郭小卉 康書生

摘 要：使用TVP-VAR模型分析2005年第一季度到2017年第三季度京津冀三地之間經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)。結(jié)果顯示，京津冀三地之間經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)在樣本期間內(nèi)基本穩(wěn)定，次貸危機(jī)對三地之間的溢出效應(yīng)幾乎沒有影響；京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略在短期內(nèi)推動(dòng)三地之間的經(jīng)濟(jì)溢出，但近兩年來對三地之間經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)的影響有限；在樣本區(qū)間內(nèi)，河北對京津的溢出效應(yīng)大于京津?qū)颖钡慕?jīng)濟(jì)溢出，天津?qū)Ρ本┑慕?jīng)濟(jì)溢出大于北京對天津的溢出水平，經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)在一定程度上擴(kuò)大了京津與河北之間的經(jīng)濟(jì)差距。

關(guān)鍵詞：區(qū)域經(jīng)濟(jì)；溢出效應(yīng)；京津冀協(xié)同發(fā)展

中圖分類號：F127；F120.4 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-3890（2018）06-0004-09

一、引言

經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)是指經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中區(qū)域間經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的相互作用和相互影響，是區(qū)域經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的一種外部性，反映了一個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)對其他區(qū)域經(jīng)濟(jì)福利的影響[1]。Hirschman認(rèn)為區(qū)域增長中心對外圍地區(qū)存在輻射效應(yīng)（或擴(kuò)散效應(yīng)）和虹吸效應(yīng)（極化效應(yīng)）[2-3]，兩種效應(yīng)的綜合效應(yīng)稱之為溢出效應(yīng)。區(qū)域間經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)是雙向的，區(qū)域中心和周邊地區(qū)主要通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、要素流動(dòng)（資本和勞動(dòng)力）、技術(shù)擴(kuò)散、制度移植等四條傳輸渠道來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)溢出[4-5]。區(qū)際產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)表現(xiàn)為區(qū)際分工與貿(mào)易，核心地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長可能通過投入產(chǎn)出鏈帶動(dòng)周邊地區(qū)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，擴(kuò)大其市場規(guī)模，并促使一些喪失競爭優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)和企業(yè)向周邊地區(qū)轉(zhuǎn)移，產(chǎn)生輻射效應(yīng)[6-7]。同時(shí)，核心地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長會(huì)拉動(dòng)與周邊地區(qū)貿(mào)易的增長，而貿(mào)易增長會(huì)刺激周邊地區(qū)的企業(yè)追加投資，擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，從而帶動(dòng)這些地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。此外，核心地區(qū)可能憑借自身在產(chǎn)品市場和要素市場上的優(yōu)勢，從周邊地區(qū)吸納大量的資本、技術(shù)、人才等生產(chǎn)要素來促進(jìn)自身的經(jīng)濟(jì)增長，而周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)則由于生產(chǎn)要素的流出而遭受負(fù)向沖擊[8]。技術(shù)擴(kuò)散和制度移植是一種模仿、學(xué)習(xí)行為，落后地區(qū)可以通過學(xué)習(xí)、模仿先進(jìn)地區(qū)的技術(shù)和制度安排來推動(dòng)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長[6]。區(qū)域間溢出效應(yīng)的大小會(huì)通過影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長速度最終影響到區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

改革開放之初，我們的政策是讓一部分人和一部分地區(qū)先富起來，先富帶后富，最終實(shí)現(xiàn)共同富裕。而先富地區(qū)帶動(dòng)后富地區(qū)主要是通過地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)來實(shí)現(xiàn)的，隨著區(qū)域間經(jīng)貿(mào)往來的日益頻繁，溢出效應(yīng)對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響也在日益增大[9-10]，但溢出效應(yīng)是否有助于先富帶后富或縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距呢？學(xué)者們的觀點(diǎn)并不一致，Anselin指出溢出效應(yīng)的大小和方向與區(qū)域的空間布局相關(guān)，不同地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)可能完全不同[11]。

京津冀地區(qū)經(jīng)濟(jì)體量較大，是我國現(xiàn)階段重點(diǎn)發(fā)展的區(qū)域經(jīng)濟(jì)體之一，但該地區(qū)一直飽受區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距過大的困擾。京津兩地人均GDP水平相似，河北省人均GDP比較落后，低于全國平均水平。2000年以來，京津和河北之間的人均GDP差距一直在擴(kuò)大。2016年，京津兩地人均GDP是河北人均水平的2.7倍以上。從表面上看，多年來京津兩地特別是北京的經(jīng)濟(jì)增長對河北經(jīng)濟(jì)的溢出效應(yīng)好像小于虹吸效應(yīng)，但事實(shí)是否如此呢？京津冀三地之間的溢出效應(yīng)到底有多大，什么時(shí)候能達(dá)到先富帶動(dòng)后富的效果呢？京津冀協(xié)同發(fā)展正是在此背景下提出，其目標(biāo)便是疏解北京的非首都功能，充分發(fā)揮京津特別是北京的輻射作用，先富帶動(dòng)后富，拉動(dòng)周邊河北省的經(jīng)濟(jì)增長，使得三地作為一個(gè)整體，真正實(shí)現(xiàn)協(xié)同發(fā)展。因此，研究京津冀三地之間的經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)到底有多大，以及是否有助于縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距，正是本文需要解決的主要問題。

二、文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外學(xué)者對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)的研究主要集中在兩方面：一是經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要性，二是區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)的大小和方向。學(xué)者們一致認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展是非常重要的。Carlino et al.采用SVAR模型考察了美國不同地區(qū)人均收入增長之間的溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)區(qū)域間經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)是非常重要且長期存在的，但溢出效應(yīng)會(huì)隨著距離的加大而逐漸減弱[12]。潘文卿[9]使用空間計(jì)量模型研究了1988—2010年中國省際間的空間相關(guān)性和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)，指出空間溢出效應(yīng)是中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的重要影響因素[13-14]，對GDP的貢獻(xiàn)率甚至超過了固定資產(chǎn)投資。Bai et al.采用空間誤差模型分析了1998—2008年中國省際經(jīng)濟(jì)增長的空間結(jié)構(gòu)及空間溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)溢出效應(yīng)（市場潛能）顯著促進(jìn)了各省經(jīng)濟(jì)增長，市場潛能每增加10%，各省人均GDP會(huì)增長3～5個(gè)百分點(diǎn)[10]。王雪輝 等[15]基于空間計(jì)量方法考察了我國地級市經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)隨時(shí)間和地理距離的變化規(guī)律，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)會(huì)隨著空間距離的增加而趨于減弱，隨著時(shí)間的推移逐漸增強(qiáng)[9]，一至兩個(gè)省范圍內(nèi)屬于經(jīng)濟(jì)增長最有效的空間溢出范圍，省級行政界線對經(jīng)濟(jì)增長空間溢出的阻礙作用比較明顯。

在溢出效應(yīng)的大小和方向研究方面，學(xué)者們的觀點(diǎn)不太一致。部分學(xué)者認(rèn)為先富地區(qū)（東部沿海地區(qū)）的經(jīng)濟(jì)增長對于后富地區(qū)（中西部內(nèi)陸地區(qū)）存在較強(qiáng)的溢出效應(yīng)。如李國平 等運(yùn)用VAR模型考察了我國東中西三大地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)關(guān)系及其對地區(qū)差距的影響，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長不僅有利于東部自身，也有利于中西部地區(qū)，中西部從東部經(jīng)濟(jì)增長中得到的益處大于從自身經(jīng)濟(jì)增長中得到的益處[16]。Groenewold et al.[17-18]采用VAR模型研究了1953—2003年中國東中西部三大地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)，指出東部地區(qū)對中西部地區(qū)、中部地區(qū)對西部地區(qū)有著較強(qiáng)的溢出效應(yīng)，但不存在反方向的溢出效應(yīng)[19]。Ying使用空間滯后模型研究了1978—1994年中國省際經(jīng)濟(jì)增長之間的溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)相鄰省份之間有正向溢出也有負(fù)向溢出，廣東省對其他省份的溢出效應(yīng)最大[20]。Brun et al.采用面板數(shù)據(jù)模型衡量了中國沿海地區(qū)對內(nèi)陸地區(qū)的溢出效應(yīng)，指出沿海地區(qū)之間以及沿海地區(qū)對內(nèi)陸地區(qū)確實(shí)存在溢出效應(yīng)，但溢出效應(yīng)遠(yuǎn)不能彌補(bǔ)地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)差距[21]。

但也有部分學(xué)者指出先富地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長對后富地區(qū)的溢出效應(yīng)并不明顯，甚至小于落后地區(qū)對先富地區(qū)的溢出效應(yīng)。如潘文卿 等[22-23]使用投入產(chǎn)出模型分析了中國區(qū)域間的溢出效應(yīng)，指出沿海地區(qū)對內(nèi)陸地區(qū)的溢出效應(yīng)并不明顯，還不及內(nèi)部地區(qū)對沿海地區(qū)的溢出效應(yīng)，沿海地區(qū)的發(fā)展更多地溢出到了海外市場[24]，環(huán)渤海、長三角和珠三角三大增長極對內(nèi)陸地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的溢出效應(yīng)也比較小。薄文廣[8]基于省際面板數(shù)據(jù)分析了我國區(qū)域間經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)及其差異，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長對內(nèi)陸地區(qū)沒有形成溢出效應(yīng)，相反內(nèi)陸地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長對東部地區(qū)具有顯著的溢出效應(yīng)[25]。

以上諸多學(xué)者從中國全域的角度去探討區(qū)域間或省際經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)，強(qiáng)調(diào)了溢出效應(yīng)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的重要性，但在溢出效應(yīng)的大小和方向方面觀點(diǎn)不太一致。李敬 等指出中國經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)具有明顯的梯度特征，不同板塊的省份產(chǎn)生溢出效應(yīng)的方向并不一致[26]。Anselin指出局部地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)溢出會(huì)受地理位置、自身特點(diǎn)等因素制約而出現(xiàn)差別[11]。因此，從局部剖析區(qū)域間經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)的大小和方向，探討溢出效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的影響是非常重要的。當(dāng)前，京津冀協(xié)同發(fā)展是我國重要的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略之一，本文以京津冀地區(qū)為研究對象，探討京津冀三地之間經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)的大小及其對經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展的影響。

就研究方法而言，多數(shù)學(xué)者在研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)時(shí)使用空間計(jì)量分析方法[9-10，15，20]，而空間計(jì)量方法在測度區(qū)域溢出效應(yīng)時(shí)更加關(guān)注溢出效應(yīng)的空間特征，對溢出效應(yīng)的時(shí)變特征關(guān)注較少。潘文卿指出溢出效應(yīng)的大小和方向會(huì)隨著時(shí)間的推移發(fā)生改變，而其對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的影響也會(huì)隨之發(fā)生變化[9]。區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的溢出效應(yīng)是相互的，如果區(qū)域中心城市對周邊地區(qū)的溢出效應(yīng)小于周邊地區(qū)對中心城市的溢出，則會(huì)擴(kuò)大區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距，反之則會(huì)縮小區(qū)域差距。因此，本文借鑒Carlino et al.的理論模型[12，17]，采用時(shí)變參數(shù)向量自回歸模型（Time-Varying Parameter Vector Autoregression，TVP-VAR）來測度京津冀三地之間經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)的大小和方向，同時(shí)關(guān)注溢出效應(yīng)的時(shí)變特征。

三、研究方法

TVP-VAR模型是在結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（Structural Vector Autoregression，SVAR）的基礎(chǔ)上放寬常參數(shù)約束條件構(gòu)建而成[27]。我們首先引入SVAR模型：

爾科夫鏈蒙特卡洛方法（Markov Chain Monte Carlo，MCMC）對模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。

四、實(shí)證分析

（一）變量選取

多數(shù)學(xué)者在研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)時(shí)采用區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)[9，17，18]，故本文選取北京GDP（BGDP）、天津GDP（TGDP）、河北GDP（HGDP）作為京津冀三地經(jīng)濟(jì)增長的代理變量（實(shí)際變量，以2005年第一季度為基期），鑒于數(shù)據(jù)的可得性，樣本區(qū)間確定為2005年第一季度—2017年第三季度（以下簡稱2005Q1—2017Q3），所有數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫。為消除季節(jié)影響，借助于Eviews10軟件，本文利用census X-13方法對京津冀三地實(shí)際GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)處理，并取對數(shù)形式。表1顯示變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果，BGDP、TGDP、HGDP三變量分別以水平形式進(jìn)入TVP-VAR模型。

（二）參數(shù)估計(jì)結(jié)果

在本文TVP-VAR模型（4）式中，我們假設(shè)結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊的當(dāng)期關(guān)系服從遞歸識別，不同的變量順序會(huì)影響變量之間動(dòng)態(tài)關(guān)系的變化，故模型中變量的順序安排非常重要。就京津冀地區(qū)而言，多年來河北為了支持首都作出了很大的貢獻(xiàn)，北京對周邊地區(qū)更多地表現(xiàn)為虹吸效應(yīng)[30-32]。因此，在TVP-VAR模型中，變量順序安排為：向量Yt=[HGDPt，TGDPt，BGDPt]。根據(jù)AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則，模型滯后階數(shù)為5階。本文借助于Matlab2017a軟件對TVP-VAR模型進(jìn)行模擬和估計(jì)，在利用MCMC方法對模型進(jìn)行模擬前需先對參數(shù)賦初值，參照Nakajima[27]賦初值的方法，本文根據(jù)經(jīng)驗(yàn)設(shè)定參數(shù)初值如下：

通常情況下，對于時(shí)變參數(shù)？茁的先驗(yàn)假設(shè)應(yīng)比當(dāng)期關(guān)系參數(shù)a和隨機(jī)波動(dòng)參數(shù)h的先驗(yàn)假設(shè)更嚴(yán)格一些[27]。我們先驗(yàn)假定協(xié)方差矩陣的主對角線元素服從如下分布：

為了計(jì)算參數(shù)的后驗(yàn)分布，本文應(yīng)用MCMC法迭代20 000次，并舍棄初始的2 000次抽樣，以避免初始值的設(shè)定對模擬結(jié)果產(chǎn)生影響。

圖1顯示了TVP-VAR模型的樣本自回歸系數(shù)、樣本路徑和后驗(yàn)密度。其中，樣本自回歸系數(shù)穩(wěn)定下降，樣本參數(shù)的動(dòng)態(tài)模擬路徑體現(xiàn)出明顯的波動(dòng)聚類現(xiàn)象，并且在模擬尾部，各參數(shù)均收斂于表1中樣本均值的估計(jì)結(jié)果，這表明通過預(yù)設(shè)參數(shù)的MCMC抽樣獲得了不相關(guān)的有效樣本。表2顯示了模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，包括后驗(yàn)均值、后驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)差、95%置信區(qū)間，Geweke提出的CD收斂診斷值（Convergence Diagnostics，CD）和無效影響因子[33]。CD值用于測定預(yù)模擬得到的馬爾科夫鏈?zhǔn)欠袷諗坑诤篁?yàn)分布，如表2所示，模型參數(shù)的CD值在5%的顯著性水平下均未超過臨界值1.96，表明原假設(shè)不能被拒絕，參數(shù)收斂于后驗(yàn)分布[34-35]。無效影響因子在數(shù)值上等價(jià)于后驗(yàn)樣本均值的方差和不相關(guān)序列樣本均值的方差的比值，主要用來評價(jià)MCMC模擬的精準(zhǔn)程度。表2中模型各參數(shù)的無效影響因子比較小，最大取值為17.58，這意味著在連續(xù)抽樣20 000次的情況下，至少能獲得約1 137個(gè)不相關(guān)的樣本。此外，對于所有參數(shù)估計(jì)的后驗(yàn)均值非常接近真實(shí)值，且都落在95%的置信區(qū)間內(nèi)。因此，用上述方法得到的樣本個(gè)數(shù)對于TVP-VAR模型的后驗(yàn)推斷是足夠的，MCMC模擬有較好的收斂性，本文模型參數(shù)的估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健[36-38]。

（三）時(shí)變脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

TVP-VAR模型產(chǎn)生的脈沖響應(yīng)函數(shù)可以從不同時(shí)點(diǎn)和不同時(shí)間間隔兩個(gè)角度描述變量之間的時(shí)變特征。其中，時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)函數(shù)是指在樣本期間內(nèi)的不同時(shí)點(diǎn)，自變量的單位沖擊對因變量造成的持續(xù)影響。本文設(shè)定脈沖響應(yīng)期間為12期（3年），并選取2006Q4、2008Q4、2015Q1和2017Q3為代表性時(shí)點(diǎn)，分別考察2008年美國次貸危機(jī)爆發(fā)前和爆發(fā)后、2014年2月京津冀協(xié)同發(fā)展正式推出以及現(xiàn)階段京津冀三地經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)的動(dòng)態(tài)變化。

圖2顯示的是在εHGDP、εTGDP、εBGDP一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊下，HGDP、TGDP和BGDP分別在不同時(shí)點(diǎn)的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖像。如圖2所示，在受到京津冀三地GDP意外的增加一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊時(shí)，京津冀三地GDP多表現(xiàn)為波動(dòng)增加，只有北京GDP在自身沖擊下，當(dāng)期響應(yīng)即達(dá)最大值，之后逐步減小。在時(shí)變特征上，京津冀三地GDP受到?jīng)_擊后在四個(gè)時(shí)點(diǎn)上的變化趨勢基本一致，其中在2006Q4、2008Q4和2017Q3三個(gè)時(shí)點(diǎn)上的走勢基本重合，只有在2015Q1時(shí)點(diǎn)上的走勢略高于其他三個(gè)時(shí)點(diǎn)。可見，在整個(gè)樣本期間內(nèi)，京津冀三地GDP增長的溢出效應(yīng)基本穩(wěn)定，沒有出現(xiàn)根本性的結(jié)構(gòu)變化。

詳細(xì)對比圖2的9個(gè)子圖，我們可以發(fā)現(xiàn)，2008年美國次貸危機(jī)對京津冀三地之間GDP增長的溢出效應(yīng)幾乎沒有影響，在圖2中表現(xiàn)為HGDP、TGDP和BGDP在2006Q4和2008Q4兩個(gè)時(shí)點(diǎn)的脈沖響應(yīng)圖像幾乎完全一致。在2015Q1時(shí)點(diǎn)上京津冀三地GDP受到?jīng)_擊后的響應(yīng)明顯高于其他時(shí)點(diǎn)（在2014Q4時(shí)點(diǎn)上京津冀三地GDP的脈沖響應(yīng)值與2015Q1水平很接近，但沒有在圖2中顯示），說明2014年2月京津冀協(xié)同發(fā)展正式上升為國家戰(zhàn)略以及2015Q1京津冀協(xié)同發(fā)展規(guī)劃綱要的正式推出確實(shí)有助于推動(dòng)三地之間經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)的增加。但在2017Q3時(shí)點(diǎn)上，京津冀三地GDP的脈沖響應(yīng)比2015Q1時(shí)點(diǎn)水平明顯降低，又回落到之前水平，跟在2006Q4、2008Q4時(shí)點(diǎn)上的響應(yīng)區(qū)別不大。只有BGDP在受到?jīng)_擊后的響應(yīng)雖然比2015Q1時(shí)點(diǎn)水平低，但還是要比2006Q4、2008Q4時(shí)點(diǎn)水平高一點(diǎn)。

綜上所述，京津冀協(xié)同發(fā)展國家戰(zhàn)略推出之后，期初三地之間溢出效應(yīng)的增加比較明顯，但隨著時(shí)間的推移，三地間的經(jīng)濟(jì)溢出并沒有隨著京津冀協(xié)同發(fā)展的推進(jìn)而增加，反而是逐漸減小。對比2008Q4時(shí)點(diǎn)水平和2017Q3時(shí)點(diǎn)水平可以發(fā)現(xiàn)，在此期間，北京對津冀兩地的經(jīng)濟(jì)溢出基本沒有變化，津冀對北京的經(jīng)濟(jì)溢出反而有所增加。由此可見，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略實(shí)施三年以來，從經(jīng)濟(jì)溢出的角度來看，北京非首都功能的分散疏解并沒有導(dǎo)致北京對津冀的經(jīng)濟(jì)溢出增加，三地之間的經(jīng)濟(jì)協(xié)同進(jìn)展有限。

TVP-VAR模型中各變量沖擊的大小并不是根據(jù)每個(gè)時(shí)點(diǎn)上擾動(dòng)項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)差計(jì)算的，而是依據(jù)整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)模型結(jié)構(gòu)式擾動(dòng)項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)差的均值來計(jì)算的[27]。通過檢驗(yàn)TVP-VAR模型結(jié)構(gòu)式擾動(dòng)項(xiàng)隨機(jī)波動(dòng)的后驗(yàn)估計(jì)可以發(fā)現(xiàn)，模型結(jié)構(gòu)式擾動(dòng)項(xiàng)εHGDP、εTGDP、εBGDP在每個(gè)時(shí)點(diǎn)上標(biāo)準(zhǔn)差的大小基本一致，略有細(xì)微差別。在整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)，通過計(jì)算可知擾動(dòng)項(xiàng)εHGDP、εTGDP、εBGDP沖擊的大小分別為0.44%、0.29%和0.49%（一個(gè)單位的標(biāo)準(zhǔn)差大小的正向沖擊，即圖2中子圖1、3和9當(dāng)期水平值）。將TVP-VAR模型中各變量沖擊的大小調(diào)整一致后，可以比較京津冀三地GDP在受到?jīng)_擊后溢出效應(yīng)的大小。表3以2017Q3時(shí)點(diǎn)水平為例，將各變量的沖擊調(diào)整一致后（0.44%）簡單比較京津冀三地之間經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)的大小。

如表3所示，本文選取2017Q3時(shí)點(diǎn)當(dāng)期、第4期（1年）、第8期（2年）和極大值（第11或12期）四個(gè)時(shí)點(diǎn)的脈沖響應(yīng)值，同時(shí)結(jié)合時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖像（圖2）對京津冀三地經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)進(jìn)行兩兩比較。從溢出效應(yīng)的大小來看，在面臨？著HGDP沖擊時(shí)，BGDP增加的極小值為0.29%（第3期），極大值為0.59%（第12期），而？著BGDP沖擊后HGDP增加的極大值為0.19%（第11期），BGDP增加的極小值比HGDP增加的極大值還要大?？梢姡颖睂Ρ本┑慕?jīng)濟(jì)溢出遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于北京對河北的經(jīng)濟(jì)溢出，就脈沖響應(yīng)期間內(nèi)極大值而言，約為3倍左右。津冀兩地之間的經(jīng)濟(jì)溢出水平相當(dāng)，河北對天津的溢出水平要稍高一點(diǎn)。而無論從各期水平來看，天津?qū)Ρ本┑慕?jīng)濟(jì)溢出明顯大于北京對天津的溢出效應(yīng)。TVP-VAR模型一旦估計(jì)出來以后，每一個(gè)時(shí)點(diǎn)上我們都可以得到時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)函數(shù)圖像。因此，通過詳細(xì)對比各個(gè)時(shí)點(diǎn)上的脈沖響應(yīng)函數(shù)所得出的結(jié)論與我們對選定時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果一致，并且我們的結(jié)論與薄文廣等學(xué)者的研究結(jié)論一致（先富地區(qū)對落后地區(qū)的溢出效應(yīng)并不明顯，還不及落后地區(qū)對先富地區(qū)的溢出效應(yīng)）[8，22-25]。由此可見，在京津冀區(qū)域經(jīng)濟(jì)范圍內(nèi)，作為區(qū)域核心的北京對周邊河北地區(qū)的輻射效應(yīng)并不明顯，而河北經(jīng)濟(jì)發(fā)展對北京呈現(xiàn)出明顯的溢出效應(yīng)，先富帶后富的局面并沒有形成，溢出效應(yīng)在一定程度上加大了京津與河北之間的經(jīng)濟(jì)差距。劉浩等學(xué)者分別使用空間計(jì)量方法測度了近十多年來京津冀地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)的空間特征，發(fā)現(xiàn)京津冀地區(qū)仍處于經(jīng)濟(jì)集聚階段，經(jīng)濟(jì)熱點(diǎn)對周邊地區(qū)的帶動(dòng)作用非常有限，虹吸效應(yīng)比較明顯，京津冀地區(qū)呈現(xiàn)類似“核心—邊緣”的空間結(jié)構(gòu)。本文的研究結(jié)果與他們的結(jié)論一致[30-32]。

等間隔脈沖響應(yīng)函數(shù)是指在給定的相等時(shí)間間隔下，自變量在樣本期間內(nèi)每一時(shí)點(diǎn)的單位沖擊對相等時(shí)間間隔后的因變量產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)影響。本文將時(shí)間間隔設(shè)定為當(dāng)期、間隔2期、4期和8期，分別考察京津冀三地GDP在受到?jīng)_擊以后當(dāng)期、半年、一年和兩年后的動(dòng)態(tài)調(diào)整路徑。

如圖3所示，HGDP、TGDP和BGDP當(dāng)期、間隔2期、4期和8期四種類型的等間隔脈沖響應(yīng)圖像在沖擊的作用下隨著時(shí)間的推移基本保持一致，變化不大，說明京津冀三地之間的溢出效應(yīng)沒有體現(xiàn)出明顯的時(shí)變特性，基本保持穩(wěn)定。2008年美國次貸危機(jī)爆發(fā)前后，京津冀三地GDP的四類等間隔脈沖響應(yīng)圖像基本沒有變化，再次說明2008年次貸危機(jī)對京津冀三地之間經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)影響不大。在2015年第1季度，間隔8期的京津冀三地GDP的脈沖響應(yīng)圖像略有凸起，但隨后又逐步回落到之前水平，說明京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的推出在短期內(nèi)促進(jìn)了京津冀三地之間的經(jīng)濟(jì)溢出，但從近兩年來看，京津冀協(xié)同發(fā)展的推進(jìn)對三地之間的經(jīng)濟(jì)溢出影響不大，或者說京津冀協(xié)同發(fā)展需要有更加有效的措施來進(jìn)一步推進(jìn)。

五、結(jié)論

本文使用TVP-VAR模型分析了2005年第一季度到2017年第三季度京津冀三地之間經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)的大小和方向，以及經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)對三地經(jīng)濟(jì)差距的影響。同時(shí)，本文詳細(xì)考察了樣本期間三地之間經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)的時(shí)變特征，分別探討了2008年次貸危機(jī)和京津冀協(xié)同發(fā)展對三地之間溢出效應(yīng)的影響。

第一，基于TVP-VAR模型的實(shí)證結(jié)果顯示，在樣本期間，京津冀三地之間經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)基本穩(wěn)定，沒有體現(xiàn)出根本的結(jié)構(gòu)性變化和明顯的時(shí)變特征。2008年美國次貸危機(jī)的爆發(fā)對京津冀三地之間的經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)幾乎沒有影響。2014年2月推出的京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略，在短期內(nèi)確實(shí)推動(dòng)了三地之間經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)的增加，但從近兩年來看，京津冀協(xié)同發(fā)展的推進(jìn)對三地之間經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)的影響有限。

第二，本文實(shí)證結(jié)果顯示，目前，河北對京津兩地的溢出效應(yīng)要大于京津?qū)颖钡慕?jīng)濟(jì)溢出，天津?qū)Ρ本┑慕?jīng)濟(jì)溢出要大于北京對天津的溢出水平，經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)在一定程度上擴(kuò)大了京津與河北之間日益增加的經(jīng)濟(jì)差距。由此可見，在京津冀區(qū)域經(jīng)濟(jì)范圍內(nèi)，作為區(qū)域核心的北京對于周邊河北地區(qū)的輻射效應(yīng)并不明顯，而河北經(jīng)濟(jì)增長對北京的溢出效應(yīng)比較明顯，先富帶后富的局面還沒有形成。劉浩等學(xué)者分別使用空間計(jì)量方法研究了京津冀地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)的空間特征，而本文使用TVP-VAR模型測度了該區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)的時(shí)變特征，研究結(jié)論相似[30-32]。本文的發(fā)現(xiàn)與薄文廣等學(xué)者的研究結(jié)論也具有一致性[8，22-23]。

在京津冀地區(qū)，北京是核心城市，河北省屬于周邊地區(qū)，多年來為了拱衛(wèi)北京，河北做出了很大的貢獻(xiàn)，京津冀三地之間的經(jīng)濟(jì)差距是歷史形成的。京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的推出，目的就是改變北京的發(fā)展對周邊地區(qū)的虹吸效應(yīng)，疏解北京的非首都功能，一方面解決北京的大城市病問題，另一方面提高區(qū)域中心城市對周邊地區(qū)的輻射效應(yīng)，先富帶后富，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。但本文研究結(jié)果顯示，近年來京津冀協(xié)同發(fā)展的推進(jìn)對于提升北京對周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)的作用有限。這在一定程度上說明，近年來京津冀協(xié)同發(fā)展雖然取得了很大進(jìn)展，但北京非首都功能的分散疏解對于提升北京經(jīng)濟(jì)發(fā)展對周邊河北省輻射效應(yīng)的作用不太明顯。與京津相比，落后的河北省缺少一個(gè)增長極或集中疏解地來集中承載北京非首都功能的疏解，與京津形成犄角之勢，全面帶動(dòng)河北省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。這也從一個(gè)側(cè)面證明了國家在河北省設(shè)立雄安新區(qū)的重要性。此外，理論與實(shí)踐均顯示，省級行政界線對于地區(qū)間經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)的阻礙作用比較明顯。因此，如果想要京津冀地區(qū)能夠真正協(xié)同發(fā)展起來，恐怕還要站在區(qū)域整體的高度對京津冀行政區(qū)域進(jìn)行重新規(guī)劃和頂層設(shè)計(jì)，力爭打破省級行政線對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的分割。

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