雙重價值鏈、空間溢出與制造業增長

楊紅彥 翟偉峰

摘?要：基于中國區域間投入產出表和增加值核算框架，本文測算了中國省際地區參與雙重價值鏈的程度，并構建國內價值鏈、全球價值鏈、市場化改革、交通網絡等對制造業增長的空間影響的實證分析框架，考察產業間關聯的空間溢出效應、溢出效應的異質性及動態演進過程。研究發現：參與國內價值鏈和全球價值鏈分工均促進了制造業增長，前者的空間溢出效應為正且存在地區的異質性，后者相反；參與雙重價值鏈對低技術行業產出的促進作用高于其對高技術行業的作用，出口升級可促進本地制造業增長且空間溢出效應為正。進口投入占比直接降低本地制造業增長，且對低技術行業產出的負效應大于高技術行業；市場化改革、交通網絡和資本勞動比例促進制造業增長。

關鍵詞：國內價值鏈；全球價值鏈；空間溢出；知識溢出；TFP

中圖分類號：F1254??文獻標識碼：A??文章編號：1001-148X（2023）04-0038-09

收稿日期：2022-06-16

作者簡介：楊紅彥（1984-），女，河北石家莊人，講師，博士，研究方向：經濟地理學、勞動經濟學；翟偉峰（1976-）男，河北石家莊人，副教授，博士，研究方向：技術創新。

基金項目：河北省省級科技計劃資助項目“區域內外價值鏈聯動、空間技術溢出對河北產業升級的影響研究”，項目編號：21557636D。

一、引?言

全球價值鏈受益于規模化和專業化，各個國家基于比較優勢參與國際分工，成為國際化生產的某一環節［1］。然而隨著部分發達國家逆全球化和供應鏈脫鉤的趨勢進一步蔓延，制造業空心化的歐美發達國家，紛紛制定了重返制造業戰略，并在高科技領域實行封鎖以期保持技術優先。歐美國家的技術限制延緩了我國高端產業升級的進程，同時地域臨近的發展中國家以低廉的勞動力優勢，承接和吸引了相關部分產業，推動中低端產業鏈向東南亞轉移。發達國家制造業回流和發展中國家制造業轉移這兩方面的擠壓使得我國參與全球價值鏈分工的風險劇增。

隨著國內循環的國內大市場條件已然具備，利用國內價值鏈升級國內各個生產環節也成為新舊產能轉化的重要途徑。中國已形成比較成型的經濟區：京津冀、長三角、珠三角、成渝以及西北地區，經濟區內地域臨近，周邊地區圍繞中心城市集聚，這種集聚產生的外部性在影響本區域經濟活動的同時也對周邊鄰接地域的產業活動產生影響。不僅如此，除了地域臨近，制度政策臨近和文化的臨近有助于凝聚上下游產業的關系，使得地域間的產業配置有很強的內在關聯。產業的空間集聚可通過中間投入的規模經濟和空間溢出，延伸產業價值鏈。受全球價值鏈和國內價值鏈的雙重嵌入的影響，產業的增長與升級過程中伴隨產業空間布局的變遷。產業的空間布局不僅取決于各地域的比較優勢、要素稟賦等，而且隨著集聚和擴散相反的力量變化的保持動態演變。不同區域間產業的空間關聯和區域經濟互動的空間溢出對于產業的空間演變有重要的作用［2］。

本文依據KWW（2014）［3］的研究思路和方法構建產業國內和國際的垂直化分工模型，利用中國省際之間的投入產出表，綜合考慮價值鏈的地域分工生產體系特征，將空間地理的因素整合到實證分析中，在完成空間溢出的地域差異和不同技術類型的產業差異的考察后，深入探索空間溢出的作用機制。

二、核心指標的測度：國內價值鏈和全球價值鏈

鑒于國內價值鏈嵌入度對經濟增長和新舊產能轉化的重要性日益凸顯，本文對投入產出的理論加以拓展應用，基于增加值貿易核算體系，利用我國區域間投入產出數據測算省際地區中間投入和最終產出流動的本地增加值（國內價值鏈）、出口的國內增加值（全球價值鏈）以及進口投入，量化省際地區參與國內外分工的垂直化程度，為實證省際地區參與雙重價值鏈（國內價值鏈和全球價值鏈）對產業增長的影響提供數據支撐。

本文基于盛斌等（2020）［4］的分析框架，假設一國有G個地區和N個產業，地區之間同時存在中間投入品流動、最終消費品流動和出口，其中地區的中間投入品包括進口中間品。所以一地區一個行業的產出xi等于中間品投入（本地投入aiixi和流入其他地區的投入∑Gj≠iaijxj）、最終消費（本地消費yii和流入其他地區的消費∑Gj≠iyij）和出口之和ei。假定aij=Xijxj為直接消耗系數，含義是第j部門對第i部門的技術經濟聯系，bij=aij+∑nk=1bikakj為完全消耗系數，定義為i地區行業對其他地區的流出。模型如下：

在以上定義的基礎上，可計算直接增加值份額矩陣。在處理回流問題時，采用蘇慶義（2016）［5］的做法放松域內出口產品沒有回流的假定，將進口中間品進一步分為純進口部分和回流部分，并借助世界投入產出表實現二者分離和中間投入品增加值、出口增加值、純進口和回流增加值的測算。

國內價值鏈的測算：增加值測算方法采用了KWW（2014）［3］的方式，見公式（2）。其中為i地區對其他地區包括中間品和最終需求的流出，總流出具體分解為9項，Vs和Ars分別是相應省份的增加值系數矩陣和技術系數矩陣，s、r代表s省份和r省份，Bss為里昂惕夫逆矩陣陣，Yss表示最終需求。其中前六項的和即為省際流出的本地增加值，衡量省際地區參與國內分工的程度，視為國內價值鏈。后續穩健部分的檢驗指標我國行業出口國內增加值率（lnvs_rate）的測算是利用WIOD的世界投入產出表的分解。

全球價值鏈的測算：采納盛斌等（2020）［4］的估計方法，利用出口增加值矩陣（vb）的對角矩陣乘以相應省份的行業出口值來測算出口的本地增加值，量化省際地區參與全球分工的程度，視為全球價值鏈。

三、模型設計與數據選取

制造業產出的增長不僅依賴于自身要素稟賦、地理區位、自身比較優勢等因素，還存在空間的依賴性［6］。本文在完成全球價值鏈（出口的本地增加值率）和國內價值鏈（省際之間中間品和最終品流動的增加值率）測算的基礎上，構建地理相鄰空間權重矩陣，探索影響制造業增長的相關因素的空間效應。在解釋空間溢出效應方面空間杜賓模型比較適合本文的研究目的。借鑒韓峰和陽立高（2020）［7］的研究，考慮地區（省際）流出本地增加值、進口以及出口的本地增加值通過空間溢出對周邊地區制造業產業增長的影響。

（一）計量模型的設定

yit為制造業增長變量，由人均增加值來衡量；gvcit為全球價值鏈，由出口的本地增加值對出口的占比來衡量；nvcit為國內價值鏈，由省際之間中間品和最終品流出的增加值與總流出的占比來衡量；出口和省際之間中間品和最終品流出的增加值由本文的第二部分測算，invcit是進口投入占比。

yit=ρ∑j≠iWijyjt+β1igvcit+β2invcit+β3iinvcit+α1i∑j≠iWijgvcjt+α2i∑j≠iWijnvcjt+α3i∑j≠iWijinvcjt+γx→+εit（3）

其中x變量包含了基礎設施的建設的變量（mile），用于量化基礎設施對制造業人均產出的影響，因為基礎設施的發展降低了物流的成本，增強了中心城市和地域的輻射；lnklr變量是資本勞動占比的對數，衡量人均資本對制造業人均產出的作用；市場化改革作為頂層制度設可計引導產業的長期發展，是決定產業結構的關鍵變量之一，依據多數文獻的做法，采用市場化指數（con_zn）作為市場制度變革的代理變量。

（二）數據說明

中國30個省級區域間投入產出表（不包括西藏）樣本期為2002年、2007年、2010年、2012年、2015年、2017年來自于統計年鑒、中國科學院和CEADS網站，用來測算全球價值鏈、國內價值鏈和進口投入占比。為了與世界投入產出表的行業的分類一致和統計口徑的一致，本文將不同年份的制造業行業合并為15個行業食品制造及煙草加工業；紡織業；木材加工及家具制造業；造紙、印刷業記錄媒介的復制及文教體育用品制造業；石油加工及煉焦業；化學工業；非金屬礦物制品業；金屬冶煉及壓延加工業；金屬制品業；通用設備制造業；交通運輸設備制造業；電氣機械及器材制造業；通信設備計算機及其他電子設備制造業；儀器儀表文化辦公機械制造業；其他制造業。；各省勞動力、固定資本原值、交通里程數據等來自中國勞動統計年鑒和中國統計年鑒，計算過程中的價格指數來自中國價格統計年鑒，市場化指數取值樊綱等（2019）［8］的《中國市場化指數》。

（三）空間相關性分析

限于篇幅本文列出解釋變量進口投入占比2002年、2007年、2010年、2012年、2015年、2017年份通訊行業的空間莫蘭指數（見圖1）。可以看到莫蘭指數為正，進口占比存在空間相關關系。

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

本文采用空間面板模型進行估計。為了便于對比空間杜賓模型和其他空間模型的結果，表1列出了空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）、空間自相關模型（SAC）和空間杜賓模型（SDM）的估計結果，其中空間杜賓回歸基于方程（3），其他模型的方程，鑒于篇幅不再列出。（1）、（2）列采用空間滯后模型分析，（3）、（4）列基于空間誤差模型分析，（5）、（6）列利用SAC模型回歸，（7）、（8）列是SDM模型回歸。（1）、（3）、（5）、（7）模型的權重矩陣為鄰接矩陣Wij，當i=j時Wij=0，此外Wij=1，本文在處理海南省鄰近省份時，依據慣例認為海南省與廣東省和廣西壯族自治區相鄰。（2）、（4）、（6）、（8）模型的權重矩陣為地理反距離矩陣Wij，當i=j時Wij=0；此外Wij=1/dij，dIJ是省份之間距離通過省會間經緯度的坐標計算。結果顯示國內價值鏈的系數顯著為正，表明省際之間中間品循環和最終品的循環促進了制造業的增長。這一系數在SAR、SEM、SAC和SDM模型中分別為0174、0204、0187和0192，比較穩定差異不大，經各項LR檢驗適用SDM模型。各省參與全球價值鏈分工（出口創造的增加值率）對制造業產業增長的作用顯著為正，SDM模型結果顯示，每1%的出口增加值率的增長帶來約0126%（鄰接權重矩陣）或0114%（反距離權重矩陣）左右的產業增長。資本勞動比的增長促進了產業增長，SDM模型估計系數分別為021（鄰接權重矩陣）或0211（反距離權重矩陣）。交通里程數的系數刻畫了基礎設施對產業增長的影響，雖然在SDM模型估計下不夠顯著，但符號為正，在某種程度表明基礎設施成為產業增長的助力。市場化指數的系數在SDM模型估計下顯著為正的0125或0311，表明市場化制度的改革和市場環境的改善，將助力制造業產業的產出增長，即市場化改革是制造業產業增長的制度保證，有助于降低企業的運營成本和穩定市場預期。

總體來看，兩種空間權重矩陣SDM模型的估計結果基本一致，雖然空間系數rho在兩種權重矩陣的估計分別為0165和0249顯著為正。然而根據萊思政和佩斯［9］的觀點空間杜賓模型的點估計結果并不是解釋空間外溢效應和解釋變量影響的依據，需要進一步參考直接效應和間接效應來解釋相關變量的影響。表2給出直接和間接效應的估計結果。

兩種權重矩陣估計結果顯示，國內價值鏈對產出增長的影響為正，間接效應和直接效應均為正值，意味著省際間流出不僅促進本地區產業增長，同時對臨近的其他省市地區的外溢效應比較明顯。而各省參與全球價值鏈分工對產業增長的直接效應為正，意味著出口本地增加值率越高，產業增長越快，間接效應為負值，表明地區之間出口對周邊地區產業增長產生了負面作用，是“虹吸”非“溢出”。部分省份由于資源流向比較優勢、資源稟賦和優惠產業政策的中心城市，導致本區域低質量發展和產業結構升級動力不足的問題，而自身高耗能高污染的產業發展由此帶來的環境負荷和能源問題又進一步制約了周邊地區的產業增長。本地區純進口所占比重（invc）直接效應為-0184和-0177，意味著進口的增加值對產業增長的影響為負，進口占比的增加將對產業增長形成向下的壓力，間接效應為正表明進口的中間品越多，對其他地區的產業增長有正向的溢出的作用。可能的原因是隨著進口中間品的增長，其他周邊地區可獲得的資源更多，資源競爭的壓力減小，成本降低從而促進產業增長。資本勞動占比的估計系數表明資本勞動占比越高可以促進本地區產業增長，對周邊地區的產業增長也有正面促進作用，且直接效應占主導。交通設施的建設能夠降低交通成本，引導知識擴散，促進知識的擴散平衡地區間的知識差異［10］，可以看到交通設施變量的總效應約8876，其中直接效應占7365。市場化的制度改革的總效應在兩種權重矩陣的估計結果分別為0155和0418。直接效應遠遠大于間接效應，說明市場化改革對本地區的產業增長有正向促進效應，對臨近周邊的空間溢出效應雖然低于直接效應，但仍是正向的促進作用，原因可能是地方政府在制定相關市場化改革的政策時，通常采用“試點”后推廣的策略，而且成熟的市場化政策通過“示范效應”和地方政府官員的地區流動，加強地區之間同質化市場改革的同質化趨勢，弱化空間擴散效應，造成間接效應遠低于直接效應［7］。

（二）?地區異質性結果分析

由于各地資源稟賦、技術結構和比較優勢的差異，空間效應可能存在地域異質性。本部分依據相關政策和研究慣例，將30個省份（因數據缺失不包括西藏）中的東部沿海的11個省市劃分為東部地區、8個省份劃分為中部地區以及11個省份劃分為西部地區，分別構建東部地區、中部地區和西部地區的鄰接矩陣和反地理矩陣，基于空間杜賓（SDM）模型進行回歸分析，核心變量的估計結果見表3：第（1）、（3）、（5）的權重矩陣為鄰接矩陣，（2）、（4）、（6）的權重矩陣為反地理矩陣。

空間溢出的效應在東部省份并不顯著，在中部和西部省份比較顯著。對于東部省份，國內價值鏈對產業增長的作用為0236，對于中部地區，這一系數0344。而西部地區這一系數未通過統計意義上顯著性檢驗。各省參與國際價值鏈分工對制造業產業增長的影響在東部地區并不顯著，在中西部地區的統計顯著性區域差異不大。可能的原因是我國東部地區作為出口的龍頭區域，增加值較低，未能充分發揮拉動產業增長升級的帶動作用。進口投入占比的系數在東部地區樣本估計結果通過統計意義上顯著性檢驗，符號為負，表明在中間投入品自由化降低產業的增長；在中部地區樣本估計結果通過統計意義上顯著性檢驗，符號為負值，在西部地區估計結果并未通過顯著性檢驗。國內價值鏈影響產業增長的總效應在鄰接矩陣權重下東部地區、中部地區和西部地區分別為053、-0686、0348，在反距離矩陣權重下總效應分別為0347、-1449和1062。參與國際價值鏈的直接效應為正，間接效應為負值，表明了空間效應阻礙了周邊地區的產業增長。

（三）高低技術行業估計結果分析

安施思等［11］研究發現研發的收益取決于企業下游發明帶來的收益和技術溢出到競爭對手的成本，當企業的自身研發能夠內化為較高的生產率時，企業投資研發的意向更強烈，反之企業將減少研發投入，當前的經濟現實是企業的技術與高端的技術差距越大，技術溢出的效應更大，相反企業的技術越接近高端技術，高端技術企業技術封鎖的動機越強烈。本文根據技術差距將制造業行業劃分為高新技術產業和低技術行業產業。由內生增長理論可知，技術創新是產業升級的關鍵因素，“十四五”規劃明確提出要顯著提升創新能力，實現產業基礎邁向高級化、產業鏈現代化的目標。

表4的（1）-（4）列是高技術行業樣本估計結果，（5）-（8）列是低技術行業樣本估計結果，經檢驗SDM無法轉換為SEM模型，SDM模型比較適用。第（1）列的SDM估計結果依據的空間權重矩陣是反地理矩陣，（3）列的SDM估計結果依據的空間權重矩陣是鄰接矩陣。可以看到高技術行業地區之間的參與國內價值鏈分工對產業增長的影響顯著為正，但明顯低于低技術行業地區參與國內價值鏈分工的產業增長效應，意味著隨著技術增長的速度趨緩區域間技術差距變小。各省參與全球價值鏈分工對本地區的產業增長有促進作用，空間效應為負。與基準結果基本一致，可能是競爭效應，削弱了周邊地區經濟增長的能力。進口投入占比直接降低本地的產出增長，且對低技術行業的替代效應大于高技術行業。考慮到技術演進的路徑依賴，本文加入被解釋變量的空間滯后項，其主要參數估計結果并無明顯變動。滯后項的系數顯著為正，且高技術行業樣本的估計系數大于低技術行業的估計結果，印證了技術程度越高的行業，產業增長演進的路徑依賴效應越顯著。綜合考慮短期和長期的效應，發現國內價值鏈對產業增長的短期直接效應和長期直接效應均顯著為正，但是低技術行業由參與國內價值鏈分工帶來的產業增長大于高技術行業的相應效應，且低技術行業由參與國內價值鏈分工對周邊地區帶來的產業阻滯效應大于高技術行業；低技術行業由參與全球價值鏈分工帶來的產業增長效應也高于高技術行業的相應效應，但是短期直接效應和長期直接效應在低技術行業樣本通過了顯著性檢驗且符號為正，表明參與全球價值鏈分工是產業增長推動力量，短期間接效應和長期間接效應為負值意味著阻礙了周邊地區的產業增長。綜上估計結果可見，不同技術水平行業空間效應存在差異性。

（四）穩健性檢驗

表5第（1）、（3）、（5）列的回歸模型以鄰接矩陣作為權重矩陣，其他列的回歸模型以反距離矩陣作為權重矩陣。為了進一步解決出口的內生性問題，本文用我國各行業在世界的出口國內增加值率（LNVS_RATE）作為各省參與全球價值鏈分工的代理變量，（1）、（2）結果顯示各省參與全球價值鏈分工直接促進了產業增長，同時阻礙了周邊鄰接的其他省份制造業產業增長，與基準估計結果基本一致。意味著各省之間在出口市場上的競爭效應，促進了本地區產業增長，不利于周邊地區的產業增長。

出口升級可能會改變這一趨勢，本文進一步估計各省出口升級對產業增長的影響，（3）、（4）列基于線性比較優勢指標RCA（BALASSA，1965）［12］構建出口動態升級的虛擬變量來刻畫省際出口升級的狀態。其中，c，i，t分別代表地區（省份）、行業和時間，exp表示出口。當RCA指標比上一年提升時，虛擬變量處理為1，意味著出口產品的顯性比較優勢在本國市場上競爭力提升，視為產品升級，反之相反。

RCAc，i，t=（expc，i，t/∑i，texpc，i，t）/（∑c，texpc，i，t/∑c，i，texpc，i，t）

估計結果不顯著，符號為正，但是正向的直接效應通過了8%的水平上的檢驗，這意味著隨著省際的出口升級，正向的促進效應開始顯現；正向顯著的間接效應可能的原因是地區間低質化惡性競爭逐步轉向適宜本地自身比較優勢的生產模式，省際之間的空間關聯和匹配的增強有助于帶動周邊鄰接的省份的產業增長。在完成國內和全球價值鏈等因素對產業增長的靜態影響分析后，本文尋求在估計模型中加入被解釋變量的一階滯后項以緩解內生問題，另一方面可考察不同地區的要素稟賦差異，技術差異和相關產業政策配套的差異，導致產業升級可能存在的路徑依賴，（5）、（6）列估計結果顯示滯后項的系數顯著為正，印證產業增長的慣性效應。

五、進一步擴展：影響機制檢驗

空間溢出源于集聚的外部性，中間投入品的共享和知識溢出是集聚外部性的重要淵源［13］。省際間區間貿易是空間溢出的重要載體，企業之間共享中間投入品的種類和數量，有利于降低中間品投入的價格節約成本，增加收益，創造增加值［14-15］。省際間貿易流動帶來的知識溢出可以升級工藝、節約成本、優化產業鏈帶動產業增長，是經濟增長的核心淵源。本文將檢驗中間投入共享和知識溢出作為國內價值鏈空間溢出的機制。張可（2019）［16］基于空間中介效應檢驗空間集聚的創新機制，本文參考這一做法，設定以下模型檢驗空間溢出的機制：

yit=ρ∑j≠iWijyjt+β1igvcit+β2invcit+β3iinvcit+α1i∑j≠iWijgvcjt+α2i∑j≠iWijnvcjt+α3i∑j≠iWijinvcjt+γx→+εit?（4）

Mit=λ1igvcit+λ2invcit+λ3iinvcit+φx→+εit（5）

yit=φMit+η0∑j≠iWijyjt+η1igvcit+η2invcit+η3iinvcit+ζ1i∑j≠iWijgvcjt+ζ2i∑j≠iWijnvcjt+ζ3i∑j≠iWijinvcjt+ζ0x→+εit（6）

各省參與國內價值鏈分工對周邊地區溢出可通過中間投入品共享這一機制實現，本文選擇產業間前向聯系作為中介變量，采用區域投入產出數據來測度這一指標。

選擇全要素生產率作為國內價值鏈對周邊地區知識溢出的中介變量，采用Malmquist?Productivity?Index來測算省級15個制造行業的全要素生產率。全要素生產率測算中，勞動力數據以各省相應制造業行業的平均用工人數來衡量，資本存量用各省相應制造業行業固定資產凈值衡量，產出以各省制造業行業的工業銷售產值衡量。方程（1）式是本文的基準方程，M為中介變量包括中間投入共享變量（pre_industry）和全要素生產率（TFPCH），其他變量的定義不變。如果第（3）個式子中介變量M的系數顯著，存在非完全中介效應，需要計算中介效應占比。?如果第（3）個式子中系數M不顯著，視為完全中介效應。表明國內價值鏈完全通過中間投入共享和全要素生產率實現溢出效應。

表6第（1）列報告了國內價值鏈（nvc）對產業增長的影響，估計系數顯著為正，表明中間投入共享可顯著提升制造業的產業增長。第（2）列報告了中介變量中間投入共享對國內價值鏈、全球價值鏈及其他影響因素的回歸，系數顯著為正0119，表明每1%省際流出增加值率的增長帶動0119%左右的中間投入的增長。第（3）列在第1列的基礎上加入中介變量進行SDM回歸，估計結果顯示中介變量前向聯系的系數顯著為證，空間滯后項的系數為正值，與前文估計結果一致。第（4）列報告了中介變量全要素生產率（TFP）對國內價值鏈、全球價值鏈等因素的回歸，國內價值鏈（nvc）的系數顯著為正，表明隨著省際之間中間品和最終品的流動會促進全要素生產率的提升。在第（1）列估計方程里加入中介變量TFP進行SDM估計得到第（5）列的估計結果，中介變量的估計系數顯著為正，表明知識溢出對制造業產業增長產生了正向的促進作用，并且空間滯后項的系數為正值，與前文估計結果一致。第（6）列同時報告了中介變量中間投入共享和知識溢出的回歸系數，二者均通過顯著性檢驗，表明中間投入共享和知識溢出是國內價值鏈（nvc）促進產業增長的空間溢出機制。此外中間投入共享和知識溢出的Sobel檢驗統計量為207和211，也佐證了中介變量的顯著性。

六、研究結論

由于地理區域、要素稟賦以及技術等因素，產業增長存在路徑依賴，本文基于2002年、2007年、2010年、2012年、2015年和2017年中國區域間投入產出表，借鑒空間杜賓模型，探索產業間關聯的空間溢出效應、溢出效應的異質性及動態演進過程。結論如下：

（1）各省參與國內價值鏈分工促進了產出增長，間接效應和直接效應均為正值，說明國內價值鏈對臨近的其他省市地區的外溢效應比較明顯。對于東部省份，省際參與國內價值鏈分工對產業增長的作用為0236，對于中部地區，這一系數0344，西部地區未通過統計意義上檢驗。國內價值鏈對不同技術類型行業的影響不同，對低技術行業相對高技術行業的產業增長有更高的提升作用。

（2）各省參與全球價值鏈分工可促進產業增長，對周邊地區產業增長的作用為負。出口的國內增加值率對制造業產業增長的影響在中西部地區區域差異不大。低技術行業由出口的本地增加值率帶來的產業增長效應也高于高技術行業的相應效應，低技術行業的出口的本地增加值率對產業增長的短期直接效應和長期直接效應顯著大于零，表明各省參與全球價值鏈分工是產業增長推動力量，短期間接效應和長期間接效應為負值意味著阻礙了周邊地區的產業增長。但是出口的升級促進本地和周邊地區的制造業產業增長。

（3）進口中間品投入的比重的增加將對產業增長形成向下的壓力，間接效應為正表明進口的中間品越多，對其他地區的產業增長有正向的溢出的作用。東部地區進口投入占比的系數表明在中間投入品自由化未能促進東部地區產業的增長；中部地區進口投入占比的系數為負值表明中部地區中間投入品自由化降低了產業增長，這一系數在西部地區未通過顯著性檢驗。進口投入占比直接降低本地的產出增長，且對低技術行業的替代效應大于高技術行業。

（4）制度環境對本地和周邊地區的制造業產業均有促進作用。市場化的制度改革的總效應在兩種權重矩陣的估計結果分別為0155和0418。直接效應遠遠大于間接效應，說明市場化改革是本地區的產業增長的推動力量，對臨近周邊的空間溢出效應雖然低于直接效應，但仍是產業增長的助力。資本勞動占比的估計系數表明資本勞動占比越高可以促進本地區產業增長，對周邊地區的產業增長也有正面促進作用，且直接效應占主導。交通設施的建設能夠降低交通成本，引導知識擴散，促進知識的擴散平衡地區間的知識差異。

總之，國際貿易演變過程中，參與全球價值鏈分工仍是產業增長的重要力量，且隨著出口的升級帶動了本地制造業和周邊地區制造業的增長升級，各省參與國內價值鏈分工在本地和周邊地區的制造業增長過程中的助力效應日益顯著。進口投入的占比雖然對本地的產業增長的效應為負，但是通過溢出效應促進了周邊地區的產業增長，且長期來看對周邊地區產業增長的提升效應大于其對本地區產業增長的促進效應。實證結果與現有的推動出口升級，擺脫價值鏈低端鎖定，擴大進口和國內循環的政策目標相匹配。由于高端技術通過進口途徑獲取的可能性越來越低，加強自身研發成為產業持續增長的關鍵途徑。另外，制度化改革和交通設施網絡的發展也是周邊地區產業增長的重要因素。

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Dual?Value?Chain，Spatial?Spillovers?and?the?Growth?of?Manufacturing?Industry

YANG?Hong-yan，?ZHAI?Wei-feng

（School?of?Busines，?Hebei?Normal?University，?Shijiangzhuang?050024，?China）

Abstract：Based?on?the?input-output?tables?and?value-added?accounting?framework?in?China，?this?article?measures?the?degree?of?participation?of?provincial?regions?in?dual?value?chains，?and?constructs?an?empirical?analysis?framework?for?the?spatial?impact?of?domestic?value?chains，?global?value?chains，?market-oriented?reforms，?transportation?networks，?and?other?factors?on?manufacturing?growth.?It?examines?the?spatial?spillover?effects?of?inter?industry?correlations，?the?heterogeneity?of?spillover?effects，?and?the?dynamic?evolution?process.The?results?of?Spatial?dubin?model?show?participation?in?the?national?value?chains?and?global?value?chains?promote?the?economic?growth.?The?former?has?a?significant?positive?spatial?spillovers?across?neighboring?provinces?and?spatial?spillovers?are?heterogeneous?in?space，?while?the?latter?has?a?negative?spatial?spillovers.The?participation?in?dual?value?chains?has?a?bigger?positive?impact?on?industries?with?lower?technical?level?than?industries?with?higher?technical?level.?And?the?updating?of?export?can?promote?industrial?growth?in?local?provinces?and?spatial?spillovers?are?positive.?The?proportion?of?import?directly?reduces?the?growth?of?local?manufacturing?industry?and?the?negative?effect?on?the?output?of?low-tech?industries?is?greater?than?that?of?high-tech?industries.?Market?reforms，?transportation?network?and?ratio?of?capital-labor?promote?industrial?growth.

Key?words：national?value?chains;global?value?chains;spatial?spillovers;knowledge?spillovers;TFP

（責任編輯：周正）