連續空間視角下中國產業轉移規律的研究

鄭文光

摘要：以連續經濟空間為切入點，構建了納入勞動力增長與遷移、技術創新與擴散、土地使用權競爭的產業轉移模型，通過研究中國的產業轉移模式發現：勞動力增長和技術水平空間梯度是推動產業轉移的條件，高技術水平衍生的高土地租金是產業轉移的直接推力，也是區域經濟增長的標志；中國的產業轉移方向主要為南北向，東西向產業轉移則不明顯，只在東、中部的結合處出現了產業轉移活躍區且范圍有限；當存在技術水平“異常點”時，南北產業轉移現象將更加顯著；勞動力增長與技術溢出在推動產業轉移方面具有同向性。國家在制定區域發展戰略時，可將東部地區作為高質量發展的先行區。在東部經由創新驅動產業結構升級進而率先實現產業高質量發展后，借助技術溢出效應和創新引領效應，實現東西向、南北向區域經濟的協調和高質量發展。鑒于中國勞動力增長趨緩的現實，可通過提高技術空間擴散效率降低其對產業結構演化的負面影響。

關鍵詞：連續經濟空間；勞動力增長；技術擴散；土地使用權；產業轉移

中圖分類號：F061.5；F121.3 文獻標識碼：A文章編號：1007-2101（2023）03-0063-15

一、問題的提出

改革開放后伴隨中國市場經濟體制的確立和發展，區域經濟發展戰略作了重大調整，逐步由均衡發展戰略轉變為向沿海地區傾斜的非均衡戰略。改革開放40余年中，得益于政府的政策傾斜、基礎設施投資、外商直接投資以及“人口紅利”等有利條件，東部地區制造業率先發展成為全國制造業的“主部”和經濟發展的“隆起區”。與此同時，東、中、西部地區間的經濟發展差距卻在不斷拉大。近年來，盡管中西部地區的某些經濟指標已超過了東部地區，但由于發展階段差距懸殊，中西部地區仍無法改變持續落后的局面和趨勢。國內學者圍繞如何實現區域協調發展做了大量研究，其中最主要的觀點是通過向中西部遷移東部的某些產業填補產業空缺形成集聚效應，進而帶動當地產業的換代升級推動經濟發展，同時為東部地區發展更高端產業騰出空間。通過這一過程，一則可以實現東中西部之間產業轉移的“雁型模式”，推動各地區產業順序升級換代，逐步用新產能替代舊產能，推進供給側改革的實施進程；二則可以實現區域協調發展，縮小區域經濟發展差距，將區域協調發展內嵌于產業的持續運動過程中，具體表現為產業鏈主要生產環節的遷移。

伴隨東部沿海地區經濟快速發展的是東北經濟的式微。新中國成立初期，基于實施工業化戰略的迫切需要，政府大力鞏固東北地區在重工業體系中的地位。在“一五”計劃末期，東北地區就已成為全國第一個以鋼鐵、機械工業為主的重工業基地。改革開放后，受計劃經濟體制影響較大的東北企業（同時受限于自身的地理位置）適應市場經濟的優勝劣汰機制的能力不足，自20世紀90年代初期開始，多數傳統產品就因缺乏持續創新導致核心競爭力不足而被市場淘汰，出現工業經濟效益普遍下滑的“東北現象”。隨著自然資源的逐漸消耗、人力資源的凈流出，以及自身經濟地理位置的改變，東北經濟的下滑趨勢更加顯著。關于東北經濟發展、經濟結構演進和“東北振興”戰略的研究多從宏觀角度進行闡釋，較少涉及針對東北地區產業轉移和經濟結構演變微觀機理的數理模型分析。此外，學者在研究東北地區與國內其他區域間的經濟互動時，普遍將其作為一個獨立的經濟單元進行考察，缺少將它與東南部沿海地區合并在一個框架內進行討論的嘗試。本文認為雖然東北地區的地理位置、經濟發展路徑、產業結構具有特殊性，但如果從宏觀的經濟地理角度看，將它們合并探討可能更具意義。長期以來，學界對區域經濟發展差距的研究主要聚焦于東西部，而較少關注南北向的經濟差異。從南北經濟差距的泰爾指數和變異系數來看：改革開放前，北部的發展水平高于南部；改革開放后，南部的發展速度快于北部，南北平均發展差距不斷縮小，在1993—2012年間基本保持一致，但已逐漸呈現出南快北慢的發展趨勢；2013年后，南部經濟增速迅速提高，南北經濟發展差距加速擴大。本文認為導致南北差距持續擴大的根本原因可能是南北產業結構差異，需深入研究其底層邏輯。

黨的二十大提出，“要加快構建新發展格局，著力推動高質量發展。”從空間經濟發展角度看，新發展格局就是要通過產業轉移擴大內陸就業規模和消費市場規模，為國內國際“雙循環”、中部崛起、西部大開發、東北振興等戰略的實施開辟廣闊的經濟空間，進而實現區域經濟的協調發展。而高質量發展則是要將技術進步融入到產業的發展中去，實現全社會產業結構的優化升級，即產業的“騰籠換鳥”和“新舊動能轉換”。

因此，無論是關于如何縮小東中西部經濟發展差距的研究，還是關于東北地區經濟結構演化及其與東南部沿海地區經濟關系的研究，以及新時期構建新發展格局實現高質量發展的時代要求，均需要考察產業在不同區域上的轉移問題。

二、文獻回顧

目前，學者在中國產業轉移方向和產業結構演進機制方面未達成共識。蔡昉等[1]從中國經濟地區差異入手，認為中國勞動力密集型產業并不必然向鄰國轉移，國內各區域間可以發生雁陣式產業轉移，而曲玥等[2]則認為中國雁形產業轉移模式已經發生。石敏俊等 [3]認為在2004—2005年中國制造業分布發生了逆轉性變化，大量制造業部門從沿海地區向具有一定產業基礎的沿海欠發達地區和中西部地區轉移，同時認為勞動力和土地成本是推動制造業轉移的主要因素，陳景新和王云峰[4]、唐根年等[5]的研究與曲玥等、石敏俊等的結論一致。其他學者則持不同觀點。實證檢驗方面，陳建軍[6]指出從時間序列角度看，上海和浙江之間存在以制造業為中心的產業發展的“雁形形態”，然而在東西方向上卻無此現象。馮根福等 [7]認為截止到2006年，東中西部地區間只發生了產業的“相對轉移”，并沒有出現產業的“絕對轉移”現象，與此類似，劉紅光等[8]通過測算中國1997—2007年間的產業轉移動向，發現中國產業轉移具有明顯的“北上”特征，也沒有出現明顯地向中西部轉移的趨勢。賀曲夫和劉友金[9]、張國勝和楊怡爽[10]分析了2000—2010年的統計數據后認為，東部地區產業只存在向中西部轉移的趨勢，但并沒有發生大規模轉移。理論研究方面，李婭和伏潤民[11]利用CP模型構建了一個解釋產業轉移機制的數理模型，發現現階段中國東部制造業尚未達到向中西部轉移的內生臨界點，仍需通過外力作用才能推動產業的轉移，隨后劉友金和王冰[12]也從CP模型入手得出了相同結論。石敏俊等[13]的研究結果表明：“東南沿海核心區率先推進產業結構優化，產業結構向深加工化和技術密集化發展；北部沿海核心區的產業結構優化滯后于東南沿海核心區；中部地區的產業結構演進處于從重化工化向加工化過渡的階段；西部地區產業發展主要集中于重點開發區域，產業結構演進尚處于工業化初期階段。”這表明產業結構演化現象基本處于南北向，東西向產業結構則處于靜止狀態。劉云中和何建武[14]也認為“消費品制造業空間轉移總體上呈現先向沿海地區集聚后向內陸地區擴散的特征，并遵循長三角—珠三角—北部沿海地區—中部地區的變化趨勢，即產業先是南北向轉移后是東西向轉移。”

此外，現有文獻在討論產業轉移時并未將制造業與服務業合并分析，如新經濟地理學理論假設存在農產品和工業品，忽略了由于制造業與服務業具有不同屬性導致的產業的不同轉移特征，因此合并研究更有意義。國內學者做了嘗試：江靜等 [15]研究認為生產性服務業的發展在提升自身效率的同時也可降低制造業產品的成本，并最終提升該部門的競爭力。顧乃華[16]則通過引入地理距離、政策環境、工業企業整合價值鏈的能力變量，分析了生產性服務業對工業發揮外溢效應的作用渠道，并借助實證分析證實了生產性服務業對制造業獲利能力的外溢效應。陳建軍和陳菁菁[17]以浙江省69個地區為例，研究認為生產性服務業和制造業之間存在協同定位關系，這種關系在不同城市規模中存在差異。陳曉峰和陳昭鋒[18]的研究表明生產型服務業與制造業在空間上形成的協同集聚會提升兩個產業的互動與融合，進而降低各自成本，提升各自效率。江曼琦和席強敏[19]則更進一步，認為生產性服務業在多數時候以中間投入的角色融入制造業鏈條的各個環節。張虎等[20]則從資源配置的角度入手，認為制造業同生產性服務業之間的協同能解決資源錯配等問題。韓峰和陽立高[21]指出生產性服務業集聚促進制造業產業結構升級和價值鏈攀升。夏斐和肖宇[22]指出生產性服務業與制造業融合發展能夠明顯提升勞動生產率。以上學者均一致認為生產性服務業和制造業具有協同定位效應，因此，從方法論角度看將兩類產業合并研究更有說服力。

20世紀90年代，以保羅·克魯格曼為代表的經濟學家[23-26]構建的新經濟地理學理論體系，解決了納入空間因素的規模報酬遞增問題和經濟集聚現象，但該理論無法處理產業轉移和產業結構演化的動態特征，并且只能處理有限區域間的經濟互動，無法將結論推廣到連續時空區域。經濟系統由“南北”兩個區域構成的假設，導致其幾乎不能用數據進行驗證，因為現實數據是“連續的”。以Melitz[27]為代表的學者所倡導的企業異質性假設為新經濟地理學提供了新視角，在融入異質性企業后便產生了“新”新經濟地理學，這一理論仍以規模經濟和壟斷競爭為假設前提，且更加強調居民和企業的個體異質性所導致的一般性空間行為。Ottaviano和Thisse [28]在此基礎上設立了兩企業、兩區位的“新”新經濟地理模型，但該理論并沒有擺脫離散區位假定，兩區位經濟互動仍是其研究起點，因此，在連續空間處理方式上的進展有限。

近年來，國外學者在將連續空間引入動態分析框架方面做了大量工作，在這些方面做出突出貢獻的學者有Quah[29]，Boucekkine等[30]，Brock和Xepapadeas[31-32]。盡管這些理論通常假定區域是連續的，但在處理空間溢出效應時又假設區域中的每一區位是離散的點，將空間處理為離散的點也不能很好地處理帶有前瞻性代理人特征的空間發展問題[33]。嚴格來說，上述文獻并不是從連續空間視角來研究經濟地理問題，必然會在解釋現實經濟方面丟失大量細節，因此適用范圍無法覆蓋我國經濟實踐。本文將我國東中西、南北方向各區位分別納入一個線性的連續空間，研判產業轉移方向和產業結構變動特征。

三、理論模型

假設存在一個連續的線性經濟空間，①線性空間的每一個點代表一個生產區位，每個區位上只有一單位土地，制造業和服務業廠商分布在這些連續的區位上，因此經濟中有大量廠商（大數定律成立）。勞動力也分布在線性空間上，且數量不斷增長。廠商使用技術、勞動、土地進行生產，相對于技術，生產函數關于勞動、土地具有規模報酬不變的性質，但每個區位上的土地資源有限，因此生產函數實際具有規模報酬遞減特征，這表明有限的土地資源是經濟系統分散力的來源，阻止廠商向某一區域持續集聚。

（一）消費者行為

假設消費者偏好相同，持有企業股權和土地所有權構成的資產組合，并在勞動力市場無彈性地供給1單位勞動，廠商支付其工資；同時假設經濟系統不存在儲蓄，因此無資本積累，消費者的收入來源于工資和資產組合收益。

消費者行為如下：

Max U（cMit，cSit）=（cMit）α（cSit）1-α

s.t.pMitcMit+pSitcSit=wit+LYt（1）

其中，cMit、cSit分別為在t時刻位于區位i的消費者消費制造業產品（M）和服務業產品（S）的數量；pMit、pSit是兩種產品的無套利價格；wit是廠商做出利潤最大化決策后支付給工人的工資；LYt=（Rt+t）/Lt為第t期的每個消費者平均的資產組合收益，Rt是經濟系統的總地租收益，Πt是經濟系統所有廠商的總利潤，Lt是第t期的勞動力總量。

（二）技術演進

廠商使用技術進行生產，且制造業和服務業間的生產技術不可通用，但各自的通用技術可在空間維度上以一定的衰減率擴散，擴散強度隨距離增大而減小。廠商使用它所能接觸到的從其他區位擴散到它所在區位的最先進的技術并在此基礎上進行創新，最終以一定的倍率（至少為1）提升目前擁有的技術水平。

1.技術擴散

技術以指數衰減的形式在連續空間上擴散，廠商生產前在擴散到本地的所有技術水平中選擇最先進的技術：

Aφit=Maxj∈［0，1］{e-δ|i-j|φit|（Aφit，IS）=［b/（b-1）］Aφit（3）

如果創新失敗，廠商只能使用已有的技術Aφit，因此廠商基于Aφit的期望技術水平為：

E（φit|Aφit）=ηφit［Aφit|（Aφit，IS）］+（1-ηφit）Aφit=［ηφit/（b-1）+1］Aφit（4）

其中，ηφit為創新成功的概率。

（三）生產者行為

廠商爭奪土地使用權、雇傭勞動力進行技術創新和生產。下面處理廠商決策問題，當求解一個變量的最優選擇時，假定其余變量已被最優化：

1.生產函數

廠商使用技術、勞動力和1單位土地進行生產。若土地可變，則廠商生產函數規模報酬不變（βM+βl=1，βS+βl=1）。模型假定土地是固定生產要素，因此，關于勞動力和土地，生產函數實際表現為規模報酬遞減。βl是土地貢獻的份額，生產函數如下：

M（LMit，1）=（Mit）θ（LMit）βM1βl=（Mit）θ（LMit）βM

S（LSit，1）=（Sit）θ（LSit）βS1βl=（Sit）θ（LSit）βS（5）

2.勞動力決策

在消費者行為中，理性代理人基于大數定律能夠準確預測最大化自身效用的所有變量，并在廠商開始生產前完成遷移。廠商（以制造業廠商為例）根據利潤最大化原則選擇已轉移的勞動力，根據大數定律和理性代理人假設，廠商雇傭的勞動力數量與遷移至該地的數量相等。設η～Mit為廠商的最優創新決策，C（η～Mit）為獲得創新概率η～Mit的成本，廠商最優勞動力決策如下：

MaxLMitpMit［η～Mit/（b-1）+1］θ（AMit）θ（LMit）βM-witLMit-C（η～Mit）-R～Mit（6）

解式（6）的一階條件，可得勞動力最優雇傭量（為使均衡唯一，令θ+βM=1）：

L～Mit={wit/［（1-θ）pMit］}-1/θ［η～Mit/（b-1）+1］AMit（7）

3.地租決策

將式（7）代入式（6）并令其為0后，可得最優地租決策：

R～Mit=pMit［η～Mit/（b-1）+1］θ（AMit）θ（L～Mit）βM-witL～Mit-C（η～Mit）（8）

4.創新決策

廠商獲得土地使用權、雇傭勞動力后開始進行創新和生產活動。創新決策表示如下：

MaxηMit pMit［ηMit/（b-1）+1］θ（AMit）θ（L～Mit）βM-witL～Mit-C（ηMit）-R～Mit（9）

廠商為實現以概率ηMit提升技術水平，支付的成本為C（ηMit）；本文設置的創新成本函數由固定成本和可變成本構成（勞動力是同質的），當創新概率接近于1時，創新成本趨于無窮大：

C（η，wit）=wit［CF+CV/（1-η）］，CF>0，CV>0（10）

其中，CF為固定勞動力數量，CV為可變勞動力數量。

（四）市場均衡

1.勞動力市場均衡

假設勞動力以固定比率增長，每一期的勞動力市場均衡表示為：

∑1i=0∑φεφitL～φit=L0eλ（t-1），0<λ<1，φ∈{M，S}（11）

其中，εφit∈{0，1}代表專業化程度，當R～Mit>R～Sit時，制造業獲得土地使用權，令εMit=1；當R～Mit

2.產品市場均衡

經濟中的產品均可交易，產品在運輸中的損耗采用冰山成本形式。因此，產品的無套利價格為：

pφit=τijpφjt，φ∈{M，S}（12）

其中，τij為i和j間的冰山成本，參數τ將兩地的距離|i-j|通過自然指數轉化為冰山成本τij。

由于產品在區位間的運輸需耗費成本，本文使用超額供給的差分方程刻畫產品市場均衡，設ESφit，φ∈{M，S}為區位i與起始區位0之間在t時期產品的總超額供給。因此，產品市場均衡的條件為ESφ1t=0，即0-1間的總超額供給為零。其一階差分方程為：

ΔESφ=ESφit-ESφi-1t=xφit-cφitL～φit-τ|ESφi-1t|（13）

其中，xφit為廠商扣除創新成本的凈產出部分，cφitL～φit為i區位t時期的消費總量，τ|ESφi-1t|為將i-1區位的超額供給運到i區位所耗費的成本，式（13）即為兩區位間超額供給的差值。

（五）運行機制

為方便論述，將廠商連續生產活動劃分成四個離散過程：

在t-1期，廠商使用技術水平φit-1進行生產，隨后這一技術在t-1期期末到t期期初向其他區位擴散，同時其他區位的技術也以這種方式向本區位擴散，任一區位的勞動力在這一時期均以固定的速率增長。

在t期期初，廠商對比自有技術和從其他區位擴散到本區位的技術并選出最先進的技術。

在t期中期，由于空間中存在大量廠商使得大數定律得以成立，且代理人是理性的，因此增長后的勞動力可以準確預測最大化效用的所有變量，他們根據預期效用水平自由遷移，參與廠商下一期的生產活動。廠商根據利潤最大化原則進行土地競價，出價最高的廠商獲得土地使用權②并雇用勞動力進行生產，而土地競價低于此廠商的所有廠商均被“置換”。

在t期后期，廠商獲得土地使用權、雇傭勞動力后開始進行技術創新和生產。根據Ngai和Pissarides的研究[34]：當消費者的效用函數為CES形式且制造業和服務業產品間的替代彈性小于1時，如果制造業部門的生產率高于服務業部門的生產率，那么該部門的部分勞動力將被“擠出”，反之則相反。

中國改革開放四十多年來，勞動力不斷增長（人口紅利），雖然兩部門勞動力份額出現了較大變動，但并沒有出現勞動力在兩種產業間的大規模轉移現象。因此替代彈性小于1的CES效用函數所得結論與中國實際情況不符。這就是本文采用C-D型效用函數以及假設勞動力持續增長的主要原因。

（六）產業結構演化過程

通過直接求公式（9）關于勞動力L的一階條件可得廠商最優創新決策為η～φit=（b-1）{［wit/（1-θ）pφit］1/θL～φit/Aφit-1}，創新成功的概率隨著廠商雇用勞動力的數量增加而增大，因此廠商傾向于雇用更多的勞動力參與生產，而模型假定勞動力增長正滿足了廠商不斷增加的勞動力需求。廠商通過增加雇傭勞動力數量，提高創新成功概率，并獲得較大利潤，在爭奪下一期土地使用權時更具競爭力。但由于廠商生產函數規模報酬遞減，因此隨著勞動力增加而引致的技術水平的不斷提升將最終被生產函數的規模報酬遞減效應所抵消，廠商不能無限制地雇用勞動力。例如，當制造業技術水平高于服務業技術水平時，吸收了大量勞動力，此后制造業部門面臨發展瓶頸，不再持續大量雇用勞動力。因此，大部分自然增長的勞動力進入服務業，推動服務業技術水平迅速提高，具備了與制造業爭奪土地使用權的能力，制造業逐步被服務業所取代，并遷移至地租較低的區位。隨著上述過程的持續演進，最終形成某一地區主要專業化于服務業，另一地區主要專業化于制造業的產業格局。

四、參數校準與模擬結論

（一）參數校準

消費者對工業品的支付偏好（α）。模型中包含兩種產業，通過測算研究區域各省市數據，得出α在0.4附近波動，本文將其值設定為0.4。

技術擴散效率系數（δ）。Diego等[35]通過分析150年來20種主要技術在161個國家的擴散情況，得出每1 000公里的擴散效率系數約為1.5。中國南北、東西地理距離約為5 000公里，本文設定δ的值為7.5（1.5×5）。

勞動收入份額（β）。徐藹婷[36]依據1995—2007年數據測算出中國東部地區的勞動力收入份額在［0.506 7，0.550 5］內波動。鑒于模型中不存在資本要素，而在現實經濟中，勞動者對資本擁有所有權，可將資本收入份額的一部分劃分到勞動收入中，設定勞動力收入份額β為0.6，本文令βM=βS=β。

勞動力增長率（λ）。根據改革開放以來勞動力增長率平均值，同時按照模型時期劃分方式（4個時期為一年）轉換后設定λ的值為0.001 745。

冰山交易成本（τ）。Ramondo和Rodríguez-Clare [37]，使用多國數據測算出每千米的運輸成本為τ′=0.000 05，因此設定τ=0.25（5 000×τ′），鑒于這是對跨國貿易行為進行測算的結果，本文設定τ=0.08。

表征經濟系統兩部門初期技術水平隨所處位置演化參數的設定：一是要匹配20世紀80年代中國改革開放初，東北和華北（或東部）制造業技術水平高于南部（或中西部）地區的實際；二是要考慮中國地區間技術水平分界點的位置。本文參照李曉鐘和張軍[38]以及單豪杰[39]的方法進行估算，并根據兩部門初始技術水平的相對值選定參數。③

東中西部勞動力分布參數。依據中國地理特征和統計數據，設定東中部地區勞動力占比為0.7，地域面積占比為0.6（在[0，1]區間的長度占比為0.6）。

（二）模擬結論

代入參數，使用Matlab程序獲得模擬圖。圖示信息解釋如下：模擬圖縱軸是位置變量，在[0，1]區間內設置了500個點④，點的序號在[0，1]區間內依次增大。本文在設定技術演化模式方程式時，北部（或東部）邊界對應于區間的上確界，所以點的序號數值越大表示該區位越接近北部（或東部）。橫軸表示經濟系統運行的時期數，模型的4個時期與一年對應，時期0與中國的改革開放時間（1978年）對應。淺色區域代表制造業專業化區域，深色區域代表生產性服務業（或輕工業）專業化區域。因此，顏色深淺變化表征了各地區產業專業化的演變過程。

1.東西向產業轉移

在東西方向上，不存在如長江三角洲這種技術水平長期較高的異常點，即在東西方向上技術水平變化是漸進的；同時鑒于中國經濟體量龐大和東中西部區域人口的分布特征，本文設定東中西部勞動力比例與人口分布比例一致。將上述經濟地理特征帶入模擬程序即可得到東中西部產業轉移圖。

在圖1中，上部淺色部分表示東部的制造業專業化區域，下部深色部分表示西部的生產性服務業專業化區域。第一，總體上看，改革開放后的大部分時間內東中西部間并沒有發生明顯的產業轉移，如果設定條件不變，未來仍不會出現產業轉移現象。第二，在改革開放初期，曾發生了從中部向東部的制造業的轉移，但隨后產業結構趨于平穩。第三，在東中部的結合部位，由于東部技術溢出效應較大，出現了一條狹長的產業轉移活躍帶，產業結構處于經常性變動中。因此，如果從整體的區域經濟空間角度來考慮，則東部地區與中西部地區的經濟運行空間是被分割開來的，東、中西部之間較少發生經濟互動。

2.南北向產業轉移

在南北方向，⑤存在技術水平始終較高的“異常點”（長三角地區），需分別討論。首先模擬排除“異常點”的南北向產業轉移。將中國南北向經濟運行參數帶入模擬程序得到圖2。縱軸正向為北，淺色部分表示制造業專業化區域，縱軸負向為南，深色部分表示生產性服務業專業化區域。

由圖2可知：第一，改革開放后，中國南北向發生了大范圍的制造業轉移和產業結構演進現象，發生時點約在20世紀90年代。⑥第二，改革開放40年后，南北向產業轉移和結構演進基本完成，南北方同時進行制造業和服務業生產，且南方制造業專業化程度高于北方。第三，模擬圖在350點（縱軸）附近隨時間推移出現深色條狀帶，此區位對應京津地區，說明京津地區在南北向產業轉移發生后主要開始從事服務業。

3.包含異常點的南北向產業轉移

現在討論包含“異常點”的南北向產業轉移和結構演進問題。根據中國南北地域特征，重新設定技術水平演化機制，可得圖3這一包含“異常點”的產業轉移圖。⑦

對比圖2和圖3：第一，當把長三角這一技術水平“異常點”加入模型后，中國南北向的產業轉移和結構演進速度加快、強度加強。當存在技術水平很高的“異常點”時，原有制造業專業化地區與技術水平較高的“異常區域”間的技術溢出相互加強，這必然會加快產業轉移速度、提高轉移強度。第二，中國北部地區（主要包括東北地區和華北地區）產業轉移和結構演進發生時點仍為20世紀90年代，長三角等地區則在改革開放之初就發生了產業轉移和結構演進現象。第三，長三角地區的產業轉移和結構演進呈現出南、北兩個方向，但由于中國北部地區地域廣闊，技術水平梯度所產生的產業轉移動力大于長三角地區指向中國北部的技術梯度所產生的產業轉移動力。同時由于勞動力跟隨制造業轉移，進一步增強了由北向南的產業推力。最終出現圖3中長三角地區向北的產業轉移被北部地區向南的產業轉移所“壓制”進而“反轉”的現象。第四，盡管圖3未出現圖2中的“帶狀”結構，但可以發現京津地區依然具有專業化于服務業的趨勢。

4.比較靜態分析

下面對勞動力增長、技術擴散兩個參數作比較靜態分析。分析將以圖2所示的排除“異常點”的南北向產業轉移為基礎，通過改變模擬參數可得圖4。位于同一行的兩個子圖具有相同的勞動力增長率（上大于下），位于同一列的兩個子圖具有相同的技術擴散效率（右大于左），δ取值越小，技術擴散效率越高。

（1）勞動力增長率與產業轉移和結構演進。對比不同行的子圖，在相同的技術擴散效率條件下，勞動力增長率越高，產業轉移和結構變動的時間點越靠前，產業轉移的速度越快、強度越大，由于C-D型效用函數的替代彈性為1，因此在工業部門勞動力生產率提高時不會引起本部門就業率降低。相反，由于生產函數具有規模收益遞減特征，北部制造業不能持續雇傭勞動力，自然增長的勞動力進入服務業部門，就業規模的擴大提高了創新成功的概率以至于技術水平，最終增加了利潤，在下期競標土地使用權時有利于提高標價取得土地使用權。以上過程產生兩個結果：隨著勞動力增長率提高，技術水平不斷提升；隨著廠商利潤水平提高，廠商圍繞土地使用權的競爭愈加激烈，進而引發產業的快速轉移。

（2）技術擴散效率與產業轉移和結構演進。對比處于不同列的子圖可知，在相同的勞動力增長率條件下，技術擴散效率越高，產業轉移起始點越早，轉移速度越快、規模也越大。技術擴散效率越高，經濟系統的技術水平就越高，廠商的利潤水平越高，這將導致廠商對土地使用權的競爭更加激烈。因此，產業轉移時點提前出現，轉移速度也將加快。

（3）兩個變量作用力的同向性。勞動力增長率和技術擴散效率在推進經濟增長、產業轉移和產業結構演進方面具有同向效應。改革開放40年來，中國勞動力數量不斷增長，這也被稱作為“人口紅利”，蔡昉（2010）[40]指出若以人口撫養比為代理指標進行估算，人口紅利對1982—2000年間人均GDP增長率的貢獻為26.8%；同時還指出隨著大約在2013年人口撫養比由下降轉為提高，傳統意義上的人口紅利趨于消失。這意味著消失的人口紅利，為日后中國產業的東西向轉移、產業結構演進、實現區域協調發展設置了障礙。因此，如果政府能夠出臺增強技術擴散效率或鼓勵技術創新的政策，則可在一定程度上抵消勞動力增長放緩帶來的經濟增長、產業轉移、結構演進的負面效應。

五、實證分析與數據

本文使用中國經濟數據對模型運行機制和結論進行實證檢驗，主要考察理論模型中推動產業轉移的各變量的作用機理是否存在于我國的區域經濟發展實踐中。計量模型建立在理論模型基礎之上，核心解釋變量與被解釋變量間不存在循環因果關系，此外控制變量的選取也規避了循環因果的可能性，因果關系來自與理論模型的推導過程。穩健性檢驗則通過更換空間解釋變量來進行，通過使用不同指標度量空間變量來檢驗被解釋變量與解釋變量在不同空間經濟環境中關系的穩定性。

（一）產業轉移實證分析

1.回歸模型設定

在理論模型中，廠商雇用的勞動力數量、前一期使用的技術、從其他區位擴散到廠商所在地的技術、各區位前一期的實際GDP是影響企業遷移的直接因素，作為核心解釋變量；制度因素、經濟開放水平則是影響技術水平提升的間接因素，作為控制變量；相鄰地區發展水平dnpit作為度量空間影響的因素，模型如下：

ln isit=β0+β1ln lit+β2ln tfpit-1+β3ln dtit-1+β4ln rgdpit-1+β5ln insit+β6ln odit+β7Xit+uit（14）

其中，變量Xit可分別替換為dnpit、rdnpit、pdnpit、cdnpit、sdnpit五個變量。isit是地區i在t時期的工業增加值份額（以本文定義的東部地區為總體）。

2.變量構建與說明

（1）tfpit代表地區i在t時期的全要素生產率（通過索洛余值法測算東部12個省市地區的TFP，限于篇幅不再詳述）。

（2）lit代表參與社會生產活動的人員數量。在模型中，廠商雇傭勞動力增加可以提高創新成功的概率，進而提高技術水平，本文用地區的從業人員數量來度量這一指標。

（3）tfpit-1為i地區t-1時期的全要素生產率。在模型中，廠商在自有技術和從別處擴散到本地的技術中選擇最先進的技術，并在此基礎上進行創新。因此，前期使用的技術是影響廠商當前技術的重要變量，以tfpit-1標識，回歸時將tfpit滯后一期。

（4）dtit-1為i地區t-1時期從其他區位擴散到本地區的最先進的技術，是影響廠商技術水平的重要變量。計算過程如下：省會城市集聚了全省大量的高新技術企業、高等學校、科研院所等資源，因此本文以省會城市之間技術擴散來代表各省市之間的技術擴散效應，利用電子地圖測算每一個省市省會之間的距離，結合TFP數據按照模型中的公式Ait=Maxj∈［0，1］{e-δ|i-j|jt-1}逐一計算。

（5）rgdpit-1為i地區t-1時期的實際生產總值。在模型中，廠商使用前一期獲得的利潤競爭土地使用權，雇用勞動力參與生產，而勞動力數量決定了廠商創新成功的概率，因此前一期的利潤在決定勞動力數量的同時也間接決定了技術水平。因為實際GDP與廠商利潤同向變化，所以本文使用該變量來標識廠商的利潤水平。

（6）insit為制度因素。該變量定義為地方財政支出扣除在科教文衛等方面的支出后的部分與地方GDP的比值，以此反映地方政府干預實體經濟運行的程度。政府干預市場經濟的行為會對廠商創新產生不良影響，預計該變量的回歸系數為負，作為控制變量。

（7）對外開放度odit。定義為：odit=（Exportit+Importit）/GDPit，進出口總額與某一地區GDP的比值，刻畫了區域的對外開放度。該指標反映了某一地區國際經濟活動的活躍程度，可在一定程度上衡量國內外廠商之間的交流與合作。此外，國外商品的輸入也可推動廠商的創新活動，作為模型控制變量。

（8）相鄰地區的發展水平dnpit作為空間因素引入模型，dnpit=∑j≠i（wjt·gjt）表示與目標地區i相鄰的其他地區對該地區的總的溢出效應，wjt=GDPjt/∑j≠iGDPjt為j地區的權重，gjt為與之對應的j地區t時期人均實際GDP增長率。為研究相對于目標地區具有不同性質的地區對目標地區的影響，同時檢驗模型穩健性，本文依據鄰近地區的貧富程度及是否擁有共同邊界將dnpit變量分為四類：rdnpit=∑j≠i（wjt，r·gjt，r）表示t時期在與i鄰近的地區中人均實際GDP高于該地區的空間溢出效應；pdnpit=∑j≠i（wjt，p·gjt，p）表示t時期在與i鄰近的地區中人均實際GDP低于該地區的空間溢出效應；cdnpit=∑j≠i（wjt，c·gjt，c）表示t時期在與i鄰近的地區中與該地區具有共同邊界的地區對該地區的空間溢出效應；sdnpit=∑j≠i（wjt，s·gjt，s）表示t時期在與i鄰近的地區中與該地區不具有共同邊界的地區對該地區的空間溢出效應。將以上四個變量加入實證模型主要是為了從不同角度進行對比分析，在保證分類完整性的同時將其作為控制變量進行穩健性檢驗。

3.回歸結果分析

（1）lnl回歸系數為正，與預期一致，表明本地勞動力數量增多將吸引產業向本地區轉移，產業轉移方向受勞動力遷移的影響較大，因此可將勞動力轉移方向作為判斷產業轉移的基本維度。

（2）lnltfp（lntfpit-1）系數為正，前一期的技術水平越高，廠商預期在當期生產中能夠獲取高利潤。因此，廠商將加強當期的土地使用權競爭，阻止可能的競爭者進入該區域。同時，自身技術水平高的企業其雇用的勞動力也較多，生產規模也較大。當該類企業繼續留在原區位后，其生產規模將持續擴大，表現為工業增加值的不斷提升。

（3）lnldt（lndtit-1）系數為負，與預期一致。dtit-1的值越大意味著本地和從鄰近地區擴散至本地的技術水平越高，廠商的創新平臺也更高，有利于技術水平提升，最終形成技術梯度，推動本地產業向其他地區轉移。同時，lnltfp和lnldt兩個變量對is的綜合影響小于變量lnl的影響⑧，說明勞動力遷移模式（表現為勞動力向某一地區集聚）對產業轉移的作用力大于以技術水平梯度為基礎的推動力。

（4）lnlrgdp（lnrgdpit-1）系數為負，說明“本地市場效應”和“市場擁擠效應”的綜合作用將推動產業向區外轉移。lnlrgdp包括“本地市場效應”和“市場擁擠效應”兩種作用：由于廠商歸勞動者所有，實際GDP等于勞動者收入和廠商利潤的總和。實際GDP越高，勞動者工資也越高，市場規模擴大將吸引更多的企業入駐。另一方面，如果實際GDP越高，廠商能夠提供較高的租金，對土地使用權的競爭更加激烈，推動廠商逃離本區域。綜上所述，一方面根據“本地市場效應”，廠商有遷入該地區的傾向；另一方面由于“市場擁擠效應”本地廠商具有遷出的傾向，兩種效應共同導致該地區產業份額減少。

（5）lnins系數為負，表明政府干預經濟的行為降低了該地區的產業份額，不利于產業落地發展形成完善的工業體系。

（6）lnod系數為正，表明國外市場對本地產品的需求和本地市場對國外產品的需求將改變本地區的產業結構，這一特征根源于國內外產品競爭和技術“溢出”兩方面。

（7）空間因素變量dnp及其四個分類變量：dnp回歸系數顯著為負，表明其他區位的經濟發展將會吸引本地產業向該區位轉移，與lnlrgdp變量標識的“本地市場效應”對應，可稱之為“外地市場效應”。變量rdnp系數顯著為負，pdnp不顯著，表明富裕區域對研究區域的產業份額具有顯著的負向效應，即富裕地區具有較強的產業集聚效應，相反貧窮地區具有較弱的產業集聚效應，表現為貧、富地區產業集聚效應不對稱的現象；變量cdnp，sdnp系數顯著為負且sdnp系數的絕對值較大，說明接壤與非接壤地區對研究區域的產業份額具有負向影響，同時由于非鄰近區域較鄰近區域具有更低的地租水平，這導致本地廠商向此類地區轉移的動力要大于向鄰近區域轉移的動力。

（8）穩健性檢驗。通過對比包含dnp變量的原始回歸與包含衍生變量的回歸發現：更換空間變量后，核心解釋變量和控制變量的符號、顯著性并未發生變化，⑨各變量回歸系數取值也未出現較大變動，這表明關于產業份額is的回歸模型是穩健的，實證分析結果基本驗證了理論模型關于南北向產業轉移和經濟結構演化機制的推斷，如表1所示。

（二）產業轉移方向

1.測度方式

部分學者[42]借助生產要素運動刻畫產業轉移：由于勞動力、資本等要素轉移是產業轉移的實現方式，因此，如果在一國內部未發生要素轉移，則不會發生產業轉移，即由于產業轉移是要素轉移的載體，產業轉移必然伴隨著要素轉移[43]。從這個邏輯出發，學者認為在實踐中可將產業內部生產要素的區域間轉移視為產業空間轉移的表現形式。實際操作中，不少文獻[44-45]在判斷國際間產業轉移時就將產業內資本的跨國流動視為產業轉移的主要表現形式。因此，通過研究某產業就業勞動力的區域間轉移情況，可在一定程度上反映該產業的轉移情況。

有研究指出，在區域經濟發展的初級階段，勞動力跟隨產業遷移，當經濟發展進入成熟階段后，勞動力遷移與產業轉移則互為因果[46]。綜合來看，勞動力遷移方向與產業轉移方向并沒有必然聯系，使用生產要素流動表征產業轉移方向具有不確定性。

本文從宏觀角度來研究產業轉移問題，在模型中技術水平梯度和勞動力流動模式的相互作用是產業發生轉移的決定因素且勞動力跟隨產業轉移。若大數定律成立，廠商數量和規模得以確定，可通過廠商數量或產業總增加值來刻畫地區專業化程度和產業結構演變。同時，勞動力是技術水平提升的原動力，廠商傾向于雇用大量的勞動力參與生產。因此，如果某一區域發生了產業集聚現象，那么勞動力也必然向該區域集聚。

綜上，本文將通過產業增加值份額變動和勞動力份額變動兩個維度來測度產業轉移，基本邏輯是：若A地區產業增加值份額和從事生產活動的勞動力份額相對于B地區增加，則發生了由B地區向A地區的產業轉移，反之，產業轉移方向為A到B；若兩個指標的變動方向相反，則認為產業未發生轉移或無法判斷。

2.東西向產業轉移和產業結構演化

根據1978—2018年數據得到圖5，第一行左圖是工業增加值份額，中圖是工業區位商，反映了東中西地區“專業化”于工業的強度，右圖是就業份額。第二行圖形是第一行圖形各變量偏離趨勢的百分比曲線。

由圖5可知：第一，1978—2003年，東中西部的工業增加值份額在0.06%范圍內波動（沿趨勢），基本保持平穩，同時東中西部的勞動力就業份額波動幅度（沿趨勢）位于0.05%內，也沒有發生大幅波動，因此該時間段內東中西部之間沒有發生顯著的產業轉移現象；第二，2003—2015年，東部的工業增加值份額緩慢下降，中西部則緩慢上升，幅度在0.1范圍之內。與此同時，東部第二產業勞動力份額出現了小幅下降，中西部則在對應時間上出現了小幅上升，隨后曲線再一次趨于平穩，根據判斷標準，在這一時期內東中西部之間存在產業轉移現象，這一現象對應于中西部開發戰略。

從區位商演化趨勢看，東部地區的工業區位商除了在2011—2015年時間段內小于1，其他時期均大于1，這表明改革開放后東部地區一直“專業化”于工業生產。在2003年之后的數年里中西部區位商大幅增加，而中部工業區位商在2010年后高于東部，這表明中西部地區開始出現專業化于工業的趨勢，同時東部地區在去工業化、調整產業結構，這一趨勢正與2003年之后東中西部之間微弱的產業轉移相對應。產業份額和區位商指標在2015年再次出現反轉，這意味著相反的情況將會發生，產業可能再次出現由西向東轉移的趨勢。

綜上，改革開放后中國東中西部之間并沒有發生大規模的產業轉移現象，由于2003年后國家開始實施西部開發戰略，東部地區與中西部地區之間發生了微弱的產業轉移，這種微弱的產業轉移伴隨著東部地區產業結構的較小調整，而在2015年后產業轉移和產業結構調整的方向出現逆轉趨勢。

3.南北向產業轉移和產業結構演化

本文將黑龍江、吉林、遼寧、北京、天津5省市定義為東部地區的“北方”，將河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東7省市定義為東部地區的“南方”。圖6曲線含義與圖5一致，圖6第一行左圖顯示，自1978年以來“北部”五省市的工業產值不斷減小，“南部”七省市的工業產值不斷增加，結合兩地區第二產業就業份額可知：第一，從總體上看，在中國東部地區存在產業由北向南的轉移現象。第二，由工業區位商演化趨勢可知，自1994年后相對于“南部”地區，“北部”已不再有專業化于工業生產活動的趨勢，產業開始向“南部”大規模轉移。以上現象基本與模擬圖2和圖3的產業轉移模式一致。

六、研究結論與啟示

本文通過構建連續時空產業轉移模型，分析了中國產業結構演化趨勢，結論和啟示如下。

第一，改革開放后，中國并未出現大規模的東西向產業轉移。在東、中部結合處因東部較強的技術溢出效應，曾出現過小規模的產業轉移現象（產業轉移活躍帶），但從宏觀上看，東部地區對中西部的技術溢出效應較弱，未來突破產業轉移臨界點的條件尚未成熟，數據分析部分也證實了我國東西方向的產業轉移并不明顯。在設定東中西部勞動力分布、勞動力流動方向、技術水平相對梯度不變的情況下，模擬結論不會發生變化。相反，如果政府能夠在實施區域發展戰略的基礎上，出臺勞動力和技術創新的政策措施，促進勞動力向中西部地區遷移，同時激勵全民創新，那么就可推動產業的東西向轉移和經濟結構演化，實現東西向的區域協調發展。

第二，改革開放后，中國主要的產業轉移方向是南北向，中國北部（包括東北和華北地區）的制造業產業在20世紀90年代開始了由北向南的轉移過程。目前這種產業的轉移過程仍在進行，例如，當東北和華北正去過剩的鋼鐵產能時，在南部的北部灣正形成由防城港鋼鐵基地、湛江鋼鐵基地和越南河靜鋼鐵基地所組成的世界新的“鋼三角”。如果考慮長三角等“異常點”，則南北向產業轉移規模和強度均有加大，這主要根源于原有制造業專業化地區和這些“異常點”之間存在技術溢出的交互效應，推動廠商的技術水平快速提升，競爭土地使用權的行為更加激烈，最終促使產業轉移規模和轉移強度進一步加大。此外，改革開放之初，長三角地區的產業在南北兩個方向上擴散（這也是長三角經濟取得快速發展的原因之一），但由于北部地區的地域較廣，技術梯度形成的產業轉移推力較大，加之勞動力由北向南遷移，最終驅使產業轉移方向主要指向南部。

結合第一個結論，國家在制定區域發展戰略時，可以將我國東部地區作為產業率先實現高質量發展的示范區域。在東部經由創新驅動產業結構升級，實現高質量發展后，通過技術的溢出效應和創新引領效應，實現東西向、南北向區域經濟的協調和高質量發展。

加入“異常點”后的經濟表現為政府建立國家級新區、自由貿易區、長江經濟帶、成渝地區雙城經濟圈，以及城市群建設提供了基本解釋。即可通過在東西向地理區位上人為設定技術水平“異常點”加快產業的轉移速度，擴大內陸有效市場規模，推進國內、國際雙循環戰略的順利實施。

第三，通過比較靜態分析發現，勞動力增長和技術擴散在推動產業轉移方面具有同向的效應，這主要源于二者都可以提升廠商的技術水平，加劇廠商間爭奪土地使用權競爭，推動產業轉移和結構演化。不同的是，勞動力增長作為技術創新的主要活躍因素，可直接提高廠商創新成功的概率，其對技術水平具有“增長”效應，而技術擴散則只有“水平”效應，廠商只能被動地接受自身所面臨的技術局限。因此，在中國勞動力增長率趨緩的情況下，如果政府部門能夠出臺政策提高全社會勞動力的人力資本水平（或技能水平，如加強職業技能培訓），進而提高廠商創新成功的概率，那么即可緩解勞動增長率下降導致的創新不足問題。此外，如果能夠提高技術在各區域間的擴散效率，提高技術的共享率和重復利用率，例如，加強技術推廣和技術成果轉化、建立公益性研究機構、完善各地區間的技術信息流通和推廣渠道、加強技術交流與合作、完善知識產權的立法等，那么也可在一定程度上削弱因勞動力增長率下降所引發的負面效應，推動產業結構的持續升級換代，新舊動能的持續轉換以及產品技術含量的不斷提升，以上即表現為供給側結構性改革的持續推進。

注釋：

①廠商位于線性空間［0，1］中，每個廠商都使用1單位土地進行生產。

②根據大數定律和理性人假設，廠商進行勞動力、土地、創新決策時均已準確預測進行決策的所有變量。

③此處參數的作用類似于“序數效用”。

④增加點數可提高圖像精確度。

⑤由于東西向沒有發生產業轉移，同時我國大部分產業集中于東部沿海城市，這里的南北向指的是東部地區南北方向，包含區域從北到南依次為：黑龍江、吉林、遼寧、北京、天津、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東12個省市。

⑥本文設定的勞動力增長率是季度值，因此模型中的4個時期為1年。

⑦通過大量模擬，本文發現技術梯度在產業轉移過程中發揮重要作用，只要存在技術梯度產業就會有轉移的可能，但技術水平的具體初始數值及其邊際變動對模擬結果的影響不大。

⑧在表2所示的五個回歸中均有β1>β2+β3。

⑨當剔除pdnp變量后，新回歸的各解釋變量均顯著。

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責任編輯：彭青

Research on the Law of Industrial Transfer in China from the Perspective of Continuous Space

——Taking the "Second

Zheng Wenguang

（School of Economics， Qufu Normal University， Rizhao Shandong 276800， China）

Abstract：Taking the continuous economic space as the entry point， this paper constructs an industrial transfer model including labor force growth and migration， technological innovation and diffusion， and land use right competition. The research on the industrial transfer mode in China shows that：labor force growth and spatial gradient of technological level are the conditions for promoting industrial transfer， and the high land rent derived from high technology levels is the direct driving force of industrial transfer and a sign of regional economic growth; the industrial transfer direction in China is mainly in the north-south direction， while the east-west industrial transfer is not obvious， and areas with active industrial transfer only appears in the junction of east and central regions with limited scope; when there is any "abnormal point" in technological level， the phenomenon of north-south industrial transfer will be more significant; labor force growth and technology spillover have the same direction in promoting industrial transfer. When formulating regional development strategies， the country can consider the eastern region as a pioneering area for high-quality development. After being the first to achieve high-quality industrial development through innovation driven industrial structure upgrading in the eastern region， it can achieve coordinated and high-quality development of regional economies in the east-west and north-south directions through technology spillover and innovation-driven effects. Given the fact that the labor force growth in China is slowing down， the negative impact on industrial structure evolution can be reduced by improving the efficiency of technological spatial diffusion.

Key words：continuous economic space; labor growth; technology diffusion; land use right; industrial transfer