中國電子及通信設備制造業集聚效應的實證研究

郭 利 平

(中原工學院 經濟管理學院，河南 鄭州450007)

中國電子及通信設備制造業集聚效應的實證研究

郭 利 平

(中原工學院 經濟管理學院，河南 鄭州450007)

產業集聚可以產生規模經濟效應，使地區經濟獲得更快的增長。分別選取全國以及東部、中部和西部地區的電子及通信設備制造業作為研究對象，對1990-2012年面板數據進行了集聚效應的實證研究，并構建了計量經濟學模型。結果表明：中國電子信息設備制造業存在著較為明顯的集聚效應，東部沿海地區、中部地區也存在著較為明顯的行業集聚效應，而西部地區電子信息設備制造業的增長主要來源于資本投入的增加，而不是集聚效應的影響。

面板數據；集聚效應；區位熵；洛倫茲曲線

一、引言

大量相關企業在空間的集中會產生集聚經濟，由于外部性與規模經濟的存在，集聚經濟可以產生較高效率，使當地經濟獲得更多優勢和更快速的增長。經濟集聚現象早已存在，但真正引起經濟學家廣泛關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90年代以來，國內產業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，按照標準的統計學方法和經濟學方法對集聚經濟的研究并不多見。許多相關理論和經驗研究表明，集聚經濟往往影響生產效率(Segal[3]，1976；Capello[4]，2002)。國內學者就產業集聚的經濟效應問題也進行了一些實證研究(吳學花[5]，2004；賀小莉[6]，2010；周慧[7]，2010)。由于中國電子與通信設備制造業集聚度較高，而FDI投入本行業又較多，加之本行業在中國市場規模較大，又是較為典型的技術密集型行業，因此，就中國電子及通信設備制造業的集聚效應進行實證研究，將具有重要的理論價值和現實意義。

二、 模型設定與數據選取

(一)模型設定

集聚經濟可以對生產效率產生影響，國外學者通過構造生產函數，對此進行了許多實證性檢驗。最常用的檢驗方法是柯布-道格拉斯生產函數(Cobb-Douglas production function)方法，簡稱C-D方程。柯布-道格拉斯生產函數在一般生產函數的形式上進行了改進，并在函數方程中引入了技術因素，成為經濟學中應用最廣泛和最具代表性的一種生產方程模式，它在計量經濟學與數理經濟學等學科的研究與應用中都占有極為重要的地位。

C-D生產函數方程一般形式為：

Y=ALαKβ

(公式1)

其中，Y為生產產出，L和K分別是勞動投入要素和資本投入要素，A、α、β為三個方程參數。從短期看，產業組織與技術水平暫時不變時，如果勞動和資本投入要素改變，會導致總產出的改變；但從長期看，產業組織、技術水平一定會發生改變，特別是在轉型中的中國，經濟的市場化程度越來越高，產業組織發生了較大變化，技術擴散也不斷出現，這種變化會最終影響各種生產要素的產出彈性，從而改變生產產出。

國際上通用的用C-D生產函數估計集聚經濟分成兩種方法：一種是用生產函數中的常數項大小來衡量集聚效應(Henderson[8]，1986；Mukkala[9]，2003)，另一種是將集聚程度作為一個單獨變量納入生產函數中，用集聚水平變量的指數大小來衡量產業集聚對生產的貢獻度(Ciccone[10]，2002)。

本研究采用后一種C-D生產函數驗證集聚對中國電子信息制造業生產的影響，模型如下：

Y=ALαKβQθ

(公式2)

其中，Y代表工業增加值，L代表勞動投入要素，K表示行業資本投入量，Q則代表反映集聚水平的因素，采用產業專業化水平即產業區位熵指標。為了消除異方差性和更好解釋變量間的關系，方程兩邊同時取對數可以得到行業產出對勞動投入、資本投入和集聚水平的經濟學模型：

lnY=lnA+αlnL+βlnK+θlnQ

(公式3)

方程中，α、β分別反映生產中勞動、資本對生產的貢獻程度。θ表示在勞動要素和資本要素不變的條件下，產業在某地集聚程度變化對產出規模的影響，即集聚水平對產出的彈性。如果實證分析結果得出θ>0，便驗證了集聚經濟的存在，即在勞動與資本投入相同的條件下，地區產業集聚程度越強，其要素生產效率越高，θ值越大，集聚經濟對當地經濟的促進作用越強。如果θ=0，說明產業的集聚對生產要素的產出效率沒有影響。如果θ<0，則說明產業的集聚對要素生產率影響為負。

(二)數據的選取

本研究主要針對中國電子信息行業的集聚效應進行分析，同時分析東部、中部和西部電子信息行業集聚效應及東中西三大地帶電子信息行業集聚效應的差異。面板數據(Panel data)也稱混合數據(Pool data) 或平行數據，是指在時間序列上取多個截面，在這些截面數據上同時選取樣本觀測值構成的樣本數據，這種數據同時在時間維度和截面空間取得二維數據。面板數據模型是一類利用混合數據分析各個變量之間相互關系并預測其變化趨勢的計量經濟學模型。面板數據綜合利用樣本信息，可以減少多重共線性帶來的不利影響，同時可以提供更多的自由度和更高的估計效率，使研究更加深入(易丹輝[11]292-295，2011)，因此，本研究利用面板數據對模型進行估計。

由于寧夏、青海和西藏的電子信息產業微小，而且統計不完全，因此本研究中，我國電子信息集聚效應回歸模型研究范圍是27個省級行政區，其中，東部電子信息產業集聚效應分析區域11個，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集聚效應研究區域8個，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集聚效應研究區域也是8個，分別是陜西、貴州、云南、新疆、甘肅、內蒙古、廣西和四川(四川與重慶合為一個研究單元)，因此，面板數據涵蓋了1990-2012年27個省級行政區數據。由于缺少1995年、1996年和1998年三年的相關數據，面板數據只包含了20年的數據，其中，電子信息工業增加值①來源于1991年至2013年的《中國統計年鑒》和《中國工業經濟統計年鑒》，資本投入K采用固定資產凈值，勞動投入L采用全部從業人員年平均人數，產業區位熵Q由計算所得。

三、實證分析

表1 中國電子信息行業集聚效應回歸結果

根據中國27個地區電子信息產業變量在1990-2012年的樣本觀測值，用經濟計量軟件Eviews6.0對方程模型進行混合回歸分析，可以得出中國電子信息行業集聚效應的計量經濟模型(見表1)。

表2 中國東部地區電子信息行業集聚效應回歸結果

根據中國東部11個省市電子信息產業變量在1990-2012年的樣本觀測值，用經濟計量軟件Eviews6.0對方程模型進行混合回歸分析，可以得出東部電子信息行業集聚效應的計量經濟模型(見表2)。

根據中國中部8個省市電子信息產業變量在1990-2012年的樣本觀測值，用Eviews6.0軟件對方程模型進行混合回歸分析，可以構建中國中部電子信息行業集聚效應的計量經濟模型(見表3)。

表3 中國中部地區電子信息行業集聚效應回歸結果

根據中國西部9個省市區電子信息產業變量在1990-2012年的樣本觀測值，用Eviews6.0軟件對方程模型進行混合回歸分析，可以得出中國西部電子信息行業集聚效應的計量經濟模型(見表4)。

表4 中國西部地區電子信息行業集聚效應回歸結果

四、結論

根據以上實證分析結果，我們可以得出如下基本結論。

第一，中國電子信息產業集聚效應模型可以表達為：LnY=-0.052295+1.054832LnK-0.090600LnL+0.243696LnQ。

根據表1，我們知道，LnL沒有通過5%的顯著性檢驗，但通過了10%的顯著性檢驗，而LnK和LnQ都通過了1%的顯著性檢驗，F值為211.004，說明整個方程系數通過了1%的顯著性檢驗，模型整體顯著；而調整后的R2為0.815，表明模型方程的擬合優度較高。

圖1 中國電子信息設備制造業洛倫茲曲線

根據方程可知，勞動投入對產出影響很小，而資本要素對中國電子信息制造業產出貢獻度較大。資本投入彈性系數為1.055，資本投入每提高1倍，產業產出將提高1.055倍。同時，區位熵彈性系數為0.244，意味著電子行業專門化系數提高1倍，在勞動要素和資本投入等條件不變的情況下，產業產出將提高24.4%。2012年，中國電子信息業是高度集聚行業，主要集聚在三個地區：廣東、江蘇和上海。這三個地區產出占全國的69.47%。觀察洛倫茲曲線，電子信息制造業2012年比1990年集聚度更高(見圖1)。其中最集聚地區是廣東，區位熵最高，為2.847，固定資產凈值占全國4.19%，勞動就業人數占全國6.93%，產出卻占全國34.98%。這很大部分歸功于規模經濟和集聚效應。

第二，東部地區電子信息產業集聚效應模型可以表達為：LnY=-0.178584+1.075528LnK-0.034286LnL+0.224913LnQ。

根據表2，LnL沒有通過10%的顯著性檢驗，而LnK和LnQ都通過了1%的顯著性檢驗，F值為617.697，表明整個模型系數通過了1%的顯著性檢驗。而調整后的R2為0.904，表明模型的擬合度較好。

圖2 東部地區電子信息設備制造業洛倫茲曲線

根據方程可知，勞動投入對產出影響很小，而資本投入對產出的貢獻率較大。資本投入彈性系數為1.075，資本投入每提高1倍，產業產出將提高1.075倍。同時，區位熵彈性系數為0.225，意味著電子行業專門化系數提高1倍，在資本要素和勞動要素等條件不變前提下，電子信息制造業產出將提高22.5%。2010年，東部電子信息業是高度集聚行業，也主要集聚在廣東、江蘇和上海三個地區，這三個地區產出占全國的69.47%。東部地區的海南、河北地區集聚水平則較低。東部地區電子信息制造業2012年比1990年集聚度更高(見圖2)。

第三，中部地區電子信息產業集聚效應模型可以表達為：LnY=0.141943+1.126920LnK-0.307637LnL+0.433230LnQ。

根據表3可知，LnL通過了1%的顯著性檢驗，而LnK和LnQ也都通過了1%的顯著性檢驗，F值為198.721，表明回歸方程通過了1%的顯著性檢驗。模型調整后的R2為0.806，表明估計模型的擬合優度較好。

根據方程，中部地區勞動投入對產出影響有負效應，中部勞動力豐富，過多的勞動投入導致管理和效益低下，對產業產出有一定抑制作用；相反，資本投入要素對產出的貢獻率較大。資本投入彈性系數為1.127，資本投入每提高1倍，產業產出將提高1.127倍。同時，區位熵彈性系數為0.433，意味著在勞動要素和資本要素條件不變前提下，電子行業專門化系數提高1倍，產業產出將增加43.3%。中部地區區位熵對電子行業產出貢獻度高于東部，是中部地區電子信息產業區位熵比較平均所致。從洛倫茲曲線分析，中部電子信息制造業2012年比1990年集聚度更高(見圖3)。

圖3 中部地區電子信息設備制造業洛倫茲曲線

第四，西部地區電子信息產業集聚效應模型可以表達為：LnY=-0.018287+0.901968LnK+0.024854LnL+0.085344LnQ。

根據圖4可知，LnL和LnQ沒有通過10%的顯著性檢驗，而LnK通過了1%的顯著性檢驗，F值為211.0041，整個回歸模型通過了1%的顯著性檢驗。方程調整后的R2為0.819，表明回歸模型的擬合優度較好。

圖4 西部地區電子信息設備制造業洛倫茲曲線

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

注 釋：

①2008年前的《中國工業經濟統計年鑒》有工業增加值統計數據，而從2009年開始不再統計此數據，因此，2008-2012年三年的電子信息工業增加值按照各省市區當年工業總產值比例計算。

[1]Krugman, P.Increasing Returns and Economic Geography[J].Journal of Political Economy, 1991,99 (3).

[2]Porter, E.M.The Competitive Advantage of Nations[M].New York: The Free Press,1990.

[3]Segal, D.Are There Returns to Scale in City Size?[J].Review of Economics and Statistics, 1976(58).

[4]Capello, R.Entrepreneurship and spatial externalities: theory and measurement[J].The Annals of Regional Science,2002,36(3).

[5]吳學花,楊蕙馨.中國制造業產業集聚的實證研究[J].中國工業經濟,2004(10).

[6]賀小莉,王洪武,朱磊.基于面板數據的天津市工業集聚效應的測算與分析[J].統計與決策,2010(14).

[7]周慧,曹廣喜.經濟集聚與經濟增長的空間計量分析[J].當代財經,2010(9).

[8]Henderson, J.V.Efficiency of resource usage and city size[J].Journal of Urban Economics, 1986(19).

[9] Mukkala, K.Agglomeration Economies in the Finnish Manufacturing Sector[J].43rd Congress of the European Regional Science Association 27-30, August 2003, Yyv?skyl?-Finland.

[10]Ciccone, A.Agglomeration Effects in Europe[J].European Economic Review ,2002,46(2).

[11]易丹輝.數據分析與EViews應用[M].北京:中國人民大學出版社,2011.

【責任編輯：李維樂】

2015-06-02

河南省軟科學研究計劃項目“河南省加快培育和發展戰略性新興產業研究”(編號：152400410601)。

郭利平(1970—)，男，河北宣化人，副教授、博士，上海財經大學應用經濟學博士后，主要從事區域經濟與國際貿易研究。

F407.63

A

1672-3600(2015)10-0107-04