李姍姍

(湖南科技大學，湖南 湘潭 411201)

一、引言

集聚經(jīng)濟的外部性問題自馬歇爾以來長期受到經(jīng)濟學家的關(guān)注(Lucas，1988；Romer，1986；Rosentha和Strange，2004)。Duranton和Puga(2004)將集聚的外部效應歸納為三類：一是分享效應，包括公共物品效應、專業(yè)化效應、多樣化效應和風險分散效應；二是匹配效應，包括匹配質(zhì)量提高、匹配概率增加和敲竹杠問題的緩解；三是學習效應，包括知識創(chuàng)造、知識擴散和知識積累。Baldwin和Okubo(2006)將Melitz(2003)的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易模型融入到Martin和Rogers(1995)的“資本松腳”模型中，構(gòu)建異質(zhì)性企業(yè)選址模型。當運輸成本下降，高生產(chǎn)率的企業(yè)為實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟，降低平均成本，選擇進入集聚區(qū)；低生產(chǎn)率的企業(yè)為避免激烈競爭進入外圍區(qū)。同時，集聚區(qū)中的企業(yè)通過“集聚中學習”，進一步提高生產(chǎn)率水平。文東偉和冼國明(2014)采用制造企業(yè)1998—2009年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)制造業(yè)空間集聚顯著推動了企業(yè)出口。佟家棟和劉竹青(2014)從融資依賴角度考察產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)出口的影響，發(fā)現(xiàn)地理集聚對外部融資依賴度較高的企業(yè)出口抉擇的影響更大。包群等(2012)和葉寧華等(2014)都發(fā)現(xiàn)，出口企業(yè)的過度集聚造成了惡性競爭和出口擁擠等負面效應。

當前研究主要存在以下局限：在空間面板模型的基礎(chǔ)上只考慮了被解釋變量的空間相關(guān)性，而沒有考慮解釋變量的空間性及解釋變量與被解釋變量的相關(guān)性，從而不能很好地解釋出口集聚對經(jīng)濟發(fā)展的影響；獨立地研究單個區(qū)域，而忽略了不同區(qū)域之間的溢出效應。相對于以往研究，本文的主要貢獻在于：在考慮多種要素對出口集聚作用的基礎(chǔ)上，構(gòu)建地理距離矩陣和經(jīng)濟距離矩陣兩種權(quán)重，并采用空間杜賓模型深入探討出口集聚的影響因素。

二、研究方法、模型設定和變量說明

(一)研究方法

1.空間相關(guān)性檢驗?？臻g相關(guān)性是描述相鄰空間要素之間的統(tǒng)計相關(guān)性。若要素之間存在集聚效應，表示存在空間正相關(guān)，反之，則存在空間負相關(guān)。常用的檢驗區(qū)域間要素空間性的指標主要有Geary’sC、Moran’sI、Getis指數(shù)等，當前在度量空間自相關(guān)性時，人們廣泛使用的是Moran’sI指數(shù)，其計算公式如下:

全局Moran’sI指數(shù)只表現(xiàn)了區(qū)域整體的空間相關(guān)性，但是當總觀察區(qū)域之間空間差異性較小時，局部仍然有可能存在著較大差異。對此，Moran’sI散點圖能提供更好的解釋。散點圖主要通過四個象限來刻畫局部空間相關(guān)性，其中第一象限為H-H區(qū)域表示空間差異性小的

高值區(qū)域，第三象限為L-L區(qū)域，表示空間差異性小的低值區(qū)域，而第二、四象限則表示空間差異性大。

2.空間權(quán)重矩陣。空間權(quán)重矩陣是實施空間計量分析的關(guān)鍵，主要表明不同區(qū)域闡釋變量地理或者經(jīng)濟上的空間依賴性，基于此，本文構(gòu)建了兩種空間權(quán)重矩陣。(1)經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣。該矩陣以兩個區(qū)域之間人均GDP差距的倒數(shù)為數(shù)據(jù)依據(jù)。兩區(qū)域間差距越大，則權(quán)重越小。(2)地理權(quán)重矩陣。地理權(quán)重矩陣主要為0-1權(quán)重矩陣，即區(qū)域空間地理相鄰，相鄰則為1，反之則為0。

3.空間計量模型。當前空間計量模型主要有以下三種模型：空間滯后模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)與空間杜賓模型(SDM)。在這三個模型中，空間杜賓模型(SDM)在檢驗空間相關(guān)性時考慮的因素較為全面，不僅考慮了直接參與地區(qū)、鄰近地區(qū)的經(jīng)濟效應，也考慮了直接參與地區(qū)和鄰近地區(qū)之間的互動效應，基本模型為:

Y=ρWY+Xβ+θWX+αln+ε

(1)

式(1)中，X是解釋變量，Y是被解釋變量，W代表空間權(quán)重矩陣，ρ是空間自相關(guān)性系數(shù)，WX和WY分別為解釋變量的空間滯后項和被解釋變量的空間滯后項。α是常數(shù)項，ln是n×1階單位矩陣，β與θ是回歸系數(shù)，ε代表誤差項。

(二)模型設定、變量說明與數(shù)據(jù)來源

1.模型設定與變量說明。本文選取中亞經(jīng)濟帶各國經(jīng)濟規(guī)?？偭孔鳛橹饕忉屪兞浚捎玫貐^(qū)開放程度、經(jīng)濟發(fā)展水平、人力資本、實際匯率、貿(mào)易依存度作為控制變量。具體變量說明見表1。

表1 變量說明

數(shù)據(jù)來源：uncomtrade數(shù)據(jù)庫、世界銀行數(shù)據(jù)庫。

因為本文的主要關(guān)注點在于出口集聚對經(jīng)濟增長的空間溢出效應方面，所以在考慮了本地區(qū)出口集聚對經(jīng)濟增長的影響的基礎(chǔ)上，進一步考慮了本區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平受鄰近區(qū)域出口集聚和經(jīng)濟增長的相應影響，因此本文構(gòu)造如下空間杜賓模型：

lnexit=αln+ρWlnexit+β1fdiit+αWfdiit+β2lngdpit+bWlngdpit+β3lnpgdpit+cWlnpgdpit+β4lnlit+dWlnlit+β5pit+eWpit+fWbsit+β7exgdpit+gWexgdpit+εit

(2)

其中，W表示空間權(quán)重矩陣，Wlnex表示被解釋變量的空間滯后項。

2.數(shù)據(jù)來源。本文中變量數(shù)據(jù)均根據(jù)uncomtrade數(shù)據(jù)庫、世界銀行數(shù)據(jù)庫等相關(guān)統(tǒng)計資源數(shù)據(jù)庫計算得到。以2004年為基期，利用GDP平減指數(shù)衡量的美國通貨膨脹率對價格單位的變量進行平減處理以降低分析結(jié)果受各年價格因素影響程度。并對部分數(shù)據(jù)采取了對數(shù)處理。本文的主要研究對象為中亞五國，年份為2002年至2016年，為防止出現(xiàn)大T小N的現(xiàn)象，故將與中亞五國臨近的5個國家加入，分別為阿富汗、印度、伊朗、巴基斯坦和土耳其。

三、實證結(jié)果與分析

(一)空間相關(guān)性檢驗

通過使用Stata軟件進行相應的統(tǒng)計數(shù)據(jù)處理，最終計算得出我國對中亞經(jīng)濟帶出口集聚的Moran’s I指數(shù)值。在考慮兩種空間權(quán)重因素下，我國出口集聚的Moran’s I 指數(shù)均為正，這表明中國對中亞出口的空間依賴性顯著正相關(guān)。中亞地區(qū)經(jīng)濟規(guī)?？偭康?Moran＇s I指數(shù)在不同空間權(quán)重下的檢驗結(jié)果也顯著為正，說明中亞地區(qū)主要經(jīng)濟活動也呈現(xiàn)出空間集聚特征(見表2)。

表2 中國對中亞地區(qū)出口集聚和中亞地區(qū)GDP 的全域 Moran＇s I 指數(shù)

注：括號內(nèi)為p值。

在全域空間自相關(guān)的基礎(chǔ)上，用 Moran＇s I 散點圖檢驗不同區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平和出口集聚在空間上的差異程度及顯著性，結(jié)果如圖1和圖2所示:

圖1 出口集聚的Moran’s I 散點圖(2016年)

圖2 GDP的Moran’s I 散點圖(2016年)

我國對中亞地區(qū)出口與中亞地區(qū)經(jīng)濟增長總體上都呈現(xiàn)出集聚狀態(tài)，同時空間局部差異性較小。從出口的 Moran’s I指數(shù)的散點圖中可以看出，大部分地區(qū)的統(tǒng)計值都在第一和第三象限里面，呈現(xiàn)出“高—高”和“低—低”的特征，即局部空間相關(guān)性差異較小，經(jīng)濟增長的空間集聚趨勢尤為明顯。其中，印度、土耳其兩個國家一直處于HH象限中，表明其經(jīng)濟發(fā)展水平較高且空間差異性較小。

(二)空間計量模型的估計結(jié)果與分析

1.普通面板數(shù)據(jù)模型估計

由于不同面板數(shù)據(jù)模型有不同的特性，本文首先使用Hausman檢驗來確定隨機效應模型和固定效應模型。其中固定效應又可細分為地區(qū)固定效應、時間固定效應和雙固定效應。為了確定使用哪種固定效應更加適合本文，進而采用LR檢驗進行可行性檢驗。檢驗模型的回歸結(jié)果如表3所示。

表3 面板模型估計

注:在 Hausman 檢驗中括號內(nèi)為 p 值;*、**及***分別表示在10%、5%和 1%的顯著性水平下顯著；在系數(shù)估計中括號內(nèi)為 t 統(tǒng)計量。

2.空間面板杜賓模型估計

采用空間杜賓模型估計出口集聚的空間溢出效應，為了驗證空間杜賓模型的穩(wěn)固性，即空間杜賓模型是否會退化為空間誤差模型和空間滯后模型，進一步采用了Wald 檢驗。如果檢驗結(jié)果均表明拒絕原假設，則空間杜賓模型為最優(yōu)的。根據(jù)表4中所給估計結(jié)果，兩種檢驗均在1%的顯著水平下顯著，則拒絕原假設。

表4 空間杜賓模型估計結(jié)果

注:括號中數(shù)字為 t 統(tǒng)計量;*、**和***分別表示在 10%、5%和 1%的顯著性水平下顯著。

根據(jù)表4的空間杜賓模型的估計結(jié)果可以得到以下結(jié)論：一是空間自相關(guān)系數(shù)在臨近距離權(quán)重下通過了5%的顯著性水平檢驗，即表明我國對中亞地區(qū)的出口具有相應的空間依賴性，說明了相鄰地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的相關(guān)性；二是即使在空間計量模型的回歸分析中納入滯后因子，解釋變量對被解釋變量的影響依舊沒有被解釋變量的估計系數(shù)直接反映出來，但可以從表4的估計結(jié)果中看出經(jīng)濟增長受出口集聚影響的相應因素。即不論是在鄰接權(quán)重還是經(jīng)濟距離權(quán)重下，經(jīng)濟規(guī)?？偭康南禂?shù)均負正，這表明我國對中亞地區(qū)的出口與當?shù)亟?jīng)濟相關(guān)性較弱。

3.空間杜賓模型的三種效應分解

由于存在空間溢出效應，我們所估計的被解釋變量的系數(shù)已經(jīng)單一地用來評價影響力。所以需要對空間效應進行分解，從而更好地考察估計出口直接參與地區(qū)、鄰近地區(qū)以及直接參與地區(qū)與鄰近地區(qū)之間的交互效應?？臻g效應分解如表5所示。

表5 空間杜賓模型的三種效應分解

表 5 結(jié)論如下:(1)空間杜賓模型的直接效應。通過使用兩種權(quán)重矩陣進行檢驗，結(jié)果顯示，我國出口集聚對當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平的影響系數(shù)分別為1.7670和3.6841，說明我國對于中亞地區(qū)的出口對當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展水平具有一定的正向效應。另外，經(jīng)濟權(quán)重矩陣下出口集聚對經(jīng)濟增長的直接效應較大，臨近權(quán)重矩陣下較小，這或許表明了隨著出口的增加，消費者市場和相關(guān)資源的競爭上升會增加集聚成本。擁擠效應下，出口對于經(jīng)濟發(fā)展的影響逐漸減弱。(2)空間杜賓模型的間接效應。出口集聚在經(jīng)濟權(quán)重下其解釋變量對其影響均為顯著，但是在鄰近權(quán)重下均不顯著?？刂谱兞拷?jīng)濟水平在鄰近權(quán)重下系數(shù)為正，但是統(tǒng)計意義上不顯著；在經(jīng)濟權(quán)重下1%的顯著，然而其系數(shù)值為負，說明當只考慮經(jīng)濟這一因素時，出口集聚對其他地區(qū)的經(jīng)濟增長具有相應的抑制作用。瑞典經(jīng)濟學家謬爾達爾利用“回流效應”和“擴散效應”對此進行解釋。出口集聚產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟效應為回流效應，發(fā)達地區(qū)的發(fā)展會吸引周邊落后地區(qū)的技術(shù)、人才的流入，從而抑制了周邊地區(qū)的發(fā)展；而“擴散效應”表現(xiàn)為周邊落后地區(qū)與發(fā)達地區(qū)進行經(jīng)濟往來的同時，也會促進發(fā)達地區(qū)知識、技術(shù)的外溢，產(chǎn)生正向溢出效應，因而會促進鄰近落后區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展。僅考慮地理區(qū)位的0-1鄰接效應時，“回流效應”與“擴散效應”的作用會部分抵消，所以他們之間的相互作用就不明顯。如果只是考慮經(jīng)濟因素，“擴散效應”的作用就小于“回流效應”，這就會導致其他地區(qū)的出口集聚對本地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生負效應。(3)控制變量的直接效應與間接效應。在這兩種空間權(quán)重下，進口依存度對出口集聚的三種效應均為正；本地區(qū)對外開放的程度對出口集聚影響較小，皆小于千分之一。在經(jīng)濟距離權(quán)重下，各個變量均呈現(xiàn)較高的顯著性，說明在考慮經(jīng)濟因素時，出口集聚與經(jīng)濟發(fā)展水平、地區(qū)開放程度、人力資本、實際匯率、出口依存度之間有較強的相關(guān)性；從系數(shù)值上來看，出口集聚對當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平、匯率之間具有明顯的影響。

四、結(jié)論

本文選用空間杜賓模型，利用2002—2016年我國對中亞地區(qū)出口的面板數(shù)據(jù)，對我國對外出口對當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平的影響程度及其產(chǎn)生的空間集聚格局進行了系統(tǒng)的分析和檢驗。結(jié)果表明:1.當?shù)亟?jīng)濟增長和中國的出口集聚之間具有明顯的空間依賴性，并且呈現(xiàn)空間集群的特征，絕大部分國家屬于低—低(L-L) 和高—高 (H-H)類型。2.中國出口集聚對當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平影響顯著。當忽略空間因素的影響時，其影響程度會被進一步高估；當只考慮經(jīng)濟因素的空間權(quán)重時，本地區(qū)的經(jīng)濟增長受其他地區(qū)出口集聚的回流效應影響程度較深，因此出口集聚表現(xiàn)出空間負溢出效應；當納入地理因素后，回流效應會因其他地區(qū)出口集聚對本地區(qū)經(jīng)濟增長的擴散效應而抵消，負的空間溢出效應影響則會降低。因此，我們得到更加準確的空間溢出效應。中亞地區(qū)經(jīng)濟差異性較小，能更好地開展交流與合作，實現(xiàn)發(fā)展的外部性。對此，我國應不斷完善雙邊貿(mào)易機制，實現(xiàn)雙邊貿(mào)易自由化，在絲路基金和亞投行的融資作用下降低匯率對貿(mào)易往來的負面影響，以貿(mào)易帶動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。