張 濱 呂潔華

(東北林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院 哈爾濱 150040)

林業(yè)經(jīng)濟增長是林業(yè)事業(yè)發(fā)展過程中的重要議題，如何有效推動林業(yè)經(jīng)濟增長與林業(yè)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級一直是國有林區(qū)改革過程中所面臨的核心問題。隨著“天保工程”等林業(yè)政策的實施，森林資源開發(fā)利用受到了諸多限制，以木質(zhì)林產(chǎn)品為主的勞動密集型林業(yè)經(jīng)濟發(fā)展模式幾近崩潰，以非木質(zhì)林產(chǎn)品為主的資本密集型林業(yè)產(chǎn)業(yè)布局尚未完成，國有林區(qū)林業(yè)經(jīng)濟發(fā)展面臨著新的挑戰(zhàn)。在這種情況下，《林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展“十三五”規(guī)劃》中提出“推進林業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展，通過優(yōu)化生產(chǎn)要素、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等途徑來完成經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和升級”。為了響應(yīng)國家林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展號召，黑龍江省重點國有林區(qū)也發(fā)布了《黑龍江省森工重點國有林區(qū)經(jīng)濟和社會發(fā)展“十三五”規(guī)劃綱要》，提出在林業(yè)總產(chǎn)值和增加值顯著提高的目標下，推進林業(yè)產(chǎn)業(yè)向生態(tài)產(chǎn)業(yè)、非木質(zhì)林產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)和境外森林資源開發(fā)3個方向轉(zhuǎn)型，形成林業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型新格局。

實際上，自“天保工程”實施后，黑龍江省重點國有林區(qū)積極嘗試經(jīng)濟體制改革與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，林區(qū)開始出現(xiàn)經(jīng)濟穩(wěn)定增長、結(jié)構(gòu)調(diào)整加速、轉(zhuǎn)型發(fā)展路徑日漸清晰等良好發(fā)展勢頭，但是，“天保工程”等林業(yè)政策所帶來的負面沖擊無法在短時期內(nèi)得到有效修復(fù)，林區(qū)林業(yè)經(jīng)濟發(fā)展仍存在很多問題。一是全面停伐后，林業(yè)局收入減少，職工收入增長緩慢，產(chǎn)生了大量剩余勞動力； 二是“天保工程”資金投入使得林業(yè)經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了極大的外部依賴性，林業(yè)經(jīng)濟增長嚴重缺乏內(nèi)生動力； 三是森林資源利用模式尚未完全轉(zhuǎn)變，林區(qū)資源優(yōu)勢、生態(tài)優(yōu)勢依然無法有效轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟優(yōu)勢； 四是林業(yè)產(chǎn)業(yè)布局不盡合理，主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)不突出，產(chǎn)業(yè)規(guī)?；?、集約化的發(fā)展?jié)摿€沒有釋放出來。那么，如何解決上述問題，推動林業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，形成林業(yè)經(jīng)濟發(fā)展新格局？這一系列問題都可以歸結(jié)為林業(yè)經(jīng)濟增長問題和林業(yè)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型問題，在眾多解決方案中，從空間效應(yīng)角度解析林業(yè)經(jīng)濟增長問題，為破解林業(yè)經(jīng)濟發(fā)展困境提供了新思路。本文從空間角度出發(fā)，探討要素投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在空間層面對林業(yè)經(jīng)濟增長存在怎樣的影響效果，是否存在不同形式的空間效應(yīng)，以及產(chǎn)生空間效應(yīng)的內(nèi)在原因和表現(xiàn)形式。

圍繞林業(yè)經(jīng)濟增長過程中的空間效應(yīng)與投入產(chǎn)出等問題，現(xiàn)有文獻已經(jīng)呈現(xiàn)較為豐富的研究成果。大部分學(xué)者認為資源稟賦、要素投入、空間區(qū)位、林業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚、林業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等對推動林業(yè)產(chǎn)出增長具有顯著影響(孔凡斌等， 2013； 魏素豪等， 2017； 程鵬飛等， 2018)，勞動力和資本仍是推動林業(yè)產(chǎn)出增長的主要影響因素，并且具有規(guī)模報酬遞增的特征(胡晨沛， 2017)，林業(yè)投資主要在短期內(nèi)有效拉動林業(yè)經(jīng)濟增長(才琪等， 2015)； 林業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動同樣是林業(yè)經(jīng)濟增長的重要動力來源(羅小鋒等， 2017)，急需通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與產(chǎn)業(yè)升級等方式推動林業(yè)經(jīng)濟增長(曹玉昆等， 2018； 劉鐵鐸等， 2018)，通過產(chǎn)品深加工等產(chǎn)業(yè)升級方式提高木材的附加價值(Sandbergetal.， 2014)，或者通過發(fā)展森林旅游業(yè)有效帶動經(jīng)濟增長(譚益民等， 2012)。林業(yè)資本和勞動力投入的增加對我國林業(yè)產(chǎn)出增長的貢獻率逐漸降低(李研等， 2018)。林業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚不僅對林業(yè)經(jīng)濟增長存在顯著影響，也與很多因素存在潛在關(guān)系，林業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與就業(yè)趨勢存在密切聯(lián)系，投資補貼、基礎(chǔ)設(shè)施狀況等也對林業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚有很大影響(Kleinetal.， 2009； Kiesetal.， 2010)，林業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對投資的影響最大(汪浩， 2011)。也有學(xué)者認為林業(yè)資源稟賦對林業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚有顯著的非空間正向影響，人力資源條件則有顯著的空間負向影響(魏肖杰等， 2018)，林業(yè)產(chǎn)業(yè)間的共生關(guān)系有助于提升林業(yè)系統(tǒng)穩(wěn)定性和經(jīng)濟效益(Karlssonetal.， 2008)。另外，相關(guān)學(xué)者對黑龍江省重點國有林區(qū)林業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的實證研究顯示，人均林業(yè)總產(chǎn)值和人均林業(yè)增加值均存在顯著的空間正自相關(guān)，但是空間集聚水平較低(趙曉光等， 2016； 2017)，黑龍江省的林業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對林業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻較大(鐘艷等， 2011)，勞動力和資本是推動黑龍江省國有林區(qū)林業(yè)經(jīng)濟增長的主要動力(潘啟英等， 2018)。

上述研究成果表明要素投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級等能夠有效解釋林業(yè)經(jīng)濟增長，空間區(qū)位與林業(yè)經(jīng)濟增長也存在密切聯(lián)系，大部分研究利用全局或局部自關(guān)聯(lián)Moran指數(shù)，缺乏考慮不同因素的交叉影響，空間溢出效應(yīng)的解析也沒有從根本上回答空間溢出效應(yīng)的本質(zhì)是什么。從林業(yè)經(jīng)濟增長的機理來看，勞動力、資本、森林資源等投入要素增加是推動林業(yè)經(jīng)濟增長的主要原因，同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級也會優(yōu)化林產(chǎn)品產(chǎn)出結(jié)構(gòu)，從而帶動林業(yè)經(jīng)濟增長； 將空間因素引入林業(yè)經(jīng)濟增長問題時，由于存在空間依賴關(guān)系和空間異質(zhì)性，生產(chǎn)要素和相關(guān)信息具備空間流動條件，有利于資源的合理配置，進而衍生出林業(yè)經(jīng)濟增長過程中的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)、空間集聚效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)等內(nèi)容，空間關(guān)聯(lián)表明空間區(qū)位對林業(yè)經(jīng)濟增長存在影響，空間集聚會產(chǎn)生“中心-外圍”等問題，從而產(chǎn)生以空間溢出效應(yīng)為主的外部經(jīng)濟。本文在上述研究和機理分析的基礎(chǔ)上，將交叉Moran指數(shù)引入空間關(guān)聯(lián)分析和空間集聚分析中，證明要素投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對林業(yè)經(jīng)濟增長存在空間交叉關(guān)聯(lián)和空間集聚影響； 進而建立空間回歸模型，討論要素投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在林業(yè)經(jīng)濟增長過程中的空間溢出效應(yīng)及其表現(xiàn)形式，為推動黑龍江省重點國有林區(qū)林業(yè)經(jīng)濟增長與林業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級提供一定的參考依據(jù)。

1)由于林業(yè)投資統(tǒng)計口徑變化，缺少2003—2010年林業(yè)投資完成額，利用2011—2017年40個林業(yè)局林業(yè)固定資產(chǎn)投資額和林業(yè)投資完成額的平均比例關(guān)系，對林業(yè)固定資產(chǎn)投資額乘以平均比例系數(shù)1.594 6以替代缺失數(shù)據(jù)。

1 模型、數(shù)據(jù)與變量說明

1.1 Moran指數(shù)

Moran指數(shù)是觀測值與關(guān)聯(lián)指標空間滯后值的相關(guān)系數(shù)(Moran， 1950)?？疾烊挚臻g關(guān)聯(lián)效應(yīng)時，可以計算全局自關(guān)聯(lián)Moran指數(shù)I和全局交叉關(guān)聯(lián)Moran指數(shù)Ixy，在Moran散點圖上根據(jù)散點分布和Moran指數(shù)判斷觀測值與關(guān)聯(lián)指標之間是否存在顯著的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)。考察某一特定區(qū)域與鄰近區(qū)域之間的空間集聚特征時，可以計算局部自關(guān)聯(lián)Moran指數(shù)Ii和局部交叉關(guān)聯(lián)Moran指數(shù)Ii,xy，以判斷是否存在空間集聚效應(yīng)以及哪些指標對空間集聚存在顯著影響(Anselin， 1995)。

Moran指數(shù)大于0時表示正相關(guān)，即高值被高值包圍或低值被低值包圍； 小于0表示負相關(guān)，即高值被低值包圍或低值被高值包圍； 接近0時表示隨機空間分布，不存在空間關(guān)系。

對Moran指數(shù)的可靠性進行統(tǒng)計檢驗時，標準化Moran指數(shù)為Z統(tǒng)計量(方差是n次隨機生成，伴隨概率是偽P值，n越大誤差越小，本文取n=999)，Z服從漸進標準正態(tài)分布。

1.2 空間面板回歸模型

空間面板回歸模型是探討空間溢出效應(yīng)的有效方法(Elhorst， 2014)，一般形式如下：

式中：Y是因變量向量，X是自變量矩陣，W是空間權(quán)重矩陣，ξ是殘差向量，ε是白噪聲向量且服從均值為0、方差為σ2In的正態(tài)分布(0是零向量，In是單位矩陣)，β是非空間項系數(shù)，δ、ρ和λ表示空間項系數(shù)，u和v表示固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)。

當λ=0，ρ=0,δ=0時，為普通面板回歸模型(ordinary least square，OLS)；

當λ=0，ρ≠0,δ=0時，為空間自回歸模型(spatial auto-regression model，SAR)；

當λ≠0，ρ=0,δ=0時，為空間誤差模型(spatial error model，SEM)；

當λ=0，ρ≠0,δ≠0時，為空間杜賓模型(spatial Durbin model，SDM)。

在對比不同模型時，除了R2、T值等常見統(tǒng)計量，還包括對數(shù)極大似然值(log likelihood)、判斷使用SAR還是SEM的拉格朗日乘數(shù)(Lagrange multiplier，LM)和穩(wěn)健拉格朗日乘數(shù)(robust Lagrange multiplier，R-LM)； 似然比(likelihood ratio，LR)和沃爾德檢驗(Wald test)則是判斷SDM是否優(yōu)于SAR和SEM； 豪斯曼檢驗判斷使用固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)； 進一步基于LeSage等(2009)的方法可以將變量的邊際效應(yīng)分解為本地效應(yīng)和溢出效應(yīng)。

1.3 數(shù)據(jù)來源與變量說明

數(shù)據(jù)來源于2003—2017年《中國林業(yè)統(tǒng)計年鑒》和龍江森工集團內(nèi)部統(tǒng)計資料，樣本量600個(15年40個林業(yè)局)。林業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平用林業(yè)總產(chǎn)值(Y)表示； 要素投入包括勞動力、投資和森林資源稟賦，其中林業(yè)勞動力用在崗職工人數(shù)(L)表示，林業(yè)投資用林業(yè)固定資產(chǎn)投資額和林業(yè)投資完成額(K)表示1)，森林資源稟賦用森林管護面積(F)表示1)； 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(industrial structure upgrading，ISU)則通過木質(zhì)-非木質(zhì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)表示，借鑒徐德云(2008)設(shè)計的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級定義為ISU=木質(zhì)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重+非木質(zhì)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重*2，ISU∈[1,2]。對林業(yè)總產(chǎn)值、林業(yè)投資分別剔除物價影響(以2003年黑龍江省CPI為基準)。另外，空間權(quán)重矩陣使用一階“后”相鄰矩陣(W)，“后”相鄰是指2個區(qū)域有共同邊界或頂點(相鄰取1，不相鄰取0)。描述性統(tǒng)計見表1。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果Tab.1 Descriptive statistical results of variables

在計算空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)和空間集聚效應(yīng)時，林業(yè)總產(chǎn)值(ΔY/Y，單位：%，下同)、勞動力投入(ΔL/L)和林業(yè)投資(ΔK/K)采用年增長率，森林管護面積取自然對數(shù)(lnF)； 在計算回歸模型時，對主要投入產(chǎn)出指標取自然對數(shù)； 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級均使用ISU。另外，自變量間的相關(guān)系數(shù)均為中低度相關(guān)，內(nèi)生性問題對結(jié)果影響較小。

1)森林管護面積是指森林資源管理、保護、培育和利用等活動所對應(yīng)的森林面積，其中包括人工培育、養(yǎng)殖等林下多種經(jīng)營活動所對應(yīng)的森林面積，因此，以森林管護面積衡量森林資源稟賦水平明顯優(yōu)于森林面積。另外，森林管護面積數(shù)據(jù)連續(xù)性和穩(wěn)定性較好，受投資、勞動力的干擾較小，具有良好的替代性。

2 結(jié)果與分析

2.1 空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)

計算2017年林業(yè)總產(chǎn)值增長率的全局自關(guān)聯(lián)Moran指數(shù)(Geoda軟件)，圖1(a)顯示40個林業(yè)局存在3個明顯的離群值(葦河、山河屯、鐵力)，導(dǎo)致Moran指數(shù)為-0.024 1(偽P=0.448 0)； 從圖1(a)來看大部分林業(yè)局都比較集中，剔除離群值后，如圖1(b)所示，修正后的全局自關(guān)聯(lián)Moran指數(shù)為0.271 8(偽P=0.001 0)，即2017年林業(yè)總產(chǎn)值增長整體上存在顯著的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)。

圖1 2017年林業(yè)總產(chǎn)值增長率(ΔY/Y)全局自關(guān)聯(lián)Moran散點分布Fig.1 Global auto-correlation Moran scatter distribution of forestry gross output growth rate(ΔY/Y) in 2017

同理，計算全部Moran指數(shù)，當存在圖1中情況時也剔除相應(yīng)離群值(表2)。從林業(yè)總產(chǎn)值增長的全局自關(guān)聯(lián)Moran指數(shù)來看， 2004—2017年林業(yè)局林業(yè)總產(chǎn)值增長整體表現(xiàn)為顯著的正向空間自關(guān)聯(lián)； 從全局交叉關(guān)聯(lián)Moran指數(shù)來看，大部分在0.10顯著性水平上成立，其中，林業(yè)投資增長、森林管護面積、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與林業(yè)總產(chǎn)值增長之間整體上為正的空間交叉關(guān)聯(lián)，勞動力投入增長與林業(yè)總產(chǎn)值增長之間整體上為負的空間交叉關(guān)聯(lián)。剔除離群值后，林業(yè)總產(chǎn)值增長整體存在顯著空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)，林業(yè)總產(chǎn)值增長不僅顯著受周圍林業(yè)局林業(yè)經(jīng)濟增長影響，還暗示對投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和森林管護面積有較強的依賴性，與勞動力增長的負向交叉關(guān)聯(lián)效應(yīng)反映出勞動力投入存在冗余?？臻g全局Moran指數(shù)結(jié)果意味著林業(yè)經(jīng)濟增長過程中存在空間集聚和空間溢出等問題。

表2 全局自關(guān)聯(lián)和交叉關(guān)聯(lián)Moran指數(shù)(修正后)①Tab.2 Global auto-correlation and cross-correlation Moran indexes (Adjusted)

2.2 空間集聚效應(yīng)

為驗證林業(yè)經(jīng)濟增長是否存在顯著的空間集聚效應(yīng)，計算2017年40個林業(yè)局局部Moran指數(shù)(表3)。從局部Moran指數(shù)值來看，林口、鐵力、美溪、紅星、葦河5個林業(yè)局均存在顯著的空間相鄰特征(Moran指數(shù)大于0.10或者小于-0.10)，其他林業(yè)局也在不同程度上存在空間集聚或空間分散特征，其中，ΔY/Y-ΔY/Y、ΔY/Y-ISU的高增長空間集聚均以綏棱為中心，ΔY/Y-ΔL/L主要以綏棱、沾河、湯旺河、雙鴨山為中心，ΔY/Y-ΔK/K主要以綏陽、大海林、穆棱為中心，ΔY/Y-lnF主要以通北、綏棱、八面通為中心(0.10顯著性水平)。

表3 局部Moran指數(shù)及其分類①Tab.3 Local Moran indexes and classifications

從40個林業(yè)局Moran指數(shù)的正、負值來看，ΔY/Y-ΔY/Y的空間相鄰特征中空間集聚和空間分散各有20個林業(yè)局，林業(yè)經(jīng)濟增長存在局部空間集聚特征； ΔY/Y-ΔL/L主要是空間分散特征，ΔY/Y-ΔK/K、ΔY/Y-lnF、ΔY/Y-ISU主要是空間集聚特征(正值個數(shù)大于負值個數(shù))。另外，在0.05、0.10、0.20和0.30顯著性水平上對集聚特征進行分類，結(jié)果表明： 除ΔY/Y-ΔL/L外，其他Moran指數(shù)在 0.05和0.10顯著性水平上空間集聚特征整體不顯著，在0.20和0.30顯著性水平上空間集聚特征逐漸清晰。結(jié)合40個林業(yè)局的空間地理位置，在0.30顯著性水平上考察空間集聚趨勢，林業(yè)總產(chǎn)值增長呈現(xiàn)較為顯著的“高增長”包圍“低增長”的空間集聚特征，即40個林業(yè)局內(nèi)部地區(qū)林業(yè)總產(chǎn)值增長緩慢，外圍地區(qū)增長較快； 勞動力投入所帶來的空間分散效應(yīng)最為明顯(a+bc+d)。

空間集聚分析結(jié)果表明黑龍江省重點國有林區(qū)林業(yè)經(jīng)濟增長的空間集聚特征相對較弱，即空間集聚效應(yīng)正處于開始形成的階段。從增長集聚形成動因來看，勞動力的流動(負向交叉關(guān)聯(lián)和空間分散)使得人力資源得到合理配置，提高了人均勞動生產(chǎn)率，對林業(yè)總產(chǎn)值增長集聚有顯著的帶動作用(0.10顯著性水平)； 林業(yè)投資和森林資源的空間流動性較差，存在非生產(chǎn)性林業(yè)投資和純粹的森林管護活動，從而對林業(yè)總產(chǎn)值增長集聚的推動作用較弱； 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級反映林業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)變化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級尚未完成，無法形成有效的規(guī)模經(jīng)濟以帶動林業(yè)經(jīng)濟增長的空間集聚。

2.3 空間溢出效應(yīng)

林業(yè)經(jīng)濟增長的普通面板回歸模型(OLS)、空間自回歸模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)如表4所示。從林業(yè)經(jīng)濟增長的普通面板回歸模型來看，應(yīng)建立固定效應(yīng)模型，回歸系數(shù)依次為： 林業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(1.161 2)、森林管護面積增加(0.954 1)、林業(yè)投資增長(0.251 3)、勞動力投入增長(-0.301 3)，與之對應(yīng)， 2003—2017年40個林業(yè)局產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、森林管護面積、林業(yè)投資、勞動力投入的年平均變化量分別為0.023 8(單位： 1)、0.488 2%、8.967 6%、-3.421 7%，乘以回歸系數(shù)得到對應(yīng)變量年平均貢獻率依次為0.027 6%、0.465 8%、2.253 6%和1.031 0%，在不考慮空間效應(yīng)的前提下，現(xiàn)階段驅(qū)動林業(yè)經(jīng)濟增長的核心動力仍是林業(yè)投資和勞動力投入，森林管護與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的貢獻率相對較小。

表4 林業(yè)經(jīng)濟增長的面板回歸結(jié)果①Tab.4 Panel regression results of forestry economic growth

將空間因素引入面板回歸模型中，建立空間自回歸模型(SAR)和空間誤差模型(SEM)以探討林業(yè)總產(chǎn)值增長是否存在空間溢出效應(yīng)。SAR假定空間溢出效應(yīng)僅存在于因變量，SEM假定空間溢出效應(yīng)通過誤差形式表現(xiàn)出來。LM值和R-LM值顯示SAR優(yōu)于SEM，相關(guān)統(tǒng)計指標也表明固定效應(yīng)最佳。此時，空間自回歸固定效應(yīng)模型中林業(yè)總產(chǎn)值空間項的系數(shù)為0.530 0，即外圍林業(yè)局林業(yè)總產(chǎn)值每增長1%，將平均帶動本地林業(yè)局林業(yè)總產(chǎn)值增長0.530 0%，林業(yè)總產(chǎn)值增長存在顯著的空間溢出效應(yīng)，有必要進一步探討因變量的空間溢出效應(yīng)是否源于自變量的空間溢出效應(yīng)。

建立空間杜賓模型(SDM)以探討要素投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是否存在空間溢出效應(yīng)。LR值和Wald檢驗顯示SDM優(yōu)于SAR和SEM，同樣固定效應(yīng)最佳。從回歸系數(shù)來看，除勞動力的非空間項外，其他系數(shù)均通過T檢驗，要素投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級均存在本地效應(yīng)和溢出效應(yīng)。另外，SDM同樣表明林業(yè)總產(chǎn)值存在空間溢出效應(yīng)。

對比上述模型結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)隨著空間項的引入，空間面板回歸模型中自變量對因變量的解釋能力逐漸增強，空間杜賓模型表明要素投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和林業(yè)經(jīng)濟增長均存在空間溢出效應(yīng)。由于空間杜賓模型中回歸系數(shù)包含滯后效應(yīng)、反饋效應(yīng)等，所以本地效應(yīng)、溢出效應(yīng)與非空間項、空間項系數(shù)略有不同。因此，需要對空間杜賓固定效應(yīng)模型的邊際效應(yīng)進行分解重構(gòu)，將邊際效應(yīng)轉(zhuǎn)化為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，以準確衡量空間溢出效應(yīng)(表5)。一般認為，直接效應(yīng)是本地效應(yīng)，即要素投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對林業(yè)局自身林業(yè)經(jīng)濟增長的邊際效應(yīng)，間接效應(yīng)是溢出效應(yīng)，是受外圍林業(yè)局的邊際效應(yīng)。

從表5來看，空間杜賓模型中自變量的溢出效應(yīng)均明顯大于本地效應(yīng)，即要素投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級主要通過空間溢出效應(yīng)發(fā)揮作用； 通過對比OLS固定效應(yīng)系數(shù)(表4)與總效應(yīng)系數(shù)，表明空間項的引入重新解析了要素投入與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的邊際效應(yīng)； 另外， 2003—2017年勞動力、林業(yè)投資、森林管護面積、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的年平均貢獻率分別為2.097 2%、2.231 1%、0.889 8%和0.021 1%，與OLS相比，勞動力投入、森林管護面積的年平均貢獻率顯著增大，林業(yè)投資增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的年平均貢獻率略微降低，平均貢獻率總和的變大在于模型解釋能力增強，即空間杜賓模型能更好地解釋林業(yè)總產(chǎn)值增長，突顯空間溢出效應(yīng)的重要性?？臻g溢出效應(yīng)的存在表明林業(yè)經(jīng)濟增長過程不是封閉的而是開放的，林業(yè)局之間的“聯(lián)系”對林業(yè)經(jīng)濟增長產(chǎn)生了很大影響，林業(yè)經(jīng)濟增長過程中存在顯著的外部經(jīng)濟。

表5 空間杜賓模型的邊際效應(yīng)分解①Tab.5 Decomposition of marginal effects in spatial Durbin model

一般情況下，空間溢出效應(yīng)主要通過要素流動和知識溢出表現(xiàn)出來。國有林區(qū)經(jīng)營管理體制的特殊性導(dǎo)致生產(chǎn)要素在林業(yè)局之間的流動性很小，即要素流動不是空間溢出的主要來源，黑龍江省重點國有林區(qū)要素投入與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的空間溢出主要屬于知識溢出，即林業(yè)局之間相互學(xué)習、模仿、競爭，既有為滿足現(xiàn)實發(fā)展需求的主動獲取，也有源于林業(yè)政策實施的被動接受。從生產(chǎn)內(nèi)容與經(jīng)營模式來看，隨著林業(yè)保護政策的實施，林業(yè)生產(chǎn)內(nèi)容整體上已經(jīng)調(diào)整為以非木質(zhì)林產(chǎn)品生產(chǎn)為主、木質(zhì)林產(chǎn)品加工為輔，各個林業(yè)局生產(chǎn)內(nèi)容與經(jīng)營模式趨于一致； 從勞動力-資本結(jié)構(gòu)來看， 2003年40個林業(yè)局勞動力-投資比值的標準差為0.421 9(人·萬元-1)， 2017年為0.093 1，勞動力-投資結(jié)構(gòu)差異顯著降低； 同樣，木質(zhì)-非木質(zhì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的標準差由0.127 2降為0.050 4(單位： 1)，產(chǎn)出結(jié)構(gòu)差異顯著降低，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級得到同步發(fā)展。因此，黑龍江省重點國有林區(qū)林業(yè)經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)本質(zhì)上是知識溢出，具體表現(xiàn)在3個方面： 生產(chǎn)內(nèi)容與經(jīng)營模式的同化、要素配置結(jié)構(gòu)的趨同、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的同步，并且在知識溢出過程中伴隨著林業(yè)經(jīng)濟增長的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)與空間集聚效應(yīng)。

3 結(jié)論

黑龍江省重點國有林區(qū)林業(yè)經(jīng)濟增長存在顯著的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)，并開始形成高增長包圍低增長的空間集聚效應(yīng)； 要素投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和林業(yè)總產(chǎn)值增長均存在顯著的空間溢出效應(yīng)，并且主要通過知識溢出的形式表現(xiàn)出來，空間溢出效應(yīng)作為間接效應(yīng)，相比本地效應(yīng)，對推動林業(yè)經(jīng)濟增長具有更強的驅(qū)動效果； 森林管護面積和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對林業(yè)經(jīng)濟增長有較為顯著的邊際作用，但是勞動力和資本投入仍是推動林業(yè)經(jīng)濟增長的核心動力。另外，林業(yè)勞動力存在投入冗余，亟需通過勞動力轉(zhuǎn)移與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級吸收剩余勞動力?？紤]到要素投入結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的實際變動，現(xiàn)階段黑龍江省重點國有林區(qū)林業(yè)經(jīng)濟增長仍屬于典型的要素投入驅(qū)動型，并且開始從“勞動密集型”向“資本密集型”過渡。

黑龍江省重點國有林區(qū)林業(yè)經(jīng)濟增長過程中的空間溢出效應(yīng)屬于知識溢出為主的空間趨同，這種外部經(jīng)濟必須借助信息傳遞才能實現(xiàn)，因此，提升林業(yè)經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)可以通過林業(yè)局之間的知識傳遞、交流學(xué)習帶動林業(yè)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)集聚收斂，形成規(guī)模經(jīng)濟和新的林業(yè)經(jīng)濟增長極。同時，通過優(yōu)化要素投入結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)林區(qū)職工創(chuàng)新就業(yè)，將生態(tài)建設(shè)與林業(yè)多種經(jīng)營緊密結(jié)合，充分發(fā)揮國有林區(qū)森林資源稟賦優(yōu)勢，實現(xiàn)非木質(zhì)林產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)的規(guī)?；?、集約化，深化產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，進一步增強國有林區(qū)林業(yè)經(jīng)濟的內(nèi)生增長動力，從要素配置、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、空間區(qū)位等多個方面共同促進國有林區(qū)林業(yè)經(jīng)濟增長。