地区间产业分布的本地市场效应及其对区域协调发展的启示[J]

地区间产业分布的本地市场效应

及其对区域协调发展的启示

*

范剑勇󰀁谢强强

󰀁󰀁内容提要:目前沿海地区的产业集聚是否只能由新经济地理学中的󰀂中心 外围!模型来解释?本文首先在理论上给出了产业集聚的另一种机制 本地市场效应,并利用中国区域间投入产出表数据,在经验上证实了本地市场效应的存在。同时本文发现本地市场效应的重要特征是在实现产业集聚的同时,地区间收入差距不会扩大。这一发现意味着,沿海地区产业集聚与区域经济协调发展是可以兼容的,其解决方法是中西部劳动力在沿海地区得到公平、公正的应有待遇,本文称之为劳动力市场的󰀂跨区域城乡统筹!战略。

关键词:超常需求󰀁本地市场效应󰀁跨区域城乡统筹

一、引󰀁言

已有研究表明(FujitaandHu,2001;Wen,2004;范剑勇,2004;等等),改革开放30多年来中国的制造业逐步向东部沿海地区集聚,而且第二产业向东部沿海地区集中是地区间收入差距扩大的主要原因。基于这一事实,学术界普遍认为,中国地区间这种产业分布及其对地区间收入差距的影响机制可以用新经济地理学理论的󰀂中心 外围!模型解释。本文不反对󰀂中心 外围!模型在解释中国区域经济发展过程中的作用,但我们试图证实中国地区间产业分布还存在另一种机制 本地市场效应(homemarketeffect)∀

,而且这一机制对于经济增长方式转变与区域协调发展非常重要。

我们先从解释产业分布的理论说起。考察地区间的贸易模式与产业分布时,传统的贸易理论认为资源禀赋差异发挥着重要作用。本文认可资源禀赋理论对产业分布的重要解释作用,并认为这是第一性的决定力量(firstnature)。但是,在中国各地区之间的自然资源优势都不突出的情况下,地区间产业结构和收入水平差异却较大,这是否还存在其他决定力量呢?新经济地理学认为,市场需求的规模差异会对各地区的产业结构或地区间贸易模式产生重大影响。这一影响是由以下四个因素相互作用而产生的:消费者偏好的差异化、生产差异化产品的厂商具有规模报酬递增特征且处于垄断竞争的市场结构、制成品跨区域流动时发生的运输成本、要素可以跨区域流动。前两个因素区别于传统理论的产品同质与完全竞争假定,差异化产品使得厂商为了抢占市场不会生产与其他厂商相同的产品,结果是每一种差异化的制成品都是由一个厂商独家生产;第三个因素产生的结果是,具有垄断力量的厂商总是寻找这样一个区位,最小化产品从生产据点到消费者手中的运输

*󰀁范剑勇、谢强强,复旦大学经济学院、复旦大学世界经济研究所,邮政编码:200433,电子信箱:jyfan0393@163.com,082015093@fudan.edu.cn。本文得到教育部人文社会科学重点研究基地重大研究项目(06JJD790006)、国家社会科学基金项目(08BJL032)、复旦大学985国际竞争力创新项目及985数据库建设项目、上海市重点学科建设项目(B101)、上海市教委曙光学者研究项目(09SG09)、国家社会科学基金重点研究项目(09AZD012)的资助,两位匿名审稿人提出了十分有益的建议,特此致谢!

∀󰀁我们沿用钱学锋、梁琦(2007)对homemarketeffect的翻译,因为译成󰀂本地市场效应!更加适合本文区域间产业分布与贸易

研究。

范剑勇、谢强强:地区间产业分布的本地市场效应及其对区域协调发展的启示

成本,而需求最大的市场在这场区位竞争中占据优势;第四个因素是要素的跨区域流动使得上述厂商的分布进一步偏向于大市场,具有较大市场规模的区位,往往可以吸引到足够多的其他地区流入的生产要素,要素的不断流入可以使具有初始优势的地区通过累积循环机制逐步将优势放大;其他地区的产业因在竞争中处于弱势而逐渐衰落下去,原有的产业结构和贸易模式就会被打破。

产业集聚是否一定导致地区间收入差距的扩大?新经济地理学理论中传统的󰀂中心 外围!模型对这一问题的回答是肯定的,而同样起源于新经济地理学理论的本地市场效应对这一问题的回答是否定的。两种截然相反的回答,其原因是生产函数构成不一样,在中心 外围模型生产函数中技能劳动力是唯一的要素,且可以跨区域流动;在本地市场效应生产函数中资本与低技能劳动力都是投入要素,资本可以跨区域流动且为全体劳动力集体拥有(见Combesetal,2008;Fujitaetal,1999)。在中心 外围的两地区模型中,技能劳动力跨区域流动的结果是,一地区完全吸收了另一地区的技能劳动力,使两地区间的人均收入差距扩大;在本地市场效应模型中,资本跨区域流动后,利息仍然归原地区的劳动者所有,因此,地区间的人均收入差距没有拉大。两种假定所导致的结果分别对应实证研究中的两种极端情况(HeadandMayer,2004):高技能劳动力向优势区域转移与集中,由此产生的工资高于其流出区的平均工资水平,因此劳动力流动不是缩小地区间收入差距而是拉大了地区间收入差距,这一现象被称为󰀂要素价格调节!,实证研究如Head&Mayer(2006);相反,资本跨区域流动、低技能劳动力没有或很少跨区域流动,由此产生地区间人均收入差距没有扩大,而多数产业向优势地区集中与转移,这一现象被称为󰀂产业结构的数量调节!。Head&Mayer(2004)将这一方向的实证研究归类为Davis&Weinstein(1999,2003)等人所说的本地市场效应。需要指出的是,以往的本地市场效应研究并没有将其与地区间人均收入差距联系起来,直到Combesetal(2008,chapt4󰀁2)在阐述本地市场效应时,将要素定义为可以跨区域流动的资本与不可跨区域流动的低技能劳动力,并证明地区间人均收入在理论上是相等的。

本文认为,现实情况是介于上述两个极端理论模型之间。我们的相关研究也证实了产业集聚与地区间收入差距扩大之间的密切联系:高技能劳动力流动所产生的󰀂中心 外围!模型必将导致地区间劳动力要素价格差异扩大(范剑勇、张雁,2009),而资本的跨区域流动所产生的本地市场效应,其结果是产业集聚与地区间人均收入差距不扩大(范剑勇等,2009)。

基于上述研究考虑,本文将着重阐述本地市场效应的含义、在中国是否存在本地市场效应及其对区域经济协调发展的重大启示意义。因此,本文的结构安排如下:第二部分为本地市场效应的文献综述,第三部分是本地市场效应的理论表达与实证模型的设定,第四部分是数据来源说明,第五部分是实证结果与讨论,第六部分是结论。

二、文献综述

我们根据本文的实证研究需要,选择部分文献进行综述。∀

同时,本文将本地市场效应与中国现实情况联系起来,阐述其对区域协调发展的重大启示意义。需要指出的是,现有实证文献还未见

将本地市场效应与地区间收入差距联系起来的先例。

(一)部分文献

对于本地市场效应存在性的研究,大量的实证文献是在DavisandWeinstein(1996)以后才开始的。纵观这些文献,多数研究主要运用两种方法来验证本地市场效应的存在性。第一种方法是直接验证国家间的产业分布与需求量间的关系。这种方法是源自Krugman(1980),他认为对某种产品的偏好需求会导致这个产品集中在需求较大的地区进行生产,从而在较大规模的市场上某种产业

∀

详细的综述见钱学锋、梁琦(2007)。

2010年第4期

的分布大于其需求。在Krugman(1980)以后,Davis&Weinstein(1996)应用OECD国家的相关产业数据首次对这一判断进行了实证检验,得到的结果却是不存在本地市场效应。后来Davis和Weinstein认为这一不理想结果可能是没有考虑市场准入因素所导致的。在其后的研究中,Davis&Weinstein(1999,2003)考虑市场准入因素后,运用日本地区间和OECD国家间的产出分布与需求数据分别证实了本地市场效应的存在。在Davis&Weinstein的方法基础上,后续研究利用其他国家的产出与需求数据都证实了本地市场效应的存在,如Head&Ries(2001)运用美国与加拿大的数据,Domequeetal(2005)应用西班牙数据,张帆和潘佐红(2006)应用中国各省份的投入产出表数据。本文应用Davis&Weinstein的经典方法来检验本地市场效应,但与张帆和潘佐红(2006)的主要不同之处在于数据来源不同,我们的投入产出表含有双向的贸易流数据,同时还将本地市场效应与地区间收入差距联系起来。

另一种方法是运用贸易引力模型考察较大市场规模的地区是否会表现出本地市场效应,原理是较大规模市场的出口需求弹性大于较小规模市场。例如,Feenstraetal(1998)通过同质产品的相互倾销模型建立贸易引力模型,Hanson&Xiang(2004)通过倍差引力模型方法建立贸易引力模型,均发现了显著的本地市场效应。需要指出的是,应用这种方法进行计量时,缺省变量引起的内生性问题难于克服(Anderson&Wincoop,2001)。正是基于这一考虑,本文采用第一种方法进行本地市场检验。

(二)本地市场效应对区域协调发展的启示

本地市场效应也称作󰀂本地市场放大效应!(homemarketmagnificationeffects),其含义是在一个较大规模市场上市场需求份额增加将导致一个更大比例的产出份额增加,结果是众多产业因某一地区的需求规模优势而在该地区集聚起来。其内在的逻辑关系是:产品在地区之间的贸易会产生运输成本,出于节省运输成本考虑,厂商进行投资决策时总是挑选接近最大消费市场的区位。同时,生产差异化产品的厂商势必存在能起规模报酬递增作用的固定成本,由此决定了厂商进行投资时只定位于一个最大消费能力的地区或少数几个较大消费能力的地区。在这一假设下,厂商除了供应本地区较大市场外,还将生产的多余部分供应其他较小市场的地区。最终的结果是,某一产品在较大市场规模地区的产出份额与其自身消费份额的弹性系数大于1,体现了本地市场需求的放大作用。因此,本地市场效应将市场规模和产业结构、贸易模式联系在一起,而这正是本地市场效应和比较优势理论的根本区别。根据传统的资源禀赋理论,假设在没有运输成本的理想情况下,贸易模式与产业结构仅与双方的资源禀赋差异有关,与市场规模没有任何关系,产业分布与需求之间的弹性系数为0;如果承认存在运输成本,则某一地区的需求增加会产生两个结果:一是本地的供给增加,二是进口增加,因此,本地的供给与需求之间的弹性系数小于1。

如果从本地市场效应理论出发,会有什么样的结论呢?本地市场效应理论假定,资本要素可以跨区域流动,并且资本为劳动者集体拥有,劳动力由同质的、低技能劳动力组成,且不能跨区域流动。一方面,假定整个社会由生产同质产品、常规模报酬的传统部门和生产差异化产品、规模报酬递增的现代部门构成,且劳动力可以在同一地区的两部门之间自由流动,同一地区两个部门的劳动力工资水平相同;∀同时假定两地区农业部门的劳动生产率相等,因此,两地区的工资是没有差别的。另一方面,资本总是追逐最高收益率,其均衡结果是两个地区的资本收益率相同,而且利息回流到资本拥有者的居住地。这样,即使假定地区间的初始资本有差异,只要能保证劳动力可以在部

∀

需要指出的是,在传统部门劳动力的边际生产率并不为零,且传统部门劳动力的边际产出不仅决定了其自身的工资水

平,同时也决定了同一地区的现代部门工资水平。这与(2009)的观察是吻合的,他认为,中国农业部门的劳动者平均产出水平决定了工业部门的工资水平。当然,这里没有考虑现代部门外部性对工资的提升作用。

范剑勇、谢强强:地区间产业分布的本地市场效应及其对区域协调发展的启示

门间自由流动,产业集聚过程中由工资与资本收益组成的地区间人均收入差距不会扩大。

退一步,我们只允许部分低技能劳动力有限度地跨区域流动,只要两地区都存在传统的农业部门,并排除劳动者技能上的差别或者现代部门的正外部性影响,同时也没有劳动力市场上的定价扭曲,那么,地区间的工资水平仍然相同。因此,放松劳动力流动得到的结果与没有放松劳动力流动的结果是相同的。但是,还存在另外一种情况,∀流入沿海地区的农民工由于受现代部门正外部性影响,其工资水平高于传统农业部门的工资水平,同时沿海地区劳动力市场出现歧视外来农民工现象,致使农民工在现代部门的实际贡献(或称边际产出)大于其实际得到的工资水平。这一状况对地区间人均收入差距的影响如何?本文认为,这种影响取决于以下两个因素的比较:一是农民工寄回的工资收入是否远大于其在原居住地区的收入;二是在沿海地区,农民工得到的工资收入是否远低于其实际贡献,其差额部分就是当地劳动力市场扭曲所产生的。如果农民工寄回的工资收入与其原居住地收入的差额部分大于因在沿海地区劳动力市场扭曲所遭受的差额部分,则地区间的人均收入差距是缩小的。因此,减缓沿海地区劳动力市场的定价扭曲对于缩小地区间收入差距所起的作用至关重要。我们将消除沿海地区劳动力市场的定价扭曲称之为劳动力市场的󰀂跨区域城乡统筹!,如维护农民工利益、实现社会养老保险的跨区域转移、解决农民工子女入学难等问题。上述情况综合起来,低技能劳动力跨区域流动的结果是,如果劳动力市场无扭曲或扭曲不严重,则由本地市场效应体现的地区间收入差距不会扩大。

三、理论与实证模型

(一)理论模型

考虑在一个2#2#2的经济体中存在两个地区(A和B)、两个部门(规模报酬递增的现代部门󰀂X!和常规模报酬的传统部门󰀂Z!)、两种生产要素(资本K和劳动力L)。两地区共拥有K单位资本存量和L单位劳动力,其中资本由全体劳动者集体拥有、且劳动力数量能够满足资本区域流动后产生的对劳动力的需求。我们规定劳动力为同质低技能劳动力、且其跨区域流动受到,∃但在同一地区的部门之间可以自由流动;同时规定资本可以在两个地区之间自由流动,一个地区拥有的劳动力是其本地需求的唯一来源,本地厂商是该地区产出的唯一来源。假定劳动力有󰀁%(0,1)的份额住在A地区,即LA=󰀁L,且A地区有较多的劳动力份额(即󰀁>1󰀁2)。为了排除传统贸易理论中的资源禀赋差异,我们假定资本在初始阶段也有󰀁%(0,1)的份额分布于A地区(KA=󰀁K)。

进一步假定,现代部门产品在地区之间的贸易存在运输成本(即󰀂冰山成本!),但在区域内部的运输成本为零。假定一单位的某种商品从A地区运输到B地区后,只有1󰀁󰀂单位的数量到达(󰀂>

&1),例如,pA为这种商品在产地A的出厂价格,则在B地区的销售价格pB=pA󰀂。

1󰀁生产者行为

Z部门生产同质产品,其市场结构是完全竞争的。假定一单位产出需要一单位低技能劳动力,

Z

产品价格等于边际成本或工人工资 i,同时假定pA= Z=1。只要两地区都存在Z部门,且两地区的Z部门技术水平相同,则地区间的工资水平相同。选择Z部门作为基准部门是便于分析地区间人均收入差距。

X部门生产差异化产品,第s种产品的生产技术为:qA(s)单位产品需要投入f单位固定资本

∀∃

本处不考虑资本的收益、只考虑流动到沿海地区的劳动力工资收入。

即使放松劳动力跨区域流动,只要规定劳动力跨区域流动后其人力资本没有得到提高或没有受外部性影响,且地区

A与B均存在传统部门的就业,地区间的劳动力工资收入依旧相同。&这一表达式直接取自Samuelson(1952),在Krugman等人的新经济地理学论文中得到广泛采用。

1102010年第4期

和m单位低技能劳动力,厂商的总生产成本为:

TCA(s)=rAf+ AmqA(s)

(1)

其中rA是A地区资本的利率,由于同一地区劳动力可自由跨部门流动,现代部门的工资 A等于1。基于消费者多样性的偏好考虑,任何一个厂商都生产差异化产品,地区的厂商数与它的产品种类数相同。

2󰀁消费者行为

假定两地消费者具有相同的偏好,A地区代表性消费者的Cobb󰀂Douglas效用函数表示为:

!1-!

UA=MAZA(2)其中,ZA是传统部门产品的消费量,MA是现代部门的消费量,!是消费者在现代部门的支出份额。

N

A

MA的构成包括本地生产的产品与从B地进口的产品:MA=

s=0

∋q

AA

(s)

∀-1

∀N

+

s=0

∋q

B

BA

(s)

∀-1∀∀∀-1,

Nr(r=A,B)是两地区差异化产品的种类数,∀是任意两种差异化产品之间的价格替代弹性。

最大化效用函数(2)可以得到A地区的消费者需求:

-∀

pA(s)E,q(s)=qAA(s)=BAPAPA

11-∀󰀂pB(s)PA

-∀

EPA

(3)

其中E为消费者对制成品的支出,PA是A地区的现代部门的价格指数,其表达式为PA=

s%N

(p

A

A

(s)

1-∀

ds+

s%N

(

B

󰀂pB(s)

1-∀

ds。

3󰀁市场均衡

前面已经说明,无论低技能劳动力跨区域流动是否受,只要两地都有在传统部门的就业(如农业部门),地区之间的工资水平都是相同的。同时,市场均衡的条件是两地的利率相等,而导致产业转移与集聚的力量是资本的跨区域流动,我们需要证明的是,均衡时资本是否向初始市场规

模大的地区A转移?如前所述,一个地区拥有的劳动力是其本地需求的唯一来源,而本地厂商是该地区产出的唯一来源,所以地区的劳动力数与厂商数分别对应于该地区产品的需求数量与产出数量。如果需求份额与产出份额分别是󰀁与#,需要证明,资本流动后产生的均衡是否导致地区A的资本份额#大于其初始的󰀁,如果是的话,则证明本地市场效应的存在。

基本思路是,利用厂商的生产函数,得出地区A均衡时的现代部门产品种类数,然后利用厂商在垄断竞争市场结构情况下、经济利润为零时的产品供给数量,并结合厂商垄断竞争时的定价行为,得到地区A的资本利率水平的表达式(具体推导、∃的含义均见附录):

󰀁(1+rA)∃(1-󰀁)(1+rB)

rA(#)=!+∀#+∃(1-#)∃#+(1-#)󰀁󰀁利用同样的方法,得到地区B资本利率水平的表达式。)(1+rA)∃󰀁(1+rB)!(1-󰀁

rB(#)=+

∀∃#+(1-#)#+∃(1-#)#与劳动力份额󰀁之间的关系,通过变换得到:

#=

*

*

*

(4)

(5)

󰀁󰀁均衡时A地和B地的资本回报率相同。利用(4)与(5)相等的关系,得到地区A的资本份额

11+∃11+(󰀁-)>󰀁>21-∃22

(6)

*

󰀁󰀁上式揭示了本地市场效应的存在:只要󰀁>1,就有#>󰀁。因此,规模较大的地区拥有更高

2

比例的产出份额,或者说,规模较小地区的资本被吸引到较大的地区。对式(6)进行移项可以得到

111范剑勇、谢强强:地区间产业分布的本地市场效应及其对区域协调发展的启示

下式:

#-*

11+∃1=(󰀁-)21-∃2

(7)

12

󰀁󰀁从(7)式可以得到本地市场效应更直观的表述。对于只有两个经济体的贸易模型来说,󰀁-

*1表示一个地区需求超过平均需求的部分,而#-2表示一个地区产出超过平均产出的部分,两者

之间的比例是例关系。

1+∃,该比例显然是大于1的。因此,(7)式实际上给出了超常需求与超常供给的比1-∃

(二)实证模型

上节从理论上证明了本地市场效应的存在性。我们还需要计量分析超常需求与超常产出之间的关系是否稳健存在。同时,如何把两地的超常需求与超常产出放大到多个地区,是一个复杂的问题。DavisandWeinstein(1996)在Krugman(1980)提出本地市场效应理论后首次实证验证本地市场效应的存在性。他们使用idiodem变量来衡量超常需求,实证模型表述为:

yr=%0+%1sharer+%2idiodemr+&r

yR

其中&为随机扰动项,share=yyr,yr=

R

kr

kr

k

kk

k

k

k

(8)

∋y,y

krk

kR

=

∋y

s)rk

ks

,yR=

∋y

k

kR

。r表示第r个地区,k表

示第k个产业,R表示除r地区以外的其他所有地区。yr代表k行业在r地区的产出,yr代表r地区所有行业的总产出,yR代表k行业在其他区域的产出和,yR代表所有k行业在其他区域的总产出。sharer是地区间需求偏好相同的条件下,r地区按其他地区平均比例生产第k类产品,并按这ErER

一比例来满足的自身需求。超常需求的表达式为idiodem=(-)yr,其中Er=

ErER

kr

s)r

k

k

k

∋E,E

krk

kR

=

∋Es,ER=

k

kRk

Er代表第r地区第k行业面临的需求。相应地,Er代表第r地区所有行业面临∋ER。

k

k

k

的总需求,E代表所有其他区域第k行业面临的需求,ER代表所有其他区域所有行业面临的总需求。idiodemr表示第r地区k产业的需求与其他地区k行业的平均需求之差,其含义是第k行业产品在r地区面临较大的超常需求。

为方便理解式(8),图1给出更直观的认识。首先对某地的Xs产品来说,按照与其他地区相同的比例生产sharer产品(图1中的A部分)以满足初始消费,表现为模型中系数%1的值接近于1(式8)。但是各地区对该产品的需求规模是不一样的,有些地区存在超常需求idiodemr(图1中的B部分),吸引了其他地区厂商进驻,导致这个地区的产出增加部分(B+C)超过超常需求

(B),表现为系数%2的值大于1。

接下来我们在方程(8)中引入要素禀赋变量,以控制资源禀赋理论对生产结构造成的影响:

k

kk

k

图1󰀁r地Xs产品的本地市场效应

注:Xrs表示r地区第s种产品,A表示r地按照其他地区平均比例进行生产的份额,B表示r地区需求规模超过其他地区平均需求规模的份额,C表示r地区超常产出份额。

k

k

k

󰀁

(9)

yr=%0+%1sharer+%2idiodemr+factorr+&r

其中factor表示要素禀赋变量,包括资本和劳动力等。需要指出的是,%2系数的三个不同取值范围

1122010年第4期

分别代表了三种不同的解释:1)当%2=0时,表明贸易模式和生产结构与超常需求无关,或者说运输成本为零。2)当%2%(0,1)时,直观的含义是当出现超常需求时,部分由本地供给满足,部分通过进口来完成,这一情形代表的是存在贸易成本的传统资源禀赋理论所揭示的含义。3)当%2>1时,直接表现为本地市场效应,表示决定产出分布的变动程度大于超常需求的变动程度。

yryR

另外,各地区按本国其余地区相应行业的产出比例进行生产,表现为y=y,此时%1=1。(8)

rR

式写成如下形式:

yryRErERk

-=%0+%2-+&r

yryRErER

k

k

k

k

k

k

(10)

󰀁󰀁上式中左边部分对应于图1中的(B+C),称为超常产出份额,计量时用yrkshare表示,右边部

kkyRER

分对应于B部分,称为超常需求份额,用idiodemshare表示。其中和均对应于图1中的A部

yRER分,表现为在两地区模型的背景下式(7)中的1󰀁2。因此,系数%2类似于式(7)的右两边都是份额表达式,可以消除不同量纲对回归结果的影响。

1+∃,且方程的左1-∃

四、数据来源与统计描述

(一)数据来源

本文所使用的产出与需求变量取自国家信息中心(2005)编制的∗中国区域间投入产出表,1997+∀,它包含了地区30个部门的中间需求、最终需求(包括农村居民消费、城镇居民消费、消费、固定资本形成总额和存货增加)、出口需求、增加值合计、总投入等。其中,本文产出数据是投入产出表中的增加值数据,需求数据是某一地区特定行业面临的本地区和其他地区的最终需求与中间需求、出口需求之和。

考虑了市场准入后的超常需求(见第五部分),隐含了地区内部、各地区之间、地区与国外三大中心之间的距离。距离数据是通过以下方法得到的:1)区域之间的相互距离取每个地区中心城市之间的直线距离,方法是用GoogleEarth软件测量得到;2)每个区域的中心城市到国外的距离,是根据它们分别到世界上三大经济中心美国、欧盟、日本的距离,并以三大经济中心经济规模占全世界总量的比重作为加权计算得到的;计算公式distrr=

23

∃

3)对于区域内部的距离计算,我们依据国际通行的

area,其中,area代表该区域的土地面积,土地面积数据来源自∗中国区域间∋投入产出表+。同时,本文距离的单位均是公里。

资源禀赋变量分别为资本与劳动力,数据来源于1998年规模及规模以上中国工业企业微观企业库。我们根据区域划分与行业类别分别对微观企业层面的资本与劳动力投入进行了加总,得到区域与各个行业层面的资本变量与劳动力变量,其中资本变量为固定资产净值。由于我们无法得到1997年规模及规模以上中国工业企业微观数据,只能选择与之最近的1998年数据。

∀

根据∗中国区域间投入产出表+,地区及其中心城市如下:东北区域(沈阳) 黑龙江、吉林、辽宁省,京津地区(北

京) 北京与天津市,北部沿海区域(济南) 山东与河北省,东部沿海区域(上海) 江苏、上海与浙江省,南部沿海区域(广州) 广东、福建与海南省,中部区域(武汉) 山西、安徽、江西、河南、湖南、湖北省,西北区域(兰州) 内蒙古、陕西、宁夏、甘肃、、与青海省,西南区域(成都) 四川、重庆、广西、云南、贵州。中心城市选取的原则主要是城市的经济规模和尽可能处在整个区域的中心位置。

对三大经济中心各取一个中心城市,假定美国以纽约、欧盟以布鲁塞尔、日本以东京为中心,对于国内各城市到这三个世

界中心城市的距离,我们同样用GoogleEarth软件测量得到。

∃

113范剑勇、谢强强:地区间产业分布的本地市场效应及其对区域协调发展的启示

关于本文中的行业取舍标准,∗中国区域间投入产出表+包含了30个部门的区域间投入产出关系。这30个部门分别是农业、煤炭采选业等4个采选业行业、食品制造及烟草加工业等17个制造业行业、废品及废料、电力及蒸汽热水生产和供应业、煤气生产和供应业、自来水的生产和供应业、建筑业、货物运输及仓储业、商业、其他服务业。考虑到农业、矿产资源采选业、各类服务业等13个行业,其区位选择更多地受自然资源禀赋的影响,或者服务业产品不适合长距离运输等特点,我们将这13个行业排除,只对其余的17个制造业行业进行检验。

进一步,按照资本和劳动力的比例把17个制造业行业用聚类方法分成8个大部门。具体方法是:首先把各个行业在各地区的资本和劳动力数据加总,得到各个行业的基本技术指标资本劳动比

∀

例,然后按照资本劳动比例大小,把这17个行业用k󰀂means算法聚类成8个大部门(见表1)。这

些大部门中的每个行业由于资本劳动比例的相似度较高,我们认为它们之间的技术比较接近。在此基础上,检验中国制造业中是否存在本地市场效应。表1

聚类的部门

12345678

通过k󰀂means方法得出的制造业行业聚类表

包含的产业

食品制造及烟草加工业

纺织业,机械工业,交通运输设备制造业

服装皮革羽绒及其他纤维制品制造业,金属制品业

木材加工业及家具制造业,机械设备修理业,其他制造业,电气机械及制造业

造纸印刷及文教用品制造业,石油加工及炼焦业,电子及通信设备制造业,仪器仪表及文化办公用机械制造业金属冶炼及压延加工业化学工业

非金属矿物制品业

󰀁󰀁(二)统计描述与简单的散点图

我们首先对数据进行初步考察(表2),感到惊讶的是,超常需求idiodemrk与超常需求idiodemshare的变异系数都非常大,在17个制造业行业中分别达到161与54,在制造业部门中分别达到113󰀁与166󰀁08。因此,每个行业面临的需求差异非常显著。其次,对于产业分布而言,

k

因变量yr在地区间分布也具有较大的变化,变异系数在制造业部门与17个制造业行业中分别达到0󰀁76与1󰀁07,也就是说,总体上产业分布非常不均衡。

为了直观地考察超常产出份额与超常需求份额之间的关系,我们分别画出了17个行业与部门的超常产出份额与超常需求份额的散点图(图2和图3)。从图中明显可以看出,拟合线的斜率分别达到1󰀁13、1󰀁10,初步揭示了本地市场效应是存在的。

五、计量结果与讨论

(一)计量方法

围绕式(8)与式(9),首先将检验含市场准入因素的超常需求对超常产出的影响;然后添加体现地区资源禀赋差异的控制变量资本与劳动力进行分析(见表3);最后为了更稳健地检验本地市场效应的存在性,依据式(10)进行计量分析。就计量的对象而言,我们使用的数据是来自区域间投入

∀

对于k󰀂means算法说明如下:首先从n个数据对象任意选择k个对象作为初始聚类中心;对于剩余的对象,根据它们与这

些聚类中心的相似度(距离),分别将它们分配给与其最相似的(聚类中心所代表的)聚类;然后再计算每个新聚类的聚类中心(该聚类中所有对象的均值);不断重复这一过程直到标准测度函数开始收敛为止。

1142010年第4期

表󰀁2󰀁󰀁

变量名(单位)

yrk(万元)sharerk(万元)idiodemrk(万元)yrkshare(%)idiodemshare(%)K(万元)L(人)变量名(单位)yrk(万元)sharerk(万元)idiodemrk(万元)yrkshare(%)idiodemshare(%)K(万元)

L(人)

观察数136136136136136136136观察数

yk

yk

主要变量的统计描述

制造业17个行业

均值180803019681204155󰀁42-2󰀁36E󰀂10-0󰀁00042122220273333627󰀁5均值384206341822568830󰀁280󰀁000460󰀁000152472180797058󰀁5

标准误19446121743517671109󰀁60󰀁03150󰀁022823662813360283󰀁1标准误2957784236534410035350󰀁03510󰀁025236100123681176󰀁8

最小值601460󰀁23-4277419-0󰀁0813-0󰀁0680867331265最小值471306684054󰀁7-4277419-0󰀁0813-0󰀁0680395869392852

Ek

Ek

最大值1󰀁20E+071󰀁02E+07310800󰀁1810󰀁11713804621753541最大值1󰀁81E+071󰀁18E+07310800󰀁1810󰀁1011939523323748013

变异系数1󰀁070󰀁885879418161󰀁5013373771254󰀁171󰀁061󰀁08变异系数0󰀁770󰀁567113󰀁76󰀁39166󰀁080󰀁760󰀁96

制造业部门

󰀁󰀁注:超常产出份额yrkshare表示(yr-yR),超常需求份额idiodemshare表示(Er-ER),本处的超常需求指标已经包含了市场

rRrR

准入的因素。K与L分别表示资本与劳动力。

图2󰀁制造业17个行业的超常产出

份额与超常需求份额󰀁

图3󰀁制造业部门的超常产出

份额与超常需求份额󰀁

产出表中全部制造业17个部门和根据聚类得到的8个大部门。同时,为了控制各地区其他影响因

子,还添加了各地区的固定效应以增强检验的稳健性。

󰀁󰀁需要指出的是,在本文的计量分析中,产出变量是没有市场准入概念的,包括yr、sharer等指标,它们度量的是地区产业结构;需求是包含市场准入概念的,其中空间起了折扣的作用,如上海与对浙江嘉兴生产的某一产品需求,同样是出厂价值为50万元的产品,实际支付的价格远高于上海。在Davis&Weinstein(1996)中,正是由于没有考虑到需求的空间折扣作用,结果在OECD国家之间的贸易模式中没有发现本地市场效应。相反,在Davis&Weinstein(2003)的论文中,应用同样的数据并考虑了需求的空间距离,得出的结果是在OECD国家间存在本地市场效应。

115k

范剑勇、谢强强:地区间产业分布的本地市场效应及其对区域协调发展的启示

对于不含空间距离概念的需求指标,我们在第三部分已经给出,并且计量结果的确不理想。对ErER于包含市场准入的需求变量,我们依据国际通行的做法作如下改变,令idioem=(*-*)yr,

ErER

k

r

k*

k*

其中E

k*rr

Errk*Ersk*k*=d,Ers=d,Er=Err+

rrrs

kk

∋Ers,Er=

k*

*

S

∋Er,ER

k*k

k*

=

s)r

∋Es,ER=

k*

*∋ER,

k*k

drr与drs分别表示本地区内部的距离、地区间的空间距离,*表示已经包含空间距离的需求支出。

(二)实证结果

依据式(9),得到表3的计量结果。所有的超常需求变量均考虑了市场准入因素,因此能够更加真实地反映现实情况。总体上说,无论是17行业还是部门,超常需求变量的系数均显著大

于1,并具有以下两个特点:1)在未考虑传统的资源禀赋因素时得到的超常需求系数大于考虑后得到的系数,如在17行业,未考虑传统因素时得出的系数是1󰀁3,远大于考虑时的1󰀁0,同样的情况也出现在部门,这与Davis&Weinstein(1999,2003)的结果是一致的。2)进一步添加地区固定效应后,得到的超常需求系数相对于没有考虑固定效应时的结果又有进一步提高,如17行业的第2列超常需求系数从1󰀁0提高到第3列的1󰀁135,同样的情况也出现在制造业部门,超常需求的系数从1󰀁094提高到1󰀁20。表3

1

constantshare

-22374.8(-0.22)0.927***(24.6)1.3***(13.8)

式(9)的本地市场效应检验

制造业17行业

2-106885(-1.21)0.67***(12.5)1.0***(10.6)0.005(0.99)1.456***(4.93)

NO0.843356.7136

NO0.88259136

3-68511(-0.81)0.712***(13.7)1.135***(12.6)0.002(0.42)1.282***(4.47)Yes0.88246136

NO0.81134.04-255129(-0.77)0.977***(14.1)1.407***(8.6)

制造业部门

5-171836(-0.55)0.699***(7.8)1.094***(6.7)0.006(0.83)1.097***(2.55)NO0.86.9

6105828(0.30)0.722***(7.1)1.20***(9.3)0.00015(0.024)0.985***(2.51)Yes0.8680.2

idiodem

资本

劳动力地区固定效应

R2F样本数

**、*分别表示在1%、󰀁󰀁注:括号内为t值,***、5%、10%统计水平上显著,所有计量均通过Wald检验。地区固定效应是以西南

地区为基准观察值。

对于资本与劳动力等衡量资源禀赋差异的控制变量,本文的结果显示资本的计量结果不理想,而劳动力的计量结果符合预期。我们认为这可能与资本的衡量方法有关,本文是用固定资产净值

作为资本使用量。

为检验本地市场效应的稳定性,我们对式(10)进行了重新检验(见表4)。发现超常需求份额idiodemshare系数在制造业17行业、制造业部门中相对于表3来说更加稳定,处于1.10 1.20的窄幅波动范围内。因此,我们确信,在中国制造业的空间分布中存在本地市场效应。同时,控制变量资本与劳动力的回归结果虽然都不理想,但这两个指标不是本文的目标,暂时不予重点考虑。1162010年第4期

表4

3

constant

0.00047(0.31)1.135***(16.6)

式(10)的本地市场效应的检验

制造业17行业

4-0.0017(-0.81)1.115***(16.0)-6.4E󰀂11(-0.55)1.10E󰀂8(1.45)

NO0.67276136

NO0.6794136

5-0.0032(-1.40)1.115***(15.8)-9.2E󰀂11(-0.750)1.73E󰀂8**(2.04)Yes0.65136

NO0.7015260.00028(0.12)1.174***(12.3)

制造业部门

7-0.0014(-0.36)1.1***(11.8)9.2E󰀂12(0.072)1.9E󰀂9(0.27)NO0.7050

8-0.0052(-1.15)1.141***(11.1)1.01E󰀂10(0.692)1.11E󰀂9(0.14)Yes0.7146

idiodemshare资本

劳动力地区固定效应

R2F样本数

***

󰀁󰀁注:括号内为t值,***、、分别表示在1%、5%、10%统计水平上显著,所有变量均通过Wald检验。地区固定效应是以西南

地区为基准观察值。

(三)讨论

到目前为止,本文已经从理论和实证上证明了本地市场效应的存在,接下来我们讨论本地市场效应对于区域协调发展的适用性。以往的新经济地理学实证研究均认为,󰀂中心-外围!模型是解释产业分布的重要机制,同时产业集聚的后果是地区间收入差距扩大。这种观察虽然在很大程度上符合现实情况,但是,本文认为,由技能劳动力跨区域流动产生的产业集聚仅是其中的一种机制。资本的跨区域流动和同质低技能劳动力有限度流动甚至不流动是产业集聚的另一个重要机制,这种机制被Head&Mayer(2004)称之为󰀂产业结构的数量调节!,在实证上被称为󰀂本地市场效应!。由于本地市场效应的理论模型先验地假定,各地区农业部门的技术水平相同,由此并决定了各地区的工资是相等的,且跨区域流动的资本为劳动力集体拥有,因此,本地市场效应的必然结果是,地区间人均收入差距不会随着产业集聚的出现而产生扩大甚至恶化的趋势。

鉴于中国人多地少的基本国情,各地区农业部门的劳动生产率或技术水平被认为是基本相同的,而且随着地区内部城乡统筹建设不断取得进展,地区内部农业部门与工业部门的劳动力流动已没有障碍,因此,由农业部门的技术水平决定工业部门的工资基本可以成立,也就是说,从本地市场效应可以推断地区间收入差距不会扩大。但现实为什么会与本文的理论判断相反呢?我们认为,农民工在沿海地区工业部门就业受到产业集聚带来的正外部性影响,其工资收入高于其在原居住

∀

地的收入。同时,沿海地区劳动力市场定价出现了歧视外来农民工的扭曲现象,使得农民工得到

的实际工资收入远不及其实际贡献。因此,只有当农民工的工资收入与其在原居住收入的差额部分,大于由劳动力市场扭曲带来的差额部分,地区间人均收入差距才会缩小。从这一角度上讲,消除劳动力市场上歧视外来民工的做法,对于缩小地区间收入差距具有重要意义。

据上所述,本文的含义是,如果沿海地区的劳动力市场是公平的,地区间的收入差距不会

∀

此处我们放松了农业部门的技术水平决定工业部门的工资这一假设,因为我们必须正视农民工在沿海地区工业部门工

作受到产业集聚带来的正外部性影响。需要指出的是,放松假定并不是说本地市场效应对区域协调发展不适用,而是要求再造制度应向本地市场效应所要求的前提条件靠拢。

117范剑勇、谢强强:地区间产业分布的本地市场效应及其对区域协调发展的启示

出现持续的、显著的扩大趋势。只有当沿海地区的大量中西部农民工在养老、医疗、子女入学、住房保障等方面的利益得到切实的保障,地区间收入差距才有可能得到有效的缓解。同时,鉴于目前在沿海地区工作的中西部农民工已经达到2亿左右,如果上述民生工程得到落实,宏观经济总量(GDP)中的消费部分也将得到切实提高。因此,全面落实针对农民工的各项民生工程,是推动经济又好又快增长、区域经济协调发展的重大战略,我们称为劳动力市场的󰀂跨区域城乡统筹!发展战略。

六、结󰀁论

本文基于现有数据可得性,验证并证实目前中国产业集聚中的另一个机制 本地市场效应,各地区制造业的产出值相对于其需求的弹性系数稳定地大于1。这一发现对产业集聚的理论验证与实证研究工作做出了贡献。同时,这一机制的证实,对于研究目前区域经济协调发展的困境提供了一个极好的窗口和全新的思路。也就是说,如果从中心-外围模型来看,产业集聚与地区间收入差距扩大是由技能劳动力流入到沿海地区所产生的,但是,从本地市场效应看,地区间收入差距的扩大是低技能劳动力在沿海地区的应有待遇得不到保障所致。从这一角度讲,中国今后的区域经济协调发展应该是着力推进针对沿海地区农民工的各项民生工程,本文称为劳动力市场的󰀂跨区域城乡统筹!战略。这一战略的实施,不仅可以提高GDP总量中的消费份额、保持沿海地区经济的活力与中国经济增长的整体效率,而且更主要的是可以有效遏制地区间人均收入差距扩大的趋势。

附录:

首先考虑市场均衡情况下,由两个地区资源情况内生决定的厂商数。为了简化模型,我们假设整个社会中资本总量等于劳动力总量L,同时根据生产函数可知一个地区的单个厂商的固定投入为f单位资本,市场出清导致现代部门厂商数(即产品种类数)是

nA=

#L(1-#)L

,nB=ff

(A.1)

其中#表示的是出清状态下A地区的资本份额。如果(󰀁-#)L<0((󰀁-#)L>0),则表示A地区进口资本(出口资本),即大量的厂商会流入到A地区(B地区)。

其次我们需要考虑均衡情况下两个地区的收入水平情况。一方面两个地区的工资水平相同且假设为1;另一方面,由于假定资本为劳动力集体拥有,而劳动力不能跨区域流动,因此资本的利息收入将回流到初始地区,此时地区A与地区B的收入水平为:

YA=rA(#)󰀁L+󰀁L,YB=rB(#)(1-󰀁)L+(1-󰀁)L

(A.2)

󰀁󰀁由于资本是朝着利率高的地区流动,两地区利率相等的时候达到均衡,此时rA(#)=rB(#)=r(#)。所以从上式可以看出,只要能保证劳动力可以在部门间自由流动,且资本可以在地区间自由流动,两个地区的人均收入水平就是相同的。

由于对于垄断竞争的厂商来说,其均衡时的产品定价行为遵循:

p*A(s)=

m∀󰀂m∀,and,p*AB(s)=(∀-1)(∀-1)

(A󰀁3)

󰀁󰀁对于资本流动来讲,均衡的结果是地区间的利率相同,同时各地区的超额利润为零,以地区A为例,得到:

*

rAf=p*qAB(s)]A(s)qAA(s)+pAB(s)qAB(s)-m[qAA(s)+󰀂

(A󰀁4)

󰀁󰀁将式A󰀁4与垄断厂商的定价行为(A󰀁3)结合起来,得到地区A的利率水平:

rA=

mqA

f(∀-1)(A󰀁5)

󰀁󰀁地区A的总供给量为qA=qAA(s)+󰀂qAB(s),将厂商均衡时的定价行为(式A󰀁3)与各地区现代部门的价格指数代入地区A的总供给量表达式,得到均衡时的地区A供应量:

1182010年第4期

q*A=

YA∃YB!(∀-1)

+

m∀nA+∃nB∃nA+nB

(A󰀁6)

其中∃=󰀂1-∀,介于0与1之间,衡量的是两地区间的贸易自由程度。结合式A󰀁1、A󰀁2代入到A󰀁6,得到的结果代入式A󰀁5,可以得到正文中的式(4)。参考文献

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(下转第133页)

1192010年第4期

EconomicDevelopmentPatternChangeImpact

onChina󰀁sCarbonIntensity

ZhangYouguo

(InstituteofQuantitativeEconomicsandTechnicalEconomics,CenterforEnvironmentandDevelopment,CASS)Abstract:Thispaperappliesinput󰀂outputstructuraldecompositionanalysis(IOSDA)toanalyzehoweconomicdevelopmentpatternchangeimpactonChina󰀁scarbonintensityfrom1987to2007󰀁Theresultsindicatethattheeconomicdevelopmentpatternchangecauseda66󰀁02%decreaseinChina󰀁scarbonintensityinthewholestudyperiod.Detailsshowthatchangesinsectorenergyintensities,directenergyconsumptionratiooffinaldemandandenergystructurecausedthecarbonintensitytodecreaseby90󰀁65%,13󰀁04%and1󰀁16%respectivelywhilechangesinindustrialstructural,aggregatedsectorstructurewithinindustriesandwithinmanufacturingsectormixinfinaldemand,changesofimportratioandchangesininputmixbroughtincreasesof4󰀁61%,2󰀁50%,1󰀁02%,3󰀁85%,2󰀁%and27󰀁63%inthecarbonintensityrespectively.Theresultsalsoimplythatanumberofpoliciesmadebythegovernmenttoacceleratechangingtheeconomicdevelopmentpatternatpresentarealsohelpfulfordecreasingthecarbonintensity.

KeyWords:EconomicDevelopmentPattern;CarbonIntensity;InputOutputStructuralDecompositionAnalysisJELClassification:C67,P28,Q54,Q56,R15

(责任编辑:詹小洪)(校对:梅󰀁子)

(上接第119页)

HomeMarketEffectUnderlyingSpatialDistributionof

IndustriesandItsImplicationinRegionalCoordinatedDevelopment

FanJianyongandXieQiangqiang

(InstituteofWorldEconomy,FudanUniversity)

Abstract:ItiswellknownthatCore󰀂PeripherymodelfromNewEconomicGeographycanexplaintheindustrialagglomerationofthecurrentcoastalareas.Butisittheonlymechanism?Inthispaperweprovideanothermechanismtoexplainindustrialagglomeration,whichishomemarketeffect.Thenwenotonlyempiricallydemonstrateitsexistence,butalsofindthatagglomerationwillnotenlargetheregionaldisparity.Itmeansthatagglomerationiscompatiblewiththecoordinateddevelopmentofregionaleconomies.Sowesuggestthatpremiseofhomemarketeffectmustbesatisfiedintheprocessofcross󰀂regionalintegrateddevelopment.Itsimportantfeatureisthatfarmersfrominlandcanbetreatedimpartiallyinthecoastallabormarket.KeyWords:IdiosyncraticDemand;HomeMarketEffect;Cross󰀂regionalIntegratedDevelopmentJELClassification:F10,D50,E10

(责任编辑:王利娜)(校对:昱󰀁莹)

133