关于产业集群布局调整的研究——基于制造业产业集群与城镇化进程关系的实证分析

辽宁省统计局教育与从业资格管理中心 李雅楠



关于产业集群布局调整的研究
——基于制造业产业集群与城镇化进程关系的实证分析

辽宁省统计局教育与从业资格管理中心 李雅楠

摘 要：基于统计年鉴数据，本文研究了制造业产业集群与城镇化进程的关系，并得出了相应的研究结论，为我国产业集群布局的合理化提出了建议和意见。

关键词：产业集群 城镇化 制造业

1 问题的提出

城镇化进程对经济结构的转型起到了至关重要的作用，实现了经济结构从第一产业向第二、第三产业的转移，传统农业向新兴的现代农业转移。我国的城镇化水平发展一直处于缓慢阶段，通过观察，发现主要是因为发展相对落后的地区拉低了全国的平均水平，这些相对落后地区的主要特点便是主要以传统农业为主，相应的配套工业发展水平比较落后。同时，资本在市场机制的作用下流入城镇化较高的发达地区，进一步加大了地区之间的差异。在政府实施落后地区的城镇化各种手段中，产业集群一直备受关注。产业集群可以有效地将资源整合，将产业集群地作为“阵地”向周围辐射。但是，这种观点是否能够禁得起考验，仍需要进一步研究和分析。

2 指标选择、数据与描述

2.1 指标选择

本文选取的指标分为两个部分，第一部分指标是对产业集群衡量，主要采用的是空间基尼系数；第二部分指标是对城镇化的成熟度衡量，主要采用的是城镇化率，具体的细分如表1所示。

表 1 指标细分表

2.2 数据说明

模型中涉及的指标主要以全国各个地区的就业人口为对象，本文采用的实证数据集的时间跨度是从1995年～2011年，数据来源于《中国统计年鉴》。

2.3 描述性分析

本文将全国31个省作为样本，将31个省划分为东部（北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南11个省）、中部（山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、广西10个省区）和西部（重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆10个省区）三个区域。

2.3.1 空间基尼系数

本文利用制造业空间基尼系数将1995年～2011年的中国各省的制造业进行加工汇总（见图1）。整体上，中国制造业产业集群进程分为三个阶段，从1995年到2001年，制造业集群程度呈现出平稳上升的趋势，从1995的0.000918经过6年时间上升为2001年的0.00186，平均每年上涨大约0.015%，此阶段为低速集群阶段；从2001年到2007年，制造业集群程度呈现出快速上升趋势，从2001年的0.00186经过6年时间上升为2007年的0.0063，平均每年上升大约0.075%，此阶段为高速集群阶段；从2007年到2011年，制造业集群出现上下波动的趋势，此阶段为震荡阶段。

图1 1995年～2011年全国制造业基尼系数趋势图资料来源：根据对1995年～2012年《中国统计年鉴》数据计算

从三个区域的实际情况来看，可以发现我国的东部地区的制造业集群程度明显高于其他地区，而且东部地区的变动情况和全国的情况非常吻合。相比之下，中部和西部的装备业产业集群一直没有得到有效的发展，一直处于很低的水平。

图2 1995年～2011年三个区域制造业基尼系数趋势图资料来源：根据对1995年～2012年《中国统计年鉴》数据计算

2.3.2 城镇化率

如上文分析，全国整体的城镇化率一直是稳步上升，从1995年的29.04%经过16年时间上升为2011年的51.27%，平均每年以1.39%

图3 1995年～2011年全国整体的城镇化率趋势图数据来源：根据对1995年～2012年《中国统计年鉴》数据计算

从1995年到2003年，城镇化率从29.04%上升到40.53%，上涨幅度为1.44个百分点；而从2003年到2011年，城镇化率从40.53%上升到51.27%，上升幅度为1.34个百分点。近些年城镇化的进程速度放缓，主要由于过度扩大城市范围会造成耕地问题，国家不得不谨慎采取措施，使得城镇化进程速度不要过快。

3 实证分析与结果分析

3.1 数据平稳性检验

建立Var模型之前，需要对各项指标和数据进行平稳性检验。首先将GINIR和URBI进行自然对数处理，从表2中可以看出LnURBI 的ADF值是小于5%的临界值的，可见不存在单位根，然而lnGINIR是不平稳的。将lnGINIR进行二阶差分从而实现了其平稳性。

表2 变量的ADF单位根检验

3.2 Var模型估计及检验

3.2.1 granger因果分析（单向因果关系）

从表3看，在5%的置信水平上，滞后阶数为1和3时，都反映出空间基尼系数的变动会影响城镇化率的变动，然而，城镇化率的变动却不能导致空间基尼系数的变动，这与我们的直觉是相符的，即产业集群的程度提高必然大量吸收农村的剩余劳动力，然而城镇化水平的提高不一定会直接导致产业集群的形成，两者呈现出单向因果关系。在滞后阶数为2期时，两者都不存在任何的格兰杰因果关系。

3.2.2 滞后阶数确定（滞后1期）

从表4的检验结果看，滞后期确定为1期时，AIC为-10.9856为最小，滞后期再发生变化便会导致AIC增加。这一结论与上文的格兰杰因果关系检验相一致，从而可以确定var模型构建中，D2lnGINIR和lnURBI的滞后期阶数选定为1期。

表3 D2lnGINIR和lnURBI之间格兰杰因果关系检验

表4 Var模型的滞后阶数检验表

表5 Var模型系数以及相应统计量

表6 Var模型方程统计量结果

构建滞后一期的var模型，从var模型的拟合度来看（见表6），lnURBI的可决系数达到了99.9%，拟合程度非常好，但是D2GINIR的可决系数为50%，相对稍低，但是从表4的数据可以看出，模型整体拟合效果比较良好。

3.2.3 模型整体的平稳性检验

从表7看，该模型具有2个变量，每个变量具有一个滞后期，所以检验结果包含2个特征根，分别为0.9635721和0.4776956。从图4可以更加直观地看出，特征根的模都在单位圆内，所以达到了构建脉冲响应函数的要求。

表7 Var模型平稳性检验

图4 Var模型特征根图

3.2.4 脉冲响应函数分析

Var模型往往通过脉冲响应函数来进行分析模型受到冲击响应其他变量在当期和未来几期的变化轨迹，其能比较直观地反映变量间的动态影像和交互作用，如图5所示。

图5 产业集群对城镇化的脉冲响应函数图

图5信息说明，产业集群的空间基尼系数变动1个百分点，城镇化率在滞后一期出现了负向变动，在滞后二期和四期以及之后稳步回升，可以说产业集群的空间基尼系数在影响城镇化的初期是产生了负作用，随后这种效果逐渐消失。

根据上文描述性分析和实证分析可以发现，我国产业集群程度较高的集中在东部地区，而且影响全国整体的集群水平，中西部地区的产业集群度明显处于低端位置。研究发现，出现负相关的影响关系主要是体现为东部发达地区的产业集群，东部地区的产业集群程度达到了相对饱和的状态。

4 结语

4.1 依靠产业集群加快城镇化建设存在短期效果

产业集群大面积建设并没有得到数据上的论证，这主要是因为“短平快”的产业集群建设消耗大量的人力、物力和财力，却难以保证集群的效益对其进行弥补，大量产业集群缺少统筹规划，多个产业集群间形成重复并进行恶性竞争。城镇化建设既没有强大效益作为支撑，也没有保证就业，从而难以长时间为继。

4.2 城镇化没能加快产业集群的快速发展

从统计分析上看，城镇化会加快使得产业集群健康快速发展的结论没有得到证实。这说明，单纯依靠城镇化建设发展，以产业集群为经济核心的区域经济发展并不现实，但统计分析还包括了其他不可控的因素，因此，难以下结论说城镇化建设对产业集群发展作用是好还是坏。

参考文献

［1］ 莫少颖.论农业产业集群与西部农村城镇化［J］.特区经济，2006 （1）.

［2］ 胡顺延，周明祖，水延凯，等.中国城镇化发展战略［M］.北京：中共中央党校出版社，2002.

［3］ 徐维祥，唐根年.产业集群与城镇化互动发展模式研究［J］.商业经济与管理，2005（7）.

中图分类号：F270

文献标识码：A

文章编号：2096-0298（2016）05（b）-145-03

作者简介：李雅楠（1981-），女，辽宁沈阳人，辽宁省统计局教育与从业资格管理中心中级统计师。的水平稳步攀升。同时也可以观察到，在2003年前后，我国城镇化率突破了40%，可以将此作为分水岭，所以，可以将2003年之前和之后做比较。