賀小莉,王洪武 ,朱 磊
(天津科技大學a.經濟與管理學院;b.理學院,天津 300222)
關于區域產業集聚度的計算,學者們從不同的角度提出了很多種方法,如行業集中度法、赫希曼—赫佛因德指數法、哈萊—克依指數法、熵指數法、空間基尼系數法和空間集聚指數法等等。以上這些方法,如果是從全球角度研究,主要是分析某產業主要集聚在哪幾個國家;如果是在一國范圍考察,則主要是看某產業主要集聚在哪幾個區域,也可以細化到更小的市縣單位。
本文考察的重點是考察我國某區域的各個產業的集中程度,對于同一區域來說,不同產業的集聚程度或競爭力應是可以比較的。考慮到數據獲取的難易程度以及本評價體系的通用性,本文首先采用。德瑞米斯(P.J.Dhrymes,1965)根據不變替代彈性生產函數(CES)推導出規模系數

式中,h是規模報酬參數,用來衡量集聚效應的大小,它可以通過CES形式的函數W=AQβLγ求解出,其中W 為工資,Q 為產量,L為勞動力,β是產出的工資彈性,γ是勞動力的收入彈性。德瑞米斯的規模效益是以不完全競爭的市場為條件的,因此有較大的適用性。在德瑞米斯推導出的產業集聚效應中隱含一個重要的微觀經濟學理論前提,即勞動者的收入或工資取決于勞動力的邊際生產力。這一邊際生產力假定并不完全符合我國的實際情況。在我國很長時期中,工資并不反映勞動力的邊際報酬,不存在產出的工資彈性。為此,我們使用我國學者唐杰(1989)的測算方法,將CES生產函數改寫成:

其中,P是行業的實際利稅,Q是行業的工業增加值,K是行業的固定資產凈值年平均余額。對上式取對數得到如下方程:

同樣使用(1)式得到產業集聚測算值。
面板數據是用來描述一個總體中給定樣本在一段時間的情況,并對樣本中每一個樣本單位都進行多重觀察。這種多重觀察既包括對樣本單位在某一時期(時點)上多個特性進行觀察,也包括對該樣本單位的這些特性在一段時間的連續觀察,連續觀察將得到數據集稱為面板數據。時間序列數據或截面數據都是一維數據。例如時間序列數據是變量按時間得到的數據;截面數據是變量在截面空間上的數據。Panel Data是同時在時間和截面空間上取得的二維數據。
面板數據建立的模型通常有3種。即混合估計模型、固定效應模型和隨機效應模型。
本文中使用固定效應模型

其中為xit為1×K向量,β為K×1向量,K為解釋變量個數。uit為隨機擾動項。αi稱為非觀測效應也就是橫截面單元的固定效應。它概括了影響著yit的全部觀測不到的,在時間上恒定的因素。也就是說αi為模型中被忽略的反映個體差異變量的影響,所以模型的截距項抓住了每個截面單位的本質特征,它隨個體或截面單元而變化。一般可在原有的模型中加入一系列虛擬變量再使用最小二乘法對其進行估計。
為保證研究工作的科學性和可比性,本文選擇1998~2007年天津市工業企業主要財務指標數據作為樣本。由之前對面板數據模型的介紹,加之我們使用的是工業內的所有行業指標數據,不存在用樣本推斷總體的問題。根據前部分產業集聚測定方法及面板數據模型的理論介紹,我們設定模型如下:

具體的變量解釋如下:
模型中的各截面為天津市各行業數據,時間序列為1998~2007年的10年數據,模型以LS代表全市國有企業和規模以上非國有工業企業各個行業的利稅總額 (萬元),GZ代表各行業的工業增加值 (萬元),GD代表各行業的固定資產凈值年平均余額(萬元)。并使用天津市零售商品物價指數進行了調整剔除了價格因素。同時,在模型中,引入了1999~2007年9個時間虛擬變量。上式中,δ1,δ2…δ9為行業的利稅總額照比前一年的增長率,要計算某一年的利稅增長率則為該年之前的年份增長率之和,α0為1998年的基礎利稅彈性值。αi為對各行業利稅總額具有一定影響的但觀測不到的時間上恒定的因素,即各行業在10年的發展中穩定存在的行業差異。 β0為 1998 年產出利稅彈性,β1、β2…β9分別表示1999年、2000年等的產出利稅彈性比上一年的增長率,其中要計算某一年的產出利稅彈性都需要將該年之前的各年產出利稅彈性相加。于此類似,γ0為1998年的固定資產利稅彈性,γ1…γ9為1999~2007年的固定資產利稅彈性的增長率,如要計算某年的固定資產利稅彈性值需要將此年之前的各年固定資產利稅彈性值相加。
另外,由面板數據定義特征,在模型擬合的過程中,既會出現截面數據易出現的異方差問題,也易出現序列相關問題,因此,我們使用修正的廣義最小二乘法對模型進行估計。估計使用軟件為Eviews5.1。
將模型5估計得到的系數結果分別代入(1)式中得到測算結果(見表1),模型5對應的統計檢驗結果(見表2)。
根據模型設定思想,我們得到以下結論:
由產業集聚測算的原則,我們知道:當h≥1表明該區域具有典型的集聚效應,并且其值越高,所帶來的產業集聚效應越大;當h<1時,表明該區域整體經濟或整體工業沒有出現集聚效應。由圖1我們可以看出:首先,2001年之前的這幾年,天津市經濟總體沒有實現集聚效應,產業調整劇烈,表現在年際間變化明顯,這與金相郁、高雪蓮使用卡利諾工資模型對天津市1987~2001年間的集聚效應的研究結果基本一致。其次,從總體上來看,各產業之間在這10年中是呈現集聚程度增加趨勢。另外,作為天津市發展“十五”規劃的首年—2001年,出現較高值,這可能是與之前的某些行業的政策調整后帶來較高集聚效應,最后,從2002年開始產業集聚效應回歸理性,趨于平穩,并有微量下滑的趨勢,幅度不大。技術進步帶來的行業的盈利能力(見圖2)在2002之前為上升趨勢,2000~2002年為正效應,而從2003年開始結果不是很理想,整體上是呈現負效應,從2003年開始出現直線下滑趨勢。

其中kit為行業內每個員工占有的資本設備;eit該行業員工的人力資本存量;Qit為該行業的工業增加值;Lit為城市的人口總量。
考察地方化經濟,我們假定其他變量(kit,eit,Nit)不改變,如果我們使用EDit代表地方化彈性指數,ECit代表城市化彈性指數那么:

為了消除在動態變化中兩種指數短期波動對集聚效應的影響,我們選取了以固定的時期1998年為基期,其他每年都是和這年相減獲得變化量。
結合經濟學中彈性的概念我們知道:當EDit>1時,表明行業的地方化集聚效應明顯;當ECit>1時表明行業的城市化集聚效應明顯。
基于天津市工業發展的歷史和現狀,我們選擇了近年來在天津市經濟發展中具有舉足輕重的六類典型行業,對它們1999年以來的行業集聚效果進行分析,所有數據均來自于2000~2008 年《天津市統計年鑒》(結果見表 3、表 4)。
通過表3、表4的測度結果,我們可以得到以下結論:
第一,除醫藥制造業和通信計算機制造業之外,天津市各行業的地方化彈性指數和城市化彈性指數都大于1,這表明天津市這些年來重點關注的幾類產業已經充分利用了同業集聚的外部經濟,享受了城市的基礎設施,城市的政策體系和行業間交流的便利等所帶來的規模經濟。
第二,各行業的城市化彈性明顯大于地方化彈性。這表明在現階段的經濟發展過程中,天津市的各行業之間的溢出效應明顯大于每個行業內部的溢出效應。

表1 天津市工業集聚效應測算結果

表2 模型5對應的統計檢驗結果

第三,地方化彈性和城市化彈性的發展變化趨勢都可以以2003年作為分界點劃分為兩個階段,2003年之前兩個指數變化幅度都相對較大,而在其后的這幾年兩指標沒有明顯的波動。同時總體上,在2003年之前是上升趨勢,2004年之后呈現小幅度平穩下降趨勢。
第四,醫藥制造業和紡織服裝制造業總體呈現地方化彈性升高而城市化彈性降低趨勢。在經濟發展過程中這兩類傳統產業出現行業內的聚集效應的提升,即出現了由于某些大型企業的內部規模經濟而導致出現的地方化經濟的現象。一方面這與行業本身的特點有關系,另一方面也體現了這兩個行業的產品不會受制于地理區位問題,可以實現在全國范圍內地方化經濟。
本文通過對產業集聚問題的理論及實證分析,我們得到以下結論:

表3 天津市工業集聚經濟地方化彈性指數測度結果

表4 天津市工業集聚經濟城市化彈性指數測度結果
(1)天津市整體工業在近5年呈現一定的集聚效應,但在1998~2001年間波動劇烈,并且沒有出現典型的工業集聚特征。2002年后具有典型的行業集聚特征,集聚效應作用平穩。
(2)天津市由技術進步帶來的行業盈利能力在2003年之前有顯著的上升趨勢,2003年開始出現下滑態勢,并呈現負效應,這可能是由于制造業技術進步投入較大但盈利水平不夠理想。同時在2002年后呈現降低趨勢。一方面說明天津市依靠單純的投資拉動,并不能帶來良好的集聚效應,必須加強引進消化再創新,使其帶動整體各行業的盈利水平的提升。另一方面也說明處于轉軌期的天津市工業的技術進步要想最終帶來預期的盈利能力需要一段時間的調整。整體而言,2002年之前兩方面的測度結果波動較大,說明天津市政府在20世紀90年代開始的產業政策調整對產業發展影響明顯,同時可見政策的前瞻性和一貫性對工業發展的重要性。
(3)受經濟高速發展的影響,大城市中的制造業需要考慮自身的發展模式。通過天津市典型行業的分析,我們發現絕大部分行業的城市化彈性和地方化彈性值都是較理想的。呈現出行業內和行業間的溢出效應,并且行業間的溢出效應明顯大于行業內的。各行業的集聚效應呈現明顯差異,需要政府在調整產業政策時根據各行業的發展水平和特征配給相應的激勵和引導措施,繼續為行業發展提供良好的基礎設施環境支持,并建立相應行業的信息共享平臺,通過政府引導使企業體會到在城市工業發展中不僅行業間的集聚能夠帶來效益,同行業的集聚同樣能夠為每個企業帶來效益。
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