江蘇沿海經濟帶FDI與產業集聚互動關系研究

接玉芹

(1.鹽城師范學院數學與統計學院，江蘇 鹽城 224002；2.鹽城師范學院沿海開發研究院，江蘇 鹽城 224002)

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江蘇沿海經濟帶FDI與產業集聚互動關系研究

接玉芹1，2

(1.鹽城師范學院數學與統計學院，江蘇 鹽城 224002；2.鹽城師范學院沿海開發研究院，江蘇 鹽城 224002)

本文系統分析了江蘇沿海經濟帶FDI和產業集聚現狀，通過構建計量經濟模型對江蘇沿海經濟帶FDI與產業集聚關系進行經驗分析，驗證了FDI與產業集聚之間存在著長期穩定的均衡關系，且相互影響較為顯著。Granger因果關系檢驗結果顯示：FDI與產業集聚之間存在單向Granger因果關系，滯后1期時，在10%的顯著性水平下，FDI是產業集聚的Granger原因。本文基于此，對新形勢下江蘇沿海經濟帶利用外資和產業發展提出了相應的政策建議。

江蘇沿海經濟帶；FDI；產業集聚

一、引言與文獻綜述

江蘇沿海經濟帶地處中國東部沿海，近年來，隨著江蘇沿海大開發戰略的不斷推進，江蘇沿海經濟帶充分發揮自身優勢，積極打造特色產業，產業集聚速度明顯加快，經濟總量不斷上升，外商直接投資(FDI)規模逐年擴大。據統計，2002年江蘇沿海經濟帶實際利用外資5億美元，外資企業584家，2012年實際利用外資50億美元，外資企業發展到1 779家，10年間經濟總量增長近5倍。外資的迅速流入對推進江蘇沿海經濟帶工業化進程產生了重大影響。目前，江蘇沿海經濟帶經濟發展已進入新的時期，增長極效應日益突出，創新驅動力越發明顯，為中國沿海地區發展提供了新的路徑和模式。在新的歷史條件下，如何合理利用外資、加快產業集聚發展步伐和促進沿海地區產業集聚更快更好發展已成為亟待解決的課題，引起了理論界和學術界的廣泛關注。

國內外諸多學者對FDI與產業集聚的相互關系進行了深入探討。Krugman[1]從規模收益遞增角度對產業集聚生成動力進行研究，發現產業集聚對FDI具有較強的吸引力。Head等[2]對20世紀70—80年代日本新建制造工廠在美國的空間分布進行研究，發現日本新建制造工廠在美選址與美國制造業布局有相同指向。Markusen[3]研究認為外資企業對產業集聚的形成發揮著重要作用，尤其是跨國公司外資的注入對東道國產業集聚至關重要，在當地產業集聚區發揮著領導者角色。Guimaraes等[4]對葡萄牙FDI區位選擇與集聚關系進行研究，發現集聚經濟是影響FDI的決定因素,而服務業集聚經濟又是影響外資區位選擇的最重要要素。梁琦[5]基于空間經濟理論，研究了關聯效應、貿易成本與跨國公司之間的關系，認為地區開放程度和產業集聚關聯效應是FDI區位選擇的驅動力。張宇和蔣殿春[6]通過構建產業集聚HHI指數，利用DEA方法和面板數據模型檢驗了產業集聚對我國相關產業全要素生產率的影響以及FDI在其中的作用，認為FDI有力地促進了我國產業的地理集聚,推進了相關行業的技術進步。顏銀根[7]使用2005年我國30個省份的截面數據進行研究發現，勞動力流動和FDI對非農產業集聚有著顯著正向影響，勞動力流動對非農產業的集聚影響更為明顯。王晶晶和張昌兵[8]基于固定效應模型和分位數回歸方法實證分析了服務業FDI對服務業集聚的影響，發現服務業FDI能夠顯著促進本地服務業企業的集聚，服務業FDI的流入有利于集聚程度高的行業。劉志堅[9]對廣東江門產業集群進行研究, 認為FDI對產業集群的促進作用主要通過資本集聚、市場需求和技術外溢實現，產業集聚有效地降低了生產成本, 對外資具有較強的吸引力。吳丹丹和謝建國[10]對江蘇制造業產業集群進行研究，發現江蘇制造業產業集群路徑依賴效應較為明顯，FDI進入進一步強化了這種路徑依賴。蓋驍敏和姚曉璠[11]對山東制造業產業集聚與FDI的關系進行研究，發現FDI與產業集聚存在著長期相互促進的因果關系，兩者共同促進當地經濟繁榮和發展。王領和王珊[12]對長三角區域制造業集聚現象進行研究，發現制造業集聚程度與FDI密切相關。

二、江蘇沿海經濟帶FDI與產業集聚現狀

1.實際利用FDI情況

近年來，隨著經濟結構逐步調整和產業轉型不斷加快，江蘇沿海經濟帶利用FDI的規模呈現逐年上升趨勢。2003年江蘇沿海經濟帶實際利用外資12億美元，到2013年增長到40億美元。從江蘇沿海經濟帶利用外資情況來看，1999—2013年江蘇沿海三市(南通、鹽城和連云港)累計引資分別為217億美元、104億美元和73億美元。南通引資增長速度相對較快，引資總量約是鹽城的兩倍和連云港的3倍，占整個江蘇沿海經濟帶引資總量的55%。從擁有年主營業務收入500萬元以上的外資企業統計情況來看，2002年南通擁有153家，外資企業工業產值300億元，鹽城和連云港分別擁有41家和40家，外資企業工業產值分別為82億元和73億元。2009年南通增加到1 790家，從業人員達到29萬人，外資企業工業產值增長到2 343億元，約是2002年的8倍。鹽城和連云港分別擁有324家和230家，外資企業工業產值分別增長到668億元和426億元，約是2002年8倍和6倍，從業人員分別達到8萬人和5萬人。2012年南通、鹽城和連云港分別擁有年主營業務收入2 000萬元以上的外資企業1 276家、309家和194家，外資企業工業產值分別為3 560億元、1 341億元和822億元。

2.產業集聚現狀

外資的大量引入助推了地方產業的快速發展與集聚。從2008—2012年樣本數據的區位熵和行業集中度來看，江蘇沿海經濟帶一、二、三產業區位熵均值分別為1.7998、0.9686和0.8998。南通地處江海交匯處，地理位置獨特，經濟發展相對較快，近五年一、二產業區位熵均值分別為1.1683和1.0448。鹽城和連云港第一產業發展迅猛，區位熵均值分別為2.4578和2.3543。從行業發展情況來看，江蘇沿海經濟帶農副食品加工業、紡織業、紡織服裝及鞋帽制造業、化學原料及化學制品制造業、醫藥制造業、橡膠和塑料制品業、非金屬礦物制品業、金屬制品業、通用設備制造業、交通運輸設備制造業等10個行業集聚速度相對較快，其中，農副食品加工業和紡織業發展規模更為明顯。南通作為江蘇沿海經濟帶的紡織大市，紡織業區位熵均值為2.5516，明顯高于其他行業。紡織業和交通運輸設備制造業作為鹽城的支柱產業，發展也比較迅速。2012年鹽城紡織業和交通運輸設備制造業區位熵均值分別為2.1457和2.1329。連云港農副食品加工業占有較大的比重，2012年區位熵均值為2.9602。作為新興產業，2012年連云港醫藥制造業區位熵均值達到4.1884。從對行業集中度CR1的測算情況來看，儀器儀表及文化辦公用機械制造業(85.11%)、金屬制品業(79.66%)、電氣機械及器材制造業(78.12%)、通信設備計算機及其他電子設備制造業(77.82%)行業集中度指數相對較高，位列前四位，這四個行業主要集中在南通。石油加工和煉焦及核燃料加工業(71.62%)行業集中度指數位列第五，主要集中在連云港。非金屬礦物制品業(35.10%)行業集中度指數位列第21，主要集中在鹽城。從CR2測算情況來看，紡織業(98.73%)、儀器儀表及文化辦公用機械制造業(98.37%)、通用設備制造業(95.08%)行業集中度指數位列前三，這三個行業主要集中在南通和鹽城。石油加工、煉焦及核燃料加工業(93.91%)行業集中度指數位列第四，主要集中在鹽城和連云港。

三、江蘇沿海經濟帶FDI與產業集聚互動關系經驗分析

1.數據采集與模型構建

本文選取產業集聚指數和FDI兩個指標對江蘇沿海經濟帶FDI與產業集聚互動關系進行經驗研究。考慮到數據的可得性，本文選取2002—2013年江蘇沿海經濟帶工業總產值、江蘇省工業總產值、江蘇沿海經濟帶第二產業產值和江蘇第二產業產值進行分析。為全面反映產業集聚狀況，彌補傳統區位熵分析的不足，產業集聚指數采用區位熵與工業企業數相乘計算而得。工業總產值、工業企業數和FDI樣本數據來自2003—2014年《江蘇統計年鑒》。FDI采用實際利用外商直接投資額表示，并根據《2014江蘇統計年鑒》人民幣對美元平均匯價(中間價)將美元換算為人民幣。所有變量均取自然對數形式以避免經濟數據時間序列中異方差的影響。構建計量經濟模型如下：

lnFDI=α0+α1lnJJZS+μt

(1)

lnJJZS=β0+β1lnFDI+νt

(2)

其中，α0和β0表示常數項，α1表示JJZS(產業集聚指數)對FDI(外商直接投資)估計彈性，β1表示FDI對JJZS估計彈性，μt和νt表示隨機誤差項。

2.經驗分析

(1)變量平穩性檢驗

從表1 的ADF檢驗結果可以看出，lnJJZS及一階差分序列d(lnJJZS)的ADF值都大于5%顯著性水平臨界值，表現出非平穩特征，說明lnJJZS原序列和一階差分序列都是非平穩序列。lnFDI原序列和一階差分序列也都表現出非平穩特征。從二階差分情況來看，d(lnJJZS，2)和d(lnFDI，2)的ADF值都小于5%顯著性水平臨界值，表現出平穩特征，說明lnJJZS和lnFDI二階差分序列都是平穩序列。因此，lnJJZS和lnFDI都為二階單整序列，即lnJJZS～I(2)，lnFDI～I(2)，滿足協整檢驗要求。

表1 ADF檢驗結果

注：c、t和k分別表示單位根檢驗方程中的常數項、時間趨勢項和滯后階數；k的選擇以D.W.值接近2，即隨機誤差項不存在自相關為標準；***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著，表2同。

(2)協整關系檢驗

協整在20世紀80年代由Engle和Granger首先提出。Engle和Granger認為兩個或多個非平穩時間序列的線性組合可能是平穩的，各變量之間存在某種長期穩定的比例關系，即協整關系。對構建的計量經濟模型(1)進行OLS回歸，得到如下回歸結果：

lnFDI=-0.6510+0.7002lnJJZS

(-0.4296)(4.0334)

從D.W.值可以看出，隨機誤差項存在正自相關。本文采用Cochrane-Orcutt迭代法消除序列相關性，對方程再次進行OLS回歸，得到如下回歸結果：

lnFDI=2.6654+0.3297lnJJZS+[AR(1)=0.9850,AR(2)=-0.5209]

(2.3511)(2.6094)

方程回歸結果比較理想，自相關已經消除。lnJJZS系數為0.3297且較為顯著，說明產業集聚指數每增加1%，FDI則增加0.3297%，產業集聚對FDI具有較強的吸引力。

把lnJJZS作為因變量，lnFDI作為自變量，對構建的計量經濟模型(2)進行OLS回歸，得到如下回歸結果：

lnJJZS=3.8939+0.8845lnFDI

(3.2483)(4.0333)

方程誤差項存在正自相關，同樣采用Cochrane-Orcutt迭代法消除序列相關性，對方程再次進行OLS回歸，得到如下回歸結果：

lnJJZS=-1.5412+1.8646lnFDI+[AR(1)=0.9923,AR(2)=-0.6402]

(-0.5729) (3.8720)

方程擬合度較高，自相關已經消除，具有較強的解釋功能。lnFDI的系數為1.8646，其經濟意義為：FDI每增加1%，產業集聚指數增加1.8646%，說明FDI對江蘇沿海經濟帶產業集聚的影響較為顯著。對殘差序列進行ADF檢驗，結果表明ADF值小于1%顯著性水平臨界值，說明在1%水平下殘差序列平穩，回歸方程具有較強的解釋功能，lnJJZS和lnFDI為(2，2)階協整，江蘇沿海經濟帶FDI與產業集聚之間存在長期穩定的均衡關系，結果如表2所示。

表2 回歸殘差的ADF檢驗結果

(3)Granger因果關系檢驗

表3 Granger因果關系檢驗結果

從表3可以看出，江蘇沿海經濟FDI與產業集聚之間存在單向Granger因果關系。滯后1期時，在10%的顯著性水平下，FDI是產業集聚的Granger原因。

四、研究結論與政策建議

本文通過構建計量經濟模型對江蘇沿海經濟帶FDI與產業集聚的關系進行經驗研究，分析結果顯示，江蘇沿海經濟帶FDI與產業集聚之間存在長期穩定的均衡關系，且相互影響較為顯著。產業集聚對FDI具有較強的吸引力，產業集聚指數每增加1%，FDI則增加0.3297%。FDI對產業集聚具有明顯的推動作用，FDI每增加1%，產業集聚指數增加1.8646%。從Granger因果關系來看，FDI與產業集聚之間存在單向Granger因果關系，滯后1期時，在10%的顯著性水平下，FDI是產業集聚的Granger原因。對此，筆者提出如下政策建議：

1.充分發揮特色優勢，優化投資結構，促進產業集群健康發展

隨著江蘇沿海大開發戰略不斷推進，江蘇沿海經濟帶充分利用自身優勢，積極引進外資，產業集聚速度明顯加快，經濟總量不斷提升，已成為中國東部沿海重要經濟增長極，為中國沿海地區發展提供了新的路徑和模式。在新的發展時期，江蘇沿海經濟帶要充分發揮自身特色和優勢，不斷優化投資結構，制定積極引資政策，合理引導外資流向，在擴大第二產業引資規模的同時，進一步加大第一產業和第三產業引資力度，充分發揮外資在產業結構調整和傳統產業轉型升級中的“催化”作用；統籌規劃產業布局，合理配置外資資源和地區資源，充分發揮區域優勢，積極發展特色產業，實現產業集群錯位發展，不斷提升沿海地區整體經濟實力和綜合競爭力；加強高端技術外資引進力度，注重外資質量，提高外資利用效率，加快傳統產業和勞動密集型產業轉型升級，擴大新興產業和技術知識密集型產業規模，促進江蘇沿海經濟帶產業集群健康快速發展。

2.加強自主創新，打造區域亮點，提升產業集群對外資的吸引力

江蘇沿海經濟帶傳統產業比重較大，新興產業發展緩慢，在積極引進外資的同時，不斷加強自主創新能力的培育，以產業結構優化調整和傳統產業轉型升級作為突破口，努力將傳統產業轉型升級與新興產業發展協同起來；以機制和技術創新為動力，積極應用高新技術改造提升傳統產業，大力發展新興產業，努力構建專業化、特色化和集聚化的現代新型產業集聚體系；積極搭建產業承接和轉移平臺，加大招商引資力度，注重外資技術溢出效應，不斷吸收世界先進技術和管理經驗，努力提升自身生產能力、管理能力和創新能力；加強產學研的多方位合作，加大技術攻關力度和產品研發力度，努力促進科技成果的有效推廣與轉化，積極構建高新技術產業帶，打造自主創新產業集群和名特優產品鏈；努力發揮園區對周邊的輻射作用，積極打造園區特色亮點，吸引更多外資投入，使之成為傳統產業鏈延伸和新興產業集聚的重要載體；彰顯江蘇沿海產業集群特色和優勢，積極培養龍頭型優秀骨干企業，吸引外商主動合作，通過合作進一步拓展國際市場，實現外資引進的“葡萄效應”，促進江蘇沿海經濟帶產業集群與FDI的良性互動。

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[2] Head, K., Ries, J., Swenson，D.Agglomeration Benefits and Location Choice: Evidence from Japanese Manufacturing Investments in the United States [R].NBER Working Paper No.4767 ,1994.

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[5] 梁琦.跨國公司海外投資與產業集聚[J].世界經濟,2003,(9) :29-37.

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[10] 吳丹丹，謝建國.FDI對產業集群作用的實證研究——以江蘇省制造業產業集群為例[J].世界經濟研究,2007,(6):54-63.

[11] 蓋驍敏，姚曉璠.外商投資與山東省制造業產業集聚研究[J].山東社會科學,2011,(8):38-42.

[12] 王領，王珊.長三角區域制造業集聚與FDI關系的研究[J].農村經濟與科技,2014,(12):89-91.

(責任編輯：孫 艷)

2016-08-06

鹽城市政府社會科學獎勵基金項目“鹽城高端制造業培育壯大研究”(15szfskB20)；江蘇沿海開發研究院開放性課題“新常態下江蘇沿海經濟帶產業協同發展研究”(RIJCD15001)

接玉芹(1973-)，女，江蘇建湖人，副教授，主要從事國際金融、國際貿易和跨國投資等方面的研究。E-mail:978455699@qq.com

F427；F832.6

A

1000-176X(2016)10-0036-05