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产业集聚内外部驱动机制研究
产业集聚内外部驱动机制研究
——基于1990-2010年全国省级面板数据的实证分析
2013-01-16
内容摘要:
本文首先对全国31个省市、自治区(不包括港、澳、台)影响产业集聚的因素进行信度分析和主因子分析,得到驱动因子;接着对1990-2010年间全国各省市、自治区驱动因子和产业集聚度进行面板数据分析,得出产业集聚的驱动机制,最后对我国产业集聚今后的发展提出相关建议。
关键词:
产业集聚,主因子分析,面板数据,驱动机制
相关研究概述
近年来,随着地区专业化分工现象的愈演愈烈,产业集聚成为国内外专家学者们热议的话题。
产业集聚的形成原因是多方面的,在众多理论中,只有马歇尔的产业区模式与我国的经验最为接近(孙洛平、孙海琳,2006)。
即产业集聚是在一定内部条件与外部环境的作用下,在某个区域自发或者人为形成的一个或多个具有聚集和自组织功能的集群单元(刘友金、郭新,2003)。
其中,要素流动是产业集聚动态发展的内在驱动因素,生态环境是产业集聚的外在驱动因素,包括自然环境和社会环境(王步芳,2007)。
通过对产业集聚的驱动因素进行分析,谢乔昕、孔刘柳、张宇(2010)发现税收竞争对我国产业集聚的影响在不同地区存在差异;汪浩(2011)通过研究苏北地区的林业产业集聚发现投资对林业产业集聚的影响最大,贸易次之,消费最小。
然而,在以往的文献中,关于产业集聚驱动机制的研究只局限于某一行业,或分开讨论内外部驱动因素。
本文的不同之处在于,从地区角度,基于宏观层面综合分析产业集聚的内外部驱动机制。
理论模型
本文选取马歇尔产业区理论作为理论模型,即研究在规模报酬不变的条件下,劳动力市场、相应辅助产业、技术外溢三个优势对于产业集聚的驱动作用。
将马歇尔产业区模式套用到柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)生产函数中去,得出:
Y=ALαKβ
(1)
其中,Y表示产量,A表示综合技术水平、产业机构等,L表示劳动力数,K表示资本投入,α为劳动力产出的弹性系数,β为资本产出的弹性系数,且α+β=1,即规模报酬不变。
但在现实生活中,一些外部因素也会影响一个地区的产量。
因此可得C-D函数的广义形式:
Y=ALαKβMγ
(2)
其中,M为多种外部因素的综合指标,α为劳动力产出的弹性系数,β为资本产出的弹性系数,γ为外部因素影响产出的弹性系数,且α+β+γ=1,即规模报酬不变。
对
(2)式两边取对数,然后求全微分得:
dY/Y=dA/A+α*dL/L+β*dK/K+γ*dM/M(3)
将(3)式变形为:
GY=GA+α*GL+β*GK+γ*GM(4)
其中,GY、GA、GL、GK、GM分别表示产量、技术水平、劳动力、投入资本和外部因素增长率。
数据处理
(一)数据来源
本文选取了1990年至2010年21年间全国31个省市、自治区的数据,数据来自于《中国统计年鉴》以及各省的统计年鉴。
为了保持单位的一致性,不至于产生偏差,本文统一选取各指标的增长率进行分析,如表1所示。
(二)信度分析
为检验所选变量是否具有一致性,本文根据克龙巴赫α系数,使用SPSS16.0对上述影响因素进行信度分析。
在排除了第一产业占GDP比重这一指标之后,克龙巴赫α系数为0.812,该信度系数相对较高,说明驱动因子具有较高的内部一致性,其对某一变量可能有共同影响。
(三)因子分析
对剩余9个指标进行因子分析,由KMO统计量值0.811可知,各驱动因子间的信息不重叠;同时球形Bartlett检验结果显著可知,各驱动因子间相关度较高,故可进行因子分析。
通过因子分析,得出2个主成分因子F1和F2,其方差贡献率分别为72.331%和15.920%。
由F=0.72*F1+0.18*F2得到总体驱动因子的表达式为:
F=0.03888*G1-0.00612*G2-0.03024*G3+0.01746*G4-0.02826*G5-0.00648*G6+0.00756*G7+0.06768*G9-0.11646*G10(5)
从上式可知,第三产业占GDP比重对总体驱动因子的影响最大,但其对总体驱动因子的影响为负,即对第三产业的投入将阻碍产业集聚度的提高;其次是第二产业占GDP比重,其对于总体驱动因子的影响为正,由此可知大多数的产业集聚是围绕着工业展开的,如工业园区建设、制鞋产业集聚等。
实证分析
(一)面板数据分析
在主因子分析的基础上,本文使用Eviews6.0对1990年至2010年21年间全国31个省市、自治区的数据进行面板数据分析。
由于大多数产业集聚指标只考察某一产业的集聚度,无法测量某一地区的产业集聚度。
因此,本文考虑采用地区一定规模以上工业增加值占全国一定规模以上工业增加值的比重作为测量产业集聚的指标,设为IA。
表1影响产业集聚度的因素
变量名
变量来源(%)
劳动力(L)
城镇就业人员数占全国比重G1
资本投入(K)
地方财政收入占全国比重G2
外部因素(M)
出口总额占全国比重G3
固定资产投资额占全国比重G4
年末金融机构存款余额占全国比重G5
年末金融机构贷款余额占全国比重G6
社会消费品零售总额占全国比重G7
产业结构(A)
第一产业产值占GDP比重G8
第二产业产值占GDP比重G9
第三产业产值占GDP比重G10
表2固定效应变系数模型回归分析结果
地区
A
bi
P
地区
A
b
P
四川
-0.018821
0.947828
0.0001
湖北
-0.114111
2.630106
0.0000
海南
0.006583
0.044272
0.8849
辽宁
-0.025215
1.065806
0.0000
福建
-0.015576
0.936077
0.0000
浙江
0.033758
0.481708
0.0000
上海
-0.058498
1.309135
0.0000
甘肃
0.000538
0.361857
0.4665
河北
0.042954
0.243304
0.5309
云南
-0.012524
0.778705
0.0063
西藏
0.005676
-0.002632
0.9892
天津
0.013478
0.238098
0.3724
陕西
-0.000672
0.505704
0.0145
江西
0.007005
0.339790
0.0177
黑龙江
-0.035006
1.259517
0.0000
山东
0.073031
0.288923
0.0000
新疆
0.007520
0.208196
0.4589
北京
-0.033141
0.956947
0.0000
宁夏
0.005978
0.067139
0.7761
重庆
0.014800
0.107649
0.5511
山西
-0.006454
0.653553
0.0041
广东
0.039383
0.506769
0.0000
贵州
0.017331
-0.085208
0.8529
江苏
0.083086
0.236845
0.0006
广西
0.004785
0.427115
0.0478
内蒙古
-0.017015
0.911290
0.0000
青海
0.005729
0.063774
0.7147
吉林
-0.004806
0.595110
0.0038
安徽
0.014573
0.319373
0.1433
湖南
0.020842
0.261881
0.5777
河南
-0.055213
1.705008
0.0000
R2=0987234
=0.985912
F=746.710834
DW=0.289208
首先,通过Hausman检验来判断应使用固定效应模型还是随机效应模型。
经检验,卡方统计量的值为64.377943,P值为0,拒绝原假设,故使用固定效应模型。
接着,用F统计量来判断是采用变系数模型、变截距模型还是不变系数模型。
根据公式可知,残差平方和分别为:
S1=0.007067,S2=0.010055,S3=0.065394,N=31,T=21,K=1,F1~F(60,589),F2~F(30,589),F2=81.0212,查表可知,F2不小于5%置信度下相应的临界值,拒绝原假设H2,继续检验F1;而F1=8.3012,F1不小于5%置信度下相应的临界值,拒绝原假设H1。
因此模型为固定效应变系数模型,即:
IA=-0.005405+Ai+bi*F(6)
假设该模型截距项为国家政策对各地的影响,Ai为各地要素禀赋值。
通过表2可知,该模型的拟合度较高。
海南、西藏、贵州、甘肃等地bi值的t检验不显著,江苏的截距值最高,湖北的系数值最高。
(二)模型结果及分析
首先,本文用bi值表示驱动因子对于产业集聚的促进作用,可以看出,湖北、河南、上海、黑龙江、辽宁的驱动因子产生了正向影响,这些地区的产业集聚还有发展空间。
然而,海南、西藏、贵州、甘肃等地bi值为负且不显著,驱动因子对这类地区不产生任何影响甚至产生负向影响,这说明其主要通过其他地区驱动因子的外溢效益来提高产业集聚度。
总的来说,现阶段我国各地的集聚度呈东部地区高于中部地区,中部地区高于西部地区的阶梯式发展。
其次,为检验各地产业集聚规模报酬,把实证结果代入理论模型(4)式的条件项:
α+β+γ=1中。
已知(5)式中Gi的系数和为-0.056,代入(6)式后得:
α+β+γ=-0.056*bi。
将bi最大的湖北省数据代入得:
α+β+γ=-0.147286<1。
因此在我国,产业集聚总体呈规模报酬递减的趋势,一味扩大生产规模并不能加快产业集聚,只有调整产业结构才是当务之急。
因此,可描绘出产业集聚的大致路径首先,影响某地区产业集聚的内外部因素共同作用,产生共同的驱动因子促进该地区的产业集聚;接着,地区间的驱动因子也会产生外溢效应,进而推动不同地区相互之间的共同发展。
相关建议
综上,笔者认为我国的产业集聚有待进一步完善:
(一)减少流动壁垒,促进劳动要素流动
综上所述,劳动力对产业集聚度有正向影响,即劳动要素的流动对一地区的产业集聚具有促进作用。
但是,我国目前的户籍制度一直是阻碍劳动要素流动的壁垒,减缓了那些主要通过外溢效应提高产业集聚度的西部地区的发展进程。
为减少地区间劳动要素的流动壁垒,政府必须对户籍制度进行改革,建立城乡统一的户籍制度,用身份证制度来替代现行的户籍管理制度,加快劳动要素向产业集聚的地区流动,以期提高该地区产业集聚效益。
(二)遵循产业集聚发展规律,调整地区产业结构
近几年,我国一些地区在没有考虑自身产业特征的前提下,不遵循本地区产业集聚发展规律,纷纷推行了“三二一”的产业结构布局,以期达到服务业的高速发展。
然而,实际上第三产业往往不能带动经济发展,甚至阻碍本地区经济发展。
究其原因,主要是不同产业对于环境有着特定要求。
比如在广西、西藏等西部地区,消费者的收入仅能维持个人温饱,对于所受服务的品质并无特定要求,故服务业不能得到较大发展。
但是对于上海、北京等发达地区,由于消费者的生活水平提高,对于所接受服务有更高的要求,服务业在这类地区得到极大发展。
因此,各地区应针对本地自然禀赋、消费者需求等,制定符合本地特色的产业政策,不至于各地区产业集群发展模式雷同,避免重复投资。
(三)合理规划高新园区,培育本土特色产业
目前,各地纷纷推出建设高新园区的政策,这在一定程度上对于构建本土产业有所帮助。
然而,由于政府的财政收入有限,不可能将资金投入到每个产业,为了让投入的资金得到相应的回报,一些地区往往通过发掘龙头产业来带动本地区产业协同发展,而忽视了极具本土特色的产业,这对于该地区未来的发展是不利的。
因此在规划高新园区时,应该将一部分资金投入到符合本土地域特色的产业中去,以支持本土产业的发展。
作者简介:
王皞(1987-),男,汉族,福建福州人,广西师范大学经济管理学院国民经济学硕士研究生。
研究方向:
金融投资。
参考文献:
1.孙洛平,孙海琳.产业集聚的交易费用理论[M].中国社会科学出版社,2006
2.刘友金,郭新.集群式创新形成与演化机理研究[J].中国软科学,2003
(2)
3.王步芳.企业群居之谜:
集群经济学研究[M].上海三联书店,2007
4.谢乔昕,孔刘柳,张宇.经济差距、产业集聚与税收竞争——基于区域差异的角度[J].税务与经济,2011
(1)
5.汪浩.林业产业集聚与经济增长的关系研究[J].统计与决策,2011(3)
作者:
广西师范大学经济管理学院王皞 来源:
《商业时代》2012年第28期
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