本文關(guān)鍵詞：交通基礎(chǔ)設(shè)施、市場獲得與制造業(yè)區(qū)位——來自中國的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

南開經(jīng)濟研究；NANKAIECONOMICSTUDIES201；交通基礎(chǔ)設(shè)施、市場獲得與制造業(yè)區(qū)位——來自中國的；摘要：本研究通過構(gòu)建制造業(yè)區(qū)位選擇分布模型，引入；標(biāo)——市場獲得，并實證測算了我國省份層面的多層次；區(qū)域分布在近20年內(nèi)并沒有收斂趨勢；通過擬合企業(yè)；2007期間樣本實證考察了我國制造業(yè)企業(yè)區(qū)位發(fā)展；場獲得從不同層面構(gòu)成了企業(yè)區(qū)位差異選擇的動因，

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NANKAI ECONOMIC STUDIES2010年 第4期 No.4 2010

交通基礎(chǔ)設(shè)施、市場獲得與制造業(yè)區(qū)位 ——來自中國的經(jīng)驗數(shù)據(jù) 劉鉅強 趙永亮?

摘 要：本研究通過構(gòu)建制造業(yè)區(qū)位選擇分布模型，，引入新經(jīng)濟地理理論新型指

標(biāo)——市場獲得，并實證測算了我國省份層面的多層次市場空間；我國階梯型市場獲得的

區(qū)域分布在近20年內(nèi)并沒有收斂趨勢；通過擬合企業(yè)區(qū)位投資的泊松分布，利用1995—

2007期間樣本實證考察了我國制造業(yè)企業(yè)區(qū)位發(fā)展的影響因素，發(fā)現(xiàn)中間品和最終品市

場獲得從不同層面構(gòu)成了企業(yè)區(qū)位差異選擇的動因，中間品市場獲得對西部地區(qū)的重要

性更大，在東部企業(yè)投資更注重最終品市場獲得；交通基礎(chǔ)設(shè)施通過克服自然壁壘對制造

業(yè)企業(yè)發(fā)展作用顯著，其邊際貢獻率在東西部也存在差異，因而交通基礎(chǔ)投資應(yīng)在科學(xué)決

策和區(qū)域協(xié)調(diào)下注重結(jié)構(gòu)合理。

關(guān)鍵詞：中間品市場獲得；最終品市場獲得；交通基礎(chǔ)設(shè)施

一、引 言

我國經(jīng)濟快速發(fā)展的進程中，交通基礎(chǔ)設(shè)施的貢獻斐然；尤其在改革開放政策誘導(dǎo)下，交通基礎(chǔ)設(shè)施投資極大地促進了產(chǎn)業(yè)集聚，并對我國沿海經(jīng)濟帶的產(chǎn)生起到顯著作用。對于區(qū)位理論來說，交通基礎(chǔ)設(shè)施的作用研究可追溯于古典Weberian模型，該區(qū)位模式很早就考慮交通和要素成本(Weber，1929)。其后，Losch(1959)強調(diào)市場規(guī)模的重要性；更多的新經(jīng)濟地理文獻再次強調(diào)規(guī)模經(jīng)濟和壟斷競爭下交通成本對制造業(yè)區(qū)位的重要性(Krugman，1991)。交通基礎(chǔ)設(shè)施改善等同于市場一體化整合的效果，可以改變經(jīng)濟集聚力(市場規(guī)模和集聚經(jīng)濟)和離散力(要素成本和競爭)的相對平衡，影響經(jīng)濟活動的空間分布。良好的交通連接使得本來經(jīng)濟活動低密度區(qū)將更加具有吸引力，促使已有或潛在企業(yè)獲得與中心區(qū)域交往聯(lián)系的更多機會。同時，在給定空間距離情形下，外圍低密度經(jīng)濟區(qū)可以更便捷地向中心區(qū)供給產(chǎn)品，于是集聚區(qū)域的競爭加�。贿@也意味著中心區(qū)可以從更低成本和擴大的需求聯(lián)系中獲得收益。當(dāng)企業(yè)自由進退區(qū)域市場時，基礎(chǔ)設(shè)施投資產(chǎn)生的總社會收益在外圍區(qū)和中心區(qū)之間的分配比重? 劉鉅強，中山大學(xué)嶺南學(xué)院(郵編：510275)，E-mail：13822223336@139.com；趙永亮(通訊作者)，暨南大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院(郵編：510632)，E-mail：ericjue@sohu.com。作者感謝國家社科基金重大項目(項目批準(zhǔn)號：08&ZD030)、教育部人文社會科學(xué)項目(項目批準(zhǔn)號：09YJC90120)以及廣東省哲學(xué)社會科學(xué)“十一五”規(guī)劃2010年度規(guī)劃項目(項目批準(zhǔn)號：09E-25) 的資助，文責(zé)自負(fù)。

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劉鉅強、趙永亮：交通基礎(chǔ)設(shè)施、市場獲得與制造業(yè)區(qū)位——來自中國的經(jīng)驗數(shù)據(jù)

并不明確(Venables，1996；Paga，1999)。

二、文獻回歸

經(jīng)驗研究對于交通基礎(chǔ)設(shè)施的經(jīng)濟影響并沒有一般性結(jié)論。絕大多綜述性研究認(rèn)為基礎(chǔ)設(shè)施投資和經(jīng)濟增長具有正相關(guān)關(guān)系(Aschauer，1989；Masetal.，1996)。Holtz—Eakin(1994)則認(rèn)為諸多研究得出的正相關(guān)結(jié)論并不可靠，因為基礎(chǔ)設(shè)施投資存在內(nèi)生性。Haughwout(1998)以此批評運用一般生產(chǎn)函數(shù)的方法，認(rèn)為C—D函數(shù)等理論模式忽視了基礎(chǔ)設(shè)施對于個體企業(yè)的影響。隨著空間經(jīng)濟活動的可流動，當(dāng)?shù)厥袌龅牡乩砜臻g優(yōu)劣程度也被資本化，進而被計算進當(dāng)?shù)仄髽I(yè)成本中，影響其生產(chǎn)率。Mikelbank 和Jackson(2000)強調(diào)了地理空間的經(jīng)濟影響差異性，由于網(wǎng)絡(luò)特征，交通基礎(chǔ)設(shè)施可以導(dǎo)致相似區(qū)域存在正(或負(fù))溢出效應(yīng)。這意味著新的交通基礎(chǔ)設(shè)施投資將影響網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)的區(qū)位變化，相似或相鄰區(qū)域并非獲得同等的正外部收益；因為一個地區(qū)的新交通設(shè)施改善可以吸引外部資本和企業(yè)進駐，而減少周邊區(qū)域的吸引力。類似的研究，如Chandra andThompson(2000)在分析美國非中心地區(qū)州際高速路的經(jīng)濟影響時發(fā)現(xiàn)，新增公路設(shè)施提升了州際高速路的建設(shè)投資方(修建城鎮(zhèn))收益而減少了相鄰城鎮(zhèn)的收益。Masetal.(1996)在研究西班牙市區(qū)情形時也獲得了正溢出效應(yīng)的經(jīng)驗證據(jù)；Voith(1993)和Haughwout(1997)通過實證研究發(fā)現(xiàn)，中心城市向外的新增交通設(shè)施可以提升周邊郊區(qū)房地產(chǎn)價值。Haughwout(1999)研究美國鄉(xiāng)鎮(zhèn)就業(yè)增長時發(fā)現(xiàn)，美國在州層面的交通基礎(chǔ)設(shè)施投資影響各州內(nèi)部的就業(yè)區(qū)位分布，并且導(dǎo)致經(jīng)濟活動趨于地區(qū)差距化。Holtz-Eakin和Schwartz(1995)則認(rèn)為，盡管交通基礎(chǔ)設(shè)施在鄉(xiāng)鎮(zhèn)和中心城市的投資存在明顯的收益再分配效應(yīng)，但是沒有發(fā)現(xiàn)交通投資對相鄰州的生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著性影響，這意味著重要的公路設(shè)施投資只影響區(qū)域內(nèi)而非外部區(qū)域，因而更加詳細(xì)的交通投資區(qū)位分析必須要考慮新增設(shè)施對不同距離情形的經(jīng)濟影響。

基礎(chǔ)設(shè)施在區(qū)域制造業(yè)發(fā)展方面的研究。Eberts(1986)利用1953—1991年美國38個大都市區(qū)的資料，考察了公共資本存量對區(qū)域制造業(yè)生產(chǎn)的影響。他發(fā)現(xiàn)，美國各地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施等公共投資對制造業(yè)產(chǎn)出的影響具有很大的差異性，在南部大都市區(qū)的公共投資要比北部更為有效。同時，Eberts(1990a)還研究了1965—1977年美國地方交通基礎(chǔ)設(shè)施等公共資本存量與區(qū)域制造業(yè)產(chǎn)出、投入及生產(chǎn)率之間的關(guān)系。其結(jié)果表明，盡管公共資本存量對區(qū)域生產(chǎn)率的影響有限，但公共基礎(chǔ)設(shè)施是解釋投入增長率差異的主要原因之一。Martin和Rogers(1994)采用系統(tǒng)的數(shù)據(jù)和計量模型方法，研究了交通公共設(shè)施在跨國制造業(yè)區(qū)位選擇的影響，并認(rèn)為跨國企業(yè)偏好于在具備良好交通基礎(chǔ)設(shè)施的國家設(shè)廠投資，因而對于政府決策來說，政策引導(dǎo)下的基礎(chǔ)設(shè)施投資將決定一國工業(yè)發(fā)展的布局；而落后地區(qū)通過改進基礎(chǔ)設(shè)施政策促進貿(mào)易發(fā)展，進而實現(xiàn)區(qū)域差距的縮小。魏后凱(2001)基于我國改革開放政策下的區(qū)域制造業(yè) 124

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發(fā)展差異及其變遷進行因素探討，強調(diào)了交通基礎(chǔ)設(shè)施的重要作用；通過研究改革開放以來中國區(qū)域制造業(yè)的發(fā)展差異及其變遷，說明中國區(qū)域制造業(yè)的發(fā)展主要受當(dāng)?shù)厥袌鲆?guī)模、基礎(chǔ)設(shè)施和效率工資等的影響；區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施與制造業(yè)的發(fā)展密切相關(guān)，二者之間并非簡單的因果關(guān)系，而是一種雙向的互動關(guān)系。張光南等(2009)利用中國1998—2005年27個制造業(yè)行業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，分析了基礎(chǔ)設(shè)施對制造業(yè)企業(yè)的成本影響，發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施顯著降低了制造業(yè)10個行業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)平均成本，且對中國、美國和加拿大的基礎(chǔ)設(shè)施效應(yīng)進行比較分析。

先前研究大多針對基礎(chǔ)設(shè)施對制造業(yè)發(fā)展進行了必要的經(jīng)驗分析，但較少涉及交通基礎(chǔ)設(shè)施對制造業(yè)區(qū)位選擇影響的經(jīng)驗分析，這是本研究提供進一步考察的契機。

三、制造業(yè)選擇的區(qū)位模型

根據(jù)Krugman和Venables(1995)和Keith Head和Thierry Mayer(2004)的基本思路，我們以下將展開一個非完全競爭背景下的企業(yè)區(qū)位選擇模型，我們強調(diào)的區(qū)位選擇動機主要從市場可獲得性以及地區(qū)生產(chǎn)率優(yōu)勢兩個層面來闡述。首先定義Er為地區(qū)r代表性行業(yè)的支出，消費者(企業(yè)或個人)配置他們的支出用于購買該行業(yè)內(nèi)的不同類型產(chǎn)品。理論和經(jīng)驗研究一致認(rèn)為企業(yè)的區(qū)位選擇并非隨機游走的過程，而是最大化個體收益的結(jié)果，區(qū)域選擇決定取決于在給定區(qū)位下企業(yè)的未來收益水平；在每個行業(yè)內(nèi)具有相同的效用函數(shù)，在給定支出以及潛在地區(qū)產(chǎn)品價格的約束條件下，最大化效用函數(shù)可得到代表性多樣性產(chǎn)品的需求曲線如下：

pσ qij=E (1) σj?r=1r1?rj

pij是目標(biāo)地區(qū)j消費者對來自i地區(qū)產(chǎn)品的接受價格；貿(mào)易成本包括所有的產(chǎn)品跨區(qū)域空間移動的交易成本，最優(yōu)問題獲得的需求形式表達了企業(yè)的定價模式，即每個企業(yè)都將設(shè)定最大化利潤的價格。根據(jù)Dixit和Stiglitz(1997)的思路，公司視替代彈

因此性σ為需求的價格彈性。結(jié)果最優(yōu)價格體現(xiàn)為超過邊際成本cr的部分，

pr=cr[σ/(σ?1)]，將其帶入方程(1)，我們得到地區(qū)i生產(chǎn)企業(yè)在每個目標(biāo)地區(qū)j出售的價格為：

(cτij)Ej (2) qij=i?σ

j

其中Gj≡則地區(qū)i生產(chǎn)企業(yè)在每個目標(biāo)地區(qū)j的總利潤為： ∑rnr(crτrj)1?σ，

iij

j(c)?σ πij=(pi?ci)τijqij=Ej (3)

總利潤是給定行業(yè)內(nèi)地區(qū)j支出的遞增函數(shù)；Ej的系數(shù)部分依賴于代表性企業(yè)相對所有潛在地區(qū)競爭者的成本。到達每個目標(biāo)地區(qū)j的貿(mào)易成本越低，則利潤越高；因

?σ為貿(mào)易成本效應(yīng)可體現(xiàn)為替代彈性的指數(shù)關(guān)系，我們引入Φ=τ1rj來定義產(chǎn)品從地區(qū)iij

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劉鉅強、趙永亮：交通基礎(chǔ)設(shè)施、市場獲得與制造業(yè)區(qū)位——來自中國的經(jīng)驗數(shù)據(jù)

到j(luò)的市場可獲得程度，(3)式中分母則包含了競爭者的相應(yīng)特征；值得注意的是當(dāng)多樣性之間差異不大時，企業(yè)的競爭程度極其高以至于利潤很低。對以上每個市場的利潤函數(shù)求總，并以Fr來體現(xiàn)在地區(qū)i開設(shè)企業(yè)的固定成本，我們由此獲得每個潛在地區(qū)r的總凈利潤函數(shù)∏r為：

∏r=rjEjc?σΦ?Fr=Mr?Fr (4) ∑j=1rjj1?σR

企業(yè)在低生產(chǎn)成本和高市場潛力之間的權(quán)衡；在新經(jīng)濟地理模型中，通常認(rèn)為企業(yè)具有足夠動機近距離靠近原料和中間供應(yīng)來源地以及低成本向市場供給產(chǎn)品，這構(gòu)成了企業(yè)競爭均衡的理性選擇。當(dāng)一個公司選擇一個區(qū)位時，僅僅重要的信息是利潤的地區(qū)排序，不變的固定成本不影響地區(qū)的利潤排序，因而可以忽略；直觀淺顯來看，我們假定固定成本不是跨區(qū)域差別的。由此，我們對利潤函數(shù)重新整理，取對數(shù)可獲得新的利潤函數(shù)：

Ur=lnσ+ln(∏+F)=?lnCr+(σ?1)?1lnMr (5) 其中Mr=∑(ΦE/G)，我們將Mr看作克魯格曼的市場潛力。則利潤方程意味著jj

若我們考慮市場潛力Mr由最終品市場獲得來決定，而成本則受制于中間品市場獲得的影響，于是公式(5)中的市場潛力和成本模式則表達為兩個層面市場獲得的函數(shù)，于是，式(5)可表達為：

Ur=?lnC(wi,∑j∈ISAij,qij)+(σ?1)?1lnM(∑j∈IMAij) (6) I表示存在的地區(qū)數(shù)目，地區(qū)i代表性企業(yè)r的期望利潤取決于所有地區(qū)銷售的收入和地區(qū)生產(chǎn)成本。在管轄市i的企業(yè)產(chǎn)品中銷往城市j的產(chǎn)量為qij。企業(yè)的收益來自價格水平和銷售數(shù)量，假定價格水平主要受到市場需求潛力和可獲得程度的影響。

其中MAij為地區(qū)i產(chǎn)品銷往j地區(qū)的市場 MAij為市場需求獲得(Market Access)。

獲得，指企業(yè)產(chǎn)品銷售外部市場的準(zhǔn)入程度，主要受制于消費者接觸的空間成本和消費市場的潛力(即與對象市場的收入水平和銷往對象地區(qū)空間距離高度相關(guān))。我們有理由認(rèn)為市場獲得MAij越大，地區(qū)i產(chǎn)品在j市場的銷售價格空間越大，進而收入越高。 從成本來看，企業(yè)的成本因素主要包括基本的要素成本wj、中間品購置成本(受SAij影響)和最終品生產(chǎn)成本(由產(chǎn)量決定)。其中，SAij為市場供應(yīng)獲得(Supplier Ac-cess)，指企業(yè)通過外部市場購買中間品和原料的可獲得程度，企業(yè)越接近中間產(chǎn)品市場，越容易以較低成本獲得生產(chǎn)要素，從而降低成本；因而SAij越大，同時，ci成本越低。對于地區(qū)i在本地區(qū)進行產(chǎn)品銷售，則僅僅依賴于自身的價格和需求，即pii(MAii)=pjj。

如企業(yè)的技術(shù)優(yōu)勢和其他不易觀察的缺省因素。 此外，fi表示地區(qū)i企業(yè)特征因素，

地區(qū)r的利潤狀況成為一個微觀企業(yè)是否進入該地區(qū)的主要依據(jù)。我們可以假定外資企業(yè)在選擇區(qū)域r時充分考慮了利潤Ur，于是在特定時期內(nèi)從宏觀總體來看待區(qū) 126

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域r的外資企業(yè)數(shù)目體現(xiàn)為利潤的函數(shù)關(guān)系，即nr=f(ur)；基于式(6)的經(jīng)驗分析通�？梢哉归_為McFadden(1974)的隨機成本函數(shù)形式，即以利潤最大化為基礎(chǔ)的Logit模型，然后多區(qū)域的大量計算使得該模型失去了其優(yōu)越性，于是經(jīng)驗上需要隨機選擇相對較小規(guī)模的企業(yè)區(qū)位集，盡管樣本量小了，但是理論上估計仍然是一致的，這也是計量策略的次優(yōu)選擇。小樣本損失了充分信息，在條件Logit回歸情形下，次要性的選擇也是相互獨立的，這要求企業(yè)不進入特定區(qū)位的選擇獨立于其不進入其他區(qū)位的決定(包括與其臨近的區(qū)位市場)。但是，當(dāng)企業(yè)的選擇集過大時，我們不能忽視相鄰區(qū)位的重要性，一些非觀察的因素起作用，企業(yè)在市場進入時對于相鄰區(qū)位獲得信息要充分些，而過多的可選擇對象區(qū)位，使得周邊以外區(qū)位的搜尋成本較高，也構(gòu)成了企業(yè)的市場進入成本(或壁壘)(Figueiredo et al.，2002)。

盡管構(gòu)造全樣本下單個企業(yè)的多區(qū)位選擇模式過于復(fù)雜，我們可以通過考察新企業(yè)進入特定市場來替代以上分析思路。對于管轄市j，若企業(yè)具有競爭優(yōu)勢(取得一定的區(qū)位優(yōu)勢利潤)，則在自由市場經(jīng)濟下新企業(yè)必然進入，于是我們基本判斷管轄市j給定部門的期望利潤與該部門新增企業(yè)進入程度密切相關(guān)；以此為邏輯，我們只需觀察一定時期內(nèi)樣本區(qū)域每個管轄市(包括所有I個區(qū)域Ir個管轄市)的新增企業(yè)數(shù)，便可替代分析特定管轄市i一定時期內(nèi)的利潤情況，則由以下關(guān)系式表達：

nkit=fk(xit)+εkit (7) nkit表示管轄市j部門i在時期t新建立企業(yè)的數(shù)量，xit為影響期望利潤的城市特

εkit為隨機誤差項。對于特定管轄市某個生產(chǎn)部門的給定年份下，新進入企業(yè)征變量，

數(shù)為非負(fù)數(shù)，我們也考慮了存在無新企業(yè)進入的情形，因此非連續(xù)的新企業(yè)進入數(shù)可被認(rèn)為具有隨機發(fā)生，且每家新進入企業(yè)的決定行為是相互獨立的，因而可認(rèn)為特定管轄市某個生產(chǎn)部門的給定年份下企業(yè)進入數(shù)服從泊松分布，即：

prob(nkit)=e?λkitλkit?n

nkit!λ>0,nkit=0,1,2,...,n (8)

nkit體現(xiàn)為隨機變量，泊松分布的參數(shù)λkit是單個年份t內(nèi)特定管轄市i內(nèi)部門k隨機出現(xiàn)新企業(yè)建立(進入)的平均發(fā)生率。根據(jù)泊松分布的特性，新企業(yè)進入的①

平均數(shù)目和方差符合以下關(guān)系式，即：

E(nkit)=Var(nkit)=λkit (9)

且ln(λkit)=βk′xit，其中βk′為待估 nkit的期望和λkit均與解釋變量存在對數(shù)線性關(guān)系，

參數(shù)向量，xit為可觀察的管轄市特征因素向量。泊松分布的優(yōu)點在于計量分析時的易展開，即使大樣本的選擇集下，也可以很好解決因變量為零的問題。在有限觀察樣本的地區(qū)數(shù)約束集下，我們得到一組企業(yè)區(qū)位選擇確定的充分信息，方程估計時需要考慮未觀察因素的影響(如企業(yè)規(guī)模和企業(yè)的性質(zhì))，我們有理由認(rèn)為大公司在區(qū)位進入選① 泊松分布為概率論中常用的一種離散型概率分布，prob(nkit=0)=e?λkit。

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