經濟循環、價值鏈重構與東北工業振興?

仝文濤 劉志彪

一、研究背景與典型事實

改革開放以來，我國沿海地區利用勞動和土地要素優勢吸引了大量外資企業進入，深度嵌入全球價值鏈，實現了貿易的爆炸式增長。而開放戰略在地區間的不平衡實施，使得深度嵌入全球經濟循環的沿海地區對國際市場的依存度和增加值供給偏好漸高于內陸地區(潘文卿和李跟強，2018)，運行方式由過去深度嵌入國內價值鏈轉向全球價值鏈，打破了地區間在計劃體制下形成的國內價值鏈聯系。具體來說，為了滿足沿海地區發展外向型經濟的需要，以及進口國生產和消費的偏好，沿海地區企業不再向東北地區購買工業裝備，而是把需求轉向機器設備更加先進、質量穩定和生產效率更高的國外(劉志彪，2019)。同時，沿海地區在嵌入國際經濟循環的過程中，通過獲取全球價值鏈上的溢出和“干中學” 效應，顯著提升了自身的工業技術水平，在國內市場上對東北地區的裝備制造業形成直接替代。沿海地區對東北工業的替代，在一定程度上使其在國內價值鏈上被邊緣化。

學界對東北經濟衰退這一問題提出了多種理論解釋。林毅夫和劉培林(2004)認為，東北老工業基地衰退主要受累于趕超戰略遺留下來的缺乏自生能力的國有企業，難以在市場經濟中生存；東北亞研究中心“東北老工業基地振興” 課題組(2004)認為，老工業基地的衰落是由技術、產業落后和高度集中的計劃經濟體制引起的；林木西(2003)認為，東北問題的主要原因是傳統計劃經濟體制帶來的體制機制矛盾。這些研究從不同的角度對東北經濟衰退現象的發生機制進行了有益的理論探索。然而，這些研究大多缺乏從經濟體系的內在關聯和產業動態發展角度所進行的分析，本文從價值鏈重構角度對東北工業衰退的研究作了有益補充。

本文嘗試從以下幾點進行新的探索:第一，從研究視角上，在中國加入國際經濟大循環的背景下，以價值鏈視角探究東北工業的衰退困境，對東北問題研究中可能被忽視的重要方面進行補充；第二，從研究方法上，利用價值鏈分析方法研究區域產業發展問題，基于區域價值鏈聯動與空間價值依存視角，構建多層次多角度的測度指標，使用1987—2015 年較長時間跨度的中國區域間投入產出表，較為全面地分解東北的區際貿易和工業產值；第三，從研究意義上，基于經濟循環和東北工業價值鏈變動背后的邏輯，以全新視角為振興東北工業提供政策抓手。

中華人民共和國成立之初，東北快速發展成為我國重工業基地，除了自身擁有豐富的資源稟賦和較好的工業基礎以及國家主導的優先發展戰略，大規模建設和經濟發展對東北工業產品形成了巨大的市場需求，并由此在國內建立廣泛的工業聯系。①《新中國60 年》記錄了東北與其他地區的工業調配數據:遼寧省1952—1985 年全省凈調出生鐵3 738 萬噸，鋼材5 485 萬噸，純堿814 萬噸，水泥3 998 萬噸，各種有色金屬178 萬噸，輸出的工業產品占到全省產量的90%以上。1953—1987 年間，黑龍江省調出煤炭3.06 億噸，木材2.69 億立方米，原油7.25 億噸，糧食6 475 萬噸，發電設備2 398 萬千瓦，以及大量的冶金設備、礦山設備、機床、貨車、鋼材、鋁材、軸承、儀表、工具等重工業產品，糖、紙、乳、麻等輕紡工業品和羊毛、油料、烤煙等農副產品。吉林省在汽車制造、石油化工、能源工業、煤炭工業、冶金工業等方面為國家提供大量的相關物資和設備，并接受來自華東地區的輕工業產品，形成較為緊密的工業聯系。然而，20世紀90 年代，沿海地區快速融入全球價值鏈，而東北地區開始出現經濟衰退的跡象。比如東北區域生產總值年均增速低于全國2.5 個百分點，占全國經濟比重降低1.3 個百分點。同時，每年超過1/5 的規模以上工業企業虧損，1999 年甚至出現超過34%的工業企業虧損，是長三角地區的1.6 倍；東北地區規模以上工業企業虧損率達到2.6%，是長三角地區的2.1 倍。

2003 年，中央將“東北振興” 提升為國家戰略，實施了多批次的工業振興項目，投入了大量專項資金，在一定程度上完善了東北的基礎設施，有效緩解了就業和民生問題。然而，東北經濟發展中的深層次矛盾并沒有得到徹底的解決。②《國務院關于進一步實施東北地區等老工業基地振興戰略的若干意見》(國發〔2009〕 33 號)；《中共中央、國務院關于全面振興東北地區等老工業基地的若干意見》(國發〔2016〕 13 號)。我國經濟進入高質量發展階段以來，2016 年和2018 年東北地區經濟出現負增長。2014 年以來，東北工業增加值連續出現負增長，2016 年東北工業企業虧損率高達2.2%，是長三角地區的4.5 倍，而利潤率僅為長三角地區的53%；2017 年工業企業虧損企業數高達20.7%，是長三角地區的1.73 倍。③數據來源:《新中國60 年》、《新中國五十年統計資料匯編》和《中國工業統計年鑒》。

不可否認，從全世界老工業基地的振興實踐看，東北經濟振興必然是一個艱難而漫長的過程，東北經濟振興的本質在于工業振興(王勝今，2004)，而本文將研究聚焦到東北工業，認為東北工業價值鏈變動的背后，可能掩藏著解決東北問題的內在邏輯和政策抓手，是在研究東北工業衰退問題上被忽視的重要角度。

二、事實探究

(一)增加值分解框架

我們通過分解區際貿易和工業產值的增加值以獲取其組成、流動和被吸收情況等動態信息，并據此來判斷東北工業被邊緣化的事實。

1.區際貿易的增加值分解框架

在Koopman 等(2011)分解一國貿易總出口的基礎上，Wang 等(2013)將國際貿易分解框架擴展至國家—產業層面，為將其應用至區際產業貿易層面提供了方法基礎。隨后，該方法在國內得到廣泛應用，蘇慶義(2016)、潘文卿和李跟強(2018)等分解了中國的區域貿易。其中，蘇慶義(2016)放松了前文的進口全部被國內區域吸收的假設，將進口分解為純進口部分和回流部分，使國內區際貿易的增加值分解更加精確；同時，將全球價值鏈與國內價值鏈的分解聯系起來，為兩者的互動與關聯研究提供了有益借鑒。此后，盛斌等(2020)借鑒這一方法研究了全球價值鏈(GVC)、國內價值鏈(NVC)與經濟增長的關系。本文借鑒蘇慶義(2016)、盛斌等(2020)的做法，對東北地區國內區際貿易增加值進行分解，并設計一系列研究指標。

通過模型推導，可以得到區域m對n的區際貿易分解公式①因篇幅所限，本文省略了分解公式推導過程，感興趣的讀者可在《經濟科學》官網論文頁面“附錄與擴展” 欄目下載。:

其中，vm為增加值系數向量，amn為直接消耗系數向量，lmm＝ (I－amm)－1，bmn為完全消耗系數向量，pmn為純進口增加值系數向量，rmn為回流增加值系數向量①pmn 與rmn 通過分解世界投入產出表(WIOD)中的進口數據得到。，ek為出口列向量，ymn為最終消費品列向量，zn?為貿易總流出向量。“＃” 表示相同維度矩陣對應元素乘積。

將m區域對n區域的區際貿易分解為17 項，大括號右下角的數字為相應項數。根據本文的研究問題將式(1)中分解項整合為六大類(見表1)，分別為:被國內其他地區或國外吸收的本地區(m區域)增加值AV1；流出后又返回并被吸收的本地區增加值AV2；國內其他地區(非m區域)增加值AV3；國外增加值AV4；通過進口回流的本地增加值AV5；重復計算項AV6。進一步對AV1 分解:流入n區域并被吸收的本地區增加值AV11；流入n區域又流出被國內其他地區吸收的本地區增加值AV12；流入n區域又流出被國外吸收的本地增加值AV13。再進一步分解AV11:以最終品形式流入n區域的本地增加值AV111 和以中間品形式流入n區域的本地增加值AV112。

2.工業產值的增加值分解框架

借鑒Miller 和Blair (1985)、Meng (2009)的方法，我們通過分解產值(IND)的增加值空間構成，可以得到區域產業產值分解公式②該部分分解公式推導過程請見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。:

其中，O為與產值相關的區域間列昂惕夫(Leontief)逆矩陣，將矩陣O分解為區域內效應(對角矩陣)和區域間效應(溢出效應，為非對角矩陣)，進一步分解區域內效應，得到區域內乘數效應OPmm和反饋效應OQmm＝Omm－OPmm。分解最終得到三個效應:區域內乘數效應是使用本區域中間品生產引致的產值，反饋效應是使用區域外中間品生產引致的產值，溢出效應是其他區域(國家)使用本區域中間品引致的產值。

在此基礎上分解最終品產值Y，可以得到生產的空間依存關系，由本區域使用的最終產出、流出到其他區域的最終產出和出口到國外的最終產出組成。式中OPmm×ymn(m＝n)表示在m區域生產為滿足本地區消費通過區域內乘數效應引致的m區域的產值，OPmm×ymn(m≠n)表示在m區域生產為滿足n區域消費通過乘數效應引致的m區域的產值，OPmm×em表示在m區域生產為滿足國外消費通過乘數效應引致的m區域的產值。OQmm×ymn(m＝n)表示在m區域生產為滿足m區域消費通過反饋效應引致的m區域的產值，OQmm×ymm(m≠n)表示在m區域生產為滿足n區域消費通過反饋效應引致的m區域的產值，OQmm×em表示在m區域生產為滿足國外消費通過反饋效應引致的m區域的產值。表示在其他區域(非i(j)區域)生產為滿足i(j)區域最終需求通過溢出效應引致的i(j)區域的產值，表示在其他區域(非i區域)生產為滿足j區域最終需求通過溢出效應引致的i區域的產值，表示在其他區域(非i區域)生產為滿足國外最終需求通過溢出效應引致的i區域的產值。進一步地，我們使用溢出效應構造分散度指數與敏感度指數。分散度指數是指本地區工業最終需求每增加1 個單位，引致的國內其他地區的產值份額，即每年的溢出效應矩陣剔除對角線元素的列之和。相對應地，敏感度指數為溢出效應矩陣剔除對角線元素的行元素之和，即國內其他地區每增加1 單位工業最終需求，引致的本地區工業產值增加份額。

(二)東北工業被邊緣化和衰退現象的實證研究

本部分的數據來自1987—2015 年間6 個年份的中國區域間投入產出表，包括市村真一和王慧炯編制的2007 年出版的《中國經濟區域間投入產出表》①市村真一、王慧炯編制，《中國經濟區域間投入產出表》，化學工業出版社，2007 年。、國家信息中心編制的1997 年《中國區域間投入產出表》、中國科學院區域可持續發展分析與模擬重點實驗室編制的2007 年和2012 年30 (31)省市區區域間投入產出表，以及石敏俊和米志付編制的2002 年、2015 年的30 (31)省市區區域間投入產出表。我們把以上中國區域間投入產出表統一整合，便于測算和分析。

1.區域聯動視角

本文借鑒王嵐(2014)的方法測度國內價值鏈參與度，能夠初步把握東北工業被邊緣化問題。1987—2015 年，東北地區在國內的工業價值鏈參與度經歷了快速降低和小幅回升的過程。在快速下降階段，我國進入主動融入全球生產秩序時期。1988 年，我國開始實施“沿海發展戰略”，拉開了融入全球經濟循環的序幕。隨后，1992 年南方談話和2001 年加入WTO，加快了深度融入全球經濟循環的進程。在這一階段，東北在國內工業價值鏈的參與度大幅降低。隨后進入小幅波動回升階段，主要有兩個層面的原因。從外部看，2008 年世界金融危機后，全球貿易保護主義減緩了全球化的發展速度(World Trade Organization 等，2019)。從內部看，2006 年，我國政府注意到經濟對外貿的依存度偏高，需要加強國內經濟建設。②《國民經濟和社會發展第十一個五年規劃綱要》(國發〔2006〕 12 號)。此外，東北振興戰略也使得東北地區國內工業價值鏈參與度出現小幅上升，但總體上仍處于較低的嵌入水平。

本文使用區際貿易分解方法，得到東部沿海與東北的區際貿易分解結果，結果如表2 和表3 所示。從區際貿易增加值的組成看，區域流出產品中包含的非本地增加值比例越高，說明該區域與外部的增加值互動越頻繁，區域間產業聯系越緊密；反之，說明產業關聯越松散。1987—2015 年，東北地區流入東部沿海地區的工業產品中所包含的國內其他區域創造的增加值(AV3)和國外增加值(AV4)均顯著低于東部沿海地區流入東北地區的工業產品中包含的AV3 和AV4，這種現象在AV4 上尤為明顯。需要關注的是，東北地區流出工業產品中AV3、AV4 表現出遞減趨勢。從增加值組成層面看，東北地區在國內和全球價值鏈上的工業關聯弱于東部沿海地區，且有進一步減弱的趨勢。

表2 東北地區對東部沿海的區際貿易分解

表3 東部沿海對東北地區的區際貿易分解

根據區際貿易中本地增加值被不同地區所吸收的情況，我們將AV1 分解為被流入區域吸收的份額(AV11)、再流出被國內其他區域吸收的份額(AV12)和再流出被國外吸收的份額(AV13)。在我國加入全球經濟循環的前后階段，東北與東部沿海的雙邊貿易中AV11 和AV12 的大小均發生了逆轉。1987 年，東北地區流入東部沿海地區的工業產品中的AV11 (0.424)顯著高于東部沿海地區流入東北地區的工業產品中的AV11(0.353)。而之后，情況發生了逆轉，東北地區流入東部沿海地區的工業產品中的AV11一直低于東部沿海地區流入東北的工業產品中的AV11。AV12 的情況則相反，1987 年，東北地區流入東部沿海地區的工業產品中的AV12 (0.151)顯著低于反向流入工業產品中的AV12 (0.182)，而之后，東北地區流入東部沿海地區的工業產品中的AV12 逐漸高于反向流入工業產品中的AV12。區際貿易中被流入區域吸收的份額可以體現區域的價值創造能力。AV11 的逆轉表明，我國加入國際經濟秩序以來，東部地區工業技術和價值創造能力提升迅速，而東北地區技術水平和價值創造能力出現衰減現象。區際貿易中的增加值經過流入地區加工后再流出，最終被國內其他地區所吸收的份額(AV12)體現的是流入地區與國內其他地區的關聯程度，聯系越緊密，關聯程度越高，被吸收的可能性越大、份額越多。因此，AV12 的逆轉表明，我國經濟進入全球化階段后，工業產品流入東北地區后流動性有所下降，但流入東部沿海地區后卻有所提升，說明東北地區在國內的工業互動方面出現弱化趨勢。進一步地，流入東部沿海地區的工業產品被國外吸收的份額一直遠高于流入東北地區工業產品的AV13，而流入東北的AV13 呈遞減趨勢。由此可以證明，東部沿海地區正在逐漸深度嵌入全球價值鏈，而東北地區參與全球價值鏈的情況呈逐漸弱化的態勢。

我們使用被流入地吸收的本地增加值的工業產品形式分解AV11，發現東北地區與東部沿海地區的工業貿易產品形式存在一個逆轉:1987 年，東北地區流入東部沿海地區的工業產品以產成品為主(0.247>0.176)，東部沿海地區流入東北地區的工業產品則以中間品為主(0.156<0.197)。之后，情況發生逆轉，東北地區流入東部沿海地區的工業產品以中間品為主，而反向流入的工業產品以產成品為主。由此表明，在我國逐步融入全球經濟循環的過程中，東部沿海地區工業制造能力得到顯著提高，同時在國內工業價值鏈上的地位也得到提升，逐步替代東北地區國內工業基地的位置。

不論是從區際貿易中工業產品的增加值組成和增加值再流出，還是從被吸收的增加值形式看，我們發現在中國加入全球經濟循環以來，隨著東部沿海地區深度嵌入全球價值鏈，其工業能力得到顯著的提升，但同時東北工業越來越難以融入國內價值鏈，且在全球經濟循環中的參與度較低。

2.空間依存角度

本文在分解區際貿易研究東北工業區域聯動的基礎上，分解國內四大區域的工業產值，以探究東北工業生產的空間依存關系。我們使用相關分解方法，將工業產值分解為乘數效應、反饋效應和溢出效應。其中，乘數效應和反饋效應是內部效應，為本地最終品生產中的工業產值比率；而溢出效應是外部效應，為國內其他區域或國外最終品生產的工業產值比率。結果如表4 所示，各區域的內部效應均占絕對優勢，表明國內各區域工業產值均為內部生產主導型，東部地區尤為明顯，內部效應平均為87%以上。乘數效應使用本地中間品的工業產值比率來反映工業生產的內部依存度。四大區域中，東部地區工業生產的內部依存度最高，表明東部地區工業生產的供應鏈相對比較完備。自1987年起，乘數效應經歷了倒V 形走勢，2002 年達到高點，隨后降低，說明我國加入WTO以來，東部地區加強外部關聯，努力深度融入全球經濟，國內乘數效應有所下降，但仍在85%左右，遠高于其他地區。起初東北地區的乘數效應在國內處于較低水平，但在之后快速下降，在2012 年和2015 年均處于國內最低水平。2015 年東北工業生產外部依存度達近1/3，表明東北工業生產中的外部依存度較高，區域內的供應鏈較弱。

進一步地，本文依據消費地差異分解乘數效應，結果如表5 所示。我們發現，1987—2015 年東北地區本地消費通過乘數效應產生的工業產值份額均高于東部地區，實證了東北工業“生產—消費” 的自循環特征，即工業產成品主要用于本地消費，國內其他地區對東北地區的工業誘發關聯較弱。國外對東北工業的誘發關聯在2007 年到達頂點后迅速降低。同時，東部地區工業在誘發關聯上表現出強烈的外部關聯特征，國外消費通過乘數效應產生的東部地區工業產值比率遠高于其他地區，2007 年達到的峰值(0.46)超過本地消費通過乘數效應產生的工業產值比率(0.37)。在區域間的相互作用中，東北地區與東部地區表現出誘發關聯的不對稱性，即在國內各區域通過乘數效應誘發的東北工業產值比率中，東部地區對東北地區的誘發作用最大，而東北地區對東部地區的誘發作用最弱，表明東部地區需求對東北工業生產表現出單方面的相對重要性。

表5 東北與東部地區乘數效應分解

反饋效應采用本地使用外部中間品生產的工業產值比例衡量，為生產上的區域聯動指標，該數值越大，說明生產關聯越強。東北工業生產的反饋效應表現出快速衰減現象(見表4)，1987 年數值 (0.0085)僅高于西部地區 (0.0044)，遠低于東部地區(0.0299)，隨后迅速降低，2002 年僅為0.0019，而后雖略有增加(0.0044)，但仍處于全國的最低水平。與東北地區形成對比的是，樣本期間東部地區工業生產的反饋效應遠高于國內其他區域；同時，中部地區的反饋效應上升顯著，表明東北地區利用外部工業中間品的比率在降低，生產上的區域聯動在減弱，與東部地區存在較大差距。

溢出效應采用本地流出的中間品創造的工業產值比率衡量，即溢出到外部的工業產值份額。東北工業的溢出效應經歷了U 形變動趨勢(見表6)，2002 年以來在國內處于較高的溢出水平，尤其在2007 年后，其溢出效應一直保持在國內的最高水平。從價值鏈治理角度看，價值鏈上的價值分配一般由“鏈主” 企業所主導，處于價值鏈低端環節的廠商易于產生溢出，從而被“鏈主” 企業收割(Antrás，2020)。因此，東北工業在國內價值鏈處于較低端的位置。另外，區域互動存在嚴重的“溢出不對稱” 現象。東北地區對各區域的溢出效應中，東北工業對東部的溢出效應最大；而東部地區對各區域的溢出效應中，對東北地區的溢出效應最小。由此可以反映東北工業在國內價值鏈上逐漸處于邊緣地位并逐漸衰退。

表6 東北與東部沿海的溢出效應分解

本文還測度了中國四大區域敏感度指數與分散度指數，結果如圖1 所示。我們發現，東北工業的敏感度指數在國內處于較高水平，且有不斷增強的趨勢，2015 年成為國內最高(0.25)。然而，東北工業的分散度指數表現低迷，遠低于國內其他地區，且在波動中逐漸降低，表明東北工業在國內工業領域已經由“領跑者” 轉變為“跟隨者”，易于受其他地區的需求影響，但沒有能力去影響其他地區。東部地區則反之，擁有國內最低的敏感度指數和最高的分散度指數，這說明東部地區在國內擁有較強的工業影響力，這與其在融入全球經濟過程中形成的強大制造能力相契合。

圖1 1987—2015 年中國四大區域敏感度指數與分散度指數

三、作用機理與理論假說

本文將東北經濟衰退問題放入我國加入國際經濟大循環背景下進行考察，認為地區間的不平衡改革導致了區域間的不平衡開放，重構了國內價值鏈。沿海地區的發展戰略成功地帶動了中國經濟起飛。東部沿海地區率先以加工貿易的形式融入全球價值鏈，“兩頭在外，大進大出”①“兩頭在外，大進大出” 是指中間品大量進口、國內制造組裝、產成品大量出口的加工貿易模式的重要特征，為1988 年我國沿海開放戰略成功實施、融入全球經濟循環的主要形式。的工業模式強化了外生性的全球經濟聯系，但同時弱化了內生性的國內工業關聯，對東北工業形成替代效應。東部沿海地區在深度融入全球價值鏈的過程中，通過獲取溢出和“干中學” 快速提升了工業能力(倪紅福和夏杰長，2016)，其工業產品在國內市場與東北地區老工業基地形成直接競爭關系，甚至替代。此外，沿海地區借助區位優勢加入國際經濟循環后，減少了對東北工業最終品和中間品的采購與使用，從而對東北工業形成了間接替代。這些替代效應在一定程度上弱化了東北地區與國內其他地區的工業關聯，使東北工業陷入市場份額縮減與技術衰退的惡性循環，并進一步使得經濟產生衰退現象。由此，得到理論假說1。

假說1:東北地區與國內價值鏈脫節是其產生工業衰退現象的主要原因之一。

技術衰退與市場縮減導致東北工業衰退的作用機制，需要進一步展開分析。首先是市場縮減效應。東北工業與國內經濟循環脫節，使得東北工業企業生產的中間品和產成品在國內市場的銷售份額不斷縮減，造成東北地區的“引進難” 和“走出難” 問題。一方面，東北地區受計劃經濟影響頗深，市場觀念較淡薄，營商環境差強人意(林木西，2003；徐現祥等，2022)，其他地區企業難以有動力進入東北市場。另一方面，計劃經濟為東北地區留下大量國有企業，雖經過多輪國企改革，但現階段國有企業占比仍較高。國有企業具有一定的行政壟斷地位，相對缺乏創新動機和尋求新商機的敏銳度，導致創新乏力、技術落后(東北亞研究中心“東北老工業基地振興” 課題組，2004)，難以與東部沿海地區同類型工業企業競爭，從而造成東北工業“走出難” 問題。市場縮減可以通過三個效應來影響東北工業發展:第一，弱化東北工業市場的中間品效應。區域貿易主要為中間品貿易(樊海潮和張麗娜，2018)，市場中充裕的中間品供應能夠增強可替代性，從而有效降低生產成本(Amiti 和Konings，2007)。東北工業市場縮減的中間品效應使得其在國內市場中中間品可選品類大幅減少，企業難以生產出高質量工業產品。第二，使東北工業生產中的大市場效應失效。嵌入價值鏈可以使企業面臨更加廣闊的市場，有利于釋放規模效應(Baldwin 和Yan，2014)。東北工業生產規模的縮減，可能會導致東北工業的生產規模不經濟，以及范圍經濟的失效。第三，弱化東北市場的競爭效應。Chiarvesio 等(2010)發現，企業在面對嵌入價值鏈的競爭時，會不斷提升創新能力和生產效率，以增強產品市場競爭力。然而，東北工業參與國內價值鏈的積極性不高，在國內區域間生產聯動減少，從而弱化了其競爭效應，工業中間產品迭代升級滯后，工業轉型升級進展緩慢。由此，本文提出理論假設2。

假說2:在東北地區與國內價值鏈脫節從而造成工業衰退的過程中，市場縮減效應發揮了中介作用。

其次是技術衰退效應。價值鏈的本質是一種治理機制，“鏈主” 企業依靠強大技術、市場或品牌優勢，擁有優先配置產品增加值的權力，既可以進行直接投資進而形成緊密的垂直一體化價值鏈，也可以靠市場交易形成松散的價值鏈(劉志彪，2019)。價值鏈上的企業需要相互協作生產出完整的產品，這就要求這些企業的生產技術具有銜接性，因此，價值鏈是縮小企業間技術差異的有效機制(張少軍和劉志彪，2013)。對于以國有企業為主體的東北地區來說，缺乏創新動機必然會導致工業技術的落后，使其工業裝備業逐漸失去競爭力，與國內工業價值鏈逐漸脫離；而缺乏價值鏈上相互配套企業間的技術協同效應，會進一步拉大東北地區與發達地區的技術差距。東北地區的工業技術衰退效應表現在以下幾個方面:第一，分工深化難以支撐。根據斯密-楊格定理(Smith-Young Theorem)，分工一般地取決于分工，即產品生產鏈的延伸越長，分工越深，技術水平越高。東北工業技術衰退，難以支撐分工深化，而失去技術優勢則會不可避免地失去原有的工業裝備市場，導致衰退現象的出現。第二，競爭弱化導致創新動力不足。De Loecker(2007)認為，出口參與國際競爭有助于提升生產率。東北工業參與區域間生產和銷售活動逐漸減少甚至退出與外部同類型企業的競爭，而競爭機制的弱化會強化國有企業的壟斷，進一步降低企業的競爭力和創新動機，并將中小民營企業壓制在更加狹小的發展空間里，東北地區也會喪失與發達地區協同發展的戰略機遇。第三，接受技術溢出的機會減少。參與價值鏈和資本交流可以使得本地企業有機會接觸具有先進技術的高科技公司，享受知識溢出帶來的技術進步(盛斌和郝碧榕，2021)。東北工業與國內價值鏈脫節會抑制其比較優勢的釋放，不利于吸收外來資本的技術溢出。由此，本文提出理論假說3。

假說3:在東北地區與國內價值鏈脫節從而造成工業衰退的過程中，技術衰退效應也發揮了中介作用。

最后是循環因果累積效應。市場縮減和技術衰退存在惡性循環因果累積效應。原有的國內經濟循環被東部沿海地區率先融入全球價值鏈所打破，而東北工業產品市場不斷縮減，企業收益不斷減少，研發費用隨之降低，難以進行產品創新，工業技術水平逐漸下降，從而進一步降低了工業產品的競爭力，縮減其市場，如此往復，形成了技術衰退與市場縮減的循環因果累積。這一機制能夠在很大程度上解釋東北工業的衰退現象和“振而不興” 困局。雖然國家實施了多輪振興東北地區的計劃，然而以投資和財政補貼等“輸血式” 的東北振興方式難以打破市場縮減與技術衰退的惡性循環，更不能激發東北經濟的內生增長動力，因此，難以真正從根本上振興東北工業。由此，本文提出理論假說4。

假說4:東北地區的技術衰退和市場縮減現象具有循環因果累積效應。

四、經驗研究

(一)模型設定、變量構造和數據來源

為了考察東北工業與國內經濟循環脫節對東北工業衰退的影響，本文設定以下基準模型:

其中，IOV代表東北工業衰退變量，VCP代表衡量東北工業與國內經濟循環脫節的變量，X為控制變量集，T為時間趨勢變量，φi、φj、φt分別表示地區、行業和時間的固定效應，ε為殘差項，下標i代表地區、j代表行業、t代表時間。被解釋變量為東北工業衰退情況。由于工業產值能夠綜合反映東北工業發展狀況，借鑒邁克爾?波特(2005)對產業衰退的定義，本文使用工業產值作為度量東北工業衰退情況的替代指標，并使用價格平減指數將其換算成以1987 年為基期的不變價工業產值，以消除價格脹縮對經驗分析的干擾。核心解釋變量為東北工業與國內經濟循環脫節情況，使用前文測算的東北工業在國內價值鏈中的參與度來度量。

為了避免估計偏誤，我們需要選取若干控制變量。根據經濟增長理論，本文選擇勞動L和資本K這兩個重要的投入要素作為控制變量。我們使用年末平均從業人數衡量勞動變量；同時借鑒張軍等(2004)的方法，使用資本存量＝ [資本總量× (1－折舊)]/價格指數(其中折舊率選取9.6%)，計算出以1987 年為基期的不變價資本存量。由于考察周期較長，需要加入時間趨勢項以避免偽回歸；同時，需要將市場化和信息化這兩個對經濟長期增長具有較大影響的因素納入模型。市場化指數(CTIOV)采用非國有企業銷售收入占比衡量，信息化指數(PTBV)使用郵電業務總量衡量。此外，控制變量還包括經濟專業化程度(SE)、經濟多樣化程度(DE)和基礎設施(INF)。借鑒范劍勇等(2014)的做法，經濟專業化與經濟多樣化程度的計算公式為:

其中，i、j、t的含義與前文保持一致，Lijt表示t年i地區j行業的年末平均從業人數，POWER(A，－1)為A的倒數函數。此外，基礎設施采用鐵路營業里程、內河航道里程和公路里程之和除以區域面積來度量。

本文共獲取東北地區36 個城市1987—2021 年22 個制造行業①22 個制造行業包括電氣機械和器材制造業、紡織服裝服飾業、紡織業、非金屬礦采選業、非金屬礦物制品業、黑色金屬礦采選業、黑色金屬冶煉和壓延加工業、化學纖維制造業、化學原料和化學制品制造業、計算機通信和其他電子設備制造業、金屬制品業、酒飲料和精制茶制造業、煤炭開采和洗選業、石油和天然氣開采業、石油加工煉焦和核燃料加工業、農副食品加工業、通用設備制造業、煙草制品業、醫藥制造業、儀器儀表制造業、造紙和紙制品業、專用設備制造業。27 720 條樣本數據。其中，工業產值、勞動、資本、經濟專業化、經濟多樣化、基礎設施等原始數據均來自《中國工業經濟統計年鑒》和遼寧、吉林、黑龍江各省份的統計年鑒，東北工業的價值鏈參與度根據投入產出數據計算得到。

(二)經驗研究結果

1.基準經驗研究結果

豪斯曼檢驗(Hausman test)結果拒絕了不可觀測的隨機變量與所有解釋變量均不相關的原假設，故應使用固定效應模型。基準模型的經驗回歸結果如表7 所示。其中，第(1)列展示了核心解釋變量東北地區與國內工業價值鏈脫節對東北工業產值的經驗回歸結果。結果顯示，東北地區與國內工業價值鏈脫節顯著負向影響了東北工業產值，說明東北地區與國內工業循環的脫節可以解釋東北工業衰退現象。第(2)列至第(8)列為依次加入一系列控制變量的經驗回歸結果。結果顯示，在依次加入控制變量后，東北工業與國內價值鏈脫節依然能夠很好地解釋東北工業衰退現象，假說1 得到驗證。東北地區的脫節對工業生產鏈產生的負面影響在以下幾個方面:在上游環節，老工業基地國有企業占比過高，而處于壟斷地位的國有企業缺乏創新驅動力(林毅夫和劉培林，2004)，與價值鏈脫節使得東北工業減少了享受知識溢出的有效途徑，難以形成技術驅動的內生增長方式。在中游環節，東北工業產品得不到市場認可，隨著與外部經濟聯系的弱化，難以選配到質優價廉的中間品供應生產，使得制造工藝逐漸落后。在下游環節，傳統的國有企業經營模式對售后附加值的開發不太重視，而與國內經濟循環脫節進一步降低了知識的傳播，好的經營理念和市場化手段在東北地區難以得到廣泛采用，在一定程度上造成了東北工業的衰落。

表7 經驗計量基準模型結果

控制變量中，資本、市場化指數、信息化指數和東北工業經濟多樣化指數均顯著解釋了東北工業產值。其中，資本對東北工業產值的解釋力最強，這與東北地區產業結構特點有關。作為計劃經濟時期我國的重工業基地，在改革開放以后也保持著重資本特點(東北亞研究中心“東北老工業基地振興” 課題組，2004)，實證結果表明東北工業發展仍是資本驅動模式。同時，人力資本對東北工業的影響不顯著，因為東北地區人口外流較為嚴重，人力資本流失在一定程度上阻礙了東北地區產業發展，實證結果表明東北地區人力資本對工業發展的創新效應有待進一步發揮。

2.內生性檢驗

研究產業價值鏈參與度與工業產值的關系需要考慮兩者的內生性問題。關于國內價值鏈參與度工具變量的相關文獻較少，我們在借鑒盛斌等(2020)做法的基礎上，優化處理方法并延長考察期限，將東北三省級別的最高行政領導(省長和省委書記)與其他地區的調動(包括調入和調出)數據作為國內價值鏈參與度的工具變量，原因有二:其一，行政領導對于地方經濟發展具有重要影響，行政領導的跨區域調動會促進區域間的經濟聯動，因此滿足工具變量的相關性設定。其二，地方行政領導由中央直接任命，與產業經濟發展的影響因素無相關關系，可以較好地滿足外生性條件。

為了與投入產出表的年份相一致，本文將1987 年、1997 年、2002 年、2007 年、2012 年和2015 年設定為時間節點；將1978—1987 年遼寧、吉林、黑龍江的行政領導向東北地區以外的調動情況作為1987 年的工具變量數據(OT)，同樣地，將1987—1997 年東北三省行政領導向東北地區以外的調動情況作為1997 年的數據，以此類推，得到2002年、2007 年、2012 年和2015 年的行政領導調動數據。由于行政領導在區域間調動對產業聯動的影響具有遞減效應，因此本文并沒有采用盛斌等(2020)選用累積數據的方法，僅選取相對應時間區間的調動數據作為工具變量數據。數據來源于《中華人民共和國職官志》及人民網地方領導資料庫。我們使用面板工具變量法進行經驗分析，結果如表8所示。

表8 內生性檢驗

第(1)列僅展示了工具變量對東北工業的經驗回歸，結果顯著支持東北工業與國內價值鏈脫節在一定程度上造成了東北工業衰退現象的結論。第(2)—(8)列逐漸加入控制變量，結果穩定且顯著。表中Anderson canon.corr.LM 統計量、Cragg-Donald WaldF統計量和Sargan 統計量證明工具變量的經驗分析中不存在識別不足、弱工具變量和過度識別問題。考慮了內生性問題后，本文核心結論依然成立。

3.穩健性檢驗

經驗分析是否穩健是檢驗實證結果可靠性的重要步驟，本文首先選取政策沖擊效應進行穩健性檢驗。為了解決20 世紀90 年代以來東北地區出現的經濟衰退現象，2003 年國家提出“東北振興戰略”，大大改善了東北地區的基礎設施，有效遏制了產業衰退，但深層次問題仍然未得到有效解決(董香書和肖翔，2017)。因此，東北振興戰略實施以來，東北地區的工業產值增長雖有提升，但是其與國內價值鏈脫節的趨勢仍未改變。我們在經驗分析模型中加入東北振興戰略政策沖擊的虛擬變量(RN)，結果如表9 第(1)列所示。我們發現，實施東北振興戰略以來，價值鏈脫節依然顯著負向影響了東北工業產值，說明實施東北振興戰略并沒有通過促進東北工業融入國內價值鏈而對東北工業衰退產生有效遏制。究其原因，其一，東北振興戰略的實施手段側重項目投資(王洛林和魏后凱，2006)，實施不夠精細(魏后凱，2008)，地方政府只重視爭取項目而忽視項目管理，不能有效促進東北地區經濟高質量發展并融入國內價值鏈，造成“項目怪圈” 現象。其二，缺乏針對性的“輸血式” 振興手段在一定程度上有助于提升東北地區經濟產值，但難以使其形成內生增長動力(董香書和肖翔，2017)。

表9 滯后項、政策沖擊與異質性檢驗

我們進一步使用滯后項和替代變量檢驗回歸結果的穩健性。在加入東北工業價值鏈參與度的滯后一期(L-VCP)和滯后二期(L2-VCP)變量后(見表9 第(4)、(3)列)，滯后項結果顯著，表明經驗分析結果是穩健可靠的，同時說明與國內價值鏈脫節對東北工業衰退的影響持續時間較長。我們還選用工業流動系數(IFC)來替代價值鏈參與度進行異質性分析(張亞雄和齊舒暢，2012)。工業流動系數表示工業中間品和最終品在區域—產業間的流動和使用強度，該系數越大，說明某地區在國內區域間的工業聯系越密切，對價值鏈參與度具有較好的替代性。結果如表9 第(4)列所示，結果顯著且穩健。綜上所述，在考慮了異質性問題后，經驗分析的核心結論沒有受到影響。

五、進一步分析:機制檢驗

(一)市場縮減效應

我們使用中國區域間投入產出數據來測算東北地區工業產品的國內市場份額變化情況。其中，市場份額包含東北地區生產和使用的工業品，工業品包含中間品和產成品。結果如圖2 所示，1987—2015 年間，不論是東北地區生產的(中間)工業品占據全國市場的份額，還是使用的(中間)工業品占據全國市場的份額，均呈現不斷降低的趨勢，說明東北地區工業產品的國內市場份額在縮減。比如，1987 年，東北地區生產的(中間)工業品占國內市場份額為(12.3%)13.2%，2002 年和2015 年接連下降到(6.8%)7.2%和(5%)5.2%，2015 年東北地區(中間)工業品僅為1987 年的(41%)39%，說明東北地區工業在國內的市場份額大幅縮減。

圖2 東北地區生產/使用(中間)工業產品的國內市場份額變動情況

我們參考江艇(2022)關于中介效應檢驗的解釋，來檢驗國內價值鏈脫節是否通過技術的作用渠道造成了東北工業衰退。前文闡述了市場縮減作為國內價值鏈脫節導致東北工業衰退作用渠道的理論邏輯，明確市場縮減對東北工業衰退的影響，在此基礎之上，我們將檢驗重心聚焦到自變量對因變量和中介變量的識別可信度，重點識別價值鏈脫節對市場縮減因果關系的可信度。我們依次通過以下模型進行一系列可信度檢驗:

式(6)和式(7)中，IOV、VCP、T、φi、φj、φt與前文含義相同，DBPM代表東北工業產品的國內市場縮減指標，為中介變量。結果如表10 所示。

表10 市場縮減的中介效應檢驗

表10 結果表明，與國內價值鏈脫節對東北工業產品市場縮減的影響較為顯著，工具變量檢驗表明不存在內生性問題。同時，穩健性檢驗和滯后項檢驗結果說明價值鏈脫節造成市場縮減的因果關系具有較高可信度。根據以上結果可以得到:東北與國內價值鏈脫節造成工業衰退的過程中，市場縮減效應發揮了中介作用。理論假說2 得到驗證。東北工業與國內價值鏈脫節縮減了其產品在國內市場的份額，降低了工業鏈的迂回度，增加了使用國內外市場上質優價廉中間品的搜尋成本，從而造成東北工業的衰退。

(二)技術衰退效應

為了較為準確地檢驗東北工業的技術衰退程度，我們使用包絡數據分析法測算了東北地區22 個細分工業的技術效率，圖3 分類展示了技術、資本和勞動密集型制造行業的情況。縱向看，我國融入全球經濟循環后，東北工業技術效率在波動中降低，尤其是在“東北現象” 期間①“東北現象” 是指20 世紀90 年代東北出現經濟增長持續低迷、發展陷入困境的現象。顯性表現為大量國有企業出現債務危機，導致工廠停產，甚至倒閉，大批工人出現下崗失業。，多數年份工業技術效率低于1，說明這一時期東北工業技術在衰退。東北振興戰略實施期間，東北工業技術效率均值達到1.13，說明振興戰略一定程度上促進了東北工業技術效率的提升。而2012 年以來，東北地區經濟深層次矛盾逐漸顯現，“新東北現象” 出現①“新東北現象” 是指2015 年前后，我國處于增長速度換擋期、結構調整陣痛期、前期刺激政策消化期“三期” 疊加，東北深層次體制機制問題爆發，經濟增速驟減，甚至出現負增長的現象。，工業技術效率急轉直下，2015—2016 年工業技術效率僅為0.93和0.89。此外，東北地區勞動、資本和技術密集型工業技術效率變動趨勢基本一致，表明結果是穩健的。其中，東北地區資本密集型工業的技術效率變動對外界沖擊相對較為敏感，而技術密集型工業則較為不敏感，這是因為資本密集型企業為主體的東北工業，其技術效率受外界沖擊的影響更大。

圖3 東北工業技術效率變動情況

進一步地，本文使用同樣的中介效應檢驗方法，將東北工業的技術效率水平(TFPCH)作為衡量技術衰退的指標，檢驗技術衰退是否在國內價值鏈脫節導致東北工業衰退中具有中介效應，結果如表11 所示。

表11 技術衰退的中介效應檢驗

表11 結果表明，與國內價值鏈脫節能夠顯著解釋東北工業的技術衰退，工具變量檢驗結果表明不存在內生性問題；同時，穩健性檢驗和滯后項檢驗結果說明，價值鏈脫節造成技術衰退的因果關系具有較高可信度。根據以上結果可以得出:在東北地區與國內價值鏈脫節從而造成工業衰退的過程中，技術衰退效應發揮了中介作用。理論假說3 得到驗證。與國內價值鏈脫節減少了東北工業接受外部先進企業技術溢出的機會，弱化了分工對技術進步的促進作用，造成東北工業技術能力降低和工業衰退。

(三)循環因果效應

我們進一步檢驗東北工業技術衰退與市場縮減之間是否存在循環因果效應。運用面板數據的格蘭杰(Granager)因果檢驗方法，結果如表12 和表13 所示。從東北工業技術衰退和市場縮減互為因果關系的滯后1—3 期格蘭杰因果檢驗結果可以發現，不論是Z-bar統計量，還是Z-bar tilde 統計量，均拒絕原假設:技術衰退(市場縮減)不是市場縮減(技術衰退)的格蘭杰原因，因此我們可以從一定程度上得到東北工業技術衰退和市場縮減互為因果的結論，理論假說4 得以驗證。技術衰退與市場縮減的循環因果效應，在很大程度上使得東北工業企業的技術水平逐漸落后于東部沿海地區；同時，工業品輸出不僅沒有增長，甚至在逐漸失去原有國內市場，東北工業逐漸衰退，“輸血式” 振興手段失效。

表12 東北工業市場縮減對技術衰退的格蘭杰因果檢驗

表13 東北工業技術衰退對市場縮減的格蘭杰因果檢驗(1—3 期滯后)

五、結論與啟示

本文有以下幾個主要結論。第一，本文從區域聯動角度分解區際貿易的增加值，結果發現不論是從區際工業貿易的增加值組成和增加值再流出，還是增加值的流動形式看，中國加入全球經濟循環以來，隨著東部沿海地區深度嵌入全球價值鏈，工業能力得到顯著提升，東北工業在國內的價值互動逐漸弱化，且在全球價值鏈中保持低參與度。從空間依存角度的結果可以發現:東北工業生產規模在縮減，生產能力在衰退，且表現出工業“生產—消費” 自循環特征；東北工業利用外部中間品的比例在降低，生產中區域聯動在減弱；東北地區與其他地區的溢出不對稱，及高敏感低分散特征，表明東北工業在國內價值鏈上處于劣勢地位。第二，經驗研究發現，脫節國內價值鏈顯著阻滯了東北工業發展，并可以在一定程度上解釋東北工業的衰退現象。同時，研究發現東北工業發展仍是資本驅動型，人力資本對工業發展的創新效應有待進一步發揮。考慮內生性、穩健性和異質性問題后，核心結論依然成立。此外，研究發現實施東北振興戰略并沒有能夠很好地促進東北工業融入國內價值鏈進而有效遏制東北工業衰退。

作用機制檢驗有以下結論:其一，從東北地區使用和生產(中間)工業產品的國內市場份額變動情況可以發現，東北工業產品在國內市場上份額縮減嚴重；其二，雖然東北振興戰略使得工業技術效率得到一定的提升，但東北工業技術衰退仍較為嚴重，尤其是在“新東北現象” 期間，東北工業技術效率均呈現出顯著的衰退現狀；其三，中介效應檢驗發現，市場縮減和技術衰退在國內價值鏈脫節造成東北工業衰退過程中起到了中介作用。同時，因果檢驗從一定程度上得到東北工業技術衰退和市場縮減互為因果的結論。

本文研究結論有以下啟示。應在“雙循環” 新發展格局下振興東北工業，以對內開放為抓手，形成競爭有序的東北區域大市場，充分利用裝備制造業優勢，整合東北工業價值鏈，培育技術創新生態，重構技術與市場的良性互動，并不斷深度融入國內經濟循環和全球經濟循環。以“雙循環” 促進東北老工業基地振興的內在邏輯中，開放、市場和技術是三個相互關聯的關鍵環節。第一，以對內對外開放實現內外聯動，推動東北工業“引進來” 和“走出去”。以對內開放帶動對外開放，形成內外開放的良性互動。以不斷整合和擴大的內需優勢，吸引國內和全球優質資源進入東北地區，提升東北工業企業的創新水平和競爭力，讓它們有能力、有實力“走出去” 和“走上去”，去開拓國內和全球市場，以此形成東北工業技術升級和市場擴張的良性循環。第二，技術和市場是實施區域趕超戰略的兩條有效途徑，二者相互補充互為支撐。整合東北地區工業價值鏈，培育技術創新生態，加強國內工業鏈自主可控能力。利用多家東北制造企業積累的技術優勢，整合東北區域內的工業價值鏈，將非核心主營業務外包出去，聚焦本制造領域的核心研發環節，提升核心競爭力。第三，學習東部沿海地區融入全球價值鏈的經驗，發揮自身豐富產業工人和裝備制造優勢，積極主動融入國內外工業價值鏈，倒逼東北工業進行改革。