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【摘 要】文章运用区位熵对长三角26个地级市装备制造业进行测度，基于工业企业数据库2005—2012年的数据，以长三角26个地级市为样本，通过个体固定效应模型对长三角26个地级市装备制造业集聚水平进行分析，总体而言，长三角装备制造业集聚水平总体处于较高水平，就比较优势而言，省会城市（包括上海）在装备制造产业集聚上是具有比较优势的，就整个长三角而言，装备制造业就业人数总体处于“东多西少”的格局。
【关键词】区位熵;集聚;装备制造业;长三角
【中图分类号】F273.1;F124.3【文献标识码】A 【文章编号】1674-0688（2021）03-0110-04
1 研究背景与意义
“十三五”规划以来，交通基础设施建设一直是我国经济建设中重要的一环。十三五”期间，我国将出台推动交通提质增效提升供给服务能力的实施意见，围绕强化综合枢纽衔接、推进城际交通建设、大力推广多式联运、全面建设智能交通、提升快递物流服务、增强支撑服务消费、促进绿色安全发展7个方面，实施28类重大工程。随着“区域一体化”的提出，如何发挥长三角各市的比较优势和效率，合理配置好长三角地区的资源，促进长三角各城市经济稳定快速增长，是研究的一大热点，由《中国城市统计年鉴——2018》可以看出，长三角各地级市在工业产值、财政收入、税收、科技、教育、文化、卫生领域的资源呈现出显著的差异，因此结合这一区域的特点，从经济地理角度出发，对该区域的制造业产业布局进行研究。
2 文献综述
关于产业集聚，德国经济学家韦伯在1909年出版的《工业区位论》[1]中优先使用了“集聚”这一概念，韦伯工业区位论分成3个阶段构筑成工业区位理论：①运费指向论，认为影响工业区位布局的因素只有一个，即运费;②运费指向基础上的劳动力成本指向理论，将劳动力成本作为考察对象，考察运费与劳动力成本和最小时的区位。③运费指向和劳动力指向基础上的集聚指向论，将集聚和分散因子对由运费指向与劳动力指向所决定的工业区位布局。以Krugman为代表的新经济地理学派，Krugman（1979）、Krugman（1991b）[2]在1979年提出的D-S模型基础上，结合萨缪尔森（1954）[3]提出的冰山成本，运用数值模拟方法，将D-S模型赋予了空间含义，用报酬递增、运输成本和要素流动的相互作用解释经济生产的地理结构及其演化——空间集聚的受益递增来源。Rosenthal和Strange（2003）[4]认为影响集聚的因素包括投入品共享、知识外溢、劳动力市场共享、本地市场效应、消费和寻租，Puga和Duranton（2004）[5]系统地总结了集聚的影响因素，提出了匹配、学习和共享三大机制。Martin和Ottaviano（1999）[6]与Baldwin、Martin和Ottaviano（2001）[7]将空间因素纳入新经济增长理论，探讨了产业集聚与经济增长的关系，为了克服Krugman建立在CES效用函数框架下不容易求出解析解的弊端，Ottaviano（2002）[8]开创了一种准二次效用函数框架下的中心外围模型，克服了DCI框架下难以求出解析解的缺点，用线性运输成本替代冰山型运输成本，由于线性模型中所有内生变量都可以用外生变量的线性表达式表示，因此使得线性模型具有完全的解析分析能力，线性模型显示了CP模型的大部分主要特征，并且具备完全的解析能力，因此线性模型的开发可以说是新经济地理理论研究的一大进展。
国内文献中，王章豹、郝峰（2009）[9]利用1999—2007年数据论证了我国装备制造业产业主要集中在东部沿海地区的事实，而在经济落后的省区，如西部地区装备造业集聚水平业比较低。张弢、闫逢柱（2009）[10]利用2003—2008年中国工业统计年鉴数据，计算出7个行业的空间基尼系数和7个行业分别的区位熵，装备制造业整体地理集聚程度在不断上升，集聚的“拥挤效应”已经开始显现，东部地区的装备制造业的集聚程度有所下降，而中西部一些装备制造业比较优势在开始显现。
3 数据来源、变量说明与计量模型设定
3.1 数据来源及描述
数据来源于2005—2012年中国工业企业数据库，提取出2005—2012年长三角26个市的装备制造业数据（装备制造业代码从34～42），总计329 829个观察值，128个变量。
3.2 主要变量说明
解释变量分别为全部职工数（emplyees），出口交货值（export），外商资本（capital_ foreign）及分省的行业区位熵（RCA）及行业赫芬达尔系数关于赫芬达尔指数，我们按照传统的做法进行测度，利用分年份、分省份的工业销售产值（sale）對各省进行分年份、分行业计算。
3.3 计量估计方法及模型设定
改革开放以来，长三角地区一体化趋势明显加深，我国在这个阶段经济发展水平稳步推进且有进一步集聚的现象，就各省而言，制造人口最多仍然集中在各省的省会城市和上海且各省都有相应的增长极，此外除去省会城市，仍然有另外的次级集聚中心，类似于“双核”结构模式，例如安徽省形成“合肥-芜湖”的制造业人口集聚的双核结构，江苏省形成“南京-苏州”的制造业人口集聚的双核结构，浙江省有“杭州-宁波”双核机构，整个长三角中制造业就业人数最多的两个城市为上海和苏州，上海依旧在整个长三角地区处于龙头的地位，苏州积极招商引资，尤其是引进台资企业，大量外资企业在此集聚，使苏州成为在整个长三角城市群当中的制造业中心，2012年，苏州制造业就业人数超过上海。
关于集聚的测度，本文采用以下几个指数对长三角制造业集聚程度进行衡量。区位熵一直是传统测量区位产业空间集中程度的常用指标，又称专业化指数，其计算公式如下：
其中，qij代表i地区j行业的产值，qi代表i地区的总产值，qj代表j地区的总产值，q代表全国的总产值。本文利用长三角分年份的总产值、长三角各行业和各省份分年份的总产值、长三角各行业分年份的总产值，以及长三角各省份分年份的总产值，计算出长三角中各省份分行业的不同区位熵，本文取的是两位行业代码计算的区位熵，其两位代码见表1。 安徽省较其他3个省份具有明显的比较优势，其交通运输设备制造业也具有明显的比较优势。江苏省的专用设备制造业和仪器仪表制造业较其他省份具备一定的比较优势。浙江省的金属制品业、通用设备制造业、计算机通信设备制造业及废弃资源综合利用业较其他省份也具备一定的比较优势。2012年长三角各省行业区位熵计算见表2。
由表2可知，2012年，各省市的区位熵发生了不同的变化，相比2005年，安徽省通用设备制造业区位熵有了显著的提高，从原来并不具有比较优势上升为具有比较优势，江苏省总体区位熵没有发生重大变化，延续2005年比较优势产业，不具备比较优势的产业到2012年依然没有发生变化。浙江省2012年数据区位熵相比2005年的区位熵，除了专用设备制造从具有比较优势下降为不具备比较优势以外，其余产业延续了2005年的发展趋势，那些具备比较优势的产业在2012年仍然具备比较优势。上海市2005年区位熵总体与2012年的区位熵相比没有发生重大变化，具备比较优势的产业仍然具备比较优势，没有发生实质性变化。
3.4 计量估计方法及模型设定
本文利用固定效应方法对长三角2005—2012年工业增加值（y，当年价格）进行拟合，解释变量分别为全部职工数（emplyees），出口交货值（export），外商资本（capital_ foreign）及分省的行业区位熵（RCA）及行业赫芬达尔系数HHIi，t。关于赫芬达尔指数，按照传统的做法进行测度，利用分年份分省的工业销售产值（sale）对各省进行分年份分行业计算。
其中，解释变量sale代表工业销售产值，emp为企业职工数，export代表出口交货值，foreigncaptial代表外商资本，y_new代表新产品的增加值，rd代表研发费用，由于区位熵和赫芬达尔系数为指数型解释变量，直接进入回归有时并不能反映与被解释变量的关系，因此本文将区位熵与工业总产值相交乘，行业赫芬达尔系数与新产品的增加值相互交乘。
4 基准回归结果分析
表3报告了各年度渐进式的鼓励外资进入政策对企业创新的影响。从第（1）到第（8）列，我们在回归中均加入了企业固定效应。从第（2）列开始，我们依次加入企业职工数、出口交货值、外商资本、新产品的增加值、研发费用、区位熵与工业总产值相交乘、行业赫芬达尔系数与新产品的增加值交互项，我们可以看出工业增加值与工业销售产值、外商资本、新产品的增加值、研发费用均呈现正相关关系，工业销售产值增加，工业增加值也会相应增加，外商资本进入装备制造业也会相应增加其工业增加值，新产品的投产也会相应增加，装备制造业企业又会增加研发费用，其工业增加值就会相应提高。
接下來，考虑区位熵与工业总产值对装备制造业工业增加值协同影响，显示区位熵对工业增加值反而成负相关关系，说明装备制造业中并不是那些具备比较优势的区位中制造业的产值越大，制造业新增加的产值就会越大，比较优势就能发挥出对装备制造业工业增加值的正向影响，外商资本的投入对装备制造业企业工业增加值有正向影响。
下面对省会城市区位熵与区位熵与工业总产值相交乘，进行面板固定效应回归发现，省会城市的区位熵与工业总产值交互项为正，这说明省会城市的装备制造业集聚的比较优势明显，验证了省会城市在产业集聚的上具有正外部性。对于全样本而言，长三角各地级市中比较优势与工业总产值对工业增加值的效应为负，体现了长三角各地级市装备制造业产业布局不平衡，对于剔出了省会城市的各地级市而言，比较优势在各地级市显示的比较优势为负效应，相比省会城市而言，长三角各地级市的装备制造业并没有比较优势，这也就进一步验证了省会城市在产业集聚方面依然存在优势。基准回归结果见表4。
5 结论
如前文所述，总体而言，长三角装备制造业集聚水平总体处于较高水平，就比较优势而言，省会城市（包括上海）的装备制造产业集聚是具有比较优势的，就整个长三角而言，装备制造业就业人数总体处于“东多西少”的格局，长三角经济圈内，江苏、浙江两省和上海市装备制造业从业人数明显多于安徽省，符合经济的发展规律。分省份而言，长三角每个省份的装备制造业中的不同行业又具有不同的比较优势，2005年和2012年安徽省和浙江省的装备制造业整体上具备比较优势，上海市和江苏省的装备制造业相比上述两省并不具备比较优势，这可能也体现了制造业的“拥挤效应”使上海和江苏省的装备制造业的集聚程度有所下降，而中西部一些装备制造业的比较优势开始显现。此外，从回归结果可以看出，增加研发费用和加快研发新产品对装备制造业的产值有正效应，长三角装备制造业的主要影响因素有新产品的增加值、出口交货值、外商资本、研发费用及地区的区位熵、行业赫芬达尔指数等，长三角装备制造企业可以增加研发费用，多开发一些新产品，加强研发，推陈出新，同时利用好外商资本和增加开放程度，积极走向国外市场。同时，省会城市要发挥自身的优势，合理地进行政策引导，长三角地区的装备制造业可以合理利用区位之间的资源，例如开设分厂，与其他企业加强合作，优化装备制造业的布局，区域间加强联系与合作，打破一些制度上的行政壁垒，提高长三角装备制造业的集聚水平和层次。
参 考 文 献
[1]安虎森.新经济地理学原理[M].北京：经济科学出版社，2009.
[2]安虎森.新区域经济学[M].2版.大连：东北财经出版社，2010.
[3]阿尔弗雷德·韦伯.工业区位论[M].北京：商务印书馆，1997.
[4]李小建，张小林，覃成林，等.经济地理学[M].北京：高等教育出版社，2006：47-54.
[5]刘文勇.中国装备制造业集聚水平与成因的实证分析[J].经济理论与经济管理，2011（6）：103-112.
[6]藤田昌久，保罗·克鲁格曼，安东尼·J·维纳布尔斯.空间经济学——城市、区域与国际贸易[M].北京：中国人民大学出版社，2013.
[7]许树辉，谷人旭.欠发达地区技术创新的产业升级效应研究——以韶关制造业为例[J].世界地理研究，2013（2）：46-78.
[8]许树辉.基于供应链嵌入视角的企业空间组织研究[D].上海：上海华东师范大学，2009.
[9]王章豹，郝峰.我国装备制造业区域集聚程度的实证研究[J].合肥工业大学学报，2011（3）：451-456.
[10]张弢，闫逢柱.中国装备制造业地理集聚：测度与绩效评价[J].中国科技坛，2009（12）：32-37.
[11]赵荣，王恩涌，张小林，等.人文地理学[M].北京：高等教育出版社，2006.
【关键词】区位熵;集聚;装备制造业;长三角
【中图分类号】F273.1;F124.3【文献标识码】A 【文章编号】1674-0688（2021）03-0110-04
1 研究背景与意义
“十三五”规划以来，交通基础设施建设一直是我国经济建设中重要的一环。十三五”期间，我国将出台推动交通提质增效提升供给服务能力的实施意见，围绕强化综合枢纽衔接、推进城际交通建设、大力推广多式联运、全面建设智能交通、提升快递物流服务、增强支撑服务消费、促进绿色安全发展7个方面，实施28类重大工程。随着“区域一体化”的提出，如何发挥长三角各市的比较优势和效率，合理配置好长三角地区的资源，促进长三角各城市经济稳定快速增长，是研究的一大热点，由《中国城市统计年鉴——2018》可以看出，长三角各地级市在工业产值、财政收入、税收、科技、教育、文化、卫生领域的资源呈现出显著的差异，因此结合这一区域的特点，从经济地理角度出发，对该区域的制造业产业布局进行研究。
2 文献综述
关于产业集聚，德国经济学家韦伯在1909年出版的《工业区位论》[1]中优先使用了“集聚”这一概念，韦伯工业区位论分成3个阶段构筑成工业区位理论：①运费指向论，认为影响工业区位布局的因素只有一个，即运费;②运费指向基础上的劳动力成本指向理论，将劳动力成本作为考察对象，考察运费与劳动力成本和最小时的区位。③运费指向和劳动力指向基础上的集聚指向论，将集聚和分散因子对由运费指向与劳动力指向所决定的工业区位布局。以Krugman为代表的新经济地理学派，Krugman（1979）、Krugman（1991b）[2]在1979年提出的D-S模型基础上，结合萨缪尔森（1954）[3]提出的冰山成本，运用数值模拟方法，将D-S模型赋予了空间含义，用报酬递增、运输成本和要素流动的相互作用解释经济生产的地理结构及其演化——空间集聚的受益递增来源。Rosenthal和Strange（2003）[4]认为影响集聚的因素包括投入品共享、知识外溢、劳动力市场共享、本地市场效应、消费和寻租，Puga和Duranton（2004）[5]系统地总结了集聚的影响因素，提出了匹配、学习和共享三大机制。Martin和Ottaviano（1999）[6]与Baldwin、Martin和Ottaviano（2001）[7]将空间因素纳入新经济增长理论，探讨了产业集聚与经济增长的关系，为了克服Krugman建立在CES效用函数框架下不容易求出解析解的弊端，Ottaviano（2002）[8]开创了一种准二次效用函数框架下的中心外围模型，克服了DCI框架下难以求出解析解的缺点，用线性运输成本替代冰山型运输成本，由于线性模型中所有内生变量都可以用外生变量的线性表达式表示，因此使得线性模型具有完全的解析分析能力，线性模型显示了CP模型的大部分主要特征，并且具备完全的解析能力，因此线性模型的开发可以说是新经济地理理论研究的一大进展。
国内文献中，王章豹、郝峰（2009）[9]利用1999—2007年数据论证了我国装备制造业产业主要集中在东部沿海地区的事实，而在经济落后的省区，如西部地区装备造业集聚水平业比较低。张弢、闫逢柱（2009）[10]利用2003—2008年中国工业统计年鉴数据，计算出7个行业的空间基尼系数和7个行业分别的区位熵，装备制造业整体地理集聚程度在不断上升，集聚的“拥挤效应”已经开始显现，东部地区的装备制造业的集聚程度有所下降，而中西部一些装备制造业比较优势在开始显现。
3 数据来源、变量说明与计量模型设定
3.1 数据来源及描述
数据来源于2005—2012年中国工业企业数据库，提取出2005—2012年长三角26个市的装备制造业数据（装备制造业代码从34～42），总计329 829个观察值，128个变量。
3.2 主要变量说明
解释变量分别为全部职工数（emplyees），出口交货值（export），外商资本（capital_ foreign）及分省的行业区位熵（RCA）及行业赫芬达尔系数关于赫芬达尔指数，我们按照传统的做法进行测度，利用分年份、分省份的工业销售产值（sale）對各省进行分年份、分行业计算。
3.3 计量估计方法及模型设定
改革开放以来，长三角地区一体化趋势明显加深，我国在这个阶段经济发展水平稳步推进且有进一步集聚的现象，就各省而言，制造人口最多仍然集中在各省的省会城市和上海且各省都有相应的增长极，此外除去省会城市，仍然有另外的次级集聚中心，类似于“双核”结构模式，例如安徽省形成“合肥-芜湖”的制造业人口集聚的双核结构，江苏省形成“南京-苏州”的制造业人口集聚的双核结构，浙江省有“杭州-宁波”双核机构，整个长三角中制造业就业人数最多的两个城市为上海和苏州，上海依旧在整个长三角地区处于龙头的地位，苏州积极招商引资，尤其是引进台资企业，大量外资企业在此集聚，使苏州成为在整个长三角城市群当中的制造业中心，2012年，苏州制造业就业人数超过上海。
关于集聚的测度，本文采用以下几个指数对长三角制造业集聚程度进行衡量。区位熵一直是传统测量区位产业空间集中程度的常用指标，又称专业化指数，其计算公式如下：
其中，qij代表i地区j行业的产值，qi代表i地区的总产值，qj代表j地区的总产值，q代表全国的总产值。本文利用长三角分年份的总产值、长三角各行业和各省份分年份的总产值、长三角各行业分年份的总产值，以及长三角各省份分年份的总产值，计算出长三角中各省份分行业的不同区位熵，本文取的是两位行业代码计算的区位熵，其两位代码见表1。 安徽省较其他3个省份具有明显的比较优势，其交通运输设备制造业也具有明显的比较优势。江苏省的专用设备制造业和仪器仪表制造业较其他省份具备一定的比较优势。浙江省的金属制品业、通用设备制造业、计算机通信设备制造业及废弃资源综合利用业较其他省份也具备一定的比较优势。2012年长三角各省行业区位熵计算见表2。
由表2可知，2012年，各省市的区位熵发生了不同的变化，相比2005年，安徽省通用设备制造业区位熵有了显著的提高，从原来并不具有比较优势上升为具有比较优势，江苏省总体区位熵没有发生重大变化，延续2005年比较优势产业，不具备比较优势的产业到2012年依然没有发生变化。浙江省2012年数据区位熵相比2005年的区位熵，除了专用设备制造从具有比较优势下降为不具备比较优势以外，其余产业延续了2005年的发展趋势，那些具备比较优势的产业在2012年仍然具备比较优势。上海市2005年区位熵总体与2012年的区位熵相比没有发生重大变化，具备比较优势的产业仍然具备比较优势，没有发生实质性变化。
3.4 计量估计方法及模型设定
本文利用固定效应方法对长三角2005—2012年工业增加值（y，当年价格）进行拟合，解释变量分别为全部职工数（emplyees），出口交货值（export），外商资本（capital_ foreign）及分省的行业区位熵（RCA）及行业赫芬达尔系数HHIi，t。关于赫芬达尔指数，按照传统的做法进行测度，利用分年份分省的工业销售产值（sale）对各省进行分年份分行业计算。
其中，解释变量sale代表工业销售产值，emp为企业职工数，export代表出口交货值，foreigncaptial代表外商资本，y_new代表新产品的增加值，rd代表研发费用，由于区位熵和赫芬达尔系数为指数型解释变量，直接进入回归有时并不能反映与被解释变量的关系，因此本文将区位熵与工业总产值相交乘，行业赫芬达尔系数与新产品的增加值相互交乘。
4 基准回归结果分析
表3报告了各年度渐进式的鼓励外资进入政策对企业创新的影响。从第（1）到第（8）列，我们在回归中均加入了企业固定效应。从第（2）列开始，我们依次加入企业职工数、出口交货值、外商资本、新产品的增加值、研发费用、区位熵与工业总产值相交乘、行业赫芬达尔系数与新产品的增加值交互项，我们可以看出工业增加值与工业销售产值、外商资本、新产品的增加值、研发费用均呈现正相关关系，工业销售产值增加，工业增加值也会相应增加，外商资本进入装备制造业也会相应增加其工业增加值，新产品的投产也会相应增加，装备制造业企业又会增加研发费用，其工业增加值就会相应提高。
接下來，考虑区位熵与工业总产值对装备制造业工业增加值协同影响，显示区位熵对工业增加值反而成负相关关系，说明装备制造业中并不是那些具备比较优势的区位中制造业的产值越大，制造业新增加的产值就会越大，比较优势就能发挥出对装备制造业工业增加值的正向影响，外商资本的投入对装备制造业企业工业增加值有正向影响。
下面对省会城市区位熵与区位熵与工业总产值相交乘，进行面板固定效应回归发现，省会城市的区位熵与工业总产值交互项为正，这说明省会城市的装备制造业集聚的比较优势明显，验证了省会城市在产业集聚的上具有正外部性。对于全样本而言，长三角各地级市中比较优势与工业总产值对工业增加值的效应为负，体现了长三角各地级市装备制造业产业布局不平衡，对于剔出了省会城市的各地级市而言，比较优势在各地级市显示的比较优势为负效应，相比省会城市而言，长三角各地级市的装备制造业并没有比较优势，这也就进一步验证了省会城市在产业集聚方面依然存在优势。基准回归结果见表4。
5 结论
如前文所述，总体而言，长三角装备制造业集聚水平总体处于较高水平，就比较优势而言，省会城市（包括上海）的装备制造产业集聚是具有比较优势的，就整个长三角而言，装备制造业就业人数总体处于“东多西少”的格局，长三角经济圈内，江苏、浙江两省和上海市装备制造业从业人数明显多于安徽省，符合经济的发展规律。分省份而言，长三角每个省份的装备制造业中的不同行业又具有不同的比较优势，2005年和2012年安徽省和浙江省的装备制造业整体上具备比较优势，上海市和江苏省的装备制造业相比上述两省并不具备比较优势，这可能也体现了制造业的“拥挤效应”使上海和江苏省的装备制造业的集聚程度有所下降，而中西部一些装备制造业的比较优势开始显现。此外，从回归结果可以看出，增加研发费用和加快研发新产品对装备制造业的产值有正效应，长三角装备制造业的主要影响因素有新产品的增加值、出口交货值、外商资本、研发费用及地区的区位熵、行业赫芬达尔指数等，长三角装备制造企业可以增加研发费用，多开发一些新产品，加强研发，推陈出新，同时利用好外商资本和增加开放程度，积极走向国外市场。同时，省会城市要发挥自身的优势，合理地进行政策引导，长三角地区的装备制造业可以合理利用区位之间的资源，例如开设分厂，与其他企业加强合作，优化装备制造业的布局，区域间加强联系与合作，打破一些制度上的行政壁垒，提高长三角装备制造业的集聚水平和层次。
参 考 文 献
[1]安虎森.新经济地理学原理[M].北京：经济科学出版社，2009.
[2]安虎森.新区域经济学[M].2版.大连：东北财经出版社，2010.
[3]阿尔弗雷德·韦伯.工业区位论[M].北京：商务印书馆，1997.
[4]李小建，张小林，覃成林，等.经济地理学[M].北京：高等教育出版社，2006：47-54.
[5]刘文勇.中国装备制造业集聚水平与成因的实证分析[J].经济理论与经济管理，2011（6）：103-112.
[6]藤田昌久，保罗·克鲁格曼，安东尼·J·维纳布尔斯.空间经济学——城市、区域与国际贸易[M].北京：中国人民大学出版社，2013.
[7]许树辉，谷人旭.欠发达地区技术创新的产业升级效应研究——以韶关制造业为例[J].世界地理研究，2013（2）：46-78.
[8]许树辉.基于供应链嵌入视角的企业空间组织研究[D].上海：上海华东师范大学，2009.
[9]王章豹，郝峰.我国装备制造业区域集聚程度的实证研究[J].合肥工业大学学报，2011（3）：451-456.
[10]张弢，闫逢柱.中国装备制造业地理集聚：测度与绩效评价[J].中国科技坛，2009（12）：32-37.
[11]赵荣，王恩涌，张小林，等.人文地理学[M].北京：高等教育出版社，2006.