制造業(yè)集聚外部性與經(jīng)濟(jì)增長非線性關(guān)系實(shí)證分析
——基于面板平滑遷移模型

金春雨，程 浩，李 琪,2

(1.吉林大學(xué) a.數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心；b.商學(xué)院，長春 130012；2.吉林省社會科學(xué)院，長春 130033)

·經(jīng)濟(jì)增長與經(jīng)濟(jì)發(fā)展·

制造業(yè)集聚外部性與經(jīng)濟(jì)增長非線性關(guān)系實(shí)證分析
——基于面板平滑遷移模型

金春雨1a，1b，程 浩1b，李 琪1b,2

(1.吉林大學(xué) a.數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心；b.商學(xué)院，長春 130012；2.吉林省社會科學(xué)院，長春 130033)

產(chǎn)業(yè)集聚不僅是區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要空間組織形式，也是區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展非均衡的重要影響因素。產(chǎn)業(yè)集聚外部性可以劃分為由產(chǎn)業(yè)地方專業(yè)化所形成的地方化經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的外部性、由產(chǎn)業(yè)多樣化所形成的城市化經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的外部性和由產(chǎn)業(yè)競爭產(chǎn)生的外部性三種。面板平滑遷移模型估計(jì)結(jié)果證實(shí)了經(jīng)濟(jì)增長與制造業(yè)集聚外部性之間的平滑區(qū)制轉(zhuǎn)換關(guān)系，實(shí)證分析結(jié)果表明，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于較低水平時，專業(yè)化和多樣化不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，專業(yè)化和多樣化對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到較高水平時，多樣化和專業(yè)化對經(jīng)濟(jì)增長的正向作用共存，競爭外部性對經(jīng)濟(jì)增長的作用不顯著。

PSTR模型 ；制造業(yè)集聚外部性；經(jīng)濟(jì)增長；非線性關(guān)系

一、引 言

目前，產(chǎn)業(yè)集聚已成為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要空間組織形式，集聚力量作用在空間維度上產(chǎn)生的產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的促進(jìn)作用，它已成為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展非均衡的重要影響因素。產(chǎn)業(yè)集聚具有其組成部分或子系統(tǒng)所不具有的新功能，能夠產(chǎn)生多重溢出效應(yīng)，促使產(chǎn)業(yè)形成更大的競爭優(yōu)勢，從而促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。

關(guān)于集聚外部性與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)聯(lián)性方面有諸多實(shí)證研究，如Krugman和Vanables (1995) 實(shí)證研究顯示，由于專業(yè)化的擁擠外部性、不同專業(yè)化城市產(chǎn)業(yè)沖擊帶來的失業(yè)風(fēng)險、再就業(yè)重新分配的成本等因素，專業(yè)化不利于就業(yè)增長；Glaseser等 (1992) 以專業(yè)化、多樣化和競爭外部性作為三種潛在增長來源指標(biāo)，探究了美國大都市區(qū)就業(yè)增長的決定因素，分析結(jié)果證實(shí)產(chǎn)業(yè)多樣化和地方競爭有利于就業(yè)增長，而專業(yè)化并不能促進(jìn)增長；Hanson (1998) 發(fā)現(xiàn)，單一產(chǎn)業(yè)的集聚并不能有效提升經(jīng)濟(jì)增長速度，具有上下游關(guān)聯(lián)特征的垂直一體化產(chǎn)業(yè)集聚才能有力地提高經(jīng)濟(jì)增長的速度；Henderson等 (1995)研究發(fā)現(xiàn)，專業(yè)化和多樣化都能促進(jìn)就業(yè)增長，特別地，多樣化對就業(yè)增長的影響效應(yīng)在高技術(shù)企業(yè)中表現(xiàn)較為突出，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化不能引致就業(yè)增長，而成熟產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化能夠促進(jìn)就業(yè)增長；Pede (2013) 運(yùn)用1990—2007年美國縣域數(shù)據(jù)證實(shí)了經(jīng)濟(jì)多樣化對經(jīng)濟(jì)增長的正向作用；Shuai (2013) 運(yùn)用弗吉尼亞縣級數(shù)據(jù)證實(shí)了產(chǎn)業(yè)專業(yè)化和多樣化對就業(yè)增長的正向效應(yīng)，并指出各個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)在專業(yè)化效應(yīng)與多樣化效應(yīng)的綜合作用下得到快速發(fā)展。

二、模型原理

1. PSTR模型原理。由González等(2005) 提出的面板平滑遷移回歸 (PSTR) 模型既能有效地刻畫面板數(shù)據(jù)的截面異質(zhì)性，又允許模型參數(shù)隨轉(zhuǎn)換變量變化漸進(jìn)轉(zhuǎn)換，克服了面板門限回歸 (PTR) 模型在門檻值前后發(fā)生突變的缺點(diǎn)[1]。最基本的兩區(qū)制PSTR模型形式為：

(1)

其中,yit表示被解釋變量，xit為k維時變外生變量向量，μi代表固定的個體效應(yīng)，uit為殘差項(xiàng)。N和T分別標(biāo)記面板的截面與時間維度，轉(zhuǎn)換函數(shù)g(qit;γ,c)是關(guān)于轉(zhuǎn)換變量qit的連續(xù)函數(shù)，其值介于0到1之間，一般采用logistic函數(shù)形式。γ是斜率系數(shù)，c是轉(zhuǎn)換發(fā)生的位置參數(shù)。給定位置參數(shù)cj，xit的回歸系數(shù)會隨qit在β1和β1+β2之間平滑變動。一般情況下，個體單元i在t時刻的有效回歸系數(shù)為β0+β1g(qit;γ,c)。依照Ter?svirta等的設(shè)定，轉(zhuǎn)移函數(shù)形式為:

(2)

其中，c=(c1,…,cm)′為m維的位置參數(shù)向量，斜率參數(shù)γ決定區(qū)制間遷移的平滑程度。通過施加約束條件γ>0和c=c1≤c2≤…≤cm實(shí)現(xiàn)識別目的。事實(shí)上，對于PSTR模型而言，考慮m=1或m=2即可，因?yàn)檫@些取值已經(jīng)能體現(xiàn)常見類型參數(shù)的變異。若m=1，模型暗含著兩個極端區(qū)制，系數(shù)隨轉(zhuǎn)移變量qit在β0和β0+β1之間發(fā)生轉(zhuǎn)移，轉(zhuǎn)移變量以c1為中心變化。當(dāng)γ→∞，轉(zhuǎn)移函數(shù)g(qit;γ,c)變形為示性函數(shù)I[qit>c1]，當(dāng)A發(fā)生時，I[A]=1，否則I[A]=0。在這種情形下，式 (1) PSTR模型簡化為兩區(qū)制面板門限模型 (Hansen, 1999) 。對于m=2，轉(zhuǎn)移函數(shù)在轉(zhuǎn)移變量的qit(c1+c2)/2處達(dá)到最小值，在轉(zhuǎn)移變量qit→∞時轉(zhuǎn)移函數(shù)值為1。當(dāng)γ→∞時，模型變形為兩個相同的外區(qū)制和一個內(nèi)區(qū)制的門限模型。PSTR 模型可通過增加轉(zhuǎn)移函數(shù)擴(kuò)展為一般形式，當(dāng)轉(zhuǎn)移函數(shù)個數(shù)為r時該模型擁有r+1個區(qū)制。

(3)

2. 制造業(yè)集聚的專業(yè)化、多樣化與競爭外部性的測算公式。本文利用Krugman (1991) 提出的地區(qū)行業(yè)分工指數(shù)反映地區(qū)間相對專業(yè)化程度，記為Spe，其計(jì)算公式為：

r=1,…,R i,j=1,…,N

本文采用Glaeser (1992) 給出的地區(qū)制造業(yè)競爭強(qiáng)度指數(shù)：

其中,Ei為i地區(qū)全部制造業(yè)子行業(yè)的從業(yè)人員，Ci為i地區(qū)全部制造業(yè)子行業(yè)企業(yè)數(shù)量。若特定地區(qū)制造業(yè)競爭效應(yīng)指數(shù)值大于1，表明該地區(qū)制造業(yè)企業(yè)數(shù)量與制造業(yè)發(fā)展規(guī)模之比高于全國水平，即該地區(qū)制造業(yè)相對其他區(qū)域而言競爭程度更大。以上三種集聚外部性指數(shù)計(jì)算的原始數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。依據(jù)以上專業(yè)化、多樣化與競爭效應(yīng)的測算方法對中國各年度制造業(yè)集聚的三種外部性進(jìn)行測算，限于篇幅未列出具體值。

三、制造業(yè)集聚外部性對經(jīng)濟(jì)增長作用的異質(zhì)性實(shí)證分析

1.模型設(shè)定。借鑒已有研究，本文采用經(jīng)典的巴羅經(jīng)濟(jì)增長方程形式開展集聚外部性與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析，普通面板模型設(shè)定形式為：

△yit=δyit-1+b1Speit+b2Divit+b3Comit+εit

其中，△yit表示i空間單元在t時刻的經(jīng)濟(jì)增長率。本文運(yùn)用各地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)計(jì)算不變價格下的經(jīng)濟(jì)增長率；yit-1為滯后一期地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)。在考察制造業(yè)集聚三種外部性對經(jīng)濟(jì)增長的作用時，本文用Speit表示制造業(yè)集聚的專業(yè)化外部性，Divit表示制造業(yè)集聚的多樣化外部性，Comit表示制造業(yè)集聚的競爭外部性。包含控制變量的情況下，面板數(shù)據(jù)模型的設(shè)定形式為:

△yit=δyit-1+b1Speit+b2Divit+b3Comit+b4InvGit+b5Fdiit+b6Govit+εit

投資增長率，以各省全社會固定資產(chǎn)投資的增長率刻畫，記為InvG，長期以來中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展依賴投資的拉動作用，投資增長率的高低關(guān)系著地區(qū)經(jīng)濟(jì)增速的快慢；地區(qū)外資利用水平，以外商實(shí)際直接投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比表示，記為Fdi，外商直接投資能彌補(bǔ)國內(nèi)資本缺口，具有示范效應(yīng)和競爭效應(yīng)，通過前向產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)和后向產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)帶來技術(shù)溢出；政府對經(jīng)濟(jì)干預(yù)程度，用財政支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重反映，記為Gov，政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)一方面有利于基礎(chǔ)設(shè)施的完善，另一方面政府的經(jīng)濟(jì)干預(yù)可能扭曲市場機(jī)制，不利于資源配置的優(yōu)化，造成經(jīng)濟(jì)效率損失。本文運(yùn)用面板平滑遷移模型 (PSTR Model) 開展制造業(yè)三種集聚外部效應(yīng)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長關(guān)聯(lián)性的實(shí)證檢驗(yàn)。PSTR 模型設(shè)定為:

不含控制變量時，解釋變量向量形式為xit=(yit-1,Speit,Divit，Comit)′， 包含控制變量時解釋變量向量形式為xit=(yit-1, Speit, Divit, Comit, InvGit, Invit, Govit)′， β0和β1分別為與轉(zhuǎn)移函數(shù)g(qit;γ,c)值為0 和 1 時相對應(yīng)的系數(shù)向量。 各變量的原始數(shù)據(jù)分別來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫和CIEC 數(shù)據(jù)庫， 名義變量分別采用以 2000 年為基期的 GDP 平減指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)平減處理。

2. 實(shí)證分析。普通面板模型的參數(shù)反映解釋變量對省級區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的平均作用水平，而 PSTR 模型中解釋變量的作用隨個體成員和時間的變化而變化，解釋變量與被解釋變量存在非線性的函數(shù)關(guān)系，因而能夠用于揭示制造業(yè)集聚外部性對省際經(jīng)濟(jì)增長的異質(zhì)性作用。首先構(gòu)造輔助回歸方程進(jìn)行同質(zhì)性檢驗(yàn)，確定是否存在非線性的區(qū)制轉(zhuǎn)移效應(yīng)，并為轉(zhuǎn)移函數(shù)中位置參數(shù)個數(shù)m的選擇提供依據(jù)。假定不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下制造業(yè)集聚三種外部性對經(jīng)濟(jì)增長的作用不同，且其作用隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變化而發(fā)生平滑的區(qū)制轉(zhuǎn)換，以各個省級區(qū)域人均 GDP 的對數(shù)作為轉(zhuǎn)移變量，構(gòu)建輔助回歸方程。不含控制變量和包含控制變量兩種情況下，同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果如下頁表1所示。

表1 PSTR模型同質(zhì)性檢驗(yàn)

從表 2 中可以看出，以m=1,r=1時的異質(zhì)性 PSTR 模型為被擇假設(shè)，不含控制變量和包含控制變量兩種情況下，LMχ、LMF和LRT統(tǒng)計(jì)量均在1%顯著性水平拒絕原假設(shè)，可以確認(rèn)至少存在一個轉(zhuǎn)移函數(shù)的單一位置參數(shù) PSTR 模型優(yōu)于同質(zhì)性面板模型。以m=1,r=2時的異質(zhì)性 PSTR 模型作為被擇假設(shè)，原假設(shè)是m=1,r=1時的PSTR模型，不含控制變量情況下 (模型1) 的原假設(shè)在LMχ、LMF和LRT統(tǒng)計(jì)量分別為10.2801、2.2269 和 10.4297，各統(tǒng)計(jì)量的相伴概率分別為 0.0360、0.0553 和 0.0338，在設(shè)定顯著性水平α=5%、參數(shù)τ為0.5情況下，拒絕原假設(shè)，確定不存在剩余的非線性。以m=1,r=2時的異質(zhì)性 PSTR 模型作為被擇假設(shè)，原假設(shè)是m=1,r=1時的 PSTR 模型，包含控制變量情況下 (模型2) 的原假設(shè)在LMχ、LMF和LRT統(tǒng)計(jì)量分別為14.2789、1.8232 和 15.5689，各統(tǒng)計(jì)量的相伴概率分別為 0.0464、0.0823 和 0.0419，顯著性水平設(shè)定為α=5%、參數(shù)τ設(shè)定0.5，同樣接受原假設(shè)，確定不存在剩余的非線性。這樣，無論是否考慮控制變量對省級區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的作用，都選擇單一位置參數(shù)、單一轉(zhuǎn)移函數(shù)的 PSTR 模型考察制造業(yè)集聚的專業(yè)化、多樣化和競爭性三種外部效應(yīng)對制造業(yè)產(chǎn)出增長的作用。以人均 GDP 對數(shù)為轉(zhuǎn)移變量，構(gòu)建的 PSTR 模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，在單一位置參數(shù)的情況下，全部樣本劃分為低區(qū)制(qitc)兩個區(qū)制。在不含控制變量的情況下，PSTR 模型發(fā)生轉(zhuǎn)換的位置參數(shù)為10.7417，處于高區(qū)制的樣本數(shù)僅有 10 個，占全部樣本的 2.78%，處于低區(qū)制的樣本數(shù)有350個，占全部樣本的 97.22%。在包含控制變量的情況下，PSTR 模型發(fā)生轉(zhuǎn)換的位置參數(shù)為 10.4552，處于高區(qū)制樣本的樣本數(shù)量為 24 個，占全部樣本的6.67%，處于低區(qū)制的樣本數(shù)量有 336 個，占全部樣本的 93.33%。模型 1 和模型 2 中轉(zhuǎn)移函數(shù)的斜率參數(shù)分別為 2.3055 和 3.4680，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，由低區(qū)制向高區(qū)制的轉(zhuǎn)移較為平滑。

表2 PSTR模型剩余非線性檢驗(yàn)

在不含控制變量情況下，集聚三種外部性對省際經(jīng)濟(jì)增長作用的參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于較低水平時，滯后一期經(jīng)濟(jì)總量對當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長的作用系數(shù)為 0.0046，且在1% 水平下通過顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于較高水平時，滯后一期經(jīng)濟(jì)總量對當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的負(fù)向影響，作用系數(shù)為 -0.0916；隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，滯后一期經(jīng)濟(jì)總量對當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長由顯著的正向影響平滑轉(zhuǎn)換為顯著的負(fù)向影響。當(dāng)省區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時，制造業(yè)集聚專業(yè)化外部效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的負(fù)向影響，作用系數(shù)為 -0.0533，這表明專業(yè)化集聚不利于經(jīng)濟(jì)增長；當(dāng)省區(qū)經(jīng)濟(jì)步入較高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平時，制造業(yè)集聚的專業(yè)化外部性對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正向影響，影響系數(shù)為 0.7780，制造業(yè)專業(yè)化集聚有利于經(jīng)濟(jì)增長；隨著省區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，制造業(yè)集聚的專業(yè)化外部性對經(jīng)濟(jì)增長的影響由顯著的負(fù)向影響平滑地轉(zhuǎn)換為顯著的正向影響。當(dāng)省區(qū)經(jīng)濟(jì)展水平較低時，制造業(yè)集聚的多樣化外部性對經(jīng)濟(jì)增長的影響顯著為負(fù)，影響系數(shù)為 -0.0125，多樣化集聚不利于經(jīng)濟(jì)增長；當(dāng)省區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高時，制造業(yè)集聚的多樣化外部性對經(jīng)濟(jì)增長的作用系數(shù)為 0.1874，且在 1% 水平下通過顯著性檢驗(yàn)，制造業(yè)多樣化集聚有助于經(jīng)濟(jì)增長；隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，多樣化對經(jīng)濟(jì)增長由顯著的負(fù)向影響轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著的正向影響。制造業(yè)集聚的競爭外部性在低區(qū)制和高區(qū)制對經(jīng)濟(jì)增長的作用系數(shù)均未通過顯著性檢驗(yàn)。

在引入控制變量情況下集聚三種外部性對省際經(jīng)濟(jì)增長作用參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于較低水平時，滯后一期經(jīng)濟(jì)總量對當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長率的影響未通過顯著性檢驗(yàn)；隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，滯后一期經(jīng)濟(jì)總量對當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長平滑轉(zhuǎn)換為顯著的負(fù)向影響，其影響系數(shù)為 -0.0513；當(dāng)省區(qū)經(jīng)濟(jì)處于較低發(fā)展水平時，制造業(yè)專業(yè)化外部性對經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)向影響不顯著；當(dāng)省區(qū)經(jīng)濟(jì)處于較高發(fā)展水平時，制造業(yè)專業(yè)化外部性對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正向影響，影響系數(shù)為 0.4238；當(dāng)省區(qū)經(jīng)濟(jì)處于較低發(fā)展水平時，制造業(yè)多樣化外部性對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的負(fù)向影響，影響系數(shù)為 -0.0068；當(dāng)省區(qū)經(jīng)濟(jì)處于較高發(fā)展水平時，制造業(yè)多樣化集聚對經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的正向影響，影響系數(shù)為 0.0944；隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，制造業(yè)集聚多樣化外部性對經(jīng)濟(jì)增長由顯著的負(fù)向影響轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著的正向影響。對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的省區(qū)而言，制造業(yè)集聚的專業(yè)化外部性和多樣化外部性對經(jīng)濟(jì)增長均存在顯著的正向影響，MAR 外部性和 Jacobs 外部性同時存在。無論處于何種經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，制造業(yè)競爭外部性對經(jīng)濟(jì)增長的影響作用未能得到證實(shí)。當(dāng)省區(qū)經(jīng)濟(jì)處于較低發(fā)展水平，投資增長對經(jīng)濟(jì)增長的作用系數(shù)為 0.0925，在1% 水平下顯著；當(dāng)省區(qū)經(jīng)濟(jì)處于較高發(fā)展水平，投資增長對經(jīng)濟(jì)增長的作用系數(shù)下降至 0.0378；投資增長對經(jīng)濟(jì)增長具有重要的拉動作用，但隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，投資增長對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用平滑下降。外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正向影響，在低區(qū)制，外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長的作用系數(shù)為 0.2457；在高區(qū)制，外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長的作用系數(shù)為 0.9502。政府經(jīng)濟(jì)干預(yù)程度對經(jīng)濟(jì)增長的影響作用未能通過顯著性檢驗(yàn)。

捕捉解釋變量對被解釋變量作用的異質(zhì)性是 PSTR 模型最突出優(yōu)勢，在確定制造業(yè)集聚專業(yè)化外部性和多樣化外部性對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著作用的基礎(chǔ)上，為了深入探究制造業(yè)集聚外部性對經(jīng)濟(jì)增長的異質(zhì)性作用，列出各省兩種制造業(yè)集聚外部性作用系數(shù)如下頁表3所示。

由于篇幅所限，表3僅列出了樣本期初 (2000 年)、樣本期末 (2011 年) 和作用系數(shù)由負(fù)向轉(zhuǎn)換為正向的轉(zhuǎn)移時點(diǎn)。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，制造業(yè)集聚的專業(yè)化外部性和多樣化外部性對經(jīng)濟(jì)增長逐步由負(fù)向影響轉(zhuǎn)為正向影響，且制造業(yè)集聚的專業(yè)化外部性作用的轉(zhuǎn)換早于多樣化外部性，這表明經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)省區(qū)應(yīng)優(yōu)先發(fā)展專業(yè)化制造業(yè)集群，獲取經(jīng)濟(jì)發(fā)展的比較優(yōu)勢以加速本地經(jīng)濟(jì)增長。由于各個省區(qū)專業(yè)化和多樣化集聚的作用表現(xiàn)出異質(zhì)性特征，可將中國省級區(qū)域劃分為三個類型：一是制造業(yè)集聚專業(yè)化和多樣化外部性的正向影響作用共存類型，該類型包括北京、天津、河北等 21 個省級區(qū)域。這些省區(qū)主要分布于東部沿海地區(qū)和中部地區(qū)，工業(yè)基礎(chǔ)較好、經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到相對較高水平、臨近國內(nèi)和國際市場，是國內(nèi)制造企業(yè)布局和吸引國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的主要地區(qū)，無論是專業(yè)化的制造業(yè)集聚發(fā)展模式還是多樣化的制造業(yè)集聚發(fā)展模式都有利于知識溢出和經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大，這些省區(qū)應(yīng)大力發(fā)展制造業(yè)多樣化和專業(yè)化產(chǎn)業(yè)集群，提升制造業(yè)集群競爭力，釋放其經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。二是制造業(yè)集聚專業(yè)化外部性的影響已經(jīng)轉(zhuǎn)為正向影響、多樣化集聚外部性的影響仍為負(fù)向的省區(qū)，該類型包括安徽、江西、四川、青海和寧夏 5 省。對這些省區(qū)而言，制造業(yè)專業(yè)化集聚已經(jīng)對經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出突出的正向作用，應(yīng)廣泛參與國內(nèi)外產(chǎn)業(yè)分工與合作，著力培育具有比較優(yōu)勢的特色產(chǎn)業(yè)集群，規(guī)避產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同風(fēng)險。三是制造業(yè)集聚的多樣化外部性和專業(yè)化外部性均未呈現(xiàn)出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)，主要包括廣西、貴州、云南和甘肅 4 個經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對滯后的省區(qū)，這些地區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱，制造業(yè)發(fā)展落后，參與國內(nèi)和國際分工程度不高，因而，制造業(yè)專業(yè)化集聚和制造業(yè)多樣化集聚均未呈現(xiàn)出對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。

表3 中國內(nèi)地各省區(qū)(未含西藏)集聚專業(yè)化外部性和多樣化外部性的作用系數(shù)

四、結(jié) 論

本文選擇面板平滑遷移模型，考察制造業(yè)集聚的專業(yè)化外部性、多樣化外部性和競爭外部性對經(jīng)濟(jì)增長影響作用的區(qū)制轉(zhuǎn)移特征。實(shí)證分析結(jié)果證實(shí)，制造業(yè)集聚三種外部性對經(jīng)濟(jì)增長存在異質(zhì)性作用；隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，專業(yè)化對經(jīng)濟(jì)增長由負(fù)向影響轉(zhuǎn)化為顯著的正向影響，多樣化對經(jīng)濟(jì)增長的影響由顯著的負(fù)向影響轉(zhuǎn)換為顯著的正向影響；在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的省區(qū)，專業(yè)化集聚和多樣化集聚對經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)作用共存。建議經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份在充分發(fā)揮比較優(yōu)勢的前提下，應(yīng)適宜地選擇培育專業(yè)化的制造業(yè)集群，或是培育多樣化產(chǎn)業(yè)集群，亦或兩類產(chǎn)業(yè)集群共同發(fā)展的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展戰(zhàn)略。此外，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，投資增長對經(jīng)濟(jì)增長的作用平滑地衰減，發(fā)達(dá)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長對投資增長的依賴性下降，這說明發(fā)達(dá)省區(qū)應(yīng)盡快轉(zhuǎn)變投資拉動的經(jīng)濟(jì)增長方式，欠發(fā)達(dá)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長可以適當(dāng)選擇投資拉動模式。

[責(zé)任編輯：房宏琳，曾 博]

2015-08-13

國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目(10BJL041)；2015年吉林大學(xué)哲學(xué)社會科學(xué)研究重大課題培育項(xiàng)目(2015ZDPY09)；吉林省科技發(fā)展計(jì)劃軟科學(xué)研究項(xiàng)目(20130420035FG)

金春雨(1965—)，女，教授，博士生導(dǎo)師，從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)計(jì)量與金融計(jì)量分析研究；程浩(1987—)，男，博士研究生，從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究；李琪(1979—)，女，副研究員，博士研究生，從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究。

F124.1

A

1002-462X(2015)12-0117-06