战略性新兴产业集聚与地区经济增长——基于滁州的实证分析

张 晴

（滁州学院 经济与管理学院，安徽 滁州 239000）

1 问题的提出

战略性新兴产业，是新时期推动经济增长的关键力量。2010年9月，国务院通过了《关于加快培育和发展战略性新兴产业的决定》［1］，并将培育和发展战略性新兴产业纳入《国民经济和社会发展第十二个五年规划纲要》中，并提出了“到2020年，建成一批产业链完善、创新能力强、特色鲜明的战略性新兴产业集聚区”的要求。

作为承接产业转移皖江示范区的皖东龙头，滁州的战略性新兴产业基础较好，已经形成或在建的电子信息产业基地、硅基新材料产业基地、太阳能光伏产业基地等已初具规模，并呈现集群发展态势。在此背景下，立足滁州，把握战略性新兴产业集聚与区域经济水平的关系，为明确政府定位，引导、培育和发展具有地方特色的战略性新兴产业集聚，使之成为未来区域经济竞争力的新引擎提供理论依据，具有较强的实践意义。

2 相关研究述评

20世纪90年代开始，产业集聚与区域经济水平的关系问题，成为学者较为关注的热点问题［2］。针对两者关系，各位学者从各自研究对象与研究方法出发，得出了各种不同的观点:有学者认为，产业集聚与区域经济具有较强的双向因果关系，如Philippe Martin和 Gianmarco I.P.Ottaviano（2001），通过建立经济增长的空间集聚模型，证明经济增长与空间集聚的互相促进。Fan and Scott（2003）采用中国及东亚的样本数据，经过研究证实二者间具较强的双向促进关系。范剑勇（2003）运用新经济地理学的理论框架，从规模报酬、要素流动、运输成本等互相作用，诠释东部沿海地区的两者的因果关系。有学者认为，产业集聚单方面对区域经济具有有利作用，如Martin and Ottaviano（1999）、L.Paija（2001）、Fu－jita and Thisse（2002）、周兵和蒲勇健（2003）、Bulhart and Sbergami（2006）等认为产业集聚通过规模经济、分工与协作、创新等途径促进了所在区域的经济增长。然而，部分学者的研究成果认为产业集聚对经济作用不明显（Bautista，2006），甚至是阻碍作用，如Sbergami（2002）、吴松岭（2009）。

综观已有研究文献，尽管学者对二者关系的研究结论不够统一，但我们可以得出结论，即产业集聚与区域经济的关联性值得关注，其对政府的政策决策具有较为现实的影响，尤其是地方政府在产业培育、引导及政策激励时是否有必要考虑产业的空间布置集聚问题。此时，以特定区域、特定阶段的不同产业集聚为对象，有助于丰富现有的研究成果。

作为新时期亟待完成的国家级重要任务，战略性新兴产业集聚与区域经济的关系相关研究较为缺乏。从知网数据库搜索“战略性新兴产业集聚”的关键词，能查阅到的学术文献只有19篇，且多数集中于战略性新兴产业集聚的内涵、全国及各地的发展条件、政府决策等展开，对其深层次的原理分析及应用，而对战略性新兴产业集聚与地区经济的内在互动机理关注甚少，主要原因是统计分类、指标选择等方面尚无统一的框架，导致地区间数据缺乏可比性，对其集聚的测度等深入定量研究难度较大。其中，赵玉林（2012）对中国光谷生物城做问卷调查，通过建立战略性新兴产业集聚效应的影响因素的回归模型，提出其产业优化发展模式［3］。王秀婷（2013）运用HHI指数衡量其集聚程度，并运用柯布—道格拉斯生产函数测算产业集聚对产业成长的作用［4］。钮钦、谢友宁（2013）以秦皇岛产业创新园为研究对象，采用AHP－模糊综合评价方法对其社会效益综合评价［5］。由于刘艳（2013）提出利用EG指数对战略性新兴产业依托部门的演进态势及其特征进行研究［6］。

本文立足滁州，在对其战略性新兴产业集聚实证评价的基础上，搜集1991－2012的战略性新兴产业的相关数据，探究战略性新兴产业集聚与区域经济的长期因果关系，旨在明确政府定位，引导、培育和发展具有地方特色的战略性新兴产业集聚，使之成为未来区域经济竞争力的新引擎，丰富了已有的研究成果。

3 模型设计、指标选取、实证方法

3.1 模型设计

本文采用经济增长理论中著名的柯布－道格拉斯生产函数模型，将战略性新兴产业集聚纳入传统的C－D函数，如下:

其中，Y表示地区国内生产总值，L为劳动投入，K为资本投入。此时，假定战略性新兴产业集聚以乘积函数进入C－D函数，引起生产的倍增，其中LQI为地区战略性新兴产业集聚指标。

为了避免多重共线性对模型估计的影响，根据我国具体情况，假设规模收益不变，即假定α+β=1。则模型变化为:

此时，模型两边共除以L，整理得，Y/L=A（LQI）（K/L）1－α

为消除异方差，两边取自然对数，并将Y/L、记为LNLQI和LNRGDP，即人均GDP和人均固定资产投资额的自然对数，此时，模型变为:

3.2 指标选取

鉴于数据的可得性，测度产业集聚度的指标选取区位商LQ系数来衡量。计算公式为:

Iij表示j地区的i产业的产值。区位商LQij越大，表明该区域的该产业具有较好的集聚能力及比较优势。LQij大于1或小于1表明该区域的该产业具有集聚优势或者劣势。

战略性新兴产业集聚的衡量指标:根据《纲要》及《决定》中对“战略性新兴产业”的界定，其分为“节能环保产业、新一代信息技术产业、生物产业、高端装备制造业、新能源产业、新材料产业、新能源汽车产业及配套产业”。然而，作为一个较新的经济名词，这7类产业均无法与《国民经济行业分类》的2位代码行业做到直接的对应。故本文根据国家统计局“周晶、何锦义”的行业选择标准［7］，界定战略性新兴产业（I）的19个依托子行业，包括化学原料及化学制品制造业（I1）、医药制造业（I2）、非金属矿物制品业（I3）、通用设备制造业（I4）、专用设备制造业（I5）、交通运输设备制造业（I6）、电气机械及器材制造业（I7）、通信设备计算机及其他电子设备制造业（I8）、仪器仪表及文化办公用机械制造业（I9）、电力热力的生产和供应业（I10）、CC46水的生产和供应业（I11）等。根据LQ计算其集聚度指数，并取自然对数，记作LNLQI。人均GDP、人均固定资产投资额均按照可比价格来搜集，并取自然对数，记为LNRGDP、LNK/L。以上数据均可通过《中国统计年鉴》（1991－2013）、《中国工业经济统计年鉴》（1991－2013）、《安徽统计年鉴》、《滁州统计年鉴》（1991－2013），搜集1990－2012年的战略性新兴产业所依托行业的工业总产值、工业企业数、全社会固定资产投资量、人均国内生产总值，并做进一步的筛选和处理。

3.3 实证方法

借助 Eviews5.0，利用Dickey和Fuller建立的ADF单位根检验法，检验时间序列平稳性，最终判断出它们的平稳性及单整阶数。若三者都是同阶单整，则运用Johansen检验验证滁州战略性新兴产业集聚、人均GDP和人均投资额三者间是否存在长期协整关系。如果存在，构建协整方程，并进行格兰杰因果检验，以确定三者间长期均衡系数和因果关系。

4 模型结果与分析

4.1 单位根检验

为避免伪回归，在进行格兰杰因果检验前，对3个时间序列LNLQI、LNRGDP、LNK/L进行单位根检验，确定其平稳性，检验结果如表1所示，其中，DLNLQI、DLNK/L、DLNGDP分别为对 LNLQI、LNK/L、LNGDP一阶差分后的序列。

表1 单位根检验结果Table 1 Augmented Dickey－Fuller unit root test

根据表1可知，原始序列LNLQI、LNK/L、LNRGDP均是不平稳的，而经过一阶差分DLNLQI、DLNK/L、DLNRGDP，在5%显著性水平下是平稳的。由此，说明三个序列都是一阶单整序列，具备协整关系的条件。

4.2 协整检验

对LNLQI、LNK/L、LNRGDP三个序列进行Johansen协整检验前，要根据三个变量VAR模型确定最佳滞后阶数为2，如表2所示，VAR模型最优滞后阶数为2阶。

表2 三序列VAR模型最优滞后阶数检验结果Table 2 VAR lag order selection criteria

协整检验的最优滞后阶数为VAR最优滞后阶数减1，进行Johansen检验，滞后阶数选择1阶，结果如表3所示，在5%的显著性水平下，战略性新兴产业集聚、人均投资额与地区人均gdp之间存在1个协整关系。

表3 三序列Johasen协整检验结果Table 3 Johansen cointegration test

构建三个变量之间的协整方程为:

模型通过整体显著性检验，从以上系数可以看出方程拟合效果很好，系数和方程都通过了检验，且不存在自相关性。战略性新兴产业集聚指数和人均投资额的系数均为正值，表明两者与人均经济增长均存在长期正相关关系。根据柯布－道格拉斯生产函数的原理，协整方程的系数的经济意义为弹性关系，即人均投资每增长一个百分点，人均经济增长大约0.41个百分点，战略性新兴产业集聚指数提高一个百分点，人均经济增长大约0.1个百分点，这也表明集聚对经济增长的带动还远比不上投资的拉动。

4.3 格兰杰因果检验

由于投资对经济增长的拉动既非本文的重点，也无需多讲，本文仅对战略性新兴产业集聚指数和人均经济增长这两个变量的进行格兰杰因果检验，由于格兰杰因果检验必须保证数据的平稳性，对两个序列一阶差分后的数据进行检验。结果如表4。

表4 格兰杰因果检验结果Table 4 Granger causality tests of DLNLQI and DLNRGDP

本次进行Grange因果检验时采用多种滞后期进行考察，根据AIC和SIC信息准则判断选择最佳滞后期为2。从检验结果看，在5%的置信水平下，战略性新兴产业集聚与地区人均经济增长存在着双向因果关系。

5 结论与建议

5.1 充分认识培育、引导战略性新兴产业集聚对地区经济增长的经济意义

根据上述实证检验结论，表明，战略性新兴产业集聚对地方经济增长的影响较长，具有显著的促进作用，也是不发达地区在新时期实现经济加速的重要发力点。第一，地方政府在招商引资、区位布置、吸引产业转移过程中，努力做到合理规划、科学布局，要有意识的促成一定规模的战略性新兴产业集聚，实现高技术、新能源、新材料行业对整体地方经济的引擎功能，促进地方经济增长。第二，结合区域特色，政府应做到有选择、有重点的培育具有地区优势、地区特色的战略性新兴产业集聚。运用战略性新兴产业动态集聚度（具体计算方法见笔者论文《产业集聚视角下承接产业转移策略研究》2012），综合判断滁州战略性新兴产业集聚发展态势，其中，处于产业集聚强化与形成阶段的产业（见表4）可作为进一步培育的重点优势战略性新兴产业。该结果与近年来滁州提出的培育和发展新能源、新材料、新一代信息技术产业、高端装备制造等战略性新兴产业集聚的发展目标较为吻合。其中，新能源、新材料、新一代信息技术产业处于强化与形成阶段，拥有较为有利的集聚条件，而生物、节能环保两类所依托的行业现状处于劣势。

表5 滁州战略性新兴产业依托子行业集聚状况Table 5 Status of strategic emerging industry clusters in Chuzhou

5.2 充分认识战略性新兴产业集聚发展对地方经济增长的高度依赖

在战略性新兴产业发展初期，企业的资金、人力、物力的主动集聚时，对地方经济的发展程度，基础设施、科技投入、投资环境等都是企业投资考虑的重点问题。因此，一方面加强企业投资经济环境的优势，保证优质基础配套设施、供水供电、生活服务等硬实力;另一方面，提升软环境对战略性新兴产业投资的吸引力。健全社会服务配套，通过政策引导、资金扶持和多种市场化形式的融资形式，帮助建立信息互动企业网络，增强企业间的沟通与合作，促成产学研一体化运行机制，提升产业集聚度。

［1］国务院.关于加快培育和发展战略性新兴产业的决定［EB/OL］.Http://www.gov.cn/zwgk/2010－10/18/content_1724848.htm，2010－10－18.

［2］潘文卿.中国制造业产业集聚与地区经济增长—基于中国工业企业数据的研究［J］.清华大学学报，2012（1）:137－147.

［3］赵玉林.中国战略性新兴产业集聚的组织效应实证分析［J］.科学学与科学技术管理，2012（10）:89－98.

［4］王秀婷.产业集聚与战略性新兴产业成长关系研究［J］.企业导报，2013（12）:72－73.

［5］钮钦、谢友宁.战略性新兴产业集聚区社会效益评价及实证研究［J］.华北金融，2013（2）:29－33.

［6］刘艳.中国战略性新兴产业集聚度变动的实证研究［J］.上海经济研究，2013（2）:40－51.

［7］周晶，何锦义.战略性新兴产业统计标准研究［J］.统计研究，2011（10）:3－8.