杜傳忠 侯佳妮

(1.南開大學經(jīng)濟與社會發(fā)展研究院，天津 300071；2.南開大學經(jīng)濟學院，天津 300071)

一、引言

改革開放40年以來，快速推進的工業(yè)化使得中國工業(yè)規(guī)模已位居全球首位，中國成為目前世界上唯一擁有所有工業(yè)門類的國家。近40年世界經(jīng)濟整體呈現(xiàn)出“去工業(yè)化”的特征，絕大多數(shù)工業(yè)化國家的制造業(yè)份額呈現(xiàn)快速下降趨勢[1]，例如美國制造業(yè)比重由1953年的27%下降至2018年的11.26%，日本制造業(yè)產(chǎn)值比重從1970年34%降至2018年的20.75%。近年來，隨著我國人均收入水平的提高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正由以工業(yè)經(jīng)濟為主導發(fā)展為以服務經(jīng)濟為主導，我國也出現(xiàn)了明顯的“去工業(yè)化”趨勢，制造業(yè)比重從2006年的峰值32.5%下降至2019年的27.2%，且下降速度遠快于同時期美、英等發(fā)達國家，這一現(xiàn)象引起了政府部門和學術界對于我國“產(chǎn)業(yè)空心化”、“經(jīng)濟服務化”等問題的重視[2-3]。以拉美和非洲國家為代表的一些發(fā)展中國家在工業(yè)化程度相對不高的情況下進行的“去工業(yè)化”導致其陷入“中等收入陷阱”，難以進一步向高收入水平國家邁進[4]。從2008年全球金融危機開始，有關工業(yè)尤其是制造業(yè)的重要性問題再度引發(fā)了學術界和實體經(jīng)濟部門的廣泛關注。由此引出本文討論的問題，“去工業(yè)化”究竟會對中國經(jīng)濟增長產(chǎn)生什么影響？其影響機制又是什么？不同工業(yè)化階段下“去工業(yè)化”的影響是否具有差異？如果差異存在，那么對于中國這樣一個處于轉(zhuǎn)型時期的發(fā)展中國家而言，是否存在一個最優(yōu)的制造業(yè)比重區(qū)間？對這些問題的回答不僅關乎未來我國制造業(yè)發(fā)展的戰(zhàn)略方向，而且對于我國能否避免落入“中等收入陷阱”、順利實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的現(xiàn)實問題具有重要啟示。

傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)理論和發(fā)達國家歷史經(jīng)驗表明，進入工業(yè)化后期階段，工業(yè)比重逐漸下降，服務業(yè)逐漸占據(jù)主導地位。配第-克拉克定律(Petty-Clark Law)從人均收入水平與各產(chǎn)業(yè)勞動力數(shù)量的變動角度，對這一趨勢作了直觀性描述[5-6]。此后，Kuznets(1949)[7]進一步將勞動力結(jié)構(gòu)拓展到產(chǎn)值結(jié)構(gòu)。早期的“去工業(yè)化”文獻集中于考察發(fā)達經(jīng)濟體“去工業(yè)化”的經(jīng)濟效應，大部分研究認為“去工業(yè)化”會削弱經(jīng)濟增長的潛力并帶來負面影響，導致發(fā)達國家失業(yè)率上升、貧富差距拉大和創(chuàng)新能力下降等問題[8-10]。著名經(jīng)濟學家羅德里克將部分發(fā)展中國家在較低的人均收入水平時便開始的制造業(yè)比重大幅下降的現(xiàn)象稱之為“不成熟的‘去工業(yè)化’”[11]，還有部分研究將其定義為“消極的‘去工業(yè)化’”[12]或“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)早熟”[13]。實證研究方面，多數(shù)文獻從制造業(yè)比重與人均收入關系的角度進行了考察[14-15]，Teimouri和Zietz(2020)[16]采用局部投影法分析了OECD國家的“去工業(yè)化”對宏觀經(jīng)濟的動態(tài)影響，Kollmeyer(2018)[17]的研究發(fā)現(xiàn)“去工業(yè)化”過程加劇了美國的收入不平等程度。許多國內(nèi)學者對我國“去工業(yè)化”的問題進行了系統(tǒng)分析，重點關注“去工業(yè)化”的原因、影響因素以及經(jīng)濟影響等方面[18-20]。這些研究普遍認為我國某些地區(qū)已經(jīng)存在過早“去工業(yè)化”的趨勢[4,21-22]，應警惕“去工業(yè)化”對我國長期經(jīng)濟增長和收入不平等的負面影響[23-24]。

縱觀國內(nèi)外現(xiàn)有文獻，對于“去工業(yè)化”發(fā)生的原因、影響因素以及經(jīng)濟效應等問題都進行了卓有成效的研究，為本文的進一步考察提供了有益借鑒和重要啟示。但是以中國各省份為研究樣本的實證分析相對較少，且缺乏對于“去工業(yè)化”影響經(jīng)濟增長的作用機制的考察，同時現(xiàn)有研究忽略了不同工業(yè)化階段下“去工業(yè)化”存在差異化作用的可能性。有鑒于此，本文的邊際貢獻體現(xiàn)在以下兩方面：一是本文系統(tǒng)考察了“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長的直接效應和間接影響，從技術創(chuàng)新和城鎮(zhèn)化兩個角度對其內(nèi)部作用機制進行了深入分析，同時考慮了空間相關性的影響；二是本文進一步探討了不同工業(yè)化階段下“去工業(yè)化”存在的差異化作用，在此基礎上對最優(yōu)制造業(yè)區(qū)間做出了嘗試性探討。

二、“去工業(yè)化”影響地區(qū)經(jīng)濟增長的理論分析

(一)“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長的直接影響

作為一國生產(chǎn)力水平的直接體現(xiàn)，自工業(yè)革命以來，制造業(yè)對國民經(jīng)濟發(fā)展的支撐作用逐漸增強，其產(chǎn)出不僅直接構(gòu)成經(jīng)濟增長的重要部分，同時也為其他行業(yè)發(fā)展提供所需的機械設備等工業(yè)品，成為經(jīng)濟增長的主引擎。根據(jù)配第-克拉克定律，隨著人均收入水平的提高，勞動力會逐漸沿著第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的順序轉(zhuǎn)移，可見工業(yè)和制造業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重下降是符合傳統(tǒng)經(jīng)濟學原理和發(fā)達國家歷史經(jīng)驗的正?，F(xiàn)象。但是，單純以提高第三產(chǎn)業(yè)占比為目的、政策性降低制造業(yè)比重的“去工業(yè)化”，可能導致“產(chǎn)業(yè)空心化”現(xiàn)象，損害經(jīng)濟長期發(fā)展?jié)摿?。不僅如此，在人均收入水平尚未達到“去工業(yè)化”的條件時，服務業(yè)本身的勞動力素質(zhì)和基礎設施建設并不足以滿足基礎制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)資本大規(guī)模轉(zhuǎn)移的要求，該階段下盲目“去工業(yè)化”可能導致國家面臨高端制造業(yè)回流到發(fā)達國家、低端制造業(yè)向更低成本發(fā)展中國家轉(zhuǎn)移的“三明治陷阱”[25]。因此，保持制造業(yè)固有的競爭優(yōu)勢，對于推動生產(chǎn)率提升具有不可替代的重要作用，盲目“去工業(yè)化”則會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生嚴重的消極影響[18]。

(二)“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長的間接影響

1.技術創(chuàng)新

內(nèi)生經(jīng)濟增長理論認為，創(chuàng)新是推動技術進步、進而促進長期經(jīng)濟增長的重要源泉，它可以通過創(chuàng)造新的生產(chǎn)方式釋放出比原有生產(chǎn)要素更高的生產(chǎn)率增長效應。制造業(yè)作為高端要素的承載體，歷來是創(chuàng)新最集中、最活躍的領域，也是創(chuàng)新成果最豐富的領域。制造業(yè)通過提供先進材料、工具設備、新知識而成為向其他領域傳播技術創(chuàng)新的基地和構(gòu)建全社會技術創(chuàng)新的“產(chǎn)業(yè)公地”。制造業(yè)本身生產(chǎn)迂回程度較大的特性使其更有利于開發(fā)新技術、新產(chǎn)品，實現(xiàn)研發(fā)成果的產(chǎn)業(yè)化，激發(fā)技術創(chuàng)新。此外，當今的技術創(chuàng)新主要是一種需求導向型創(chuàng)新，以工業(yè)制造業(yè)需求引致下的創(chuàng)新為主。一方面，制造業(yè)是對先進技術需求最密集的領域，制造業(yè)對新技術的巨大需求形成了未來技術創(chuàng)新的方向；另一方面，隨著新一輪科技革命和產(chǎn)業(yè)變革加速推進，尤其是新一代信息技術與制造業(yè)的深度融合，越來越多的制造企業(yè)開始進行數(shù)字化轉(zhuǎn)型，海量數(shù)據(jù)使得生產(chǎn)流程得以優(yōu)化，對于新技術的創(chuàng)新和擴散也具有一定促進作用。正因為如此，如果沒有龐大的制造業(yè)為創(chuàng)新知識和先進技術提供市場需求、高端要素和發(fā)展平臺，技術創(chuàng)新將會受到嚴重抑制。還需要注意的是，在當前以新一代信息技術為核心的第四次工業(yè)革命浪潮中，如果貿(mào)然進行去“去工業(yè)化”，此類顛覆性技術將成為“無源之水”“無本之木”，不利于國家創(chuàng)新與技術、制度等要素的培育和發(fā)展，從根本上損害長期發(fā)展?jié)摿26]。

2.城鎮(zhèn)化

城鎮(zhèn)化是與工業(yè)化緊密相連又相互促進的發(fā)展過程，是人口由鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)移到城市、鄉(xiāng)村型生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)向城鎮(zhèn)型生產(chǎn)方式的綜合過程[27]。在工業(yè)化初期，工業(yè)部門的快速擴張對勞動力產(chǎn)生的巨大需求促使勞動力從收益較低的農(nóng)業(yè)部門流向收益較高的工業(yè)部門，促進了人口城鎮(zhèn)化進程。制造業(yè)集聚又會帶動產(chǎn)業(yè)鏈上、下游的生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展，有利于地區(qū)基礎設施和公共服務配套的完善，為城鎮(zhèn)進一步發(fā)展提供了必要的物質(zhì)基礎和技術支撐[28]?，F(xiàn)階段，我國還存在大量技術水平較低的農(nóng)村勞動力，規(guī)模龐大的勞動密集型制造業(yè)對于吸納這部分勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)仍然發(fā)揮著不可替代的作用。因此，“去工業(yè)化”不僅會導致大量低技術水平勞動力的失業(yè)，造成收入差距的擴大，同時還會由于抑制了制造企業(yè)集聚而阻礙城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化，不利于地區(qū)總體經(jīng)濟增速提高。由于目前我國發(fā)展不充分、不平衡的問題較為嚴重，尤其對于中西部地區(qū)而言，工業(yè)是推進城鎮(zhèn)化的重要產(chǎn)業(yè)載體，“去工業(yè)化”必然會造成當?shù)爻擎?zhèn)化進程缺乏工業(yè)產(chǎn)業(yè)支撐，掣肘地區(qū)的經(jīng)濟增長動力，進一步拉大與東部發(fā)達省份的經(jīng)濟發(fā)展水平差距。

(三)“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長的空間溢出效應

地理學第一定律表明，地理事物或?qū)傩栽诳臻g分布上都互為相關，地理距離越近相關程度越高[29]?？臻g溢出效應是中國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不可忽視的重要影響因素[30]，隨著交通基礎設施的不斷完善以及信息通訊水平的提高，地區(qū)間的經(jīng)濟聯(lián)系和產(chǎn)業(yè)互動逐漸增多，本地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展可能受到鄰近地區(qū)制造業(yè)發(fā)展的影響。首先，制造業(yè)在空間上的集聚形成了對周邊城市的需求拉動效應。制造業(yè)的生產(chǎn)過程需要大量原材料和中間服務投入，周邊城市由于距離較近、運輸和物流成本較低而成為企業(yè)采購原材料的最優(yōu)選擇，進一步擴大了鄰近地區(qū)上游企業(yè)的市場需求，這種“需求拉動效應”有利于企業(yè)產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟，進而提高經(jīng)濟增長率。相反，“去工業(yè)化”減少制造業(yè)對鄰近地區(qū)上下游關聯(lián)產(chǎn)業(yè)的市場需求，弱化關聯(lián)企業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟效應，進而阻礙鄰近地區(qū)經(jīng)濟增長。此外，被動“去工業(yè)化”需要吸引大量勞動力進入第三產(chǎn)業(yè)，主要途徑便是提高服務業(yè)生產(chǎn)要素的相對價格[31]，這一做法造成優(yōu)質(zhì)生產(chǎn)要素(如人力資本)從鄰近地區(qū)流入本地服務業(yè)，導致鄰近地區(qū)高端生產(chǎn)資源減少，企業(yè)生產(chǎn)效率降低，進而對鄰近地區(qū)的總體經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面空間溢出效應。

三、研究設計

(一)模型設定與變量選取

1.動態(tài)空間面板模型

在構(gòu)建“去工業(yè)化”影響地區(qū)經(jīng)濟增長的計量模型時，需要注意的是，我國大陸地區(qū)有31個省級行政區(qū)，地區(qū)間經(jīng)濟增長存在空間相關性和空間依賴性，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不僅會對本地區(qū)的經(jīng)濟增長存在影響，還可能對鄰近地區(qū)產(chǎn)生溢出效應[32-33]，意味著“去工業(yè)化”不但會對本地區(qū)的經(jīng)濟增長產(chǎn)生直接影響，還會對鄰近省份經(jīng)濟增長產(chǎn)生間接作用。此外，考慮到經(jīng)濟增長是個連續(xù)系統(tǒng)的變化過程，本期的增長水平受到前期積累的影響，因此本文采用動態(tài)空間面板模型考察“去工業(yè)化”對經(jīng)濟增長的影響。與靜態(tài)模型相比，動態(tài)空間面板模型的優(yōu)點在于，既考慮到經(jīng)濟增長的動態(tài)演進和空間相關性[34]，又能避免其他未被納入模型的影響因素可能造成的內(nèi)生性問題[35]，因而動態(tài)空間面板模型估計結(jié)果更加準確可靠。目前，常用的空間模型主要有空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)三種類型，為謹慎起見，本文首先構(gòu)建同時考慮了經(jīng)濟增長的空間滯后項和滯后解釋變量對經(jīng)濟增長影響的動態(tài)空間杜賓面板數(shù)據(jù)模型

(1)

其中，Yit表示i省第t年的經(jīng)濟增長水平，Yit-1為其時間滯后項，DMANit代表核心解釋變量“去工業(yè)化”程度；τ、ρ分別代表時間滯后系數(shù)和空間滯后(自回歸)系數(shù)；Wij表示N×N維標準化后空間權重矩陣的i行j列元素，用以表征各地區(qū)之間空間依賴性；Xit代表一系列控制變量；αi和vt分別表示地區(qū)效應和時間效應，uit為模型的殘差項；β、δ和θ為待估參數(shù)，若τ=0，則可簡化為靜態(tài)空間面板模型；若θ=0，則該空間杜賓模型可簡化為空間滯后模型，若θ+ρ(δ+β)=0，則該模型可簡化為空間誤差模型[32]，這一判斷結(jié)果須通過拉格朗日乘數(shù)(LM)及其穩(wěn)健性檢驗來確定。

2.空間權重矩陣的選擇

在空間計量模型中，空間權重矩陣的選定是關鍵，現(xiàn)有文獻大多從地理距離和經(jīng)濟距離兩個角度設置空間權重矩陣。由“地理學第一定律”可知，地區(qū)之間的相互影響會隨著距離增加而逐漸減弱，非相鄰地區(qū)也可能存在一定空間相關性，因此本文構(gòu)建空間地理權重矩陣W1來捕捉地理距離造成的空間相關性，矩陣形式為

(2)

其中d為兩省區(qū)省會之間的球面距離。然而，考慮到不同省區(qū)經(jīng)濟水平存在相關性的客觀事實，僅從地理距離考察空間相關性是十分粗糙的[33]，考慮到地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展存在空間依賴性，本文還建立經(jīng)濟距離權重矩陣W2對這一關系進行分析，其元素wij表示的是i省份人均GDP年均值與j省份人均GDP年均值絕對差值的倒數(shù)。

3.變量選擇

(1)被解釋變量

現(xiàn)有文獻大多以實際GDP、GDP增長率以及人均GDP作為經(jīng)濟增長水平的衡量指標，由于本文使用的是具有時間序列性質(zhì)的面板數(shù)據(jù)，本身暗含了增長率的性質(zhì)[34]，而且人均GDP可以更好地反映人民生活水平，是高質(zhì)量發(fā)展的具體體現(xiàn)之一，因此本文采用平減后的人均實際GDP來表示經(jīng)濟增長水平。

(2)解釋變量

“去工業(yè)化”直接表現(xiàn)為制造業(yè)比重持續(xù)下降[18]，但由于數(shù)據(jù)可得性的限制，本文使用31個省份的工業(yè)比重(MAN)作為制造業(yè)比重的替代變量，相應地，本文借鑒王文和孫早(2017)[31]的研究，將“去工業(yè)化”程度表示為DMAN=1-MAN。

(3)控制變量

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化(ER)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化反映了產(chǎn)業(yè)間各部門資源的合理配置以及相互協(xié)調(diào)程度[37]，常用的衡量指標為泰爾指數(shù)[38]。但由于泰爾指數(shù)越大，體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不平衡程度越大，因此本文借鑒于彬彬(2015)[37]的做法，采用泰爾指數(shù)的倒數(shù)作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的衡量指標。具體計算公式如下

(3)

其中，TR表示泰爾指數(shù)，Y、L、i和N分別代表行業(yè)產(chǎn)值、從業(yè)人數(shù)、產(chǎn)業(yè)部門以及行業(yè)類型數(shù)。

樣品配制：0.2 mL臭牡丹粗提物溶液(5.0 mg/mL)與0.2 mL DPPH甲醇溶液(25.0 mg/mL)混合均勻，37 °C下避光孵育30 min，直接進行HPLC-QTOF-MS/MS檢測.等體積甲醇替代DPPH自由基溶液作為空白對照組.

固定資產(chǎn)投資率(INV)。固定資產(chǎn)投資是資本積累的重要渠道，而資本積累則是實現(xiàn)經(jīng)濟持續(xù)增長的基礎，是擴大再生產(chǎn)的前提。本文以固定資產(chǎn)投資占GDP比重作為衡量固定資產(chǎn)投資率的指標來考察固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的影響。

人力資本水平(HC)。人力資本是推動技術進步和創(chuàng)新發(fā)展的重要力量，也是吸收先進知識和技術信息的載體，人力資本素質(zhì)越高，對經(jīng)濟增長的推動作用也越大。本文借鑒姚洋和崔靜遠(2015)[39]的做法，使用各省勞動力平均受教育年限作為人力資本水平的代理指標。

政府干預程度(GOV)。作為市場經(jīng)濟的重要組成部分，政府是規(guī)則的制定者和秩序的維護者，也是產(chǎn)業(yè)政策的制定者和實施者，對經(jīng)濟發(fā)展的總體方向和未來趨勢有著深遠影響。但是，實踐中政府常常對企業(yè)的正常經(jīng)營活動進行過度干預，導致資源配置扭曲、企業(yè)生產(chǎn)效率低下等問題，因此本文將政府干預程度納入控制變量進行考察，并以政府財政支出占GDP的比重來衡量。

外商直接投資(FDI)。隨著地區(qū)開放程度的不斷提高，外商直接投資的外溢效應逐漸顯現(xiàn)，F(xiàn)DI有利于加快國內(nèi)技術進步，提高生產(chǎn)技術效率，是推動經(jīng)濟增長的重要因素[40]。本文采用外商直接投資額占GDP的比重這一指標來控制外商直接投資對經(jīng)濟增長的影響。

表1所示為變量的符號和具體定義以及空間權重矩陣構(gòu)建的內(nèi)容與含義。

表1 變量符號與具體說明

本文使用的數(shù)據(jù)均來源于2004—2018年的《中國統(tǒng)計年鑒》和各省的統(tǒng)計年鑒，并采用插值法對個別省份缺失的數(shù)據(jù)進行補充，樣本總量為465。為消除價格影響，以貨幣為單位衡量的指標均以2004年為基期進行平減處理。此外，為了解決由于變量數(shù)量級差異造成的模型異方差問題，本文所有變量均取對數(shù)。

四、實證結(jié)果及分析

(一)空間相關性檢驗

在進行空間計量模型檢驗之前，需要確定研究對象間是否具有空間相關關系，普遍的檢驗方法便是計算全域Moran’s I指數(shù)。本文使用地理距離權重矩陣計算我國大陸地區(qū)31個省份2004—2018年的經(jīng)濟增長全域Moran’s I指數(shù)，結(jié)果如表2所示?？梢钥吹?，2004—2018年我國大陸地區(qū)31個省份經(jīng)濟增長的Moran’s I指數(shù)均顯著為正，且在0.352～0.485之間波動，意味著我國各省之間經(jīng)濟增長存在顯著的空間正相關性，表現(xiàn)出“物以類聚”的類似特征值集聚態(tài)勢，可見在考察“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響時進行空間性分析尤為重要?？紤]到地區(qū)個體差異和時期因素可能產(chǎn)生的估計偏差，本文主要采用時空雙向固定效應的動態(tài)空間面板模型進行參數(shù)估計。同時為了便于對比，本文還展示了面板固定效應模型、動態(tài)面板系統(tǒng)GMM模型以及基于兩種不同空間權重矩陣條件下的靜態(tài)空間面板模型和動態(tài)空間面板模型的估計結(jié)果。

表2 2004—2018年我國大陸地區(qū)31個省份經(jīng)濟增長全域Moran’s I指數(shù)

(二)動態(tài)空間面板模型分析

為檢驗“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長帶來的影響，同時也為了保證估計結(jié)果的有效性，本文首先根據(jù)Elhorst(2014)[35]提出的無條件似然函數(shù)的極大似然法(ML)對動態(tài)空間面板杜賓模型進行估計。通過拉格朗日乘數(shù)(LM)誤差和滯后及其穩(wěn)健性檢驗，可知空間誤差模型和空間滯后模型的LM和Robust LM檢驗均顯著，由此判斷本文使用空間杜賓模型(SDM)是合理的[41]，估計結(jié)果如表3所示?？梢钥吹剑环矫?，與非空間OLS模型[列(1)]和面板固定效應模型[列(2)]的結(jié)果相比，非空間動態(tài)面板模型[列(3)]中被解釋變量的時間滯后項系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，說明在考慮“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響時，對內(nèi)生性問題的考察是必要的；另一方面，與未考慮空間相關性的動態(tài)面板模型[列(3)]相比，使用地理距離矩陣的動態(tài)空間面板模型[列(6)]中“去工業(yè)化”和人均GDP的空間滯后項系數(shù)均顯著，意味著考慮空間相關性也是必要的。可見，在考察“去工業(yè)化”和地區(qū)經(jīng)濟增長的問題時，對內(nèi)生性和空間相關性的考慮缺一不可。不難發(fā)現(xiàn)，所有的模型結(jié)果均表明“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生了明顯抑制作用，與前文理論分析相吻合。此外，大部分控制變量在列(1)—(7)的結(jié)果中系數(shù)的方向保持一致，說明內(nèi)生性問題很可能主要來自本文的核心解釋變量——“去工業(yè)化”，從而進一步表明考慮內(nèi)生性問題的必要性。由列(4)—(7)的回歸結(jié)果可知，使用不同空間權重矩陣的動態(tài)空間面板模型中“去工業(yè)化”系數(shù)的絕對值均顯著小于相應的靜態(tài)空間模型，且動態(tài)空間面板模型中人均GDP滯后一期的系數(shù)均顯著為正，說明除了已納入模型的控制變量外，還存在其他因素如制度環(huán)境、文化傳統(tǒng)對地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生了明顯作用，可見，未考慮時間滯后效應的靜態(tài)空間面板模型高估了“去工業(yè)化”對經(jīng)濟增長的負面影響，因此本文將主要對動態(tài)空間面板模型列(6)和列(7)進行分析。

表3 過早“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響

核心解釋變量“去工業(yè)化”程度的系數(shù)顯著為負，表明“去工業(yè)化”抑制了我國地區(qū)經(jīng)濟增長。制造業(yè)作為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的基礎，是擴大再生產(chǎn)最重要的部門，同時也為經(jīng)濟中其他部門的生產(chǎn)提供資本積累，在現(xiàn)階段我國人均收入水平不高、服務業(yè)存在結(jié)構(gòu)性矛盾的現(xiàn)實條件下貿(mào)然降低制造業(yè)比重，進行“去工業(yè)化”，不僅容易造成短期內(nèi)大量勞動力失業(yè)，還會導致經(jīng)濟增長的長期動力不足?？臻g相關性方面，由列(6)的結(jié)果可知“去工業(yè)化”程度的空間滯后項在5%的水平上顯著為負，意味著“去工業(yè)化”不僅抑制了本地區(qū)經(jīng)濟增長，還對地理鄰近地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平產(chǎn)生了負向溢出效應。原因可能有兩方面，一是地區(qū)制造業(yè)占比越低，對產(chǎn)業(yè)鏈上、下游產(chǎn)業(yè)和部分配套產(chǎn)業(yè)需求越小，間接導致鄰近地區(qū)間上、下游產(chǎn)業(yè)難以產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟，不利于鄰近地區(qū)的長期經(jīng)濟增長；二是地區(qū)之間在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化方面存在競爭行為，容易引發(fā)地方不顧實際情況而一味追求較高第三產(chǎn)業(yè)比重的情形，繼而導致本地區(qū)經(jīng)濟增長動力不足。列(7)的結(jié)果顯示，在經(jīng)濟距離矩陣條件下，“去工業(yè)化”程度的空間滯后項系數(shù)不顯著，說明“去工業(yè)化”并未產(chǎn)生空間溢出作用，可能的原因是，作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的一部分，制造業(yè)主要是通過產(chǎn)業(yè)鏈上下游關聯(lián)的需求拉動作用對鄰近地區(qū)配套產(chǎn)業(yè)(如生產(chǎn)性服務業(yè))產(chǎn)生需求刺激，推動鄰近地區(qū)相關產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴大進而對經(jīng)濟產(chǎn)生促進作用，而對于地理距離較遠但經(jīng)濟發(fā)展水平差距較小的地區(qū)，產(chǎn)業(yè)關聯(lián)較小，“去工業(yè)化”不會造成明顯的產(chǎn)業(yè)聯(lián)動效應，因此經(jīng)濟距離矩陣條件下“去工業(yè)化”空間滯后項系數(shù)不顯著。此外，兩種空間權重矩陣條件下的人均GDP空間滯后項系數(shù)均顯著為正，意味著無論是鄰近省域還是經(jīng)濟發(fā)展水平相當?shù)氖∮蜷g，經(jīng)濟增長都存在明顯的策略性競爭效應，即地區(qū)間的經(jīng)濟增長存在“逐底”競爭策略互動[42]。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了保證模型結(jié)果的可靠性，本文將從兩方面進行穩(wěn)健性檢驗：一是替換核心解釋變量“去工業(yè)化”程度的測算指標，采用DMAN=1-Labor來表示“去工業(yè)化”程度，其中Labor代表第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重；二是更換空間權重矩陣，采用空間鄰接矩陣W3進行空間效應的檢驗。表4報告了穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，可以看到，“去工業(yè)化”的估計系數(shù)在兩種穩(wěn)健性檢驗下均保持為負，且都通過了顯著性檢驗，意味著“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長的抑制作用是穩(wěn)健的。同時“去工業(yè)化”的時間滯后項和空間滯后項分別顯著為正和為負，與表3結(jié)果保持一致，表明地區(qū)經(jīng)濟增長會受到當?shù)亟?jīng)濟基礎和鄰近省份“去工業(yè)化”的顯著影響，驗證了“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長的空間溢出負效應。此外，大部分控制變量結(jié)果也與表3一致，進一步驗證了前文實證結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

(四)作用機制分析

1.技術創(chuàng)新

作為實體經(jīng)濟的支柱，制造業(yè)集聚了大量創(chuàng)新要素，是國民經(jīng)濟中創(chuàng)新最活躍的部門，能夠通過促進創(chuàng)新活動的發(fā)生進而推動地區(qū)經(jīng)濟增長，由此可知，在尚未達到工業(yè)化后期發(fā)展水平的情況下過早地“去工業(yè)化”可能導致地區(qū)創(chuàng)新活力的降低、創(chuàng)新活動的減少，進而造成經(jīng)濟增長水平的停滯。因此本文將技術創(chuàng)新視為“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響路徑之一，探討在“去工業(yè)化”影響地區(qū)經(jīng)濟增長的過程中技術創(chuàng)新所發(fā)揮的中介作用。參考溫忠麟和葉寶娟(2014)[43]的做法，中介效應模型設定如下

lnMediatingit=α0+α1lnDMANit+δXit+θi+vt+uit

(4)

lnYit=β0+β1lnDMANit+β2lnMediatingit+δXit+θi+vt+uit

(5)

其中，lnMediatingit代表中介變量技術創(chuàng)新，本文以各省專利授權量表示，系數(shù)α1則表示“去工業(yè)化”對技術創(chuàng)新的影響，按照前文的理論分析，α1預期為負。若α1顯著為負，則可將技術創(chuàng)新納入模型的解釋變量中，進一步分析其中介作用，如式(5)所示。若β2顯著為正，表明技術創(chuàng)新促進了地區(qū)經(jīng)濟增長，即“去工業(yè)化”通過影響技術創(chuàng)新進而對地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生作用。其他變量含義與式(1)保持一致，回歸結(jié)果如表5列(1)和列(2)所示。由列(1)可知，“去工業(yè)化”的估計系數(shù)為-0.480 0，且在5%的水平上顯著，說明“去工業(yè)化”對技術創(chuàng)新產(chǎn)生了明顯不利影響。在此基礎上將技術創(chuàng)新納入解釋變量，列(2)結(jié)果顯示技術創(chuàng)新的系數(shù)顯著為正，說明技術創(chuàng)新能夠促進地區(qū)經(jīng)濟增長，同時“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長的系數(shù)仍然保持為負，由此說明技術創(chuàng)新在“去工業(yè)化”和地區(qū)經(jīng)濟增長的關系中發(fā)揮了中介作用，與前文的理論分析吻合。

表5 作用機制檢驗

2.城鎮(zhèn)化

地區(qū)制造業(yè)集聚能夠帶動產(chǎn)業(yè)鏈上下游的生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展，有利于地區(qū)基礎設施和公共服務配套的完善，為新型城鎮(zhèn)化提供了物質(zhì)基礎和技術條件。新型城鎮(zhèn)化不僅推動產(chǎn)業(yè)向集約型、創(chuàng)新型發(fā)展，還通過“以工補農(nóng)”效應推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提升。由此可見，“去工業(yè)化”導致制造業(yè)占比降低，必然會對城鎮(zhèn)化進程產(chǎn)生影響，進而抑制地區(qū)經(jīng)濟增長。因此本文將城鎮(zhèn)化視作“去工業(yè)化”影響地區(qū)經(jīng)濟增長的另一渠道，考察城鎮(zhèn)化在“去工業(yè)化”和地區(qū)經(jīng)濟增長關系中的中介作用。本文以城鎮(zhèn)常住人口占該地區(qū)常住總?cè)丝诒戎刈鳛槌擎?zhèn)化的衡量指標，模型設定與式(4)和式(5)一致，檢驗結(jié)果如表5列(3)、列(4)所示?？梢钥吹?，列(3)中“去工業(yè)化”的估計系數(shù)顯著為負，表明“去工業(yè)化”對城鎮(zhèn)化產(chǎn)生了明顯的負面影響。在此基礎上將城鎮(zhèn)化納入解釋變量，如列(4)結(jié)果所示，城鎮(zhèn)化對地區(qū)經(jīng)濟增長的系數(shù)為0.769 6，且在1%的水平上顯著，表明城鎮(zhèn)化促進了地區(qū)經(jīng)濟增長。同時“去工業(yè)化”的系數(shù)仍然保持顯著為負，這意味著城鎮(zhèn)化在“去工業(yè)化”影響地區(qū)經(jīng)濟增長的過程中發(fā)揮了中介作用，即“去工業(yè)化”阻礙了城鎮(zhèn)化進程，進而抑制了地區(qū)經(jīng)濟增長。

五、對最優(yōu)制造業(yè)區(qū)間的討論

(一)“去工業(yè)化”的非線性影響：基于不同工業(yè)化階段

由前文分析可知，當經(jīng)濟發(fā)展到一定階段，由于生活水平提高，人們對各類消費性服務需求逐漸增多，服務業(yè)超過制造業(yè)成為國民經(jīng)濟第一大部門。隨著具有知識技術密集性和報酬遞增性特征的生產(chǎn)性服務業(yè)日益發(fā)展，服務部門對經(jīng)濟增長的促進作用逐漸增強，此時制造業(yè)對經(jīng)濟增長的推動作用相對減弱，但由于服務部門的發(fā)展建立在制造業(yè)提供的資本積累和各類生產(chǎn)要素積累的基礎之上，因此制造業(yè)仍然是長期增長的主要動力。可見，不同工業(yè)化階段制造業(yè)對經(jīng)濟增長的推動作用呈現(xiàn)一定差異，導致“去工業(yè)化”的影響也會隨著工業(yè)化階段的不同發(fā)生變化，因此有必要探討不同工業(yè)占比區(qū)間內(nèi)“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長可能存在的非線性影響。本文采用分組回歸的方法，以工業(yè)占比的30%分位數(shù)和60%分位數(shù)為依據(jù)將所有樣本劃分為3組，分別考察在不同工業(yè)占比區(qū)間內(nèi)的“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響。由于地理鄰近和經(jīng)濟水平鄰近地區(qū)間的制造業(yè)占比可能存在較大差異，難以判別空間溢出效應的來源是“去工業(yè)化”還是不同工業(yè)化階段背景，因此本文采用非空間動態(tài)面板模型，直接考察不同工業(yè)占比階段下“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長的異質(zhì)性影響，檢驗結(jié)果如表6所示。表6列(1)-(3)分別表示低于工業(yè)占比30%分位數(shù)、30%分位數(shù)與60%分位數(shù)之間以及高于60%分位數(shù)的回歸結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn)，三種情形下“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長均呈現(xiàn)明顯抑制作用，與前文結(jié)果一致。但由系數(shù)大小可知，當工業(yè)占比位于[0.351，0.415]區(qū)間內(nèi)時，“去工業(yè)化”系數(shù)的絕對值最大，其次是工業(yè)占比低于0.351的區(qū)間，而在工業(yè)占比的較高區(qū)間內(nèi)“去工業(yè)化”的系數(shù)絕對值反而最小。這表明在工業(yè)化初級階段，工業(yè)占比較小，此時“去工業(yè)化”會對經(jīng)濟增長造成一定負面影響，隨著工業(yè)化進程的推進，工業(yè)占比逐漸增高，“去工業(yè)化”的負面影響明顯增強，而當工業(yè)化推進到一定階段時，工業(yè)占比相對較高，此時“去工業(yè)化”的不利影響有所減小?？傮w而言，“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長的抑制作用在不同工業(yè)化階段表現(xiàn)出一定差異，隨著工業(yè)占比的不斷提高，“去工業(yè)化”的負面效應呈現(xiàn)出先上升后下降的總體趨勢。

表6 “去工業(yè)化”的非線性影響：不同工業(yè)化階段

這一結(jié)論與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷理論和現(xiàn)實經(jīng)驗基本相符，在工業(yè)化初期，大量勞動力涌入第二產(chǎn)業(yè)，此時工業(yè)部門的擴張對經(jīng)濟增長率的積極作用十分明顯。該現(xiàn)象既與制造業(yè)部門勞動生產(chǎn)率的增長及其引致的純生產(chǎn)率效應有關，也與生產(chǎn)要素自低生產(chǎn)率部門向高生產(chǎn)率部門轉(zhuǎn)移而出現(xiàn)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應有關[44]。但由于此時工業(yè)部門總體發(fā)展尚不充分，總體比重仍然較低，工業(yè)內(nèi)部以勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主，產(chǎn)品質(zhì)量和附加值相對較低，能夠引致其他部門的生產(chǎn)率增長較小，因此這一階段的推動作用主要以產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應為主。若此時進行“去工業(yè)化”，必然抑制工業(yè)部門擴張通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應對經(jīng)濟增長的推動作用。當工業(yè)化進行到一定階段時，工業(yè)尤其是制造業(yè)成為國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)和主要引擎，雖然工業(yè)本身產(chǎn)值增長空間有所減小，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應相應減弱，但制造業(yè)內(nèi)部大量高新技術行業(yè)得到了充分發(fā)展，能夠為其他行業(yè)部門提供滿足生產(chǎn)需求的原材料和各類要素，進而產(chǎn)生較高水平的引致生產(chǎn)率效應。若此時“去工業(yè)化”，不僅損失了作為國民經(jīng)濟增長主引擎的制造業(yè)生產(chǎn)率及其產(chǎn)生的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應，還減少了制造業(yè)引致的純生產(chǎn)率效應。更為嚴重的是，由于在該階段服務業(yè)尚未得到充分發(fā)展，本身生產(chǎn)率較低，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率也處于相對穩(wěn)定水平，二者難以支撐國民經(jīng)濟增長，因此在該階段“去工業(yè)化”造成的生產(chǎn)率損失遠遠高于工業(yè)占比較低的初級階段。隨著工業(yè)占比的進一步提高，制造業(yè)的純生產(chǎn)率效應和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應被逐漸弱化，總體經(jīng)濟增長率增速放緩，第三產(chǎn)業(yè)尤其是生產(chǎn)性服務業(yè)效率極大提高，此時“去工業(yè)化”雖然仍會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生不利影響，但該負面效應會由于第三產(chǎn)業(yè)的充分發(fā)展而有所減弱。

(二)最優(yōu)制造業(yè)區(qū)間：門檻效應檢驗

1.模型設定與門檻效應檢驗

(1)動態(tài)面板門檻模型設定。前文已經(jīng)驗證了“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長存在的非線性影響，本文進一步使用Hansen(1999)[45]提出的門檻效應檢驗方法來進一步詳細探討不同工業(yè)占比區(qū)間內(nèi)的工業(yè)比重增長對經(jīng)濟增長的推動作用，進而嘗試性地提出制造業(yè)最優(yōu)區(qū)間。門檻面板回歸實質(zhì)是一個分段函數(shù)模型，優(yōu)點在于能夠從數(shù)據(jù)特征入手來確定門檻值，客觀反映不同區(qū)間內(nèi)解釋變量的異質(zhì)性影響[46]?？紤]到地區(qū)經(jīng)濟增長在時間上具有連續(xù)性，因而本文在解釋變量中納入地區(qū)經(jīng)濟增長的一階滯后項，利用動態(tài)面板門檻回歸模型進行分析[47]。模型具體形式如下

lnYit=α0+α1lnYit-1+β1lnMANitI(lnMANit<γ1)+β2lnMANitI(γ1≤lnMANit<γ2)+…+βNlnMANitI(lnMANit≥γN)+δXit+μi+εit

(6)

其中，lnMANit為門檻變量工業(yè)比重，假設存在N個門檻值γ1、γ2、……、γN，進而有N+1個區(qū)間，在每個區(qū)間內(nèi)工業(yè)比重對經(jīng)濟增長的效應存在一定異質(zhì)性。I(·)為示性函數(shù)，若滿足括號內(nèi)的條件則取值為1，否則取值為0。本文的門檻變量和核心解釋變量均為工業(yè)比重lnMANit，Xit代表一系列控制變量，α0為截距項，μi為個體效應，εit為隨機誤差項。

(2)面板門檻效應檢驗。在進行具體的門檻回歸分析之前，有必要對是否存在門檻效應和具體的門檻個數(shù)進行檢驗。首先，進行單一門檻檢驗，原假設為不存在門檻值，若拒絕原假設則進行雙重門檻檢驗，其原假設為存在一個門檻值，若拒絕原假設則進行三重門檻檢驗，以此類推。具體檢驗結(jié)果如表7所示。由表7可知，模型通過了單一門檻檢驗和雙重門檻檢驗，而在三重門檻檢驗中，F(xiàn)值為5.75，同時其P值為0.613 3，表明不能拒絕模型存在兩個門檻值的原假設。因此，檢驗結(jié)果顯示樣本內(nèi)存在兩個制造業(yè)占比的門檻值。

表7 面板門檻效應檢驗(BS次數(shù)為300)

2.門檻回歸結(jié)果分析

在確定了門檻個數(shù)后，便可進行動態(tài)面板門檻模型回歸。由表8的檢驗結(jié)果可知，門檻效應模型的組內(nèi)R2等于0.990 6，F(xiàn)值在1%的水平上通過了顯著性檢驗，說明模型設計較為合理。由結(jié)果可知，兩個門檻值大小分別為-0.993 1和-0.816 6，指數(shù)化后為0.370 4和0.441 9，三個區(qū)間內(nèi)工業(yè)比重的影響系數(shù)分別為0.083、0.052和0.008，但只有在工業(yè)比重小于0.370 4和[0.370 4，0.441 9]的區(qū)間內(nèi)才顯著，說明工業(yè)對經(jīng)濟增長總體呈現(xiàn)促進作用，但越過一定門檻值后，促進作用有所減小，當工業(yè)比重超過44.19%時，這種促進作用不再明顯。2004—2018年間我國制造業(yè)占工業(yè)比重的平均值為69.43%(1)經(jīng)作者計算，2004—2019年中國制造業(yè)占工業(yè)比重的波動區(qū)間為67.97%～70.91%，波動幅度大小為2.94%，平均值為69.43%。，計算可知相應的制造業(yè)占比門檻值分別為25.72%和30.68%。具體而言，當制造業(yè)比重低于25.72%時，制造業(yè)比重每增加1個百分點能促進人均GDP明顯增長0.083個百分點，當制造業(yè)比重位于[0.257 2, 0.306 8]的區(qū)間內(nèi)時，制造業(yè)仍然對于經(jīng)濟增長有顯著推動作用。這一結(jié)果證明隨著工業(yè)化程度的加深，制造業(yè)對經(jīng)濟增長的提升效應逐漸減弱，甚至越過某一門檻之后，制造業(yè)對經(jīng)濟增長不再具有明顯推動作用。但由前文分析可知，雖然這一階段制造業(yè)自身占比對經(jīng)濟增長的直接提升效應有所減弱，但其作為其他部門資本積累的來源和物質(zhì)生產(chǎn)要素的提供者，仍然是國民經(jīng)濟增長的支柱產(chǎn)業(yè)。也就是說，這一門檻數(shù)值30.68%可以被視為現(xiàn)階段我國制造業(yè)的最優(yōu)比重。由相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)可知，中國制造業(yè)比重由2013年的30.67%降至2019年27.17%，降幅達3.5%，低于制造業(yè)的最優(yōu)比重，即我國制造業(yè)整體上還存在一定上升空間。若此時盲目跟風發(fā)達國家進行所謂“去工業(yè)化”，而不考慮本地區(qū)實際經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)階段，便有可能導致經(jīng)濟增長率大幅下降，造成經(jīng)濟增長長期動力不足，落入“去工業(yè)化”陷阱。

表8 單門檻模型估計結(jié)果

六、結(jié)論與政策建議

本文利用2004—2018年省際面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建解釋力更強的動態(tài)空間面板模型實證分析了“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長的直接影響和空間溢出效應，并利用中介效應模型檢驗了二者關系的作用機制。在此基礎上本文對最優(yōu)制造業(yè)區(qū)間進行了探討，首先利用分組回歸考察了不同工業(yè)化階段下“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長的非線性影響，然后采用動態(tài)面板門檻檢驗對制造業(yè)占比的門檻值進行了討論。通過理論分析與實證檢驗，本文得出了以下四點主要結(jié)論：首先，“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生了明顯抑制作用，對地理鄰近地區(qū)的經(jīng)濟增長也具有負向溢出效應；其次，“去工業(yè)化”阻礙了地區(qū)技術創(chuàng)新和城鎮(zhèn)化進程，進而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生不利影響；第三，不同工業(yè)化階段下“去工業(yè)化”的經(jīng)濟效應有明顯差異，隨著工業(yè)占比的提高，“去工業(yè)化”對地區(qū)經(jīng)濟增長的抑制作用呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢；最后，當制造業(yè)占比超過30.68%時，制造業(yè)對經(jīng)濟增長的直接推動效應不再明顯，這一數(shù)值可視為全國層面的制造業(yè)最優(yōu)比重。

據(jù)此，本文提出以下三方面政策建議：第一，基于本地工業(yè)化發(fā)展進程保持相應的制造業(yè)占比，實現(xiàn)以高質(zhì)量發(fā)展為核心的深度工業(yè)化。全國層面上，需要始終重視制造業(yè)經(jīng)濟增長發(fā)動機的重要地位，把制造業(yè)的重要作用貫穿于中國高質(zhì)量發(fā)展階段的始終。地區(qū)層面上，大部分中東部地區(qū)已進入工業(yè)化后期階段，制造業(yè)比重相對較低，但應達到一定水平。例如，2019年，上海提出要加快構(gòu)建以現(xiàn)代服務業(yè)為主體、戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)為引領、先進制造業(yè)為支撐的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系，并明確提出先進制造業(yè)比重不能低于25%；深圳市提出工業(yè)占GDP比重在2020年應守住34%，制造業(yè)占GDP的比重守住31%。而中西部地區(qū)目前仍處于工業(yè)化中期階段，制造業(yè)的比重理應比東部地區(qū)更高些，不能盲目追求較高的第三產(chǎn)業(yè)比重。

第二，實行分類指導的差別化工業(yè)轉(zhuǎn)型升級戰(zhàn)略，緩解“去工業(yè)化”帶來的空間溢出負效應。一是要糾正現(xiàn)階段把地區(qū)之間服務業(yè)占比的高低作為判斷地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和所處發(fā)展階段唯一依據(jù)的做法，需要將制造業(yè)發(fā)展質(zhì)量和發(fā)展效益放在核心位置，警惕地區(qū)間的“政治錦標賽”趨向；二是改革現(xiàn)有體制下政府對資源的行政性配置，實現(xiàn)要素在公開市場的競爭性配置，扭轉(zhuǎn)地方政府過度干預本地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的狀況。

第三，充分重視技術創(chuàng)新和新型城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟增長效應，盡可能減少“去工業(yè)化”對地區(qū)創(chuàng)新和城鎮(zhèn)化進程的不利影響。技術創(chuàng)新方面，一是采取有利于技術進步、創(chuàng)新發(fā)展和經(jīng)濟增長的稅收激勵政策，鼓勵有條件的制造企業(yè)與高校和科研機構(gòu)合作，加強“產(chǎn)學研”結(jié)合；二是充分借助新一輪科技革命帶來的信息化和智能化機遇，大力發(fā)展智能制造和服務型制造，引導地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新商業(yè)模式，形成新資源、新技術、新產(chǎn)業(yè)、新模式競相迸發(fā)的良好生態(tài)。新型城鎮(zhèn)化方面，一是創(chuàng)造良好的政策環(huán)境，積極引進其他地區(qū)先進管理經(jīng)驗，通過利用一系列產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級優(yōu)惠政策，吸引優(yōu)質(zhì)企業(yè)入駐當?shù)?，提升本地產(chǎn)業(yè)競爭力；二是通過提高城市的服務功能，如信息獲取、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)和金融服務等，來進一步推動當?shù)刂圃鞓I(yè)轉(zhuǎn)型升級，實現(xiàn)產(chǎn)城協(xié)同發(fā)展。