中国高技术产业空间集聚的影响因素研究

王燕 王志强 崔永涛

摘要：文章基于新经济地理学自由资本垂直联系模型，利用1998年～2013年空间面板数据对中国高技术产业空间集聚的影响因素进行了研究。实证研究表明，新经济地理学所强调的规模报酬递增机制、市场规模相对大小以及交通的相对便捷度因素对产业集聚具有显著正向影响；同时，地区市场化改革与对外开放的相对进程等制度因素也对产业集聚具有显著正效应，而人力资本相对优势对区域产业集聚无显著影响。

关键词：高技术产业；新经济地理学；自有资本垂直联系模型；制度因素

一、 引言

中国高技术产业的发展规劃源于1956年制定的《1956至1967年科学技术发展远景规划纲要》。1986年以后，随着“863计划”、“科技攻关计划”、“火炬计划”等一系列发展规划的相继启动，我国高技术产业进入了前所未有的高速发展阶段。目前，中国高技术产业又成为创新驱动新常态下中国制造业效率提升和转型升级的重要载体，同时，产业活动的空间集聚对产业动态效率具有显著影响，即存在“空间非中性”（Baldwin，2003）。因此，对中国高技术产业的空间分布与地区集聚进行深入研究对进一步研究其动态效率和转型升级具有重要的现实意义。

在针对高技术产业空间分布的成因研究中，已有的文献更多的关注了新经济地理学所强调的规模报酬递增和正反馈效应，而对区域间的制度差异，即区域之间第一性的差异关注较少。因为新经济地理学是在均质空间的假设基础上进行推导的，揭示的是均质空间上制造业集聚的原因。而现实中，区域之间并不是均质的，同时这种非均质性也会对产业的空间分布产生影响。本文认为，要研究高技术产业的空间集聚，除了要考虑规模报酬递增和正反馈机制，还应该考虑区域之间的非均质性。这种非均质性主要体现在制度的区域间非均质性和人力资本的区域间非均质性。具体而言，20世纪90年代以来，对产业发展影响最大的制度因素莫过于持续的“市场化”导向的经济体制改革和“引进来，走出去”的开放政策。无论是江苏或浙江“块状经济”，还是广东“专业镇”的出现，都与这些省份先行先试的市场化改革存在密切的关系。另一方面，经济特区、沿海开放城市、沿海经济开发区等一系列经济开放政策的贯彻落实吸引了大量的外商直接投资，进一步加速了这些地区产业规模的扩大和产业份额的提升，对沿海省市的工业集聚起到巨大的促进作用。因此，本文认为在寻找中国高技术产业空间分布和地区集聚的影响因素时，除了要考虑新经济地理学所强调的市场机制因素，还需要考虑制度因素的影响，即改革开放的影响。另外，与劳动密集型产业、资本密集型产业相比，高技术产业的发展对人力资本具有相对较高的依赖程度，不同省份间人力资本的差异也会对高技术产业的空间分布产生影响，人力资本的地区集聚会吸引更多的高技术产业。

二、 理论基础与模型构建

1. 理论基础——来自新经济地理学的自由资本垂直垂直联系模型。以Henderson和Krugman为代表的新经济地理家在D-S分析框架（Dixit & Stiglitz，1977）下，以更为现实的规模收益递增、垄断竞争和冰山交易成本（Samuelson，1952）为分析基础，提出了一个完整的理论分析框架，从而解释了产业空间集聚的机制机理问题。新经济地理学以产业的空间均匀分布为起点，认为产业的空间集聚始于某些历史事件或偶然事件，可以将这些因素看做外生冲击，它是由市场机制以外的因素决定的，例如地形地貌差别、资源禀赋状况、气候差别、政府的各种政策安排、国家发展战略等因素。在外生冲击的影响下，某些企业开始迁往另一地区，这样，产业空间的均匀分布被打破，某些地区的产业份额开始大于另外一些地区的产业份额。在循环累积机制或正负反馈机制中，存在两种力，即聚集力和分散力。最终，产业空间分布均衡的稳定性取决于聚集力和分散力的大小。

罗伯特—尼克德（2002）从较为现实的假设出发：即同一产业不同价值链环节上的企业之间相互配套以及资本所得返回到资本所属地进行消费，构建了自由资本垂直联系模型（FCVL），以解释产业的空间分布。在该模型中，市场接近效应指的是为了节省交易费用和运输成本，垄断竞争企业更愿意定位于市场规模较大的区域。对称均衡下的某个外生冲击导致一个企业从西部迁移到东部，这种迁移本质上改变了东西部市场规模的大小，即东部的相对市场规模扩大了，由于西部的其他企业要以东部企业的产品作为中间品，因此，西部企业为了节省运输成本，开始进一步向企业数量较大的东部迁移，形成了与需求关联的循环累积机制或称后向关联；生产成本效应指的是企业从西部向东部的迁移，使得东部以该企业产品为中间品的企业在购买该产品时不用再支付冰山运输成本，这样就极大地降低了东部市场的生产价格指数，从而降低了在东部生产的企业的生产成本，使企业在东部生产能够获得比在西部生产更多的资本收益，从而吸引更多的企业转移到东部，形成了与成本关联的循环累积机制或称前向关联；市场拥挤效应或市场竞争效应指的是不完全竞争市场上的企业趋向于选择竞争者较少的区位。当前两种效应组成的集聚力较大时，外生冲击都将导致企业空间配置的自我强化机制，最终导致核心-边缘结构为稳定均衡，而对称结构为不稳定均衡；而当由市场竞争效应构成的分散力较大时，外生冲击将导致企业空间配置的自我纠正机制，最终导致对称结构为稳定均衡，而核心边缘结构为不稳定均衡。

2. 回归模型构建与指标说明。根据新经济地理学的理论基础、我国改革开放的制度背景以及高技术产业自身的特点等三方面内容，回归模型将包含三大类因素：反映规模报酬递增、市场相对规模以及冰山运输成本的新经济地理学因素；反映改革和开放相对进程的制度因素；反映人力资本相对优势的因素。模型构建如下：

Yit=β0+β1firmit-1+β2cityit-1+β3incomit-1+β4roadit-1+β5eduit-1+β6exportit-1+β7marketit-1+εit

在本文的模型中，被解释变量为Yit，表示第t年i地区的高技术产业主营业务收入占当年中国高技术产业主营业务收入的比重，这也是Wen（2004），金煜和陈钊等（2006）度量工业空间分布的变量。之所以选择主营业务收入指标，而没有选择较增加值、工业总产值或企业职工人数作为因变量，是因为从2009年开始，《中国高技术产业统计年鉴》不再统计“增加值”指标，从2012年开始不再统计“当年价总产值”指标，同时，考虑到20世纪90年代中国高技术产业发展的早期，国有企业所占比重较大，由于国有企业往往承担着比私营企业更多的社会责任，因此，冗员现象长期存在且比较严重。另外，本文选择的时间年度为1998年～2013年，各年的主营业务收入值已经转化为1998年可比价格的主营业务收入。

在解释变量方面，首先，本文选择的反映外部规模报酬递增的具体指标为：Firmit-1和cityit-1，前者的计算公式是第t-1年i地区的高技术企业数占比，衡量的是产业化经济或产业外部性；后者表示第t-1年i地区的城市化水平，用非农人口占比衡量，反映的是城市化经济。

其次，反映市场相对规模的指标是incomit-1，表示第t-1年i地区的市场规模的相对大小，计算公式为当年该地区人均实际GDP的对数值除以当年全国实际人均GDP的对数值，这也是金煜和陈钊等（2006）消除数据异方差的方法。

再次，反映冰山运输成本的指标，即roadit-1，表示第t-1年i地区的相对公路密度，计算公式为i地区的公路密度除以当年全国平均水平，而i地区的公路密度=（i地区的高速路+一级路+二级路长度）/i地区行政区划面积。

最后，反映地区改革开放相对进程的指标包括Exprotit-1和marketit-1。其中，前者表示第t-1年i地区的相对开放度，用i地区出口额在当地GDP中的占比除以当年全国水平来计算；后者表示第t-1年i地区的相对市场化水平，用t-1年i的市场化得分除以当年全国平均得分来计算，樊纲、王小鲁（2010）提供了比较可靠的市场化指数数据。另外，由于高技术产业属于相对技术密集型的产业类型，其空间分布可能要受到地区人力资本相对优势的影响，因此，本文在最后选择反映地区人力资本相对优势的指标，即eduit-1，其计算公式为t-1年i地区大专及以上文化水平人口占比除以当年全国水平，而i地区大专及以上文化水平人口占比=i地区大专及以上文化水平人口占比/i地区6岁及以上人口数。

3. 内生性问题与工具变量的选择。从理论模型中可以看出，一个地区的产业空间分布与地区相对市场规模之间存在循环累积的关系。为了在回归模型中克服由循环累积关系导致的内生性问题，本文将各自变量取滞后一期。

另一方面，中国高技术产业中存在大量的外资和港澳台资企业，“大进大出”的加工贸易特征非常明显。通过计算产业外向度，即出口交货值在主营业务收入中的占比可知，2000年～2013年间，中国高技术产业外向度的平均值为45.00%，虽然2005年～2013年出现逐年下降，但2013年仍然保持在42.47%的较高水平。2000年～2013年间，电子及通信设备制造业、电子及办公设备制造业的产业外向度平均值分别为49.64%和71.28%，并且电子及办公设备制造业的外向度还存在持续上升趋势，截止到2013年底，该产业外向度为75.99%。鉴于中国高技术产业外向度较高的特征，所以，当地区高技术产业规模较大时，该地区的出口额也较大，也即地区产业规模影响地区外向度。这样，利用单方程模型进行估计时就会出现严重的内生性偏误而导致参数估计结果有偏。为此，我们寻找相关的工具变量代理各地相对外向度。Wei和Wu（2001）和金煜、陈钊等（2004）使用的地区相对开放度的工具变量是各地省会城市到香港和上海两个主要港口的距离中较近的一个距离。考虑到天津港作为环渤海地区乃至整个北方最大的综合性港口和对外贸易出口的实际情况，各地到天津的距离在一定程度上也能够代理该地的开放度，因此，本文选择的工具变量是各省省会城市到天津、上海和香港三地的公路距离中较近的一个距离。

三、 实证结果与政策含义

本文首先对所有变量都进行了固定效应模型（第一列）和随机效应模型（第二列）的估计，Hausman固定效應和随机效应检验的χ2值为43.61，相应的P值0.000<0.05。另外，固定效应模型的组间与组内R2之差也小于随机效应模型的组间与组内R2之差。因此，检验认为应该选择固定效应模型。由于在固定效应模型的估计中，代表人力资本相对优势的edu指标不显著，因此，将该指标剔除，从而再次估计固定效应模型和随机效应模型，得到第三列和第四列的估计结果。Hausman检验的χ2值为68.49，相应的P值0.000<0.05，检验仍然认为应该选择固定效应模型。最后，带入工具变量进行估计，得到表1第五列的回归结果。Hausman检验的P值=1.000>0.05，因此，可以认为反映外向度的指标exportit-1不具有内生性。从而，接受FE1模型的估计结果。

通过面板数据的计量回归，得出以下发现：

其一是新经济地理因素，包括马歇尔外部性和雅各布斯外部性在内的外部规模报酬递增程度、市场相对规模以及交通的相对便捷度对高技术产业的地区集聚具有显著的正向影响。同时，这一实证结果也在一定程度上证实了新经济地理学关于产业集聚的解释。

其二是转型经济中的制度因素，包括地区相对市场化程度和对外开放进程对高技术产业的地区集聚具有显著的正向影响。地区的相对市场化程度越高、相对开放度越高，则地区高技术产业的份额越高，表现为产业的地区集聚。

其三是人力资本相对优势对高技术产业的地区集聚无显著影响。这也从侧面反映了目前中国高技术产业的技术密集度依然比较低，仍然处于全球高技术产业价值链的加工组装等劳动密集型低附加值环节，对核心零部件研发与制造、品牌和营销渠道构建等高附加值环节涉及相对较少，最终表现为产业的地区集聚和地区人力资本相对优势关系不显著。《2014年中国高技术产业统计年鉴》统计数据也证明，2012年中国在高技术产业、医药制造业、办公会计和计算机制造业、广播电视及通信设备制造业的研发经费占工业总产值比重分别为1.68%、1.6%、0.77%和1.78%，而德国在2007年时已经分别达到6.87%、8.27%、4.46%和6.28%，美国在2009年时的研发经费占比更是高达19.74%、23.63%、14.49%和21.2%。

在政策含义方面，发展条件较好且具有一定规模经济优势的部分中西部省份可以通过进一步完善交通和通信基础设施以及加快改革开放的步伐等途径在一定程度上聚集高技术产业，缩小与东部发达地区在高技术产业发展上的差距。

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作者简介：王燕（1955-），女，汉族，辽宁省沈阳市人，南开大学经济与社会发展研究院教授，博士生导师，研究方向为产业经济与区域经济；王志强（1990-），男，汉族，山西省运城市人，南开大学经济学院博士生，研究方向为产业经济与区域经济；崔永涛（1981-），男，汉族，河南省新乡市人，南开大学经济学院博士生，研究方向为产业经济与区域经济。

收稿日期：2015-10-12。