郑耀群，王 婷

（西安电子科技大学 经济与管理学院，西安 710071）

0 引言

在区域经济发展不协调与制造业大而不强的背景下，研究区域经济差距与制造业升级能力之间是否存在关系具有重要意义。当两者存在影响关系，则意味着存着一个产业政策可同时实现地区经济协调发展和制造业升级两个目标，为产业政策“一石二鸟”提供依据；也可解决“优先缩小区域经济差距还是优先促进制造业升级”的顺序问题，为各省份产业政策制定的着力点提供依据。通过区域经济差距和制造业升级能力指标的计算，还可以直观了解中国各省份内部区域经济差距和制造业升级能力的实际情况，参考两者关系，为各省份制定差异化的发展规划提供现实依据。

目前已有研究中对区域经济差距与产业结构调整关系的关注相对较少。大多研究均以第一、二、三产业分类分析结构转型升级[1]，以东中西部的经济差距进行研究[2]，且绝大部分以研究产业结构对区域差距的影响为出发点[3]，为区域经济协调发展提供建议，并没有说明区域经济差距对产业结构调整是否也存在影响。而已有理论及研究早已证明区域经济差距与经济增长、制造业升级能力与经济增长之间的关系，按照信息传递性原理，区域经济差距与产业结构转型升级能力理论上应存在相互影响关系。

本文首次以26个省份区域经济差距和制造业升级能力的关系为研究对象。采用基尼系数产业分解法计算各省份区域经济差距，引入产业结构超前系数计算制造业转型方向，并运用二进制赋值法、突变级数法合成制造业升级能力指标。通过Granger因果检验、面板误差修正模型实证分析区域经济差距与制造业升级能力之间的关系，以弥补现有研究的空白，为各省份制定长短期规划提供依据。

1 变量选择及数据说明

1.1 区域经济差距指标

鉴于基尼系数本身可按照产业进行因子分解，在数据可得性上更易实现省级行政区层面基尼系数计算，本文采用基尼系数分解公式计算各省份的区域经济差距指标[4-6]。具体公式如下：

（1）总基尼系数：

其中，Gi为第i省份总基尼系数；k表示第一、二、三产业；Gik表示第i省份第k产业分项基尼系数；Sik表示第i省份第k产业生产总值与第i省份生产总值的比值。

（2）分项基尼系数：

其中，t表示第i省份内各市（区）第k产业生产总值占该省份第k产业生产总值的份额从低到高的排列；yitk为第i省份内排行第t的市（区）第k产业的生产总值；xitk表示第i省份内排行第t的市（区）第k产业的生产总值与第i省份第k产业生产总值比值；n为第i省份内市（区）个数。

1.2 制造业升级能力指标

制造业升级是指制造业内部的升级，即其内部的加工和再加工程度逐步向纵深化发展，实现技术集约化，不断提高生产效率。本文按照联合国工业发展组织提出的按照技术等级的行业分类方法，对中国国民经济含义两位数制造业进行分类，分类结果如下页表1所示。

表1 2016年联合国工业发展组织提出的按照技术等级的行业分类

制造业升级能力指制造业内部从低技术向中、高技术升级，或制造业低、中、高技术内部深化发展的能力。参考全国制造业竞争力指数指标，选取制造业基础水平、制造业升级方向、制造业升级速度指标构建制造业升级能力指标。如图1所示。

图1 制造业升级指标框架结构图

因省级行政区内资源流动性较强，使用省份的生产总值表示制造业基础水平；运用MOORE值测定法下三角函数值和产业结构变动值代表制造业升级速度指标；制造业转型方向指标则按照低中高技术标准，分别计算各方向的产业结构超前系数，采用二进制赋值法，将二进制转十进制后数据采用燕尾型突变模型进行合成。最后通过燕尾突变模型归一公式将三个指标合成得到各省份制造业升级能力单一指标。具体计算公式如下：

（1）Moore值测定法[7]：

其中m=1，2，3，分别表示低、中、高技术产业（下同）；表示Moore结构变化值，实际上就是两组向量夹角α的余弦值 cos(α)；wm，t表示t期第m产业所占比重；wm，t+1表示t+1期第m产业所占比重。因此，两组向量在两个时期间的夹角α为α=arccos(M+)，如果α值越大，则意味着产业结构变化越快；如果α值越小，则意味着产业结构变化越缓慢。

（2）产业结构变动值[8]：

其中，k为产业结构变动值，qm1为第m行业当期占当期低中高技术行业产业比重，qm0为第m行业上一期产值占上一期低中高技术行业产值比重。

（3）产业结构超前系数[9]：

其中，Em表示第m产业结构超前系数；am表示第m产业当前与基期这两个不同时期的所占份额的比值；Rt表示同期经济增长过程中的平均增长率。当值大于1时表示产业朝该方向发展较快，且数值越大发展越快。

1.3 数据说明

考虑到1997年后国家将重庆市从四川省分离以及数据可得性，本文采用26个省份2000—2015年相关数据进行研究。数据均来源于各省份统计年鉴、wind资讯、国家统计局，且在使用时均剔除价格等影响。在运用级数突变理论合成制造业升级指标的过程中，所有数据均进行无量纲处理。具体选取指标有：各省份行政区划数、各省份内各市（区）第一、二、三产业的生产总值、各省份生产总值指标、各省份制造业细分行业总产值、各省份制造业细分行业三大类占比（时间跨度年）、各省份年度平均增长率指标。

2 区域经济差距与制造业升级能力情况分析

2.1 区域经济差距情况

国际上通常认为，基尼系数小于0.2表示收入过于平均，而0.4是社会分配不平均的警戒线，故基尼系数应保持在0.2～0.4之间，低于0.2则社会动力不足，高于0.4则贫富差距较大，社会不安定。从下页表2计算结果来看，中国26个省份中有13个省份区域经济差距指数均值均大于0.4的警戒线水平，说明我国各省份内部区域经济差距矛盾仍较为突出，区域经济差距仍为地区均衡发展不可忽视的问题。按照实际发展情况进一步归类分析发现：

（1）北京、广东等省份整体发展较快、地区经济差距较大。北京海淀区、广东珠三角等地区，依靠自身资源、区位优势获得国家政策支持，成为各省份的核心区、高端功能区，在人口集中度、基础建设等方面都较周边郊区有明显的优势，发展速度较周边郊区更快，因而各省份内区域经济差距较大，区域发展不协调较严重[10]。

（2）黑龙江、海南、青海等发展较慢但地区经济差距较大，主要是因为受区位影响，其资源较为集中而增长极辐射作用较弱。东三省作为我国老工业基地，曾以丰富的矿产资源傲踞群雄，但随着环境的破坏和资源的消耗，其整体发展大幅衰退，虽其省会等基础较好城市、大连等沿海城市发展较快，但整体辐射带动作用较弱，发展差距较大。海南经过长时间的发展，基本形成以海口、三亚、儋州、琼海为核心的发展格局，但其特有的生态岛屿环境使这些城市发展较快但辐射作用较弱，故省内差距不断加剧。青海位于中国西北地区，交通建设等相对落后，整体经济发展较慢，但青海湖带动的第三产业对区域经济差距的贡献率明显高于其他产业，区位影响导致的区域经济差距明显。

表2 2000—2015年各省份内部区域经济差距及排名

（3）山西、河北等虽省内经济差距较小，却普遍发展较慢。作为资源大省，以煤为生的山西自然依靠煤炭来发展上下游产业链，但随着资源减少及国家政策影响，以煤炭产业链为主的山西各大城市均受到很大冲击，全省经济普遍下滑，区域经济差距较小。受京津冀一体化政策影响，河北省大部分人才、资源均向京津地带流动，推动京津地区快速发展，成为京津地区资源后备储蓄地，但京津地区对河北的辐射带动作用有限，故整体河北省内经济发展较慢，区域经济差距不大。

2.2 制造业升级能力情况

与全国制造业质量竞争力指数排名相比，本文所得制造业升级能力指标测算结果与实际基本相符，制造业大省山东、浙江、江苏等在该测算方法下排名仍比较靠前，各省份之间制造业升级能力差别加大。按照各省份的升级方向及发展程度进行划分：

（1）北京、浙江、广东等省份主要以高技术制造业为发展方向，发展较快。作为政策扶持下的增长极，其经济发展较快，基础夯实。同时，北京名校聚集、浙江创业气氛浓厚、广东外资吸引力强等区域优势，为其向电子、通讯设备制造业等高技术制造业发展方向创造良好条件。

（2）陕西、河北等省份在中技术制造业领域发展较快。作为矿产资源大省的陕西有高端能源化工发展基础，在石油加工、冶炼方面形成特色优势产业；河北省是中国铁矿、石化等资源储备量最多的省份之一，其在“十三五”规划中明确提到要用先进技术改造提升钢铁产业、石化产业、塑造消费品工业等传统行业。

（3）部分省份制造业升级方向存在变动，发展方向较不明显。如吉林、四川、贵州等省份，其利用自身矿产资源等发展中技术制造业的同时兼顾发展装备制造业等高技术制造业；辽宁、湖南等省份在维护现代纺织、特色食品等低技术制造业的同时兼顾发展非金属制造业等中技术制造业的发展。

对基础水平、升级方向、升级速度指标两两对比，发现基础水平较高的省份，一般升级方向较为明确；升级速度较快的省份，其基础水平较高，与实际情况相符。一般经济基础发展较好的省份存在明显的优势产业，其制造业升级方向会以该产业为核心进行深化，发展方向明确。制造业升级的实质是沿产业微笑曲线的发展方向，从低附加值产业向高附加值产业过渡，因此当制造业升级方向确定、升级速度较快时，其生产总值也相应增长较快。

《中国制造2025》提出重点发展10大领域，为响应国家号召，各省份在“十三五”规划文件中均明确发展高技术制造业，产业趋同现象严重。发展高技术制造业依赖科技力量，而科技创新需要高端人才、资本等支持。但如青海、贵州等基础水平较弱省份，产业发展优势不明显，为高技术制造业发展提供的资源有限。若只注重制造业横向深化而忽视制造业纵向深化，制造业升级能力提高将难以实现。因此，制造业升级能力的提高是受约束的，各省份应因地制宜的逐步促进制造业升级。

3 实证检验与模型构建

3.1 平稳性检验和面板协整检验

对区域经济差距qycj及制造业升级能力zzy面板数据进行单位根检验。为消除数据异方差性，对区域经济差距和制造业升级能力指标进行对数化处理。采用Fisher-ADF等多种检验方法对lnqycj、lnzzy及其对应的一阶差分值 Δlnqycj、Δlnzzy、二阶差分值 Δ2lnqycj、Δ2lnzzy进行单位根检验，计算统计量对应的概率值均远小于0.05，故拒绝原假设，认为检测数据是平稳的，不存在单位根。

对lnqycj、lnzzy进行Fisher协整检验，在1%的显著性水平下，fisher检验拒绝两者不存在协整关系的原假设，认为所检测数据存在协整关系。

3.2 面板格兰杰因果检验

根据SC准则选择滞后两期，运用Dumitrescu Hurlin[11]方法对数据进行面板Granger因果检验，Eviews8.0统计结果如表4所示。

（五）宣传营销不够，土家文化知晓度低。在县城、重点旅游乡镇、主要景区节点、沪渝高速出口、火车站等重点区域和领域缺少特有的文化“符号”，旅游宣传的重点突出体现在风光类产品、节会活动等方面，众多游客知道石柱黄水、大风堡、千野草场，但对秦良玉等土家文化还是不甚了解，其知晓度仅局限于本县“圈内人”。

表4 Dumitrescu Hurlin面板格兰杰因果检验结果

由表4可知，对各数据取对数后不会改变数据的性质和关系。在第一个和第三个假设中，其相应的概率值P分别为0.5234、0.7577，均大于显著性水平0.05，无法拒绝原假设，说明制造业升级能力不是区域经济差距Granger原因，说明制造业升级能力的过去值不能很好地解释区域经济差距的现在值。而第二个和第四个假设，其对应的概率值P分别为0.0171、0.0724，均小于0.1，拒绝原假设，认为区域经济差距是制造业升级能力的Granger原因，区域经济差距过去的值对制造业升级能力现在的值有影响，统计意义上区域经济差距是造成制造业升级能力差别的原因。

3.3 长期协整模型的构建

根据Fisher协整检验及Granger因果检验结果直接在Eviews8.0中建立PVAR模型计算标准协整向量为（1,14.9399），协整系数t检验显著，误差修正项即为原PVAR模型的残差项。对ECMit进行单位根检验，发现其P值=0.0000，在5%显著性水平下平稳，进一步验证了协整关系的存在，长期协整模型为：

从长期协整模型（1）可以看出，从长期角度而言，区域经济差距程度的增加对制造业升级能力有抑制作用；通过弹性分析发现，区域经济差距程度每增加1%，对应的制造业升级能力会降低0.0669%。说明长期来看，区域经济差距会抑制制造业升级能力的提升，对经济的长期发展有阻碍作用。

3.4 面板误差修正（PVEC）模型的建立

区域经济差距与制造业升级能力指标不仅平稳且存在长期协整关系，对其构建PVAR模型进行平稳性检验，发现PVAR模型特征根的倒数值均在单位圆内，可建立面板误差修正模型对区域经济差距与制造业升级能力长期均衡与短期波动进行深入研究。

因面板数据中，时间长度大于截面个数且通过艾森豪威尔检验，确定模型为固定效应模型。考虑到样本的时期数有限，而PVAR模型中的滞后因变量又可作为缺失变量极好的替代，为避免自由度过少，本文未在PVAR模型的右侧引入其他外生变量，建立PVEC模型：

对模型进行估计，结果如下：

从模型（3）可以看出，在5%显著性水平下，常数项、误差修正项的滞后项、制造业升级能力二阶差分项的t值及其对应概率值P均显著；10%显著性水平下，区域经济差距一阶差分项与区域经济差距的二阶差分项的t值及对应概率值P也显著，说明模型解释变量对被解释变量均有显著影响。从、F值及F值对应的概率值可以看出，模型整体拟合效果非常好，解释变量可联合解释被解释变量的82.52%变动。

从面板误差修正模型结果可知：

（1）PVEC模型的均衡调整系数为0.8048，表明当短期内系统偏离长期均衡时，将以0.8048的力度把系统拉回均衡状态，说明区域经济差距对我国制造业升级能力的长期效应确实具有调节作用。

（2）区域经济差距对制造业升级能力的影响是滞后递减的。区域经济差距一阶差分系数为-0.1847，二阶差分系数为0.1078，两系数绝对值之差为0.0769，说明区域经济差距对制造业升级能力的影响随着时间的推移逐渐减弱。两系数之差仍为负值，说明区域经济差距对制造业升级能力的短期影响与长期影响一致，仍为抑制作用。当短期内区域经济差距每增加1%，相应的制造业升级能力削弱0.0769%。

（3）区域经济差距对制造业升级能力短期影响（0.0769）大于长期影响（0.0669）。传统的新古典经济学认为区域差距是经济发展的伴生现象，随着经济发展水平的进一步提高，区域差距会自行缩小。中国实行“共同富裕”的政策，即主张一部分人先富，先富者作为增长极辐射带动帮助后富者，最终实现共同富裕，因此长期来看，地区差距缩小带来的影响将对制造业升级能力弱化。从二阶差分区域经济差距系数绝对值小于一阶差分区域经济差距系数也可以看出，当期区域经济差距对制造业升级后期发展影响逐步减弱。

总体来说，区域经济差距与制造业升级能力之间存在长期稳定的均衡关系；区域经济差距对于制造业升级能力的弹性效应为负，存在抑制作用；从长期均衡与短期波动角度来说，短期效应明显高于长期效应，但长短期影响程度均不强，绝对值不足0.1%。

4 结论

本文采用基尼系数产业分解法、突变级数法等方法首次计算2000—2015年中国26个省份的区域经济差距与制造业升级能力指标数据，利用格兰杰因果检验和面板误差修正模型对区域经济差距与制造业升级能力关系进行了实证分析，结论如下：

（1）各省份的区域经济差距差别较大，产生原因各不相同。各省份制造业升级能力差别也很大，其中分析制造业的基础水平、升级方向、升级速度三大指标，发现基础水平较高的省份，一般升级方向较为明确；升级速度较快的省份，其基础水平较高。

（2）区域经济差距与制造业升级能力存在因果关系，但非互为Granger因果关系。在5%显著性水平下，区域经济差距是制造业升级能力的Granger原因，但制造业升级能力不是区域经济差距的Granger原因。

（3）区域经济差距对制造业升级能力有显著抑制作用，区域经济差距越明显，制造业升级能力越弱。但区域经济差距对制造业升级能力影响程度有限，当区域经济差距每增加1%，无论长期还是短期，其对制造业升级能力抑制作用均不足0.1%，且随着时间的推移逐渐影响弱化。结合区域经济差距是制造业升级能力的Granger原因，即可证明存在一个产业政策能同时实现区域经济协调发展和制造业升级两大目标。当区域协调发展与制造业升级并行情况下，应优先解决区域经济差距问题，区域协调发展政策在实施过程中能间接促进制造业升级能力提高。