制造业集聚外部性与经济增长非线性关系实证分析
——基于面板平滑迁移模型
2015-01-21金春雨
金春雨，程 浩，李 琪,2
(1.吉林大学 a.数量经济研究中心；b.商学院，长春 130012；2.吉林省社会科学院，长春 130033)
·经济增长与经济发展·
制造业集聚外部性与经济增长非线性关系实证分析
——基于面板平滑迁移模型
金春雨1a，1b，程 浩1b，李 琪1b,2
(1.吉林大学 a.数量经济研究中心；b.商学院，长春 130012；2.吉林省社会科学院，长春 130033)
产业集聚不仅是区域经济发展的重要空间组织形式，也是区域经济发展非均衡的重要影响因素。产业集聚外部性可以划分为由产业地方专业化所形成的地方化经济产生的外部性、由产业多样化所形成的城市化经济产生的外部性和由产业竞争产生的外部性三种。面板平滑迁移模型估计结果证实了经济增长与制造业集聚外部性之间的平滑区制转换关系，实证分析结果表明，在经济发展处于较低水平时，专业化和多样化不利于区域经济增长，随着经济发展水平的提高，专业化和多样化对经济增长具有显著的促进作用；当经济发展到较高水平时，多样化和专业化对经济增长的正向作用共存，竞争外部性对经济增长的作用不显著。
PSTR模型 ；制造业集聚外部性；经济增长；非线性关系
一、引 言
目前，产业集聚已成为区域经济发展的重要空间组织形式，集聚力量作用在空间维度上产生的产业集聚现象对区域经济发展具有重要的促进作用，它已成为区域经济发展非均衡的重要影响因素。产业集聚具有其组成部分或子系统所不具有的新功能，能够产生多重溢出效应，促使产业形成更大的竞争优势，从而促进区域经济增长。
关于集聚外部性与经济增长关联性方面有诸多实证研究，如Krugman和Vanables (1995) 实证研究显示，由于专业化的拥挤外部性、不同专业化城市产业冲击带来的失业风险、再就业重新分配的成本等因素，专业化不利于就业增长；Glaseser等 (1992) 以专业化、多样化和竞争外部性作为三种潜在增长来源指标，探究了美国大都市区就业增长的决定因素，分析结果证实产业多样化和地方竞争有利于就业增长，而专业化并不能促进增长；Hanson (1998) 发现，单一产业的集聚并不能有效提升经济增长速度，具有上下游关联特征的垂直一体化产业集聚才能有力地提高经济增长的速度；Henderson等 (1995)研究发现，专业化和多样化都能促进就业增长，特别地，多样化对就业增长的影响效应在高技术企业中表现较为突出，高技术产业专业化不能引致就业增长，而成熟产业的专业化能够促进就业增长；Pede (2013) 运用1990—2007年美国县域数据证实了经济多样化对经济增长的正向作用；Shuai (2013) 运用弗吉尼亚县级数据证实了产业专业化和多样化对就业增长的正向效应，并指出各个地区的产业在专业化效应与多样化效应的综合作用下得到快速发展。
二、模型原理
1. PSTR模型原理。由González等(2005) 提出的面板平滑迁移回归 (PSTR) 模型既能有效地刻画面板数据的截面异质性，又允许模型参数随转换变量变化渐进转换，克服了面板门限回归 (PTR) 模型在门槛值前后发生突变的缺点[1]。最基本的两区制PSTR模型形式为：
(1)
其中,yit表示被解释变量，xit为k维时变外生变量向量，μi代表固定的个体效应，uit为残差项。N和T分别标记面板的截面与时间维度，转换函数g(qit;γ,c)是关于转换变量qit的连续函数，其值介于0到1之间，一般采用logistic函数形式。γ是斜率系数，c是转换发生的位置参数。给定位置参数cj，xit的回归系数会随qit在β1和β1+β2之间平滑变动。一般情况下，个体单元i在t时刻的有效回归系数为β0+β1g(qit;γ,c)。依照Teräsvirta等的设定，转移函数形式为:
(2)
其中，c=(c1,…,cm)′为m维的位置参数向量，斜率参数γ决定区制间迁移的平滑程度。通过施加约束条件γ>0和c=c1≤c2≤…≤cm实现识别目的。事实上，对于PSTR模型而言，考虑m=1或m=2即可，因为这些取值已经能体现常见类型参数的变异。若m=1，模型暗含着两个极端区制，系数随转移变量qit在β0和β0+β1之间发生转移，转移变量以c1为中心变化。当γ→∞，转移函数g(qit;γ,c)变形为示性函数I[qit>c1]，当A发生时，I[A]=1，否则I[A]=0。在这种情形下，式 (1) PSTR模型简化为两区制面板门限模型 (Hansen, 1999) 。对于m=2，转移函数在转移变量的qit(c1+c2)/2处达到最小值，在转移变量qit→∞时转移函数值为1。当γ→∞时，模型变形为两个相同的外区制和一个内区制的门限模型。PSTR 模型可通过增加转移函数扩展为一般形式，当转移函数个数为r时该模型拥有r+1个区制。
(3)
2. 制造业集聚的专业化、多样化与竞争外部性的测算公式。本文利用Krugman (1991) 提出的地区行业分工指数反映地区间相对专业化程度，记为Spe，其计算公式为：
r=1,…,R i,j=1,…,N
本文采用Glaeser (1992) 给出的地区制造业竞争强度指数：
其中,Ei为i地区全部制造业子行业的从业人员，Ci为i地区全部制造业子行业企业数量。若特定地区制造业竞争效应指数值大于1，表明该地区制造业企业数量与制造业发展规模之比高于全国水平，即该地区制造业相对其他区域而言竞争程度更大。以上三种集聚外部性指数计算的原始数据来源于《中国工业经济统计年鉴》。依据以上专业化、多样化与竞争效应的测算方法对中国各年度制造业集聚的三种外部性进行测算，限于篇幅未列出具体值。
三、制造业集聚外部性对经济增长作用的异质性实证分析
1.模型设定。借鉴已有研究，本文采用经典的巴罗经济增长方程形式开展集聚外部性与经济增长关系的实证分析，普通面板模型设定形式为：
△yit=δyit-1+b1Speit+b2Divit+b3Comit+εit
其中，△yit表示i空间单元在t时刻的经济增长率。本文运用各地区国内生产总值指数计算不变价格下的经济增长率；yit-1为滞后一期地区生产总值的对数。在考察制造业集聚三种外部性对经济增长的作用时，本文用Speit表示制造业集聚的专业化外部性，Divit表示制造业集聚的多样化外部性，Comit表示制造业集聚的竞争外部性。包含控制变量的情况下，面板数据模型的设定形式为:
△yit=δyit-1+b1Speit+b2Divit+b3Comit+b4InvGit+b5Fdiit+b6Govit+εit
投资增长率，以各省全社会固定资产投资的增长率刻画，记为InvG，长期以来中国区域经济发展依赖投资的拉动作用，投资增长率的高低关系着地区经济增速的快慢；地区外资利用水平，以外商实际直接投资与国内生产总值之比表示，记为Fdi，外商直接投资能弥补国内资本缺口，具有示范效应和竞争效应，通过前向产业关联和后向产业关联带来技术溢出；政府对经济干预程度，用财政支出占国内生产总值的比重反映，记为Gov，政府对经济的干预一方面有利于基础设施的完善，另一方面政府的经济干预可能扭曲市场机制，不利于资源配置的优化，造成经济效率损失。本文运用面板平滑迁移模型 (PSTR Model) 开展制造业三种集聚外部效应与地区经济增长关联性的实证检验。PSTR 模型设定为:
不含控制变量时，解释变量向量形式为xit=(yit-1,Speit,Divit，Comit)′， 包含控制变量时解释变量向量形式为xit=(yit-1, Speit, Divit, Comit, InvGit, Invit, Govit)′， β0和β1分别为与转移函数g(qit;γ,c)值为0 和 1 时相对应的系数向量。 各变量的原始数据分别来源于中经网统计数据库和CIEC 数据库， 名义变量分别采用以 2000 年为基期的 GDP 平减指数和固定资产投资价格指数平减处理。
2. 实证分析。普通面板模型的参数反映解释变量对省级区域经济增长的平均作用水平，而 PSTR 模型中解释变量的作用随个体成员和时间的变化而变化，解释变量与被解释变量存在非线性的函数关系，因而能够用于揭示制造业集聚外部性对省际经济增长的异质性作用。首先构造辅助回归方程进行同质性检验，确定是否存在非线性的区制转移效应，并为转移函数中位置参数个数m的选择提供依据。假定不同经济发展水平下制造业集聚三种外部性对经济增长的作用不同，且其作用随经济发展水平的变化而发生平滑的区制转换，以各个省级区域人均 GDP 的对数作为转移变量，构建辅助回归方程。不含控制变量和包含控制变量两种情况下，同质性检验结果如下页表1所示。
表1 PSTR模型同质性检验
从表 2 中可以看出，以m=1,r=1时的异质性 PSTR 模型为被择假设，不含控制变量和包含控制变量两种情况下，LMχ、LMF和LRT统计量均在1%显著性水平拒绝原假设，可以确认至少存在一个转移函数的单一位置参数 PSTR 模型优于同质性面板模型。以m=1,r=2时的异质性 PSTR 模型作为被择假设，原假设是m=1,r=1时的PSTR模型，不含控制变量情况下 (模型1) 的原假设在LMχ、LMF和LRT统计量分别为10.2801、2.2269 和 10.4297，各统计量的相伴概率分别为 0.0360、0.0553 和 0.0338，在设定显著性水平α=5%、参数τ为0.5情况下，拒绝原假设，确定不存在剩余的非线性。以m=1,r=2时的异质性 PSTR 模型作为被择假设，原假设是m=1,r=1时的 PSTR 模型，包含控制变量情况下 (模型2) 的原假设在LMχ、LMF和LRT统计量分别为14.2789、1.8232 和 15.5689，各统计量的相伴概率分别为 0.0464、0.0823 和 0.0419，显著性水平设定为α=5%、参数τ设定0.5，同样接受原假设，确定不存在剩余的非线性。这样，无论是否考虑控制变量对省级区域经济增长的作用，都选择单一位置参数、单一转移函数的 PSTR 模型考察制造业集聚的专业化、多样化和竞争性三种外部效应对制造业产出增长的作用。以人均 GDP 对数为转移变量，构建的 PSTR 模型参数估计结果显示，在单一位置参数的情况下，全部样本划分为低区制(qit
表2 PSTR模型剩余非线性检验
在不含控制变量情况下，集聚三种外部性对省际经济增长作用的参数估计结果显示，当经济发展处于较低水平时，滞后一期经济总量对当期经济增长的作用系数为 0.0046，且在1% 水平下通过显著性检验；当经济发展处于较高水平时，滞后一期经济总量对当期经济增长具有显著的负向影响，作用系数为 -0.0916；随着经济发展水平的提高，滞后一期经济总量对当期经济增长由显著的正向影响平滑转换为显著的负向影响。当省区经济发展水平较低时，制造业集聚专业化外部效应对经济增长具有显著的负向影响，作用系数为 -0.0533，这表明专业化集聚不利于经济增长；当省区经济步入较高经济发展水平时，制造业集聚的专业化外部性对经济增长具有显著的正向影响，影响系数为 0.7780，制造业专业化集聚有利于经济增长；随着省区经济发展水平的提高，制造业集聚的专业化外部性对经济增长的影响由显著的负向影响平滑地转换为显著的正向影响。当省区经济展水平较低时，制造业集聚的多样化外部性对经济增长的影响显著为负，影响系数为 -0.0125，多样化集聚不利于经济增长；当省区经济发展水平较高时，制造业集聚的多样化外部性对经济增长的作用系数为 0.1874，且在 1% 水平下通过显著性检验，制造业多样化集聚有助于经济增长；随着经济发展水平的提高，多样化对经济增长由显著的负向影响转变为显著的正向影响。制造业集聚的竞争外部性在低区制和高区制对经济增长的作用系数均未通过显著性检验。
在引入控制变量情况下集聚三种外部性对省际经济增长作用参数估计结果显示，当经济发展处于较低水平时，滞后一期经济总量对当期经济增长率的影响未通过显著性检验；随着经济发展水平的提高，滞后一期经济总量对当期经济增长平滑转换为显著的负向影响，其影响系数为 -0.0513；当省区经济处于较低发展水平时，制造业专业化外部性对经济增长的负向影响不显著；当省区经济处于较高发展水平时，制造业专业化外部性对经济增长具有显著的正向影响，影响系数为 0.4238；当省区经济处于较低发展水平时，制造业多样化外部性对经济增长具有显著的负向影响，影响系数为 -0.0068；当省区经济处于较高发展水平时，制造业多样化集聚对经济增长存在显著的正向影响，影响系数为 0.0944；随着经济发展水平的提高，制造业集聚多样化外部性对经济增长由显著的负向影响转变为显著的正向影响。对于经济发展水平较高的省区而言，制造业集聚的专业化外部性和多样化外部性对经济增长均存在显著的正向影响，MAR 外部性和 Jacobs 外部性同时存在。无论处于何种经济发展阶段，制造业竞争外部性对经济增长的影响作用未能得到证实。当省区经济处于较低发展水平，投资增长对经济增长的作用系数为 0.0925，在1% 水平下显著；当省区经济处于较高发展水平，投资增长对经济增长的作用系数下降至 0.0378；投资增长对经济增长具有重要的拉动作用，但随着经济发展水平的提高，投资增长对经济增长的拉动作用平滑下降。外商直接投资对经济增长具有显著的正向影响，在低区制，外商直接投资对经济增长的作用系数为 0.2457；在高区制，外商直接投资对经济增长的作用系数为 0.9502。政府经济干预程度对经济增长的影响作用未能通过显著性检验。
捕捉解释变量对被解释变量作用的异质性是 PSTR 模型最突出优势，在确定制造业集聚专业化外部性和多样化外部性对经济增长具有显著作用的基础上，为了深入探究制造业集聚外部性对经济增长的异质性作用，列出各省两种制造业集聚外部性作用系数如下页表3所示。
由于篇幅所限，表3仅列出了样本期初 (2000 年)、样本期末 (2011 年) 和作用系数由负向转换为正向的转移时点。随着经济发展水平的提高，制造业集聚的专业化外部性和多样化外部性对经济增长逐步由负向影响转为正向影响，且制造业集聚的专业化外部性作用的转换早于多样化外部性，这表明经济欠发达省区应优先发展专业化制造业集群，获取经济发展的比较优势以加速本地经济增长。由于各个省区专业化和多样化集聚的作用表现出异质性特征，可将中国省级区域划分为三个类型：一是制造业集聚专业化和多样化外部性的正向影响作用共存类型，该类型包括北京、天津、河北等 21 个省级区域。这些省区主要分布于东部沿海地区和中部地区，工业基础较好、经济发展达到相对较高水平、临近国内和国际市场，是国内制造企业布局和吸引国际产业转移的主要地区，无论是专业化的制造业集聚发展模式还是多样化的制造业集聚发展模式都有利于知识溢出和经济规模的扩大，这些省区应大力发展制造业多样化和专业化产业集群，提升制造业集群竞争力，释放其经济增长效应。二是制造业集聚专业化外部性的影响已经转为正向影响、多样化集聚外部性的影响仍为负向的省区，该类型包括安徽、江西、四川、青海和宁夏 5 省。对这些省区而言，制造业专业化集聚已经对经济增长呈现出突出的正向作用，应广泛参与国内外产业分工与合作，着力培育具有比较优势的特色产业集群，规避产业结构趋同风险。三是制造业集聚的多样化外部性和专业化外部性均未呈现出促进经济增长的效应，主要包括广西、贵州、云南和甘肃 4 个经济发展相对滞后的省区，这些地区经济基础薄弱，制造业发展落后，参与国内和国际分工程度不高，因而，制造业专业化集聚和制造业多样化集聚均未呈现出对经济增长的促进作用。
表3 中国内地各省区(未含西藏)集聚专业化外部性和多样化外部性的作用系数
四、结 论
本文选择面板平滑迁移模型，考察制造业集聚的专业化外部性、多样化外部性和竞争外部性对经济增长影响作用的区制转移特征。实证分析结果证实，制造业集聚三种外部性对经济增长存在异质性作用；随着经济发展水平的提高，专业化对经济增长由负向影响转化为显著的正向影响，多样化对经济增长的影响由显著的负向影响转换为显著的正向影响；在经济发展水平较高的省区，专业化集聚和多样化集聚对经济增长促进作用共存。建议经济发达省份在充分发挥比较优势的前提下，应适宜地选择培育专业化的制造业集群，或是培育多样化产业集群，亦或两类产业集群共同发展的制造业产业集聚发展战略。此外，随着经济发展水平的提高，投资增长对经济增长的作用平滑地衰减，发达省区经济增长对投资增长的依赖性下降，这说明发达省区应尽快转变投资拉动的经济增长方式，欠发达省区经济增长可以适当选择投资拉动模式。
[责任编辑：房宏琳，曾 博]
2015-08-13
国家社会科学基金项目(10BJL041)；2015年吉林大学哲学社会科学研究重大课题培育项目(2015ZDPY09)；吉林省科技发展计划软科学研究项目(20130420035FG)
金春雨(1965—)，女，教授，博士生导师，从事产业经济计量与金融计量分析研究；程浩(1987—)，男，博士研究生，从事产业经济研究；李琪(1979—)，女，副研究员，博士研究生，从事产业经济研究。
F124.1
A
1002-462X(2015)12-0117-06
