“一帶一路”沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)自由度對(duì)安徽出口貿(mào)易的影響

張?jiān)萍?汪五一

(安徽工業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，安徽 馬鞍山 243002)

安徽省在對(duì)外貿(mào)易的總量發(fā)展上，與大多數(shù)國(guó)家均處于貿(mào)易順差地位，即安徽省的出口貿(mào)易總量要高于進(jìn)口貿(mào)易。從與“一帶一路”國(guó)家的雙邊貿(mào)易發(fā)展來看，沿線國(guó)家是安徽主要的貿(mào)易伙伴，其中，安徽同樣處于貿(mào)易順差地位，對(duì)沿線國(guó)家的出口貿(mào)易額穩(wěn)步增長(zhǎng)。安徽省在“一帶一路”倡議提出后，開通了“合新歐”中歐班列，并出臺(tái)一系列便利化政策，這固然促進(jìn)安徽出口沿線國(guó)家貿(mào)易。但是關(guān)于影響安徽出口貿(mào)易的外部因素還未有探討，因此有必要從“一帶一路”沿線國(guó)家視角來分析對(duì)安徽出口貿(mào)易的影響，經(jīng)濟(jì)自由度能反映一國(guó)的經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易自由和便利化水平，考慮該因素對(duì)安徽出口貿(mào)易的影響具有合理性。由于沿線國(guó)家分為兩條經(jīng)濟(jì)帶，而經(jīng)濟(jì)帶在空間上具有一定的關(guān)聯(lián)性，相互之間有一定的內(nèi)在影響，因此需要從空間效應(yīng)上去分析其對(duì)安徽出口貿(mào)易的影響。

1 文獻(xiàn)綜述

目前，眾多學(xué)者就中國(guó)與“一帶一路”國(guó)家的貿(mào)易研究已經(jīng)比較全面，主要用靜態(tài)引力模型和隨機(jī)前沿引力模型來分析影響雙邊貿(mào)易的因素及雙邊貿(mào)易的效率。其中，運(yùn)用靜態(tài)引力模型的分析有廖明中[1](2015)測(cè)算了中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家的出口潛力，部門貿(mào)易潛力和總量貿(mào)易潛力的類型基本一致；梁琦等[2](2016)研究發(fā)現(xiàn)地理距離、非關(guān)稅壁壘和交通網(wǎng)絡(luò)是影響貿(mào)易活動(dòng)的主要因素，且低勞動(dòng)力成本是發(fā)展中國(guó)家出口貿(mào)易的主要優(yōu)勢(shì)；李軍等[3](2017)研究發(fā)現(xiàn)金磚國(guó)家的機(jī)場(chǎng)設(shè)施和平均關(guān)稅將影響中國(guó)出口貿(mào)易，且“一帶一路”倡議的實(shí)施有助于提升中國(guó)對(duì)金磚國(guó)家的出口貿(mào)易潛力；雷蕾等[4](2018)研究表明中國(guó)GDP和人民幣對(duì)美元匯率與中國(guó)雙邊貿(mào)易總額呈正相關(guān)，地理距離、WTO、碳生產(chǎn)率和金融對(duì)貿(mào)易參與度等與雙邊貿(mào)易總額呈負(fù)相關(guān)。

運(yùn)用隨機(jī)前沿引力模型的分析，有張會(huì)清[5](2017)研究發(fā)現(xiàn)，測(cè)度時(shí)間內(nèi)中國(guó)與沿線國(guó)家的雙邊貿(mào)易效率波動(dòng)較大，中國(guó)與中亞和獨(dú)聯(lián)體的貿(mào)易效率較低，貿(mào)易潛力較大，中國(guó)簽訂的自由貿(mào)易協(xié)定和對(duì)外直接投資能促進(jìn)貿(mào)易效率提升和實(shí)現(xiàn)貿(mào)易潛力；一部分學(xué)者研究認(rèn)為中國(guó)與“一帶一路”國(guó)家的貿(mào)易存在非效率，并測(cè)度了影響貿(mào)易非效率的主要因素(王麗麗[6]，2017；李萍[7]，2018；刁莉等[8]，2019)。

運(yùn)用空間面板模型來分析中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家雙邊貿(mào)易的研究主要有李軍軍等[9](2015)運(yùn)用面板數(shù)據(jù)的空間滯后模型分析發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)總量和外資引進(jìn)能促進(jìn)貿(mào)易規(guī)模的增長(zhǎng)；曹偉等[10](2016)運(yùn)用雙邊貿(mào)易滯后效應(yīng)空間面板數(shù)據(jù)模型研究認(rèn)為，人民幣升值會(huì)減少中國(guó)從沿線國(guó)家的進(jìn)口，匯率變動(dòng)對(duì)雙邊貿(mào)易的影響普遍小于鄰國(guó)效應(yīng)的影響；許家云等[11](2017)運(yùn)用滯后效應(yīng)的空間面板模型研究發(fā)現(xiàn)文化、法律、宏觀經(jīng)濟(jì)制度以及微觀經(jīng)濟(jì)制度上的差異是抑制雙邊貿(mào)易的因素，相鄰效應(yīng)會(huì)制約中國(guó)與沿線國(guó)家的貿(mào)易，制度距離強(qiáng)化了這種競(jìng)爭(zhēng)性[11]；王江等(2018)[12]運(yùn)用空間杜賓和空間誤差模型研究中國(guó)出口貿(mào)易的第三國(guó)效應(yīng)，結(jié)果表明在0-1矩陣下，中國(guó)對(duì)第三國(guó)的出口貿(mào)易活動(dòng)會(huì)對(duì)出口到東道國(guó)的貿(mào)易產(chǎn)生顯著擠出效應(yīng)，在地理距離矩陣下，在中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的出口貿(mào)易中第三國(guó)對(duì)東道國(guó)的擠出效應(yīng)更加明顯。

也有不少學(xué)者將經(jīng)濟(jì)自由度作為研究經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易的重要指標(biāo)，謝孟軍等[13](2013)用伙伴國(guó)經(jīng)濟(jì)制度質(zhì)量來衡量對(duì)中國(guó)出口貿(mào)易的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)制度質(zhì)量與中國(guó)出口貿(mào)易的引力呈正相關(guān)；武力超等[14](2016)從經(jīng)濟(jì)自由度和金融監(jiān)管程度的視角分析了外資銀行參與企業(yè)出口選擇，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)自由度和金融監(jiān)管程度的中介效應(yīng)隨企業(yè)出口水平的變化而顯著不同；陳繼勇等[15](2017)分析認(rèn)為貿(mào)易開放度和經(jīng)濟(jì)自由度都是影響中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，尤其是經(jīng)濟(jì)自由度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用要高于貿(mào)易開放度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用[15]；還有部分學(xué)者分析了經(jīng)濟(jì)自由度對(duì)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響，認(rèn)為伙伴國(guó)的經(jīng)濟(jì)自由度會(huì)阻礙中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品的出口(劉宏曼等[16]，2017；潘偉康等[17]，2018)；張鵬飛[18](2018)分析認(rèn)為經(jīng)濟(jì)自由度對(duì)“一帶一路”中低收入水平國(guó)家的進(jìn)口貿(mào)易相對(duì)于基礎(chǔ)設(shè)施同樣重要。

目前，關(guān)于安徽與“一帶一路”沿線國(guó)家的貿(mào)易研究主要從安徽自身視角分析，研究企業(yè)在“一帶一路”倡議下的發(fā)展機(jī)遇(方洋，2016[19]；王龍梅等，2018[20]；周麗，2019[21])與貿(mào)易潛力(萬紅先等，2019[22])，缺少?gòu)幕锇閲?guó)視角的相關(guān)分析。因此本文基于“一帶一路”沿線國(guó)家的經(jīng)濟(jì)自由度視角，分析伙伴國(guó)的經(jīng)濟(jì)自由度對(duì)安徽省出口沿線國(guó)家貿(mào)易的影響，分別從普通面板和空間面板角度實(shí)證分析經(jīng)濟(jì)自由度對(duì)安徽出口貿(mào)易的影響效應(yīng)。

2 計(jì)量模型設(shè)定與分析

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)處理說明

本文選取安徽與沿線各國(guó)在經(jīng)濟(jì)總量、人均GDP、經(jīng)濟(jì)距離等的年度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為2000-2017年，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，最終選取了48個(gè)沿線伙伴國(guó)的面板數(shù)據(jù)，時(shí)間跨度18年，總計(jì)864組觀測(cè)值。樣本國(guó)家依次為巴林、孟加拉國(guó)、印度、以色列、約旦、科威特、黎巴嫩、蒙古、巴基斯坦、土耳其、哈薩克斯坦、塔吉克斯坦、吉爾吉斯斯坦、阿爾巴尼亞、保加利亞、匈牙利、波蘭、羅馬尼亞、愛沙尼亞、立陶宛、俄羅斯、烏克蘭、斯洛文尼亞、沙特阿拉伯、捷克共和國(guó)、斯洛伐克、波黑、埃及、印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國(guó)、緬甸、老撾、柬埔寨、塞浦路斯、尼泊爾、阿曼、拉脫維亞、格魯吉亞、亞美尼亞、阿塞拜疆、白俄羅斯、摩爾多瓦、克羅地亞、馬其頓、斯里蘭卡。

各變量具體處理方式如下：

(1)安徽對(duì)沿線各國(guó)的出口額，以2010年為基期，用歷年中國(guó)出口價(jià)格指數(shù)對(duì)安徽省出口貿(mào)易額做平減處理，得到實(shí)際出口額，再取對(duì)數(shù)，減小數(shù)據(jù)異方差可能性和降低原始數(shù)據(jù)的區(qū)間差距。

(2)安徽省經(jīng)濟(jì)總量及沿線各國(guó)經(jīng)濟(jì)總量，以2010年為基期，分別用歷年安徽省GDP指數(shù)和各國(guó)GDP指數(shù)對(duì)名義GDP做平減處理，再取對(duì)數(shù)。

(3)沿線各國(guó)人均GDP，將平減后的GDP總量除以各自常住人口數(shù)，得到人均GDP，兩者相減取絕對(duì)值，再取對(duì)數(shù)，得到安徽與各國(guó)人均GDP差額。該變量是用來驗(yàn)證林德的需求偏好相似理論。

(4)安徽與沿線各國(guó)的距離，用安徽省會(huì)與各國(guó)首都經(jīng)緯度計(jì)算兩地球面距離，并用歷年國(guó)際油價(jià)做加權(quán)處理，再取對(duì)數(shù)。

(5)經(jīng)濟(jì)自由度，美國(guó)傳統(tǒng)基金會(huì)公布數(shù)據(jù)，綜合考察了財(cái)產(chǎn)權(quán)、司法效力、政府誠(chéng)信、稅收負(fù)擔(dān)、政府支出、財(cái)政健康、商業(yè)自由、勞工自由、貨幣自由、貿(mào)易自由、投資自由和金融自由等多方面情況，各單項(xiàng)評(píng)估以后的綜合得分即為各國(guó)的經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)。

(6)沿線各國(guó)匯率水平，統(tǒng)一以美元兌價(jià)的間接標(biāo)價(jià)匯率，上升表示各國(guó)貨幣貶值，為了消除各國(guó)貨幣兌價(jià)的差異，采取對(duì)數(shù)處理。

(7)沿線各國(guó)的對(duì)外貿(mào)易依存度，用進(jìn)出口總額比上經(jīng)濟(jì)總量，衡量的是對(duì)外貿(mào)易在GDP中的份額，由于對(duì)外貿(mào)易額的統(tǒng)計(jì)與GDP的計(jì)算方式不一致，因此會(huì)存在對(duì)外貿(mào)易依存度超過1的情況。

(8)用世貿(mào)組織和自貿(mào)協(xié)定兩個(gè)虛擬變量來衡量貿(mào)易制度對(duì)安徽省出口貿(mào)易的影響，若t年同屬于WTO或簽訂了自貿(mào)協(xié)定，則取1，否則取0。

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)及數(shù)據(jù)來源見表1。其中，lnexportijt表示t年安徽對(duì)各國(guó)出口額；lnahgdpit表示t年安徽經(jīng)濟(jì)總量；lngdpjt表示t年各國(guó)經(jīng)濟(jì)總量；lndpgdpijt表示t年安徽與各國(guó)人均GDP的差額的絕對(duì)值；lndistanceijt表示t年安徽與各國(guó)的地理距離；lnpgdpecojt表示為t年各國(guó)人均GDP與經(jīng)濟(jì)自由度的交叉項(xiàng)；lnexchangeecojt表示t年各國(guó)匯率水平與經(jīng)濟(jì)自由度的交叉項(xiàng)；dftecojt表示t年各國(guó)對(duì)外貿(mào)易依存度與經(jīng)濟(jì)自由度的交叉項(xiàng)；economicindexjt表示t年各國(guó)的經(jīng)濟(jì)自由度；wtoijt表示t年是否同屬于世貿(mào)組織；ftaijt表示t年是否簽訂自由貿(mào)易協(xié)定。

表1 變量與描述性統(tǒng)計(jì)

為了更好地考察經(jīng)濟(jì)自由度對(duì)安徽省出口貿(mào)易的影響，本文對(duì)經(jīng)濟(jì)自由度與各國(guó)人均GDP、各國(guó)匯率水平、各國(guó)對(duì)外貿(mào)易依存度分別做了交叉項(xiàng)，并提出了三個(gè)假設(shè)預(yù)期：

假設(shè)1：經(jīng)濟(jì)自由度的增長(zhǎng)帶來人均GDP的增加，從而增加對(duì)安徽省的進(jìn)口需求；

假設(shè)2：經(jīng)濟(jì)自由度的增長(zhǎng)導(dǎo)致匯率波動(dòng)的增加，從而減少?gòu)陌不帐〉倪M(jìn)口貿(mào)易；

假設(shè)3：經(jīng)濟(jì)自由度的增長(zhǎng)使得對(duì)外貿(mào)易依存度提高，從而增加對(duì)安徽省的進(jìn)口貿(mào)易。

2.2 模型設(shè)定

2.2.1 基準(zhǔn)模型

lnexportit=α0+α1Lngdpjt+α2lnahgdpit+α3lndpgdpijt+α4lndistanceijt+α5lnpgdpecojt+α6lnexchangeecojt+α7dftecojt+α8WTOijt+α9FTAijt+εijt

(1)

模型(1)為普通面板回歸模型，其中，lnexport為被解釋變量，表示安徽出口沿線國(guó)家的貿(mào)易額，lngdp和lnahgdp分別表示沿線國(guó)家和安徽省的經(jīng)濟(jì)總量，lndpgdp表示沿線國(guó)家與安徽省的人均GDP差額，lndistance表示安徽省會(huì)與沿線各國(guó)首都的距離，lnpgdpeco表示沿線國(guó)家人均GDP與該國(guó)經(jīng)濟(jì)自由度的交叉項(xiàng)，lnexchangeeco表示沿線國(guó)家匯率水平與該國(guó)經(jīng)濟(jì)自由度的交叉項(xiàng)，dfteco表示沿線國(guó)家對(duì)外貿(mào)易依存度與該國(guó)經(jīng)濟(jì)自由度的交叉項(xiàng)，WTO表示是否同屬于世界貿(mào)易組織，F(xiàn)TA表示是否簽署了雙邊自由貿(mào)易協(xié)定。

2.2.2 空間自回歸模型(SAR)

空間面板的自回歸模型在普通面板的基礎(chǔ)上有一些變化，可由模型(2)表示

(2)

2.2.3 空間誤差模型(SEM)

空間誤差模型則在普通面板模型的基礎(chǔ)上，對(duì)殘差項(xiàng)進(jìn)行細(xì)化分析，可由模型(3)表示

(3)

2.2.4 空間杜賓模型(SDM)

為有效估計(jì)沿線國(guó)家的經(jīng)濟(jì)自由度對(duì)安徽省出口貿(mào)易的影響，在普通面板模型的基礎(chǔ)上引入貿(mào)易空間方向的滯后變量，可得到模型(4)

(4)

2.2.5 空間權(quán)重矩陣

(5)

其中，i,j表示不同的國(guó)家；Dij表示兩國(guó)之間的首都距離，矩陣主對(duì)角線上的元素為0，且為對(duì)陣矩陣。

2.3 普通面板數(shù)據(jù)回歸分析

由于本文的研究對(duì)象是“一帶一路”沿線各國(guó)經(jīng)濟(jì)自由度對(duì)安徽出口貿(mào)易的影響，而沿線國(guó)家作為不同個(gè)體，各變量有所不同，可能存在不隨時(shí)間而變的遺漏變量，因此我們首先檢驗(yàn)混合回歸和固定效應(yīng)模型，F(xiàn)檢驗(yàn)的P值為0.000 0，故強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，認(rèn)為固定效應(yīng)模型明顯優(yōu)于混合回歸，應(yīng)該允許每位個(gè)體擁有自己的截距項(xiàng)。同時(shí)，LM檢驗(yàn)強(qiáng)烈拒絕“不存在個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)”的原假設(shè)，認(rèn)為在隨機(jī)效應(yīng)和混合回歸之間，應(yīng)該選擇“隨機(jī)效應(yīng)”；根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，P值為0.000 0，故認(rèn)為應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型而非隨機(jī)效應(yīng)模型。表2是普通面板回歸結(jié)果。

表2 面板數(shù)據(jù)的回歸檢驗(yàn)

注：Stata15運(yùn)行結(jié)果，括號(hào)內(nèi)為t值，***表示P<0.01，**表示0.01

從表2可以看出：(1)在普通面板固定效應(yīng)模型的檢驗(yàn)下，各國(guó)經(jīng)濟(jì)總量、安徽省經(jīng)濟(jì)總量、WTO對(duì)安徽省出口貿(mào)易的影響均是顯著的正向影響，這也與我們的預(yù)期一致；(2)FTA對(duì)安徽省出口貿(mào)易是顯著的負(fù)向影響，這與我們的一般認(rèn)識(shí)相違背(呂誠(chéng)倫，2019也得出相似結(jié)果)，從該變量的描述性統(tǒng)計(jì)來看，均值是0.083 3，在樣本區(qū)間內(nèi)，中國(guó)與沿線國(guó)家簽訂自由貿(mào)易協(xié)定的并不多，且始于2008年之后，因此在本文的測(cè)度范圍內(nèi)，簽訂自由貿(mào)易協(xié)定這一指標(biāo)并未能很好地發(fā)揮促進(jìn)安徽省出口貿(mào)易的作用；(3)人均GDP的差值對(duì)出口貿(mào)易呈顯著的正向影響，說明人均收入的差額越大，越有利于安徽出口貿(mào)易，這與林德的需求偏好相似理論不一致，可能的原因是安徽雖作為農(nóng)業(yè)大省，但是在出口貿(mào)易中工業(yè)制成品占了絕大部分，而沿線國(guó)家多在初級(jí)產(chǎn)品上具有比較優(yōu)勢(shì)，因此在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上存在差異，收入差距越大，對(duì)安徽省貿(mào)易品的需求量越多；(4)再來看地理距離這一變量對(duì)安徽出口貿(mào)易的影響，在固定效應(yīng)模型下，地理距離對(duì)出口貿(mào)易是顯著的正向影響，即隨著地理距離的增大，安徽對(duì)其的出口貿(mào)易增加，這與引力模型的設(shè)定相悖，說明在安徽對(duì)沿線國(guó)家的出口貿(mào)易中，地理距離并不是阻礙因素；(5)人均GDP與經(jīng)濟(jì)自由度的交叉項(xiàng)對(duì)出口貿(mào)易的影響在固定效應(yīng)模型下呈顯著的正向影響，這與我們的假設(shè)1相一致，經(jīng)濟(jì)自由度的增加能促進(jìn)人均GDP的增長(zhǎng)，從而增加對(duì)安徽省的進(jìn)口需求，即沿線國(guó)家人均GDP與經(jīng)濟(jì)自由度的增長(zhǎng)能促進(jìn)安徽出口貿(mào)易；(6)匯率水平與經(jīng)濟(jì)自由度的交叉項(xiàng)對(duì)出口貿(mào)易的影響在固定效應(yīng)模型下的結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)自由度的增加與匯率水平的增長(zhǎng)(各國(guó)貨幣貶值)會(huì)導(dǎo)致安徽出口貿(mào)易的減少，與假設(shè)2相符，且符合“本幣貶值，利于出口不利于進(jìn)口”的貿(mào)易情況；(7)對(duì)外貿(mào)易依存度與經(jīng)濟(jì)自由度的交叉項(xiàng)對(duì)安徽出口貿(mào)易的影響效應(yīng)在模型的檢驗(yàn)下并不顯著，說明兩者沒有直接的作用關(guān)系，假設(shè)3沒有得到驗(yàn)證。

2.4 空間面板模型分析

普通面板模型的分析結(jié)果顯示各解釋變量的顯著性和擬合效果有一定的解釋性，但是筆者在檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)的截面相關(guān)性時(shí)發(fā)現(xiàn)，其Friedman’s 檢驗(yàn)值和Pesaran’s 檢驗(yàn)值分別達(dá)到168.096和14.822，均在1%水平下顯著，也就是說面板數(shù)據(jù)存在截面相關(guān)性，因此普通面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果可能是無效的和有偏的。而截面相關(guān)性的存在極有可能是由于殘差具有空間依賴性，因此本文繼續(xù)對(duì)模型的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，以考慮是否用空間面板模型。

2.4.1 莫蘭指數(shù)

空間自相關(guān)可理解為位置相近的區(qū)域具有相似的變量取值，如果高值與高值聚集在一起，低值與低值聚集在一起，則為“正空間自相關(guān)”；反之，則為“負(fù)空間自相關(guān)”。如果高值與低值完全隨機(jī)的分布，則不存在空間自相關(guān)。度量空間自相關(guān)的方法中，莫蘭指數(shù)是最為流行的，其公式為：

(6)

表3 2000—2017年安徽出口

注：數(shù)據(jù)為Stata15.0運(yùn)行結(jié)果，括號(hào)里為P值。

總體來看，安徽出口“一帶一路”沿線國(guó)家存在空間自相關(guān)，且這種空間自相關(guān)顯著為正。但是在調(diào)查的18年里，2004至2008年的莫蘭指數(shù)并不顯著，這五年見，安徽出口沿線國(guó)家的空間相關(guān)性并不顯著，2009年之后，這種空間相關(guān)性又表現(xiàn)為顯著的正相關(guān)，但是莫蘭指數(shù)整體都要低于2000至2003年間，說明高值聚集效應(yīng)在2009年以后有所減弱，可以通過建立空間計(jì)量模型進(jìn)行進(jìn)一步的分析。

圖1 全局莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖

圖1中，lnexport表示被解釋變量安徽省出口額，Mran scatterplot(Moran’s I=)表示莫蘭散點(diǎn)，括號(hào)中為全局莫蘭值。

通過觀察圖1的莫蘭散點(diǎn)圖也可以發(fā)現(xiàn)，絕大多數(shù)國(guó)家都處于第一(高-高)和第三(低-低)象限，說明了安徽對(duì)“一帶一路”國(guó)家的出口存在正的空間相關(guān)性，但也有個(gè)別國(guó)家處于第二(低-高)和第四(高-低)象限，這可能與各國(guó)的經(jīng)濟(jì)環(huán)境、消費(fèi)需求等有關(guān)。

2.4.2 空間面板回歸

因此本文分別構(gòu)建了空間自回歸模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)來分析沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)自由度對(duì)安徽省出口貿(mào)易的空間效應(yīng)影響。其中，SAR的豪斯曼統(tǒng)計(jì)量為負(fù)值，說明隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)是可以被接受的，因此采用隨機(jī)效應(yīng)的空間自回歸模型。SEM的豪斯曼統(tǒng)計(jì)量為負(fù)值，說明隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)是可以被接受的，因此采用隨機(jī)效應(yīng)的空間誤差模型。SDM的豪斯曼統(tǒng)計(jì)量為 1 044.43，且在1%水平下顯著，強(qiáng)烈拒絕隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，所以采用固定效應(yīng)的空間杜賓模型。表4分別為以上三種模型的回歸結(jié)果。

表4 空間面板模型回歸結(jié)果

注：Stata15運(yùn)行結(jié)果，括號(hào)內(nèi)為t值，***表示P<0.01，**表示0.01

從三種模型的回歸結(jié)果來看，空間影響都很顯著(ρ或λ都表現(xiàn)為1%水平下的顯著)，Wald和Lratio檢驗(yàn)結(jié)果分別拒絕了θ= 0和θ= -βρ的假設(shè)，顯然 SAR、SEM 模型并不適用于本例，且從模型對(duì)數(shù)似然值和擬合優(yōu)度也可以協(xié)助判斷，SDM是更適合本文的計(jì)量模型。在SDM模型中，伙伴國(guó)經(jīng)濟(jì)總量對(duì)安徽省出口貿(mào)易的影響顯著為正，也就是說，伙伴國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力越強(qiáng)，從安徽省的進(jìn)口貿(mào)易額越大。但是安徽省的經(jīng)濟(jì)總量對(duì)安徽出口貿(mào)易的影響并不顯著，即安徽經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，并沒有增加安徽出口貿(mào)易的競(jìng)爭(zhēng)力?；锇閲?guó)與安徽的人均收入差距越大，那么從安徽的進(jìn)口貿(mào)易越多，說明伙伴國(guó)的產(chǎn)品需求結(jié)構(gòu)與安徽的貿(mào)易產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越相似。由于考慮了空間地理距離因素，因此簡(jiǎn)單的地理距離不再是本模型中的研究重點(diǎn)。從人均GDP與經(jīng)濟(jì)自由度的交叉項(xiàng)的顯著性來看，經(jīng)濟(jì)自由度與人均GDP的交互作用對(duì)安徽省出口貿(mào)易起到了正向作用，會(huì)促進(jìn)安徽出口貿(mào)易的發(fā)展。但是匯率水平與經(jīng)濟(jì)自由度的交叉項(xiàng)及對(duì)外貿(mào)易依存度與經(jīng)濟(jì)自由度的交叉項(xiàng)對(duì)安徽出口貿(mào)易的影響作用并不顯著?？臻g溢出效應(yīng)表明，對(duì)外貿(mào)易依存度與經(jīng)濟(jì)自由度的交互作用和人均GDP與經(jīng)濟(jì)自由度的交互作用會(huì)促進(jìn)安徽出口沿線國(guó)家的貿(mào)易，帶動(dòng)周邊國(guó)家對(duì)安徽省的進(jìn)口需求，存在正向溢出，而匯率水平與經(jīng)濟(jì)自由度的交互作用會(huì)阻礙安徽出口沿線國(guó)家的貿(mào)易，抑制周邊國(guó)家對(duì)安徽省的進(jìn)口需求，存在負(fù)向抑制，基本符合前文假設(shè)。

2.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于空間權(quán)重矩陣的選擇會(huì)極大地影響空間效應(yīng)的分析結(jié)果，且目前沒有公認(rèn)的最適用的空間權(quán)重矩陣，大多數(shù)研究中會(huì)同時(shí)采用空間鄰接矩陣作為考量，即國(guó)家間相鄰定義為1，不相鄰定義為0，但本文選取的48個(gè)國(guó)家樣本中，有5個(gè)國(guó)家沒有鄰接國(guó)家，這會(huì)極大地影響空間分析的結(jié)果，因此本文參照謝杰和劉任余(2011)[23]的研究，采用第二種空間權(quán)重矩陣，設(shè)定如下：

(7)

dmin為所測(cè)算國(guó)家首都距離中最短的距離，本文樣本中，以色列首都耶路撒冷至約旦首都安曼的經(jīng)緯度距離為70.122 5千米，為最短距離。

由18年的全局莫蘭指數(shù)可以看出，此空間權(quán)重矩陣的選擇是合適的，面板數(shù)據(jù)依然存在空間相關(guān)性(見表5)。因此本文選擇此空間權(quán)重矩陣來做模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果見表6。

表5 空間權(quán)重矩陣莫蘭指數(shù)測(cè)算

注：數(shù)據(jù)為Stata15.0運(yùn)行結(jié)果，括號(hào)中是P值。

注：Stata15運(yùn)行結(jié)果，括號(hào)內(nèi)為t值，***表示P<0.01，**表示0.01

可以發(fā)現(xiàn)，在不同的空間權(quán)重矩陣的作用下，三種模型的回歸結(jié)果不改變變量的顯著性，且模型的檢驗(yàn)結(jié)果也一致，SAR模型和SEM模型適用隨機(jī)效應(yīng)，但在Wald檢驗(yàn)和Lratio檢驗(yàn)下都發(fā)現(xiàn)不適用本文，因此最終采用空間杜賓模型，而空間杜賓模型的結(jié)果也顯示，支持了前文的分析和假設(shè)。因此，本文的實(shí)證結(jié)果是可信的。

3 結(jié)論與啟示

本文通過對(duì)三種交互作用的分析來考察沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)自由度對(duì)安徽省出口貿(mào)易的影響，分別采用了普通面板回歸和空間面板回歸，由于被解釋變量在空間上具有相關(guān)性，因此空間面板模型具有更好的解釋力，在空間自回歸模型、空間滯后模型和空間杜賓模型的檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)，空間杜賓模型是最適合本文的，其結(jié)果顯示：

第1，沿線國(guó)家的經(jīng)濟(jì)自由度與人均GDP的交互作用會(huì)促進(jìn)安徽省對(duì)沿線國(guó)家的貿(mào)易出口總量，且存在空間上的正向溢出效應(yīng)，即在此交互作用下，沿線某一國(guó)家對(duì)安徽省的進(jìn)口貿(mào)易會(huì)帶動(dòng)沿線周邊國(guó)家對(duì)安徽的進(jìn)口額。這也說明沿線國(guó)家的經(jīng)濟(jì)越自由，那么人均GDP相對(duì)較高，因此對(duì)安徽省的進(jìn)口需求增大。同時(shí)，沿線國(guó)家的貿(mào)易會(huì)影響其周邊國(guó)家的進(jìn)口選擇。

第2，沿線國(guó)家的經(jīng)濟(jì)自由度與匯率水平的交互作用對(duì)安徽出口沿線國(guó)家的貿(mào)易存在負(fù)向溢出效應(yīng)，即在此交互作用下，匯率的波動(dòng)造成收益的不確定性，從而帶來貿(mào)易的風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)降低從安徽的進(jìn)口貿(mào)易。一般而言，經(jīng)濟(jì)自由度越高的國(guó)家，采用浮動(dòng)匯率并自由波動(dòng)的較多，但是匯率的波動(dòng)幅度不會(huì)很大，幣值相對(duì)穩(wěn)定，但也有國(guó)家采用固定匯率制，總體而言，其交互作用對(duì)安徽出口貿(mào)易的直接影響并不顯著。

第3，沿線國(guó)家的經(jīng)濟(jì)自由度與對(duì)外貿(mào)易依存度的交互作用對(duì)安徽出口沿線國(guó)家的貿(mào)易存在正向溢出效應(yīng)。一般來說，經(jīng)濟(jì)自由度越高的國(guó)家，其進(jìn)出口貿(mào)易更加便利，因此對(duì)外貿(mào)易依存度也會(huì)相對(duì)較高，即在此交互作用下，沿線國(guó)家對(duì)安徽的進(jìn)口貿(mào)易會(huì)帶動(dòng)沿線周邊國(guó)家對(duì)安徽的貿(mào)易進(jìn)口額。

本文從伙伴國(guó)的視角來看安徽省的出口貿(mào)易，尋找影響安徽出口貿(mào)易的外部因素，結(jié)果說明安徽應(yīng)與經(jīng)濟(jì)自由度較高、人均收入較高、匯率波動(dòng)較穩(wěn)定且對(duì)外貿(mào)易依存度較高的國(guó)家深入開展貿(mào)易，能產(chǎn)生對(duì)周邊國(guó)家的正向影響，帶動(dòng)周邊國(guó)家對(duì)安徽省的貿(mào)易進(jìn)口，伙伴國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量越大，從安徽的進(jìn)口貿(mào)易會(huì)顯著增加，且沿線國(guó)家與安徽省的人均GDP差距越大，反而從安徽的進(jìn)口貿(mào)易會(huì)增加，這也預(yù)示了安徽與沿線不同國(guó)家的貿(mào)易方向。