姚夢婷

摘要：利用長江經(jīng)濟(jì)帶2000-2017年的面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建門檻模型，探究長江經(jīng)濟(jì)帶高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長是否存在門檻效應(yīng)，并基于動態(tài)外部性理論，考察不同集聚類型影響的異質(zhì)性。結(jié)果表明，在未達(dá)到門檻值時，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚會促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而跨過門檻值后，專業(yè)化產(chǎn)業(yè)集聚出現(xiàn)“擁擠”效應(yīng)。而多樣化集聚、競爭指數(shù)對經(jīng)濟(jì)增長的影響為正，不存在門檻效應(yīng)。

一、引言

在實際情況中，由于地資源稟賦條件的限制，產(chǎn)業(yè)集聚外部性在不同的集聚規(guī)模中對經(jīng)濟(jì)增長的影響可能會存在門檻異質(zhì)性，為了研究可能存在的非線性影響，，采用Hansen（1999）提出的靜態(tài)面板門檻模型，將長江經(jīng)濟(jì)帶高技術(shù)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚水平、產(chǎn)業(yè)多樣化集聚水平和競爭集聚指數(shù)分別作為門檻變量，確定門檻回歸模型，其次分別對三種集聚效應(yīng)進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗，確定上述三個核心解釋變量的門檻數(shù)量。最后，在確定門檻之后對整體模型進(jìn)行面板回歸分析。以此研究長江經(jīng)濟(jì)帶高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響規(guī)律及其門檻特征，探討集聚對經(jīng)濟(jì)增長是否存在非線性關(guān)系。

二、實證研究設(shè)計與檢驗

依據(jù)C-D生產(chǎn)函數(shù)，納入三類產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)作為核心變量，構(gòu)建基礎(chǔ)模型：

（1）

式中，y為被解釋變量，表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平;LQ、DIV和COM分別表示專業(yè)化集聚、多樣化集聚和競爭性集聚程度，X為控制變量，表示影響經(jīng)濟(jì)增長的其他相關(guān)因素，包括：l為人力資本水平，采用各省市每萬人高等學(xué)校學(xué)生人數(shù)（人/萬人）來表征;k為物力資本水平，采用全社會固定資產(chǎn)投資總額作為衡量;open代表經(jīng)濟(jì)開放程度，用各省市進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例作為城市經(jīng)濟(jì)開放程度的衡量;rd表示研發(fā)創(chuàng)新環(huán)境，采用各省市研究與試驗發(fā)展經(jīng)費內(nèi)部支出（萬元）作為衡量指標(biāo);gov為政府作用程度，采用地方財政預(yù)算內(nèi)支出與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值在作為衡量指標(biāo)。

根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性和有效性等原則，本文選取了2000-2017年長江經(jīng)濟(jì)帶11個省市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)均來自于歷年《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》，以及長江經(jīng)濟(jì)帶11省市的統(tǒng)計年鑒。對于個別年份變量數(shù)據(jù)的缺失，采用插值法進(jìn)行補(bǔ)充。

在Hansen的門檻模型的基礎(chǔ)上，建立關(guān)于三大集聚類型門檻回歸模型：

其中，Z（·）為指示性函數(shù);γ為門檻值，假設(shè)只存在單一門檻值，所得的門檻估計值將觀測區(qū)域分為兩大部分，在不同區(qū)間內(nèi)，以θ1和θ2分別表示集聚水平的估計系數(shù)。

為探究不同產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的影響，將門檻效果自抽樣檢驗（Bootstrap）設(shè)置為500次分別對專業(yè)化集聚、多樣化集聚及競爭集聚指數(shù)為解釋變量和門檻變量的模型進(jìn)行檢驗，來確定門檻個數(shù)，進(jìn)而運(yùn)用序貫估計法對門檻值進(jìn)行估計并求出對應(yīng)的置信區(qū)間。

專業(yè)化集聚門檻效果自抽樣檢驗結(jié)果見表1，將專業(yè)化集聚指數(shù)作為門檻變量檢驗發(fā)現(xiàn)存在一個門檻值，單一門檻效應(yīng)在5%的水平下顯著，雙重門檻和三重門檻效應(yīng)均不顯著。進(jìn)而采用序貫估計法對門檻值進(jìn)行估計，估計結(jié)果見表2，單一門檻的門檻值為0.0931，在95%的顯著水平下置信區(qū)間為[0.0733，0.1051]。

而將多樣化集聚指數(shù)、競爭指數(shù)作為門檻變量檢驗發(fā)現(xiàn)均不存在門檻值，單一門檻、雙重門檻和三重門檻效應(yīng)均不顯著。表明多樣化集聚、競爭化集聚不存在門檻效應(yīng)。

三、實證結(jié)果分析

鑒于上述檢驗發(fā)現(xiàn)三類產(chǎn)業(yè)集聚指標(biāo)中只有專業(yè)化集聚存在門檻效應(yīng)，因而以專業(yè)化集聚水平為門檻值的回歸結(jié)果如表3所示。

當(dāng)專業(yè)化集聚指數(shù)的對數(shù)值小于0.0931，即專業(yè)化集聚指數(shù)小于1.0976時，產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)為0.2047，說明在未達(dá)到門檻值時，進(jìn)一步擴(kuò)大高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚規(guī)模，可以有效推動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在知識、技術(shù)、人才和資源等方面的集中，從而促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展;當(dāng)專業(yè)化集聚指數(shù)的對數(shù)值跨過門檻值0.0931后，即專業(yè)化集聚指數(shù)大于1.0976時，產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)變?yōu)樨?fù)值，此時專業(yè)化產(chǎn)業(yè)集聚出現(xiàn)“擁擠”效應(yīng)，反而會抑制經(jīng)濟(jì)增長，驗證了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚和經(jīng)濟(jì)增長之間確實存在非線性關(guān)系。

四、對策建議

第一，區(qū)分專業(yè)化集聚、多樣化集聚和競爭帶來的差異化經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，合理布局專門性產(chǎn)業(yè)園區(qū)和綜合性產(chǎn)業(yè)園區(qū)。

第二，充分考慮區(qū)域差異，因地制宜制定差別化和有層次的區(qū)域政策。

第三，加強(qiáng)地區(qū)和產(chǎn)業(yè)間跨區(qū)域橫向聯(lián)合分工與協(xié)作，促進(jìn)要素在集聚區(qū)域的市場化配置，協(xié)調(diào)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

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基金項目：重慶工商大學(xué)研究生創(chuàng)新型科研項目《長江經(jīng)濟(jì)帶高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)研究》（項目編號：yjscxx2019-101-39）