空间集聚与经济增长威廉姆森假说空间集聚与区域经济增长基于中国省域数据门槛回归的实证研究

空间集聚与经济增长威廉姆森假说空间集聚与区域经济增长基于中国省域数据门槛回归的实证研究

一、基于同城效应的1实时经济圈城市群的打造“威廉姆森假说”是指空间整合在经济发展初期可以显著提高工作效率。然而，在达到一定标准后，空间整合对经济增长的影响很小，不利于经济增长，而且空间整合的外部影响倾向于分散的地理空间结构。目前,集聚仍然是提升区域核心竞争力的重要战略,是发达国家经济成功的重要经验之一,更是促进我国区域经济复兴的重要力量。经过近30年的飞速发展,珠三角、长三角和京津冀地区作为改革开放以来中心—外围结构的典型代表,是集聚战略的集中体现。浙江的“块状经济”、广东和江苏的外资扎堆、中关村高科技产业园区等经济活动高度空间集聚,其拥挤效应已经显现,过度集聚导致过度竞争,过度竞争又引发了一系列经济社会问题,尤其是交通拥挤所带来的时间价值损失急剧递增。立足于同城效应的1小时经济圈城市群的打造,要素集聚和产业集聚,未来也难以避免拥挤成本、过度竞争等问题,这些事实在一定程度上表征了威廉姆森假说。与此同时,这些地区是我国经济发展的引擎和重心,是制约我国经济复苏的三大高地,其兴衰直接影响到我国经济能否持续健康地发展。简单的线性关系对我国省域经济活动空间集聚对经济增长影响的解释已经乏力,那么空间集聚对经济增长的影响是否是非线性的?是否取决于其他的条件或门槛?威廉姆森假说在中国是否存在?另外,从增长理论的角度看,这些战略的实施是否实现了地区间的经济增长趋同?我国各地区经济增长究竟是趋同还是发散,还是趋同与发散并存?因此,采用空间经济学理论,基于中国省域数据对空间集聚与区域经济增长之间的关系进行考察并试图回答以上问题,能够推动区域社会经济政策融入空间概念,能够为资源的合理配置和产业的合理布局提供政策借鉴,为区域经济政策及规划的制定提供理论参考,具有较强的理论和现实指导意义。二、集聚效应实证分析经济活动的空间集聚能否促进经济增长是经济地理学家关心的基本问题之一。国外研究集聚与增长之间关系的文献较多,比如,马丁和欧迪维阿诺(MartinandOttaviano)、拜德维等人(Baldwinetal)建立了经济增长和经济活动的空间集聚的自我强化模型,证明了区域经济活动的空间集聚由于降低了创新成本,从而刺激了经济增长。威廉姆森(Williamson)的研究表明,空间集聚在经济发展的初级阶段显得尤为重要。在经济发展初期,交通和通信基础设施比较稀缺,资本市场进入受到限制,生产在空间上的集中能够显著促进效率提升;但是随着基础设施的改善,市场规模的扩大,拥挤外部性往往催生出分散的经济地理结构。科若特和科尼格(CrozetandKoenig)利用欧盟1980—2000年的地区数据研究了经济活动空间集聚对经济增长的影响,研究结果表明,空间集聚促进了经济增长,并且生产活动的内部空间分布越不均匀的地区增长越快。欧迪维阿诺和派里(OttavianoandPinelli)采用芬兰各地区面板数据对两者关系进行了检验,结果表明,人口密度对地区收入增长具有正效应。考虑到集聚的内生性,布鲁哈特和马修斯(BrulhartandMathys)基于欧洲各地区的面板数据,运用动态面板数据的系统广义矩阵分析方法,对欧洲的就业密度对劳动生产率的效应进行了检验,结果表明,集聚对劳动生产率存在显著的促进效应,而且集聚效应会随着时间的推移而逐渐增强。汉森(Henderson)基于70个国家1960—1990年的面板数据,并采用GMM法估计考察了城市化对经济增长的促进效应,结果表明,城市化本身对经济增长不存在显著的促进作用,然而大城市所占比例对经济增长具有显著的促进效应。近年来,国内也有一些学者基于中国数据针对集聚对经济增长的影响展开了研究。张妍云以单位平方公里的劳动力数量来测度地区经济活动集聚程度,并运用我国各省的截面数据进行计量分析,研究发现工业集聚能够带动全员劳动生产率的提高。范剑勇基于我国2004年城市数据的研究表明,非农产业规模报酬递增的地方化是产业集聚的源泉并提高了该区域的劳动生产率,进而对地区差距产生了持久影响。张艳和刘亮基于中国城市的面板数据,实证检验了经济活动空间集聚对于城市人均实际GDP的影响,结果表明,集聚对于城市经济增长具有显著的促进作用。刘修岩基于中国2003—2006年的城市面板数据,通过就业密度、城市相对多样化和相对专业化等集聚经济因素对城市非农劳动生产率的影响进行了实证分析,结果表明,一个城市的就业密度和相对专业化水平对其非农劳动生产率存在着显著的正向影响。综上所述,已有的研究文献基本上形成了比较一致的观点,即经济活动的空间集聚能够促进该区域的经济增长。然而,这些研究存在以下几点不足:在对集聚经济的研究中,主要集中于要素集聚、产业集聚甚至城市群集聚的不同层面,但针对省域层面的集聚研究比较缺乏;研究多集中于空间集聚对经济增长的影响是否显著以及影响路径与机制的探讨,较少有实证研究关注集聚是通过简单线性关系还是非线性关系来影响经济增长,或集聚对经济增长的影响是否取决于一定的条件或门槛。因此,本文将在以上研究的基础之上,基于巴罗(Barro)增长模型建立门槛回归模型,运用中国省域数据对威廉姆森假说进行实证检验,考察空间集聚对经济增长的影响,同时对中国省域经济增长的趋同与发散进行分析,并根据研究结论提出相应的政策建议。另外,验证威廉姆森假说的实证文献,多采取构建变量间乘积项或交互项的模型构建方法来定量研究空间集聚促进经济增长的作用条件或门槛,而乘积项或交互项的方法带有主观倾向性,至少存在两个方面的缺陷:第一,空间集聚促进经济增长的作用条件或门槛值从实际上来说可能并不存在,也可能不仅仅只有一个;第二,变量对空间集聚促进经济增长的影响可能是非线性的。因此,为了避免主观划分影响条件或门槛的偏误,本文拟采用门槛回归模型,根据数据本身的特点来内生性地划分机制(Regime),求出门槛值,进而研究不同区域空间集聚对经济增长的关系。三、模型构建和变量解释(一)模型构建及变量定义基于巴罗(Barro)增长模型,并借鉴朵拉夫和约翰逊(DurlaufandJohnson)的做法,本文将基础计量模型设定为:lngdpi=α+βlngdpi,1978+θlnAGGi+πlninvesti+λln(ni+g+δ)+εi(1)式中,gdp表示经济增长水平;AGG代表空间集聚;invest代表投资水平;n,g,δ分别表示劳动力增长率、技术进步率和资本折旧率;ε代表随机误差项;i表示省份。由汉森(Hansen)发展的门槛回归模型内生性地划分机制,研究不同机制下的经济活动,避免了主观划分机制或门槛的偏误,因此其应用范围也越来越广泛。例如,吴强和彭方平等人应用动态门槛面板回归模型分别对我国经济增长收敛性和多重均衡现象进行了研究。按照汉森(Hansen)单一门槛模型的要求,可以将式(1)改写为:lngdpi=α+βlngdpi,1978+θ1lnAGGiI(lngdpi,1978≤γ)+θ2lnAGGiI(lngdpi,1978>γ)+πlninvesti+λln(ni+g+δ)+εi(2)式中,I(·)为一指标函数;γ为门槛值。为消除长期经济增长中时间波动的影响,除gdpi,1978表示各省1978年的经济增长水平外,未设下标t的关键变量均采取1978—2008年间的平均值,即各省份样本期内变量的数量加总后除以总的时间跨度。另外,由于西藏自治区近30年相关变量数据缺失较多,因此本文研究对象为剔除西藏的其余30个省市自治区,所采用的是30个省份的截面数据。上述式(1)、式(2)中涉及的关键变量的含义及计算方法如下:(1)gdp。为避免通货膨胀因素的影响,本文采用各地区生产总值指数代表经济增长水平。(2)AGG。在经济与社会发展过程中,制造业的发展具有典型的产业集聚特征,因此本文选取制造业的工业区位熵作为空间集聚的代理变量。衡量工业集聚水平的变量或指标很多,较流行的衡量指标是克鲁格曼(Krugman)提出的工业区位熵,该指标有效度量了某区域相对于全国工业的就业或产出水平在制造业K行业的专业化水平。i省制造业K行业的区位熵定义如式(3)所示:AGG=(EΚi∑ΚEΚi)AGG=(EKi∑KEKi)(∑iEΚi∑i∑ΚEΚi)(3)(∑iEKi∑i∑KEKi)(3)式中,EΚiKi表示i省制造业K行业的就业水平或产出水平,本文采用各地区工业总产值即产出水平来计算各地区的工业区位熵。(3)g,δ。它们分别表示技术进步率和资本折旧率,由于统计年鉴中没有技术进步率和折旧率的数据,学者们如曼昆等人(Mankiwetal)、伊斯赖姆(Islam)、凯瑟琳等人(Casellietal)、李虹等人(Lietal)、张焕明、孙雅静和张庆君在分析中假定外生性技术进步率和折旧率在研究期内为一常数,估计其值为0.05,并逐渐形成惯例。本文沿用这一假说,即g+δ=0.05。(4)invest。invest代表投资水平,本文采用全社会固定资产投资名义值表示投资水平,单位为亿元。本文所利用数据1995年以前的数据来源于《新中国五十年统计资料汇编》,1995年(包括1995年的数据)来源于国家统计局网站上历年的《中国统计年鉴》。(二)模型定阶回归系数法lr门槛回归模型是非线性模型,因此,其估计方法不同于线性模型。首先,估计门槛值,再根据门槛值划分机制。直接对回归模型(2)进行最小二乘估计,获取其残差平方和为:S1(γ)=∧e´i(γ)∧ei(γ)(4)S1(γ)=e∧´i(γ)e∧i(γ)(4)门槛值的估计值为:∧γ=argminγ∧=argminS1(γ)(5)相应的残差方差为:σ2=Ν-1∧e´i(∧γ)∧ei(∧γ)=Ν-1S1(∧γ)(6)σ2=N−1e∧´i(γ∧)e∧i(γ∧)=N−1S1(γ∧)(6)本文机制的划分取决于初始经济发展水平是否大于门槛值γ,初始经济发展水平小于等于门槛值γ表明样本初始经济较不发达。在此基础之上可以进一步考察空间集聚是否对经济增长存在正向影响,反之亦然。其次,得到门槛值的估计值∧γγ∧后,需要进一步检验模型是否存在门槛效应。令S0为虚拟假设成立条件下(即不存在门槛值条件下)的残差项平方和,S1为具有门槛值条件下的残差项平方和,对应的拉格朗日乘数检验(Lagrangemultipliertest)的F统计量为:F(γ)=S0-S1(∧γ)σ2(7)F(γ)=S0−S1(γ∧)σ2(7)汉森(Hansen)证明,在虚拟假设成立的条件下,该F统计量的大样本分布为均匀分布,并且可以由“拔靴法”(Bootstrap)来计算。最后,需验证所估计的门槛值∧γγ∧是否与真实门槛值γ相一致。汉森指出,当门槛效应存在时,门槛估计值∧γγ∧与真实门槛值γ具有一致性,但此时由于干扰参数的存在,会使渐近分布呈现高度非标准分布。汉森以极大似然法来检验门槛值γ,门槛值检验的虚拟假设为:H0:γ=∧γγ=γ∧;H1:γ≠∧γ‚γ≠γ∧‚对应的似然比统计量为:LR(γ)=S1(γ)-S1(∧γ)σ2(8)LR(γ)=S1(γ)−S1(γ∧)σ2(8)LR为非标准正态分布,汉森计算了其置信区间,即在显著性水平为α时,当LR(γ)≤-2ln(1-√1-α)LR(γ)≤−2ln(1−1−α−−−−−√),不能拒绝γ=∧γ的虚拟假设。以上只是假设模型中仅存在唯一门槛,而实际上很可能出现两个或两个以上的门槛值。多个门槛值的求解思路与检验方法同单一门槛的处理基本一致,汉森做了详细的阐明,这里不再赘述。四、实践模型的建立为了更准确地描述不同的初始发展水平下制造业空间集聚与经济增长之间的关系,本文通过建立、估计和检验门槛回归模型来验证威廉姆森假说。在实证分析中以初始地区生产总值指数为门槛变量,而模型中机制的划分是通过判断初始经济发展水平是否大于某一门槛值来决定的。本文采用汉森编写的程序,并借助于Matlab7.0软件实现对上述模型的估计。(一)strap检验在估计门槛值时,通常的做法是运用格子搜索的方法寻找门槛值,即首先把样本按照门槛变量Yi,1978按升序进行排列,然后选取不同的初始经济发展水平作为门槛值逐一对模型进行估计并计算残差,残差平方和最小时所对应的初始经济发展水平即为门槛估计值∧γ;得到门槛估计值∧γ后,再利用“拔靴法”(Bootstrap)方法模拟LM检验F统计量的渐近分布及其临界值(实证分析重复次数为1000次),从而检验是否存在门槛效应。检验结果如表1和图1所示。在实证分析中,搜索到的第一个可能的门槛值∧γ1=9.8。这时对应的残差平方和最小,联合R2(JointR2)为0.547166。如表1所示,进行门槛效应检验时,得到LM检验统计量的值为12.709697,P值为0.007,因此拒绝无门槛效应的虚拟假设。然后需要对门槛值的估计值与真实值的一致性进行检验,即似然比检验,由图1可以看出,当门槛变量取门槛值9.8时,其LR的值为0,远远低于5%显著性水平时的值,表明∧γ1=9.8为真实门槛值。进一步检验模型是否存在两个门槛值。为此,先固定第一个门槛值9.8,然后进行第二个门槛值的搜索,得到可能的门槛值为10.7,此时对应的残差平方和最小。进行门槛效应检验时LM检验统计量为3.984437,P值为0.408,在5%的显著性水平下不拒绝虚拟假设。因此,判断模型中只存在一个门槛。(二)初始经济发展水平上述检验结果表明,制造业空间集聚与经济增长关系的非线性回归模型只存在一个门槛值,为9.8。于是,在进行实证分析时,本文将初始经济发展水平划分为两个机制,即经济发展的两个阶段,一个为初始地区生产总值指数小于等于9.8;另一个为初始地区生产总值指数大于9.8。然后分别对上述门槛模型进行估计,需要说明的是,截面数据的回归很容易存在异方差问题,汉森(Hansen)的程序中已经运用AllowingHeteroskedasticErrors(WhiteCorrected)方法进行了处理,因此回归结果较可靠。为了便于比较,本文还进行了无门槛效应的OLS回归结果,并将该估计结果同时列入表2。表2表明,OLS线性回归模型中的空间集聚系数为0.0828,而在门槛回归模型中,初始经济发展水平即期初地区生产总值指数小于等于9.8时,空间集聚系数为0.1480,且通过显著性检验,初始经济发展水平即期初地区生产总值指数大于9.8时,空间集聚系数显著为负,达到-2.4894,并且R2也由0.3969变化到0.2936和0.8708。该结果表明和OLS线性回归模型相比,门槛回归模型根据初始经济发展水平的高低,将模型划分为两个不同的机制,更好地解释了我国空间集聚与经济增长之间的关系,同时验证了威廉姆森假说的确显著存在,即没有达到门槛值以前,集聚对经济增长具有正效应,经济生产活动的空间集聚在集聚经济发展初期能显著促进经济增长,但随着经济发展程度的提高,超出门槛值后则集聚会降低经济增长率,集聚所产生的拥挤成本明显大于集聚所带来的收益,集聚的负外部性超过其正外部性,空间集聚反而成为经济增长的桎梏。同时,本文研究发现,在我国30个省市自治区中,初始经济发展水平在9.8以上的省份有8个,包括北京、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、湖北和广东,全部为在改革开放30多年中人力资本和工业生产高度集聚的东南沿海地区,处于地理空间结构中的中心区。大量的已有研究也表明,珠三角、长三角和京津冀等经济圈已经出现了明显的过度集聚——拥挤效应,这表明本文的研究结论与其是相吻合的。因此积极寻找中西部地区的产业承接带,促进制造业逐渐向中西部地区转移,将有助于缓解中心区过度拥挤所导致的一系列问题。另外,表2的OLS线性回归中,初始经济发展水平的系数显著为负,为-0.8300,而门槛回归模型中,初始经济发展水平小于等于9.8的地区,初始经济发展水平的系数不显著,为-0.0701,而初始经济发展水平大于9.8的地区,其系数显著为正,为1.3902。这一结果表明,我国30多年的经济发展呈现出趋同和发散并存的态势。其中,经济较发达的8个省份呈显著的发散态势,但是经济发达地区的发散态势并未扭转整体趋同的走势,总体上表明我国各地区的经济发展差距在逐渐缩小,一系列地区或国家战略的制定和实施有力地促进了区域间的经济发展趋同,有助于实现区域经济社会的协调发展。进一步地,结合空间集聚的门槛效应可以看出,超越门槛值的8个省份的经济发展呈现出发散态势。究其原因,是因为跨越门槛值的经济发达地区的集聚水平超过了最优水平,拥挤外部性使得该经济体未来更倾向于分散型经济地理结构,或通过中心区向外围区的转移以疏散或缓解中心区拥挤的非经济性。经济活动的空间集聚加剧了中心区与外围区的发展差距,中心区的发展往往以吸引外围区的人力、物力、财力为代价,导致外围区的“塌陷”,从而加剧了中心区与外围区的贫富差距。但是随着中心区的过度集聚,分散经济地理结构的偏好是超越门槛值地区发散的经济增长态势的空间趋势要求,这将对落后地区的发展产生积极的影响,能够进一步缩小经济社会发展差距,从而实现区域协调发展。五、依托基础环境,增强辐射作用,实现区际协调发展本文基于巴罗(Barro)增长模型,利用门槛回归模型和中国30个省域1978—2008年的数据,针对威廉姆森假说进行了实证检验。确定初始经济发展水平为门槛变量,并测算出内生性的门槛值,考察了空间集聚与经济增长之间的非线性关系,同时对中国省域经济增长的趋同与发散进行了分析。研究结果表明,空间集聚对中国经济增长具有非线性效应。未达到门槛值以前,集聚对经济增长具有正效应,但超出门槛值后则集聚会降低经济增长率,跨越门槛值的地区更倾向于分散的经济地理结构,即威廉姆森假说在中国显著存在。我国经济发展呈现出趋同与发散并存态势,跨越门槛值的省份经济发散发展,但发散并未改变整体趋同的走势;同时,发散经济增长态势的空间趋势要求和整体趋同的趋势要求,都是实现区域协调发展的有利因素。