動態比較優勢與中國工業空間集聚的門檻效應研究
——一個新經濟地理學的拓展模型

喬 彬，龐臨然，張 純

（太原科技大學經濟與管理學院，太原030024）

動態比較優勢與中國工業空間集聚的門檻效應研究
——一個新經濟地理學的拓展模型

喬 彬，龐臨然，張 純

（太原科技大學經濟與管理學院，太原030024）

近年來，中國在演化的比較優勢下逼迫經濟快速走向劉易斯拐點，勢必對工業聚集產生重要的影響。在構造了一個包括動態比較優勢的空間經濟學拓展模型后，使用1990～2011年31個省際產業面板數據，可分析動態比較優勢與產業聚集的門檻效應。研究表明：在經濟發展初期勞動力比較優勢對產業集聚呈正相關影響，但物質資本存量達到某一門檻值后，勞動力對產業集聚呈負相關影響。勞動稟賦與產業聚集之間呈現倒U型關系，在物質資本存量的影響下，勞動力集中指數與產業集聚間具有顯著的門檻效應。

產業集聚；動態比較優勢；門檻效應；新經濟地理學

一、問題的提出

改革開放以來，伴隨著經濟全球化和區域差異化發展戰略的實施，中國工業的空間集聚現象越來越突出，形成以東部沿海為中心，中西部為外圍的“中心-外圍”結構。［1］［2］工業在東部地區的過度集聚，導致生產成本上升、資源短缺和集聚效應遞減，這不僅嚴重影響了東部地區制造業的可持續發展［3］，也使西部難以擺脫粗放低層次的產業結構。特別是近年來，外需低迷以及勞動比較優勢的衰減甚至消失，倒逼中國經濟迅速走向劉易斯拐點，這也對產業聚集發展演變及區域產業結構升級產生了重大影響。因此，認清在動態比較優勢條件下中國制造業集聚的現狀和趨勢，對于推進區域產業集群及轉變經濟發展方式具有重要的意義。

克魯格曼（Krugman）以壟斷競爭和規模收益遞增的框架為基礎，把主流經濟學長期忽視的空間要素重新納入到一般均衡的分析框架中，建立了CP模型，并分析認為經濟系統的內生力量是形成產業集群的主要原因。［4］此后，新經濟地理學模型在許多經濟學家的努力下不斷得到拓展。普夫魯格和蘇迪庫姆（Pfluger& Sudekum）在對數線性效用函數模型的基礎上研究了集聚的福利效果與政策干預之間的關系，論證了在不同假設條件下產業集群形成和演變［4］［5］；赫爾普曼（Helpman）、奧塔維亞諾（Ottaviano）分析了企業異質性對集聚經濟的微觀作用機理，還有兩企業兩區位“新”新經濟地理模型等等；［6］［7］國內學者安虎森認為，產業聚集的演化與市場規模有很大的關系。［8］趙增耀等將市場潛能融合到空間經濟學的模型之中，從理論與實證上論證了國內外市場潛能與產業聚集發展與演變的關系。［3］還有很多學者等都對空間經濟學模型的拓展做出了獨特的貢獻。［2］［9］［10］［11］［12］以上國內外學者雖從不同角度合理地拓展了新經濟地理學理論，但缺乏當前中國產業集群核心特征，即融合了演變比較優勢因素的新經濟地理學模型。事實上，隨著一個國家要素稟賦結構的改變，其比較優勢也是動態變化的，產業升級方向應符合變化了的比較優勢。［13］雖然一些學者就中國產業聚集與比較優勢關系作了一些實證研究，如巴蒂斯·龐賽特（Batisse）、金煜等使用線性回歸模型實證檢驗了靜態比較優勢、市場規模與產業聚集的關系，但未從理論上進行論證；［14］［15］錢學鋒應用新經濟地理學的模型和方法，在一個多國FC模型的基礎上融入了比較優勢因素建立了一個理論模型，但針對的是特惠貿易安排形成前后比較優勢對本地市場的影響，且由于模型的變量很多，該模型沒有解析解，此外，錢學鋒也未進行理論框架下的實證研究。［16］如何在對集群具有較強解釋能力的新經濟地理理論框架下研究動態比較優勢對產業聚集演變的影響，這對制定相應的集群扶持政策具有重要的理論和實踐意義。據此，本文認為相關研究還需要在如下方面進行拓展。

第一，新古典的靜態比較優勢不能說明產業聚集的發展演化。在規模收益遞增和地區間存在運輸成本等假設的新經濟地理學框架下，需要將動態比較優勢融入新經濟地理學模型，深入分析區域動態比較優勢和異質性與產業聚集發展演變的關系，從理論上拓展新經濟地理模型。

第二，以往有關比較優勢與產業聚集的相關研究都是采用線性模型。事實上，如果所研究的對象具有非線性特征，線性模型估計將是有偏的。［17］中國作為一個后發大國，由于各區域之間的經濟發展的異質性和復雜性，動態比較優勢與產業集聚之間并不一定是線性關系，且比較優勢的演化對產業集聚的影響可能存在拐點，即產業集聚的形成中可能存在一個或幾個門檻值，若該國（地區）相關的經濟資源初始條件未跨越門檻值，那么集聚效應就難以實現。因此，對于集群升級政策的制定者來說，確定相應的門檻值就顯得格外重要。

第三，由于大多數空間數據都具有或強或弱的空間依賴性［18］，研究中國區域經濟問題勢必涉及到區域之間相關性問題。鑒于此，本文彌補了相關研究沒有考慮空間相關性的缺陷，并將新經濟地理學兩地區研究拓展為R地區，在此基礎上利用中國20年的省級面板數據，構建空間面板門檻計量模型，分析30個省區動態比較優勢與產業集聚之間的關系，并給出相應的建議。

二、理論模型分析

1.理論模型的構建

本文在克魯格曼［18］、雷丁和維納布爾斯（Redding&Venables）［19］、海德和邁耶（Head&Mayer）［20］等學者建立的新經濟地理學框架基礎之上，放松新經濟地理學的基本假設，建立了一個新經濟地理學拓展模型。第一，由于現實中中國各省區的地域復雜性和異質性，本文將兩地區研究拓展到R個區域。本文進一步假定存在比較優勢，包括勞動比較優勢、資本比較優勢及技術比較優勢，且比較優勢隨時間變動對產業聚集會產生一定影響。第二，剩余的假設與原模型類同，諸如：簡單經濟體包括農業和制造業兩個部門，農業部門只生產單一的同質產品，屬于完全競爭的市場結構；工業部門生產有差異的多樣產品，市場表現出壟斷競爭和規模報酬遞增特點；生產要素具有資產專用性即農民生產農產品，工人生產工業品；工業品存在運輸成本，運輸成本采取薩繆爾森的“冰山”形式，即每一單位的工業品從地區r實際到達地區j只有1/vrj；其余部分在運輸過程中損耗掉了，損耗為：1-1/vrj。其中里τ表示單位距離的運輸成本；drj表示地區r與地區j間的距離。

假定經濟體每個消費者有相同的偏好，效用是柯布—道格拉斯（Cobb-Douglas）函數形式：

其中A為農產品，M是工業品集合。μ是工業品擁有的消費份額，μ＜1。ρ是人們對差異產品的偏好程度。令，則σ（＞1）為產品的替代系數。記在地區r生產的工業品種類為n，n=1，2，……，n。假設r地區r某種產品的當地價格為pr，由于存在運輸成本，從地區r運往地區j的CIF價格為prj。其中：prj=vrjpr，故地區j消費產于地區r的工業品的價格指數為：

其中yj為地區j的收入。前面假設在不同地區生產不同種類的工業品，地區的勞動力的邊際投入為cr可理解為一個地區的勞動力生產率水平［16］，而勞動生產率水平與地區的技術水平密切相關，本文遂用cr代表地區技術比較優勢。

工業品生產中僅使用資本作為固定成本，地區r資本用固定投入Kr表示。對于產量qr，生產要素總投入Er=Kr+crqr，其中地區工業勞動力投入為Lr=crqr。由于規模經濟、消費者對差異產品的偏好，每一廠商都生產與其他廠商有差異的產品，這意味著差異產品的種類數量就是廠商數目。由于每一種差異產品的需求彈性都是σ，每個廠商面臨的需求曲線的需求價格彈性也是σ。

設地區的工業投入生產要素成本wr，廠商的產品價格為pr，廠商利潤則為：

其中qr由（4）式決定。于是區域r中廠商的利潤最大化定價條件為，代入（5）式得：

根據（6）式可得出技術水平比較優勢與工業集聚呈正相關關系，據此，本文可得出推論1：

推論1 地區的技術水平比較優勢越高，產業就會越向該地方集聚。

由于地區生產要素稟賦結構決定比較優勢，蔡昉使用勞動力集中指數考察地區勞動力比較優勢，其值等于經濟體中平均勞動生產率與地區勞動生產率的比值。［21］本文使用這一定義，用勞動力集中指數代表勞動力比較優勢，即勞動力比較優勢等于經濟體中地區工業勞動投入Lr與均衡工業勞動投入l*的比值。

當允許自進入且R個地區完全對稱時，即πr=0，Kr=K，cr=c。由此得廠商均衡產出q*為：q*=動的均衡投入為：l*=cq*=K（σ-1），總可以通過選擇單位使得時勞動的均衡投入l*=μ。則地區r的勞動力比較優勢為：

可見，若某地區具有勞動力比較優勢，意味著工業的勞動投入相對于經濟體均衡時的勞動投入量而言就多，意味著地區的工業勞動力資源就相對豐富，具有勞動力成本較低的潛在比較優勢。反之，則表明勞動力資源比較稀缺，不具有低勞動力成本的比較優勢。

根據新古典經濟增長模型，勞動資本比是決定人均收入水平和收入分配的關鍵性因素。則定義地區的資本比較優勢為：

資本比較優勢越大，勞動力擁有物質資本數量多，勞動生產率就高；反之，如果勞動力平均擁有的資本量少，經濟增長績效就會由于資金缺口或投入不足而較差，勞動生產率較低，人均收入水平也較低。把式（7）、式（8）代入式（6）得：

據此，本文可得出推論2和推論3，即：

推論2 地區的資本比較優勢越高，工業就會越向該地方集聚。

推論3 地區的資本比較優勢小于均衡值時，勞動力比較優勢越高，工業會越向該地區集聚；當地區的資本比較優勢大于均衡值時，勞動力比較優勢越低，工業會向該地區集聚。

綜上，理論模型的結論表明了勞動比較優勢及資本比較優勢對于工業聚集的影響存在門檻效應，但理論模型是否成立仍需通過實證研究進行驗證。

2.計量模型的建立與變量說明

（1）計量模型的建立。根據理論模型分析，結合中國工業實際，本文構建了研究工業集聚的計量分析模型，重點考察動態比較優勢等因素對工業集聚的門檻效應，模型如下：

其中，下標r和t分別表示省份和時間，εrt為隨機誤差。表1列出了計量模型中所涉及變量的定義和計量單位。

表1 變量定義

需要說明的是，雖然本文旨在探索產業空間聚集與比較優勢的內在關聯，但需要控制其他對產業聚集具有顯著影響的變量。一些實證研究結果表明，教育水平、外商直接投資、工資水平和外商直接投資與技術比較優勢的交叉項等變量對一個地區的產業集聚有著重要的影響，在計量模型中遺漏這些變量會導致回歸的有偏估計。因此，在相關研究基礎之上，本文選取教育水平（edu）、外商直接投資（fdi）、工資（wage）和外商直接投資與技術比較優勢交叉項（fdi_rtca）作為模型的控制變量。根據本文的理論模型，一個地區的生產技術水平越高，其工業區位商也就會越高。由于外商直接投資帶來的技術溢出都能夠提高地區的生產技術水平，外商直接投資符號預期為正；教育的預期符合也應該與工業聚集正相關。同時，根據理論模型（5）式，一個地區的生產要素成本越低，即工資水平越低，其工業區位商也就會越高，因此工資的預期符號為負。此外，由于本文使用的是面板數據，其充分利用了時間段和截面單元的信息，給出了更多的變量、數據信息、自由度，從而減少了變量之間多重共線性的產生，且可以將不同時間點上的經歷和行為聯系起來，更能反映動態比較優勢隨時間的變化特征。

（2）變量說明。為了提高計量模型的可操作性，需要尋找各變量的替代變量。各變量的替代變量具體如下：首先，用工業區位商（rm）反映產業空間集聚程度。金煜等（2006）曾使用地區工業產值占全國工業GDP的份額反映工業集聚度，但是考慮到我國各省份行政面積的較大差異，用工業產值占全國工業GDP的份額這一指標無法剔除規模差異導致的計量誤差［15］。本文的區位商計算公式為其中，I表示工業總產值，Y表示國內生產總值，按照1990年不變價格對地區生產總值進行平減。

其次，對于一個地區的比較優勢有兩種度量方法，一是從其資源稟賦角度觀察，即所謂的“事前法”，實際上，該方法反映的是該地區潛在的比較優勢。二是從其顯示出來的產業結構或貿易結構觀察，是所謂“事后法”，需要假設沒有人為導致的扭曲，國際上最流行的方法為巴拉薩（Balassa）于1965年使用顯示性比較優勢指數（簡稱IRCA），巴拉薩曾使用IRCA測算了OECD國家之間通過貿易反映出的產業比較優勢。由于本文著重從資源稟賦變化角度研究動態比較優勢對產業集聚的影響，因此采用事前法對勞動比較優勢進行估算。勞動力比較優勢（Lf）的計算公式為：Lf=全國平均勞動生產率/地區平均勞動生產率，其中勞動生產率=生產總值/職工人數；資本比較優勢（Pc）采用索洛（Solow）的方法，使用物質資本存量/就業替代作為替代變量。關于物質資本存量有估計方法主要有戈德史密斯（Goldsmith）提出的永續盤存法；約根森（Jorgenson）提出的資本價格租賃度量法和早期索洛強調利用生產函數來推導資本存量。單豪杰改進了折舊前后不一致的推算方法，［22］重新構建了資本存量估算中的四個核心指標，尤其是對基期資本存量和折舊率的確定進行了細致的推算，以此為基礎得出的估計結果與我國各地區物質資本存量的客觀實際更加接近，因此本文采用該方法估計我國省際物質資本存量；本文使用三種專利申請授權數度量地區的技術比較優勢（rtca），其計算公式為其中P表示地區三種專利申請授權數，P表示全國三種專利申請授權數。r

再次，使用當年的大學生在校生總人數來表示教育，并在模型中采用對數形式；使用省區城市職工工資總額（萬元）與省城市職工人數（萬人）的比值來表示工資水平（wage），在模型中也取其對數形式；使用當年的外商投資額根據當年的年平均匯率折算為人民幣后取對數代表外商直接投資（FDI），表2是對各個變量的描述性統計。

本文數據來源于1990～2011年我國31個省區市的21年的面板數據，主要數據來源于《中國統計年鑒》、《新中國60年統計資料匯編1949～2008》和《中國工業統計年鑒》。

表2 樣本描述性統計（1990～2011，N=31個，T=22年，NT=682）

三、實證檢驗及結果分析

本文前述的理論模型表明：由于后發大國經濟結構隨時間演化的復雜性和空間異質性，工業空間集聚與勞動比較優勢之間呈現非線性關系，并且表現出一定區間效應或者門檻效應，這意味著在動態比較優勢的影響下，產業聚集演變可能存在一個或者幾個關鍵點，否則聚集效應難以發揮。傳統的門檻效應檢驗方法有分組檢驗、交叉項檢驗等方法，但這些方法不能對門檻效應進行顯著性驗證。為此，本文采用漢森（Hansen）［23］發展的門檻面板模型，根據客觀實際數據本身特征內生地劃分區間，實證檢驗理論模型，研究動態比較優勢對中國工業空間集聚影響的門檻效應，同時也對門檻效應的顯著性進行檢驗。

1.門檻空間面板模型的估計與檢驗

為避免存在共線變量引入模型，首先通過逐步回歸法，確定如下單一門檻模型，進而擴展到多門檻模型。單一門檻模型的設定如下：

其中，下標r和t分別表示省份和時間，εrt為隨機誤差，I（·）為指標函數，γ為門檻值。rmrt為被解釋變量，ξrt與ζrt為解釋變量，根據理論模型ξrt也為門檻變量。教育水平（edu）、外商直接投資（fdi）、工資（wage）和外商直接投資與技術比較優勢交叉項（fdi_rtca）作為模型的控制變量。將（12）式改寫為矩陣形式：

對于給定的門檻值，采用OLS估計（13）式以得到β的估計值和殘差平方和，通過最小殘差平方和得到的估計值，即：

其中，S0為在原假設H0下得到的殘差平方和。在原假設H0下，門限值γ是無法識別的，因此，F1統計量的分布是非標準的。漢森建議采用“自抽樣法”（Bootstrap）來獲得其漸進分布。［24］在H0∶γ^=γ0的原假設下，構造的似然比檢驗統計量為：

由于統計量的分布也是非標準的，漢森又構造了一個判斷其顯著與否的簡單公式：LR1（γ）≤c（α）時，其中c（α）=-2ln（1-）（α表示顯著水平）。通過上述過程可以檢驗是否存在一個門檻。但從計量角度來看，可能會出現雙重門檻甚至多個門檻。雙重門檻就是在單一門檻估計和檢驗基礎上的拓展，雙重門檻的模型設定為：

其估計是在事先假設單一門檻模型估計出為已知的情況下，再進行γ2的搜索，最終得到：

2.實證結果分析

本文使用Stata 11.0統計軟件對上述設定的空間面板門檻模型進行實證分析。首先需要確定門檻的個數，以便確定模型的形式。本文依次按照不存在門檻值、存在一個門檻值、兩個門檻值、存在三個門檻值的四種條件設定原假設和備擇假設并進行檢驗。得到各門檻估計值、對應的F統計量、采用“自抽樣法”得出的P值，結果見表3。

檢驗結果表明：雙重門檻空間項參數（P）估計值超過了1%的顯著性水平，其自抽樣P值為0.002，遠遠小于0.01。單一門檻空間項參數（P）估計值未過10%顯著性水平，其自抽樣P值為0.34大于0.1并不顯著。三重門檻效果并不著性，其自抽樣P值大于0.1為0.474。可見，模型存在兩個門檻值。模型雙重門檻空間項參數（P）估計值通過了0.01%顯著性水平，證明了本模型為雙重門檻模型。

表3 門檻效果檢驗

以下將基于雙門檻模型展開分析，兩個門檻的估計值和相應的95%置信區間列示于表4。借助圖1和圖2繪制的似然比函數圖，可以了解門檻值的估計及置信區間的構造過程。門檻參數的估計值是指似然比檢驗統計量LR為零時的取值，門檻的估計值在雙重門檻模型中分別為3.118（見圖1）和1.110（見圖2），各門檻值得95%置信區間是所有LR值小于5%顯著水平下的臨界值7.35（對應圖中虛線）的構成的區間。

圖1 第一個門檻的估計值和置信區

圖2 第二個門檻的估計值和置信區間

根據門檻值將中國工業空間集聚按照物質資本存量水平將區域工業資本比較優勢分為三個區間：低資本區間（pc≤1.110）、中等區間（1.110＜pc≤3.118）和高資本區間（pc＞3.118）。門檻的系數估計值和相應的95%置信區間列示于表4。

表4 門檻估計值

在上述研究基礎上，根據各省份資本比較優勢與門檻值大小關系，將各省份分為三種類型。首先，從各個資本比較優勢區間個數的走向趨勢來看，90年代初期，大部分省份在第一區間逐步向第二區間轉移，僅有上海和北京率先進入第三區間。90年代中期，大多數省份已經入第二區間，但仍有遼寧、黑龍江、安徽、重慶、四川和云南這六個省市停留在第一區間，且北京、上海、江蘇、浙江、山東和廣州六個省市已率先進入第三區間。隨著進入新千年后，僅有云南省滯留在第一區間，絕大部分已經入第二、第三區間，且在第二區間的省份多為中西部省份。在2006年后，云南省進入第二區間，其余省份均進入第三區間。可見，過去二十多年，各省區資本投資對工業聚集產生了較大的影響。從資本存量看，除了個別落后省區，大部分地區較快進入了資本比較優勢的第三區間。

在確定了門檻的個數之后，需要估計各解釋變量對產業集聚的影響程度。對于空間面板模型參數估計與檢驗，如果使用傳統最小二乘法（OLS）會產生系數估計值有偏或無效，因此采用極大似然法（MLE）進行模型估計。何江、張馨之認為當回歸分析局限于一些特定的個體時，固定效應模型是更好的選擇，［24］且近些年空間面板文獻大都采用了固定效應模型。［25］［26］為此，本文使用空間聚類穩健標準差固定效應（FE_robust）和普通標準差固定效應（FE）模型對比分析結果，具體見表5。

表5 模型的參數估計結果

動態的勞動比較優勢與產業聚集之間到底存在怎樣的關系？是否為本文理論模型所證明的存在“拐點”或是一種非線性關系？從本文的實證結果來看，勞動比較優勢與工業聚集呈現非線性關系。當地區的資本比較優勢（pc）低于門檻值1.110時，全國綜合勞動力比較優勢系數估計值顯著為正（0.184）。當地區資本比較優勢較低時，勞動力比較優勢促進工業集聚；當地區的資本比較優勢（pc）跨越門檻值1.110時，勞動力比較優勢系數估計值在中資本區間為負（-0.700），在高資本區間更顯著為負（-0.214）。根據實證結果，在地區資本比較優勢增加的情況下，勞動力比較優勢會抑制產業集聚。即在資本比較優勢低區間的區域勞動比較優勢會促進產業集聚；當資本比較優勢高于門檻值（1.110）時，在中資本區間和高資本區間的區域勞動比較優勢與產業集聚呈負相關關系。可見，資本比較優勢的門檻效應對勞動力比較優勢與產業空間集聚的關系產生了一定的影響，勞動比較優勢與產業空間集聚之間并非是單調遞增或者遞減關系。從時間維度上來看，隨著特定區域資本存量不斷增加，勞動力比較優勢和產業集聚變量之間呈現倒“U”型關系。近20年來，簡單勞動力的比較優勢在長期經濟增長中出現“福利惡化型”增長的趨勢。有文獻表明：在沒有技術革新和制度創新的情況下，自然資源稟賦的充裕與經濟增長之間呈現負相關的關系。本文的實證結果表明了：在當今依靠高科技、高資本取得競爭優勢的經濟全球化背景下，勞動力比較優勢不能長久維持一國的工業聚集及其效率。

改革開放以來，資本投資尤其是政府投資拉動對產業聚集起到推動作用，但結合教育水平來看，顯然這種資本擴張是以傳統產業為主的規模和外延式擴張，能有效拉動低技能勞動力需求的擴張，但是對高技能勞動力就業的拉動效應并不明顯，從勞動比較優勢演化與產業聚集的實證結果也證明了這一點。

根據實證結果，全國綜合技術比較優勢顯著為正，與我們的理論預期相同。但是地區估計結果為：東部和西部顯著為正，中部地區顯著為負。近10年來，為了縮小東西部區域差距，國家對西部實施了一系列優惠政策和扶持政策，有目的地承接東部梯度轉移，產業聚集的技術比較優勢逐漸顯現；而中部產業結構還未升級到與技術比較優勢相配合的狀態，因而未成為工業集聚的主要力量，這與吸引FDI不足存在較高的相關性，加之不東不西的地理位置，缺乏政策扶持可能也是導致這一結果的重要原因。

改革開放以來，中國工業引以為傲的簡單勞動力的比較優勢已經逐漸消失，以勞動比較優勢和外需導向的工業聚集面臨轉型與升級，教育水平勢必會對產業聚集產生顯著影響。這可以從教育變量的實證結果證明這一點。實證結果表明，全國綜合教育水平系數為正但不顯著，這表明教育對工業集聚正向影響還遠沒有發揮出來。分區域結果表明，東部地區教育水平與工業聚集具有顯著的正向影響，中部地區為負但不顯著，西部地區則顯著為負。這表明與東部相比中西部教育水平還不能促進工業聚集水平的提高，可能的原因是中西部人力資源流失以及職業教育不足所致。

外商直接投資的系數為0.0175，且在5%水平顯著，這與一些相關研究的結論一致。外商直接投資技術溢出促使產業聚集水平的提高，這在吸引了較多FDI的東部表現的非常明顯，而中部地區顯著為負，西部地區顯著為正。對于中西部地區來說，可能的原因是由于外資企業主要嵌入于全球生產網絡和外資企業間網絡中，而本土企業主要嵌入于當地社會網絡中。

四、結論和政策啟示

本文利用1990～2011年的省級面板數據，構建了一個空間經濟學拓展模型，利用空間門檻回歸計量模型進行了實證分析，考察了在不同資本比較優勢條件下的勞動力比較優勢與產業集聚之間的非線性關系，以及我國比較優勢演化過程中工業集聚的地理空間特征的演變，這在理論和實踐上都是一種有意義的嘗試。本文的研究表明，改革開放以來，伴隨著資本投入的不斷擴張，簡單勞動力比較優勢已由改革開放初期產業集聚形成的主要因素淪為抑制地區集群演化的因素，而技術比較優勢尤其在中西部地區還沒有成為產業聚集的主要動力。同時，動態比較優勢對于區域產業聚集差異化影響證明了培育動態比較優勢的重要性。根據動態比較優勢理論：產業升級方向應與動態比較優勢演化方向相一致，［27］這就需要在分析動態比較優勢及遵循市場規律基礎上，通過積極的產業政策和區域政策，發現并培育動態的比較優勢，推進產業聚集區的結構升級和經濟轉型。具體的建議如下。

第一，遵循區域動態比較優勢，利用產業集聚的外部經濟性和規模經濟性，輔以必要的扶持政策及優惠政策，引導產業升級方向。首先，東部地區應充分發揮技術及人力資本比較優勢，重點發展金融、物流、研發、創意、品牌、營銷、法律、會計等現代服務業和電子信息、新能源、新材料等高技術產業，形成新的高端服務業集群和高技術產業集群，改變以傳統產業為主的規模和外延式擴張；制定產業發展目錄，加大對東部勞動密集型產業和傳統產業的限制。還可以建立中央財政專項資金，與中西部地區的勞動力、土地比較優勢及優惠政策結合起來，對向中西地區遷移的企業提供適當補貼，引導東部產業集群中的核心企業與相互配套的企業整體遷移到中西部的產業園區，從而推動東中西各區域產業聚集區形成與演化；嚴格執行《勞動法》，強化各地社保費用收繳的硬約束，提高東部地區勞動力密集型企業的用工成木，迫使其向內地轉移。其次，本文實證研究表明：中西部地區要實現產業集聚效應，必須先跨越一定的資本門檻，否則將繼續面臨發達地區的吸附效應。當前，西部承接產業轉移的一個突出的短板是基礎設施等條件的不完善，這導致在中西部投資建廠的運營成本，以及產品運輸成本大大提高甚至超過了勞動力、土地、資源等比較優勢所帶來的成本節約，從而使得廠商缺乏在那里產業轉移或者投資建廠的動力。這就需要通過政府投資，連通中西部與全國大中城市的主要水、陸、空干線建設，提高路網密度和運輸能力，完善通信網絡和物流網絡，提升承接產業轉移的條件與優勢，促進工業集聚的形成與演化。

第二，促進簡單勞動力比較優勢向人力資本優勢轉化戰略。本文的實證研究結果表明，改革開放以來，資本投資極大地帶動了工業聚集水平的提高，且教育對工業聚集的作用遠沒有發揮出來，顯然大多數產業聚集是以傳統產業為主的規模和外延式擴張，這種資本擴張增加了對簡單低技能的勞動力的需求，隨著劉易斯拐點的到來和內外部宏觀經濟形勢的改變，簡單勞動力比較優勢已由改革開放初期為產業集聚形成的主要因素漸變成為抑制地區產業集群升級的因素。這就需要建立長期的制度化方案，一方面吸引知識性員工，另一方面通過職業培訓積極培育簡單勞動力，提升人力資本需求與供給方面的匹配度，培育高級及專業化生產要素，推動比較優勢稟賦結構優化。

首先，地方政府應該在產業規劃的前提下，倡導和興辦相應的職業教育體系。可以實行由政府主導、職業學校與企業共同參與的模式；也可以在政府主導下由行會和教育界合作辦學，將整個教育都改造成了以能力為基礎的教育，從而打破職業教育與普通教育的界線。

其次，地方政府可以從戶籍、居住等方面的準入程度，促進知識型員工社會網絡關系的建立，提升知識員工的社會嵌入度，從外部降低知識員工的流出概率。此外，還需要通過提升工作嵌入度來使知識員工的價值真正發揮出來。而為知識員工提供一個知識交流和轉移的平臺，這是提升其工作嵌入度的一個重要途徑，其意義在于：其一，保護知識產權，激發知識員工的發明創造的熱情，并將自身的專有技術技能共享和相互交流；其二，準確識別知識社群的價值，對從財力、物力方面對社會知識社群運作給予支持。

第三，充分利用FDI的技術溢出效應，實施優惠政策，促進產業聚集的轉型與升級。本文的主要控制變量之一FDI與技術比較優勢交叉項的實證結果表明，FDI對于全國產業聚集水平提升具有較為顯著地作用。東部FDI與工業聚集呈顯著的正相關關系，中西部地區則不顯著。這一結果也與東中西之技術創新能力等方面差異一脈相承，充分證明了FDI的知識溢出效應。FDI可以通過技術引進、消化、吸收，提升區域技術比較優勢，引導區域工業聚集不斷演化。首先，政府可以根據本地動態比較優勢，對FDI的技術含量與區域產業關聯程度進行事前甄別，實施優惠政策吸引那些與區域產業上下游關聯性較大的FDI，同時限制與區域產業或者投資有直接或間接競爭關系的FDI。其次，對外資企業在本地創造新價值的比例做出相應的規定，提高外資企業在中國生產的本地化程度。

再次，判斷外資企業在產業網絡中的位置是十分必要的：處于網絡的中心位置的核心企業能夠帶動更多的本土供應商，而零配件廠商網絡對本土企業的吸納能力則相對較弱，因此對本土企業的推動作用也較弱。

參考文獻

［1］Golley，J.Regional Patterns of Patterns of Industrial Development during China’s Economic Transition［J］.Economic Transition，2002，（10）.

［2］范劍勇.市場一體化、地區專業化與產業集聚趨勢——兼談對地區差距的影響［J］.北京：中國社會科學，2004（6）：39-51.

［3］趙增耀.市場潛能、地理溢出與工業集聚——基于非線性空間門檻效應的經驗分析［J］.北京：中國工業經濟，2012，（11）.

［4］Krugman，P.Increasing Returns and Economic Geography［J］.Journal of Political Economy，1991，（99）.

［5］Michael Pfluger，Jens Sudekum.Integration，agglomeration and welfare［J］.Journal of Urban Economics，2008，63（2）.

［6］Helpman E.The Size of Regions［J］.Topics in Public Economics：Theoretical Analysis，1998.

［7］Ottaviano，G，I，P.，Tabuchi，T.，Thisse J-F.Agglomeration and Trade Revisited［J］.International Economic Review，2002，（43）.

［8］安虎森.空間經濟學：新視角新解讀—空間經濟學（新經濟地理學）專欄點評［J］.西南民族大學學報，2008，（8）.

［9］范劍勇.長三角一體化、地區專業化與制造業空間轉移［J］.管理世界，2004，（11）.

［10］范劍勇.產業結構失衡、空間集聚與中國地區差距變化［J］.上海經濟研究，2008，（2）.

［11］徐康寧，王劍.要素稟賦、地理因素與新國際分工［J］.中國社會科學，2006，（6）.

［12］章元，劉修巖.聚集經濟與經濟增長：來自中國的經驗證據［J］.世界經濟，2008，（3）.

［13］林毅夫.新結構經濟學：反思經濟發展與政策的理論框架［M］.北京：北京大學出版社，2012：262～286.

［14］Batisse，M.，Poncet，S.中國經濟活動區域分布的決定因素：要素稟賦、地理與干預［J］.經濟學報，2005，1（2）.

［15］金煜，陸銘，陳釗.中國的地區工業集聚：經濟地理、新經濟地理與經濟政策［J］.經濟研究，2006，（4）.

［16］錢學峰，熊平.李嘉圖比較優勢、特惠貿易安排與產業集聚［J］.經濟學，2009，8（3）.

［17］賀勝兵，楊文虎.FDI對我國進出口貿易的非線性效應研究——基于面板平滑轉換模型［J］.數量經濟技術經濟研究，2008，（10）.

［18］Luc Anselin.Space and applied econometrics：Introduction［J］.Regional Science and Urban Economics，1992，22（3）.

［19］Redding，S.，Venables，A，J.Economic geography and international inequality［J］.Journal of International Economics，2004，1（62）.

［20］Head，K.，Mayer，T.The empirics of agglomeration and trade［J］.Handbook of Regional and Urban Economics，2004，（4）.

［21］蔡昉，王德文.比較優勢差異、變化及其對地區差距的影響［J］.中國社會科學，2002，（5）.

［22］單豪杰.中國資本存量K的再估算：1952-2006年［J］.數量經濟技術經濟研究，2008，（10）.

［23］Hansen，LP.Large Sample Properties of Generalized Method of Moments Estimators［J］.Econometrica，1982，50（4）.

［24］何江、張馨之.中國區域人均GDP增長速度的探索性空間數據分析［J］.統計與決策，2006，（22）.

［25］王火根，沈利生.中國經濟增長與能源消費空間面板分析［J］.數量經濟技術經濟研究，2007，（12）.

［26］沈能.環境效率、行業異質性與最優規制強度——中國工業行業面板數據的非線性檢驗［J］.中國工業經濟，2012，（3）.

［27］Ricardo Hausmann and Bailey Klinger，Structural Transformation and Patterns of Comparative Advantage in the Product Space［R］.CID Working Paper，2006，128.

［28］劉修巖，賀小海，殷醒民.市場潛能與地區工資差距：基于中國地級面板數據的實證研究［J］.管理世界，2007，（9）.

［29］Krugman，P.First Nature，Second Nature，and Metropolitan location［J］.Region Sci，1993，（33）.

［30］Jefferson G.，T.Rawski，Y.Zheng.“Growth Efficiency and Convergence in Chinese Industry：A Comparative Evaluation of the State and Collective Sectors”，University of Pittsburgh，Department of Economics［R］.Working Paper，1989，（251）.

責任編輯：魏 旭

F061.5

A

1005-2674（2015）08-057-11

2015-06-18

定稿日期：2015-07-12

教育部人文社會科學基金項目（13YGA790091）；山西省軟科學項目（2015041005-5）；晉城市項目（201501004-23）

喬彬（1966-），女，山西太原人，太原科技大學經濟管理學院教授，博士，碩士生導師，主要從事產業經濟研究；龐臨然（1991-），男，河南許昌人，太原科技大學經理管理學院碩士研究生，主要從事區域經濟研究；張純（1988-），女，遼寧丹東人，太原科技大學經理管理學院碩士研究生，主要從事產業經濟研究。