契约环境对服务业集聚的正向促进效应的稳健性检验

我们首先对(5)式进行OLS回归来分析本文所关心的问题，具体结果报告于表3的(1)—(4)列。考虑到截面数据普遍存在的异方差问题，所有回归均对估计参数的标准误进行了White异方差修正。(1)列只报告了契约环境一个解释变量的结果，(2)、(3)列分别加入了反映地级市基本特征以及马歇尔外部性的控制变量，尽管粗糙但直观地告诉我们契约环境对于服务业集聚有着显著的正向促进效应。在(4)列中，我们逐步加入了所有控制变量，以对比检验估计的稳健程度，从结果来看，契约环境的估计系数依旧显著为正且数值波动不大，说明我们的估计结果具有稳健性。由此可知，契约环境更好的地区服务业集聚程度更高，这一结论也证实了前文的理论分析。

表3模型回归结果

注：***、*、**分位数回归的R2为PseudoR2。

再来看控制变量，基础设施水平(fra)的估计系数为负且统计显著，这一与常规认识相左的结果恰恰与Krugman和Venables(1995)的研究相符，在具有重要影响的“Globalization and Inequality of Nations”一文中，作者证明了在劳动力缺乏流动性，人口规模、消费偏好、技术进步都相同的前提下，运输成本的过高或过低都会降低产业集聚的程度，只有在中间水平时产业集聚程度才达到最高，而区域内运输成本恰是由交通运输、通信系统等基础设施水平决定的。而中国地级市的基础设施建设要么已经达到一个较高的水平，要么还处于起始阶段，进而对产业集聚产生了抑制效应^[11]。人口密度(popden)的估计系数与新经济地理理论相符显著为正，说明服务业倾向于定位在人口规模、市场规模大的地区。经济结构(struc)的影响并不显著，这从另一侧面表明地级市的产业结构对服务业集聚并无直接作用。本文对于工资水平(wage)的估计显著为正，从而支持了劳动力市场发育会提高行业集聚程度的假说，服务业的发展紧密依赖于人力资源的充沛程度，在人才集聚的地区企业更容易找到所需的专门人才；同时，人力资本水平(teac)系数为正且统计显著，证实了知识溢出对于服务业集聚的重要作用。外商投资以及对外贸易的发展对于产业增长与集聚的积极作用已被诸多文献所证实(冼国明、文东伟，2006；金煜等，2006)，对于地区开放的估计结果也表明扩大地区开放、强化外资溢出对服务业集聚有着显著的促进作用。(www.xing528.com)

虚拟变量中，“是否为东部地区”(dumy 1)的系数并不显著，尽管从经济地理学角度来看，资源禀赋、距离海外市场距离等地理位置差异是引起产业集聚的原因之一，但中国的区域发展极不平衡，落后地区除核心城区外很多地方达不到服务业聚集所要求的消费规模，反而导致了分布的相对集中，因此，区域地理位置并非服务业集聚的决定性因素。再来看“是否为省会城市”(dumy 2)，估计系数为正且统计显著，验证了“经互会假说”在中国的实效性。

前文所分析的内生性是实证过程必须面临的一个问题。本文利用开埠通商的历史时间和1999年市场化指数作为工具变量进行了回归，表3的(5)列报告了IV估计的结果，可以看到，在利用工具变量并加入了一系列控制变量之后，契约环境的估计系数依旧在5%的水平上显著为正，表明契约环境会显著地促进服务业集聚的结论是稳健可靠的。同时还可以看到，除工资水平外的其他控制变量估计系数和显著性水平并无本质性的改变。

当然，工具变量的有效性会影响到统计推断的一致性，在进行IV估计的同时我们也对选取的工具变量进行了检验：首先，对于工具变量是否为弱工具变量问题，我们计算了Stock和Yogo(2005)提出的最小特征值统计量(minimum eigenvalue statistic)，回归(5)中最小特征值统计量为57.035，大于经验判断值10，拒绝了“存在弱工具变量”的原假设。接着，考虑到工具变量个数多于内生变量个数，我们进行了过度识别检定，其sargan统计量值为0.495，伴随p值为0.482，不能拒绝过度识别是有效的零假设，因此我们选定的工具变量是外生的。