我國交通基礎設施投資對國際貿(mào)易的影響*
——基于省際面板數(shù)據(jù)檢驗

武漢理工大學經(jīng)濟學院 付新平 朱曉奔

改革開放以來，我國進出口總額從1978年的355億元提升至2018年的30.51萬億元，年均增速達18.6%,高于同期我國GDP的增速。(1)根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒(2019)》相關(guān)數(shù)據(jù)整理計算得到。高速增長的背后隱含的是我國地區(qū)之間不平衡的國際貿(mào)易發(fā)展，東部地區(qū)國際貿(mào)易發(fā)展水平顯著高于西部地區(qū)的國際貿(mào)易發(fā)展水平，在改革進入深水區(qū)的當下即使是東部地區(qū)也面臨進一步提升國際貿(mào)易水平和參與能力的問題。早在1994年，世界銀行就在“Infrastructure for Development”一文中指出“基礎設施建設在決定貿(mào)易量增長方面起著關(guān)鍵性作用”。改革開放40年來我國交通基礎設施建設也取得了巨大成就，交通基礎設施的建設無論從質(zhì)還是量上都有巨大的飛躍。截至2018年底，我國公路通車里程約485.6萬公里，公路客貨運輸量及周轉(zhuǎn)量均位列世界第一；我國鐵路營業(yè)里程達13.1萬公里，鐵路旅客周轉(zhuǎn)量及貨運量均位列世界第一；沿海港口萬噸級及以上泊位2411個，全國港口貨物吞吐量和集裝箱吞吐量位列世界第一；民用運輸機場總數(shù)量已達到235個，民航運送旅客及貨郵周轉(zhuǎn)量均位列世界第二。(2)根據(jù)國家統(tǒng)計局、交通部、民航局等公報中相關(guān)數(shù)據(jù)整理得到。但是拋開整體數(shù)據(jù)看地區(qū)發(fā)展不難發(fā)現(xiàn)，交通基礎設施建設也存在地區(qū)之間發(fā)展的不平衡現(xiàn)象。2019年9月由中共中央、國務院聯(lián)合印發(fā)實施的《交通強國建設綱要》明確強調(diào)了交通基礎設施建設的重要性以及其“先行官”的定位，如何完善交通基礎設施建設促進我國國際貿(mào)易發(fā)展是一項值得深入研究的課題。

一、文獻綜述

交通基礎設施投資對國際貿(mào)易的影響一直是國內(nèi)外學者研究的熱點問題。Martine-Zarzoso和Nowak-Lehmann(2003)運用貿(mào)易引力模型對歐盟共同市場的雙邊貿(mào)易進行研究，發(fā)現(xiàn)基礎設施投資是雙邊貿(mào)易流動中的重要因素，在進一步對數(shù)據(jù)進行解構(gòu)分析的基礎上發(fā)現(xiàn)，基礎設施投資并不能對國際貿(mào)易產(chǎn)生有效促進，只有對與出口相關(guān)的基礎設施進行投資才能對貿(mào)易有顯著的促進作用。Fujimura(2008)實證分析考察了湄公河流域的公路基礎設施發(fā)展對雙邊貿(mào)易的影響，證明了交通基礎設施建設與主要商品貿(mào)易間存在正相關(guān)關(guān)系，公路基礎設施的發(fā)展對出口貿(mào)易的影響尤為顯著。Ismail 和Mahyideen(2015)運用貿(mào)易引力模型，將交通基礎設施建設指標納入模型中考察交通基礎設施投資對亞洲地區(qū)進出口貿(mào)易的影響，研究發(fā)現(xiàn)交通基礎設施的發(fā)展對亞洲地區(qū)的制造業(yè)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的進出口有顯著的促進作用。Cosar和Demir(2016)通過觀察發(fā)現(xiàn)交通基礎設施建設對國際貿(mào)易影響是非線性的，并運用土耳其的省級面板數(shù)據(jù)研究并證明了這一發(fā)現(xiàn)。Bouet等(2008)對非洲貿(mào)易發(fā)展不足的問題進行研判并對原因進行了分析，研究發(fā)現(xiàn)基礎設施建設對于國際貿(mào)易的影響作用是非線性的，并找出了交通基礎設施建設與其他基礎設施建設之間存在互補性的證據(jù)，指出基礎設施建設之間的相互作用在基礎設施發(fā)展對國際貿(mào)易的影響中起了決定作用。

國內(nèi)學者劉倫武(2013)運用計量經(jīng)濟學協(xié)整理論、誤差修正模型對我國交通基礎設施建設與對外貿(mào)易增長之間的長短期關(guān)系進行了研究，研究發(fā)現(xiàn)交通基礎設施投資與國際貿(mào)易總額在短期內(nèi)存在波動，甚至相關(guān)系數(shù)可能為負，但從長期來看，兩者保持均衡穩(wěn)定的關(guān)系。陳麗麗等(2014)選取我國30個省(區(qū)、市)2000～2009年的貿(mào)易數(shù)據(jù)，運用引力模型分析了交通基礎設施建設對我國進出口貿(mào)易的影響，結(jié)果表明沿途省份的交通基礎設施建設對進出口貿(mào)易增長的促進作用要高于本地基礎設施建設的促進作用。楊愷鈞和褚天威(2016)利用空間杜賓模型實證了交通運輸對進口貿(mào)易的直接效應與間接效應，研究表明交通基礎設施建設對當?shù)剡M口貿(mào)易及周邊區(qū)域的進口貿(mào)易都有顯著的促進作用。汪來喜(2015)利用我國各省(區(qū)、市)的數(shù)據(jù)進行研究，認為交通基礎設施的建設對出口有促進作用，但這種促進作用在不同地區(qū)的表現(xiàn)不同。程傳超和馮其云(2019)通過薈萃(Meta)分析方法對相關(guān)文獻中的定量觀點進行綜合分析，發(fā)現(xiàn)基礎設施建設對國際貿(mào)易影響的實證結(jié)果會受到各研究特征的影響，隨著調(diào)節(jié)變量的改變，基礎設施建設與國際貿(mào)易的關(guān)系會產(chǎn)生差異。

綜上所述，已有的文獻顯示出學者們普遍關(guān)注了交通基礎設施建設對國際貿(mào)易產(chǎn)生的影響，認為交通基礎設施建設對國際貿(mào)易有正向促進作用，但也可以看出現(xiàn)有的研究中依然存在一定的局限性。第一，對于交通基礎設施建設多以“實物形態(tài)”的角度出發(fā)，大多以建設成效衡量交通基礎設施建設水平，鮮有文獻從交通基礎設施投資的角度研究交通基礎設施建設的影響，而且已有從這一角度出發(fā)的文獻對于交通基礎設施建設對國際貿(mào)易的正向促進作用抱有疑問。第二，在交通基礎設施建設對貿(mào)易影響研究文獻中，多數(shù)學者采用傳統(tǒng)回歸方法進行實證研究，而考慮空間交互效應的空間計量研究較少，忽略了同一經(jīng)濟體內(nèi)其他地區(qū)交通基礎設施建設的影響?；谝陨蟽牲c發(fā)現(xiàn)，筆者認為探究交通基礎設施投資對我國國際貿(mào)易影響的問題時，從交通基礎設施投入和空間交互影響的角度存在一定的研究空間。由于交通基礎設施投入不僅能夠改善交通基礎設施水平降低運輸成本，還能帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展促進市場擴張，因而對國際貿(mào)易中的進口和出口都會產(chǎn)生影響。同時經(jīng)濟體內(nèi)部的交互關(guān)系可以通過省際層面數(shù)據(jù)來考察，本文利用我國31個省(區(qū)、市)的2003～2017年數(shù)據(jù)構(gòu)建空間面板計量模型，對我國交通基礎設施投資和國際貿(mào)易之間的關(guān)系進行實證研究，考察交通基礎設施建設對我國國際貿(mào)易的影響作用。

二、變量選取與模型設定

根據(jù)已有文獻成果以及筆者通過逐步回歸篩選，選取以下變量作為本文實證檢驗對象。本文中被解釋變量、解釋變量和控制變量選取的時間范圍是2003～2017年，數(shù)據(jù)源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》，歷年各省(區(qū)、市)《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》，《中國市場化指數(shù)》及歷年《中國分省份市場化指數(shù)報告》，個別缺失數(shù)據(jù)采用插值法進行補充。

(一)變量選取

本文研究的是交通基礎設施投資與國際貿(mào)易的關(guān)系，最直觀反映國際貿(mào)易發(fā)展的指標是進出口總額，因此本文選用《中國統(tǒng)計年鑒》中各省(區(qū)、市)進出口貿(mào)易總額作為被解釋變量，來反映各省(區(qū)、市)的國際貿(mào)易水平，用Trade表示。鑒于劉生龍和胡鞍鋼(2010)的研究，選用“貨幣形態(tài)”衡量交通基礎設施發(fā)展情況，考慮數(shù)據(jù)的可得性和完整性，選用《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》中國民經(jīng)濟行業(yè)中交通運輸、倉儲和郵政業(yè)固定資產(chǎn)投入作為交通基礎設施投資衡量指標，用Tran表示。選取下列指標作為控制變量。

1.經(jīng)濟規(guī)模。地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平與進出口貿(mào)易密切相關(guān)，在經(jīng)濟全球化的背景下，經(jīng)濟規(guī)模越高，該地區(qū)參與全球經(jīng)濟活動也越多，本文選用《中國統(tǒng)計年鑒》中各省(區(qū)、市)國內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量一個地區(qū)經(jīng)濟規(guī)模的指標，用RDP表示。

2.市場化水平。地區(qū)的市場化水平可能會直接影響進出口貿(mào)易，市場化程度越高，資源和要素優(yōu)化配置效率越高，參與全球化活動的可能性也越高。借鑒楊凱鈞和諸天威(2016)的研究，引用樊綱、王小魯、朱恒鵬2011年《中國市場化指數(shù)》中的數(shù)據(jù)以及對我國各地區(qū)市場化測度的方法，選用歷年《中國分省份市場化指數(shù)報告》中各省(區(qū)、市)的市場化指數(shù)，個別缺失利用插值計算得出，用Mar表示。

3.外商投資水平。外商投資水平直接反映了該地區(qū)參與國際貿(mào)易的能力，某一地區(qū)吸收外接投資的能力越強，那么該地區(qū)的進出口貿(mào)易能力也越強。本文根據(jù)歷年各省(區(qū)、市)的《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》以及相關(guān)官方統(tǒng)計資料整理選用各省(區(qū)、市)外商直接投資額作為外商投資水平衡量指標，并按照當年平均匯率換算折合成人民幣，用FDI表示。

4.其他基礎設施建設投入水平。鑒于程傳超和馮其云(2019)的研究，已往的文獻中大約83%的最終檢驗結(jié)果都顯示基礎設施建設對國際貿(mào)易有顯著正向作用。政府作為基礎設施建設的主力，其支出水平反映了一個地區(qū)基礎建設投入水平。為消除其他基礎設施建設的影響，以及不同類型基礎設施之間的相互影響，本文選用各省(區(qū)、市)的統(tǒng)計年鑒中政府支出規(guī)模代表基礎設施建設投入水平，用Soc表示。

5.城鎮(zhèn)化水平。城鎮(zhèn)化不僅代表了國家現(xiàn)代化建設的水平，同時也加強了資源的集聚，增強了商貿(mào)流通發(fā)展，進而促進了國際貿(mào)易發(fā)展。本文選用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎刈鳛槌擎?zhèn)化率代表城鎮(zhèn)化水平，相關(guān)數(shù)據(jù)由歷年《中國統(tǒng)計年鑒》整理得到。由于2004年之前的統(tǒng)計口徑不一致，2003年的數(shù)據(jù)以戶籍人口除以總?cè)丝谇蟮?，用Urb表示。

為消除通貨膨脹對統(tǒng)計數(shù)據(jù)的影響，選擇數(shù)據(jù)中的名義變量并以1978年為基期的國內(nèi)生產(chǎn)總值平減指數(shù)進行調(diào)整，使之為實際變量。所有變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

(二)空間模型設定

空間權(quán)重矩陣的設置是空間面板模型使用中的首要前提，在傳統(tǒng)的計量模型應用中，由于沒有考慮空間的影響作用故未進行空間權(quán)重的設置。在空間計量模型應用中，通過空間權(quán)重矩陣可以在模型中較好地量化不同地區(qū)之間的空間聯(lián)系，以反映經(jīng)濟變量之間的空間關(guān)系。由于我國省級區(qū)域劃分明顯，鄰接省份之間的相互依賴和相互影響作用顯著，本文選用地理二進制鄰接矩陣作為空間權(quán)重矩陣，見式(1)。同時考慮到鄰接矩陣不能完全反映區(qū)域之間的空間地理關(guān)系，無法量化不同省份之間真實的空間距離，選取省會城市之間的距離平方的倒數(shù)作為地理距離矩陣進行穩(wěn)定性檢驗。

(1)

二進制鄰接矩陣的設定中，若研究的地區(qū)之間存在公共邊界，則取值為 1；若研究的地區(qū)之間不存在公共邊界，則取值為0，具體表達式如下：

(2)

在地理距離矩陣的設定中，研究地區(qū)之間的聯(lián)系用距離平方的倒數(shù)代替，相關(guān)數(shù)據(jù)由筆者根據(jù)Google地圖測得，并根據(jù)球面距離公式進行換算，以求反映真實的距離關(guān)系，具體表達式如下：

(3)

空間杜賓模型兼得空間滯后面板模型和空間誤差面板模型優(yōu)勢，且包含空間滯后的因變量和空間滯后的自變量，不僅能考察被解釋變量的溢出效應，還能體現(xiàn)解釋變量自身的空間溢出效應，故本文選用空間杜賓模型進行實證檢驗。同時考慮到消除異方差的問題，部分變量進行取對數(shù)處理，具體模型設置為：

lnTradeit=ρWlnTradeit+β1lnTranit+β2lnRDPit+β3Marit+β4lnFDIit+β5lnSocit

+β6Urbit+μit+ε

(4)

其中，i表示各省份，t表示時間，ρ表示被解釋變量的空間滯后項待估參數(shù)，W為空間權(quán)重矩陣，β1表示為解釋變量交通基礎設施建設的待估參數(shù)，β2,β3,β4,β5,β6為控制變量的待估參數(shù)，μit為固定效應，ε為隨機誤差項。

三、空間相關(guān)性檢驗

(一)空間自相關(guān)

在進行空間計量分析之前，需要檢驗被解釋變量是否存在空間自相關(guān)性，如果存在空間自相關(guān)則可以引入空間計量模型進行回歸檢驗，本文采用Moran’s I指數(shù)進行全局相關(guān)性檢驗，具體公式如下：

(5)

2003～2017年進出口總額的全局Moran’s I指數(shù)的值如表2所示。Moran’s I的值均大于0，且均通過10%顯著水平的檢驗，這說明各省份之間進出口總額具有較為顯著的正向空間相關(guān)性，國際貿(mào)易集聚效應明顯。

表2 進出口總額的全局Moran’s I指數(shù)

續(xù)表

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

圖1是2003年、2008年、2013年、2017年中國各省(區(qū)、市)的Moran散點圖。其中，橫軸為衡量國際貿(mào)易的進出口總額，縱軸為進出口總額標準化后的空間滯后值，原點為散點圖的平均值，除少數(shù)部分落入第二、第四象限以外，其余均在第一、第三象限，這說明國際貿(mào)易的空間正相關(guān)關(guān)系具有顯著性和穩(wěn)定性。

圖1 各省(區(qū)、市)2003年、2008年、2013年、2017年國際貿(mào)易進出口總額的散點圖 注：圖中數(shù)字代表按照統(tǒng)計局統(tǒng)計順序排序的各省(區(qū)、市)的序號，由于計量軟件原因具體的省份名稱無法顯示，故用數(shù)字代替。具體的順序如表3所示。

(二)空間相關(guān)性檢驗

表3是我國31個省(區(qū)、市)2003～2017年進出口貿(mào)易狀況和交通運輸、倉儲和郵政業(yè)固定資產(chǎn)投資均值。通過對比各省份交通運輸、倉儲、郵政業(yè)固定資產(chǎn)投資和進出口總額的情況可以看出，進出口總額較多的省份及其鄰接區(qū)域基本上是交通基礎建設投資較多的區(qū)域，這些區(qū)域主要是東部沿海地區(qū)以及西部川渝地區(qū)。這說明交通基礎設施建設與國際貿(mào)易之間存在空間上的相關(guān)性，交通基礎設施投資對國際貿(mào)易的影響表現(xiàn)為正向促進作用。

表3 2003～2017年我國31個省(區(qū)、市)進出口貿(mào)易及交通運輸、倉儲和郵政業(yè)固定資產(chǎn)投資均值

續(xù)表

四、實證檢驗

(一)空間診斷性檢驗

運用Matlab 2018b軟件，對數(shù)據(jù)進行空間診斷性檢驗，以確定是否存在空間交互效應，計量結(jié)果見表4。

表4 空間診斷性檢驗

注：(1)LR-test表示聯(lián)合顯著性檢驗似然比。(2)*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

從表4中可以看出，大多數(shù)的混合OLS模型(無固定效應)、空間固定效應模型、時間固定效應模型、空間和時間固定效應模型的LM檢驗在1%的顯著性水平拒接了原假設，表明面板數(shù)據(jù)的空間自相關(guān)性應該得到考慮。此外，利用LR檢驗對空間固定效應和時間固定效應進行聯(lián)合顯著性檢驗發(fā)現(xiàn)，LR檢驗統(tǒng)計量均通過了 1%的顯著性檢驗，說明應在模型中同時納入空間效應和時間效應。

(二)計量結(jié)果與穩(wěn)定性檢驗

同樣，運用Matlab 2018b軟件對我國31個省(區(qū)、市)的實證數(shù)據(jù)進行處理，通過空間杜賓模型分析交通基礎設施建設空間溢出效應對我國國際貿(mào)易的影響，并得出交通基礎設施建設存在空間相關(guān)性溢出效應的實證結(jié)果(見表5)。

表5 鄰接矩陣下空間杜賓模型回歸結(jié)果

注: (1)*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。(2)括號中為P值。

無論是隨機效應還是固定效應，估計出來的系數(shù)符號方向基本一致，通過豪斯曼檢驗可以看出，應取隨機效應估計參數(shù)進行研究。

與非空間模型的參數(shù)估計不同，空間模型的參數(shù)估計不能直接反映空間模型的變量關(guān)系，通過偏微分分解法對隨機效應下的空間面板模型進行分解，得到實證結(jié)果如表6所示。

表6 鄰接矩陣下空間杜賓模型變量效應分解

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

為了得到更穩(wěn)健的結(jié)果，考慮到鄰接矩陣不能反映地區(qū)之間的真實距離，選取省會城市之間的距離平方的倒數(shù)作為衡量地區(qū)之間空間聯(lián)系的指標，構(gòu)建空間地理距離矩陣再次進行回歸檢驗，結(jié)果及對比分別見表7和表8。

表7 地理距離矩陣下空間杜賓模型回歸結(jié)果

注：(1)*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。(2)括號中為P值。

表8 地理距離矩陣下空間杜賓模型變量效應分解

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

在地理距離矩陣下的估計結(jié)果中，除極個別控制變量分解之后符號有所變化之外，核心解釋變量和大多數(shù)控制變量的結(jié)果較為一致，分解之后的直接效應、間接效應和總體效應的系數(shù)估計結(jié)果也基本一致，這說明對變量關(guān)系的估計結(jié)果相對穩(wěn)健、結(jié)果較為可靠。

(三)計量結(jié)果分析

本文基于中國31個省(區(qū)、市)的數(shù)據(jù)，利用空間杜賓模型，研究交通基礎設施投資對國際貿(mào)易的影響，回歸結(jié)果表明：

1.被解釋變量的空間滯后項的參數(shù)估計結(jié)果都顯著為正，說明省際國際貿(mào)易的發(fā)展存在空間效應，證實了空間效應在交通基礎設施投資對國際貿(mào)易影響中的作用。

2.控制變量的系數(shù)估計與分解結(jié)果顯示，當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展水平、外商投資水平、基礎設施建設水平、市場化、城鎮(zhèn)化的發(fā)展都會顯著促進當?shù)貒H貿(mào)易的發(fā)展。同時鄰接省份除了基礎設施建設水平呈現(xiàn)不顯著抑制作用外，其他也同樣促進本地國際貿(mào)易發(fā)展。控制變量參數(shù)估計結(jié)果與其經(jīng)濟含義基本相符，與我國的經(jīng)濟發(fā)展特征基本一致，說明了我國經(jīng)濟發(fā)展存在高度空間相關(guān)性，整體經(jīng)濟發(fā)展對于國際貿(mào)易的影響存在明顯的空間特征。

3.核心解釋變量交通基礎設施建設的系數(shù)估計結(jié)果顯著為負，表明交通基礎設施建設會抑制當?shù)氐馁Q(mào)易進出口；空間權(quán)重下參數(shù)估計結(jié)果為正，表明鄰接省份交通基礎設施建設對于本地區(qū)國際貿(mào)易具有促進作用。從分解結(jié)果來看，交通基礎設施建設對國際貿(mào)易影響的直接效應呈現(xiàn)較為顯著的抑制作用，同時間接效應呈現(xiàn)較為顯著的促進作用，且間接效應的促進作用大于直接效應的抑制作用，整體效應呈現(xiàn)出促進作用，表明交通基礎設施投資促進國際貿(mào)易發(fā)展，這與空間特征相符。

交通基礎設施投資對國際貿(mào)易發(fā)展的促進作用主要來源于不同地區(qū)之間的交互影響，而不是某一地區(qū)的單獨作用，單一地區(qū)的投資在某種程度上還會抑制國際貿(mào)易的發(fā)展。究其原因，主要有以下四個方面。

一是存在長短期效應。交通基礎設施建設是一個長期投入的過程，投入不一定會在當期產(chǎn)生效果。短期投入存在道路施工、原有交通條件改善、新舊交通基礎設施轉(zhuǎn)換等影響到現(xiàn)有交通基礎設施運行的問題，短期效益也使得鋼鐵、水泥、人力資源等基礎生產(chǎn)要素價格上升，進而使得貿(mào)易活動更傾向于到相對便利的周邊地區(qū)展開；長期來看，由于交通基礎設施發(fā)展水平改善，生產(chǎn)要素在市場調(diào)節(jié)作用下趨于穩(wěn)定，整體呈現(xiàn)出促進的作用。二是存在邊界效應。交通基礎設施投資一方面提高了本地區(qū)交通基礎設施的發(fā)展水平，加強了生產(chǎn)要素在本地區(qū)的聚集，促進了地區(qū)之間的經(jīng)濟往來；另一方面，資本的流動性、交通基礎設施投資的不完全排他性，可以帶動跨境經(jīng)濟活動的產(chǎn)生。受到邊界效應的影響，與其他國家的聯(lián)系會低于與國內(nèi)地區(qū)之間的聯(lián)系，跨地區(qū)經(jīng)濟活動的對象更加傾向于在國內(nèi)而不是國外，進而抑制當?shù)貒H貿(mào)易發(fā)展。同時，得益于國內(nèi)地區(qū)之間經(jīng)濟活動的加強，各地區(qū)的經(jīng)濟腹地得到了極大的提升，帶動了周邊地區(qū)國際貿(mào)易的發(fā)展。三是存在中央與地方權(quán)責的問題。我國在交通基礎設施建設投資上較長時間存在中央與地方權(quán)責劃分不清的問題，一些有助于國際貿(mào)易發(fā)展的交通基礎設施都由地方政府進行投資建設，如邊境陸路網(wǎng)、界河橋梁、國際通航航道、口岸配套交通基礎設施等。地方財政收入有限，大多數(shù)難以承擔交通基本建設大規(guī)模的資金需求，僅有的資金也優(yōu)先滿足省內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展需要，這就使得交通基礎設施投資無法適應國際貿(mào)易的發(fā)展，進而對當?shù)貒H貿(mào)易發(fā)展產(chǎn)生了一定程度的抑制作用。由于各個地區(qū)對外通道的建立以及地區(qū)之間綜合交通網(wǎng)絡的形成，已使更多的地區(qū)直接參與到全球經(jīng)濟活動當中。在宏觀層面上，這些對周邊地區(qū)的促進作用使得交通基礎設施投資對于國際貿(mào)易發(fā)展產(chǎn)生了積極影響。四是存在鎖定效應。國際貿(mào)易發(fā)展在客觀上已經(jīng)形成了一定程度的地區(qū)差距，這一差距會在鎖定效應的作用下越來越大，相同力度的交通基礎設施投資不會改善這一差距，反而由于集聚租金的作用，提高了當?shù)剡M行國際貿(mào)易的成本，進而抑制當?shù)貒H貿(mào)易發(fā)展。但由于交通基礎設施投資對于國際分工的益處大于成本上的提升，使國際貿(mào)易可以在更多地方展開，從而整體上促進了國際貿(mào)易發(fā)展。

五、結(jié)論

本文以我國國際貿(mào)易發(fā)展和交通基礎設施投資的空間特征為基礎，梳理相關(guān)文獻，以交通基礎設施投資為切入點，研究考慮空間效應作用下的交通基礎設施投資對國際貿(mào)易的影響。本文運用我國31個省(區(qū)、市)2003～2017年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建鄰接空間權(quán)重矩陣，采用空間杜賓計量模型進行實證分析。研究表明：我國交通基礎設施投資對國際貿(mào)易的影響存在顯著的空間溢出效應；交通基礎設施投資對國際貿(mào)易發(fā)展的促進作用主要來源于不同地區(qū)之間的交互影響，而不是某一地區(qū)的單獨作用，單一地區(qū)的投資在一定程度上還會抑制國際貿(mào)易的發(fā)展。本文還運用地理距離矩陣進行了穩(wěn)健性檢驗，確保實證結(jié)果的可靠性?；谏鲜鲅芯拷Y(jié)果，提出以下政策建議。

第一，加強對外運輸大通道建設的投入。研究表明交通基礎設施對我國國際貿(mào)易的影響存在顯著的空間溢出效應，任何一個區(qū)域都并非孤立存在的，制定交通基礎設施建設和國際貿(mào)易發(fā)展的政策時需要考慮各地區(qū)之間的聯(lián)系。通過加強對外運輸大通道的投入，使相鄰省份之間的聯(lián)系更加順暢，依托“一帶一路”倡議、《交通強國建設綱要》、《西部陸海新通道總體規(guī)劃》等國家發(fā)展規(guī)劃來推動交通基礎設施建設，以充分發(fā)揮交通基礎設施投資對我國國際貿(mào)易發(fā)展的空間效應。

第二，統(tǒng)籌資源集約發(fā)展。研究表明，某一地區(qū)的交通基礎設施投資在一定程度上會抑制當?shù)貒H貿(mào)易發(fā)展。鑒于交通基礎設施建設投入大、周期長，同時存在機會成本的特點，建議進一步加強交通基礎設施建設的中長期規(guī)劃，制定交通基礎設施集約化、區(qū)域差別化發(fā)展措施，充分考慮交通基礎設施的空間溢出機理，避免路網(wǎng)建設的重復設置和浪費，實現(xiàn)不同運輸方式之間的有效銜接。

第三，構(gòu)建網(wǎng)絡消除差距。研究表明，交通基礎設施建設的促進作用主要是由不同區(qū)域的交互作用產(chǎn)生，經(jīng)過長期的發(fā)展，我國交通基礎設施投資呈現(xiàn)一定程度的空間聚集，部分地區(qū)的交通基礎設施已達到較高水平。因此，充分發(fā)揮這些地區(qū)先行投資建設的優(yōu)勢，構(gòu)建合理的交通基礎設施網(wǎng)絡，打破地區(qū)之間的邊界，消除地區(qū)之間交通基礎設施水平差距，以更好地引領國際貿(mào)易發(fā)展。