吉林省工业发展区域关联分析

张海燕， 付文卉

（长春工业大学 基础科学学院，吉林 长春 130012）

0 引 言

工业化程度是一个国家或地区现代化进程的主要体现，而吉林省是老工业基地，被誉为“中国工业的摇篮”［1］，因此，关于吉林省工业经济的讨论对于国内工业经济研究具有重要意义。建国以来，吉林省的长春、吉林等地区，及其汽车、化工、医药、农产品加工业等行业得到了一定的发展，形成了比较完善的工业经济体系［2］，但掌握吉林省区域经济发展趋势，正确调整区域经济发展方向，使之更适应国内经济建设仍然是我们面临的重要任务［3］。马敏娜［4］等采用主成分分析方法测度工业化、信息化发展水平指数，运用线性滞后分布回归模型和多变量协整模型分析工业化与信息化互动关系，以及工业化、信息化对经济增长的影响。张天［5］等通过VAR和脉冲响应函数方法分析三次产业对东北三省老工业基地经济增长的影响，识别优势产业，研究农业和服务业的发展对工业振兴的促进作用。梁向东［6］等利用中国工业部门的数据对比分析了我国工业小企业发展、当前的收入分配状况及经济增长。彭慧生［7］构建了经济面板数据模型，检验了中国31个省市经济增长与工业发展之间相互影响和冲击的动态关系，分析了不同工业发展与经济增长中长期的相互冲击作用。许多文献研究了工业经济发展与各种因素的关系，对于省内工业经济发展的协调性研究并不多见。因此，文中主要研究吉林省内各地区工业经济增长的相互影响，分析区域工业发展的长期、短期关联，以便于结合省内经济结构的变化［8］，全面分析吉林省经济增长趋势。

1 吉林省内各地区工业经济发展的长期关联

首先对吉林省各地区工业总产值进行单位根检验，在此基础上进行协整检验。

1.1 吉林省内各地区工业经济增长单位根检验

吉林省各地区工业总产值时序图如图1所示。

图1 吉林省各地区工业总产值时序图

由图1可初步判断各变量之间可能存在协整关系，为此先对变量进行单位根检验，若数据为同阶单整，可对数据进行协整检验。为减少数据较大波动，先对各个变量取对数后对吉林省各地区进行单位根检验，原假设为检验序列存在单位根，结果见表1。

表1 吉林省各地区工业经济的单位根检验

由表1可知，在10%的显著水平下，吉林省各地区对数序列和对数一阶差分序列均接受原假设，序列非平稳；对数二阶差分序列均拒绝原假设，说明序列平稳。因此，吉林省9个地区工业总产值序列均为二阶单整，可以进行协整分析。

1.2 吉林省内各地区工业经济增长之间长期关联

向量协整关系可以采用Johansen检验方法，它是一种以VAR模型为基础的检验回归系数的方法，协整关系的存在意味着变量之间长期稳定的关联。

由于文中数据年份少但变量多，无法对9个地区进行Johansen协整检验，所以根据聚类分析结果，分别从两类地区中选出工业经济增长比较接近的长春、吉林、四平、松原、通化5个具有代表性的地区进行协整检验，检验结果见表2。

表2 吉林省各地区工业经济增长之间协整检验结果（序列：log长春log吉林log四平log松原log通化）

由表2的迹检验结果可见，第1行在原假设“存在零个协整关系”下，迹统计量85.907 96大于5%的临界值69.818 89，因此拒绝原假设，说明至少存在一个协整关系。第2行在原假设“至多存在一个协整关系”下，迹统计量46.576 18小于5%的临界值47.856 13，因此接受原假设，从而迹检验表明在0.05显著性水平下存在一个协整关系。同理，最大特征根检验结果也表明在0.05显著性水平下存在一个协整关系。进而可以得到协整向量与调整参数向量正规化的估计结果，见表3。

表3 协整向量和调整参数向量正规化的估计结果

根据表3可以写出协整方程：

由上式可知，变量之间长期变动趋势，吉林工业总产值的对数减少1%时，长春工业总产值的对数增加2.74%；四平工业总产值的对数增加1%时，长春工业总产值的对数增加1.57%；松原工业总产值的对数增加1%时，长春工业总产值的对数增加1.54%；通化工业总产值的对数减少1%时，长春工业总产值的对数增加0.63%［13］。

2 吉林省内各地区工业经济发展的短期关联

协整关系只能够体现变量之间的长期关联，为了了解吉林省各地区工业经济短期波动是否具有关联，需要建立向量误差修正模型（VECM）。

2.1 向量误差修正模型

如果向量Yt包含k个I（1）变量序列存在协整关系，则不包含外生变量的向量误差修正模型可以写为如下形式：

2.2 吉林省内各地区工业经济增长之间的误差修正模型

由Johansen协整检验显示变量之间存在协整关系，因此，可以对变量建立向量误差修正模型，结果见表4。

表4 吉林省各地区工业经济增长之间向量误差修正模型

根据表4可以写出向量误差修正模型

其中

从误差修正模型的估计结果可以看出，在以Δlog长春为因变量的回归模型中，误差修正的系数为－0.086，说明当长春工业总产值短期波动偏离长期均衡时，以－0.086的调整力度将非均衡状态拉回均衡状态。同理，可以得到吉林、四平、松原和通化的误差修正模型。

3 结 语

利用1998－2011年吉林省内各地区工业总产值数据进行了单位根检验和Johansen协整检验，并建立了误差修正模型，分析了吉林省工业经济的长、短期关联。

从长期看，长春市、吉林市、四平市、松原市、通化市存在长期稳定的协整关系，由于变量之间的多重共线性，协整方程中的四平市和松原市的系数为正，吉林市、通化市的系数为负。从短期看，基于吉林省内各地区工业总产值数据，当长春工业偏离长期均衡时，将以－0.086的调整力度将非均衡状态拉回均衡状态，其他地区也具有类似的调整倾向。由此看来，吉林省内各地区之间工业经济发展体现出相同的发展趋势，因此，地区之间工业发展相互关联、促进和融合。

［1］ 武义青.中国区域工业化研究［M］.北京：经济管理出版社，2002.

［2］ 孔宪丽，张同斌，高铁梅.基于景气指数的我国工业经济周期性波动特征及本轮波动特点研究［J］.数学的实践与认识，2012，42（7）：17－27.

［3］ 蒋毅一，王皓良.中国工业能耗与工业经济增长的关系研究［J］.统计与决策，2009（4）：114－116.

［4］ 马敏娜，罗胜.工业化与信息化互动对经济增长的影响——基于吉林省的实证分析［J］.资源开发与市场，2013（6）：1052－1055.

［5］ 张天，关巧云.吉林省老工业基地经济增长与三次产业作用机制的计量研究［J］.中国校外教育，2012（6）：56－57.

［6］ 梁向东，文林，刘建江，等.企业规模、经济增长与收入不平等——基于我国工业部门的动态计量分析［J］.长沙理工大学学报：社会科学版，2008，23（2）：23－28.

［7］ 彭慧生.中国工业发展与经济增长动态机理研究［J］.经济论坛，2011（11）：5－9.

［8］ 张海燕，张朝凤.吉林省经济增长中产业结构的效应分析［J］.长春工业大学学报：自然科学版，2008，29（5）：583－588.