京津冀協(xié)同發(fā)展下產(chǎn)業(yè)集聚與居民收入增長關(guān)系實證分析

李鍵明

內(nèi)容摘要：本文利用2006-2015年河北省服務業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)對服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平與居民收入增長的關(guān)系進行了實證研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，河北省服務業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟密度對當?shù)鼐用袷杖朐鲩L具有負效應，服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集群化程度對居民收入增長具有正效應。通過誤差向量修正模型的進一步分析發(fā)現(xiàn)，服務業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟密度在短期內(nèi)對居民收入增長影響不顯著，在長期內(nèi)影響也較小，而服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集群化程度在短期內(nèi)對居民收入增長有一定促進作用，并且這種促進作用將長期保持。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)集聚 居民收入 服務業(yè) 河北省 京津冀協(xié)同發(fā)展

文獻綜述

產(chǎn)業(yè)集聚問題一直是國內(nèi)外學者研究的熱點領(lǐng)域，從經(jīng)濟地理學與空間經(jīng)濟學的理論出發(fā)，已經(jīng)有大量學者研究了產(chǎn)業(yè)集聚對勞動生產(chǎn)率和居民收入的影響，如蔡宏波等（2017）分析了服務業(yè)壟斷視角下，產(chǎn)業(yè)集聚對服務業(yè)工資回報的影響效應，而Ciccone（2002）利用歐美國家企業(yè)的數(shù)據(jù)分析了其產(chǎn)業(yè)集聚水平與各地區(qū)勞動力報酬的關(guān)系，他們的結(jié)論都說明了產(chǎn)業(yè)集聚水平對經(jīng)濟增長與居民收入正相關(guān)。在產(chǎn)業(yè)集聚對居民收入的影響效應方面，Duranton和Puga（2004）深入分析了產(chǎn)業(yè)集聚對居民收入具有正向影響的原因，他們認為，產(chǎn)業(yè)集聚能夠加速企業(yè)間知識技術(shù)的擴散，優(yōu)化行業(yè)間的資源配置，加強勞動力的學習主動性，因而能有效提高勞動力工資報酬。同時，伍駿騫等（2017）也提出，由于產(chǎn)業(yè)集聚可能帶來經(jīng)濟外部性，造成經(jīng)濟主體的搭便車行為，從而對經(jīng)濟系統(tǒng)中的其他主體帶來負面激勵。夏揚和陳嘉偉（2015）也提出了產(chǎn)業(yè)集聚所帶來的負向經(jīng)濟效應可能會阻礙區(qū)域經(jīng)濟增長。

從目前的研究文獻來看，產(chǎn)業(yè)集聚對于居民收入的影響存在顯著的正向影響是大多數(shù)學者的普遍認同的結(jié)論，但也有部分學者從外部性理論出發(fā)強調(diào)產(chǎn)業(yè)集聚帶來的負面效應，因此，研究河北省服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對當?shù)鼐用袷杖氲挠绊懶蔷哂兄匾饬x的；此外，當前關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚與居民收入關(guān)系的研究成果中，僅考慮了在經(jīng)濟規(guī)律作用下自然形成的產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象，而沒有涉及在政府政策激勵和強制干擾作用下形成的產(chǎn)業(yè)集聚對居民收入的影響，本文以京津冀協(xié)同發(fā)展規(guī)劃為切入點，分析在此背景下河北省服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對當?shù)鼐用袷杖氲挠绊懶?，具有一定的理論意義。

模型設定

為了推導出產(chǎn)業(yè)集聚對于居民收入影響的模型，參考范劍勇（2006）的研究思路，將產(chǎn)業(yè)集聚水平作為一種生產(chǎn)投入納入生產(chǎn)函數(shù)，得到反映服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對居民收入影響的生產(chǎn)函數(shù)：

（1）

其中Y代表地區(qū)經(jīng)濟總產(chǎn)出，K代表地區(qū)資本投入，L代表地區(qū)勞動力投入，Ag代表地區(qū)服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平。考慮到河北省經(jīng)濟數(shù)據(jù)的可獲取性，以及本文的研究目的，按照溫濤（2005）的研究思路，給勞動投入增加一個容量限制，當經(jīng)濟達到最大生產(chǎn)能力，而勞動投入達到最大容量時，經(jīng)濟的規(guī)模收益就恒定，因此地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)出就取決于資本投入和產(chǎn)業(yè)集聚水平，令l表示經(jīng)濟最大生產(chǎn)能力時的最大勞動力投入，生產(chǎn)函數(shù)變?yōu)椋?/p>

（2）

對（2）式取全微分，可得以下方程：

（3）

在（3）中對于產(chǎn)業(yè)集聚水平的衡量，目前國內(nèi)外學者主要有兩種方法，一是從經(jīng)濟密度的角度來衡量產(chǎn)業(yè)集聚程度，二是利用區(qū)位熵的方法衡量產(chǎn)業(yè)集聚程度。前者利用單位生產(chǎn)要素投入所獲得產(chǎn)出在各地區(qū)之間分布的不均衡來衡量產(chǎn)業(yè)集聚程度，而后者利用各地區(qū)某產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在總產(chǎn)值中所占比重的大小來衡量產(chǎn)業(yè)集聚程度。為了更準確衡量河北省服務業(yè)產(chǎn)業(yè)的集聚水平，本文利用河北省各地區(qū)服務業(yè)從業(yè)人員與該地區(qū)行政區(qū)劃面積的比率衡量服務業(yè)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟密度，同時也能在一定程度上反映服務業(yè)行業(yè)規(guī)模，并利用區(qū)位熵方法衡量服務業(yè)產(chǎn)業(yè)的地區(qū)集群化程度，最后綜合兩個指標衡量服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚水平，即產(chǎn)業(yè)集聚水平是經(jīng)濟密度和集群化程度（分別用Ed和Lq表示）的函數(shù)：

（4）

對（4）式進行全微分可得：

（5）

將（5）式代入（3）式并整理簡化可得：

（6）

同時假設在同一地區(qū)內(nèi)，服務業(yè)產(chǎn)業(yè)的各項要素投入的空間分布是均勻的，則各地區(qū)服務業(yè)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟密度可以由下式計算得出：

Ed=P/S （7）

其中P表示地區(qū)服務業(yè)從業(yè)人員數(shù)量，S表示地區(qū)行政區(qū)劃面積。

而區(qū)位熵的計算公式為：

（8）

其中， Eij表示j地區(qū)i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，∑iEij表示j地區(qū)服務業(yè)總產(chǎn)值，∑jEij表示各地區(qū)i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值總和，∑i∑jEij表示各地區(qū)服務業(yè)總產(chǎn)值總和。

分別以 β1表示資本投入的邊際產(chǎn)出，β2表示經(jīng)濟密度的邊際產(chǎn)出，β3 表示集群化程度的邊際產(chǎn)出，將（6）式兩邊同時除以l可得居民人均產(chǎn)出增長模型：

（9）

由于本文重點分析產(chǎn)業(yè)集聚對居民收入的影響，因而僅將傳統(tǒng)的勞動力投入、資本投入以及經(jīng)濟密度和產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)位熵納入居民收入的影響模型中。同時用城鎮(zhèn)居民人均純收入代替人均產(chǎn)出，用資本存量與城鎮(zhèn)固定資本形成額計算資本投入，因而得到基本計量模型：

（10）

其中， FR表示城鎮(zhèn)居民人均純收入的自然對數(shù)，β0 表示截距項，K 表示城鎮(zhèn)總資本投入， μ表示隨機誤差項。本文利用模型（10）探討河北省各地區(qū)固定資產(chǎn)投資、服務業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟密度及其集群化程度對城鎮(zhèn)居民人均純收入的影響。

數(shù)據(jù)說明

文章所使用數(shù)據(jù)主要來自于2006-2015年河北省各項統(tǒng)計數(shù)據(jù)，所涉及的數(shù)據(jù)與變量主要包括城鎮(zhèn)居民人均純收入、城鎮(zhèn)總資本投入、服務產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟密度以及產(chǎn)業(yè)集群化程度四個方面。

城鎮(zhèn)居民人均純收入，用FR表示。利用城鎮(zhèn)居民人均純收入衡量河北省居民收入情況，在實際處理中，以2006年為基期，將居民消費價格指數(shù)對城鎮(zhèn)居民純收入進行平減以消除價格因素的影響。endprint

城鎮(zhèn)總資本投入，用K表示。利用河北省各地區(qū)資本存量與固定資本形成額進行計算，在實際分析中，參考王艷榮等（2011）的方法，利用永續(xù)盤存法計算城鎮(zhèn)資本投入，具體公式為，其中 It表示t 年固定資本投資形成額。

服務業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟密度，用 Ed表示。使用河北省各地區(qū)服務業(yè)從業(yè)人員數(shù)量與該地區(qū)行政區(qū)劃面積根據(jù)前文所述公式計算得出。

服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集群化程度，用 Lq表示。利用河北省各地區(qū)服務業(yè)產(chǎn)值與全地區(qū)總產(chǎn)值以及河北省服務業(yè)總產(chǎn)值和河北省總產(chǎn)值的數(shù)據(jù)，根據(jù)前文所述公式計算得出。

研究中所涉及的數(shù)據(jù)均來自于相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》、《河北省統(tǒng)計年鑒》、各地區(qū)政府相關(guān)年份的《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》以及國家統(tǒng)計局河北調(diào)查總隊公布的數(shù)據(jù)。本文使用Eviews 8.0軟件進行處理與分析。

本文的研究思路是利用ADF單位根檢驗法檢驗時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，在此基礎(chǔ)上利用協(xié)整檢驗方法分析變量之間的長期均衡關(guān)系，并利用向量誤差修正模型進一步分析變量間長期與短期的動態(tài)關(guān)系。

實證檢驗結(jié)果與分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

由于本文選用的數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，而時間序列數(shù)據(jù)可能存在非平穩(wěn)性，因此為了避免出現(xiàn)“偽回歸”的現(xiàn)象，需要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗。而數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換并不會改變數(shù)據(jù)序列原有的協(xié)整關(guān)系，并能消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，因此在進行平穩(wěn)性檢驗前對各數(shù)據(jù)序列進行自然對數(shù)變換，變換后的數(shù)據(jù)序列仍然用FR，k， Ed，Lq表示。本文采用ADF單位根檢驗法檢驗個數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。具體檢驗結(jié)果如表1所示。

從表1的檢驗結(jié)果可以看出，原數(shù)據(jù)序列的檢驗統(tǒng)計量均大于10%置信水平下的臨界值，說明原數(shù)據(jù)均是非平穩(wěn)的。進一步通過對各序列取一階差分，并進行單位根檢驗發(fā)現(xiàn)各序列均在不同置信水平下通過檢驗，說明各一階差分序列是平穩(wěn)的，同時說明原序列是一階單整的，滿足協(xié)整檢驗的條件。

（二）變量間關(guān)系分析

為了進一步說明各變量之間是否存在長期均衡關(guān)系，本文利用Johansen協(xié)整檢驗判斷各變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系。根據(jù)AIC和SC準則以及似然比檢驗，確定無約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為2。同時通過進一步利用Q統(tǒng)計量、懷特檢驗以及JB檢驗對VAR模型的擬合優(yōu)度及其殘差序列進行檢驗，結(jié)果表明，滯后期為2的VAR模型擬合優(yōu)度良好，其殘差序列平穩(wěn)。

由于協(xié)整檢驗的滯后期數(shù)是無約束VAR模型一階差分變量的滯后期，因此根據(jù)對各序列的趨勢性分析以及VAR模型的檢驗結(jié)果，最終確定協(xié)整檢驗最優(yōu)滯后期為1，協(xié)整方程具有截距項與時間趨勢。Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果如表2所示。

從表2檢驗結(jié)果可以看出，變量間不存在協(xié)整關(guān)系以及變量間至多存在一個協(xié)整關(guān)系的原假設被拒絕，說明變量之間至少存在一個協(xié)整關(guān)系，通過Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果可以寫出一個協(xié)整關(guān)系如下：

（11）

式（11）協(xié)整方程變量系數(shù)下方括號內(nèi)數(shù)字為漸進標準誤差。

對協(xié)整方程殘差項進行ADF單位根檢驗發(fā)現(xiàn)，其檢驗統(tǒng)計量在5%顯著水平上小于臨界值（ADF檢驗統(tǒng)計量值為-4.0347，小于5%顯著水平臨界值-3.1753，相伴概率值為0.0129），因此協(xié)整方程殘差項是平穩(wěn)序列，說明協(xié)整方程中四個變量之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。

剔除城鎮(zhèn)總資本投入這一變量，單獨對城鎮(zhèn)居民人均純收入與服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平相關(guān)變量進行協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)它們之間仍然存在長期協(xié)整關(guān)系，并且符號相同（FR=-0.3798Ed+0.5721Lq），說明服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平與居民收入之間的長期均衡關(guān)系是穩(wěn)定的，同時對Ed與FR，Lq與FR兩兩分別進行協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)它們之間依然存在協(xié)整關(guān)系，說明服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平與居民人均純收入之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

而根據(jù)修正的協(xié)整方程，可以利用向量誤差修正模型（VECM）進一步判斷變量之間長期與短期的動態(tài)影響關(guān)系。由于VECM的滯后期是無約束VAR模型的一階差分變量的滯后期，根據(jù)VAR模型的最優(yōu)滯后期可以確定VECM的最優(yōu)滯后期為1。

VECM各方程以及整體的檢驗結(jié)果表明，各方程殘差序列均滿足正態(tài)性且不存在自相關(guān)與異方差，因而說明了VECM是有效的，另外整體模型的AIC準則與SC準則的值分別為-7.7109與-7.3472，均較小，說明了模型整體具有較強的解釋能力。

VECM估計結(jié)果能夠反映的變量間短期關(guān)系，從分析結(jié)果來看，誤差修正項、K、Ed的系數(shù)均在10%的顯著性水平通過檢驗，Lq的系數(shù)在5%的顯著性水平下通過檢驗（誤差修正項、K、Ed、Lq系數(shù)的t統(tǒng)計量值分別是-1.8519、2.1289、-1.8871以及2.3909，而通過查表得知，在顯著性水平α=0.05 下，自由度為n-p-1=10 的臨界值 t0.05（10）=1.8125，同理t0.025（10）=2.2281）。但在誤差修正模型中，Ed的系數(shù)并不顯著，說明在短期內(nèi)，服務業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟密度的增加對于居民收入的負向作用并不明顯。K在VECM中的系數(shù)顯著為正，說明在短期內(nèi)，河北省資本投入的增加就有利于居民收入的提高。由于FR與Ed、Lq存在協(xié)整關(guān)系，因此分別建立它們之間的VECM進行分析。結(jié)果表明，所有誤差修正項的系數(shù)均在5%顯著水平下通過檢驗，而Ed的系數(shù)依然不顯著，Lq的系數(shù)顯著為正，說明短期內(nèi)服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集群化程度的提高對居民收入有一定影響。

從協(xié)整方程（11）可以發(fā)現(xiàn)，長期來看，河北省內(nèi)資本投入對城鎮(zhèn)居民人均純收入有正向影響，而服務業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟密度對于城鎮(zhèn)居民人均收入?yún)s有負向影響，這與范劍勇（2006）和陳良文等（2009）分析經(jīng)濟密度對于工業(yè)產(chǎn)業(yè)工人工資影響的發(fā)現(xiàn)并不一致，主要原因可能是部分服務產(chǎn)業(yè)對于知識與技能的需求并不如工業(yè)產(chǎn)業(yè)大，隨著產(chǎn)業(yè)不斷積聚，勞動力資源日益飽和，最終形成供大于求的勞動力市場，對勞動力報酬產(chǎn)生了一定程度的沖擊，導致居民純收入有所下降；另一方面，部分服務行業(yè)進入壁壘較低，企業(yè)核心競爭力又是不明顯，導致在同一地區(qū)集聚大量企業(yè)后形成過度競爭，影響企業(yè)利潤，從而造成人均純收入的降低。而工業(yè)生產(chǎn)對于技術(shù)投入的依賴較大，同時生產(chǎn)規(guī)模對于企業(yè)成本的影響也較大，因此隨著工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平越高，廠商內(nèi)部的規(guī)模效應所帶來產(chǎn)品成本的降低、產(chǎn)業(yè)間集聚的外部效應等帶來的規(guī)模報酬越發(fā)明顯，遠遠超過了經(jīng)濟外部性導致的搭便車行為發(fā)生的概率，因而經(jīng)濟密度對于工業(yè)產(chǎn)業(yè)會產(chǎn)生顯著的正向影響。endprint

而河北省服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集群化程度對于城鎮(zhèn)居民人均純收入有顯著的正向影響，說明服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集群化程度的提高有助于提高河北省居民收入，促進首都經(jīng)濟帶地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。一方面，這可能是由于服務業(yè)產(chǎn)品涵蓋范圍較為廣泛，不同企業(yè)間的產(chǎn)品形成有效互補，在產(chǎn)業(yè)集群化程度越來越大的條件下，產(chǎn)品間形成互補的成本大大降低，同時各企業(yè)間的信息交換、溝通談判以及交易成本也大大降低，顯著的提高了河北省各貿(mào)易園區(qū)企業(yè)的利潤水平，從而提高了該地區(qū)居民的收入；另一方面，服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集群化水平的提高也大大縮短了各產(chǎn)品供應鏈的環(huán)節(jié)數(shù)量，不僅提高了產(chǎn)品的流通效率，也降低了產(chǎn)品在流通過程中發(fā)生的各項成本，也在一定程度上有利于提高了居民收入。

結(jié)論

在京津冀協(xié)同發(fā)展不斷推進的背景下，作為北京市非首都功能主要承接地的河北省在未來必然面臨快速的產(chǎn)業(yè)集聚態(tài)勢，因此探討產(chǎn)業(yè)集聚對于河北省居民收入的影響具有重要意義。本文利用2006—2015年河北省服務業(yè)產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)實證研究了產(chǎn)業(yè)集聚對當?shù)鼐用袷杖氲挠绊?。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，河北服務業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟密度增加并沒有促進當?shù)鼐用袷杖氲脑鲩L，反而可能造成了服務業(yè)勞動力市場供過于求的現(xiàn)象，引起過度競爭，在一定程度上抑制了居民收入的增長。但實證結(jié)果同時發(fā)現(xiàn)，服務業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟密度的增加對居民收入的影響在短期內(nèi)并不顯著，在長期內(nèi)的影響也較小。這說明河北省政府在承接服務業(yè)企業(yè)過程中，應注重有規(guī)劃，高效率的分類安置，避免服務業(yè)要素集聚所帶來的負面影響。而產(chǎn)業(yè)集聚水平的另一指標集群化程度對居民收入有正向影響，同時協(xié)整方程和向量誤差修整模型的結(jié)果表明，集群化程度的提升對居民收入增加的影響雖然在短期內(nèi)影響甚微，但在長期內(nèi)卻有較為顯著的影響。但這并不是否認河北服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對居民收入的正向影響，而是應該建立產(chǎn)業(yè)集聚促進居民收入增長的長效機制。從分析結(jié)果看，雖然服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對于居民收入的影響短期并不顯著，但從長期來看依然對促進居民收入增加有著重要作用。實證分析結(jié)果僅僅揭示了目前河北服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚帶來規(guī)模效應以及外部性并未完全符合當?shù)鼐用袷杖朐鲩L的實際需求，并未否定服務業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對居民收入增長的重要作用。其政策含義是應以居民收入增長為主要目標，做好產(chǎn)業(yè)承接工作，同時合理改進引進服務業(yè)產(chǎn)業(yè)的集聚模式與結(jié)構(gòu)，最大程度發(fā)揮其提高居民收入的效應，為打造中國經(jīng)濟發(fā)展新的支撐帶奠定基礎(chǔ)。

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