董樹功，王亞玲

（天津職業(yè)技術(shù)師范大學(xué)，天津 300222）

引言

隨著我國經(jīng)濟發(fā)展進入以“三期疊加”和“四大紅利衰減”為特征的新常態(tài)，高質(zhì)量發(fā)展要求質(zhì)量變革、效率變革、動力變革，消除經(jīng)濟發(fā)展路徑轉(zhuǎn)向障礙，轉(zhuǎn)變發(fā)展新模式，探尋發(fā)展新動能。對外貿(mào)易增長和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級推動了資本要素積累與經(jīng)濟高速發(fā)展。2020年11月，《區(qū)域全面經(jīng)濟伙伴關(guān)系協(xié)定》（RCEP）正式簽署，標(biāo)志著亞太經(jīng)濟朝著更加開放的多邊貿(mào)易體系邁出重要一步，是亞太地區(qū)構(gòu)建協(xié)調(diào)一致、緊密互聯(lián)的貿(mào)易關(guān)系的起點，將有力支撐自由貿(mào)易和多邊貿(mào)易體制形成，增強區(qū)域產(chǎn)業(yè)鏈、供應(yīng)鏈穩(wěn)定性，助推區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。在雙循環(huán)背景下，全球生產(chǎn)鏈的不確定性增加，外部沖擊下可能引發(fā)的風(fēng)險因素凸現(xiàn)。建立京津冀區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易發(fā)展和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級協(xié)調(diào)機制，有助于發(fā)揮中心城市輻射效應(yīng)，促成外貿(mào)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)持續(xù)互動，推動京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施，探索傳統(tǒng)工業(yè)城市產(chǎn)業(yè)升級的可行路徑，實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟梯度互補和高質(zhì)量發(fā)展。

一、文獻綜述

對外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級相關(guān)性問題一直是學(xué)者們研究的熱點。在對外貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的單向影響方面，對外貿(mào)易可通過資源再分配、技術(shù)轉(zhuǎn)移等路徑實現(xiàn)全要素生產(chǎn)力的提升來推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型優(yōu)化（Michaely，1997）[1]，這主要來源于初級產(chǎn)品和勞動密集型產(chǎn)品出口與國外進行資源交換（夏刊，王國順，2000）[2]；對外貿(mào)易出口增長與工業(yè)發(fā)展之間有很強的雙向因果關(guān)系，有助于國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型（Peter，1987）[3]，進出口構(gòu)成變化可以助推區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整（鐘昌標(biāo)，2000）[4]，兩者存在顯著的正向影響（孫曉華，王昀等，2013）[5]。在對外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的雙向影響方面，貿(mào)易開放度與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟增長三者之間存在長期動態(tài)作用機制（黎秀秀，2014、孫金秀，楊文兵，2011）[6-7]，前兩者之間還存在著長期穩(wěn)定關(guān)系（路澤禪，張軍，2021），改善內(nèi)外需結(jié)構(gòu)、引導(dǎo)外商投資可緩解對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展中存在的矛盾（張曙霄，張磊，2013）[9]。（吳鵬，夏楚瑜等，2020）、姚戰(zhàn)琪（2019）、馬章良、顧國達（2011）分別采用灰色關(guān)聯(lián)算法、中介效應(yīng)檢驗法和OLS回歸對貿(mào)易結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)聯(lián)匹配程度及相互影響程度進行測算，探討了二者之間的關(guān)系及促進作用[10-12]。溫?zé)j（2016）、陳虹（2011）通過VAR模型的協(xié)整關(guān)系檢驗、因果關(guān)系檢驗與脈沖響應(yīng)實證分析了對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級發(fā)展的相關(guān)性[13-14]。

我國自改革開放以來，對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了巨大變化。由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整缺乏主動性，出口商品結(jié)構(gòu)的變動常滯后于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整（武海峰等，2004）[15]，區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的互動升級機制研究也一直在持續(xù)。吳進紅（2005）在分析長三角地區(qū)對外貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上，深入闡述了二者的相關(guān)性與互動升級機制，得出了對外貿(mào)易發(fā)展促進了區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的結(jié)論[16]；郭盛藍（2007）構(gòu)建對數(shù)回歸模型研究了北京市對外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級關(guān)系，提出了一系列措施促進北京市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[17]；周靜言（2018）、衛(wèi)軍（2016）分別利用遼寧省、山西省面板數(shù)據(jù)分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡的原因，指出對外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系[18-19]；鄧平平（2018）利用2000-2016年中國省級面板數(shù)據(jù)，采用SYS-GMM方法分析了對外貿(mào)易同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間存在先抑制后促進的U型關(guān)系，提出了二者之間優(yōu)化升級機制[20]。

綜上可知，對外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級相關(guān)性研究比較成熟，但單個區(qū)域內(nèi)二者相關(guān)性研究則較少。京津冀產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級一體化是京津冀區(qū)域亟須解決的重大問題[21]，故本文選取京津冀區(qū)域為研究對象，在京津冀協(xié)同發(fā)展視域下，采用產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級方向與速度等定量指標(biāo)分析京津冀區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級情況，通過VAR模型與格蘭杰因果關(guān)系檢驗分析二者相關(guān)性，提出區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易和產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級的發(fā)展方向，推動京津冀區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

二、京津冀區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀分析

京津冀區(qū)域協(xié)同發(fā)展要求區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易要在加快要素市場配置前提下實現(xiàn)優(yōu)勢互補和資源共享。在雙循環(huán)背景下，京津冀區(qū)域應(yīng)把握現(xiàn)有基礎(chǔ)，強化競爭優(yōu)勢，主動構(gòu)建國際貿(mào)易新發(fā)展格局。在此，收集整理京津冀區(qū)域2005-2018年對外貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)，以外貿(mào)總值、進出口貿(mào)易值、對外貿(mào)易依存度、進出口貿(mào)易依存度為數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，深入分析京津冀對外貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀。

（一）對外貿(mào)易總量

2005-2018年京津冀對外貿(mào)易總量變化情況如圖1所示?？梢姡麄€區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易進出口總值與進口值走勢基本一致，出口值比較平穩(wěn)；區(qū)域進出口差額較大，進口大于出口。分省市來看，北京對外貿(mào)易總額遠遠領(lǐng)先于天津、河北兩地，進出口貿(mào)易總額出現(xiàn)過兩次較大幅度下滑，一次是因2008年全球金融危機導(dǎo)致出口貿(mào)易額下降，另一次是2014-2016年出口貿(mào)易出現(xiàn)明顯連續(xù)下降趨勢；天津、河北對外貿(mào)易進出口額呈現(xiàn)持續(xù)小幅增長趨勢，發(fā)展相對穩(wěn)定。比較京津冀三地進口值與出口值，可以發(fā)現(xiàn)，北京對外貿(mào)易以進口為主，其進口貿(mào)易額遠超于出口貿(mào)易額；天津市進出口額相差不大，進口貿(mào)易值大于出口貿(mào)易值；河北對外貿(mào)易出口值均大于進口值，進出額差額逐年增大。

圖1 京津冀三省市進出口值

圖2 京津冀對外貿(mào)易依存度

（二）對外貿(mào)易依存度

2005—2018年期間，京津冀區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易依存度總體上呈下降趨勢。2005-2008年期間大致呈直線狀，對外貿(mào)易依存度維持在0.75左右；2008年對外貿(mào)易依存度大幅度下降之后逐漸趨于平穩(wěn)，在0.3793-0.6745范圍內(nèi)波動。比較三地各自對外貿(mào)易依存度可知，北京市外貿(mào)依存度波動幅度較大，總體呈下降趨勢，從2005年的1.4467下降為2018年的0.8965，進口貿(mào)易依存度遠超出口貿(mào)易依存度；天津市外貿(mào)依存度在2005-2009年呈較大幅度的下降趨勢，之后較為平穩(wěn)，在0.38-0.58范圍內(nèi)浮動，其進出口外貿(mào)依存度總體上逐年減??；河北省外貿(mào)依存度較小，總體穩(wěn)定在0.1左右，其對外貿(mào)易以出口為主，出口貿(mào)易所占份額較大，進口貿(mào)易依存度遠大于出口貿(mào)易依存度，進出口貿(mào)易發(fā)展不協(xié)調(diào)。

圖3 京津冀對外貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)

（三）對外貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)

高新技術(shù)產(chǎn)品及機電產(chǎn)品具有較高附加值及國際競爭優(yōu)勢，代表著知識密集型和資本密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，二者出口規(guī)模和比例可衡量一個區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易商品結(jié)構(gòu)質(zhì)量。通過分析京津冀高新技術(shù)產(chǎn)品和機電產(chǎn)品出口比重，反映京津冀區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易商品結(jié)構(gòu)發(fā)展和優(yōu)化程度。

從區(qū)域整體來看，機電產(chǎn)品出口比率遠超于高新技術(shù)產(chǎn)品出口比率，二者的波動趨勢較為相似，且均在2008年出現(xiàn)一個低值；在觀察年限內(nèi)，區(qū)域高新技術(shù)產(chǎn)品和機電產(chǎn)品出口所占比例呈現(xiàn)曲線波動型并伴隨逐漸衰減跡象，變動幅度逐年遞減，總體趨于平穩(wěn)，2016—2018年期間呈現(xiàn)直線狀態(tài)。從地區(qū)差異來看，北京高新技術(shù)產(chǎn)品出口份額逐年遞減，機電產(chǎn)品出口份額“波浪式”前進，其出口份額在2018年達到最低值；天津高新技術(shù)產(chǎn)品出口比重大于機電產(chǎn)品出口比重，兩者出口比例較穩(wěn)定，整體波動較小；河北省高新技術(shù)產(chǎn)品與機電產(chǎn)品所占比重較小，二者比重之和在2005—2018年間均未超過50%，遠遠小于北京和天津兩地，這說明河北對外貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)質(zhì)量升級疲軟，出口商品多以勞動密集型為主。

三、京津冀產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級分析

配第—克拉克定理指出，隨著經(jīng)濟發(fā)展和人均國民收入水平提高，勞動力演進趨勢為第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，而后逐漸向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移[22-23]。京津冀區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級研究選取2005—2018年三地統(tǒng)計年鑒中數(shù)據(jù)，分別從升級方向改變及升級速度轉(zhuǎn)換兩個維度展開分析。

（一）產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級方向

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改變方向是指區(qū)域主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)由第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移及轉(zhuǎn)移所處的階段。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)超前系數(shù)可衡量某一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化與整體經(jīng)濟變化相對的超前程度，本文通過超前系數(shù)測度京津冀區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級方向。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)超前系數(shù)的計算公式如下：

其中，E i表示第i產(chǎn)業(yè)的超前系數(shù)，ai表示第i產(chǎn)業(yè)報告期與基期所占份額之比，Vi表示經(jīng)濟系統(tǒng)整體的變動值，其計算公式為：

若E i＞1，則表明第i產(chǎn)業(yè)超前發(fā)展，所占份額將呈上升趨勢；若Ei＜1，則表明第i產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對滯后，所占份額將呈下降趨勢。本文運用2005—2018年京津冀三地統(tǒng)計年鑒中GDP及各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值等相關(guān)數(shù)據(jù)，結(jié)合公式（1）、（2），計算得到京津冀區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級過程中三次產(chǎn)業(yè)比重變化值，比較各產(chǎn)業(yè)之間超前系數(shù)，客觀判斷產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的方向（見表1）。

表1 京津冀區(qū)域產(chǎn)業(yè)超前系數(shù)值

分析京津冀區(qū)域產(chǎn)業(yè)超前系數(shù)值可知，在T1時期京津冀區(qū)域第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)超前系數(shù)小于1，第三產(chǎn)業(yè)的超前系數(shù)值為1.6210，表明在2005—2011年京津冀區(qū)域第一二產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對滯后，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對超前。在T2時期第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)超前系數(shù)值呈減小趨勢，發(fā)展滯后性增大，第三產(chǎn)業(yè)超前系數(shù)值呈增大趨勢，發(fā)展持續(xù)超前。從整個觀察年限看，京津冀區(qū)域第一產(chǎn)業(yè)及第二產(chǎn)業(yè)超前系數(shù)均小于1，二者相對經(jīng)濟增長速度滯后；第三產(chǎn)業(yè)超前系數(shù)均大于1，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在超前現(xiàn)象，所占份額將持續(xù)增長，呈上升趨勢?？偟膩碚f，一、二產(chǎn)業(yè)滯后發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)快速增長，二者并存的發(fā)展趨勢符合京津冀區(qū)域乃至我國及全球產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律。

從地區(qū)差異角度分析，北京與天津產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)類似，一二產(chǎn)業(yè)發(fā)展均處于落后階段，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展處于領(lǐng)先階段。這與兩地的要素稟賦優(yōu)勢密切相關(guān)，農(nóng)耕土地有限，人口密度大，加之北京為我國政治、文化中心，天津具有港口優(yōu)勢，這均有助于第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，其產(chǎn)業(yè)逐漸呈現(xiàn)“三二一”結(jié)構(gòu)特征。河北在T1時期第二產(chǎn)業(yè)超前發(fā)展，在T2時期又呈現(xiàn)為滯后發(fā)展；第一產(chǎn)業(yè)超前系數(shù)在T1階段大于T2時期，第一產(chǎn)業(yè)所占份額下降趨勢減緩；第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，所占比重持續(xù)增大，其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級較快，處于優(yōu)化過程中。

（二）產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級速度

修正的Lilien指數(shù)模型及More值測定模型可以測定產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級速度。兩者基于不同視角對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的速度展開測算，前者以就業(yè)結(jié)構(gòu)為基礎(chǔ)考察勞動力在各個產(chǎn)業(yè)間的轉(zhuǎn)移測定產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級速度；后者以產(chǎn)值組成為基礎(chǔ)考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化速度測定產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級速度。分別測算京津冀區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級速度，具體方法如下：

1.修正的Lilien指數(shù)模型。在生產(chǎn)效率激勵下，勞動力將在三次產(chǎn)業(yè)間發(fā)生內(nèi)部轉(zhuǎn)移，從第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到第二產(chǎn)業(yè)而后轉(zhuǎn)移到第三產(chǎn)業(yè)（Kuznets，1955）[24]。Lilien指數(shù)模型采用勞動力在三次產(chǎn)業(yè)的再分配速度來衡量產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級速度，綜合了時間對比與空間關(guān)聯(lián)。針對lilien指數(shù)存在的不足，本文選用Muhammad等（2013）提出的修正的Lilien指數(shù)模型測度京津冀城市群產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級速度。計算方法如下：

其中，i表示各個產(chǎn)業(yè)；Wi表示從t-1時期到t時期各產(chǎn)業(yè)i的就業(yè)人數(shù)占地區(qū)總就業(yè)人數(shù)的平均份額；xirt表示t時期地區(qū)r中產(chǎn)業(yè)i的就業(yè)人數(shù)；X rt表示t時期地區(qū)r的總就業(yè)人數(shù)；表示t時期地區(qū)r的i產(chǎn)業(yè)的就業(yè)增長率；表示t時期地區(qū)r的就業(yè)增長率。Lilien指數(shù)值越大，即表示在T時間內(nèi)勞動力在各個產(chǎn)業(yè)內(nèi)的再分配越迅速。根據(jù)統(tǒng)計年鑒整理計算得到2005-2018年京津冀區(qū)域三大產(chǎn)業(yè)的Lilien指數(shù)值（見表2）及京津冀區(qū)域分時期Lilien指數(shù)值（見表3），為清晰觀察京津冀區(qū)域Lilien指數(shù)值歷年變化趨勢，據(jù)表1繪制折線圖（見圖4）。

表2 京津冀區(qū)域Lilien指數(shù)值

表3 京津冀區(qū)域分時期Lilien指數(shù)值

京津冀區(qū)域Lilien指數(shù)值在T1時期波動起伏較大，在T2時期趨向平穩(wěn)，這表明京津冀區(qū)域勞動力再分配速度在前期較快，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級幅度較大，后逐漸減小趨向平穩(wěn)狀態(tài)（見圖4）；2005—2018年期間京津冀區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比率均顯著提升，其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處于轉(zhuǎn)型升級期。

圖4 京津冀區(qū)域Lilien指數(shù)值變化趨勢

整體時間上，三地的Lilien指數(shù)值分別為0.0152、0.0529、0.0344，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級速度排序為天津市＞河北?。颈本┦?；三地的Lilien指數(shù)值標(biāo)準(zhǔn)差依次為0.0124、0.0679、0.0323，說明天津市產(chǎn)業(yè)升級速度變化起伏較大，河北省產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級速度較穩(wěn)定，處于持續(xù)優(yōu)化階段；北京市Lilien指數(shù)值在T1時期小于T2時期，勞動力在三次產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的再分配速度有所增長；天津市與河北省的Lil?ien指數(shù)值在T1時期分別為0.0792和0.0516，在T2時期分別為0.0266、0.0173，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度均顯著減緩；兩省市Lilien指數(shù)值在兩個時期的差值分別為0.0526、0.0343，表明天津市的減緩程度大于河北省。

2.More值測定模型

More值運用空間向量原理，借助向量空間夾角，將產(chǎn)業(yè)分為N個部門（N=3），構(gòu)成一組n維向量，并將不同時期兩組向量之間的夾角的余弦值作為觀測產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的指標(biāo)。計算公式如下：

其中，M+代表More結(jié)構(gòu)變化值，即兩組向量夾角的余弦值cosα；n代表產(chǎn)業(yè)數(shù)量，wi0表示基期產(chǎn)業(yè)i所占比重；w it表示報告期產(chǎn)業(yè)i所占比重；α代表兩個時期內(nèi)兩組向量之間的夾角，α值越大，產(chǎn)業(yè)變化越迅速，α值越小，產(chǎn)業(yè)變化越緩慢。構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)年均變動值模型，采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)平均變化值k代表一定時期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)年均變化的絕對值。計算公式如下：

其中，k為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化值；qit與qi0分別為報告期及基期第i產(chǎn)業(yè)的構(gòu)成比例；m為產(chǎn)業(yè)門類數(shù)；n為基期至報告期的年數(shù)。

從表4可以看出2005-2018年京津冀三地的More結(jié)構(gòu)變化值均接近于1，且差距不大，故重點關(guān)注矢量夾角α變化值。京津冀三地在2005-2018年矢量夾角α變化值分別為9.2833、17.8009、11.8453，表明產(chǎn)業(yè)變化速度大小依次為天津市、河北省和北京市，與修正的Lilien值模型結(jié)論一致。通過比較產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)年均變化值，可發(fā)現(xiàn)在T1時期，北京市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)年均變化最大，河北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)年均變化最??；而在T2時期天津市年均變化值最大，北京市年均變化值最小，說明京津冀三地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級步調(diào)不一致，存在一定的差異性。從整體來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)年均變化值大小排序為天津市、河北省和北京市，這是由于北京市具有良好的“三二一”產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級空間小。

表4 京津冀產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化值

四、京津冀區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級實證研究

本文通過建立回歸方程考察二者相關(guān)性，構(gòu)建對外貿(mào)易與京津冀三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的向量自回歸模型（VAR），進行協(xié)整檢驗及Granger因果檢驗，深入探析京津冀區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級與對外貿(mào)易的互動關(guān)聯(lián)機制。以京津冀區(qū)域2005—2018年對外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的時間序列數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運用外貿(mào)進口總產(chǎn)值、出口總產(chǎn)值及該區(qū)域第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值5個變量，構(gòu)建向量自回歸方程與模型，數(shù)據(jù)區(qū)間與前文分析一致，展開實證性分析。

表5 模型變量名稱及解釋

（一）數(shù)據(jù)處理及平穩(wěn)性檢驗

為確保模型分析結(jié)果有效性及無偏性，排除時間序列數(shù)據(jù)的通貨膨脹因素影響，同時避免異方差問題，防止改變原數(shù)據(jù)的協(xié)整關(guān)系，對數(shù)據(jù)采取標(biāo)準(zhǔn)化及對數(shù)處理。數(shù)據(jù)的時間序列性將會破壞隨機抽樣的假定，但若時間序列是平穩(wěn)的，時間序列的平穩(wěn)性可以替代隨機抽樣的假定，模型隨機干擾項仍可滿足極限法則，因此在構(gòu)建回歸方程與VAR模型之前，需對變量構(gòu)造的時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢查其是否為同階單整變量。本文選用單位根檢驗中的ADF（Augmented Dickey Fuller）檢驗以觀察序列平穩(wěn)性，若檢驗結(jié)果顯示非平穩(wěn)，則對變量差分變換后再檢驗，直到變量平穩(wěn)。根據(jù)單位根檢驗結(jié)果，變量水平序列存在單位根，一階差分序列不平穩(wěn)，二階差分序列是平穩(wěn)的（見表6）。

（二）回歸方程的構(gòu)建

運用京津冀三次產(chǎn)業(yè)總值及外貿(mào)進出口總值，建立回歸方程，分析京津冀區(qū)域三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與外貿(mào)進出口總值對經(jīng)濟增長的相互影響（見表7）。

表7 京津冀區(qū)域三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與對外貿(mào)易相互作用分析

從回歸結(jié)果可知，京津冀區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的發(fā)展將促進三次產(chǎn)業(yè)值增長，對外貿(mào)易進出口與三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值為正相關(guān)關(guān)系，進出口對三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加的貢獻度不同。對外貿(mào)易進口總值每增加1，三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值分別增加0.0762、0.2207、0.0599，這表明進口貿(mào)易的發(fā)展對第二產(chǎn)業(yè)貢獻度最大，對第三產(chǎn)業(yè)貢獻度最小。對外貿(mào)易出口每增加1，三次產(chǎn)業(yè)增加值依次增加值為0.1611、0.2848、0.0883，表明出口貿(mào)易增長對第二產(chǎn)業(yè)貢獻度大于對第一產(chǎn)業(yè)貢獻度，對第三產(chǎn)業(yè)的貢獻度最小。京津冀對外貿(mào)易將促使第二產(chǎn)業(yè)比重相對增加，第一產(chǎn)業(yè)及第三產(chǎn)業(yè)比重相對減小。進口對各產(chǎn)業(yè)的拉動作用均小于出口，其中進出口對第一產(chǎn)業(yè)的拉動作用差距最大，對第三產(chǎn)業(yè)的拉動作用差距最小。

（三）構(gòu)建VAR模型

通常情況下，變量之間的因果關(guān)系不會在同一時期發(fā)生，存在時間滯后性。因此，在構(gòu)建VAR模型之前，應(yīng)先根據(jù)相關(guān)準(zhǔn)則確定模型的滯后階數(shù)（Lag）。從表8、表9可以看出，京津冀區(qū)域外貿(mào)進出口總值與三次產(chǎn)業(yè)相互關(guān)系中除似然比檢驗（LR）及最后預(yù)測誤差（FRE）顯示滯后階數(shù)不一致外，赤池信息準(zhǔn)則（AIC）、HQIC及SBIC信息準(zhǔn)則均顯示最優(yōu)滯后階數(shù)為4，故選擇滯后4期為最優(yōu)滯后階數(shù)，即建立VAR（4）。

表8 VAR模型一：外貿(mào)進口總值與三次產(chǎn)業(yè)相互關(guān)系滯后期選擇標(biāo)準(zhǔn)

表9 VAR模型二：外貿(mào)出口總值與三次產(chǎn)業(yè)相互關(guān)系滯后期選擇標(biāo)準(zhǔn)

根據(jù)VAR模型的R-squared值，可得到模型擬合程度良好，進一步檢驗VAR模型的穩(wěn)定性。若被估計的VAR模型特征方程的所有根的倒數(shù)均小于1，則VAR模型在單位圓之內(nèi)呈現(xiàn)穩(wěn)定狀態(tài)。通過觀察AR根圖（圖5、6）加以判斷，可以發(fā)現(xiàn)模型一二所有的AR根均未超過單位圓范圍，表明模型一二均為穩(wěn)定的模型。

圖5 VAR模型一AR根圖

圖6 VAR模型二AR根圖

（四）Granger因果關(guān)系檢驗

格蘭杰因果關(guān)系是用于檢驗時間序列變量之間在統(tǒng)計上的時間先后順序，說明變量x的前期變化是否能有效解釋變量y的變化，若在包含變量x、y過去信息的條件下，變量x的前期變化有助于解釋變量y的將來變化，則認(rèn)為變量x是引致變量y的格蘭杰原因。通過該檢驗的結(jié)果可分析與確認(rèn)變量之間的具體因果關(guān)系（檢驗結(jié)果見表10）。

由表10格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果可知，京津冀對外貿(mào)易進口總值提高（y1）對京津冀第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（x1）變化無顯著影響，第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值不是對外貿(mào)易進口總值的格蘭杰原因；第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（x2）及第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（x3）是對外貿(mào)易進口總值的格蘭杰原因，同時對外貿(mào)易進口總值對第二產(chǎn)業(yè)及第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值變化有顯著影響，說明隨著對外貿(mào)易進口的發(fā)展會促進第二三產(chǎn)業(yè)的良性增長，其中對第二產(chǎn)業(yè)推動作用更為顯著。京津冀對外貿(mào)易出口總值增長（y2）對京津冀第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（x1）無顯著推動作用，第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值不是對外貿(mào)易出口總值的格蘭杰原因，即當(dāng)年的第一產(chǎn)業(yè)的滯后作用對貿(mào)易出口值變化無顯著影響；第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（x2）與第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（x3）是對外貿(mào)易出口總值的格蘭杰原因，貿(mào)易出口總值對第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值具有較大的推動作用，同樣的，第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展將有力促進對外貿(mào)易出口值的提高，其中第二產(chǎn)業(yè)與對外貿(mào)易出口值的相互關(guān)聯(lián)程度較大。京津冀進口貿(mào)易與出口貿(mào)易相較，出口與第三產(chǎn)業(yè)的聯(lián)系更為緊密，而進口與第二產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)更加密切。

表10 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文基于京津冀協(xié)同發(fā)展視角分析區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級及兩者的相關(guān)性問題，通過實證分析得出以下結(jié)論：（1）京津冀區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易逆差較明顯。區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易依存度總體上呈下降趨勢，2008年出現(xiàn)大幅下降后逐漸平穩(wěn)；外貿(mào)商品結(jié)構(gòu)方面，知識密集型商品和資本密集型商品比例有待提高，其中河北省外貿(mào)商品結(jié)構(gòu)以勞動密集型產(chǎn)品為主，機電產(chǎn)品和高新技術(shù)有很大發(fā)展空間。（2）在京津冀區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級方向上，相較于經(jīng)濟發(fā)展速度，京津冀區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展超前，第一二產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后，契合當(dāng)前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律；產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級速度上，三地步調(diào)不一致，區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)勞動力就業(yè)比率提高，處于轉(zhuǎn)型優(yōu)化期。（3）京津冀區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易與產(chǎn)業(yè)發(fā)展緊密相關(guān)，外貿(mào)進出口結(jié)構(gòu)變化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型優(yōu)化有一定程度的促進作用，對外貿(mào)易發(fā)展對第二產(chǎn)業(yè)的貢獻度最大；第二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值是京津冀對外貿(mào)易的格蘭杰原因，第一產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值不是對外貿(mào)易總值的格蘭杰原因，即第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展將促進對外貿(mào)易體系的協(xié)調(diào)優(yōu)化。

綜合上述研究結(jié)論，本文提出以下建議：第一，在雙循環(huán)新發(fā)展格局下，積極引導(dǎo)外商投資，加大對外開放力度，從經(jīng)濟發(fā)展全局角度合理規(guī)劃外貿(mào)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，加大服務(wù)貿(mào)易投入，在大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)的同時，在特定城市鞏固良好的工業(yè)化基礎(chǔ)，合理調(diào)整產(chǎn)業(yè)布局與從業(yè)人員結(jié)構(gòu)，避免資源閑置浪費和重復(fù)建設(shè)；第二，注重孵化高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，進口先進設(shè)備技術(shù)，著力加大對科學(xué)技術(shù)產(chǎn)品的資金投入，促進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)迭代更新，提升中高技術(shù)貿(mào)易出口額，擴大高附加值產(chǎn)品的出口比例。第三，調(diào)節(jié)內(nèi)外需結(jié)構(gòu)，加強內(nèi)外需與貿(mào)易結(jié)構(gòu)互動，縮小收入差距，提高居民收入水平，以擴大內(nèi)需為支撐點，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)良性升級，改善對外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在“粗放式”發(fā)展過程中日益凸顯的結(jié)構(gòu)失衡問題；第四，采取合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策優(yōu)化對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)，通過二者的持續(xù)良性互動，因地制宜形成互動升級機制，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)體系與外貿(mào)體系的雙優(yōu)化發(fā)展。