本文作者：周燕 單位：石家莊理工職業學院

1江蘇省產業集聚概況

改革開放以來，江蘇結合本省實際，以產業集聚與對外貿易作為拉動全省經濟發展的主要手段，形成一批集聚效應突出的產業基地，并使該省經濟綜合實力得到進一步提高。截止到2006年，江蘇省共有國家級開發區13個，數量居全國之首；擁有省級開發區71個；建成13個出口加工區，出口加工區數量位居全國之首，占全國總數的22.4%；江蘇省規模以上工業企業數量由2002年的21476個上升為2006年的36319個；工業產品銷售收入由2002年的13534.81億元上升到41015.28億元；進出口貿易總額由1993年的92.45億美元上升到2007年的3495.62億美元，增長37.82倍，年均增長率為27.4%。本文以我國電子產業發展迅速并極具外向型特色的江蘇省為樣本，對江蘇省1993年至2006年電子產業集聚與對外貿易的關系進行實證分析。

2江蘇省對外貿易與電子產業集聚狀況量化分析

2.1江蘇省電子產業集聚狀況分析

2.1.1區位熵

區位熵又稱地區專業化指數，是衡量某一區域要素的空間分布情況，反映某一產業部門的專業化程度。它能夠測度一個地區的生產結構與全國平均水平之間的差異，借此可以評價一個地區的專業化水平。區位熵的函數表達式為（梁琦，2004）：Rij=qij/qjqi/q（1）式中，Rij表示地區j產業i的區位熵；qij表示地區j產業i的工業產值；qj表示地區j的工業總產值，qj=ni=1Σqij；qi表示產業i的全國產值，qi=nj=1Σqij；q表示全國工業總產值，q=jΣiΣqij。

2.1.2電子產業集聚狀況分析

2002年至2006年，江蘇省電子產業區位熵平均值分別是：1.004、1.293、1.442、1.504和1.477。電子產業區位熵連續5年保持在1以上，充分說明：一是江蘇省電子產業發展穩健且已具規模并在全國處于領先水平。二是區位熵大于1，表明江蘇省電子產業存在產業集聚現象，且集聚現象突出。1993年至2006年江蘇省電子產業集聚情況如圖1所示。

2.1.3江蘇省電子產業產值在全國同行業中的比重變動情況

一方面，江蘇省電子產業產值占全國同行業的比重由1993年的15.03%上升至2006年的19.32%（見圖2），說明江蘇省電子產業規模呈不斷擴大趨勢；另一方面，江蘇省電子產業產值占全國同行業中的比重變動與江蘇省產業集聚變動趨勢相同，這也表明，江蘇省電子產業的發展得益于產業集聚。

2.2江蘇省電子產業對外貿易發展情況分析

由于行業進出口額的不可得性，故在全省進出口總額的基礎上，將各行業工業產值占全省工業總產值的比重作為權數，二者之積作為各行業進出口總額。

2.2.1江蘇省電子產業對外貿易發展情況

自20世紀90年代以來，江蘇省電子產業對外貿易規模不斷擴大。1993年，江蘇省電子產業進出口貿易總額為35672.89萬美元，2006年增加到4382338.64萬美元，共增長112.85倍，年均增長率為40.15%。其中，出口貿易額由1993年的17947.67萬美元增加到2475432萬美元，共增長137.92倍，年均增長率為42.18%。1993年至2006年江蘇省電子產業對外貿易發展。

2.2.2江蘇省電子產業對外貿易額在全國同行業

對外貿易額中的比重情況江蘇省電子產業對外貿易額占全國的比重由1993年的5.57%上升至2006年的23.83%，這進一步表明，江蘇省電子產業對外貿易發展迅猛且有效帶動了全國電子產業對外貿易的發展。1993年至2006年江蘇省電子產業對外貿易額占全國的比重。通過對上述的江蘇省電子產業集聚狀況和對外貿易狀況的靜態分析中可以看出，1993年至2006年江蘇省電子產業集聚狀況總體上呈現出上升趨勢。同一期間，江蘇省電子產業對外貿易額也不斷增長，這表明產業集聚的增強促進了產業的發展，同時也帶動了產業對外貿易規模的不斷擴大，產業集聚促進了對外貿易的發展。

3江蘇省對外貿易與電子產業集聚狀況實證分析

3.1計量方法及模型

3.1.1變量的平穩性檢驗

由于變量之間可能存在謬回歸，一般需要檢驗經濟序列平穩性。平穩性檢驗可以歸結為時間序列單位根檢驗。常用的方法是ADF檢驗法。

3.1.2協整檢驗

對多個非平穩時間序列相互之間穩定性檢驗，可以用協整來反映。協整檢驗可以分兩種：一種是對回歸殘差的平穩性檢驗，代表方法是EG兩步法；另一種是對回歸系數進行檢驗，如Johansen協整檢驗。（d，d）階協整表明雖然兩個變量具有各自的長期波動規律，但是如果它們是（d，d）階協整的，則它們之間存在長期穩定的比例關系。

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期關系的偏離以及對這些解釋變量的調整上。修正誤差模型有兩種表現形式，以ADL（1，1）模型為例，表現形式分別為：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）式移項整理后得到，上述兩種表現形式的修正誤差模型是等價。本文按照（3）式建立ECM。

3.2實證分析

3.2.1數據說明

（1）產業集聚指標以產業集聚指數作為產業集聚指標，具體公式如下：clij=Rij*qij（4）其中，clij為j地區i產業的集聚指數，Rij為j地區i產業的區位熵，qij為j地區i產業的企業數量。根據式（4），江蘇省的電子產業集聚指數如表1。由表1可以看出，從1993年到2006年江蘇省電子產業存在明顯的集聚傾向。（2）對外貿易指標以各行業進出口總額作為對外貿易指標。由于行業進出口額的不可得性，故在全省進出口總額的基礎上，將各行業工業產值占全省工業總產值的比重作為權數，二者之積作為各行業進出口總額。1993年至2006年，江蘇省電子產業對外貿易指標。

3.2.2實證結果

（1）平穩性檢驗利用Eview3.1軟件，首先對兩個變量的平穩性進行檢驗。所有變量的水平序列和一階差分序列都是非平穩序列，但二階差分序列都通過了1%的顯著性水平檢驗，都是二階單整變量，滿足協整關系檢驗的前提條件，因而可以進一步對各變量之間的協整關系進行檢驗。（2）協整關系檢驗本文利用Johansen最大似然法檢驗對回歸系數進行整體檢驗。檢驗結果顯示，江蘇省通信電子產業的產業集聚指數與進出口額之間存在協整關系。也就是說，上述產業中的進出口額與產業集聚指數這兩個變量，雖然它們具有各自的長期波動規律，但是因為它們是（2，2）階協整的，所以它們之間存在長期穩定的比例關系。這種均衡關系意味著經濟系統不存在破壞均衡的內在機制。如果變量在某時期受到干擾后，偏離其長期均衡點，則均衡機制將會在下一期進行調整，以使其重新回到均衡狀態。（3）協整回歸模型與誤差修正模型協整檢驗分為兩種，一種是對回歸系數進行整體檢驗；另一種是對回歸殘差的平穩性進行檢驗。本文已對回歸系數進行了整體檢驗，現對回歸殘差的平穩性進行檢驗。采用的方法是EG兩步檢驗法和DHSY模型。第一、協整回歸模型的估計由于兩變量序列litei、litcl均為二階單整，具有相同的整形階數，故可以考慮兩者之間是否存在協整關系。又因ilitei～I（1），ilitcl～I（1），故協整回歸歸模型（5）為:ilitei=0.349+0.394ilitcl+ε（7.490）（2.146）括號內為t統計量。對殘差序列進行單位根檢驗，采用ADF檢驗法，檢驗結果如下：表6中，序列殘差的t值為-3.044903，其絕對值大于ADF分布表中顯示水平為1%的臨界值-2.8270的絕對值，說明估計殘差序列e是穩定序列，表明序列litei和litcl具有長期穩定的關系，且二者之間呈同向變動。第二、誤差修正模型的建立電子產業誤差修正模型（6）為：iilitei=0.006452+0.384659iilitcl-1.049888ecm（-1）（0.122661）（2.132851）（-2.912468）R2=0.58，F=6.23，DW=1.82其中，ecm（-1）=ilitei（-1）-0.394ilitcl（-1）-0.349，為上述協整分析中得到的殘差ε。各項分析表明，模型基本通過檢驗（常數項不顯著，可省略）。模型中被解釋變量的波動可分為兩部分，一部分是短期波動，一部分是長期均衡，差分反映了變量短期波動的影響。根據模型的參數估計量，短期產業集聚指數的變化會引起進出口總額同方向發生變化，如果產業集聚指數波動變化1%，將引起進出口總額波動變化0.384659%，ecm項系數為負，符合反向修正機制。ecm系數的大小反映了短期波動對偏離長期均衡的調整力度，其估計值-1.049888表明對進出口總額水平變動的調整幅度較大。