袁 敏

（蘭州財經(jīng)大學統(tǒng)計學院，甘肅 蘭州 730020）

近十多年來，國家不斷出臺各項政策措施積極引導和支持產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，國家《“十四五”規(guī)劃綱要》指出要強化中西部和東北地區(qū)承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移能力建設(shè)，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移在提升產(chǎn)業(yè)鏈穩(wěn)定性，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)分工布局、實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展、提高我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量方面發(fā)揮了重要作用。因此研究產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量是否產(chǎn)生影響，如何影響，以及影響多大，都是我們現(xiàn)階段應該研究的問題。下面從產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、全要素生產(chǎn)率及其二者關(guān)系三方面進行文獻綜述。對于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的研究，國內(nèi)外學者主要是從其動因、特征、測度以及影響因素幾個方面進行研究。陳剛、劉珊珊[1]（2006）從概念、產(chǎn)生動因等方面對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移理論目前的研究情況進行了簡要概括；對于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的測度方法，主要是根據(jù)不同區(qū)域的尺度來進行研究，如劉紅光、劉衛(wèi)東[2]（2011）等學者利用1997-2007 年我國區(qū)域間的投入產(chǎn)出表證實了我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的“北上”特征；最后是對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的影響研究，李健、賴文杰[3]（2021）基于2009-2018 年中國內(nèi)地30 個省市高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的面板數(shù)據(jù)分析產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移在局部地區(qū)存在的梯度轉(zhuǎn)移特征及其影響。

過往學者對于全要素生產(chǎn)率的研究主要集中在三方面。首先，從研究范圍來看，全要素生產(chǎn)率的研究是對農(nóng)業(yè)、工業(yè)、服務業(yè)、制造業(yè)等行業(yè)或地區(qū)進行效率評價。其次，從研究方法來看，徐旭璐[4]（2019）通過從時間維度和空間維度分析了我國物流產(chǎn)業(yè)對地區(qū)的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響；石奇、萬建飛[5]（2019）通過對比Solow 殘差法、SFA 方法以及生產(chǎn)函數(shù)法等測算方法對全要素生產(chǎn)率的測算結(jié)果進行比較與評價。最后，從影響因素來看，聞少博[6]等（2022）研究了礦業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響因素有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、能源結(jié)構(gòu)、環(huán)境和制度等因素。以往學者對于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的研究主要分為兩類，一種是認為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對全要素生產(chǎn)率具有正向影響，如周偉[7]（2018）以河北省為研究對象，通過對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的溢出效應做回歸分析，證實了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移顯著提高承接地的全要素生產(chǎn)率；另一種則是認為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對全要素生產(chǎn)率具有負向影響，如郭將[8]等（2018）研究發(fā)現(xiàn)中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)承接速度和資源要素的遷入的綜合影響對經(jīng)濟效率存在顯著的負向影響；另外還有一些學者則從產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對全要素生產(chǎn)率影響的時間和區(qū)域異質(zhì)性角度來分析了兩者的關(guān)系，李向陽[9]（2017）以山西省為研究對象，驗證了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對全要素生產(chǎn)率的影響在時間和區(qū)域的影響下呈現(xiàn)由負轉(zhuǎn)正的特征?？偟膩碚f，國內(nèi)外研究學者對于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的基本特征進行了深入的研究，也對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的測算方法和影響因素進行了大量的研究，雖然沒有什么嚴重的分歧，但是對于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)系，由于其研究方法、時間差異和區(qū)域差異導致其結(jié)果有所不同。尤其是許多關(guān)于這方面的研究忽略了在研究中出現(xiàn)的一些區(qū)域異質(zhì)性對研究結(jié)果造成的影響，因此對于研究進行更加細致的對比分析非常重要。

1 研究設(shè)計

1.1 模型構(gòu)建

為了排除不隨地區(qū)、年份變化的因素影響，擬采用面板固定效應模型進行分析，具體的模型形式如以下式（1）所示。其中，TFPit為被解釋變量，表示城市第t 年的全要素生產(chǎn)率水平；ITit為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移；μi表示個體固定效應，λt表示時間固定效應，εit為隨機擾動項；β0為常數(shù)項；β1為本文主要的研究對象，表示產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響效應。

1.2 變量選取

（1）被解釋變量。被解釋變量為地區(qū)的全要素生產(chǎn)率水平。本文利用非期望產(chǎn)出的超效率DEA 模型對全要素生產(chǎn)率進行測算，其中投入要素包括勞動力（以各省就業(yè)人數(shù)來衡量）、資本（采用永續(xù)盤存法計算的資本存量）、能源總量（各能源根據(jù)標準煤換算），產(chǎn)出要素為GDP（以2004 年為基期進行換算），非期望產(chǎn)出包括碳排放量、工業(yè)廢水、工業(yè)粉塵、二氧化硫排放量。（2）核心解釋變量。核心解釋變量為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的量參考成愛華的份額偏移法，將經(jīng)濟的增加額分為平均增長率分量、結(jié)構(gòu)分量和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移分量，公式如式2 所示。表示i 地區(qū)j 產(chǎn)業(yè)期末的增加值，y 表示全國的經(jīng)濟增長率，yj表示j 產(chǎn)業(yè)的增速，yij表示i 地區(qū)j 產(chǎn)業(yè)的增速。在公式2 中，等號右側(cè)第一項表示平均增長率分量，即全國平均增速下該地區(qū)增長的量；第二項表示因不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異所引起的經(jīng)濟增量差異；第三項表示由于該地區(qū)經(jīng)濟增速與全國差異所引起的經(jīng)濟增量差異。其中，第三部分記為ITi，反映了一個地區(qū)的競爭優(yōu)勢，當其大于0 則該地具有競爭優(yōu)勢，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入；反之，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出。（3）控制變量。為了降低其他因素對回歸結(jié)果的影響，本文還設(shè)置了經(jīng)濟發(fā)展程度、人力資本、科技創(chuàng)新投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為控制變量。

1.3 數(shù)據(jù)來源

由于港、澳、臺和西藏自治區(qū)的數(shù)據(jù)存在缺失，因此本文選取除這四個省或自治區(qū)之外的其他30 個省、市、自治區(qū)2005-2019 年的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來自中國統(tǒng)計局網(wǎng)站，其中名義值已做換算，有部分數(shù)據(jù)缺少2018 年的數(shù)據(jù)。

2 實證結(jié)果

2.1 基準回歸

首先對模型進行基準回歸，回歸結(jié)果如表1中的（1）和（2）所示。

表1 基準回歸與異質(zhì)性回歸結(jié)果

（1）是不添加控制變量進行回歸的結(jié)果，（2）是添加了控制變量后進行回歸的結(jié)果，兩個回歸結(jié)果中產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移變量系數(shù)前的系數(shù)均為正，但系數(shù)均不顯著。因此回歸結(jié)果表明，從總體來看，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移不會對一個地區(qū)的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的影響。從其它控制變量來看，經(jīng)濟發(fā)展水平的提高對全要素生產(chǎn)率具有積極作用，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，地區(qū)的全要素生產(chǎn)率也會提高；而對外開放水平對省份的創(chuàng)新能產(chǎn)生負向的影響，可能外國資本的投入主要是以資本密集型和勞動力密集型為主，不利于全要素生產(chǎn)率的提高；地區(qū)的研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率也具有積極影響。

2.2 異質(zhì)性分析

雖然整體來看產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對全要素生產(chǎn)率沒有顯著的影響，但還需要分情況討論，因為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入可能對地區(qū)TFP 的影響是不同的。因此，根據(jù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移變量的數(shù)值是否大于0，將全部省份分解為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出兩種。分類后進行回歸的結(jié)果如表1中的（3）和（4）。分類進行回歸的結(jié)果（3）（4）表明，在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出區(qū)，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移變量前的系數(shù)顯著，即產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出越多，地區(qū)的TFP 越高；而對于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入?yún)^(qū)，產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)入則不會對TFP 產(chǎn)生實質(zhì)影響。

2.3 中介效應分析

在分析解釋變量X 對被解釋變量Y 的影響時，考慮X 通過影響變量M 來間接對Y 產(chǎn)生影響，則稱變量M 為中介變量，稱這一過程為中介效應模型（溫忠麟，2014）。本文將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為中介變量，分析轉(zhuǎn)出地的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移是否存在中介效應，結(jié)果如表2。

表2 中介效應回歸結(jié)果

從回歸結(jié)果可知，雖然中介效應第一步并不顯著，但第二、三步系數(shù)顯著，說明存在中介效應，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出可以促進地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，而產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出通過改善地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也提高了地區(qū)的TFP。

3 總結(jié)

通過對我國2005-2019 年30 個省份產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和全要素生產(chǎn)率的分析，得出如下結(jié)論：（1）總體來看產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對地區(qū)全要素生產(chǎn)率不存在顯著影響；（2）產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出可以對地區(qū)的TFP 產(chǎn)生有利影響，而產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入不能對地區(qū)的TFP 產(chǎn)生實質(zhì)性的影響；（3）產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出存在中介效應，可以通過改善地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來提高地區(qū)的TFP。

依據(jù)上述結(jié)論，提出針對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的3 點建議：（1）政府要提高轉(zhuǎn)入企業(yè)的準入門檻，防止引入低效率高污染的企業(yè)，積極引進優(yōu)秀企業(yè),提高地區(qū)的全要素生產(chǎn)率；（2）經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)應積極將相對落后的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出，這樣不但可以降低企業(yè)的生產(chǎn)成本，也可以提高當?shù)氐纳a(chǎn)效率；（3）各地區(qū)根據(jù)當?shù)夭煌膮^(qū)位條件，應對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移實施相應的規(guī)劃方案，充分結(jié)合自身優(yōu)勢，以高新技術(shù)區(qū)、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)為依托，利用產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入企業(yè)帶動當?shù)仄髽I(yè)的發(fā)展，實現(xiàn)區(qū)域整體的共同發(fā)展。