郭樹華，王 璽，郭天一

（1.云南大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，云南 昆明 650091；2.貴州財經(jīng)大學(xué) 馬克思主義學(xué)院，貴州 貴陽 550025）

一、引 言

從省級行政單位的角度，我國沿邊地區(qū)包括西藏、云南、廣西、新疆、甘肅、內(nèi)蒙古、黑龍江、吉林和遼寧等省份。自2013年習(xí)近平主席提出建設(shè)“新絲綢之路經(jīng)濟帶”和“21世紀(jì)海上絲綢之路”的合作倡議以來，沿邊地區(qū)開發(fā)開放的重要性日益凸顯。2015年，《國務(wù)院關(guān)于支持沿邊重點地區(qū)開發(fā)開放若干政策措施的意見》出臺，從7個方面提出31條具體措施，以促進沿邊地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展；2017年，黨的十九大進一步強調(diào)要以“一帶一路”建設(shè)為重點，堅持“引進來”和“走出去”并重，遵循共商共建共享原則，加強創(chuàng)新能力開放合作，形成陸海內(nèi)外聯(lián)動、東西雙向互濟的開放格局。經(jīng)過近幾年的大力建設(shè)，沿邊地區(qū)經(jīng)濟面貌發(fā)生了顯著改變。那么，上述9個省級單位與全國其他地區(qū)的格局發(fā)生了什么樣的變化，是“中心—外圍”的二元結(jié)構(gòu)愈發(fā)凸顯，還是與全國其他地區(qū)一起，沿著一體化的方向邁進？進一步地，作為一項重大舉措，如何評價“一帶一路”倡議給上述地區(qū)帶來的影響？

從已有研究文獻(xiàn)來看，沿邊地區(qū)經(jīng)濟面貌已有顯著改變，但也存在隱憂。孫久文和蔣治（2019）研究指出，在“一帶一路”倡議背景下，沿邊地區(qū)進出口貿(mào)易、外商投資以及對外經(jīng)濟合作都有明顯的增長［1］。申桂萍等（2021）在肯定沿邊地區(qū)有關(guān)建設(shè)成就的同時也表達(dá)了擔(dān)憂，認(rèn)為沿邊省份城市經(jīng)濟建設(shè)成效顯著，開放通道加速健全，但經(jīng)濟發(fā)展壓力持續(xù)加劇，開發(fā)開放依然滯后；發(fā)展成果也并未很好惠及當(dāng)?shù)鼐用?，且工業(yè)空心化特征進一步凸顯［2］。持有相似觀點的還有滕智莉（2019）、莊芮等（2021），他們都強調(diào)了沿邊地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展存在層次偏低、產(chǎn)業(yè)聚集不足以及創(chuàng)新能力不強等問題［3-4］?？傮w上，學(xué)者們在肯定沿邊地區(qū)發(fā)展成就的同時，也強調(diào)沿邊地區(qū)與全國其他地區(qū)相比，發(fā)展差距在進一步擴大。從研究方法而言，學(xué)界則主要以定性描述和通過一些指標(biāo)進行對比為主。

學(xué)界關(guān)于系統(tǒng)研究“一帶一路”倡議與沿邊地區(qū)空間格局演變的文獻(xiàn)并不多，但從研究方法上來說，已有一定的研究成果可供本文借鑒。

一組文獻(xiàn)是關(guān)于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異的研究。從區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異測度上來講，常用的方法有標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)、基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、偏離—份額分析法、變異系數(shù)、回歸分析（如GMM估計法和空間計量手段）和莫蘭指數(shù)空間自相關(guān)統(tǒng)計方法等。如覃成林等（2011）運用人口加權(quán)變異系數(shù)分析了2001—2009年中國區(qū)域發(fā)展不平衡的變化過程［5］；孫久文和姚鵬（2014）綜合運用標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)、變異系數(shù)、基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)對中國1978—2012年區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異的演變規(guī)律進行分析，并認(rèn)為地區(qū)之間差異正在縮?。?］；趙勇和魏后凱（2015）則運用了GMM回歸，發(fā)現(xiàn)在空間功能分工受到抑制的情況下，政府干預(yù)會抑制地區(qū)差距的加劇，有助于實現(xiàn)經(jīng)濟增長［7］。還有學(xué)者也采用了與上文近似的方法，從不同層面和角度對空間格局的演化和促進因素展開了有益的分析［8-11］。以上學(xué)者的研究大多借鑒了克魯格曼“中心—外圍”模型［12］的思想，采用某一核心指標(biāo)展開分析工作。但是這些研究方法本質(zhì)上考察的是同等級的研究對象之間的差異性，不能回答本文提出的問題，例如，云南與全國其他地區(qū)相比，“中心—外圍”的二元結(jié)構(gòu)是加劇了還是緩和了。鑒于此，必須考慮其他的方法，以保證不同層級的個體具有可比性。為此，本文借鑒袁沙（2020）的研究方法［13］，利用耦合協(xié)調(diào)度分析來回答這一問題。

另一組文獻(xiàn)聚焦于政策效應(yīng)的評估。為了評估某個政策或事件給研究對象帶來的沖擊，現(xiàn)有文獻(xiàn)常利用傾向指數(shù)匹配法、雙重差分法、合成控制法、斷點回歸設(shè)計、干擾分析法等。如萬源星等（2022）利用PSM-DID（雙重差分傾向得分匹配方法）檢驗了中美貿(mào)易爭端對中國企業(yè)研發(fā)國際化的影響［14］；戴翔和宋婕（2021）利用雙重差分模型實證分析了中國“一帶一路”倡議的全球價值鏈優(yōu)化效應(yīng)［15］；嚴(yán)兵等（2021）從東道國視角出發(fā)，基于1998—2017年的國家層面面板數(shù)據(jù)，運用雙重差分法對境外經(jīng)貿(mào)合作區(qū)的貿(mào)易效應(yīng)進行全面分析，認(rèn)為境外經(jīng)貿(mào)合作區(qū)成為東道國貿(mào)易和經(jīng)濟增長引擎［16］?？梢?，現(xiàn)階段學(xué)術(shù)界主流的方法是利用傾向指數(shù)匹配法、雙重差分法等，通過實驗組與對照組的比較，得出沖擊帶來的效應(yīng)。然而，由于研究對象和研究內(nèi)容的不同，對照組個體有時并不容易尋找。本文的研究對象與鄰國接壤，經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)，且地理條件、人文氣息各有特點，要尋找與之相類似的對照組并不容易。干擾分析允許對一個時間序列均值的變化進行規(guī)范檢驗，允許“依賴變量”（被解釋變量）的時間路徑被“外生變量”（解釋變量）的時間路徑所影響。Enders和Sandler（2008）曾利用該方法檢驗了跨國恐怖襲擊對西班牙旅游業(yè)帶來的影響［17］。由于不需要對照組，相較于其他方法，干擾分析更適合本文。

較之以往的文獻(xiàn)，本文可能的邊際貢獻(xiàn)有兩點：①以克魯格曼兩地區(qū)“中心—外圍”模型思想為依托，在構(gòu)建綜合評價指標(biāo)體系基礎(chǔ)上，利用耦合協(xié)調(diào)度指數(shù)判斷沿邊地區(qū)空間結(jié)構(gòu)的演變，避免之前研究中的以定性描述與簡單統(tǒng)計對比為主的判斷方法。②在此基礎(chǔ)上，利用嚴(yán)謹(jǐn)可靠的方法測度“一帶一路”倡議對沿邊地區(qū)空間格局演變的政策效應(yīng)。這種量化結(jié)果有助于告訴人們，“一帶一路”倡議對不同省域帶來的影響并不相同，從而對應(yīng)的政策建議也有所區(qū)別。

本文接下來的內(nèi)容安排如下：第二部分為研究設(shè)計，首先依據(jù)“中心—外圍”模型思想建立指標(biāo)體系，并對數(shù)據(jù)的處理進行說明，然后介紹耦合協(xié)調(diào)度分析方法并據(jù)此開展測量工作，得出各沿邊地區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度；第三部分是本文主體，首先利用各地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度指數(shù)展開干擾分析，探究政策沖擊所產(chǎn)生的效應(yīng)，然后對政策沖擊造成的影響作出長、短期預(yù)測，最后對實證結(jié)果展開分析；第四部分為結(jié)論與建議。

二、研究設(shè)計

（一）指標(biāo)體系的建立

在一個典型的“中心—外圍”模型中，當(dāng)一個地區(qū)呈現(xiàn)出中心化特征時，意味著此地聚集了較多的制造業(yè)企業(yè)和工人，這將導(dǎo)致該地和以從事農(nóng)業(yè)為主的“外圍”地區(qū)相比，制造業(yè)工資收入水平更高，從而在該地呈現(xiàn)出更高的人均GDP、城鎮(zhèn)化水平以及相對較低的物價等一系列特征。這樣，遵循科學(xué)性、全面性、系統(tǒng)性和可操作性等原則，綜合考慮中心化地區(qū)的有關(guān)特征，選取9個指標(biāo)作為中心化地區(qū)的判斷依據(jù)，見表1所列。其中，正向型指標(biāo)值越大越好，負(fù)向型指標(biāo)值越小越好。

表1 地區(qū)中心化指標(biāo)評價體系

需要補充說明的有兩點：一是西藏地區(qū)“私營部門制造業(yè)人均工資”指標(biāo)無法獲取，故而采用“城鎮(zhèn)集體單位就業(yè)人員平均工資”這一指標(biāo)替代；二是在后續(xù)的計算過程中，采取類似歸一化的舉措，將表1中各省份對應(yīng)的指標(biāo)除以全國相應(yīng)數(shù)據(jù)得到的數(shù)據(jù)記作，該處理過程主要是為后續(xù)的綜合績效計算服務(wù)。在綜合效用的計算步驟中可以發(fā)現(xiàn)，各年度對應(yīng)指標(biāo)的比重yij依賴于該指標(biāo)各年度的原始數(shù)據(jù)，進而影響對應(yīng)指標(biāo)最終的得分。換言之，只有經(jīng)過上述處理，使得地區(qū)指標(biāo)與全國指標(biāo)建立聯(lián)系，得到的綜合績效得分才能反映該地區(qū)與全國空間格局的演變情況。否則測量結(jié)果只能表明，與初始年度相比該地區(qū)綜合績效的改善情況［18］。

（二）耦合協(xié)調(diào)度分析：“中心—外圍”結(jié)構(gòu)視角下空間格局的變化

1.耦合協(xié)調(diào)度的計算過程簡介

某一地區(qū)與全國的耦合協(xié)調(diào)度計算如公式（1）所示，其中：Di為耦合協(xié)調(diào)度指數(shù)；Ci是“地區(qū)”和“全國”兩個子系統(tǒng)的協(xié)調(diào)度；Ti用于衡量兩個子系統(tǒng)的權(quán)重配置。Ci、Ti的表達(dá)式分別如公式（2）、公式（3）所示，其中：Ui表示i地區(qū)的綜合績效；Uc表示全國的綜合績效，可通過熵值法求得；α、β為權(quán)重系數(shù)，此處均取值為0.5，表明“地區(qū)”和“全國”在協(xié)調(diào)發(fā)展過程中同等重要。

為了利用熵值法求解各地區(qū)綜合績效，首先對原始數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理以消除量綱的影響。公式（4）、公式（5）分別為針對正向指標(biāo)和負(fù)向指標(biāo)的處理步驟，其中xij表示第i個評價對象的第j個評價指標(biāo)（對應(yīng)上文），表示標(biāo)準(zhǔn)化處理后的指標(biāo)；xjmax代表j指標(biāo)中最大的那一個，xjmin表示最小的那一個。

在此基礎(chǔ)上，可以利用公式（6）、公式（7）分別計算出信息熵ej、權(quán)重wj。其中，評價對象的數(shù)目用m表示，由于計算的年份為2009—2019年，故m=11；評價指標(biāo)數(shù)目記作n（此處n=9）。最后即可利用公式（2）、公式（5）計算出綜合得分Ui。需要說明的是，“全國”的綜合得分Uc總是100，這是由的生成過程得出的。

最后，為了精確劃分協(xié)調(diào)發(fā)展水平的等級，采用國內(nèi)外通用的系統(tǒng)協(xié)調(diào)等級標(biāo)準(zhǔn)，見表2所列。

表2 系統(tǒng)協(xié)調(diào)等級的度量標(biāo)準(zhǔn)

2.各地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度的測度分析

本文計算過程所需9個地區(qū)的原始數(shù)據(jù)源自國家統(tǒng)計局官網(wǎng)“分省年度數(shù)據(jù)”模塊，全國層面的數(shù)據(jù)源自《中國統(tǒng)計年鑒》。由于2009年之前，部分統(tǒng)計指標(biāo)如“地區(qū)私營部門制造業(yè)人均工資”有缺失現(xiàn)象，故而測算時期為2009—2019年。依據(jù)上述計算步驟，首先求得9個沿邊地區(qū)綜合績效，接下來，利用耦合協(xié)調(diào)度計算公式，測量得到9個沿邊地區(qū)各自與全國其他地區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度，結(jié)果見表3所列。

表3 沿邊地區(qū)與全國的耦合協(xié)調(diào)度測量結(jié)果

在一個典型的“中心—外圍”結(jié)構(gòu)中，“中心”區(qū)域被描述為有著更多的人口聚集、更高的人均產(chǎn)出和更多的制造業(yè)產(chǎn)出，而“外圍”區(qū)域則恰好相反，用于構(gòu)建耦合協(xié)調(diào)度指數(shù)的綜合指標(biāo)很好地體現(xiàn)了這些特征。區(qū)域間“中心”與“外圍”的表述總是相對的，而本文構(gòu)建出來的構(gòu)建耦合協(xié)調(diào)度指數(shù)衡量的是某一省區(qū)與全國其他地區(qū)的相對發(fā)展水平。這樣，某一省區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度指數(shù)也就度量了該省區(qū)與全國其他地區(qū)在“中心—外圍”結(jié)構(gòu)中的空間格局，即空間格局表述的是這樣一種相對發(fā)展格局。如果一個地區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度上升，那么表明該地區(qū)正與全國其他地區(qū)邁向經(jīng)濟一體化進程；如果下降，那么表明“中心—外圍”格局進一步加劇，該地區(qū)越來越外圍化。從表3和圖1可以發(fā)現(xiàn)，一些沿邊地區(qū)綜合績效先上升后下降，并呈現(xiàn)出波動性；一些沿邊地區(qū)綜合績效則一直呈現(xiàn)下降趨勢；只有個別地區(qū)綜合績效一直上升。

圖1 沿邊地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度測量結(jié)果

結(jié)合表3和圖1，可以得出若干有意義的推測。總的來看，除西藏外的8個省域耦合協(xié)調(diào)度均出現(xiàn)了不同程度的下降。西藏的耦合協(xié)調(diào)度指數(shù)一路上升而未發(fā)生明顯波動，其綜合績效的上升與中央的轉(zhuǎn)移支付密切相關(guān)，例如2021年西藏一般公共預(yù)算收入僅為215.59億元，而來自中央的轉(zhuǎn)移支付高達(dá)2247億元（財政部數(shù)據(jù)），人均轉(zhuǎn)移支付收入達(dá)6.14萬元，為全國之最。故而不能簡單認(rèn)定該省份與全國其他地區(qū)正在邁向均衡發(fā)展的進程。

觀察實際測量結(jié)果表明，“一帶一路”倡議極有可能為沿邊地區(qū)帶來顯著的政策效應(yīng)，那么該政策沖擊的效果應(yīng)該如何量化評估？對此本文運用干擾分析來回答這一問題。

三、“一帶一路”倡議沖擊效應(yīng)的度量

（一）干擾模型簡介

干擾模型可以對一個時間序列均值的變化進行規(guī)范檢驗。在此過程中，可以插入“外生變量”（即解釋變量），探究該變量對時間序列（即被解釋變量）的影響。用序列{yt}表示各地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度，那么一個典型的干擾分析模型可以表達(dá)為：

其中，zt即為政策沖擊變量。在政策沖擊之前，序列長期均衡值為a0/(1-a1)，當(dāng)沖擊發(fā)生后，長期均衡值變?yōu)?a0+c0)/(1-a1)，可見，干擾沖擊帶來的長期影響為c0/(1-a1)。進一步地，由（8）式將yt的解式表達(dá)出來，進而可以求解出yt+j對zt的脈沖響應(yīng)。

對（9）式中的yt+j求關(guān)于zt的偏導(dǎo)，即可得到脈沖響應(yīng)函數(shù)，如公式（10）所示。例如，令j=1，即可求得沖擊發(fā)生1年后帶來的效應(yīng)為c0+c0a1。

上述分析工作中有兩處值得注意：①在干擾分析模型的表達(dá)式中，規(guī)定了a1的絕對值小于1，即不存在單位根的情況。然而在實證分析過程中這未必滿足條件，故而必須進行單位根檢驗以便選擇合適的回歸模型。②上述脈沖響應(yīng)函數(shù)的表達(dá)式其實暗含條件，即對任意i大于0，有zt+i=zt=1。然而在實證分析中依據(jù)沖擊的表現(xiàn)，函數(shù)zt不必然選擇純粹跳躍的形式，脈沖、逐漸變化以及延長的脈沖都是可供選擇的函數(shù)形式。

（二）利用耦合協(xié)調(diào)度開展實證分析

在分析中可以發(fā)現(xiàn)，西藏地區(qū)并沒有受到“一帶一路”倡議的明顯影響。鑒于此，在政策的效應(yīng)分析中將不考慮該地區(qū)。首先對耦合協(xié)調(diào)度進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)在原假設(shè)“只有一個共同的單位根”條件下，Levin的t檢驗結(jié)果所對應(yīng)的P值為0.058 8，在10%的置信水平下可以拒絕原假設(shè)，因此無需考慮差分形式。

“一帶一路”倡議正式發(fā)起的時間是2013年，那么沖擊函數(shù)zt的取值形式至少有下列4種可能：①從2014年開始，zt取值為1，在此之前均為0；②只有在2014年zt取值為1，其余年份均為0；③zt的取值是漸進增長的，2014—2017年分別取值0.25、0.5、0.75和1，其余年份均為0；④zt的取值是漸進增長并穩(wěn)固的，2014年之前均為0，2014—2017年取值分別為0.25、0.5、0.75和1，之后穩(wěn)定取1。第一種取值方式表明，政策沖擊在第一年就實現(xiàn)了完全的政策效力并在接下來的年份維持了這樣的沖擊；第二種取值方式則暗示政策沖擊是一次性的，其沖擊效果將在模型中逐年消減；第三種取值方式認(rèn)為政策沖擊是逐年增強的，在2017年達(dá)到最大之后立即消失；第四種取值方式與第三種有相似之處，但是認(rèn)為政策沖擊在2017年之后依然持續(xù)存在。可以看出，第一種和第二種取值方式是兩種極端形式，就“一帶一路”倡議而言，可能性不大；第三種取值方式暗示“一帶一路”倡議主要體現(xiàn)在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面，當(dāng)主要的項目完工之后，沖擊消失；第四種取值方式認(rèn)為政策沖擊不僅體現(xiàn)在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面，其他制度性安排也應(yīng)當(dāng)考慮進去，因此2017年之后的沖擊依然存在。四種沖擊形式代表了四個不同的模型，本文構(gòu)建一個面板模型，采用固定效應(yīng)估計方法，記錄不同的估計結(jié)果，見表4所列。

表4 四種沖擊形式的政策效應(yīng)評估

模型1至模型4分別對應(yīng)zt的四種取值方式，從多個角度可以看出模型4是最優(yōu)的。比較各個模型政策沖擊的系數(shù)c0，可以發(fā)現(xiàn)模型1和模型2符號錯誤，模型3是不顯著的，只有模型4是高度顯著且符號正確。除此之外，不論是調(diào)整R2還是AIC準(zhǔn)則，都選擇了模型4。這表明，對于政策沖擊在取值0.25、0.5、0.75、1之后穩(wěn)定取1的情況是最接近實際的。該模型還說明，在沖擊效果穩(wěn)定之后，平均來看，政策沖擊每一年會使得上述地區(qū)與全國其他地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度下降0.085 6，即“中心—外圍”的二元結(jié)構(gòu)在逐年加劇。長期而言，在其他條件不變的情況下，該政策對上述地區(qū)總的沖擊效應(yīng)為-0.330 8。依據(jù)表2的度量標(biāo)準(zhǔn)，這足以使一個地區(qū)由最初的勉強協(xié)調(diào)下降到中度失調(diào)。

在對模型4分析之后，有必要進一步探析政策沖擊在上述8個地區(qū)是否存在差別。畢竟，8個地區(qū)的地理位置、經(jīng)濟條件存在明顯差異，而且“一帶一路”倡議對于不同線路也有輕重緩急之分，政策安排也會因此而有所區(qū)別。鑒于此，在模型4的基礎(chǔ)上考慮政策因素對不同地區(qū)帶來的影響，對應(yīng)的回歸結(jié)果見表5所列。在此，用yn_c0、gx_c0、ln_c0、jl_c0、hlj_c0、gs_c0、nmg_c0、xj_c0分別表示云南、廣西、遼寧、吉林、黑龍江、甘肅、內(nèi)蒙古和新疆各自受到的政策效應(yīng)影響。

表5 分地域的政策效應(yīng)評估

表4中模型4的AIC值為-4.803 1，表5中的這一數(shù)值為-4.925，可見AIC準(zhǔn)則也認(rèn)為分省份考慮政策沖擊的模型更為適合。此外，表5中除了OLS，還給出了用SUR（似不相關(guān)回歸）調(diào)整之后的估計結(jié)果。SUR的本質(zhì)是FGLS回歸，在不滿足同方差假定的情況下，利用該方法會比OLS得到更好的結(jié)果。鑒于8個截面對象地理條件、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)等方面存在較大差異，很有可能存在異方差，因此SUR模型要比OLS更適合。

本文主要考察SUR方法得出的回歸結(jié)果。在參數(shù)估計方面，a1的值為0.309 7，相比表4中模型4的0.741 2下降較多，表明長期來看，之前估計的政策效應(yīng)帶來的負(fù)面影響被高估。此外，各截面對象受到的政策影響也呈現(xiàn)出很大的差異。遼寧、吉林和黑龍江受到的負(fù)面沖擊比其他地區(qū)高出一個量級，可能是因為這三個省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對“一帶一路”倡議帶來的變動更為敏感，也有可能該倡議本身在東北地區(qū)的作用力度更大，同時也不能排除雜糅了前兩種原因的綜合效果。此外，云南和甘肅的表現(xiàn)同樣值得關(guān)注：甘肅地區(qū)參數(shù)估計值為-0.011 9，但是P值為0.829 2，是高度不顯著的。據(jù)此，可以判斷政策效應(yīng)對甘肅地區(qū)的影響并不明顯；如果能夠接受12%的置信水平，那么可以認(rèn)為云南受到的政策沖擊是顯著的，該地區(qū)也是唯一一個政策沖擊效應(yīng)為正的地區(qū)，這或許與中國和東南亞國家日益密切的貿(mào)易合作伙伴關(guān)系有關(guān)。事實上，在“一帶一路”沿線所有國家或地區(qū)中，從設(shè)施、貿(mào)易、資金等三大支撐方面看，東盟作為一個整體是較好的，2020年該地區(qū)歷史性成為中國第一大貿(mào)易伙伴。只要yn_c0的參數(shù)符號是可靠的，那么表明政策沖擊將有助于云南縮小與全國其他地區(qū)的差異。廣西、內(nèi)蒙古和新疆三個省份，在SUR模型中顯示受到的政策影響要比表4中模型4所顯示的小，且在1%的水平上高度顯著。

那么，不同省份在長期、短期受到的政策沖擊到底是多少？對此，可以利用之前的公式（10）加以計算，結(jié)果見表6所列。

表6 政策沖擊的長期、短期效果

表6中，參數(shù)符號代表的含義與表5相同，此外，由于甘肅的參數(shù)未通過顯著性檢驗，故而此處將其忽略。政策沖擊帶來的長期效應(yīng)通過公式（9）所闡述的，以求解出長期影響?？梢钥闯觯|寧、吉林和黑龍江三個省份受到的沖擊十分強烈，分別達(dá)到-0.254 1、-0.177 2和-0.164 9，用“一帶一路”倡議發(fā)生之前的數(shù)據(jù)（即2013年的數(shù)據(jù)）加上政策效應(yīng)，可以發(fā)現(xiàn)這三個地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度分別下降至0.345 5（輕度失調(diào)）、0.409 1（瀕臨失調(diào)）和0.427 3（瀕臨失調(diào)）。但相較于之前模型4的估計結(jié)果，沖擊的負(fù)面效果已有所減輕。廣西、內(nèi)蒙古和新疆受到的負(fù)面沖擊相對較小，在長期，它們的耦合協(xié)調(diào)度將分別下降至0.506 9（勉強協(xié)調(diào)）、0.457 5（瀕臨失調(diào)）和0.457 0（瀕臨失調(diào)）。云南是唯一一個沖擊效應(yīng)為正的省份，長期來看，沖擊將導(dǎo)致云南的耦合協(xié)調(diào)度上升至0.580 6，云南與其他地區(qū)的二元結(jié)構(gòu)將得以緩解。

此外，表6還展示了2022年（此時j=9）政策沖擊將給上述地區(qū)帶來的效應(yīng)。與之前提到的計算公式（10）不同的是，此處zt的取值在2014—2017年分別為0.25、0.5、0.75和1，因而在計算時，前三年的值要乘以對應(yīng)的比重。當(dāng)?shù)玫綄?yīng)的沖擊結(jié)果之后，后續(xù)分析與前文相似，不再贅述。

（三）利用城市人口密度開展實證分析

除了觀測年限過短的問題，在第二部分的實證分析中還有一個問題最令人關(guān)注：各地區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度是否能作為“中心—外圍”結(jié)構(gòu)的有效測度指標(biāo)。如果回答是，那么意味著重新選用一個具有指示意義的指標(biāo)，利用相同的方法，至少在總體上應(yīng)該能夠得到相類似的結(jié)果。事實上，該部分工作就是穩(wěn)健性檢驗。

在指標(biāo)選擇上，“人均GDP”和“城市人口密度”都是可行指標(biāo)。單位根檢驗顯示，在原假設(shè)為“只有一個共同的單位根”情況下，“人均GDP”的P值為0.222 5，而“城市人口密度”的P值為0.019 6。于是，如果利用“人均GDP”構(gòu)建干擾分析模型勢必采用差分形式，這樣對比性就會減弱。故而，選用“城市人口密度”來構(gòu)建干擾分析模型較為適合。

在開展實證分析之前，應(yīng)對原始數(shù)據(jù)進行處理。因為關(guān)注的要點是：某一地區(qū)相對于全國其他地區(qū)而言，人口集中的程度是變高還是變低。因此沿用本文一開始的處理方式，得到相對城市人口密度。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，此處在對2006—2019年各省份對應(yīng)的數(shù)據(jù)進行處理之后，得到回歸結(jié)果見表7所列。

表7 四種沖擊形式的政策效應(yīng)評估

表7中，除了變量替換為城市人口密度xi′t之外，測量方法與表4相同。在前三個模型中，政策沖擊效應(yīng)均不顯著且符號錯誤，此外借助調(diào)整R2以及AIC也能夠優(yōu)選出模型4。但是與表4中模型4相比，此處政策效應(yīng)僅在10%的水平上顯著，而且參數(shù)值偏大。若依據(jù)該模型估計長期效應(yīng)，結(jié)果顯示沿邊地區(qū)城市人口密度與其他地區(qū)相比將縮減0.573 5倍?？偟膩碚f，城市人口密度并不是更好的選擇，但是它確實從另外一個角度證明了耦合協(xié)調(diào)度作為度量“中心—外圍”結(jié)構(gòu)的有效測度指標(biāo)，進而用于回歸分析是有效的。

（四）實證結(jié)果分析

穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果表明，耦合協(xié)調(diào)度指數(shù)確實可以作為空間格局的衡量指標(biāo)。于是，之前的回歸分析被認(rèn)為有效地測度了沿邊地區(qū)空間格局的演變趨勢。那么，是什么因素導(dǎo)致了這種變動？或者更具體一些，應(yīng)當(dāng)如何解釋表4和表5中的實證結(jié)果？

考慮到貿(mào)易成本降低、經(jīng)濟活動在城市聚集帶來的擁擠成本增大以及異質(zhì)消費者的流動，“中心—外圍”的二元結(jié)構(gòu)有可能轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟一體化過程，空間經(jīng)濟學(xué)將這一轉(zhuǎn)變過程用鐘狀曲線予以描述。鐘狀曲線表明，在二元結(jié)構(gòu)向經(jīng)濟一體化轉(zhuǎn)變的過程中，區(qū)域與區(qū)域之間的差異會出現(xiàn)先增大后減小的變化，原因即是上述三個關(guān)鍵因素的變化。回到“一帶一路”倡議可以發(fā)現(xiàn)，該倡議極大地提升了沿邊地區(qū)運輸條件、進一步削減了省域之間的市場壁壘，這就使得不同地區(qū)之間的貿(mào)易成本進一步減小，資本和勞動力的流動越發(fā)方便。故而，整體上看，短時間內(nèi)“一帶一路”將導(dǎo)致沿邊地區(qū)與全國其他地區(qū)“中心—外圍”二元結(jié)構(gòu)越發(fā)顯著，這與表4中模型4的實證結(jié)果是一致的。

然而，省域之間畢竟是異質(zhì)的，不同省域受到的沖擊并不相同，這一點在表5中表現(xiàn)得十分明顯。那么，什么因素導(dǎo)致了這種省域間的差異？本文認(rèn)為，可以從省域的經(jīng)濟循環(huán)、面臨的國際經(jīng)濟環(huán)境以及自身的制度條件等方面進行考慮。

首先從兩個循環(huán)的角度看。西南地區(qū)的云南與廣西受到政策影響之后反映迥異，云南受到“一帶一路”倡議的影響之后表現(xiàn)較為平穩(wěn)，最終的回歸結(jié)果反而為正，相較而言，廣西受到了較大的負(fù)面沖擊。這可能是因為云南在生產(chǎn)環(huán)節(jié)更多地參與了內(nèi)循環(huán)，而廣西則以外循環(huán)為主［19］。事實上，在受到政策沖擊之前，云南在生產(chǎn)上就與其他地區(qū)建立了較為緊密的聯(lián)系，區(qū)際開放程度突然提升并不會導(dǎo)致勞動力和資本等生產(chǎn)要素劇烈流動；反之，當(dāng)以外循環(huán)為主的廣西面臨區(qū)際開放程度突然提升的情況，必然出現(xiàn)勞動力等生產(chǎn)要素劇烈流動。內(nèi)蒙古、新疆的相應(yīng)表現(xiàn)與云南、廣西的情形相似，除2015年之外，內(nèi)蒙古還在2017年受到了一次沖擊，這與中歐班列開通時間相呼應(yīng)，表明運輸條件的改善提升了該地區(qū)的開放水平，勞動力、原材料和資本等要素因而得以更自由地流動。甘肅省自然地理環(huán)境較為復(fù)雜，又被內(nèi)蒙古、寧夏、陜西、四川、青海和新疆等環(huán)繞，僅有馬鬃山口岸與蒙古國接壤，現(xiàn)階段“一帶一路”倡議的政策效應(yīng)并未顯著作用于該地區(qū)。同樣的分析過程也適用于東北地區(qū)，遼寧和吉林在生產(chǎn)環(huán)節(jié)，相較于黑龍江更多地參與了外循環(huán)，從而與國內(nèi)其他省域的經(jīng)濟聯(lián)系不那么緊密，意味著區(qū)際開放水平的突然提高，這兩個省份受到的沖擊更大。此外，除去政策效應(yīng)的影響，東北三省耦合協(xié)調(diào)度指數(shù)整體呈現(xiàn)下降趨勢，這表明東北老工業(yè)基地仍處于亟待振興的階段。

沿邊地區(qū)面臨的國際經(jīng)濟環(huán)境也是一個重要的影響因素。廣西、云南與東南亞國家相鄰，相較于這些新興經(jīng)濟體的經(jīng)濟發(fā)展和技術(shù)水平，廣西和云南具備一定優(yōu)勢?！耙粠б宦贰背h增加了中國與這些國家的經(jīng)濟聯(lián)系，廣西與云南因此受益。但這兩個沿邊省份的發(fā)展存在一定區(qū)別，廣西與東南亞國家的交流更多地集中在經(jīng)貿(mào)領(lǐng)域，而云南在人文、經(jīng)貿(mào)和科教文衛(wèi)等多個方面與東南亞國家有緊密合作［20-21］，加之自身經(jīng)濟循環(huán)的特點，這就導(dǎo)致流入云南的勞動力、資本等要素多，流出的相對較少，而廣西恰好與之相反。相同的分析思路適用于西北地區(qū)和東北地區(qū)。新疆和內(nèi)蒙古經(jīng)濟發(fā)展水平落后于歐洲的發(fā)達(dá)地區(qū)，且人文交流水平也不及云南與東南亞，這導(dǎo)致在“一帶一路”倡議下，新疆和內(nèi)蒙古的生產(chǎn)要素更容易受到國內(nèi)其他地區(qū)的吸引而發(fā)生流動，與歐洲地區(qū)也鮮有勞動力、資本和原材料的流入流出。與西北地區(qū)不同，東北地區(qū)臨近韓國、日本，不論是人文交流還是經(jīng)貿(mào)領(lǐng)域，都與這兩個發(fā)達(dá)的經(jīng)濟體有緊密聯(lián)系。這就意味著“一帶一路”政策沖擊進一步導(dǎo)致生產(chǎn)要素從東北三省流向國內(nèi)其他地區(qū)及國外，其中尤以遼寧和吉林為甚。綜上，可以進一步揭示為什么“一帶一路”倡議對西南地區(qū)、西北地區(qū)和東北地區(qū)分別產(chǎn)生了不同的政策效應(yīng)。

顯然，聚集經(jīng)濟是“中心—外圍”二元結(jié)構(gòu)形成的一個重要因素，它被用來解釋成本的下降和規(guī)模經(jīng)濟的出現(xiàn)。當(dāng)要素可以更加自由地流動時，在其他條件不變的情況下，總是傾向于流通至交易費用小的地區(qū)?？梢酝普?，對一個交易費用大的區(qū)域而言，“一帶一路”倡議帶來的負(fù)面沖擊效應(yīng)會大于交易費用小的區(qū)域。在北京大學(xué)光華管理學(xué)院完成的《中國省份營商環(huán)境研究報告2020》中，給出沿邊地區(qū)營商環(huán)境排名情況如下：云南，第15名；吉林，第20名；黑龍江，第21名；遼寧，第22名；內(nèi)蒙古，第25名；新疆，第27名；甘肅，第29名；廣西，第30名；西藏，第31名?？梢园l(fā)現(xiàn)，除了云南和吉林位于全國中等水平，其余地區(qū)排名皆位于落后或托底的水平，這與表5所呈現(xiàn)的數(shù)據(jù)情況較為吻合。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文基于“中心—外圍”模型，構(gòu)建綜合評價指標(biāo)體系，利用耦合協(xié)調(diào)度測量了我國9個沿邊省份2009—2019年空間格局演變情況。發(fā)現(xiàn)除西藏之外，“一帶一路”倡議對8個地區(qū)的政策效應(yīng)是顯而易見的。在此基礎(chǔ)上，運用干擾分析方法測度了“一帶一路”倡議的政策效應(yīng)，結(jié)果顯示：該倡議對東北地區(qū)帶來的影響最為強烈；廣西、內(nèi)蒙古和新疆受到的沖擊效果相對較??；甘肅和云南情況相對特殊，前者在實證模型中的參數(shù)并不顯著，后者在12%的置信水平上參數(shù)顯著且為正，表明相關(guān)政策有助于縮小云南與國內(nèi)其他地區(qū)的差異。在完成上述分析之后，利用模型的預(yù)測功能分別測算相關(guān)政策對上述幾個地區(qū)長期和短期造成的影響。此外，本文還嘗試?yán)贸鞘腥丝诿芏茸鳛樽兞块_展穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果顯示，從總體上來看，耦合協(xié)調(diào)度作為度量“中心—外圍”結(jié)構(gòu)的有效測度指標(biāo)，進而用于回歸分析是有效的。

（二）建議

一是完善市場機制，不斷優(yōu)化營商環(huán)境。除了個別地區(qū)，大多數(shù)沿邊省域都感受到了“一帶一路”倡議帶來的顯著影響。這表明在越發(fā)開放的區(qū)際環(huán)境條件下，資本、勞動、技術(shù)等生產(chǎn)要素更容易跨區(qū)域流動，在良好的市場環(huán)境下追求更高收益。因而沿邊地區(qū)面臨要素外流局面時更應(yīng)該提升公共服務(wù)的質(zhì)量，創(chuàng)造公平有序的競爭環(huán)境。事實上，技術(shù)的革新必然導(dǎo)致專業(yè)化分工，而專業(yè)化分工帶來效率提升的同時必然導(dǎo)致交易成本的上升。良好的制度環(huán)境有助于降低交易成本、減少不確定性和擴大市場邊界。從這個角度出發(fā)，政策帶來的變局既是挑戰(zhàn)也是機遇，對地方政府而言，服務(wù)型政府的加強不但可以挽留本地企業(yè)，還有利于吸引外部企業(yè)入駐。

二是以“一帶一路”倡議為契機，把握好自身區(qū)位優(yōu)勢。在分析沿邊地區(qū)空間格局演變這一問題時，其實隱含著立足于國內(nèi)進行考察這一視角，但是不應(yīng)忽視“一帶一路”倡議本身能夠為這些地區(qū)帶來的機遇。區(qū)域全面經(jīng)濟伙伴關(guān)系協(xié)定（RECP）簽署和生效，無疑為西南地區(qū)的云南、廣西和東北地區(qū)的遼寧、吉林等地提供了寶貴的機遇，中歐班列的發(fā)展則為新疆和內(nèi)蒙古注入了經(jīng)濟活力。可見，沿邊地區(qū)在貿(mào)易運輸上具備優(yōu)勢，可加速物流產(chǎn)業(yè)、跨境電商的發(fā)展，充分發(fā)揮地理位置的優(yōu)勢。

三是進一步推進部分制造業(yè)從沿海地區(qū)有序轉(zhuǎn)移。相較于沿海地區(qū)，沿邊地區(qū)勞動力的工資率相對較低，因此發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)是有比較優(yōu)勢的。鑒于此，應(yīng)當(dāng)加快勞動密集型產(chǎn)業(yè)從沿海地區(qū)向沿邊地區(qū)轉(zhuǎn)移，在中國東、中、西地區(qū)形成一個雁陣結(jié)構(gòu)。需要說明的是，這一點不適合東北地區(qū)，東北地區(qū)本身具有堅實的重工業(yè)基礎(chǔ)以及先進的科研機構(gòu)，應(yīng)當(dāng)從制度層面解決路徑依賴問題，實現(xiàn)生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置［22］。