王 奇 岳宏志

(西北大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，西安 710127)

1 研究背景

產(chǎn)業(yè)在空間上的集聚是一種非常重要的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。產(chǎn)業(yè)集聚可以帶來勞動力的市場優(yōu)勢、專業(yè)化投入優(yōu)勢以及知識溢出的優(yōu)勢，不僅能節(jié)約運(yùn)費(fèi)、減少勞動消耗，還可共同利用基礎(chǔ)設(shè)施降低生產(chǎn)費(fèi)用，因此產(chǎn)業(yè)集聚程度若在合理范圍內(nèi)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。我國產(chǎn)業(yè)在空間上主要集中在東部沿海地區(qū)，而東部沿海地區(qū)是我國最早進(jìn)行對外貿(mào)易的地區(qū)。因此產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的作用是否會受到對外貿(mào)易的影響，這是一個值得研究的問題。關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長影響的研究，主要有兩種結(jié)論：第一，產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長有正向的促進(jìn)作用；第二，在模型中放入產(chǎn)業(yè)集聚的平方項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)“倒U型”的曲線，或者基于門限回歸模型展開研究，關(guān)注的是產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長起作用的條件。從全國層面出發(fā)研究產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。馬昱等認(rèn)為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)量和質(zhì)量的影響均具有門檻效應(yīng)，且在門檻值前后這種影響由抑制改為促進(jìn)[1]。周小柯等發(fā)現(xiàn)制造業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系在全國層面和東部地區(qū)呈現(xiàn)倒“U”型，在中部、西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚能顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[2]。段會娟認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚程度對經(jīng)濟(jì)增長具有積極作用，與多元化相比，專業(yè)化的集聚更有利經(jīng)濟(jì)增長[3]。

以特定區(qū)域?yàn)槔M(jìn)行的研究，洪娟等發(fā)現(xiàn)長三角城市群內(nèi)制造業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用存在門檻效應(yīng)[4]。王瑞榮發(fā)現(xiàn)在中國十一大城市群中生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量提升存在很強(qiáng)的關(guān)聯(lián)效應(yīng)[5]。王秀明等以廣東省為例發(fā)現(xiàn)工業(yè)和服務(wù)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長都起促進(jìn)作用[6]?；谔囟ㄐ袠I(yè)進(jìn)行的研究，吳曉明等發(fā)現(xiàn)石化產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響呈現(xiàn)“倒U型”的態(tài)勢[7]。用空間計量模型進(jìn)行的研究，謝雄軍等基于空間面板計量模型發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用且存在明顯的區(qū)域差異[8]。

綜上，產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究在國內(nèi)比較豐富，普遍認(rèn)為在現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)集聚可以顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，有些基于行業(yè)或地區(qū)的研究認(rèn)為過度集聚會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生不利影響。但是，國內(nèi)很少有學(xué)者關(guān)注產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的影響是否會受到對外貿(mào)易的影響。因此，本文運(yùn)用面板單門限模型，以對外貿(mào)易為門限變量，研究產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在顯著的基于對外貿(mào)易的門檻效應(yīng)。

2 實(shí)證設(shè)計

選取2000—2017年31個地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，個別缺失數(shù)據(jù)是查詢當(dāng)年政府工作報告所得。

2.1 變量選擇

2.1.1 被解釋變量

經(jīng)濟(jì)增長，該指標(biāo)用實(shí)際人均GDP來衡量，將基期設(shè)定為2000年，用上一年人均GDP指數(shù)等于100來逐年計算各年實(shí)際人均GDP，在實(shí)際研究中取了自然對數(shù)。

2.1.2 關(guān)鍵解釋變量

產(chǎn)業(yè)聚集，指第二產(chǎn)業(yè)的集聚水平，本文使用區(qū)位熵指數(shù)、選取產(chǎn)值指標(biāo)對各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚程度進(jìn)行測算，測量方法為：

(1)

測算結(jié)果見表1。

表1 2000—2017年各地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚程度

2.1.3 門檻變量

對外貿(mào)易，用進(jìn)出口商品總值占當(dāng)年GDP的比重表示，各年度的進(jìn)出口總額是當(dāng)年按美元與人民幣中間價折算算出的進(jìn)出口總額。

2.1.4 控制變量

選取的控制變量有技術(shù)創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化、外商直接投資率、政府干預(yù)、基礎(chǔ)設(shè)施、投資、人力資本。技術(shù)創(chuàng)新用專利授權(quán)數(shù)來衡量，研究中取了對數(shù)，城鎮(zhèn)化用城鎮(zhèn)總?cè)丝谡嫉貐^(qū)總?cè)丝诘谋戎睾饬浚馍讨苯油顿Y率用實(shí)際利用外商直接投資額占GDP的比重表示，政府干預(yù)用地方政府財政支出總額占GDP的比重衡量，基礎(chǔ)設(shè)施用人均擁有的道路鋪裝面積來衡量，投資用全社會固定資產(chǎn)投資占GDP的比重表示，人力資本用平均受教育年限表示。

2.2 計量模型設(shè)定

2.2.1 固定效應(yīng)模型

固定效應(yīng)模型表示為：

lnYit=α0+α1Sit+γZit+μi+εit

(2)

2.2.2 面板單門限模型

為了證明產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在門檻效應(yīng)，構(gòu)造如下的門檻回歸模型：

lnYit=β0+β1Sit·I(open≤γ)+φZit+εit

(3)

lnYit=β0+β1Sit·I(open>γ)+φZit+εit

(4)

其中下標(biāo)i,t表示第i個省份第t年，Yit為實(shí)際人均GDP，Sit為產(chǎn)業(yè)集聚度，open為對外貿(mào)易，γ為待估門檻值，向量Zit包含了城鎮(zhèn)化、人力資本等影響經(jīng)濟(jì)增長的其他因素。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在回歸前要對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文是平衡面板數(shù)據(jù)，采用LLC相同單位根檢驗(yàn),結(jié)果見表2，各變量都是平穩(wěn)變量。

表2 面板變量LLC單位根檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 門限效應(yīng)檢驗(yàn)

門限效應(yīng)檢驗(yàn)包含門限效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)和門限估計值的真實(shí)性檢驗(yàn)。顯著性檢驗(yàn)是通過自助法獲得F統(tǒng)計量對應(yīng)的P值，如果P值小于0.1，則拒絕無門限效應(yīng)的原假設(shè)。由表3可知，單一門檻效應(yīng)在10%的顯著性水平下通過顯著性檢驗(yàn)，而雙重門檻未通過顯著性檢驗(yàn)，表明產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在單一門檻效應(yīng)而不具有雙重門檻效應(yīng)。

表3 門限效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

其次，看門限估計值的一致性檢驗(yàn)，即確定門限值的置信區(qū)間，門限值在置信區(qū)間范圍內(nèi)就是一致的。經(jīng)計算可知對外貿(mào)易的門檻值為0.083 5，位于95%的置信區(qū)間[0.080 1，0.083 6]內(nèi)，通過了門限估計值的一致性檢驗(yàn)。

3.3 產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的門檻效應(yīng)分析

根據(jù)門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，選取單一門限效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析，估計結(jié)果見表4。在模型一的基礎(chǔ)上加入時間虛擬變量即為模型二，由模型二可知，在對外貿(mào)易門限值前后，產(chǎn)業(yè)集聚前的系數(shù)都為正且均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明在兩種條件下產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長都起促進(jìn)作用。不過在門限值前后產(chǎn)業(yè)集聚前的系數(shù)分別為0.751和0.676，這說明產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的正向促進(jìn)作用在對外貿(mào)易水平的不同區(qū)制中是不同的：在對外貿(mào)易水平較低時，產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長所起的作用更大。產(chǎn)業(yè)集聚可以促進(jìn)分工和專業(yè)化，分工可以使生產(chǎn)專業(yè)化，一家企業(yè)僅生產(chǎn)產(chǎn)品鏈上某一環(huán)節(jié)的零件，并提供給它的下游企業(yè)，集聚地企業(yè)間的協(xié)作程度不斷加深，使得一些企業(yè)在生產(chǎn)運(yùn)營方面的不足可以由其他企業(yè)來彌補(bǔ)。產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用是受對外貿(mào)易影響的。對外貿(mào)易會促使企業(yè)在空間上產(chǎn)生集聚現(xiàn)象，反過來，企業(yè)在空間上的集聚可以最大程度提升產(chǎn)業(yè)競爭力和國家競爭力，這會對對外貿(mào)易產(chǎn)生積極影響，進(jìn)一步有利于經(jīng)濟(jì)增長。

表4 產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長影響的回歸結(jié)果

從控制變量的結(jié)果來看，提高城鎮(zhèn)化水平可以顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，城鎮(zhèn)化水平的提高會促使大量農(nóng)民通過轉(zhuǎn)移就業(yè)提高收入，農(nóng)民轉(zhuǎn)化為市民使得城鎮(zhèn)消費(fèi)群體不斷壯大，有利于擴(kuò)大內(nèi)需拉動經(jīng)濟(jì)增長。政府干預(yù)在未加入時間虛擬變量時，可以顯著的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；在加入時間虛擬變量后，政府干預(yù)反而阻礙經(jīng)濟(jì)增長。外商投資率在短期內(nèi)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是在長期卻不利于經(jīng)濟(jì)增長。人力資本、投資和基礎(chǔ)設(shè)施均可以顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文基于改變模型的角度進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)(見表5)，模型三和模型四都是用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計，在模型三的基礎(chǔ)上加入產(chǎn)業(yè)集聚和對外貿(mào)易的交乘項(xiàng)形成模型四。模型三的結(jié)果顯示：產(chǎn)業(yè)集聚的系數(shù)為正且在5%的水平上統(tǒng)計顯著，表明在保持其他變量不變的情況下，產(chǎn)業(yè)集聚程度的提高對經(jīng)濟(jì)增長有顯著的促進(jìn)作用。模型四的結(jié)果顯示：該交乘項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)且在5%的水平上統(tǒng)計顯著，表明對外貿(mào)易在達(dá)到一定程度后會減弱產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。

表5 固定效應(yīng)模型估計結(jié)果

4 產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的門檻效應(yīng)在地區(qū)之間的差異

鑒于我國經(jīng)濟(jì)增長在地區(qū)之間不平衡的特點(diǎn)非常突出，有必要考察這種門檻效應(yīng)在地區(qū)之間的差異。

4.1 東部、中部和西部地區(qū)門限效應(yīng)檢驗(yàn)

由表6可知，門限效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)只有東部和中部地區(qū)通過了檢驗(yàn)，東部地區(qū)的單一門檻效應(yīng)在1%的水平上統(tǒng)計顯著，中部地區(qū)在10%的水平上統(tǒng)計顯著，兩個地區(qū)的雙門檻效應(yīng)不顯著。

表6 分地區(qū)門限效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

其次，看門限估計值的真實(shí)性檢驗(yàn)，東部地區(qū)的門檻估計值為0.110 1，位于95%的置信區(qū)間[0.107 1,0.117 4]范圍內(nèi)，中部地區(qū)的門檻估計值為0.080 6，也位于95%的置信區(qū)間[0.079 9，0.082 1]范圍內(nèi)，都通過了門限估計值的一致性檢驗(yàn)，為了后文表述方便將東部和中部地區(qū)的門檻估計值統(tǒng)一記為γ。

4.2 實(shí)證結(jié)果與分析

基于以上檢驗(yàn)，對東部和中部地區(qū)使用面板單門限模型進(jìn)行參數(shù)估計，西部地區(qū)使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計，估計結(jié)果見表7。東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚前的系數(shù)在門限值前后分別為0.636和0.788，且均在1%的水平上統(tǒng)計顯著。表明對于東部地區(qū)而言，在門限值前后產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長都起促進(jìn)作用，不過在對外貿(mào)易水平較高時產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用要高于較低時產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚前的系數(shù)在門限值前后分別為0.679和0.625，且均在1%的水平上統(tǒng)計顯著。表明對于中部地區(qū)而言，在門限值前后產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長都起促進(jìn)作用，不過在對外貿(mào)易水平較高時產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用要弱于較低時。西部地區(qū)門限效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)未通過，接受不存在門限效應(yīng)的零假設(shè)。由模型七可知產(chǎn)業(yè)集聚前的系數(shù)為正且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，表明在西部地區(qū)，產(chǎn)業(yè)集聚和經(jīng)濟(jì)增長之間存在線性的正相關(guān)關(guān)系。

表7 分地區(qū)回歸結(jié)果

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié) 論

利用面板單門限模型探討了產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的影響是否存在對外貿(mào)易的門限效應(yīng)，并利用固定效應(yīng)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，得出了以下結(jié)論：

從全國情況來看，產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系存在對外貿(mào)易門限效應(yīng)，在門限值前后，產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長都起促進(jìn)作用，但是在門限值之前所起的作用要大于在門限值之后所起的作用。從分地區(qū)情況來看：東部和中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長之間存在對外貿(mào)易的門限效應(yīng)，在東部地區(qū)，在門限值之前產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用要小于在門限值之后。在中部地區(qū)，對外貿(mào)易低于門限值時產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用要強(qiáng)于高于門限值時的情況。在西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在對外貿(mào)易的門限效應(yīng)，但是產(chǎn)業(yè)集聚可以顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

5.2 建 議

針對產(chǎn)業(yè)集聚可以顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，合理的建議是政府應(yīng)當(dāng)出臺支持產(chǎn)業(yè)集聚的政策，繼續(xù)提高產(chǎn)業(yè)集聚程度，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚所帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢。

針對產(chǎn)業(yè)集聚在門限值前后對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用不同，對不同地區(qū)實(shí)施差別化的政策。未達(dá)到門限值的地區(qū)應(yīng)當(dāng)大力提高產(chǎn)業(yè)集聚程度，已經(jīng)超過門限值的地區(qū)應(yīng)當(dāng)避免產(chǎn)業(yè)過度集聚所引發(fā)的企業(yè)之間的惡性競爭。

分地區(qū)的回歸結(jié)果表明，在東部地區(qū)，提高產(chǎn)業(yè)集聚的經(jīng)濟(jì)政策都可以顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。在中部地區(qū)，未達(dá)到門限值的省份可以繼續(xù)實(shí)行旨在提高產(chǎn)業(yè)集聚程度的經(jīng)濟(jì)政策，已經(jīng)超過門限值的省份應(yīng)當(dāng)避免企業(yè)在空間上的過度集聚。在西部地區(qū)應(yīng)當(dāng)繼續(xù)提高產(chǎn)業(yè)集聚程度。