邱 宇，宋曉村，錢春泰，吉啟軒，章 志

（1．江蘇省海涂研究中心 南京 210036；2．江蘇省海洋與漁業(yè)局 南京 210003）

海洋經濟與區(qū)域經濟發(fā)展的動態(tài)計量分析*
——以江蘇省為例

邱 宇1，宋曉村1，錢春泰2，吉啟軒1，章 志1

（1．江蘇省海涂研究中心 南京 210036；2．江蘇省海洋與漁業(yè)局 南京 210003）

文章利用1996—2011年江蘇省的相關數據，對海洋經濟與區(qū)域經濟發(fā)展的動態(tài)關系進行了實證分析，結果表明：江蘇海洋經濟與區(qū)域經濟之間存在一定的Granger因果關系和長期均衡關系，區(qū)域經濟發(fā)展是海洋經濟提高的Granger原因；海洋經濟與區(qū)域經濟任何一個的變動都會對另一個和自身產生影響，其中，區(qū)域經濟的變動對海洋經濟發(fā)展會產生較強的正向沖擊，且短期效應顯著；海洋經濟的變動對區(qū)域經濟發(fā)展的影響作用尚不顯著，必須更加重視海洋經濟的發(fā)展。

海洋經濟；區(qū)域經濟；動態(tài)計量；實證研究

江蘇是海洋大省，海岸線全長954 km，管轄海域3．75萬km2，相當于江蘇土地面積的37%，沿海未圍灘涂總面積5 001 km2，海洋資源的綜合指數居全國第4位［1］。江蘇沿海中部分布著我國首屈一指的南黃海輻射沙脊群，是江蘇乃至全國重要的后備土地資源，具有廣闊的開發(fā)前景。2011年，江蘇海洋生產總值達到4 218億元，增長18．8%，占地區(qū)生產總值8．68%。連云港港和沿海港口群建設步伐加快，沿?；A設施日益完善，海洋新能源、“風光電”及裝備、船舶與海洋工程裝備、港口物流、現代漁業(yè)等海洋產業(yè)快速發(fā)展，隨著江蘇沿海地區(qū)開發(fā)和長江三角洲地區(qū)一體化發(fā)展兩個國家戰(zhàn)略的進一步推進，江蘇海洋經濟進入了加速發(fā)展時期［2］。

但仍要認清發(fā)展中存在的問題，開展江蘇省海洋經濟發(fā)展的實證研究，分析海洋經濟在江蘇區(qū)域經濟發(fā)展的地位和作用，理清二者間相互作用和關系，有助于更好地指導江蘇海洋經濟發(fā)展，實現海洋經濟的可持續(xù)發(fā)展。

1 數據和模型建立

1.1 數據選擇及指標說明

為了驗證海洋經濟與區(qū)域經濟發(fā)展之間的動態(tài)關系，選取江蘇省1996—2011年的數據進行計量分析，分別選擇江蘇省海洋生產總值和江蘇省地區(qū)生產總值作為實證研究對象，數據來源于 《江蘇省統(tǒng)計年鑒2011》及相關年份的《中國海洋統(tǒng)計年鑒》。從圖1可見，江蘇省海洋生產總值從1996年的124．6億元增長到2011年的4 218億元，按可比價格計算，15年間增長了約26倍，特別是2006年以來，增速明顯加快。同時，江蘇省海洋生產總值占江蘇GDP的比重也在逐年提高，2011年，這一比重達到8．68%，是15年來的最高值。

圖1 江蘇地區(qū)生產總值、海洋生產總值曲線

1.2 模型建立

基于向量自回歸 （VAR）模型的協整方法可以求解各變量之間的長期均衡關系，并通過Granger因果關系檢驗，考察變量之間的解釋與被解釋關系；可以用于分析滯后項變量對被解釋變量是否有顯著影響；可以借助脈沖響應函數 （IRF）和方差分解進一步分析變量間的動態(tài)相互關系。

采用非限制性向量自回歸（unrestricted VAR）模型，在建立VAR（p）模型的基礎上，檢驗海洋生產總值和地區(qū)生產總值之間的協整關系以及考察它們的動態(tài)特征。unrestricted VAR（p）模型的一般形式為：

2 實證分析

記江蘇省海洋生產總值為Xt，江蘇省地區(qū)生產總值為Yt，為了消除價格因素和異方差性對數據的影響，筆者首先以1995年的居民消費價格指數為基準，對數據進行平滑調整，然后對其分別進行去對數處理，并用ln Xt、ln Yt來表示。基于以上分析框架，從以下幾方面進行實證研究：①確定時間序列l(wèi)n Xt、ln Yt的平穩(wěn)性；②建立VAR模型；③檢驗ln Xt、ln Yt之間是否存在協整關系和Granger因果關系；④如果變量之間存在協整關系，在建立VAR模型的基礎上，利用脈沖響應函數 （IRF）和方差分解來研究各變量的動態(tài)特征。

2.1 平穩(wěn)性檢驗

在進行協整檢驗之前，要先檢驗各序列的平穩(wěn)性。這里采用AIC準則來判斷檢驗序列的滯后階數，采用ADF檢驗來判斷各序列是否具有單位根，結果如表1所示。水平檢驗結果顯示，兩個變量均為非平穩(wěn)序列，存在單位根。繼續(xù)進行單整檢驗發(fā)現，各變量的二階差分序列在5%檢驗水平下，ADF檢驗值的絕對值均大于檢驗值的絕對值，所以，它們的二階差分序列是平穩(wěn)的，即ln Xt～I（2）、ln Yt～I（2）。

表1 ADF單位根檢驗結果

2.2 VAR模型的建立

在建立VAR模型之前應先確定最大滯后階數K，這里采用AIC準則，通過選擇，最優(yōu)滯后階數為1，模型估計結果如表2所示。在表2中，兩個回歸函數的可決系數分別達到0．997 8和0．976 5，這說明回歸函數的擬合程度很好。從LN Yt來看，海洋生產總值對區(qū)域經濟的發(fā)展具有負向效應，但效應不明顯；地區(qū)生產總值對自身的影響為正，且效應顯著。從LN Xt來看，地區(qū)生產總值對海洋經濟發(fā)展具有良好顯著的正向效應，可以認為，區(qū)域經濟的發(fā)展能夠極好地帶動本區(qū)域海洋經濟的發(fā)展，同時，海洋生產總值自身也有一定的正向作用。

表2 VAR（1）模型的回歸結果

續(xù)表

2.3 協整檢驗

由表1可知，ln Xt～I（2）、ln Yt～I（2），采用E－G兩步法進行協整檢驗，協整回歸結果如下：

括號內為t檢驗值，從模型結果來看，擬合程度較好。同時，計算并保存殘差et，檢驗et的平穩(wěn)性，結果如表3所示。

在不包含截距項、趨勢項以及差分項的情況下，ADF經驗值－2．198 6的絕對值大于5%顯著水平值，因而拒絕殘差et非平穩(wěn)的原假設，意味著兩個變量存在協整關系，即ln Xt、ln Yt～CI（1，1），它們之間具有一種長期均衡關系。

表3 殘差et平穩(wěn)性檢驗

再對ln Xt和ln Yt進行Granger因果關系檢驗 （表4）。由表4可以看出，在滯后1期、2期和3期，區(qū)域經濟發(fā)展是海洋經濟發(fā)展的Granger原因，但海洋經濟發(fā)展不是區(qū)域經濟發(fā)展的Granger原因。在滯后4期，兩個變量互相不具有Granger因果關系。

表4 Granger因果關系檢驗結果

2.4 脈沖響應函數和方差分解

2.4.1 脈沖響應函數（IRF）

脈沖響應函數刻畫的是，在擾動項上加上一個標準差大小的沖擊對于內生變量當前值和未來值所帶來的影響，而且通過VAR模型的動態(tài)結構傳導給其他所有的內生變量。本研究的脈沖響應函數是按分別給變量一個標準差計算的，得到相關的脈沖響應函數如圖2所示。

從圖2看，ln Yt對其自身的一個標準信息在第1期為0．012 7，而后各期緩慢增長，且趨勢較平穩(wěn)，說明區(qū)域經濟發(fā)展對自身具有正向效應，作用較為均衡。ln Yt對來自ln Xt的一個標準信息在第1期為0，第2期為－0．002 8，且作用呈遞減趨勢，說明區(qū)域海洋經濟發(fā)展對區(qū)域經濟發(fā)展具有負向作用，且負向作用不斷遞減，但不顯著。從ln Xt來看，ln Xt對其自身的一個標準信息在第1期有較強的反應，達到最大值0．077 2，而后逐漸遞減，在第5期出現負值，并且繼續(xù)減少，可見海洋經濟對自身的發(fā)展具有很強的短期效應。ln Xt對來自ln Yt的一個標準新息在第1期為0．035 1，達到最大，隨后開始遞減，第3期之后呈現平穩(wěn)趨勢，仍然有較強的正向效應，說明區(qū)域經濟發(fā)展對海洋經濟發(fā)展的作用十分明顯，且短期內極為顯著。

圖2 脈沖響應函數曲線

2.4.2 方差分解

IRF是追蹤系統(tǒng)對一個變量的沖擊效果，而方差分解恰好相反，方差分解是將系統(tǒng)的均方誤差分解成各變量沖擊所作的貢獻。各變量的方差分解結果見表5。由表5可見，ln Yt的方差分解結果從第1期開始到第10期一直處于遞減態(tài)勢，但遞減程度較慢，自身一直占有較高的比例，來自ln Xt的作用在增加，但是作用不顯著。ln Xt的方差分解結果中，從第1期到第10期呈現較快的遞減趨勢，來自ln Yt的作用影響在增加，且作用較為顯著，在第10期，各自達到50%作用的方差比例，說明區(qū)域經濟發(fā)展對海洋經濟發(fā)展的作用較大，且具有長期性。

表5 ln Yt、ln Xt的方差分解

3 結論及建議

通過江蘇省數據的計量檢驗和實證分析，得到以下主要結論：① 海洋經濟和區(qū)域經濟發(fā)展之間存在長期的均衡關系和Granger因果關系，可以通過一個變量的變動引起另一個變量的改變，區(qū)域經濟發(fā)展是海洋經濟發(fā)展的Granger原因。②海洋經濟發(fā)展對區(qū)域經濟發(fā)展的作用尚不明顯，這與近幾年江蘇海洋生產總值與地區(qū)生產總值的占比偏低相吻合，說明海洋經濟對江蘇區(qū)域經濟發(fā)展的貢獻仍需加強，海洋經濟實力還需大力提升。③ 區(qū)域經濟發(fā)展對海洋經濟發(fā)展有很強的帶動作用，短期內尤為顯著，且作用具有長期累積性，可見，江蘇發(fā)達的區(qū)域經濟為海洋經濟發(fā)展提供了堅實的基礎和提升的條件，江蘇全省特別是沿海沿江地區(qū)要搶抓機遇，大力推進海洋經濟發(fā)展，使沿海地區(qū)成為繼蘇南、沿江地區(qū)之后江蘇區(qū)域經濟發(fā)展新的增長極，為江蘇 “兩個率先”的實現作出貢獻。

根據研究結論并結合江蘇省海洋經濟與區(qū)域經濟發(fā)展的現狀，筆者有以下的政策建議：

（1）要強調統(tǒng)籌開發(fā)，突出重點，走海洋開發(fā)與環(huán)境保護并重之路。各地區(qū)要按照 《江蘇省 “十二五”海洋經濟發(fā)展規(guī)劃》及有關文件的要求，突出本地區(qū)發(fā)展重點，形成海洋產業(yè)合理分工，北部重點打造海洋重化工業(yè)、中部重點建設海洋生態(tài)產業(yè)、南部重點發(fā)展海洋船舶及海洋工程裝備制造業(yè)，不斷優(yōu)化海洋經濟布局，注重海洋環(huán)境的保護，推動海洋經濟可持續(xù)發(fā)展。

（2）要重點發(fā)展優(yōu)勢海洋產業(yè)，不斷提升海洋新興產業(yè)。近年來，海洋漁業(yè)、海洋船舶業(yè)、濱海旅游業(yè)和海洋交通運輸業(yè)等優(yōu)勢產業(yè)實力進一步增強。2011年，全省造船完工量2 700萬綜合噸，占全國市場份額超過1／3，穩(wěn)居全國榜首；擁有連云港港、南通港等億噸大港7個，數量位居全國第一。同時，海洋風電、海洋工程裝備、海洋生物醫(yī)藥、海水利用等新興產業(yè)發(fā)展迅速。今后一個時期，江蘇應重點發(fā)展優(yōu)勢海洋產業(yè)，保持優(yōu)勢產業(yè)在全國的地位，并以優(yōu)勢產業(yè)為基礎，帶動其他海洋產業(yè)發(fā)展；同時要不斷提高海洋新興產業(yè)實力，以高新技術為主導，走科技興海之路，加大科研投入，改善科研環(huán)境，提高技術創(chuàng)新能力和成果轉化能力，使新興海洋產業(yè)逐步發(fā)展壯大［3－4］。

（3）要更加重視大港口發(fā)展戰(zhàn)略。江蘇海洋經濟發(fā)展較慢，與港口不發(fā)達有極大關系［5］。港口是海洋經濟的發(fā)展基礎和核心支點，對比與江蘇毗鄰的上海、浙江和山東，無不擁有世界級的大港。2011年，上海港、寧波—舟山港、青島港的貨物吞吐量分別居世界第一、二、七位［6］。江蘇應該充分利用自身的建港資源，依托深水大港的帶動戰(zhàn)略，按照 “港口—臨港產業(yè)—城市”三位一體的發(fā)展思路，集中資源，建設國際性大港［7］。北部重點打造連云港港，中部加快建設大豐港和洋口港，南部重點發(fā)展沿江港口群，加之貫通南北的京滬線、通往中西部的隴海線及密集的高速公路交通網，江蘇完全有能力在港口發(fā)展上取得更大的成績。

［1］ 杜鑫，陳君．江蘇省海洋功能區(qū)劃與港口建設發(fā)展［J］．中國水運，2010（12）：40－44．

［2］ 賈明瑤，張凱，潘少明．2000以來江蘇海洋經濟發(fā)展的空間差異研究［J］．海洋湖沼通報，2012（2）：165－173．

［3］ 何廣順．中國海洋經濟已進入階段性調整期：解讀《2011年中國海洋經濟統(tǒng)計公報》［J］．海洋經濟，2012（3）：1－6．

［4］ 張名亮，古龍高，張振克．淺論江蘇新海洋型工業(yè)理論基本特征［J］．海洋開發(fā)與管理，2011，28（1）：76－78．

［5］ 于文金，朱大奎，鄒欣慶．基于產業(yè)變化的江蘇海洋經濟發(fā)展戰(zhàn)略思考［J］．經濟地理，2009（6）：940－945．

［6］ 趙楠．上海國際航運中心發(fā)布《全球港口發(fā)展報告（2011）》及英文版本［EB／OL］．［2012－02－28］．http：／／www．sisi－smu．org／viewarticle．asp？ArticleID＝28770＆ClassID＝3．

［7］ 汪海．荷蘭、韓國海洋開發(fā)對江蘇沿海開發(fā)的啟示［J］．現代經濟探討，2010（11）：40－43．

中國海洋發(fā)展研究中心2011重大項目：“江蘇海洋經濟發(fā)展研究”（AOCZDA201102－2）．