工業經濟發展區域關聯分析

裴 瑩， 林秀芝， 張海燕

(長春工業大學 基礎科學學院， 吉林 長春 130012)

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工業經濟發展區域關聯分析

裴 瑩， 林秀芝， 張海燕*

(長春工業大學 基礎科學學院， 吉林 長春 130012)

利用Johansen協整檢驗和向量誤差修正模型，采用地區工業總產值數據對地區工業經濟發展的關聯進行研究。結果表明,地區工業經濟存在區域間長期穩定的協整關系，短期波動受到這種長期關聯的影響，據此建立了幾個地區間的誤差修正模型，解析了當長期均衡發生偏離時，短期波動的調整程度。

工業總產值; Johansen協整檢驗; 向量誤差修正模型

0 引 言

工業是社會經濟發展的重要力量，特別是我國改革開放以來，各地區工業經濟的協調發展對我國經濟的持續健康增長更具有重要意義。一些文獻已經對我國工業發展與經濟增長關聯進行了定量分析，比如多元統計方法主成分分析、計量方法協整和向量自回歸模型等，主要包括:基于線性滯后分布回歸模型和協整分析工業化、信息化對經濟增長的影響[1]；基于向量自回歸方法討論各次產業的經濟增長效應[2]，工業小企業發展、收入分配和經濟增長狀況[3]，以及工業發展與經濟增長的相互作用機制[4]；基于景氣指數對工業與我國經濟周期關聯的研究。關于我國工業區域性研究方面，文獻包括系統性的理論分析[5]和省內區域關聯分析[6]。文中將在區域經濟理論研究基礎上，通過計量方法深入討論國內區域工業之間的長、短期關聯。

1 我國區域工業經濟長期關聯

通過協整檢驗以確定我國地區間的工業經濟發展協調性。

1.1 各地區工業經濟發展的單整階數

我國各地區工業總產值(用本地區的大寫拼音字母表示)的時間序列如圖1所示。

圖中可見,我國各地區工業發展具有相似的變化趨勢，所以初步判斷我國地區工業經濟發展可能存在協整關系。

圖1 全國各地區工業總產值序列曲線圖

為了驗證國內地區間長期關聯的存在，先對變量進行單位根檢驗，若數據為同階單整，再對數據進行協整檢驗[7]。為避免異方差，同時使得分析結果經濟意義顯著，首先對各地區工業總產值序列取對數，并對各地區對數工業總產值進行單位根檢驗，結果見表1。

表1 全國各地區工業總產值對數序列單位根檢驗結果

續表1

由表1可見，全國各地區工業總產值序列均包含單位根，為非平穩序列。將各序列差分后進一步檢驗單位根，見表2。

表2 全國各地區工業總產值對數一階差分序列單位根檢驗結果

續表2

由表2可見，一階差分后除內蒙古、山東、西藏外,其余的序列均在10%水平下平穩，說明除這3個地區外序列均為一階單整，因而可以進行協整分析。

1.2 區域工業經濟增長之間Johansen協整檢驗

由于文中數據觀測期相比于變量個數不夠充分，無法對所有地區進行協整檢驗，為對比分析國內各地區工業經濟發展情況，結合地域劃分，考慮從東北、西北、華東、西南、華中5個地區中各挑選出具有代表性的省份進行工業經濟協整檢驗，包括吉林、甘肅、安徽、四川和湖北省。Johansen協整檢驗結果見表3。

表3 協整檢驗結果

由表3可知，跡檢驗原假設是“存在零個協整關系”， 檢驗統計量值為92.124 83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。第二列跡統計量47.164 97小于5%的臨界值47.856 13，接受原假設。從而跡檢驗表明，在0.05顯著性水平下存在協整關系。同理，最大特征值檢驗結果也表明在0.05顯著性水平下存在協整關系。再進行協整向量和調整參數向量的估計和正規化[8-9]，得到協整方程:

logJILIN=-0.34logGANSU-2.55logANHUI+

由方程(1)可知，5個地區之間的長期變動趨勢關聯，甘肅、安徽、四川和湖北省工業總產值1個百分點的上升，對應于吉林省工業總產值0.34、2.55、1.74和2.30下降(前二者)和增加(后二者)。

2 區域工業經濟短期關聯

在Johansen協整關系存在的基礎上，進一步驗證長期均衡對短期波動的影響，建立了向量誤差修正模型:

其中

從誤差修正模型的估計結果中可以看到，吉林、甘肅、安徽、四川和湖北省工業的誤差修正系數分別為0.087、0.196、0.319、0.397和0.299，說明各省工業總產值短期波動受到長期均衡影響，當長期均衡被打破時，各地區將分別以上述調整力度拉回至均衡狀態。

3 結 語

通過1998-2011年國內各地區工業總產值數據進行Johansen協整檢驗，分析其長期關聯，再進行向量誤差修正模型分析，分析其短期波動的影響因素，得到以下結論：

從長期看，吉林、甘肅、安徽、四川、湖北省存在長期穩定的協整關系，根據長期均衡關系，在某種程度上，吉林省工業經濟對應于四川、湖北省工業經濟的同向增長和甘肅、安徽省的反向增長；從短期看，當各省工業總產值長期關系偏離均衡時，將通過短期波動以不同的調整力度向均衡狀態拉動。

[1] 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)：215-233.

[2] 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(4)：89-103.

[3] 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(2)：211-241.

[4] 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)：74-98.

[5] 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(7)：152-165.

[6] 武義青.中國區域工業化研究[M].北京：經濟管理出版社，2002.

[7] 張海燕，付文卉.吉林省工業經濟發展區域關聯分析[J].長春工業大學學報，2015，36(5)：491-495.

[8] 馬薇.協整理論與應用[M].天津：南開大學出版社，2004.

[9] 高鐵梅.計量經濟分析方法與建模：EViews應用及實例[M].2版.北京:清華大學出版社,2009.

Regional relationship among industry development zones

PEI Ying, LIN Xiuzhi, ZHANG Haiyan*

(School of Basic Science, Changchun University of Technology, Changchun 130012， China)

With Johansen cointegration test and Vector Error Correct Model (VECM)，the regional relationship among some industry development zones is studied based on the gross industrial output values from the areas. Results indicate that the relationship is stable in a long term among the areas and the fluctuation in a short term may be influenced by the relationship. VEC model for the areas is built to adjust the short term wave when long term relationship is unbalanced.

gross industrial output; Johansen cointegration test; Vector Error Correct Model (VECM).

2017-02-25

教育部人文社會科學研究一般項目(12YJA790187)； 吉林省教育廳“十二五”社會科學研究項目(吉教科文合字[2014]第57號)； 吉林省科技發展計劃項目軟科學項目(20140418053FG)

裴 瑩(1990-)，女，漢族，吉林吉林人，長春工業大學碩士研究生，主要從事經濟統計方向研究,E-mail:1076441579@qq.com. *通訊作者：張海燕(1970-)，女，漢族，吉林長春人，長春工業大學教授，博士，主要從事經濟統計方向研究,E-mail:zhanghaiyan@ccut.edu.cn.

10.15923/j.cnki.cn22-1382/t.2017.2.03

F 037.1

A

1674-1374(2017)02-0117-05