劉洪鐸，陳 和，李文宇

（1.暨南大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院，廣州510632；2.廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)國(guó)際服務(wù)外包研究院，廣州510006；3.西南財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，成都611130）

產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應(yīng)研究
——基于中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

劉洪鐸1，陳 和2，李文宇3

（1.暨南大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院，廣州510632；2.廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)國(guó)際服務(wù)外包研究院，廣州510006；3.西南財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，成都611130）

運(yùn)用2002～2011年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，就產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，研究結(jié)果表明，提升產(chǎn)業(yè)集聚水平對(duì)促進(jìn)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升具有顯著的正向作用，但這一促進(jìn)效應(yīng)存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性，即在東部地區(qū)最為顯著，中部地區(qū)次之，而西部地區(qū)則最小。因此，要推動(dòng)中國(guó)地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)外貿(mào)增長(zhǎng)方式由數(shù)量型向質(zhì)量型的轉(zhuǎn)變，一個(gè)重要的著力點(diǎn)就在于，如何促進(jìn)中國(guó)產(chǎn)業(yè)空間布局的優(yōu)化以及區(qū)域間產(chǎn)業(yè)的均衡發(fā)展。

產(chǎn)業(yè)集聚；出口產(chǎn)品質(zhì)量；外貿(mào)發(fā)展方式

一、引 言

改革開放以來，憑借低廉的勞動(dòng)力成本優(yōu)勢(shì)和出口導(dǎo)向型發(fā)展戰(zhàn)略，中國(guó)的對(duì)外貿(mào)易取得了一系列舉世矚目的成就，其中出口貿(mào)易，更是因其“爆炸式”的規(guī)模擴(kuò)張及其對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的巨大拉動(dòng)效應(yīng)被國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)界譽(yù)為“出口奇跡”。［1］時(shí)至今日，盡管中國(guó)已取代美日等發(fā)達(dá)國(guó)家成為了世界第一出口大國(guó)，但是，在全球競(jìng)爭(zhēng)日趨白熱化這一國(guó)際背景下，中國(guó)的開放型經(jīng)濟(jì)仍面臨著嚴(yán)峻的考驗(yàn)。近年來，隨著勞動(dòng)力、原材料以及能源等生產(chǎn)要素集中步入價(jià)格上升通道，中國(guó)對(duì)外貿(mào)易所依托的傳統(tǒng)比較優(yōu)勢(shì)正在日漸喪失，兼之受后金融危機(jī)時(shí)代外需不足、貿(mào)易保護(hù)主義升溫以及全球經(jīng)濟(jì)不確定性加劇等因素的沖擊，中國(guó)粗放式出口增長(zhǎng)模式的弊端越發(fā)凸顯。在上述情景下，如何實(shí)現(xiàn)中國(guó)外貿(mào)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型升級(jí)，已成為擺在政府和學(xué)界面前的一個(gè)重要議題。

已有研究表明，要推動(dòng)中國(guó)外貿(mào)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，除了“穩(wěn)出口增長(zhǎng)”外，還離不開“促結(jié)構(gòu)優(yōu)化”，后者是推動(dòng)中國(guó)外貿(mào)發(fā)展方式由傳統(tǒng)的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)向以品質(zhì)提升為核心的非價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)轉(zhuǎn)變的重要因素。正因?yàn)槿绱?，出口產(chǎn)品質(zhì)量作為外貿(mào)發(fā)展方式的一個(gè)重要表征，近年來引起了學(xué)界的廣泛關(guān)注。［2～4］與此同時(shí)，也有部分文獻(xiàn)從產(chǎn)業(yè)集聚的角度來探討中國(guó)外貿(mào)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的動(dòng)力機(jī)制。其中有觀點(diǎn)認(rèn)為，地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚水平的提升改善了企業(yè)的出口決策，強(qiáng)化了技術(shù)復(fù)雜度較高企業(yè)的出口傾向并增加了其出口額。［5］產(chǎn)業(yè)集聚作為經(jīng)濟(jì)活動(dòng)空間分布的突出特征之一，近二三十年來已被學(xué)界看作影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。

從我們對(duì)相關(guān)研究文獻(xiàn)的梳理來看，迄今為止關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚和出口產(chǎn)品質(zhì)量這兩個(gè)研究主題基本是平行展開，前者主要集中在對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的內(nèi)涵界定、成因及其影響效應(yīng)的考察等方面，［6］后者則側(cè)重于對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的測(cè)度比較、影響因素的考察及其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)等方面的探討，［7～9］至于上述兩者間的交集則鮮有文獻(xiàn)涉及。為彌補(bǔ)現(xiàn)存的研究空白，本文從理論和實(shí)證兩方面來考察中國(guó)省際的產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。

二、理論模型

基于哈拉克和西瓦達(dá)桑（Hallak&Sivadasan）構(gòu)建的企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量異質(zhì)性理論框架，［10］本節(jié)將從理論層面探討產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用機(jī)制。我們假定第t年進(jìn)口國(guó)m的消費(fèi)者具有雙層效用函數(shù)，其中外層效用函數(shù)可以表示為:

上述的外層效用函數(shù)表示消費(fèi)者通過消費(fèi)各種商品所獲得的效用。與此相對(duì)應(yīng)，第t年消費(fèi)者消費(fèi)任意第g種商品所獲得的效用函數(shù)可以表示如下:

根據(jù)式（3）可以推導(dǎo)得到企業(yè)生產(chǎn)的商品g的需求函數(shù)表達(dá)式:

其中，參數(shù)β、λ以及φ分別表示質(zhì)量彈性、產(chǎn)品質(zhì)量以及企業(yè)的生產(chǎn)率；α、λ和ξ分別表示質(zhì)量彈性、企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量和固定投入效率；c和f為常數(shù)，分別表示可變投入和固定投入的單位價(jià)格。假定企業(yè)的最優(yōu)策略是實(shí)現(xiàn)自身利潤(rùn)的最大化，那么結(jié)合式（4）、式（5）所示的需求函數(shù)和成本函數(shù)，我們便可以得到企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的表達(dá)式:

由上即可以得到本文的理論命題:產(chǎn)業(yè)集聚程度的提高改善了企業(yè)的生產(chǎn)率，進(jìn)而促進(jìn)了地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量的升級(jí)。

三、實(shí)證研究

1.計(jì)量模型的設(shè)定

我們?cè)O(shè)定了如式（8）所示的計(jì)量模型，以檢驗(yàn)本文的理論命題:

其中，下標(biāo)i、t各表示中國(guó)的?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）以及年份；eq、agglo、λ、γ及μ分別表示省際層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量、產(chǎn)業(yè)集聚程度、省際固定效應(yīng)、年度固定效應(yīng)以及隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。若待估系數(shù)α1顯著為正，則意味著產(chǎn)業(yè)集聚水平的提升有助于促進(jìn)省際層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量的升級(jí)。為避免遺漏變量所導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，計(jì)量模型還包含了省際層面一組與出口產(chǎn)品質(zhì)量密切相關(guān)的控制變量X，具體包含了人均實(shí)際GDP（lngdppc）、資本密集度（lnkl）、金融發(fā)展程度（fin）、研發(fā)投入比重（rd）、外商直接投資（fdi）、人力資本稟賦（hc）以及對(duì)外開放度（open）。

2.變量的構(gòu)造與數(shù)據(jù)來源說明

（1）出口產(chǎn)品質(zhì)量

借鑒瑞奇哲（Gervais）等的做法，［13］我們以上一節(jié)的式（4）為起點(diǎn)，在此基礎(chǔ)上推導(dǎo)得到進(jìn)口國(guó)家（地區(qū)）的消費(fèi)者在某個(gè)年份對(duì)中國(guó)出口商品的需求函數(shù)，進(jìn)而通過對(duì)數(shù)線性化、計(jì)量回歸、提取殘差項(xiàng)、標(biāo)準(zhǔn)化、加總等處理步驟，最終計(jì)算得到了2002～2011年中國(guó)省際層面的整體出口產(chǎn)品質(zhì)量指數(shù)。

圖1 中國(guó)東、中、西部地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量的核密度演進(jìn)特征:2002～2011年

圖1描繪了中國(guó)東、中、西部地區(qū)省份的出口產(chǎn)品質(zhì)量的核密度演進(jìn)圖。從圖1可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)省份的出口產(chǎn)品質(zhì)量落在圖中的最右側(cè)，中部省份居中，而西部省份則覆蓋了圖中的最左側(cè)部分區(qū)域。上述分布差異意味著東部地區(qū)整體的出口產(chǎn)品質(zhì)量相對(duì)較高，中部地區(qū)次之，而西部地區(qū)的出口產(chǎn)品質(zhì)量在三大區(qū)域中則是最低的。

（2）產(chǎn)業(yè)集聚水平

考慮到由哈格特和喬利（Haggett&Chorley）提出的區(qū)位熵法［14］除了數(shù)據(jù)的可得性要求易于滿足外，還具有真實(shí)地刻畫地理要素的空間分布狀況以及消除區(qū)位規(guī)模的異質(zhì)性效應(yīng)等優(yōu)點(diǎn)，故本文采用區(qū)位熵法來計(jì)算省級(jí)層面的產(chǎn)業(yè)集聚度，具體計(jì)算公式如下所示:

其中，Xij表示j地區(qū)i行業(yè)的總產(chǎn)值，原始數(shù)據(jù)來自相應(yīng)年份的《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（3）控制變量

人均實(shí)際GDP（lngdppc），原始數(shù)據(jù)來自各省的統(tǒng)計(jì)年鑒，我們對(duì)其進(jìn)行了平減，并將其調(diào)整為以2000年為基期；資本密集度（lnkl），采用地區(qū)固定資本存量與該地區(qū)的勞動(dòng)人口之比表示，其中地區(qū)固定資本存量采用單豪杰的方法計(jì)算得到，［15］我們同樣將其調(diào)整為以2000年為基期；金融發(fā)展程度（fin）:以地區(qū)的金融機(jī)構(gòu)人民幣各項(xiàng)存貸款余額之和與該地區(qū)的生產(chǎn)總值之比表示，原始數(shù)據(jù)來自《中國(guó)金融年鑒》；研發(fā)投入強(qiáng)度（rd）:采用地區(qū)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出占該地區(qū)當(dāng)年生產(chǎn)總值的比重來表示，原始數(shù)據(jù)來自《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》；外商直接投資（fdi）:采用各省（直轄市、自治區(qū)）實(shí)際利用外商直接投資額與生產(chǎn)總值的比重來表示，原始數(shù)據(jù)來自各?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）相應(yīng)年份的統(tǒng)計(jì)年鑒，在轉(zhuǎn)換過程中所涉及的人民幣兌美元的年度中間匯率數(shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；人力資本稟賦（hc）:采用各省的平均受教育年限進(jìn)行衡量，具體構(gòu)造方法參見魏下海等，［16］原始數(shù)據(jù)來自《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》；對(duì)外開放度（open）:采用各省市區(qū)進(jìn)出口總額與生產(chǎn)總值的占比進(jìn)行衡量，原始數(shù)據(jù)來自各省（直轄市、自治區(qū)）相應(yīng)年份的統(tǒng)計(jì)年鑒。本文所設(shè)定的樣本時(shí)間跨度為2002～2011年，涵蓋了除西藏外的其余30個(gè)省市區(qū)。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)列示于表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3.計(jì)量結(jié)果分析

（1）基準(zhǔn)回歸

我們首先在計(jì)量模型（8）的基礎(chǔ)上進(jìn)行整體樣本回歸，具體結(jié)果報(bào)告于表2的第1列。在同時(shí)控制了省際和年度固定效應(yīng)的情況下，產(chǎn)業(yè)集聚變量的待估系數(shù)的數(shù)值為0.084且通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，這初步驗(yàn)證了前文的理論預(yù)期。其經(jīng)濟(jì)含義是，省際層面的產(chǎn)業(yè)集聚程度每提高10個(gè)單位，將有助于中國(guó)的出口產(chǎn)品質(zhì)量提升0.874個(gè)百分點(diǎn)。為考察產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應(yīng)是否存在區(qū)域間差異，我們進(jìn)一步引入了東部（east）、中部（midd）以及西部（west）三個(gè)地區(qū)啞變量，通過劃分區(qū)域進(jìn)行子樣本估計(jì)。從表2的第（2）～第（4）列的估計(jì)結(jié)果來看，在不同的子樣本中產(chǎn)業(yè)集聚變量的估計(jì)系數(shù)均在10%以上的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，上述結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了產(chǎn)業(yè)集聚程度的提高有助于促進(jìn)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升這一理論命題。從數(shù)值量級(jí)來看，產(chǎn)業(yè)集聚變量的估計(jì)系數(shù)呈東、中、西漸減的趨勢(shì)，這說明產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進(jìn)作用存在區(qū)域差異，其在東部地區(qū)最為顯著，中部地區(qū)次之，而西部地區(qū)則最小。

至于控制變量，省際的人均實(shí)際GDP（lngdppc）和資本密集度（lnkl）無論在整體還是子樣本估計(jì)中，均在5%以上的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，這說明市場(chǎng)規(guī)模和固定資本投資是推動(dòng)地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的重要因素。金融發(fā)展、外商直接投資、對(duì)外開放對(duì)省際的出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響均不顯著，對(duì)此我們的解釋是:這一方面可能與中國(guó)長(zhǎng)期以來金融發(fā)展滯后，存在金融壓抑、扭曲等現(xiàn)象有關(guān)。另一方面，外商直接投資和對(duì)外開放實(shí)質(zhì)上是一把雙刃劍，這兩者通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)本土企業(yè)的技術(shù)水平產(chǎn)生促進(jìn)作用；但與此同時(shí)，隨著對(duì)外開放程度的提升，跨國(guó)企業(yè)有可能通過俘虜?shù)姆绞綄⒅袊?guó)的中高技術(shù)制造業(yè)鎖定在價(jià)值鏈的低端環(huán)節(jié)，從而制約了中國(guó)地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。上述正反兩方面效應(yīng)相互抵消，從而導(dǎo)致了外商直接投資和對(duì)外開放對(duì)中國(guó)省際的出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響不顯著。研發(fā)投入變量的估計(jì)參數(shù)的符號(hào)雖然為正。但不具有統(tǒng)計(jì)顯著性意義，這可能與中國(guó)當(dāng)前企業(yè)的研發(fā)投入激勵(lì)和強(qiáng)度不足有關(guān)。人力資本變量的估計(jì)系數(shù)除了西部地區(qū)樣本外均顯著為正，這說明人力資本對(duì)中國(guó)整體、東部或者中部地區(qū)的出口產(chǎn)品質(zhì)量具有正面的促進(jìn)作用；對(duì)西部地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響不顯著，可能與當(dāng)前中國(guó)西部地區(qū)人力資本發(fā)展水平較為低下有關(guān)。

（2）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為考察上面基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們進(jìn)行了如下檢驗(yàn)。

首先，我們運(yùn)用系統(tǒng)GMM兩步法在對(duì)式（8）所示的基準(zhǔn)計(jì)量模型加以拓展的基礎(chǔ)上進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板分析。為保證GMM估計(jì)方法的有效性，我們對(duì)殘差項(xiàng)是否存在一階相關(guān)、二階不相關(guān)以及工具變量是否存在過度識(shí)別約束等進(jìn)行檢驗(yàn)。表3第（1）列的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Arellano-Bond AR（1）test的P值均小于10%，而Arellano-Bond AR（2）test的P值則均在10%之上，從而可以推斷出殘差序列存在一階相關(guān)但不存在二階相關(guān)；Hansen test的P值均大于10%，說明了工具變量不存在過度識(shí)別問題。從估計(jì)結(jié)果來看，一方面出口產(chǎn)品質(zhì)量的滯后一階變量的回歸系數(shù)顯著為正，這揭示了貿(mào)易行為的慣性之所在，從而也說明了利用動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行識(shí)別和估計(jì)的必要性；另一方面，產(chǎn)業(yè)集聚變量的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，且估計(jì)系數(shù)與整體樣本的基準(zhǔn)回歸結(jié)果較為接近，顯見基于系統(tǒng)GMM兩步法得到的估計(jì)結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了上文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。

其次，本文的計(jì)量模型可能存在內(nèi)生性問題，原因如下:一是遺漏變量，盡管在計(jì)量模型中我們已經(jīng)盡可能控制了影響省際層面出口產(chǎn)品質(zhì)量的各種因素，但仍存在由遺漏其它變量導(dǎo)致的內(nèi)生性估計(jì)偏誤的可能；二是省際出口產(chǎn)品質(zhì)量與其產(chǎn)業(yè)集聚度可能存在逆向因果關(guān)系（reverse causality），即地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升可能是該地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚水平提高的結(jié)果，但反過來出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升可能會(huì)反作用并促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚度的提高。為解決上述內(nèi)生性問題引致的估計(jì)偏誤，我們需要為產(chǎn)業(yè)集聚找到一個(gè)可靠的工具變量，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行二階段最小二乘法估計(jì)（2SLS）。借鑒李和陸（Li&Lu）的做法，［17］我們采用1920年中國(guó)的跨區(qū)域人口分布這一指標(biāo)來作為中國(guó)省際層面的產(chǎn)業(yè)集聚水平的工具變量，這樣做的理論依據(jù)在于:（1）一個(gè)地區(qū)的人口或勞動(dòng)力越豐裕，越可能吸引制造商的進(jìn)駐，顯然這最終會(huì)影響到地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚程度；（2）隨著時(shí)間的推移人口分布往往具有延續(xù)性。因此，采用1920年中國(guó)區(qū)域人口分布作為工具變量確保了這一變量與產(chǎn)業(yè)集聚之間存在密切的關(guān)系，但卻不會(huì)通過其它渠道作用于省際層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量。從表3的2SLS的第一階段的回歸結(jié)果來看，1920年中國(guó)跨區(qū)域人口分布變量的估計(jì)系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，這說明了跨區(qū)域人口分布的歷史數(shù)據(jù)與當(dāng)代省際的產(chǎn)業(yè)集聚水平正相關(guān)；此外，K-P rk LM、K-P rk Wald F及Hansen J等統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量均表明了我們所選取的工具變量的有效性。2SLS的第二階段的回歸結(jié)果顯示，在控制了內(nèi)生性問題后，產(chǎn)業(yè)集聚變量的估計(jì)系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，其數(shù)值進(jìn)一步增至0.163，約為前面基準(zhǔn)回歸結(jié)果的2倍，這表明在不考慮內(nèi)生性問題時(shí)容易導(dǎo)致向下的估計(jì)偏誤，即傾向于低估產(chǎn)業(yè)集聚程度的提升對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進(jìn)效應(yīng)。綜上，基于2SLS的估計(jì)結(jié)果仍然印證了本文的理論預(yù)期，并表明產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的邊際效應(yīng)要大于基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3 穩(wěn)健性回歸結(jié)果

四、結(jié)論與政策建議

基于企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量異質(zhì)性理論框架，本文首先闡述了產(chǎn)業(yè)集聚通過促進(jìn)企業(yè)的生產(chǎn)率進(jìn)步進(jìn)而帶動(dòng)地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)這一作用機(jī)理，并運(yùn)用2002～2011年中國(guó)的省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證考察了產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應(yīng)，可得出以下兩點(diǎn):其一，提升地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚水平對(duì)促進(jìn)該地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量的升級(jí)具有顯著的正向作用；其二，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進(jìn)效應(yīng)存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性，即在東部地區(qū)最為顯著，中部地區(qū)次之，而西部地區(qū)最小。

基于上述研究結(jié)論，本文認(rèn)為，要推動(dòng)中國(guó)地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量的升級(jí)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)外貿(mào)增長(zhǎng)方式由數(shù)量型向質(zhì)量型的轉(zhuǎn)變，一個(gè)重要的著力點(diǎn)在于，如何促進(jìn)中國(guó)產(chǎn)業(yè)空間布局的優(yōu)化以及區(qū)域間產(chǎn)業(yè)的均衡發(fā)展。

首先，應(yīng)培育適應(yīng)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)體系，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)空間布局。一是重點(diǎn)培育具有長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展?jié)摿鸵I(lǐng)作用顯著的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)如戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)和特色優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)等，以此推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)；二是促進(jìn)產(chǎn)業(yè)多元化和多樣化，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)體系的橫、縱向發(fā)展，強(qiáng)化產(chǎn)業(yè)體系內(nèi)部的集聚效應(yīng)；三是在促進(jìn)東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的同時(shí)，加大對(duì)中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)的扶持力度，在此基礎(chǔ)上推動(dòng)三大區(qū)域產(chǎn)業(yè)的均衡發(fā)展，縮小區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距；四是優(yōu)化對(duì)外貿(mào)易平臺(tái)建設(shè)，打造層次分明、多點(diǎn)支撐的外貿(mào)發(fā)展新格局。

其次，應(yīng)充分發(fā)揮政府的引導(dǎo)和調(diào)節(jié)作用，提升產(chǎn)業(yè)集聚的質(zhì)量。產(chǎn)業(yè)集聚的形成與發(fā)展一方面與市場(chǎng)機(jī)制、資源稟賦和區(qū)位地理因素等有關(guān)；另一方面離不開政府的引導(dǎo)和調(diào)節(jié)。因此，在借助市場(chǎng)力量推進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚的同時(shí)，還應(yīng)充分發(fā)揮政府這一“看得見的手”的作用。對(duì)此，政府應(yīng)充分結(jié)合當(dāng)?shù)氐膶?shí)際情況，合理進(jìn)行產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略的規(guī)劃編制，避免產(chǎn)業(yè)雷同、產(chǎn)業(yè)鏈單一以及低水平重復(fù)建設(shè)等問題。與此同時(shí)，尊重市場(chǎng)運(yùn)作規(guī)律，從構(gòu)建合理高效的產(chǎn)業(yè)鏈入手，發(fā)掘和強(qiáng)化當(dāng)?shù)仄髽I(yè)在產(chǎn)業(yè)分工鏈條上的優(yōu)勢(shì)環(huán)節(jié)，引入互補(bǔ)性行業(yè)，以完善縱向或者橫向的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)的形成，在此基礎(chǔ)上提升中國(guó)地區(qū)的生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)出口產(chǎn)品質(zhì)量的升級(jí)，進(jìn)而推動(dòng)中國(guó)外貿(mào)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。

再次，必須構(gòu)建創(chuàng)新引領(lǐng)發(fā)展機(jī)制，以制度改革為載體帶動(dòng)中國(guó)產(chǎn)業(yè)的集聚發(fā)展。要推動(dòng)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展，實(shí)現(xiàn)外貿(mào)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型升級(jí)，必須加大制度創(chuàng)新改革力度。對(duì)此，各地區(qū)政府應(yīng)加快轉(zhuǎn)變政府職能，使制度改革創(chuàng)新成為推動(dòng)中國(guó)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要驅(qū)動(dòng)力。對(duì)此，可以通過加大金融改革創(chuàng)新力度并實(shí)施積極的人才培育和引進(jìn)政策等措施，集中各種優(yōu)質(zhì)資源以滿足中國(guó)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的需要，從而為產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展?fàn)I造良好的政策環(huán)境。

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責(zé)任編輯：黎貴才

F269.23

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1005-2674（2016）07-073-08

2015-12-27

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目（15ZDA018）

劉洪鐸（1986-），男，廣東潮州人，暨南大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院博士研究生，主要從事國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)研究；陳和（1979-），男，安徽馬鞍山人，廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)國(guó)際服務(wù)外包研究院副教授，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究；李文宇（1980-），男，四川資陽(yáng)人，西南財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，主要從事空間經(jīng)濟(jì)與城市發(fā)展研究。