出口的空間溢出效應(yīng)及其影響因素研究

李姍姍

(湖南科技大學(xué)，湖南 湘潭 411201)

一、引言

集聚經(jīng)濟(jì)的外部性問題自馬歇爾以來長期受到經(jīng)濟(jì)學(xué)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(yīng)歸納為三類：一是分享效應(yīng)，包括公共物品效應(yīng)、專業(yè)化效應(yīng)、多樣化效應(yīng)和風(fēng)險分散效應(yīng)；二是匹配效應(yīng)，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(xué)習(xí)效應(yīng)，包括知識創(chuàng)造、知識擴(kuò)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(dāng)運(yùn)輸成本下降，高生產(chǎn)率的企業(yè)為實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，降低平均成本，選擇進(jìn)入集聚區(qū)；低生產(chǎn)率的企業(yè)為避免激烈競爭進(jìn)入外圍區(qū)。同時，集聚區(qū)中的企業(yè)通過“集聚中學(xué)習(xí)”，進(jìn)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(fù)面效應(yīng)。

當(dāng)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(jì)發(fā)展的影響；獨(dú)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(yīng)。相對于以往研究，本文的主要貢獻(xiàn)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(jì)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(shè)定和變量說明

(一)研究方法

1.空間相關(guān)性檢驗(yàn)?？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(yīng)，表示存在空間正相關(guān)，反之，則存在空間負(fù)相關(guān)。常用的檢驗(yàn)區(qū)域間要素空間性的指標(biāo)主要有Geary’sC、Moran’sI、Getis指數(shù)等，當(dāng)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(dāng)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(diǎn)圖能提供更好的解釋。散點(diǎn)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(shí)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(jì)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(jì)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(dāng)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(yàn)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(jì)效應(yīng)，也考慮了直接參與地區(qū)和鄰近地區(qū)之間的互動效應(yīng)，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(xiàng)和被解釋變量的空間滯后項(xiàng)。α是常數(shù)項(xiàng)，ln是n×1階單位矩陣，β與θ是回歸系數(shù)，ε代表誤差項(xiàng)。

(二)模型設(shè)定、變量說明與數(shù)據(jù)來源

1.模型設(shè)定與變量說明。本文選取中亞經(jīng)濟(jì)帶各國經(jīng)濟(jì)規(guī)?？偭孔鳛橹饕忉屪兞浚捎玫貐^(qū)開放程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本、實(shí)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?yàn)楸疚牡闹饕P(guān)注點(diǎn)在于出口集聚對經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)方面，所以在考慮了本地區(qū)出口集聚對經(jīng)濟(jì)增長的影響的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步考慮了本區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平受鄰近區(qū)域出口集聚和經(jīng)濟(jì)增長的相應(yīng)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(xiàng)。

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(jìn)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?jǐn)?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(shí)證結(jié)果與分析

(一)空間相關(guān)性檢驗(yàn)

通過使用Stata軟件進(jìn)行相應(yīng)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)處理，最終計算得出我國對中亞經(jīng)濟(jì)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(jì)規(guī)?？偭康?Moran＇s I指數(shù)在不同空間權(quán)重下的檢驗(yàn)結(jié)果也顯著為正，說明中亞地區(qū)主要經(jīng)濟(jì)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(diǎn)圖檢驗(yàn)不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(diǎn)圖(2016年)

圖2 GDP的Moran’s I 散點(diǎn)圖(2016年)

我國對中亞地區(qū)出口與中亞地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(diǎn)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(jì)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(jì)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(yàn)來確定隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型。其中固定效應(yīng)又可細(xì)分為地區(qū)固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)和雙固定效應(yīng)。為了確定使用哪種固定效應(yīng)更加適合本文，進(jìn)而采用LR檢驗(yàn)進(jìn)行可行性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷幕貧w結(jié)果如表3所示。

表3 面板模型估計

注:在 Hausman 檢驗(yàn)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(yīng)，為了驗(yàn)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(jìn)一步采用了Wald 檢驗(yàn)。如果檢驗(yàn)結(jié)果均表明拒絕原假設(shè)，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(yàn)均在1%的顯著水平下顯著，則拒絕原假設(shè)。

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(yàn)，即表明我國對中亞地區(qū)的出口具有相應(yīng)的空間依賴性，說明了相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(jì)增長受出口集聚影響的相應(yīng)因素。即不論是在鄰接權(quán)重還是經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重下，經(jīng)濟(jì)規(guī)?？偭康南禂?shù)均負(fù)正，這表明我國對中亞地區(qū)的出口與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)相關(guān)性較弱。

3.空間杜賓模型的三種效應(yīng)分解

由于存在空間溢出效應(yīng)，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(yīng)進(jìn)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(yīng)?？臻g效應(yīng)分解如表5所示。

表5 空間杜賓模型的三種效應(yīng)分解

表 5 結(jié)論如下:(1)空間杜賓模型的直接效應(yīng)。通過使用兩種權(quán)重矩陣進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，我國出口集聚對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)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(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平具有一定的正向效應(yīng)。另外，經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣下出口集聚對經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)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(fèi)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(yīng)下，出口對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響逐漸減弱。(2)空間杜賓模型的間接效應(yīng)。出口集聚在經(jīng)濟(jì)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。控制變量經(jīng)濟(jì)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(jì)權(quán)重下1%的顯著，然而其系數(shù)值為負(fù)，說明當(dāng)只考慮經(jīng)濟(jì)這一因素時，出口集聚對其他地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長具有相應(yīng)的抑制作用。瑞典經(jīng)濟(jì)學(xué)家謬爾達(dá)爾利用“回流效應(yīng)”和“擴(kuò)散效應(yīng)”對此進(jìn)行解釋。出口集聚產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)為回流效應(yīng)，發(fā)達(dá)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(kuò)散效應(yīng)”表現(xiàn)為周邊落后地區(qū)與發(fā)達(dá)地區(qū)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)往來的同時，也會促進(jìn)發(fā)達(dá)地區(qū)知識、技術(shù)的外溢，產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)，因而會促進(jìn)鄰近落后區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。僅考慮地理區(qū)位的0-1鄰接效應(yīng)時，“回流效應(yīng)”與“擴(kuò)散效應(yīng)”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(jì)因素，“擴(kuò)散效應(yīng)”的作用就小于“回流效應(yīng)”，這就會導(dǎo)致其他地區(qū)的出口集聚對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。(3)控制變量的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)。在這兩種空間權(quán)重下，進(jìn)口依存度對出口集聚的三種效應(yīng)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(jì)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(jì)因素時，出口集聚與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地區(qū)開放程度、人力資本、實(shí)際匯率、出口依存度之間有較強(qiáng)的相關(guān)性；從系數(shù)值上來看，出口集聚對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)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(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響程度及其產(chǎn)生的空間集聚格局進(jìn)行了系統(tǒng)的分析和檢驗(yàn)。結(jié)果表明:1.當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)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(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響顯著。當(dāng)忽略空間因素的影響時，其影響程度會被進(jìn)一步高估；當(dāng)只考慮經(jīng)濟(jì)因素的空間權(quán)重時，本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長受其他地區(qū)出口集聚的回流效應(yīng)影響程度較深，因此出口集聚表現(xiàn)出空間負(fù)溢出效應(yīng)；當(dāng)納入地理因素后，回流效應(yīng)會因其他地區(qū)出口集聚對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的擴(kuò)散效應(yīng)而抵消，負(fù)的空間溢出效應(yīng)影響則會降低。因此，我們得到更加準(zhǔn)確的空間溢出效應(yīng)。中亞地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異性較小，能更好地開展交流與合作，實(shí)現(xiàn)發(fā)展的外部性。對此，我國應(yīng)不斷完善雙邊貿(mào)易機(jī)制，實(shí)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(fù)面影響，以貿(mào)易帶動地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。