丁 宏

(南開大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，天津 300071)

一、問題提出

產(chǎn)業(yè)同構(gòu)是指國家間、地區(qū)間或城市間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同的現(xiàn)象，包括產(chǎn)業(yè)、行業(yè)、產(chǎn)品等層面的同構(gòu)[1]。大部分學(xué)者認為產(chǎn)業(yè)同構(gòu)是一種普遍且必然的現(xiàn)象。具體到京津冀地區(qū)，張媛媛(2015)通過計算產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)，認為京津冀地區(qū)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度低于長三角地區(qū)，但兩地區(qū)都沒有出現(xiàn)惡性趨同[2]；王帆(2016)根據(jù)區(qū)位商灰色關(guān)聯(lián)分析法等方法，認為京津冀產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度較深[3]。關(guān)于產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響，目前學(xué)界尚存在分歧。一部分學(xué)者持“適度論”觀點，認為適度的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)或產(chǎn)業(yè)趨同有利于促進地區(qū)間分工，而過度的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)會導(dǎo)致經(jīng)濟增長乏力、產(chǎn)業(yè)政策失效、惡性競爭等負面問題[4]；還有學(xué)者持“分類論”觀點，認為要將產(chǎn)業(yè)同構(gòu)或產(chǎn)業(yè)趨同分為“互補性趨同”和“惡性趨同”，前者有利于產(chǎn)業(yè)鏈的發(fā)展，應(yīng)予以大力支持，而對于后者應(yīng)當堅決制止[5]?？梢钥紤]的是，對于產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的性質(zhì)及對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響，借助計量手段的數(shù)理分析能夠清晰地展現(xiàn)出來。

產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響是以空間溢出效應(yīng)作為中間變量的。溢出效應(yīng)(spillover effect)是指一個主體(如企業(yè)、政府等)在進行某項活動時，不僅對其自身產(chǎn)生影響，而且會對其他主體產(chǎn)生影響。區(qū)域經(jīng)濟學(xué)意義上的空間溢出效應(yīng)可以理解為地區(qū)經(jīng)濟活動對其他地區(qū)經(jīng)濟活動的影響(或好或壞)，而其他地區(qū)并不為此支付任何費用，反映了地區(qū)經(jīng)濟活動對其他地區(qū)經(jīng)濟活動的“外部性”。目前關(guān)于溢出效應(yīng)的研究主要集中在知識、技術(shù)溢出效應(yīng)，這源于知識、技術(shù)所具有的非競爭性和部分非排他性[6]。孫志紅和王亞青(2017)進一步將空間溢出效應(yīng)分為知識空間溢出效應(yīng)、技術(shù)空間溢出效應(yīng)和經(jīng)濟空間溢出效應(yīng)[7]。

產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的空間溢出效應(yīng)可能體現(xiàn)在如下方面：產(chǎn)業(yè)同構(gòu)有利于京津冀之間形成某一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同，提高產(chǎn)出品附加值；產(chǎn)業(yè)同構(gòu)有利于京津冀地區(qū)在某些產(chǎn)業(yè)形成規(guī)模經(jīng)濟，提高經(jīng)濟活動質(zhì)量和效益；產(chǎn)業(yè)同構(gòu)有利于京津冀之間開展協(xié)同技術(shù)攻關(guān)、技術(shù)經(jīng)驗交流等活動，提高知識、技術(shù)資源在本區(qū)域的流動，進而拉動區(qū)域經(jīng)濟增長。上述討論成立的前提是京津冀地區(qū)的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)必須是所謂“良性”的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)。因此，判斷產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對于區(qū)域經(jīng)濟增長究竟表現(xiàn)為正向溢出還是負向溢出，將是本研究的重點所在。

本文擬利用京津冀地區(qū)2000—2016年工業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間杜賓模型(spatial Durbin model，SDM)，考察產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對京津冀地區(qū)經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)?，F(xiàn)有文獻對于產(chǎn)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象的研究主要集中于現(xiàn)狀和成因探討，對于產(chǎn)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響以定性判斷居多且結(jié)論各異，而采用空間計量經(jīng)濟學(xué)方法進行的分析相對較少。本文基于京津冀地區(qū)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)開展實證分析，有利于進一步擴展研究空間，尤其是強調(diào)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對經(jīng)濟增長的潛在負面效應(yīng)。另外，本文將空間計量經(jīng)濟學(xué)研究方法引入產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)分析中，其中在空間權(quán)重矩陣的構(gòu)造過程中采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)作為元素，與現(xiàn)有空間計量經(jīng)濟學(xué)方法相比是具有原創(chuàng)性的嘗試，以期得出符合預(yù)期和經(jīng)濟學(xué)常識的結(jié)論。

二、文獻綜述

衡量產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)關(guān)鍵之一是測度京津冀地區(qū)的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度。目前學(xué)界大多采用聯(lián)合國工業(yè)發(fā)展組織國際工業(yè)研究中心提出的產(chǎn)業(yè)相似系數(shù)來衡量產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度。馬云澤和劉春輝(2010)除使用結(jié)構(gòu)相似系數(shù)外，還從中觀和微觀層面使用了區(qū)位商法、工業(yè)的區(qū)域配置系數(shù)等方法，發(fā)現(xiàn)京津冀地區(qū)的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)在宏觀層面上比較嚴重，但在中觀和微觀層面相對較輕，暫不存在重復(fù)建設(shè)等現(xiàn)象[8]。杜青(2014)采用了地區(qū)專業(yè)化系數(shù)衡量趨同性[5]，而潘峰(2016)也借助結(jié)構(gòu)重合度指數(shù)等指標對產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度進行了測度[9]。相對而言，馬云澤和劉春輝的宏觀、中觀、微觀“三分法”的借鑒意義更強，為本文提供較好的參考。

另一關(guān)鍵步驟為空間計量經(jīng)濟學(xué)模型的構(gòu)建和空間溢出效應(yīng)的測度。由于空間溢出效應(yīng)的測度很大程度上取決于空間計量經(jīng)濟學(xué)模型的構(gòu)建情況，故模型構(gòu)建與溢出效應(yīng)的測度一并予以說明。從橫截面數(shù)據(jù)來看，埃爾霍斯特(2015)提出了橫截面數(shù)據(jù)的線性空間依賴模型，以及空間溢出效應(yīng)的測度方式[10]。而安虎森和吳浩波(2015)運用空間滯后面板數(shù)據(jù)模型(SAR模型)和空間誤差面板數(shù)據(jù)模型(SEM模型)進行實證分析，并使用空間相關(guān)系數(shù)、空間權(quán)重矩陣等變量表示空間溢出效應(yīng)[11]。此外，牛欣等(2012)通過構(gòu)建包含空間溢出的外生增長模型，并通過在線性化的知識生產(chǎn)函數(shù)模型中加入“周邊地區(qū)創(chuàng)新傾向的加權(quán)和”變量模擬空間溢出效應(yīng)的大小[12]。金春雨和孫濱齊(2014)[13]則采用費爾南德斯和洛佩茲-梅南德斯(Fernandez & Lopez-Menedez,2005)[14]改進后的偏離-份額法模型(SSM模型)，通過“同位變化”變量描述空間相互作用，也能夠體現(xiàn)空間溢出效應(yīng)。潘文卿(2015)在研究中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展研究中建立了靜態(tài)多地區(qū)投入產(chǎn)出模型，利用投入產(chǎn)出結(jié)構(gòu)分解技術(shù)測度空間溢出效應(yīng)的強弱[15]。還有學(xué)者通過構(gòu)建博弈模型的方法描述研發(fā)投入的空間溢出效應(yīng)的發(fā)生機制[16-17]。綜上，本文更傾向于借助空間面板數(shù)據(jù)完成空間計量經(jīng)濟學(xué)模型的構(gòu)建和空間溢出效應(yīng)的測度。

從現(xiàn)有文獻來看，大部分的研究集中于省際產(chǎn)業(yè)同構(gòu)層面，重點集中于產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的現(xiàn)狀和成因探討，對于產(chǎn)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響以定性判斷居多。這些定性判斷涵蓋了對當?shù)亟?jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)升級、市場秩序等多個方面的影響，缺乏整體框架來進行整合，并且大多聚焦產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對區(qū)域內(nèi)部經(jīng)濟活動的潛在影響，較少考慮其對區(qū)域之間經(jīng)濟活動的影響。還有學(xué)者對產(chǎn)業(yè)集中度、主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)相似度等技術(shù)指標的準確性提出質(zhì)疑[18]。由此，本文旨在測度并識別京津冀地區(qū)的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度，并從空間計量模型的視角測度產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的空間溢出效應(yīng)。

三、產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的測度

產(chǎn)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象就其本質(zhì)而言，是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似乃至趨同。由于常用的三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)過于寬泛，無法有效說明產(chǎn)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象是否存在以及程度如何等問題，所以本文主要考察工業(yè)行業(yè)內(nèi)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的現(xiàn)象。根據(jù)統(tǒng)計分析和實證分析的需要，采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)(industrial structure similarity coefficient)和地區(qū)專業(yè)化指數(shù)(regional specialization index)兩種方法進行研究。

(一)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)由聯(lián)合國工業(yè)發(fā)展組織提出，仿照相關(guān)系數(shù)概念，考察兩地區(qū)間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的相似程度，計算方式如下：

(1)

其中，Sij表示i地區(qū)和j地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)，Xik和Xjk分別表示i地區(qū)和j地區(qū)的k行業(yè)的工業(yè)產(chǎn)值在當?shù)毓I(yè)總產(chǎn)值中所占的比重，行業(yè)數(shù)為n。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)的取值范圍為[0，1]，取值越大，說明i地區(qū)和j地區(qū)之間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似度越高；反之越低。王永鋒和華怡婷(2008)指出，在將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)用于一國不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的比較時，可將0.9作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似程度高和低的分界線[19]。

(二)地區(qū)專業(yè)化指數(shù)

地區(qū)專業(yè)化指數(shù)由區(qū)域經(jīng)濟學(xué)的區(qū)位熵(location entropy)概念發(fā)展而來。參考翁媛媛等(2009)[20]的研究方法，地區(qū)專業(yè)化指數(shù)計算步驟如下：

(2)

(3)

(4)

(三)京津冀產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度的測度

本文選取北京市、天津市和河北省2000—2016年14個工業(yè)行業(yè)的相應(yīng)數(shù)據(jù)，計算京津冀地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)和地區(qū)專業(yè)化指數(shù)，數(shù)據(jù)來源包括《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》等。考慮到考察期內(nèi)中國工業(yè)行業(yè)的統(tǒng)計口徑有調(diào)整，最終納入統(tǒng)計范圍的工業(yè)行業(yè)包括農(nóng)副食品加工業(yè)，食品制造業(yè)，紡織業(yè)，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，金屬制品業(yè)，通用設(shè)備制造業(yè)，專用設(shè)備制造業(yè)，電氣機械及器材制造業(yè)，以及通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)，共14個工業(yè)行業(yè)。此外，由于《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》2012年后不再公布分行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值(gross industrial output value)數(shù)據(jù)，因此本文使用當年價格表示的分行業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值(sales value of industry)作為工業(yè)產(chǎn)值，進而計算出工業(yè)總產(chǎn)值指標。

表1為2016年京津冀地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)，圖1為2000—2016年京津、京冀和津冀產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)的變化趨勢。由圖1可以看出，2006年以前，京津兩地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)遠超0.9，兩地產(chǎn)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象十分明顯；2007年以后，兩地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)開始穩(wěn)步下降，說明產(chǎn)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象開始緩解。京冀兩地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似程度總體不大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)最高時僅為0.503 7，且此后進入長時間的“下降通道”，說明產(chǎn)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象基本未在京冀兩地之間存在。津冀兩地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)在2004年以前與京冀兩地基本處于同一水平，但在2006年之后迅速升高，2008年后在0.8水平上緩慢升高并于2016年首度突破0.9的臨界值，說明津冀兩地長期存在著產(chǎn)業(yè)同構(gòu)趨勢，且產(chǎn)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象在近年已經(jīng)出現(xiàn)。總體上看，只有2007—2015年，京津冀三地中沒有出現(xiàn)高于0.9的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)值，進一步說明已經(jīng)出現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象。

表1 2016年京津冀的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)

圖1 2000—2016年京津、京冀、津冀產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)變化趨勢

地區(qū)專業(yè)化指數(shù)的測度結(jié)果同樣可以驗證圖1的判斷。表2為部分年份京津冀的地區(qū)專業(yè)化指數(shù)，圖2為2000—2016年京津冀的地區(qū)專業(yè)化指數(shù)變化趨勢。由圖2可以看出，北京市的地區(qū)專業(yè)化指數(shù)在2004年后開始穩(wěn)步上升，地區(qū)專業(yè)化程度在多數(shù)年份居于三地中最高；相比之下，天津市的地區(qū)專業(yè)化指數(shù)在三地中最低，并在波動中呈現(xiàn)下降趨勢；河北省地區(qū)專業(yè)化指數(shù)在2005年前居于三地中最高，但此后呈現(xiàn)長期下降態(tài)勢，近幾年與天津市大致位于相同水平。

表2 部分年份京津冀的地區(qū)專業(yè)化指數(shù)

圖2 2000—2016年京津冀地區(qū)專業(yè)化指數(shù)變化趨勢

綜上，產(chǎn)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象在京津冀地區(qū)主要體現(xiàn)在津冀兩地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的趨同。作為華北地區(qū)重要的工業(yè)基地，天津市和河北省在鋼鐵、化工等工業(yè)行業(yè)方面長期具有相似性，也面臨著類似的工業(yè)轉(zhuǎn)型問題；北京市則通過在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級方面的不斷投入，有效緩解甚至消除了產(chǎn)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象。

四、模型設(shè)定與變量說明

在實證分析部分，本文將在識別產(chǎn)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象的基礎(chǔ)上，針對產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響展開分析。首先，構(gòu)建不含空間溢出效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型，判斷產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對本地區(qū)經(jīng)濟增長的影響；其次，引入空間溢出效應(yīng)，通過考慮地區(qū)間相互的經(jīng)濟影響進一步分析產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對本地區(qū)經(jīng)濟增長的影響；最后，對兩組模型得出的計量結(jié)果進行對比，并得出結(jié)論。

(一)基礎(chǔ)模型

本文采用柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)生產(chǎn)函數(shù)作為基礎(chǔ)函數(shù)，計算方式如下：

(5)

其中，Yit、Ait、Kit、Lit分別代表代表i地區(qū)第t年的產(chǎn)出、技術(shù)水平(或“索洛余值”)、資本投入和勞動力投入。對式(5)兩邊同時取對數(shù)，得到：

lnYit=lnAit+αlnKit+βlnLit

(6)

考慮到數(shù)據(jù)的可得性，模型使用當年價格表示的地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，其中使用地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)對其平減處理，最終得出真實地區(qū)生產(chǎn)總值realgdpit，作為產(chǎn)出Yit的測度指標。模型使用當年價格表示的全社會固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)，并使用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對其平減處理，最終得出真實全社會固定資產(chǎn)投資realcapiit，作為資本投入Kit的測度指標。由于固定資產(chǎn)投資對地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻具有時滯性，一般認為滯后期為1年[21-22]，故將滯后1期的真實全社會固定資產(chǎn)投資lagrealcapiit加入公式。模型使用地區(qū)常住人口數(shù)popuit作為勞動投入Lit的測度指標，這樣能夠更大程度地涵蓋地區(qū)生產(chǎn)總值的創(chuàng)造行為。模型使用地區(qū)研究與試驗發(fā)展全時人員當量總量rdit作為技術(shù)水平Ait的測度指標。相關(guān)數(shù)據(jù)來源為國家統(tǒng)計局公布的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》等。

(二)普通面板模型的設(shè)定

本文構(gòu)建不含空間溢出效應(yīng)的普通面板數(shù)據(jù)模型，根據(jù)式(6)整理如下：

lnrealgdpit=c0+α1lnrealcapiit+α2lnlagrealcapiit+α3lnpopuit+α4lnrdit+α5lnSPit+uit

(7)

由于京津冀地區(qū)截面數(shù)據(jù)較少，上述模型除用于對京津冀地區(qū)的數(shù)據(jù)分析之外，還將范圍擴大到廣義的環(huán)渤海區(qū)域，具體包括北京市、天津市、河北省、山西省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、遼寧省和山東省。為克服異方差，提高回歸顯著性，模型對被解釋變量和解釋變量均進行了對數(shù)化處理。

(三)空間權(quán)重矩陣的設(shè)定及空間計量模型的構(gòu)建

式(7)雖然已充分考慮本地區(qū)資本、勞動以及科技投入對于本地區(qū)經(jīng)濟增長的作用，但是難以考慮到不同區(qū)域之間的相互作用對本地區(qū)經(jīng)濟增長的作用。因此，需要引入能夠反映空間溢出效應(yīng)的模型，即空間杜賓模型(SDM)，基本公式為[23]：

yit=τyi,t-1+ρWyt+βxit+δDxt+ui+γt+εit

(8)

其中，yi,t-1為被解釋變量yit的一階滯后項；ρWyt為被解釋變量的空間滯后項，ρ為空間自回歸系數(shù)，W為被解釋變量的空間權(quán)重矩陣；βxit為解釋變量集及對應(yīng)的系數(shù)矩陣，與多元線性回歸模型類似；δDxt為解釋變量的空間滯后項，δ為各個解釋變量的空間滯后項系數(shù)矩陣，D為解釋變量的空間權(quán)重矩陣；誤差項ui和γt分別表示個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，εit滿足獨立同分布條件。

空間計量模型的關(guān)鍵，是設(shè)置合理的空間權(quán)重矩陣W。本文采用兩種思路，分別構(gòu)造對產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的空間溢出效應(yīng)具有解釋能力的空間權(quán)重矩陣W1和W2。

借鑒已有研究[24-25]，本文構(gòu)建經(jīng)濟距離加權(quán)矩陣W1，矩陣中各元素滿足如下條件：

(9)

(10)

其中：

(11)

在該模型中，本文關(guān)注的是解釋變量lnSPit的空間滯后項W1lnSPt的回歸系數(shù)，反映了其他地區(qū)的地區(qū)專業(yè)化系數(shù)指標變化對本地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值變化的影響。如果回歸系數(shù)為正，說明其他地區(qū)的地區(qū)專業(yè)化程度提高，或者說區(qū)域產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度的降低，對本地區(qū)經(jīng)濟增長具有正向促進作用；反之則為阻礙作用。

同時，本文基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)，構(gòu)造了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)溢出矩陣W2，其構(gòu)造方法是：將京津、京冀、津冀2000—2016年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)取均值，將其作為3×3空間權(quán)重矩陣的元素，然后進行標準化處理。

但是，該構(gòu)造方法在權(quán)重的賦予上存在問題。其一，當產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)作為空間權(quán)重矩陣的元素出現(xiàn)時，其含義是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似程度越高，即產(chǎn)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象越明顯，則權(quán)重越高，但這樣的賦權(quán)結(jié)果缺乏經(jīng)濟學(xué)理論支撐；其二，地區(qū)和自身的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)恒為1，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)完全相同，但空間溢出效應(yīng)并不考慮地區(qū)對自身的溢出，所以這樣的權(quán)重分配可能會對結(jié)果產(chǎn)生影響。因此，本文對W2進一步修改，將通過前述步驟得到的矩陣元素均進行對數(shù)化處理，然后進行標準化處理，具體如式(12)所示：

(12)

經(jīng)過調(diào)整后，W2中元素的取值與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似程度保持對應(yīng)關(guān)系：元素取值越大，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間差異越大，產(chǎn)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象越不明顯，從而越有可能產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。在現(xiàn)實的經(jīng)濟活動中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間的差異性甚至互補性往往是產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、產(chǎn)業(yè)合作、產(chǎn)業(yè)鏈延伸等經(jīng)濟活動的基礎(chǔ)條件。因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)溢出矩陣的設(shè)定是具有經(jīng)濟學(xué)意義的。

由此，本文建立如式(13)、式(14)所示的SDM模型：

(13)

其中：

(14)

在該模型中，本文關(guān)注的是被解釋變量lnrealgdpit的空間滯后項W2lnrealgdpt的回歸系數(shù)，即空間自回歸系數(shù)ρ2，反映了考察區(qū)域內(nèi)各地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值的變化情況對本地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值的變化情況的影響。如果ρ2顯著為正，說明在W2的權(quán)重體系下，其他地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值的增長對本地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值的增長具有促進作用，此時區(qū)域經(jīng)濟處于良性發(fā)展狀態(tài)；反之則為阻礙作用，此時區(qū)域經(jīng)濟處于惡性競爭狀態(tài)。

需要注意的是，在上述兩組SDM模型的建構(gòu)過程中，對式(8)進行了兩處簡化：其一，由于未使用動態(tài)面板數(shù)據(jù)，故不加入被解釋變量的一階滯后項；其二，解釋變量和被解釋變量使用同樣的空間權(quán)重矩陣，以便從單一溢出渠道進行觀察。

五、計量結(jié)果

(一)普通面板模型計量結(jié)果

采用普通面板數(shù)據(jù)對式(7)進行分析時，可構(gòu)造混合模型、個體固定效應(yīng)模型和個體隨機效應(yīng)模型。根據(jù)F檢驗和豪斯曼(Hausman)檢驗結(jié)果，個體固定效應(yīng)模型回歸效果最好，故采用個體固定效應(yīng)模型。采用空間面板數(shù)據(jù)對式(9)進行分析時，構(gòu)造個體固定效應(yīng)模型和個體隨機效應(yīng)模型。豪斯曼檢驗結(jié)果表明，采用個體隨機效應(yīng)模型回歸效果更好，故采用個體隨機效應(yīng)模型。計量回歸結(jié)果如表3所示，其中列(1)為采用京津冀地區(qū)數(shù)據(jù)回歸，列(2)為采用環(huán)渤海數(shù)據(jù)回歸。

表3 計量回歸結(jié)果

總體上看，京津冀地區(qū)和環(huán)渤海地區(qū)的面板數(shù)據(jù)均表現(xiàn)出高擬合優(yōu)度。但從解釋變量整體的顯著性水平來看，環(huán)渤海地區(qū)高于京津冀地區(qū)，可能原因是觀測值數(shù)量增加對模型精確度的提升。就地區(qū)專業(yè)化指數(shù)而言，lnSPit在京津冀地區(qū)和環(huán)渤海地區(qū)數(shù)據(jù)中的回歸系數(shù)均顯著為正，顯現(xiàn)出地區(qū)專業(yè)化程度的提高或者產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度的降低對于經(jīng)濟增長具有正向促進作用。

從具體數(shù)值來看，京津冀地區(qū)數(shù)據(jù)的lnSPit回歸系數(shù)(用coefJ表示)高于環(huán)渤海地區(qū)的回歸系數(shù)(用coefH表示)。計量回歸模型反映的是解釋變量和被解釋變量在平均水平上的關(guān)系，故可以借鑒統(tǒng)計學(xué)中假設(shè)檢驗的方法分析這種差異是否顯著，該檢驗的原假設(shè)及備擇假設(shè)分別為：

H0∶coefJ=coefH

H1∶coefJ≠coefH

引入z統(tǒng)計量進行計算，可得：

(15)

其中，n1、n2分別為樣本1(相當于本文的京津冀地區(qū)數(shù)據(jù)樣本)和樣本2(相當于本文的環(huán)渤海地區(qū)數(shù)據(jù)樣本)所含觀測值的個數(shù)；σ1和σ2分別為樣本1和樣本2對應(yīng)的總體方差，由于總體方差未知，故用樣本1和樣本2的總體標準差(overall standard deviation)的平方代替。

經(jīng)計算，σ1≈0.027 3，對應(yīng)n1=51；σ2≈0.021 1，對應(yīng)n2=119。最終計算出z=4.223 9>z0.05=1.96，在5%的顯著性水平上，可以認為回歸系數(shù)存在差異。由此，可以認為區(qū)域范圍越小，地區(qū)專業(yè)化程度提高對經(jīng)濟增長的促進作用越大?？赡艿慕忉屖牵寒攨^(qū)域范圍較小時，地區(qū)專業(yè)化程度的提高或者產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度的降低，有利于區(qū)域內(nèi)各地區(qū)在更低的交通運輸成本、溝通成本、環(huán)境適應(yīng)成本等條件下開展合作，同時更易于形成產(chǎn)業(yè)鏈，提高該區(qū)域的市場地位及競爭力。

(二)SDM模型計量結(jié)果

表4為式(10)—式(11)和式(13)—式(14)表示的兩組空間計量模型的計量回歸結(jié)果。其中，列(1)對應(yīng)使用京津冀地區(qū)數(shù)據(jù)進行回歸的式(10)—式(11)，列(2)對應(yīng)使用京津冀地區(qū)數(shù)據(jù)進行回歸的式(13)—式(14)。

表4 空間計量模型回歸結(jié)果

為了突出計量效果，表4列(1)中的解釋變量空間滯后項僅包括WlnSPt，其回歸系數(shù)顯著為正，說明其他地區(qū)的地區(qū)專業(yè)化程度與本地區(qū)經(jīng)濟增長具有正相關(guān)性，即本地區(qū)與其他地區(qū)之間產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度的降低有利于促進本地區(qū)經(jīng)濟增長。與之相對應(yīng)，產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)為負，即本地區(qū)與其他地區(qū)之間產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度的上升對本地區(qū)經(jīng)濟增長具有阻礙作用。此外，列(1)中l(wèi)nSPit的回歸系數(shù)在5%顯著性水平上顯著為正，也驗證了普通面板數(shù)據(jù)模型的結(jié)論。

表4列(2)的被解釋變量空間滯后項Wlnrealgdpt的回歸系數(shù)顯著為正，說明通過W2賦予產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度高的兩地區(qū)更低的權(quán)重，以及賦予產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度低的兩地區(qū)更高的權(quán)重時，其他地區(qū)的經(jīng)濟增長對本地區(qū)經(jīng)濟增長具有促進作用。該模型同樣說明了產(chǎn)業(yè)同構(gòu)的空間溢出效應(yīng)為負，只有有效降低產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度才能使得區(qū)域經(jīng)濟增長呈現(xiàn)相互促進的趨勢。此外，該模型中的解釋變量空間滯后項Wlnlagrealcapit和WInpoput回歸系數(shù)顯著，在一定程度上可以說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對生產(chǎn)要素的調(diào)整作用：其他地區(qū)滯后1期的全社會固定資產(chǎn)投資在帶動當?shù)亟?jīng)濟增長的同時，還能對本地區(qū)的經(jīng)濟增長產(chǎn)生拉動作用；但其他地區(qū)勞動投入或人力資本的增加傾向于對本地區(qū)的經(jīng)濟增長產(chǎn)生阻礙作用。隨著各地區(qū)人才競爭的加劇，有大量人才流入的地區(qū)更有可能在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中取得優(yōu)勢。

六、結(jié)論與對策建議

本文利用京津冀地區(qū)2000—2016年14個工業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，分別采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)和地區(qū)專業(yè)化指數(shù)方法，對京津冀地區(qū)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度進行測度；通過構(gòu)造普通面板數(shù)據(jù)模型，考察產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度對經(jīng)濟增長的影響；引入空間溢出效應(yīng)的空間杜賓模型，通過兩種不同的空間加權(quán)矩陣——地理距離加權(quán)矩陣和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)溢出矩陣，考察產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對京津冀三地經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)。實證結(jié)果顯示，北京市產(chǎn)業(yè)專業(yè)化程度穩(wěn)步提高，但天津市和河北省間的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象趨于嚴重；產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對經(jīng)濟增長表現(xiàn)出負向的空間溢出效應(yīng)，且在區(qū)域范圍擴大時更為顯著。

第一，產(chǎn)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象在京津冀地區(qū)主要體現(xiàn)在津冀兩地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的趨同。產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度的測度結(jié)果表明，北京市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)專業(yè)化程度穩(wěn)步提高，但津冀兩地產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度呈現(xiàn)上升趨勢。造成該現(xiàn)象的原因，一方面在于京津冀三地發(fā)展不平衡，因而在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方面難以做到“步調(diào)一致”；另一方面，津冀兩地同屬傳統(tǒng)工業(yè)密集地區(qū)，處于工業(yè)化后期的天津市和處于工業(yè)化中期的河北省均面臨著工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的巨大壓力。2015年通過的《京津冀協(xié)同發(fā)展規(guī)劃綱要》明確了京津冀三地的產(chǎn)業(yè)定位，強調(diào)天津市應(yīng)致力于打造“全國先進制造研發(fā)基地、北方國際航運核心區(qū)、金融創(chuàng)新運營示范區(qū)、改革開放先行區(qū)”，河北省應(yīng)打造“全國現(xiàn)代商貿(mào)物流重要基地、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級試驗區(qū)、新型城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)統(tǒng)籌示范區(qū)、京津冀生態(tài)環(huán)境支撐區(qū)”?？梢灶A(yù)見，天津市和河北省的工業(yè)轉(zhuǎn)型將是緩解三地產(chǎn)業(yè)同構(gòu)問題的關(guān)鍵，天津市應(yīng)抓住國家大型航天項目、自貿(mào)區(qū)建設(shè)等契機，圍繞交通運輸、人工智能等領(lǐng)域加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整；河北省應(yīng)加快淘汰落后產(chǎn)能，按照“三去一降一補”的要求，圍繞鋼鐵、制藥等行業(yè)培育新業(yè)態(tài)，避免出現(xiàn)產(chǎn)能過剩和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)惡性趨同現(xiàn)象。

第二，產(chǎn)業(yè)同構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響及其空間溢出效應(yīng)均表現(xiàn)為負面作用。通過面板模型和分別基于經(jīng)濟距離加權(quán)矩陣與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)溢出矩陣的SDM模型，本文的研究表明，在京津冀地區(qū)，只有降低產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度，才能對經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用。空間溢出效應(yīng)的存在表明一地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級不僅關(guān)系到本地區(qū)經(jīng)濟增長的動力與潛力，而且對該地區(qū)的經(jīng)濟增長具有重要影響。隨著雄安新區(qū)建設(shè)步伐加快，京津冀三地在產(chǎn)業(yè)協(xié)同、政策協(xié)同等方面的合作將陸續(xù)展開，合作機制將不斷完善。三地應(yīng)著力加強在科技、產(chǎn)業(yè)、區(qū)域政策方面的協(xié)調(diào)，防止過度競爭、惡性趨同現(xiàn)象的出現(xiàn)。尤其對于需控制產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度增長態(tài)勢的天津市和河北省而言，雙方應(yīng)不斷加強政策溝通，通過共建產(chǎn)業(yè)園，以深化產(chǎn)業(yè)鏈、增加產(chǎn)品附加值為切入點，避免產(chǎn)品同質(zhì)化的低端競爭；通過科技基礎(chǔ)設(shè)施、人才共享等方式，提高科技創(chuàng)新水平，加快傳統(tǒng)行業(yè)升級改造，不斷推動國有企業(yè)改革，提高地區(qū)專業(yè)化水平和競爭力。