[摘要]通過構建空間計量模型對我國新型城鎮(zhèn)化和制造業(yè)結構升級在空間上的內在關系進行研究。結果顯示：新型城鎮(zhèn)化建設整體上對本省制造業(yè)結構升級具有顯著的正向促進作用，但對周邊省份制造業(yè)結構升級卻有較為顯著的負向作用；金融支撐、資本流動對本省制造業(yè)結構升級有強烈正向沖擊效應，對周邊省份制造業(yè)結構升級卻有顯著負向作用；此外，科技進步與投入對本省有正向影響，對周邊省份的影響效應卻不明顯。

[關鍵詞]新型城鎮(zhèn)化；制造業(yè)；結構升級

[中圖分類號]F299.21

[文獻標識碼]A

[文章編號]2095-3283（2017）10-0130-04

[作者簡介]陳英哲（1992-），男，漢族，山東德州人，研究生，研究方向：收入相關的健康不平等。

一、引言

李克強總理在2014年的政府工作報告中指出：擴大內需的最優(yōu)路徑就是加速新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展，而新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展又建立在產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎之上。由此可見，產(chǎn)業(yè)升級是新型城鎮(zhèn)化建設的重要推動力之一，尤其是現(xiàn)代制造業(yè)的發(fā)展是新型城鎮(zhèn)化的強力引擎。反之，新型城鎮(zhèn)化能否推動制造業(yè)向中高端靠攏，引領制造業(yè)結構趨于高度化呢？制造業(yè)結構升級是指制造業(yè)內部由低端制造向高端制造轉變的過程。伴隨著社會的進步和經(jīng)濟的發(fā)展，勞動力逐漸向中高端制造業(yè)集聚，農(nóng)村百姓的生活質量也逐步向城鎮(zhèn)看齊，那么研究制造業(yè)結構問題就無法避開城鎮(zhèn)化這一重要因素。

目前有關新型城鎮(zhèn)化與制造業(yè)結構升級的文獻幾乎為空白，比較接近的研究是從城鎮(zhèn)化對產(chǎn)業(yè)結構升級的視角切入的。該方面的研究大致形成兩種觀點：一種觀點認為，新型城鎮(zhèn)化對產(chǎn)業(yè)結構升級確實有推動作用。Michael（2012）[1]站在全球視角上通過實證研究發(fā)現(xiàn)，全球城市化可以非常有力地促進多種產(chǎn)業(yè)的分工，這是實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚的前提，在這個過程中產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造力得到明顯提升，最終推進產(chǎn)業(yè)結構升級。藍慶新、陳超凡（2013）[2]通過實證分析得出新型城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結構升級空間關系極為密切的結論。Farhana（2012）[3]通過對發(fā)展中國家的研究得出，城鎮(zhèn)化水平的提升會使分工愈加細致，但由于起步較晚，只能承擔一些低端分工，導致污染高的產(chǎn)業(yè)留在國內，從而使其以粗放型增長方式推進工業(yè)化，阻礙產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化轉型。更進一步，這種粗放型發(fā)展模型會極大制約創(chuàng)新能力的提升，這對極為重視創(chuàng)新能力的產(chǎn)業(yè)結構升級來說無疑是致命的（Hope，1998[4]；鄭有國，2013[5]）。

以上研究不同程度地豐富了相關文獻，同時也為研究該問題的學者開拓了思路，但以往學者未曾將研究方向聚焦在新型城鎮(zhèn)化對制造業(yè)結構升級角度上，且很少將該類問題與空間計量模型結合起來。因此，本文將從人口、經(jīng)濟、社會、空間四個角度分別選取相關指標，再將選取的多個指標綜合成一個新指標來測度新型城鎮(zhèn)化水平，之后采用空間計量的方法研究新型城鎮(zhèn)化對我國制造業(yè)結構升級的影響。

二、指標選取及數(shù)據(jù)說明

（一）新型城鎮(zhèn)化指標選擇

在借鑒新型城鎮(zhèn)化相關文獻和資料的基礎上[6-10]，本文從人口城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟城鎮(zhèn)化、空間城鎮(zhèn)化和社會城鎮(zhèn)化四個方面來反映新型城鎮(zhèn)化水平（見表1）。之后采用主成分分析法，并進行坐標平移處理，提取出一個綜合指標，用來測度新型城鎮(zhèn)化水平，作為模型的解釋變量。

（二）制造業(yè)結構升級衡量指標

參考絕大多數(shù)學者對制造業(yè)行業(yè)的分類，本文將制造業(yè)行業(yè)分成低、中、高三個檔次，考慮到某些行業(yè)的數(shù)據(jù)缺失問題，本文選取21個制造業(yè)行業(yè)。與此同時，借鑒衡量產(chǎn)業(yè)結構升級的測度指標，即高端制造業(yè)行業(yè)產(chǎn)值與中端制造業(yè)行業(yè)產(chǎn)值之比（中記為H1）作為測度制造業(yè)結構升級指標，該指標完全可以反映出整個制造業(yè)內部結構變動的過程。

（三）數(shù)據(jù)說明

本文原始數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫的中國區(qū)域經(jīng)濟研究數(shù)據(jù)以及各省份統(tǒng)計年鑒，鑒于數(shù)據(jù)的可獲性，本文選取了2005—2014年全國除港、澳、臺、西藏以外的30個省、市、自治區(qū)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，同時為有效消除時間序列的異方差，本文對所有控制變量取對數(shù)處理。變量的描述性統(tǒng)計見表2。

另外，本文還將以下三個控制變量引入到模型中：科技進步與投入（R&D），用各省份R&D投入經(jīng)費表示?？茖W技術進步是推動制造業(yè)結構優(yōu)化升級最根本的動力來源；金融支撐（fin），用30個省、市、自治區(qū)的金融業(yè)生產(chǎn)總值來表示。制造業(yè)結構優(yōu)化升級必須要有金融行業(yè)強有力的支撐才能實現(xiàn)，金融業(yè)能為制造業(yè)各行業(yè)提供源源不斷的資金支持，為企業(yè)注入新鮮的血液來推動企業(yè)發(fā)展；資本流動（cp），用30個省、市、自治區(qū)的進出口總額反映。一個地區(qū)資本流動越強，表明該地區(qū)經(jīng)濟開發(fā)程度越高。因此，資本流動對經(jīng)濟增長和制造業(yè)結構升級的作用不言而喻。

三、中國新型城鎮(zhèn)化與制造業(yè)結構升級的時空特征分析

（一）空間面板模型的估計結果

本文通常采用 Morans I指數(shù)來判斷變量間的空間自相關性，本文對所用的面板數(shù)據(jù)進行了空間自相關檢驗，結果顯示：Marginal 值為0.015，Morans I指數(shù)為-0.0503。由此得知，Morans I指數(shù)值小于零，且在5%水平上顯著。因此，新型城鎮(zhèn)化、制造業(yè)結構升級之間存在顯著的空間自相關性，并且這種空間相關性表現(xiàn)為負的空間集聚特征。在此基礎上，本文又做了Hausman檢驗，結果顯示，SDM和SEM模型P值均小于0.1，拒絕原假設，故采用固定效應模型。因此，本文基于固定效應的SDM和SEM模型，借助Matlab14a軟件對模型進行估計檢驗，結果如表3所示：

在進行空間計量模型估計之前，先對變量間的關系做了OLS估計，并通過相關檢驗來選擇合適模型。從表3可以看出，OLS估計的擬合優(yōu)度為0.3835，四個解釋變量中有三個通過了顯著性檢驗。新型城鎮(zhèn)化對制造業(yè)結構升級有極為顯著的正向影響，而金融支撐和科技進步與投入有負向影響，資本流動對其影響結果不顯著。殘差的Moran I 為-0.05，P值為0.016，拒絕原假設，與前文對制造業(yè)結構升級的空間相關性檢驗吻合。endprint

基于經(jīng)濟權重矩陣，得出SDM與SEM模型的估計結果以及相應的擬合優(yōu)度（見表3）。對比三個模型可以發(fā)現(xiàn)，SDM與SEM的擬合優(yōu)度均大于OLS估計，說明分析制造業(yè)結構升級與新型城鎮(zhèn)化關系問題時引入空間因素兩個模型的估計結果更為合理。對比SDM、SEM兩模型發(fā)現(xiàn)，在同種固定效應條件下，空間杜賓模型（SDM）的極大似然統(tǒng)計值（LogL）及擬合優(yōu)度系數(shù)（R2）均大于空間誤差模型（SDM），因此，從整體上來說，SDM模型的估計結果要明顯優(yōu)于SEM，同時也更加接近客觀現(xiàn)實。

進一步從LogL、R-squared分析，SDM的時空雙重固定效應（stF）模型是較優(yōu)選擇，NU的系數(shù)是正數(shù)，且在1%水平上顯著。由此可見，由于中國各省份之間經(jīng)濟發(fā)展不平衡，導致在新型城鎮(zhèn)化水平上也不一致，在空間上形成了對制造業(yè)結構優(yōu)化升級強烈沖擊。因此，SDM模型結果說明，新型城鎮(zhèn)化建設對制造業(yè)結構升級影響的過程中確實存在較強的空間效應。另外，其他因素也會對制造業(yè)結構升級造成影響。資本流動致使國外技術資本轉移到國內，先進的技術加快勞動力的分工，逐漸轉變勞動者的就業(yè)結構狀況，是技術創(chuàng)新與進步使得生產(chǎn)工具得到不斷改進，進而提高勞動生產(chǎn)率，節(jié)省出來的勞動力就由本行業(yè)轉向其他行業(yè)，也可能流入需求擴張行業(yè)或者存在持續(xù)技術進步的新興行業(yè)，這就推動了整個地區(qū)的制造業(yè)逐漸向中、高級或者資本、技術密集型行業(yè)轉移，從而導致制造業(yè)結構全面升級。此外，金融支撐的回歸系數(shù)值在三種效應下的結果并不一致，有正有負且不顯著，這說明金融行業(yè)的發(fā)展對產(chǎn)業(yè)升級并沒有很強的正面影響，甚至會產(chǎn)生負面影響，原因可能在于中端和低端制造業(yè)企業(yè)相對于高端企業(yè)來說對資金的需求量大，銀行或銀行性質企業(yè)為其提供的資金量高于高端制造業(yè)企業(yè)，從而使得中低端行業(yè)的發(fā)展水平遠超過高端行業(yè)發(fā)展的步伐。

經(jīng)LR檢驗，結果顯示LR統(tǒng)計量值為27.53，P值為0.000015≤1%，因此SDM模型不可退化為SEM模型，所以本文采用空間杜賓模型（SDM）。

（二）變量直接效應與溢出效應

表4列出了SDM模型在空間固定效應（sF）、時間固定效應（tF）、時空雙重固定效應（stF）下各變量的直接效應與溢出效應。從表4中可以看出，時間和空間固定效應下新型城鎮(zhèn)化有顯著的正向直接效應和負向溢出效應。時空固定效應下有顯著的直接效應，間接效應不顯著，原因可能是當新型城鎮(zhèn)化程度增強時，不僅會導致本省的制造業(yè)結構升級還會延遲周邊省份的制造業(yè)結構升級或者使周邊省份制造業(yè)結構降級。這種情況出現(xiàn)的原因：一方面可能是由于各省份之間存在激烈的競爭，當某一省份制造業(yè)結構升級時，高端產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品增加，會擴大該省份在高端產(chǎn)品市場份額，從而擠壓周邊省份市場占有量，導致周邊省份制造業(yè)結構升級延緩；另一方面也有可能是本省低、中端制造業(yè)升級為高端制造業(yè)時，中低端行業(yè)的產(chǎn)品相對減少，從而導致周邊省份該層次產(chǎn)品產(chǎn)量提高，補充了本省份讓出的市場份額。此外，金融支撐和資本流動在三種效應下均顯示對制造業(yè)結構升級有極為顯著的直接效應和溢出效應，金融行業(yè)的發(fā)展和FDI對本省份結構升級有顯著促進作用，但卻不利于周邊省份制造業(yè)結構的優(yōu)化，另外，通過系數(shù)對比可以看出，此兩因素對制造業(yè)結構升級的貢獻率顯著大于新型城鎮(zhèn)化的作用?？萍歼M步與投入在三種效應下均能對結構升級有正向推動作用，但對周邊省份的影響卻不明顯。

四、結論

本文采用2005—2014年全國30個省、市、自治區(qū)的數(shù)據(jù)，構建了新型城鎮(zhèn)化評價指標體系，并通過主成分分析將人口城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟城鎮(zhèn)化、空間城鎮(zhèn)化、社會城鎮(zhèn)化4項指標合成為一個綜合評價指標作為核心解釋變量，然后計算出制造業(yè)結構高級化率來衡量被解釋變量制造業(yè)結構升級，最后引入科技進步與投入、金融支撐以及資本流動構建空間計量模型進行了實證研究。得出以下結論：我國新型城鎮(zhèn)化和制造業(yè)結構優(yōu)化升級在空間上的分布不是隨機的，二者之間確實有顯著的空間相關關系。新型城鎮(zhèn)化建設水平高的省份大致也是制造業(yè)結構高級化的省份，但該省份的新型城鎮(zhèn)化水平卻不利于周邊省份的制造業(yè)結構優(yōu)化升級，其他因素同樣對制造業(yè)結構升級產(chǎn)生一定的影響，金融支撐、資本流動對本省制造業(yè)結構升級有顯著正向影響，對周邊省份有顯著負向影響，科技進步與投入僅對本省影響較為顯著，對周邊省份影響不明顯。

針對上述結論，政府部門應在加強新型城鎮(zhèn)化建設以促進本區(qū)域制造業(yè)結構高度化、合理化的同時，要注重同周邊省份的協(xié)同合作，不可一味追求本省結構升級而忽視對周邊省份造成的負面影響。此外，還要重視研發(fā)支出、金融支撐、進出口對制造業(yè)結構優(yōu)化升級的正向影響，逐漸提高研發(fā)投入，不斷完善針對制造業(yè)企業(yè)的金融信貸政策，全面推動制造業(yè)結構升級。

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（責任編輯：郭麗春）endprint