消費升級、空間溢出與產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率?

馬廣程，許 堅

（南京師范大學商學院，南京 210046）

現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系是現(xiàn)代經(jīng)濟體系的核心，在資源價格上升、匯率波動、貿(mào)易保護主義抬頭和國內(nèi)勞動力成本上升等因素影響下，中國經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)面臨嚴重挑戰(zhàn)。十九大報告指出，中國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，產(chǎn)業(yè)粗獷式發(fā)展的空間正逐漸縮小，亟待向高質(zhì)量的新模式轉(zhuǎn)變。實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，實質(zhì)上就是產(chǎn)業(yè)提高全要素生產(chǎn)率（TFP）、實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。那么如何提高全要素生產(chǎn)率、實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級呢？十九大報告中，將“促進完善消費的體制機制”加入到中國社會主義市場經(jīng)濟體制建設(shè)，提出“增強消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)作用”。市場經(jīng)濟的特點是以需定產(chǎn)，所以消費的變化將會提高全要素生產(chǎn)率、帶動產(chǎn)業(yè)升級。由此可見，消費升級作為市場經(jīng)濟需求端最主要的核心樞紐，是推動產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展、效率變革、結(jié)構(gòu)升級的重要誘因。

由于各國經(jīng)濟發(fā)展模式具有一定相似性，形成互補性比較優(yōu)勢是產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率協(xié)動發(fā)展的關(guān)鍵。Acemoglu［1］認為一國的產(chǎn)業(yè)效率提升取決于當?shù)匾刭Y源稟賦及質(zhì)量結(jié)構(gòu)。產(chǎn)業(yè)TFP 提升有以下兩種途徑選擇：一是根據(jù)本地要素稟賦結(jié)構(gòu)，因勢利導(dǎo)選擇合適技術(shù)，則可能會實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步甚至實現(xiàn)技術(shù)趕超；但選擇錯誤技術(shù)，則可能拉大與發(fā)達國家的差距［2］；二是擺脫嚴格按照比較優(yōu)勢的路徑依賴，采取非均衡發(fā)展戰(zhàn)略，適度偏離比較優(yōu)勢的升級路徑，積極發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)，將會出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)效率提升高于依托比較優(yōu)勢“有限趕超”的現(xiàn)象［3］。新經(jīng)濟地理學認為實現(xiàn)消費升級后，消費者多樣性需求上升，多樣性偏好則越強，產(chǎn)業(yè)規(guī)模收益遞增程度越大。因此，理論上，消費升級形成的本地市場效應(yīng)也是產(chǎn)業(yè)升級依賴的一種“新比較優(yōu)勢”路徑。

中國產(chǎn)業(yè)效率變動因素的研究，有如下幾個方面：一是中國加入WTO 以后非關(guān)稅壁壘取消引起市場競爭，通過刺激企業(yè)R&D 投入，促進技術(shù)進步和過程創(chuàng)新［4］；二是國家高新區(qū)設(shè)立顯著促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化，并且對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化存在區(qū)域差異影響［5］；三是民營經(jīng)濟發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級產(chǎn)生了較大影響［6］；四是信息化水平對生產(chǎn)率具有直接和間接影響，主要是通過勞動力技能結(jié)構(gòu)的中介作用來影響生產(chǎn)效率的提升［7］；五是中國外商投資狀況，消費水平變化使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)變動［8］。從上述文獻可以發(fā)現(xiàn)，消費既是產(chǎn)業(yè)效率提升、結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級所有遵循的路徑之一，又是影響產(chǎn)業(yè)效率的因素之一。

以往文獻對消費升級與產(chǎn)業(yè)TFP 的研究多集中在以二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重來研究本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響或理論層面的討論，例如，石奇等［9］利用2000 年、2005 年的投入產(chǎn)出表，在分析消費升級的特征基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)消費升級可以解釋29.4%的產(chǎn)業(yè)變化。劉慧和王海南［10］基于OECD 和中國投入產(chǎn)出表，對產(chǎn)品和服務(wù)的消費結(jié)構(gòu)變化發(fā)現(xiàn)，消費多樣化趨勢不斷加強，消費升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化存在較強的促進作用。袁小慧等［11］理論闡述了享受型消費模式升級推動中國產(chǎn)業(yè)效率提升、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的作用機制。魏后凱和王頌吉［12］認為，以簡單產(chǎn)值比重等規(guī)模指標，很容易忽略產(chǎn)業(yè)內(nèi)的真實情況，而對經(jīng)濟發(fā)展階段做出錯誤判斷。討論產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和效率提升更應(yīng)該把握產(chǎn)業(yè)質(zhì)的轉(zhuǎn)變，而討論消費升級與產(chǎn)業(yè)TFP 之間的關(guān)系，并將產(chǎn)業(yè)TFP 變化存在的空間效應(yīng)納入其中的研究較為匱乏。在新經(jīng)濟地理學視角下，消費者行為導(dǎo)致經(jīng)濟發(fā)展差異，促進經(jīng)濟集聚現(xiàn)象產(chǎn)生，這為勞動力和資本流動提供了動力。需求的變動導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)供給做出調(diào)整，勞動力供給、資本、能源等稀缺要素在空間上流動，加之企業(yè)學習效應(yīng)，形成空間上的互動性，造成各地區(qū)產(chǎn)業(yè)在效率和技術(shù)變化上產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。引入空間效應(yīng)后，地方消費升級對產(chǎn)業(yè)TFP 的影響如何？對鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)TFP 的影響如何？遺憾的是，目前尚未有學者針對這一問題進行研究，本文將以此為出發(fā)點，在已有文獻的基礎(chǔ)上探討消費升級與產(chǎn)業(yè)TFP 的關(guān)系，旨在對這一領(lǐng)域的問題進行補充。

一、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定

區(qū)域TFP 提升存在一定空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)［13］，即各地區(qū)產(chǎn)業(yè)TFP 可能受地區(qū)間要素流動和溢出效應(yīng)影響。此時，傳統(tǒng)計量方法的獨立同分布前提條件無法得到滿足，導(dǎo)致估計結(jié)果產(chǎn)生偏差。為此，空間計量模型考慮到上述問題，將空間依賴性納入其中［14］。本文先設(shè)定空間杜賓模型如式（1）所示：

其中：i表示省份；t表示年份；TFPit表示各省的產(chǎn)業(yè)TFP；Wij表示設(shè)定的N×N維空間權(quán)重矩陣，反映了各省在t時期的空間權(quán)重；ρ表示鄰近省份產(chǎn)業(yè)TFP 對本省TFP 造成的影響；Conit為本文的核心解釋變量，表示各省消費升級程度；Wij×Conit表示消費升級的空間滯后項；Xit表示影響TFP 的控制變量；μit表示地區(qū)固定效應(yīng)；εit表示空間誤差項。

（二）變量描述與說明

1.被解釋變量的選取與測度

借鑒魯曉東和連玉君［15］的方法進行OP 半?yún)?shù)估計法，設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)形式為規(guī)模報酬不變的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：

通過對式（2）取對數(shù)，可得其如下線性形式：y=akit+（1-α）lit+δit，其中，yit、kit和lit分別表示Yit、Kit和Lit對數(shù)形式，隨機誤差項δit包含了各省TFP 對數(shù)形式。將隨機誤差項δit拆分為兩項，ωit為TFP 對數(shù)，uit為實際誤差項。構(gòu)建最優(yōu)資本函數(shù)：Iit=Ii（ω，kit），求得其反函數(shù)為ωit=f（Iit，kit），代入得：

對式（3）進行非參數(shù)方法來得到TFP 無偏估計值。其中，產(chǎn)出（Yit）用各省產(chǎn)業(yè)增加值表示，利用產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)進行平減。勞動力投入（Lit）用各省年末兩次產(chǎn)業(yè)平均從業(yè)人員表示。資本投入（Kit）用各省產(chǎn)業(yè)固定資本存量表示，計算公式如下：，其中，Kit表示各省當期固定資本存量；σ表示資本折舊率，取值為9.6%；Kit-1表示各省上一期各產(chǎn)業(yè)固定資本存量；Iit表示各省當期名義固定資本形成總額；Pit表示各省固定資產(chǎn)投資價格折減指數(shù)。

2.消費升級程度

本文借鑒楊天宇和陳明玉［16］的做法，利用各省人均可支配收入表示消費升級程度。原因在于，個人可支配收入是居民收入扣除所得稅和轉(zhuǎn)移支付后剩下的收入，它表明了居民個人消費和儲蓄能力，是消費開支的決定性因素，更是作用于消費結(jié)構(gòu)升級的主要變量。

3.控制變量的選取與測度

產(chǎn)業(yè)TFP 除了受消費升級的影響外，還受其他因素的影響。借鑒以往文獻，在模型中加入以下影響產(chǎn)業(yè)TFP 的控制變量：①政府干預(yù)程度，本文采用各省政府財政支出占各省GDP 比值來衡量政府干預(yù)程度；②貿(mào)易開放程度，本文選取各地區(qū)進出口總額占各省GDP 比值來衡量貿(mào)易開放程度；③外資依存程度，本文選取各省實際利用外商直接投資占各省GDP 比值來衡量外資依存程度；④金融發(fā)展水平，本文采用年末金融機構(gòu)各項貸款余額占GDP 比值來衡量金融發(fā)展水平；⑤城鎮(zhèn)化程度，本文采用各省城鎮(zhèn)人口占各省總?cè)丝诒戎祦砗饬砍擎?zhèn)化程度；⑥市場化水平，本文采用王小魯?shù)龋?7］編制的中國各地區(qū)市場化指數(shù)來衡量。

4.空間權(quán)重矩陣的選取

Wij采用空間鄰接矩陣，若地區(qū)i與地區(qū)j存在地理鄰接關(guān)系，則Wij為1，否則為0，其主對角線元素均為0。設(shè)置空間鄰接矩陣權(quán)重矩陣的合理性在于，地理位置越近，交通則越便利，勞動力、資本等要素流動更為頻繁，地區(qū)TFP 可能受于地區(qū)間要素流動的溢出效應(yīng)影響?；诖耍疚脑O(shè)置空間權(quán)重矩陣，并進行了行標準化處理。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文研究中所選取的樣本為1997—2017 年中國30 個省份（因數(shù)據(jù)缺失，不包括西藏地區(qū)和港澳臺地區(qū)）的數(shù)據(jù)。由于大部分省份公布了2017 年工業(yè)總產(chǎn)值，剩余省份未公布數(shù)據(jù)，本文利用各省統(tǒng)計年鑒中公布的工業(yè)總產(chǎn)值增速和2016 年工業(yè)總產(chǎn)值進行計算，對于依然缺失的數(shù)據(jù)，采用鄰近線性插補進行處理。其余各數(shù)據(jù)均來自于各省歷年統(tǒng)計年鑒和《中國統(tǒng)計年鑒》。

二、實證結(jié)果分析

（一）產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率自相關(guān)檢驗

在進行空間計量模型估計之前，需要對地區(qū)間產(chǎn)業(yè)TFP 是否存在空間相關(guān)性進行檢驗。以往文獻通常采用全局空間自相關(guān)Moran’sI指數(shù)來考察觀察對象的空間相關(guān)性，本文也采用這種方法來檢驗，各省兩次產(chǎn)業(yè)TFP 的Moran’sI指數(shù)及檢驗結(jié)果見表1。

由表1 可知，除1998 年、2007 年、2008 年和2013 年外，我國各省工業(yè)TFP 的Moran’sI指數(shù)均在10%的置信水平上顯著為正，即認為存在正向空間相關(guān)；我國服務(wù)業(yè)TFP 的Moran’sI指數(shù)在樣本期內(nèi)，均在10%的置信水平上顯著為正，即認為存在正向空間相關(guān)，這意味著確定使用空間計量模型進行估計是合理的。因此本文通過建立空間計量模型實證考察消費升級對產(chǎn)業(yè)TFP 的影響，為區(qū)域間產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展提供參考。

表1 產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率空間自相關(guān)檢驗

（二）消費升級對產(chǎn)業(yè)TFP 影響的空間計量結(jié)果分析

根據(jù)第一大節(jié)第（一）小節(jié)建立的空間杜賓模型，采用極大似然估計（MLE）對中國1997—2017 年省級TFP 進行回歸，結(jié)果見表2 第（3）、第（6）列。為了對模型形式進行篩選，本文還給出了不加控制變量的空間杜賓模型估計結(jié)果，以及控制地區(qū)固定效應(yīng)的混合面板最小二乘（sFE）的估計結(jié)果。

根據(jù)Elhorst 等［18］提出的空間計量模型選擇原則進行篩選。首先對模型進行普通OLS 回歸，并在基礎(chǔ)上進行LM 檢驗。通過對工業(yè)TFP 的控制地區(qū)固定效應(yīng)最小二乘估計結(jié)果的檢驗可知，LM-Error、R LM-Error、LM-Lag 和R LM-Lag 統(tǒng)計量均未通過顯著性檢驗；對服務(wù)業(yè)TFP 的估計結(jié)果檢驗可知，LM-Error 和R LM-Error統(tǒng)計量均未通過顯著性檢驗，而LM-Lag 和R LM-Lag 統(tǒng)計量均在5%的置信水平下顯著。進一步地，本文在假定選擇SDM 模型的前提下，對不同被解釋變量的模型進行Wald 檢驗和Lratio 檢驗，以確定采用SDM 模型是否合適。從表2 第（3）列的Wald 檢驗和Lratio 檢驗P值可以看出，在10%的置信水平下拒絕了ψ=0 和ψ=-ρα的原假設(shè)，顯然SDM 模型更為合適。在服務(wù)業(yè)TFP 的模型中，從表2 第（6）列的Wald 檢驗和Lratio 檢驗P值可以看出，均在1%的置信水平下拒絕了ψ=0 和ψ=-ρα的原假設(shè)，顯然SDM 模型更為合適。所以本文在分析服務(wù)業(yè)TFP 模型時選擇SDM 地區(qū)固定效應(yīng)模型。加入控制變量后，同一地區(qū)固定效應(yīng)SDM 模型的R2和ln-L值較之前均有了明顯提升，這表明加入控制變量后的SDM 模型更加適宜。

根據(jù)sFE 和SDM 模型估計結(jié)果顯示，若忽略地區(qū)間存在的空間相關(guān)性，將高估各經(jīng)濟因素對產(chǎn)業(yè)TFP 的影響，在本文中所考慮的產(chǎn)業(yè)TFP 影響因素中，只有金融發(fā)展水平、市場化程度的影響被高估的成分較小。但是，納入空間效應(yīng)后，全要素生產(chǎn)率依然受到政府干預(yù)、外資依存程度、金融發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化程度和市場化水平的影響。

表2 中第（3）列的工業(yè)TFP 的SDM 估計顯示，消費升級空間相關(guān)系數(shù)ρ顯著為正，表明在地理空間鄰接省份的工業(yè)TFP 存在正向空間溢出效應(yīng)。而消費升級空間滯后項估計系數(shù)ψ顯著為負，這表明，本地區(qū)消費升級提高當?shù)毓I(yè)TFP 的同時，對鄰近省份工業(yè)TFP 產(chǎn)生顯著的抑制，存在顯著負向空間外溢效應(yīng)。表2 中第（4）列的服務(wù)業(yè)的SDM 估計顯示，消費升級系數(shù)為0.607，通過了1%的顯著水平檢驗，表明各地消費的提高，將會顯著促進服務(wù)業(yè)TFP 提升?？臻g相關(guān)系數(shù)ρ顯著為正，表明在地理鄰接省份的服務(wù)業(yè)TFP 存在正向的空間溢出效應(yīng)。而消費升級空間滯后項系數(shù)ψ顯著為正，這表明，本地區(qū)消費升級提高當?shù)胤?wù)業(yè)TFP 同時，而且對鄰近省份服務(wù)業(yè)TFP 產(chǎn)生顯著促進作用，存在顯著正向空間外溢效應(yīng)。然而，本地消費變化可能通過影響其他的消費情況再反過來對本地消費產(chǎn)生影響，即存在“反饋效應(yīng)”，導(dǎo)致空間計量模型中消費升級對產(chǎn)業(yè)TFP 的地區(qū)內(nèi)溢出效應(yīng)和地區(qū)間溢出效應(yīng)不能用表2 中的估計結(jié)果進行解釋。為了防止做出錯誤判斷和進一步研究估計系數(shù)所包含的交互信息，本文基于LeSage 和Pace［19］的思路和方法，計算上述變量的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)的估計值。計算結(jié)果見表3。

由表3 結(jié)果可知：第一，在工業(yè)效率的SDM 模型中，消費升級直接效應(yīng)為0.913，即地方消費增加1%，使當?shù)毓I(yè)TFP 將增加0.913 個單位，存在明顯地區(qū)內(nèi)溢出效應(yīng)。其中，直接效應(yīng)（0.913）大于表2 中的消費升級回歸系數(shù)（0.909），這是因為本地消費的變化，通過影響相關(guān)區(qū)域消費情況再反過來對本地消費產(chǎn)生影響，即“反饋效應(yīng)”。消費升級間接效應(yīng)為-0.008，小于直接效應(yīng)，這說明地方消費升級受到其他地區(qū)影響較少?？傮w而言，消費升級程度會促進所在地區(qū)工業(yè)TFP。第二，在服務(wù)業(yè)效率的SDM 模型中，消費升級直接效應(yīng)估計系數(shù)顯著為正，存在明顯地區(qū)內(nèi)溢出效應(yīng)。直接效應(yīng)估計系數(shù)0.625 大于表3 中消費升級回歸系數(shù)（0.607），這說明也存在“反饋效應(yīng)”。消費升級的間接效應(yīng)顯著為0.557，一定程度上說明鄰近省份消費情況改善會促進本省服務(wù)業(yè)TFP 提升，存在正向地區(qū)間溢出效應(yīng)。

表2 消費升級與產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的估計結(jié)果

表3 消費升級對全要素生產(chǎn)率影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

（三）空間效應(yīng)差異的進一步討論

以上實證結(jié)果表明，消費升級對產(chǎn)業(yè)TFP 提升存在顯著的促進作用，并存在一定空間溢出效應(yīng)。然而，各省市本身的特征（所處地理位置）和消費情況可能會因時間和所在地區(qū)的不同，而產(chǎn)生空間的差異性。本部分將從時間和空間維度進行討論。

1.分時段的空間效應(yīng)差異分析

為了討論消費升級對產(chǎn)業(yè)TFP 提升在時間維度上動態(tài)變化，借鑒王一鳴［20］對宏觀經(jīng)濟階段的分類，將樣本期分為“入世”前（1997—2002 年），人口紅利時期（2003—2007 年），金融危機后經(jīng)濟復(fù)蘇時期（2008—2012 年）和提出經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)至今階段（2013—2017 年），并且表2 的Moran’sI指數(shù)也顯示工業(yè)TFP 出現(xiàn)不顯著的斷點在2007年、2013 年，工業(yè)是國民經(jīng)濟的命脈，它的變化也反映出國家經(jīng)濟發(fā)展狀況，這與以上時間節(jié)點分類也比較契合。估計結(jié)果見表4。

比較工業(yè)和服務(wù)業(yè)的核心解釋變量效應(yīng)差異可以發(fā)現(xiàn)，在“入世”前，消費升級對本地工業(yè)TFP 影響顯著為正，而對其他地區(qū)影響卻顯著為負，并且間接效應(yīng)遠大于直接效應(yīng)，這說明這段時期內(nèi)，當?shù)叵M提升在促進本地工業(yè)效率增加同時，通過吸引要素流動，產(chǎn)生“虹吸效應(yīng)”，地區(qū)間為爭奪要素而惡性競爭導(dǎo)致效率低下。而對服務(wù)業(yè)影響均顯著為正，這是由于這段時期服務(wù)業(yè)剛開始起步階段，居民消費水平提升誘發(fā)服務(wù)業(yè)為其提供產(chǎn)品，從而獲得一定發(fā)展。人口紅利時期，勞動人口比重較高，為經(jīng)濟高速發(fā)展提供高儲蓄、高投資的環(huán)境，此時消費水平提升會促進工業(yè)和服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率增加，并且服務(wù)業(yè)處于發(fā)展階段，消費對服務(wù)業(yè)TFP 總效應(yīng)（估計系數(shù)為1.174）達到最高。金融危機后的復(fù)蘇階段，我國大力發(fā)展交通設(shè)施和網(wǎng)絡(luò)通信的建設(shè)，這為地區(qū)間要素快速流動提供了物質(zhì)基礎(chǔ)，使得空間溢出效應(yīng)繼續(xù)持續(xù)下去。新常態(tài)時期，經(jīng)濟發(fā)展節(jié)奏減緩，由以前的粗獷式向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變，加之生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)受到社會重視，消費升級對服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率的促進作用反哺到工業(yè)生產(chǎn)中，其中間接效應(yīng)遠大于直接效應(yīng)，并且總效應(yīng)達到樣本期內(nèi)最高值，這說明新常態(tài)階段消費升級對促進本地和鄰近地區(qū)TFP 提升的作用更加重要。

2.分區(qū)域的空間效應(yīng)差異分析

我國區(qū)域發(fā)展不平衡，地區(qū)間消費水平和產(chǎn)業(yè)TFP 存在巨大差異，并且東部地區(qū)城市較密集，空間距離小，方便要素流動，而西部地區(qū)城市間距離較大，要素流動不便。因此在分析空間溢出效應(yīng)時，有必要考慮地理差異起到的作用。為此，本部分將樣本劃分為東、中、西部三個區(qū)域進行討論。估計結(jié)果見表5。

表5 顯示，從總效應(yīng)看，在東、中、西部地區(qū)，消費升級均對產(chǎn)業(yè)TFP 提升具有顯著促進作用，說明消費水平提升在一定程度上會促進產(chǎn)業(yè)TFP 提升的結(jié)論是穩(wěn)健的。直接效應(yīng)來看，中西部地區(qū)的消費提升對兩次產(chǎn)業(yè)TFP 促進作用大于東部地區(qū)；而在間接效應(yīng)上，中西部地區(qū)的消費提升對工業(yè)TFP 促進作用也是大于東部地區(qū)，對服務(wù)業(yè)效率促進作用卻呈現(xiàn)出自東向西逐漸遞減?？赡艿脑蚴牵形鞑康貐^(qū)本身消費水平相較于東部地區(qū)而言差距較大，隨著經(jīng)濟發(fā)展，中西部地區(qū)收入水平提升幅度要遠比東部地區(qū)大，并且中國存在的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)在中西部地區(qū)仍較為明顯。孫興杰等［21］的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民消費意愿和消費增速均快于城鎮(zhèn)居民。這表明中西部地區(qū)存在較為龐大的消費升級群體，他們的消費水平提升會對工業(yè)制成品產(chǎn)生較大的需求，從而促進工業(yè)效率提升；當中西部地區(qū)消費水平跨越了工業(yè)制成品階段，就會增加對服務(wù)業(yè)產(chǎn)品的需求，從而促進服務(wù)業(yè)效率提升。這也就是為什么中西部地區(qū)消費提升的直接效應(yīng)大于東部地區(qū)的原因。此外，隨著國家深入實施中部地區(qū)崛起和西部大開發(fā)的任務(wù)，將東部地區(qū)的大部分工業(yè)和一部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)遷移至中西部地區(qū)，促進產(chǎn)業(yè)間的地理分工布局。由于東部地區(qū)收入水平已經(jīng)達到一定消費程度，它的增加會導(dǎo)致服務(wù)業(yè)產(chǎn)品的需求增加，而東部地區(qū)城市密集，便于服務(wù)業(yè)要素流動，從而促進鄰近地區(qū)服務(wù)業(yè)TFP 提升。東、中、西部的收入差距和產(chǎn)業(yè)地理布局，導(dǎo)致其對鄰近地區(qū)服務(wù)業(yè)TFP 的作用呈現(xiàn)自東向西逐漸遞減的現(xiàn)象。

表4 空間效應(yīng)的時間維度差異估計

表5 空間效應(yīng)的地理維度差異估計

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文空間計量模型采用的是空間鄰接矩陣，優(yōu)點在于可充分考慮與本省鄰近省份對自身TFP 提升的影響，但缺點在于可能忽略不相鄰省份也可能對本省的產(chǎn)業(yè)TFP 產(chǎn)生一定的影響。為了彌補這一缺點，本文將構(gòu)建不同權(quán)重矩陣來衡量不同地區(qū)之間關(guān)系，主要包括：①經(jīng)濟空間權(quán)重矩陣（We），構(gòu)建公式為，其中表示i省份樣本期內(nèi)GDP 的均值表示樣本期內(nèi)所有省份GDP 的均值，主對角線元素均為0；②空間距離權(quán)重矩陣（Wd），構(gòu)建公式為，其中dij為根據(jù)國家基礎(chǔ)地理信息系統(tǒng)提供的省份經(jīng)緯度數(shù)據(jù)所測算的兩地區(qū)直線地理距離，主對角線元素均為0。更換空間權(quán)重矩陣后，本文重新按照前文的實證過程進行了估計。估計結(jié)果顯示，采用地區(qū)固定效應(yīng)的SDM 模型進行估計是合理的，在分析消費升級對產(chǎn)業(yè)TFP 影響時使用SDM 模型得到穩(wěn)健性檢驗。此外，無論是采用哪種空間權(quán)重矩陣，其估計結(jié)果與前文實證結(jié)果區(qū)別在于空間相關(guān)系數(shù)、某些變量系數(shù)和空間滯后項系數(shù)有了一定程度的提高或降低，但核心解釋變量的估計符號與上文的研究結(jié)論基本一致。這在一定程度上說明本文結(jié)果具有穩(wěn)健性（鑒于篇幅原因，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果不做匯報，若有興趣，備索）。

三、結(jié)論與啟示

本文利用國內(nèi)1997—2017 年省級面板數(shù)據(jù)，運用半?yún)?shù)OP 法測算各省產(chǎn)業(yè)TFP，構(gòu)建SDM 模型，實證檢驗了消費升級對產(chǎn)業(yè)TFP 的影響，得到如下結(jié)論：第一，我國產(chǎn)業(yè)TFP 具有明顯空間相關(guān)性。Moran’sI指數(shù)和SDM 模型的空間相關(guān)系數(shù)均顯著為正，說明一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率不僅與自身相關(guān)，而且還會受鄰近地區(qū)效率影響。第二，消費升級會顯著促進產(chǎn)業(yè)TFP 提升，對服務(wù)業(yè)TFP 促進作用大于對工業(yè)的影響。進一步研究發(fā)現(xiàn)，消費升級具有顯著正向空間溢出效應(yīng)，一個地區(qū)消費升級不僅會促進本地產(chǎn)業(yè)TFP 提升，還會通過空間溢出效應(yīng)推動鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)TFP 提升。其中，消費升級對服務(wù)業(yè)TFP 提升的間接效應(yīng)顯著，對工業(yè)TFP 提升的間接效應(yīng)并不顯著。第三，為了探究消費升級影響產(chǎn)業(yè)TFP 的空間效應(yīng)是否存在差異性，從時間和空間維度進行分析，結(jié)果表明，就時間維度而言，消費升級對工業(yè)TFP 促進作用是顯著增強的，而對服務(wù)業(yè)效率影響隨著服務(wù)業(yè)由誕生到成熟的過程是逐漸減弱的。就空間維度而言，東、中、西部地區(qū)的消費升級均對產(chǎn)業(yè)TFP 提升具有顯著促進作用；直接效應(yīng)來看，中西部地區(qū)消費提升對兩次產(chǎn)業(yè)TFP 促進作用大于東部地區(qū)；而消費提升對服務(wù)業(yè)TFP 的間接效應(yīng)卻呈現(xiàn)出由東向西逐漸遞減趨勢。最后通過更換空間權(quán)重矩陣，發(fā)現(xiàn)上述結(jié)果依然穩(wěn)健。

根據(jù)上述結(jié)論，本文研究啟示在于：第一，推動產(chǎn)業(yè)效率提升、轉(zhuǎn)型升級，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展依賴于國內(nèi)消費。為此，政府應(yīng)保障人民收入水平增長，收入水平提升是消費升級促進產(chǎn)業(yè)升級的根本途徑，應(yīng)不斷完善社會保障體系，將靈活就業(yè)群體、貧困群體納入到保障范圍。目前國內(nèi)仍有大量低收入人口，政府應(yīng)著力確保在2020 年實現(xiàn)全面小康社會的奮斗目標，擴大中等收入群體規(guī)模。進一步引導(dǎo)消費由生存型向發(fā)展型、享受型消費模式轉(zhuǎn)變，鼓勵發(fā)展新消費方式，擴大居民消費領(lǐng)域和消費信貸，滿足居民多層次消費需求。第二，在促進消費水平提升時，應(yīng)對不同地區(qū)采取因地適宜的政策。應(yīng)當看到中西部地區(qū)收入水平提升對產(chǎn)業(yè)效率的顯著促進作用，通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移方式，使產(chǎn)業(yè)利用中西部地區(qū)巨大的消費升級市場，實現(xiàn)本地市場效應(yīng)的形成，促進產(chǎn)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的實現(xiàn)。積極利用不同區(qū)域消費升級的空間溢出效應(yīng)來促進本地產(chǎn)業(yè)發(fā)展。對于空間溢出效應(yīng)較強的區(qū)域，應(yīng)當考慮省份間的相互影響、協(xié)同治理、共同制定產(chǎn)業(yè)政策，實現(xiàn)區(qū)域間的市場整合。第三，從控制變量來看，政府應(yīng)鼓勵企業(yè)以市場需求為導(dǎo)向，增加對外開放力度，實施負面清單制度，為進出口貿(mào)易企業(yè)減費降負，從而推動產(chǎn)業(yè)升級。此外，政府對市場的干預(yù)應(yīng)僅限于為企業(yè)提供較好的軟硬件設(shè)施與營商環(huán)境，主導(dǎo)金融體系將信貸流向小微企業(yè)，促進資本要素流向生產(chǎn)率較高的企業(yè)，以及提高市場化程度，以發(fā)揮價格機制與競爭機制在經(jīng)濟運行中的作用。