郭 利 平

(中原工學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，河南 鄭州450007)

中國電子及通信設(shè)備制造業(yè)集聚效應(yīng)的實(shí)證研究

郭 利 平

(中原工學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，河南 鄭州450007)

產(chǎn)業(yè)集聚可以產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，使地區(qū)經(jīng)濟(jì)獲得更快的增長。分別選取全國以及東部、中部和西部地區(qū)的電子及通信設(shè)備制造業(yè)作為研究對象，對1990-2012年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了集聚效應(yīng)的實(shí)證研究，并構(gòu)建了計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。結(jié)果表明：中國電子信息設(shè)備制造業(yè)存在著較為明顯的集聚效應(yīng)，東部沿海地區(qū)、中部地區(qū)也存在著較為明顯的行業(yè)集聚效應(yīng)，而西部地區(qū)電子信息設(shè)備制造業(yè)的增長主要來源于資本投入的增加，而不是集聚效應(yīng)的影響。

面板數(shù)據(jù)；集聚效應(yīng)；區(qū)位熵；洛倫茲曲線

一、引言

大量相關(guān)企業(yè)在空間的集中會(huì)產(chǎn)生集聚經(jīng)濟(jì)，由于外部性與規(guī)模經(jīng)濟(jì)的存在，集聚經(jīng)濟(jì)可以產(chǎn)生較高效率，使當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)獲得更多優(yōu)勢和更快速的增長。經(jīng)濟(jì)集聚現(xiàn)象早已存在，但真正引起經(jīng)濟(jì)學(xué)家廣泛關(guān)注的則是源于克魯格曼(1991)[1]和波特(1990)[2]123-126的研究。而從20世紀(jì)90年代以來，國內(nèi)產(chǎn)業(yè)集聚的研究也開始逐漸增多，但大多主要集中在國外理論、方法的闡述和介紹，實(shí)證性研究和定量分析明顯偏少，而且大都屬于描述性的分析，按照標(biāo)準(zhǔn)的統(tǒng)計(jì)學(xué)方法和經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對集聚經(jīng)濟(jì)的研究并不多見。許多相關(guān)理論和經(jīng)驗(yàn)研究表明，集聚經(jīng)濟(jì)往往影響生產(chǎn)效率(Segal[3]，1976；Capello[4]，2002)。國內(nèi)學(xué)者就產(chǎn)業(yè)集聚的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)問題也進(jìn)行了一些實(shí)證研究(吳學(xué)花[5]，2004；賀小莉[6]，2010；周慧[7]，2010)。由于中國電子與通信設(shè)備制造業(yè)集聚度較高，而FDI投入本行業(yè)又較多，加之本行業(yè)在中國市場規(guī)模較大，又是較為典型的技術(shù)密集型行業(yè)，因此，就中國電子及通信設(shè)備制造業(yè)的集聚效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究，將具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

二、 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)選取

(一)模型設(shè)定

集聚經(jīng)濟(jì)可以對生產(chǎn)效率產(chǎn)生影響，國外學(xué)者通過構(gòu)造生產(chǎn)函數(shù)，對此進(jìn)行了許多實(shí)證性檢驗(yàn)。最常用的檢驗(yàn)方法是柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)(Cobb-Douglas production function)方法，簡稱C-D方程?？虏?道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)在一般生產(chǎn)函數(shù)的形式上進(jìn)行了改進(jìn)，并在函數(shù)方程中引入了技術(shù)因素，成為經(jīng)濟(jì)學(xué)中應(yīng)用最廣泛和最具代表性的一種生產(chǎn)方程模式，它在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)與數(shù)理經(jīng)濟(jì)學(xué)等學(xué)科的研究與應(yīng)用中都占有極為重要的地位。

C-D生產(chǎn)函數(shù)方程一般形式為：

Y=ALαKβ

(公式1)

其中，Y為生產(chǎn)產(chǎn)出，L和K分別是勞動(dòng)投入要素和資本投入要素，A、α、β為三個(gè)方程參數(shù)。從短期看，產(chǎn)業(yè)組織與技術(shù)水平暫時(shí)不變時(shí)，如果勞動(dòng)和資本投入要素改變，會(huì)導(dǎo)致總產(chǎn)出的改變；但從長期看，產(chǎn)業(yè)組織、技術(shù)水平一定會(huì)發(fā)生改變，特別是在轉(zhuǎn)型中的中國，經(jīng)濟(jì)的市場化程度越來越高，產(chǎn)業(yè)組織發(fā)生了較大變化，技術(shù)擴(kuò)散也不斷出現(xiàn)，這種變化會(huì)最終影響各種生產(chǎn)要素的產(chǎn)出彈性，從而改變生產(chǎn)產(chǎn)出。

國際上通用的用C-D生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)集聚經(jīng)濟(jì)分成兩種方法：一種是用生產(chǎn)函數(shù)中的常數(shù)項(xiàng)大小來衡量集聚效應(yīng)(Henderson[8]，1986；Mukkala[9]，2003)，另一種是將集聚程度作為一個(gè)單獨(dú)變量納入生產(chǎn)函數(shù)中，用集聚水平變量的指數(shù)大小來衡量產(chǎn)業(yè)集聚對生產(chǎn)的貢獻(xiàn)度(Ciccone[10]，2002)。

本研究采用后一種C-D生產(chǎn)函數(shù)驗(yàn)證集聚對中國電子信息制造業(yè)生產(chǎn)的影響，模型如下：

Y=ALαKβQθ

(公式2)

其中，Y代表工業(yè)增加值，L代表勞動(dòng)投入要素，K表示行業(yè)資本投入量，Q則代表反映集聚水平的因素，采用產(chǎn)業(yè)專業(yè)化水平即產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵指標(biāo)。為了消除異方差性和更好解釋變量間的關(guān)系，方程兩邊同時(shí)取對數(shù)可以得到行業(yè)產(chǎn)出對勞動(dòng)投入、資本投入和集聚水平的經(jīng)濟(jì)學(xué)模型：

lnY=lnA+αlnL+βlnK+θlnQ

(公式3)

方程中，α、β分別反映生產(chǎn)中勞動(dòng)、資本對生產(chǎn)的貢獻(xiàn)程度。θ表示在勞動(dòng)要素和資本要素不變的條件下，產(chǎn)業(yè)在某地集聚程度變化對產(chǎn)出規(guī)模的影響，即集聚水平對產(chǎn)出的彈性。如果實(shí)證分析結(jié)果得出θ>0，便驗(yàn)證了集聚經(jīng)濟(jì)的存在，即在勞動(dòng)與資本投入相同的條件下，地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚程度越強(qiáng)，其要素生產(chǎn)效率越高，θ值越大，集聚經(jīng)濟(jì)對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用越強(qiáng)。如果θ=0，說明產(chǎn)業(yè)的集聚對生產(chǎn)要素的產(chǎn)出效率沒有影響。如果θ<0，則說明產(chǎn)業(yè)的集聚對要素生產(chǎn)率影響為負(fù)。

(二)數(shù)據(jù)的選取

本研究主要針對中國電子信息行業(yè)的集聚效應(yīng)進(jìn)行分析，同時(shí)分析東部、中部和西部電子信息行業(yè)集聚效應(yīng)及東中西三大地帶電子信息行業(yè)集聚效應(yīng)的差異。面板數(shù)據(jù)(Panel data)也稱混合數(shù)據(jù)(Pool data) 或平行數(shù)據(jù)，是指在時(shí)間序列上取多個(gè)截面，在這些截面數(shù)據(jù)上同時(shí)選取樣本觀測值構(gòu)成的樣本數(shù)據(jù)，這種數(shù)據(jù)同時(shí)在時(shí)間維度和截面空間取得二維數(shù)據(jù)。面板數(shù)據(jù)模型是一類利用混合數(shù)據(jù)分析各個(gè)變量之間相互關(guān)系并預(yù)測其變化趨勢的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。面板數(shù)據(jù)綜合利用樣本信息，可以減少多重共線性帶來的不利影響，同時(shí)可以提供更多的自由度和更高的估計(jì)效率，使研究更加深入(易丹輝[11]292-295，2011)，因此，本研究利用面板數(shù)據(jù)對模型進(jìn)行估計(jì)。

由于寧夏、青海和西藏的電子信息產(chǎn)業(yè)微小，而且統(tǒng)計(jì)不完全，因此本研究中，我國電子信息集聚效應(yīng)回歸模型研究范圍是27個(gè)省級行政區(qū)，其中，東部電子信息產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)分析區(qū)域11個(gè)，分別是遼寧、北京、天津、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東和海南；中部電子信息制造業(yè)集聚效應(yīng)研究區(qū)域8個(gè)，分別是山西、吉林、黑龍江、江西、河南、安徽、湖北和湖南；西部電子信息制造業(yè)集聚效應(yīng)研究區(qū)域也是8個(gè)，分別是陜西、貴州、云南、新疆、甘肅、內(nèi)蒙古、廣西和四川(四川與重慶合為一個(gè)研究單元)，因此，面板數(shù)據(jù)涵蓋了1990-2012年27個(gè)省級行政區(qū)數(shù)據(jù)。由于缺少1995年、1996年和1998年三年的相關(guān)數(shù)據(jù)，面板數(shù)據(jù)只包含了20年的數(shù)據(jù)，其中，電子信息工業(yè)增加值①來源于1991年至2013年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，資本投入K采用固定資產(chǎn)凈值，勞動(dòng)投入L采用全部從業(yè)人員年平均人數(shù)，產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵Q由計(jì)算所得。

三、實(shí)證分析

表1 中國電子信息行業(yè)集聚效應(yīng)回歸結(jié)果

根據(jù)中國27個(gè)地區(qū)電子信息產(chǎn)業(yè)變量在1990-2012年的樣本觀測值，用經(jīng)濟(jì)計(jì)量軟件Eviews6.0對方程模型進(jìn)行混合回歸分析，可以得出中國電子信息行業(yè)集聚效應(yīng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型(見表1)。

表2 中國東部地區(qū)電子信息行業(yè)集聚效應(yīng)回歸結(jié)果

根據(jù)中國東部11個(gè)省市電子信息產(chǎn)業(yè)變量在1990-2012年的樣本觀測值，用經(jīng)濟(jì)計(jì)量軟件Eviews6.0對方程模型進(jìn)行混合回歸分析，可以得出東部電子信息行業(yè)集聚效應(yīng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型(見表2)。

根據(jù)中國中部8個(gè)省市電子信息產(chǎn)業(yè)變量在1990-2012年的樣本觀測值，用Eviews6.0軟件對方程模型進(jìn)行混合回歸分析，可以構(gòu)建中國中部電子信息行業(yè)集聚效應(yīng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型(見表3)。

表3 中國中部地區(qū)電子信息行業(yè)集聚效應(yīng)回歸結(jié)果

根據(jù)中國西部9個(gè)省市區(qū)電子信息產(chǎn)業(yè)變量在1990-2012年的樣本觀測值，用Eviews6.0軟件對方程模型進(jìn)行混合回歸分析，可以得出中國西部電子信息行業(yè)集聚效應(yīng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型(見表4)。

表4 中國西部地區(qū)電子信息行業(yè)集聚效應(yīng)回歸結(jié)果

四、結(jié)論

根據(jù)以上實(shí)證分析結(jié)果，我們可以得出如下基本結(jié)論。

第一，中國電子信息產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)模型可以表達(dá)為：LnY=-0.052295+1.054832LnK-0.090600LnL+0.243696LnQ。

根據(jù)表1，我們知道，LnL沒有通過5%的顯著性檢驗(yàn)，但通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，而LnK和LnQ都通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，F(xiàn)值為211.004，說明整個(gè)方程系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，模型整體顯著；而調(diào)整后的R2為0.815，表明模型方程的擬合優(yōu)度較高。

圖1 中國電子信息設(shè)備制造業(yè)洛倫茲曲線

根據(jù)方程可知，勞動(dòng)投入對產(chǎn)出影響很小，而資本要素對中國電子信息制造業(yè)產(chǎn)出貢獻(xiàn)度較大。資本投入彈性系數(shù)為1.055，資本投入每提高1倍，產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出將提高1.055倍。同時(shí)，區(qū)位熵彈性系數(shù)為0.244，意味著電子行業(yè)專門化系數(shù)提高1倍，在勞動(dòng)要素和資本投入等條件不變的情況下，產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出將提高24.4%。2012年，中國電子信息業(yè)是高度集聚行業(yè)，主要集聚在三個(gè)地區(qū)：廣東、江蘇和上海。這三個(gè)地區(qū)產(chǎn)出占全國的69.47%。觀察洛倫茲曲線，電子信息制造業(yè)2012年比1990年集聚度更高(見圖1)。其中最集聚地區(qū)是廣東，區(qū)位熵最高，為2.847，固定資產(chǎn)凈值占全國4.19%，勞動(dòng)就業(yè)人數(shù)占全國6.93%，產(chǎn)出卻占全國34.98%。這很大部分歸功于規(guī)模經(jīng)濟(jì)和集聚效應(yīng)。

第二，東部地區(qū)電子信息產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)模型可以表達(dá)為：LnY=-0.178584+1.075528LnK-0.034286LnL+0.224913LnQ。

根據(jù)表2，LnL沒有通過10%的顯著性檢驗(yàn)，而LnK和LnQ都通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，F(xiàn)值為617.697，表明整個(gè)模型系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。而調(diào)整后的R2為0.904，表明模型的擬合度較好。

圖2 東部地區(qū)電子信息設(shè)備制造業(yè)洛倫茲曲線

根據(jù)方程可知，勞動(dòng)投入對產(chǎn)出影響很小，而資本投入對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率較大。資本投入彈性系數(shù)為1.075，資本投入每提高1倍，產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出將提高1.075倍。同時(shí)，區(qū)位熵彈性系數(shù)為0.225，意味著電子行業(yè)專門化系數(shù)提高1倍，在資本要素和勞動(dòng)要素等條件不變前提下，電子信息制造業(yè)產(chǎn)出將提高22.5%。2010年，東部電子信息業(yè)是高度集聚行業(yè)，也主要集聚在廣東、江蘇和上海三個(gè)地區(qū)，這三個(gè)地區(qū)產(chǎn)出占全國的69.47%。東部地區(qū)的海南、河北地區(qū)集聚水平則較低。東部地區(qū)電子信息制造業(yè)2012年比1990年集聚度更高(見圖2)。

第三，中部地區(qū)電子信息產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)模型可以表達(dá)為：LnY=0.141943+1.126920LnK-0.307637LnL+0.433230LnQ。

根據(jù)表3可知，LnL通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，而LnK和LnQ也都通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，F(xiàn)值為198.721，表明回歸方程通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。模型調(diào)整后的R2為0.806，表明估計(jì)模型的擬合優(yōu)度較好。

根據(jù)方程，中部地區(qū)勞動(dòng)投入對產(chǎn)出影響有負(fù)效應(yīng)，中部勞動(dòng)力豐富，過多的勞動(dòng)投入導(dǎo)致管理和效益低下，對產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出有一定抑制作用；相反，資本投入要素對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率較大。資本投入彈性系數(shù)為1.127，資本投入每提高1倍，產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出將提高1.127倍。同時(shí)，區(qū)位熵彈性系數(shù)為0.433，意味著在勞動(dòng)要素和資本要素條件不變前提下，電子行業(yè)專門化系數(shù)提高1倍，產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出將增加43.3%。中部地區(qū)區(qū)位熵對電子行業(yè)產(chǎn)出貢獻(xiàn)度高于東部，是中部地區(qū)電子信息產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵比較平均所致。從洛倫茲曲線分析，中部電子信息制造業(yè)2012年比1990年集聚度更高(見圖3)。

圖3 中部地區(qū)電子信息設(shè)備制造業(yè)洛倫茲曲線

第四，西部地區(qū)電子信息產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)模型可以表達(dá)為：LnY=-0.018287+0.901968LnK+0.024854LnL+0.085344LnQ。

根據(jù)圖4可知，LnL和LnQ沒有通過10%的顯著性檢驗(yàn)，而LnK通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，F(xiàn)值為211.0041，整個(gè)回歸模型通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。方程調(diào)整后的R2為0.819，表明回歸模型的擬合優(yōu)度較好。

圖4 西部地區(qū)電子信息設(shè)備制造業(yè)洛倫茲曲線

根據(jù)方程，勞動(dòng)要素和區(qū)位熵都沒有通過10%的顯著性檢驗(yàn)，說明勞動(dòng)要素和區(qū)位熵對電子產(chǎn)出沒有太大影響，兩者的彈性系數(shù)也不高，而資本要素對行業(yè)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率較大。資本投入彈性系數(shù)為0.902，資本投入每提高1倍，產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出將提高0.902倍。西部資本彈性系數(shù)最小，低于全國水平和東部地區(qū)以及中部地區(qū)，說明資本對電子產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出要小于其他地區(qū)資本要素的貢獻(xiàn)率。而區(qū)位熵沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明集聚效應(yīng)在西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出方面幾乎沒有太大影響，西部地區(qū)電子產(chǎn)出規(guī)模的增加主要來源于資本要素的投入。同時(shí)，西部電子信息制造業(yè)2012年比1990年集聚度更高(見圖4)。

注 釋：

①2008年前的《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》有工業(yè)增加值統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，而從2009年開始不再統(tǒng)計(jì)此數(shù)據(jù)，因此，2008-2012年三年的電子信息工業(yè)增加值按照各省市區(qū)當(dāng)年工業(yè)總產(chǎn)值比例計(jì)算。

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【責(zé)任編輯：李維樂】

2015-06-02

河南省軟科學(xué)研究計(jì)劃項(xiàng)目“河南省加快培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)研究”(編號：152400410601)。

郭利平(1970—)，男，河北宣化人，副教授、博士，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后，主要從事區(qū)域經(jīng)濟(jì)與國際貿(mào)易研究。

F407.63

A

1672-3600(2015)10-0107-04