馮鑫 劉曉靜

摘要：東北作為我國老工業(yè)基地之一，在20世紀90年代以前為我國的經(jīng)濟發(fā)展做出了重大貢獻。本文運用東三省（遼吉黑）根據(jù)1993-2017年間各省地區(qū)生產(chǎn)總值和第二工業(yè)增加值的相關數(shù)據(jù)統(tǒng)計，通過自回歸模型、單位根檢驗和平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗等計量經(jīng)濟方法對各省地區(qū)生產(chǎn)總值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之間的內(nèi)在發(fā)展聯(lián)系進行實證研究。旨在研究東北老工業(yè)基地產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀，并為此探索出一條適應其發(fā)展的升級路徑。

關鍵詞：老工業(yè)基地;發(fā)展現(xiàn)狀;升級路徑;地區(qū)生產(chǎn)總值;第二產(chǎn)業(yè)增加值;自回歸模型;單位根檢驗;平穩(wěn)性檢驗;協(xié)整分析;格蘭杰因果檢驗

基金項目：2018年長春中醫(yī)藥大學大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓練計劃項目（編號：201810199022 ）

一、引言

東北作為我國近代工業(yè)發(fā)展較早的地區(qū)之一，已基本形成了以鋼鐵、機械、石油、化工、建材、煤炭等重工業(yè)為主的工業(yè)基地，其以沈陽、長春、哈爾濱等為代表的重工業(yè)城市的第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟曾為全國的經(jīng)濟發(fā)展做出了重大貢獻。如今，東北老工業(yè)基地的經(jīng)濟逐漸落后于東部沿海地區(qū)，發(fā)展出現(xiàn)了前所未有的困難。本文旨在深入探索制約東北老工業(yè)基地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的成因，了解其發(fā)展現(xiàn)狀，對提出推動東北老工業(yè)基地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的對策具有重要意義，并為其產(chǎn)業(yè)升級發(fā)展探索出正確路徑提供一定依據(jù)。

二、數(shù)據(jù)來源、模型構建與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取的東三?。ㄟ|吉黑）1993—2017年各省地區(qū)生產(chǎn)總值（TS）和第二產(chǎn)業(yè)增加值（TI）的時間序列數(shù)據(jù)及相關數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局，并做相關處理。為消除異方差，又不改變序列原本的計量經(jīng)濟學關系，本文對獲取的東三省地區(qū)生產(chǎn)總值及第二產(chǎn)業(yè)相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行了取對數(shù)處理，分別記作LNTS、LNTI。

（二）研究方法

本文運用ADF法對各省地區(qū)生產(chǎn)總值（LNTS）、第二產(chǎn)業(yè)增加值（LNTI）進行平穩(wěn)性檢驗，不平穩(wěn)則通過差分處理，直到使完成處理的變量存在同階單整時表明序列通過單位根檢驗;為了考察東三省GDP和第二產(chǎn)業(yè)間是否存在長期均衡關系，本文選用Johansen理論以及誤差修正模型驗證GDP與第二產(chǎn)業(yè)之間的短期波動和長期關系均衡關系;又采取了格蘭杰檢驗法深層次的探討二者內(nèi)部確切的因果方向。

三、結果

（一）東三省GDP與第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的基本狀況

從東三省1993-2017年各省地區(qū)生產(chǎn)總值和第二產(chǎn)業(yè)25年間產(chǎn)值的時間序列趨勢可以明顯看到，東三省地區(qū)生產(chǎn)總值和第二產(chǎn)業(yè)增加值總體均呈現(xiàn)平穩(wěn)上升趨勢，且變化趨勢大致相同，可以猜測東三省25年來各省地區(qū)生產(chǎn)總值和第二產(chǎn)業(yè)之間存在一定經(jīng)濟關聯(lián)。

（二）實證結果分析

1.變量序列平穩(wěn)性檢驗

本文所用數(shù)據(jù)為時間序列，為此我們需要驗證各省地區(qū)生產(chǎn)總值（LNTS）和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（LNTI）序列平穩(wěn)而進行單位根檢驗防止出現(xiàn)“偽回歸”。我們選用了最廣泛使用的Augument Dickey-Fuller test，也就是ADF檢驗對時間變量進行單位根的檢驗，此方法彌補了DF檢驗法的不足。運行軟件Eviews10.0對變量各省地區(qū)生產(chǎn)總值（LNTS）和第二產(chǎn)業(yè)（LNTI）兩時間序列進行單位根的平穩(wěn)檢驗，在未達到協(xié)整分析所要求的標準之前我們可以對變量進行差分處理，結果如表1所示。

由表1來看，東三省地區(qū)生產(chǎn)總值（LNTS）和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（LNTI）的ADF值在各顯著水平下存在單位根，需要對變量進行差分處理。一次差分后遼寧省地區(qū)生產(chǎn)總值（LNTS）在10%的水平下下通過了驗證，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（LNTI）在5%的水平下下通過了驗證，即遼寧省地區(qū)生產(chǎn)總值和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值為一階平穩(wěn)，兩變量同時達到平穩(wěn)這個要求，則遼寧省地區(qū)生產(chǎn)總值和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值存在且確定為同階序列，為一階單整，分別記作?LNTS、?LNTI。一次差分后吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值（LNTS）和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（LNTI）的ADF值在各水平下仍存在單位根，需要繼續(xù)對兩組序列作二階差分處理以觀察平穩(wěn)性，分別對吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值（LNTS）和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（LNTI）兩序列進行二階差分之后，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（LNTI）于1%的顯著性下通過驗證，吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值（LNTS）于5%的顯著性下通過驗證，即吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值（LNTS）和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（LNTI）為二階平穩(wěn)序列，此時，吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值（LNTS）和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（LNTI）存在且確定為同階序列，為二階單整，分別記作?2LNTS-I（2）、?2LNTI-I（2）。而黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值一階差分變量?LNTS在5%的水平下下通過了驗證，即黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值為一階平穩(wěn)，因為：兩變量沒有達到同時平穩(wěn)這個要求，所以要繼續(xù)對兩組序列作二階差分處理以觀察平穩(wěn)性。分別對黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值（LNTS）和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（LNTI）兩序列進行二階差分之后，第二產(chǎn)業(yè)?2LNTI于1%的顯著性下通過驗證，即第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在差分兩次之后平穩(wěn)，黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值?2LNTS的兩次差分后在1%的檢驗下顯示出通過ADF檢驗，即黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值為二階平穩(wěn)序列，此時，黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值存在且確定為同階序列，為二階單整，分別記作?2LNTS-I（2）、?2LNTI-I（2）。滿足了協(xié)整分析的首要條件之后，下一步我們可以進行協(xié)整檢驗，分析東三省地區(qū)生產(chǎn)總值和第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展是否存在長期均衡關系。

2.協(xié)整分析

我們得到遼寧省地區(qū)生產(chǎn)總值（LNTS）和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（LNTI）兩序列為一階單整序列，吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值（LNTS）和第二產(chǎn)業(yè)（LNTI）兩序列為二階單整序列，黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值（LNTS）和第二產(chǎn)業(yè)（LNTI）兩序列為二階單整序列，這時可以實施協(xié)整，運用Eviews10.0的計算結果，分別并得出了如下估計方程模型：

LNTS=1.001195LNTI+et ? ? ?（2.1）

R2=0.990793 F=2583.781 DW=0.347009

LNTS=1.139473LNTI+et ? ? ?（2.2）

R2=0.995029 F=4804.771 DW=0.380062

LNTI=1.379172LNTS+et ? ? ?（2.3）

R2=0.947944 F=2583.781 DW=0.169481

根據(jù)估計方程，可得到回歸殘差et。而協(xié)整分析中有一個重要假設就是殘差et必須維持平穩(wěn)，判斷平穩(wěn)性我們?nèi)匀徊捎肁DF檢驗法。如果此時殘差et通過檢驗展現(xiàn)平穩(wěn)就說明第二產(chǎn)業(yè)（LNTI）與遼寧省地區(qū)生產(chǎn)總值（LNTS）存在著協(xié)整的關系，或?qū)t差分直至出現(xiàn)單階平穩(wěn)狀態(tài)，運行Eviews10.0得到的結果，殘差et存在一階平穩(wěn)，也就證明了遼寧省地區(qū)生產(chǎn)總值與第二產(chǎn)業(yè)之間具有協(xié)整關系;如果此時殘差et通過檢驗展現(xiàn)平穩(wěn)就說明第二產(chǎn)業(yè)（LNTI）與吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值（LNTS）存在著協(xié)整的關系，或?qū)t差分直至出現(xiàn)單階平穩(wěn)狀態(tài)，運行Eviews10.0得到的結果如表2所示，殘差et存在二階平穩(wěn)，也就證明了吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值與第二產(chǎn)業(yè)之間具有協(xié)整關系;如果此時殘差et通過檢驗展現(xiàn)平穩(wěn)就說明第二產(chǎn)業(yè)（LNTI）與吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值（LNTS）存在著協(xié)整的關系，或?qū)t差分直至出現(xiàn)單階平穩(wěn)狀態(tài)，運行Eviews10.0得到的結果如表2所示，殘差et存在二階平穩(wěn)，也就證明了吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值與第二產(chǎn)業(yè)之間具有協(xié)整關系。

從式（2.1）（2.2）（2.3）可見，遼寧省、吉林省、黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值（LNTS）的系數(shù)估計值分別是1.001195、1.139473、1.379172，說明當東三省地區(qū)生產(chǎn)總值上漲1%時，可帶動東三省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值各提高1.001195%、1.139473%、1.379172%，可見，東三省地區(qū)生產(chǎn)總值為第二產(chǎn)業(yè)進步提供了新活力，在一定程度上極大地促進甚至是拉動第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的增長。

四、結論與建議

本文運用計量經(jīng)濟學實證研究及相關理論對東三省（遼吉黑）地區(qū)生產(chǎn)總值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值關系的分析得到：從1993年到2017年，吉林省和遼寧省的產(chǎn)業(yè)結構中，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的仍舊處于相互追逐、相互主導、相互影響的階段;而黑龍江省的第二產(chǎn)業(yè)的主導地位逐年遞減，第三產(chǎn)業(yè)的主導地位逐年穩(wěn)定遞增?？梢?，遼寧省和吉林省的產(chǎn)業(yè)結構相對于黑龍江省來說是相對落后的。遼寧省和吉林省的產(chǎn)業(yè)結構的改革和升級是勢在必行的。

本文結合以上實證研究的結論，為東三省加快各省地區(qū)生產(chǎn)總值的發(fā)展，充分利用各省地區(qū)生產(chǎn)總值對第二產(chǎn)業(yè)的促進作用，本文提出以下建議：產(chǎn)業(yè)結構對貿(mào)易結構會產(chǎn)生不可忽視的影響， 且東北地區(qū)的對外開放程度較低，外貿(mào)進出口總額占全國比只有其經(jīng)濟的一半左右，人口流失量巨大，近幾年的人才更是流失嚴重。通過加強與外界各國的聯(lián)系與合作，擴大對外開放程度，吸引外資，升級和擴寬東北老工業(yè)基地的產(chǎn)業(yè)鏈能夠促進當?shù)禺a(chǎn)業(yè)升級，并且對東北持續(xù)輸入人才，為東北老工業(yè)基地持續(xù)注入新鮮血液和活力，可以提高東北老工業(yè)基地的經(jīng)濟發(fā)展，從而促進東北老工業(yè)基地經(jīng)濟重新喚醒其活力。

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作者簡介：

馮鑫（1998- ?），女，漢族，吉林省德惠市，長春中醫(yī)藥大學健康管理學院學生，研究方向：經(jīng)濟管理;

劉曉靜（1983- ?），通訊作者，女，漢族，吉林省長春市，長春中醫(yī)藥大學健康管理學院，副教授，研究方向：經(jīng)濟管理。