襄陽市產(chǎn)業(yè)集群與城鎮(zhèn)化互動發(fā)展實證分析

李曉翠，鄭國山

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襄陽市產(chǎn)業(yè)集群與城鎮(zhèn)化互動發(fā)展實證分析

李曉翠，鄭國山

(湖北文理學院管理學院，湖北襄陽 441053)

利用襄陽市1994—2013年產(chǎn)業(yè)和城鎮(zhèn)化時序數(shù)據(jù)，用多變量VAR模型、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗、脈沖分析及方差分解等方法實證分析其產(chǎn)業(yè)集群與城鎮(zhèn)化之間的互動關系. 實證結果表明：襄陽市產(chǎn)業(yè)集群與城鎮(zhèn)化之間存在長期均衡關系，但互動發(fā)展不協(xié)調，第二產(chǎn)業(yè)集群、第三產(chǎn)業(yè)集群與城鎮(zhèn)化之間互為因果關系，城鎮(zhèn)化是第一產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展的格蘭杰原因，且城鎮(zhèn)化對第三產(chǎn)業(yè)沖擊的脈沖響應效果要比第三產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)化的沖擊的脈沖效應要強. 并提出相關對策和建議實現(xiàn)產(chǎn)城協(xié)調發(fā)展.

襄陽市；產(chǎn)業(yè)集群；城鎮(zhèn)化；格蘭杰因果檢驗

城鎮(zhèn)化發(fā)展與產(chǎn)業(yè)發(fā)展密切相關，產(chǎn)業(yè)集群為城鎮(zhèn)化發(fā)展提供產(chǎn)業(yè)支撐，而城鎮(zhèn)化的發(fā)展為產(chǎn)業(yè)的集聚提供了基礎條件. 李克強總理在有關城鎮(zhèn)化的系列講話中反復指出，城鎮(zhèn)化需要不斷強化產(chǎn)業(yè)支撐[1]. 2013年襄陽的城鎮(zhèn)化率(54.82%)高于全國平均水平(53.73%)[2]，襄陽市的城鎮(zhèn)化已進入中期加速發(fā)展階段，鑒于此，為把襄陽建設成為中部地區(qū)具有重要影響力的現(xiàn)代化區(qū)域中心城市，增強襄陽的服務功能，提升襄陽城市的輻射能力，有必要分析襄陽市產(chǎn)業(yè)集群與城鎮(zhèn)化之間的關系，分析現(xiàn)狀及存在的主要矛盾，并提出相應對策來實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集群與城鎮(zhèn)化的良性互動.

1 文獻綜述

國外關于產(chǎn)業(yè)集群和城鎮(zhèn)化關系的研究文獻較多，如Myrdal、Pred等人認為產(chǎn)業(yè)促進城鎮(zhèn)化的發(fā)展，而城鎮(zhèn)化反過來也促進產(chǎn)業(yè)的發(fā)展[3, 4]；Krugman提出，產(chǎn)業(yè)集聚將導致制造業(yè)中心城鎮(zhèn)形成[5]；埃德溫·米爾斯的城市形成模型揭示了城鎮(zhèn)化發(fā)展的主要動力是產(chǎn)業(yè)集聚和區(qū)位選擇[6]；Scott從企業(yè)與成本的角度分析產(chǎn)業(yè)區(qū)位集聚會促進城鎮(zhèn)化的發(fā)展[7]. 國外的學者傾向于研究高度發(fā)展的產(chǎn)業(yè)集群和高水平的城市化之間的相互關系，構建成熟的分析模型，以大量數(shù)據(jù)為輔助，逐步形成較完善的理論體系.

國內(nèi)學者關于產(chǎn)業(yè)集群與城鎮(zhèn)化互動關系的研究頗豐，具有代表性的如劉錚認為城鎮(zhèn)化因產(chǎn)業(yè)集聚而受益[8]；李敦瑞提出在產(chǎn)業(yè)集群與城鎮(zhèn)化互動策略中要規(guī)范政府的角色定位，兼顧統(tǒng)籌傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)和高新技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，提高創(chuàng)新能力，強化創(chuàng)新力的培養(yǎng)，同時營造良好的社會文化環(huán)境[9]；仇保興認為新型工業(yè)化與城鎮(zhèn)化互動發(fā)展的重要途徑就是產(chǎn)業(yè)集群[10]；程劍偉、張貴先等通過實證來揭示產(chǎn)業(yè)集群和城鎮(zhèn)化發(fā)展之間的互動關系[11, 12].

綜上所述，國內(nèi)外關于產(chǎn)業(yè)集群與城鎮(zhèn)化互動發(fā)展的研究成果較為豐富，其結論和建議也具有一定借鑒意義，但由于產(chǎn)業(yè)集群區(qū)域性特征、各地城鎮(zhèn)化發(fā)展階段及其特色不同，因此上述這些文獻的相關建議不具有普遍意義，必須結合區(qū)域特點和實際提出相應對策. 從現(xiàn)有研究文獻的研究對象看，有研究全國的，也有研究區(qū)域的，如對河南省、江蘇省、湖北省、皖江市等，但目前尚無相關文獻研究襄陽市產(chǎn)業(yè)集群和城鎮(zhèn)化互動發(fā)展關系. 因此，本文擬利用1994—2013年的時序數(shù)據(jù)，通過VAR模型和脈沖響應函數(shù)等實證研究襄陽市產(chǎn)業(yè)集群與城鎮(zhèn)化之間的互動關系及影響程度，旨在分析襄陽市現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)集群與城鎮(zhèn)化發(fā)展的現(xiàn)狀及存在的問題，從而提出適應襄陽市產(chǎn)業(yè)集群和新型城鎮(zhèn)化互動發(fā)展的相關對策和建議.

2 指標選取及說明

2.1產(chǎn)業(yè)集群指標體系

國外關于產(chǎn)業(yè)集群評價指標的設計較為成熟，主要從產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)企業(yè)個數(shù)、集群內(nèi)從業(yè)人員總數(shù)、產(chǎn)業(yè)集群對GDP的貢獻率等方面對集群進行評價. 國內(nèi)目前尚無可以涵蓋全國范圍、權威且系統(tǒng)的產(chǎn)業(yè)集群統(tǒng)計指標和統(tǒng)計數(shù)據(jù)，各省市也是根據(jù)各自需求從不同口徑和內(nèi)容方面來統(tǒng)計數(shù)據(jù). 國內(nèi)外學者關于產(chǎn)業(yè)集群程度的衡量較多采用區(qū)位商法，可通過區(qū)位商系數(shù)來判斷一個區(qū)域內(nèi)哪些產(chǎn)業(yè)較于全國比較集聚或具有更高的競爭力，其計算公式為：

其中，L表示第區(qū)域的第產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值；L為第區(qū)域的國民生產(chǎn)總值；L為全國第產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值，為全國的國民生產(chǎn)總值. 一般認為，若LQ＞1，則表明產(chǎn)業(yè)存在集群現(xiàn)象，比較集中；區(qū)位商越大，則專業(yè)化水平越高，集群程度也越高.

從現(xiàn)有文獻看，大多數(shù)研究中關于產(chǎn)業(yè)集群評價指標的設計都沒有對行業(yè)進行細分，而是用第一、二、三產(chǎn)業(yè)的區(qū)位商來衡量各產(chǎn)業(yè)的集中度. 因此，本文也把一、二、三產(chǎn)業(yè)的區(qū)位商作為第一、二、三產(chǎn)業(yè)集群的指標進行分析.

2.2 城鎮(zhèn)化率指標

城鎮(zhèn)化率是衡量城鎮(zhèn)化程度的重要指標，通常用非農(nóng)人口占總人口的比重來反映人口向城市聚集的過程和程度. 本文也選用襄陽市非農(nóng)人口與襄陽市總人口的比例來反映其城鎮(zhèn)化程度，即

襄陽城鎮(zhèn)化率=襄陽市非農(nóng)業(yè)人口/襄陽市總人口 (2)

3 樣本數(shù)據(jù)和模型選取

3.1 樣本數(shù)據(jù)

由于在1994年前隨州市隸屬襄陽市(原襄樊市，2010年更名為襄陽市，本文統(tǒng)稱為襄陽市)管轄，1994年后襄陽市的行政區(qū)劃沒有變化. 因此，本文選擇1994—2013年的相關數(shù)據(jù)進行實證分析. 本文數(shù)據(jù)來源于《襄陽市統(tǒng)計年鑒》、《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》.

由表1可以看出，根據(jù)襄陽市人口情況和式(2)，1994 —2013 年襄陽市的城鎮(zhèn)化率(見表1)是遞增的. 根據(jù)公式(1)，可以分別計算出襄陽市第一、二、三產(chǎn)業(yè)的區(qū)位商系數(shù)(見表2).

表1 襄陽市1994—2013年人口及各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值及GDP情況

表2 襄陽市三大產(chǎn)業(yè)的區(qū)位商系數(shù)

根據(jù)表2，襄陽市1994—2013年第一產(chǎn)業(yè)的區(qū)位商均大于1，可以看出襄陽市第一產(chǎn)業(yè)在全國具有區(qū)位商優(yōu)勢，第一產(chǎn)業(yè)的集中度較高；第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的區(qū)位商的均值為0.92和0.63，兩者的區(qū)位商均小于1，說明第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)集中度不高，但第二產(chǎn)業(yè)從2010年以后，區(qū)位商大于1，且逐年增長，產(chǎn)業(yè)集群優(yōu)勢逐漸凸顯，而第三產(chǎn)業(yè)與全國相比，比較落后，且從2004年以后，呈下降趨勢.

3.2 模型選擇

以UR表示城鎮(zhèn)化率，由于國內(nèi)通常用三大產(chǎn)業(yè)集中反映產(chǎn)業(yè)的聚集情況，本文以ALQ、ILQ、SLQ分別代表襄陽市第一、二、三產(chǎn)業(yè)區(qū)位商作為反映產(chǎn)業(yè)集群變動的代理變量. 為了解釋城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)集群的互動關系，本文將運用Stata12.0軟件對襄陽市1994—2013年的時序數(shù)據(jù)使用多變量VAR模型來驗證. 假定在給定條件下，當期城鎮(zhèn)化UR受到當期三大產(chǎn)業(yè)集群程度ALQ、ILQ、SLQ的影響，而ALQ、ILQ、SLQ也受到當期UR的影響，本文建立由這4個內(nèi)生變量組成的多變量VAR模型，即

其中，y是一個1′的矩陣，且等于(ALQ, ILQ, SLQ)，是常數(shù)項，是滯后階數(shù).

4 實證分析及結果

4.1 平穩(wěn)性檢驗

由于時間序列多數(shù)是不平穩(wěn)的，為保證結果的穩(wěn)建性，防止出現(xiàn)“偽回歸問題”，在建立 VAR模型前先對各個時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，以確?；貧w結果的有效性和無偏性. 本文采用ADF檢驗方法判斷各變量的平穩(wěn)性，結果都不是平穩(wěn)的，對其做差分處理后在相應顯著水平下平穩(wěn)，結果見表3.

表3 變量ADF檢驗

4.2 協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗的目的是判斷變量之間是否存在長期均衡關系，從表4可以看出，至少存在1個協(xié)整方程，說明變量間存在長期均衡關系.

表4 UR、ALQ、ILQ、SLQ的協(xié)整檢驗結果

4.3 格蘭杰因果檢驗

通過協(xié)整檢驗，表明襄陽市城鎮(zhèn)化水平和產(chǎn)業(yè)集群之間存在著協(xié)整關系. 但這種長期的均衡關系究竟是城鎮(zhèn)化引起產(chǎn)業(yè)集群變動的結果，還是產(chǎn)業(yè)集群引起城鎮(zhèn)化變動的結果，還是互為因果關系？在經(jīng)濟學上確定一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因，或者它們二者是否互為因果，一般用格蘭杰因果關系檢驗. 因此，為了探索城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)集群之間的關系，引入格蘭杰因果關系檢驗. 本文將城鎮(zhèn)化與第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的區(qū)位商按照兩兩組合的方式，進行格蘭杰因果關系檢驗. 結果如下表5.

表5 格蘭杰因果檢驗結果

從表5的檢驗結果看，DILQ、DSLQ與DUR存在明顯的雙向因果關系，DALQ與DUR存在單向的因果關系，產(chǎn)業(yè)結構的變化對城鎮(zhèn)化有一定影響. 在1%的置信水平上，城鎮(zhèn)化是第一產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展的格蘭杰原因，說明襄陽市農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群促進其區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，并帶動其城鎮(zhèn)化發(fā)展. 在5%的置信水平上，第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)集群是城鎮(zhèn)化發(fā)展的格蘭杰原因，城鎮(zhèn)化又是第二產(chǎn)業(yè)集群的格蘭杰原因，說明襄陽市工業(yè)和服務業(yè)對其城鎮(zhèn)化的發(fā)展有較強的解釋能力，城鎮(zhèn)化為其工業(yè)集群的發(fā)展提供了大量的勞動力、資金等資源，進一步促進其工業(yè)集群的升級. 在10%的置信水平上，城鎮(zhèn)化是服務業(yè)的格蘭杰原因，說明襄陽市服務業(yè)與其城鎮(zhèn)化的發(fā)展息息相關.

4.4 多變量VAR模型分析

由于沒有相互之間不存在格蘭杰原因的變量，可以確定這4個變量都可以納入VAR模型分析. 考慮到小樣本的準確性，綜合運用LR、FPE、AIC、HQIC、SBIC等4個準則指標對VAR模型的階數(shù)進行識別，從表6可以看到，LR、AIC、HQIC和SBIC的值不能同時達到最小，則選擇顯著性變量最多對應的階數(shù)作為VAR的最優(yōu)滯后階數(shù). 從表6可以看出，大多數(shù)準則選擇4階滯后，但因為FPE準則4階為空值，故模型選擇滯后3階.

表6 VAR模型的階數(shù)識別

對變量UR、ALQ、ILQ、SLQ進行VAR模型回歸，滯后期選擇滯后1、2、3期，其無約束回歸方程如下：

UR=-2.2331-0.5028 UR-1-0.9530 UR-2-0.9530 UR-3-0.1260 ALQ-1+ 0.3237 ALQ-2+ 0.3348 ALQ-3+ 0.2331 ILQ-1+ 1.6752 ILQ-2+ 0.4853 ILQ-3-0.8960 SLQ-1+ 1.0855 SLQ-2+ 0.0540 SLQ-3

ALQ= 3.8387-0.1021 UR-1+ 1.3937 UR-2-0.1739 UR-3+ 0.6193 ALQ-1-0.5237 ALQ-2-0.5078 ALQ-3+ 0.6906 ILQ-1-2.8351 ILQ-2+ 0.2995 ILQ-3+ 1.4960 SLQ-1-1.7117 SLQ-2+ 0.0217 SLQ-3

ILQ= 0.9080 + 0.2923 UR-1-0.8445 UR-2-0.0949 UR-3-0.8691 ALQ-1-0.1452 ALQ-2+ 0.4957 ALQ-3-2.2113 ILQ-1+ 0.9761 ILQ-2+ 2.3675 ILQ-3-2.3197 SLQ-1+ 0.5596 SLQ-2+ 1.9458 SLQ-3

SLQ=-1.3384-0.2838 UR-1+ 0.7726 UR-2+ 0.3811 UR-3+ 0.9297 ALQ-1+ 0.2693 ALQ-2-0.3875 ALQ-3+ 3.1682 ILQ-1-0.8093 ILQ-2-2.5027 ILQ-3+ 3.1011 SLQ-1-0.5869 SLQ-2-1.8302 SLQ-3

上述模型回歸方程反映了城鎮(zhèn)化和三大產(chǎn)業(yè)之間的長期均衡關系. 通過觀察各個變量的回歸系數(shù)、回歸系數(shù)估計量的標準差、回歸系數(shù)估計量的Z統(tǒng)計值發(fā)現(xiàn)，該VAR模型可以通過檢驗. 由于格蘭杰因果檢驗只說明了城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)集群之間存在因果關系，不能說明該因果的短期關系. 要想弄清兩者之間的短期動態(tài)關系，需要進行脈沖分析，在這之前要進行平穩(wěn)性檢驗(見圖1). 結果發(fā)現(xiàn)，被估計的VAR模型所有根的模的倒數(shù)小于1，即模型的所有單位根都位于單位圓之內(nèi)，表明該模型是穩(wěn)定的.

圖1 VAR模型的單位根檢驗

4.5 脈沖分析

上述已經(jīng)證明了該VAR模型是穩(wěn)定的，而且存在一定因果關系，因此可以使用脈沖分析函數(shù)考察襄陽市城鎮(zhèn)化與其第一、二、三產(chǎn)業(yè)短期之間是如何相互影響的. 脈沖響應函數(shù)主要是分析模型受到?jīng)_擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響. 圖2包含的6個小圖是襄陽市城鎮(zhèn)化發(fā)展與其三大產(chǎn)業(yè)的脈沖響應函數(shù)曲線，反映的是其城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)集群之間的短期動態(tài)影響關系，其中X軸表示響應函數(shù)的滯后期，Y軸表示變量的響應程度，黑線表示脈沖相應函數(shù)，陰影部分正負兩倍標準差的偏離帶.

(a) (b)

(c) (d)

(e) (f)

圖2襄陽市城鎮(zhèn)化發(fā)展與其三大產(chǎn)業(yè)的脈沖響應函數(shù)曲線

由圖2 (a)可以看出襄陽市城鎮(zhèn)化與其第一產(chǎn)業(yè)集群(即農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群)兩者之間明顯不具備互逆的因果關系. 對城鎮(zhèn)化施加一個負的沖擊后，當期會對第一產(chǎn)業(yè)集群產(chǎn)生負影響，進入1期后有小幅上升并逐步趨于穩(wěn)定，說明城鎮(zhèn)化的發(fā)展對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群有一定帶動作用，但程度非常小. 圖2 (b)的動態(tài)軌跡與圖2 (a)截然不同，說明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群對于襄陽市城鎮(zhèn)化幾乎沒有作用，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群不是其城鎮(zhèn)化發(fā)展的原因.

從圖2 (c)可以看到，當給予第二產(chǎn)業(yè)集群一個正外部沖擊后，隨即城鎮(zhèn)化上升，第1期以后逐漸呈下降趨勢，到第4期Y的響應程度接近0，然后又略有上升，隨后趨于平穩(wěn)；從圖2 (d)可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化對于第二產(chǎn)業(yè)集群的影響在開始也呈上升趨勢，第1期后，逐漸趨于穩(wěn)定. 因此，可以得出城鎮(zhèn)化和第二產(chǎn)業(yè)相互影響，這也說明第二產(chǎn)業(yè)有利于促進襄陽市的城鎮(zhèn)化，反過來，城鎮(zhèn)化一定程度上也促進了襄陽市第二產(chǎn)業(yè)集群的發(fā)展，這是一個良性循環(huán)的過程.

從圖2 (e)和圖2 (f)可以發(fā)現(xiàn)，當在本期對城鎮(zhèn)化給予一個負的沖擊后，當期會對第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生負的影響，進入1期后有小幅上升到第4期達到最高點，隨后逐步趨于穩(wěn)定，說明城鎮(zhèn)化的發(fā)展對襄陽市第三產(chǎn)業(yè)集群有一定的帶動作用；當對第三產(chǎn)業(yè)給予一個負的沖擊后，城鎮(zhèn)化呈下降趨勢，第3期后負效應達到最低(即在第3期Y的響應程度是0.01)，隨后上升，到第4期后，隨后各期對城鎮(zhèn)化的作用趨于穩(wěn)定. 同時，從圖2 (e)和圖2 (f)可以看出，城鎮(zhèn)化對第三產(chǎn)業(yè)沖擊的脈沖響應效果要比第三產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)化的沖擊的脈沖效應要強，一定程度上也說明襄陽市的城鎮(zhèn)化與其第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的不協(xié)調性(非一致性).

4.6 方差分解

脈沖分析能夠了解城鎮(zhèn)化和三大產(chǎn)業(yè)集群相互之間是怎樣影響的，而方差分解可以進一步闡述城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)集群之間的關系，特別是可以分析出三大集群對城鎮(zhèn)化發(fā)展沖擊的貢獻程度，量化城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)集群相互擾動的相對重要程度. 由于通過因果關系檢驗發(fā)現(xiàn)襄陽市第一產(chǎn)業(yè)集群不是其城鎮(zhèn)化發(fā)展的格蘭杰原因，因此在方差分解時須剔除該變量，則本文對襄陽市城鎮(zhèn)化的方差分解結果如下表7所示.

表7 城鎮(zhèn)化(UR)的方差分解結果

由表7可以看出，在2013年以后的1~10年內(nèi)，襄陽市第二產(chǎn)業(yè)集群的升級對其城鎮(zhèn)化發(fā)展的貢獻在初期起著相當大的作用，工業(yè)集群化是其城鎮(zhèn)化的加速器和基本經(jīng)濟內(nèi)涵，但此后逐步減弱，到第10年，貢獻率僅為2.238%，但在此期間第二產(chǎn)業(yè)集群的發(fā)展對襄陽市城鎮(zhèn)化的貢獻仍比較穩(wěn)定，從第5年開始基本穩(wěn)定在2%左右，且具有長期效應；在1~4年內(nèi)，襄陽市第三產(chǎn)業(yè)集群對其城鎮(zhèn)化的貢獻在迅速增加，在第4年達到最大，為14.6265%，服務業(yè)的推動作用明顯，從第5年開始，其貢獻率逐步下降，到第10年降到7.1051%，并在后4年一直維護在7%左右，但仍然比第二產(chǎn)業(yè)最大貢獻時的程度要高，說明第三產(chǎn)業(yè)集群對襄陽市城鎮(zhèn)化的影響最大. 方差分析的結果表明，第二、三產(chǎn)業(yè)集群對襄陽市城鎮(zhèn)化的作用具有長期性和穩(wěn)定性.

5 結論與建議

本文通過襄陽市1994—2013年的時序數(shù)據(jù)實證分析襄陽市城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)集群之間存在著長期均衡關系，而且其第二產(chǎn)業(yè)集群、第三產(chǎn)業(yè)集群與城鎮(zhèn)化之間互為因果關系，城鎮(zhèn)化是第一產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展的格蘭杰原因，且對第三產(chǎn)業(yè)沖擊的脈沖響應效果要比第三產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)化的沖擊的脈沖效應要強，一定程度上也說明襄陽市的城鎮(zhèn)化與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的非一致性. 在2013年以后的1~10年內(nèi)，第二產(chǎn)業(yè)集群的升級在初期對其城鎮(zhèn)化的發(fā)展貢獻很大，此后逐漸減弱并以2%的貢獻率趨于穩(wěn)定，第三產(chǎn)業(yè)集群對其城鎮(zhèn)化的影響最大，平均貢獻率為8.44%. 因此，可以通過相關政策來促進襄陽市城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)集群，尤其是其第二、三產(chǎn)業(yè)集群的互動發(fā)展. 根據(jù)上述分析發(fā)現(xiàn)，襄陽市產(chǎn)業(yè)集群與其城鎮(zhèn)化之間存在一定的互動關系，但目前發(fā)展存在不協(xié)調性，因此，本文提出如下對策建議：

1)充分發(fā)揮政府的引導作用. 一方面，政府要科學規(guī)劃城鎮(zhèn)建設和產(chǎn)業(yè)布局，另一方面政府也要營造良好的政務環(huán)境，如改善投資環(huán)境和資本、人才和技術創(chuàng)新集聚的條件等，健全服務體系. 但在產(chǎn)業(yè)集群和城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中，政府要把握好參與的度，不要參與太多、干預過深.

2)科學規(guī)劃，實現(xiàn)產(chǎn)城協(xié)調發(fā)展. 政府在制定城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃時，按照《國務院關于中西部地區(qū)承接產(chǎn)業(yè)專業(yè)的指導意見》(國發(fā)[2010]28號)和財政部、國土資源部聯(lián)合發(fā)布的《關于進一步做好國家新型工作化產(chǎn)業(yè)示范基地創(chuàng)建工作的指導意見》等一系列政策文件要求，要綜合考慮兩者之間的互動關系，加強區(qū)域產(chǎn)業(yè)引導，統(tǒng)籌資源稟賦、環(huán)境容量和市場半徑，促進產(chǎn)城互動發(fā)展，推進重點功能區(qū)和產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)建設[13]，加強產(chǎn)業(yè)集群區(qū)的基礎設施建設并提升公共服務水平和質量，實現(xiàn)產(chǎn)城協(xié)同推進、協(xié)調發(fā)展.

3)加強主導產(chǎn)業(yè)和龍頭支柱產(chǎn)業(yè)發(fā)展. 可通過主導產(chǎn)業(yè)和龍頭支柱產(chǎn)業(yè)帶動相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展. 積極延伸產(chǎn)業(yè)鏈，形成有特色的區(qū)域品牌，充分發(fā)揮區(qū)域品牌效應和產(chǎn)業(yè)集群的集聚效應，促進更多相關產(chǎn)業(yè)和要素向集群聚集，從而促進城鎮(zhèn)化的發(fā)展. 此外，地方政府通過優(yōu)惠政策全力扶持和培育龍頭企業(yè)，使之不斷發(fā)展壯大，使其成為集群內(nèi)的核心增長極而帶動相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展或衍生出新的產(chǎn)業(yè)集群，通過產(chǎn)業(yè)鏈來增強城鎮(zhèn)的競爭力和創(chuàng)新能力.

4)加強公共服務保障體系. 借鑒經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的經(jīng)驗，加強基礎設施和公共服務體系(如管理咨詢、運輸、教育、物流等)的建設，公共服務保障體系越完善，越能吸引大量外來企業(yè)投入資金和技術到區(qū)域集群內(nèi)，優(yōu)秀的人才也會集聚到集群內(nèi)，從而促進集群的發(fā)展，反過來，產(chǎn)業(yè)、人口和生產(chǎn)要素在空間上的集中也推動城鎮(zhèn)化的發(fā)展.

5)加強環(huán)境治理，構建良好的生態(tài)環(huán)境，提升產(chǎn)業(yè)集群和城鎮(zhèn)化發(fā)展的環(huán)境承載力. 根據(jù)湖北省統(tǒng)計局和國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)，2012年，襄陽萬元地區(qū)生產(chǎn)總值能耗為1.0448噸標煤/萬元，為全國平均水平的 1.5 倍，因此，在加強城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展的同時，要改變傳統(tǒng)的生產(chǎn)模式，在企業(yè)層面和區(qū)域層面積極發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟，遵循 3R(減量化、再使用、再循環(huán))原則，構建循環(huán)經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)體系，把廢物綜合利用與建設循環(huán)經(jīng)濟結合起來，把企業(yè)清潔生產(chǎn)、產(chǎn)品結構調整與技術改造、解決結構性污染結合起來.

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Empirical Analysis of the Interactive Development Between Industrial Clusters and Urbanization in Xiangyang City

LI Xiaocui, ZHENG Guoshan

(School of Management, Hubei University of Arts and Science, Xiangyang 441053, china)

Based on the industrial and urbanization data of 1994—2013 in Xiangyang City, the interactive relationship between industrial clusters and urbanization is analyzed by using multivariate VAR model, co integration test, Granger causality test, impulse analysis and variance decomposition method. Empirical results show that there is a long-term equilibrium but uncoordinated relationship between the Xiangyang industrial clusters and urbanization, and there is a causal relationship between the second industrial cluster, the three industrial clusters and urbanization, urbanization is the Granger causality of the first industry cluster development and Urbanization Impact on the third industry pulse response to pulse effect is stronger than that of the impact of the three industries to urbanization. In view of the above empirical results, the paper proposes the relevant countermeasures and suggestions to achieve coordinated development of production city.

Xiangyang City; Industry cluster; Urbanization; Granger causality test

F207

A

2095-4476(2015)11-0032-08

2015-10-12;

2015-10-27

湖北省人文社科重點研究基地——鄂北區(qū)域發(fā)展研究中心重點項目(2015JDZ006)

李曉翠(1974— ), 女, 湖北襄陽人, 湖北文理學院管理學院副教授, 武漢理工大學博士生, 主要研究方向: 技術經(jīng)濟及管理.

(責任編輯：饒 超)