高技術(shù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的定量測度及效應(yīng)分析

李 健，賴文杰

(1.天津理工大學(xué) 管理學(xué)院；2.天津理工大學(xué) 循環(huán)經(jīng)濟(jì)與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展研究中心，天津 300384)

0 引言

當(dāng)前，我國已進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段。在我國經(jīng)濟(jì)由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段的關(guān)鍵時(shí)期，面對舊動(dòng)能日漸式微和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)增長乏力，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為戰(zhàn)略性引領(lǐng)產(chǎn)業(yè)，表現(xiàn)出強(qiáng)勁增長活力。2016年，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重達(dá)到5.08%，成為經(jīng)濟(jì)增長的重要引擎；2019年，規(guī)上高技術(shù)制造業(yè)增加值與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)投資分別同比增長8.8%和17.3%，明顯快于規(guī)上工業(yè)增速，表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是我國實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的主要?jiǎng)恿?。然而，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展也面臨一系列問題，如要素配置的結(jié)構(gòu)紅利呈下降趨勢[1]、區(qū)域間發(fā)展差距較大[2]、低水平區(qū)域存在“馬太效應(yīng)”[3]等，同時(shí)結(jié)合相關(guān)數(shù)據(jù)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值增速從2010年的16.6%降至2019年的8.8%，表明我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在增長動(dòng)力、資源配置效率、區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展等問題上面臨困境。

產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移作為一種產(chǎn)業(yè)基于資源供給或產(chǎn)品需求變化發(fā)生轉(zhuǎn)移的經(jīng)濟(jì)過程[4]，其實(shí)質(zhì)是生產(chǎn)要素在不同區(qū)域間的重新配置[5]，對于提升產(chǎn)業(yè)的資源配置效率、推動(dòng)產(chǎn)業(yè)在區(qū)域?qū)用鎱f(xié)調(diào)發(fā)展具有重要作用，因而也是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)破解發(fā)展困境的關(guān)鍵所在。由于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對自然資源的依賴性較弱，更容易發(fā)生產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移現(xiàn)象[6]，因而通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移實(shí)現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展更具可能性，但現(xiàn)實(shí)中，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移能否提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展質(zhì)量仍需檢驗(yàn)。同時(shí)，在構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局下，承接高技術(shù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移成為中西部地區(qū)積極融入雙循環(huán)發(fā)展格局的重要抓手。因此，分析高技術(shù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移狀況和轉(zhuǎn)移效應(yīng)具有重要現(xiàn)實(shí)意義，但如何較為全面地分析產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)是研究的難點(diǎn)。

在高質(zhì)量發(fā)展階段，提高全要素生產(chǎn)率是高質(zhì)量發(fā)展的動(dòng)力源泉。全要素生產(chǎn)率作為一種資源配置效率，是產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)的重要反映，也是產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要體現(xiàn)。因此，以產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率衡量產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)具備一定合理性。為此，本文核心研究問題是：樣本期內(nèi)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有怎樣的相對轉(zhuǎn)移規(guī)模和轉(zhuǎn)移特征？產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移過程中是否提升了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率？

1 文獻(xiàn)綜述

產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移形式包括國內(nèi)省際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，早期關(guān)于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)的研究主要集中在以國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移為主的外商直接投資(FDI)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系上。雖然大多數(shù)研究認(rèn)為FDI是人力資本、技術(shù)轉(zhuǎn)讓和跨國公司理念在各國間溢出的重要渠道，但在實(shí)證檢驗(yàn)方面，F(xiàn)DI對經(jīng)濟(jì)增長的影響尚存在爭議。Iamsiraroj&Ulubasoglu[7]運(yùn)用Meta-Analysis方法對先前的研究進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)只有不到一半的研究認(rèn)為FDI對經(jīng)濟(jì)增長有積極且顯著的影響，近1/3的研究得出FDI對經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)面影響的結(jié)論。原因可能是，學(xué)者們主要從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平[8]、金融發(fā)展水平[9]和制度質(zhì)量[10]等不同角度進(jìn)行考察。

隨著內(nèi)生增長理論的出現(xiàn)以及對經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長的關(guān)注，學(xué)者們開始聚焦產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，但在實(shí)證分析方面，同樣出現(xiàn)爭議。一種觀點(diǎn)認(rèn)為FDI能夠促進(jìn)東道國全要素生產(chǎn)率提升，如Mohammed&Murshed[11]研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI通過技術(shù)轉(zhuǎn)讓、擴(kuò)散和溢出效應(yīng)提升東道國全要素生產(chǎn)率；Adnan等[12]、Malikane[13]分別以南亞地區(qū)和非洲地區(qū)為研究對象，證實(shí)FDI對東道國全要素生產(chǎn)率提升的促進(jìn)作用。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為FDI對東道國全要素生產(chǎn)率的影響是不確定的，如Aitken&Harrison[14]研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對委內(nèi)瑞拉企業(yè)生產(chǎn)率具有負(fù)面影響，并以“市場偷竊”假說作為解釋，該假說認(rèn)為，雖然FDI能夠促進(jìn)技術(shù)轉(zhuǎn)移，但代價(jià)是國內(nèi)企業(yè)的市場份額，這將迫使國內(nèi)企業(yè)以更高的平均成本進(jìn)行生產(chǎn)，因此FDI的效應(yīng)可能是負(fù)面的；Cecchini&Lai-Tong[15]以7個(gè)地中海國家為樣本，研究發(fā)現(xiàn)FDI對全要素生產(chǎn)率的溢出效應(yīng)取決于東道國人力資本、貿(mào)易開放水平等因素；Benxi & Ruiying[16]通過比較FDI對木材制造業(yè)、造紙制造業(yè)和家具制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)FDI對不同行業(yè)的影響具有差異。因此，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移能否提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率仍需要考證。

國內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移研究視角主要集中在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移測度[17]、動(dòng)力機(jī)制[4]、經(jīng)濟(jì)效應(yīng)[5]等方面。其中，對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的研究，學(xué)者們主要從區(qū)域發(fā)展差異[2]、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移趨勢[6]、空間轉(zhuǎn)移模式與動(dòng)力機(jī)制[18]等方面進(jìn)行分析。在全要素生產(chǎn)率效應(yīng)方面，張秀生和黃鮮華[19]通過研究區(qū)域制造業(yè)轉(zhuǎn)移發(fā)現(xiàn)，由于國內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移多以資源消耗型的落后產(chǎn)業(yè)為主，因此制造業(yè)轉(zhuǎn)移未能促進(jìn)區(qū)域全要素生產(chǎn)率整體提升；劉亞婕和董鋒[20]通過研究制造業(yè)轉(zhuǎn)移的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對全要素生產(chǎn)率的影響與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)。

綜上所述，通過梳理相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)：首先，關(guān)于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對全要素生產(chǎn)率的效應(yīng)研究多以國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移為主，有關(guān)國內(nèi)省際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移層面的研究較少，并且在行業(yè)層面以制造業(yè)為主，缺少對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的關(guān)注；其次，有關(guān)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對全要素生產(chǎn)率的影響框架，學(xué)者們主要從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、金融發(fā)展水平和人力資本等中間因素角度進(jìn)行探討，少有學(xué)者從分解全要素生產(chǎn)率的角度出發(fā)，深入探討高技術(shù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用路徑。因此，本文主要邊際貢獻(xiàn)在于，分析產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，同時(shí)基于分解后的全要素生產(chǎn)率，分析產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用路徑。鑒于此，本文從定量角度分析高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的相對轉(zhuǎn)移規(guī)模和轉(zhuǎn)移特征，在此基礎(chǔ)上，將全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)進(jìn)步指數(shù)、純技術(shù)效率指數(shù)和規(guī)模效率指數(shù)，基于2009—2018年中國內(nèi)地30個(gè)省市(西藏因數(shù)據(jù)不全，未納入統(tǒng)計(jì))面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用靜態(tài)面板模型和動(dòng)態(tài)面板模型檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，并結(jié)合作用路徑和行業(yè)異質(zhì)性探討提升產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)的舉措。

2 理論機(jī)制分析

梳理相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移主要通過產(chǎn)業(yè)集聚、結(jié)構(gòu)優(yōu)化和技術(shù)溢出方式作用于產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率。

產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移本質(zhì)上是生產(chǎn)要素在地理空間上的優(yōu)化再配置過程[5]。在這個(gè)過程中，為追求外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)，生產(chǎn)要素、企業(yè)乃至產(chǎn)業(yè)會(huì)在一個(gè)地區(qū)內(nèi)聚集，形成產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象。產(chǎn)業(yè)集聚存在規(guī)模效應(yīng)和擁擠效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移初期，生產(chǎn)要素在一定區(qū)域內(nèi)集中并積累，有利于企業(yè)節(jié)省運(yùn)輸成本，共享資源要素，從而獲得規(guī)模效應(yīng)，通過提升資源配置效率，實(shí)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率提升。隨著集聚規(guī)模擴(kuò)大，產(chǎn)業(yè)集聚會(huì)出現(xiàn)擁擠效應(yīng)，表現(xiàn)為勞動(dòng)力、土地、資本等生產(chǎn)要素配比失衡，加之交通擁擠、環(huán)境污染等問題，從而制約全要素生產(chǎn)率提升。此時(shí)，需要再次通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，將與要素結(jié)構(gòu)不契合的企業(yè)遷出，以消除擁擠效應(yīng)的非經(jīng)濟(jì)性。此外，產(chǎn)業(yè)集聚類型也會(huì)對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。范劍勇等[21]基于1998—2007年通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其它電子設(shè)備業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚主要通過提升技術(shù)效率、促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步作用于全要素生產(chǎn)率，其中，專業(yè)化集聚經(jīng)濟(jì)對全要素生產(chǎn)率有顯著促進(jìn)作用，多樣化集聚經(jīng)濟(jì)雖然能促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，但未能顯著促進(jìn)整體TFP提升。

在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移過程中，當(dāng)生產(chǎn)要素從低邊際生產(chǎn)率部門流動(dòng)至高邊際生產(chǎn)率部門時(shí)，會(huì)釋放出結(jié)構(gòu)紅利，反之則為結(jié)構(gòu)負(fù)利。實(shí)踐表明，充分釋放要素配置結(jié)構(gòu)紅利是提升全要素生產(chǎn)率的重要機(jī)制和手段，但現(xiàn)有研究關(guān)于結(jié)構(gòu)紅利的檢驗(yàn)結(jié)論尚不統(tǒng)一。以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為例，胡亞茹和陳丹丹[1]通過分解中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長率，發(fā)現(xiàn)要素配置結(jié)構(gòu)紅利對TFP提升起到重要作用；劉沛罡等[22]研究中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)紅利發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)力和資本在跨行業(yè)流動(dòng)時(shí)產(chǎn)生結(jié)構(gòu)紅利，但在跨省流動(dòng)時(shí)產(chǎn)生結(jié)構(gòu)負(fù)利。

由于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移通常是梯度轉(zhuǎn)移，在梯度轉(zhuǎn)移過程中，高梯度地區(qū)會(huì)為低梯度地區(qū)帶來相對先進(jìn)的技術(shù)或管理經(jīng)驗(yàn)，此時(shí)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移主要通過技術(shù)進(jìn)步或純技術(shù)效率作用于全要素生產(chǎn)率。技術(shù)溢出效應(yīng)分為產(chǎn)業(yè)內(nèi)的水平溢出和產(chǎn)業(yè)間的垂直溢出，其中，水平溢出主要通過示范效應(yīng)、競爭效應(yīng)和培訓(xùn)效應(yīng)影響東道國或低梯度地區(qū)全要素生產(chǎn)率，垂直溢出則通過產(chǎn)業(yè)間的前后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)作用于全要素生產(chǎn)率。李春梅[23]等以產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)較強(qiáng)的電子設(shè)備制造業(yè)為研究對象，證實(shí)產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)確實(shí)存在，并且能促進(jìn)電子設(shè)備制造業(yè)全要素生產(chǎn)率提升；Junbing[24]基于中國內(nèi)地30個(gè)省市面板數(shù)據(jù)，證實(shí)技術(shù)溢出對全要素生產(chǎn)率具有提升作用。然而，也有研究認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移可能會(huì)使承接地依賴外來技術(shù)溢出，從而陷入“低端技術(shù)陷阱”[25]。

綜上所述，雖然產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移能通過產(chǎn)業(yè)集聚、結(jié)構(gòu)優(yōu)化和技術(shù)溢出等方式作用于產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率，但現(xiàn)實(shí)中，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移過程中是否提升了產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率尚不確定，倘若存在促進(jìn)作用，是作用于技術(shù)進(jìn)步、純技術(shù)效率抑或是規(guī)模效率還需要進(jìn)一步分析。

3 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移定量測度及分析

3.1 產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移界定

產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移分為絕對轉(zhuǎn)移和相對轉(zhuǎn)移[26]。其中，絕對轉(zhuǎn)移是指產(chǎn)業(yè)從一個(gè)地區(qū)轉(zhuǎn)移至另一個(gè)地區(qū)，表現(xiàn)為轉(zhuǎn)出地產(chǎn)值絕對下降和轉(zhuǎn)入地產(chǎn)值絕對上升；相對轉(zhuǎn)移是指地區(qū)間產(chǎn)值發(fā)生相對變化，表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)重心改變。由于我國缺乏企業(yè)地理變遷數(shù)據(jù)，同時(shí)考慮到各地產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在較多年份處于普遍增加的狀況，因此本文將產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移界定為相對轉(zhuǎn)移。

3.2 測度方法與數(shù)據(jù)來源

關(guān)于產(chǎn)業(yè)相對轉(zhuǎn)移的測度，由于地區(qū)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的變化可能來自地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的變動(dòng)，而非來自產(chǎn)業(yè)遷移，因此會(huì)給相對指標(biāo)測度帶來偏差。為此，本文借鑒孫曉華等[5]的方法，加入地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模占比，以消除地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)大造成的影響，其公式為：

(1)

3.3 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移分析

基于公式(1)，本文測度2009—2018年中國內(nèi)地30個(gè)省市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)相對轉(zhuǎn)移量。雖然高技術(shù)產(chǎn)業(yè)可作為知識(shí)和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的代表，但由于行業(yè)間生產(chǎn)要素總量、要素配置結(jié)構(gòu)等存在差異，會(huì)對整體測度結(jié)果造成影響。為此，本文選取醫(yī)藥制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)作為代表性子行業(yè)，比較行業(yè)間轉(zhuǎn)移差異。為使結(jié)果更為直觀，對2009—2018年各地各產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移量進(jìn)行累計(jì)，結(jié)果如圖1所示。其中，顏色由淺至深依次表示數(shù)值缺失地區(qū)、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出地區(qū)、一般承接地區(qū)和主要承接地區(qū)，主要承接地區(qū)是指產(chǎn)業(yè)承接量排在前5位的省市，圖中數(shù)值為各省市的相對轉(zhuǎn)移量。

圖1 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)及代表性子行業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移

從高技術(shù)產(chǎn)業(yè)整體看，地理分布表現(xiàn)出從東部向中西部轉(zhuǎn)移的趨勢。產(chǎn)業(yè)承接量排在前5位的省市依次為重慶、河南、安徽、海南和江西，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出量排在前5位的省市為北京、上海、天津、福建和江蘇。結(jié)合地理分布，河南、安徽和江西是中部地區(qū)主要承接地和產(chǎn)業(yè)集聚地；西部地區(qū)相對轉(zhuǎn)移數(shù)值呈現(xiàn)出以重慶為中心向外遞減的趨勢，說明重慶是西部地區(qū)主要承接地和產(chǎn)業(yè)集聚地。此外，主要承接地安徽、江西與主要轉(zhuǎn)出地福建、江蘇毗鄰，說明局部地區(qū)存在梯度轉(zhuǎn)移特征。

從細(xì)分行業(yè)看，醫(yī)藥制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)表現(xiàn)出截然不同的轉(zhuǎn)移趨勢和集聚趨勢。一方面說明因行業(yè)要素配置結(jié)構(gòu)和地區(qū)資源稟賦不同產(chǎn)生的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移差異確實(shí)存在；另一方面表明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)子行業(yè)正形成不同產(chǎn)業(yè)空間布局，這不僅有利于各地區(qū)發(fā)揮比較優(yōu)勢，避免產(chǎn)業(yè)同質(zhì)化發(fā)展，還有利于推動(dòng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，形成國內(nèi)大循環(huán)發(fā)展格局。其中，醫(yī)藥制造業(yè)從內(nèi)陸向東部沿海地區(qū)零星集聚，主要承接地為海南、北京、遼寧、江蘇和上海，主要轉(zhuǎn)出地為江西、貴州、廣西、吉林和重慶，表明醫(yī)藥制造業(yè)主要從欠發(fā)達(dá)地區(qū)向發(fā)達(dá)地區(qū)轉(zhuǎn)移，存在逆梯度轉(zhuǎn)移特征[18]。同時(shí)，除北京外，主要承接地普遍具備臨海港口優(yōu)勢，說明市場貿(mào)易環(huán)境是醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的主要?jiǎng)右蛑弧ｋ娮蛹巴ㄐ旁O(shè)備制造業(yè)呈現(xiàn)出從四周向中心集聚的轉(zhuǎn)移趨勢，主要承接地為重慶、河南、江西、貴州和湖南，主要轉(zhuǎn)出地為北京、天津、上海、江蘇和福建，雖然產(chǎn)業(yè)從東部向中西部轉(zhuǎn)移，但主要承接地并非以中部為主，說明該行業(yè)不具備依次轉(zhuǎn)移的梯度特征。此外，除河南外，其余主要承接地在地理空間上呈現(xiàn)出毗鄰集聚的帶狀分布特征，這一定程度上與電子及通信設(shè)備制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)強(qiáng)關(guān)聯(lián)性有關(guān)。計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)主要呈現(xiàn)出從東部沿海向內(nèi)陸轉(zhuǎn)移的趨勢，主要承接地為重慶、四川、安徽、廣西和天津，主要轉(zhuǎn)出地為上海、廣東、福建、北京和浙江，從地理分布上看，廣西與廣東毗鄰、安徽與浙江毗鄰、天津與北京毗鄰，說明局部存在梯度轉(zhuǎn)移特征。同時(shí)，重慶和四川是計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)最主要的產(chǎn)業(yè)承接地，表明西南地區(qū)正成為全國計(jì)算機(jī)制造中心。原因在于，不同于以往沿海地區(qū)“兩頭在外”的加工貿(mào)易模式，重慶通過引進(jìn)零部件、原材料和整機(jī)廠商，形成上、中、下游產(chǎn)業(yè)鏈集群和“一頭在內(nèi)，一頭在外”的發(fā)展模式，有效解決了物流成本過高、產(chǎn)業(yè)配套不足等問題，從而形成產(chǎn)業(yè)承接的比較優(yōu)勢，成為計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)的主要承接中心。

4 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)分析

4.1 模型設(shè)定

結(jié)合文獻(xiàn)綜述分析，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響可能還受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平[8]、金融發(fā)展水平[9]、人力資本和對外開放程度[15]的影響，因此本文將其作為控制變量，靜態(tài)模型構(gòu)建如下：

(2)

其中，i表示省市，t表示年份；Y為被解釋變量，分別代表全要素生產(chǎn)率(TFP)、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)(Tech)、純技術(shù)效率指數(shù)(Pech)和規(guī)模效率指數(shù)(Sech)；QIT為核心解釋變量，代表產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移量；控制變量方面，lnPGDP表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，HC代表人力資本，F(xiàn)IN表示金融發(fā)展水平，OPEN表示對外開放程度；β為相應(yīng)變量的待估計(jì)系數(shù)，C為常數(shù)，μ代表個(gè)體效應(yīng)，?表示時(shí)間效應(yīng)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為避免模型(2)的內(nèi)生性問題，確保檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用動(dòng)態(tài)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。由于兩階段系統(tǒng)GMM在處理異方差和序列相關(guān)時(shí)更有效，因此使用兩階段系統(tǒng)GMM方法分析產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，即在模型(2)中加入被解釋變量的滯后項(xiàng)，模型如下：

Yi,t=C+β0Yi,t-1+β1QITi,t+β2lnPGDPi,t+

β3HCi,t+β4FINi,t+β5OPENi,t+μi+εi,t

(3)

4.2 指標(biāo)說明

(1)被解釋變量。被解釋變量包括全要素生產(chǎn)率(TFP)、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)(Tech)、純技術(shù)效率指數(shù)(Pech)和規(guī)模效率指數(shù)(Sech)。關(guān)于全要素生產(chǎn)率的測度，參照大多數(shù)學(xué)者的方法，本文采用DEA-Malmquist指數(shù)法測算2009—2018年各省市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)TFP增長率，并將其分解為技術(shù)進(jìn)步指數(shù)、純技術(shù)效率指數(shù)和規(guī)模效率指數(shù)。其中，以經(jīng)價(jià)格平減后的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務(wù)收入衡量產(chǎn)出，分別以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)從業(yè)平均人數(shù)和固定資本存量衡量勞動(dòng)力和資本投入，固定資本存量采用永續(xù)盤存法估計(jì)，其公式為：

Kt=It+(1-δt)Kt-1

(4)

其中，Kt為第t年的固定資本存量，It為經(jīng)價(jià)格平減后的第t年新增固定資產(chǎn)；δt為固定資本折舊率，參照大多數(shù)學(xué)者的一般做法[27]，折舊率取15%。關(guān)于基期固定資本存量，采用吳延兵[28]的方法，假定固定資本存量平均增長率等于每年新增固定資本平均增長率，則基期固定資本存量公式為：

(5)

其中，K0為基期固定資本存量，I0為基期新增固定資本，g為樣本期內(nèi)各省市實(shí)際新增固定資本平均增長率。

(2)核心解釋變量。本文核心解釋變量為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移量(QIT)，相關(guān)概念界定和測度方法與前文一致，將消除地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模干擾的產(chǎn)業(yè)在國內(nèi)區(qū)域間相對規(guī)模變化看作是產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。

(3)控制變量?？刂谱兞恐?，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平采用經(jīng)價(jià)格平減后的地區(qū)人均GDP對數(shù)衡量；人力資本采用受教育程度為大專以上人員比重衡量；金融發(fā)展水平采用各省市金融機(jī)構(gòu)人民幣存貸款余額占GDP比重衡量；借鑒劉亞婕等[20]的方法，對外開放程度采用地區(qū)外商直接投資額(FDI)占地區(qū)GDP比重衡量。各變量及測算方法如表1所示。

表1 各變量測算方法

4.3 數(shù)據(jù)來源與說明

由于相關(guān)年鑒自2012年起不再統(tǒng)計(jì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值，因此本文以主營業(yè)務(wù)收入替代該指標(biāo)。相關(guān)數(shù)據(jù)均以2008年為基期進(jìn)行平減，其中，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務(wù)收入用各省市工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，人均GDP、地區(qū)生產(chǎn)總值用各省市相關(guān)GDP指數(shù)進(jìn)行平減，固定資本用各省市固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減。部分缺失數(shù)據(jù)通過平滑方式獲取。數(shù)據(jù)來源于《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。

表2為各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。本文采用相關(guān)系數(shù)和方差膨脹因子對各解釋變量間的相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。各解釋變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.7，且VIF值均小于3，表明模型中解釋變量不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。由于DEA-Malmquist指數(shù)法測算的是增長率，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移指數(shù)測算的是每年的相對轉(zhuǎn)移量，因此在回歸之前，對被解釋變量以2008年為基期進(jìn)行轉(zhuǎn)換，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移量則進(jìn)行逐年累加。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表3 變量相關(guān)性分析結(jié)果

4.4 結(jié)果分析

在回歸之前，為選取合適的面板模型，本文使用F檢驗(yàn)判斷是否存在個(gè)體效應(yīng)(見表4)，結(jié)果顯示，每個(gè)模型都存在個(gè)體效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，為檢驗(yàn)個(gè)體效應(yīng)是否與其它解釋變量相關(guān)，本文先檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)，結(jié)果顯示，面板模型存在異方差、截面相關(guān)和序列相關(guān)。因此，采用穩(wěn)健Hausman檢驗(yàn)對個(gè)體效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，各模型均拒絕個(gè)體效應(yīng)與其它解釋變量不相關(guān)的原假設(shè)，說明采用固定效應(yīng)模型更有效。

表4 面板模型相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果及判斷

由于模型存在異方差、截面相關(guān)和序列相關(guān)，因此使用Driscoll-Kraay標(biāo)準(zhǔn)誤對模型結(jié)果進(jìn)行修正，并且采用包含個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)的雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行計(jì)算，靜態(tài)模型估計(jì)結(jié)果如表5所示。

表5 靜態(tài)面板模型回歸結(jié)果

從被解釋變量內(nèi)涵看，全要素生產(chǎn)率反映資源配置效率；技術(shù)進(jìn)步指數(shù)反映生產(chǎn)前沿面的移動(dòng)情況，表示生產(chǎn)技術(shù)水平是否提升；純技術(shù)效率指數(shù)反映對生產(chǎn)前沿面的追趕程度，表示生產(chǎn)的純技術(shù)有效性是否提高；規(guī)模效率指數(shù)反映生產(chǎn)規(guī)模的有效程度，表示產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模效率是否提升或是否向最佳規(guī)模效率逼近。

從靜態(tài)模型回歸結(jié)果看，全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和純技術(shù)效率模型均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，且F值與R2均相對較大，說明模型擬合效果較好；規(guī)模效率模型雖然在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，但R2較小，說明模型擬合效果較差。

核心解釋變量方面，全要素生產(chǎn)率模型中，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的貢獻(xiàn)系數(shù)為1.542，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移能顯著提升承接地高技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率。從細(xì)分指數(shù)模型看，技術(shù)進(jìn)步模型中，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的貢獻(xiàn)系數(shù)為0.235，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移能促進(jìn)承接地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步；純技術(shù)效率模型中，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的貢獻(xiàn)系數(shù)為1.026，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移能顯著促進(jìn)承接地產(chǎn)業(yè)純技術(shù)效率提升；規(guī)模效率模型中，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的貢獻(xiàn)系數(shù)為-0.138，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入會(huì)抑制承接地產(chǎn)業(yè)規(guī)模效率提升。因此，技術(shù)進(jìn)步和純技術(shù)效率是產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移促進(jìn)承接地產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的主要作用路徑。原因在于：一方面，由于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主要從東部向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，東部作為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的先行區(qū)，相較中西部而言，具備更加先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，存在技術(shù)梯度。在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移過程中，知識(shí)和技術(shù)會(huì)伴隨企業(yè)遷移向承接地企業(yè)擴(kuò)散，而承接地產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展會(huì)進(jìn)一步加快知識(shí)和技術(shù)擴(kuò)散，從而有利于承接地產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步。另一方面，當(dāng)前高技術(shù)產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)區(qū)域?qū)I(yè)化趨勢[18]，不僅在行業(yè)層面，在行業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)過程中也出現(xiàn)區(qū)域?qū)I(yè)化，即產(chǎn)品內(nèi)分工現(xiàn)象，這意味著產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移很大程度上以價(jià)值鏈某個(gè)環(huán)節(jié)作為主體進(jìn)行遷移。按照傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移理論，勞動(dòng)密集型行業(yè)會(huì)優(yōu)先發(fā)生產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，對應(yīng)產(chǎn)品內(nèi)分工，即為加工制造環(huán)節(jié)。因?yàn)殡S著產(chǎn)品標(biāo)準(zhǔn)化，高技術(shù)成分會(huì)固化在儀器或設(shè)備中，此時(shí)該環(huán)節(jié)對人力資本的要求并不高，企業(yè)為獲取勞動(dòng)力成本優(yōu)勢，反而會(huì)將加工制造環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移至相對落后的地區(qū)。根據(jù)《我國高技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易狀況分析》(《科技統(tǒng)計(jì)報(bào)告匯編》第9期)，2017年，以“三來一補(bǔ)”為代表的加工貿(mào)易占我國高技術(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易的59.6%，說明加工制造環(huán)節(jié)是我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的一大主體，同時(shí)也是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的主要轉(zhuǎn)移對象。由于加工制造環(huán)節(jié)通常具備成熟的生產(chǎn)流程和管理經(jīng)驗(yàn)，因而該環(huán)節(jié)的轉(zhuǎn)入能顯著提升承接地產(chǎn)業(yè)純技術(shù)效率，加之該環(huán)節(jié)是轉(zhuǎn)移的主體，因此產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對純技術(shù)效率的貢獻(xiàn)系數(shù)大于技術(shù)進(jìn)步。此外，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對規(guī)模效率的負(fù)向影響表明，承接地未能有效整合轉(zhuǎn)移資源。原因可能在于，承接地盲目吸納與自身資源稟賦不契合的企業(yè)，同時(shí)，遷入企業(yè)處于被動(dòng)嵌入狀態(tài)，無法與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)建立產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)，從而對承接地規(guī)模效率產(chǎn)生負(fù)面影響。

在控制變量中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)系數(shù)為-0.426，在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高不利于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。從細(xì)分指數(shù)模型看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對技術(shù)進(jìn)步和純技術(shù)效率的貢獻(xiàn)系數(shù)分別為-0.115和-0.226，且分別在10%和5%的統(tǒng)計(jì)水平上通過顯著性檢驗(yàn)，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高同樣不利于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和純技術(shù)效率提升。原因可能如前所述，加工制造環(huán)節(jié)是我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的一大主體，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升，勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素的價(jià)格也隨之上漲，從而使產(chǎn)業(yè)效益降低，不利于產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。對外開放程度對全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)系數(shù)為9.130，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明擴(kuò)大對外開放有利于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。對外開放程度對純技術(shù)效率的貢獻(xiàn)系數(shù)為7.631，在5%的統(tǒng)計(jì)水平上通過顯著性檢驗(yàn)，表明純技術(shù)效率是對外開放程度促進(jìn)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的主要作用路徑。原因可能在于，對外開放程度能夠反映國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移狀況，由于我國知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度尚不完善，并且存在國外技術(shù)封鎖，外商直接投資(FDI)以勞動(dòng)密集型或技術(shù)含量低的環(huán)節(jié)為主，因此這部分產(chǎn)業(yè)或環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)入不會(huì)帶來明顯的技術(shù)進(jìn)步，但成熟的生產(chǎn)流程和管理經(jīng)驗(yàn)?zāi)芴嵘a(chǎn)業(yè)純技術(shù)效率。金融發(fā)展水平和人力資本在全要素生產(chǎn)率模型中未能通過顯著性檢驗(yàn)。

為修正可能存在的遺漏變量、測量誤差和潛在內(nèi)生性等問題，本文采用兩階段系統(tǒng)GMM方法對模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果表6所示。從模型有效性看，4個(gè)模型的AR(1)均小于0.1且AR(2)均大于0.1，表明不存在擾動(dòng)項(xiàng)自相關(guān)，同時(shí)模型的Hansen檢驗(yàn)均大于0.1，說明模型的工具變量有效。

表6 動(dòng)態(tài)面板模型回歸結(jié)果

從動(dòng)態(tài)模型回歸結(jié)果看，核心解釋變量在全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步、純技術(shù)效率和規(guī)模效率模型中的結(jié)果與靜態(tài)模型結(jié)果相近，未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，說明模型的估計(jì)具備一定穩(wěn)健性。

4.5 行業(yè)異質(zhì)性分析

由于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)子行業(yè)存在截然不同的轉(zhuǎn)移趨勢和集聚趨勢，因而產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)可能也會(huì)有所不同。為此，本文選取醫(yī)藥制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)作為代表性行業(yè)，對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)的行業(yè)異質(zhì)性進(jìn)行比較分析。考慮到部分行業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)缺失，并且每年的變化不具備規(guī)律性，因此對缺失數(shù)據(jù)的地區(qū)和年份進(jìn)行剔除，限于篇幅，僅分析核心解釋變量的影響，結(jié)果如表7所示。

表7 產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)的行業(yè)異質(zhì)性分析結(jié)果

表7結(jié)果顯示，3個(gè)子行業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)系數(shù)均為正，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明各行業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對承接地產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率有促進(jìn)作用，但從細(xì)分指數(shù)看，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對全要素生產(chǎn)率的作用路徑存在行業(yè)異質(zhì)性。醫(yī)藥制造業(yè)的純技術(shù)效率指數(shù)為正，技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和規(guī)模效率指數(shù)為負(fù)，表明醫(yī)藥制造業(yè)轉(zhuǎn)入主要通過純技術(shù)效率提升全要素生產(chǎn)率。原因可能在于，醫(yī)藥制造業(yè)是從欠發(fā)達(dá)地區(qū)向發(fā)達(dá)地區(qū)進(jìn)行逆梯度轉(zhuǎn)移，企業(yè)的遷入不僅未能給承接地帶來先進(jìn)技術(shù)，反而還會(huì)因產(chǎn)業(yè)競爭加劇和研發(fā)資源爭奪等問題抑制產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，從而產(chǎn)生負(fù)面影響，規(guī)模效率的抑制作用也表明承接地未能有效整合轉(zhuǎn)移資源。電子及通信設(shè)備制造業(yè)的純技術(shù)效率指數(shù)和規(guī)模效率指數(shù)為正，技術(shù)進(jìn)步指數(shù)不顯著，其中，純技術(shù)效率指數(shù)的貢獻(xiàn)系數(shù)遠(yuǎn)大于規(guī)模效率指數(shù)，表明電子及通信設(shè)備制造業(yè)轉(zhuǎn)入主要通過純技術(shù)效率提升承接地產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率。不同于其它行業(yè)，電子及通信設(shè)備制造業(yè)的規(guī)模效率指數(shù)為正，可能是因?yàn)樵撔袠I(yè)較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性能自發(fā)整合產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移資源。計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)整體類似，其技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和純技術(shù)效率指數(shù)為正，規(guī)模效率指數(shù)為負(fù)，并且純技術(shù)效率指數(shù)遠(yuǎn)大于技術(shù)進(jìn)步指數(shù)，說明該行業(yè)轉(zhuǎn)移主要通過純技術(shù)效率提升承接地產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率。

5 結(jié)論與啟示

5.1 結(jié)論

本文基于2009—2018年我國內(nèi)地30個(gè)省市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)，從定量角度分析高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的相對轉(zhuǎn)移規(guī)模和轉(zhuǎn)移特征。在此基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移是否提升了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率以及通過何種路徑提升全要素生產(chǎn)率，同時(shí)檢驗(yàn)是否存在行業(yè)異質(zhì)性，得到以下主要結(jié)論：首先，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總體表現(xiàn)出從東部向中西部轉(zhuǎn)移的趨勢，并在局部地區(qū)存在梯度轉(zhuǎn)移特征。不同子行業(yè)間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移存在顯著差異，其中，醫(yī)藥制造業(yè)從內(nèi)陸向東部沿海地區(qū)零星集聚，電子及通信設(shè)備制造業(yè)從四周向中心集聚并呈現(xiàn)出毗鄰集聚的帶狀分布特征，計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)主要從東部沿海向內(nèi)陸集聚，西南地區(qū)成為全國計(jì)算機(jī)制造中心。其次，樣本期內(nèi)，靜態(tài)面板模型和動(dòng)態(tài)面板模型估計(jì)結(jié)果均表明，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移能顯著提升承接地高技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率，但對全要素生產(chǎn)率的作用路徑存在行業(yè)異質(zhì)性。綜合來看，各行業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入對純技術(shù)效率的正向影響均顯著，說明產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移主要通過純技術(shù)效率提升承接地產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率。

5.2 啟示

本文研究表明，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)正從東部向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，在轉(zhuǎn)移過程中，各子行業(yè)形成了不同產(chǎn)業(yè)空間布局，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入提升了承接地高技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率。這說明我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在空間布局、資源配置和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展等方面有所改善，并呈現(xiàn)良好發(fā)展態(tài)勢。但還應(yīng)該看到，與其它地區(qū)相比，西北地區(qū)是產(chǎn)業(yè)承接的薄弱地區(qū)，當(dāng)前承接產(chǎn)業(yè)主要依賴于純技術(shù)效率提升全要素生產(chǎn)率，技術(shù)進(jìn)步的作用不足，規(guī)模效率具有負(fù)向影響。為此，本文從優(yōu)化高技術(shù)產(chǎn)業(yè)空間布局出發(fā)，提出如下建議：

首先，各區(qū)域應(yīng)培育高技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)循環(huán)體系，形成產(chǎn)業(yè)承接比較優(yōu)勢。當(dāng)前高技術(shù)產(chǎn)業(yè)存在區(qū)域?qū)I(yè)化趨勢，形成不同區(qū)域分工局面，但比較來看，多數(shù)區(qū)域在特色產(chǎn)業(yè)方面的比較優(yōu)勢尚不突出。為此，應(yīng)借鑒重慶承接計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)的經(jīng)驗(yàn)，加強(qiáng)特色產(chǎn)業(yè)內(nèi)循環(huán)體系培育，完善產(chǎn)業(yè)配套設(shè)施，建立上、中、下游產(chǎn)業(yè)鏈集群，形成產(chǎn)業(yè)承接比較優(yōu)勢。

其次，承接地應(yīng)結(jié)合資源稟賦和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)，整合轉(zhuǎn)移資源。本文研究表明，各地在整合高技術(shù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移資源方面有所不足。為此，承接地應(yīng)結(jié)合資源稟賦，承接與自身要素配置結(jié)構(gòu)相契合的高技術(shù)企業(yè)，并借鑒電子及通信設(shè)備制造業(yè)的承接經(jīng)驗(yàn)，利用產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性優(yōu)化產(chǎn)業(yè)空間布局。在此過程中，主動(dòng)幫助遷入企業(yè)與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)建立聯(lián)系，推動(dòng)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)企業(yè)交流，促進(jìn)企業(yè)間資源共享，提升產(chǎn)業(yè)集聚的規(guī)模效應(yīng)。

5.3 研究不足

本文在定量測度高技術(shù)產(chǎn)業(yè)相對轉(zhuǎn)移的基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，并探討產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對全要素生產(chǎn)率的作用路徑，但還存在以下不足：首先，局限于相對轉(zhuǎn)移視角。相對轉(zhuǎn)移考察的是產(chǎn)業(yè)重心變化，盡管本文在一定程度上消除了地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的影響，但與實(shí)際轉(zhuǎn)移狀況相比，仍存在一定偏差。其次，分析粒度較粗。本文以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為主要研究對象，而具體行業(yè)間存在較大差異，如轉(zhuǎn)移趨勢差異、作用路徑差異等，盡管本文加入醫(yī)藥制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)作為代表性子行業(yè)進(jìn)行比較和佐證，但以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為主體的分析結(jié)果仍存在一定偏差。