關于產業集群布局調整的研究
——基于制造業產業集群與城鎮化進程關系的實證分析

遼寧省統計局教育與從業資格管理中心 李雅楠

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關于產業集群布局調整的研究
——基于制造業產業集群與城鎮化進程關系的實證分析

遼寧省統計局教育與從業資格管理中心 李雅楠

摘 要：基于統計年鑒數據，本文研究了制造業產業集群與城鎮化進程的關系，并得出了相應的研究結論，為我國產業集群布局的合理化提出了建議和意見。

關鍵詞：產業集群 城鎮化 制造業

1 問題的提出

城鎮化進程對經濟結構的轉型起到了至關重要的作用，實現了經濟結構從第一產業向第二、第三產業的轉移，傳統農業向新興的現代農業轉移。我國的城鎮化水平發展一直處于緩慢階段，通過觀察，發現主要是因為發展相對落后的地區拉低了全國的平均水平，這些相對落后地區的主要特點便是主要以傳統農業為主，相應的配套工業發展水平比較落后。同時，資本在市場機制的作用下流入城鎮化較高的發達地區，進一步加大了地區之間的差異。在政府實施落后地區的城鎮化各種手段中，產業集群一直備受關注。產業集群可以有效地將資源整合，將產業集群地作為“陣地”向周圍輻射。但是，這種觀點是否能夠禁得起考驗，仍需要進一步研究和分析。

2 指標選擇、數據與描述

2.1 指標選擇

本文選取的指標分為兩個部分，第一部分指標是對產業集群衡量，主要采用的是空間基尼系數；第二部分指標是對城鎮化的成熟度衡量，主要采用的是城鎮化率，具體的細分如表1所示。

表 1 指標細分表

2.2 數據說明

模型中涉及的指標主要以全國各個地區的就業人口為對象，本文采用的實證數據集的時間跨度是從1995年～2011年，數據來源于《中國統計年鑒》。

2.3 描述性分析

本文將全國31個省作為樣本，將31個省劃分為東部（北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個省）、中部（山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、廣西10個省區）和西部（重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆10個省區）三個區域。

2.3.1 空間基尼系數

本文利用制造業空間基尼系數將1995年～2011年的中國各省的制造業進行加工匯總（見圖1）。整體上，中國制造業產業集群進程分為三個階段，從1995年到2001年，制造業集群程度呈現出平穩上升的趨勢，從1995的0.000918經過6年時間上升為2001年的0.00186，平均每年上漲大約0.015%，此階段為低速集群階段；從2001年到2007年，制造業集群程度呈現出快速上升趨勢，從2001年的0.00186經過6年時間上升為2007年的0.0063，平均每年上升大約0.075%，此階段為高速集群階段；從2007年到2011年，制造業集群出現上下波動的趨勢，此階段為震蕩階段。

圖1 1995年～2011年全國制造業基尼系數趨勢圖資料來源：根據對1995年～2012年《中國統計年鑒》數據計算

從三個區域的實際情況來看，可以發現我國的東部地區的制造業集群程度明顯高于其他地區，而且東部地區的變動情況和全國的情況非常吻合。相比之下，中部和西部的裝備業產業集群一直沒有得到有效的發展，一直處于很低的水平。

圖2 1995年～2011年三個區域制造業基尼系數趨勢圖資料來源：根據對1995年～2012年《中國統計年鑒》數據計算

2.3.2 城鎮化率

如上文分析，全國整體的城鎮化率一直是穩步上升，從1995年的29.04%經過16年時間上升為2011年的51.27%，平均每年以1.39%

圖3 1995年～2011年全國整體的城鎮化率趨勢圖數據來源：根據對1995年～2012年《中國統計年鑒》數據計算

從1995年到2003年，城鎮化率從29.04%上升到40.53%，上漲幅度為1.44個百分點；而從2003年到2011年，城鎮化率從40.53%上升到51.27%，上升幅度為1.34個百分點。近些年城鎮化的進程速度放緩，主要由于過度擴大城市范圍會造成耕地問題，國家不得不謹慎采取措施，使得城鎮化進程速度不要過快。

3 實證分析與結果分析

3.1 數據平穩性檢驗

建立Var模型之前，需要對各項指標和數據進行平穩性檢驗。首先將GINIR和URBI進行自然對數處理，從表2中可以看出LnURBI 的ADF值是小于5%的臨界值的，可見不存在單位根，然而lnGINIR是不平穩的。將lnGINIR進行二階差分從而實現了其平穩性。

表2 變量的ADF單位根檢驗

3.2 Var模型估計及檢驗

3.2.1 granger因果分析（單向因果關系）

從表3看，在5%的置信水平上，滯后階數為1和3時，都反映出空間基尼系數的變動會影響城鎮化率的變動，然而，城鎮化率的變動卻不能導致空間基尼系數的變動，這與我們的直覺是相符的，即產業集群的程度提高必然大量吸收農村的剩余勞動力，然而城鎮化水平的提高不一定會直接導致產業集群的形成，兩者呈現出單向因果關系。在滯后階數為2期時，兩者都不存在任何的格蘭杰因果關系。

3.2.2 滯后階數確定（滯后1期）

從表4的檢驗結果看，滯后期確定為1期時，AIC為-10.9856為最小，滯后期再發生變化便會導致AIC增加。這一結論與上文的格蘭杰因果關系檢驗相一致，從而可以確定var模型構建中，D2lnGINIR和lnURBI的滯后期階數選定為1期。

表3 D2lnGINIR和lnURBI之間格蘭杰因果關系檢驗

表4 Var模型的滯后階數檢驗表

表5 Var模型系數以及相應統計量

表6 Var模型方程統計量結果

構建滯后一期的var模型，從var模型的擬合度來看（見表6），lnURBI的可決系數達到了99.9%，擬合程度非常好，但是D2GINIR的可決系數為50%，相對稍低，但是從表4的數據可以看出，模型整體擬合效果比較良好。

3.2.3 模型整體的平穩性檢驗

從表7看，該模型具有2個變量，每個變量具有一個滯后期，所以檢驗結果包含2個特征根，分別為0.9635721和0.4776956。從圖4可以更加直觀地看出，特征根的模都在單位圓內，所以達到了構建脈沖響應函數的要求。

表7 Var模型平穩性檢驗

圖4 Var模型特征根圖

3.2.4 脈沖響應函數分析

Var模型往往通過脈沖響應函數來進行分析模型受到沖擊響應其他變量在當期和未來幾期的變化軌跡，其能比較直觀地反映變量間的動態影像和交互作用，如圖5所示。

圖5 產業集群對城鎮化的脈沖響應函數圖

圖5信息說明，產業集群的空間基尼系數變動1個百分點，城鎮化率在滯后一期出現了負向變動，在滯后二期和四期以及之后穩步回升，可以說產業集群的空間基尼系數在影響城鎮化的初期是產生了負作用，隨后這種效果逐漸消失。

根據上文描述性分析和實證分析可以發現，我國產業集群程度較高的集中在東部地區，而且影響全國整體的集群水平，中西部地區的產業集群度明顯處于低端位置。研究發現，出現負相關的影響關系主要是體現為東部發達地區的產業集群，東部地區的產業集群程度達到了相對飽和的狀態。

4 結語

4.1 依靠產業集群加快城鎮化建設存在短期效果

產業集群大面積建設并沒有得到數據上的論證，這主要是因為“短平快”的產業集群建設消耗大量的人力、物力和財力，卻難以保證集群的效益對其進行彌補，大量產業集群缺少統籌規劃，多個產業集群間形成重復并進行惡性競爭。城鎮化建設既沒有強大效益作為支撐，也沒有保證就業，從而難以長時間為繼。

4.2 城鎮化沒能加快產業集群的快速發展

從統計分析上看，城鎮化會加快使得產業集群健康快速發展的結論沒有得到證實。這說明，單純依靠城鎮化建設發展，以產業集群為經濟核心的區域經濟發展并不現實，但統計分析還包括了其他不可控的因素，因此，難以下結論說城鎮化建設對產業集群發展作用是好還是壞。

參考文獻

［1］ 莫少穎.論農業產業集群與西部農村城鎮化［J］.特區經濟，2006 （1）.

［2］ 胡順延，周明祖，水延凱，等.中國城鎮化發展戰略［M］.北京：中共中央黨校出版社，2002.

［3］ 徐維祥，唐根年.產業集群與城鎮化互動發展模式研究［J］.商業經濟與管理，2005（7）.

中圖分類號：F270

文獻標識碼：A

文章編號：2096-0298（2016）05（b）-145-03

作者簡介：李雅楠（1981-），女，遼寧沈陽人，遼寧省統計局教育與從業資格管理中心中級統計師。的水平穩步攀升。同時也可以觀察到，在2003年前后，我國城鎮化率突破了40%，可以將此作為分水嶺，所以，可以將2003年之前和之后做比較。