新常态下产业集聚和结构转型对县域经济发展的适应性分析——基于江浙两省县域面板数据的实证研究

曹林峰

（盐城工业职业技术学院 经贸管理学院，江苏盐城224005）

新常态下产业集聚和结构转型对县域经济发展的适应性分析
——基于江浙两省县域面板数据的实证研究

曹林峰

（盐城工业职业技术学院 经贸管理学院，江苏盐城224005）

宏观经济新常态下，县域经济发展选择主导产业集聚模式还是产业结构升级模式，是县域经济发展的一个重要问题。文章选取江苏、浙江两省101个县2007-2013年数据和系统广义矩估计方法，实证分析了产业集聚、产业结构升级对县域经济增长的影响。实证结果表明，产业集聚和产业结构升级均对县域经济增长率有正向作用，样本期内，未发现产业集聚对经济增长存在非线性影响。相对来说，产业结构升级对县域经济的长期增长动力更强，在制造业较成熟的县域后期应通过产业结构升级战略来突破现阶段的工业下滑。

产业集聚；产业结构升级；县域经济增长；面板数据模型

一、前言

改革开放以来，我国城市经济和县域经济都得到了快速发展，县域作为城乡二元结构的连结点，其在促进地区城镇化、带动就业、实现新型工业化上有着重要的经济和社会功能。然而，二三十年的高速发展也给我国经济带来了一系列负面问题，如粗放型增长方式、生态环境污染等，这些问题已经严重制约了经济的可持续健康增长，对此2014年中央提出了经济“新常态”，其特点是经济增长动力从要素驱动、投资驱动转向创新驱动，经济结构不断优化升级。县域经济在我国经济中有着重要的地位，其产值已占到全国总产值的一半左右，但相对于大城市经济，县域经济在发展过程中存在的矛盾和问题更为突出。普遍来看，县域经济中工业产业比重较大，且产业技术创新缺乏，劳动力受教育程度低，产业层次低，投资效益低等，这使得在近几年宏观经济下滑时，县域经济遭遇了更大的波动风险，同时增长缺乏动力。对于这种现状，中央已提出了“调整经济结构，促进转型升级”的经济转型道路，然而地方政府部门在产业选择上仍注重主导产业集聚发展，对产业结构转型的力度并不强。

理论上，主导产业集聚性发展和产业结构升级是区域经济长期发展的两种途径，前者是一个地区选择地方支柱或主导产业进行重点发展，以此带动地区经济发展，后者是通过地区的产业结构从低级形态向高级形态转变，由此推动经济的进一步快速发展。可以说，主导产业发展和产业结构升级二者与经济发展均具有很强的互动性。

国内已有一些学者从实证角度分别对产业集聚与经济增长的关系、产业结构与经济增长的关系进行了分析。在产业集聚方面，实证结果主要倾向于正向影响和非线性影响，张望利用省级数据发现在1999-2007年期间产业集聚是经济增长最主要的原因。[1]潘文卿等利用省级面板数据发现，制造业产业集聚对经济增长具有显著的正向促进作用。[2]陈宗岚等研究了中部六省县域产业集聚对经济增长的影响，结果表明县域产业集聚过度，资本和劳动的产出弹性为负，说明县域产业同构现象很严重。[3]但是，刘一的分析表明长三角地区产业集聚与经济增长并不是简单的线性关系，在产业集聚初期，集聚程度的提高有助于各生产要素（劳动力、资本和生产率要素）存在正的产出弹性，但集聚程度超过临界点后，资本的产出弹性是下降的。[4]孙浦阳等发现服务型行业的产业结构专业化集聚和多元化集聚都与经济增长存在“U”形关系，而工业集聚与经济不存在明显的非线性关系。[5]魏玮和马松昌、张云飞利用山东半岛制造业数据和系统广义矩估计方法，也得到城市群内产业集聚与经济增长间存在倒“U”型曲线关系，产业集聚达到一定程度后，过度集聚引起的负外部性会抑制经济增长。[6]

在产业结构升级方面，大多数研究均得到产业结构能促进经济增长。郑若谷等利用随机前沿模型分析发现，在改革开放的30年中，产业结构对经济增长的作用具有阶段特征，但在短期和长期内均有明显促进作用。[7]薛白、干春晖等分别从理论模型和实证的角度分析了产业结构升级对经济增长的正向效应机制，认为产业结构调整的合理化和高级化是主要因素，如果产业结构不合理，反而会抑制经济增长。[8-9]石淑娜和陈秉谱研究了资源型城市产业结构与经济增长的关系，发现第二产业产出对经济增长贡献最大，但单位产出效率低，其认为提高第二产业效率和扩大第三产业比重能促使县域经济良性增长。[10]王振华等构建了空间计量模型，分析发现辽宁省产业结构升级及技术进步对经济增长有显著的正向影响，产业结构升级对GDP的贡献为3.01%。[11]王林运用协整理论和格兰杰因果检验对长江三角洲城市产业结构与经济增长的动态关系进行研究，发现产业结构变动与经济增长间存在长期稳定关系, 产业结构的调整能够显著提升经济增长。[12]

当前，我国经济正进入换挡降速、提质增效的新常态，县域经济作为国民经济的半壁江山和全面建成小康社会的关键支柱，理应有强烈的紧迫感和焦灼感。然而在目前的产业层次下，县域经济如何选择未来道路，继续以县域内的主导产业作为发展方向，还是从二次产业向三次产业进行转型，通过调结构促转型来换取经济的长期增长，这需要一定的理论基础和实践经验。本文采用浙江、江苏两省的县域面板数据，从实证分析的角度判断主导产业集聚性发展和产业从低层次向高层次转变，哪一条更有利于县域经济的长期增长，为地方经济转型提供决策参考。

二、影响机制理论模型

（一）主导产业集聚的经济效应

本文主要选择江苏、浙江的县域作为研究对象，考虑到东部县域的主导产业主要是制造业，因此主导产业集聚主要是指工业多个行业中某一至二个行业的集聚。假设一个地区有三个工业行业，A1表示主导行业、A2表示主导行业的相关行业、A3代表不相关行业。令地区工业增加值增长率为g，工业增加值为G，三个行业各产业产值为Gi（i=1,2,3），则

（1）

（2）

其中αi、gi分别是产业比重和产业增长速度，并且有∑αi=1、α1>α2、α1>α3。从（2）式可以看出当主导行业增长率g1升高时，其相关行业的增长率g2也会升高，由于主导行业的经济比重最高，因此g1、g2升高会使得g升高，也就是说，工业行业的增长率很大程度上取决于主导行业的增长率。如果主导产业规模过大后，边际效应递减，其增长率下降，同样由该公式可以得到地区工业增长率下降。因此地区工业增长率会随着主导产业集聚程度出现先升后降的态势。

（二）产业结构升级的经济效应

对于一个地区的第一、二、三次产业结构，同样假定地区经济增长率为g，地区GDP为G，各产业产值为Gi（i=1,2,3），则类似于前面，可以得到

g=∑αigi,∑αi=1

（3）

其中αi、gi分别是三次产业的比重及产业增长率。从（3）式可以看出地区经济的增长取决于增加值比重大的行业增长率升高或者增长率高的行业经济比重大。在经过多年快速发展后，第二产业在近几年发展缓慢，相反，第三产业发展快速，因此从地区经济普遍来看，第三产业经济增长速度快于第二产业，因此如果经济从第二产业转向第三产业，即第三产业的比重加大，会提高总体地区经济的增长率，即产业结构转型能促进经济增长。

三、模型、变量和数据

（一）模型的构建

本文主要从制造业产业集聚和产业结构升级出发，探讨更适合于县域长期经济增长的路径选择。不同于以往文献从柯布-道格拉斯生产函数出发来研究各要素对经济增长的贡献，本文直接分析重点变量对县域经济增长的影响。为此，构建如下的计量模型：

git=c+α×clusterit+β1×lnyi,t-1+

β2×urbanit+β3×openit+εit

（4）

×lnyi,t-1+β2×urbanit+β3×openit+εit

（5）

git=c+α×uisit+β1×lnyi,t-1+

β2×urbanit+β3×openit+εit

（6）

+α3×uisit+β1×lnyi,t-1+β2×urbanit

+β3×openit+εit

（7）

式（4）-式（7）中git是第i个县第t期的生产总值增长率，其中，i=1,…，N，t=1,…,T。lnyi,t-1是每个县的t-1期实际生产总值的自然对数，clusterit是制造业产业集聚程度，uisit表示产业结构优化程度，openit表示经济对外开放度，εit为残差。式（4）考察产业集聚对经济增长是否存在线性影响。式（5）考察产业集聚对经济增长是否存在非线性影响。式（6）考察产业结构升级对经济增长的线性影响。式（7）考察产业集聚和产业结构升级同时作用下对经济增长的影响。

以往对产业集聚、产业结构、经济增长间关系的研究大多在一个静态的框架下，并且忽略了产业集聚和经济增长、产业结构和经济增长之间可能存在内生性问题，即产业集聚会影响经济增长，经济增长后反过来会影响产业集聚；同样产业结构升级会影响经济增长，经济增长的过程也会改变产业结构。因此，在估计式（4）-式 （7）时未考虑到可能的逆向因果关系会造成结果的偏差，本文使用系统广义矩估计（SYS-GMM）法对上面模型进行估计。Blundell和Bond（1998）提出了系统广义矩估计（SYS-GMM）方法，该方法用解释变量的一阶差分作为其水平变量的工具变量，并且将水平方程和差分方程作为一个系统同时估计，大大提高了估计的有效性。[13]

（二）样本选取和变量说明

1．样本选取

东部沿海地区是我国县域经济最发达的，国家经济转型也率先在这些地区展开。本文选择江苏、浙江两个省的县域作为分析对象，考虑到近几年有部分县（或县级市）改成区，因此为保持数据的连续性和有效性，将这部分县（或县级市）剔除。最终样本为101个县（或县级市），其中江苏45个，浙江56个。数据来源于历年《江苏统计年鉴》、《浙江统计年鉴》、《中国县（市）社会经济统计年鉴》。

2．变量说明

（1）经济增长git：采用各统计年鉴直接给出的县域地区各年度的生产总值增长率数据。

（2）产业集聚chusterit：目前有较多的指标可以衡量地区产业的集聚程度（或说是多元化程度），如产业数目、HHI指数、熵指数、基尼系数、单位面积工业产值等。为使计量结果更加准确，本文同时用熵指数和单位面积工业产值进行衡量。

熵指数计算公式为：

（8）

其中pjt表示在第t年该县制造业中j行业工业总产值占全县制造业工业总产值的比重。熵指数取值越大，表示区域内制造业产业集聚程度越低。

单位面积工业产值则是县工业总产值与县域内土地面积之比，单位为万元/平方公里。西科尼（Ciccone）认为一个地区的经济密度即每单位面积土地上的产出更能衡量经济活动的集聚程度，因此其用经济密度反映地区的产业集聚程度。本文同样选择该指标作为产业集聚程度的稳健性检验。

（3）产业结构升级uisit：国内外关于衡量产业升级指标的方法有很多，其中比较普遍的是用第二、第三产业的比重来测度产业结构水平。周昌林和魏建良（2007）认为尽管第三产业的比重确实反映了产业层次水平上升，但这种度量方法没有考虑到生产效率的提高，其建议用各产业的产值比重与各产业的劳动生产率（可看成是权重因子）乘积之和来反映产业结构水平[14]：

（9）

其中j表示第j产业，kj表示第j产业占总产值的比重，pj表示第j产业总产值，lj表示第j产业就业人员数，pj/lj即表示第j产业的劳动生产率。

为使结果更加稳健，本文同样选择第三产业增加值与第二产业增加值之比作为产业结构升级的衡量指标进行检验。

（4）城镇化水平urbanit。对于城镇化水平的衡量，目前很多文献采用了综合化指标测度方法来衡量城镇化水平，如用主成分分析加权多项指标得到综合指标来反映地区城镇化水平。不过，目前国际上主要以城镇人口占区域人口比重这一指标来衡量城镇化率，本文也用人口城镇化指标衡量城镇化水平。此处，城镇人口指常住人口，而非城镇户籍人口。

（5）对外开放度openit：目前大多数文献对于一个地区的对外经济开放度用进出口贸易额和外商直接投资两个指标测度，也有学者提出金融开放度、旅游开放度等。考虑到其他指标数值相对于对外贸易金额很低，因此本文选用进出口贸易总额开放度进行衡量。对外开放度等于进出口总额与县域生产总值之比（各年进出口额美元以当年汇率中间价转化为人民币）。

表1给出了各个变量的简单统计描述。

表1 样本期间变量均值水平

数据来源：原始数据源于历年《江苏统计年鉴》、《浙江统计年鉴》、《中国县（市）社会经济统计年鉴》，经作者整理计算。

四、实证结果与分析

（一）基准结果

本文用系统广义矩估计方法对方程（4）-（7）进行估计，从表2各列结果可以看到各个方程的AR（1）检验统计量对应的概率水平都小于0.05，而AR（2）检验统计量对应的概率水平都大于0.05，说明一阶差分方程的随机误差项中不存在二阶序列相关，此外，Hansen检验对应的概率水平表明所用的工具变量有效，说明各个模型设定是正确的。

表2中列（1）和列（2）分别是产业集聚对经济增长的线性影响和非线性影响估计结果。从列（1）看到，县域制造业行业集聚变量系数为0.064>0，对应显著性概率P=0.097，表明在10%概率水平下统计显著，县域产业集聚对经济增长存在正向影响。观察其余变量，滞后一期的实际生产总值变量系数为0.030，但在10%概率水平下不显著。城镇化率变量系数为0.330，同样在10%概率水平下不显著，对外开放度变量系数为-0.166<0，且在10%概率水平下显著，说明对外开放度越高，经济增长率降低，这和理论预期不一致。从数据上看，这是由于尽管贸易总额还是持续增加，但净出口明显缩小所致。为检验产业集聚对经济增长的作用是否为非线性，列（2）给出了估计结果，可以看到，当加入产业集聚变量的平方项后，发现该变量系数并不显著，而产业集聚一次项仍统计显著，表明样本县域产业集聚对经济增长是线性影响，而不是非线性。

列（3）是产业结构升级对经济增长影响的结果，可以看到，以加权指标衡量的产业结构升级变量系数为0.016>0，对应显著性概率P=0.000，表明在1%显著性概率水平下统计显著，县域产业结构优化对经济增长存在正向影响。观察其余变量，滞后一期的实际生产总值变量系数为-0.031，在10%概率水平下不显著。城镇化率变量系数为0.373，在10%概率水平下显著，对外开放度变量系数为-0.160，且在1%概率水平下显著，说明城镇化率能促进县域经济增长，而对外开放度则会减弱经济增长率。

为进一步比较产业集聚和产业结构升级哪一个对经济增长的影响更加显著，列（4）显示了将二者纳入到一个模型中的估计结果。可以看到，产业集聚变量系数为0.045，产业结构升级变量系数为0.018，但是前者在10%概率水平下不显著，后者在1%概率水平下显著。这个结果表明在加入产业结构指标后，产业集聚变为不显著，说明产业结构升级对经济增长的作用比产业集聚对经济增长的作用更加有效。观察其余变量，滞后一期的实际生产总值变量系数为-0.019，在10%概率水平下不显著。城镇化率变量系数为0.324，同样在10%概率水平下不显著，对外开放度变量系数为-0.274，且在1%概率水平下显著，说明对外开放度则会减弱经济增长率。

表2 产业集聚、产业结构升级对经济增长的影响

注：a）括号内为系数T统计量对应的概率P值；b）*、**、***分别表示在10%、5%、1%显著性概率水平下显著。

（二）稳健性检验

为检验产业集聚和产业结构升级衡量指标的不同对分析结果的影响，下面采用替代指标对表2结果进行稳健性检验。从表3列（1）看到，用单位面积工业产值衡量的产业集聚变量系数为0.819>0，并且在10%概率水平下统计显著，说明县域产业集聚对经济增长存在正向影响。观察其余变量，滞后一期的实际生产总值变量系数为-0.047，在10%概率水平下不显著。城镇化率变量系数为0.826，对外开放度变量系数为-0.166，二者都在1%概率水平下统计显著，说明城镇化水平的提高会促进县域经济增长，而对外开放度的提高则会抑制县域经济增长率。同样引入产业集聚的二次项检验产业集聚对经济增长的非线性影响，列（2）结果显示产业集聚变量一次项和二次项系数在10%概率水平下均不统计显著，这一结果再次说明样本下县域产业集聚对经济增长不存在非线性作用。

列（3）检验了以第三产业产值与第二产业产值比值衡量的产业结构对县域经济增长的影响，从结果看到，产业结构升级变量系数为0.045>0，且在5%显著性概率水平下统计显著，说明产业结构升级对经济增长存在正向影响，这个结果跟表2一致。观察其他变量，滞后一期的实际生产总值、城镇化率对本期经济增长率影响不显著，而贸易对外开放度对本期经济增长率存在显著负向影响。列（4）显示了同时将产业集聚和产业结构纳入到一个方程中的估计结果。可以看到，产业集聚变量系数正向不显著，而产业结构升级变量系数正向显著，系数值为0.045，说明相对于产业集聚，产业结构升级对经济增长的作用更显著，这个结果与表2列（4）一致。就三个控制变量而言，其变量系数符号和显著性与列（3）一致，这里不再一一赘述。

表3 不同衡量指标的稳健性检验

注：a）括号内为系数T统计量对应的概率P值；b）*、**、***分别表示在10%、5%、1%显著性概率水平下显著。

（三）对结果的解释

以上实证结果表明对于县域经济样本，产业结构升级相对于产业集聚，在现阶段更有利于县域经济增长（由于产业集聚和产业机构衡量指标数量级不同，因此不能用两个变量估计系数作为其对经济增长影响程度的判别标准，用系数显著性更加合理）。尽管产业集聚可能仍然处于上升阶段尚未达到拐点，但从倒“U”型的数学逻辑看，其边际影响率是下降的。主导产业集聚可能通过自身行业发展和带动产业链上下游行业发展促进当地经济，然而一个产业发展有着“幼稚、成长、成熟和衰退”的周期特征，很多县域为了打响本地的产业声誉，会选择一到两个行业作为重点扶持和发展对象，这一两个行业的生产总值和财政收入占整个县的比重很大。因此县域经济在很大程度上取决于这一两个行业，但这种发展模式不仅使得县域经济存在严重依赖性，同时也存在系统性风险。由于这些行业往往在发展成熟阶段被作为本县重点产业，而在成熟期，其增长速度会下降，这使得相关产业增长速度也会变缓，导致整体县域经济放缓。

而以产业转型升级作为发展模式的县域，其经济长期增长和防范系统性经济危机的能力更强，这主要依赖于创新机制的增强和第三产业比重提升。工业制造业要转型升级，必须依靠企业的技术创新，熊彼特指出，技术创新是经济发展的原始动力。因此地方企业通过“水平创新”和“垂直创新” 来提升自身的竞争力，这种通过技术进步的手段获得的产出增长比纯粹产品规模的扩大更有利于企业的长期成长性。另一方面，第三产业的发展特别是生产性服务业、金融行业发展与工业进行了良好对接，也加速了第二产业的转型，特别针对县域经济，可以摆脱工业制造业的束缚，加快生态环境改造，提高居民生活休闲，可以说第三产业发展带动了整个地区的经济产业转型，从而为未来经济的增长点提供了有力支撑。本文之所以选择江苏、浙江两省的县域作为研究对象，也是考虑到这两个省是我国民营经济最发达的地区，县域经济较为成熟，在近几年工业产能过剩、对外贸易势头减缓的情况下，县域经济开始了逐步转型，但县与县之间发展模式仍然存在较大差异，如2013年义乌市第三产业的产值比重在两省县域中最高，达到57.05%，批发零售业贡献最大，而在苏北地区的县，第一产业比重仍然很高，最高的灌云县第一产业比重值为22.48%，第三产业比重值只有31.28%。可见产业的转型升级确实给县域经济带来了持续性的增长动力，也是目前新常态下中国经济的选择方向。

五、结论和政策建议

本文在现阶段我国县域经济更应注重主导产业集聚发展模式还是产业转型升级模式的问题下，利用江苏、浙江两省101个县级市2007-2013年面板数据和系统广义矩估计方法，实证分析了产业集聚、产业结构升级对县域经济增长的影响。实证结果表明，产业集聚和产业结构升级都能对县域经济增长率有正向作用，样本期内，未发现产业集聚对经济增长存在非线性影响。相对来说，产业结构升级对县域经济的长期增长动力更强，而制造业主导产业集聚对经济增长的影响可能会使经济存在系统性风险。

根据实证研究结论，本文为更好地发展县域经济提供以下两点建议：

（1）不同县城可以考虑不同的发展模式，不可“一刀切”。由于县与县之间的经济发展现状、产业特点、地理条件等存在差异，例如苏北地区地理条件尚可，但是产业发展层次落后，第一产业比重过大，对于这些地区应该努力实现扩大第二产业、优势发展第三产业的途径，而对于苏南、浙江部分第二产业已经非常成熟的县（或县级市），则应努力实现从第二产业跨越到第三产业，实现产业结构的优化升级。

（2）要加大企业的创新机制，重点发展生产性服务业、金融、互联网等行业。在制造业产能过剩、产品科技含量低的背景下，企业特别是大规模企业要加大研发创新来提高企业的竞争力，促使企业转型升级，同时政府要鼓励并重点发展与第二产业相匹配的生产性服务业等行业，通过这些行业带动第二产业转型，并以第二产业为依托发展这些行业，使二者相互发展，最终达到整体增长的态势。

[1] 张望.政府公共服务、产业集聚与经济增长[J].山西财经大学学报，2010（4）：39-45.

[2] 潘文卿，刘庆.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:哲学社会科学版，2012（1）：137-148.

[3] 陈宗岚，刘习平.资源约束下县域产业集聚对经济增长的影响[J].统计与决策，2013（16）：96-98:

[4] 刘一.产业集聚对县域经济增长影响的实证分析:以长三角地区为例[J].特区经济，2011（1）：55-56.

[5] 孙浦阳，韩帅，张诚.产业集聚结构与城市经济增长的非线性关系[J].财经科学，2012（8）：49-57.

[6] 张云飞.城市群内产业集聚与经济增长关系的实证研究:基于面板数据的分析[J].经济地理，2014（1）：108-113.

[7] 郑若谷等.转型期中国经济增长的产业结构和制度效应——基于一个随机前沿模型的研究[J].中国工业经济，2010（2）：58-67

[8] 薛白.基于产业结构优化的经济增长方式转变:作用机理及其测度[J].管理科学，2009（5）：112-120.

[9] 干春晖等.中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响[J].经济研究，2011（5）：4-17.

[10] 石淑娜，陈秉谱.县域产业结构与经济增长关系的实证分析[J].资源开发与市场，2013（29）：372-375.

[11] 王振华，李旭.技术进步、产业结构升级与县域经济增长:以辽宁省为例[J].农业技术经济，2015（2）：68-75.

[12] 王琳.产业结构与经济增长动态关系的实证研究:基于长江三角洲16城市的统计数据[J].江淮论坛，2008（4）：18-23.

[13] 曹林峰.产业结构升级、对外开放对我国经济波动效应的影响研究 [J].内蒙古财经大学学报，2014（6）：5-12.

[14] 周昌林，魏建良.产业结构水平测度模型与实证分析——以上海、深圳、宁波为例[J].上海经济研究，2007（6）：15-21.

（责任编辑：蒋萍）

2015-07-21

盐城市政府社会科学奖励基金项目（ygy1424）

曹林峰，（1977- ），男，安徽安庆人，讲师，主要从事产业经济发展方面的研究。

F832.1

A

1671-6973（2015）05-0086-07