楊紅彥 翟偉峰

摘?要：基于中國區(qū)域間投入產(chǎn)出表和增加值核算框架，本文測算了中國省際地區(qū)參與雙重價(jià)值鏈的程度，并構(gòu)建國內(nèi)價(jià)值鏈、全球價(jià)值鏈、市場化改革、交通網(wǎng)絡(luò)等對制造業(yè)增長的空間影響的實(shí)證分析框架，考察產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)的空間溢出效應(yīng)、溢出效應(yīng)的異質(zhì)性及動(dòng)態(tài)演進(jìn)過程。研究發(fā)現(xiàn)：參與國內(nèi)價(jià)值鏈和全球價(jià)值鏈分工均促進(jìn)了制造業(yè)增長，前者的空間溢出效應(yīng)為正且存在地區(qū)的異質(zhì)性，后者相反；參與雙重價(jià)值鏈對低技術(shù)行業(yè)產(chǎn)出的促進(jìn)作用高于其對高技術(shù)行業(yè)的作用，出口升級可促進(jìn)本地制造業(yè)增長且空間溢出效應(yīng)為正。進(jìn)口投入占比直接降低本地制造業(yè)增長，且對低技術(shù)行業(yè)產(chǎn)出的負(fù)效應(yīng)大于高技術(shù)行業(yè)；市場化改革、交通網(wǎng)絡(luò)和資本勞動(dòng)比例促進(jìn)制造業(yè)增長。

關(guān)鍵詞：國內(nèi)價(jià)值鏈；全球價(jià)值鏈；空間溢出；知識溢出；TFP

中圖分類號：F1254??文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A??文章編號：1001-148X（2023）04-0038-09

收稿日期：2022-06-16

作者簡介：楊紅彥（1984-），女，河北石家莊人，講師，博士，研究方向：經(jīng)濟(jì)地理學(xué)、勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)；翟偉峰（1976-）男，河北石家莊人，副教授，博士，研究方向：技術(shù)創(chuàng)新。

基金項(xiàng)目：河北省省級科技計(jì)劃資助項(xiàng)目“區(qū)域內(nèi)外價(jià)值鏈聯(lián)動(dòng)、空間技術(shù)溢出對河北產(chǎn)業(yè)升級的影響研究”，項(xiàng)目編號：21557636D。

一、引?言

全球價(jià)值鏈?zhǔn)芤嬗谝?guī)?；蛯I(yè)化，各個(gè)國家基于比較優(yōu)勢參與國際分工，成為國際化生產(chǎn)的某一環(huán)節(jié)［1］。然而隨著部分發(fā)達(dá)國家逆全球化和供應(yīng)鏈脫鉤的趨勢進(jìn)一步蔓延，制造業(yè)空心化的歐美發(fā)達(dá)國家，紛紛制定了重返制造業(yè)戰(zhàn)略，并在高科技領(lǐng)域?qū)嵭蟹怄i以期保持技術(shù)優(yōu)先。歐美國家的技術(shù)限制延緩了我國高端產(chǎn)業(yè)升級的進(jìn)程，同時(shí)地域臨近的發(fā)展中國家以低廉的勞動(dòng)力優(yōu)勢，承接和吸引了相關(guān)部分產(chǎn)業(yè)，推動(dòng)中低端產(chǎn)業(yè)鏈向東南亞轉(zhuǎn)移。發(fā)達(dá)國家制造業(yè)回流和發(fā)展中國家制造業(yè)轉(zhuǎn)移這兩方面的擠壓使得我國參與全球價(jià)值鏈分工的風(fēng)險(xiǎn)劇增。

隨著國內(nèi)循環(huán)的國內(nèi)大市場條件已然具備，利用國內(nèi)價(jià)值鏈升級國內(nèi)各個(gè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)也成為新舊產(chǎn)能轉(zhuǎn)化的重要途徑。中國已形成比較成型的經(jīng)濟(jì)區(qū)：京津冀、長三角、珠三角、成渝以及西北地區(qū)，經(jīng)濟(jì)區(qū)內(nèi)地域臨近，周邊地區(qū)圍繞中心城市集聚，這種集聚產(chǎn)生的外部性在影響本區(qū)域經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的同時(shí)也對周邊鄰接地域的產(chǎn)業(yè)活動(dòng)產(chǎn)生影響。不僅如此，除了地域臨近，制度政策臨近和文化的臨近有助于凝聚上下游產(chǎn)業(yè)的關(guān)系，使得地域間的產(chǎn)業(yè)配置有很強(qiáng)的內(nèi)在關(guān)聯(lián)。產(chǎn)業(yè)的空間集聚可通過中間投入的規(guī)模經(jīng)濟(jì)和空間溢出，延伸產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈。受全球價(jià)值鏈和國內(nèi)價(jià)值鏈的雙重嵌入的影響，產(chǎn)業(yè)的增長與升級過程中伴隨產(chǎn)業(yè)空間布局的變遷。產(chǎn)業(yè)的空間布局不僅取決于各地域的比較優(yōu)勢、要素稟賦等，而且隨著集聚和擴(kuò)散相反的力量變化的保持動(dòng)態(tài)演變。不同區(qū)域間產(chǎn)業(yè)的空間關(guān)聯(lián)和區(qū)域經(jīng)濟(jì)互動(dòng)的空間溢出對于產(chǎn)業(yè)的空間演變有重要的作用［2］。

本文依據(jù)KWW（2014）［3］的研究思路和方法構(gòu)建產(chǎn)業(yè)國內(nèi)和國際的垂直化分工模型，利用中國省際之間的投入產(chǎn)出表，綜合考慮價(jià)值鏈的地域分工生產(chǎn)體系特征，將空間地理的因素整合到實(shí)證分析中，在完成空間溢出的地域差異和不同技術(shù)類型的產(chǎn)業(yè)差異的考察后，深入探索空間溢出的作用機(jī)制。

二、核心指標(biāo)的測度：國內(nèi)價(jià)值鏈和全球價(jià)值鏈

鑒于國內(nèi)價(jià)值鏈嵌入度對經(jīng)濟(jì)增長和新舊產(chǎn)能轉(zhuǎn)化的重要性日益凸顯，本文對投入產(chǎn)出的理論加以拓展應(yīng)用，基于增加值貿(mào)易核算體系，利用我國區(qū)域間投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)測算省際地區(qū)中間投入和最終產(chǎn)出流動(dòng)的本地增加值（國內(nèi)價(jià)值鏈）、出口的國內(nèi)增加值（全球價(jià)值鏈）以及進(jìn)口投入，量化省際地區(qū)參與國內(nèi)外分工的垂直化程度，為實(shí)證省際地區(qū)參與雙重價(jià)值鏈（國內(nèi)價(jià)值鏈和全球價(jià)值鏈）對產(chǎn)業(yè)增長的影響提供數(shù)據(jù)支撐。

本文基于盛斌等（2020）［4］的分析框架，假設(shè)一國有G個(gè)地區(qū)和N個(gè)產(chǎn)業(yè)，地區(qū)之間同時(shí)存在中間投入品流動(dòng)、最終消費(fèi)品流動(dòng)和出口，其中地區(qū)的中間投入品包括進(jìn)口中間品。所以一地區(qū)一個(gè)行業(yè)的產(chǎn)出xi等于中間品投入（本地投入aiixi和流入其他地區(qū)的投入∑Gj≠iaijxj）、最終消費(fèi)（本地消費(fèi)yii和流入其他地區(qū)的消費(fèi)∑Gj≠iyij）和出口之和ei。假定aij=Xijxj為直接消耗系數(shù)，含義是第j部門對第i部門的技術(shù)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，bij=aij+∑nk=1bikakj為完全消耗系數(shù)，定義為i地區(qū)行業(yè)對其他地區(qū)的流出。模型如下：

在以上定義的基礎(chǔ)上，可計(jì)算直接增加值份額矩陣。在處理回流問題時(shí)，采用蘇慶義（2016）［5］的做法放松域內(nèi)出口產(chǎn)品沒有回流的假定，將進(jìn)口中間品進(jìn)一步分為純進(jìn)口部分和回流部分，并借助世界投入產(chǎn)出表實(shí)現(xiàn)二者分離和中間投入品增加值、出口增加值、純進(jìn)口和回流增加值的測算。

國內(nèi)價(jià)值鏈的測算：增加值測算方法采用了KWW（2014）［3］的方式，見公式（2）。其中為i地區(qū)對其他地區(qū)包括中間品和最終需求的流出，總流出具體分解為9項(xiàng)，Vs和Ars分別是相應(yīng)省份的增加值系數(shù)矩陣和技術(shù)系數(shù)矩陣，s、r代表s省份和r省份，Bss為里昂惕夫逆矩陣陣，Yss表示最終需求。其中前六項(xiàng)的和即為省際流出的本地增加值，衡量省際地區(qū)參與國內(nèi)分工的程度，視為國內(nèi)價(jià)值鏈。后續(xù)穩(wěn)健部分的檢驗(yàn)指標(biāo)我國行業(yè)出口國內(nèi)增加值率（lnvs_rate）的測算是利用WIOD的世界投入產(chǎn)出表的分解。

全球價(jià)值鏈的測算：采納盛斌等（2020）［4］的估計(jì)方法，利用出口增加值矩陣（vb）的對角矩陣乘以相應(yīng)省份的行業(yè)出口值來測算出口的本地增加值，量化省際地區(qū)參與全球分工的程度，視為全球價(jià)值鏈。

三、模型設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)選取

制造業(yè)產(chǎn)出的增長不僅依賴于自身要素稟賦、地理區(qū)位、自身比較優(yōu)勢等因素，還存在空間的依賴性［6］。本文在完成全球價(jià)值鏈（出口的本地增加值率）和國內(nèi)價(jià)值鏈（省際之間中間品和最終品流動(dòng)的增加值率）測算的基礎(chǔ)上，構(gòu)建地理相鄰空間權(quán)重矩陣，探索影響制造業(yè)增長的相關(guān)因素的空間效應(yīng)。在解釋空間溢出效應(yīng)方面空間杜賓模型比較適合本文的研究目的。借鑒韓峰和陽立高（2020）［7］的研究，考慮地區(qū)（省際）流出本地增加值、進(jìn)口以及出口的本地增加值通過空間溢出對周邊地區(qū)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)增長的影響。

（一）計(jì)量模型的設(shè)定

yit為制造業(yè)增長變量，由人均增加值來衡量；gvcit為全球價(jià)值鏈，由出口的本地增加值對出口的占比來衡量；nvcit為國內(nèi)價(jià)值鏈，由省際之間中間品和最終品流出的增加值與總流出的占比來衡量；出口和省際之間中間品和最終品流出的增加值由本文的第二部分測算，invcit是進(jìn)口投入占比。

yit=ρ∑j≠iWijyjt+β1igvcit+β2invcit+β3iinvcit+α1i∑j≠iWijgvcjt+α2i∑j≠iWijnvcjt+α3i∑j≠iWijinvcjt+γx→+εit（3）

其中x變量包含了基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)的變量（mile），用于量化基礎(chǔ)設(shè)施對制造業(yè)人均產(chǎn)出的影響，因?yàn)榛A(chǔ)設(shè)施的發(fā)展降低了物流的成本，增強(qiáng)了中心城市和地域的輻射；lnklr變量是資本勞動(dòng)占比的對數(shù)，衡量人均資本對制造業(yè)人均產(chǎn)出的作用；市場化改革作為頂層制度設(shè)可計(jì)引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的長期發(fā)展，是決定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵變量之一，依據(jù)多數(shù)文獻(xiàn)的做法，采用市場化指數(shù)（con_zn）作為市場制度變革的代理變量。

（二）數(shù)據(jù)說明

中國30個(gè)省級區(qū)域間投入產(chǎn)出表（不包括西藏）樣本期為2002年、2007年、2010年、2012年、2015年、2017年來自于統(tǒng)計(jì)年鑒、中國科學(xué)院和CEADS網(wǎng)站，用來測算全球價(jià)值鏈、國內(nèi)價(jià)值鏈和進(jìn)口投入占比。為了與世界投入產(chǎn)出表的行業(yè)的分類一致和統(tǒng)計(jì)口徑的一致，本文將不同年份的制造業(yè)行業(yè)合并為15個(gè)行業(yè)食品制造及煙草加工業(yè)；紡織業(yè)；木材加工及家具制造業(yè)；造紙、印刷業(yè)記錄媒介的復(fù)制及文教體育用品制造業(yè)；石油加工及煉焦業(yè)；化學(xué)工業(yè)；非金屬礦物制品業(yè)；金屬冶煉及壓延加工業(yè)；金屬制品業(yè)；通用設(shè)備制造業(yè)；交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)；電氣機(jī)械及器材制造業(yè)；通信設(shè)備計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)；儀器儀表文化辦公機(jī)械制造業(yè)；其他制造業(yè)。；各省勞動(dòng)力、固定資本原值、交通里程數(shù)據(jù)等來自中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒和中國統(tǒng)計(jì)年鑒，計(jì)算過程中的價(jià)格指數(shù)來自中國價(jià)格統(tǒng)計(jì)年鑒，市場化指數(shù)取值樊綱等（2019）［8］的《中國市場化指數(shù)》。

（三）空間相關(guān)性分析

限于篇幅本文列出解釋變量進(jìn)口投入占比2002年、2007年、2010年、2012年、2015年、2017年份通訊行業(yè)的空間莫蘭指數(shù)（見圖1）?？梢钥吹侥m指數(shù)為正，進(jìn)口占比存在空間相關(guān)關(guān)系。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文采用空間面板模型進(jìn)行估計(jì)。為了便于對比空間杜賓模型和其他空間模型的結(jié)果，表1列出了空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）、空間自相關(guān)模型（SAC）和空間杜賓模型（SDM）的估計(jì)結(jié)果，其中空間杜賓回歸基于方程（3），其他模型的方程，鑒于篇幅不再列出。（1）、（2）列采用空間滯后模型分析，（3）、（4）列基于空間誤差模型分析，（5）、（6）列利用SAC模型回歸，（7）、（8）列是SDM模型回歸。（1）、（3）、（5）、（7）模型的權(quán)重矩陣為鄰接矩陣Wij，當(dāng)i=j時(shí)Wij=0，此外Wij=1，本文在處理海南省鄰近省份時(shí)，依據(jù)慣例認(rèn)為海南省與廣東省和廣西壯族自治區(qū)相鄰。（2）、（4）、（6）、（8）模型的權(quán)重矩陣為地理反距離矩陣Wij，當(dāng)i=j時(shí)Wij=0；此外Wij=1/dij，dIJ是省份之間距離通過省會(huì)間經(jīng)緯度的坐標(biāo)計(jì)算。結(jié)果顯示國內(nèi)價(jià)值鏈的系數(shù)顯著為正，表明省際之間中間品循環(huán)和最終品的循環(huán)促進(jìn)了制造業(yè)的增長。這一系數(shù)在SAR、SEM、SAC和SDM模型中分別為0174、0204、0187和0192，比較穩(wěn)定差異不大，經(jīng)各項(xiàng)LR檢驗(yàn)適用SDM模型。各省參與全球價(jià)值鏈分工（出口創(chuàng)造的增加值率）對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)增長的作用顯著為正，SDM模型結(jié)果顯示，每1%的出口增加值率的增長帶來約0126%（鄰接權(quán)重矩陣）或0114%（反距離權(quán)重矩陣）左右的產(chǎn)業(yè)增長。資本勞動(dòng)比的增長促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)增長，SDM模型估計(jì)系數(shù)分別為021（鄰接權(quán)重矩陣）或0211（反距離權(quán)重矩陣）。交通里程數(shù)的系數(shù)刻畫了基礎(chǔ)設(shè)施對產(chǎn)業(yè)增長的影響，雖然在SDM模型估計(jì)下不夠顯著，但符號為正，在某種程度表明基礎(chǔ)設(shè)施成為產(chǎn)業(yè)增長的助力。市場化指數(shù)的系數(shù)在SDM模型估計(jì)下顯著為正的0125或0311，表明市場化制度的改革和市場環(huán)境的改善，將助力制造業(yè)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出增長，即市場化改革是制造業(yè)產(chǎn)業(yè)增長的制度保證，有助于降低企業(yè)的運(yùn)營成本和穩(wěn)定市場預(yù)期。

總體來看，兩種空間權(quán)重矩陣SDM模型的估計(jì)結(jié)果基本一致，雖然空間系數(shù)rho在兩種權(quán)重矩陣的估計(jì)分別為0165和0249顯著為正。然而根據(jù)萊思政和佩斯［9］的觀點(diǎn)空間杜賓模型的點(diǎn)估計(jì)結(jié)果并不是解釋空間外溢效應(yīng)和解釋變量影響的依據(jù)，需要進(jìn)一步參考直接效應(yīng)和間接效應(yīng)來解釋相關(guān)變量的影響。表2給出直接和間接效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。

兩種權(quán)重矩陣估計(jì)結(jié)果顯示，國內(nèi)價(jià)值鏈對產(chǎn)出增長的影響為正，間接效應(yīng)和直接效應(yīng)均為正值，意味著省際間流出不僅促進(jìn)本地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，同時(shí)對臨近的其他省市地區(qū)的外溢效應(yīng)比較明顯。而各省參與全球價(jià)值鏈分工對產(chǎn)業(yè)增長的直接效應(yīng)為正，意味著出口本地增加值率越高，產(chǎn)業(yè)增長越快，間接效應(yīng)為負(fù)值，表明地區(qū)之間出口對周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長產(chǎn)生了負(fù)面作用，是“虹吸”非“溢出”。部分省份由于資源流向比較優(yōu)勢、資源稟賦和優(yōu)惠產(chǎn)業(yè)政策的中心城市，導(dǎo)致本區(qū)域低質(zhì)量發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級動(dòng)力不足的問題，而自身高耗能高污染的產(chǎn)業(yè)發(fā)展由此帶來的環(huán)境負(fù)荷和能源問題又進(jìn)一步制約了周邊地區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長。本地區(qū)純進(jìn)口所占比重（invc）直接效應(yīng)為-0184和-0177，意味著進(jìn)口的增加值對產(chǎn)業(yè)增長的影響為負(fù)，進(jìn)口占比的增加將對產(chǎn)業(yè)增長形成向下的壓力，間接效應(yīng)為正表明進(jìn)口的中間品越多，對其他地區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長有正向的溢出的作用。可能的原因是隨著進(jìn)口中間品的增長，其他周邊地區(qū)可獲得的資源更多，資源競爭的壓力減小，成本降低從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)增長。資本勞動(dòng)占比的估計(jì)系數(shù)表明資本勞動(dòng)占比越高可以促進(jìn)本地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，對周邊地區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長也有正面促進(jìn)作用，且直接效應(yīng)占主導(dǎo)。交通設(shè)施的建設(shè)能夠降低交通成本，引導(dǎo)知識擴(kuò)散，促進(jìn)知識的擴(kuò)散平衡地區(qū)間的知識差異［10］，可以看到交通設(shè)施變量的總效應(yīng)約8876，其中直接效應(yīng)占7365。市場化的制度改革的總效應(yīng)在兩種權(quán)重矩陣的估計(jì)結(jié)果分別為0155和0418。直接效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于間接效應(yīng)，說明市場化改革對本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長有正向促進(jìn)效應(yīng)，對臨近周邊的空間溢出效應(yīng)雖然低于直接效應(yīng)，但仍是正向的促進(jìn)作用，原因可能是地方政府在制定相關(guān)市場化改革的政策時(shí)，通常采用“試點(diǎn)”后推廣的策略，而且成熟的市場化政策通過“示范效應(yīng)”和地方政府官員的地區(qū)流動(dòng)，加強(qiáng)地區(qū)之間同質(zhì)化市場改革的同質(zhì)化趨勢，弱化空間擴(kuò)散效應(yīng)，造成間接效應(yīng)遠(yuǎn)低于直接效應(yīng)［7］。

（二）?地區(qū)異質(zhì)性結(jié)果分析

由于各地資源稟賦、技術(shù)結(jié)構(gòu)和比較優(yōu)勢的差異，空間效應(yīng)可能存在地域異質(zhì)性。本部分依據(jù)相關(guān)政策和研究慣例，將30個(gè)省份（因數(shù)據(jù)缺失不包括西藏）中的東部沿海的11個(gè)省市劃分為東部地區(qū)、8個(gè)省份劃分為中部地區(qū)以及11個(gè)省份劃分為西部地區(qū)，分別構(gòu)建東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的鄰接矩陣和反地理矩陣，基于空間杜賓（SDM）模型進(jìn)行回歸分析，核心變量的估計(jì)結(jié)果見表3：第（1）、（3）、（5）的權(quán)重矩陣為鄰接矩陣，（2）、（4）、（6）的權(quán)重矩陣為反地理矩陣。

空間溢出的效應(yīng)在東部省份并不顯著，在中部和西部省份比較顯著。對于東部省份，國內(nèi)價(jià)值鏈對產(chǎn)業(yè)增長的作用為0236，對于中部地區(qū)，這一系數(shù)0344。而西部地區(qū)這一系數(shù)未通過統(tǒng)計(jì)意義上顯著性檢驗(yàn)。各省參與國際價(jià)值鏈分工對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)增長的影響在東部地區(qū)并不顯著，在中西部地區(qū)的統(tǒng)計(jì)顯著性區(qū)域差異不大?？赡艿脑蚴俏覈鴸|部地區(qū)作為出口的龍頭區(qū)域，增加值較低，未能充分發(fā)揮拉動(dòng)產(chǎn)業(yè)增長升級的帶動(dòng)作用。進(jìn)口投入占比的系數(shù)在東部地區(qū)樣本估計(jì)結(jié)果通過統(tǒng)計(jì)意義上顯著性檢驗(yàn)，符號為負(fù)，表明在中間投入品自由化降低產(chǎn)業(yè)的增長；在中部地區(qū)樣本估計(jì)結(jié)果通過統(tǒng)計(jì)意義上顯著性檢驗(yàn)，符號為負(fù)值，在西部地區(qū)估計(jì)結(jié)果并未通過顯著性檢驗(yàn)。國內(nèi)價(jià)值鏈影響產(chǎn)業(yè)增長的總效應(yīng)在鄰接矩陣權(quán)重下東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)分別為053、-0686、0348，在反距離矩陣權(quán)重下總效應(yīng)分別為0347、-1449和1062。參與國際價(jià)值鏈的直接效應(yīng)為正，間接效應(yīng)為負(fù)值，表明了空間效應(yīng)阻礙了周邊地區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長。

（三）高低技術(shù)行業(yè)估計(jì)結(jié)果分析

安施思等［11］研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)的收益取決于企業(yè)下游發(fā)明帶來的收益和技術(shù)溢出到競爭對手的成本，當(dāng)企業(yè)的自身研發(fā)能夠內(nèi)化為較高的生產(chǎn)率時(shí)，企業(yè)投資研發(fā)的意向更強(qiáng)烈，反之企業(yè)將減少研發(fā)投入，當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)是企業(yè)的技術(shù)與高端的技術(shù)差距越大，技術(shù)溢出的效應(yīng)更大，相反企業(yè)的技術(shù)越接近高端技術(shù)，高端技術(shù)企業(yè)技術(shù)封鎖的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)烈。本文根據(jù)技術(shù)差距將制造業(yè)行業(yè)劃分為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和低技術(shù)行業(yè)產(chǎn)業(yè)。由內(nèi)生增長理論可知，技術(shù)創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)升級的關(guān)鍵因素，“十四五”規(guī)劃明確提出要顯著提升創(chuàng)新能力，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)邁向高級化、產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化的目標(biāo)。

表4的（1）-（4）列是高技術(shù)行業(yè)樣本估計(jì)結(jié)果，（5）-（8）列是低技術(shù)行業(yè)樣本估計(jì)結(jié)果，經(jīng)檢驗(yàn)SDM無法轉(zhuǎn)換為SEM模型，SDM模型比較適用。第（1）列的SDM估計(jì)結(jié)果依據(jù)的空間權(quán)重矩陣是反地理矩陣，（3）列的SDM估計(jì)結(jié)果依據(jù)的空間權(quán)重矩陣是鄰接矩陣?？梢钥吹礁呒夹g(shù)行業(yè)地區(qū)之間的參與國內(nèi)價(jià)值鏈分工對產(chǎn)業(yè)增長的影響顯著為正，但明顯低于低技術(shù)行業(yè)地區(qū)參與國內(nèi)價(jià)值鏈分工的產(chǎn)業(yè)增長效應(yīng)，意味著隨著技術(shù)增長的速度趨緩區(qū)域間技術(shù)差距變小。各省參與全球價(jià)值鏈分工對本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長有促進(jìn)作用，空間效應(yīng)為負(fù)。與基準(zhǔn)結(jié)果基本一致，可能是競爭效應(yīng)，削弱了周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的能力。進(jìn)口投入占比直接降低本地的產(chǎn)出增長，且對低技術(shù)行業(yè)的替代效應(yīng)大于高技術(shù)行業(yè)。考慮到技術(shù)演進(jìn)的路徑依賴，本文加入被解釋變量的空間滯后項(xiàng)，其主要參數(shù)估計(jì)結(jié)果并無明顯變動(dòng)。滯后項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，且高技術(shù)行業(yè)樣本的估計(jì)系數(shù)大于低技術(shù)行業(yè)的估計(jì)結(jié)果，印證了技術(shù)程度越高的行業(yè)，產(chǎn)業(yè)增長演進(jìn)的路徑依賴效應(yīng)越顯著。綜合考慮短期和長期的效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)國內(nèi)價(jià)值鏈對產(chǎn)業(yè)增長的短期直接效應(yīng)和長期直接效應(yīng)均顯著為正，但是低技術(shù)行業(yè)由參與國內(nèi)價(jià)值鏈分工帶來的產(chǎn)業(yè)增長大于高技術(shù)行業(yè)的相應(yīng)效應(yīng)，且低技術(shù)行業(yè)由參與國內(nèi)價(jià)值鏈分工對周邊地區(qū)帶來的產(chǎn)業(yè)阻滯效應(yīng)大于高技術(shù)行業(yè)；低技術(shù)行業(yè)由參與全球價(jià)值鏈分工帶來的產(chǎn)業(yè)增長效應(yīng)也高于高技術(shù)行業(yè)的相應(yīng)效應(yīng)，但是短期直接效應(yīng)和長期直接效應(yīng)在低技術(shù)行業(yè)樣本通過了顯著性檢驗(yàn)且符號為正，表明參與全球價(jià)值鏈分工是產(chǎn)業(yè)增長推動(dòng)力量，短期間接效應(yīng)和長期間接效應(yīng)為負(fù)值意味著阻礙了周邊地區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長。綜上估計(jì)結(jié)果可見，不同技術(shù)水平行業(yè)空間效應(yīng)存在差異性。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表5第（1）、（3）、（5）列的回歸模型以鄰接矩陣作為權(quán)重矩陣，其他列的回歸模型以反距離矩陣作為權(quán)重矩陣。為了進(jìn)一步解決出口的內(nèi)生性問題，本文用我國各行業(yè)在世界的出口國內(nèi)增加值率（LNVS_RATE）作為各省參與全球價(jià)值鏈分工的代理變量，（1）、（2）結(jié)果顯示各省參與全球價(jià)值鏈分工直接促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)增長，同時(shí)阻礙了周邊鄰接的其他省份制造業(yè)產(chǎn)業(yè)增長，與基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果基本一致。意味著各省之間在出口市場上的競爭效應(yīng)，促進(jìn)了本地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，不利于周邊地區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長。

出口升級可能會(huì)改變這一趨勢，本文進(jìn)一步估計(jì)各省出口升級對產(chǎn)業(yè)增長的影響，（3）、（4）列基于線性比較優(yōu)勢指標(biāo)RCA（BALASSA，1965）［12］構(gòu)建出口動(dòng)態(tài)升級的虛擬變量來刻畫省際出口升級的狀態(tài)。其中，c，i，t分別代表地區(qū)（省份）、行業(yè)和時(shí)間，exp表示出口。當(dāng)RCA指標(biāo)比上一年提升時(shí)，虛擬變量處理為1，意味著出口產(chǎn)品的顯性比較優(yōu)勢在本國市場上競爭力提升，視為產(chǎn)品升級，反之相反。

RCAc，i，t=（expc，i，t/∑i，texpc，i，t）/（∑c，texpc，i，t/∑c，i，texpc，i，t）

估計(jì)結(jié)果不顯著，符號為正，但是正向的直接效應(yīng)通過了8%的水平上的檢驗(yàn)，這意味著隨著省際的出口升級，正向的促進(jìn)效應(yīng)開始顯現(xiàn)；正向顯著的間接效應(yīng)可能的原因是地區(qū)間低質(zhì)化惡性競爭逐步轉(zhuǎn)向適宜本地自身比較優(yōu)勢的生產(chǎn)模式，省際之間的空間關(guān)聯(lián)和匹配的增強(qiáng)有助于帶動(dòng)周邊鄰接的省份的產(chǎn)業(yè)增長。在完成國內(nèi)和全球價(jià)值鏈等因素對產(chǎn)業(yè)增長的靜態(tài)影響分析后，本文尋求在估計(jì)模型中加入被解釋變量的一階滯后項(xiàng)以緩解內(nèi)生問題，另一方面可考察不同地區(qū)的要素稟賦差異，技術(shù)差異和相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策配套的差異，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)升級可能存在的路徑依賴，（5）、（6）列估計(jì)結(jié)果顯示滯后項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，印證產(chǎn)業(yè)增長的慣性效應(yīng)。

五、進(jìn)一步擴(kuò)展：影響機(jī)制檢驗(yàn)

空間溢出源于集聚的外部性，中間投入品的共享和知識溢出是集聚外部性的重要淵源［13］。省際間區(qū)間貿(mào)易是空間溢出的重要載體，企業(yè)之間共享中間投入品的種類和數(shù)量，有利于降低中間品投入的價(jià)格節(jié)約成本，增加收益，創(chuàng)造增加值［14-15］。省際間貿(mào)易流動(dòng)帶來的知識溢出可以升級工藝、節(jié)約成本、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)鏈帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)增長，是經(jīng)濟(jì)增長的核心淵源。本文將檢驗(yàn)中間投入共享和知識溢出作為國內(nèi)價(jià)值鏈空間溢出的機(jī)制。張可（2019）［16］基于空間中介效應(yīng)檢驗(yàn)空間集聚的創(chuàng)新機(jī)制，本文參考這一做法，設(shè)定以下模型檢驗(yàn)空間溢出的機(jī)制：

yit=ρ∑j≠iWijyjt+β1igvcit+β2invcit+β3iinvcit+α1i∑j≠iWijgvcjt+α2i∑j≠iWijnvcjt+α3i∑j≠iWijinvcjt+γx→+εit?（4）

Mit=λ1igvcit+λ2invcit+λ3iinvcit+φx→+εit（5）

yit=φMit+η0∑j≠iWijyjt+η1igvcit+η2invcit+η3iinvcit+ζ1i∑j≠iWijgvcjt+ζ2i∑j≠iWijnvcjt+ζ3i∑j≠iWijinvcjt+ζ0x→+εit（6）

各省參與國內(nèi)價(jià)值鏈分工對周邊地區(qū)溢出可通過中間投入品共享這一機(jī)制實(shí)現(xiàn)，本文選擇產(chǎn)業(yè)間前向聯(lián)系作為中介變量，采用區(qū)域投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)來測度這一指標(biāo)。

選擇全要素生產(chǎn)率作為國內(nèi)價(jià)值鏈對周邊地區(qū)知識溢出的中介變量，采用Malmquist?Productivity?Index來測算省級15個(gè)制造行業(yè)的全要素生產(chǎn)率。全要素生產(chǎn)率測算中，勞動(dòng)力數(shù)據(jù)以各省相應(yīng)制造業(yè)行業(yè)的平均用工人數(shù)來衡量，資本存量用各省相應(yīng)制造業(yè)行業(yè)固定資產(chǎn)凈值衡量，產(chǎn)出以各省制造業(yè)行業(yè)的工業(yè)銷售產(chǎn)值衡量。方程（1）式是本文的基準(zhǔn)方程，M為中介變量包括中間投入共享變量（pre_industry）和全要素生產(chǎn)率（TFPCH），其他變量的定義不變。如果第（3）個(gè)式子中介變量M的系數(shù)顯著，存在非完全中介效應(yīng)，需要計(jì)算中介效應(yīng)占比。?如果第（3）個(gè)式子中系數(shù)M不顯著，視為完全中介效應(yīng)。表明國內(nèi)價(jià)值鏈完全通過中間投入共享和全要素生產(chǎn)率實(shí)現(xiàn)溢出效應(yīng)。

表6第（1）列報(bào)告了國內(nèi)價(jià)值鏈（nvc）對產(chǎn)業(yè)增長的影響，估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明中間投入共享可顯著提升制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)增長。第（2）列報(bào)告了中介變量中間投入共享對國內(nèi)價(jià)值鏈、全球價(jià)值鏈及其他影響因素的回歸，系數(shù)顯著為正0119，表明每1%省際流出增加值率的增長帶動(dòng)0119%左右的中間投入的增長。第（3）列在第1列的基礎(chǔ)上加入中介變量進(jìn)行SDM回歸，估計(jì)結(jié)果顯示中介變量前向聯(lián)系的系數(shù)顯著為證，空間滯后項(xiàng)的系數(shù)為正值，與前文估計(jì)結(jié)果一致。第（4）列報(bào)告了中介變量全要素生產(chǎn)率（TFP）對國內(nèi)價(jià)值鏈、全球價(jià)值鏈等因素的回歸，國內(nèi)價(jià)值鏈（nvc）的系數(shù)顯著為正，表明隨著省際之間中間品和最終品的流動(dòng)會(huì)促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。在第（1）列估計(jì)方程里加入中介變量TFP進(jìn)行SDM估計(jì)得到第（5）列的估計(jì)結(jié)果，中介變量的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明知識溢出對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)增長產(chǎn)生了正向的促進(jìn)作用，并且空間滯后項(xiàng)的系數(shù)為正值，與前文估計(jì)結(jié)果一致。第（6）列同時(shí)報(bào)告了中介變量中間投入共享和知識溢出的回歸系數(shù)，二者均通過顯著性檢驗(yàn)，表明中間投入共享和知識溢出是國內(nèi)價(jià)值鏈（nvc）促進(jìn)產(chǎn)業(yè)增長的空間溢出機(jī)制。此外中間投入共享和知識溢出的Sobel檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為207和211，也佐證了中介變量的顯著性。

六、研究結(jié)論

由于地理區(qū)域、要素稟賦以及技術(shù)等因素，產(chǎn)業(yè)增長存在路徑依賴，本文基于2002年、2007年、2010年、2012年、2015年和2017年中國區(qū)域間投入產(chǎn)出表，借鑒空間杜賓模型，探索產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)的空間溢出效應(yīng)、溢出效應(yīng)的異質(zhì)性及動(dòng)態(tài)演進(jìn)過程。結(jié)論如下：

（1）各省參與國內(nèi)價(jià)值鏈分工促進(jìn)了產(chǎn)出增長，間接效應(yīng)和直接效應(yīng)均為正值，說明國內(nèi)價(jià)值鏈對臨近的其他省市地區(qū)的外溢效應(yīng)比較明顯。對于東部省份，省際參與國內(nèi)價(jià)值鏈分工對產(chǎn)業(yè)增長的作用為0236，對于中部地區(qū)，這一系數(shù)0344，西部地區(qū)未通過統(tǒng)計(jì)意義上檢驗(yàn)。國內(nèi)價(jià)值鏈對不同技術(shù)類型行業(yè)的影響不同，對低技術(shù)行業(yè)相對高技術(shù)行業(yè)的產(chǎn)業(yè)增長有更高的提升作用。

（2）各省參與全球價(jià)值鏈分工可促進(jìn)產(chǎn)業(yè)增長，對周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的作用為負(fù)。出口的國內(nèi)增加值率對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)增長的影響在中西部地區(qū)區(qū)域差異不大。低技術(shù)行業(yè)由出口的本地增加值率帶來的產(chǎn)業(yè)增長效應(yīng)也高于高技術(shù)行業(yè)的相應(yīng)效應(yīng)，低技術(shù)行業(yè)的出口的本地增加值率對產(chǎn)業(yè)增長的短期直接效應(yīng)和長期直接效應(yīng)顯著大于零，表明各省參與全球價(jià)值鏈分工是產(chǎn)業(yè)增長推動(dòng)力量，短期間接效應(yīng)和長期間接效應(yīng)為負(fù)值意味著阻礙了周邊地區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長。但是出口的升級促進(jìn)本地和周邊地區(qū)的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)增長。

（3）進(jìn)口中間品投入的比重的增加將對產(chǎn)業(yè)增長形成向下的壓力，間接效應(yīng)為正表明進(jìn)口的中間品越多，對其他地區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長有正向的溢出的作用。東部地區(qū)進(jìn)口投入占比的系數(shù)表明在中間投入品自由化未能促進(jìn)東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)的增長；中部地區(qū)進(jìn)口投入占比的系數(shù)為負(fù)值表明中部地區(qū)中間投入品自由化降低了產(chǎn)業(yè)增長，這一系數(shù)在西部地區(qū)未通過顯著性檢驗(yàn)。進(jìn)口投入占比直接降低本地的產(chǎn)出增長，且對低技術(shù)行業(yè)的替代效應(yīng)大于高技術(shù)行業(yè)。

（4）制度環(huán)境對本地和周邊地區(qū)的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)均有促進(jìn)作用。市場化的制度改革的總效應(yīng)在兩種權(quán)重矩陣的估計(jì)結(jié)果分別為0155和0418。直接效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于間接效應(yīng)，說明市場化改革是本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長的推動(dòng)力量，對臨近周邊的空間溢出效應(yīng)雖然低于直接效應(yīng)，但仍是產(chǎn)業(yè)增長的助力。資本勞動(dòng)占比的估計(jì)系數(shù)表明資本勞動(dòng)占比越高可以促進(jìn)本地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，對周邊地區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長也有正面促進(jìn)作用，且直接效應(yīng)占主導(dǎo)。交通設(shè)施的建設(shè)能夠降低交通成本，引導(dǎo)知識擴(kuò)散，促進(jìn)知識的擴(kuò)散平衡地區(qū)間的知識差異。

總之，國際貿(mào)易演變過程中，參與全球價(jià)值鏈分工仍是產(chǎn)業(yè)增長的重要力量，且隨著出口的升級帶動(dòng)了本地制造業(yè)和周邊地區(qū)制造業(yè)的增長升級，各省參與國內(nèi)價(jià)值鏈分工在本地和周邊地區(qū)的制造業(yè)增長過程中的助力效應(yīng)日益顯著。進(jìn)口投入的占比雖然對本地的產(chǎn)業(yè)增長的效應(yīng)為負(fù)，但是通過溢出效應(yīng)促進(jìn)了周邊地區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長，且長期來看對周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的提升效應(yīng)大于其對本地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的促進(jìn)效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果與現(xiàn)有的推動(dòng)出口升級，擺脫價(jià)值鏈低端鎖定，擴(kuò)大進(jìn)口和國內(nèi)循環(huán)的政策目標(biāo)相匹配。由于高端技術(shù)通過進(jìn)口途徑獲取的可能性越來越低，加強(qiáng)自身研發(fā)成為產(chǎn)業(yè)持續(xù)增長的關(guān)鍵途徑。另外，制度化改革和交通設(shè)施網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展也是周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的重要因素。

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Dual?Value?Chain，Spatial?Spillovers?and?the?Growth?of?Manufacturing?Industry

YANG?Hong-yan，?ZHAI?Wei-feng

（School?of?Busines，?Hebei?Normal?University，?Shijiangzhuang?050024，?China）

Abstract：Based?on?the?input-output?tables?and?value-added?accounting?framework?in?China，?this?article?measures?the?degree?of?participation?of?provincial?regions?in?dual?value?chains，?and?constructs?an?empirical?analysis?framework?for?the?spatial?impact?of?domestic?value?chains，?global?value?chains，?market-oriented?reforms，?transportation?networks，?and?other?factors?on?manufacturing?growth.?It?examines?the?spatial?spillover?effects?of?inter?industry?correlations，?the?heterogeneity?of?spillover?effects，?and?the?dynamic?evolution?process.The?results?of?Spatial?dubin?model?show?participation?in?the?national?value?chains?and?global?value?chains?promote?the?economic?growth.?The?former?has?a?significant?positive?spatial?spillovers?across?neighboring?provinces?and?spatial?spillovers?are?heterogeneous?in?space，?while?the?latter?has?a?negative?spatial?spillovers.The?participation?in?dual?value?chains?has?a?bigger?positive?impact?on?industries?with?lower?technical?level?than?industries?with?higher?technical?level.?And?the?updating?of?export?can?promote?industrial?growth?in?local?provinces?and?spatial?spillovers?are?positive.?The?proportion?of?import?directly?reduces?the?growth?of?local?manufacturing?industry?and?the?negative?effect?on?the?output?of?low-tech?industries?is?greater?than?that?of?high-tech?industries.?Market?reforms，?transportation?network?and?ratio?of?capital-labor?promote?industrial?growth.

Key?words：national?value?chains;global?value?chains;spatial?spillovers;knowledge?spillovers;TFP

（責(zé)任編輯：周正）