方大春

(安徽工業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，安徽 馬鞍山 243032)

一、引言

長(zhǎng)期以來(lái)主流經(jīng)濟(jì)學(xué)家因空間問(wèn)題的復(fù)雜性而忽視空間效應(yīng)存在，假定空間均質(zhì)性，普遍使用OLS 模型進(jìn)行估計(jì)，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)學(xué)研究結(jié)果的解釋力不強(qiáng)。實(shí)際上，對(duì)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題研究不僅涉及到時(shí)間維度，而且還涉及到空間維度。正如地理學(xué)第一定律所說(shuō):“任何事物之間均相關(guān)，而離的較近的事物總比離的較遠(yuǎn)的事物相關(guān)性要高” (Tobler，1970)［1］?？臻g依賴性導(dǎo)致傳統(tǒng)計(jì)量模型中相互獨(dú)立的基本假設(shè)不可信，需要將地理空間相互作用納入計(jì)量模型中，就是在經(jīng)典的基本線性回歸模型中加一個(gè)空間權(quán)重矩陣進(jìn)行修正，構(gòu)建空間計(jì)量模型研究相關(guān)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題［2］。

2005 年以后，一些學(xué)者運(yùn)用空間計(jì)量方法研究經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間外溢性研究主要集中在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)要素具有外溢性和空間外溢性帶來(lái)的效果兩個(gè)方面?？平讨С鰧?duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著的促進(jìn)作用和外溢性 (駱永民，2008)［3］。人力資本投資不僅對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著貢獻(xiàn)，而且還存在明顯的空間外溢效應(yīng)，相鄰省區(qū)人力資本對(duì)本省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向溢出效應(yīng) (逯進(jìn)、翟倩倩、周惠民，2014)［4］。人口紅利外溢存在區(qū)域差異，東部地區(qū)顯著，中、西部的外溢效應(yīng)不顯著(鐘水映、李魁，2010)［5］。地方政府公共支出也有外溢性，生產(chǎn)性公共支出外溢對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有消極作用，而福利性支出對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極作用(王寶順、劉京煥，2011)［6］;基礎(chǔ)設(shè)施的投資對(duì)本地及周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均有顯著促進(jìn)作用(胡鞍鋼、劉生龍，2009［7］;金江，2012［8］)，相鄰地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)本地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一般表現(xiàn)為正溢出性，部分也有空間負(fù)溢出的證據(jù)(張學(xué)良，2012)［9］。技術(shù)外溢是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉之一(賴明勇、張新、彭水軍等，2005)［10］，地理因素和空間效應(yīng)一起對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入差距產(chǎn)生重要影響(吳玉鳴，李建霞，2006)［11］，空間外溢有可能導(dǎo)致空間俱樂(lè)部趨同(覃成林、劉迎霞、李超，2012)［12］。通過(guò)對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)梳理，發(fā)現(xiàn)兩個(gè)問(wèn)題:一是對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要影響因素外溢研究較少，二是對(duì)外溢效應(yīng)研究沒(méi)有再考察外溢性來(lái)源，沒(méi)有討論傳導(dǎo)是直接效應(yīng)還是間接效應(yīng)。筆者通過(guò)把經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的其他基本要素，如基礎(chǔ)設(shè)施和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)納入模型中，統(tǒng)一考察是否具有外溢性，并對(duì)其外溢性表現(xiàn)進(jìn)行分解。

二、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1、模型構(gòu)建

新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型為:

其中，Y 是GDP，K 是資本，L 是勞動(dòng)力，A 是技術(shù)水平，y 是人均GDP，k 是人均資本。短時(shí)間時(shí)不考慮技術(shù)進(jìn)步，A=1。

新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論把人力資本納入到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中去，R． Lucas (1988)甚至認(rèn)為人力資本積累才是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的真正源泉［13］。Barro、Robert J． (2000)［14］、Mankiw (1992)［15］、Salvador Ortigueira (2003)［16］實(shí)證發(fā)現(xiàn)人力資本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在正相關(guān)性。

20 世紀(jì)80 年代起，在繼承和發(fā)展古典經(jīng)濟(jì)學(xué)中分工與專業(yè)化理論，運(yùn)用超邊際分析方法發(fā)展起來(lái)的新興古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為分工和專業(yè)化會(huì)帶來(lái)生產(chǎn)力的提高，隨著交易次數(shù)增加，出現(xiàn)“兩難沖突”——分工好處與分工產(chǎn)生的交易費(fèi)用之間存在矛盾，分工水平取決于交易成本高低。交通費(fèi)用往往是交易成本主要方面，在新興古典經(jīng)濟(jì)學(xué)框架下，交通運(yùn)輸發(fā)展有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［17］。實(shí)際上，斯密定理也強(qiáng)調(diào)交通運(yùn)輸對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，交通運(yùn)輸條件好壞決定市場(chǎng)規(guī)模范圍，影響分工水平，從而影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)主要關(guān)注資源配置，運(yùn)輸費(fèi)用甚至被簡(jiǎn)化掉了。

張培剛教授早在《農(nóng)業(yè)與工業(yè)化》著作中就論述了工業(yè)通過(guò)吸收農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力，推動(dòng)農(nóng)業(yè)機(jī)械化，提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率［18］。各國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)踐證明了短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可以由資本和勞動(dòng)等要素投入的增加而實(shí)現(xiàn)，但長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)只能靠結(jié)構(gòu)變遷和技術(shù)進(jìn)步。盡管資本、勞動(dòng)和技術(shù)相同，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不同也會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)出效果不同［19］。

在新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型基礎(chǔ)上，納入人力資本、交通基礎(chǔ)設(shè)施水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平變量，構(gòu)建一般經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型:

對(duì)于非線性方程模型，一般需要對(duì)兩邊變量同時(shí)取對(duì)數(shù)，使轉(zhuǎn)化為線性形式，得:

其中，y 是人均gdp，ppc 是人均物質(zhì)資本，hc 是人力資本水平，infr 是交通基礎(chǔ)設(shè)施水平，ind 是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，i 是地區(qū)，t 是時(shí)期，C 是常數(shù)項(xiàng)，β 是系數(shù)，ε 是誤差項(xiàng)。

2、變量說(shuō)明與數(shù)據(jù)

人均地區(qū)生產(chǎn)總值(pgdp):以2000 年為基期，采用GDP 平減指數(shù)把各地區(qū)不同時(shí)期的人均生產(chǎn)總值換算成2000 年不變價(jià)格。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2002 －2013)。

人均物質(zhì)資本水平(ppc):物質(zhì)資本存量的計(jì)算必須采用永續(xù)盤(pán)存法，筆者采用單豪杰(2008)的方法對(duì)我國(guó)30 個(gè)省市自治區(qū)的固定資產(chǎn)進(jìn)行核算［20］。根據(jù)公式Kt= Kt－1* (1 －δ)+ It，Kt表示物質(zhì)資本存量，Kt－1表示上一年度物質(zhì)資本存量，δ 表示折舊率，It實(shí)際表示固定資本形成額。

人力資本水平(hc):人力資本水平計(jì)算方法最常見(jiàn)的是教育年限法，用勞動(dòng)力受教育年限來(lái)衡量整個(gè)社會(huì)勞動(dòng)力的人力資本水平。計(jì)算方法為:小學(xué)、初中、高中 (或中專)、專科、本科、研究生分別按6、9、12、14.5、16 和20 年處理①，然后乘以該地區(qū)不同學(xué)歷人口比重［21］。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2002 －2013)。

交通基礎(chǔ)設(shè)施水平(infr):對(duì)交通基礎(chǔ)設(shè)施進(jìn)行衡量一般有兩種:一是通過(guò)實(shí)物形態(tài)對(duì)其進(jìn)行描述，二是以交通基礎(chǔ)設(shè)施的資本形態(tài)對(duì)其進(jìn)行衡量。目前，第一種方法衡量比較通用，更能夠說(shuō)明基礎(chǔ)設(shè)施普及水平。交通基礎(chǔ)設(shè)施包含公路、鐵路和內(nèi)河航道三種不同的實(shí)物形態(tài)?；谘芯磕康暮蛿?shù)據(jù)可得性，僅選擇公路里程作為交通基礎(chǔ)設(shè)施的代理變量。為了使不同地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施具有可比性，用交通基礎(chǔ)設(shè)施密度衡量較科學(xué)，交通基礎(chǔ)設(shè)施密度=計(jì)算公路里程數(shù)/國(guó)土面積［8］。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平(ind):用二三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，數(shù)據(jù)來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》 (2002 －2013)和各省市自治區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。

研究樣本為2001 －2012 年我國(guó)大陸地區(qū)30 個(gè)省、市、自治區(qū)(因西藏部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，暫不考慮)。數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，見(jiàn)表1。

表1 變量的統(tǒng)計(jì)特征

三、實(shí)證分析

1、空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型

空間自相關(guān)表明一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)與相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)相關(guān)，觀測(cè)值在空間上缺乏獨(dú)立性。空間自相關(guān)性在模型中體現(xiàn)在誤差項(xiàng)和因變量的滯后項(xiàng)?？臻g差異性是指空間模型忽視了其他因素(Anselin，1988)［22］?？臻g計(jì)量模型包括空間滯后模型和空間誤差模型兩種基本形式。

模型(4)、模型(5)是基于截面數(shù)據(jù)。對(duì)于面板數(shù)據(jù)，需要對(duì)上面兩個(gè)模型作適當(dāng)變動(dòng)。具體做法是用克羅內(nèi)克積把不同時(shí)期空間權(quán)重WN合起來(lái):WNT= IT?WN，其中，IT是單位矩陣，T 是時(shí)間跨度。

實(shí)際上，空間面板數(shù)據(jù)不僅因變量受空間因素影響，自變量也可能存在空間因素影響。因此，Elhorst (2010)在Manksi (1993)模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建空間杜賓模型(SDM)［23］，其基本形式為:

其中，ρ 系數(shù)表示空間依存性和依賴性，θ系數(shù)表示空間溢出效應(yīng)。

2、空間自相關(guān)性檢驗(yàn)

空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，一個(gè)地區(qū)空間單元上的某種屬性值與鄰近地區(qū)空間單元上同一現(xiàn)象或?qū)傩灾凳窍嚓P(guān)的，即存在空間自相關(guān)性或空間依賴性。檢驗(yàn)這種空間自相關(guān)性，使用最多的方法是Moran＇s I，其數(shù)值介于－1 和1之間。Moran＇s I ＜0，表示有負(fù)的空間相關(guān)性;Moran＇s I =0，表示不具有空間相關(guān)性;Moran＇s I ＞0，表示有正的空間相關(guān)性。Moran＇s I 計(jì)算公式如下:

其中，n 為地區(qū)數(shù);xi和xj分別是地區(qū)i 和地區(qū)j 的某種屬性值是屬性的平均值;Wij為空間權(quán)重矩陣;S2為屬性方差。

需要對(duì)Moran＇s I 的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，原假設(shè)(H0)是沒(méi)有空間自相關(guān)。

其中，E (I)為均值，Var (I)為方差。當(dāng)Z 值拒絕原假設(shè)，表示空間自相關(guān)。Moran＇s I 檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 Moran’s I 檢驗(yàn)結(jié)果

從檢驗(yàn)結(jié)果看出，Moran＇s I 非常顯著，原假設(shè)被拒絕，而且Moran＇s I =0.2488 ＞0。這表明人均GDP 增長(zhǎng)存在著正的空間自相關(guān)性，需要基于空間計(jì)量模型進(jìn)行回歸。

3、面板數(shù)據(jù)回歸

樣本數(shù)據(jù)集合是中國(guó)2001 －2012 年各省區(qū)的數(shù)據(jù)。T =12，N =30，從面板數(shù)據(jù)理論來(lái)看，時(shí)間維度小于地區(qū)維度，屬于短板數(shù)據(jù)，可以不需要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)［24］。對(duì)于普通面板數(shù)據(jù)模型回歸，首先要進(jìn)行模型選擇，通過(guò)F 統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)(模型整體顯著)、LM檢驗(yàn)(拒絕混合效應(yīng))和Hausman 檢驗(yàn)(拒絕隨機(jī)效應(yīng))，最后選定了個(gè)體固定效應(yīng)模型。

表3 個(gè)體固定效應(yīng)模型結(jié)果

4、空間面板數(shù)據(jù)計(jì)量分析

從普通面板回歸模型結(jié)果來(lái)看，個(gè)體固定效應(yīng)模型相對(duì)最佳，空間計(jì)量模型也采用個(gè)體固定效應(yīng)形式。

表4 空間面板數(shù)據(jù)模型結(jié)果

運(yùn)用空間計(jì)量模型時(shí)，需要通過(guò)LMLGA和LMERR 檢驗(yàn)來(lái)區(qū)分是內(nèi)生的空間滯后影響還是空間誤差自相關(guān)。Anselin ＆ Rey(1997)［25］利用蒙特卡羅模擬檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷目臻g相關(guān)性及模型選擇。通常做法是先用最小二乘估計(jì)建立普通面板模型，后利用所得的誤差項(xiàng)建立LMLAG 和LMERR 統(tǒng)計(jì)量。若LMLAG 統(tǒng)計(jì)量比LMERR 統(tǒng)計(jì)量顯著，則選擇空間面板滯后模型;反之，則選擇空間面板誤差模型。由表5 中數(shù)據(jù)對(duì)比可知，選擇F －SAR Panel 個(gè)體固定效應(yīng)模型相對(duì)較好。與個(gè)體固定效應(yīng)模型相比，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)作用變大，其他要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)減少。

標(biāo)志空間依賴關(guān)系的空間自回歸系數(shù)(W·dep.var)和誤差空間自相關(guān)系數(shù)(spat.aut)的系數(shù)估計(jì)值都達(dá)到了0.05 之內(nèi)的顯著性水平，并且為正，證實(shí)了數(shù)據(jù)的空間相關(guān)性，表明了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)活動(dòng)的空間依賴性和相互促進(jìn)作用。相互鄰近省(直轄市、自治區(qū))間有較強(qiáng)的空間依賴作用和空間溢出效應(yīng)［26］［27］。

表5 模型假設(shè)檢驗(yàn)

5、空間杜賓模型的回歸結(jié)果

為了進(jìn)一步探索相鄰地區(qū)空間溢出效應(yīng)，選擇了空間杜賓模型(SDM)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見(jiàn)表6。

從回歸結(jié)果可以看出，R2=0.8676 相比面板數(shù)據(jù)模型有顯著提高(R2=0.7166)，空間杜賓模型的擬合優(yōu)度有所增強(qiáng);而且自變量的空間滯后項(xiàng)也都是顯著的。

表6 空間杜賓模型結(jié)果

回歸系數(shù)并不能反映自變量對(duì)因變量的影響，需要進(jìn)一步通過(guò)直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)分解來(lái)反映。

6、總效應(yīng)分解:直接效應(yīng)和間接效應(yīng)

當(dāng)引入空間系數(shù)的空間面板模型時(shí)，解釋變量對(duì)被解釋變量的影響并不能只重視解釋變量的估計(jì)結(jié)果，更要考慮空間回歸系數(shù)，也就是說(shuō)綜合考慮解釋變量對(duì)被解釋變量影響的當(dāng)期效應(yīng)和迂回效應(yīng)［28］?？梢詫⑶拔牡目臻gDurbin 模型(式8)重新寫(xiě)成如下形式:

被解釋變量Y 對(duì)第k 個(gè)解釋變量X 從地區(qū)1 到地區(qū)N 的偏導(dǎo)數(shù)為:

其中，wij是WNT矩陣的第(i，j)個(gè)元素。直接效應(yīng)為右邊矩陣對(duì)角線元素值和的平均值，間接效應(yīng)為非對(duì)角線元素所有行和列元素和的平均值(LeSage、Pace，2009)［29］。借助這種方法，將人力資本水平、人均物質(zhì)資本水平、基礎(chǔ)設(shè)施水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平對(duì)地區(qū)人均GDP 的影響的總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，具體分解結(jié)果見(jiàn)表7。

表7 空間杜賓模型的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

從空間杜賓模型影響因素分解中，可以得出這些要素如何影響人均GDP 增長(zhǎng):第一，人力資本水平對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)起重要促進(jìn)作用，但對(duì)相鄰地區(qū)可能存在一些阻礙作用，本地區(qū)高素質(zhì)人才可以從相鄰地區(qū)獲取資源和利潤(rùn)，帶動(dòng)資源、資金向“人才高地”集聚，促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，與黃蘋(píng)(2008)［30］研究認(rèn)為鄰近地區(qū)中等教育人力資本對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有負(fù)外溢性相一致。第二，人均物質(zhì)資本水平對(duì)本地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)較小，但對(duì)相鄰地區(qū)貢獻(xiàn)較大，說(shuō)明物質(zhì)資本在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中重要性降低，雄厚的物質(zhì)資本可以吸引相鄰地區(qū)人才來(lái)本地區(qū)就業(yè)。第三，基礎(chǔ)設(shè)施水平對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定負(fù)影響，但對(duì)相鄰地區(qū)卻有較大促進(jìn)作用，本地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施水平需要財(cái)政投入，短時(shí)期可能影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但為相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)創(chuàng)造條件。第四，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平提升對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有很大貢獻(xiàn)，卻對(duì)相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大負(fù)作用，一個(gè)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，往往需要相鄰地區(qū)有關(guān)產(chǎn)業(yè)支撐，把相鄰地區(qū)產(chǎn)業(yè)納入自己產(chǎn)業(yè)鏈中，鎖定其升級(jí)，阻礙相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這一點(diǎn)與多數(shù)學(xué)者研究不一致，主要原因是沒(méi)有對(duì)空間外溢效應(yīng)進(jìn)行效應(yīng)分解。但與產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈理論相符，處在低端環(huán)節(jié)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)獲取利潤(rùn)相對(duì)較少，一個(gè)地區(qū)要發(fā)展必須突破其他地區(qū)產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈鎖定(劉志彪、張少軍，2009)［31］。

四、結(jié)論與建議

1、結(jié)論

根據(jù)空間計(jì)量模型分析結(jié)果可知:第一，人均GDP 增長(zhǎng)存在著正的空間自相關(guān)性，需要運(yùn)用空間計(jì)量模型進(jìn)行分析。第二，標(biāo)志空間依賴關(guān)系的空間自回歸系數(shù)和誤差空間自相關(guān)系數(shù)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)顯著，并且為正，進(jìn)一步證實(shí)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間相關(guān)性，鄰近省 (市、自治區(qū))之間形成了較強(qiáng)的空間依賴作用和正的空間溢出效應(yīng)。第三，人力資本水平對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)起重要促進(jìn)作用，但對(duì)相鄰地區(qū)起阻礙作用;人均物質(zhì)資本水平對(duì)本地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)較小，但對(duì)相鄰地區(qū)貢獻(xiàn)較大;基礎(chǔ)設(shè)施水平對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定負(fù)影響，但對(duì)相鄰地區(qū)卻有較大促進(jìn)作用;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平提升對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有很大貢獻(xiàn)，卻對(duì)相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大負(fù)作用。第四，筆者所用地區(qū)人力資本是靜態(tài)水平?jīng)]有考慮人力資本流動(dòng)性，地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)衡量指標(biāo)比較籠統(tǒng)，沒(méi)有細(xì)分衡量，實(shí)證研究需要今后進(jìn)一步完善。

2、建議

研究結(jié)論進(jìn)一步啟示我們:經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅存在外溢效應(yīng)，也存在“虹吸效應(yīng)”，要素優(yōu)勢(shì)好的地區(qū)將產(chǎn)生強(qiáng)大吸引力，會(huì)將其他地區(qū)的資源吸引過(guò)來(lái)，從而使被吸引地區(qū)發(fā)展受到阻礙［32］。一個(gè)地區(qū)發(fā)展更加需要提升人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，否則被相鄰地區(qū)鎖定在低水平［33］。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)整體水平相對(duì)落后地區(qū)需要找準(zhǔn)在某些產(chǎn)業(yè)突圍，整合自己產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈，否則會(huì)被相連發(fā)達(dá)地區(qū)鎖定，難以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)跨越發(fā)展［34］。鑒于我國(guó)主體功能區(qū)要求特征，相鄰省份之間戰(zhàn)略定位不同，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平差異，考慮到經(jīng)濟(jì)活動(dòng)空間“虹吸效應(yīng)”，需要建立國(guó)家層面相連省份間空間利益補(bǔ)償機(jī)制，實(shí)現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

【注 釋】

①?？迫?4.5 年，主要考慮存在2 年制和三年制?？?研究生取20 年，主要考慮同時(shí)存在博士和碩士研究生。

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