摘 要：基于西部陸海新通道19個節(jié)點城市的面板數(shù)據(jù)，本文采用區(qū)位熵的方法反映某一區(qū)域的產(chǎn)業(yè)專業(yè)化程度并采用赫芬達爾指數(shù)方法測量了產(chǎn)業(yè)多樣化集聚水平；利用空間杜賓模型進行實證分析了產(chǎn)業(yè)集聚對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響效果。結果表明：產(chǎn)業(yè)專業(yè)性和多樣性均會對西南陸路新通道節(jié)點城市產(chǎn)生正向影響，但產(chǎn)業(yè)多樣化集聚的促進作用較?。划a(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級的直接效應顯著為正，而在間接效應中產(chǎn)業(yè)專業(yè)化和多樣化集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級有負向影響。

關鍵詞：西部陸海新通道；空間杜賓模型；產(chǎn)業(yè)專業(yè)化；產(chǎn)業(yè)多樣化；產(chǎn)業(yè)結構升級

本文索引：楊佳容.<變量 2>[J].中國商論，2023（12）：-150.

中圖分類號：F279.23 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2023）06（b）--04

1 引言

2019年8月，國家發(fā)展改革委印發(fā)關于《西部陸海新通道總體規(guī)劃》的通知，時至2022年12月，西部陸海新通道川渝總運量突破了60萬的標箱，可見西部陸海新通道沿線城市正在綻放勃勃生機。為貫徹共同富裕的思想實現(xiàn)經(jīng)濟增長，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級是必然的走向，西部陸海新通道沿線地區(qū)產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)出明顯的空間聚集趨勢，由此產(chǎn)生集聚效果。產(chǎn)業(yè)集聚的特征模式有：產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚和產(chǎn)業(yè)多樣化集聚。學者們對產(chǎn)業(yè)集聚與城市經(jīng)濟的關注始終不減。在此方面上，產(chǎn)業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級有無影響？影響程度怎樣？本文對以上問題進行深入探討，將有助于我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的整體協(xié)調(diào)發(fā)展，促進我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的發(fā)展。

2 理論假設

產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級選擇合適的產(chǎn)業(yè)集聚模式十分重要，對于兩種產(chǎn)業(yè)集聚模式，應該選用哪種模式對區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級更為重要，影響更為深刻，以下對這個問題進行深入探析。

產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚的發(fā)展可以從規(guī)模效應、空間溢出效應、產(chǎn)業(yè)鏈完善等方面對產(chǎn)業(yè)結構進行優(yōu)化升級。第一，產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚，可以減少企業(yè)的投資和制造成本，共享資源、信息和知識，形成規(guī)模效應，從而推動產(chǎn)業(yè)結構的升級和提高。第二，專業(yè)化集聚可以推動現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系的形成，導致知識和技術的溢出，對當?shù)匾约爸苓叺貐^(qū)的生產(chǎn)效率產(chǎn)生積極的促進作用。第三，產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚可改善產(chǎn)業(yè)鏈。產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚可改善產(chǎn)業(yè)鏈。產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚使本地的產(chǎn)業(yè)鏈更加完整，能夠為本區(qū)的企業(yè)提供更多的資源，并且可以減少勞動力成本，有利于產(chǎn)業(yè)結構升級。由此，本文提出假設1：

假設1：產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級有促進作用。

產(chǎn)業(yè)多樣化有利于實現(xiàn)技術之間的互補，多元化的產(chǎn)業(yè)可以幫助企業(yè)分散風險，增加地區(qū)經(jīng)濟的確定性和穩(wěn)定性，從而推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，搶占競爭優(yōu)勢，促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級?；诖?，本文提出假設2：

假設2：產(chǎn)業(yè)多樣化對產(chǎn)業(yè)結構升級具有正向的空間溢出效應。

相較東部地區(qū)而言，西部陸海新通道節(jié)點城市的產(chǎn)業(yè)結構較不完善，可將目標著重于形成具有特色的產(chǎn)業(yè)生態(tài)圈，增強對產(chǎn)業(yè)的承載能力和吸引力?；谏鲜龇治?，本文做出假設3：

假設3：產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚對西部陸海新通道節(jié)點城市的產(chǎn)業(yè)結構升級相比產(chǎn)業(yè)多樣化產(chǎn)生更明顯的推進作用。

3 模型數(shù)據(jù)

3.1 變量選取和數(shù)據(jù)說明

本文選取西部陸海新通道節(jié)點城市的呼和浩特、烏魯木齊、西安、西寧、銀川、蘭州、重慶、成都、貴陽、遵義、懷化、南寧、柳州、北海、百色、瀘州、宜賓、昆明、湛江19個物流樞紐承載城市為研究樣本。為了研究產(chǎn)業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，本文采用2005—2019年的面板數(shù)據(jù)來進行分析，數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》和各省份的統(tǒng)計年鑒等。

構建模型指標體系。其中，被解釋變量是產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)，解釋變量是產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚和產(chǎn)業(yè)多樣化集聚。另外，本文還設計了4個控制變量，以使其更精確地評估被解釋變量的影響程度。具體見表1。

（1）被解釋變量：產(chǎn)業(yè)結構升級水平，本文使用產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)作為衡量指標。產(chǎn)業(yè)結構的高級化指數(shù)代表一個區(qū)域的產(chǎn)業(yè)發(fā)展重心從第一產(chǎn)業(yè)逐漸到第二、第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)化的過程。計算公式如下：

式（1），表示第k個產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值，Y表示地區(qū)生產(chǎn)總值。TN指數(shù)越接近3，說明地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構越高級。

（2）解釋變量：產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚，采用區(qū)位熵指數(shù)來測度產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚，參考李金滟等（2008）[1]的做法方便不同城市間進行對比，使用相對專業(yè)化指數(shù)具體的計算公式：

產(chǎn)業(yè)多樣化集聚，采用赫芬達爾指數(shù)來測量，使用了與上述指標相同的相對多樣化指數(shù)來對城市之間的產(chǎn)業(yè)多樣化集聚程度進行對比：

式中，表示ｉ城市中ｊ行業(yè)的就業(yè)比例，代表行業(yè)j在全國范圍內(nèi)所有的行業(yè)中所占就業(yè)比例。越大，則該地區(qū)專業(yè)化水平越高；同理。借鑒魏瑋等（2015）[2]的方法對服務業(yè)的19個行業(yè)分類劃分為九大經(jīng)濟部門。

（3）控制變量：參考已有文獻，本文選取人力資本水平、對外開放水平、基礎設施水平和城鎮(zhèn)化水平作為控制變量[3-4]。

3.2 研究方法

3.2.1 空間自相關性

此處采用Morans I測算全局空間自相關，取值范圍在[-1，1]。其計算公式如下：

在式（4）中，，為的均值，N為研究對象數(shù)，為空間權重矩陣，一般采用標準化的莫蘭指數(shù)值來測試統(tǒng)計：， 為變異系數(shù)，E（I）為期望值。

3.2.2 空間計量模型構建

考慮到空間相關性的存在，本文參考Lesage&Pace （2009）[5]的研究，構建一個空間杜賓模型。該模型較空間滯后和空間杜賓模型來說，估計結果呈現(xiàn)穩(wěn)健與一般性，該模型能根據(jù)數(shù)據(jù)的空間溢出效應進行回歸并可精確地觀測到各種目標的外溢效果。具體模型如式（5）所示。

式（5）中，表示i地區(qū)t時期的產(chǎn)業(yè)結構升級水平；RSI為產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚水平；RDI為產(chǎn)業(yè)多樣化集聚水平；ρ為自相關性空間回歸系數(shù)；β為相應變量的系數(shù)；X為控制變量；W為空間權重矩陣；為隨機誤差項。

4 實證結果與發(fā)現(xiàn)

4.1 面板數(shù)據(jù)分析

本文通過建立西部陸海新通道節(jié)點城市產(chǎn)業(yè)專業(yè)化、多樣化同產(chǎn)業(yè)結構升級水平的函數(shù)關系模型，論證西部陸海新通道地區(qū)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化、多樣化同產(chǎn)業(yè)結構升級的關聯(lián)。本文先對面板數(shù)據(jù)進行描述性分析以觀測模型，檢驗數(shù)據(jù)質(zhì)量是否均勻分布。根據(jù)上文設計好的因變量、自變量和特定的量化方式，使用數(shù)據(jù)分析軟件Stata16.0對各個變量進行描述性分析，其結果見表2：

從表2描述性統(tǒng)計來看，西部陸海新通道節(jié)點城市間產(chǎn)業(yè)專業(yè)化水平差距明顯，其他大部分變量都是比較均勻的分布，在了解到數(shù)據(jù)的質(zhì)量狀況后，還要對數(shù)據(jù)的適用性做進一步評價。故本文利用Stata16.0對自變量相關性進行進一步檢驗，得出如表3所示的結論。

由表3可以看出，產(chǎn)業(yè)結構升級與產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚呈現(xiàn)顯著正相關，且系數(shù)比產(chǎn)業(yè)多樣化的系數(shù)大。從研究結果可以看出，各變量指標間存在良好的相關關系，與初步的假定基本吻合。在此基礎上，本文采用回歸分析方法，研究產(chǎn)業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。

4.2 莫蘭指數(shù)檢驗

本文采用Stata16.0軟件來測度2005—2019年中國產(chǎn)業(yè)結構升級空間關聯(lián)性，得到產(chǎn)業(yè)結構升級的Morans I值。從表4可以看出所有年份Morans I值是正的，并且所有的p值都在0.01的水平下顯著。研究結果顯示，我國西部陸海新通道沿線城市的產(chǎn)業(yè)結構升級水平存在空間相關性，由此得出建立面板模型時要采用空間計量來進行估計。

4.3 實證檢驗結果

本文在進行估計之前，經(jīng)過Hausman檢驗，應該拒絕原假設，選擇固定效應模型，在此基礎上利用固定效應模型進行回歸分析，明確具體采用何種固定效應模型，得出的結構顯示時空固定效應相較空間固定效應和時間固定效應更好，故本研究通過時空固定效應模型的回歸估計結果來做評價分析，結果如表5所示。

從表5可以看出，產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級具有顯著的正面積極效應，產(chǎn)業(yè)多樣化集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響較產(chǎn)業(yè)專業(yè)化相比較弱。

產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚對西部陸海新通道沿線城市的產(chǎn)業(yè)結構升級水平具有顯著的正向效應。這其中的原因可能是：（1）西部陸海新通道節(jié)點城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展還處在粗放發(fā)展的階段，仍然依賴追求規(guī)模驅(qū)動的發(fā)展方式，并且公司在成熟產(chǎn)品上的投入也越來越多，便于更好地抓住并擴大市場規(guī)模；（2）專業(yè)化產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)域具有較為完善的產(chǎn)業(yè)鏈，能夠為區(qū)域內(nèi)的企業(yè)貢獻出高質(zhì)量的資源，對推動產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級具有重要意義。

產(chǎn)業(yè)多樣化集聚在提升產(chǎn)業(yè)結構升級水平方面的作用較弱。這其中的原因可能是當產(chǎn)業(yè)種類較多地在區(qū)域內(nèi)集聚時，多樣化集聚的技術互補優(yōu)勢并未得到更好的發(fā)揮，反而會導致產(chǎn)業(yè)間的競爭加劇，產(chǎn)業(yè)之間無法進行良性協(xié)作，不利于區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構升級。

為考察各影響因素對西部陸海新通道地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的本地及溢出效應，進一步探討產(chǎn)業(yè)集聚的因變量及其控制變量的直接、間接和總效應，由此可以更好的反映出研究對象的溢出效應和產(chǎn)業(yè)結構升級的空間交互影響。具體分解效應估計結果見表6。

根據(jù)表6可得，產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚對西部陸海新通道沿線城市的產(chǎn)業(yè)結構升級的直接效應在10%的水平上顯著為正，系數(shù)為0.0245。而產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級的系數(shù)為-0.0030，符號相反。推測其原因，公司持續(xù)加大對成熟產(chǎn)品的投資，從而提高了市場所占份額，進而實現(xiàn)規(guī)模效益，推動了區(qū)域生產(chǎn)效率，最終促進產(chǎn)業(yè)結構升級，并且這也會給周邊區(qū)域的行業(yè)造成一定的虹吸現(xiàn)象。

產(chǎn)業(yè)多樣化集聚對西部陸海新通道沿線城市的產(chǎn)業(yè)結構升級的直接效應為0.0132，相比產(chǎn)業(yè)專業(yè)化系數(shù)變小，這表明產(chǎn)業(yè)多樣化集聚在某種程度上對本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級具有積極的促進作用，但不如產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚的正向效應明顯。產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級水平的系數(shù)為-0.0125，這表明產(chǎn)業(yè)多樣化集聚對其他地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級也有抑制效應，可能對其他地區(qū)造成擠占影響。

為確保實證回歸結果的穩(wěn)定性，建立了時空雙固定空間杜賓模型進行穩(wěn)健性檢驗，從表7可以看出，該方法的回歸結果是穩(wěn)健的。

4.4 主要結論

實證結果表明，產(chǎn)業(yè)專業(yè)化與多樣化均會對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生促進作用，特別是在西部陸海新通道地區(qū)中，產(chǎn)業(yè)多樣化集聚的促進作用較??；產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級的直接效應顯著為正，而產(chǎn)業(yè)多樣化集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級的直接效應較小，間接效應也為負。

5 政策建議

基于上述結論，本文提出以下三點建議：首先，要注重產(chǎn)業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級的地方和臨近地區(qū)的影響，以推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。既要推動地區(qū)內(nèi)產(chǎn)業(yè)從效率低的生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變到效率高的生產(chǎn)方式，從而推動產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級，又要實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的跨地區(qū)自由流通，要緊緊立足于本身的規(guī)劃需求，將區(qū)域?qū)用娈a(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的機制進一步完善。對于西部陸海新通道的一、二線城市可以通過搭建互助平臺，加強區(qū)域間更廣泛的合作，促進地區(qū)之間的良性循環(huán)的相互影響。除此之外，隨著2023年疫情的結束，各大口岸開始呈現(xiàn)繁忙的景象，西部陸海新通道節(jié)點城市可與各自相鄰的國家進行更深入的貿(mào)易往來，深度融入國家“一帶一路”倡議和各城市面向南亞、東南亞、東歐輻射中心建設，通過與東盟以及東歐等國家的貿(mào)易合作往來全力服務其向著更高水平的開放和更高質(zhì)量的發(fā)展。

其次，要大力推動西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展。與東部相比，西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對來說還不夠完善，基礎設備條件也不夠成熟，無法更好地吸收先進產(chǎn)業(yè)。因此，西部陸海新通道的一些節(jié)點城市可以借助相關產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略戰(zhàn)策，更加合理地選擇產(chǎn)業(yè)集聚模式，通過人才引進政策，吸引大量高精尖人才，確保人才儲備充足，推動產(chǎn)業(yè)向標準化、工廠化、機械化的生產(chǎn)方向轉(zhuǎn)變，依靠西部陸海新通道各節(jié)點城市相互合作，不斷擴大產(chǎn)業(yè)規(guī)模，完善產(chǎn)業(yè)發(fā)展基本條件。

最后，推進西部路海新通道節(jié)點城市分工協(xié)調(diào)步伐，合理調(diào)控不同城市產(chǎn)業(yè)專業(yè)化的特色化發(fā)展，如西北地區(qū)的呼和浩特、烏魯木齊、西安、西寧、銀川、蘭州等城市可憑借自身的石油、天然氣等資源著重發(fā)展能源產(chǎn)業(yè)，其他西南地區(qū)城市如南寧、北海等可根據(jù)自身情況發(fā)展農(nóng)村產(chǎn)業(yè)革命、向海經(jīng)濟等，將不同城市在資源稟賦、區(qū)位優(yōu)勢以及特色經(jīng)濟等方面的專業(yè)特長發(fā)揮出來，更好的推進產(chǎn)業(yè)結構升級，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

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