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

李 波 趙鑫鋮 李艷芳

(云南大學(xué) 1.經(jīng)濟(jì)學(xué)院 2.發(fā)展研究院，云南 昆明650091； 3.云南財(cái)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(zhǎng)

李 波1趙鑫鋮2李艷芳3

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

利用中國(guó)2005—2010年地區(qū)產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙重差分非線性計(jì)量模型，以產(chǎn)業(yè)集聚為視角，實(shí)證研究了貿(mào)易便利化對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：貿(mào)易便利化顯著促進(jìn)了地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，尤其是促進(jìn)集聚程度較高產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)；貿(mào)易便利化是通過出口規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、出口資源配置效應(yīng)、進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、進(jìn)口知識(shí)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(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的。

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

一、引言

眾所周知，中國(guó)在沿海地區(qū)率先實(shí)行對(duì)外開放的發(fā)展戰(zhàn)略，由此創(chuàng)造了高速增長(zhǎng)的“中國(guó)奇跡”，而與此同時(shí)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)的地區(qū)差距問題尤為突出，且差距仍然不斷擴(kuò)大(蔣冠宏 等，2013；盛丹 等，2011)。這表現(xiàn)在，中國(guó)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)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(zhǎng)率明顯高于西部地區(qū)，如江蘇、廣東、山東三地的年均增長(zhǎng)率高達(dá)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(jī)之后，世界經(jīng)濟(jì)陷入低迷，全球貿(mào)易增長(zhǎng)乏力。全球各方都希望通過推進(jìn)貿(mào)易便利化為跨國(guó)貿(mào)易注入活力，以便走出金融危機(jī)所帶來的“霧霾”。如WTO繼續(xù)在全球范圍大力推進(jìn)“貿(mào)易便利化協(xié)議”，以及推進(jìn)雙邊與多邊貿(mào)易協(xié)定*WTO出版的《世界貿(mào)易報(bào)告2015》對(duì)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(dá)二十八條，當(dāng)前實(shí)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(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度和外貿(mào)增長(zhǎng)速度都由高速向中高速轉(zhuǎn)變。為此，中國(guó)不僅要融入并要主動(dòng)推動(dòng)全球貿(mào)易便利化進(jìn)程，還要加快推進(jìn)貿(mào)易便利化建設(shè)步伐。

當(dāng)前，中國(guó)貿(mào)易便利化正處于快速發(fā)展時(shí)期，而阻礙貿(mào)易便利化的經(jīng)濟(jì)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(cè)算指標(biāo)詳情見下文說明。?？梢?，中國(guó)的貿(mào)易便利化進(jìn)程與經(jīng)濟(jì)發(fā)展軌跡類似，呈現(xiàn)出同步的地區(qū)差異特征。對(duì)此不禁要問，貿(mào)易便利化與地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)是否有明顯的聯(lián)系呢？貿(mào)易便利化對(duì)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)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(shí)代”地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的重要力量呢？同時(shí)，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)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(jì)增長(zhǎng)是一個(gè)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(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)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(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的影響是否會(huì)因?yàn)楫a(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(duì)上述問題進(jìn)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(zhǎng)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(shí)背景下，貿(mào)易便利化對(duì)不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)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(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的影響，同時(shí)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(zhǎng)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(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)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(zhǎng)的機(jī)制與渠道。

二、文獻(xiàn)回顧與研究命題

(一)相關(guān)文獻(xiàn)梳理

現(xiàn)有解釋產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)與地區(qū)差異的文獻(xiàn)主要有兩類：一類是動(dòng)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(chǎng)規(guī)模等)研究產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的地區(qū)差異。

在動(dòng)態(tài)外部性研究方面，主要是從專業(yè)化(specialization)、多樣化(diversify)與競(jìng)爭(zhēng)性(competition)的視角出發(fā)，論證支撐產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)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(yùn)用美國(guó)1956—1987年170個(gè)城市的二分位產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)專業(yè)化并不能促進(jìn)就業(yè)增長(zhǎng)，地區(qū)多樣化和競(jìng)爭(zhēng)性才是就業(yè)增長(zhǎng)的關(guān)鍵。而隨后對(duì)中國(guó)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(guó)沿海地區(qū)工業(yè)部門數(shù)據(jù)，研究了動(dòng)態(tài)外部性對(duì)中國(guó)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)專業(yè)化水平較低時(shí)，一個(gè)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(jìng)爭(zhēng)性對(duì)增長(zhǎng)的作用并不明顯。Batisse(2002)認(rèn)為，競(jìng)爭(zhēng)性和多樣化有利于省區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，而專業(yè)化卻不利省區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，且沿海省區(qū)和內(nèi)陸省區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)推動(dòng)力存在差異。Gao(2004)的研究則發(fā)現(xiàn)，僅僅只有地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)性有助于地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，并沒有發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)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(zhǎng)呈非線性關(guān)系，專業(yè)化不利于產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，而競(jìng)爭(zhēng)性則會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)。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(dòng)態(tài)外部性與城市產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)完全呈非線性關(guān)系。

在研究中國(guó)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)影響因素方面，現(xiàn)有的研究主要從FDI、市場(chǎng)規(guī)模、人力資本、市場(chǎng)化程度、契約執(zhí)行效率等因素展開。文東偉(2013)利用中國(guó)省區(qū)工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)研究外商資本對(duì)中國(guó)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的影響，發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)中國(guó)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)有明顯促進(jìn)作用，尤其對(duì)FDI密集型地區(qū)的FDI依賴性產(chǎn)業(yè)促進(jìn)作用更大。黃玖立等(2008)認(rèn)為，市場(chǎng)規(guī)模對(duì)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，但市場(chǎng)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(zhǎng)出現(xiàn)差異的關(guān)鍵。黃玖立等(2009b)認(rèn)為，地區(qū)人力資本水平的初始差異會(huì)因產(chǎn)業(yè)技能勞動(dòng)投入密度不同而影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)。盛丹等(2011)認(rèn)為，市場(chǎng)化程度的提高將促進(jìn)要素市場(chǎng)和中間投入品市場(chǎng)的完善，從而降低中間投入品的交易成本，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)快速增長(zhǎng)，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(jìn)而對(duì)相應(yīng)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)產(chǎn)生更大促進(jìn)作用。蔣冠宏等(2013)從理論和實(shí)證兩方面論證了契約執(zhí)行效率對(duì)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的影響，發(fā)現(xiàn)契約質(zhì)量改善有利于產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，尤其對(duì)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(zhǎng)提供了動(dòng)態(tài)外部性方面的解釋，還從產(chǎn)業(yè)層面對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)差異進(jìn)行了深刻的探討，深化了對(duì)中國(guó)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)差異來源的認(rèn)識(shí)。然而這些研究在考察外部性、人力資本、FDI、市場(chǎng)規(guī)模、市場(chǎng)化程度等影響中國(guó)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)差異之時(shí)，卻忽視了引致中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展一個(gè)重要推動(dòng)力——出口，也即貿(mào)易政策和貿(mào)易制度的推進(jìn)會(huì)引致出口的“爆炸式增長(zhǎng)”；同時(shí)，上述文獻(xiàn)也僅考慮了動(dòng)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(shí)背景下，產(chǎn)業(yè)集聚的外部性特征將會(huì)加強(qiáng)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(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的作用效果。

(二)研究命題

改革開放以來，中國(guó)對(duì)外貿(mào)易規(guī)模迅速擴(kuò)大，2013年中國(guó)已超越德國(guó)成為世界第一大貿(mào)易國(guó)。這不僅僅是中國(guó)遵循比較優(yōu)勢(shì)、實(shí)施出口導(dǎo)向戰(zhàn)略的結(jié)果(王孝松 等，2015)，也是中國(guó)推進(jìn)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(jì)數(shù)據(jù)，中國(guó)的最惠國(guó)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(duì)于“后關(guān)稅時(shí)代”的全球經(jīng)濟(jì)，不僅需要關(guān)注貿(mào)易便利化促進(jìn)全球經(jīng)貿(mào)增長(zhǎng)的作用，也要在一國(guó)內(nèi)部建立匹配貿(mào)易便利化的制度安排，否則勢(shì)必將影響一國(guó)的產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)。同時(shí)，由于中國(guó)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(huì)深刻影響貿(mào)易便利化對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)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(zhǎng)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(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的作用呢？

貿(mào)易便利化能有效降低對(duì)外貿(mào)易的交易成本，加速商品貿(mào)易和要素跨境流動(dòng)，促進(jìn)最終品和中間品的進(jìn)出口貿(mào)易，最終推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因而，貿(mào)易便利化對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的影響機(jī)制可通過作用于中間品進(jìn)口貿(mào)易和最終品進(jìn)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(jìn)最終品進(jìn)入出口國(guó)際市場(chǎng)，從來帶來規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和資源配置效應(yīng)，貿(mào)易便利化最終促進(jìn)了增長(zhǎng)(Helpman et al.，1985)；其次，貿(mào)易便利化減少了進(jìn)口貿(mào)易時(shí)間，提高了外國(guó)先進(jìn)產(chǎn)品進(jìn)入國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的水平，加劇了本國(guó)市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度，促進(jìn)了國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的優(yōu)勝劣汰(Baumol et al.，1991)；再次，貿(mào)易便利化帶來的本國(guó)進(jìn)口最終品，能夠加速貿(mào)易知識(shí)和技術(shù)要素的跨國(guó)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(jìn)口而影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。具體表現(xiàn)在：一方面，貿(mào)易便利化有利于企業(yè)進(jìn)口更多種類的國(guó)外中間投入品，發(fā)揮進(jìn)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(guó)外高質(zhì)量和高技術(shù)含量的中間投入品進(jìn)入，從而替代本國(guó)投入品，通過技術(shù)的溢出效應(yīng)產(chǎn)生更高的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出(Krugman，1979)，即發(fā)揮進(jìn)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(jìn)口的貿(mào)易成本，進(jìn)而加強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)，降低企業(yè)中間投入品成本，促進(jìn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增長(zhǎng)。

而對(duì)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(huì)產(chǎn)生學(xué)習(xí)效應(yīng)和共享效應(yīng)(Duranton et al.，2004)，但對(duì)不同集聚程度的產(chǎn)業(yè)，地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)作用會(huì)有所不同。對(duì)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(gè)發(fā)展中國(guó)家的貿(mào)易便利化改革對(duì)出口績(jī)效的影響時(shí)，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(gè)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(qiáng)；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(qiáng)。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(jìn)程中獲益，導(dǎo)致貿(mào)易便利化對(duì)相應(yīng)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更大。

因而，地區(qū)貿(mào)易便利化水平提升會(huì)通過中間品進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易(“出口規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”、“出口資源配置效應(yīng)”、“進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)”和“進(jìn)口知識(shí)技術(shù)轉(zhuǎn)移效應(yīng)”)的作用渠道，進(jìn)而促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)；同時(shí)對(duì)集聚程度較高的產(chǎn)業(yè)而言，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)所在地區(qū)貿(mào)易便利化進(jìn)程對(duì)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更大。具體的影響機(jī)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(zhǎng)影響機(jī)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(guó)地區(qū)產(chǎn)業(yè)層面的數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)貿(mào)易便利化對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的影響，并驗(yàn)證產(chǎn)業(yè)集聚的外部性特征是否對(duì)貿(mào)易便利化影響中國(guó)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)存在強(qiáng)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(duì)貿(mào)易便利化影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)進(jìn)行了解釋，同時(shí)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(zhǎng)，進(jìn)而發(fā)揮對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的集聚優(yōu)勢(shì)。由于地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)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(jì)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(zhǎng)的機(jī)制。近年來，在產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)研究中涉及到國(guó)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(shí)，大多借鑒Rajan et al.(1998)的辦法，在研究金融發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)影響時(shí)，引入國(guó)家金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)外部融資依賴的交互項(xiàng)，建立連續(xù)變量的雙重差分非線性模型，進(jìn)而估計(jì)并識(shí)別它們具體對(duì)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的影響。Claessens et al.(2005)在研究產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)時(shí)，也應(yīng)用了這一模型。在對(duì)中國(guó)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)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(duì)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(xiàng))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(jìn)而估算貿(mào)易便利化通過產(chǎn)業(yè)集聚的外部性作用對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)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(duì)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)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(duì)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的平均影響，因而不能實(shí)證檢驗(yàn)貿(mào)易便利化對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。因此，需要對(duì)式(1)進(jìn)行修正，剔除地區(qū)固定效應(yīng)，單獨(dú)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(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的平均影響。由此，相應(yīng)的計(jì)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(biāo)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(zhǎng)率；為清楚的識(shí)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(jì)結(jié)果的有偏性，加入了影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)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(xiàng)(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(xiàng)(rj×RESOURCEr)，以及地區(qū)產(chǎn)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)性程度(comjr)、多樣化程度(divjr)、專業(yè)化程度(spejr)等三個(gè)反映動(dòng)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(cè)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(shí)式(1)中貿(mào)易便利化水平與產(chǎn)業(yè)集聚程度的交互項(xiàng)、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(jī)干擾項(xiàng)。

式(1)中交互項(xiàng)aggj×PCA_TFr的估計(jì)系數(shù)αDD為本文關(guān)注的第一個(gè)焦點(diǎn)，若該估計(jì)系數(shù)為正，則表明貿(mào)易便利化會(huì)促進(jìn)集聚程度較高的產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，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(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)；而式(2)中TFr的估計(jì)系數(shù)α則完全刻畫了貿(mào)易便利化對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的總體影響，是本文考察的第二個(gè)重點(diǎn)，若該估計(jì)系數(shù)顯著為正，則說明貿(mào)易便利化對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)有明顯的促進(jìn)作用。

(二)變量說明與度量

1.產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率

2.貿(mào)易便利化

由于尚無國(guó)際通用的貿(mào)易便利化標(biāo)準(zhǔn)定義，因而現(xiàn)今存在種類各異的貿(mào)易便利化測(cè)算方法。本文借鑒目前認(rèn)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(gè)方面，并利用綜合測(cè)算貿(mào)易便利化的計(jì)分法和代理變量法分別計(jì)算相應(yīng)領(lǐng)域的情況，通過標(biāo)準(zhǔn)化處理并經(jīng)主成分分析法構(gòu)建測(cè)算貿(mào)易便利化程度的綜合指標(biāo)——貿(mào)易便利化綜合指數(shù)。具體指標(biāo)測(cè)算如下：

(1)法制環(huán)境。以樊綱等(2011)的市場(chǎng)化指標(biāo)體系中的“市場(chǎng)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(biāo)，這與蔣為等(2015)的法制環(huán)境度量指標(biāo)一致。

(2)海關(guān)效率。借鑒Hoekstra(2013)對(duì)各國(guó)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(jìn)出口貨物清關(guān)所需的時(shí)間來代表海關(guān)效率，把該數(shù)據(jù)中每個(gè)地區(qū)的進(jìn)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(duì)中國(guó)各省區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施的測(cè)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(yùn)輸方式的總里程數(shù)，然后用總里程數(shù)除以相應(yīng)的國(guó)土面積再乘以1000，得到總體交通運(yùn)輸方式的每1000平方公里網(wǎng)絡(luò)密度(簡(jiǎn)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(cè)算，該指數(shù)在國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)科學(xué)研究所每年發(fā)布的《中國(guó)信息化發(fā)展指數(shù)監(jiān)測(cè)年度報(bào)告》中，宋周鶯等(2013)對(duì)此進(jìn)行了修正，修正后的信息化發(fā)展指數(shù)包括三類一級(jí)指標(biāo)和十一個(gè)二級(jí)指標(biāo)。

基于上述指標(biāo)，本文借鑒樊綱等(2011)計(jì)算市場(chǎng)化指數(shù)的方法對(duì)不同領(lǐng)域的指標(biāo)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化評(píng)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(jì)算樣本期每個(gè)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(biāo)。當(dāng)然，貿(mào)易便利化各個(gè)子領(lǐng)域指標(biāo)度量計(jì)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(yàn)中使用的主成分分析方法測(cè)算貿(mào)易便利化綜合指數(shù)的計(jì)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(biāo)也有所改進(jìn)，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(biāo)的度量方法，英文文獻(xiàn)參見Duranton et al.(2005)，中文文獻(xiàn)參見喬彬等(2007)。。其中第三代是最為前沿和最為準(zhǔn)確的研究測(cè)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(cè)算中國(guó)產(chǎn)業(yè)集聚的研究中尚不多見，因而目前中國(guó)的產(chǎn)業(yè)集聚測(cè)算仍以第二代測(cè)算體系為主。本文也采用第二代產(chǎn)業(yè)集聚指標(biāo)體系中EG指數(shù)(Ellison et al.，1997)的修正指數(shù)進(jìn)行測(cè)算，即使用MS指數(shù)(Maurel et al.，1999)。這是因?yàn)锳lonso-Villar et al.(2004)研究發(fā)現(xiàn)，MS指數(shù)和EG指數(shù)在測(cè)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(shí)，該類偏離對(duì)EG指數(shù)的作用永遠(yuǎn)都是正的，而對(duì)MS指數(shù)的影響會(huì)因偏離的方向不同而有所差異，當(dāng)偏離大于0時(shí)，對(duì)MS指數(shù)的作用為正，當(dāng)偏離小于0時(shí)，對(duì)MS指數(shù)的作用為負(fù)；此外還發(fā)現(xiàn)，上述差異使得MS指數(shù)對(duì)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(guó)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(dá)90%。因此，本文采用MS指數(shù)測(cè)算中國(guó)的產(chǎn)業(yè)集聚程度，具體計(jì)算公式如下式：

(3)

參照式(3)，以縣級(jí)層面為地理單元測(cè)算二分位行業(yè)中的每個(gè)行業(yè)每年的產(chǎn)業(yè)集聚程度，然后也采用類似計(jì)算貿(mào)易便利化程度的方法測(cè)算樣本期每個(gè)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(biāo)。

四、估計(jì)結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)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(gè)分領(lǐng)域指標(biāo)為基礎(chǔ)的基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果，兩表區(qū)別在于表2中加入了影響產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的一系列控制變量。按表1估計(jì)結(jié)果所示，貿(mào)易便利化四個(gè)分領(lǐng)域指標(biāo)的估計(jì)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(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)；貿(mào)易便利化四個(gè)分領(lǐng)域指標(biāo)與產(chǎn)業(yè)集聚的交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)也顯著為正，則表明貿(mào)易便利化四個(gè)分領(lǐng)域的改善都顯著促進(jìn)集聚程度較高產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)。而在加入控制變量后的估計(jì)結(jié)果依然如此*此時(shí)，海關(guān)效率的估計(jì)系數(shù)需要在31%的顯著性水平下顯著。，進(jìn)一步證明了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，具體見表2。

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

注：表中的所有標(biāo)準(zhǔn)誤都是異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；( )中數(shù)據(jù)均為異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)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(gè)領(lǐng)域?qū)Φ貐^(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)影響的基準(zhǔn)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(biāo)的度量都采用了統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)化度量方法，本文采用主成分分析法計(jì)算貿(mào)易便利化綜合指數(shù)，然后進(jìn)行回歸估計(jì)。同時(shí)，為了保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，在估計(jì)過程中加入了控制變量，估計(jì)結(jié)果如表3所示。由表3可知，此時(shí)仍然發(fā)現(xiàn)貿(mào)易便利化對(duì)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用(見表3第(1)、(3)列)，并且對(duì)集聚程度較高產(chǎn)業(yè)促進(jìn)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(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，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(qiáng)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(zhǎng)，因而，對(duì)集聚程度較高的產(chǎn)業(yè)，貿(mào)易便利化對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)表現(xiàn)出更高的促進(jìn)作用。為了簡(jiǎn)化分析，下文關(guān)于貿(mào)易便利化對(duì)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)影響的后續(xù)分析(包括進(jìn)一步討論和穩(wěn)健性檢驗(yàn))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(biāo)。

表3 貿(mào)易便利化綜合指數(shù)對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)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(shí)別不足檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，原假設(shè)為方程存在識(shí)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(yàn)，原假設(shè)為第一階段內(nèi)生回歸元聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)值為0；C-D Wald F值(Cragg-Donald Wald statistic)為工具變量弱識(shí)別檢驗(yàn)，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(jì)量的p值，{ }中數(shù)值為相應(yīng)統(tǒng)計(jì)量10%統(tǒng)計(jì)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(xiàng)(h1×HUMAN)估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明人力資本對(duì)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)具有重要作用，產(chǎn)業(yè)對(duì)人力資本依賴程度越高，人力資本對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的作用越大，這與黃玖立等(2009b)的研究結(jié)論一致。此外，就動(dòng)態(tài)外部性的估計(jì)結(jié)果而言，多樣化(divjr)估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明雅各布(Jacobs)外部性對(duì)中國(guó)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的作用明顯，與Batisse(2002)對(duì)中國(guó)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的研究結(jié)論相符；競(jìng)爭(zhēng)性(comjr)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，表現(xiàn)的不顯著，表明波特競(jìng)爭(zhēng)外部性不利于中國(guó)的地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，這是因?yàn)橹袊?guó)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展快速，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)激烈，從而可能出現(xiàn)過度競(jìng)爭(zhēng)，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(guó)的產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，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(jì)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(dòng)了中國(guó)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，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(zhǎng)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(jì)結(jié)果。而地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)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(zhǎng)的過程中，不可避免地會(huì)加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，從而導(dǎo)致地區(qū)產(chǎn)業(yè)進(jìn)口和出口的增加，這勢(shì)必會(huì)提高對(duì)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(shí)采用通用做法，即通過尋找檢驗(yàn)貿(mào)易便利化的有效工具變量，進(jìn)行工具變量的二階段最小二乘法(2SLS)估計(jì)，以更好識(shí)別貿(mào)易便利化對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響。借鑒黃玖立等(2006)使用的海外市場(chǎng)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(chǎng)接近程度以各省區(qū)省會(huì)城市與海岸線距離的倒數(shù)乘以100進(jìn)行計(jì)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(xiàng)無關(guān)。海外市場(chǎng)接近程度屬于地理變量，顯然與產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)無明顯的直接關(guān)系，也與本文樣本期的產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)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(duì)于中國(guó)而言，與海外市場(chǎng)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(jìn)出口的貿(mào)易便利化水平相對(duì)較高。

表3報(bào)告了以海外市場(chǎng)接近程度為工具變量的兩階段最小二乘法估計(jì)結(jié)果。工具變量的相關(guān)檢驗(yàn)具體步驟如下：(1)Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)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(shí)別；(2)Anderson-Rubin Wald F統(tǒng)計(jì)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(qiáng)的相關(guān)性；(3)Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量值都大于10%水平下的臨界值，顯著拒絕工具變量弱識(shí)別的原假設(shè)。此外，第一階段的F值也遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于10，上述檢驗(yàn)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(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)有顯著的促進(jìn)作用，尤其對(duì)集聚程度較高產(chǎn)業(yè)促進(jìn)作用更為顯著。這與上一部分的基準(zhǔn)回歸結(jié)果類似，各類控制變量的估計(jì)結(jié)果也基本一致，進(jìn)一步證實(shí)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(biāo)、替換估計(jì)方法和剔除異常值等辦法進(jìn)行穩(wěn)健性分析。

第一，替換關(guān)鍵變量度量指標(biāo)。對(duì)被解釋變量地區(qū)產(chǎn)業(yè)人均總產(chǎn)值增長(zhǎng)率的度量，基準(zhǔn)回歸中一直采用的是地區(qū)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值計(jì)算的結(jié)果，然而考慮到庫(kù)存問題導(dǎo)致的產(chǎn)能過剩對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，以及人均產(chǎn)值增長(zhǎng)率會(huì)受物價(jià)指數(shù)波動(dòng)的影響，本文需要進(jìn)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(zhǔn)計(jì)算地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)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(zhǔn)回歸中，本文采用主成分分析法(PCA)對(duì)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(biāo)進(jìn)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(biāo)權(quán)重存在差異，也是僅根據(jù)統(tǒng)計(jì)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(jì)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(jí)層面數(shù)據(jù)為度量計(jì)算單位，但文東偉等(2014)采用EG指數(shù)計(jì)算中國(guó)各行業(yè)的空間集聚程度時(shí)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(jí)給定時(shí)，地理層級(jí)越仔細(xì)，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(jí)層面數(shù)據(jù)分別計(jì)算二分位行業(yè)的MS指數(shù)，并進(jìn)行相應(yīng)估計(jì)，結(jié)果見表5的第(1)—(2)列。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果(一)

第二，變更估計(jì)方法。工具變量的弱識(shí)別問題會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果存在偏誤。雖然上述二階段最小二乘估計(jì)(2SLS)并沒有發(fā)現(xiàn)弱識(shí)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(jì)(LIML)會(huì)比二階段最小二乘法得到更優(yōu)的估計(jì)結(jié)果。此時(shí)為保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)定性，也進(jìn)行了工具變量的有限信息的最大似然估計(jì)(IV-LIML)回歸，具體見表5的第(3)—(4)列。

第三，剔除異常樣本觀測(cè)點(diǎn)。樣本數(shù)據(jù)中的異常值可能會(huì)嚴(yán)重影響估計(jì)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(qiáng)、分散程度高，但中國(guó)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?jī)?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(biāo)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(bào)告了利用工具變量法對(duì)上述三個(gè)視角進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相應(yīng)的工具變量的檢驗(yàn)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(huì)顯著影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，尤其是對(duì)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(jì)結(jié)果也與前文分析一致。說明估計(jì)結(jié)果并不會(huì)受變量度量指標(biāo)、估計(jì)方法、樣本異常值的影響，進(jìn)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(yàn)估計(jì)結(jié)果(二)

五、擴(kuò)展分析：可能的影響渠道探究

貿(mào)易便利化會(huì)通過影響中間投入品進(jìn)口和最終品貿(mào)易而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)。那么，貿(mào)易便利化影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的渠道是否真的存在呢？為此，需要進(jìn)一步建立中介效應(yīng)模型(mediator effects model)，結(jié)合《中國(guó)海關(guān)企業(yè)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫(kù)》*此處，根據(jù)相關(guān)機(jī)構(gòu)提供的HS、ISIC(Rev3)、GB/T2002、BEC、SNA等代碼之間的轉(zhuǎn)換和對(duì)照表對(duì)《中國(guó)海關(guān)企業(yè)進(jìn)出口數(shù)據(jù)》進(jìn)行靈活轉(zhuǎn)換，得到相應(yīng)各個(gè)行業(yè)的中間品、最終品等進(jìn)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(jìn)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(jìn)出口數(shù)據(jù)。相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)可能的影響渠道進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

中介效應(yīng)模型的構(gòu)建分為三步：首先，中介變量對(duì)基本自變量進(jìn)行回歸；其次，因變量對(duì)基本自變量進(jìn)行回歸，也即前文的式(2)；最后，因變量同時(shí)對(duì)基本自變量和中介變量進(jìn)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(shí)滿足，通過進(jìn)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(jì)系數(shù)小于第二步的估計(jì)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(jì)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(duì)最終品貿(mào)易便利化和中間品貿(mào)易便利化兩個(gè)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(zhǔn)確刻畫和度量，本文選取相關(guān)中介變量對(duì)部分影響渠道來進(jìn)行檢驗(yàn)。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(jìn)口方面

如前文所述，貿(mào)易便利化會(huì)通過進(jìn)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(zhǎng)，這分別反映的是中間品進(jìn)口貿(mào)易便利化帶來的中間品進(jìn)口產(chǎn)品種類、產(chǎn)品數(shù)量以及產(chǎn)品單位成本對(duì)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，本文分別選取地區(qū)產(chǎn)業(yè)層面的中間品進(jìn)口種類數(shù)目(imp_inter_hs_num)、產(chǎn)品數(shù)量(imp_inter_quantity)、進(jìn)口相對(duì)價(jià)格(rel_imp_inter_price)*各地區(qū)各產(chǎn)業(yè)中間進(jìn)口品相對(duì)價(jià)格計(jì)算步驟如下：根據(jù)各個(gè)地區(qū)每個(gè)產(chǎn)業(yè)中間品的進(jìn)口總額和數(shù)量，得到相應(yīng)地區(qū)產(chǎn)業(yè)中間品的進(jìn)口價(jià)格；然后參照張翊等(2015)采用制造業(yè)工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)代理國(guó)內(nèi)生產(chǎn)中間品價(jià)格的方法，以各地區(qū)按行業(yè)分工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)作為國(guó)內(nèi)各地區(qū)各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)的中間品價(jià)格；最后，各地區(qū)各產(chǎn)業(yè)中間品進(jìn)口價(jià)格與國(guó)內(nèi)各地區(qū)各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)的中間品價(jià)格相除，即可得到各地區(qū)各產(chǎn)業(yè)的中間品進(jìn)口相對(duì)價(jià)格(rel_price)。予以度量。

表6 貿(mào)易便利化對(duì)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的影響渠道：中間品進(jìn)口方面

如表6所示，第(1)列為前文基準(zhǔn)估計(jì)，即式(5)、式(2)的結(jié)果；對(duì)于中介效應(yīng)模型式(4)，相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果為第(2)、(4)、(6)列，第(2)、(4)列貿(mào)易便利化的估計(jì)系數(shù)都在1%的顯著性水平下為正，說明貿(mào)易便利化會(huì)促進(jìn)中間品進(jìn)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(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明推進(jìn)貿(mào)易便利化將削減中間品進(jìn)口的相對(duì)價(jià)格；對(duì)于中介效應(yīng)模型式(6)，相應(yīng)的估計(jì)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(jì)系數(shù)小于第(1)列基準(zhǔn)估計(jì)的結(jié)果，其中對(duì)應(yīng)的中介變量ln(imp_inter_hs_num)和ln(imp_inter_quantity)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明進(jìn)口產(chǎn)品種類的增加和進(jìn)口產(chǎn)品數(shù)量的增多有益于地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，而中介變量ln(rel_imp_inter_price)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，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(jìn)口中間品相對(duì)價(jià)格的下降有利于地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)。與此相對(duì)應(yīng)的Sobel檢驗(yàn)，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(duì)應(yīng)的Sobel檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(yàn)估計(jì)結(jié)果充分證實(shí)了貿(mào)易便利化會(huì)通過中間品進(jìn)口的“水平效應(yīng)”、“垂直效應(yīng)”、“成本節(jié)約效應(yīng)”促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)。

(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(huì)通過擴(kuò)大出口的方式，產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和資源配置效應(yīng)，從而實(shí)現(xiàn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，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(huì)增加最終品進(jìn)口，增進(jìn)進(jìn)口的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)和知識(shí)技術(shù)的轉(zhuǎn)移效應(yīng)，進(jìn)而影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)。內(nèi)生增長(zhǎng)理論表明，產(chǎn)品種類越多，知識(shí)、技術(shù)的轉(zhuǎn)移能力和創(chuàng)新能力越強(qiáng)，因而可以采用進(jìn)口最終品的種類數(shù)目(imp_hs_num)刻畫進(jìn)口最終品貿(mào)易便利化的知識(shí)轉(zhuǎn)移能力和技術(shù)轉(zhuǎn)移能力，而進(jìn)口最終品帶來的競(jìng)爭(zhēng)程度使用最終品進(jìn)口總額(imp_value)度量，進(jìn)口總額越多，競(jìng)爭(zhēng)程度越高。

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

表7報(bào)告了貿(mào)易便利化通過影響最終品進(jìn)出口貿(mào)易的方式，進(jìn)而對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)產(chǎn)生作用的中介效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。中介效應(yīng)模型式(4)估計(jì)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(jì)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(jìn)了最終品出口總量、出口種類數(shù)目、進(jìn)口最終品種類數(shù)目以及進(jìn)口總額的增加；中介效應(yīng)模型式(6)估計(jì)結(jié)果為表7第(2)、(4)、(6)、(8)列，貿(mào)易便利化的估計(jì)系數(shù)也都在1%的顯著性水平下顯著為正，但估計(jì)系數(shù)小于表6的第(1)列基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果，即式(5)估計(jì)結(jié)果，且除ln(exp_quantity)之外，分別對(duì)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(jì)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(jìn)口的產(chǎn)品總額以及進(jìn)口產(chǎn)品種類數(shù)目的增加都促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，與此相對(duì)應(yīng)的Sobel檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(yàn)結(jié)果都充分證實(shí)了下述結(jié)果：貿(mào)易便利化通過最終品進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)存在“規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”、“資源配置效應(yīng)”、“競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)”以及“知識(shí)技術(shù)轉(zhuǎn)移效應(yīng)”等四個(gè)渠道的影響機(jī)制。

六、結(jié)論與政策啟示

本文在文獻(xiàn)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(zhǎng)，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(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)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(guó)2005—2010年地區(qū)產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了產(chǎn)業(yè)集聚視角下貿(mào)易便利化對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：貿(mào)易便利化顯著促進(jìn)了地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，尤其顯著地促進(jìn)集聚程度較高產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)；貿(mào)易便利化通過最終品進(jìn)出口貿(mào)易的“出口規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”、“出口資源配置效應(yīng)”、“進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)”、“進(jìn)口知識(shí)技術(shù)轉(zhuǎn)移效應(yīng)”以及中間品進(jìn)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(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)。

基于結(jié)論，政策啟示在于：

首先，應(yīng)該繼續(xù)推進(jìn)中國(guó)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(duì)自由貿(mào)易、逆全球化的浪潮，但應(yīng)該繼續(xù)加快推進(jìn)中國(guó)貿(mào)易便利化進(jìn)程，尤其是推進(jìn)中國(guó)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(shí)代”增強(qiáng)中國(guó)企業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力、提高中國(guó)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)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(jìn)口知識(shí)技術(shù)轉(zhuǎn)移效應(yīng)”，以更好地促進(jìn)中國(guó)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)。目前，中國(guó)經(jīng)濟(jì)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。“出口規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”雖然推動(dòng)了地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)，極大地提高了中國(guó)的產(chǎn)能水平，卻未能很好地提升中國(guó)在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)中的位置。因此，要增強(qiáng)貿(mào)易便利化進(jìn)程推進(jìn)與產(chǎn)業(yè)政策制定對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的協(xié)同促進(jìn)作用：一方面，鼓勵(lì)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(duì)技術(shù)升級(jí)和產(chǎn)品創(chuàng)新的促進(jìn)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(jìn)中國(guó)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)。當(dāng)前，中國(guó)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(jì)合作層面給中國(guó)及合作區(qū)域的貿(mào)易便利化帶來了難得的機(jī)遇，尤其中國(guó)對(duì)周邊交通、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施的投入，以及在國(guó)際機(jī)制平臺(tái)中實(shí)現(xiàn)的通關(guān)效率和制度建設(shè)等，無疑都將拓展中國(guó)的國(guó)際貿(mào)易空間，從而有利于中國(guó)地區(qū)產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)和升級(jí)。

薄文廣. 2007. 外部性與產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng):來自中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的研究[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)(1):37-44.

薄文廣. 2008. 動(dòng)態(tài)外部性、外國(guó)直接投資與地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng):基于中國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 國(guó)際貿(mào)易問題(7):87-93.

樊綱,王小魯,朱恒鵬. 2011. 中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù):各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2011 年報(bào)告(第1版)[M]. 北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社.

范劍勇. 2004. 市場(chǎng)一體化、地區(qū)專業(yè)化與產(chǎn)業(yè)集聚趨勢(shì):兼談對(duì)地區(qū)差距的影響[J]. 中國(guó)社會(huì)科學(xué)(6):39-51,204-205.

范劍勇. 2006. 產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)間勞動(dòng)生產(chǎn)率差異[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(11):72-81.

賀燦飛,潘峰華. 2009. 中國(guó)城市產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)研究：基于動(dòng)態(tài)外部性與經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型視角[J]. 地理研究(3):726-737.

黃玖立,黃俊立. 2008. 市場(chǎng)規(guī)模與中國(guó)省區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué) (季刊)(4):1317-1334.

黃玖立,李坤望. 2006. 出口開放、地區(qū)市場(chǎng)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(6):27-38.

黃玖立,冼國(guó)明. 2009a. FDI、融資依賴與產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng): 中國(guó)省區(qū)的證據(jù)[J]. 世界經(jīng)濟(jì)文匯(3):60-74.

黃玖立,冼國(guó)明. 2009b. 人力資本與中國(guó)省區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)[J]. 世界經(jīng)濟(jì)(5):27-40.

賈凈雪. 2015. 我國(guó)中間品進(jìn)口結(jié)構(gòu)及其行業(yè)增長(zhǎng)效應(yīng)研究[J]. 國(guó)際貿(mào)易問題(5):21-30.

蔣冠宏,蔣殿春. 2012. 基礎(chǔ)設(shè)施、基礎(chǔ)設(shè)施依賴與產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)：基于中國(guó)省區(qū)行業(yè)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)[J]. 南方經(jīng)濟(jì)(11):116-129.

蔣冠宏,蔣殿春,王曉嬈. 2013. 契約執(zhí)行效率與省區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)：來自中國(guó)的證據(jù)[J]. 世界經(jīng)濟(jì)(9):49-68.

蔣為,蔣柳. 2015. 法制環(huán)境,契約執(zhí)行與中國(guó)企業(yè)出口行為[J]. 當(dāng)代財(cái)經(jīng)(1):87-97.

劉秉鐮,劉玉海. 2011. 交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與中國(guó)制造業(yè)企業(yè)庫(kù)存成本降低[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)(5):69-79.

劉修巖. 2009. 產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：一個(gè)文獻(xiàn)綜述[J]. 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究(3):70-78.

盛斌,毛其淋. 2011. 貿(mào)易開放、國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化與中國(guó)省際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng):1985—2008年[J]. 世界經(jīng)濟(jì)(11):44-66.

盛丹,王永進(jìn). 2011. 市場(chǎng)化、技術(shù)復(fù)雜度與中國(guó)省區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)[J]. 世界經(jīng)濟(jì)(6):26-47.

宋周鶯,劉衛(wèi)東. 2013. 中國(guó)信息化發(fā)展進(jìn)程及其時(shí)空格局分析[J]. 地理科學(xué)(3):257-265.

佟家棟,劉竹青. 2014. 地理集聚與企業(yè)的出口抉擇: 基于外資融資依賴角度的研究[J]. 世界經(jīng)濟(jì)(7):67-85.

王蒼峰. 2007. 中間品進(jìn)口對(duì)我國(guó)制造業(yè)行業(yè)人均產(chǎn)出的影響：對(duì)1999—2003年28個(gè)行業(yè)的實(shí)證研究[J]. 南開經(jīng)濟(jì)研究(4):129-138.

王孝松,翟光宇,林發(fā)勤. 2015. 反傾銷對(duì)中國(guó)出口的抑制效應(yīng)探究[J]. 世界經(jīng)濟(jì)(5):36-58.

文東偉. 2013. FDI、出口開放與中國(guó)省區(qū)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)[J]. 金融研究(6):104-117.

文東偉,冼國(guó)明. 2014. 中國(guó)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的程度及其演變趨勢(shì):1998—2009年[J]. 世界經(jīng)濟(jì)(3):3-31.

吳三忙,李善同. 2011. 專業(yè)化, 多樣化與產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)關(guān)系：基于中國(guó)省級(jí)制造業(yè)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究(8):21-34.

ALONSO-VILLAR O, CHAMORRO-RIVAS J, GONZALEZ-CERDEIRA X. 2004. Agglomeration economies in manufacturing industries: the case of Spain [J]. Applied Economics, 36(18):2103-2116.

BATISSE C. 2002. Dynamic externalities and local growth: a panel data analysis applied to Chinese provinces [J]. China Economic Review, 13(2):231-251.

BAUMOL W J， LEE K S. 1991. Contestable markets, trade, and development [J]. The World Bank Research Observer, 6(1):1-17.

BRODA C， WEINSTEIN D E. 2004. Variety growth and World welfare [J]. American Economic Review, 94(2):139-144.

BRODA C， WEINSTEIN D E. 2006. Globalization and the gains from variety [J]. The Quarterly Journal of Economics, 121(2):541-585.

CICCONE A， PAPAIOANNOU E. 2009. Human capital, the structure of production, and growth [J]. Review of Economics and Statistics, 91(1):66-82.

CLAESSENS S， LAEVEN L. 2005. Financial dependence, banking sector competition, and economic growth [J]. Journal of the European Economic Association, 3(1):179-207.

COE D T， HELPMAN E. 1995. International R&D spillovers [J]. European economic review, 39(5):859-887.

COMBES P P. 2000. Economic structure and local growth: France, 1984—1993 [J]. Journal of Urban Economics, 47(3):329-355.

DEMURGER S. 2001. Infrastructure development and economic growth: an explanation for regional disparities in China [J]. Journal of Comparative economics, 29(1):95-117.

DURANTON G， OVERMAN H G. 2005. Testing for localization using micro-geographic data [J]. The Review of Economic Studies, 72(4):1077-1106.

DURANTON G， PUGA D. 2004. Micro-foundations of urban agglomeration economies [R]. NBER Working Paper, w9931.

ELLISON G, GLAESER E L. 1997. Geographic concentration in US manufacturing industries: a dartboard approach [J]. Journal of Political Economy, 105(5):889-927.

FRANK M W. 2005. Income inequality and economic growth in the US:a panel cointegration approach [R]. Sam Houston State University Economics and International Business Working Paper, No.SHSU-ECO-WP05-03.

GAO T. 2004. Regional industrial growth: evidence from Chinese industries [J]. Regional Science and Urban Economics, 34(1):101-124.

GLAESER E L, KALLAL H D, SCHEINKMAN J A， et al. 1992. Growth in cities [J]. Journal of Political Economy, 100(6):1126-1152.

GROSSMAN G M, HELPMAN E. 1991. Quality ladders in the theory of growth [J]. The Review of Economic Studies, 58(1):43-61.

HELPMAN E, KRUGMAN P R. 1986. Market structure and foreign trade: increasing returns, imperfect competition, and the international economy [J]. The Economic Quarterly, 40(129):708-710.

HENDERSON V, KUNCORO A, TURNER M. 1995. Industrial development in cities [J]. Journal of Political Economy, 103(5):1067-1090.

HOEKSTRA R. 2013. Boosting manufacturing firms′ exports? the role of trade facilitation in Africa [R]. IEE Working Paper 197.

KRUGMAN P R. 1979. Increasing returns, monopolistic competition, and international trade [J]. Journal of International Economics, 9(4):469-479.

LI Y, WILSON J. 2009. Trade facilitation and expanding the benefits of trade: evidence from the firm-level data [R]: ARTNET Working Paper, No.7109.

MAUREL F, SEDILLOT B. 1999. A measure of the geographic concentration in French manufacturing industries [J]. Regional Science and Urban Economics, 29(5):575-604.

MODY A, WANG F Y. 1997. Explaining industrial growth in coastal China: economic reforms… and what else [J]. The World Bank Economic Review, 11(2):293-325.

PORTUGAL-PEREZ A, WILSON J S. 2012. Export performance and trade facilitation reform: hard and soft infrastructure [J]. World Development, 40(7):1295-1307.

RAJAN R G, ZINGALES L. 1998. Financial dependence and growth [J]. American Economic Review, 88(3):559-586.

STOCK J H, WRIGHT J H, YOGO M. 2002. A survey of weak instruments and weak identification in generalized method of moments [J]. Journal of Business & Economic Statistics, 20(4):518-529.

WILSON J S, MANN C L, OTSUKI T. 2003. Trade facilitation and economic development: a new approach to quantifying the impact [J]. The World Bank Economic Review, 17(3):367-389.

WILSON J S, MANN C L, OTSUKI T. 2005. Assessing the benefits of trade facilitation: a global perspective [J]. The World Economy, 28(6):841-871.

(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(jì)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(cái)經(jīng)大學(xué)印度洋地區(qū)研究中心講師。

教育部人文社會(huì)科學(xué)項(xiàng)目“貿(mào)易便利化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和企業(yè)績(jī)效的影響研究——以中國(guó)-東盟自貿(mào)區(qū)為例”(14YJC790059)；云南省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目“中國(guó)東盟貿(mào)易便利化合作及經(jīng)濟(jì)影響研究”(QN2014022)；云南省科技惠民計(jì)劃項(xiàng)目“經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下云南產(chǎn)業(yè)發(fā)展新動(dòng)力研究”(2015RD008)。

F752.4

A

1001-6260(2017)06-0001-16

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

財(cái)貿(mào)研究 2017.6