摘 要：戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造升級形成的“雙峰逼近效應(yīng)”，將倒逼產(chǎn)業(yè)協(xié)同規(guī)律的識別與政府功能定位。本文在評述協(xié)同發(fā)展文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，采用1998—2011年中國省際數(shù)據(jù)對產(chǎn)業(yè)協(xié)同度影響因素進(jìn)行了空間面板計(jì)量分析。結(jié)果表明，新興產(chǎn)業(yè)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集額中，政府資金比重對協(xié)同度無顯著影響；環(huán)境規(guī)制未能抑制高污染行業(yè)增長，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)高能耗特征依然顯著；人力資本增長提升了協(xié)同水平；而市場化改革效果并不顯著。

關(guān)鍵詞：戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)；傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)；產(chǎn)業(yè)協(xié)同度；產(chǎn)業(yè)政策

中圖分類號：F424 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1000-176X（2015）02-0025-08

一、引言與文獻(xiàn)綜述

作為轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的重要內(nèi)容，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)（下文簡稱“新興產(chǎn)業(yè)”）的技術(shù)帶動(dòng)效應(yīng)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級能否實(shí)現(xiàn)協(xié)同發(fā)展，一直以來都是學(xué)術(shù)界與政府產(chǎn)業(yè)政策制定持續(xù)關(guān)注的熱點(diǎn)。雖然中國新興產(chǎn)業(yè)受到大力的政策支持表現(xiàn)出良好的發(fā)展態(tài)勢，但其與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同程度則處于較低的水平。自2009年以來，中國新興產(chǎn)業(yè)、傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展方面存在較大問題，《中國私營經(jīng)濟(jì)年鑒2010.6—2012.6》的數(shù)據(jù)顯示，2011年中國民營企業(yè)500強(qiáng)中有66家因?yàn)閭鹘y(tǒng)產(chǎn)業(yè)空間小而進(jìn)入新興產(chǎn)業(yè)，占比13.20%；由于政府鼓勵(lì)而進(jìn)入新興產(chǎn)業(yè)的有203家，占比40.60%。從上述統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可以看出，產(chǎn)業(yè)發(fā)展受政府與市場的影響程度較大，產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展需全面布局產(chǎn)業(yè)體系和優(yōu)化政府行為。當(dāng)前中國部分傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)能過剩、環(huán)境污染加劇與部分新興產(chǎn)業(yè)劇烈震蕩所形成的產(chǎn)業(yè)發(fā)展體系需從根源上得到有效控制，必須從產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的內(nèi)在邏輯與政府功能定位上挖掘破解思路。

由于新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的根本區(qū)別在于技術(shù)差異性，國外文獻(xiàn)主要從技術(shù)生命周期理論和耗散結(jié)構(gòu)理論等視角研究產(chǎn)業(yè)演化發(fā)展規(guī)律。Anderson和Tushman[1]指出，技術(shù)演化模型被認(rèn)為是技術(shù)生命周期理論的經(jīng)典模型，隨后得到了Kaplan和Tripsas[2]、Murmann 和Frenken[3]以及Suarez[4]的廣泛拓展。McGahan等[5]認(rèn)為，這些文獻(xiàn)主要關(guān)注的是技術(shù)演化、產(chǎn)業(yè)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)演化過程。Dosi[6]則認(rèn)為主要是研究的宏觀層面的技術(shù)軌跡技術(shù)生命周期理論的相關(guān)文獻(xiàn)還包括對宏觀層面技術(shù)軌跡的研究。蘇屹[7]指出，耗散結(jié)構(gòu)理論最早是由比利時(shí)物理學(xué)家Prigogine在1969年關(guān)于《耗散結(jié)構(gòu)與生命》的國際會議報(bào)告中提出，并與Thom的“突變論”和Haken的“協(xié)同論”一起構(gòu)成系統(tǒng)科學(xué)的“新三論”，并在經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中得到廣泛應(yīng)用。耗散結(jié)構(gòu)理論和耦合系統(tǒng)演化理論通常被應(yīng)用于產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新系統(tǒng)和協(xié)同發(fā)展問題的理論層面研究，正確判斷新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的耦合程度與階段是政府政策制定的基礎(chǔ)。

國內(nèi)學(xué)者對產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展領(lǐng)域的研究具有以下四個(gè)方面的特征：第一，從理論層面界定新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的階段劃分；第二，采用典型案例進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究；第三，從理論層面提出促進(jìn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的政策建議；第四，現(xiàn)有的文獻(xiàn)主要是從評價(jià)方法、視角和內(nèi)容上展開。從研究方法來看，國內(nèi)學(xué)者主要利用系統(tǒng)學(xué)、協(xié)同學(xué)與耗散結(jié)構(gòu)理論分析復(fù)雜系統(tǒng)或產(chǎn)業(yè)協(xié)同機(jī)制。孟慶松和韓文秀[8]基于系統(tǒng)學(xué)的視角首次提出復(fù)合因子、協(xié)調(diào)機(jī)制的概念，建立了一個(gè)可實(shí)際計(jì)算的復(fù)合系統(tǒng)的協(xié)調(diào)度模型，并以“教育—經(jīng)濟(jì)—科技”的復(fù)合系統(tǒng)為例，對該模型的有效性進(jìn)行了驗(yàn)證。王宏起和徐玉蓮[9]采用有序度模型和復(fù)合系統(tǒng)協(xié)同度模型，測度了2000—2010年中國科技創(chuàng)新和科技金融的復(fù)合系統(tǒng)協(xié)同度區(qū)間為[-0.2，0.2]，表明中國還未形成科技創(chuàng)新與科技金融的協(xié)同發(fā)展機(jī)制。綦良群和孫凱[10]結(jié)合協(xié)同學(xué)和耗散結(jié)構(gòu)理論，對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展機(jī)理進(jìn)行了理論分析，并以東北老工業(yè)基地振興為例，提出促進(jìn)老工業(yè)基地產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展機(jī)制，認(rèn)為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的子系統(tǒng)兼有競爭和協(xié)同的相互作用，最終導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)的漲落，而且這種漲落必須有人參與，只有通過制定合理的產(chǎn)業(yè)政策，才能促進(jìn)形成具有耗散結(jié)構(gòu)特征的產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)。

從研究視角來看，近年來部分學(xué)者從產(chǎn)業(yè)耦合發(fā)展模型與博弈模型的角度研究了新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系。熊勇清和李世才[11]從產(chǎn)業(yè)要素、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)布局等視角對新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)子系統(tǒng)的耦合內(nèi)容進(jìn)行了細(xì)致的理論分析，并從理論層面闡述了耦合過程：萌芽階段、成長階段、發(fā)展階段初期和發(fā)展階段中后期分別對應(yīng)于無耦合、低度耦合、中度耦合和高度耦合，其中，在成長階段，需要政府的推動(dòng)機(jī)制，隨后依次為傳導(dǎo)機(jī)制、疊加放大機(jī)制、聯(lián)動(dòng)機(jī)制和融合機(jī)制。陸立軍和于斌斌[12]在進(jìn)化博弈的理論框架下，研究了新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)融合的演化、企業(yè)行為和政府的產(chǎn)業(yè)政策，結(jié)果表明，融合演化分為相互相應(yīng)、協(xié)調(diào)發(fā)展和分化替代等三個(gè)階段，影響融合度的因素主要包括地方政府和龍頭企業(yè)決策，并認(rèn)為地方政府在產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展中具有重要作用。苑清敏和賴瑾慕[13]的研究認(rèn)為，時(shí)變演化是新興產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的耦合發(fā)展過程中的顯著特征，通過技術(shù)、產(chǎn)品、資金和政策等要素，能夠促進(jìn)兩者實(shí)現(xiàn)動(dòng)態(tài)耦合式發(fā)展，并將動(dòng)態(tài)耦合過程分成無耦合、協(xié)調(diào)、發(fā)展極限、衰退和重組等階段，政府作用的發(fā)揮應(yīng)以正確評價(jià)兩者的耦合程度為基礎(chǔ)。楊以文等[14]通過建立結(jié)構(gòu)方程模型，基于昆山新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)制造業(yè)調(diào)研數(shù)據(jù)，研究了產(chǎn)業(yè)升級、增量創(chuàng)新與突破創(chuàng)新的關(guān)系，結(jié)論表明傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)升級到越高階段，突破性創(chuàng)新越容易出現(xiàn)；新興產(chǎn)業(yè)升級到越高階段，越有利于增量創(chuàng)新。

從研究內(nèi)容來看，主要是以政府補(bǔ)貼形式支持新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，多數(shù)文獻(xiàn)研究了補(bǔ)貼的動(dòng)機(jī)與效果。王宇和劉志彪[15]從政府作用的角度研究了補(bǔ)貼方式對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)和新興產(chǎn)業(yè)的影響，研究認(rèn)為不同產(chǎn)業(yè)中研發(fā)的知識溢出效應(yīng)決定了研發(fā)補(bǔ)貼的效果；產(chǎn)業(yè)間具備雙向知識溢出的情形下，生產(chǎn)性補(bǔ)貼在短期促進(jìn)新興產(chǎn)業(yè)增長而抑制傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)增長，此時(shí)的補(bǔ)貼方式所帶來的增長在長期來看不具備持續(xù)性，甚至?xí)璧K技術(shù)進(jìn)步。因而，新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)在發(fā)展的不同階段需對補(bǔ)貼方式進(jìn)行動(dòng)態(tài)調(diào)整。

從上述已有文獻(xiàn)可以看出，上述研究雖然視角比較全面，但很重要的一點(diǎn)是現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究均忽略了新興產(chǎn)業(yè)、技術(shù)溢出與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)效應(yīng)的內(nèi)在邏輯與傳導(dǎo)機(jī)理，而且基本上均為理論分析和案例研究，缺乏基于新興產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的省際樣本數(shù)據(jù)的實(shí)證研究。由于技術(shù)擴(kuò)散、技術(shù)生命周期與產(chǎn)業(yè)協(xié)同存在著密切的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，在中長期的發(fā)展過程中，政府如何根據(jù)發(fā)展階段選擇合理的產(chǎn)業(yè)政策標(biāo)準(zhǔn)，值得深入研究?，F(xiàn)有研究尚未將政府行為納入統(tǒng)一的分析框架中，而且沒有對經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展施加資源環(huán)境的雙重約束，缺乏大樣本數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，研究得出的政策建議通常理論性色彩較濃，針對性和可操作性不足。

本文區(qū)別于以往的研究，將政府行為、資源環(huán)境約束納入產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的影響因素分析框架中，并以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為新興產(chǎn)業(yè)的代表，以各地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的差額作為傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的代表，首次為新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展問題的研究提供省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究，以期為中國新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造升級的協(xié)同推進(jìn)提供實(shí)證上的支持。本文以下的內(nèi)容安排為：第二部分是變量選取、數(shù)據(jù)來源與計(jì)量模型設(shè)定；第三部分是模型相關(guān)檢驗(yàn)與實(shí)證研究；第四部分是本文的研究結(jié)論和政策建議。

二、變量選取、數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定

（一）變量選取、數(shù)據(jù)來源與描述統(tǒng)計(jì)

由于上市公司數(shù)據(jù)僅以企業(yè)為樣本，對資源環(huán)境約束和政府行為難以納入進(jìn)來一并考慮。為此，本文利用1998—2011年中國30個(gè)?。ǖ貐^(qū)）的面板數(shù)據(jù)研究新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同度影響，主要涉及到的數(shù)據(jù)變量有：新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)比重、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集額中政府資金所占比重、環(huán)境污染治理強(qiáng)度、能源消耗總量、人力資本、市場化指數(shù)、人均GDP等，以此全面衡量新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的諸多內(nèi)外部因素的影響。

1.新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)比重

由于傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的范圍較大，且概念較為模糊，本文在衡量時(shí)采用余泳澤和劉大勇[16]的做法，將傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)界定為：食品加工業(yè)、食品制造業(yè)、飲料制造業(yè)、煙草加工業(yè)、紡織業(yè)、服裝及其他纖維制品制造業(yè)、皮革毛皮羽絨及其制造業(yè)、木材加工及竹藤棕草制品業(yè)、家具制造業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、印刷業(yè)制造業(yè)、文教體育用品制造業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)、橡膠制造業(yè)、塑料制造業(yè)、石油加工及煉焦業(yè)、非金屬礦物制造業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)、普通機(jī)械制造業(yè)等 21 個(gè)行業(yè)。由于缺乏省際的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，我們近似將規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值減去高技術(shù)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值得到傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值。

由于學(xué)術(shù)界尚未披露新興產(chǎn)業(yè)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與新興產(chǎn)業(yè)具有相同的屬性，一些學(xué)者例如肖興志和謝理[17]將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)近似作為新興產(chǎn)業(yè)的代表。本文沿用這一做法，將新興產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值之比（記為PRO）作為產(chǎn)業(yè)協(xié)同度指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于各年的《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中1998—2008年數(shù)據(jù)直接從年鑒中獲取，2009—2011年的新興產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)是將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的5個(gè)子行業(yè)，即醫(yī)藥制造業(yè)、航空航天器制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、電子計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備和醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)的當(dāng)年總產(chǎn)值加總得到。

2.政府行為變量

新興產(chǎn)業(yè)的技術(shù)投資與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的改造升級均離不開政府的大力支持，因此，政府在推動(dòng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展方面具有重要的作用，基于數(shù)據(jù)可得性的考慮，本文選取高技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集額中政府資金所占比重（記為FUN）作為政府支持新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展力度的代理變量，由于2009年以后統(tǒng)計(jì)指標(biāo)發(fā)生變化，遂將研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出中政府資金的比重作為代理變量，數(shù)據(jù)均來源于各年的《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度

研發(fā)投入強(qiáng)度（記為RD）作為影響產(chǎn)業(yè)動(dòng)態(tài)的重要變量，對于技術(shù)溢出和技術(shù)采納具有重要推動(dòng)作用，進(jìn)而對新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)比重有著間接影響，本文使用的研發(fā)數(shù)據(jù)是各地區(qū)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出，由于1999年之前指標(biāo)口徑不同，我們采用研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出總額代表，1999—2011年數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，1998年數(shù)據(jù)是依據(jù)1999年和2000年的均值得到，數(shù)據(jù)的單位均換算為億元。

4.資源環(huán)境約束指標(biāo)

本文采用治理工業(yè)污染項(xiàng)目投資額占工業(yè)增加值的比重（記為REG）衡量環(huán)境約束指標(biāo)，治理工業(yè)污染項(xiàng)目投資額和工業(yè)增加值的數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，時(shí)間跨度為1998—2011年；為了有效衡量節(jié)能降耗對產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的影響，本文加入能源消耗總量（記為ENE）作為控制變量，近似作為資源約束的代表，由于電力消費(fèi)在能源消費(fèi)中占據(jù)的比重較大且易于衡量，本文借鑒王火根和沈利生[18]的做法，利用電力消費(fèi)量作為能源消費(fèi)量的代理指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于國研網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

5.控制變量

（1）人力資本（記為HUM）。人力資本對產(chǎn)業(yè)效率、產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步有著直接的影響，借鑒已有文獻(xiàn)的做法，本文將各省每萬人高中、?？坪捅究频脑谛Ｉ鷶?shù)量作為衡量人力資本的指標(biāo)，原始數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。（2）市場化指數(shù)（記為MAR）。市場化程度的高低直接影響著要素在產(chǎn)業(yè)間的流動(dòng)，改變產(chǎn)業(yè)的規(guī)模，進(jìn)而能夠影響到產(chǎn)業(yè)間的發(fā)展程度，所以本文將市場化指數(shù)作為影響產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的控制變量。1998—2010年市場化指數(shù)數(shù)據(jù)直接來源于樊綱等[19]出版的《中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2011年報(bào)告》，2011年數(shù)據(jù)則依據(jù)2009—2010年的數(shù)據(jù)的加權(quán)平均得到。（3）人均GDP（記為PGDP）。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展具有重要的宏觀影響，為此，本文將人均GDP作為新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展影響因素經(jīng)驗(yàn)研究的控制變量，原始數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，上述控制變量在經(jīng)驗(yàn)分析過程中均取自然對數(shù)。

（二）模型設(shè)定

由于創(chuàng)新活動(dòng)具有顯著的技術(shù)外溢性，各地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與創(chuàng)新活動(dòng)的外溢可能具有一定程度的空間相關(guān)性，因此，傳統(tǒng)的面板模型不能夠很好地解決這一問題。為此，本文利用Anselin[20]提出的空間面板計(jì)量模型對新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展程度的影響因素進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究?？臻g計(jì)量模型分為空間滯后（SAR）面板模型和空間誤差（SEM）面板模型兩大類。

空間滯后面板模型的形式為：

Yt=αYt-1+βWYt+Xtγ+φt（1）

空間誤差面板模型的形式為：

Yt=αYt-1+Xtγ+η+φt（2）

其中，φt=τWφt+θt；Yt是每個(gè)省份（i=1，2，...，30）的因變量在t期（t=1，2，...，13）的樣本值構(gòu)成的N×1向量；Xt（自變量）是N×K的矩陣；α與γ（K×1）表示參數(shù)；η=（η1，...，ηN）′；φt=（φ1T，...，φNT）′；θt=（θ1T，...，θNT）′，且獨(dú)立同分布，滿足E（θt）=0，E（θtθt′）=σ2IN，IN表示N階的單位陣；W（N×N）表示空間權(quán)重矩陣（非負(fù)），對角線數(shù)字為0；τ表示空間自相關(guān)系數(shù)；α是區(qū)分面板數(shù)據(jù)模型的最核心指標(biāo)，若α=0，φit=0，表明該模型是靜態(tài)面板模型，若α=0，φit≠0，表明該模型是靜態(tài)空間面板模型，若α≠0，φit≠0，表明該模型是動(dòng)態(tài)空間面板模型。本文建立的新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)比重協(xié)同度的具體模型如下：

PRO=α1+α2FUN+α3REG +α4ENE +α5HUM +α6RD +α7MAR +α8PGDP +φit+θit （3）

其中，φit=τWφit+θt，τ和W分別表示空間相關(guān)系數(shù)和空間權(quán)重矩陣；α1—，α2，α3，α4，α5，α6，α7，α8是模型的相應(yīng)參數(shù)；φit與θit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，θit～（0，σ2）。；τ和W分別表示空間相關(guān)系數(shù)和空間權(quán)重矩陣。

為了考慮經(jīng)濟(jì)增長的擴(kuò)散影響，我們構(gòu)建了包括經(jīng)濟(jì)影響力的空間權(quán)重矩陣。包含經(jīng)濟(jì)影響力的空間權(quán)重矩陣i為省份i的國內(nèi)生產(chǎn)總值，為所有省份國內(nèi)生產(chǎn)總值的平均值，在設(shè)定包含經(jīng)濟(jì)影響力的空間權(quán)重矩陣時(shí)，我們借鑒陳曉玲和李國平[21]的做法，假設(shè)經(jīng)濟(jì)實(shí)力強(qiáng)的省份對周圍省份的經(jīng)濟(jì)影響大，包含經(jīng)濟(jì)影響力的空間權(quán)重矩陣用地理空間權(quán)重矩陣w乘以各個(gè)省份國內(nèi)生產(chǎn)總值占全國所有省份國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重均值為對角線的對角矩陣來表示。各省國內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣的具體表示方法為：

W=w×diag（1，2，...，n），其中，i=1t1-t0+1∑t1t0yit，=1n（t1-t0+1）∑ni=1∑t1t0yit。

計(jì)算出包含技術(shù)影響力的空間權(quán)重矩陣后，利用Matlab軟件將其標(biāo)準(zhǔn)化，行和等于1。

三、經(jīng)驗(yàn)研究

空間計(jì)量回歸過程主要包括空間自相關(guān)檢驗(yàn)、模型形式選擇與估計(jì)結(jié)果等三個(gè)部分。本部分利用第二部分的省際數(shù)據(jù)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)協(xié)同度影響因素的空間計(jì)量回歸分析，以期為新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展提供必要的實(shí)證依據(jù)。

（一）空間自相關(guān)檢驗(yàn)

在空間面板統(tǒng)計(jì)分析中，檢驗(yàn)各地區(qū)變量是否存在空間自相關(guān)的最常用方法是Moran I指數(shù)：

Moran I=n∑ni=1∑nj=1ωij（xi-）（xj-）∑ni=1∑nj=1ωij∑ni=1（xi-）2=∑ni=1∑nj=1ωij（xi-）（xj-）S2∑ni=1∑nj=1ωij（4）

其中，S2=1n∑ni=1（xi-）2，=1n∑ni=1xi；xi表示第i個(gè)省的觀測值；n表示截面樣本量（空間單元數(shù)）；ωij是空間權(quán)重矩陣。Moran I∈[-1，1]，當(dāng)Moran I∈（0，1]時(shí)，表示存在空間正相關(guān)，當(dāng)Moran I∈[-1，0）時(shí)，表示存在空間負(fù)相關(guān)，當(dāng)Moran I=0時(shí)，表示無空間相關(guān)性。為便于對比和確定模型形式的準(zhǔn)確性，我們首先估計(jì)了靜態(tài)面板，結(jié)果如下：

PRO=0.53-0.03FUN+4.27REG-0.10ln（ENE）-0.09ln（HUM）

+0.08ln（RD）+0.02ln（MAR）+0.04ln（PGDP）（5）

（6.19） （-1.53） （3.32） （-11.97）（-5.64）（12.90）（0.70）（3.21）

其中，括號內(nèi)為相應(yīng)變量的t統(tǒng)計(jì)量，2=0.42（擬合程度較低）。由表2可以看出，變量之間存在一定的相關(guān)性。因此，我們針對產(chǎn)業(yè)協(xié)同度影響因素研究建立空間面板模型，以剔除掉變量之間可能存在的空間相關(guān)性，使得實(shí)證結(jié)論更為準(zhǔn)確。從表2的結(jié)果可以看出，中國各省新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的相對比重之間存在高度的正空間自相關(guān)，且在2008—2011年呈現(xiàn)出遞增的趨勢，在一定程度上表明，隨著經(jīng)濟(jì)交往的日益密切，各省產(chǎn)業(yè)協(xié)同表現(xiàn)出較高的空間相關(guān)性；新興產(chǎn)業(yè)科技活動(dòng)籌集額中政府資金所占比重指標(biāo)在2003年以前為正數(shù)，而近年來的Moran I指數(shù)變化為負(fù)數(shù)，這表明政府支持新興產(chǎn)業(yè)科技活動(dòng)的力度呈現(xiàn)出負(fù)的空間自相關(guān)。

為保證實(shí)證模型建立的有效性和便于比較，本文分別建立了靜態(tài)和動(dòng)態(tài)空間面板模型這兩種形式的計(jì)量方程，依據(jù)SAR面板模型與SEM面板模型形式選擇的判別標(biāo)準(zhǔn)，應(yīng)當(dāng)選擇SEM面板模型對新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的影響因素進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。在固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的選擇上，筆者認(rèn)為對于中國各省劃分的產(chǎn)業(yè)協(xié)同程度的計(jì)量模型而言，顯然應(yīng)當(dāng)采取固定效應(yīng)模型更好一些。

（二）經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果

1.靜態(tài)空間面板模型估計(jì)結(jié)果

表4實(shí)現(xiàn)了三種靜態(tài)空間誤差固定效應(yīng)模型的估計(jì)：地區(qū)固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和雙向固定效應(yīng)[22]。三種估計(jì)結(jié)果的空間自相關(guān)系數(shù)均為正，表明新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展存在空間上的促進(jìn)作用。從參數(shù)估計(jì)的顯著性上來看，時(shí)間固定效應(yīng)模型的各參數(shù)顯著性較好，因此，我們選擇時(shí)間固定效應(yīng)模型結(jié)果進(jìn)行解釋。從新興產(chǎn)業(yè)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集額中政府資金所占比重的系數(shù)為負(fù)且不顯著，可以看出，中國各省以資金支持新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的做法并未有效促進(jìn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展，可能的原因在于以獲取資金支持的新興企業(yè)并未具有足夠的創(chuàng)新動(dòng)力，這與郭曉丹和何文韜[23]關(guān)于政府補(bǔ)貼的光環(huán)效應(yīng)并未增加企業(yè)的研發(fā)支出的結(jié)論相印證。因此，針對新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力不足的問題，政府不應(yīng)當(dāng)以增加資金支持為重點(diǎn)，而應(yīng)當(dāng)發(fā)揮企業(yè)在創(chuàng)新投資上的積極性，并為此創(chuàng)造良好的環(huán)境。

從全社會研發(fā)支出的系數(shù)來看，各省總體研發(fā)強(qiáng)度的提高在10%的顯著性水平上促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展，這與研發(fā)支出的技術(shù)外溢效應(yīng)不無關(guān)系，各地區(qū)研發(fā)支出每增長1%，產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)度提高2.09%，因此，增加研發(fā)支出仍然是促進(jìn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同的重點(diǎn)措施；政府環(huán)境規(guī)制顯著降低了新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的相對比重，這表明環(huán)境規(guī)制在一定程度上促進(jìn)了傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增長，意味著傳統(tǒng)高污染的產(chǎn)業(yè)在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下并未減少生產(chǎn)，從側(cè)面可以看出環(huán)境規(guī)制促進(jìn)了傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率，亦即使得傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)得到了基于技術(shù)進(jìn)步的產(chǎn)能增長好處；電力消費(fèi)在10%的顯著性水平上降低了新興產(chǎn)業(yè)相對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的比重，意味著傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)是以高耗能的形式獲得了產(chǎn)值的增長，表明傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的節(jié)能降耗是實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的重點(diǎn)任務(wù)；人力資本在1%的顯著性水平上促進(jìn)了新興產(chǎn)業(yè)相對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的比重，這表明受教育水平的提高對于新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有重要意義；市場化改革對于產(chǎn)業(yè)協(xié)同的影響效果不顯著，在一定程度上說明促進(jìn)生產(chǎn)要素在傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)與新興產(chǎn)業(yè)之間的流動(dòng)是實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要任務(wù)，當(dāng)前的市場化改革效果仍需加強(qiáng)；人均GDP的增長顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展，這表明隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的提高，新興產(chǎn)業(yè)相對于傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的比重將持續(xù)走高，意味著隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，科技引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用將持續(xù)顯現(xiàn)。

2.動(dòng)態(tài)空間面板模型估計(jì)結(jié)果

為甄別產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展過程可能存在的動(dòng)態(tài)性，我們擬以經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣為基礎(chǔ)，引入動(dòng)態(tài)空間誤差模型固定效應(yīng)模型進(jìn)行重新估計(jì)，估計(jì)所需要的Matlab命令運(yùn)用NB逼近估計(jì)法，估計(jì)結(jié)果如表5所示。從估計(jì)結(jié)果來看，在加入新興產(chǎn)業(yè)相對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)比重的一階滯后變量的動(dòng)態(tài)空間計(jì)量模型中，NB逼近估計(jì)法顯示前期的協(xié)同對后期的協(xié)同不存在顯著的動(dòng)態(tài)關(guān)系。值得指出的是，在加入動(dòng)態(tài)因素以后，NB逼近估計(jì)方法的空間相關(guān)系數(shù)的顯著性降低（由表5的時(shí)間固定效應(yīng)估計(jì)出的負(fù)的空間相關(guān)系數(shù)由在1%的顯著性水平上顯著變?yōu)椴伙@著），進(jìn)一步說明靜態(tài)空間面板模型能夠較好地刻畫產(chǎn)業(yè)協(xié)同的特征。從表55的NB逼近估計(jì)方法的估計(jì)結(jié)果來看可以看出，政府資金所占比重的系數(shù)仍為負(fù)數(shù)（不顯著），表明政府支持新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的資金力度越大，產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的程度越低，但降低的效果并不顯著；研發(fā)支出在1%的顯著性水平上促進(jìn)新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的比重提高，與靜態(tài)面板的估計(jì)結(jié)果一致，表明創(chuàng)新投入對于實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展至關(guān)重要；人力資本在5%的顯著性水平上促進(jìn)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展，與靜態(tài)空間面板的估計(jì)結(jié)果一致；市場化改革促進(jìn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展，效果顯著。

四、研究結(jié)論與政策含義

新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造升級所形成的“雙峰逼近效應(yīng)”，對資本、技術(shù)人才以及產(chǎn)業(yè)政策的公平性、適應(yīng)性提出更高要求，探尋產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展機(jī)理與政府作用尤為重要。本文系統(tǒng)梳理了新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的國內(nèi)研究現(xiàn)狀，針對現(xiàn)有研究中僅從理論層面解釋和分析協(xié)同問題的視角，本文區(qū)別于以往關(guān)于協(xié)同發(fā)展的文獻(xiàn)研究，利用1998—2011年的省際數(shù)據(jù)對新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)度的影響因素進(jìn)行了空間面板計(jì)量經(jīng)驗(yàn)研究，研究結(jié)果表明，新興產(chǎn)業(yè)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集額中政府資金所占比重對新興產(chǎn)業(yè)相對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)比重的無顯著影響；環(huán)境規(guī)制在一定程度上并未有效抑制傳統(tǒng)高污染行業(yè)的增長，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的高能耗特征依然顯著；人力資本的增長對于實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同效果顯著；市場化改革對新、舊產(chǎn)業(yè)協(xié)同效果不顯著，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，新興產(chǎn)業(yè)相對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重將持續(xù)提高。本研究對促進(jìn)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展具有重要的理論與政策實(shí)踐價(jià)值。

針對當(dāng)前中國新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中存在的“雙峰逼近效應(yīng)”，本文擬從以下四個(gè)方面對新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展提出相關(guān)的政策建議：第一，政府在推動(dòng)新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展中應(yīng)避免單純?yōu)榇龠M(jìn)技術(shù)創(chuàng)新而增加政府支持新興產(chǎn)業(yè)的資金，應(yīng)當(dāng)發(fā)揮企業(yè)創(chuàng)新主體的作用，著重發(fā)揮對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造升級的資金支持，鑒于新興產(chǎn)業(yè)仍處于發(fā)展的初期階段，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)仍然占據(jù)經(jīng)濟(jì)的支柱地位，對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)技術(shù)改造的投入將能夠更大程度地促進(jìn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展；第二，環(huán)境規(guī)制在促進(jìn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)減排方面的作用較為積極，應(yīng)當(dāng)適度加強(qiáng)高污染傳統(tǒng)行業(yè)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，增加治理環(huán)境污染的投資對于實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同效果顯著；第三，加強(qiáng)人力資本建設(shè)，由于人力資本在實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同方面存在著顯著的推動(dòng)作用，因此，在人力資本的培育與應(yīng)用方面，應(yīng)著重加強(qiáng)創(chuàng)新人才培育和加大就業(yè)市場的流動(dòng)性，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展；第四，深化市場化改革力度，由于市場化改革的目的在于使得生產(chǎn)要素能夠以市場機(jī)制為作用進(jìn)行流動(dòng)，產(chǎn)業(yè)間的人才、技術(shù)和資源的共享成為實(shí)現(xiàn)互利共贏的關(guān)鍵所在，因此，應(yīng)當(dāng)著重發(fā)揮市場配置資源的決定性作用，努力實(shí)現(xiàn)新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展突破“雙峰逼近效應(yīng)”，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)向質(zhì)量和效益的協(xié)同發(fā)展轉(zhuǎn)變。參考文獻(xiàn)：

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（責(zé)任編輯：徐雅雯）