三 长江经济带工业集聚影响因素研究

（一）研究假设和变量选取

1.研究假设

（1）资源禀赋。从资本、劳动力充裕度、人力资本三个方面分析资源禀赋对工业集聚水平的影响，并提出研究假设。

资本。资本对产业集聚的影响主要体现为在产业集群的形成和发展过程中，作为必要的生产要素，资本的充裕程度直接决定资本密集型企业的发展规模和未来发展状况。资本对初创时期的企业至关重要，现代产业部门的产生与区域金融体系的完善程度、外商直接投资水平都有着密切的关系。基于以上提出：

假设1：资本充裕度影响工业集聚水平。

劳动力充裕度。基于资源不可流动性假设，古典国际贸易理论强调劳动者的跨区流动是影响产业集聚的重要因素。劳动者迁移在为迁入地提供了必备生产要素的同时，也形成了一定规模的市场需求，这为劳动者迁入提供了新的动力。这种累计循环的结果，就是迁入地产业的集聚。基于以上提出：

假设2：劳动力充裕度影响工业集聚水平。

人力资本。随着专业化程度较高的知识密集制造业、高端制造业、高技术制造业比重的上升，其对高素质人才的依赖程度也不断增强。高素质劳动者具有较高的劳动效率和边际产出，可以强化规模经济效应。基于以上提出：

假设3：劳动者素质影响工业集聚水平。

（2）劳动生产率与创新能力。从劳动生产率与创新能力两个方面分析其对工业集聚水平的影响，并提出研究假设。

劳动生产率。正外部性和规模报酬递增从动因角度解释了产业集聚现象，新古典经济学认为集聚可以节约交易成本和信息传播费用，大规模生产会提高专业化水平和生产效率，生产效率的改进也为规模经济提供了前提。增长极理论认为，某些主导产业或具有创新力的企业在特定区域或城市集聚，会加快资本和技术的高度集中，形成增长迅速、经济效益较高的地区增长极。基于以上提出：

假设4：较高的劳动生产效率促进产业的空间集聚。

创新能力。创新、需求联动理论认为，技术创新和市场需求的联动机制在技术革新过程中起到重要作用。人才是创新的基础和核心，通过人才的流动可实现创新与区域产业集聚的互动。具体而言，一方面，相对较大的市场规模可以利用虹吸效应加速人才流动并形成集聚；另一方面，人才流动的迂回效应进一步扩大市场规模并提升区域创新能力。基于以上提出：

假设5：区域创新活动促进产业集聚。

（3）市场与区位因素。从本地市场、开放度、基础设施、政府支持四个方面分析其对工业集聚的影响，并提出研究假设。

本地市场。本地市场效应理论认为，在规模报酬递增的经济中，本区域市场规模较大的经济在拓展区域外市场时会占据优势，而其产出份额会高于本地消费的份额，从而产生规模经济，而在多个区域中又形成了生产的空间集聚；同时接近本地市场可以降低货物的运输成本。根据克鲁格曼的观点提出：

假设6：较大的区域市场推动产业的空间集聚。

开放度。宽松的环境有利于市场机制的形成与完善，对工业发展起着基础性作用。厂商的增加和外国产品的进入极大地加剧了市场竞争，促使生产效率的提高，增加服务产品种类，从而满足差异化的消费需求。随着市场化和开放度的提升，制度和市场割据局面逐步被打破，有利于外资和国外先进技术的进入。对外开放水平的提高，使得区域市场更趋向完全竞争，推动地区专业化水平的提升。基于以上提出：

假设7：开放度水平影响产业的空间集聚。

基础设施。良好的基础设施可以降低企业的货运成本，同时为要素流动提供便利，加快要素和人力的空间集聚，有利于产业集聚发展。基于以上提出：

假设8：基础设施条件影响产业的空间集聚。

政府支持。政府行为是影响集聚区企业竞争优势的重要因素，政府的直接投入降低了企业的外部成本，如完善基础设施、提供资本筹集渠道、加快信息流动。同时，政府采购可以扩大本地市场，为本地产业发展提供动力。基于以上提出：

假设9：政府行为影响产业的空间集聚。

2.变量选取

借鉴殷德生和唐海燕（2007）、尹希果和刘培森（2013）关于工业集聚影响因素的相关研究，选取资本投入、劳动力投入、人力资本投入等作为产业集聚的影响因素。变量选取如下。

（1）被解释变量（Y）。选取长江经济带沿线11省市工业区位熵，考虑数据的可获得性和统计口径的一致性，采用工业增加值测度区位熵，公式为：工业增加值占地区生产总值的比重/全国工业增加值占国内生产总值的比重。

（2）资本投入（CAP）。参照尹希果和刘培森（2013）的研究，采用投资强度区位熵衡量，公式为：固定资产投资占地区生产总值的比重/全国固定资产投资占国内生产总值比重。

（3）劳动力投入（LAB）。采用人口密度区位熵衡量，公式为区域单位面积人口数/全国单位面积人口数，其中单位面积人口数=总人口/区域总面积。

（4）人力资本投入（HUM）。学术界通常采用劳动者受教育水平衡量，统计年鉴中人口概况指标是抽样指标，抽样人口大致为总人口的10%。采用大专以上学历人口占抽样人口的比重衡量区域人口受教育状况，采用与全国大专以上人口所占比重的比值衡量人力资本投入水平。

（5）劳动生产率（TFP）。采用全要素生产率衡量。全要素生产率是反映总产出相对总投入效率的指标，首先采用劳动和资本投入等分别计算本地区和全国的全要素生产率，然后以本地区全要素生产率和全国的全要素生产率比值来衡量劳动生产率。

（6）创新能力（INNOV）。创新能力是知识创造能力、知识获取能力、企业创新能力、创新环境和绩效等多方面因素的综合指标，全面反映区域知识传播、技术进步、科技产出等状况。创新能力指标采自《中国区域创新能力报告》，采用地区创新能力与全国相应年份的创新能力的比值来衡量区域创新能力。

（7）市场容量（GDP）。借鉴殷德生和唐海燕（2007）的研究，选取人均地区生产总值衡量区域市场容量，采用各省市人均地区生产总值与全国人均国内生产总值的比值衡量区域市场容量。

（8）开放度（OPEN）。采用经济开放度指标衡量，公式为外商直接投资占地区生产总值的比重与进出口总额占地区生产总值的比重之和，采用长江经济带沿线11省市的经济开放度与全国经济开放度的比值衡量开放度水平。

（9）基础设施（TRAN）。采用运输费用作为影响产业集聚的重要因素，这是衡量交通条件的典型变量。采用人均交通用地面积衡量区域基础设施条件，公式为区域交通用地总面积/区域总人口，采用与全国人均交通用地面积的比值衡量基础设施水平。

（10）政府支持（FIN）。借鉴殷德生和唐海燕（2007）的研究，采用人均财政支出衡量政府对产业集聚的支持，使用区域人均财政支出与全国人均财政支出的比值衡量政府支持水平。

具体变量及其符号见表2-14。

表2-14 工业集聚影响因素

（二）研究方法和数据来源

1.研究方法

空间计量分析步骤：一是进行空间相关性检验；二是选择合适的空间计量分析模型。

（1）空间相关性检验。通常采用Moran’s I指数检验空间相关性，包括全局Moran’s I指数和局部Moran’s I指数。

（2）空间计量模型选择。包括空间滞后模型（SLM）和空间误差模型（SEM）。其中，空间滞后模型主要考察解释变量是否存在空间扩散效应，表达式如下：

式中，y是被解释变量，X是n×k阶外生自变量矩阵，ρ是空间自相关系数，W是n×n阶空间权重矩阵，一般采用邻接矩阵，ε是随机误差向量。

空间误差模型主要考察解释变量间的空间依赖程度，其特点是随机误差项存在空间性，衡量相邻区域的变量误差对本区域的冲击程度，表达式如下：

式中，ε是存在空间效应的随机误差向量，λ是n阶空间误差系数向量，反映样本数据的空间依赖关系（主要是邻接关系）；μ是服从0均值同方差的随机误差项（姚德龙，2008）。

（3）检验标准。当经济活动存在空间相关性时，传统的计量模型（如最小二乘估计）会导致参数估计量有偏或者无效，引入空间权重修正、采用最大似然估计可以克服这一问题。在建立空间计量模型时，根据LMLAG和LMERR以及稳健的R-LMLAG统计量和R-LMERR统计量的显著性决定选择空间滞后模型或空间误差模型。根据空间计量模型的选择标准：若LMLAG相比LMERR更显著，同时R-LMLAG显著而R-LMERR不显著时，表明空间滞后模型相比空间误差模型能够更好地拟合客观现象，因此选择空间滞后模型，反之选择空间误差模型。在检验模型拟合优度时，常用的指标包括R2、似然函数对数值（LogL）、最大似然比（LR）、赤池信息量准则（AIC）和施瓦兹准则（SC）。其中，似然函数对数值（LogL）越大说明拟合效果越好，最大似然比（LR）、赤池信息量准则（AIC）和施瓦兹准则（SC）越小说明拟合效果越好。

（4）权重选择。在进行空间计量分析时，选择适当的空间权重矩阵W至关重要，本节选择距离权重矩阵作为空间权重矩阵。

2.数据来源

本节研究的数据采自《中国统计年鉴》（2004年、2009年、2013年）。其中，区域创新能力数据采自《中国区域创新能力报告》（2004年、2005年、2008年），基础设施数据采自Wind宏观经济数据库。

（三）实证结果分析

1.空间相关性分析

2003年、2008年和2012年长江经济带沿线11省市工业集聚水平的空间相关性指数分别为0.493、0.178和0.135，伴随概率结果显示均通过了10%的显著性水平（见表2-15），表明长江经济带沿线11省市工业集聚水平在空间上存在显著正相关关系，即较高工业集聚水平的省市相邻，较低工业集聚水平的省市也相邻。由于工业集聚存在空间相关性，采用空间计量模型分析长江经济带工业集聚的影响因素是有必要的。

表2-15 空间相关性检验

从空间自相关系数变化特征来看，2003年、2008年、2012年长江经济带工业集聚的相关性指数及显著性水平不断降低，表明长江经济带工业集聚的空间相关性不断降低，工业集聚水平的相似相邻状态有所减弱。上游地区的重庆、四川等省市工业规模不断扩大，集聚水平也不断提高，与长江经济带工业集聚水平的空间分布相一致。

2.最小二乘回归结果

为了设立参照系，首先进行最小二乘估计（见表2-16）。模型拟合优度R2和调整的R2均在0.8以上，赤池信息量准则（AIC）和施瓦兹准则（SC）均在-20以下，似然函数对数值LogL均处于20以上，说明运用最小二乘估计的拟合效果较好，但伴随概率结果显示F统计量和变量均未通过10%的显著性水平，采用最小二乘估计会导致结果有偏无效的问题。究其原因，第一，变量选取不准确，关键变量遗漏或选择错误导致结果不显著；第二，模型设定存在偏误，这是由考虑截面单元的空间相关性所致。因此需要建立空间计量模型进行分析。

表2-16 最小二乘估计结果

3.空间计量回归结果

由空间计量模型选择检验结果（见表2-17）可知，2003年的LMLAG、R-LMLAG统计值分别为11.869和11.000，伴随概率分别为0.000和0.001；相应的LMERR和R-LMERR统计值分别为1.202和0.333，伴随概率分别为0.564和0.002。伴随概率结果显示LMLAG和R-LMLAG均通过5%的显著性水平，且LMERR不显著，表明2003年长江经济带截面数据应选择空间滞后模型分析。2008年的LMLAG、R-LMLAG分别为2.732和11.000，伴随概率分别为0.098和0.001，低于LMERR和R-LMERR的伴随概率。2012年的LMLAG、R-LMLAG统计值分别为9.794和11.000，伴随概率结果显示均通过5%的显著性水平，LMERR和R-LMERR不显著，2012年长江经济带截面数据应该选择空间滞后模型分析。综上，2003年、2008年和2012年长江经济带工业集聚水平呈现扩散的发展态势。

表2-17 空间计量模型选择检验

从模型拟合优度来看，2003年、2008年和2012年的空间滞后模型拟合优度分别为1.000、0.989和1.000，拟合效果十分理想。似然函数对数值（LogL）分别为241.91、32.958和238.61，最大似然比（LR）的伴随概率分别为0.000、0.001和0.000，伴随概率结果显示均通过1%的显著性水平。赤池信息量准则（AIC）的统计数据和施瓦兹准则（SC）的统计数据均低于-20（见表2-18）。2003年、2008年和2012年分别采取空间滞后模型和空间误差模型，拟合效果较好。

表2-18 空间滞后模型（SLM）和空间误差模型（SEM）的估计结果

从工业集聚的影响因素看，劳动生产率（TFP）、资本投入（CAP）、创新能力（INNOV）、市场容量（GDP）、基础设施（TRAN）、政府支持（FIN）、人力资本投入（HUM）均促进了长江经济带工业集聚水平的提升，经济开放度（OPEN）和劳动力投入（LAB）阻碍了长江经济带工业集聚水平的提升（见表2-19）。从静态分析来看，劳动生产率（TFP）、资本投入（CAP）和创新能力（INNOV）是长江经济带工业集聚的重要驱动因素；从动态分析来看，劳动生产率（TFP）、资本投入（CAP）、市场容量（GDP）对长江经济带工业集聚的促进作用有所增强。究其原因：第一，受金融危机冲击影响，国际市场需求不断萎缩，经济开放度逐步下降，经济发展对国内市场的依赖增强；第二，下游地区工业集聚水平和人口密度较高，昂贵的地租和劳动成本引发的拥挤效应推动工业不断向中上游地区转移集聚；第三，下游地区的工资水平和服务业发展较快，随着工业转移的加快，对高端人力资本的吸引力逐步增强。

表2-19 空间计量模型回归结果