一 引 言

“第四次產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移”在國際金融危機(jī)爆發(fā)后迅速展開，在我國，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移現(xiàn)象包括國外的轉(zhuǎn)入與國內(nèi)地區(qū)間轉(zhuǎn)移。2012年，工信部發(fā)布指導(dǎo)意見，提出構(gòu)建“一軸一帶、五圈五群”產(chǎn)業(yè)發(fā)展格局；發(fā)改委于2016年印發(fā)《關(guān)于貫徹落實(shí)區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的指導(dǎo)意見》，加強(qiáng)對重點(diǎn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的政策引導(dǎo)，支持承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)建設(shè)。在黨中央、國務(wù)院的高度重視下，區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)業(yè)有序轉(zhuǎn)移與承接，不僅促進(jìn)一體化進(jìn)程，也有利于產(chǎn)業(yè)聚集。目前，京津冀地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移已取得初步成效，產(chǎn)業(yè)空間布局逐步清晰，詮釋了北京非首都功能，在帶動周邊省市產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級上發(fā)揮了重要作用(賀勝兵等，2012)[1]；長江經(jīng)濟(jì)帶圍繞電子信息技術(shù)、精密設(shè)備、汽車、家用電器和服裝紡織五大制造業(yè)構(gòu)建相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)布局，適應(yīng)當(dāng)?shù)刭Y源與環(huán)境承載力(Wang和Deng，2015)[2]。從地區(qū)GDP增長速度來看，承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移為中西部地區(qū)短期經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了契機(jī)，然而是否會為承接地帶來技術(shù)水平提升依舊無法確定。為了回答這一問題，本文從技術(shù)進(jìn)步視角對我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)進(jìn)行評估，并將我國地區(qū)發(fā)展差異性納入分析范疇。

與以往研究相比，本文的研究特點(diǎn)主要有：(1)從技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)視角對中國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移政策的實(shí)施效果進(jìn)行評價，完善產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移政策效應(yīng)研究，為地方政府制定產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移政策提供參考。(2)本文基于中國30個省、市、自治區(qū)進(jìn)行分析，考慮到地區(qū)異質(zhì)性，將整體樣本劃分為東、中、西部，分區(qū)域探究產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移政策的實(shí)施效果，因地制宜地設(shè)計(jì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移引導(dǎo)政策。

二 文獻(xiàn)綜述

產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移促進(jìn)資本與技術(shù)的流動，使得承接地與轉(zhuǎn)出地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生變化。大多數(shù)文獻(xiàn)采用FDI衡量國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，對其產(chǎn)出效應(yīng)研究較為豐富。無論是理論分析結(jié)果(Romer,1986[3]；Lucas,1999[4])，還是基于擴(kuò)展的VAR模型、格蘭杰因果檢驗(yàn)等實(shí)證結(jié)果(Ericsson和Irandoust,2001[5];Choe,2003[6]; Ghosh和Wang,2010[7];鄒建華和韓永輝，2013[8]；Al-Iriani，2006[9])，均驗(yàn)證了FDI是促進(jìn)承接地經(jīng)濟(jì)增長的主要因素之一，相應(yīng)地，政府干預(yù)會影響FDI對承接地的經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率(Candau，2013)[10]。然而，Sarkar(2008)[11]在以42年間51個發(fā)展中國家為樣本研究時發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI無法長期促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。不僅如此，F(xiàn)DI對承接地經(jīng)濟(jì)發(fā)展的負(fù)向效應(yīng)還與當(dāng)?shù)匕l(fā)展水平有關(guān)(Lessmann，2013)[12]。以中國為例，外資的進(jìn)入擠出了中西部地區(qū)投資，使得FDI對經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)向影響比東部地區(qū)更為嚴(yán)重(聶飛和劉海云，2015)[13]。相較于FDI的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)研究，有關(guān)其技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的研究較少，目前主要觀點(diǎn)認(rèn)為在控制政策等相關(guān)變量后，F(xiàn)DI對承接地技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)出重要影響(李艷和柳士昌，2018[14]；李曉英，2018[15])。具體來說，F(xiàn)DI對不同類型產(chǎn)業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)存在差異，即會對勞動密集型與技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)技術(shù)發(fā)展帶來顯著的提升效應(yīng)，反而會抑制資本密集型產(chǎn)業(yè)技術(shù)發(fā)展(陽立高等，2017)[16]。

產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移不僅發(fā)生在國與國之間，一個國家內(nèi)的地區(qū)與地區(qū)間也會發(fā)生產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移現(xiàn)象，尤其是在我國政府積極引導(dǎo)發(fā)達(dá)地區(qū)產(chǎn)業(yè)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移背景下?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對國內(nèi)區(qū)域間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的研究主要集中在引致其轉(zhuǎn)移的原因與轉(zhuǎn)移規(guī)模測算，研究樣本時間主要在2012年之前，認(rèn)為生產(chǎn)要素的流動是引致區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的主要因素。承接地區(qū)發(fā)展水平與能力的差異也使得產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)有所差異，但是成本的動態(tài)變化使得產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對承接地經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了正向促進(jìn)作用(楊亞平和周泳宏，2013[17]；胡偉和張玉杰，2015[18]；張龍鵬和周立群，2015[19]；張遼，2013[20])。然而，在2012年以后，承接制造業(yè)轉(zhuǎn)移對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用逐漸降低，符合邊際效應(yīng)遞減規(guī)律，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移并沒有為承接地區(qū)帶來長期的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)(孫慧文，2017[21]；陳凡等，2017[22])。不僅如此，省際間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移還會對承接地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。馮南平和楊善林(2012)[23]研究認(rèn)為，區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移無法起到促進(jìn)地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的作用，尤其在東部地區(qū)，省際間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移阻礙了技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的提升，抑制了東部各省份的技術(shù)進(jìn)步。與東部地區(qū)不同，西部地區(qū)則受益于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對技術(shù)進(jìn)步的正向溢出效應(yīng)(雒海潮和苗長虹，2019)[24]。

目前，我國區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)研究尚有不足，主要問題：(1)區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的研究樣本集中在2012年之前，研究重點(diǎn)為生產(chǎn)要素流動所引致的小規(guī)模產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，對于國家政策引致的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)研究甚少。(2)研究方法大多采用傳統(tǒng)計(jì)量模型，未考慮產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的時空效應(yīng)。(3)未考慮中國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移差異性的現(xiàn)狀，忽視了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移政策效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性。

三 模型設(shè)計(jì)

(一)研究方法及模型

為區(qū)分不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的影響，本文首先采用面板門檻模型，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為門檻變量，分析人均GDP是否會影響產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對于承接地技術(shù)進(jìn)步的作用效果。構(gòu)建模型如下：

lnYit=β0+β1lnXit×I(lnPGDPit≤γ1)+β2lnXit×I(lnPGDPit>γ1)+…+

β2n-1lnXit×I(lnPGDPit≤γn)+β2nlnXit×I(lnPGDPit>γn)+θlnXcontrol+μi+εit

(1)

其中，Yit為技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)，采用TFPit表示；Xit為核心解釋變量——產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移(IT)，考慮到中國的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移主要以工業(yè)制造業(yè)為主，采用偏離-份額法測算工業(yè)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移規(guī)模；PGDPit為門檻變量，表示各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，用人均GDP衡量；γ為待估計(jì)門檻閾值，I(·)表示檢驗(yàn)假設(shè)的指示函數(shù)，當(dāng)括號內(nèi)條件滿足時，則符合假設(shè)取值為1，反之則取值為0；Xcontrol為對區(qū)域技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生影響的控制變量，包括人力資本(HC)、對外開放(OPEN)、研發(fā)強(qiáng)度(RD)以及金融發(fā)展水平(FD)；μit和εit為服從正態(tài)分布的隨機(jī)擾動項(xiàng)。

為了客觀地評價區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移所帶來的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)，本文采用空間計(jì)量模型將產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的空間效應(yīng)納入考慮范疇。不同的空間面板模型所假定的傳導(dǎo)機(jī)制存在差異，本文遵循OLS-[SARSEM]-SAC-SDM思路進(jìn)行模型估計(jì)，并依據(jù)LR檢驗(yàn)與Wald檢驗(yàn)結(jié)果選擇擬合效果最優(yōu)的模型進(jìn)行分析。由于空間滯后因變量與滯后誤差變量的存在，模型估計(jì)方法有工具變量法(IV)、極大似然估計(jì)法(MLE)等方法，考慮到IV方法中選擇合適的工具變量困難較大，且其參數(shù)估計(jì)結(jié)果往往會超出定義域，故本文采用MLE方法對模型進(jìn)行估計(jì)。

基于上述分析構(gòu)建如下模型：

lnYit=β0+δWlnYit+β1lnXit+β2lnXcontrol+θ1WlnXit+θ2WlnXcontrol+εit

(2)

lnYit=β0+δWlnYit+β1lnXit+β2lnXcontrol+μit

(3)

μit=λWμit+εit

其中，模型(2)、模型(3)分別為SDM模型、SAC模型，在對上述模型分別附加部分限制條件后將得到SAR模型、SEM模型與OLS模型，分別為模型(4)、模型(5)以及模型(6)。

lnYit=β0+δWlnYit+β1lnXit+β2lnXcontrol+εit

(4)

lnYit=β0+β1lnXit+β2lnXcontrol+μit

(5)

μit=λWμit+εit

lnYit=β0+β1lnXit+β2lnXcontrol+εit

(6)

其中，W為空間權(quán)重矩陣，一般來說，區(qū)域間距離越大知識的溢出效應(yīng)越弱，故借鑒白俊紅等(2017)[25]的研究采用空間距離權(quán)重矩陣：

其中，i、j代表各省份；dij表示各省份間距離，單位為千米。

(二)指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

1.技術(shù)進(jìn)步。本文采用城市全要素生產(chǎn)率增長率衡量地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)，借鑒白俊紅等(2010)[26]和楊浩昌等(2018)[27]的研究，采用2007-2016年各省份數(shù)據(jù)并基于DEA-Malmquist指數(shù)模型測算各省份2008-2016年TFP增長率。其中，總產(chǎn)出以國民生產(chǎn)總值衡量，并以2007年為基期對各省份歷年GDP平減；總投入包括城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)以及全社會固定資產(chǎn)投資。

由于中國幅員遼闊，各地區(qū)發(fā)展差異較大，故將整體樣本劃分為東部、中部以及西部地區(qū)。同時西藏及港澳臺地區(qū)數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重，故研究樣本中剔除西藏及港澳臺地區(qū)(1)其中，東部地區(qū)包括北京市、天津市、河北省、遼寧省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省與海南省等11個省市，中部地區(qū)包括山西省、吉林省、黑龍江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省以及湖南省等8個省份，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、重慶市、四川省、貴州省、云南省、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)以及新疆維吾爾族自治區(qū)等11個省、市、自治區(qū)。。

2.產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移?；谄x-份額法的思想，將某一產(chǎn)業(yè)在某一行政單元一定時期經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的變化分解為不同區(qū)域?qū)用娴脑鲩L分量，觀察區(qū)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的時空演變趨勢和絕對規(guī)模(昌忠澤等，2019)[28]。

3.經(jīng)濟(jì)發(fā)展。考慮到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會對不同地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生影響，為了客觀分析產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對于承接省份技術(shù)水平的提升，選擇經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門檻變量。同時參照相關(guān)學(xué)者的研究，以人均GDP衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展(張明和李曼，2017)[30]。

4.控制變量。

(1)對外開放。對外開放對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了很大的影響，但是每個地區(qū)對外開放程度以及地理位置的不同對該地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的影響也不盡相同，甚至出現(xiàn)相悖的影響。雖然如此，眾多學(xué)者的研究表明對外開放是研究中國區(qū)域技術(shù)進(jìn)步時不可忽視的影響因素。故本文借鑒韓軍等(2015)[31]的研究，選擇外商直接投資額占地區(qū)GDP的比重衡量各地區(qū)對外開放程度。

(2)人力資本。人力資本可以通過技術(shù)創(chuàng)新與模仿等間接效應(yīng)作用于區(qū)域技術(shù)進(jìn)步。杜偉等(2014)[32]選擇平均受教育年限、楊浩昌等(2018)[27]選擇每萬人中高等學(xué)院在校學(xué)生數(shù)衡量人力資本，但考慮到真正能促進(jìn)地區(qū)技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)生剩余勞動價值的是研發(fā)人員，故本文采用各地區(qū)研發(fā)人員數(shù)的對數(shù)衡量。

(3)研發(fā)強(qiáng)度。研發(fā)是促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的重要因素(景維民和張璐，2014)[33]，也會對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向影響(鐘祖昌，2013)[34]。由于將產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與地區(qū)研發(fā)強(qiáng)度同時納入考慮范疇的研究較少，而當(dāng)考慮產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時研發(fā)投入是否會對區(qū)域技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生正向影響，具有不確定性。本文選擇地區(qū)R&D投入與GDP的比值作為研發(fā)強(qiáng)度的代理變量(2)需要特別說明的是，為避免人力資本與研發(fā)強(qiáng)度存在的多重共線性問題使得模型估計(jì)結(jié)果失真，本文進(jìn)行了多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果表明各模型中均不存在顯著的多重共線性，VIF遠(yuǎn)小于10。。

(4)金融發(fā)展水平。易信和劉鳳良(2015)[35]研究表明金融發(fā)展通過技術(shù)創(chuàng)新的“水平效應(yīng)”與“結(jié)構(gòu)效應(yīng)”促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)技術(shù)發(fā)展以及經(jīng)濟(jì)增長，并且發(fā)揮著不可估量的作用。因此，本文考慮各地區(qū)金融發(fā)展水平的影響，采用各省份金融機(jī)構(gòu)總貸款額與GDP的比值作為金融發(fā)展的代理變量。

主要數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2007-2017)，其中金融機(jī)構(gòu)貸款數(shù)額來源于《中國金融年鑒》(2007-2017)，表1為各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四 實(shí)證結(jié)果與分析

(一)門檻模型分析

門檻模型的確定建立在門檻效應(yīng)存在的基礎(chǔ)上，首先對政策作用力度的門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，采用Bootstrap法重復(fù)抽樣2000次獲得F值的漸進(jìn)分布及相應(yīng)的P值，其中F值為16.71、P值為0.003，在1%的顯著性水平下通過假設(shè)檢驗(yàn)。本模型僅存在一個門檻值，估計(jì)值為12.53，故選擇單一門檻模型進(jìn)行分析，分析軟件為Stata15.0，結(jié)果如表2所示。

表2 面板門檻模型估計(jì)結(jié)果

由門檻模型的估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移承接地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平具有顯著的門檻效應(yīng)，會影響產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的技術(shù)溢出效應(yīng)。對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的省份，即lnRGDP低于12.53，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的估計(jì)系數(shù)為0.0041，并通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，表明產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移會對承接地區(qū)帶來顯著的技術(shù)進(jìn)步。而對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)，即lnRGDP高于12.53，IT的估計(jì)系數(shù)為-0.0025，P值為0.080，在10%的顯著性水平下認(rèn)為承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移會抑制該地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步。對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后地區(qū)，承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移被認(rèn)為是帶動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的契機(jī)(Liu和Dong，2019)[29]，同時還將顯著提高本地區(qū)的技術(shù)水平。落后地區(qū)政府為了追求短期經(jīng)濟(jì)增長，提高區(qū)域就業(yè)率，積極承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，同時伴隨著核心技術(shù)的轉(zhuǎn)移。雖然承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移會抑制經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高，但是目前中國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出地主要集中在東部發(fā)達(dá)地區(qū)。也就是說，對經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出地區(qū)而言，工業(yè)制造業(yè)的轉(zhuǎn)移為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)等技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)提供了發(fā)展空間，實(shí)現(xiàn)了“騰籠換鳥”轉(zhuǎn)型升級，雖然短時間內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移降低了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度(Liu和Dong，2019)[29]，但是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)才是可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵，也是獲得更多超額利潤的保障。

人力資本、研發(fā)強(qiáng)度以及金融發(fā)展均會對區(qū)域全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向促進(jìn)效果，這也與大多研究結(jié)果類似。就全國層面而言，對外開放程度會抑制地區(qū)技術(shù)進(jìn)步，但是這一效應(yīng)并未通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。外商投資作為衡量國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的主要指標(biāo)，從長遠(yuǎn)發(fā)展來看，將不利于我國技術(shù)進(jìn)步。產(chǎn)生這種情況的主要原因有兩點(diǎn)：其一，雖然中國各區(qū)域均不斷提高對外開放水平，積極引進(jìn)外資，但是技術(shù)封鎖以及知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)政策使得外商投資帶來的技術(shù)效應(yīng)幾乎為零；其次，低廉優(yōu)質(zhì)的勞動力資源以及蓬勃發(fā)展的市場才是跨國公司向中國投資的主要原因，所以FDI大多流向勞動密集型產(chǎn)業(yè)，并對中國企業(yè)造成了技術(shù)擠出效應(yīng)。

(二)分地區(qū)分析

由于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時空效應(yīng)的存在，無法滿足傳統(tǒng)計(jì)量模型的假設(shè)前提，本文遵循OLS-[SARSEM]-SAC-SDM思路進(jìn)行模型估計(jì)。在進(jìn)行實(shí)證分析前，首先對因變量進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表3，表明各地區(qū)技術(shù)進(jìn)步水平存在顯著的空間相關(guān)性。

表3 2008-2016年中國30個省份TFP的全局Morans’I統(tǒng)計(jì)指標(biāo)

考慮到中國各地區(qū)發(fā)展水平差異較大，即東部、中西部地區(qū)存在一定的空間異質(zhì)性。因此，有必要在總體分析的基礎(chǔ)上，將中國整體地區(qū)劃分為東部、中部與西部，研究各區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的影響。

表4 考慮區(qū)域差異的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)分析

(續(xù)上表)

變量東部地區(qū)模型1中部地區(qū)模型2西部地區(qū)模型3W*lnIT-0.0146*-0.0027*0.0142*(-1.85)(-1.53)(1.78)N997299Log-L108.3510 115.8518 150.2920 AIC-192.7020-207.7036-276.5840BIC-161.5606-180.3836-245.4426R20.44030.76190.6496

注：括號內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值；*、**、***分別表示P<0.1、0.05、0.01；本表未匯報SDM模型中控制變量的空間交互系數(shù)。

表4為分地區(qū)估計(jì)結(jié)果，霍斯曼檢驗(yàn)顯示應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型；結(jié)合Wlad檢驗(yàn)與LR檢驗(yàn)結(jié)果以及各模型自然對數(shù)值，SDM模型的擬合效果最優(yōu)，故僅匯報SDM模型的估計(jì)結(jié)果。

對于東部各省份而言，無論是區(qū)域間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移還是國際間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移均會對東部地全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用，區(qū)域間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對東部地區(qū)全要素生產(chǎn)率的抑制效應(yīng)更強(qiáng)。東部地區(qū)作為當(dāng)前產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的主要轉(zhuǎn)出地區(qū)，考察期間東部地區(qū)工業(yè)制造業(yè)共轉(zhuǎn)出166764億元(當(dāng)年價格)，隨著工業(yè)制造業(yè)的轉(zhuǎn)出，東部地區(qū)各省份開始發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由勞動密集型、資本密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向了技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，率先開始了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。工業(yè)制造業(yè)的大規(guī)模轉(zhuǎn)出使得地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長放緩，但是為了獲得更多超額利潤，向產(chǎn)業(yè)鏈高附加值環(huán)節(jié)攀升，應(yīng)當(dāng)舍棄部分高能耗高污染的落后產(chǎn)能。觀察控制變量估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，人力資本、金融發(fā)展會顯著促進(jìn)東部各省份全要素生產(chǎn)率，但研發(fā)強(qiáng)度作用為負(fù)且不顯著。這可能是因?yàn)?，東部各省區(qū)為促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高，加大研發(fā)投入比重，但研發(fā)投入與成果產(chǎn)出不成比例，出現(xiàn)了規(guī)模效益遞減情況并造成大量的研發(fā)資源浪費(fèi)，反而無法促進(jìn)該地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步，如何提高研發(fā)成果轉(zhuǎn)化依舊是困擾東部各省區(qū)全要素生產(chǎn)率提升的關(guān)鍵問題。

考察期間中部地區(qū)共承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移46596億元(以當(dāng)年價格)，承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移顯著促進(jìn)了中部地區(qū)技術(shù)進(jìn)步。但是國際間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移并未起到類似的效果，無法促進(jìn)技術(shù)水平的提升，主要原因是隨著大眾生態(tài)保護(hù)意識的逐漸提高，政府環(huán)境規(guī)制力度逐步加強(qiáng)，發(fā)達(dá)國家將中國中部欠發(fā)達(dá)地區(qū)作為“垃圾場”的目的無法實(shí)現(xiàn)，已逐步撤離部分在華投資。中部地區(qū)研發(fā)強(qiáng)度整體較弱，企業(yè)科研設(shè)備檔次較低且無法留住“高精尖”科研人才，雖然研發(fā)強(qiáng)度與人力資本均能促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升，但由于未能通過顯著性檢驗(yàn)，其促進(jìn)作用微乎其微。

西部地區(qū)作為承接中東部產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的主要地區(qū)，考察期內(nèi)共承接20096億元產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移(以當(dāng)年價格)，但是無法顯著促進(jìn)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高，這個結(jié)果與國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的影響結(jié)果類似。人力資本與研發(fā)強(qiáng)度均不會對西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著作用，主要原因可能是西部地區(qū)科研人員數(shù)量較少，科研投入水平不及發(fā)達(dá)地區(qū)，無法獲得高水平的研究成果且成果轉(zhuǎn)化率較低，故當(dāng)前無法顯著作用于各項(xiàng)指標(biāo)。不僅如此，由于西部地區(qū)金融發(fā)展水平較差，金融市場尚未完善，還會對地區(qū)技術(shù)發(fā)展產(chǎn)生顯著抑制作用。然而，金融發(fā)展水平是影響地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的因素之一，為追求進(jìn)一步的發(fā)展，西部各地方政府應(yīng)當(dāng)健全當(dāng)?shù)亟鹑谑袌霰O(jiān)督體制與法律法規(guī)，保證市場運(yùn)行良好。

下文將進(jìn)一步分解各解釋變量對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的差異化影響，結(jié)果見表5。

表5 SDM模型的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)：分地區(qū)分析

注：括號內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值；*、**、***分別表示P<0.1、0.05、0.01。

對于中部地區(qū)而言，承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移會促進(jìn)該地區(qū)全要素生產(chǎn)率提升，但未產(chǎn)生正向的空間溢出效應(yīng)。外資投入對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的正向作用未通過顯著性檢驗(yàn)。中部地區(qū)人力資本與研發(fā)強(qiáng)度對全要素生產(chǎn)率的影響與東部地區(qū)類似，但是或許中部地區(qū)整體研發(fā)水平不及東部地區(qū)，其對技術(shù)進(jìn)步的效應(yīng)并未通過檢驗(yàn)。中部地區(qū)金融業(yè)發(fā)展水平會直接促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高，也會產(chǎn)生較強(qiáng)的負(fù)面溢出效應(yīng)，因此總體效應(yīng)為負(fù)卻并未通過顯著性檢驗(yàn)。承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對西部省份技術(shù)進(jìn)步的直接促進(jìn)作用并不顯著，空間溢出效應(yīng)卻能顯著促進(jìn)當(dāng)?shù)丶夹g(shù)進(jìn)步，但是就整體效應(yīng)而言，承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移未顯著影響西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率。

綜上所述，分地區(qū)分析結(jié)果表明，由于地區(qū)異質(zhì)性的存在，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移規(guī)模對于各地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的影響各不相同。其中，東部發(fā)達(dá)省份是中國目前產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出的主要地區(qū)，工業(yè)制造業(yè)的轉(zhuǎn)出為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展“騰籠換鳥”，率先實(shí)現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級；中西部地區(qū)作為主要的產(chǎn)業(yè)承接地，發(fā)達(dá)地區(qū)大規(guī)模的工業(yè)制造業(yè)轉(zhuǎn)移為該區(qū)域帶來了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的契機(jī)，但產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的知識溢出效應(yīng)僅能促進(jìn)中部地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高，而無法顯著影響西部地區(qū)技術(shù)進(jìn)步。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中本文將更換基準(zhǔn)模型中的空間權(quán)重矩陣，基于地理位置設(shè)計(jì)權(quán)重矩陣，即若兩省區(qū)相鄰，則對應(yīng)元素為1，反之為0?；诨羲孤鼨z驗(yàn)結(jié)果可知，模型均顯著拒絕原假設(shè)選擇固定效應(yīng)模型，根據(jù)Wald檢驗(yàn)、LR檢驗(yàn)結(jié)果以及各模型自然對數(shù)值，均認(rèn)為SDM模型擬合效果最好，估計(jì)結(jié)果見表6。在更換了空間權(quán)重矩陣后，雖然各因素估計(jì)系數(shù)與基準(zhǔn)模型存在差異，但是各解釋變量的顯著性水平與方向并未發(fā)生變化，驗(yàn)證了本文基準(zhǔn)模型的穩(wěn)健性。

表6 基于地理位置的空間權(quán)重矩陣穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值；*、**、***分別表示P<0.1、0.05、0.01；本表未匯報SDM模型中控制變量的空間交互系數(shù)。

五 結(jié)論與啟示

將產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移提升至國家政策層面，極大地加快了全國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新。為驗(yàn)證產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)，本文以2008-2016年中國30個省、市、自治區(qū)為樣本，選擇全要素生產(chǎn)率作為技術(shù)進(jìn)步的代理變量，基于偏離-份額法思想測算各省份產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移規(guī)模，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為門檻變量構(gòu)建面板門檻模型，分析產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與技術(shù)進(jìn)步間的非線性關(guān)系。并進(jìn)一步考慮產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的空間相關(guān)性與區(qū)域發(fā)展差異，將整體樣本劃分為東、中、西部地區(qū)，采用一系列空間面板模型進(jìn)行區(qū)域分析。

主要研究結(jié)論是：就全國而言，承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對于地區(qū)技術(shù)水平的影響與當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低于門檻值時，承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移會顯著促進(jìn)區(qū)域全要素生產(chǎn)率的提高，相反，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展越過門檻值時，承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移會抑制當(dāng)?shù)丶夹g(shù)進(jìn)步。進(jìn)一步將區(qū)域差異性納入分析范疇時，發(fā)現(xiàn)各地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)差異性明顯。東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移變量會抑制地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高，表明東部地區(qū)作為當(dāng)前產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的主要轉(zhuǎn)出方，已率先通過“騰籠換鳥”，促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步；中部與西部地區(qū)作為產(chǎn)業(yè)承接地，承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對兩地區(qū)的影響不盡相同，承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移將會加速中部地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步，然而產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移不是促進(jìn)西部地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的主要原因。

從政策層面上說，各地區(qū)的發(fā)展異質(zhì)性決定它們應(yīng)當(dāng)根據(jù)地區(qū)特征制定不同的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移政策，以取得更好的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移政策實(shí)施效果。東部地區(qū)應(yīng)加大工業(yè)制造業(yè)轉(zhuǎn)出力度，雖然短期內(nèi)會降低經(jīng)濟(jì)增速，但長期看有利于充分的、可持續(xù)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級；值得注意的是，應(yīng)當(dāng)關(guān)閉東部地區(qū)落后且對環(huán)境造成污染的產(chǎn)業(yè)，嚴(yán)禁此類型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至欠發(fā)達(dá)地區(qū)。中、西部地區(qū)應(yīng)運(yùn)用稅收優(yōu)惠以及技術(shù)抵稅等政策工具積極承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入；同時重視自主研發(fā)創(chuàng)新，引進(jìn)高層次人才，形成本地區(qū)研發(fā)創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)，加快地區(qū)技術(shù)水平的提升。