晉 盛 武,盛 淑 潔

(1.合肥工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 合肥 230601;2.合肥工業(yè)大學(xué)工業(yè)信息與經(jīng)濟(jì)研究中心,安徽 合肥 230601)

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中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的就業(yè)效應(yīng)研究
——基于空間面板的實(shí)證分析

晉 盛 武1，2,盛 淑 潔1

(1.合肥工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 合肥 230601;2.合肥工業(yè)大學(xué)工業(yè)信息與經(jīng)濟(jì)研究中心,安徽 合肥 230601)

產(chǎn)業(yè)集聚的就業(yè)效應(yīng)既是一個(gè)復(fù)雜的理論問(wèn)題，也是一個(gè)不可回避的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。該文基于中國(guó)2004-2011年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，應(yīng)用空間計(jì)量模型探討了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與就業(yè)水平之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)就業(yè)水平與產(chǎn)業(yè)集聚之間存在著倒U形關(guān)系，即產(chǎn)業(yè)集聚達(dá)到門檻值之前，集聚對(duì)就業(yè)水平具有正效應(yīng)，但跨越門檻值之后，隨著集聚程度的不斷提高，就業(yè)水平會(huì)呈現(xiàn)下降的趨勢(shì)。此外，分行業(yè)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的門檻值不盡相同，相同集聚程度下，不同產(chǎn)業(yè)可容納的就業(yè)量也存在著很大的差異。

就業(yè)效應(yīng)；高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚；空間面板模型；倒U形

0 引言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)持續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造了良好的條件。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)，中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值從2000年的10 411億元升至2012年的88 434億元，高新技術(shù)企業(yè)數(shù)從9 758家增至24 636家，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)年平均就業(yè)人數(shù)從389.9萬(wàn)人增至1 269萬(wàn)人。我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展得益于各級(jí)各類開(kāi)發(fā)區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的不斷建設(shè)和完善，并呈現(xiàn)出在開(kāi)發(fā)區(qū)集聚的現(xiàn)象。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚創(chuàng)造了大量就業(yè)崗位的同時(shí)，由于信息計(jì)算機(jī)等先進(jìn)技術(shù)的廣泛運(yùn)用替代了一些傳統(tǒng)的勞動(dòng)要素，減少了對(duì)一般性技術(shù)職位和傳統(tǒng)勞動(dòng)力的需求。然而在總體上，我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與就業(yè)之間究竟是怎樣的關(guān)聯(lián)？產(chǎn)業(yè)集聚的現(xiàn)實(shí)是怎樣影響就業(yè)的？產(chǎn)生這種影響的原因是什么？這既是一個(gè)復(fù)雜的理論問(wèn)題，也是一個(gè)不可回避的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。

有關(guān)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)就業(yè)影響的研究主要集中在國(guó)外，但并未達(dá)成共識(shí)。一類研究認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚有利于就業(yè)增長(zhǎng)[1-3]；另一類研究認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)就業(yè)增長(zhǎng)的影響具有不確定性，這種不確定性使產(chǎn)業(yè)集聚與就業(yè)之間呈現(xiàn)出非正的關(guān)系[4-6]。上述學(xué)者大多以制造業(yè)為研究對(duì)象，鮮有涉及高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的就業(yè)效應(yīng)，為數(shù)不多的相關(guān)研究分析了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與就業(yè)水平之間的關(guān)系。而對(duì)于這二者之間的關(guān)系，學(xué)術(shù)界尚未形成一致的結(jié)論。此類研究的結(jié)論大部分偏向于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展增加就業(yè)機(jī)會(huì)，促進(jìn)就業(yè)增長(zhǎng)[7-13]；但也有學(xué)者指出，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是一把雙刃劍，在創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會(huì)的同時(shí)，也因推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步等原因損失就業(yè)崗位，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)存在就業(yè)增長(zhǎng)粘性的痼疾[14]。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)就業(yè)水平的影響是否也具有不確定性仍然是未解之謎，基于集聚視角的研究有待開(kāi)展。

需要指出的是，以上研究在分析產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)就業(yè)增長(zhǎng)的影響時(shí)，忽略了不同地區(qū)的勞動(dòng)就業(yè)可能存在空間相關(guān)性。以中國(guó)四大高技術(shù)產(chǎn)業(yè)密集區(qū)*四大高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)密集區(qū)包括：以北京中關(guān)村科技園區(qū)為中心的環(huán)渤海高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)密集區(qū)；以上海高新區(qū)為中心的沿長(zhǎng)江高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)；以深圳高新區(qū)為中心的東南沿海高技術(shù)產(chǎn)業(yè)密集區(qū)；以西安-楊凌高新區(qū)為中心的沿亞歐大陸橋高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)密集區(qū)。為例，這些區(qū)域已形成了集科研、生產(chǎn)、金融等功能于一體的經(jīng)濟(jì)中心，其發(fā)展會(huì)產(chǎn)生極化效應(yīng)和擴(kuò)散效應(yīng)*極化效應(yīng)是指這些區(qū)域?qū)χ車貐^(qū)產(chǎn)生一定的吸納能力，吸引生產(chǎn)要素不斷向中心集聚，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的自我增強(qiáng)機(jī)制。擴(kuò)散效應(yīng)是指這些區(qū)域本身的發(fā)展會(huì)輻射周邊地區(qū)，帶動(dòng)周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。。從區(qū)域間發(fā)展的角度而言，由于欠發(fā)達(dá)地區(qū)的勞動(dòng)力、資金和技術(shù)等生產(chǎn)要素會(huì)向發(fā)達(dá)地區(qū)流動(dòng)，發(fā)達(dá)地區(qū)的高新區(qū)會(huì)產(chǎn)生擴(kuò)張效應(yīng)，欠發(fā)達(dá)地區(qū)會(huì)產(chǎn)生回蕩效應(yīng)*擴(kuò)張效應(yīng)和回蕩效應(yīng)是瑞典經(jīng)濟(jì)學(xué)家、諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)獲得者岡納·繆爾達(dá)爾提出的經(jīng)濟(jì)概念。在一國(guó)國(guó)內(nèi)，某個(gè)地區(qū)的發(fā)展會(huì)引起別的地區(qū)的衰落，因?yàn)榍钒l(fā)達(dá)地區(qū)的勞動(dòng)力、資金和技術(shù)等生產(chǎn)因素會(huì)向發(fā)達(dá)地區(qū)流動(dòng)，阻礙了欠發(fā)達(dá)地區(qū)的發(fā)展，即在欠發(fā)達(dá)地區(qū)出現(xiàn)回蕩效應(yīng)。相反，發(fā)達(dá)地區(qū)形成了經(jīng)濟(jì)中心，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，形成“擴(kuò)張效應(yīng)”。。在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的過(guò)程中，上述幾種效應(yīng)的共同作用會(huì)使勞動(dòng)力在集聚區(qū)之間流動(dòng)，當(dāng)一個(gè)區(qū)域發(fā)展產(chǎn)生的極化效應(yīng)和擴(kuò)張效應(yīng)占比重較高時(shí)，勞動(dòng)力會(huì)大量流入；當(dāng)擴(kuò)散效應(yīng)和回蕩效應(yīng)發(fā)揮主要作用時(shí)，勞動(dòng)力則會(huì)流出。

正如Anselin所言，某個(gè)空間單元上的某種經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象或某一屬性值與鄰近空間單元上的同一現(xiàn)象或?qū)傩灾低窍嚓P(guān)的。某一變量空間相關(guān)性的存在使傳統(tǒng)計(jì)量方法的適用性受到限制，而空間計(jì)量方法則能很好地彌補(bǔ)這一缺陷[15]。因此，本文基于2004-2011年中國(guó)31省市分行業(yè)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間計(jì)量模型，探討高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)就業(yè)水平會(huì)產(chǎn)生何種影響以及這一影響在不同的高技術(shù)行業(yè)中有何差異，同時(shí)關(guān)注經(jīng)濟(jì)規(guī)模、人力資本、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等因素對(duì)就業(yè)水平的作用?，F(xiàn)有的文獻(xiàn)還未涉及這一系列問(wèn)題的研究，本研究將為認(rèn)識(shí)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的就業(yè)效應(yīng)提供實(shí)證依據(jù)。

1 研究假說(shuō)及模型設(shè)定

“威廉姆森假說(shuō)(Williamson Hypothesis)”認(rèn)為，空間集聚在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期能顯著促進(jìn)效率提升，但達(dá)到某一門檻值后，空間集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響變小，甚至不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，擁擠外部性更傾向于分散的地理空間結(jié)構(gòu)[16]。受這一假說(shuō)的啟發(fā)，本文認(rèn)為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與就業(yè)水平之間也存在著倒U形關(guān)系，即產(chǎn)業(yè)集聚存在著門檻值，在集聚的初期，其對(duì)就業(yè)會(huì)產(chǎn)生正效應(yīng)，跨越門檻值之后，由于擁擠效應(yīng)，其對(duì)就業(yè)水平會(huì)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。

事實(shí)上，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)形成集聚的初期，由于產(chǎn)業(yè)與服務(wù)的高附加值、高利潤(rùn)以及產(chǎn)業(yè)的壟斷屬性，集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)急需人才，進(jìn)入壁壘小，許多剛走出校園的高學(xué)歷、高技能人才填補(bǔ)了這一需求，同時(shí)行業(yè)平均工資一般高于傳統(tǒng)行業(yè)，也會(huì)對(duì)社會(huì)上高技能、經(jīng)驗(yàn)豐富的從業(yè)人員產(chǎn)生巨大的吸引力，人才向集聚區(qū)匯集，就業(yè)總量增加。產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展到一定階段后，行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的加劇、就業(yè)崗位的飽和逐漸顯現(xiàn)，慢慢會(huì)出現(xiàn)就業(yè)的擁擠效應(yīng)，即在一個(gè)勞動(dòng)力市場(chǎng)內(nèi)，由于供求關(guān)系發(fā)生變化，出現(xiàn)勞動(dòng)力市場(chǎng)供大于求的現(xiàn)象，行業(yè)平均工資出現(xiàn)波動(dòng)和下降，導(dǎo)致部分從業(yè)人員從原來(lái)的集聚區(qū)遷移至其他區(qū)就業(yè)。

根據(jù)上述假設(shè)，就業(yè)水平是集聚強(qiáng)度的二次函數(shù)，基本模型設(shè)定如下：

G=aH2+bH+cZ+ε

(1)

以式(1)為基礎(chǔ)，在空間計(jì)量模型的支持下，建立空間滯后模型(SAR)和空間誤差模型(SEM)，具體模型如下：

(2)

(3)

式中：Git為省份i在t時(shí)期的就業(yè)水平，Hit為省份i在t時(shí)期的集聚程度，Zit為省份i在t時(shí)期的控制變量；α、β、φ為變量系數(shù)，ρ、λ分別為空間自回歸系數(shù)和空間自相關(guān)系數(shù)；εit、μit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，εit,μit～iid(0,σ2),i,j=1,…,n,j≠i,n為省份數(shù);Wij表示空間權(quán)重矩陣，其設(shè)定遵循Queen相鄰判定原則，Wij=1表示空間區(qū)域i與j相鄰，Wij=0表示空間區(qū)域i與j不相鄰。在實(shí)證過(guò)程中，本文對(duì)Wij進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

模型對(duì)H具有顯著的正回歸系數(shù)，對(duì)H2具有顯著的負(fù)回歸系數(shù)，當(dāng)H2的系數(shù)顯著非負(fù)時(shí)，拒絕擁擠效應(yīng)增長(zhǎng)的假設(shè)。因變量G以各省市的年末高技術(shù)產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)來(lái)衡量，自變量H以單位面積的產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值來(lái)表示*目前，用于衡量集聚強(qiáng)度的指標(biāo)主要有區(qū)位基尼系數(shù)[17]、赫芬達(dá)爾指數(shù)等。本文為了考慮每個(gè)省市的規(guī)模并納入產(chǎn)業(yè)地理臨近信息，使用單位面積的產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值作為衡量集聚強(qiáng)度的指標(biāo)。由于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)需求的人才類型較為集中，生產(chǎn)類型較為相似，不存在因技術(shù)水平產(chǎn)業(yè)差異過(guò)大導(dǎo)致產(chǎn)值差異大的情形，因此，本文認(rèn)為使用單位面積的產(chǎn)值衡量集聚是合理的。?？刂谱兞縕包括：1)經(jīng)濟(jì)規(guī)模：以各省市年末全社會(huì)從業(yè)人員數(shù)(g)來(lái)衡量。2)人力資本：高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的動(dòng)力是知識(shí)創(chuàng)新，而創(chuàng)新的源動(dòng)力為人才，因此本文將人力資本作為關(guān)鍵的控制變量。人力資本質(zhì)量的提高主要依靠教育途徑實(shí)現(xiàn)，而各受教育群體的邊際生產(chǎn)力是不同的?？紤]到高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識(shí)密度高的特點(diǎn)，選用各省市每十萬(wàn)人在校高等院校學(xué)生數(shù)(l)來(lái)衡量人力資本的水平。3)基礎(chǔ)設(shè)施水平：一個(gè)地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的質(zhì)量越高越有利于地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)力的提升和企業(yè)的成長(zhǎng)，有助于提供更多的就業(yè)機(jī)會(huì)。由于生產(chǎn)的原材料、營(yíng)銷、研發(fā)支持等方面都受到本省市公路里程的影響，因此本文以每萬(wàn)平方公里的公路里程數(shù)(s)來(lái)衡量各省市的基礎(chǔ)設(shè)施水平。

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于2005-2012年《中國(guó)高技術(shù)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)包含醫(yī)藥制造業(yè)(Ps)、航天航空制造業(yè)(AS)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)(ETE)、電子計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)(COE)、醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)(MEM)5類行業(yè)。由于受數(shù)據(jù)可得性限制，各行業(yè)的樣本量有所差異，具體如下：Ps產(chǎn)業(yè)每個(gè)時(shí)期的區(qū)域個(gè)體數(shù)為31，樣本量為248；AS產(chǎn)業(yè)剔除“內(nèi)蒙古、廣西、海南、重慶、云南、西藏、青海、寧夏和新疆”9個(gè)區(qū)域，樣本量為176；ETE產(chǎn)業(yè)剔除“西藏、青海和寧夏”3個(gè)區(qū)域，樣本量為224；COE產(chǎn)業(yè)剔除“內(nèi)蒙古、吉林、海南、重慶、貴州、西藏、甘肅、青海、寧夏和新疆”10個(gè)區(qū)域，樣本量為168；MEM產(chǎn)業(yè)剔除“內(nèi)蒙古、海南、云南、西藏和新疆”5個(gè)區(qū)域，樣本量為208。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值選用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)將其折算為2004年不變價(jià)表示。

2 集聚就業(yè)效應(yīng)的實(shí)證分析

2.1 空間自相關(guān)分析

為檢驗(yàn)各省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)就業(yè)的空間自相關(guān)性，本文利用Geoda095i計(jì)算了2004-2011年就業(yè)的Moran I，結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)就業(yè)的Moran I

Table 1 Moran I of number of employed personnel of high-tech industries

年份20042005200620072008200920102011PsASETECOEMEMMoranI0．32680．34000．34320．33880．34580．33020．34570．3114P值0．00100．00100．00200．00300．00300．00600．00100．0020MoranI-0．2022-0．2199-0．1906-0．1917-0．2248-0．1313-0．1314-0．1001P值0．06600．05300．06900．08600．06200．19700．21100．3480MoranI-0．1366-0．1301-0．1275-0．1250-0．1263-0．1318-0．1314-0．1307P值0．02300．03200．03500．05600．04700．03400．02900．0360MoranI-0．1928-0．1885-0．1746-0．1681-0．1661-0．1742-0．1686-0．1990P值0．02800．02900．04400．04300．05500．04800．04800．0300MoranI0．32640．32320．36210．37340．44020．45520．47410．4615P值0．00600．00700．00600．00500．00300．00400．00100．0030

從Moran I檢驗(yàn)值看，2004-2011年中國(guó)各省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)就業(yè)之間存在顯著的空間自相關(guān)，即存在空間交互作用，這種交互作用在研究期間變化幅度不大且沒(méi)有固定的趨勢(shì)。醫(yī)藥制造業(yè)(Ps)和醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)(MEM)作為競(jìng)爭(zhēng)性較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)，其Moran I檢驗(yàn)值均顯著為正，說(shuō)明就業(yè)水平在空間上發(fā)生的相互作用是正向的，一個(gè)區(qū)域出現(xiàn)了就業(yè)增長(zhǎng)，必然引起相鄰區(qū)域的就業(yè)增長(zhǎng)，即產(chǎn)生溢出效應(yīng)。這種溢出效應(yīng)可能與兩個(gè)因素有關(guān)：一是鄰近區(qū)域的示范作用，當(dāng)鄰省的Ps和MEM產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r較好、對(duì)就業(yè)增長(zhǎng)促進(jìn)作用大時(shí)，本地政府必然會(huì)關(guān)注鄰省的發(fā)展模式和政策，積極制定促進(jìn)本地Ps和MEM產(chǎn)業(yè)發(fā)展、吸引相關(guān)人才的政策。二是鄰近區(qū)域的擴(kuò)散作用，鄰省的Ps和MEM產(chǎn)業(yè)發(fā)展會(huì)帶動(dòng)周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，間接地帶動(dòng)本地Ps和MEM產(chǎn)業(yè)的就業(yè)增長(zhǎng)。比如京津冀地區(qū)的Ps產(chǎn)業(yè)之間存在協(xié)同合作，一個(gè)區(qū)域的Ps產(chǎn)業(yè)發(fā)展好，同時(shí)會(huì)帶動(dòng)另兩個(gè)區(qū)域的就業(yè)增長(zhǎng)。航天航空制造業(yè)(AS)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)(ETE)和電子計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)(COE)的Moran I檢驗(yàn)值均為負(fù)值，勞動(dòng)就業(yè)在空間上的依賴性表現(xiàn)為負(fù)向，一個(gè)區(qū)域的就業(yè)增長(zhǎng)會(huì)引起鄰近區(qū)域的就業(yè)衰退。分析出現(xiàn)這種情形的原因，要依據(jù)產(chǎn)業(yè)的特征。AS產(chǎn)業(yè)享受政府的資金支持，屬于壟斷程度高的類型，當(dāng)本地出現(xiàn)了此類產(chǎn)業(yè)的集聚區(qū)，鄰近區(qū)域沒(méi)有建立相似集聚區(qū)的能力，那么相關(guān)人才只能流入本地。ETE和COE屬于智力密集型的壟斷競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)，當(dāng)鄰省形成集聚程度高的企業(yè)群時(shí)，會(huì)對(duì)本省的資本、人才等產(chǎn)生吸引力，使資源向集聚區(qū)集中，形成增長(zhǎng)極。因此鄰省ETE和COE的就業(yè)增長(zhǎng)會(huì)相對(duì)引起本省ETE和COE的弱化。

為更直觀地分析各省份就業(yè)水平的情形，以ETE產(chǎn)業(yè)為例，做出2004年和2011年就業(yè)水平的Moran I散點(diǎn)圖和分布圖(圖1-圖3)，其中，G為就業(yè)水平，W_G為就業(yè)水平的空間滯后向量。Moran I散點(diǎn)圖對(duì)應(yīng)的地區(qū)詳情見(jiàn)表2。2011年與2004年相比，各省市就業(yè)的空間相關(guān)模式變化不大，只有山東省從高-高模式變?yōu)榈?高模式，山西省從低-高模式變?yōu)榈?低模式，云南省從低-低模式變?yōu)榈?高模式，天津從高-低模式變?yōu)榈?低模式。

圖1 2004年ETE Moran I散點(diǎn)圖

Fig.1 Moran scatterplot of ETE in 2004

圖2 2011年ETE Moran I散點(diǎn)圖

Fig.2 Moran scatterplot of ETE in 2011

圖3 2004年與2011年被選省市(不含西藏、青海和寧夏)ETE從業(yè)人員數(shù)分布

Fig.3 Distribution of ETE employee numbers in selected provinces in 2004 and 2011

表2 Moran I散點(diǎn)圖對(duì)應(yīng)的地區(qū)詳情

Table 2 Moran scatterplot corresponding to regions

象限空間相關(guān)模式2004年2011年第1象限高-高(H-H)江蘇、浙江、上海、福建、山東江蘇、浙江、上海、福建第2象限低-高(L-H)廣西、江西、湖南、安徽、海南、山西廣西、江西、湖南、安徽、海南、云南、山東第3象限低-低(L-L)北京、河北、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、河南、湖北、重慶、四川、貴州、陜西、甘肅、新疆、云南北京、河北、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、河南、湖北、重慶、四川、貴州、陜西、甘肅、新疆、天津、山西第4象限高-低(H-L)廣東、天津廣東

圖3顯示，江蘇省的勞動(dòng)就業(yè)從2004年到2011年有了較大進(jìn)步，因此鄰近的山東省與其之間的模式變?yōu)榱薒-H；山西省由于鄰近的河南省就業(yè)水平有了較大發(fā)展，而呈現(xiàn)出L-H模式；天津的模式發(fā)生變化是由于鄰近的河北省就業(yè)水平取得了較大進(jìn)展；四川省的就業(yè)水平在此期間也出現(xiàn)了較大增長(zhǎng)，導(dǎo)致其鄰近的云南省變?yōu)長(zhǎng)-H模式。圖3還顯示電子及通信設(shè)備制造業(yè)主要分布在京津、長(zhǎng)三角和珠三角地區(qū)。

2.2 模型估計(jì)結(jié)果與分析

首先做空間面板的拉格朗日乘子LMERR和LMLAG檢驗(yàn)，以判斷選用空間滯后模型(SAR)或空間誤差模型(SEM)，結(jié)果見(jiàn)表3。表3顯示，5類產(chǎn)業(yè)的空間滯后效應(yīng)與空間誤差效應(yīng)均通過(guò)檢驗(yàn)，其中除了醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)的兩種效應(yīng)不太顯著，其他產(chǎn)業(yè)的兩種效應(yīng)都顯著。因此，本文同時(shí)采用SAR和SEM模型對(duì)樣本進(jìn)行估計(jì)。

表3 LM檢驗(yàn)結(jié)果

Table 3 Results of LM test

產(chǎn)業(yè)PsASETECOEMEMLMERRLMLAGLM5．2566175．669814．55873．06201．3092P值0．0219 0．0000 0．00010．08010．2525LM6．1197178．931915．15242．91302．1972P值0．0134 0．0000 0．00010．08790．1383

本文使用固定效應(yīng)進(jìn)行模型估計(jì)而非隨機(jī)效應(yīng)模型，理由是樣本回歸分析局限于一些特定的個(gè)體時(shí)(如中國(guó)的31個(gè)省級(jí)區(qū)劃單位),固定效應(yīng)模型應(yīng)該是更好的選擇[18]?；诠潭ㄐ?yīng)，每種模型分為4種，即無(wú)固定效應(yīng)(nonF)、空間固定效應(yīng)(sF)、時(shí)間固定效應(yīng)(tF)、空間時(shí)間雙固定效應(yīng)(stF)。本文通過(guò)比較4種固定效應(yīng)的擬合優(yōu)度R2和空間項(xiàng)參數(shù)(ρ和λ)，最終選用stF效應(yīng)進(jìn)行模型估計(jì)，表4給出了模型(2)和(3)的估計(jì)結(jié)果。表4顯示，各產(chǎn)業(yè)的SAR和SEM模型的擬合優(yōu)度R2都很高，幾乎接近于1，表明空間因素中包含著重要影響，體現(xiàn)在我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在東、中、西部地區(qū)存在著明顯差異，如科技發(fā)展水平、就業(yè)政策、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等；同樣，時(shí)間因素中也有不容忽視的影響，主要體現(xiàn)在我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)模、技術(shù)水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)優(yōu)化等。表4還表明，5類產(chǎn)業(yè)中，stF效應(yīng)的模型空間項(xiàng)參數(shù)(ρ和λ)的統(tǒng)計(jì)值均高度顯著，顯示了就業(yè)水平具有明顯的空間相關(guān)性。SAR模型的ρ顯著為負(fù)，表明本地區(qū)的就業(yè)隨著鄰近地區(qū)就業(yè)增長(zhǎng)而減少，這是因?yàn)猷徑貐^(qū)的環(huán)境、政策等對(duì)就業(yè)人員的吸引力越大，本地區(qū)的吸引力相應(yīng)地就會(huì)越小。SEM模型的λ顯著為負(fù)，表明相鄰地區(qū)間未納入觀測(cè)的因素存在著負(fù)相關(guān)性，呈現(xiàn)此消彼長(zhǎng)的關(guān)系，本地區(qū)對(duì)鄰近地區(qū)的誤差沖擊具有空間依賴性。對(duì)表4中列出的變量系數(shù)分析如下：

(1)產(chǎn)業(yè)集聚：對(duì)于5類產(chǎn)業(yè)，H2的系數(shù)均顯著為負(fù)，H的系數(shù)均顯著為正，因此驗(yàn)證了本文的研究假說(shuō)，即產(chǎn)業(yè)集聚與就業(yè)水平之間呈倒U形關(guān)系。這意味著，隨著產(chǎn)業(yè)集聚程度的增加，由于擁擠效應(yīng)，其負(fù)外部性會(huì)顯著增加。在集聚的初始階段，其對(duì)就業(yè)產(chǎn)生促進(jìn)作用，當(dāng)達(dá)到門檻值以后，集聚對(duì)就業(yè)產(chǎn)生抑制作用。

表4 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)SAR和SEM的估計(jì)結(jié)果

Table 4 Estimation results of SAR and SEM in high-tech industries

模型/變量H2HglsR2ρλPsASETECOEMEMSAR-0．515???(-8．579)432．330???(8．539)1．200?(1．686)13．493???(4．126)1．288???(3．283)0．97-0．797???(-2．880)SEM-0．540???(-8．797)458．067???(8．802)1．232?(1．698)14．347???(4．276)1．478???(3．648)0．97-0．877???(-2．635)SAR-7．265???(-4．585)153．498???(3．742)0．099(0．467)2．906???(2．977)0．486???(3．394)0．99-0．843???(-2．753)SEM-7．372???(-4．486)160．744???(3．784)0．109(0．498)2．940???(2．904)0．528???(3．485)0．99-0．713??(-2．266)SAR-0．291???(-11．105)1437．793???(13．663)13．858??(1．900)-42．321?(-1．447)6．533?(1．722)0．97-0．995???(-3．483)SEM-0．303???(-11．412)1501．975???(14．174)14．624??(1．971)-46．119?(-1．507)7．753??(1．954)0．97-0．989???(-3．022)SAR-0．078???(-6．205)618．122???(6．420)1．388(0．351)-18．900(-1．171)2．799(1．150)0．96-0．995???(-3．199)SEM-0．081???(-6．225)640．988???(6．430)1．256(0．308)-20．609(-1．196)3．760?(1．436)0．96-0．989???(-3．082)SAR-1．696???(-22．751)1344．156???(26．201)6．613???(4．743)13．972???(5．072)0．014???(1．327)0．98-0．999???(-4．405)SEM-1．758???(-23．710)1409．272???(28．188)6．924???(4．810)14．158???(4．924)1．478??(1．959)0．98-0．990???(-2．993)

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下顯著；括號(hào)內(nèi)為漸進(jìn)的t統(tǒng)計(jì)量。

(2)控制變量：對(duì)于醫(yī)藥制造業(yè)(Ps)和醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)(MEM)，SEM模型和SAR模型估計(jì)的各系數(shù)均顯著，SEM模型的估計(jì)值相對(duì)偏低。全社會(huì)從業(yè)人員數(shù)(g)對(duì)從業(yè)人員數(shù)(G)有積極的影響，即全社會(huì)的整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r良好，就業(yè)情形樂(lè)觀，那么兩類產(chǎn)業(yè)的就業(yè)情形也不錯(cuò)；每十萬(wàn)人在校高等院校學(xué)生數(shù)(l)對(duì)從業(yè)人員數(shù)(G)的正效應(yīng)顯著，表明人力資本水平越高，從業(yè)人員數(shù)越多，這說(shuō)明在本文的研究期間內(nèi)，這兩類行業(yè)(Ps/MEM)對(duì)于高素質(zhì)人才的需求總體大于社會(huì)的供給；每萬(wàn)平方公里的公路里程數(shù)(s)能夠促進(jìn)從業(yè)人員數(shù)(G)的增長(zhǎng)，表明基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)程度對(duì)這兩類行業(yè)(Ps/MEM)的從業(yè)人員數(shù)有著不容忽視的作用。

對(duì)于航天航空制造業(yè)(AS)，SAR模型估計(jì)的各系數(shù)值高于SEM模型，結(jié)構(gòu)變量的系數(shù)值均為正值，即對(duì)從業(yè)人員數(shù)(G)都具有促進(jìn)作用。但全社會(huì)從業(yè)人員數(shù)(g)的系數(shù)不顯著，說(shuō)明全社會(huì)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r與就業(yè)情形對(duì)AS產(chǎn)業(yè)的就業(yè)失去了一定的解釋力度，這可能是由于AS產(chǎn)業(yè)是國(guó)家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，具有一定的特殊性，其發(fā)展受國(guó)家政策影響較大，與市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)不大。

對(duì)于電子及通信設(shè)備制造業(yè)(ETE)，SAR模型估計(jì)的系數(shù)值偏低，且P值偏高，但均顯著，說(shuō)明模型估計(jì)情況良好。全社會(huì)從業(yè)人員數(shù)(g)和每萬(wàn)平方公里的公路里程數(shù)(s)對(duì)從業(yè)人員數(shù)(G)的影響均為正，即起促進(jìn)作用。每十萬(wàn)人在校高等院校學(xué)生數(shù)(l)的系數(shù)為負(fù)值，表明人力資本水平越高，從業(yè)人員數(shù)越少，這說(shuō)明在研究期間，電子及通信設(shè)備制造業(yè)對(duì)于高素質(zhì)人才的需求趨于飽和，并開(kāi)始減少。

對(duì)于電子計(jì)算機(jī)及儀器儀表制造業(yè)(COE)，各結(jié)構(gòu)變量系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量普遍不顯著。全社會(huì)從業(yè)人員數(shù)(g)對(duì)因變量失去解釋力度；每十萬(wàn)人在校高等院校學(xué)生數(shù)(l)的系數(shù)為負(fù)值，與ETE產(chǎn)業(yè)相似，這兩個(gè)行業(yè)屬于相互關(guān)聯(lián)的產(chǎn)業(yè)，所以對(duì)人才需求保持了一致性；每萬(wàn)平方公里的公路里程數(shù)(s)的系數(shù)為正值，解釋與以上產(chǎn)業(yè)相同。

2.3 中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的就業(yè)效應(yīng)圖示

本節(jié)扣除模型(1)中H2和H之外的變量的影響，研究就業(yè)與集聚之間的關(guān)系。以ETE產(chǎn)業(yè)為例，根據(jù)估計(jì)結(jié)果，將G和H對(duì)應(yīng)的點(diǎn)描出來(lái)，得到圖4和圖5(為SAR模型的圖像)。由圖4和圖5可以直觀地看到5類高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚程度與就業(yè)水平之間都呈倒U形關(guān)系，但不同產(chǎn)業(yè)的倒U形呈現(xiàn)出不同的特征：航天航空制造業(yè)(AS)的倒U形非常平緩，在門檻值前后，就業(yè)水平隨集聚程度的變化都很??；醫(yī)藥制造業(yè)(Ps)和醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)(MEM)呈現(xiàn)出相似的門檻值，但MEM倒U的斜率更大；電子及通信設(shè)備制造業(yè)(ETE)和電子計(jì)算機(jī)及儀器儀表制造業(yè)(COE)集聚的門檻值相比其他3類產(chǎn)業(yè)都較大，相同集聚程度下，可提供更多就業(yè)量，其中，COE的集聚門檻值在5類產(chǎn)業(yè)中最高，其對(duì)就業(yè)的貢獻(xiàn)最大。

本文認(rèn)為以下因素導(dǎo)致了上述差異：1)對(duì)人才的要求。不同高技術(shù)行業(yè)對(duì)于人才的知識(shí)層次和技能水平要求不同。產(chǎn)業(yè)AS對(duì)于人才的要求最高，其所需要的都是科技前沿的高端人才，因此就業(yè)吸納量最低，且變化不明顯。產(chǎn)業(yè)Ps對(duì)人才的要求遠(yuǎn)高于MEM，即進(jìn)入Ps工作的門檻比進(jìn)入MEM高，因此相同的集聚水平上，Ps所吸納的就業(yè)量低于MEM。

圖4 Ps、AS和MEM

Fig.4 Ps，AS and MEM

圖5 ETE和COE

Fig.5 ETE and COE

而由于Ps和MEM產(chǎn)業(yè)之間聯(lián)系緊密，因而具有相似的門檻值。2)行業(yè)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)。企業(yè)進(jìn)入市場(chǎng)的難易程度直接決定著產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)形成集聚的規(guī)模以及可容納的就業(yè)量。ETE對(duì)人才的要求也高于COE，但它們的特征不同于Ps與MEM，很大一部分原因在于ETE和COE雖然同屬于壟斷競(jìng)爭(zhēng)類型，但后者的競(jìng)爭(zhēng)性更強(qiáng)，因此前者受市場(chǎng)的影響較小，門檻值較低，并且就業(yè)水平隨集聚程度變化較快。3)企業(yè)的投資成本。投資成本的高低影響企業(yè)做出是否建立、是否進(jìn)入集聚區(qū)的決策，這同樣會(huì)對(duì)集聚的就業(yè)效應(yīng)產(chǎn)生影響。4)政府的參與程度。AS屬于特殊的國(guó)民支柱行業(yè)，政府參與程度最高，其發(fā)展享受國(guó)家特定政策，幾乎不受市場(chǎng)需求影響，因此變化非常平緩，幾乎無(wú)增長(zhǎng)。此外，雖然理論上這個(gè)門檻值是可以計(jì)算的，但在現(xiàn)實(shí)中，門檻值是動(dòng)態(tài)的、復(fù)雜的，因?yàn)槊總€(gè)地區(qū)的勞動(dòng)就業(yè)不僅與集聚程度有關(guān)，還與本地區(qū)其他影響因素有關(guān)，并且會(huì)受到鄰近地區(qū)的影響。

3 主要結(jié)論與啟示

本文基于2004-2011年中國(guó)31省市5類高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的面板數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建空間計(jì)量模型對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與就業(yè)水平之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，結(jié)果表明：第一，“威廉姆森假說(shuō)”對(duì)于中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是有效的，即高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚與就業(yè)之間的倒U形關(guān)系成立，并得到了實(shí)證檢驗(yàn)；第二，中國(guó)5類高技術(shù)產(chǎn)業(yè)之間集聚與就業(yè)關(guān)系存在明顯的差異性，電子及通信設(shè)備制造業(yè)(ETE)和電子計(jì)算機(jī)及儀器儀表制造業(yè)(COE)比其他3類產(chǎn)業(yè)具有更大的集聚空間和更強(qiáng)的吸納就業(yè)的能力；第三，對(duì)就業(yè)效應(yīng)而言，醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)(MEM)、醫(yī)藥制造業(yè)(Ps)和航天航空制造業(yè)(AS)的最大就業(yè)集聚水平(400)遠(yuǎn)低于電子及通信設(shè)備制造業(yè)(ETE)的2 500和電子計(jì)算機(jī)及儀器儀表制造業(yè)(COE)的4 500的最大就業(yè)集聚水平。本文同時(shí)檢驗(yàn)了控制變量對(duì)就業(yè)水平的影響，5類高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有不同的特點(diǎn)，控制變量的影響也存在著差異性，與Ps、AS和MEM行業(yè)相比，ETE和COE行業(yè)高素質(zhì)人才的需求趨于飽和，并開(kāi)始減少。

目前產(chǎn)業(yè)集聚已經(jīng)成為地方政府吸引境外投資、提升區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)力的重要經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策，本研究為這些經(jīng)濟(jì)政策提供依據(jù)：第一，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群雖然能夠吸引人才聚集，形成勞動(dòng)力充沛的就業(yè)市場(chǎng)，但集聚并非一味地促進(jìn)就業(yè)，當(dāng)集聚達(dá)到一定程度，資源的過(guò)度集中會(huì)產(chǎn)生擁擠效應(yīng)，進(jìn)而產(chǎn)生效率損失。政府在制定產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移戰(zhàn)略和就業(yè)政策時(shí)，應(yīng)充分考慮到產(chǎn)業(yè)集聚的門檻效應(yīng)，調(diào)整產(chǎn)業(yè)布局，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)和就業(yè)結(jié)構(gòu)，以最大限度地達(dá)到資源的合理配置，避免擁擠效應(yīng)的出現(xiàn)，提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群的就業(yè)效率和生產(chǎn)效率，使高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在區(qū)域發(fā)展中充分發(fā)揮拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。第二，產(chǎn)業(yè)集聚的門檻值受諸多因素的影響，因此各高新區(qū)的集聚門檻值最好以個(gè)案進(jìn)行研究，以便提供更精確的數(shù)據(jù)，為就業(yè)和集聚設(shè)置預(yù)警機(jī)制。門檻值隨外部環(huán)境的變化而變化，所以對(duì)門檻值的測(cè)算是一個(gè)動(dòng)態(tài)、及時(shí)更新的過(guò)程，以便及時(shí)了解集聚的程度，防止出現(xiàn)集聚不經(jīng)濟(jì)。第三，鄰近區(qū)域間的就業(yè)相互影響，集聚程度也存在溢出效應(yīng)，中國(guó)在協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展中應(yīng)充分利用這種外部經(jīng)濟(jì)，加強(qiáng)鄰近區(qū)域之間的合作，實(shí)現(xiàn)人才共享，推動(dòng)區(qū)域共同發(fā)展。

本文雖然提出了中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚的就業(yè)效應(yīng)這一問(wèn)題，并使用空間計(jì)量模型，將地理鄰近區(qū)域就業(yè)的相互影響納入研究之中，對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行了一些研究，也較準(zhǔn)確地刻畫了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)就業(yè)與集聚之間的倒U形關(guān)系，但本研究只構(gòu)建了地理空間權(quán)重矩陣來(lái)衡量就業(yè)的空間相關(guān)性，進(jìn)一步的研究中可考慮設(shè)置相鄰地區(qū)間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的權(quán)重矩陣，更精確地描述集聚對(duì)就業(yè)的影響。

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Employment Effect of High-Tech Industrial Agglomeration in China：An Empirical Analysis Based on Spatial Panel Data

JIN Sheng-wu1，2,SHENG Shu-jie1

(1.SchoolofEconomics,HefeiUniversityofTechnology,Hefei230601; 2.CenterofIndustrialInformationandEconomicResearch,HefeiUniversityofTechnology,Hefei230601,China)

The employment effect of industrial agglomeration is a complex theoretical issue and an unavoidable practical problem.Based on inter-provincial panel data of high-tech industries in China from 2004 to 2011,this paper explores the relationship between high-tech industries agglomeration and employment level by establishing spatial econometric model.The results show that high-tech industries agglomeration has significant non-linear effect on employment level.When the industrial agglomeration level is less than the threshold value,industry agglomeration has positive effect on employment level of high-tech industries.Otherwise,the correlation becomes negative.In addition,threshold value varies with industry.The same agglomeration degree may correspond to different employment levels in different industries.

employment effects;high-tech industrial agglomeration;spatial panel model;inverted U-shaped

2014-05-05；

2014-07-12

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71273082)；教育部人文社會(huì)科學(xué)項(xiàng)目(11YJA630039、2013JYRW0369)

晉盛武(1966-)，男，副教授，管理學(xué)博士，主要研究方向?yàn)榄h(huán)境與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。E-mail：shwjin66@163.com

10.3969/j.issn.1672-0504.2015.01.017

F241.4

A

1672-0504(2015)01-0080-07