要素集聚與高質量發展
——基于黃河流域生態經濟帶地級市的實證研究

蘇 華 王威華 肖 颯

（蘭州大學經濟學院，蘭州 730000）

黃河流域是我國重要的經濟地帶，也是打贏脫貧攻堅戰的重要區域，要促進全流域高質量發展，就需要構建高質量發展的動力系統。高質量發展意味著經濟運行必須是效率和質量導向的，即體現質量第一、效率優先的原則［1］。關于高質量發展的路徑，習總書記在中央財經委員會第五次會議上強調，“要發揮各地區比較優勢，促進各類要素合理流動和高效集聚，增強創新發展動力”。而長期以來，由于我國行政區域的割裂和地方政府競賽的特征事實，生產要素流動受到限制［2］。為促進區域經濟協調發展，實現地區之間的生產要素自由流通，國家相繼規劃了多項發展戰略。繼粵港澳大灣區和長江經濟帶一體化后，黃河流域生態經濟帶也步入國家戰略規劃的范疇，以生態保護和高質量發展作為其發展的主旋律。由此可見，如何利用要素集聚推動黃河流域生態經濟帶的高質量發展亟待研究。基于此背景，本文試圖構建黃河流域生態經濟帶要素集聚與高質量發展的Cobb－Douglas模型，分析要素集聚對黃河流域經濟帶高質量發展的作用機制，在此基礎上運用該地區2003～2018年地級市面板數據對其進行實證檢驗，以期為黃河流域經濟帶的高質量發展決策提供參考。

1 文獻綜述

經濟集聚已成為工業革命以來普遍的生產活動。 自 Krugman Paul（1991）、 Fujita 和 Mori（2005）新經濟地理學派和羅默盧卡斯等新增長學派將外部性引入集聚的分析框架中以來，經濟集聚研究得到了充分發展［3，4］。 Henderson （1997） 更進一步將外部性分為產業專業化和產業多樣化，其中產業專業化也被稱為 “Marshall－Arrow－Romer型外部性”，而產業多樣化則被稱為“Jacobs型外部性”［5］。在認識到集聚經濟所具有的外部性后，部分學者開始將集聚與經濟增長聯系起來，探討集聚與經濟增長之間的作用機制。具體來說，集聚對經濟增長的作用機制大致可以分為兩個方面： （1）經濟集聚可以通過溢出效應從而推動技術創新，進而起到促進經濟增長的作用，如Martin和Ottaviano（1999）、 Fujita和 Thisse （2003）、 Dupont （2007）的研究多強調集聚的溢出效應［6－8］，如人力資本等因素的作用； （2）經濟的空間集聚引起的交易成本降低和要素流動提高了要素利用效率，如Krug?man Paul（1991）、 Puga（1998） 的研究成果［3，9］。

而在實證方面的研究也證明了集聚對經濟增長有正向的促進作用。如Ciccone和Hall（1996）、Ciccone（2002）、范劍勇 （2006）使用反應經濟集聚度的就業密度與和經濟增長相關的勞動生產率驗證了集聚對經濟增長的作用大小［10－12］。 Otta?viano和Pinelli（2006）以人口密度來衡量經濟集聚水平，并對地區收入進行回歸，同樣得出了相同的結論［13］。 Henderson （2003） 以城市化水平作為經濟集聚的衡量標準，采用跨國數據實證發現了經濟集聚對發展中國家經濟增長的促進作用的事實［14］。當然，也有研究從產業集聚作為切入點，實證探討產業集聚對經濟增長的作用，如Mitra和Sato （2007）［15］、 韓峰和柯善咨 （2012）［16］、 張海峰和姚先國（2010）［17］、 原毅軍和宋洋（2011）［18］、曹聰麗和陳憲 （2017）［19］。這些研究無一例外，認為經濟集聚對經濟增長具有促進作用。

隨著研究的深入，部分學者發現集聚對經濟增長并非總是促進關系。經濟集聚同時存在溢出效應與擁擠效應。初期，當擁擠效應小于溢出效應時，反映為集聚對經濟增長的正向作用，由于集聚往往具有循環累積的效應，當集聚所產生的交通擁擠、房價提升等負效應大于外溢效應時，集聚便阻礙了經濟增長［20］。因此，區域內集聚效應與擁擠效應二者的均衡會最大程度發揮集聚的優勢［21］。孫浦陽等 （2011）采用國別數據證明了集聚的外部性大小會隨著國家經濟的發展而逐漸減弱，進而提出處于發展初期的國家更應該支持經濟集聚的建議［22］。隨后劉修巖等 （2012）采用我國地級市的數據再次驗證了該觀點，得出當前我國經濟集聚存在著不經濟的現象［23］。蔡武等 （2013）通過在城市函數中引入空間集聚外部性，探討了產業集聚和勞動力流動影響城鄉收入差距的內在機理和具體路徑，并驗證發現了農村勞動力影響城鄉收入差距的軌跡伴隨城市產業集聚規模的變化呈現出倒 “U” 型的特征［24］。

通過對文獻的梳理不難發現，國內產業集聚已經成為經濟發展過程中的一個典型化事實［25－28］。然而，在實證研究方面，針對集聚與我國經濟增長的研究表明，兩者關系十分復雜，且研究產業集聚的相關文獻偏多，而側重要素集聚的研究，集聚的指標選取多偏向就業密度、人口密度等衡量指標，對集聚的衡量并不十分全面和準確。且考慮到高質量發展，國內已有部分學者進行了深入細致的研究，并認為創新驅動和勞動生產率的提升是衡量高質量發展的標準［29，30］。因此，創新一時成為熱點話題。由于創新的基礎在于人力資本，因此各地紛紛上演轟轟烈烈的 “搶人大戰”。創新應符合自身的稟賦條件［31］，各地區由于自身稟賦條件不同，高質量發展的涵義也應有所區別。因此，本文選取人力資本集聚和要素稟賦集聚作為集聚的代理變量，充分考慮人均物質資本存量對地區高質量增長的影響。本文的研究范圍是黃河流域生態經濟帶，探究黃河流域生態經濟帶內要素集聚對高質量發展的作用機理，對促進黃河流域區域經濟一體化、縮小區域發展不平衡有重要意義。

2 模型的構建

2.1 理論模型的構建

本文利用Cobb－Douglas模型對要素集聚與經濟增長進行研究，假定要素集聚所產生的外部性將作用于模型的全要素生產率，理論模型設計如下：

其中Y表示總產出，H是人力資本集聚指標，k則表示稟賦集聚指標。從式 （1）中可以發現，全要素生產率受到人力資本集聚和基礎稟賦集聚兩方面的影響，該影響體現于式中A（H，k）一項，為滿足生產函數的規模報酬遞增性質，該式將全要素生產率定義為希克斯中性。

Benhabib和Spiegel（1994）將全要素生產率的變動歸結為地區的技術創新行為和其對技術領頭地區先進技術的追趕行為［32］。人力資本對技術創新的作用已經得到學界廣泛的認可，而技術追趕行為，則表現為對技術先進地區的技術模仿。當然，一個地區的創新結構應與其自身的稟賦結構相匹配，否則若盲目地進行模仿創新，企業只會在市場上失去自生能力［31］，從而背離了高質量發展的初衷。故本文選擇人力資本集聚表征當地的創新產出水平，用基礎稟賦表征當地對其他地區先進技術的吸收效應。

借鑒 Hulten 等 （2006）［33］、 劉生龍和胡鞍鋼（2010）［34］的研究成果， 本文假定式 （1） 中希克斯效率項及其組成部分可以進行多元組合，因此，可將式 （1）改寫成如下形式：

將式 （2）帶入式 （1）中，便可得到：

其中，式 （3）中的i表示不同的區域，而t則表示時間因素。Ai，0代表初始的生產效率，λi用來代表外生的技術變遷作用，而參數γi代表人力資本集聚對經濟效率作用，βi則表示要素稟賦集聚對經濟效率的作用。其中，γi和βi是需要關注的主要參數。

將式 （3） 兩邊同時除以F（Ki，t，Li，t）， 得到如下結果：

2.2 計量模型的構建

將式 （4）兩邊同時取自然對數，得到人力資本集聚和自然稟賦集聚作用于全要素生產率的方程：

考慮到其它變量也會對全要素生產率產生影響，因此本文在式 （5）的基礎上，加入控制變量，得到如下計量模型：

式 （6）中，全要素生產率TFP為被解釋變量，人力資本集聚H和基礎稟賦集聚k是本文的核心解釋變量，ζ表示個體固定效應，ε表示隨機干擾項，Z是可能影響全要素生產率的控制變量，包括地區開放程度、政府規模和產業結構等。

本文之所以使用TFP作為高質量發展的代理指標，是因為一般在經濟體發展的初期，經濟發展多依賴于要素投入，此時大量的農村剩余勞動力進入工業產業中，加上大規模的投資等行為，經濟總量飛速增長。但要素驅動型的增長并不可持續，生產要素的浪費、生態環境的惡化等問題會使經濟高速增長受到掣肘。因此，提高生產要素的利用率便成為當下高質量發展的核心之一。經濟活動內部生產率水平的提升和要素的合理流動與有效配置是提高生產要素利用率的有效途徑［35］，而二者都可以通過全要素生產率反映出來。

2.3 指標的度量

2.3.1 全要素生產率

TFPi，t和物質資本的測算借鑒張軍和施少華（2003）［36］的計算方法， 公式如下：

要得到全要素生產率的具體數值，必須計算出物質資本和勞動力的具體存量。參考張軍等（2004）［37］的做法，利用永續盤存法計算各地級市的物質資本存量，折舊率選取9.6%，然而省級層面以下的固定資產形成總額沒有公開數據。但由于固定資產投資總額和固定資本形成總額之間存在線性關系，因此，在綜合考慮后，本文借鑒王藝明等 （2016）［38］的做法，利用各地級市當年的固定資產投資總額 （Total Investment in Fixed Assets，TIFA）占其所在省份當年的固定資產投資總額 （Province Total Investment in Fixed Assets，PTIFA）的比例構建固定資本系數Ri，然后利用省級的固定資本形成總額 （PGFCF）對所在地級市進行估計。其具體計算公式如下：

勞動力投入的測算。勞動力的投入較難識別，因此本文延續劉秉鐮和李清彬 （2009）［39］的研究，采用 《中國城市統計年鑒》中年末單位從業人員數與城鎮私營和個體從業人員的加總作為勞動力投入指標。

2.3.2 人力資本集聚 （H）

人力資本要素集聚指標同樣由各地區平均受教育年限給出，標準的平均受教育年限的計算公式為：

其中，h1、h2、h3、h4和X分別表示地區受小學教育總人數、受中學教育總人數、受高中教育總人數以及受大學教育總人數和地區的總人口數。但地級市層面只記錄了當年各階段學生在讀人數，且高中在讀人數只有2007年以后的數據，由此，受限于地級市層面數據的缺失，地區內各階段受教育人數精確到省級層。考慮到各教育階段在讀人數與地區各階段受教育人數存在相應的線性關系，且本文構造的是人力資本集聚變量，只需關注該變量的相對量即可。因此，本文人力資本具體的衡量方式為：

其中，h′1、h′2、h′4分別表示小學、 初中和大學階段學生在讀人數。

2.3.3 基礎要素稟賦集聚 （k）

要素稟賦集聚是一個地區的基礎稟賦約束，在高質量發展的背景下，要素稟賦應與該地區的發展階段相匹配，符合比較優勢的發展方式才能實現高質量發展約束下的高速發展［31］，因此本文采用地區物質資本存量與勞動力要素投入的比值作為其代理變量。其計算公式為：

其中，物質資本存量K和勞動力投入L均已在前文給出。

2.3.4 控制變量的選取

地區開放水平 （open）。由于資本具有溢出效應，理論上講，一個地區對外開放程度越高，則越容易接觸到附著于資本之上的技術，考慮到地級市數據的可得性，本文選取年度利用外資額與地區生產總值的比值作為地區開放水平的代理變量。政府規模 （GOV）。政府規模對地區全要素生產率的作用比較復雜。政府可以通過提供公共基礎設施，減少要素流動的摩擦力，從而提升全要素生產率；政府也可能為提升本地經濟水平從而盲目吸引產業進駐，造成資源的浪費和無效率，從而降低全要素生產率。本文采用政府當年財政支出與地區生產總值之比作為政府規模的代理變量。產業結構 （IS）。對于產業結構的選取眾說紛紜，分別選取第二產業占總產值的比重 （IS2）和第三產業占總產值的比重 （IS3）作為產業結構的代理變量。

2.4 數據的選取

范劍勇等 （2014）認為集聚的研究層面應當較低，集聚層面太高無法準確反映出其具體的集聚情況［40］。考慮到數據的可得性，本文采用黃河流域生態經濟帶6個省份的83個地級市作為基本研究單位①，最終確定83個地級市，所選取的時間段為2003～2018年，數據均通過平減換算為2003年為基期的可比價格。所需數據均來自 《中國城市年鑒》和 《中國統計年鑒》。

3 實證結果

3.1 基準模型回歸結果

3.1.1 基礎模型回歸

表1報告了面板模型的基準回歸結果，模型1和模型2分別表示隨機效應和固定效應的回歸結果。同時，Hausman檢驗結果表明，固定效應模型對數據更有解釋力，因此選擇固定效應模型。

根據固定效應模型的回歸結果，人力資本集聚 （H）和基礎要素稟賦集聚 （k）對全要素生產率 （TFP）的提升具有顯著的促進作用，二者均在5%水平上顯著，這表明在樣本區間范圍內，基礎稟賦和人力資本的聚集對高質量發展具有重要的提升作用。

控制變量中，政府規模 （GOV）對全要素生產率 （TFP）的作用在1%的水平下顯著為正，肯定了地方政府對高質量發展的促進作用。政府通過提高基礎設施建設水平以減小要素流動的摩擦促進區域經濟高質量發展。產業結構 （IS2、IS3）對全要素生產率的作用效果都為正，且結果都非常顯著。從二者的系數來看，第二產業對全要素生產率的彈性系數為0.2944，大于第三產業的系數0.1503，這表明在當前黃河流域生態經濟帶內第二產業仍然具有相當的發展潛力。對外開放水平 （OPEN）對全要素生產率的作用為負，這與預期相反，可能是由于FDI的技術封鎖阻礙了FDI的溢出效應，同時由于其占據了一定的生產要素，阻礙了部分生產要素的流通［41］。

表1 基準回歸結果

模型3代表了控制變量對全要素生產率的回歸結果，模型4和模型5則分別代表了在控制變量的基礎上加入任意一個核心解釋變量的回歸結果。從模型2～5回歸的顯示結果來看，當核心變量為只有基礎要素稟賦k時，對全要素生產率的作用彈性顯著為正；然而，當核心解釋變量只有人力資本集聚H時，其回歸結果反而變成負數，綜合對比模型3～5可以發現，加入基礎要素稟賦集聚后，人力資本集聚變量則變正且更加顯著，由于基礎要素稟賦對地區發展模式具有決定性作用［31］，因此，當核心變量缺少基礎要素稟賦集聚時，會出現嚴重的遺漏變量偏誤，導致人力資本集聚對全要素生產率的作用效果并不顯著。

3.1.2 集聚的異質性討論

在表1的基準回歸中顯示，人力資本集聚與基礎要素稟賦集聚對總體上全要素生產率表現出顯著的促進作用，應該從地區和時間異質性的角度對計量模型進行重新估計。

（1）按照黃河流域的地理位置劃分，將青海、甘肅、寧夏、四川、內蒙古劃分為黃河上游，將山東、河南、山西和陜西歸入黃河中下游，分別對兩個地區進行回歸，其中黃河上游共33個城市，黃河中下游共50個城市。得到核心解釋變量結果如表2所示。

表2 分流域的主要估計結果

從表2人力資本集聚一欄來看，黃河中下游地區人力資本集聚對全要素生產率的作用效果較為顯著，人力資本集聚對其全要素生產率的彈性為0.1398，相較而言，黃河上游地區人力資本集聚對全要素生產率的彈性為負，且并不顯著。表明人力資本集聚對黃河中下游的作用要顯著高于上游地區。從表2的基礎稟賦集聚這一欄來看，黃河中下游流域和上游流域基礎稟賦對全要素生產率的作用效果均在1%的水平下顯著為正。在對全要素生產率的彈性大小上，黃河中上游地區的基礎稟賦集聚作用于全要素生產率的系數要顯著大于黃河中下游地區。基礎稟賦集聚對黃河上游的效應要顯著大于中下游地區。結合黃河流域經濟帶的實際情況，由于我國長期處于區域發展不均衡的局面［42］，而黃河中下游地區所屬省份多為東部和中部省份，經濟發展水平很高，這些城市對基礎要素投入的依賴逐漸降低，人力資本對全要素生產率的作用逐漸凸顯出來。而黃河上游流域所屬省份多位于我國西部地區，經濟發展水平相較于東部地區稍弱，經濟發展模式仍處于要素投入的階段，基礎稟賦集聚對全要素生產率的彈性非常高，但對人力資本的要求并不高，對人力資本的過分追求反而會導致地區資源的浪費，反而不利于經濟的高質量發展。

（2）將黃河流域按照時間劃分回歸結果，同分地域估計情況類似，當按照時間劃分對黃河流域生態經濟帶進行重新估計時，不同時間段的各個人力資本集聚系數差異很大。在人力資本方面，人力資本集聚在第1個時間段 （即2003～2010年，下同）對全要素生產率的作用系數在10%的顯著水平下為負，而在第2個時間段 （即2011～2018年，下同），人力資本集聚對全要素生產率的作用系數變為0.0982，人力資本集聚對全要素生產率的作用效果變為正。這表明人力資本對經濟發展的作用逐漸體現了出來。從基礎稟賦集聚系數來看，兩個階段基礎稟賦集聚系數對全要素生產率的作用效果皆顯著為正。基礎稟賦集聚系數從第1個階段的0.3723降低至0.1997，表明整體上，黃河流域經濟帶對基礎要素的依賴有所降低，但仍然對當前黃河流域生態經濟帶的高質量發展起著重要的作用。

表3 分時間段回歸的主要估計結果

3.2 進一步討論

近年來，越來越多的研究發現集聚具有非經濟效應，隨著集聚的累積，會產生集聚不經濟的后果。因此在高質量發展的背景下，研究最適集聚水平對黃河流域生態經濟帶的發展規劃具有重要的戰略意義。通過上面的討論，本文發現經濟集聚呈現出顯著的異質性特點，為了進一步驗證黃河流域經濟帶的經濟集聚作用效應，本文在式（6） 的基礎上引入 Hansen （1999）［43］提出的面板門檻模型來衡量該效應。最終得到的面板門檻模型如下：

其中I（·）為示性函數，人力資本集聚為門檻變量，η為待估的門檻值。

根據上文所設定的面板門檻模型，本文首先進行門檻效應檢驗，將Bootstrap迭代次數設為300，Grid為400，得到的結果如表4所示，人力資本集聚通過了單一門檻的顯著性檢驗。門檻值結果如表5所示，門檻值大小為0.7860。

表4 門檻值的顯著性檢驗

表5 門檻值結果

表6提供了面板門檻回歸模型的估計結果，可以看到人力資本對全要素生產率具有單階門檻效應，當人力資本集聚小于0.7860時，人力資本集聚對全要素生產率的作用水平為負，但結果并不顯著，當人力資本集聚水平大于0.7860時，人力資本集聚對全要素生產率的作用方式由負轉正，其彈性系數為0.2854。基礎稟賦集聚對全要素生產率的作用彈性為正。

表6 面板門檻模型的估計結果

表7列舉了人力資本集聚大于門檻值的部分地級市，可以發現，人力資本集聚高于門檻值的地區皆屬于省會地區，其分布多位于黃河流域生態經濟帶的中下游地區。這是因為在一般情況下，省會城市本身就具有比其他地級市更豐富的資本要素，同時，勞動力對省會城市的偏好也促進更多人力資本在省會城市的集聚［44］，更多人才的集聚加快了產業的轉型升級，經濟發展水平的提高又吸引了更多的要素稟賦，最終形成了發展的良性循環。

表7 部分年份黃河流域生態經濟帶人力資本集聚情況

4 研究結論與建議

本文通過Cobb－Douglas生產函數重新構建了要素集聚對高質量發展的理論框架，并以黃河流域生態經濟帶2003～2018年地級市的面板數據實證分析了要素集聚對高質量發展的異質性，并最終得到以下結論：（1）總體上人力資本集聚和基礎要素稟賦集聚對區域內全要素生產率具有顯著的正向促進作用。要素集聚對黃河流域生態經濟帶高質量發展具有提升作用；（2）在不同的時間和空間上，人力資本要素集聚及基礎要素稟賦集聚對全要素生產率的作用效果具有顯著的異質性。具體表現為從地域來看，黃河中下游地區人力資本集聚對全要素生產率的作用彈性要高一些，黃河上游區域基礎要素稟賦集聚對全要素生產率的作用效果則更高；從時間來看，人力資本集聚對全要素生產率的影響隨著時間的推移由負轉正。各地區應遵從自身稟賦水平，合理引導不同要素集聚，以促進黃河流域生態經濟帶的高質量發展；（3）人力資本集聚對全要素生產率具有一階門檻效應，隨著人力資本集聚水平跨越門檻值，人力資本集聚水平對全要素生產率的效應逐漸變為顯著。同時，人力資本集聚對經濟高質量發展起到促進作用的城市主要為省會城市。

中國經濟正處于結構升級換擋的新常態時期，在這一背景下，黃河流域生態經濟帶的提出對落實高質量發展具有重要的戰略意義。黃河流域橫跨中國版圖，長期以來我國面對著區域發展失衡問題，因此，對于實現黃河流域生態經濟帶的高質量發展，地區應嚴格按照自身的條件合理安排要素集聚，對于黃河上游地區，應以吸引基礎要素稟賦集聚為主，而對于黃河中下游地區，應充分發揮人力資本集聚的比較優勢。只有在適合自己自身稟賦條件下的發展才能實現資本的最快速積累，從而以最快速度提升自己的經濟發展水平［31］。人力資本集聚的前提是人力資本存量的提升，而人力資本存量的提升又是一個非常緩慢的過程。因此，對于黃河中下游等人力資本相對富裕的地區，應盡可能加大人力資本投入，為高質量發展提供穩定的技術保障。而對于人力資本存量相對薄弱的黃河上游地區而言，對人力資本的投入應當適量，以避免教育資源的過度浪費、結構性失業以及人才外流問題，從而阻礙地區的高質量發展。

政府對區域內高質量發展具有相當重要的意義，它通過提供公共基礎設施從而為要素集聚提供了堅實的保障。但也應處理好政府與市場的關系，以避免無序集聚情況的發生。

注釋：

①部分地級市存在個別數據缺失的情況，本文采用插值法予以補全，而對于個別數據缺失嚴重的地級市予以舍棄，最終確定為83個地級市。