京津冀协同发展下产业集聚与居民收入增长关系实证分析

李键明

内容摘要：本文利用2006-2015年河北省服务业相关数据对服务业产业集聚水平与居民收入增长的关系进行了实证研究。结果发现，河北省服务业产业经济密度对当地居民收入增长具有负效应，服务业产业集群化程度对居民收入增长具有正效应。通过误差向量修正模型的进一步分析发现，服务业产业经济密度在短期内对居民收入增长影响不显著，在长期内影响也较小，而服务业产业集群化程度在短期内对居民收入增长有一定促进作用，并且这种促进作用将长期保持。

关键词：产业集聚 居民收入 服务业 河北省 京津冀协同发展

文献综述

产业集聚问题一直是国内外学者研究的热点领域，从经济地理学与空间经济学的理论出发，已经有大量学者研究了产业集聚对劳动生产率和居民收入的影响，如蔡宏波等（2017）分析了服务业垄断视角下，产业集聚对服务业工资回报的影响效应，而Ciccone（2002）利用欧美国家企业的数据分析了其产业集聚水平与各地区劳动力报酬的关系，他们的结论都说明了产业集聚水平对经济增长与居民收入正相关。在产业集聚对居民收入的影响效应方面，Duranton和Puga（2004）深入分析了产业集聚对居民收入具有正向影响的原因，他们认为，产业集聚能够加速企业间知识技术的扩散，优化行业间的资源配置，加强劳动力的学习主动性，因而能有效提高劳动力工资报酬。同时，伍骏骞等（2017）也提出，由于产业集聚可能带来经济外部性，造成经济主体的搭便车行为，从而对经济系统中的其他主体带来负面激励。夏扬和陈嘉伟（2015）也提出了产业集聚所带来的负向经济效应可能会阻碍区域经济增长。

从目前的研究文献来看，产业集聚对于居民收入的影响存在显著的正向影响是大多数学者的普遍认同的结论，但也有部分学者从外部性理论出发强调产业集聚带来的负面效应，因此，研究河北省服务业产业集聚对当地居民收入的影响效应是具有重要意义的；此外，当前关于产业集聚与居民收入关系的研究成果中，仅考虑了在经济规律作用下自然形成的产业集聚现象，而没有涉及在政府政策激励和强制干扰作用下形成的产业集聚对居民收入的影响，本文以京津冀协同发展规划为切入点，分析在此背景下河北省服务业产业集聚对当地居民收入的影响效应，具有一定的理论意义。

模型设定

为了推导出产业集聚对于居民收入影响的模型，参考范剑勇（2006）的研究思路，将产业集聚水平作为一种生产投入纳入生产函数，得到反映服务业产业集聚对居民收入影响的生产函数：

（1）

其中Y代表地区经济总产出，K代表地区资本投入，L代表地区劳动力投入，Ag代表地区服务业产业集聚水平。考虑到河北省经济数据的可获取性，以及本文的研究目的，按照温涛（2005）的研究思路，给劳动投入增加一个容量限制，当经济达到最大生产能力，而劳动投入达到最大容量时，经济的规模收益就恒定，因此地区经济产出就取决于资本投入和产业集聚水平，令l表示经济最大生产能力时的最大劳动力投入，生产函数变为：

（2）

对（2）式取全微分，可得以下方程：

（3）

在（3）中对于产业集聚水平的衡量，目前国内外学者主要有两种方法，一是从经济密度的角度来衡量产业集聚程度，二是利用区位熵的方法衡量产业集聚程度。前者利用单位生产要素投入所获得产出在各地区之间分布的不均衡来衡量产业集聚程度，而后者利用各地区某产业产值在总产值中所占比重的大小来衡量产业集聚程度。为了更准确衡量河北省服务业产业的集聚水平，本文利用河北省各地区服务业从业人员与该地区行政区划面积的比率衡量服务业产业的经济密度，同时也能在一定程度上反映服务业行业规模，并利用区位熵方法衡量服务业产业的地区集群化程度，最后綜合两个指标衡量服务业的产业集聚水平，即产业集聚水平是经济密度和集群化程度（分别用Ed和Lq表示）的函数：

（4）

对（4）式进行全微分可得：

（5）

将（5）式代入（3）式并整理简化可得：

（6）

同时假设在同一地区内，服务业产业的各项要素投入的空间分布是均匀的，则各地区服务业产业的经济密度可以由下式计算得出：

Ed=P/S （7）

其中P表示地区服务业从业人员数量，S表示地区行政区划面积。

而区位熵的计算公式为：

（8）

其中， Eij表示j地区i产业产值，∑iEij表示j地区服务业总产值，∑jEij表示各地区i产业产值总和，∑i∑jEij表示各地区服务业总产值总和。

分别以 β1表示资本投入的边际产出，β2表示经济密度的边际产出，β3 表示集群化程度的边际产出，将（6）式两边同时除以l可得居民人均产出增长模型：

（9）

由于本文重点分析产业集聚对居民收入的影响，因而仅将传统的劳动力投入、资本投入以及经济密度和产业集聚区位熵纳入居民收入的影响模型中。同时用城镇居民人均纯收入代替人均产出，用资本存量与城镇固定资本形成额计算资本投入，因而得到基本计量模型：

（10）

其中， FR表示城镇居民人均纯收入的自然对数，β0 表示截距项，K 表示城镇总资本投入， μ表示随机误差项。本文利用模型（10）探讨河北省各地区固定资产投资、服务业产业经济密度及其集群化程度对城镇居民人均纯收入的影响。

数据说明

文章所使用数据主要来自于2006-2015年河北省各项统计数据，所涉及的数据与变量主要包括城镇居民人均纯收入、城镇总资本投入、服务产业经济密度以及产业集群化程度四个方面。

城镇居民人均纯收入，用FR表示。利用城镇居民人均纯收入衡量河北省居民收入情况，在实际处理中，以2006年为基期，将居民消费价格指数对城镇居民纯收入进行平减以消除价格因素的影响。endprint

城镇总资本投入，用K表示。利用河北省各地区资本存量与固定资本形成额进行计算，在实际分析中，参考王艳荣等（2011）的方法，利用永续盘存法计算城镇资本投入，具体公式为，其中 It表示t 年固定资本投资形成额。

服务业产业经济密度，用 Ed表示。使用河北省各地区服务业从业人员数量与该地区行政区划面积根据前文所述公式计算得出。

服务业产业集群化程度，用 Lq表示。利用河北省各地区服务业产值与全地区总产值以及河北省服务业总产值和河北省总产值的数据，根据前文所述公式计算得出。

研究中所涉及的数据均来自于相关年份的《中国统计年鉴》、《河北省统计年鉴》、各地区政府相关年份的《国民经济和社会发展统计公报》以及国家统计局河北调查总队公布的数据。本文使用Eviews 8.0软件进行处理与分析。

本文的研究思路是利用ADF单位根检验法检验时间序列数据的平稳性，在此基础上利用协整检验方法分析变量之间的长期均衡关系，并利用向量误差修正模型进一步分析变量间长期与短期的动态关系。

实证检验结果与分析

（一）平稳性检验

由于本文选用的数据为时间序列数据，而时间序列数据可能存在非平稳性，因此为了避免出现“伪回归”的现象，需要对数据的平稳性进行检验。而数据的自然对数变换并不会改变数据序列原有的协整关系，并能消除时间序列中存在的异方差现象，因此在进行平稳性检验前对各数据序列进行自然对数变换，变换后的数据序列仍然用FR，k， Ed，Lq表示。本文采用ADF单位根检验法检验个数据的平稳性。具体检验结果如表1所示。

从表1的检验结果可以看出，原数据序列的检验统计量均大于10%置信水平下的临界值，说明原数据均是非平稳的。进一步通过对各序列取一阶差分，并进行单位根检验发现各序列均在不同置信水平下通过检验，说明各一阶差分序列是平稳的，同时说明原序列是一阶单整的，满足协整检验的条件。

（二）变量间关系分析

为了进一步说明各变量之间是否存在长期均衡关系，本文利用Johansen协整检验判断各变量之间是否具有协整关系。根据AIC和SC准则以及似然比检验，确定无约束VAR模型的最优滞后期为2。同时通过进一步利用Q统计量、怀特检验以及JB检验对VAR模型的拟合优度及其残差序列进行检验，结果表明，滞后期为2的VAR模型拟合优度良好，其残差序列平稳。

由于协整检验的滞后期数是无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期，因此根据对各序列的趋势性分析以及VAR模型的检验结果，最终确定协整检验最优滞后期为1，协整方程具有截距项与时间趋势。Johansen协整检验结果如表2所示。

从表2检验结果可以看出，变量间不存在协整关系以及变量间至多存在一个协整关系的原假设被拒绝，说明变量之间至少存在一个协整关系，通过Johansen协整检验结果可以写出一个协整关系如下：

（11）

式（11）协整方程变量系数下方括号内数字为渐进标准误差。

对协整方程残差项进行ADF单位根检验发现，其检验统计量在5%显著水平上小于临界值（ADF检验统计量值为-4.0347，小于5%显著水平临界值-3.1753，相伴概率值为0.0129），因此协整方程残差项是平稳序列，说明协整方程中四个变量之间存在稳定的长期均衡关系。

剔除城镇总资本投入这一变量，单独对城镇居民人均纯收入与服务业产业集聚水平相关变量进行协整检验发现它们之间仍然存在长期协整关系，并且符号相同（FR=-0.3798Ed+0.5721Lq），说明服务业产业集聚水平与居民收入之间的长期均衡关系是稳定的，同时对Ed与FR，Lq与FR两两分别进行协整检验发现它们之间依然存在协整关系，说明服务业产业集聚水平与居民人均纯收入之间存在长期稳定的关系。

而根据修正的协整方程，可以利用向量误差修正模型（VECM）进一步判断变量之间长期与短期的动态影响关系。由于VECM的滞后期是无约束VAR模型的一阶差分变量的滞后期，根据VAR模型的最优滞后期可以确定VECM的最优滞后期为1。

VECM各方程以及整体的检验结果表明，各方程残差序列均满足正态性且不存在自相关与异方差，因而说明了VECM是有效的，另外整体模型的AIC准则与SC准则的值分别为-7.7109与-7.3472，均较小，说明了模型整体具有较强的解释能力。

VECM估计结果能够反映的变量间短期关系，从分析结果来看，误差修正项、K、Ed的系数均在10%的显著性水平通过检验，Lq的系数在5%的显著性水平下通过检验（误差修正项、K、Ed、Lq系数的t统计量值分别是-1.8519、2.1289、-1.8871以及2.3909，而通过查表得知，在显著性水平α=0.05 下，自由度为n-p-1=10 的临界值 t0.05（10）=1.8125，同理t0.025（10）=2.2281）。但在误差修正模型中，Ed的系数并不显著，说明在短期内，服务业产业经济密度的增加对于居民收入的负向作用并不明显。K在VECM中的系数显著为正，说明在短期內，河北省资本投入的增加就有利于居民收入的提高。由于FR与Ed、Lq存在协整关系，因此分别建立它们之间的VECM进行分析。结果表明，所有误差修正项的系数均在5%显著水平下通过检验，而Ed的系数依然不显著，Lq的系数显著为正，说明短期内服务业产业集群化程度的提高对居民收入有一定影响。

从协整方程（11）可以发现，长期来看，河北省内资本投入对城镇居民人均纯收入有正向影响，而服务业产业经济密度对于城镇居民人均收入却有负向影响，这与范剑勇（2006）和陈良文等（2009）分析经济密度对于工业产业工人工资影响的发现并不一致，主要原因可能是部分服务产业对于知识与技能的需求并不如工业产业大，随着产业不断积聚，劳动力资源日益饱和，最终形成供大于求的劳动力市场，对劳动力报酬产生了一定程度的冲击，导致居民纯收入有所下降；另一方面，部分服务行业进入壁垒较低，企业核心竞争力又是不明显，导致在同一地区集聚大量企业后形成过度竞争，影响企业利润，从而造成人均纯收入的降低。而工业生产对于技术投入的依赖较大，同时生产规模对于企业成本的影响也较大，因此随着工业产业集聚水平越高，厂商内部的规模效应所带来产品成本的降低、产业间集聚的外部效应等带来的规模报酬越发明显，远远超过了经济外部性导致的搭便车行为发生的概率，因而经济密度对于工业产业会产生显著的正向影响。endprint

而河北省服务业产业集群化程度对于城镇居民人均纯收入有显著的正向影响，说明服务业产业集群化程度的提高有助于提高河北省居民收入，促进首都经济带地区经济发展。一方面，这可能是由于服务业产品涵盖范围较为广泛，不同企业间的产品形成有效互补，在产业集群化程度越来越大的条件下，产品间形成互补的成本大大降低，同时各企业间的信息交换、沟通谈判以及交易成本也大大降低，显著的提高了河北省各贸易园区企业的利润水平，从而提高了该地区居民的收入；另一方面，服务业产业集群化水平的提高也大大缩短了各产品供应链的环节数量，不仅提高了产品的流通效率，也降低了产品在流通过程中发生的各项成本，也在一定程度上有利于提高了居民收入。

结论

在京津冀协同发展不断推进的背景下，作为北京市非首都功能主要承接地的河北省在未来必然面临快速的产业集聚态势，因此探讨产业集聚对于河北省居民收入的影响具有重要意义。本文利用2006—2015年河北省服务业产业的数据实证研究了产业集聚对当地居民收入的影响。结果发现，河北服务业产业经济密度增加并没有促进当地居民收入的增长，反而可能造成了服务业劳动力市场供过于求的现象，引起过度竞争，在一定程度上抑制了居民收入的增长。但实证结果同时发现，服务业产业经济密度的增加对居民收入的影响在短期内并不显著，在长期内的影响也较小。这说明河北省政府在承接服务业企业过程中，应注重有规划，高效率的分类安置，避免服务业要素集聚所带来的负面影响。而产业集聚水平的另一指标集群化程度对居民收入有正向影响，同时协整方程和向量误差修整模型的结果表明，集群化程度的提升对居民收入增加的影响虽然在短期内影响甚微，但在长期内却有较为显著的影响。但这并不是否认河北服务业产业集聚对居民收入的正向影响，而是应该建立产业集聚促进居民收入增长的长效机制。从分析结果看，虽然服务业产业集聚对于居民收入的影响短期并不显著，但从长期来看依然对促进居民收入增加有着重要作用。实证分析结果仅仅揭示了目前河北服务业产业集聚带来规模效应以及外部性并未完全符合当地居民收入增长的实际需求，并未否定服务业产业集聚对居民收入增长的重要作用。其政策含义是应以居民收入增长为主要目标，做好产业承接工作，同时合理改进引进服务业产业的集聚模式与结构，最大程度发挥其提高居民收入的效应，为打造中国经济发展新的支撑带奠定基础。

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