環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)產業(yè)集聚影響的實證分析

郭宏毅

（深圳大學中國經濟特區(qū)研究中心，廣東 深圳518000）

0 引言

產業(yè)集聚作為最具活力的空間組織形式，是提高產業(yè)競爭力的重要推動力，其形成與變遷的內在機制一直是學界和政界關注的焦點。從產業(yè)集聚理論的發(fā)展脈絡來看，產業(yè)區(qū)位理論認為中間投入貢獻和技術溢出是產業(yè)集聚的主要原因；工業(yè)區(qū)位理論認為勞動力成本和運輸成本是產業(yè)集聚的主要原因；傳統(tǒng)貿易理論認為區(qū)域生產要素或自然資源的豐富是產業(yè)集聚產生的主要因素；新經濟地理學認為企業(yè)數量、人力資本水平、消費者購買力、交通運輸條件、產業(yè)關聯等是影響產業(yè)集聚的重要因素。此外，也有研究表明區(qū)域之間的競爭和經濟政策是影響產業(yè)集聚的重要因素。無論從哪個角度進行研究，都是在關注能否帶來產業(yè)集聚經濟效益的向心力，但隨著經濟增長帶來的環(huán)境日益惡化，對環(huán)境效益的關注成為順應經濟社會發(fā)展的必然趨勢，對產業(yè)集聚的研究也需要從關注經濟效益到關注環(huán)境效益的可持續(xù)發(fā)展角度發(fā)展。因此，從政府的環(huán)境規(guī)制角度研究產業(yè)集聚，厘清環(huán)境規(guī)制對產業(yè)集聚的可能影響，能為政府實現環(huán)境與經濟協調發(fā)展提供更有利的政策保障。

目前，學者們基于不同的研究視角、樣本和方法研究環(huán)境規(guī)制對產業(yè)發(fā)展不同側面的影響，如產業(yè)轉移[1]、產業(yè)結構[2]、產業(yè)升級[3]、產業(yè)競爭力[4]、產業(yè)集中度[5]等。但研究環(huán)境規(guī)制對產業(yè)集聚影響的文獻仍較少，趙少欽（2013）從環(huán)境規(guī)制的需求效應與成本效應的比較分析環(huán)境規(guī)制影響區(qū)域產業(yè)集聚的效應，得出環(huán)境規(guī)制與區(qū)域產業(yè)集聚水平之間呈U關系，但環(huán)境規(guī)制除了影響區(qū)域集聚水平之外，對行業(yè)的產業(yè)集聚水平會產生怎樣的影響，尤其是制造業(yè)行業(yè)的產業(yè)集聚水平會在多大程度上受到環(huán)境規(guī)制的影響？至今鮮有文獻涉及。

本文在現有文獻的基礎上，采用2001—2015年中國20個制造業(yè)行業(yè)面板數據，通過空間Gini系數測算制造業(yè)行業(yè)產業(yè)集聚水平，并在考慮行業(yè)產業(yè)集聚的控制變量基礎上，通過構建計量模型考察環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)行業(yè)的產業(yè)集聚產生的影響。

1 制造業(yè)產業(yè)集聚的測算

1.1 測算方法

關于產業(yè)集聚程度的實證分析，常用的方法有產業(yè)集中度、區(qū)位商指數、HHI指數、EG指數、空間Gini系數、DO指數等。產業(yè)集中度是測度產業(yè)集聚最簡便的指標，能夠直觀形象地反映產業(yè)市場集中水平，但忽略了規(guī)模較小地區(qū)的相關信息，對規(guī)模較大地區(qū)之間的差別也不能反映；區(qū)位商指數能夠直觀形象地反映某個地區(qū)的產業(yè)集聚水平，但沒有考慮到地區(qū)的經濟規(guī)模，可能包含內在的沖突；HHI指數是對產業(yè)集中度的改進，可以很好地衡量產業(yè)空間分布情況，但需要該產業(yè)每家企業(yè)的微觀數據，對數據的要求較高；EG指數區(qū)分了隨機集中和企業(yè)間由于自然優(yōu)勢或產業(yè)外溢效應的集中，在研究產業(yè)空間布局上具有很大的優(yōu)勢，但EG指數以企業(yè)職工人數為權重測度行業(yè)的集聚水平，可能導致空間分布一致的行業(yè)由于員工雇傭規(guī)模不同得到不同的測算結果，出現測算偏差；DO指數是建立在絕對空間距離的基礎上的均衡模型，避免了選擇空間地理單位帶來的諸多問題，但需要知道樣本中每一家企業(yè)確切的空間地址和龐大的數據以及龐大的計算量，因而限制了DO指數的廣泛應用[6]。

基于數據的可得性和計算的可行性，本文采用空間Gini系數對中國20個制造業(yè)的空間布局進行測度，空間Gini系數最早由Krugman（1991）提出，用來測算美國制造業(yè)行業(yè)的集聚程度，其計算公式為：

其中，G為基尼系數，Si為i地區(qū)某產業(yè)就業(yè)人數占全國該產業(yè)就業(yè)人數的比重，xi為該地區(qū)就業(yè)人數占全國就業(yè)人數的比重。也可用產值和增加值進行計算。取值為0～1之間，其值越大，表示該產業(yè)在地理上的集聚程度越高。由于采用總產值更能反映生產規(guī)模，因此本文計算產業(yè)的空間Gini系數采用的各省區(qū)各行業(yè)的工業(yè)總產值，均以當年價格進行核算。

1.2 測算結果

根據表1的測算結果可知，考察期間，有5個行業(yè)的空間Gini系數高于0.05，產業(yè)集聚水平較高；7個行業(yè)的空間Gini系數介于0.02～0.05之間，產業(yè)集聚水平居中；8個行業(yè)低于0.02，產業(yè)集聚水平較低。其中，化學纖維制造業(yè)、通信設備、計算機及其他電子設備制造業(yè)和儀器儀表及文化辦公用機械制造業(yè)的空間Gini系數均高于0.06，產業(yè)集聚程度明顯高于其他行業(yè)。

表1 中國20個制造行業(yè)的產業(yè)集聚水平

考察期間，從制造業(yè)行業(yè)的空間Gini系數變化率來看，12個行業(yè)的空間Gini系數呈現增長趨勢。其中，飲料制造業(yè)、化學原料及化學制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、化學纖維制造業(yè)和非金屬礦物制品業(yè)的增幅超過5%，特別是化學纖維制造業(yè)的空間Gini系數增幅達到10.69%。8個行業(yè)的空間Gini系數出現下降趨勢。其中，煙草加工業(yè)、金屬制品業(yè)和通用設備制造業(yè)的空間Gini系數降幅較大，尤其是金屬制品業(yè)的空間Gini系數降幅最為明顯，達到6.7%。

2 實證分析

2.1 模型設定

根據前文分析，為進一步考察環(huán)境規(guī)制的實施是否對制造業(yè)產業(yè)集聚水平產生一定的影響,在控制相關變量的基礎上，加入環(huán)境規(guī)制的二次項以更好地考察環(huán)境規(guī)制可能對產業(yè)集聚產生的不確定性影響。具體的回歸模型設定如下：

式中的i和t分別表示行業(yè)和時間；Y表示產業(yè)集聚水平；α表示截距項；ER表示環(huán)境規(guī)制水平；X表示其他控制變量，具體來說，本文選用行業(yè)增長水平（GP）、要素稟賦（K/L）、企業(yè)規(guī)模（SC）、行業(yè)交易成本（COST）和外商直接投資（FDI）五個控制變量；β為相應的擬合系數；ε為隨機誤差項。

2.2 變量及數據說明

國內外學者構造了多個衡量環(huán)境規(guī)制水平的指標，如污染物排放量變化、排污的檢查和監(jiān)督次數、污染治理投資、污染去除率或排放達標率、治理污染設施運行費用等，但至今未形成統(tǒng)一的衡量標準，應根據分析的具體問題和數據的可得性來選擇。本文用某行業(yè)的（年工業(yè)廢水治理設施運行費用+年工業(yè)廢氣治理設施運行費用）/該行業(yè)的工業(yè)總產值，來衡量環(huán)境規(guī)制力度。一方面，當企業(yè)面臨較嚴格的環(huán)境規(guī)制時，一般會花費較多的成本在污染治理上，兩者呈正相關關系；另一方面，我國環(huán)境年鑒中自2001年不公布固體廢物治理費用的數據，故剔除了對該污染物的考慮。所用數據來源于《中國環(huán)境年鑒》和《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

在控制變量方面選擇行業(yè)發(fā)展水平（GP），發(fā)展迅速的行業(yè)吸引企業(yè)進入，促進產業(yè)集聚水平的提高。本文為剔除由于行業(yè)從業(yè)人數規(guī)模增長對產業(yè)集聚的影響，用各行業(yè)的勞均產值水平作為行業(yè)發(fā)展水平的測度指標，即各行業(yè)產值/從業(yè)人數。所用數據來源于《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》，其中2015年的各行業(yè)產值用各行業(yè)銷售產值近似代替，從業(yè)人數用插值法估算得到，產值根據2001年工業(yè)品出廠價格進行平減處理。

要素稟賦（K/L）。不同制造業(yè)行業(yè)的要素稟賦結構不同，不同的資本密集程度或勞動密集程度對產業(yè)集聚發(fā)展會產生不同影響。本文用勞均固定資產投資來度量要素稟賦，即各行業(yè)固定資產凈值/從業(yè)人數。所用數據來源于《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》，固定資產凈值根據2001年工業(yè)品出廠價格進行平減處理。

企業(yè)規(guī)模（SC）。當企業(yè)規(guī)模達到一定程度時，規(guī)模經濟能夠帶來一定的知識和技術外溢，能夠促使行業(yè)集聚的加速，也可能由于費用的增加導致集聚的下降。本文用各行業(yè)的從業(yè)人員平均數/企業(yè)數量來度量行業(yè)平均企業(yè)規(guī)模[7]。所用數據來源于《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》。

行業(yè)交易成本（COST）。行業(yè)交易成本與費用的下降可能促進制造業(yè)進一步集聚，但我國并沒有統(tǒng)計各行業(yè)交易成本的數據。本文采用各行業(yè)的主營業(yè)務成本與主營業(yè)務收入的相對比重來測度各行業(yè)的相對成本，即（各行業(yè)的主營業(yè)務成本/主營業(yè)務收入）/（20個行業(yè)的主營業(yè)務總成本/主營業(yè)務總收入）[8]。所用數據來源于《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》。

外商直接投資（FDI）。外資是一種復合性資源[9]，當FDI流向某些地區(qū)或行業(yè)，意味著資金、技術和管理技能向這些地區(qū)或行業(yè)轉移。本文用各行業(yè)港澳資本和外商資本總和來度量外商直接投資。所用數據來源于《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》，根據當年匯率換算成人民幣，并根據2001年工業(yè)品出廠價格進行平減處理。

變量描述性統(tǒng)計結果如表2所示。

表2 變量描述統(tǒng)計量

2.3 平穩(wěn)性檢驗

為避免偽回歸，本文采用面板數據單位根檢驗中的LLC、IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP檢驗進行平穩(wěn)性檢驗，結果如表3所示。除了環(huán)境規(guī)制指標平穩(wěn)之外，其他的變量均接受“存在單位根”的原假設，為非平穩(wěn)序列。對其進行一階差分檢驗后，檢驗值均拒絕了原假設，表明這些變量都是一階差分平穩(wěn)序列。

2.4 回歸結果分析

根據上述計量模型，以制造業(yè)行業(yè)Gini系數為被解釋變量，環(huán)境規(guī)制為解釋變量，在考慮上述控制變量的基礎上，分別對20個制造業(yè)行業(yè)、6個高集聚行業(yè)①空間Gini系數平均值高于0.036的6個行業(yè)。和6個低集聚行業(yè)②空間Gini系數平均值最低的6個行業(yè)。進行回歸分析，以考驗環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)產業(yè)集聚水平是否存在影響？如若存在，這種影響是否會因制造業(yè)行業(yè)不同而有所差異？

從表4的回歸結果可知，對20個制造業(yè)行業(yè)而言，環(huán)境規(guī)制的一次項為負，二次項為正，且都在5%的水平內顯著，說明環(huán)境規(guī)制與產業(yè)集聚之間存在U型關系。即環(huán)境規(guī)制開始實施并逐漸增加時，制造業(yè)產業(yè)集聚會呈現下降態(tài)勢，當環(huán)境規(guī)制強度達到一定程度時，產業(yè)集聚的速度達到最低。然后，隨著環(huán)境規(guī)制強度的繼續(xù)增強，產業(yè)集聚水平將呈現上升趨勢。在控制變量中，行業(yè)發(fā)展水平的回歸系數在5%的顯著性水平上顯著為正，意味著行業(yè)發(fā)展水平的提高能夠顯著促進整體的集聚水平提升；要素稟賦的回歸系數在5%的顯著性水平上顯著為負，意味著勞動密集程度的提高有利于制造業(yè)產業(yè)的集聚發(fā)展；企業(yè)規(guī)模的回歸系數在1%的顯著性水平上顯著為負，但回歸系數很小，意味著企業(yè)規(guī)模對產業(yè)集聚的影響相當微弱；行業(yè)交易成本對產業(yè)集聚的影響不顯著，可能是由于數據的可得性，沒有將影響交易成本的運行費用納入其中，對結果產生了偏差；外商直接投資的回歸系數在5%顯著性水平上顯著為正，意味著外資的進入對促進產業(yè)集聚的發(fā)展起著重要作用。

表3 單位根檢驗

表4 實證回歸結果

同樣，從表4中可知，對于高集聚行業(yè)，除了常數項外，其他變量均在5%顯著性水平上顯著，環(huán)境規(guī)制的一次項為負，二次項為正，且系數值較20個制造業(yè)行業(yè)的回歸系數值大，說明環(huán)境規(guī)制對高集聚行業(yè)的影響與整體一樣呈U型，但效應更為明顯。在環(huán)境規(guī)制之外的其他幾個解釋變量中，行業(yè)發(fā)展水平、要素稟賦、企業(yè)規(guī)模與外商直接投資的影響與整體基本一致，只是回歸系數值較大，影響更為明顯，行業(yè)交易成本對行業(yè)集聚效應的影響也在5%顯著性水平上顯著為正。對于低集聚行業(yè)，環(huán)境規(guī)制一次項和二次項均不顯著，表現環(huán)境規(guī)制的實施對制造業(yè)產業(yè)集聚作用不明顯，并沒有發(fā)揮產業(yè)集聚效應，其他控制變量中，只有行業(yè)發(fā)展水平、企業(yè)規(guī)模和外商直接投資對制造業(yè)產業(yè)集聚產生顯著的影響，而要素稟賦和交易成本對制造業(yè)產業(yè)集聚沒有產生顯著的影響。

3 結論

根據上述實證分析，得到如下主要結論：

第一，通過2001—2015年中國20個制造業(yè)行業(yè)面板數據的實證分析，可知環(huán)境規(guī)制與制造業(yè)產業(yè)集聚之間存在U型關系。在環(huán)境規(guī)制實施初期，制造業(yè)產業(yè)集聚水平隨環(huán)境規(guī)制的增強而下降，當環(huán)境規(guī)制達到一定臨界水平時，制造業(yè)產業(yè)集聚水平隨環(huán)境規(guī)制的增強而上升。

第二，分別對高集聚和低集聚行業(yè)進行實證分析，可知環(huán)境規(guī)制對制造業(yè)產業(yè)集聚的影響在不同行業(yè)之間存在明顯差異，對于高集聚行業(yè)，環(huán)境規(guī)制的集聚效應呈現先抑制后促進的“U型”特征；對于低集聚行業(yè)，環(huán)境規(guī)制的集聚效應非常微弱。由于中國目前的制造業(yè)集聚程度并不高，所以環(huán)境規(guī)制的增強并不會影響制造業(yè)產業(yè)集聚水平的提升。

第三，綜合考慮制造業(yè)產業(yè)集聚諸因素的實證檢驗，可知行業(yè)發(fā)展水平的提高能夠顯著促進產業(yè)集聚水平提升。勞動密集程度的提高有利于制造業(yè)產業(yè)集聚發(fā)展，企業(yè)規(guī)模對產業(yè)集聚的影響比較微弱，行業(yè)交易成本對產業(yè)集聚的影響不顯著，外資的進入對促進產業(yè)集聚的發(fā)展起著重要作用。

[1]楊海生,賈佳,周永章等.貿易、外商直接投資、經濟增長與環(huán)境污染[J].中國人口·資源與環(huán)境,2005,(3).

[2]梅國平,龔海林.環(huán)境規(guī)制對產業(yè)結構變遷的影響機制研究[J].經濟經緯,2013,(2).

[3]肖興志,李少林.環(huán)境規(guī)制對產業(yè)升級路徑的動態(tài)影響研究[J].經濟理論與經濟管理,2013,(6).

[4]王文普,環(huán)境規(guī)制、空間溢出與地區(qū)產業(yè)競爭力[J].中國人口·資源與環(huán)境,2013,(8).

[5]張成,于同申.環(huán)境規(guī)制會影響產業(yè)集中度嗎？：一個經驗研究[J].中國人口·資源與環(huán)境,2015,(3).

[6]羅勇,曹麗莉.中國制造業(yè)集聚程度變動趨勢實證研究[J].經濟研究,2005,(8).

[7]陳柳.中國制造業(yè)產業(yè)集聚與全要素生產率增長[J].山西財經大學學報,2010,(12).

[8]徐春華,劉力.企業(yè)規(guī)模、市場外向度與制造業(yè)集聚——基于行業(yè)面板數據的實證分析[J].經貿研究,2014,(5).

[9]趙偉,張萃.FDI與中國制造業(yè)區(qū)域集聚：基于20個行業(yè)的實證分析[J].經濟研究,2007,(11).