本文作者：周燕 單位：石家莊理工職業(yè)學(xué)院

1江蘇省產(chǎn)業(yè)集聚概況

改革開放以來(lái)，江蘇結(jié)合本省實(shí)際，以產(chǎn)業(yè)集聚與對(duì)外貿(mào)易作為拉動(dòng)全省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要手段，形成一批集聚效應(yīng)突出的產(chǎn)業(yè)基地，并使該省經(jīng)濟(jì)綜合實(shí)力得到進(jìn)一步提高。截止到2006年，江蘇省共有國(guó)家級(jí)開發(fā)區(qū)13個(gè)，數(shù)量居全國(guó)之首；擁有省級(jí)開發(fā)區(qū)71個(gè)；建成13個(gè)出口加工區(qū)，出口加工區(qū)數(shù)量位居全國(guó)之首，占全國(guó)總數(shù)的22.4%；江蘇省規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)量由2002年的21476個(gè)上升為2006年的36319個(gè)；工業(yè)產(chǎn)品銷售收入由2002年的13534.81億元上升到41015.28億元；進(jìn)出口貿(mào)易總額由1993年的92.45億美元上升到2007年的3495.62億美元，增長(zhǎng)37.82倍，年均增長(zhǎng)率為27.4%。本文以我國(guó)電子產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速并極具外向型特色的江蘇省為樣本，對(duì)江蘇省1993年至2006年電子產(chǎn)業(yè)集聚與對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。

2江蘇省對(duì)外貿(mào)易與電子產(chǎn)業(yè)集聚狀況量化分析

2.1江蘇省電子產(chǎn)業(yè)集聚狀況分析

2.1.1區(qū)位熵

區(qū)位熵又稱地區(qū)專業(yè)化指數(shù)，是衡量某一區(qū)域要素的空間分布情況，反映某一產(chǎn)業(yè)部門的專業(yè)化程度。它能夠測(cè)度一個(gè)地區(qū)的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)與全國(guó)平均水平之間的差異，借此可以評(píng)價(jià)一個(gè)地區(qū)的專業(yè)化水平。區(qū)位熵的函數(shù)表達(dá)式為（梁琦，2004）：Rij=qij/qjqi/q（1）式中，Rij表示地區(qū)j產(chǎn)業(yè)i的區(qū)位熵；qij表示地區(qū)j產(chǎn)業(yè)i的工業(yè)產(chǎn)值；qj表示地區(qū)j的工業(yè)總產(chǎn)值，qj=ni=1Σqij；qi表示產(chǎn)業(yè)i的全國(guó)產(chǎn)值，qi=nj=1Σqij；q表示全國(guó)工業(yè)總產(chǎn)值，q=jΣiΣqij。

2.1.2電子產(chǎn)業(yè)集聚狀況分析

2002年至2006年，江蘇省電子產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵平均值分別是：1.004、1.293、1.442、1.504和1.477。電子產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵連續(xù)5年保持在1以上，充分說(shuō)明：一是江蘇省電子產(chǎn)業(yè)發(fā)展穩(wěn)健且已具規(guī)模并在全國(guó)處于領(lǐng)先水平。二是區(qū)位熵大于1，表明江蘇省電子產(chǎn)業(yè)存在產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象，且集聚現(xiàn)象突出。1993年至2006年江蘇省電子產(chǎn)業(yè)集聚情況如圖1所示。

2.1.3江蘇省電子產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在全國(guó)同行業(yè)中的比重變動(dòng)情況

一方面，江蘇省電子產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全國(guó)同行業(yè)的比重由1993年的15.03%上升至2006年的19.32%（見圖2），說(shuō)明江蘇省電子產(chǎn)業(yè)規(guī)模呈不斷擴(kuò)大趨勢(shì)；另一方面，江蘇省電子產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全國(guó)同行業(yè)中的比重變動(dòng)與江蘇省產(chǎn)業(yè)集聚變動(dòng)趨勢(shì)相同，這也表明，江蘇省電子產(chǎn)業(yè)的發(fā)展得益于產(chǎn)業(yè)集聚。

2.2江蘇省電子產(chǎn)業(yè)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展情況分析

由于行業(yè)進(jìn)出口額的不可得性，故在全省進(jìn)出口總額的基礎(chǔ)上，將各行業(yè)工業(yè)產(chǎn)值占全省工業(yè)總產(chǎn)值的比重作為權(quán)數(shù)，二者之積作為各行業(yè)進(jìn)出口總額。

2.2.1江蘇省電子產(chǎn)業(yè)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展情況

自20世紀(jì)90年代以來(lái)，江蘇省電子產(chǎn)業(yè)對(duì)外貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大。1993年，江蘇省電子產(chǎn)業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易總額為35672.89萬(wàn)美元，2006年增加到4382338.64萬(wàn)美元，共增長(zhǎng)112.85倍，年均增長(zhǎng)率為40.15%。其中，出口貿(mào)易額由1993年的17947.67萬(wàn)美元增加到2475432萬(wàn)美元，共增長(zhǎng)137.92倍，年均增長(zhǎng)率為42.18%。1993年至2006年江蘇省電子產(chǎn)業(yè)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展。

2.2.2江蘇省電子產(chǎn)業(yè)對(duì)外貿(mào)易額在全國(guó)同行業(yè)

對(duì)外貿(mào)易額中的比重情況江蘇省電子產(chǎn)業(yè)對(duì)外貿(mào)易額占全國(guó)的比重由1993年的5.57%上升至2006年的23.83%，這進(jìn)一步表明，江蘇省電子產(chǎn)業(yè)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展迅猛且有效帶動(dòng)了全國(guó)電子產(chǎn)業(yè)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。1993年至2006年江蘇省電子產(chǎn)業(yè)對(duì)外貿(mào)易額占全國(guó)的比重。通過(guò)對(duì)上述的江蘇省電子產(chǎn)業(yè)集聚狀況和對(duì)外貿(mào)易狀況的靜態(tài)分析中可以看出，1993年至2006年江蘇省電子產(chǎn)業(yè)集聚狀況總體上呈現(xiàn)出上升趨勢(shì)。同一期間，江蘇省電子產(chǎn)業(yè)對(duì)外貿(mào)易額也不斷增長(zhǎng)，這表明產(chǎn)業(yè)集聚的增強(qiáng)促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，同時(shí)也帶動(dòng)了產(chǎn)業(yè)對(duì)外貿(mào)易規(guī)模的不斷擴(kuò)大，產(chǎn)業(yè)集聚促進(jìn)了對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。

3江蘇省對(duì)外貿(mào)易與電子產(chǎn)業(yè)集聚狀況實(shí)證分析

3.1計(jì)量方法及模型

3.1.1變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于變量之間可能存在謬回歸，一般需要檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)序列平穩(wěn)性。平穩(wěn)性檢驗(yàn)可以歸結(jié)為時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)。常用的方法是ADF檢驗(yàn)法。

3.1.2協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)多個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列相互之間穩(wěn)定性檢驗(yàn)，可以用協(xié)整來(lái)反映。協(xié)整檢驗(yàn)可以分兩種：一種是對(duì)回歸殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，代表方法是EG兩步法；另一種是對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，如Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。（d，d）階協(xié)整表明雖然兩個(gè)變量具有各自的長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律，但是如果它們是（d，d）階協(xié)整的，則它們之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系。

3.1.3誤差修正模型建立

誤差修正模型建立采用DHSY模型，該模型的作用在于不依賴某些解釋變量，但依賴于解釋變量與被解釋變量長(zhǎng)期關(guān)系的偏離以及對(duì)這些解釋變量的調(diào)整上。修正誤差模型有兩種表現(xiàn)形式，以ADL（1，1）模型為例，表現(xiàn)形式分別為：yt=β0+β1x1+β2yt-1+β3xt-1+εt（2）犖yt=β0+β1犖x1+（β2-1）（y-β1+β31-β2x）t-1+εt（3）（3）式的修正誤差模型是由（2）式移項(xiàng)整理后得到，上述兩種表現(xiàn)形式的修正誤差模型是等價(jià)。本文按照（3）式建立ECM。

3.2實(shí)證分析

3.2.1數(shù)據(jù)說(shuō)明

（1）產(chǎn)業(yè)集聚指標(biāo)以產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)作為產(chǎn)業(yè)集聚指標(biāo)，具體公式如下：clij=Rij*qij（4）其中，clij為j地區(qū)i產(chǎn)業(yè)的集聚指數(shù)，Rij為j地區(qū)i產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵，qij為j地區(qū)i產(chǎn)業(yè)的企業(yè)數(shù)量。根據(jù)式（4），江蘇省的電子產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)如表1。由表1可以看出，從1993年到2006年江蘇省電子產(chǎn)業(yè)存在明顯的集聚傾向。（2）對(duì)外貿(mào)易指標(biāo)以各行業(yè)進(jìn)出口總額作為對(duì)外貿(mào)易指標(biāo)。由于行業(yè)進(jìn)出口額的不可得性，故在全省進(jìn)出口總額的基礎(chǔ)上，將各行業(yè)工業(yè)產(chǎn)值占全省工業(yè)總產(chǎn)值的比重作為權(quán)數(shù)，二者之積作為各行業(yè)進(jìn)出口總額。1993年至2006年，江蘇省電子產(chǎn)業(yè)對(duì)外貿(mào)易指標(biāo)。

3.2.2實(shí)證結(jié)果

（1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)利用Eview3.1軟件，首先對(duì)兩個(gè)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。所有變量的水平序列和一階差分序列都是非平穩(wěn)序列，但二階差分序列都通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，都是二階單整變量，滿足協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的前提條件，因而可以進(jìn)一步對(duì)各變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。（2）協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)本文利用Johansen最大似然法檢驗(yàn)對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行整體檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，江蘇省通信電子產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)與進(jìn)出口額之間存在協(xié)整關(guān)系。也就是說(shuō)，上述產(chǎn)業(yè)中的進(jìn)出口額與產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)這兩個(gè)變量，雖然它們具有各自的長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律，但是因?yàn)樗鼈兪牵?，2）階協(xié)整的，所以它們之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系。這種均衡關(guān)系意味著經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)不存在破壞均衡的內(nèi)在機(jī)制。如果變量在某時(shí)期受到干擾后，偏離其長(zhǎng)期均衡點(diǎn)，則均衡機(jī)制將會(huì)在下一期進(jìn)行調(diào)整，以使其重新回到均衡狀態(tài)。（3）協(xié)整回歸模型與誤差修正模型協(xié)整檢驗(yàn)分為兩種，一種是對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行整體檢驗(yàn)；另一種是對(duì)回歸殘差的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文已對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行了整體檢驗(yàn)，現(xiàn)對(duì)回歸殘差的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。采用的方法是EG兩步檢驗(yàn)法和DHSY模型。第一、協(xié)整回歸模型的估計(jì)由于兩變量序列l(wèi)itei、litcl均為二階單整，具有相同的整形階數(shù)，故可以考慮兩者之間是否存在協(xié)整關(guān)系。又因ilitei～I(xiàn)（1），ilitcl～I(xiàn)（1），故協(xié)整回歸歸模型（5）為:ilitei=0.349+0.394ilitcl+ε（7.490）（2.146）括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量。對(duì)殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，采用ADF檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)結(jié)果如下：表6中，序列殘差的t值為-3.044903，其絕對(duì)值大于ADF分布表中顯示水平為1%的臨界值-2.8270的絕對(duì)值，說(shuō)明估計(jì)殘差序列e是穩(wěn)定序列，表明序列l(wèi)itei和litcl具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，且二者之間呈同向變動(dòng)。第二、誤差修正模型的建立電子產(chǎn)業(yè)誤差修正模型（6）為：iilitei=0.006452+0.384659iilitcl-1.049888ecm（-1）（0.122661）（2.132851）（-2.912468）R2=0.58，F(xiàn)=6.23，DW=1.82其中，ecm（-1）=ilitei（-1）-0.394ilitcl（-1）-0.349，為上述協(xié)整分析中得到的殘差ε。各項(xiàng)分析表明，模型基本通過(guò)檢驗(yàn)（常數(shù)項(xiàng)不顯著，可省略）。模型中被解釋變量的波動(dòng)可分為兩部分，一部分是短期波動(dòng)，一部分是長(zhǎng)期均衡，差分反映了變量短期波動(dòng)的影響。根據(jù)模型的參數(shù)估計(jì)量，短期產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)的變化會(huì)引起進(jìn)出口總額同方向發(fā)生變化，如果產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)波動(dòng)變化1%，將引起進(jìn)出口總額波動(dòng)變化0.384659%，ecm項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。ecm系數(shù)的大小反映了短期波動(dòng)對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度，其估計(jì)值-1.049888表明對(duì)進(jìn)出口總額水平變動(dòng)的調(diào)整幅度較大。