京津冀協同發展下產業集聚與居民收入增長關系實證分析

李鍵明

內容摘要：本文利用2006-2015年河北省服務業相關數據對服務業產業集聚水平與居民收入增長的關系進行了實證研究。結果發現，河北省服務業產業經濟密度對當地居民收入增長具有負效應，服務業產業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現，服務業產業經濟密度在短期內對居民收入增長影響不顯著，在長期內影響也較小，而服務業產業集群化程度在短期內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。

關鍵詞：產業集聚 居民收入 服務業 河北省 京津冀協同發展

文獻綜述

產業集聚問題一直是國內外學者研究的熱點領域，從經濟地理學與空間經濟學的理論出發，已經有大量學者研究了產業集聚對勞動生產率和居民收入的影響，如蔡宏波等（2017）分析了服務業壟斷視角下，產業集聚對服務業工資回報的影響效應，而Ciccone（2002）利用歐美國家企業的數據分析了其產業集聚水平與各地區勞動力報酬的關系，他們的結論都說明了產業集聚水平對經濟增長與居民收入正相關。在產業集聚對居民收入的影響效應方面，Duranton和Puga（2004）深入分析了產業集聚對居民收入具有正向影響的原因，他們認為，產業集聚能夠加速企業間知識技術的擴散，優化行業間的資源配置，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，由于產業集聚可能帶來經濟外部性，造成經濟主體的搭便車行為，從而對經濟系統中的其他主體帶來負面激勵。夏揚和陳嘉偉（2015）也提出了產業集聚所帶來的負向經濟效應可能會阻礙區域經濟增長。

從目前的研究文獻來看，產業集聚對于居民收入的影響存在顯著的正向影響是大多數學者的普遍認同的結論，但也有部分學者從外部性理論出發強調產業集聚帶來的負面效應，因此，研究河北省服務業產業集聚對當地居民收入的影響效應是具有重要意義的；此外，當前關于產業集聚與居民收入關系的研究成果中，僅考慮了在經濟規律作用下自然形成的產業集聚現象，而沒有涉及在政府政策激勵和強制干擾作用下形成的產業集聚對居民收入的影響，本文以京津冀協同發展規劃為切入點，分析在此背景下河北省服務業產業集聚對當地居民收入的影響效應，具有一定的理論意義。

模型設定

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

（1）

其中Y代表地區經濟總產出，K代表地區資本投入，L代表地區勞動力投入，Ag代表地區服務業產業集聚水平。考慮到河北省經濟數據的可獲取性，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，當經濟達到最大生產能力，而勞動投入達到最大容量時，經濟的規模收益就恒定，因此地區經濟產出就取決于資本投入和產業集聚水平，令l表示經濟最大生產能力時的最大勞動力投入，生產函數變為：

（2）

對（2）式取全微分，可得以下方程：

（3）

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

（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內，服務業產業的各項要素投入的空間分布是均勻的，則各地區服務業產業的經濟密度可以由下式計算得出：

Ed=P/S （7）

其中P表示地區服務業從業人員數量，S表示地區行政區劃面積。

而區位熵的計算公式為：

（8）

其中， Eij表示j地區i產業產值，∑iEij表示j地區服務業總產值，∑jEij表示各地區i產業產值總和，∑i∑jEij表示各地區服務業總產值總和。

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

（9）

由于本文重點分析產業集聚對居民收入的影響，因而僅將傳統的勞動力投入、資本投入以及經濟密度和產業集聚區位熵納入居民收入的影響模型中。同時用城鎮居民人均純收入代替人均產出，用資本存量與城鎮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表示城鎮居民人均純收入的自然對數，β0 表示截距項，K 表示城鎮總資本投入， μ表示隨機誤差項。本文利用模型（10）探討河北省各地區固定資產投資、服務業產業經濟密度及其集群化程度對城鎮居民人均純收入的影響。

數據說明

文章所使用數據主要來自于2006-2015年河北省各項統計數據，所涉及的數據與變量主要包括城鎮居民人均純收入、城鎮總資本投入、服務產業經濟密度以及產業集群化程度四個方面。

城鎮居民人均純收入，用FR表示。利用城鎮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對城鎮居民純收入進行平減以消除價格因素的影響。endprint

城鎮總資本投入，用K表示。利用河北省各地區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，利用永續盤存法計算城鎮資本投入，具體公式為，其中 It表示t 年固定資本投資形成額。

服務業產業經濟密度，用 Ed表示。使用河北省各地區服務業從業人員數量與該地區行政區劃面積根據前文所述公式計算得出。

服務業產業集群化程度，用 Lq表示。利用河北省各地區服務業產值與全地區總產值以及河北省服務業總產值和河北省總產值的數據，根據前文所述公式計算得出。

研究中所涉及的數據均來自于相關年份的《中國統計年鑒》、《河北省統計年鑒》、各地區政府相關年份的《國民經濟和社會發展統計公報》以及國家統計局河北調查總隊公布的數據。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據的平穩性，在此基礎上利用協整檢驗方法分析變量之間的長期均衡關系，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關系。

實證檢驗結果與分析

（一）平穩性檢驗

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

從表1的檢驗結果可以看出，原數據序列的檢驗統計量均大于10%置信水平下的臨界值，說明原數據均是非平穩的。進一步通過對各序列取一階差分，并進行單位根檢驗發現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的，同時說明原序列是一階單整的，滿足協整檢驗的條件。

（二）變量間關系分析

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

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

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

（11）

式（11）協整方程變量系數下方括號內數字為漸進標準誤差。

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

剔除城鎮總資本投入這一變量，單獨對城鎮居民人均純收入與服務業產業集聚水平相關變量進行協整檢驗發現它們之間仍然存在長期協整關系，并且符號相同（FR=-0.3798Ed+0.5721Lq），說明服務業產業集聚水平與居民收入之間的長期均衡關系是穩定的，同時對Ed與FR，Lq與FR兩兩分別進行協整檢驗發現它們之間依然存在協整關系，說明服務業產業集聚水平與居民人均純收入之間存在長期穩定的關系。

而根據修正的協整方程，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影響關系。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VAR模型的最優滯后期可以確定VECM的最優滯后期為1。

VECM各方程以及整體的檢驗結果表明，各方程殘差序列均滿足正態性且不存在自相關與異方差，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估計結果能夠反映的變量間短期關系，從分析結果來看，誤差修正項、K、Ed的系數均在10%的顯著性水平通過檢驗，Lq的系數在5%的顯著性水平下通過檢驗（誤差修正項、K、Ed、Lq系數的t統計量值分別是-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的系數并不顯著，說明在短期內，服務業產業經濟密度的增加對于居民收入的負向作用并不明顯。K在VECM中的系數顯著為正，說明在短期內，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存在協整關系，因此分別建立它們之間的VECM進行分析。結果表明，所有誤差修正項的系數均在5%顯著水平下通過檢驗，而Ed的系數依然不顯著，Lq的系數顯著為正，說明短期內服務業產業集群化程度的提高對居民收入有一定影響。

從協整方程（11）可以發現，長期來看，河北省內資本投入對城鎮居民人均純收入有正向影響，而服務業產業經濟密度對于城鎮居民人均收入卻有負向影響，這與范劍勇（2006）和陳良文等（2009）分析經濟密度對于工業產業工人工資影響的發現并不一致，主要原因可能是部分服務產業對于知識與技能的需求并不如工業產業大，隨著產業不斷積聚，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，部分服務行業進入壁壘較低，企業核心競爭力又是不明顯，導致在同一地區集聚大量企業后形成過度競爭，影響企業利潤，從而造成人均純收入的降低。而工業生產對于技術投入的依賴較大，同時生產規模對于企業成本的影響也較大，因此隨著工業產業集聚水平越高，廠商內部的規模效應所帶來產品成本的降低、產業間集聚的外部效應等帶來的規模報酬越發明顯，遠遠超過了經濟外部性導致的搭便車行為發生的概率，因而經濟密度對于工業產業會產生顯著的正向影響。endprint

而河北省服務業產業集群化程度對于城鎮居民人均純收入有顯著的正向影響，說明服務業產業集群化程度的提高有助于提高河北省居民收入，促進首都經濟帶地區經濟發展。一方面，這可能是由于服務業產品涵蓋范圍較為廣泛，不同企業間的產品形成有效互補，在產業集群化程度越來越大的條件下，產品間形成互補的成本大大降低，同時各企業間的信息交換、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易園區企業的利潤水平，從而提高了該地區居民的收入；另一方面，服務業產業集群化水平的提高也大大縮短了各產品供應鏈的環節數量，不僅提高了產品的流通效率，也降低了產品在流通過程中發生的各項成本，也在一定程度上有利于提高了居民收入。

結論

在京津冀協同發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業集聚態勢，因此探討產業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年河北省服務業產業的數據實證研究了產業集聚對當地居民收入的影響。結果發現，河北服務業產業經濟密度增加并沒有促進當地居民收入的增長，反而可能造成了服務業勞動力市場供過于求的現象，引起過度競爭，在一定程度上抑制了居民收入的增長。但實證結果同時發現，服務業產業經濟密度的增加對居民收入的影響在短期內并不顯著，在長期內的影響也較小。這說明河北省政府在承接服務業企業過程中，應注重有規劃，高效率的分類安置，避免服務業要素集聚所帶來的負面影響。而產業集聚水平的另一指標集群化程度對居民收入有正向影響，同時協整方程和向量誤差修整模型的結果表明，集群化程度的提升對居民收入增加的影響雖然在短期內影響甚微，但在長期內卻有較為顯著的影響。但這并不是否認河北服務業產業集聚對居民收入的正向影響，而是應該建立產業集聚促進居民收入增長的長效機制。從分析結果看，雖然服務業產業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。實證分析結果僅僅揭示了目前河北服務業產業集聚帶來規模效應以及外部性并未完全符合當地居民收入增長的實際需求，并未否定服務業產業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，做好產業承接工作，同時合理改進引進服務業產業的集聚模式與結構，最大程度發揮其提高居民收入的效應，為打造中國經濟發展新的支撐帶奠定基礎。

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