毛艷華， 蔡敏容

城市專(zhuān)業(yè)化、多樣化與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚*
——基于中國(guó)283個(gè)地級(jí)以上城市面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

毛艷華， 蔡敏容

中國(guó)城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的動(dòng)力機(jī)制是什么？從城市專(zhuān)業(yè)化與多樣化視角進(jìn)行分析和闡述，并基于2004—2013年中國(guó)283個(gè)地級(jí)及以上城市相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建靜態(tài)和動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)驗(yàn)證。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：1.無(wú)論從全國(guó)看還是從分區(qū)域看，城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展均具有自我強(qiáng)化的路徑依賴作用；2.就城市專(zhuān)業(yè)化而言，中國(guó)城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的主要力量源泉來(lái)自城市專(zhuān)業(yè)化水平的提高，尤其是中西部城市專(zhuān)業(yè)化水平的提高；3.就城市多樣化而言，城市多樣化水平與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚間存在顯著的“U型”非線性關(guān)系，中國(guó)當(dāng)前正處于多樣化水平提高促使生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平小幅下降的階段。分區(qū)域看：東部城市多樣化水平已突破拐點(diǎn)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平隨多樣化水平的提高而上升；而中西部城市多樣化水平仍處于拐點(diǎn)之前，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平隨多樣化水平的提高而下降。有關(guān)城市專(zhuān)業(yè)化與多樣化對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的不同影響效應(yīng)為中國(guó)城市發(fā)展路徑選擇提供了新的思路，對(duì)區(qū)域生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)差異化集聚發(fā)展等具有重要的政策含義。

專(zhuān)業(yè)化； 多樣化； 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚； 城市化(Urbanization)

一、引 言

城市是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的基本載體，有些城市只擁有少數(shù)專(zhuān)業(yè)化產(chǎn)業(yè)，如底特律、謝菲爾德、克萊蒙弗朗、豐田(Henderson，1997；Duranton & Puga，2000)，而有些城市卻容納了許多不同的產(chǎn)業(yè)，如紐約、東京等(Chinitz，1961；Fujita & Tabuchi，1997)。現(xiàn)代城市正經(jīng)歷從產(chǎn)業(yè)專(zhuān)業(yè)化*指廣告業(yè)、汽車(chē)業(yè)等特定行業(yè)在城市的集中。向功能專(zhuān)業(yè)化*指管理、服務(wù)、生產(chǎn)等城市功能的專(zhuān)業(yè)化，可以是具有某個(gè)特定功能的不同產(chǎn)業(yè)在城市的集中。轉(zhuǎn)變的階段(Duranton & Puga，2005)，城市已成為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)*當(dāng)前學(xué)術(shù)界對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的界定存在爭(zhēng)議。本文首先將中間需求率大于50%的服務(wù)業(yè)初步界定為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，再結(jié)合美國(guó)商務(wù)部、英國(guó)、香港、聯(lián)合國(guó)、OECD國(guó)家、日本、北京社科院、上海統(tǒng)計(jì)局、Coffey和Bailly等部分具有代表性的國(guó)家、地區(qū)、機(jī)構(gòu)和學(xué)者對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)門(mén)類(lèi)的劃分，進(jìn)行選擇，最后結(jié)合我國(guó)現(xiàn)實(shí)對(duì)具有爭(zhēng)議的行業(yè)進(jìn)行進(jìn)一步篩選，最終選取交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)，信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，金融業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)六個(gè)行業(yè)，作為本研究關(guān)注的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。的集聚地。服務(wù)業(yè)是從制造業(yè)中分離出來(lái)的。服務(wù)業(yè)本身可以看作專(zhuān)業(yè)化的服務(wù)外包(Walker，1985；Abraham & Taylor，1996)，傳統(tǒng)制造企業(yè)集聚以追求成本剩余為主，而服務(wù)企業(yè)集聚主要追求收益剩余；與傳統(tǒng)制造業(yè)產(chǎn)品可儲(chǔ)存和遠(yuǎn)距離傳輸不同，服務(wù)產(chǎn)品的生產(chǎn)和消費(fèi)在時(shí)空上具有同一性(李文秀和譚力文，2008)，產(chǎn)業(yè)集聚理論并非全部適用于服務(wù)業(yè)集聚(Moulaert&Gallouj，1993)。在當(dāng)前城市化高速發(fā)展的現(xiàn)實(shí)背景下，一系列城市問(wèn)題日益嚴(yán)峻，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)作為中間投入性行業(yè)，其集聚發(fā)展對(duì)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及空間布局，提升城市競(jìng)爭(zhēng)力，實(shí)現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)具有戰(zhàn)略性意義。因此，我們有必要以城市為視角，以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)為獨(dú)立的研究對(duì)象，考察城市專(zhuān)業(yè)化、多樣化與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚之間的關(guān)系。我們力求回答兩個(gè)問(wèn)題：(一)在城市化視角下，究竟是專(zhuān)業(yè)化還是多樣化有利于中國(guó)城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚經(jīng)濟(jì)發(fā)展？(二)專(zhuān)業(yè)化和多樣化對(duì)東、中、西部城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的影響是否存在顯著差異？開(kāi)展本研究具有重要的政策含義。一是如果專(zhuān)業(yè)化更重要，那么城市發(fā)展路徑應(yīng)該選擇專(zhuān)業(yè)化于特定的產(chǎn)業(yè)，充分利用規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，實(shí)現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)，促進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展；如果多樣化更重要，那么城市發(fā)展應(yīng)該注重多樣化產(chǎn)業(yè)的培育與發(fā)展，為城市創(chuàng)新提供良好的環(huán)境，依靠大城市實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展。二是如果專(zhuān)業(yè)化和多樣化對(duì)東、中、西部生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的影響存在顯著差異，我們要為區(qū)域生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展提供差異化的政策引導(dǎo)，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。

現(xiàn)有相關(guān)研究多以制造業(yè)或整體產(chǎn)業(yè)為對(duì)象，關(guān)注專(zhuān)業(yè)化及多樣化對(duì)城市就業(yè)、產(chǎn)業(yè)發(fā)展及創(chuàng)新績(jī)效的作用，而忽視了它們對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的直接影響?，F(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)主要有3類(lèi)。一是城市專(zhuān)業(yè)化和多樣化對(duì)就業(yè)的影響。格萊澤等(Glaeser et al., 1992)采用美國(guó)1956—1987年170個(gè)城市6個(gè)產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)多樣化促進(jìn)城市就業(yè)增長(zhǎng)而專(zhuān)業(yè)化減少城市就業(yè)增長(zhǎng)。庫(kù)姆斯(Combes，2000)基于法國(guó)341個(gè)地區(qū)1984—1993年間包括工業(yè)和服務(wù)業(yè)的97個(gè)部門(mén)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)多樣化對(duì)大部分服務(wù)業(yè)的就業(yè)增長(zhǎng)具有正影響而對(duì)大部分工業(yè)的就業(yè)增長(zhǎng)具有負(fù)影響。二是城市專(zhuān)業(yè)化和多樣化對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。Henderson(1997)采用1977—1990年面板數(shù)據(jù)研究動(dòng)態(tài)外部性與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)專(zhuān)業(yè)化對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響大于多樣化。三是城市專(zhuān)業(yè)化和多樣化對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響。費(fèi)爾德曼和奧德斯(Feldman & Audretsch，1999)采用美國(guó)1982年企業(yè)創(chuàng)新數(shù)據(jù)(SBIDB)對(duì)城市創(chuàng)新的影響因素進(jìn)行分析，結(jié)果表明多樣化比專(zhuān)業(yè)化更有利于創(chuàng)新。杜蘭頓和普伽(Duranton & Puga，2001)認(rèn)為在多樣化和專(zhuān)業(yè)化城市共存的“苗圃城市”*“苗圃城市”(Nursery Cities)來(lái)自于Duranton和Puga(2001)的文章，是指多樣化城市和專(zhuān)業(yè)化城市共存的一種空間組織形式。城市多樣化、創(chuàng)新過(guò)程和產(chǎn)品生命周期間存在密切聯(lián)系，新產(chǎn)品在多樣化城市中產(chǎn)生及試驗(yàn)，隨后轉(zhuǎn)移至專(zhuān)業(yè)化城市進(jìn)行大規(guī)模生產(chǎn)以降低成本。中，創(chuàng)新產(chǎn)品常在多樣化城市產(chǎn)生，進(jìn)而轉(zhuǎn)移到專(zhuān)業(yè)化城市進(jìn)行大規(guī)模生產(chǎn)。孔善右(2010)基于省級(jí)層面面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)專(zhuān)業(yè)化和多樣化都對(duì)區(qū)域創(chuàng)新有正影響。然而，中國(guó)地域遼闊，基于省域的研究必然忽視了城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、勞動(dòng)力規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度等異質(zhì)性，掩蓋了專(zhuān)業(yè)化、多樣化與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚之間的真實(shí)關(guān)系。近年來(lái)，部分學(xué)者開(kāi)始關(guān)注專(zhuān)業(yè)化和多樣化對(duì)城市集聚經(jīng)濟(jì)的影響，如李金滟和宋德勇(2008)。然而，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)由制造業(yè)經(jīng)濟(jì)向服務(wù)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的背景下，將城市所有產(chǎn)業(yè)作為一個(gè)整體進(jìn)行研究，必然會(huì)忽視生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)特性。

當(dāng)前，研究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響因素的文獻(xiàn)大都沿用分析制造業(yè)集聚的范式，Moulaert和Gallouj(1993)基于服務(wù)業(yè)的特殊性曾對(duì)此提出質(zhì)疑。本文擬在新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)、城市經(jīng)濟(jì)學(xué)和新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的理論基礎(chǔ)上，結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)特性、中國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀及產(chǎn)業(yè)政策的特點(diǎn)，以地級(jí)及以上城市為研究單位，采用2004—2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)建立動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，從要素稟賦、城市特征及制度環(huán)境3個(gè)維度構(gòu)建生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響因素框架，重點(diǎn)考察中國(guó)城市專(zhuān)業(yè)化水平及多樣化水平對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的影響，并分析其對(duì)東、中、西部城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響的差異，為中國(guó)城鎮(zhèn)化路徑選擇、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展及區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展提供政策參考和決策依據(jù)。

二、理論假說(shuō)、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選取與模型設(shè)定

(一)理論假說(shuō)

國(guó)內(nèi)外學(xué)者基于不同的產(chǎn)業(yè)范圍、地理單位、時(shí)間跨度，對(duì)城市專(zhuān)業(yè)化和多樣化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)發(fā)展、創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系進(jìn)行研究，得出多種不同甚至相反的結(jié)論：有顯著影響或無(wú)顯著影響、影響是正向或負(fù)向、影響是線性或非線性等。從我國(guó)產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀看，首先，專(zhuān)業(yè)化水平較高的城市往往專(zhuān)業(yè)化于制造業(yè)，發(fā)達(dá)的制造業(yè)吸引了該行業(yè)及上下游相關(guān)產(chǎn)業(yè)的集聚，以共享規(guī)模經(jīng)濟(jì)、市場(chǎng)需求、知識(shí)溢出及人才供給，降低標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)成本，制造業(yè)的集聚發(fā)展促進(jìn)了與其配套的交通運(yùn)輸、物流、金融等生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的集中，提高了城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平。其次，隨著某一生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，與其互補(bǔ)或共生的其他生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)趨于共同集聚，進(jìn)一步提高城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平。再次，專(zhuān)業(yè)化水平較高的城市，往往具有較為完善的公共基礎(chǔ)設(shè)施及配套的資金、財(cái)稅等政策措施，這也成為城市吸引生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的另一個(gè)重要因素。因此，我們假設(shè)城市專(zhuān)業(yè)化水平越高，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平越高。

H1：城市專(zhuān)業(yè)化水平對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚有顯著正影響。

服務(wù)業(yè)常集聚于大城市，大部分生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)如交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)、金融業(yè)的集聚往往同時(shí)表現(xiàn)出總部在中心城市多樣化集聚、分支機(jī)構(gòu)及終端服務(wù)網(wǎng)絡(luò)在中小城市分散兩個(gè)突出的特征。在多樣化水平較低時(shí)，城市多樣化水平的提高促使勞動(dòng)力逐步從交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)等勞動(dòng)密集型服務(wù)業(yè)向信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)業(yè)和軟件業(yè)、金融業(yè)、商業(yè)服務(wù)業(yè)等知識(shí)、技術(shù)密集的現(xiàn)代生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)流動(dòng)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的從業(yè)人數(shù)隨著城市產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型及結(jié)構(gòu)調(diào)整而減少。此時(shí)以城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)從業(yè)人員占所有城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)平均從業(yè)人數(shù)比值來(lái)衡量的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平呈現(xiàn)下降趨勢(shì)；而當(dāng)城市多樣化發(fā)展到一定階段時(shí)，多樣化水平的進(jìn)一步提高強(qiáng)化了城市正的外部性效應(yīng)，發(fā)達(dá)的總部經(jīng)濟(jì)、良好的創(chuàng)新環(huán)境、巨大的市場(chǎng)潛能、完善的基礎(chǔ)設(shè)施及配套的資金、人才、技術(shù)、財(cái)稅等政策，吸引外圍城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚，此時(shí)城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。因此，我們認(rèn)為城市多樣化水平與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚間存在“U型”關(guān)系。

H2：城市多樣化水平與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚程度之間存在顯著的“U型”非線性關(guān)系。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)主要來(lái)源于2004—2013年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》及國(guó)家地理信息系統(tǒng)1:400萬(wàn)電子地圖。樣本城市采用《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》中除了六盤(pán)水市、思茅市及四平市外的283個(gè)地級(jí)以上城市，缺失某些年份數(shù)據(jù)及2004—2013年間經(jīng)歷了行政區(qū)劃變化的城市，則利用均值插補(bǔ)法對(duì)其進(jìn)行補(bǔ)充。我們采用Geoda0.95i及Stata12.0等工具對(duì)城市距離及面板數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。

(三)變量選取

1．因變量(Services)

產(chǎn)業(yè)集聚實(shí)際上是生產(chǎn)與人口分布在特定區(qū)域集聚的反映(李國(guó)平和范紅忠，2003)，因此產(chǎn)業(yè)集聚程度測(cè)度既可以利用就業(yè)數(shù)據(jù)，也可以利用產(chǎn)出數(shù)據(jù)。國(guó)內(nèi)外學(xué)者常用就業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)研究，例如埃里森等(Ellison et al., 2010)、路江涌和陶志剛(2006)等；也有部分學(xué)者用某產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與所有產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的比重來(lái)衡量制造業(yè)集聚程度，如文(Wen，2004)。與制造業(yè)相比，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具有突出的產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性，生產(chǎn)性服務(wù)產(chǎn)品具有無(wú)形性且可通過(guò)信息網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行傳遞，大部分衡量制造業(yè)集聚的指標(biāo)并不適用于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚。同時(shí)，由于中國(guó)服務(wù)業(yè)統(tǒng)計(jì)口徑及統(tǒng)計(jì)方法不完善，服務(wù)業(yè)發(fā)展水平往往被嚴(yán)重低估(陳建軍等，2009)，此外，采用就業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)可以避免不同時(shí)期產(chǎn)值數(shù)據(jù)的內(nèi)在價(jià)值轉(zhuǎn)換問(wèn)題?；谝陨峡紤]，本文用第t年城市i生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)從業(yè)人員數(shù)與所有城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)平均從業(yè)人員數(shù)比值來(lái)衡量城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平。

2．核心解釋變量

本文借鑒Duranton和Puga(2000)的方法，用部門(mén)間就業(yè)分布衡量城市專(zhuān)業(yè)化和多樣化水平，包括絕對(duì)指標(biāo)和相對(duì)指標(biāo)*絕對(duì)指標(biāo)反映勞動(dòng)力在單個(gè)城市內(nèi)部各個(gè)行業(yè)間的分布情況，包括絕對(duì)專(zhuān)業(yè)化指標(biāo)和絕對(duì)多樣化指標(biāo)；相對(duì)指標(biāo)反映勞動(dòng)力在某個(gè)城市與其他城市之間的配置關(guān)系，包括相對(duì)專(zhuān)業(yè)化指標(biāo)和相對(duì)多樣化指標(biāo)。。相對(duì)指標(biāo)可以在不同城市間進(jìn)行比較，因此我們選取相對(duì)專(zhuān)業(yè)化和相對(duì)多樣化指數(shù)對(duì)城市專(zhuān)業(yè)化和多樣化水平進(jìn)行測(cè)度。

(1)城市專(zhuān)業(yè)化水平(RZI)

城市相對(duì)專(zhuān)業(yè)化指數(shù)可表示為：

(1)

(2)城市多樣化水平(RDI)

城市相對(duì)多樣化指數(shù)可表示為：

(2)

其中，Sij表示i城市第j部門(mén)在該城市就業(yè)份額，Sj為j部門(mén)在全國(guó)就業(yè)份額。

3．控制變量

(1)資金密集水平(Cap)

我們用資金密集度來(lái)衡量城市資本要素稟賦，資金密集度用城市全社會(huì)固定資產(chǎn)投資與社會(huì)從業(yè)人員比值來(lái)表示，反映城市基本建設(shè)、更新改造、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)等投資規(guī)模、速度、比例關(guān)系和使用方向，衡量城市技術(shù)裝備投資及新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平。

(2)知識(shí)溢出水平(Know)

知識(shí)溢出空間局限性產(chǎn)生的原因，主要是在傳播過(guò)程中不易留下痕跡的緘默知識(shí)(tacitknowledge)及具有高度語(yǔ)境限制和不確定性的粘性知識(shí)(stickyknowledge)的存在(梁琦，2004)。與制造業(yè)相比，緘默知識(shí)和黏性知識(shí)的作用在知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)中更為突出，其知識(shí)溢出的空間衰減程度更強(qiáng)，衰減速度更快，因而更需要地理接近及面對(duì)面交流，難以編碼的隱形知識(shí)更是無(wú)法有效傳播，只能在有限的空間范圍實(shí)現(xiàn)互動(dòng)交流。衡量知識(shí)溢出水平的指標(biāo)有成人識(shí)字率、受教育年限、高等學(xué)校數(shù)、科研院所數(shù)、研發(fā)機(jī)構(gòu)數(shù)等?？紤]指標(biāo)優(yōu)劣性及數(shù)據(jù)可得性，我們用城市i每萬(wàn)人擁有的高等學(xué)校專(zhuān)任教師數(shù)量與t年所有城市平均每萬(wàn)人擁有普通高等學(xué)校教師數(shù)的比值來(lái)衡量城市i第t年的知識(shí)溢出水平。

(3)信息技術(shù)水平(Tech)

新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)認(rèn)為，冰山交易成本是影響向心力與離心力的關(guān)鍵因素。對(duì)于制造業(yè)來(lái)講，良好的城市道路建設(shè)是有效降低運(yùn)輸成本，提高集聚效應(yīng)的重要手段，而生產(chǎn)性服務(wù)產(chǎn)品是無(wú)形的，信息傳遞成本取代制造業(yè)運(yùn)輸成本成為影響服務(wù)業(yè)集聚的重要空間因素。信息技術(shù)水平直接影響了生產(chǎn)性服務(wù)產(chǎn)品的交易效率(姚洋洋等，2015)。信息技術(shù)水平反映城市技術(shù)要素稟賦，對(duì)城市信息化水平測(cè)算的方法有很多*現(xiàn)有文獻(xiàn)往往采用綜合指標(biāo)體系來(lái)評(píng)價(jià)信息技術(shù)水平，例如日本經(jīng)濟(jì)學(xué)家小松崎(1965)選取與郵政、廣播、電視新聞等行業(yè)相關(guān)的11個(gè)變量，構(gòu)建信息化指數(shù)對(duì)社會(huì)信息化水平進(jìn)行測(cè)度。鐘義信等(2001)從信息部門(mén)產(chǎn)值、信息基礎(chǔ)設(shè)施的裝備能力、信息基礎(chǔ)設(shè)施使用水平、信息主體水平及信息消費(fèi)水平等維度構(gòu)建信息化的綜合指數(shù)(CIIC)。，鑒于數(shù)據(jù)可得性，本文借鑒陳建軍等(2009)的做法，采用t年城市i移動(dòng)電話數(shù)和t年城市i單位從業(yè)人員數(shù)的比值，作為生產(chǎn)性服務(wù)產(chǎn)品交易成本的代理變量。

(4)市場(chǎng)潛能(MP)

地區(qū)市場(chǎng)潛能考慮了地區(qū)自身及其周邊地區(qū)的市場(chǎng)需求之和，隨著交易成本的增加，周邊地區(qū)的影響逐漸衰減。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)選址于市場(chǎng)潛能高的地區(qū)，能為更多消費(fèi)者提供個(gè)性化的服務(wù)業(yè)，能有效降低交易費(fèi)用，降低平均成本，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平較高。拉夫和魯爾(Raff&Ruhr，2001)的研究顯示，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)傾向于選址在有大量市場(chǎng)需求的區(qū)域，反映地區(qū)本地市場(chǎng)容量、市場(chǎng)通達(dá)性、購(gòu)買(mǎi)能力和發(fā)展?jié)摿Φ氖袌?chǎng)潛能是生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)選址考慮的首要因素。在新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的實(shí)證研究中，不同的學(xué)者提出了度量市場(chǎng)潛能的方法，最常見(jiàn)的是哈里斯(Harris，1954)提出的市場(chǎng)潛能函數(shù)與雷丁和維納布爾斯(Redding&Venables，2004)提出的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)流構(gòu)建的Ma和Sa指標(biāo)。哈里斯(1954)認(rèn)為，一個(gè)生產(chǎn)地的吸引力，來(lái)自于與消費(fèi)市場(chǎng)的“通達(dá)性”，市場(chǎng)潛能就是對(duì)這種通達(dá)性的量化。與哈里斯的市場(chǎng)潛能函數(shù)相比較，Ma和Sa指標(biāo)更為精確，但受限于中國(guó)地級(jí)城市間雙向貿(mào)易數(shù)據(jù)可得性，我們無(wú)法獲取Ma和Sa指標(biāo)。此外，在國(guó)家地級(jí)城市區(qū)域勞動(dòng)力可流動(dòng)的情況下，甚至沒(méi)有必要對(duì)Ma和Sa指標(biāo)加以區(qū)分(OttavianoandPinelli，2006)，因此我們選擇哈里斯(1954)的方法來(lái)度量城市市場(chǎng)潛能：

(3)

(5)城市規(guī)模(Size)

在經(jīng)典的城市經(jīng)濟(jì)學(xué)模型中，城市的邊界由擁擠效應(yīng)和外部性收益權(quán)衡決定。在一定范圍內(nèi)，城市規(guī)模的擴(kuò)大會(huì)產(chǎn)生正的外部性。接近消費(fèi)者，獲得市場(chǎng)、生產(chǎn)性和競(jìng)爭(zhēng)者信息；接近互補(bǔ)性行業(yè)，共享交通優(yōu)勢(shì)，共享專(zhuān)業(yè)技術(shù)人員及臨近企業(yè)總部等，是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)向大都市區(qū)集聚的主要原因(MichalakandFairbairn, 1993)。然而城市規(guī)模與產(chǎn)業(yè)集聚之間并不是完全的線性關(guān)系，阿隆索(Alonso，1964)認(rèn)為，服務(wù)業(yè)由于更能承受高昂的土地租金且占地面積較小而在城市集中，而制造業(yè)則向次中心轉(zhuǎn)移，并提出最優(yōu)城市規(guī)模理論，認(rèn)為城市規(guī)模與集聚經(jīng)濟(jì)之間存在非線性關(guān)系。當(dāng)城市規(guī)模過(guò)大時(shí)，擁擠成本、高昂土地租金、環(huán)境污染等負(fù)的外部效應(yīng)會(huì)降低集聚水平。因此，我們?cè)谀Ｐ椭锌紤]城市規(guī)模二次項(xiàng)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平的影響。我們用第t年末城市i戶籍人口規(guī)模與全國(guó)城市戶籍人口規(guī)模平均值的比值來(lái)衡量城市相對(duì)規(guī)模。

(6)地區(qū)開(kāi)放程度(Open)

科格特和贊德(Kogut&Zander，1996)認(rèn)為，在跨國(guó)服務(wù)企業(yè)的示范效應(yīng)或?qū)W習(xí)效應(yīng)的吸引下，所在區(qū)域會(huì)吸引更多相關(guān)企業(yè)在周邊集聚，擴(kuò)大服務(wù)業(yè)集聚區(qū)規(guī)模，且集聚區(qū)內(nèi)的企業(yè)能吸收跨國(guó)公司的技術(shù)和技能，有利于服務(wù)業(yè)集聚區(qū)生產(chǎn)率的提升。恩賴特(Enright，2001)的研究表明，加拿大電信服務(wù)業(yè)集群的成長(zhǎng)主要依靠美國(guó)FDI的推動(dòng)。我們用城市FDI存量與全國(guó)城市平均FDI存量的比值來(lái)反映地區(qū)開(kāi)放程度*當(dāng)前我國(guó)缺失城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，考慮到城市FDI和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI存在高度相關(guān)性，我們用城市的FDI與全國(guó)的平均值的比值作為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放性的代理變量。?！吨袊?guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》提供了地級(jí)以上城市FDI流量，考慮到FDI的滯后性，我們采用FDI存量指標(biāo)來(lái)衡量FDI的影響，參照資本存量計(jì)算方法，以2004年為基期，因此2004年i城市FDI*考慮到此處是用城市FDI存量與全國(guó)城市平均FDI存量的比值來(lái)衡量地區(qū)開(kāi)放性，在計(jì)算中已消除實(shí)際匯率的影響，因此這里采用名義FDI。存量為：

(4)

FDIi(t)=FDIi(t-1)-αFDIi(t-1)+fdii(t)

(5)

(7)地區(qū)政府規(guī)模(Gov)

政府規(guī)模越大，其行政干預(yù)能力越強(qiáng)。對(duì)于制造業(yè)而言，政府可以通過(guò)產(chǎn)業(yè)政策，例如設(shè)立各級(jí)別的產(chǎn)業(yè)園區(qū)、加強(qiáng)扶持地方產(chǎn)業(yè)等手段來(lái)促進(jìn)制造業(yè)集聚，提升地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，以此作為官員晉升的資本。許多生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)如金融、科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查等關(guān)系國(guó)民經(jīng)濟(jì)命脈的產(chǎn)業(yè)，更容易受到政府干預(yù)及管制的直接影響。事實(shí)上，政府本身與部分服務(wù)業(yè)間存在一定程度的替代關(guān)系。長(zhǎng)期以來(lái)，不完善的官員考核及晉升制度，刺激了偏重制造業(yè)投資的政府行為，這在一定程度上阻礙了城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展。參照已有文獻(xiàn)的做法，我們用第t年城市i的非公共財(cái)政支出*非公共財(cái)政支出指扣除科學(xué)、教育、撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)、社會(huì)保障補(bǔ)助支出外的地方財(cái)政一般預(yù)算內(nèi)支出，受數(shù)據(jù)可得性限制，我們采用的是扣除科學(xué)和教育后的支出。水平與全國(guó)城市非公共財(cái)政支出水平的均值的比值來(lái)衡量地區(qū)政府規(guī)模。

表1 變量及其測(cè)量方法

(四)模型設(shè)定

Servicest=Xtαt+Services-tβt+μt

(8)

其中，Servicest表示第t期(t=1,…,10)每個(gè)城市(n=1,…,N)的被解釋變量觀測(cè)值組成的N×1向量；Xt=(Xt1,Xt2,…,Xt9)′為N×9的解釋變量矩陣；αt=(αt0,αt1,αt2,…,αtN)′為N×1的解釋變量系數(shù)矩陣；Services-t表示滯后期(t=1,…,10)每個(gè)城市(n=1,…,N)的被解釋變量觀測(cè)值向量；βt表示滯后因變量系數(shù)矩陣；μt=(μt1,μt2,…,μtN)′為N×1的擾動(dòng)項(xiàng)矩陣。

我們分別考察靜態(tài)和動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型：首先考慮基本模型中各個(gè)解釋變量一次項(xiàng)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的影響；其次加入城市多樣化水平及城市規(guī)模的二次項(xiàng)，重點(diǎn)討論靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中城市專(zhuān)業(yè)化水平及多樣化水平對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平的影響；最后在模型中加入滯后因變量，考察動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中滯后因變量、城市專(zhuān)業(yè)化與多樣化對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的真實(shí)影響。

三、模型估計(jì)、實(shí)證結(jié)果與假說(shuō)驗(yàn)證

(一)面板數(shù)據(jù)單位根及協(xié)整檢驗(yàn)

1．面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

在面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)之前，我們需要進(jìn)行數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。一些非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列往往表現(xiàn)出共同的變化趨勢(shì)，而這些序列間本身不一定有直接的關(guān)聯(lián)，對(duì)非平穩(wěn)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，盡管有較高的R平方，但其結(jié)果沒(méi)有任何實(shí)際意義，可能存在偽回歸問(wèn)題。因此，為了避免數(shù)據(jù)非平穩(wěn)帶來(lái)的偽回歸，確保估計(jì)結(jié)果的有效性，我們需要通過(guò)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)對(duì)各面板序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。常用的解決辦法有兩種：一是先對(duì)變量做一階差分，再回歸；二是“協(xié)整”。

我們首先對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)的方法主要有LLC檢驗(yàn)法、IPS檢驗(yàn)以及ADF和PP檢驗(yàn)、Hadir檢驗(yàn)。在實(shí)證中，為了方便，許多研究只用兩種面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)方法，即相同根單位根檢驗(yàn)LLC檢驗(yàn)和不同根單位根檢驗(yàn)Fisher-ADF檢驗(yàn)，如果在兩種檢驗(yàn)中均拒絕存在單位根的原假設(shè)，則此序列是平穩(wěn)的，反之則不平穩(wěn)。為了克服單一檢驗(yàn)方法的缺陷和偏差，我們選擇LLC、IPS、Fisher-ADF及Fisher-PP4種方法對(duì)面板數(shù)據(jù)各變量及其一階、二階差分變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)*由于篇幅關(guān)系，此處只列示二階差分變量檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值及其p值。。以上變量的單位根檢驗(yàn)中都含有截距項(xiàng)及趨勢(shì)項(xiàng)，我們采用修正的AIC準(zhǔn)則對(duì)每個(gè)變量滯后長(zhǎng)度進(jìn)行選擇，自動(dòng)選擇最大的滯后長(zhǎng)度。如表2所示，經(jīng)二階差分，除LLC檢驗(yàn)下的RZI外，各變量均在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即可以認(rèn)為變量存在二階單整。

表2 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

注：括號(hào)內(nèi)為相應(yīng)統(tǒng)計(jì)量的P值。

2．面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)是考察變量間長(zhǎng)期均衡關(guān)系的方法。如果多個(gè)單位根變量之間由于某種經(jīng)濟(jì)力量而存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，我們可以對(duì)這些變量做線性組合從而消去隨機(jī)趨勢(shì)。當(dāng)單位根檢驗(yàn)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)變量之間是同階單整的，我們可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的方法主要有三種：一是基于高(Kao，1999)、高和蔣(Kao&Chiang，2000)提出的面板協(xié)整檢驗(yàn)方法，其原假設(shè)是不存在協(xié)整關(guān)系，并利用靜態(tài)面板回歸的殘差構(gòu)建統(tǒng)計(jì)量；二是根據(jù)佩德羅尼(Pedroni，1999)給出的7種基于殘差的面板協(xié)整檢驗(yàn)方法，其原假設(shè)是不存在協(xié)整關(guān)系(與高的方法不同的是，佩德羅尼的檢驗(yàn)方法允許異質(zhì)面板的存在)；三是聯(lián)合個(gè)體(CombinedIndividual)檢驗(yàn)，F(xiàn)isher在1932年成功利用對(duì)個(gè)體獨(dú)立檢驗(yàn)的結(jié)果進(jìn)行整體的聯(lián)合檢驗(yàn)，后來(lái)該方法被應(yīng)用到面板數(shù)據(jù)的聯(lián)合檢驗(yàn)中。由于Pedroni檢驗(yàn)只適用于在組(Group)中僅包含7個(gè)及7個(gè)以下序列的情形，我們選擇了Kao(Engle-GrangerBased)檢驗(yàn)和Fisher(combinedJohansen)檢驗(yàn)進(jìn)行協(xié)整分析。

結(jié)果如表3，Kao檢驗(yàn)及Fisher檢驗(yàn)在1%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，即各變量之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系。面板數(shù)據(jù)通過(guò)了協(xié)整檢驗(yàn)，說(shuō)明各個(gè)變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，其方程回歸殘差是平穩(wěn)的，因此可以在此基礎(chǔ)上直接對(duì)原方程進(jìn)行回歸，可以獲得較為準(zhǔn)確的結(jié)果。

表3 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

注：(1)兩種檢驗(yàn)均存在假定同時(shí)含有截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)；(2)Fisher(combinedJohansen)同時(shí)通過(guò)Trace和MaximumEigenvalue檢驗(yàn)；(3)Atmost6是指至少存在6個(gè)協(xié)整關(guān)系。

(二)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)與假說(shuō)驗(yàn)證

1．靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

面板數(shù)據(jù)模型回歸方法有混合(Pooled)回歸、固定效應(yīng)(Fixedeffect)模型回歸及隨機(jī)效應(yīng)(Randomeffect)模型回歸等。

我們首先進(jìn)行混合回歸，結(jié)果如表4中(Ⅰ)、(Ⅱ)所示，普通標(biāo)準(zhǔn)差與聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差的差距較大，默認(rèn)的普通標(biāo)準(zhǔn)差計(jì)算方法假設(shè)擾動(dòng)項(xiàng)為獨(dú)立同分布，其估計(jì)并不準(zhǔn)確。因此我們進(jìn)一步通過(guò)LSDV法考察城市個(gè)體虛擬變量，先使用組內(nèi)估計(jì)量，結(jié)果顯示，復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)(μi+ξit)的方差主要來(lái)自個(gè)體效應(yīng)μi的變動(dòng)。模型F檢驗(yàn)強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)“H0:allμi=0”，即“所有個(gè)體虛擬變量多為0”的原假設(shè)，多數(shù)個(gè)體虛擬變量均很顯著，因此認(rèn)為存在個(gè)體效應(yīng)，不應(yīng)使用混合回歸。

接著我們對(duì)固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行選擇。由于普通標(biāo)準(zhǔn)差與聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差差異較大，傳統(tǒng)Hausman檢驗(yàn)失效，我們采用輔助回歸法進(jìn)行穩(wěn)健Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示p值為0.0000，強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)H0：個(gè)體異質(zhì)性與解釋變量不相關(guān)，應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型而非隨機(jī)效應(yīng)模型。此外，當(dāng)樣本從總體中隨機(jī)選取時(shí)，選擇隨機(jī)模型較為合適，而當(dāng)回歸分析樣本來(lái)自于特定個(gè)體時(shí)，選擇固定效應(yīng)模型更為合適，我們的樣本城市選擇并非隨機(jī)產(chǎn)生,因此固定效應(yīng)模型顯然是更好的選擇。伍德里奇(Wooldridge，2006)強(qiáng)調(diào)，當(dāng)我們不能把觀測(cè)值看作一個(gè)從大總體中隨機(jī)抽樣的結(jié)構(gòu)，尤其是觀測(cè)值是大的地理單位時(shí)，應(yīng)該使用固定效應(yīng)法?；谝陨蠋讉€(gè)原因，我們選取固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。為了防止異方差對(duì)回歸結(jié)果帶來(lái)偏差，我們采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行修正。

固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果如表4中(Ⅲ)、(Ⅳ)所示。模型(Ⅲ)為基本線性模型，模型(Ⅳ)在模型(Ⅲ)基礎(chǔ)上考慮了城市多樣化和城市規(guī)模對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的二次影響?？傮w上看，模型F檢驗(yàn)p值均為0.000，大部分解釋變量對(duì)因變量有顯著影響，模型具有顯著解釋力。模型(Ⅲ)表明，專(zhuān)業(yè)化水平、多樣化水平對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚有顯著的影響。加入城市多樣化水平及城市規(guī)模的二次項(xiàng)后，模型得到了改進(jìn)。第一，除城市規(guī)模外，非線性模型自變量系數(shù)絕對(duì)值均小于線性模型，這說(shuō)明線性模型高估了大部分自變量對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚程度的影響。其中，核心解釋變量城市專(zhuān)業(yè)化水平對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的正向影響作用由0.106下降為0.076。第二，城市多樣化與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚之間的關(guān)系由負(fù)向關(guān)系轉(zhuǎn)變?yōu)椤癠型”關(guān)系，城市規(guī)模與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚之間的關(guān)系從不顯著轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著的“倒U”型關(guān)系，這從側(cè)面反映了加入城市多樣化水平及城市規(guī)模二次項(xiàng)的必要性。第三，從模型的解釋力和變量的顯著性看，模型(Ⅳ)更能客觀反映解釋變量與因變量間的關(guān)系。

表4 靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果

注：(1)系數(shù)下方括號(hào)內(nèi)的值為t值；(2) ***、**、*分別表示系數(shù)在1%、5%、10%的水平上顯著;(3)模型F檢驗(yàn)p值均為0.000，方程具有顯著解釋力。

經(jīng)濟(jì)活動(dòng)往往是一個(gè)連續(xù)、動(dòng)態(tài)的變化過(guò)程，經(jīng)濟(jì)個(gè)體當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)行為，不僅受到經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)解釋變量的影響，還受過(guò)去經(jīng)濟(jì)行為的影響。因此我們?cè)陟o態(tài)模型(Ⅳ)的基礎(chǔ)上，考慮滯后因變量對(duì)城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平的影響，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，從而更加客觀地分析解釋變量及滯后因變量對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平的影響。

2．動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

(1)估計(jì)方法與選擇

動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型常用的估計(jì)方法有兩種：一是阿雷拉諾和邦德(Arellano&Bond，1991)提出的差分GMM估計(jì)；二是布倫德?tīng)柡桶畹?Blundell&Bond，1998)將差分GMM和水平GMM相結(jié)合，將差分方程和水平方程作為一個(gè)系統(tǒng)進(jìn)行GMM估計(jì)，稱為系統(tǒng)GMM估計(jì)。我們分別進(jìn)行差分GMM和系統(tǒng)GMM估計(jì)，并對(duì)兩個(gè)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行比較和選擇。

1)差分GMM

我們先采用差分GMMArellano-Bond估計(jì)，結(jié)果如表5(Ⅴ)所示，被解釋變量的一階到三階滯后值都很顯著，而其他解釋變量則不太顯著。作為一致估計(jì)量，差分GMM能夠成立的前提是擾動(dòng)項(xiàng){εit}不存在自相關(guān)，因此要對(duì)此進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表5(Ⅴ)差分GMM中AR(1)、AR(2)和AR(3)所示，擾動(dòng)項(xiàng)的差分不存在一階、二階和三階自相關(guān)，即擾動(dòng)項(xiàng){εit}無(wú)自相關(guān)，可以使用差分GMM進(jìn)行估計(jì)。此外，差分GMM使用了63個(gè)工具變量，因此我們需要進(jìn)行過(guò)度識(shí)別Sargan檢驗(yàn)。過(guò)度識(shí)別的Sargan檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平下，拒絕“所有工具變量均有效”的原假設(shè)，存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題。因此我們接著進(jìn)行系統(tǒng)GMM估計(jì)。

2)系統(tǒng)GMM

系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果如表5(Ⅵ)所示，被解釋變量的一階和三階滯后值都很顯著，而其他解釋變量也基本顯著。對(duì)比差分GMM和系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果(1)的系數(shù)，我們發(fā)現(xiàn)，二者的估計(jì)值較為接近，但后者的系數(shù)更為顯著。這可能是因?yàn)橄到y(tǒng)GMM(1)使用了更多的工具變量，使得其估計(jì)更加準(zhǔn)確。

對(duì)系統(tǒng)GMM(1)擾動(dòng)項(xiàng)自相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)結(jié)果顯示，擾動(dòng)項(xiàng)差分不存在一階、二階和三階自相關(guān)，不拒絕原假設(shè)，即擾動(dòng)項(xiàng){ξit}無(wú)自相關(guān)，可以使用系統(tǒng)GMM進(jìn)行估計(jì)。此外，系統(tǒng)GMM(1)使用了85個(gè)工具變量，因此我們需要進(jìn)行過(guò)度識(shí)別Sargan檢驗(yàn)。其結(jié)果在1%的顯著性水平下強(qiáng)烈拒絕“所有工具變量都有效”的原假設(shè)，這使得我們懷疑系統(tǒng)GMM的適用性。

與差分GMM相比，系統(tǒng)GMM(1)可能更有效率，但其成立的前提不滿足，這也可能是模型設(shè)定不當(dāng)導(dǎo)致的。在模型(Ⅵ)系統(tǒng)GMM(1)中，我們采用內(nèi)生解釋變量的二階和三階滯后值作為工具變量，且最多使用被解釋變量的三個(gè)滯后值作為工具變量。為了改善工具變量的有效性，我們對(duì)內(nèi)生解釋變量?jī)H使用二階滯后值作為工具變量，但最多使用被解釋變量的三個(gè)滯后值作為工具變量，重新進(jìn)行系統(tǒng)GMM的估計(jì)與檢驗(yàn)。結(jié)果如表5(Ⅶ)系統(tǒng)GMM(2)所示，被解釋變量的一階到三階滯后值顯著，而其他解釋變量也基本顯著。此外，工具變量的個(gè)數(shù)由85減少為73。

同樣地，我們進(jìn)行擾動(dòng)項(xiàng)自相關(guān)檢驗(yàn)及工具變量過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)，結(jié)果顯示我們可以接受“擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)自相關(guān)”的原假設(shè)且可以在5%的顯著性水平下接受“所有工具變量都有效的原假設(shè)”，因此，動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)最終結(jié)果如表5(Ⅶ)系統(tǒng)GMM(2)所示。

表5 動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)結(jié)果

注：(1)***、**、*分別表示系數(shù)在1%、5%、10%的水平上顯著。括號(hào)內(nèi)為z值。(2)差分GMM中最多使用被解釋變量的三個(gè)滯后值作為工具，RDI，RDI2及MP為內(nèi)生解釋變量，最多使用其兩個(gè)更高階滯后值為工具變量；工具變量個(gè)數(shù)為63個(gè)。(3)系統(tǒng)GMM(1)中最多使用被解釋變量的兩個(gè)滯后值作為工具，RDI，RDI2及MP為內(nèi)生解釋變量，最多使用其兩個(gè)更高階滯后值為工具變量；工具變量個(gè)數(shù)為85個(gè)。(4)系統(tǒng)GMM(2)最多使用被解釋變量的三個(gè)滯后值作為工具，RDI，RDI2及MP為內(nèi)生解釋變量，最多使用其一個(gè)更高階滯后值為工具變量；工具變量個(gè)數(shù)為73個(gè)。(5)AR(1)檢驗(yàn)的零假設(shè)H0:差分后的殘差項(xiàng)不存在一階序列相關(guān)[若差分后的殘差項(xiàng)存在一階序列相關(guān)，GMM仍然有效，詳細(xì)的討論可參見(jiàn)Roodman(2006)]；AR(2)檢驗(yàn)的零假設(shè)H0:差分后的殘差項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)(若差分后的殘差項(xiàng)仍在二階序列相關(guān)，則系統(tǒng)GMM無(wú)效)。(6)Sargan檢驗(yàn)的零假設(shè)H0：過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)有效。

(2)實(shí)證結(jié)果

與靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型相比，動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型將城市過(guò)去生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平對(duì)當(dāng)期的影響剔除出來(lái)，從模型解釋力和變量的顯著性看，動(dòng)態(tài)面板模型對(duì)現(xiàn)實(shí)的擬合度更高，能更客觀、更準(zhǔn)確地反映解釋變量與因變量間的關(guān)系。

在加入了滯后因變量后，我們發(fā)現(xiàn)：一是滯后一到三期的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平對(duì)城市當(dāng)期生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平有顯著的正影響，這從側(cè)面反映了構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的必要性。城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平受其過(guò)去生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平的影響，且近期的影響要大于遠(yuǎn)期，城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的集聚發(fā)展具有突出的累積循環(huán)作用及穩(wěn)定性，城市一旦形成了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚，就會(huì)在自我強(qiáng)化機(jī)制下形成路徑依賴。二是核心解釋變量城市專(zhuān)業(yè)化水平對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚由無(wú)顯著影響變?yōu)橛酗@著正影響，城市專(zhuān)業(yè)化水平上升1個(gè)單位，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平上升0.094個(gè)單位。三是核心解釋變量城市多樣化水平與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚之間呈顯著的“U型”非線性關(guān)系，與靜態(tài)模型相比，城市多樣化水平與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚間的“U型”曲線更加平緩且更慢到達(dá)拐點(diǎn)，這說(shuō)明加入滯后項(xiàng)后，城市多樣化水平對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的影響變小。當(dāng)RDI小于1.054時(shí)，城市多樣化水平越高，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平越低；當(dāng)RDI=1.054時(shí)，城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平達(dá)到最低值，此后城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平隨多樣化水平的提高而提高。

從總體上看，當(dāng)前我國(guó)城市多樣化水平較低，處于拐點(diǎn)之前，多樣化水平的提高會(huì)促使城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平小幅下降，因此提高專(zhuān)業(yè)化水平仍然是當(dāng)前城市吸引生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的主要途徑。這與戴維斯和亨德森(Davis&Henderson，2004)、李金滟和宋德勇(2008)、姚永玲和趙宵偉(2012)等以服務(wù)業(yè)或城市集聚經(jīng)濟(jì)為研究對(duì)象所得到的結(jié)論不一致。戴維斯和亨德森(Davis&Henderson，2004)認(rèn)為，提供多樣化的本地商業(yè)服務(wù)業(yè)成為吸引總部經(jīng)濟(jì)集聚的最重要的決定因素。李金滟和宋德勇(2008)指出，多樣化有利于城市集聚經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，而專(zhuān)業(yè)化不利于城市集聚經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。姚永玲和趙宵偉(2012)認(rèn)為，服務(wù)業(yè)的集聚效應(yīng)主要由多樣化來(lái)實(shí)現(xiàn)，這與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的特性及當(dāng)前我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)密切相關(guān)。從中國(guó)城市看，制造業(yè)仍然是專(zhuān)業(yè)化水平最高的產(chǎn)業(yè)，城市制造業(yè)的發(fā)展促進(jìn)了為其提供中間服務(wù)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的集聚發(fā)展，因此城市專(zhuān)業(yè)化水平越高，與其配套的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平越高。就現(xiàn)階段看，中國(guó)城市化處于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平隨多樣化水平提高而下降的階段，可能的原因是，中國(guó)城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的集聚主要依賴于單一的制造業(yè)的發(fā)展，交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)、信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)、金融業(yè)等互補(bǔ)或共生生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的共同集聚效應(yīng)未能形成，對(duì)周邊城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)吸引力不足。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

中國(guó)地域遼闊，以全國(guó)城市為樣本必然掩蓋了區(qū)域特性，因此,以下我們將東、中、西部*我們將地級(jí)以上城市劃分為東、中、西部三個(gè)地區(qū)。東部包括：北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、遼寧、福建、山東、廣東、廣西、海南12個(gè)省、自治區(qū)、直轄市共115個(gè)城市；中部包括：內(nèi)蒙古、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南、黑龍江9個(gè)省、自治區(qū)共109個(gè)城市；西部包括：重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆10個(gè)省、自治區(qū)、直轄市共59個(gè)城市。三個(gè)區(qū)域的城市作為子樣本，考察前文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，并分析核心解釋變量城市專(zhuān)業(yè)化水平及多樣化水平對(duì)三大區(qū)域生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平影響的差異性。分區(qū)域估計(jì)結(jié)果如表6所示。

東部樣本城市估計(jì)結(jié)果顯示：滯后一到三期生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平對(duì)當(dāng)期生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平有顯著的正影響；城市專(zhuān)業(yè)化水平對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚無(wú)顯著影響；多樣化水平與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平間存在顯著的“U型”關(guān)系，當(dāng)前大部分東部城市多樣化水平處于拐點(diǎn)1.060之前，城市多樣化水平越高，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平越高。因此，提高多樣化水平是促進(jìn)東部城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的主要途徑。

中部樣本城市估計(jì)結(jié)果顯示：滯后一到二期的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平對(duì)當(dāng)期生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平有顯著的正影響；城市專(zhuān)業(yè)化水平對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚有顯著正影響，專(zhuān)業(yè)化水平提高1個(gè)單位，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平提高0.104個(gè)單位；多樣化水平與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平之間存在顯著的“U型”關(guān)系，當(dāng)前中部城市多樣化水平處于拐點(diǎn)1.047之前，城市多樣化水平越高，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平越低。因此，當(dāng)前提高中部生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展主要依靠城市專(zhuān)業(yè)化水平的提高。

表6 分區(qū)域系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

注：(1)***、**、*分別表示系數(shù)在1%、5%、10%的水平上顯著。括號(hào)內(nèi)為相應(yīng)t值。

西部樣本城市估計(jì)結(jié)果顯示：滯后一到二期的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平對(duì)城市當(dāng)期生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平有顯著的正影響；專(zhuān)業(yè)化水平提高1個(gè)單位，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平提高0.120個(gè)單位；多樣化水平與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平間存在顯著的“U型”關(guān)系，當(dāng)前西部城市多樣化水平處于拐點(diǎn)1.049之前，城市多樣化水平越高，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平越低。因此，提高專(zhuān)業(yè)化水平是當(dāng)前西部生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的主要途徑。

綜上，文章實(shí)證結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性：一是滯后因變量對(duì)當(dāng)期生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚有顯著正影響；二是除東部城市外，專(zhuān)業(yè)化水平對(duì)城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚有顯著正影響；三是多樣化水平與城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)之間存在顯著的“U型”非線性關(guān)系。此外，分區(qū)域估計(jì)結(jié)果表明，專(zhuān)業(yè)化和多樣化對(duì)城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的影響程度及方向隨著區(qū)域區(qū)位條件及經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的不同而存在一定差異。

五、主要結(jié)論與政策含義

本文基于2004—2013年中國(guó)283個(gè)地級(jí)以上城市相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，對(duì)中國(guó)城市專(zhuān)業(yè)化、多樣化與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，滯后一到二期的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平對(duì)城市當(dāng)期生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平有顯著的正影響，城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展存在自我強(qiáng)化的路徑依賴作用；第二，就城市專(zhuān)業(yè)化而言，中國(guó)城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的主要力量源泉來(lái)自城市專(zhuān)業(yè)化水平的提高，尤其是中西部城市專(zhuān)業(yè)化水平提高的作用效應(yīng)；第三，就城市多樣化而言，城市多樣化水平與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚間存在顯著的“U型”非線性關(guān)系，中國(guó)當(dāng)前正處于多樣化水平提高促使生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平小幅下降的階段。分區(qū)域來(lái)看，東部城市多樣化水平已突破拐點(diǎn)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平隨多樣化水平的提高而上升；而中西部城市多樣化水平仍處于拐點(diǎn)之前，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平隨多樣化水平的提高而下降。

本文研究結(jié)論對(duì)中國(guó)城市發(fā)展路徑選擇及區(qū)域生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)差異化集聚發(fā)展具有重要的政策含義：

第一，城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展具有內(nèi)在的穩(wěn)定性，其自我強(qiáng)化機(jī)制使得城市當(dāng)期生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平受滯后期的影響，因此城市專(zhuān)業(yè)化或多樣化發(fā)展政策必須具有較強(qiáng)的穩(wěn)定性及連續(xù)性，促使城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚形成良性循環(huán)，否則旨在促進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚化發(fā)展的政策效應(yīng)難以實(shí)現(xiàn)。

第二，專(zhuān)業(yè)化水平的提高對(duì)全國(guó)城市、中部城市和西部城市的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚具有顯著正影響，對(duì)東部城市則無(wú)顯著影響；多樣化水平的提高對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚經(jīng)濟(jì)的影響作用表現(xiàn)為先下降后上升。這意味著城市地方政府通過(guò)產(chǎn)業(yè)園、科技園、高新區(qū)等方式為企業(yè)提供專(zhuān)業(yè)化或多樣化產(chǎn)業(yè)環(huán)境時(shí)，并不一定能夠提高城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平。只有當(dāng)多樣化水平達(dá)到拐點(diǎn)之后，多樣化水平提升的產(chǎn)業(yè)環(huán)境才能實(shí)現(xiàn)提高生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的政策目標(biāo)，因此如果地方政府，尤其是中部及西部地區(qū)的政府，脫離城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和現(xiàn)實(shí)條件，盲目跟風(fēng)發(fā)展產(chǎn)業(yè)園區(qū)，往往會(huì)帶來(lái)相反的結(jié)果。

第三，在城市化進(jìn)程中，東部和中西部城市的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展應(yīng)采取差異化政策，形成基于職能分工的合理、高效的城市體系。對(duì)于東部城市來(lái)說(shuō)，應(yīng)積極發(fā)揮集聚經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)，提供良好的多樣化產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境，加快基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與提高信息技術(shù)水平，完善基礎(chǔ)設(shè)施及有效的公共服務(wù)，增強(qiáng)服務(wù)業(yè)集聚效應(yīng)，擴(kuò)大城市輻射半徑，加快知識(shí)溢出與技術(shù)創(chuàng)新，創(chuàng)造良好的環(huán)境以吸引企業(yè)總部的遷入，鼓勵(lì)多種生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚，滿足消費(fèi)者多樣性偏好，為周邊地區(qū)制造業(yè)發(fā)展提供管理、咨詢、金融等配套服務(wù)，發(fā)揮東部多樣化中心城市帶動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。對(duì)于中西部城市來(lái)說(shuō)，應(yīng)重點(diǎn)提高城市專(zhuān)業(yè)化水平，擴(kuò)大市場(chǎng)潛能及城市規(guī)模，吸引更多的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)實(shí)現(xiàn)互補(bǔ)或共生集聚，加快城市多樣化水平達(dá)到“U型”曲線拐點(diǎn)，實(shí)現(xiàn)專(zhuān)業(yè)化和多樣化對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的促進(jìn)作用。具體來(lái)講，首先，中西部城市應(yīng)立足于制造業(yè)，積極承接?xùn)|部沿海地區(qū)制造業(yè)轉(zhuǎn)移，形成網(wǎng)絡(luò)化的區(qū)域制造業(yè)發(fā)展格局，提高城市專(zhuān)業(yè)化水平，促進(jìn)配套生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展；其次，中西部省會(huì)城市，應(yīng)通過(guò)適度多樣化提高服務(wù)業(yè)集聚水平及輻射能力，加快城市多樣化水平突破臨界點(diǎn)，成為為外圍中小城市提供多樣化服務(wù)的地區(qū)增長(zhǎng)極，促進(jìn)中西部區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展；再次，應(yīng)加快計(jì)算機(jī)技術(shù)及互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的開(kāi)發(fā)與應(yīng)用，顯著降低生產(chǎn)性服務(wù)產(chǎn)品的信息傳遞成本，擴(kuò)大產(chǎn)品的貿(mào)易半徑，提高市場(chǎng)潛能，實(shí)現(xiàn)更廣闊空間的產(chǎn)業(yè)互動(dòng)，以此帶動(dòng)服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展；最后，應(yīng)通過(guò)新城建設(shè)和舊城改造，適度擴(kuò)大城市規(guī)模，提高城市承載能力，吸引勞動(dòng)力流入，逐步擴(kuò)大城市規(guī)模以實(shí)現(xiàn)其對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的正外部性。

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【責(zé)任編輯：李青果；責(zé)任校對(duì)：李青果，張慕華】

2016—05—06

打造“理論粵軍”重大現(xiàn)實(shí)問(wèn)題招標(biāo)課題(LLYJ1306)；國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目(12AZD025)

毛艷華，中山大學(xué)粵港澳發(fā)展研究院、港澳珠江三角洲研究中心、港澳與內(nèi)地合作發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新中心(廣州 510275)； 蔡敏容，中山大學(xué)管理學(xué)院(廣州 510275)。

10.13471/j.cnki.jsysusse.2016.06.019