徐 磊

隨著環(huán)境及資源制約的不斷加劇， 在現(xiàn)代制造業(yè)與新一代信息技術(shù)深度融合的發(fā)展趨勢(shì)及西方發(fā)達(dá)國(guó)家“工業(yè)4.0”和“再工業(yè)化”戰(zhàn)略的刺激下，國(guó)務(wù)院于 2015 年 5 月發(fā)布了 《中國(guó)制造 2025》， 旨在推動(dòng)中國(guó)從制造業(yè)大國(guó)向制造業(yè)強(qiáng)國(guó)邁進(jìn)[1]。 體育用品制造業(yè)作為制造業(yè)的主要組成部分， 近年來(lái)在體育產(chǎn)業(yè)中的比重高達(dá)55%以上， 當(dāng)前該產(chǎn)業(yè)因自然選擇性特征主要集聚在長(zhǎng)三角、 珠三角與環(huán)渤海經(jīng)濟(jì)圈，區(qū)域間差異愈發(fā)顯著[2]。 長(zhǎng)三角城市群作為我國(guó)經(jīng)濟(jì)中心，長(zhǎng)期以來(lái)匯聚了豐富的技術(shù)、人才與信息等資源，開(kāi)放、包容、上進(jìn)、先進(jìn)的思想和作風(fēng)孕育了良好的投融資環(huán)境， 成為國(guó)內(nèi)體育用品制造業(yè)發(fā)展的卓越區(qū)域。

2019 年國(guó)務(wù)院印發(fā)的《長(zhǎng)江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》，正式將長(zhǎng)三角區(qū)域范圍擴(kuò)容為上海市、江蘇省、浙江省、安徽省共計(jì) 41 個(gè)城市[3]。 長(zhǎng)三角城市群區(qū)域面積為35.73×104km2， 占全國(guó)領(lǐng)土面積的 3.73%。 截至 2017 年底，該區(qū)域人口為 2.24 億人， 約占全國(guó)人口的 16.08%； 全年 GDP 總量為19.53 萬(wàn)億元，占全國(guó) GDP 總量的 23.61%，是我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力最強(qiáng)的區(qū)域之一[4]。

朱華友等通過(guò)標(biāo)準(zhǔn)差橢圓結(jié)果分析我國(guó)體育用品制造業(yè)轉(zhuǎn)移的方向、路徑與距離，并挖掘影響其轉(zhuǎn)移的因素，認(rèn)為我國(guó)體育用品制造業(yè)產(chǎn)業(yè)由東部地區(qū)轉(zhuǎn)移至中西部地區(qū)，固定資產(chǎn)投資、人力資源、技術(shù)水平、基礎(chǔ)設(shè)施、經(jīng)濟(jì)支撐是促進(jìn)我國(guó)體育用品制造業(yè)轉(zhuǎn)移的主要因素[5]。 陳頗等基于市場(chǎng)行業(yè)集中度指標(biāo)與產(chǎn)業(yè)空間集聚指數(shù)對(duì)我國(guó)體育用品制造業(yè)集聚水平進(jìn)行了測(cè)算與動(dòng)態(tài)分析，認(rèn)為中國(guó)體育用品制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度的區(qū)域差異非常明顯[6]。 胡用崗?fù)ㄟ^(guò)構(gòu)建區(qū)域體育用品制造業(yè)集聚效應(yīng)模型，對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)體育用品制造業(yè)的集聚水平與專業(yè)化程度進(jìn)行定量評(píng)價(jià)與研究，認(rèn)為長(zhǎng)三角地區(qū)是我國(guó)體育用品制造業(yè)集聚水平較高的區(qū)域，并且江、浙、滬三省市已形成了各自較為鮮明的產(chǎn)業(yè)發(fā)展特征，即江蘇省體育用品制造業(yè)僅輻射本地區(qū)以及周邊省市，浙江省已出現(xiàn)比較明顯的產(chǎn)業(yè)集群現(xiàn)象，上海市體育用品制造業(yè)已邁向高端化產(chǎn)品研發(fā)，但輻射范圍相對(duì)較窄[7]。朱華友等運(yùn)用熵值法對(duì)全國(guó) 22 個(gè)?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）2007—2015 年的體育用品制造業(yè)升級(jí)能力進(jìn)行評(píng)價(jià)，采用了Dagum基尼系數(shù)分解法和Kernel 密度估計(jì)方法對(duì)我國(guó)四大經(jīng)濟(jì)區(qū)體育用品制造業(yè)升級(jí)能力的空間非均衡及分布動(dòng)態(tài)演化進(jìn)行了實(shí)證研究，認(rèn)為我國(guó)體育用品制造業(yè)升級(jí)能力分布呈現(xiàn)東強(qiáng)西弱、南強(qiáng)北弱的格局，四大經(jīng)濟(jì)區(qū)的總體差距呈現(xiàn)小幅波動(dòng)上升的趨勢(shì)，且各經(jīng)濟(jì)區(qū)內(nèi)出現(xiàn)了兩極分化和多極化趨勢(shì)[8]。朱建勇等測(cè)算了我國(guó)體育用品制造業(yè)的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)，結(jié)果顯示發(fā)明專利授權(quán)量對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)有顯著負(fù)向影響，而企業(yè)規(guī)模、人力資本和人均文教娛樂(lè)消費(fèi)支出則有顯著正向影響， 認(rèn)為應(yīng)當(dāng)加大研發(fā)投入和人力資本投資， 促進(jìn)技術(shù)水平與人力資本的穩(wěn)步提升，擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模，走規(guī)?；图s化并重的發(fā)展道路[9]。

縱覽已有文獻(xiàn)， 對(duì)于某一區(qū)域采用地理加權(quán)回歸探究體育用品制造業(yè)的相關(guān)研究較少， 且關(guān)于體育用品制造業(yè)集聚的研究多采用地理集中指數(shù)、區(qū)位基尼指數(shù)、行業(yè)集中度與區(qū)位熵等方法來(lái)測(cè)算，而地理加權(quán)回歸則能夠考慮空間對(duì)象的局部效應(yīng)且準(zhǔn)確性更高， 可從微觀上反映研究對(duì)象在某一尺度的空間變化與驅(qū)動(dòng)因素。因此，憑借長(zhǎng)三角城市群空間地緣優(yōu)勢(shì)，采用地理加權(quán)回歸模型，以局部尺度研究體育用品制造業(yè)的動(dòng)態(tài)發(fā)展、影響因素、作用機(jī)制及區(qū)位差異，以期為該區(qū)域各省市制定政策、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)調(diào)整與升級(jí)提供一定的幫助， 并為其他區(qū)域體育用品制造業(yè)的發(fā)展提供參考。

1 研究數(shù)據(jù)與研究方法

1.1 研究數(shù)據(jù)

本文以兩年為間隔， 選用 2013 年、2015 年與2017 年作為研究時(shí)段， 以長(zhǎng)三角城市群41 個(gè)城市為研究對(duì)象，數(shù)據(jù)來(lái)源為上海統(tǒng)計(jì)年鑒、浙江統(tǒng)計(jì)年鑒、安徽統(tǒng)計(jì)年鑒、江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒，以及各城市相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒。在2012 年頒布的最新國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)中，體育用品制造業(yè)并入文教、工美、體育和娛樂(lè)用品制造業(yè)中，大大提高了分類標(biāo)準(zhǔn)的參考性。在2012 年后，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展及體育人口的不斷增多，我國(guó)成為全球范圍內(nèi)運(yùn)動(dòng)鞋服、運(yùn)動(dòng)器材最重要的生產(chǎn)基地。 2015 年，在《國(guó)務(wù)院關(guān)于加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)促進(jìn)體育消費(fèi)的若干意見(jiàn)》（國(guó)發(fā)〔2014〕46 號(hào)）要求加快體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的指引下[10]，我國(guó)體育用品制造業(yè)迎來(lái)了飛速發(fā)展。特別是伴隨著2022 年第24 屆北京冬奧會(huì)的成功申辦、2015 年北京田徑世錦賽的圓滿舉辦， 體育用品消費(fèi)受益于國(guó)家政策紅利及群眾健身意識(shí)的高漲，增長(zhǎng)勢(shì)頭明顯。本文以2017 年作為數(shù)據(jù)收集的最終時(shí)段主要由于多數(shù)地級(jí)市統(tǒng)計(jì)年鑒僅更新至2018 年。

1.2 研究方法

1.2.1 探索性空間數(shù)據(jù)分析

探索性空間數(shù)據(jù)分析作為空間計(jì)量分析的核心方法之一，主要功能為判斷區(qū)域內(nèi)是否存在空間自相關(guān)，本文采用Geoda 軟件測(cè)算全局與局部Moran′s I指數(shù)， 以驗(yàn)證長(zhǎng)三角城市群體育用品制造業(yè)的全局自相關(guān)性與局部自相關(guān)性， 全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)的Moran’s I 指數(shù)計(jì)算公式如下[11]。

公式（1）中，S2為該樣本的方差；ωij為空間權(quán)重矩陣， 用來(lái)測(cè)量地區(qū)i 與地區(qū)j 之間的距離；表示區(qū)域總就業(yè)人數(shù)的均值；表示所有空間權(quán)重之和，空間權(quán)重矩陣標(biāo)準(zhǔn)化后，用標(biāo)準(zhǔn)化檢驗(yàn)值來(lái)判斷 Moran′s I 值的顯著性，當(dāng) Moran′s I值大于0 時(shí)，表明高值與高值聚集在一起，低值與低值聚集在一起，呈正相關(guān)關(guān)系，即區(qū)域內(nèi)各市體育用品制造業(yè)的集聚水平存在一定程度的相似性；當(dāng)Moran′s I 值小于 0 時(shí)， 表示數(shù)據(jù)呈現(xiàn)空間負(fù)相關(guān)，其值越小，空間差異越大；Moran′s I 值等于 0，則說(shuō)明空間分布是隨機(jī)的，不存在空間自相關(guān)[12]。但全局Moran′s I 并不能反映區(qū)域的局部性質(zhì)，故需借助局部空間自相關(guān)測(cè)度即局部Moran′s I 指數(shù)解釋局部區(qū)域內(nèi)相鄰區(qū)域的空間自相關(guān)特征。

1.2.2 地理加權(quán)回歸

地理加權(quán)回歸是基于區(qū)域回歸分析和變參數(shù)的方法，將數(shù)據(jù)的空間位置嵌入到回歸參數(shù)中，采用局部加權(quán)最小二乘法進(jìn)行逐點(diǎn)參數(shù)估計(jì)[12-14]。地理加權(quán)利用點(diǎn)周圍的樣本子集進(jìn)行回歸處理， 通過(guò)參數(shù)的變化能夠較為直觀地觀察空間平穩(wěn)性， 且允許全局空間變參數(shù)，能較好處理空間異質(zhì)性，地理加權(quán)回歸的模型公式如下。

公式（2）中 y 為因變量，(ui,vi)為第 i 個(gè)樣本點(diǎn)的地理空間坐標(biāo)；xij為第j 個(gè)自變量 x 在空間單元上的觀測(cè)值；β(ui,vi)為第i 個(gè)樣本點(diǎn)上的第j 個(gè)自變量的回歸系數(shù)，εi為誤差項(xiàng)。

柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)是用來(lái)預(yù)測(cè)區(qū)域工業(yè)系統(tǒng)或大型企業(yè)的生產(chǎn)， 以及分析投入和產(chǎn)出關(guān)系的經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)模型之一，其應(yīng)用較為廣泛，在經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)與數(shù)理經(jīng)濟(jì)學(xué)中具有重要的地位[15-17]，其公式如下。

公式（3）中 Yi表示體育用品制造業(yè)產(chǎn)值；Li表示勞動(dòng)力要素投入；Ki表示資本要素投入；Ai表示技術(shù)投入量；C 為常數(shù)；μ、α 與 β 為回歸系數(shù)， 等號(hào)兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)，得出的經(jīng)典線性模型如下。

從公式（3）、公式（4）可以看出，柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中，產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值受勞動(dòng)力、資本、技術(shù)影響。值得注意的是：（1）由于我國(guó)體育產(chǎn)業(yè)研究開(kāi)展相對(duì)較晚，數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)并不全面，故選取文教、工美、體育與娛樂(lè)用品制造業(yè)作為體育用品制造業(yè)的近似指標(biāo)[18]；（2）由于長(zhǎng)三角城市群毗鄰東海，受外資影響程度較內(nèi)地更深，因此借鑒原毅軍等[19]的研究將資本要素拆分為外商直接投資（FDI）與資本總計(jì)，借鑒李玄煜[17]的思路將年平均從業(yè)人數(shù)作為勞動(dòng)力要素指標(biāo)，研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出（RD）作為技術(shù)要素投入指標(biāo)。將模型4拓展到地理加權(quán)回歸模型進(jìn)行回歸測(cè)算，分析不同要素因時(shí)空變化而產(chǎn)生的變化。

一般線性模型往往只能嘗試分析歸納整體區(qū)域內(nèi)存在的規(guī)律， 而該規(guī)律是否適用于區(qū)域內(nèi)各單元仍有待商榷。 但地理加權(quán)回歸方法的應(yīng)用能夠較好地解決該問(wèn)題，因此本文采用自適應(yīng)帶寬，以及校正的Akaike 信息準(zhǔn)則 （AICc）運(yùn)行結(jié)果。

2 體育用品制造業(yè)的時(shí)空分異

2.1 體育用品制造業(yè)的空間分布

2.1.1 長(zhǎng)三角城市群體育用品制造業(yè)產(chǎn)值概況

2013—2016 年長(zhǎng)三角城市群城市體育用品制造業(yè)產(chǎn)值變化并不明顯，從橫向來(lái)看，南通、上海、合肥、寧波、蘇州長(zhǎng)期位于前五名。 江蘇省除無(wú)錫與鎮(zhèn)江體育用品制造業(yè)產(chǎn)值較低外， 其他地級(jí)市體育用品制造業(yè)產(chǎn)值差距并不明顯。 浙江省杭州、紹興、金華體育用品制造業(yè)產(chǎn)值緊跟寧波之后， 其余地級(jí)市相差較小（舟山由多島嶼組成，在此忽略）。相較于其他三省市，安徽省除合肥外，體育用品制造業(yè)產(chǎn)值均較低，除阜陽(yáng)、蚌埠等少數(shù)地級(jí)市外，大部分地級(jí)市體育用品制造業(yè)產(chǎn)值與合肥相差十倍以上， 差距十分顯著。 從縱向來(lái)看，2013—2016 年各地級(jí)市體育用品制造業(yè)產(chǎn)值大體呈上升態(tài)勢(shì)，2017 年部分城市出現(xiàn)小幅度下降。

2.1.2 全局空間自相關(guān)

本文依據(jù)各城市間的鄰接拓?fù)潢P(guān)系， 構(gòu)建Queen 鄰接矩陣， 測(cè)算出的 2013 年、2015 年與 2017年長(zhǎng)三角城市群各城市單變量全局空間自相關(guān)結(jié)果如表1 所示。

表1 長(zhǎng)三角城市群體育用品制造業(yè)全局Moran’s I計(jì)算結(jié)果Table 1 Moran’s I Calculation Results of Sports Goods Manufacturing Industries in the Yangtze River Delta Cities

表 1 表明，Moran′s I 統(tǒng)計(jì)值均通過(guò) 5%的顯著性水平檢驗(yàn)， 能夠說(shuō)明長(zhǎng)三角城市群各城市體育用品制造業(yè)產(chǎn)值分布存在顯著的正向空間自相關(guān)，反映出該區(qū)域中體育用品制造業(yè)并不是隨機(jī)分布的，存在體育用品制造業(yè)高（低）產(chǎn)值城市與附近高（低）產(chǎn)值城市集聚的現(xiàn)象。 長(zhǎng)三角城市群體育用品制造業(yè) Moran′s I 統(tǒng)計(jì)值從 2013 年的 0.289 3，降至 2015年0.259 3，2017 年更是下降至0.130 7，表明該區(qū)域體育用品制造業(yè)的集聚程度呈下降態(tài)勢(shì)。

2.1.3 局部空間自相關(guān)

通過(guò)GeoDa 軟件，本文將顯著性水平大于0.05的城市區(qū)域高亮顯示， 得出長(zhǎng)三角城市群體育用品制造業(yè)LISA 集聚圖（圖1）。

圖1 長(zhǎng)三角城市群體育用品制造業(yè)LISA 集聚圖Figure 1 LISA Agglomeration of Sports Goods Manufacturing Industries in Yangtze River Delta Cities

圖1 顯示：2013 年南通、 蘇州與嘉興體育用品制造業(yè)呈高-高集聚，三地該產(chǎn)業(yè)均較為發(fā)達(dá)，存在相互促進(jìn)關(guān)系，且拉動(dòng)了臨近湖州、紹興、泰州的體育用品制造業(yè)發(fā)展，在安徽省西北、西南地區(qū)部分城市呈帶狀低-低集聚；2015 年合肥異軍突起，呈明顯的高-低集聚，該現(xiàn)象離不開(kāi)地方政府部門的高度重視、科學(xué)規(guī)劃與積極引導(dǎo)，蘇州體育用品制造業(yè)水平則有所降低；2017 年安徽中西部地區(qū)存在大量的低-低集聚現(xiàn)象，泰州體育用品制造業(yè)集聚水平有所下降，集聚區(qū)域變?yōu)榧闻d、湖州。總體而言，長(zhǎng)三角城市群體育用品制造業(yè)產(chǎn)值空間自相關(guān)較為顯著，2013—2017 年長(zhǎng)三角城市群體育用品制造業(yè)集聚重心正由東部轉(zhuǎn)向中部， 西部地區(qū)由于產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)薄弱等原因，低-低集聚現(xiàn)象顯著，體育用品制造業(yè)的滲透性與空間溢出效應(yīng)明顯。

2.2 體育用品制造業(yè)的時(shí)空變異特征分析

2.2.1 經(jīng)典線性模型回歸

為探討影響長(zhǎng)三角體育用品制造業(yè)的時(shí)空變異，本文采用最小二乘法對(duì)2013 年、2015 年與2017年的體育用品制造業(yè)產(chǎn)值進(jìn)行全局回歸，結(jié)果如表2所示。

由表 2 可知：2013—2017 年，資本投入與 FDI 的系數(shù)估計(jì)值逐漸減小， 從全局的角度說(shuō)明了長(zhǎng)三角城市群體育用品制造業(yè)對(duì)資產(chǎn)的依賴性正逐漸降低，其原因可能與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移存在一定關(guān)系，而勞動(dòng)力投入與RD 的系數(shù)估計(jì)值在逐漸增大， 充分說(shuō)明長(zhǎng)三角城市群體育用品制造業(yè)屬勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，且正不斷加強(qiáng)創(chuàng)新與研發(fā)的投入。

表2 普通最小二乘法估計(jì)結(jié)果Table 2 Results of Ordinary Least Squares Estimation

2.2.2 地理加權(quán)回歸

為了更全面及清晰地探索長(zhǎng)三角城市群各城市體育用品制造業(yè)產(chǎn)值的影響因素，文本利用GIS 軟件的地理加權(quán)回歸工具，以更好地分析空間的異質(zhì)性。

2.2.2.1 資本投入的時(shí)空差異

圖 2 顯示了 2013 年、2015 年與 2017 年資本投入對(duì)各城市體育用品制造業(yè)的影響。

從空間分布來(lái)看， 資本投入對(duì)長(zhǎng)三角城市群體育用品制造業(yè)產(chǎn)值回歸系數(shù)的絕對(duì)值呈以安徽西北部、西部及北部為中心向四周遞減的分布態(tài)勢(shì)，值得一提的是2017 年浙江東南部成為新增的另一中心。上述區(qū)域城市的資本投入對(duì)促進(jìn)該城市的體育用品制造業(yè)產(chǎn)值發(fā)展的影響程度較大，敏感性較高。因此，地方政府部門可通過(guò)加大基礎(chǔ)設(shè)施投資、招商引資力度等，進(jìn)一步推動(dòng)該區(qū)域體育用品制造業(yè)的發(fā)展。

從變化趨勢(shì)來(lái)看，回歸系數(shù)較高的區(qū)域經(jīng)歷了由北向南再向北轉(zhuǎn)移的趨勢(shì)，回歸系數(shù)較低的區(qū)域長(zhǎng)期處于中部地區(qū)，該現(xiàn)象反映了長(zhǎng)三角城市群中部體育用品制造業(yè)發(fā)展較為平穩(wěn)，適宜產(chǎn)業(yè)集聚的形成。

圖2 長(zhǎng)三角城市群各城市資本投入回歸系數(shù)對(duì)比圖Figure 2 Comparison on Regression Coefficients of Capital Investment in the Yangtze River Delta Cities

2.2.2.2 勞動(dòng)力影響的時(shí)空差異

圖 3 反映了 2013 年、2015 年與 2017 年勞動(dòng)力對(duì)各城市體育用品制造業(yè)的影響。從總體上看，勞動(dòng)力對(duì)長(zhǎng)三角城市群體育用品制造業(yè)影響較大的城市位于長(zhǎng)三角城市群的東北部及東部沿海， 而西部城市由于產(chǎn)業(yè)水平較低，對(duì)勞動(dòng)力需求不及東部，回歸系數(shù)較低， 且變化趨勢(shì)并不明顯。 通過(guò)對(duì)比圖1 發(fā)現(xiàn)，該區(qū)域多是體育用品制造業(yè)較為發(fā)達(dá)的城市，充分說(shuō)明我國(guó)體育用品制造業(yè)仍具備顯著的勞動(dòng)密集型特征。

圖3 長(zhǎng)三角城市群各城市勞動(dòng)力投入回歸系數(shù)對(duì)比圖Figure 3 Comparison on Regression Coefficients of Labor Input in the Yangtze River Delta Cities

2.2.2.3 FDI 影響的時(shí)空差異

圖 4 反映了 2013 年 、2015 年與 2017 年 FDI 對(duì)各城市體育用品制造業(yè)的影響。大體上看，外資影響主要在長(zhǎng)三角城市群西部區(qū)域， 而中部及東部體育用品制造業(yè)發(fā)展較為完善，外資影響程度較小，這與資本投入影響區(qū)域基本吻合。尤其沿海地區(qū)，體育用品制造業(yè)受FDI 影響程度逐漸下降， 從一定程度上反映出該產(chǎn)業(yè)正在不斷趨于成熟。

圖4 長(zhǎng)三角城市群各城市FDI 回歸系數(shù)對(duì)比圖Figure 4 Comparison of FDI Regression Coefficients in the Yangtze River Delta Cities

2.2.2.4 RD 影響的時(shí)空差異

圖 5 反映了 2013 年 、2015 年與 2017 年 RD 對(duì)各城市體育用品制造業(yè)的影響。通過(guò)對(duì)比發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)三角城市群體育用品制造業(yè)受RD 影響較高的城市主要集中在東部沿海，呈自東向西逐漸遞減趨勢(shì)。從變化趨勢(shì)上來(lái)看， 受RD 影響較高的區(qū)域經(jīng)歷了自南向北轉(zhuǎn)移的趨勢(shì)， 主要原因是該區(qū)域體育用品制造業(yè)的成功升級(jí)及轉(zhuǎn)型。

3 長(zhǎng)三角城市群體育用品制造業(yè)轉(zhuǎn)移機(jī)理分析

當(dāng)前， 大量傳統(tǒng)制造業(yè)從我國(guó)東部地區(qū)遷出已成為不爭(zhēng)的事實(shí)， 體育用品制造業(yè)作為其組成部分也不可避免。 下面對(duì)長(zhǎng)三角城市群體育用品制造業(yè)轉(zhuǎn)移機(jī)理進(jìn)行分析（圖6）。

圖5 長(zhǎng)三角城市群各城市RD 回歸系數(shù)對(duì)比圖Figure 5 Comparison of RD Regression Coefficients in the Yangtze River Delta Cities

圖6 體育用品制造業(yè)轉(zhuǎn)移機(jī)理Figure 6 Transfer Mechanism of Sports Goods Manufacturing Industries

通過(guò)圖6 可以看出， 體育用品制造業(yè)轉(zhuǎn)移既受東部地區(qū)推力影響，又受中西部地區(qū)拉力作用。東部日益增高的勞動(dòng)力成本、 用地成本等已成為體育用品制造企業(yè)亟待解決的問(wèn)題。 且伴隨著東部地區(qū)污染防治力度不斷增大及多種其他因素推動(dòng)下， 體育用品制造業(yè)發(fā)生轉(zhuǎn)移現(xiàn)象。轉(zhuǎn)移發(fā)生后，受東部發(fā)達(dá)的市場(chǎng)、經(jīng)濟(jì)與人才等優(yōu)勢(shì)影響，該地區(qū)體育用品制造業(yè)偏向于產(chǎn)品研發(fā)（圖5）。 而長(zhǎng)三角城市群中西部憑借低廉的生產(chǎn)成本與地方政策的扶持， 逐漸形成了洼地效應(yīng)，開(kāi)拓產(chǎn)品新市場(chǎng)的同時(shí)，吸引了各方資本不斷注入（圖2、圖4），進(jìn)而拉動(dòng)了體育用品制造業(yè)轉(zhuǎn)移。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

4.1.1 長(zhǎng)三角城市群體育用品制造業(yè)空間集聚特征顯著，主要集中在東部及東部沿海地區(qū)，2013—2017 年體育用品制造業(yè)的集聚程度正在逐漸降低，集聚重心向中部地區(qū)轉(zhuǎn)移。 長(zhǎng)三角城市群西部體育用品制造業(yè)發(fā)展較為落后，且低-低集聚現(xiàn)象在該區(qū)域逐漸加深。

4.1.2 長(zhǎng)三角城市群體育用品制造業(yè)發(fā)展的影響因素存在顯著的空間異質(zhì)性， 資本投入、 用工人數(shù)、FDI 與RD 均與體育用品制造業(yè)發(fā)展關(guān)系顯著，其中資本投入、FDI 的影響正逐漸降低， 而用工人數(shù)、RD 的影響逐漸上升。

4.1.3 FDI 與資本投入能夠有效促進(jìn)區(qū)域內(nèi)水平較低城市的體育用品制造業(yè)的發(fā)展，而RD 與勞動(dòng)力是影響育用品制造業(yè)發(fā)展水平較高城市的主要因素。

4.2 建議

長(zhǎng)三角城市群作為我國(guó)體育用品制造業(yè)最發(fā)達(dá)的地區(qū)之一[20]，分析該地區(qū)體育用品制造業(yè)集聚重心的轉(zhuǎn)移與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素顯得尤為重要。2017 年長(zhǎng)三角城市群體育用品制造業(yè)集聚水平與產(chǎn)值占比的下滑充分反映了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的趨勢(shì)。 但由于研究區(qū)域受限，未能以全國(guó)維度分析其轉(zhuǎn)出地區(qū)，本文僅以長(zhǎng)三角城市群為范圍，提出些許建議。

4.2.1 充分發(fā)揮區(qū)位優(yōu)勢(shì)，形成合理分工

上海應(yīng)充分利用高校、科研機(jī)構(gòu)的科研優(yōu)勢(shì)，增加產(chǎn)業(yè)科研經(jīng)費(fèi)支出，基本形成“政、產(chǎn)、學(xué)、研、資”一體化科創(chuàng)生態(tài)鏈； 降低戶籍對(duì)人才流入的限制程度，構(gòu)建高水平的人才隊(duì)伍；利用區(qū)位優(yōu)勢(shì)，打造國(guó)際體育用品制造業(yè)銷售市場(chǎng)， 為江浙皖提供技術(shù)及市場(chǎng)導(dǎo)向支持。江蘇省與浙江省分別以南通、寧波為中心，構(gòu)建兩大體育用品制造基地，在科學(xué)借助上海導(dǎo)向作用的基礎(chǔ)上， 結(jié)合自身優(yōu)勢(shì)發(fā)展體育用品制造業(yè)；蘇州與嘉興毗鄰上海，可作為所在省市各制造基地的信息交流平臺(tái)，加強(qiáng)區(qū)域間的溝通。安徽省則以體育用品制造業(yè)基礎(chǔ)建設(shè)為主， 適度放寬企業(yè)準(zhǔn)入門檻，合理降低稅收與水電費(fèi)用，優(yōu)化投融資環(huán)境。

4.2.2 科學(xué)規(guī)劃產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

體育用品制造業(yè)作為勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)， 該產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移能夠較好地緩解用地緊張，降低成本。 南通、寧波等體育用品制造業(yè)中心城市向江蘇省、浙江省二、三線城市轉(zhuǎn)移， 在轉(zhuǎn)移過(guò)程中縮減落后傳統(tǒng)體育用品制造業(yè)產(chǎn)業(yè)規(guī)模，逐步淘汰科技含量低、附加值低的產(chǎn)業(yè)。 通過(guò)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，能形成人員橫向流動(dòng)，加快區(qū)域間合作。此外，可將部分外延產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至安徽省內(nèi)，為更大范圍的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移奠定基礎(chǔ)。 為避免南通、寧波等中心城市在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移中產(chǎn)生空心化問(wèn)題，需不斷開(kāi)拓創(chuàng)新，延伸產(chǎn)業(yè)鏈，開(kāi)發(fā)新產(chǎn)品。如此一來(lái)，既能夠促進(jìn)江蘇省南部及浙江省北部體育用品制造業(yè)的優(yōu)化升級(jí)， 又能帶動(dòng)其他地區(qū)體育用品制造業(yè)的發(fā)展。