動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)與中國(guó)工業(yè)空間集聚的門(mén)檻效應(yīng)研究
——一個(gè)新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的拓展模型

喬 彬，龐臨然，張 純

（太原科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，太原030024）

動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)與中國(guó)工業(yè)空間集聚的門(mén)檻效應(yīng)研究
——一個(gè)新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的拓展模型

喬 彬，龐臨然，張 純

（太原科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，太原030024）

近年來(lái)，中國(guó)在演化的比較優(yōu)勢(shì)下逼迫經(jīng)濟(jì)快速走向劉易斯拐點(diǎn)，勢(shì)必對(duì)工業(yè)聚集產(chǎn)生重要的影響。在構(gòu)造了一個(gè)包括動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)的空間經(jīng)濟(jì)學(xué)拓展模型后，使用1990～2011年31個(gè)省際產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)，可分析動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)與產(chǎn)業(yè)聚集的門(mén)檻效應(yīng)。研究表明：在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚呈正相關(guān)影響，但物質(zhì)資本存量達(dá)到某一門(mén)檻值后，勞動(dòng)力對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚呈負(fù)相關(guān)影響。勞動(dòng)稟賦與產(chǎn)業(yè)聚集之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，在物質(zhì)資本存量的影響下，勞動(dòng)力集中指數(shù)與產(chǎn)業(yè)集聚間具有顯著的門(mén)檻效應(yīng)。

產(chǎn)業(yè)集聚；動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)；門(mén)檻效應(yīng)；新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)

一、問(wèn)題的提出

改革開(kāi)放以來(lái)，伴隨著經(jīng)濟(jì)全球化和區(qū)域差異化發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施，中國(guó)工業(yè)的空間集聚現(xiàn)象越來(lái)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(jié)構(gòu)。［1］［2］工業(yè)在東部地區(qū)的過(guò)度集聚，導(dǎo)致生產(chǎn)成本上升、資源短缺和集聚效應(yīng)遞減，這不僅嚴(yán)重影響了東部地區(qū)制造業(yè)的可持續(xù)發(fā)展［3］，也使西部難以擺脫粗放低層次的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。特別是近年來(lái)，外需低迷以及勞動(dòng)比較優(yōu)勢(shì)的衰減甚至消失，倒逼中國(guó)經(jīng)濟(jì)迅速走向劉易斯拐點(diǎn)，這也對(duì)產(chǎn)業(yè)聚集發(fā)展演變及區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生了重大影響。因此，認(rèn)清在動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)條件下中國(guó)制造業(yè)集聚的現(xiàn)狀和趨勢(shì)，對(duì)于推進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)集群及轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式具有重要的意義。

克魯格曼（Krugman）以壟斷競(jìng)爭(zhēng)和規(guī)模收益遞增的框架為基礎(chǔ)，把主流經(jīng)濟(jì)學(xué)長(zhǎng)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(rèn)為經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的內(nèi)生力量是形成產(chǎn)業(yè)集群的主要原因。［4］此后，新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型在許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家的努力下不斷得到拓展。普夫魯格和蘇迪庫(kù)姆（Pfluger& Sudekum）在對(duì)數(shù)線性效用函數(shù)模型的基礎(chǔ)上研究了集聚的福利效果與政策干預(yù)之間的關(guān)系，論證了在不同假設(shè)條件下產(chǎn)業(yè)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(yè)異質(zhì)性對(duì)集聚經(jīng)濟(jì)的微觀作用機(jī)理，還有兩企業(yè)兩區(qū)位“新”新經(jīng)濟(jì)地理模型等等；［6］［7］國(guó)內(nèi)學(xué)者安虎森認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)聚集的演化與市場(chǎng)規(guī)模有很大的關(guān)系。［8］趙增耀等將市場(chǎng)潛能融合到空間經(jīng)濟(jì)學(xué)的模型之中，從理論與實(shí)證上論證了國(guó)內(nèi)外市場(chǎng)潛能與產(chǎn)業(yè)聚集發(fā)展與演變的關(guān)系。［3］還有很多學(xué)者等都對(duì)空間經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的拓展做出了獨(dú)特的貢獻(xiàn)。［2］［9］［10］［11］［12］以上國(guó)內(nèi)外學(xué)者雖從不同角度合理地拓展了新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論，但缺乏當(dāng)前中國(guó)產(chǎn)業(yè)集群核心特征，即融合了演變比較優(yōu)勢(shì)因素的新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型。事實(shí)上，隨著一個(gè)國(guó)家要素稟賦結(jié)構(gòu)的改變，其比較優(yōu)勢(shì)也是動(dòng)態(tài)變化的，產(chǎn)業(yè)升級(jí)方向應(yīng)符合變化了的比較優(yōu)勢(shì)。［13］雖然一些學(xué)者就中國(guó)產(chǎn)業(yè)聚集與比較優(yōu)勢(shì)關(guān)系作了一些實(shí)證研究，如巴蒂斯·龐賽特（Batisse）、金煜等使用線性回歸模型實(shí)證檢驗(yàn)了靜態(tài)比較優(yōu)勢(shì)、市場(chǎng)規(guī)模與產(chǎn)業(yè)聚集的關(guān)系，但未從理論上進(jìn)行論證；［14］［15］錢(qián)學(xué)鋒應(yīng)用新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的模型和方法，在一個(gè)多國(guó)FC模型的基礎(chǔ)上融入了比較優(yōu)勢(shì)因素建立了一個(gè)理論模型，但針對(duì)的是特惠貿(mào)易安排形成前后比較優(yōu)勢(shì)對(duì)本地市場(chǎng)的影響，且由于模型的變量很多，該模型沒(méi)有解析解，此外，錢(qián)學(xué)鋒也未進(jìn)行理論框架下的實(shí)證研究。［16］如何在對(duì)集群具有較強(qiáng)解釋能力的新經(jīng)濟(jì)地理理論框架下研究動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)對(duì)產(chǎn)業(yè)聚集演變的影響，這對(duì)制定相應(yīng)的集群扶持政策具有重要的理論和實(shí)踐意義。據(jù)此，本文認(rèn)為相關(guān)研究還需要在如下方面進(jìn)行拓展。

第一，新古典的靜態(tài)比較優(yōu)勢(shì)不能說(shuō)明產(chǎn)業(yè)聚集的發(fā)展演化。在規(guī)模收益遞增和地區(qū)間存在運(yùn)輸成本等假設(shè)的新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)框架下，需要將動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)融入新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型，深入分析區(qū)域動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)和異質(zhì)性與產(chǎn)業(yè)聚集發(fā)展演變的關(guān)系，從理論上拓展新經(jīng)濟(jì)地理模型。

第二，以往有關(guān)比較優(yōu)勢(shì)與產(chǎn)業(yè)聚集的相關(guān)研究都是采用線性模型。事實(shí)上，如果所研究的對(duì)象具有非線性特征，線性模型估計(jì)將是有偏的。［17］中國(guó)作為一個(gè)后發(fā)大國(guó)，由于各區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的異質(zhì)性和復(fù)雜性，動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)與產(chǎn)業(yè)集聚之間并不一定是線性關(guān)系，且比較優(yōu)勢(shì)的演化對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的影響可能存在拐點(diǎn)，即產(chǎn)業(yè)集聚的形成中可能存在一個(gè)或幾個(gè)門(mén)檻值，若該國(guó)（地區(qū)）相關(guān)的經(jīng)濟(jì)資源初始條件未跨越門(mén)檻值，那么集聚效應(yīng)就難以實(shí)現(xiàn)。因此，對(duì)于集群升級(jí)政策的制定者來(lái)說(shuō)，確定相應(yīng)的門(mén)檻值就顯得格外重要。

第三，由于大多數(shù)空間數(shù)據(jù)都具有或強(qiáng)或弱的空間依賴(lài)性［18］，研究中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)問(wèn)題勢(shì)必涉及到區(qū)域之間相關(guān)性問(wèn)題。鑒于此，本文彌補(bǔ)了相關(guān)研究沒(méi)有考慮空間相關(guān)性的缺陷，并將新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)兩地區(qū)研究拓展為R地區(qū)，在此基礎(chǔ)上利用中國(guó)20年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間面板門(mén)檻計(jì)量模型，分析30個(gè)省區(qū)動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)與產(chǎn)業(yè)集聚之間的關(guān)系，并給出相應(yīng)的建議。

二、理論模型分析

1.理論模型的構(gòu)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(xué)者建立的新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)框架基礎(chǔ)之上，放松新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的基本假設(shè)，建立了一個(gè)新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)拓展模型。第一，由于現(xiàn)實(shí)中中國(guó)各省區(qū)的地域復(fù)雜性和異質(zhì)性，本文將兩地區(qū)研究拓展到R個(gè)區(qū)域。本文進(jìn)一步假定存在比較優(yōu)勢(shì)，包括勞動(dòng)比較優(yōu)勢(shì)、資本比較優(yōu)勢(shì)及技術(shù)比較優(yōu)勢(shì)，且比較優(yōu)勢(shì)隨時(shí)間變動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)聚集會(huì)產(chǎn)生一定影響。第二，剩余的假設(shè)與原模型類(lèi)同，諸如：簡(jiǎn)單經(jīng)濟(jì)體包括農(nóng)業(yè)和制造業(yè)兩個(gè)部門(mén)，農(nóng)業(yè)部門(mén)只生產(chǎn)單一的同質(zhì)產(chǎn)品，屬于完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)；工業(yè)部門(mén)生產(chǎn)有差異的多樣產(chǎn)品，市場(chǎng)表現(xiàn)出壟斷競(jìng)爭(zhēng)和規(guī)模報(bào)酬遞增特點(diǎn)；生產(chǎn)要素具有資產(chǎn)專(zhuān)用性即農(nóng)民生產(chǎn)農(nóng)產(chǎn)品，工人生產(chǎn)工業(yè)品；工業(yè)品存在運(yùn)輸成本，運(yùn)輸成本采取薩繆爾森的“冰山”形式，即每一單位的工業(yè)品從地區(qū)r實(shí)際到達(dá)地區(qū)j只有1/vrj；其余部分在運(yùn)輸過(guò)程中損耗掉了，損耗為：1-1/vrj。其中里τ表示單位距離的運(yùn)輸成本；drj表示地區(qū)r與地區(qū)j間的距離。

假定經(jīng)濟(jì)體每個(gè)消費(fèi)者有相同的偏好，效用是柯布—道格拉斯（Cobb-Douglas）函數(shù)形式：

其中A為農(nóng)產(chǎn)品，M是工業(yè)品集合。μ是工業(yè)品擁有的消費(fèi)份額，μ＜1。ρ是人們對(duì)差異產(chǎn)品的偏好程度。令，則σ（＞1）為產(chǎn)品的替代系數(shù)。記在地區(qū)r生產(chǎn)的工業(yè)品種類(lèi)為n，n=1，2，……，n。假設(shè)r地區(qū)r某種產(chǎn)品的當(dāng)?shù)貎r(jià)格為pr，由于存在運(yùn)輸成本，從地區(qū)r運(yùn)往地區(qū)j的CIF價(jià)格為prj。其中：prj=vrjpr，故地區(qū)j消費(fèi)產(chǎn)于地區(qū)r的工業(yè)品的價(jià)格指數(shù)為：

其中yj為地區(qū)j的收入。前面假設(shè)在不同地區(qū)生產(chǎn)不同種類(lèi)的工業(yè)品，地區(qū)的勞動(dòng)力的邊際投入為cr可理解為一個(gè)地區(qū)的勞動(dòng)力生產(chǎn)率水平［16］，而勞動(dòng)生產(chǎn)率水平與地區(qū)的技術(shù)水平密切相關(guān)，本文遂用cr代表地區(qū)技術(shù)比較優(yōu)勢(shì)。

工業(yè)品生產(chǎn)中僅使用資本作為固定成本，地區(qū)r資本用固定投入Kr表示。對(duì)于產(chǎn)量qr，生產(chǎn)要素總投入Er=Kr+crqr，其中地區(qū)工業(yè)勞動(dòng)力投入為L(zhǎng)r=crqr。由于規(guī)模經(jīng)濟(jì)、消費(fèi)者對(duì)差異產(chǎn)品的偏好，每一廠商都生產(chǎn)與其他廠商有差異的產(chǎn)品，這意味著差異產(chǎn)品的種類(lèi)數(shù)量就是廠商數(shù)目。由于每一種差異產(chǎn)品的需求彈性都是σ，每個(gè)廠商面臨的需求曲線的需求價(jià)格彈性也是σ。

設(shè)地區(qū)的工業(yè)投入生產(chǎn)要素成本wr，廠商的產(chǎn)品價(jià)格為pr，廠商利潤(rùn)則為：

其中qr由（4）式?jīng)Q定。于是區(qū)域r中廠商的利潤(rùn)最大化定價(jià)條件為，代入（5）式得：

根據(jù)（6）式可得出技術(shù)水平比較優(yōu)勢(shì)與工業(yè)集聚呈正相關(guān)關(guān)系，據(jù)此，本文可得出推論1：

推論1 地區(qū)的技術(shù)水平比較優(yōu)勢(shì)越高，產(chǎn)業(yè)就會(huì)越向該地方集聚。

由于地區(qū)生產(chǎn)要素稟賦結(jié)構(gòu)決定比較優(yōu)勢(shì)，蔡昉使用勞動(dòng)力集中指數(shù)考察地區(qū)勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)，其值等于經(jīng)濟(jì)體中平均勞動(dòng)生產(chǎn)率與地區(qū)勞動(dòng)生產(chǎn)率的比值。［21］本文使用這一定義，用勞動(dòng)力集中指數(shù)代表勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)，即勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)等于經(jīng)濟(jì)體中地區(qū)工業(yè)勞動(dòng)投入Lr與均衡工業(yè)勞動(dòng)投入l*的比值。

當(dāng)允許自進(jìn)入且R個(gè)地區(qū)完全對(duì)稱(chēng)時(shí)，即πr=0，Kr=K，cr=c。由此得廠商均衡產(chǎn)出q*為：q*=動(dòng)的均衡投入為：l*=cq*=K（σ-1），總可以通過(guò)選擇單位使得時(shí)勞動(dòng)的均衡投入l*=μ。則地區(qū)r的勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)為：

可見(jiàn)，若某地區(qū)具有勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)，意味著工業(yè)的勞動(dòng)投入相對(duì)于經(jīng)濟(jì)體均衡時(shí)的勞動(dòng)投入量而言就多，意味著地區(qū)的工業(yè)勞動(dòng)力資源就相對(duì)豐富，具有勞動(dòng)力成本較低的潛在比較優(yōu)勢(shì)。反之，則表明勞動(dòng)力資源比較稀缺，不具有低勞動(dòng)力成本的比較優(yōu)勢(shì)。

根據(jù)新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，勞動(dòng)資本比是決定人均收入水平和收入分配的關(guān)鍵性因素。則定義地區(qū)的資本比較優(yōu)勢(shì)為：

資本比較優(yōu)勢(shì)越大，勞動(dòng)力擁有物質(zhì)資本數(shù)量多，勞動(dòng)生產(chǎn)率就高；反之，如果勞動(dòng)力平均擁有的資本量少，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)績(jī)效就會(huì)由于資金缺口或投入不足而較差，勞動(dòng)生產(chǎn)率較低，人均收入水平也較低。把式（7）、式（8）代入式（6）得：

據(jù)此，本文可得出推論2和推論3，即：

推論2 地區(qū)的資本比較優(yōu)勢(shì)越高，工業(yè)就會(huì)越向該地方集聚。

推論3 地區(qū)的資本比較優(yōu)勢(shì)小于均衡值時(shí)，勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)越高，工業(yè)會(huì)越向該地區(qū)集聚；當(dāng)?shù)貐^(qū)的資本比較優(yōu)勢(shì)大于均衡值時(shí)，勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)越低，工業(yè)會(huì)向該地區(qū)集聚。

綜上，理論模型的結(jié)論表明了勞動(dòng)比較優(yōu)勢(shì)及資本比較優(yōu)勢(shì)對(duì)于工業(yè)聚集的影響存在門(mén)檻效應(yīng)，但理論模型是否成立仍需通過(guò)實(shí)證研究進(jìn)行驗(yàn)證。

2.計(jì)量模型的建立與變量說(shuō)明

（1）計(jì)量模型的建立。根據(jù)理論模型分析，結(jié)合中國(guó)工業(yè)實(shí)際，本文構(gòu)建了研究工業(yè)集聚的計(jì)量分析模型，重點(diǎn)考察動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)等因素對(duì)工業(yè)集聚的門(mén)檻效應(yīng)，模型如下：

其中，下標(biāo)r和t分別表示省份和時(shí)間，εrt為隨機(jī)誤差。表1列出了計(jì)量模型中所涉及變量的定義和計(jì)量單位。

表1 變量定義

需要說(shuō)明的是，雖然本文旨在探索產(chǎn)業(yè)空間聚集與比較優(yōu)勢(shì)的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，但需要控制其他對(duì)產(chǎn)業(yè)聚集具有顯著影響的變量。一些實(shí)證研究結(jié)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(shù)比較優(yōu)勢(shì)的交叉項(xiàng)等變量對(duì)一個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚有著重要的影響，在計(jì)量模型中遺漏這些變量會(huì)導(dǎo)致回歸的有偏估計(jì)。因此，在相關(guān)研究基礎(chǔ)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(shù)比較優(yōu)勢(shì)交叉項(xiàng)（fdi_rtca）作為模型的控制變量。根據(jù)本文的理論模型，一個(gè)地區(qū)的生產(chǎn)技術(shù)水平越高，其工業(yè)區(qū)位商也就會(huì)越高。由于外商直接投資帶來(lái)的技術(shù)溢出都能夠提高地區(qū)的生產(chǎn)技術(shù)水平，外商直接投資符號(hào)預(yù)期為正；教育的預(yù)期符合也應(yīng)該與工業(yè)聚集正相關(guān)。同時(shí)，根據(jù)理論模型（5）式，一個(gè)地區(qū)的生產(chǎn)要素成本越低，即工資水平越低，其工業(yè)區(qū)位商也就會(huì)越高，因此工資的預(yù)期符號(hào)為負(fù)。此外，由于本文使用的是面板數(shù)據(jù)，其充分利用了時(shí)間段和截面單元的信息，給出了更多的變量、數(shù)據(jù)信息、自由度，從而減少了變量之間多重共線性的產(chǎn)生，且可以將不同時(shí)間點(diǎn)上的經(jīng)歷和行為聯(lián)系起來(lái)，更能反映動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)隨時(shí)間的變化特征。

（2）變量說(shuō)明。為了提高計(jì)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(yè)區(qū)位商（rm）反映產(chǎn)業(yè)空間集聚程度。金煜等（2006）曾使用地區(qū)工業(yè)產(chǎn)值占全國(guó)工業(yè)GDP的份額反映工業(yè)集聚度，但是考慮到我國(guó)各省份行政面積的較大差異，用工業(yè)產(chǎn)值占全國(guó)工業(yè)GDP的份額這一指標(biāo)無(wú)法剔除規(guī)模差異導(dǎo)致的計(jì)量誤差［15］。本文的區(qū)位商計(jì)算公式為其中，I表示工業(yè)總產(chǎn)值，Y表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，按照1990年不變價(jià)格對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值進(jìn)行平減。

其次，對(duì)于一個(gè)地區(qū)的比較優(yōu)勢(shì)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(shí)際上，該方法反映的是該地區(qū)潛在的比較優(yōu)勢(shì)。二是從其顯示出來(lái)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)或貿(mào)易結(jié)構(gòu)觀察，是所謂“事后法”，需要假設(shè)沒(méi)有人為導(dǎo)致的扭曲，國(guó)際上最流行的方法為巴拉薩（Balassa）于1965年使用顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)（簡(jiǎn)稱(chēng)IRCA），巴拉薩曾使用IRCA測(cè)算了OECD國(guó)家之間通過(guò)貿(mào)易反映出的產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢(shì)。由于本文著重從資源稟賦變化角度研究動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的影響，因此采用事前法對(duì)勞動(dòng)比較優(yōu)勢(shì)進(jìn)行估算。勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)（Lf）的計(jì)算公式為：Lf=全國(guó)平均勞動(dòng)生產(chǎn)率/地區(qū)平均勞動(dòng)生產(chǎn)率，其中勞動(dòng)生產(chǎn)率=生產(chǎn)總值/職工人數(shù)；資本比較優(yōu)勢(shì)（Pc）采用索洛（Solow）的方法，使用物質(zhì)資本存量/就業(yè)替代作為替代變量。關(guān)于物質(zhì)資本存量有估計(jì)方法主要有戈德史密斯（Goldsmith）提出的永續(xù)盤(pán)存法；約根森（Jorgenson）提出的資本價(jià)格租賃度量法和早期索洛強(qiáng)調(diào)利用生產(chǎn)函數(shù)來(lái)推導(dǎo)資本存量。單豪杰改進(jìn)了折舊前后不一致的推算方法，［22］重新構(gòu)建了資本存量估算中的四個(gè)核心指標(biāo)，尤其是對(duì)基期資本存量和折舊率的確定進(jìn)行了細(xì)致的推算，以此為基礎(chǔ)得出的估計(jì)結(jié)果與我國(guó)各地區(qū)物質(zhì)資本存量的客觀實(shí)際更加接近，因此本文采用該方法估計(jì)我國(guó)省際物質(zhì)資本存量；本文使用三種專(zhuān)利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)度量地區(qū)的技術(shù)比較優(yōu)勢(shì)（rtca），其計(jì)算公式為其中P表示地區(qū)三種專(zhuān)利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)，P表示全國(guó)三種專(zhuān)利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)。r

再次，使用當(dāng)年的大學(xué)生在校生總?cè)藬?shù)來(lái)表示教育，并在模型中采用對(duì)數(shù)形式；使用省區(qū)城市職工工資總額（萬(wàn)元）與省城市職工人數(shù)（萬(wàn)人）的比值來(lái)表示工資水平（wage），在模型中也取其對(duì)數(shù)形式；使用當(dāng)年的外商投資額根據(jù)當(dāng)年的年平均匯率折算為人民幣后取對(duì)數(shù)代表外商直接投資（FDI），表2是對(duì)各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于1990～2011年我國(guó)31個(gè)省區(qū)市的21年的面板數(shù)據(jù)，主要數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編1949～2008》和《中國(guó)工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

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

三、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

本文前述的理論模型表明：由于后發(fā)大國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)隨時(shí)間演化的復(fù)雜性和空間異質(zhì)性，工業(yè)空間集聚與勞動(dòng)比較優(yōu)勢(shì)之間呈現(xiàn)非線性關(guān)系，并且表現(xiàn)出一定區(qū)間效應(yīng)或者門(mén)檻效應(yīng)，這意味著在動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)的影響下，產(chǎn)業(yè)聚集演變可能存在一個(gè)或者幾個(gè)關(guān)鍵點(diǎn)，否則聚集效應(yīng)難以發(fā)揮。傳統(tǒng)的門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)方法有分組檢驗(yàn)、交叉項(xiàng)檢驗(yàn)等方法，但這些方法不能對(duì)門(mén)檻效應(yīng)進(jìn)行顯著性驗(yàn)證。為此，本文采用漢森（Hansen）［23］發(fā)展的門(mén)檻面板模型，根據(jù)客觀實(shí)際數(shù)據(jù)本身特征內(nèi)生地劃分區(qū)間，實(shí)證檢驗(yàn)理論模型，研究動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)對(duì)中國(guó)工業(yè)空間集聚影響的門(mén)檻效應(yīng)，同時(shí)也對(duì)門(mén)檻效應(yīng)的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)。

1.門(mén)檻空間面板模型的估計(jì)與檢驗(yàn)

為避免存在共線變量引入模型，首先通過(guò)逐步回歸法，確定如下單一門(mén)檻模型，進(jìn)而擴(kuò)展到多門(mén)檻模型。單一門(mén)檻模型的設(shè)定如下：

其中，下標(biāo)r和t分別表示省份和時(shí)間，εrt為隨機(jī)誤差，I（·）為指標(biāo)函數(shù)，γ為門(mén)檻值。rmrt為被解釋變量，ξrt與ζrt為解釋變量，根據(jù)理論模型ξrt也為門(mén)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(shù)比較優(yōu)勢(shì)交叉項(xiàng)（fdi_rtca）作為模型的控制變量。將（12）式改寫(xiě)為矩陣形式：

對(duì)于給定的門(mén)檻值，采用OLS估計(jì)（13）式以得到β的估計(jì)值和殘差平方和，通過(guò)最小殘差平方和得到的估計(jì)值，即：

其中，S0為在原假設(shè)H0下得到的殘差平方和。在原假設(shè)H0下，門(mén)限值γ是無(wú)法識(shí)別的，因此，F(xiàn)1統(tǒng)計(jì)量的分布是非標(biāo)準(zhǔn)的。漢森建議采用“自抽樣法”（Bootstrap）來(lái)獲得其漸進(jìn)分布。［24］在H0∶γ^=γ0的原假設(shè)下，構(gòu)造的似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

由于統(tǒng)計(jì)量的分布也是非標(biāo)準(zhǔn)的，漢森又構(gòu)造了一個(gè)判斷其顯著與否的簡(jiǎn)單公式：LR1（γ）≤c（α）時(shí)，其中c（α）=-2ln（1-）（α表示顯著水平）。通過(guò)上述過(guò)程可以檢驗(yàn)是否存在一個(gè)門(mén)檻。但從計(jì)量角度來(lái)看，可能會(huì)出現(xiàn)雙重門(mén)檻甚至多個(gè)門(mén)檻。雙重門(mén)檻就是在單一門(mén)檻估計(jì)和檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的拓展，雙重門(mén)檻的模型設(shè)定為：

其估計(jì)是在事先假設(shè)單一門(mén)檻模型估計(jì)出為已知的情況下，再進(jìn)行γ2的搜索，最終得到：

2.實(shí)證結(jié)果分析

本文使用Stata 11.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)上述設(shè)定的空間面板門(mén)檻模型進(jìn)行實(shí)證分析。首先需要確定門(mén)檻的個(gè)數(shù)，以便確定模型的形式。本文依次按照不存在門(mén)檻值、存在一個(gè)門(mén)檻值、兩個(gè)門(mén)檻值、存在三個(gè)門(mén)檻值的四種條件設(shè)定原假設(shè)和備擇假設(shè)并進(jìn)行檢驗(yàn)。得到各門(mén)檻估計(jì)值、對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量、采用“自抽樣法”得出的P值，結(jié)果見(jiàn)表3。

檢驗(yàn)結(jié)果表明：雙重門(mén)檻空間項(xiàng)參數(shù)（P）估計(jì)值超過(guò)了1%的顯著性水平，其自抽樣P值為0.002，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于0.01。單一門(mén)檻空間項(xiàng)參數(shù)（P）估計(jì)值未過(guò)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(mén)檻效果并不著性，其自抽樣P值大于0.1為0.474。可見(jiàn)，模型存在兩個(gè)門(mén)檻值。模型雙重門(mén)檻空間項(xiàng)參數(shù)（P）估計(jì)值通過(guò)了0.01%顯著性水平，證明了本模型為雙重門(mén)檻模型。

表3 門(mén)檻效果檢驗(yàn)

以下將基于雙門(mén)檻模型展開(kāi)分析，兩個(gè)門(mén)檻的估計(jì)值和相應(yīng)的95%置信區(qū)間列示于表4。借助圖1和圖2繪制的似然比函數(shù)圖，可以了解門(mén)檻值的估計(jì)及置信區(qū)間的構(gòu)造過(guò)程。門(mén)檻參數(shù)的估計(jì)值是指似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR為零時(shí)的取值，門(mén)檻的估計(jì)值在雙重門(mén)檻模型中分別為3.118（見(jiàn)圖1）和1.110（見(jiàn)圖2），各門(mén)檻值得95%置信區(qū)間是所有LR值小于5%顯著水平下的臨界值7.35（對(duì)應(yīng)圖中虛線）的構(gòu)成的區(qū)間。

圖1 第一個(gè)門(mén)檻的估計(jì)值和置信區(qū)

圖2 第二個(gè)門(mén)檻的估計(jì)值和置信區(qū)間

根據(jù)門(mén)檻值將中國(guó)工業(yè)空間集聚按照物質(zhì)資本存量水平將區(qū)域工業(yè)資本比較優(yōu)勢(shì)分為三個(gè)區(qū)間：低資本區(qū)間（pc≤1.110）、中等區(qū)間（1.110＜pc≤3.118）和高資本區(qū)間（pc＞3.118）。門(mén)檻的系數(shù)估計(jì)值和相應(yīng)的95%置信區(qū)間列示于表4。

表4 門(mén)檻估計(jì)值

在上述研究基礎(chǔ)上，根據(jù)各省份資本比較優(yōu)勢(shì)與門(mén)檻值大小關(guān)系，將各省份分為三種類(lèi)型。首先，從各個(gè)資本比較優(yōu)勢(shì)區(qū)間個(gè)數(shù)的走向趨勢(shì)來(lái)看，90年代初期，大部分省份在第一區(qū)間逐步向第二區(qū)間轉(zhuǎn)移，僅有上海和北京率先進(jìn)入第三區(qū)間。90年代中期，大多數(shù)省份已經(jīng)入第二區(qū)間，但仍有遼寧、黑龍江、安徽、重慶、四川和云南這六個(gè)省市停留在第一區(qū)間，且北京、上海、江蘇、浙江、山東和廣州六個(gè)省市已率先進(jìn)入第三區(qū)間。隨著進(jìn)入新千年后，僅有云南省滯留在第一區(qū)間，絕大部分已經(jīng)入第二、第三區(qū)間，且在第二區(qū)間的省份多為中西部省份。在2006年后，云南省進(jìn)入第二區(qū)間，其余省份均進(jìn)入第三區(qū)間?？梢?jiàn)，過(guò)去二十多年，各省區(qū)資本投資對(duì)工業(yè)聚集產(chǎn)生了較大的影響。從資本存量看，除了個(gè)別落后省區(qū)，大部分地區(qū)較快進(jìn)入了資本比較優(yōu)勢(shì)的第三區(qū)間。

在確定了門(mén)檻的個(gè)數(shù)之后，需要估計(jì)各解釋變量對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的影響程度。對(duì)于空間面板模型參數(shù)估計(jì)與檢驗(yàn)，如果使用傳統(tǒng)最小二乘法（OLS）會(huì)產(chǎn)生系數(shù)估計(jì)值有偏或無(wú)效，因此采用極大似然法（MLE）進(jìn)行模型估計(jì)。何江、張馨之認(rèn)為當(dāng)回歸分析局限于一些特定的個(gè)體時(shí)，固定效應(yīng)模型是更好的選擇，［24］且近些年空間面板文獻(xiàn)大都采用了固定效應(yīng)模型。［25］［26］為此，本文使用空間聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差固定效應(yīng)（FE_robust）和普通標(biāo)準(zhǔn)差固定效應(yīng)（FE）模型對(duì)比分析結(jié)果，具體見(jiàn)表5。

表5 模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

動(dòng)態(tài)的勞動(dòng)比較優(yōu)勢(shì)與產(chǎn)業(yè)聚集之間到底存在怎樣的關(guān)系？是否為本文理論模型所證明的存在“拐點(diǎn)”或是一種非線性關(guān)系？從本文的實(shí)證結(jié)果來(lái)看，勞動(dòng)比較優(yōu)勢(shì)與工業(yè)聚集呈現(xiàn)非線性關(guān)系。當(dāng)?shù)貐^(qū)的資本比較優(yōu)勢(shì)（pc）低于門(mén)檻值1.110時(shí)，全國(guó)綜合勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)系數(shù)估計(jì)值顯著為正（0.184）。當(dāng)?shù)貐^(qū)資本比較優(yōu)勢(shì)較低時(shí)，勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)促進(jìn)工業(yè)集聚；當(dāng)?shù)貐^(qū)的資本比較優(yōu)勢(shì)（pc）跨越門(mén)檻值1.110時(shí)，勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)系數(shù)估計(jì)值在中資本區(qū)間為負(fù)（-0.700），在高資本區(qū)間更顯著為負(fù)（-0.214）。根據(jù)實(shí)證結(jié)果，在地區(qū)資本比較優(yōu)勢(shì)增加的情況下，勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)會(huì)抑制產(chǎn)業(yè)集聚。即在資本比較優(yōu)勢(shì)低區(qū)間的區(qū)域勞動(dòng)比較優(yōu)勢(shì)會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚；當(dāng)資本比較優(yōu)勢(shì)高于門(mén)檻值（1.110）時(shí)，在中資本區(qū)間和高資本區(qū)間的區(qū)域勞動(dòng)比較優(yōu)勢(shì)與產(chǎn)業(yè)集聚呈負(fù)相關(guān)關(guān)系?？梢?jiàn)，資本比較優(yōu)勢(shì)的門(mén)檻效應(yīng)對(duì)勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)與產(chǎn)業(yè)空間集聚的關(guān)系產(chǎn)生了一定的影響，勞動(dòng)比較優(yōu)勢(shì)與產(chǎn)業(yè)空間集聚之間并非是單調(diào)遞增或者遞減關(guān)系。從時(shí)間維度上來(lái)看，隨著特定區(qū)域資本存量不斷增加，勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)和產(chǎn)業(yè)集聚變量之間呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系。近20年來(lái)，簡(jiǎn)單勞動(dòng)力的比較優(yōu)勢(shì)在長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中出現(xiàn)“福利惡化型”增長(zhǎng)的趨勢(shì)。有文獻(xiàn)表明：在沒(méi)有技術(shù)革新和制度創(chuàng)新的情況下，自然資源稟賦的充裕與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的關(guān)系。本文的實(shí)證結(jié)果表明了：在當(dāng)今依靠高科技、高資本取得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的經(jīng)濟(jì)全球化背景下，勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)不能長(zhǎng)久維持一國(guó)的工業(yè)聚集及其效率。

改革開(kāi)放以來(lái)，資本投資尤其是政府投資拉動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)聚集起到推動(dòng)作用，但結(jié)合教育水平來(lái)看，顯然這種資本擴(kuò)張是以傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)為主的規(guī)模和外延式擴(kuò)張，能有效拉動(dòng)低技能勞動(dòng)力需求的擴(kuò)張，但是對(duì)高技能勞動(dòng)力就業(yè)的拉動(dòng)效應(yīng)并不明顯，從勞動(dòng)比較優(yōu)勢(shì)演化與產(chǎn)業(yè)聚集的實(shí)證結(jié)果也證明了這一點(diǎn)。

根據(jù)實(shí)證結(jié)果，全國(guó)綜合技術(shù)比較優(yōu)勢(shì)顯著為正，與我們的理論預(yù)期相同。但是地區(qū)估計(jì)結(jié)果為：東部和西部顯著為正，中部地區(qū)顯著為負(fù)。近10年來(lái)，為了縮小東西部區(qū)域差距，國(guó)家對(duì)西部實(shí)施了一系列優(yōu)惠政策和扶持政策，有目的地承接?xùn)|部梯度轉(zhuǎn)移，產(chǎn)業(yè)聚集的技術(shù)比較優(yōu)勢(shì)逐漸顯現(xiàn)；而中部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)還未升級(jí)到與技術(shù)比較優(yōu)勢(shì)相配合的狀態(tài)，因而未成為工業(yè)集聚的主要力量，這與吸引FDI不足存在較高的相關(guān)性，加之不東不西的地理位置，缺乏政策扶持可能也是導(dǎo)致這一結(jié)果的重要原因。

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)工業(yè)引以為傲的簡(jiǎn)單勞動(dòng)力的比較優(yōu)勢(shì)已經(jīng)逐漸消失，以勞動(dòng)比較優(yōu)勢(shì)和外需導(dǎo)向的工業(yè)聚集面臨轉(zhuǎn)型與升級(jí)，教育水平勢(shì)必會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)聚集產(chǎn)生顯著影響。這可以從教育變量的實(shí)證結(jié)果證明這一點(diǎn)。實(shí)證結(jié)果表明，全國(guó)綜合教育水平系數(shù)為正但不顯著，這表明教育對(duì)工業(yè)集聚正向影響還遠(yuǎn)沒(méi)有發(fā)揮出來(lái)。分區(qū)域結(jié)果表明，東部地區(qū)教育水平與工業(yè)聚集具有顯著的正向影響，中部地區(qū)為負(fù)但不顯著，西部地區(qū)則顯著為負(fù)。這表明與東部相比中西部教育水平還不能促進(jìn)工業(yè)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(yè)教育不足所致。

外商直接投資的系數(shù)為0.0175，且在5%水平顯著，這與一些相關(guān)研究的結(jié)論一致。外商直接投資技術(shù)溢出促使產(chǎn)業(yè)聚集水平的提高，這在吸引了較多FDI的東部表現(xiàn)的非常明顯，而中部地區(qū)顯著為負(fù)，西部地區(qū)顯著為正。對(duì)于中西部地區(qū)來(lái)說(shuō)，可能的原因是由于外資企業(yè)主要嵌入于全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)和外資企業(yè)間網(wǎng)絡(luò)中，而本土企業(yè)主要嵌入于當(dāng)?shù)厣鐣?huì)網(wǎng)絡(luò)中。

四、結(jié)論和政策啟示

本文利用1990～2011年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建了一個(gè)空間經(jīng)濟(jì)學(xué)拓展模型，利用空間門(mén)檻回歸計(jì)量模型進(jìn)行了實(shí)證分析，考察了在不同資本比較優(yōu)勢(shì)條件下的勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)與產(chǎn)業(yè)集聚之間的非線性關(guān)系，以及我國(guó)比較優(yōu)勢(shì)演化過(guò)程中工業(yè)集聚的地理空間特征的演變，這在理論和實(shí)踐上都是一種有意義的嘗試。本文的研究表明，改革開(kāi)放以來(lái)，伴隨著資本投入的不斷擴(kuò)張，簡(jiǎn)單勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)已由改革開(kāi)放初期產(chǎn)業(yè)集聚形成的主要因素淪為抑制地區(qū)集群演化的因素，而技術(shù)比較優(yōu)勢(shì)尤其在中西部地區(qū)還沒(méi)有成為產(chǎn)業(yè)聚集的主要?jiǎng)恿?。同時(shí)，動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)對(duì)于區(qū)域產(chǎn)業(yè)聚集差異化影響證明了培育動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)的重要性。根據(jù)動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)理論：產(chǎn)業(yè)升級(jí)方向應(yīng)與動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)演化方向相一致，［27］這就需要在分析動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)及遵循市場(chǎng)規(guī)律基礎(chǔ)上，通過(guò)積極的產(chǎn)業(yè)政策和區(qū)域政策，發(fā)現(xiàn)并培育動(dòng)態(tài)的比較優(yōu)勢(shì)，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)聚集區(qū)的結(jié)構(gòu)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型。具體的建議如下。

第一，遵循區(qū)域動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)，利用產(chǎn)業(yè)集聚的外部經(jīng)濟(jì)性和規(guī)模經(jīng)濟(jì)性，輔以必要的扶持政策及優(yōu)惠政策，引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)升級(jí)方向。首先，東部地區(qū)應(yīng)充分發(fā)揮技術(shù)及人力資本比較優(yōu)勢(shì)，重點(diǎn)發(fā)展金融、物流、研發(fā)、創(chuàng)意、品牌、營(yíng)銷(xiāo)、法律、會(huì)計(jì)等現(xiàn)代服務(wù)業(yè)和電子信息、新能源、新材料等高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，形成新的高端服務(wù)業(yè)集群和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群，改變以傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)為主的規(guī)模和外延式擴(kuò)張；制定產(chǎn)業(yè)發(fā)展目錄，加大對(duì)東部勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的限制。還可以建立中央財(cái)政專(zhuān)項(xiàng)資金，與中西部地區(qū)的勞動(dòng)力、土地比較優(yōu)勢(shì)及優(yōu)惠政策結(jié)合起來(lái)，對(duì)向中西地區(qū)遷移的企業(yè)提供適當(dāng)補(bǔ)貼，引導(dǎo)東部產(chǎn)業(yè)集群中的核心企業(yè)與相互配套的企業(yè)整體遷移到中西部的產(chǎn)業(yè)園區(qū)，從而推動(dòng)?xùn)|中西各區(qū)域產(chǎn)業(yè)聚集區(qū)形成與演化；嚴(yán)格執(zhí)行《勞動(dòng)法》，強(qiáng)化各地社保費(fèi)用收繳的硬約束，提高東部地區(qū)勞動(dòng)力密集型企業(yè)的用工成木，迫使其向內(nèi)地轉(zhuǎn)移。其次，本文實(shí)證研究表明：中西部地區(qū)要實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，必須先跨越一定的資本門(mén)檻，否則將繼續(xù)面臨發(fā)達(dá)地區(qū)的吸附效應(yīng)。當(dāng)前，西部承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的一個(gè)突出的短板是基礎(chǔ)設(shè)施等條件的不完善，這導(dǎo)致在中西部投資建廠的運(yùn)營(yíng)成本，以及產(chǎn)品運(yùn)輸成本大大提高甚至超過(guò)了勞動(dòng)力、土地、資源等比較優(yōu)勢(shì)所帶來(lái)的成本節(jié)約，從而使得廠商缺乏在那里產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移或者投資建廠的動(dòng)力。這就需要通過(guò)政府投資，連通中西部與全國(guó)大中城市的主要水、陸、空干線建設(shè)，提高路網(wǎng)密度和運(yùn)輸能力，完善通信網(wǎng)絡(luò)和物流網(wǎng)絡(luò)，提升承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的條件與優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)工業(yè)集聚的形成與演化。

第二，促進(jìn)簡(jiǎn)單勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)向人力資本優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)化戰(zhàn)略。本文的實(shí)證研究結(jié)果表明，改革開(kāi)放以來(lái)，資本投資極大地帶動(dòng)了工業(yè)聚集水平的提高，且教育對(duì)工業(yè)聚集的作用遠(yuǎn)沒(méi)有發(fā)揮出來(lái)，顯然大多數(shù)產(chǎn)業(yè)聚集是以傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)為主的規(guī)模和外延式擴(kuò)張，這種資本擴(kuò)張?jiān)黾恿藢?duì)簡(jiǎn)單低技能的勞動(dòng)力的需求，隨著劉易斯拐點(diǎn)的到來(lái)和內(nèi)外部宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的改變，簡(jiǎn)單勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)已由改革開(kāi)放初期為產(chǎn)業(yè)集聚形成的主要因素漸變成為抑制地區(qū)產(chǎn)業(yè)集群升級(jí)的因素。這就需要建立長(zhǎng)期的制度化方案，一方面吸引知識(shí)性員工，另一方面通過(guò)職業(yè)培訓(xùn)積極培育簡(jiǎn)單勞動(dòng)力，提升人力資本需求與供給方面的匹配度，培育高級(jí)及專(zhuān)業(yè)化生產(chǎn)要素，推動(dòng)比較優(yōu)勢(shì)稟賦結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

首先，地方政府應(yīng)該在產(chǎn)業(yè)規(guī)劃的前提下，倡導(dǎo)和興辦相應(yīng)的職業(yè)教育體系。可以實(shí)行由政府主導(dǎo)、職業(yè)學(xué)校與企業(yè)共同參與的模式；也可以在政府主導(dǎo)下由行會(huì)和教育界合作辦學(xué)，將整個(gè)教育都改造成了以能力為基礎(chǔ)的教育，從而打破職業(yè)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(zhǔn)入程度，促進(jìn)知識(shí)型員工社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的建立，提升知識(shí)員工的社會(huì)嵌入度，從外部降低知識(shí)員工的流出概率。此外，還需要通過(guò)提升工作嵌入度來(lái)使知識(shí)員工的價(jià)值真正發(fā)揮出來(lái)。而為知識(shí)員工提供一個(gè)知識(shí)交流和轉(zhuǎn)移的平臺(tái)，這是提升其工作嵌入度的一個(gè)重要途徑，其意義在于：其一，保護(hù)知識(shí)產(chǎn)權(quán)，激發(fā)知識(shí)員工的發(fā)明創(chuàng)造的熱情，并將自身的專(zhuān)有技術(shù)技能共享和相互交流；其二，準(zhǔn)確識(shí)別知識(shí)社群的價(jià)值，對(duì)從財(cái)力、物力方面對(duì)社會(huì)知識(shí)社群運(yùn)作給予支持。

第三，充分利用FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)，實(shí)施優(yōu)惠政策，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)聚集的轉(zhuǎn)型與升級(jí)。本文的主要控制變量之一FDI與技術(shù)比較優(yōu)勢(shì)交叉項(xiàng)的實(shí)證結(jié)果表明，F(xiàn)DI對(duì)于全國(guó)產(chǎn)業(yè)聚集水平提升具有較為顯著地作用。東部FDI與工業(yè)聚集呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，中西部地區(qū)則不顯著。這一結(jié)果也與東中西之技術(shù)創(chuàng)新能力等方面差異一脈相承，充分證明了FDI的知識(shí)溢出效應(yīng)。FDI可以通過(guò)技術(shù)引進(jìn)、消化、吸收，提升區(qū)域技術(shù)比較優(yōu)勢(shì)，引導(dǎo)區(qū)域工業(yè)聚集不斷演化。首先，政府可以根據(jù)本地動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)，對(duì)FDI的技術(shù)含量與區(qū)域產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)程度進(jìn)行事前甄別，實(shí)施優(yōu)惠政策吸引那些與區(qū)域產(chǎn)業(yè)上下游關(guān)聯(lián)性較大的FDI，同時(shí)限制與區(qū)域產(chǎn)業(yè)或者投資有直接或間接競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系的FDI。其次，對(duì)外資企業(yè)在本地創(chuàng)造新價(jià)值的比例做出相應(yīng)的規(guī)定，提高外資企業(yè)在中國(guó)生產(chǎn)的本地化程度。

再次，判斷外資企業(yè)在產(chǎn)業(yè)網(wǎng)絡(luò)中的位置是十分必要的：處于網(wǎng)絡(luò)的中心位置的核心企業(yè)能夠帶動(dòng)更多的本土供應(yīng)商，而零配件廠商網(wǎng)絡(luò)對(duì)本土企業(yè)的吸納能力則相對(duì)較弱，因此對(duì)本土企業(yè)的推動(dòng)作用也較弱。

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責(zé)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(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（13YGA790091）；山西省軟科學(xué)項(xiàng)目（2015041005-5）；晉城市項(xiàng)目（201501004-23）

喬彬（1966-），女，山西太原人，太原科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授，博士，碩士生導(dǎo)師，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究；龐臨然（1991-），男，河南許昌人，太原科技大學(xué)經(jīng)理管理學(xué)院碩士研究生，主要從事區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究；張純（1988-），女，遼寧丹東人，太原科技大學(xué)經(jīng)理管理學(xué)院碩士研究生，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究。