摘 要：戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造升級形成的“雙峰逼近效應”，將倒逼產(chǎn)業(yè)協(xié)同規(guī)律的識別與政府功能定位。本文在評述協(xié)同發(fā)展文獻的基礎上，采用1998—2011年中國省際數(shù)據(jù)對產(chǎn)業(yè)協(xié)同度影響因素進行了空間面板計量分析。結果表明，新興產(chǎn)業(yè)科技活動經(jīng)費籌集額中，政府資金比重對協(xié)同度無顯著影響；環(huán)境規(guī)制未能抑制高污染行業(yè)增長，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)高能耗特征依然顯著；人力資本增長提升了協(xié)同水平；而市場化改革效果并不顯著。

關鍵詞：戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)；傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)；產(chǎn)業(yè)協(xié)同度；產(chǎn)業(yè)政策

中圖分類號：F424 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X（2015）02-0025-08

一、引言與文獻綜述

作為轉變經(jīng)濟發(fā)展方式的重要內容，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)（下文簡稱“新興產(chǎn)業(yè)”）的技術帶動效應與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的轉型升級能否實現(xiàn)協(xié)同發(fā)展，一直以來都是學術界與政府產(chǎn)業(yè)政策制定持續(xù)關注的熱點。雖然中國新興產(chǎn)業(yè)受到大力的政策支持表現(xiàn)出良好的發(fā)展態(tài)勢，但其與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同程度則處于較低的水平。自2009年以來，中國新興產(chǎn)業(yè)、傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展方面存在較大問題，《中國私營經(jīng)濟年鑒2010.6—2012.6》的數(shù)據(jù)顯示，2011年中國民營企業(yè)500強中有66家因為傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)空間小而進入新興產(chǎn)業(yè)，占比13.20%；由于政府鼓勵而進入新興產(chǎn)業(yè)的有203家，占比40.60%。從上述統(tǒng)計數(shù)據(jù)可以看出，產(chǎn)業(yè)發(fā)展受政府與市場的影響程度較大，產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展需全面布局產(chǎn)業(yè)體系和優(yōu)化政府行為。當前中國部分傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)能過剩、環(huán)境污染加劇與部分新興產(chǎn)業(yè)劇烈震蕩所形成的產(chǎn)業(yè)發(fā)展體系需從根源上得到有效控制，必須從產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的內在邏輯與政府功能定位上挖掘破解思路。

由于新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的根本區(qū)別在于技術差異性，國外文獻主要從技術生命周期理論和耗散結構理論等視角研究產(chǎn)業(yè)演化發(fā)展規(guī)律。Anderson和Tushman[1]指出，技術演化模型被認為是技術生命周期理論的經(jīng)典模型，隨后得到了Kaplan和Tripsas[2]、Murmann 和Frenken[3]以及Suarez[4]的廣泛拓展。McGahan等[5]認為，這些文獻主要關注的是技術演化、產(chǎn)業(yè)內技術進步和產(chǎn)業(yè)演化過程。Dosi[6]則認為主要是研究的宏觀層面的技術軌跡技術生命周期理論的相關文獻還包括對宏觀層面技術軌跡的研究。蘇屹[7]指出，耗散結構理論最早是由比利時物理學家Prigogine在1969年關于《耗散結構與生命》的國際會議報告中提出，并與Thom的“突變論”和Haken的“協(xié)同論”一起構成系統(tǒng)科學的“新三論”，并在經(jīng)濟學研究中得到廣泛應用。耗散結構理論和耦合系統(tǒng)演化理論通常被應用于產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新系統(tǒng)和協(xié)同發(fā)展問題的理論層面研究，正確判斷新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的耦合程度與階段是政府政策制定的基礎。

國內學者對產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展領域的研究具有以下四個方面的特征：第一，從理論層面界定新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的階段劃分；第二，采用典型案例進行經(jīng)驗研究；第三，從理論層面提出促進產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的政策建議；第四，現(xiàn)有的文獻主要是從評價方法、視角和內容上展開。從研究方法來看，國內學者主要利用系統(tǒng)學、協(xié)同學與耗散結構理論分析復雜系統(tǒng)或產(chǎn)業(yè)協(xié)同機制。孟慶松和韓文秀[8]基于系統(tǒng)學的視角首次提出復合因子、協(xié)調機制的概念，建立了一個可實際計算的復合系統(tǒng)的協(xié)調度模型，并以“教育—經(jīng)濟—科技”的復合系統(tǒng)為例，對該模型的有效性進行了驗證。王宏起和徐玉蓮[9]采用有序度模型和復合系統(tǒng)協(xié)同度模型，測度了2000—2010年中國科技創(chuàng)新和科技金融的復合系統(tǒng)協(xié)同度區(qū)間為[-0.2，0.2]，表明中國還未形成科技創(chuàng)新與科技金融的協(xié)同發(fā)展機制。綦良群和孫凱[10]結合協(xié)同學和耗散結構理論，對高新技術產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展機理進行了理論分析，并以東北老工業(yè)基地振興為例，提出促進老工業(yè)基地產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展機制，認為高技術產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的子系統(tǒng)兼有競爭和協(xié)同的相互作用，最終導致產(chǎn)業(yè)的漲落，而且這種漲落必須有人參與，只有通過制定合理的產(chǎn)業(yè)政策，才能促進形成具有耗散結構特征的產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)。

從研究視角來看，近年來部分學者從產(chǎn)業(yè)耦合發(fā)展模型與博弈模型的角度研究了新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關系。熊勇清和李世才[11]從產(chǎn)業(yè)要素、產(chǎn)業(yè)結構和產(chǎn)業(yè)布局等視角對新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)子系統(tǒng)的耦合內容進行了細致的理論分析，并從理論層面闡述了耦合過程：萌芽階段、成長階段、發(fā)展階段初期和發(fā)展階段中后期分別對應于無耦合、低度耦合、中度耦合和高度耦合，其中，在成長階段，需要政府的推動機制，隨后依次為傳導機制、疊加放大機制、聯(lián)動機制和融合機制。陸立軍和于斌斌[12]在進化博弈的理論框架下，研究了新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)融合的演化、企業(yè)行為和政府的產(chǎn)業(yè)政策，結果表明，融合演化分為相互相應、協(xié)調發(fā)展和分化替代等三個階段，影響融合度的因素主要包括地方政府和龍頭企業(yè)決策，并認為地方政府在產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展中具有重要作用。苑清敏和賴瑾慕[13]的研究認為，時變演化是新興產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的耦合發(fā)展過程中的顯著特征，通過技術、產(chǎn)品、資金和政策等要素，能夠促進兩者實現(xiàn)動態(tài)耦合式發(fā)展，并將動態(tài)耦合過程分成無耦合、協(xié)調、發(fā)展極限、衰退和重組等階段，政府作用的發(fā)揮應以正確評價兩者的耦合程度為基礎。楊以文等[14]通過建立結構方程模型，基于昆山新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)制造業(yè)調研數(shù)據(jù)，研究了產(chǎn)業(yè)升級、增量創(chuàng)新與突破創(chuàng)新的關系，結論表明傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)升級到越高階段，突破性創(chuàng)新越容易出現(xiàn)；新興產(chǎn)業(yè)升級到越高階段，越有利于增量創(chuàng)新。

從研究內容來看，主要是以政府補貼形式支持新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，多數(shù)文獻研究了補貼的動機與效果。王宇和劉志彪[15]從政府作用的角度研究了補貼方式對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)和新興產(chǎn)業(yè)的影響，研究認為不同產(chǎn)業(yè)中研發(fā)的知識溢出效應決定了研發(fā)補貼的效果；產(chǎn)業(yè)間具備雙向知識溢出的情形下，生產(chǎn)性補貼在短期促進新興產(chǎn)業(yè)增長而抑制傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)增長，此時的補貼方式所帶來的增長在長期來看不具備持續(xù)性，甚至會阻礙技術進步。因而，新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)在發(fā)展的不同階段需對補貼方式進行動態(tài)調整。

從上述已有文獻可以看出，上述研究雖然視角比較全面，但很重要的一點是現(xiàn)有文獻的研究均忽略了新興產(chǎn)業(yè)、技術溢出與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)帶動效應的內在邏輯與傳導機理，而且基本上均為理論分析和案例研究，缺乏基于新興產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的省際樣本數(shù)據(jù)的實證研究。由于技術擴散、技術生命周期與產(chǎn)業(yè)協(xié)同存在著密切的經(jīng)濟聯(lián)系，在中長期的發(fā)展過程中，政府如何根據(jù)發(fā)展階段選擇合理的產(chǎn)業(yè)政策標準，值得深入研究。現(xiàn)有研究尚未將政府行為納入統(tǒng)一的分析框架中，而且沒有對經(jīng)濟社會發(fā)展施加資源環(huán)境的雙重約束，缺乏大樣本數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)，研究得出的政策建議通常理論性色彩較濃，針對性和可操作性不足。

本文區(qū)別于以往的研究，將政府行為、資源環(huán)境約束納入產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的影響因素分析框架中，并以高技術產(chǎn)業(yè)作為新興產(chǎn)業(yè)的代表，以各地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值與高技術產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的差額作為傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的代表，首次為新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展問題的研究提供省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究，以期為中國新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造升級的協(xié)同推進提供實證上的支持。本文以下的內容安排為：第二部分是變量選取、數(shù)據(jù)來源與計量模型設定；第三部分是模型相關檢驗與實證研究；第四部分是本文的研究結論和政策建議。

二、變量選取、數(shù)據(jù)來源與模型設定

（一）變量選取、數(shù)據(jù)來源與描述統(tǒng)計

由于上市公司數(shù)據(jù)僅以企業(yè)為樣本，對資源環(huán)境約束和政府行為難以納入進來一并考慮。為此，本文利用1998—2011年中國30個省（地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)研究新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同度影響，主要涉及到的數(shù)據(jù)變量有：新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)比重、高技術產(chǎn)業(yè)科技活動經(jīng)費籌集額中政府資金所占比重、環(huán)境污染治理強度、能源消耗總量、人力資本、市場化指數(shù)、人均GDP等，以此全面衡量新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的諸多內外部因素的影響。

1.新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)比重

由于傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的范圍較大，且概念較為模糊，本文在衡量時采用余泳澤和劉大勇[16]的做法，將傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)界定為：食品加工業(yè)、食品制造業(yè)、飲料制造業(yè)、煙草加工業(yè)、紡織業(yè)、服裝及其他纖維制品制造業(yè)、皮革毛皮羽絨及其制造業(yè)、木材加工及竹藤棕草制品業(yè)、家具制造業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、印刷業(yè)制造業(yè)、文教體育用品制造業(yè)、化學纖維制造業(yè)、橡膠制造業(yè)、塑料制造業(yè)、石油加工及煉焦業(yè)、非金屬礦物制造業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)、普通機械制造業(yè)等 21 個行業(yè)。由于缺乏省際的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，我們近似將規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值減去高技術產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值得到傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值。

由于學術界尚未披露新興產(chǎn)業(yè)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，高技術產(chǎn)業(yè)與新興產(chǎn)業(yè)具有相同的屬性，一些學者例如肖興志和謝理[17]將高技術產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)近似作為新興產(chǎn)業(yè)的代表。本文沿用這一做法，將新興產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值之比（記為PRO）作為產(chǎn)業(yè)協(xié)同度指標，數(shù)據(jù)來源于各年的《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》，其中1998—2008年數(shù)據(jù)直接從年鑒中獲取，2009—2011年的新興產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)是將高技術產(chǎn)業(yè)的5個子行業(yè)，即醫(yī)藥制造業(yè)、航空航天器制造業(yè)、電子及通信設備制造業(yè)、電子計算機及辦公設備和醫(yī)療設備及儀器儀表制造業(yè)的當年總產(chǎn)值加總得到。

2.政府行為變量

新興產(chǎn)業(yè)的技術投資與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的改造升級均離不開政府的大力支持，因此，政府在推動產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展方面具有重要的作用，基于數(shù)據(jù)可得性的考慮，本文選取高技術產(chǎn)業(yè)科技活動經(jīng)費籌集額中政府資金所占比重（記為FUN）作為政府支持新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展力度的代理變量，由于2009年以后統(tǒng)計指標發(fā)生變化，遂將研發(fā)經(jīng)費內部支出中政府資金的比重作為代理變量，數(shù)據(jù)均來源于各年的《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

3.研發(fā)經(jīng)費投入強度

研發(fā)投入強度（記為RD）作為影響產(chǎn)業(yè)動態(tài)的重要變量，對于技術溢出和技術采納具有重要推動作用，進而對新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)比重有著間接影響，本文使用的研發(fā)數(shù)據(jù)是各地區(qū)研發(fā)經(jīng)費支出，由于1999年之前指標口徑不同，我們采用研發(fā)經(jīng)費內部支出總額代表，1999—2011年數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國科技統(tǒng)計年鑒》，1998年數(shù)據(jù)是依據(jù)1999年和2000年的均值得到，數(shù)據(jù)的單位均換算為億元。

4.資源環(huán)境約束指標

本文采用治理工業(yè)污染項目投資額占工業(yè)增加值的比重（記為REG）衡量環(huán)境約束指標，治理工業(yè)污染項目投資額和工業(yè)增加值的數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，時間跨度為1998—2011年；為了有效衡量節(jié)能降耗對產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的影響，本文加入能源消耗總量（記為ENE）作為控制變量，近似作為資源約束的代表，由于電力消費在能源消費中占據(jù)的比重較大且易于衡量，本文借鑒王火根和沈利生[18]的做法，利用電力消費量作為能源消費量的代理指標，數(shù)據(jù)來源于國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

5.控制變量

（1）人力資本（記為HUM）。人力資本對產(chǎn)業(yè)效率、產(chǎn)業(yè)技術進步有著直接的影響，借鑒已有文獻的做法，本文將各省每萬人高中、?？坪捅究频脑谛Ｉ鷶?shù)量作為衡量人力資本的指標，原始數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。（2）市場化指數(shù)（記為MAR）。市場化程度的高低直接影響著要素在產(chǎn)業(yè)間的流動，改變產(chǎn)業(yè)的規(guī)模，進而能夠影響到產(chǎn)業(yè)間的發(fā)展程度，所以本文將市場化指數(shù)作為影響產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的控制變量。1998—2010年市場化指數(shù)數(shù)據(jù)直接來源于樊綱等[19]出版的《中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》，2011年數(shù)據(jù)則依據(jù)2009—2010年的數(shù)據(jù)的加權平均得到。（3）人均GDP（記為PGDP）。經(jīng)濟發(fā)展水平對產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展具有重要的宏觀影響，為此，本文將人均GDP作為新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展影響因素經(jīng)驗研究的控制變量，原始數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，上述控制變量在經(jīng)驗分析過程中均取自然對數(shù)。

（二）模型設定

由于創(chuàng)新活動具有顯著的技術外溢性，各地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與創(chuàng)新活動的外溢可能具有一定程度的空間相關性，因此，傳統(tǒng)的面板模型不能夠很好地解決這一問題。為此，本文利用Anselin[20]提出的空間面板計量模型對新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展程度的影響因素進行經(jīng)驗研究。空間計量模型分為空間滯后（SAR）面板模型和空間誤差（SEM）面板模型兩大類。

空間滯后面板模型的形式為：

Yt=αYt-1+βWYt+Xtγ+φt（1）

空間誤差面板模型的形式為：

Yt=αYt-1+Xtγ+η+φt（2）

其中，φt=τWφt+θt；Yt是每個省份（i=1，2，...，30）的因變量在t期（t=1，2，...，13）的樣本值構成的N×1向量；Xt（自變量）是N×K的矩陣；α與γ（K×1）表示參數(shù)；η=（η1，...，ηN）′；φt=（φ1T，...，φNT）′；θt=（θ1T，...，θNT）′，且獨立同分布，滿足E（θt）=0，E（θtθt′）=σ2IN，IN表示N階的單位陣；W（N×N）表示空間權重矩陣（非負），對角線數(shù)字為0；τ表示空間自相關系數(shù)；α是區(qū)分面板數(shù)據(jù)模型的最核心指標，若α=0，φit=0，表明該模型是靜態(tài)面板模型，若α=0，φit≠0，表明該模型是靜態(tài)空間面板模型，若α≠0，φit≠0，表明該模型是動態(tài)空間面板模型。本文建立的新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)比重協(xié)同度的具體模型如下：

PRO=α1+α2FUN+α3REG +α4ENE +α5HUM +α6RD +α7MAR +α8PGDP +φit+θit （3）

其中，φit=τWφit+θt，τ和W分別表示空間相關系數(shù)和空間權重矩陣；α1—，α2，α3，α4，α5，α6，α7，α8是模型的相應參數(shù)；φit與θit是隨機擾動項，θit～（0，σ2）。；τ和W分別表示空間相關系數(shù)和空間權重矩陣。

為了考慮經(jīng)濟增長的擴散影響，我們構建了包括經(jīng)濟影響力的空間權重矩陣。包含經(jīng)濟影響力的空間權重矩陣i為省份i的國內生產(chǎn)總值，為所有省份國內生產(chǎn)總值的平均值，在設定包含經(jīng)濟影響力的空間權重矩陣時，我們借鑒陳曉玲和李國平[21]的做法，假設經(jīng)濟實力強的省份對周圍省份的經(jīng)濟影響大，包含經(jīng)濟影響力的空間權重矩陣用地理空間權重矩陣w乘以各個省份國內生產(chǎn)總值占全國所有省份國內生產(chǎn)總值的比重均值為對角線的對角矩陣來表示。各省國內生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，經(jīng)濟距離空間權重矩陣的具體表示方法為：

W=w×diag（1，2，...，n），其中，i=1t1-t0+1∑t1t0yit，=1n（t1-t0+1）∑ni=1∑t1t0yit。

計算出包含技術影響力的空間權重矩陣后，利用Matlab軟件將其標準化，行和等于1。

三、經(jīng)驗研究

空間計量回歸過程主要包括空間自相關檢驗、模型形式選擇與估計結果等三個部分。本部分利用第二部分的省際數(shù)據(jù)進行產(chǎn)業(yè)協(xié)同度影響因素的空間計量回歸分析，以期為新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展提供必要的實證依據(jù)。

（一）空間自相關檢驗

在空間面板統(tǒng)計分析中，檢驗各地區(qū)變量是否存在空間自相關的最常用方法是Moran I指數(shù)：

Moran I=n∑ni=1∑nj=1ωij（xi-）（xj-）∑ni=1∑nj=1ωij∑ni=1（xi-）2=∑ni=1∑nj=1ωij（xi-）（xj-）S2∑ni=1∑nj=1ωij（4）

其中，S2=1n∑ni=1（xi-）2，=1n∑ni=1xi；xi表示第i個省的觀測值；n表示截面樣本量（空間單元數(shù)）；ωij是空間權重矩陣。Moran I∈[-1，1]，當Moran I∈（0，1]時，表示存在空間正相關，當Moran I∈[-1，0）時，表示存在空間負相關，當Moran I=0時，表示無空間相關性。為便于對比和確定模型形式的準確性，我們首先估計了靜態(tài)面板，結果如下：

PRO=0.53-0.03FUN+4.27REG-0.10ln（ENE）-0.09ln（HUM）

+0.08ln（RD）+0.02ln（MAR）+0.04ln（PGDP）（5）

（6.19） （-1.53） （3.32） （-11.97）（-5.64）（12.90）（0.70）（3.21）

其中，括號內為相應變量的t統(tǒng)計量，2=0.42（擬合程度較低）。由表2可以看出，變量之間存在一定的相關性。因此，我們針對產(chǎn)業(yè)協(xié)同度影響因素研究建立空間面板模型，以剔除掉變量之間可能存在的空間相關性，使得實證結論更為準確。從表2的結果可以看出，中國各省新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的相對比重之間存在高度的正空間自相關，且在2008—2011年呈現(xiàn)出遞增的趨勢，在一定程度上表明，隨著經(jīng)濟交往的日益密切，各省產(chǎn)業(yè)協(xié)同表現(xiàn)出較高的空間相關性；新興產(chǎn)業(yè)科技活動籌集額中政府資金所占比重指標在2003年以前為正數(shù)，而近年來的Moran I指數(shù)變化為負數(shù)，這表明政府支持新興產(chǎn)業(yè)科技活動的力度呈現(xiàn)出負的空間自相關。

為保證實證模型建立的有效性和便于比較，本文分別建立了靜態(tài)和動態(tài)空間面板模型這兩種形式的計量方程，依據(jù)SAR面板模型與SEM面板模型形式選擇的判別標準，應當選擇SEM面板模型對新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的影響因素進行經(jīng)驗分析，檢驗結果如表3所示。在固定效應模型和隨機效應模型的選擇上，筆者認為對于中國各省劃分的產(chǎn)業(yè)協(xié)同程度的計量模型而言，顯然應當采取固定效應模型更好一些。

（二）經(jīng)驗研究結果

1.靜態(tài)空間面板模型估計結果

表4實現(xiàn)了三種靜態(tài)空間誤差固定效應模型的估計：地區(qū)固定效應、時間固定效應和雙向固定效應[22]。三種估計結果的空間自相關系數(shù)均為正，表明新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展存在空間上的促進作用。從參數(shù)估計的顯著性上來看，時間固定效應模型的各參數(shù)顯著性較好，因此，我們選擇時間固定效應模型結果進行解釋。從新興產(chǎn)業(yè)科技活動經(jīng)費籌集額中政府資金所占比重的系數(shù)為負且不顯著，可以看出，中國各省以資金支持新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的做法并未有效促進產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展，可能的原因在于以獲取資金支持的新興企業(yè)并未具有足夠的創(chuàng)新動力，這與郭曉丹和何文韜[23]關于政府補貼的光環(huán)效應并未增加企業(yè)的研發(fā)支出的結論相印證。因此，針對新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新動力不足的問題，政府不應當以增加資金支持為重點，而應當發(fā)揮企業(yè)在創(chuàng)新投資上的積極性，并為此創(chuàng)造良好的環(huán)境。

從全社會研發(fā)支出的系數(shù)來看，各省總體研發(fā)強度的提高在10%的顯著性水平上促進了產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展，這與研發(fā)支出的技術外溢效應不無關系，各地區(qū)研發(fā)支出每增長1%，產(chǎn)業(yè)協(xié)調度提高2.09%，因此，增加研發(fā)支出仍然是促進產(chǎn)業(yè)協(xié)同的重點措施；政府環(huán)境規(guī)制顯著降低了新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的相對比重，這表明環(huán)境規(guī)制在一定程度上促進了傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增長，意味著傳統(tǒng)高污染的產(chǎn)業(yè)在環(huán)境規(guī)制強度下并未減少生產(chǎn)，從側面可以看出環(huán)境規(guī)制促進了傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率，亦即使得傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)得到了基于技術進步的產(chǎn)能增長好處；電力消費在10%的顯著性水平上降低了新興產(chǎn)業(yè)相對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的比重，意味著傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)是以高耗能的形式獲得了產(chǎn)值的增長，表明傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的節(jié)能降耗是實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的重點任務；人力資本在1%的顯著性水平上促進了新興產(chǎn)業(yè)相對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的比重，這表明受教育水平的提高對于新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有重要意義；市場化改革對于產(chǎn)業(yè)協(xié)同的影響效果不顯著，在一定程度上說明促進生產(chǎn)要素在傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)與新興產(chǎn)業(yè)之間的流動是實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要任務，當前的市場化改革效果仍需加強；人均GDP的增長顯著促進產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展，這表明隨著經(jīng)濟發(fā)展程度的提高，新興產(chǎn)業(yè)相對于傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的比重將持續(xù)走高，意味著隨著經(jīng)濟的發(fā)展，科技引領經(jīng)濟發(fā)展的作用將持續(xù)顯現(xiàn)。

2.動態(tài)空間面板模型估計結果

為甄別產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展過程可能存在的動態(tài)性，我們擬以經(jīng)濟距離空間權重矩陣為基礎，引入動態(tài)空間誤差模型固定效應模型進行重新估計，估計所需要的Matlab命令運用NB逼近估計法，估計結果如表5所示。從估計結果來看，在加入新興產(chǎn)業(yè)相對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)比重的一階滯后變量的動態(tài)空間計量模型中，NB逼近估計法顯示前期的協(xié)同對后期的協(xié)同不存在顯著的動態(tài)關系。值得指出的是，在加入動態(tài)因素以后，NB逼近估計方法的空間相關系數(shù)的顯著性降低（由表5的時間固定效應估計出的負的空間相關系數(shù)由在1%的顯著性水平上顯著變?yōu)椴伙@著），進一步說明靜態(tài)空間面板模型能夠較好地刻畫產(chǎn)業(yè)協(xié)同的特征。從表55的NB逼近估計方法的估計結果來看可以看出，政府資金所占比重的系數(shù)仍為負數(shù)（不顯著），表明政府支持新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的資金力度越大，產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的程度越低，但降低的效果并不顯著；研發(fā)支出在1%的顯著性水平上促進新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的比重提高，與靜態(tài)面板的估計結果一致，表明創(chuàng)新投入對于實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展至關重要；人力資本在5%的顯著性水平上促進產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展，與靜態(tài)空間面板的估計結果一致；市場化改革促進產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展，效果顯著。

四、研究結論與政策含義

新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造升級所形成的“雙峰逼近效應”，對資本、技術人才以及產(chǎn)業(yè)政策的公平性、適應性提出更高要求，探尋產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展機理與政府作用尤為重要。本文系統(tǒng)梳理了新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的國內研究現(xiàn)狀，針對現(xiàn)有研究中僅從理論層面解釋和分析協(xié)同問題的視角，本文區(qū)別于以往關于協(xié)同發(fā)展的文獻研究，利用1998—2011年的省際數(shù)據(jù)對新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)調度的影響因素進行了空間面板計量經(jīng)驗研究，研究結果表明，新興產(chǎn)業(yè)科技活動經(jīng)費籌集額中政府資金所占比重對新興產(chǎn)業(yè)相對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)比重的無顯著影響；環(huán)境規(guī)制在一定程度上并未有效抑制傳統(tǒng)高污染行業(yè)的增長，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的高能耗特征依然顯著；人力資本的增長對于實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同效果顯著；市場化改革對新、舊產(chǎn)業(yè)協(xié)同效果不顯著，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，新興產(chǎn)業(yè)相對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重將持續(xù)提高。本研究對促進戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展具有重要的理論與政策實踐價值。

針對當前中國新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中存在的“雙峰逼近效應”，本文擬從以下四個方面對新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展提出相關的政策建議：第一，政府在推動新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展中應避免單純?yōu)榇龠M技術創(chuàng)新而增加政府支持新興產(chǎn)業(yè)的資金，應當發(fā)揮企業(yè)創(chuàng)新主體的作用，著重發(fā)揮對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造升級的資金支持，鑒于新興產(chǎn)業(yè)仍處于發(fā)展的初期階段，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)仍然占據(jù)經(jīng)濟的支柱地位，對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)技術改造的投入將能夠更大程度地促進產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展；第二，環(huán)境規(guī)制在促進傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)減排方面的作用較為積極，應當適度加強高污染傳統(tǒng)行業(yè)的環(huán)境規(guī)制強度，增加治理環(huán)境污染的投資對于實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同效果顯著；第三，加強人力資本建設，由于人力資本在實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同方面存在著顯著的推動作用，因此，在人力資本的培育與應用方面，應著重加強創(chuàng)新人才培育和加大就業(yè)市場的流動性，進而實現(xiàn)新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展；第四，深化市場化改革力度，由于市場化改革的目的在于使得生產(chǎn)要素能夠以市場機制為作用進行流動，產(chǎn)業(yè)間的人才、技術和資源的共享成為實現(xiàn)互利共贏的關鍵所在，因此，應當著重發(fā)揮市場配置資源的決定性作用，努力實現(xiàn)新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展突破“雙峰逼近效應”，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)向質量和效益的協(xié)同發(fā)展轉變。參考文獻：

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（責任編輯：徐雅雯）