制造业区际转移粘性的合理性分析

2018-01-31韩继辉

天津商业大学学报 2018年1期

韩继辉，金辉

（1.河北工业大学经济管理学院，天津300401；2.烟台大学经济管理学院，山东烟台264005）

目前，中国正处于经济结构调整的重要时期，促进东部地区制造业向中西部欠发达地区大规模转移，推动区域经济协调发展，进而实现社会经济包容性增长已经成为人们的共识。国内显著的经济梯度差异更为产业转移创造了良好的时机。然而，在产业转移过程中却出现了区域粘性。欠发达地区为吸引外来企业入驻，竞相建立起大规模的工业园区，结果却是鲜有企业迁入。制造业转移粘性已演变为影响我国经济健康发展的重要因素。

有关产业转移粘性这一概念国外学者虽并未明确提及，但关于影响产业转移的因素则有不少研究。Breton（1996）[1]指出，产业转移事关各地政府经济发展大局，地方政府间的竞争伴随产业转移呈现出白热化趋势，一国内部地方政府为增强本地竞争优势而采取税收优惠、财政补贴、社会福利等方式吸引资本、劳动力以及其他生产要素大量涌入，从而造成产业转移不畅。Becker等（2013）[2]认为，对工业企业而言，固定资本投入比重大，由此形成的沉没成本一定程度上会影响产业转移的推进。Amiti和 Pissarides（2005）[3]以及 Sung 和 Lee（2007）[4]运用韩国数据进行实证研究后发现，产业倾向于迁往熟练劳动力充足的地区，各地区劳动力技能的差异成为产业转移的障碍。

随着我国产业转移政策的不断推进，产业转移粘性问题逐渐引起国内学术界关注。魏敏等（2005）[5]指出，我国劳动密集型产业偏多，在存在产业梯度推移条件的情况下，不少因素引致粘性问题。现阶段，关于产业粘性的研究更多集中在对其形成原因的分析上。孙久文和彭薇（2012）[6]研究表明，产业转移成本过高是我国地区间产业转移缓慢的主要原因。王勇等（2016）[7]也指出，产业跨区转移不得不考虑运输成本问题。成祖松等（2013）[8]通过进一步研究发现，政府行为也是影响产业转移的关键因素。王艳丽和钟奥（2016）[9]对高耗能产业的研究证实了该观点，政府依靠税收、环境规制等方式，通过影响地区投资规模从而影响产业转移效果。彭继增等（2017）[10]的研究再次证实，各省之间的激烈竞争严重阻碍了东部沿海地区的产业转移。不过，高煜等（2016）[11]研究发现，产业集聚条件（包括市场环境）不成熟是西部地区无法有效吸引东部地区产业转移的根本原因。

虽然关于产业粘性成因的研究比较丰富，但涉及粘性合理性的探讨并不多见。由于产业集聚可以强化产业转移粘性，说明二者具有较大相关性。因此，对产业集聚合理性的研究可以为探究粘性合理性提供参考。周圣强和朱卫平（2013）[12]认为集聚度与全要素生产率之间存在倒U型关系，沈能等（2014）[13]的研究也证明了该结论。事实上汪彩君、唐根年（2011）[14]研究发现产业集聚已对长三角地区产业效率产生抑制作用，集聚水平已经不合理。产业集聚的负外部性启发我们，粘性并非我们所预想的那样只是纯粹促进或阻碍生产绩效，而是与之存在非线性关系。故本文采用非线性面板门限模型，深入研究粘性合理性问题。

1 制造业转移粘性的概念

本文制造业区际转移粘性特指梯度转移粘性，即一国内部存在一定经济梯度差异的区域间，产业转移不遵循梯度理论而呈现出的空间变动滞缓现象，导致生产要素在时间、空间等方面的配置出现偏差，最终影响生产绩效。其本质是区域对产业的吸附能力。它是由推动与阻碍产业转移的两种力量相互作用而形成的结果，具体表现为产业空间集聚不均衡且空间变动缓慢，呈现出“空间依赖”。此时存在帕累托改进——推进产业区域转移，但受制于迁移成本、政策等，未能实现企业效益的提升和社会整体福利水平的提高。

目前关于产业转移粘性的测度研究较少。魏敏（2007）[15]运用灰色聚类法构建简单的灰色聚类粘性模型，但只划分出高中低梯度区域的分布情况；另外，姜宁（2014）[16]在张谋贵（2010）[17]研究的基础上结合产业梯度转移理论和产品生命周期理论，构建了产业梯度转移粘性系数。本文借鉴姜宁构造的产业梯度转移粘性系数（VISG），即改进的梯度系数（IGC）与产业成长系数（IGR）的乘积，来测度制造业区际转移粘性的程度。具体公式如下：

式中：ei表示i省制造业的生产总值，Ei表示i省所有行业的生产总值，n为所研究省份数量；LQ为区位熵；CPOR为比较劳动生产率，即地区制造业销售产值占全国比重与其从业人数占全国比重的比值；CCOR为比较资本产出率，即地区制造业销售产值占全国比重与其平均资本占全国比重的比值；CGOR为产业比较成长率，即地区制造业近两年产值平均增长率与该地区全部产业增长率之比；CEOR为产业比较利润率，即地区利润率与全国之比。

2 实证分析

2.1 变量选择

（1）被解释变量——生产绩效（prod）：本文以人均产出来衡量生产绩效。由于区域间工资水平差距的不断缩小，人均产出与企业利润具有高度一致性，且前者决定后者，用人均产出衡量生产绩效具有合理性[18]。

（2）核心解释变量——人均资产（perinv）：人均资产以各省制造业的固定资产投资除以其平均从业人数衡量。固定资产投资与制造业转移粘性关系密切。首先，制造业区际转移粘性对固定资产投资的影响是直接而显著的，粘性容易导致固定资产投资的路径依赖。其次，作为制造业的关键生产要素，增加固定资产投资是企业扩大生产规模的前提，也会强化粘性。因此，本文选取人均资产作为核心变量。

（3）门限变量——制造业转移粘性系数（visg）：本文借鉴姜宁（2014）[16]的方法测算制造业区际转移粘性系数，以产业梯度系数衡量当前的产业粘性，以产业成长性和盈利性作为衡量企业家因未能形成有效迁移意愿而对原始粘性产生的放大作用，二者的结合更能提高粘性的准确性。

（4）控制变量：在本研究中选取了如下5个控制变量。市场潜力（cons），以居民消费水平衡量；创新能力（patent），以三项专利申请数衡量；物流水平（trans），以交通运输、仓储和邮政业增加值衡量；劳动力数量（num），以全部从业人员年平均人数衡量；劳动力质量（hignum），以每十万人口高等教育平均在校生数衡量。

2.2 数据说明

本文采用2005—2016年省级面板数据作为样本。由于西藏相关统计数据不全，研究涉及30个省份。数据主要来源于《中国工业统计年鉴》《中国统计年鉴》、各省统计年鉴和中国国家统计局官网。考虑到行业的一致性，本文选取产值占全部制造业80%以上的20个主要细分行业的两位数行业数据，基本涵盖了各种类型的行业。为避免价格的波动对实证结果的干扰，对数据进行了相应的处理。数据的统计描述结果见表1。

表1 变量的描述性统计

2.3 模型设定及实证结果

本文以柯布—道格拉斯生产函数为基础，并构建扩展的计量模型，见式（1）。

利用STATA 13.1软件结合门限面板模型对制造业粘性、固定资产与生产绩效之间的关系进行实证分析。结果表明该模型存在三重门限效应（见表2），具体形式可设为：

式（2）中：visg 为门限变量；Ψ 为门限值；I（·）为示性函数，当visg满足括号内条件时，I（·）=1，否则I（·）=0。

表2 门限效应检验

同时，还可得到具体的门限估计值，其中第一个门限值（Ψ1）为 0.357，第二个门限值（Ψ2）为0.923，第三个门限值（Ψ3）为1.939，其对应的95%的置信区间分别是：[0.337，0.461]、[0.628，1.945]和[1.501，1.951]。上述过程可以通过绘制似然比函数图的方式更直观地呈现出来。如图1所示，横轴为门限变量值，纵轴为似然比检验统计量LR值。当LR等于零时，所对应横坐标即为估计的门限值；LR曲线与虚线（5%显著水平下的临界值7.35）的交点即为各个门限估计值95%的置信区间[19]。从图中可以看出，各置信区间相对集中在其估计值附近，说明三个门限值真实有效。

图1 粘性水平的三重门限估计值和置信区间

接下来对三重门限模型进行参数估计，表3列出各个解释变量非线性三重门限面板模型回归的系数估计值。

2.4 结果分析

通过上述门限效应检验可知：不同粘性水平下固定资产投入对制造业生产绩效存在显著的“三重门限效应”。具体而言，制造业区际转移粘性系数低于第一个门限值0.357，固定资产投资对生产绩效的弹性系数为-0.084；若粘性系数高于第一个门限值，则固定资产投资对生产绩效的弹性系数上升至-0.027，但仍为负值；当粘性系数大于0.923，弹性系数迅速提升至0.234，此时规模报酬递增的效果显著，扩大生产规模作用明显；但是，当粘性跨过第三个门限值1.939后，弹性系数则大幅降至0.041，固定资产对生产绩效的作用力下降了82.48%。此时，固定资产投入对产出的作用弹性虽较粘性适中区域有大幅下降，但系数仍为正值，对本地经济0.041的贡献能力仍存在集聚盈利机会。这更好地解释了东部地区产业难以顺利向西部转移的现象。综上所述，粘性系数的差异引致弹性系数发生较大变化，说明我国固定资产的产出效应对各地区制造业粘性水平的反应较为敏感。过高和过低的粘性水平引致了低效率，这是不合理的。

表3 门限模型参数估计结果

就控制变量而言，市场潜力对生产绩效的作用系数为0.721，说明市场需求能激发生产绩效的改善。创新能力对生产绩效作用弹性为0.027，但并不显著，这说明当前我国区域创新水平对其产出的贡献能力不足。物流水平每提高1%，生产绩效则提高0.157%，意味着物流设施的完善有助于制造业绩效的提升。劳动力数量抑制了生产绩效，说明当前我国的人口红利已然丧失；而劳动力质量对生产绩效的作用弹性为0.263，可见人才越来越成为社会经济发展的中流砥柱，将人口优势转化为人才优势是制造业实现突破的关键之举。

依据估计出的三个门限值可以将我国30个省级行政单位划分为4个区域，具体粘性水平区间为：粘性严重不足区域（visg≤0.357）、粘性轻度不足区域（0.357〈visg≤0.923）、粘性适中区域（0.923〈visg≤1.939）、粘性过度区域（visg〉1.939）。表 4 统计汇总了2005—2016年各区间的省份数。由表4可知：2005—2010年，粘性严重不足区域包含省份逐年减少，由2005年的18个降至8个，期间金融危机可能是其主要原因；2011年以来粘性严重不足省份则稳步增加到2013年的13个，在后金融危机时代，随着我国人口红利优势的消失，劳动密集型产业纷纷迁往东南亚、南美洲等具有廉价劳动力的区域，造成粘性不足省份数量的增加；2014年以后，产业转移政策效果显著，粘性严重不足省份数逐渐减少至10个。而2005—2009年粘性轻度不足区域包含省份呈逐年增加趋势，新增省份主要来自粘性严重不足区域；2010年以后则逐步减少。整体而言，2013年以前粘性不足省份占全国的比重大约2/3，2013年以后逐步降至1/2左右。粘性适中省份数量从2005年至今增加了将近一倍，新增省份来自粘性轻度不足区域。粘性过度省份数量一直较少，但2014年以后有上升趋势。综合来看，当前2/3左右的省份粘性水平处于不合理范围。

表4 各年份不同粘性水平省份数个

再结合表5，对比2005年和2016年四种类型粘性区域空间变动情况发现：山东省、江苏省和上海市经过12年的发展仍为粘性过度区域；天津市由粘性过度变为粘性适中，可见其产业转移效果显著；值得注意的是，北京市由粘性轻度不足演变为严重不足，而河北、浙江粘性水平也从适中降为轻度不足，既说明其产业转移成效明显，也意味着东部发达省份在雄厚的工业基础上实现了产业转型升级与产业结构优化。此外，北京与河北粘性系数的降低还可能与环境规制密切相关，严格的环保措施必然抑制当地污染密集型产业的发展。2005年粘性不足区域主要包括中西部各省，而其中部分省份的粘性水平在2016年上升至粘性适中区间，不过仍有一半省份粘性水平有待提高。

表5 2005年和2016年制造业粘性空间分布情况

3 结论及建议

本文运用静态门限面板模型，深入研究了制造业区际转移粘性的合理性问题。实证研究表明，制造业区际转移粘性对固定资产产出效应的影响并非单调递增（递减），而是存在倒U型关系，并且具有三重门限效应。粘性不足区域增加固定资产投资，会降低生产绩效；粘性适中区域和粘性过度区域固定资产投资增加均能提高生产绩效，但后者作用明显低于前者，说明了粘性不足与粘性过度区域粘性水平并不合理。因此，产业转移政策的选择需充分考虑各地区粘性水平的差异，针对各省现阶段所处粘性区间的实际予以区别对待。地方政府需重新酝酿更具针对性的产业转移政策，在政策执行上灵活选择侧重点，避免“一刀切”和盲目模仿，避免对产业转移的过度干预。现对处于不同粘性水平的地区提出具体政策建议：

（1）粘性不足区域亟需提高对待转企业的吸引力，擢升低粘度区域的粘性水平。为此，产业承接地政府应积极落实简政放权，减少对市场的过度干预，提升市场化水平，为企业营造公平的市场竞争环境，调动非国有经济体的积极性，以提升待入驻企业的盈利预期，实现高粘度区域与低粘度区域的互利共赢。自然资源丰富地区要强化“资源诅咒”危机意识，广泛借鉴国内外经验，谋求资源型城市的转型升级，将“资源诅咒”转变为“资源福音”。

（2）粘性适中区域正处于规模报酬递增阶段，不能安于现状，应持续推进产业园区建设，积极承接产业转移项目，在扩大生产规模的同时，实现经济体量的扩容。但提升粘性水平须密切关注粘性程度的变化，对粘性系数接近警戒值的省份务必注意行业间的相对均衡发展，实现资源内部的合理调配，将粘性水平控制在最优区间，避免粘性过度带来效率损失。

（3）粘性过度区域更应加快产业转移进度，将粘性水平降到临界值以内。具体措施为：第一，削减转移成本，多举措肃清转移障碍。针对固定资产造成的沉没成本，政府可辅助建立固定资产转让中介机构和网络交易平台，减少信息不对称引起的固定资产转让损失，降低企业空间转移成本。第二，立足长远，果断克服短视行为。寻求政治前景与社会效益的平衡点，避免因追求短期利益而损害社会整体福利水平。第三，以转型升级推进产业转移。激励企业增加研发投入，引领“创业创新”潮流，以此倒逼低端制造业外迁。

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