豆建民　劉葉

(上海財經(jīng)大學 城市與區(qū)域科學學院，上海200433)

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生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚是否能促進經(jīng)濟增長
——基于中國285個地級市的面板數(shù)據(jù)

豆建民劉葉

(上海財經(jīng)大學 城市與區(qū)域科學學院，上海200433)

以2003—2012年中國285個地級市為樣本，利用面板數(shù)據(jù)門限回歸模型，實證研究了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對不同規(guī)模城市經(jīng)濟增長的門限效應(yīng)。結(jié)果表明：協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟增長存在雙重門限效應(yīng)。當城市規(guī)模小于23.004萬時，協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟增長表現(xiàn)出明顯抑制作用；當城市規(guī)模處于23.004萬和199.996萬之間時，兩個產(chǎn)業(yè)間的互補效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)，城市經(jīng)濟也從協(xié)同集聚中獲得好處；當城市規(guī)模大于199.996萬時，受資源、環(huán)境等條件限制，協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟顯示出一定抑制作用。

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)；制造業(yè)；協(xié)同集聚 ；經(jīng)濟增長；門限效應(yīng)

一、引言

產(chǎn)業(yè)集聚是一個國家或地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的重要特征，其與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系是現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論的核心問題之一。20世紀90年代以來，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)快速發(fā)展并逐漸成為推動我國城市經(jīng)濟增長的重要動力。隨著經(jīng)濟全球化的深入和信息技術(shù)的完善，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚程度不斷提高，其與制造業(yè)集聚在空間上形成了互動發(fā)展的態(tài)勢，兩個產(chǎn)業(yè)間的協(xié)同集聚也受到越來越多學者的關(guān)注。他們從產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)和產(chǎn)業(yè)分工、協(xié)同效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、產(chǎn)業(yè)間的互動效應(yīng)等方面對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚現(xiàn)象的存在性與差異性、空間分布與水平測度、內(nèi)在形成機制與演化機理等做了一系列的理論推演和實證剖析?？傮w來看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的相關(guān)研究方向主要有：協(xié)同集聚的存在性研究(Guerrieri和Meliciani,2005[1]; Andersson,2006[2];Ellison,2010[3];高峰和劉志彪,2008[4];張益豐和黎美玲,2010[5];吉亞輝等，2012[6];柯善咨等,2014[7];吉亞輝和段榮榮,2014[8]等)；協(xié)同集聚的差異性研究(Desmet和Fafchamps,2005[9];陳國亮,2010[10];陳建軍和陳菁菁,2011[11]；張曉濤和李芳芳，

2012[12]；詹宇鐸等，2012[13];陳娜和顧乃華,2013[14]等)；空間分布與水平測度研究(王曉娟和陳建軍,2006[15];邱靈等,2008[16];江曼琦和席強敏,2014[17];崔大樹和楊永亮,2014[18];陸劍寶,2014[19];陳曉峰和陳昭鋒,2014[20];胡艷和朱文霞,2015[21]等)；4. 內(nèi)在形成機制與演化機理研究(王碩和郭曉旭,2012[22];陳國亮和陳建軍,2012[23]等)。

那么，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚與我國城市經(jīng)濟增長之間是否存在必然的聯(lián)系？進一步，這種協(xié)同集聚對不同城市經(jīng)濟發(fā)展的影響又有怎樣的差異？從理論上講，產(chǎn)業(yè)集聚可以通過地理上的鄰近獲得勞動力等要素資源的共享、知識與信息的外溢等，進而促進經(jīng)濟的增長。而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)間的協(xié)同集聚則會在產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)的作用下，有效推動兩類產(chǎn)業(yè)的互動與融合，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的升級，進而促進區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。陳曉峰和陳昭鋒(2014)[20]、胡艷和朱文霞(2015)[21]通過相關(guān)實證研究認為，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長有促進作用。圖1是2012年我國地級及以上城市人均GDP和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚(下文簡稱“協(xié)同集聚”)相關(guān)關(guān)系的散點圖，橫軸為市轄區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚度的自然對數(shù)，縱軸為市轄區(qū)人均GDP(利用各省CPI折算的以2000年為基期的實際值)的自然對數(shù)。由圖可知，人均GDP與協(xié)同集聚之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系(系數(shù)在p<0.01的水平下顯著)。

圖1　2012年城市人均GDP和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚散點圖

但事實上，產(chǎn)業(yè)集聚對城市經(jīng)濟增長的影響存在很多約束機制，以至于在將這些理論分析應(yīng)用于實證檢驗時得出不相一致的結(jié)論。Williamson(1965)在研究空間集聚與早期的經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系時便提出“威廉姆森假說”，指出空間集聚在經(jīng)濟發(fā)展初期會顯著促進地區(qū)經(jīng)濟效率的提升，但當經(jīng)濟發(fā)展水平達到某一門檻值后，集聚對經(jīng)濟增長的促進作用會變小甚至為負[24]。Brülhart和Sbergami(2009)利用國家面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，只有經(jīng)濟發(fā)展到一定水平時，產(chǎn)業(yè)集聚才會促進地區(qū)的經(jīng)濟增長[25]。徐盈之、劉修巖等(2011)利用中國省域面板數(shù)據(jù)，通過門檻面板回歸模型考察了制造業(yè)集聚與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，其研究結(jié)果表明威廉姆森假說在中國顯著存在[26]。孫浦陽、武力超等(2011)在研究國家內(nèi)部經(jīng)濟活動的空間集聚對經(jīng)濟增長的影響時，發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易會抑制國內(nèi)產(chǎn)業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用[27]。王麗麗(2011)基于貿(mào)易開放的視角，對制造業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率增長之間的門限效應(yīng)進行了檢驗，其研究結(jié)果表明制造業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率增長之間存在顯著的貿(mào)易開放雙門檻效應(yīng)[28]。紀玉俊等(2015)以對外開放水平為門限變量構(gòu)造了門限回歸模型，對城市服務(wù)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長進行了研究，結(jié)果表明城市服務(wù)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的影響存在門限效應(yīng)[29]。于斌斌(2015)在研究城市群產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟效率差異的門檻效應(yīng)時指出，產(chǎn)業(yè)集聚對城市經(jīng)濟增長和效率提升的外部性會受到城市規(guī)模的約束，產(chǎn)業(yè)集聚只有在城市達到一定規(guī)模后才能產(chǎn)生規(guī)模報酬遞增效應(yīng)，從而促進城市經(jīng)濟的增長與效率改善[30]。

綜上所述，當前相關(guān)研究多從單一產(chǎn)業(yè)或者整個產(chǎn)業(yè)來分析產(chǎn)業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟增長的門限效應(yīng)，鮮有涉及生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究。而僅有的幾篇文獻，也是在沒有考慮任何約束機制的前提下，得出協(xié)同集聚能夠促進地區(qū)經(jīng)濟增長的結(jié)論。陳國亮和陳建軍(2012)在研究二三產(chǎn)業(yè)共同集聚的內(nèi)在機制時提出，隨著城市規(guī)模的變化，二三產(chǎn)業(yè)的空間分布也發(fā)生一定變化，而其影響機制則是通過商務(wù)成本的作用使得二三產(chǎn)業(yè)在城市內(nèi)部形成互補與擠出效應(yīng)的動態(tài)變化[23]。于是，考慮到產(chǎn)業(yè)空間分布與城市規(guī)模間的關(guān)系，本文認為產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與城市經(jīng)濟增長之間應(yīng)該并非簡單的線性相關(guān)關(guān)系，即前者對后者的影響可能會隨著城市規(guī)模的不同而不同。因此，本文在以往研究的基礎(chǔ)上利用我國285個地級市的面板數(shù)據(jù)，分析了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)集聚對城市經(jīng)濟增長的影響，并引入城市規(guī)模作為門限變量構(gòu)建面板門限回歸模型進行實證檢驗。在各城市和地區(qū)日益重視本地比較優(yōu)勢的背景下，深入探討產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與城市經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系，對于不同規(guī)模等級的城市選擇合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和功能定位，推動城市內(nèi)部產(chǎn)業(yè)間的有效集聚和城市經(jīng)濟發(fā)展有著重要的理論與現(xiàn)實意義。

二、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚與城市經(jīng)濟增長關(guān)系的理論基礎(chǔ)

(一)協(xié)同集聚與城市規(guī)模

Ellison和Gleaser(1997)首次提出“co-agglomeration” (協(xié)同集聚)一詞，指不同產(chǎn)業(yè)之間相互吸引、共同選址的總體趨勢。由此可以看出，產(chǎn)業(yè)集聚不僅僅是單一產(chǎn)業(yè)在地理上不斷集中的過程，更伴隨著不同產(chǎn)業(yè)間在特定空間范圍內(nèi)的高度集中?？紤]到MAUP(modifiable area unit problem，可塑性面積單元)問題，將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚界定為兩個產(chǎn)業(yè)在一個城市內(nèi)部的集中分布現(xiàn)象。對于產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的測度，Ellison和Gleaser(1997)構(gòu)建的E-G指數(shù)以及之后的E-G修正指數(shù)都是較好的指標。但鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文將采用陳國亮等(2012)[23]和楊仁發(fā)(2013)[33]的方法，度量i地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚水平(具體計算公式將在后文給出)。

為分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚同城市規(guī)模之間的關(guān)系，利用協(xié)同集聚指標，計算出中國285個地級市2003—2012年生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚指數(shù)，并通過stata12.0做出城市規(guī)模和產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的散點圖以及二次擬合曲線(如圖2所示)。其中，橫軸為各城市市轄區(qū)人口規(guī)模的自然對數(shù)，縱軸為城市產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚度。擬合方程中一次和二次項的系數(shù)一正一負，且均在P<0.05的水平下顯著，說明城市規(guī)模與協(xié)同集聚度呈倒“U”型關(guān)系，即隨著城市規(guī)模的擴大，城市協(xié)同集聚度總體呈先上升后下降趨勢。

圖2　我國城市規(guī)模與產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚散點圖注：(1)城市規(guī)模指城市人口規(guī)模；(2)剔除了小于-10的個別異常值。

(二)協(xié)同集聚對不同規(guī)模城市經(jīng)濟增長的影響機理

由前文分析可知，在不考慮任何約束條件的情況下，理論上生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟增長具有正向影響。但是，考慮到城市規(guī)模與產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚之間的倒“U”型關(guān)系，本文認為協(xié)同集聚對于城市經(jīng)濟增長的影響會隨著城市規(guī)模不同而有所不同，即生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟的促進作用可能會存在“規(guī)?！遍T檻效應(yīng)。首先，當城市規(guī)模較小時，集聚經(jīng)濟通常是基于同一或相近部門企業(yè)的集中分布，即“地方化經(jīng)濟”，這些同類型的企業(yè)通過中間品的共享、相互競爭與學習等方式，提高產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率，進而促進城市的經(jīng)濟增長。但是，由于此類城市可采取的生產(chǎn)過程是有限的，

圖3　協(xié)同集聚對不同規(guī)模城市經(jīng)濟增長的影響機理圖

產(chǎn)業(yè)間的協(xié)同集聚會因其中某些產(chǎn)業(yè)的集聚不經(jīng)濟，因而無法發(fā)揮其對經(jīng)濟增長的正向促進作用，甚至不利于城市經(jīng)濟的發(fā)展。其次，當城市規(guī)模擴大時，城市可選取的生產(chǎn)過程增多，為節(jié)約運輸成本和靠近消費市場，更多類型的企業(yè)(尤其產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)密切的企業(yè))進入城市，逐漸在城市內(nèi)部形成協(xié)同集聚模式。協(xié)同集聚通過不同產(chǎn)業(yè)間的良性互動與融合(產(chǎn)生技術(shù)創(chuàng)新，知識外溢等外部效應(yīng))，推動產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化與升級，促進城市經(jīng)濟的增長。再次，當城市規(guī)模進一步擴大時，受到資源、環(huán)境等條件的限制，協(xié)同集聚不斷提高所帶來的擁擠負效應(yīng)日益凸顯，并逐漸超過規(guī)模擴大所帶來的收益，進而對城市經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制作用。此時，如果政府部門不進行干預(yù)，一部分企業(yè)會因無法承擔這些高昂的擁擠成本，而選擇遷移到周邊甚至更遠地區(qū)的專業(yè)化城市中*從本文對協(xié)同集聚的界定來看，相對于單一產(chǎn)業(yè)集聚，協(xié)同集聚是一種“多樣化”的產(chǎn)業(yè)集聚模式。因此，將單一產(chǎn)業(yè)高度集聚(產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚度低)的城市稱為專業(yè)化城市，將協(xié)同集聚度高的城市稱為多樣化城市。。

(三)協(xié)同集聚與城市經(jīng)濟增長的理論模型

1. 基礎(chǔ)計量模型的設(shè)立

在投入一定的情況下，外部性總量的增加可以提高地區(qū)的總產(chǎn)出，并且降低產(chǎn)出的平均成本[34]。

那么，利用生產(chǎn)函數(shù)估計產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)經(jīng)濟增長之間的關(guān)系是最為直接且常用的方法。因此，借鑒劉修巖(2009)的思路，將基本生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為?？怂怪行缘腃-D函數(shù)形式

Yi=A(Coagi)·F(Ki,Li)

(1)

其中，Y表示地區(qū)總產(chǎn)出，K和L分別表示資本和勞動力，Coag為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚指標，假定生產(chǎn)函數(shù)F(·)為規(guī)模報酬不變。對式(1)兩邊同時除以L，可得

(Y/L)it=A(Coagi)·f[(K/L)it]

(2)

鑒于研究重點是考察生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟增長影響的差異，因此在上述基本方程(2)的基礎(chǔ)上，根據(jù)面板數(shù)據(jù)模型的要求構(gòu)建本文的計量模型如下

lnyit=β0+β1lnCoagit+β2lnkit+γlnxit+εit

(3)

其中，x是由一系列控制變量組成的列向量，ε是隨機誤差項。

2. 變量說明與數(shù)據(jù)獲取

(1)被解釋變量：城市經(jīng)濟水平y(tǒng)是本文的被解釋變量，用各城市市轄區(qū)的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值A(chǔ)gdp測度，并利用各省CPI指數(shù)折算成以2000為基期的實際值。

(2)核心解釋變量：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚度Coag，是本文的核心解釋變量。考慮到文章的研究目的以及數(shù)據(jù)的可得性，借鑒陳國亮等(2012)[23]和楊仁發(fā)(2013)[33]的思路與方法，在構(gòu)建i城市j產(chǎn)業(yè)集聚度指標的基礎(chǔ)上，通過集聚指標的相對差異大小來衡量i城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚程度。具體計算公式如下所示

(4)

(5)

其中，Lqji表示i城市j產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵(作為產(chǎn)業(yè)集聚度的衡量指標)，ejt表示i城市j產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)，Ej表示全國j產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員總數(shù)，ei表示i城市所有產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)，E表示全國所有產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)；Coagi表示i城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)，Muqi和Psqi分別表示i城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的區(qū)位熵。由式(5)可知，i地區(qū)的兩個產(chǎn)業(yè)的集聚水平越接近，協(xié)同集聚水平就越高，Coagi值就越大。

(3)門限變量：基于前文協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟增長的影響機理分析，將城市規(guī)模變量(Size，用市轄區(qū)年末總?cè)丝诒硎?選為門限面板模型中的門限變量，用以檢驗與分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對不同城市經(jīng)濟增長影響的差異。

(4)主要控制變量：影響經(jīng)濟增長的因素眾多，主要引入以下幾個因素作為模型的控制變量。(a)物質(zhì)資本因素，用人均國內(nèi)資本存量表示(記為k)，并借鑒柯善咨(2009)[35]中的方法進行估算。以2000年為基期，利用各城市市轄區(qū)限額以上工業(yè)企業(yè)流動資產(chǎn)和固定資產(chǎn)凈值(年平均余額)估計限額以上工業(yè)資本存量，之后利用限額以上工業(yè)增加值占全市GDP總值的比重估計當年(2000年)各城市資本存量。2000年之后各年份的資本存量根據(jù)實際投資總額，用永續(xù)盤存法計算：Kit=(1-δ)Kit-1+It-1/dit-1。其中，K是資本存量，δ是年折舊率設(shè)為5%，I是實際投資。(b)城市對外開放程度，用人均FDI存量表示(記為Fdiit)?？紤]到FDI發(fā)生作用的滯后性，采用FDI存量指標，借鑒柯善咨等(2014)[10]中的估算方法。以2000年開始計算，并假設(shè)2000年年存量是當年吸收FDI的三倍(根據(jù)當年平均兌換率換算成人民幣)，之后各年FDI存量采用永續(xù)盤存法計算。(c) 城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重表示(記為indus)。(d)城市人力資本水平，用市轄區(qū)每萬人在校大學生數(shù)表示(記為Cstu)，具體計算公式為：年在校大學生數(shù)/年平均人口數(shù)。(e) 本地市場效應(yīng)，用市轄區(qū)社會消費品零售總額占全國的比重表示(記為Trs)。(f) 城市政府規(guī)模，用市轄區(qū)一般財政預(yù)算內(nèi)支出占GDP的比重表示(記為Gov)，比重越大表明政府對城市經(jīng)濟發(fā)展的干涉力度越強；(g) 城市基礎(chǔ)設(shè)施投資，用市轄區(qū)人均城市道路面積(記為Str)。2012年相關(guān)變量的描述統(tǒng)計量表1所示。

鑒于2003年新行業(yè)標準的使用與統(tǒng)計口徑的一致性，本文使用2003-2012年除拉薩、巢湖、畢節(jié)和銅仁外的285個地級及以上城市的相關(guān)數(shù)據(jù)，主要的數(shù)據(jù)來源于2003—2012年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》，各省價格指數(shù)等來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，缺省數(shù)據(jù)用插值法補充。文中生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)包括交通運輸、倉儲及郵政業(yè)，信息傳輸、計算機服務(wù)和軟件業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，金融業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，租賃和商業(yè)服務(wù)業(yè)以及科學研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)等7類，制造業(yè)則參照國民經(jīng)濟行業(yè)分類與代碼(GB/T4754-2011)涵蓋行業(yè)大類代碼13-43，共計31大類。

三、協(xié)同集聚與城市經(jīng)濟增長：基于門限回歸模型的實證分析

(一)門限模型的設(shè)定

本文采用Hansen(1999,2004)中提出面板數(shù)據(jù)門限模型分析方法對協(xié)同集聚與城市經(jīng)濟增長的關(guān)系進行檢驗。Hansen給出的基本方程(單一門限值)形式為

yit=β0+β1xit·I(qit≤η)+β2xit·I(qit>η)+εit

(6)

其中，qit為門限變量，η為門限值，I(·)為指示函數(shù)，為隨機擾動項。為檢驗生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)集聚對城市經(jīng)濟增長規(guī)模門限效應(yīng)，將城市規(guī)模變量引入模型，并結(jié)合基本計量模型(3)和面板門限模型(6)可得面板門限模型的設(shè)定，如下式(7)所示

lnAgdpit=β0+β1lnCogaitI(lnSize≤η)+β1lnCogait(lnSizeit>η)+β2lnkit+β3lnFdiit+β4lnInCstuit+β5lnCstuit+β6lnTrsit+β7lnCovit+β8lnStrit+εit

(7)

表4　城市規(guī)模的門限效應(yīng)檢驗結(jié)果、門限值及置信區(qū)間

注：BS表示“Bootstrap”自抽樣次數(shù)；***、**、*、分別表示通過1%、5%、10%水平下的顯著性檢驗。

(二)門限效應(yīng)檢驗

對于任一個門限值λ都可以通過求殘差平方和Si(η)=ei(η)′ei(η)得到各參數(shù)的估計值，而最優(yōu)門限值η*應(yīng)該使其在所有殘差平方和中最小，即：η*=arg minSi(η)。本文采用孫曉華等(2013)[35]的做法，首先利用Hansen的兩機制門限回歸模型來確定門限值的個數(shù)與大小，在得到門限值之后通過Bootstrap自助抽樣法計算P值對門限值的顯著性進行檢驗。為確定是否存在兩個及以上門限值，重復(fù)上述步驟進行雙門限或多門限檢驗即可。實際操作中，利用Stata 12.0軟件進行門限效應(yīng)檢驗，結(jié)果如表4所示。

由上表可知，以城市規(guī)模為門限變量時，單一門限和雙重門限的F值分別為15.550和89.778，自抽樣P值均為0.000，即在1%的水平下通過了顯著性檢驗；而由三重門限效應(yīng)的F值和P值可知，本文模型并不存在三重門限。所以，本文研究模型確定為雙重門限模型，第一和第二門限值分別為12.346和14.507。在確定了城市規(guī)模的兩個門限值之后，可將樣本數(shù)據(jù)劃分為三個區(qū)間(13.355,12.346]、(12.346,14.507]和(14.507,14.607)?？紤]到城市經(jīng)濟發(fā)展是一個動態(tài)變化過程，當前經(jīng)濟增長受當期因素影響的同時也受到前期因素的影響。因此，在具體估計中，本文將被解釋變量的滯后項作為解釋變量引入模型，并借助動態(tài)GMM估計方法對城市經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚之間的關(guān)系進行深入探討。結(jié)合門限模型(7)，可以得到本文的實證計量模型如下：

下面將主要根據(jù)門限回歸模型(8)，來分析不同城市規(guī)模下生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟增長影響的差異。

四、協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟增長門限效應(yīng)的實證結(jié)果解析

考慮到內(nèi)生性及過度識別等問題可能對模型估計帶來的嚴重偏誤，對模型(8)的參數(shù)采用系統(tǒng)GMM(Sys-GMM)方法進行估計，并通過AR(1)、AR(2)和Hansen J 統(tǒng)計量對模型進行序列相關(guān)性和過度識別檢驗。門限面板模型回歸的Sys-GMM估計結(jié)果(表5)。

由上表Sys-GMM門檻回歸結(jié)果可以看出，人均GDP滯后項(lnAgdp-1)的估計系數(shù)在三個樣本模型中均為正且通過了1%的顯著性水平檢驗。這表明城市當前經(jīng)濟發(fā)展與前期經(jīng)濟發(fā)展水平之間存在極顯著正相關(guān)，同時也印證了利用Sys-GMM對模型(8)進行估計的合理性。

首先，對各模型中控制變量的參數(shù)估計進行扼要說明。(1)當城市規(guī)模小于23.004萬人(lnSize<=12.346)時，國內(nèi)人均物質(zhì)資本存量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(二產(chǎn)增加值占GDP比重)、本地最終消費需求和基礎(chǔ)設(shè)施對城市經(jīng)濟增長有顯著促進作用(分別通過了1%、1%、1%和5%顯著性檢驗)；國內(nèi)人均FDI存量和政府規(guī)模對城市經(jīng)濟增長有促進作用，但并不顯著。這說明當城市規(guī)模非常小時，物質(zhì)資本投資、二產(chǎn)占比、本地消費需求和道路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是小型城市經(jīng)濟發(fā)展的重要驅(qū)動力，F(xiàn)DI的作用未得以發(fā)揮且遠小于國內(nèi)資本。(2)當城市處于23.004萬和199.669萬之間(12.34614.502)時，物資資本投資、人均FDI存量、第二產(chǎn)業(yè)占比和人力資本對城市經(jīng)濟發(fā)展有顯著的推動作用；政府規(guī)模和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對城市經(jīng)濟表現(xiàn)出不顯著的抑制作用。

表5　協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟增長門限效應(yīng)的Sys-GMM回歸結(jié)果

注：(1) ***、**、*、分別表示在1%、5%、10%水平上顯著，括號內(nèi)的值為調(diào)整后的穩(wěn)健標準誤；(2)AR(1)和AR(2)表示相應(yīng)的P值；(3)Hansen J為模型過度識別的P值，原假設(shè)為不存在過度識別。

我們著重分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對不同規(guī)模城市經(jīng)濟增長影響的差異。由三類不同城市規(guī)模的模型估計結(jié)果來看，lnCoag的參數(shù)估計不論在正負、大小還是顯著性水平上都存在較為明顯的差異，表明我國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟增長確實存在(規(guī)模)門限效應(yīng)。

以下將分別考察三個模型中生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚與不同規(guī)模城市經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。(1)由模型1可知，人均GDP對協(xié)同集聚指數(shù)的彈性為-0.123 4，且通過了1%的顯著性檢驗，也就是說當城市規(guī)模小于23.004萬人時，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對城市人均GDP呈現(xiàn)出明顯的負作用。本文認為在城市規(guī)模較小時，制造業(yè)集聚占據(jù)主導(dǎo)地位，而服務(wù)業(yè)(尤其是注重技術(shù)和知識水平的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè))在這類城市中是集聚不經(jīng)濟的，其比例的增長甚至不利于城市經(jīng)濟效率的提升(柯善咨，2012)，此時產(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚模式對城市經(jīng)濟發(fā)展便會出現(xiàn)抑制作用。(2)由模型2可知，協(xié)同集聚的參數(shù)估計為0.0249，且通過了10%的顯著性檢驗，即對于人口規(guī)模處于23.004萬和199.996萬之間的城市，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚式發(fā)展能夠促進其經(jīng)濟發(fā)展。這在一定程度上說明，當城市人口規(guī)模跨越了一定門檻時，產(chǎn)業(yè)之間協(xié)同集聚式發(fā)展對城市經(jīng)濟發(fā)展會顯示出促進作用。從商務(wù)成本的角度來看，隨著城市規(guī)模的擴大，商務(wù)成本總體呈上升趨勢，當商務(wù)成本上升到一定水平時協(xié)同集聚的互補效應(yīng)才逐漸顯現(xiàn)。表現(xiàn)出對經(jīng)濟增長的積極影響。(3)由模型3可知，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的參數(shù)估計為-0.073 3，未通過顯著性檢驗。本文認為，當城市規(guī)模擴大到一定程度時，受資源與環(huán)境等條件的限制，進一步的協(xié)同集聚會對城市帶來擁擠效應(yīng)從而對城市經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生抑制作用。

綜上來看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟增長的影響受制于城市規(guī)模，并不一定會促進城市的經(jīng)濟增長。當城市規(guī)模小于23.004萬時，受制于生產(chǎn)過程的有限性，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)無法同時發(fā)揮集聚經(jīng)濟效應(yīng)，使得協(xié)同集聚模式對這類城市經(jīng)濟增長產(chǎn)生了抑制作用；當城市規(guī)模大于23.004萬且小于199.996萬時，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)之間的互補效應(yīng)逐漸凸顯，兩個產(chǎn)業(yè)間的良性互動使得協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟增長的表現(xiàn)出正向促進作用；當城市規(guī)模大于199.996萬時，過度集聚帶來的擁擠效應(yīng)使得協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟發(fā)展表現(xiàn)出一定的抑制作用。

五、主要研究結(jié)論與啟示

本文在基礎(chǔ)計量模型和Hansen(1999)面板數(shù)據(jù)門限模型的基礎(chǔ)上，以城市規(guī)模為門限變量建立了面板門限回歸模型，利用我國285個地級市2003—2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟增長的影響進行了研究，并著重對兩者之間是否存在規(guī)模門限效應(yīng)進行了驗證。研究結(jié)果表明，協(xié)同集聚與城市經(jīng)濟增長之間存在兩個規(guī)模門限值。之后，基于兩個規(guī)模門限值將研究對象分為三組樣本數(shù)據(jù)，并利用動態(tài)GMM估計方法分析了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟增長的門限效應(yīng)。

主要研究結(jié)論有：(1)當城市人口規(guī)模低于第一門檻值(23.004萬)時，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟增長表現(xiàn)出顯著的抑制作用。這主要是由于規(guī)模較小的城市其制造業(yè)占據(jù)主導(dǎo)地位，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)不具備發(fā)展優(yōu)勢，無法使得存在上下游關(guān)聯(lián)的諸多產(chǎn)業(yè)同時實現(xiàn)集聚經(jīng)濟(柯善咨，2012)，這種情況下產(chǎn)業(yè)間的協(xié)同集聚式發(fā)展將不利于城市經(jīng)濟的增長。(2)當城市規(guī)模處于23.004萬和199.996萬之間時，協(xié)同集聚對城市經(jīng)濟增長顯示出正向促進作用，也就是說，跨越了第一門檻值的中型城市的經(jīng)濟可以從生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)集聚的互補效應(yīng)中獲得好處。(3)隨著城市規(guī)模的進一步擴大(大于199.996萬)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚占據(jù)了發(fā)展優(yōu)勢并對制造業(yè)集聚產(chǎn)生擠出效應(yīng)，同時受資源、環(huán)境等諸多條件的限制，進一步的協(xié)同集聚會引發(fā)擁擠效應(yīng)并對城市經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生抑制作用。

因此，在當前促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的背景下，不同類型的城市和地區(qū)應(yīng)該推出差異化的產(chǎn)業(yè)發(fā)展策略，穩(wěn)步推動本地經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展。考慮到產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城市規(guī)模間的匹配性，結(jié)合城市的經(jīng)濟發(fā)展水平，本文認為對于人口規(guī)模較小且經(jīng)濟欠發(fā)達的城市，應(yīng)首先著重城市制造業(yè)的集聚式發(fā)展，通過制造業(yè)的集聚經(jīng)濟效應(yīng)來提高本地經(jīng)濟發(fā)展水平，與此同時還應(yīng)積極承接周邊地區(qū)(尤其大城市)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，增強城市之間的有機聯(lián)系，推動產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級與本地經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展；對于規(guī)模較大的中型城市應(yīng)更加關(guān)注本地二三產(chǎn)業(yè)間的協(xié)調(diào)發(fā)展，尤其通過生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的集聚式發(fā)展，推動制造業(yè)向價值鏈高端攀升，進一步促進兩個產(chǎn)業(yè)之間協(xié)同集聚效應(yīng)對本地經(jīng)濟增長的產(chǎn)生積極影響；對于城市規(guī)模較大且經(jīng)濟發(fā)達的城市，應(yīng)注重高附加值產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，順應(yīng)區(qū)域的同城化發(fā)展趨勢，逐步探索高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與先進制造業(yè)在核心區(qū)發(fā)展，一般制造業(yè)在周邊城市發(fā)展的“跨(城市)邊界”協(xié)同集聚模式，推進城市與周邊地區(qū)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

[1]Guenier P, Melicianni V. Technology and International Competitiveness: The Interdependence Between Manufacturing and Producer Services[J]. Structural Change and Economic Dynamics，2005， 16(4)：489-502.

[2]Andersson. Co-location of Manufacturing & Producer Services: A Simultaneous Equation Approach[C]//Entrepreneurship and Dynamics in the Knowledge Economy, New York: Routledge,2006: 94-124．

[3]Ellison, Glaeser, William R. What Cause Industry Agglomeration? Evidence from Coagglomeration Patterns [J]. American Economic Review,2010,100(6)：1195-1213.

[4]高峰，劉志彪.產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚：長三角經(jīng)驗及對京津唐產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略的啟示[J].河北學刊，2008，(1)：142-146.

[5]張益豐，黎美玲.先進制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)雙重集聚研究[J].廣東商學院學報，2011，(2)：9-16.

[6]吉亞輝，李巖，蘇曉晨.我國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的相關(guān)性研究——基于產(chǎn)業(yè)集聚的分析[J].軟科學，2012，26(3)： 15-19.

[7]柯善咨，趙曜.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市規(guī)模與中國城市生產(chǎn)率[J].經(jīng)濟研究，2014，(4)：76-88.

[8]吉亞輝，段榮榮.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的空間計量分析——基于新經(jīng)濟地理學視角[J].中國科技論壇，2014，(2)：79-84.

[9]Desmet, Fafchamps. Changes in the Spatial Concentration of Employment Across US Counties: A Sectoral Analysis 1972-2000[J].Journal of Economic Geography，2005，5(3)： 261-284．

[10]陳國亮.新經(jīng)濟地理學視角下的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚研究[D].浙江大學，2010．

[11]陳建軍，陳菁菁.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同定位研究——以浙江省69個城市和地區(qū)為例[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2011，(6)：141-150.

[12]張曉濤，李芳芳.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的互動關(guān)系研究——基于MS-VAR模型的動態(tài)分析[J]. 吉林大學社會科學學報，2012，(3)：100-107.

[13]詹宇鐸,韓廣華,董明.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同發(fā)展機制研究[J].哈爾濱商業(yè)大學學報(自然科學版)，2012，(1)：118-122.

[14]陳娜，顧乃華.我國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)空間分布協(xié)同效應(yīng)研究[J].產(chǎn)經(jīng)評論，2013，(5)：35-45.

[15]王曉娟，陳建軍.企業(yè)跨區(qū)域發(fā)展視角下的產(chǎn)業(yè)集群轉(zhuǎn)型[J].學術(shù)月刊，2006，(10)：82-87.

[16]邱靈，申玉銘，任旺兵.北京生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的關(guān)聯(lián)及空間分布[J].地理學報，2008，63(12)：1299-1310.

[17]江曼琦，席強敏.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)與協(xié)同集聚[J].南開學報，2014，(1)：153-160.

[18]崔大樹，楊永亮.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)空間分異的動因與表現(xiàn)——一個理論分析框架[J].學術(shù)月刊，2014，(3)：94-102.

[19]陸劍寶. 基于制造業(yè)集聚的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)協(xié)同效應(yīng)研究[J].管理學報，2014，(3)：396-401.

[20]陳曉峰，陳昭鋒.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的水平及效應(yīng)——來自中國東部沿海地區(qū)的經(jīng)驗證據(jù)[J].財貿(mào)研究，2014，(2)：35-45.

[21]胡艷，朱文霞.基于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚效應(yīng)研究[J].產(chǎn)經(jīng)評論，2015，(2)：5-14.

[22]王碩，郭曉旭.垂直關(guān)聯(lián)、產(chǎn)業(yè)互動與雙重集聚效應(yīng)研究[J].財經(jīng)科學，2012，(9)：34-41.

[23]陳國亮，陳建軍.產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、空間地理與二三產(chǎn)業(yè)共同集聚——來自中國212個城市的經(jīng)驗考察[J].管理世界，2012，(4)：82-100.

[24]Jeffery G, Williamson. Regional Inequality and the Process of National Development: A Description of the Patterns[J]. Economic Development and Cultural Change，1965，13(4)：1-84.

[25]Lhant M, Sbergami F. Agglomeration and Growth：Cross-country Evidence[J].Journal of Urban Economics，2009，65(1)：48-63.

[26]徐盈之，彭歡歡，劉修巖. 威廉姆森假說：空間集聚與區(qū)域經(jīng)濟增長——基于中國省域數(shù)據(jù)門檻回歸的實證研究[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2011，(4)：95-102.

[27]孫浦陽，武力超，張伯偉.空間集聚能否促進經(jīng)濟增長：不同假定條件下的思考[J].世界經(jīng)濟，2011，(10)：3-20.

[28]王麗麗.門檻效應(yīng)、制造業(yè)地區(qū)集聚與全要素生產(chǎn)率增長——基于貿(mào)易開放的視角[J].財經(jīng)論叢，2012，(5)：3-8.

[29]紀玉俊，張鵬，周璐.服務(wù)業(yè)集聚、對外開放水平與地區(qū)經(jīng)濟增長——基于我國231個城市的門限回歸模型檢驗[J].產(chǎn)經(jīng)評論，2015，(1)：25-33.

[30]于斌斌.中國城市群產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟效率差異的門檻效應(yīng)研究[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2015，(3)：60-73.

[31]Bruce E, Hansen. Threshold Effects in Non-dynamic Panels: Estimation, Testing, and Inference [J].Journal of Econometrics，1999，(93)： 345-368.

[32]Mehmet Cancer， Bruce E, Hansen. Instrumental Variable Estimation of a Threshold Model[J].Econometric Theory，2004，(20)：813-843.

[33]楊仁發(fā).產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)工資差距——基于我國269個城市的實證研究[J].管理世界，2013，(8)：41-52.

[34]劉修巖.集聚經(jīng)濟與勞動生產(chǎn)率：基于中國城市面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2009，(7)：109-118

[35]柯善咨.中國城市與區(qū)域經(jīng)濟增長的擴散回流與市場區(qū)效應(yīng)[J].經(jīng)濟研究，2009，(8)：85-98.

[36]孫曉華，郭玉嬌.產(chǎn)業(yè)集聚提高了城市生產(chǎn)率嗎？——城市規(guī)模視角下的門限回歸分析[J].財經(jīng)研究，2013，(2)：103-112.

責任編輯應(yīng)育松

Can Co-agglomeration between Producer Services and Manufactures Promote the Urban Economic Growth?——Based on the Panel Data of China's 285 Cities

DOU Jian-min, LIU Ye

(School of Urban and Regional Science, Shanghai University of Finance & Economics, Shanghai 200433, China)

This paper takes city scale as the threshold variable and establishes a threshold regression model. Then it makes an empirical study on the threshold effect of co-agglomeration between producer services and manufactures on the urban economic growth, based on the panel data of China's 285 cities from 2003 to 2012. Afterwards, it makes three sample regressions with the dynamic GMM estimation method. The key results indicate as follows: Firstly, there exist double threshold values between the co-agglomeration and the urban economic growth. Secondly, the co-agglomeration impedes the economic growth when the urban scale is less than 0.23004 million; when the urban scale is between 0.23004 million and 1.99996 million, the co-agglomeration have a significant positive influence on the urban economy; and the co-agglomeration may inhibits the economic growth to some extent when the urban scale is greater than 1.99996 million.

producer services; manufactures; co-agglomeration; economic growth; threshold effect

2015-12-25

上海財經(jīng)大學研究生創(chuàng)新計劃項目科研創(chuàng)新基金(2015110664)；湖北商務(wù)服務(wù)發(fā)展研究中心2014年度開放基金項目(2014Y001)。

豆建民，男，上海財經(jīng)大學城市與區(qū)域科學學院教授，博士生導(dǎo)師，主要從事生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)研究；劉葉，女，上海財經(jīng)大學城市與區(qū)域科學學院博士生，主要從事生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)研究。

F062.9

A

1005-1007(2016)04-0092-11