農(nóng)副食品加工業(yè)集聚經(jīng)濟(jì)與績效關(guān)系研究
——來自中國工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的考察

王碧麒，曾 光

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)管學(xué)院，湖北 武漢 430070)

農(nóng)副食品加工業(yè)與農(nóng)業(yè)關(guān)聯(lián)緊密，作為農(nóng)業(yè)部門的后續(xù)產(chǎn)業(yè)和廣大農(nóng)民增收的重要抓手，大力發(fā)展農(nóng)副食品加工業(yè)對于加快中國農(nóng)村三產(chǎn)融合和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程意義重大。農(nóng)副食品加工業(yè)也是經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行的重要基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，在國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用愈加突出。根據(jù)《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，2003年農(nóng)副食品加工業(yè)規(guī)模以上工業(yè)產(chǎn)值為6 152.32億元，2017年上升到64 449.4億元。由此可見，中國農(nóng)副食品加工業(yè)總產(chǎn)值實(shí)現(xiàn)了快速增長，在整個國民經(jīng)濟(jì)中所占地位也在日益提升。進(jìn)一步從我國東、中、西部區(qū)域看，不同區(qū)域在資源稟賦和產(chǎn)業(yè)規(guī)模等方面差異較大，東部區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，農(nóng)副食品消費(fèi)市場規(guī)模大，但原材料和勞動力成本相對處于劣勢。與之相反，中西部區(qū)域在經(jīng)濟(jì)總量、生產(chǎn)加工效率、產(chǎn)業(yè)布局等方面都與東部沿海地區(qū)存在較大的差距，但勞動力和農(nóng)副食品加工業(yè)原材料充足，這些都強(qiáng)化了中國農(nóng)副食品加工業(yè)空間布局的分散化特征。但隨著交通和通訊技術(shù)的發(fā)展，不同地區(qū)間要素流動的通勤成本不斷降低，跨越地域邊界的經(jīng)濟(jì)活動日益頻繁，在一定程度上強(qiáng)化了企業(yè)的空間集聚，使得中國農(nóng)副食品加工業(yè)空間集聚程度不斷加強(qiáng)。進(jìn)一步從行業(yè)特征考察，農(nóng)副食品加工業(yè)屬于典型的原料和市場指向型行業(yè)，企業(yè)在局部性原材料資源稟賦約束下，往往傾向于集中布局生產(chǎn)，但同時(shí)也必須考慮市場效應(yīng)而選擇定位于規(guī)模較大的市場所在區(qū)域，故該產(chǎn)業(yè)布局傾向于分散。

自Marshall提出產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)以來，眾多學(xué)派從不同的視角，對產(chǎn)業(yè)集聚問題進(jìn)行了多方位的研究，盡管結(jié)論不盡相同，但普遍認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)集聚是影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。綜合現(xiàn)有文獻(xiàn)，產(chǎn)業(yè)空間集聚所產(chǎn)生的外部經(jīng)濟(jì)對產(chǎn)業(yè)績效和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制，不同學(xué)者有不同的看法：Marshall認(rèn)為是由于專業(yè)化外部性所產(chǎn)生，即特定產(chǎn)業(yè)在區(qū)域集聚形成專業(yè)化分工，能夠加速知識在行業(yè)內(nèi)企業(yè)間溢出，這種行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的溢出效應(yīng)稱為地方化經(jīng)濟(jì)[1]；Jacobs則認(rèn)為是多樣化外部性機(jī)制，知識外溢主要在不同行業(yè)間傳播，多樣化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚，進(jìn)而推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，稱之為城市化經(jīng)濟(jì)[2]。

盡管在產(chǎn)業(yè)集聚能否產(chǎn)生外部性這一問題上，兩種外部性理論取得了共識，但在外部性類型、作用范圍和強(qiáng)度等方面，學(xué)界存在著較大的分歧。以Henderson為代表的學(xué)者通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)MAR外部性對產(chǎn)業(yè)增長具有主導(dǎo)作用[3]。而Glaeser等的研究則強(qiáng)調(diào)Jacobs外部性的正向促進(jìn)作用[4]。Batisse使用中國省域制造業(yè)的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，集聚經(jīng)濟(jì)的影響在很大程度上取決于產(chǎn)業(yè)性質(zhì)和地理位置[5]。Batisse的研究結(jié)果在吳三忙等的實(shí)證研究中也都得到了驗(yàn)證[6]。部分學(xué)者引用擁擠效應(yīng)指標(biāo)對集聚經(jīng)濟(jì)可能存在的非線性影響進(jìn)行了研究。Juan De Lucioa等基于西班牙制造業(yè)的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)專業(yè)化對產(chǎn)業(yè)增長具有先抑制后促進(jìn)的非線性影響，而多樣化的影響不顯著，其觀點(diǎn)為外部效應(yīng)提供了門檻解釋[7]。實(shí)際上，除集聚經(jīng)濟(jì)以及要素的空間供給外，市場需求對區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有至關(guān)重要的作用。黃玖立和黃俊立通過檢驗(yàn)市場效應(yīng)對中國省域產(chǎn)業(yè)增長的影響，發(fā)現(xiàn)較大的市場規(guī)模有利于轉(zhuǎn)化成較快的產(chǎn)業(yè)增長[8]。楊汝岱等通過實(shí)證檢驗(yàn)市場需求效應(yīng)對企業(yè)規(guī)模和生產(chǎn)效率的影響，研究結(jié)果表明在地方保護(hù)程度高的地區(qū)，市場效應(yīng)有利于促進(jìn)企業(yè)成長[9]。

Anselin指出，任何空間單元上的事物不能認(rèn)為是獨(dú)立存在的個體，而是與周圍空間單元的事物存在關(guān)聯(lián)，并且地理距離越近，聯(lián)系越強(qiáng)。由于傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)使用的經(jīng)典回歸模型忽略了空間相關(guān)性的測度，相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果缺少現(xiàn)實(shí)解釋力。自Anselin和Haining等逐步完善空間計(jì)量理論，并建立了有效的空間計(jì)量模型后，空間效應(yīng)逐漸得到學(xué)者們的關(guān)注并應(yīng)用于區(qū)域經(jīng)濟(jì)相關(guān)的實(shí)證研究[10-11]。金春雨等使用空間杜賓模型測度集聚經(jīng)濟(jì)對省域制造業(yè)增長的影響，研究結(jié)果表明專業(yè)化和多樣化對本地產(chǎn)業(yè)均有顯著的推動作用，空間溢出效應(yīng)則不顯著[12]。王春楊、孟衛(wèi)東使用2001—2014年中國省域制造業(yè)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)專業(yè)化和多樣化對地區(qū)創(chuàng)新有正向顯著的溢出效應(yīng)[13]。

綜合起來看，已有的涉及專業(yè)化和多樣化兩種外部性的文獻(xiàn)，往往將空間溢出效應(yīng)視作黑箱，沒有對其進(jìn)行測量和討論；而國內(nèi)考慮集聚經(jīng)濟(jì)空間溢出效應(yīng)的研究，也大多是從省級空間尺度層面對制造業(yè)整體進(jìn)行分析，未識別和測度省域內(nèi)部更小的空間單元間農(nóng)副食品加工業(yè)存在的溢出效應(yīng)；現(xiàn)有文獻(xiàn)從要素供給或者市場需求單方面進(jìn)行研究的居多，同時(shí)考察兩者的影響，并納入空間效應(yīng)的文獻(xiàn)幾乎還是空白。鑒于此，本研究對中國農(nóng)副食品加工業(yè)空間集聚效應(yīng)與行業(yè)績效之間的關(guān)系進(jìn)行考察，以期為中國農(nóng)副食品加工業(yè)的合理布局和行業(yè)的健康可持續(xù)發(fā)展提供合理的對策建議。

一、模型設(shè)定及變量說明

(一)模型設(shè)定

根據(jù)集聚經(jīng)濟(jì)理論，產(chǎn)業(yè)績效不僅取決于一般投入要素，而且也是所處地區(qū)外部環(huán)境結(jié)構(gòu)的產(chǎn)物?；贖ederson的研究，在技術(shù)中性的假設(shè)下，集聚經(jīng)濟(jì)以因子的形式進(jìn)入函數(shù)，運(yùn)用擴(kuò)展的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，采用如下表達(dá)式考察集聚經(jīng)濟(jì)：Yi=g(Si)f(Li,Ki)。其中，Yi是i地區(qū)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，Li，Ki分別是i地區(qū)產(chǎn)業(yè)的資本和勞動力投入。Si表示外部效應(yīng)，包括集聚經(jīng)濟(jì)和以及控制變量。由于傳統(tǒng)回歸模型假定空間樣本單元相互獨(dú)立，沒有考慮變量或擾動項(xiàng)可能存在的空間相關(guān)性，導(dǎo)致模型估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏差。為了測度空間溢出效應(yīng)的影響，進(jìn)一步將外部效應(yīng)擴(kuò)展，設(shè)定如下形式的空間杜賓模型：

(二)變量說明

本文采用的被解釋變量是農(nóng)副食品加工業(yè)績效指標(biāo)，解釋變量主要是集聚經(jīng)濟(jì)特征指標(biāo)。

1.產(chǎn)業(yè)績效(prod)。根據(jù)模型設(shè)定，該指標(biāo)用地區(qū)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和從業(yè)人數(shù)的比值衡量。

2.專業(yè)化(spec)。考慮到相對規(guī)模份額的指標(biāo)能夠消除地區(qū)規(guī)模差異的影響，比絕對規(guī)模指標(biāo)能更好地測量專業(yè)化[14]，本文使用相對區(qū)位商測量專業(yè)化程度，該指標(biāo)能夠?qū)Σ煌貐^(qū)行業(yè)的分布情況進(jìn)行橫向比較，計(jì)算公式如下：

(1)

式(1)中，qij表示i地區(qū)j行業(yè)產(chǎn)值；qi是i地區(qū)所有行業(yè)總產(chǎn)值；qj是全國j行業(yè)總產(chǎn)值，q是全國所有行業(yè)總產(chǎn)值。該指標(biāo)數(shù)值越大，表示i地區(qū)j行業(yè)專業(yè)化水平越高。

3.多樣化(div)。本文借鑒Duranton and Puga的方法測度相對多樣化水平[15]，計(jì)算公式為：

(2)

式(2)中，Sij是i地區(qū)j行業(yè)占i地區(qū)所有行業(yè)產(chǎn)值的比例，Sj為j行業(yè)占全國所有行業(yè)的比例。指標(biāo)數(shù)值越大，說明地區(qū)行業(yè)所處環(huán)境的多樣化程度越高。

4.市場潛力(mp)。根據(jù)Harris的方法測度市場需求效應(yīng)，反映市場需求對區(qū)域農(nóng)副食品加工業(yè)績效的作用，計(jì)算公式[16]為：

mpi=∑r≠iYr/dri+Yi/dii

(3)

(4)

式(3)中，Y是各地區(qū)的生產(chǎn)總值，dri是第r個和第i個地區(qū)間的距離，dii是地區(qū)i的內(nèi)部距離，式(4)中，St表示地區(qū)i的面積。從市場潛力指標(biāo)的含義來看，該指標(biāo)表明地區(qū)間經(jīng)濟(jì)相關(guān)聯(lián)，本地與周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平同時(shí)影響本地區(qū)的市場潛能。

5.控制變量。為了減少遺漏變量所造成的模型估計(jì)偏差，借鑒已有文獻(xiàn)的研究，引入以下控制變量：勞均資本存量(capi)，用固定資產(chǎn)凈值除以從業(yè)人數(shù)表示[17]；農(nóng)業(yè)豐裕度(agr)，對地區(qū)農(nóng)業(yè)資源稟賦的影響進(jìn)行控制，以地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值占全國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的比重表示，反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)對原料投入的依賴程度[18-19]；人力資本含量 (hum)，為了控制勞動技術(shù)水平差異造成的影響，借鑒在統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)限制條件下的做法，以專任教師人數(shù)與學(xué)生人數(shù)的比率衡量[20]。

二、數(shù)據(jù)來源及說明

考慮到國家統(tǒng)計(jì)局自2003年起開始實(shí)施調(diào)整后的行業(yè)分代碼，筆者將行業(yè)分類代碼劃分標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)一為《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(GB/T4745-2002)》。由于2003年前地(市、區(qū))級的行政區(qū)劃調(diào)整頻繁，故筆者以2003年作為數(shù)據(jù)分析的起始年，剔除了區(qū)劃頻繁調(diào)整的巢湖、畢節(jié)和銅仁等地區(qū)，并將地區(qū)的行政代碼統(tǒng)一到《中華人民共和國行政區(qū)劃代碼(GB/T2260-2007)》。

工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫是目前最為全面的企業(yè)數(shù)據(jù)庫，其覆蓋的樣本量大和指標(biāo)多的優(yōu)勢明顯，有利于同時(shí)細(xì)分企業(yè)所處的行業(yè)維度和地區(qū)維度。為了測算專業(yè)化和多樣化指標(biāo)，論文采用地區(qū)和行業(yè)的組合數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，基于《工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和《區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，將企業(yè)數(shù)據(jù)加總成地(市、區(qū))級農(nóng)副食品加工業(yè)的數(shù)據(jù)組合，最終選取281個地(市、區(qū))級行政單位的農(nóng)副食品加工業(yè)作為研究對象(1)為同時(shí)劃分行業(yè)和地區(qū)維度以測度集聚經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，對中國地(市、區(qū))級農(nóng)副食品加工業(yè)的考察，按照《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》的企業(yè)微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行加總分析，而在本論文開始構(gòu)思和寫作時(shí)，該數(shù)據(jù)庫只更新到2012年。由于本文的研究偏一般理論機(jī)制和機(jī)理，不存在數(shù)據(jù)時(shí)效性的問題。。根據(jù)聶輝華等的建議，對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的樣本進(jìn)行了如下篩選處理：剔除了工業(yè)總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)和從業(yè)人數(shù)等缺失的觀測值；剔除了不符合會計(jì)準(zhǔn)則的觀測值，例如總產(chǎn)值小于固定資產(chǎn)凈值等[21]。對于個別缺失數(shù)據(jù)采用了插值法進(jìn)行了填補(bǔ)。為了剔除通貨膨脹因素影響，采用可比價(jià)計(jì)算，將2004—2012年的工業(yè)總產(chǎn)值和固定資產(chǎn)總值分別用工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)平減折算成以2003年為基期的實(shí)際值。由于地(市、區(qū))級層面上價(jià)格指數(shù)的缺失，因此采用《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各省份的價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對固定資產(chǎn)總值進(jìn)行平減，用工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)將名義工業(yè)增加值平減成實(shí)際工業(yè)產(chǎn)值。

三、實(shí)證分析

在使用空間計(jì)量模型之前，有必要通過空間自相關(guān)檢驗(yàn)，判斷中國地(市、區(qū))級農(nóng)副食品加工業(yè)的空間相關(guān)性是否存在。

(一)空間自相關(guān)分析

全局Moran' I指數(shù)用于檢驗(yàn)全域范圍觀測樣本的空間相關(guān)性存在與否，其計(jì)算公式為：

(5)

表1 農(nóng)副食品加工業(yè)績效全局Moran's I指數(shù)

由表1可知，2003—2012年Moran' I指數(shù)均通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，且為正值。這表明中國農(nóng)副食品加工業(yè)在地(市、區(qū))級層面存在顯著的正向空間自相關(guān)，需要進(jìn)一步用空間計(jì)量回歸模型予以測量。

(二)全國市級層面的實(shí)證分析

為驗(yàn)證集聚經(jīng)濟(jì)的擁擠效應(yīng)是否存在，筆者在實(shí)證模型中引入了專業(yè)化平方項(xiàng)指標(biāo)(sqlnspec)和多樣化平方項(xiàng)指標(biāo)(sqlndiv)。根據(jù)拉格朗日乘數(shù)(LM)檢驗(yàn)結(jié)果，LMLAG和LMERR統(tǒng)計(jì)量均在1%的顯著性水平上顯著，因此采用空間杜賓模型進(jìn)行分析。為了測度集聚經(jīng)濟(jì)空間溢出效應(yīng)產(chǎn)生作用的范圍，分別使用以距離倒數(shù)為權(quán)重矩陣和以鄰接矩陣作為權(quán)重矩陣，表2列示了計(jì)量回歸結(jié)果。

表2 全國市級層面計(jì)量回歸分析結(jié)果

在以距離倒數(shù)為權(quán)重矩陣和以鄰接矩陣作為權(quán)重矩陣的模型中，集聚經(jīng)濟(jì)外部性效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果基本一致。被解釋變量的空間滯后系數(shù)均通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明我國農(nóng)副食品加工業(yè)績效存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)。

從解釋變量的回歸結(jié)果得知，專業(yè)化和多樣化的作用機(jī)制和空間效應(yīng)差異較大：在集聚經(jīng)濟(jì)的本地影響方面，專業(yè)化指標(biāo)系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，其二次項(xiàng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，表明專業(yè)化和行業(yè)績效呈倒“U”型的非線性關(guān)系。初期專業(yè)化正向效應(yīng)產(chǎn)生的原因，可能是由于農(nóng)副食品加工業(yè)是對原材料進(jìn)行初級加工的產(chǎn)業(yè)，且屬于典型的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，企業(yè)共享中間投入品和熟練勞動力，有助于累積生產(chǎn)成本優(yōu)勢。而后期集聚不經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的原因，則可能是由于農(nóng)副食品加工業(yè)的市場進(jìn)入門檻和技術(shù)含量較低，過度集聚使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同和無序競爭問題嚴(yán)重，低技術(shù)模仿和激烈的價(jià)格戰(zhàn)阻礙了產(chǎn)業(yè)績效。與此相反，多樣化指標(biāo)系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，其二次項(xiàng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，這說明多樣化具有先抑制后促進(jìn)的作用。其原因可能在于經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期不同產(chǎn)業(yè)對地區(qū)有限資源的需求產(chǎn)生了負(fù)向的競爭效應(yīng)；當(dāng)多樣化達(dá)到一定程度后，行業(yè)間關(guān)聯(lián)效應(yīng)和互補(bǔ)類型知識的溢出加速，有助于提高行業(yè)績效。

在集聚經(jīng)濟(jì)的空間溢出效應(yīng)方面，專業(yè)化對周邊地區(qū)農(nóng)副食品加工業(yè)績效存在負(fù)向影響，且這種負(fù)向相關(guān)的陰影效應(yīng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。其原因可能是農(nóng)副食品加工業(yè)對原材料和勞動力需求較大，而一個地區(qū)的要素資源和相匹配的勞動力往往有限，地區(qū)間的企業(yè)為爭奪有限的資源，容易形成惡性競爭，地區(qū)間分工協(xié)調(diào)程度降低，造成資源配置扭曲，加劇區(qū)域間發(fā)展不平衡問題。相應(yīng)地，多樣化對周邊地區(qū)農(nóng)副食品加工業(yè)績效的溢出效應(yīng)則不顯著，其影響僅局限于本地。一個可能的解釋是：隨著空間距離的增加，知識技術(shù)在跨地區(qū)的擴(kuò)散過程中損耗較大，并且產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)和協(xié)作程度減弱，難以提高農(nóng)副食品加工業(yè)績效。

(三)分區(qū)域?qū)用娴膶?shí)證分析

中國地域廣袤，不同區(qū)域的異質(zhì)特征對集聚經(jīng)濟(jì)作用規(guī)律的估計(jì)結(jié)果可能存在影響。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的劃分方式，本文將全國281個地(市、區(qū))級層面行政單元劃分為東部、中部、西部3個區(qū)域分別加以考察。經(jīng)過拉格朗日乘數(shù)及其穩(wěn)健性檢驗(yàn)(LM)，發(fā)現(xiàn)空間杜賓面板模型仍然適用，估計(jì)結(jié)果如表3所示。

表3 區(qū)域?qū)用娴墓烙?jì)結(jié)果

從東中西區(qū)域?qū)用婵矗瑢I(yè)化的本地影響與全國層面的研究結(jié)論基本一致，說明專業(yè)化對本地農(nóng)副食品加工業(yè)績效有正向影響。而專業(yè)化引起的擁擠效應(yīng)，以及集聚經(jīng)濟(jì)的空間溢出效應(yīng)，則在不同區(qū)域存在較大差異，體現(xiàn)在以下幾個方面。

專業(yè)化二次項(xiàng)系數(shù)值僅在東部地區(qū)顯著，表明東部地區(qū)農(nóng)副食品加工業(yè)企業(yè)過度集聚引起了擁擠效應(yīng)，制約了專業(yè)化正效應(yīng)的發(fā)揮。其主要原因在于東部地區(qū)生產(chǎn)成本較高和競爭效應(yīng)。此外，專業(yè)化及其二次項(xiàng)系數(shù)值在中部和東部地區(qū)存在顯著的負(fù)向溢出效應(yīng)，且這種陰影效應(yīng)在西部地區(qū)并沒有顯現(xiàn)。由此可知，中部和東部地區(qū)的地級市面臨著周邊地區(qū)農(nóng)副食品加工業(yè)企業(yè)過度集聚所形成的負(fù)面影響。與此相反，鄰接權(quán)重下模型的估計(jì)結(jié)果顯示，西部地區(qū)的農(nóng)副食品加工業(yè)從相鄰地區(qū)的專業(yè)化獲得收益。

多樣化對本地農(nóng)副食品加工業(yè)績效的影響均顯著為負(fù)。這說明農(nóng)副食品加工業(yè)不僅沒有獲得多樣化產(chǎn)業(yè)環(huán)境的效率優(yōu)勢，反因惡性競爭阻礙行業(yè)績效。同時(shí)，多樣化的空間溢出效應(yīng)在西部和東部地區(qū)不顯著，在中部地區(qū)具有先抑制后促進(jìn)的非線性影響。這說明多樣化的影響在西部和東部地區(qū)只局限于本地，隨著空間距離范圍的擴(kuò)大而不再顯著。在多樣化水平較低時(shí)，中部地區(qū)本地農(nóng)副食品加工業(yè)績效受到周圍地區(qū)多樣化的負(fù)向溢出效應(yīng)；當(dāng)多樣化達(dá)到一定程度后，多樣化具有一定的空間輻射帶動作用。

四、主要結(jié)論及政策建議

論文基于空間溢出效應(yīng)視角，實(shí)證檢驗(yàn)了集聚經(jīng)濟(jì)對中國地(市、區(qū))級農(nóng)副食品加工業(yè)績效的影響。結(jié)果表明：農(nóng)副食品加工業(yè)績效存在正向的空間自相關(guān)特征，鄰近地區(qū)相互促進(jìn)；集聚經(jīng)濟(jì)本地效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)在不同區(qū)域差異明顯；專業(yè)化對本地農(nóng)副食品加工業(yè)績效具有顯著的正向影響，對周邊地區(qū)影響顯著為負(fù)；多樣化對本地農(nóng)副食品加工業(yè)績效造成了顯著的負(fù)向影響，對周邊地區(qū)的影響顯著為正。根據(jù)上述結(jié)論，引出如下政策含義。

1.推進(jìn)本地和鄰域地區(qū)的經(jīng)濟(jì)合作，促進(jìn)區(qū)域間協(xié)調(diào)發(fā)展。注重提高經(jīng)濟(jì)要素的空間配置效率和空間互補(bǔ)性，強(qiáng)化市場需求效應(yīng)，降低地區(qū)間的貿(mào)易壁壘和市場分割，充分發(fā)揮農(nóng)副食品加工業(yè)績效高的地區(qū)對周邊地區(qū)有輻射帶動作用，加強(qiáng)空間效應(yīng)的區(qū)域聯(lián)動作用。

2.各地不可盲目追求專業(yè)化或多樣化，應(yīng)注重引導(dǎo)形成具有地方特色的農(nóng)副食品加工業(yè)產(chǎn)業(yè)格局，根據(jù)本地和周邊地區(qū)農(nóng)副食品加工業(yè)發(fā)展水平適時(shí)調(diào)整地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和進(jìn)行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。當(dāng)東部地區(qū)農(nóng)副食品加工業(yè)發(fā)展到一定程度時(shí)，考慮實(shí)行有效的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，將成熟的產(chǎn)業(yè)遷往溢出效應(yīng)較高而陰影效應(yīng)較低的地區(qū)，帶動西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，疏散東部地區(qū)的擁擠效應(yīng)。與此同時(shí)，中西部地區(qū)在積極承接?xùn)|部地區(qū)農(nóng)副食品加工業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時(shí)，應(yīng)根據(jù)當(dāng)?shù)氐姆A賦基礎(chǔ),提高專業(yè)化水平，遏制無序競爭。

3.地方政府在制定農(nóng)副食品加工業(yè)產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展策略時(shí)，應(yīng)充分考慮集聚經(jīng)濟(jì)因素，提升本地農(nóng)副食品加工業(yè)企業(yè)集中度。同時(shí)，為了避免過度專業(yè)化導(dǎo)致的擁擠效應(yīng)，需要考慮本地區(qū)與外部區(qū)域的經(jīng)濟(jì)合作。

4.要在多樣化發(fā)展前期，加強(qiáng)對農(nóng)副食品加工業(yè)的扶持，并適時(shí)調(diào)整地區(qū)多樣化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。在地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平發(fā)展到一定階段后，發(fā)揮不同產(chǎn)業(yè)間的關(guān)聯(lián)協(xié)作效應(yīng)。