中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間俱樂部收斂與增長影響因素

肖巧俐 王 躍

(華東理工大學(xué) 商學(xué)院，上海 200237)

一、問題與文獻(xiàn)

(一)問題的提出

區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展是我國貫徹新發(fā)展理念、建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的重要指導(dǎo)思想。2018年，國務(wù)院出臺了《關(guān)于建立更加有效的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機(jī)制的意見》，提出要縮小區(qū)域發(fā)展差距，破除地區(qū)之間利益藩籬和政策壁壘，加快形成區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機(jī)制。近年來，因全球經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化、新冠疫情等超預(yù)期因素的影響，我國面臨需求收縮、供給不穩(wěn)、預(yù)期轉(zhuǎn)弱三重壓力。同時，在國家戰(zhàn)略的指引下，我國區(qū)域發(fā)展出現(xiàn)了兩大特征：一是地區(qū)集聚趨勢明顯，生產(chǎn)要素和人口向發(fā)達(dá)地區(qū)加速流動；二是地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)逐步突顯，地區(qū)間的互動效應(yīng)越發(fā)顯著，逐漸形成了具有收斂特征的區(qū)域經(jīng)濟(jì)新格局。具體表現(xiàn)為：東西差距仍較大，南北差距愈發(fā)明顯，東北、西北、西南地區(qū)相對滯后。由于區(qū)域發(fā)展機(jī)制還不完善，導(dǎo)致落后地區(qū)資本、勞動力、技術(shù)等要素不斷流出，長此以往，將會影響落后地區(qū)的增長能力，從而制約我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。面對內(nèi)外部環(huán)境變化和發(fā)展要求，分析區(qū)域經(jīng)濟(jì)的收斂格局，找到經(jīng)濟(jì)增長動能，對進(jìn)一步促進(jìn)我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。

縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異，實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長是區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重點(diǎn)課題?，F(xiàn)存的宏觀經(jīng)濟(jì)模型主要從經(jīng)濟(jì)增長的收斂性來討論這一問題[1]。上世紀(jì)90年代以后，學(xué)者主要針對東、中、西三大板塊的俱樂部收斂趨勢進(jìn)行討論[2-3]，這基本符合該時期經(jīng)濟(jì)板塊的劃分和區(qū)域政策指向。自2012年起，我國區(qū)域政策除了強(qiáng)調(diào)東、中、西、東北4大板塊的協(xié)調(diào)發(fā)展，還著力實(shí)施京津冀、長三角等區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略[4]。在新政策驅(qū)動下，我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)怎樣的收斂趨勢？是否符合各板塊、各經(jīng)濟(jì)區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的區(qū)域政策導(dǎo)向？推動不同板塊經(jīng)濟(jì)增長的動力是什么？筆者擬采用全國31個省市區(qū)1978-2020年人均GDP數(shù)據(jù)，通過空間收斂俱樂部檢驗(yàn)、經(jīng)濟(jì)增長影響因素挖掘，探尋促進(jìn)落后地區(qū)和發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵動能。

(二)文獻(xiàn)綜述

地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長不僅依賴于自身的要素投入，同樣也受鄰近空間單元經(jīng)濟(jì)因素的影響。國外研究集中在對歐洲地區(qū)空間俱樂部的探索上，既有從一個國家內(nèi)部尋找空間收斂俱樂部，也有以國家為單位尋找空間收斂俱樂部，其中，俱樂部收斂的速度及穩(wěn)態(tài)水平是研究的重點(diǎn)[5]。國內(nèi)研究有基于全域范圍的空間收斂性檢驗(yàn)[6-7]。更多把焦點(diǎn)放在對特定區(qū)域板塊收斂性的檢驗(yàn)，如基于東、中、西三大地區(qū)之間、沿海與內(nèi)陸之間的相互影響，或基于探索性空間數(shù)據(jù)分析，在空間相關(guān)性測度的前提下分組討論[8-9]。也有學(xué)者用空間馬爾科夫鏈來研究俱樂部收斂現(xiàn)象[10]，馬國霞、覃成林等還測算了收斂速度及影響因素[11-12]。還有學(xué)者針對不同層級的區(qū)域范圍探討地區(qū)經(jīng)濟(jì)的俱樂部收斂，如張學(xué)良、陳芳探討了縣域經(jīng)濟(jì)的收斂現(xiàn)象[13-14]，蘭秀娟探討了地級市的收斂性[15]。大量研究證明，空間溢出效應(yīng)對地區(qū)間經(jīng)濟(jì)具有顯著影響；除了全域范圍內(nèi)的經(jīng)濟(jì)收斂趨勢顯著，各區(qū)域內(nèi)部的空間溢出效應(yīng)也具有不同特征。

在俱樂部經(jīng)濟(jì)增長影響機(jī)制的探討上，除了技術(shù)、資本、勞動力等傳統(tǒng)指標(biāo)外，研究者根據(jù)地區(qū)的劃分，開始重視區(qū)域政策、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響。此外，由于我國實(shí)行對外開放和市場化策略，加速了生產(chǎn)要素和產(chǎn)品的流動，拉動了經(jīng)濟(jì)增長，故FDI等因素對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長空間收斂的影響，也成為相關(guān)研究的重點(diǎn)。

空間收斂俱樂部檢驗(yàn)包含地區(qū)分組和收斂性檢驗(yàn)兩個步驟。地區(qū)分組的方法主要基于兩種模式：一是直接采用特定的區(qū)域板塊，但這種人為設(shè)定的標(biāo)準(zhǔn)，限制了不同板塊區(qū)域間可能存在收斂的情況，可能造成區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展與實(shí)際發(fā)展趨勢的脫節(jié)或背離。二是基于探索性空間數(shù)據(jù)分析，在空間相關(guān)性測度前提下，基于局部Moran’s I系數(shù)得出具有4種空間相關(guān)性模式的區(qū)域組合，該分組方法在近年的相關(guān)研究中得到廣泛的應(yīng)用[16]。在收斂性檢驗(yàn)方法上，針對我國經(jīng)濟(jì)處于轉(zhuǎn)型期、地區(qū)經(jīng)濟(jì)多重均衡增長、收斂速度存在差異的情況，Phillips 和Sul提出的基于非線性時變因子模型的log-t檢驗(yàn)方法，更適合我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂的實(shí)際，其發(fā)展了一種在檢驗(yàn)σ收斂基礎(chǔ)上，對面板中的橫截面?zhèn)€體進(jìn)行聚類、以構(gòu)建收斂俱樂部的模型[17]。該模型適用的廣泛性能更好地反映現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)，為轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)下中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂問題的研究提供了可能[18 -19]。

二、方法、模型與數(shù)據(jù)

(一)檢驗(yàn)方法

利用探索性空間數(shù)據(jù)進(jìn)行區(qū)域分組，確定經(jīng)濟(jì)高、低水平組別，再對不同組別進(jìn)行收斂性檢驗(yàn)，各組別收斂的成員之間既有空間上的相關(guān)性，也有時間上的收斂性，從而形成空間收斂俱樂部。

1.空間權(quán)重矩陣?？臻g溢出效應(yīng)不僅取決于地理位置，還跟地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系有關(guān)。根據(jù)地區(qū)間的鄰接分布、物理距離以及經(jīng)濟(jì)距離，分別構(gòu)建鄰接空間權(quán)重矩陣(w1)、空間距離權(quán)重矩陣(w2)和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣(w3)。

2.空間相關(guān)性檢驗(yàn)。探索性空間數(shù)據(jù)分析也稱為空間聚類分析，用來探討地區(qū)經(jīng)濟(jì)的空間相關(guān)性。用全局Moran’s I指數(shù)和局部Moran’s I指數(shù)分別揭示全局和局部層面的集聚分布特征。并用局部Moran’s I指數(shù)散點(diǎn)圖把區(qū)域劃分為HH 、HL 、LH 、LL四種類型，其中HH表示高水平區(qū)域和與高水平相鄰的區(qū)域，HL表示高水平區(qū)域和低水平相鄰區(qū)域，以此類推。

3.俱樂部收斂檢驗(yàn)。俱樂部收斂檢驗(yàn)，借鑒Phillips和Sul的方法，構(gòu)建以下非線性時變因子模型：

yi(t)=δi(t)μ(t)

(1)

其中，yi(t)表示經(jīng)濟(jì)增長的時間序列，μ(t)為共同因子，δi(t(是包含了擾動項(xiàng)的時變參數(shù)，表示個體異質(zhì)性隨時間而變化。首先定義相對轉(zhuǎn)移系數(shù)來消除個體間的公共因素部分，只保留個體的異質(zhì)性時變特征，稱為相對過渡路徑：

(2)

然后構(gòu)建半?yún)?shù)模型

δi(t)=δi+σiζi(t)/(L(t)tα)

(3)

其中δj固定，不隨時間變化，σi是異質(zhì)性的規(guī)模參數(shù)，ζi(t)=為iid(0,1)，L(t)是一個在無窮大處增加和發(fā)散的緩慢變化函數(shù)，使用L(t)=log(t+1),α為衰減率，通過對方程

(4)

回歸，驗(yàn)證收斂原假設(shè)：

(5)

回歸方程(4)中的t=[rT],[rT]+1,…,T,0

(二)模型選擇

目前，在經(jīng)驗(yàn)分析中，普遍用來檢驗(yàn)空間溢出效應(yīng)的模型主要有空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)。根據(jù)LM檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)結(jié)果，選擇合適的模型進(jìn)行估計(jì)。

(三)變量與數(shù)據(jù)

以31個省區(qū)1978-2020年人均GDP作為經(jīng)濟(jì)水平變量，并以1978年為基期進(jìn)行平減。影響因素的選取，借鑒區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長理論、新古典增長理論、內(nèi)生增長模型等強(qiáng)調(diào)的經(jīng)濟(jì)增長因素，同時借鑒前人的相關(guān)研究[20]，用資本投入[21]、人口增長、科技創(chuàng)新[22]、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場活力、經(jīng)濟(jì)開放、資源消耗7個維度的9個指標(biāo)來檢驗(yàn)影響俱樂部經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)理。各變量描述性統(tǒng)計(jì)見表1，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒和《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

三、空間俱樂部識別及增長因素

(一)空間相關(guān)性

1.全局空間相關(guān)性。從地區(qū)人均GDP的全局Moran’s I指數(shù)折線圖(圖1)可知，全局Moran’s I指數(shù)總體呈上升趨勢，各權(quán)重矩陣下的Moran’s I指數(shù)均顯著，說明考慮相鄰因素、距離因素、經(jīng)濟(jì)因素，地區(qū)經(jīng)濟(jì)均存在顯著的空間相關(guān)性。對比來看，1978-2004年，基于w1的Moran’s I指數(shù)最高，其次是基于w2，最低的是基于w3；從2005年開始，基于w3的Moran’s I指數(shù)持續(xù)上升，并于2012年超越了呈下降趨勢的w1和w2下數(shù)值。基于w3下的Moran’s I指數(shù)，雖然在起始年份最低，但到時間序列末期卻超越另外兩種權(quán)重矩陣下的數(shù)值，說明經(jīng)濟(jì)水平接近的地區(qū)，人均GDP之間的相關(guān)性逐漸增強(qiáng)。

圖1 基于不同權(quán)重矩陣的全局Moran’s I指數(shù)折線圖

2.局部空間相關(guān)性。計(jì)算人均GDP的局部Moran’s I指數(shù)，并得出Moran’s I散點(diǎn)圖，由此劃分出了歷年的HH、LH、LL、HL型地區(qū)集合。各權(quán)重矩陣下1978年、2020年的4個區(qū)域劃分結(jié)果見表2。從表2中可知，大部分地區(qū)位于HH和LL組別，表明地區(qū)經(jīng)濟(jì)之間的正相關(guān)現(xiàn)象。不同權(quán)重矩陣下，雖然屬于4個組別的地區(qū)存在差別，但屬于經(jīng)濟(jì)高水平的地區(qū)(HH或HL組別)和屬于經(jīng)濟(jì)低水平地區(qū)(LH或LL組別)完全一致。從1978年至2020年，經(jīng)濟(jì)高水平地區(qū)的數(shù)量增加，反應(yīng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)總體呈上升的趨勢。

從地域分布來看，高水平地區(qū)從東部沿海區(qū)域逐步向內(nèi)陸擴(kuò)張，東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平優(yōu)勢逐漸消失。1978年，高水平地區(qū)分布在東北三省、北京、天津、上海、江蘇，以及西部的青海；隨著時間推移，青海降為低水平地區(qū)，東北三省中，僅遼寧還處于高水平地區(qū)，東部沿海的山東、浙江、福建、廣東、海南等地躍升為高水平地區(qū)；2010年中部的內(nèi)蒙古、湖北、重慶也躋身高水平地區(qū)，這樣的高低水平區(qū)域分布一直持續(xù)至今。同時，經(jīng)濟(jì)高水平區(qū)域和經(jīng)濟(jì)低水平區(qū)域分別呈現(xiàn)空間位置上的集聚現(xiàn)象。因此，在高水平和低水平發(fā)展地區(qū)，形成了各自空間收斂俱樂部。

表2 不同權(quán)重矩陣下，區(qū)域局部空間自相關(guān)分組

(二)空間俱樂部識別

將2020年經(jīng)濟(jì)高水平和低水平地區(qū)分別作為空間小組，對小組的人均GDP進(jìn)行l(wèi)og-t檢驗(yàn)。結(jié)果表明，高水平區(qū)域組，13個地區(qū)收斂到同一個俱樂部，過渡路徑如圖2(上)所示。LL和LH組別的低增長區(qū)域組，18個地區(qū)也收斂到同一個俱樂部，過渡路徑如圖2(下)所示。

Log-t檢驗(yàn)結(jié)果說明，全國31個省市區(qū)分化為2個空間收斂俱樂部，其中經(jīng)濟(jì)高水平俱樂部包含13個地區(qū)，經(jīng)濟(jì)低水平俱樂部包含18個地區(qū)。

圖2 高水平空間收斂俱樂部(上)和低水平空間收斂俱樂部(下)的過渡路徑

(三)俱樂部經(jīng)濟(jì)增長影響因素

1.經(jīng)濟(jì)高水平俱樂部影響因素。關(guān)于模型選擇，LM檢驗(yàn)結(jié)果見表3，在w1、w2下選擇SEM，在w3下選擇SLM。同時，還采用SDM分析作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)進(jìn)行對比。在估計(jì)方法的選擇上，w1下的SDM以及w2下的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯著為正，支持選擇固定效應(yīng)估計(jì)，而w1下的SEM和w3下的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果為負(fù)，但筆者仍選擇采用固定效應(yīng)估計(jì)。原因在于：第一，連玉君認(rèn)為，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果出現(xiàn)負(fù)值可視為拒絕原假設(shè)的信號[23]，應(yīng)采用FE進(jìn)行估計(jì)；第二，所有樣本組成了研究對象的總體，并不適合隨機(jī)抽樣，更適合選擇固定效應(yīng)模型，因此選擇時間個體雙固定效應(yīng)估計(jì)。各對應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果見表3，顯示：(1)固定資產(chǎn)投資、工業(yè)占比、服務(wù)業(yè)占比、社會消費(fèi)、外商直接投資、電力消耗對經(jīng)濟(jì)水平的增長具有正向影響，從業(yè)人員數(shù)、人口增長率、專利授權(quán)量對經(jīng)濟(jì)水平增長具有負(fù)向影響。(2)各權(quán)重矩陣下SDM的LR檢驗(yàn)值都通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，拒絕原假設(shè)。即SDM不能被簡化，說明使用SDM能得到更準(zhǔn)確的估計(jì)結(jié)果； Log-likelihood值的大小也表明，SDM擬合效果更好。

表3 高水平空間俱樂部實(shí)證檢驗(yàn)

為了更準(zhǔn)確地說明影響因素對地區(qū)人均GDP增長的空間溢出效應(yīng)，將SDM通過偏微分方式對空間效應(yīng)進(jìn)行分解(見表4)。發(fā)現(xiàn)：第一，物質(zhì)資本和對外開放的提升對高水平地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)作用顯著。第二，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場活力、資源消耗的提升對本地經(jīng)濟(jì)增長帶來正效應(yīng)，但是給相鄰、相近或經(jīng)濟(jì)水平相當(dāng)?shù)貐^(qū)的經(jīng)濟(jì)增長帶來負(fù)效應(yīng)。第三，人力資本和人口增長對本地經(jīng)濟(jì)帶來負(fù)效應(yīng)。在間接效應(yīng)上，從業(yè)人員數(shù)對經(jīng)濟(jì)相當(dāng)?shù)貐^(qū)的經(jīng)濟(jì)水平帶來正向空間溢出效應(yīng)，人口增長率不具有空間溢出效應(yīng)。第四，科技創(chuàng)新與本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的負(fù)相關(guān)，且對相當(dāng)?shù)貐^(qū)的經(jīng)濟(jì)水平帶來負(fù)的空間溢出效應(yīng)。

表4 高水平空間俱樂部SDM模型的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

總的來看，在直接效應(yīng)里，工業(yè)是首先影響高水平地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長最重要的直接因素，其次是社會消費(fèi)、服務(wù)業(yè)占比、電力消耗、固定資產(chǎn)投資和外商直接投資。而從業(yè)人員數(shù)、人口增長率、專利授權(quán)量對高水平地區(qū)的經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)負(fù)向影響。在間接效應(yīng)里，固定資本投資、從業(yè)人員數(shù)、外商直接投資在部分權(quán)重矩陣下系數(shù)顯著為正，說明這幾個因素對周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長具有正的空間溢出效應(yīng)；而專利授權(quán)量、工業(yè)占比、服務(wù)業(yè)占比、社會消費(fèi)、電力消耗都在部分權(quán)重矩陣下顯著為負(fù)，說明地區(qū)科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場活力、資源消耗的提高會對周邊地區(qū)產(chǎn)生虹吸效應(yīng)，從而抑制周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。

2.經(jīng)濟(jì)低水平俱樂部影響因素。LM檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在w1、w2和w3下都應(yīng)選擇SLM，同樣我們?nèi)圆捎肧DM作為穩(wěn)健性對比。時間個體雙固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果見表5，從中發(fā)現(xiàn)：(1)固定資產(chǎn)投資、專利授權(quán)量、工業(yè)占比、服務(wù)業(yè)占比、社會消費(fèi)、外商直接投資對經(jīng)濟(jì)水平產(chǎn)生正向的影響，從業(yè)人員數(shù)、人口增長率、電力消耗對經(jīng)濟(jì)水平產(chǎn)生負(fù)向影響。(2)LR檢驗(yàn)和Log-likelihood值的大小表明，SDM的擬合效果優(yōu)于SLM。

將SDM通過偏微分方式進(jìn)行空間效應(yīng)分解(見表6)發(fā)現(xiàn)：第一，物質(zhì)資本投入、科技創(chuàng)新、工業(yè)發(fā)展、對外開放的提升對低水平地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平具有正向驅(qū)動力，還能給部分周邊地區(qū)帶來正向的空間溢出效應(yīng)。第二，人力資本、人口增長、資源消耗對本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，但能給周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長帶來正效應(yīng)。第三，服務(wù)業(yè)發(fā)展、市場活力的提升對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用；在溢出效應(yīng)上，服務(wù)業(yè)發(fā)展對相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平有正向的空間溢出效應(yīng)，但對相鄰和鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平有負(fù)向的空間溢出效應(yīng)，而市場活力不具有空間溢出效應(yīng)。

總的來看，在直接效應(yīng)里，工業(yè)占比和社會消費(fèi)品零售額是促進(jìn)低水平地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素；服務(wù)業(yè)占比、外商直接投資、固定資產(chǎn)投資和專利授權(quán)量是經(jīng)濟(jì)增長的重要驅(qū)動力。在間接效應(yīng)里，物質(zhì)資本、人力資本、科技創(chuàng)新、工業(yè)發(fā)展、對外開放的正向空間溢出效應(yīng)顯著；服務(wù)業(yè)發(fā)展、資源消耗的空間溢出效應(yīng)取決于地區(qū)間的空間聯(lián)系。

表5 經(jīng)濟(jì)低水平空間俱樂部實(shí)證檢驗(yàn)

表6 經(jīng)濟(jì)低水平空間俱樂部SDM模型的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

四、結(jié)論與建議

中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)形成了包含13個省市區(qū)的高水平俱樂部，和包含18個省區(qū)的低水平俱樂部。從四大板塊來看，東部依舊保持領(lǐng)先地位，除河北之外，余下9個省市屬于高水平俱樂部；中部作為東、西部結(jié)合部，與西部地區(qū)的連接更為緊密，除湖北外，其余5個省區(qū)均屬于低水平俱樂部；西部的內(nèi)蒙古和重慶躋身高水平俱樂部，其余10個地區(qū)處于低水平；東北出現(xiàn)分化，遼寧高于黑龍江和吉林，列入高水平俱樂部。從經(jīng)濟(jì)區(qū)的視角來看，長三角中安徽處于滯后水平；京津冀處于滯后水平；長江中游城市群中湖北領(lǐng)先于湖南和江西，成渝城市群中重慶領(lǐng)先于四川。

可見，在推動經(jīng)濟(jì)區(qū)建設(shè)的背景下，著力提升河北、安徽的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，對提高京津冀、長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)發(fā)展質(zhì)量意義重大；充分發(fā)揮湖北、重慶的經(jīng)濟(jì)輻射能力，對加快中西部地區(qū)發(fā)展具有重要的戰(zhàn)略意義；增強(qiáng)內(nèi)蒙古、遼寧對東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)的連接與帶動作用，對促進(jìn)東北地區(qū)振興尤為重要。

俱樂部經(jīng)濟(jì)增長因素分析顯示：工業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平提升的影響占首位，市場活力是促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平增長的重要因素，服務(wù)業(yè)發(fā)展、對外開放、物質(zhì)資本投入也是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。同時，科技創(chuàng)新能顯著促進(jìn)低水平地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，且能產(chǎn)生正向的空間溢出效應(yīng)；物質(zhì)資本、人力資本、對外開放等因素，在高水平和低水平俱樂部都能帶來正向的空間溢出效應(yīng)。

促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵是，協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)增長中的各種復(fù)雜矛盾和失衡現(xiàn)象。在此提出以下建議：要根據(jù)高質(zhì)量發(fā)展的需求，走技術(shù)創(chuàng)新的新型工業(yè)化道路。通過產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新和科技創(chuàng)新提高產(chǎn)品附加值，加快低水平地區(qū)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。引導(dǎo)高水平地區(qū)的勞動密集型產(chǎn)業(yè)向低水平地區(qū)轉(zhuǎn)移，滿足低水平地區(qū)的多元人才需求，激活資源和市場潛力。進(jìn)一步提高對外開放水平，加大對低水平地區(qū)的政策引導(dǎo)，降低外資進(jìn)入門檻，提升物質(zhì)資本、人力資本和對外開放對低水平地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。