孫雷 魯強

摘要：將交通網(wǎng)絡、產(chǎn)業(yè)分工和聚集作為河北環(huán)京地區(qū)經(jīng)濟增長的解釋變量，進行了實證分析。采用1990-2011年的相關數(shù)據(jù)檢驗了解釋變量與經(jīng)濟增長的長期關系及產(chǎn)生的影響。研究表明，交通網(wǎng)絡、產(chǎn)業(yè)分工和聚集與河北環(huán)京地區(qū)經(jīng)濟增長存在長期的協(xié)整關系，并且是河北環(huán)京地區(qū)經(jīng)濟增長的重要因素。交通網(wǎng)絡、產(chǎn)業(yè)分工和聚集水平的提高，能夠起到改善經(jīng)濟結構、優(yōu)化資源配置的作用，從而有利于河北環(huán)京地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局，加快河北環(huán)京地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。

關鍵詞：環(huán)京地區(qū)； 經(jīng)濟增長； 協(xié)整分析

中圖分類號：F127文獻標志碼：A文章編號：1005-6378（2014）01-0047-04

一、文獻綜述

近些年來,關于基礎設施、產(chǎn)業(yè)結構與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展研究文獻較多，國內(nèi)學者從不同角度，運用不同方法對基礎設施與經(jīng)濟發(fā)展進行了研究。龐虹，晏克非［1］把交通基礎設施投資作為GDP增長的變量，建立了誤差修正模型，得到了變量之間的長期均衡和短期波動的表達式，并且從推動力系數(shù)說明交通基礎設施建設對我國東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展有推動作用。董大朋，陳才運用VAR模型，分析了東北地區(qū)交通基礎設施與經(jīng)濟增長存在長期穩(wěn)定的均衡關系，而且進行了格蘭杰因果檢驗，得出交通基礎設施與經(jīng)濟增長是雙向的格蘭杰因果關系。黃壽峰，王藝明［2］運用非線性Granger因果檢驗方法——非參數(shù)Tn檢驗方法，對我國交通基礎設施與經(jīng)濟發(fā)展進行深入的研究，研究結果表明，我國交通基礎設施發(fā)展與經(jīng)濟增長的相互作用呈現(xiàn)顯著的非線性動態(tài)變化趨勢，交通基礎設施發(fā)展與經(jīng)濟增長互為 Granger 因果，它們之間存在相互影響、相互作用、相輔相成的非線性關系。林馥波［3］運用主成分分析法，將公路、鐵路、民航、水運等多種因素，綜合為一種交通基礎設施主因素，建立了一元回歸模型，并進行了實證檢驗，得出公路、鐵路對區(qū)域經(jīng)濟增長拉動最大，而且由于東、中、西部地區(qū)交通基礎設施條件不同，導致區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生差異。

國內(nèi)對產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟發(fā)展之間關系研究很多。大部分學者運用面板數(shù)據(jù)、回歸分析、灰色關聯(lián)等計量模型進行論證國內(nèi)省份產(chǎn)業(yè)結構變動對經(jīng)濟發(fā)展的影響。梁慧超,王世昆［4］運用灰色關聯(lián)和回歸分析對河北省1986-2007年產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長關系進行實證分析，判斷了三次產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的關聯(lián)度。邵明波［5］以1985-2007 年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)為樣本，利用協(xié)整理論與誤差修正模型分析得出環(huán)渤海區(qū)域經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結構之間存在唯一長期穩(wěn)定的均衡關系，驗證了配第?克拉克定律的正確性。戴宏偉、陳永國利用產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移理論，測算了京津冀三次產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻，得出京津冀應根據(jù)自身的產(chǎn)業(yè)基礎和比較優(yōu)勢，進行產(chǎn)業(yè)結構的跨地區(qū)調(diào)整與轉(zhuǎn)移。張麗峰采用面板數(shù)據(jù)(Panel Data)模型方法,對1978-2005年京津冀產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長影響的差異進行了分析，得出不同地區(qū)三大產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長貢獻度有差異。

綜上所述,從國內(nèi)大部分學者研究內(nèi)容來看，很少學者研究河北環(huán)京地區(qū)交通基礎設施、產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟發(fā)展的關系。大部分內(nèi)容都側(cè)重于宏觀定性的把握，而且只是單純從產(chǎn)業(yè)結構或基礎設施某一個方面來說明與經(jīng)濟發(fā)展的關系?；诖吮疚膶⒔煌ɑA設施、產(chǎn)業(yè)分工和聚集作為經(jīng)濟發(fā)展的影響因素進行了分析，把交通基礎設施與經(jīng)濟發(fā)展進行了協(xié)整檢驗，最后分析了環(huán)京地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構趨同性，為河北省環(huán)京地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展提供理論依據(jù)和政策建議。

二、研究方法以及數(shù)據(jù)的來源和處理

本文中所有數(shù)據(jù)均來自歷年《河北省經(jīng)濟年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》和《北京統(tǒng)計年鑒》。本文選取河北省環(huán)京地區(qū)（張家口、承德、保定、廊坊、唐山、秦皇島、衡水、滄州、石家莊）①1990-2011年的相關數(shù)據(jù)進行交通網(wǎng)絡、產(chǎn)業(yè)分工和聚集與經(jīng)濟增長關系的實證分析。交通網(wǎng)絡主要是指交通基礎設施的空間分布，本文以河北環(huán)京地區(qū)公路、鐵路的通車里程作為衡量標準。記為JT。產(chǎn)業(yè)分工由河北環(huán)京地區(qū)與北京產(chǎn)業(yè)結構相似系數(shù)表示，記為CYFG，產(chǎn)業(yè)聚集由河北環(huán)京地區(qū)規(guī)模以上企業(yè)數(shù)量表示，記為CYJG。由于對數(shù)據(jù)采用自然對數(shù)不改變變量之間的協(xié)整關系，并可以消除時間序列中產(chǎn)生的異方差現(xiàn)象，使其趨勢線性化，所以，分別對GDP、交通設施（JT）、產(chǎn)業(yè)聚集度（CYJZ）、產(chǎn)業(yè)相似度（CYFG）進行自然對數(shù)變換，分別用LNGDP、LNJT、LNCYJZ、LNCYFG表示。在具體進行實證分析時，采用Eviews6.0軟件進行處理。

為了有效衡量河北環(huán)京地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構趨同，這里引入產(chǎn)業(yè)結構相似系數(shù)來測度。其公式如下：

Sij=(騨k=1XikXjk)/(騨k=1X2ik騨k=1X2jk)(1)

其中，Sij是指i區(qū)域和j區(qū)域的結構相似系數(shù)，i和j是兩個相比較的區(qū)域，Xik是i區(qū)域k產(chǎn)業(yè)占整個產(chǎn)業(yè)的比重，Xjk是j區(qū)域k產(chǎn)業(yè)占整個產(chǎn)業(yè)的比重。根據(jù)經(jīng)驗判斷，一般對區(qū)域間產(chǎn)業(yè)結構相似程度進行評價時，以0.85為標準來判斷高低。

本文主要的研究方法包括單位根和協(xié)整檢驗以及普通最小二乘法。首先,針對時間序列可能出現(xiàn)的偽回歸問題進行ADF單位根檢驗，其次對數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗。

河北大學學報(哲學社會科學版)2014年第1期三、實證分析

（一）單位根檢驗

由于直接對取對數(shù)后的數(shù)據(jù)進行回歸，可能造成虛假回歸的問題，影響分析的準確性，因此應先對各序列的平穩(wěn)性進行檢驗。本文主要采用ADF檢驗，ADF檢驗回歸包括三種情況：帶有截距項、帶有截距項和趨勢項、或二者都不包括。具體選擇標準是：觀察變量的時序圖，如果序列包含有趨勢，則ADF檢驗中應既有常數(shù)又有趨勢；如果序列無明顯趨勢，但有非零均值檢驗模型中僅包括常數(shù)項；如果序列在零均值波動，檢驗模型中應既不含常數(shù)又不含趨勢。最優(yōu)滯后階數(shù)由AIC和SC準則自動求得。以此為依據(jù)可以得出各組數(shù)據(jù)的時序圖（圖1）。根據(jù)每個變量的時序趨勢圖，可以合理選擇截距項和趨勢項，進行各變量的ADF平穩(wěn)性檢驗（表1）。從表1可以看出，各個變量初始數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的進行一階差分之后，各個變量的 ADF統(tǒng)計量的絕對值都大于5%的臨界水平值，因此拒絕△GDP、△JT、△CYJZ、△CYFG有單位根的原假設，各變量是平穩(wěn)的，即它們是一階單整時間序列 I（1），可以進行協(xié)整分析。

圖1數(shù)據(jù)時序

①根據(jù)北京與河北省最新簽署的《2013至2015年合作框架協(xié)議》，環(huán)京地區(qū)的規(guī)劃范圍調(diào)整為“1+9+3”，該方案是在“1+6+3”的基礎上最新納入河北省的衡水、滄州、石家莊3個城市。

表1單位根檢驗結果

變量

Variable檢驗類型

Test typesADF值

ADF value5%臨界值

0.05 Critical

value10%臨界值

0.1 Critical

value結論

ConclusionlnGDP(c,0,1）-0.7647-3.0207-2.6504非平穩(wěn)lnJT(c,t,1)-1.8252-3.6450-3.2615非平穩(wěn)lnCYJZ(c,0,1)0.3611-1.9591-1.6075非平穩(wěn)lnCYFG(c,t,1)-0.8341-3.0207-2.6504非平穩(wěn)D(lnGDP)(c,0,1)-5.8494-3.0656-2.6735平穩(wěn)D(lnJT)(c,t,1)-5.3100-3.6584-3.2690平穩(wěn)D(lnCYJZ)(c,1,0)-6.6905-3.6584-3.2690平穩(wěn)D(lnCYFG)(c,t,2)-4.4316-3.0404-2.6606平穩(wěn)（二）協(xié)整檢驗

協(xié)整揭示了（或兩個以上）的時間序列變量是非平穩(wěn)的，但它們的某種線性組合卻表現(xiàn)出平穩(wěn)性，則這些變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，這種關系就叫協(xié)整關系。依據(jù)ADF檢驗結果可知，取對數(shù)后的GDP、交通設施（JT）、產(chǎn)業(yè)分工（CYFG）、產(chǎn)業(yè)集聚（CYJZ）等變量一階差分后均符合平穩(wěn)性條件。為了進一步探求變量之間是否存在長期穩(wěn)定的關系，需要進行Johansen協(xié)整檢驗（表2）。

表2變量之間Johansen 協(xié)整檢驗結果

協(xié)整向量數(shù)目

No.of CE(s)Trance

檢驗值

Eigenvalue跡統(tǒng)計量

Trance

Statistic5%顯著性水平

0.05 Critical

ValueProb.

**None*0.789058.372755.24580.0259At most 1*0.535027.255835.01090.2637從表2可以看出，在5%的顯著性水平上拒絕了并不存在協(xié)整方程的原假設，而接受了至多存在一個協(xié)整方程的原假設，這說明，河北環(huán)京地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與交通基礎設施、產(chǎn)業(yè)聚集水平、產(chǎn)業(yè)分工水平在5%的顯著性水平上，存在一個長期穩(wěn)定的關系。其關系方程式如方程。

LNGDP=80.2457+8.2031LNJT+25065LNCYJZ-3.1878LNCYFG(2)

(-7.8828) (10.2850) (2.3876) (-3.8156)

R2=0.9405 DW=2.0075 F-statistic=94839

從模型回歸結果來看模型的總體擬合度很好，交通設施、產(chǎn)業(yè)聚集與GDP發(fā)展都是正相關關系，產(chǎn)業(yè)分工系數(shù)與經(jīng)濟發(fā)展是負相關關系。交通設施對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展影響最大，其次是產(chǎn)業(yè)分工和聚集。此外，從回歸方程（2）還可看出，在其他條件不變的前提下，鐵路里程每增加1%，拉動經(jīng)濟增長8.2031%，產(chǎn)業(yè)聚集水平每增加1%，拉動區(qū)域經(jīng)濟增長2.5065個百分點，產(chǎn)業(yè)相似度越大，產(chǎn)業(yè)趨同現(xiàn)象越明顯，分工就越不合理。方程產(chǎn)業(yè)分工系數(shù)表明，產(chǎn)業(yè)相似度降低一個百分點，拉動經(jīng)濟增長3.1878個百分點。

（三）因果檢驗

各個變量具有長期的穩(wěn)定性，為了進一步驗證因變量GDP與各解釋變量的因果關系，可以對各變量之間進行格蘭杰因果檢驗，選擇滯后期為2，得到檢驗結果（表3）。

表3沿海地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）與

各變量間的Granger因果關系檢驗

零假設

Null HypothesisF統(tǒng)計量

F-StatisticP值

Prob 結論

ConclusionLNJTdoes not Granger Cause LNGDP16.89550.0007拒絕原假設LNGDP does not Granger Cause LNJT10.57900.0044拒絕原假設LNCYJZ does not Granger Cause LNGDP7.08340.0159拒絕原假設LnGDP does not Granger Cause LNCYJZ0.36830.5515接受原假設LNCYFG does not Granger Cause LNGDP2.70690.1173接受原假設LNGDP does not Granger Cause LNCYFG8.70970.0085拒絕原假設從表3可以看出，在選擇滯后期為2的Grange因果檢驗表明，1990-2011年間，河北環(huán)京地區(qū)經(jīng)濟與產(chǎn)業(yè)聚集水平、產(chǎn)業(yè)分工水平均存在單向因果關系，基礎設施與經(jīng)濟發(fā)展是雙向因果關系，即河北環(huán)京地區(qū)交通基礎設施建設、產(chǎn)業(yè)聚集水平是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的原因，經(jīng)濟發(fā)展是交通基礎設施發(fā)展、產(chǎn)業(yè)分工的原因，在一定時期內(nèi)，加快發(fā)展河北環(huán)京地區(qū)公路、鐵路等交通基礎設施的建設，提高貨物通車里程，能夠很大程度上促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提升，可以進一步促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)分工，使各產(chǎn)業(yè)之間的要素形成更大的互補作用。

四、結論和政策建議

（一）結論

通過以上的實證分析得出，交通網(wǎng)絡、產(chǎn)業(yè)分工和聚集等解釋變量，是促進河北環(huán)京地區(qū)經(jīng)濟增長的關鍵因素。

1.河北環(huán)京地區(qū)經(jīng)濟增長與交通網(wǎng)絡、產(chǎn)業(yè)分工和聚集的變動率之間有一種一般性規(guī)律，即每次河北環(huán)京地區(qū)經(jīng)濟增長前期都會出現(xiàn)上述解釋變量的明顯增長。

2.從協(xié)整關系可以看出，河北環(huán)京地區(qū)經(jīng)濟增長與交通網(wǎng)絡變動率、產(chǎn)業(yè)分工變動率和產(chǎn)業(yè)聚集變動率存在長期穩(wěn)定的協(xié)同關系。實證表明，存在著某種經(jīng)濟機制，使上述解釋變量推動河北環(huán)京地區(qū)經(jīng)濟增長。

3.因果關系檢驗進一步說明，交通網(wǎng)絡變動率、產(chǎn)業(yè)聚集變動率、產(chǎn)業(yè)分工變動率是拉動河北環(huán)京地區(qū)經(jīng)濟增長的重要因素。因此，通過調(diào)整和優(yōu)化解釋變量從而促進河北環(huán)京地區(qū)經(jīng)濟增長是積極有效的。

（二）政策建議

1.完善區(qū)域交通基礎設施建設。交通是推進河北環(huán)京地區(qū)和北京協(xié)調(diào)發(fā)展的紐帶，加快交通基礎設施的建設可以極大的縮小其空間距離，使經(jīng)濟社會生活多方面發(fā)生質(zhì)的變化，從而促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。加快河北環(huán)京地區(qū)與北京的高速鐵路、公路網(wǎng)建設，完善區(qū)域高速鐵路、公路連接，形成高效、合理的高速鐵路、公路網(wǎng)絡。加強港口、機場的整合與利用，形成合理的空間布局。

2.促進合理的產(chǎn)業(yè)分工。河北環(huán)京地區(qū)應根據(jù)本身的資源稟賦和比較優(yōu)勢與北京進行合理的分工。河北環(huán)京地區(qū)應對接北京，接受北京的輻射，與之形成優(yōu)勢互補。河北環(huán)京地區(qū)要利用比較優(yōu)勢，大力發(fā)展冶金、建材、化工、機電、機械加工、旅游等產(chǎn)業(yè)，不斷的優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，并縮小與北京的經(jīng)濟差距，加快河北環(huán)京地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。

3.加快河北環(huán)京地區(qū)產(chǎn)業(yè)聚集，促進環(huán)京地區(qū)開發(fā)。在曹妃甸新區(qū)和渤海新區(qū)的基礎上，再建一批產(chǎn)業(yè)聚集區(qū)，強化產(chǎn)業(yè)聚集,進一步完善唐山精品鋼鐵、裝備制造、化工、建材；保定汽車制造業(yè)、新能源產(chǎn)業(yè)和滄州裝備制造、化工、電力等產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展。

4.加強地方政府間的合作。為了加強河北環(huán)京地區(qū)與北京在各個領域的合作，從而促進兩地空間結構、產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化，京冀兩地的政府應著重建設一個針對若干區(qū)域重大問題的專門協(xié)調(diào)解決機構和執(zhí)行組織，致力于解決區(qū)域內(nèi)的協(xié)調(diào)發(fā)展問題。例如，高速公路、高速鐵路、港口、機場等基礎設施的協(xié)調(diào)建設以及區(qū)域空間開發(fā)管理、戰(zhàn)略規(guī)劃編制等。

［參考文獻］

［1］龐虹，晏克非.交通設施建設投資對經(jīng)濟發(fā)展的影響 ［J］.長沙交通學院學報，2008(2)：66-71.

［2］黃壽峰，王藝明.我國交通基礎設施發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系研究 ［J］.經(jīng)濟學家，2012（6）：28-34

［3］林馥波.運輸基礎設施對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展影響的實證研究 ［D］.北京：對外經(jīng)貿(mào)大學，2006.

［4］梁慧超，王世昆，孟祥偉，沈紅麗.河北省產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長關系的實證分析［J］.河北工業(yè)大學學報，2009（4）：85-90.

［5］邵明波.產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟發(fā)展理論的實證［J］.統(tǒng)計與決策，2009（14）：110-111.

收稿日期：2013-11-29

作者簡介:孫雷（1959—），男，河北保定人，經(jīng)濟學博士，河北大學經(jīng)濟學院副教授，主要研究方向：區(qū)域經(jīng)濟理論與政策。

【責任編輯郭玲】