區(qū)域產業(yè)集聚水平測度及影響因素分析

陳 飛

(東北財經大學 數(shù)學與數(shù)量經濟學院/經濟計量分析與預測研究中心，遼寧 大連 116025)

一、引 言

20世紀末，伴隨著貿易自由化和勞動分工專業(yè)化進程的不斷發(fā)展和完善，產業(yè)集聚生產模式在發(fā)達工業(yè)國家大量出現(xiàn)并迅速成型，成為其工業(yè)發(fā)展的一種重要戰(zhàn)略方式。由于集聚產業(yè)具有靈活的專業(yè)化分工、經濟外部性、信息溢出效應以及熟練勞動力市場，可以降低企業(yè)的生產成本、信息搜尋成本和交易成本，從而有利于提高企業(yè)生產效率和技術創(chuàng)新。另外，集聚產業(yè)還可以分享基礎設施、公共服務和其他組織機構產品，發(fā)揮其他組織和基礎設施的規(guī)模效應，形成集群內部資源的整合優(yōu)勢，有利于提升區(qū)域產業(yè)的競爭優(yōu)勢。但從另一個角度來看，產業(yè)集聚一旦形成，“回流效應”［1］和“極化效應”［2］將產生循環(huán)累積的集聚趨勢，勞動力和資本不斷從外圍區(qū)流入核心區(qū)，從而抑制了外圍區(qū)域的發(fā)展，市場力作用導致經濟體內部各區(qū)域間的差距不斷擴大，并且使不利于總體經濟發(fā)展的因素越積越多。因此，為明晰產業(yè)集聚對總體經濟的綜合影響效果，需要對經濟體內部的產業(yè)集聚特征、產業(yè)集聚發(fā)展的推動力量進行實證研究。

近年來，部門產業(yè)集聚和區(qū)域生產專業(yè)化問題引起了國內外學者的廣泛關注，并對此進行了大量的經驗性研究。國外的文獻主要集中在對美國和歐盟的研究，Krugman［3］計算了美國106個產業(yè)的區(qū)位基尼系數(shù)，發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)高新技術產業(yè)趨于高度區(qū)域化;并進一步將美國與歐盟四大經濟體的產業(yè)專業(yè)化進行對比分析，結果顯示歐盟的產業(yè)更為分散，其經濟地理專業(yè)化程度比美國要低一些。Dumais等［4］依據(jù)州和工廠層次數(shù)據(jù)，對美國產業(yè)空間集中度進行實證研究，發(fā)現(xiàn)在1972—1992年間美國州平均產業(yè)集中度在輕微下降，這個分散的過程主要是由于外圍地區(qū)新工廠的建立，而不是由于中心和外圍地區(qū)廠商增長率的差異所導致。Hanson［5］對墨西哥產業(yè)地理集聚進行了考察，發(fā)現(xiàn)墨西哥制造業(yè)呈現(xiàn)出“兩極集聚”的分布格局:一極是墨西哥城，另一極是墨西哥邊境地區(qū)，由此他解釋了邊界地區(qū)在美墨貿易自由化進程中的重要性及自由化進程加快的原因。Ellison和 Glaeser［6］統(tǒng)計了1987年美國各地區(qū)的部門就業(yè)率、工廠規(guī)模以及所在地區(qū)大小的差異，實證結果顯示，在459個樣本部門中，446個部門超出了預期隨機集中度，較為有力地證明了地區(qū)產業(yè)集中的存在。我國對產業(yè)集群和區(qū)域專業(yè)化的研究主要集中在兩個方面［7］:一是研究我國產業(yè)布局和產業(yè)集群的決定因素;二是研究沿海和內地產業(yè)結構的差異對沿海和內地收入差異、勞動生產率差異以及國內市場一體化的影響。范劍勇［8］實證分析了我國1980年和2001年地區(qū)專業(yè)化和產業(yè)集中率的變化情況，研究發(fā)現(xiàn)，改革以來我國地區(qū)間的專業(yè)化水平和市場一體化水平已有提高，產業(yè)布局已發(fā)生根本改變，絕大部分行業(yè)已經或正在轉移進入東部沿海地區(qū)。王子龍等［9］利用產業(yè)空間集聚指數(shù)和行業(yè)集中度指標對1994—2003年我國部分制造業(yè)集聚水平進行了測度，計算結果表明，除醫(yī)藥制造業(yè)存在下降趨勢以外，我國制造業(yè)的總體集聚程度正在不斷提高，產業(yè)集群和地方化呈現(xiàn)增長趨勢。

這些研究對于理解我國產業(yè)集群特征及其對經濟增長影響具有重要的理論和現(xiàn)實意義。但這些文獻主要是利用生產、貿易或就業(yè)指標對全國性的產業(yè)集聚問題進行分析，很少有文獻研究國家內部某一特定區(qū)域 (如我國某一省份)的產業(yè)集聚變動規(guī)律。目前，我國各省份間產業(yè)結構特征差異較大，這相應導致了各地區(qū)產業(yè)集聚規(guī)模、地理布局、集聚的推動力量等不盡相同。因此，研究特定區(qū)域的產業(yè)集聚問題更具有現(xiàn)實意義。本文以遼寧為例，利用固定資產投資變量構造相應統(tǒng)計指標，測度遼寧產業(yè)集聚水平，并對其產業(yè)集聚的推動力量進行計量分析。

二、遼寧產業(yè)集聚水平測度及其對經濟增長影響

現(xiàn)有研究中介紹了大量的衡量地區(qū)產業(yè)集聚水平的統(tǒng)計指標，如王子龍等在其文獻中使用的行業(yè)集中度、赫希曼—赫佛因德指數(shù)、哈萊—克依指數(shù)、熵指數(shù)、空間基尼系數(shù)以及空間集聚指數(shù);冼國名和文東偉在文獻中使用的地區(qū)專業(yè)化指標和產業(yè)方差系數(shù)等。計算這些指數(shù)需要使用“區(qū)域產業(yè)數(shù)據(jù)”，即每個產業(yè)在各個區(qū)域內的規(guī)模，如產值、貿易量或就業(yè)量。目前，在我國對市一級行政單位產業(yè)數(shù)據(jù)統(tǒng)計難度較大，因此無法利用上述指數(shù)計算省級區(qū)域規(guī)模的的產業(yè)集聚水平。本文介紹三種測度省級區(qū)域產業(yè)集聚水平的統(tǒng)計指標，在計算這些指標時不需要使用“區(qū)域產業(yè)數(shù)據(jù)”，而是使用區(qū)域固定資產投資數(shù)據(jù)。①使用固定資產投資變量構造產業(yè)集聚指標需要基于一條基本假設:當產業(yè)向某一地理區(qū)域集聚時，會帶動資本亦向該地區(qū)集中。

(一)基于固定資產投資指標的產業(yè)集聚測度方法

1.投資變異系數(shù) (coefficient of variation for investment)

變異系數(shù)又稱為標準差系數(shù)，是以相對數(shù)形式表示的變異指標，定義為樣本標準差與樣本均值的比例。假定某一經濟體內部包括n個地區(qū)，第i個地區(qū)固定資產投資水平為Ii，i=1，2，…，n，則各地區(qū)間的投資變異系數(shù)可以表示為:

投資變異系數(shù)表示在一個特定時期，各地區(qū)固定資產投資水平相對于平均水平的背離，從而在一定程度上揭示了各地區(qū)間投資水平的不平衡。投資變異系數(shù)的值越大，表示地區(qū)間投資不平衡程度越高。當所有投資都集中在一個地區(qū)時，變異系數(shù)的最大值為;當各地區(qū)間的投資均相等時，變異系數(shù)的最小值為0。對其進行標準化，乘以 1 /后，落在區(qū)間 ［0，1］內。

2.投資基尼系數(shù) (Gini coefficient of investment)

本文以各地區(qū)累計投資比例為縱軸，累計地區(qū)數(shù)量為橫軸建立投資基尼系數(shù)與洛倫茲曲線關系圖，利用投資基尼系數(shù)研究各地區(qū)間的投資差異水平。一般來說，投資基尼系數(shù)的值越大，表示各地區(qū)間的投資水平差距越大，反之越小。其值落在區(qū)間 ［0，1］內。

本文利用Yao［10］介紹的下梯形方法計算地區(qū)基尼系數(shù)。同樣假定某一經濟體包括n個地區(qū)，Ii表示第i個地區(qū)的固定資產投資水平，i=1，2，…，n，且滿足條件I1≤I2≤…≤In。令:

ψk代表經濟體中固定資產投資自第1地區(qū)至第k地區(qū)的累計比重。洛倫茲曲線為所有點 (k，ψk)在以累計地區(qū)數(shù)量為橫軸與以累計投資比重為縱軸的坐標平面中所組成的曲線，橫坐標k=1，2，…，n表示累計地區(qū)數(shù)量。

圖1 投資基尼系數(shù)與洛倫茲曲線關系圖

利用圖1，投資基尼系數(shù)的計算公式可表示為:

其中，SA為洛倫茲曲線與絕對平均線 (對角線)所圍面積，SB為洛倫茲曲線與矩形右下兩條邊所圍面積。且有:

將式 (4)和 (5)帶入式 (3)，并整理可得各地區(qū)間的投資基尼系數(shù)為:

3.赫希曼指數(shù) (Hiischman index，H指數(shù))

赫希曼指數(shù)定義為各地區(qū)投資占總投資比重的平方和，即:

其中，Ii表示第i個地區(qū)的固定資產投資水平，I為總投資水平。H指數(shù)的值越大，表示地區(qū)間投資不平衡程度越高。如果所有投資均集中在一個地區(qū)，那么H指數(shù)的最大值為1;如果投資均勻分布在各個地區(qū)，那么H指數(shù)最小值為1/n。

(二)遼寧產業(yè)集聚水平測度

本文利用投資變異系數(shù)、投資基尼系數(shù)及赫希曼指數(shù)三種統(tǒng)計指標，基于1999—2008年遼寧各地級市①遼寧包括沈陽、大連、鞍山、撫順、本溪、丹東、錦州、營口、阜新、遼陽、盤錦、鐵嶺、朝陽和葫蘆島共14個地級市。固定資產投資數(shù)據(jù)對遼寧產業(yè)集聚水平進行測算，并在圖2中給出了投資基尼系數(shù)和投資變異系數(shù)曲線的對比圖形，在圖3中給出投資基尼系數(shù)和赫希曼指數(shù)曲線的對比圖形。

圖2 遼寧投資基尼系數(shù)曲線 (實線，左坐標)與投資變異系數(shù)曲線 (虛線，右坐標)

圖3 遼寧投資基尼系數(shù)曲線 (實線，左坐標)與赫希曼指數(shù)曲線 (虛線，右坐標)

從圖2和圖3中可以看出，利用三種統(tǒng)計指標測算得到的遼寧產業(yè)集聚水平呈現(xiàn)出基本類似的變動特征，均為先增加后減小的倒U型曲線。其中，投資變異系數(shù)和赫希曼指數(shù)的拐點出現(xiàn)在2004年，投資基尼系數(shù)的拐點出現(xiàn)在2005年。1999—2004年間，遼寧產業(yè)集聚水平快速增長，這主要是市場機制和政策導向雙重力量共同作用的結果。在此期間，遼寧政府為促進本省經濟發(fā)展，加大招商引資力度，其中，外商直接投資從1999年的87.80億元增加到2004年的448.00億元，年增長率為32.60%，自籌資金從1999年的744.10億元增加到2004年的2 497.30億元，年增長率為18.70%。②數(shù)據(jù)來源于2000—2009年《遼寧省統(tǒng)計年鑒》。并憑借其較好的工業(yè)基礎，大力發(fā)展支柱產業(yè)和高新技術產業(yè)，在促進地區(qū)經濟增長的同時，加快了產業(yè)集聚的發(fā)展。而在2005—2008年期間，產業(yè)集聚水平略有下降，投資基尼系數(shù)從2005年的0.537減少到2008年的0.513。遼寧產業(yè)集聚為什么會發(fā)生停滯，以及這種停滯是否會對經濟增長帶來不利影響?這是本文關心的主要問題之一。Porter［11］認為，集群產生后就處于動態(tài)演化中，可能因為外部威脅 (如技術間斷、消費者需求變化等)以及內部僵化 (如過度合并、群體思維抑制創(chuàng)新、卡特爾等)而失去競爭力。從遼寧產業(yè)發(fā)展現(xiàn)實來看，2005年以來遼寧主要支柱產業(yè)發(fā)展開始減速，排名前四位的制造業(yè)行業(yè)中，石油和天然氣開采業(yè)、石油加工煉焦及核燃料加工業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)的利潤總額均出現(xiàn)負增長，僅交通運輸設備制造業(yè)保持良好的發(fā)展勢頭，利潤總額從2005年的6.16億元增加到2008年的73.59億元。同時，高新技術產業(yè)集群與制造業(yè)集群的聯(lián)系不夠緊密，對傳統(tǒng)產業(yè)帶動力不足，不利于傳統(tǒng)產業(yè)集群的更新改造。

(三)產業(yè)集聚對遼寧經濟增長的影響

為進一步明晰遼寧產業(yè)集聚特征，還需確切了解產業(yè)集聚與經濟增長之間的關系。本文利用1999—2008年遼寧GDP增長率 (y)和投資基尼系數(shù) (Gini)建立回歸模型，分析產業(yè)集聚對遼寧整體經濟增長的影響。研究結果表明，產業(yè)集聚水平與GDP增長率之間具有較強的正相關關系，相關系數(shù)為0.936。模型的斜率系數(shù)是統(tǒng)計顯著的，其值為51.926，其含義為產業(yè)集聚水平每增加1個百分點，對GDP增長率的正向拉動作用為0.519%。在1999—2004年期間，投資基尼系數(shù)從0.411上升到0.535，增加了0.124，產業(yè)集聚拉動遼寧GDP增長6.450個百分點。相反，在2005—2008年間，投資基尼系數(shù)從0.537下降到0.513，減少了0.024，意味著由于產業(yè)集聚水平的下降，導致遼寧GDP少增長1.250個百分點。

三、遼寧產業(yè)集聚的影響因素分析

從本文的研究結果來看，遼寧大力發(fā)展優(yōu)勢產業(yè)和高新技術產業(yè)，形成具有一定規(guī)模的產業(yè)集群，對經濟增長具有顯著的正向影響作用。但從目前的情況來看，遼寧產業(yè)集聚發(fā)展動力不足，傳統(tǒng)產業(yè)發(fā)展出現(xiàn)停滯。因此，有必要對影響遼寧產業(yè)集聚的各類因素進行實證分析。

梁琦［12］在國家層面上系統(tǒng)地分析了產業(yè)集聚的各類決定因素，分別為規(guī)模經濟、資源要素稟賦、運輸成本、外在性、地方需求、產品差別化、市場關聯(lián)和貿易成本。Stirboeck［13］利用歐盟國家的區(qū)域數(shù)據(jù)驗證了區(qū)域規(guī)模、國內生產總值、人口密度、專利數(shù)目、經濟開放性以及失業(yè)率等因素對產業(yè)集聚的重要解釋作用。這些研究對本文選取遼寧產業(yè)集聚影響因素具有重要借鑒作用?；趶膮^(qū)域(非全國性)角度和資本 (非生產、貿易或就業(yè))模式進行分析，本文選擇固定資產投資 (lnI)作為模型的被解釋變量，選擇國內生產總值 (lnGDP)、人口密度 (POP)、人均道路面積 (ROAD)、國有經濟所占比例 (OPEN)以及失業(yè)率 (UN)指標作為解釋變量，研究各因素對遼寧產業(yè)集聚的解釋作用。①為節(jié)省篇幅，各解釋變量的選擇依據(jù)在后面的模型分析中給出。模型形式如下:

lnIit=αi+β1lnGDPit+β2POPit+β3ROADit+β4OPENit+β5UNit+εit(8)

其中，i代表個體，t代表時間，αi為個體效應，擾動項εit～N(0，σ2ε)。利用1999—2008年間遼寧14個地級市的面板數(shù)據(jù)對式 (8)進行估計，F(xiàn)檢驗和Hausman檢驗結果表明，應建立個體隨機效應模型。模型的估計結果由表1給出。

表1 遼寧產業(yè)集聚影響因素模型估計結果

(一)需求市場規(guī)模對產業(yè)集聚的影響

本文選擇國內生產總值對數(shù) (lnGDP)作為衡量需求市場規(guī)模指標。產品需求市場可以分為消費者市場和產業(yè)市場。消費者市場由個人和家庭組成，它的一個顯著特點是:勞動者本身也是消費者。當消費者市場擴大時，企業(yè)的銷售量增加或利潤增加，從而勞動者收入增加;勞動者收入增加又會刺激購買，從而擴大市場的消費需求。產業(yè)市場是由所有購買商品或勞務，并將其進一步應用于生產其他商品或勞務的企業(yè)和機構組成。與消費者市場相比，產業(yè)市場的特征是:購買量大，流動的資金量大，因而規(guī)模更大;客戶集中，地域性更強。當產業(yè)市場規(guī)模擴大時，其投資需求也相應增加。通常來說，地區(qū)經濟越發(fā)達，其需求市場規(guī)模越大，就越有利于地區(qū)產業(yè)集聚的發(fā)展。表1中的估計結果顯示，變量lnGDP對地區(qū)投資具有顯著正向影響，這與理論分析的結果相一致。變量系數(shù)的估計值為1.510，影響效果較大，表明對于遼寧各地級市而言，地區(qū)經濟越發(fā)達越有利于資本向該地區(qū)流動，從而有效促進該地區(qū)產業(yè)集聚的發(fā)展。

(二)勞動力供給對產業(yè)集聚的影響

本文選擇人口密度 (POP)作為衡量勞動力供給指標。勞動力是企業(yè)生產中最重要的生產要素之一，相對于其他生產要素而言，勞動力要素具有流動性差、地域性強等特征。而當企業(yè)需要擴大生產規(guī)模時，需要有相對充裕的熟練勞動力供給支持。因此，某一地區(qū)的人口密度越大，意味著該地區(qū)的勞動力儲備越充足，越有利于產業(yè)集聚的發(fā)展。另外，人口密度的增加，會對地區(qū)的消費需求產生影響。勞動者為保證其生存和發(fā)展，需要在當?shù)刭徺I產品和服務，有利于擴大市場的消費需求。理論分析表明，人口密度變量應對產業(yè)集聚具有正向影響。而表1中的估計結果顯示，變量POP對地區(qū)投資具有顯著負向影響 (在5%的置信水平下)，這與理論結果矛盾。結合遼寧經濟發(fā)展現(xiàn)實來對這一結果進行解釋:首先，勞動力資源相對過剩是我國所有省份的普遍情況，遼寧經濟情況也是如此，因此，人口密度所衡量的勞動力供給支持作用并沒有得到發(fā)揮。其次，遼寧集聚產業(yè)主要集中在能源開采、鋼鐵和裝備制造等產業(yè)，而人們日常消費的輕工業(yè)品和服務業(yè)產業(yè)集群并沒有得到充分發(fā)展。因此，消費者市場擴大對遼寧產業(yè)集聚的影響作用并不顯著。

(三)運輸成本對產業(yè)集聚的影響

本文使用人均道路面積 (ROAD)作為衡量運輸成本指標。根據(jù)工業(yè)區(qū)位集聚理論，企業(yè)在一個地方集聚與否可以看成是集聚力與分散力的博弈達到均衡的最終結果。其中，產業(yè)集群憑借其規(guī)模經濟、技術外部性、熟練勞動力市場等優(yōu)勢降低集群內部企業(yè)的生產成本，對外圍地區(qū)企業(yè)具有吸引力。因此，生產成本的節(jié)約產生了產業(yè)集聚的集聚力。另外，外圍地區(qū)企業(yè)要加入到產業(yè)集群內部，就必然要放棄其靠近消費地或原材料地的地理優(yōu)勢，從而造成運輸成本的增加，這可以看成是產業(yè)集聚的分散力。因此，改善產業(yè)集聚所在地區(qū)的基礎設施建設水平，降低企業(yè)運輸成本，有利于產業(yè)集聚的發(fā)展。從本文的估計結果來看，人均道路面積變量對地區(qū)產業(yè)集聚具有顯著的正向影響，其系數(shù)估計值為0.040，與理論預期結果相一致。

(四)經濟開放程度對產業(yè)集聚的影響

本文使用國有經濟所占比例 (OPEN)作為衡量經濟開放程度指標。近年來，遼寧在改革開放方面取得了巨大成效，通過國有企業(yè)的改革和重組、吸引外國企業(yè)投資建廠和鼓勵民營企業(yè)發(fā)展等措施，吸引了大量國外和民間資本的流入，并降低了國有經濟在整體經濟中的比例，遼寧國有經濟所占比例從1999年的59.237%減少到2008年的24.896%。外資企業(yè)和民營企業(yè)所具有的靈活經營方式，以及追求利潤最大化的經營目標，有利于資本向效率更高的地區(qū)流動，從而有利于產業(yè)集聚的形成和發(fā)展。而表1的估計結果顯示，變量OPEN對地區(qū)投資的影響并不顯著，這與理論分析相矛盾。本文認為，這應該與遼寧產業(yè)集聚特征有關。遼寧是中國的重工業(yè)基地，其主導產業(yè)主要集中在能源、鋼鐵和裝備制造行業(yè)，這些行業(yè)中的大多數(shù)企業(yè)的經濟類型是國有企業(yè)。而外資企業(yè)和民營企業(yè)主要集中在輕工業(yè)、高新技術產業(yè)和服務業(yè)等行業(yè)中，與傳統(tǒng)產業(yè)的聯(lián)系并不緊密，對傳統(tǒng)產業(yè)發(fā)展的拉動作用有限，導致所有制結構變動對產業(yè)集聚的影響作用并沒有體現(xiàn)出來。

(五)勞動力市場外部性對產業(yè)集聚的影響

本文選擇失業(yè)率 (UN)作為衡量勞動力市場外部性指標。產業(yè)集中使經營水平不同的企業(yè)集中在一個地區(qū)，同時會吸引有專業(yè)技術的工人集聚，有利于創(chuàng)造出一個完善的勞動力市場。每個企業(yè)的產品生命周期可能處于不同階段，都可能經歷對勞動的高需求和低需求時期。對于位于同一地區(qū)的兩家企業(yè)，一家企業(yè)對勞動力的低需求至少在某些時候能夠被另一家企業(yè)的高需求所抵消，一家企業(yè)富余的勞動力正好滿足另一家企業(yè)的需求。所以，集中的企業(yè)會較少面臨勞動力需求無法滿足的問題。從工人的角度來看，他們的失業(yè)風險也會大大降低。這樣，既保障了低失業(yè)率又避免了勞動力短缺。因此，高產業(yè)集聚水平應該與低失業(yè)率相對應。表1的估計結果顯示，變量UN對地區(qū)投資專業(yè)化水平具有顯著負向影響，其值為-0.025，與理論預期結果相一致。

四、結 論

本文以產業(yè)集聚理論為基礎，基于區(qū)域 (非全國性)角度和資本 (非生產、貿易或就業(yè))模式對遼寧產業(yè)集聚特征及其影響因素進行了實證分析。首先，利用固定資產投資變量定義了三種度量區(qū)域產業(yè)集聚水平的統(tǒng)計指標，并使用1999—2008年遼寧14個地級市的固定資產投資數(shù)據(jù)對遼寧產業(yè)集聚水平進行測算。三種統(tǒng)計指標的計算結果均顯示，在樣本期內遼寧產業(yè)集聚水平呈現(xiàn)出先增后減的倒U型變化特征。進而，本文在借鑒其他學者研究成果基礎之上，并結合遼寧產業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀，利用隨機效應面板數(shù)據(jù)模型，研究了影響遼寧產業(yè)集聚變動的各類因素。實證結果表明，衡量需求市場規(guī)模的國內生產總值變量對產業(yè)集聚具有最為重要的正向影響效應;衡量運輸成本的人均道路面積變量和衡量勞動力市場外部性的失業(yè)率變量均具有顯著影響;而衡量勞動力供給的人口密度變量和衡量對外開放性的國有經濟比例變量影響不顯著。

本文的研究結論對遼寧政府制定產業(yè)政策具有重要的啟示作用。從短期來看，遼寧促進產業(yè)集聚發(fā)展的手段包括:加快經濟增長速度，從而進一步擴大需求市場規(guī)模，主要是擴大產業(yè)市場規(guī)模;完善省內以及省際間的基礎設施和公路建設，相對減少企業(yè)的運輸成本;加強不同企業(yè)間的產品關聯(lián)、技術關聯(lián)和勞動力市場關聯(lián)，有效發(fā)揮產業(yè)集聚的外部性作用。從長期來看，促進遼寧產業(yè)集聚發(fā)展的最有效手段是調整遼寧的制造業(yè)產業(yè)結構，協(xié)調外國和民間資本向輕工業(yè)、高新技術產業(yè)和服務業(yè)行業(yè)流動，增加就業(yè)崗位，并進一步擴大消費者市場規(guī)模。這樣，才能長期有效保障遼寧產業(yè)集聚的快速穩(wěn)定發(fā)展和整體經濟增長。

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