東童童

?

空間視角下工業(yè)集聚的所有制效率影響及效應(yīng)分解

東童童

地區(qū)間工業(yè)集聚水平和工業(yè)所有制效率均存在空間溢出效應(yīng)，需從多層面提高工業(yè)效率，需作細(xì)分研究。基于集聚經(jīng)濟(jì)理論，運(yùn)用空間計(jì)量模型，考察工業(yè)集聚對工業(yè)體系中不同所有制效率的影響及效應(yīng)分解。將所有制因素納入Ciccone和Hall的產(chǎn)出密度理論模型中，推導(dǎo)出工業(yè)集聚與工業(yè)所有制效率的理論關(guān)系。選取中國31個(gè)省級(jí)區(qū)域2004-2013年的數(shù)據(jù)，用空間面板計(jì)量方法對理論模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：工業(yè)集聚水平提升能夠帶動(dòng)工業(yè)所有制效率的有效提升，同時(shí)，二者均表現(xiàn)出顯著的空間溢出效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，提高工業(yè)所有制效率應(yīng)當(dāng)重視工業(yè)集聚發(fā)展；工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要重視區(qū)域協(xié)同性與共享地區(qū)間的溢出效應(yīng)；新型工業(yè)化道路與所有制經(jīng)濟(jì)改革，需要繼續(xù)深化開放發(fā)展和內(nèi)資提質(zhì)。

工業(yè)集聚； 所有制效率； 效應(yīng)分解； 空間視角

一 引 言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)體制實(shí)現(xiàn)了由政策導(dǎo)向型向市場主導(dǎo)型的重大轉(zhuǎn)變。由此，我國工業(yè)布局由改革開放前的分散轉(zhuǎn)向改革開放后的東部沿海地區(qū)集聚。工業(yè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間集中產(chǎn)生了規(guī)模效應(yīng)和外部效應(yīng)，也促使工業(yè)經(jīng)濟(jì)在東部沿海地區(qū)集聚和發(fā)展。這一方面使得我國內(nèi)資企業(yè)通過競爭效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)提升生產(chǎn)效率；另一方面，投資環(huán)境的改善吸引了大批外資和港澳臺(tái)資本進(jìn)入內(nèi)地市場，使得多種所有制經(jīng)濟(jì)共同發(fā)展且日趨繁榮，進(jìn)而推動(dòng)整個(gè)工業(yè)效率的提升。從這個(gè)角度看，工業(yè)集聚與工業(yè)所有制效率之間存在著密切關(guān)系。2014年以來，國家層面多次提出“增強(qiáng)所有制經(jīng)濟(jì)活力”以及“加快發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)”等重要觀點(diǎn)。因此，本文對工業(yè)集聚與不同所有制效率關(guān)系問題的探討，有助于從學(xué)術(shù)層面理順二者之間的關(guān)系，以期對我國所有制經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和改革提出政策層面的啟示。

工業(yè)集聚與生產(chǎn)效率關(guān)系方面的研究發(fā)現(xiàn)，工業(yè)集聚與生產(chǎn)效率具有內(nèi)生性(Ciccone，2002[1]；Brulhart和Mathys，2007[2]；Ushifusa和Tomohara,2013[3])，工業(yè)集聚與生產(chǎn)效率之間具有相互強(qiáng)化作用，但過高的工業(yè)集聚會(huì)產(chǎn)生擁擠效應(yīng)而降低生產(chǎn)率(范劍勇，2006[4]；柯善咨和姚德龍，2008[5])。

關(guān)于集聚經(jīng)濟(jì)的所有制效應(yīng)，學(xué)術(shù)界大致從兩種視角開展研究，一是不同所有制類型企業(yè)的集聚效應(yīng)，一是集聚經(jīng)濟(jì)對外商投資的效應(yīng)。關(guān)于不同所有制類型企業(yè)的集聚效應(yīng)問題，研究普遍認(rèn)為不同所有制類型的企業(yè)，其集聚效應(yīng)存在顯著差異，國有企業(yè)的集聚效應(yīng)最差，而民營企業(yè)和外資企業(yè)的集聚效應(yīng)相對較高(Vakhitov和Bollinger，2010[6]；He和Wang，2012[7]；劉修巖和陳至人，2012[8])。國外學(xué)者普遍認(rèn)為集聚經(jīng)濟(jì)是吸引外商投資的重要因素之一(Guimaraes et al.，2000[9]；Campos 和Kinoshita，2003[10]；Wren和Jones，2012[11])，中國學(xué)者也得到了與此相一致的研究結(jié)論(賀燦飛和魏后凱，2001[12]；冼國明和文東偉，2006[13]；張俊妮和陳玉宇，2006[14])。

綜上可知，既有研究尚存在以下不足：(1)基本上是將某一類型所有制經(jīng)濟(jì)作為對象，鮮有從整個(gè)所有制市場發(fā)展?fàn)顩r展開研究；(2)缺少表征整個(gè)所有制市場發(fā)展?fàn)顩r的測度指標(biāo)，少有學(xué)者從宏觀視角研究工業(yè)所有制效率問題；(3)較少從理論模型入手推導(dǎo)工業(yè)集聚與工業(yè)所有制效率的關(guān)系；(4)很少從空間相關(guān)性入手，導(dǎo)致實(shí)證結(jié)論可能是有偏的。

基于上述問題考慮，本文擬在以下方面進(jìn)行擴(kuò)展和補(bǔ)充：(1)從理論模型中推導(dǎo)出工業(yè)集聚與工業(yè)所有制效率的作用關(guān)系；(2)對工業(yè)集聚與工業(yè)所有制效率的特征現(xiàn)狀進(jìn)行一般性統(tǒng)計(jì)描述；(3)運(yùn)用空間計(jì)量方法對工業(yè)集聚與工業(yè)所有制效率的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)；(4)計(jì)算工業(yè)所有制效率空間影響的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。

接下來的結(jié)構(gòu)安排是：第二部分在Ciccone和Hall(1993)[15]集聚經(jīng)濟(jì)理論的基礎(chǔ)上提出工業(yè)集聚與工業(yè)所有制效率關(guān)系的理論模型；第三部分選取研究變量、構(gòu)建指標(biāo)并進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析；第四部分展示實(shí)證結(jié)果，進(jìn)一步分析各影響因素對工業(yè)所有制效率的空間溢出效應(yīng)；最后是結(jié)論和政策啟示。

二 理論模型

本文選取經(jīng)典的Ciccoue和Hall(1993)[15]的產(chǎn)出密度理論模型作為理論推導(dǎo)基礎(chǔ)。該模型適用于不同類型所有制經(jīng)濟(jì)，本文對其進(jìn)行了擴(kuò)展。假設(shè)區(qū)域i中存在m種類型的所有制經(jīng)濟(jì)，區(qū)域i中的第j類所有制經(jīng)濟(jì)的工業(yè)產(chǎn)出密度如下式所示：

(1)

其中，qij、nij、kij、Qij和θij分別為區(qū)域i中j類型所有制工業(yè)的產(chǎn)出密度、就業(yè)密度、資本密度、總產(chǎn)出和生產(chǎn)效率，Ai為區(qū)域i總面積。α為區(qū)域i中j類型所有制工業(yè)單位面積資本和勞動(dòng)的規(guī)模報(bào)酬，當(dāng)α>1時(shí)，表示規(guī)模報(bào)酬遞減；當(dāng)α=1時(shí)，表示規(guī)模報(bào)酬不變；當(dāng)α<1時(shí)，表示規(guī)模報(bào)酬遞增。β為區(qū)域i中j類型所有制工業(yè)單位面積勞動(dòng)產(chǎn)出貢獻(xiàn)率，0<β≤1。λ為產(chǎn)出密度參數(shù)，當(dāng)λ>1時(shí)，集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生正外部性。同時(shí)，存在以下關(guān)系：qij=Qij/Aij，nij=Nij/Aij，kij=Kij/Aij。其中，j=1，2，…，m。Nij和Kij分別為區(qū)域i中j類型所有制經(jīng)濟(jì)的工業(yè)就業(yè)總?cè)丝诤凸I(yè)資本總規(guī)模。

進(jìn)一步考慮區(qū)域i的整體情況。假設(shè)在區(qū)域i中存在以下關(guān)系：qi=Qi/Ai，ni=Ni/Ai，ki=Ki/Ai。其中，qi、ni和ki分別表示城市i中各種類型經(jīng)濟(jì)的平均工業(yè)產(chǎn)出密度、平均工業(yè)就業(yè)密度和平均工業(yè)資本密度。在區(qū)域i中還存在以下關(guān)系：

(2)

假設(shè)各類型所有制經(jīng)濟(jì)的工業(yè)勞動(dòng)規(guī)模和工業(yè)資本規(guī)模在工業(yè)勞動(dòng)總規(guī)模和工業(yè)資本總規(guī)模中所占的比重是固定的，分別為ηi1，ηi2，…，ηim，同時(shí)，ηi1+ηi2+…+ηim=1。那么，可以得到以下關(guān)系式：

(3)

(4)

各類型所有制工業(yè)產(chǎn)出在工業(yè)總產(chǎn)出中的比重分別為ξi1，ξi2，…，ξim，同時(shí)，ξi1+ξi2+…+ξim=1。那么，可以得到：Qij/Qi=ξij。進(jìn)而可得：

(5)

由前述假設(shè)可知在區(qū)域i中存在以下關(guān)系：

(6)

可得：

(7)

從而得到：

(8)

進(jìn)一步整理得到：

(9)

對式(9)取自然對數(shù)，得到：

(10)

由此，式(10)可轉(zhuǎn)化為：

(11)

由于，0<α，β≤1，λ>0，式(11)中l(wèi)nqi、lnni和lnki的系數(shù)1/λ、αβ和α(1-β)必然大于0。因此，由理論推導(dǎo)可知，工業(yè)集聚對工業(yè)所有制效率具有促進(jìn)作用。

三 變量選取、數(shù)據(jù)與特征事實(shí)

(一)指標(biāo)構(gòu)建與數(shù)據(jù)選取

在統(tǒng)計(jì)年鑒中，我國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的劃分依據(jù)主要有兩種：一種是按登記注冊類型劃分，包括內(nèi)資企業(yè)、港澳臺(tái)企業(yè)和外資企業(yè)三大類，其中內(nèi)資企業(yè)又包括國有企業(yè)、集體企業(yè)、股份合作企業(yè)、私營企業(yè)、股份有限公司、有限責(zé)任公司、聯(lián)營企業(yè)、其他內(nèi)資企業(yè)這八種類型：另一種按經(jīng)濟(jì)類型劃分為國有經(jīng)濟(jì)、集體經(jīng)濟(jì)、私有經(jīng)濟(jì)、港澳臺(tái)經(jīng)濟(jì)、外商經(jīng)濟(jì)、其他經(jīng)濟(jì)。本研究采用第二種劃分方法選取樣本數(shù)據(jù)。樣本期間為2004-2013年，樣本個(gè)體為中國31個(gè)省、直轄市和自治區(qū)(除港、澳、臺(tái))。所用樣本數(shù)據(jù)均來源于2005-2014年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省份相應(yīng)年份統(tǒng)計(jì)年鑒。

(二)工業(yè)集聚與工業(yè)所有制效率的特征現(xiàn)狀

為了更為直觀地展現(xiàn)出2004-2013年間中國工業(yè)集聚與工業(yè)所有制效率的發(fā)展情況及其相互關(guān)系，本文在表1報(bào)告了這兩個(gè)指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

表1 工業(yè)集聚與工業(yè)所有制效率描述性統(tǒng)計(jì)

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)2005-2014年中國及各省市統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)整理得到。

從均值來看，工業(yè)集聚與工業(yè)所有制效率均呈現(xiàn)逐年增長的趨勢，年均增長率分別為15.66%和18.92%；同時(shí)，在2008-2010年間，二者均呈現(xiàn)增長趨緩現(xiàn)象，2010年增速又開始提升。從標(biāo)準(zhǔn)差來看，工業(yè)集聚與工業(yè)所有制效率的變動(dòng)趨勢基本一致，均呈現(xiàn)逐年增長趨勢，表明兩者的離散程度不斷擴(kuò)大，但離散程度的增長率不斷下降。從最大值與最小值來看，兩個(gè)指標(biāo)的變動(dòng)趨勢也基本一致，均呈現(xiàn)逐年上升趨勢，然而，最小值增速高于最大值增速，這從側(cè)面反映了數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)差增速趨降的事實(shí)。工業(yè)集聚的最大及最小值年均增長率分別為10.98%和16.87%，并且在2008-2010年均呈現(xiàn)增長放緩態(tài)勢；工業(yè)所有制效率最大值與最小值年均增速分別為12.93%和24.86%，并且在2008年和2009年呈現(xiàn)增速放緩態(tài)勢。兩個(gè)指標(biāo)的最大值與最小值省份分布也基本一致，最大值大多分布在東部地區(qū)的上海市，最小值基本分布在西部地區(qū)的西藏自治區(qū)?？傮w來講，首先，工業(yè)集聚與工業(yè)所有制效率增長變動(dòng)趨勢基本同步，但前者略低于后者；其次，二者的區(qū)域差異擴(kuò)大速度均低于整體平均增速；再次，二者的最大值與最小值在空間分布上具有一致性，并且最大值增速低于最小值增速。

(三)模型設(shè)定與變量說明

1.模型構(gòu)建

本文采用空間計(jì)量模型檢驗(yàn)工業(yè)集聚與工業(yè)所有制效率的關(guān)系?？臻g滯后模型(SLM)主要探討因變量在一個(gè)地區(qū)是否存在空間溢出效應(yīng)。空間誤差模型(SEM)測度誤差擾動(dòng)項(xiàng)中是否存在空間溢出效應(yīng)。空間杜賓模型(SDM)用于測度本地區(qū)自變量和臨近地區(qū)因變量是否對本地區(qū)因變量存在空間溢出效應(yīng)。各模型可分別表示為：

Y=α+ρWY+βX+ε

(12)

Y=βX+ε，ε=λWε+μ

(13)

Y=ρWY+βXi+θWXj+ε

(14)

其中，X為自變量，Y為因變量，ρ、λ、θ為空間回歸系數(shù)，W為空間權(quán)重矩陣，ε和μ為誤差項(xiàng),μ為常數(shù)項(xiàng)。由式(14)可以看出，空間杜賓模型是廣義的空間面板模型，可簡化為空間滯后模型或空間誤差模型。LeSage(2009)[16]和Elhorst(2012)[17]指出，基于SDM模型的空間滯后系數(shù)不能準(zhǔn)確地估計(jì)空間溢出效應(yīng)，需要利用偏微分對式(14)進(jìn)行轉(zhuǎn)換，從而得到間接效應(yīng)來估計(jì)空間溢出效應(yīng)。式(14)可轉(zhuǎn)換為：

Y=(I-ρW)-1α0+(I-ρW)-1(βXi+θWXj)+(I-ρW)-1ε

(15)

由以上各式，本文構(gòu)建了工業(yè)集聚與工業(yè)所有制效率關(guān)系的空間計(jì)量模型，如式(16)-式(18)所示。

(16)

(17)

(18)

其中，indit為工業(yè)集聚，proit為工業(yè)所有制效率，Xit為一系列控制變量，εit表示誤差項(xiàng)，wij為空間權(quán)重矩陣，ρ為空間回歸系數(shù)，λ表示空間誤差系數(shù)，αi為控制變量的回歸系數(shù)。其中，包括以下控制變量：工業(yè)就業(yè)密度(lab)、工業(yè)投資密度(cap)、對外開放度(open)、工業(yè)資本效率(pk)、科技進(jìn)步水平(tech)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(gdp)、城市化水平(urb)。

本文采用空間反距離權(quán)重矩陣測度變量之間的空間依賴性，權(quán)重矩陣如式(19)所示，dij為省際距離，采用歐氏距離進(jìn)行測度。

(19)

2.變量說明

工業(yè)集聚(ind)采用單位面積工業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出進(jìn)行測度，集聚經(jīng)濟(jì)的外部性來自經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的密度，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)分布密度即每單位面積土地上承載的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)量能夠有效衡量經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的集聚程度(陳良文和楊開忠，2007)[18]；工業(yè)所有制效率指標(biāo)(pro)采用各種所有制經(jīng)濟(jì)勞均產(chǎn)出的加權(quán)平均加以表示；工業(yè)就業(yè)密度(lab)采用單位面積工業(yè)勞動(dòng)規(guī)模進(jìn)行測度，工業(yè)資本密度(cap)采用單位面積工業(yè)資本規(guī)模進(jìn)行測度，許多研究證明生產(chǎn)要素流動(dòng)對產(chǎn)業(yè)集聚和經(jīng)濟(jì)活力的發(fā)展產(chǎn)生了重要影響(Brulhart和Mathys，2008[2]；沈能，2014[19])；對外開放度(open)采用外商投資占GDP比重進(jìn)行測度，現(xiàn)有研究認(rèn)為，外商投資能夠有效增強(qiáng)所有制經(jīng)濟(jì)活力(劉瑞明，2011)[20]；工業(yè)資本效率(pk)采用工業(yè)投資額與工業(yè)從業(yè)人員之比進(jìn)行測度，現(xiàn)有研究認(rèn)為，勞動(dòng)力與資本的有效組合可以提高產(chǎn)業(yè)效率和活力(Graff 和Neidell，2012)[21]；科技進(jìn)步程度(tech)采用科技事業(yè)費(fèi)占一般預(yù)算支出比重進(jìn)行測度，科學(xué)技術(shù)投入可以有效促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)效率的提高和市場經(jīng)濟(jì)活力的提升(賀燦飛和潘峰華，2006)[22]；相對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(pgdp)采用地區(qū)人均GDP與全國均值之比進(jìn)行測度，經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越高的地區(qū)其產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)效率相對越高，經(jīng)濟(jì)活力程度也越高(賀燦飛和潘峰華，2006)[22]；相對城市化水平(urb)采用地區(qū)城市化率與全國均值之比進(jìn)行測度。

四 實(shí)證結(jié)果與分析

首先對各解釋變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，各變量相關(guān)系數(shù)均小于0.8，VIF值均小于6且均值小于3，說明各變量之間不存在明顯的多重共線性。

表2報(bào)告了空間面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)結(jié)果。根據(jù)數(shù)據(jù)顯示，LM-Lag和LM-Error統(tǒng)計(jì)量均通過顯著性檢驗(yàn)，表明模型中存在明顯的空間依賴性。本文分別采用空間滯后面板數(shù)據(jù)模型(SLPDM)、空間誤差面板數(shù)據(jù)模型(SEPDM)和空間杜賓面板數(shù)據(jù)模型(SDPDM)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。表2中Wald和LR檢驗(yàn)顯示SDPDM最優(yōu)。

(一)估計(jì)結(jié)果分析

整體來看，SLPDM、SEPDM和SDPDM估計(jì)得到的各解釋變量系數(shù)的正負(fù)號(hào)和顯著性基本一致。在SEPDM估計(jì)結(jié)果中，工業(yè)集聚的系數(shù)為正且在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，其余結(jié)果均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這說明，工業(yè)集聚對工業(yè)所有制效率具有顯著的促進(jìn)作用。2004-2013年中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平持續(xù)上升，工業(yè)化水平隨之提高，工業(yè)集聚水平較高的地區(qū)，其工業(yè)市場投資環(huán)境較好，能夠吸引多樣化的工業(yè)投資進(jìn)入市場，提升工業(yè)所有制市場經(jīng)濟(jì)活力；同時(shí)，日益良好的工業(yè)投資環(huán)境業(yè)吸引了更多高效率的外來資本，從而提高了工業(yè)所有制整體效率。

SLPDM和SEPDM估計(jì)結(jié)果中，空間回歸系數(shù)ρ和誤差空間自相關(guān)λ系數(shù)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，表明我國工業(yè)所有制效率存在顯著的空間溢出效應(yīng)。以SLPDM固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果為例，以距離倒數(shù)為權(quán)重時(shí)w×pro的估計(jì)系數(shù)為0.6310，表明周圍地區(qū)工業(yè)所有制效率每增加1%，本地區(qū)工業(yè)所有制效率就增加0.6310%，這一空間溢出效應(yīng)非常大。SDPDM估計(jì)結(jié)果中，w×pro和w×ind的系數(shù)分別為0.4570和0.0029，并且分別在1%和5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明我國工業(yè)所有制效率和工業(yè)集聚表現(xiàn)出顯著的空間溢出效應(yīng)?？刂谱兞康目臻g溢出效應(yīng)也比較明顯，僅有工業(yè)勞動(dòng)力集聚的空間滯后項(xiàng)不顯著，與現(xiàn)有研究認(rèn)為勞動(dòng)力和人力資本在空間上的溢出效應(yīng)并不明顯的結(jié)論一致(張浩然，2014)[23]。工業(yè)投資效率和相對城市化水平的空間滯后項(xiàng)系數(shù)為正且顯著，說明工業(yè)投資效率和相對城市化水平具有明顯的空間溢出效應(yīng)。由此說明，工業(yè)所有制效率、工業(yè)集聚、工業(yè)投資效率和相對城市化水平的變動(dòng)與臨近地區(qū)相應(yīng)指標(biāo)的變動(dòng)顯著正相關(guān)，工業(yè)活動(dòng)具有明顯的空間溢出效應(yīng)。

進(jìn)入21世紀(jì)我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，特別是近幾年來，區(qū)域合作深入推進(jìn)，城市群經(jīng)濟(jì)崛起壯大。區(qū)域一體化發(fā)展趨勢日益顯著的一個(gè)重要表現(xiàn)是產(chǎn)業(yè)發(fā)展一體化，尤其是工業(yè)發(fā)展一體化，其中以長三角城市群最具代表性。在該區(qū)域工業(yè)產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展中，中心城市上海是區(qū)域智庫所在，處于區(qū)域產(chǎn)業(yè)上游，周邊地區(qū)處于區(qū)域產(chǎn)業(yè)鏈中游和下游。在區(qū)域一體化合作過程中，上海有效發(fā)揮智庫的巨大輻射帶動(dòng)作用，使區(qū)內(nèi)周邊地區(qū)最大限度地獲得產(chǎn)業(yè)擴(kuò)散和溢出效應(yīng)，從而有效推動(dòng)區(qū)域一體化進(jìn)程。

工業(yè)就業(yè)密度和工業(yè)資本密度的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，前者的估計(jì)結(jié)果尤為顯著，這說明勞動(dòng)力集聚和資本集聚對工業(yè)所有制經(jīng)濟(jì)效率的提高具有抑制作用。這一估計(jì)結(jié)果與理論模型推導(dǎo)結(jié)果相一致。工業(yè)所有制效率的提高，需要大量的高素質(zhì)人才集聚于工業(yè)領(lǐng)域，而目前中國就業(yè)結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀是中低端型就業(yè)人數(shù)比重較大且相對集中。已有研究認(rèn)為該類型勞動(dòng)力集聚會(huì)降低由集聚所帶來的經(jīng)濟(jì)效率，經(jīng)濟(jì)效率降低勢必會(huì)阻礙所有制經(jīng)濟(jì)效率的提高(趙偉和李芬，2007)[24]。當(dāng)前中國工業(yè)投資結(jié)構(gòu)中含有國有性質(zhì)的投資比重依然較大，密集的國有工業(yè)投資往往伴隨著低效率，這種相對單一的投資結(jié)構(gòu)并不利于工業(yè)所有制效率的提高。對外開放水平和工業(yè)資本效率的估計(jì)系數(shù)顯著為正?？萍歼M(jìn)步水平的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明對外開放程度越高、工業(yè)投資效率越高、科技進(jìn)步程度越高就越能夠促進(jìn)工業(yè)所有制效率的提高。城市化水平估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明較高城市化水平能夠促進(jìn)工業(yè)所有制效率提高。城市是各種要素的集聚體，一般來講，具有較高城市化水平的地區(qū)其各種要素的集聚程度相對較高，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)相對較好，由此構(gòu)建起良好的投資環(huán)境。這既有利于吸引各類高效率資本進(jìn)入，同時(shí)也能夠提高各類資本要素的利用效率，從而提高整個(gè)工業(yè)所有制市場的活力。

(二)空間杜賓模型的空間效應(yīng)分解

為了進(jìn)一步分析各影響因素對工業(yè)所有制效率的空間溢出效應(yīng)，本文在空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果的基礎(chǔ)上將這種影響作用進(jìn)行分解，其中總體效應(yīng)為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的總和。本地區(qū)某個(gè)解釋變量發(fā)生變化，不僅會(huì)影響該地區(qū)因變量，同時(shí)還會(huì)影響到臨近地區(qū)的因變量，這種作用關(guān)系會(huì)通過地區(qū)間的循環(huán)反饋引發(fā)一系列變化。其中，本地區(qū)解釋變量的變化引起該地區(qū)因變量的變化稱為直接效應(yīng)，本地區(qū)解釋變量變化引起臨近地區(qū)因變量的變化稱為間接效應(yīng)，也即空間溢出效應(yīng)。直接效應(yīng)包括兩種影響路徑：一是本地區(qū)解釋變量變化對該地區(qū)因變量的影響，用空間杜賓模型中解釋變量的估計(jì)系數(shù)表示；二是本地區(qū)解釋變量變化對臨近地區(qū)因變量的影響進(jìn)而對本地區(qū)因變量產(chǎn)生空間回饋效應(yīng)，表示為直接效應(yīng)與空間杜賓模型解釋變量估計(jì)系數(shù)之差。間接效應(yīng)也包括兩種影響路徑：一是臨近地區(qū)解釋變量變化對本地區(qū)因變量的影響；二是臨近地區(qū)解釋變量變化對自身因變量產(chǎn)生影響進(jìn)而對本地區(qū)因變量產(chǎn)生影響。

1.直接效應(yīng)分析

表2報(bào)告的數(shù)據(jù)顯示，空間杜賓模型中各變量的直接效應(yīng)與SLPDM和SEPDM估計(jì)結(jié)果中各變量的估計(jì)系數(shù)和顯著性基本一致。其中，工業(yè)產(chǎn)出密度、對外開放水平、工業(yè)投資效率、科技進(jìn)步水平以及相對城市化水平的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明這些因素對本地區(qū)工業(yè)所有制效率的增長具有顯著推動(dòng)作用；而工業(yè)投資密度和工業(yè)從業(yè)密度的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，這一結(jié)果與前述結(jié)果相一致，此處不再贅述。

表2 空間杜賓面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果

(續(xù)上表)

變量SLPDM固定效應(yīng)隨機(jī)效應(yīng)SEPDM固定效應(yīng)隨機(jī)效應(yīng)SDPDM固定效應(yīng)SDM效應(yīng)分解直接效應(yīng)間接效應(yīng)總效應(yīng)lntech31063???32105???42448???29973???34618???33070???-3117301901(472)(520)(637)(556)(492)(456)(-141)(007)lnpgdp-01013-01003-01032?-0030900228-00181-07492???-07673???(-161)(-162)(-170)(-053)(035)(-027)(-296)(-274)lnurb15040???13677???15460???05725?13653??10256?58893???68637???(387)(524)(293)(187)(250)(192)(377)(390)w×lnpro06310???05910???04570???(1390)(1291)(685)w×lnind00029??(249)w×lnlab00187(082)w×lncap-00038???(-283)w×lnopen-00104??(-221)w×lnpk03557???(275)w×lntech-33393??(-254)w×lnpgdp-04372???(-312)w×lnurb40207???(438)spataut09220???08856???(5803)(4344)cons -228895?? 381560???(-201)(312)

(續(xù)上表)

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為z值。

2.間接效應(yīng)分析

從整體來看， SDM間接效應(yīng)估計(jì)結(jié)果與SDPDM估計(jì)結(jié)果中空間滯后項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)和顯著性一致。工業(yè)產(chǎn)出密度、工業(yè)投資效率和相對城市化水平的間接效應(yīng)顯著為正，說明區(qū)域之間在工業(yè)集聚水平、工業(yè)投資效率和城市化水平發(fā)展上具有顯著的空間溢出效應(yīng)，這些因素的空間溢出效應(yīng)最終作用于工業(yè)所有制效率，使得區(qū)域間工業(yè)所有制效率實(shí)現(xiàn)協(xié)同發(fā)展。工業(yè)投資密度、對外開放水平和相對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的間接效應(yīng)顯著為負(fù)，說明本地區(qū)在工業(yè)投資密度、對外開放水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上的提高，會(huì)使臨近地區(qū)工業(yè)所有制效率降低。一般來講，工業(yè)投資和外商投資的指標(biāo)是有限的，當(dāng)有限投資指標(biāo)較為集中地投入到一些經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)，其余地區(qū)的工業(yè)投資就會(huì)受到限制和影響，從而在一定程度上影響這些地區(qū)的工業(yè)發(fā)展。尤其是當(dāng)具有較高生產(chǎn)效率的外商投資不足時(shí)，會(huì)顯著降低工業(yè)所有制效率。工業(yè)勞動(dòng)力集聚和科技進(jìn)步水平的間接效應(yīng)不顯著，說明工業(yè)勞動(dòng)力和科學(xué)技術(shù)不具有顯著的空間溢出效應(yīng)，表明我國尚未形成完善的科學(xué)技術(shù)推廣應(yīng)用體系，以使得區(qū)域之間共享科技成果。

3.總效應(yīng)分析

對外開放水平和科技進(jìn)步水平的間接效應(yīng)與直接效應(yīng)具有相反的估計(jì)系數(shù)，使得這兩個(gè)變量對工業(yè)所有制效率的總效應(yīng)不顯著。其余變量對工業(yè)所有制效率的總效應(yīng)與直接效應(yīng)相一致，顯著性也未受到影響。這說明，提高工業(yè)所有制效率僅僅依靠本地區(qū)對外開放水平和科技進(jìn)步水平的提高是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的，要在這兩個(gè)方面實(shí)現(xiàn)區(qū)域合作與共享機(jī)制，在更高的水平上享受到對外開放和科技進(jìn)步帶來的空間溢出效應(yīng)。

五 結(jié)論與政策啟示

(一)主要結(jié)論

本文將所有制因素納入Ciccone和Hall(1993)[15]的產(chǎn)出密度理論模型中，構(gòu)建了工業(yè)集聚與工業(yè)所有制效率作用關(guān)系的理論模型。據(jù)此，采用中國31個(gè)省、市、自治區(qū)2004-2013年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間面板模型對理論模型進(jìn)行驗(yàn)證，得到相關(guān)研究結(jié)論：(1)中國工業(yè)產(chǎn)出集聚水平提高可以有效推動(dòng)工業(yè)所有制效率提升，工業(yè)勞動(dòng)集聚和資本集聚對工業(yè)所有制效率存在顯著的抑制作用，一方面說明我國工業(yè)化發(fā)展尚未實(shí)現(xiàn)“質(zhì)的飛躍”，勞動(dòng)力和資本效率較低；另一方面說明工業(yè)過度投入已經(jīng)導(dǎo)致了負(fù)外部性的產(chǎn)生。(2)工業(yè)所有制效率存在明顯的空間溢出效應(yīng)。地區(qū)工業(yè)所有制效率在很大程度上受到周邊地區(qū)工業(yè)所有制效率的影響。同時(shí)，地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)和工業(yè)活動(dòng)也具有一定的空間溢出效應(yīng)，工業(yè)區(qū)域一體化發(fā)展態(tài)勢良好。(3)改革開放是促進(jìn)工業(yè)所有制效率提升的重要因素。對外開放水平和科技進(jìn)步程度對工業(yè)所有制效率的促進(jìn)作用十分顯著，充分表明具備較高的生產(chǎn)效率和科技應(yīng)用水平的外商、港澳臺(tái)資本以及民營資本能夠有效提高工業(yè)所有制效率。但同時(shí)，對外開放水平和科技進(jìn)步水平并沒有帶來良好的空間溢出效應(yīng)，從而影響了其對于工業(yè)所有制效率的總體作用效果。

(二)政策啟示

第一，提高工業(yè)集聚程度是提升工業(yè)所有制效率的重要推力。實(shí)現(xiàn)增長方式集約化是中國新型工業(yè)化道路的主要議題，提高工業(yè)所有制效率是新型工業(yè)化的效率原則之一，工業(yè)所有制效率與工業(yè)部門的內(nèi)部產(chǎn)業(yè)投資、所有制結(jié)構(gòu)密切相關(guān)，多元化的產(chǎn)業(yè)投資和所有權(quán)結(jié)構(gòu)有利于新型工業(yè)化效率的提高。因此，應(yīng)鼓勵(lì)各種資本進(jìn)入中國市場經(jīng)濟(jì)，提高所有制經(jīng)濟(jì)活力；兼顧工業(yè)集聚和工業(yè)所有制效率，在提高工業(yè)集聚水平的同時(shí)注重工業(yè)投資結(jié)構(gòu)和所有權(quán)結(jié)構(gòu)的多元化，既要注重工業(yè)化過程中空間上的地理集中，也要考慮工業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，引導(dǎo)兩者互促互利發(fā)展。

第二，工業(yè)發(fā)展需重視地區(qū)間產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展，地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)布局需要有整體思維。本研究表明工業(yè)集聚和工業(yè)所有制效率均存在空間溢出效應(yīng)，即地區(qū)間的工業(yè)集聚水平和工業(yè)所有制效率不僅僅與就業(yè)密度、投資密度、企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素相關(guān)，同時(shí)與周邊地區(qū)工業(yè)集聚水平和工業(yè)所有制效率水平密切相關(guān)。由于中國地區(qū)間依然存在著市場分割，在GDP政績驅(qū)動(dòng)下地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在著示范效應(yīng)和策略性互動(dòng)：當(dāng)周邊地區(qū)通過發(fā)展某類產(chǎn)業(yè)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益時(shí)，臨近地區(qū)也將會(huì)通過模仿學(xué)習(xí)來發(fā)展同類產(chǎn)業(yè)，從而形成大量的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)。當(dāng)前我國的工業(yè)產(chǎn)能過剩仍然較為嚴(yán)重，各地區(qū)大量的重復(fù)性工業(yè)投資造成了大量的資源浪費(fèi)。因此，應(yīng)設(shè)立國家層面的產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)機(jī)構(gòu)，綜合配置產(chǎn)業(yè)的空間分布，通過制定發(fā)展規(guī)劃來協(xié)調(diào)和實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)錯(cuò)位發(fā)展，以提高資源的宏觀配置效率。同時(shí)，地方政府應(yīng)弱化地區(qū)間的競爭，通過共同規(guī)劃和合作來實(shí)現(xiàn)區(qū)域性共贏。

第三，工業(yè)集聚水平與工業(yè)所有制效率的提升要兼顧對外開放和內(nèi)資提質(zhì)兩大任務(wù)。我國正處于工業(yè)化發(fā)展中期由粗放型發(fā)展方式向集約型發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的階段，工業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型成為發(fā)展的重中之重，工業(yè)化發(fā)展面臨質(zhì)的飛躍。破解上述問題的關(guān)鍵在于能否繼續(xù)推進(jìn)對外開放和內(nèi)資工業(yè)經(jīng)濟(jì)提質(zhì)兩大任務(wù)。一方面，改革開放政策使我國工業(yè)發(fā)展獲益良多，繼續(xù)堅(jiān)持這一政策是進(jìn)一步有效提升工業(yè)集聚水平的必然要求。另一方面，除了外商和港澳臺(tái)資本具有較高的工業(yè)效率外，民營經(jīng)濟(jì)也是提升工業(yè)所有制效率的重要一環(huán)。在科學(xué)技術(shù)應(yīng)用上，外商企業(yè)和民營企業(yè)能夠發(fā)揮更好的作用。因此，國家應(yīng)當(dāng)給予民營企業(yè)更多的政策支持，尤其是在研發(fā)投入和資本投入上提供更多幫助。并且通過國有企業(yè)改革，一方面提高國有資本效率，另一方面引導(dǎo)外資和民營資本有效進(jìn)入市場，從而提升國有經(jīng)濟(jì)效率。

[1] Ciccone, A.. Agglomeration Effects in Europe[J].EuropeanEconomicReview, 2002, 46(2): 213-227.

[2] Brulhart, M., Mathys, N. A.. Sectoral Agglomeration Economies in a Panel of European Regions[J].WorkingPaper, 2007.

[3] Ushifusa, U., Tomohara, A.. Productivity and Labor Density: Agglomeration Effects over Time[J].AtlanticEconomicJournal, 2013, 41(2): 123-132.

[4] 范劍勇. 產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)間勞動(dòng)生產(chǎn)率差異[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2006, (11): 72-81.

[5] 柯善咨, 姚德龍. 工業(yè)集聚與城市勞動(dòng)生產(chǎn)率的因果關(guān)系和決定因素——中國城市的空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)聯(lián)立方程分析[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究, 2008, (12): 3-14.

[6] Vakhitov, V., Bollinger, C.. Effects of Ownership on Agglomeration Economies: Evidence from Ukrainian Firm Level Data[J].JournalofUrbanEconomics, 2010, (5): 1-28.

[7] He, C., Wang, J.. Does Ownership Matter for Industrial Agglomeration in China[J].AsianGeographers, 2012, 29(1): 1-19.

[8] 劉修巖， 陳至人. 所有制影響企業(yè)從集聚中獲得的收益嗎？——來自中國制造業(yè)微觀企業(yè)層面數(shù)據(jù)的證據(jù)[J]. 世界經(jīng)濟(jì)文匯, 2012, (4): 1-14.

[9] Guimaraes, P., Figueiredo, O., Woodward, D.. Agglomeration and the Location of Foreign Direct Investment in Portugal[J].JournalofUrbanEconomics, 2000, 47(1): 115-135.

[10] Campos, N. F., Kinoshita, Y.. Why Does FDI Go Where It Goes? New Evidence from the Transition Economies[R]. International Monetary Fund, Working Papers, 2003.

[11] Wren, C., Jones, J.. FDI Location Across British Regions and Agglomerative Forces: A Markov Analysis[J].SpatialEconomicAnalysis, 2012, 7(2): 265-286.

[12] 賀燦飛, 魏后凱. 信息成本、 集聚經(jīng)濟(jì)與中國外商投資區(qū)位[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì), 2001, (9): 38-45.

[13] 冼國明, 文東偉. FDI、 地區(qū)專業(yè)化與產(chǎn)業(yè)集聚[J]. 管理世界, 2006, (12): 18-31.

[14] 張俊妮, 陳玉宇. 產(chǎn)業(yè)集聚、 所有制結(jié)構(gòu)與外商投資企業(yè)的區(qū)位選擇[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊), 2006, 5(4): 91-107.

[15] Ciccone, A., Hall, R.. Productivity and the Density of Economic Activity[J].AmericanEconomicReview, 1993, 86(1): 54-70.

[16] LeSage, J. P., Pace, R. K..IntroductiontoSpatialEconometrics[M]. Boca Raton, US: CRC Press, 2009.

[17] Elhorst, J. P.. Matlab Software for Spatial Panels[R]. Working Paper, 2012.

[18] 陳良文, 楊開忠. 我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異變動(dòng)的原因: 一個(gè)要素流動(dòng)和集聚經(jīng)濟(jì)的視角[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué), 2007, (3): 12-19.

[19] 沈能. 工業(yè)集聚能改善環(huán)境效率嗎？——基于中國城市數(shù)據(jù)的空間非線性檢驗(yàn)[J]. 管理工程學(xué)報(bào), 2014, (3): 57-63.

[20] 劉瑞明. 所有制結(jié)構(gòu)、 增長差異與地區(qū)差距: 歷史因素影響了增長軌跡嗎？[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2011, (S2): 16-27.

[21] Graff Zivin, J. A., Neidell, M.. The Impact of Pollution on Worker Productivity[J].AmericanEconomicReview, 2012, 102(7): 2652-2673.

[22] 賀燦飛, 潘峰華. 中國城市工業(yè)所有制結(jié)構(gòu)多元化研究[J]. 經(jīng)濟(jì)地理, 2006, (5): 780-785.

[23] 張浩然. 空間溢出視角下的金融集聚與城市經(jīng)濟(jì)績效[J]. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì), 2014, (9): 51-61.

[24] 趙偉, 李芬. 異質(zhì)性勞動(dòng)力流動(dòng)與區(qū)域收入差距: 新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型的擴(kuò)展分析[J]. 中國人口科學(xué), 2007, (1): 27-35.

[責(zé)任編輯：陳 林]

[DOI]10.14007/j.cnki.cjpl.2016.05.006

[引用方式]東童童. 空間視角下工業(yè)集聚的所有制效率影響及效應(yīng)分解[J]. 產(chǎn)經(jīng)評論, 2016, 7(5): 66-77.

Influence from Industrial Agglomeration to Ownership Efficiency and Effect Decomposition on Spatial Perspective

DONG Tong-tong

Using spatial econometric model, this paper investigates the effect from industrial agglomeration to industrial mixed ownership vitality. Firstly, it expands Ciccone and Hall’s output density theoretical model by putting mixed ownership vitality into the output density model so as to construct the theoretic model of the relationship between industrial agglomeration and industrial mixed ownership vitality. Based upon this, it selects the data of China’s 31 provinces from the year of 2004 to 2013 and uses spatial panel data model to estimate the theoretic model. The result finds that industrial agglomeration can efficiently improve industrial mixed ownership vitality. Both the industrial agglomeration and industrial mixed ownership vitality has obvious spatial spillover effects. This paper concludes that industrial agglomeration should be emphasized when improving industrial mixed ownership market. Furthermore, cooperativity of regional industrial economy development should be emphasized in order to share the spillover effects among regions. In the process of new industrialization road and ownership economy reform, deepening reform and opening-up policy should be continued and the quality of domestic industrial should be promoted.

industrial agglomeration; industrial ownership efficiency; effect decomposition; spatial perspective

2016-06-23

國家社會(huì)科學(xué)基金一般項(xiàng)目“長三角城市群人口空間分布優(yōu)化研究：格局、機(jī)制與對策”(項(xiàng)目編號(hào)：15BRK025，主持人：劉乃全)。

東童童，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)經(jīng)研究所博士研究生，研究方向?yàn)閰^(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)。

F421.3

A

1674-8298(2016)05-0066-12