动态比较优势与中国工业空间集聚的门槛效应研究——一个新经济地理学的拓展模型

乔 彬，庞临然，张 纯

（太原科技大学经济与管理学院，太原030024）

动态比较优势与中国工业空间集聚的门槛效应研究
——一个新经济地理学的拓展模型

乔 彬，庞临然，张 纯

（太原科技大学经济与管理学院，太原030024）

近年来，中国在演化的比较优势下逼迫经济快速走向刘易斯拐点，势必对工业聚集产生重要的影响。在构造了一个包括动态比较优势的空间经济学拓展模型后，使用1990～2011年31个省际产业面板数据，可分析动态比较优势与产业聚集的门槛效应。研究表明：在经济发展初期劳动力比较优势对产业集聚呈正相关影响，但物质资本存量达到某一门槛值后，劳动力对产业集聚呈负相关影响。劳动禀赋与产业聚集之间呈现倒U型关系，在物质资本存量的影响下，劳动力集中指数与产业集聚间具有显著的门槛效应。

产业集聚；动态比较优势；门槛效应；新经济地理学

一、问题的提出

改革开放以来，伴随着经济全球化和区域差异化发展战略的实施，中国工业的空间集聚现象越来越突出，形成以东部沿海为中心，中西部为外围的“中心-外围”结构。［1］［2］工业在东部地区的过度集聚，导致生产成本上升、资源短缺和集聚效应递减，这不仅严重影响了东部地区制造业的可持续发展［3］，也使西部难以摆脱粗放低层次的产业结构。特别是近年来，外需低迷以及劳动比较优势的衰减甚至消失，倒逼中国经济迅速走向刘易斯拐点，这也对产业聚集发展演变及区域产业结构升级产生了重大影响。因此，认清在动态比较优势条件下中国制造业集聚的现状和趋势，对于推进区域产业集群及转变经济发展方式具有重要的意义。

克鲁格曼（Krugman）以垄断竞争和规模收益递增的框架为基础，把主流经济学长期忽视的空间要素重新纳入到一般均衡的分析框架中，建立了CP模型，并分析认为经济系统的内生力量是形成产业集群的主要原因。［4］此后，新经济地理学模型在许多经济学家的努力下不断得到拓展。普夫鲁格和苏迪库姆（Pfluger& Sudekum）在对数线性效用函数模型的基础上研究了集聚的福利效果与政策干预之间的关系，论证了在不同假设条件下产业集群形成和演变［4］［5］；赫尔普曼（Helpman）、奥塔维亚诺（Ottaviano）分析了企业异质性对集聚经济的微观作用机理，还有两企业两区位“新”新经济地理模型等等；［6］［7］国内学者安虎森认为，产业聚集的演化与市场规模有很大的关系。［8］赵增耀等将市场潜能融合到空间经济学的模型之中，从理论与实证上论证了国内外市场潜能与产业聚集发展与演变的关系。［3］还有很多学者等都对空间经济学模型的拓展做出了独特的贡献。［2］［9］［10］［11］［12］以上国内外学者虽从不同角度合理地拓展了新经济地理学理论，但缺乏当前中国产业集群核心特征，即融合了演变比较优势因素的新经济地理学模型。事实上，随着一个国家要素禀赋结构的改变，其比较优势也是动态变化的，产业升级方向应符合变化了的比较优势。［13］虽然一些学者就中国产业聚集与比较优势关系作了一些实证研究，如巴蒂斯·庞赛特（Batisse）、金煜等使用线性回归模型实证检验了静态比较优势、市场规模与产业聚集的关系，但未从理论上进行论证；［14］［15］钱学锋应用新经济地理学的模型和方法，在一个多国FC模型的基础上融入了比较优势因素建立了一个理论模型，但针对的是特惠贸易安排形成前后比较优势对本地市场的影响，且由于模型的变量很多，该模型没有解析解，此外，钱学锋也未进行理论框架下的实证研究。［16］如何在对集群具有较强解释能力的新经济地理理论框架下研究动态比较优势对产业聚集演变的影响，这对制定相应的集群扶持政策具有重要的理论和实践意义。据此，本文认为相关研究还需要在如下方面进行拓展。

第一，新古典的静态比较优势不能说明产业聚集的发展演化。在规模收益递增和地区间存在运输成本等假设的新经济地理学框架下，需要将动态比较优势融入新经济地理学模型，深入分析区域动态比较优势和异质性与产业聚集发展演变的关系，从理论上拓展新经济地理模型。

第二，以往有关比较优势与产业聚集的相关研究都是采用线性模型。事实上，如果所研究的对象具有非线性特征，线性模型估计将是有偏的。［17］中国作为一个后发大国，由于各区域之间的经济发展的异质性和复杂性，动态比较优势与产业集聚之间并不一定是线性关系，且比较优势的演化对产业集聚的影响可能存在拐点，即产业集聚的形成中可能存在一个或几个门槛值，若该国（地区）相关的经济资源初始条件未跨越门槛值，那么集聚效应就难以实现。因此，对于集群升级政策的制定者来说，确定相应的门槛值就显得格外重要。

第三，由于大多数空间数据都具有或强或弱的空间依赖性［18］，研究中国区域经济问题势必涉及到区域之间相关性问题。鉴于此，本文弥补了相关研究没有考虑空间相关性的缺陷，并将新经济地理学两地区研究拓展为R地区，在此基础上利用中国20年的省级面板数据，构建空间面板门槛计量模型，分析30个省区动态比较优势与产业集聚之间的关系，并给出相应的建议。

二、理论模型分析

1.理论模型的构建

本文在克鲁格曼［18］、雷丁和维纳布尔斯（Redding&Venables）［19］、海德和迈耶（Head&Mayer）［20］等学者建立的新经济地理学框架基础之上，放松新经济地理学的基本假设，建立了一个新经济地理学拓展模型。第一，由于现实中中国各省区的地域复杂性和异质性，本文将两地区研究拓展到R个区域。本文进一步假定存在比较优势，包括劳动比较优势、资本比较优势及技术比较优势，且比较优势随时间变动对产业聚集会产生一定影响。第二，剩余的假设与原模型类同，诸如：简单经济体包括农业和制造业两个部门，农业部门只生产单一的同质产品，属于完全竞争的市场结构；工业部门生产有差异的多样产品，市场表现出垄断竞争和规模报酬递增特点；生产要素具有资产专用性即农民生产农产品，工人生产工业品；工业品存在运输成本，运输成本采取萨缪尔森的“冰山”形式，即每一单位的工业品从地区r实际到达地区j只有1/vrj；其余部分在运输过程中损耗掉了，损耗为：1-1/vrj。其中里τ表示单位距离的运输成本；drj表示地区r与地区j间的距离。

假定经济体每个消费者有相同的偏好，效用是柯布—道格拉斯（Cobb-Douglas）函数形式：

其中A为农产品，M是工业品集合。μ是工业品拥有的消费份额，μ＜1。ρ是人们对差异产品的偏好程度。令，则σ（＞1）为产品的替代系数。记在地区r生产的工业品种类为n，n=1，2，……，n。假设r地区r某种产品的当地价格为pr，由于存在运输成本，从地区r运往地区j的CIF价格为prj。其中：prj=vrjpr，故地区j消费产于地区r的工业品的价格指数为：

其中yj为地区j的收入。前面假设在不同地区生产不同种类的工业品，地区的劳动力的边际投入为cr可理解为一个地区的劳动力生产率水平［16］，而劳动生产率水平与地区的技术水平密切相关，本文遂用cr代表地区技术比较优势。

工业品生产中仅使用资本作为固定成本，地区r资本用固定投入Kr表示。对于产量qr，生产要素总投入Er=Kr+crqr，其中地区工业劳动力投入为Lr=crqr。由于规模经济、消费者对差异产品的偏好，每一厂商都生产与其他厂商有差异的产品，这意味着差异产品的种类数量就是厂商数目。由于每一种差异产品的需求弹性都是σ，每个厂商面临的需求曲线的需求价格弹性也是σ。

设地区的工业投入生产要素成本wr，厂商的产品价格为pr，厂商利润则为：

其中qr由（4）式决定。于是区域r中厂商的利润最大化定价条件为，代入（5）式得：

根据（6）式可得出技术水平比较优势与工业集聚呈正相关关系，据此，本文可得出推论1：

推论1 地区的技术水平比较优势越高，产业就会越向该地方集聚。

由于地区生产要素禀赋结构决定比较优势，蔡昉使用劳动力集中指数考察地区劳动力比较优势，其值等于经济体中平均劳动生产率与地区劳动生产率的比值。［21］本文使用这一定义，用劳动力集中指数代表劳动力比较优势，即劳动力比较优势等于经济体中地区工业劳动投入Lr与均衡工业劳动投入l*的比值。

当允许自进入且R个地区完全对称时，即πr=0，Kr=K，cr=c。由此得厂商均衡产出q*为：q*=动的均衡投入为：l*=cq*=K（σ-1），总可以通过选择单位使得时劳动的均衡投入l*=μ。则地区r的劳动力比较优势为：

可见，若某地区具有劳动力比较优势，意味着工业的劳动投入相对于经济体均衡时的劳动投入量而言就多，意味着地区的工业劳动力资源就相对丰富，具有劳动力成本较低的潜在比较优势。反之，则表明劳动力资源比较稀缺，不具有低劳动力成本的比较优势。

根据新古典经济增长模型，劳动资本比是决定人均收入水平和收入分配的关键性因素。则定义地区的资本比较优势为：

资本比较优势越大，劳动力拥有物质资本数量多，劳动生产率就高；反之，如果劳动力平均拥有的资本量少，经济增长绩效就会由于资金缺口或投入不足而较差，劳动生产率较低，人均收入水平也较低。把式（7）、式（8）代入式（6）得：

据此，本文可得出推论2和推论3，即：

推论2 地区的资本比较优势越高，工业就会越向该地方集聚。

推论3 地区的资本比较优势小于均衡值时，劳动力比较优势越高，工业会越向该地区集聚；当地区的资本比较优势大于均衡值时，劳动力比较优势越低，工业会向该地区集聚。

综上，理论模型的结论表明了劳动比较优势及资本比较优势对于工业聚集的影响存在门槛效应，但理论模型是否成立仍需通过实证研究进行验证。

2.计量模型的建立与变量说明

（1）计量模型的建立。根据理论模型分析，结合中国工业实际，本文构建了研究工业集聚的计量分析模型，重点考察动态比较优势等因素对工业集聚的门槛效应，模型如下：

其中，下标r和t分别表示省份和时间，εrt为随机误差。表1列出了计量模型中所涉及变量的定义和计量单位。

表1 变量定义

需要说明的是，虽然本文旨在探索产业空间聚集与比较优势的内在关联，但需要控制其他对产业聚集具有显著影响的变量。一些实证研究结果表明，教育水平、外商直接投资、工资水平和外商直接投资与技术比较优势的交叉项等变量对一个地区的产业集聚有着重要的影响，在计量模型中遗漏这些变量会导致回归的有偏估计。因此，在相关研究基础之上，本文选取教育水平（edu）、外商直接投资（fdi）、工资（wage）和外商直接投资与技术比较优势交叉项（fdi_rtca）作为模型的控制变量。根据本文的理论模型，一个地区的生产技术水平越高，其工业区位商也就会越高。由于外商直接投资带来的技术溢出都能够提高地区的生产技术水平，外商直接投资符号预期为正；教育的预期符合也应该与工业聚集正相关。同时，根据理论模型（5）式，一个地区的生产要素成本越低，即工资水平越低，其工业区位商也就会越高，因此工资的预期符号为负。此外，由于本文使用的是面板数据，其充分利用了时间段和截面单元的信息，给出了更多的变量、数据信息、自由度，从而减少了变量之间多重共线性的产生，且可以将不同时间点上的经历和行为联系起来，更能反映动态比较优势随时间的变化特征。

（2）变量说明。为了提高计量模型的可操作性，需要寻找各变量的替代变量。各变量的替代变量具体如下：首先，用工业区位商（rm）反映产业空间集聚程度。金煜等（2006）曾使用地区工业产值占全国工业GDP的份额反映工业集聚度，但是考虑到我国各省份行政面积的较大差异，用工业产值占全国工业GDP的份额这一指标无法剔除规模差异导致的计量误差［15］。本文的区位商计算公式为其中，I表示工业总产值，Y表示国内生产总值，按照1990年不变价格对地区生产总值进行平减。

其次，对于一个地区的比较优势有两种度量方法，一是从其资源禀赋角度观察，即所谓的“事前法”，实际上，该方法反映的是该地区潜在的比较优势。二是从其显示出来的产业结构或贸易结构观察，是所谓“事后法”，需要假设没有人为导致的扭曲，国际上最流行的方法为巴拉萨（Balassa）于1965年使用显示性比较优势指数（简称IRCA），巴拉萨曾使用IRCA测算了OECD国家之间通过贸易反映出的产业比较优势。由于本文着重从资源禀赋变化角度研究动态比较优势对产业集聚的影响，因此采用事前法对劳动比较优势进行估算。劳动力比较优势（Lf）的计算公式为：Lf=全国平均劳动生产率/地区平均劳动生产率，其中劳动生产率=生产总值/职工人数；资本比较优势（Pc）采用索洛（Solow）的方法，使用物质资本存量/就业替代作为替代变量。关于物质资本存量有估计方法主要有戈德史密斯（Goldsmith）提出的永续盘存法；约根森（Jorgenson）提出的资本价格租赁度量法和早期索洛强调利用生产函数来推导资本存量。单豪杰改进了折旧前后不一致的推算方法，［22］重新构建了资本存量估算中的四个核心指标，尤其是对基期资本存量和折旧率的确定进行了细致的推算，以此为基础得出的估计结果与我国各地区物质资本存量的客观实际更加接近，因此本文采用该方法估计我国省际物质资本存量；本文使用三种专利申请授权数度量地区的技术比较优势（rtca），其计算公式为其中P表示地区三种专利申请授权数，P表示全国三种专利申请授权数。r

再次，使用当年的大学生在校生总人数来表示教育，并在模型中采用对数形式；使用省区城市职工工资总额（万元）与省城市职工人数（万人）的比值来表示工资水平（wage），在模型中也取其对数形式；使用当年的外商投资额根据当年的年平均汇率折算为人民币后取对数代表外商直接投资（FDI），表2是对各个变量的描述性统计。

本文数据来源于1990～2011年我国31个省区市的21年的面板数据，主要数据来源于《中国统计年鉴》、《新中国60年统计资料汇编1949～2008》和《中国工业统计年鉴》。

表2 样本描述性统计（1990～2011，N=31个，T=22年，NT=682）

三、实证检验及结果分析

本文前述的理论模型表明：由于后发大国经济结构随时间演化的复杂性和空间异质性，工业空间集聚与劳动比较优势之间呈现非线性关系，并且表现出一定区间效应或者门槛效应，这意味着在动态比较优势的影响下，产业聚集演变可能存在一个或者几个关键点，否则聚集效应难以发挥。传统的门槛效应检验方法有分组检验、交叉项检验等方法，但这些方法不能对门槛效应进行显著性验证。为此，本文采用汉森（Hansen）［23］发展的门槛面板模型，根据客观实际数据本身特征内生地划分区间，实证检验理论模型，研究动态比较优势对中国工业空间集聚影响的门槛效应，同时也对门槛效应的显著性进行检验。

1.门槛空间面板模型的估计与检验

为避免存在共线变量引入模型，首先通过逐步回归法，确定如下单一门槛模型，进而扩展到多门槛模型。单一门槛模型的设定如下：

其中，下标r和t分别表示省份和时间，εrt为随机误差，I（·）为指标函数，γ为门槛值。rmrt为被解释变量，ξrt与ζrt为解释变量，根据理论模型ξrt也为门槛变量。教育水平（edu）、外商直接投资（fdi）、工资（wage）和外商直接投资与技术比较优势交叉项（fdi_rtca）作为模型的控制变量。将（12）式改写为矩阵形式：

对于给定的门槛值，采用OLS估计（13）式以得到β的估计值和残差平方和，通过最小残差平方和得到的估计值，即：

其中，S0为在原假设H0下得到的残差平方和。在原假设H0下，门限值γ是无法识别的，因此，F1统计量的分布是非标准的。汉森建议采用“自抽样法”（Bootstrap）来获得其渐进分布。［24］在H0∶γ^=γ0的原假设下，构造的似然比检验统计量为：

由于统计量的分布也是非标准的，汉森又构造了一个判断其显著与否的简单公式：LR1（γ）≤c（α）时，其中c（α）=-2ln（1-）（α表示显著水平）。通过上述过程可以检验是否存在一个门槛。但从计量角度来看，可能会出现双重门槛甚至多个门槛。双重门槛就是在单一门槛估计和检验基础上的拓展，双重门槛的模型设定为：

其估计是在事先假设单一门槛模型估计出为已知的情况下，再进行γ2的搜索，最终得到：

2.实证结果分析

本文使用Stata 11.0统计软件对上述设定的空间面板门槛模型进行实证分析。首先需要确定门槛的个数，以便确定模型的形式。本文依次按照不存在门槛值、存在一个门槛值、两个门槛值、存在三个门槛值的四种条件设定原假设和备择假设并进行检验。得到各门槛估计值、对应的F统计量、采用“自抽样法”得出的P值，结果见表3。

检验结果表明：双重门槛空间项参数（P）估计值超过了1%的显著性水平，其自抽样P值为0.002，远远小于0.01。单一门槛空间项参数（P）估计值未过10%显著性水平，其自抽样P值为0.34大于0.1并不显著。三重门槛效果并不著性，其自抽样P值大于0.1为0.474。可见，模型存在两个门槛值。模型双重门槛空间项参数（P）估计值通过了0.01%显著性水平，证明了本模型为双重门槛模型。

表3 门槛效果检验

以下将基于双门槛模型展开分析，两个门槛的估计值和相应的95%置信区间列示于表4。借助图1和图2绘制的似然比函数图，可以了解门槛值的估计及置信区间的构造过程。门槛参数的估计值是指似然比检验统计量LR为零时的取值，门槛的估计值在双重门槛模型中分别为3.118（见图1）和1.110（见图2），各门槛值得95%置信区间是所有LR值小于5%显著水平下的临界值7.35（对应图中虚线）的构成的区间。

图1 第一个门槛的估计值和置信区

图2 第二个门槛的估计值和置信区间

根据门槛值将中国工业空间集聚按照物质资本存量水平将区域工业资本比较优势分为三个区间：低资本区间（pc≤1.110）、中等区间（1.110＜pc≤3.118）和高资本区间（pc＞3.118）。门槛的系数估计值和相应的95%置信区间列示于表4。

表4 门槛估计值

在上述研究基础上，根据各省份资本比较优势与门槛值大小关系，将各省份分为三种类型。首先，从各个资本比较优势区间个数的走向趋势来看，90年代初期，大部分省份在第一区间逐步向第二区间转移，仅有上海和北京率先进入第三区间。90年代中期，大多数省份已经入第二区间，但仍有辽宁、黑龙江、安徽、重庆、四川和云南这六个省市停留在第一区间，且北京、上海、江苏、浙江、山东和广州六个省市已率先进入第三区间。随着进入新千年后，仅有云南省滞留在第一区间，绝大部分已经入第二、第三区间，且在第二区间的省份多为中西部省份。在2006年后，云南省进入第二区间，其余省份均进入第三区间。可见，过去二十多年，各省区资本投资对工业聚集产生了较大的影响。从资本存量看，除了个别落后省区，大部分地区较快进入了资本比较优势的第三区间。

在确定了门槛的个数之后，需要估计各解释变量对产业集聚的影响程度。对于空间面板模型参数估计与检验，如果使用传统最小二乘法（OLS）会产生系数估计值有偏或无效，因此采用极大似然法（MLE）进行模型估计。何江、张馨之认为当回归分析局限于一些特定的个体时，固定效应模型是更好的选择，［24］且近些年空间面板文献大都采用了固定效应模型。［25］［26］为此，本文使用空间聚类稳健标准差固定效应（FE_robust）和普通标准差固定效应（FE）模型对比分析结果，具体见表5。

表5 模型的参数估计结果

动态的劳动比较优势与产业聚集之间到底存在怎样的关系？是否为本文理论模型所证明的存在“拐点”或是一种非线性关系？从本文的实证结果来看，劳动比较优势与工业聚集呈现非线性关系。当地区的资本比较优势（pc）低于门槛值1.110时，全国综合劳动力比较优势系数估计值显著为正（0.184）。当地区资本比较优势较低时，劳动力比较优势促进工业集聚；当地区的资本比较优势（pc）跨越门槛值1.110时，劳动力比较优势系数估计值在中资本区间为负（-0.700），在高资本区间更显著为负（-0.214）。根据实证结果，在地区资本比较优势增加的情况下，劳动力比较优势会抑制产业集聚。即在资本比较优势低区间的区域劳动比较优势会促进产业集聚；当资本比较优势高于门槛值（1.110）时，在中资本区间和高资本区间的区域劳动比较优势与产业集聚呈负相关关系。可见，资本比较优势的门槛效应对劳动力比较优势与产业空间集聚的关系产生了一定的影响，劳动比较优势与产业空间集聚之间并非是单调递增或者递减关系。从时间维度上来看，随着特定区域资本存量不断增加，劳动力比较优势和产业集聚变量之间呈现倒“U”型关系。近20年来，简单劳动力的比较优势在长期经济增长中出现“福利恶化型”增长的趋势。有文献表明：在没有技术革新和制度创新的情况下，自然资源禀赋的充裕与经济增长之间呈现负相关的关系。本文的实证结果表明了：在当今依靠高科技、高资本取得竞争优势的经济全球化背景下，劳动力比较优势不能长久维持一国的工业聚集及其效率。

改革开放以来，资本投资尤其是政府投资拉动对产业聚集起到推动作用，但结合教育水平来看，显然这种资本扩张是以传统产业为主的规模和外延式扩张，能有效拉动低技能劳动力需求的扩张，但是对高技能劳动力就业的拉动效应并不明显，从劳动比较优势演化与产业聚集的实证结果也证明了这一点。

根据实证结果，全国综合技术比较优势显著为正，与我们的理论预期相同。但是地区估计结果为：东部和西部显著为正，中部地区显著为负。近10年来，为了缩小东西部区域差距，国家对西部实施了一系列优惠政策和扶持政策，有目的地承接东部梯度转移，产业聚集的技术比较优势逐渐显现；而中部产业结构还未升级到与技术比较优势相配合的状态，因而未成为工业集聚的主要力量，这与吸引FDI不足存在较高的相关性，加之不东不西的地理位置，缺乏政策扶持可能也是导致这一结果的重要原因。

改革开放以来，中国工业引以为傲的简单劳动力的比较优势已经逐渐消失，以劳动比较优势和外需导向的工业聚集面临转型与升级，教育水平势必会对产业聚集产生显著影响。这可以从教育变量的实证结果证明这一点。实证结果表明，全国综合教育水平系数为正但不显著，这表明教育对工业集聚正向影响还远没有发挥出来。分区域结果表明，东部地区教育水平与工业聚集具有显著的正向影响，中部地区为负但不显著，西部地区则显著为负。这表明与东部相比中西部教育水平还不能促进工业聚集水平的提高，可能的原因是中西部人力资源流失以及职业教育不足所致。

外商直接投资的系数为0.0175，且在5%水平显著，这与一些相关研究的结论一致。外商直接投资技术溢出促使产业聚集水平的提高，这在吸引了较多FDI的东部表现的非常明显，而中部地区显著为负，西部地区显著为正。对于中西部地区来说，可能的原因是由于外资企业主要嵌入于全球生产网络和外资企业间网络中，而本土企业主要嵌入于当地社会网络中。

四、结论和政策启示

本文利用1990～2011年的省级面板数据，构建了一个空间经济学拓展模型，利用空间门槛回归计量模型进行了实证分析，考察了在不同资本比较优势条件下的劳动力比较优势与产业集聚之间的非线性关系，以及我国比较优势演化过程中工业集聚的地理空间特征的演变，这在理论和实践上都是一种有意义的尝试。本文的研究表明，改革开放以来，伴随着资本投入的不断扩张，简单劳动力比较优势已由改革开放初期产业集聚形成的主要因素沦为抑制地区集群演化的因素，而技术比较优势尤其在中西部地区还没有成为产业聚集的主要动力。同时，动态比较优势对于区域产业聚集差异化影响证明了培育动态比较优势的重要性。根据动态比较优势理论：产业升级方向应与动态比较优势演化方向相一致，［27］这就需要在分析动态比较优势及遵循市场规律基础上，通过积极的产业政策和区域政策，发现并培育动态的比较优势，推进产业聚集区的结构升级和经济转型。具体的建议如下。

第一，遵循区域动态比较优势，利用产业集聚的外部经济性和规模经济性，辅以必要的扶持政策及优惠政策，引导产业升级方向。首先，东部地区应充分发挥技术及人力资本比较优势，重点发展金融、物流、研发、创意、品牌、营销、法律、会计等现代服务业和电子信息、新能源、新材料等高技术产业，形成新的高端服务业集群和高技术产业集群，改变以传统产业为主的规模和外延式扩张；制定产业发展目录，加大对东部劳动密集型产业和传统产业的限制。还可以建立中央财政专项资金，与中西部地区的劳动力、土地比较优势及优惠政策结合起来，对向中西地区迁移的企业提供适当补贴，引导东部产业集群中的核心企业与相互配套的企业整体迁移到中西部的产业园区，从而推动东中西各区域产业聚集区形成与演化；严格执行《劳动法》，强化各地社保费用收缴的硬约束，提高东部地区劳动力密集型企业的用工成木，迫使其向内地转移。其次，本文实证研究表明：中西部地区要实现产业集聚效应，必须先跨越一定的资本门槛，否则将继续面临发达地区的吸附效应。当前，西部承接产业转移的一个突出的短板是基础设施等条件的不完善，这导致在中西部投资建厂的运营成本，以及产品运输成本大大提高甚至超过了劳动力、土地、资源等比较优势所带来的成本节约，从而使得厂商缺乏在那里产业转移或者投资建厂的动力。这就需要通过政府投资，连通中西部与全国大中城市的主要水、陆、空干线建设，提高路网密度和运输能力，完善通信网络和物流网络，提升承接产业转移的条件与优势，促进工业集聚的形成与演化。

第二，促进简单劳动力比较优势向人力资本优势转化战略。本文的实证研究结果表明，改革开放以来，资本投资极大地带动了工业聚集水平的提高，且教育对工业聚集的作用远没有发挥出来，显然大多数产业聚集是以传统产业为主的规模和外延式扩张，这种资本扩张增加了对简单低技能的劳动力的需求，随着刘易斯拐点的到来和内外部宏观经济形势的改变，简单劳动力比较优势已由改革开放初期为产业集聚形成的主要因素渐变成为抑制地区产业集群升级的因素。这就需要建立长期的制度化方案，一方面吸引知识性员工，另一方面通过职业培训积极培育简单劳动力，提升人力资本需求与供给方面的匹配度，培育高级及专业化生产要素，推动比较优势禀赋结构优化。

首先，地方政府应该在产业规划的前提下，倡导和兴办相应的职业教育体系。可以实行由政府主导、职业学校与企业共同参与的模式；也可以在政府主导下由行会和教育界合作办学，将整个教育都改造成了以能力为基础的教育，从而打破职业教育与普通教育的界线。

其次，地方政府可以从户籍、居住等方面的准入程度，促进知识型员工社会网络关系的建立，提升知识员工的社会嵌入度，从外部降低知识员工的流出概率。此外，还需要通过提升工作嵌入度来使知识员工的价值真正发挥出来。而为知识员工提供一个知识交流和转移的平台，这是提升其工作嵌入度的一个重要途径，其意义在于：其一，保护知识产权，激发知识员工的发明创造的热情，并将自身的专有技术技能共享和相互交流；其二，准确识别知识社群的价值，对从财力、物力方面对社会知识社群运作给予支持。

第三，充分利用FDI的技术溢出效应，实施优惠政策，促进产业聚集的转型与升级。本文的主要控制变量之一FDI与技术比较优势交叉项的实证结果表明，FDI对于全国产业聚集水平提升具有较为显著地作用。东部FDI与工业聚集呈显著的正相关关系，中西部地区则不显著。这一结果也与东中西之技术创新能力等方面差异一脉相承，充分证明了FDI的知识溢出效应。FDI可以通过技术引进、消化、吸收，提升区域技术比较优势，引导区域工业聚集不断演化。首先，政府可以根据本地动态比较优势，对FDI的技术含量与区域产业关联程度进行事前甄别，实施优惠政策吸引那些与区域产业上下游关联性较大的FDI，同时限制与区域产业或者投资有直接或间接竞争关系的FDI。其次，对外资企业在本地创造新价值的比例做出相应的规定，提高外资企业在中国生产的本地化程度。

再次，判断外资企业在产业网络中的位置是十分必要的：处于网络的中心位置的核心企业能够带动更多的本土供应商，而零配件厂商网络对本土企业的吸纳能力则相对较弱，因此对本土企业的推动作用也较弱。

参考文献

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责任编辑：魏 旭

F061.5

A

1005-2674（2015）08-057-11

2015-06-18

定稿日期：2015-07-12

教育部人文社会科学基金项目（13YGA790091）；山西省软科学项目（2015041005-5）；晋城市项目（201501004-23）

乔彬（1966-），女，山西太原人，太原科技大学经济管理学院教授，博士，硕士生导师，主要从事产业经济研究；庞临然（1991-），男，河南许昌人，太原科技大学经理管理学院硕士研究生，主要从事区域经济研究；张纯（1988-），女，辽宁丹东人，太原科技大学经理管理学院硕士研究生，主要从事产业经济研究。