○唐勇 王蓉 劉冬建

（1石河子大學經濟與管理學院，新疆 石河子 832000；2兵團金融發(fā)展研究中心，新疆 石河子 832000；3中國冶金地質總局新疆地質勘查院，新疆 烏魯木齊 830063）

一、引言

隨著我國經濟由高速增長轉向高質量發(fā)展階段，產業(yè)結構轉型升級成為經濟發(fā)展的重點內容，是中國由大國轉向強國的途徑，也是實現(xiàn)經濟持續(xù)健康發(fā)展的必然要求。近年來，中國的產業(yè)結構轉型升級取得明顯進展，產業(yè)結構比例關系不斷改善，產業(yè)結構正在從“二三一”向“三二一”轉型，但我國產業(yè)結構轉型升級仍面臨動力不足的問題，如何進一步推動產業(yè)結構轉型升級成為新時期我國經濟發(fā)展亟需解決的關鍵問題。制造業(yè)是實體經濟的核心、國民經濟的支撐，也是建設現(xiàn)代產業(yè)體系的重要基礎，更是推動經濟長期穩(wěn)定增長的核心引擎。因此，在推動產業(yè)結構轉型升級的過程中，制造業(yè)高質量發(fā)展既是關鍵，又是重點。但作為世界上工業(yè)體系最完整、產業(yè)配套最完善的制造基地，中國制造業(yè)大而不強的矛盾依然存在[1]。2021年中國制造業(yè)增加值規(guī)模達到31.4 萬億元，連續(xù)12 年位居世界第一。工信部調研數(shù)據(jù)顯示，我國32%的關鍵材料仍為空白，52%依賴進口，制造業(yè)創(chuàng)新能力不強，核心關鍵技術受制于人。此外，我國制造業(yè)還存在有效供給不足、附加值偏低以及能源資源利用率低等問題。2017年我國制造業(yè)質量競爭力指數(shù)為84.47 分，仍處于初等競爭力水平?！笆奈濉币?guī)劃指出要堅持把發(fā)展經濟著力點放在實體經濟上，強調深入實施制造強國戰(zhàn)略，推動制造業(yè)高質量發(fā)展，這反映了黨和國家對促進制造業(yè)高質量發(fā)展的高度重視。隨著制造業(yè)產業(yè)鏈的不斷升級以及新產業(yè)、新業(yè)態(tài)與新模式的形成，探究制造業(yè)高質量發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的空間溢出效應，對促進我國產業(yè)結構轉型升級以及保持經濟可持續(xù)健康發(fā)展具有重要現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述和理論假說

目前關于制造業(yè)高質量發(fā)展的研究，主要集中在以下三個方面：一是關于制造業(yè)高質量發(fā)展內涵及特征的研究。李巧華[2]把制造業(yè)高質量發(fā)展定義為一種兼顧環(huán)境效益、社會效益和經濟效益的發(fā)展范式，通過組織和技術變革，連接利益相關者，整合行業(yè)內外部資源，實現(xiàn)全要素生產率的提高。郭朝先[3]將制造業(yè)高質量發(fā)展歸納為供給質量的改善，生產效率與經濟效益的提高，制造業(yè)產業(yè)鏈的升級以及新產業(yè)、新業(yè)態(tài)與新模式的形成。二是關于制造業(yè)高質量發(fā)展測算的研究，多數(shù)學者從制造業(yè)高質量發(fā)展的微觀角度和宏觀角度展開研究。微觀角度方面，采用制造業(yè)產品質量和制造業(yè)企業(yè)質量衡量制造業(yè)高質量發(fā)展[1,4]。宏觀角度方面，主要采用制造業(yè)全要素生產率衡量制造業(yè)高質量發(fā)展[5-6]。部分學者通過構建指標體系衡量制造業(yè)高質量發(fā)展水平，如張文會和喬寶華[7]構建了涵蓋創(chuàng)新、結構、效益、效率、品牌、融合和綠色發(fā)展七大類共計27 項的我國制造業(yè)高質量發(fā)展指標體系，江小國等[8]構建了涵蓋效益、創(chuàng)新、綠色、質量、融合和高端發(fā)展六大類共12項的制造業(yè)高質量發(fā)展評價指標體系。三是關于制造業(yè)高質量發(fā)展影響因素和實現(xiàn)路徑的研究，已有文獻主要圍繞技術創(chuàng)新[9-11]、產業(yè)集聚[12-14]、對外開放[15-16]等方面展開。

隨著全球價值鏈分工深化，制造業(yè)服務化成為當前制造業(yè)的一個重要特征，近年來受到了學術界的關注。一類研究探討了制造業(yè)服務化的內涵，這類研究多認為制造業(yè)服務化有投入服務化和產出服務化兩個層次，是制造企業(yè)從以生產實體產品為中心轉向以提供服務產品為中心，最終實現(xiàn)價值增值的過程[17-20]。另一類研究主要從價值增值[21-24]和價值鏈升級[25-28]等角度考察制造業(yè)服務化的經濟效益，認為制造業(yè)服務化作為制造業(yè)高質量發(fā)展的方向[29]，能夠通過降低價值鏈中各環(huán)節(jié)之間的協(xié)調成本，提高利潤水平，或發(fā)揮產業(yè)升級效應，實現(xiàn)產業(yè)從低端向高端的升級。

本文研究制造業(yè)高質量發(fā)展的空間溢出效應問題，但目前國內外研究主要集中在經濟整體或其他產業(yè)的空間溢出效應，主要包括知識、人力資本、基礎設施以及市場等多種因素的空間溢出效應，專門針對制造業(yè)空間溢出效應的研究較為缺乏，但已有研究對本文研究具有一定的啟發(fā)性。知識空間溢出效應方面，KELLER[30]研究認為區(qū)域間的知識溢出能夠縮小地區(qū)經濟差距，但溢出效果受地理影響顯著；金剛等[31]研究發(fā)現(xiàn)，中國省際知識存在顯著的空間溢出效應，而且溢出效應隨著地理距離的增加呈現(xiàn)下降趨勢。人力資本空間溢出效應方面，PEDE等[32]采用較為前沿的空間計量分析方法實證檢驗人力資本對全要素生產率增長的空間溢出效應；魏下海[33]研究發(fā)現(xiàn)，中國人力資本對生產率增長和技術進步具有正向空間溢出效應，而對效率增進則具有負向溢出效應?；A設施空間溢出效應方面，張學良[34]研究發(fā)現(xiàn)中國交通基礎設施對區(qū)域經濟增長的空間溢出效應非常顯著。市場因素空間溢出效應方面，BRUN 等[35]發(fā)現(xiàn)中國經濟存在由沿海向內陸的空間溢出效應；潘文卿[36]研究發(fā)現(xiàn)，市場潛能對經濟增長有著重要的空間溢出效應，而且溢出效應會隨著地區(qū)間距離間隔的增加而減少；汪浩瀚和徐建軍[37]研究證實了省域內的國內外市場潛力對制造業(yè)集聚具有顯著的直接促進作用以及省域間的國內外市場潛力對制造業(yè)集聚的空間溢出效應。

綜上所述，國內外學者對制造業(yè)高質量發(fā)展、制造業(yè)服務化以及空間溢出效應三方面展開了豐富的研究，為本文研究奠定了基礎。但是，極少有文獻關注制造業(yè)空間溢出效應，更鮮有文獻關注制造業(yè)高質量發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的空間溢出效應。而轉變經濟發(fā)展方式、提升經濟質量是中國經濟工作的重要內容。因此，本文基于中國30 個省市自治區(qū)2010—2019 年的數(shù)據(jù)，使用探索性空間數(shù)據(jù)分析方法探尋制造業(yè)高質量發(fā)展與產業(yè)結構轉型升級的空間關聯(lián)特征，并進一步構建空間計量模型探究制造業(yè)高質量發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的空間溢出效應。制造業(yè)高質量發(fā)展能夠推動產業(yè)結構轉型升級，具體而言，一是制造業(yè)高質量發(fā)展能夠激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新主體活力，增加創(chuàng)新研發(fā)投入，增強企業(yè)創(chuàng)新能力與市場競爭力，推動高端制造業(yè)發(fā)展，發(fā)揮創(chuàng)新效應與產業(yè)關聯(lián)效應推動產業(yè)結構轉型升級；二是制造業(yè)高質量發(fā)展有利于推動產業(yè)部門技術進步，提升生產效率，降低成本，延長產業(yè)鏈，增加產業(yè)附加值，促進制造業(yè)可持續(xù)發(fā)展，進而推動產業(yè)結構向高級化和合理化方向發(fā)展；三是制造業(yè)高質量發(fā)展能夠提升資源利用率，轉變生產方式，實現(xiàn)制造業(yè)發(fā)展模式由高能耗、高污染、高排放的傳統(tǒng)粗放化發(fā)展向綠色化集約化發(fā)展的轉變，推動產業(yè)結構轉型升級。同時，由于經濟變量之間存在空間關聯(lián)性，制造業(yè)高質量發(fā)展不僅對本地區(qū)產業(yè)結構轉型升級有促進作用，而且對鄰近地區(qū)產業(yè)結構轉型升級也有空間溢出效應。但這種效應容易受到區(qū)域經濟發(fā)展差異的影響，不同地區(qū)經濟發(fā)展階段及水平的差異會影響制造業(yè)高質量發(fā)展空間溢出效應的發(fā)揮[38]。據(jù)此，本文提出以下假設：

假設1：制造業(yè)高質量發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級具有正向的空間溢出效應；

假設2：制造業(yè)高質量發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的空間溢出效應存在地域差異。

三、研究設計

（一）探索性空間數(shù)據(jù)分析（ESDA）

1.Moran′s I估算。探索性空間數(shù)據(jù)分析基于空間權重矩陣，檢驗觀測值是否存在自相關性。本文采用全局指數(shù)Moran及其統(tǒng)計檢驗對樣本數(shù)據(jù)進行探索性空間分析，其中Moran′s的定義為：

式中，n為區(qū)域數(shù)量，xi代表屬性值，ωij為空間權重矩陣（i,j）元素。當Moran′s I>0時，表明各區(qū)域之間的研究對象存在空間正相關。當Moran′s I=0時，表明變量不存在空間相關性。當Moran′s I<0時，表明各區(qū)域之間的研究對象存在空間負相關。指數(shù)絕對值越大，則空間相關性越強?？臻g權重矩陣作為描述事物間的關聯(lián)程度，根據(jù)地理學第一定律，記來自n個區(qū)域的空間數(shù)據(jù)，下標i代表地區(qū)i，地區(qū)i與地區(qū)j間的距離為wij，則定義“空間權重矩陣”為：

當區(qū)域i與區(qū)域j有共同的邊界時，wij=1，反之，wij=0。

由此，計算得到中國30 個省份制造業(yè)高質量發(fā)展和產業(yè)結構轉型升級2010—2019年的全局莫蘭指數(shù)，結果如表1 所示。檢驗結果顯示，產業(yè)結構轉型升級的Moran′s I均為正值且至少通過了10%的顯著性水平檢驗，說明產業(yè)結構具有一定正向空間相關性。制造業(yè)高質量發(fā)展的Moran′s I均為正值且至少通過了5%的顯著性檢驗，說明制造業(yè)高質量發(fā)展具有較高的正向空間相關性。

表1 產業(yè)結構轉型升級和制造業(yè)高質量發(fā)展水平的Moran′s I

2.局部空間性分析。為進一步分析產業(yè)結構轉型升級和制造業(yè)高質量發(fā)展的空間相關性，本文引入莫蘭散點圖對局部區(qū)域的集聚狀態(tài)展開進一步分析。圖1是2010年和2019年產業(yè)結構轉型升級和制造業(yè)高質量發(fā)展的莫蘭散點圖。

由圖1可以看出，大部分省份的觀測值集中在第一象限和第三象限，呈明顯的“高—高”或“低—低”集聚，與全局莫蘭指數(shù)結果一致，產業(yè)結構轉型升級和制造業(yè)高質量發(fā)展存在空間正相關關系。且2019年產業(yè)結構轉型升級和制造業(yè)高質量發(fā)展在第一、三象限的省份個數(shù)明顯多于2010 年同象限的省份個數(shù)，觀測值的集聚程度進一步提升，說明隨著時間的推移，產業(yè)結構轉型升級和制造業(yè)高質量發(fā)展的空間相關性有增強趨勢，各省份間的聯(lián)系逐漸加強，共同推動我國產業(yè)結構轉型升級。

圖1 莫蘭散點圖

（二）模型設計

1.基準模型。為了研究制造業(yè)高質量發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的影響，構建基準計量模型如下：

式中，i和t分別表示地區(qū)和年份，α0為截距項，ISit表示各省份產業(yè)結構轉型升級，MIit表示各省份制造業(yè)高質量發(fā)展水平。ConiXit表示控制變量，主要包括研究經費、政府管理水平、能源強度和金融化水平；λt表示時間固定效應，μi表示個體固定效應，εit為模型隨機誤差項。

2.空間計量模型。空間自相關檢驗結果表明我國產業(yè)結構轉型升級存在顯著的空間自相關性，故本文在基準模型的基礎上構建空間杜賓模型來研究制造業(yè)高質量發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的影響，空間杜賓模型（SDM）構建如下：

式中，被解釋變量ISit為i省域在t時刻的產業(yè)結構轉型升級水平，Xnit包括核心解釋變量制造業(yè)高質量發(fā)展水平和其他控制變量；ρ為被解釋變量空間滯后項回歸系數(shù)或空間自回歸系數(shù)；Wij為前文所定義的空間權重矩陣；β與θ均表示k維回歸系數(shù)列向量；εit為模型隨機誤差項。

（三）變量選取與說明

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為產業(yè)結構轉型升級水平（IS）。借鑒相關文獻[39-41]，本文主要從產業(yè)結構合理化與產業(yè)結構高度化兩大維度進行測度，最后運用熵值法計算得到我國三大區(qū)域①注：根據(jù)國家統(tǒng)計局的劃分，東部地區(qū)包括北京市、天津市、河北省、遼寧省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省和海南?。恢胁康貐^(qū)包括山西省、吉林省、黑龍江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南??；西部地區(qū)包括內蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、重慶市、四川省、貴州省、云南省、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)。產業(yè)結構綜合指數(shù)來代表產業(yè)結構轉型升級水平。

首先，采用泰爾指數(shù)（TL）衡量產業(yè)結構合理化程度，測算公式如下：

式（5）中，Yin表示地區(qū)i一定時期的第n產業(yè)增加值，Lin表示地區(qū)i一定時期的第n產業(yè)從業(yè)人員數(shù)量代表了i地區(qū)一定時期的第n產業(yè)從業(yè)人員數(shù)占當?shù)鼐蜆I(yè)人員總數(shù)的比重。TL指數(shù)與產業(yè)結構合理化水平成反比，TL值越接近0，產業(yè)結構合理化程度越高。

其次，借鑒劉偉等[41]的做法，從量和質兩個方面衡量產業(yè)結構高度化。采用產業(yè)結構層次系數(shù)表示產業(yè)結構高度化的量（NAIS），測算公式如下：

此外，定義產業(yè)結構高度化的質（AQIS）為產業(yè)間的比例關系與各產業(yè)勞動生產率的乘積加權值，測算公式如下：

最后，運用熵值法計算得到我國三大區(qū)域產業(yè)結構綜合指數(shù)（IS）。

2.解釋變量。本文的解釋變量為制造業(yè)高質量發(fā)展水平（MI）。結合已有研究成果[8]，在把握制造業(yè)高質量發(fā)展內涵和特征的基礎上，考慮系統(tǒng)全面性、合理性及可測性等原則，構建我國制造業(yè)高質量發(fā)展評價指標體系，包含5個一級指標和14個二級指標（見表2）。采用熵值法確定指標權重，測算得到我國三大區(qū)域30個省市2010—2019年制造業(yè)高質量發(fā)展水平指數(shù)I代表制造業(yè)高質量發(fā)展水平。

需要指出的是，由于所選指標具有不同的量綱和方向性，在進行分析之前先對各指標進行極差標準化，以消除不同量綱和指標方向性的影響。

3.控制變量?？紤]到影響產業(yè)結構轉型升級的因素有很多，同時為避免模型產生內生性而造成估計結果的偏差，本文引入了以下控制變量，各變量的經濟意義解釋如下：

（1）研究經費（R&D）。研究經費的投入為我國研發(fā)事業(yè)提供基礎保障，利于推動科技創(chuàng)新，進而推動產業(yè)結構轉型升級。本文采用地區(qū)研究經費投入占地區(qū)生產總值的百分比來表示研究經費。

（2）政府管理水平（GOV）。政府財政支出水平可以反映政府對經濟的宏觀調控力度，能夠通過勞動和資本要素流動進而影響產業(yè)結構轉型升級。本文采用地方政府財政支出占地區(qū)生產總值的百分比來表示政府管理水平。

（3）能源強度（EI）。能源強度和產業(yè)高級化之間存在倒“U”型的非線性關系，本文采用地區(qū)能源消費量占地區(qū)生產總值的百分比來表示能源強度。

（4）金融化水平（FL）。金融深化對產業(yè)結構轉型升級具有直接的正效應和以技術進步為中介的間接正效應，本文采用地區(qū)金融業(yè)增加值在第三產業(yè)增加值中所占的比重來表示金融化水平。

（四）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文選取我國30 個省市2010—2019 年的數(shù)據(jù)，探究制造業(yè)高質量發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的空間溢出效應。各指標數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國火炬統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局和Wind 數(shù)據(jù)庫。各變量的描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計

四、實證結果與分析

（一）基準回歸檢驗結果

Hausman 檢驗結果顯示拒絕隨機效應模型成立的原假設，固定效用模型優(yōu)于隨機效用模型，因此，本文重點分析固定效應下各變量系數(shù)的經濟含義，基準回歸結果如表4所示。固定效應下，第（1）列是沒有加入任何控制變量的回歸估計結果，第（2）至第（5）列是依次加入控制變量的回歸估計結果。綜合來看，無論是否加入控制變量，制造業(yè)高質量發(fā)展對產業(yè)結構升級的估計系數(shù)均顯著為正，說明制造業(yè)高質量發(fā)展有助于促進產業(yè)結構轉型升級。從控制變量來看，研究經費、政府管理水平、能源強度對產業(yè)結構轉型升級的回歸系數(shù)均顯著為正，且通過了顯著性檢驗，說明這些控制變量能夠促進產業(yè)結構轉型升級。

表4 基準回歸分析結果

（二）空間面板模型檢驗

在被解釋變量的空間自相關系數(shù)顯著不為零的情況下，空間杜賓模型的直接估計值或許存在偏誤，需通過偏微分方式對空間效應進行分解。因此，本文參照LESAGE和PACE[42]做法，將時空雙固定效應下的空間杜賓模型通過偏微分方式進行空間效應分解，結果如表5 所示。第（1）列為制造業(yè)高質量發(fā)展對本地區(qū)產業(yè)結構轉型升級的回歸結果，第（2）列為制造業(yè)高質量發(fā)展對周邊地區(qū)產業(yè)結構轉型升級的回歸結果，第（3）至第（5）列為空間效應分解估計結果。由表5可知，制造業(yè)高質量發(fā)展的估計系數(shù)為正，且通過了1%水平的顯著性檢驗，說明制造業(yè)高質量發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級具有顯著影響。直接效應和間接效應系數(shù)均在1%的置信水平上大于0，說明制造業(yè)高質量發(fā)展水平的提升對本地區(qū)和周邊地區(qū)的產業(yè)結構轉型升級均具有促進作用，故總效應系數(shù)顯著為正。且間接效應大于直接效應，說明制造業(yè)高質量發(fā)展對周邊地區(qū)產業(yè)結構轉型升級的促進作用反而大于對本地區(qū)產業(yè)結構轉型升級的促進作用。這可能是因為我國各省市之間經濟聯(lián)系密切，制造業(yè)高質量發(fā)展所帶來的技術創(chuàng)新與政策福利等產生外溢，對周邊地區(qū)產生更強的促進作用。在控制變量中，政府管理水平、能源強度、金融化水平變量均通過了顯著性檢驗，說明這些變量對產業(yè)結構轉型升級均存在影響。研究經費、政府管理水平、能源強度和金融化水平變量對周邊地區(qū)產業(yè)結構轉型升級有一定的抑制作用，但影響效果有限，效應分解系數(shù)不顯著。

表5 空間杜賓模型檢驗結果

（三）區(qū)域異質性分析

為了解制造業(yè)高質量發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的空間溢出效應是否存在地域差異，本文利用空間杜賓模型對樣本進行分區(qū)域檢驗，并對空間效應進行分解，結果如表6、表7所示。

表6 分區(qū)域空間杜賓模型回歸結果

表7 分區(qū)域空間效應分解結果

從分區(qū)域回歸結果來看，制造業(yè)高質量發(fā)展顯著地促進了東、中、西部地區(qū)產業(yè)結構轉型升級，西部地區(qū)尤為明顯，制造業(yè)高質量發(fā)展水平指數(shù)每增加1個單位，東、中、西部地區(qū)產業(yè)結構轉型升級水平相應提高0.31、0.663和1.078個單位。從溢出效應來看，制造業(yè)高質量發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的溢出效應存在地域差異。制造業(yè)高質量發(fā)展空間溢出效應的回歸系數(shù)值在東部地區(qū)為0.246，在中部地區(qū)為0.578，但在西部地區(qū)為-1.085，三個數(shù)值均通過了顯著性水平檢驗。這意味著中國制造業(yè)高質量發(fā)展的空間溢出效應在東、中、西部三大區(qū)域均存在，但作用效果不一致。其中，制造業(yè)高質量發(fā)展顯著推動了東、中部周邊地區(qū)的產業(yè)結構轉型升級，然而對西部周邊地區(qū)有著顯著的抑制作用。當制造業(yè)高質量發(fā)展水平指數(shù)增加1個單位，東、中部周邊地區(qū)的產業(yè)結構轉型升級水平提高0.246、0.578 個單位，西部周邊地區(qū)的產業(yè)結構轉型升級水平降低1.085個單位。原因之一可能是地區(qū)經濟發(fā)展水平差異以及邊際遞減效應，使得制造業(yè)高質量發(fā)展對西部地區(qū)產業(yè)結構轉型升級的促進作用更為明顯，同時對西部周邊地區(qū)有著顯著的抑制作用。

東、中部地區(qū)制造業(yè)高質量發(fā)展的直接效應與間接效應均顯著為正，且間接效應大于直接效應，表明東、中部地區(qū)制造業(yè)高質量發(fā)展水平的提升對本地區(qū)和周邊地區(qū)的產業(yè)結構轉型升級均具有促進作用，且其對周邊地區(qū)產業(yè)結構轉型升級的促進作用反而大于對本身產業(yè)結構轉型升級的促進作用，故其總效應顯著為正。西部地區(qū)的直接效應顯著為正，而間接效應顯著為負，說明西部地區(qū)制造業(yè)高質量發(fā)展水平的提升能有效促進本地區(qū)產業(yè)結構轉型升級，但是對周邊地區(qū)的產業(yè)結構轉型升級具有抑制作用。說明我國三大區(qū)域制造業(yè)高質量發(fā)展對區(qū)域內產業(yè)結構轉型升級具有促進作用，但是其空間溢出效應存在地域差異。

五、結論與建議

（一）主要結論

本文基于2010—2019年我國30個省市面板數(shù)據(jù)，運用空間計量模型系統(tǒng)分析了制造業(yè)高質量發(fā)展對產業(yè)結構轉型升級的空間溢出效應。具體研究結論如下：第一，產業(yè)結構轉型升級具有顯著的空間正相關性，東部地區(qū)主要為“高—高”集聚，西部地區(qū)主要為“低—低”集聚。第二，整體而言，制造業(yè)高質量發(fā)展對本地區(qū)和周邊地區(qū)的產業(yè)結構轉型升級均具有促進作用。第三，分區(qū)域而言，我國三大區(qū)域制造業(yè)高質量發(fā)展對區(qū)域內產業(yè)結構轉型升級具有促進作用，但是其空間溢出效應存在地域差異，具體為東、中部地區(qū)制造業(yè)高質量發(fā)展對本地區(qū)和周邊地區(qū)的產業(yè)結構轉型升級均具有促進作用，且其對周邊地區(qū)產業(yè)結構轉型升級的促進作用反而大于對本身產業(yè)結構轉型升級的促進作用。而西部地區(qū)制造業(yè)高質量發(fā)展能有效促進本地區(qū)產業(yè)結構轉型升級，但對周邊地區(qū)的產業(yè)結構轉型升級具有抑制作用。

（二）政策建議

1.加大科研投入，注重創(chuàng)新驅動。我國制造業(yè)“大而不強”，關鍵是缺乏核心技術，因此要重視創(chuàng)新驅動作用。國家和企業(yè)要加大科研創(chuàng)新投入力度，包括研發(fā)經費的投入支持和科研人才的培養(yǎng)與引進。重視人才發(fā)展，完善人才機制，充分利用我國的人力資源優(yōu)勢。打造國家制造業(yè)創(chuàng)新體系，加強關鍵核心技術的研發(fā)。提高科技成果轉化率，為制造業(yè)創(chuàng)新發(fā)展培育動力。打造中國制造品牌，開辟國際市場。

2.促進產業(yè)融合發(fā)展，提高可持續(xù)發(fā)展能力。促進產業(yè)融合發(fā)展有利于打造產業(yè)競爭新優(yōu)勢，因此要推動信息化與工業(yè)化、先進制造業(yè)與現(xiàn)代服務業(yè)的深度融合，完善和發(fā)展產、學、研相結合的信息化創(chuàng)新體系，大力促進科學成果的轉移轉化。推進節(jié)能減排，促進綠色轉型。政府要制定和完善制造業(yè)企業(yè)綠色發(fā)展政策，合理規(guī)定工業(yè)“三廢”排放量標準，加大環(huán)境監(jiān)管力度，鼓勵支持大型企業(yè)創(chuàng)新污染治理技術，提供針對性的指導服務，從而推動企業(yè)污染治理水平的提升。企業(yè)要把好綠色生產關和污染物出口關，樹立綠色發(fā)展主體責任意識，強化綠色發(fā)展理念，落實綠色發(fā)展舉措，提高能源利用率，實現(xiàn)產業(yè)綠色化升級。

3.優(yōu)化發(fā)展環(huán)境，擴大高水平開放。良好的發(fā)展環(huán)境是制造業(yè)高質量發(fā)展的基礎條件，政府應圍繞制造業(yè)和金融業(yè)的良性循環(huán)發(fā)展，完善相關體制機制，破除體制機制弊端，提供公平競爭的市場環(huán)境，激發(fā)市場經濟活力。積極構建合理的要素環(huán)境，優(yōu)化產業(yè)發(fā)展環(huán)境。此外，利用好“一帶一路”建設契機，擴大制造業(yè)高水平開放，促進高質量“引進來”與“走出去”。