李 鑫（1、陜西廣播電視大學(xué) 西安 710119 2、陜西工商職業(yè)學(xué)院西安 710119）

物流產(chǎn)業(yè)是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的重要構(gòu)成，其在國民經(jīng)濟中發(fā)揮著引導(dǎo)消費和促進生產(chǎn)的重要作用。根據(jù)中國產(chǎn)業(yè)信息數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計，我國社會物流需求系數(shù)從2000年每單位GDP的1.3增長到2017年的3.5，與此同時，物流產(chǎn)業(yè)對資源的消耗愈發(fā)強烈，其產(chǎn)業(yè)碳排放占全國排放總量比例從2000年的2.05%增長到2017年的9.26%?，F(xiàn)階段，我國經(jīng)濟正處于從速度增長型轉(zhuǎn)向質(zhì)量效率型的新常態(tài)，在國家高質(zhì)量經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略的部署下，物流產(chǎn)業(yè)通過糾正要素配置扭曲實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級對經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展越來越重要。然而，我國物流產(chǎn)業(yè)的集聚發(fā)展經(jīng)歷了從探索式起步到發(fā)展、崛起的重要歷程，尤其是在集聚發(fā)展十分突出的自貿(mào)園區(qū)和物流園區(qū)中，國家、地方政府及社會組織都投入了大量心血，但與此同時也對物流產(chǎn)業(yè)的集聚發(fā)展進行了不當(dāng)?shù)母深A(yù)，從而形成了低質(zhì)企業(yè)“扎堆”和產(chǎn)業(yè)同構(gòu)與重復(fù)建設(shè)的問題，這加劇了物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的資源錯配。

現(xiàn)有關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚與資源錯配的相關(guān)研究主要集中在資源錯配的成因及影響兩個方面。靳來群等（2015）探究了制造業(yè)資源錯配的成因，其研究發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)要素在國有與非國有部門之間的價格扭曲是導(dǎo)致資源錯配的重要成因，此外異質(zhì)性企業(yè)部門之間的信貸資金配置差異也是產(chǎn)生資源錯配的關(guān)鍵要素；唐榮等（2018）對產(chǎn)業(yè)集聚與資源錯配的相關(guān)性進行了實證分析，其研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚從正向和負向兩個層面影響資源錯配，其中資本充足性是發(fā)揮正向改善作用的關(guān)鍵；白俊紅和劉宇英（2018）基于FDI在產(chǎn)業(yè)集聚中的資源錯配影響進行了分析，其研究發(fā)現(xiàn)我國制造業(yè)及生產(chǎn)線服務(wù)業(yè)由于對資本的邊際需求較高，因此外部資本在產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展中形成的規(guī)模效應(yīng)能夠改善資源錯配的問題?？梢钥闯觯延械难芯课墨I重點考察了制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的資源錯配效應(yīng)，而針對物流產(chǎn)業(yè)及其他生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的資源錯配研究十分稀缺。鑒于此，本文基于物流業(yè)微觀企業(yè)數(shù)據(jù)實證分析了產(chǎn)業(yè)集聚對資源錯配的非線性糾正效應(yīng)，以期改善我國物流產(chǎn)業(yè)在發(fā)展過程中存在的資源錯配的問題。

產(chǎn)業(yè)集聚對資源錯配糾正效應(yīng)的理論機理分析

Hsieh and Klenow（2009）提出了產(chǎn)業(yè)集聚影響資源錯配的理論分析框架，本文基于該分析框架構(gòu)建拓展數(shù)學(xué)模型進行相關(guān)機理分析。假設(shè)壟斷競爭行業(yè)中代表性企業(yè)遵循Cobb-Douglas 生產(chǎn)技術(shù)條件，則生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建模型框架如下：

其中，i表示地區(qū)，t表示年份， V表示資本和勞動的初始分配，λ表示技術(shù)進步特征，σ表示要素的替代彈性。在（1）、（2）和（3）式的模型基礎(chǔ)上，根據(jù)生產(chǎn)要素邊際產(chǎn)出決定技術(shù)進步偏向，進一步將資本和勞動力的邊際產(chǎn)出進行推導(dǎo)以得出生產(chǎn)者最優(yōu)均衡條件：

根據(jù)式（4），資本和勞動力等生產(chǎn)要素的替代彈性σ和技術(shù)特征λ是影響物流產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步偏向的關(guān)鍵。根據(jù)已有的相關(guān)文獻的研究結(jié)論，我國制造業(yè)及生產(chǎn)線服務(wù)業(yè)普遍存在生產(chǎn)要素的價格扭曲問題，且負向扭曲現(xiàn)象更為嚴重。假設(shè)ΔLsi>0 且ΔKsi>0 ，則（4）式求偏導(dǎo)可以得出產(chǎn)業(yè)集聚的凈效應(yīng)v(φ) ，且凈效應(yīng)的符號可以體現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)集聚對資源錯配的糾正效應(yīng)方向，具體表示如下：

根據(jù)（5）式可以看出，當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生的v(φ) 越大時，產(chǎn)業(yè)集聚對資源配置的正向糾正效應(yīng)越明顯，此時的ΔL和ΔK差距越小，即資本和勞動力等生產(chǎn)要素的市場價格和真實價值偏離程度越??；當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生的v(φ) 越小時，產(chǎn)業(yè)集聚對資源配置的負向糾正效應(yīng)越明顯，此時的ΔL和ΔK差距越大，即資本和勞動力等生產(chǎn)要素的市場價格和真實價值偏離程度越大，要素市場資源錯配越嚴重。

產(chǎn)業(yè)集聚的資源錯配糾正效應(yīng)主要通過以下機理實現(xiàn)：第一，產(chǎn)業(yè)在特定地理范圍內(nèi)的空間集聚發(fā)展降低了企業(yè)之間的邊界屏蔽效應(yīng)，其緩解了市場信息的不對稱，由此促進了生產(chǎn)要素更合理的偏向優(yōu)質(zhì)企業(yè)；第二，產(chǎn)業(yè)空間集聚會形成一定的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)，而不同企業(yè)在集聚發(fā)展環(huán)境下更容易形成對優(yōu)質(zhì)企業(yè)的學(xué)習(xí)效應(yīng)，由此便形成了知識要素資源的合理配置；第三，產(chǎn)業(yè)空間集聚引起的中心-腹地發(fā)展模式更利于勞動力、資本及技術(shù)等生產(chǎn)要素集聚，其反向促進和優(yōu)化了腹地經(jīng)濟的資源配置；第四，產(chǎn)業(yè)空間集聚會帶來更激烈的市場競爭，隨著低生產(chǎn)效率企業(yè)或低市場份額企業(yè)的退出，產(chǎn)業(yè)集聚帶來的生產(chǎn)要素集聚會流向優(yōu)質(zhì)企業(yè)，由此改善資源配置。

產(chǎn)業(yè)集聚對資源錯配糾正效應(yīng)的實證分析

（一）實證模型設(shè)定

基于前文的理論分析框架，產(chǎn)業(yè)集聚影響資源錯配是根據(jù)產(chǎn)業(yè)集聚凈效應(yīng)v(φ) 的取值產(chǎn)生改善或加劇作用，因此二者之間必然存在一定的非線性關(guān)系。因此，本文構(gòu)建產(chǎn)業(yè)集聚對資源錯配糾正效應(yīng)的實證模型表示如下：

其中，j和t分別表示產(chǎn)業(yè)（物流產(chǎn)業(yè)中的交通運輸、倉儲和郵政等子行業(yè)）與時間；EG為產(chǎn)業(yè)集聚水平；MA為資源錯配；Z為控制變量；λ和η分別為時間與行業(yè)固定效應(yīng)；ε為隨機擾動項。在控制變量Z中，size、sunk、fix、state和foreign分別表示企業(yè)規(guī)模、沉沒成本、固定成本、企業(yè)國有屬性和外資屬性；μ為隨機擾動項。基于產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)發(fā)展帶來的學(xué)習(xí)累積效應(yīng)與滯后效應(yīng)，在集聚空間區(qū)域內(nèi)物流企業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚水平會形成“馬太效應(yīng)”，即區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)集聚水平越來越高，而區(qū)域外的產(chǎn)業(yè)集聚水平不斷降低，因此本文選擇模型（6）的自回歸分布滯后形式進行實證檢驗。

（二）變量選擇

產(chǎn)業(yè)集聚。本文對產(chǎn)業(yè)集聚水平的測度借鑒Feser（2003）模型中關(guān)于產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵指數(shù)的相關(guān)公式進行測算，其中Esv為V城市S物流分行業(yè)的就業(yè)人數(shù)，Ev為就業(yè)總?cè)藬?shù)，Es為物流產(chǎn)業(yè)在全國的就業(yè)人數(shù)，ET為全國總就業(yè)人數(shù)，div為地級市的空間地理距離，δ為空間距離衰減指數(shù)。EG的測算數(shù)值越大，表示該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚水平越高。

資源錯配。資源錯配的實質(zhì)是生產(chǎn)要素資源在非完全競爭市場環(huán)境下的配置，這種配置既受到市場調(diào)節(jié)機制的影響（即生產(chǎn)要素會自發(fā)向高生產(chǎn)效率企業(yè)流動），也受到外部沖擊的影響（即政府行政干預(yù)會改變生產(chǎn)要素的自有流動）。因此，企業(yè)在資源錯配下首先會產(chǎn)生生產(chǎn)效率的變化，故本文選擇物流企業(yè)的全要素生產(chǎn)率離散程度來間接表示資源錯配程度。在具體測算中，本文基于索羅提出的全要素生產(chǎn)率理論，通過構(gòu)建經(jīng)濟系統(tǒng)的投入產(chǎn)出非參數(shù)生產(chǎn)前沿實現(xiàn)。借助超效率DEA模型測算物流企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，具體表示如下：

模型（7）表達式參考集、投影點和決策單元等進行了描述，基于該模型進行測算的Malmquist指數(shù)即為效率值。其中，投入指標(biāo)選取勞動力和資本要素，其中勞動力以物流產(chǎn)業(yè)年末就業(yè)人數(shù)替代；資本以物質(zhì)資本存量替代，其中實收資本的價格指數(shù)以2000年為基期進行平減。在測算的物流企業(yè)全要素生產(chǎn)率結(jié)果上進行離散程度再計算，具體方法采用其標(biāo)準(zhǔn)差和四分位差來衡量，即：

控制變量?？刂谱兞恐械钠髽I(yè)規(guī)模、沉沒成本、固定成本、國有屬性和外資屬性等分別表示如下：第一，企業(yè)規(guī)模，選取物流產(chǎn)業(yè)的平均業(yè)務(wù)產(chǎn)值并取對數(shù)處理（蔣為和張龍鵬，2015）；第二，沉沒成本，選取物流產(chǎn)業(yè)資本存量與產(chǎn)業(yè)增加值之比表示（蔣為，2016）；第三，固定成本，選取物流產(chǎn)業(yè)的企業(yè)管理費用占產(chǎn)業(yè)增加值之比表示（孫浦陽等，2015）；第四，國有屬性，選取注冊登記類型為 110、141、143、151 的企業(yè)（楊汝岱，2015）；第五，外資屬性，選取注冊登記類型為 300、310、320、330、340、200、210、220、230、240的企業(yè)（李沙沙等，2018）。

在數(shù)據(jù)來源方面，本文使用的數(shù)據(jù)源于124個中國海關(guān)特殊監(jiān)管區(qū)（包括保稅區(qū)、保稅物流園區(qū)、保稅港區(qū)及出口加工區(qū)等）及11個自由貿(mào)易試驗區(qū)中的物流企業(yè)微觀數(shù)據(jù)（截止到2016年底）。在數(shù)據(jù)處理上，根據(jù)國家統(tǒng)計局相關(guān)資料核算，其中交通運輸、倉儲和郵政的產(chǎn)值占物流業(yè)產(chǎn)值的80%以上，因此本文以上述產(chǎn)業(yè)的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)進行物流產(chǎn)業(yè)變量核算。同時，資本存量的計算剔除了無法獲得的郵電行業(yè)數(shù)據(jù)，方法上借鑒張軍（2004）、徐現(xiàn)祥（2017）等對不同產(chǎn)業(yè)資本存量的計算方法，以實收資本的價格指數(shù)以2000年為基期進行平減。最后，在企業(yè)篩選方面本文借鑒了聶輝華等（2012）和肖興志等（2018）對固定資產(chǎn)凈值、流動資產(chǎn)、銷售額和從業(yè)人數(shù)的剔除方法。

表1 非線性檢驗結(jié)果

（三）實證檢驗結(jié)果

1.非線性關(guān)系檢驗?；诒疚模?）模型中包含了時間與行業(yè)固定效應(yīng)（λ和η），而雙固定效應(yīng)回歸模型在實證檢驗中能夠有效解決遺漏變量在λ和η中產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，因此本文選取面板雙固定效應(yīng)回歸模型實證檢驗物流產(chǎn)業(yè)集聚對資源錯配的非線性糾正效應(yīng)。具體的檢驗結(jié)果如表1所示。

根據(jù)表1非線性檢驗結(jié)果可知：第一，模型1和模型4分別表示基于標(biāo)準(zhǔn)差和四分位差的物流業(yè)全要素生產(chǎn)率資源錯配回歸結(jié)果。可以看出，兩個模型的資源錯配系數(shù)均未通過顯著性檢驗，且模型的擬合度較低，這說明產(chǎn)業(yè)集聚與物流業(yè)的資源錯配之間不存在顯著的線性關(guān)系。第二，模型2和模型5是在模型1和模型4基礎(chǔ)上增加產(chǎn)業(yè)集聚二次項的實證檢驗結(jié)果，資源錯配的估計系數(shù)分別為2.0178和2.2742，且均通過了1%置信水平下的顯著性檢驗。通過標(biāo)準(zhǔn)差和四分位差不同測算條件下的系數(shù)對比可以看出，產(chǎn)業(yè)集聚對物流業(yè)的資源錯配產(chǎn)生了顯著的倒“U”型作用，即產(chǎn)業(yè)集聚首先加劇了物流業(yè)的資源錯配，之后隨著集聚水平的提升其對物流業(yè)資源錯配產(chǎn)生了一定的改善作用。第三，模型3和模型6是在模型2和模型5基礎(chǔ)上增加控制變量Z之后的實證檢驗結(jié)果，其資源錯配的系數(shù)分別為1.7824和2.0157，且均通過了1%置信水平下的顯著性檢驗。通過標(biāo)準(zhǔn)差和四分位差不同測算條件下的系數(shù)對比可以看出，產(chǎn)業(yè)集聚對物流業(yè)的資源錯配產(chǎn)生了顯著的倒“U”型作用，其中標(biāo)準(zhǔn)差測算條件下的產(chǎn)業(yè)集聚臨界點為0.0295，四分位差測算條件下的產(chǎn)業(yè)集聚臨界點為0.0331，即標(biāo)準(zhǔn)差（四分位差）測算條件下的產(chǎn)業(yè)集聚水平在低于0.0295（0.0331）時加劇了物流業(yè)資源錯配，后隨集聚水平的提高產(chǎn)生了糾正效應(yīng)。

2.動態(tài)滯后性檢驗。前文在構(gòu)建實證模型（6）中提出了產(chǎn)業(yè)空間集聚會對企業(yè)發(fā)展帶來學(xué)習(xí)累積效應(yīng)與滯后效應(yīng)，因此在實證時分析需進行動態(tài)面板的滯后性檢驗，而一般性的OLS和FE估價在解決內(nèi)生性問題上存在一定的弊端，故本文選取SYS（GMM）估計進行實證檢驗。Windmeijer（2005）在對比一步SYS（GMM）與兩步SYS（GMM）中發(fā)現(xiàn)兩步SYS（GMM）存在高準(zhǔn)確性但其標(biāo)準(zhǔn)誤下偏，因此基于實證分析中擾動項不存在自相關(guān)性的前提，本文在具體回歸中增加AR（2）檢驗來接受原假設(shè)，并通過Sargan 系數(shù)檢驗SYS（GMM）方法的過度識別問題，具體的檢驗結(jié)果如表2所示。

根據(jù)表2動態(tài)滯后性檢驗結(jié)果：第一，OLS和FE檢驗中的資源錯配系數(shù)和滯后一期資源錯配系數(shù)未通過顯著性檢驗，說明本文構(gòu)建的動態(tài)性面板模型存在較為明顯的內(nèi)生性問題，該兩種方法的估計結(jié)果不可信。第二，第3列SYS（GMM）的資源錯配滯后項系數(shù)為0.2438，且通過了1%置信水平下的顯著性檢驗，說明當(dāng)期物流業(yè)資源錯配每提高1%將對下一期的資源錯配產(chǎn)生0.2438%的影響。通過對產(chǎn)業(yè)集聚影響資源錯配的動態(tài)滯后性檢驗可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)期產(chǎn)業(yè)集聚對資源錯配的影響4.0475，且通過了5%置信水平下的顯著性檢驗，滯后期產(chǎn)業(yè)集聚對資源錯配的影響為-2.9989，且通過了1%置信水平下的顯著性檢驗。對比發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚水平在當(dāng)期提升1%將提高資源錯配4.0475%，而集聚水平滯后期提升1%將降低資源錯配2.9989%。第三，第6列的回歸結(jié)果與第3列一致，即產(chǎn)業(yè)集聚對物流業(yè)資源錯配的糾正效應(yīng)存在顯著的動態(tài)滯后性，因此存在當(dāng)期的糾正效應(yīng)和滯后期的加劇效應(yīng)。本文認為，產(chǎn)業(yè)集聚初期階段中的勞動力、資本和技術(shù)等生產(chǎn)要素集聚水平偏低，政府行政干預(yù)在市場調(diào)節(jié)機制未能充分發(fā)揮作用時會加劇資源錯配。在產(chǎn)業(yè)集聚成熟發(fā)展階段，優(yōu)質(zhì)企業(yè)在同行業(yè)發(fā)展中可形成示范和帶動效應(yīng)，其通過活動單元（企業(yè)）的強制性制度變遷路徑形成了鏈鎖式拉動，此時政府行政干預(yù)會通過產(chǎn)業(yè)政策與宏觀經(jīng)濟調(diào)控手段扶持產(chǎn)業(yè)快速集聚發(fā)展，從而形成規(guī)模經(jīng)濟，使產(chǎn)業(yè)集聚對資源錯配產(chǎn)生改善作用。

結(jié)論

本文基于物流業(yè)微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，構(gòu)建拓展的Hsieh and Klenow（2009）模型實證分析了產(chǎn)業(yè)集聚對資源錯配的非線性糾正效應(yīng)。通過非線性關(guān)系檢驗發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚對資源錯配產(chǎn)生顯著的倒“U”型作用，其中標(biāo)準(zhǔn)差測算條件下的產(chǎn)業(yè)集聚臨界點為0.0295，四分位差測算條件下的產(chǎn)業(yè)集聚臨界點為0.0331，即標(biāo)準(zhǔn)差（四分位差）測算條件下的產(chǎn)業(yè)集聚水平在低于0.0295（0.0331）時加劇了物流業(yè)資源錯配，之后隨集聚水平的提高產(chǎn)生糾正效應(yīng)。通過動態(tài)滯后性檢驗發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚對資源錯配的糾正效應(yīng)存在顯著的滯后性，標(biāo)準(zhǔn)差（四分位差）測算條件下的當(dāng)期物流產(chǎn)業(yè)集聚每提升1%將加劇資源錯配4.0475%（4.0216%），滯后期產(chǎn)業(yè)集聚每提升1%將糾正資源錯配2.9989%（-5.1158%）。

基于產(chǎn)業(yè)集聚對物流業(yè)資源錯配的非線性糾正效應(yīng)結(jié)論，本文認為：現(xiàn)階段，我國物流產(chǎn)業(yè)的集聚發(fā)展水平偏低，政府行政性干預(yù)將導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)集聚加劇形成資源錯配。本文研究發(fā)現(xiàn)，物流產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)揮資源錯配糾正效應(yīng)需跨越一定的臨界點，因此應(yīng)鼓勵優(yōu)質(zhì)的物流企業(yè)在市場調(diào)節(jié)機制下形成自發(fā)性的產(chǎn)業(yè)集聚，同時政府在行政干預(yù)方面要將重點放在營造良好外部環(huán)境上，從而減少強制性調(diào)控政策對市場機制產(chǎn)生的沖擊和弱化。另外，由于物流產(chǎn)業(yè)集聚對資源錯配的糾正效應(yīng)存在顯著的滯后性，因此要從長遠視角考慮產(chǎn)業(yè)集聚的長期效應(yīng)，從而要在物流產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展的成熟階段充分發(fā)揮優(yōu)質(zhì)企業(yè)的示范效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)，通過集聚水平的提升糾正資源錯配。