郭 峰 陳 凱，2

1（東北大學工商管理學院，沈陽 110169） 2（東北大學秦皇島分校經濟學院，秦皇島 066004）

引 言

制造業(yè)布局調整是中國生產空間優(yōu)化的核心內容。工業(yè)革命以來，中國傳統(tǒng)制造業(yè)憑借勞動力和資源優(yōu)勢，造就了 “世界工廠”奇跡，但與此同時，以 “胡煥庸線”為界的 “東南稠密，西北稀疏”的產業(yè)空間失衡問題日漸顯現(xiàn)[1]。在當前新舊動能轉換之際，互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展和應用擴散成為技術進步的中堅力量，以網(wǎng)絡平臺、電子商務、大數(shù)據(jù)、人工智能為代表的新一代信息技術，在釋放經濟發(fā)展?jié)撃艿耐瑫r，也帶動生產要素區(qū)位轉移，為重塑產業(yè)空間格局創(chuàng)造了歷史機遇。從實踐經驗來看，互聯(lián)網(wǎng)技術打破距離、運輸成本、地理條件、信息不對稱等傳統(tǒng)因素的剛性制約，在弱化資源配置時空阻隔、降低經濟交易成本、催生商業(yè)運營模式、拓寬市場潛在空間等方面均有革命性作用[2-5]。面對全新的網(wǎng)絡科技環(huán)境，眾多學者強調應重新考量區(qū)域經濟理論，重視 “新區(qū)位因素” 的空間布局影響[6，7]。

關于互聯(lián)網(wǎng)對制造業(yè)空間布局的影響，Baptista和Swann（1998）指出，網(wǎng)絡平臺有效降低了企業(yè)創(chuàng)新成本，但并未對產業(yè)地理集聚起到抑制作用[8]；劉軍和石喜愛（2018） 基于中國省域數(shù)據(jù)證實，“互聯(lián)網(wǎng)+”有助于制造業(yè)聚集[9]。但也有學者認為，網(wǎng)絡技術變革了產業(yè)生產模式，促使價值鏈分工朝網(wǎng)絡化、柔性化、數(shù)字化、智能化發(fā)展，進而推動了產業(yè)分散[10，11]。而孫斌棟（2018）通過城市、城市群和國家層面的實證對比得出，信息革命對經濟空間的影響是小尺度分散、大尺度集聚[12]；王亮（2019）基于空間動態(tài)杜賓模型發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡零售對制造業(yè)集聚產生 “倒U型”直接效應和 “U型”間接效應[13]。已有文獻對互聯(lián)網(wǎng)與制造業(yè)空間分布的關系進行了廣泛的討論，但鮮有文獻注意到區(qū)位擁擠成本對互聯(lián)網(wǎng)集散形態(tài)的動態(tài)調節(jié)作用?？臻g擁擠成本的高低決定了企業(yè)集聚收益的大小，當擁擠成本越過某一臨界值后，將形成經濟擴散機制觸發(fā)企業(yè)選址向要素價格更低的外圍區(qū)域擴散。與傳統(tǒng)區(qū)位因素不同的是，互聯(lián)網(wǎng)的產業(yè)集散形態(tài)存在 “實體空間”與 “虛擬空間”的共生與轉化。當?shù)貐^(qū)擁擠成本較低時，互聯(lián)網(wǎng)技術可以通過降低區(qū)際交易成本和提高企業(yè)生產效率等途徑，共同發(fā)揮地理集聚優(yōu)勢和虛擬集聚優(yōu)勢，強化企業(yè)地理范圍的集聚程度；當?shù)貐^(qū)擁擠成本較高時，過度集聚的外部環(huán)境增加了制造業(yè)生產成本，為規(guī)避較高的集聚擁擠成本，經營主體傾向于向外圍區(qū)域轉移，而互聯(lián)網(wǎng)為產業(yè)擴散提供技術支撐，市場參與者可以借助互聯(lián)網(wǎng)技術實現(xiàn)無邊界信息交換，以往依靠地理鄰近規(guī)避交易成本的方式被弱化，市場接近、知識溢出、技術模仿、供應鏈協(xié)同等集聚外部性逐漸通過網(wǎng)絡虛擬空間取代，使得企業(yè)選址趨向靈活、區(qū)位分布趨向分散。因此，受“集聚租金”的約束，互聯(lián)網(wǎng)對制造業(yè)空間分布可能存在復雜的非線性關系，具體的影響效果需要規(guī)范的理論闡釋和定量分析加以證實。

鑒于此，本文基于城市擁擠視角探究互聯(lián)網(wǎng)與制造業(yè)空間分布的邏輯關系，利用城市層面數(shù)據(jù)并結合門檻回歸方法進行實證檢驗。與已有研究相比，本文擬從以下3個方面進行改進：（1）基于新經濟地理學研究框架，嘗試將互聯(lián)網(wǎng)技術引入中心-外圍模型，借以剖析互聯(lián)網(wǎng)技術、城市擁擠與制造業(yè)空間布局的內在機理；（2）利用面板門檻回歸模型，將城市擁擠成本作為門檻變量，檢驗互聯(lián)網(wǎng)對制造業(yè)區(qū)位選擇的非線性影響；（3）考慮經濟空間尺度的異質性，選用中國285個城市面板數(shù)據(jù)展開實證分析，彌補傳統(tǒng)研究采用省級數(shù)據(jù)而缺乏城市視域比較的不足。

1 數(shù)理模型分析

為刻畫擁擠成本約束下互聯(lián)網(wǎng)影響制造業(yè)空間分布的作用機理，本文基于Krugman（1991）的中心-外圍（CP）模型[14]，結合皮亞彬（2016）[15]的研究思路，將互聯(lián)網(wǎng)技術引入新經濟地理模型進行數(shù)理分析。

1.1 基本假設

假設經濟體存在2個區(qū)域（北部N和南部S）、2個生產部門（農業(yè)部門A和制造業(yè)部門M）以及2種生產要素（高技能勞動力H和低技能勞動力L）。每個區(qū)域存在1個城市，制造業(yè)部門集中于城市中心區(qū)CBD，農業(yè)部門分布在城市范圍外。由于區(qū)際要素稟賦存在差異，故南部S的相關變量均賦予上標 “?”以便區(qū)分。

農業(yè)部門具有規(guī)模收益不變和完全競爭的特點，使用單位低技能勞動力生產單位同質農產品，且產品貿易不存在交易成本，農產品價格標準化為1，故南北部低技能勞動力工資水平相等，即，其中，PA為農產品價格，ω為低技能勞動力工資。制造業(yè)部門具有規(guī)模收益遞增和壟斷競爭的特點，同時使用兩種技能勞動力生產異質但一定程度上可替代的產品。每個企業(yè)只生產一種制成品，使用1單位高技能勞動力作為固定成本，故地區(qū)高技能勞動力比例決定了企業(yè)產業(yè)份額，每單位產出還需投入aM單位低技能勞動力，企業(yè)的成本函數(shù)為FM＝R+ωaMx，其中R為高技能勞動力工資，x為制成品產出量。高技能勞動力可在區(qū)際間自由流動，低技能勞動力不能在區(qū)際間流動，只限于本區(qū)域不同部門間轉換。企業(yè)生產成本會受到本地互聯(lián)網(wǎng)技術水平η、η?的影響：區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)技術水平越高，企業(yè)生產效率也越高，所需投入的邊際勞動力aM、越少，即，為簡化分析，令，其中，b＞0為常數(shù)，0＜η≤1，0＜η?≤1。 制成品的區(qū)際貿易存在冰山交易成本T、T?，該成本取決于運輸成本和信息成本，互聯(lián)網(wǎng)技術提升有助于降低信息傳遞成本，即ηT（η）／?η＜0，?T?（η?）／?η?＜0，因而設T＝ed／η、T?＝ed／η?，其中d為區(qū)際運輸成本，d＞0，T＞1，T?＞1。

城市內部空間屬于單中心結構，CBD僅為城市中心的1個點，高技能勞動力居住區(qū)以CBD為中心向四周擴展，高技能勞動力居住于城市內部需支付城市空間成本。城市空間成本EC由擁擠租金θ和高技能勞動力比例λ決定，擁擠租金和勞動力比例越高，城市空間成本越大，即?EC／?θ＞0，?EC／?λ＞0。為此，假設北部及南部城市空間成本分別為：

1.2 短期均衡

（1）消費者行為。所有消費者偏好同質，效用函數(shù)由擬線性效用函數(shù)和不變替代彈性函數(shù)給出：

其中，U為消費者的效用，CA和CM分別為農產品和制成品的消費量，μ為消費者對制成品的偏好系數(shù)，ci為消費者對第i種制成品的消費量，nw為制成品總種類數(shù)，σ為任意兩種制成品的替代彈性。根據(jù)消費者預算約束條件：

其中，PM為制成品價格指數(shù)，Y為消費者總收入，pi為第i種制成品的價格。求解消費者效用最大化問題，可知消費者對農產品和制成品的需求量分別為：

將式（1）、 式（4） 代入式（2），可得消費者間接效用函數(shù)為：

（2）生產者行為。制造業(yè)廠商利潤函數(shù)為π＝px-（R+ωaMx），根據(jù)利潤最大化原則，企業(yè)采用邊際成本加成定價。由于區(qū)際交易存在冰山交易成本，故北部產品在本地及南部的價格分別為p＝ωaMσ／（σ-1），p?＝T?p。 同理，南部產品在本地及北部的價格分別為。北部及南部消費者對北部制成品消費量分別為ci和，故北部企業(yè)總產出為，其中，ρ、ρ?分別為北部及南部低技能勞動力數(shù)量。壟斷競爭情況下企業(yè)均衡利潤為0，即銷售收入等于生產成本px＝R+ωaMx。得到：

利用兩區(qū)域制成品價格指數(shù)：

其中，φN＝T1-σ，φS＝T?1-σ，nw＝1。 為簡化分析，令，將式 （7）代入式 （6），整理可知：

1.3 長期均衡

根據(jù)高技能勞動力流動方程Δλ＝（V-V?）λ（1-λ）可知，存在內部均衡（V＝V?，0＜λ＜1） 及核心-邊緣結構均衡（λ＝0或λ＝1）兩種穩(wěn)態(tài)。當V＝V?且0＜λ＜1時，南北兩地均占有一定比例的高技能勞動力；當λ＝0或λ＝1時，高技能勞動力全部集中在經濟核心地區(qū)。

考慮南北兩地高技能勞動力的實際效用水平差異：

將式（1）、 式（7） 和式（8） 帶入式（9），整理可知：

上式取值決定于集聚機制（本地市場效應、價格指數(shù)效應、生產率效應）和分散機制（本地競爭效應、城市擁擠效應）的力量對比。Baldwin等（2003）指出，本地市場效應、價格指數(shù)效應和競爭效應均會隨貿易成本的下降而減弱，但后者減弱速度更快，至某一臨界點時集聚力大于分散力，經濟活動趨向于核心區(qū)集中[16]?；ヂ?lián)網(wǎng)技術的提高不僅有效降低了區(qū)際交易成本，并且憑借生產率優(yōu)勢進一步強化了企業(yè)集聚動力。但是，當擁擠成本較高時，互聯(lián)網(wǎng)技術升級帶來的集聚影響相對減弱，與城市規(guī)模相關的擁擠效應逐漸增強，經營主體為規(guī)避較高的集聚成本，可以通過網(wǎng)絡虛擬平臺維系規(guī)模經濟，推動企業(yè)選址向外圍擴散。

1.4 數(shù)值模擬

運用Matlab軟件進行數(shù)值模擬，綜合考慮對稱和非對稱兩種狀態(tài)下互聯(lián)網(wǎng)技術對企業(yè)空間分布的影響。經濟活動均衡的穩(wěn)定性依據(jù)?（V-V?）／?λ取值判定：當?（V-V?）／?λ＜0 時，北部產業(yè)份額增大導致南部實際效用水平高于北部，理性勞動力將從北部遷回南部，內部分散均衡得以穩(wěn)定；反之，當?（V-V?）／?λ＞0時，北部產業(yè)份額增大導致南部實際效用水平低于北部，理性勞動力不斷從北部遷向南部，經濟集聚機制得以加強，進而形成核心-邊緣結構。

（1）對稱狀態(tài)參數(shù)設定。低擁擠成本情形①：μ＝0.4，σ＝3，ρ＝ρ?＝1，θ＝0.3，d＝0.15；高擁擠成本情形②：μ＝0.4，σ＝3，ρ＝ρ?＝1，θ＝0.85，d＝0.15。將λ從0～1遍歷，得到對稱情形下互聯(lián)網(wǎng)技術與制造業(yè)空間分布的動態(tài)均衡過程。由圖1和圖2的模擬結果可見，在低擁擠成本情形中，當互聯(lián)網(wǎng)技術處于不同水平時，高技能效用差額均隨λ的增大而增大，即?（V-V?）／?λ取值為正，制造業(yè)區(qū)位選址趨向集中；而在高擁擠成本情形下，隨著互聯(lián)網(wǎng)技術水平的提高，?（V-V?）／?λ取值由正轉負，制造業(yè)區(qū)位選址最終趨向分散。

圖1 互聯(lián)網(wǎng)技術與企業(yè)空間分布（情形①：θ＝0.3）

圖2 互聯(lián)網(wǎng)技術與企業(yè)空間分布（情形②：θ＝0.85）

（2）非對稱狀態(tài)參數(shù)設定。低擁擠成本情形③：μ＝0.4，σ＝3，ρ＝1.1，ρ?＝1，θ＝0.3，d＝0.15；高擁擠成本情形④：μ＝0.4，σ＝3，ρ＝1.1，ρ?＝1，θ＝0.85，d＝0.15。 將λ從 0～1遍歷，得到非對稱情形下互聯(lián)網(wǎng)技術與制造業(yè)空間分布的動態(tài)均衡過程。根據(jù)圖3和圖4的模擬結果可知，即使市場份額較高的地區(qū)擁有技術優(yōu)勢，由于受高擁擠成本約束，制造業(yè)空間布局仍趨向分散。

圖3 互聯(lián)網(wǎng)技術與企業(yè)空間分布（情形③：θ＝0.3）

圖4 互聯(lián)網(wǎng)技術與企業(yè)空間分布（情形④：θ＝0.85）

綜合上述分析結果可知，城市擁擠成本對互聯(lián)網(wǎng)技術的制造業(yè)空間集散效應具有動態(tài)調節(jié)作用。當城市擁擠成本處于低值時，網(wǎng)絡技術升級通過降低區(qū)際交易成本和提高企業(yè)生產效率強化了企業(yè)集聚優(yōu)勢，促使經濟活動向核心區(qū)集中；當城市擁擠成本處于高值時，即使市場份額較高的地區(qū)擁有技術優(yōu)勢，經營主體也將借助網(wǎng)絡集聚外部性效應，推動產業(yè)布局向外圍擴散。

2 實證研究設計

2.1 變量選擇

被解釋變量：制造業(yè)區(qū)位熵（Lq）。區(qū)位熵反映了地區(qū)產業(yè)空間分布情況，該指標數(shù)值越大，表明產業(yè)集聚程度越高。計算公式為，其中，qij為城市j制造業(yè)就業(yè)人數(shù)，為城市j就業(yè)總人數(shù)，為全國制造業(yè)就業(yè)人數(shù)，為全國就業(yè)總人數(shù)。

核心解釋變量：互聯(lián)網(wǎng)技術水平（Inet）。采用每百人信息服務從業(yè)數(shù)作為核心解釋變量，該指標反映了互聯(lián)網(wǎng)技術應用深度，用 “信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)從業(yè)人員數(shù)占總人口比重?100”表征。為保證實證結果的可靠性，同時使用互聯(lián)網(wǎng)普及率進行穩(wěn)健性檢驗，用 “年末國際互連網(wǎng)用戶數(shù)量占總人口比重”衡量。

門檻變量：城市擁擠成本（lnWage）。采用市轄區(qū)職工工資對數(shù)作為門檻變量，城市集聚規(guī)模擴大引發(fā)交通堵塞、資源緊缺、地價上漲、環(huán)境污染等問題出現(xiàn)，導致居民通勤成本、房價租金等生活成本提高，繼而間接推動勞動力要素報酬上漲，因此本文使用市轄區(qū)職工工資對數(shù)衡量城市擁擠成本。

控制變量：參考已有文獻的研究成果，使用工業(yè)結構比重（Sec）、 政府干預度（Gov）、 交通運輸條件對數(shù)（lnTra）、基礎服務設施水平（Inf）、金融配置效率（Fin）等因素作為控制變量。其中，工業(yè)結構比重用 “第二產業(yè)增加值占GDP的比重”度量；政府干預度代表了地區(qū)行政體制因素，用 “政府財政支出占地區(qū)GDP比重”表征；交通運輸條件用 “人均公路貨運量”衡量；基礎服務設施水平用 “醫(yī)院床位數(shù)占總人口比重”代替；金融效率反映了資本配置情況與金融發(fā)展程度，用 “年末金融機構各項貸款余額／年末金融機構各項存款余額”刻畫。

2.2 模型設定

為準確反映城市擁擠成本約束下互聯(lián)網(wǎng)與制造業(yè)地理集散形態(tài)的非線性關系，引入Hansen面板門檻回歸模型進行實證檢驗。模型表述如下：

其中，i為城市，t為年份，δ1、δ2、……δn+1為對應門檻區(qū)間的核心解釋變量回歸系數(shù)；qit為門檻變量，即為城市職工工資對數(shù)lnWage；γ1、γ2、……、γn為待估計門檻值；I（·）為示性函數(shù)，當括號內條件為真時，I＝1；反之，I＝0；Control為控制變量向量；φ為控制變量回歸系數(shù)向量；εit為隨機誤差項。

2.3 數(shù)據(jù)說明

綜合考慮變量的數(shù)據(jù)可得性，本文采用2003～2018年中國285個地級以上城市的面板數(shù)據(jù)展開分析。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國城市統(tǒng)計年鑒》、各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）統(tǒng)計年鑒及地方統(tǒng)計局網(wǎng)站。部分缺失數(shù)據(jù)采用插值法或指數(shù)平滑法填補，指數(shù)平滑預測設定平滑系數(shù)分別為0.3、0.6和0.9，取最小誤差時的預測值。為消除通貨膨脹因素的影響，所有價值形態(tài)數(shù)據(jù)均以2003年為基期的各城市所在省份CPI指數(shù)進行平減。

3 實證結果分析

3.1 全樣本回歸結果

本文采用Bootstrap自抽樣法重復抽樣2000次進行仿真。根據(jù)表1的門檻效應BS檢驗結果可知，在10%的顯著性水平下，單一門檻和雙重門檻均通過顯著性檢驗，三重門檻未通過檢驗，故以lnWage為門檻變量時，互聯(lián)網(wǎng)技術對制造業(yè)集聚的效應研究適用于雙重門檻模型。雙重門檻值分別為9.479和9.936，經指數(shù)返回原值為13082元和20660元。據(jù)此可知，當全國職工工資水平分別超過13082元和20660元時，互聯(lián)網(wǎng)技術對制造業(yè)區(qū)位熵的邊際效應呈現(xiàn)出階段性差異。

全樣本雙重門檻回歸模型的參數(shù)估計結果整理至表2。由表2基準回歸結果可知，當職工工資對數(shù)低于9.479時，Inet的回歸系數(shù)為0.520，且在1%的置信水平下顯著，說明職工工資對數(shù)處于低水平區(qū)間時，互聯(lián)網(wǎng)技術對制造業(yè)集聚表現(xiàn)出顯著的正向效應；當職工工資水平對數(shù)介于9.479和9.936之間時，Inet的回歸系數(shù)顯著為正，數(shù)值為0.149，意味著職工工資對數(shù)處于中等水平區(qū)間時，互聯(lián)網(wǎng)技術對制造業(yè)集聚仍有促進作用，但邊際貢獻大幅降低；當職工工資對數(shù)高于9.936時，Inet的回歸系數(shù)變?yōu)?0.085，亦在1%的置信水平下顯著，說明職工工資對數(shù)處于高水平區(qū)間時，互聯(lián)網(wǎng)技術對制造業(yè)集聚有負向抑制作用。

表1 全樣本門檻效應BS檢驗結果

上述結果表明，互聯(lián)網(wǎng)技術對制造業(yè)空間集散形態(tài)的影響會隨著擁擠成本區(qū)間轉移而發(fā)生變化，當擁擠成本處于低區(qū)間時，互聯(lián)網(wǎng)有助于制造業(yè)空間集聚，而當擁擠成本處于高區(qū)間時，互聯(lián)網(wǎng)推動制造業(yè)空間擴散，這與理論推導的命題結論一致。目前，全國層面下市轄區(qū)職工工資對數(shù)的平均值為10.815，說明現(xiàn)階段城市擁擠成本已越過高門檻值，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城市制造業(yè)區(qū)位熵的影響處于負效應區(qū)間，即推動制造業(yè)向外圍區(qū)域擴散階段。但通過系數(shù)對比可知，高區(qū)間核心解釋變量的回歸系數(shù)絕對值遠小于前兩個階段，表明研究期內互聯(lián)網(wǎng)的產業(yè)擴散效應明顯小于集聚效應。主要原因在于，制造業(yè)區(qū)位布局存在路徑鎖定效應，產業(yè)轉移成本較高且轉入地需滿足相關配套條件，因此短期內技術水平的提升難以觸發(fā)大規(guī)模的產業(yè)擴散現(xiàn)象。為保證實證結果的可靠性，本文將核心解釋變量替換為互聯(lián)網(wǎng)普及率進行穩(wěn)健性檢驗，發(fā)現(xiàn)雙重門檻模型仍然適用，雖然門檻區(qū)間有所調整，但依然滿足在擁擠成本限制下互聯(lián)網(wǎng)技術對制造業(yè)集聚作用呈現(xiàn)由正轉負的非線性變化特征的研究結論。

表2 全樣本面板門檻回歸模型估計結果

從控制變量參數(shù)估計結果來看，工業(yè)結構比重對制造業(yè)集聚的作用顯著為正，工業(yè)結構比重越高，代表地區(qū)工業(yè)市場規(guī)模越大，制造企業(yè)越能通過地理范圍集聚實現(xiàn)規(guī)模效益，進而有助于制造業(yè)空間集聚；政府行政干預的回歸系數(shù)符號為負，但未通過顯著性檢驗；交通運輸條件對制造業(yè)區(qū)位熵的影響系數(shù)在1%水平下顯著為負，表明交通運輸條件改善有助于城市制造業(yè)擴散，這是因為互聯(lián)互通的交通環(huán)境打通了區(qū)域間交易流通渠道，有利于挖掘周邊城市的發(fā)展優(yōu)勢，進而驅動經濟活動向外圍區(qū)域流動轉移；基礎服務設施水平對制造業(yè)集聚的作用顯著為負，究其原因在于平均層面上地區(qū)基礎服務設施的配置水平仍然較低，因此抑制了制造業(yè)空間集聚。金融效率對制造業(yè)區(qū)位熵的正向影響未通過顯著性檢驗，主要原因在于現(xiàn)階段金融服務存在效率不高和供給不足等狀況，未能有效滿足企業(yè)生產經營的資金需求，進而對制造業(yè)的集聚作用并不顯著。

3.2 分區(qū)域回歸結果

為全面考察互聯(lián)網(wǎng)對制造業(yè)空間布局的區(qū)域異質性影響，本文將樣本劃分為東部和中西部展開分析。經過門檻效應BS檢驗，發(fā)現(xiàn)在10%的顯著性水平下，東部和中西部兩區(qū)域均通過單一門檻檢驗和雙重門檻檢驗，東部雙重門檻值分別為9.787和10.288，中西部雙重門檻值分別為9.491和9.803。表3給出了分區(qū)域的面板門檻回歸模型的估計結果。根據(jù)表3的核心解釋變量估計參數(shù)可知，不同門檻區(qū)間內Inet的回歸系數(shù)在統(tǒng)計上均顯著，表現(xiàn)為當職工工資對數(shù)處于低區(qū)間時，兩區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)技術對制造業(yè)集聚均有顯著的促進作用，當職工工資對數(shù)位于中等區(qū)間時，兩區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)技術對制造業(yè)集聚仍有推動作用，但正向邊際效應大幅降低；當職工工資對數(shù)處于高區(qū)間時，兩區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)技術對制造業(yè)集聚均表現(xiàn)為抑制作用，且負向邊際效應較小?？梢?，東部及中西部互聯(lián)網(wǎng)技術對制造業(yè)空間集散形態(tài)的影響與全國樣本回歸結果基本吻合，進一步驗證理論推導和實證結果的可靠性。

表3 分區(qū)域面板門檻回歸模型估計結果

對比兩區(qū)域的核心解釋變量回歸系數(shù)的絕對值可知，不同門檻區(qū)間內中西部互聯(lián)網(wǎng)對制造業(yè)區(qū)位熵的邊際效應均大于東部。主要原因在于，傳統(tǒng)經營模式高度依賴地理區(qū)位和先發(fā)優(yōu)勢，排除了區(qū)位稟賦較差的主體進入市場的可能，但網(wǎng)絡技術的出現(xiàn)打破了實體空間距離的剛性約束，削弱了市場主體參與經濟活動的不平等性，相較于東部地區(qū)，中西部地區(qū)具有更好的自然資源優(yōu)勢、勞動力優(yōu)勢和政策扶持力度，對制造業(yè)集聚的推動潛力更大。但是，中西部地區(qū)由于技術基礎薄弱、有限的資金及優(yōu)質人才資源缺乏，產業(yè)發(fā)展模式主要以勞動密集型制造業(yè)為主，而這類產業(yè)承擔要素報酬上漲的能力較低，且產業(yè)轉移成本較資本、技術密集型產業(yè)更低，因此在高擁擠成本約束下，互聯(lián)網(wǎng)技術推動中西部企業(yè)擴散的作用更大。

3.3 分城市回歸結果

為驗證互聯(lián)網(wǎng)技術對制造業(yè)空間布局的城市異質性影響，本文根據(jù)城市規(guī)模等級將樣本劃分為大、中、小3類城市展開分析。經過門檻效應BS檢驗，發(fā)現(xiàn)在5%的顯著性水平下，各類城市的回歸模型均只通過單一門檻檢驗，門檻值分別為9.914、10.120和9.634。根據(jù)表4的估計結果可知，在城市擁擠成本的約束下，互聯(lián)網(wǎng)技術對制造業(yè)集聚的影響依然呈現(xiàn)由正轉負的變化特征。值得注意的是，在不同的擁擠成本區(qū)間內，大城市的互聯(lián)網(wǎng)技術集聚邊際效應最高、擴散邊際效應最小，而小型城市的集散邊際效應均高于中等城市，這也意味著互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展更有利于維系大型城市制造業(yè)規(guī)模的擴大及穩(wěn)定，與此同時，相較于中等城市，互聯(lián)網(wǎng)對小城市制造業(yè)布局變動的影響更大。

表4 分城市規(guī)模的面板門檻回歸模型估計結果

4 結論及建議

本文將互聯(lián)網(wǎng)技術引入新經濟地理學研究框架，分析城市擁擠成本約束下互聯(lián)網(wǎng)與制造業(yè)空間分布的內在邏輯關系，并以2003～2018年中國285個地級市面板數(shù)據(jù)作為樣本，結合面板門檻回歸模型進行實證檢驗，研究發(fā)現(xiàn)：

（1）基于全國層面而言，互聯(lián)網(wǎng)技術對制造業(yè)空間集散形態(tài)的影響會隨著擁擠成本區(qū)間轉移而發(fā)生變化，當擁擠成本處于低區(qū)間時，互聯(lián)網(wǎng)有助于制造業(yè)空間集聚，而當擁擠成本處于高區(qū)間時，互聯(lián)網(wǎng)推動制造業(yè)空間擴散，但擴散邊際效應明顯小于集聚邊際效應?，F(xiàn)階段城市擁擠成本均值已越過高門檻值，意味著互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對制造業(yè)區(qū)位布局的影響處于擴散階段。

（2）考慮區(qū)域異質性和城市異質性的影響，隨著城市擁擠成本的增加，互聯(lián)網(wǎng)技術對制造業(yè)集聚的影響依然呈現(xiàn)由正轉負的非線性特征。與此同時，中西部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)集散邊際效應大于東部；大城市的互聯(lián)網(wǎng)集聚邊際效應最高、擴散邊際效應最小，而小型城市的集散邊際效應均高于中等城市。

從政策實施的角度來看，要遵循互聯(lián)網(wǎng)技術作為經濟擴散機制引發(fā)的制造業(yè)分布規(guī)律，抓住技術升級推動城市空間均質化布局的發(fā)展契機。值得注意的是，當前制造業(yè)轉移成本較高，互聯(lián)網(wǎng)釋放的空間擴散力作用不強，因此要理性看待網(wǎng)絡技術的產業(yè)疏導功能，應加快完善產業(yè)承接地的基礎條件，漸進性推進制造業(yè)布局調整。結合地區(qū)差異性而言，互聯(lián)網(wǎng)技術有助于維系大型城市制造業(yè)的集聚規(guī)模，而不利于中西部地區(qū)及小型城市制造業(yè)布局的穩(wěn)定，這也意味著短期內網(wǎng)絡技術沖擊對欠發(fā)達區(qū)域制造業(yè)調整的波動性更大，因此各級政府尤其要重視這些地區(qū)的制造業(yè)調整動態(tài)，警惕城際間要素偏向性產業(yè)的極端化分布，與此同時，應繼續(xù)推動實體經濟轉型升級，提高產業(yè)科技含量和競爭優(yōu)勢，增強抵御擁擠成本上漲的能力。