張英良

（邯鄲學院，河北 邯鄲 056005）

引 言

京津冀協(xié)同發(fā)展、京津冀一體化的推進，對于改善、加快京津冀地區(qū)的經濟發(fā)展具有重要的現實意義。2015 年，中央審議通過了《京津冀協(xié)同發(fā)展規(guī)劃綱要》，再次表明了京津冀協(xié)同發(fā)展在國家戰(zhàn)略規(guī)劃中的重要地位。在推動區(qū)域協(xié)同發(fā)展的過程中，有必要對京津冀區(qū)域內地區(qū)經濟發(fā)展的關聯(lián)效應進行研究，以為更好地推動京津冀協(xié)同發(fā)展提供參考。同時也讓我們更為深入地認識中國區(qū)域經濟增長的關聯(lián)性。

對中國區(qū)域間經濟增長的關聯(lián)效應較早地研究主要集中在某個區(qū)域的經濟增長是否存在空間溢出效應。如Brun et al（2001）[1]1-18通過將中國分為內陸和沿海地區(qū)，并引入東、中、西三個二值變量研究了沿海地區(qū)與內陸地區(qū)的相互影響，發(fā)現沿海地區(qū)對內陸地區(qū)存在空間溢出效應。Liu（2002）[2]579-602在沿用Brun 等人思路的基礎上，通過將其他地區(qū)GDP 的變動作為解釋變量直接引入模型的方式，分析了中國東、中、西三大經濟區(qū)域的空間溢出效應。Jing和Zhang（2004）[3]較早利用網絡分析過程描述了我國區(qū)域經濟增長空間相關的特征，并基于QAP 方法研究了影響區(qū)域經濟增長空間相關的因素。林光平等（2005）[4]67-82采用空間經濟計量的方法，研究了中國28 個省市1978-2002 年間人均GDP 的β—收斂情況，通過將25 年的數據以每12 年為一個時段劃分成14 個滾動時段，分析了中國地區(qū)GDP 增長經濟收斂情況的變化過程。Groenewold et al（2010）[5]101-122區(qū)域間溢出效應是中國經濟增長政策的核心，其在考察了中國沿海地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的產出溢出效應后發(fā)現，從沿海地區(qū)到其他兩個地區(qū)，從中部地區(qū)到西部地區(qū)都有很強的溢出效應，但對西部地區(qū)的沖擊對其他兩個地區(qū)沒有流動效應。因此，發(fā)展沿海地區(qū)的政策可能會間接地使其他兩個地區(qū)受益。潘文卿（2012）[6]54-65分析了中國各省區(qū)人均GDP 的空間分布格局和溢出效應，發(fā)現空間溢出效應是影響中國區(qū)域經濟發(fā)展的重要因素，并且距離越遠則溢出效應越弱。張可和汪東芳（2014）[7]70-82提出經濟集聚與環(huán)境污染相互影響，并且兩個都具有空間溢出效應。

之后，學者們主要將研究重心放在了影響經濟增長空間溢出相應的影響因素問題研究上。如張翠菊和張宗益（2016）[8]46-52提出城鄉(xiāng)居民消費結構的不斷優(yōu)化對區(qū)域間經濟互動具有推動作用。楊水根和王露（2017）[9]99-109不同城市間的經濟關聯(lián)能夠顯著影響其經濟外溢效應。吳宗杰等（2019）[10]126-130以山東省為例，運用空間杜賓模型發(fā)現高技術產業(yè)集聚有利于區(qū)域經濟增長質量的空間溢出效應。吳茂國和陳影（2018）[11]72-81,86、常新鋒和陳璐瑤（2020）[12]35-45發(fā)現金融發(fā)展和資本效率均能提升地區(qū)經濟的高質量發(fā)展，同時也能推動高質量發(fā)展的外溢效應。任通先和林娟運（2021）[13]發(fā)現高鐵的開通不僅對于本地經濟的增長具有促進作用，也會推動高鐵開通地區(qū)周邊區(qū)域的經濟發(fā)展。王少鵬等（2021）[14]49-57發(fā)現不同地區(qū)高校科技創(chuàng)新活動之間具有外溢效應，并且其會對區(qū)域經濟增長產生顯著影響。

這些文獻基本上都是從全國的范圍角度進行考察，分析的是中國不同區(qū)域間經濟發(fā)展的關聯(lián)效應，本文以京津冀地區(qū)為考察對象，分析了具體到區(qū)域內部的空間關聯(lián)性，發(fā)現當具體到某個區(qū)域時，這種空間溢出效應的結果呈現出不同的特征。

一、京津冀地區(qū)人均GDP 的空間相關性

根據“地理學第一定律”：各地區(qū)間的變量通常具有一定的聯(lián)系，并且距離越近的地區(qū)聯(lián)系越密切，因此，在研究地區(qū)經濟發(fā)展時，越來越多的學者開始關注地區(qū)間的空間關聯(lián)性。度量不同地區(qū)某一變量的空間關聯(lián)性的指標有“莫蘭指數I”（Moran’sI）、“吉爾里指數C”（Geary’sC）等，其中“莫蘭指數I”最為常用。其計算公式為：

在表1 中列舉了2008—2018 年間按距離倒數定義的空間權重矩陣計算的Moran’sI 指數值及p-value?？梢钥闯?，雖然隨著時間的推移，京津冀地區(qū)空間自相關的Moran’sI 指數有由負轉正的趨勢，但指數值很小，且p-value 過大，無法通過顯著性檢驗。這說明，從莫蘭指數I 的結果來看，京津冀地區(qū)經濟增長的空間關聯(lián)性較弱，沒有明顯的空間集聚效應。

上述Moran’sI 指數度量了京津冀地區(qū)全域范圍內不同地區(qū)間的空間關聯(lián)性。結果顯示京津冀地區(qū)的經濟增長并不存在明顯的空間關聯(lián)性。為了解某地區(qū)i附近的空間關聯(lián)情況，下面引入“局域莫蘭指數I”（local Moran’sI），其用來度量局域空間自相關的主要指標，其計算公式為：

表1.京津冀空間自相關Moran’sI 指數及檢驗值

局域Moran’sI 指數的含義與上文中的全局Moran’sI 指數相似。正的表示地區(qū)i與周圍地區(qū)具有顯著的正向關聯(lián)效應，負的表示表示相反。另外，局域Moran’sI 與Moran 散點圖相結合可以區(qū)域關聯(lián)效應更加清晰（Anselin，1996）。

圖1.京津冀地區(qū)人均GDP 的Moran 散點圖

圖1 給出了按上文中提到的空間權重矩陣W測度的2008 年、2013 年和2018 年京津冀地區(qū)人均GDP 的Moran 散點圖。位于第一象限和第三象限的散點代表具有典型觀察值的地區(qū)，意味著人均GDP 較高的地區(qū)其周邊地區(qū)的人均GDP 相對較高，而人均GDP 較低的地區(qū)其周邊地區(qū)的人均GDP也較低?？梢钥闯?，從2008 年到2018 年，具有典型觀察值的地區(qū)沒有明顯的變化，僅在2018 年增加了一個。結合局域Moran’s I 指數的結果：2008 年伴隨概率p 值小于10%的地區(qū)數量為0，2013年僅唐山地區(qū)的p 值小于10%，到2018 年也僅是增加到了唐山、天津兩地。這說明，隨著時間的推移，京津冀地區(qū)雖然呈現出了一定的局域性空間集聚加強的特征，但這種特征并不十分顯著，這與全局Moran’sI 指數的檢驗結果相一致。

上述指標給出了京津冀地區(qū)空間關聯(lián)性的初步判斷，但需要指出的是，上述全局Moran’sI 和局域Moran’sI 指標僅提供是否存在空間關聯(lián)效應的初步檢驗，更為深入和準確的檢驗有賴于建立正式的空間計量模型。

二、京津冀地區(qū)人均GDP 的空間溢出效應分析

本文將運用社會網絡分析方法的塊模型中的Concor 方法研究京津冀各地人均GDP 空間關聯(lián)網絡的聚類現象，并以此為基礎分析各地人均GDP 溢出效應變化情況，這需要建立相應的引力模型進行運算，如公式（3）[15]83-95。

其中i,j代表各個地市，yij為地市i和地市j之間的人均GDP 引力值，X i和Xj分別表示地市i和地市j的人均GDP，xij則表示地市i在地市i,j之間產業(yè)相互聯(lián)系的貢獻率，iA和Aj分別表示地市i和地市j的年末人口值，iB和Bj分別表示地市i和地市j的固定資產投資總額，Ci和Cj分別表示地市i和地市j的GDP 值，Dij則表示地市i和地市j的城市距離。根據各個地區(qū)人均GDP 空間關聯(lián)網絡整體的密度與其板塊密度矩陣中的密度值的比較可以得出人均GDP 關聯(lián)網絡的像矩陣，即板塊密度大于整體密度取值1，表明板塊之間具有關聯(lián)關系；小于整體密度則取值0，表明板塊之間沒有關聯(lián)關系。根據表2 中的結果可以得出各個板塊的溢出情況，其中板塊內接受關系數（發(fā)出關系數）為接受關系矩陣中對角線上的關系數，板塊外接受關系數（發(fā)出關系數）為接受關系矩陣中除自身板塊之外的每列（行）的關系數之和。其中板塊外的接受關系數代表某板塊接受其它板塊的溢出影響，板塊外的發(fā)出關系數代表對某板塊對其它板塊的溢出影響。

表2.2008-2018 年京津冀人均GDP 空間關聯(lián)網絡接受矩陣及板塊效應溢出表

板塊2（唐山市） 0 4 0 6板塊3（北京市、天津市） 0 16 0 5板塊4（承德市、秦皇島市、張家口市、滄州市） 0 0 0 0板塊5（廊坊市、保定市） 0 0 0 0板塊6（衡水市、邯鄲市） 0 0 0 1板塊7（邢臺市） 0 0 0 0 2018 年板塊接受關系數 發(fā)出關系數板塊內 板塊外 板塊內 板塊外板塊1（石家莊市） 0 6 0 4板塊2（唐山市） 0 5 0 6板塊3（北京市、天津市） 0 16 0 5板塊4（承德市、秦皇島市、張家口市） 0 0 0 0板塊5（廊坊市、滄州市） 0 0 0 0板塊6（保定市、邯鄲市） 0 0 0 0板塊7（邢臺市、衡水市） 0 0 0 0

從表2 的結果看，2008-2018 年板塊的數目并沒有發(fā)生變化，但每個板塊的內容有所改變?！笆仪f板塊”和“唐山板塊”比較固定，與它們產生關系的板塊對象也比較固定，其中“石家莊板塊”的關系板塊涉及的地區(qū)主要集中在冀中南地區(qū)，與“唐山板塊”的關系板塊涉及的地區(qū)主要集中在冀北地區(qū)，但近年來也逐步與“京津板塊”發(fā)生聯(lián)系；“京津板塊”主要由北京和天津兩個地區(qū)構成，這可能與天津市近年來不斷承接北京產業(yè)轉移有關系，也比較固定，與其發(fā)生關系的板塊對像中涉及的地區(qū)近年來逐步從“環(huán)京津”地區(qū)向冀南和冀北擴展；“承秦張滄板塊”近年來也逐步穩(wěn)定下來，與其發(fā)生關系的板塊主要集中在京津唐石地區(qū)；隨著廊坊與其他地區(qū)關聯(lián)程度的減弱，它逐步從其他板塊中脫離并自身形成了獨立板塊，而且主要是與“京津板塊”發(fā)生關系；而保定隨著近年來與河北南部的地區(qū)不斷緊密，逐步與邯鄲和衡水組成板塊，并且主要與京津石地區(qū)產生聯(lián)系；而邢臺也隨著自身與其他地區(qū)關聯(lián)的減弱，形成了獨立的板塊，并只與“石家莊板塊”產生關聯(lián)。

然后需要根據各個板塊內外接受和發(fā)出的總體關系分析各個板塊的類型（見表3），其中gk表示第k個板塊中的成員數目，g表示所研究對象的總體數目。

表3.板塊類型表

“京津板塊”屬于“經紀人板塊”，其在整體網中起到了中介作用，接受的關系比較多，網絡中的很多板塊都通過其與其它板塊發(fā)生作用；“石家莊板塊”和“唐山板塊”屬于“收益人板塊”，其從網絡關系中受益較多；“承秦張滄板塊”和“衡保邯板塊”屬于“諂媚人板塊”，其主要是對“經紀人板塊”和“收益人板塊”產生有利的外溢作用，而自身在這種關系中受益較少；“廊坊板塊”和“邢臺板塊”則屬于“孤立者板塊”，其中“邢臺板塊”基本喪失了與周邊地區(qū)板塊和地區(qū)的聯(lián)系，“廊坊板塊”則失去與河北地區(qū)板塊的聯(lián)系。

在對人均GDP 關聯(lián)網絡中各個板塊之前的關系以及各個板塊的類型進行分析后，還需要進一步通過像矩陣對人均GDP 關聯(lián)板塊的總體特征進行描述（見表4）。

表4.2008-2018 年京津冀人均GDP 空間關聯(lián)網絡密度矩陣、像矩陣表

從表4 的像矩陣總體分布情況看，2008-2018 年京津冀人均GDP 關聯(lián)的像矩陣分為兩大部分，一部分集中在矩陣的左下部，另一部分集中在矩陣的右上部，這兩部分其實都表現了京津冀地區(qū)“經濟中心部分”與“非經濟中心部分”之間的聯(lián)系，左下部代表了“非經濟中心部分”對“經濟中心部分”的外溢作用，右上部則正好相反。兩者都具有一定的“關系傳遞性”，即具有對象1 作用于對象2，對象2 作用于對象3，從而確定對象1 也作用于對象3。這種“關系傳遞性”使得京津冀的人均GDP 關系網絡關系總體較為緊密。

三、空間溢出效應的模型設定

（一）理論模型

現有經濟理論告訴我們，地區(qū)經濟增長的主要動力來源于自身的要素稟賦，新古典增長理論提出，地區(qū)經濟增長主要是由資本等各種生產要素的投入引發(fā)的。新地理經濟學則從需求與供給相互推動的視角提出地區(qū)經濟增長的極化機制，相關學者間不同地區(qū)間的空間距離作為權重對周邊區(qū)域相關變量的總產值進行加總以測度某個地區(qū)生產產品與服務的潛在市場需求。Redding（2005）[16]29-55進一步將這種思路拓展到對地區(qū)人均GDP 的影響因素的研究上。本文沿用這一思路，構造時期t地區(qū)i的市場潛能指標：

其中，y1t、y2t、y3t……ynt代表t時期各地區(qū)的人均GDP；iW代表空間權重矩陣W的第i行。某一特定地區(qū)的市場潛能MitP越高，意味著周邊地區(qū)對該地區(qū)的產品需求越高，周邊地區(qū)的經濟發(fā)展對該地區(qū)的潛在帶動作用越強。這樣，以MitP作為地區(qū)i的市場潛能，可以得到某一特定地區(qū)人均收入與地區(qū)經濟發(fā)展的溢出效應間的相關關系：

（二）模型設定

根據以上理論模型的論述，本文將市場潛能MitP作為解釋變量引入到計量模型，借此研究周邊地區(qū)經濟發(fā)展對某特定地區(qū)的溢出效應。另外，根據新古典增長理論，本文將資本、勞動力以及技術變量作為控制變量引入模型。具體模型設定如下：

其中，變量下標t代表年份、i代表地區(qū)，y it代表時期t地區(qū)i的人均GDP；Popit代表時期t地區(qū)i的人口數量，反映地區(qū)人口增長對經濟增長的影響；Invit表示固定資產投資總額，反映投資對經濟增長的影響；Sc iit表示科技與教育支出總額占財政總支出的比例，反映地區(qū)科技水平對經濟增長的影響；M itP表示上文所述的市場潛力，反映區(qū)域經濟發(fā)展過程中地區(qū)間的空間溢出效應。

四、京津冀地區(qū)經濟發(fā)展的空間溢出效應

為了對京津冀地區(qū)13 個市經濟發(fā)展的空間溢出效應進行分析，本文利用（6）式中設定的計量模型進行經驗分析。

（一）數據來源

本研究使用的數據來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》（2008-2019）、《中國區(qū)域經濟統(tǒng)計年鑒》（2008-2019），各市間的距離利用行政中心的經緯度計算得到。各類數據均使用實際數據。固定資產投資總額按照固定資產投資價格指數進行了調整，各地區(qū)的GDP 數據、財政總支出和科技與教育總支出都根據GDP 平減指數進行調整，總而消除了價格變動的影響。

（二）模型估計

本研究采用京津冀地區(qū)13 個市區(qū)11 年的面板數據，因此需要使用panel data 方法進行計量估計。并且，考慮到面板數據模型常存在的時間固定效應和個體固定效應問題，本文擬采用雙向固定效應模型進行估計。在第三部分的模型設定中，已經通過市場潛能MitP這一變量來反映某一特定地區(qū)與其他地區(qū)的空間關聯(lián)關系，但是，地區(qū)間的關聯(lián)關系是比較復雜的，僅通過市場潛能無法完全刻畫全部的影響因素，而那些具有空間關聯(lián)性且影響京津冀地區(qū)經濟增長的其他因素則會進入到模型的誤差項中，這可能導致模型的誤差項存在較強的空間依賴性。因此，本文使用空間誤差模型（SEM）對（6）式進行改進：

其中，iλ代表個體固定效應；tω代表時間固定效應。iW的含義與上文相同。利用Stata 軟件對（6）式代表的空間誤差模型進行估計，結果如表5 所示。

表5.京津冀地區(qū)經濟增長因素分析

在對（7）式所對應的基本面板模型進行是否存在時間效應的檢驗中，p-value=0.0000，在1%的顯著水平上拒絕不存在時間效應的原假設；對于應該使用固定效應還是隨機效應的Hausman test，p-value 同樣等于0.0000，在1%的顯著水平拒絕隨機效應假設，認為應該使用固定效應模型。這說明本文所選的雙向固定效應下的空間誤差模型是合理的。

從空間誤差模型的估計結果可以看出，2008—2018 年間京津冀地區(qū)整體的空間溢出效應值為負的0.8526，且在統(tǒng)計上十分顯著，說明市場潛能每增加1%，地區(qū)人均GDP 約下降0.8526 個百分點，我們稱市場潛能所代表的溢出效應為直接溢出效應。另外，誤差項的空間自回歸系數（lambda）同樣為負，且統(tǒng)計顯著，說明影響京津冀地區(qū)經濟增長的其他因素同樣對周邊地區(qū)的經濟增長具有負向作用，稱空間自回歸系數所代表的溢出效應為間接溢出效應。這些直接、間接效應都表明，進入新世紀以來京津冀地區(qū)整體上并不存在返還型溢出效應，周邊地區(qū)經濟發(fā)展反而會阻礙本地區(qū)的經濟增長，空間溢出在京津冀地區(qū)經濟發(fā)展過程中并沒有表現出良好的正向作用。因此，京津冀地區(qū)在未來發(fā)展的過程中，應當注重形成良好的經濟循環(huán)系統(tǒng)，促進區(qū)域經濟間的相互合作、協(xié)調發(fā)展。

另外，地區(qū)人均GDP 對人口的彈性系數為-1.3455，人均GDP 與人口數量呈負向相關關系，表明人口壓力是制約京津冀地區(qū)經濟發(fā)展的重要因素；人均GDP 對投資的彈性系數為0.1767，呈正向相關關系，表明京津冀地區(qū)投資的增長是拉動經濟增長的關鍵要素。這些都與傳統(tǒng)的經濟理論相符。人均GDP 對科教支出占財政支出比例的彈性系數為0.0855，且在統(tǒng)計上不顯著。本文認為，這或許部分是由以下原因導致的：一是科教支出對科技水平的提升作用具有較長的滯后性，短期內難以完全顯現其對科技水平提高的促進作用；二是科技成果的轉化速度較慢；三是京津冀地區(qū)接受科技成果轉化的能力較弱。事實上，北京作為科技創(chuàng)新的中心地，其科技成果大多在廣東、江蘇、上海等地完成轉化，而非本地。

結論與啟示

新經濟地理學的視角讓我們了解到，地區(qū)經濟的發(fā)展，不僅依賴于本地區(qū)的資本、勞動力和技術水平等的變動，而且還會受到其周邊地區(qū)經濟發(fā)展的影響。因此，在研究地區(qū)經濟發(fā)展的過程中，考慮地區(qū)間的空間關聯(lián)性就變得尤為重要。本文通過利用空間計量經濟學的方法，對京津冀地區(qū)進行研究，得出以下結論和啟示：

首先，本文使用空間關聯(lián)性指標對2008—2018 年間京津冀地區(qū)經濟發(fā)展的空間集聚性進行分析。結果表明：雖然京津冀地區(qū)經濟發(fā)展的空間集聚性近年來有所增強，但整體上集聚效應依然較弱，并沒有顯著地呈現出經濟發(fā)展水平較高的地區(qū)與發(fā)展水平較高的地區(qū)相聚、發(fā)展水平較低的地區(qū)與發(fā)展水平較低的地區(qū)相聚的特征。事實上，以北京為例，與其相鄰的保定、張家口等地2018 年的人均收入反而相對較低。這反映了經濟發(fā)展水平較高的地區(qū)并沒有對周邊地區(qū)起到較好的輻射帶動作用。

其次，在使用雙向固定效應下的空間誤差模型對影響京津冀地區(qū)經濟發(fā)展的因素進行分析時，發(fā)現市場潛能變量的系數顯著為負。這說明：京津冀地區(qū)空間溢出效應顯著為負，周邊地區(qū)經濟的增長對本地區(qū)的經濟增長具有明顯的抑制作用，而不是帶動作用。這反映地區(qū)經濟的發(fā)展不僅沒有給周邊地區(qū)的發(fā)展帶來機會，反而可能掠奪了周邊地區(qū)的發(fā)展資源，給周邊地區(qū)帶來不利影響。因此，在推動京津冀一體化，建設首都經濟圈的過程中，應當加強京津冀地區(qū)間的相互合作、彼此協(xié)調，盡可能地使區(qū)域間的發(fā)展能夠彼此促進、相互帶動，形成一種良性循環(huán)，使周邊地區(qū)能夠受惠于地區(qū)經濟的發(fā)展。

最后，從空間誤差模型的結果可以看出，投資依然是促進京津冀地區(qū)經濟發(fā)展的重要因素。因此，在推動區(qū)域經濟發(fā)展的過程中，投資依然是重要的方式，尤其是應當加強基層設施的建設。另外，估計結果顯示，整體上，科教支出對提高京津冀地區(qū)人均GDP 并沒有十分顯著的作用。本文認為，在優(yōu)化科教投入的方式、領域，促進科教資源優(yōu)化配置的同時，應當努力加快優(yōu)秀科技成果的就地轉化，努力挖掘科技這一要素對地區(qū)經濟發(fā)展的促進作用。