吉林省工業發展區域關聯分析

張海燕， 付文卉

（長春工業大學 基礎科學學院，吉林 長春 130012）

0 引 言

工業化程度是一個國家或地區現代化進程的主要體現，而吉林省是老工業基地，被譽為“中國工業的搖籃”［1］，因此，關于吉林省工業經濟的討論對于國內工業經濟研究具有重要意義。建國以來，吉林省的長春、吉林等地區，及其汽車、化工、醫藥、農產品加工業等行業得到了一定的發展，形成了比較完善的工業經濟體系［2］，但掌握吉林省區域經濟發展趨勢，正確調整區域經濟發展方向，使之更適應國內經濟建設仍然是我們面臨的重要任務［3］。馬敏娜［4］等采用主成分分析方法測度工業化、信息化發展水平指數，運用線性滯后分布回歸模型和多變量協整模型分析工業化與信息化互動關系，以及工業化、信息化對經濟增長的影響。張天［5］等通過VAR和脈沖響應函數方法分析三次產業對東北三省老工業基地經濟增長的影響，識別優勢產業，研究農業和服務業的發展對工業振興的促進作用。梁向東［6］等利用中國工業部門的數據對比分析了我國工業小企業發展、當前的收入分配狀況及經濟增長。彭慧生［7］構建了經濟面板數據模型，檢驗了中國31個省市經濟增長與工業發展之間相互影響和沖擊的動態關系，分析了不同工業發展與經濟增長中長期的相互沖擊作用。許多文獻研究了工業經濟發展與各種因素的關系，對于省內工業經濟發展的協調性研究并不多見。因此，文中主要研究吉林省內各地區工業經濟增長的相互影響，分析區域工業發展的長期、短期關聯，以便于結合省內經濟結構的變化［8］，全面分析吉林省經濟增長趨勢。

1 吉林省內各地區工業經濟發展的長期關聯

首先對吉林省各地區工業總產值進行單位根檢驗，在此基礎上進行協整檢驗。

1.1 吉林省內各地區工業經濟增長單位根檢驗

吉林省各地區工業總產值時序圖如圖1所示。

圖1 吉林省各地區工業總產值時序圖

由圖1可初步判斷各變量之間可能存在協整關系，為此先對變量進行單位根檢驗，若數據為同階單整，可對數據進行協整檢驗。為減少數據較大波動，先對各個變量取對數后對吉林省各地區進行單位根檢驗，原假設為檢驗序列存在單位根，結果見表1。

表1 吉林省各地區工業經濟的單位根檢驗

由表1可知，在10%的顯著水平下，吉林省各地區對數序列和對數一階差分序列均接受原假設，序列非平穩；對數二階差分序列均拒絕原假設，說明序列平穩。因此，吉林省9個地區工業總產值序列均為二階單整，可以進行協整分析。

1.2 吉林省內各地區工業經濟增長之間長期關聯

向量協整關系可以采用Johansen檢驗方法，它是一種以VAR模型為基礎的檢驗回歸系數的方法，協整關系的存在意味著變量之間長期穩定的關聯。

由于文中數據年份少但變量多，無法對9個地區進行Johansen協整檢驗，所以根據聚類分析結果，分別從兩類地區中選出工業經濟增長比較接近的長春、吉林、四平、松原、通化5個具有代表性的地區進行協整檢驗，檢驗結果見表2。

表2 吉林省各地區工業經濟增長之間協整檢驗結果（序列：log長春log吉林log四平log松原log通化）

由表2的跡檢驗結果可見，第1行在原假設“存在零個協整關系”下，跡統計量85.907 96大于5%的臨界值69.818 89，因此拒絕原假設，說明至少存在一個協整關系。第2行在原假設“至多存在一個協整關系”下，跡統計量46.576 18小于5%的臨界值47.856 13，因此接受原假設，從而跡檢驗表明在0.05顯著性水平下存在一個協整關系。同理，最大特征根檢驗結果也表明在0.05顯著性水平下存在一個協整關系。進而可以得到協整向量與調整參數向量正規化的估計結果，見表3。

表3 協整向量和調整參數向量正規化的估計結果

根據表3可以寫出協整方程：

由上式可知，變量之間長期變動趨勢，吉林工業總產值的對數減少1%時，長春工業總產值的對數增加2.74%；四平工業總產值的對數增加1%時，長春工業總產值的對數增加1.57%；松原工業總產值的對數增加1%時，長春工業總產值的對數增加1.54%；通化工業總產值的對數減少1%時，長春工業總產值的對數增加0.63%［13］。

2 吉林省內各地區工業經濟發展的短期關聯

協整關系只能夠體現變量之間的長期關聯，為了了解吉林省各地區工業經濟短期波動是否具有關聯，需要建立向量誤差修正模型（VECM）。

2.1 向量誤差修正模型

如果向量Yt包含k個I（1）變量序列存在協整關系，則不包含外生變量的向量誤差修正模型可以寫為如下形式：

2.2 吉林省內各地區工業經濟增長之間的誤差修正模型

由Johansen協整檢驗顯示變量之間存在協整關系，因此，可以對變量建立向量誤差修正模型，結果見表4。

表4 吉林省各地區工業經濟增長之間向量誤差修正模型

根據表4可以寫出向量誤差修正模型

其中

從誤差修正模型的估計結果可以看出，在以Δlog長春為因變量的回歸模型中，誤差修正的系數為－0.086，說明當長春工業總產值短期波動偏離長期均衡時，以－0.086的調整力度將非均衡狀態拉回均衡狀態。同理，可以得到吉林、四平、松原和通化的誤差修正模型。

3 結 語

利用1998－2011年吉林省內各地區工業總產值數據進行了單位根檢驗和Johansen協整檢驗，并建立了誤差修正模型，分析了吉林省工業經濟的長、短期關聯。

從長期看，長春市、吉林市、四平市、松原市、通化市存在長期穩定的協整關系，由于變量之間的多重共線性，協整方程中的四平市和松原市的系數為正，吉林市、通化市的系數為負。從短期看，基于吉林省內各地區工業總產值數據，當長春工業偏離長期均衡時，將以－0.086的調整力度將非均衡狀態拉回均衡狀態，其他地區也具有類似的調整傾向。由此看來，吉林省內各地區之間工業經濟發展體現出相同的發展趨勢，因此，地區之間工業發展相互關聯、促進和融合。

［1］ 武義青.中國區域工業化研究［M］.北京：經濟管理出版社，2002.

［2］ 孔憲麗，張同斌，高鐵梅.基于景氣指數的我國工業經濟周期性波動特征及本輪波動特點研究［J］.數學的實踐與認識，2012，42（7）：17－27.

［3］ 蔣毅一，王皓良.中國工業能耗與工業經濟增長的關系研究［J］.統計與決策，2009（4）：114－116.

［4］ 馬敏娜，羅勝.工業化與信息化互動對經濟增長的影響——基于吉林省的實證分析［J］.資源開發與市場，2013（6）：1052－1055.

［5］ 張天，關巧云.吉林省老工業基地經濟增長與三次產業作用機制的計量研究［J］.中國校外教育，2012（6）：56－57.

［6］ 梁向東，文林，劉建江，等.企業規模、經濟增長與收入不平等——基于我國工業部門的動態計量分析［J］.長沙理工大學學報：社會科學版，2008，23（2）：23－28.

［7］ 彭慧生.中國工業發展與經濟增長動態機理研究［J］.經濟論壇，2011（11）：5－9.

［8］ 張海燕，張朝鳳.吉林省經濟增長中產業結構的效應分析［J］.長春工業大學學報：自然科學版，2008，29（5）：583－588.