張海燕， 付文卉

（長(zhǎng)春工業(yè)大學(xué) 基礎(chǔ)科學(xué)學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130012）

0 引 言

工業(yè)化程度是一個(gè)國(guó)家或地區(qū)現(xiàn)代化進(jìn)程的主要體現(xiàn)，而吉林省是老工業(yè)基地，被譽(yù)為“中國(guó)工業(yè)的搖籃”［1］，因此，關(guān)于吉林省工業(yè)經(jīng)濟(jì)的討論對(duì)于國(guó)內(nèi)工業(yè)經(jīng)濟(jì)研究具有重要意義。建國(guó)以來(lái)，吉林省的長(zhǎng)春、吉林等地區(qū)，及其汽車(chē)、化工、醫(yī)藥、農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)等行業(yè)得到了一定的發(fā)展，形成了比較完善的工業(yè)經(jīng)濟(jì)體系［2］，但掌握吉林省區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)，正確調(diào)整區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展方向，使之更適應(yīng)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)建設(shè)仍然是我們面臨的重要任務(wù)［3］。馬敏娜［4］等采用主成分分析方法測(cè)度工業(yè)化、信息化發(fā)展水平指數(shù)，運(yùn)用線性滯后分布回歸模型和多變量協(xié)整模型分析工業(yè)化與信息化互動(dòng)關(guān)系，以及工業(yè)化、信息化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。張?zhí)欤?］等通過(guò)VAR和脈沖響應(yīng)函數(shù)方法分析三次產(chǎn)業(yè)對(duì)東北三省老工業(yè)基地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，識(shí)別優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，研究農(nóng)業(yè)和服務(wù)業(yè)的發(fā)展對(duì)工業(yè)振興的促進(jìn)作用。梁向東［6］等利用中國(guó)工業(yè)部門(mén)的數(shù)據(jù)對(duì)比分析了我國(guó)工業(yè)小企業(yè)發(fā)展、當(dāng)前的收入分配狀況及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。彭慧生［7］構(gòu)建了經(jīng)濟(jì)面板數(shù)據(jù)模型，檢驗(yàn)了中國(guó)31個(gè)省市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與工業(yè)發(fā)展之間相互影響和沖擊的動(dòng)態(tài)關(guān)系，分析了不同工業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中長(zhǎng)期的相互沖擊作用。許多文獻(xiàn)研究了工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與各種因素的關(guān)系，對(duì)于省內(nèi)工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的協(xié)調(diào)性研究并不多見(jiàn)。因此，文中主要研究吉林省內(nèi)各地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互影響，分析區(qū)域工業(yè)發(fā)展的長(zhǎng)期、短期關(guān)聯(lián)，以便于結(jié)合省內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化［8］，全面分析吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨勢(shì)。

1 吉林省內(nèi)各地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長(zhǎng)期關(guān)聯(lián)

首先對(duì)吉林省各地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

1.1 吉林省內(nèi)各地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)單位根檢驗(yàn)

吉林省各地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值時(shí)序圖如圖1所示。

圖1 吉林省各地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值時(shí)序圖

由圖1可初步判斷各變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系，為此先對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若數(shù)據(jù)為同階單整，可對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。為減少數(shù)據(jù)較大波動(dòng)，先對(duì)各個(gè)變量取對(duì)數(shù)后對(duì)吉林省各地區(qū)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，原假設(shè)為檢驗(yàn)序列存在單位根，結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 吉林省各地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟(jì)的單位根檢驗(yàn)

由表1可知，在10%的顯著水平下，吉林省各地區(qū)對(duì)數(shù)序列和對(duì)數(shù)一階差分序列均接受原假設(shè)，序列非平穩(wěn)；對(duì)數(shù)二階差分序列均拒絕原假設(shè)，說(shuō)明序列平穩(wěn)。因此，吉林省9個(gè)地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值序列均為二階單整，可以進(jìn)行協(xié)整分析。

1.2 吉林省內(nèi)各地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間長(zhǎng)期關(guān)聯(lián)

向量協(xié)整關(guān)系可以采用Johansen檢驗(yàn)方法，它是一種以VAR模型為基礎(chǔ)的檢驗(yàn)回歸系數(shù)的方法，協(xié)整關(guān)系的存在意味著變量之間長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)聯(lián)。

由于文中數(shù)據(jù)年份少但變量多，無(wú)法對(duì)9個(gè)地區(qū)進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，所以根據(jù)聚類(lèi)分析結(jié)果，分別從兩類(lèi)地區(qū)中選出工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)比較接近的長(zhǎng)春、吉林、四平、松原、通化5個(gè)具有代表性的地區(qū)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 吉林省各地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（序列：log長(zhǎng)春log吉林log四平log松原log通化）

由表2的跡檢驗(yàn)結(jié)果可見(jiàn)，第1行在原假設(shè)“存在零個(gè)協(xié)整關(guān)系”下，跡統(tǒng)計(jì)量85.907 96大于5%的臨界值69.818 89，因此拒絕原假設(shè)，說(shuō)明至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。第2行在原假設(shè)“至多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系”下，跡統(tǒng)計(jì)量46.576 18小于5%的臨界值47.856 13，因此接受原假設(shè)，從而跡檢驗(yàn)表明在0.05顯著性水平下存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。同理，最大特征根檢驗(yàn)結(jié)果也表明在0.05顯著性水平下存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。進(jìn)而可以得到協(xié)整向量與調(diào)整參數(shù)向量正規(guī)化的估計(jì)結(jié)果，見(jiàn)表3。

表3 協(xié)整向量和調(diào)整參數(shù)向量正規(guī)化的估計(jì)結(jié)果

根據(jù)表3可以寫(xiě)出協(xié)整方程：

由上式可知，變量之間長(zhǎng)期變動(dòng)趨勢(shì)，吉林工業(yè)總產(chǎn)值的對(duì)數(shù)減少1%時(shí)，長(zhǎng)春工業(yè)總產(chǎn)值的對(duì)數(shù)增加2.74%；四平工業(yè)總產(chǎn)值的對(duì)數(shù)增加1%時(shí)，長(zhǎng)春工業(yè)總產(chǎn)值的對(duì)數(shù)增加1.57%；松原工業(yè)總產(chǎn)值的對(duì)數(shù)增加1%時(shí)，長(zhǎng)春工業(yè)總產(chǎn)值的對(duì)數(shù)增加1.54%；通化工業(yè)總產(chǎn)值的對(duì)數(shù)減少1%時(shí)，長(zhǎng)春工業(yè)總產(chǎn)值的對(duì)數(shù)增加0.63%［13］。

2 吉林省內(nèi)各地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的短期關(guān)聯(lián)

協(xié)整關(guān)系只能夠體現(xiàn)變量之間的長(zhǎng)期關(guān)聯(lián)，為了了解吉林省各地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟(jì)短期波動(dòng)是否具有關(guān)聯(lián)，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(gè)I（1）變量序列存在協(xié)整關(guān)系，則不包含外生變量的向量誤差修正模型可以寫(xiě)為如下形式：

2.2 吉林省內(nèi)各地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的誤差修正模型

由Johansen協(xié)整檢驗(yàn)顯示變量之間存在協(xié)整關(guān)系，因此，可以對(duì)變量建立向量誤差修正模型，結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 吉林省各地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間向量誤差修正模型

根據(jù)表4可以寫(xiě)出向量誤差修正模型

其中

從誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果可以看出，在以Δlog長(zhǎng)春為因變量的回歸模型中，誤差修正的系數(shù)為－0.086，說(shuō)明當(dāng)長(zhǎng)春工業(yè)總產(chǎn)值短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，以－0.086的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。同理，可以得到吉林、四平、松原和通化的誤差修正模型。

3 結(jié) 語(yǔ)

利用1998－2011年吉林省內(nèi)各地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，并建立了誤差修正模型，分析了吉林省工業(yè)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)、短期關(guān)聯(lián)。

從長(zhǎng)期看，長(zhǎng)春市、吉林市、四平市、松原市、通化市存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，由于變量之間的多重共線性，協(xié)整方程中的四平市和松原市的系數(shù)為正，吉林市、通化市的系數(shù)為負(fù)。從短期看，基于吉林省內(nèi)各地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)，當(dāng)長(zhǎng)春工業(yè)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以－0.086的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)，其他地區(qū)也具有類(lèi)似的調(diào)整傾向。由此看來(lái)，吉林省內(nèi)各地區(qū)之間工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展體現(xiàn)出相同的發(fā)展趨勢(shì)，因此，地區(qū)之間工業(yè)發(fā)展相互關(guān)聯(lián)、促進(jìn)和融合。

［1］ 武義青.中國(guó)區(qū)域工業(yè)化研究［M］.北京：經(jīng)濟(jì)管理出版社，2002.

［2］ 孔憲麗，張同斌，高鐵梅.基于景氣指數(shù)的我國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)周期性波動(dòng)特征及本輪波動(dòng)特點(diǎn)研究［J］.數(shù)學(xué)的實(shí)踐與認(rèn)識(shí)，2012，42（7）：17－27.

［3］ 蔣毅一，王皓良.中國(guó)工業(yè)能耗與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2009（4）：114－116.

［4］ 馬敏娜，羅勝.工業(yè)化與信息化互動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響——基于吉林省的實(shí)證分析［J］.資源開(kāi)發(fā)與市場(chǎng)，2013（6）：1052－1055.

［5］ 張?zhí)?，關(guān)巧云.吉林省老工業(yè)基地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與三次產(chǎn)業(yè)作用機(jī)制的計(jì)量研究［J］.中國(guó)校外教育，2012（6）：56－57.

［6］ 梁向東，文林，劉建江，等.企業(yè)規(guī)模、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收入不平等——基于我國(guó)工業(yè)部門(mén)的動(dòng)態(tài)計(jì)量分析［J］.長(zhǎng)沙理工大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2008，23（2）：23－28.

［7］ 彭慧生.中國(guó)工業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)機(jī)理研究［J］.經(jīng)濟(jì)論壇，2011（11）：5－9.

［8］ 張海燕，張朝鳳.吉林省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的效應(yīng)分析［J］.長(zhǎng)春工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：自然科學(xué)版，2008，29（5）：583－588.