中國地區產業結構形態變遷態勢及其內生動因

李 躍

·產業發展與創新·

中國地區產業結構形態變遷態勢及其內生動因

李 躍

對產業集群演變與成因的深入分析需進一步引入地區產業結構變遷理論，融合新結構經濟學中地區比較優勢產業演進與新經濟地理學中有關理論，構建產業結構形態變遷與內生動力驅動關系的理論框架。采用2005-2014年中國279個地級市數據，從消費結構、要素稟賦、對外貿易與技術進步四個方面實證分析我國產業結構形態變遷與內生動力的關系。研究顯示：內生動力驅動現階段我國各地區產業結構形態整體上呈集聚態勢；門檻效應檢驗表明不同閾值區間的內生動力對產業結構形態變遷的作用存在差異；低水平區間內的技術進步促進地區產業多樣性，高水平區間內則轉變為促進集聚態勢；對外貿易改善對集聚態勢有持續性的促進作用；勞動力質量提升、資本深化驅動產業結構形態趨于多樣性態勢。資本深化與消費結構水平較低是制約我國現階段地區產業結構形態高級化的“短板”。

產業結構形態； 變遷態勢； 多樣性； 產業集聚； 內生動因

一 引 言

新結構經濟學認為產業結構內生于其要素稟賦結構(林毅夫，2012)[1]。地區比較優勢產業隨要素稟賦結構與消費結構升級而經歷“集聚-離散”交替演進過程，并引發產業結構形態變遷。忽視要素稟賦結構決定的比較優勢，或以比較優勢“靜態化”來制定產業政策，都會使生產性投資偏離市場需求導向而引發結構性問題，導致產業結構形態階段性背離其變遷軌跡。我國特有的區域“GDP錦標賽”背景下，地方政府傾向于出臺各類中短期產業政策以形成高度專業化產業集聚，造成地方產業“從無到有”的“集聚態勢”現象。諸多研究發現，中國地方政府“看得見的手”是特定產業集聚形成不容忽視的因素(李世杰等，2014[2]；Ludema和Wooton，2000[3]；白重恩等，2004[4]；梁琦和吳俊，2008[5])。

現階段我國面臨的內外經濟環境依然嚴峻，地方政府干預形成的產業集聚更容易發生離散，如東部沿海地區部分出口產業集群、煤炭產業集群等。產業集聚離散化*產業集聚生命周期理論認為，產業集聚衰退期，區域內資源要素和公共產品的供給出現了擁擠現象，導致集聚區企業對生產要素的爭奪日趨白熱化。此時如果沒有技術的突破或者政策的有效引導，難免會出現惡性競爭，企業紛紛采取非合作或者不正當的手段去攫取資源以求生存或尋求更大的獲利空間。當集聚產業失去比較優勢后，企業逐漸退出市場造成產業集聚“離散化”。會帶來資源浪費、地方債務攀升及經濟波動加劇，可能使城市及地區陷入長期的經濟衰退。以新結構經濟學中“比較優勢產業演進”理論為基礎，同時融合新經濟地理學相關理論，重新審視我國產業結構形態特征，有利于厘清產業結構形態真實變遷規律及內生動因，發現和分析現階段發展中制約產業結構形態高級化的“短板”問題。

二 文獻回顧

集聚是特定產業中互有聯系的公司或機構聚集在特定地理位置形成的一種外在表征(邁克爾·波特等，2000)[6]，包括特定產業內相關企業的專業化集聚和多樣化集聚。而產業結構形態更突出產業間結構態勢的變化，即生產要素加快流向比較優勢產業部門的“集聚態勢”和多產業協同發展的“多樣性態勢”。關于產業結構形態研究最早可追溯到馬歇爾的《經濟學原理》，其中馬歇爾將地區產業結構形態分為多產業雜居和單產業群居兩種類型。當前研究側重于對特定產業集聚問題的探討，如以新經濟地理學理論框架為基礎對特定產業集聚下馬歇爾外部性問題的分析(Fujita et al.，2002[7]；范劍勇等，2014[8])。上世紀30年代美國經濟大蕭條后，產業多樣性問題開始受到關注，相關研究認為產業過度專業化導致經濟體波動加大，產業多樣性程度較高地區經濟發展表現出更強的穩定性。

對于特定產業集聚形成原因，早期地理經濟學的“外生決定論”將區位因素作為集聚形成的主因，但因該理論無法合理解釋相仿城市與行業間的產業集聚差異化而被新經濟地理學“內生決定論”所取代。內生決定論認為集聚有利于供求方企業融資，產生“貨幣外部性”，進而促進產業集聚。Krugman(1991)[9]在規模報酬遞增條件下，建立“中心-外圍”模型，解釋要素流動、運輸成本與規模經濟在市場機制下對地區產業集聚的影響。基于新結構經濟理論框架，眾多學者從產業關聯、要素生產率、創新以及外部效應等方面集聚因素對理論進行了擴充。Wiesenthal和Strange(2003)[10]首次將區域經濟多樣性納入到集聚經濟成因范圍內，認為地區多樣化的產業結構通過強化產業關聯促進優勢產業集聚。Oort(2007)[11]認為產業競爭結構通過加劇部門間競爭，提高優勢部門要素生產率，進而促進相關產業集聚。國內研究普遍認為地區產業多樣性是產業集聚形成的重要因素，區域內多元企業集聚能夠產生雅各布斯外部性提升區域創新能力(張卉等，2007)[12]。梁琦(2004)[13]認為要素產品差別化是提升地區產業集聚能力的關鍵因素。劉修巖和張學良(2010)[14]基于全國非國有工業企業數據，利用泊松面板數據模型證明了產業多樣性、地區經濟與市場潛能顯著影響企業區位選擇與集聚形成。韓峰和柯善咨(2012)[15]以我國城市層面數據證明了中間產品可得性(產業多樣性)促進了城市制造業空間集聚。也有研究表明，要素稟賦、本地市場規模、對外開放度等其他因素對我國地區產業集聚的形成作用明顯(錢學鋒和梁琦，2007[16]；賀燦飛等，2009[17]；李君華和彭玉蘭，2010[18]；武曉霞等，2011[19])。

Jacobs(1969)[20]較早研究產業多樣性，認為城市經濟(多樣性經濟)能夠通過不同企業間的知識外溢性(動態外部性)而提升地區創新能力，即“雅各布斯外部性”。對于產業多樣性成因的解釋，奧沙利文(2008)[21]認為產業多樣性(城市經濟)是伴隨著多類產業集聚過程中的動態外部性而形成，因此其形成因素與特定產業集聚因素相同。演化經濟學認為產業多樣性能夠降低地區經濟波動，而企業進入與創新能夠保持經濟增長(顏銀根和安虎森，2013)[22]。國內相關研究主要集中在產業多樣性與經濟波動、創新與產業生態系統建立方面(張攀和耿涌，2008[23]；李學鑫和苗長虹，2009[24])。

國內研究更多關注特定產業集聚程度及其成因，以“赫芬達爾指數”衡量特定產業集聚度的研究較多，但往往對特定產業涉及的行業范圍界定不清(主要受數據可獲得性限制)。而“采用全行業范圍數據測度該指數并作為地區總體產業集聚度”的做法更是混淆了“集聚形態”與“產業結構形態”的概念，并忽視產業結構形態中“集聚”與“多樣性”兩種態勢的“分水嶺”問題。 鑒于此，本文對產業結構形態的概念與測度方法重新梳理，以動態交替視角分析我國地區產業結構形態變遷規律及其內生動因。首先，對內生動力驅動產業結構形態變遷進行理論推演，并提出相應假設。其次，采用2005-2014年我國279個地級市數據，實證檢驗我國內生動力驅動下的地區產業結構形態整體變遷方向。第三，建立門檻效應模型檢驗各內生動力對產業結構形態變遷作用的結構性突變問題。

三 理論推演與假說

(一)理論推演

基于Fujita et al.(2002)[7]的新經濟地理學理論分析模型，并將其封閉式模型擴展至開放式四部門模型，對經濟體某區域單元中內生動力對產業結構形態“多樣性”與“集聚”態勢交替變遷的影響進行推演。假設d地區的地理范圍為R，地區內有多個自由廠商，廠商生產技術相同且勞動力為唯一生產要素。區域內制造業所在區與消費區分別記為r地區和s地區。m(i)為產品i的消費量，n為產品種類范圍。城市消費總量M滿足不變替代彈性函數(CES)，表達式為：

(1)

式(1)中ρ為消費者對多樣性的偏好程度。解決廠商成本最小化問題需滿足：

(2)

以上最小化問題的一階條件為各產品邊際替代率等于價格比率，即：

m(i)=m(j)[p(j)/p(i)]1/(1-ρ)

(3)

式(2)和式(3)中，p(i)為產品i價格，p(j)為商品j價格。將式(3)代入式(1)，整理得：

(4)

式(4)兩邊同乘以p(j)，且等號兩邊對j求定積分可得：

(5)

進一步整理得到：

(6)

式(6)等號左側為總消費額，右側與M相乘項可以看作是產品綜合價格指數(該項與總消費量M相乘即為總消費額)。將地區價格指數定義為G，其公式為：

(7)

其中n為產品種類數，pM為制造業產品綜合價格指數。式(7)表明，地區價格指數取決于產品種類數n。n值越大價格指數G越小(消費者注重多樣化的消費需求)。由于生產技術相同，廠商產量與投入的生產要素相同，那么r地區制造業部門的產品種類數nr可以表示為：

(8)

(9)

(10)

(11)

如果r地區的制造業部門滿足s地區消費需求，則產品產量與消費量相等。考慮運輸成本后，制造業部門生產函數可以表示為：

(12)

將式(11)代入式(12)，整理得到城市工資方程如下：

(13)

由于消費者偏向于多樣性的消費方式，因此需求彈性大于1。式(13)表明，在城市勞動力成本不變情況下，Y值(市場潛力)越大T值(相對運輸成本)越小，說明市場潛力越大的地區，廠商所能承受的運輸成本越大，越有利于產業集聚形成。

進一步將視野擴大至d地區外圍：隨著企業不斷進入，原有固化的技術局面被打破。制造業企業隨之改變生產工藝，最終生產效率低的企業遭淘汰。制造業、服務業與農業部門的生產要素向高效率行業集聚。隨著優勢產業集聚的形成，規模效率使得d地區產業區域競爭優勢提升。本地市場份額最大化后，優勢制造業部門所能承受的最大運輸成本T增加，經濟輻射范圍超出R，周邊生產要素向d地區進一步集聚。將s消費區收入Y的來源擴展至消費、投資、政府購買與出口四部門，即：

Ys=Cs+Is+GOVs+EXs

(14)

其中，Ys為地區總收入，Is為投資支出，GOVs為政府購買，EXs為凈出口；Cs為地區消費總額，其受居民收入、商品價格影響，消費需求函數Cs可以表示為：

(15)

將式(14)代人式(13)可得：

(16)

式(16)描述了內生動力與地區產業結構形態變遷的內在聯系。特定優勢產業集聚的形成使得地區要素生產率提高，居民工資水平提升。經濟增長刺激消費規模擴大并促進消費結構高級化。產品多樣性需求程度增強，需求彈性σ變大，新企業進入門檻(T)進一步降低，地區產業結構形態由“集聚”轉向“多樣性”態勢。隨著產業多樣性發展，資本深化、基礎設施完善、勞動力流入和人力資本積累等要素稟賦結構方面的內生動力推動產業結構升級，地區由“單優勢產業集聚”變為“多優勢產業集聚”。然而隨著消費結構升級，傳統的優勢產業不再具有比較優勢，產業集聚發生離散。生產要素流入替代產業部門，形成更高級的優勢產業集聚。伴隨地區比較優勢產業集聚與離散，產業結構形態表現出“集聚”與“多樣性”態勢的交替變遷，具體變遷歷程如圖1所示：

圖1 地區產業結構形態變遷歷程圖

產業結構形態伴隨著地區產業升級而變遷，優勢產業集聚將帶動配套產業與高端服務業發展，農業部門人員流向生產效率更高的產業部門。假設d地區共有m個產業部門，各產業部門勞動力就業數量為(l1,l2,…li…lm)，就業比重的赫芬達爾指數公式為：

(17)

式(17)表明，農業部門人員流入制造業部門會導致HHI變大。HHI隨著制造業帶動生產性服務業發展而變小。優勢產業集聚規模的擴大使周邊地區勞動力向d地區集聚，服務業得到發展，HHI進一步減小。此時，在產業間雅各布斯外部性作用下，更高級的優勢產業出現，并逐步替代原有傳統產業成為主導產業。隨著傳統產業集聚因失去比較優勢而離散后，要素資源流入新的優勢產業部門，新的優勢產業集聚形成，HHI再次變大。因此，HHI數值波動能夠反映出地區產業結構形態中“集聚”與“多樣性”態勢交替變化過程。值得注意的是，該指數只能表現產業結構形態的波動，但無法反映地區產業集聚與多樣化水平等級，相關問題需結合各地區發展階段進一步分析。

(二)近期中國地區產業結構形態變遷態勢

根據理論推演，同時結合以往的測度方法(趙偉和隋月紅，2015)[25]，以就業人員的赫芬達爾指數(HHI)衡量地區產業結構形態。該指數變大表示地區優勢產業集聚態勢提高，變小則表明產業多樣化程度提升。考慮地區經濟發展差異，將東中西部地區與全國產業結構形態變遷趨勢進行比較分析。

圖2為各樣本組2004-2013年地級市就業人員HHI方差及均值的變化趨勢*各區域樣本城市個數分別為：東部98個，中部100個，西部81個。。2004-2007階段：各樣本組HHI方差的上升趨勢表明中國各地區產業結構形態波動性加劇。同時，該時間段HHI均值的下降趨勢說明大多數城市趨于產業多樣性態勢。可能的原因是，2004年國內外經濟形勢較好，國內要素稟賦結構改善，各地區產業多樣化程度增加；2007-2013階段：HHI方差下降而均值上升說明各地區城市趨于集聚態勢。2008年金融危機爆發后生產率低的部門遭市場淘汰，地區多樣性態勢迅速被“打回原形”，一定程度說明可能存在“高度專業化產業集聚”的離散問題。經過2008-2011年的盤整期后，2012年中部地區城市HHI方差減小、均值上升，表現出地區城市產業結構形態進一步向集聚態勢收斂的趨勢。東部城市HHI方差、均值均上升說明東部城市集聚態勢的差異性變大。這可能是由地區部分城市集聚態勢增強，而發達城市由集聚態勢向多樣性態勢變遷造成的。

圖2 我國分區域地級市HHI方差、均值變化趨勢：2004-2013年

注：根據《中國城市統計年鑒》相關數據整理。

(三)進一步解釋與假設提出

與產業結構升級相同，產業結構形態變遷的內生動力主要來自需求結構升級、要素稟賦結構優化、對外貿易優化與技術進步。經濟發展不同階段下產業結構形態呈現規律性變遷：發展初期產業資本流入邊際要素回報率較高的空白市場，地區產業趨于呈現多樣性態勢。優勢產業在多樣性基礎上形成產業集聚，帶動了生產性服務業等配套產業發展。隨著經濟發展階段推進，地區科技水平與人力資本存量得到提升，要素稟賦結構升級驅動產業沿著技術階梯升級，伴隨高新技術產業集聚形成。城市就業吸納能力不斷提升，周邊勞動力向城市集聚并帶動高端服務業發展。此時城市多類產業集聚并存，單產業集聚局面被打破。而隨著傳統產業集聚離散，替代性產業集聚規模不斷擴大使得產業結構呈現新的集聚態勢。內生動力驅動下地區產業結構向所處發展階段最優形態變遷，而政府干預可能造成產業結構形態背離其變遷軌跡。

根據理論推演與近期我國產業結構形態變遷初探，提出以下假設：

假設H：要素稟賦結構優化、需求結構升級、對外貿易改善、技術進步是地區產業結構形態的主要內生動力，并決定其變遷方向；產業結構形態中“集聚”與“多樣性”兩種態勢為交替演進關系，各內生動力對于產業結構形態變遷影響可能存在結構性突變問題。

四 計量設計與實證檢驗

(一)內生動力驅動下的我國地區產業結構形態整體變遷趨勢

首先，對當前我國各內生動力驅動產業結構形態變遷的趨勢進行分析*差分GMM模型工具變量選取時，考慮滯后1期變量可減弱當期變量的內生性問題。故在此以滯后1期lnGDP作為其工具變量。。正如前文研究所述，產業結構形態中“集聚”與“多樣性”兩種態勢的影響因素具有共享性，內生動力主要來自需求結構升級、要素稟賦結構優化、對外貿易改善與技術進步四方面，因此從以上四方面選取解釋變量。

1.模型建立。考慮內生性問題，建立差分GMM模型，公式如下：

HHIit=κ1HHIit-1+κ2Educationit+κ3Technologyit+κ4FDIit+κ5Consumit

+κ6Capitalit+κ7Control+κ8City_size+μit+provinceλ+cityi+yeart

(18)

進一步一階差分得到：

ΔHHIit=κ1ΔHHIit-1+κ2ΔEducationit+κ3ΔTechnologyit+κ4ΔFDIit

+κ5ΔConsumit+κ6ΔCapitalit+κ7ΔControlit+κ8ΔCity_size+Δμit+Δyeart

(19)

其中HHI為地區產業結構形態指數，以地區國民經濟中各行業就業人員的赫芬達爾指數衡量。解釋變量選取，需求結構方面：以消費規模變化指數Consum(社會消費品零售額的GDP占比)衡量需求結構升級；要素稟賦結構方面：主要選取勞動力質量(Education)與資本深化(Capital)兩個變量。由于城市層面的平均受教育水平相關數據缺失，因此借鑒邢春冰等(2013)[26]的方法，用地區人均移動電話數衡量人力資本水平；以固定資本存量與總人口比值衡量資本深化(Capital)。固定資本存量以2003年為初始年，在折舊率為10%水平下通過永續盤存法測得；技術進步(Technology)以地區人均科研支出額進行測度；以FDI占GDP比重衡量地區對外貿易發展(FDI)情況；控制變量(Control)包括：地區經濟波動性(fluct)、地區市場潛力(lnGDP)、地區平均工資(Wage)、城市規模(City_size)。province、city、year分別為省份、城市與年份虛擬變量。

各變量測度方法與描述性統計見表1。數據來自2004-2015年《中國城市統計年鑒》，其中需平減數據均以2003年為基期進行了平減，部分變量數據進行了對數化處理。

表1 變量描述性統計

2.實證結果分析

模型1-模型5將解釋變量逐一代入模型中進行回歸，以檢驗模型穩健性，模型6是基于Huasman檢驗*豪斯曼檢驗(Huasman)卡方值為60.16，拒絕原假設。選擇的固定效應模型，作為分析參照模型，回歸結果見表2。

表2 地區產業結構形態模型GMM回歸結果

(續上表)

變量模型1模型2模型3模型4模型5模型6Technology 0.051*** 0.052*** 0.050*** 0.055*** 0.031***(5.21)(5.31)(5.12)(5.27)(3.72)FDI0.861***0.785***0.777***0.094(4.75)(4.31)(4.25)(0.67)Consum0.216***0.214***-0.05(3.14)(3.11)(0.94)Capital-0.0260.000(1.39)(0.01)fluct-0.003-0.004-0.004-0.004-0.0040.001(0.61)(0.83)(0.81)(0.80)(0.82)(0.58)lnGDP0.380***0.334***0.315***0.321***0.321***0.041(18.22)(14.7)(13.70)(13.91)(13.90)(1.22)Wage-0.241***-0.321***-0.313***-0.305***-0.286***0.173***(5.03)(6.46)(6.31)(6.18)(5.51)(3.37)_cons-2.663***-1.601***-1.518***-1.713***-1.817***-3.478***(7.11)(3.79)(3.61)(4.04)(4.23)(7.07)City_sizeyesyesyesyesyesyesprovincenononononoyescitynononononoyesyearyesyesyesyesyesyes識別不足1768.047***1708.460***1695.320***1692.405***1692.705***-弱工具5049.497***4206.724***4049.669***4014.616***4016.119***-外生性0.12000.13740.14630.15130.1465-Obs279027902790279027902790modelGMMGMMGMMGMMGMMFix

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著，括號內為t統計量絕對值。

資料來源：根據Stata 12.0軟件估計。

回歸結果表明，模型1-模型5系數顯著性與正負性沒有變化，說明模型穩健。工具變量均通過識別不足檢驗、弱工具變量檢驗以及外生性檢驗(sargan檢驗)。GMM模型系數顯著性明顯高于固定效應模型，說明內生性問題得到緩解。在此以模型5結果為標準進行討論。

對外開放度(FDI)回歸系數顯著為0.777，對產業結構向集聚態勢變遷的正向促進作用最大，這與實際情況相符，就目前國內產業集聚地理分布看，東部沿海地區的出口型產業集聚態勢最為明顯。Consum系數顯著為0.214，說明消費結構升級同樣促進了地區產業結構形態向集聚態勢變遷。Technology的系數顯著為正。人力資本(Education)的系數不顯著，原因可能是我國人力資本水平不高，產業以資源密集型或勞動密集型等低技術產業為主，勞動力市場中的高質量勞動力需求不足。資本深化(Captial)的系數同樣不顯著，可以解釋為當前各地區資本深化程度不高，尚不能推動資本密集型產業集聚的形成。lnGDP的系數顯著為正，說明市場潛力的提升促進了地區集聚態勢的形成。

綜上，內生動力因素回歸系數均顯著為正，說明現階段內生動力驅動各地區優勢產業率先形成產業集聚，產業結構形態呈現出“集聚”態勢。地區勞動力報酬(Wage)回歸系數顯著為負，說明工資水平提升對集聚態勢產生負向作用，可以解釋為地區勞動力報酬提高會促進服務業發展進而推動地區產業多樣化。隨著城鄉居民收入差距縮小，未來消費結構升級將成為驅動產業結構升級的強勁動力。

(二)內生動力提升與產業結構形態變遷的非線性關系檢驗

為驗證內生動力提升過程中對產業結構形態的影響是否存在結構性突變問題，在此建立門檻效應模型進行檢驗。

1.門檻效應非線性模型建立。n重門檻模型如下：

Structureit=ξ0+ξ1Rit*I(Rit≤γ1)+ξ2Rit*I(γ1γn)+κ7Controlit+μit

(19)

其中，Rit為各內生動力變量，I(*)為示性函數，γ為門檻值；Control為控制變量，包括lnGDP(滯后1期)*為降低門檻效應模型中的內生性問題，選取滯后1期的lnGDP作為控制變量。、地區工資水平、城市個體虛擬變量(city)、年份虛擬變量(year)、區域虛擬變量(province)；μ為隨機擾動項。

2.門檻效應檢驗與門檻值確定

首先進行各動力變量的門檻效應檢驗。通過自抽樣2300次測得各驅動因素門檻值，根據相應F統計量和1%、5%、10%水平臨界值對比確定各變量門檻數。檢驗結果表明，除Consum為單一門檻外，Education、Technology、FDI、Capital均存在顯著雙重門檻值，結果見表3。

表3 內生動力門檻效應檢驗結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著。

資料來源：根據Stata 12.0軟件估計。

3.回歸結果分析

結合各變量門檻數檢驗結果選擇相應門檻模型進行回歸分析。由于Hausman檢驗拒絕原假設，故選擇固定效應門檻模型。同時考慮各解釋變量都可能存在的結構性突變問題，在此將各解釋變量分別作為門檻變量進行回歸，結果見表4。

表4 產業結構形態門檻效應模型估計結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著，括號內為t統計量絕對值。

資料來源：根據Stata 12.0軟件估計。

門檻效應模型回歸結果表明，需求結構變化相關變量(FDI、Consum)對產業集聚形成具有持續性的促進作用，而要素稟賦結構相關變量(Education、Capital)則表現出對地區產業多樣性的促進作用。各閾值區間內內生動力對產業結構形態影響如下：

(1)Education(人力資本)與HHI表現為U型關系。小于0.350閾值階段，Education回歸系數顯著為負，說明該階段勞動力質量提升會顯著促進地區產業多樣性發展；在0.350-0.424之間，勞動力質量提升對產業多樣性正向促進作用放緩，這可能與地區產業種類接近要素稟賦結構所能容納的最大范圍有關；大于0.424閾值后，勞動力質量對產業結構形態的影響不再明顯，可以解釋為當前國內產業結構升級緩慢，勞動力市場對高質量勞動力需求不足，同時一定程度上說明勞動力質量提升沒有促進大眾創業(具有企業家才能的勞動力較少)。

(2)Technology(技術進步)同樣表現出與HHI的U型非線性關系特征。低于0.748閾值水平時，Technology回歸系數為-0.033，說明該閾值區間內技術進步對地區產業多樣性具有微弱的正向促進作用；高于3.581閾值后，技術進步對產業結構形態的影響轉變為促進集聚態勢。說明低水平的技術進步不會促進區域優勢產業集聚，但當技術水平足夠高時，城市可以依靠技術優勢提升形成區域性優勢產業集聚。

(3)不同門檻水平階段，FDI對產業結構形態指數影響系數分別為4.159、1.397、0.165。說明開放初期對出口型集聚態勢存在顯著促進，這種正向影響逐漸減弱的原因可能是技術瓶頸對相關產業集聚規模擴張產生了約束作用。

(4)消費規模(Consum)只存在單獨閾值。低于0.461水平時，消費規模擴大表現出對集聚態勢的顯著正向影響，但超過0.461門檻值后不再顯著。這主要因為地區消費結構升級可帶動本地服務業發展，有利于初級產業集聚的形成，但由于本地消費品并非全部來自本地企業，因此消費結構升級不一定會進一步促進優勢制造業集聚。Consum存在單獨閾值的原因與現階段各地區消費結構水平普遍偏低有關。未來消費結構升級空間巨大，將對產業結構形態產生強力沖擊。

(5)低于3.085閾值水平時，資本深化(Capital)促進地區產業結構趨向多樣性態勢發展。可以解釋為，在城市產業生命周期初期，資本要素主要流入邊際生產率最高的行業，如空白行業，因此資本積累會促進產業多樣性的提升。但其他閾值水平區間內Capital回歸系數均不顯著，可以解釋為我國大部分地區以低資本密集型產業為主，資本深化程度較低。

綜上，需求結構升級、要素稟賦結構優化、對外貿易情況改善與技術進步過程中各內生動力對產業結構形態存在結構性突變影響，不同程度的內生動力沖擊會導致產業結構形態變遷方向的差異。因此，假設H得到驗證。值得注意的是，部分城市高度專業化產業集聚發生離散后，如資源枯竭地區，傳統產業衰退而替代性產業發展緩慢，將導致地區“規模經濟”與“范圍經濟”的外部性效應同時喪失。

五 結論與啟示

產業結構形態能夠反映地區結構的實質性問題，扭曲資源配置的產業政策形成的高度專業化的特定產業集聚使得地區產業結構形態階段性背離其變遷軌跡，加劇了資源錯配程度。本文探討了地區產業結構形態變遷規律及其內生動因，并采用2005-2014年我國279個地級市數據進行實證檢驗，結果表明我國現階段內生動力整體驅動地區產業結構形態呈現集聚態勢。門檻效應檢驗證明，各內生動力提升與產業結構形態變遷存在非線性關系：技術進步與產業結構形態(HHI)呈U型關系，即低水平區間的相關內生動力推動了地區產業多樣性發展，而在更高水平區間則轉變為推動地區優勢產業集聚形成；對外貿易改善、消費結構升級促進了產業結構形態向集聚態勢變遷；現階段人力資本提升、資本深化更有利于產業多樣性發展。當前國內資本深化程度、消費結構水平較低，成為限制產業結構形態變遷的“短板”。隨著未來城鄉收入差距的縮小以及資本配置效率的提升，內生動力將對各地區產業結構形態產生新的沖擊，驅動其向高級化水平演進。

在我國特有的“GDP錦標賽”式官員晉升機制背景下，地方政府受提升政績動力驅動，傾向于固化地區比較優勢，引導企業進入市場而形成高度專業化產業集聚。此類產業集聚往往缺乏產業多樣性基礎，抗風險能力與資源配置效率較低。在外部沖擊下此類產業集聚容易發生離散而造成資源浪費或產能過剩。后發地區要素稟賦結構水平偏低決定了其產業多樣性發展滯后，地區政府應避免采取類似直接干預的產業政策，而應以改善要素稟賦結構為著力點，加大人力資本公共服務、基礎設施等公共領域投資，彌補產業升級“驅動短板”。在保障市場充分發揮競爭機制前提下，由市場決定生產率高的優勢產業形成集聚態勢，完成產業結構形態的向上變遷。

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Dynamic Change of Regional Industrial Structural Form and Its Endogenous Driving Forces in China

LI Yue

Change of regional industrial structural form depends on the endogenous dynamics of industrial structure upgrading. Using a data set from 279 cities in China between 2005 and 2014, this paper demonstrat that endogenous dynamics, including consumption structural upgrading, foreign trade improvement and technology advances, promote regional industrial structural form to be agglomeration. The threshold effect test indicates that there is a threshold effect of endogenous dynamics on regional structural form: at low level, endogenous power from human capital accumulation and technological progress tend to promote regional industrial diversity, but the effect of these dynamics translates to promote agglomeration of advantageous industries at a higher level. Consumption structural upgrading tend to promote regional industrial structure to be agglomeration; factor endowment improvement has a persistent positive effect on industrial diversity. The restricts of the dynamic evolution of industrial structure are the low level of capital deepening and consumption structure.

form of industrial structure; diversity; agglomeration; threshold effect

2016-10-13

李躍，北京師范大學經濟與資源管理研究院博士研究生，主要研究方向：產業經濟。

F062.9

A

1674-8298(2017)01-0005-13

[責任編輯：鄭筱婷]

10.14007/j.cnki.cjpl.2017.01.001