[京津冀]山西和“京津冀”区域经济一体化的分析

一、引言及文献综述

“京津冀”区域经济一体化发展早已成为中国统一市场建设的重要支撑区域，是中国北方最大的城市聚集区，也是中国北方地区促进对外开放和国际交流的门户地区。山西也已开始探索新的经济增长方式，提出资源综合改革，成为全国资源整合的综合改革试验区。为了进一步研究山西加入“京津冀”区域经济一体化的相互影响程度，构建了向量自回归模型，对1995～2013年两个区域的GDP季度数据进行实证研究。选取GDP增长率等有关统计数据，建立VAR模型分析两区域经济的相互影响程度。寻找两区域之间经济增长的动态关系，并分析区域经济一体化发展的基础。

在区域经济一体化的理论发展中，最早的理论基础来自于关税同盟理论，该理论认为不同经济体由贸易创造的新收益是区域经济一体化的核心要件。1950年，Viner首次提出了关税同盟的分析框架，他认为关税同盟的内在收益是一个收益成本差，收益是关税同盟内部创造的贸易收益，成本是贸易转移所带来的损失，关税同盟的净收益就是二者之差。Tinbergen（1954）首次提出了经济一体化的概念，他亦将经济一体化分为两个范畴，即消极一体化和积极一体化。积极的经济一体化主要致力于建立完善经济自由化发展的政策框架和制度安排；消极一体化则主要是通过消除歧视和管制，将自由化的经济变量引入到经济发展之中。随后Cooper（1965）和Balassa（1968）等人曾考察过关税同盟的动态效果，提出了区域内部不同经济体的经济规模、生产经营效率以及其他资源的利用等都会实质性影响关税同盟及其内在收益。Balassa（1973）基于Tinbergen关于经济一体化的界定，强调经济一体化的过程及状态性，认为区域经济一体化的本质是产品和要素的流动自由，不受政府的歧视和限制。

国内学者对于区域经济一体化研究观点主要集中在模式探讨方面，倪新防（1996）认为，可以进行区域经济合作的前提是各个地方政府为了共同目标，通过制定政策或行政措施实现跨地区经济协作。景普秋、罗润东（2002）在参考已经建立的国际经济一体化组织和中国目前已有的各种经济合作模式基础上，把区域经济一体化定义为一个动态过程。首先必须是主权国家，其次是地理位置相邻或地理特征相似的区域（省与省之间、地区与地区之间、城市与城市之间），实行经济联合与共同发展，最终形成生产要素不受限制、自由流动的统一市场的动态过程。梁双陆、程小军（2007）对区域经济一体化理论进行了评述，丰富了其定义。

通过梳理研究文献可以发现，国内学者对于区域经济一体化的研究从定量的角度考虑，多运用协整检验等计量模型，针对经济发展较发达的地区讨论其经济合作，例如“珠三角”经济一体化发展、“粤澳”两地经济合作基础以及辽宁沿海地区经济合作等，而忽视经济欠发达地区的经济合作的影响作用。因此，本文通过分析山西与“京津冀”区域的随时间变化的动态相互影响，希望从山西和“京津冀”区域自身因素出发寻找经济合作的基础，从而为完善中国统一市场建设、为寻找促进山西经济发展提供决策参考。

二、研究方法和数据处理

（一）变量选取，数据处理

VAR模型是20世纪80年代由美国经济学家Sims首次提出并加以实践的。基于数据的统计性质，采用多个方程联立的形式，对相关经济变量进行动态综合分析。Var模型表达式为：

y_t=ф₁y_t-1+…+ф_py_t-p+Hx_t+ε_t      t-1，2，…，T

其中，y_t是k维内生变量向量；x_t是d维外生变量向量；p是滞后阶数；T是样本个数；ф₁，…，ф_p是×维矩阵和；×维矩阵是待估计的系数矩阵；ε_t为扰动项。由于需要研究山西和“京津冀”区域经济的一体化关系以及经济增长的内在联系，因此需要根据VAR模型理论，建立模型为：

t=1，2，…，T

其中，sxGDP表示山西省地区生产总值；jjjGDP表示“京津冀”地区生产总值。

对北京、天津、河北和山西的GDP数据剔除通货膨胀因素的影响，数据①时间跨度为1995～2014年的季度数据，并且进行了季度调整而得到平稳的时间序列数据，变量标记为：sx和jjj。

从图1（图左从上至下依次为河北、北京、天津和山西；图右从上至下依次为“京津冀”区域和山西）中可以看出，山西与北京、天津、河北的GDP趋势高度一致，尤其和天津的趋势具有一致性，但山西和“京津冀”区域经济增长之间的差异在逐年增加。

（二）数据平稳性检验

对变量进行单位根检验，是针对VAR模型分析的前提。运用ADF方法检验sx和jjj是否具有平稳性，检验结果见表1。

从表1的检验结果可以看出：山西和“京津冀”区域GDP的原值序列以及两地GDP的一阶差分序列都不是平稳的，但是二阶差分序列在1%的显著性水平下拒绝了时间序列非平稳的原假设，也就是二阶差分序列是平稳的且为同阶单整的时间序列，可以继续进行模型后续的检验及分析。

（三）协整检验过程

协整检验是查看是否存在协整关系，是基于两个以上（包含两个）同阶单整的变量或许存在的协整关系。协整检验是检验单位根之后再采用Johansen极大似然估计法，检验结果如表2所示。

从检验结果可以看出，在5%的显著性水平下，山西和“京津冀”区域的GDP的对数值之间存在1个协整关系。说明山西和“京津冀”的GDP总值时间序列具有共同随机趋势，经济波动在短期内具有同步性。

三、实证分析

（一）模型的稳定性检验

根据VAR模型的滞后阶数的选取标准，本部分通过统计软件得到了模型的滞后阶数为二阶。为了排除模型的脉冲响应分析及方程分解可能存在虚假成份，需要通过检验模型所有根的模来实现模型稳定性检验。如表3检验结果显示，VAR模型所有根的模的倒数未出单位圆，表明模型稳定。

（二）模型的估计与检验

模型参数估计后模型方程的拟合效果（见表4）很高，山西和“京津冀”区域两地生产总值方程的可决系数分别为99.16%和99.66%。从F统计量结果看，两个方程的拟合效果很好，VAR_（2）模型拟合效果很好。

通过上述检验可知，VAR模型的回归结果在统计意义上是可信的。将结果整理成：

其中，t=1，2，…，T

从模型方程式可以看出，山西的GDP滞后一期对本地区的GDP具有正的作用而且很显著，山西的GDP滞后二期对本地区的GDP具有负的作用并且很显著，“京津冀”地区的GDP滞后一期对山西的GDP具有负的作用而且很显著，但滞后二期对山西的GDP具有正的效应而且很显著。“京津冀”区域的GDP的滞后一、二期对本区域都是正的效应而且滞后二期非常显著，山西的GDP滞后一期对“京津冀”区域GDP具有正的效应而且很显著，滞后二期对“京津冀”区域GDP有负的效应而且也很显著。

首先，山西GDP总值的滞后期对山西本地区的GDP是有影响的，滞后一期时的影响力强，滞后二期的影响力也是显著的。滞后一期和二期的影响系数分别为1.578和-0.690，可以看出滞后期对当期值的影响从正向变为负向，说明山西经济的增长具有滞后性，且在滞后一期时对经济的促进作用达到最大，即1.578。考虑山西经济是依赖于煤炭、矿业等自然资源的大省，所以山西可能存在资源诅咒的问题，导致其滞后一、二期对本地本期经济存在从负的转向正的显著影响。

其次，“京津冀”区域GDP滞后一期对本区域的GDP当期的影响为正但不显著，滞后二期对本区域GDP当期的影响也为正但很显著。所以，滞后二期的“京津冀”GDP对当期的影响明显，系数为0.8548，滞后一期的“京津冀”区域GDP对本地区当期的影响系数为0.16762但不显著，即滞后一期正向作用较弱。

再次，山西的GDP滞后一期对当期“京津冀”区域GDP作用力是正，其系数为2.1899且很显著，说明影响作用大；山西GDP滞后二期对当期“京津冀”区域GDP作用力为负，其系数为-2.1958且很显著，说明短期内，山西地区生产总值的增长与“京津冀”区域经济水平的提升是正相关为主，山西经济水平的上升将有利于“京津冀”区域经济的GDP的提高，山西对“京津冀”区域影响力较大。

最后，“京津冀”区域GDP滞后一期对本期山西GDP的影响系数为-0.1914，作用为负而且显著，“京津冀”区域GDP滞后二期对山西GDP的影响系数为0.2163，作用为正但很显著；“京津冀”区域经济在短期内对山西的经济具有一定影响力，但方向不确定。

（三）Granger因果关系分析过程

Granger因果关系检验过程针对变量间相互影响进行的动态关系分析，原假设为“备选指标不是山西或“京津冀”区域GDP增长的格兰杰原因”。P统计量的值越小，表明备选指标的解释能力越强。检验结果如表5所示。

格兰杰因果检验结果拒绝原假设，原假设不成立，备择假设成立，表明两地区间的经济增长存在格兰杰因果联系，说明可以相互解释相关变量。进一步对模型进行脉冲响应函数分析和方差分解。

（四）脉冲响应函数分析

通过脉冲响应函数，可以看出变量间的相互作用情况，内生变量冲击待分析变量后，分析变量产生的随时间而反应的程度变化。图2是基于模型的脉冲响应函数曲线，X轴代表追溯期数为10（单位：年），Y轴代表被冲击的响应程度。

如图2所示，山西对“京津冀”区域经济一体化一直是一个正向的冲击但不明显，冲击影响随时间的推移而减弱，“京津冀”区域经济GDP总值一开始迅速做出了正的响应，在滞后二期达到最大之后开始下降，但速度很缓慢。说明初期山西经济的发展有利于“京津冀”区域经济水平的提升，但随着时间的变化这种正向影响越来越小。

如图2所示，从“京津冀”区域经济一体化发展对山西经济发展水平变动值的冲击产生的脉冲响应曲线可以看出，“京津冀”区域经济一体化发展对山西经济也保持一个正向的冲击但这种冲击效应较大，冲击影响随时间的推移而减小，山西GDP总值从一开始就做出正的响应，在滞后第三期达到最大的正响应点，随后开始缓慢下降。可以看出，“京津冀”区域经济一体化发展一开始有利于山西经济水平的提升。总而言之，近期内“京津冀”区域经济发展与山西经济发展正相关，与模型结果一致。

（五）方差分解过程

为了查看各因子之间的相互影响程度，需要针对方差分解结果进行预测。如表6和表7所示分别为山西经济发展和“京津冀”区域经济彼此的方差贡献程度。

从输出结果可以看出，“京津冀”区域经济在第一期的时候完全由本区域贡献。从第二期开始，山西经济对“京津冀”区域经济的贡献为9.56%，以后一直递增，但增速缓慢。基本在第4期贡献达到最大，其贡献率为10%左右，而后最值缓慢递减；“京津冀”区域经济对山西经济的贡献从一开始就体现出过半的贡献率，随后在第二期呈下降趋势，但从第二期以后又逐渐递增达到58%以上，表明“京津冀”区域经济对山西经济有较大的影响，且基本不存在滞后性，而山西对“京津冀”的贡献率较小且具有一定的滞后性，从第二期开始才有明显的贡献率。

四、研究结论与政策建议

（一）结论

本文基于山西和“京津冀”区域经济合作的现状，选取两地1995～2013年的GDP数据，建立VAR模型，探讨两地区经济增长的相互影响关系，采用动态计量的研究方法进行了实证分析。得到如下结论：山西和“京津冀”区域经济增长存在相关性，山西对“京津冀”区域经济影响很弱且不稳定，“京津冀”区域经济对山西经济影响较大。协整检验说明在短期内两区域经济波动具有同步性，存在经济合作的基础。

（二）政策建议

从“京津冀”经济发展角度来看，“京津冀”区域在中国统一市场建设中有着巨大的作用和功能，然而其经过多年的一体化发展也出现了明显的区域承载力②发展瓶颈。例如，淡水资源是“京津冀”区域承载力的最大短板，土地资源、城市建设用地供需紧张、人口规模继续上升、结构趋于老龄化、劳动力所占比重趋于下降、城市交通承载力超限、大气污染等威胁着人们的生存环境，因此应尽快从“疏解承载压力”和“增强承载能力”入手，探索“京津冀”区域经济和社会可持续性发展。为了进一步推进发展方式转变、提升“京津冀”区域承载力，从“京津冀”实际情况出发，探索有效路径，加快统一市场建设步伐，考虑山西加入“京津冀”区域经济一体化发展也是解决“京津冀”区域经济发展现状难题的一种有效路径。

从山西经济发展角度来看，山西是典型的资源型省份，深化改革任务艰巨，加快资源型经济转型，推进山西转型综改试验区建设，继续加快产业转型、民生改善、生态修复、对外开放程度以及建立开放型体制机制。在山西与“京津冀”区域经济合作过程中，既要实现与周边的产业布局的错位发展，又要注意与周边协同发展，这样才能实现经济合作的可持续发展。

注释：

①数据来源：《中国统计年鉴》（2014），《山西统计年鉴》（2014），国家统计局网站http：//www.stats.gov.cn/，以及中经网数据库整理。

②文魁、祝尔娟等，京津冀承载力的基本现状与发展对策，京津冀发展报告（2013）。

参考文献：

[1]陈栋生，王崇举，廖元和.区域协调发展论[M].北京：经济科学出版社，2015.

[2]任杰，王雨飞.粤澳地区经济增长的协同性研究[J].北京理工大学学报（社会科学版），2014，（2）.

[3]陈军才，白淑云.粤港澳经济一体化的实证分析[J].南方经济，2006，（12）.

[4]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京：清华大学出版社，2006.

作者简介：张婷（1982—），女，山西太原人，经济学博士，山西财经大学财政金融学院讲师，研究方向为国际金融。