中國工業企業共聚機制及其動因
——基于所有制異質視角與微觀企業數據的分析

一 問題的提出

黨的十八屆三中全會指出“混合所有制經濟是基本經濟制度的重要實現形式”。當前,實現市場經濟資本多樣化、提升所有制層面工業效率水平,是經濟發展尤其是工業經濟發展的重要任務。一方面應鼓勵多樣化資本進入中國市場經濟,另一方面要集中發展地區優勢所有制經濟。多樣化的資本有利于提升所有制市場活力,具有產業關聯的所有制經濟可實現集聚發展,共享中間產品和技術溢出。多種所有制經濟在各類產業部門的分布各具特征,集中發展本地區優勢所有制經濟對于促進工業集聚發展顯得更為重要。從中國現實情況來看,北京、上海大型國有企業眾多,在國有經濟發展方面具有不可比擬的優勢；浙江中小民營企業眾多,形成了典型的“浙江模式”、“溫州模式”；廣東則民營經濟和國有經濟并重發展。這些地區由于其優勢所有制經濟發展水平高、效率高,一方面提升了整體工業集聚水平,另一方面使多種所有制經濟在優勢產業部門共同發展、共同集聚,對地區經濟增長產生了重要的推動作用。在北京和上海,由于集中了過多大型國有企業,民營企業發展空間被嚴重擠占。生存空間日益狹窄使得很多民營企業選擇逃離北京、上海。目前,隨著“京津冀一體化”的推進,這一情況有所轉變,部分國企已經或正在搬離北京。因此,多種所有制經濟在各類產業部門的共聚注例如，東莞形成了外資企業與中小民營企業共聚發展的產業發展模式；深圳在注重大型國有企業發展的同時，民營經濟也得到充分發展，城市經濟活力非常之高。已成為我國市場經濟發展的重要力量,對我國市場經濟發展以及工業產業轉型升級產生重要作用。

學術界對產業共聚并沒有給出一個比較清晰的論述,與產業集聚概念界限模糊。進行相關研究的學者認為,產業聯動、產業協調發展和產業共同集聚屬于同一個范疇的問題,它強調一個產業或多個產業的變動對其他產業所帶來的變化,并指出兩個產業在空間定位或空間布局上的聯系更多地應該是一種協同定位的關系,產業協同集聚就是許多具有縱向和橫向聯系的企業在某一地理空間上不斷集中的趨勢和過程(趙放,2012[1]；陳建軍和陳菁菁,2011[2]；高峰和劉志彪,2008[3])。綜合現有研究,本文認為產業共聚,是指兩個或多個產業在一定空間范圍內的共同集聚或協同集聚,是具有縱向和橫向聯系的產業在某一地理空間上不斷集中的趨勢和過程。它是產業集聚形成和不斷發展的另一種解釋,除同類產業在地理空間上的共同集聚外,它更強調相關產業或前后向關聯產業的共同集聚。本文從所有制視角出發研究產業共聚問題，將不同所有制企業,由于各種各樣的因素,如共同追求同一資源和原料、具有前后向產業關聯、地區政策因素導向或其他因素,在同一產業類別或二位數產業部門、亦或是不同產業類別或二位數產業部門形成空間地理集聚,這種現象定義為所有制視角下的產業共聚。

關于產業共聚問題,現有研究較多聚焦于制造業產業共聚及制造業與服務業產業共聚兩個視角(Ellison和Glaeser,1997[4]；Barrios et al.,2003[5]；范劍勇和石靈云,2009[6]；Yang et al.,2016[7])。從所有制視角研究產業共聚的文獻相對較少,多基于內外資企業共聚開展相關研究。既有研究普遍發現,內外資企業在特定產業存在共聚現象,這種共聚能夠帶來溢出效應,使企業獲益；但由于一些特定因素的作用,溢出效應存在顯著的差異(Hu和Jefferson,2002[8]；Glass和Saggi,2002[9]；Elisa,2008[10]；陳濤濤等,2003[11]；賀燦飛等,2008[12])。如季穎穎等(2014)[13]研究發現,FDI對國有企業由擠出效應轉變為溢出效應的時間段較短,且溢出效應持續時間較長；相比之下,FDI對私營企業由擠出效應轉變為溢出效應的時間段較長,且溢出效應持續時間較短。

綜上所述,學界對產業共聚問題取得了許多成果，但也存在一定局限性：研究視角上往往忽略了所有制因素的作用,對不同所有制企業共聚溢出效應僅從內外資角度加以分析；研究方法上鮮有從空間相關性上對產業共聚進行理論分析,同時,由于實證研究中忽略產業共聚的空間相關性和空間作用，從而導致結果存在一定偏誤。基于以上判斷,本文從以下幾個方面擴展和補充現有研究：(1)從企業微觀行為出發構建理論模型,分析不同所有制企業產業共聚意愿的形成機制；(2)利用微觀工業企業數據,基于所有制視角分析中國二位數產業共聚現狀；(3)運用空間面板數據模型,對所有制因素作用下的二位數產業共聚形成動因進行實證分析。

二 所有制性質與產業共聚意愿的形成機制

共聚意愿是不同所有制企業之間形成產業共聚的前提。產業共聚意愿存在,則不同所有制企業會通過一系列作用機制形成產業共聚，進而產生溢出效應,最終影響經濟增長。一些研究已經開始關注到微觀企業行為對產業集聚、產業共聚和經濟增長的影響,并通過若干企業行為模型對該理論機制進行分析和探討(楊亞平,2010[14]；劉瑞明,2013[15]；He和Wang,2012[16])。考慮到現有研究對所有制性質與產業共聚意愿形成機制關系的研究不足，本文嘗試從所有制視角出發,基于微觀企業行為理論,利用企業行為模型對不同所有制企業之間產業共聚意愿的形成機制進行探討。

(一)所有制、企業行為與產業共聚

隨著中國經濟體制改革的深入,不同所有制類型企業在市場經濟中形成、發展和壯大。所有權者包括中央政府和地方政府,也包括個人投資者、私營機構和外商。所有者不同使得不同所有制企業在經營目標、信息收集和管理能力上均存在差異。因而,面對不同制度環境時,企業會采取不同的市場經營模式和應對方式，導致他們形成產業共聚以從中獲取集聚利益的意愿不同。

1.國有企業產業共聚意愿

中央政府監督管理的國有企享有更高的政治地位和政策優惠,更容易獲取政策傾斜和有效信息。對于地方國有企業,地方政府更傾向于實施地方保護主義政策,從而獲得地方國有企業對其各種形式的反哺(Bai et al., 2004)[17]。制度上的優待使央企并不具有足夠的驅動力與其他所有制企業形成產業共聚以降低自身的生產成本和交易成本(He和Wang,2012)[16]。同時,由于地方保護主義政策的存在,地方國有企業也不易與其他類型所有制企業形成產業共聚(He et al.,2015)[18]。

2.私營企業產業共聚意愿

私營企業享有獨立決策權,以企業利益最大化和成本最小化為經營目標。產業集聚理論認為,市場導向的企業形成產業集聚的作用機制主要來源于比較優勢和規模經濟(Ellison和Glaeser,1997)[4]。而私營企業在空間布局上最大限度地遵循了這一機理。20世紀90年代,我國實行區域導向型的市場化發展模式,使得私營企業分布于市場化程度最高的東部沿海省份,以獲取市場機制帶來的集聚利益。

3.外商企業產業共聚意愿

黃亞生(2005)[19]研究指出,市場規模和勞動力成本僅僅是外商進入中國市場的必要條件,更重要的原因在于,政治性主從次序決定了不同企業在資源獲取上具有不同等級。然而,外商企業進入中國市場后,由于不能夠充分掌握本地區經濟發展等有效信息,因而面臨一系列潛在風險。為了規避風險以降低經營和交易成本,外商企業傾向于與其他企業形成共聚,為其他企業提供中間產品或從其他企業那里獲取中間產品,以獲取最有效的信息。

4.集體企業、港澳臺企業產業共聚意愿

集體企業則由于其所有者性質,集聚行為更接近于國有企業,但由于其不能獲取像國有企業那樣的政治地位和政策傾斜,因而共聚意愿高于國有企業,低于私營企業(He和Wang,2012)[16]。港澳臺企業的集聚行為更接近于外商企業，同時由于同根同源的文化優勢和地緣優勢,其在信息不對稱方面的劣勢程度較低,因而共聚意愿低于外商企業(He et al.,2015)[18]。

綜上所述,從現實情況和現有研究來看,不同所有制企業與其他企業形成產業共聚由難到易分別為:國有企業、集體企業、私營企業、港澳臺企業和外商企業。

(二)產業共聚的微觀形成機制:基于所有制企業行為的理論模型

從上述分析中可以看出,在所有制經濟中,國有企業、私營企業和外商企業最具有代表性,其行為特征也具有顯著差異。因此,本文借鑒李小寧(2005)[20]、劉瑞明(2013)[15]的研究，在劉瑞明(2013)[15]模型的基礎上進行適當擴展和補充，構建一個包含政府部門、國有企業、私營企業和外商企業在內的混合經濟模型，以期從理論模型推導層面探討不同所有制企業形成產業共聚意愿的機制。

1.基準情況

假定在地區i中,存在國有企業S、私營企業P和外商企業F,各類型所有制企業均向政府納稅,納稅額分別為Ts、Tp和Tf。政府部門G向企業提供的公共服務是企業納稅額的函數,即G(xij)=G(δijTij),其中j=s、p、f。同時,政府提供的公共服務遵循條件：G′(x)>0和G″(x)<0。也即,政府向企業提供的公共服務隨投入的增加而增加,但增速遞減。企業要想使自身發展得更好,必須付出努力。比如,可以通過多種方式使企業實現利潤增加,其中,與其他企業形成集聚是企業降低成本、提高利潤的一種有效方法。假設企業想要與其他企業形成集聚的意愿為eij,企業成本Cij與集聚意愿eij之間的關系可表示為二次型函數,即Cij=(b/2)eij2,其中,b為集聚意愿成本。集聚意愿與集聚意愿成本之間成反向關系,即集聚意愿成本增加將導致集聚意愿降低。那么,各類型所有制企業的生產函數可表示為：

yis=AiseisG(xis)+εis

(1)

yip=AipeipG(xip)+εip

(2)

yif=AifeifG(xif)+εif

(3)

yis、yip和yif分別表示國有企業、私營企業和外商企業通過集聚增加的單位產量；Ais、Aip和Aif分別表示國有企業、私營企業和外商企業的效率參數；εis、εip和εif為隨機因素,服從均值為0、方差為σ2的獨立同分布；eis、eip和eif分別表示國有企業、私營企業和外商企業的集聚意愿。

首先,假設各類型所有制企業具有相同的企業行為,此時,s=p=f=j。企業的利潤函數可表示為:

(4)

式(4)的最優化問題可表示為:

(5)

求一階條件可得:

AijG(xij)=beij

(6)

整理得到:

(7)

將集聚意愿eij分別對所有制效率參數Ais、政府提供的公共服務G(xij)以及集聚意愿成本b求一階偏導,得到:

(8)

(9)

(10)

由此可知,不同所有制企業的集聚意愿取決于所有制效率參數Ais、政府提供的公共服務G(xij)以及集聚意愿成本b。當所有制效率和政府提供的公共服務水平提高,企業的集聚意愿將隨之提高；當企業的集聚意愿成本提高,企業的集聚意愿將隨之降低。

2.考慮實際情況的國有企業行為機制

接下來考慮現實情況下的國有企業行為機制。通常情況下,相較于其他所有制企業,國有企業更易獲得政府的補貼和政策傾斜,如預算軟約束等,從而使國有企業比其他所有制企業獲得更多好處。假設,此時國有企業獲得的額外好處總和以Bis表示,國有企業獲得的額外好處將通過政府向其提供的服務表現出來,即國有企業獲得的政府服務為G(xis)=G(xij+Bis)。那么,國有企業的利潤函數可表示為:

(11)

求期望和一階導數,整理得到:

(12)

求國有企業集聚意愿對政府向其提供公共服務的一階偏導,得到:

(13)

由于xij+Bis>xij,同時,G″(x)<0,與基準情況進行比較可得到:

(14)

由式(14)可知,當國有企業獲得政府額外好處時,國有企業集聚意愿將會降低。

3.考慮實際情況的外商企業行為機制

同理,考慮外商企業在實際情況中的行為機制。由于外商企業掌握本國有效信息較為缺乏,與內資企業相比具有信息不對稱的劣勢,會面臨一系列潛在風險。因而,相比其他企業而言,當外商企業各自為戰時,其從政府獲得的好處將降低,以Bif表示。

外商企業減少的好處將通過政府向其提供的服務表現出來,即外商企業獲得的政府服務為G(xif)=G(xij-Bif)。那么,外商企業的利潤函數可表示為:

(15)

求期望和一階導數,整理得到:

(16)

求外商企業集聚意愿對政府向其提供公共服務的一階偏導,得到:

(17)

由于xij>xij-Bif,同時,G″(x)<0,與基準情況進行比較可得到:

(18)

由式(18)可知,當外商企業獲得好處較少時,外商企業的集聚意愿將會增強。

4.比較分析

基準情況用以分析一般市場機制中的企業行為。在我國，由于私營企業較之國有企業并不能獲得更好的政策傾斜,較之外商企業不具有信息不對稱的潛在風險,因而其企業行為更接近于基準情況的理論分析。因此,可以得到國有企業、私營企業和外商企業各自的共聚意愿等式：

(19)

(20)

(21)

由式(19)-式(21)可知,在意愿成本b相同的情況下,不同所有制企業的共聚意愿取決于所有制效率Aij和政府向企業所提供的公共服務G(xij)。現有研究認為,國有企業的效率最低,外商企業能夠對內資企業產生技術溢出,因而其效率高于內資企業(劉小玄,2004[21]；Girma和Lancheros,2009[22]；吳延兵,2012[23])。因此,假設外商企業效率不低于私營企業效率,即Aif≥Aip。那么,國有企業、私營企業和外商企業的效率關系為:Ais

(22)

(23)

(24)

(25)

(26)

(27)

deis

(28)

即當所有制效率Aij和政府向企業所提供的公共服務G(xij)增加1單位時,所帶來企業集聚意愿增量,外商企業最高、私營企業次之、國有企業最低。也即外商企業最易與其他企業形成共聚,私營企業次之,國有企業最不易與其他企業形成共聚。由此可見,所有制性質對企業共聚行為會產生至關重要的影響,不同所有制企業的共聚行為和共聚程度不同。這一結論印證了前文關于不同所有制企業形成產業共聚意愿不同的論述。

三 所有制視角下中國工業二位數產業的共聚發展

(一)數據選取與指標構建

1.數據選取

本文以《中國工業企業數據庫》作為原始數據來源。由于該數據庫相比于工業統計年鑒、工業普查數據以及國泰安等上市公司數據,具有樣本規模大、指標全面、時間序列較長等優點,因此，成為許多學者進行工業經濟研究的重要數據來源。本文所使用的《中國工業企業數據庫》年份為1999-2009年,空間地域范圍為中國31個省、自治區、直轄市(除香港、澳門特別行政區以及臺灣省)。表1為1999-2009年《中國工業企業數據庫》各年份企業數量情況。

表1 1999-2009年各年份《中國工業企業數據庫》企業數量 單位:個

資料來源:《中國工業企業數據庫》1999-2009年數據整理得到。

根據以往研究對所有制性質的劃分和選取,結合中國實際情況,將中國工業所有制性質劃分為五大類:國有工業、集體工業、私營工業、港澳臺工業、外商工業。分別對應《中國工業企業數據庫》中以下幾個類別的企業:國有企業(110)、集體企業(120)、私營企業(170)、港澳臺投資企業(200)、外商投資企業(300)。

2.產業共聚指標的構建

(29)

(30)

(二)產業共聚發展現狀與空間分布

本文計算了1999-2009年2560個不同所有制二位數產業共聚指數。由于數據量龐大,本文對共聚水平最高的前50位產業共聚類型的發展現狀進行描述。同時,繪制空間分布變化較大的若干產業共聚類型的空間地圖描述其空間分布及演化情況。

1.產業共聚發展現狀

表2為1999-2009年CR值均值排名前50位的產業共聚類型。表中數據顯示,這11年間,中國不同所有制二位數產業共聚主要表現為以下幾方面特征:(1)包含紡織業的產業共聚類型最多,前50位產業配對中,共有37對。表明1999-2009年間,該類型產業共聚是我國二位數產業共聚的主要類型。(2)公有性質的產業共聚數量少且產業分布集中。具體來看,國有工業易與集體工業在采掘業、金屬制品業、石油加工與煉焦業和紡織業形成產業共聚。國有工業、集體工業與非國有工業的產業共聚多分布在采掘業和紡織業。(3)非公有性質的產業共聚數量多且產業分布廣。具體來看,私營工業易與外商工業在金屬制品業、紡織業、儀器儀表機械制造業、通用設備制造業、交通運輸設備制造業、電子及通訊設備制造業形成產業共聚；港澳臺工業易與外商工業在儀器儀表機械制造業、通用設備制造業、交通運輸設備制造業、電子及通訊設備制造業形成產業共聚。

表2 不同所有制二位數產業共聚基本情況

(續上表)

排序代碼共聚類型CR值29C29外商食品加工業與私營紡織業共聚0.401330C30外商金屬制品業與私營紡織業共聚0.400731C31私營通用設備制造業與外商儀器儀表及文化辦公用機械設備制造業共聚0.396532C32國有金屬制品業與港澳臺紡織業共聚0.392533C33私營金屬制品業與外商食品加工業共聚0.381834C34私營金屬制品業與外商金屬制品業共聚0.381135C35私營通用設備制造業與港澳臺紡織業共聚0.375536C36外商交通運輸設備制造業與私營紡織業共聚0.372137C37外商通用設備制造業與私營紡織業共聚0.370238C38國有采礦業與外商紡織業共聚0.369539C39私營通用設備制造業與外商紡織業共聚0.358940C40私營儀器儀表及文化辦公用機械設備制造業與外商儀器儀表及文化辦公用機械設備制造業共聚0.358541C41私營食品加工業與港澳臺紡織業共聚0.358142C42外商金屬制品業與集體紡織業共聚0.355743C43外商石油加工及煉焦業與港澳臺紡織業共聚0.355444C44私營金屬制品業與港澳臺金屬制品業共聚0.354845C45外商采礦業與港澳臺紡織業共聚0.353446C46港澳臺電子及通訊設備制造業與外商紡織業共聚0.353347C47私營金屬制品業與外商交通運輸設備制造業共聚0.352648C48私營電子及通訊設備制造業與外商儀器儀表及文化辦公用機械設備制造業共聚0.351249C49私營金屬制品業與外商通用設備制造業共聚0.350550C50外商金屬制品業與外商通用設備制造業共聚0.3503

資料來源:根據《中國工業企業數據庫》1999-2009年數據計算整理得到。

2.產業共聚的空間分布及演變情況

本文選取5組具有代表性且空間分布變化較大的產業共聚類型,繪制了其在1999年和2009年的五分位空間分布圖。這5組產業間共聚類型分別為:國有采礦業與集體金屬制品業共聚(C3)、港澳臺儀器儀表及文化辦公用機械制造業與外商儀器儀表及文化辦公用機械制造業共聚(C10)、私營金屬制品業與外商紡織業共聚(C15)、港澳臺紡織業與外商食品加工業共聚(C19)、私營通用設備制造業與外商儀器儀表及文化辦公用機械制造業共聚(C31)。如圖1-圖10所示,圖中由淺至深的五種顏色分別代表CR值由小到大的五個分位。具體來看,不同產業共聚的空間分布及演化情況可劃分為以下三種各具空間分布特征的代表性類型。

一是包含國有采掘業的產業共聚分散分布于我國中西部地區。以C3為代表,該類型產業共聚在1999年多分布在西部地區的新疆、青海,中部地區的山西、黑龍江、內蒙古,以及東部地區的河北；2009年多分布在西部地區的新疆、貴州,中部地區的黑龍江、山西、內蒙古,東部地區的廣東、遼寧。由此可見,包含國有采掘業的產業共聚類型,多分布在資源豐富的中西部地區以及東部地區國有大型重工業企業集聚的省份。該類型產業共聚空間分布遵循接近原料產地原則,同時在很大程度上受國家對國有工業布局政策的影響。

二是私營工業與外商工業的產業共聚空間分布及演變情況。該類型產業共聚可分為兩大類：一是二者在金屬制品業和紡織業等勞動密集型產業形成的產業共聚,二是二者在通用設備制造業、儀器儀表及文化辦公用機械制造業、電子及通訊設備制造業等技術密集型產業形成的產業共聚。以C15為代表,私營工業與外商工業在金屬制品業和紡織業的產業共聚,在1999年多分布于東部地區的遼寧、山東、江蘇、福建、廣東、上海、天津等省市；到2009年,分布于東部地區的遼寧、山東、浙江、福建四省,中部地區的河北、河南、湖南和西部地區的重慶。以C31為代表,私營工業與外商工業在技術密集型產業的共聚類型在空間分布上并未出現顯著變化,1999年和2009年均集中分布于東部沿海地區的遼寧、山東、江蘇、上海、浙江、廣東、北京、天津等省市。這充分說明,產業轉型升級所帶來的產業轉移,使勞動密集型和資本密集型產業的空間布局發生了重大變化,二者所形成的產業共聚格局由集聚轉變為分散；而技術密集型產業間的共聚則始終密集分布于東部經濟發達省份；同時,在11年間,經濟發展加速省份成為產業共聚集聚地區。

三是港澳臺工業與外商工業的產業共聚空間分布及演變情況。該類型產業共聚可分為兩大類：一是以紡織業和食品加工業為代表的勞動密集型產業共聚,二是技術密集型產業共聚。以C31和C10為代表的該類型產業共聚,在1999年集中分布于東部地區的山東、江蘇、廣東、上海、北京和天津以及西部地區的四川,到2009年則更加向東部沿海省份集中,整體空間分布變化不大,但分布區域更加集中。

1999-2009年期間,國家和地方政府在工業產業發展與空間布局方面制定了一系列規劃與政策,在一定程度上對我國工業產業集聚與共聚產生了重大影響。地方發展規劃中的產業規劃在很大程度上與國家發展規劃相一致。一方面,與中央政策保持一致有助于地方政府盡可能爭取重要優惠政策和資金資源,另一方面,有助于對地方經濟實施保護政策(賀燦飛等,2010)[27]。考慮到區域間發展差距問題以及平衡各方利益的需要,國家往往不可能將絕大部分優惠政策和資金資源投入到個別省份,經過各方博弈之后,多數地區均能夠在一定程度上獲取國家的政策和資金支持。由此會導致產業集聚程度降低,產業布局分散。

資料來源:作者繪制。

圖2 2009年C3產業共聚空間分布圖

資料來源:作者繪制。

圖3 1999年C10產業共聚空間分布圖

資料來源:作者繪制。

圖4 2009年C10產業共聚空間分布圖

資料來源:作者繪制。

圖5 1999年C15產業共聚空間分布圖

資料來源:作者繪制。

圖6 2009年C15產業共聚空間分布圖

資料來源:作者繪制。

圖7 1999年C19產業共聚空間分布圖

資料來源:作者繪制。

圖8 2009年C19產業共聚空間分布圖

資料來源:作者繪制。

圖9 1999年C31產業共聚空間分布圖

資料來源:作者繪制。

圖10 2009年C31產業共聚空間分布圖

資料來源:作者繪制。

四 所有制視角下二位數產業共聚的影響因素

(一)指標選取與說明

各解釋變量的數據來源于各年《中國統計年鑒》、《中國工業統計年鑒》以及各省份統計年鑒。表3為變量指標的選取與說明。

表3 變量選取與說明變量

1.因變量

不同所有制工業產業共聚水平(coaggit),采用產業共聚指數CR值進行測度。本文分別從國有與集體產業共聚、私營與外商產業共聚、港澳臺與外商產業共聚3種類型中,各選取2組具有代表性的產業共聚類型作為因變量,同時,每種共聚類型分別選取相同的解釋變量進行實證檢驗。所選取的產業共聚類型分別為表2中C3和C4、C31和C48、C10和C46。

2.所有制因素變量

企業規模因素包含以下變量:國有企業規模(sscalit)、私營企業規模(pscalit)、外商企業規模(fscalit),采用地區該類型所有制工業產出占地區工業總產出之比進行測度。企業效率因素包含以下變量:外商企業與私營企業的效率差異(fpeffit)、外商企業與港澳臺企業的效率差異(fheffit),采用地區兩類所有制工業產出效率之比進行測度。現有關于所有制差異的研究,多采用不同所有制企業的效率差異測度所有制差異(He和Wang,2012[16]；He et al.,2015[18]；石靈云,2010[28])。

3.產業因素變量

資源稟賦因素(resit),采用地區各類礦產資源規模占全國礦產資源規模之比進行測度。現有研究認為,資源稟賦是影響采礦業、金屬制品業等需要大規模資源、能源投入的資本密集型產業空間分布的主要因素(賀燦飛等,2010)[27]。科技進步水平(techit),采用科技事業費占一般財政支出之比進行測度。技術密集型產業往往具有較高的技術水平和效率水平(陳國亮和陳建軍，2012)[26],但由于本文無法獲得衡量技術密集型產業科技水平的指標數據,因此采用賀燦飛等(2008)[12]的方法,選取地區科技進步水平指標作為該指標的替代變量。

4.地區因素變量

地方保護政策(protit),采用地區政府非公共支出與財政支出之比進行測度。現有研究認為,政府干預程度越大,越容易導致市場分割,從而提高生產成本,降低產業集聚程度(He et al.,2015)[18]。市場規模(gdpit),采用地區GDP與全國GDP之比進行測度。GDP規模越小,市場規模越小,產業共聚形成的內在需求就越小(石靈云,2010)[28]。對外開放水平(openit),采用地區外商直接投資與GDP之比進行測度。市場開放程度越高,越容易形成產業共聚(He和Wang,2010)[29]。交通通達度(roadit),采用地區公路里程與全國平均水平之比進行測度。現有研究認為公路里程是影響產業共聚的重要因素(李君華和彭玉蘭,2010)[30]。地區虛擬變量選取東部地區(east)和西部地區(west),現有研究認為中國產業共聚現象具有顯著的區域性差異(賀燦飛等,2010)[27]。

(二)模型構建

1.模型選取

Midelfart et al.(2000)[31]在研究歐盟國家產業集聚與產業空間分布問題時采用一種新的方法,即將產業特征與地區特征聯系在一起,以度量產業因素和地區因素共同對產業集聚和產業分布的影響。此后一些學者在研究產業集聚的影響因素問題時沿用了這一測度方法(李君華和彭玉蘭,2010[30]；黃玖立和李坤望,2006[32])。本文分別選取所有制因素、產業因素和地區因素三個層面的指標,以及所有制因素與產業因素的交互項、所有制因素與地區因素的交互項,來測度所有制因素分別與產業因素和地區因素共同作用時對產業共聚產生的影響。本文將所有制因素納入原方程,得到擴展后的式(31)。

(31)

2.模型構建

本文選取空間計量方法進行實證檢驗。常用的空間分析方法有:空間滯后模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)、空間杜賓模型(SDM)、空間自相關模型(SAC)。各類空間模型可表示為：

Y=α0+ρWY+α1X+δWX+λWε+μ

(32)

當δ=0且λ=0時,為SAR；當ρ=0且δ=0時,為SEM；當λ=0時,為SDM；當δ=0時,為SAC。其中,X和Y分別為自變量和因變量,μ和ε表示誤差項,W為空間權重矩陣,α為回歸系數,ρ、δ和λ代表空間回歸系數。結合理論模型推導,本文構建相應的空間計量模型如下：

(33)

其中,wij為空間權重,ρ為空間自相關系數,λ為空間誤差系數,δ為解釋變量的空間回歸系數,α0為常數項,β為解釋變量Xi的回歸系數,εit和μit為誤差擾動項。其中,解釋變量Xi包括:所有制因素(ownit),產業因素(indit),地區因素(regionit),所有制因素與產業因素交互項(ownit×indit)，所有制因素與地區因素交互項(ownit×regionit)。同時,本文構建空間權重矩陣,當兩地相鄰時,矩陣元素wij=1；當兩地不相鄰時,則wij=0。

表4 所有制視角下產業共聚空間自相關檢驗結果

(續上表)

產業C3C4C31C48C10C462000年-0.036-0.0260.042*0.0280.042*0.172***(-0.082)(-0.232)(1.876)(1.541)(1.863)(4.973)2001年-0.097-0.0690.142***0.057**0.124***0.162***(-1.548)(-0.884)(4.293)(2.263)(3.890)(4.748)2002年-0.099-0.0690.143***0.055**0.129***0.157***(-1.582)(-0.875)(4.319)(2.221)(3.976)(4.659)2003年-0.080-0.0600.144***0.099***0.110***0.156***(-1.137)(-0.651)(4.306)(3.240)(3.602)(4.607)2004年-0.034-0.0230.130***0.082***0.064**0.120***(-0.028)(0.266)(3.958)(2.810)(2.298)(3.716)2005年-0.037-0.0310.149***0.106***0.080***0.111***(-0.094)(0.690)(4.406)(3.376)(2.825)(3.507)2006年-0.018-0.0070.156***0.121***0.110***0.099***(0.384)(0.660)(4.583)(3.739)(3.601)(3.224)2007年-0.019-0.0430.137***0.107***0.086***0.087***(0.363)(-0.251)(4.139)(3.409)(2.900)(2.905)2008年-0.038-0.0440.146***0.108***0.085***0.187***(-0.121)(-0.267)(4.344)(3.467)(2.859)(5.408)2009年-0.082-0.0510.033**0.107***0.077***0.176***(-1.177)(-0.444)(2.201)(3.423)(2.710)(5.129)

注:***、**、*分別代表在1%、5%和10%的統計水平下顯著,括號中為Z值。

(三)空間自相關檢驗

本文選取空間計量方法作為實證分析方法。在進行實證分析之前,首先要對被解釋變量進行空間自相關性檢驗。本文運用Moran’s I指數進行空間自相關檢驗,選取是否相鄰作為空間權重。表4為各被解釋變量的空間自相關檢驗結果。C3與C4各年份Moran’s I指數均為負且不顯著。這表明國有企業與集體企業在采掘業的產業共聚以及在采掘業與金屬制品業的產業共聚未呈現顯著的集中或分散態勢。C31和C48以及C10與C46幾乎所有年份的Moran’s I指數均顯著為正。這表明,私營企業與外商企業在通用設備制造業、儀器儀表及文化辦公用機械設備制造業、電子及通訊設備制造業的產業共聚表現出顯著的空間相關性,港澳臺企業與外商企業在儀器儀表及文化辦公用機械制造業、電子及通訊設備制造業和紡織業的產業共聚表現出顯著的空間相關性。

(四)實證檢驗與分析

LR檢驗和LM檢驗的結果顯示SAC為最優模型，且篇幅所限,本文僅報告SAC模型估計結果,如表5所示。

1.國有企業與集體企業產業共聚估計結果

C3結果顯示,國有企業規模估計系數均顯著為負,表明國有企業規模將會抑制產業共聚水平提高。C3和C4結果顯示,資源稟賦估計系數顯著為正,且國有企業規模與資源稟賦的交互項估計系數顯著為正,這表明地區礦產資源越豐富且國有企業規模越大,該產業共聚水平越高。當資源稟賦因素與所有制因素共同作用時,會加強單個因素的作用。科技水平與市場規模估計系數不顯著,對外開放水平估計系數顯著為負,表明該類型產業共聚分布于對外開放水平較低的區域。地區虛擬變量估計結果顯示,該類型產業共聚分布于我國中西部地區。空間相關系數不顯著,表明該產業共聚類型未表現出顯著的空間溢出效應,與空間自相關檢驗結果一致。

表5 所有制視角下產業共聚影響因素估計結果(SAC)

(續上表)

國有企業與集體企業產業共聚變量C3C4私營企業與外商企業產業共聚變量C31C48港澳臺企業與外商企業產業共聚變量C10C46λ0.2170.098λ-0.015-0.286**λ0.266***-0.150(1.49)(0.64)(-0.11)(-2.21)?(3.71)(-1.05)

注:***、**、*分別代表在1%、5%和10%的統計水平下顯著,括號中為Z值。

2.私營企業與外商企業產業共聚估計結果

整體來看,C31和C48結果顯示,外商企業與私營企業效率差異、私營企業規模的估計系數顯著為負,而單個產業因素和地方因素估計系數幾乎不顯著。企業效率差異與科技進步水平的交叉項顯著為正,與對外開放水平的交叉項顯著為負,私營企業規模與市場規模的交叉項估計系數顯著為正,其中C48估計系數顯著性水平提升最為明顯。從產業共聚類型看,C31為資本密集型與技術密集型產業共聚,C48為技術密集型產業內共聚。這表明,外商企業與私營企業效率差異越小越有利于產業共聚水平提升。同時,當所有制因素分別作用于產業因素和地區因素時,將會大大提升單個因素的作用效果,這種作用對技術密集型產業內共聚更為顯著。地區虛擬變量估計結果顯示,該類型產業共聚多集中分布于東部地區。從空間相關系數估計結果看,空間相關系數ρ均顯著為正,C48的空間相關系數λ顯著為負。這表明,該類型產業共聚存在顯著的空間溢出效應,周邊地區產業共聚水平提升會促進本地區產業共聚水平提升；同時,對于C48產業共聚而言,本地區產業共聚水平受到周邊地區其他產業共聚因素影響。

3.港澳臺企業與外商企業產業共聚估計結果

整體來看,C10和C46結果顯示,外商企業與港澳臺企業效率差異估計系數顯著為負,而其他單個影響因素的估計結果均不顯著。與前一組估計結果相似,企業效率差異與科技進步水平的交叉項顯著為正,與對外開放水平的交叉項顯著為負,外商企業規模與市場規模的交叉項估計系數顯著為正,其中C10估計系數顯著性水平提升最為明顯。從產業共聚類型看,C10為技術密集型產業內共聚,C46為技術密集型與勞動密集型產業共聚。這表明,外商企業與港澳臺企業效率差異越小越有利于產業共聚水平提升。同時,當所有制因素分別作用于產業因素和地區因素時,將會大大提升單個因素的作用效果,這種作用對技術密集型產業內共聚更為顯著。地區虛擬變量估計結果顯示,該類型產業共聚多集中分布于東部地區。從空間相關系數估計結果看,空間相關系數ρ均顯著為正,C10的空間相關系數λ顯著為正。這表明,該類型產業共聚存在顯著的空間溢出效應,周邊地區產業共聚水平提升會促進本地區產業共聚水平提升；同時,對于C10產業共聚而言,本地區產業共聚水平受到周邊地區其他產業共聚因素影響。

五 結論與政策啟示

(一)主要結論

本文從所有制視角出發,利用微觀企業行為模型分析產業共聚的微觀形成機制,運用《中國工業企業數據庫》1999-2009年企業數據,分析中國工業企業二位數產業共聚的發展現狀,并采用空面板數據模型對二位數產業共聚的形成動因進行實證檢驗。研究得到以下結論：(1)由于微觀企業行為存在差異,不同所有制企業具有不同的產業共聚意愿,外商企業共聚意愿最強,私營企業次之,國有企業最弱。(2)從二位數產業共聚現狀看,國有與集體企業易在采掘業、金屬制品業等資本密集型產業形成共聚,私營與外商企業在勞動密集型與技術密集型產業中多個二位數產業形成共聚,港澳臺與外商企業易在技術密集型產業形成產業共聚。(3)從空間分布及演變看,國有與集體企業產業共聚分散分布于中西部地區,私營與外商企業產業共聚分布于東中部地區,港澳臺與外商企業產業共聚集中分布于東部沿海地區；整體上,我國二位數產業共聚呈現向中西部擴散態勢,但技術密集型產業共聚更趨向東部沿海經濟發達省份集聚。(4)從影響因素看,所有制因素與產業因素和地區因素共同作用時,能夠增強單個因素的作用效果,其中對技術密集型產業共聚作用更為顯著；資源稟賦因素對國有與集體企業在采掘業和金屬制品業共聚具有顯著的正向影響；對私營與外商企業共聚、港澳臺與外商企業共聚,企業間效率差異越小越有利于產業共聚水平的提升。(5)從空間溢出效應看,私營與外商企業產業共聚、港澳臺與外商企業產業共聚均存在顯著的空間溢出效應,本地區產業共聚水平受到周邊地區產業共聚水平的影響。

(二)政策啟示

1.合理布局國有企業與非公有制企業產業,實現產業轉型升級。本文研究表明,國有企業與非公有制企業在二位數產業的錯位發展,也反映出國有工業布局的不合理。對于京津冀、長三角等經濟發達地區而言,宜將那些低附加值的資本密集型產業轉移到區域以外,同時引進具有高附加值的技術密集型產業進行集聚發展。

2.充分利用國有工業資本密集型產業優勢,提升國有資本與非國有資本的集聚水平。在地方基礎設施建設和地方支柱產業發展中,國有資本可以充分發揮融資平臺作用,吸引高質量的外商企業和私營企業對相關產業部門的投資建設。另一方面,在加強與非國有工業在資本密集型產業集聚的過程中,國有工業可以積極探尋新的國有資本運營模式,為國有工業轉型發展尋找新的契機。

3.因勢利導地區工業集聚發展,著重培育專業化水平較高的產業內集群經濟以及具有較高產業關聯性的產業間集群經濟。地方政府在制定產業發展戰略時,宜充分考慮當地情況,因地制宜,發揮地方傳統優勢,引導具有地方特色的專業化產業形成集群經濟。同時關注具有較強關聯性的上下游產業的集聚發展,關聯性產業間的集聚對地方所有制經濟轉型發展具有積極作用。

4.進一步落實對外開放政策,充分合理利用外商投資,有效發揮外商投資在產業共聚中的重要作用。本文研究表明,私營企業與外商企業能夠在我國工業經濟多個產業部門中形成產業共聚。由于外商工業對私營工業具有較強的溢出效應,因而應當進一步加強外資在產業共聚中的積極作用。同時理性看待外商投資,有所選擇地引入外資,盡量選擇產業集群內在產業鏈前向或后向配套,能夠帶動地方產業共聚水平提升,以及產業鏈相對較長的外資。