2021-4-9 | 对外贸易经济论文
本文作者：周燕 单位：石家庄理工职业学院
1江苏省产业集聚概况
改革开放以来，江苏结合本省实际，以产业集聚与对外贸易作为拉动全省经济发展的主要手段，形成一批集聚效应突出的产业基地，并使该省经济综合实力得到进一步提高。截止到2006年，江苏省共有国家级开发区13个，数量居全国之首；拥有省级开发区71个；建成13个出口加工区，出口加工区数量位居全国之首，占全国总数的22.4%；江苏省规模以上工业企业数量由2002年的21476个上升为2006年的36319个；工业产品销售收入由2002年的13534.81亿元上升到41015.28亿元；进出口贸易总额由1993年的92.45亿美元上升到2007年的3495.62亿美元，增长37.82倍，年均增长率为27.4%。本文以我国电子产业发展迅速并极具外向型特色的江苏省为样本，对江苏省1993年至2006年电子产业集聚与对外贸易的关系进行实证分析。
2江苏省对外贸易与电子产业集聚状况量化分析
2.1江苏省电子产业集聚状况分析
2.1.1区位熵
区位熵又称地区专业化指数，是衡量某一区域要素的空间分布情况，反映某一产业部门的专业化程度。它能够测度一个地区的生产结构与全国平均水平之间的差异，借此可以评价一个地区的专业化水平。区位熵的函数表达式为（梁琦，2004）：Rij=qij/qjqi/q（1）式中，Rij表示地区j产业i的区位熵；qij表示地区j产业i的工业产值；qj表示地区j的工业总产值，qj=ni=1Σqij；qi表示产业i的全国产值，qi=nj=1Σqij；q表示全国工业总产值，q=jΣiΣqij。
2.1.2电子产业集聚状况分析
2002年至2006年，江苏省电子产业区位熵平均值分别是：1.004、1.293、1.442、1.504和1.477。电子产业区位熵连续5年保持在1以上，充分说明：一是江苏省电子产业发展稳健且已具规模并在全国处于领先水平。二是区位熵大于1，表明江苏省电子产业存在产业集聚现象，且集聚现象突出。1993年至2006年江苏省电子产业集聚情况如图1所示。
2.1.3江苏省电子产业产值在全国同行业中的比重变动情况
一方面，江苏省电子产业产值占全国同行业的比重由1993年的15.03%上升至2006年的19.32%（见图2），说明江苏省电子产业规模呈不断扩大趋势；另一方面，江苏省电子产业产值占全国同行业中的比重变动与江苏省产业集聚变动趋势相同，这也表明，江苏省电子产业的发展得益于产业集聚。
2.2江苏省电子产业对外贸易发展情况分析
由于行业进出口额的不可得性，故在全省进出口总额的基础上，将各行业工业产值占全省工业总产值的比重作为权数，二者之积作为各行业进出口总额。
2.2.1江苏省电子产业对外贸易发展情况
自20世纪90年代以来，江苏省电子产业对外贸易规模不断扩大。1993年，江苏省电子产业进出口贸易总额为35672.89万美元，2006年增加到4382338.64万美元，共增长112.85倍，年均增长率为40.15%。其中，出口贸易额由1993年的17947.67万美元增加到2475432万美元，共增长137.92倍，年均增长率为42.18%。1993年至2006年江苏省电子产业对外贸易发展。
2.2.2江苏省电子产业对外贸易额在全国同行业
对外贸易额中的比重情况江苏省电子产业对外贸易额占全国的比重由1993年的5.57%上升至2006年的23.83%，这进一步表明，江苏省电子产业对外贸易发展迅猛且有效带动了全国电子产业对外贸易的发展。1993年至2006年江苏省电子产业对外贸易额占全国的比重。通过对上述的江苏省电子产业集聚状况和对外贸易状况的静态分析中可以看出，1993年至2006年江苏省电子产业集聚状况总体上呈现出上升趋势。同一期间，江苏省电子产业对外贸易额也不断增长，这表明产业集聚的增强促进了产业的发展，同时也带动了产业对外贸易规模的不断扩大，产业集聚促进了对外贸易的发展。
3江苏省对外贸易与电子产业集聚状况实证分析
3.1计量方法及模型
3.1.1变量的平稳性检验
由于变量之间可能存在谬回归，一般需要检验经济序列平稳性。平稳性检验可以归结为时间序列单位根检验。常用的方法是ADF检验法。
3.1.2协整检验
对多个非平稳时间序列相互之间稳定性检验，可以用协整来反映。协整检验可以分两种：一种是对回归残差的平稳性检验，代表方法是EG两步法；另一种是对回归系数进行检验，如Johansen协整检验。（d，d）阶协整表明虽然两个变量具有各自的长期波动规律，但是如果它们是（d，d）阶协整的，则它们之间存在长期稳定的比例关系。
3.1.3误差修正模型建立
误差修正模型建立采用DHSY模型，该模型的作用在于不依赖某些解释变量，但依赖于解释变量与被解释变量长期关系的偏离以及对这些解释变量的调整上。修正误差模型有两种表现形式，以ADL（1，1）模型为例，表现形式分别为：yt=β0+β1x1+β2yt-1+β3xt-1+εt（2）荦yt=β0+β1荦x1+（β2-1）（y-β1+β31-β2x）t-1+εt（3）（3）式的修正误差模型是由（2）式移项整理后得到，上述两种表现形式的修正误差模型是等价。本文按照（3）式建立ECM。
3.2实证分析
3.2.1数据说明
（1）产业集聚指标以产业集聚指数作为产业集聚指标，具体公式如下：clij=Rij*qij（4）其中，clij为j地区i产业的集聚指数，Rij为j地区i产业的区位熵，qij为j地区i产业的企业数量。根据式（4），江苏省的电子产业集聚指数如表1。由表1可以看出，从1993年到2006年江苏省电子产业存在明显的集聚倾向。（2）对外贸易指标以各行业进出口总额作为对外贸易指标。由于行业进出口额的不可得性，故在全省进出口总额的基础上，将各行业工业产值占全省工业总产值的比重作为权数，二者之积作为各行业进出口总额。1993年至2006年，江苏省电子产业对外贸易指标。
3.2.2实证结果
（1）平稳性检验利用Eview3.1软件，首先对两个变量的平稳性进行检验。所有变量的水平序列和一阶差分序列都是非平稳序列，但二阶差分序列都通过了1%的显著性水平检验，都是二阶单整变量，满足协整关系检验的前提条件，因而可以进一步对各变量之间的协整关系进行检验。（2）协整关系检验本文利用Johansen最大似然法检验对回归系数进行整体检验。检验结果显示，江苏省通信电子产业的产业集聚指数与进出口额之间存在协整关系。也就是说，上述产业中的进出口额与产业集聚指数这两个变量，虽然它们具有各自的长期波动规律，但是因为它们是（2，2）阶协整的，所以它们之间存在长期稳定的比例关系。这种均衡关系意味着经济系统不存在破坏均衡的内在机制。如果变量在某时期受到干扰后，偏离其长期均衡点，则均衡机制将会在下一期进行调整，以使其重新回到均衡状态。（3）协整回归模型与误差修正模型协整检验分为两种，一种是对回归系数进行整体检验；另一种是对回归残差的平稳性进行检验。本文已对回归系数进行了整体检验，现对回归残差的平稳性进行检验。采用的方法是EG两步检验法和DHSY模型。第一、协整回归模型的估计由于两变量序列litei、litcl均为二阶单整，具有相同的整形阶数，故可以考虑两者之间是否存在协整关系。又因ilitei～I（1），ilitcl～I（1），故协整回归归模型（5）为:ilitei=0.349+0.394ilitcl+ε（7.490）（2.146）括号内为t统计量。对残差序列进行单位根检验，采用ADF检验法，检验结果如下：表6中，序列残差的t值为-3.044903，其绝对值大于ADF分布表中显示水平为1%的临界值-2.8270的绝对值，说明估计残差序列e是稳定序列，表明序列litei和litcl具有长期稳定的关系，且二者之间呈同向变动。第二、误差修正模型的建立电子产业误差修正模型（6）为：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，为上述协整分析中得到的残差ε。各项分析表明，模型基本通过检验（常数项不显著，可省略）。模型中被解释变量的波动可分为两部分，一部分是短期波动，一部分是长期均衡，差分反映了变量短期波动的影响。根据模型的参数估计量，短期产业集聚指数的变化会引起进出口总额同方向发生变化，如果产业集聚指数波动变化1%，将引起进出口总额波动变化0.384659%，ecm项系数为负，符合反向修正机制。ecm系数的大小反映了短期波动对偏离长期均衡的调整力度，其估计值-1.049888表明对进出口总额水平变动的调整幅度较大。