京津冀協(xié)同發(fā)展下產(chǎn)業(yè)集聚與居民收入增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證分析

《京津冀協(xié)同發(fā)展下產(chǎn)業(yè)集聚與居民收入增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證分析》由會(huì)員分享，可在線(xiàn)閱讀，更多相關(guān)《京津冀協(xié)同發(fā)展下產(chǎn)業(yè)集聚與居民收入增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證分析（6頁(yè)珍藏版）》請(qǐng)?jiān)谘b配圖網(wǎng)上搜索。

1、京津冀協(xié)同發(fā)展下產(chǎn)業(yè)集聚與居民收入增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證分析 李鍵明 內(nèi)容摘要：本文利用2006-2015年河北省服務(wù)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平與居民收入增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，河北省服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)密度對(duì)當(dāng)?shù)鼐用袷杖朐鲩L(zhǎng)具有負(fù)效應(yīng)，服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群化程度對(duì)居民收入增長(zhǎng)具有正效應(yīng)。通過(guò)誤差向量修正模型的進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)密度在短期內(nèi)對(duì)居民收入增長(zhǎng)影響不顯著，在長(zhǎng)期內(nèi)影響也較小，而服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群化程度在短期內(nèi)對(duì)居民收入增長(zhǎng)有一定促進(jìn)作用，并且這種促進(jìn)作用將長(zhǎng)期保持。 關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)集聚 居民收入 服務(wù)業(yè) 河北省 京津冀協(xié)同發(fā)展 文獻(xiàn)綜述 產(chǎn)業(yè)集聚問(wèn)題一直是國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究的熱

2、點(diǎn)領(lǐng)域，從經(jīng)濟(jì)地理學(xué)與空間經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論出發(fā)，已經(jīng)有大量學(xué)者研究了產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率和居民收入的影響，如蔡宏波等（2017）分析了服務(wù)業(yè)壟斷視角下，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)服務(wù)業(yè)工資回報(bào)的影響效應(yīng)，而Ciccone（2002）利用歐美國(guó)家企業(yè)的數(shù)據(jù)分析了其產(chǎn)業(yè)集聚水平與各地區(qū)勞動(dòng)力報(bào)酬的關(guān)系，他們的結(jié)論都說(shuō)明了產(chǎn)業(yè)集聚水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民收入正相關(guān)。在產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)居民收入的影響效應(yīng)方面，Duranton和Puga（2004）深入分析了產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)居民收入具有正向影響的原因，他們認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)集聚能夠加速企業(yè)間知識(shí)技術(shù)的擴(kuò)散，優(yōu)化行業(yè)間的資源配置，加強(qiáng)勞動(dòng)力的學(xué)習(xí)主動(dòng)性，因而能有效提高勞動(dòng)力工資報(bào)酬。同時(shí)，伍駿騫等（

3、2017）也提出，由于產(chǎn)業(yè)集聚可能帶來(lái)經(jīng)濟(jì)外部性，造成經(jīng)濟(jì)主體的搭便車(chē)行為，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中的其他主體帶來(lái)負(fù)面激勵(lì)。夏揚(yáng)和陳嘉偉（2015）也提出了產(chǎn)業(yè)集聚所帶來(lái)的負(fù)向經(jīng)濟(jì)效應(yīng)可能會(huì)阻礙區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。 從目前的研究文獻(xiàn)來(lái)看，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)于居民收入的影響存在顯著的正向影響是大多數(shù)學(xué)者的普遍認(rèn)同的結(jié)論，但也有部分學(xué)者從外部性理論出發(fā)強(qiáng)調(diào)產(chǎn)業(yè)集聚帶來(lái)的負(fù)面效應(yīng)，因此，研究河北省服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)當(dāng)?shù)鼐用袷杖氲挠绊懶?yīng)是具有重要意義的；此外，當(dāng)前關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚與居民收入關(guān)系的研究成果中，僅考慮了在經(jīng)濟(jì)規(guī)律作用下自然形成的產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象，而沒(méi)有涉及在政府政策激勵(lì)和強(qiáng)制干擾作用下形成的產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)居民收入的影響，

4、本文以京津冀協(xié)同發(fā)展規(guī)劃為切入點(diǎn)，分析在此背景下河北省服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)當(dāng)?shù)鼐用袷杖氲挠绊懶?yīng)，具有一定的理論意義。 模型設(shè)定 為了推導(dǎo)出產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)于居民收入影響的模型，參考范劍勇（2006）的研究思路，將產(chǎn)業(yè)集聚水平作為一種生產(chǎn)投入納入生產(chǎn)函數(shù)，得到反映服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)居民收入影響的生產(chǎn)函數(shù)： （1） 其中Y代表地區(qū)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出，K代表地區(qū)資本投入，L代表地區(qū)勞動(dòng)力投入，Ag代表地區(qū)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平。考慮到河北省經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的可獲取性，以及本文的研究目的，按照溫濤（2005）的研究思路，給勞動(dòng)投入增加一個(gè)容量限制，當(dāng)經(jīng)濟(jì)達(dá)到最大生產(chǎn)能力，而勞動(dòng)投入達(dá)到最大容量時(shí)，經(jīng)濟(jì)的規(guī)模收益就恒定，因此

5、地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出就取決于資本投入和產(chǎn)業(yè)集聚水平，令l表示經(jīng)濟(jì)最大生產(chǎn)能力時(shí)的最大勞動(dòng)力投入，生產(chǎn)函數(shù)變?yōu)椋? （2） 對(duì)（2）式取全微分，可得以下方程： （3） 在（3）中對(duì)于產(chǎn)業(yè)集聚水平的衡量，目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要有兩種方法，一是從經(jīng)濟(jì)密度的角度來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)集聚程度，二是利用區(qū)位熵的方法衡量產(chǎn)業(yè)集聚程度。前者利用單位生產(chǎn)要素投入所獲得產(chǎn)出在各地區(qū)之間分布的不均衡來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)集聚程度，而后者利用各地區(qū)某產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在總產(chǎn)值中所占比重的大小來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)集聚程度。為了更準(zhǔn)確衡量河北省服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)的集聚水平，本文利用河北省各地區(qū)服務(wù)業(yè)從業(yè)人員與該地區(qū)行政區(qū)劃面積的比率衡量服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)密度，同時(shí)也能在一定程度

6、上反映服務(wù)業(yè)行業(yè)規(guī)模，并利用區(qū)位熵方法衡量服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)的地區(qū)集群化程度，最后綜合兩個(gè)指標(biāo)衡量服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚水平，即產(chǎn)業(yè)集聚水平是經(jīng)濟(jì)密度和集群化程度（分別用Ed和Lq表示）的函數(shù)： （4） 對(duì)（4）式進(jìn)行全微分可得： （5） 將（5）式代入（3）式并整理簡(jiǎn)化可得： （6） 同時(shí)假設(shè)在同一地區(qū)內(nèi)，服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)的各項(xiàng)要素投入的空間分布是均勻的，則各地區(qū)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)密度可以由下式計(jì)算得出： Ed=P/S （7） 其中P表示地區(qū)服務(wù)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量，S表示地區(qū)行政區(qū)劃面積。 而區(qū)位熵的計(jì)算公式為： （8） 其中， Eij表示j地區(qū)i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，∑iEij表示j地區(qū)服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值，∑j

7、Eij表示各地區(qū)i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值總和，∑i∑jEij表示各地區(qū)服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值總和。 分別以 β1表示資本投入的邊際產(chǎn)出，β2表示經(jīng)濟(jì)密度的邊際產(chǎn)出，β3 表示集群化程度的邊際產(chǎn)出，將（6）式兩邊同時(shí)除以l可得居民人均產(chǎn)出增長(zhǎng)模型： （9） 由于本文重點(diǎn)分析產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)居民收入的影響，因而僅將傳統(tǒng)的勞動(dòng)力投入、資本投入以及經(jīng)濟(jì)密度和產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)位熵納入居民收入的影響模型中。同時(shí)用城鎮(zhèn)居民人均純收入代替人均產(chǎn)出，用資本存量與城鎮(zhèn)固定資本形成額計(jì)算資本投入，因而得到基本計(jì)量模型： （10） 其中， FR表示城鎮(zhèn)居民人均純收入的自然對(duì)數(shù)，β0 表示截距項(xiàng)，K 表示城鎮(zhèn)總資本投入， μ表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。本文

8、利用模型（10）探討河北省各地區(qū)固定資產(chǎn)投資、服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)密度及其集群化程度對(duì)城鎮(zhèn)居民人均純收入的影響。 數(shù)據(jù)說(shuō)明 文章所使用數(shù)據(jù)主要來(lái)自于2006-2015年河北省各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，所涉及的數(shù)據(jù)與變量主要包括城鎮(zhèn)居民人均純收入、城鎮(zhèn)總資本投入、服務(wù)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)密度以及產(chǎn)業(yè)集群化程度四個(gè)方面。 城鎮(zhèn)居民人均純收入，用FR表示。利用城鎮(zhèn)居民人均純收入衡量河北省居民收入情況，在實(shí)際處理中，以2006年為基期，將居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)居民純收入進(jìn)行平減以消除價(jià)格因素的影響。endprint 城鎮(zhèn)總資本投入，用K表示。利用河北省各地區(qū)資本存量與固定資本形成額進(jìn)行計(jì)算，在實(shí)際分析中，參考王艷榮等（20

9、11）的方法，利用永續(xù)盤(pán)存法計(jì)算城鎮(zhèn)資本投入，具體公式為，其中 It表示t 年固定資本投資形成額。 服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)密度，用 Ed表示。使用河北省各地區(qū)服務(wù)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量與該地區(qū)行政區(qū)劃面積根據(jù)前文所述公式計(jì)算得出。 服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群化程度，用 Lq表示。利用河北省各地區(qū)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值與全地區(qū)總產(chǎn)值以及河北省服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值和河北省總產(chǎn)值的數(shù)據(jù)，根據(jù)前文所述公式計(jì)算得出。 研究中所涉及的數(shù)據(jù)均來(lái)自于相關(guān)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《河北省統(tǒng)計(jì)年鑒》、各地區(qū)政府相關(guān)年份的《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局河北調(diào)查總隊(duì)公布的數(shù)據(jù)。本文使用Eviews 8.0軟件進(jìn)行處理與分析。 本文的研究思路是

10、利用ADF單位根檢驗(yàn)法檢驗(yàn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，在此基礎(chǔ)上利用協(xié)整檢驗(yàn)方法分析變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并利用向量誤差修正模型進(jìn)一步分析變量間長(zhǎng)期與短期的動(dòng)態(tài)關(guān)系。 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析 （一）平穩(wěn)性檢驗(yàn) 由于本文選用的數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，而時(shí)間序列數(shù)據(jù)可能存在非平穩(wěn)性，因此為了避免出現(xiàn)“偽回歸”的現(xiàn)象，需要對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。而數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換并不會(huì)改變數(shù)據(jù)序列原有的協(xié)整關(guān)系，并能消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，因此在進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)前對(duì)各數(shù)據(jù)序列進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，變換后的數(shù)據(jù)序列仍然用FR，k， Ed，Lq表示。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)法檢驗(yàn)個(gè)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。具體檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

11、 從表1的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，原數(shù)據(jù)序列的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均大于10%置信水平下的臨界值，說(shuō)明原數(shù)據(jù)均是非平穩(wěn)的。進(jìn)一步通過(guò)對(duì)各序列取一階差分，并進(jìn)行單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)各序列均在不同置信水平下通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明各一階差分序列是平穩(wěn)的，同時(shí)說(shuō)明原序列是一階單整的，滿(mǎn)足協(xié)整檢驗(yàn)的條件。 （二）變量間關(guān)系分析 為了進(jìn)一步說(shuō)明各變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，本文利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)判斷各變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系。根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則以及似然比檢驗(yàn)，確定無(wú)約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為2。同時(shí)通過(guò)進(jìn)一步利用Q統(tǒng)計(jì)量、懷特檢驗(yàn)以及JB檢驗(yàn)對(duì)VAR模型的擬合優(yōu)度及其殘差序列進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，滯后期為2的VAR模

12、型擬合優(yōu)度良好，其殘差序列平穩(wěn)。 由于協(xié)整檢驗(yàn)的滯后期數(shù)是無(wú)約束VAR模型一階差分變量的滯后期，因此根據(jù)對(duì)各序列的趨勢(shì)性分析以及VAR模型的檢驗(yàn)結(jié)果，最終確定協(xié)整檢驗(yàn)最優(yōu)滯后期為1，協(xié)整方程具有截距項(xiàng)與時(shí)間趨勢(shì)。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。 從表2檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，變量間不存在協(xié)整關(guān)系以及變量間至多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)被拒絕，說(shuō)明變量之間至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，通過(guò)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可以寫(xiě)出一個(gè)協(xié)整關(guān)系如下： （11） 式（11）協(xié)整方程變量系數(shù)下方括號(hào)內(nèi)數(shù)字為漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤差。 對(duì)協(xié)整方程殘差項(xiàng)進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在5%顯著水平上小于臨界值（A

13、DF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-4.0347，小于5%顯著水平臨界值-3.1753，相伴概率值為0.0129），因此協(xié)整方程殘差項(xiàng)是平穩(wěn)序列，說(shuō)明協(xié)整方程中四個(gè)變量之間存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。 剔除城鎮(zhèn)總資本投入這一變量，單獨(dú)對(duì)城鎮(zhèn)居民人均純收入與服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)它們之間仍然存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，并且符號(hào)相同（FR=-0.3798Ed+0.5721Lq），說(shuō)明服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平與居民收入之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系是穩(wěn)定的，同時(shí)對(duì)Ed與FR，Lq與FR兩兩分別進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)它們之間依然存在協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平與居民人均純收入之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。 而根據(jù)修正的協(xié)整方程，可以

14、利用向量誤差修正模型（VECM）進(jìn)一步判斷變量之間長(zhǎng)期與短期的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系。由于VECM的滯后期是無(wú)約束VAR模型的一階差分變量的滯后期，根據(jù)VAR模型的最優(yōu)滯后期可以確定VECM的最優(yōu)滯后期為1。 VECM各方程以及整體的檢驗(yàn)結(jié)果表明，各方程殘差序列均滿(mǎn)足正態(tài)性且不存在自相關(guān)與異方差，因而說(shuō)明了VECM是有效的，另外整體模型的AIC準(zhǔn)則與SC準(zhǔn)則的值分別為-7.7109與-7.3472，均較小，說(shuō)明了模型整體具有較強(qiáng)的解釋能力。 VECM估計(jì)結(jié)果能夠反映的變量間短期關(guān)系，從分析結(jié)果來(lái)看，誤差修正項(xiàng)、K、Ed的系數(shù)均在10%的顯著性水平通過(guò)檢驗(yàn)，Lq的系數(shù)在5%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)（誤差

15、修正項(xiàng)、K、Ed、Lq系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量值分別是-1.8519、2.1289、-1.8871以及2.3909，而通過(guò)查表得知，在顯著性水平α=0.05 下，自由度為n-p-1=10 的臨界值 t0.05（10）=1.8125，同理t0.025（10）=2.2281）。但在誤差修正模型中，Ed的系數(shù)并不顯著，說(shuō)明在短期內(nèi)，服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)密度的增加對(duì)于居民收入的負(fù)向作用并不明顯。K在VECM中的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明在短期內(nèi)，河北省資本投入的增加就有利于居民收入的提高。由于FR與Ed、Lq存在協(xié)整關(guān)系，因此分別建立它們之間的VECM進(jìn)行分析。結(jié)果表明，所有誤差修正項(xiàng)的系數(shù)均在5%顯著水平下通過(guò)檢驗(yàn)，而Ed

16、的系數(shù)依然不顯著，Lq的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明短期內(nèi)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群化程度的提高對(duì)居民收入有一定影響。 從協(xié)整方程（11）可以發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)期來(lái)看，河北省內(nèi)資本投入對(duì)城鎮(zhèn)居民人均純收入有正向影響，而服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)密度對(duì)于城鎮(zhèn)居民人均收入?yún)s有負(fù)向影響，這與范劍勇（2006）和陳良文等（2009）分析經(jīng)濟(jì)密度對(duì)于工業(yè)產(chǎn)業(yè)工人工資影響的發(fā)現(xiàn)并不一致，主要原因可能是部分服務(wù)產(chǎn)業(yè)對(duì)于知識(shí)與技能的需求并不如工業(yè)產(chǎn)業(yè)大，隨著產(chǎn)業(yè)不斷積聚，勞動(dòng)力資源日益飽和，最終形成供大于求的勞動(dòng)力市場(chǎng)，對(duì)勞動(dòng)力報(bào)酬產(chǎn)生了一定程度的沖擊，導(dǎo)致居民純收入有所下降；另一方面，部分服務(wù)行業(yè)進(jìn)入壁壘較低，企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力又是不明顯，導(dǎo)致在同一地

17、區(qū)集聚大量企業(yè)后形成過(guò)度競(jìng)爭(zhēng)，影響企業(yè)利潤(rùn)，從而造成人均純收入的降低。而工業(yè)生產(chǎn)對(duì)于技術(shù)投入的依賴(lài)較大，同時(shí)生產(chǎn)規(guī)模對(duì)于企業(yè)成本的影響也較大，因此隨著工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平越高，廠(chǎng)商內(nèi)部的規(guī)模效應(yīng)所帶來(lái)產(chǎn)品成本的降低、產(chǎn)業(yè)間集聚的外部效應(yīng)等帶來(lái)的規(guī)模報(bào)酬越發(fā)明顯，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)了經(jīng)濟(jì)外部性導(dǎo)致的搭便車(chē)行為發(fā)生的概率，因而經(jīng)濟(jì)密度對(duì)于工業(yè)產(chǎn)業(yè)會(huì)產(chǎn)生顯著的正向影響。endprint 而河北省服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群化程度對(duì)于城鎮(zhèn)居民人均純收入有顯著的正向影響，說(shuō)明服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群化程度的提高有助于提高河北省居民收入，促進(jìn)首都經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。一方面，這可能是由于服務(wù)業(yè)產(chǎn)品涵蓋范圍較為廣泛，不同企業(yè)間的產(chǎn)品形成有效互補(bǔ)

18、，在產(chǎn)業(yè)集群化程度越來(lái)越大的條件下，產(chǎn)品間形成互補(bǔ)的成本大大降低，同時(shí)各企業(yè)間的信息交換、溝通談判以及交易成本也大大降低，顯著的提高了河北省各貿(mào)易園區(qū)企業(yè)的利潤(rùn)水平，從而提高了該地區(qū)居民的收入；另一方面，服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群化水平的提高也大大縮短了各產(chǎn)品供應(yīng)鏈的環(huán)節(jié)數(shù)量，不僅提高了產(chǎn)品的流通效率，也降低了產(chǎn)品在流通過(guò)程中發(fā)生的各項(xiàng)成本，也在一定程度上有利于提高了居民收入。 結(jié)論 在京津冀協(xié)同發(fā)展不斷推進(jìn)的背景下，作為北京市非首都功能主要承接地的河北省在未來(lái)必然面臨快速的產(chǎn)業(yè)集聚態(tài)勢(shì)，因此探討產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)于河北省居民收入的影響具有重要意義。本文利用2006—2015年河北省服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)實(shí)證研究了

19、產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)當(dāng)?shù)鼐用袷杖氲挠绊?。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，河北服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)密度增加并沒(méi)有促進(jìn)當(dāng)?shù)鼐用袷杖氲脑鲩L(zhǎng)，反而可能造成了服務(wù)業(yè)勞動(dòng)力市場(chǎng)供過(guò)于求的現(xiàn)象，引起過(guò)度競(jìng)爭(zhēng)，在一定程度上抑制了居民收入的增長(zhǎng)。但實(shí)證結(jié)果同時(shí)發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)密度的增加對(duì)居民收入的影響在短期內(nèi)并不顯著，在長(zhǎng)期內(nèi)的影響也較小。這說(shuō)明河北省政府在承接服務(wù)業(yè)企業(yè)過(guò)程中，應(yīng)注重有規(guī)劃，高效率的分類(lèi)安置，避免服務(wù)業(yè)要素集聚所帶來(lái)的負(fù)面影響。而產(chǎn)業(yè)集聚水平的另一指標(biāo)集群化程度對(duì)居民收入有正向影響，同時(shí)協(xié)整方程和向量誤差修整模型的結(jié)果表明，集群化程度的提升對(duì)居民收入增加的影響雖然在短期內(nèi)影響甚微，但在長(zhǎng)期內(nèi)卻有較為顯著的影響。但這并不是否認(rèn)河

20、北服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)居民收入的正向影響，而是應(yīng)該建立產(chǎn)業(yè)集聚促進(jìn)居民收入增長(zhǎng)的長(zhǎng)效機(jī)制。從分析結(jié)果看，雖然服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)于居民收入的影響短期并不顯著，但從長(zhǎng)期來(lái)看依然對(duì)促進(jìn)居民收入增加有著重要作用。實(shí)證分析結(jié)果僅僅揭示了目前河北服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚帶來(lái)規(guī)模效應(yīng)以及外部性并未完全符合當(dāng)?shù)鼐用袷杖朐鲩L(zhǎng)的實(shí)際需求，并未否定服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)居民收入增長(zhǎng)的重要作用。其政策含義是應(yīng)以居民收入增長(zhǎng)為主要目標(biāo)，做好產(chǎn)業(yè)承接工作，同時(shí)合理改進(jìn)引進(jìn)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)的集聚模式與結(jié)構(gòu)，最大程度發(fā)揮其提高居民收入的效應(yīng)，為打造中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展新的支撐帶奠定基礎(chǔ)。 參考文獻(xiàn)： 1. 蔡宏波，楊康，江小敏.行業(yè)壟斷、行業(yè)集聚與服務(wù)業(yè)工

21、資——基于299個(gè)四位數(shù)細(xì)分行業(yè)的檢驗(yàn)[J].統(tǒng)計(jì)研究，2017（2） 2. 伍駿騫，阮建青，徐廣彤.經(jīng)濟(jì)集聚、經(jīng)濟(jì)距離與農(nóng)民增收：直接影響與空間溢出效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2017（1） 3. 夏揚(yáng)，陳嘉偉.知識(shí)溢出、產(chǎn)業(yè)集聚、區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究綜述[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2015（8） 4. 范劍勇.產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)間勞動(dòng)生產(chǎn)率差異[J].經(jīng)濟(jì)研究，2006（11） 5. 溫濤，冉光和，熊德平.中國(guó)金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005（9） 6. 陳良文，楊開(kāi)忠，沈體雁.經(jīng)濟(jì)集聚密度與勞動(dòng)生產(chǎn)率差異——基于北京市微觀(guān)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2009（1

22、） 7. 謝里，諶瑩，鄺湘敏.產(chǎn)業(yè)集聚拉大了地區(qū)收入差距嗎？——來(lái)自中國(guó)制造業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)地理，2012（2） 8. 李福祥，劉琪琦，張霄怡.金融集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的區(qū)域差異——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2016（18） 9. 王艷榮，劉業(yè)政.農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)民收入影響效應(yīng)研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2011（9） 10. 周一鹿，冉光和，錢(qián)太一.經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期農(nóng)村金融資源開(kāi)發(fā)對(duì)農(nóng)民收入影響效應(yīng)研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2010（10） 11. 李曉萍，李平，呂大國(guó)，江飛濤.經(jīng)濟(jì)集聚、選擇效應(yīng)與企業(yè)生產(chǎn)率[J].管理世界，2015 （4） 1

23、2.Ciccone. A. Agglomeration Effects in Europe[J]. European Economic Review，2002（46） 13.Duranton.G. and D. Puga. Micro-foundations of Urban Agglomeration Economies， in Henderson.V.and J.F. Thisse （eds.）[C]，Handbook of Regional and Urban Econmics， Vol.4，Elsevier，2004 14.中國(guó)新聞網(wǎng).河北省積極承接京津產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移[OB].http：//，2017-2-13endprint