產業集聚對收入分配的影響機制與效應差異分析

一 引言及文獻綜述

伴隨著經濟的快速發展，城鄉居民收入水平有較大提高，但城鄉收入差距卻逐漸擴大。2016年中國經濟的實際增長率為6.4%，經濟從高速增長進入中高速增長階段，居民收入水平也相應的進入中高速增長階段。經濟增長和居民收入增速放緩的關鍵原因在于結構性錯配，如產業結構、要素投入結構、收入分配結構等。據世界銀行統計，2016年中國基尼系數為0.465，已超過0.4的國際警戒線。目前，城鄉不均衡成為中國經濟社會發展的主要問題，而收入分配差距過大是新時代面臨的巨大挑戰，也是新時代中國能否跨越中等收入陷阱的關鍵所在。因此，應調整經濟結構，使要素資源達到最優配置，以技術創新引領產業結構的調整與優化，縮小收入分配差距，實現中國經濟社會的長期可持續發展。新時代下，產業集聚發展仍是調整產業結構的重要方式。相關產業在一定地理區域內高度集聚，將帶動地區產業結構和收入分配結構的變化，對收入分配差距產生一定影響。

國內外關于產業集聚的研究，主要集中在產業集聚程度的測算、內在機理和集聚趨勢方面。Barrios et al.(2003)[1]以E-G指數為基礎，考察愛爾蘭1972-1999年兩位編碼和三位編碼制造業共同集聚現象，發現多數行業存在共同集聚現象，且有提高的趨勢。Ellison et al.(2007)[2]驗證了馬歇爾外部性理論對產業共同集聚的解釋，并指出投入產出聯系對制造業共同集聚更為重要。Jed(2007)[3]認為產業間知識的外溢和直接貿易關系使服務業間存在共同集聚現象。Young(2000)[4]運用中國1985-1997年農業、制造業、建筑業、運輸業和商業的數據，發現中國的產業區域集聚程度呈下降趨勢。白重恩等(2004)[5]認為Young(2000)[4]的研究結論偏差是由于過于寬泛的產業分類所致，他們利用32個2位代碼行業分類的省級面板數據，研究發現中國的行業區域集聚程度呈上升趨勢。文玫(2004)[6]利用第二、三次工業普查數據，研究發現交易與運輸費用的降低促使制造業在地域上更為集聚，到1995年高度集中在沿海幾個省份，并提出在1993-1994年中國工業依然位于倒U曲線的左方。羅勇和曹麗莉(2005)[7]利用Ellision和Glaeser(1997)[8]建立的產業地理集中度和自定義的五省市集中度測算中國20個制造業的集聚程度，指出制造業集聚程度提高是主要發展趨勢，集聚程度由高到低的行業依次為：技術密集型產業、資本密集型產業、勞動密集型產業，但存在顯著的地域性不平衡。路江涌和陶志剛(2006)[9]利用E-G指數測算中國制造業共同集聚程度，發現產業共同集聚程度處于上升階段，但仍低于西方發達國家的水平。馬國霞等(2007)[10]基于《市場年鑒》和《投入產出表》，實證分析中國制造業產業集聚的經濟學機制，研究發現制造業產業集聚程度呈上升趨勢，且向沿海地區集聚；縱向的投入產出關聯和規模外部經濟是產業集聚的主要驅動力，地理鄰近和本地市場效應將對其產生循環因果效應，進一步加強制造業的空間集聚。陳國亮和陳建軍(2012)[11]利用中國212個地級以上城市的面板數據，研究中國二三產業共同集聚形成的內在機制和演化機理，發現產業前后向關聯和知識密集度以及區域性中心城市的發展有利于提高產業共同集聚度，且存在地域性差異；成本超過一定的門檻值，產業將出現分散趨勢。

國內外關于產業集聚與收入分配差距的研究主要側重于對不同行業、不同地區工資差距的研究，因研究對象和方法不同，得出的結論不同。Elsner(2004)[12]從生命周期理論的視角，發現政府產業集聚政策導致產業集聚的周期性變化和經濟周期的波動，對就業產生顯著負作用，出現收入差異。Farmanesh(2009)[13]認為低產業集聚導致工資下降，當產業集聚達到一定程度時工資將明顯上升。Accetturo和Edison(2010)[14]基于交易成本理論，指出產業集聚中擁擠成本對長期經濟增長產生消極影響，并深入分析其與知識溢出和收入分配的關系。范劍勇(2004)[15]認為中國地區間專業化水平和市場一體化水平已有所提高，產業布局發生根本性變化，產業向東部沿海地區集聚，產業集聚的循環累積效應進一步拉大地區差距。同時，其認為產業集聚、勞動生產率以及地區差距密切相關，產業集聚顯著提高該地區的勞動生產率，且存在地區差異，證實規模報酬遞增地方化的存在，得出產業集聚對地區收入差距產生持久性影響的結論(范劍勇，2006)[16]。雷鵬(2011)[17]認為產業集聚有利于促進經濟增長，但同時也存在使區域差距擴大的負影響。謝里等(2012)[18]發現產業集聚與制度因素的交互項對地區收入差距的影響遠大于制度因素本身，提高全國和東部地區的產業集聚有助于縮小地區收入差距，而提高中西部地區的產業集聚則擴大地區收入差距。謝露露(2015)[19]認為產業集聚有利于當地制造業工資上升，在外溢效應和擴張效應下相鄰地區制造業的工資差距縮小。

綜觀已有文獻，較少研究關注產業集聚收入分配效應，也較少考慮政府參與經濟程度在產業集聚收入分配效應中的作用。因此，本文從理論層面系統分析產業集聚對收入分配的影響，利用2000-2015年中國31個省、市、自治區的省級面板數據，運用固定效應的廣義矩估計和面板門檻估計，實證研究產業集聚的收入分配效應，發現產業集聚有利于縮小收入分配差距，且存在地區性差異和階段性特征，當政府參與經濟程度處于合理區間時，產業集聚的收入分配效應最為顯著。

二 理論設定與產業集聚的收入分配機制分析

(一)理論設定

最終產品部門在某一區域集聚，原因是該區域集聚中間產品部門，反之亦然(Krugman，1995[20]；Venables，1996[21])。借鑒Krugman(1995)[20]的中心-外圍模型，構建理論模型分析產業集聚的收入分配效應。

假設經濟體存在兩個區域，區域1和區域2。經濟系統有兩個部門，農業部門(A)和制造業部門(M)。假設區域1為產業集聚區，集聚所有中間產品部門和最終產品部門；區域2為非產業集聚區，中間產品來自區域1。中間產品部門在規模報酬遞增和壟斷競爭的條件下進行生產，而最終產品部門則在規模報酬不變和完全競爭的條件下進行生產。

區域1和區域2的制造業部門投入勞動和中間產品進行生產，生產函數為柯布-道格拉斯生產函數形式：

(1)

(2)

區域1和區域2的農業部門投入勞動和土地進行生產，生產函數為柯布-道格拉斯生產函數形式：

(3)

(4)

其中，LA表示農業部門的勞動投入量，T表示土地投入量，β表示土地的投入份額。

(二)機制分析

由于最終產品市場是完全競爭且規模報酬不變，因此工資水平等于勞動邊際產出。區域1城鄉居民工資水平分別為：

(5)

(6)

區域2城鄉居民工資水平分別為：

(7)

(8)

由式(5)和式(6)，產業集聚區域1的城鄉工資收入差距為：

(9)

由式(7)和式(8)，產業不集聚區域2的城鄉工資收入差距為：

(10)

由式(9)和式(10)，產業集聚區域1和產業不集聚區域2的城鄉工資收入差距比為：

(11)

假設經濟中每個人的偏好是相同的，每個地區消費者效用函數用柯布-道格拉斯函數表示:

(12)

制造業部門和農業部門的需求函數分別為：

將制造業部門和農業部門的需求函數代入消費者效用函數，則區域1和區域2的消費者效用分別為：

(13)

(14)

因Y1>Y2，則有U1>U2。這意味著，產業集聚區域1的消費者效用高于產業不集聚區域2的消費者效用。

上述理論分析表明，當一個區域存在產業集聚時，運輸成本優勢使區域以較低的中間產品投入量生產更多的最終產品，產業集聚區域的城鄉工資收入差距會縮小，消費者的效用水平會提高；而當一個區域不存在產業集聚時，運輸成本過高將導致區域以較高的中間產品投入量生產較少的最終產品，相應地，產業不集聚區域的城鄉工資收入差距較大，消費者的效用水平較低。基于上述理論分析，提出研究假說：產業集聚可改善收入分配狀況，即產業集聚降低城鄉居民收入差距，提高消費者的效用水平，有效地發揮產業集聚的收入分配效應。

三 模型構建與數據處理

(一)構建實證模型

基于理論模型分析，利用面板數據，運用廣義矩估計和面板門檻估計等方法，實證檢驗產業集聚對收入分配差距的影響，即探析產業集聚的收入分配效應。構建基準模型，即模型一：

為研究產業集聚的收入分配效應是否存在地區性差異，以D1西部地區作為基組，D2和D3表示東部地區和中部地區。在基準模型的基礎上引入地區虛擬變量。即模型二：

其中，D2·γc和D3·γc分別為東部和中部地區虛擬變量與產業集聚的交互項。

為研究不同產業集聚程度對收入分配差距的影響是否存在顯著差異，依據Ellison et al.(2007)[2]的劃分標準，以D00表示產業低度集聚，作為分析的基組，D02和D05表示中度集聚和高度集聚。在基準模型的基礎上引入產業集聚虛擬變量，以研究低度、中度、高度產業集聚對收入分配差距的作用。即模型三：

其中，D02·γc和D05·γc分別為中度和高度產業集聚虛擬變量與產業集聚的交互項。

產業集聚可為地區帶來就業，增加居民的收入水平，但因政府參與經濟程度的不同，產業集聚的收入分配效應可能存在差異。因此，借鑒Hansen(1996[22]，2000[23])的面板門檻模型，以政府參與經濟程度為門檻變量，產業集聚為依賴變量，深入分析產業集聚的收入分配效應是否會因政府參與經濟程度的不同而不同。雙重門檻模型設定為：

其中，δ1和δ2為模型設定的兩個門檻值。因此，雙重門檻模型又可以寫成：

(二)數據處理與說明

本文利用中國2000-2015年31個省、市、自治區的面板數據，運用廣義矩估計法和面板門檻模型估計法，采用STATA15.0計量軟件，實證分析產業集聚的收入分配效應。

因變量：收入分配差距采用城鄉居民可支配收入比進行衡量，城鄉居民可支配收入用以2000年為基期的城鄉居民消費價格指數進行平減，數據來源于《中國統計年鑒》。城鄉收入比越大，收入分配差距越大；反之，越小。

產業區域集聚系數γi是單個產業在一個區域的集聚程度，即：

本文借鑒Devereux et al.(1999)[24]的測算方法，以傳統制造業和先進制造業作為大類產業，以化學原料和化學制品制造業、化學纖維制造業、黑色金屬冶煉及壓延加工制造業、有色金屬冶煉及壓延加工制造業、通用設備制造業、專業設備制造業、汽車制造業、鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業、電氣機械和器材設備制造業、通信設備、計算機及其他電子設備制造業等10個行業作為小類產業，測算各省級區域的制造業產業集聚。數據來源于《中國統計年鑒》、《中國工業統計年鑒》以及各地區統計年鑒。

控制變量包括：居民消費(cons)，采用居民消費水平的對數衡量，居民消費水平用以2000年為基期的消費價格指數平減后的實際量；投資(inv)，采用固定資本形成總額的對數形式衡量，固定資本形成總額使用以2000年為基期的消費價格指數平減后的實際量；地區經濟發展水平(gdp)，采用地區生產總值的對數衡量，地區生產總值使用以2000年為基期的消費價格指數平減后的實際量，因收入分配與經濟發展水平的非線性關系，引入地區經濟發展水平的二次項；對外開放程度(open)，用經營單位所在地進出口總額占地區生產總值的比重衡量；政府參與經濟程度(gov)，采用財政支出占地區生產總值的比重衡量；為反映收入分配差距的變化是否存在時間趨勢，在模型中加入時間變量t。各變量數據來源于《中國統計年鑒》和各地區統計年鑒，描述性統計特征見表1。

表1 各變量的描述性統計特征

四 實證結果解析

(一)基準模型的實證結果及解釋

模型一的回歸結果(表2)表明，個體效應均在1%的水平上統計顯著，即模型一存在顯著的個體效應；Hausman檢驗在1%的水平顯著，說明固定效應分析更為有效，但隨機效應和固定效應結果差別很大，可能是因為產業集聚與成本、產業結構及經濟外部性等因素有關，而基準模型未控制這些因素，從而造成模型的內生性問題。為檢驗模型是否存在內生性問題，選用滯后一期產業集聚和滯后一期投資作為工具變量，DM檢驗和Hausman-Wu檢驗均在1%的水平拒絕原假設，說明模型存在內生性問題。因此，本文選用兩階段最小二乘法和廣義矩估計進行實證分析，模型的不可識別檢驗為28.073，顯著水平為1%，說明不存在識別不足問題；模型的過度識別檢驗為0.219，P值明顯大于5%，說明所選的工具變量均是合理和有效的；弱工具檢驗的F統計量均小于10%顯著水平的臨界值，說明工具變量不存在弱工具問題。因內生變量個數小于工具變量個數，廣義矩估計結果更為有效，本文以此結果(表2第5列)進行分析及解釋。

表2 基準模型估計結果

注：括號中數值為系數的穩健標準誤；*、**、***分別為10%、5%、1%的顯著性水平。

由基準模型的回歸結果(表2)可知：產業集聚對城鄉收入差距的影響為-6.65，顯著水平為5%。產業集聚既需要高技能勞動力又需要低技能勞動力，特別是對生產一線勞動力需求較大，為大量的農村剩余勞動力提供就業機會，提高了居民的收入水平，縮小城鄉收入分配差距。居民消費對城鄉收入分配差距的影響為負，但不顯著。消費需求是拉動經濟增長最為重要的一種方式，但中國經濟增長主要靠投資拉動，消費并未充分發揮拉動作用，因此對居民收入水平的影響很小且不顯著。投資對城鄉收入差距的影響顯著為正。各地區靠投資拉動經濟增長，而投資傾向于城鎮地區、第二三產業等領域以獲得較高較快的回報，而對農村地區和第一產業的投資較少，導致城鄉收入差距拉大。從gdp2項系數可以看出，經濟發展水平與城鄉收入差距存在“U型”關系，并非簡單的線性關系。這與中國典型的城鄉二元經濟結構、戶籍制度、土地制度、社會保障制度有關。對外開放程度對城鄉收入差距的影響較小且不顯著，意味著中國對外開放尚未發揮其對城鄉收入差距的作用。政府參與經濟程度有利于縮小城鄉收入差距，顯著水平為5%。在市場機制發揮基礎性作用下，政府通過宏觀調控進行政策引導，以縮小收入分配差距。經濟發展過程中，城鄉收入差距會隨時間的推移呈現縮小趨勢，顯著水平為1%。

在基準模型廣義矩估計的基礎上，引入地區虛擬變量和產業集聚虛擬變量與產業集聚的交互項，探析產業集聚的收入分配效應在地區間和產業集聚間是否存在差異性。估計結果見表3。

表3 引入交互項后的模型估計結果

(續上表)

變量模型一模型二模型三t-0.107***-0.127***-0.101***(0.038)(0.032)(0.036)F-Test10.48***11.58***9.87***

注：同表2。

由表3模型二可知：西部地區產業集聚對城鄉收入差距的影響為-30.685，顯著水平為5%。當前，西部地區產業集聚水平呈整體下降趨勢，意味著城鄉收入差距有擴大趨勢，且產業集聚水平下降對城鄉收入差距擴大的影響較大。東部地區產業集聚對城鄉收入差距的影響為-1.501，不顯著。東部地區產業集聚一直維持在較高水平，且整體變動幅度很小，導致縮小城鄉收入差距的作用較弱且不顯著，也說明當產業集聚為高度集聚時，其縮小城鄉收入差距的作用明顯下降。中部地區產業集聚對城鄉收入差距的影響為-25.969，顯著水平為1%。中部地區產業集聚呈快速上升趨勢，說明隨著產業集聚發展，當地居民就業增加，特別是農村剩余勞動力的就業，進而顯著縮小了城鄉收入差距。

由表3模型三可知：產業為低度集聚時，產業集聚對城鄉收入差距的影響為-14.824，不顯著，說明產業集聚水平較低，帶動地區經濟發展和就業的能力有限，并不能顯著縮小城鄉收入分配差距。產業為中度集聚時，產業集聚對收入分配差距的影響為-11.612，顯著水平為1%，此時產業發展形成一定的規模，帶動城鄉居民就業，從而顯著縮小城鄉收入差距。中部地區產業由低度集聚變為中度集聚時，提高產業集聚度有助于縮小城鄉收入分配差距。產業為高度集聚時，產業集聚對城鄉收入差距的影響為-6.616，顯著水平為5%，說明產業集聚發展到高水平時，對縮小城鄉收入差距的作用將會大幅度減弱。

綜上所述，產業集聚有利于縮小城鄉收入差距，且存在顯著的地區性差異。隨著產業集聚水平的提高，對縮小城鄉收入差距的作用逐漸減弱，當產業集聚為中度集聚時，其收入分配效應最為顯著。

(二)門檻模型估計結果及解釋

表4 門檻效應檢驗

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

圖1 門檻值識別圖

門檻值95%置信區間低門檻值0.131[0.131,0.136]高門檻值0.206[0.199,0.209]

依據政府參與經濟程度的門檻值，將整體樣本區間分為三段，研究在不同的政府參與經濟程度下，產業集聚對城鄉收入差距影響的異質性。由表6面板門檻模型估計結果可知：當政府參與經濟程度小于0.131時，產業集聚對城鄉收入差距的影響為-3.415，但不顯著；當政府參與經濟程度介于0.131和0.206之間時，產業集聚對城鄉收入差距的影響為-13.58，顯著水平為1%；當政府參與經濟程度大于0.206時，產業集聚對城鄉收入差距的影響為-14.776，但不顯著。這說明，隨著政府參與經濟程度的提高，在政府政策引導下產業集聚有利于城鄉收入差距的縮小，但并不是說政府參與經濟程度越高，產業集聚的收入分配效應越好。當政府參與經濟程度處于0.131和0.206之間時，產業集聚的收入分配效應最為顯著。新時代下，應發揮市場資源配置的基礎性作用，同時發揮政府的宏觀調控功能，為產業結構調整和收入分配結構調整提供政策導向，發揮產業集聚縮小城鄉收入差距的顯著作用。

表6 面板門檻模型估計結果

(續上表)

變量模型(1)面板門檻模型inv0.184**0.361***(0.094)(0.124)gdp-1.607-2.996***(1.052)(1.104)gdp20.123*0.195***(0.066)(0.064)open-0.702***0.084(0.218)(0.191)gov -0.390-1.445(0.861)(1.058)t-0.133***-0.138***(0.033)(0.033)F-Test10.09***

注：同表4。

五 研究結論與政策建議

本文構建理論模型系統分析產業集聚對城鄉收入分配的影響，并利用2000-2015年31個省、市、自治區的面板數據，運用固定效應的廣義矩估計，實證研究產業集聚的收入分配效應。在此基礎上，以政府參與經濟程度作為門檻變量，運用面板門檻模型研究在不同的政府參與經濟程度下產業集聚的收入分配效應會發生怎樣的變化。結果表明：首先，產業集聚有利于縮小城鄉收入差距，且存在明顯的地區性差異和階段性特征，當產業集聚為中度集聚時，產業集聚的收入分配效應最為顯著；其次，不同的政府參與經濟程度下，產業集聚的收入分配效應遞增，但存在政府參與經濟程度的適度區間，當政府參與經濟程度介于0.131和0.206之間時，產業集聚才會顯著地縮小城鄉收入差距。

基于此，提出以下幾點建議。第一，依據地區的經濟發展水平和區位優勢，合理規劃產業發展，以調整和優化產業結構，實現產業結構多元化，發揮產業集聚對就業的拉動作用，縮小城鄉收入分配差距。第二，大力推動結構性改革，特別是產業結構和收入分配結構，轉變結構性錯配的狀況，以產業價值鏈發展模式促進產業集聚，依靠集約型的經濟發展模式，使產業結構逐漸合理化和高度化。在產業集聚過程中，注重產業集聚的地區性差異和集聚度差異，最大程度地發揮產業集聚的收入分配效應。第三，減少政府的行政干預，發揮政府的政策導向作用和市場機制的自我調節作用，鼓勵創新。放寬對民營企業的限制和管制，以超預期的力度實施減稅政策，以縮小城鄉收入分配差距。第四，繼續深化市場化改革，尤其是戶籍制度、社保制度、土地制度，逐漸降低甚至消除要素自由流動的限制，發揮市場在資源配置中的基礎性作用，實現城鄉一體化發展。