張 晴

（滁州學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽滁州 239000）

戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力的空間溢出效應(yīng)
——基于安徽省地市空間面板模型

張 晴

（滁州學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽滁州 239000）

文章利用安徽各地市2005-2014年面板數(shù)據(jù)，在明確各地市經(jīng)濟(jì)競爭力和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚均存在顯著空間相關(guān)性的基礎(chǔ)上，構(gòu)建空間面板模型，運(yùn)用偏微分分解各地市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力的空間溢出效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：對區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)競爭力作用方面，各地市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚作用顯著為正，但效果低于資金、科技投入；對區(qū)域間經(jīng)濟(jì)競爭力作用方面，各地市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚作用為正但不顯著，表明安徽各地市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚相關(guān)配套較弱，可能呈現(xiàn)割裂式發(fā)展傾向。在此基礎(chǔ)上提出安徽培育戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚、提升區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力的政策建議。

戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚；經(jīng)濟(jì)競爭力；空間計(jì)量；安徽

一、引言

戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對有效提升區(qū)域競爭力具有積極作用。2012年底，國家發(fā)改委、財(cái)政部聯(lián)合發(fā)布《關(guān)于推進(jìn)區(qū)域戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展試點(diǎn)工作的指導(dǎo)意見》（發(fā)改高技［2012］3438號），提出包括安徽在內(nèi)的5個試點(diǎn)省份，“培育戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)集聚使之成為提升經(jīng)濟(jì)競爭力的新動力①。試點(diǎn)以來，安徽省戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展迅速，2015年9月，安徽省人民政府確定的首批戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展基地的工業(yè)總產(chǎn)值3 082.7億元，增幅高于全部規(guī)模以上工業(yè)11個百分點(diǎn)②。2016年7月，安徽省人民政府又確定了第二批省戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展基地③?？梢?，培育、發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對安徽各地市經(jīng)濟(jì)競爭力具有重要作用。但集聚本質(zhì)上是一個地理現(xiàn)象，安徽各地市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚和區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力是否具用空間特征？兩者的空間特征是否相關(guān)？戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚除對區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)競爭力產(chǎn)生積極影響外，對臨近區(qū)域是否產(chǎn)生阻礙的“虹吸效應(yīng)”或帶動的“溢出效應(yīng)”？

由于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)尚無統(tǒng)一的統(tǒng)計(jì)分類（劉艷，2013）［1］，戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響的定量研究較為薄弱。為數(shù)不多的文獻(xiàn)就開發(fā)園區(qū)采用問卷調(diào)研（鈕欽等，2013；趙玉林，2015）［2-3］，或就上市公司借用國泰安數(shù)據(jù)庫（胡靜，2015）［4］，或基于全國層面（劉艷，2013；喻登科，2016）［1，5］研究戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的關(guān)系特征。然而，上述研究多基于經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象互不相關(guān)且空間均質(zhì)的假定局限（劉華軍，2014）［6］，并且忽略的空間因素在產(chǎn)業(yè)集聚中發(fā)揮著重要作用。Anselin（1988）提出，運(yùn)用普通回歸模型，并未充分考慮區(qū)域經(jīng)濟(jì)及經(jīng)濟(jì)因素在空間范圍內(nèi)的依賴關(guān)系，導(dǎo)致檢驗(yàn)結(jié)果推論誤差［7］。擴(kuò)大文獻(xiàn)范圍，在產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響領(lǐng)域，引入空間因素的文獻(xiàn)如丁藝（2010）基于截面數(shù)據(jù)建立空間誤差（SEM）、空間滯后模型（SLM），估計(jì)金融集聚對經(jīng)濟(jì)增長的作用［8］。周凱等（2013）利用SLM、SEM空間計(jì)量模型揭示了金融集聚對經(jīng)濟(jì)增長的影響，結(jié)論并未將金融發(fā)展的空間滯后項(xiàng)納入估計(jì)結(jié)果［9］。陳立泰等（2012）運(yùn)用省級面板數(shù)據(jù)構(gòu)建SLM、SEM空間計(jì)量模型考察服務(wù)業(yè)（人力、資本、就業(yè)）集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響，并就回歸系數(shù)評價服務(wù)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響［10］。

縱觀以上文獻(xiàn)，本文認(rèn)為引入空間因素定量分析戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力影響更為合理。另外，考慮到區(qū)域經(jīng)濟(jì)一般也具有空間分布特征，對區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力的建模也應(yīng)該考慮其空間自相關(guān)影響因素。根據(jù)Lesage and Pace（2009）提出的“如果因變量的空間滯后項(xiàng)的系數(shù)不為零時，回歸系數(shù)不能直接反應(yīng)自變量對因變量的影響程度”，否則將導(dǎo)致推論結(jié)果缺乏可信度［11］。因此，本文通過空間面板杜賓模型進(jìn)行建模，并通過偏微分效應(yīng)分解法，探索戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚及其他控制變量對區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力的空間溢出效應(yīng)，以期提升研究的客觀性。

二、模型與方法

（一）模型設(shè)定與變量說明

空間計(jì)量模型是在原有模型的基礎(chǔ)上引入空間矩陣，根據(jù)變量與空間矩陣的交互效應(yīng)，可分為空間誤差模型（SEM）、空間滯后模型(SLM)、空間杜賓模型（SDM）等。

相對于空間誤差模型（SEM）和空間滯后模型（SLM），空間杜賓模型（SDM）是更一般的模式［12］，既包括因變量、又包括自變量的空間交互項(xiàng)，其基本模型為：

其中，Y代表因變量；X代表各個自變量；m為地市個數(shù)；ε代表誤差項(xiàng)；W為空間矩陣，WY、WX代表因變量、自變量的空間交互項(xiàng)；α為常數(shù)項(xiàng)；lm代表m×1階單位矩陣。其中，若δ=0時，（1）式即為空間滯后（SLM）模型；若λ=0、δ=0且ε=υWε+ψ時，（1）式即為空間誤差（SEM）模型，此時，Wε代表誤差項(xiàng)的空間依賴。

結(jié)合本文的研究內(nèi)容，為消除異方差，取自然對數(shù)構(gòu)建空間面板杜賓模型的一般形式為：

其中，Wlnjzljt為因變量的空間交互項(xiàng)，WX表示各自變量的空間交互項(xiàng)，常數(shù)項(xiàng)為α0，γ、δ為k×1階需估計(jì)的參數(shù)向量。

模型中，jzlit表示i市經(jīng)濟(jì)競爭力指數(shù)。立足經(jīng)濟(jì)要素的產(chǎn)出視角，將經(jīng)濟(jì)競爭力分解為5個產(chǎn)出型一級指標(biāo)（經(jīng)濟(jì)水平、產(chǎn)業(yè)水平、基礎(chǔ)設(shè)施、貿(mào)易水平和科技水平）及若干個二級指標(biāo)，并運(yùn)用主成分分析法，測算安徽各地市的經(jīng)濟(jì)競爭力。

jjdit表示戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚程度。根據(jù)區(qū)位熵的計(jì)算方法，見公式（3），jjdit取值越大，代表集聚程度越高。其中，ci表示某市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，Ci表示某市所有產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值總和，di表示全國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，Di表示全國所有產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值總和。本文借鑒劉艷（2013）的方法，選取13個替代性產(chǎn)業(yè)以解決戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)困難［1］。

lit表示勞動力的投入情況，采用各地市的從業(yè)人數(shù)來表示。

kit表示人均固定資產(chǎn)投資額，代表資本存量。本文按照永續(xù)盤存法，借鑒李健（2016）的做法，根據(jù)kt=itpt+(1-γ)kt-1計(jì)算資本存量。其中，it為t期的投資量，kt、kt-1為當(dāng)期與上一期的資本存量，γ為折舊率［13］。

rdit表示研發(fā)投入，選用R＆D投入占該市GDP的比重來表示。

zit表示政策因素，用該年度該市政府開支占其GDP比重來測算。

基于數(shù)據(jù)的可得考慮，文章收集2005-2014年的安徽16地市（巢湖市因行政撤銷而未納入）上述指標(biāo)數(shù)據(jù)，初始數(shù)據(jù)來自于《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》、WIND數(shù)據(jù)庫、全國統(tǒng)計(jì)年鑒，安徽統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)等。

（二）空間計(jì)量方法

1.全局自相關(guān)性檢驗(yàn)

根據(jù)地理學(xué)第一定律，距離越近事物間的互相關(guān)聯(lián)性越強(qiáng)。區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力在區(qū)域間存在不同程度的互相依賴，即空間自相關(guān)性（Anselin，1988）［7］。全局自相關(guān)程度用Moran’I衡量，公式如下：

其中，m為研究區(qū)域內(nèi)空間單元個數(shù)；wij是空間權(quán)重矩陣；qi和qj分別是區(qū)域i和j的觀測值，。I絕對值越大，說明該經(jīng)濟(jì)屬性與周邊區(qū)域的依賴性及空間相關(guān)性越強(qiáng)［12］。

2.空間權(quán)重設(shè)定

采用空間權(quán)重定義區(qū)域間的空間距離，其亦是空間計(jì)量的基礎(chǔ)。空間距離可有多種設(shè)定方式，如相鄰距離矩陣、地理距離矩陣等。本文將其設(shè)定為相鄰空間權(quán)重wij，采用“車”相鄰，即區(qū)域間若存在共同的邊界，則記為wij=1，否則記為wij=0［12］。

3.空間效應(yīng)分解方法

采用Lesage and Pace（2009）的偏微分法，對空間杜賓模型的結(jié)果進(jìn)行計(jì)算，以達(dá)到對自變量空間效應(yīng)分解的目的。現(xiàn)將Durbin模型基本式（1）進(jìn)行移項(xiàng)：

Im為單位矩陣，σ為自變量個數(shù)，Xσ為各個自變量，其中σ=1,2,…,q?，F(xiàn)令Rσ(W)=(Im-λW)-1× (Imγσ+Wδσ)，故得：

其中，Rσ(W)ij=?yi?xjσ代表間接效應(yīng)，即j城市的第σ自變量對i城市因變量的影響；Rσ(W)ij=?yi?xiσ代表直接效應(yīng)，即i城市的第σ自變量對i城市因變量的影響。每個自變量的總效應(yīng)為兩種效應(yīng)之和［12］。

三、實(shí)證分析

（一）全局自相關(guān)性檢驗(yàn)

基于以上分析，本文擬采用Moran’I指數(shù)，驗(yàn)證區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力及戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚是否存在地理相關(guān)性。運(yùn)用ArcGIS10.2軟件，在生成鄰近空間權(quán)重矩陣w的基礎(chǔ)上，測算安徽16地市2005-2014年的兩經(jīng)濟(jì)變量的Moran’I指數(shù)及其檢驗(yàn)值，具體見表1所列。表中所有年份的p值均符合顯著性檢驗(yàn)，且Moran′I值呈現(xiàn)增長趨勢，表明安徽區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力及戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚的空間依賴特征明顯，也確定計(jì)量中增加空間滯后變量的必要性。

表1 安徽省16地市區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚莫蘭指數(shù)

（二）相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

計(jì)算安徽省各地市的經(jīng)濟(jì)競爭力指數(shù)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚2005-2014年的相關(guān)系數(shù)（見表2），系數(shù)均在0.4以上，最高為0.558，且均通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，表明安徽各地市區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)之間具有較強(qiáng)相關(guān)性。

表2 區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚的相關(guān)系數(shù)

（三）模型構(gòu)建

如表3所示，首先，通過運(yùn)用安徽16地市的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建一般面板模型，進(jìn)行對比分析。由于F檢驗(yàn)值為133.97，Hausman檢驗(yàn)值為276.71，均在5%的顯著水平下拒絕了原假設(shè)，選擇個體固定效應(yīng)模型（Panel-FE）。通過LM檢驗(yàn)一般面板固定效應(yīng)模型是否存在空間相關(guān)性，檢驗(yàn)值為0.497 9，10%的顯著水平下不能拒絕存在空間相關(guān)性的原假設(shè)，表明一般面板模型不能很好地分析兩者關(guān)系，應(yīng)在模型構(gòu)建中考慮空間因素。

根據(jù)鄰近空間矩陣w，構(gòu)建空間面板模型，空間模型采用廣義矩估計(jì)（GM），為找到最合適的模型進(jìn)行分析，分別構(gòu)建固定效應(yīng)空間滯后模型（SLM）、固定效應(yīng)空間誤差模型（SEM）、固定效應(yīng)空間杜賓模型（SDM）。由于Hausman檢驗(yàn)在5%顯著水平下均顯著，故采取固定效應(yīng)模型（FE）。根據(jù)各模型LM檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行選擇，并對空間杜賓模型空間交互項(xiàng)進(jìn)行F檢驗(yàn)。

具體檢驗(yàn)結(jié)果見表3所列，其中，***、**、*分別表示于1%、5%、10%的水平通過顯著性檢驗(yàn)。固定效應(yīng)空間滯后模型（SLM-FE）除lnl沒有通過顯著性檢驗(yàn)外，其他檢驗(yàn)結(jié)果均顯著，固定效應(yīng)空間誤差模型（SEM-FE）在10%的顯著水平下沒有通過LM檢驗(yàn)，且lnl和lnz沒有通過顯著性檢驗(yàn)。固定效應(yīng)空間誤差模型1（SDM-FE1）將所有解釋變量的空間滯后項(xiàng)均作為解釋變量，結(jié)果空間滯后項(xiàng)均不顯著，F(xiàn)檢驗(yàn)沒有通過。經(jīng)過不斷嘗試，選取lnjjd的空間滯后項(xiàng)進(jìn)入模型，構(gòu)建固定效應(yīng)空間誤差模型2(SDMFE2)，除lnl不顯著外，各項(xiàng)檢驗(yàn)結(jié)果均在10%的顯著水平下顯著，相比固定效應(yīng)空間滯后模型（SLMFE）擬合度也較高，且根據(jù)J.Paul Elhorst（2011）研究，若空間杜賓模型（SDM）不被拒絕，最好采用這種更一般的模型［15］。因此選擇固定效應(yīng)空間誤差模型2 (SDM-FE2)作為效應(yīng)分解的基礎(chǔ)模型。

表3 模型估計(jì)結(jié)果

（四）空間溢出效應(yīng)分解

根據(jù)公式（6）進(jìn)行分解，分解檢驗(yàn)結(jié)果見表4所列，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚（jjd）每提升1%，直接提升本地市經(jīng)濟(jì)競爭力0.041 3%，統(tǒng)計(jì)上顯著，間接效應(yīng)提升區(qū)域間經(jīng)濟(jì)競爭力0.016 5%，統(tǒng)計(jì)上不顯著。從直接效應(yīng)看，安徽各地市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚能夠帶動本區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力，具有正向作用，這與大部分學(xué)者的研究類似。從間接效應(yīng)看，安徽各地市戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)集聚對臨近區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力的影響弱化，可能是區(qū)域間戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚配套存在欠缺，不能形成跨區(qū)域的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)合作，提升區(qū)域間經(jīng)濟(jì)競爭力有限。如安徽省現(xiàn)確定的22個戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚基地，相關(guān)配套的僅合肥、蕪湖兩地相關(guān)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展基地，各地市戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)集聚呈現(xiàn)出割裂式發(fā)展的態(tài)勢。

表4 自變量的效應(yīng)分解結(jié)果

勞動力（l）每提升1%，直接效應(yīng)提升本區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力0.032 6%，統(tǒng)計(jì)上顯著，間接提升區(qū)域間經(jīng)濟(jì)競爭力0.007 9%，統(tǒng)計(jì)上不顯著。對其他影響因素進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)勞動力對區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)競爭力的提升作用最弱，考慮到解釋變量中還設(shè)置了科研投入一項(xiàng)，可能安徽各地市低層次勞動力占比較高，效率較低，對區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力帶動作用不明顯，并且安徽省屬于勞務(wù)輸出大省，一般勞動力并不缺乏，區(qū)域間影響微弱。

資本投入（k）每提升1%，提升本區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力的直接效應(yīng)為0.541 6%，對區(qū)域間經(jīng)濟(jì)競爭力影響的間接效應(yīng)為0.086 7%，均通過檢驗(yàn)。資本投入的直接效應(yīng)最高，表明目前安徽投資拉動型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式并未改變，投資仍是帶動安徽經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最主要動力。但間接效應(yīng)為負(fù)且顯著，說明投資的“虹吸效應(yīng)”仍然大于“擴(kuò)散效應(yīng)”［14］，加大投資會吸引周邊城市的各種資源，降低區(qū)域間城市經(jīng)濟(jì)競爭力，如合肥市資本投入指標(biāo)一直較高，其經(jīng)濟(jì)競爭力指數(shù)增速也快于其他地市，客觀上降低周邊城市的經(jīng)濟(jì)競爭力。

政府政策（z）支出每增加1%，提高本區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力的直接效應(yīng)0.034 7%，對區(qū)域間經(jīng)濟(jì)競爭力影響的間接效應(yīng)為0.011 4%，均通過檢驗(yàn)。直接效應(yīng)方面，可能安徽各地市財(cái)政支出增速快于區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力的提升，對區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力的正向促進(jìn)作用效率較低。間接作用方面，各地市地方政策的著力點(diǎn)為“本地區(qū)”，區(qū)域間的招商競爭、給予的優(yōu)惠政策導(dǎo)致間接效應(yīng)為負(fù)。

科研投入（rd）每提升1%，提升本區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力0.046 5%，提升區(qū)域間經(jīng)濟(jì)競爭力0.017 6%，且均顯著。直接效應(yīng)方面科研投入對安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力的帶動作用有限，低于資本投入，但高于勞動力，說明安徽省各地市高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展不強(qiáng)，占比不高，帶動作用有限。間接效應(yīng)方面表明科研投入在安徽省各地市的外部性較好，知識溢出效應(yīng)對區(qū)域間帶動性較強(qiáng)。

四、結(jié)論與建議

本文采用空間計(jì)量方法，檢驗(yàn)安徽戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力的空間溢出效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)安徽戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力均具有空間相關(guān)性特征，且兩者存在顯著相關(guān)關(guān)系。通過空間面板模型建模，發(fā)現(xiàn)安徽各地市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力直接效應(yīng)為正且較為顯著，但帶動作用低于資金投入、科技投入，高于勞動力、政府政策，表明目前安徽區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力還主要依靠投資拉動，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力拉動作用不強(qiáng)；間接效應(yīng)方面，相對于資金投入、政府政策顯著負(fù)作用和科技投入顯著正作用，其作用結(jié)果與勞動力相似，為正但不顯著。究其原因可能是安徽區(qū)域間戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚配套性、聯(lián)系性不強(qiáng)，地市間戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚呈現(xiàn)割裂式發(fā)展傾向。為充分發(fā)揮戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚對安徽區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力的帶動作用，建議從以下方面入手：第一，進(jìn)一步鼓勵資金、智力流向戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，發(fā)揮資金投入和科技投入的帶動力較強(qiáng)的作用，打造較好的產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境與產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)，重點(diǎn)培育與推動戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展，做大其對區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力的直接效應(yīng)影響；第二，促進(jìn)城市間戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚交流，加速資源、要素、知識的充分流動，發(fā)揮科技較強(qiáng)空間溢出效應(yīng)，推動戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚在區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)鏈接，建立戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚基地跨區(qū)域合作機(jī)制，做大戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚的城市間溢出效應(yīng)；第三，協(xié)調(diào)發(fā)展各地市戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚，防范區(qū)域間經(jīng)濟(jì)競爭力發(fā)展差距過大，發(fā)揮政府政策正的直接效應(yīng)和負(fù)的間接效應(yīng)，適當(dāng)引導(dǎo)資金向落后地區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚傾斜，帶動落后地區(qū)經(jīng)濟(jì)競爭力。

注釋：

①源自中央政府門戶網(wǎng)站“安徽省戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展入選國家試點(diǎn)”（http://www.gov.cn/gzdt/2013-10/25/con?tent_2515041.htm.）。

②源自安徽省統(tǒng)計(jì)局“戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)值”（http://da?ta.ahtjj.gov.cn/.）。

③源自安徽省政府門戶網(wǎng)站“安徽省人民政府關(guān)于確定第二批省戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展基地的通知”（http://xxgk. ah.gov.cn/UserData/DocHtml/731/2016/8/30/29065071525 3.html.）。

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［責(zé)任編輯：余志虎］

The Spatial Spillover Effect of Strategic Emerging Industry Agglomeration on Regional Economic Competitiveness—Based on the Spatial Panel Mode of Anhui Prefecture-level City

ZHANG Qing
(School of Economics&Management,Chuzhou University,Chuzhou 239000,China)

On the basis of the significant spatial correlation between regional economic competitiveness and strategic emerging industry agglomeration,this paper,employing the panel data of all prefecture-level cities in Anhui province from 2005 to 2014,constructs the spatial panel model,and uses the partial differential decomposition method to analyze the spatial spillover effects of strategic emerging industry agglomeration on regional economic competitiveness in all cities.The results show that: The strategic emerging industrial agglomeration of all cities exerts significant positive spillover effects on regional economic competitiveness，but the effects are lower than that of capital investment,scientific and technological investment;The spatial spillover effects of strategic emerging industrial agglomeration of all cities on the inter-regional economic competitiveness are positive,but not significant,which indicates that the relevant matching of strategic emerging industry agglomeration of all cit?ies is weak,and may show the trend of fragmented development.According to the study results,the paper puts forward policy suggestions on fostering strategic emerging industry agglomeration and enhancing regional economic competitiveness for Anhui province.

strategic emerging industry agglomeration;economic competitiveness;spatial econometrics;Anhui province

F127；F263

A

1007-5097（2016）12-0030-05

10.3969/j.issn.1007-5097.2016.12.005

2016-08-10

國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目（15CGL002）；安徽省教育廳人文社會科學(xué)研究重點(diǎn)項(xiàng)目（SK2014A334）；安徽社科聯(lián)社科普及規(guī)劃項(xiàng)目（LF2015011）；滁州學(xué)院工商管理重點(diǎn)學(xué)科平臺規(guī)劃項(xiàng)目（2015GH37）；安徽省社科聯(lián)項(xiàng)目（SKL201506）

張晴（1985-），女，江蘇宿遷人，講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士，研究方向：產(chǎn)業(yè)集聚，產(chǎn)業(yè)政策。