我國產(chǎn)業(yè)集聚的“馬太效應(yīng)”研究——基于區(qū)域差異視角的面板數(shù)據(jù)協(xié)整分析-文庫吧資料
2025-01-24 15:41本頁面
【正文】 2 SSRLog likelihoodAICSCF值從表6可以看出各項統(tǒng)計指標的效果良好，但為了得到客觀可靠的結(jié)果，還需進行變量間協(xié)整關(guān)系的檢驗等，對表6的具體分析，見本文的最后結(jié)論。No weightNo weightNo weight （14，24）＝（7，24）＝P.（二）面板數(shù)據(jù)的模型識別及模型構(gòu)建為了建立有效的面板數(shù)據(jù)模型，還要對其模型的具體形式進行識別，通常的識別方法有兩種，即協(xié)方差分析和Hausman檢驗，對兩個Panel Data模型分別計算了兩種檢驗統(tǒng)計量，結(jié)果如表5所示。單位根檢驗的上述四個檢驗統(tǒng)計量，它們的原假設(shè)均為有單位根，對于Theil－T的對數(shù)形式，在1%以下其檢驗結(jié)果均可拒絕原假設(shè)；對于Theil－L的對數(shù)形式，ADF Fisher 檢驗和IPS檢驗在10%以下可以拒絕原假設(shè)，而其余兩個檢驗統(tǒng)計量在1％以下可以拒絕原假設(shè)；對于GINI的對數(shù)形式，只有ADF Fisher 檢驗是在10%以下可以拒絕原假設(shè)，而其余三個檢驗統(tǒng)計量在1%以下其檢驗結(jié)果均可拒絕原假設(shè)。log(TheilL?)截距+趨勢log(GINI?)無截距無趨勢表4 各變量面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果變量（水平值）LLCADF－Fisher IPS面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗有多種檢驗統(tǒng)計量，但每一種都不可克服的缺陷，為了避免單一方法可能存在的缺陷，本文選擇LLC檢驗、ADF－Fisher 、IPS（一）面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗本文的Panel Data為前文所述的19992003年的描述產(chǎn)業(yè)集聚水平的GINI系數(shù)和描述區(qū)域內(nèi)差異的Theil－T或Theil－L，擬以前者作為自變量，后者為依變量，分別建立兩個Panel Data模型，如果兩個方程的回歸參數(shù)的方向是一致的，那么將強有力的支持本文的結(jié)論。表3 八大地區(qū)的Theil L分解結(jié)果Theil L1999200020012002200319992000200120022003地區(qū)值值值值值貢獻率貢獻率貢獻率貢獻率貢獻率北部沿海 黃河中游 東北地區(qū) 東部沿海 長江中游 南部沿海 西南地區(qū) 西北地區(qū) 地帶內(nèi) 地帶間 共計 100100100100100數(shù)據(jù)來源：中國各年《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》四、我國的產(chǎn)業(yè)集聚水平和區(qū)域差異關(guān)系面板數(shù)據(jù)的實證分析Panel Data模型的分析手段解決了遺漏變量和個體異質(zhì)性問題，這是其它方法處理三維信息數(shù)據(jù)時所無法比擬的，因此，本文應(yīng)用Panel Data協(xié)整檢驗來考察我國產(chǎn)業(yè)集聚水平和區(qū)域差異的長短期因果關(guān)系，并對影響幅度進行測度。從結(jié)果來看，與T值相比，制造業(yè)總體差異L值相對較小，地帶內(nèi)差異L值也相對較小，但地帶間差異L值卻相對較大。從表2的Theil T值結(jié)果來看：（1）從地帶間和共計兩欄的值來看，顯然地區(qū)間的差異變化趨勢與全國的差異變化趨勢基本相同，大體呈上升態(tài)勢，說明制造業(yè)的總體差異和地區(qū)間的差異在逐漸擴大；（2）從各地區(qū)的T值大小來看，北部沿海地區(qū)的T值最大，說明北部沿海地區(qū)內(nèi)部的差異最大，東部沿海地區(qū)、南部沿海地區(qū)、東北地區(qū)和長江中游地區(qū)的T值相對較高，說明差異程度中等，而黃河中游地區(qū)、西南地區(qū)和西北地區(qū)的T值較小，說明相對來講它們內(nèi)部的差異最小，且各地區(qū)各年的T值是不斷變化的，時漲時落，也說明區(qū)域內(nèi)部差異不穩(wěn)；（3）從差異貢獻率的大小和變化趨勢看，地帶內(nèi)的貢獻率呈遞減趨勢，地帶間的差異構(gòu)一直在70％以上，％，且呈遞增趨勢，說明我國總體差異是主要是由地帶間的差異造成的，而且這種趨勢還在擴大；（4）從八大地區(qū)對地帶內(nèi)差異的貢獻率看，沿海地區(qū)內(nèi)的差異顯著高于其他地區(qū)，說明發(fā)達地區(qū)各省區(qū)之間發(fā)展不平衡，省區(qū)之間的制造業(yè)發(fā)展水平差異較大，對區(qū)域內(nèi)制造業(yè)發(fā)展差異的影響顯著，對總體制造業(yè)差異的貢獻率大，而其他落后地區(qū)各省區(qū)之間的制造業(yè)發(fā)展較沿海地區(qū)均衡，對區(qū)域內(nèi)制造業(yè)發(fā)展差異的影響相對較小，對總體制造業(yè)差異的貢獻率也?。唬?）北部沿海地區(qū)和東部沿海地區(qū)的貢獻率變化較為突出，波動幅度在1％左右，前者的貢獻率不斷下降，后者的貢獻率波動較大，但趨于下降，這說明北部沿海地區(qū)的內(nèi)部差異靠原先的落后省份的發(fā)展差距在逐漸縮小，東部沿海地區(qū)的制造業(yè)較為活躍，但省區(qū)之間的差異也在逐漸縮小，而其他地區(qū)相對較為平穩(wěn)，這也是Theil系數(shù)T的特點所在，對富裕地區(qū)賦予了較大的權(quán)重，對貧窮地區(qū)賦予了較小的權(quán)重，所以貧窮地區(qū)內(nèi)部即使有微弱的變化，T值反映不突出，下面的Theil系數(shù)L將修正這一結(jié)果。（二）我國制造業(yè)區(qū)域差異的八大地區(qū)分解依照上面所列公式，依據(jù)20002004年《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》的分行業(yè)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，選擇其中所列的20個制造業(yè)行業(yè)的1990不變價格計算的工業(yè)產(chǎn)值，人口數(shù)來源于《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》。本文中把全國劃分為八大地區(qū)，利用對Theil系數(shù)進行分解，可以進一步分析區(qū)內(nèi)差異、區(qū)際差異及其對區(qū)域總體差異的影響。Theil系數(shù)包括Theil T和Theil L，兩者的不同在于前者以GDP數(shù)據(jù)比重加權(quán)，后者以人口比重加權(quán)，下面的分解公式只就Theil T指標展開。表1 八大地區(qū)19992003年的基尼系數(shù)北部沿海黃河中游東北地區(qū)東部沿海長江中游南部沿海西南地區(qū)西北地區(qū)均值19992000200120022003 數(shù)據(jù)來源：20002004各年《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》 三、八大地區(qū)區(qū)域差異的狀況分析Theil系數(shù)是唯一滿足可分解性的一類不平等測度（Shorrocks，1980，1984），所以本文應(yīng)用Theil系數(shù)對我國的區(qū)域差異進行八大地區(qū)分解，以探究差異是如何在八大地區(qū)內(nèi)部和地區(qū)之間變化的。從表1中可以看到，東部沿海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚水平各年與八大地區(qū)的平均集聚水平基本一致，東北地區(qū)、南部沿海地區(qū)、西南地區(qū)和西北地區(qū)各年均高于均值，而北部沿海地區(qū)、黃河中游和長江中游歷年均低于均值，這一規(guī)律五年來從未突破。GINI系數(shù)大說明該地區(qū)產(chǎn)業(yè)分布差異比較明顯，當?shù)禺a(chǎn)業(yè)分布比較集中，專業(yè)化生產(chǎn)很強；GINI系數(shù)小說明該地區(qū)產(chǎn)業(yè)分布比較分散，各產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平相當，或均處于較高發(fā)展水平，或均處于較低發(fā)展水平。各行業(yè)產(chǎn)值在地區(qū)內(nèi)分布的越平均，該地區(qū)的區(qū)位基尼系數(shù)就小，否則就大。對每一年，以Dtj遞降的次序把Dtj累積相加，以累積的行業(yè)個數(shù)除以n作為橫坐標，Dtj相應(yīng)的累積值作為縱坐標，逐個描出Dtj的累積值，所得到的曲線就成為洛倫茲（Lorenz）曲線。本文的分析共分為四大部分：第一部分通過計算基尼系數(shù)這一描述產(chǎn)業(yè)集聚水平的指標判斷各區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚水平的變化；第二部分利用Theil系數(shù)對我國區(qū)域差異
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