農副食品加工業集聚經濟與績效關系研究
——來自中國工業企業微觀數據的考察

王碧麒，曾 光

(華中農業大學 經管學院，湖北 武漢 430070)

農副食品加工業與農業關聯緊密，作為農業部門的后續產業和廣大農民增收的重要抓手，大力發展農副食品加工業對于加快中國農村三產融合和農業現代化進程意義重大。農副食品加工業也是經濟平穩運行的重要基礎性產業，在國民經濟發展中的作用愈加突出。根據《中國工業經濟統計年鑒》，2003年農副食品加工業規模以上工業產值為6 152.32億元，2017年上升到64 449.4億元。由此可見，中國農副食品加工業總產值實現了快速增長，在整個國民經濟中所占地位也在日益提升。進一步從我國東、中、西部區域看，不同區域在資源稟賦和產業規模等方面差異較大，東部區域經濟發展水平較高，農副食品消費市場規模大，但原材料和勞動力成本相對處于劣勢。與之相反，中西部區域在經濟總量、生產加工效率、產業布局等方面都與東部沿海地區存在較大的差距，但勞動力和農副食品加工業原材料充足，這些都強化了中國農副食品加工業空間布局的分散化特征。但隨著交通和通訊技術的發展，不同地區間要素流動的通勤成本不斷降低，跨越地域邊界的經濟活動日益頻繁，在一定程度上強化了企業的空間集聚，使得中國農副食品加工業空間集聚程度不斷加強。進一步從行業特征考察，農副食品加工業屬于典型的原料和市場指向型行業，企業在局部性原材料資源稟賦約束下，往往傾向于集中布局生產，但同時也必須考慮市場效應而選擇定位于規模較大的市場所在區域，故該產業布局傾向于分散。

自Marshall提出產業集聚區以來，眾多學派從不同的視角，對產業集聚問題進行了多方位的研究，盡管結論不盡相同，但普遍認為，產業集聚是影響區域經濟增長的重要因素。綜合現有文獻，產業空間集聚所產生的外部經濟對產業績效和區域經濟增長的作用機制，不同學者有不同的看法：Marshall認為是由于專業化外部性所產生，即特定產業在區域集聚形成專業化分工，能夠加速知識在行業內企業間溢出，這種行業內企業間的溢出效應稱為地方化經濟[1]；Jacobs則認為是多樣化外部性機制，知識外溢主要在不同行業間傳播，多樣化的產業結構促進產業集聚，進而推動區域經濟增長，稱之為城市化經濟[2]。

盡管在產業集聚能否產生外部性這一問題上，兩種外部性理論取得了共識，但在外部性類型、作用范圍和強度等方面，學界存在著較大的分歧。以Henderson為代表的學者通過實證研究發現MAR外部性對產業增長具有主導作用[3]。而Glaeser等的研究則強調Jacobs外部性的正向促進作用[4]。Batisse使用中國省域制造業的面板數據研究發現，集聚經濟的影響在很大程度上取決于產業性質和地理位置[5]。Batisse的研究結果在吳三忙等的實證研究中也都得到了驗證[6]。部分學者引用擁擠效應指標對集聚經濟可能存在的非線性影響進行了研究。Juan De Lucioa等基于西班牙制造業的數據，研究發現專業化對產業增長具有先抑制后促進的非線性影響，而多樣化的影響不顯著，其觀點為外部效應提供了門檻解釋[7]。實際上，除集聚經濟以及要素的空間供給外，市場需求對區域產業發展具有至關重要的作用。黃玖立和黃俊立通過檢驗市場效應對中國省域產業增長的影響，發現較大的市場規模有利于轉化成較快的產業增長[8]。楊汝岱等通過實證檢驗市場需求效應對企業規模和生產效率的影響，研究結果表明在地方保護程度高的地區，市場效應有利于促進企業成長[9]。

Anselin指出，任何空間單元上的事物不能認為是獨立存在的個體，而是與周圍空間單元的事物存在關聯，并且地理距離越近，聯系越強。由于傳統經濟學使用的經典回歸模型忽略了空間相關性的測度，相應的估計結果缺少現實解釋力。自Anselin和Haining等逐步完善空間計量理論，并建立了有效的空間計量模型后，空間效應逐漸得到學者們的關注并應用于區域經濟相關的實證研究[10-11]。金春雨等使用空間杜賓模型測度集聚經濟對省域制造業增長的影響，研究結果表明專業化和多樣化對本地產業均有顯著的推動作用，空間溢出效應則不顯著[12]。王春楊、孟衛東使用2001—2014年中國省域制造業數據，研究發現專業化和多樣化對地區創新有正向顯著的溢出效應[13]。

綜合起來看，已有的涉及專業化和多樣化兩種外部性的文獻，往往將空間溢出效應視作黑箱，沒有對其進行測量和討論；而國內考慮集聚經濟空間溢出效應的研究，也大多是從省級空間尺度層面對制造業整體進行分析，未識別和測度省域內部更小的空間單元間農副食品加工業存在的溢出效應；現有文獻從要素供給或者市場需求單方面進行研究的居多，同時考察兩者的影響，并納入空間效應的文獻幾乎還是空白。鑒于此，本研究對中國農副食品加工業空間集聚效應與行業績效之間的關系進行考察，以期為中國農副食品加工業的合理布局和行業的健康可持續發展提供合理的對策建議。

一、模型設定及變量說明

(一)模型設定

根據集聚經濟理論，產業績效不僅取決于一般投入要素，而且也是所處地區外部環境結構的產物?；贖ederson的研究，在技術中性的假設下，集聚經濟以因子的形式進入函數，運用擴展的Cobb-Douglas生產函數，采用如下表達式考察集聚經濟：Yi=g(Si)f(Li,Ki)。其中，Yi是i地區產業產值，Li，Ki分別是i地區產業的資本和勞動力投入。Si表示外部效應，包括集聚經濟和以及控制變量。由于傳統回歸模型假定空間樣本單元相互獨立，沒有考慮變量或擾動項可能存在的空間相關性，導致模型估計結果出現偏差。為了測度空間溢出效應的影響，進一步將外部效應擴展，設定如下形式的空間杜賓模型：

(二)變量說明

本文采用的被解釋變量是農副食品加工業績效指標，解釋變量主要是集聚經濟特征指標。

1.產業績效(prod)。根據模型設定，該指標用地區產業產值和從業人數的比值衡量。

2.專業化(spec)。考慮到相對規模份額的指標能夠消除地區規模差異的影響，比絕對規模指標能更好地測量專業化[14]，本文使用相對區位商測量專業化程度，該指標能夠對不同地區行業的分布情況進行橫向比較，計算公式如下：

(1)

式(1)中，qij表示i地區j行業產值；qi是i地區所有行業總產值；qj是全國j行業總產值，q是全國所有行業總產值。該指標數值越大，表示i地區j行業專業化水平越高。

3.多樣化(div)。本文借鑒Duranton and Puga的方法測度相對多樣化水平[15]，計算公式為：

(2)

式(2)中，Sij是i地區j行業占i地區所有行業產值的比例，Sj為j行業占全國所有行業的比例。指標數值越大，說明地區行業所處環境的多樣化程度越高。

4.市場潛力(mp)。根據Harris的方法測度市場需求效應，反映市場需求對區域農副食品加工業績效的作用，計算公式[16]為：

mpi=∑r≠iYr/dri+Yi/dii

(3)

(4)

式(3)中，Y是各地區的生產總值，dri是第r個和第i個地區間的距離，dii是地區i的內部距離，式(4)中，St表示地區i的面積。從市場潛力指標的含義來看，該指標表明地區間經濟相關聯，本地與周邊地區的經濟發展水平同時影響本地區的市場潛能。

5.控制變量。為了減少遺漏變量所造成的模型估計偏差，借鑒已有文獻的研究，引入以下控制變量：勞均資本存量(capi)，用固定資產凈值除以從業人數表示[17]；農業豐裕度(agr)，對地區農業資源稟賦的影響進行控制，以地區農業生產總值占全國農業生產總值的比重表示，反映地區經濟對原料投入的依賴程度[18-19]；人力資本含量 (hum)，為了控制勞動技術水平差異造成的影響，借鑒在統計數據限制條件下的做法，以專任教師人數與學生人數的比率衡量[20]。

二、數據來源及說明

考慮到國家統計局自2003年起開始實施調整后的行業分代碼，筆者將行業分類代碼劃分標準統一為《國民經濟行業分類(GB/T4745-2002)》。由于2003年前地(市、區)級的行政區劃調整頻繁，故筆者以2003年作為數據分析的起始年，剔除了區劃頻繁調整的巢湖、畢節和銅仁等地區，并將地區的行政代碼統一到《中華人民共和國行政區劃代碼(GB/T2260-2007)》。

工業企業數據庫是目前最為全面的企業數據庫，其覆蓋的樣本量大和指標多的優勢明顯，有利于同時細分企業所處的行業維度和地區維度。為了測算專業化和多樣化指標，論文采用地區和行業的組合數據進行分析，基于《工業企業數據庫》和《區域經濟統計年鑒》，將企業數據加總成地(市、區)級農副食品加工業的數據組合，最終選取281個地(市、區)級行政單位的農副食品加工業作為研究對象(1)為同時劃分行業和地區維度以測度集聚經濟指標，對中國地(市、區)級農副食品加工業的考察，按照《中國工業企業數據庫》的企業微觀數據進行加總分析，而在本論文開始構思和寫作時，該數據庫只更新到2012年。由于本文的研究偏一般理論機制和機理，不存在數據時效性的問題。。根據聶輝華等的建議，對工業企業數據庫的樣本進行了如下篩選處理：剔除了工業總產值、固定資產和從業人數等缺失的觀測值；剔除了不符合會計準則的觀測值，例如總產值小于固定資產凈值等[21]。對于個別缺失數據采用了插值法進行了填補。為了剔除通貨膨脹因素影響，采用可比價計算，將2004—2012年的工業總產值和固定資產總值分別用工業品出廠價格指數和固定資產投資價格指數平減折算成以2003年為基期的實際值。由于地(市、區)級層面上價格指數的缺失，因此采用《中國統計年鑒》各省份的價格指數進行平減，用固定資產投資價格指數對固定資產總值進行平減，用工業品出廠價格指數將名義工業增加值平減成實際工業產值。

三、實證分析

在使用空間計量模型之前，有必要通過空間自相關檢驗，判斷中國地(市、區)級農副食品加工業的空間相關性是否存在。

(一)空間自相關分析

全局Moran' I指數用于檢驗全域范圍觀測樣本的空間相關性存在與否，其計算公式為：

(5)

表1 農副食品加工業績效全局Moran's I指數

由表1可知，2003—2012年Moran' I指數均通過了1%水平的顯著性檢驗，且為正值。這表明中國農副食品加工業在地(市、區)級層面存在顯著的正向空間自相關，需要進一步用空間計量回歸模型予以測量。

(二)全國市級層面的實證分析

為驗證集聚經濟的擁擠效應是否存在，筆者在實證模型中引入了專業化平方項指標(sqlnspec)和多樣化平方項指標(sqlndiv)。根據拉格朗日乘數(LM)檢驗結果，LMLAG和LMERR統計量均在1%的顯著性水平上顯著，因此采用空間杜賓模型進行分析。為了測度集聚經濟空間溢出效應產生作用的范圍，分別使用以距離倒數為權重矩陣和以鄰接矩陣作為權重矩陣，表2列示了計量回歸結果。

表2 全國市級層面計量回歸分析結果

在以距離倒數為權重矩陣和以鄰接矩陣作為權重矩陣的模型中，集聚經濟外部性效應的估計結果基本一致。被解釋變量的空間滯后系數均通過了1%水平的顯著性檢驗，表明我國農副食品加工業績效存在顯著的正向空間溢出效應。

從解釋變量的回歸結果得知，專業化和多樣化的作用機制和空間效應差異較大：在集聚經濟的本地影響方面，專業化指標系數在1%的統計水平上顯著為正，其二次項在1%的統計水平上顯著為負，表明專業化和行業績效呈倒“U”型的非線性關系。初期專業化正向效應產生的原因，可能是由于農副食品加工業是對原材料進行初級加工的產業，且屬于典型的勞動密集型產業，企業共享中間投入品和熟練勞動力，有助于累積生產成本優勢。而后期集聚不經濟產生的原因，則可能是由于農副食品加工業的市場進入門檻和技術含量較低，過度集聚使產業結構趨同和無序競爭問題嚴重，低技術模仿和激烈的價格戰阻礙了產業績效。與此相反，多樣化指標系數在1%的統計水平上顯著為負，其二次項在1%的統計水平上顯著為正，這說明多樣化具有先抑制后促進的作用。其原因可能在于經濟發展初期不同產業對地區有限資源的需求產生了負向的競爭效應；當多樣化達到一定程度后，行業間關聯效應和互補類型知識的溢出加速，有助于提高行業績效。

在集聚經濟的空間溢出效應方面，專業化對周邊地區農副食品加工業績效存在負向影響，且這種負向相關的陰影效應在1%的統計水平上顯著。其原因可能是農副食品加工業對原材料和勞動力需求較大，而一個地區的要素資源和相匹配的勞動力往往有限，地區間的企業為爭奪有限的資源，容易形成惡性競爭，地區間分工協調程度降低，造成資源配置扭曲，加劇區域間發展不平衡問題。相應地，多樣化對周邊地區農副食品加工業績效的溢出效應則不顯著，其影響僅局限于本地。一個可能的解釋是：隨著空間距離的增加，知識技術在跨地區的擴散過程中損耗較大，并且產業間關聯和協作程度減弱，難以提高農副食品加工業績效。

(三)分區域層面的實證分析

中國地域廣袤，不同區域的異質特征對集聚經濟作用規律的估計結果可能存在影響。根據國家統計局的劃分方式，本文將全國281個地(市、區)級層面行政單元劃分為東部、中部、西部3個區域分別加以考察。經過拉格朗日乘數及其穩健性檢驗(LM)，發現空間杜賓面板模型仍然適用，估計結果如表3所示。

表3 區域層面的估計結果

從東中西區域層面看，專業化的本地影響與全國層面的研究結論基本一致，說明專業化對本地農副食品加工業績效有正向影響。而專業化引起的擁擠效應，以及集聚經濟的空間溢出效應，則在不同區域存在較大差異，體現在以下幾個方面。

專業化二次項系數值僅在東部地區顯著，表明東部地區農副食品加工業企業過度集聚引起了擁擠效應，制約了專業化正效應的發揮。其主要原因在于東部地區生產成本較高和競爭效應。此外，專業化及其二次項系數值在中部和東部地區存在顯著的負向溢出效應，且這種陰影效應在西部地區并沒有顯現。由此可知，中部和東部地區的地級市面臨著周邊地區農副食品加工業企業過度集聚所形成的負面影響。與此相反，鄰接權重下模型的估計結果顯示，西部地區的農副食品加工業從相鄰地區的專業化獲得收益。

多樣化對本地農副食品加工業績效的影響均顯著為負。這說明農副食品加工業不僅沒有獲得多樣化產業環境的效率優勢，反因惡性競爭阻礙行業績效。同時，多樣化的空間溢出效應在西部和東部地區不顯著，在中部地區具有先抑制后促進的非線性影響。這說明多樣化的影響在西部和東部地區只局限于本地，隨著空間距離范圍的擴大而不再顯著。在多樣化水平較低時，中部地區本地農副食品加工業績效受到周圍地區多樣化的負向溢出效應；當多樣化達到一定程度后，多樣化具有一定的空間輻射帶動作用。

四、主要結論及政策建議

論文基于空間溢出效應視角，實證檢驗了集聚經濟對中國地(市、區)級農副食品加工業績效的影響。結果表明：農副食品加工業績效存在正向的空間自相關特征，鄰近地區相互促進；集聚經濟本地效應和空間溢出效應在不同區域差異明顯；專業化對本地農副食品加工業績效具有顯著的正向影響，對周邊地區影響顯著為負；多樣化對本地農副食品加工業績效造成了顯著的負向影響，對周邊地區的影響顯著為正。根據上述結論，引出如下政策含義。

1.推進本地和鄰域地區的經濟合作，促進區域間協調發展。注重提高經濟要素的空間配置效率和空間互補性，強化市場需求效應，降低地區間的貿易壁壘和市場分割，充分發揮農副食品加工業績效高的地區對周邊地區有輻射帶動作用，加強空間效應的區域聯動作用。

2.各地不可盲目追求專業化或多樣化，應注重引導形成具有地方特色的農副食品加工業產業格局，根據本地和周邊地區農副食品加工業發展水平適時調整地區產業結構和進行產業轉移。當東部地區農副食品加工業發展到一定程度時，考慮實行有效的產業轉移，將成熟的產業遷往溢出效應較高而陰影效應較低的地區，帶動西部地區產業發展，疏散東部地區的擁擠效應。與此同時，中西部地區在積極承接東部地區農副食品加工業產業轉移時，應根據當地的稟賦基礎,提高專業化水平，遏制無序競爭。

3.地方政府在制定農副食品加工業產業集群發展策略時，應充分考慮集聚經濟因素，提升本地農副食品加工業企業集中度。同時，為了避免過度專業化導致的擁擠效應，需要考慮本地區與外部區域的經濟合作。

4.要在多樣化發展前期，加強對農副食品加工業的扶持，并適時調整地區多樣化的產業結構。在地區經濟水平發展到一定階段后，發揮不同產業間的關聯協作效應。