长三角产业集聚间分工

如前所述，γ^c_k可以用以表示产业集聚间的分工水平，因此我们又测算了每个基本产业集聚单位在相关大类产业组下面的γ^c_k值，来表示它们相互之间的分工联系。我们的计算方法是：

利用在表4.4中计算得到的所有三位数产业的产业集聚状况γ⁰_l，把每个l与它所属的k对应起来，把一个二位数产业k作为一个产业组，计算各自的w_l，然后根据式（4.3）计算该产业组上集聚间分工的水平。得到的结果γ^c_k，表示长三角26个地级市167个三位数产业γ⁰_l为基础的二位数产业组内的分工水平（图4.2）。

图4.2　长三角2001—2006年三位数产业的产业集聚间分工
数据来源：中国工业企业统计数据库，行业类别编号对照GB/T 4754-2002

2001—2006年间，30个二位数行业组中有15个组的年平均γ^c_k值小于0，剩下15个组则大于0，平均集聚程度为-1。也就是说，在全部30个二位数制造业组中，只有一半的产业组没有发生集聚间的水平分工，而这没有发生水平分工的产业组中，＜-1的行业其实只有4个：16-烟草制品业，42-工艺品及其他制造业，25-石油加工、炼焦及核燃料加工业，23-印刷业和记录媒介的复制业。其中，印刷业的γ^c_k值为-1.7，接近平均水平。γ^c_k最小的烟草和石油产业都是投资大、企业数量少的国家垄断型产业，并不能影响对全体制造业的解释，从而验证了第3章中关于产业集聚间分工存在性的命题3.1。

图4.3反映了每年所有产业的γ^c_k均值，我们发现它的平均值并不稳定，随时间变化的趋势并不明朗，其中2002年（－0.03）、2005年（－0.02）和2006年（－0.03）的值都小于0，表示产业集聚间分工对该产业组产生了反作用，反而促使其趋于分散；2001年（0.0006）、2003年（0.007）和2004年（0.017）的值虽然大于0，但绝对值并不大。同时我们发现，相对于平均值而言，方差的变化相对比较稳定，除了2002年（0.03）和2006年（0.05）的方差相对较大之外，其他四年的方差都比较接近于0。

我们将和按降序排列，发现排在前4位产业的次序是一样的，越往后差异越大^[1]。由于平均值和方差都是绝对数量，容易受到奇异值的影响，考虑到不同产业在集聚水平上的差异会影响值的大小，因此我们又测算了各个产业组在6年中的方差和变异系数来表示其分工的稳定性。变异系数A_k定义为A_k=｜Var（γ^c_k）/｜，这是一个相对数，目的是去除方差、平均值这些绝对数值带来的产业集聚程度高低比较上的困难。

图4.3　2001—2006年长三角30个产业组产业集聚间分工的均值和方差
数据来源：中国工业企业数据库

从图4.4中我们发现变异系数较大的6个行业分别为16-烟草制品业，18-纺织服装、鞋、帽制造业，25-石油加工、炼焦及核燃料加工业，28-化学纤维制造业，42-工艺品及其他制造业和43-废弃资源和废旧材料回收加工业。同时，上述产业6年的γ^c_k值的序位中有4个产业的变化幅度较大，位次分布很分散。其中，烟草制品业在2005年和2006年共同集聚程度下降很快；石油加工、炼焦及核燃料加工业则一直起伏较大，没有呈现出稳定的产业共同集聚特性。因为这两个产业在6年中受到政策面的影响很大，和长三角地区的整体产业结构向重型化发展有重大关系，而受产业本身特性的影响相对较小。工艺品及其他制造业和废弃资源和废旧材料回收加工业在2003年前后的产业共同集聚程度有很大的变化，我们可以将其归因于产业分类标准的调整，新标准中的42类变动较大^[2]，而43类则为新增，由原标准中的6290得来。而作为长三角地区最重要的产业集聚之一，18-纺织服装、鞋、帽制造业和28-化学纤维制造业的位次变化则很小。

图4.4　2001—2006年长三角地级市三位数产业集聚的变异系数

注释

[1]从大到小的排列顺序是28、43、19、17、42、24、40、20、15、41、18、13、35、25、37、22、34、27、21、30、33、23、32、39、14、31、26、16、36、29；从大到小的排列顺序是28、43、19、17、20、40、13、35、34、24、27、41、30、14、31、26、36、29、15、39、21、37、18、33、22、32、23、25、42、16。

[2]现行产业分类中编号为42的行业，由原标准中的编号为43的行业中新增4个小类，合并、分解和调整4个小类得到，其中新增的小类为所有大类行业中最多。