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1江蘇省產(chǎn)業(yè)集聚概況

改革開放以來，江蘇結(jié)合本省實際，以產(chǎn)業(yè)集聚與對外貿(mào)易作為拉動全省經(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)綜合實力得到進(jìn)一步提高。截止到2006年，江蘇省共有國家級開發(fā)區(qū)13個，數(shù)量居全國之首；擁有省級開發(fā)區(qū)71個；建成13個出口加工區(qū)，出口加工區(qū)數(shù)量位居全國之首，占全國總數(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個上升為2006年的36319個；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37.82倍，年均增長率為27.4%。本文以我國電子產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速并極具外向型特色的江蘇省為樣本，對江蘇省1993年至2006年電子產(chǎn)業(yè)集聚與對外貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行實證分析。

2江蘇省對外貿(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。它能夠測度一個地區(qū)的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)與全國平均水平之間的差異，借此可以評價一個地區(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的全國產(chǎn)值，qi=nj=1Σqij；q表示全國工業(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)值在全國同行業(yè)中的比重變動情況一方面，江蘇省電子產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全國同行業(yè)的比重由1993年的15.03%上升至2006年的19.32%（見圖2），說明江蘇省電子產(chǎn)業(yè)規(guī)模呈不斷擴(kuò)大趨勢；另一方面，江蘇省電子產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全國同行業(yè)中的比重變動與江蘇省產(chǎn)業(yè)集聚變動趨勢相同，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)對外貿(mào)易發(fā)展情況自20世紀(jì)90年代以來，江蘇省電子產(chǎn)業(yè)對外貿(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(mào)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(chǎn)業(yè)對外貿(mào)易發(fā)展情況如圖3所示。

2.2.2江蘇省電子產(chǎn)業(yè)對外貿(mào)易額在全國同行業(yè)對外貿(mào)易額中的比重情況江蘇省電子產(chǎn)業(yè)對外貿(mào)易額占全國的比重由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)對外貿(mào)易發(fā)展迅猛且有效帶動了全國電子產(chǎn)業(yè)對外貿(mào)易的發(fā)展。1993年至2006年江蘇省電子產(chǎn)業(yè)對外貿(mào)易額占全國的比重見圖4。通過對上述的江蘇省電子產(chǎn)業(yè)集聚狀況和對外貿(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。同一期間，江蘇省電子產(chǎn)業(yè)對外貿(mào)易額也不斷增長，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，同時也帶動了產(chǎn)業(yè)對外貿(mào)易規(guī)模的不斷擴(kuò)大，產(chǎn)業(yè)集聚促進(jìn)了對外貿(mào)易的發(fā)展。

3江蘇省對外貿(mào)易與電子產(chǎn)業(yè)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(wěn)性檢驗由于變量之間可能存在謬回歸，一般需要檢驗經(jīng)濟(jì)序列平穩(wěn)性。平穩(wěn)性檢驗可以歸結(jié)為時間序列單位根檢驗。常用的方法是ADF檢驗法。

3.1.2協(xié)整檢驗對多個非平穩(wěn)時間序列相互之間穩(wěn)定性檢驗，可以用協(xié)整來反映。協(xié)整檢驗可以分兩種：一種是對回歸殘差的平穩(wěn)性檢驗，代表方法是EG兩步法；另一種是對回歸系數(shù)進(jìn)行檢驗，如Johansen協(xié)整檢驗。（d，d）階協(xié)整表明雖然兩個變量具有各自的長期波動規(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期關(guān)系的偏離以及對這些解釋變量的調(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）式移項整理后得到，上述兩種表現(xiàn)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(shù)據(jù)說明

（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）對外貿(mào)易指標(biāo)以各行業(yè)進(jìn)出口總額作為對外貿(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)對外貿(mào)易指標(biāo)如表2所示。

3.2.2實證結(jié)果

（1）平穩(wěn)性檢驗利用Eview3.1軟件，首先對兩個變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，結(jié)果如表3所示。從表3可以看出，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了1%的顯著性水平檢驗，都是二階單整變量，滿足協(xié)整關(guān)系檢驗的前提條件，因而可以進(jìn)一步對各變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗。

（2）協(xié)整關(guān)系檢驗本文利用Johansen最大似然法檢驗對回歸系數(shù)進(jìn)行整體檢驗。檢驗結(jié)果如下：檢驗結(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，上述產(chǎn)業(yè)中的進(jìn)出口額與產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)這兩個變量，雖然它們具有各自的長期波動規(guī)律，但是因為它們是（2，2）階協(xié)整的，所以它們之間存在長期穩(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。如果變量在某時期受到干擾后，偏離其長期均衡點，則均衡機(jī)制將會在下一期進(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)整檢驗分為兩種，一種是對回歸系數(shù)進(jìn)行整體檢驗；另一種是對回歸殘差的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。本文已對回歸系數(shù)進(jìn)行了整體檢驗，現(xiàn)對回歸殘差的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。采用的方法是EG兩步檢驗法和DHSY模型。第一、協(xié)整回歸模型的估計由于兩變量序列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）括號內(nèi)為t統(tǒng)計量。對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗，采用ADF檢驗法，檢驗結(jié)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(wěn)定序列，表明序列l(wèi)itei和litcl具有長期穩(wěn)定的關(guān)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(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。各項分析表明，模型基本通過檢驗（常數(shù)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(jù)模型的參數(shù)估計量，短期產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)的變化會引起進(jìn)出口總額同方向發(fā)生變化，如果產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)波動變化1%，將引起進(jìn)出口總額波動變化0.384659%，ecm項系數(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對偏離長期均衡的調(diào)整力度，其估計值-1.049888表明對進(jìn)出口總額水平變動的調(diào)整幅度較大。

3.3計量結(jié)果分析

一是協(xié)整關(guān)系分析表明，江蘇省電子產(chǎn)業(yè)集聚狀況與該省電子產(chǎn)業(yè)進(jìn)出口額之間存在長期均衡關(guān)系，各變量通過長期均衡關(guān)系相互影響；二是協(xié)整回歸方程說明，江蘇省電子產(chǎn)業(yè)集聚與電子產(chǎn)業(yè)進(jìn)出口額之間具有共同的增長趨勢，產(chǎn)業(yè)集聚對進(jìn)出口額具有正向促進(jìn)效應(yīng)，且促進(jìn)效應(yīng)明顯；三是通過對誤差修正模型的分析可以看出，短期內(nèi)電子產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)的變化會引起電子產(chǎn)業(yè)進(jìn)出口額同方向的變化，電子產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)的增長會帶動電子產(chǎn)業(yè)進(jìn)出口額的增長。雖然電子產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)與電子產(chǎn)業(yè)進(jìn)出口額的長期均衡水平發(fā)生偏離，但它們的關(guān)系由短期偏離向長期均衡調(diào)整的速度較快。

4結(jié)論

（1）產(chǎn)業(yè)集聚提升產(chǎn)業(yè)競爭力，促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展。產(chǎn)業(yè)集聚不僅可以使一國在國際分工中獲得有利的分工地位和較強(qiáng)的國際競爭力，還可以通過產(chǎn)業(yè)地理集聚形成外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)，從而提高生產(chǎn)率，擴(kuò)大出口，形成良好的競爭機(jī)制，最終提高產(chǎn)業(yè)的國際競爭力。電子行業(yè)中產(chǎn)業(yè)集聚與對外貿(mào)易具有較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，產(chǎn)業(yè)集聚促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展。

（2）產(chǎn)業(yè)集聚與對外貿(mào)易可以促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。產(chǎn)業(yè)集聚可以通過外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)、外部范圍經(jīng)濟(jì)、創(chuàng)新效應(yīng)等提升區(qū)域產(chǎn)業(yè)競爭力，增強(qiáng)區(qū)域的整體福利和可持續(xù)發(fā)展能力，而對外貿(mào)易的發(fā)展推動了區(qū)域外向型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因此，產(chǎn)業(yè)集聚與對外貿(mào)易的發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起到較大的促進(jìn)作用。