本文關鍵詞：交通基礎設施、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；交通基礎設施、市場獲得與制造業(yè)區(qū)位——來自中國的；摘要：本研究通過構建制造業(yè)區(qū)位選擇分布模型，引入；標——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

交通基礎設施、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——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；交通基礎設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，因而交通基礎投資應在科學決

策和區(qū)域協(xié)調下注重結構合理。

關鍵詞：中間品市場獲得；最終品市場獲得；交通基礎設施

一、引 言

我國經(jīng)濟快速發(fā)展的進程中，交通基礎設施的貢獻斐然；尤其在改革開放政策誘導下，交通基礎設施投資極大地促進了產業(yè)集聚，并對我國沿海經(jīng)濟帶的產生起到顯著作用。對于區(qū)位理論來說，交通基礎設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)強調市場規(guī)模的重要性；更多的新經(jīng)濟地理文獻再次強調規(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)。交通基礎設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。當企業(yè)自由進退區(qū)域市場時，基礎設施投資產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，中山大學嶺南學院(郵編：510275)，E-mail：13822223336@139.com；趙永亮(通訊作者)，暨南大學經(jīng)濟學院(郵編：510632)，E-mail：ericjue@sohu.com。作者感謝國家社科基金重大項目(項目批準號：08&ZD030)、教育部人文社會科學項目(項目批準號：09YJC90120)以及廣東省哲學社會科學“十一五”規(guī)劃2010年度規(guī)劃項目(項目批準號：09E-25) 的資助，文責自負。

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劉鉅強、趙永亮：交通基礎設施、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設施的經(jīng)濟影響并沒有一般性結論。絕大多綜述性研究認為基礎設施投資和經(jīng)濟增長具有正相關關系(Aschauer，1989；Masetal.，1996)。Holtz—Eakin(1994)則認為諸多研究得出的正相關結論并不可靠，因為基礎設施投資存在內生性。Haughwout(1998)以此批評運用一般生產函數(shù)的方法，認為C—D函數(shù)等理論模式忽視了基礎設施對于個體企業(yè)的影響。隨著空間經(jīng)濟活動的可流動，當?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?shù)仄髽I(yè)成本中，影響其生產率。Mikelbank 和Jackson(2000)強調了地理空間的經(jīng)濟影響差異性，由于網(wǎng)絡特征，交通基礎設施可以導致相似區(qū)域存在正(或負)溢出效應。這意味著新的交通基礎設施投資將影響網(wǎng)絡效應的區(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)，新增公路設施提升了州際高速路的建設投資方(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施可以提升周邊郊區(qū)房地產價值。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設施投資影響各州內部的就業(yè)區(qū)位分布，并且導致經(jīng)濟活動趨于地區(qū)差距化。Holtz-Eakin和Schwartz(1995)則認為，盡管交通基礎設施在鄉(xiāng)鎮(zhèn)和中心城市的投資存在明顯的收益再分配效應，但是沒有發(fā)現(xiàn)交通投資對相鄰州的生產率產生顯著性影響，這意味著重要的公路設施投資只影響區(qū)域內而非外部區(qū)域，因而更加詳細的交通投資區(qū)位分析必須要考慮新增設施對不同距離情形的經(jīng)濟影響。

基礎設施在區(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)生產的影響。他發(fā)現(xiàn)，美國各地區(qū)交通基礎設施等公共投資對制造業(yè)產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設施等公共資本存量與區(qū)域制造業(yè)產出、投入及生產率之間的關系。其結果表明，盡管公共資本存量對區(qū)域生產率的影響有限，但公共基礎設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，研究了交通公共設施在跨國制造業(yè)區(qū)位選擇的影響，并認為跨國企業(yè)偏好于在具備良好交通基礎設施的國家設廠投資，因而對于政府決策來說，政策引導下的基礎設施投資將決定一國工業(yè)發(fā)展的布局；而落后地區(qū)通過改進基礎設施政策促進貿易發(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，強調了交通基礎設施的重要作用；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?shù)厥袌鲆?guī)模、基礎設施和效率工資等的影響；區(qū)域基礎設施與制造業(yè)的發(fā)展密切相關，二者之間并非簡單的因果關系，而是一種雙向的互動關系。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)，分析了基礎設施對制造業(yè)企業(yè)的成本影響，發(fā)現(xiàn)基礎設施顯著降低了制造業(yè)10個行業(yè)企業(yè)的生產平均成本，且對中國、美國和加拿大的基礎設施效應進行比較分析。

先前研究大多針對基礎設施對制造業(yè)發(fā)展進行了必要的經(jīng)驗分析，但較少涉及交通基礎設施對制造業(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，我們強調的區(qū)位選擇動機主要從市場可獲得性以及地區(qū)生產率優(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)內的不同類型產品。理論和經(jīng)驗研究一致認為企業(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)內具有相同的效用函數(shù)，在給定支出以及潛在地區(qū)產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品的需求曲線如下：

pσ qij=E (1) σj?r=1r1?rj

pij是目標地區(qū)j消費者對來自i地區(qū)產品的接受價格；貿易成本包括所有的產品跨區(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生產企業(yè)在每個目標地區(qū)j出售的價格為：

(cτij)Ej (2) qij=i?σ

j

其中Gj≡則地區(qū)i生產企業(yè)在每個目標地區(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。到達每個目標地區(qū)j的貿易成本越低，則利潤越高；因

?σ為貿易成本效應可體現(xiàn)為替代彈性的指數(shù)關系，我們引入Φ=τ1rj來定義產品從地區(qū)iij

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劉鉅強、趙永亮：交通基礎設施、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的市場可獲得程度，(3)式中分母則包含了競爭者的相應特征；值得注意的是當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)在低生產成本和高市場潛力之間的權衡；在新經(jīng)濟地理模型中，通常認為企業(yè)具有足夠動機近距離靠近原料和中間供應來源地以及低成本向市場供給產品，這構成了企業(yè)競爭均衡的理性選擇。當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)生產成本。在管轄市i的企業(yè)產品中銷往城市j的產量為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)產品銷售外部市場的準入程度，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)。我們有理由認為市場獲得MAij越大，地區(qū)i產品在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)和最終品生產成本(由產量決定)。其中，SAij為市場供應獲得(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)越接近中間產品市場，越容易以較低成本獲得生產要素，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，也構成了企業(yè)的市場進入成本(或壁壘)(Figueiredo et al.，2002)。

盡管構造全樣本下單個企業(yè)的多區(qū)位選擇模式過于復雜，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；以此為邏輯，我們只需觀察一定時期內樣本區(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一定時期內的利潤情況，則由以下關系式表達：

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部門的給定年份下，新進入企業(yè)征變量，

數(shù)為非負數(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，因而可認為特定管轄市某個生產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內特定管轄市i內部門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)，我們有理由認為大公司在區(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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