孔苗苗　馬婷

摘 要：本文基于我國西北五省1999-2013年的省際面板數(shù)據(jù)，采用Hansen（1999）提出的門限模型，對集聚與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了實證分析。結(jié)果表明，集聚對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的非線性關(guān)系，即集聚水平較低時，兩者關(guān)系不顯著；接下來隨著集聚水平越來越高，集聚對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用也越來越小，甚至可能會出現(xiàn)阻礙經(jīng)濟(jì)增長的情況。這一結(jié)論對于當(dāng)前集聚趨勢下我國區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展政策的制定具有重要的指導(dǎo)意義。

關(guān)鍵詞：集聚；經(jīng)濟(jì)增長；門限回歸；西北五省

一、引言

自Marshall以來，產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象被進(jìn)行了廣泛系統(tǒng)的研究，產(chǎn)業(yè)集聚理論不斷完善和發(fā)展。馬歇爾提出了空間集聚外部性的概念，到目前為止，解釋了生產(chǎn)效率問題、城市化等重要問題。越來越多的人開始關(guān)注產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，集聚已經(jīng)成為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵因素。另外，隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化的發(fā)展，以及貿(mào)易壁壘的打破，產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)甚至政治的影響越來越明顯。為此，各國學(xué)者對集聚效應(yīng)以及集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行了大量研究。

在已有的研究成果前提下，本文搜集了我國西北五省1999-2013年的省際面板數(shù)據(jù)，進(jìn)一步分析兩者的關(guān)系。本文的創(chuàng)新點有以下三點：第一，本文使用了基尼系數(shù)對集聚進(jìn)行測度，更能反應(yīng)出地區(qū)與全國在行業(yè)分布上的差異性。第二，在計量方法上，本文采用了面板數(shù)據(jù)的個體固定效應(yīng)模型與門限模型，以更好地反應(yīng)門限效應(yīng)。第三，本文分析的是能源行業(yè)中煤炭采選業(yè)，在集聚與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究中，對制造業(yè)、服務(wù)業(yè)、金融業(yè)的研究較多，而對能源行業(yè)的研究數(shù)量有限。

二、煤炭采選業(yè)模型構(gòu)建

本文假設(shè)模型為雙門限模型，故模型可以設(shè)定為：

其中，i表示省份，t表示年份。被解釋變量為人均GDP，用以描述經(jīng)濟(jì)增長。設(shè)定門限變量（G）為產(chǎn)業(yè)集聚的空間基尼系數(shù)

影響經(jīng)濟(jì)增長的因素，除了空間集聚以外，還有行業(yè)規(guī)模、要素比例等等，我們把這些因素設(shè)置為控制變量：行業(yè)規(guī)模、要素比例。行業(yè)規(guī)模SCALE用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)從業(yè)人員年平均數(shù)除以規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)加以衡量，要素比例CAPP用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)投資除以從業(yè)人員年平均數(shù)加以衡量。門限變量（G）：產(chǎn)業(yè)集聚的空間基尼系數(shù)，計算公式為：G=∑isi-xi2。

本文數(shù)據(jù)樣本采用西北地區(qū)陜西、甘肅、寧夏、內(nèi)蒙古、山西五省1997—2011年的數(shù)據(jù)。為保證統(tǒng)計口徑的一致性，數(shù)據(jù)來自1999-2013年的《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》，行業(yè)依據(jù)最新的分類進(jìn)行統(tǒng)計。

三、實證分析

（一）門限效應(yīng)檢驗

我們以上述數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用STATA軟件，根據(jù)Hansen的方法得到似然比檢驗結(jié)果得到，三重門限模型的F值為5.382，在1%水平下是顯著的，所以本文中模型存在三重門限效應(yīng)。

（二）門限值的估計

首先要識別門限值，我們采用似然比統(tǒng)計量的方法，用LR表示似然比統(tǒng)計量。LR計算方法：LRγ0=S1γ0-S12?？梢姰?dāng)LRγ0=0時，γ0=，因此當(dāng)LR取值為零時，便可估計出門限值。接下來再用OLS對門限模型進(jìn)行估計。

根據(jù)似然比統(tǒng)計量法估計出的門限值分別為，0.021、0.029、0.038，在95%置信區(qū)間都是顯著的，所以我們確定模型為三重門限模型。

（三）門限模型的參數(shù)估計與結(jié)果分析

構(gòu)建修正后的三重門限模型，通過STATA11.0得到門限回歸模型和個體固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果見下面公式，對比不同模型中G的系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)門限效應(yīng)的確存在并產(chǎn)生很大的影響。

當(dāng)集聚水平小于0.021時，參數(shù)G的系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著，這說明當(dāng)行業(yè)的集聚水平較低時，兩者還不能確定是否存在關(guān)系。當(dāng)集聚水平跨越0.021之后，參數(shù)G的系數(shù)開始顯著為正。其中當(dāng)集聚水平處于（0.021，0.029）時，G的系數(shù)最大為51.0265，說明此時集聚對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用最大，集聚效應(yīng)也是最大的。而當(dāng)集聚水平慢慢提高，進(jìn)入（0.029，0.038）時，G的系數(shù)依然為正，但較之之前的51.0265，已經(jīng)明顯下降到18.9707了，集聚效應(yīng)大大減弱。最后，在集聚度大于0.038，達(dá)到高度集聚情況時，G的系數(shù)雖還沒有變成負(fù)值，但已經(jīng)相當(dāng)接近于零值了，說明集聚的正效應(yīng)已經(jīng)快要消失掉了。

四、結(jié)論與建議

本文基于西北五省煤炭采選業(yè)1999-2013年的面板數(shù)據(jù)，利用三重門限模型的分析方法，實證檢驗了集聚與經(jīng)濟(jì)增長之間的非線性關(guān)聯(lián)，本文主要結(jié)論如下：集聚與人均GDP的增長之間的關(guān)系要受到集聚水平的影響。具體而言，集聚水平較低時，兩者關(guān)系不顯著；接下來隨著集聚水平越來越高，集聚對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用也越來越小，甚至可能會出現(xiàn)阻礙經(jīng)濟(jì)增長的情況。而在一般的固定效應(yīng)模型中，基尼系數(shù)的系數(shù)僅僅為12.18，如果不利用門限模型分階段估計，我們很難發(fā)現(xiàn)集聚與經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)聯(lián)。同時，不論在RE模型中還是在門限模型中，要素比例對人均GDP均具有顯著的正向促進(jìn)作用，行業(yè)規(guī)模對人均GDP的影響作用都不顯著。

首先，政府要充分利用集聚對經(jīng)濟(jì)增長的正向促進(jìn)作用，對于集聚水平較低的地區(qū)，應(yīng)重點加大公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資，改善區(qū)域內(nèi)的基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)，以促進(jìn)人口和經(jīng)濟(jì)活動向中心城區(qū)的集聚。其次，政府還應(yīng)意識到過度集聚給地區(qū)經(jīng)濟(jì)帶來的負(fù)外部性，西北石油下游行業(yè)的集聚水平普遍處于第三區(qū)間內(nèi)，應(yīng)該適度調(diào)整政策，避免石油下游行業(yè)的集聚水平進(jìn)步一提升。（作者單位：西安財經(jīng)學(xué)院）

參考文獻(xiàn)：

[1] Hansen，B.E.，1999，“Threshold effects in non-dynamic panels：Estimation，Testing，and Inference”，Journal of Econometrics，93（2），pp.345-368.

[2] 王麗麗，范愛軍?？臻g集聚與全要素生產(chǎn)率增長——基于門限模型的非線性關(guān)聯(lián)研究[J].財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2009，（12）：105-110