王燕 王志強(qiáng) 崔永濤

摘要：文章基于新經(jīng)濟(jì)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(duì)中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)空間集聚的影響因素進(jìn)行了研究。實(shí)證研究表明，新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)所強(qiáng)調(diào)的規(guī)模報(bào)酬遞增機(jī)制、市場(chǎng)規(guī)模相對(duì)大小以及交通的相對(duì)便捷度因素對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚具有顯著正向影響；同時(shí)，地區(qū)市場(chǎng)化改革與對(duì)外開放的相對(duì)進(jìn)程等制度因素也對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚具有顯著正效應(yīng)，而人力資本相對(duì)優(yōu)勢(shì)對(duì)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(jì)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(jì)劃”、“科技攻關(guān)計(jì)劃”、“火炬計(jì)劃”等一系列發(fā)展規(guī)劃的相繼啟動(dòng)，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)進(jìn)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(dòng)新常態(tài)下中國制造業(yè)效率提升和轉(zhuǎn)型升級(jí)的重要載體，同時(shí)，產(chǎn)業(yè)活動(dòng)的空間集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)動(dòng)態(tài)效率具有顯著影響，即存在“空間非中性”（Baldwin，2003）。因此，對(duì)中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的空間分布與地區(qū)集聚進(jìn)行深入研究對(duì)進(jìn)一步研究其動(dòng)態(tài)效率和轉(zhuǎn)型升級(jí)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

在針對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)空間分布的成因研究中，已有的文獻(xiàn)更多的關(guān)注了新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)所強(qiáng)調(diào)的規(guī)模報(bào)酬遞增和正反饋效應(yīng)，而對(duì)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?yàn)樾陆?jīng)濟(jì)地理學(xué)是在均質(zhì)空間的假設(shè)基礎(chǔ)上進(jìn)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(shí)中，區(qū)域之間并不是均質(zhì)的，同時(shí)這種非均質(zhì)性也會(huì)對(duì)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(bào)酬遞增和正反饋機(jī)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(duì)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(chǎng)化”導(dǎo)向的經(jīng)濟(jì)體制改革和“引進(jìn)來，走出去”的開放政策。無論是江蘇或浙江“塊狀經(jīng)濟(jì)”，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(chǎng)化改革存在密切的關(guān)系。另一方面，經(jīng)濟(jì)特區(qū)、沿海開放城市、沿海經(jīng)濟(jì)開發(fā)區(qū)等一系列經(jīng)濟(jì)開放政策的貫徹落實(shí)吸引了大量的外商直接投資，進(jìn)一步加速了這些地區(qū)產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大和產(chǎn)業(yè)份額的提升，對(duì)沿海省市的工業(yè)集聚起到巨大的促進(jìn)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(shí)，除了要考慮新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)所強(qiáng)調(diào)的市場(chǎng)機(jī)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(dòng)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(duì)人力資本具有相對(duì)較高的依賴程度，不同省份間人力資本的差異也會(huì)對(duì)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(huì)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(jì)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(jì)地理家在D-S分析框架（Dixit & Stiglitz，1977）下，以更為現(xiàn)實(shí)的規(guī)模收益遞增、壟斷競(jìng)爭(zhēng)和冰山交易成本（Samuelson，1952）為分析基礎(chǔ)，提出了一個(gè)完整的理論分析框架，從而解釋了產(chǎn)業(yè)空間集聚的機(jī)制機(jī)理問題。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)以產(chǎn)業(yè)的空間均勻分布為起點(diǎn)，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(chǎng)機(jī)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(jī)制或正負(fù)反饋機(jī)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(shí)的假設(shè)出發(fā)：即同一產(chǎn)業(yè)不同價(jià)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(jìn)行消費(fèi)，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(chǎng)接近效應(yīng)指的是為了節(jié)省交易費(fèi)用和運(yùn)輸成本，壟斷競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)更愿意定位于市場(chǎng)規(guī)模較大的區(qū)域。對(duì)稱均衡下的某個(gè)外生沖擊導(dǎo)致一個(gè)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(chǎng)規(guī)模的大小，即東部的相對(duì)市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)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(yùn)輸成本，開始進(jìn)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(jī)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(shí)不用再支付冰山運(yùn)輸成本，這樣就極大地降低了東部市場(chǎng)的生產(chǎn)價(jià)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(jī)制或稱前向關(guān)聯(lián)；市場(chǎng)擁擠效應(yīng)或市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)指的是不完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)上的企業(yè)趨向于選擇競(jìng)爭(zhēng)者較少的區(qū)位。當(dāng)前兩種效應(yīng)組成的集聚力較大時(shí)，外生沖擊都將導(dǎo)致企業(yè)空間配置的自我強(qiáng)化機(jī)制，最終導(dǎo)致核心-邊緣結(jié)構(gòu)為穩(wěn)定均衡，而對(duì)稱結(jié)構(gòu)為不穩(wěn)定均衡；而當(dāng)由市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)構(gòu)成的分散力較大時(shí)，外生沖擊將導(dǎo)致企業(yè)空間配置的自我糾正機(jī)制，最終導(dǎo)致對(duì)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(jì)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(diǎn)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(bào)酬遞增、市場(chǎng)相對(duì)規(guī)模以及冰山運(yùn)輸成本的新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)因素；反映改革和開放相對(duì)進(jìn)程的制度因素；反映人力資本相對(duì)優(yōu)勢(shì)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(yíng)業(yè)務(wù)收入占當(dāng)年中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主營(yíng)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(yíng)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?yàn)閺?009年開始，《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》不再統(tǒng)計(jì)“增加值”指標(biāo)，從2012年開始不再統(tǒng)計(jì)“當(dāng)年價(jià)總產(chǎn)值”指標(biāo)，同時(shí)，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(yíng)企業(yè)更多的社會(huì)責(zé)任，因此，冗員現(xiàn)象長(zhǎng)期存在且比較嚴(yán)重。另外，本文選擇的時(shí)間年度為1998年～2013年，各年的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入值已經(jīng)轉(zhuǎn)化為1998年可比價(jià)格的主營(yíng)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(bào)酬遞增的具體指標(biāo)為：Firmit-1和cityit-1，前者的計(jì)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(jì)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(jì)。

其次，反映市場(chǎng)相對(duì)規(guī)模的指標(biāo)是incomit-1，表示第t-1年i地區(qū)的市場(chǎng)規(guī)模的相對(duì)大小，計(jì)算公式為當(dāng)年該地區(qū)人均實(shí)際GDP的對(duì)數(shù)值除以當(dāng)年全國實(shí)際人均GDP的對(duì)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(yùn)輸成本的指標(biāo)，即roadit-1，表示第t-1年i地區(qū)的相對(duì)公路密度，計(jì)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(jí)路+二級(jí)路長(zhǎng)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(duì)進(jìn)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(duì)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(jì)算；后者表示第t-1年i地區(qū)的相對(duì)市場(chǎng)化水平，用t-1年i的市場(chǎng)化得分除以當(dāng)年全國平均得分來計(jì)算，樊綱、王小魯（2010）提供了比較可靠的市場(chǎng)化指數(shù)數(shù)據(jù)。另外，由于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)屬于相對(duì)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(duì)優(yōu)勢(shì)的影響，因此，本文在最后選擇反映地區(qū)人力資本相對(duì)優(yōu)勢(shì)的指標(biāo)，即eduit-1，其計(jì)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(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)空間分布與地區(qū)相對(duì)市場(chǎng)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(tái)資企業(yè)，“大進(jìn)大出”的加工貿(mào)易特征非常明顯。通過計(jì)算產(chǎn)業(yè)外向度，即出口交貨值在主營(yíng)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(shì)，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(shí)，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(jìn)行估計(jì)時(shí)就會(huì)出現(xiàn)嚴(yán)重的內(nèi)生性偏誤而導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)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(duì)外向度。Wei和Wu（2001）和金煜、陳釗等（2004）使用的地區(qū)相對(duì)開放度的工具變量是各地省會(huì)城市到香港和上海兩個(gè)主要港口的距離中較近的一個(gè)距離?？紤]到天津港作為環(huán)渤海地區(qū)乃至整個(gè)北方最大的綜合性港口和對(duì)外貿(mào)易出口的實(shí)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(huì)城市到天津、上海和香港三地的公路距離中較近的一個(gè)距離。

三、 實(shí)證結(jié)果與政策含義

本文首先對(duì)所有變量都進(jìn)行了固定效應(yīng)模型（第一列）和隨機(jī)效應(yīng)模型（第二列）的估計(jì)，Hausman固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)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(jī)效應(yīng)模型的組間與組內(nèi)R2之差。因此，檢驗(yàn)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(jì)中，代表人力資本相對(duì)優(yōu)勢(shì)的edu指標(biāo)不顯著，因此，將該指標(biāo)剔除，從而再次估計(jì)固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，得到第三列和第四列的估計(jì)結(jié)果。Hausman檢驗(yàn)的χ2值為68.49，相應(yīng)的P值0.000<0.05，檢驗(yàn)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(jìn)行估計(jì)，得到表1第五列的回歸結(jié)果。Hausman檢驗(yàn)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(jì)結(jié)果。

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

其一是新經(jīng)濟(jì)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(bào)酬遞增程度、市場(chǎng)相對(duì)規(guī)模以及交通的相對(duì)便捷度對(duì)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(shí)，這一實(shí)證結(jié)果也在一定程度上證實(shí)了新經(jīng)濟(jì)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(jì)中的制度因素，包括地區(qū)相對(duì)市場(chǎng)化程度和對(duì)外開放進(jìn)程對(duì)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(duì)市場(chǎng)化程度越高、相對(duì)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(duì)優(yōu)勢(shì)對(duì)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(jià)值鏈的加工組裝等勞動(dòng)密集型低附加值環(huán)節(jié)，對(duì)核心零部件研發(fā)與制造、品牌和營(yíng)銷渠道構(gòu)建等高附加值環(huán)節(jié)涉及相對(duì)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(duì)優(yōu)勢(shì)關(guān)系不顯著。《2014年中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》統(tǒng)計(jì)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(huì)計(jì)和計(jì)算機(jī)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(fèi)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(shí)已經(jīng)分別達(dá)到6.87%、8.27%、4.46%和6.28%，美國在2009年時(shí)的研發(fā)經(jīng)費(fèi)占比更是高達(dá)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(jì)優(yōu)勢(shì)的部分中西部省份可以通過進(jìn)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(dá)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(jiǎn)介：王燕（1955-），女，漢族，遼寧省沈陽市人，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展研究院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)；王志強(qiáng)（1990-），男，漢族，山西省運(yùn)城市人，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)；崔永濤（1981-），男，漢族，河南省新鄉(xiāng)市人，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

收稿日期：2015-10-12。