“去工業(yè)化”對(duì)中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響
——基于門檻效應(yīng)的分析

杜傳忠 侯佳妮

(1.南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展研究院，天津 300071；2.南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071)

一、引言

改革開放40年以來，快速推進(jìn)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(jì)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(jì)為主導(dǎo)發(fā)展為以服務(wù)經(jīng)濟(jì)為主導(dǎo)，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(yuǎn)快于同時(shí)期美、英等發(fā)達(dá)國家，這一現(xiàn)象引起了政府部門和學(xué)術(shù)界對(duì)于我國“產(chǎn)業(yè)空心化”、“經(jīng)濟(jì)服務(wù)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(duì)不高的情況下進(jìn)行的“去工業(yè)化”導(dǎo)致其陷入“中等收入陷阱”，難以進(jìn)一步向高收入水平國家邁進(jìn)[4]。從2008年全球金融危機(jī)開始，有關(guān)工業(yè)尤其是制造業(yè)的重要性問題再度引發(fā)了學(xué)術(shù)界和實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門的廣泛關(guān)注。由此引出本文討論的問題，“去工業(yè)化”究竟會(huì)對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生什么影響？其影響機(jī)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(duì)于中國這樣一個(gè)處于轉(zhuǎn)型時(shí)期的發(fā)展中國家而言，是否存在一個(gè)最優(yōu)的制造業(yè)比重區(qū)間？對(duì)這些問題的回答不僅關(guān)乎未來我國制造業(yè)發(fā)展的戰(zhàn)略方向，而且對(duì)于我國能否避免落入“中等收入陷阱”、順利實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的現(xiàn)實(shí)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(dá)國家歷史經(jīng)驗(yàn)表明，進(jìn)入工業(yè)化后期階段，工業(yè)比重逐漸下降，服務(wù)業(yè)逐漸占據(jù)主導(dǎo)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(dòng)力數(shù)量的變動(dòng)角度，對(duì)這一趨勢作了直觀性描述[5-6]。此后，Kuznets(1949)[7]進(jìn)一步將勞動(dòng)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(xiàn)集中于考察發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體“去工業(yè)化”的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，大部分研究認(rèn)為“去工業(yè)化”會(huì)削弱經(jīng)濟(jì)增長的潛力并帶來負(fù)面影響，導(dǎo)致發(fā)達(dá)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(jì)學(xué)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(shí)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(shí)證研究方面，多數(shù)文獻(xiàn)從制造業(yè)比重與人均收入關(guān)系的角度進(jìn)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(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的動(dòng)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(xué)者對(duì)我國“去工業(yè)化”的問題進(jìn)行了系統(tǒng)分析，重點(diǎn)關(guān)注“去工業(yè)化”的原因、影響因素以及經(jīng)濟(jì)影響等方面[18-20]。這些研究普遍認(rèn)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(yīng)警惕“去工業(yè)化”對(duì)我國長期經(jīng)濟(jì)增長和收入不平等的負(fù)面影響[23-24]。

縱觀國內(nèi)外現(xiàn)有文獻(xiàn)，對(duì)于“去工業(yè)化”發(fā)生的原因、影響因素以及經(jīng)濟(jì)效應(yīng)等問題都進(jìn)行了卓有成效的研究，為本文的進(jìn)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(shí)證分析相對(duì)較少，且缺乏對(duì)于“去工業(yè)化”影響經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制的考察，同時(shí)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(xiàn)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(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)和間接影響，從技術(shù)創(chuàng)新和城鎮(zhèn)化兩個(gè)角度對(duì)其內(nèi)部作用機(jī)制進(jìn)行了深入分析，同時(shí)考慮了空間相關(guān)性的影響；二是本文進(jìn)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(chǔ)上對(duì)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(jì)增長的理論分析

(一)“去工業(yè)化”對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(duì)國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支撐作用逐漸增強(qiáng)，其產(chǎn)出不僅直接構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長的重要部分，同時(shí)也為其他行業(yè)發(fā)展提供所需的機(jī)械設(shè)備等工業(yè)品，成為經(jīng)濟(jì)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(dòng)力會(huì)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(jì)中的比重下降是符合傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理和發(fā)達(dá)國家歷史經(jīng)驗(yàn)的正常現(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(dǎo)致“產(chǎn)業(yè)空心化”現(xiàn)象，損害經(jīng)濟(jì)長期發(fā)展?jié)摿Α２粌H如此，在人均收入水平尚未達(dá)到“去工業(yè)化”的條件時(shí)，服務(wù)業(yè)本身的勞動(dòng)力素質(zhì)和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)并不足以滿足基礎(chǔ)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(dǎo)致國家面臨高端制造業(yè)回流到發(fā)達(dá)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(duì)于推動(dòng)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(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生嚴(yán)重的消極影響[18]。

(二)“去工業(yè)化”對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的間接影響

1.技術(shù)創(chuàng)新

內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為，創(chuàng)新是推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步、進(jìn)而促進(jìn)長期經(jīng)濟(jì)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(yīng)。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(lǐng)域，也是創(chuàng)新成果最豐富的領(lǐng)域。制造業(yè)通過提供先進(jìn)材料、工具設(shè)備、新知識(shí)而成為向其他領(lǐng)域傳播技術(shù)創(chuàng)新的基地和構(gòu)建全社會(huì)技術(shù)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(shù)、新產(chǎn)品，實(shí)現(xiàn)研發(fā)成果的產(chǎn)業(yè)化，激發(fā)技術(shù)創(chuàng)新。此外，當(dāng)今的技術(shù)創(chuàng)新主要是一種需求導(dǎo)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(duì)先進(jìn)技術(shù)需求最密集的領(lǐng)域，制造業(yè)對(duì)新技術(shù)的巨大需求形成了未來技術(shù)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(jìn)，尤其是新一代信息技術(shù)與制造業(yè)的深度融合，越來越多的制造企業(yè)開始進(jìn)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(duì)于新技術(shù)的創(chuàng)新和擴(kuò)散也具有一定促進(jìn)作用。正因?yàn)槿绱?，如果沒有龐大的制造業(yè)為創(chuàng)新知識(shí)和先進(jìn)技術(shù)提供市場需求、高端要素和發(fā)展平臺(tái)，技術(shù)創(chuàng)新將會(huì)受到嚴(yán)重抑制。還需要注意的是，在當(dāng)前以新一代信息技術(shù)為核心的第四次工業(yè)革命浪潮中，如果貿(mào)然進(jìn)行去“去工業(yè)化”，此類顛覆性技術(shù)將成為“無源之水”“無本之木”，不利于國家創(chuàng)新與技術(shù)、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(jìn)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(kuò)張對(duì)勞動(dòng)力產(chǎn)生的巨大需求促使勞動(dòng)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(jìn)了人口城鎮(zhèn)化進(jìn)程。制造業(yè)集聚又會(huì)帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)鏈上、下游的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展，有利于地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)配套的完善，為城鎮(zhèn)進(jìn)一步發(fā)展提供了必要的物質(zhì)基礎(chǔ)和技術(shù)支撐[28]?，F(xiàn)階段，我國還存在大量技術(shù)水平較低的農(nóng)村勞動(dòng)力，規(guī)模龐大的勞動(dòng)密集型制造業(yè)對(duì)于吸納這部分勞動(dòng)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(huì)導(dǎo)致大量低技術(shù)水平勞動(dòng)力的失業(yè)，造成收入差距的擴(kuò)大，同時(shí)還會(huì)由于抑制了制造企業(yè)集聚而阻礙城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化，不利于地區(qū)總體經(jīng)濟(jì)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(yán)重，尤其對(duì)于中西部地區(qū)而言，工業(yè)是推進(jìn)城鎮(zhèn)化的重要產(chǎn)業(yè)載體，“去工業(yè)化”必然會(huì)造成當(dāng)?shù)爻擎?zhèn)化進(jìn)程缺乏工業(yè)產(chǎn)業(yè)支撐，掣肘地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)力，進(jìn)一步拉大與東部發(fā)達(dá)省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距。

(三)“去工業(yè)化”對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)

地理學(xué)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(guān)，地理距離越近相關(guān)程度越高[29]?？臻g溢出效應(yīng)是中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不可忽視的重要影響因素[30]，隨著交通基礎(chǔ)設(shè)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(jì)聯(lián)系和產(chǎn)業(yè)互動(dòng)逐漸增多，本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)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(duì)周邊城市的需求拉動(dòng)效應(yīng)。制造業(yè)的生產(chǎn)過程需要大量原材料和中間服務(wù)投入，周邊城市由于距離較近、運(yùn)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(jìn)一步擴(kuò)大了鄰近地區(qū)上游企業(yè)的市場需求，這種“需求拉動(dòng)效應(yīng)”有利于企業(yè)產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)和范圍經(jīng)濟(jì)，進(jìn)而提高經(jīng)濟(jì)增長率。相反，“去工業(yè)化”減少制造業(yè)對(duì)鄰近地區(qū)上下游關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的市場需求，弱化關(guān)聯(lián)企業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，進(jìn)而阻礙鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。此外，被動(dòng)“去工業(yè)化”需要吸引大量勞動(dòng)力進(jìn)入第三產(chǎn)業(yè)，主要途徑便是提高服務(wù)業(yè)生產(chǎn)要素的相對(duì)價(jià)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(wù)業(yè)，導(dǎo)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(jìn)而對(duì)鄰近地區(qū)的總體經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面空間溢出效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)模型設(shè)定與變量選取

1.動(dòng)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(jì)增長的計(jì)量模型時(shí)，需要注意的是，我國大陸地區(qū)有31個(gè)省級(jí)行政區(qū)，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長存在空間相關(guān)性和空間依賴性，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不僅會(huì)對(duì)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長存在影響，還可能對(duì)鄰近地區(qū)產(chǎn)生溢出效應(yīng)[32-33]，意味著“去工業(yè)化”不但會(huì)對(duì)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生直接影響，還會(huì)對(duì)鄰近省份經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生間接作用。此外，考慮到經(jīng)濟(jì)增長是個(gè)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(dòng)態(tài)空間面板模型考察“去工業(yè)化”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。與靜態(tài)模型相比，動(dòng)態(tài)空間面板模型的優(yōu)點(diǎn)在于，既考慮到經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)演進(jìn)和空間相關(guān)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(dòng)態(tài)空間面板模型估計(jì)結(jié)果更加準(zhǔn)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(jǐn)慎起見，本文首先構(gòu)建同時(shí)考慮了經(jīng)濟(jì)增長的空間滯后項(xiàng)和滯后解釋變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響的動(dòng)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(jì)增長水平，Yit-1為其時(shí)間滯后項(xiàng)，DMANit代表核心解釋變量“去工業(yè)化”程度；τ、ρ分別代表時(shí)間滯后系數(shù)和空間滯后(自回歸)系數(shù)；Wij表示N×N維標(biāo)準(zhǔn)化后空間權(quán)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(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，uit為模型的殘差項(xiàng)；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(yàn)來確定。

2.空間權(quán)重矩陣的選擇

在空間計(jì)量模型中，空間權(quán)重矩陣的選定是關(guān)鍵，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多從地理距離和經(jīng)濟(jì)距離兩個(gè)角度設(shè)置空間權(quán)重矩陣。由“地理學(xué)第一定律”可知，地區(qū)之間的相互影響會(huì)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(guān)性，因此本文構(gòu)建空間地理權(quán)重矩陣W1來捕捉地理距離造成的空間相關(guān)性，矩陣形式為

(2)

其中d為兩省區(qū)省會(huì)之間的球面距離。然而，考慮到不同省區(qū)經(jīng)濟(jì)水平存在相關(guān)性的客觀事實(shí)，僅從地理距離考察空間相關(guān)性是十分粗糙的[33]，考慮到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在空間依賴性，本文還建立經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣W2對(duì)這一關(guān)系進(jìn)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(duì)差值的倒數(shù)。

3.變量選擇

(1)被解釋變量

現(xiàn)有文獻(xiàn)大多以實(shí)際GDP、GDP增長率以及人均GDP作為經(jīng)濟(jì)增長水平的衡量指標(biāo)，由于本文使用的是具有時(shí)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(shí)際GDP來表示經(jīng)濟(jì)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(gè)省份的工業(yè)比重(MAN)作為制造業(yè)比重的替代變量，相應(yīng)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(biāo)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(biāo)。具體計(jì)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(jìn)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(duì)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(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的基礎(chǔ)，是擴(kuò)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(biāo)來考察固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。

人力資本水平(HC)。人力資本是推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新發(fā)展的重要力量，也是吸收先進(jìn)知識(shí)和技術(shù)信息的載體，人力資本素質(zhì)越高，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用也越大。本文借鑒姚洋和崔靜遠(yuǎn)(2015)[39]的做法，使用各省勞動(dòng)力平均受教育年限作為人力資本水平的代理指標(biāo)。

政府干預(yù)程度(GOV)。作為市場經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，政府是規(guī)則的制定者和秩序的維護(hù)者，也是產(chǎn)業(yè)政策的制定者和實(shí)施者，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總體方向和未來趨勢有著深遠(yuǎn)影響。但是，實(shí)踐中政府常常對(duì)企業(yè)的正常經(jīng)營活動(dòng)進(jìn)行過度干預(yù)，導(dǎo)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(yù)程度納入控制變量進(jìn)行考察，并以政府財(cái)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(yīng)逐漸顯現(xiàn)，F(xiàn)DI有利于加快國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步，提高生產(chǎn)技術(shù)效率，是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)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(biāo)來控制外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。

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

表1 變量符號(hào)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(jì)年鑒》和各省的統(tǒng)計(jì)年鑒，并采用插值法對(duì)個(gè)別省份缺失的數(shù)據(jù)進(jìn)行補(bǔ)充，樣本總量為465。為消除價(jià)格影響，以貨幣為單位衡量的指標(biāo)均以2004年為基期進(jìn)行平減處理。此外，為了解決由于變量數(shù)量級(jí)差異造成的模型異方差問題，本文所有變量均取對(duì)數(shù)。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行空間計(jì)量模型檢驗(yàn)之前，需要確定研究對(duì)象間是否具有空間相關(guān)關(guān)系，普遍的檢驗(yàn)方法便是計(jì)算全域Moran’s I指數(shù)。本文使用地理距離權(quán)重矩陣計(jì)算我國大陸地區(qū)31個(gè)省份2004—2018年的經(jīng)濟(jì)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(gè)省份經(jīng)濟(jì)增長的Moran’s I指數(shù)均顯著為正，且在0.352～0.485之間波動(dòng)，意味著我國各省之間經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的空間正相關(guān)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(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響時(shí)進(jìn)行空間性分析尤為重要?？紤]到地區(qū)個(gè)體差異和時(shí)期因素可能產(chǎn)生的估計(jì)偏差，本文主要采用時(shí)空雙向固定效應(yīng)的動(dòng)態(tài)空間面板模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。同時(shí)為了便于對(duì)比，本文還展示了面板固定效應(yīng)模型、動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)GMM模型以及基于兩種不同空間權(quán)重矩陣條件下的靜態(tài)空間面板模型和動(dòng)態(tài)空間面板模型的估計(jì)結(jié)果。

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

(二)動(dòng)態(tài)空間面板模型分析

為檢驗(yàn)“去工業(yè)化”對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長帶來的影響，同時(shí)也為了保證估計(jì)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(duì)動(dòng)態(tài)空間面板杜賓模型進(jìn)行估計(jì)。通過拉格朗日乘數(shù)(LM)誤差和滯后及其穩(wěn)健性檢驗(yàn)，可知空間誤差模型和空間滯后模型的LM和Robust LM檢驗(yàn)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(jì)結(jié)果如表3所示?？梢钥吹?，一方面，與非空間OLS模型[列(1)]和面板固定效應(yīng)模型[列(2)]的結(jié)果相比，非空間動(dòng)態(tài)面板模型[列(3)]中被解釋變量的時(shí)間滯后項(xiàng)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(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響時(shí)，對(duì)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(guān)性的動(dòng)態(tài)面板模型[列(3)]相比，使用地理距離矩陣的動(dòng)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(xiàng)系數(shù)均顯著，意味著考慮空間相關(guān)性也是必要的?？梢姡诳疾臁叭スI(yè)化”和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的問題時(shí)，對(duì)內(nèi)生性和空間相關(guān)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(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(jìn)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(quán)重矩陣的動(dòng)態(tài)空間面板模型中“去工業(yè)化”系數(shù)的絕對(duì)值均顯著小于相應(yīng)的靜態(tài)空間模型，且動(dòng)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(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了明顯作用，可見，未考慮時(shí)間滯后效應(yīng)的靜態(tài)空間面板模型高估了“去工業(yè)化”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)面影響，因此本文將主要對(duì)動(dòng)態(tài)空間面板模型列(6)和列(7)進(jìn)行分析。

表3 過早“去工業(yè)化”對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(fù)，表明“去工業(yè)化”抑制了我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。制造業(yè)作為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)，是擴(kuò)大再生產(chǎn)最重要的部門，同時(shí)也為經(jīng)濟(jì)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(wù)業(yè)存在結(jié)構(gòu)性矛盾的現(xiàn)實(shí)條件下貿(mào)然降低制造業(yè)比重，進(jìn)行“去工業(yè)化”，不僅容易造成短期內(nèi)大量勞動(dòng)力失業(yè)，還會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長的長期動(dòng)力不足。空間相關(guān)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(xiàng)在5%的水平上顯著為負(fù)，意味著“去工業(yè)化”不僅抑制了本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，還對(duì)地理鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平產(chǎn)生了負(fù)向溢出效應(yīng)。原因可能有兩方面，一是地區(qū)制造業(yè)占比越低，對(duì)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(dǎo)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(jì)，不利于鄰近地區(qū)的長期經(jīng)濟(jì)增長；二是地區(qū)之間在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化方面存在競爭行為，容易引發(fā)地方不顧實(shí)際情況而一味追求較高第三產(chǎn)業(yè)比重的情形，繼而導(dǎo)致本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)力不足。列(7)的結(jié)果顯示，在經(jīng)濟(jì)距離矩陣條件下，“去工業(yè)化”程度的空間滯后項(xiàng)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(guān)聯(lián)的需求拉動(dòng)作用對(duì)鄰近地區(qū)配套產(chǎn)業(yè)(如生產(chǎn)性服務(wù)業(yè))產(chǎn)生需求刺激，推動(dòng)鄰近地區(qū)相關(guān)產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴(kuò)大進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生促進(jìn)作用，而對(duì)于地理距離較遠(yuǎn)但經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距較小的地區(qū)，產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)較小，“去工業(yè)化”不會(huì)造成明顯的產(chǎn)業(yè)聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，因此經(jīng)濟(jì)距離矩陣條件下“去工業(yè)化”空間滯后項(xiàng)系數(shù)不顯著。此外，兩種空間權(quán)重矩陣條件下的人均GDP空間滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，意味著無論是鄰近省域還是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相當(dāng)?shù)氖∮蜷g，經(jīng)濟(jì)增長都存在明顯的策略性競爭效應(yīng)，即地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)增長存在“逐底”競爭策略互動(dòng)[42]。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證模型結(jié)果的可靠性，本文將從兩方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是替換核心解釋變量“去工業(yè)化”程度的測算指標(biāo)，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(quán)重矩陣，采用空間鄰接矩陣W3進(jìn)行空間效應(yīng)的檢驗(yàn)。表4報(bào)告了穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，可以看到，“去工業(yè)化”的估計(jì)系數(shù)在兩種穩(wěn)健性檢驗(yàn)下均保持為負(fù)，且都通過了顯著性檢驗(yàn)，意味著“去工業(yè)化”對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用是穩(wěn)健的。同時(shí)“去工業(yè)化”的時(shí)間滯后項(xiàng)和空間滯后項(xiàng)分別顯著為正和為負(fù)，與表3結(jié)果保持一致，表明地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長會(huì)受到當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和鄰近省份“去工業(yè)化”的顯著影響，驗(yàn)證了“去工業(yè)化”對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出負(fù)效應(yīng)。此外，大部分控制變量結(jié)果也與表3一致，進(jìn)一步驗(yàn)證了前文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

(四)作用機(jī)制分析

1.技術(shù)創(chuàng)新

作為實(shí)體經(jīng)濟(jì)的支柱，制造業(yè)集聚了大量創(chuàng)新要素，是國民經(jīng)濟(jì)中創(chuàng)新最活躍的部門，能夠通過促進(jìn)創(chuàng)新活動(dòng)的發(fā)生進(jìn)而推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，由此可知，在尚未達(dá)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(dǎo)致地區(qū)創(chuàng)新活力的降低、創(chuàng)新活動(dòng)的減少，進(jìn)而造成經(jīng)濟(jì)增長水平的停滯。因此本文將技術(shù)創(chuàng)新視為“去工業(yè)化”對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(jì)增長的過程中技術(shù)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(yīng)模型設(shè)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(shù)創(chuàng)新，本文以各省專利授權(quán)量表示，系數(shù)α1則表示“去工業(yè)化”對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響，按照前文的理論分析，α1預(yù)期為負(fù)。若α1顯著為負(fù)，則可將技術(shù)創(chuàng)新納入模型的解釋變量中，進(jìn)一步分析其中介作用，如式(5)所示。若β2顯著為正，表明技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，即“去工業(yè)化”通過影響技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(jì)系數(shù)為-0.480 0，且在5%的水平上顯著，說明“去工業(yè)化”對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了明顯不利影響。在此基礎(chǔ)上將技術(shù)創(chuàng)新納入解釋變量，列(2)結(jié)果顯示技術(shù)創(chuàng)新的系數(shù)顯著為正，說明技術(shù)創(chuàng)新能夠促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，同時(shí)“去工業(yè)化”對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的系數(shù)仍然保持為負(fù)，由此說明技術(shù)創(chuàng)新在“去工業(yè)化”和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)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(jī)制檢驗(yàn)

2.城鎮(zhèn)化

地區(qū)制造業(yè)集聚能夠帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)鏈上下游的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展，有利于地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)配套的完善，為新型城鎮(zhèn)化提供了物質(zhì)基礎(chǔ)和技術(shù)條件。新型城鎮(zhèn)化不僅推動(dòng)產(chǎn)業(yè)向集約型、創(chuàng)新型發(fā)展，還通過“以工補(bǔ)農(nóng)”效應(yīng)推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提升。由此可見，“去工業(yè)化”導(dǎo)致制造業(yè)占比降低，必然會(huì)對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程產(chǎn)生影響，進(jìn)而抑制地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jì)增長關(guān)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(biāo)，模型設(shè)定與式(4)和式(5)一致，檢驗(yàn)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(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明“去工業(yè)化”對(duì)城鎮(zhèn)化產(chǎn)生了明顯的負(fù)面影響。在此基礎(chǔ)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(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(jìn)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。同時(shí)“去工業(yè)化”的系數(shù)仍然保持顯著為負(fù)，這意味著城鎮(zhèn)化在“去工業(yè)化”影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(jìn)程，進(jìn)而抑制了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。

五、對(duì)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(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段，由于生活水平提高，人們對(duì)各類消費(fèi)性服務(wù)需求逐漸增多，服務(wù)業(yè)超過制造業(yè)成為國民經(jīng)濟(jì)第一大部門。隨著具有知識(shí)技術(shù)密集性和報(bào)酬遞增性特征的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)日益發(fā)展，服務(wù)部門對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用逐漸增強(qiáng)，此時(shí)制造業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用相對(duì)減弱，但由于服務(wù)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(chǔ)之上，因此制造業(yè)仍然是長期增長的主要?jiǎng)恿??？梢?，不同工業(yè)化階段制造業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用呈現(xiàn)一定差異，導(dǎo)致“去工業(yè)化”的影響也會(huì)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(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響。由于地理鄰近和經(jīng)濟(jì)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(yīng)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(dòng)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(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的異質(zhì)性影響，檢驗(yàn)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(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(dāng)工業(yè)占比位于[0.351，0.415]區(qū)間內(nèi)時(shí)，“去工業(yè)化”系數(shù)的絕對(duì)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(duì)值反而最小。這表明在工業(yè)化初級(jí)階段，工業(yè)占比較小，此時(shí)“去工業(yè)化”會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長造成一定負(fù)面影響，隨著工業(yè)化進(jìn)程的推進(jìn)，工業(yè)占比逐漸增高，“去工業(yè)化”的負(fù)面影響明顯增強(qiáng)，而當(dāng)工業(yè)化推進(jìn)到一定階段時(shí)，工業(yè)占比相對(duì)較高，此時(shí)“去工業(yè)化”的不利影響有所減小?？傮w而言，“去工業(yè)化”對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(fù)面效應(yīng)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(shí)經(jīng)驗(yàn)基本相符，在工業(yè)化初期，大量勞動(dòng)力涌入第二產(chǎn)業(yè)，此時(shí)工業(yè)部門的擴(kuò)張對(duì)經(jīng)濟(jì)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(dòng)生產(chǎn)率的增長及其引致的純生產(chǎn)率效應(yīng)有關(guān)，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(yīng)有關(guān)[44]。但由于此時(shí)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(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)為主，產(chǎn)品質(zhì)量和附加值相對(duì)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(dòng)作用主要以產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)為主。若此時(shí)進(jìn)行“去工業(yè)化”，必然抑制工業(yè)部門擴(kuò)張通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用。當(dāng)工業(yè)化進(jìn)行到一定階段時(shí)，工業(yè)尤其是制造業(yè)成為國民經(jīng)濟(jì)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(yīng)相應(yīng)減弱，但制造業(yè)內(nèi)部大量高新技術(shù)行業(yè)得到了充分發(fā)展，能夠?yàn)槠渌袠I(yè)部門提供滿足生產(chǎn)需求的原材料和各類要素，進(jìn)而產(chǎn)生較高水平的引致生產(chǎn)率效應(yīng)。若此時(shí)“去工業(yè)化”，不僅損失了作為國民經(jīng)濟(jì)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(yīng)，還減少了制造業(yè)引致的純生產(chǎn)率效應(yīng)。更為嚴(yán)重的是，由于在該階段服務(wù)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(duì)穩(wěn)定水平，二者難以支撐國民經(jīng)濟(jì)增長，因此在該階段“去工業(yè)化”造成的生產(chǎn)率損失遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于工業(yè)占比較低的初級(jí)階段。隨著工業(yè)占比的進(jìn)一步提高，制造業(yè)的純生產(chǎn)率效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)被逐漸弱化，總體經(jīng)濟(jì)增長率增速放緩，第三產(chǎn)業(yè)尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)效率極大提高，此時(shí)“去工業(yè)化”雖然仍會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生不利影響，但該負(fù)面效應(yīng)會(huì)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(yīng)檢驗(yàn)

1.模型設(shè)定與門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

(1)動(dòng)態(tài)面板門檻模型設(shè)定。前文已經(jīng)驗(yàn)證了“去工業(yè)化”對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長存在的非線性影響，本文進(jìn)一步使用Hansen(1999)[45]提出的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)方法來進(jìn)一步詳細(xì)探討不同工業(yè)占比區(qū)間內(nèi)的工業(yè)比重增長對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用，進(jìn)而嘗試性地提出制造業(yè)最優(yōu)區(qū)間。門檻面板回歸實(shí)質(zhì)是一個(gè)分段函數(shù)模型，優(yōu)點(diǎn)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(jì)增長在時(shí)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(jì)增長的一階滯后項(xiàng)，利用動(dòng)態(tài)面板門檻回歸模型進(jìn)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(shè)存在N個(gè)門檻值γ1、γ2、……、γN，進(jìn)而有N+1個(gè)區(qū)間，在每個(gè)區(qū)間內(nèi)工業(yè)比重對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)存在一定異質(zhì)性。I(·)為示性函數(shù)，若滿足括號(hào)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(xiàng)，μi為個(gè)體效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

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

表7 面板門檻效應(yīng)檢驗(yàn)(BS次數(shù)為300)

2.門檻回歸結(jié)果分析

在確定了門檻個(gè)數(shù)后，便可進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板門檻模型回歸。由表8的檢驗(yàn)結(jié)果可知，門檻效應(yīng)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(yàn)，說明模型設(shè)計(jì)較為合理。由結(jié)果可知，兩個(gè)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(gè)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長總體呈現(xiàn)促進(jìn)作用，但越過一定門檻值后，促進(jìn)作用有所減小，當(dāng)工業(yè)比重超過44.19%時(shí)，這種促進(jìn)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(jì)算，2004—2019年中國制造業(yè)占工業(yè)比重的波動(dòng)區(qū)間為67.97%～70.91%，波動(dòng)幅度大小為2.94%，平均值為69.43%。，計(jì)算可知相應(yīng)的制造業(yè)占比門檻值分別為25.72%和30.68%。具體而言，當(dāng)制造業(yè)比重低于25.72%時(shí)，制造業(yè)比重每增加1個(gè)百分點(diǎn)能促進(jìn)人均GDP明顯增長0.083個(gè)百分點(diǎn)，當(dāng)制造業(yè)比重位于[0.257 2, 0.306 8]的區(qū)間內(nèi)時(shí)，制造業(yè)仍然對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長有顯著推動(dòng)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長的提升效應(yīng)逐漸減弱，甚至越過某一門檻之后，制造業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長不再具有明顯推動(dòng)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長的直接提升效應(yīng)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(jì)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(guān)統(tǒng)計(jì)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(dá)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(shí)盲目跟風(fēng)發(fā)達(dá)國家進(jìn)行所謂“去工業(yè)化”，而不考慮本地區(qū)實(shí)際經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)階段，便有可能導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長率大幅下降，造成經(jīng)濟(jì)增長長期動(dòng)力不足，落入“去工業(yè)化”陷阱。

表8 單門檻模型估計(jì)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(qiáng)的動(dòng)態(tài)空間面板模型實(shí)證分析了“去工業(yè)化”對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的直接影響和空間溢出效應(yīng)，并利用中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)了二者關(guān)系的作用機(jī)制。在此基礎(chǔ)上本文對(duì)最優(yōu)制造業(yè)區(qū)間進(jìn)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(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的非線性影響，然后采用動(dòng)態(tài)面板門檻檢驗(yàn)對(duì)制造業(yè)占比的門檻值進(jìn)行了討論。通過理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)，本文得出了以下四點(diǎn)主要結(jié)論：首先，“去工業(yè)化”對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了明顯抑制作用，對(duì)地理鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長也具有負(fù)向溢出效應(yīng)；其次，“去工業(yè)化”阻礙了地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新和城鎮(zhèn)化進(jìn)程，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)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(jì)效應(yīng)有明顯差異，隨著工業(yè)占比的提高，“去工業(yè)化”對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢；最后，當(dāng)制造業(yè)占比超過30.68%時(shí)，制造業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的直接推動(dòng)效應(yīng)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(jìn)程保持相應(yīng)的制造業(yè)占比，實(shí)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(jì)增長發(fā)動(dòng)機(jī)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(jìn)入工業(yè)化后期階段，制造業(yè)比重相對(duì)較低，但應(yīng)達(dá)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(wù)業(yè)為主體、戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)為引領(lǐng)、先進(jìn)制造業(yè)為支撐的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系，并明確提出先進(jìn)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(yīng)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(yīng)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(shí)行分類指導(dǎo)的差別化工業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)戰(zhàn)略，緩解“去工業(yè)化”帶來的空間溢出負(fù)效應(yīng)。一是要糾正現(xiàn)階段把地區(qū)之間服務(wù)業(yè)占比的高低作為判斷地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(biāo)賽”趨向；二是改革現(xiàn)有體制下政府對(duì)資源的行政性配置，實(shí)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(yù)本地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的狀況。

第三，充分重視技術(shù)創(chuàng)新和新型城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，盡可能減少“去工業(yè)化”對(duì)地區(qū)創(chuàng)新和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不利影響。技術(shù)創(chuàng)新方面，一是采取有利于技術(shù)進(jìn)步、創(chuàng)新發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的稅收激勵(lì)政策，鼓勵(lì)有條件的制造企業(yè)與高校和科研機(jī)構(gòu)合作，加強(qiáng)“產(chǎn)學(xué)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(jī)遇，大力發(fā)展智能制造和服務(wù)型制造，引導(dǎo)地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新商業(yè)模式，形成新資源、新技術(shù)、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(jìn)其他地區(qū)先進(jìn)管理經(jīng)驗(yàn)，通過利用一系列產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)優(yōu)惠政策，吸引優(yōu)質(zhì)企業(yè)入駐當(dāng)?shù)?，提升本地產(chǎn)業(yè)競爭力；二是通過提高城市的服務(wù)功能，如信息獲取、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)和金融服務(wù)等，來進(jìn)一步推動(dòng)當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)城協(xié)同發(fā)展。