郎麗華 ，李雪亞

（首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，北京 100070）

經(jīng)過改革開放四十年來的發(fā)展，中國制造業(yè)出口增長迅速，使中國逐步成為名副其實的“制造大國”。近年來，受內(nèi)外經(jīng)濟因素的共同影響，中國制造業(yè)出口面臨一定的困境。外部因素方面，受勞動力成本攀升以及部分發(fā)達國家主導(dǎo)的“制造業(yè)回流”影響，制造業(yè)面臨著低技術(shù)類勞動密集型產(chǎn)業(yè)向東南亞國家轉(zhuǎn)移、高技術(shù)制造業(yè)向發(fā)達國家回流的壓力。從內(nèi)部因素來看，由于勞動力成本上升、人口紅利消失以及資源環(huán)境成本攀升，制造業(yè)出口逐步形成了傳統(tǒng)勞動密集型出口優(yōu)勢日漸喪失、新的競爭優(yōu)勢尚未形成的局面。在此情形下，如何進一步挖掘制造業(yè)出口增長潛力、有效引導(dǎo)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)合理布局，逐步培育出口競爭新優(yōu)勢，仍然是中國對外貿(mào)易發(fā)展歷程中亟需解決的問題?？臻g集聚作為深度挖掘國內(nèi)市場的重要手段，能夠產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)[1]、溝通外溢效應(yīng)[2]以及產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)[3]，并通過正外部性在一定程度上緩解企業(yè)融資約束[4]、提升生產(chǎn)效率[5-6]，對于制造業(yè)出口的穩(wěn)定增長、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進體系的形成具有至關(guān)重要的意義。

現(xiàn)有文獻從經(jīng)濟增長、生產(chǎn)率增長、金融發(fā)展水平等多個維度對空間集聚的外部性進行了廣泛研究，張馨之[7]、邵宜航和李澤揚[8]分別從省際和企業(yè)層面對空間集聚的經(jīng)濟增長效應(yīng)進行了研究，表明空間集聚對于經(jīng)濟增長具有顯著的正向促進作用；鹿坪[9]、袁駿毅和樂嘉錦[10]分別采用城市和企業(yè)層面的數(shù)據(jù)對空間集聚的生產(chǎn)率增長效應(yīng)進行了分析，結(jié)果顯示，空間集聚對于全要素生產(chǎn)率增長具有積極的促進作用；Fabiani等[11]、王永進和盛丹[12]分別從融資約束和商業(yè)信用的視角對空間集聚對金融發(fā)展水平的提升進行了研究，結(jié)果表明，空間集聚能夠緩解企業(yè)融資約束，增加企業(yè)商業(yè)信用。目前，關(guān)于空間集聚“規(guī)模效應(yīng)”和“擁擠效應(yīng)”的研究相對較少，與制造業(yè)出口結(jié)合起來的文獻則更加有限。基于此，本文試圖探討以下幾個問題：在外部貿(mào)易摩擦頻發(fā)、內(nèi)部傳統(tǒng)比較優(yōu)勢喪失的背景下，能否通過空間集聚尋求中國制造業(yè)出口平穩(wěn)增長與高質(zhì)量轉(zhuǎn)型的出路？中國省際層面的空間集聚對于中國不同類別制造業(yè)行業(yè)出口的影響有何區(qū)別？空間集聚的“擁擠效應(yīng)”是否已經(jīng)開始顯現(xiàn)？針對這些問題的探討，對于中國合理挖掘國內(nèi)統(tǒng)一大市場、制造業(yè)出口平穩(wěn)增長、國內(nèi)國際“雙循環(huán)”良性互動體系的形成具有重要的指導(dǎo)和借鑒意義。

一、理論機理與研究假說

（一）空間集聚的“規(guī)模效應(yīng)”與“擁擠效應(yīng)”

空間集聚對于制造業(yè)出口的影響取決于集聚的“規(guī)模效應(yīng)”導(dǎo)致的出口規(guī)模擴張與“擁擠效應(yīng)”對制造業(yè)出口的負面效應(yīng)之間的權(quán)衡。其中，“規(guī)模效應(yīng)”來源于技術(shù)溢出、溝通外溢、分工細化、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)和勞動力市場共享等正向的外部效應(yīng)，“擁擠效應(yīng)”來源于企業(yè)競爭程度加劇、公共資源短缺、生產(chǎn)要素成本攀升等現(xiàn)象所帶來的負面影響。

圖1給出了在空間集聚程度不斷攀升的同時，“規(guī)模效應(yīng)”與“擁擠效應(yīng)”之間的權(quán)衡關(guān)系，Cs與Rs分別表示空間集聚的成本曲線與收益曲線。當空間集聚程度相對較低時，其對于制造業(yè)出口的影響會隨著空間集聚程度的不斷加深而提升，此時“規(guī)模效應(yīng)”占據(jù)了主導(dǎo)作用。但是，由于產(chǎn)品市場上的過度競爭與要素成本攀升現(xiàn)象的存在，空間集聚收益的增長率會隨集聚程度的增加而遞減，空間集聚成本的增長率則保持不變。因此，存在一個最優(yōu)空間集聚程度S*，使得該點的空間集聚成本剛好等于空間集聚的收益。當空間集聚程度低于S*時，“規(guī)模效應(yīng)”占據(jù)主導(dǎo)地位，能夠促進制造業(yè)出口的增加；當空間集聚程度高于S*時，企業(yè)之間的競爭加劇與勞動力市場的成本攀升會對企業(yè)出口規(guī)模產(chǎn)生負外部性，此時“擁擠效應(yīng)”占據(jù)主導(dǎo)地位，會對制造業(yè)出口產(chǎn)生負面影響。由此，本文提出如下假說：

圖1 空間集聚的“規(guī)模效應(yīng)”與“擁擠效應(yīng)”圖示

假說1. 空間集聚與制造業(yè)出口的之間呈現(xiàn)“倒U形”的非線性相關(guān)關(guān)系。

（二）空間集聚影響制造業(yè)出口的異質(zhì)性

1. 行業(yè)異質(zhì)性

空間集聚所帶來的技術(shù)溢出、溝通外溢等正外部性能夠加強企業(yè)間相互學(xué)習(xí)，并提升企業(yè)生產(chǎn)率水平。而根據(jù)“新新貿(mào)易理論”，在開放經(jīng)濟條件下，高生產(chǎn)率企業(yè)更易于參與到國際市場中從事出口行為。因此，空間集聚程度的不斷深化，能夠通過提升企業(yè)生產(chǎn)率水平使得更多地企業(yè)從事出口行為、提高制造業(yè)出口產(chǎn)品技術(shù)含量，最終起到優(yōu)化出口結(jié)構(gòu)的作用。對于不同制造業(yè)行業(yè)而言，空間集聚對出口的影響會由于行業(yè)技術(shù)屬性不同而存在差異，對于高技術(shù)制造業(yè)①根據(jù)經(jīng)合組織（OECD）對制造業(yè)行業(yè)的分類，高技術(shù)行業(yè)包括：化學(xué)制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)、交通運輸設(shè)備制造業(yè)、電氣機械制造業(yè)、計算機和電子設(shè)備制造業(yè)、儀器儀表制造業(yè)；中技術(shù)行業(yè)包括：石油煤炭燃料加工業(yè)、橡膠和塑料制品業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、黑色金屬壓延加工業(yè)、有色金屬壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)；低技術(shù)行業(yè)包括：農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)、酒飲料和精制茶制造業(yè)、煙草制品業(yè)、紡織業(yè)、紡織服裝服飾業(yè)、皮革及其制品和制鞋業(yè)、木材加工和木制品業(yè)、家具制造業(yè)、造紙和紙制品業(yè)、印刷和記錄媒介復(fù)制業(yè)、文教體育和娛樂用品制造業(yè)。而言，其技術(shù)屬性較強、生產(chǎn)率水平較高，能夠充分借助空間集聚的技術(shù)溢出、溝通外溢等外部性提升出口產(chǎn)品競爭力、擴大行業(yè)出口規(guī)模。中技術(shù)和低技術(shù)行業(yè)由于行業(yè)技術(shù)屬性、生產(chǎn)率水平相對較低，空間集聚的外部性對行業(yè)出口的影響較為有限。另外，中技術(shù)行業(yè)大多為資本密集型行業(yè)，且行業(yè)內(nèi)“外向型”企業(yè)較少，行業(yè)出口規(guī)模相對有限（如表1所示），導(dǎo)致空間集聚技術(shù)溢出等外部效應(yīng)對行業(yè)出口的影響更加有限。由此，本文認為空間集聚對于高技術(shù)行業(yè)出口規(guī)模擴張的影響效應(yīng)最大，其次是低技術(shù)和中技術(shù)行業(yè)。由此提出如下假說：

表1 2018年中國不同制造業(yè)行業(yè)出口額及占比

假說2. 空間集聚程度的不斷加深能夠在一定程度上優(yōu)化制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)。

2. 地區(qū)異質(zhì)性

隨著中國步入工業(yè)化進程的后期，制造業(yè)在實現(xiàn)快速發(fā)展的同時，地區(qū)發(fā)展不均衡的現(xiàn)象表現(xiàn)的淋漓盡致，制造業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動呈現(xiàn)出“東部地區(qū)高度集聚、中西部地區(qū)次之”①根據(jù)國家統(tǒng)計局的分類，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個?。ㄊ校?；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南八個省；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）。的典型特點。從工業(yè)企業(yè)單位數(shù)量來看，2016年全國工業(yè)企業(yè)單位數(shù)達到37.9萬家，僅東部地區(qū)企業(yè)單位數(shù)占比就高達60.1%，占據(jù)了“半壁江山”，中部和西部地區(qū)這一占比分別為26.1%和13.8%。從規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)銷售產(chǎn)值來看，2016東部地區(qū)占全國工業(yè)產(chǎn)值的比重也高達59.9%，超過了中部和西部地區(qū)的銷售產(chǎn)值之和。從企業(yè)用工人數(shù)來一看，2016年東部地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)平均用工人數(shù)占全國的比重達到了59.5%，同樣遠超過中部和西部地區(qū)的25.9%和14.6%②數(shù)據(jù)來源于2017年《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。。制造業(yè)在東部地區(qū)的高度空間集聚，已經(jīng)成為當前中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的典型特征與客觀事實。然而，空間集聚對于制造業(yè)出口的影響既存在“規(guī)模效應(yīng)”，也存在“擁擠效應(yīng)”，并且集聚程度越高，企業(yè)過度競爭、公共資源短缺、要素成本攀升所引起的“擁擠效應(yīng)”可能越明顯，而中國東部地區(qū)由于長期的制造業(yè)聚集發(fā)展，很有可能存在明顯的“擁擠效應(yīng)”。由此，本文提出如下假說：

假說3. 空間集聚的“擁擠效應(yīng)”在東部地區(qū)最為明顯，中部地區(qū)和西部地區(qū)尚不明顯。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)處理

（一）模型設(shè)定

由理論機理分析可知，空間集聚對于制造業(yè)出口的影響均取決于集聚的“規(guī)模效應(yīng)”導(dǎo)致的出口規(guī)模擴張與“擁擠效應(yīng)”對制造業(yè)出口的負面效應(yīng)之間的權(quán)衡。當空間集聚程度相對較低時，其對于制造業(yè)出口的影響會隨著空間集聚程度的不斷加深而提升，此時“規(guī)模效應(yīng)”占據(jù)主導(dǎo)作用，空間集聚對制造業(yè)出口規(guī)模的擴大具有正向的促進作用，但由于擁擠效應(yīng)的存在，這一影響的邊際效應(yīng)會遞減。而當空間集聚程度進一步攀升時，企業(yè)間的惡性競爭與要素成本攀升現(xiàn)象顯現(xiàn)，“擁擠效應(yīng)”逐步占據(jù)主導(dǎo)作用，空間集聚對于出口規(guī)模存在一定的負面影響。因此，二者之間很可能呈現(xiàn)“倒U形”非線性相關(guān)關(guān)系。本文在借鑒葉寧華等[13]研究模型的基礎(chǔ)上，引入了空間集聚程度的平方項，建立了如下計量模型，以便于考察空間集聚影響制造業(yè)出口的具體效應(yīng)以及影響方向

其中，E Xit為制造業(yè)出口額，下標i表示省區(qū)，t表示時間； A ggit為i省區(qū)t時期的空間集聚程度； εit為隨機誤差項； μi為省份層面的固定效應(yīng)； τt為時間固定效應(yīng)；Xit為相關(guān)控制變量的矩陣，包括制造業(yè)工資水平（Wit）、金融發(fā)展水平（ F Dit）、外商直接投資（ F DIit）、研發(fā)投入強度（ R Dit）、物質(zhì)資本稟賦（ K Lit）、人力資本稟賦（ E duit）和基礎(chǔ)設(shè)施水平（ In frait）七個省份層面的控制變量。若空間集聚程度的平方項系數(shù)為負，則表明空間集聚與制造業(yè)出口之間的關(guān)系呈現(xiàn)顯著的“倒U形”效應(yīng)。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文的實證分析采用了由2003—2016年中國各省區(qū)制造業(yè)出口額以及空間集聚程度等變量構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)，并選取了物資資本水平、金融發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平等省份層面的控制變量來控制其他因素對于各省區(qū)制造業(yè)出口額的影響，具體變量選擇與描述性統(tǒng)計如下。

1. 被解釋變量：制造業(yè)出口額（ E Xit）。本文以制造業(yè)行業(yè)出口交貨值來衡量，單位為億元，原始數(shù)據(jù)源自于《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。

2. 核心解釋變量：空間集聚程度（ A ggit）。本文選取了地區(qū)層面的區(qū)位熵指數(shù)（ L Qit）來衡量制造業(yè)空間集聚程度，在后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗中運用產(chǎn)業(yè)集中度（Vi）指數(shù)對核心解釋變量進行了替換和對比。（1）區(qū)位熵指數(shù)（ L Qit）。本文首先計算各省區(qū)不同制造業(yè)細分行業(yè)的區(qū)位熵指數(shù)，計算方法為各省區(qū)制造業(yè)細分行業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值（xij）占該省區(qū)制造業(yè)總銷售產(chǎn)值（xi）比重與全國該細分行業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值（xj） 占全國工業(yè)銷售產(chǎn)值比重的比值（x），計算公式為。而后，在剔除異常值后對各制造業(yè)細分行業(yè)的區(qū)位熵指數(shù)進行了加權(quán)平均，權(quán)數(shù)為各省區(qū)不同制造業(yè)細分行業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值占全省制造業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值的比重，最終得到了各省區(qū)制造業(yè)行業(yè)的總體區(qū)位熵指數(shù)（ L Qit）。（2）產(chǎn)業(yè)集中度（Vit）。本文在借鑒范劍勇[14]方法的基礎(chǔ)上，測算了各省區(qū)的產(chǎn)業(yè)集中度指數(shù)，以各省區(qū)不同制造業(yè)細分行業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值（xij）占全國該行業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值（Xj）比重的平均值來衡量，測算公式為。行業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值的原始數(shù)據(jù)來源于2004—2017年的《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。

3. 控制變量：（1）制造業(yè)工資水平（Wit），以各省區(qū)制造業(yè)就業(yè)人員平均工資衡量，數(shù)據(jù)來源于2004—2017年《中國統(tǒng)計年鑒》，單位為元。（2）金融發(fā)展水平（ F Dit），以各省區(qū)金融機構(gòu)存貸款年末余額之和與地區(qū)GDP的比值衡量，數(shù)據(jù)來源于2004—2017年《中國金融年鑒》。（3）外商直接投資額（ F DIit），以各省區(qū)實際利用外資額表示，并利用人民幣兌美元匯率年平均價進行了換算，單位為億美元，實際利用外資額數(shù)據(jù)以及單位換算所涉及的匯率數(shù)據(jù)均來自于2004—2017年《中國統(tǒng)計年鑒》。（4） 研發(fā)投入強度（ R Dit）。以各地區(qū)研發(fā)經(jīng)費支出占該地區(qū)當年生產(chǎn)總值的比重來衡量，各省區(qū)研發(fā)經(jīng)費指出來自2004—2017年《中國科技統(tǒng)計年鑒》。（5） 物質(zhì)資本稟賦（ K Lit），借鑒劉洪鐸等[15]的做法，以地區(qū)固定資本存量與該地區(qū)勞動人口比值衡量，原始數(shù)據(jù)來源于2004—2017年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。（6） 人力資本稟賦（ E duit），采用彭國華[16]的測算方法，以各省區(qū)平均受教育年限來衡量不同地區(qū)的人力資本稟賦水平，單位為年，原始數(shù)據(jù)來自2004—2017年《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。（7） 基礎(chǔ)設(shè)施水平（ In frait），采用各省區(qū)鐵路里程與公路里程之和占全國的比重來衡量，原始數(shù)據(jù)源自于2004—2017年《中國統(tǒng)計年鑒》。

經(jīng)過數(shù)據(jù)初步整理與計算，最終得到2003—2016年30個省區(qū)（不包括西藏）14年的省際面板數(shù)據(jù)，并以此作為實證分析的基礎(chǔ)。在實證分析的過程中，為消除各變量數(shù)量級對于實證結(jié)果的影響，對于非比值類變量取對數(shù)后進行回歸分析，各變量的統(tǒng)計性描述特征如表2所示。

表2 空間集聚制造業(yè)出口規(guī)模效應(yīng)分析的變量統(tǒng)計特征

三、空間集聚影響制造業(yè)出口的實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

在進行實證結(jié)果分析之前，本文分別作出了制造業(yè)出口額與區(qū)位熵指數(shù)LQit、地區(qū)產(chǎn)業(yè)集中度（Vit）的散點圖，并分別給出了各自的擬合曲線，如圖2和圖3所示。由圖2和圖3可知，無論是對于區(qū)位熵指數(shù)（LQit），還是對于地區(qū)產(chǎn)業(yè)集中度（Vit）而言，其與制造業(yè)出口額之間的關(guān)系均呈現(xiàn)出明顯的“倒U形”關(guān)系。制造業(yè)出口額與空間集聚程度之間的相關(guān)關(guān)系與描述性統(tǒng)計特征表明，空間集聚與制造業(yè)出口之間存在明顯的“倒U形”關(guān)系，進一步證實了本文前述理論與實證模型設(shè)定的合理性。

圖2 制造業(yè)出口額與區(qū)位熵指數(shù)的散點圖及擬合趨勢

圖3 制造業(yè)出口額與地區(qū)產(chǎn)業(yè)集中度的散點圖及擬合趨勢

（二）回歸結(jié)果分析

1. 基準回歸結(jié)果

基于2003—2016年中國30個省區(qū)制造業(yè)區(qū)位熵指數(shù)與出口額的面板數(shù)據(jù)，以及各省份層面的控制變量數(shù)據(jù)，本文分別選取了混合截面模型（POLS）、固定效應(yīng)模型（FE）和動態(tài)面板模型（FD-GMM）對已有指標進行了實證檢驗，表3給出了具體模型回歸結(jié)果。

表3 空間集聚對制造業(yè)出口規(guī)模影響的基準回歸結(jié)果

模型（1）為僅加入核心解釋變量區(qū)位熵指數(shù)及區(qū)位熵指數(shù)平方項的OLS回歸結(jié)果。考慮到除空間集聚程度之外，各省區(qū)不同時期的對外直接投資、金融發(fā)展水平等因素對制造業(yè)出口額均能夠產(chǎn)生影響，因此，模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上加入了省份層面的各控制變量。由于固定效應(yīng)模型可以控制不隨時間變化的個體效應(yīng)對于回歸結(jié)果的影響，在對現(xiàn)有面板數(shù)據(jù)進行了混合OLS回歸以后，利用固定效應(yīng)模型（FE）進行了進一步的實證分析，模型（3）為考慮了省區(qū)固定效應(yīng)的FE模型，控制了地理特征等不隨時間變化的特定因素對于各省區(qū)制造業(yè)出口額的影響。模型（4）為同時考慮省區(qū)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)的雙向固定效應(yīng)模型。模型（5）在模型（4）的基礎(chǔ)上進一步加入了制造業(yè)出口額的滯后一期（ln EXi,t?1），并運用差分GMM模型對現(xiàn)有數(shù)據(jù)進行了實證分析，Sargan檢驗中 χ2統(tǒng)計量的伴隨概率為0.233，無法拒絕“不存在工具變量過度識別問題”的原假設(shè)。此外，差分方程二階序列相關(guān)檢驗中z統(tǒng)計量的伴隨概率為0.469，無法拒絕“不存在序列相關(guān)”的原假設(shè)。綜上，模型（5）不存在序列相關(guān)與工具變量的過度識別問題，模型設(shè)定合理有效。

由實證分析結(jié)果可知，無論是在混合截面模型（POLS）、固定效應(yīng)模型（FE）還是動態(tài)面板模型（FD-GMM）中，制造業(yè)出口額與各省區(qū)制造業(yè)區(qū)位熵指數(shù)平方項（LQit）之間均呈現(xiàn)出顯著的負相關(guān)關(guān)系，并且這一結(jié)果在各個模型中至少在0.1的顯著性水平上通過了顯著性檢驗，這表明空間集聚與制造業(yè)出口額之間呈現(xiàn)出明顯的“倒U形”關(guān)系，并且這一結(jié)果在各個模型中都是穩(wěn)健的。

由模型（5）的實證分析結(jié)果可知：空間集聚與制造業(yè)出口之間呈現(xiàn)顯著的“倒U形”關(guān)系。區(qū)位熵指數(shù)的平方項系數(shù)為?0.058 8，區(qū)位熵指數(shù)的一次項系數(shù)為0.639，由此可以得到區(qū)位熵指數(shù)對于制造業(yè)出口的“倒U形”影響的拐點為LQ=5.434。這一結(jié)果充分表明，“規(guī)模效應(yīng)”與“擁擠效應(yīng)”在空間集聚對制造業(yè)出口的影響中是并存的。當空間集聚程度較低（LQ＜5.434）時，“規(guī)模效應(yīng)”在空間集聚的外部性中占據(jù)主導(dǎo)地位，此時，空間集聚能夠通過技術(shù)溢出、溝通外溢、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、勞動力市場共享等效應(yīng)對于制造業(yè)出口產(chǎn)生積極的正向作用，但由于“擁擠效應(yīng)”的存在，這一正向的邊際影響效應(yīng)遞減；當空間集聚程度較高（LQ＞5.434）時，企業(yè)間存在過度競爭和出口潛力與空間的相互擠壓，再加上生產(chǎn)要素成本、交通與環(huán)境成本的不斷攀升，“擁擠效應(yīng)”逐步凸顯并在空間集聚對制造業(yè)出口的影響中占據(jù)了主導(dǎo)地位。此時，空間集聚對于制造業(yè)出口規(guī)模的擴張具有負面影響，不利于中國制造業(yè)出口的平穩(wěn)增長。

2. 內(nèi)生性問題處理

由于對外貿(mào)易參與度較高的地區(qū)很有可能會吸引更多的出口企業(yè)到該區(qū)域聚集，這一自選擇行為可能造成制造業(yè)出口與空間集聚之間的反向因果關(guān)系，進而導(dǎo)致本文回歸結(jié)果存在偏誤。本文在借鑒李翠錦和荊逢春[17]15-16方法的基礎(chǔ)上，選擇了“各省份1984年國家級經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)數(shù)量”及其平方項作為工具變量，并利用兩階段最小二乘法（2SLS）對已有數(shù)據(jù)進行分析，以最大程度地克服空間集聚影響制造業(yè)出口實證分析中存在的內(nèi)生性問題，表4給出了兩階段最小二乘法的估計結(jié)果。本文之所以選擇各省份1984年國家級經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)數(shù)量為作為空間集聚指數(shù)的工具變量，原因在于：為促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、引導(dǎo)地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚，1984年中國批準設(shè)立了第一批國家級經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)，這一政策扶持對于各省區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚程度起到了積極的正向影響，然而開發(fā)區(qū)的設(shè)立卻與當前各省區(qū)制造業(yè)對外貿(mào)易發(fā)展程度相關(guān)性不大。因此，工具變量的選擇符合兩個基本條件，即與解釋變量（ L Qit）具有較強相關(guān)性，與被解釋變量（ ln EXit）無強相關(guān)性。

表4 空間集聚影響制造業(yè)出口內(nèi)生性問題：2SLS估計

表4中第（1）列為不加省份層面控制變量和年份虛擬變量的兩階段最小二乘估計結(jié)果，第（2）列進一步加入了省份層面的控制變量，第（3）列在第（2）列的基礎(chǔ)之上加入了年份虛擬變量以控制經(jīng)濟政策等因素的影響。Kleibergen-Paap rk LM檢驗和Kleibergen-Paap Wald rkF檢驗均拒絕了“工具變量識別不足”和“存在弱工具變量”的原假設(shè)，且第一階段回歸結(jié)果中的F統(tǒng)計量也遠大于10，表明本文所選取的工具變量與內(nèi)生變量之間的存在較強的相關(guān)性，進一步驗證了工具變量的選擇的合理性。因此，在考慮了內(nèi)生性問題對于實證分析結(jié)果的影響后，空間集聚對于制造業(yè)出口規(guī)模的“倒U形”影響依然是穩(wěn)健的。

3. 穩(wěn)健性檢驗

為進一步考察本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文變換了空間集聚程度的衡量指標，以地區(qū)產(chǎn)業(yè)集中度指數(shù)（Vit）作為空間集聚程度的度量指標，分別利用混合截面模型（POLS）、固定效應(yīng)模型（FE）和動態(tài)面板模型（FD-GMM）對于制造業(yè)出口額與地區(qū)產(chǎn)業(yè)集中度指數(shù)數(shù)據(jù)進行了進一步的回歸分析，并于基準回歸模型中的結(jié)果進行了對比，具體結(jié)果如表5所示。由于動態(tài)面板模型（FD-GMM）考慮了被解釋變量滯后一期值對于當期值的影響，因此在穩(wěn)健性中本文依然采用動態(tài)面板模型作為實證結(jié)果解釋的基礎(chǔ)。

表5 基于地區(qū)產(chǎn)業(yè)集中度指數(shù)的空間集聚出口規(guī)模效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗

由實證分析結(jié)果可知，無論是對于區(qū)位熵指數(shù)（ L Qit）還是對于地區(qū)產(chǎn)業(yè)集中度指數(shù)而言（Vit），空間集聚程度的一次項的系數(shù)均為正，空間集聚程度的二次項系數(shù)均為負。在變換了空間集聚指標后，制造業(yè)空間集聚與出口之間的“倒U形”關(guān)系仍然顯著，這一結(jié)果充分表明，本文的研究假設(shè)不受變換空間集聚度量指標的影響。

（三）異質(zhì)性分析

1. 行業(yè)異質(zhì)性

為進一步分析空間集聚對不同制造業(yè)行業(yè)影響的異質(zhì)性，本文分別考察了空間集聚對高技術(shù)（ E XHTit）、中技術(shù)（ E XMTit）和低技術(shù)（ E XLTit）制造業(yè)出口額的影響，以便于根據(jù)影響系數(shù)的大小判斷空間集聚對制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)的影響，具體結(jié)果如表6所示。

表6 空間集聚對制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng)分析

由空間集聚對不同技術(shù)類別制造業(yè)行業(yè)出口影響效應(yīng)的對比分析可以得到，空間集聚對于高技術(shù)制造業(yè)出口規(guī)模的影響系數(shù)最高，達到了0.297，對于中技術(shù)制造業(yè)出口的影響效應(yīng)并不顯著，對于低技術(shù)制造業(yè)出口的影響系數(shù)為0.255。這表明：（1）空間集聚對于高技術(shù)和低技術(shù)制造業(yè)出口具有顯著的促進作用，各省區(qū)空間集聚程度每上升0.1個單位，高技術(shù)和低技術(shù)制造業(yè)出口分別上漲2.97%和2.55%。（2）空間集聚水平的提升對高技術(shù)制造業(yè)出口的正向影響效應(yīng)最大，明顯高于中技術(shù)和低技術(shù)制造業(yè)出口。由此，制造業(yè)集聚水平的提升不僅能夠擴大制造業(yè)出口規(guī)模，并且能夠進一步促進制造業(yè)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

2. 地區(qū)異質(zhì)性

除了對空間集聚影響制造業(yè)出口的行業(yè)異質(zhì)性進行考察外，考慮到中國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展具有不均衡的典型特點，東部、中部和西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、技術(shù)水平和制度環(huán)境均存在差異，空間集聚的貿(mào)易效應(yīng)在不同地區(qū)可能存在差異，因此，本部分在行業(yè)異質(zhì)性分析之外，對空間集聚影響制造業(yè)出口的地區(qū)異質(zhì)性進行了進一步的考察，以便比較不同地區(qū)空間集聚“規(guī)模效應(yīng)”與“擁擠效應(yīng)”的差異性，希望能夠地區(qū)經(jīng)濟均衡發(fā)展提供建議，表7給出了具體回歸結(jié)果。

表7 空間集聚影響制造業(yè)出口的地區(qū)異質(zhì)性考察

由空間集聚對不同地區(qū)制造業(yè)行業(yè)出口影響效應(yīng)的對比分析可以得到，空間集聚對東部地區(qū)制造業(yè)出口規(guī)模的影響系數(shù)最低，其次是中部地區(qū)，對于西部地區(qū)制造業(yè)出口的影響系數(shù)最大，系數(shù)估計值為1.95。這表明：整體而言，空間集聚對于東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)制造業(yè)出口均具有正向影響。但由于空間集聚對制造業(yè)出口的影響取決于“規(guī)模效應(yīng)”與“擁擠效應(yīng)”之間的權(quán)衡，且集聚程度越高，“擁擠效應(yīng)”越明顯，因此，對于集聚程度最高的東部地區(qū)，空間集聚呈現(xiàn)出了較大的“擁擠效應(yīng)”，導(dǎo)致空間集聚對制造業(yè)出口的邊際影響最小。對于中度集聚的中部地區(qū)而言，空間集聚的“擁擠效應(yīng)”相對較小，而西部地區(qū)由于空間集聚程度最低，“擁擠效應(yīng)”也最弱，集聚對制造業(yè)出口的邊際影響最大。

在空間集聚貿(mào)易效應(yīng)的研究中，現(xiàn)有文獻大多從商業(yè)信用[17]11-12、融資約束[19]、勞動力成本[20]等不同角度證實了空間集聚能夠?qū)Τ隹诋a(chǎn)生積極影響，但未發(fā)現(xiàn)并證實擁擠效應(yīng)的存在。本文基于規(guī)模效應(yīng)與擁擠效應(yīng)相互權(quán)衡的視角，驗證了空間集聚與制造業(yè)出口之間的“倒U形”關(guān)系，并證明這一結(jié)論不受內(nèi)生性問題以及指標變換的影響，同時分析了空間集聚貿(mào)易效應(yīng)在不同行業(yè)與地區(qū)的異質(zhì)性，研究結(jié)論具有一定的新穎性。

四、結(jié)論與政策建議

本文基于“規(guī)模效應(yīng)”與“擁擠效應(yīng)”的視角梳理了空間集聚影響制造業(yè)出口的機理，并運用2003—2016年30個省份（西藏除外）的面板數(shù)據(jù)驗證了空間集聚對制造業(yè)出口的影響效應(yīng)，并對行業(yè)和地區(qū)異質(zhì)性進行了分析。研究結(jié)果表明：（1）空間集聚對于制造業(yè)出口的影響取決于“規(guī)模效應(yīng)”與“擁擠效應(yīng)”之間的權(quán)衡，二者之間存在顯著的“倒U形”關(guān)系。（2）空間集聚對于高技術(shù)行業(yè)出口規(guī)模擴張的影響效應(yīng)最大，其次是低技術(shù)行業(yè)和中技術(shù)行業(yè)，即空間集聚程度的不斷加深不僅能夠擴大出口規(guī)模，同時能夠在一定程度上優(yōu)化制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)。（3）中國制造業(yè)空間聚集的“擁擠效應(yīng)”已經(jīng)開始顯現(xiàn)，且“擁擠效應(yīng)”在東部地區(qū)最為明顯?？臻g集聚是中國合理挖掘國內(nèi)市場、形成國內(nèi)大循環(huán)的重要抓手，本文的研究結(jié)論充分表明，以國內(nèi)大循環(huán)為主體同樣能夠促進對外貿(mào)易的平穩(wěn)與高質(zhì)量增長，進而有助于國內(nèi)國際雙循環(huán)良性互動體系的形成。據(jù)此，本文提出以下政策建議。

1. 注重地區(qū)空間集聚的均衡發(fā)展，避免“擁擠效應(yīng)”的產(chǎn)生。一方面，國家政府部門應(yīng)當制定相關(guān)評價標準，對現(xiàn)有眾多高新技術(shù)園區(qū)、經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)等園區(qū)的優(yōu)勢與短板進行摸排，因地制宜地對產(chǎn)業(yè)園區(qū)進行合理布局。積極通過稅收、租金減免等優(yōu)惠措施引導(dǎo)中部和西部地區(qū)企業(yè)的聚集發(fā)展，深度挖掘中部和西部地區(qū)的制造業(yè)集聚潛力，構(gòu)建“多點布局”的空間集聚格局。另一方面，在區(qū)域經(jīng)濟一體化過程中，應(yīng)當持續(xù)秉持城市群、都市圈建設(shè)理念，通過企業(yè)遷徙帶動人口流動與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，深化長三角地區(qū)、珠三角地區(qū)、京津冀地區(qū)、粵港澳大灣區(qū)一體化進程，避免特大城市建設(shè)過程中“擁擠效應(yīng)”的產(chǎn)生。

2. 充分挖掘空間集聚對出口規(guī)模的擴張效應(yīng)，促進國內(nèi)國際雙循環(huán)良性互動。一方面，各省市級政府部門應(yīng)當持續(xù)通過市場化改革、制度改進等措施推動省內(nèi)市場一體化進程，積極拓展省際間的合作項目，建立省際間集聚的相互學(xué)習(xí)機制，打破省際貿(mào)易壁壘，逐步擴大制造業(yè)空間集聚“規(guī)模效應(yīng)”的影響范圍，構(gòu)建國內(nèi)大循環(huán)體系。另一方面，企業(yè)應(yīng)當積極通過“干中學(xué)”、模仿創(chuàng)新、自主創(chuàng)新等渠道提升自身技術(shù)水平，通過規(guī)范化經(jīng)營、資金管理等方式，更多地依賴直接融資模式獲得外部資金，提升自身融資能力，促使空間集聚更好地通過技術(shù)溢出效應(yīng)、融資約束緩解效應(yīng)等渠道發(fā)揮“規(guī)模效應(yīng)”，帶動國內(nèi)國際雙循環(huán)的良性互動。

3. 高度重視空間集聚的出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)，助力對外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。一方面，相關(guān)產(chǎn)業(yè)園區(qū)應(yīng)當通過搭建出口企業(yè)綜合服務(wù)平臺、爭取金融與財稅政策支持等舉措，促進“外向型”制造業(yè)出口企業(yè)集聚，特別是應(yīng)當促進出口高技術(shù)含量、高附加值、高品牌效應(yīng)產(chǎn)品的企業(yè)集聚發(fā)展，推動制造業(yè)出口高質(zhì)量增長；另一方面，各級政府部門應(yīng)當積極鼓勵出口企業(yè)通過研發(fā)投入、技術(shù)引進等方式促進制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級，提升制造業(yè)產(chǎn)品技術(shù)含量與附加值，為制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化塑造良好的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)，助力對外貿(mào)易高質(zhì)量增長。