蘇 華 王威華 肖 颯

（蘭州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，蘭州 730000）

黃河流域是我國(guó)重要的經(jīng)濟(jì)地帶，也是打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的重要區(qū)域，要促進(jìn)全流域高質(zhì)量發(fā)展，就需要構(gòu)建高質(zhì)量發(fā)展的動(dòng)力系統(tǒng)。高質(zhì)量發(fā)展意味著經(jīng)濟(jì)運(yùn)行必須是效率和質(zhì)量導(dǎo)向的，即體現(xiàn)質(zhì)量第一、效率優(yōu)先的原則［1］。關(guān)于高質(zhì)量發(fā)展的路徑，習(xí)總書(shū)記在中央財(cái)經(jīng)委員會(huì)第五次會(huì)議上強(qiáng)調(diào)，“要發(fā)揮各地區(qū)比較優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)各類要素合理流動(dòng)和高效集聚，增強(qiáng)創(chuàng)新發(fā)展動(dòng)力”。而長(zhǎng)期以來(lái)，由于我國(guó)行政區(qū)域的割裂和地方政府競(jìng)賽的特征事實(shí)，生產(chǎn)要素流動(dòng)受到限制［2］。為促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)地區(qū)之間的生產(chǎn)要素自由流通，國(guó)家相繼規(guī)劃了多項(xiàng)發(fā)展戰(zhàn)略。繼粵港澳大灣區(qū)和長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶一體化后，黃河流域生態(tài)經(jīng)濟(jì)帶也步入國(guó)家戰(zhàn)略規(guī)劃的范疇，以生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展作為其發(fā)展的主旋律。由此可見(jiàn)，如何利用要素集聚推動(dòng)黃河流域生態(tài)經(jīng)濟(jì)帶的高質(zhì)量發(fā)展亟待研究?；诖吮尘埃疚脑噲D構(gòu)建黃河流域生態(tài)經(jīng)濟(jì)帶要素集聚與高質(zhì)量發(fā)展的Cobb－Douglas模型，分析要素集聚對(duì)黃河流域經(jīng)濟(jì)帶高質(zhì)量發(fā)展的作用機(jī)制，在此基礎(chǔ)上運(yùn)用該地區(qū)2003～2018年地級(jí)市面板數(shù)據(jù)對(duì)其進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期為黃河流域經(jīng)濟(jì)帶的高質(zhì)量發(fā)展決策提供參考。

1 文獻(xiàn)綜述

經(jīng)濟(jì)集聚已成為工業(yè)革命以來(lái)普遍的生產(chǎn)活動(dòng)。 自 Krugman Paul（1991）、 Fujita 和 Mori（2005）新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)派和羅默盧卡斯等新增長(zhǎng)學(xué)派將外部性引入集聚的分析框架中以來(lái)，經(jīng)濟(jì)集聚研究得到了充分發(fā)展［3，4］。 Henderson （1997） 更進(jìn)一步將外部性分為產(chǎn)業(yè)專業(yè)化和產(chǎn)業(yè)多樣化，其中產(chǎn)業(yè)專業(yè)化也被稱為 “Marshall－Arrow－Romer型外部性”，而產(chǎn)業(yè)多樣化則被稱為“Jacobs型外部性”［5］。在認(rèn)識(shí)到集聚經(jīng)濟(jì)所具有的外部性后，部分學(xué)者開(kāi)始將集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)聯(lián)系起來(lái)，探討集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的作用機(jī)制。具體來(lái)說(shuō)，集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制大致可以分為兩個(gè)方面： （1）經(jīng)濟(jì)集聚可以通過(guò)溢出效應(yīng)從而推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而起到促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，如Martin和Ottaviano（1999）、 Fujita和 Thisse （2003）、 Dupont （2007）的研究多強(qiáng)調(diào)集聚的溢出效應(yīng)［6－8］，如人力資本等因素的作用； （2）經(jīng)濟(jì)的空間集聚引起的交易成本降低和要素流動(dòng)提高了要素利用效率，如Krug?man Paul（1991）、 Puga（1998） 的研究成果［3，9］。

而在實(shí)證方面的研究也證明了集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向的促進(jìn)作用。如Ciccone和Hall（1996）、Ciccone（2002）、范劍勇 （2006）使用反應(yīng)經(jīng)濟(jì)集聚度的就業(yè)密度與和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)的勞動(dòng)生產(chǎn)率驗(yàn)證了集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用大?。?0－12］。 Otta?viano和Pinelli（2006）以人口密度來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)集聚水平，并對(duì)地區(qū)收入進(jìn)行回歸，同樣得出了相同的結(jié)論［13］。 Henderson （2003） 以城市化水平作為經(jīng)濟(jì)集聚的衡量標(biāo)準(zhǔn)，采用跨國(guó)數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用的事實(shí)［14］。當(dāng)然，也有研究從產(chǎn)業(yè)集聚作為切入點(diǎn)，實(shí)證探討產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，如Mitra和Sato （2007）［15］、 韓峰和柯善咨 （2012）［16］、 張海峰和姚先國(guó)（2010）［17］、 原毅軍和宋洋（2011）［18］、曹聰麗和陳憲 （2017）［19］。這些研究無(wú)一例外，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用。

隨著研究的深入，部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并非總是促進(jìn)關(guān)系。經(jīng)濟(jì)集聚同時(shí)存在溢出效應(yīng)與擁擠效應(yīng)。初期，當(dāng)擁擠效應(yīng)小于溢出效應(yīng)時(shí)，反映為集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向作用，由于集聚往往具有循環(huán)累積的效應(yīng)，當(dāng)集聚所產(chǎn)生的交通擁擠、房?jī)r(jià)提升等負(fù)效應(yīng)大于外溢效應(yīng)時(shí)，集聚便阻礙了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［20］。因此，區(qū)域內(nèi)集聚效應(yīng)與擁擠效應(yīng)二者的均衡會(huì)最大程度發(fā)揮集聚的優(yōu)勢(shì)［21］。孫浦陽(yáng)等 （2011）采用國(guó)別數(shù)據(jù)證明了集聚的外部性大小會(huì)隨著國(guó)家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而逐漸減弱，進(jìn)而提出處于發(fā)展初期的國(guó)家更應(yīng)該支持經(jīng)濟(jì)集聚的建議［22］。隨后劉修巖等 （2012）采用我國(guó)地級(jí)市的數(shù)據(jù)再次驗(yàn)證了該觀點(diǎn)，得出當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)集聚存在著不經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)象［23］。蔡武等 （2013）通過(guò)在城市函數(shù)中引入空間集聚外部性，探討了產(chǎn)業(yè)集聚和勞動(dòng)力流動(dòng)影響城鄉(xiāng)收入差距的內(nèi)在機(jī)理和具體路徑，并驗(yàn)證發(fā)現(xiàn)了農(nóng)村勞動(dòng)力影響城鄉(xiāng)收入差距的軌跡伴隨城市產(chǎn)業(yè)集聚規(guī)模的變化呈現(xiàn)出倒 “U” 型的特征［24］。

通過(guò)對(duì)文獻(xiàn)的梳理不難發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)集聚已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的一個(gè)典型化事實(shí)［25－28］。然而，在實(shí)證研究方面，針對(duì)集聚與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究表明，兩者關(guān)系十分復(fù)雜，且研究產(chǎn)業(yè)集聚的相關(guān)文獻(xiàn)偏多，而側(cè)重要素集聚的研究，集聚的指標(biāo)選取多偏向就業(yè)密度、人口密度等衡量指標(biāo)，對(duì)集聚的衡量并不十分全面和準(zhǔn)確。且考慮到高質(zhì)量發(fā)展，國(guó)內(nèi)已有部分學(xué)者進(jìn)行了深入細(xì)致的研究，并認(rèn)為創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)和勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升是衡量高質(zhì)量發(fā)展的標(biāo)準(zhǔn)［29，30］。因此，創(chuàng)新一時(shí)成為熱點(diǎn)話題。由于創(chuàng)新的基礎(chǔ)在于人力資本，因此各地紛紛上演轟轟烈烈的 “搶人大戰(zhàn)”。創(chuàng)新應(yīng)符合自身的稟賦條件［31］，各地區(qū)由于自身稟賦條件不同，高質(zhì)量發(fā)展的涵義也應(yīng)有所區(qū)別。因此，本文選取人力資本集聚和要素稟賦集聚作為集聚的代理變量，充分考慮人均物質(zhì)資本存量對(duì)地區(qū)高質(zhì)量增長(zhǎng)的影響。本文的研究范圍是黃河流域生態(tài)經(jīng)濟(jì)帶，探究黃河流域生態(tài)經(jīng)濟(jì)帶內(nèi)要素集聚對(duì)高質(zhì)量發(fā)展的作用機(jī)理，對(duì)促進(jìn)黃河流域區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化、縮小區(qū)域發(fā)展不平衡有重要意義。

2 模型的構(gòu)建

2.1 理論模型的構(gòu)建

本文利用Cobb－Douglas模型對(duì)要素集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行研究，假定要素集聚所產(chǎn)生的外部性將作用于模型的全要素生產(chǎn)率，理論模型設(shè)計(jì)如下：

其中Y表示總產(chǎn)出，H是人力資本集聚指標(biāo)，k則表示稟賦集聚指標(biāo)。從式 （1）中可以發(fā)現(xiàn)，全要素生產(chǎn)率受到人力資本集聚和基礎(chǔ)稟賦集聚兩方面的影響，該影響體現(xiàn)于式中A（H，k）一項(xiàng)，為滿足生產(chǎn)函數(shù)的規(guī)模報(bào)酬遞增性質(zhì)，該式將全要素生產(chǎn)率定義為?？怂怪行浴?/p>

Benhabib和Spiegel（1994）將全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)歸結(jié)為地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新行為和其對(duì)技術(shù)領(lǐng)頭地區(qū)先進(jìn)技術(shù)的追趕行為［32］。人力資本對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用已經(jīng)得到學(xué)界廣泛的認(rèn)可，而技術(shù)追趕行為，則表現(xiàn)為對(duì)技術(shù)先進(jìn)地區(qū)的技術(shù)模仿。當(dāng)然，一個(gè)地區(qū)的創(chuàng)新結(jié)構(gòu)應(yīng)與其自身的稟賦結(jié)構(gòu)相匹配，否則若盲目地進(jìn)行模仿創(chuàng)新，企業(yè)只會(huì)在市場(chǎng)上失去自生能力［31］，從而背離了高質(zhì)量發(fā)展的初衷。故本文選擇人力資本集聚表征當(dāng)?shù)氐膭?chuàng)新產(chǎn)出水平，用基礎(chǔ)稟賦表征當(dāng)?shù)貙?duì)其他地區(qū)先進(jìn)技術(shù)的吸收效應(yīng)。

借鑒 Hulten 等 （2006）［33］、 劉生龍和胡鞍鋼（2010）［34］的研究成果， 本文假定式 （1） 中?？怂剐薯?xiàng)及其組成部分可以進(jìn)行多元組合，因此，可將式 （1）改寫(xiě)成如下形式：

將式 （2）帶入式 （1）中，便可得到：

其中，式 （3）中的i表示不同的區(qū)域，而t則表示時(shí)間因素。Ai，0代表初始的生產(chǎn)效率，λi用來(lái)代表外生的技術(shù)變遷作用，而參數(shù)γi代表人力資本集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)效率作用，βi則表示要素稟賦集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)效率的作用。其中，γi和βi是需要關(guān)注的主要參數(shù)。

將式 （3） 兩邊同時(shí)除以F（Ki，t，Li，t）， 得到如下結(jié)果：

2.2 計(jì)量模型的構(gòu)建

將式 （4）兩邊同時(shí)取自然對(duì)數(shù)，得到人力資本集聚和自然稟賦集聚作用于全要素生產(chǎn)率的方程：

考慮到其它變量也會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，因此本文在式 （5）的基礎(chǔ)上，加入控制變量，得到如下計(jì)量模型：

式 （6）中，全要素生產(chǎn)率TFP為被解釋變量，人力資本集聚H和基礎(chǔ)稟賦集聚k是本文的核心解釋變量，ζ表示個(gè)體固定效應(yīng)，ε表示隨機(jī)干擾項(xiàng)，Z是可能影響全要素生產(chǎn)率的控制變量，包括地區(qū)開(kāi)放程度、政府規(guī)模和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等。

本文之所以使用TFP作為高質(zhì)量發(fā)展的代理指標(biāo)，是因?yàn)橐话阍诮?jīng)濟(jì)體發(fā)展的初期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展多依賴于要素投入，此時(shí)大量的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力進(jìn)入工業(yè)產(chǎn)業(yè)中，加上大規(guī)模的投資等行為，經(jīng)濟(jì)總量飛速增長(zhǎng)。但要素驅(qū)動(dòng)型的增長(zhǎng)并不可持續(xù)，生產(chǎn)要素的浪費(fèi)、生態(tài)環(huán)境的惡化等問(wèn)題會(huì)使經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)受到掣肘。因此，提高生產(chǎn)要素的利用率便成為當(dāng)下高質(zhì)量發(fā)展的核心之一。經(jīng)濟(jì)活動(dòng)內(nèi)部生產(chǎn)率水平的提升和要素的合理流動(dòng)與有效配置是提高生產(chǎn)要素利用率的有效途徑［35］，而二者都可以通過(guò)全要素生產(chǎn)率反映出來(lái)。

2.3 指標(biāo)的度量

2.3.1 全要素生產(chǎn)率

TFPi，t和物質(zhì)資本的測(cè)算借鑒張軍和施少華（2003）［36］的計(jì)算方法， 公式如下：

要得到全要素生產(chǎn)率的具體數(shù)值，必須計(jì)算出物質(zhì)資本和勞動(dòng)力的具體存量。參考張軍等（2004）［37］的做法，利用永續(xù)盤(pán)存法計(jì)算各地級(jí)市的物質(zhì)資本存量，折舊率選取9.6%，然而省級(jí)層面以下的固定資產(chǎn)形成總額沒(méi)有公開(kāi)數(shù)據(jù)。但由于固定資產(chǎn)投資總額和固定資本形成總額之間存在線性關(guān)系，因此，在綜合考慮后，本文借鑒王藝明等 （2016）［38］的做法，利用各地級(jí)市當(dāng)年的固定資產(chǎn)投資總額 （Total Investment in Fixed Assets，TIFA）占其所在省份當(dāng)年的固定資產(chǎn)投資總額 （Province Total Investment in Fixed Assets，PTIFA）的比例構(gòu)建固定資本系數(shù)Ri，然后利用省級(jí)的固定資本形成總額 （PGFCF）對(duì)所在地級(jí)市進(jìn)行估計(jì)。其具體計(jì)算公式如下：

勞動(dòng)力投入的測(cè)算。勞動(dòng)力的投入較難識(shí)別，因此本文延續(xù)劉秉鐮和李清彬 （2009）［39］的研究，采用 《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》中年末單位從業(yè)人員數(shù)與城鎮(zhèn)私營(yíng)和個(gè)體從業(yè)人員的加總作為勞動(dòng)力投入指標(biāo)。

2.3.2 人力資本集聚 （H）

人力資本要素集聚指標(biāo)同樣由各地區(qū)平均受教育年限給出，標(biāo)準(zhǔn)的平均受教育年限的計(jì)算公式為：

其中，h1、h2、h3、h4和X分別表示地區(qū)受小學(xué)教育總?cè)藬?shù)、受中學(xué)教育總?cè)藬?shù)、受高中教育總?cè)藬?shù)以及受大學(xué)教育總?cè)藬?shù)和地區(qū)的總?cè)丝跀?shù)。但地級(jí)市層面只記錄了當(dāng)年各階段學(xué)生在讀人數(shù)，且高中在讀人數(shù)只有2007年以后的數(shù)據(jù)，由此，受限于地級(jí)市層面數(shù)據(jù)的缺失，地區(qū)內(nèi)各階段受教育人數(shù)精確到省級(jí)層?？紤]到各教育階段在讀人數(shù)與地區(qū)各階段受教育人數(shù)存在相應(yīng)的線性關(guān)系，且本文構(gòu)造的是人力資本集聚變量，只需關(guān)注該變量的相對(duì)量即可。因此，本文人力資本具體的衡量方式為：

其中，h′1、h′2、h′4分別表示小學(xué)、 初中和大學(xué)階段學(xué)生在讀人數(shù)。

2.3.3 基礎(chǔ)要素稟賦集聚 （k）

要素稟賦集聚是一個(gè)地區(qū)的基礎(chǔ)稟賦約束，在高質(zhì)量發(fā)展的背景下，要素稟賦應(yīng)與該地區(qū)的發(fā)展階段相匹配，符合比較優(yōu)勢(shì)的發(fā)展方式才能實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展約束下的高速發(fā)展［31］，因此本文采用地區(qū)物質(zhì)資本存量與勞動(dòng)力要素投入的比值作為其代理變量。其計(jì)算公式為：

其中，物質(zhì)資本存量K和勞動(dòng)力投入L均已在前文給出。

2.3.4 控制變量的選取

地區(qū)開(kāi)放水平 （open）。由于資本具有溢出效應(yīng)，理論上講，一個(gè)地區(qū)對(duì)外開(kāi)放程度越高，則越容易接觸到附著于資本之上的技術(shù)，考慮到地級(jí)市數(shù)據(jù)的可得性，本文選取年度利用外資額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值作為地區(qū)開(kāi)放水平的代理變量。政府規(guī)模 （GOV）。政府規(guī)模對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的作用比較復(fù)雜。政府可以通過(guò)提供公共基礎(chǔ)設(shè)施，減少要素流動(dòng)的摩擦力，從而提升全要素生產(chǎn)率；政府也可能為提升本地經(jīng)濟(jì)水平從而盲目吸引產(chǎn)業(yè)進(jìn)駐，造成資源的浪費(fèi)和無(wú)效率，從而降低全要素生產(chǎn)率。本文采用政府當(dāng)年財(cái)政支出與地區(qū)生產(chǎn)總值之比作為政府規(guī)模的代理變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) （IS）。對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的選取眾說(shuō)紛紜，分別選取第二產(chǎn)業(yè)占總產(chǎn)值的比重 （IS2）和第三產(chǎn)業(yè)占總產(chǎn)值的比重 （IS3）作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的代理變量。

2.4 數(shù)據(jù)的選取

范劍勇等 （2014）認(rèn)為集聚的研究層面應(yīng)當(dāng)較低，集聚層面太高無(wú)法準(zhǔn)確反映出其具體的集聚情況［40］。考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文采用黃河流域生態(tài)經(jīng)濟(jì)帶6個(gè)省份的83個(gè)地級(jí)市作為基本研究單位①，最終確定83個(gè)地級(jí)市，所選取的時(shí)間段為2003～2018年，數(shù)據(jù)均通過(guò)平減換算為2003年為基期的可比價(jià)格。所需數(shù)據(jù)均來(lái)自 《中國(guó)城市年鑒》和 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3 實(shí)證結(jié)果

3.1 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

3.1.1 基礎(chǔ)模型回歸

表1報(bào)告了面板模型的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，模型1和模型2分別表示隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。同時(shí)，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明，固定效應(yīng)模型對(duì)數(shù)據(jù)更有解釋力，因此選擇固定效應(yīng)模型。

根據(jù)固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，人力資本集聚 （H）和基礎(chǔ)要素稟賦集聚 （k）對(duì)全要素生產(chǎn)率 （TFP）的提升具有顯著的促進(jìn)作用，二者均在5%水平上顯著，這表明在樣本區(qū)間范圍內(nèi)，基礎(chǔ)稟賦和人力資本的聚集對(duì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的提升作用。

控制變量中，政府規(guī)模 （GOV）對(duì)全要素生產(chǎn)率 （TFP）的作用在1%的水平下顯著為正，肯定了地方政府對(duì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用。政府通過(guò)提高基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平以減小要素流動(dòng)的摩擦促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) （IS2、IS3）對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用效果都為正，且結(jié)果都非常顯著。從二者的系數(shù)來(lái)看，第二產(chǎn)業(yè)對(duì)全要素生產(chǎn)率的彈性系數(shù)為0.2944，大于第三產(chǎn)業(yè)的系數(shù)0.1503，這表明在當(dāng)前黃河流域生態(tài)經(jīng)濟(jì)帶內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)仍然具有相當(dāng)?shù)陌l(fā)展?jié)摿Α?duì)外開(kāi)放水平 （OPEN）對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用為負(fù)，這與預(yù)期相反，可能是由于FDI的技術(shù)封鎖阻礙了FDI的溢出效應(yīng)，同時(shí)由于其占據(jù)了一定的生產(chǎn)要素，阻礙了部分生產(chǎn)要素的流通［41］。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

模型3代表了控制變量對(duì)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果，模型4和模型5則分別代表了在控制變量的基礎(chǔ)上加入任意一個(gè)核心解釋變量的回歸結(jié)果。從模型2～5回歸的顯示結(jié)果來(lái)看，當(dāng)核心變量為只有基礎(chǔ)要素稟賦k時(shí)，對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用彈性顯著為正；然而，當(dāng)核心解釋變量只有人力資本集聚H時(shí)，其回歸結(jié)果反而變成負(fù)數(shù)，綜合對(duì)比模型3～5可以發(fā)現(xiàn)，加入基礎(chǔ)要素稟賦集聚后，人力資本集聚變量則變正且更加顯著，由于基礎(chǔ)要素稟賦對(duì)地區(qū)發(fā)展模式具有決定性作用［31］，因此，當(dāng)核心變量缺少基礎(chǔ)要素稟賦集聚時(shí)，會(huì)出現(xiàn)嚴(yán)重的遺漏變量偏誤，導(dǎo)致人力資本集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用效果并不顯著。

3.1.2 集聚的異質(zhì)性討論

在表1的基準(zhǔn)回歸中顯示，人力資本集聚與基礎(chǔ)要素稟賦集聚對(duì)總體上全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用，應(yīng)該從地區(qū)和時(shí)間異質(zhì)性的角度對(duì)計(jì)量模型進(jìn)行重新估計(jì)。

（1）按照黃河流域的地理位置劃分，將青海、甘肅、寧夏、四川、內(nèi)蒙古劃分為黃河上游，將山東、河南、山西和陜西歸入黃河中下游，分別對(duì)兩個(gè)地區(qū)進(jìn)行回歸，其中黃河上游共33個(gè)城市，黃河中下游共50個(gè)城市。得到核心解釋變量結(jié)果如表2所示。

表2 分流域的主要估計(jì)結(jié)果

從表2人力資本集聚一欄來(lái)看，黃河中下游地區(qū)人力資本集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用效果較為顯著，人力資本集聚對(duì)其全要素生產(chǎn)率的彈性為0.1398，相較而言，黃河上游地區(qū)人力資本集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的彈性為負(fù)，且并不顯著。表明人力資本集聚對(duì)黃河中下游的作用要顯著高于上游地區(qū)。從表2的基礎(chǔ)稟賦集聚這一欄來(lái)看，黃河中下游流域和上游流域基礎(chǔ)稟賦對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用效果均在1%的水平下顯著為正。在對(duì)全要素生產(chǎn)率的彈性大小上，黃河中上游地區(qū)的基礎(chǔ)稟賦集聚作用于全要素生產(chǎn)率的系數(shù)要顯著大于黃河中下游地區(qū)?；A(chǔ)稟賦集聚對(duì)黃河上游的效應(yīng)要顯著大于中下游地區(qū)。結(jié)合黃河流域經(jīng)濟(jì)帶的實(shí)際情況，由于我國(guó)長(zhǎng)期處于區(qū)域發(fā)展不均衡的局面［42］，而黃河中下游地區(qū)所屬省份多為東部和中部省份，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平很高，這些城市對(duì)基礎(chǔ)要素投入的依賴逐漸降低，人力資本對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用逐漸凸顯出來(lái)。而黃河上游流域所屬省份多位于我國(guó)西部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相較于東部地區(qū)稍弱，經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式仍處于要素投入的階段，基礎(chǔ)稟賦集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的彈性非常高，但對(duì)人力資本的要求并不高，對(duì)人力資本的過(guò)分追求反而會(huì)導(dǎo)致地區(qū)資源的浪費(fèi)，反而不利于經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。

（2）將黃河流域按照時(shí)間劃分回歸結(jié)果，同分地域估計(jì)情況類似，當(dāng)按照時(shí)間劃分對(duì)黃河流域生態(tài)經(jīng)濟(jì)帶進(jìn)行重新估計(jì)時(shí)，不同時(shí)間段的各個(gè)人力資本集聚系數(shù)差異很大。在人力資本方面，人力資本集聚在第1個(gè)時(shí)間段 （即2003～2010年，下同）對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用系數(shù)在10%的顯著水平下為負(fù)，而在第2個(gè)時(shí)間段 （即2011～2018年，下同），人力資本集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用系數(shù)變?yōu)?.0982，人力資本集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用效果變?yōu)檎?。這表明人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用逐漸體現(xiàn)了出來(lái)。從基礎(chǔ)稟賦集聚系數(shù)來(lái)看，兩個(gè)階段基礎(chǔ)稟賦集聚系數(shù)對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用效果皆顯著為正?；A(chǔ)稟賦集聚系數(shù)從第1個(gè)階段的0.3723降低至0.1997，表明整體上，黃河流域經(jīng)濟(jì)帶對(duì)基礎(chǔ)要素的依賴有所降低，但仍然對(duì)當(dāng)前黃河流域生態(tài)經(jīng)濟(jì)帶的高質(zhì)量發(fā)展起著重要的作用。

表3 分時(shí)間段回歸的主要估計(jì)結(jié)果

3.2 進(jìn)一步討論

近年來(lái)，越來(lái)越多的研究發(fā)現(xiàn)集聚具有非經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，隨著集聚的累積，會(huì)產(chǎn)生集聚不經(jīng)濟(jì)的后果。因此在高質(zhì)量發(fā)展的背景下，研究最適集聚水平對(duì)黃河流域生態(tài)經(jīng)濟(jì)帶的發(fā)展規(guī)劃具有重要的戰(zhàn)略意義。通過(guò)上面的討論，本文發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)集聚呈現(xiàn)出顯著的異質(zhì)性特點(diǎn)，為了進(jìn)一步驗(yàn)證黃河流域經(jīng)濟(jì)帶的經(jīng)濟(jì)集聚作用效應(yīng)，本文在式（6） 的基礎(chǔ)上引入 Hansen （1999）［43］提出的面板門(mén)檻模型來(lái)衡量該效應(yīng)。最終得到的面板門(mén)檻模型如下：

其中I（·）為示性函數(shù)，人力資本集聚為門(mén)檻變量，η為待估的門(mén)檻值。

根據(jù)上文所設(shè)定的面板門(mén)檻模型，本文首先進(jìn)行門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)，將Bootstrap迭代次數(shù)設(shè)為300，Grid為400，得到的結(jié)果如表4所示，人力資本集聚通過(guò)了單一門(mén)檻的顯著性檢驗(yàn)。門(mén)檻值結(jié)果如表5所示，門(mén)檻值大小為0.7860。

表4 門(mén)檻值的顯著性檢驗(yàn)

表5 門(mén)檻值結(jié)果

表6提供了面板門(mén)檻回歸模型的估計(jì)結(jié)果，可以看到人力資本對(duì)全要素生產(chǎn)率具有單階門(mén)檻效應(yīng)，當(dāng)人力資本集聚小于0.7860時(shí)，人力資本集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用水平為負(fù)，但結(jié)果并不顯著，當(dāng)人力資本集聚水平大于0.7860時(shí)，人力資本集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用方式由負(fù)轉(zhuǎn)正，其彈性系數(shù)為0.2854。基礎(chǔ)稟賦集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用彈性為正。

表6 面板門(mén)檻模型的估計(jì)結(jié)果

表7列舉了人力資本集聚大于門(mén)檻值的部分地級(jí)市，可以發(fā)現(xiàn)，人力資本集聚高于門(mén)檻值的地區(qū)皆屬于省會(huì)地區(qū)，其分布多位于黃河流域生態(tài)經(jīng)濟(jì)帶的中下游地區(qū)。這是因?yàn)樵谝话闱闆r下，省會(huì)城市本身就具有比其他地級(jí)市更豐富的資本要素，同時(shí)，勞動(dòng)力對(duì)省會(huì)城市的偏好也促進(jìn)更多人力資本在省會(huì)城市的集聚［44］，更多人才的集聚加快了產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高又吸引了更多的要素稟賦，最終形成了發(fā)展的良性循環(huán)。

表7 部分年份黃河流域生態(tài)經(jīng)濟(jì)帶人力資本集聚情況

4 研究結(jié)論與建議

本文通過(guò)Cobb－Douglas生產(chǎn)函數(shù)重新構(gòu)建了要素集聚對(duì)高質(zhì)量發(fā)展的理論框架，并以黃河流域生態(tài)經(jīng)濟(jì)帶2003～2018年地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析了要素集聚對(duì)高質(zhì)量發(fā)展的異質(zhì)性，并最終得到以下結(jié)論：（1）總體上人力資本集聚和基礎(chǔ)要素稟賦集聚對(duì)區(qū)域內(nèi)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向促進(jìn)作用。要素集聚對(duì)黃河流域生態(tài)經(jīng)濟(jì)帶高質(zhì)量發(fā)展具有提升作用；（2）在不同的時(shí)間和空間上，人力資本要素集聚及基礎(chǔ)要素稟賦集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用效果具有顯著的異質(zhì)性。具體表現(xiàn)為從地域來(lái)看，黃河中下游地區(qū)人力資本集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用彈性要高一些，黃河上游區(qū)域基礎(chǔ)要素稟賦集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用效果則更高；從時(shí)間來(lái)看，人力資本集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響隨著時(shí)間的推移由負(fù)轉(zhuǎn)正。各地區(qū)應(yīng)遵從自身稟賦水平，合理引導(dǎo)不同要素集聚，以促進(jìn)黃河流域生態(tài)經(jīng)濟(jì)帶的高質(zhì)量發(fā)展；（3）人力資本集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率具有一階門(mén)檻效應(yīng)，隨著人力資本集聚水平跨越門(mén)檻值，人力資本集聚水平對(duì)全要素生產(chǎn)率的效應(yīng)逐漸變?yōu)轱@著。同時(shí)，人力資本集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展起到促進(jìn)作用的城市主要為省會(huì)城市。

中國(guó)經(jīng)濟(jì)正處于結(jié)構(gòu)升級(jí)換擋的新常態(tài)時(shí)期，在這一背景下，黃河流域生態(tài)經(jīng)濟(jì)帶的提出對(duì)落實(shí)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的戰(zhàn)略意義。黃河流域橫跨中國(guó)版圖，長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)面對(duì)著區(qū)域發(fā)展失衡問(wèn)題，因此，對(duì)于實(shí)現(xiàn)黃河流域生態(tài)經(jīng)濟(jì)帶的高質(zhì)量發(fā)展，地區(qū)應(yīng)嚴(yán)格按照自身的條件合理安排要素集聚，對(duì)于黃河上游地區(qū)，應(yīng)以吸引基礎(chǔ)要素稟賦集聚為主，而對(duì)于黃河中下游地區(qū)，應(yīng)充分發(fā)揮人力資本集聚的比較優(yōu)勢(shì)。只有在適合自己自身稟賦條件下的發(fā)展才能實(shí)現(xiàn)資本的最快速積累，從而以最快速度提升自己的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平［31］。人力資本集聚的前提是人力資本存量的提升，而人力資本存量的提升又是一個(gè)非常緩慢的過(guò)程。因此，對(duì)于黃河中下游等人力資本相對(duì)富裕的地區(qū)，應(yīng)盡可能加大人力資本投入，為高質(zhì)量發(fā)展提供穩(wěn)定的技術(shù)保障。而對(duì)于人力資本存量相對(duì)薄弱的黃河上游地區(qū)而言，對(duì)人力資本的投入應(yīng)當(dāng)適量，以避免教育資源的過(guò)度浪費(fèi)、結(jié)構(gòu)性失業(yè)以及人才外流問(wèn)題，從而阻礙地區(qū)的高質(zhì)量發(fā)展。

政府對(duì)區(qū)域內(nèi)高質(zhì)量發(fā)展具有相當(dāng)重要的意義，它通過(guò)提供公共基礎(chǔ)設(shè)施從而為要素集聚提供了堅(jiān)實(shí)的保障。但也應(yīng)處理好政府與市場(chǎng)的關(guān)系，以避免無(wú)序集聚情況的發(fā)生。

注釋：

①部分地級(jí)市存在個(gè)別數(shù)據(jù)缺失的情況，本文采用插值法予以補(bǔ)全，而對(duì)于個(gè)別數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的地級(jí)市予以舍棄，最終確定為83個(gè)地級(jí)市。