “用工荒”、 “用工難”等現象頻發，在一定程度上成為產業結構轉型升級的阻礙因素。城鎮化水平的逐步提升背后是人才的相對集聚與人力資本水平的不斷提高。對于產業結構轉型升級而言，城鎮化能夠提供充足的勞動力支持。

科技投入（R＆D）回歸系數為正，且通過1%顯著性水平檢驗。在所有影響因素中，科技投入的影響系數最大，充分說明增強產業技術水平是提升產業結構轉型升級速度的重要途徑。技術進步能帶動產業發展轉型，技術創新則可以助推經濟高質量發展。良好的技術創新環境可通過資源優化整合為產業結構轉型升級提供技術支持，進而提高產業競爭力，為產業升級提供新的動力點。當科技投入增加且技術創新活動形成產業化時，將極大推動當地產業結構轉型升級。因此，科技投入越多，產業結構轉型升級速度越快。

經濟基礎（GDP）回歸系數為正，且通過1%顯著性水平檢驗。經濟基礎反映該地區的經濟發展水平。除了為產業結構轉型升級提供必要的資金支持外，當地經濟的高質量發展亦是產業結構轉型升級的主要目標。在財政分權背景下，擁有較強經濟基礎的地區承擔轉型 “陣痛”的能力更強，產業轉型升級的速度相對更快。

環境規制（ER）回歸系數為正，且通過1%顯著性水平檢驗，表明我國產業結構轉型升級進程中污染治理投入資金的使用效率較高。政府依靠對環境經濟的適度干預，借助設計合理的環境規制政策能夠有效引導產業轉型至低污染綠色生產方式，實現產業轉型升級與環境保護的 “雙贏”。

4 結論和啟示

通過上述對我國產業結構轉型升級速度的時空特征與影響因素分析，得出以下結論： （1）我國產業結構轉型升級速度呈現出先波動提升（2010～2016年），而后平穩增長（2016～2020年）的發展態勢，同時展現出東－東北－西－中部地區遞減的空間分布態勢；（2）我國30個省（區、市）產業結構轉型升級速度在空間上具有明顯正相關關系，處于 “高高集聚”省（區、市）主要來自于東部地區， “低低集聚”省（區、市）則主要來自于中、西部地區；（3）城鎮化水平、科技投入、經濟基礎、環境規制與產業結構轉型升級速度間存在顯著正向影響，外商直接投資對產業結構轉型升級速度具有顯著負向影響。

為推動我國產業經濟可持續發展，加速產業結構轉型與高質量發展，提出如下政策建議：

（1）激發技術創新以驅動產業結構轉型升級。無論是傳統產業實業技術改造抑或是打造新興替代產業，均需要技術創新作為支撐。①產業需摒棄速度至上的轉型升級理念，將技術創新作為引領產業發展的第一動力。針對大型產業，應根據自身規模和所處行業進行重大技術進步、產品創新和升級活動等；對中小型產業而言，應采用以創新服務品質、擴大既有產品生產規模等舉措為主、原發性核心技術創新為輔的轉型升級模式；②應加強區域間合作與交流，強化區域間協同創新，突破領域與產業界限，助推創新要素跨區域流動、高效配置，充分發揮區域間創新技術的空間溢出效應，刺激本地區產業創新能力提高，加速產業結構轉型升級。

（2）找準地區產業體系發展短板以提高產業結構調整水平，明確優化升級方向。①在當前“雙循環”發展新格局背景下，審視世界貿易變動與全球價值鏈分工格局的重大調整，按照各地比較優勢與產業基礎，通過要素市場化改革推動人力資本與資金從低質低效領域向更好的領域流動，避免資源錯配現象，充分發揮市場機制的決定性作用推進產業結構調整；②借助供給側結構性改革，激活微小企業生產活力與創造力，積極實施創新發展戰略，實現核心關鍵技術突破。與此同時，圍繞產業鏈部署創新鏈，圍繞創新鏈布局產業鏈，改變生產體系內部循環不暢與供求相互脫節困境，提高產業生產產品與服務的技術復雜度，持續提升供給質量與效率，實現我國全球價值鏈地位提升。

（3）加速城鎮化建設以支撐產業結構轉型升級。發展城鎮化是當前 “雙循環”發展新格局背景下擴大內需的重要手段，無論是助推產業結構調整抑或是調整城鄉結構與區域結構，均需一定程度的城鎮化水平做支撐。①完善城鎮規劃體系以推進產業發展。政府應著手提升城市基礎設施、公共服務水平等城市要素。同時優化城鎮功能布局，突出城鎮發展特色，依據各地資源稟賦、歷史基礎與發展潛力差異，明確發展方向；②促進優勢產業集聚，依托完善城鎮功能有效集聚優勢產業。各地區可通過主抓城鎮服務功能，強化城鎮承載力，促進優勢產業與重點企業集聚，增強產業支撐力。此外，政府還可通過創新城鎮建設機制以推動城鎮內生活力釋放，如加大財稅支持力度、積極打造普惠融資平臺，為產業提供便利條件，推動產業結構轉型升級。