無錫市物聯(lián)網產業(yè)集聚對經濟增長促進作用①

盛祖順 王奕文 王博

摘 要：近年來，無錫市物聯(lián)產業(yè)集聚現(xiàn)象越發(fā)明顯，本文通過對兩部門分析法，對無錫市物聯(lián)網產業(yè)集聚給當?shù)亟洕鷰碛绊懠巴庖缱饔眠M行了初步檢驗和分析，并得出相應結論。

關鍵詞：物聯(lián)網產業(yè) 經濟溢出效應 Feder 模型

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2018）07（a）-153-02

1 理論研究基礎

因無錫市物聯(lián)網發(fā)展時間有限，數(shù)據(jù)量較小所以本文作者采用了平衡關系分析法中的投入產出及兩部門分析法。對此影響深遠的是英國經濟學家馬歇爾首先提出溢出的概念，等同于外部性的理論。國內學者張鵬也提出發(fā)達區(qū)域的受溢效應大于于溢出效應，產業(yè)結構優(yōu)化以及完善可作為提高區(qū)域經濟實力主要手段等觀點[1]。關于兩部門經濟的研究，通常是分析甲部門對乙部門的作用，被人們普遍認可的是Feder模型[2]。

2 數(shù)據(jù)分析與實證研究

2.1 物聯(lián)網產業(yè)的經濟溢出效應的兩部門模型設計過程

根據(jù)Feder兩部門模型，本文將整個無錫市全部經濟部門劃分為物聯(lián)網部門與非物聯(lián)網部門。為了貼合模型作出以下假設：（1）邊際要素生產率：物聯(lián)網部門與非物聯(lián)網部門不同。（2）物聯(lián)網部門的所有經濟產出不存在產出的滯后性。

依據(jù)以上假設，建立兩部門生產函數(shù)（推導過程如下）：

Y=N+T（1） N=f（Kn，Ln，T）（2） T=h（Kt，Lt）（3）

公式中：N表示非物聯(lián)網部門的經濟產出；T表示物聯(lián)網部門的經濟產出；n表示非物聯(lián)網部門；t表示物聯(lián)網部門；K表示資本，L表示勞動。

2.2 物聯(lián)網產業(yè)經濟溢出效應估計的數(shù)據(jù)說明

數(shù)據(jù)來源可以從《無錫市統(tǒng)計年鑒》（2009—2016年）中直接獲得數(shù)據(jù)。由于部分數(shù)據(jù)缺失，采用相鄰兩年平均值表示。原始數(shù)據(jù)如表1所示。

3 物聯(lián)網產業(yè)對經濟溢出效應測度的數(shù)據(jù)處理

3.1 平穩(wěn)性檢驗

在統(tǒng)計檢驗中，對時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗最普遍應用的方法是單位根檢驗。本文使用單位根的ADF檢驗，并將不平穩(wěn)序列進行差分處理，使之平穩(wěn)化，結果顯示，在10%的顯著水平下。時間序列變量ΔI/I、ΔL/L的T統(tǒng)計量能通過單位根檢驗，因此拒絕原假設，即變量序列是平穩(wěn)序列。但對其他時間序列進行的單位根檢驗均未通過，其變量為非平穩(wěn)變量。對非平穩(wěn)時間序列變量的—階差分變量進行單位根檢驗，檢驗結果顯示變量序列—階差分后的T統(tǒng)計量都通過單位根檢驗，因此變量序列—階差分后是平穩(wěn)的。為保持數(shù)據(jù)的一致性，也對ΔI/I、ΔL/L進行—階差分。

3.2 協(xié)整檢驗

對原方程（13）和（14）直接進行回歸分析后，對得到的殘差序列進行協(xié)整檢驗時我們仍然使用單位根檢驗，檢驗結果顯示，殘差序列E1在10%的顯著性水平下拒絕原假設，接受不存在單位根的結論，即該序列是平穩(wěn)序列。同理，殘差序列E2在10%的顯著性水平下也通過檢驗，其序列是平穩(wěn)序列。上述結果表明：回歸方程（13）和（14）的變量之間存在協(xié)整關系。

3.3 誤差修正模型

由于原始方程回歸得到的殘差項都具有協(xié)整關系，因此，在進行回歸分析時，建立如下誤差修正模型：

4 物聯(lián)網產業(yè)對經濟增長溢出效應的測度

4.1 物聯(lián)網產業(yè)對經濟增長的直接拉動效應

運用上述相關數(shù)據(jù)對方程（15）進行加權回歸分析，結果顯示回歸方程的擬合優(yōu)度為0.9993，修正的擬合優(yōu)度為0.9979，方程整體擬合優(yōu)度較好。同時，方程整體的顯著性檢驗F為720.4934，通過了顯著性檢驗，表明方程整體上是顯著的，各變量的t檢驗在10%的顯著性水平下均通過了檢驗，因此，方程變量是顯著的，方程整體上較好。因此，回歸方程為：

物聯(lián)網產業(yè)對經濟增長的影響系數(shù)為0.5697，即物聯(lián)網產業(yè)增加值增長1%，在其他條件不變的情況下，經濟整體增長0.5697%。從數(shù)據(jù)可以看出，無錫市物聯(lián)網產業(yè)的發(fā)展，拉動了當?shù)亟洕脑鲩L 。

4.2 物聯(lián)網產業(yè)對經濟增長的溢出效應

根據(jù)上文數(shù)據(jù)對方程（16）進行加權回歸分析，結果顯示回歸方程的擬合優(yōu)度為0.98，修正的擬合優(yōu)度為0.88，方程整體擬合優(yōu)度較一般，然而，各個變量的t檢驗在10%的顯著性水平下均未通過檢驗。因此，方程各變量顯著性較差，方程整體上意義不大。由此可以看出，在現(xiàn)階段，無錫市物聯(lián)網產業(yè)對其他產業(yè)的經濟溢出效應尚不顯著。

5 實證檢驗的結論分析

根據(jù)以上實證結果可知，本文在選取固定資產投入作為資本，勞動力作為因子時，可知近年來無錫市物聯(lián)網產業(yè)的集聚對無錫市經濟發(fā)展有一定的促進作用，但是在產業(yè)發(fā)展前期需要大量投資，這種反向的拉動作用在短時間內表現(xiàn)的并不明顯。同時本文所引用的數(shù)據(jù)都是物聯(lián)網核心產業(yè)（年鑒上有明顯區(qū)分核心產業(yè)和相關產業(yè)），所以在產業(yè)集聚方面溢出效應并未表現(xiàn)出來。

參考文獻

[1] 張文彬.陜西省能源產業(yè)經濟溢出效應分析[D].西安財經學院，2012.

[2] 張鵬.我國區(qū)域間經濟溢出效應評價及機制研究[M].北京：中國社會科學出版社，2012.

①基金項目：多主體均衡視域下無錫市物聯(lián)網產業(yè)集聚與經濟增長互動效應研究（201710295072）。