本文關(guān)鍵詞：基礎(chǔ)設(shè)施、空間溢出與制造業(yè)成本效應(yīng)，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

20121129《經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊》全文 基礎(chǔ)設(shè)施、空間溢出與制造業(yè)成本效應(yīng)

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簡(jiǎn)介概要

文章標(biāo)題：基礎(chǔ)設(shè)施、空間溢出與制造業(yè)成本效應(yīng)作者簡(jiǎn)介：1.張光南(ZhangGuangnan)，教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地、中山大學(xué)港澳珠江三角洲研究中心(SunYat-senUniversity)。2.洪國(guó)志(HongGuozhi)，中山大學(xué)港澳珠三角研究中心(S...

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0.093 -1.403

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-0.647 -0.005 0.023 0.288 0.517 0.136

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-2.302 0.977 0.032

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0.003 0.132 0.065 0.077 0.007

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0.275 0.021 0.080

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0.006 -0.002 -0.006 -0.017 0.015 -0.016 -0.005 -0.390

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? KG ?

? IG ?

? 2 ln VC ? ln K ? ln I

? 2 ln VC ? ln K ? ln G

? 2 ln VC ? ln I ? ln G

? It ?

? 2 ln VC ? ln I ?t

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? 2 ln VC ? ln G? ln t

? 2 ln VC ? ln Y ? ln I

? 2 ln VC ? ln Y ? ln G

? MCG ?

實(shí)證研究文獻(xiàn)普遍采用超越對(duì)數(shù)可變成本函數(shù)及對(duì)偶理論將式（1）變形為： P VC ln ? ? 0 ? ? L ln L ? ?Y ln Y ? ? K ln K ? ?T t PM PM P （4） ?0.5[ ? LL ln 2 L ? ?YY ln 2 Y ? ? KK ln 2 K ? ?TT t 2 ] PM P P P ? ? LY ln L ln Y ? ? LK ln L ln K ? ? LT t ln L PM PM PM ? ?YK ln Y ln K ? ?YT t ln Y ? ? KT t ln K Moreno et al.（2004）認(rèn)為基礎(chǔ)設(shè)施總效應(yīng)必須區(qū)分所包含的“本地基礎(chǔ)設(shè)施”與“基 礎(chǔ)設(shè)施空間溢出”兩種效應(yīng)，并在式（4）中引入“全局基礎(chǔ)設(shè)施”（global public capital） 變量 K IG 定義為兩種效應(yīng)的幾何平均值，即 KIG ? I ? G1?? ，其中 ? 和（ 1-? ）分別衡量本地 基礎(chǔ)設(shè)施和基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出對(duì)廠商生產(chǎn)成本的影響。 這種設(shè)定方法基于“本地基礎(chǔ)設(shè)施與 接近地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施互補(bǔ)”的假設(shè)，通過幾何平均值方法避免了變量過多導(dǎo)致的多重共線問 題 ，但 其參數(shù) 的非 線性估 計(jì)存 在局部 最優(yōu)化 問題 ， 因 此本文 采用線 性組 合形 式，即

KI G ? ? I ln I ? ? G lnG。

考慮到基礎(chǔ)設(shè)施的非線性特征及其與私人資本的相互作用， 模型引入本地基礎(chǔ)設(shè)施 I 與 空間溢出 G 的二次項(xiàng)及其與私人資本 K 的交叉項(xiàng)；為檢驗(yàn)本地基礎(chǔ)設(shè)施與基礎(chǔ)設(shè)施空間溢 出的互補(bǔ)替代關(guān)系，設(shè)定本地基礎(chǔ)設(shè)施 I 與空間溢出 G 的交叉項(xiàng)；考慮到中國(guó)東中西部基 礎(chǔ)設(shè)施、 制造業(yè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等地區(qū)差異， 以西部省區(qū)為基準(zhǔn)設(shè)定東部和中部地區(qū)虛擬變

6

量 Deast 和 Dmid 及其與本地基礎(chǔ)設(shè)施投入 I 與空間溢出 G 的交叉變量。式（4）變?yōu)椋?/p>

ln P VC ? ? 0 ? ? L ln L ? ?Y ln Y ? ? K ln K ? ? I ln I ? ? G ln G ? ?T t PM PM P ?0.5[ ? LL ln 2 L ? ?YY ln 2 Y ? ? KK ln 2 K ? ? II ln 2 I ? ? GG ln 2 G ? ?TT t 2 ] PM ? ? LY ln PL P P P P ln Y ? ? LK ln L ln K ? ? LI ln L ln I ? ? LG ln L ln G ? ? LT t ln L PM PM PM PM PM

（5）

? ?YK ln Y ln K ? ?YI ln Y ln I ? ?YG ln Y ln G ? ?YT t ln Y ? ? KI ln K ln I ? ? KG ln K ln G ? ? KT t ln K ? ?TI t ln I ? ?TG t ln G ? ? IG ln I ln G ? ?Yg ln Yg ? ?1 Deast ? ? 2 Dmid ?? 3 Deast ? ln I ? ? 4 Dmid ? ln I ? ? 5 Deast ? ln G ? ? 6 Dmid ? ln G

四、實(shí)證方法：空間計(jì)量檢驗(yàn)

空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的空間效應(yīng)包括空間自相關(guān)和空間差異性， 前者指地區(qū)樣本觀測(cè)值 與其他地區(qū)觀測(cè)值相關(guān)， 且空間相關(guān)程度及模式由絕對(duì)和相對(duì)位置決定， 后者指空間單位異 質(zhì)性產(chǎn)生的空間效應(yīng)的區(qū)域差異（Anselin，1988），因此空間滯后模型（SLM）和空間誤 差模型（SEM）中的空間相關(guān)性分別體現(xiàn)為因變量和誤差的滯后項(xiàng)。由于空間計(jì)量技術(shù)區(qū) 別于傳統(tǒng)計(jì)量方法，普通面板模型雖然可用空間單元的固定或隨機(jī)效應(yīng)體現(xiàn)絕對(duì)地理位置， 但卻無法反映相對(duì)地理關(guān)系， 而空間計(jì)量同時(shí)考慮了研究對(duì)象的絕對(duì)地理位置和相對(duì)地理關(guān) 系，因此廣泛應(yīng)用于區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)、城市經(jīng)濟(jì)學(xué)以及技術(shù)知識(shí)溢出等研究2（吳玉鳴，2007； 符淼，2009）。隨著空間計(jì)量的不斷發(fā)展，最近越來越多文獻(xiàn)將其用于基礎(chǔ)設(shè)施的空間溢出 效應(yīng)分析（Cohen，2009）。 若空間相關(guān)來源于區(qū)域間貿(mào)易、勞動(dòng)力、資本、技術(shù)和知識(shí)流動(dòng)等實(shí)質(zhì)性相關(guān)，應(yīng)采用 空間滯后模型， 通過鄰近地區(qū)的產(chǎn)出或基礎(chǔ)設(shè)施加權(quán)平均值滯后變量作為解釋變量求得空間 溢出（Anselin，2002；Rey and Montouri，1999)。因此本文采用空間滯后方法構(gòu)建基礎(chǔ)設(shè)施 空間溢出和市場(chǎng)稠密溢出指標(biāo)：Gt ? WI t ，Ygt ? WYt ， 其中空間權(quán)重矩陣 W ? IT ? C ，C 是（ N * T ） ? （ N * T ）的標(biāo)準(zhǔn)化 N 階空間權(quán)重矩陣， W 是 N * T 的面板數(shù)據(jù)。 空間權(quán)重構(gòu)建方法包括： 第一， 基于“地理鄰近”方法度量鄰近地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施改善對(duì)本 地產(chǎn)生的外部性收益，若兩地區(qū)地理相鄰則取值 1，否則為 0（Moreno et al.，2004；Delgado and ?lvarez，2007） 。第二，構(gòu)造“競(jìng)爭(zhēng)矩陣”（competition matrix）體現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施可能存在 的正負(fù)溢出效應(yīng)。 第三， 基于地區(qū)間或行業(yè)間的投入產(chǎn)出聯(lián)系和旅客量等流量數(shù)據(jù)分析溢出 效應(yīng)的來源：若 i ? j 則 Cij ? aij 量”（Moreno et al.，2004） 。 一方面， 基礎(chǔ)設(shè)施的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)導(dǎo)致其溢出效應(yīng)超出所在地區(qū)或部門范圍之外， 而且相鄰 地區(qū)的資本和技術(shù)溢出效應(yīng)更顯著3（Moreno et al.，2004；Cantos et al.，2005），因此可通

2

?

j

aij ，若 i ? j 則 Cij ? 0 ，其中 aij 代表“從區(qū)域 i 運(yùn)往

區(qū)域 j 的貨物”（Cohen and Paul，2001）或“行業(yè) j 的單位產(chǎn)出對(duì)中間品投入行業(yè) i 的需求

如吳玉鳴（2007）和符淼（2009）都以中國(guó)省區(qū)專利申請(qǐng)為因變量研究技術(shù)溢出效應(yīng)，前者以“地理鄰 近”方法構(gòu)建空間權(quán)重，后者通過不同閾值的連續(xù)回歸得出溢出衰減距離。 3 如 Cantos et al.（2005）發(fā)現(xiàn)，交通基礎(chǔ)設(shè)施不僅對(duì)所在區(qū)域生產(chǎn)率影響，而且對(duì)于鄰近地區(qū)也會(huì)有溢出 效應(yīng)，考慮溢出效應(yīng)之后 1965-1995 西班牙基礎(chǔ)設(shè)施彈性從 0.042 提高至 0.146。 7

過“地理鄰近”方法構(gòu)建空間權(quán)重衡量基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出效應(yīng)； 另一方面， 具有類似經(jīng)濟(jì)社 會(huì)特征的地區(qū)之間即使不相鄰， 基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)也會(huì)導(dǎo)致地區(qū)之間要素流動(dòng)和廠商選址的競(jìng)爭(zhēng) 產(chǎn)生負(fù)溢出效應(yīng)，且地區(qū)間相似度越高則替代性越大（Boarnet，1998；Delgado and ?lvarez， 2007），因此需要結(jié)合“地理鄰近”和“競(jìng)爭(zhēng)矩陣”兩種方法構(gòu)建空間權(quán)重 W 。考慮到中 國(guó)地區(qū)之間普遍存在的產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)， 本文采用標(biāo)準(zhǔn)化的“兩地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)相似度”作為產(chǎn)業(yè) 競(jìng)爭(zhēng)指標(biāo)構(gòu)建“競(jìng)爭(zhēng)矩陣”空間權(quán)重：

dij ?

? (a

m

im

? a jm ) 2

（6）

其中 aim 和 a jm 為省份 i 和 j 的產(chǎn)業(yè) m 占制造業(yè)產(chǎn)值比重， dij 越小則制造業(yè)結(jié)構(gòu)越相似， 賦予的競(jìng)爭(zhēng)權(quán)重越大。制造業(yè)規(guī)模較大省份的產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力較高，故競(jìng)爭(zhēng)權(quán)重矩陣為：

Cij ? Xj dij

（7）

其中 X j 為省份 j 的制造業(yè)產(chǎn)值占全國(guó)制造業(yè)產(chǎn)值的比重，標(biāo)準(zhǔn)化處理得：

Cij * ?

?C

j

Cij

* ， 若 i ? j ， Cij =0

（8）

ij

本文首先對(duì)不含廠商外部因素的基本模型實(shí)證估計(jì)，然后對(duì)結(jié)果進(jìn)行空間相關(guān)檢驗(yàn)：

Moran ' s I =

LM error

e 'We e 'e

2

（9）

1 ? e 'We ? ? ? 2 ? ~ ? 2 (1) T? ? ?

1 ? e 'Wy ? ~ ? 2 (1) ? ? D ? (e ' e n ) ?

2

(10)

LM lag ?

（11）

其 中 D ? [(WX ? )' M (WX ? ) ? 2 ] ? tr (W 2 ? W 'W ) ，

基本模型(不包括I、G、Yg )

M ? I ? X ( X ' X ) X ' ， e 為模型殘差， W 為空間權(quán)重矩

?1

陣， Wy 為因變量空間滯后， WX ? 為擬合值空間滯后。

①空間檢驗(yàn): Moran’s I & LM Test Yes 包括本地基礎(chǔ)設(shè)施I

No

Moran ' s I 是對(duì)模型殘差的空間檢驗(yàn)。而拉格朗日統(tǒng)計(jì)

LM error 和 LMlag 則 檢 驗(yàn) 實(shí) 質(zhì) 性 相 關(guān) 或 誤 差 相 關(guān) ：

LMlag ? LM error 表示空間相關(guān)來源于區(qū)域間貿(mào)易、勞動(dòng)

力、資本、技術(shù)和知識(shí)流動(dòng)等實(shí)質(zhì)性相關(guān)，選擇空間滯后 模型，反之則來源于誤差相關(guān)，選擇空間誤差模型。若檢 驗(yàn)結(jié)果顯示空間相關(guān)仍然顯著，則逐步引入廠商外部因素 本地基礎(chǔ)設(shè)施 I 、基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出 G 和市場(chǎng)稠密溢出

Yes Yes

重復(fù)①

No

包括基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出G

重復(fù)①

No

Yg 等新變量，并重復(fù)空間相關(guān)檢驗(yàn)，否則采用當(dāng)前模型。

實(shí)證分析與空間檢驗(yàn)的具體步驟如圖 1 所示。

包括市場(chǎng)稠密溢出Yg

圖 1：實(shí)證分析與空間檢驗(yàn)步驟

8

五、數(shù)據(jù)與變量說明

本文采用數(shù)據(jù)來自 1998-2005 年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局《工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)調(diào)查》 、 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和 《中國(guó)固定資產(chǎn)投資年鑒》 。 其中 《工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)調(diào)查》 包括所有國(guó)有企業(yè)以及年銷售額 500 萬人民幣以上的非國(guó)有企業(yè)， 各年數(shù)據(jù)總量在 165118 到 271829 之間。 本文選取其中按兩位 數(shù)行業(yè)分類代碼提供的 27 個(gè)制造業(yè)企業(yè)主要數(shù)據(jù)，對(duì)各省份和直轄市進(jìn)行加總�？紤]到可 能存在統(tǒng)計(jì)錯(cuò)誤導(dǎo)致的少數(shù)異常值，本文剔除雇員總?cè)藬?shù)為 0 或行業(yè)數(shù)據(jù)不完整的異常點(diǎn)。 世界銀行 （World Bank，1994） 認(rèn)為基礎(chǔ)設(shè)施包括公用事業(yè)、 公共工程和其他交通部門。 但考慮到數(shù)據(jù)可獲得性和研究可比較性， 文獻(xiàn)普遍選取交通、 電力、 通訊或衛(wèi)生保健等項(xiàng)目。 由于網(wǎng)絡(luò)特征較強(qiáng)的基礎(chǔ)設(shè)施才能產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)，同時(shí)考慮到中國(guó)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的可獲得 性，本文選取《中國(guó)固定資產(chǎn)投資年鑒》“交通運(yùn)輸、 倉(cāng)儲(chǔ)和郵電通訊業(yè)”年度數(shù)據(jù)。 此外， Agé nor and Moreno-Dodson（2006）認(rèn)為基礎(chǔ)設(shè)施效應(yīng)來源于資本存量而非當(dāng)年投資額，應(yīng) 基于存量而非流量指標(biāo)4進(jìn)行合理估計(jì)，故本文采用基礎(chǔ)設(shè)施存量指標(biāo)�？紤]到《中國(guó)固定 資產(chǎn)投資年鑒》無現(xiàn)成的存量數(shù)據(jù)，因此本文采用 1998 年投資價(jià)格指數(shù)為不變價(jià)格的基礎(chǔ) 設(shè)施投資流量，并以 1985 年為基期通過永續(xù)盤存法估算出各省市基礎(chǔ)設(shè)施存量5：

Kit ? Kit ?1 ? I it ? Dit Dit ? ? ? Kit ?1 Ki 0 ? Ii 0 (? ? g )

（12）

其中， Kit 和 Iit 分別為地區(qū) i 年度 t 的基礎(chǔ)設(shè)施資本存量和投資總額， Dit 為地區(qū) i 年度

t 的折舊額。 ? 是基礎(chǔ)設(shè)施折舊率，參考胡永泰（1998）和王小魯（2000）折舊率取值 5%。

g 為 1985-2005 年各地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資的平均增長(zhǎng)速度。式（6）相關(guān)變量說明與統(tǒng)計(jì)描述

如表 2 所示。 表 2 變量說明與統(tǒng)計(jì)描述

變量 含義 可變成本 總產(chǎn)出 私人資本 中間品價(jià) 格指數(shù) 勞動(dòng)力價(jià) 格指數(shù) 技術(shù)進(jìn)步 基礎(chǔ)設(shè)施 存量 基礎(chǔ)設(shè)施 計(jì)算方法 勞動(dòng)力投入+中間品投入 各企業(yè)產(chǎn)出總值加總 各企業(yè)凈固定資產(chǎn)加總 對(duì) 1998 年中間品價(jià)格指 數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化為 1 后換算 總工資/雇員總?cè)藬?shù)； 以 1998 年為基期換算 時(shí)間變量 永續(xù)盤存法 空間加權(quán)平均 數(shù)據(jù)來源 《工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》 《工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》 《工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》 《工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》 ― 《中國(guó)固定資產(chǎn)統(tǒng) 計(jì)年鑒》 《中國(guó)固定資產(chǎn)統(tǒng) 樣本 248 248 248 248 248 248 248 248 平均值 18.62 18.82 18.19 106.94 149.39 4.50 18.16 18.39 標(biāo)準(zhǔn)差 1.47 1.43 1.12 5.65 45.73 2.30 0.84 0.63 最小值 13.29 13.74 13.62 100.00 100.00 1.00 15.55 15.93 最大值 21.62 21.78 20.35 113.05 230.81 8.00 20.02 20.02

VC

Y K

PM

PL

t

I

G

4 5

存量指標(biāo)衡量各年度基礎(chǔ)設(shè)施的現(xiàn)有水平和積累狀況，，而流量指標(biāo)指各年度基礎(chǔ)設(shè)施的投資量。 計(jì)算解得基期 1985 年各省市基礎(chǔ)設(shè)施存量為（單位：億元） ：北京 79.21、天津 65.52、河北 49.57、山西 99.38、內(nèi)蒙古 31.23、遼寧 208.80、吉林 17.40、黑龍江 79.06、上海 85.63、江蘇 96.02、浙江 40.74、安徽 41.20、福建 36.83、江西 7.60、山東 171.77、河南 34.60、湖北 37.28、湖南 32.30、廣東 373.07、廣西 41.45、 海南 14.24、重慶 23.87、四川 48.66、貴州 12.77、云南 51.71、西藏 11.96、陜西 35.69、甘肅 15.87、青海 13.54、寧夏 9.02、新疆 51.97。 9

空間溢出

計(jì)年鑒》 總產(chǎn)出空間加權(quán)平均 工資總額/總可變成本 《工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》 《工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》 248 248 18.93 0.08 1.09 0.03 15.88 0.04 21.68 0.26

Yg

SL

技術(shù)溢出 勞動(dòng)力要 素份額

六、實(shí)證結(jié)果

本文采用空間計(jì)量技術(shù)，通過似無關(guān) SUR 方法解決聯(lián)立方程之間存在的相關(guān)性和同期 性問題，回歸結(jié)果、空間相關(guān)檢驗(yàn)和彈性計(jì)算結(jié)果如表 3 和表 4 所示。由模型（1）的空間 相關(guān)檢驗(yàn)可知， Moran ' s I 與 LM error 檢驗(yàn)未能拒絕原假設(shè)，但 LMlag 檢驗(yàn)顯著拒絕“不 存在空間相關(guān)”的原假設(shè)表明存在空間相關(guān)，即存在地區(qū)間的技術(shù)溢出（Coe and Helpman， 1995）或制造業(yè)要素投入的外部性（Moreno et al.，2004）等實(shí)質(zhì)相關(guān)。按圖 1 所示步驟分 別引入廠商外部性投入“本地基礎(chǔ)設(shè)施”和“基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出”得模型（2）和模型（4） ，

LMlag 檢驗(yàn)仍顯著拒絕原假設(shè)。模型（3）引入東部和中部地區(qū)虛擬變量與本地基礎(chǔ)設(shè)施及

其平方項(xiàng)的交叉項(xiàng)， Deast *ln 2 I 系數(shù)顯著為正表明東部本地基礎(chǔ)設(shè)施效應(yīng)呈較強(qiáng)的非線性 特征，中部地區(qū)虛擬變量交叉項(xiàng) D mi d * ln I 和 D mi d * ln 2 I 不顯著故刪除。模型（5）引入 “市場(chǎng)稠密溢出”后 LMlag 檢驗(yàn)顯示消除了空間相關(guān)， 可見市場(chǎng)稠密溢出對(duì)制造業(yè)成本具有 重要的外部性，忽略該因素可能導(dǎo)致模型設(shè)定錯(cuò)誤和結(jié)論偏差。 （一）本地基礎(chǔ)設(shè)施：成本效應(yīng)、要素彈性及其地區(qū)差異 表 5 分地區(qū)結(jié)果表明， 青海、 甘肅和寧夏等中西部地區(qū)的本地基礎(chǔ)設(shè)施成本效應(yīng)較為顯 著，但本地基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)廣東、浙江、江蘇、上海等東部省份卻產(chǎn)生相反的負(fù)外部性，即成本 彈性 ?VCI 為正。 由于東部本地基礎(chǔ)設(shè)施投資規(guī)模較大產(chǎn)生擠出效應(yīng)， 基礎(chǔ)設(shè)施地區(qū)分布不平 衡也降低了本地基礎(chǔ)設(shè)施的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)， 東部和中西部基礎(chǔ)設(shè)施相反的成本效應(yīng)相互抵消， 導(dǎo) 致全國(guó)本地基礎(chǔ)設(shè)施的平均成本彈性 ?VCI 和邊際成本彈性 ? MCI 在統(tǒng)計(jì)上均不顯著，如表 3 所示。此外， ? II =0.175 表明本地基礎(chǔ)設(shè)施的非線性特征顯著， ? It =-0.024 表明本地基礎(chǔ)設(shè) 施的成本效應(yīng)隨時(shí)間遞減，而 ?VCY 約為 1 則表明符合規(guī)模報(bào)酬不變假設(shè)。 本地基礎(chǔ)設(shè)施的投入要素彈性結(jié)果顯示， 各地勞動(dòng)力需求彈性為正， 且東部大于中西部， 彈性較大的省份依次為廣東、江蘇、山東和浙江等；大部分中西部省市中間投入要素彈性為 負(fù)，即本地基礎(chǔ)設(shè)施與中間投入呈替代關(guān)系，但廣東、山東、江西、浙江、江蘇等東部地區(qū) 則表現(xiàn)為互補(bǔ)效應(yīng)。此外，本地基礎(chǔ)設(shè)施私人資本彈性 ? KI ? 0 ，私人資本成本彈性

?VCK ? 0 ，增加 I 將導(dǎo)致 K 增加和 ? VCK 減少，表明本地基礎(chǔ)設(shè)施與私人資本互補(bǔ)6，這與

Conrad and Seitz（1992）相關(guān)文獻(xiàn)研究的結(jié)論一致。 （二）基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出：對(duì)本地制造業(yè)的成本效應(yīng)、要素彈性及其地區(qū)差異 基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出的平均成本彈性 ? VCG 和邊際成本彈性 ? MCG 均顯著為負(fù)，表明基礎(chǔ)設(shè) 施空間溢出能顯著降低本地制造業(yè)生產(chǎn)成本。 由于中國(guó)各地基礎(chǔ)設(shè)施和經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡且存 在地方分割， 落后地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的改善能提高整體基礎(chǔ)設(shè)施的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)， 導(dǎo)致基礎(chǔ)設(shè)施空間

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由于本文模型的私人資本要素并非可變成本，無法通過要素需求函數(shù)確定本地基礎(chǔ)設(shè)施與資本的關(guān)系， 而需結(jié)合本地基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)資本成本效應(yīng)的影響程度 ? KI 和資本對(duì)成本影響的方向 ? VCK 檢驗(yàn)其互補(bǔ)替代關(guān) 系。類似地，基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出與資本的關(guān)系也取決于其對(duì) ? VCK 的影響（Cohen and Paul，2001） 。 10

溢出的成本效應(yīng)比本地基礎(chǔ)設(shè)施更為顯著，即 ?VCG ? ?VCI ，區(qū)別與早期文獻(xiàn)忽略空間溢出 效應(yīng)導(dǎo)致高估本地基礎(chǔ)設(shè)施成本效應(yīng)，這對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施地區(qū)分布投資政策評(píng)估具有重要影響。 此外，表 5 結(jié)果表明基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出效應(yīng)存在顯著的地區(qū)差異，江蘇、浙江、天津、福建 等東部基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出的成本彈性大于中西部。 基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出與勞動(dòng)力和中間品需求彈性 ? LG 和 ? MG 顯著為負(fù)， 且與私人投資 K 呈 替代關(guān)系。其中浙江、江蘇、天津、山東等東部地區(qū)的中間品替代效應(yīng)高于中西部，而勞動(dòng) 力投入的替代效應(yīng)則地區(qū)差異較小。 表明基礎(chǔ)設(shè)施改善可能會(huì)使本地廠商和生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)移至 其他地區(qū)，導(dǎo)致本地制造業(yè)的勞動(dòng)力、中間品和資本等要素投入減少。此外，接近地區(qū)較大 規(guī)模的制造業(yè)的市場(chǎng)稠密溢出對(duì)本地制造業(yè)的成本彈性 ?VCYg 為正。 前文分析采用的空間權(quán)重構(gòu)建方法是基于假設(shè)“相鄰地區(qū)的資本和技術(shù)溢出效應(yīng)更顯 著”的“地理鄰近”方法， 然而最新研究表明具有類似經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征的地區(qū)之間由于要素流 動(dòng)和廠商選址競(jìng)爭(zhēng)可能導(dǎo)致負(fù)溢出效應(yīng)， 因此需采用“競(jìng)爭(zhēng)矩陣”空間權(quán)重方法檢驗(yàn)基礎(chǔ)設(shè) 施的正負(fù)溢出效應(yīng)， 本文采用標(biāo)準(zhǔn)化的“兩地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)相似度”指標(biāo)構(gòu)建“競(jìng)爭(zhēng)矩陣” 空間權(quán)重，回歸結(jié)果如表 3 模型（6）所示：控制接近地區(qū)制造業(yè)對(duì)本地的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)后，基 礎(chǔ)設(shè)施空間溢出對(duì)本地制造業(yè)的成本彈性 ?VCG 變?yōu)椴伙@著，而邊際成本彈性 ? MCG 則顯著為 正，表明與本地存在產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出增加了本地制造業(yè)的邊際成本。 （三）制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出 各省市本地基礎(chǔ)設(shè)施存量、 基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出和制造業(yè)產(chǎn)出占全國(guó)比重的年平均值的空 間分布如圖 2 所示,中國(guó)本地基礎(chǔ)設(shè)施及其空間溢出均集中于東部地區(qū)且由東向西遞減。制 造業(yè)的空間分布與基礎(chǔ)設(shè)施一致，然而中各行業(yè)集聚程度差異可能導(dǎo)致其基礎(chǔ)設(shè)施效應(yīng)不 同，如高集聚行業(yè)的產(chǎn)品和要素市場(chǎng)覆蓋全國(guó)范圍，更需利用基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)，而低集聚行業(yè) 往往限于本地范圍，因此須進(jìn)一步分析制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出的關(guān)系。

圖 2a 本地基礎(chǔ)設(shè)施存量

圖 2b 基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出

圖 2c 制造業(yè)產(chǎn)出

本文根據(jù)趙偉和張萃 （2007） 對(duì)中國(guó)制造業(yè)“高集聚行業(yè)”和“低集聚行業(yè)”的分類7對(duì) 式（5）分別回歸的結(jié)果如表 3 所示。基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出對(duì)高集聚和低集聚產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生相反的

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趙偉和張萃（2007）通過克魯格曼空間基尼系數(shù)公式衡量行業(yè)的地理集聚程度。研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)制造業(yè) 的高集聚行業(yè)包括：化學(xué)纖維、石油煉焦、金屬制品、儀器儀表、電氣機(jī)械和電子通信。低集聚行業(yè)包括： 非金屬礦物、飲料制造、醫(yī)藥、化學(xué)原料制品、有色金屬和食品制造。 11

溢出效應(yīng)，成本彈性 ?VCG 分別為-0.152 和 0.036，而前文未區(qū)分集聚程度的制造業(yè)總樣本得 出的成本彈性-0.118 恰好位于兩者之間。事實(shí)上，高集聚產(chǎn)業(yè)如電子通信和電氣機(jī)械等廠商 主要聚集于廣東和山東等東部地區(qū)， 通過基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)到達(dá)全國(guó)產(chǎn)品和要素市場(chǎng)， 因此基礎(chǔ) 設(shè)施通過提高網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)降低生產(chǎn)成本產(chǎn)生正空間溢出效應(yīng)。 而對(duì)于分布較為分散的低集聚產(chǎn) 業(yè)廠商，基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)可能會(huì)加劇其他地區(qū)對(duì)本地市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)從而導(dǎo)致負(fù)的空間溢出效應(yīng)。 （四）基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出效應(yīng)的國(guó)際比較 基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出的國(guó)際比較如表 6 所示： 中國(guó)和美國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出效應(yīng)為正， 而 西班牙“公路、鐵路和機(jī)場(chǎng)”空間溢出為負(fù)。中國(guó)“交通、倉(cāng)儲(chǔ)和郵電”空間溢出的成本效 應(yīng)大于美國(guó)“高速公路”，接近美國(guó)“機(jī)場(chǎng)”（Cohen and Paul，2001，2003） 。中美基礎(chǔ)設(shè) 施空間溢出對(duì)勞動(dòng)力和資本要素彈性均為負(fù)， 中國(guó)“交通、 倉(cāng)儲(chǔ)和郵電”空間溢出與中間品 相互替代，但美國(guó)“高速公路”則與中間品互補(bǔ)（Cohen and Paul，2001） �；谏a(chǎn)函數(shù)并 采用地理鄰近空間權(quán)重方法得到的基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出效應(yīng)均為正（Delgado and ?lvarez， 2007； Zhang， 2008） ， 而采用競(jìng)爭(zhēng)權(quán)重方法卻得出相反結(jié)論 （Boarnet， 1998； Yilmaz， 2002） 。 表 3 回歸結(jié)果與空間相關(guān)檢驗(yàn)

系數(shù) 模型(1) 0.330

***

模型(2) 0.211 1.344

*** ***

模型(3) 0.210 2.201

*** *** *

模型(4) 0.535 4.338

*** *** ***

模型(5) 0.533 3.340

*** ***

模型(6) -0.084 -16.016 16.477 7.304

*** ***

高集聚 -0.341 2.068

***

低集聚 0.384

*** *

?L ?Y ?K ?I ?G ?T ? LL ?YY ? KK ?II ?GG ?TT ? LY ? LK ? LI ? LG ? LT ?YK ?YI ?YG ?YT ? KI ? KG ? KT ?TI ?TG

0.139 1.589

***

1.728 -2.335 0.289

0.087 -0.973

***

-0.797 -0.945

-3.457

-1.349 -1.575

**

-0.147 -7.083 -7.045 1.015 0.011

*** ***

0.450

*** **

  本文關(guān)鍵詞：基礎(chǔ)設(shè)施、空間溢出與制造業(yè)成本效應(yīng)，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

本文編號(hào)：213992