京津對外開放的服務業空間效應與協同發展

太 平，鞠 波

(對外經濟貿易大學 a.北京對外開放研究院；b.國際經濟研究院，北京 100029)

一、問題提出

為了落實京津冀協同發展的重大國家戰略，2015年國家出臺《京津冀協同發展規劃綱要》。同年，北京市成為全國首個也是唯一一個服務業擴大開放綜合試點城市，這是京津冀地區的重大歷史發展機遇。現階段進一步提高對外開放水平是北京發展的重要議題，同時，北京作為京津冀的核心，其也應在京津冀協同發展中發揮更大作用。北京既有基礎設施完善的傳統優勢，也有人才儲備好、國際化水平高等軟性實力。天津在承接國內外服務業轉移方面具有獨特的產業優勢，同時既地處東部沿海地區，又處在京津冀經濟圈內，可與北京服務業對接，實現空間資源共享。北京、天津服務業均為第一大產業，相較于京津冀經濟區內的河北省，天津與北京服務業產業級差較小，對外開放協同具有可行性。本文通過對京津二級行政單位的空間計量分析來探究對外開放對服務業發展效應的時間和空間特征，檢視重大政策對服務業發展的空間效應差異，探尋京津服務業發展的政策啟示。

二、文獻綜述

國內外較多文獻聚焦于服務業空間溢出效應的研究。國外文獻普遍采用蒙代爾-弗萊明(Mundell-Fleming)模型和杜文(Douven)的多國評價模型[1]，但此模型并不適用于評估國家內部各地區間的溢出效應。國內已有研究大多基于經濟增長、區域創新、政策制度等研究視角，采用馬爾科夫鏈(Markov Chain，MC)、地理信息系統(GIS)空間分析等方法測度區域整體的溢出效應[2]。傳統計量方法未考慮空間相關性和空間異質性問題，空間計量研究方法則彌補了這一不足，可通過將空間結構數學化的方法更準確地檢驗空間變量相互影響的關系、方向和強度[3]。馬忠玉等(2017)采用空間杜賓模型(SDM)就城鎮化發展及其他影響因素對經濟增長的影響程度及溢出效應進行測算[4]。于斌斌(2018)運用空間杜賓模型實證檢驗了中國285個城市市轄區的生產性服務業專業化集聚與多樣化集聚對能源效率的影響及空間溢出效應[5]。孫凱等(2019)利用面板數據SDM模型對中國第三產業發展的空間溢出效應進行了分析[6]。

關于對外開放程度的測評，學者多運用實證模型來量化貿易壁壘的大小，從而度量一國對外開放的程度。盛斌(2002)較早采用頻度分析法，將中國各服務部門的開放情況與世界貿易組織(WTO)其他成員國進行對比來分析服務業的開放度[7]。國內學者還多以外商直接投資(FDI)和對外貿易等為基礎構建衡量指標：陳潔等(2015)利用各城市實際利用外商投資額占固定資產投資的比重進行衡量[8]；陳曦(2017)、張素庸等(2019)提出用各市外商直接投資占國內生產總值(GDP)的比重衡量外商投資力度[9-10]；李雯軒等(2019)認為開放程度可用進出口貿易總額占當年該地區的GDP比例衡量[11]。聯合國貿易與發展會議(UNCTAD)于2002年提出利用外資業績指數，用以表征不同國家吸引FDI的現實狀況。廉麗娜(2015)[12]、胡凡(2016)[13]、李芳芳等(2018)[14]的研究基本沿用這一指標。

隨著空間模型的發展和京津冀協同發展戰略的提出，有學者開始以京津冀為切入點考察服務業產業協同發展。劉岳平等(2017)利用空間杜賓模型分析了京津冀地區生產性服務業轉移[15]；金浩等(2019)利用京津冀地區13個地級及以上城市的統計數據，運用空間三階段最小二乘法考察京津冀地區生產性服務業與制造業是否存在協同現象[16]。近幾年也有少數學者針對京津兩市服務業展開研究，但重在研究服務業與其他產業，特別是制造業的相關關系。例如，張健等(2016)選取了灰色關聯分析方法對京津現代服務業與農業、制造業的融合以及服務業內部行業融合進行探究[17]。

已有研究為討論京津服務業發展提供了有價值的借鑒，但仍有進一步拓展的空間：一方面，北京服務業擴大開放綜合試點的重要功能是緊緊圍繞京津冀協同發展戰略，而現有文獻將北京服務業對外開放和京津冀協同發展結合起來的研究并不多見；另一方面，現有的京津冀服務業分析以省域為主，含少量以市域為單位的研究，忽視了京津內部發展并不均衡的實際狀況，且對北京、天津的考察往往囊括在京津冀城市群中，少有對京津服務業的單獨分析。為此，本文將針對京津32個二級行政單位(市轄區)2008—2018年的面板數據，構建空間計量模型，探尋京津冀協同發展以及北京服務業對外開放試點政策下的北京、天津對外開放與服務業發展水平的空間關聯特征，并進一步以2015年為界，考察相關政策實施前后京津對外開放對本地及相鄰地區服務業發展的直接效應與空間溢出效應，使得實證模型構建更加切合實際，以期更好地揭示京津對外開放對服務業發展的作用效果，從而能夠為京津服務業的發展提供政策參考。

三、京津服務業發展現狀及其空間相關性

(一)京津服務業已是主導產業且絕大多數市轄區發展水平較高

本文中服務業發展水平以服務業增加值占地區GDP比重進行量化。以0.5為分界線，大于0.5則表明地區產業發展以第三產業即服務業為主導，數值越大則表示服務業在當地的發展水平越高，發展優勢越大。如圖1所示，2008—2018年京津服務業發展水平有顯著提高，11年間有更多市轄區的產業結構轉向以服務業為主導。相比2008年，2018年增加值比重的最大值和最小值均有一定程度的增加，增幅分別為3.93%和28.28%。2008年京津32個市轄區中僅16個區的服務業增加值比重大于0.5，到2018年，這一數據增至25個。地區經濟發展水平的提升、相關資源配置的完善、政策的引導等，都促進了當地服務業的發展。

圖1 2008年與2018年京津市轄區服務業增加值占地區GDP比重 資料來源：根據《中國統計年鑒》《北京統計年鑒》《天津統計年鑒》數據計算。

京津服務業發展水平的空間分布具有異質性特征。以2008年為例，服務業增加值比重最高的東城區達0.949 1，而最低的靜海區僅為0.218 9，極差高達0.730 2。而2018年，比重的兩極分別為和平區(0.986 4)和寧河區(0.280 8)，極差略降，也有0.705 6。

北京服務業絕對領先優勢不再明顯，天津市內兩極分化進一步擴大。2008年，北京市的東城區、西城區和朝陽區的服務業發展水平最高，位列京津32個市轄區的前三，而2018年僅東城區仍位居前五。2018年發展水平前五的市轄區中，天津由2008年的兩區增至四區，但后五位中天津仍占據四席。

(二)京津服務業發展水平具有空間相關性

基于京津服務業在地理空間上異質性分布的客觀事實，本文進一步考察變量的空間相關性。在空間相關性檢驗中，莫蘭指數(Moran’s I)被廣泛使用，它能夠反映區域中各個地域單元與其相鄰地域單元之間的相似性。因此，本文利用全局空間關聯性指標Moran’sI檢驗京津服務業發展水平是否存在空間相關性，計算公式如下：

(1)

其中，n是京津區域內研究的單元總數，wij為空間權重矩陣Wij的元素值，用于度量空間單元i和j的位置關系。莫蘭指數在-1到1之間取值，為正說明正相關，為負表示負相關，若趨于零，則說明屬性分布是隨機的，變量不存在空間相關性。

在空間回歸分析中常利用空間權重矩陣來描述各地區之間的空間交互效應。由于本文的研究對象為京津的32個市轄區，市轄區之間有共同的邊界存在，因此選用鄰接矩陣表征空間權重，具體定義如下：

(2)

其中，約定空間觀測單位與自己不接壤，對角線數值設為0。

莫蘭指數計算結果見表1。從指數的顯著性來看，2008—2018年莫蘭指數均超過0.45，且均在1%的水平上顯著為正，通過Z檢驗，表明京津服務業發展水平存在顯著的空間正相關性，地理空間因素對京津服務業發展的影響已不容忽視。

表1 2008—2018年京津各市轄區服務業發展水平的全局莫蘭指數

莫蘭散點圖經常用來研究局部空間不穩定性。從圖2可以看出，32個市轄區的服務業發展水平值點在四個象限分布并不均勻，大部分值點落入了一、三象限即H-H區域和L-L區域。區域整體呈現高觀測值的區域單元被同是高值的區域所包圍、低觀測值的區域單元被同是低值的區域所包圍的空間分布。這鮮明體現了京津服務業發展水平在空間上的非均衡狀態，證實空間計量研究的必要性。通過空間相關性檢驗，證實京津服務業發展水平可以利用空間計量模型進行實證分析。

圖2 2008年與2018年京津市轄區服務業發展水平的莫蘭散點圖

四、模型設定與數據說明

(一)空間計量模型的設定

京津服務業發展水平的空間關聯性客觀存在，因此在模型設定時需采用充分考慮空間因素的空間計量模型。實證研究中通常構建更具一般性的空間杜賓模型(SDM)進行分析，其模型的面板數據形式設定如下：

(3)

佩斯和勒沙杰(Pace & LeSage，2009)指出，空間回歸模型研究空間個體間復雜的空間依賴關系，由于空間時滯的存在，空間計量參數估計值并不能準確反映解釋變量對被解釋變量的邊際影響[18]。因此需要利用偏微分方法，對各解釋變量對被解釋變量的直接效應和間接效應進行估計。本文將式(3)重新設定為如下形式：

(4)

假設將第k個解釋變量設定為自變量，其對應的被解釋變量ln(develop)的期望值偏導數矩陣為：

(5)

當與某市轄區有關的解釋變量發生一單位改變時，直接效應(direct effect)衡量這一改變對該市轄區自身的被解釋變量即服務業發展水平develop的影響，由矩陣中對角線元素的平均值來表示；間接效應(indirect effect)即空間溢出效應，衡量某一單位解釋變量的變動所引起的該市轄區相鄰地區被解釋變量的變動，由非對角線元素的平均值來表示。總效應系數為直接效應和間接效應系數之和，表明解釋變量的一單位變動產生的總體影響。

(二)變量說明

基于數據的可獲得性，本文以2008—2018年32個京津市轄區作為研究對象，選取服務業發展水平(develop)為被解釋變量。學者們選擇了不同的指標對服務業的發展水平進行衡量，如就業人口比重、增加值比重以及產業密度等。本文以服務業增加值占地區GDP比重反映其發展水平。

本文核心解釋變量為對外開放水平(fdi)，選取UNCTAD的外商直接投資業績指數來衡量京津各市轄區的對外開放水平。根據廉麗娜(2015)[12]的研究，地區FDI業績指數的公式可以定義為：

(6)

地區FDI業績指數以1為界，大于1表明該地區擁有超過其地區產出相對規模的FDI吸引力，其可能具有更富競爭力的優勢；指數小于1，說明該地區利用FDI與其經濟規模不適應，其引進FDI的競爭力相對較弱[19]。一般認為地區FDI業績指數越大，地區對外開放水平越高。

本文選取經濟發展水平、消費水平、科技創新、政府控制作為控制變量，原始數據來源于《北京區域統計年鑒》《天津統計年鑒》及《天津科技統計年鑒》，各控制變量具體說明如下：

經濟發展水平(gdp)。經濟發展水平的提高推動服務業發展環境的進一步改善，是影響服務業發展水平的重要因素。經濟發展水平可使用GDP、人均GDP、居民收入等指標衡量，為更加準確地刻畫指標，本文選用人均GDP衡量地區經濟發展水平。

消費水平(consu)。各地居民消費水平的差異對區域服務業發展存在一定的導向作用，因此應當加以控制。企業申報的銷售數據能夠較客觀地反映居民消費水平。因此，本文中消費水平以各市轄區人均社會消費品零售額衡量。

科技創新(tech)。技術革新能夠促進要素有效流動，優化服務業內部結構，培育新的服務消費增長點。但科技研發存在一定滯后性，資金大量投入可能對服務業企業運營及擴大再生產產生一定的負面影響。本文用京津各市轄區每萬人專利申請授權數表示科技創新。

政府干預(gov)。政府鼓勵政策的實施以及資金的投入等都會對服務業發展產生影響，但政府過度干預可能會對地區服務業發展起到抑制作用。政府規模大小從一定程度上可以反映政府對市場的干預程度，可用京津各市轄區一般財政預算支出占本區GDP的比重進行衡量。

進一步檢驗各解釋變量與被解釋變量服務業發展水平(develop)的相關性。表2的分析結果表明，2008—2018年各解釋變量均與服務業發展水平有不高于5%顯著水平的相關系數，證實解釋變量選擇的合理性。

表2 解釋變量與服務業發展水平的相關系數

五、實證分析

(一)計量模型選擇

根據埃爾霍斯特(Elhorst，2014)[20]的檢驗思路，首先采用非空間面板數據模型判斷空間滯后項或者空間誤差項是否應該置入模型。結果顯示，在混合回歸與包含空間和時間固定效應的模型中，經典的LM檢驗與穩健的LM檢驗均在1%的顯著性水平上通過了檢驗，然而在空間固定效應和時間固定效應的回歸中，當使用傳統 LM 檢驗時，不能拒絕沒有空間相關誤差項的原假設。因此，模型應該包含空間滯后項，而是否應該包含空間誤差項則需要檢驗。進一步進行似然比LR檢驗，P值均小于0.01，確認拒絕隨機效應模型，即指向具有雙向固定效應的SDM模型，需要考慮空間與時間效應。

最后，利用Wald檢驗和LR檢驗對SDM模型是否應該簡化為SAR或SEM模型進行檢驗(表3)。結果顯示，兩個原假設H0:θ=0和H0:θ+δβ=0 均被拒絕，因此，空間杜賓模型SDM不應該簡化為SAR或SEM模型。由上述檢驗結果，本文最終選用空間與時間雙重固定效應的SDM模型進行估計，具體形式即式(4)。

表3 時空固定效應SDM模型估計結果

(二)結果分析

1．全樣本空間效應分析

本文根據式(4)對京津32個市轄區的面板數據進行回歸分析，估計各解釋變量對被解釋變量的直接效應和間接效應，回歸結果見表4。

表4 全樣本時空固定效應SDM模型估計結果

2008—2018年，京津對外開放水平并未對區域服務業發展體現顯著影響，直接效應、間接效應和總效應均不顯著。考慮到時間段較長，且期間有重大政策推行，后文將進行分時間段空間效應分析，分解相關效應。對于其他控制變量，經濟發展水平(gdp)的間接效應和總效應均顯著為正。可知地區經濟發展水平上升，對相鄰地區及區域總體服務業發展均有促進作用。這一結果也表明京津區域內的經濟輻射作用是存在的。消費水平(consu)的間接效應和總效應均顯著為負，說明消費水平的提升對相鄰地區及京津區域服務業的發展有抑制作用。可能原因在于某區消費水平的提升意味著更廣闊消費市場的產生，將會吸引周邊地區服務業轉移。科技創新(tech)的間接效應顯著為負，科技創新的提升會抑制相鄰地區服務業發展。原因可能是城市間的創新資源存在競爭關系，科技創新水平高的城市會對周邊城市產生“虹吸效應”。政府干預(gov)的間接效應為正且顯著，京津政府干預對相鄰地區服務業發展存在顯著溢出效應，強有力的地方政府惠及相鄰地區服務業，區域協同發展存在可能性。

2．分時間段空間效應分析

為了探討京津對外開放對服務業發展水平的相關效應在時間維度上的變化，本文以2015年為分界點，將樣本分為2008—2014年和2015—2018年兩個時間段分別進行回歸，測算直接、間接效應。以2015年為界，是因為京津冀協同發展規劃和北京服務業對外開放試點政策均于當年落地，是轉折點。其回歸結果見表5。

表5 分時間段估計結果

比較兩個時間段核心解釋變量即對外開放水平的估計結果，發現2008—2014 年對外開放對服務業發展的影響不顯著，而北京服務業對外開放試點政策推行后的2015—2018年，地區對外開放水平的提升對相鄰地區服務業發展有顯著的正向溢出效應，對區域總體影響轉向較顯著的促進作用(1)總效應P值為0.104 3，接近在10%的水平上顯著。。由于京津存在行政邊界，兩地經濟自成體系，內部協調相對復雜，因此2015年前可能難以形成資源共享、優勢互補的良性互動，地區對外開放的溢出效應并不顯著。而京津冀一體化政策在一定程度上消弭了京津兩市的地方保護主義，從結果看，2015年后本地區對外開放對相鄰地區具有較顯著溢出效應，促進相鄰地區服務業發展。

對于控制變量，相較于京津冀協同發展政策推行前，當地經濟發展水平的直接效應由負向不顯著轉向顯著為正，同時間接效應由正向顯著轉向負向顯著。政策推行后，京津兩市經濟發展水平的提高顯著促進了本地區服務業發展，但對相鄰地區服務業的發展產生抑制作用，可能存在一定程度的“虹吸效應”。消費水平(consu)的直接效應和間接效應在政策推行前后均不顯著，意味著短期居民消費水平的提升對本地區與相鄰地區服務業發展沒有顯著空間效應，也沒有體現階段特征。政策推行后，科技創新(tech)的直接效應由不顯著變為顯著為正，重大政策出臺推動科技創新水平的提高，帶動了本地服務業發展，也消弭了推行前對相鄰地區服務業的抑制作用。政府干預(gov)的間接效應在政策推行后顯著為正(5%)，較推行前(10%)更為顯著。京津冀協同發展規劃及北京對外開放試點推行后，北京、天津地方政府通過打造京津合作園區、建設產業轉移承接重點平臺等相關措施，不斷加強兩地間的服務業合作，加快市場一體化進程，在更大范圍內實現資源的優化配置。2015年相關政策推行后，政府干預對服務業發展的溢出效應更加顯著，表明京津服務業協同發展具有成效。

六、研究結論與政策啟示

(一)研究結論

本文利用2008—2018年京津32個市轄區的服務業面板數據，并以2015年京津冀協同發展規劃及北京服務業對外開放試點開始推行為界，分組驗證了試點前后的結果。結果表明，2015年后，京津對外開放水平的提升對服務業發展總效應在接近10%的水平上顯著，對相鄰地區服務業發展有顯著正向作用。可能受政策影響，經濟發展水平的提高對本地區服務業發展存在明顯促進作用的同時，也會對相鄰地區服務業發展起到抑制作用；科技創新水平的提高帶動了本地服務業發展，也消弭了政策推行前對相鄰地區服務業的負面影響；政府干預對相鄰地區的服務業發展產生較為積極的影響，政策推行后效應更顯著，京津服務業協同發展具有成效。

(二)政策啟示

根據研究結論，可以得到以下政策啟示：

(1)繼續推動京津服務業對外開放。進一步放寬市場準入，繼續探索服務業對外開放的新領域和新舉措，重點推進金融、文化旅游、專業服務等服務業領域的有序開放；加快機制創新改革，發揮試點作用；提升貿易便利化、優化貿易服務水平；完善對外投資支持政策，簡化對外投資備案流程；提高外資服務水平，用好投資促進平臺；增加政策透明度，強化政策執行規范性，創新監管模式。

(2)重視服務業科技創新。首先，優化創新環境。京津地方政府不僅需持續優化服務業基礎設施，致力于降低企業的投融資成本，還應為企業推進自主研發提供良好的法律制度環境。其次，加強高素質人才的培育與引進。政府應在留住人才的同時進一步擴大現有人才優勢，優化國際人才服務保障，推動境內外專業人才便利流動。還有，鼓勵落實先進技術的實際應用，引導科技資源向服務業領域配置。

(3)擴大服務業市場需求。一方面要提高居民消費需求。政府應引導差異化消費以滿足不同群體的需求。同時，應通過縮小收入差距、培育新的消費點、引導消費升級等提高居民消費水平。此外，應進一步完善社會保障制度，減少預防性儲蓄，從而提升居民消費能力。另一方面要創造各產業的服務業需求。農業和制造業應向高端化和智能化發展，從而擴大相關行業對現代新興服務業的需求。服務業則應通過改造傳統服務業擴大其他行業對其的需求。

(4)打破行政壁壘，促進區域協同。在加強區域合作的過程中，政府應尊重市場規律、尊重城市發展規律，做好引導調控。通過簡政放權，積極響應市場的合理訴求，改進公共服務，從而更好地釋放市場主體的活力和動力。