任再萍，田思婷，施 楠

(1.上海對外經(jīng)貿(mào)大學金融管理學院，上海 201620；2.上海社會科學院應用經(jīng)濟研究所，上海 200020)

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自貿(mào)區(qū)成立對其區(qū)位優(yōu)勢與協(xié)同互補性的影響研究：基于Dendrinos-Sonis模型的實證分析

任再萍1，田思婷1，施 楠2

(1.上海對外經(jīng)貿(mào)大學金融管理學院，上海 201620；2.上海社會科學院應用經(jīng)濟研究所，上海 200020)

本文通過基于Dendrinos-Sonis模型的實證分析，印證了自貿(mào)區(qū)成立帶來了所在地區(qū)區(qū)位優(yōu)勢的提升，并且加強了地區(qū)間經(jīng)濟的協(xié)同互補關(guān)系，同時發(fā)現(xiàn)了第一、二批的四大自貿(mào)區(qū)的協(xié)同發(fā)展中上海起主導和引領(lǐng)作用。研究還修正加強了Dendrinos-Sonis模型，驗證了結(jié)論的穩(wěn)健性。最后提出了加強自貿(mào)區(qū)聯(lián)動及協(xié)同互補發(fā)展的政策建議。

自貿(mào)區(qū)；區(qū)位優(yōu)勢；協(xié)同互補

上海自貿(mào)區(qū)于2013年9月26日掛牌成立，隨著我國第二批自貿(mào)區(qū)于2015年4月21日在天津、廣東和福建正式成立，以及第三批自貿(mào)區(qū)名單的出臺，加強自貿(mào)區(qū)之間的協(xié)同聯(lián)動發(fā)展成為關(guān)注的焦點。本文通過Dendrinos-Sonis模型實證分析，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)成立帶來了各大地區(qū)區(qū)位優(yōu)勢的提升，也加強了地區(qū)間經(jīng)濟的協(xié)同互補關(guān)系，伴隨自貿(mào)區(qū)不斷擴大的趨勢，研究滬津粵閩四地特色發(fā)展、協(xié)同互補的特點，可以為新成立的自貿(mào)區(qū)提供協(xié)同發(fā)展的支持。

一、文獻綜述

近年來，關(guān)于區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展趨勢的研究逐漸引起了學術(shù)界的多方重視。Haken(1976)最早提出了“協(xié)同”一詞，他認為系統(tǒng)內(nèi)部各部分間的協(xié)同作用直接決定了系統(tǒng)整體性功能的發(fā)揮效果，協(xié)同得好就會產(chǎn)生“1+1>2”的協(xié)同效應[1]。經(jīng)過國內(nèi)外學者的多年研究，協(xié)同理論現(xiàn)如今被廣泛應用于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的研究領(lǐng)域。Meijers(2005)從城市網(wǎng)絡的視角出發(fā)，通過對荷蘭境內(nèi)蘭斯塔德地區(qū)進行城市間協(xié)同方式的分析，發(fā)現(xiàn)了協(xié)同機制的重點在于合作互補[2]；區(qū)域內(nèi)各地區(qū)間產(chǎn)業(yè)要素配置的一致性是推動區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同效應發(fā)揮其作用的原動力[3](劉海明等，2010)，區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)集群逐漸產(chǎn)生關(guān)聯(lián)強度更大的鏈式效應[4](黃曉等，2015)，同時這也有利于實現(xiàn)區(qū)域內(nèi)的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型與產(chǎn)業(yè)升級[5](陳清泰，2014)，最終實現(xiàn)戰(zhàn)略性的區(qū)域新興產(chǎn)業(yè)集群[6](王宏起等，2016)，充分發(fā)揮了各地區(qū)自身的區(qū)位優(yōu)勢后，互補效應才能聚焦于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的協(xié)同合作[7](劉英基，2012)，只有區(qū)域內(nèi)部各地區(qū)存在著較為顯著的區(qū)際比較優(yōu)勢，整個區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展才能產(chǎn)生發(fā)揮協(xié)同互補效用的內(nèi)在動力[8](黎鵬，2005)。

Dendrinos-Sonis模型最早是由DimitriosS.

Dendrinos和Michael Sonis在1988年改良得出的，最早被用于進行人口方面的競爭互補性研究。其主要思想是假定存在一個更高級別的經(jīng)濟體，一個經(jīng)濟體的經(jīng)濟狀況發(fā)生改變會造成其他獨立經(jīng)濟體的經(jīng)濟狀況也發(fā)生改變，且如果一個獨立經(jīng)濟體經(jīng)濟的增長造成另一個獨立經(jīng)濟體經(jīng)濟的衰減，那么這兩個獨立經(jīng)濟體是競爭關(guān)系；反之，則是協(xié)同互補關(guān)系[9]?；谏鲜鲈?，Bonet J.(2003)利用D-S模型分析了1996-2000年間哥倫比亞國內(nèi)地區(qū)間的競爭互補特征，發(fā)現(xiàn)GDP比重較大的地區(qū)間呈現(xiàn)競爭關(guān)系，而這與哥倫比亞收入兩極分化的過程也是十分一致的[10]；Hewings(2008)等人利用修正后的D-S模型對意大利各區(qū)域間的互動及外溢效應進行了分析，發(fā)現(xiàn)相較于空間計量分析，修正后的D-S模型為地區(qū)間互動提供了更靈活的可操作性[11]。相較于國外學者成熟的研究成果，我國國內(nèi)應用D-S模型起步較晚，朱列(2008)、蘇方林(2010)、危曼華(2012)等曾運用D-S模型對我國某些區(qū)域進行了分析[12-14]，但應用D-S模型來分析區(qū)域經(jīng)濟競爭互補關(guān)系時對其進行修正的比較少。

現(xiàn)有文獻多是針對某一經(jīng)濟區(qū)域進行協(xié)同模型的構(gòu)建測算，對于區(qū)域間經(jīng)濟的協(xié)同互補研究缺乏深度挖掘和模型修正，這正是本文的研究意義。

二、自貿(mào)區(qū)成立對其區(qū)域優(yōu)勢及協(xié)同互補性的提升

本文認為滬、津、粵、閩四大自貿(mào)區(qū)成立對其區(qū)位優(yōu)勢提升及協(xié)同互補發(fā)展是基于“港口—產(chǎn)業(yè)—城市”協(xié)同的方向輻射發(fā)展的。

(一)“港口—產(chǎn)業(yè)—城市”協(xié)同發(fā)展的機理

“港口—產(chǎn)業(yè)—城市”協(xié)同發(fā)展是指一定區(qū)域內(nèi)港口群、產(chǎn)業(yè)群與城市群之間相互作用、相互影響的一種態(tài)勢，三大系統(tǒng)互動最終形成港口布局、生產(chǎn)力布局以及城市空間布局一體化的局面。

圖1 港口—產(chǎn)業(yè)—城市“三群”協(xié)同發(fā)展共生系統(tǒng)圖片來源：根據(jù)分析總結(jié)繪圖而得。

在“三群”協(xié)同理論中最為重要的一環(huán)就是其共生系統(tǒng)。“三群”協(xié)同發(fā)展的共生系統(tǒng)是港口、產(chǎn)業(yè)、城市進行協(xié)同發(fā)展并最終實現(xiàn)“3+1>4”的經(jīng)濟社會效用的基本前提，決定了“三群”協(xié)同發(fā)展進程是否可以順利進行。在這個共生系統(tǒng)中，最基本的是依托三個共生單元形成的“三群”：U1產(chǎn)業(yè)群、U2港口群、U3城市群[15-17]，而產(chǎn)業(yè)群、港口群與城市群三者之間具體的共生關(guān)系則需要通過共生模式M(M1、M2……Mn)來體現(xiàn)。另外，三大共生單元所處的外部環(huán)境E就是我們通常說的共生環(huán)境，共生環(huán)境包括了技術(shù)、信息、人才、資金等要素資源，這些資源要素的存在也會對三大共生單元的共生關(guān)系產(chǎn)生莫大的影響。綜上所述，M1、M2……Mn體現(xiàn)出來的三群之間相互影響促進的共生關(guān)系以及E1、E2……En共生環(huán)境的外部影響共同構(gòu)成了一個大的共生系統(tǒng)，也就是港口—產(chǎn)業(yè)—城市“三群”協(xié)同發(fā)展共生系統(tǒng)。

(二)自貿(mào)區(qū)成立對區(qū)域GRP的帶動及相互協(xié)同效應分析

自上海自貿(mào)區(qū)2013年正式掛牌成立后，其他三大自貿(mào)區(qū)在2015年也相繼舉行了揭牌儀式。在自貿(mào)區(qū)內(nèi)，就如何進一步擴大對外開放的程度問題，國家先行先試了一系列創(chuàng)新的舉措，通過這些政策共享及外商投資、進出口的增加帶來相關(guān)產(chǎn)業(yè)，從而提升自貿(mào)區(qū)之間的協(xié)同互補效應及區(qū)位優(yōu)勢。自上海自貿(mào)區(qū)成立以來，四大地區(qū)的外商投資企業(yè)投資總額及注冊登記數(shù)都有了一個急速的增長態(tài)勢，同時四大自貿(mào)區(qū)的進出口總值也有著整體穩(wěn)增的一個大趨勢，這樣的結(jié)果不僅取決于國務院對于各大自貿(mào)區(qū)內(nèi)外商投資企業(yè)的多種優(yōu)惠調(diào)整事項，還得益于四大自貿(mào)區(qū)之間的相互協(xié)同互補合作。相較于其他三個地區(qū)，上海自貿(mào)區(qū)擁有著更為豐富的金融市場和外資資本，這是由于早先在區(qū)內(nèi)施行的特殊稅收政策及負面清單等措施吸引了大批外商來華進行投資，設(shè)立了眾多的外商投資企業(yè)。借鑒于上海先行先試經(jīng)驗，廣東、天津及福建自貿(mào)區(qū)憑借其自身經(jīng)濟及區(qū)位優(yōu)勢，面向東北亞及臺灣地區(qū)進一步擴大開放及吸引外資的程度，實現(xiàn)了外商投資的大幅增長以及區(qū)內(nèi)進出口總值的穩(wěn)步提升，從而帶動所在地區(qū)整體GRP的增長。

三、Dendrinos-Sonis(D-S)修正模型的建立

(一)Dendrinos-Sonis(D-S)模型修正

1.Dendrinos-Sonis(D-S)模型與SUR方法的結(jié)合

本研究通過對大量的文獻進行梳理，發(fā)現(xiàn)運用Dendrinos-Sonis(D-S)模型來研究我國國內(nèi)四大自貿(mào)區(qū)對區(qū)域經(jīng)濟競爭互補關(guān)系的影響較為合理。

為分析區(qū)位優(yōu)勢與區(qū)域之間的競爭互補關(guān)系，我們考察各地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值(GRP)。定義ri(t)是t時刻i地區(qū)的GRP占全國各地GRP加總值的比重。假設(shè)研究的地區(qū)數(shù)為n，根據(jù)Dendrinos and Sonis (1988)模型，得到如下公式：

(1)

βi,k解釋了k地區(qū)對i地區(qū)的影響力。βi,k為正說明k地GRP權(quán)重的增加正向影響i地GRP權(quán)重，因此k地對于i地起互補作用；若βi,k為負，則總體上k地是i地的競爭者。通過構(gòu)建這一模型，我們將地區(qū)競爭力解構(gòu)成為兩部分：地區(qū)的區(qū)位優(yōu)勢和地區(qū)之間的競爭互補關(guān)系。

本文把D-S模型與SUR方法結(jié)合，由方程(1)可衍生出用來評估地區(qū)區(qū)位優(yōu)勢和競爭互補關(guān)系的實證模型：

(2)

2．模型修正

本文期望通過數(shù)據(jù)及統(tǒng)計方法，觀察滬津粵閩自貿(mào)區(qū)成立前后對各地區(qū)的區(qū)位優(yōu)勢以及競爭互補關(guān)系帶來的變化。在D-S模型中，區(qū)位優(yōu)勢由常數(shù)αi表示，同時通過比較兩批自貿(mào)區(qū)成立前后，各省市GRP權(quán)重方程的常數(shù)，可以獲得自貿(mào)區(qū)成立對各省占全國經(jīng)濟比重的區(qū)位優(yōu)勢差異是否發(fā)生了變化。因此，我們在模型中加入上海自貿(mào)區(qū)成立的虛擬變量D1(t)和第二批自貿(mào)區(qū)成立的虛擬變量D2(t)：

(3)

虛擬變量D1(t)在2013年第三季度(上海自貿(mào)區(qū)于2013年9月26日成立)前為0，上海自貿(mào)區(qū)成立后為1。因為第二批自貿(mào)區(qū)成立時間較靠近2015年一季度，同時考慮到成立前的預期效應，我們設(shè)D2(t)在2015年第一季度前為0，第二批自貿(mào)區(qū)成立后為1。根據(jù)回歸所得的系數(shù)γi和ηi，我們可以了解兩批自貿(mào)區(qū)對四地區(qū)位優(yōu)勢的有正或負影響，并檢驗這個影響γi和ηi是否顯著。

另外，上海自貿(mào)區(qū)也可能對四地之間的競爭互補關(guān)系產(chǎn)生影響*因為樣本期間截止2015年四季度，受其限制無法將其他三個自貿(mào)區(qū)與D2(t)交叉項全部放入方程，因此我們只考慮上海自貿(mào)區(qū)對區(qū)域競爭互補關(guān)系的影響。。為了得到相關(guān)結(jié)論，我們在D-S模型中加入上海自貿(mào)區(qū)成立的虛擬變量與上海GRP權(quán)重滯后項的乘項D1(t)·lnrShanghai(t-1)：

(4)

δi代表i省與上期上海GRP權(quán)重的彈性系數(shù)在自貿(mào)區(qū)成立后的變化，δi大于零表明上海自貿(mào)區(qū)成立對兩地經(jīng)濟的互補關(guān)系進行了增強，δi小于零表明兩地的競爭關(guān)系有所加強。回歸后會對δi進行t檢驗以示其是否顯著。

(二)數(shù)據(jù)來源

由于自貿(mào)區(qū)是一個其所在省份或城市中相對比較小的區(qū)域，很難獲得其季度的GRP數(shù)據(jù)，所以本文以自貿(mào)區(qū)所在省市的數(shù)據(jù)來分析自貿(mào)區(qū)對本土區(qū)域的溢出效應及相互間互補關(guān)系。這雖然和用純粹的自貿(mào)區(qū)GRP分析可能會有一些不同，但基本的溢出效應和相互關(guān)系的趨勢和方向是一致的。另外由于篇幅所限，在運用Dendrinos-Sonis模型分析過程中所有省份都進入了模型進行運算，但在分析四大自貿(mào)區(qū)協(xié)同互補效應時為了突出四大自貿(mào)區(qū)的相互關(guān)系及篇幅所限，省略了對其他省份與自貿(mào)區(qū)之間關(guān)系分析，可能會對研究有一定的影響，但從模型運行所有省份的結(jié)果來看這種影響不是很明顯。

回歸數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局分省季度地區(qū)生產(chǎn)總值，樣本區(qū)間為2005年一季度到2015年四季度。一般來說，我國地區(qū)生產(chǎn)總值等數(shù)據(jù)受季節(jié)性影響較大[18](劉明志，2001)，例如受節(jié)假日和企業(yè)活動規(guī)律影響，一季度往往是我國GRP和地區(qū)生產(chǎn)總值最低的季節(jié)。為避免模型分析的結(jié)果受到季節(jié)因素影響，我們先對地區(qū)生產(chǎn)總值進行季節(jié)因素調(diào)整，使用的方法是X-13ARIMA[19](US Census Bureau，2016)。模型方程中的應變量為上海、天津、廣東和福建經(jīng)季節(jié)調(diào)整后的地區(qū)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)減去分母地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)。模型的自變量包括34個省市的地區(qū)生產(chǎn)總值自然對數(shù)的滯后項，以及自貿(mào)區(qū)成立的虛擬變量和交叉項。

四、自貿(mào)區(qū)成立對其區(qū)位優(yōu)勢及協(xié)同互補性影響的實證分析

(一)滬津粵閩四地區(qū)的稟賦區(qū)位優(yōu)勢的實證結(jié)果

表1報告了模型回歸的主要結(jié)果。在主要結(jié)果中，我們選擇湖南作為D-S模型中的對比地區(qū)。在D-S模型中，模型的估計結(jié)果可能對分母的選取比較敏感[20](Hewings，2014)。文獻中通常采取對比選取不同分母的回歸結(jié)果，以獲得穩(wěn)健的結(jié)論[11, 21](Postigilione和Hewings，2008；Kamarianakis和Kaslis，2005)。根據(jù)2015年省人均GRP數(shù)據(jù)，湖南為全國的中位數(shù)，選取中位數(shù)省作為對比地區(qū)可能更易獲得較穩(wěn)健的回歸結(jié)果。另外，為驗證本文結(jié)論的穩(wěn)定性，我們還將在后文報告使用其他省份作為分母的結(jié)果，具體見表2。

從表1的回歸結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：

首先，SUR回歸的必要性。Breusch-Pagan相關(guān)性檢驗chi2統(tǒng)計值為104.15，其P值為0.00，表明Breusch-Pagan檢驗拒絕了零假設(shè)，四地區(qū)的GRP權(quán)重方程具有同期相關(guān)性。雖然各方程擁有相同的自變量，SUR回歸并不能提高OLS回歸的效率，但由于存在跨方程同期相關(guān)性，我們依然需要正確的協(xié)方差矩陣Σ來進行跨方程檢驗。因此，我們必須使用SUR回歸來估計D-S模型。

表1 D-S模型：上海、天津、廣東和福建的GRP權(quán)重對34個省GRP權(quán)重一期滯后的SUR回歸，分母為湖南

注： GRP數(shù)據(jù)來源：2005Q1-2015Q4國家統(tǒng)計局分省季度數(shù)據(jù)?！吧虾Ｗ再Q(mào)區(qū)成立后”是2013年第三季度后為1的虛擬變量?！吧虾?X 自貿(mào)區(qū)成立后”為上海GRP乘以自貿(mào)區(qū)成立的虛擬變量?！敖蚧涢}自貿(mào)區(qū)成立后” 是2015年第一季度后為1的虛擬變量。為節(jié)省空間，除上海、天津、廣東和福建的其他自變量沒有在表格中報告。括號內(nèi)為t值，*、**和***分別代表t檢驗在10%、5%和1%顯著水平顯著。

其次，模型各個方程的擬合度R2均較高。天津GRP權(quán)重的方程擬合度在0.95，其他地區(qū)方程擬合度均接近1，模型整體的擬合度較高，與文獻中D-S模型在其他國家的應用結(jié)果一致[11, 21](Postigilione和Hewings，2008；Kamarianakis和Kaslis，2005)。F檢驗檢測模型整體的顯著性，在以湖南為分母的回歸中，四個方程的F統(tǒng)計值最小23.28，四個方程F檢驗的P值均接近0，因此這四個方程均整體顯著?？傮w而言，模型擬合度與整體顯著性較好，并符合文獻中其他應用的結(jié)果。

再次，在四個方程中，上海、天津、廣東和福建的滯后項的系數(shù)能夠測度這些地區(qū)與因變量的競爭互補關(guān)系。在上海GRP權(quán)重的方程里，上海、天津、廣東和福建的滯后項的系數(shù)分別為0.756、0.416、-0.745和-0.049。一般來講，在給定其他條件不變的情況下，上海GRP權(quán)重增加1%將導致上海下一期GRP權(quán)重增加0.756%；同理，天津、廣東和福建GRP權(quán)重每增加1%將使上海下期分別增加0.416%、-0.745%和-0.049%。因此，天津?qū)ι虾＝?jīng)濟互補作用較強，而廣東和福建與上海的競爭性較強。尤其是，天津和廣東GRP比重的系數(shù)均在5%以上顯著水平拒絕t檢驗零假設(shè)，表明它們對下期上海經(jīng)濟權(quán)重的影響較為顯著。

另外，上海經(jīng)濟對其他區(qū)域的互補作用明顯。在對天津GRP權(quán)重描述的方程中，上海GRP滯后項的系數(shù)為1.069，并且在1%水平顯著，該系數(shù)表明上海GRP權(quán)重每增加1%，將給天津下期GRP權(quán)重帶來1.069%的增量，上海對天津經(jīng)濟的互補作用比較明顯。同時，在描述廣東GRP權(quán)重的方程中，上海GRP權(quán)重滯后項的系數(shù)為0.449，并在10%水平顯著。該結(jié)果表明，上海對廣東經(jīng)濟的互補性也較大。在對福建經(jīng)濟的描述方程中，上海的系數(shù)t檢驗在1%水平顯著，其值為1.117。綜上所述，上海經(jīng)濟總體而言對其他地區(qū)的互補作用較大，對天津和福建尤為明顯。

為了驗證結(jié)論的穩(wěn)健性，按照2015年省人均GDP數(shù)據(jù)，我們選取了與上海比較接近的浙江和安徽作為對比組，從表2可以看出各種效應與表1具有一致性，說明上海自貿(mào)區(qū)成立對其他自貿(mào)區(qū)的影響比較穩(wěn)定，而且可以看出上海對其他四個自貿(mào)區(qū)的帶動效應比較明顯。具體回歸結(jié)果見表2。

(二)上海自貿(mào)區(qū)成立對滬津粵閩的區(qū)位優(yōu)勢及協(xié)同互補性影響的實證分析

上海自貿(mào)區(qū)成立對其他地區(qū)的影響有多大？上海自貿(mào)區(qū)的成立是否增加上海與其他地區(qū)經(jīng)濟的競爭？基于D-S模型回歸的結(jié)果表明上海自貿(mào)區(qū)的成立基本不會減小天津、廣東和福建的區(qū)位優(yōu)勢，相反，上海自貿(mào)區(qū)成立初步顯示了其帶動作用。從表1看出，在模型的四個方程中，自貿(mào)區(qū)成立的虛擬變量的系數(shù)分別為0.074、0.029、0.006和0.015，這些系數(shù)表明，上海自貿(mào)區(qū)成立給上海、天津、廣東和福建分別帶來0.074%、0.029%、0.006%和0.015%的區(qū)位優(yōu)勢，其中，上海和天津的系數(shù)均顯著，影響為最大，廣東和福建則稍弱。我們的模型估計并未發(fā)現(xiàn)上海自貿(mào)區(qū)的成立會減少其他三地的區(qū)位優(yōu)勢，相反我們給出了上海自貿(mào)區(qū)的正向影響的證據(jù)。另外，表3中A欄報告了在上海自貿(mào)區(qū)成立區(qū)位優(yōu)勢比較的假設(shè)檢驗，零假設(shè)分別為γShanghai≥γTianjin，γShanghai≥γGuangdong和γShanghai≥γFujian，接受零假設(shè)代表上海自貿(mào)區(qū)成立為上海帶來的區(qū)位優(yōu)勢大于對天津、廣東和福建帶來的區(qū)位優(yōu)勢。表3中A欄的結(jié)果顯示了在常用顯著水平上均不能拒絕以上零假設(shè)，因此上海自貿(mào)區(qū)給上海帶來的區(qū)位優(yōu)勢大于對其他三地。

表2 D-S模型：上海、天津、廣東和福建的GRP權(quán)重對34個省GRP權(quán)重一期滯后的SUR回歸，分母分別為浙江和安徽

注： GRP數(shù)據(jù)來源：2005Q1-2015Q4國家統(tǒng)計局分省季度數(shù)據(jù)。“上海自貿(mào)區(qū)成立后”是2013年第三季度后為1的虛擬變量。“上海 X 自貿(mào)區(qū)成立后”為上海GRP乘以自貿(mào)區(qū)成立的虛擬變量?！敖蚧涢}自貿(mào)區(qū)成立后” 是2015年第一季度后為1的虛擬變量。為節(jié)省空間，除上海、天津、廣東和福建的其他自變量沒有在表格中報告。括號內(nèi)為t值，*、**和***分別代表t檢驗在10%、5%和1%顯著水平顯著。

上海GRP權(quán)重滯后項與自貿(mào)區(qū)成立的虛擬變量的乘項系數(shù)能夠反映自貿(mào)區(qū)是否會增加區(qū)域競爭，并給其他三地帶來的負面影響。在表1中，我們發(fā)現(xiàn)這一乘項在四個方程中的系數(shù)均非常小，分別為0.004、0.001、-0.004和0.004，這四個系數(shù)的t值(絕對值)也均很小，分別為0.92、0.18、-0.88和1.21，均不顯著。這些結(jié)果表明，自貿(mào)區(qū)的成立并不會削弱上海對天津、廣東和福建經(jīng)濟的互補性。為進一步檢驗自貿(mào)區(qū)對地區(qū)競爭互補關(guān)系的影響，我們對天津、廣東和福建三個方程的δj進行聯(lián)合假設(shè)檢驗(見表3中B欄)，即檢驗零假設(shè)δTianjin=δGuangdong=δFujian=0。若不能拒絕該假設(shè)，則自貿(mào)區(qū)成立對地區(qū)競爭互補關(guān)系沒有影響。結(jié)果表明，檢驗的F統(tǒng)計值為1.22，P值為0.32，在各常用顯著水平上不顯著。結(jié)合對區(qū)位優(yōu)勢和競爭互補關(guān)系檢驗的相關(guān)證據(jù)，我們得出上海自貿(mào)區(qū)的成立并沒有對其他三地經(jīng)濟產(chǎn)生明顯的負作用。從表1、表2及表3中實證數(shù)據(jù)來看，實證結(jié)論基本一致，證明實證模型的穩(wěn)定性比較好。

(三)第二批津粵閩自貿(mào)區(qū)成立的協(xié)同互補效應實證結(jié)論

第二批自貿(mào)區(qū)成立的效應可以由虛擬變量D2(t)的系數(shù)反映。在表1中，以湖南為對比的結(jié)果中，四地區(qū)GRP權(quán)重在第二批自貿(mào)區(qū)成立后分別變動-0.062、0.072、0.081和-0.057，并且均在10%以上顯著，其中，第二批自貿(mào)區(qū)給天津和廣東帶來區(qū)位優(yōu)勢正增長，但減少了上海和福建的區(qū)位優(yōu)勢。我們進一步檢驗第二批自貿(mào)區(qū)能否給津粵閩帶來比上海更大的區(qū)位優(yōu)勢，具體見表3中的C欄，即天津、廣東和福建方程中的D2(t)的系數(shù)是否大于上海的(γShanghai≤γTianjin，γShanghai≤γGuangdong和γShanghai≤γFujian)。檢驗顯示天津、廣東和福建區(qū)位優(yōu)勢在第二批自貿(mào)區(qū)成立后均大于上海?？傮w而言，我們能得出第二批自貿(mào)區(qū)成立對天津和廣東的區(qū)位優(yōu)勢有正影響，對福建的影響也大過對上海，顯然第二批自貿(mào)區(qū)的成立對上海帶來了一定的競爭壓力。從浙江與安徽作為對比組的實證數(shù)據(jù)來看，也得到了幾乎一致的結(jié)論。

表3 D-S模型檢驗：自貿(mào)區(qū)成立對區(qū)位優(yōu)勢及區(qū)域競爭的影響

注： A.上海自貿(mào)區(qū)成立區(qū)位優(yōu)勢與B.津閩粵自貿(mào)區(qū)成立區(qū)位優(yōu)勢均報告單側(cè)檢驗t值。C.上海自貿(mào)區(qū)是否增加區(qū)域競爭為聯(lián)合假設(shè)檢驗。分母為湖南省。

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)穩(wěn)健性檢驗原理的修正

針對D-S模型估計結(jié)果對于分母的選擇較為敏感[20](Hewings，2014)這一缺點，除了參照文獻中使用不同的分母進行比較以驗證結(jié)論的穩(wěn)定性，在本節(jié)中我們還對D-S模型進行了改進，使分母選擇影響結(jié)果的風險大大降低。文獻中的D-S模型均為選取一個地區(qū)作為分母，即：

(5)

其中rI(t)為用于對比的分母地區(qū)，βi,k=γi,k-γI,k定義為地區(qū)i與k的偽彈性。分母地區(qū)I的選擇至少有兩個影響，首先，分母地區(qū)的選擇影響了模型的應變量，也會影響模型的殘差。第二，分母地區(qū)的選擇會影響對于偽彈性的解釋，因為偽彈性是i和k地區(qū)彈性減去k與分母地區(qū)的彈性。這些影響來自于選擇單一地區(qū)為分母，可能是使得D-S模型結(jié)果變得較為敏感的主要原因，為了減小這個影響，我們改進模型并選取各省GRP權(quán)重的幾何平均數(shù)作為分母，即：

(6)

(7)

其中rGMean(t)為34個省市的GRP權(quán)重的幾何平均。使用這個方法，我們又對上海、天津、廣東和福建四地區(qū)的D-S模型進行了估計，結(jié)果見表4。

表4 D-S模型：上海、天津、廣東和福建的GRP權(quán)重對34個省GRP權(quán)重一期滯后的SUR回歸，分母分別為34個省市GRP的幾何平均

注： GRP數(shù)據(jù)來源：2005Q1-2015Q4國家統(tǒng)計局分省季度數(shù)據(jù)?！吧虾Ｗ再Q(mào)區(qū)成立后”是2013年第三季度后為1的虛擬變量。“上海 X 自貿(mào)區(qū)成立后”為上海GRP乘以自貿(mào)區(qū)成立的虛擬變量。“津粵閩自貿(mào)區(qū)成立后” 是2015年第一季度后為1的虛擬變量。為節(jié)省空間，除上海、天津、廣東和福建的其他自變量沒有在表格中報告。括號內(nèi)為t值，*、**和***分別代表t檢驗在10%、5%和1%顯著水平顯著。

表4中模型結(jié)果顯示，上海自貿(mào)區(qū)成立后對上海、天津、廣東和福建的區(qū)位優(yōu)勢影響分別為0.058、0.012、-0.011和-0.002，其中對上海的區(qū)位優(yōu)勢影響在1%水平顯著，對其他三地區(qū)不顯著。自貿(mào)區(qū)成立后上海對天津、廣東和福建的補充作用分別為-0.001、-0.005和0.002，均不顯著，聯(lián)合檢驗δ2=δ3=δ4=0的結(jié)果為不拒絕零假設(shè)，說明上海自貿(mào)區(qū)成立對上海有區(qū)位優(yōu)勢的提升，對天津、廣東和福建的區(qū)位優(yōu)勢沒有顯著負影響?；貧w也發(fā)現(xiàn)，上海對天津和福建經(jīng)濟均為補充作用，與廣東為競爭關(guān)系。另外，第二批自貿(mào)區(qū)對天津和廣東分別增加0.075和0.085，并且顯著，對上海和福建影響為-0.059和-0.054?？傮w而言，這些結(jié)果與前文回歸的主要結(jié)果和穩(wěn)健性檢驗結(jié)果一致。

(二)穩(wěn)健性檢驗的對比

運用以上理論模型，我們檢驗D-S模型回歸結(jié)果對分母地區(qū)選擇的穩(wěn)健性，我們更換分母地區(qū)并和主要結(jié)果進行比較。表2報告了分別用浙江和安徽作為分母的結(jié)果，這兩地在發(fā)展程度上均接近四個自貿(mào)區(qū)，比較適合作為分母，選擇比較接近的地區(qū)作為D-S模型的分母可能更利于獲得可靠的結(jié)果，具體如下：

第一，更換分母地區(qū)對模型整體的顯著性沒有影響。在表1、表2和表4中，各方程R2均高于0.95，特別表4中用幾何平均值作為分母的結(jié)果均高于0.99，方程的F和P值均顯示方程整體顯著，Breusch-Pagan相關(guān)性檢驗均拒絕零假設(shè)，表明D-S模型中四地區(qū)的方程之間有相關(guān)性。

第二，主要結(jié)果中觀察到的上海對其他三地的互補作用不受分母選擇的影響。表2對比浙江的模型中，上海對天津和福建的系數(shù)為正顯著，上海對廣東的系數(shù)也為正，表明上海對這三地區(qū)經(jīng)濟的補充作用。對比安徽的模型結(jié)果類似于對比浙江的結(jié)果，也能觀察到對三地的顯著的補充作用。這個結(jié)論與表1用湖南做分母的結(jié)論稍有差異，但總體保持了一致，表4用幾何平均作為分母得到的結(jié)論與表1也基本一致。

第三，我們依然能觀察到上海自貿(mào)區(qū)成立對上海的區(qū)位優(yōu)勢有顯著提升，而對其他三個地區(qū)的區(qū)位優(yōu)勢和互補作用并沒有負面影響。從表2對比浙江或安徽可以看出，自貿(mào)區(qū)成立后上海的區(qū)位優(yōu)勢分別獲得0.115%和0.054%的增加，并且在5%以上顯著。其中，對比浙江還發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)對天津、廣東和福建分別有0.070%、0.047%和0.055%的區(qū)位優(yōu)勢增加，并且在5%以上水平顯著。同時，自貿(mào)區(qū)成立后對互補作用的影響，聯(lián)合檢驗δi=0都與對比湖南的結(jié)果一致，因此我們基本發(fā)現(xiàn)上海自貿(mào)區(qū)對各地區(qū)區(qū)位優(yōu)勢以及互補關(guān)系有正影響。而且可以看出，第二批自貿(mào)區(qū)對津粵閩的影響均為正并且大部分顯著，同時對這三地的影響超過對上海的影響，結(jié)果與使用湖南為分母一致，對比表4用34個省數(shù)據(jù)幾何平均作為分母所得的結(jié)論也與其他分母結(jié)論一致。

六、結(jié)論及政策建議

通過實證分析可以看出，上海自貿(mào)區(qū)與津、粵、閩三大自貿(mào)區(qū)的協(xié)同發(fā)展是以上海自貿(mào)區(qū)為主導的、相互之間高度協(xié)同互補發(fā)展的關(guān)系，這種協(xié)同互補發(fā)展不但釋放了單一自貿(mào)區(qū)的地理限制，更能擴大自貿(mào)區(qū)溢出效應。

(一)發(fā)揮上海自貿(mào)區(qū)在各地自貿(mào)區(qū)協(xié)同聯(lián)動發(fā)展中的引領(lǐng)作用

上海自貿(mào)試驗區(qū)在將先行先試經(jīng)驗傳授給其他三個自貿(mào)區(qū)的同時，需要和其他三個自貿(mào)區(qū)聯(lián)動發(fā)展。當廣東在開展粵港澳合作機制的同時，上海自貿(mào)區(qū)由此可以將進入廣東自貿(mào)區(qū)的外來資本逐步帶到上海，形成一個連環(huán)的資金鏈，更好地推動滬港通，將區(qū)內(nèi)境外的資金注入到資金池，加強內(nèi)地和境外的聯(lián)系，為實現(xiàn)匯率的市場化作準備。當天津發(fā)展航運金融以及一帶一路的時候，上海自貿(mào)區(qū)可與天津聯(lián)動對本地區(qū)的航運、金融進行擴充，以此推動洋山深水港的發(fā)展，互相借鑒以及交流，對周邊地區(qū)進行輻射發(fā)展，吸引更多的人才、企業(yè)以及資本注入。當福建進行對臺合作時，上海自貿(mào)區(qū)可借此機會引入更多的臺資臺企進行交流，形成三者的互補合作，開展更多的境外貿(mào)易，形成互利互惠的合作模式。隨著第三批自貿(mào)區(qū)的成立，上海自貿(mào)區(qū)的主導作用將有更大發(fā)揮空間。

(二)在差異化發(fā)展中發(fā)揮自貿(mào)區(qū)之間的協(xié)同互補效應

上海自貿(mào)區(qū)在自身發(fā)展的同時，需要密切配合其他自貿(mào)區(qū)的發(fā)展，貿(mào)易往來、資本流動、信息流通、人才流動等為自貿(mào)區(qū)的聯(lián)動發(fā)展提供了更廣闊的平臺。

第一，在貿(mào)易往來方面，利用互補性協(xié)同發(fā)展。

我國地區(qū)之間由于地域和文化風俗不同，在東西部和南北方存在比較大的差異。四個自貿(mào)區(qū)雖然都是設(shè)立在沿?；蛘呓煌ㄝ^為便利發(fā)達的地區(qū)，但省際的分工是由不同地區(qū)資本和勞動力的差異所致，資源稟賦的差異化配置反過來促進了勞動的分工，更加大了省際的貿(mào)易交流。上海自貿(mào)區(qū)已為貿(mào)易自由化和投資便利化創(chuàng)造了寬松的環(huán)境，在此基礎(chǔ)上應探索擴圍后和其他三個自貿(mào)區(qū)對接加速發(fā)展的模式和路徑，為第三批自貿(mào)區(qū)發(fā)展提供協(xié)同發(fā)展模式。更要進一步探索1+3+7的新型互動發(fā)展模式。

第二，在資本方面，建立高效的流動機制。

我國沿海地區(qū)相對較快效率比較高，自貿(mào)區(qū)的建立為這些地區(qū)提供了一個更好平臺，使得資金流動和往來更加便利。自貿(mào)區(qū)的輻射作用還可以向周邊地區(qū)進行投融資，帶動其他省市的發(fā)展，為資本的流動提供更便捷和高效的平臺，在對外投資及引進外資時，自貿(mào)區(qū)在放松管制的基礎(chǔ)上能更快的形成資金的流動。四個自貿(mào)區(qū)中上海在金融改革方面已經(jīng)積累了一定的經(jīng)驗，在聯(lián)動中這方面的優(yōu)勢將可以更大的發(fā)揮。

第三，在信息方面，建立共享公開平臺。

由于目前互聯(lián)網(wǎng)的普及，信息的集中、散布都很迅速，隨著自貿(mào)區(qū)的擴圍，四大自貿(mào)區(qū)在這方面將形成一個公開的信息共享平臺和機制，逐步也要將在2016年剛成立的第三批自貿(mào)區(qū)納入其中，信息便利化對入駐企業(yè)的運營和監(jiān)管都有很大幫助。當越來越多的企業(yè)進入自貿(mào)區(qū)時，規(guī)模優(yōu)勢則會顯現(xiàn)出來，利用網(wǎng)絡的信息共享服務平臺，為區(qū)內(nèi)的企業(yè)帶來更多的信息便利化服務，可以大大提升它的吸引力以及輻射集群作用。

第四，在人才培訓和流動方面，進行聯(lián)合培養(yǎng)和共享。

四個自貿(mào)區(qū)可以聯(lián)合培養(yǎng)和使用人才，完善人才儲備和流動體系，然后逐步把新建立的第三批七個自貿(mào)區(qū)納入其中。針對國際性的人才，在就業(yè)、福利、簽證、出入境等方面給予四大自貿(mào)區(qū)相互承認的優(yōu)惠和保障，并綜合考量，給予其選擇權(quán)。自貿(mào)區(qū)的聯(lián)動發(fā)展在人才的多樣化選擇上也不盡相同，需根據(jù)各自的實際發(fā)展需要而定，上海的眾多高校一年多來已經(jīng)探索出一定的方案和模式為上海自貿(mào)區(qū)發(fā)展培養(yǎng)特定需要人才，在自貿(mào)試驗區(qū)擴大后要繼續(xù)探索新的培養(yǎng)和合作模式，為滬津粵閩自貿(mào)區(qū)與新晉的7大自貿(mào)區(qū)的聯(lián)動發(fā)展提供支持。

[1]HAKEN H. Synergetics: An introduction [M]. New York: Springer-Verlag, 1978.

[2] MEIJERS E. Polycentric urban regions and the quest for synergy: Is a network of cities more than the sum of the parts? [J]. Urban Studies, 2005, 42(4): 765-781.

[3]劉海明，楊 健，王燦雄，等．區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展研究進展綜述——兼論區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展機制建立的必要性[J]．中國集體經(jīng)濟，2010(3): 86-89.

[4]黃 曉，陳金丹，于斌斌．產(chǎn)業(yè)集群式轉(zhuǎn)移的鏈式效應：測度分析與實證研究[J]．中國科技論壇，2015(5): 54-60.

[5]陳清泰．經(jīng)濟轉(zhuǎn)型與產(chǎn)業(yè)升級的幾個問題[J]．中國軟科學，2014(1): 24-28.

[6]王宏起，蘇 萍，王珊珊，等．基于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)集群的區(qū)域共享平臺O2O服務模式[J]．中國科技論壇，2016(7): 99-104.

[7]劉英基．中國區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展的機理、問題及對策分析——基于復雜系統(tǒng)理論的視角[J]．理論月刊，2012(4): 126-129.

[8]黎 鵬．區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展及其理論依據(jù)與實施途徑[J]．地理與地理信息科學，2005, 21(4): 51-55.

[9]Dendrinos D S, Sonis M. Nonlinear discrete relative population dynamics of the U.S. regions [J]. Applied Mathematics and Computation, 1998, 25(4): 265-285.

[10]BONET J. Colombian regions: Competitive or complementary? [J]. Revista De Economia Del Rosario, 2003(8): 53-70.

[11]PAOLO P, HEWINGS J D. Hierarchical spatial interaction among the Italian regions: a nonlinear relative dynamics approach [J].Journal of Geographical Systems, 2008, 10(4): 369-382.

[12]朱 列．區(qū)域GDP份額演變過程中區(qū)域競爭與互補關(guān)系的實證研究——以廣西五大經(jīng)濟區(qū)為例[J]．經(jīng)濟與社會發(fā)展，2008(8): 77-80.

[13]蘇方林，侯曉博．基于D-S模型的中原城市群產(chǎn)業(yè)發(fā)展[J]．湖南財經(jīng)高等?？茖W校學報，2010, 26(5): 89-92.

[14]危曼華，王 艷，張 莉．基于D-S模型的江西省地市經(jīng)濟增長的競爭互補研究[J]．現(xiàn)代企業(yè)文化，2012(11): 104-106.

[15]盧 偉．我國城市群形成過程中的區(qū)域負外部性及內(nèi)部化對策研究[J]．中國軟科學，2014(8): 90-99.

[16]王書華．京津冀城市群發(fā)展趨勢與協(xié)同創(chuàng)新格局[J]．中國科技論壇，2015(11): 78-81.

[17]朱佩楓，張 浩，張慧明．考慮非期望產(chǎn)出的皖江城市帶承接長三角產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效率研究[J]．中國軟科學，2014(7): 105-114.

[18]劉明志. 中國的M2/GDP(1980-2000)：趨勢，水平和影響因素. 經(jīng)濟研究, 2001(2):3-12.

[19]X-13ARIMA-SEATS Seasonal Adjustment Program [OL]. US Census Bureau, https://www.census.gov/srd/www/x13as, 2016-11-18.

[20]HEWINGS J D. Spatially blind trade and fiscal impact policies and their impact on regional economies [J]. The Quarterly Review of Economics and Finance, 2014(54): 590-602.

[21]KAMARIANAKIS Y, KASLIS V. Competition-complementarity relationships between Greek Rregional economies [J]. European Regional Science Association conference papers, 2005(4): 505-552.

[22]WOOLDRIDGE M J. Econometric analysis of cross section and panel Data [M]. Cambridge: The MIT Press, 2002.

(本文責編：辛 城)

The Effects of Pilot Free Trade Zones on the Regional Advantages of and Complementarity between Four Regions in China: Evidence from the Dendrinos-Sonis Model

REN Zai-ping1, TIAN Si-ting1, SHI Nan2

(1.Finance School, Shanghai University of International Business and Economics, Shanghai 201620, China；2.Institute of Applied Economic Research,Shanghai Academy of Social Sciences, Shanghai 200020, China)

Based on the Dendrinos-Sonis model, we provide empirical evidence that the establishment of free trade zones not only improved the locational advantages but also strengthened the economic complementary relationship between the regions. We found that Shanghai Pilot Free Trade Zone played a critical role through its collaboration with other regions. Our results are robust to various model settings. Finally we propose policy suggestion to strengthen the collaboration between the regions with free trade zones.

Pilot Free Trade Zones; regional advantages; complementarity

2015年上海社科一般課題“上海自貿(mào)區(qū)與津粵閩自貿(mào)區(qū)聯(lián)動發(fā)展研究”(2015BJB002)。

任再萍(1972-)，女，陜西西安人，上海對外經(jīng)貿(mào)大學金融管理學院副教授、碩士生導師，上海市金融學會理事，全國經(jīng)濟管理院校工業(yè)技術(shù)學研究會理事，經(jīng)濟學博士，研究方向: 國際金融理論、銀行管理、自貿(mào)區(qū)金融改革、人民幣國際化、風險控制等。通訊作者：施楠。

F831.5

A

1002-9753(2016)11-0175-09

2016-06-25

2016-09-30