李 波 趙鑫鋮 李艷芳

(云南大學(xué) 1.經(jīng)濟學(xué)院 2.發(fā)展研究院，云南 昆明650091； 3.云南財經(jīng)大學(xué) 印度洋地區(qū)研究中心，云南 昆明650021)

貿(mào)易便利化、產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長

李 波1趙鑫鋮2李艷芳3

(云南大學(xué) 1.經(jīng)濟學(xué)院 2.發(fā)展研究院，云南 昆明650091； 3.云南財經(jīng)大學(xué) 印度洋地區(qū)研究中心，云南 昆明650021)

利用中國2005—2010年地區(qū)產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)，運用雙重差分非線性計量模型，以產(chǎn)業(yè)集聚為視角，實證研究了貿(mào)易便利化對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的影響。研究發(fā)現(xiàn)：貿(mào)易便利化顯著促進了地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，尤其是促進集聚程度較高產(chǎn)業(yè)的增長；貿(mào)易便利化是通過出口規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)、出口資源配置效應(yīng)、進口競爭效應(yīng)、進口知識技術(shù)轉(zhuǎn)移效應(yīng)、水平效應(yīng)、垂直效應(yīng)、成本節(jié)約效應(yīng)等渠道促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的。

產(chǎn)業(yè)集聚；貿(mào)易便利化；影響機制；產(chǎn)業(yè)增長

一、引言

眾所周知，中國在沿海地區(qū)率先實行對外開放的發(fā)展戰(zhàn)略，由此創(chuàng)造了高速增長的“中國奇跡”，而與此同時中國經(jīng)濟增長的地區(qū)差距問題也逐步顯現(xiàn)(范劍勇，2006)。其中，產(chǎn)業(yè)增長的地區(qū)差距問題尤為突出，且差距仍然不斷擴大(蔣冠宏 等，2013；盛丹 等，2011)。這表現(xiàn)在，中國產(chǎn)業(yè)增長存在明顯的東西部地區(qū)差異，東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長率明顯高于西部地區(qū)，如江蘇、廣東、山東三地的年均增長率高達45%，而新疆、甘肅、寧夏等西部地區(qū)卻低于5%(蔣冠宏 等，2013)。

2008年金融危機之后，世界經(jīng)濟陷入低迷，全球貿(mào)易增長乏力。全球各方都希望通過推進貿(mào)易便利化為跨國貿(mào)易注入活力，以便走出金融危機所帶來的“霧霾”。如WTO繼續(xù)在全球范圍大力推進“貿(mào)易便利化協(xié)議”，以及推進雙邊與多邊貿(mào)易協(xié)定*WTO出版的《世界貿(mào)易報告2015》對WTO RTA database研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域貿(mào)易協(xié)定(RTAs)中涉及到WTO貿(mào)易便利化協(xié)定的內(nèi)容多達二十八條，當(dāng)前實施的RTAs中有超過90%的RTAs涉及貿(mào)易便利化的內(nèi)容。。近幾年，中國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，經(jīng)濟增長速度和外貿(mào)增長速度都由高速向中高速轉(zhuǎn)變。為此，中國不僅要融入并要主動推動全球貿(mào)易便利化進程，還要加快推進貿(mào)易便利化建設(shè)步伐。

當(dāng)前，中國貿(mào)易便利化正處于快速發(fā)展時期，而阻礙貿(mào)易便利化的經(jīng)濟發(fā)展不平衡問題和東西部差距問題也不斷凸顯。例如：2005—2010年間，東部地區(qū)貿(mào)易便利化綜合指數(shù)平均得分為0.94，而西部地區(qū)僅為-0.70，東部地區(qū)是西部地區(qū)的兩倍*關(guān)于貿(mào)易便利化的測算指標詳情見下文說明。?？梢姡袊馁Q(mào)易便利化進程與經(jīng)濟發(fā)展軌跡類似，呈現(xiàn)出同步的地區(qū)差異特征。對此不禁要問，貿(mào)易便利化與地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長是否有明顯的聯(lián)系呢？貿(mào)易便利化對產(chǎn)業(yè)增長的具體影響又是如何的呢？貿(mào)易便利化又能否成為“后關(guān)稅時代”地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的重要力量呢？同時，中國的經(jīng)濟活動空間也在不斷重新布局，人口和產(chǎn)業(yè)集聚日益顯著(范劍勇，2004，2006)，高集聚程度的產(chǎn)業(yè)數(shù)目不斷增加，低集聚程度的產(chǎn)業(yè)數(shù)目不斷減少(文東偉 等，2014)。而產(chǎn)業(yè)集聚和經(jīng)濟增長是一個相伴相生的過程(劉修巖，2009)，存在顯著的外部性特征(如學(xué)習(xí)效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)、共享效應(yīng)等)，這些外部性特征在企業(yè)成長和經(jīng)濟發(fā)展的過程中都扮演著重要的角色。貿(mào)易便利化存在交易成本和制度安排的特征屬性，貿(mào)易便利化對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的影響是否會因為產(chǎn)業(yè)集聚的外部性特征而有所不同呢？

基于此，本文試圖對上述問題進行一一解答，不僅關(guān)注貿(mào)易便利化是如何影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的，還結(jié)合產(chǎn)業(yè)集聚的外部性特征，探討在產(chǎn)業(yè)集聚不斷變化的現(xiàn)實背景下，貿(mào)易便利化對不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的影響究竟有何不同。

本文與先前研究的最大不同在于：一是從“貿(mào)易便利化”出發(fā)，從產(chǎn)業(yè)層面考察貿(mào)易便利化對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的影響，同時結(jié)合產(chǎn)業(yè)集聚的外部性特征，將地區(qū)特征和產(chǎn)業(yè)特征結(jié)合起來，深入探討貿(mào)易便利化的地區(qū)差異是如何從產(chǎn)業(yè)集聚的外部性特征差異轉(zhuǎn)化為地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長差異的；二是本文借鑒了Rajan et al.(1998)論證產(chǎn)業(yè)特征與地區(qū)特征結(jié)合對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長影響的經(jīng)典論證方法，即“連續(xù)型雙重差分模型(Difference in Difference)”，利用工具變量控制關(guān)鍵變量的內(nèi)生性問題；三是深入研究了貿(mào)易便利化影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的機制與渠道。

二、文獻回顧與研究命題

(一)相關(guān)文獻梳理

現(xiàn)有解釋產(chǎn)業(yè)增長與地區(qū)差異的文獻主要有兩類：一類是動態(tài)外部性(dynamic externality)理論研究；另一類是從影響因素方面(如契約效率執(zhí)行、FDI、市場規(guī)模等)研究產(chǎn)業(yè)增長的地區(qū)差異。

在動態(tài)外部性研究方面，主要是從專業(yè)化(specialization)、多樣化(diversify)與競爭性(competition)的視角出發(fā)，論證支撐產(chǎn)業(yè)增長的關(guān)鍵因素。在這方面開拓性研究是由Glaeser et al.(1992)所做出，其通過運用美國1956—1987年170個城市的二分位產(chǎn)業(yè)增長數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)專業(yè)化并不能促進就業(yè)增長，地區(qū)多樣化和競爭性才是就業(yè)增長的關(guān)鍵。而隨后對中國的大量研究也都借鑒了這一研究思路和框架，Mody et al.(1997)利用中國沿海地區(qū)工業(yè)部門數(shù)據(jù)，研究了動態(tài)外部性對中國產(chǎn)業(yè)增長的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)專業(yè)化水平較低時，一個行業(yè)獲得其他行業(yè)的外部溢出越大，輕工業(yè)發(fā)展越快，重工業(yè)則發(fā)展越慢，但競爭性對增長的作用并不明顯。Batisse(2002)認為，競爭性和多樣化有利于省區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，而專業(yè)化卻不利省區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，且沿海省區(qū)和內(nèi)陸省區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長推動力存在差異。Gao(2004)的研究則發(fā)現(xiàn)，僅僅只有地區(qū)競爭性有助于地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，并沒有發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)增長與當(dāng)?shù)貙I(yè)化、產(chǎn)業(yè)多樣化是否存在正相關(guān)。薄文廣(2007，2008)則指出，多樣化與產(chǎn)業(yè)增長呈非線性關(guān)系，專業(yè)化不利于產(chǎn)業(yè)增長，而競爭性則會促進產(chǎn)業(yè)增長。賀燦飛等(2009)采用2000—2005年城市層面二分位制造業(yè)的數(shù)據(jù)得出以下結(jié)論，動態(tài)外部性與城市產(chǎn)業(yè)增長完全呈非線性關(guān)系。

在研究中國產(chǎn)業(yè)增長影響因素方面，現(xiàn)有的研究主要從FDI、市場規(guī)模、人力資本、市場化程度、契約執(zhí)行效率等因素展開。文東偉(2013)利用中國省區(qū)工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)研究外商資本對中國產(chǎn)業(yè)增長的影響，發(fā)現(xiàn)FDI對中國地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長有明顯促進作用，尤其對FDI密集型地區(qū)的FDI依賴性產(chǎn)業(yè)促進作用更大。黃玖立等(2008)認為，市場規(guī)模對產(chǎn)業(yè)增長有促進作用，但市場規(guī)模差異是造成東部地區(qū)與中西部地區(qū)大多數(shù)行業(yè)增長出現(xiàn)差異的關(guān)鍵。黃玖立等(2009b)認為，地區(qū)人力資本水平的初始差異會因產(chǎn)業(yè)技能勞動投入密度不同而影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長。盛丹等(2011)認為，市場化程度的提高將促進要素市場和中間投入品市場的完善，從而降低中間投入品的交易成本，促進產(chǎn)業(yè)快速增長，且能夠更加明顯的削減較高技術(shù)復(fù)雜程度行業(yè)的中間投入品交易成本，進而對相應(yīng)產(chǎn)業(yè)增長產(chǎn)生更大促進作用。蔣冠宏等(2013)從理論和實證兩方面論證了契約執(zhí)行效率對產(chǎn)業(yè)增長的影響，發(fā)現(xiàn)契約質(zhì)量改善有利于產(chǎn)業(yè)增長，尤其對契約依賴密集型產(chǎn)業(yè)的契約質(zhì)量改善作用顯著。

上述研究不僅為地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長提供了動態(tài)外部性方面的解釋，還從產(chǎn)業(yè)層面對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長差異進行了深刻的探討，深化了對中國地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長差異來源的認識。然而這些研究在考察外部性、人力資本、FDI、市場規(guī)模、市場化程度等影響中國地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長差異之時，卻忽視了引致中國經(jīng)濟快速發(fā)展一個重要推動力——出口，也即貿(mào)易政策和貿(mào)易制度的推進會引致出口的“爆炸式增長”；同時，上述文獻也僅考慮了動態(tài)外部性的綜合影響，而忽視在產(chǎn)業(yè)集聚不斷變化的現(xiàn)實背景下，產(chǎn)業(yè)集聚的外部性特征將會加強以貿(mào)易便利化為主要內(nèi)容的貿(mào)易政策和貿(mào)易制度對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的作用效果。

(二)研究命題

改革開放以來，中國對外貿(mào)易規(guī)模迅速擴大，2013年中國已超越德國成為世界第一大貿(mào)易國。這不僅僅是中國遵循比較優(yōu)勢、實施出口導(dǎo)向戰(zhàn)略的結(jié)果(王孝松 等，2015)，也是中國推進一系列貿(mào)易制度和削減貿(mào)易壁壘*根據(jù)世界銀行的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，中國的最惠國加權(quán)平均關(guān)稅率從2000年的14.7%下降到2011年的3.7%。的體現(xiàn)。而對于“后關(guān)稅時代”的全球經(jīng)濟，不僅需要關(guān)注貿(mào)易便利化促進全球經(jīng)貿(mào)增長的作用，也要在一國內(nèi)部建立匹配貿(mào)易便利化的制度安排，否則勢必將影響一國的產(chǎn)業(yè)增長。同時，由于中國的產(chǎn)業(yè)集聚程度也在不斷提高，高集聚程度的產(chǎn)業(yè)不斷增加，低集聚程度的產(chǎn)業(yè)不斷減少(文東偉 等，2014)，且貿(mào)易便利化本身存在交易成本和制度安排的特征屬性，因此，產(chǎn)業(yè)集聚的外部性特征也會深刻影響貿(mào)易便利化對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的作用程度。那么，貿(mào)易便利化到底如何影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長呢？產(chǎn)業(yè)集聚的外部性特征究竟如何影響貿(mào)易便利化對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的作用呢？

貿(mào)易便利化能有效降低對外貿(mào)易的交易成本，加速商品貿(mào)易和要素跨境流動，促進最終品和中間品的進出口貿(mào)易，最終推動經(jīng)濟增長。因而，貿(mào)易便利化對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的影響機制可通過作用于中間品進口貿(mào)易和最終品進出口貿(mào)易兩方面得以體現(xiàn)：

(1)在最終品貿(mào)易方面。首先，通過促進最終品進入出口國際市場，從來帶來規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)和資源配置效應(yīng)，貿(mào)易便利化最終促進了增長(Helpman et al.，1985)；其次，貿(mào)易便利化減少了進口貿(mào)易時間，提高了外國先進產(chǎn)品進入國內(nèi)市場的水平，加劇了本國市場的競爭程度，促進了國內(nèi)市場的優(yōu)勝劣汰(Baumol et al.，1991)；再次，貿(mào)易便利化帶來的本國進口最終品，能夠加速貿(mào)易知識和技術(shù)要素的跨國轉(zhuǎn)移(Coe et al.，1995；Broda et al.，2004)。

(2)在中間品貿(mào)易方面。貿(mào)易便利化主要通過作用于中間投入品進口而影響經(jīng)濟增長。具體表現(xiàn)在：一方面，貿(mào)易便利化有利于企業(yè)進口更多種類的國外中間投入品，發(fā)揮進口中間投入品的“水平效應(yīng)”，從而加快企業(yè)自身生產(chǎn)率水平的提高(Grossman et al.，1991；Broda et al.，2006)；另一方面，貿(mào)易便利化還將加速國外高質(zhì)量和高技術(shù)含量的中間投入品進入，從而替代本國投入品，通過技術(shù)的溢出效應(yīng)產(chǎn)生更高的經(jīng)濟產(chǎn)出(Krugman，1979)，即發(fā)揮進口中間投入品的“垂直效應(yīng)”(又稱“學(xué)習(xí)效應(yīng)”)。此外，貿(mào)易便利化還能減少企業(yè)進口的貿(mào)易成本，進而加強競爭，降低企業(yè)中間投入品成本，促進相關(guān)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增長。

而對產(chǎn)業(yè)集聚的作用而言，貿(mào)易便利化結(jié)合產(chǎn)業(yè)集聚的外部性特征還會產(chǎn)生學(xué)習(xí)效應(yīng)和共享效應(yīng)(Duranton et al.，2004)，但對不同集聚程度的產(chǎn)業(yè)，地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長作用會有所不同。對集聚程度較高的產(chǎn)業(yè)：一方面，貿(mào)易便利化相關(guān)的軟件基礎(chǔ)設(shè)施(如海關(guān)監(jiān)管環(huán)境改善、貿(mào)易政策法規(guī)公開透明)*Portugal-Perez et al.(2012)在研究100個發(fā)展中國家的貿(mào)易便利化改革對出口績效的影響時，把貿(mào)易便利化涉及的四大領(lǐng)域分為硬件基礎(chǔ)設(shè)施(包括電子商務(wù)應(yīng)用和交通基礎(chǔ)設(shè)施)和軟件基礎(chǔ)設(shè)施(包括海關(guān)效率和監(jiān)管環(huán)境)兩塊。改善是一個了解、學(xué)習(xí)和傳播的過程(Li et al.，2009)，集聚程度越高的產(chǎn)業(yè)學(xué)習(xí)效應(yīng)越強；另一方面，貿(mào)易便利化相配套的硬件基礎(chǔ)設(shè)施(如電子通信技術(shù)、交通基礎(chǔ)設(shè)施)越完善，產(chǎn)業(yè)集聚的共享效應(yīng)也越強。在這兩方面作用下，高集聚程度的產(chǎn)業(yè)更可能從貿(mào)易便利化進程中獲益，導(dǎo)致貿(mào)易便利化對相應(yīng)產(chǎn)業(yè)增長的促進作用更大。

因而，地區(qū)貿(mào)易便利化水平提升會通過中間品進口貿(mào)易(“水平效應(yīng)”、“垂直效應(yīng)”和“成本節(jié)約效應(yīng)”)和最終品進出口貿(mào)易(“出口規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)”、“出口資源配置效應(yīng)”、“進口競爭效應(yīng)”和“進口知識技術(shù)轉(zhuǎn)移效應(yīng)”)的作用渠道，進而促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長；同時對集聚程度較高的產(chǎn)業(yè)而言，推進產(chǎn)業(yè)所在地區(qū)貿(mào)易便利化進程對產(chǎn)業(yè)增長的促進作用更大。具體的影響機制如下圖所示：

圖1 貿(mào)易便利化、產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長影響機制圖

而本文研究脈絡(luò)是：在研究命題的基礎(chǔ)上，結(jié)合2005—2010年中國地區(qū)產(chǎn)業(yè)層面的數(shù)據(jù)，實證檢驗貿(mào)易便利化對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的影響，并驗證產(chǎn)業(yè)集聚的外部性特征是否對貿(mào)易便利化影響中國地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長存在強化配置作用。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設(shè)定

上文對貿(mào)易便利化影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長進行了解釋，同時還分析了貿(mào)易便利化如何通過產(chǎn)業(yè)集聚影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，進而發(fā)揮對經(jīng)濟增長的集聚優(yōu)勢。由于地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長受地區(qū)特征與產(chǎn)業(yè)特征交互作用，通過一般的線性計量模型無法描述出貿(mào)易便利化通過產(chǎn)業(yè)集聚的外部性特征影響地區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長的機制。近年來，在產(chǎn)業(yè)增長研究中涉及到國家特征與產(chǎn)業(yè)特征、地區(qū)特征和產(chǎn)業(yè)特征交互作用時，大多借鑒Rajan et al.(1998)的辦法，在研究金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)增長影響時，引入國家金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)外部融資依賴的交互項，建立連續(xù)變量的雙重差分非線性模型，進而估計并識別它們具體對產(chǎn)業(yè)增長的影響。Claessens et al.(2005)在研究產(chǎn)業(yè)市場競爭對產(chǎn)業(yè)增長時，也應(yīng)用了這一模型。在對中國地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的研究方面，黃玖立等(2009a)、盛丹等(2011)也都借鑒了這一研究方法。

本文研究對象也非常適合采用Rajan et al.(1998)的研究方法，因而本文設(shè)定了地區(qū)特征與產(chǎn)業(yè)特征交互作用(交互項)及其各自維度的固定效應(yīng)的連續(xù)性雙重差分模型(又稱為雙向固定效應(yīng)模型)，進而估算貿(mào)易便利化通過產(chǎn)業(yè)集聚的外部性作用對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的影響。具體模型設(shè)定如下：

gjr=λj+μr+αDD×aggj×PCA_TFr+β×controljr+εjr

(1)

由式(1)可知，不同地區(qū)維度變化對產(chǎn)業(yè)增長的影響都能夠通過地區(qū)固定效應(yīng)線性地刻畫，這顯然沒能考慮到地區(qū)維度變量對產(chǎn)業(yè)增長的平均影響，因而不能實證檢驗貿(mào)易便利化對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的促進作用。因此，需要對式(1)進行修正，剔除地區(qū)固定效應(yīng)，單獨控制地區(qū)貿(mào)易便利化水平，以便清楚的刻畫出地區(qū)貿(mào)易便利化對企業(yè)生產(chǎn)率的平均影響。由此，相應(yīng)的計量模型設(shè)定為：

gjr=λj+α×PCA_TFr+β×controljr+εjr

(2)

上述式(1)、式(2)中，下標j指產(chǎn)業(yè)、r指地區(qū)；gjr是j產(chǎn)業(yè)r地區(qū)人均工業(yè)總產(chǎn)值的增長率；為清楚的識別地區(qū)特征變量和產(chǎn)業(yè)特征變量，把地區(qū)特征變量都大寫，產(chǎn)業(yè)特征變量都小寫，PCA_TFr為r地區(qū)貿(mào)易便利化水平的綜合指數(shù)；aggj是產(chǎn)業(yè)集聚程度；為了避免估計結(jié)果的有偏性，加入了影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的其他因素，即控制變量集合controljr，其主要包括產(chǎn)業(yè)人力資本依賴度和地區(qū)人力資本的交互項(hj×HUMANr)、產(chǎn)業(yè)自然資源密集度和地區(qū)自然資源稟賦的交互項(rj×RESOURCEr)，以及地區(qū)產(chǎn)業(yè)的競爭性程度(comjr)、多樣化程度(divjr)、專業(yè)化程度(spejr)等三個反映動態(tài)外部性的變量；λj、μr分別指產(chǎn)業(yè)固定效應(yīng)、地區(qū)固定效應(yīng)，模型控制不同層面的固定效應(yīng)的目的在于控制未觀測到的不同層面的異質(zhì)性，減少遺漏變量偏誤和模型設(shè)定偏誤，同時式(1)中貿(mào)易便利化水平與產(chǎn)業(yè)集聚程度的交互項、行業(yè)固定效應(yīng)、地區(qū)固定效應(yīng)三者共同構(gòu)成了本文的連續(xù)性雙重差分模型，當(dāng)然該模型也是雙重固定效應(yīng)模型中的一種；εjr表示隨機干擾項。

式(1)中交互項aggj×PCA_TFr的估計系數(shù)αDD為本文關(guān)注的第一個焦點，若該估計系數(shù)為正，則表明貿(mào)易便利化會促進集聚程度較高的產(chǎn)業(yè)增長，即貿(mào)易便利化能通過發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚外部性作用促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長；而式(2)中TFr的估計系數(shù)α則完全刻畫了貿(mào)易便利化對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的總體影響，是本文考察的第二個重點，若該估計系數(shù)顯著為正，則說明貿(mào)易便利化對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長有明顯的促進作用。

(二)變量說明與度量

1.產(chǎn)業(yè)增長率

2.貿(mào)易便利化

由于尚無國際通用的貿(mào)易便利化標準定義，因而現(xiàn)今存在種類各異的貿(mào)易便利化測算方法。本文借鑒目前認可程度較高的Wilson et al.(2003,2005)的方法，把貿(mào)易便利化涉及的領(lǐng)域歸納為法制環(huán)境、海關(guān)效率、交通基礎(chǔ)設(shè)施以及電子商務(wù)應(yīng)用等四個方面，并利用綜合測算貿(mào)易便利化的計分法和代理變量法分別計算相應(yīng)領(lǐng)域的情況，通過標準化處理并經(jīng)主成分分析法構(gòu)建測算貿(mào)易便利化程度的綜合指標——貿(mào)易便利化綜合指數(shù)。具體指標測算如下：

(1)法制環(huán)境。以樊綱等(2011)的市場化指標體系中的“市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境”代表法制環(huán)境指標，這與蔣為等(2015)的法制環(huán)境度量指標一致。

(2)海關(guān)效率。借鑒Hoekstra(2013)對各國海關(guān)效率的度量方法，采用《世界銀行企業(yè)調(diào)查》(Worldbank Enterprise Survey)數(shù)據(jù)中的企業(yè)進出口貨物清關(guān)所需的時間來代表海關(guān)效率，把該數(shù)據(jù)中每個地區(qū)的進出口所需天數(shù)的平均值作為企業(yè)所在省份的海關(guān)效率代表變量。

(3)交通基礎(chǔ)設(shè)施。參考Demurger(2001)、劉秉鐮等(2011)對中國各省區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施的測算方法，先加總鐵路里程數(shù)、公路里程數(shù)、內(nèi)河航道里程數(shù)等三類運輸方式的總里程數(shù)，然后用總里程數(shù)除以相應(yīng)的國土面積再乘以1000，得到總體交通運輸方式的每1000平方公里網(wǎng)絡(luò)密度(簡稱交通網(wǎng)絡(luò)密度)。

(4)電子商務(wù)應(yīng)用。采用信息化發(fā)展指數(shù)代表測算，該指數(shù)在國家統(tǒng)計局統(tǒng)計科學(xué)研究所每年發(fā)布的《中國信息化發(fā)展指數(shù)監(jiān)測年度報告》中，宋周鶯等(2013)對此進行了修正，修正后的信息化發(fā)展指數(shù)包括三類一級指標和十一個二級指標。

基于上述指標，本文借鑒樊綱等(2011)計算市場化指數(shù)的方法對不同領(lǐng)域的指標進行了標準化評分，然后采用主成分分析法(PCA)構(gòu)建貿(mào)易便利化綜合指數(shù)*此處感謝審稿人的寶貴建議。，接下來以各地區(qū)歷年的貿(mào)易便利化綜合指數(shù)為基礎(chǔ)，參照Rajan et al.(1998)的做法計算樣本期每個地區(qū)貿(mào)易便利化綜合指數(shù)的平均值，記為本文雙重差分模型中貿(mào)易便利化程度的度量指標。當(dāng)然，貿(mào)易便利化各個子領(lǐng)域指標度量計算處理方法與貿(mào)易便利化綜合指數(shù)處理方法相同*下文穩(wěn)健性檢驗中使用的主成分分析方法測算貿(mào)易便利化綜合指數(shù)的計算過程與此處相同。。

3.產(chǎn)業(yè)集聚

隨著研究數(shù)據(jù)可獲得性的提升，特別是企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)質(zhì)量的提高，產(chǎn)業(yè)集聚的度量指標也有所改進，形成了三代產(chǎn)業(yè)集聚度量體系(Duranton et al.，2005)*關(guān)于三代產(chǎn)業(yè)集聚程度指標的度量方法，英文文獻參見Duranton et al.(2005)，中文文獻參見喬彬等(2007)。。其中第三代是最為前沿和最為準確的研究測算體系，然而由于缺乏充分的地理層面數(shù)據(jù)，導(dǎo)致其在測算中國產(chǎn)業(yè)集聚的研究中尚不多見，因而目前中國的產(chǎn)業(yè)集聚測算仍以第二代測算體系為主。本文也采用第二代產(chǎn)業(yè)集聚指標體系中EG指數(shù)(Ellison et al.，1997)的修正指數(shù)進行測算，即使用MS指數(shù)(Maurel et al.，1999)。這是因為Alonso-Villar et al.(2004)研究發(fā)現(xiàn)，MS指數(shù)和EG指數(shù)在測算某地區(qū)的某一產(chǎn)業(yè)的份額與該地區(qū)總體產(chǎn)業(yè)份額偏離時，該類偏離對EG指數(shù)的作用永遠都是正的，而對MS指數(shù)的影響會因偏離的方向不同而有所差異，當(dāng)偏離大于0時，對MS指數(shù)的作用為正，當(dāng)偏離小于0時，對MS指數(shù)的作用為負；此外還發(fā)現(xiàn)，上述差異使得MS指數(shù)對工業(yè)化程度較高地區(qū)的企業(yè)空間分布更加敏感，如法國的產(chǎn)業(yè)集聚MS指數(shù)與EG指數(shù)、基尼系數(shù)相關(guān)性達90%。因此，本文采用MS指數(shù)測算中國的產(chǎn)業(yè)集聚程度，具體計算公式如下式：

(3)

參照式(3)，以縣級層面為地理單元測算二分位行業(yè)中的每個行業(yè)每年的產(chǎn)業(yè)集聚程度，然后也采用類似計算貿(mào)易便利化程度的方法測算樣本期每個行業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚程度的均值，記為本文雙重差分模型中產(chǎn)業(yè)集聚程度的度量指標。

四、估計結(jié)果與分析

(一)基準回歸結(jié)果

表1、表2是基于式(1)、式(2)，以貿(mào)易便利化四個分領(lǐng)域指標為基礎(chǔ)的基準估計結(jié)果，兩表區(qū)別在于表2中加入了影響產(chǎn)業(yè)增長的一系列控制變量。按表1估計結(jié)果所示，貿(mào)易便利化四個分領(lǐng)域指標的估計系數(shù)顯著為正，說明貿(mào)易便利化所有分領(lǐng)域的改善都能顯著促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長；貿(mào)易便利化四個分領(lǐng)域指標與產(chǎn)業(yè)集聚的交互項的估計系數(shù)也顯著為正，則表明貿(mào)易便利化四個分領(lǐng)域的改善都顯著促進集聚程度較高產(chǎn)業(yè)的增長。而在加入控制變量后的估計結(jié)果依然如此*此時，海關(guān)效率的估計系數(shù)需要在31%的顯著性水平下顯著。，進一步證明了估計結(jié)果的穩(wěn)健性，具體見表2。

表1 貿(mào)易便利化各個領(lǐng)域?qū)Φ貐^(qū)產(chǎn)業(yè)增長影響的基準回歸結(jié)果(一)

注：表中的所有標準誤都是異方差穩(wěn)健標準誤；( )中數(shù)據(jù)均為異方差穩(wěn)健標準誤；*、**、***分別代表10%、5%、1%顯著性水平下顯著。下表同。

表2 貿(mào)易便利化各個領(lǐng)域?qū)Φ貐^(qū)產(chǎn)業(yè)增長影響的基準回歸結(jié)果(二)

考慮到貿(mào)易便利化涉及的領(lǐng)域眾多，以及眾多領(lǐng)域指標的度量都采用了統(tǒng)一的標準化度量方法，本文采用主成分分析法計算貿(mào)易便利化綜合指數(shù)，然后進行回歸估計。同時，為了保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，在估計過程中加入了控制變量，估計結(jié)果如表3所示。由表3可知，此時仍然發(fā)現(xiàn)貿(mào)易便利化對產(chǎn)業(yè)增長有促進作用(見表3第(1)、(3)列)，并且對集聚程度較高產(chǎn)業(yè)促進作用更大(見表3第(2)、(4)列)。這與上文解釋一致，即貿(mào)易便利化通過影響中間投入品貿(mào)易和最終品貿(mào)易促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，產(chǎn)業(yè)集聚的學(xué)習(xí)效應(yīng)和共享效應(yīng)還能通過加強貿(mào)易便利化的軟件基礎(chǔ)設(shè)施和硬件基礎(chǔ)設(shè)施影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，因而，對集聚程度較高的產(chǎn)業(yè)，貿(mào)易便利化對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長表現(xiàn)出更高的促進作用。為了簡化分析，下文關(guān)于貿(mào)易便利化對產(chǎn)業(yè)增長影響的后續(xù)分析(包括進一步討論和穩(wěn)健性檢驗)中，仍沿用此處的貿(mào)易便利化綜合指數(shù)作為貿(mào)易便利化的度量指標。

表3 貿(mào)易便利化綜合指數(shù)對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長影響的回歸結(jié)果

注： K-P rk LM值(Kleibergen-Paap rk LM statistic)為工具變量識別不足檢驗統(tǒng)計量，原假設(shè)為方程存在識別不足問題；A-R Wald F值(Anderson-Rubin Wald F值)為內(nèi)生回歸元聯(lián)合顯著性的F檢驗，原假設(shè)為第一階段內(nèi)生回歸元聯(lián)合顯著性檢驗值為0；C-D Wald F值(Cragg-Donald Wald statistic)為工具變量弱識別檢驗，原假設(shè)為方程存在弱相關(guān)問題； []中數(shù)值為相應(yīng)統(tǒng)計量的p值，{ }中數(shù)值為相應(yīng)統(tǒng)計量10%統(tǒng)計水平下的臨界值。下表同。

從控制變量來看，產(chǎn)業(yè)人力資本依賴度和地區(qū)人力資本的交互項(h1×HUMAN)估計系數(shù)顯著為正，說明人力資本對產(chǎn)業(yè)增長具有重要作用，產(chǎn)業(yè)對人力資本依賴程度越高，人力資本對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的作用越大，這與黃玖立等(2009b)的研究結(jié)論一致。此外，就動態(tài)外部性的估計結(jié)果而言，多樣化(divjr)估計系數(shù)顯著為正，說明雅各布(Jacobs)外部性對中國地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的作用明顯，與Batisse(2002)對中國地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的研究結(jié)論相符；競爭性(comjr)的估計系數(shù)為負，表現(xiàn)的不顯著，表明波特競爭外部性不利于中國的地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，這是因為中國的市場經(jīng)濟發(fā)展快速，市場競爭激烈，從而可能出現(xiàn)過度競爭，這樣就壓縮了企業(yè)生存空間，不利于技術(shù)創(chuàng)新，乃至阻礙了中國的產(chǎn)業(yè)增長，與Mody et al.(1997)、盛丹等(2011)研究得到的結(jié)論類似；專業(yè)化(spejr)的估計系數(shù)為正，且在1%的水平下顯著為正，說明馬歇爾-阿羅-羅默(MAR)外部性明顯推動了中國地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，產(chǎn)業(yè)內(nèi)的技術(shù)溢出效應(yīng)顯著，與盛丹等(2011)的研究結(jié)論一致。

(二)內(nèi)生性考察

由于貿(mào)易便利化與地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長之間可能存在雙向因果關(guān)系，從而導(dǎo)致內(nèi)生性問題的出現(xiàn)，以致最終影響估計結(jié)果。而地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長影響貿(mào)易便利化的可能途徑為：在改善地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的過程中，不可避免地會加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，從而導(dǎo)致地區(qū)產(chǎn)業(yè)進口和出口的增加，這勢必會提高對貿(mào)易便利化的需求，從而提高貿(mào)易便利化水平。為此，本文在解決內(nèi)生性問題時采用通用做法，即通過尋找檢驗貿(mào)易便利化的有效工具變量，進行工具變量的二階段最小二乘法(2SLS)估計，以更好識別貿(mào)易便利化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。借鑒黃玖立等(2006)使用的海外市場接近程度作為貿(mào)易便利化的工具變量，具體處理方法是：海外市場接近程度以各省區(qū)省會城市與海岸線距離的倒數(shù)乘以100進行計算。而合理有效的工具變量具有兩大特征：一是工具變量外生性，即工具變量與模型的殘差項無關(guān)。海外市場接近程度屬于地理變量，顯然與產(chǎn)業(yè)增長無明顯的直接關(guān)系，也與本文樣本期的產(chǎn)業(yè)增長無明顯關(guān)聯(lián)。二是工具變量與內(nèi)生變量的相關(guān)性。對于中國而言，與海外市場接近程度越高的地區(qū)，一般是基礎(chǔ)設(shè)施和制度質(zhì)量較好的東部地區(qū)，當(dāng)?shù)剡M出口的貿(mào)易便利化水平相對較高。

表3報告了以海外市場接近程度為工具變量的兩階段最小二乘法估計結(jié)果。工具變量的相關(guān)檢驗具體步驟如下：(1)Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量都在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說明工具變量能夠被有效的識別；(2)Anderson-Rubin Wald F統(tǒng)計量也在1%的顯著性水平下顯著，表明工具變量與內(nèi)生變量有較強的相關(guān)性；(3)Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量值都大于10%水平下的臨界值，顯著拒絕工具變量弱識別的原假設(shè)。此外，第一階段的F值也遠遠大于10，上述檢驗充分表明本文選擇的工具變量是合理有效的。由表3可知，無論是否考慮其他控制變量，各列結(jié)果都充分表明貿(mào)易便利化對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長有顯著的促進作用，尤其對集聚程度較高產(chǎn)業(yè)促進作用更為顯著。這與上一部分的基準回歸結(jié)果類似，各類控制變量的估計結(jié)果也基本一致，進一步證實了本文的研究結(jié)論。

(三)穩(wěn)健性分析

為保證本文研究結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，接下來通過改變度量指標、替換估計方法和剔除異常值等辦法進行穩(wěn)健性分析。

第一，替換關(guān)鍵變量度量指標。對被解釋變量地區(qū)產(chǎn)業(yè)人均總產(chǎn)值增長率的度量，基準回歸中一直采用的是地區(qū)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值計算的結(jié)果，然而考慮到庫存問題導(dǎo)致的產(chǎn)能過剩對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，以及人均產(chǎn)值增長率會受物價指數(shù)波動的影響，本文需要進一步采用地區(qū)產(chǎn)業(yè)人均銷售總額和地區(qū)產(chǎn)業(yè)人均就業(yè)人數(shù)為基準計算地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長率，相應(yīng)的回歸結(jié)果見表4的第(1)—(4)列；關(guān)于貿(mào)易便利化的度量，在基準回歸中，本文采用主成分分析法(PCA)對法制環(huán)境、海關(guān)效率、交通基礎(chǔ)設(shè)施和電子商務(wù)應(yīng)用等貿(mào)易便利化綜合指標進行回歸，這既考慮到不同貿(mào)易便利化領(lǐng)域的相應(yīng)指標權(quán)重存在差異，也是僅根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)變化差而分析出來的結(jié)果，本文參考Wilson et al.(2003)、方曉麗等(2013)辦法，把交通基礎(chǔ)設(shè)施、海關(guān)效率、法制環(huán)境及電子商務(wù)應(yīng)用的權(quán)重分別確定為10%、50%、25%和15%，估計結(jié)果見表4的第(5)、第(6)列；關(guān)于產(chǎn)業(yè)技術(shù)的度量，即產(chǎn)業(yè)集聚的MS指數(shù)，是以縣級層面數(shù)據(jù)為度量計算單位，但文東偉等(2014)采用EG指數(shù)計算中國各行業(yè)的空間集聚程度時指出，EG指數(shù)存在明顯的可更改區(qū)域單元選擇問題(MAUP)，即當(dāng)行業(yè)層級給定時，地理層級越仔細，EG指數(shù)越小。由于MS指數(shù)是由EG指數(shù)修正而來，本文也采用城市層面和省級層面數(shù)據(jù)分別計算二分位行業(yè)的MS指數(shù)，并進行相應(yīng)估計，結(jié)果見表5的第(1)—(2)列。

表4 穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果(一)

第二，變更估計方法。工具變量的弱識別問題會導(dǎo)致估計結(jié)果存在偏誤。雖然上述二階段最小二乘估計(2SLS)并沒有發(fā)現(xiàn)弱識別問題，但Stock et al.(2002)利用蒙特卡洛模擬研究卻發(fā)現(xiàn)，在有限樣本的情況下，有限信息最大似然估計(LIML)會比二階段最小二乘法得到更優(yōu)的估計結(jié)果。此時為保證估計結(jié)果的穩(wěn)定性，也進行了工具變量的有限信息的最大似然估計(IV-LIML)回歸，具體見表5的第(3)—(4)列。

第三，剔除異常樣本觀測點。樣本數(shù)據(jù)中的異常值可能會嚴重影響估計結(jié)果的穩(wěn)健性，雖然本文的貿(mào)易便利化取值連續(xù)性強、分散程度高，但中國的貿(mào)易便利化情況也存在明顯的東西部差異，東部沿海地區(qū)(如上海、北京)貿(mào)易便利化水平明顯高于西部內(nèi)陸地區(qū)(如青海、寧夏)，樣本期內(nèi)貿(mào)易便利化綜合指數(shù)平均水平最高的上海為2.56，平均水平最低的青海僅為-1.34，前者是后者的接近3倍，樣本數(shù)據(jù)存在一定數(shù)量的異樣樣本。因此，在剔除貿(mào)易便利化指標中小于5%分位數(shù)和大于95%分位數(shù)的樣本后，回歸結(jié)果見表5的第(5)—(6)列。

表4、表5全面報告了利用工具變量法對上述三個視角進行穩(wěn)健性檢驗的估計結(jié)果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相應(yīng)的工具變量的檢驗結(jié)果都與內(nèi)生性分析部分類似，說明選取的工具變量是非常有效的，貿(mào)易便利化會顯著影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，尤其是對集聚程度較高的產(chǎn)業(yè)影響更為顯著，相應(yīng)控制變量的估計結(jié)果也與前文分析一致。說明估計結(jié)果并不會受變量度量指標、估計方法、樣本異常值的影響，進一步表明本文的回歸結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

表5 穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果(二)

五、擴展分析：可能的影響渠道探究

貿(mào)易便利化會通過影響中間投入品進口和最終品貿(mào)易而促進產(chǎn)業(yè)增長。那么，貿(mào)易便利化影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的渠道是否真的存在呢？為此，需要進一步建立中介效應(yīng)模型(mediator effects model)，結(jié)合《中國海關(guān)企業(yè)進出口數(shù)據(jù)庫》*此處，根據(jù)相關(guān)機構(gòu)提供的HS、ISIC(Rev3)、GB/T2002、BEC、SNA等代碼之間的轉(zhuǎn)換和對照表對《中國海關(guān)企業(yè)進出口數(shù)據(jù)》進行靈活轉(zhuǎn)換，得到相應(yīng)各個行業(yè)的中間品、最終品等進出口數(shù)據(jù)。由于數(shù)據(jù)可獲得性原因，此處僅僅使用了2009年相應(yīng)的進出口數(shù)據(jù)代表2005—2010年間各地區(qū)各行業(yè)的最終品和中間品進出口數(shù)據(jù)。相關(guān)數(shù)據(jù)，對可能的影響渠道進行實證檢驗。

中介效應(yīng)模型的構(gòu)建分為三步：首先，中介變量對基本自變量進行回歸；其次，因變量對基本自變量進行回歸，也即前文的式(2)；最后，因變量同時對基本自變量和中介變量進行回歸。三步回歸中，若基本自變量顯著影響中介變量、基本自變量顯著影響因變量、基本自變量和中間變量顯著影響因變量等三大中介效應(yīng)模型條件同時滿足，通過進一步比較三步回歸之間的系數(shù)，以確定中介效應(yīng)是否存在。如果基本自變量在最后一步的估計系數(shù)小于第二步的估計系數(shù)，說明存在部分的中介效應(yīng)；若最后一步中基本自變量的估計系數(shù)變得不顯著，則說明存在完全的中介效應(yīng)。因而，完整的中介效應(yīng)模型設(shè)定如下：

medjr=κj+α×PCA_TFr+β×controljr+εjr

(4)

gjr=λj+α×PCA_TFr+β×controljr+εjr

(5)

gjr=νj+α×PCA_TFr+δ×medjr+β×controljr+εjr

(6)

其中：medjr為相應(yīng)的中間變量，包括對最終品貿(mào)易便利化和中間品貿(mào)易便利化兩個渠道產(chǎn)生影響的中介變量。然而，由于部分影響渠道的中介變量可能無法準確刻畫和度量，本文選取相關(guān)中介變量對部分影響渠道來進行檢驗。具體選取的中介變量見下文。

(一)影響渠道考察之一：中間品進口方面

如前文所述，貿(mào)易便利化會通過進口中間品的“水平效應(yīng)”、“垂直效應(yīng)”、“成本節(jié)約效應(yīng)”影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，這分別反映的是中間品進口貿(mào)易便利化帶來的中間品進口產(chǎn)品種類、產(chǎn)品數(shù)量以及產(chǎn)品單位成本對產(chǎn)業(yè)增長的促進作用，本文分別選取地區(qū)產(chǎn)業(yè)層面的中間品進口種類數(shù)目(imp_inter_hs_num)、產(chǎn)品數(shù)量(imp_inter_quantity)、進口相對價格(rel_imp_inter_price)*各地區(qū)各產(chǎn)業(yè)中間進口品相對價格計算步驟如下：根據(jù)各個地區(qū)每個產(chǎn)業(yè)中間品的進口總額和數(shù)量，得到相應(yīng)地區(qū)產(chǎn)業(yè)中間品的進口價格；然后參照張翊等(2015)采用制造業(yè)工業(yè)品出廠價格指數(shù)代理國內(nèi)生產(chǎn)中間品價格的方法，以各地區(qū)按行業(yè)分工業(yè)品出廠價格指數(shù)作為國內(nèi)各地區(qū)各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)的中間品價格；最后，各地區(qū)各產(chǎn)業(yè)中間品進口價格與國內(nèi)各地區(qū)各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)的中間品價格相除，即可得到各地區(qū)各產(chǎn)業(yè)的中間品進口相對價格(rel_price)。予以度量。

表6 貿(mào)易便利化對產(chǎn)業(yè)增長的影響渠道：中間品進口方面

如表6所示，第(1)列為前文基準估計，即式(5)、式(2)的結(jié)果；對于中介效應(yīng)模型式(4)，相應(yīng)的估計結(jié)果為第(2)、(4)、(6)列，第(2)、(4)列貿(mào)易便利化的估計系數(shù)都在1%的顯著性水平下為正，說明貿(mào)易便利化會促進中間品進口種類數(shù)目增多和產(chǎn)品數(shù)量的增加，第(6)列貿(mào)易便利化的估計系數(shù)顯著為負，說明推進貿(mào)易便利化將削減中間品進口的相對價格；對于中介效應(yīng)模型式(6)，相應(yīng)的估計結(jié)果分別為表6的第(3)、(5)、(7)列，貿(mào)易便利化的系數(shù)都顯著為正，但估計系數(shù)小于第(1)列基準估計的結(jié)果，其中對應(yīng)的中介變量ln(imp_inter_hs_num)和ln(imp_inter_quantity)的估計系數(shù)顯著為正，說明進口產(chǎn)品種類的增加和進口產(chǎn)品數(shù)量的增多有益于地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，而中介變量ln(rel_imp_inter_price)的估計系數(shù)為負，但需要在更高的顯著性水平下顯著*此處需要在45%的顯著性水平下顯著。，表明進口中間品相對價格的下降有利于地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長。與此相對應(yīng)的Sobel檢驗，除“成本節(jié)約效應(yīng)”需在更高的顯著性水平下顯著外，“水平效應(yīng)”和“垂直效應(yīng)”分別對應(yīng)的Sobel檢驗統(tǒng)計量的伴隨概率都小于1%，且都在1%的顯著性水平下顯著。中介效應(yīng)模型的三步檢驗估計結(jié)果充分證實了貿(mào)易便利化會通過中間品進口的“水平效應(yīng)”、“垂直效應(yīng)”、“成本節(jié)約效應(yīng)”促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長。

(二)影響渠道考察之二：最終品貿(mào)易方面

如前所述，一方面，貿(mào)易便利化會通過擴大出口的方式，產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)和資源配置效應(yīng)，從而實現(xiàn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，此處采用地區(qū)產(chǎn)業(yè)最終品出口總量(exp_quantity)和最終品出口種類數(shù)目(exp_hs_num)分別度量地區(qū)的行業(yè)最終品出口貿(mào)易便利化的規(guī)模和資源配置程度；另一方面，貿(mào)易便利化還會增加最終品進口，增進進口的競爭效應(yīng)和知識技術(shù)的轉(zhuǎn)移效應(yīng)，進而影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長。內(nèi)生增長理論表明，產(chǎn)品種類越多，知識、技術(shù)的轉(zhuǎn)移能力和創(chuàng)新能力越強，因而可以采用進口最終品的種類數(shù)目(imp_hs_num)刻畫進口最終品貿(mào)易便利化的知識轉(zhuǎn)移能力和技術(shù)轉(zhuǎn)移能力，而進口最終品帶來的競爭程度使用最終品進口總額(imp_value)度量，進口總額越多，競爭程度越高。

表7 貿(mào)易便利化對產(chǎn)業(yè)增長的影響渠道：最終品貿(mào)易方面

表7報告了貿(mào)易便利化通過影響最終品進出口貿(mào)易的方式，進而對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長產(chǎn)生作用的中介效應(yīng)估計結(jié)果。中介效應(yīng)模型式(4)估計結(jié)果為表7的第(1)、(3)、(5)、(7)列，由結(jié)果可知，貿(mào)易便利化的估計系數(shù)都在1%的顯著性水平下為正，分別說明貿(mào)易便利化促進了最終品出口總量、出口種類數(shù)目、進口最終品種類數(shù)目以及進口總額的增加；中介效應(yīng)模型式(6)估計結(jié)果為表7第(2)、(4)、(6)、(8)列，貿(mào)易便利化的估計系數(shù)也都在1%的顯著性水平下顯著為正，但估計系數(shù)小于表6的第(1)列基準估計結(jié)果，即式(5)估計結(jié)果，且除ln(exp_quantity)之外，分別對應(yīng)的中介變量需在5%顯著性水平下顯著為正外，其他中介變量如ln(exp_hs_num)、ln(imp_value)以及l(fā)n(imp_hs_num)的估計系數(shù)也都在1%的顯著性水平下顯著為正，表明最終品出口的產(chǎn)品數(shù)量、出口產(chǎn)品種類數(shù)目、最終品進口的產(chǎn)品總額以及進口產(chǎn)品種類數(shù)目的增加都促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，與此相對應(yīng)的Sobel檢驗統(tǒng)計量的伴隨概率都小于1%，表明在1%的顯著性水平下顯著。因而，三步中介效應(yīng)模型檢驗結(jié)果都充分證實了下述結(jié)果：貿(mào)易便利化通過最終品進出口貿(mào)易對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長存在“規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)”、“資源配置效應(yīng)”、“競爭效應(yīng)”以及“知識技術(shù)轉(zhuǎn)移效應(yīng)”等四個渠道的影響機制。

六、結(jié)論與政策啟示

本文在文獻梳理的基礎(chǔ)上，解釋了貿(mào)易便利化如何通過中間品貿(mào)易和最終品貿(mào)易影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，分析了在產(chǎn)業(yè)集聚的學(xué)習(xí)效應(yīng)和共享效應(yīng)作用下，貿(mào)易便利化是如何對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長產(chǎn)生影響的；通過借鑒Rajan et al.(1998)的連續(xù)變量的雙重差分非線性模型設(shè)定方法，將地區(qū)特征和產(chǎn)業(yè)特征相結(jié)合，結(jié)合中國2005—2010年地區(qū)產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)，實證研究了產(chǎn)業(yè)集聚視角下貿(mào)易便利化對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的影響。研究發(fā)現(xiàn)：貿(mào)易便利化顯著促進了地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，尤其顯著地促進集聚程度較高產(chǎn)業(yè)的增長；貿(mào)易便利化通過最終品進出口貿(mào)易的“出口規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)”、“出口資源配置效應(yīng)”、“進口競爭效應(yīng)”、“進口知識技術(shù)轉(zhuǎn)移效應(yīng)”以及中間品進口貿(mào)易的“水平效應(yīng)”、“垂直效應(yīng)”、“成本節(jié)約效應(yīng)”等渠道促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長。

基于結(jié)論，政策啟示在于：

首先，應(yīng)該繼續(xù)推進中國貿(mào)易便利化各分領(lǐng)域的建設(shè)。雖然世界出現(xiàn)了反對自由貿(mào)易、逆全球化的浪潮，但應(yīng)該繼續(xù)加快推進中國貿(mào)易便利化進程，尤其是推進中國西部地區(qū)的貿(mào)易便利化，縮小地區(qū)貿(mào)易便利化差距，這將是“后關(guān)稅時代”增強中國企業(yè)國際競爭力、提高中國產(chǎn)業(yè)增長發(fā)展能力的關(guān)鍵。

其次，發(fā)揮“出口資源配置效應(yīng)”和“進口知識技術(shù)轉(zhuǎn)移效應(yīng)”，以更好地促進中國的產(chǎn)業(yè)升級。目前，中國經(jīng)濟面臨下行壓力，亟需解決的是產(chǎn)能過剩問題，而不是產(chǎn)能不足的問題?！俺隹谝?guī)模經(jīng)濟效應(yīng)”雖然推動了地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長，極大地提高了中國的產(chǎn)能水平，卻未能很好地提升中國在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)中的位置。因此，要增強貿(mào)易便利化進程推進與產(chǎn)業(yè)政策制定對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的協(xié)同促進作用：一方面，鼓勵相關(guān)產(chǎn)業(yè)企業(yè)利用貿(mào)易便利化加速高質(zhì)量的中間投入品對技術(shù)升級和產(chǎn)品創(chuàng)新的促進作用，另一方面，還應(yīng)該加快產(chǎn)業(yè)集聚步伐，發(fā)揮“學(xué)習(xí)效益”、“溢出效益”和“分享效益”，持續(xù)推進中國的產(chǎn)業(yè)升級。當(dāng)前，中國倡導(dǎo)的“一帶一路”重大戰(zhàn)略，將在次區(qū)域、區(qū)域及泛區(qū)域經(jīng)濟合作層面給中國及合作區(qū)域的貿(mào)易便利化帶來了難得的機遇，尤其中國對周邊交通、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施的投入，以及在國際機制平臺中實現(xiàn)的通關(guān)效率和制度建設(shè)等，無疑都將拓展中國的國際貿(mào)易空間，從而有利于中國地區(qū)產(chǎn)業(yè)的增長和升級。

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(責(zé)任編輯 張 坤)

Trade Facilitation, Industrial Agglomeration, and Regional Industrial Growth

LI Bo1ZHAO XinCheng1LI YanFang2

(1.Yunnan University, Kunming 650091; 2.Yunnan University of Finance and Economics, Kunming 650221)

Using Chinese regional industrial panel data from 2005—2010, referenced to Difference-in-Difference nonlinearity model, this paper makes an empirical study relating trade facilitation′s effects on industrial development with the view of industrial agglomeration. The research finds that trade facilitation significantly promotes regional industrial growth, especially the highly agglomerated ones, both using sub-area and comprehensive indexes. The study on medium effect model′s mechanism reveals that trade facilitation pushes the growth of regional industries by channels of export scale economy, export resource reallocation, import competition, import technology-knowledge transfer, horizontal effect, vertical effect, and cost saving effects.

industrial agglomeration; trade facilitation; effects mechanism; industrial growth

2017-01-04

李 波(1987-)，男，江西九江人，博士，云南大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院講師。 趙鑫鋮(1981-)，男，云南大理人，博士，云南大學(xué)發(fā)展研究院副教授。 李艷芳(1976-)，女，云南普洱人，博士，云南財經(jīng)大學(xué)印度洋地區(qū)研究中心講師。

教育部人文社會科學(xué)項目“貿(mào)易便利化對經(jīng)濟增長和企業(yè)績效的影響研究——以中國-東盟自貿(mào)區(qū)為例”(14YJC790059)；云南省哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃項目“中國東盟貿(mào)易便利化合作及經(jīng)濟影響研究”(QN2014022)；云南省科技惠民計劃項目“經(jīng)濟新常態(tài)下云南產(chǎn)業(yè)發(fā)展新動力研究”(2015RD008)。

F752.4

A

1001-6260(2017)06-0001-16

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.06.001

財貿(mào)研究 2017.6