王燕 王志強 崔永濤

摘要：文章基于新經(jīng)濟地理學(xué)自由資本垂直聯(lián)系模型，利用1998年～2013年空間面板數(shù)據(jù)對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)空間集聚的影響因素進行了研究。實證研究表明，新經(jīng)濟地理學(xué)所強調(diào)的規(guī)模報酬遞增機制、市場規(guī)模相對大小以及交通的相對便捷度因素對產(chǎn)業(yè)集聚具有顯著正向影響；同時，地區(qū)市場化改革與對外開放的相對進程等制度因素也對產(chǎn)業(yè)集聚具有顯著正效應(yīng)，而人力資本相對優(yōu)勢對區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚無顯著影響。

關(guān)鍵詞：高技術(shù)產(chǎn)業(yè)；新經(jīng)濟地理學(xué)；自有資本垂直聯(lián)系模型；制度因素

一、 引言

中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展規(guī)劃源于1956年制定的《1956至1967年科學(xué)技術(shù)發(fā)展遠(yuǎn)景規(guī)劃綱要》。1986年以后，隨著“863計劃”、“科技攻關(guān)計劃”、“火炬計劃”等一系列發(fā)展規(guī)劃的相繼啟動，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)進入了前所未有的高速發(fā)展階段。目前，中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)又成為創(chuàng)新驅(qū)動新常態(tài)下中國制造業(yè)效率提升和轉(zhuǎn)型升級的重要載體，同時，產(chǎn)業(yè)活動的空間集聚對產(chǎn)業(yè)動態(tài)效率具有顯著影響，即存在“空間非中性”（Baldwin，2003）。因此，對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的空間分布與地區(qū)集聚進行深入研究對進一步研究其動態(tài)效率和轉(zhuǎn)型升級具有重要的現(xiàn)實意義。

在針對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)空間分布的成因研究中，已有的文獻更多的關(guān)注了新經(jīng)濟地理學(xué)所強調(diào)的規(guī)模報酬遞增和正反饋效應(yīng)，而對區(qū)域間的制度差異，即區(qū)域之間第一性的差異關(guān)注較少。因為新經(jīng)濟地理學(xué)是在均質(zhì)空間的假設(shè)基礎(chǔ)上進行推導(dǎo)的，揭示的是均質(zhì)空間上制造業(yè)集聚的原因。而現(xiàn)實中，區(qū)域之間并不是均質(zhì)的，同時這種非均質(zhì)性也會對產(chǎn)業(yè)的空間分布產(chǎn)生影響。本文認(rèn)為，要研究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的空間集聚，除了要考慮規(guī)模報酬遞增和正反饋機制，還應(yīng)該考慮區(qū)域之間的非均質(zhì)性。這種非均質(zhì)性主要體現(xiàn)在制度的區(qū)域間非均質(zhì)性和人力資本的區(qū)域間非均質(zhì)性。具體而言，20世紀(jì)90年代以來，對產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響最大的制度因素莫過于持續(xù)的“市場化”導(dǎo)向的經(jīng)濟體制改革和“引進來，走出去”的開放政策。無論是江蘇或浙江“塊狀經(jīng)濟”，還是廣東“專業(yè)鎮(zhèn)”的出現(xiàn)，都與這些省份先行先試的市場化改革存在密切的關(guān)系。另一方面，經(jīng)濟特區(qū)、沿海開放城市、沿海經(jīng)濟開發(fā)區(qū)等一系列經(jīng)濟開放政策的貫徹落實吸引了大量的外商直接投資，進一步加速了這些地區(qū)產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴大和產(chǎn)業(yè)份額的提升，對沿海省市的工業(yè)集聚起到巨大的促進作用。因此，本文認(rèn)為在尋找中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)空間分布和地區(qū)集聚的影響因素時，除了要考慮新經(jīng)濟地理學(xué)所強調(diào)的市場機制因素，還需要考慮制度因素的影響，即改革開放的影響。另外，與勞動密集型產(chǎn)業(yè)、資本密集型產(chǎn)業(yè)相比，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對人力資本具有相對較高的依賴程度，不同省份間人力資本的差異也會對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的空間分布產(chǎn)生影響，人力資本的地區(qū)集聚會吸引更多的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)。

二、 理論基礎(chǔ)與模型構(gòu)建

1. 理論基礎(chǔ)——來自新經(jīng)濟地理學(xué)的自由資本垂直垂直聯(lián)系模型。以Henderson和Krugman為代表的新經(jīng)濟地理家在D-S分析框架（Dixit & Stiglitz，1977）下，以更為現(xiàn)實的規(guī)模收益遞增、壟斷競爭和冰山交易成本（Samuelson，1952）為分析基礎(chǔ)，提出了一個完整的理論分析框架，從而解釋了產(chǎn)業(yè)空間集聚的機制機理問題。新經(jīng)濟地理學(xué)以產(chǎn)業(yè)的空間均勻分布為起點，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)的空間集聚始于某些歷史事件或偶然事件，可以將這些因素看做外生沖擊，它是由市場機制以外的因素決定的，例如地形地貌差別、資源稟賦狀況、氣候差別、政府的各種政策安排、國家發(fā)展戰(zhàn)略等因素。在外生沖擊的影響下，某些企業(yè)開始遷往另一地區(qū)，這樣，產(chǎn)業(yè)空間的均勻分布被打破，某些地區(qū)的產(chǎn)業(yè)份額開始大于另外一些地區(qū)的產(chǎn)業(yè)份額。在循環(huán)累積機制或正負(fù)反饋機制中，存在兩種力，即聚集力和分散力。最終，產(chǎn)業(yè)空間分布均衡的穩(wěn)定性取決于聚集力和分散力的大小。

羅伯特—尼克德（2002）從較為現(xiàn)實的假設(shè)出發(fā)：即同一產(chǎn)業(yè)不同價值鏈環(huán)節(jié)上的企業(yè)之間相互配套以及資本所得返回到資本所屬地進行消費，構(gòu)建了自由資本垂直聯(lián)系模型（FCVL），以解釋產(chǎn)業(yè)的空間分布。在該模型中，市場接近效應(yīng)指的是為了節(jié)省交易費用和運輸成本，壟斷競爭企業(yè)更愿意定位于市場規(guī)模較大的區(qū)域。對稱均衡下的某個外生沖擊導(dǎo)致一個企業(yè)從西部遷移到東部，這種遷移本質(zhì)上改變了東西部市場規(guī)模的大小，即東部的相對市場規(guī)模擴大了，由于西部的其他企業(yè)要以東部企業(yè)的產(chǎn)品作為中間品，因此，西部企業(yè)為了節(jié)省運輸成本，開始進一步向企業(yè)數(shù)量較大的東部遷移，形成了與需求關(guān)聯(lián)的循環(huán)累積機制或稱后向關(guān)聯(lián)；生產(chǎn)成本效應(yīng)指的是企業(yè)從西部向東部的遷移，使得東部以該企業(yè)產(chǎn)品為中間品的企業(yè)在購買該產(chǎn)品時不用再支付冰山運輸成本，這樣就極大地降低了東部市場的生產(chǎn)價格指數(shù)，從而降低了在東部生產(chǎn)的企業(yè)的生產(chǎn)成本，使企業(yè)在東部生產(chǎn)能夠獲得比在西部生產(chǎn)更多的資本收益，從而吸引更多的企業(yè)轉(zhuǎn)移到東部，形成了與成本關(guān)聯(lián)的循環(huán)累積機制或稱前向關(guān)聯(lián)；市場擁擠效應(yīng)或市場競爭效應(yīng)指的是不完全競爭市場上的企業(yè)趨向于選擇競爭者較少的區(qū)位。當(dāng)前兩種效應(yīng)組成的集聚力較大時，外生沖擊都將導(dǎo)致企業(yè)空間配置的自我強化機制，最終導(dǎo)致核心-邊緣結(jié)構(gòu)為穩(wěn)定均衡，而對稱結(jié)構(gòu)為不穩(wěn)定均衡；而當(dāng)由市場競爭效應(yīng)構(gòu)成的分散力較大時，外生沖擊將導(dǎo)致企業(yè)空間配置的自我糾正機制，最終導(dǎo)致對稱結(jié)構(gòu)為穩(wěn)定均衡，而核心邊緣結(jié)構(gòu)為不穩(wěn)定均衡。

2. 回歸模型構(gòu)建與指標(biāo)說明。根據(jù)新經(jīng)濟地理學(xué)的理論基礎(chǔ)、我國改革開放的制度背景以及高技術(shù)產(chǎn)業(yè)自身的特點等三方面內(nèi)容，回歸模型將包含三大類因素：反映規(guī)模報酬遞增、市場相對規(guī)模以及冰山運輸成本的新經(jīng)濟地理學(xué)因素；反映改革和開放相對進程的制度因素；反映人力資本相對優(yōu)勢的因素。模型構(gòu)建如下：

Yit=β0+β1firmit-1+β2cityit-1+β3incomit-1+β4roadit-1+β5eduit-1+β6exportit-1+β7marketit-1+εit

在本文的模型中，被解釋變量為Yit，表示第t年i地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務(wù)收入占當(dāng)年中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務(wù)收入的比重，這也是Wen（2004），金煜和陳釗等（2006）度量工業(yè)空間分布的變量。之所以選擇主營業(yè)務(wù)收入指標(biāo)，而沒有選擇較增加值、工業(yè)總產(chǎn)值或企業(yè)職工人數(shù)作為因變量，是因為從2009年開始，《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》不再統(tǒng)計“增加值”指標(biāo)，從2012年開始不再統(tǒng)計“當(dāng)年價總產(chǎn)值”指標(biāo)，同時，考慮到20世紀(jì)90年代中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的早期，國有企業(yè)所占比重較大，由于國有企業(yè)往往承擔(dān)著比私營企業(yè)更多的社會責(zé)任，因此，冗員現(xiàn)象長期存在且比較嚴(yán)重。另外，本文選擇的時間年度為1998年～2013年，各年的主營業(yè)務(wù)收入值已經(jīng)轉(zhuǎn)化為1998年可比價格的主營業(yè)務(wù)收入。

在解釋變量方面，首先，本文選擇的反映外部規(guī)模報酬遞增的具體指標(biāo)為：Firmit-1和cityit-1，前者的計算公式是第t-1年i地區(qū)的高技術(shù)企業(yè)數(shù)占比，衡量的是產(chǎn)業(yè)化經(jīng)濟或產(chǎn)業(yè)外部性；后者表示第t-1年i地區(qū)的城市化水平，用非農(nóng)人口占比衡量，反映的是城市化經(jīng)濟。

其次，反映市場相對規(guī)模的指標(biāo)是incomit-1，表示第t-1年i地區(qū)的市場規(guī)模的相對大小，計算公式為當(dāng)年該地區(qū)人均實際GDP的對數(shù)值除以當(dāng)年全國實際人均GDP的對數(shù)值，這也是金煜和陳釗等（2006）消除數(shù)據(jù)異方差的方法。

再次，反映冰山運輸成本的指標(biāo)，即roadit-1，表示第t-1年i地區(qū)的相對公路密度，計算公式為i地區(qū)的公路密度除以當(dāng)年全國平均水平，而i地區(qū)的公路密度=（i地區(qū)的高速路+一級路+二級路長度）/i地區(qū)行政區(qū)劃面積。

最后，反映地區(qū)改革開放相對進程的指標(biāo)包括Exprotit-1和marketit-1。其中，前者表示第t-1年i地區(qū)的相對開放度，用i地區(qū)出口額在當(dāng)?shù)谿DP中的占比除以當(dāng)年全國水平來計算；后者表示第t-1年i地區(qū)的相對市場化水平，用t-1年i的市場化得分除以當(dāng)年全國平均得分來計算，樊綱、王小魯（2010）提供了比較可靠的市場化指數(shù)數(shù)據(jù)。另外，由于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)屬于相對技術(shù)密集型的產(chǎn)業(yè)類型，其空間分布可能要受到地區(qū)人力資本相對優(yōu)勢的影響，因此，本文在最后選擇反映地區(qū)人力資本相對優(yōu)勢的指標(biāo)，即eduit-1，其計算公式為t-1年i地區(qū)大專及以上文化水平人口占比除以當(dāng)年全國水平，而i地區(qū)大專及以上文化水平人口占比=i地區(qū)大專及以上文化水平人口占比/i地區(qū)6歲及以上人口數(shù)。

3. 內(nèi)生性問題與工具變量的選擇。從理論模型中可以看出，一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)空間分布與地區(qū)相對市場規(guī)模之間存在循環(huán)累積的關(guān)系。為了在回歸模型中克服由循環(huán)累積關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文將各自變量取滯后一期。

另一方面，中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中存在大量的外資和港澳臺資企業(yè)，“大進大出”的加工貿(mào)易特征非常明顯。通過計算產(chǎn)業(yè)外向度，即出口交貨值在主營業(yè)務(wù)收入中的占比可知，2000年～2013年間，中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)外向度的平均值為45.00%，雖然2005年～2013年出現(xiàn)逐年下降，但2013年仍然保持在42.47%的較高水平。2000年～2013年間，電子及通信設(shè)備制造業(yè)、電子及辦公設(shè)備制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)外向度平均值分別為49.64%和71.28%，并且電子及辦公設(shè)備制造業(yè)的外向度還存在持續(xù)上升趨勢，截止到2013年底，該產(chǎn)業(yè)外向度為75.99%。鑒于中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)外向度較高的特征，所以，當(dāng)?shù)貐^(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)規(guī)模較大時，該地區(qū)的出口額也較大，也即地區(qū)產(chǎn)業(yè)規(guī)模影響地區(qū)外向度。這樣，利用單方程模型進行估計時就會出現(xiàn)嚴(yán)重的內(nèi)生性偏誤而導(dǎo)致參數(shù)估計結(jié)果有偏。為此，我們尋找相關(guān)的工具變量代理各地相對外向度。Wei和Wu（2001）和金煜、陳釗等（2004）使用的地區(qū)相對開放度的工具變量是各地省會城市到香港和上海兩個主要港口的距離中較近的一個距離?？紤]到天津港作為環(huán)渤海地區(qū)乃至整個北方最大的綜合性港口和對外貿(mào)易出口的實際情況，各地到天津的距離在一定程度上也能夠代理該地的開放度，因此，本文選擇的工具變量是各省省會城市到天津、上海和香港三地的公路距離中較近的一個距離。

三、 實證結(jié)果與政策含義

本文首先對所有變量都進行了固定效應(yīng)模型（第一列）和隨機效應(yīng)模型（第二列）的估計，Hausman固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)檢驗的χ2值為43.61，相應(yīng)的P值0.000<0.05。另外，固定效應(yīng)模型的組間與組內(nèi)R2之差也小于隨機效應(yīng)模型的組間與組內(nèi)R2之差。因此，檢驗認(rèn)為應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。由于在固定效應(yīng)模型的估計中，代表人力資本相對優(yōu)勢的edu指標(biāo)不顯著，因此，將該指標(biāo)剔除，從而再次估計固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型，得到第三列和第四列的估計結(jié)果。Hausman檢驗的χ2值為68.49，相應(yīng)的P值0.000<0.05，檢驗仍然認(rèn)為應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。最后，帶入工具變量進行估計，得到表1第五列的回歸結(jié)果。Hausman檢驗的P值=1.000>0.05，因此，可以認(rèn)為反映外向度的指標(biāo)exportit-1不具有內(nèi)生性。從而，接受FE1模型的估計結(jié)果。

通過面板數(shù)據(jù)的計量回歸，得出以下發(fā)現(xiàn)：

其一是新經(jīng)濟地理因素，包括馬歇爾外部性和雅各布斯外部性在內(nèi)的外部規(guī)模報酬遞增程度、市場相對規(guī)模以及交通的相對便捷度對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的地區(qū)集聚具有顯著的正向影響。同時，這一實證結(jié)果也在一定程度上證實了新經(jīng)濟地理學(xué)關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚的解釋。

其二是轉(zhuǎn)型經(jīng)濟中的制度因素，包括地區(qū)相對市場化程度和對外開放進程對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的地區(qū)集聚具有顯著的正向影響。地區(qū)的相對市場化程度越高、相對開放度越高，則地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的份額越高，表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)的地區(qū)集聚。

其三是人力資本相對優(yōu)勢對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的地區(qū)集聚無顯著影響。這也從側(cè)面反映了目前中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)密集度依然比較低，仍然處于全球高技術(shù)產(chǎn)業(yè)價值鏈的加工組裝等勞動密集型低附加值環(huán)節(jié)，對核心零部件研發(fā)與制造、品牌和營銷渠道構(gòu)建等高附加值環(huán)節(jié)涉及相對較少，最終表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)的地區(qū)集聚和地區(qū)人力資本相對優(yōu)勢關(guān)系不顯著?！?014年中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》統(tǒng)計數(shù)據(jù)也證明，2012年中國在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、辦公會計和計算機制造業(yè)、廣播電視及通信設(shè)備制造業(yè)的研發(fā)經(jīng)費占工業(yè)總產(chǎn)值比重分別為1.68%、1.6%、0.77%和1.78%，而德國在2007年時已經(jīng)分別達到6.87%、8.27%、4.46%和6.28%，美國在2009年時的研發(fā)經(jīng)費占比更是高達19.74%、23.63%、14.49%和21.2%。

在政策含義方面，發(fā)展條件較好且具有一定規(guī)模經(jīng)濟優(yōu)勢的部分中西部省份可以通過進一步完善交通和通信基礎(chǔ)設(shè)施以及加快改革開放的步伐等途徑在一定程度上聚集高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，縮小與東部發(fā)達地區(qū)在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展上的差距。

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作者簡介：王燕（1955-），女，漢族，遼寧省沈陽市人，南開大學(xué)經(jīng)濟與社會發(fā)展研究院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向為產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟與區(qū)域經(jīng)濟；王志強（1990-），男，漢族，山西省運城市人，南開大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士生，研究方向為產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟與區(qū)域經(jīng)濟；崔永濤（1981-），男，漢族，河南省新鄉(xiāng)市人，南開大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士生，研究方向為產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟與區(qū)域經(jīng)濟。

收稿日期：2015-10-12。