我国地区产业多样化的演变及其影响因素研究*

祝树金，钟腾龙，赵玉龙

(湖南大学 经济与贸易学院，湖南 长沙 410079)



我国地区产业多样化的演变及其影响因素研究*

祝树金，钟腾龙，赵玉龙

(湖南大学 经济与贸易学院，湖南 长沙 410079)

基于我国二位数产业数据，采用熵值法测算中国的总体产业多样化，并进一步分解为相关和无关多样化，考察我国产业多样化的演变趋势和形成机制，并实证研究其影响因素。结果表明，总体上我国地区产业相关、无关多样化分别呈现倒U和正U型演变趋势，2004年后波动幅度减少，趋于平稳变化；技术进步和交易成本下降均有效促进相关多样化，而阻碍无关多样化发展，竞争和工资水平分别抑制和促进产业多样化。

产业多样化；熵指数；演变趋势；影响因素

一 引 言

我国经济新常态背景下，产业结构亟需调整，经济增长动力需要加快由要素驱动、投资驱动向创新驱动转变，确保经济可持续发展。产业多样化或专业化作为反映产业结构变动的重要指标，许多研究采用不同的方法进行了度量，如Herfindhl-Hirschman指数(HHI)、熵指数(EI)、变异系数等，并进一步考察了产业多样化对于经济发展的影响效应。Jacobs认为互补的产业间更容易产生知识外溢，即Jacobs外部性[1]；多样化的产业结构有利于知识的延伸与交流，企业可以通过不同技术领域的交流，获得其他产业或者企业的创新思想，推动技术进步；此外地区产业多样化格局也有助于培育多样化的人才资源，从而有利于新思想、新产品与新工艺的产生。Boschma et al.[2], Fritsch and Slavtchev[3]，吴三忙和李善同[4]、Castaldi et al.[5]等研究发现产业多样化促进了产业间的技术溢出和知识共享，影响地区技术创新和生产效率，从而推动地区经济发展。Frenken et al.[6]采用熵指标来衡量产业多样化，并进一步分解为相关多样化与无关多样化，基于荷兰的数据实证研究其对经济增长的作用，结果显示，相关多样化作为具有“多样化特点的专业化” (diversified specializations)，有利于Jacobs外部性的产生，从而显著促进了经济增长，无关多样化则更多的体现为投资组合效应，使得区域经济免受外部冲击，有利于维护经济稳定。相关多样化、无关多样化概念的提出为我们研究产业布局结构与经济发展关系提供了新的视角。

目前，许多研究基于不同地区、行业层面的数据，如省际二位数工业行业数据[7-9]、地级市一位数行业数据[10,11]、地级市二位数制造业行业数据[12]，采用不同方法测算了我国地区产业多样化或者专业化，考察我国产业专业化或者多样化的演变规律，研究认为专业化呈现先下降后上升的正U型趋势，而多样化则呈现先上升后下降的倒U型规律[13]。张建华和程文研究发现，1988-2008年中国各省及东、中、西部地区产业专业化的演变均呈现出U型演变规律[7]；其他国内学者主要测算工业行业专业化指数，发现其在20世纪90年代末之前处于下降阶段，之后呈上升趋势[8,9,14]。之后学者主要利用地级市层面的数据测算2003-2009年间的专业化、相关、无关多样化水平，发现相关多样化水平呈现上升趋势，而无关多样化则表现为下降趋势[10,11,15]。一些研究则从理论和实证层面阐释了产业专业化或者多样化的形成和决定因素。Dornbusch et al.[16]拓展了李嘉图模型，指出随着一国劳动生产率的提高，国内生产的具有比较优势的商品范围将扩大，因而一国产业结构趋于多样化，技术进步是促进产业多样化的主要因素；Saviotti 和 Pyka[17]构建了产业多样化与经济发展关系的理论模型，研究表明经济发展主要源于新产业的形成和产业多样化，并指出技术创新决定新产业的形成，竞争程度决定产业退出并降低产业多样化程度。李嘉图模型强调劳动生产率的比较差异，一国应专业化生产具有比较优势的产品，支持专业化[18]；学者逐步引入运输成本、贸易成本、地方保护主义等交易成本解释产业多样化的下降和专业化的上升，因为交易成本下降，可以促进地区之间的贸易，一地会选择专业化生产其具有比较优势的产品，从而促进专业化的发展[19-21]。其他文献考察了人口规模、城市化程度、工资水平等因素对地区产业多样化的影响(Crowley[22]；张德常[23]；苏华[15])。

现有研究为度量我国地区产业多样化、理解产业多样化的演化机制提供了基础和证据，但在研究范畴、实证检验等方面存在不足。现有文献主要利用我国国民经济行业分类标准中所有一位数行业或者制造业的二位数行业数据测算专业化或者多样化水平，未能全面衡量地区产业布局结构；并且现有研究缺乏对较长时间段内我国相关多样化和无关多样化的整体判断及演变规律分析；关于相关多样化、无关多样化的影响因素分析也存在缺陷和不足。因此，本文将采用我国国民经济行业分类标准中所有二位数行业就业数据分别测算相关、无关多样化水平，从较长的样本区间(25年)来考察其演变规律，阐述其演变机制，进一步结合我国省级面板数据，实证检验相关、无关多样化影响因素并提出政策建议。

二 我国产业多样化的度量方法及数据说明

(一)产业多样化的熵指数及其分解

已有研究基于不同角度构建产业多样化指标，如熵指数、赫芬达尔系数、基尼系数、变异系数等[7,24,25]。这些指数中，熵指数具有更大的灵活性，不仅可以反映产业数目的变化，体现经济系统中的产业结构分布；而且可以基于不同层面产业间的相关程度进行分解，即将总体的产业多样化分解为相关与无关产业多样化，从而可以进一步分析不同关联水平的产业多样化的演化机制及其影响因素，并且将这些分解后的产业多样化变量一起纳入回归方程时，不会产生严重的多重共线性问题，因此得到了广泛应用[11-17]。本文使用可分解的熵值来测算地区产业多样化水平，具体计算公式为：

(1)

其中，i表示产业，n指产业个数，本文中为81个二位数产业，IVi为熵指数，代表总体产业多样化水平，pi为某地区产业i就业人数占该地区所有产业就业人数的比重。如果一个地区仅有一个部门，熵值等于 0，产业多样化程度最低；当pi=1/n，熵值最大，为ln(n)；并且随着n的增加，熵值也就越大。参照Attaran[21]、Theil[26]、Frenkenetal.[6]、孙晓华和柴玲玲[11]等研究，可以将(1)式所表示的产业多样化进行分解：

(2)

其中m表示比i分类水平低的产业代码，且m=1,…,M，故i∈Qm，Qm是第m类的一个产业集。设Pm表示第m类产业就业人数占所有产业就业人数的比重，则将第m类产业集中所有细分产业i的就业人数份额相加就等于Pm，即：Pm=∑i∈Qmpi。相关多样化水平RV具体表示如下：

(3)

相关多样化水平是一个经济系统中各大类部门内的产业多样化(Em)与该大类部门就业人数所占份额Pm的乘积之和，衡量了大类部门内部存在更强投入产出联系的细分行业的多样化程度。无关多样化水平UV具体可写为：

(4)

无关多样化水平是经济系统各大类(细分类标准下)的产业多样化熵指数，表征了产业关联性较弱的、产品差异性较大的产业多样化水平。这样，地区产业多样化被分解为相关多样化和无关多样化两个部分。

(二)产业分类及数据选取

采用熵指标法测算产业多样化，并进行分解，要求明确产业分类的标准。本文采用我国省际面板数据。原始的各省份各产业就业人员数据来源于《中国劳动统计年鉴》，具体采用1988-2012年“分地区分行业年末从业人员”指标；关于产业分类，根据《国民经济行业分类与代码》，共有四个版本的所有一位数和二位数行业，为了使行业在样本期间具有连续性和可比性，我们根据行业代码的中文名称、说明及其具体指代的行业内容，将这四个版本的二位数行业分类进行转换和匹配，最后得到83个二位数行业*在83个二位数行业中，基层群众自治组织和国际组织两个行业，四个版本均没有报告数据，故省去，因而可用于计算的二位数行业共81个。，19个一位数行业；根据数据获得性，选择其中81个二位数行业作为测算的小类部门。考虑到19个一位数行业之间差异性较小、技术关联性依然较强，将其作为以上产业多样化指数分解式中的大类部门并不理想，因而将其进一步合并划分。参照Browning和Singelman[27]和孙晓华和柴玲玲[11]的做法，以三次产业为依据，第一、二产业分别为两个产业部门，第三产业分类较细，进一步分解为生产性服务、消费性服务、流通性服务和社会性服务等四个产业部门，因此确定了6个大类产业部门*因篇幅限制，文中并没有具体列出81个二位数行业、19个一位数行业和6个大类行业的内容和对应关系表，有兴趣的读者可以向作者索取。，在此基础上测算相关和无关多样化水平。

三 我国产业多样化的演变趋势及机制分析

(一)我国产业多样化演变趋势

从全国层面、省际层面、以及东、中、西部地区层面考察相关、无关产业多样化的演变趋势。全国层面的总体、相关、无关多样化随时间变化趋势如图1所示。从总体趋势来看，总体多样化和相关多样化呈现倒U型的变化趋势， 演变趋势大致表现为三个阶段，大约在1994年前，总体多样化和相关多样化经历了显著的上升趋势，之后趋于下降，而在大约2003年以来波动幅度较小，近几年略有上升；而对于无关多样化，其变化趋势大致呈相反的变化趋势，总体上呈正U型变化趋势，近几年趋于下降；并且比较而言，在总体多样化中，相关多样化远大于无关多样化，说明相关多样化为地区产业多样化的主要特点，占据决定地位，无关多样化次之。以上变化趋势与Imbs and Wacziarg[13]、施平和郑江淮[14]、张建华和程文[7]等研究结论基本一致。

进一步计算我国省际层面和东、中、西部地区的相关、无关多样化，其变化趋势如图2所示。与全国层面基本一致，我国省际、东、中、西部地区的相关多样化和无关多样化在1988-2003年间分别呈倒U型和正U型演变趋势，2004年后趋于平稳变化；东、中、西部地区之间存在区别，关于相关多样化，东部地区2004年后在平稳中略有上升，中西部地区则在2011年之后才有明显上升，且西部地区的上升幅度很小；三个地区的无关多样化水平在2004年后均趋于下降，东部地区下降趋势最明显，其次是中部和西部。与全国总体情况一致，我国省际平均和各地区层面相关多样化远大于无关多样化，相关多样化是地区产业多样化的主要特点。

(二)我国产业多样化演化的内在机制分析

以赫克歇尔和俄林为代表的要素禀赋理论认为一国初级要素更加丰富，趋于生产更多种类产品，并用于出口，自然资源要素禀赋丰裕有利于促进产品多样化。随着消费者收入水平提高，购买能力增强，且具有不同的需求偏好，促使生产者提供日益多样化的产品，尤其是在封闭经济中，这一效应进一步得到加强。生产者投资生产一系列不完全相关的具有风险的产品，可以降低仅将资本投入到单一产品的风险，在这一过程中，产品多样化内生形成[28]。内生增长理论进一步指出，技术进步由经济发展过程内生形成，且技术进步可以降低成本，节约资本，投资生产新产品，有利于产业多样化[16,17,29]。李嘉图模型利用贸易强度来解释专业化，下降的运输成本(或者关税)会促进进口，基于比较优势理论，国内生产的产品范围将会减少，专业化程度上升[7,13]。结合产业集聚演变的一般理论和我国经济发展特点，对我国产业多样化演变趋势解释如下。从改革开放到20世纪90年代初，随着我国改革开放，生产要素潜能得到释放和发挥，技术进步不断提升，调整产品结构，在初加工产业的基础上逐渐开始资源产品的深加工及消费品的生产[13]；地方政府改变“大而全，小而全”的政策，结合本地比较优势，重点发展优势产业；并鼓励生产多样化产品满足多元化消费需求，因此，相关多样化迅速上升，无关多样化则呈下降趋势，同时由于总体产业多样化中相关多样化占据绝对地位，因此总体产业多样化也趋于快速上升。20世纪90年代中期之后，我国改革开放继续深化，交通更加便利、信息共享速度加快、经济开放程度提升和政治制度限制减少，交易成本下降速度快于技术进步的增长速度，地区产业结构趋于专业化[7]，总体产业多样化和相关多样化指数下降；同时，该段时期对外开放带来外部市场风险，地区为了抵御外部冲击，基于投资组合理论，发展无关产业，无关多样化反而呈上升趋势。进入21世纪以来，交易成本下降和技术进步提升的速度均有所下降*基于本文测算结果。，产业多样化变化幅度减弱，总体趋于平衡。

图1 全国层面产业多样化演变趋势图

注：rv_mean和uv_mean分别表示各地区层面相关多样化、无关多样化的年度均值。

四 我国产业多样化影响因素的实证分析

(一)计量模型

根据Dornbusch et al.[16]，Saviotti and Pyka[17]，Krugman[19]等研究，结合以上机制分析，技术进步(△TFP)、要素禀赋(Endow)和交易成本(Trc)是决定产业多样化及其分解部分演变趋势的重要因素。此外，产业多样化可能会受到地区产业竞争(Com)、工资水平的影响。地区产业竞争导致现有企业和产品退出市场，降低产业多样化程度[17]；较高的地区工资水平(Wage)可能会吸引劳动者进入，地区劳动力规模扩大，促进产业多样化。最后，考虑到劳动力在产业之间转移存在流动成本和壁垒，从而使得相关、无关多样化的变化可能存在一定程度的持续性，前期产业多样化的变化必然会影响后期产业多样化，因此进一步将相关、无关多样化的一阶滞后项作为解释变量纳入回归模型。综上所述，设定以下计量模型：

α4Trcit+α5Comit+α6lnwageit+μi+εit

(5)

其中，y分别表示总体、相关、无关多样化IV、RV和UV；i代表不同的省份，t表示不同的年份；μi是无法观测的各个省份的个体差异；εit是随机扰动项。

(二)变量说明与数据来源

本文采用1995-2012年我国省际面板数据进行实证分析，各变量度量及数据说明如下。

1.自然资源要素禀赋Endow：由于自然资源涵盖内容较广，主要包括土地、水、矿产、生物、气候和海洋等资源，考虑到数据的可获得性，本文参照现有文献的测量方法，采用采掘业部门的从业人数与当地从业人员总数之比来衡量各个地区的自然资源禀赋水平[30]，相关数据来源于《中国工业经济统计年鉴》。

2.技术进步△TFP：由全要素生产率增长表示，借鉴郭庆旺和贾俊雪(2005)，利用索罗残差法进行测算：基于计量模型lnY=lnA+αlnK+βlnL+ε估算资本和劳动力产出弹性α和β，采用产出增长率扣除投入要素增长率后的残差作为全要素生产率增长。其中，总产出Y以各省年度实际GDP(以1995年基期)代替；劳动总投入L用各省历年就业人数表示；总资本存量K为各省历年实际资本存量(1995年基期)；前两者数据来源于各年度分省统计年鉴，实际资本存量使用永续盘存法估算[31]，表达式为Kt=Kt-1(1-δt)+It，其中初始资本存量为1978-1995年投资的总和，It是当年实际固定资产投资量，折旧率假设每年均为10.96%[32]。

3.交易成本Trc：进一步根据张建华和程文(2012)，将交易成本分解为制度性交易成本与非制度性交易成本，制度性交易成本包括国有垄断(Mono)、地方保护主义(LP)等，非制度性交易成本包括交通基础设施(Trans)、信息基础设施(Infor)等[7]。采用各省的国有企业就业量占当地就业总量的比重衡量国有垄断程度变量，以企业所得税占当地财政收入的比重衡量地方保护主义；交通基础设施由铁路里程、公路里程和内河航道里程加总后除以各省的国土面积测算得到[33]，信息基础设施采用邮电业务总量来衡量[34]。将以上6个指标分别标准化后，并将交通基础设施和信息基础设施等指标取倒数与其他两个指标进行平均得到一个总的交易成本[7]，其值越大，表示总交易成本越高。原始数据来源于《中国统计年鉴》。

4.控制变量。平均工资水平(Wage)使用各省市的工资总额除以就业人数测算，数据来源于《中国劳动经济统计年鉴》；地区竞争程度(Com)用企业数量相对密集程度表示，具体表示为i省全部行业法人单位数(qi)与i省生产总值(gdpi)的比值除以全国所有行业法人单位数与全国生产总值的比值。由于各省份全部产业的法人单位数据不能获得，本文用工业企业的数据来代替，亦即用各地工业的竞争程度来表示该地区所有产业的竞争程度，具体表达式见(6)式，原始数据来源于《中国工业经济统计年鉴》。

情境设置：教师围绕教学主题，设计问题情境。例如，为了让制药工程专业学生熟悉搜索引擎和数据库的使用，了解部分药学专业知识，可以设计如下情境：紫杉醇(Paclitaxel)是新一代抗癌药物，治疗效果好且副作用小，临床上主要用于卵巢癌和乳腺癌的治疗。自上市以来，紫杉醇就一直供不应求。目前，紫杉醇主要来自天然提取和化学合成两大途径。天然提取法生产紫杉醇1公斤需消耗红豆杉树皮20吨，而红豆杉属于珍稀植物，来源非常有限。化学合成法制备紫杉醇的步骤十分烦琐，总收率很低[9]。因此，如何解决紫杉醇的来源问题一直是医药化工领域的研究热点。

Comi=(qi/gdpi)/(∑iqi/∑igdpi)

(6)

(三)实证结果

计量模型(5)式包含被解释变量的一阶滞后项，会导致解释变量与随机扰动项相关，产生内生性，因此，本文采用系统广义矩(System-GMM)方法进行估计。估计结果见表2。第1-3列以总体产业多样化为被解释变量，第4-6列以相关多样化为被解释变量，第7-9列以无关多样化为被解释变量。根据回归结果，所有回归模型中，AR(1)检验在1%的显著性水平上拒绝原假设，而AR(2)检验在5%或者10%的显著性水平上接受原假设，表明差分后误差项存在一阶自相关，但有较强的证据表明不存在二阶自相关，Sargan统计量不显著说明工具变量选择有效。所有模型中总体、相关、无关产业多样化的一阶滞后项均显著为正，表明产业多样化的变化存在显著的正向时间持续性。自然资源禀赋变量的回归系数为正，但是在部分模型中不显著，自然资源禀赋对相关、无关多样化的影响作用不稳健。

技术进步对总体、相关、无关多样化的作用存在差异，其对总体产业多样化的影响不显著，对相关多样化的影响显著为正，无关多样化的回归系数显著为负。企业从地区技术进步中获得技术溢出，降低了其生产差异化产品的边际成本，提高地区相关产业多样化水平；而企业生产差异化产品，增强市场竞争力和抵御外部市场冲击的能力，主要具有经济稳定功能的无关多样化的作用被削弱，地区偏向于降低无关多样化水平[6,11]。

表2第1,4,7列中，总交易成本的回归系数分别显著为正、显著为负和显著为正。现有研究发现交易成本下降，地区发挥比较优势，从事专业化生产，降低产业多样化水平[19-21]。与这些研究一致，本文实证发现交易成本下降，抑制我国省份的总体多样化和无关多样化。Frenkenetal.[6]将相关多样化称为“多样化特点的专业化”，当交易成本下降，地区专业化其具有比较优势产业的同时，促进该产业内部多样化发展，提高了地区相关多样化水平。但是事实上我国地区相关没有上升反而是显著下降的，这可能是因为该阶段交易成本下降幅度很大，企业从事高度专业化生产，产品种类下降；同时，交易成本下降带来激烈的市场竞争，市场竞争会导致现有落后企业和产品退出市场，降低相关多样化水平(表2第6列Com的系数显著为负)。

进一步将交易成本分解后的变量引入计量模型(5)，估计结果见表2第2、5、8列。国有垄断显著抑制总体和相关多样化，促进无关多样化；地方保护主义显著抑制相关多样化，促进无关多样化和总体产业多样化，这是因为地区政府为了保护本地产业，对外来竞争产品设置严格的进入壁垒，地区会发展各类产业，无关多样化水平上升，同时，由于竞争压力小，企业从事创新并生产差异化产品动力减少，不利于相关多样化，地区总体产业多样化水平上升。交通基础设施、信息设施是两个负向表征交易成本的变量，其值越高，表明交易成本越低；便利的交通和信息基础设施有利于降低企业交通和通讯成本，降低无关多样化和总体多样化水平，促进相关多样化，这也与张建华和程文[7]研究结论类似。

对于控制变量，市场竞争和工资水平变量对总体多样化和相关多样化分别产生显著为负和正的影响，而对无关多样化的影响不显著；市场竞争导致现有企业和产品退出市场，降低产业多样化程度，与SaviottiandPyka[17]的结论是一致的。工资水平高的地区能够吸引工资水平相对较低地区的劳动力流入该地区，劳动力规模扩大，技能水平上升，从而有利于地区产业多样化。

表2 产业多样化影响因素的实证检验结果

注：括号内为标准误，***，**，*分别表示在1%、5%和10%的显著水平下通过检验。AR(1)、AR(2)检验残差序列相关，Sargan检验工具变量是否有效，表中报告了检验统计量的P值。

五 结论与政策建议

本文使用熵指标法测度了1988-2012年期间我国各省市产业多样化，并分解为相关、无关多样化，探究全国和分地区产业多样化的演变趋势；并结合我国改革开放以来经济发展特点，阐述产业多样化演变的形成机制；最后利用1995-2012年的省级面板数据实证考察产业多样化影响因素。研究发现，从总体变化趋势而言，尤其是在2003年之前，我国总体、省际平均及东、中、西部地区的总体产业多样化和相关多样化均呈现倒U型演变趋势，无关多样化则为正U型趋势，2004年之后，产业多样化的变动幅度减少，总体趋于平衡，近几年相关多样化有所上升；并且在总体多样化中，相关多样化水平明显高于无关多样化，在产业多样化的演变过程中起决定性作用。技术进步提升、交易成本下降均有效促进相关多样化的发展，而阻碍无关多样化发展，自然资源要素禀赋的作用不显著；进一步将交易成本区分为制度性交易成本与非制度性交易成本，结果表明国有垄断、地方保护主义等制度性交易成本抑制了相关多样化的发展，但有利于无关多样化；而非制度性交易成本变量，如基础设施、信息设施的建设和完善则有效地促进相关多样化的提升；地区产业竞争的加强会降低总体和相关产业多样化，地区工资水平的上升有利于相关多样化发展。

中国地区产业多样化演变具有一定规律，且各区域存在一定差异，各地区应该因地制宜调整产业布局结构。东中部地区应该更加重视相关多样化发展策略。地方政府在扩大产业种类和规模的同时，更应该重视地区内产业发展之间的关联性，注重产业链的形成、发展和延伸，使得产业之间通过资源共享、技术溢出和人才互惠等渠道，提升产业创新能力，推动产业持续增长。根据影响因素的实证结果，地区政府要注重技术创新，促进国有企业市场化改革，打破地方保护主义，加快地区间生产要素和产品的流动，提升地区工资水平，以提高地区相关多样化水平。

相对于东中部地区，西部地区经济发展相对落后，一方面要注重发展与现有主导产业横向关联性强的产业，充分发挥地区比较优势，壮大主导产业及其相关配套产业；另一方面应利用国家战略性新兴产业发展契机，培育与发展新兴产业部门，充分发挥无关多样化的稳定器功能。政府应该继续加大对西部地区的基础设施建设投资、增加研发投入、实施更优惠的进出口及招商引资政策，帮助西部地区摆脱单一产业发展的“低水平均衡陷阱”，调整优化地区产业结构。

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A Study on the Evolution and Determinants of Regional Industry Diversification in China

ZHU Shu-jin, ZHONG Teng-long, ZHAO Yu-long

(School of Economics and Trade, Hunan University, Changsha 410079, China)

Based on 2-digit industries in China from 1988 to 2012, this paper estimates industry diversification level and decomposes it into related and unrelated variety by employing the entropy index. The evolution pattern and mechanism of industrial variety is analyzed, and the empirical study is implemented to explore the determinants of the industrial variety. The results indicate that related and unrelated variety respectively shows inversely U-shaped and U-shaped evolution trend from 1988 to 2003, then become stable. Technical progress and decline in transaction costs effectively promote the related variety, but opposite for unrelated variety; The industrial competitiveness has a significant negative and positive relationship with industry diversification. The rise in wages plays a positive role in the industry diversification.

industry diversification; entropy; evolution pattern; determinants

2015-12-30

湖南省自然科学杰出青年基金项目(113JJ1011)；国家自然科学基金项目(71573076)

祝树金(1974—)，男，湖南隆回人，湖南大学经济与贸易学院教授，博士生导师，博士.研究方向：国际贸易学、产业经济学.

F207

A

1008—1763(2016)06—0065—07