京津对外开放的服务业空间效应与协同发展

太 平，鞠 波

(对外经济贸易大学 a.北京对外开放研究院；b.国际经济研究院，北京 100029)

一、问题提出

为了落实京津冀协同发展的重大国家战略，2015年国家出台《京津冀协同发展规划纲要》。同年，北京市成为全国首个也是唯一一个服务业扩大开放综合试点城市，这是京津冀地区的重大历史发展机遇。现阶段进一步提高对外开放水平是北京发展的重要议题，同时，北京作为京津冀的核心，其也应在京津冀协同发展中发挥更大作用。北京既有基础设施完善的传统优势，也有人才储备好、国际化水平高等软性实力。天津在承接国内外服务业转移方面具有独特的产业优势，同时既地处东部沿海地区，又处在京津冀经济圈内，可与北京服务业对接，实现空间资源共享。北京、天津服务业均为第一大产业，相较于京津冀经济区内的河北省，天津与北京服务业产业级差较小，对外开放协同具有可行性。本文通过对京津二级行政单位的空间计量分析来探究对外开放对服务业发展效应的时间和空间特征，检视重大政策对服务业发展的空间效应差异，探寻京津服务业发展的政策启示。

二、文献综述

国内外较多文献聚焦于服务业空间溢出效应的研究。国外文献普遍采用蒙代尔-弗莱明(Mundell-Fleming)模型和杜文(Douven)的多国评价模型[1]，但此模型并不适用于评估国家内部各地区间的溢出效应。国内已有研究大多基于经济增长、区域创新、政策制度等研究视角，采用马尔科夫链(Markov Chain，MC)、地理信息系统(GIS)空间分析等方法测度区域整体的溢出效应[2]。传统计量方法未考虑空间相关性和空间异质性问题，空间计量研究方法则弥补了这一不足，可通过将空间结构数学化的方法更准确地检验空间变量相互影响的关系、方向和强度[3]。马忠玉等(2017)采用空间杜宾模型(SDM)就城镇化发展及其他影响因素对经济增长的影响程度及溢出效应进行测算[4]。于斌斌(2018)运用空间杜宾模型实证检验了中国285个城市市辖区的生产性服务业专业化集聚与多样化集聚对能源效率的影响及空间溢出效应[5]。孙凯等(2019)利用面板数据SDM模型对中国第三产业发展的空间溢出效应进行了分析[6]。

关于对外开放程度的测评，学者多运用实证模型来量化贸易壁垒的大小，从而度量一国对外开放的程度。盛斌(2002)较早采用频度分析法，将中国各服务部门的开放情况与世界贸易组织(WTO)其他成员国进行对比来分析服务业的开放度[7]。国内学者还多以外商直接投资(FDI)和对外贸易等为基础构建衡量指标：陈洁等(2015)利用各城市实际利用外商投资额占固定资产投资的比重进行衡量[8]；陈曦(2017)、张素庸等(2019)提出用各市外商直接投资占国内生产总值(GDP)的比重衡量外商投资力度[9-10]；李雯轩等(2019)认为开放程度可用进出口贸易总额占当年该地区的GDP比例衡量[11]。联合国贸易与发展会议(UNCTAD)于2002年提出利用外资业绩指数，用以表征不同国家吸引FDI的现实状况。廉丽娜(2015)[12]、胡凡(2016)[13]、李芳芳等(2018)[14]的研究基本沿用这一指标。

随着空间模型的发展和京津冀协同发展战略的提出，有学者开始以京津冀为切入点考察服务业产业协同发展。刘岳平等(2017)利用空间杜宾模型分析了京津冀地区生产性服务业转移[15]；金浩等(2019)利用京津冀地区13个地级及以上城市的统计数据，运用空间三阶段最小二乘法考察京津冀地区生产性服务业与制造业是否存在协同现象[16]。近几年也有少数学者针对京津两市服务业展开研究，但重在研究服务业与其他产业，特别是制造业的相关关系。例如，张健等(2016)选取了灰色关联分析方法对京津现代服务业与农业、制造业的融合以及服务业内部行业融合进行探究[17]。

已有研究为讨论京津服务业发展提供了有价值的借鉴，但仍有进一步拓展的空间：一方面，北京服务业扩大开放综合试点的重要功能是紧紧围绕京津冀协同发展战略，而现有文献将北京服务业对外开放和京津冀协同发展结合起来的研究并不多见；另一方面，现有的京津冀服务业分析以省域为主，含少量以市域为单位的研究，忽视了京津内部发展并不均衡的实际状况，且对北京、天津的考察往往囊括在京津冀城市群中，少有对京津服务业的单独分析。为此，本文将针对京津32个二级行政单位(市辖区)2008—2018年的面板数据，构建空间计量模型，探寻京津冀协同发展以及北京服务业对外开放试点政策下的北京、天津对外开放与服务业发展水平的空间关联特征，并进一步以2015年为界，考察相关政策实施前后京津对外开放对本地及相邻地区服务业发展的直接效应与空间溢出效应，使得实证模型构建更加切合实际，以期更好地揭示京津对外开放对服务业发展的作用效果，从而能够为京津服务业的发展提供政策参考。

三、京津服务业发展现状及其空间相关性

(一)京津服务业已是主导产业且绝大多数市辖区发展水平较高

本文中服务业发展水平以服务业增加值占地区GDP比重进行量化。以0.5为分界线，大于0.5则表明地区产业发展以第三产业即服务业为主导，数值越大则表示服务业在当地的发展水平越高，发展优势越大。如图1所示，2008—2018年京津服务业发展水平有显著提高，11年间有更多市辖区的产业结构转向以服务业为主导。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，增幅分别为3.93%和28.28%。2008年京津32个市辖区中仅16个区的服务业增加值比重大于0.5，到2018年，这一数据增至25个。地区经济发展水平的提升、相关资源配置的完善、政策的引导等，都促进了当地服务业的发展。

图1 2008年与2018年京津市辖区服务业增加值占地区GDP比重 资料来源：根据《中国统计年鉴》《北京统计年鉴》《天津统计年鉴》数据计算。

京津服务业发展水平的空间分布具有异质性特征。以2008年为例，服务业增加值比重最高的东城区达0.949 1，而最低的静海区仅为0.218 9，极差高达0.730 2。而2018年，比重的两极分别为和平区(0.986 4)和宁河区(0.280 8)，极差略降，也有0.705 6。

北京服务业绝对领先优势不再明显，天津市内两极分化进一步扩大。2008年，北京市的东城区、西城区和朝阳区的服务业发展水平最高，位列京津32个市辖区的前三，而2018年仅东城区仍位居前五。2018年发展水平前五的市辖区中，天津由2008年的两区增至四区，但后五位中天津仍占据四席。

(二)京津服务业发展水平具有空间相关性

基于京津服务业在地理空间上异质性分布的客观事实，本文进一步考察变量的空间相关性。在空间相关性检验中，莫兰指数(Moran’s I)被广泛使用，它能够反映区域中各个地域单元与其相邻地域单元之间的相似性。因此，本文利用全局空间关联性指标Moran’sI检验京津服务业发展水平是否存在空间相关性，计算公式如下：

(1)

其中，n是京津区域内研究的单元总数，wij为空间权重矩阵Wij的元素值，用于度量空间单元i和j的位置关系。莫兰指数在-1到1之间取值，为正说明正相关，为负表示负相关，若趋于零，则说明属性分布是随机的，变量不存在空间相关性。

在空间回归分析中常利用空间权重矩阵来描述各地区之间的空间交互效应。由于本文的研究对象为京津的32个市辖区，市辖区之间有共同的边界存在，因此选用邻接矩阵表征空间权重，具体定义如下：

(2)

其中，约定空间观测单位与自己不接壤，对角线数值设为0。

莫兰指数计算结果见表1。从指数的显著性来看，2008—2018年莫兰指数均超过0.45，且均在1%的水平上显著为正，通过Z检验，表明京津服务业发展水平存在显著的空间正相关性，地理空间因素对京津服务业发展的影响已不容忽视。

表1 2008—2018年京津各市辖区服务业发展水平的全局莫兰指数

莫兰散点图经常用来研究局部空间不稳定性。从图2可以看出，32个市辖区的服务业发展水平值点在四个象限分布并不均匀，大部分值点落入了一、三象限即H-H区域和L-L区域。区域整体呈现高观测值的区域单元被同是高值的区域所包围、低观测值的区域单元被同是低值的区域所包围的空间分布。这鲜明体现了京津服务业发展水平在空间上的非均衡状态，证实空间计量研究的必要性。通过空间相关性检验，证实京津服务业发展水平可以利用空间计量模型进行实证分析。

图2 2008年与2018年京津市辖区服务业发展水平的莫兰散点图

四、模型设定与数据说明

(一)空间计量模型的设定

京津服务业发展水平的空间关联性客观存在，因此在模型设定时需采用充分考虑空间因素的空间计量模型。实证研究中通常构建更具一般性的空间杜宾模型(SDM)进行分析，其模型的面板数据形式设定如下：

(3)

佩斯和勒沙杰(Pace & LeSage，2009)指出，空间回归模型研究空间个体间复杂的空间依赖关系，由于空间时滞的存在，空间计量参数估计值并不能准确反映解释变量对被解释变量的边际影响[18]。因此需要利用偏微分方法，对各解释变量对被解释变量的直接效应和间接效应进行估计。本文将式(3)重新设定为如下形式：

(4)

假设将第k个解释变量设定为自变量，其对应的被解释变量ln(develop)的期望值偏导数矩阵为：

(5)

当与某市辖区有关的解释变量发生一单位改变时，直接效应(direct effect)衡量这一改变对该市辖区自身的被解释变量即服务业发展水平develop的影响，由矩阵中对角线元素的平均值来表示；间接效应(indirect effect)即空间溢出效应，衡量某一单位解释变量的变动所引起的该市辖区相邻地区被解释变量的变动，由非对角线元素的平均值来表示。总效应系数为直接效应和间接效应系数之和，表明解释变量的一单位变动产生的总体影响。

(二)变量说明

基于数据的可获得性，本文以2008—2018年32个京津市辖区作为研究对象，选取服务业发展水平(develop)为被解释变量。学者们选择了不同的指标对服务业的发展水平进行衡量，如就业人口比重、增加值比重以及产业密度等。本文以服务业增加值占地区GDP比重反映其发展水平。

本文核心解释变量为对外开放水平(fdi)，选取UNCTAD的外商直接投资业绩指数来衡量京津各市辖区的对外开放水平。根据廉丽娜(2015)[12]的研究，地区FDI业绩指数的公式可以定义为：

(6)

地区FDI业绩指数以1为界，大于1表明该地区拥有超过其地区产出相对规模的FDI吸引力，其可能具有更富竞争力的优势；指数小于1，说明该地区利用FDI与其经济规模不适应，其引进FDI的竞争力相对较弱[19]。一般认为地区FDI业绩指数越大，地区对外开放水平越高。

本文选取经济发展水平、消费水平、科技创新、政府控制作为控制变量，原始数据来源于《北京区域统计年鉴》《天津统计年鉴》及《天津科技统计年鉴》，各控制变量具体说明如下：

经济发展水平(gdp)。经济发展水平的提高推动服务业发展环境的进一步改善，是影响服务业发展水平的重要因素。经济发展水平可使用GDP、人均GDP、居民收入等指标衡量，为更加准确地刻画指标，本文选用人均GDP衡量地区经济发展水平。

消费水平(consu)。各地居民消费水平的差异对区域服务业发展存在一定的导向作用，因此应当加以控制。企业申报的销售数据能够较客观地反映居民消费水平。因此，本文中消费水平以各市辖区人均社会消费品零售额衡量。

科技创新(tech)。技术革新能够促进要素有效流动，优化服务业内部结构，培育新的服务消费增长点。但科技研发存在一定滞后性，资金大量投入可能对服务业企业运营及扩大再生产产生一定的负面影响。本文用京津各市辖区每万人专利申请授权数表示科技创新。

政府干预(gov)。政府鼓励政策的实施以及资金的投入等都会对服务业发展产生影响，但政府过度干预可能会对地区服务业发展起到抑制作用。政府规模大小从一定程度上可以反映政府对市场的干预程度，可用京津各市辖区一般财政预算支出占本区GDP的比重进行衡量。

进一步检验各解释变量与被解释变量服务业发展水平(develop)的相关性。表2的分析结果表明，2008—2018年各解释变量均与服务业发展水平有不高于5%显著水平的相关系数，证实解释变量选择的合理性。

表2 解释变量与服务业发展水平的相关系数

五、实证分析

(一)计量模型选择

根据埃尔霍斯特(Elhorst，2014)[20]的检验思路，首先采用非空间面板数据模型判断空间滞后项或者空间误差项是否应该置入模型。结果显示，在混合回归与包含空间和时间固定效应的模型中，经典的LM检验与稳健的LM检验均在1%的显著性水平上通过了检验，然而在空间固定效应和时间固定效应的回归中，当使用传统 LM 检验时，不能拒绝没有空间相关误差项的原假设。因此，模型应该包含空间滞后项，而是否应该包含空间误差项则需要检验。进一步进行似然比LR检验，P值均小于0.01，确认拒绝随机效应模型，即指向具有双向固定效应的SDM模型，需要考虑空间与时间效应。

最后，利用Wald检验和LR检验对SDM模型是否应该简化为SAR或SEM模型进行检验(表3)。结果显示，两个原假设H0:θ=0和H0:θ+δβ=0 均被拒绝，因此，空间杜宾模型SDM不应该简化为SAR或SEM模型。由上述检验结果，本文最终选用空间与时间双重固定效应的SDM模型进行估计，具体形式即式(4)。

表3 时空固定效应SDM模型估计结果

(二)结果分析

1．全样本空间效应分析

本文根据式(4)对京津32个市辖区的面板数据进行回归分析，估计各解释变量对被解释变量的直接效应和间接效应，回归结果见表4。

表4 全样本时空固定效应SDM模型估计结果

2008—2018年，京津对外开放水平并未对区域服务业发展体现显著影响，直接效应、间接效应和总效应均不显著。考虑到时间段较长，且期间有重大政策推行，后文将进行分时间段空间效应分析，分解相关效应。对于其他控制变量，经济发展水平(gdp)的间接效应和总效应均显著为正。可知地区经济发展水平上升，对相邻地区及区域总体服务业发展均有促进作用。这一结果也表明京津区域内的经济辐射作用是存在的。消费水平(consu)的间接效应和总效应均显著为负，说明消费水平的提升对相邻地区及京津区域服务业的发展有抑制作用。可能原因在于某区消费水平的提升意味着更广阔消费市场的产生，将会吸引周边地区服务业转移。科技创新(tech)的间接效应显著为负，科技创新的提升会抑制相邻地区服务业发展。原因可能是城市间的创新资源存在竞争关系，科技创新水平高的城市会对周边城市产生“虹吸效应”。政府干预(gov)的间接效应为正且显著，京津政府干预对相邻地区服务业发展存在显著溢出效应，强有力的地方政府惠及相邻地区服务业，区域协同发展存在可能性。

2．分时间段空间效应分析

为了探讨京津对外开放对服务业发展水平的相关效应在时间维度上的变化，本文以2015年为分界点，将样本分为2008—2014年和2015—2018年两个时间段分别进行回归，测算直接、间接效应。以2015年为界，是因为京津冀协同发展规划和北京服务业对外开放试点政策均于当年落地，是转折点。其回归结果见表5。

表5 分时间段估计结果

比较两个时间段核心解释变量即对外开放水平的估计结果，发现2008—2014 年对外开放对服务业发展的影响不显著，而北京服务业对外开放试点政策推行后的2015—2018年，地区对外开放水平的提升对相邻地区服务业发展有显著的正向溢出效应，对区域总体影响转向较显著的促进作用(1)总效应P值为0.104 3，接近在10%的水平上显著。。由于京津存在行政边界，两地经济自成体系，内部协调相对复杂，因此2015年前可能难以形成资源共享、优势互补的良性互动，地区对外开放的溢出效应并不显著。而京津冀一体化政策在一定程度上消弭了京津两市的地方保护主义，从结果看，2015年后本地区对外开放对相邻地区具有较显著溢出效应，促进相邻地区服务业发展。

对于控制变量，相较于京津冀协同发展政策推行前，当地经济发展水平的直接效应由负向不显著转向显著为正，同时间接效应由正向显著转向负向显著。政策推行后，京津两市经济发展水平的提高显著促进了本地区服务业发展，但对相邻地区服务业的发展产生抑制作用，可能存在一定程度的“虹吸效应”。消费水平(consu)的直接效应和间接效应在政策推行前后均不显著，意味着短期居民消费水平的提升对本地区与相邻地区服务业发展没有显著空间效应，也没有体现阶段特征。政策推行后，科技创新(tech)的直接效应由不显著变为显著为正，重大政策出台推动科技创新水平的提高，带动了本地服务业发展，也消弭了推行前对相邻地区服务业的抑制作用。政府干预(gov)的间接效应在政策推行后显著为正(5%)，较推行前(10%)更为显著。京津冀协同发展规划及北京对外开放试点推行后，北京、天津地方政府通过打造京津合作园区、建设产业转移承接重点平台等相关措施，不断加强两地间的服务业合作，加快市场一体化进程，在更大范围内实现资源的优化配置。2015年相关政策推行后，政府干预对服务业发展的溢出效应更加显著，表明京津服务业协同发展具有成效。

六、研究结论与政策启示

(一)研究结论

本文利用2008—2018年京津32个市辖区的服务业面板数据，并以2015年京津冀协同发展规划及北京服务业对外开放试点开始推行为界，分组验证了试点前后的结果。结果表明，2015年后，京津对外开放水平的提升对服务业发展总效应在接近10%的水平上显著，对相邻地区服务业发展有显著正向作用。可能受政策影响，经济发展水平的提高对本地区服务业发展存在明显促进作用的同时，也会对相邻地区服务业发展起到抑制作用；科技创新水平的提高带动了本地服务业发展，也消弭了政策推行前对相邻地区服务业的负面影响；政府干预对相邻地区的服务业发展产生较为积极的影响，政策推行后效应更显著，京津服务业协同发展具有成效。

(二)政策启示

根据研究结论，可以得到以下政策启示：

(1)继续推动京津服务业对外开放。进一步放宽市场准入，继续探索服务业对外开放的新领域和新举措，重点推进金融、文化旅游、专业服务等服务业领域的有序开放；加快机制创新改革，发挥试点作用；提升贸易便利化、优化贸易服务水平；完善对外投资支持政策，简化对外投资备案流程；提高外资服务水平，用好投资促进平台；增加政策透明度，强化政策执行规范性，创新监管模式。

(2)重视服务业科技创新。首先，优化创新环境。京津地方政府不仅需持续优化服务业基础设施，致力于降低企业的投融资成本，还应为企业推进自主研发提供良好的法律制度环境。其次，加强高素质人才的培育与引进。政府应在留住人才的同时进一步扩大现有人才优势，优化国际人才服务保障，推动境内外专业人才便利流动。还有，鼓励落实先进技术的实际应用，引导科技资源向服务业领域配置。

(3)扩大服务业市场需求。一方面要提高居民消费需求。政府应引导差异化消费以满足不同群体的需求。同时，应通过缩小收入差距、培育新的消费点、引导消费升级等提高居民消费水平。此外，应进一步完善社会保障制度，减少预防性储蓄，从而提升居民消费能力。另一方面要创造各产业的服务业需求。农业和制造业应向高端化和智能化发展，从而扩大相关行业对现代新兴服务业的需求。服务业则应通过改造传统服务业扩大其他行业对其的需求。

(4)打破行政壁垒，促进区域协同。在加强区域合作的过程中，政府应尊重市场规律、尊重城市发展规律，做好引导调控。通过简政放权，积极响应市场的合理诉求，改进公共服务，从而更好地释放市场主体的活力和动力。