空間集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)威廉姆森假說空間集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)基于中國(guó)省域數(shù)據(jù)門檻回歸的實(shí)證研究

空間集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)威廉姆森假說空間集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)基于中國(guó)省域數(shù)據(jù)門檻回歸的實(shí)證研究

一、基于同城效應(yīng)的1實(shí)時(shí)經(jīng)濟(jì)圈城市群的打造“威廉姆森假說”是指空間整合在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期可以顯著提高工作效率。然而，在達(dá)到一定標(biāo)準(zhǔn)后，空間整合對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響很小，不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而且空間整合的外部影響傾向于分散的地理空間結(jié)構(gòu)。目前,集聚仍然是提升區(qū)域核心競(jìng)爭(zhēng)力的重要戰(zhàn)略,是發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)濟(jì)成功的重要經(jīng)驗(yàn)之一,更是促進(jìn)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)復(fù)興的重要力量。經(jīng)過近30年的飛速發(fā)展,珠三角、長(zhǎng)三角和京津冀地區(qū)作為改革開放以來中心—外圍結(jié)構(gòu)的典型代表,是集聚戰(zhàn)略的集中體現(xiàn)。浙江的“塊狀經(jīng)濟(jì)”、廣東和江蘇的外資扎堆、中關(guān)村高科技產(chǎn)業(yè)園區(qū)等經(jīng)濟(jì)活動(dòng)高度空間集聚,其擁擠效應(yīng)已經(jīng)顯現(xiàn),過度集聚導(dǎo)致過度競(jìng)爭(zhēng),過度競(jìng)爭(zhēng)又引發(fā)了一系列經(jīng)濟(jì)社會(huì)問題,尤其是交通擁擠所帶來的時(shí)間價(jià)值損失急劇遞增。立足于同城效應(yīng)的1小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈城市群的打造,要素集聚和產(chǎn)業(yè)集聚,未來也難以避免擁擠成本、過度競(jìng)爭(zhēng)等問題,這些事實(shí)在一定程度上表征了威廉姆森假說。與此同時(shí),這些地區(qū)是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的引擎和重心,是制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的三大高地,其興衰直接影響到我國(guó)經(jīng)濟(jì)能否持續(xù)健康地發(fā)展。簡(jiǎn)單的線性關(guān)系對(duì)我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)活動(dòng)空間集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的解釋已經(jīng)乏力,那么空間集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是否是非線性的?是否取決于其他的條件或門檻?威廉姆森假說在中國(guó)是否存在?另外,從增長(zhǎng)理論的角度看,這些戰(zhàn)略的實(shí)施是否實(shí)現(xiàn)了地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨同?我國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)究竟是趨同還是發(fā)散,還是趨同與發(fā)散并存?因此,采用空間經(jīng)濟(jì)學(xué)理論,基于中國(guó)省域數(shù)據(jù)對(duì)空間集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行考察并試圖回答以上問題,能夠推動(dòng)區(qū)域社會(huì)經(jīng)濟(jì)政策融入空間概念,能夠?yàn)橘Y源的合理配置和產(chǎn)業(yè)的合理布局提供政策借鑒,為區(qū)域經(jīng)濟(jì)政策及規(guī)劃的制定提供理論參考,具有較強(qiáng)的理論和現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。二、集聚效應(yīng)實(shí)證分析經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間集聚能否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是經(jīng)濟(jì)地理學(xué)家關(guān)心的基本問題之一。國(guó)外研究集聚與增長(zhǎng)之間關(guān)系的文獻(xiàn)較多,比如,馬丁和歐迪維阿諾(MartinandOttaviano)、拜德維等人(Baldwinetal)建立了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間集聚的自我強(qiáng)化模型,證明了區(qū)域經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間集聚由于降低了創(chuàng)新成本,從而刺激了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。威廉姆森(Williamson)的研究表明,空間集聚在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初級(jí)階段顯得尤為重要。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期,交通和通信基礎(chǔ)設(shè)施比較稀缺,資本市場(chǎng)進(jìn)入受到限制,生產(chǎn)在空間上的集中能夠顯著促進(jìn)效率提升;但是隨著基礎(chǔ)設(shè)施的改善,市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)大,擁擠外部性往往催生出分散的經(jīng)濟(jì)地理結(jié)構(gòu)?？迫籼睾涂颇岣?CrozetandKoenig)利用歐盟1980—2000年的地區(qū)數(shù)據(jù)研究了經(jīng)濟(jì)活動(dòng)空間集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,研究結(jié)果表明,空間集聚促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),并且生產(chǎn)活動(dòng)的內(nèi)部空間分布越不均勻的地區(qū)增長(zhǎng)越快。歐迪維阿諾和派里(OttavianoandPinelli)采用芬蘭各地區(qū)面板數(shù)據(jù)對(duì)兩者關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn),結(jié)果表明,人口密度對(duì)地區(qū)收入增長(zhǎng)具有正效應(yīng)。考慮到集聚的內(nèi)生性,布魯哈特和馬修斯(BrulhartandMathys)基于歐洲各地區(qū)的面板數(shù)據(jù),運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的系統(tǒng)廣義矩陣分析方法,對(duì)歐洲的就業(yè)密度對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn),結(jié)果表明,集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率存在顯著的促進(jìn)效應(yīng),而且集聚效應(yīng)會(huì)隨著時(shí)間的推移而逐漸增強(qiáng)。漢森(Henderson)基于70個(gè)國(guó)家1960—1990年的面板數(shù)據(jù),并采用GMM法估計(jì)考察了城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng),結(jié)果表明,城市化本身對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不存在顯著的促進(jìn)作用,然而大城市所占比例對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。近年來,國(guó)內(nèi)也有一些學(xué)者基于中國(guó)數(shù)據(jù)針對(duì)集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響展開了研究。張妍云以單位平方公里的勞動(dòng)力數(shù)量來測(cè)度地區(qū)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)集聚程度,并運(yùn)用我國(guó)各省的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析,研究發(fā)現(xiàn)工業(yè)集聚能夠帶動(dòng)全員勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高。范劍勇基于我國(guó)2004年城市數(shù)據(jù)的研究表明,非農(nóng)產(chǎn)業(yè)規(guī)模報(bào)酬遞增的地方化是產(chǎn)業(yè)集聚的源泉并提高了該區(qū)域的勞動(dòng)生產(chǎn)率,進(jìn)而對(duì)地區(qū)差距產(chǎn)生了持久影響。張艷和劉亮基于中國(guó)城市的面板數(shù)據(jù),實(shí)證檢驗(yàn)了經(jīng)濟(jì)活動(dòng)空間集聚對(duì)于城市人均實(shí)際GDP的影響,結(jié)果表明,集聚對(duì)于城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用。劉修巖基于中國(guó)2003—2006年的城市面板數(shù)據(jù),通過就業(yè)密度、城市相對(duì)多樣化和相對(duì)專業(yè)化等集聚經(jīng)濟(jì)因素對(duì)城市非農(nóng)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了實(shí)證分析,結(jié)果表明,一個(gè)城市的就業(yè)密度和相對(duì)專業(yè)化水平對(duì)其非農(nóng)勞動(dòng)生產(chǎn)率存在著顯著的正向影響。綜上所述,已有的研究文獻(xiàn)基本上形成了比較一致的觀點(diǎn),即經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間集聚能夠促進(jìn)該區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。然而,這些研究存在以下幾點(diǎn)不足:在對(duì)集聚經(jīng)濟(jì)的研究中,主要集中于要素集聚、產(chǎn)業(yè)集聚甚至城市群集聚的不同層面,但針對(duì)省域?qū)用娴募垩芯勘容^缺乏;研究多集中于空間集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是否顯著以及影響路徑與機(jī)制的探討,較少有實(shí)證研究關(guān)注集聚是通過簡(jiǎn)單線性關(guān)系還是非線性關(guān)系來影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),或集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是否取決于一定的條件或門檻。因此,本文將在以上研究的基礎(chǔ)之上,基于巴羅(Barro)增長(zhǎng)模型建立門檻回歸模型,運(yùn)用中國(guó)省域數(shù)據(jù)對(duì)威廉姆森假說進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),考察空間集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,同時(shí)對(duì)中國(guó)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的趨同與發(fā)散進(jìn)行分析,并根據(jù)研究結(jié)論提出相應(yīng)的政策建議。另外,驗(yàn)證威廉姆森假說的實(shí)證文獻(xiàn),多采取構(gòu)建變量間乘積項(xiàng)或交互項(xiàng)的模型構(gòu)建方法來定量研究空間集聚促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用條件或門檻,而乘積項(xiàng)或交互項(xiàng)的方法帶有主觀傾向性,至少存在兩個(gè)方面的缺陷:第一,空間集聚促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用條件或門檻值從實(shí)際上來說可能并不存在,也可能不僅僅只有一個(gè);第二,變量對(duì)空間集聚促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響可能是非線性的。因此,為了避免主觀劃分影響條件或門檻的偏誤,本文擬采用門檻回歸模型,根據(jù)數(shù)據(jù)本身的特點(diǎn)來內(nèi)生性地劃分機(jī)制(Regime),求出門檻值,進(jìn)而研究不同區(qū)域空間集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。三、模型構(gòu)建和變量解釋(一)模型構(gòu)建及變量定義基于巴羅(Barro)增長(zhǎng)模型,并借鑒朵拉夫和約翰遜(DurlaufandJohnson)的做法,本文將基礎(chǔ)計(jì)量模型設(shè)定為:lngdpi=α+βlngdpi,1978+θlnAGGi+πl(wèi)ninvesti+λln(ni+g+δ)+εi(1)式中,gdp表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平;AGG代表空間集聚;invest代表投資水平;n,g,δ分別表示勞動(dòng)力增長(zhǎng)率、技術(shù)進(jìn)步率和資本折舊率;ε代表隨機(jī)誤差項(xiàng);i表示省份。由漢森(Hansen)發(fā)展的門檻回歸模型內(nèi)生性地劃分機(jī)制,研究不同機(jī)制下的經(jīng)濟(jì)活動(dòng),避免了主觀劃分機(jī)制或門檻的偏誤,因此其應(yīng)用范圍也越來越廣泛。例如,吳強(qiáng)和彭方平等人應(yīng)用動(dòng)態(tài)門檻面板回歸模型分別對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性和多重均衡現(xiàn)象進(jìn)行了研究。按照漢森(Hansen)單一門檻模型的要求,可以將式(1)改寫為:lngdpi=α+βlngdpi,1978+θ1lnAGGiI(lngdpi,1978≤γ)+θ2lnAGGiI(lngdpi,1978>γ)+πl(wèi)ninvesti+λln(ni+g+δ)+εi(2)式中,I(·)為一指標(biāo)函數(shù);γ為門檻值。為消除長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中時(shí)間波動(dòng)的影響,除gdpi,1978表示各省1978年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平外,未設(shè)下標(biāo)t的關(guān)鍵變量均采取1978—2008年間的平均值,即各省份樣本期內(nèi)變量的數(shù)量加總后除以總的時(shí)間跨度。另外,由于西藏自治區(qū)近30年相關(guān)變量數(shù)據(jù)缺失較多,因此本文研究對(duì)象為剔除西藏的其余30個(gè)省市自治區(qū),所采用的是30個(gè)省份的截面數(shù)據(jù)。上述式(1)、式(2)中涉及的關(guān)鍵變量的含義及計(jì)算方法如下:(1)gdp。為避免通貨膨脹因素的影響,本文采用各地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平。(2)AGG。在經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展過程中,制造業(yè)的發(fā)展具有典型的產(chǎn)業(yè)集聚特征,因此本文選取制造業(yè)的工業(yè)區(qū)位熵作為空間集聚的代理變量。衡量工業(yè)集聚水平的變量或指標(biāo)很多,較流行的衡量指標(biāo)是克魯格曼(Krugman)提出的工業(yè)區(qū)位熵,該指標(biāo)有效度量了某區(qū)域相對(duì)于全國(guó)工業(yè)的就業(yè)或產(chǎn)出水平在制造業(yè)K行業(yè)的專業(yè)化水平。i省制造業(yè)K行業(yè)的區(qū)位熵定義如式(3)所示:AGG=(EΚi∑ΚEΚi)AGG=(EKi∑KEKi)(∑iEΚi∑i∑ΚEΚi)(3)(∑iEKi∑i∑KEKi)(3)式中,EΚiKi表示i省制造業(yè)K行業(yè)的就業(yè)水平或產(chǎn)出水平,本文采用各地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值即產(chǎn)出水平來計(jì)算各地區(qū)的工業(yè)區(qū)位熵。(3)g,δ。它們分別表示技術(shù)進(jìn)步率和資本折舊率,由于統(tǒng)計(jì)年鑒中沒有技術(shù)進(jìn)步率和折舊率的數(shù)據(jù),學(xué)者們?nèi)缏サ热?Mankiwetal)、伊斯賴姆(Islam)、凱瑟琳等人(Casellietal)、李虹等人(Lietal)、張煥明、孫雅靜和張慶君在分析中假定外生性技術(shù)進(jìn)步率和折舊率在研究期內(nèi)為一常數(shù),估計(jì)其值為0.05,并逐漸形成慣例。本文沿用這一假說,即g+δ=0.05。(4)invest。invest代表投資水平,本文采用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資名義值表示投資水平,單位為億元。本文所利用數(shù)據(jù)1995年以前的數(shù)據(jù)來源于《新中國(guó)五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》,1995年(包括1995年的數(shù)據(jù))來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站上歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。(二)模型定階回歸系數(shù)法lr門檻回歸模型是非線性模型,因此,其估計(jì)方法不同于線性模型。首先,估計(jì)門檻值,再根據(jù)門檻值劃分機(jī)制。直接對(duì)回歸模型(2)進(jìn)行最小二乘估計(jì),獲取其殘差平方和為:S1(γ)=∧e′i(γ)∧ei(γ)(4)S1(γ)=e∧′i(γ)e∧i(γ)(4)門檻值的估計(jì)值為:∧γ=argminγ∧=argminS1(γ)(5)相應(yīng)的殘差方差為:σ2=Ν-1∧e′i(∧γ)∧ei(∧γ)=Ν-1S1(∧γ)(6)σ2=N?1e∧′i(γ∧)e∧i(γ∧)=N?1S1(γ∧)(6)本文機(jī)制的劃分取決于初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是否大于門檻值γ,初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平小于等于門檻值γ表明樣本初始經(jīng)濟(jì)較不發(fā)達(dá)。在此基礎(chǔ)之上可以進(jìn)一步考察空間集聚是否對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正向影響,反之亦然。其次,得到門檻值的估計(jì)值∧γγ∧后,需要進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖陂T檻效應(yīng)。令S0為虛擬假設(shè)成立條件下(即不存在門檻值條件下)的殘差項(xiàng)平方和,S1為具有門檻值條件下的殘差項(xiàng)平方和,對(duì)應(yīng)的拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)(Lagrangemultipliertest)的F統(tǒng)計(jì)量為:F(γ)=S0-S1(∧γ)σ2(7)F(γ)=S0?S1(γ∧)σ2(7)漢森(Hansen)證明,在虛擬假設(shè)成立的條件下,該F統(tǒng)計(jì)量的大樣本分布為均勻分布,并且可以由“拔靴法”(Bootstrap)來計(jì)算。最后,需驗(yàn)證所估計(jì)的門檻值∧γγ∧是否與真實(shí)門檻值γ相一致。漢森指出,當(dāng)門檻效應(yīng)存在時(shí),門檻估計(jì)值∧γγ∧與真實(shí)門檻值γ具有一致性,但此時(shí)由于干擾參數(shù)的存在,會(huì)使?jié)u近分布呈現(xiàn)高度非標(biāo)準(zhǔn)分布。漢森以極大似然法來檢驗(yàn)門檻值γ,門檻值檢驗(yàn)的虛擬假設(shè)為:H0:γ=∧γγ=γ∧;H1:γ≠∧γ?γ≠γ∧?對(duì)應(yīng)的似然比統(tǒng)計(jì)量為:LR(γ)=S1(γ)-S1(∧γ)σ2(8)LR(γ)=S1(γ)?S1(γ∧)σ2(8)LR為非標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布,漢森計(jì)算了其置信區(qū)間,即在顯著性水平為α?xí)r,當(dāng)LR(γ)≤-2ln(1-√1-α)LR(γ)≤?2ln(1?1?α?????√),不能拒絕γ=∧γ的虛擬假設(shè)。以上只是假設(shè)模型中僅存在唯一門檻,而實(shí)際上很可能出現(xiàn)兩個(gè)或兩個(gè)以上的門檻值。多個(gè)門檻值的求解思路與檢驗(yàn)方法同單一門檻的處理基本一致,漢森做了詳細(xì)的闡明,這里不再贅述。四、實(shí)踐模型的建立為了更準(zhǔn)確地描述不同的初始發(fā)展水平下制造業(yè)空間集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系,本文通過建立、估計(jì)和檢驗(yàn)門檻回歸模型來驗(yàn)證威廉姆森假說。在實(shí)證分析中以初始地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)為門檻變量,而模型中機(jī)制的劃分是通過判斷初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是否大于某一門檻值來決定的。本文采用漢森編寫的程序,并借助于Matlab7.0軟件實(shí)現(xiàn)對(duì)上述模型的估計(jì)。(一)strap檢驗(yàn)在估計(jì)門檻值時(shí),通常的做法是運(yùn)用格子搜索的方法尋找門檻值,即首先把樣本按照門檻變量Yi,1978按升序進(jìn)行排列,然后選取不同的初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門檻值逐一對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)并計(jì)算殘差,殘差平方和最小時(shí)所對(duì)應(yīng)的初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平即為門檻估計(jì)值∧γ;得到門檻估計(jì)值∧γ后,再利用“拔靴法”(Bootstrap)方法模擬LM檢驗(yàn)F統(tǒng)計(jì)量的漸近分布及其臨界值(實(shí)證分析重復(fù)次數(shù)為1000次),從而檢驗(yàn)是否存在門檻效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1和圖1所示。在實(shí)證分析中,搜索到的第一個(gè)可能的門檻值∧γ1=9.8。這時(shí)對(duì)應(yīng)的殘差平方和最小,聯(lián)合R2(JointR2)為0.547166。如表1所示,進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)時(shí),得到LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為12.709697,P值為0.007,因此拒絕無門檻效應(yīng)的虛擬假設(shè)。然后需要對(duì)門檻值的估計(jì)值與真實(shí)值的一致性進(jìn)行檢驗(yàn),即似然比檢驗(yàn),由圖1可以看出,當(dāng)門檻變量取門檻值9.8時(shí),其LR的值為0,遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于5%顯著性水平時(shí)的值,表明∧γ1=9.8為真實(shí)門檻值。進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖趦蓚€(gè)門檻值。為此,先固定第一個(gè)門檻值9.8,然后進(jìn)行第二個(gè)門檻值的搜索,得到可能的門檻值為10.7,此時(shí)對(duì)應(yīng)的殘差平方和最小。進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)時(shí)LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為3.984437,P值為0.408,在5%的顯著性水平下不拒絕虛擬假設(shè)。因此,判斷模型中只存在一個(gè)門檻。(二)初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上述檢驗(yàn)結(jié)果表明,制造業(yè)空間集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的非線性回歸模型只存在一個(gè)門檻值,為9.8。于是,在進(jìn)行實(shí)證分析時(shí),本文將初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平劃分為兩個(gè)機(jī)制,即經(jīng)濟(jì)發(fā)展的兩個(gè)階段,一個(gè)為初始地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)小于等于9.8;另一個(gè)為初始地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)大于9.8。然后分別對(duì)上述門檻模型進(jìn)行估計(jì),需要說明的是,截面數(shù)據(jù)的回歸很容易存在異方差問題,漢森(Hansen)的程序中已經(jīng)運(yùn)用AllowingHeteroskedasticErrors(WhiteCorrected)方法進(jìn)行了處理,因此回歸結(jié)果較可靠。為了便于比較,本文還進(jìn)行了無門檻效應(yīng)的OLS回歸結(jié)果,并將該估計(jì)結(jié)果同時(shí)列入表2。表2表明,OLS線性回歸模型中的空間集聚系數(shù)為0.0828,而在門檻回歸模型中,初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平即期初地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)小于等于9.8時(shí),空間集聚系數(shù)為0.1480,且通過顯著性檢驗(yàn),初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平即期初地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)大于9.8時(shí),空間集聚系數(shù)顯著為負(fù),達(dá)到-2.4894,并且R2也由0.3969變化到0.2936和0.8708。該結(jié)果表明和OLS線性回歸模型相比,門檻回歸模型根據(jù)初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低,將模型劃分為兩個(gè)不同的機(jī)制,更好地解釋了我國(guó)空間集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系,同時(shí)驗(yàn)證了威廉姆森假說的確顯著存在,即沒有達(dá)到門檻值以前,集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正效應(yīng),經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)活動(dòng)的空間集聚在集聚經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期能顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),但隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的提高,超出門檻值后則集聚會(huì)降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率,集聚所產(chǎn)生的擁擠成本明顯大于集聚所帶來的收益,集聚的負(fù)外部性超過其正外部性,空間集聚反而成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的桎梏。同時(shí),本文研究發(fā)現(xiàn),在我國(guó)30個(gè)省市自治區(qū)中,初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在9.8以上的省份有8個(gè),包括北京、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、湖北和廣東,全部為在改革開放30多年中人力資本和工業(yè)生產(chǎn)高度集聚的東南沿海地區(qū),處于地理空間結(jié)構(gòu)中的中心區(qū)。大量的已有研究也表明,珠三角、長(zhǎng)三角和京津冀等經(jīng)濟(jì)圈已經(jīng)出現(xiàn)了明顯的過度集聚——擁擠效應(yīng),這表明本文的研究結(jié)論與其是相吻合的。因此積極尋找中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)承接帶,促進(jìn)制造業(yè)逐漸向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移,將有助于緩解中心區(qū)過度擁擠所導(dǎo)致的一系列問題。另外,表2的OLS線性回歸中,初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的系數(shù)顯著為負(fù),為-0.8300,而門檻回歸模型中,初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平小于等于9.8的地區(qū),初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的系數(shù)不顯著,為-0.0701,而初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平大于9.8的地區(qū),其系數(shù)顯著為正,為1.3902。這一結(jié)果表明,我國(guó)30多年的經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出趨同和發(fā)散并存的態(tài)勢(shì)。其中,經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的8個(gè)省份呈顯著的發(fā)散態(tài)勢(shì),但是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的發(fā)散態(tài)勢(shì)并未扭轉(zhuǎn)整體趨同的走勢(shì),總體上表明我國(guó)各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距在逐漸縮小,一系列地區(qū)或國(guó)家戰(zhàn)略的制定和實(shí)施有力地促進(jìn)了區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨同,有助于實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會(huì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。進(jìn)一步地,結(jié)合空間集聚的門檻效應(yīng)可以看出,超越門檻值的8個(gè)省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出發(fā)散態(tài)勢(shì)。究其原因,是因?yàn)榭缭介T檻值的經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的集聚水平超過了最優(yōu)水平,擁擠外部性使得該經(jīng)濟(jì)體未來更傾向于分散型經(jīng)濟(jì)地理結(jié)構(gòu),或通過中心區(qū)向外圍區(qū)的轉(zhuǎn)移以疏散或緩解中心區(qū)擁擠的非經(jīng)濟(jì)性。經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間集聚加劇了中心區(qū)與外圍區(qū)的發(fā)展差距,中心區(qū)的發(fā)展往往以吸引外圍區(qū)的人力、物力、財(cái)力為代價(jià),導(dǎo)致外圍區(qū)的“塌陷”,從而加劇了中心區(qū)與外圍區(qū)的貧富差距。但是隨著中心區(qū)的過度集聚,分散經(jīng)濟(jì)地理結(jié)構(gòu)的偏好是超越門檻值地區(qū)發(fā)散的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)的空間趨勢(shì)要求,這將對(duì)落后地區(qū)的發(fā)展產(chǎn)生積極的影響,能夠進(jìn)一步縮小經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展差距,從而實(shí)現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。五、依托基礎(chǔ)環(huán)境,增強(qiáng)輻射作用,實(shí)現(xiàn)區(qū)際協(xié)調(diào)發(fā)展本文基于巴羅(Barro)增長(zhǎng)模型,利用門檻回歸模型和中國(guó)30個(gè)省域1978—2008年的數(shù)據(jù),針對(duì)威廉姆森假說進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。確定初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為門檻變量,并測(cè)算出內(nèi)生性的門檻值,考察了空間集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的非線性關(guān)系,同時(shí)對(duì)中國(guó)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的趨同與發(fā)散進(jìn)行了分析。研究結(jié)果表明,空間集聚對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有非線性效應(yīng)。未達(dá)到門檻值以前,集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正效應(yīng),但超出門檻值后則集聚會(huì)降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率,跨越門檻值的地區(qū)更傾向于分散的經(jīng)濟(jì)地理結(jié)構(gòu),即威廉姆森假說在中國(guó)顯著存在。我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出趨同與發(fā)散并存態(tài)勢(shì),跨越門檻值的省份經(jīng)濟(jì)發(fā)散發(fā)展,但發(fā)散并未改變整體趨同的走勢(shì);同時(shí),發(fā)散經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)的空間趨勢(shì)要求和整體趨同的趨勢(shì)要求,都是實(shí)現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的有利因素。