一 引 言

大國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和發(fā)展過程普遍存在明顯的區(qū)域性特征，這種現(xiàn)象在中國尤為顯著。改革開放以后，受中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略傾斜的影響，東部地區(qū)獲得諸多政策紅利，各類生產(chǎn)要素集聚于此，迅速推動了東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚與發(fā)展。與其同時，中西部地區(qū)在經(jīng)濟(jì)水平、結(jié)構(gòu)、規(guī)模等方面卻明顯滯后于東部，并且差距越來越大。因此，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的戰(zhàn)略下，產(chǎn)業(yè)空間的均衡分布成為新時代中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展亟待解決的課題。

產(chǎn)業(yè)分布是一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要內(nèi)容，產(chǎn)業(yè)空間分布的調(diào)整意味著生產(chǎn)資源要在流動中重新配置，而引導(dǎo)生產(chǎn)資源流動的最主要因素就是資本要素流動?，F(xiàn)有研究表明，地區(qū)間持續(xù)擴(kuò)大的資本要素分布差距已成為影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要原因(Richard et al.，2003)[1]。金融部門作為資本要素融通的媒介，無疑在塑造區(qū)域產(chǎn)業(yè)空間均衡分布的過程中扮演重要角色。

受McKinnon(1973)[2]和Shaw(1973)[3]提出的金融深化論和金融抑制論的影響，現(xiàn)有研究多將金融的“地理區(qū)位”作“同質(zhì)性”處理，但實(shí)際上區(qū)域金融在諸多方面存在明顯差異，其中，制度環(huán)境差異是重要的組成部分。對經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期的中國而言，整體上實(shí)行統(tǒng)一的法律制度和經(jīng)濟(jì)規(guī)則，但由于文化傳統(tǒng)、地理因素和市場發(fā)育程度不同，受市場分割等諸多制度約束的作用，中國各地區(qū)的制度環(huán)境仍有較大差異。這意味著各地區(qū)之間金融契約執(zhí)行效率存在差距，金融契約執(zhí)行效率低的地區(qū)資本收益率降低，從而造成各地區(qū)產(chǎn)業(yè)分布的不均衡和資源誤配，直接影響地區(qū)之間要素的均衡配置和經(jīng)濟(jì)效率。

目前，中國企業(yè)主要通過向銀行借款籌集資本。在金融契約執(zhí)行效率較高的地區(qū)，企業(yè)會有效執(zhí)行與銀行簽訂的金融合約，依約還本付息。良好的金融契約執(zhí)行效率會提高企業(yè)的信用水平，銀行也會相應(yīng)地降低風(fēng)險溢價，提供優(yōu)惠的貸款利率。因此，在金融契約執(zhí)行效率較高的地區(qū)，低利率促進(jìn)了企業(yè)投資并吸引資本要素流入，從而推動產(chǎn)業(yè)向該地區(qū)聚集。分析現(xiàn)有文獻(xiàn)，學(xué)者們大多忽視了中國區(qū)域金融契約執(zhí)行效率存在的顯著差異。事實(shí)上，以金融契約執(zhí)行效率為代表的制度因素也是長期影響資本區(qū)位選擇和產(chǎn)業(yè)分布的重要因素。

綜上，本文基于資本區(qū)位選擇和實(shí)體產(chǎn)業(yè)空間分布受制于區(qū)際金融契約執(zhí)行效率的理論分析，在新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)研究框架中引入金融部門，并將企業(yè)和金融部門之間的不完全契約納入模型，著重考察金融契約執(zhí)行效率區(qū)際差異如何通過資本收益率影響資本的區(qū)位選擇以及由此所導(dǎo)致的實(shí)體產(chǎn)業(yè)空間分布問題。從空間視角揭示金融契約執(zhí)行效率影響下相對市場規(guī)模也即支出空間分布對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的微觀作用機(jī)制，進(jìn)而彌補(bǔ)現(xiàn)有研究在此方面的不足。在理論架構(gòu)基礎(chǔ)上，運(yùn)用2005-2014年中國省級面板數(shù)據(jù)對模型結(jié)論進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，最后，給出相應(yīng)的對策啟示。

二 理論模型

(一)基本假設(shè)

本文參照新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)自由資本模型(安虎森，2009)[4]，納入金融部門后構(gòu)造一個兩地區(qū)(地區(qū)j=1, 2)、三部門(農(nóng)業(yè)、實(shí)體產(chǎn)業(yè)以及金融部門)、兩要素(勞動力和資本)的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)。分析基于如下假設(shè)：(1)兩個地區(qū)擁有相同的初始要素稟賦，同時在偏好、技術(shù)水平和貿(mào)易開放程度方面對稱。(2)農(nóng)業(yè)部門僅使用勞動力生產(chǎn)同質(zhì)的農(nóng)產(chǎn)品，完全競爭且規(guī)模收益不變，農(nóng)產(chǎn)品在區(qū)域間無交易成本；實(shí)體產(chǎn)業(yè)部門同時使用勞動力和資本生產(chǎn)異質(zhì)的實(shí)體產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品，壟斷競爭且規(guī)模收益遞增，實(shí)體產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的區(qū)際貿(mào)易存在冰山成本τ(τ>1)，且在區(qū)域間對等；金融部門作為資本融通的中介，為企業(yè)運(yùn)營調(diào)度資金，并設(shè)計區(qū)際間有差異、區(qū)域內(nèi)無差異的金融合約。(3)勞動力只在區(qū)域內(nèi)轉(zhuǎn)移；資本則無此限制，以金融合約為載體，以追求收益最大化為目標(biāo)，可在區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間自由流動。(4)金融合約由金融部門提供，供實(shí)體產(chǎn)業(yè)部門生產(chǎn)使用，但資本收益由資本所有者獲得，即資本收入全部返回到資本原來的所在地。(5)本文假定金融合約僅是充當(dāng)資本要素流動的載體，所以其生產(chǎn)過程不會產(chǎn)生其他額外成本。

(二)經(jīng)濟(jì)主體行為

1.消費(fèi)者

經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中代表性消費(fèi)者消費(fèi)同質(zhì)的農(nóng)產(chǎn)品和異質(zhì)的實(shí)體產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品，其效用函數(shù)為：

(1)

其中，A和M分別表示消費(fèi)者對農(nóng)產(chǎn)品和實(shí)體產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品組合的需求量，μ(0<μ<1)為消費(fèi)者對實(shí)體產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品組合的支出份額。σ(σ>1)為產(chǎn)品間的替代彈性。nw=n1+n2，表示經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)整體的實(shí)體產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品種類數(shù)。同理，n1和n2分別為1、2兩地區(qū)各自的實(shí)體產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品種類數(shù)量。

假定消費(fèi)者的所有收入全部用以消費(fèi)，同時以農(nóng)產(chǎn)品為計價物，即pA=1，則消費(fèi)者的預(yù)算約束函數(shù)為：

(2)

因此，代表性消費(fèi)者效用最大化的產(chǎn)品A、M和ci的需求為：

(3)

2.農(nóng)業(yè)部門與實(shí)體產(chǎn)業(yè)部門

農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)無固定投入，每單位產(chǎn)出僅需aA單位的勞動力。實(shí)體產(chǎn)業(yè)部門每個企業(yè)使用一單位的資本作為固定投入，且每單位產(chǎn)出需要am單位的勞動力。此外，假定資本的使用費(fèi)用受地區(qū)金融契約執(zhí)行效率的影響，則企業(yè)的成本函數(shù)為：

(4)

其中，i=1, 2, …，nw；j=1, 2；πj是地區(qū)j實(shí)體產(chǎn)業(yè)部門對金融資本的使用費(fèi)用，即資本收益率；wL為勞動力的報酬；rj表示企業(yè)為使用金融資本而向金融部門所支付的費(fèi)用比率，即金融合約的價格，xi為產(chǎn)品數(shù)量。

(5)

在供給市場，企業(yè)面臨利潤最大化的定價決策，即：

(6)

分析可知，均衡時經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)所有企業(yè)的工資率都相同，則經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)所有企業(yè)的產(chǎn)品價格與i無關(guān)，即均衡時經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)每一種實(shí)體產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的價格都相等。從而，由式(5)可知，同一地區(qū)企業(yè)的產(chǎn)出量與i無關(guān)，即均衡時同一地區(qū)的每一種實(shí)體產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的產(chǎn)出量都相等。

3.金融部門

金融部門為企業(yè)生產(chǎn)調(diào)度資金，假設(shè)其是競爭性的并且經(jīng)營過程中無額外成本，從而金融部門保持零利潤。由于資本收益率為πj，且實(shí)體產(chǎn)業(yè)部門在生產(chǎn)過程中只使用一單位資本，因此資本所有者所得報酬為πj，該部分需要企業(yè)在組織生產(chǎn)之前向金融部門借貸融資。金融部門向企業(yè)提出的貸款利率為rj，則企業(yè)需要向金融部門支付的貸款使用成本為rjπj。因此，實(shí)體產(chǎn)業(yè)部門企業(yè)使用資本的總成本為(1+rj)πj，即資本收益與貸款成本之和。令Rj=1+rj為金融部門總貸款利率，則可將式(4)改寫為：

(7)

本文參照李俊青等(2017)[5]的做法，由不完全契約機(jī)制引入金融契約執(zhí)行效率缺陷。此時，金融部門的事后收入變?yōu)棣羓Rjπj。αj(0≤αj≤1)衡量了j地區(qū)金融契約執(zhí)行效率的高低。同時，作為金融部門事后可收回的本息比例，αj越大表明j地區(qū)金融契約執(zhí)行效率越高，企業(yè)與金融部門之間的契約執(zhí)行力越強(qiáng)，金融部門在事后可收回收益的比例也就越高。至于剩余部分(1-αj)Rjπj的歸屬，簡單起見，假定實(shí)體產(chǎn)業(yè)部門企業(yè)和金融部門經(jīng)過博弈各得一半，則金融部門事后的總收益為:

(8)

(9)

(10)

可以看出，在不完全契約機(jī)制下，企業(yè)的融資成本與地區(qū)金融契約執(zhí)行效率呈明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系。地區(qū)金融契約執(zhí)行效率的改善有助于降低貸款利率，從而減輕實(shí)體產(chǎn)業(yè)部門企業(yè)融資的成本負(fù)擔(dān)。

(三)資本收益

在壟斷競爭情況下，企業(yè)獲得零超額利潤，即：

(11)

同時，由式(6)可得企業(yè)利潤最大化的定價策略為加成定價：

p=amwL/(1-1/σ)

(12)

所以，資本收益率表達(dá)式為：

(13)

地區(qū)1、2的企業(yè)份額為：

(14)

地區(qū)1、2的相對市場規(guī)模為：

(15)

下面，分別計算兩地區(qū)的實(shí)體產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品價格指數(shù)：

(16)

(17)

把式(16)和式(17)代入πj的表達(dá)式(13)中，則：

(18)

(19)

(20)

(21)

(四)相對市場規(guī)模

由于本文模型不存在儲蓄，則經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的總收入Ew又等于總收入，其具體形式為：

Ew=wLLw+n1π1R1+n2π2R2

(22)

(23)

(24)

(五)長期均衡

根據(jù)長期資本流動方程：

(25)

(26)

由兩地區(qū)資本收益函數(shù)、價格指數(shù)及支出份額可得到長期均衡時新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)中所說的nn曲線，即在不存在資本流動激勵的條件下(π1=π2)，產(chǎn)業(yè)空間分布sn與相對市場規(guī)模sE的關(guān)系。上述方程存在非線性關(guān)系，無法給出相應(yīng)的顯性解，只能通過Matlab數(shù)值模擬的形式對其進(jìn)行考察，分析在不同金融契約執(zhí)行效率α作用下產(chǎn)業(yè)空間分布sn與相對市場規(guī)模sE的關(guān)系。

當(dāng)兩個地區(qū)初始條件對稱時，nn曲線必然會經(jīng)過(0.5,0.5)，并且關(guān)于該點(diǎn)對稱。但是當(dāng)兩個地區(qū)的金融契約執(zhí)行效率不一致時，便會打破這種對稱結(jié)構(gòu)，nn曲線不僅會發(fā)生平移甚至還會發(fā)生轉(zhuǎn)動。

1.α1≥α2。令貿(mào)易自由度φ=0.2，地區(qū)2的金融契約執(zhí)行效率α2=0，地區(qū)1在不同金融契約執(zhí)行效率參數(shù)α1下，產(chǎn)業(yè)空間分布sn與相對市場規(guī)模sE的關(guān)系如圖1所示。

當(dāng)α1=0時，兩個地區(qū)初始條件相同，則這兩個地區(qū)完全對稱，此時的nn曲線經(jīng)過(0.5,0.5)，且關(guān)于該點(diǎn)對稱；當(dāng)α1的取值逐漸增大時，nn曲線整體向左平移，這是因?yàn)榈貐^(qū)1的金融契約執(zhí)行效率高于地區(qū)2，隨著地區(qū)1與地區(qū)2金融契約執(zhí)行效率差距的正向擴(kuò)大，且在地區(qū)1相對市場規(guī)模不變的情況下，地區(qū)1的資本份額必然會增大；同時，隨著地區(qū)1金融契約執(zhí)行效率的提高，nn曲線的斜率變大，即市場接近效應(yīng)的邊際效果增強(qiáng)，兩者的共同作用將進(jìn)一步擴(kuò)大地區(qū)1的市場接近效應(yīng)。

圖1 當(dāng)α2=0時不同α1值下sn與sE的關(guān)系

2.α1≤α2。令貿(mào)易自由度φ=0.2，地區(qū)2的金融契約執(zhí)行效率α2=1，地區(qū)1在不同的金融契約執(zhí)行效率參數(shù)α1下，產(chǎn)業(yè)空間分布sn與相對市場規(guī)模sE的關(guān)系如圖2所示。

圖2 當(dāng)α2=1時不同α1值下sn與sE的關(guān)系

當(dāng)α1=1時，兩個地區(qū)初始條件相同，則這兩個地區(qū)完全對稱，此時的nn曲線經(jīng)過(0.5,0.5)，且關(guān)于該點(diǎn)對稱；當(dāng)α1的取值逐漸減小時，nn曲線整體向右平移，這是因?yàn)榈貐^(qū)1的金融契約執(zhí)行效率低于地區(qū)2，隨著地區(qū)1與地區(qū)2金融契約執(zhí)行效率差距的負(fù)向擴(kuò)大，且在地區(qū)1相對市場規(guī)模不變的情況下，地區(qū)1的資本份額必然會減?。坏谴藭r，隨著地區(qū)1金融契約執(zhí)行效率的降低，nn曲線的斜率反而變大，即市場接近效應(yīng)的邊際效果反而增強(qiáng)，兩者的共同作用將進(jìn)一步減弱地區(qū)1的市場接近效應(yīng)。

3.為了做進(jìn)一步驗(yàn)證，將地區(qū)2的金融契約執(zhí)行效率取一中間值，即令貿(mào)易自由度φ=0.2，不失一般性將地區(qū)2的金融契約執(zhí)行效率固定為α2=0.5，考察地區(qū)1在不同金融契約執(zhí)行效率參數(shù)α1下，產(chǎn)業(yè)空間分布sn與相對市場規(guī)模sE的關(guān)系，如圖3所示。

圖3 當(dāng)α2=0.5時不同α1值下sn與sE的關(guān)系

分析可知，圖3結(jié)果與圖1、2所述內(nèi)容相符。因此，可以得到如下結(jié)論：(1)對于金融契約執(zhí)行效率高的地區(qū)來說，隨著地區(qū)間金融契約執(zhí)行效率差距的正向擴(kuò)大，該地區(qū)的市場接近效應(yīng)進(jìn)一步增強(qiáng)；(2)對于金融契約執(zhí)行效率低的地區(qū)來說，隨著地區(qū)間金融契約執(zhí)行效率差距的負(fù)向擴(kuò)大，該地區(qū)的市場接近效應(yīng)進(jìn)一步減弱。

圖4 金融契約執(zhí)行效率作用圖

產(chǎn)業(yè)分布是一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要內(nèi)容，產(chǎn)業(yè)的均衡分布對于促進(jìn)區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展具有積極作用。在我國東、中、西部地區(qū)發(fā)展失衡的現(xiàn)狀下，中西部地區(qū)的相對市場規(guī)模明顯滯后于東部地區(qū)，且發(fā)展差距越來越大。同時，中國各地區(qū)的契約執(zhí)行效率等制度環(huán)境軟件也存在明顯差異。由王小魯?shù)?2016)[7]編制的中國分省份市場化指數(shù)中，體現(xiàn)契約執(zhí)行效率的“市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境”分項(xiàng)表明(金煜等，2016)[8]，全國范圍內(nèi)，2014年該分項(xiàng)的中位數(shù)為4.67，其中東部平均評分高達(dá)9.33，而中、西部僅為4.67和3.62。因此，中國區(qū)域金融契約執(zhí)行效率的巨大差距是否會如上文結(jié)論一樣，在增強(qiáng)東部市場接近效應(yīng)的同時減弱中西部市場接近效應(yīng)，從而在進(jìn)一步促進(jìn)產(chǎn)業(yè)向東部聚集的同時加劇東中西地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距？本文將在接下來的部分運(yùn)用中國省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)一步探究該問題。

三 計量模型

本文利用2005-2014年中國省級面板數(shù)據(jù)對上述理論分析進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)主要來源于《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》和WIND數(shù)據(jù)庫，用以考察在金融契約執(zhí)行效率影響下相對市場規(guī)模的產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)。

(一)實(shí)證模型

這里主要分析在金融契約執(zhí)行效率這一參數(shù)變量作用下，相對市場規(guī)模對產(chǎn)業(yè)集聚的影響，回歸模型設(shè)定為：

Snit=β0+β1Seit+β2Seit×fcnit+β3fdiit+β4fiit+β5humit+uit

(27)

其中，Snit為i省t年的產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)，Seit為i省t年的相對市場規(guī)模即支出份額，fcnit為i省t年的金融契約執(zhí)行效率，Seit×fcnit則表示i省t年的相對市場規(guī)模與金融契約執(zhí)行效率的交叉項(xiàng)[注]本文沒有將交叉項(xiàng)作為一個獨(dú)立變量進(jìn)入模型的原因在于：上文理論模型中，相對市場規(guī)模是產(chǎn)業(yè)集聚的主要決定因素，體現(xiàn)了金融契約執(zhí)行效率通過支出份額影響資本配置效率的機(jī)制，交叉項(xiàng)對于產(chǎn)業(yè)集聚的作用機(jī)制主要通過影響地區(qū)相對市場規(guī)模而間接實(shí)現(xiàn)，因此，模型設(shè)計是較為合理的。。此外，fdiit、fiit以及humit為控制變量，分別表示i省t年的對外開放度、固定資產(chǎn)投資占比和人力資本水平。uit表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

本文選取2005-2014年中國31個省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，在實(shí)際操作過程中，首先算出每個省份在所有年份金融契約執(zhí)行效率的平均值，然后根據(jù)平均值高低進(jìn)行排序。將平均值較高的10個省份列為第一個子樣本；剔除平均值最高的5個省份后剩下省份中平均值較高的10個省份列為第二個子樣本。同理將平均值較低的10個省份列為第三個子樣本；剔除平均值最低的5個省份后剩下省份中平均值較低的10個省份列為第四個子樣本，分別進(jìn)行回歸。前者度量的是高金融契約執(zhí)行效率地區(qū)參數(shù)變量的間接作用和影響，后者度量的是低金融契約執(zhí)行效率地區(qū)參數(shù)變量的間接作用和影響。在實(shí)證分析時，兩者具有相同的回歸模型見式(27)。

當(dāng)兩個地區(qū)金融契約執(zhí)行效率相同時，兩個地區(qū)金融契約執(zhí)行效率對參數(shù)變量的間接作用與影響相互抵消。所以，此時的回歸模型設(shè)定為：

Snit=β0+β1Seit+β2fdiit+β3fiit+β4humit+uit

(28)

其中，各變量含義同式(27)。

(二)指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源

1.產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)

參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文將從產(chǎn)業(yè)份額的角度構(gòu)建產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)[注]本文產(chǎn)業(yè)集聚度量的步驟為：首先分別計算出第二、三產(chǎn)業(yè)的份額占比，然后按照第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的增加值比重加總得出總的產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)Snit。，因此使用各省份各年度二、三產(chǎn)業(yè)占當(dāng)年全國二、三產(chǎn)業(yè)份額的加權(quán)平均值，以表征非農(nóng)產(chǎn)業(yè)集聚程度的被解釋變量Snit(殷廣衛(wèi)，2009)[9]。

2.相對市場規(guī)模

一般而言，社會零售總額代表社會總支出，所以本文采用各省份各年度的社會消費(fèi)品零售總額占當(dāng)年全國社會消費(fèi)品零售總額的份額以表征其相對市場規(guī)模(張輝等，2016)[10]。

3.金融契約執(zhí)行效率

本文將中國市場化指數(shù)報告(樊綱等，2011[11]；王小魯?shù)龋?016[7])中的“市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境”分項(xiàng)數(shù)據(jù)作為金融契約執(zhí)行效率的代理變量，用以估計各省份歷年的金融契約執(zhí)行效率，并統(tǒng)一以2008年為基期。

4.對外開放度

作為地區(qū)開放程度的重要衡量指標(biāo)，對外開放度一般采用FDI占地區(qū)GDP的比例來估計。一般而言，對外開放度的提高對產(chǎn)業(yè)集聚有顯著促進(jìn)作用(金煜等，2006[8]；冼國明和文東偉，2006[12]；倪鵬飛等，2014[13])。

5.固定資產(chǎn)投資

采用全社會固定資產(chǎn)投資與GDP的占比來衡量，一般來說，固定資產(chǎn)投資與產(chǎn)業(yè)集聚存在顯著的正相關(guān)。

6.人力資本

人力資本用以學(xué)歷為權(quán)重的各省從業(yè)人員份額加權(quán)平均衡量?，F(xiàn)有研究中人力資本對中國經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)集聚影響作用的結(jié)論不一。有的學(xué)者認(rèn)為具有明顯促進(jìn)作用(詹新宇，2012)[14]，也有學(xué)者認(rèn)為影響并不顯著(陳仲常和馬紅旗，2011)[15]，還有學(xué)者認(rèn)為人力資本與中國經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)集聚具有弱相關(guān)性甚至是負(fù)相關(guān)性(Poncet，2003)[16]。

(三)實(shí)證結(jié)果及分析

如表1所示，本文所有變量經(jīng)過LLC檢驗(yàn)均平穩(wěn)。經(jīng)Hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)[注]Hausman檢驗(yàn)的Chi2為17.34，在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，即采用固定效應(yīng)模型。，適宜采用固定效應(yīng)模型，估計結(jié)果如表2所示。

表1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

注：*、**、***分別代表0.1、0.05和0.01的顯著性水平。

表2 固定效應(yīng)模型估計結(jié)果

(續(xù)上表)

注：括號內(nèi)為Z統(tǒng)計量，*、**、***分別代表0.1、0.05和0.01的顯著性水平。下同。

在表2中，模型1估計全樣本，模型2、3、4、5分別估計第一、二、三、四個子樣本。由表2可見，Se的估計系數(shù)均顯著為正，意味著相對市場規(guī)模的提高有助于區(qū)域?qū)嶓w產(chǎn)業(yè)集聚，驗(yàn)證了市場接近效應(yīng)的存在。與預(yù)期一致，總體上fdi和fi提高均能深化產(chǎn)業(yè)的集聚程度。但在模型4和模型5中，fdi和fi的系數(shù)為負(fù)，究其原因，模型4和模型5估計的是金融契約執(zhí)行效率較低和次低的子樣本，一般而言金融契約執(zhí)行效率低的地區(qū)多為市場化程度相對較低的欠發(fā)達(dá)地區(qū)，發(fā)展較為落后，對外開放度不高并且固定資產(chǎn)投資占比相對較高，從而導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)集聚份額也相對較低。人力資本水平與產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)的正相關(guān)性，也說明了其對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)集聚的促進(jìn)作用。

模型1中，Se的估計系數(shù)為1.1048。模型2考慮較高金融契約執(zhí)行效率的影響，在fcn的平均水平上，Se對產(chǎn)業(yè)集聚影響的估計系數(shù)為1.1885(1.2350-0.0063×7.3758)[注]含有交互作用項(xiàng)的模型參考Wooldridge(2004)[17]的論述。；同時在fdi、fi、hum的平均水平上，模型2縱軸截距為0.0524。模型3考慮次高金融契約執(zhí)行效率的影響，在fcn的平均水平上，Se對產(chǎn)業(yè)集聚影響的估計系數(shù)為0.9637；同時在fdi、fi、hum的平均水平上，模型3縱軸截距為0.0005。顯然，模型2的縱軸截距和斜率都大于模型3的縱軸截距和斜率，表示較高金融契約執(zhí)行效率子樣本的回歸曲線較次高金融契約執(zhí)行效率子樣本的回歸曲線向左移動的同時斜率變大。因此，在其他條件不變的情況下，隨著高金融契約執(zhí)行效率地區(qū)金融契約執(zhí)行效率的提高，可以加劇地區(qū)間產(chǎn)業(yè)的集聚趨勢。但是在模型4和模型5中，交叉項(xiàng)作用不顯著，即在低金融契約執(zhí)行效率地區(qū)中，金融契約執(zhí)行效率對產(chǎn)業(yè)集聚的間接影響解釋有限。究其原因，筆者估計中國地區(qū)金融契約執(zhí)行效率對產(chǎn)業(yè)集聚的間接影響也可能存在門檻效應(yīng)，只有當(dāng)一個地區(qū)的金融契約執(zhí)行效率達(dá)到一定的門檻值時，金融契約執(zhí)行效率才能通過相對市場規(guī)模對產(chǎn)業(yè)集聚水平產(chǎn)生顯著影響。這并不說明金融契約執(zhí)行效率的改善對于低金融契約執(zhí)行效率地區(qū)毫無意義。一般而言，金融契約執(zhí)行效率高的地區(qū)多為發(fā)達(dá)地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，相對市場規(guī)模較大，在純粹市場力量的作用下，隨著金融契約執(zhí)行效率的提高，市場接近效應(yīng)愈加明顯，這樣會進(jìn)一步擴(kuò)大區(qū)域間產(chǎn)業(yè)分布的不均衡，拉大區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，加劇發(fā)達(dá)地區(qū)由于相對市場規(guī)模所產(chǎn)生的“馬太效應(yīng)”。因此，欠發(fā)達(dá)地區(qū)更應(yīng)該著力改善地區(qū)金融契約效率環(huán)境，即使金融契約執(zhí)行效率作用存在門檻效應(yīng)，但是通過地區(qū)金融契約執(zhí)行效率的改善卻可大大緩解由于發(fā)達(dá)地區(qū)相對市場規(guī)模所產(chǎn)生的“馬太效應(yīng)”。綜上，政府的有效干預(yù)和和實(shí)行有區(qū)域差異的制度政策，有助于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。對于金融契約執(zhí)行效率低下的區(qū)域而言，其意義愈加突顯。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

因?yàn)榻?jīng)濟(jì)因素的變化存在一定的慣性，所以模型可能存在內(nèi)生性問題。因此，本文采用兩階段系統(tǒng)廣義矩估計(Two-step System-GMM)模型，通過引進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)的一階滯后項(xiàng)構(gòu)建動態(tài)面板模型予以克服。在提高模型估計精度的同時，檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。即：

Snit=β0+β1Snt-1+β2Seit+β3Seit×fcnit+β4fdiit+β5fiit+β6humit+uit

(29)

Snit=β0+β1Snt-1+β2Seit+β3fdiit+β4fiit+β5humit+uit

(30)

回歸結(jié)果見表3，結(jié)果顯示本地相對市場規(guī)模等解釋變量估計系數(shù)的正負(fù)與表2基本一致，再次證實(shí)了金融契約執(zhí)行效率通過本地相對市場規(guī)模對產(chǎn)業(yè)集聚的間接影響，并且具有良好的穩(wěn)健性。

表3 兩階段系統(tǒng)廣義矩估計的回歸結(jié)果

四 結(jié)論與啟示

在新時代區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的背景下,如何借助制度的力量促進(jìn)產(chǎn)業(yè)的均衡分布有著極其重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文在新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)框架下，以FC模型為基礎(chǔ)構(gòu)建理論模型,著重考察了不完全契約機(jī)制下的資本區(qū)位選擇及由此導(dǎo)致的產(chǎn)業(yè)空間分布問題。研究結(jié)果表明，地區(qū)金融契約執(zhí)行效率的降低會顯著擴(kuò)大金融部門的貸款利率，從而企業(yè)的融資成本與地區(qū)金融契約執(zhí)行效率呈明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系；受資本收益率驅(qū)使的資本流動影響著產(chǎn)業(yè)的區(qū)位選擇，在其他條件不變情況下，金融契約執(zhí)行效率與地區(qū)資本收益率之間存在明顯的正相關(guān)關(guān)系，金融契約執(zhí)行效率會對地區(qū)資本流入產(chǎn)生顯著的正向影響，從而導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)聚集；在不存在資本流動激勵的條件下，金融契約執(zhí)行效率高的地區(qū)，市場接近效應(yīng)會隨著金融契約執(zhí)行效率的提高而進(jìn)一步增強(qiáng)；反之，金融契約執(zhí)行效率低的地區(qū)，市場接近效應(yīng)隨著金融契約執(zhí)行效率的降低而進(jìn)一步減弱，從而加劇區(qū)域間實(shí)體產(chǎn)業(yè)空間分布的不均衡，形成“區(qū)域鴻溝”。但是在實(shí)證分析過程中發(fā)現(xiàn)，中國欠發(fā)達(dá)地區(qū)金融契約執(zhí)行效率的影響作用并不明顯，因此，估計中國地區(qū)金融契約執(zhí)行效率對產(chǎn)業(yè)集聚的間接影響也可能存在門檻效應(yīng)。

研究啟示是：(1)金融契約執(zhí)行效率是影響地區(qū)資本要素流入的重要因素,我國各級政府在改善金融市場秩序的同時,還應(yīng)逐步提高政府及經(jīng)濟(jì)個體的契約執(zhí)行力度,進(jìn)一步健全市場經(jīng)濟(jì)中的法律制度,規(guī)范經(jīng)濟(jì)行為；(2)為改善資本流動的區(qū)際差異、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)的均衡分布，應(yīng)著力推動區(qū)域制度建設(shè)、完善地區(qū)產(chǎn)權(quán)保護(hù)體系、提高執(zhí)法效率，為資本流動營造一個良好的信用環(huán)境；(3)在具體實(shí)施過程中還需根據(jù)不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)及法律制度發(fā)展?fàn)顩r,在地區(qū)間實(shí)施差別化制度政策，尤其是給予欠發(fā)達(dá)地區(qū)一定的政策傾斜，樹立欠發(fā)達(dá)地區(qū)的制度比較優(yōu)勢，從而促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。