城市群對工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響研究
——以武漢城市群為例

■肖光恩 劉雨瀟/文

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城市群對工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響研究
——以武漢城市群為例

■肖光恩 劉雨瀟/文

國內外關于城市群和經(jīng)濟增長問題的研究主要有三個方面：一是探討城市群經(jīng)濟建設的戰(zhàn)略和機制方面。二是對城市群內的要素流動和資源配置的研究，張連蓮基于VAR模型對1993年以來武漢城市群的土地生產(chǎn)率與農業(yè)勞動生產(chǎn)率關系的實證分析，土地生產(chǎn)率和農業(yè)勞動生產(chǎn)率存有長期協(xié)整關系，土地生產(chǎn)率的變化對農業(yè)勞動生產(chǎn)率有比較明顯的影響，并且具有一定的滯后性。李名峰對湖北省9個武漢城市群城市和5個非城市群城市的土地集約利用情況進行了量化分析。分析結果表明，武漢城市群整體土地集約利用水平相對高于省內其他城市，但圈內城市的土地集約利用程度并不均衡。三是關于城市群建立的政策效果分析研究。鄧妮、楊玲和李拓使用處理效應分析了武漢城市群對湖北省經(jīng)濟增長的促進作用，認為武漢城市群的建立有利于推進湖北省產(chǎn)業(yè)結構的合理化。

可以發(fā)現(xiàn)，多數(shù)文獻是從宏觀層面解析城市群效應，從實證角度和微觀層面分析城市群政策效應的文獻比較少，尤其是在分析城市群對企業(yè)生產(chǎn)率的影響方面，所以本文正是彌補了這個空缺。此外考慮到用處理效應研究其他政策效應較為普遍且經(jīng)驗效果好，本文將處理效應用到分析城市群對生產(chǎn)率影響研究上。鑒于中西部有大量城市群仍處于建設中，武漢城市群無論是地理位置還是建設程度均具有一定的代表性，研究武漢城市群對生產(chǎn)率的影響對其他城市群建設有一定指導意義。因此，本文首先從時間趨勢和均值方差分析兩個角度分析了城市群建立前后企業(yè)生產(chǎn)率的變化，預估了城市群的政策效應，其次使用了處理效應的思路，用倍差法分析該政策對生產(chǎn)率的凈效率影響。

一、數(shù)據(jù)及初步分析

（一）樣本選擇

本文所用的數(shù)據(jù)來自于1999年到2010年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，從中提取湖北省工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進行研究。該數(shù)據(jù)庫中有很詳細的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，我們利用企業(yè)代碼以及湖北省地級縣市代碼，將企業(yè)歸類到各自所屬的市級單位，并依此來進行控制組合實驗組的劃分。為了排除異常值的干擾，本文按照慣例對數(shù)據(jù)進行了異常值處理，通過stata中的winsor命令來實現(xiàn)這種處理。

（二）企業(yè)生產(chǎn)率的度量

評價企業(yè)生產(chǎn)效率的前沿方法主要有兩類：一類是數(shù)據(jù)包絡分析法，它屬于確定性前沿生產(chǎn)函數(shù)法；另一類是隨機前沿，可以用極大似然法、修正最小二乘法等方法估計。Aigner，Lovell和Schmidt及Van Den Broeck都提出了相同形式的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)，即

其中，v是隨機誤差項，u是一個反映技術效率損失的非負隨機變量。Y是生產(chǎn)產(chǎn)出矩陣，X是投入矩陣。

Battese和Coelli提出了一種特別適用于面板數(shù)據(jù)的同時估計隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)和技術效率影響因素的方法，具體模型如下：

其中，Yit為生產(chǎn)單位i在第t年的產(chǎn)量（或其對數(shù)），Xit是成產(chǎn)單位i在第t年的投入數(shù)量（或其對數(shù)），β為隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的未知參數(shù)。Vit是假定服從于正態(tài)分布的，均值為零，方差為σ，且獨立于uit。uit是生產(chǎn)單位i在t年的技術效率損失的非負隨機變量，假定服從均值為mit方差μ為的半正態(tài)分布。又效率損失指數(shù)mit=zitd，zit為K×1階向量，代表對生產(chǎn)單位i技術效率影響的k個變量，d為待估參數(shù)，反映z對技術效率的影響，其值為負即代表變量對技術效率有證的影響。

但是上述方法的回歸方程誤差項不符合最小二乘的經(jīng)典假設，因而不能直接它來估計有關參數(shù)。Battese和Corra提出了一個利用非線性估計技術得到所有參數(shù)最大似然法估計量的方法。本文采用的即是這種方法。

（三）其他變量

本文考慮了企業(yè)類型、是否出口兩個企業(yè)異質性特征。不同行業(yè)類別企業(yè)的生產(chǎn)效率是不同的。干春暉和鄭若谷研究了1998年至2007年間細分行業(yè)層次水平上的企業(yè)生產(chǎn)效率差異，發(fā)現(xiàn)不同行業(yè)的生產(chǎn)效率存在明顯差異。張杰，李勇和劉志彪運用江蘇省制造業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，考察了企業(yè)出口與生產(chǎn)率之間的相關關系，并發(fā)現(xiàn)這種關系非常復雜。基于此，本文在模型（1）中加入了企業(yè)類別和企業(yè)是否出口虛擬變量。

（四）初步分析

1.武漢城市群內企業(yè)生產(chǎn)率趨勢分析

武漢城市群九個城市的年平均企業(yè)生產(chǎn)率存在明顯的差異。從時間上看來，2005年各城市群內城市的企業(yè)平均生產(chǎn)率均有一定程度的提高，由此本文認為研究武漢生產(chǎn)圈的正式建立對企業(yè)生產(chǎn)率的影響是很有必要的，這種影響是很有可能存在的。同時，不同城市的企業(yè)平均生產(chǎn)率有顯著的差異，雖然各個城市在增長趨勢存在趨同性，但各自的增長比率是不同的，起步點也不同。因此在后文的研究中，需要考慮到企業(yè)所屬地區(qū)的影響。在研究微觀企業(yè)生產(chǎn)效率問題時，企業(yè)所屬性質也是必須要考慮到的因素。湖北省工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中，將企業(yè)分為十類，從十三年的總體水平看，國有企業(yè)的生產(chǎn)效率最低，為31%；外商投資企業(yè)生產(chǎn)效率最高，為52%。

有大量的研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的出口行為與生產(chǎn)率有著顯著的相關關系，因此本文對出口企業(yè)和不出口企業(yè)的生產(chǎn)率其按所屬地區(qū)進行了一個均值方差檢驗。武漢的出口企業(yè)水平稍稍高于全省的平均值，為8.64%，但其出口企業(yè)的基數(shù)是最大的，為1608個出口企業(yè)。均值方差的檢驗數(shù)據(jù)可以看出，各市和湖北省的出口企業(yè)和不出口企業(yè)的生產(chǎn)效率存在顯著差異。在統(tǒng)計學水平0.1%上并且差值的符號是負的，即說明不出口企業(yè)的生產(chǎn)率平均水平要低于出口企業(yè)生產(chǎn)的平均水平，企業(yè)的出口行為是可以改善企業(yè)的生產(chǎn)效率的。從差異值看，武漢市是兩種企業(yè)生產(chǎn)率差異最小的城市，差異值為0.012，即出口企業(yè)比不出口企業(yè)的生產(chǎn)率僅高了2.6%。

2.武漢城市群內與群外企業(yè)生產(chǎn)率的總體均值方差分析

表1 城市群內外企業(yè)生產(chǎn)率均值方差分析

在分析了武漢城市群內工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率差異以后，本文對武漢城市群內與城市群外湖北省工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)進行差分分析，結果見表1。從表1中可以看出，城市群內外企業(yè)生產(chǎn)率也是存在差異的，從1999年的0.34變化到2011年的0.35。表1中每年城市群內企業(yè)生產(chǎn)率的平均值，13年間圈內企業(yè)生產(chǎn)率的變化趨勢也并不唯一。從城市群內外企業(yè)生產(chǎn)率的差異值，可以發(fā)現(xiàn)除2009年外，這個差異均在統(tǒng)計水平0.1%上顯著，并且為負數(shù)。這意味著，除2009年以外，城市群內企業(yè)生產(chǎn)率的平均值要普遍比城市群外企業(yè)生產(chǎn)率平均值高了至少1%。從這個結果出發(fā)，即使2005年至2011年的均值差分結果顯示為顯著的，也不能就證明城市群的建立對企業(yè)生產(chǎn)率有促進作用，因為即使沒有建立城市群，兩種地區(qū)的企業(yè)生產(chǎn)平均生產(chǎn)率也存在顯著差異。另一方面，這種均值差分法得到的結果，只能說明圈內外企業(yè)的平均生產(chǎn)率水平存在差異，并不能很好地代表所有企業(yè)，所以也不能有效地解釋城市群的左右，因此接下來，本文采用倍差法，來進一步分析城市群的建立對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。

二、研究方法及實證結果分析

（一）倍差法估計城市群建立對企業(yè)生產(chǎn)率的凈效應

倍差法是用一個不受政策影響的對照組來解釋政策效應評價問題的一種方法。我們將城市群內企業(yè)數(shù)據(jù)集視為處理組，城市群外的企業(yè)數(shù)據(jù)集視為控制組，構造一個二元虛擬變量CITYID，若CITYID=1表示企業(yè)所屬的地區(qū)在武漢城市群的規(guī)劃范圍內，CITYID=0表示企業(yè)所屬地區(qū)不在武漢城市群內。同時構造另一個時間二元虛擬變量，YEARID。YEARID=1，表示武漢城市群建立以后的時期，YEARID=0，表示武漢城市群建立之前的時期。YTE表示工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率，?YTE表示企業(yè)在城市群建立前后生產(chǎn)率的變化，若企業(yè)位于城市群內，則其生產(chǎn)率的變化為?YTEe，若企業(yè)位于城市群外，則其生產(chǎn)率的變化為?YTEc。因此，武漢城市群的建立對企業(yè)生產(chǎn)率影響的凈效果β3為：

于是本文構建模型如下：

其中，YTE是企業(yè)的生產(chǎn)效率，CITYID=1表示企業(yè)i所屬的地區(qū)最終會被劃為武漢城市群，YEARID=1表示武漢城市群建立后的時期，CITYYEARID是交互項，是政策發(fā)生后的處理組，其系數(shù)β3，就是倍差法下建立武漢城市群對企業(yè)生產(chǎn)率的政策效果。對照表2可知，如果β3>0，意味著城市群建立前后兩個時期，圈內企業(yè)生產(chǎn)效率的相對增加幅度要大于群外企業(yè)，即武漢城市群的建立對工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)效率是促進作用，是一種正效應。反之，武漢城市群的建立對企業(yè)生產(chǎn)率的作用即為負作用。通過上文的分析，企業(yè)異質性也是分析政策效應的微觀作用時必須考慮的因素，我們已經(jīng)知道企業(yè)的類別、是否出口等性質同樣會影響企業(yè)生產(chǎn)率的大小，因此我們將其作為控制變量加入模型中，本文使用stata中diff命令來分析武漢城市群建立對企業(yè)生產(chǎn)率的效果。

（二）估計結果及穩(wěn)健性分析

因為武漢城市群正式成立于2004年，所以本文起初以2004年為時間斷點，用倍差法分析2004年武漢城市群內和群外企業(yè)生產(chǎn)效率的差異。為了更進一步研究群內企業(yè)政策效應差異化影響問題，本文通過對樣本按地區(qū)拆分，分別研究了武漢城市群建立對武漢市企業(yè)、群內武漢市以外地區(qū)企業(yè)生產(chǎn)率影響以及武漢市與群內武漢市外企業(yè)生產(chǎn)率差異分析。回歸結果見表5。同時為了結果的準確性，本文對每個全樣本回歸都使用分樣本進行穩(wěn)定性檢驗，考慮到穩(wěn)定性檢驗結果與全樣本檢驗較為一致，為了文章的簡潔性，僅報告以2011年作為單樣本進行穩(wěn)定性檢驗的結果，見表2。

使用模型（1）進行倍差法分析武漢城市群的建立對城市群內工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的凈效應時，我們發(fā)現(xiàn)用全樣本數(shù)據(jù)進行混合回歸時，系數(shù)β3是負的，與上文的趨勢分析和均值方差分析結論完全相反，也就是說，武漢城市群的建立使圈內企業(yè)生產(chǎn)率降低了，這個降低幅度為0.0164。單樣本穩(wěn)定性檢驗結果類似，表明武漢城市群的建立降低了圈內企業(yè)生產(chǎn)效率這一結論是可靠的。另一方面，企業(yè)類型和是否出口系數(shù)都在0.1%的水平上顯著，與上文描述性統(tǒng)計相一致，企業(yè)積極參與國際貿易是對生產(chǎn)率有明顯的促進作用的。但同時我們并不能簡單地認為武漢城市群的建立對企業(yè)生產(chǎn)效率沒有正作用，因為在上述分析中，我們是把武漢城市群內9個城市作為一個整體，事實上這9個城市本身即存在差異，在武漢城市群內所處的戰(zhàn)略位置也不相同，當然受到城市群建立的影響也不盡相同。為了分析城市群建立對單個城市的凈效應，本文進行了下面的分析，即單獨分析武漢城市群的建立對武漢市工業(yè)企業(yè)影響，對圈內除武漢以外其他八個城市的影響，以及武漢市與其他圈內八個城市的影響差異。

表2 倍差法全樣本和單樣本分析結果

表2回歸結果顯示，系數(shù)β3是顯著為正的（在0.1%的統(tǒng)計水平上），穩(wěn)定性檢驗同樣支持這一結果。這個結論與將城市群作為一個整體的回歸結果相反，與趨勢和均值方差分析結果一致，即武漢城市群的建立顯著提高了武漢市工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)效率，提高幅度約為2%。通過上述的三個模型的回歸分析可以發(fā)現(xiàn)，武漢城市群的建立對武漢市工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響在總體上是顯著為正的。因為武漢城市群內9個城市作為一個整體時，受到城市群影響的效果是負的，那我們是否能夠得出結論，除武漢以外的八個圈內城市所受到的影響為負呢。

表2第六欄結果顯示系數(shù)3β是負的（在0.1%的水平上顯著），意味著武漢城市群的建立對圈內除武漢以外的八個城市企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生了負作用。假如一個企業(yè)位于武漢城市群內，但是很不幸地，它并沒有在武漢市內，而是在其他八個城市中，那么武漢城市群建立使它的生產(chǎn)率降低了3%到4%左右。

上述分析我們已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，武漢城市群的建立對整體的企業(yè)生產(chǎn)率影響是顯著為負的，對武漢市工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率存在顯著的促進作用，而對除武漢市以外圈內八個城市的企業(yè)生產(chǎn)率仍然是降低作用。接下來我們來分析武漢城市群建立對武漢市的凈作用相對于其他八個城市凈作用的差異大小。表2第八欄回歸結果顯示，系數(shù)3β為0.0410（在0.1%的水平上顯著），這說明武漢市與其他八個城市工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的差異中，有4.1%的差異是由于武漢城市群的建立帶來的。

三、結論及相關政策建議

通過上述四種分析，我們分別得出以下四個結論，第一，武漢城市群的建立對城市群這個整體的工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的凈效應是顯著為負的；第二，武漢城市群的建立對武漢市工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的凈效應是顯著為正的；第三，武漢城市群的建立對除武漢市外其他八個城市生產(chǎn)率的凈效果是顯著為負的；第四，武漢城市群的建立對武漢市工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的效應大小要明顯高于其他八個城市。

武漢城市群的規(guī)劃和發(fā)展是國家中部崛起計劃的一部分，城市群的建立能否提高企業(yè)的生產(chǎn)效率，促進企業(yè)的發(fā)展，是城市群研究的一個重要方面。根據(jù)本文回歸結果，對中西部地區(qū)城市群建設及企業(yè)發(fā)展提供了幾條建議。

首先，從政府的角度看，武漢市作為武漢城市群建立的最大受益者，武漢市政府應該大力推行武漢市城市群的建立。積極響應兩型社會的發(fā)展目標，建立科技創(chuàng)新體系建設的發(fā)展思路，根據(jù)武漢市的創(chuàng)新能力和行業(yè)需求，實施符合自身發(fā)展的創(chuàng)新戰(zhàn)略。另一方面，雖然武漢城市群的成立僅對武漢市工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)效率有顯著的促進作用，但武漢市仍應該按照互利共贏的原則，制定促進城市群產(chǎn)業(yè)分工、產(chǎn)業(yè)結構升級、發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)轉移，以及推進產(chǎn)業(yè)一體化布局的各項誘導、鼓勵政策。積極協(xié)調各級政府間的關系，建立武漢城市群工作協(xié)調推進機制，積極推進圈內城市黨政領導及部門間互訪，擴大干部交流，建立和完善聯(lián)席會制度。

其次，從企業(yè)的角度看，武漢城市群對不同行業(yè)有著不同的發(fā)展規(guī)劃，企業(yè)應該找準自身所處的發(fā)展方向，在堅持市場導向原則、科技先導原則、經(jīng)濟社會效益原則的基礎上，找準自身在產(chǎn)業(yè)鏈中的位置，所處的產(chǎn)業(yè)帶，契合城市群發(fā)展的布局和規(guī)劃。具體而言，企業(yè)應該充分利用武漢市所具有的政策紅利效應，如果是新設企業(yè)，盡量選址在武漢，而且根據(jù)自身產(chǎn)業(yè)類型，選擇落座于相應的產(chǎn)業(yè)集群中。如果企業(yè)所屬地區(qū)不在武漢市，那么企業(yè)而已權衡自身實力和發(fā)展狀況，評價所屬地區(qū)給企業(yè)帶來的便利和扶持政策，以及搬入武漢市能夠獲得的利益，權衡其中利弊，如果條件合適可以考慮搬入武漢市的相應產(chǎn)業(yè)集群，不僅可以分享城市群的政策紅利，還能獲得集群產(chǎn)業(yè)的溢出效應。

基金項目：國家社科基金重大攻關項目“后金融危機時代中國參與全球經(jīng)濟再平衡的戰(zhàn)略與路徑研究”（11&ZD008）；國家社科基金項目（12BJY120）；武漢大學哲學社會科學優(yōu)勢和特色學術領域建設計劃項目“后危機時代世界經(jīng)濟格局變動對中國的機遇和挑戰(zhàn)”和武漢大學“70后”創(chuàng)新團隊項目（105274191）。
（作者單位：武漢大學經(jīng)濟與管理學院）
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