《管理世界》(月刊) 2012年第10期 追踪我国制造业集聚的空间来源:基于 马歇尔外部性与新经济地理的综合视角 口韩峰柯善咨 摘要:本文在马歇尔外部性和新经济地理的综合视角下建立理论模型、构建要素供给和 市场需求的空间外部性指标,探讨了我囯284个地级及以上城市制造业空间集聚机制。结果 显示,供给的空间外部性作用范围为100公里,而需求外部性作用范围可遍及全国。除空间 专业技能人才密度的参数估计不显著外,专业化劳动力、中间投入可得性、区际研发溢出与 市场需求对制造业空间集聚均有明显的促进作用。地方保护主义主要通过影响空间外部性 作用于制造业的空间分布。具体地,地方保护主义显著降低了专业化劳动力可得性、中间投 入可得性和区际人际沟通的技术溢出的作用,而未对最终商品市场、区际研发的技术溢出效 应产生明显影响;地方保护主义进一步加强了国际市场潜力对制造业集聚的作用。国内与 国际市场对制造业集聚的影响存在互补性。 关键词:马歇尔外部性新经济地理供给与需求的空间分布制造业集聚 、引言 前众多学者以比较优势理论为基础探讨我国制造业区位分布和产业转移问题,并反复 证实制造业和要素已具备在我国不同区域和城市之间转移的可能性和可持续性。其中,蔡 昉、王德文(2002)认为,我国东部地区物质资本和人力资本丰富,而中西部地区自然资源和 劳动力资源丰富,各个地区需要根据其比较优势来调整产业结构。蔡昉等(2009)进一步对 各个区域劳动报酬和劳动生产率的分析结果指出中部地区已经拥有劳动力成本优势,西部 地区具有潜在的劳动成本优势。吴三忙、李善同(2010)则借助重心分析方法考察我国制造 业的空间分布及变化特征,指出土地、劳动力等要素的成本优势是推动制造业由东南沿海向 北部和西部迁移的重要原因。然而现实观察(图1)与现有研究(梁琦,2009)均显示,制造业 并未出现此前学术界期待的由沿海向中 西部地区的大规模转移,大型集聚中心仍 鲜见于中西部地区。这意味着传统比较 米 优势在解释我国制造业空间分布和要素§ 空间配置中正逐渐失去效力。图1显示 越接近繁荣地区,城市越具有吸引力和集 聚效应。这种接近性或可达性使城市较 易与周围城市产生联系,通过与其他城市(8 的协同作用在空间上形成规模效应三: (Quah,1996),从而使制造业在空间上形〓: 成了连续成片的分布状态。可见,空间邻图1地级及以上城市制造业单位从业人员的空间分布 近性或城市之间的作用和联系在制造业注:图中数据为2000年284个地级及以上城市制造业单位从业 人员数 区位选择中的作用至关重要。 Hirschman数据来源:2010年《中国城市统计年鉴
追踪我国制造业集聚的空间来源：基于 马歇尔外部性与新经济地理的综合视角 • 韩峰柯善 咨 摘要：本文在马歇尔外部性和新经济地理的综合视角下建立理论模型、构建要素供给和 市场需求的空间外部性指标，探讨了我国284个地级及以上城市制造业空间集聚机制。结果 显示，供给的空间外部性作用范围为100公里，而需求外部性作用范围可遍及全国。除空间 专业技能人才密度的参数估计不显著外，专业化劳动力、中间投入可得性、区际研发溢出与 市场需求对制造业空间集聚均有明显的促进作用。地方保护主义主要通过影响空间外部性 作用于制造业的空间分布。具体地，地方保护主义显著降低了专业化劳动力可得性、中间投 入可得性和区际人际沟通的技术溢出的作用，而未对最终商品市场、区际研发的技术溢出效 应产生明显影响；地方保护主义进一步加强了国际市场潜力对制造业集聚的作用。国内与 国际市场对制造业集聚的影响存在互补性。 关键词：马歇尔外部性新经济地理供给与需求的空间分布制造业集 聚 一、引言 目前众多学者以比较优势理论为基础探讨我国制造业区位分布和产业转移问题，并反复 证实制造业和要素已具备在我国不同区域和城市之间转移的可能性和可持续性。其中，蔡 昉、王德文（2002)认为，我国东部地区物质资本和人力资本丰富，而中西部地区自然资源和 劳动力资源丰富，各个地区需要根据其比较优势来调整产业结构。蔡昉等(2009)进一步对 各个区域劳动报酬和劳动生产率的分析结果指出中部地区已经拥有劳动力成本优势，西部 地区具有潜在的劳动成本优势。吴三忙、李善同（2010)则借助重心分析方法考察我国制造 业的空间分布及变化特征，指出土地、劳动力等要素的成本优势是推动制造业由东南沿海向 北部和西部迁移的重要原因。然而现实观察（图1)与现有研究（梁琦，2009)均显示，制造业 并未出现此前学术界期待的由沿海向中 西部地区的大规模转移，大型集聚中心仍 鲜见于中西部地区。这意味着传统比较 优势在解释我国制造业空间分布和要素 空间配置中正逐渐失去效力。图 1 显 示 越接近繁荣地区，城市越具有吸引力和集 聚效应。这种接近性或可达性使城市较 易与周围城市产生联系，通过与其他城市 的协同作用在空间上形成规模效 应 (Quah, 1996)，从而使制造业在空间上形 成了连续成片的分布状态。可见，空间邻 近性或城市之间的作用和联系在制造业 区位选择中的作用至关重要。Hirschman 、数i来源:2010年《中国城市统计年鉴》。 注：图中数据为2009年284个地级及以上城市制造业单位从业
追踪我国制造业集聚的空间来源:基于马歇尔外部性与新经济地理的综合视角 中国区城经济论坛 (1958)将地区之间的这种作用称为空间关联效应性理论和新经济地理理论的发展为经济活动空间 或空间外部经济,并认为它们是解释经济集聚及经集聚的研究奠定了理论基础。相关研究主要有两 济增长机制强有力的工具。近年来,为缩小地区差 类,一是基于传统集聚经济机制从供给方面探讨某 距、促进国民经济协调、稳定和可持续发展,我国先 区位从空间获得专业化劳动力、中间投入和技术 后提出并相继实施了西部大开发、东北老工业基地的能力,二是利用新经济地理框架从需求方面分析 振兴和中部崛起战略,促使区域经济联系越来越紧地区经济在规模报酬递增作用下克服运输成本获 密,区域合作范围和领域不断拓展、合作规模不断得本地市场效应的能力 增大,空间因素在我国制造业区位选择中的作用日 (一)空间要素供给、外部性与产业集聚 益凸显。那么,促使我国制造业集聚的空间因素有 传统集聚理论认为集聚经济效益来源于3种要 哪些?这些因素应当如何识别与量化?不同空间 素的供给:劳动力蓄水池效应、中间投入品和生产 因素对制造业空间分布的作用有何差异? 性服务的规模经济、专业技术和知识的外溢效应 已有研究证实我国各地区、省份甚至各城市之( Marshall,1890,1961)。处于同一市场或产业区中 间存在明显的需求关联效应或需求的空间外部性的厂商能根据产品市场需求的变化便捷地获得所 (刘修岩等,2007;刘修岩、殷醒民,2008;赵永亮 需的劳动力,而技术工人也可在较大的劳动市场中 2011;潘文卿,2012)。这些研究以新经济地理理论 随时找到需要自己技能的专业工作;大量最终产品 为基础并突出市场需求的空间分布对经济活动空厂商为中间品生产提供了实现规模经济的中间市 间布局的决定作用。而事实上,除市场需求外,要场,而具有规模经济、数量品种繁多的中间品厂商 素的空间供给对产业集聚和地区劳动生产率的影则为最终产品生产节约了成本、扩大了规模;技术 响也至关重要。 Marshal(1890,1961)最早从供给工人们通过正式或非正式的接触获得了经验和技 方面提出集聚和集聚外部性概念,认为集聚经济主 术,提高了生产效率和竞争力。但是100多年前马 要来源于3个方面的外部性:劳动力“蓄水池”效歇尔所描述的这些外部性仅仅存在于本地区(Fuj 应、中间投入品和生产性服务的规模经济、专业技 ta and thisse,2002),并未涉及其他地区的影响。 术和知识的外溢效应。然而,迄今尚无从要素供给 随着交通和通讯技术的创新和发展,集聚经济 和市场需求两方面综合探讨制造业集聚的相关研产生和作用的范围随之扩大。一些国外学者采用 究,更未检验要素集聚和市场潜力是否有空间外部潜力模型研究了专业化劳动力、中间投入品的空间 性效应以及这些效应的存在形式和作用范围。本供给以及技术外溢对美国各地城市制造业发展的 文基于传统的马歇尔集聚经济外部性和新经济地作用,揭示了城市集聚经济外部性不仅来自城市内 理理论的综合框架分析城市制造业集聚的空间传部的厂商集聚,而且来自邻近地区的集聚。例如 导机制,提出可检验模型。本文的结构如下:首先 Feser(2002)利用美国县市级数据的实证检验发现 归纳和总结制造业空间集聚的作用机制;其次构建美国各县市50英里通勤范围内的劳动力、中间投入 制造业集聚影响因素的理论和计量模型;其三对相品及生产性服务活动、知识和技术等供给因素对中 关变量和釆用的数据进行说明;其四报告计量分析心县市农业园林机械部门与测量和控制装置部门 结果;最后是总结和政策启示 经济增长有显著的影响; Drucker和 Feser(2007)进 文献评述—供给与需求的 步利用厂商微观数据的分析也发现美国各县市 空间外部性及其对制造业 75英里范围内上述各供给因素影响着中心市县的 塑料和橡胶、金属加工机械及测量和控制装置3个 集聚的作用机制 制造业行业劳动生产率。对中国所有地、县级城市 空间决定着生产活动累积所产生的优势,尤其集聚效应的研究也发现,100公里范围内邻近城市 是空间邻近性所产生的经济性( Capello,2007)。产间的产业集聚有互相依赖作用,邻近市县产业集聚 业集聚不仅与城市本身经济特征有关,而且受到空 的相互促进是集聚经济在空间上成片连续的重要 间中与其关联的其他经济体的影响。近年来,外部机制(Ke,2010; Ke and Feser,2010)。可见,与空间
i l 琮我国制迭业集聚的全问来源：基于马敫余外部性与淅经涔地理的综合视 角 中国区城经涔论 坛 (1958)将地区之间的这种作用称为空间关联效应 或空间外部经济，并认为它们是解释经济集聚及经 济增长机制强有力的工具。近年来，为缩小地区差 距、促进国民经济协调、稳定和可持续发展，我国先 后提出并相继实施了西部大开发、东北老工业基地 振兴和中部崛起战略，促使区域经济联系越来越紧 密，区域合作范围和领域不断拓展、合作规模不断 增大，空间因素在我国制造业区位选择中的作用日 益凸显。那么，促使我国制造业集聚的空间因素有 哪些？这些因素应当如何识别与量化？不同空间 因素对制造业空间分布的作用有何差异？ 已有研究证实我国各地区、省份甚至各城市之 间存在明显的需求关联效应或需求的空间外部性 (刘修岩等，2007;刘修岩、殷醒民，2008;赵永亮， 2011;潘文卿，2012)。这些研究以新经济地理理论 为基础并突出市场需求的空间分布对经济活动空 间布局的决定作用。而事实上，除市场需求外，要 素的空间供给对产业集聚和地区劳动生产率的影 响也至关重要。Marshall(1890, 1961)最早从供给 方面提出集聚和集聚外部性概念，认为集聚经济主 要来源于3个方面的外部性：劳动力“蓄水池”效 应、中间投人品和生产性服务的规模经济、专业技 术和知识的外溢效应。然而，迄今尚无从要素供给 和市场需求两方面综合探讨制造业集聚的相关研 究，更未检验要素集聚和市场潜力是否有空间外部 性效应以及这些效应的存在形式和作用范围。本 文基于传统的马歇尔集聚经济外部性和新经济地 理理论的综合框架分析城市制造业集聚的空间传 导机制，提出可检验模型。本文的结构如下：首先 归纳和总结制造业空间集聚的作用机制；其次构建 制造业集聚影响因素的理论和计量模型；其三对相 关变量和采用的数据进行说明；其四报告计量分析 结果；最后是总结和政策启示。 二、文献评述——供给与需求的 空间外部性及其对制造业 集聚的作用机制 空间决定着生产活动累积所产生的优势，尤其 是空间邻近性所产生的经济性（Capello，2007)。产 业集聚不仅与城市本身经济特征有关，而且受到空 间中与其关联的其他经济体的影响。近年来，外部 性理论和新经济地理理论的发展为经济活动空间 集聚的研究奠定了理论基础。相关研究主要有两 类，一是基于传统集聚经济机制从供给方面探讨某 一区位从空间获得专业化劳动力、中间投入和技术 的能力，二是利用新经济地理框架从需求方面分析 地区经济在规模报酬递增作用下克服运输成本获 得本地市场效应的能力。 (一）空间要素供给、外部性与产业集聚 传统集聚理论认为集聚经济效益来源于3种要 素的供给：劳动力蓄水池效应、中间投人品和生产 性服务的规模经济、专业技术和知识的外溢效应 (Marshall, 1890, 1961)。处于同一市场或产业区中 的厂商能根据产品市场需求的变化便捷地获得所 需的劳动力，而技术工人也可在较大的劳动市场中 随时找到需要自己技能的专业工作；大量最终产品 厂商为中间品生产提供了实现规模经济的中间市 场，而具有规模经济、数量品种繁多的中间品厂商 则为最终产品生产节约了成本、扩大了规模；技术 工人们通过正式或非正式的接触获得了经验和技 术，提高了生产效率和竞争力。但是100多年前马 歇尔所描述的这些外部性仅仅存在于本地区（Fujita and Thisse，2002)，并未涉及其他地区的影响。 随着交通和通讯技术的创新和发展，集聚经济 产生和作用的范围随之扩大。一些国外学者采用 潜力模型研究了专业化劳动力、中间投人品的空间 供给以及技术外溢对美国各地城市制造业发展的 作用，揭示了城市集聚经济外部性不仅来自城市内 部的厂商集聚，而且来自邻近地区的集聚。例如， F e Ser (2002)利用美国县市级数据的实证检验发现 美国各县市50英里通勤范围内的劳动力、中间投入 品及生产性服务活动、知识和技术等供给因素对中 心县市农业园林机械部门与测量和控制装置部门 经济增长有显著的影响；Drucker和Feser (2007)进 一步利用厂商微观数据的分析也发现美国各县市 7 5英里范围内上述各供给因素影响着中心市县的 塑料和橡胶、金属加工机械及测量和控制装置3个 制造业行业劳动生产率。对中国所有地、县级城市 集聚效应的研究也发现，100公里范围内邻近城市 间的产业集聚有互相依赖作用，邻近市县产业集聚 的相互促进是集聚经济在空间上成片连续的重要 机制（&，2010;]^ and Feser，2010)。可见，与空间
《管理世界》(月刊) 2012年第10期 距离、空间联系等相关的集聚或规模因素在城市系 综上所述,马歇尔外部性和市场潜力分别从要 统发展中起到关键作用。然而目前对我国空间供素供给和市场需求方面阐释了制造业空间集聚的 给外部性存在形式、作用范围的研究依然落后于现主要来源。然而现有研究对于供给或需求的空间 实的需要。以马歇尔外部性理论为基础构建空间外部性的作用形式、影响范围仍未达成共识,而且 外部性指标、探讨制造业集聚在供给方面的主要来要素供给和市场需求两方面的空间因素是同时存 源将是本文的重点工作之 在、共同作用于城市经济活动空间分布的,单从某 (二)空间市场需求、递增收益与产业集聚 一侧面或单以一种理论为基础难以全面把握制造 任何专业化的生产和服务都需要有广阔的市业空间集聚的真实动因。另外,在外部性的衡量方 场才能获得规模经济。空间中分布的需求对城市面,多数研究主要关注城市规模本身,而未考虑其 经济发展产生的影响用市场潜力和收入潜力表他经济体的影响,即使有研究认为城市产业集聚存 示。自从美国经济地理学家哈里斯以各地商品零在空间溢出效应,但究竟透过何种途径而产生,则 售额作为“质量”构建了最初的市场潜力指标以来 未给出明确回答。鉴于此,本文将在马歇尔外部性 ( Harris,1954),其他学者采用相似的方法分析了不和新经济地理理论的综合框架下建立理论和实证 同地区的市场潜力。 Keeble等(1982)及 Combes和 模型,以我国284个地级及以上城市为样本,通过构 Overman(2004)以GDP或人均GDP构建市场潜力模建要素供给和市场需求的空间外部性指标、从马歇 型分析了欧洲共同体和欧洲NUTS2的区域可达性尔外部性和新经济地理的综合视角探讨制造业集 和市场潜力分布状况,均得出经济活动在空间呈中 聚的空间机制。 心一外围模式分布的结论。然而,这些研究都缺少 严格的理论基础 三、理论分析框架及计量模型设定 Krugman(1992)根据Hari市场潜力的思想构 (一)理论分析框架 建了理论模型,分析需求的空间分布对制造业集聚 以下我们通过推导城市中代表性厂商的利润 的作用。 Krugman认为规模经济和运输费用是决定函数来确定制造业企业的区位。假设有J个城市, 经济活动空间集聚的关键因素,其市场潜力模型被且城市中有两个部门:差异化生产且报酬递增的制 称为实际市场潜力(RMP)。与单纯衡量市场规模 造业部门和中间服务部门。中间服务产品可为当 的名义市场潜力(NMP)不同,实际市场潜力将竞争地和邻近地区生产服务,但不能进行国际贸易;制 因素纳入模型,从而揭示了有效市场需求在制造业造业产品主要用于最终消费,且可进行区际和国际 集聚中的作用。Head和 Mayer(2004)及 Hanson贸易,运输成本为冰山成本,即地区i生产的1单位 (2005)将 Harris市场潜力模型与 Krugman市场潜力商品只有1/到达地区j。每个厂商的产品与其他 对厂商区位选择和经济活动空间集聚的影响进行厂商均不相同,且所有商品均在垄断竞争市场中交 了对比分析,认为无论何种形式的市场潜力均对经 易。假定劳动力可在城市之间自由流动,且城市中 济活动空间集聚和产业布局具有显著影响,只是程所有消费者的偏好是同质的,对每个地区各种商品 度有所不同。近年来我国的学者也利用新经济地的需求基于以下CES效用函数 理框架或模型分析了市场潜力对各地经济活动或 a>1 产业布局的影响。如,石敏俊等(2007)和赵曌等 (2009)根据RMP的思路分别研究了全国和东北地 U为消费者效用,n为城市i的产品种类数,由 区地级市市场潜力的空间分布,发现市场潜力与经于存在递增收益,消费者对多样化产品的偏好使得 济发展之间存在循环累积效应;刘修岩等(2007),均衡时每种商品均由一家垄断竞争厂商提供,故产 刘修岩、张学良(2010)引入“ Krugman市场潜力”实品种类数也即厂商数;a为任意两种产品的替代弹 证检验了空间需求分布对制造业空间集聚的作用,性,x为城市i的某厂商在城市j的产品销售数量。 结果均表明市场潜力对制造业空间集聚具有显著 (1)式运用了均衡状态下的结果,即每个城市j均以 的正向影响。 相同价格从城市i获得相同数量的各种商品
距离、空间联系等相关的集聚或规模因素在城市系� 统发展中起到关键作用。然而目前对我国空间供� 给外部性存在形式、作用范围的研究依然落后于现� 实的需要。以马歇尔外部性理论为基础构建空间� 外部性指标、探讨制造业集聚在供给方面的主要来� 源将是本文的重点工作之一。� (二）空间市场需求、递增收益与产业集聚 任何专业化的生产和服务都需要有广阔的市� 场才能获得规模经济。空间中分布的需求对城市� 经济发展产生的影响用市场潜力和收人潜力 表� 示。自从美国经济地理学家哈里斯以各地商品零� 售额作为“质量”构建了最初的市场潜力指标以来� (Harris，1954)，其他学者采用相似的方法分析了不� 同地区的市场潜力。Keeble等（1982)及Combes和� Overman(2004)以GDP或人均GDP构建市场潜力模� 型分析了欧洲共同体和欧洲NUTS2的区域可达性� 和市场潜力分布状况，均得出经济活动在空间呈中� 心一外围模式分布的结论。然而，这些研究都缺少� 严格的理论基础。� Krugman ( 1992 )根据Harris市场潜力的思想构 建了理论模型，分析需求的空间分布对制造业集聚� 的作用。Krugman认为规模经济和运输费用是决定� 经济活动空间集聚的关键因素，其市场潜力模型被� 称为实际市场潜力（RMP)。与单纯衡量市场规模� 的名义市场潜力（NMP)不同，实际市场潜力将竞争� 因素纳入模型，从而揭示了有效市场需求在制造业� 集聚中的作用。 Head 和 Maye r (2004)及Hanson (2005 )将Harris市场潜力模型与Krugman市场潜力 对厂商区位选择和经济活动空间集聚的影响进行� 了对比分析，认为无论何种形式的市场潜力均对经� 济活动空间集聚和产业布局具有显著影响，只是程� 度有所不同。近年来我国的学者也利用新经济地� 理框架或模型分析了市场潜力对各地经济活动或� 产业布局的影响。如，石敏俊等（2007)和赵瞾等� (2009)根据RMP的思路分别研究了全国和东北地� 区地级市市场潜力的空间分布，发现市场潜力与经� 济发展之间存在循环累积效应；刘修岩等（2007)，� 刘修岩、张学良（2010)引入"Krugman市场潜力”实� 证检验了空间需求分布对制造业空间集聚的作用，� 结果均表明市场潜力对制造业空间集聚具有显著� 的正向影响。� 2012 年 笫 1 0 期 综上所述，马歇尔外部性和市场潜力分别从要� 素供给和市场需求方面阐释了制造业空间集聚的� 主要来源。然而现有研究对于供给或需求的空间� 外部性的作用形式、影响范围仍未达成共识，而且� 要素供给和市场需求两方面的空间因素是同时存� 在、共同作用于城市经济活动空间分布的，单从某� 一侧面或单以一种理论为基础难以全面把握制造� 业空间集聚的真实动因。另外，在外部性的衡量方� 面，多数研究主要关注城市规模本身，而未考虑其� 他经济体的影响，即使有研究认为城市产业集聚存� 在空间溢出效应，但究竟透过何种途径而产生，则� 未给出明确回答。鉴于此，本文将在马歇尔外部性� 和新经济地理理论的综合框架下建立理论和实证� 模型，以我国284个地级及以上城市为样本，通过构� 建要素供给和市场需求的空间外部性指标、从马歇� 尔外部性和新经济地理的综合视角探讨制造业集� 聚的空间机制。� 三、理论分析框架及计量模型设定� (一）理论分析框架 以下我们通过推导城市中代表性厂商的利润� 函数来确定制造业企业的区位。假设有J个城市，� 且城市中有两个部门：差异化生产且报酬递增的制� 造业部门和中间服务部门。中间服务产品可为当� 地和邻近地区生产服务，但不能进行国际贸易；制� 造业产品主要用于最终消费，且可进行区际和国际� 贸易，运输成本为冰山成本，即地区i生产的1单位� 商品只有 1 �到达地区 y 。 每个厂商的产品与其 他� 厂商均不相同，且所有商品均在垄断竞争市场中交� 易。假定劳动力可在城市之间自由流动，且城市中� 所有消费者的偏好是同质的，对每个地区各种商品� 的需求基于以下CES效用函数：� G为消费者效用，为城市i的产品种类数，由� 于存在递增收益，消费者对多样化产品的偏好使得� 均衡时每种商品均由一家垄断竞争厂商提供，故产� 品种类数也即厂商数；(7为任意两种产品的替代弹� 性，^为城市i的某厂商在城市y的产品销售数量。� (1)式运用了均衡状态下的结果，即每个城市7 •均以� 相同价格从城市i获得相同数量的各种商品。�
追踪我国制造北集聚的空间来源:基于马歇尔外部性与新经济地理的综合视角 中国区城经济论坛 若Y为城市j的总收入,为消费者用于制造业 C,=wrG/A (7) 产品的支出份额,则根据 Dixit和 Stiglitz(1977),城 其中α+B+y=1。根据新经济地理理论,CES价 市j用于制造业产品的总支出为y,则城市j对城市格指数(G)与产品多样化水平负相关,因而我们可 i生产的每种产品的需求量x表示为 以将其近似设置为当地产品多样化水平的减函数, P 即:G=(DV),8>0。该式的含义在于,城市i产品 Y ∑n(P4s) 多样化水平越高,则产品价格指数就越低,扩大的 (2) 需求使制造业进一步集聚,从而有利于中间服务厂 (P.tg)uY,(G) 商实现规模经济,制造业厂商获得的中间服务品价 其中,G=(∑en(P4)”为城市 格就越低。将其代入(7)式得到 CES价格指数。因此,位于城市i的厂商在所有市 C,=Wr /A, DIV) 场(包含其本身及国际市场)的产品总销售量为: 同时,假设固定生产成本包含相同的生产要素 x1=∑x=以(P)∑()yG)(3) 且各生产要素比重与可变成本相同,则有: f=Kw?r,/DIV 若c表示厂商的边际成本①,为固定成本且在 其中κ为常数,用于度量规模收益递增程度。 各地都相同,则城市i该厂商在各市场获得的总利 目前为止,几乎所有经济地理文献均假设地区 润丌为 间完全不存在非市场的相互作用,而重点关注市场 丌=(P4-cMx1-f 规模或地区间需求关联在厂商区位选择或制造业集 将(4)式对x求导得到均衡状态下市场i的均衡聚中的决定作用。事实上,企业的生产效率可能会 价格P 由于这种非市场的区间联系或溢出效应而提高。根 P'=[0/(a-1)k 据集聚经济理论,外部经济或溢出效应主要来源于 用P分别替代(3)和(4)式中的P,并结合(3 3个方面:劳动力“蓄水池”效应、中间投入品规模经 (4)式得到城市i中厂商的总利润 济和技术外溢效应( Marshall,1890,1961;o'Sull 兀=yc;MP-f van,2009)。这3个微观机制从生产或供给方面反 其中,(a-1),MP=∑YG”为城 映了集聚经济的来源,是地区经济形成集聚优势 市i的市场潜力,代表城市i受到的其他经济体市场获得竞争力的重要因素。然而传统集聚经济理论所 需求的影响,可称为需求的空间关联效应或外部描述的这些外部性仅仅存在于本地区,并具有明显 性。 的地域化特征。随着交通和通讯技术的创新和发 假设劳动力是同质的且不能在部门间流动;劳 展,地区通达性不断增强,集聚外部性不仅来自城 动力是主要的生产要素,但生产成本中不仅包括劳市内部的厂商集聚,而且来自邻近地区的集聚(Fe 动力,还包含其他生产要素。根据Head和 Mayer er. 2002: Drucker and Feser, 2007: Ke and Feser (2004),其他要素主要包括土地和各类中间投入品2010)。据此,我们将地区空间因素纳人传统集聚 等。如果厂商在生产中消耗的中间服务成本均以 机制,从而将供给方面空间集聚机制扩展为专业化 不同数量的制造品组合来支付,那么对于中间投 劳动力可得性、中间投入品可得性和空间技术外溢 入,通常假设厂商生产函数中包含一组所有产品种3个方面,并设定企业的生产效率同时是来自本城 类按CES函数形式加总的制造业产品。因而,可变市及其他邻近城市专业化劳动力、中间投入和技术 成本是一系列要素价格的函数(通常为柯布一道格 溢出的函数 拉斯函数),包含了工资水平为的劳动力、价格水 A= AoLS PS7S,中>0,中>0,中>0(10) 平为r的土地和价格指数为G的多样化产品。假 其中,A。为常数,表示除外部经济外可能影响 设劳动、土地和中间投入在生产成本中占的份额分企业生产效率的其他因素。LS、PS、TS为厂商感受 别为a、B、y,同时A为城市的全要素生产率,则边到的来自城市i本身及其他城市的空间供给外部 际成本c可表示为 性,分别为专业化劳动力、中间投入和技术溢出;这
i l 琮我国剎迭业集聚的全问来源：基于马跃糸外部性与淅经涔地理的综合视 角 C i = wtr^/A , (7 ) 其中a+y 8 + y = l。根据新经济地理理论，CES价 格指数（C)与产品多样化水平负相关，因而我们可 以将其近似设置为当地产品多样化水平的减函数， 即：广，旮 > 0 。 该式的含义在于，城市 i 产 品 多样化水平越高，则产品价格指数就越低，扩大的 需求使制造业进一步集聚，从而有利于中间服务厂 商实现规模经济，制造业厂商获得的中间服务品价 格就越低。将其代人(7)式得到： c^wl/jAiDlV) ^ (8 ) 同时，假设固定生产成本包含相同的生产要素 且各生产要素比重与可变成本相同，则有： fi = ^wl/ l !DWt y (9) 其中K为常数，用于度量规模收益递增程度。 目前为止，几乎所有经济地理文献均假设地区 间完全不存在非市场的相互作用，而重点关注市场 规模或地区间需求关联在厂商区位选择或制造业集 聚中的决定作用。事实上，企业的生产效率可能会 由于这种非市场的区间联系或溢出效应而提高。根 据集聚经济理论，外部经济或溢出效应主要来源于 3个方面：劳动力“蓄水池”效应、中间投人品规模经 济和技术外溢效应（Marshall, 1890，1961； 0'Sullivan, 2009) 0 这3个微观机制从生产或供给方面反 映了集聚经济的来源，是地区经济形成集聚优势、 获得竞争力的重要因素。然而传统集聚经济理论所 描述的这些外部性仅仅存在于本地区，并具有明显 的地域化特征。随着交通和通讯技术的创新和发 展，地区通达性不断增强，集聚外部性不仅来自城 市内部的厂商集聚，而且来自邻近地区的集聚（Feser，2002； Drucker and Feser，2007； Ke and Feser， 2010) o据此，我们将地区空间因素纳人传统集聚 机制，从而将供给方面空间集聚机制扩展为专业化 劳动力可得性、中间投入品可得性和空间技术外溢 3个方面，并设定企业的生产效率同时是来自本城 市及其他邻近城市专业化劳动力、中间投入和技术 溢出的函数： A^AoLSt'PStTSt 办> 0，2>0 , 0 3 > 0 (10) 其中，4。为常数，表示除外部经济外可能影响 企业生产效率的其他因素。以、户&、：为厂商感受 到的来自城市〖本身及其他城市的空间供给外部 性，分别为专业化劳动力、中间投人和技术溢出；这 若x为城市y的总收人，M为消费者用于制造业 产品的支出份额，则根据 Dixit 和 Stiglit z (1977)，城 市y用于制造业产品的总支出为成，则城市j对城市 t ‘生产的每种产品的需求量A表示为： CES价格指数。因此，位于城市i的厂商在所有市 场(包含其本身及国际市场）的产品总销售量为： 若0,表示厂商的边际成本®，/为固定成本且在 各地都相同，则城市i该厂商在各市场获得的总利 润77",为： 将(4)式对&求导得到均衡状态下市场i的均衡 价格/V: 用/ V分别替代（3 )和(4)式中的只，并结合(3)、 (4)式得到城市i中厂商的总利润： 市i的市场潜力，代表城市i受到的其他经济体市场 需求(2)的影响，可称为需求的空间关联效应或外部 性。 假设劳动力是同质的且不能在部门间流动；劳 动力是主要的生产要素，但生产成本中不仅包括劳 动力，还包含其他生产要素。根据 Head 和 Maye r (2004)，其他要素主要包括土地和各类中间投入品 等。如果厂商在生产中消耗的中间服务成本均以 不同数量的制造品组合来支付，那么对于中间投 入，通常假设厂商生产函数中包含一组所有产品种 类按CES函数形式加总的制造业产品。因而，可变 成本是一系列要素价格的函数（通常为柯布一道格 拉斯函数），包含了工资水平为w的劳动力、价格水 平为r .的土地和价格指数为C ,的多样化产品®。假 设劳动、土地和中间投入在生产成本中占的份额分 别为《、/3、7，同时丄为城市〖的全要素生产率，则边 际成本c,可表示为：
《管理世界》(月刊) 2012年第10期 3个指标综合起来共同衡量了城市之间在要素供给 的自由流动有助于各地区互通有无、联动发展,充 方面的空间互动机制。 分发挥经济增长的规模效应。然而,我国广泛存在 最后,结合式(6)、(8)、(9)、(10),城市i中代表的地方保护主义和市场分割可能使各地区市场及 性厂商的总利润为 非市场经济活动局限于狭小的范围,阻碍空间关联 T-=nA0 -, PS: TS,DIV2 MP, 效应的有效发挥,不利于制造业集聚和规模经济效 (11) 益的发挥。陈敏等(2007)推断,相对于地方经济总 量,政府财政收支比重越大,地方政府越有激励通 DIV 过分割市场对本地企业进行支持和保护。借鉴黄 如果每个厂商的区位选择都是以利润函数为玖立、李坤望(2006)的研究,本文以城市财政收入 基础,那么每个都会定位于能够带来最大利润的地 占GDP比重(GOV)表示地方政府实施保护主义的 区。式(11)显示,城市专业化劳动力、中间投入的程度。此外,由于经济集聚是一个动态过程,制造 可得性及受到其他城市技术溢出效应越大、产品多业当前的集聚程度可能依赖于过去水平,因而我们 样化水平越高、市场潜力越大以及劳动力、土地的 在模型中引入因变量滞后项,从而得到制造业集聚 价格越低,则该城市中代表性企业的利润就越高, 的动态模型。考虑到数据可得性和相关区域经济 制造业企业就越倾向于向该城市集聚。城市本身文献的论述,已有普遍共识的能够影响制造业集聚 的产品多样化及城市间要素供给和市场需求的空的重要变量还包括外商直接投资、人力资本、城市 间外部性构成制造业空间集聚的向心力,而各类要交通条件、通讯条件等。以FD/表示外商直接投 素成本构成其离心力。因而,制造业集聚水平是各 资、EDU代表人力资本、TRA代表交通条件、TEL为 种空间供给外部性、市场潜力和产品多样化的增函通讯条件,(13)式可重写为 数,同时是各类要素价格的减函数。以g表示城市i In gu=80+o gi-1+A1 In FDI+A2 In EDU 的制造业集聚程度,则有 +a3 In TRA+a4 In TELit+as In GOw g:=/(LS,, PS,, TS,, MP:, w,, r, DIV/)(12) 0, In LS,+02 In PSit+O3 In TS +和-分别表示理论上各变量对制造业集聚的 64 In DMPu +04 In FMPi-05 In wi 促进和抑制作用。可以预见,更深程度的经济一体 B6 Inri +07 In DIVi +sir 化水平意味着更密切的经济联系(反之亦然),每个 其中,0和04分别为国内市场潜力和国际市 城市便可在与其他城市的相互作用中获得优势,进场潜力的系数,A1~A3为控制变量弹性系数,且预期 而形成制造业在空间连续成片分布的集聚特征。 均为正;φ为制造业集聚滞后项的弹性系数。 (二)计量模型设定 理论分析显示,制造业集聚是各类要素和中间 四、变量测算与数据说明 投人品价格、空间供给外部性(包括专业化劳动力、 除了个别数据严重缺失的城市外,本文样本为 中间品供给和技术外溢)和市场潜力的函数,对2003~2009年全国284个地级及以上城市。数据主 (12)式两边取对数,计量方程可设置为 要来自2004-2010年《中国城市统计年鉴》、《中国区 In gi=00+B, In LSu +O2 In PSit +B3 In TS, 域经济统计年鉴》,价格指数来自2001年以来各省 +04 In MPit-Bs In wit-6s Inri 份统计年鉴。我国重要贸易伙伴GDP数据来源于 8, In DIvi +sir (13) 世界银行在线数据库。下面是有关变量和测度的 其中,60为常数项;6-~6为相应的弹性系数;5 说明。 为随机误差,反映了其他未知因素的影响。在我 (1)制造业集聚水平。目前国外应用较多的空 国,国内外市场对经济活动空间分布的影响是近年间集聚指标有基尼系数、艾萨德、赫芬达尔和泰尔 来经济研究的热点,为体现国内外市场的影响差指数以及7指数,但由于数据可得性的限制,我们难 异,本文将市场潜力分解为国内市场潜力(DMP)和以得到以这些方法测度的各城市制造业集聚水 国际市场潜力(FMP)。地区之间生产要素和商品平。刘修岩、殷醒民等(2007)采用制造业区位商来
3个指标综合起来共同衡量了城市之间在要素供给� 方面的空间互动机制®。� 最后，结合式(6)、（8)、（9)、（10)，城市〖中代表� 性厂商的总利润为：� 如果每个厂商的区位选择都是以利润函数为� 基础，那么每个都会定位于能够带来最大利润的地� 区。式（11)显示，城市专业化劳动力、中间投人的� 可得性及受到其他城市技术溢出效应越大、产品多� 样化水平越高、市场潜力越大以及劳动力、土地的� 价格越低，则该城市中代表性企业的利润就越高，� 制造业企业就越倾向于向该城市集聚。城市本身� 的产品多样化及城市间要素供给和市场需求的空� 间外部性构成制造业空间集聚的向心力，而各类要� 素成本构成其离心力。因而，制造业集聚水平是各� 种空间供给外部性、市场潜力和产品多样化的增函� 数，同时是各类要素价格的减函数。以表示城市^ 的制造业集聚程度，则有：� gi ：八LS;’ PS, + , TS, + , M P ； , wr , r,—，DIV；) (12 ) +和-分别表示理论上各变量对制造业集聚的� 促进和抑制作用。可以预见，更深程度的经济一体� 化水平意味着更密切的经济联系（反之亦然），每个� 城市便可在与其他城市的相互作用中获得优势，进� 而形成制造业在空间连续成片分布的集聚特征。� (二）计量模型设定� 理论分析显示，制造业集聚是各类要素和中间� 投入品价格、空间供给外部性（包括专业化劳动力、� 中间品供给和技术外溢）和市场潜力的函数，对� (12)式两边取对数，计量方程可设置为：� \ngit ^do + Oi \nLSit + d2 \nPSit + d, In TSit In MP, , - d5 In wit - d% In rit +07\nDIVlt+^ (13) 其中，0。为常数项；仗�仇为相应的弹性系数；厶� 为随机误差，反映了其他未知因素的影响。在我� 国，国内外市场对经济活动空间分布的影响是近年� 来经济研究的热点，为体现国内外市场的影响差� 异，本文将市场潜力分解为国内市场潜力（DMP)和� 国际市场潜力（FMP)。地区之间生产要素和商品� 的自由流动有助于各地区互通有无、联动发展，充� 分发挥经济增长的规模效应。然而，我国广泛存在� 的地方保护主义和市场分割可能使各地区市场及� 非市场经济活动局限于狭小的范围，阻碍空间关联� 效应的有效发挥，不利于制造业集聚和规模经济效� 益的发挥。陈敏等(2007)推断，相对于地方经济总� 量，政府财政收支比重越大，地方政府越有激励通� 过分割市场对本地企业进行支持和保护。借鉴黄� 玖立、李坤望（2006)的研究，本文以城市财政收人� 占GDP比重（GOV)表示地方政府实施保护主义的� 程度。此外，由于经济集聚是一个动态过程，制造� 业当前的集聚程度可能依赖于过去水平，因而我们� 在模型中引人因变量滞后项，从而得到制造业集聚� 的动态模型。考虑到数据可得性和相关区域经济� 文献的论述，已有普遍共识的能够影响制造业集聚� 的重要变量还包括外商直接投资、人力资本、城市� 交通条件、通讯条件等。以FD/表示外商直接投� 资、EDU代表人力资本、TRA代表交通条件、TEL为� 通讯条件，（13)式可重写为：� 其中，和0〃4分别为国内市场潜力和国际市� 场潜力的系数，APA5为控制变量弹性系数，且预期� 均为正为制造业集聚滞后项的弹性系数 。� 四、变量测算与数据说明� 除了个别数据严重缺失的城市外，本文样本为� 2003~2009年全国284个地级及以上城市。数据主� 要来自2004-2010年《中国城市统计年鉴》、《中国区� 域经济统计年鉴》，价格指数来自2001年以来各省� 份统计年鉴。我国重要贸易伙伴 GDP 数据来源 于� 世界银行在线数据库。下面是有关变量和测度的� 说明。� (1)制造业集聚水平。目前国外应用较多的空� 间集聚指标有基尼系数、艾萨德、赫芬达尔和泰尔� 指数以及^指数，但由于数据可得性的限制，我们难� 以得到以这些方法测度的各城市制造业集聚 水� 平。刘修岩、殷醒民等(2007)采用制造业区位商来�
追踪我国制造北集聚的空间来源:基于马歇尔外部性与新经济地理的综合视角 中国区域经济论坛 衡量城市层面制造业空间集聚程度。然而这一指 其中,r的计算比较繁复,相关数据需从投入 标仅反映了当地经济活动在制造业和其他产业之产出表中采集、计算。目前只有2002年、2005年和 间的分布方式,而未考虑经济活动的地区分布特2007年投入产出表,且各年投入产出表中行业标准 征。鉴于此,我们借鉴Koo(2007)的方法,以该城市不尽相同,首先根据各年行业标准和我国城市分行 制造业就业密度与全国制造业总就业的比值来表业就业统计口径对原有表格进行拆分、合并和重新 示城市i制造业的集聚程度g,即 估算,得到包括制造业在内的19个行业投入产出基 g,=Li/LcS, (15) 本流量表;其次利用插值法补齐缺失年份的表格, 其中S为该城市市辖区建成区面积,L为城市i然后根据基本流量表计算2002-2007年19个行业 制造业总就业量,L为全国制造业就业量。该指标直接消耗系数表(2008、2009年沿用2007年表 同时考虑了经济活动在部门和地区之间的分布方格)。最后根据公式g=(1-A)计算各年完全消耗 式。全国制造业就业人口数据直接取自2003~2010系数表,其中|为单位矩阵,A为19行业直接消耗系 年《中国统计年鉴》;城市市辖区建成区面积与制造 数矩阵。 业就业数据均来源于2003-2010年《中国城市统计 (4)技术外溢TS。区域间技术外溢通常有3种 年鉴》5。 来源:一是技术创新厂商与其他厂商之间的“示范 (2)专业化劳动力可得性LS。处于同一市场或一模仿”机制,即不同厂商间通过引进人才和先进 产业区中的厂商能根据产品市场需求的变化便捷设备进行学习、模仿;二是不同厂商之间在科研活 地从劳动力“蓄水池”中获得所需的劳动力。我们动及有关项目方面的正式合作;三是不同厂商的专 改进了 Drucker和 Feser(2007)的指标,用邻近各城 业技术劳动力之间的正式或非正式接触。技术外 市基础产业部门的富足劳动力之和来衡量对空间 溢的前两种来源与科研活动投入有关,我们用区域 中专业化的劳动力资源的可得性 科研活动费用支出U构建城市i受到的其他城市第 个技术溢出指标—区际研发的技术溢出 E EpE 1。(16) TS:= (18) 式中的n包括我国所有地级以及以上的城市 其中,E和E分别表示城市j产业p的就业人数 (下同)。 和该区全部就业人数,E和E分别表示全国p产业 技术外溢的第三种来源与区域人才密度有 的就业人数和全国全部就业人数 关。专业技能人才的正式和非正式交往促进了知 如EmE1-1=0,E叫(E/E-1是城 Ep/ey 识溢出效应(O' Sullivan,2009)。用每个城市距离 加权的人才总数(T)除以距离加权的就业总数(E) 市j部门p为外区生产或服务的劳动力;d为两城市 来表示的城市i的第二个技术溢出指标为 之间的距离,δ为距离衰减参数。LS反映了获得专 1S= E 业化劳动力的可能性。该指标综合了各城市市辖 区除农、林、畜、渔业外18个行业从业人员数(单 该指标反映了城市之间各类人才之间沟通和 位:万人)。 接触的可能性,可称为区际人际沟通的技术溢出。 (3)中间投入的可得性PS。我们用生产性服务 由于大多城市未统计专业技术人才数据,本文以信 业就业人数表示中间投入行业规模。令E为城市j 息传输、计算机服务和软件业以及科研技术人数来 中间投入行业s的规模,r。为制造业单位产出对某表示 一中间服务行业的完全消耗系数。城市i与所有城 (5)国内市场潜力DMP。市场潜力反映了城市 市构成的中间投入市场的接近性可表示为 可能获得的整体的市场规模或空间中分布的需求 PS=>(△Erm)×d 因素(包括市场、收入等)对城市经济产生的影响 (17) 在市场潜力MP=∑yG中,由于我国没
衡量城市层面制造业空间集聚程度。然而这一指 标仅反映了当地经济活动在制造业和其他产业之 间的分布方式，而未考虑经济活动的地区分布特 征。鉴于此，我们借鉴Koo(2007)的方法，以该城市 制造业就业密度与全国制造业总就业的比值来表 示城市i制造业的集聚程度&，即： gi = Li/LcSi (15) 其中&为该城市市辖区建成区面积，L,为城市^ 制造业总就业量，厶为全国制造业就业量。该指标 同时考虑了经济活动在部门和地区之间的分布方 式。全国制造业就业人口数据直接取自2003~2010 年《中国统计年鉴》；城市市辖区建成区面积与制造 业就业数据均来源于2003~2010年《中国城市统计 年鉴》⑤。 (2)专业化劳动力可得性L S。处于同一市场或 产业区中的厂商能根据产品市场需求的变化便捷 地从劳动力“蓄水池”中获得所需的劳动力。我们 改进了 Dnicker 和 Fese r ( 200 7 )的指标，用邻近各城 市基础产业部门的富足劳动力之和来衡量对空间 中专业化的劳动力资源的可得性： 其中，&和巧分别表示城市y产业/>的就业人数 和该区全部就业人数， £ ；和分别表示全国产 业 的就业人数和全国全部就业人数。 市7•部门P为外区生产或服务的劳动力；呔为两城市 之间的距离，S为距离衰减参数。LS,反映了获得专 业化劳动力的可能性。该指标综合了各城市市辖 区除农、林、畜、渔业外18个行业®从业人员数（单 位：万人）。 (3)中间投入的可得性P S。我们用生产性服务 业就业人数表示中间投入行业规模。令私为城市y 中间投入行业S的规模，&为制造业单位产出对某 一中间服务行业的完全消耗系数。城市i与所有城 市构成的中间投入市场的接近性可表示为： 其中，&的计算比较繁复，相关数据需从投入 产出表中采集、计算。目前只有2002年、2005年和 2007年投人产出表,且各年投人产出表中行业标准 不尽相同，首先根据各年行业标准和我国城市分行 业就业统计口径对原有表格进行拆分、合并和重新 估算，得到包括制造业在内的19个行业投人产出基 本流量表；其次利用插值法补齐缺失年份的表格， 然后根据基本流量表计算2002~2007年1 9个行业 直接消耗系数表（2008、2009年沿用2007年表 格）。最后根据公式11=(/^4广计算各年完全消耗 系数表，其中/为单位矩阵，/I为19行业直接消耗系 数矩阵。 (4)技术外溢巧。区域间技术外溢通常有3种 来源：一是技术创新厂商与其他厂商之间的“示范 一模仿”机制，即不同厂商间通过引进人才和先进 设备进行学习、模仿；二是不同厂商之间在科研活 动及有关项目方面的正式合作；三是不同厂商的专 业技术劳动力之间的正式或非正式接触。技术外 溢的前两种来源与科研活动投人有关，我们用区域 科研活动费用支出G构建城市i受到的其他城市第 一个技术溢出指标——区际研发的技术溢出： (18) 式中的 n 包括我国所有地级以及以上的城 市 (下同）。 技术外溢的第三种来源与区域人才密度 有 关。专业技能人才的正式和非正式交往促进了知 识溢出效应（0 ’ Sullivan，2009)。用每个城市距离 加权的人才总数（7})除以距离加权的就业总数(尽） 来表示的城市f的第二个技术溢出指标为： (19) 该指标反映了城市之间各类人才之间沟通和 接触的可能性，可称为区际人际沟通的技术溢出。 由于大多城市未统计专业技术人才数据，本文以信 息传输、计算机服务和软件业以及科研技术人数来 表不。 (5)国内市场潜力DMP。市场潜力反映了城市 可能获得的整体的市场规模或空间中分布的需求 因素（包括市场、收入等）对城市经济产生的影响。 在市场潜力 = 1中，由于我国没
《管理世界》(月刊) 2012年第10期 有公开发表的城市产品价格指数统计,Au和Hen (8)其他变量。市辖区生产总值(万元)数据直 person(2004)在研究中国城市集聚经济时将G略接取自《中国城市统计年鉴》。地区科研活动投入 去;根据 Midelfart- Knarvik等(2000,令t"=d。以市辖区财政支出中的科学支出(万元)测度。人 因此,国内市场潜力可表示为 力资本(EDU)以中学和大学在校人数占总人口比 DMP 重表示。交通条件(TRA)用城市人均道路面积表 示。通讯条件(TEL)以每万人电话数表示。财政收 其中,Y为城市总收入,多数文献中该变量以地 入为市辖区地方财政一般预算内收入(万元)。在 区GDP来表示( Keeble et al.,1982; Combes and计算中间投入市场接近性时,根据我国城市分行业 Overman,2004; Hanson,2005;刘修岩等,2007;刘就业统计口径,把19个行业中的电力煤气供水、建 修岩、张学良,2010),但为与传统的 Harris市场潜力筑、交通运输仓储邮政、信息传输计算机服务和软 保持一致,本文以城市市辖区全社会消费品零售总件、批发零售、金融、租赁和商业服务、科技服务和 额(万元)近似衡量当地最终需求。 地质勘查、水利环境和公共设施管理9个行业合并 (6)国际市场潜力FMP。各城市不仅受到国内代表生产性服务业。城市各行业就业人数为市辖 其他城市市场的影响,还会受到国际市场的作用,区单位从业人员数(万人)。FD存量的数据准备比 国际市场潜力可表示为 较繁复。FDI存量从2000年开始计算。假设2000 FMPi dicast Y 年存量是当年吸收FDI的3倍(取值大小对几年以 后的存量影响并不大),后续各年FDI存量用每年 其中,Y为城市i面临的国际市场需求,计算步实际使用FD和公式F.=(1-8)F.+FD1累 骤为:首先选取美国、加拿大、日本、德国、法国、英计。式中F.是市辖区FD存量;6是年折旧率,舍其 国、韩国、澳大利亚、中国香港、中国台湾等重要贸易为5%;FD是市辖区实际外商直接投资;因为没有 伙伴的国内生产总值之和作为我国面临的国外总需公开发表的各城市资本价格指数,o是城市所在 求Y,然后以每个城市FD占全国的比例表示每个省份的累积资本价格指数。以美元计算的FDI流入 城市分得的国外市场份额,最后以此份额乘以国外 量按当年平均兑换率换算成人民币数值。由于我 总需求得到每个城市的国外市场规模。以美元计算 国实际利用FDI数量每年增长近20%,2003-2009 的国外收入按当年平均兑换率换算成人民币数值 年的FDI存量数据应与实际累计利用外资数量比较 d.城市i到最近的沿海港口的距离。d,-的计接近。所有货币价值的数据以2003年不变价计算 算分两种情况:对于非港口城市,分别计算每个城 利用城市中心坐标和距离公式6 narcos(cos 市到每个港口的距离,将每个城市与最短距离的港 (a-ax) cosBcosB+ sinB sinB)可以计算城市间距离d 口城市进行配对,并以此最短距离作为城市获得国式中e为地球大弧半径(6378公里),a、a为两市中 外需求的距离;对于港口城市,我们以城市半径作心点经度,b、b为两市中心点纬度。为了不遗漏城 为城市到国外需求的距离。 市本身的影响,同时避免d=0出现在分母中,本文 (7)劳动力和其他生产要素价格。劳动力价格参照以往文献( Head and Mayer,2004,2006),令d 为市辖区职工平均工资水平(元),数据直接取自 (2/3)R,其中R为城市半径,本文利用城市市辖区 《中国城市统计年鉴》。土地价格以城市国有土地建成区面积数据(S)计算得到R=mS",并设衰减 供应出让成交价款与土地面积的比值(万元/公顷)参数σ等于1和2(顾朝林、庞海峰,2008)。根据柯 来表示,在计算中,我们采用插值法补齐了几个有善咨(2009)、Ke(2010)及Ke和 Feser(2010)的经验 明显错误和缺失项的记录,数据来源于2004-2010研究结果,劳动力和资本等要素的空间作用范围基 年《中国国土资源年鉴》。由于均衡状态下产品种本在100公里以内,因而我们重点以100公里距离 类数与厂商数相同,因而产品多样化水平(DV)以 作为城市间供给方面空间外部性作用的界限。由 城市市辖区地级及以上城市工业企业数表示,数 于产品市场范围可以遍及各地,市场潜力变量计算 来源于历年《中国城市统计年鉴》。 包括全国范围。本文还分别构建了0-50公里、50
2012 年 第 1 0 期 (8)其他变量。市辖区生产总值(万元)数据直 接取自《中国城市统计年鉴》。地区科研活动投入 以市辖区财政支出中的科学支出（万元）测度。人 力资本以中学和大学在校人数占总人口 比 重表示。交通条件（77M)用城市人均道路面积表 示。通讯条件（TEL)以每万人电话数表示。财政收 入为市辖区地方财政一般预算内收入（万元）。在 计算中间投入市场接近性时，根据我国城市分行业 就业统计口径，把19个行业中的电力煤气供水、建 筑、交通运输仓储邮政、信息传输计算机服务和软 件、批发零售、金融、租赁和商业服务、科技服务和 地质勘查、水利环境和公共设施管理9个行业合并 代表生产性服务业。城市各行业就业人数为市辖 区单位从业人员数(万人）。FDI存量的数据准备比 较繁复。FDI存量从2000年开始计算。假设200 0 年存量是当年吸收FDI的3倍（取值大小对几年以 后的存量影响并不大），后续各年FDI存量用每年 实际使 用 FD I 和公式 F“ ,= (1-5 ) F„ + FDI.M , t 累 计。式中是市辖区FDI存量; S是年折旧率，舍其 为是市辖区实际外商直接投资；因为没 有 公开发表的各城市资本价格指数，是城市所 在 省份的累积资本价格指数。以美元计算的FDI流入 量按当年平均兑换率换算成人民币数值。由于我 国实际利用 FDI 数量每年增长近 20% ， 2003-200 9 年的FDI存量数据应与实际累计利用外资数量比较 接近。所有货币价值的数据以2003年不变价计算。 利用城市中心坐标和距离公式 ® x arccos ( cos ( a^aj ) co^co^+si^sin/^ ) 可以计算城市间距离呔 ， 式中@为地球大弧半径（6378公里），a,、a,为两市中 心点经度，6,、6,为两市中心点纬度。为了不遗漏城 市本身的影响，同时避免此=0出现在分母中，本文 参照以往文献（ Hea d and Mayer，2004，2006)，令 du= (2/3)凡，其中凡为城市半径，本文利用城市市辖区 建成区面积数据( S )计算得到K、， 1 1，并设衰减 参数o•等于1和2(顾朝林、庞海峰，2008)。根据柯 善 咨 (2009) 、 K e (2010) 及 K e 和 Feser (2010) 的 经 验 研究结果，劳动力和资本等要素的空间作用范围基 本在100公里以内，因而我们重点以100公里距离 作为城市间供给方面空间外部性作用的界限。由 于产品市场范围可以遍及各地，市场潜力变量计算 包括全国范围。本文还分别构建了 0~50公里、50~ 有公开发表的城市产品价格指数统计，A u和Hen - der SOn (2004) 在研究中国城市集聚经济时将 略 去；根据 Midelfart-Knarvik 等（2000)，令 因此，国内市场潜力可表示为： 其中，K为城市总收人，多数文献中该变量以地 区 GD P 来表示（Keeble et al.，1982; Combes and Overman，2004 ； Hanson, 2005 ；刘修岩等，2007 ；刘 修岩、张学良，2010)，但为与传统的Harris市场潜力 保持一致，本文以城市市辖区全社会消费品零售总 额(万元)近似衡量当地最终需求。 (6)国际市场潜力FMP。各城市不仅受到国内 其他城市市场的影响，还会受到国际市场的作用， 其中，h为城市i面临的国际市场需求，计算步 骤为•.首先选取美国、加拿大、日本、德国、法国、英 国、韩国、澳大利亚、中国香港、中国台湾等重要贸易 伙伴的国内生产总值之和作为我国面临的国外总需 求y f，然后以每个城市fdi占全国的比例表示每个 城市分得的国外市场份额，最后以此份额乘以国外 总需求得到每个城市的国外市场规模。以美元计算 的国外收入按当年平均兑换率换算成人民币数值。 为城市i到最近的沿海港口的距离®。d一t的计 算分两种情况：对于非港口城市，分别计算每个城 市到每个港口的距离，将每个城市与最短距离的港 口城市进行配对，并以此最短距离作为城市获得国 外需求的距离；对于港口城市，我们以城市半径作 为城市到国外需求的距离。 (7)劳动力和其他生产要素价格。劳动力价格 W为市辖区职工平均工资水平(元），数据直接取自 《中国城市统计年鉴》。土地价格以城市国有土地 供应出让成交价款与土地面积的比值（万元/公顷) 来表示，在计算中，我们采用插值法补齐了几个有 明显错误和缺失项的记录，数据来源于2004�2010 年《中国国土资源年鉴》。由于均衡状态下产品种 类数与厂商数相同，因而产品多样化水平(DA0以 城市市辖区地级及以上城市工业企业数表示，数据 来源于历年《中国城市统计年鉴》
追踪我国制造集聚的空间来源:基于马歇尔外部性与新经济地理的综合视角 中国区蜮经济论坛 表1我国地级及以上城市各空间变量 变量法或广义矩(GMM)估计。但由于工具变量法 其他变量的样本统计值 小值工最大值在很大程度上依赖于工具变量的选取,而对于不同 造业集聚水平 变量和模型,很难找到合适的工具变量,这势必影 FDI存量万元) 15011504216895161.227252019716 响到模型的稳健性。因此,本文采用面板GMM进 厂商数(家 50276112450338.00001847400 32691328274709202374382463 行估计。面板GMM估计方法更适合于“大N小T” 6.332253.1313 6478139.955 特征的微观数据,其估计偏误在T(时间)固定情况 均路平方*人817551.7040m下,随着N(截面)的增加而减小,本文采用200 万人电话数(台/万人 18340114739473737745260726 2009年284个地级及以上城市的面板数据,样本结 专业化劳动力可得性(d=1)2200136136530000730481 投人可得性(=1) 构符合以上特征。另外,面板广义矩估计法有差分 技术外溢I(=1 147281286109349义矩估计(DFCM)和系统广义矩估计(sYs 空间技术外溢Ⅱ(6=1) 0005763900660000786103930 国内市场潜力(8=1 181391890162+246M)之分,由于差分CMM估计量的有限样本特性 1173008497050195364518243 较差,尤其是当滞后项和随后的一阶差分项存在非 中投人可200141210101常弱的相关性时,工具变量较弱(Rodm00 空间技术外溢1(=241073719460403004343713971 此时采用系统广义矩估计更有效、偏差也更小。以 3体3Fmm下估计结果均基于系统GM (二)空间外部性作用范围的检验 100公里、100~300公里、300-500公里、500-1000公 确定空间外部性作用范围有助于把握城市间 里、10002000公里、20003000公里以及3000公里不同经济联系随距离变化的空间特征。由于各城 以上各范围内的空间外部性变量,以检验和确定各 市国际市场潜力不受国内距离影响,因而需要检验 空间变量的作用范围。表1报告了我国地级及以上 除国际市场潜力外其他空间变量的作用范围。为 城市要素供给范围在100公里以内、商品市场遍布 与现有文献有可比性,我们使用0-50公里、50~100 全国的各空间变量及其他变量的样本统计值 公里、100~300公里、300-500公里、500-1000公里、 五、计量检验与结果分析 1000-2000公里、2000~3000公里以及3000公里以 上各范围内的数据根据(16)~(20)式构建空间变量 (一)计量策略 并对方程(14)进行估计。本文采用面板系统GMM 进行计量检验之前首先要选择适宜的面板数 模型估计了分别包含距离衰减参数为1或2的空间 据模型。由于本文基本模型的解释变量中含有被变量(包括空间供给外部性和市场潜力)的计量方 解释变量的滞后项,即使假定随机扰动项不存在序程。估计结果中,衰减参数为2的空间变量参数估 列相关,被解释变量滞后项与非观测固定效应也可计的显著性及模型拟合程度均不及衰减参数为1时 能存在相关性。另外,根据区域和城市经济学原的情况,表2中报告了衰减参数为1时不同距离范 理,不仅地区存在的专业化劳动力、中间投入的规 围内各空间变量的估计结果。 模经济、技术外溢和市场需求规模有利于制造业集 表2的各个模型中,系数联合显著性的Wad检 聚,而且制造业在同一地区的集中分布对该地区与验均在1%水平上拒绝了解释变量系数为0的原假 其他地区的空间联系也具有加强作用。因而空间设。 Sargan和 Hansen统计量对应的p值均大于 供给和需求的外部性与制造业集聚之间可能存在10%,不能拒绝工具变量有效的原假设。Arla 联立内生性。出于数据可得性,我们在设置计量模 no- Bond AR(1)统计量显示各计量方程残差的一阶 型时也遗漏了诸如自然条件、资源禀赋等变量,而差分项存在一阶负相关,但AR(2)统计量的伴随概 这些变量可能致使相关解释变量与随机扰动项之率均在10%以上,因此不能拒绝原模型中残差无自 间存在相关性。无论使用固定效应、随机效应模型相关的假设。可见,工具变量的选择是合适的,模 还是FGIS模型,可能都会导致估计系数有偏和不型估计结果是可取的 致。为了得到无偏、一致的估计量,可采用工具 就各控制变量而言,各方程中上一期的制造业 62
i l 琮我国制 i t 此集聚的全间来源：基于马跃余外部性与淅经涔地理的综合祝 角 中国区城经涔论 坛 表 1 我国地级及以上城市各空间变 量 及其他变量的样本统计 值 变量 均值 标 准 差 最小值 最 大 值 制造业集聚水 平 0.32958 0.26315 0.00135 1.98945 劳均工资(元） 17611.37 6606.099 1895.148 134432.1 FDI存量(万元） 1501150 4216895 161.2272 52019716 厂商数(家） 502.761 1245.033 8.00000 18474.00 土地价格(万元/公顷） 326.913 282.747 0.920237 4382.463 财政收人比重(％) 6.33225 3.13135 0.464781 39.95523 人均道路面积(平方米/人） 8.13779 5.584187 0.78000 64.00000 中学及以上在校人数比重(％) 21.38746 11.06082 3.061811 88.42524 万人电话数(台/万人） 18340.1 14739.47 3737.745 260726.2 专业化劳动力可得性 (5=1 ) 2.280012 3.613653 0.0000109 77.30481 中间投入可得性(5=1 ) 0.048195 0.041116 0.0017866 0.396793 空间技术外溢 1^=1 ) 731.4728 2429.826 0.2079904 36449.09 空间技术外溢 n 0.0057639 0.0036036 0.0000786 0.039308 国内市场潜力(<y=i) 731881.5 337990.2 189270.3 6247246 国际市场潜力(<y=i) 117300.8 497701.5 0.1195364 5182437 专业化劳动力可得性(<y=2 ) 0.2351961 0.7510085 0.00000119 27.28197 中间投人可得性垆 = 2 ) 0.0041811 0.0021023 0.0004111 0.0198886 空间技术外溢 1^=2 ) 41.07737 94.60403 0.0443437 1397.176 空间技术外溢n(<y=2 ) 0.0008132 0.0008568 0.0000149 0.0078361 国内市场潜力(<y=2) 14918.41 13696.44 1392.958 398470.5 国际市场潜力( 5 = 2) 103396.59 366273.37 0.04180367 4175988.53 100 公里、100-300 公里、300~500 公里、500~ 1000 公 里、1000-2000公里、2000-3000公里以及3000公里 以上各范围内的空间外部性变量，以检验和确定各 空间变量的作用范围。表1报告了我国地级及以上 城市要素供给范围在100公里以内、商品市场遍布 全国的各空间变量及其他变量的样本统计值。 五、计量检验与结果分析 (一）计量策略 进行计量检验之前首先要选择适宜的面板数 据模型。由于本文基本模型的解释变量中含有被 解释变量的滞后项，即使假定随机扰动项不存在序 列相关，被解释变量滞后项与非观测固定效应也可 能存在相关性。另外，根据区域和城市经济学原 理，不仅地区存在的专业化劳动力、中间投入的规 模经济、技术外溢和市场需求规模有利于制造业集 聚，而且制造业在同一地区的集中分布对该地区与 其他地区的空间联系也具有加强作用。因而空间 供给和需求的外部性与制造业集聚之间可能存在 联立内生性。出于数据可得性，我们在设置计量模 型时也遗漏了诸如自然条件、资源禀赋等变量，而 这些变量可能致使相关解释变量与随机扰动项之 间存在相关性。无论使用固定效应、随机效应模型 还是FGLS模型，可能都会导致估计系数有偏和不 一致。为了得到无偏、一致的估计量，可采用工具 变量法或广义矩（GMM)估计。但由于工具变量法 在很大程度上依赖于工具变量的选取，而对于不同 变量和模型，很难找到合适的工具变量，这势必影 响到模型的稳健性。因此，本文采用面板GMM进 行估计。面板 GMM 估计方法更适合于 “ 大 N 小 T ” 特征的微观数据，其估计偏误在T(时间）固定情况 下，随着N(截面）的增加而减小，本文采用2003~ 2009年284个地级及以上城市的面板数据，样本结 构符合以上特征。另外，面板广义矩估计法有差分 广义矩估计（DIF GMM) 和系统广义矩估计（ S Y S GMM)之分，由于差分GMM估计量的有限样本特性 较差，尤其是当滞后项和随后的一阶差分项存在非 常弱的相关性时，工具变量较弱（Roodman，2006)， 此时采用系统广义矩估计更有效、偏差也更小。以 下估计结果均基于系统GMM。 (二）空间外部性作用范围的检验 确定空间外部性作用范围有助于把握城市间 不同经济联系随距离变化的空间特征。由于各城 市国际市场潜力不受国内距离影响，因而需要检验 除国际市场潜力外其他空间变量的作用范围。为 与现有文献有可比性，我们使用0~50公里、50~100 公里、100-300 公里、300-500 公里、500-1000 公里、 1000-2000公里、2000~3000公里以及3000公里以 上各范围内的数据根据（16)~(20)式构建空间变量 并对方程（14)进行估计。本文采用面板系统G M M 模型估计了分别包含距离衰减参数为1或2的空间 变量（包括空间供给外部性和市场潜力）的计量方 程。估计结果中，衰减参数为2的空间变量参数估 计的显著性及模型拟合程度均不及衰减参数为1时 的情况，表2中报告了衰减参数为1时不同距离范 围内各空间变量的估计结果®。 表2的各个模型中，系数联合显著性的Wald检 验均在 1 % 水平上拒绝了解释变量系数为 0 的 原 假 设 。 Sargan 和 Hansen 统计量对应的 p 值均大 于 m %，不能拒绝工具变量有效的原假设。Arella - no-Bond AR(1)统计量显示各计量方程残差的一阶 差分项存在一阶负相关，但AR(2)统计量的伴随概 率均在10%以上，因此不能拒绝原模型中残差无自 相关的假设。可见，工具变量的选择是合适的，模 型估计结果是可取的。 就各控制变量而言，各方程中上一期的制造业
《管理世界》(月刊) 2012年第10期 集聚(lng-)水平对当期具有显著的正向影响,表明场、原材料产地及交通干线等而布局较为分散,但 制造业集聚存在时间上的惯性效应或历史依赖这种作用正失去效力。多数方程中万人电话数(In 性。外商直接投资( InDI)的参数估计也显著为 TEL)的回归系数显著为正,表明通讯业的发展使制 正,与预期相符,外资分布越是密集的城市,制造业 造业的布局更为集中,这与 Gaspar和 Glaeser(1998) 厂商越能够便捷地获得所需资本补给和先进技术 的结论一致,他们认为通讯条件改善从两个方面促 集聚程度也越高。人力资本( InDU)的参数估计在进了集聚:一是通讯业发展使生产和设计更为专业 大多数情况下与预期相符,一地区人力资本水平越化,增加了人们面对面沟通的需求,来协调各种专 高,其吸收、消化先进技术的能力就越强,劳动生产业化工作之间的关系;二是电话通讯增加了人们传 率就越高,进而吸引制造业向该地区集聚。另外, 递信息的复杂性,需要更多的面对面接触来交流彼 人均路面( InTRA)的参数估计为负且多数情况下不 此的想法。财政收入占GDP比重( InGO)对制造业 显著,说明尽管交通成本高的行业可能需要靠近市集聚的作用实际上可能取决于两方面的作用力 2不同距离的空间外部性变量对制造业集聚影响的估计结果 是地方政府出于保护税收 009-0095050“基础和地方利益的动机, 0898000120210314(93500418保护当地企业免受跨地区 InFI 1.98)(261)(222)4.7)(1.43)(488 76竞争威胁,人为设置区间 InEDU 0.003 0022” 联系的壁垒,阻碍制造业 TRA-0212-000-01-008.0402-006空间集聚;二是地方政府 (-099)(074(-188(-112)(-120)(-138 InTEl 00160.017 0010 进行财政竞争会提供税 hcov|064-007-004-00179--001023 收、土地等方面的优惠,有 (-198(2.21)(-1.75)(-21 (-1 利于地方基础设施,尤其 InS 003300360029004120022 183)a23y(58)a67048 02)1s404)是交通设施的建设和完 rs|00u006070800500807善,促进区间相互作用和 8 2r 009 0524 01(制造业空间集聚,表2中 61)(1.49)(-059 Ints 0.004 0017 0.010 该指标的参数估计在所有 149 06320方程中显著为负,意味着 InDMP 0.159“0.155”0.1470.13810.130-0.127 0.099°0.071 95地方政府进行财税竞争对 InFMP 00730.085 0.005” 0.069 06008制造业集聚的负面影响超 a14-10135-01400103-013206-4016°过正向作用,我国各地区 331200620之间存在明显的地方保护 29236(204(220203(231(-3114248主义。多数方程中厂商数 InDIV 00250080-00400.029 0048 0.014 0.032 (1.25) 23)(即商品种类)对制造业集 06430167062054701800720-03003聚的参数估计显著为正 Wald检验 3443.8128913161635258 符合新经济地理产品多样 0.0001 [0.000)I(0.000)10.000)[0.000)[0.000] Sargan检验20063623 性偏好导致地区市场规模 045410.14010.25|o Hansen检验1532301197018361595 扩大,进而促使企业为获 076902010471045910650742104610510得递增收益在同一地域集 Arellano-Bond 3.55 -3,44 AR(I)test 0000 聚的预期。劳动力工资 manoBond 1.14 10819(m)和土地价格(lm)在 A=2(2010230100230102831023所有方程中的参数估计与 注:本文所有估计使用软件sl10和“ xtabond2"程序完成;所有回归模型均为twop;内生变量为、预期一致,意味着劳动力 IS、InPS、lnTs、lnTS、 InDMP、 InFM;圆括号中为z统计值,方括号中为统计量的伴随概率 上显著,*表示在5%水平上显著,表示在10%水平上呈著。 和土地作为厂商生产的投
集聚(lr^-J水平对当期具有显著的正向影响，表明 制造业集聚存在时间上的惯性效应或历史依 赖 性。外商直接投资（lnra/)的参数估计也显著为 正，与预期相符，外资分布越是密集的城市，制造业 厂商越能够便捷地获得所需资本补给和先进技术， 集聚程度也越高。人力资本的参数估计 在 大多数情况下与预期相符，一地区人力资本水平越 高，其吸收、消化先进技术的能力就越强，劳动生产 率就越高，进而吸引制造业向该地区集聚。另外， 人均路面(ln 77L4)的参数估计为负且多数情况下不 显著，说明尽管交通成本高的行业可能需要靠近市 2012 年 第 1 0 期 场、原材料产地及交通干线等而布局较为分散，但 这种作用正失去效力。多数方程中万人电话数(lnT^L)的回归系数显著为正，表明通讯业的发展使制 造业的布局更为集中，这与Gaspar和GlaeS er(1998) 的结论一致，他们认为通讯条件改善从两个方面促 进了集聚：一是通讯业发展使生产和设计更为专业 化，增加了人们面对面沟通的需求，来协调各种专 业化工作之间的关系；二是电话通讯增加了人们传 递信息的复杂性,需要更多的面对面接触来交流彼 此的想法。财政收人占GDP比重(InGOVO对制造业 集聚的作用实际上可能取决于两方面的作用力：一 表 2 不同距离的空间外部性变量对制造业集聚影响的估计结 果 0~50km 50-100km 100~300km 300~500km 500-1000km 1000~2000km 2000~3000km >3000km 0.950." 0.859"" 0.918." 0.882*" 0.903*" 0.958"' 0.881." 0.861." (18.98) (10.54) (11.17) (12.15) (13.14) (19.04) (13.56) (14.18) InFDI 0.021" 0.031." 0.021" 0.025" 0.017 0.017" 0.012' 0.013' (1.98) P.61) P.22) (1.77) (1.43) (1.88) (1.74) (1.76) InEDU 0.042" 0.021 0.026" 0.030. 0.003" 0.009" 0.018 0.022" (1.91) (1.41) (2.15) (1.82) (2.06) (2.00) (1.38) (2.45) InTRA -0.022 -0.020 -0.021' -0.031 -0.028 -0.034 -0.022 -0.006 (-0.99) (-0.74) (—1.88) (-1.12) (-1.20) (-1.38) (-0.86) (_1.23) InTEL 0.016. 0.017 0.013" 0.009" 0.026 0.002" 0.032. 0.010" (1.68) (1.50) (1.73) P.02) (0.72) (2.07) (1.85) (2.15) InGO V -0.006" -0.007" -0.014* -0.0179" -0.011" -0.023" -0.046" -0.033' (-1.98) P.21) (-1.75) (-2.17) (-1.68) (-2.28) (-1.68) (-1.75) InLS 0.033. 0.036" 0.029 0.0412' 0.022 0.025 0.042 0.035 (1.83) (2.13) (1.58) (1.67) (0.48) (1.29) (1.54) (1-41) InPS 0.033" 0.043"' 0.036' 0.057 0.038 0.075 0.018 -0.037 p.io) (2.62) (1.79) (1.58) (1.42) (1.09) (1.23) (-0.57) InTS' 0.014. 0.021" 0.019 0.024 -0.007 0.020 0.009 0.016 (1.88) (2-04) (1.61) (1.49) (-0.59) (1.42) (1.08) (1.54) InTS2 0.004' 0.016 0.009 0.038 0.102 0.017 0.010 0.026 (1.70) (1.64) (1.12) (0.89) (1.49) (1.02) (0.62) (1.01) InDM P 0.159" 0.155". 0.147 … 0.1381" 0.130" 0.127" 0.099" 0.071' (2.27) P.81) (2-67) (2-42) (2.23) P.51) (2.17) (1.95) InFMP 0.073' 0.085" 0.065" 0.060" 0.005" 0.069. 0.006 0.008' (1.91) (2.07) (2.00) (2.16) (1.97) (1.91) (0.71) (1.94) lnw -0.121'" -0.145 … -0.133". -0.140•” -0.103' -0.132 … -0.168*" -0.166•” (-3.23) (-3.53) (-2-91) (-2.76) (-1.85) (-2.69) (-4.45) (-3.64) lnr -0.039"' -0.041" -0.033" -0.040" -0.034" -0.036" -0.044•“ -0.034" (-2.79) (-2.36) (-2-04) (-2.21) (-2.03) (-2.31) (-3.11) (-2.48) InDIV 0.025 0.080" 0.040 0.029' 0.048" 0.014. 0.029" 0.032" (1.25) P.32) (1.53) (1.75) (2.00) (1.73) (2.20) P.23) Cons 0.643. 0.167 0.652 0.547 -0.180 -0.720 -0.306 0.311 (1.92) (0.39) (1.55) (0.99) (-0.27) (-1.46) (-0.47) (0.50) Wald检验 3370.41 2235.86 3443.81 2891.31 6163.52 5836.69 3771.83 3151.85 [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] [0.000] Sargan检验 20.06 36.23 23.82 21.68 16.94 20.66 60.90 56.09 [0.454] [0.140] [0.251] [0.312] [0.543] [0.418] [0.216] [0.223] Hansen检验 15.13 25.01 19.70 18.36 15.95 15.58 46.26 39.22 [0.769] [0.201] [0.477] [0.455] [0.653] [0.742] [0.465] [0.510] Arellano-Bond -3.45 - 3.55 -3.54 -3.46 -3.44 -3.66 -3.52 -3.49 AR(1) test [0.001] 【0.000] [0.007] [0.001] [0.001] [0.000] [0.000] [0.000] Arellano-Bond 1.12 1.11 1.09 1.06 1.14 1.05 1.08 1.19 AR(2) test [0.264] [0.269] [0.275] [0.250] [0.256] [0.292] [0.281] [0.235] 样 本 数 1988 1988 1988 1988 1988 1988 1988 1988 注：本文所有估计使用软件statall.O和“xta bo n d2”程序完成；所有回归模型均为twostep;内生变量为： l ng H、 lnLSJnPS , lnTS\lnTS\ lnDMP、lnFMP; @ 括号中为 z 统计值，方括号中为统计量的伴随概率； *** 表示在 1 % 水 平上显著， * * 表示在 5 % 水平上显著， * 表示在 10% 水平上显著 。 是地方政府出于保护税收 基础和地方利益的动机 ， 保护当地企业免受跨地区 竞争威胁，人为设置区间 联系的壁垒，阻碍制造业 空间集聚；二是地方政府 进行财政竞争会提供 税 收、土地等方面的优惠，有 利于地方基础设施，尤其 是交通设施的建设和 完 善，促进区间相互作用和 制造业空间集聚。表 2 中 该指标的参数估计在所有 方程中显著为负，意味着 地方政府进行财税竞争对 制造业集聚的负面影响超 过正向作用，我国各地区 之间存在明显的地方保护 主义。多数方程中厂商数 (即商品种类）对制造业集 聚的参数估计显著为正 ， 符合新经济地理产品多样 性偏好导致地区市场规模 扩大，进而促使企业为获 得递增收益在同一地域集 聚的预期。劳动力工 资 (lnu；)和土地价格（In/*)在 所有方程中的参数估计与 预期一致，意味着劳动力 和土地作为厂商生产的投
追踪我国制造业集聚的空间来源:基于马歇尔外部性与新经济地理的综合视角」 中国区城经济论坛 入要素,价格提高将不利于制造业集聚,从而构成了制造业 市场潜力的作用较为稳定,且大多情况下具 空间布局的离心力。 有显著为正的参数估计。图2表示代表性 从不同距离范围内各空间变量的估计结果来看,国内城市受到的来自不同距离上空间外部性的 市场潜力( InDMP)的回归系数在各范围内均显著为正,且总作用。其中位于中心、带有字母C的实心圆 体来看,其参数估计值和显著性均随城市间空间距离的增圈表示受到空间外部性作用的代表性城 大而减小。这一结果仅与潘文卿(2012)的部分结论一致 市;标有数字1的城市位于城市C周围100 二者均认为国内市场潜力的参数估计值随距离增加而减 公里范围内,标有数字2的城市位于100公 小,但潘文卿的研究认为当距离超过3000公里时,市场潜力 里以外的全国范围。代表性城市外围带有 的参数估计就不再显著,而本文的研究结论认为即使在超箭头的实线圆圈表示代表性城市受到来自 过3000公里的范围内,各城市仍然能够在10%显著水平下自身的集聚效应的影响;指向城市C的实线 对制造业空间集聚起到促进作用。之所以出现这一结果,箭头表示100公里范围内来自城市1的供 可能与以下因素有关:首先,潘文卿采用了省域单位数据 给和需求的空间外部性的作用;从城市2指 而本文采用地级及以上城市数据作为研究样本。城市是经向城市C的虚线箭头仅代表该范围内的市 济活动活跃地区,即使分属不同省份的、相隔甚远的两城市场需求的作用;最外围的虚线圆圈代表国 之间也存在经济活动的互动和需求关联,但对于具有更大际市场,从虚线圆圈指向城市C的箭头表示 地域范围和经济规模的相应省域来说,其经济活动则未必国际市场的影响。该图比较直观地反映了 存在明显的联系;其次,交通和通讯技术的快速发展使实际城市之间相互作用的方式以及制造业空间 距离对城市间最终商品流通的阻碍作用大大减弱;其三,近 集聚的主要来源。 年来市场经济体制改革的不断深化弱化了地方财税竞争对 (三)有效空间范围内空间外部性对制 最终商品流通的负面影响,使最终商品市场区间分割的状 造业集聚的作用 况得到进一步改善、最终商品市场一体化水平不断提高,从 以上分析显示100公里内供给的空间 而扩大了市场范围和市场规模(进一步的检验见第四小外部性和全国范围的市场潜力对制造业集 节)。与国内市场潜力相比,供给的空间外部性变量则具有聚具有显著影响,因而本文估算了各城市 更为明显的空间衰减特征。具体来说,50公里范围内专业 100公里范围内空间供给变量和全国范围 化劳动力可得性(lnS)、中间投入可得性(lnPS)、技术外溢的市场潜力变量,并将其引入式(14)来检 (lnTS,ln7S2)参数估计均为正且至少在10%显著水平通过验有效距离范围内各空间变量对制造业 检验”;当城市间距离在50~100公里范围内时,除空间专业间分布的影响。表3报告了距离衰减参数 技能人才密度的参数估计不显著外,其他空间供给变量的 为1、供给外部性作用范围为100公里和需 显著性均得到加强;而当城市间距离超过100公里时,除中 求外部性遍及全国时的系统GMM估计结 间投入可得性和专业化劳动力可得性分别在100~300公里 和300-500公里范围内勉强通过10%水平的显著性检验外, 各供给的空间外部性变量的参数估计均不显著。可见,供 d> 100km 给的空间外部性的作用范围主要在100公里以内,而市场潜 100km 力(需求的空间外部性)的作用范围遍及全国。这说明在城 市之间的各种联系和相互作用中,市场需求的作用范围要 明显大于要素供给。这一结果与集聚经济外部性具有空间 局限性和产品市场遍布全国的经济学常识相符,也与此前 研究(柯善咨,2009;Ke,2010; Ke and feser,2010)基本 致。此外,由于国际市场潜力对制造业空间布局的作用仅 与各城市到最近海滨城市的距离有关,不论空间范围如何 变化,城市受到的国际市场的影响不变,因而各方程中国际 图2不同距离空间外部性对城市的作用
i l 琮我国剎遑此集聚的全问来源 = 基于马敫糸外部性与淅经济地理的综合祝 角� 中国区城经涔论 坛� 入要素，价格提高将不利于制造业集聚，从而构成了制造业 空间布局的离心力。 从不同距离范围内各空间变量的估计结果来看，国内 市场潜力（lnDM/3 )的回归系数在各范围内均显著为正，且总 体来看，其参数估计值和显著性均随城市间空间距离的增 大而减小。这一结果仅与潘文卿（2012)的部分结论一致： 二者均认为国内市场潜力的参数估计值随距离增加而减 小，但潘文卿的研究认为当距离超过3000公里时，市场潜力 的参数估计就不再显著，而本文的研究结论认为即使在超 过3000公里的范围内，各城市仍然能够在10%显著水平下 对制造业空间集聚起到促进作用。之所以出现这一结果， 可能与以下因素有关：首先，潘文卿采用了省域单位数据， 而本文采用地级及以上城市数据作为研究样本。城市是经 济活动活跃地区，即使分属不同省份的、相隔甚远的两城市 之间也存在经济活动的互动和需求关联，但对于具有更大 地域范围和经济规模的相应省域来说，其经济活动则未必 存在明显的联系；其次，交通和通讯技术的快速发展使实际 距离对城市间最终商品流通的阻碍作用大大减弱；其三，近 年来市场经济体制改革的不断深化弱化了地方财税竞争对 最终商品流通的负面影响，使最终商品市场区间分割的状 况得到进一步改善、最终商品市场一体化水平不断提高，从 而扩大了市场范围和市场规模（进一步的检验见第四小 节）。与国内市场潜力相比，供给的空间外部性变量则具有 更为明显的空间衰减特征。具体来说，5 0公里范围内专业 化劳动力可得性(InLS)、中间投入可得性（InPS)、技术外溢 (lnT^JnrS 2 ) 参数估计均为正且至少在 10% 显著水平通 过 检验® ；当城市间距离在50~100公里范围内时，除空间专业 技能人才密度的参数估计不显著外，其他空间供给变量的 显著性均得到加强；而当城市间距离超过100公里时，除中 间投人可得性和专业化劳动力可得性分别在m0~300公里 和300 � 500公里范围内勉强通过^ %水平的显著性检验外， 各供给的空间外部性变量的参数估计均不显著。可见，供 给的空间外部性的作用范围主要在100公里以内，而市场潜 力（需求的空间外部性）的作用范围遍及全国。这说明在城 市之间的各种联系和相互作用中，市场需求的作用范围要 明显大于要素供给。这一结果与集聚经济外部性具有空间 局限性和产品市场遍布全国的经济学常识相符，也与此前 研究（柯善咨，2009; Ke，2010; Ke and Feser，2010)基本一 致。此外，由于国际市场潜力对制造业空间布局的作用仅 与各城市到最近海滨城市的距离有关，不论空间范围如何 变化，城市受到的国际市场的影响不变，因而各方程中国际 市场潜力的作用较为稳定，且大多情况下具 有显著为正的参数估计。图2表示代表性 城市受到的来自不同距离上空间外部性的 作用。其中位于中心、带有字母C的实心圆 圈表示受到空间外部性作用的代表性 城 市；标有数字1的城市位于城市C周围1 0 0 公里范围内，标有数字2的城市位于100公 里以外的全国范围。代表性城市外围带有 箭头的实线圆圈表示代表性城市受到来自 自身的集聚效应的影响；指向城市C的实线 箭头表示 100 公里范围内来自城市 1 的 供 给和需求的空间外部性的作用；从城市2指 向城市C的虚线箭头仅代表该范围内的市 场需求的作用；最外围的虚线圆圈代表国 际市场，从虚线圆圈指向城市C的箭头表示 国际市场的影响。该图比较直观地反映了 城市之间相互作用的方式以及制造业空间 集聚的主要来源。 (三）有效空间范围内空间外部性对制� 造业集聚的作用� 以上分析显示100公里内供给的空间 外部性和全国范围的市场潜力对制造业集 聚具有显著影响，因而本文估算了各城市 100公里范围内空间供给变量和全国范围 的市场潜力变量，并将其引入式（14)来检 验有效距离范围内各空间变量对制造业空 间分布的影响。表3报告了距离衰减参数 为1、供给外部性作用范围为100公里和需 求外部性遍及全国时的系统 GMM 估 计 结
