朱俏俏　孫　慧

1(新疆大學新疆創(chuàng)新管理研究中心，烏魯木齊　830046)

2(新疆大學經(jīng)濟與管理學院，烏魯木齊　830046)

資源型產(chǎn)業(yè)集聚的動態(tài)溢出效應研究

朱俏俏1，2孫慧1，2

1(新疆大學新疆創(chuàng)新管理研究中心，烏魯木齊830046)

2(新疆大學經(jīng)濟與管理學院，烏魯木齊830046)

〔摘要〕本文基于2006～2013年中國31個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，運用兩階段系統(tǒng)廣義矩方法，實證分析了資源型產(chǎn)業(yè)集聚的動態(tài)溢出效應。結果表明：(1)資源型產(chǎn)業(yè)集聚對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是動態(tài)的，當期資源型產(chǎn)業(yè)集聚顯著促進了資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，但滯后一期的資源型產(chǎn)業(yè)集聚會抑制其全要素生產(chǎn)率的增長。資源型產(chǎn)業(yè)集聚的“集聚效應”和“擁塞效應”會在不同時期達到不同均衡狀態(tài)。(2)資源型產(chǎn)業(yè)集聚與人均GDP的交叉相乘項阻礙了資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，表明資源型產(chǎn)業(yè)集聚對全要素生產(chǎn)率影響的積極效應受到經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，驗證了資源型產(chǎn)業(yè)“威廉姆森假說”在中國的存在性。(3)隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提升，資源型產(chǎn)業(yè)集聚對于技術進步的積極作用逐步顯現(xiàn)，而對于技術效率改進的積極意義則逐步減弱。總體而言，資源型產(chǎn)業(yè)集聚對于技術效率變化的影響主導了對于技術進步所產(chǎn)生的影響。(4)非資源型制造業(yè)集聚、物質(zhì)資本投入促進了資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率、技術進步及技術效率的提升，政府干預程度對三者的影響顯著為負，人力資本投入對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長、技術效率改進的積極作用不明顯，但顯著促進了資源型產(chǎn)業(yè)的技術進步。

〔關鍵詞〕資源型產(chǎn)業(yè)集聚動態(tài)溢出效應集聚效應擁塞效應兩階段系統(tǒng)GMM

引言

資源型產(chǎn)業(yè)①是以開發(fā)利用能源資源和礦產(chǎn)資源為主要基礎原料和依托的產(chǎn)業(yè)。資源型產(chǎn)業(yè)是資源豐裕地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展的重要支撐，由于本地自然資源稟賦優(yōu)勢是資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要基礎，因此資源型產(chǎn)業(yè)易顯現(xiàn)出更強的空間集聚特征，由自然資源的開采、利用、加工而形成的資源型產(chǎn)業(yè)集聚是資源型產(chǎn)業(yè)的特殊組織形式，也是資源富集地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的重要增長極，對提高地區(qū)資源型產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率、促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展具有重要意義。關于資源型產(chǎn)業(yè)集聚的研究，眾多學者大多聚焦于資源型產(chǎn)業(yè)集聚的形成機理[1，2]、資源型產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展的動力機制[3-5]、影響因素[6，7]、

發(fā)展路徑[8]等方面，對資源型產(chǎn)業(yè)集聚溢出效應的研究尚未得到學者的廣泛關注。

以Paul R.Krugman為代表的新經(jīng)濟地理學理論認為聚集力和分散力是決定產(chǎn)業(yè)在長期保持均衡穩(wěn)定分布的兩種重要力量：聚集力由循環(huán)累積因果效應引起，產(chǎn)業(yè)空間集聚更容易招聘到符合企業(yè)需要的員工、更有效地享受供應商的服務、更及時地獲取行業(yè)競爭所需信息、更便捷地共享基礎設施和公共物品，從而促使集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)以更高的生產(chǎn)率來生產(chǎn)產(chǎn)品或提供服務，獲得相對于集聚區(qū)外企業(yè)更多的競爭優(yōu)勢，形成集聚經(jīng)濟；另一方面，當產(chǎn)業(yè)在區(qū)域過度集聚時，市場的擁塞效應隨即凸顯，從而形成集聚不經(jīng)濟，產(chǎn)生促

使產(chǎn)業(yè)在區(qū)域均勻分布的分散力，各種聚集力和分散力共同作用導致了市場均衡[9]。當聚集力占主導地位時，產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)集聚態(tài)勢，反之，當分散力成為主導力量時，產(chǎn)業(yè)呈擴散態(tài)勢。因此，產(chǎn)業(yè)集聚效應的發(fā)揮具有動態(tài)性，不同類型的產(chǎn)業(yè)在某區(qū)域集聚，會同時產(chǎn)生“擁塞效應”和“集聚效應”，這兩種效應可能會在不同階段形成不同的均衡狀態(tài)，前者阻礙了地方經(jīng)濟的發(fā)展，后者則對地方經(jīng)濟增長具有促進作用[10]。因而，產(chǎn)業(yè)集聚兩種效應——“擁塞效應”與“集聚效應”孰強孰弱，決定了產(chǎn)業(yè)集聚對生產(chǎn)率增長的作用方向[11]。

那么，現(xiàn)階段我國的資源型產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)揮著何種效應？對資源型產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的提高是否具有積極影響？動態(tài)效應如何？回答以上問題將為提高資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展效率、促進區(qū)域尤其是資源富集地區(qū)的可持續(xù)發(fā)展提供切實可行的路徑。

1研究綜述

對于產(chǎn)業(yè)集聚溢出效應的研究，不同學者從多種角度得出了差異化的結論。Marshall最早提出了經(jīng)濟活動的空間集聚有利于生產(chǎn)效率的提升和經(jīng)濟增長的思想。產(chǎn)業(yè)集聚的外部性對促進要素生產(chǎn)率有利，同時可提高廠商的生產(chǎn)績效[12]。Baldwin和Martin(2004)指出經(jīng)濟活動集聚促使產(chǎn)業(yè)間的供給與需求之間產(chǎn)生前后向關聯(lián)效應，企業(yè)可通過先行與后續(xù)產(chǎn)業(yè)部門的緊密聯(lián)系降低生產(chǎn)和交易成本，此外，集聚還能通過技術溢出和擴散的關聯(lián)效應促進經(jīng)濟增長[13]。張明龍(2004)認為產(chǎn)業(yè)集聚通過推進生產(chǎn)要素或資源的有機結合，產(chǎn)業(yè)之間的關聯(lián)性和聚集力得以增強，同向合力的乘數(shù)效應發(fā)揮作用，使生產(chǎn)交易費用降低，同時，區(qū)域內(nèi)企業(yè)數(shù)量增多、規(guī)模擴大分攤了單位產(chǎn)品的固定成本，促使產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生積極的溢出效應[14]。張玉明(2008)認為，產(chǎn)業(yè)集聚的市場外部性和技術外部性可間接影響區(qū)域生產(chǎn)率的提高，從而促進區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展[15]。Dekle和Eaton(1999)以就業(yè)密度作為衡量專業(yè)化集聚度的指標，實證研究了日本產(chǎn)業(yè)集聚對勞動生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)日本制造業(yè)和服務業(yè)集聚顯著提高了勞動生產(chǎn)率，彈性系數(shù)分別為1%和1.2%[16]。Ciccone(2002)同樣以就業(yè)密度代表產(chǎn)業(yè)集聚度，對德國、英國、法國、意大利和西班牙5個國家的產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)勞動生產(chǎn)率的關系進行了研究，發(fā)現(xiàn)當就業(yè)密度每上升100%時，地區(qū)勞動生產(chǎn)率會提高4.5%[17，18]。Crozet和Koenig(2007)的研究認為，1980～2000年間歐盟經(jīng)濟活動的空間集聚有利于地區(qū)的經(jīng)濟增長，且生產(chǎn)活動內(nèi)部空間分布越不均勻的地區(qū)其經(jīng)濟增長越快[18，19]。羅勇和曹麗莉(2005)實證分析和檢驗了中國20個制造業(yè)的集聚程度與工業(yè)增長之間的關系，發(fā)現(xiàn)大多數(shù)制造業(yè)的集聚程度與工業(yè)總產(chǎn)值之間表現(xiàn)出較強的正相關性，只有少數(shù)受資源稟賦制約的行業(yè)其集聚程度與工業(yè)總產(chǎn)值之間呈弱負相關性[20]。張艷和劉亮(2007)運用工具變量法，實證檢驗了中國1999～2004年經(jīng)濟集聚對城市人均實際GDP的影響，研究結果表明經(jīng)濟集聚存在內(nèi)生性問題，并顯著促進了城市經(jīng)濟增長[21]。以上國內(nèi)外理論與實證研究，均認為產(chǎn)業(yè)集聚促進了經(jīng)濟增長與生產(chǎn)率的提高，但也有一些學者持不同觀點，認為集聚與經(jīng)濟增長、生產(chǎn)率提高之間并不只是簡單的正相關關系。Williamson(1965)指出，經(jīng)濟集聚在發(fā)展初期發(fā)揮著重要作用，由于在發(fā)展的早期階段，交通運輸、通信設備等基礎設施較為落后，且資本市場尚不成熟，該階段經(jīng)濟活動的空間集聚會顯著提高效率水平。隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，集聚因擁塞效應而產(chǎn)生的負外部性開始顯現(xiàn)，在經(jīng)濟發(fā)展達到某一臨界水平后，集聚的影響就變?yōu)樨摲较?，從而會促使?jīng)濟活動產(chǎn)生空間分散的趨勢[22]。徐盈之等(2011)基于1978～2008年中國30個省域的面板數(shù)據(jù)，建立了門檻回歸模型，實證考察了空間集聚對經(jīng)濟增長的影響，認為空間集聚與經(jīng)濟增長之間呈非線性相關關系，即在達到門檻值之前，集聚能顯著促進效率提升，但達到某一門檻值后，空間集聚對經(jīng)濟增長的影響變小，甚至阻礙經(jīng)濟增長，驗證了“威廉姆森假說”在中國顯著存在[23]。孫浦陽等(2011)基于世界85個國家1995～2008年的面板數(shù)據(jù)，考察了各國國內(nèi)經(jīng)濟活動空間集聚對經(jīng)濟增長的影響，驗證了“威廉姆森假說”，結果表明集聚的優(yōu)勢隨著國家經(jīng)濟的快速發(fā)展逐漸被削弱[24]。王晶晶等(2014)基于中國2000～2011年261個地級及以上城市面板數(shù)據(jù)的研究認為中國服務業(yè)同樣存在“威廉姆森效應”[11]。

通過梳理總結已有文獻得出以下結論：(1)對于產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長或生產(chǎn)率之間關系的研究，國內(nèi)外專家學者均未得出一致結論；(2)研究對象多集中于區(qū)域?qū)用娴募垡绯鲂鴮Ξa(chǎn)業(yè)層面的考察也主要集中于制造業(yè)、服務業(yè)部門，專門針對資源型產(chǎn)業(yè)集聚溢出效應的研究較少，對資源型產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率及其組成部分(技術進步與技術效率)關系的研究更是少見；(3)對產(chǎn)業(yè)集聚溢出效應的研究大多是在一個靜態(tài)分析框架下進行的，無法考察產(chǎn)業(yè)集聚的動態(tài)性對經(jīng)濟增長及生產(chǎn)率的影響；(4)產(chǎn)業(yè)集聚溢出效應模型的內(nèi)生性問題尚未得到有效解決，從而影響了研究結論的可信度。因此，本文基于以上4點，采用2006～2013年中國31個省市自治區(qū)的動態(tài)面板數(shù)據(jù)，運用兩階段系統(tǒng)廣義矩方法，重點分析我國資源型產(chǎn)業(yè)集聚對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率及其組成部分技術進步與技術效率的動態(tài)效應。

2模型設定、數(shù)據(jù)來源與方法介紹

2.1模型設定

對某地區(qū)集聚效應進行估計最普遍的方法則是建立生產(chǎn)函數(shù)。依據(jù)外部性理論，從集聚視角出發(fā)，結合生產(chǎn)函數(shù)，將集聚經(jīng)濟的存在作如下解釋：若將一個地區(qū)的產(chǎn)出作為生產(chǎn)函數(shù)的被解釋變量，則解釋變量不僅包括通常的物質(zhì)、人力資本等生產(chǎn)要素的投入，還包括該地區(qū)經(jīng)濟活動的集聚程度，且產(chǎn)出大小與集聚經(jīng)濟的類型有關[26]：

Yθ=I(Aθ)f(Kθ，Lθ，Xθ)

(1)

其中，Yθ表示地區(qū)θ的資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率、技術進步及技術效率改進；Kθ表示物質(zhì)資本投入；Lθ表示人力資本投入；Xθ表示其余投入要素向量。通常假設f(·)為規(guī)模報酬不變的生產(chǎn)函數(shù)。Aθ為地區(qū)θ的資源型產(chǎn)業(yè)集聚指標，它通過某種函數(shù)形式加以表示，并以乘積形式影響生產(chǎn)函數(shù)的變動。

不失一般性，假設上述生產(chǎn)函數(shù)的形式為C-D函數(shù)，且I(Aθ)也以冪函數(shù)的形式進入到生產(chǎn)函數(shù)中，則(1)式可改寫為如下形式的基礎模型[27]：

ln(Yθ)=αln(Aθ)+β1ln(Kθ)+β2ln(Lθ)+β3ln(Xθ)

(2)

然而，為考察資源型產(chǎn)業(yè)集聚對生產(chǎn)率的動態(tài)影響，檢驗集聚效應的發(fā)揮是否具有滯后性，本文構建了資源型產(chǎn)業(yè)集聚對資源型產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率影響的動態(tài)模型，形式如下：

Yθ=α1RAGG+α2RAGGt-1+β1PC+β2HC+β3Xθ+δθt

(3)

其中Yθ表示θ地區(qū)資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(TFPG)、技術進步(TECHG)、技術效率改進(EFFG)，RAGG表示地區(qū)資源型產(chǎn)業(yè)集聚，RAGGt-1表示滯后一期資源型產(chǎn)業(yè)集聚，PC表示物質(zhì)資本投入，HC表示人力資本投入，Xθ表示其他控制變量，δθt表示隨機誤差項，α、β為變量系數(shù)。

Xθ為多元變量組合，包含了影響資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的其他控制變量。由于本文試圖從產(chǎn)業(yè)關聯(lián)視角分析非資源型制造業(yè)集聚是否會對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向的外部性，因此，模型中引入非資源型制造業(yè)集聚水平。此外，由于本文將深入探析資源型產(chǎn)業(yè)集聚的溢出效應是否會受到經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，因此引入人均GDP與資源型產(chǎn)業(yè)集聚的交叉相乘項。另外，政府干預程度也是影響資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要因素，本文也將其引入模型。

通過以上分析，本文最終確定計量方程為：

Yθ=α1RAGG+α2RAGGt-1+β1PC+β2HC+β3MAGG+β4PGDP×RAGG+β5GOV+β6Yθt-1+δθt

(4)

式(4)中，MAGG表示地區(qū)非資源型制造業(yè)集聚，PGDP表示地區(qū)人均GDP，GOV表示政府干預程度。

2.1.1被解釋變量

資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(TFPG)、技術進步(TECHG)、技術效率改進(EFFG)。本文采用DEA-Malmquist指數(shù)法，運用Deap2.1軟件，對中國31個省市自治區(qū)各年的資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率②進行了測算，并將資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變化進一步分解為資源型產(chǎn)業(yè)技術進步變化與技術效率變化，以便更清晰地反映出資源型產(chǎn)業(yè)集聚對全要素生產(chǎn)率變化的作用方向。測算所需的兩個投入變量勞動和資本分別采用資源型產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員年平均人數(shù)和固定資產(chǎn)凈值予以度量。

2.1.2解釋變量

資源型產(chǎn)業(yè)集聚(RAGG)。本文選擇區(qū)位熵指數(shù)作為衡量省級資源型產(chǎn)業(yè)集聚程度的指標。采用地區(qū)資源型產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值來計算資源型產(chǎn)業(yè)集聚程度。RAGGt-1表示滯后一期的資源型產(chǎn)業(yè)集聚，用以考察資源型產(chǎn)業(yè)集聚的動態(tài)效應。

2.1.3控制變量

(1)滯后一期的資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(TFPGt-1)、技術進步(TECHGt-1)、技術效率改進(EFFGt-1)。當期的全要素生產(chǎn)率、技術進步及技術效率通?？赡苁艿缴弦黄谏a(chǎn)效率的影響，為了體現(xiàn)這一動態(tài)特性，反映資源型產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率變化的延續(xù)性，本文在模型(4)中相應加入資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長、技術進步和技術效率的一階滯后項作為控制變量。

(2)非資源型制造業(yè)③集聚(MAGG)。本文從行業(yè)特征角度出發(fā)，將工業(yè)進一步細分為資源型產(chǎn)業(yè)與非資源型制造業(yè)[28]，同時采用式(5)測算了各個地區(qū)的非資源型制造業(yè)集聚指數(shù)。該變量的加入考察了中國工業(yè)中兩型產(chǎn)業(yè)的互動關系以及兩型產(chǎn)業(yè)間的技術溢出效應。

(3)物質(zhì)資本(PC)。一方面生產(chǎn)效率的提高很大程度上依賴于人均資本存量的增加；另一方面技術進步并非獨立于資本而產(chǎn)生，資本品中往往蘊含了新思想、新技術，投資的過程也是應用物化技術、實現(xiàn)技術進步的過程[19]。本文選擇各地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資占GDP的比重作為物質(zhì)資本存量，反映了物質(zhì)資本投資的規(guī)模。

(4)人力資本(HC)。人力資本投入通過提高勞動者受教育程度、熟練掌握職業(yè)技能等途徑直接提高全要素生產(chǎn)率水平；人力資本決定著地區(qū)或產(chǎn)業(yè)的技術創(chuàng)新能力，從而通過提高研發(fā)水平和增強技術吸收能力間接影響全要素生產(chǎn)率的提高。本文采用普通高等學校在校學生數(shù)占總人口比重來對人力資本水平進行度量。

(5)人均GDP與資源型產(chǎn)業(yè)集聚的交叉相乘項(PGDP×RAGG)。PGDP表示人均GDP，該交叉相乘項用以考察隨著經(jīng)濟的不斷發(fā)展，資源型產(chǎn)業(yè)集聚對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是否減弱，即檢驗“威廉姆森假說”對于中國資源型產(chǎn)業(yè)是否成立[11]。

(6)政府干預程度(GOV)。政府在適當合理的程度內(nèi)對經(jīng)濟進行干預將有助于優(yōu)化資源配置、克服市場失靈、彌補市場機制的缺陷與不足，從而促進生產(chǎn)率的提高，但若干預過度或缺乏效率，那么在市場失靈的同時還會出現(xiàn)政府失靈，也會導致資源配置無效，對生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生負面影響。本文用政府財政支出占GDP的比重表示政府干預程度，將其作為控制變量引入模型。

2.2數(shù)據(jù)來源

本文以2006～2013年全國31個省市自治區(qū)為研究對象，研究資源型產(chǎn)業(yè)集聚的動態(tài)溢出效應。數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、《中國經(jīng)濟普查年鑒(2004)》，其中少數(shù)缺失的數(shù)據(jù)利用各省份統(tǒng)計年鑒、萬德數(shù)據(jù)庫及灰色預測法予以補齊。

2.3計量方法

本文的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型可能存在因引入的被解釋變量滯后項與隨機擾動項相關而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，為解決這一內(nèi)生性問題，保證所得估計結果的無偏性、有效性和一致性，本文選擇能更好地處理動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型內(nèi)生性問題的兩階段系統(tǒng)廣義矩估計(SYS-GMM)方法開展研究。SYS-GMM估計結果一致與否取決于工具變量是否有效，因此，必須對工具變量的過度識別限制問題進行Hansen檢驗，以及使用Arellano-Bond檢驗(以下簡稱AB檢驗)對工具變量選擇的合理性進行判斷。若Hansen檢驗結果接受了原假設，即工具變量有效(Hansen統(tǒng)計量的p值≥0.1)，且AB檢驗結果顯示隨機誤差項不存在二階序列相關(即AR(1)統(tǒng)計量的p值<0.1且AR(2)統(tǒng)計量的p值>0.1)，則說明工具變量有效，模型設定合理。綜上，本文主要采用兩階段SYS-GMM方法對選取的工具變量是否有效進行統(tǒng)計檢驗，在此基礎上對模型(4)進行參數(shù)估計。

3實證分析

表1為采用兩階段系統(tǒng)GMM方法對資源型產(chǎn)業(yè)集聚動態(tài)溢出效應的回歸分析結果。被解釋變量為資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長。表1中3個模型的Hansen統(tǒng)計量的p值均為1，AR(1)統(tǒng)計量的p值分別為0.001、0.002、0.000，均小于0.1且AR(2)統(tǒng)計量的p值分別為0.624、0.653、0.523，均大于0.1，則驗證模型1～模型3的Hansen統(tǒng)計量均不顯著，且隨機誤差顯著存在一階自相關而不存在二階自相關，模型均不存在工具變量過度識別問題，說明模型設定合理且選取的工具變量有效。其中，模型1為包含TFPGt-1，MAGG，PC，HC，GOV，RAGG的估計結果；模型2在模型1的基礎上加入了資源型產(chǎn)業(yè)集聚的滯后一期項，以考察資源型產(chǎn)業(yè)集聚的動態(tài)效應；模型3則加入人均GDP與資源型產(chǎn)業(yè)集聚的交叉相乘項，考察區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平如何影響資源型產(chǎn)業(yè)集聚的溢出效應。此外，3個模型在逐步添加控制變量的過程中，各系數(shù)符號均保持不變，表明回歸結果非常穩(wěn)健，所選取的變量對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長具有重要影響。本文將模型3作為最終估計結果，得出以下結論：

(1)當期的資源型產(chǎn)業(yè)集聚顯著提高資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率，資源型產(chǎn)業(yè)集聚水平每提高1個百分點，可拉動資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率提高0.457個百分點。但是資源型產(chǎn)業(yè)集聚的溢出效應在不同時期顯現(xiàn)出不同的作用方向，滯后一期的資源型產(chǎn)業(yè)集聚對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響顯著為負，也就是說上一期的資源型產(chǎn)業(yè)集聚程度每提高1個百分點，會導致當期資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率降低0.389個百分點。該結果說明地區(qū)資源型產(chǎn)業(yè)集聚對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響呈動態(tài)性變化，集聚效應與擁塞效應同時發(fā)揮作用，而對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的最終影響則取決于兩種效應的強弱。通過實證研究發(fā)現(xiàn)，期初集聚效應在資源型產(chǎn)業(yè)的集聚發(fā)展中發(fā)揮主導作用。一方面，資源型產(chǎn)業(yè)在集聚初期，隨著集聚企業(yè)數(shù)量的增多、地理位置的鄰近，企業(yè)間的相互聯(lián)系更為密切，交易費用不斷降低、專業(yè)化分工程度進一步提高、集聚企業(yè)的社會資本及社會文化環(huán)境逐漸趨同，產(chǎn)業(yè)集群依托規(guī)模優(yōu)勢迅速成長，從而集聚的規(guī)模效應、知識溢出等正反饋機制優(yōu)勢得以顯現(xiàn)，對資源型產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生積極的溢出效應；此外，由于資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以自然資源稟賦為基礎，企業(yè)在某一區(qū)域集聚，勢必會導致該地區(qū)的競爭加劇，企業(yè)發(fā)展的“自我選擇”機制將發(fā)揮重要作用，促使資源由生產(chǎn)效率低的企業(yè)向生產(chǎn)效率高的企業(yè)轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置，迫使生產(chǎn)效率低的企業(yè)退出集聚區(qū)，從而提高了集聚區(qū)資源型產(chǎn)業(yè)整體的生產(chǎn)率。另一方面，滯后一期的資源型產(chǎn)業(yè)集聚會出現(xiàn)擁塞效應，則說明目前資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展仍大力依賴于資源優(yōu)勢，自然資源會被集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)分攤、消耗，因此，資源優(yōu)勢隨著集聚企業(yè)的增多而不斷削弱，企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的后勁不足，企業(yè)進入衰退期的時間較快，擁塞效應因此逐步顯現(xiàn)，這也是許多傳統(tǒng)資源型城市陷入礦竭城衰的路徑。

(2)人均GDP與資源型產(chǎn)業(yè)集聚的交叉相乘項的系數(shù)顯著為負，表明當經(jīng)濟發(fā)展水平達到一定程度后，資源型產(chǎn)業(yè)集聚對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的積極影響將減弱，且滯后一期的資源型產(chǎn)業(yè)集聚的溢出效應為負，進一步說明了“威廉姆森假說”在中國的資源型產(chǎn)業(yè)中可能存在。集聚區(qū)的資源型產(chǎn)業(yè)集群是基于自然資源的基礎發(fā)展起來的，產(chǎn)業(yè)結構單一，產(chǎn)業(yè)鏈短，多樣性程度低，活力不足，集聚企業(yè)間缺乏互補性，從而在長期發(fā)展中導致缺乏創(chuàng)新、效益遞減，產(chǎn)業(yè)集聚專業(yè)化的正向溢出效應逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)樨撓?。隨著經(jīng)濟發(fā)展水平及人們對生活質(zhì)量要求的提高，資源型產(chǎn)業(yè)集聚呈現(xiàn)出的單一產(chǎn)業(yè)結構、高污染換績效的發(fā)展模式已不適應當今區(qū)域可持續(xù)發(fā)展發(fā)的要求，因此，地區(qū)政府對資源型產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)的規(guī)劃發(fā)展實施了諸多嚴格限制，且大力支持發(fā)展非資源型制造業(yè)、戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)、服務業(yè)等附加值高、污染少的行業(yè)，在一定程度上限制了資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，弱化了資源型產(chǎn)業(yè)集聚規(guī)模效應的發(fā)揮。

(3)非資源型制造業(yè)集聚程度每提高1個百分點，會導致資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率提高0.022個百分點。資源型產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出大部分作為非資源型制造業(yè)的中間投入，當非資源型制造業(yè)在某一區(qū)域大量集中時，作為產(chǎn)業(yè)鏈上游的資源型產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的需求增大，意味著資源型產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的市場潛能隨之增長，因此會促進資源型產(chǎn)品的生產(chǎn)，提高資源型產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率。從工業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整優(yōu)化升級角度來看，由工業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈附加值較低的資源型產(chǎn)業(yè)向產(chǎn)業(yè)鏈附加值較高的制造業(yè)、進而向戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)等高端制造業(yè)發(fā)展的結構調(diào)整模式是中國工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的必由之路。非資源型制造業(yè)的集聚繁榮通過人力資本流動、知識信息外溢、基礎設施共享以及技術服務專業(yè)化等途徑對資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生積極的溢出效應，從而對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升發(fā)揮重要作用。由此可見，資源型產(chǎn)業(yè)與非資源型制造業(yè)之間相互依賴，二者協(xié)同發(fā)展對于實現(xiàn)工業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)以及產(chǎn)業(yè)間的技術、知識溢出效應尤為重要。

(4)物質(zhì)資本投入對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著的提升作用，物質(zhì)資本每提高1個百分點可促進資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率提高4.193個百分點。人力資本水平的提升促進了資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，但系數(shù)小于物質(zhì)資本投入，且并不顯著。這與資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展的自身特性有關，由于現(xiàn)階段資源型產(chǎn)業(yè)大多以資源的開采、初級加工為主要目的，對勞動者素質(zhì)要求不高，因此，資源型企業(yè)缺乏高技術人才，科研能力弱，企業(yè)創(chuàng)新水平不高，人力資本對資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展的貢獻率有限。

(5)政府干預程度的系數(shù)符號顯著為負，說明政府在不合理的范圍干預資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。我國資源型產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)多數(shù)受到國家的行政干預，很長一段時間以來資源型產(chǎn)業(yè)的價格背離其價值，導致資源型產(chǎn)業(yè)政策性虧損。且政府的干預活動缺乏效率，過度的政府干預可能通過引發(fā)尋租行為、政府規(guī)模膨脹和腐敗行為導致資源配置失衡、市場活力不足、技術創(chuàng)新缺乏動力，因此阻礙了全要素生產(chǎn)率的增長。

(6)滯后一期資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的系數(shù)為顯著負值，這一結果是可以理解的，上一年全要素生產(chǎn)率的變動會負向影響當年的變動情況，這是由于如果上一年全要素生產(chǎn)率增長較快，必然縮小了下一年的提升空間，反之，如果上一年增速較慢，下一年的提升空間就會較大。

表1　針對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的動態(tài)溢出效應分步回歸結果

續(xù)　　表

注：系數(shù)下方括號內(nèi)數(shù)值為其標準誤差；***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著水平。

將資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長指數(shù)進一步分解為技術進步指數(shù)與技術效率改進指數(shù)的乘積，分別重點考察資源型產(chǎn)業(yè)集聚對該產(chǎn)業(yè)技術進步與技術效率改進的溢出效應(檢驗結果見表2，因篇幅所限，所列檢驗結果均為最終估計結果)。表2中模型1即與表1中模型3等同，模型2與模型3中的AB檢驗與Hansen檢驗均符合GMM的估計要求。模型2是針對資源型產(chǎn)業(yè)技術進步指數(shù)的回歸結果，資源型產(chǎn)業(yè)集聚及其滯后一期項的回歸系數(shù)分別為-0.062和0.007，PGDP×RAGG的系數(shù)為0.205，均通過10%的顯著性水平檢驗，說明經(jīng)濟發(fā)展水平制約了資源型產(chǎn)業(yè)集聚對于資源型產(chǎn)業(yè)技術進步的積極影響，集聚對于資源型產(chǎn)業(yè)技術進步提升的作用會隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高而逐步增強。說明在集聚初期，資源型產(chǎn)業(yè)集聚并沒有真正從根本上促進企業(yè)間的經(jīng)濟技術聯(lián)系，在一定程度上企業(yè)的集聚仍然只是單純地“扎堆”，企業(yè)間的技術溢出效應較薄弱，因而資源型產(chǎn)業(yè)集聚并沒有顯著促進區(qū)域的技術進步，隨著企業(yè)可持續(xù)發(fā)展意識的增強，企業(yè)逐漸意識到高素質(zhì)人力資本、科技創(chuàng)新、開放市場的正向溢出效應對資源型產(chǎn)業(yè)健康持續(xù)發(fā)展的積極作用，因此，資源型企業(yè)逐步轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的以投入大量低素質(zhì)勞動力為主的發(fā)展模式，開始重視人才、技術對資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展的貢獻，這就使得集聚區(qū)企業(yè)有效地獲取技術、知識溢出效應，從而促使技術進步對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的作用逐漸增大。在其余變量中，MAGG、PC和HC的估計系數(shù)顯著為正，說明三者對資源型產(chǎn)業(yè)技術進步具有促進作用，而變量TECHGt-1、GOV則阻礙了資源型產(chǎn)業(yè)的技術進步。

模型3是針對資源型產(chǎn)業(yè)技術效率改進指數(shù)的回歸檢驗結果，資源型產(chǎn)業(yè)集聚及其滯后一期項的回歸系數(shù)分別為0.482和-0.464，均通過1%的顯著性水平檢驗，PGDP×RAGG的系數(shù)為-3.196，通過5%的顯著性水平檢驗，表明資源型產(chǎn)業(yè)集聚對于技術效率改進的影響存在遞減效應，這與針對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的估計結果相同，因此從側面表明，資源型產(chǎn)業(yè)集聚對于技術效率變化的影響主導了對于技術進步所產(chǎn)生的影響，也就是說，資源型產(chǎn)業(yè)集聚對于技術效率變化的作用為主要方向。這可能與目前資源型產(chǎn)業(yè)集聚仍處于低級階段的水平型集聚類型④有關，水平型集聚使得集聚區(qū)的資源型企業(yè)間上下游聯(lián)系不緊密，企業(yè)容易通過人員與信息交流掌握新技術、獲得新成果，從而抑制了企業(yè)學習、創(chuàng)新的能力與積極性，因此資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高主要依靠技術效率的改進而不是技術進步。但結合模型2的分析不難認為，隨著經(jīng)濟的發(fā)展、企業(yè)家意識的提升，資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展對技術進步的重要性逐漸加以重視，也因此使得技術效率改進對全要素生產(chǎn)率的貢獻逐漸降低。在其余變量中，MAGG和PC的估計系數(shù)顯著為正，說明這兩個因素對資源型產(chǎn)業(yè)技術效率的提高具有促進作用，而變量EFFGt-1、GOV則阻礙了資源型產(chǎn)業(yè)技術效率的提升，HC的估計系數(shù)不顯著，說明人力資本對于資源型產(chǎn)業(yè)技術效率的改進提升并沒有產(chǎn)生實質(zhì)影響。

在模型2與模型3中，政府干預對資源型產(chǎn)業(yè)技術進步與技術效率提升的影響均為負，一定程度上說明資源型產(chǎn)業(yè)中國有企業(yè)比重高，產(chǎn)業(yè)附加值低甚至產(chǎn)品定價受到政府控制，且一些資源型企業(yè)過分依賴政府的政策與資金支持，致使其喪失進取心，缺乏創(chuàng)新精神，坐享其成，效率下降，更新改造當前技術的動力不足，從而阻礙企業(yè)技術進步、降低技術效率。人力資本投入對資源型產(chǎn)業(yè)技術效率改進的作用方向同模型1一致，積極效應不明顯，但顯著促進了資源型產(chǎn)業(yè)的技術進步。說明人力資本的積極作用在資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展中顯現(xiàn)出來，但尚未得以充分發(fā)揮。

表2　針對資源型產(chǎn)業(yè)技術進步、技術效率及全要素生產(chǎn)率的動態(tài)溢出效應回歸結果

注：系數(shù)下方括號內(nèi)數(shù)值為其標準誤差；***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著水平。

4結論與政策啟示

本文基于2006～2013年中國省級面板數(shù)據(jù)，采用區(qū)位熵指數(shù)計算了中國31個省市自治區(qū)的資源型產(chǎn)業(yè)集聚度及非資源型制造業(yè)集聚度，并運用兩階段系統(tǒng)廣義矩方法實證檢驗了資源型產(chǎn)業(yè)集聚對省級資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率及其各分解部分變化率的影響，解決了以資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長、技術進步、技術效率改進作為被解釋變量的內(nèi)生性問題，考察了資源型產(chǎn)業(yè)集聚的動態(tài)溢出效應，并得到以下結論與啟示：

(1)資源型產(chǎn)業(yè)集聚對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是動態(tài)的，當期的資源型產(chǎn)業(yè)集聚顯著促進了資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，但滯后一期的資源型產(chǎn)業(yè)集聚會抑制其全要素生產(chǎn)率的增長。該研究結論反映了資源型產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生的兩種效應在不同時期的博弈結果，即期初集聚效應大于擁塞效應，而當集聚過度時，企業(yè)間非良性競爭加劇，資源優(yōu)勢被削弱，導致?lián)砣笥诩坌Ｒ虼?，資源型產(chǎn)業(yè)在尋求適度集聚規(guī)模的基礎上應積極發(fā)揮集聚的正向溢出效應。要增強集聚企業(yè)的異質(zhì)性，延伸產(chǎn)業(yè)鏈，提高集聚企業(yè)的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度；通過集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)間的人力資本流動、知識信息外溢、基礎設施共享以及技術服務專業(yè)化等途徑形成競爭效應、知識溢出效應、勞動力市場效應，從而提高資源型產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率；促進資源型產(chǎn)業(yè)集群向制造業(yè)集群進而向高端制造業(yè)集群轉(zhuǎn)型升級，以擺脫對自然資源的依賴，實現(xiàn)附加值、科技含量較低的資源型基礎性產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型過程的升華。最后還要注意，資源型產(chǎn)業(yè)的集聚程度應保持在適度合理的范圍內(nèi)，一旦集聚過度，反而會產(chǎn)生集聚的不經(jīng)濟效應。

(2)資源型產(chǎn)業(yè)集聚對全要素生產(chǎn)率影響的積極效應受到人均GDP的影響。當經(jīng)濟發(fā)展水平達到一定程度后，人均GDP的提高會導致集聚的擁塞效應發(fā)揮作用，資源型產(chǎn)業(yè)集聚的積極溢出效應會逐漸減弱，最終轉(zhuǎn)變?yōu)樨摲较?，這就驗證了資源型產(chǎn)業(yè)“威廉姆森假說”在中國的確存在。因此，政府在推行以提高資源型產(chǎn)業(yè)的集聚水平來推動經(jīng)濟增長的政策時，應因地制宜，在立足于當?shù)刭Y源稟賦優(yōu)勢的同時，還要充分考慮當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平的影響。資源型產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)多為資源富集的欠發(fā)達地區(qū)，對于這些地區(qū)，可以吸引投資，促進資源型產(chǎn)業(yè)集聚，為當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展奠定基礎，而對于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)而言，資源型產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)的發(fā)展重點在于資源型產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，在增加產(chǎn)業(yè)附加值的同時節(jié)能降耗。

(3)進一步針對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長兩個不同構成(技術進步與技術效率改進)的研究得出相反的結論，即隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提升，資源型產(chǎn)業(yè)集聚對于技術進步的積極作用逐步顯現(xiàn)，而對于技術效率改進的積極意義則逐步減弱?？傮w而言，資源型產(chǎn)業(yè)集聚對于技術效率變化的影響主導了對于技術進步所產(chǎn)生的影響。據(jù)此，資源型產(chǎn)業(yè)應加快技術改造，改進傳統(tǒng)的生產(chǎn)技術及生產(chǎn)工藝，引進現(xiàn)代高科技生產(chǎn)設備和生產(chǎn)方式；增強企業(yè)自主創(chuàng)新能力，圍繞資源型產(chǎn)業(yè)建立多層次的科研機構，加大研發(fā)資金和人員的投入，建立順暢的技術擴散和技術轉(zhuǎn)移渠道，更大程度地將R&D投入轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實生產(chǎn)力；促使產(chǎn)業(yè)集聚形式由水平型向垂直型轉(zhuǎn)化升級，垂直型產(chǎn)業(yè)集聚形式有助于技術研發(fā)和外溢，進而促進整個行業(yè)的技術進步。同時，注重改革資源型產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟體制和運行機制，提升資源型產(chǎn)業(yè)的管理水平，改善資源型產(chǎn)業(yè)的技術效率。

(4)非資源型制造業(yè)集聚可通過產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應的發(fā)揮來促進資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率、技術進步及技術效率的提升。該結論從集聚視角出發(fā)，為我國資源型產(chǎn)業(yè)與非資源型制造業(yè)發(fā)展之間關系提供了新的路徑。地區(qū)可同時促進資源型產(chǎn)業(yè)與非資源型制造業(yè)兩型產(chǎn)業(yè)的集聚發(fā)展，通過知識、技術、人才的流動，加強行業(yè)間的技術擴散與轉(zhuǎn)移，給資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶來創(chuàng)新技術、創(chuàng)新經(jīng)營模式、創(chuàng)新管理戰(zhàn)略等溢出效應，從而促進資源型產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的提升。

(5)物質(zhì)資本投入對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長、技術進步、技術效率改進均具有積極作用，且對資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展的正向拉動作用較為顯著。人力資本投入對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長、技術效率改進的積極作用尚不明顯，但顯著促進了資源型產(chǎn)業(yè)的技術進步。說明資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展仍離不開物質(zhì)資本投入和人力資本投入，為適應經(jīng)濟環(huán)境可持續(xù)發(fā)展的要求，注重人力資本投資將對資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展起到越來越重要的積極作用，因此，資源型企業(yè)發(fā)展應重點吸引高素質(zhì)人才，提高人力資本水平，加快知識技術轉(zhuǎn)化為勞動力的效率，為技術溢出的吸收提供堅實的人力資本基礎，從而將人力資本轉(zhuǎn)化為技術擴散的“催化劑”，更有效地提升資源型產(chǎn)業(yè)集聚的競爭力。

(6)政府過分干預對資源型產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長、技術進步、技術效率改進均具有消極影響。資源型產(chǎn)業(yè)是易受到宏觀經(jīng)濟形勢與國家政策影響的部門，政府應采取政策措施調(diào)整市場進入力度，切實做到“有所為，有所不為”，防止新的“缺位”、“錯位”和“越位”現(xiàn)象出現(xiàn)在政府行為中，積極鼓勵企業(yè)進行科技研發(fā)投入，改善生產(chǎn)技術，提供優(yōu)良公共服務、公平競爭環(huán)境，充分發(fā)揮“有形的手”與“無形的手”的雙重優(yōu)勢，促使政府行為發(fā)揮積極的導向作用，對資源型產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的提高起正向影響，這才是政府的真正作用所在。

注釋：

①按照中國國民經(jīng)濟統(tǒng)計口徑，根據(jù)《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T 4754—2011)二位碼分類標準，本文將資源型產(chǎn)業(yè)界定為包括采礦業(yè)，電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應業(yè)以及資源型制造業(yè)等13個細分行業(yè)，具體為煤炭開采和洗選業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)、有色金屬礦采選業(yè)、非金屬礦采選業(yè)、石油加工煉焦及核燃料加工業(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)、電力熱力的生產(chǎn)和供應業(yè)、燃氣生產(chǎn)和供應業(yè)、水的生產(chǎn)和供應業(yè)。

②由于篇幅所限，本文未給出全要素生產(chǎn)率詳細的測算結果，如果讀者感興趣，可與作者聯(lián)系索要。

③按照中國國民經(jīng)濟統(tǒng)計口徑，根據(jù)《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T 4754—2011)二位碼分類標準，本文將非資源型制造業(yè)界定為除去資源型制造業(yè)的其他制造業(yè)，共24個細分行業(yè)，具體為農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)、飲料制造業(yè)、煙草制品業(yè)、紡織業(yè)、紡織服裝鞋帽制造業(yè)、皮革毛皮羽毛(絨)及其制品業(yè)、木材加工及木竹藤棕草制品業(yè)、家具制造業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、印刷業(yè)和記錄媒介的復制、文教體育用品制造業(yè)、化學原料及化學制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、化學纖維制造業(yè)、橡膠制品業(yè)、塑料制品業(yè)、通用設備制造業(yè)、專用設備制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、電氣機械及器材制造業(yè)、通信設備計算機及其他電子設備制造業(yè)、儀器儀表及文化.辦公用機械制造業(yè)和工藝品及其他制造業(yè)。

④集聚可分為兩種類型——水平型集聚和垂直型集聚，水平型集聚表現(xiàn)為處于同一生產(chǎn)階段技術相似的同種類型企業(yè)在地域上的集中，這種集聚有利于企業(yè)間技術外溢和擴散，集聚范圍內(nèi)的企業(yè)能夠通過技術人員的交流和信息技術的共享便捷地獲得新技術、新成果，而相對容易地獲取、掌握新技術、新成果，減弱了企業(yè)進行技術創(chuàng)新的動力，轉(zhuǎn)而依靠擴大企業(yè)規(guī)模、調(diào)整企業(yè)結構、改進管理方式等途徑提高企業(yè)的生產(chǎn)效率；集聚的另一種形式為垂直型集聚，這種集聚類型表現(xiàn)為處于不同生產(chǎn)階段不同技術的不同類型企業(yè)的地域性集中，這種集聚使行業(yè)的上下游企業(yè)間形成緊密的產(chǎn)業(yè)鏈，鏈條企業(yè)發(fā)展目標的一致性有助于技術研發(fā)和外溢，進而促進整個行業(yè)的技術進步[37]。目前，由于我國資源型產(chǎn)業(yè)結構單一、供應鏈短，集聚類型更多地表現(xiàn)為水平型。

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(責任編輯：史琳)

Study on the Dynamic Spillover Effect of Resources Industrial Agglomeration

Zhu Qiaoqiao1，2Sun Hui1，2

(1．Center for Innovation Management Research of Xinjiang，Xinjiang University，Urumqi 830046，China；2．School of Economics and Management，Xinjiang University，Urumqi 830046，China)

〔Abstract〕Based on the panel data of 31 provinces and autonomous regions in China from 2006-2013,this paper used two-step system GMM method and empirically analyzed the dynamic spillover effect of resources industrial agglomeration.The results show:first,the impact of resources industrial agglomeration on resources industrial TFP is dynamic,the current resources industrial agglomeration significantly promotes resources industrial TFP on the provincial level,but the resources industrial agglomeration which lags one period behind will restrain its growth of TFP.The agglomeration effect and congestion effect of resources industrial agglomeration will achieve different equilibrium states in different periods of time.Second,the cross multiplication items of resources industrial agglomeration and per capita GDP hinder the resources industrial TFP from promoting,this shows that the positive effects of resources industrial agglomeration on TFP is influenced by the level of economic development,and verify the existence of resource-based industry’s Williamson hypothesis in China.Third,with the improvement of the economic development level,resources industrial agglomeration’s positive effects on the progress of technology are gradually appearing,but its positive significances to the improvement of technological efficiency are gradually weakening.Generally speaking,the effects of resources industrial agglomeration on the changes of technological efficiency dominated the effects on the progress of technology.Fourth,non-resources industrial agglomeration and investment of physical capital promote the resources industrial TFP,the progress of technology and the technological efficiency,and the influences of government intervention on those three are significantly negative.The positive effects of the investment of human capital on the improvement of resources industrial TFP and the changes of technological efficiency are not obvious,but promote the technological progress of resource-based industry significantly.

〔Key words〕resources industrial agglomeration;dynamic spillover effect;agglomeration effect;congestion effect;two-step system GMM

〔中圖分類號〕F061.5

〔文獻標識碼〕A

DOI：10．3969/j．issn．1004-910X．2016．03．006

作者簡介：朱俏俏，新疆大學新疆創(chuàng)新管理研究中心博士研究生，新疆大學經(jīng)濟與管理學院博士研究生。研究方向：人口、資源與環(huán)境經(jīng)濟。孫慧，通訊作者，新疆大學新疆創(chuàng)新管理研究中心主任，新疆大學經(jīng)濟與管理學院教授，經(jīng)濟學博士，博士生導師。研究方向：資源配置與可持續(xù)發(fā)展。

基金項目：國家自然科學基金項目“資源型產(chǎn)業(yè)集群與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集群對區(qū)域經(jīng)濟增長方式影響路徑異同研究”(項目編號：71263051)；國家自然科學基金項目“資源型產(chǎn)業(yè)碳排放損益偏離分析及區(qū)域公平發(fā)展研究”(項目編號：71463056)；新疆大學博士創(chuàng)新基金項目“資源型產(chǎn)業(yè)集群與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展的動力機制與轉(zhuǎn)型升級路徑的異同研究”(項目編號：XJUBSCX-2013003)；新疆大學世川良一優(yōu)秀研究生科研項目“資源型產(chǎn)業(yè)集群全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻率研究”(項目編號：XJU-SYLLF14007)；新疆維吾爾自治區(qū)普通高校人文社科重點研究基地“新疆大學新疆創(chuàng)新管理研究中心”基金資助項目“資源型產(chǎn)業(yè)集群轉(zhuǎn)型升級演化路徑研究”(項目編號：XJEDU010114C09)。

收稿日期：2015—11—02