張 晴

（滁州學院 經(jīng)濟與管理學院，安徽 滁州 239000）

1 問題的提出

戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，是新時期推動經(jīng)濟增長的關鍵力量。2010年9月，國務院通過了《關于加快培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的決定》［1］，并將培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)納入《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十二個五年規(guī)劃綱要》中，并提出了“到2020年，建成一批產(chǎn)業(yè)鏈完善、創(chuàng)新能力強、特色鮮明的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)”的要求。

作為承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移皖江示范區(qū)的皖東龍頭，滁州的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)基礎較好，已經(jīng)形成或在建的電子信息產(chǎn)業(yè)基地、硅基新材料產(chǎn)業(yè)基地、太陽能光伏產(chǎn)業(yè)基地等已初具規(guī)模，并呈現(xiàn)集群發(fā)展態(tài)勢。在此背景下，立足滁州，把握戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟水平的關系，為明確政府定位，引導、培育和發(fā)展具有地方特色的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚，使之成為未來區(qū)域經(jīng)濟競爭力的新引擎提供理論依據(jù)，具有較強的實踐意義。

2 相關研究述評

20世紀90年代開始，產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟水平的關系問題，成為學者較為關注的熱點問題［2］。針對兩者關系，各位學者從各自研究對象與研究方法出發(fā)，得出了各種不同的觀點:有學者認為，產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟具有較強的雙向因果關系，如Philippe Martin和 Gianmarco I.P.Ottaviano（2001），通過建立經(jīng)濟增長的空間集聚模型，證明經(jīng)濟增長與空間集聚的互相促進。Fan and Scott（2003）采用中國及東亞的樣本數(shù)據(jù)，經(jīng)過研究證實二者間具較強的雙向促進關系。范劍勇（2003）運用新經(jīng)濟地理學的理論框架，從規(guī)模報酬、要素流動、運輸成本等互相作用，詮釋東部沿海地區(qū)的兩者的因果關系。有學者認為，產(chǎn)業(yè)集聚單方面對區(qū)域經(jīng)濟具有有利作用，如Martin and Ottaviano（1999）、L.Paija（2001）、Fu－jita and Thisse（2002）、周兵和蒲勇?。?003）、Bulhart and Sbergami（2006）等認為產(chǎn)業(yè)集聚通過規(guī)模經(jīng)濟、分工與協(xié)作、創(chuàng)新等途徑促進了所在區(qū)域的經(jīng)濟增長。然而，部分學者的研究成果認為產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟作用不明顯（Bautista，2006），甚至是阻礙作用，如Sbergami（2002）、吳松嶺（2009）。

綜觀已有研究文獻，盡管學者對二者關系的研究結(jié)論不夠統(tǒng)一，但我們可以得出結(jié)論，即產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟的關聯(lián)性值得關注，其對政府的政策決策具有較為現(xiàn)實的影響，尤其是地方政府在產(chǎn)業(yè)培育、引導及政策激勵時是否有必要考慮產(chǎn)業(yè)的空間布置集聚問題。此時，以特定區(qū)域、特定階段的不同產(chǎn)業(yè)集聚為對象，有助于豐富現(xiàn)有的研究成果。

作為新時期亟待完成的國家級重要任務，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟的關系相關研究較為缺乏。從知網(wǎng)數(shù)據(jù)庫搜索“戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚”的關鍵詞，能查閱到的學術文獻只有19篇，且多數(shù)集中于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚的內(nèi)涵、全國及各地的發(fā)展條件、政府決策等展開，對其深層次的原理分析及應用，而對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)經(jīng)濟的內(nèi)在互動機理關注甚少，主要原因是統(tǒng)計分類、指標選擇等方面尚無統(tǒng)一的框架，導致地區(qū)間數(shù)據(jù)缺乏可比性，對其集聚的測度等深入定量研究難度較大。其中，趙玉林（2012）對中國光谷生物城做問卷調(diào)查，通過建立戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚效應的影響因素的回歸模型，提出其產(chǎn)業(yè)優(yōu)化發(fā)展模式［3］。王秀婷（2013）運用HHI指數(shù)衡量其集聚程度，并運用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)測算產(chǎn)業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)成長的作用［4］。鈕欽、謝友寧（2013）以秦皇島產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新園為研究對象，采用AHP－模糊綜合評價方法對其社會效益綜合評價［5］。由于劉艷（2013）提出利用EG指數(shù)對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)依托部門的演進態(tài)勢及其特征進行研究［6］。

本文立足滁州，在對其戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚實證評價的基礎上，搜集1991－2012的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的相關數(shù)據(jù)，探究戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟的長期因果關系，旨在明確政府定位，引導、培育和發(fā)展具有地方特色的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚，使之成為未來區(qū)域經(jīng)濟競爭力的新引擎，豐富了已有的研究成果。

3 模型設計、指標選取、實證方法

3.1 模型設計

本文采用經(jīng)濟增長理論中著名的柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型，將戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚納入傳統(tǒng)的C－D函數(shù)，如下:

其中，Y表示地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值，L為勞動投入，K為資本投入。此時，假定戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚以乘積函數(shù)進入C－D函數(shù)，引起生產(chǎn)的倍增，其中LQI為地區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚指標。

為了避免多重共線性對模型估計的影響，根據(jù)我國具體情況，假設規(guī)模收益不變，即假定α+β=1。則模型變化為:

此時，模型兩邊共除以L，整理得，Y/L=A（LQI）（K/L）1－α

為消除異方差，兩邊取自然對數(shù)，并將Y/L、記為LNLQI和LNRGDP，即人均GDP和人均固定資產(chǎn)投資額的自然對數(shù)，此時，模型變?yōu)?

3.2 指標選取

鑒于數(shù)據(jù)的可得性，測度產(chǎn)業(yè)集聚度的指標選取區(qū)位商LQ系數(shù)來衡量。計算公式為:

Iij表示j地區(qū)的i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值。區(qū)位商LQij越大，表明該區(qū)域的該產(chǎn)業(yè)具有較好的集聚能力及比較優(yōu)勢。LQij大于1或小于1表明該區(qū)域的該產(chǎn)業(yè)具有集聚優(yōu)勢或者劣勢。

戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚的衡量指標:根據(jù)《綱要》及《決定》中對“戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)”的界定，其分為“節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)、新一代信息技術產(chǎn)業(yè)、生物產(chǎn)業(yè)、高端裝備制造業(yè)、新能源產(chǎn)業(yè)、新材料產(chǎn)業(yè)、新能源汽車產(chǎn)業(yè)及配套產(chǎn)業(yè)”。然而，作為一個較新的經(jīng)濟名詞，這7類產(chǎn)業(yè)均無法與《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》的2位代碼行業(yè)做到直接的對應。故本文根據(jù)國家統(tǒng)計局“周晶、何錦義”的行業(yè)選擇標準［7］，界定戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)（I）的19個依托子行業(yè)，包括化學原料及化學制品制造業(yè)（I1）、醫(yī)藥制造業(yè)（I2）、非金屬礦物制品業(yè)（I3）、通用設備制造業(yè)（I4）、專用設備制造業(yè)（I5）、交通運輸設備制造業(yè)（I6）、電氣機械及器材制造業(yè)（I7）、通信設備計算機及其他電子設備制造業(yè)（I8）、儀器儀表及文化辦公用機械制造業(yè)（I9）、電力熱力的生產(chǎn)和供應業(yè)（I10）、CC46水的生產(chǎn)和供應業(yè)（I11）等。根據(jù)LQ計算其集聚度指數(shù)，并取自然對數(shù)，記作LNLQI。人均GDP、人均固定資產(chǎn)投資額均按照可比價格來搜集，并取自然對數(shù)，記為LNRGDP、LNK/L。以上數(shù)據(jù)均可通過《中國統(tǒng)計年鑒》（1991－2013）、《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》（1991－2013）、《安徽統(tǒng)計年鑒》、《滁州統(tǒng)計年鑒》（1991－2013），搜集1990－2012年的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)所依托行業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)企業(yè)數(shù)、全社會固定資產(chǎn)投資量、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，并做進一步的篩選和處理。

3.3 實證方法

借助 Eviews5.0，利用Dickey和Fuller建立的ADF單位根檢驗法，檢驗時間序列平穩(wěn)性，最終判斷出它們的平穩(wěn)性及單整階數(shù)。若三者都是同階單整，則運用Johansen檢驗驗證滁州戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚、人均GDP和人均投資額三者間是否存在長期協(xié)整關系。如果存在，構建協(xié)整方程，并進行格蘭杰因果檢驗，以確定三者間長期均衡系數(shù)和因果關系。

4 模型結(jié)果與分析

4.1 單位根檢驗

為避免偽回歸，在進行格蘭杰因果檢驗前，對3個時間序列LNLQI、LNRGDP、LNK/L進行單位根檢驗，確定其平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果如表1所示，其中，DLNLQI、DLNK/L、DLNGDP分別為對 LNLQI、LNK/L、LNGDP一階差分后的序列。

表1 單位根檢驗結(jié)果Table 1 Augmented Dickey－Fuller unit root test

根據(jù)表1可知，原始序列LNLQI、LNK/L、LNRGDP均是不平穩(wěn)的，而經(jīng)過一階差分DLNLQI、DLNK/L、DLNRGDP，在5%顯著性水平下是平穩(wěn)的。由此，說明三個序列都是一階單整序列，具備協(xié)整關系的條件。

4.2 協(xié)整檢驗

對LNLQI、LNK/L、LNRGDP三個序列進行Johansen協(xié)整檢驗前，要根據(jù)三個變量VAR模型確定最佳滯后階數(shù)為2，如表2所示，VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為2階。

表2 三序列VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗結(jié)果Table 2 VAR lag order selection criteria

協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)為VAR最優(yōu)滯后階數(shù)減1，進行Johansen檢驗，滯后階數(shù)選擇1階，結(jié)果如表3所示，在5%的顯著性水平下，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚、人均投資額與地區(qū)人均gdp之間存在1個協(xié)整關系。

表3 三序列Johasen協(xié)整檢驗結(jié)果Table 3 Johansen cointegration test

構建三個變量之間的協(xié)整方程為:

模型通過整體顯著性檢驗，從以上系數(shù)可以看出方程擬合效果很好，系數(shù)和方程都通過了檢驗，且不存在自相關性。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)和人均投資額的系數(shù)均為正值，表明兩者與人均經(jīng)濟增長均存在長期正相關關系。根據(jù)柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的原理，協(xié)整方程的系數(shù)的經(jīng)濟意義為彈性關系，即人均投資每增長一個百分點，人均經(jīng)濟增長大約0.41個百分點，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)提高一個百分點，人均經(jīng)濟增長大約0.1個百分點，這也表明集聚對經(jīng)濟增長的帶動還遠比不上投資的拉動。

4.3 格蘭杰因果檢驗

由于投資對經(jīng)濟增長的拉動既非本文的重點，也無需多講，本文僅對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)和人均經(jīng)濟增長這兩個變量的進行格蘭杰因果檢驗，由于格蘭杰因果檢驗必須保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，對兩個序列一階差分后的數(shù)據(jù)進行檢驗。結(jié)果如表4。

表4 格蘭杰因果檢驗結(jié)果Table 4 Granger causality tests of DLNLQI and DLNRGDP

本次進行Grange因果檢驗時采用多種滯后期進行考察，根據(jù)AIC和SIC信息準則判斷選擇最佳滯后期為2。從檢驗結(jié)果看，在5%的置信水平下，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)人均經(jīng)濟增長存在著雙向因果關系。

5 結(jié)論與建議

5.1 充分認識培育、引導戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟增長的經(jīng)濟意義

根據(jù)上述實證檢驗結(jié)論，表明，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對地方經(jīng)濟增長的影響較長，具有顯著的促進作用，也是不發(fā)達地區(qū)在新時期實現(xiàn)經(jīng)濟加速的重要發(fā)力點。第一，地方政府在招商引資、區(qū)位布置、吸引產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移過程中，努力做到合理規(guī)劃、科學布局，要有意識的促成一定規(guī)模的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚，實現(xiàn)高技術、新能源、新材料行業(yè)對整體地方經(jīng)濟的引擎功能，促進地方經(jīng)濟增長。第二，結(jié)合區(qū)域特色，政府應做到有選擇、有重點的培育具有地區(qū)優(yōu)勢、地區(qū)特色的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚。運用戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)動態(tài)集聚度（具體計算方法見筆者論文《產(chǎn)業(yè)集聚視角下承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移策略研究》2012），綜合判斷滁州戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展態(tài)勢，其中，處于產(chǎn)業(yè)集聚強化與形成階段的產(chǎn)業(yè)（見表4）可作為進一步培育的重點優(yōu)勢戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)。該結(jié)果與近年來滁州提出的培育和發(fā)展新能源、新材料、新一代信息技術產(chǎn)業(yè)、高端裝備制造等戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展目標較為吻合。其中，新能源、新材料、新一代信息技術產(chǎn)業(yè)處于強化與形成階段，擁有較為有利的集聚條件，而生物、節(jié)能環(huán)保兩類所依托的行業(yè)現(xiàn)狀處于劣勢。

表5 滁州戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)依托子行業(yè)集聚狀況Table 5 Status of strategic emerging industry clusters in Chuzhou

5.2 充分認識戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展對地方經(jīng)濟增長的高度依賴

在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展初期，企業(yè)的資金、人力、物力的主動集聚時，對地方經(jīng)濟的發(fā)展程度，基礎設施、科技投入、投資環(huán)境等都是企業(yè)投資考慮的重點問題。因此，一方面加強企業(yè)投資經(jīng)濟環(huán)境的優(yōu)勢，保證優(yōu)質(zhì)基礎配套設施、供水供電、生活服務等硬實力;另一方面，提升軟環(huán)境對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)投資的吸引力。健全社會服務配套，通過政策引導、資金扶持和多種市場化形式的融資形式，幫助建立信息互動企業(yè)網(wǎng)絡，增強企業(yè)間的溝通與合作，促成產(chǎn)學研一體化運行機制，提升產(chǎn)業(yè)集聚度。

［1］國務院.關于加快培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的決定［EB/OL］.Http://www.gov.cn/zwgk/2010－10/18/content_1724848.htm，2010－10－18.

［2］潘文卿.中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)經(jīng)濟增長—基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的研究［J］.清華大學學報，2012（1）:137－147.

［3］趙玉林.中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚的組織效應實證分析［J］.科學學與科學技術管理，2012（10）:89－98.

［4］王秀婷.產(chǎn)業(yè)集聚與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)成長關系研究［J］.企業(yè)導報，2013（12）:72－73.

［5］鈕欽、謝友寧.戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)社會效益評價及實證研究［J］.華北金融，2013（2）:29－33.

［6］劉艷.中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚度變動的實證研究［J］.上海經(jīng)濟研究，2013（2）:40－51.

［7］周晶，何錦義.戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計標準研究［J］.統(tǒng)計研究，2011（10）:3－8.