“一帶一路”促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的評估分析
——基于武陵山片區(qū)2010—2017年面板數(shù)據(jù)的實證分析

謝 恒， 楊 琴

(邵陽學(xué)院 經(jīng)濟與管理學(xué)院， 湖南 邵陽 422000)

一 問題的提出

“一帶一路”倡議是推動中國建立人類命運共同體的重要路徑，也是實現(xiàn)中國全方位開放發(fā)展的重要突破口。“一帶一路”倡議為武陵山片區(qū)脫貧攻堅帶來前所未有的契機。自國務(wù)院批復(fù)“武陵山片區(qū)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展與扶貧堅攻規(guī)劃”以來，武陵山片區(qū)憑借豐厚的資源要素稟賦積極參與脫貧攻堅，截至目前武陵山片區(qū)整體貧困得到基本解決。表面上看，武陵山片區(qū)已然擁有更廣闊的消費市場和融入更高的產(chǎn)業(yè)價值鏈的潛能。但分析人均國民收入和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會發(fā)現(xiàn)，武陵山片區(qū)依然處于“低收入”區(qū)域和產(chǎn)業(yè)價值鏈的底端環(huán)節(jié)，以致于“收入低”“低附加值”仍然與武陵山片區(qū)相關(guān)聯(lián)。如通過計算產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同化來看，2011—2017年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)都在0.9以上，也就是說，區(qū)域之間存在明顯的產(chǎn)業(yè)趨同。其中，湖北—貴州、湖南—重慶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)達(dá)到0.96以上；湖南—貴州產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)在2011—2017年期間一直處于上升趨勢；湖南—重慶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)在2011—2017年期間有下降趨勢；貴州—重慶、湖南—貴州產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)在2011—2017年期間一直處于上升趨勢；湖北—貴州產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)一直在6對區(qū)域組合中排第一，一度趨近于1。由此可見，四省市的武陵山片區(qū)區(qū)域之間相似度偏高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同化嚴(yán)重，很難形成統(tǒng)一的市場，不但交易摩擦不斷出現(xiàn)，甚至?xí)?dǎo)致交易成本的不斷上升，從而導(dǎo)致發(fā)展滯后。為什么在集中連片特殊區(qū)域仍然存在內(nèi)在結(jié)構(gòu)的同化和經(jīng)濟發(fā)展瓶頸呢？黨的十九大報告所強調(diào)的“對內(nèi)要打破地域分割、清除市場壁壘”的開放思路或?qū)橥黄七@一困境提供解決方案。為此，本文嘗試從對外開放方面尋求產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化路徑，從而為推進武陵山脫貧攻堅和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)價值鏈向高端躍升提供可能思路。

二、現(xiàn)有相關(guān)研究

在現(xiàn)有的研究文獻中，學(xué)者們對“一帶一路”倡議與中國對外開放、國際貿(mào)易發(fā)展的研究較多，而對“一帶一路”與區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的評估研究較少。

(一)“一帶一路”倡議與中國對外開放、國際貿(mào)易

2014年“一帶一路”倡議建設(shè)構(gòu)想的提出，有利于推動我國與沿線國家進一步發(fā)揮各自的比較優(yōu)勢，創(chuàng)造新的比較優(yōu)勢和競爭優(yōu)勢?！耙粠б宦贰背h即將帶來區(qū)域之間合作共贏、共同發(fā)展的變化，這引起了眾多學(xué)者的關(guān)注。袁新濤(2014)認(rèn)為“一帶一路”的建設(shè)是構(gòu)建中國全方位開發(fā)新格局的必然要求，是構(gòu)筑新一輪對外開放的“一體兩翼”，有利于西部地區(qū)后發(fā)趕超，從邊緣走向前沿[1]。張良衛(wèi)(2015)分別考察了“一帶一路”倡議下國際貿(mào)易和國際物流的變遷發(fā)展問題以及影響[2]。張曉靜、李梁(2015)分析了2008—2013年間“一帶一路”沿線45個國家的樣本數(shù)據(jù)，其研究結(jié)果表明，“一帶一路”倡議將有利于中國出口貿(mào)易的便利性[3]。杜秀紅(2015)實證分析中印兩國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的比較優(yōu)勢指數(shù)、貿(mào)易互補性指數(shù)以及貿(mào)易競爭性指數(shù)，研究結(jié)果認(rèn)為中印貿(mào)易互補性大于競爭性，“一帶一路”倡議將有助于中印兩國貿(mào)易空間的提升[4]。曹榮(2015)從民族地區(qū)參與“一帶一路”文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展角度著手，認(rèn)為“一帶一路”有利于提高文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平以及特色文化的推出[5]。于翠萍、王美昌(2015)構(gòu)建了51個國家的GVAR模型，實證分析了中國與“一帶一路”沿線城市的相互影響，認(rèn)為中國經(jīng)濟增長具有正向溢出效應(yīng)[6]。劉德權(quán)、邢玉升(2016)從產(chǎn)業(yè)角度分析“一帶一路”將會促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級優(yōu)化[7]。段從宇(2014)、楊冉(2016)等基于制度角度與行業(yè)角度，分析制度優(yōu)勢需要根據(jù)具體情況進行調(diào)整[8-9]。

(二)“一帶一路”倡議與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

亞當(dāng)·斯密的分工理論與大衛(wèi)·李嘉圖的比較優(yōu)勢理論以及現(xiàn)有的經(jīng)典產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展雁行理論，均是產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移的理論淵源。產(chǎn)業(yè)梯度理論的特點是強調(diào)不均衡發(fā)展導(dǎo)致生產(chǎn)力的推移，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷轉(zhuǎn)型升級。弗農(nóng)(1966)認(rèn)為依據(jù)企業(yè)產(chǎn)品生命周期的變化，發(fā)達(dá)國家向發(fā)展中國家轉(zhuǎn)移產(chǎn)業(yè)，有利于回避生產(chǎn)劣勢[10]?？唆敻衤?2002)從收益遞增條件出發(fā)，認(rèn)為歷史偶然因素決定產(chǎn)業(yè)的初始區(qū)位，預(yù)期決定產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的目的地[11]。趙峰、姜德波(2011)通過對長三角地區(qū)的實證分析，分別從產(chǎn)業(yè)競爭力、產(chǎn)業(yè)生命周期以及產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟效應(yīng)三個維度測量，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級優(yōu)化的最佳途徑[12]。周維富、張騁(2015)通過計量經(jīng)濟學(xué)模型，從國際分工視角分析產(chǎn)能過剩的原因，認(rèn)為技術(shù)發(fā)展模式的不同產(chǎn)生技術(shù)水平的差距，讓產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移成為可能[13]。張林、唐艷萍(2010)認(rèn)為國際經(jīng)濟互動行為將成為國際分工與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移發(fā)展的新動向[14]。陳莎莉(2015)認(rèn)為西部地區(qū)應(yīng)該承接適宜的產(chǎn)業(yè)，打破“飛地經(jīng)濟”的局限，實現(xiàn)資源互補與共享，從而成功實施產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移戰(zhàn)略，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級[15]。

現(xiàn)有研究雖然從不同角度闡述了“一帶一路”對外開放政策對中國經(jīng)濟與產(chǎn)業(yè)的影響，認(rèn)為通過產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移與產(chǎn)業(yè)互補性合作，能夠延伸產(chǎn)業(yè)鏈的分工體系，擴大產(chǎn)業(yè)價值鏈以及他們之間的融合，從而促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，但存在幾個不足之處：一是研究“一帶一路”倡議對區(qū)域的影響，更多的是針對國家層面以及“一帶一路”沿線區(qū)域，對其輻射的其他區(qū)域研究相對較少；二是對于落后地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級更多的是從產(chǎn)業(yè)梯度的角度去研究，極少從對外開放視角及市場分工背景下的產(chǎn)業(yè)競爭優(yōu)勢去考慮。對外開放對武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展也許是挑戰(zhàn)，同時也是產(chǎn)業(yè)發(fā)展升級的機遇。因此，本文試圖利用實證揭示問題，并提出“一帶一路”對外開放倡議背景下武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的政策建議。

三、理論分析

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)鍵是資源從生產(chǎn)率較低的部門向生產(chǎn)率較高的部門轉(zhuǎn)移，從而實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置，實現(xiàn)資源的流動。商品與服務(wù)的買賣、招商引資及對外投資等，都會對產(chǎn)業(yè)升級速度、質(zhì)量以及結(jié)構(gòu)比例等產(chǎn)生不同影響。其中，招商引資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響有多重效應(yīng)：一是資源優(yōu)化效應(yīng)。引進來的企業(yè)通過投入資金、設(shè)備、人才以及技術(shù)等生產(chǎn)要素，有利于豐富相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的要素稟賦。二是學(xué)習(xí)與協(xié)同效應(yīng)。引進來的企業(yè)會帶來相對先進的經(jīng)營方法、技術(shù)等，這很可能會被本地企業(yè)學(xué)習(xí)，從而提升整體企業(yè)水平，促進相關(guān)產(chǎn)業(yè)成長。三是競爭與發(fā)展效應(yīng)。引進來的企業(yè)的相對優(yōu)勢給本地企業(yè)帶來壓力，進而提升企業(yè)變革速率。但同時不難發(fā)現(xiàn)，武陵山片區(qū)引進來的企業(yè)大多是出于利益最大化考慮，其投資的產(chǎn)業(yè)大多屬于產(chǎn)業(yè)發(fā)展低端，為發(fā)達(dá)地區(qū)服務(wù)。

進出口額的增加或縮小是產(chǎn)業(yè)成長與否的標(biāo)準(zhǔn)之一。一方面，產(chǎn)品出口為武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴大提供了市場空間。隨著市場份額的提升，產(chǎn)業(yè)發(fā)展的規(guī)模效應(yīng)會降低企業(yè)的生產(chǎn)成本，不斷提升相關(guān)產(chǎn)品的競爭力與利潤空間。但是利潤空間的增加，很容易造成企業(yè)對短期利益的依賴，使其不愿意改變發(fā)展路徑，從而對企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展造成一定的阻礙。另一方面，產(chǎn)品進口能為武陵山片區(qū)生產(chǎn)設(shè)備的更新以及產(chǎn)品的創(chuàng)新提供新的發(fā)展思路，對武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展效率的提升以及產(chǎn)品創(chuàng)新有一定的作用，但是在一定程度上其又會遏制本土企業(yè)的產(chǎn)品發(fā)展。與此同時，旅游收入的增加是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向第三產(chǎn)業(yè)比例增加的趨勢，有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。旅游產(chǎn)業(yè)不但能夠提供較多的就業(yè)機會，也能帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，具有較大的聯(lián)動效應(yīng)。

不論是招商引資還是進出口產(chǎn)品，在不同程度上對武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展都會有影響。因此，本文提出如下假說：給定其他條件不變的情況下，對外開放會促進武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

四、研究設(shè)計

(一)計量模型

根據(jù)前面的理論分析，本文構(gòu)建兩個計量模型，用來考察對外貿(mào)易對武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，采取雙邊自然對數(shù)的形式，具體模型如下：

lnSECONDARYitj=α0+α1lnInitj+α2ln Imptj+α3ln Retailtj+α4lnTour+α5lnLabtj+α6lnTectj+α7lnGovtj+v+u

(1)

lnTHD/SECitj=β0+β1lnInitj+β2ln Imptj+β3ln Retailtj+β4lnTour+β5lnLabtj+β6lnTectj+β7lnGovtj+v+u

(2)

其中，SECONDARY和THD/SEC分別代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的兩個被解釋變量，即借鑒已有文獻的做法，分別以武陵山片區(qū)所涵蓋的71個縣域的第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP之比例(SECONDARY)、第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值之比(THD/SEC)兩個被解釋變量測算產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；Ini、Imp、Retail、Tour分別代表對外開放的衡量指標(biāo)，即招商引資、進出口總額、社會消費品零售總額以及旅游收入；Lab、Tec、Gov分別代表控制變量人力資源供給、技術(shù)進步以及政府的干預(yù)程度；v分別代表產(chǎn)業(yè)、地區(qū)、年份固定效應(yīng)；u為隨機誤差項。

(二)數(shù)量來源以及相關(guān)變量選取說明

1.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。目前，衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的主要方法有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)法、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次比重法、勞動生產(chǎn)率法、綜合指標(biāo)評價法和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法等。與其他方法相比，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次比重法能夠更準(zhǔn)確、更直接地反映武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度，因此，本文使用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次比重法來測算2010—2017年武陵山片區(qū)縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度。大部分文獻在分析集中區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)時重點考慮了第二產(chǎn)業(yè)的比重，鑒于武陵山片區(qū)地處偏遠(yuǎn)山區(qū)，但生態(tài)資源稟賦豐厚，與資源特色相結(jié)合，考慮第二產(chǎn)業(yè)比重的同時，加入第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的比重結(jié)構(gòu)，更有可能表現(xiàn)為武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。因此，本文在測算產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級時不僅考慮了第二產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)比例，還包括了第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)比例。為了測算產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度，本文構(gòu)建了年份、縣域和產(chǎn)業(yè)比重的三維數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自2010—2017年武陵山片區(qū)各省市、縣域的統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報。

2.對外開放。在小島清首次提出測算經(jīng)濟開放度的基礎(chǔ)上，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的連續(xù)性，本文對武陵山片區(qū)對外開放，采用進出口總額、社會消費品零售總額、招商引資以及旅游收入四個量化指標(biāo)進行衡量，以反映對外經(jīng)濟開放交往中有形商品和無形商品、資本要素的流動情況，體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)資源“引進來”與“走出去”交流狀態(tài)。

3.其他變量。影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的因素較為復(fù)雜，固定資產(chǎn)投資、融資能力、人力資本、創(chuàng)新能力、行業(yè)集中度、政府干預(yù)、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展程度等都是可能的影響來源，本文選用政府干預(yù)、技術(shù)進步以及人力資源供給三個變量作為控制變量?？紤]到武陵山片區(qū)第三產(chǎn)業(yè)主要是旅游產(chǎn)業(yè)，人力資源的供給選用的是就業(yè)人員占總?cè)丝诘谋戎?；技術(shù)進步選用的是武陵山片區(qū)各縣域?qū)＠暾垟?shù)量；政府干預(yù)用政府的財政支出表示。

4.數(shù)據(jù)說明。自2011年國務(wù)院批復(fù)“武陵山片區(qū)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展與扶貧堅攻規(guī)劃”以來，武陵山片區(qū)經(jīng)濟增速加快，各縣域統(tǒng)計數(shù)據(jù)也在經(jīng)濟發(fā)展中逐步完善。因此，本文通過將2010—2017年武陵山片區(qū)涵蓋湖北、湖南、重慶、貴州四省(直轄市)統(tǒng)計年鑒以及所涉及區(qū)域的相關(guān)市、縣(區(qū))統(tǒng)計年鑒與統(tǒng)計公報經(jīng)過計算整理，得到本文數(shù)據(jù)樣本(見表1)。

表1 各變量數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計結(jié)果

從表1可以看出，568個被觀測數(shù)據(jù)反映的第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的最大值為189億元，最小值為0.59億元，均值為32.43億元；第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例的最大值為73.43，最小值為0.28，均值為2.20?？傮w來說，武陵山片區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值大于第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例的均值為2.20，支持上述結(jié)論。第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值以及第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例標(biāo)準(zhǔn)差較大，說明武陵山片區(qū)各縣域產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有較大差異。

從對外招商引資、進出口總額、社會消費品零售總額與旅游收入四個反映對外開放程度的指標(biāo)來看，最大值與最小值差異較大。如從旅游收入來看，最大值為335.30億元，最小值為0.01億元，反映了武陵山片區(qū)不同縣域旅游收入波動幅度較大。

五、計量結(jié)果與分析

(一)相關(guān)性分析

本文各主要研究變量的相關(guān)分析結(jié)果顯示，第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)比例與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值具有較為顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。社會消費品零售總額與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值存在顯著的正相關(guān)，與第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)比例存在顯著的負(fù)相關(guān)。對外招商引資與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值存在顯著的負(fù)相關(guān)，與第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)比例存在顯著的正相關(guān)，進出口總額以及旅游收入與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)比例具有較為顯著的正相關(guān)關(guān)系，且相關(guān)系數(shù)都在0.15以上。

(二)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

對于面板數(shù)據(jù)而言，數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性對于模型的構(gòu)建是非常重要的。如果面板數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的，可能會導(dǎo)致自回歸系數(shù)的估計值向左偏向于0，使傳統(tǒng)的T檢驗失效。為避免偽回歸，本文采用常用的單位根檢驗。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗方法一般采用相同根檢驗(LLC,Levin-Lin-Chu)和不同根單位根檢驗(Fish-ADF)。每種檢驗的原假設(shè)是H0:有單位根。如果兩種檢驗中有拒絕存在單位根的原假設(shè)，則認(rèn)為此序列是平穩(wěn)的，反之則是不平穩(wěn)的。由表2得知，各個變量在LLC和Fish-ADF檢驗方法下，都拒絕存在單位根假設(shè)，故數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

表2 各變量單位根檢驗結(jié)果

(三)面板數(shù)據(jù)模型的統(tǒng)計檢驗與估計方法選擇

基于武陵山片區(qū)71個縣域2010—2017年間的面板數(shù)據(jù)，采用Stata 12.0軟件進行了檢驗。鑒于面板期數(shù)T小于樣本對象數(shù)N，為短面板數(shù)據(jù)類型，在選取具體的估計方法之前，擬考慮普通最小二乘回歸、個體固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)、時間效應(yīng)以及組間估計等。如引入簡單的最小二乘回歸，能夠看出整體數(shù)據(jù)情況；再如不同的縣域因地理位置、歷史文化以及經(jīng)濟差異等產(chǎn)生不同的個體特征，若最小二乘回歸整體不顯著時，在數(shù)據(jù)分析中引入個體固定效應(yīng)可以解決變量只隨變量而變、不隨時間而變的遺漏變量問題；以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化容易受到宏觀經(jīng)濟環(huán)境的影響，加入時間效應(yīng)，可以解決個體變化不隨時間變化的遺漏變量問題。因此，通常情況下，采用三種估計方法：一是混合估計模型(Pooled Regression Model);二是固定效應(yīng)模型(Fixed Regression Model);三是隨機效應(yīng)模型(Random Effects Regression Model)。本文通過Stata 12.0軟件，利用上面建立的模型，以第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(SECONDARY)指標(biāo)為例，對三個模型進行檢驗，結(jié)果如表3所示。

表3 對外貿(mào)易各構(gòu)成要素與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(SECONDARY)模型篩選過程與結(jié)果

通過表3的檢驗結(jié)果可以得知，Wald檢驗的統(tǒng)計量F所對應(yīng)的P值為0.002 5小于0.05，顯著地拒絕了5%水平上的原假設(shè)，因而接受固定效應(yīng)優(yōu)于混合效應(yīng)模型；B-P檢驗的統(tǒng)計量所對應(yīng)的P值為0.000 0，同樣，顯著地拒絕了5%水平上的原假設(shè)，因而接受隨機效應(yīng)優(yōu)于混合效應(yīng)模型；Hausman檢驗的統(tǒng)計量對應(yīng)的P值為0.180 1，接受了5%水平上的原假設(shè)，即接受了隨機效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型的原假設(shè)。因此，通過對三個模型檢驗的比較分析可知，對武陵山片區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與對外開放關(guān)系分析采用隨機效應(yīng)模型比較合適。以此類推，反映武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例的指標(biāo)與對外開放關(guān)系的最終模型篩選的結(jié)果如表4。由表4分析可知，經(jīng)Wald檢驗與B-P檢驗后發(fā)現(xiàn)，固定效應(yīng)優(yōu)于混合效應(yīng)模型，隨機效應(yīng)優(yōu)于混合效應(yīng)模型；但Hausman檢驗過程發(fā)現(xiàn)統(tǒng)計值為負(fù)值，也就是RE模型的基本假設(shè)Corr(u_i,X_it)=0無法得到滿足，因此，在分析武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例與對外開放關(guān)系采用固定效應(yīng)模型較為合適。

表4 對外貿(mào)易各構(gòu)成要素與第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例(THD/SEC)模型篩選過程與結(jié)果

六、實證結(jié)果分析

對模型按照選定的面板數(shù)據(jù)模型進行分析，并對可能存在的內(nèi)生性問題、測量性誤差問題等進行穩(wěn)健性檢驗，最后驗證對外開放對武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。表5與表6分別表示對模型(1)與模型(2)進行隨機效應(yīng)與固定效應(yīng)回歸的結(jié)果。

表5 被解釋變量LnSECONDARY基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表6 被解釋變量ln THD/SEC基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表5展示了模型(1)的檢驗結(jié)果，第(1)列控制了行業(yè)、地區(qū)和年份固定效應(yīng)，沒有包含控制變量，為了檢驗估計結(jié)果的穩(wěn)健性，依次將控制變量加入第(1)列基準(zhǔn)模型。從第(1)列基準(zhǔn)模型的估計結(jié)果可知，對外開放中的對外招商引資產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響，阻礙了武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，說明目前的對外招商引資可能某種程度上成了武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的障礙。對外招商引資的估計系數(shù)為-0.028 4，伴隨概率為0.000 0。究其原因，雖然在“一帶一路”的帶動下，武陵山片區(qū)引進大量資本，在一定程度上推動了武陵山片區(qū)經(jīng)濟快速發(fā)展以及產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴張，但這些資本的進入多是被武陵山片區(qū)廉價與豐富的生產(chǎn)要素所吸引，順應(yīng)國際產(chǎn)業(yè)分工，其對武陵山片區(qū)的投資領(lǐng)域，主要集中于利用廉價勞動力的勞動密集型農(nóng)業(yè)及第三產(chǎn)業(yè)，而在資本密集型與技術(shù)密集型的第二產(chǎn)業(yè)的投資相對有限。進出口總額、旅游收入以及社會消費品零售總額的估計系數(shù)為正，對第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有正向促進作用。第(2)列在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上加入政府財政支出，發(fā)現(xiàn)財政支出的提高會增加第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值。政府通過財政政策，如通過降低稅率、配套獎勵等政策，大量引進企業(yè)發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)，并且通過改善基礎(chǔ)設(shè)施為第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供較好的“硬環(huán)境”。第(3)列中加入了縣域申請專利數(shù)量，發(fā)現(xiàn)專利數(shù)量越多的縣域，其第二產(chǎn)業(yè)總值越高，說明發(fā)展技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的企業(yè)也越多，生產(chǎn)的產(chǎn)品附加值也越高。第(4)列加入縣域就業(yè)人員占縣域總?cè)丝诘谋戎兀蜆I(yè)人口顯著地提高了第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，由于武陵山片區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)多為勞動密集型產(chǎn)業(yè)，吸納了更多的勞動人口就業(yè)，使得第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值更高。

從表6來看模型(2)的檢驗結(jié)果，同樣，第(1)列控制了行業(yè)、地區(qū)和年份固定效應(yīng)，沒有包含控制變量，為了檢驗估計結(jié)果的穩(wěn)健性，依次將控制變量加入第(1)列基準(zhǔn)模型。從第(1)列基準(zhǔn)模型的估計結(jié)果可知，“一帶一路”倡議下對外開放對社會消費品零售總額產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響，阻礙了武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，說明目前的社會消費品零售總額可能某種程度上成為武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的障礙。社會消費品零售總額的估計系數(shù)為-0.034 4，伴隨概率為0.000 0。究其原因，社會消費品零售總額由社會商品供給和有支付能力的商品需求的規(guī)模決定，社會消費品零售總額的提高，一方面意味著居民生活水平提高，但另一方面也意味著物價的通貨膨脹。物價的通貨膨脹在一定程度上會抑制居民整體生活水平的提升，或是會降低居民第三產(chǎn)業(yè)的消費水平。進出口總額、旅游收入以及對外招商引資的估計系數(shù)為正，對第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)比例具有正向促進作用，也就是說促進了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。第(2)列在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上加入政府財政支出，發(fā)現(xiàn)財政支出的提高會增加第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)比例。武陵山片區(qū)屬于精準(zhǔn)扶貧區(qū)域，政府通過財政政策，大力扶持武陵山片區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，在一定程度上促進了第三產(chǎn)業(yè)的大幅提升。第(3)列中加入了縣域申請專利數(shù)量，發(fā)現(xiàn)專利數(shù)量越多的縣域，其第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)比例也越高，發(fā)展知識技術(shù)密集型的服務(wù)企業(yè)也越多。第(4)列加入縣域就業(yè)人員占縣域總?cè)丝诘谋戎兀蜆I(yè)人口多能顯著提高第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)比例，由于武陵山片區(qū)第三產(chǎn)業(yè)多為勞動密集型產(chǎn)業(yè)，吸納了更多的勞動人口就業(yè)，使得第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值更高。

(五)實證結(jié)果穩(wěn)健性分析

從表5與表6的分析來看，在加入了就業(yè)人員占總?cè)丝诘谋戎?、縣域?qū)＠暾垟?shù)量以及政府的財政支出等控制變量后，逐步回歸分析發(fā)現(xiàn)，對外開放中的進出口總額、旅游收入、社會消費品零售總額以及對外招商引資雖然對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值以及對第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的比重的估計系數(shù)有一定的影響，但是在同等置信水平下仍然顯著，表明結(jié)果穩(wěn)健。

七、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

本文基于2010—2017年武陵山片區(qū)71個縣域的面板數(shù)據(jù)，以“一帶一路”發(fā)展倡議為背景，研究對外開放對武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，并綜合考察了政府政策、技術(shù)進步與勞動力供給的影響。結(jié)果表明，在以技術(shù)密集型第二產(chǎn)業(yè)比重為表征的第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中，對外招商引資產(chǎn)生了顯著的阻礙作用。與此相比，進出口總額及旅游收入對武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級正向影響顯著。同時，社會消費品零售總額對第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)比例產(chǎn)生了顯著的阻礙作用。因此，社會消費品零售總額以及對外招商引資兩個對外開放指標(biāo)對武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響具有較大的不確定性。而政府政策、勞動力供給以及以專利申請量衡量的技術(shù)進步對武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級均產(chǎn)生顯著的正向影響。

(二)政策建議

一是以發(fā)展戰(zhàn)略性新型工業(yè)為契機，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與升級。在以上計量結(jié)果結(jié)論分析中，對外招商引資之所以對武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有不確定性作用，多是因為缺乏發(fā)展特色工業(yè)與技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)。武陵山片區(qū)蘊含豐富的礦產(chǎn)資源、能源資源以及中藥資源。從改革開放到現(xiàn)在，武陵山片區(qū)工業(yè)基本上是依靠自然資源優(yōu)勢發(fā)展，如大面積對稀有金屬礦產(chǎn)的開采等，這勢必會對環(huán)境造成持續(xù)危害。武陵山片區(qū)擁有豐富的水資源、中藥材等資源，為發(fā)展清潔能源、生物醫(yī)藥等產(chǎn)業(yè)提供了有利條件。

二是以優(yōu)化片區(qū)環(huán)境為抓手，持續(xù)推進特色旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展。武陵山片區(qū)擁有豐富的旅游資源，但是旅游資源在開發(fā)的過程中問題愈發(fā)凸顯，旅游目的地遍地“開花”，景區(qū)“雷同”，旅游產(chǎn)品“復(fù)制”現(xiàn)象嚴(yán)重。如武陵山片區(qū)里面的侗族、苗寨的開發(fā)模式幾乎都同化了，旅游產(chǎn)品在整個武陵山區(qū)域差別不大，缺乏新意。因此，武陵山片區(qū)有些區(qū)域甚至出現(xiàn)旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展“產(chǎn)能過?！钡木置妫l(fā)展特色旅游產(chǎn)業(yè)刻不容緩。隨著中國成為世界第三大國際旅游目的地、世界最大的國內(nèi)旅游市場。以及武陵山片區(qū)融入“一帶一路”，其旅游產(chǎn)業(yè)將會迎來更大的客源市場。因此，旅游產(chǎn)業(yè)的軟硬兼?zhèn)?、體驗豐富、配合度高即將成為新要求。優(yōu)化片區(qū)環(huán)境包括基礎(chǔ)設(shè)施等硬性環(huán)境、有效監(jiān)督價格的市場軟環(huán)境以及人文軟環(huán)境。將“軟硬結(jié)合”，尋求差異發(fā)展，提升旅游產(chǎn)業(yè)品質(zhì)，整合區(qū)域旅游線路，鼓勵休閑旅游，擺脫門票經(jīng)濟，將成為武陵山片區(qū)旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與升級的新路徑。

三是以放寬投資準(zhǔn)入制度為根本，最大限度地發(fā)揮投資的乘數(shù)效應(yīng)。武陵山片區(qū)應(yīng)通過“一帶一路”倡議，廣泛引入國內(nèi)以及國際資金。投資的注入，不但可以解決武陵山片區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的生產(chǎn)要素資金薄弱的問題，還可以帶來新的設(shè)備、技術(shù)以及管理思想。投資力量的注入可以帶來極大的乘數(shù)效應(yīng)，如通過關(guān)聯(lián)效應(yīng)與擴散效應(yīng)影響前向、后向、旁側(cè)等產(chǎn)業(yè)，促進小城鎮(zhèn)建設(shè)與聚集，以及帶來工業(yè)產(chǎn)業(yè)價值鏈的上下游產(chǎn)業(yè)鏈以及橫向產(chǎn)業(yè)鏈的進一步延伸。工業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的延伸以及附加值的增加伴隨著投資所帶來的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，促使武陵山片區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷轉(zhuǎn)型與升級。因此，武陵山片區(qū)應(yīng)通過融入“一帶一路”，應(yīng)將投資與區(qū)域特色資源相結(jié)合，不斷發(fā)展綠色經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)鏈，發(fā)展新型工業(yè)，推動進出口總額提升。