空間集聚與經濟增長威廉姆森假說空間集聚與區域經濟增長基于中國省域數據門檻回歸的實證研究

一、基于同城效應的1實時經濟圈城市群的打造“威廉姆森假說”是指空間整合在經濟發展初期可以顯著提高工作效率。然而，在達到一定標準后，空間整合對經濟增長的影響很小，不利于經濟增長，而且空間整合的外部影響傾向于分散的地理空間結構。目前,集聚仍然是提升區域核心競爭力的重要戰略,是發達國家經濟成功的重要經驗之一,更是促進我國區域經濟復興的重要力量。經過近30年的飛速發展,珠三角、長三角和京津冀地區作為改革開放以來中心—外圍結構的典型代表,是集聚戰略的集中體現。浙江的“塊狀經濟”、廣東和江蘇的外資扎堆、中關村高科技產業園區等經濟活動高度空間集聚,其擁擠效應已經顯現,過度集聚導致過度競爭,過度競爭又引發了一系列經濟社會問題,尤其是交通擁擠所帶來的時間價值損失急劇遞增。立足于同城效應的1小時經濟圈城市群的打造,要素集聚和產業集聚,未來也難以避免擁擠成本、過度競爭等問題,這些事實在一定程度上表征了威廉姆森假說。與此同時,這些地區是我國經濟發展的引擎和重心,是制約我國經濟復蘇的三大高地,其興衰直接影響到我國經濟能否持續健康地發展。簡單的線性關系對我國省域經濟活動空間集聚對經濟增長影響的解釋已經乏力,那么空間集聚對經濟增長的影響是否是非線性的?是否取決于其他的條件或門檻?威廉姆森假說在中國是否存在?另外,從增長理論的角度看,這些戰略的實施是否實現了地區間的經濟增長趨同?我國各地區經濟增長究竟是趨同還是發散,還是趨同與發散并存?因此,采用空間經濟學理論,基于中國省域數據對空間集聚與區域經濟增長之間的關系進行考察并試圖回答以上問題,能夠推動區域社會經濟政策融入空間概念,能夠為資源的合理配置和產業的合理布局提供政策借鑒,為區域經濟政策及規劃的制定提供理論參考,具有較強的理論和現實指導意義。二、集聚效應實證分析經濟活動的空間集聚能否促進經濟增長是經濟地理學家關心的基本問題之一。國外研究集聚與增長之間關系的文獻較多,比如,馬丁和歐迪維阿諾(MartinandOttaviano)、拜德維等人(Baldwinetal)建立了經濟增長和經濟活動的空間集聚的自我強化模型,證明了區域經濟活動的空間集聚由于降低了創新成本,從而刺激了經濟增長。威廉姆森(Williamson)的研究表明,空間集聚在經濟發展的初級階段顯得尤為重要。在經濟發展初期,交通和通信基礎設施比較稀缺,資本市場進入受到限制,生產在空間上的集中能夠顯著促進效率提升;但是隨著基礎設施的改善,市場規模的擴大,擁擠外部性往往催生出分散的經濟地理結構。科若特和科尼格(CrozetandKoenig)利用歐盟1980—2000年的地區數據研究了經濟活動空間集聚對經濟增長的影響,研究結果表明,空間集聚促進了經濟增長,并且生產活動的內部空間分布越不均勻的地區增長越快。歐迪維阿諾和派里(OttavianoandPinelli)采用芬蘭各地區面板數據對兩者關系進行了檢驗,結果表明,人口密度對地區收入增長具有正效應。考慮到集聚的內生性,布魯哈特和馬修斯(BrulhartandMathys)基于歐洲各地區的面板數據,運用動態面板數據的系統廣義矩陣分析方法,對歐洲的就業密度對勞動生產率的效應進行了檢驗,結果表明,集聚對勞動生產率存在顯著的促進效應,而且集聚效應會隨著時間的推移而逐漸增強。漢森(Henderson)基于70個國家1960—1990年的面板數據,并采用GMM法估計考察了城市化對經濟增長的促進效應,結果表明,城市化本身對經濟增長不存在顯著的促進作用,然而大城市所占比例對經濟增長具有顯著的促進效應。近年來,國內也有一些學者基于中國數據針對集聚對經濟增長的影響展開了研究。張妍云以單位平方公里的勞動力數量來測度地區經濟活動集聚程度,并運用我國各省的截面數據進行計量分析,研究發現工業集聚能夠帶動全員勞動生產率的提高。范劍勇基于我國2004年城市數據的研究表明,非農產業規模報酬遞增的地方化是產業集聚的源泉并提高了該區域的勞動生產率,進而對地區差距產生了持久影響。張艷和劉亮基于中國城市的面板數據,實證檢驗了經濟活動空間集聚對于城市人均實際GDP的影響,結果表明,集聚對于城市經濟增長具有顯著的促進作用。劉修巖基于中國2003—2006年的城市面板數據,通過就業密度、城市相對多樣化和相對專業化等集聚經濟因素對城市非農勞動生產率的影響進行了實證分析,結果表明,一個城市的就業密度和相對專業化水平對其非農勞動生產率存在著顯著的正向影響。綜上所述,已有的研究文獻基本上形成了比較一致的觀點,即經濟活動的空間集聚能夠促進該區域的經濟增長。然而,這些研究存在以下幾點不足:在對集聚經濟的研究中,主要集中于要素集聚、產業集聚甚至城市群集聚的不同層面,但針對省域層面的集聚研究比較缺乏;研究多集中于空間集聚對經濟增長的影響是否顯著以及影響路徑與機制的探討,較少有實證研究關注集聚是通過簡單線性關系還是非線性關系來影響經濟增長,或集聚對經濟增長的影響是否取決于一定的條件或門檻。因此,本文將在以上研究的基礎之上,基于巴羅(Barro)增長模型建立門檻回歸模型,運用中國省域數據對威廉姆森假說進行實證檢驗,考察空間集聚對經濟增長的影響,同時對中國省域經濟增長的趨同與發散進行分析,并根據研究結論提出相應的政策建議。另外,驗證威廉姆森假說的實證文獻,多采取構建變量間乘積項或交互項的模型構建方法來定量研究空間集聚促進經濟增長的作用條件或門檻,而乘積項或交互項的方法帶有主觀傾向性,至少存在兩個方面的缺陷:第一,空間集聚促進經濟增長的作用條件或門檻值從實際上來說可能并不存在,也可能不僅僅只有一個;第二,變量對空間集聚促進經濟增長的影響可能是非線性的。因此,為了避免主觀劃分影響條件或門檻的偏誤,本文擬采用門檻回歸模型,根據數據本身的特點來內生性地劃分機制(Regime),求出門檻值,進而研究不同區域空間集聚對經濟增長的關系。三、模型構建和變量解釋(一)模型構建及變量定義基于巴羅(Barro)增長模型,并借鑒朵拉夫和約翰遜(DurlaufandJohnson)的做法,本文將基礎計量模型設定為:lngdpi=α+βlngdpi,1978+θlnAGGi+πlninvesti+λln(ni+g+δ)+εi(1)式中,gdp表示經濟增長水平;AGG代表空間集聚;invest代表投資水平;n,g,δ分別表示勞動力增長率、技術進步率和資本折舊率;ε代表隨機誤差項;i表示省份。由漢森(Hansen)發展的門檻回歸模型內生性地劃分機制,研究不同機制下的經濟活動,避免了主觀劃分機制或門檻的偏誤,因此其應用范圍也越來越廣泛。例如,吳強和彭方平等人應用動態門檻面板回歸模型分別對我國經濟增長收斂性和多重均衡現象進行了研究。按照漢森(Hansen)單一門檻模型的要求,可以將式(1)改寫為:lngdpi=α+βlngdpi,1978+θ1lnAGGiI(lngdpi,1978≤γ)+θ2lnAGGiI(lngdpi,1978>γ)+πlninvesti+λln(ni+g+δ)+εi(2)式中,I(·)為一指標函數;γ為門檻值。為消除長期經濟增長中時間波動的影響,除gdpi,1978表示各省1978年的經濟增長水平外,未設下標t的關鍵變量均采取1978—2008年間的平均值,即各省份樣本期內變量的數量加總后除以總的時間跨度。另外,由于西藏自治區近30年相關變量數據缺失較多,因此本文研究對象為剔除西藏的其余30個省市自治區,所采用的是30個省份的截面數據。上述式(1)、式(2)中涉及的關鍵變量的含義及計算方法如下:(1)gdp。為避免通貨膨脹因素的影響,本文采用各地區生產總值指數代表經濟增長水平。(2)AGG。在經濟與社會發展過程中,制造業的發展具有典型的產業集聚特征,因此本文選取制造業的工業區位熵作為空間集聚的代理變量。衡量工業集聚水平的變量或指標很多,較流行的衡量指標是克魯格曼(Krugman)提出的工業區位熵,該指標有效度量了某區域相對于全國工業的就業或產出水平在制造業K行業的專業化水平。i省制造業K行業的區位熵定義如式(3)所示:AGG=(EΚi∑ΚEΚi)AGG=(EKi∑KEKi)(∑iEΚi∑i∑ΚEΚi)(3)(∑iEKi∑i∑KEKi)(3)式中,EΚiKi表示i省制造業K行業的就業水平或產出水平,本文采用各地區工業總產值即產出水平來計算各地區的工業區位熵。(3)g,δ。它們分別表示技術進步率和資本折舊率,由于統計年鑒中沒有技術進步率和折舊率的數據,學者們如曼昆等人(Mankiwetal)、伊斯賴姆(Islam)、凱瑟琳等人(Casellietal)、李虹等人(Lietal)、張煥明、孫雅靜和張慶君在分析中假定外生性技術進步率和折舊率在研究期內為一常數,估計其值為0.05,并逐漸形成慣例。本文沿用這一假說,即g+δ=0.05。(4)invest。invest代表投資水平,本文采用全社會固定資產投資名義值表示投資水平,單位為億元。本文所利用數據1995年以前的數據來源于《新中國五十年統計資料匯編》,1995年(包括1995年的數據)來源于國家統計局網站上歷年的《中國統計年鑒》。(二)模型定階回歸系數法lr門檻回歸模型是非線性模型,因此,其估計方法不同于線性模型。首先,估計門檻值,再根據門檻值劃分機制。直接對回歸模型(2)進行最小二乘估計,獲取其殘差平方和為:S1(γ)=∧e′i(γ)∧ei(γ)(4)S1(γ)=e∧′i(γ)e∧i(γ)(4)門檻值的估計值為:∧γ=argminγ∧=argminS1(γ)(5)相應的殘差方差為:σ2=Ν-1∧e′i(∧γ)∧ei(∧γ)=Ν-1S1(∧γ)(6)σ2=N?1e∧′i(γ∧)e∧i(γ∧)=N?1S1(γ∧)(6)本文機制的劃分取決于初始經濟發展水平是否大于門檻值γ,初始經濟發展水平小于等于門檻值γ表明樣本初始經濟較不發達。在此基礎之上可以進一步考察空間集聚是否對經濟增長存在正向影響,反之亦然。其次,得到門檻值的估計值∧γγ∧后,需要進一步檢驗模型是否存在門檻效應。令S0為虛擬假設成立條件下(即不存在門檻值條件下)的殘差項平方和,S1為具有門檻值條件下的殘差項平方和,對應的拉格朗日乘數檢驗(Lagrangemultipliertest)的F統計量為:F(γ)=S0-S1(∧γ)σ2(7)F(γ)=S0?S1(γ∧)σ2(7)漢森(Hansen)證明,在虛擬假設成立的條件下,該F統計量的大樣本分布為均勻分布,并且可以由“拔靴法”(Bootstrap)來計算。最后,需驗證所估計的門檻值∧γγ∧是否與真實門檻值γ相一致。漢森指出,當門檻效應存在時,門檻估計值∧γγ∧與真實門檻值γ具有一致性,但此時由于干擾參數的存在,會使漸近分布呈現高度非標準分布。漢森以極大似然法來檢驗門檻值γ,門檻值檢驗的虛擬假設為:H0:γ=∧γγ=γ∧;H1:γ≠∧γ?γ≠γ∧?對應的似然比統計量為:LR(γ)=S1(γ)-S1(∧γ)σ2(8)LR(γ)=S1(γ)?S1(γ∧)σ2(8)LR為非標準正態分布,漢森計算了其置信區間,即在顯著性水平為α時,當LR(γ)≤-2ln(1-√1-α)LR(γ)≤?2ln(1?1?α?????√),不能拒絕γ=∧γ的虛擬假設。以上只是假設模型中僅存在唯一門檻,而實際上很可能出現兩個或兩個以上的門檻值。多個門檻值的求解思路與檢驗方法同單一門檻的處理基本一致,漢森做了詳細的闡明,這里不再贅述。四、實踐模型的建立為了更準確地描述不同的初始發展水平下制造業空間集聚與經濟增長之間的關系,本文通過建立、估計和檢驗門檻回歸模型來驗證威廉姆森假說。在實證分析中以初始地區生產總值指數為門檻變量,而模型中機制的劃分是通過判斷初始經濟發展水平是否大于某一門檻值來決定的。本文采用漢森編寫的程序,并借助于Matlab7.0軟件實現對上述模型的估計。(一)strap檢驗在估計門檻值時,通常的做法是運用格子搜索的方法尋找門檻值,即首先把樣本按照門檻變量Yi,1978按升序進行排列,然后選取不同的初始經濟發展水平作為門檻值逐一對模型進行估計并計算殘差,殘差平方和最小時所對應的初始經濟發展水平即為門檻估計值∧γ;得到門檻估計值∧γ后,再利用“拔靴法”(Bootstrap)方法模擬LM檢驗F統計量的漸近分布及其臨界值(實證分析重復次數為1000次),從而檢驗是否存在門檻效應。檢驗結果如表1和圖1所示。在實證分析中,搜索到的第一個可能的門檻值∧γ1=9.8。這時對應的殘差平方和最小,聯合R2(JointR2)為0.547166。如表1所示,進行門檻效應檢驗時,得到LM檢驗統計量的值為12.709697,P值為0.007,因此拒絕無門檻效應的虛擬假設。然后需要對門檻值的估計值與真實值的一致性進行檢驗,即似然比檢驗,由圖1可以看出,當門檻變量取門檻值9.8時,其LR的值為0,遠遠低于5%顯著性水平時的值,表明∧γ1=9.8為真實門檻值。進一步檢驗模型是否存在兩個門檻值。為此,先固定第一個門檻值9.8,然后進行第二個門檻值的搜索,得到可能的門檻值為10.7,此時對應的殘差平方和最小。進行門檻效應檢驗時LM檢驗統計量為3.984437,P值為0.408,在5%的顯著性水平下不拒絕虛擬假設。因此,判斷模型中只存在一個門檻。(二)初始經濟發展水平上述檢驗結果表明,制造業空間集聚與經濟增長關系的非線性回歸模型只存在一個門檻值,為9.8。于是,在進行實證分析時,本文將初始經濟發展水平劃分為兩個機制,即經濟發展的兩個階段,一個為初始地區生產總值指數小于等于9.8;另一個為初始地區生產總值指數大于9.8。然后分別對上述門檻模型進行估計,需要說明的是,截面數據的回歸很容易存在異方差問題,漢森(Hansen)的程序中已經運用AllowingHeteroskedasticErrors(WhiteCorrected)方法進行了處理,因此回歸結果較可靠。為了便于比較,本文還進行了無門檻效應的OLS回歸結果,并將該估計結果同時列入表2。表2表明,OLS線性回歸模型中的空間集聚系數為0.0828,而在門檻回歸模型中,初始經濟發展水平即期初地區生產總值指數小于等于9.8時,空間集聚系數為0.1480,且通過顯著性檢驗,初始經濟發展水平即期初地區生產總值指數大于9.8時,空間集聚系數顯著為負,達到-2.4894,并且R2也由0.3969變化到0.2936和0.8708。該結果表明和OLS線性回歸模型相比,門檻回歸模型根據初始經濟發展水平的高低,將模型劃分為兩個不同的機制,更好地解釋了我國空間集聚與經濟增長之間的關系,同時驗證了威廉姆森假說的確顯著存在,即沒有達到門檻值以前,集聚對經濟增長具有正效應,經濟生產活動的空間集聚在集聚經濟發展初期能顯著促進經濟增長,但隨著經濟發展程度的提高,超出門檻值后則集聚會降低經濟增長率,集聚所產生的擁擠成本明顯大于集聚所帶來的收益,集聚的負外部性超過其正外部性,空間集聚反而成為經濟增長的桎梏。同時,本文研究發現,在我國30個省市自治區中,初始經濟發展水平在9.8以上的省份有8個,包括北京、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、湖北和廣東,全部為在改革開放30多年中人力資本和工業生產高度集聚的東南沿海地區,處于地理空間結構中的中心區。大量的已有研究也表明,珠三角、長三角和京津冀等經濟圈已經出現了明顯的過度集聚——擁擠效應,這表明本文的研究結論與其是相吻合的。因此積極尋找中西部地區的產業承接帶,促進制造業逐漸向中西部地區轉移,將有助于緩解中心區過度擁擠所導致的一系列問題。另外,表2的OLS線性回歸中,初始經濟發展水平的系數顯著為負,為-0.8300,而門檻回歸模型中,初始經濟發展水平小于等于9.8的地區,初始經濟發展水平的系數不顯著,為-0.0701,而初始經濟發展水平大于9.8的地區,其系數顯著為正,為1.3902。這一結果表明,我國30多年的經濟發展呈現出趨同和發散并存的態勢。其中,經濟較發達的8個省份呈顯著的發散態勢,但是經濟發達地區的發散態勢并未扭轉整體趨同的走勢,總體上表明我國各地區的經濟發展差距在逐漸縮小,一系列地區或國家戰略的制定和實施有力地促進了區域間的經濟發展趨同,有助于實現區域經濟社會的協調發展。進一步地,結合空間集聚的門檻效應可以看出,超越門檻值的8個省份的經濟發展呈現出發散態勢。究其原因,是因為跨越門檻值的經濟發達地區的集聚水平超過了最優水平,擁擠外部性使得該經濟體未來更傾向于分散型經濟地理結構,或通過中心區向外圍區的轉移以疏散或緩解中心區擁擠的非經濟性。經濟活動的空間集聚加劇了中心區與外圍區的發展差距,中心區的發展往往以吸引外圍區的人力、物力、財力為代價,導致外圍區的“塌陷”,從而加劇了中心區與外圍區的貧富差距。但是隨著中心區的過度集聚,分散經濟地理結構的偏好是超越門檻值地區發散的經濟增長態勢的空間趨勢要求,這將對落后地區的發展產生積極的影響,能夠進一步縮小經濟社會發展差距,從而實現區域協調發展。五、依托基礎環境,增強輻射作用,實現區際協調發展本文基于巴羅(Barro)增長模型,利用門檻回歸模型和中國30個省域1978—2008年的數據,針對威廉姆森假說進行了實證檢驗。確定初始經濟發展水平為門檻變量,并測算出內生性的門檻值,考察了空間集聚與經濟增長之間的非線性關系,同時對中國省域經濟增長的趨同與發散進行了分析。研究結果表明,空間集聚對中國經濟增長具有非線性效應。未達到門檻值以前,集聚對經濟增長具有正效應,但超出門檻值后則集聚會降低經濟增長率,跨越門檻值的地區更傾向于分散的經濟地理結構,即威廉姆森假說在中國顯著存在。我國經濟發展呈現出趨同與發散并存態勢,跨越門檻值的省份經濟發散發展,但發散并未改變整體趨同的走勢;同時,發散經濟增長態勢的空間趨勢要求和整體趨同的趨勢要求,都是實現區域協調發展的有利因素。