劉建君 梁大鵬 季建文 孫佳音

[提要] 黨的二十大報(bào)告指出,高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)。而提升產(chǎn)業(yè)集聚是推進(jìn)區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展的重要路徑。本研究在Krugman、Quaas等分析框架的基礎(chǔ)上,構(gòu)建了一個(gè)加入環(huán)境污染變量的新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型,分別闡述了市場潛力、環(huán)境污染與產(chǎn)業(yè)集聚之間短期和長期的關(guān)系,并利用中國244個(gè)地級(jí)以上城市2005-2019年的面板數(shù)據(jù),驗(yàn)證了上述數(shù)理模型變量之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn),在短期內(nèi),市場潛力對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚水平有顯著正向影響。在長期內(nèi),地區(qū)的環(huán)境污染與產(chǎn)業(yè)集聚度之間呈“正U型”關(guān)系,拐點(diǎn)為環(huán)境污染評(píng)價(jià)值0.225。當(dāng)“市場潛力向心力”較大,“環(huán)境污染離心力”較小時(shí),在兩者的共同作用下,對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚有正向影響。環(huán)境污染對(duì)于產(chǎn)業(yè)集聚的影響具有顯著的門檻特征,隨著環(huán)境污染的加劇,市場潛力與環(huán)境污染的共同作用對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的影響程度逐漸減弱。此外,非資源型城市產(chǎn)業(yè)集聚受市場潛力的積極影響更為顯著,環(huán)境污染與產(chǎn)業(yè)集聚度之間呈“正U型”關(guān)系明顯,且在市場潛力與環(huán)境污染的共同作用下,產(chǎn)業(yè)集聚水平增加。

一、引言與文獻(xiàn)綜述

我國快速增長的區(qū)域經(jīng)濟(jì)可以從新經(jīng)濟(jì)地理要素角度得以解釋,除了傳統(tǒng)的基本生產(chǎn)要素外,市場潛力成為經(jīng)濟(jì)增長、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚的新動(dòng)力。隨著工業(yè)化進(jìn)程的推進(jìn),環(huán)境污染問題日益嚴(yán)重,其帶來的負(fù)外部性會(huì)加大生產(chǎn)效率差異,制約產(chǎn)業(yè)集聚,使得中國經(jīng)濟(jì)增長速度逐漸呈現(xiàn)放緩態(tài)勢。黨的二十大報(bào)告指出,高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)。高質(zhì)量發(fā)展是創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享相統(tǒng)一的發(fā)展。產(chǎn)業(yè)集聚的提升有利于實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。在此背景下,如何更好地提升產(chǎn)業(yè)集聚水平成為推進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展的主要任務(wù)之一。

產(chǎn)業(yè)集聚是指相同產(chǎn)業(yè)或關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)在某一固定地理區(qū)域內(nèi)高度集中,勞動(dòng)、資本等要素高度匯聚的過程,在一定程度上還可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Harris[1]將市場潛力看作不同地區(qū)各市場對(duì)產(chǎn)地產(chǎn)生的引力的加總,因此某城市的市場潛力值會(huì)影響到企業(yè)選址。從新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)視角來看(New Economic Geography,NEG),企業(yè)選址依據(jù)生產(chǎn)成本和市場潛力二者的相互作用。[2]影響區(qū)域空間格局的形成的重要因素是市場潛力。[3]企業(yè)和廠商的高度集聚會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚。因此,市場潛力可能會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚有一定的影響。

“十三五”期間,中國工業(yè)增加值由23.5萬億元增加到31.3萬億元,連續(xù)11年為世界上最大的制造業(yè)國家。在此過程中產(chǎn)業(yè)集聚形成,且產(chǎn)業(yè)集聚水平也不斷提升。但是,與此同時(shí)會(huì)產(chǎn)生霧霾加劇、水土流失、土地荒漠化、沙塵暴頻發(fā)等一系列環(huán)境污染問題。雖然中國出臺(tái)了一系列環(huán)境保護(hù)政策,但是環(huán)境問題仍不容樂觀。2019年,中國工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量44.89億噸,比2016年增長了19.25%。諸如此類環(huán)境污染問題可能對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間分布、產(chǎn)業(yè)分布產(chǎn)生影響,但是起初經(jīng)濟(jì)地理學(xué)并沒有將環(huán)境污染問題重視起來。從邏輯上分析,產(chǎn)業(yè)集聚與環(huán)境污染之間存在一定的聯(lián)系,因?yàn)楣I(yè)污染是工業(yè)、制造業(yè)生產(chǎn)過程中的產(chǎn)物,內(nèi)生于在產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展的過程中。[4]

從現(xiàn)有的研究來看,鮮有學(xué)者從新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的角度考慮將市場潛力、環(huán)境污染二者結(jié)合對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚進(jìn)行分析研究。目前大部分學(xué)者的相關(guān)研究表現(xiàn)在三個(gè)層面:一是生產(chǎn)成本或者市場潛力對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的影響。Poter[5]從競爭優(yōu)勢理論與經(jīng)濟(jì)地理二者相結(jié)合的視角,提出產(chǎn)業(yè)集聚形成的主要原因是生產(chǎn)成本;Rosenthal和Strange[6](P.2119-2171)認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚很大程度是由運(yùn)輸成本決定的;文玫[7]從新經(jīng)濟(jì)地理理論角度論證了交易和運(yùn)輸費(fèi)用與工業(yè)聚集呈顯著反向變動(dòng)關(guān)系;金煜等[8]基于新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的分析框架,探究得出較低的交易成本會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚。除勞動(dòng)、資本及技術(shù)等傳統(tǒng)生產(chǎn)要素可作為解釋經(jīng)濟(jì)增長的原因外,市場潛力同樣能為地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長提供動(dòng)力。[4]多數(shù)情況下,由于國內(nèi)不同地區(qū)之間的貿(mào)易成本數(shù)據(jù)的不可獲得性與不完整性,為更好的估計(jì)地區(qū)之間的運(yùn)輸成本,文章通過引入新經(jīng)濟(jì)地理理論中的市場潛力變量,以更好地來衡量運(yùn)輸成本,從而研究市場潛力對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的影響效果。

二是環(huán)境污染與產(chǎn)業(yè)集聚二者之間的關(guān)系。國內(nèi)外學(xué)者對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)環(huán)境污染的作用效果研究較多。Brakman[9]等認(rèn)為環(huán)境污染等問題產(chǎn)生的負(fù)外部性,即擁擠效應(yīng),會(huì)產(chǎn)生一種擴(kuò)散力,在長期中,引起局部產(chǎn)業(yè)的穩(wěn)定集聚;Virkanen[10]證實(shí)了芬蘭南部的空氣污染和水污染問題是由產(chǎn)業(yè)集聚引發(fā)的;Verhoef和Nijkamp[11]基于空間均衡模型得出工業(yè)分布會(huì)導(dǎo)致集聚區(qū)的環(huán)境質(zhì)量的惡化;楊仁發(fā)[12]探究了產(chǎn)業(yè)集聚和環(huán)境污染之間呈非線性關(guān)系。產(chǎn)業(yè)集聚水平低于某門限值時(shí),產(chǎn)業(yè)集聚使環(huán)境污染加劇。反之,產(chǎn)業(yè)集聚高于這一門限值時(shí),產(chǎn)業(yè)集聚有助于改善環(huán)境污染;寇冬雪[13]研究了不同模式的產(chǎn)業(yè)集聚與環(huán)境污染之間的關(guān)系。其中,專業(yè)化集聚、多樣化集聚均有利于緩解環(huán)境污染。相關(guān)多樣化產(chǎn)業(yè)集聚能明顯改善環(huán)境污染,而無關(guān)多樣化產(chǎn)業(yè)集聚則會(huì)使得環(huán)境污染加劇。而反過來研究環(huán)境污染對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的影響的文獻(xiàn)較少;張可和汪東芳[14]闡述了經(jīng)濟(jì)集聚和環(huán)境污染二者之間存在雙向關(guān)系,經(jīng)濟(jì)集聚加重了環(huán)境污染,而環(huán)境污染對(duì)經(jīng)濟(jì)集聚有反向抑制效果。

三是基于新經(jīng)濟(jì)地理理論,探究環(huán)境污染、技術(shù)創(chuàng)新等變量對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的共同作用。Kyriakopoulou和Xepapadeas[15]將環(huán)境污染作為離心力,將知識(shí)溢出作為向心力,在二者的共同作用下決定產(chǎn)業(yè)集聚的空間分布;何雄浪等[16]基于改進(jìn)“中心外圍”模型提出本地技術(shù)溢出增加會(huì)產(chǎn)生一個(gè)向心力,環(huán)境污染加劇會(huì)產(chǎn)生一個(gè)離心力,兩者的共同作用影響了產(chǎn)業(yè)空間分布的均衡結(jié)構(gòu)。

綜上文章的理論貢獻(xiàn)在于:首先,基于新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論,借鑒了Krugman[17]和Quaas等[18](P.1-40)分析框架,構(gòu)建了一個(gè)加入環(huán)境污染變量的新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型,分別基于短期和長期情況構(gòu)建一個(gè)市場潛力、環(huán)境污染影響產(chǎn)業(yè)集聚的理論模型,從而深入探究市場潛力、環(huán)境污染與產(chǎn)業(yè)集聚之間的關(guān)系。其次,將市場潛力看作一種向心力,環(huán)境污染看作一種離心力,而二者絕對(duì)值的大小關(guān)系會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚度有不同程度的正向或負(fù)向影響。最后,基于以環(huán)境污染為門檻參數(shù)的門檻效應(yīng),考察不同門檻值下,市場潛力與環(huán)境污染的共同作用是否會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生異質(zhì)性。

二、理論模型

在該研究中,借鑒了Krugman和Quaas等分析框架,基于新經(jīng)濟(jì)地理理論,引入環(huán)境污染變量。建立一個(gè)在短期及長期情況下,市場潛力、環(huán)境污染對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的影響的數(shù)理模型。

(1)

(2)

(3)

(4)

假設(shè)每個(gè)消費(fèi)者對(duì)于農(nóng)產(chǎn)品和制造品有相同的Cobb-Douglas效用函數(shù):

(5)

(6)

其中,ni代表每個(gè)制造業(yè)部門的公司數(shù)量,mir是每種制造產(chǎn)品的數(shù)量,σ是不變替代彈性,且σ>1。上式表示消費(fèi)者同等重視不同種類的制造品。

對(duì)于家庭收入中,假設(shè)部門間不存在流動(dòng)性。農(nóng)業(yè)部門的工人與其地區(qū)緊密相連。我們假設(shè)農(nóng)業(yè)部門的總勞動(dòng)供給數(shù)量為1-μ>0,則每個(gè)地區(qū)有(1-μ)/R名農(nóng)業(yè)工人。對(duì)比制造業(yè)部門,制造部門的工人在不同地區(qū)之間可相互流動(dòng)。如果ur>us,則s地區(qū)的工人會(huì)轉(zhuǎn)移到r地區(qū)。反之,則s地區(qū)的工人不會(huì)移動(dòng)。當(dāng)ur=us時(shí),地區(qū)之間達(dá)到平衡狀態(tài)。下面可以分短期均衡以及長期均衡來進(jìn)行分析。原始模型并無任何差異。

(一)短期均衡分析

1.消費(fèi)者

從以上效用函數(shù)的形式可以看出,環(huán)境污染對(duì)于家庭收入決策沒有直接的影響,并且需求函數(shù)也不取決于環(huán)境污染。因此,考慮短期均衡模型與Krugman模型情況相同。假設(shè)μλ1工人在地區(qū)1制造部門生產(chǎn),μλ2工人在地區(qū)2生產(chǎn)(其中λ1+λ2+…λR=1),λ表示地區(qū)的熟練工人份額。令是wr地區(qū)r的名義工資,則其收入水平Y(jié)r為:

(7)

通過效用最大化下的農(nóng)產(chǎn)品和制造品的消費(fèi)數(shù)量關(guān)系式,得出地區(qū)j消費(fèi)者對(duì)區(qū)域r各種制造品的最優(yōu)需求解為:

(8)

(9)

2.生產(chǎn)者

在生產(chǎn)部門規(guī)模報(bào)酬遞增、企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)不同等前提條件下?？紤]企業(yè)r的生產(chǎn)行為,其利潤函數(shù)為:

(10)

由(4)、(8)式,可得出區(qū)域r的總需求函數(shù):

(11)

(12)

因此,地區(qū)根據(jù)企業(yè)利潤最大化原則,得出一階條件為:

(13)

進(jìn)而得出企業(yè)最大化利潤為:

(14)

由于企業(yè)可以自由進(jìn)出,則企業(yè)最大化利潤等式(14)式為0。得出以下自由進(jìn)出條件:

(15)

在此條件下,這一產(chǎn)量等于所有地區(qū)對(duì)地區(qū)r所有制造品需求的總和,為:

(16)

根據(jù)(13)、(15)和(16)等式,計(jì)算出地區(qū)r的名義工資為:

(17)

參考Fujita等[23](P.273-289),將表示兩地市場產(chǎn)業(yè)集聚指標(biāo)看作廣義運(yùn)輸成本函數(shù),故該研究假設(shè)產(chǎn)業(yè)集聚指標(biāo)函數(shù)與廣義交易成本之間成反向變動(dòng)關(guān)系[24]:

(18)

(19)

(20)

根據(jù)等式(19)和(20),產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)于市場潛力的偏導(dǎo)數(shù)為:

(21)

根據(jù)上式可以測算出產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)于市場潛力的彈性大于零。根據(jù)新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)和改進(jìn)的克魯格曼模型來看,在短期中,運(yùn)輸成本越小,價(jià)格指數(shù)越大,市場潛力越大,產(chǎn)業(yè)集聚程度越高。

(二)長期均衡分析

長期均衡在文章中是指因?qū)嶋H工資差異使得制造業(yè)工人在各個(gè)地區(qū)自由流動(dòng)后,達(dá)到的一種相對(duì)靜止的狀態(tài)。由此考察環(huán)境污染下的產(chǎn)業(yè)集聚度等相關(guān)問題。此部分為了簡化問題,假設(shè)R為2。

(22)

這里環(huán)境污染在r地區(qū)的短期均衡為:

(23)

(23)

(24)

(25)

對(duì)比短期均衡下價(jià)格指數(shù)、工資等表達(dá)式,環(huán)境損耗發(fā)生要素流動(dòng)的條件下。因此,這對(duì)于模型的長期均衡產(chǎn)生影響。

定理1:

(26)

定理2:

對(duì)稱結(jié)構(gòu)λ=1/2是穩(wěn)定的,當(dāng)且僅當(dāng):

(27)

通過以上結(jié)論可以得出,中心-外圍結(jié)構(gòu)和對(duì)稱結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定范圍取決于環(huán)境污染的損耗。我們有如下命題:

1.環(huán)境損耗越大:(a)中心-外圍結(jié)構(gòu)穩(wěn)定的參數(shù)值越小。(b)對(duì)稱結(jié)構(gòu)穩(wěn)定的參數(shù)值越大。

由此得到以下四條假設(shè):

假設(shè)1:市場潛力視為一種“向心力”,市場潛力越大,產(chǎn)業(yè)集聚程度越高。

假設(shè)2:環(huán)境污染視為一種“離心力”,環(huán)境污染程度越大,產(chǎn)業(yè)集聚程度越低。

假設(shè)3:“市場潛力向心力”大于“環(huán)境污染離心力”時(shí),使得在二者的共同作用下,會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚提升。

假設(shè)4:“市場潛力向心力”小于“環(huán)境污染離心力”時(shí),使得在二者的共同作用下,會(huì)減少產(chǎn)業(yè)集聚。

三、計(jì)量模型、變量及數(shù)據(jù)

(一)計(jì)量模型的構(gòu)建

1.全樣本計(jì)量模型的構(gòu)建

根據(jù)以上數(shù)理模型的推導(dǎo)結(jié)果,擬構(gòu)建以下計(jì)量模型:

(28)

2.門檻效應(yīng)計(jì)量模型的構(gòu)建

根據(jù)理論模型中命題的結(jié)論可知,市場潛力會(huì)帶來一種向心力,環(huán)境污染會(huì)帶來一種離心力,而二者絕對(duì)值的大小關(guān)系會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚度有不同程度的正向或負(fù)向影響。但環(huán)境污染是否存在非線性特征?市場潛力與環(huán)境污染評(píng)價(jià)在不同的門檻值(環(huán)境污染評(píng)價(jià)指標(biāo))下是否會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚有不同程度的影響效果?或有何種程度的影響效果?下面基于市場潛力和環(huán)境污染對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚影響,結(jié)合門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果,建立如下雙重門檻效應(yīng)模型:

(29)

(二)數(shù)據(jù)選擇與變量說明

1.數(shù)據(jù)選擇

文章在滿足數(shù)據(jù)的有效性與可獲得性的基礎(chǔ)上,剔除了部分?jǐn)?shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的城市后,對(duì)部分缺失年份較少的城市利用線性插值法進(jìn)行插值。選取2005-2019年中國244個(gè)地級(jí)及以上城市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析,使用全市數(shù)據(jù)而非市轄區(qū)數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省份統(tǒng)計(jì)年鑒、部分市級(jí)統(tǒng)計(jì)年鑒、國家統(tǒng)計(jì)局及地區(qū)統(tǒng)計(jì)公報(bào)等。為減少價(jià)格波動(dòng)對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響,提高數(shù)據(jù)的精準(zhǔn)度。本研究以2005年為基期,依據(jù)各地區(qū)GDP的實(shí)際增長率,以測算出各年各城市的實(shí)際GDP。

2.變量說明

(1)被解釋變量:產(chǎn)業(yè)集聚(agg),它是指某一特定領(lǐng)域內(nèi)相互聯(lián)系的、相對(duì)密集的不同企業(yè)及機(jī)構(gòu)在地理上的集合。[25](P.7-91)而該研究的產(chǎn)業(yè)集聚主要指制造業(yè)和(工業(yè))產(chǎn)業(yè)的集聚。產(chǎn)業(yè)集聚測算方法有很多種,從企業(yè)層面來看,以往學(xué)者多采用赫芬達(dá)爾指數(shù)、熵指數(shù)等方法衡量。從行業(yè)層面來看,以往學(xué)者用區(qū)位商、空間基尼系數(shù)、EG指數(shù)、行業(yè)集中度等方法來測算。Keeble等[26]、程大中和陳福炯[27]、陳國亮和陳建軍[28]、孫浦陽等[29]、楊仁發(fā)等[30]利用區(qū)位商法測算產(chǎn)業(yè)集聚,這一方法的優(yōu)勢在于,它能在消除區(qū)域間規(guī)模差異的情況下,清楚地反映某一特定區(qū)域要素的空間分布、產(chǎn)業(yè)的優(yōu)劣勢等情況,因而成為國內(nèi)外學(xué)者衡量產(chǎn)業(yè)集聚水平的一種主流方法。因此,本研究參照Henderson等[31]、Fan和Scott[32]的方法,利用區(qū)位商理論測算產(chǎn)業(yè)集聚程度。計(jì)算公式為:

(30)

(2)核心解釋變量:市場潛力(mp),在新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的相關(guān)文獻(xiàn)中,不同學(xué)者對(duì)市場潛力的測算方法不盡相同。一種方法是利用Harris提出的市場潛力的定義來測算[1]。另一種方法是Redding和Venables[33]定義的MA和SA指標(biāo)來表示消費(fèi)品市場獲得與中間品的要素市場獲得。后者與前者比較,第二種方法在得到微觀理論支持的基礎(chǔ)上,雖然結(jié)果更為精確,但是由于中國內(nèi)部各區(qū)域之間雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)的不可得性,并且在一國內(nèi)部不同區(qū)域之間勞動(dòng)可以自由流動(dòng)的前提下,對(duì)MA與SA指標(biāo)進(jìn)行區(qū)分并無必要[34],故采用第一種方法來測算不同地區(qū)之間的市場潛力。市場潛力(mp)計(jì)算公式為:

(31)

(32)

(3)核心解釋變量:環(huán)境污染(pollution),為了綜合衡量城市環(huán)境污情況,研究用工業(yè)三廢衡量環(huán)境污染,包括:廢水、廢氣、廢渣。單一指標(biāo)會(huì)片面地刻畫污染程度,且會(huì)產(chǎn)生多重共線性等問題。所以,本研究借鑒劉習(xí)平等[35]方法,將工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)煙(粉)塵排放量三者作為衡量工業(yè)三廢的指標(biāo),以建立環(huán)境污染綜合指數(shù),其具體內(nèi)容如下:先將工業(yè)三廢指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱化處理,其公式為:

(33)

(34)

經(jīng)典環(huán)境庫茲涅茨曲線假說認(rèn)為,環(huán)境質(zhì)量會(huì)隨經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)先惡化后改善的“倒U型”曲線。但是,后來有研究表明二者之間可能出現(xiàn)“正U型”曲線關(guān)系。[36]因此,本文用環(huán)境污染二次項(xiàng)對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚影響進(jìn)行考察。

(4)其他控制變量。①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lnrgdp):用人均實(shí)際GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)。以2005年為基期,剔除價(jià)格因素,折合出2005-2019年各個(gè)城市的人均實(shí)際GDP。②地方政府干預(yù)(gov):用不同地方財(cái)政一般預(yù)算內(nèi)支出與地方GDP的比值來衡量。③對(duì)外開放度(fdi):針對(duì)不同城市的差異性,本研究用外商投資金額與地方GDP的比值來衡量對(duì)外開放度,且根據(jù)不同年份的匯率將以美元核算的外商直接投資換算為以人民幣計(jì)價(jià)的外商直接投資。④人力資本(hr):國外學(xué)者Barro和Lee[37]提出將勞動(dòng)力平均受教育年限作為衡量人力資本的指標(biāo)。但鑒于中國數(shù)據(jù)的不可獲得性,本研究選取不同地級(jí)市每萬人中的中等及以上學(xué)校的在校學(xué)生數(shù)來衡量不同城市的人力資本。

3.方法說明

在以往考察產(chǎn)業(yè)集聚與環(huán)境污染二者關(guān)系的相關(guān)文獻(xiàn)中,學(xué)者認(rèn)為環(huán)境污染與產(chǎn)業(yè)集聚的影響并非單向作用,而是存在二者互為因果的雙向因果關(guān)系。[14]解決內(nèi)生性問題最直接的方法在于尋找合適的工具變量,既要滿足所選擇的工具變量與殘差擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)這個(gè)條件,還要確保工具變量與其他解釋變量是獨(dú)立的,由此,文章引入產(chǎn)業(yè)集聚水平的滯后一期作為解釋變量,并且由于產(chǎn)業(yè)集聚和環(huán)境污染可能產(chǎn)生滯后效應(yīng),故同時(shí)引入二者的滯后一期作為解釋變量。同時(shí),結(jié)合中國城市面板數(shù)據(jù),擬采用系統(tǒng)GMM方法解決二者之間存在的內(nèi)生性問題。文章采用了Windmeijer[38]對(duì)系統(tǒng)GMM估計(jì)兩步法的調(diào)整,使其偏倚變小,對(duì)實(shí)證模型進(jìn)行回歸分析,回歸結(jié)果如下表1所示。

表1 全樣本估計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證分析

(一)全樣本回歸結(jié)果

該研究首先在存在控制變量、時(shí)間固定效應(yīng)、城市固定效應(yīng)的條件下,將市場潛力對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的影響進(jìn)行系統(tǒng)GMM估計(jì),具體結(jié)果見表1中的模型1。再者,在模型1的基礎(chǔ)上,引入環(huán)境污染及其二次項(xiàng),進(jìn)行系統(tǒng)GMM估計(jì),結(jié)果見表1中模型2。最后,在模型2的基礎(chǔ)上加入交互項(xiàng)(環(huán)境污染和市場潛力交互項(xiàng)),再進(jìn)行系統(tǒng)GMM估計(jì),結(jié)果見表1中模型3。

從全樣本結(jié)果可以看出,產(chǎn)業(yè)集聚具有動(dòng)態(tài)性。在模型1、模型2、模型3中,滯后一期的產(chǎn)業(yè)集聚水平對(duì)當(dāng)期產(chǎn)業(yè)集聚水平的作用系數(shù)分別為0.618、0.578、0.597,側(cè)面反映產(chǎn)業(yè)集聚在時(shí)間上具有慣性。Hansen檢驗(yàn)拒絕原假設(shè),證明工具變量選取有效。

從模型1結(jié)果中可以看出,市場潛力與產(chǎn)業(yè)集聚二者之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系,即區(qū)域的運(yùn)輸成本越小,市場潛力越大時(shí),此地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚水平越高。這與我們的理論方程(21)的結(jié)果保持一致。從模型2結(jié)果中可以看出,地區(qū)的環(huán)境污染與產(chǎn)業(yè)集聚度之間呈“正U型”關(guān)系。具體來說,起初,環(huán)境質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)集聚呈負(fù)向關(guān)系,即環(huán)境污染程度越高,產(chǎn)業(yè)集聚越低。進(jìn)而理解為“環(huán)境污染離心力”驅(qū)使產(chǎn)業(yè)集聚程度變?nèi)?使城市結(jié)構(gòu)從不穩(wěn)定的“中心外圍”轉(zhuǎn)變?yōu)榉€(wěn)定的“對(duì)稱結(jié)構(gòu)”。跨越過拐點(diǎn)0.225之后,環(huán)境質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)集聚呈正向關(guān)系,即環(huán)境污染程度越高,產(chǎn)業(yè)集聚越高。而在此模型中,地級(jí)市的市場潛力仍然對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚水平有顯著正向影響作用,進(jìn)而理解市場潛力作為一種“向心力”提升了產(chǎn)業(yè)集聚度。在模型3中,引入市場潛力與環(huán)境污染的交互項(xiàng),其交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正,即在市場潛力與環(huán)境污染的共同作用下,它們與產(chǎn)業(yè)集聚呈正相關(guān)關(guān)系。由于交互項(xiàng)的加入,使得拐點(diǎn)位置向右移動(dòng),由0.225變?yōu)?.922,靠近環(huán)境污染評(píng)價(jià)指數(shù)峰值0.9474。所以,在大多數(shù)情況下,環(huán)境污染對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚有負(fù)向影響關(guān)系。是此結(jié)論驗(yàn)證了本文數(shù)理推導(dǎo)命題的結(jié)論,區(qū)域的運(yùn)輸成本較小時(shí),“市場潛力向心力”較大。而區(qū)域的“環(huán)境污染離心力”較小,且“市場潛力向心力”大于“環(huán)境污染離心力”,使得在兩種力量的共同作用下,二者對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的影響為正。

(二)靜態(tài)門檻效應(yīng)回歸結(jié)果

研究依據(jù)門檻個(gè)數(shù)由此確定模型的形式。此處分別對(duì)無門檻、單門檻、雙門檻不同限定條件下對(duì)靜態(tài)面板進(jìn)行估測。表2中展示了在不同門檻檢驗(yàn)類型下的F統(tǒng)計(jì)值和經(jīng)過Bootstrap法下得出的P值。門檻變量環(huán)境污染的單一門檻和雙重門檻分別在5%和1%的顯著性水平下顯著,對(duì)應(yīng)的P值分別為0.033和0.000。而三重門檻檢驗(yàn)并不顯著,P值為0.733。故以環(huán)境污染為門檻變量,研究市場潛力與環(huán)境污染共同作用下對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚影響的靜態(tài)門檻效應(yīng)將基于公式(29)進(jìn)行分析。

表2 靜態(tài)門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

表3 門檻值估計(jì)和置信區(qū)間

研究依據(jù)不同門檻值范圍來闡述對(duì)應(yīng)的省份區(qū)域數(shù)據(jù)。環(huán)境污染綜合指數(shù)小于0.213的城市大多是各地區(qū)的非中心城市,少數(shù)是中西部的中心城市,這說明欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較差,但其環(huán)境質(zhì)量較好,環(huán)境污染程度低。環(huán)境污染綜合指數(shù)值介于0.213至0.520之間的地區(qū),不僅包括中部和東部的中心城市,還有部分地區(qū)的非中心城市,這些城市的工業(yè)化水平較高,所以環(huán)境污染質(zhì)量比較嚴(yán)重。環(huán)境污染綜合指數(shù)大于0.520的城市是重慶和蘇州,原因是這兩座城市的工業(yè)化水平發(fā)展位于全國前列,因此環(huán)境污染問題較為嚴(yán)重。

環(huán)境污染作為門檻變量的靜態(tài)門檻效應(yīng)回歸分析結(jié)果見表4。研究顯示,市場潛力與環(huán)境污染共同作用下對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的影響存在基于環(huán)境污染的門檻特征。具體來說,環(huán)境污染評(píng)價(jià)指數(shù)小于0.213時(shí),在1%顯著性水平上,通過在市場潛力與環(huán)境污染的共同作用下,它們與產(chǎn)業(yè)集聚呈顯著正相關(guān)關(guān)系,影響系數(shù)為0.086。環(huán)境污染評(píng)價(jià)指數(shù)在0.213與0.520二者之間時(shí),在市場潛力與環(huán)境污染的共同作用下在1%水平上對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚有積極的影響,影響系數(shù)為0.063。環(huán)境污染評(píng)價(jià)指數(shù)超過0.520時(shí),在統(tǒng)計(jì)上通過1%顯著性水平檢驗(yàn),在市場潛力與環(huán)境污染的共同作用下,對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚正向的驅(qū)動(dòng)作用,影響系數(shù)為0.034。通過研究發(fā)現(xiàn),在不同的門檻值的取值范圍下,隨著環(huán)境污染指數(shù)評(píng)價(jià)的增大,市場潛力與環(huán)境污染二者共同的作用對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的驅(qū)動(dòng)力程度逐漸減弱(系數(shù)值0.086<0.063<0.034)。更好地驗(yàn)證了本文數(shù)理推導(dǎo)命題的結(jié)論,在“市場潛力向心力”恒定的情況下(即運(yùn)輸成本恒定),當(dāng)“環(huán)境污染離心力”越來越強(qiáng)時(shí),二者共同作用對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚水平依舊產(chǎn)生積極的影響,但是它們對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的驅(qū)動(dòng)力逐漸變?nèi)酢?/p>

表4 門檻效應(yīng)回歸分析結(jié)果

(三)異質(zhì)性分析

由于資源型城市具有自然資源稟賦優(yōu)勢,城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有較強(qiáng)的集聚性特征。本部分研究結(jié)合不同城市的資源儲(chǔ)量條件、開發(fā)利用情況等方面進(jìn)行動(dòng)態(tài)評(píng)估調(diào)整得出的全國資源型城市名單(2013年),將244個(gè)城市分為94個(gè)資源型城市與150個(gè)非資源型城市兩類,為闡述分析資源型城市與非資源型城市的產(chǎn)業(yè)集聚與市場潛力二者關(guān)系(或產(chǎn)業(yè)集聚與市場潛力、環(huán)境污染三者關(guān)系)提供更鮮明的視角,具體實(shí)證結(jié)果見表5所示。

表5 資源與非資源型城市回歸結(jié)果

結(jié)果顯示,無論是資源型城市還是非資源型城市,產(chǎn)業(yè)集聚都具有顯著的動(dòng)態(tài)性。通過對(duì)比觀察兩種城市類型下模型4和模型6的結(jié)果,發(fā)現(xiàn)非資源型城市的產(chǎn)業(yè)集聚受市場潛力的正向影響顯著,且更符合數(shù)理模型方程(21)的結(jié)果。由模型7的結(jié)果可知,非資源型城市的環(huán)境污染與產(chǎn)業(yè)集聚之間呈“正U型”曲線關(guān)系,環(huán)境污染對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的影響由負(fù)向影響變?yōu)檎蛴绊?。且在市場潛力與環(huán)境污染的共同作用下,會(huì)明顯地提升產(chǎn)業(yè)集聚水平,證實(shí)了本文數(shù)理推導(dǎo)命題的結(jié)論?？赡艿脑蛉缦?首先,資源型城市起初形成的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分布更多依靠其天然的資源稟賦優(yōu)勢,[39]而在后期這種資源富裕的自然稟賦引致的紅利逐漸消失,[40]最終自然資源由“資源福音”變?yōu)椤百Y源詛咒”。所以,資源型城市的產(chǎn)業(yè)集聚并不是大多由于市場潛力因素所決定的。其次,由于資源型城市的產(chǎn)業(yè)發(fā)展中過多地依賴資源稟賦,致使當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有非彈性性質(zhì)。[41]最后,此研究采用工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣和工業(yè)煙塵作為衡量環(huán)境污染程度的評(píng)價(jià)指標(biāo)。通過采用上述指標(biāo)進(jìn)行計(jì)算,研究發(fā)現(xiàn)資源型城市的環(huán)境污染普遍較低。因此在本研究中,環(huán)境污染對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚并沒有顯著的正向影響。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮文章結(jié)果可能存在偏誤,故本研究通過替換解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),首先借鑒Frenken(2007)[42]熵指標(biāo)法構(gòu)建多樣化指數(shù)(rdi)以替代被解釋變量產(chǎn)業(yè)集聚(agg),其具體公式為:

(35)

其中pr為城市產(chǎn)業(yè)r的就業(yè)比重。

其次,將核心解釋變量環(huán)境污染的衡量方式更換為沈坤榮等[43]的方法,其具體公式為:

(36)

表6 替換核心解釋變量的全樣本回歸結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本研究基于新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)相關(guān)理論,借鑒了Krugman和Quaas等學(xué)者的分析框架,構(gòu)建了一個(gè)加入環(huán)境因素的新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型,在短期和長期情況下分別探究了市場潛力、環(huán)境污染與產(chǎn)業(yè)集聚之間的關(guān)系。在此基礎(chǔ)上,利用2005-2019年中國244個(gè)地級(jí)及以上城市的面板數(shù)據(jù),實(shí)證分析市場潛力、環(huán)境污染與產(chǎn)業(yè)集聚之間的關(guān)系。研究得出以下結(jié)論:

第一,產(chǎn)業(yè)集聚具有動(dòng)態(tài)性。在短期,市場潛力與產(chǎn)業(yè)集聚二者之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系,即區(qū)域的運(yùn)輸成本越小,市場潛力越大時(shí),此地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚水平越高。在長期,環(huán)境污染與產(chǎn)業(yè)集聚度呈“正U型”關(guān)系,即環(huán)境污染對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的影響呈現(xiàn)由負(fù)到正的過程,拐點(diǎn)為環(huán)境污染評(píng)價(jià)值0.225。市場潛力可以看作一種向心力,環(huán)境污染視為一種離心力,當(dāng)“市場潛力向心力”較大,“環(huán)境污染離心力”較小,且“市場潛力向心力”大于“環(huán)境污染離心力”時(shí),使得在二者的共同作用下,會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚提升。第二,以環(huán)境污染作為門檻變量,結(jié)果發(fā)現(xiàn)存在環(huán)境污染評(píng)價(jià)指數(shù)0.213、0.520兩個(gè)門檻值。在不同的門檻值的范圍內(nèi),隨著環(huán)境污染評(píng)價(jià)指數(shù)的增大,市場潛力與環(huán)境污染二者共同的作用對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚程度逐漸減弱。第三,通過對(duì)資源型城市和非資源型城市的對(duì)比,該研究發(fā)現(xiàn)非資源型城市的產(chǎn)業(yè)集聚受市場潛力的積極影響更顯著。且非資源型城市的環(huán)境污染與產(chǎn)業(yè)集聚度之間呈“正U型”關(guān)系明顯,且在市場潛力與環(huán)境污染的共同作用下,產(chǎn)業(yè)集聚水平增加。

(二)政策啟示

第一,由于影響市場潛力的重要因素是運(yùn)輸成本,較小的運(yùn)輸成本可以提高市場潛力。因此,應(yīng)該加快城市交通、信息等公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),通過在時(shí)空上減少地理距離,以降低運(yùn)輸成本、增大市場潛力,提升產(chǎn)業(yè)集聚水平。第二,針對(duì)環(huán)境污染對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的影響方面,由于環(huán)境污染會(huì)產(chǎn)生離心力。所以,應(yīng)加強(qiáng)地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平,推動(dòng)綠色發(fā)展。具體來說,在生產(chǎn)過程中應(yīng)該利用技術(shù)創(chuàng)新以替代傳統(tǒng)技術(shù),以盡可能地減少工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)煙塵等污染物的排放。同時(shí),各城市也應(yīng)該建立城市工業(yè)三廢污染環(huán)境監(jiān)測系統(tǒng),創(chuàng)建產(chǎn)業(yè)集聚與環(huán)境污染聯(lián)動(dòng)預(yù)警機(jī)制。設(shè)置不同污染閾值,在不同的污染閾值處及時(shí)作出預(yù)警,污染過高時(shí),要及時(shí)調(diào)整產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu),調(diào)整要素生產(chǎn)比例,從而更好地促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚。第三,城市還應(yīng)該加大政府干預(yù)力度以提升產(chǎn)業(yè)集聚水平。具體來說,通過加大環(huán)境污染治理的資金投入,以更好地治理環(huán)境;加大企業(yè)職工子女的教育補(bǔ)貼,以降低教育成本等。第四,對(duì)于某些資源型城市的資源耗竭問題,應(yīng)及時(shí)優(yōu)化現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),挖掘區(qū)域優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)發(fā)展,鼓勵(lì)城市進(jìn)行產(chǎn)業(yè)多樣化調(diào)整,更好的提升產(chǎn)業(yè)集聚度。