葉作義，江千文

(上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué) 國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，上海 201620)

一、引言

自2018年11月5日，長江三角洲區(qū)域一體化在首屆中國國際進口博覽會開幕式上被上升為國家戰(zhàn)略后，長三角經(jīng)濟發(fā)展研究一時成為熱議[1]。2019年5月13日，中央發(fā)布《長三角一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》，其中明確指出長三角一體化的發(fā)展應(yīng)緊扣“一體化”與“高質(zhì)量”兩點[2]。并且，從地理位置角度來看，長江三角洲是“一帶一路”和長江經(jīng)濟帶的重點交匯區(qū)域；從經(jīng)濟層面來看，2017年上海、江蘇、浙江及安徽三省一市GDP總量超過19萬億元，占中國GDP總量的23%。由此可見，江浙滬皖地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升不僅有利于促進國家整體經(jīng)濟運行穩(wěn)健發(fā)展，還有利于堅持國家改革開放的大門越開越大。

陳建軍[3]、李永盛[4]以及侯立軍[5]在研究中均指出，長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同程度多年來高居不下，同質(zhì)化現(xiàn)象不僅抑制了地區(qū)的異質(zhì)性發(fā)展，也抑制了地區(qū)的創(chuàng)新性發(fā)展。同質(zhì)化問題已然變成長三角地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展無法避免的難題。但是，在同質(zhì)化問題下，從空間溢出角度出發(fā)，長三角地區(qū)(江浙滬皖)各產(chǎn)業(yè)在多大程度上帶動本地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展以及同質(zhì)產(chǎn)業(yè)又在多大程度上促進區(qū)域間的經(jīng)濟發(fā)展，仍然是一個研究不足的問題。因此，本文旨在研究江浙滬皖四個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展情況及區(qū)域間經(jīng)濟聯(lián)系程度，并重點分析區(qū)域間產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度，并基于此來探討長三角地區(qū)各產(chǎn)業(yè)對本地區(qū)貢獻如何以及長三角地區(qū)同質(zhì)產(chǎn)業(yè)是否促進了區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展，從而助力長三角地區(qū)一體化高質(zhì)量發(fā)展。

二、文獻綜述

針對長三角地區(qū)的發(fā)展現(xiàn)象與存在的問題，國內(nèi)學(xué)者多有研究。侯赟慧等[6]借鑒引力模型思想，通過運用社會網(wǎng)絡(luò)分析法分析了長三角城市群經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，指出長三角區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系主要集中在部分城市間，且城市間聯(lián)系嚴(yán)重不平衡。張學(xué)良和李麗霞[7]通過使用標(biāo)準(zhǔn)區(qū)位熵的方法度量了長三角區(qū)域內(nèi)城市優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)及集聚情況，并運用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)灰色關(guān)聯(lián)系數(shù)測度了城市之間的產(chǎn)業(yè)分工情況，分析結(jié)果表明城市間產(chǎn)業(yè)分工差異化程度不夠，且核心城市并未形成較強的集聚優(yōu)勢和輻射能力。劉志彪和孔令池[8]通過構(gòu)建多維度綜合指標(biāo)體系，指出長三角一直表現(xiàn)為差異化走向，但數(shù)據(jù)表明地區(qū)間專業(yè)化分工水平依舊不高。以上研究都表明長三角產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的不平衡，采用的方式均為選取單一指標(biāo)或構(gòu)建綜合指標(biāo)。但筆者認(rèn)為，多地區(qū)的一體化、高質(zhì)量發(fā)展應(yīng)當(dāng)考慮到如下三種效應(yīng)的影響：區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應(yīng)、區(qū)域間溢出效應(yīng)以及區(qū)域間反饋效應(yīng)。

區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應(yīng)是指一個地區(qū)通過內(nèi)部產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)促進本地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長與經(jīng)濟發(fā)展；區(qū)域間溢出效應(yīng)是指兩個地區(qū)通過地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)帶動對方產(chǎn)業(yè)增長與經(jīng)濟發(fā)展；區(qū)域間反饋效應(yīng)是指本地區(qū)對其他地區(qū)產(chǎn)生經(jīng)濟影響后，其他地區(qū)通過地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)反過來影響本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

在已有研究文獻中，國內(nèi)外學(xué)者對該三類效應(yīng)主要以溢出效應(yīng)為主。Groenewoldetal.[9]通過VAR模型分析指出長江流域、黃河流域以及西北對其他地區(qū)有較大的溢出效應(yīng)。潘文卿[10]通過計量方法分析了中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的空間溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)中國地區(qū)人均GDP增長的空間溢出效應(yīng)會隨著空間距離的增大而趨于減小。Jiangetal.[11]利用SOLOW增長模型估計分析了中國交通運輸資源對于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的溢出效應(yīng)，指出經(jīng)濟相似的省份間存在高度積極的溢出效應(yīng)，而欠發(fā)達地區(qū)存在負(fù)溢出效應(yīng)是因為生產(chǎn)要素的流動于遷移。Suetal.[12]利用空間自相關(guān)、MARKOV-CHIAN轉(zhuǎn)換矩陣、動態(tài)面板模型以及SYS-GMM來觀測中國城市碳排放量的空間溢出效應(yīng)。葛堯[13]基于空間杜賓計量模型指出產(chǎn)業(yè)集聚所帶來的創(chuàng)新績效因地區(qū)而有所不同。殷李松和賈敬全[14]則從長江經(jīng)濟帶出發(fā)，同樣基于動態(tài)空間面板杜賓模型，實證分析了1998—2016年科技創(chuàng)新規(guī)模、結(jié)構(gòu)、質(zhì)量對經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)。以上研究均從計量角度出發(fā)探究空間溢出效應(yīng)，從計量方法可以看出，根據(jù)研究者選取的不同，模型設(shè)定也往往不同。并且研究角度大多從宏觀角度出發(fā)來考察中國區(qū)域經(jīng)濟的溢出效應(yīng)，而對于區(qū)域間的反饋效應(yīng)、乘數(shù)效應(yīng)，計量方法難以進行考察因此，關(guān)于區(qū)域三類效應(yīng)的測量，學(xué)者更多關(guān)注另一種數(shù)量分析方法——投入產(chǎn)出分析法。投入產(chǎn)出分析法起源于美國，Walter[15]首先建立了區(qū)域間投入產(chǎn)出模型，即ISARD模型。Miller[16]在兩區(qū)域投入產(chǎn)出模型基礎(chǔ)上提出區(qū)域間乘數(shù)、溢出效應(yīng)及反饋效應(yīng)研究方法，隨后該方法被國外學(xué)者廣泛運用于區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展研究。該方法在國外的廣泛運用也得益于國外基礎(chǔ)數(shù)據(jù)的豐富性及可靠性，而國內(nèi)由于數(shù)據(jù)的不完善，投入產(chǎn)出分析法起步較晚，1990年，我國才在聯(lián)合國區(qū)域發(fā)展中心的資助下，研制出我國第一版區(qū)域間投入產(chǎn)出表，此后相應(yīng)研究才陸續(xù)展開(1)1990年，在聯(lián)合國區(qū)域發(fā)展中心(UNCRD)的資助下，由市村真一和王慧炯教授負(fù)責(zé)，國家統(tǒng)計局、國務(wù)院發(fā)展研究中心和清華大學(xué)聯(lián)合研制了1987年中國經(jīng)濟7區(qū)域、9部門的區(qū)域間投入產(chǎn)出表。[17]。

潘文卿和李子奈[18]在Miller[16]、Round[19-20]研究的基礎(chǔ)上進一步明確區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應(yīng)、區(qū)域間溢出效應(yīng)與區(qū)域間反饋效應(yīng)的經(jīng)濟含義，從數(shù)理角度指出三大效應(yīng)間的相互關(guān)系以及乘法分解與加法分解的一致性問題,并提出一個統(tǒng)一以最終需求為出發(fā)點測度各類效應(yīng)的方法，研究指出中國沿海地區(qū)對內(nèi)陸地區(qū)的外溢程度只占內(nèi)陸地區(qū)總產(chǎn)出的4.8%，而內(nèi)陸地區(qū)對沿海地區(qū)的外溢程度占沿海地區(qū)總產(chǎn)出的4.8%。彭連清[21]將我國區(qū)域劃分為東北、京津、北部沿海、東部沿海、南部沿海、中部、西北以及西南八個地區(qū)，使用中國2002年區(qū)域間投入產(chǎn)出表測算區(qū)域間溢出效應(yīng)，他指出我國沿海地區(qū)經(jīng)濟聯(lián)系較高，如東部沿海的雙向溢出效應(yīng)分別達到10.8與15.1，而我國區(qū)域間溢出效應(yīng)總體偏弱，這主要體現(xiàn)在中部、西北以及西南地區(qū)。潘文卿和李子奈[22]采用多區(qū)域投入產(chǎn)出模型測算了中國三大增長極對內(nèi)陸不同地區(qū)的外溢性影響，指出三大增長極對內(nèi)陸地區(qū)外溢效應(yīng)只有10.9%，且主要集中在對中部地區(qū)的外溢效應(yīng)。吳福象和朱蕾[23]在已有研究的基礎(chǔ)上建立三大地帶模型，結(jié)果同潘文卿和李子奈[18]研究結(jié)果類似，他們指出東部地區(qū)對中西部地區(qū)的溢出效應(yīng)不及中西部地區(qū)對東部地區(qū)的溢出效應(yīng)。潘文卿[24]通過整理中國1997年和2007年中國8區(qū)域的區(qū)域間投入產(chǎn)出表，運用比較靜態(tài)方法分析了雙年份中國區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應(yīng)、溢出效應(yīng)及反饋效應(yīng)的變化情況，指出10年間中國總產(chǎn)出中來自區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應(yīng)的貢獻在數(shù)值上從34.64下降至32.60，而來自區(qū)域間溢出與反饋效應(yīng)的貢獻在數(shù)值上分別從8.52上升至9.94以及0.27上升至0.39。Wuetal.[25]基于CHENERY-MOSES模型，結(jié)合多區(qū)域投入產(chǎn)出表分析指出我國東部省份如廣東、浙江、江蘇以及上海的拉動效應(yīng)主要來自地方出口，而東部省份是出口溢出效應(yīng)的主要來源。商勇[26]同樣基于兩地區(qū)投入產(chǎn)出模型分析了溢出效應(yīng)與反饋效應(yīng)的傳導(dǎo)機制，指出反饋效應(yīng)分為自反饋效應(yīng)以及互反饋效應(yīng)，并且三大效應(yīng)中，乘數(shù)效應(yīng)最為關(guān)鍵。

投入產(chǎn)出法依賴于投入產(chǎn)出表的編制，而投入產(chǎn)出表的編制由于需要大量的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)而編制緩慢。目前我國國內(nèi)已有多個不同研究團隊編制和研究中國國內(nèi)的區(qū)域間或區(qū)域投入產(chǎn)出表，大多為五年一編，也正因此，投入產(chǎn)出法缺陷在于時滯性，但其在區(qū)域間溢出與反饋效應(yīng)方面依舊是有力的工具之一。

與既有研究相比較，本文可能的邊際貢獻在于：(1)在地區(qū)方面，已有文獻對長三角的研究主要集中在江浙滬三大地區(qū)，而根據(jù)2018年中國國際進口博覽會以及2019年出臺的多部文件，長三角地區(qū)已覆蓋江浙滬皖。安徽作為長三角區(qū)域的新成員，少有文獻研究安徽在長三角地區(qū)中產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)，本文則從江浙滬皖四個地區(qū)出發(fā)，針對性分析各個地區(qū)在長三角地區(qū)中產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)；(2)在方法論方面，已有文獻大多從計量角度或從構(gòu)建指標(biāo)體系出發(fā)來研究長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，本文首次運用投入產(chǎn)出分析法來研究江浙滬皖的空間溢出效應(yīng)。本文在潘文卿[10]、潘文卿和李子奈[18]、金澤孝彰等[27]、Ye[28]研究的基礎(chǔ)上，拓展至多區(qū)域投入產(chǎn)出模型對三大效應(yīng)的測算，以分析長三角地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展關(guān)聯(lián)影響。

表1 簡易地區(qū)間投入產(chǎn)出表

三、多區(qū)域投入產(chǎn)出模型

潘文卿[10]以多地區(qū)投入產(chǎn)出模型為基礎(chǔ)測算乘數(shù)效應(yīng)、溢出效應(yīng)以及反饋效應(yīng)。本文在此基礎(chǔ)上，對長江三角洲區(qū)域及其他地區(qū)的三大效應(yīng)進行測算。本文依據(jù)2012年31省市區(qū)域間投入產(chǎn)出表，根據(jù)本文的研究對象上海、江蘇、浙江和安徽四個地區(qū)保留，其他28個省市區(qū)進行合并為其他地區(qū)。簡易地區(qū)間投入產(chǎn)出表(見表1)。

在此基礎(chǔ)上五個地區(qū)的均衡產(chǎn)出關(guān)系用公式(1)表示為：

(1)

其中，Xr為r地區(qū)的總產(chǎn)出，Yr為r地區(qū)最終使用，Ars為s地區(qū)對r地區(qū)投入中間產(chǎn)品的直接消耗系數(shù)矩陣，即Ars=Xrs/Xr。

根據(jù)Miller and Blair[29]的分解方法，公式(1)可以寫成如下：

(2)

其中，I為單位矩陣，Brs表示的是區(qū)域間Leontief逆矩陣中r地區(qū)與s地區(qū)的交叉部分。區(qū)域間Leontief矩陣可分解為：

(3)

其中，Lr=(I-Arr)-1，F(xiàn)r=Brr-(I-Arr)-1，因此，對于地區(qū)r，有：

(4)

溢出效應(yīng)可進一步劃分為地區(qū)s的最終使用對地區(qū)r產(chǎn)生的直接溢出效應(yīng)以及地區(qū)s的最終使用對地區(qū)r產(chǎn)生的間接溢出效應(yīng)，即互反饋效應(yīng)[26]。則公式(4)的第三項溢出效應(yīng)可以分解為：

(5)

這里以上海為例，將各項的效應(yīng)重新整理，公式如下：

X1=L1Y1+F1Y1+F1(B11)-1B12Y2+F1(B11)-1B13Y3+F1(B11)-1B14Y4+(I-F1(B11)-1)B12Y2+(I-F1(B11)-1)B13Y3+(I-F1(B11)-1)B14Y4+(I-F1(B11)-1)B15Y5

(6)

其中，L1=(I-A11)-1，F(xiàn)1=B11-(I-A11)-1。因此，區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應(yīng)為L1Y1，即上海的最終使用每增加一個單位通過區(qū)域內(nèi)部產(chǎn)業(yè)相互作用對該區(qū)域總產(chǎn)出的影響；F1Y1是上海最終使用每增加一個單位對本地區(qū)的反饋效應(yīng)(除去區(qū)域內(nèi)部產(chǎn)業(yè)相互作用產(chǎn)生的影響)，即自反饋效應(yīng)；F1(B11)-1B1sYs

表2 部門合并與分類對應(yīng)

刻畫的是s地區(qū)最終使用變化對上海產(chǎn)生的反饋效應(yīng)，即互反饋效應(yīng)；而(I-F1(B11)-1)B1sYs刻畫的是s地區(qū)最終使用變化對上海產(chǎn)生的溢出效應(yīng)。

根據(jù)以上的推導(dǎo)，再將溢出效應(yīng)與反饋效應(yīng)因子(以上海為例，則F1為自反饋因子；F1(B11)-1B1s為互反饋因子；(I-F1(B11)-1)B1s為溢出因子)分別列項求和，可得某部門區(qū)域間溢出效應(yīng)與反饋效應(yīng)。為了明確某一地區(qū)最終使用產(chǎn)生的效應(yīng)，可將對應(yīng)地區(qū)最終使用Y作為權(quán)重，與各因子相乘。此外，在本文中，其他地區(qū)為除去江浙滬皖以外的27個省市區(qū)總和。

四、長三角區(qū)域間產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)實證分析

(一) 數(shù)據(jù)來源與處理

本文使用的區(qū)域間投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)來自中國科學(xué)院區(qū)域可持續(xù)發(fā)展分析與模擬重點實驗室編制的《中國2012年31省區(qū)市區(qū)域間投入產(chǎn)出表》[30]。根據(jù)本文的研究對象，將上海、江蘇、浙江和安徽四個地區(qū)保留，其他的27個省市區(qū)的中間使用、最終使用以及增加值、總產(chǎn)出分別合并為其他地區(qū)，其結(jié)構(gòu)如表1所示。部門合并過程中，根據(jù)《中國2012年投入產(chǎn)出表編制方法》附錄一的部門分類解釋，將原來的42個部門合并為22個部門，其對應(yīng)如表2所示。

(二) 長三角區(qū)域間三類效應(yīng)分析結(jié)果

根據(jù)公式(5)和(6)將長三間地區(qū)的三類效應(yīng)進行測算。表3為江浙滬皖及其他地區(qū)的區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應(yīng)、區(qū)域間溢出效應(yīng)計算結(jié)果。表4給出了區(qū)域間自反饋效應(yīng)以及區(qū)域間互反饋效應(yīng)22個部門合計計算數(shù)據(jù)，由于加權(quán)平均后數(shù)據(jù)過小，在此并不表述(加權(quán)后的產(chǎn)業(yè)分布具體情況可在第3部分展現(xiàn))。與眾多學(xué)者研究結(jié)果一樣，區(qū)域間的溢出效應(yīng)要遠遠大于反饋效應(yīng)。以下分析我們重點關(guān)注的是長三角地區(qū)即江浙滬皖四個地區(qū)所測效應(yīng)數(shù)據(jù)。

表3 乘數(shù)效應(yīng)與溢出效應(yīng)

數(shù)據(jù)來源：依據(jù)《中國2012年31省區(qū)市區(qū)域間投入產(chǎn)出表》計算所得。

表3為江浙滬皖及其他地區(qū)加權(quán)平均計算的乘數(shù)效應(yīng)與溢出效應(yīng)數(shù)據(jù)。由表3可知，按區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應(yīng)，22個部門總計由高到低排序，長三角地區(qū)分別為浙江(2.14)、江蘇(2.08)、安徽(2.01)、上海(1.80)。由此可以得知浙江地區(qū)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)聯(lián)系最為緊密，江蘇與安徽的產(chǎn)業(yè)聯(lián)系緊密程度相當(dāng)，上海相較于其他三個省份產(chǎn)業(yè)聯(lián)系程度最弱。從溢出效應(yīng)來看，安徽產(chǎn)業(yè)對江浙滬地區(qū)的溢出效應(yīng)最強，數(shù)值分別為0.087、0.043、0.053，但承接來自江浙滬地區(qū)的溢出效應(yīng)卻是最弱的，數(shù)值分別為0.036、0.018、0.043；江蘇則與安徽恰恰相反，各產(chǎn)業(yè)對浙滬皖的溢出效應(yīng)均高于承接來自浙滬皖的溢出效應(yīng)；上海各產(chǎn)業(yè)對江浙的溢出效應(yīng)分別為0.064、0.043，明顯高于對皖的溢出效應(yīng)；浙江各產(chǎn)業(yè)不論是對其他三省市的溢出效應(yīng)還是承接來自其他三省市的溢出效應(yīng)，二者整體上相差不大，分別為0.092、0.104。

綜合來看，長三角地區(qū)間的溢出效應(yīng)不強，如江蘇對浙江的溢出效應(yīng)為0.018，即江蘇最終投資增加1億元，對江蘇自身總產(chǎn)出可增加2億元，而對浙江的總產(chǎn)出僅增加180萬元。分地區(qū)來看，上海、浙江、安徽均對長三角地區(qū)間發(fā)展產(chǎn)生較強的帶動作用，但江蘇對外溢出效應(yīng)明顯不足，安徽對內(nèi)集聚作用又明顯不強。因此，長三角地區(qū)間產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟聯(lián)系較弱，并未達到“一體化”的區(qū)域意識。

表4 互反饋效應(yīng)與自反饋效應(yīng)

表4為江浙滬皖及其他地區(qū)區(qū)域間反饋效應(yīng)與自反饋效應(yīng)22個部門合計數(shù)據(jù)。由該表可知，在自反饋所測數(shù)據(jù)中，江浙滬皖均在0.1左右，江蘇略高，為0.177，浙江為末，為0.106。在區(qū)域間反饋效應(yīng)所測數(shù)據(jù)中，安徽各產(chǎn)業(yè)對上海的反饋效應(yīng)均高于江蘇與浙江對上海的反饋效應(yīng)；安徽各產(chǎn)業(yè)對江蘇的反饋效應(yīng)也高于上海與浙江對江蘇的反饋效應(yīng)；而安徽各產(chǎn)業(yè)對浙江的反饋效應(yīng)與上海對浙江的反饋效應(yīng)相差不大，數(shù)值分別為0.0022、0.0024；長三角各地區(qū)產(chǎn)業(yè)對于安徽的反饋效應(yīng)，均在0.001左右。因此，從自反饋與區(qū)域間反饋效應(yīng)數(shù)據(jù)中可以得知，長三角地區(qū)中，安徽對江浙滬的輸出比重最高，江蘇省各產(chǎn)業(yè)對內(nèi)輸出效應(yīng)往往高于對外輸出效應(yīng)。

(三) 長三角地區(qū)之間各產(chǎn)業(yè)三類效應(yīng)比較分析

1. 區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應(yīng)

如圖1所示，上海乘數(shù)效應(yīng)較高的是交通運輸設(shè)備制造業(yè)、電子產(chǎn)品制造業(yè)、建筑業(yè)、商業(yè)運輸業(yè)以及其他服務(wù)業(yè)。江蘇的紡織業(yè)、機械制造業(yè)、交通運輸設(shè)備制造業(yè)、電子產(chǎn)品制造業(yè)、建筑業(yè)、商業(yè)運輸業(yè)、以及其他服務(wù)業(yè)乘數(shù)效應(yīng)均超過0.1。浙江乘數(shù)效應(yīng)主要體現(xiàn)在紡織業(yè)、化學(xué)制品及石油冶煉、機械制造業(yè)、交通運輸設(shè)備制造業(yè)、電子產(chǎn)品制造業(yè)、建筑業(yè)、商業(yè)運輸業(yè)以及其他服務(wù)業(yè)。安徽22個產(chǎn)業(yè)部門中乘數(shù)效應(yīng)較高的是食品和煙草、機械制造業(yè)、交通運輸設(shè)備制造業(yè)、電子產(chǎn)品制造業(yè)、建筑業(yè)、商業(yè)運輸業(yè)以及其他服務(wù)業(yè)。綜合來看，首先，長三角地區(qū)22個產(chǎn)業(yè)中乘數(shù)效應(yīng)較高的重合在交通運輸設(shè)備制造業(yè)、電子產(chǎn)品制造業(yè)、建筑業(yè)、商業(yè)運輸業(yè)以及其他服務(wù)業(yè)。其次，江蘇與浙江由于具備紡織大省地位，在紡織業(yè)同樣具備較高的乘數(shù)效應(yīng)。再次，安徽作為欠發(fā)達的地區(qū)，乘數(shù)效應(yīng)整體超過上海，原因在于農(nóng)業(yè)、食品與煙草、建筑業(yè)以及其他服務(wù)業(yè)具備較高的乘數(shù)效應(yīng)，從折線趨勢可以看出，在江浙滬乘數(shù)效應(yīng)較高的產(chǎn)業(yè)中，除去建筑業(yè)與其他服務(wù)業(yè)，安徽并不能與江浙滬比肩。

2. 區(qū)域間溢出效應(yīng)

如圖2所示，上海對江蘇的溢出效應(yīng)普遍較強，而對安徽的溢出效應(yīng)較弱。上海在電子產(chǎn)品制造業(yè)對江蘇的溢出效應(yīng)最大，達0.034，其次是建筑業(yè)，達0.02。從折線走勢來看，上海的溢出效應(yīng)相對較強的產(chǎn)業(yè)分布基本一致，除去上海對江蘇電子產(chǎn)品制造業(yè)溢出效應(yīng)極高，其余產(chǎn)業(yè)主要集中在紡織業(yè)、化學(xué)制品及石油冶煉以及商業(yè)運輸業(yè)。從數(shù)值上來看，上海對長三角地區(qū)的溢出效應(yīng)并不強，如上海地區(qū)增加1億元的投資，對江蘇電子產(chǎn)品制造業(yè)可以產(chǎn)生300萬元的溢出效應(yīng)，但對其他產(chǎn)業(yè)的溢出效應(yīng)要遠遠低于300萬元。也正與劉志彪和孔令池[8]的觀點相呼應(yīng)，他們指出，上海并未充分發(fā)揮其“龍頭”的作用。

如圖3所示，江蘇22個產(chǎn)業(yè)對上海、浙江、安徽的溢出效應(yīng)主要集中在食品和煙草、化學(xué)制品與石油冶煉、機械制造業(yè)、電子產(chǎn)品制造業(yè)以及商業(yè)運輸業(yè)。但從數(shù)值來看，江蘇所產(chǎn)生的溢出效應(yīng)普遍不強，最大的是江蘇對上海的商業(yè)運輸業(yè)，僅達0.008，即江蘇增加1億元的最終投資，對上海商業(yè)運輸業(yè)的溢出效應(yīng)僅為80萬元。

如圖4所示，浙江22個產(chǎn)業(yè)對上海、江蘇、安徽的溢出效應(yīng)主要集中在化學(xué)制品與石油冶煉、電子產(chǎn)品制造業(yè)以及商業(yè)運輸業(yè)。其中浙江對上海的商業(yè)運輸業(yè)溢出效應(yīng)最高，數(shù)值達0.02。與圖3比較，可明顯發(fā)現(xiàn)，浙江對長三角地區(qū)所產(chǎn)生的溢出效應(yīng)在各個產(chǎn)業(yè)部門均強于江蘇所產(chǎn)生的溢出效應(yīng)。

如圖5所示，安徽22個產(chǎn)業(yè)對上海、江蘇、浙江的溢出效應(yīng)主要集中在化學(xué)制品及石油冶煉、電子產(chǎn)品制造業(yè)以及商業(yè)運輸業(yè)。其中對江蘇的溢出效應(yīng)普遍較強，主要體現(xiàn)在對江蘇化學(xué)制品及石油冶煉的溢出效應(yīng)達0.01、電子產(chǎn)品制造業(yè)的溢出效應(yīng)達0.015以及商業(yè)運輸業(yè)的溢出效應(yīng)達0.017。所有產(chǎn)業(yè)中安徽對上海商業(yè)運輸業(yè)的溢出效應(yīng)最高，其值達0.022。

因此，通過圖2至圖5數(shù)據(jù)可知，長三角地區(qū)之間溢出效應(yīng)普遍不強且溢出效應(yīng)所分布的產(chǎn)業(yè)基本相似，均包括化學(xué)制品及石油冶煉、電子產(chǎn)品制造業(yè)以及商業(yè)運輸業(yè)，即產(chǎn)業(yè)間聯(lián)系程度不密切，上海雖未充分發(fā)揮其作為長三角地區(qū)龍頭的作用，但依舊在長三角地區(qū)起到引領(lǐng)作用，即溢出效應(yīng)在長三角地區(qū)普遍最強。對比來看，作為長三角地區(qū)欠發(fā)達省份，安徽對上海、江蘇、浙江的產(chǎn)業(yè)拉動效應(yīng)較為顯著。結(jié)合乘數(shù)效應(yīng)，浙江經(jīng)濟不僅對自身有高拉動作用且對外溢出效應(yīng)也較強，而江蘇雖然乘數(shù)效應(yīng)較高，但對外溢出效應(yīng)卻明顯不強。

3. 區(qū)域間互反饋效應(yīng)與自反饋效應(yīng)

如圖6所示，上海22個產(chǎn)業(yè)中自反饋效應(yīng)較高的有紡織業(yè)、木材加工及制造、化學(xué)制品及石油冶煉、非金屬礦物制品以及電、氣、水的生產(chǎn)和供應(yīng)。江蘇的自反饋效應(yīng)較高的主要在于采礦業(yè)、造紙印刷和文教體育用品、化學(xué)制品及石油冶煉、金屬制造業(yè)、機械制造業(yè)、交通運輸設(shè)備制造業(yè)、電子產(chǎn)品制造業(yè)、電、氣、水的生產(chǎn)和供應(yīng)以及建筑業(yè)。22個產(chǎn)業(yè)對于浙江所產(chǎn)生的自反饋效應(yīng)主要在于金屬制造業(yè)。相比來說，22個產(chǎn)業(yè)對于安徽所產(chǎn)生的自反饋效應(yīng)普遍不強，均未超過0.008，即安徽對外輻射的影響反饋至自身經(jīng)濟的效應(yīng)弱。

四個地區(qū)間的互反饋效應(yīng)(由于篇幅限制，沒有列出區(qū)域間的互反饋效應(yīng)結(jié)果，如有需要，可向作者索取)，產(chǎn)業(yè)分布與溢出效應(yīng)極為類似，不同之處在于互反饋效應(yīng)值遠小于溢出效應(yīng)，這與眾多學(xué)者研究相同。從兩類效應(yīng)的推導(dǎo)公式也可以看出，互反饋效應(yīng)是通過再一次的地區(qū)間產(chǎn)業(yè)間傳導(dǎo)所產(chǎn)生的，因此其所產(chǎn)生的經(jīng)濟效益要遠小于溢出效應(yīng)所產(chǎn)生的經(jīng)濟效益。四個地區(qū)22個產(chǎn)業(yè)的互反饋效應(yīng)主要集中在化學(xué)制品及石油冶煉、機械制造業(yè)、電子產(chǎn)品制造業(yè)、商業(yè)運輸業(yè)。其中互反饋效應(yīng)最強的是上海對江蘇的電子產(chǎn)品制造業(yè)，比值為0.00014。

通過對長三角地區(qū)三類效應(yīng)的測度及比較分析，可以發(fā)現(xiàn)各地區(qū)的最終需求的增加產(chǎn)生的經(jīng)濟效益主要作用是本地區(qū)發(fā)展，其次才是對其他地區(qū)的拉動作用。從產(chǎn)業(yè)分布來看，不論是乘數(shù)效應(yīng)、溢出效應(yīng)還是兩種反饋效應(yīng)，第二產(chǎn)業(yè)對于地區(qū)內(nèi)部及地區(qū)間的影響力是最大的。

五、結(jié)論與建議

本文基于多地區(qū)投入產(chǎn)出模型，量化分析了長三角四個地區(qū)的乘數(shù)效應(yīng)、溢出效應(yīng)、自反饋與互反饋效應(yīng)。經(jīng)過分析可以得出以下結(jié)論：

第一，從地區(qū)內(nèi)部乘數(shù)效應(yīng)來看，江、浙、滬、皖四個地區(qū)乘數(shù)效應(yīng)主要集中在第二產(chǎn)業(yè)。在第一產(chǎn)業(yè)中，上海的乘數(shù)效應(yīng)最低，安徽的乘數(shù)效應(yīng)最高；在第三產(chǎn)業(yè)中，上海的乘數(shù)效應(yīng)最高，安徽與江蘇的乘數(shù)效應(yīng)較弱。根據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變理論，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)往往跟隨經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生相應(yīng)的變化，可見，上海盡管在乘數(shù)效應(yīng)總值上低于其他三個地區(qū)，但在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分布上充分展現(xiàn)了發(fā)達城市所具備的條件。而江蘇、浙江、安徽目前依舊處于以工業(yè)為主的發(fā)展階段。因此，綜合來看，長三角地區(qū)發(fā)展主要依靠的依舊是第二產(chǎn)業(yè)所產(chǎn)生的推動力。

第二，從地區(qū)間溢出效應(yīng)來看，長三角地區(qū)溢出效應(yīng)普遍偏弱。上海在化學(xué)制品及石油冶煉、電子產(chǎn)品制造業(yè)以及商業(yè)運輸業(yè)等產(chǎn)業(yè)上具有引領(lǐng)長三角其他地區(qū)發(fā)展的作用，但其產(chǎn)業(yè)的帶動力并未充分體現(xiàn)。江蘇與浙江大力發(fā)展自身經(jīng)濟，但對外經(jīng)濟影響力嚴(yán)重不足，如紡織業(yè)在江蘇與浙江蓬勃發(fā)展，但其溢出效應(yīng)甚至抵不過上海與安徽對他們的溢出效應(yīng)。相比之下，乘數(shù)效應(yīng)并不強的安徽在溢出效應(yīng)方面與浙江不相上下，可見，由于資源與要素流出，導(dǎo)致安徽在經(jīng)濟發(fā)展過程中不能有效地聚集資源與要素，以供本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展使用。

第三，從地區(qū)間反饋效應(yīng)來看，江蘇在自反饋方面表現(xiàn)最強，其次上海，浙江與安徽偏弱?；シ答佇?yīng)由于經(jīng)歷多一次的產(chǎn)業(yè)間傳導(dǎo)，其產(chǎn)生的經(jīng)濟效應(yīng)遠遠小于溢出效應(yīng)所產(chǎn)生的經(jīng)濟效應(yīng)。

綜上所述，長三角地區(qū)間產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)不足，主要依靠第二產(chǎn)業(yè)所展現(xiàn)的推動力與影響力。筆者認(rèn)為，長三角地區(qū)“一體化”發(fā)展可關(guān)注以下幾點：

第一，“打鐵還需自身硬”。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展首先應(yīng)重點關(guān)注自身，其次才是對外擴散效應(yīng)。工業(yè)依舊是也始終是經(jīng)濟發(fā)展的主要推動力，哪個地區(qū)都不應(yīng)當(dāng)實行“去工業(yè)化”發(fā)展。上海在發(fā)展經(jīng)濟過程中應(yīng)避免工業(yè)比重的下滑。在乘數(shù)效應(yīng)與溢出效應(yīng)均強的優(yōu)勢領(lǐng)域，如化學(xué)制品及石油冶煉與電子產(chǎn)品制造業(yè)，上?？膳c其他地區(qū)構(gòu)建產(chǎn)業(yè)園區(qū)，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展。江蘇與浙江在工業(yè)方面具有強大的優(yōu)勢，可增強對安徽的輻射力度，促進安徽的經(jīng)濟發(fā)展。安徽在承接長三角地區(qū)其他地區(qū)工業(yè)轉(zhuǎn)移的過程中，應(yīng)選擇高質(zhì)量工業(yè)企業(yè)，以推動本地區(qū)工業(yè)化高質(zhì)量發(fā)展，實現(xiàn)工業(yè)部門的轉(zhuǎn)型升級。

第二，長三角地區(qū)除去上海由于地理位置因素農(nóng)業(yè)不發(fā)達，其他地區(qū)尤其是安徽適合農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展，在過去四十年間，安徽加強現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)建設(shè)顯著，但由于農(nóng)村人員外流現(xiàn)象嚴(yán)重，存在大量農(nóng)耕地荒廢現(xiàn)象，安徽應(yīng)當(dāng)整合省內(nèi)農(nóng)耕地，引進“新農(nóng)人”以及外出打工人員回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，打造綠色高效現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)。利用長三角一體化信息與交通優(yōu)勢，進一步對外開拓農(nóng)業(yè)市場。

第三，上海應(yīng)當(dāng)繼續(xù)加強服務(wù)業(yè)發(fā)展，并依托本地區(qū)在金融、科技與信息方面的優(yōu)勢，增強對長三角其他地區(qū)的輻射力度，推進長三角地區(qū)的商貿(mào)服務(wù)一體化，在自由貿(mào)易區(qū)的基礎(chǔ)上擴大開放商貿(mào)服務(wù)業(yè)。安徽可著重發(fā)展交通運輸業(yè)，加強與江浙滬地區(qū)間聯(lián)系，不僅有利于安徽自身工業(yè)發(fā)展、也促進了旅游業(yè)等服務(wù)業(yè)的發(fā)展。同時在科技方面，安徽應(yīng)在G60科創(chuàng)走廊的基礎(chǔ)上繼續(xù)增強與上海張江兩大科學(xué)中心的合作研究。在教育、醫(yī)療等公共服務(wù)方面，長三角地區(qū)可加強資源共享，鼓勵技術(shù)交流，實現(xiàn)全方位長三角一體化發(fā)展。