結(jié)構(gòu)性因素對(duì)中國(guó)區(qū)域產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)影響研究
——基于投入產(chǎn)出視角

鄭少智 吳 敏

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結(jié)構(gòu)性因素對(duì)中國(guó)區(qū)域產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)影響研究
——基于投入產(chǎn)出視角

鄭少智 吳 敏

利用空間結(jié)構(gòu)分解模型構(gòu)建出適合中國(guó)區(qū)域間投入產(chǎn)出表的分解模型，將2002年到2007年全國(guó)8大區(qū)域共136個(gè)行業(yè)的增加值增長(zhǎng)分解為技術(shù)、區(qū)域貿(mào)易以及偏好等結(jié)構(gòu)性因素變動(dòng)和最終需求變動(dòng)兩大部分。結(jié)果表明：結(jié)構(gòu)性因素的變動(dòng)對(duì)各區(qū)域各產(chǎn)業(yè)之間的增長(zhǎng)差異產(chǎn)生了重大影響。在區(qū)域?qū)用?，區(qū)域貿(mào)易的變動(dòng)是差異產(chǎn)生的主要原因；在產(chǎn)業(yè)層面，技術(shù)的變動(dòng)是差異產(chǎn)生的主要原因；在分區(qū)域分產(chǎn)業(yè)的情況下，區(qū)域貿(mào)易和增加值增長(zhǎng)率的變動(dòng)則是主要原因。

區(qū)域產(chǎn)業(yè)； 結(jié)構(gòu)性因素； 空間結(jié)構(gòu)分解； 投入產(chǎn)出

一 引 言

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，2002年到2007年GDP年均增速甚至超過(guò)10%。伴隨經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的是經(jīng)濟(jì)中結(jié)構(gòu)性因素的重大變化。區(qū)域間投入產(chǎn)出表可全面系統(tǒng)地反映國(guó)民經(jīng)濟(jì)各區(qū)域各產(chǎn)業(yè)間的投入產(chǎn)出關(guān)系，揭示生產(chǎn)過(guò)程中各區(qū)域各部門之間相互依存和相互制約的經(jīng)濟(jì)與技術(shù)聯(lián)系。國(guó)家信息中心(2005)[1]結(jié)合調(diào)查數(shù)據(jù)和非調(diào)查數(shù)據(jù)，首次編制了中國(guó)1997年8區(qū)域30部門的區(qū)域間投入產(chǎn)出表。隨后國(guó)家信息中心(2011)[2]又更新并編制了2002年和2007年中國(guó)區(qū)域間投入產(chǎn)出表。其編制的投入產(chǎn)出表和西歐六國(guó)間的投入產(chǎn)出表不同，對(duì)于總需求只是將每個(gè)地區(qū)的農(nóng)村消費(fèi)、城鎮(zhèn)消費(fèi)、政府消費(fèi)和固定資本形成總額的來(lái)源列出，而存貨和出口則是合計(jì)形式。本文發(fā)展了Osterhaven和Hoen(1998)[3]的空間結(jié)構(gòu)分解模型，將結(jié)構(gòu)性因素變動(dòng)用增加值率變動(dòng)、技術(shù)結(jié)構(gòu)變動(dòng)、區(qū)域貿(mào)易結(jié)構(gòu)變動(dòng)和偏好結(jié)構(gòu)變動(dòng)四大部分表示，構(gòu)建出適用于中國(guó)國(guó)家經(jīng)濟(jì)信息中心編制的區(qū)域間投入產(chǎn)出表的分解模型，并分解得到了四項(xiàng)結(jié)構(gòu)性因素變動(dòng)對(duì)中國(guó)2002年到2007年的各區(qū)域各產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的影響。

二 文獻(xiàn)綜述

利用投入產(chǎn)出表進(jìn)行結(jié)構(gòu)分解始自Leontief(1941)[4]。其后Feldman, McClain和Palmer(1987)[5]用該方法研究了美國(guó)1963年到1978年400個(gè)產(chǎn)業(yè)部門的總產(chǎn)出變化，發(fā)現(xiàn)最終需求變化占到了總產(chǎn)出變化的80%，而技術(shù)變化只對(duì)增長(zhǎng)最快和下降最快的產(chǎn)業(yè)起主導(dǎo)作用。Bernard和Jones (1996)[6]將投入產(chǎn)出分解技術(shù)應(yīng)用于全要素生產(chǎn)率的度量方面，研究了14個(gè)經(jīng)合組織國(guó)家從1970年到1987年全要素生產(chǎn)率的變化。Walter(1951)[7]以及Miller和Blair(1981)[8]則將空間概念加入投入產(chǎn)出的結(jié)構(gòu)分解模型中。 Osterhaven和Hoen(1998)[3]將空間結(jié)構(gòu)分解分析法運(yùn)用于6個(gè)歐洲國(guó)家1975年和1985年的投入產(chǎn)出表，根據(jù)貿(mào)易形式轉(zhuǎn)變以及各自國(guó)內(nèi)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)變化，討論了收入變動(dòng)的原因。Dietzenbacher和Los(2000)[9]也利用該方法，研究了西歐6國(guó)從1975年到1985年勞動(dòng)生產(chǎn)率的變化。Kagawa和Inamura(2003)[10]利用擴(kuò)大的直接消耗系數(shù)矩陣A，建立了中日國(guó)家間的Spatial IO SDA模型，分析中日兩國(guó)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)對(duì)各自能源需求所起的作用，估計(jì)出中國(guó)能源和非能源需求結(jié)構(gòu)變化對(duì)日本具體能源需求的影響。

國(guó)內(nèi)在區(qū)域間投入產(chǎn)出表空間結(jié)構(gòu)分解方面的應(yīng)用研究較少。Yang和Lahr(2008)[11]利用地區(qū)間投入產(chǎn)出的結(jié)構(gòu)分解技術(shù)研究了中國(guó)1987年到1997年勞動(dòng)生產(chǎn)率的變動(dòng)，得出了和Dietzenbacher(2000) 研究西歐6國(guó)相似的結(jié)果：?jiǎn)挝豢偖a(chǎn)出勞動(dòng)力投入的變化是勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的主要原因，而對(duì)地區(qū)間貿(mào)易結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響很小。孟彥菊(2012)[12]將地區(qū)投入產(chǎn)出模型與空間結(jié)構(gòu)分解分析法相結(jié)合，建立投入產(chǎn)出空間結(jié)構(gòu)分解分析模型，并基于河南省和陜西省2002年17×17部門的非補(bǔ)充輸入型投入產(chǎn)出表進(jìn)行Spatial IO SDA 模型的實(shí)證分析，把地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)差異分解成幾個(gè)基本因素的變動(dòng)，從而追溯出地區(qū)產(chǎn)出增長(zhǎng)差異的根源及各基本因素的影響程度。但Yang等研究的主要是生產(chǎn)率的變化，所使用的兩張區(qū)域間投入產(chǎn)出表也存在不一致，而孟彥菊僅對(duì)兩地區(qū)做簡(jiǎn)單分析。上述研究都只是單純的將國(guó)外技術(shù)應(yīng)用于國(guó)內(nèi)分析，而未全面考慮中國(guó)國(guó)內(nèi)各區(qū)域間投入產(chǎn)出表和西歐各國(guó)間投入產(chǎn)出表的區(qū)別。本文考慮到中國(guó)區(qū)域間投入產(chǎn)出表的特殊性，將國(guó)外技術(shù)加以改進(jìn)，構(gòu)建出適用于國(guó)家信息中心所編制的投入產(chǎn)出表的分解模型，并將其應(yīng)用于全國(guó)范圍內(nèi)，分析結(jié)構(gòu)性因素變動(dòng)對(duì)8大區(qū)域136個(gè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展所產(chǎn)生的影響。

三 模型建立

(一)投入產(chǎn)出模型

(1)

式(1)是最基本的投入產(chǎn)出模型。針對(duì)區(qū)域投入產(chǎn)出表，Osterhaven和Hoen(1998)[3]提出了進(jìn)一步細(xì)化的投入產(chǎn)出模型：

(2)

國(guó)家信息中心編制的投入產(chǎn)出表與Osterhaven 和Hoen (1998)[3]所用到的有所不同，存貨、出口是合計(jì)形式。暗含了一個(gè)基本假設(shè)，即消費(fèi)和固定資本形成存在產(chǎn)地和需求地分離的情況，而存貨和出口的商品不存在。只需對(duì)農(nóng)村消費(fèi)、城鎮(zhèn)消費(fèi)、政府消費(fèi)和固定資本形成總額四項(xiàng)最終需求做來(lái)源上的分解。最后再將其與存貨、出口以及誤差導(dǎo)致的中間需求分解為各區(qū)域各產(chǎn)業(yè)的投入。模型為：

(3)

(二)空間結(jié)構(gòu)分解

對(duì)于給定的兩個(gè)年份t0和t1，針對(duì)式(1)運(yùn)用結(jié)構(gòu)分解。將增加值的變動(dòng)Δv分解為由增加值率變動(dòng)Δc、Leontief逆陣變動(dòng)ΔL以及最終需求變動(dòng)Δf所帶來(lái)的變化。用v0、L0、f0以及v1、L1、f1分別表示基期和報(bào)告期的增加值、增加值率、總產(chǎn)出。

令：

Δv=v1-v0;Δc=c1-c0；ΔL=L1-L0；Δy=f1-f0

(4)

則有：

(5)

由于兩種分解方法得到結(jié)果會(huì)有差異，所以在實(shí)際應(yīng)用中經(jīng)常采用一種折中的辦法——取平均值。

(6)

為了得到式(3)的最終分解形式，在式(6)的基礎(chǔ)上對(duì)Leontief逆陣和最終需求f的變動(dòng)——ΔL、Δf做進(jìn)一步分解。對(duì)ΔL的分解如下：

(7)

其中第一步到第二步通過(guò)在L1和L0左右兩側(cè)同時(shí)乘以L1L1-1和L0L0-1得到。

對(duì)Δf的分解則可以分多步進(jìn)行。首先做初步分解：

Δf=ΔZ+ΔS+ΔE+Δε

(8)

ΔZ、ΔS、ΔE、Δε都是長(zhǎng)度為IR的列向量。Z=(Tf?P)D為各個(gè)地區(qū)各產(chǎn)業(yè)的農(nóng)村消費(fèi)、城鎮(zhèn)消費(fèi)、政府消費(fèi)和固定資本形成總額之和。引入Z的目的和D一樣。對(duì)ΔZ做進(jìn)一步分解：

(9)

其中B=Tf?P為IR×QR的連接矩陣。連接矩陣將每個(gè)地區(qū)的最終需求由Q種類型(為農(nóng)村消費(fèi)、城鎮(zhèn)消費(fèi)、政府消費(fèi)和固定資本形成總額)轉(zhuǎn)化為I種類型(按產(chǎn)業(yè)分)。對(duì)連接矩陣變化ΔB的分解如下：

(10)

將式(9)和式(10)代入式(8)可得：

(11)

最后將式(7)和式(11)代入式(6)的分解式，得到9個(gè)部分：

(12)

通過(guò)分解，得到9個(gè)對(duì)增加值產(chǎn)生影響的因素。第一部分為對(duì)增加值率的影響；第二部分為對(duì)中間消耗系數(shù)的影響，即對(duì)技術(shù)的影響；第三部分為對(duì)中間需求貿(mào)易系數(shù)的影響，第四部分為對(duì)最終需求貿(mào)易系數(shù)的影響，兩部分之和為貿(mào)易份額對(duì)增加值的影響；第五部分為偏好系數(shù)，即偏好對(duì)增加值的影響；第六部分為對(duì)農(nóng)村消費(fèi)、城鎮(zhèn)消費(fèi)、政府消費(fèi)和固定資本形成總額所產(chǎn)生的影響；最后三部分則分別為對(duì)存貨、出口和誤差項(xiàng)的影響。前面五部分為結(jié)構(gòu)性因素變化對(duì)增加值的影響，第六部分除誤差項(xiàng)部分外為最終需求的影響。

四 實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源及其說(shuō)明

數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)國(guó)家信息中心所編制的2002年和2007年的區(qū)域間投入產(chǎn)出表。西藏經(jīng)濟(jì)總量小，不提供該地區(qū)的投入產(chǎn)出表，國(guó)家信息中心在編制區(qū)域間投入產(chǎn)出表時(shí)，將除西藏外的30個(gè)省市分為8個(gè)地區(qū)，如表1所示。每個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)分為17個(gè)產(chǎn)業(yè)：農(nóng)林牧漁、采選業(yè)、食品制造及煙草加工、紡織服裝業(yè)、木材加工及家具制造業(yè)、雜志印刷及文教體育品制造業(yè)、石化工業(yè)、非金屬礦物質(zhì)品業(yè)、金屬品冶煉及制品業(yè)、機(jī)械工業(yè)、交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、電子電器設(shè)備制造業(yè)、其他制造業(yè)、電力及蒸汽熱水、煤氣、自來(lái)水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、建筑業(yè)、貨物運(yùn)輸及倉(cāng)儲(chǔ)業(yè)、其他服務(wù)業(yè)。

在編制過(guò)程中，國(guó)家信息中心基于最大熵模型和引力模型，提出了具體的模型和估算方法。利用交通運(yùn)輸數(shù)據(jù)估計(jì)了地區(qū)間的貿(mào)易系數(shù)矩陣；在海關(guān)數(shù)據(jù)和各省投入產(chǎn)出表的基礎(chǔ)上，將原表調(diào)整為進(jìn)口-流入非競(jìng)爭(zhēng)型投入產(chǎn)出表。最后以全國(guó)表作為總量控制，進(jìn)行平衡調(diào)整。

以下原因造成區(qū)域間投入產(chǎn)出表存在一定誤差：第一，對(duì)各省表進(jìn)行“四列化”處理以及估算進(jìn)口-流入非競(jìng)爭(zhēng)型表中對(duì)各省各部門控制數(shù)的推算；第二，在全國(guó)投入產(chǎn)出表作為總量控制時(shí)，總投入是通過(guò)中間投入合計(jì)與初始投入(增加值) 合計(jì)相加而得，必然會(huì)與中間使用合計(jì)和最終使用合計(jì)產(chǎn)生誤差；第三，各省投入產(chǎn)出表原有誤差等。誤差項(xiàng)是區(qū)域間投入產(chǎn)出表平衡的必要條件。

表1 8大地區(qū)的劃分

為得到實(shí)際的增加值變動(dòng)及其影響因素，通過(guò)GDP平減指數(shù)將2007年區(qū)域間投入產(chǎn)出表的各項(xiàng)目調(diào)整為2002年的價(jià)格水平。

(二)分解結(jié)果

分解得到的結(jié)果為各分解部分對(duì)各區(qū)域各產(chǎn)業(yè)增加值增長(zhǎng)額的貢獻(xiàn)額度，單位為億元。各區(qū)域各產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)額不一樣，為方便比較，將各分解部分分別除以各區(qū)域各產(chǎn)業(yè)的增加值增長(zhǎng)額，用各分解部分占增長(zhǎng)額的百分比表示。增加值增長(zhǎng)率由各分解項(xiàng)的貢獻(xiàn)相加所得，各分解項(xiàng)在區(qū)域間和產(chǎn)業(yè)間的標(biāo)準(zhǔn)差反映其在區(qū)域間和產(chǎn)業(yè)間所造成的平均差異，可以衡量結(jié)構(gòu)性因素變動(dòng)和最終需求變動(dòng)對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)差異的貢獻(xiàn)。而相關(guān)系數(shù)則衡量各分解項(xiàng)與區(qū)域產(chǎn)業(yè)增加值增長(zhǎng)率的線性相關(guān)關(guān)系。

1.區(qū)域?qū)用娼Y(jié)果

分解得到三大部分：結(jié)構(gòu)性因素、最終需求項(xiàng)(partf)和誤差項(xiàng)(ERROR)對(duì)增加值的影響。其中結(jié)構(gòu)性因素包括增加值增長(zhǎng)率(partc)、直接消耗系數(shù)(parta)、偏好系數(shù)(partp)、貿(mào)易系數(shù)(partT)。表2是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率在區(qū)域?qū)用娴姆纸饨Y(jié)果。

表2 結(jié)構(gòu)性因素、最終需求以及誤差項(xiàng)對(duì)各區(qū)域增加值增長(zhǎng)率的影響(單位: %)

表2中的合計(jì)部分為各區(qū)域2007年增加值相對(duì)于2002年的增長(zhǎng)。東北地區(qū)、南部沿海、中部地區(qū)和西南地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度低于11%，為較慢的區(qū)域，而京津地區(qū)、北部沿海、東部沿海和西北地區(qū)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快的區(qū)域。Osterhaven和Hoen(1998)[3]對(duì)西歐6國(guó)1975-1985年的分解結(jié)果中，影響最大的是最終需求因素，而結(jié)構(gòu)性因素影響不大。但中國(guó)各區(qū)域之間存在緊密的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，結(jié)構(gòu)性因素對(duì)各區(qū)域增加值的增長(zhǎng)有重大影響。

表2中增加值增長(zhǎng)率、直接消耗系數(shù)以及偏好系數(shù)對(duì)各區(qū)域增加值增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)都較小，在20%以下。貢獻(xiàn)最大的是最終需求，其次是區(qū)域貿(mào)易。最終需求對(duì)除東北地區(qū)、京津地區(qū)、東部沿海之外其他區(qū)域的影響在60%-70%。但最終需求的影響在各區(qū)域之間差異較小，影響較為平均，與各區(qū)域之間增加值增長(zhǎng)率的相關(guān)性也較低。而區(qū)域貿(mào)易在各區(qū)域間的影響有正有負(fù)，在區(qū)域間的變動(dòng)大，與各區(qū)域之間增加值增長(zhǎng)率的相關(guān)性也較高。區(qū)域貿(mào)易影響為正的地區(qū)有較高的經(jīng)濟(jì)增速，反之則增速較慢。如京津地區(qū)雖然最終需求不足，但由于區(qū)域貿(mào)易的巨大貢獻(xiàn)，經(jīng)濟(jì)仍有較快增長(zhǎng)，中部地區(qū)和西南地區(qū)受到區(qū)域貿(mào)易的負(fù)面影響，而增長(zhǎng)率相對(duì)較低。由此可見(jiàn)，結(jié)構(gòu)性因素中的區(qū)域貿(mào)易因素是導(dǎo)致中國(guó)各區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差別的主要原因。

2.產(chǎn)業(yè)層面結(jié)果

將分解項(xiàng)加總到產(chǎn)業(yè)層面，結(jié)果如表3所示。通過(guò)比較分解項(xiàng)在各產(chǎn)業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)差，發(fā)現(xiàn)中間消耗系數(shù)，即技術(shù)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)間的增長(zhǎng)差異貢獻(xiàn)最大，其次為最終需求和增加值增長(zhǎng)率。然而中間消耗系數(shù)的影響與各產(chǎn)業(yè)增加值增長(zhǎng)率的相關(guān)系數(shù)卻不是最大，最終需求的影響與各產(chǎn)業(yè)增加值增長(zhǎng)率的相關(guān)系數(shù)才是最大。原因在于parta與partc部分相關(guān)系數(shù)為-0.62,存在很強(qiáng)的負(fù)相關(guān)。在表3，除其他制造業(yè)和建筑業(yè)以外的其他第二產(chǎn)業(yè)增加值增長(zhǎng)率的下降對(duì)這些產(chǎn)業(yè)有較大的負(fù)面影響，這部分抵消了技術(shù)變化對(duì)產(chǎn)業(yè)間增加值差異的影響。

表3 結(jié)構(gòu)性因素、最終需求以及誤差項(xiàng)對(duì)各產(chǎn)業(yè)增加值增長(zhǎng)率的影響(單位: %)

(續(xù)上表)

產(chǎn)業(yè)名稱partcpartapartppartTpartfERROR合計(jì)其他服務(wù)業(yè)-0.410.965.62-0.1751.755.9963.74標(biāo)準(zhǔn)差23.0332.7413.503.2125.15與產(chǎn)業(yè)增加值增長(zhǎng)率的相關(guān)系數(shù)-0.110.590.02-0.180.87

3.分區(qū)域分產(chǎn)業(yè)的結(jié)果

從各區(qū)域共136個(gè)產(chǎn)業(yè)來(lái)比較各分解部分在產(chǎn)業(yè)間的變動(dòng)以及其與每個(gè)產(chǎn)業(yè)增加值增長(zhǎng)率的相關(guān)性，結(jié)果如表4所示。通過(guò)標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)系數(shù)能判斷對(duì)產(chǎn)業(yè)間增加值增長(zhǎng)率差異影響最大的是區(qū)域貿(mào)易結(jié)構(gòu)變動(dòng)和增加值增長(zhǎng)率變動(dòng)。

表4 各分解部分在136個(gè)產(chǎn)業(yè)間的標(biāo)準(zhǔn)差以及與產(chǎn)業(yè)增加值增長(zhǎng)率的相關(guān)系數(shù)

分解項(xiàng)中的區(qū)域貿(mào)易系數(shù)、中間消耗系數(shù)和偏好系數(shù)都有特殊的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。區(qū)域貿(mào)易系數(shù)能夠反映各產(chǎn)業(yè)在地區(qū)間的競(jìng)爭(zhēng)力；中間消耗系數(shù)的變動(dòng)反映了技術(shù)的變化；偏好系數(shù)則反映了消費(fèi)者和投資者對(duì)不同產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的最終需求比例。通過(guò)進(jìn)一步研究這些系數(shù)的變化對(duì)各產(chǎn)業(yè)增加值的影響，能夠了解結(jié)構(gòu)性因素中經(jīng)濟(jì)區(qū)域結(jié)構(gòu)變動(dòng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)以及投資與消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。這對(duì)產(chǎn)業(yè)政策、區(qū)域經(jīng)濟(jì)政策的制定與調(diào)整有一定的參考價(jià)值。

4.區(qū)域貿(mào)易對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)的影響

區(qū)域貿(mào)易的變化通過(guò)貿(mào)易系數(shù)體現(xiàn)。貿(mào)易系數(shù)的含義是各區(qū)域產(chǎn)品在各區(qū)域產(chǎn)業(yè)中所占的比例。在其他因素不變的情況下，比例的上升會(huì)導(dǎo)致本地區(qū)增加值的增長(zhǎng)，反之則下降。從表2中partT對(duì)各個(gè)地區(qū)增加值的影響來(lái)看，2002年到2007年5年間，中國(guó)區(qū)域貿(mào)易發(fā)生了很大變化，對(duì)各區(qū)域的增加值產(chǎn)生了較大影響。

僅從區(qū)域貿(mào)易對(duì)本地增加值的貢獻(xiàn)來(lái)看，受益最大的是京津地區(qū)、西北地區(qū)以及北部沿海，受損最大的為東部沿海和中部地區(qū)。通過(guò)表5可以發(fā)現(xiàn),西北地區(qū)因區(qū)域貿(mào)易受益最大的產(chǎn)業(yè)為農(nóng)林牧漁和采選業(yè)，分別增長(zhǎng)了932億元和632億元；京津地區(qū)受益最大的是其他服務(wù)業(yè)，增長(zhǎng)了2237億元；而東部沿海受損最大的產(chǎn)業(yè)是其他服務(wù)業(yè)和農(nóng)林牧漁，增加值分別損失了1324億元和982億元。結(jié)合中國(guó)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)情況可知，這是區(qū)域經(jīng)濟(jì)分工的自然結(jié)果。西北地區(qū)、東北地區(qū)、西南地區(qū)受益的產(chǎn)業(yè)以資源型產(chǎn)業(yè)為主，而南部沿海、東部沿海、北部沿海則以制造業(yè)為主。北京作為中國(guó)的政治和文化中心輸出服務(wù)是合理的。東部沿海、南部沿海的產(chǎn)業(yè)更多是面向海外，正是他們的需求帶動(dòng)了國(guó)內(nèi)區(qū)域貿(mào)易，使其他地區(qū)的優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)得到壯大。各區(qū)域產(chǎn)業(yè)按照自身的優(yōu)勢(shì)得到發(fā)展，是國(guó)內(nèi)市場(chǎng)進(jìn)一步完善的標(biāo)志。

表5 2002年到2007年區(qū)域貿(mào)易對(duì)各區(qū)域各產(chǎn)業(yè)增加值的影響(單位：億元)

對(duì)西北地區(qū)增加值貢獻(xiàn)大的產(chǎn)業(yè)多與自然資源相關(guān)，除此之外的其他制造業(yè)，如交通設(shè)備制造、紡織服裝等產(chǎn)業(yè)并未給本地區(qū)帶來(lái)太多的增加值。這些產(chǎn)業(yè)在資本和人力資源都不豐富的西北地區(qū)得到發(fā)展可能是因?yàn)槭袌?chǎng)隔離。西南地區(qū)也有自然資源優(yōu)勢(shì)，但相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)并沒(méi)有體現(xiàn)出明顯優(yōu)勢(shì)，因此需要大力發(fā)展自然資源相關(guān)產(chǎn)業(yè)。中部地區(qū)和西南地區(qū)自然資源無(wú)法與西北、東北相比，制造業(yè)也無(wú)法與沿海地區(qū)相比。缺乏明顯的優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)導(dǎo)致中部地區(qū)和西南地區(qū)在區(qū)域貿(mào)易中處于不利位置。查看區(qū)域間投入產(chǎn)出表中的數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)中部地區(qū)和西南地區(qū)仍然有很多產(chǎn)品出口到其他地區(qū)，表明中部地區(qū)和西南地區(qū)在部分產(chǎn)品上存在優(yōu)勢(shì)，中部地區(qū)和西南地區(qū)需要扶持這些在產(chǎn)業(yè)內(nèi)有明顯優(yōu)勢(shì)的重點(diǎn)企業(yè)，提高其競(jìng)爭(zhēng)力。同時(shí)，利用本地區(qū)的人力資源優(yōu)勢(shì)吸引沿海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，發(fā)展勞動(dòng)密集產(chǎn)業(yè)。

表6 2002年到2007年技術(shù)變化對(duì)各區(qū)域各產(chǎn)業(yè)增加值的影響(單位：億元)

(續(xù)上表)

產(chǎn)業(yè)名稱東北地區(qū)京津地區(qū)北部沿海東部沿海南部沿海中部地區(qū)西北地區(qū)西南地區(qū)雜志及文教體育品制造-0.46-17.98219.57-16.30 13.20-85.83-22.2030.65石化工業(yè)173.2970.50430.20543.29438.71498.7780.7574.97非金屬礦物質(zhì)品業(yè)25.6438.50451.70319.06406.82598.1354.84146.81金屬品冶煉及制成品341.2925.31679.49451.02434.85765.04131.7473.81機(jī)械工業(yè)116.04-10.36171.75311.54-110.33-61.7311.4669.85交通運(yùn)輸設(shè)備制造102.0310.6546.5348.8620.47-43.150.61-26.17電子電器設(shè)備制造-24.43-39.1138.91272.20451.8059.24-7.7130.29其他制造業(yè)87.3023.4512.02269.75105.2346.710.402.67電、氣、水生產(chǎn)及供應(yīng)158.3250.67851.12670.32506.14668.69144.04440.74建筑業(yè)-11.90-5.26-22.35-55.29-65.63-49.64-45.89-91.03貨物運(yùn)輸及倉(cāng)儲(chǔ)業(yè)-423.82255.05-728.87-855.63-1079.37-644.29-232.42-138.85其他服務(wù)業(yè)-149.3613.59142.771518.90-380.05-194.06-111.65-514.27

5.技術(shù)變化對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)的影響

技術(shù)因素由直接消耗系數(shù)衡量。直接消耗系數(shù)反映的是生產(chǎn)一單位總產(chǎn)品對(duì)各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的直接消耗數(shù)量。直接消耗系數(shù)越小則中間消耗越少，增加值增加。但這并不是本文所說(shuō)的直接消耗系數(shù)影響增加值的途徑。這一影響已經(jīng)為增加值增長(zhǎng)率所衡量。因素分解所得的直接消耗系數(shù)對(duì)增加值的影響，反映的是在各產(chǎn)業(yè)增加值增長(zhǎng)率不變的前提下，各產(chǎn)業(yè)所消耗不同產(chǎn)業(yè)中間產(chǎn)品比例的變化對(duì)增加值的影響。

從表2可以看出各個(gè)地區(qū)的增加值增長(zhǎng)率都在下降，影響增加值的增長(zhǎng)，而直接消耗系數(shù)在較大程度上抵消了這種作用。在2002年到2007年中國(guó)各產(chǎn)業(yè)通過(guò)增加高增加值增長(zhǎng)率產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的投入比例，減少低增加值增長(zhǎng)率產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的投入比例，帶動(dòng)了增加值的增長(zhǎng)。第二產(chǎn)業(yè)的中間產(chǎn)品投入比例高，勞動(dòng)力投入的比例相對(duì)于第一、三產(chǎn)業(yè)要低，更容易通過(guò)調(diào)整中間產(chǎn)品的投入比例來(lái)提高增加值。而從表6可以看出，技術(shù)對(duì)除木材加工及家具制造業(yè)、雜志及文教體育品制造以及建筑業(yè)以外的第二產(chǎn)業(yè)都有較大的拉動(dòng)作用，而對(duì)第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)則以負(fù)面影響為主。

6.偏好對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)的影響

偏好系數(shù)反映的是各區(qū)域最終需求中各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的比重。上文提到中國(guó)地區(qū)間投入產(chǎn)出表的編制暗含了一個(gè)基本假設(shè)，即消費(fèi)和固定資本形成存在產(chǎn)地和需求地分離的情況，而存貨和出口商品不存在。這一假設(shè)的缺點(diǎn)在于實(shí)際中存在存貨或者出口的商品來(lái)自于其它地區(qū)的情況，這會(huì)導(dǎo)致分解的結(jié)果偏離真實(shí)值；優(yōu)點(diǎn)在于，因?yàn)榇尕洸荒艽碚鎸?shí)的需求，而出口代表的是國(guó)外需求，該假設(shè)下偏好系數(shù)對(duì)增加值的影響反映的完全是區(qū)域內(nèi)需求的變化對(duì)增加值產(chǎn)生的影響。

表7 2002年到2007年偏好對(duì)各區(qū)域各產(chǎn)業(yè)增加值的影響(單位：億元)

(續(xù)上表)

產(chǎn)業(yè)名稱東北地區(qū)京津地區(qū)北部沿海東部沿海南部沿海中部地區(qū)西北地區(qū)西南地區(qū)食品制造及煙草加工130.76-14.31240.43-22.5429.19101.47-10.78285.17紡織服裝業(yè)-32.11-7.23-149.7883.06214.479.124.2759.97木材加工及家具制造業(yè)-1.18-1.69-28.55-23.6113.59-22.422.252.13雜志及文教體育品制造-3.28-0.48-7.12-5.58-10.14-7.270.169.41石化工業(yè)5.41-6.96-96.0124.4942.47-56.162.09-19.13非金屬礦物質(zhì)品業(yè)-25.45-2.67-110.69-99.04-39.26-147.47-18.27-48.13金屬品冶煉及制成品12.69-3.81-62.5263.4522.53-58.76-2.95-30.13機(jī)械工業(yè)120.36-29.79-10.3012.76-86.84142.598.8185.17交通運(yùn)輸設(shè)備制造52.976.65122.35161.5690.31147.197.5216.47電子電器設(shè)備制造13.82-16.6855.34123.28201.1623.8810.00-69.00其他制造業(yè)22.652.96-18.3165.0770.391.65-0.2911.70電、氣、水生產(chǎn)及供應(yīng)32.116.38-18.90-2.00-101.37126.1354.5698.80建筑業(yè)-119.9247.20-348.74-308.09-5.81-491.20-126.84-184.97貨物運(yùn)輸及倉(cāng)儲(chǔ)業(yè)-41.04111.64-104.84404.07410.45225.74-8.0164.97其他服務(wù)業(yè)111.18575.52687.77263.95-386.35100.82292.07265.86

表7顯示各區(qū)域的服務(wù)業(yè)都因偏好的轉(zhuǎn)變而受益巨大，與服務(wù)業(yè)中的貨物運(yùn)輸及倉(cāng)儲(chǔ)業(yè)相關(guān)的交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)也有較大發(fā)展。農(nóng)林牧漁業(yè)和建筑業(yè)則不受青睞，但對(duì)農(nóng)產(chǎn)品做進(jìn)一步加工的食品制造及煙草加工業(yè)則因此在東北地區(qū)、北部沿海、中部地區(qū)和西南地區(qū)獲得發(fā)展。偏好系數(shù)對(duì)京津地區(qū)的影響最大，從2002年到2007年中國(guó)各區(qū)域最終需求偏好的轉(zhuǎn)變使京津地區(qū)增加值增長(zhǎng)了9.73%。

偏好的變化使京津地區(qū)的優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)——其他服務(wù)業(yè)為該地區(qū)增加值貢獻(xiàn)了將近600億元。偏好也使其他地區(qū)部分產(chǎn)業(yè)增加值有很大增加，但都被其他產(chǎn)業(yè)的下降所抵消。如偏好使北部沿海的其他服務(wù)業(yè)增加值增長(zhǎng)超過(guò)600億元，但也使農(nóng)林牧漁和建筑業(yè)的下降超過(guò)200億元。偏好的轉(zhuǎn)變必然會(huì)促進(jìn)某些產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，同時(shí)對(duì)另一些產(chǎn)業(yè)有較大負(fù)面作用。所以從區(qū)域?qū)用鎭?lái)看，偏好對(duì)各區(qū)域增加值影響不大，但卻對(duì)區(qū)域中各產(chǎn)業(yè)的比重產(chǎn)生了很大影響。

四 結(jié)論與啟示

本文構(gòu)建出適用于中國(guó)國(guó)家經(jīng)濟(jì)信息中心編制的區(qū)域間投入產(chǎn)出表的空間分解模型，將結(jié)構(gòu)性因素變動(dòng)分解為增加值增長(zhǎng)率變動(dòng)、技術(shù)結(jié)構(gòu)變動(dòng)、區(qū)域貿(mào)易結(jié)構(gòu)變動(dòng)和偏好結(jié)構(gòu)變動(dòng)四大部分。并且首次運(yùn)用該分解模型，將2002年到2007年中國(guó)8大區(qū)域共136個(gè)產(chǎn)業(yè)的增加值增長(zhǎng)分解為四大結(jié)構(gòu)性因素變動(dòng)、最終需求變動(dòng)和誤差項(xiàng)六大部分。

與Osterhaven和Hoen(1998)[3]對(duì)西歐6國(guó)1975-1985年區(qū)域間投入產(chǎn)區(qū)表的分解結(jié)果相比，技術(shù)、貿(mào)易以及偏好等結(jié)構(gòu)性因素對(duì)中國(guó)區(qū)域各產(chǎn)業(yè)增加值影響都更大?？赡艿脑蛑饕袃牲c(diǎn)：一是中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度快，結(jié)構(gòu)性因素變動(dòng)大；二是中國(guó)各區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系遠(yuǎn)高于1975-1985年時(shí)期西歐六國(guó)間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。

伴隨著經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，中國(guó)結(jié)構(gòu)性因素的變化對(duì)各區(qū)域各產(chǎn)業(yè)之間的增長(zhǎng)差異產(chǎn)生了重大影響。在區(qū)域?qū)用婧头謪^(qū)域分產(chǎn)業(yè)的情況下，結(jié)構(gòu)性因素中的區(qū)域貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化是差異產(chǎn)生的主要原因；在產(chǎn)業(yè)層面，差異產(chǎn)生的主要原因則是技術(shù)結(jié)構(gòu)的變化。

(一)主要結(jié)構(gòu)性因素對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響

1.區(qū)域貿(mào)易結(jié)構(gòu)

區(qū)域貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變動(dòng)對(duì)東北地區(qū)、京津地區(qū)、北部沿海以及西北地區(qū)的優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)有較大拉動(dòng)作用。東北地區(qū)和西北地區(qū)的農(nóng)林牧漁和采選業(yè)，京津地區(qū)的其他服務(wù)業(yè)，北部沿海的其他服務(wù)業(yè)和金屬冶煉及制成品業(yè)都得到了巨大發(fā)展。而中部地區(qū)和西南地區(qū)因?yàn)閮?yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)不明顯，從區(qū)域貿(mào)易中受益較少。東部沿海和南部沿海的區(qū)域貿(mào)易更多是面向海外，正是它們的發(fā)展帶動(dòng)了國(guó)內(nèi)區(qū)域貿(mào)易的發(fā)展。

2.技術(shù)結(jié)構(gòu)

技術(shù)進(jìn)步在較大程度上抵消增加值增長(zhǎng)率下降帶來(lái)的負(fù)面作用。技術(shù)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)除木材加工及家具制造業(yè)、雜志及文教體育品制造以及建筑業(yè)以外的第二產(chǎn)業(yè)都有較大的拉動(dòng)作用，第二產(chǎn)業(yè)比重最高的北部沿海也因此受益最大。技術(shù)因素對(duì)第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)則以負(fù)面影響為主。

3.偏好結(jié)構(gòu)

偏好結(jié)構(gòu)的變動(dòng)主要表現(xiàn)在各區(qū)域的最終需求越來(lái)越傾向于服務(wù)業(yè)和食品制造及煙草加工業(yè)，而農(nóng)林牧漁業(yè)和建筑業(yè)則不受青睞。服務(wù)業(yè)比重高的京津地區(qū)因此而受益最大。

(二)啟示

隨著國(guó)內(nèi)貿(mào)易所受限制的減少，經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后的中西部地區(qū)既會(huì)擁有更廣闊的市場(chǎng)，也會(huì)面臨更直接的競(jìng)爭(zhēng)。在區(qū)域貿(mào)易中，中西部地區(qū)必須明確定位。有資源優(yōu)勢(shì)的西部地區(qū)可以以優(yōu)勢(shì)資源為基礎(chǔ)，開(kāi)發(fā)相關(guān)產(chǎn)業(yè)，延伸產(chǎn)業(yè)鏈，積極發(fā)展順應(yīng)市場(chǎng)變化的產(chǎn)業(yè)。如農(nóng)林牧漁業(yè)有優(yōu)勢(shì)的地區(qū)，則應(yīng)重點(diǎn)發(fā)展與之相關(guān)的食品深加工產(chǎn)業(yè)；而中部地區(qū)則應(yīng)該扶持在產(chǎn)業(yè)內(nèi)有優(yōu)勢(shì)的重點(diǎn)企業(yè)，發(fā)展產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，同時(shí)利用自身的人力資源優(yōu)勢(shì)吸引沿海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，發(fā)展勞動(dòng)密集產(chǎn)業(yè)。

技術(shù)因素決定了第二產(chǎn)業(yè)擁有比一、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展更快的條件。但隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，市場(chǎng)偏好會(huì)更傾向于第三產(chǎn)業(yè)。要提升經(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度則必須加強(qiáng)第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)之間的聯(lián)系，提高第三產(chǎn)業(yè)中間產(chǎn)品的比重。

區(qū)域間投入產(chǎn)出表的空間結(jié)構(gòu)分解模型雖能充分研究區(qū)域間、產(chǎn)業(yè)間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，但也受制于投入產(chǎn)出表的準(zhǔn)確程度。因?yàn)橹袊?guó)區(qū)域間投入產(chǎn)出表的編制缺乏完整、準(zhǔn)確的調(diào)查統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，導(dǎo)致其存在一定誤差，從而使分析結(jié)果也存在一定誤差，因此，后續(xù)研究可根據(jù)最新的或準(zhǔn)確度有新提高的區(qū)域間投入產(chǎn)出表進(jìn)行動(dòng)態(tài)優(yōu)化。

[1] 國(guó)家信息中心. 中國(guó)區(qū)域間投入產(chǎn)出表[M]. 北京： 社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社, 2005.

[2] 國(guó)家信息中心. 2002、2007年中國(guó)區(qū)域間投入產(chǎn)出表[M]. 北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社, 2011.

[3] Jan Oosterhaven, Alex R. Hoen. Preferences, Technology, Trade and Real Income Changes in the European Union——An Intercountry Decomposition Analysis for 1975-1985[J].TheAnnalsofRegionalScience, 1998， 32(4): 505-524.

[4] Leontief， W..ThestructureoftheAmericanEconomy[M]. Oxford University Press, 1941.

[5] S. J. Feldman, D. McClain, K. Palmer. Sources of Structural Change in the United States, 1963-1978: An Input-output Perspective[J].ReviewofEconomicsandStatistics, 1987, 69(3): 503-510.

[6] Andrew B. Bernard, Charles I. Jones. Productivity Across Industries and Countries: Time Series and Evidence[J].ReviewofEconomicsandStatistics, 1996, 78(1): 135-146.

[7] Isard Walter. Interregional and Regional Input Output Analysis: A Model of a Space Economy[J].ReviewofEconomicsandStatistics, 1951, 33(4): 318-328.

[8] Ronald E. Miller, Peter Blair. Spatial Aggregation in Interregional Input-output Models[J].PapersoftheRegionalScienceAssociation, 1981, 48(1):149-164.

[9] Dietzenbacher Erik, Los Bart. Structural Decomposition Techniques: Sense and Sensitivity[J].EconomicSystemsResearch, 1998, 10(4): 307-323.

[10] Shigemi Kagawa, Hajime Inamura. A Spatial Structural Decomposition Analysis of Chinese and Japanese Energy Demand: 1985-1990[J].EconomicSystemsResearch, 2004, 16(3): 279-299.

[11] L. Yang, M. Lahr. Labor Productivity Differences in China, 1987-1997: An Interregional Decomposition Analysis[J].ReviewofRegionalStudies, 2008, 38(3): 319-341.

[12] 孟彥菊. 投入產(chǎn)出空間結(jié)構(gòu)分解分析模型的構(gòu)建[J]. 統(tǒng)計(jì)與決策， 2012, (19): 25-29.

[13] 劉強(qiáng)， 岡本信廣. 中國(guó)地區(qū)間投入產(chǎn)出模型的編制及其問(wèn)題[J]. 統(tǒng)計(jì)研究, 2002, (9): 58-64.

[14] 張亞雄, 劉宇, 李繼峰. 中國(guó)區(qū)域間投入產(chǎn)出模型研制方法研究[J]. 統(tǒng)計(jì)研究， 2012, (5): 3-9.

[引用方式]鄭少智,吳敏.結(jié)構(gòu)性因素對(duì)中國(guó)區(qū)域產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)影響研究——基于投入產(chǎn)出視角[J].產(chǎn)經(jīng)評(píng)論,2015,6(2):49-60.

Structural Factors’ Impact on the China’s Industrial Growth in the Region——from the Input-output Perspective

ZHENG Shao-zhi WU Min

Based on spatial structural decomposition model of input-output table, the decomposition model which is suitable for China’s input-output table in the region is built. The growth of 136 industries’ added value in 8 regions from 2002 to 2007 can be decomposed into two parts. One part is impacted by structural factors such as technology, regional trade, and preferences. The other part is impacted by final demand. The empirical results show that the change of structural factors has a significant impact on the growth of different regions and different industries. At regional level, the main reason for different growth is trade. At industrial level, the main reason for different growth is technology. In the case of regional and industrial level, the main reason for different growth is regional trade and growth rate of added value.

regional industry; structural factors; spatial structural decomposition; input-output

2014-10-10

鄭少智，暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)、國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算；吳敏，暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生，研究方向?yàn)閲?guó)民經(jīng)濟(jì)核算。

F223

A

1674-8298(2015)02-0049 -12

[責(zé)任編輯：伍業(yè)鋒]

10.14007/j.cnki.cjpl.2015.02.005