地方保护主义及产业地区集中度的决定因素和变动趋势，本文主要内容关键词为：保护主义论文,变动论文,集中度论文,因素论文,趋势论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
JEL Classification：F1，R12 P2
一、引言
贸易有助于专业化，而反向来看，专业化也将增加人们从贸易中的收益。为了揭示地区间的贸易形式，我们需要研究国际以及地区专业化的决定因素。正是由于这个原因，对生产地区集中性的研究已经成为国际经济学和区域经济学研究中的一个重要领域。实质上，这方面的很多实证研究都是使用一个国家内的数据，因而集中在对于经济活动区域专业化的研究[参见Hanson（2001）对此的最新综述]。这种方法有两方面的优势：一是在一个国家内能够比较容易地获得具有可比性的数据，另一个优势是它避免了在国际研究中衡量国家间制度差异的困难（O’Connell和Wei，2002）。
经济学家提出了一系列理论来解释经济活动中的区域专业化的现象。有的理论强调地区之间资源禀赋的差异性（Ohlin，1933）；有的理论强调规模报酬递增的作用，即对于那些规模报酬递增的行业，将生产集中在少数的地方而不是分散在各地，是一种自然的趋势（Krugman，1991）；而另一些理论则认为，即使对于那些规模报酬不变或者规模报酬递减的行业，一个企业的生产成本（或者其推出新产品和服务的能力）也可能会由于本地区存在其他同行业企业而降低（或增加），这种溢出效应，或者说经济外部性，可能造成生产集中在个别地区（Marshall，1920）。
尽管贸易和专业化的优势是很清楚的，但是实现这些优势的前提条件，却并不总能得到满足。由于国际上和地区中所存在的保护主义，商品和服务的自由流通往往难以实现。地区保护主义为贸易设置壁垒，使自由贸易变得困难，从而削弱了专业化本应具有的优势。因而，地方保护主义对专业化的形成起了很大的阻碍作用。
然而，地方保护主义与地区专业化的关系在现有文献中还没有得到应有的重视。据我们所知，至今还没有系统的、特别是实证方面的研究。（注：沈立人和戴园晨（1990）提到了地方保护主义和产业结构趋同之间的关系，但没有进行实证分析。）这个课题缺乏国际范围的研究，可能是因为前面提到过的数据问题；而关于一国内的研究也没有取得很多成果，这是因为在很多国家，例如美国，地区间贸易壁垒是受到政府管制的，因此地区保护主义并不是一个影响因素。但是中国的情况比较特别，它为我们提供了研究区域专业化中保护主义作用的难得机会。1978年以来的中国经济改革采取了财政分税制度，这使得地方政府存在出于保护税收基础的强烈动机，采取措施保护当地企业免受跨地区竞争威胁。除了财政收入，出于对政权基础和私人利益的考虑，地方政府也有保护地区内的国有企业的动机。另一方面，在改革初期中央政府没有颁布禁止地区间贸易壁垒的条例，后来也缺乏对条例的有效实施。因此，地方保护主义成为影响中国产业区域专业化形成的重要原因。
对于中国地方保护主义的程度存在着广泛的争议。Young（2000）提供了中国在改革期间地方保护主义上升的结论，他通过对各地区国民收入的五个部分（农业、工业、建设、交通和贸易）以及国民生产总值中三个部分（第一产业、第二产业和第三产业）相对比重演变的分析，得出地区专业化降低的结论。但是另一方面，Naughton（1999）通过使用中国省市投入—产出表的数据所作的研究指出，1992年中国的地区专业化与1987年相比增加了许多。我们相信，对于地方保护主义在地区专业化中作用的系统研究以及对中国地区专业化趋势的深入分析将能更清楚地解决这个争论。
鉴于1998年后的部分数据尚未出版，同时部分数据的格式与前13年不一致，我们构建了1985—1997年13年间中国29个省区的32个行业的数据集，（注：样本包括29个省、自治区和直辖市。虽然海南在1988年建省，但是在本文中它的数据被归在广东省中。）具体的数据集来源参见表1。我们使用的区域专业化数据比Young（2000）使用的数据更加细化，而比Naughton（1999）所使用的数据时间跨度更长，数据也较新。本文不仅研究区域专业化的总体趋势，也分析影响其变化的决定因素。除了资源禀赋、规模报酬递增及外部经济性的作用之外，我们特别关注地方保护主义的作用。具体地说，我们推测地方政府将对以往取得高税利的行业采取保护，因而降低这些行业的地区集中度。（注：银温泉和才婉茹（2001）也对我国地方市场分割的成因进行了理论探讨。他们认为地方市场分割的基础是行政性分权。我们的实证结果也是对他们的理论的支持。黄肖广（1996）也探讨了财政体制与地方保护主义的关系。）同时国有成分较高的行业中地方保护主义的程度也将较高。
表1数据附录：数据和测量值的索引
1985 1986 1987 1988—1989 1990—1994 1995 1996 1997
HOOVER地方化系数（以产出值计算）
各地区行业的产出值
2 221 1 3 5 1
HOOVER地方化系数（以就业人数计算）
各地区行业的就业人数 4 NA
NA
1 1 NA5 1
SCALE规模（总产出/企业数/deflator）
行业的总产出 1 11
1 1 3 1 1
行业总企业数 1 11
1 1 3 1 1
价格通缩 2 22
2 2 2 2 2
TPM（税收和利润的加总率＝（税收＋利润）/销售额）
行业的税收和利润 1 11
1 1 3 1 1
行业的销售额 1 11
1 1 3 1 1
SSOE（产出中国有企业所占的份额）
行业总产出
6 66
6 6 6 6 6
行业总产出中国有企业所占份额 6 66
6 6 6 6 6
ET（总就业人数中工程师和技术人员比例）
行业大中型企业中的总就业人数 4 NA
5
5 7 7 7 7
大中型企业工程师和技术工人的人数 4 NA
5
5 7 7 7 7
数据来源：1.《中国工业经济统计年鉴》；2.《中国统计年鉴》；3.《中国工业普查1995》；4.《中国工业普查1985》；5.中国国家统计局；6.国务院发展研究中心；7.《中国科技统计年鉴》。
因为产业活动分布的重新调整是一个缓慢的过程，跨地区之间的产业分布除了要受上述因素的影响，还要受历史发展的影响。出于这方面的考虑，我们对数据进行动态估计，也就是说因变量（区域专业化程度）的滞后值，将与解释变量一同出现在方程右边，我们在分析中采用了Arellano and Bond（1991）建立的估算过程。
实证分析的结果支持我们对于地方保护主义作用的推测。当其他条件相同时，那些在过去取得高利税以及国有企业比重大的行业，地区集中度低。同时，在对区域专业化的解释上，我们的研究有力地支持规模报酬递增理论，而对外部经济性理论的支持则相对有限。因为我们没有找到一个令人满意的方法来测度产业对不可移动资源的依赖度，所以本文没有检验资源禀赋理论。关于各因素的相对重要程度，地方保护主义的影响超过了规模效用和外部经济。最后，中国产业的区域专业化整体趋势在经历了20世纪80年代中期的些微降低后发生了逆转，近年来出现了显著的增加。这个发现有助于解释关于中国地区专业化趋势的争论。
本文的结构如下：第二部分详细介绍地区专业化的相关理论，并在此基础上建立理论假设；第三部分构建了检验这些假设的重要变量；第四部分对关键变量的统计描述；第五部分通过模型估算对假设进行计量检验，并探讨各理论对于中国情况的适用性；第六部分是全文的结论。
二、理论和假设
在一国内产业生产的区域专业化与国际专业化有很多的共同之处，并成为国际贸易和区域经济学研究的热点。
第一种解释在一国内生产的区域专业化的理论是由国际贸易和专业化理论衍生而来（Ohlin，1933）。不同国家具有自然资源、物质资源和人力资源禀赋的不同组合，如果地区间实现贸易，每个地区将会集中从事某类产品和服务的专业化生产，专业化的类型是由资源禀赋和技术能力所导致的相对优势而不是绝对优势所决定的。需要指出的是，这种理论的关键假设是生产要素是不可移动的。因此，我们提出以下假设：
假设1：使用大量不可移动资源的行业应集中在个别地区。
第二种解释区域专业化的理论是直接由新贸易理论衍生而来，它是建立在某些行业具有规模报酬递增的技术特征基础之上的（Krugman，1991）。比如，对某些行业的生产来说，当产量增加时，固定生产成本或平均生产变动成本显著下降时，也就是说，规模报酬递增。在这种行业中，当企业生产大量商品和服务时，他们的平均生产成本相对较低，这也将进一步增加该企业在市场中的竞争优势和产品需求，这种良性的反馈最终将形成生产的高度集中。于是我们有下述假设：
假设2：地区集中化更容易出现在规模报酬递增的行业中。
第三种区域专业化理论是经济外部性（Marshall，1920）。Marshall认为存在三种体现经济外部性的渠道，使得同一地区同一行业的企业之间存在正的溢出效应。这三种渠道包括：通过行业聚集可以支持供给的专业化、鼓励专业化劳动力市场的产生以及促进支持知识的溢出效应（Krugman和Obstfeld，2000）。前两种渠道中企业的生产成本因为有同行业其他企业的存在而降低，第三种渠道表明企业在集群中将更易于开发新的产品和服务。有关理论的实证检验，可参阅Dumais et al.（2002）和Rosenthal and Strange（2001）等人被广泛引用的研究成果。以上所述归纳为下面的假设：
假设3：区域专业化将在拥有重要经济外部性的行业内存在。
在所有上述三种区域专业化理论的背后是关于商品和服务在地区间贸易的重要假设。如果所有的地区都是孤岛，那么即使存在资源禀赋的显著差异、行业的规模报酬递增或者外部经济性，也无法形成任何地区间行业生产的专业化。一般而言，地区间商品和服务的贸易是存在的，但是其自由程度，除了受其他因素影响之外，依赖于地方保护主义的程度。所以，专业化的程度受制于地方保护主义的程度。
几乎所有的地方政府，不论是经济发达国家的还是发展中国家的，都存在保护地方行业的动机。这是由于地方政府依赖于来自地方行业的税收。他们同样也关心地方的就业情况，在许多发达国家，这直接关系到选票，在转轨经济国家，则关系到社会稳定（Bai，Li，Tao和Wang，2000）。为了保证税收基础和确保地方就业率，地方政府可以构建各种贸易壁垒以保护地方行业免于外部的竞争。这与国际贸易中的保护主义相似，但有一点重要的不同，与国家间的国际贸易相比，要保证畅通的地区间贸易容易得多，这是由于国家政府对地方政府有控制权。如在美国，联邦法律禁止各州之间的关税，这极大促进了跨地区商品和服务的贸易，从而促进了行业生产的地区专业化。
尽管地方保护主义在中国一直是一个严重的问题，但是数据显示地区间始终存在大量的商品和服务的流通。严重地方保护主义的出现主要来源于1978年改革后的各种经济政策的不匹配。改革开放以前，中国存在一个高度集权的财政体制。所有的税收首先上交中央政府，中央政府的计划委员会决定地方政府财政预算和向地方分配国库收入（Qian，2000）。这种制度切断了地方税收收入和地方政府财政支出的联系，地方政府对地方保护的积极性不大。自1978年以来，中国开始采取财政的分权制度，即允许地方政府保留一定比率的税收收入，这使得他们有了保护地方行业的强烈意愿（请参阅Li et al.，Forthcoming）。财政体制改革中的缺陷是：中央政府没有在改革初期颁布，以及在后期有效实施限制国内贸易壁垒的有关政策。
我们难以直接度量中国国内贸易保护主义的程度，因为贸易保护并非采取对跨地区贸易征收关税或者发放许可证的形式，而是有时利用表面上为其他目的所制定的行政性法规。例如，某地政府为了保护本地汽车行业，采用了只适合本地生产客车技术标准的环境法规。这说明地方保护主义本质是意识形态上的，难于建立对所有行业都适用的衡量标准。（注：臧跃茹（2000）介绍了地方保护的更多形式。）
为了建立对地方保护主义的检验假设，我们关注地方政府能够从建立跨地区竞争壁垒获得的利益，从而来寻找哪些行业地方政府是愿意保护的。首先，像前面指出过的，地方政府的税收收入依赖于本地行业。可以推测地方政府倾向于保护高税收的行业。此外，尽管经过20年经济改革，国有企业对地方政府仍然具有十分重要的地位，因此地方政府倾向于保护国有企业的利益。由于缺乏法律条款的有力约束，私人企业的利润也受到地方政府通过各种税收和收费形式的不同程度的征收。综上所述我们得到下面的假设：
假设4：地区集中度在过去取得高利润和（或）高税收的行业较低。
应该注意到地方政府要花时间了解哪些行业具有高的利税率（TPM），所以在前面的假设中使用了利税率的滞后值。应该强调的是，尽管地方政府也关心本地企业创造就业机会，但是更加注重利税率。因为仅仅为了保证就业去支持亏损行业的行为是不能长久的。只有盈利行业才能提供稳定的就业，从而给地方政府带来长期持续的利益。越来越多的证据显示，地方政府急于摆脱亏损企业，以避免解决它们最终带来的失业问题。因而，我们把地方政府从当地就业中获得的利益包括在利税率的假设之中。
中国的地方政府从国有企业中获得的利益远超过其他类型的企业，这是一个无法否认的事实。因为地方政府/官员有权任免国有企业的主管人员，所以比起其他类型企业，他们有更多方法可以从国有企业捞取好处。比如，地方政府官员可以为他们的亲戚、朋友和支持者在国有企业找到就业及升迁机会。地方政府还可以甚至公开地把资本从国有企业转移出去，或则挪用于其它项目，或者中饱私囊。国有企业对政府领导的活动进行广告赞助，则被视为正确的表现从而被大力提倡。由于国有企业带来的特殊好处，地方政府有更强烈的动机保护它们。因此我们提出：
假设5：区域专业化在那些国有企业所占比重高的行业中程度较低。
三、数据和测量
在本节中我们首先将讨论如何对生产的区域专业化进行测量。接着我们将定义和测量其他的变量，来检验我们在上节中提出的五个假设。最后，我们将提出一些统计结果，特别是我们将探讨中国区域专业化的总体趋势，并对Naughton（1999）和Young（2000）的论文进行评述。
1.区域专业化的测度
测度区域专业化的一种方法是确定专业化所形成的地区间贸易的类型。这种方法在研究全球经济分工和专业化中被广泛的使用。但是与国家间贸易相比，一个国家内地区间贸易的数据更难取得。因此我们在本文中采取更直接的方法来测量不同行业中地区集中性的程度，即先计算出每个行业中各地区的产出比重，然后与各地区全部产出的比重进行比较。
我们从《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》，以及《中国工业普查资料》等资料中收集了29个地区中32个行业的产出数据，并根据产出数据，可以构建称为Hoover地方化系数（Hoover，1936）（注：由于中国行业中企业层面的数据有限，我们无法使用最近由Ellison和Glaeser（1997）建立的地方化指数。）的区域专业化指数。我们首先计算各地区在各行业的相对比重，定义为：
L_OUTPUTij=（OUTPUTij/OUTPUTi）/（OUTPUTj/OUTPUT）
其中OUTPUTij是行业i在地区j的产出，OUTPUTj是地区j的总产出，OUTPUTi是行业i的总产出，OUTPUT是中国的总产出。如果L_OUTPUTij大于1，那么地区j于行业i中在全国所占的比重超过地区j的总产出在全国总产出所占的比重。同样的，如果L_OUTPUTij小于1，地区j于行业i中在全国所占的比重低于地区j的总产出在全国总产出所占的比重。给定行业i在所有j=1，…，R的地区份额，我们进行降序排列，得到地区的序列组合。接着，我们计算行业i产出在各地区的累计百分比（y坐标轴）和所有行业产出在各地区的累计百分比（x坐标轴），由此构建行业i的地方化曲线。如果行业i在地区间均匀分布，那么地方化系数对所有行业都为1，同时地方化曲线为成45度的直线。另一方面，行业越是地方集中，地方化曲线也就越弯曲。Hoover地区化系数与Gini系数有些相似，它是定义为由45度直线和地方化曲线所围成的区域相对面积。Hoover系数越高，行业地区集中程度越高。
Hoover地方化系数同样可以从就业数据中构建得到。事实上，这种方法被许多经济学家在研究美国经济地方专业化中使用，包括Kim（1995），Ellison和Glaeser（1997）。在本文中，我们将只使用根据产出数据计算的Hoover地方化系数。原因有两点：第一，就业的数据比产出的数据少。29个地区中32个行业的就业情况数据只有从1988—1994年和1997年的《中国行业经济统计年鉴》中获得。其他年份的就业情况只有行业的总体数据，而没有按地区分的行业数据。因此，估计Hoover系数是不可能的。13年中缺失3年数据（1985、1986和1995），对通过动态分析方法进行计量研究（比如the Arellano，Bond procedure）产生了严重的影响。其次，就业数据可能会受到国有企业中特别严重的劳动力过剩问题的影响。由于各地区和行业的过剩劳动力问题严重程度不一，根据就业数据计算出来的Hoover系数将会是有偏差的。事实上，我们发现以下两个特点：其一，根据产出数据和就业数据计算出的Hoover系数之间有很高的相关性，相关系数达到90％以上；此外，两者的相关系数呈现随时间持续递减的趋势，从1988年的96.89％缓慢降低到1997年的92.39％。这表明，由于不断增加的剩余劳动力问题，根据就业数据来估算的Hoover系数，其偏差程度在逐步增加。
另一个度量地方化程度的方法是1997年由Ellison and Glaeser建立的。他们建立的序数中用分解Herfindahl相关产业序数的方法，并控制工厂规模分布的差异。由于我们没有可以用来计算Herfindahl系数的数据，我们无法使用Ellison-Glaeser系数，因此我们把一个行业的平均企业规模作为地方化程度的一个解释变量，用来控制行业间的规模差异（参考假设2）。
2.其他变量
下面我们将定义用来检验第二节所提出五个假设的变量。我们曾指出资源禀赋理论解释区域专业化的一个关键的前提是这些资源是不可移动的。然而我们难于找出一个合适的方法度量资源的不可移动性。Kim（1995）使用的方法不适合于中国（详见Bai，et al，2002），同时，另一种度量方法——能源消耗度由于缺乏数据也不能使用。因此我们决定放弃检验区域专业化的资源禀赋假设。不过，这个牺牲是可以接受的，因为本文的重点集中在讨论地方保护主义对区域专业化的影响。
为了验证规模报酬递增的行业相对集中的假设，我们使用一个行业的平均企业规模作为规模经济性的测量。我们用产出的数据来计算企业的平均规模，以保证与测量地区集中度方法的一致性。行业层面的产出数据和企业数量取自《中国工业经济统计年鉴》和《中国工业普查资料》。我们构建了1986—1997年32个行业平均企业规模的数据集，用SCALE表示，定义为一个行业的总产出除以行业企业的总数量。
外部经济性主要是原料提供商、劳动市场和知识溢出效应，它通常很难直接测量。本文中，我们使用一个行业中工程师和技术工人的数量占总就业的比重代表行业的外部经济性。根据Dumais等（2002）和Rosenthal and Strange（2001）（注：Dumais et al.（2002）采用美国统计局分纬度调查数据库，去建立区域专业化的外部经济3种方式的代表，Rosenthal和Strange主要依赖美国经济分析局的数据。在对中国的产业地区专业化的研究中，我们严格地保持在数据可获得的范围之内。大多数美国经济分析局的统计数据，在中国没有相对应的经济统计。中国统计局只是在行业水平上有可以得到的调查数据。所以我们采用技术人员比例的变量，与Rosenthal和Stranger使用的具有博士、硕士和学识学位的工人比率作为劳动力指标相似，也与Dumais et al.（2002）使用的雇员教育水平作为知识溢出效应的指标变量相似。）的研究，我们认为可以用这个变量代表劳动市场和知识溢出。32个行业不同年份大中型企业工程师和技工和总职工人数数据，来自《1985年中国工业普查》、和《中国科技年鉴》等。我们构建了32个行业工程师和技工占职工比例的数据集，用ET表示。
在1978年之前，大多数企业都是国有企业，因此它们的利税都被计算为政府的收入。官方统计数据仅仅将税收与利润的总和作为一个项目报告，在我们的样本时期的最初几年中没有单独的关于利税率数据的报告。我们从《中国工业普查资料》以及各年《中国工业经济统计年鉴》中获得32个行业的税收利润总和以及总销售额的数据，构建了1985—1996年间32个行业的利税率数据集，用税收与利润加总率除以总销售额来定义利税率，表示为TPM。
国有成分比例（SSOE）可以从许多方面度量，可以是一个行业内国有企业的产出、销售和就业占行业总人数的百分比。我们的分析主要用总产出计算国有成分的比重，并通过与国务院研究发展中心和国家统计局有关部门的合作，获取了1985—1997年间32个行业国有企业在总产出中比率的有关数据。
四、统计概要
图1是Hoover地方化系数随时间变化的趋势。1985年各行业的简单平均值是0.313，在1987年略有下降，随后平稳上升到1997年的0.434。用加权平均值计算出的趋势也很类似，1985年为0.256，在1988年下降到0.250，在随后的年份中又上升，1997年达到0.304。这种趋势显示，中国的区域专业化程度在1985—1997年的13年间有了相当大的提高。我们的结果与Young（2000）的结果截然相反，而与Naughton（1999）的结论一致。
图1 跨行业平均Hoover地方化系数的时间趋势
另一个检验Hoover地方化系数的方法是对各行业的比较。表2显示，不同行业的Hoover系数有很大差异，最低的是金属制品业，仅为0.146，最高的是木材和竹材采运业，高达0.847。采矿业由于对资源的依赖程度较高，其地方化程度高于制造业：1985—1997年，采矿业的平均Hoover系数是0.656，而制造业则仅为0.328。（注：这个数据是从表3的相关样本数据中获得。开采业包括从6—12的7个行业，制造业包括13—42的30个行业。）即使在制造业内部，也存在显著的差异。烟草加工业的地区化程度最高，其次是文教体育用品制造业以及电子及通信设备制造业。金属制品业、机械和设备制造业、化学原料及化工产品是制造业中地区化程度最低的三个行业。
表2主要变量的平均值及排序
行业代码 行业名称
HOOVER 排序
规模
排序 ET 排序 TPM
排序 SSOE 排序
6 煤炭矿采加工业 0.5793
0.0024 15
2.73 32
2.0％ 32 79.34
7
7 石油天然气开采业0.7442
0.5103
1
8.91
7
16.1％ 6 98.24
1
8 金属矿采及加工业0.5784
0.0018 19
4.94 18
14.1％ 12 66.58 12
10 非金属矿采及加工业 0.319
12
0.0007 30
4.19 25
15.4％ 9 36.13 25
12 木材竹材采运业 0.8471
0.0040 10
4.38 24
15.0％ 11 96.55
3
13 食品加工及制造业0.199
24
0.0019 18
4.73 19
5.9％ 31 68.23 11
15 饮料制造业 0.238
20
0.0018 22
6.31 13
18.8％ 5 65.51 14
16 烟草加工业 0.5375
0.0687
2
4.69 20
56.1％ 1 97.37
2
17 纺织业 0.283
15
0.0047
8
3.22 30
7.4％ 29 50.85 21
18 服装及纤维制品制造业0.277
17
0.0016 23
2.85 31
7.6％ 28 11.73 31
19 皮革毛皮羽绒及制品业0.279
16
0.0018 20
3.33 29
6.0％ 30 22.06 29
20 木材加工及竹藤棕草制造业0.348
10
0.0006 31
4.58 22
7.7％ 27 35.95 26
21 家具制造业 0.219
22
0.0006 32
3.89 26
8.1％ 26 10.95 32
22 造纸及纸制品业 0.197
25
0.0018 21
4.50 23
11.0％ 20 51.00 19
23 印刷及记录媒体制造业0.183
27
0.0008 29
3.65 28
13.8％ 14 55.30 18
24 文教体育用品制造业 0.4766
0.0014 24
3.87 27
12.1％ 18 26.84 27
25 石油加工、炼焦产品、煤气生产和供应业 0.3918
0.0148
4
10.18 4
19.9％ 3 92.47
4
26 化学原料及制品制造业0.154
31
0.0036 13
7.96 10
13.1％ 15 69.38
9
27 医药制造业 0.159
29
0.0055
7
10.85 3
13.9％ 13 69.10 10
28 化学纤维制造业 0.3879
0.0184
3
6.90 12
15.4％ 8 66.29 13
29 橡胶制品业 0.192
26
0.0036 12
5.07 17
15.0％ 10 56.91 17
30 塑料制品业 0.264
18
0.0014 25
5.96 15
8.8％ 25 19.45 30
31 非金属矿物制造业0.161
28
0.0011 27
4.68 21
12.3％ 16 44.47 23
32 金属冶炼及研压加工业0.332
11
0.0143
5
6.03 14
15.5％ 7 79.05
8
34 金属制品业 0.146
32
0.0012 26
5.96 16
10.0％ 24 22.28 28
35 机械与设备制造业0.154
30
0.0022 16
8.18
9
10.8％ 22 58.78 16
37 交通运输设备制造业 0.302
14
0.0042
9
9.66
6
10.8％ 21 64.68 15
40 电器机械及器材制造业0.229
21
0.0032 14
8.52
8
11.5％ 19 39.34 24
41 电子及通信业0.4147
0.0068
6
13.99 1
10.2％ 23 50.72 22
42 仪器仪表及文化办公用品制造业0.308
13
0.0020 17
12.63 2
12.3％ 17 50.88 20
44 电力蒸汽热水生产和供应业0.207
23
0.0039 119.93 5
22.7％ 2 90.02
5
46 自来水生产和供应业 0.252
19
0.0008 287.21 11
19.8％ 4 89.58
6
均值 0.3240.02166.39 13.7％ 57.38
标准差0.1740.09002.93
9.0％ 25.68
注：计量单位：100，000，000人民币每企业，每百人的技术人员人数（ET），利税率（TPM）和国有成分比例（SSOE）。
对于外部经济理论的测量指标（工程师和技术人员比重）和规模经济的测量指标（平均规模），行业之间也有很大差异。电子通讯业的工程师与技术工人的比例最高（占总职工人数的13.99％），其次是仪器仪表文具制造业（12.63％），然后是医药业（10.85％），煤炭矿采掘加工业拥有的工程师和技术工人比例最低（2.73％）；服装和其他纤维制品业与纺织业略高一些，分别是2.85％和3.22％。下一步我们比较行业间企业平均规模的差异。石油天然气行业平均规模最大，每个企业的平均产出为5，103，000元，比全部行业平均值（216，000元）高出5个标准差。企业规模位于第二和第三的行业分别是烟草加工业（687，000元）和化学纤维业（184，000元）。拥有最小的平均企业规模（6，000元）的两个行业是家具制造业和木材加工及竹、藤、棕、草制品业。
最后，我们讨论用以检验地方保护主义的两个变量，TPM（利税率）和SSOE（按总产出计算的国有成分比重，按产出数据计算）。正如图2中所示，所有行业的利税率的加权平均值从1985年的21％锐减到1990年的11.6％，然后稳步上升，直到1996年又一次下降到9.1％，这是1978年后期开始的中国经济改革的结果。在1949年到1978年间，中国的经济是中央计划经济体制。计划经济的两个重要特征是缺乏竞争和抑制原料价格，这都确保了行业的高利润率。但是经济改革所释放的市场力量增加了市场的竞争，提高了原料的价格，导致了行业利润率全面下降。中央计划体制的退出使得地方政府和私人企业更容易进入各种行业，从而加剧了产品市场的竞争。同时，对原料价格的各种限制逐步取消，导致了市场价格的增长和波动性的增加，从而增加了大多数行业生产的成本。1991年起，利税率逐步趋向稳定，这意味着中国市场竞争的逐步成熟。（注：尽管这里是对于利润率的讨论，税收与利润的加总率也有相同的趋势。）国有成分比重的时间趋势如图3中所示，清楚地显示了改革开放后国有企业比重的显著下降。国有成分比重的跨行业加权平均值先从1985年的73.11％下降到1990年的68.00％，然后猛降到1997年的40.92％。
图2 跨行业平均税收的利润加总率的时间趋势（％）
图3 跨行业的平均国有企业比重的时间趋势（％）
尽管行业利税率和国有企业比重随时间变化的趋势非常明显，但是表2显示这两项指标在行业间存在显著的差异。首先，平均税收和利润率是13.7％，其中烟草加工业的利润率最高（56.1％），随后是电力、蒸汽和热水生产和供应业，石油加工、炼焦产品和天然气生产和供应业，分别为22.7％和19.9％。税收和利润率低的行业包括煤炭开采和加工业（2.0％），食品加工和生产业（5.9％），皮革、毛皮、羽绒及其制品业（6.0％）。其次，平均国有企业产出比重是57.38％。其中石油和天然气开采业的最高（98.24％），随后是烟草加工业（97.37％）和木竹采伐运输业（96.55％）。国有企业比重低的行业包括家具制造业（10.95％），服装及其他纤维制品制造业（11.73％）和塑料制品业（19.45％）。
五、回归分析
在本节中，我们将对所提出的假设进行计量经济回归分析。正如在3.1节和3.2节中所谈论的。我们构建了1985—1997年间32个行业的数据集，这包括：地方化系数（HOOVER）、行业利税率（TPM）、平均企业规模（SCALE）、国有成分比率（SSOE）和工程师与技术人员占行业职工比例（ET）。使用这些数据，我们可以估算，行业的地方化系数在多大程度上可以被上述其他变量所决定。由于Hoover系数取值在0-1之间，所以我们用它的对数形式作为模型中的因变量。即采用：
为了建立这个模型，我们必须考虑到产业的地区分布的调整是一个缓慢的过程，除了受第二节讨论过的各项因素的影响，还要受到历史传统的作用，因此，我们将运用下面的动态模型：
其中α[，i]是行业的特殊效应，β[，t]是时间的特殊效应，ε[，it]是误差项，l是利税率变量滞后的年数，我们考虑l=1，2，3的情形。我们使用滞后的利税率值的原因是，地方政府需要时间来辨别哪些行业能够带来更多的财政税收，也因此更值得保护。为了保留足够的样本数量，我们不考虑三年以上的滞后。
使用对利税率滞后变量的另一个好处是可以减轻有可能存在的利税率是内生变量的问题。比如，Hoover和利税率可能同时受一个没有被模型包括的变量的影响，利税率变量就会与回归中的误差项有相关关系，这样用最小方差法所估算的结果就是有偏差的。例如，如果某个行业在每一个地区都只有一个企业供应当地需求，而且产品不容易在地区之间流通，那么，由于垄断的存在，该行业将同时表现出较低的地区专业化程度和较高的行业利润率。在这种情况下，地区专业化的低水平就不是因为地方保护主义，而是垄断结果。如果这类因素不随时间变化，当我们加入行业特定变量后，这种内生性问题就可以得到解决。如果这类因素随时间变动，同时其变动是没有自相关的，那么同时使用滞后一年的利税率和行业特定变量，就可以解决这个内生的问题。如果这个共同的因素随着时间变动，而且其变动是呈现一阶自相关的，那么使用滞后两年的行业利税率和行业特定变量，就可以解决这个内生的问题。更高阶的自相关情况依次递推。如果对方程进行一阶差分消除了行业特殊效应，对于给定的自相关阶数，需要利税率的更大的阶数的滞后值。方程（1）不能直接估计，因为滞后的因变量与误差项ε[，it]相关，即使ε[，it]不是自相关的（Greene，2000）。
我们使用Arellano and Bond（1991）建立的动态估计过程，在这个估算过程中，行业特殊系数在上述方程式的一阶差分中被消去，得到的方程中使用因变量和事先给定变量的各阶滞后值，用外生变量的差值作为工具变量。Arellano and Bond估算过程允许我们把利税率的滞后值或者作为给定变量或者作为外生变量来使用。
表3总结了方程（1）的估计结果，利税率（TPM）的滞后值被作为预先给定的变量，在表中，无论滞后的时期为多少，利税率的相关系数都是负的。当利税率滞后一年或两年，统计显著水平分别为10％或15％。这样的结果显示，地方政府倾向于保护能带来较高利润和税收的行业，支持前面讨论的第4个假设。
表3 方程（1）的估计结果
因变量：Hoover地方化系数的对数形式TMP被当作预先决定的变量
解释变量
1 23
LOGITHOOVER
Lag10.4665*** 0.4491***0.4707***
（0.0915）（0.0891）
（0.0958）
Lag20.2145*** 0.2316***0.2286***
（0.066） （0.0662）
（0.0669）
TPM -0.3068*
Lag1
（0.2123）
Lag2 -0.4867*
（0.2624）
Lag3
-0.1257
（0.248）
SSOE
-0.0024*
-0.0030* -0.0034***
（0.0016）（0.0017）
（0.0014）
SCALE
0.5616*** 0.5457***0.6103***
（0.1478）（0.1341）
（0.1776）
ET 0.00210.0019
0.0026
（0.0033）（0.0031）
（0.0028）
CON 0.0011
-0.0020 -0.0038
（0.0055）（0.006）（0.005）
# of obs.306 306 280
显著性检验
Wald Chi
2444.20 345.17
592.47
注：***，**，*和#分别表示1％，5％，10％and15％显著性水平；括号里的数值是标准差；年份作为虚拟变量包括在计算中，但是它们的系数没有列入表内LOGITHOOVER=ln[HOOVER/（1-HOOVER）]。
国有企业比重（SSOE）的系数，无论利税率滞后阶数为多少，也都是负的。当利税率滞后1、2、3年时，显著性水平分别为5％、10％和15％。这个结果对第五个假设的支持是显著的，也就是说地方政府倾向于保护国有成分比例较高的行业。
SCALE的系数始终都是正的，显著性水平一直保持在1％。这个结果支持第二个假设，即说明一个行业的平均企业规模越大，它的区域专业化程度越高。
ET的系数虽然在任何情况下都是正的，但是统计显著性水平太低。这个结果对第三个假设提供了有限的支持。行业拥有的工程师和技术人员比例越高，则区域专业化的程度越高。
LOGITHOOVER一阶滞后值的系数是正的，并且在各种情况下都十分显著。二阶滞后值也是同样的，这说明一个行业的区域专业化程度深受历史影响。对行业其他条件的变化的调整反应过程也是较慢的。
表4列出了把利税率的滞后值作为外生变量时的方程（1）的估计结果。结论和表3相似，只是利税率系数3年的滞后值的检验显著性水平提高了，但是在使用利税率的一年期滞后值时国有企业比重的显著性水平却恶化了。为了测量地区专业化的不同因素的经济意义，我们计算每一个自变量变动一个标准差时因变量随之变动几个标准差。我们用使用两年的滞后变量并把它作为预先给定的变量的结果来做估算，因为在这个模型中大多数变量是统计上显著的。在这个模型中，变量的时间范围是1987—1997年，这个时期里LOGITHOOVER的标准差是0.8246，同一时期利税率的标准差是0.1005，每当利税率变化一个标准差，LOGITHOOVER变动5.9％个标准差；当LOGITHOOVER_1、LOGITHOOVER_2、SSOE、SCALE和ET分别变动一个标准差时，LOGITHOOVER分别变动45.4％、23.7％、10.2％、6.0％和0.8％个标准差。这些数字显示：历史对中国产业地区专业化程度有着决定性的影响，在其他的因素中，最重要的是地方保护主义，科技人员比重的影响相对最小。
表4 方程（1）的估计结果
因变量：Hoover地方化系数的对数形式TMP被当作预先决定的变量
解释变量 1 23
LOGITHOOVER
Lag1
0.4430*** 0.4429*** 0.4213***
（0.0897）（0.0918）（0.0979）
Lag2
0.2136*** 0.2374*** 0.2327***
（0.0639）（0.0628）（0.0629）
Lag1
0.4291*
（0.2423）
Lag2 -0.5318*
（0.2589）
Lag3
-0.1753
（0.2602）
SSOE -0.0024-0.0030* -0.0032***
（0.0018） （0.0017）（0.0015）
SCALE 0.4933*** 0.4338*** 0.5984***
（0.1298） （0.1015）（0.1507）
E 0.0019 0.00270.0030
（0.0034） （0.0027）（0.0026）
CON
0.0004 -0.0022
-0.0025
（0.0057） （0.0059）（0.0058）
# of obs. 306306
280
显著性检验
Wald Chi＾2
356.09 320.83
534.49
注：***，**，*和#分别表示1％，5％，10％and15％显著性水平；括号里的数值是标准差；年份作为虚拟变量包括在计算中，但是它们的系数没有列入表内LOGITHOOVER：ln[HOOVER/（1-HOOVER）]。
总而言之，上述各个研究影响产业地区专业化的不同因素的结果是明显一致的，我们先前的假设得到了有力的验证：产业区域专业化的水平在以往高税利的行业、国有成分比例较高的行业里比较低；而这两个指标体现了地方政府有动机保护这两类地方产业。结论还较强地支持了规模经济理论对专业化的解释，对外部经济理论对专业化的解释也提供了有限的支持。在区域专业化程度决定中，地方保护主义的作用超过了外部经济性和规模效用，仅次于历史影响的作用。
六、结语
尽管地方保护主义是贸易和专业化的重要决定因素，但是至今还没有对这方面系统的实证研究，本文试图填补这方面空白。我们首先建立了中国29个地区32个产业的13年间（1985—1997年）的数据集，用动态估计的方法研究中国产业区域专业化的决定因素，关注的重心是地方保护主义。我们发现：产业区域专业化的水平在以往享有较高利税率和国有成分比例较高的行业里，其区域专业化的程度比较低，反映了地方政府有动机保护这两类地方产业。本文还提供了较强的证据来支持规模经济理论对专业化的解释，对外部经济理论对专业化解释的支持则相对较弱。地方保护主义的作用在决定区域专业化水平中超过了外部经济性和规模效用，仅次于历史影响的作用。
除了提供地方保护主义重要性的证据，本文还考察了中国产业区域专业化水平的整体趋势，在经历了早期的微弱下降后，在经济改革的近几年来有显著的提高。这个结论与Young（2000）相反，却与Naughton（1999）一致。我们使用的数据比Young（2000）更加细化，比Naughton（1999）时期跨度更长、数据更新，所以我们的工作将会有助于中国区域专业化时间趋势方面问题的解决。
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