中國高技術產業空間集聚的影響因素研究

王燕 王志強 崔永濤

摘要：文章基于新經濟地理學自由資本垂直聯系模型，利用1998年～2013年空間面板數據對中國高技術產業空間集聚的影響因素進行了研究。實證研究表明，新經濟地理學所強調的規模報酬遞增機制、市場規模相對大小以及交通的相對便捷度因素對產業集聚具有顯著正向影響；同時，地區市場化改革與對外開放的相對進程等制度因素也對產業集聚具有顯著正效應，而人力資本相對優勢對區域產業集聚無顯著影響。

關鍵詞：高技術產業；新經濟地理學；自有資本垂直聯系模型；制度因素

一、 引言

中國高技術產業的發展規劃源于1956年制定的《1956至1967年科學技術發展遠景規劃綱要》。1986年以后，隨著“863計劃”、“科技攻關計劃”、“火炬計劃”等一系列發展規劃的相繼啟動，我國高技術產業進入了前所未有的高速發展階段。目前，中國高技術產業又成為創新驅動新常態下中國制造業效率提升和轉型升級的重要載體，同時，產業活動的空間集聚對產業動態效率具有顯著影響，即存在“空間非中性”（Baldwin，2003）。因此，對中國高技術產業的空間分布與地區集聚進行深入研究對進一步研究其動態效率和轉型升級具有重要的現實意義。

在針對高技術產業空間分布的成因研究中，已有的文獻更多的關注了新經濟地理學所強調的規模報酬遞增和正反饋效應，而對區域間的制度差異，即區域之間第一性的差異關注較少。因為新經濟地理學是在均質空間的假設基礎上進行推導的，揭示的是均質空間上制造業集聚的原因。而現實中，區域之間并不是均質的，同時這種非均質性也會對產業的空間分布產生影響。本文認為，要研究高技術產業的空間集聚，除了要考慮規模報酬遞增和正反饋機制，還應該考慮區域之間的非均質性。這種非均質性主要體現在制度的區域間非均質性和人力資本的區域間非均質性。具體而言，20世紀90年代以來，對產業發展影響最大的制度因素莫過于持續的“市場化”導向的經濟體制改革和“引進來，走出去”的開放政策。無論是江蘇或浙江“塊狀經濟”，還是廣東“專業鎮”的出現，都與這些省份先行先試的市場化改革存在密切的關系。另一方面，經濟特區、沿海開放城市、沿海經濟開發區等一系列經濟開放政策的貫徹落實吸引了大量的外商直接投資，進一步加速了這些地區產業規模的擴大和產業份額的提升，對沿海省市的工業集聚起到巨大的促進作用。因此，本文認為在尋找中國高技術產業空間分布和地區集聚的影響因素時，除了要考慮新經濟地理學所強調的市場機制因素，還需要考慮制度因素的影響，即改革開放的影響。另外，與勞動密集型產業、資本密集型產業相比，高技術產業的發展對人力資本具有相對較高的依賴程度，不同省份間人力資本的差異也會對高技術產業的空間分布產生影響，人力資本的地區集聚會吸引更多的高技術產業。

二、 理論基礎與模型構建

1. 理論基礎——來自新經濟地理學的自由資本垂直垂直聯系模型。以Henderson和Krugman為代表的新經濟地理家在D-S分析框架（Dixit & Stiglitz，1977）下，以更為現實的規模收益遞增、壟斷競爭和冰山交易成本（Samuelson，1952）為分析基礎，提出了一個完整的理論分析框架，從而解釋了產業空間集聚的機制機理問題。新經濟地理學以產業的空間均勻分布為起點，認為產業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，它是由市場機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、國家發展戰略等因素。在外生沖擊的影響下，某些企業開始遷往另一地區，這樣，產業空間的均勻分布被打破，某些地區的產業份額開始大于另外一些地區的產業份額。在循環累積機制或正負反饋機制中，存在兩種力，即聚集力和分散力。最終，產業空間分布均衡的穩定性取決于聚集力和分散力的大小。

羅伯特—尼克德（2002）從較為現實的假設出發：即同一產業不同價值鏈環節上的企業之間相互配套以及資本所得返回到資本所屬地進行消費，構建了自由資本垂直聯系模型（FCVL），以解釋產業的空間分布。在該模型中，市場接近效應指的是為了節省交易費用和運輸成本，壟斷競爭企業更愿意定位于市場規模較大的區域。對稱均衡下的某個外生沖擊導致一個企業從西部遷移到東部，這種遷移本質上改變了東西部市場規模的大小，即東部的相對市場規模擴大了，由于西部的其他企業要以東部企業的產品作為中間品，因此，西部企業為了節省運輸成本，開始進一步向企業數量較大的東部遷移，形成了與需求關聯的循環累積機制或稱后向關聯；生產成本效應指的是企業從西部向東部的遷移，使得東部以該企業產品為中間品的企業在購買該產品時不用再支付冰山運輸成本，這樣就極大地降低了東部市場的生產價格指數，從而降低了在東部生產的企業的生產成本，使企業在東部生產能夠獲得比在西部生產更多的資本收益，從而吸引更多的企業轉移到東部，形成了與成本關聯的循環累積機制或稱前向關聯；市場擁擠效應或市場競爭效應指的是不完全競爭市場上的企業趨向于選擇競爭者較少的區位。當前兩種效應組成的集聚力較大時，外生沖擊都將導致企業空間配置的自我強化機制，最終導致核心-邊緣結構為穩定均衡，而對稱結構為不穩定均衡；而當由市場競爭效應構成的分散力較大時，外生沖擊將導致企業空間配置的自我糾正機制，最終導致對稱結構為穩定均衡，而核心邊緣結構為不穩定均衡。

2. 回歸模型構建與指標說明。根據新經濟地理學的理論基礎、我國改革開放的制度背景以及高技術產業自身的特點等三方面內容，回歸模型將包含三大類因素：反映規模報酬遞增、市場相對規模以及冰山運輸成本的新經濟地理學因素；反映改革和開放相對進程的制度因素；反映人力資本相對優勢的因素。模型構建如下：

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地區的高技術產業主營業務收入占當年中國高技術產業主營業務收入的比重，這也是Wen（2004），金煜和陳釗等（2006）度量工業空間分布的變量。之所以選擇主營業務收入指標，而沒有選擇較增加值、工業總產值或企業職工人數作為因變量，是因為從2009年開始，《中國高技術產業統計年鑒》不再統計“增加值”指標，從2012年開始不再統計“當年價總產值”指標，同時，考慮到20世紀90年代中國高技術產業發展的早期，國有企業所占比重較大，由于國有企業往往承擔著比私營企業更多的社會責任，因此，冗員現象長期存在且比較嚴重。另外，本文選擇的時間年度為1998年～2013年，各年的主營業務收入值已經轉化為1998年可比價格的主營業務收入。

在解釋變量方面，首先，本文選擇的反映外部規模報酬遞增的具體指標為：Firmit-1和cityit-1，前者的計算公式是第t-1年i地區的高技術企業數占比，衡量的是產業化經濟或產業外部性；后者表示第t-1年i地區的城市化水平，用非農人口占比衡量，反映的是城市化經濟。

其次，反映市場相對規模的指標是incomit-1，表示第t-1年i地區的市場規模的相對大小，計算公式為當年該地區人均實際GDP的對數值除以當年全國實際人均GDP的對數值，這也是金煜和陳釗等（2006）消除數據異方差的方法。

再次，反映冰山運輸成本的指標，即roadit-1，表示第t-1年i地區的相對公路密度，計算公式為i地區的公路密度除以當年全國平均水平，而i地區的公路密度=（i地區的高速路+一級路+二級路長度）/i地區行政區劃面積。

最后，反映地區改革開放相對進程的指標包括Exprotit-1和marketit-1。其中，前者表示第t-1年i地區的相對開放度，用i地區出口額在當地GDP中的占比除以當年全國水平來計算；后者表示第t-1年i地區的相對市場化水平，用t-1年i的市場化得分除以當年全國平均得分來計算，樊綱、王小魯（2010）提供了比較可靠的市場化指數數據。另外，由于高技術產業屬于相對技術密集型的產業類型，其空間分布可能要受到地區人力資本相對優勢的影響，因此，本文在最后選擇反映地區人力資本相對優勢的指標，即eduit-1，其計算公式為t-1年i地區大專及以上文化水平人口占比除以當年全國水平，而i地區大專及以上文化水平人口占比=i地區大專及以上文化水平人口占比/i地區6歲及以上人口數。

3. 內生性問題與工具變量的選擇。從理論模型中可以看出，一個地區的產業空間分布與地區相對市場規模之間存在循環累積的關系。為了在回歸模型中克服由循環累積關系導致的內生性問題，本文將各自變量取滯后一期。

另一方面，中國高技術產業中存在大量的外資和港澳臺資企業，“大進大出”的加工貿易特征非常明顯。通過計算產業外向度，即出口交貨值在主營業務收入中的占比可知，2000年～2013年間，中國高技術產業外向度的平均值為45.00%，雖然2005年～2013年出現逐年下降，但2013年仍然保持在42.47%的較高水平。2000年～2013年間，電子及通信設備制造業、電子及辦公設備制造業的產業外向度平均值分別為49.64%和71.28%，并且電子及辦公設備制造業的外向度還存在持續上升趨勢，截止到2013年底，該產業外向度為75.99%。鑒于中國高技術產業外向度較高的特征，所以，當地區高技術產業規模較大時，該地區的出口額也較大，也即地區產業規模影響地區外向度。這樣，利用單方程模型進行估計時就會出現嚴重的內生性偏誤而導致參數估計結果有偏。為此，我們尋找相關的工具變量代理各地相對外向度。Wei和Wu（2001）和金煜、陳釗等（2004）使用的地區相對開放度的工具變量是各地省會城市到香港和上海兩個主要港口的距離中較近的一個距離。考慮到天津港作為環渤海地區乃至整個北方最大的綜合性港口和對外貿易出口的實際情況，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城市到天津、上海和香港三地的公路距離中較近的一個距離。

三、 實證結果與政策含義

本文首先對所有變量都進行了固定效應模型（第一列）和隨機效應模型（第二列）的估計，Hausman固定效應和隨機效應檢驗的χ2值為43.61，相應的P值0.000<0.05。另外，固定效應模型的組間與組內R2之差也小于隨機效應模型的組間與組內R2之差。因此，檢驗認為應該選擇固定效應模型。由于在固定效應模型的估計中，代表人力資本相對優勢的edu指標不顯著，因此，將該指標剔除，從而再次估計固定效應模型和隨機效應模型，得到第三列和第四列的估計結果。Hausman檢驗的χ2值為68.49，相應的P值0.000<0.05，檢驗仍然認為應該選擇固定效應模型。最后，帶入工具變量進行估計，得到表1第五列的回歸結果。Hausman檢驗的P值=1.000>0.05，因此，可以認為反映外向度的指標exportit-1不具有內生性。從而，接受FE1模型的估計結果。

通過面板數據的計量回歸，得出以下發現：

其一是新經濟地理因素，包括馬歇爾外部性和雅各布斯外部性在內的外部規模報酬遞增程度、市場相對規模以及交通的相對便捷度對高技術產業的地區集聚具有顯著的正向影響。同時，這一實證結果也在一定程度上證實了新經濟地理學關于產業集聚的解釋。

其二是轉型經濟中的制度因素，包括地區相對市場化程度和對外開放進程對高技術產業的地區集聚具有顯著的正向影響。地區的相對市場化程度越高、相對開放度越高，則地區高技術產業的份額越高，表現為產業的地區集聚。

其三是人力資本相對優勢對高技術產業的地區集聚無顯著影響。這也從側面反映了目前中國高技術產業的技術密集度依然比較低，仍然處于全球高技術產業價值鏈的加工組裝等勞動密集型低附加值環節，對核心零部件研發與制造、品牌和營銷渠道構建等高附加值環節涉及相對較少，最終表現為產業的地區集聚和地區人力資本相對優勢關系不顯著。《2014年中國高技術產業統計年鑒》統計數據也證明，2012年中國在高技術產業、醫藥制造業、辦公會計和計算機制造業、廣播電視及通信設備制造業的研發經費占工業總產值比重分別為1.68%、1.6%、0.77%和1.78%，而德國在2007年時已經分別達到6.87%、8.27%、4.46%和6.28%，美國在2009年時的研發經費占比更是高達19.74%、23.63%、14.49%和21.2%。

在政策含義方面，發展條件較好且具有一定規模經濟優勢的部分中西部省份可以通過進一步完善交通和通信基礎設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產業，縮小與東部發達地區在高技術產業發展上的差距。

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作者簡介：王燕（1955-），女，漢族，遼寧省沈陽市人，南開大學經濟與社會發展研究院教授，博士生導師，研究方向為產業經濟與區域經濟；王志強（1990-），男，漢族，山西省運城市人，南開大學經濟學院博士生，研究方向為產業經濟與區域經濟；崔永濤（1981-），男，漢族，河南省新鄉市人，南開大學經濟學院博士生，研究方向為產業經濟與區域經濟。

收稿日期：2015-10-12。