盛祖順 王奕文 王博

摘 要：近年來，無錫市物聯(lián)產(chǎn)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(wǎng)產(chǎn)業(yè)集聚給當?shù)亟?jīng)濟帶來影響及外溢作用進行了初步檢驗和分析，并得出相應結(jié)論。

關(guān)鍵詞：物聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè) 經(jīng)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(chǔ)

因無錫市物聯(lián)網(wǎng)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(guān)系分析法中的投入產(chǎn)出及兩部門分析法。對此影響深遠的是英國經(jīng)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(nèi)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化以及完善可作為提高區(qū)域經(jīng)濟實力主要手段等觀點[1]。關(guān)于兩部門經(jīng)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(wǎng)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟溢出效應的兩部門模型設(shè)計過程

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

依據(jù)以上假設(shè)，建立兩部門生產(chǎn)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(wǎng)部門的經(jīng)濟產(chǎn)出；T表示物聯(lián)網(wǎng)部門的經(jīng)濟產(chǎn)出；n表示非物聯(lián)網(wǎng)部門；t表示物聯(lián)網(wǎng)部門；K表示資本，L表示勞動。

2.2 物聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)經(jīng)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(wǎng)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)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(jié)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(shè)，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(jié)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?nèi)匀皇褂脝挝桓鶛z驗，檢驗結(jié)果顯示，殘差序列E1在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根的結(jié)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(jié)果表明：回歸方程（13）和（14）的變量之間存在協(xié)整關(guān)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(guān)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(wǎng)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長溢出效應的測度

4.1 物聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的直接拉動效應

運用上述相關(guān)數(shù)據(jù)對方程（15）進行加權(quán)回歸分析，結(jié)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(wǎng)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)為0.5697，即物聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)增加值增長1%，在其他條件不變的情況下，經(jīng)濟整體增長0.5697%。從數(shù)據(jù)可以看出，無錫市物聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，拉動了當?shù)亟?jīng)濟的增長 。

4.2 物聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)對經(jīng)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(quán)回歸分析，結(jié)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(wǎng)產(chǎn)業(yè)對其他產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟溢出效應尚不顯著。

5 實證檢驗的結(jié)論分析

根據(jù)以上實證結(jié)果可知，本文在選取固定資產(chǎn)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(wǎng)產(chǎn)業(yè)的集聚對無錫市經(jīng)濟發(fā)展有一定的促進作用，但是在產(chǎn)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(nèi)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(wǎng)核心產(chǎn)業(yè)（年鑒上有明顯區(qū)分核心產(chǎn)業(yè)和相關(guān)產(chǎn)業(yè)），所以在產(chǎn)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(chǎn)業(yè)經(jīng)濟溢出效應分析[D].西安財經(jīng)學院，2012.

[2] 張鵬.我國區(qū)域間經(jīng)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(wǎng)產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長互動效應研究（201710295072）。