林業產業集聚與經濟增長的關系研究

汪 浩

(合肥學院 經濟系，合肥 230022）

林業產業集聚與經濟增長的關系研究

汪 浩

(合肥學院 經濟系，合肥 230022）

投資、消費與貿易是拉動經濟增長的三駕馬車，是經濟增長的影響因素。文章以蘇北地區為例，對林業產業集聚及變化趨勢進行分析。研究表明，林業產業集聚對投資的影響最大，貿易次之，消費最小。

林業產業；林業產業集聚；蘇北地區

0 引言

林業產業集聚研究者甚少，林業產業集聚的研究成果不多，研究剛剛起步，處在初創工作階段。所以，專門系統深入研究林業產業集聚提高了該領域的研究深度，拓展了目前產業集聚理論研究的產業范疇，豐富了產業集聚理論。

1 林業產業集聚水平的測度—以蘇北地區為例

在產業集聚測度過程中根據對市場集中度的處理方式，以企業個數為基礎測度蘇北地區林業產業集聚水平指數，選取了1998~2008年的相關數據進行分析計算。

Sij表示i產業在j區域的企業個數在該產業全部企業個數中占的份額。

江蘇省(蘇北地區)木材加工業規模以上企業1998年為245個，到2008年增長為1188個，年均增長率為17.10%。2004年之前規模以上企業接近勻速增長，每年增加數均在40家左右；2004年以后規模以上企業數增長迅速，每年增加數達到100家以上，其中2007年、2008年規模以上企業增加數高達200家左右。

全國木材加工業規模以上企業1998年為2487個，到2008年增長為10314個，年均增長率為17.33%。2003年之前規模以上企業增長緩慢，每年增加數均在200家左右，甚至1999年出現負增長；2003年以后規模以上企業數增長迅速，每年增加數達到500家以上，其中2005年、2007年、2008年規模以上企業增加數超過1000家以上，2008年規模以上企業增加數高達2732家。

江蘇省(蘇北地區)林業產業集聚指數在1999~2008年間十一年間均在0.10左右，1999年以來一直在0.110以上。2002年達到峰值為0.138，1998年最低為0.099，最近三年維持在0.120左右。具體見表1。

2 林業產業集聚對蘇北地區林業經濟增長的影響

投資、消費與貿易是拉動經濟增長的三駕馬車，是經濟增長的影響因素。蘇北地區林業產業集聚通過對林業投資(文中用資本形成總額數據表示投資額)、消費、貿易等蘇北地區經濟增長的因素影響，使林業投資、消費、貿易呈現不同的變化趨勢。而林業投資、消費、貿易直接影響林業增加值，從而促進蘇北地區(林業)經濟增長。

根據江蘇省統計年鑒的有關數據，按照時間序列從1998~2008年排列，以Y作為因變量，X作為自變量進行回歸分析，分別建立蘇北地區林業經濟影響因素與林業產業集聚指數回歸模型：

在氫氧化鉀領域，鹽湖股份每年能為四川鹽湖化工提供50萬噸的產能供應，占全國總產能接近一半，遙遙領先于國內任何一家氫氧化鉀企業，這為四川鹽湖化工全方位服務于國內外氫氧化鉀用戶提供強有力的支持和保障。作為氫氧化鉀行業的龍頭國企，鹽湖股份在做好鉀肥主業的同時，一直致力于氫氧化鉀在日用化工、醫藥、染料、紡織、輕工、冶金、電池等高端產品上的開發和利用，并努力成為國內鉀堿行業價格指數發布者和規范市場銷售方面的示范標桿型企業。

表1 林業產業集聚指數的水平測度表

表2 蘇北地區林業經濟影響因素與林業產業集聚指數一覽表

Y1=αeβx

Y1---表示蘇北地區林業資本形成總額；

Y2---表示蘇北地區林業最終消費總額；

Y3---表示蘇北地區林業貨物和服務凈流出；

X---表示林業產業集聚指數。

為了準確地衡量林業產業集聚指數對蘇北地區林業經濟影響因素的關系，運用OLS法進行相關性分析、建立模型。

2.1 林業產業集聚對蘇北地區資本形成總額的分析

蘇北地區林業產業資本形成總額與林業產業集聚指數關系見表2。1998年蘇北地區林業資本形成總額只有5.616億元，而2008年增長到25.742億元，年增長率16.45%。

根據Y1的時間序列圖，因變量Y1成指數形式增長，將其取對數轉化為線性形式，運用Eviews軟件輸出結果如下：

回歸結果表明，參數估計值的符號均符合實際情況，且在1998~2008年間，P值小于0.1，因此，在10%的顯著性水平下，變量參數都顯著不為零，統計量通過了檢驗，據此判斷，回歸方程擬合較好，蘇北地區林業產業集聚指數與其資本形成總額存在相關關系，X與LNY1之間的相關系數為0.5998。回歸方程為：

2.2 林業產業集聚對蘇北地區最終消費總額的分析

蘇北地區林業最終消費總額與林業產業集聚指數關系見表2。1998年蘇北地區林業最終消費總額只有5.817億元，而2008年增長到17.194億元，年增長率11.45%。

根據Y2的時間序列圖，因變量Y2成指數形式增長，將其取對數轉化為線性形式，運用Eviews軟件輸出結果如下：

回歸結果表明，參數估計值的符號均符合實際情況，且在1998--2008年間，P值小于0.1，因此，在10%的顯著性水平下，變量參數都顯著不為零，統計量通過了檢驗，據此判斷，回歸方程擬合較好，蘇北地區林業產業集聚指數與蘇北地區最終消費總額存在相關關系，X與LNY2之間的相關系數為0.5538。回歸方程為：

2.3 林業產業集聚對蘇北地區林業貨物和服務凈流出的分析

蘇北地區林業貨物和服務凈流出與林業產業集聚指數關系見表2。1998年蘇北地區林業貨物和服務凈流出只有6.897億元，到2002年增長達到峰值(12.753億元)，然后逐年遞減，到2008年為8.001億元。

根據Y3的時間序列圖，因變量Y3成指數形式增長，將其取對數轉化為線性形式，運用Eviews軟件輸出結果如下：

回歸結果表明，參數估計值的符號均符合實際情況，且在1998~2008年間，P值小于0.1，因此，在10%的顯著性水平下，變量參數都顯著不為零，統計量通過了檢驗，據此判斷，回歸方程擬合較好，蘇北地區林業產業集聚指數與其貨物與服務凈流出額之間存在相關關系，X與LNY3之間的相關系數為0.6655。回歸方程為：

3 結論

從林業產業集聚的指數與投資、消費及貿易的相關系數來看，相關系數都在0.5以上，表明它們之間存在強相關關系，林業產業集聚對投資、消費及貿易有較大的影響。從林業產業集聚的指數與投資、消費及貿易的回歸方程來看，林業產業集聚對投資的影響最大，貿易次之，消費最小。

[1]張明倩.中國產業集聚現象統計模型及應用研究[M].北京:中國標準出版社,2007.

[2]汪浩,沈文星.欠發達地區農村居民消費的比較[J].商業時代,2008,(17).

[3]關于鼓勵社會投資林業的若干意見[EB/OL].http://bm.jjq.gov.cn,2004-09-19.

[4]江蘇省統計局,江蘇統計年鑒[M].北京:中國統計出版社,1999~2009.

（責任編輯/亦 民）

F326.2

A

1002－6487（2011）03－0140-02

汪 浩（1969-），男，安徽懷寧人，博士，副教授，研究方向：區域經濟學。