王曉碩，王維國(guó)

（東北財(cái)經(jīng)大學(xué)a．?dāng)?shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院；b．中國(guó)科學(xué)院預(yù)測(cè)科學(xué)研究中心東北分中心，遼寧 大連116023）

一、引 言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化和區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的深入發(fā)展，中國(guó)經(jīng)濟(jì)集聚現(xiàn)象日益明顯，表現(xiàn)為東部沿海地區(qū)不斷增強(qiáng)的趨勢(shì)，東部與中西部地區(qū)已經(jīng)逐步形成了新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)意義上的“中心”和“外圍”。由圖1可知，2011年東部地區(qū)的第二、第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)平均占有率達(dá)到了41%和49．2%，東部地區(qū)的服務(wù)業(yè)和工業(yè)的增長(zhǎng)是以其他地區(qū)相應(yīng)產(chǎn)業(yè)的萎縮為代價(jià)，尤其是服務(wù)業(yè)，這種 “中心”和“外圍”的模式更加明顯。如果將非農(nóng)就業(yè)密度對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的促進(jìn)程度定義為勞動(dòng)力作為媒介的集聚效應(yīng)，可以得出經(jīng)濟(jì)集聚的增長(zhǎng)效應(yīng)是非常顯著的［1］。經(jīng)濟(jì)集聚的形成對(duì)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展產(chǎn)生了巨大的推動(dòng)效應(yīng)，也造成了地區(qū)間工資差異的擴(kuò)大。自2000年以來，東部地區(qū)職工平均工資的Theil指數(shù)貢獻(xiàn)度呈現(xiàn)出緩慢上升的趨勢(shì)，可以解釋全國(guó)工資差異的50%以上；中西部的Theil指數(shù)貢獻(xiàn)度表現(xiàn)出逐年下降的趨勢(shì)，貢獻(xiàn)度不超過10%，而地區(qū)間貢獻(xiàn)度保持在35%到47%之間［2］①①東北三省包括黑龍江、吉林和遼寧；東部區(qū)域包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南，共10個(gè)?。ㄊ校?；中部區(qū)域包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南，共6個(gè)??；西北部區(qū)域包括內(nèi)蒙古、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆，共6個(gè)??；西南部區(qū)域包括廣西、重慶、四川、貴州、云南，共5個(gè)省（市）。產(chǎn)業(yè)集中率公式為，其中；K 為產(chǎn)業(yè)數(shù)量，k為產(chǎn)業(yè)；vik為地區(qū)k產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)為衡量了地區(qū)i的所有產(chǎn)業(yè)的平均占有率，該值越接近于1，則表示該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)平均占有率就越高。。

圖1 2003年和2011年五大區(qū)域第二、第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)平均集中率圖

選擇經(jīng)濟(jì)效率似乎難以避免地會(huì)擴(kuò)大地區(qū)間的收入差異，帶來社會(huì)的不穩(wěn)定，然而經(jīng)濟(jì)集聚是提升區(qū)域核心競(jìng)爭(zhēng)力的重要戰(zhàn)略，是促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量，在這樣的大趨勢(shì)下，如何在集聚中促進(jìn)區(qū)域間的協(xié)調(diào)發(fā)展是一個(gè)重要的問題。本文利用中國(guó)30個(gè)?。ㄊ校┑拿姘鍞?shù)據(jù)，對(duì)經(jīng)濟(jì)集聚的工資效應(yīng)和增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。對(duì)于工資效應(yīng)的檢驗(yàn)，采用非農(nóng)就業(yè)密度指標(biāo)測(cè)度技術(shù)外部性，并用名義市場(chǎng)潛能指標(biāo)來測(cè)度金融外部性，該指標(biāo)構(gòu)造方式簡(jiǎn)單、直觀，與真實(shí)市場(chǎng)潛能相比是屬于“向前看”或“動(dòng)態(tài)”角度的考察，更符合亞當(dāng)·斯密對(duì)市場(chǎng)范圍意義的闡述［3］。將經(jīng)典工資方程推廣到多區(qū)域，以檢驗(yàn)各種類型的市場(chǎng)潛能、非農(nóng)就業(yè)密度和地區(qū)工資的關(guān)系。對(duì)于增長(zhǎng)效應(yīng)的檢驗(yàn)，本文的模型構(gòu)建于Hansen的面板數(shù)據(jù)門檻模型基礎(chǔ)之上［4］。利用面板門檻模型，檢驗(yàn)了 Williamson的“倒U假說”和Krugman和Elizondo的“對(duì)外開放假說”。門檻回歸模型是利用門檻變量來決定臨界點(diǎn)，因此比研究者主觀判定分界點(diǎn)的方法更加客觀，并減小了偏誤。

二、文獻(xiàn)綜述

對(duì)于經(jīng)濟(jì)集聚的工資效應(yīng)的研究，以Krugman為代表的新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)派在“中心－外圍”模型中提出了包含市場(chǎng)潛能概念的工資方程，表明地區(qū)的工資水平受到地區(qū)市場(chǎng)潛能（或市場(chǎng)規(guī)模）大小的影響。劉修巖等人指出，對(duì)于具有報(bào)酬遞增特征的各個(gè)制造業(yè)部門而言，市場(chǎng)規(guī)模具有顯著和穩(wěn)健的“增長(zhǎng)效應(yīng)”，從而較大的市場(chǎng)有助于抑制邊際收益遞減的趨勢(shì)［5］。這些研究成果為從“需求”的空間分布角度解釋地區(qū)收入差距提供了豐富的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。上述研究中對(duì)于市場(chǎng)潛能的度量，可大致分為兩種方式：不含價(jià)格因素的名義市場(chǎng)潛能，這也是Harris意義上的市場(chǎng)潛能［6］；含有市場(chǎng)準(zhǔn)入的真實(shí)市場(chǎng)潛能，其方式是利用貿(mào)易數(shù)據(jù)來構(gòu)造引力模型［7－8］。

對(duì)于經(jīng)濟(jì)集聚的增長(zhǎng)效應(yīng)的研究，這個(gè)領(lǐng)域的理論研究還處于起步階段，但是新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的動(dòng)態(tài)模型對(duì)于兩者融合的基礎(chǔ)已經(jīng)具備。在實(shí)證研究中，對(duì)于集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)或地區(qū)收入差異的計(jì)量方面的研究更是不多，而且往往分成兩個(gè)獨(dú)立的方面。Ciccone首次使用了非農(nóng)就業(yè)密度這個(gè)指標(biāo)來度量“規(guī)模報(bào)酬遞增地方化”①①地方化規(guī)模報(bào)酬遞增（又稱地方化規(guī)模外部性）包括：廠商水平上的內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟(jì)；行業(yè)內(nèi)的規(guī)模報(bào)酬遞增，即地方化經(jīng)濟(jì)（或稱塊狀經(jīng)濟(jì)）；行業(yè)間的規(guī)模報(bào)酬遞增，即城市化經(jīng)濟(jì)。在動(dòng)態(tài)情況下，地方化經(jīng)濟(jì)稱為MAR外部性，城市化經(jīng)濟(jì)稱作Jacobs外部性。，并用美國(guó)截面數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了地方化規(guī)模報(bào)酬遞增（產(chǎn)業(yè)集聚的源泉）對(duì)地區(qū)勞動(dòng)生產(chǎn)率（度量地區(qū)間差異）的影響，得到勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)非農(nóng)就業(yè)密度的彈性值為6%；Rice等人 使用英國(guó)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)接近經(jīng)濟(jì)活動(dòng)集中的地區(qū)會(huì)提高生產(chǎn)率［9］；Brülhart等人利用歐洲的跨國(guó)面板數(shù)據(jù)，對(duì)Ciccone的研究進(jìn)行了兩個(gè)方面的擴(kuò)展：其一，不同于Ciccone采用的工具變量法，Brülhart和 Mathys利用了動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)估計(jì)方法來解決內(nèi)生性問題［10］；其二，利用行業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行分類檢驗(yàn)。Brülhart和Sbergami指出不能將空間集聚和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的聯(lián)系看作一種簡(jiǎn)單的、具有普遍存在的規(guī)律，二者可能存在著非線性的影響［11］。以上研究基于兩個(gè)假設(shè)：Williamson的“倒U假說”與Krugman和Elizondo提出的“封閉經(jīng)濟(jì)較開放經(jīng)濟(jì)更容易受到內(nèi)部地理（集聚）的影響”的“對(duì)外開放假說”。劉修巖等人利用中國(guó)地級(jí)城市的數(shù)據(jù)，用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型對(duì)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果表明集聚對(duì)于人均GDP的增長(zhǎng)和生產(chǎn)率的增長(zhǎng)都具有顯著的正向促進(jìn)作用，并且采用滯后一期的人均GDP與集聚變量的交叉乘積項(xiàng)的形式，得到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平達(dá)到一定水準(zhǔn)之后會(huì)出現(xiàn)Williamson所提出的集聚不經(jīng)濟(jì)［12］；孫浦陽等人借鑒Brülhart和Sbergami的方法，采用交叉乘積項(xiàng)和利用全球85個(gè)國(guó)家近10年的面板數(shù)據(jù)，驗(yàn)證了“倒U假說”的存在性，但是“對(duì)外開放假說”中的集聚的非線性效應(yīng)沒有通過統(tǒng)計(jì)上的顯著性檢驗(yàn)［13］；徐盈之等人利用巴羅的增長(zhǎng)模型建立了門檻回歸模型，并用省級(jí)截面數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)Williamson的 “倒U假說”是成立的［14］。

三、外部性、經(jīng)濟(jì)集聚與地區(qū)工資差異

（一）理論模型的構(gòu)建

Dixit－Stiglitz壟斷競(jìng)爭(zhēng)的框架下，消費(fèi)者效用函數(shù)，A是農(nóng)產(chǎn)品，M是制成品的數(shù)量指 數(shù)。 由 效 用 最 大 化，P＝是第i類制造品的價(jià)格，P是價(jià)格指數(shù)，q（i）是第i類制成品的消費(fèi)，σ是各小類間的替代彈性，Y是消費(fèi)者收入。

考慮R個(gè)地區(qū)，則，其中ni是i地的產(chǎn)品種類，Tij是制成品從i地到j(luò)地的運(yùn)輸成本（冰山成本），Pj是j地的價(jià)格指數(shù)，qi是i地此類制成品在R個(gè)地區(qū)的銷售量，記，這就是Krugman定義的市場(chǎng)潛能。

廠商的勞動(dòng)使用量，其中F是固定投入量，α是勞動(dòng)生產(chǎn)率。i地區(qū)代表廠商的利潤(rùn)為，由利潤(rùn)最大化條件，，則：

本文將R個(gè)地區(qū)分成三種類型的區(qū)域：i地區(qū)本身、i地區(qū)以外的本國(guó)地區(qū)和國(guó)外地區(qū)，分別用mpli、mpri、mpfi和來表示：

均衡時(shí)利潤(rùn)為零，且取對(duì)數(shù)，

（二）計(jì)量模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來源和變量的選擇

借鑒Ciccone的研究，（3）式中的α＝（dense）γ，γ＞0，建立的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型為式（4）：

其中被解釋變量wageit表示職工平均工資；mpi為市場(chǎng)潛能，此處表示本地市場(chǎng)潛能mplit與地區(qū)市場(chǎng)潛能mprit之和，即國(guó)內(nèi)市場(chǎng)潛能；exoit為出口開放度，由于國(guó)外市場(chǎng)潛力mpfit沒有mplit和mprit易于度量，因此本文用exoit作為國(guó)外市場(chǎng)潛能的度量；denseit是非農(nóng)就業(yè)密度，衡量技術(shù)外部性，考慮到可能存在“門檻”效應(yīng)，加入了平方項(xiàng)；→Zit為控制各省區(qū)其它差異的變量向量。

本文采用2000—2012年中國(guó)30個(gè)省市（剔除西藏）的面板數(shù)據(jù)，共計(jì)390組。數(shù)據(jù)主要來源于2001—2013年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，各地區(qū)（省會(huì)城市）間的直線距離數(shù)據(jù)直接從Google電子地圖上讀?。ü铮１疚乃婕白兞?、變量含義以及部分主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1①。

表1 變量含義與描述性統(tǒng)計(jì)表

（三）模型估計(jì)結(jié)果

表2給出了回歸結(jié)果，檢驗(yàn)結(jié)果分為全國(guó)樣本和東部、中西部的分樣本，對(duì)比模型1、模型3、模型5和加入控制變量的模型2、模型4和模型6，模型中的主要解釋變量系數(shù)的符號(hào)和顯著性是比較一致的，只是加入了控制變量的模型中，諸如國(guó)內(nèi)市場(chǎng)潛

表2 2000—2012年全國(guó)30個(gè)省市和東部與中西部分樣本的回歸結(jié)果表

能和國(guó)外市場(chǎng)潛能的解釋力會(huì)相應(yīng)的減少。

模型1～6中，估計(jì)結(jié)果與理論模型中的預(yù)期一致，即國(guó)內(nèi)市場(chǎng)潛能（金融外部性）的估計(jì)系數(shù)為正。在全國(guó)和東部的樣本中，exo變量前的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，即國(guó)外市場(chǎng)潛能對(duì)于職工平均工資水平的影響也是正向的，出口開放規(guī)模（exo）與國(guó)內(nèi)市場(chǎng)潛能（mp）的交互項(xiàng)的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)。與全國(guó)和東部地區(qū)不同，中西部地區(qū)出口開放規(guī)模以及出口開放規(guī)模與國(guó)內(nèi)市場(chǎng)潛能的交互項(xiàng)系數(shù)在10%的水平下均不顯著，表明了國(guó)外市場(chǎng)潛能和國(guó)內(nèi)市場(chǎng)潛能之間并不存在替代關(guān)系，也說明了對(duì)中西部地區(qū)，分工模式的重要性超過市場(chǎng)范圍的重要性①①市場(chǎng)范圍假說：隨著貿(mào)易的自由化，當(dāng)存在跨國(guó)分工時(shí)，一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)可能受到市場(chǎng)范圍的影響，也可能是受到分工模式的影響。如果市場(chǎng)范圍是重要的，那么國(guó)外市場(chǎng)和地區(qū)市場(chǎng)就是相互替代的，對(duì)外貿(mào)易可以彌補(bǔ)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)狹小的不足。如果分工模式是重要的，初始落后的地區(qū)只能生產(chǎn)初級(jí)的產(chǎn)品，初始發(fā)達(dá)的地區(qū)可以生產(chǎn)高級(jí)產(chǎn)品，這樣國(guó)外市場(chǎng)和國(guó)內(nèi)市場(chǎng)并沒有替代的關(guān)系，地區(qū)間的差距也會(huì)越來越大。。

模型1～6中，非農(nóng)就業(yè)密度（dense）（技術(shù)外部性）變量前的系數(shù)在5%的顯著水平上為負(fù)，其平方項(xiàng)在1%的水平上顯著為負(fù)值，這個(gè)結(jié)果說明了非農(nóng)就業(yè)密度對(duì)地區(qū)職工工資的影響具有非線性性，即具有“門檻”效應(yīng)。對(duì)上述結(jié)論的一個(gè)解釋是，在勞動(dòng)密度提高的過程中具有兩種不同的效應(yīng)：一個(gè)是由此產(chǎn)生的技術(shù)外部性對(duì)于工資的正效應(yīng)；另一個(gè)是由于勞動(dòng)力供給的增加對(duì)工資的負(fù)效應(yīng)就業(yè)密度低于門檻值時(shí)負(fù)效應(yīng)大于正效應(yīng)，就業(yè)密度越過門檻值時(shí)正效應(yīng)要大于負(fù)效應(yīng)。

四、經(jīng)濟(jì)集聚和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的門檻效應(yīng)分析

（一）兩個(gè)理論假說

“倒U型假說”：Williamson提出經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期，交通、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施還很落后，此時(shí)集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)最大，而當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定的程度，隨著基礎(chǔ)設(shè)施的不斷完善以及市場(chǎng)的不斷擴(kuò)展，擁擠外部性、高成本和犯罪的出現(xiàn)使經(jīng)濟(jì)趨于分散，此時(shí)集聚對(duì)增長(zhǎng)的效應(yīng)很小，甚至不利于增長(zhǎng)。

“對(duì)外開放假說”：Krugman和 Elizondo于1996年提出該模型闡述的結(jié)論是：在發(fā)展中國(guó)家中出現(xiàn)了很多諸如墨西哥城這樣的大型城市，這種現(xiàn)象主要是源于發(fā)展中國(guó)家的進(jìn)口替代政策，使國(guó)家的制造業(yè)只服務(wù)于國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，這樣制造業(yè)的前向聯(lián)系和后向聯(lián)系的效應(yīng)更強(qiáng)；當(dāng)發(fā)展中國(guó)家的對(duì)外政策發(fā)生轉(zhuǎn)變，即隨著貿(mào)易自由度的增大，這種關(guān)聯(lián)效應(yīng)就會(huì)相應(yīng)的減弱，進(jìn)而會(huì)限制大型城市的規(guī)模。簡(jiǎn)單表達(dá)，即封閉經(jīng)濟(jì)較開放經(jīng)濟(jì)更容易受到內(nèi)部地理（集聚）的影響，稱作“對(duì)外開放假說”。

（二）面板門檻回歸和計(jì)量模型的設(shè)定

本文的模型構(gòu)建于Hansen的面板數(shù)據(jù)門檻模型基礎(chǔ)之上［4］。Hansen建議采用兩階段最小二乘法來估計(jì)面板門限模型。首先對(duì)于給定的門檻值計(jì)算相應(yīng)的殘差平方和（SRR），然后選擇最小的殘差平方和所對(duì)應(yīng)的門檻值γ，再利用門檻值γ來估計(jì)模型中不同區(qū)間的系數(shù)，并給出相關(guān)的解釋和分析。

采用最小二乘法來估計(jì)γ，具體兩個(gè)步驟：其一，對(duì)于給定的γ，用普通最小二乘法得到β的一致估計(jì)量，也得到相應(yīng)的殘差平方和；其二，選擇＾γ使殘差平方和SSR最小，得到β。

檢驗(yàn)門檻效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上是否顯著。對(duì)于是否存在“門檻效應(yīng)”，H0：β1＝β2，在原假設(shè)成立的條件下式（6）就變成：

仍然采用OLS來估計(jì)參數(shù)β，得到SSR和SSR1，［SSR1－SSR（＾γ）］越大，則表明滿足約束條件下的殘差平方和增長(zhǎng)得越多，拒絕原假設(shè)。

根據(jù)上面的方式，可以得到多重門檻的檢驗(yàn)情況，在假設(shè)存在m個(gè)門檻的基礎(chǔ)上檢驗(yàn)是否存在第（m＋1）個(gè)門檻，直到（m＋1）個(gè)門檻值不顯著時(shí)停止，最終可以確定m個(gè)門檻值。借鑒Brülhart等人的做法，本文設(shè)定的面板門檻回歸模型如下：

式（8）、式（9）中被解釋變量irpgdp表示地區(qū)的人均GDP的增長(zhǎng)率；lagpgdp是滯后一期的地區(qū)人均GDP，trade是貿(mào)易自由度，這也是所選擇的兩個(gè)門檻變量。

（三）數(shù)據(jù)來源和指標(biāo)選取

本文所使用的樣本來自2002—2012年中國(guó)30個(gè)?。ㄊ校┑拿姘鍞?shù)據(jù)（剔除西藏），共計(jì)300組。數(shù)據(jù)來源為《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)區(qū)域統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

各變量的定義如下：irpgdp為地區(qū)的人均GDP增長(zhǎng)率；lagpgdp為滯后一期的地區(qū)人均GDP，用以反映期初經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響；dense為非農(nóng)就業(yè)密度，此指標(biāo)所關(guān)注的是一個(gè)重要的解釋變量，對(duì)于這個(gè)代理變量的選取解釋如下：在度量區(qū)域經(jīng)濟(jì)集聚指標(biāo)的選取上，Ciccone首次使用了非農(nóng)就業(yè)密度這個(gè)指標(biāo)來度量“規(guī)模報(bào)酬遞增地方化”，檢驗(yàn)了地方化規(guī)模報(bào)酬遞增（產(chǎn)業(yè)集聚的源泉）對(duì)地區(qū)勞動(dòng)生產(chǎn)率（度量地區(qū)間差異）的影響，筆者借鑒了Ciccone中對(duì)經(jīng)濟(jì)集聚程度的刻畫方式，采用“非農(nóng)就業(yè)密度”指標(biāo)和“人口密度”［12，15］。由于中國(guó)的區(qū)域集聚通常與工業(yè)與服務(wù)業(yè)的集聚水平相關(guān)，所以本文采用“非農(nóng)就業(yè)密度”代理變量作為地區(qū)經(jīng)濟(jì)集聚程度的度量；tsinv表示全社會(huì)固定資產(chǎn)投資占GDP的比重，根據(jù)新古典增長(zhǎng)理論，投資的增長(zhǎng)被看做資本深化的過程，人均資本存量的增長(zhǎng)將有效的提高生產(chǎn)效率，而且新技術(shù)往往蘊(yùn)含在資本品之中，投資的過程也是物化技術(shù)得到應(yīng)用的過程；變量fis為財(cái)政支出占GDP的比重；fdi是實(shí)際直接利用外商投資額占GDP的比重；edu表示地區(qū)的人力資本水平，采用居民平均受教育年限來衡量，在具體計(jì)算時(shí)將小學(xué)、初中、高中和大專以上的受教育年限分別記為6年、9年、12年和16年；trade為地區(qū)的貿(mào)易自由度，采用該地區(qū)進(jìn)出口總值除以該地區(qū)的GDP。

（四）門檻效應(yīng)檢驗(yàn)及回歸結(jié)果分析

先確定門檻的個(gè)數(shù)以便確定模型的形式。假設(shè)檢驗(yàn)的內(nèi)容主要包括兩個(gè)方面：一是門檻效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)，二是門檻估計(jì)值的真實(shí)性檢驗(yàn)。

第一個(gè)檢驗(yàn)的原假設(shè)是：H0：β1＝β2，其檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量是：，其中SSR1是滿足原假設(shè)的殘差平方和；SSR（＾γ）是沒有約束下的殘差平方和是對(duì)擾動(dòng)項(xiàng)方差的一致估計(jì)，如果拒絕，則可進(jìn)一步對(duì)門檻值進(jìn)行檢驗(yàn)。第二個(gè)檢驗(yàn)的原假設(shè)是，此時(shí)檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量是：。對(duì)于F統(tǒng)計(jì)量，其1分布是非標(biāo)準(zhǔn)的，所以Hansen建議采用“自抽樣法”來獲得漸進(jìn)分布，進(jìn)而構(gòu)造出“P值”。同時(shí)，似然比統(tǒng)計(jì)量LR1（＾γ）也是非標(biāo)準(zhǔn)的，但Hansen也提供了計(jì)算其非拒絕域的方式①Hansen指出：在1－α的置信水平上的“非拒絕域”，是指一系列滿足的γ值。。表3和表4分別給出了兩個(gè)門檻變量的第一個(gè)檢驗(yàn)的結(jié)果。

表3 門檻（lagpgdp）效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)表

從表3中可以看到滯后一期的人均GDP水平的雙重門檻效應(yīng)在5%的水平上是顯著的，所以式（8）的設(shè)定是正確的。

從表4可知，貿(mào)易自由度水平的單一門檻效應(yīng)在10%的水平上是顯著的，而雙重門檻效應(yīng)在10%的水平上是不顯著的，所以式（9）的設(shè)定是正確的。表5給出了兩個(gè)門檻變量的門檻值的估計(jì)結(jié)果。

表4 門檻（trade）效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)表

表5 門檻值估計(jì)結(jié)果表

圖2給出了兩個(gè)門檻變量的門檻值的估計(jì)結(jié)果和置信區(qū)間的構(gòu)成情況，其中門檻的估計(jì)值是指似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR1為零時(shí)所對(duì)應(yīng)的γ的取值。

圖2 門檻估計(jì)值圖

模型（8）和（9）的估計(jì)結(jié)果見表6：表6中第2列的模型1是對(duì)式（9）的估計(jì)結(jié)果；表6中第3列的模型2是對(duì)式（8）的估計(jì)結(jié)果，估計(jì)過程中使用了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差以減少異方差的影響。

表6 基于內(nèi)生門檻回歸模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果表

從表6中可知，模型1、模型2中滯后一期的人均GDP前的系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)值，這個(gè)結(jié)果說明近10年來中國(guó)各個(gè)?。ㄊ校┑慕?jīng)濟(jì)發(fā)展所體現(xiàn)出的收斂性。全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的系數(shù)在1%的水平上顯著為正；居民人均受教育年限的估計(jì)系數(shù)為正，但是在10%的水平上不顯著顯著；Fdi變量的估計(jì)系數(shù)為正，但是在10%的水平上并不顯著，說明實(shí)際利用外商投資額占GDP的比重對(duì)于短期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在統(tǒng)計(jì)上并不明顯；Fis變量的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平上為負(fù)值，其解釋是財(cái)政支出的增長(zhǎng)會(huì)有兩個(gè)方面的效果：一是擴(kuò)大基礎(chǔ)設(shè)施方面的投資，這樣可以提高經(jīng)濟(jì)效率進(jìn)而降低交易的成本；二是意味著地方政府對(duì)地方經(jīng)濟(jì)干預(yù)程度的加深，影響資源配置的效率。中國(guó)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)已經(jīng)達(dá)到了一定的水平，地方政府推動(dòng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的相對(duì)重要性也在不斷的減弱，回歸結(jié)果也顯示了這兩個(gè)方面的力量的權(quán)衡，表現(xiàn)出了地方政府干預(yù)程度的加深，在某種程度上式阻礙了資源的有效配置。

從表6的第2列中可知，當(dāng)滯后一期的人均GDP小于15 219元時(shí)，即人均GDP水平位于區(qū)間1中，非農(nóng)就業(yè)密度每增加1個(gè)單位；均GDP的增長(zhǎng)率提高0．764 2個(gè)單位；當(dāng)人均GDP跨過門檻值15 219元，即人均GDP位于區(qū)間2時(shí)，非農(nóng)就業(yè)密度每增加1個(gè)單位，人均GDP的增長(zhǎng)率提高3．009個(gè)單位；當(dāng)人均GDP跨過門檻值15 876元，即人均GDP位于區(qū)間3時(shí)，非農(nóng)就業(yè)密度每增加1個(gè)單位，人均GDP的增長(zhǎng)率提高1．214 9個(gè)單位。分析結(jié)果表明，用非農(nóng)就業(yè)密度度量的地區(qū)經(jīng)濟(jì)集聚水平對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)確實(shí)具有正向的推動(dòng)作用，但同時(shí)這種推動(dòng)作用的影響程度會(huì)受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平滯后的人均GDP的制約，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平達(dá)到一定的層次之后，存在著 Williamson所提到的集聚不經(jīng)濟(jì)。盡管隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，經(jīng)濟(jì)集聚所帶來的增長(zhǎng)效應(yīng)有所減小，但是經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響仍為正效應(yīng)，即仍處于Williamson“倒U型”曲線的左側(cè)。

從表6的第3列中可知，當(dāng)貿(mào)易自由度小于0．485時(shí)，即貿(mào)易自由度位于區(qū)間1中，非農(nóng)就業(yè)密度每增加1個(gè)單位，人均GDP增長(zhǎng)率提高1．868 4個(gè)單位；地區(qū)的貿(mào)易自由度水平就跨過門檻值0．485，即貿(mào)易自由度位于區(qū)間2時(shí)，非農(nóng)就業(yè)密度每增加1個(gè)單位，人均GDP的增長(zhǎng)率提高1．024 2個(gè)單位。分析結(jié)果表明，用非農(nóng)就業(yè)密度度量的地區(qū)經(jīng)濟(jì)集聚水平對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)確實(shí)具有正向的推動(dòng)作用，但同時(shí)這種推動(dòng)作用的影響程度會(huì)受到貿(mào)易自由度水平大小的影響，即貿(mào)易自由度較高的地區(qū)較貿(mào)易自由度較低的封閉地區(qū)，經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向促進(jìn)作用有所減小，結(jié)果符合Krugman和Elizondo的“對(duì)外開放假說”，并與前面的市場(chǎng)范圍假說所表達(dá)的含義是一致的。

五、結(jié)論與建議

對(duì)于工資效應(yīng)的檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果表明國(guó)內(nèi)市場(chǎng)潛能對(duì)地區(qū)工資的正向效應(yīng)是十分顯著的；就業(yè)密度外部性對(duì)地區(qū)工資均具有“門檻”效應(yīng)；在全國(guó)樣本中，出口開放規(guī)模與國(guó)內(nèi)市場(chǎng)潛能的交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，而中西部地區(qū)出口開放規(guī)模以及出口開放規(guī)模與國(guó)內(nèi)市場(chǎng)潛能的交互項(xiàng)系數(shù)在10%的水平下均不顯著，該結(jié)論符合市場(chǎng)范圍假說。對(duì)于增長(zhǎng)效應(yīng)的檢驗(yàn)，門檻模型的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，用非農(nóng)就業(yè)密度度量的地區(qū)經(jīng)濟(jì)集聚水平對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)確實(shí)具有正向的推動(dòng)作用，但同時(shí)這種推動(dòng)作用的影響程度會(huì)受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平即滯后的人均GDP的制約；貿(mào)易自由度較高的地區(qū)較貿(mào)易自由度較低的封閉地區(qū)，經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向促進(jìn)作用有所減小，這個(gè)結(jié)果符合 “對(duì)外開放假說”，并且也從側(cè)面驗(yàn)證了市場(chǎng)范圍假說的正確性。

本文政策含義明顯：首先，經(jīng)濟(jì)集聚仍然是提升區(qū)域核心競(jìng)爭(zhēng)力的重要戰(zhàn)略，是促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量。東部沿海地區(qū)借助地理上的優(yōu)勢(shì)，面對(duì)更大范圍的市場(chǎng)需求，而中西部地區(qū)則受分工模式的影響更大，因此中西部地區(qū)在市場(chǎng)潛能方面的欠缺并不能通過國(guó)外市場(chǎng)范圍來有效地彌補(bǔ)。這種情況下，地方政府不可盲目地發(fā)展一些并非適合本地優(yōu)勢(shì)的戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)，這樣做的結(jié)果可能并不會(huì)縮小地區(qū)間的差距，因?yàn)槭袌?chǎng)的分割會(huì)阻礙集聚效應(yīng)的發(fā)揮，而“中心”地區(qū)可以借助國(guó)外市場(chǎng)的需求來進(jìn)行彌補(bǔ)，這種損失對(duì)于“中心”地區(qū)的危害程度要遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于“外圍”地區(qū)。其次，經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響仍為正效應(yīng)，即仍處于Williamson“倒U型”曲線的左側(cè)，如果試圖在經(jīng)濟(jì)集聚還沒有達(dá)到應(yīng)有水平的條件下，通過經(jīng)濟(jì)分散的政策來追求地區(qū)間的平衡發(fā)展，勢(shì)必會(huì)喪失經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的推動(dòng)力和競(jìng)爭(zhēng)力。第三，促進(jìn)集聚可以保證獲得更多的財(cái)政收入和地區(qū)間實(shí)施公共服務(wù)平等化政策的順利實(shí)施，同時(shí)也可以加強(qiáng)政府在東部與中西部地區(qū)之間的橫向轉(zhuǎn)移支付力度，這樣才能更好地將“中心”地區(qū)的“集聚租”補(bǔ)償給“外圍”地區(qū)。最后，集聚效應(yīng)也不會(huì)一直發(fā)揮促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，隨著人口和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的集聚，也會(huì)出現(xiàn)抵消集聚效應(yīng)的“擁擠效應(yīng)”，因此地方政府應(yīng)妥善處理交通擁擠、環(huán)境污染以及土地和勞動(dòng)力價(jià)格上升的各種“擁擠效應(yīng)”，以保證經(jīng)濟(jì)集聚效應(yīng)最大程度的發(fā)揮。

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