《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(ln￾T^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