產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的門檻效應分析

王 奇 岳宏志

(西北大學經(jīng)濟管理學院，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)約運費、減少勞動消耗，還可共同利用基礎設施降低生產(chǎn)費用，因此產(chǎn)業(yè)集聚程度若在合理范圍內(nèi)可以促進經(jīng)濟增長。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)是我國最早進行對外貿(mào)易的地區(qū)。因此產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟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。關于產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長影響的研究，主要有兩種結論：第一，產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長有正向的促進作用；第二，在模型中放入產(chǎn)業(yè)集聚的平方項，發(fā)現(xiàn)“倒U型”的曲線，或者基于門限回歸模型展開研究，關注的是產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長起作用的條件。從全國層面出發(fā)研究產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長的關系。馬昱等認為高技術產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量和質(zhì)量的影響均具有門檻效應，且在門檻值前后這種影響由抑制改為促進[1]。周小柯等發(fā)現(xiàn)制造業(yè)集聚與經(jīng)濟增長的關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)集聚能顯著促進經(jīng)濟增長[2]。段會娟認為產(chǎn)業(yè)集聚程度對經(jīng)濟增長具有積極作用，與多元化相比，專業(yè)化的集聚更有利經(jīng)濟增長[3]。

以特定區(qū)域為例進行的研究，洪娟等發(fā)現(xiàn)長三角城市群內(nèi)制造業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的促進作用存在門檻效應[4]。王瑞榮發(fā)現(xiàn)在中國十一大城市群中生產(chǎn)性服務業(yè)集聚與經(jīng)濟增長質(zhì)量提升存在很強的關聯(lián)效應[5]。王秀明等以廣東省為例發(fā)現(xiàn)工業(yè)和服務業(yè)集聚對經(jīng)濟增長都起促進作用[6]?；谔囟ㄐ袠I(yè)進行的研究，吳曉明等發(fā)現(xiàn)石化產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響呈現(xiàn)“倒U型”的態(tài)勢[7]。用空間計量模型進行的研究，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)濟增長具有顯著的促進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)濟增長的關系研究在國內(nèi)比較豐富，普遍認為在現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)集聚可以顯著地促進經(jīng)濟增長，有些基于行業(yè)或地區(qū)的研究認為過度集聚會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生不利影響。但是，國內(nèi)很少有學者關注產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的影響是否會受到對外貿(mào)易的影響。因此，本文運用面板單門限模型，以對外貿(mào)易為門限變量，研究產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長的非線性關系。研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的影響存在顯著的基于對外貿(mào)易的門檻效應。

2 實證設計

選取2000—2017年31個地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行分析，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)濟增長，該指標用實際人均GDP來衡量，將基期設定為2000年，用上一年人均GDP指數(shù)等于100來逐年計算各年實際人均GDP，在實際研究中取了自然對數(shù)。

2.1.2 關鍵解釋變量

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)值指標對各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚程度進行測算，測量方法為：

(1)

測算結果見表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，用進出口商品總值占當年GDP的比重表示，各年度的進出口總額是當年按美元與人民幣中間價折算算出的進出口總額。

2.1.4 控制變量

選取的控制變量有技術創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化、外商直接投資率、政府干預、基礎設施、投資、人力資本。技術創(chuàng)新用專利授權數(shù)來衡量，研究中取了對數(shù)，城鎮(zhèn)化用城鎮(zhèn)總人口占地區(qū)總人口的比重衡量，外商直接投資率用實際利用外商直接投資額占GDP的比重表示，政府干預用地方政府財政支出總額占GDP的比重衡量，基礎設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 計量模型設定

2.2.1 固定效應模型

固定效應模型表示為：

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)濟增長的影響存在門檻效應，構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i,t表示第i個省份第t年，Yit為實際人均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)濟增長的其他因素。

3 實證結果與分析

3.1 變量平穩(wěn)性檢驗

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

表2 面板變量LLC單位根檢驗結果

3.2 門限效應檢驗

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

表3 門限效應顯著性檢驗結果

其次，看門限估計值的一致性檢驗，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。

3.3 產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的門檻效應分析

根據(jù)門限效應檢驗結果，選取單一門限效應模型進行實證分析，估計結果見表4。在模型一的基礎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)濟增長都起促進作用。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)濟增長的正向促進作用在對外貿(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)濟增長所起的作用更大。產(chǎn)業(yè)集聚可以促進分工和專業(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)運營方面的不足可以由其他企業(yè)來彌補。產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的促進作用是受對外貿(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，進一步有利于經(jīng)濟增長。

表4 產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長影響的回歸結果

從控制變量的結果來看，提高城鎮(zhèn)化水平可以顯著地促進經(jīng)濟增長，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)消費群體不斷壯大，有利于擴大內(nèi)需拉動經(jīng)濟增長。政府干預在未加入時間虛擬變量時，可以顯著的促進經(jīng)濟增長；在加入時間虛擬變量后，政府干預反而阻礙經(jīng)濟增長。外商投資率在短期內(nèi)可以促進經(jīng)濟增長，但是在長期卻不利于經(jīng)濟增長。人力資本、投資和基礎設施均可以顯著地促進經(jīng)濟增長。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

本文基于改變模型的角度進行穩(wěn)健性檢驗(見表5)，模型三和模型四都是用固定效應模型進行估計，在模型三的基礎上加入產(chǎn)業(yè)集聚和對外貿(mào)易的交乘項形成模型四。模型三的結果顯示：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)濟增長有顯著的促進作用。模型四的結果顯示：該交乘項的系數(shù)為負且在5%的水平上統(tǒng)計顯著，表明對外貿(mào)易在達到一定程度后會減弱產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的促進作用。

表5 固定效應模型估計結果

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

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

4.1 東部、中部和西部地區(qū)門限效應檢驗

由表6可知，門限效應的顯著性檢驗只有東部和中部地區(qū)通過了檢驗，東部地區(qū)的單一門檻效應在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)的雙門檻效應不顯著。

表6 分地區(qū)門限效應顯著性檢驗結果

其次，看門限估計值的真實性檢驗，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，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 實證結果與分析

基于以上檢驗，對東部和中部地區(qū)使用面板單門限模型進行參數(shù)估計，西部地區(qū)使用固定效應模型進行估計，估計結果見表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)濟增長都起促進作用，不過在對外貿(mào)易水平較高時產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的促進作用要高于較低時產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的促進作用。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)濟增長都起促進作用，不過在對外貿(mào)易水平較高時產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的促進作用要弱于較低時。西部地區(qū)門限效應的顯著性檢驗未通過，接受不存在門限效應的零假設。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)濟增長之間存在線性的正相關關系。

表7 分地區(qū)回歸結果

5 結論與建議

5.1 結 論

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

從全國情況來看，產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長之間的關系存在對外貿(mào)易門限效應，在門限值前后，產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長都起促進作用，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)濟增長之間存在對外貿(mào)易的門限效應，在東部地區(qū)，在門限值之前產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的促進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)濟增長的促進作用要強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)濟增長之間不存在對外貿(mào)易的門限效應，但是產(chǎn)業(yè)集聚可以顯著地促進經(jīng)濟增長。

5.2 建 議

針對產(chǎn)業(yè)集聚可以顯著地促進經(jīng)濟增長，合理的建議是政府應當出臺支持產(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)濟優(yōu)勢。

針對產(chǎn)業(yè)集聚在門限值前后對經(jīng)濟增長的促進作用不同，對不同地區(qū)實施差別化的政策。未達到門限值的地區(qū)應當大力提高產(chǎn)業(yè)集聚程度，已經(jīng)超過門限值的地區(qū)應當避免產(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)的回歸結果表明，在東部地區(qū)，提高產(chǎn)業(yè)集聚的經(jīng)濟政策都可以顯著地促進經(jīng)濟增長。在中部地區(qū)，未達到門限值的省份可以繼續(xù)實行旨在提高產(chǎn)業(yè)集聚程度的經(jīng)濟政策，已經(jīng)超過門限值的省份應當避免企業(yè)在空間上的過度集聚。在西部地區(qū)應當繼續(xù)提高產(chǎn)業(yè)集聚程度。