“雙循環(huán)”視角下國內(nèi)市場整合對出口技術(shù)復(fù)雜度升級的空間溢出效應(yīng)研究

雷娜 張汝飛

[摘 要]文章選取中國2002—2017年30個省份的面板數(shù)據(jù)，對國內(nèi)市場整合影響出口技術(shù)復(fù)雜度的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行了實證檢驗。研究結(jié)果表明，中國省域出口技術(shù)復(fù)雜度呈現(xiàn)出由東部沿海向中西部內(nèi)陸地區(qū)梯度遞減的格局，并存在明顯的正向空間相關(guān)性。在考慮空間關(guān)聯(lián)的情況下，國內(nèi)市場整合程度的提高顯著促進(jìn)了出口技術(shù)復(fù)雜度提升，市場整合的空間溢出效應(yīng)是驅(qū)動出口技術(shù)復(fù)雜度升級的重要因素。市場整合的空間溢出效應(yīng)存在時期異質(zhì)性特征，在市場整合處于相對較低水平時期，其空間溢出效應(yīng)不顯著;而在市場整合處于較高水平時期，其空間溢出效應(yīng)大幅增加，對出口技術(shù)復(fù)雜度升級起到顯著推進(jìn)作用。

[關(guān)鍵詞]市場整合;空間溢出效應(yīng);出口技術(shù)復(fù)雜度

[中圖分類號]F753.62;C812 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A [文章編號]1673-0461（2021）09-0018-11

一、引 言

改革開放以來，特別是加入WTO后，中國憑借豐富的勞動力和自然資源優(yōu)勢積極參與國際分工，對外貿(mào)易迅猛增長，成為具有全球影響力的貿(mào)易大國。然而，在全球價值鏈分工體系中，中國仍然處于中低端位置[1]，外貿(mào)“大而不強(qiáng)”問題依然突出。隨著國內(nèi)外形勢的深刻變化，中國對外貿(mào)易以量取勝、以廉取勝的發(fā)展模式已不可持續(xù)。特別是新冠肺炎疫情發(fā)生后，國際形勢不穩(wěn)定性、不確定性更加突出，中國外貿(mào)發(fā)展面臨的挑戰(zhàn)和壓力進(jìn)一步增大。黨的十九屆五中全會強(qiáng)調(diào)要“立足國內(nèi)大循環(huán)，發(fā)揮比較優(yōu)勢，協(xié)同推進(jìn)強(qiáng)大國內(nèi)市場和貿(mào)易強(qiáng)國建設(shè)”。中國擁有14億人口的超大規(guī)模市場和巨大的消費潛力，進(jìn)一步暢通國內(nèi)經(jīng)濟(jì)循環(huán)，推進(jìn)國內(nèi)市場整合，依托國內(nèi)大量需求形成的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)提升出口技術(shù)復(fù)雜度，構(gòu)建企業(yè)參與國際大循環(huán)的競爭新優(yōu)勢，成為實現(xiàn)貿(mào)易強(qiáng)國戰(zhàn)略和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的可行路徑和客觀選擇。

近年來，關(guān)于出口技術(shù)復(fù)雜度影響因素的研究得到國際貿(mào)易學(xué)界普遍關(guān)注。毛其淋（2012）[2]認(rèn)為，物質(zhì)資本相對豐富的地區(qū)在資本密集型產(chǎn)品出口上具有比較優(yōu)勢，可能會生產(chǎn)和出口更多相對資本密集和復(fù)雜的產(chǎn)品，從而具有較高的出口技術(shù)復(fù)雜度;人力資本和研發(fā)投入作為國內(nèi)自主創(chuàng)新的基本源泉 [3]，不僅直接促進(jìn)了知識資本積累，提高了生產(chǎn)率水平，而且間接促進(jìn)了知識轉(zhuǎn)移、吸收與利用，從而促進(jìn)了出口技術(shù)水平提升 [4];進(jìn)口貿(mào)易、FDI及OFDI作為外部技術(shù)轉(zhuǎn)移與擴(kuò)散的重要渠道，也對發(fā)展中國家出口技術(shù)復(fù)雜度提升發(fā)揮著積極影響[5-7]。此外，金融發(fā)展[8]、物流發(fā)展 [9]、基礎(chǔ)設(shè)施 [10]、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù) [11]等因素都顯著促進(jìn)了中國出口技術(shù)復(fù)雜度提升。然而，鮮有文獻(xiàn)關(guān)注國內(nèi)市場整合對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響效應(yīng)。在國內(nèi)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵時期和全球經(jīng)貿(mào)風(fēng)險及不確定性加劇的背景下，立足中國特有超大規(guī)模市場優(yōu)勢，深入探討國內(nèi)市場整合與出口技術(shù)復(fù)雜度之間的關(guān)系，對于實現(xiàn)國內(nèi)國際雙循環(huán)的良性互動無疑具有重要理論價值與現(xiàn)實意義。

隨著中國基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的不斷完善和市場一體化水平的提升，各省份之間的“距離”進(jìn)一步縮短，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系日益密切，一個地區(qū)很難脫離其他地區(qū)而獨立發(fā)展。因此，各省份出口技術(shù)復(fù)雜度可能存在空間相關(guān)性。在考慮空間維度的情況下，市場整合程度的提高是否可以推動出口技術(shù)復(fù)雜度提升？其發(fā)揮作用的機(jī)制又是什么？如何擴(kuò)大市場整合影響出口技術(shù)復(fù)雜度的正向空間溢出效應(yīng)？為了解答這些問題，本文將在系統(tǒng)闡釋市場整合趨勢下出口技術(shù)復(fù)雜度空間溢出效應(yīng)理論機(jī)制的基礎(chǔ)上，選取中國2002—2017年的省際面板數(shù)據(jù)，對國內(nèi)市場整合影響出口技術(shù)復(fù)雜度的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行實證檢驗，并提出相應(yīng)政策建議，以彌補(bǔ)已有研究的不足，對該領(lǐng)域研究作出一定邊際貢獻(xiàn)。

二、理論機(jī)制分析

根據(jù)Myrdal（1957）[12]的“地理上的二元經(jīng)濟(jì)”理論，經(jīng)濟(jì)發(fā)展是一個各種因素相互作用、互為因果、循環(huán)積累的非均衡發(fā)展過程。在這一過程中存在兩種效應(yīng)：一是回波效應(yīng)（即極化效應(yīng)），表現(xiàn)為生產(chǎn)要素從落后地區(qū)向發(fā)達(dá)地區(qū)流動，導(dǎo)致區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距進(jìn)一步擴(kuò)大;二是擴(kuò)散效應(yīng)，指生產(chǎn)要素由發(fā)達(dá)地區(qū)向落后地區(qū)轉(zhuǎn)移擴(kuò)散，使區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距不斷縮小。相似的，Hirschman（1958）[13]也提出了極化效應(yīng)與涓滴效應(yīng)（即擴(kuò)散效應(yīng)）這一對概念，并強(qiáng)調(diào)了極化效應(yīng)轉(zhuǎn)向擴(kuò)散效應(yīng)的必然性。然而，無論是極化效應(yīng)還是擴(kuò)散效應(yīng)，均通過典型的新古典趨利機(jī)制而加以實現(xiàn) [14]，只有不斷降低區(qū)域間貿(mào)易壁壘，促進(jìn)市場整合程度提升，才能消除空間距離對要素流動帶來的阻礙。本文將以上述理論為依據(jù)，闡釋國內(nèi)市場整合進(jìn)程中，出口技術(shù)復(fù)雜度空間溢出效應(yīng)的形成機(jī)制。

由于中國不同地區(qū)自然資源稟賦的差異性和社會資源配置的非均衡性，各地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度存在極大差異，國內(nèi)市場整合程度的提升降低了區(qū)域間貿(mào)易壁壘，為極化效應(yīng)和擴(kuò)散效應(yīng)的釋放提供了空間。

一方面，隨著市場整合程度的提升，市場將在區(qū)域間資源配置中發(fā)揮決定性作用，經(jīng)濟(jì)資源的稀缺性和逐利性特征會使其自動由低邊際收益率區(qū)域向高邊際收益率區(qū)域轉(zhuǎn)移集中。高出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)往往具有更大利潤空間和更廣闊的發(fā)展前景，在“擇優(yōu)”機(jī)制作用下，鄰近地區(qū)的產(chǎn)品、技術(shù)、人才和資金等資源要素以及先進(jìn)企業(yè)將不斷涌入當(dāng)?shù)厥袌觥Ｈ缪邪l(fā)人才會流入經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、待遇豐厚和環(huán)境優(yōu)越的區(qū)域，而研發(fā)資本也偏向流入創(chuàng)新風(fēng)險低、收益高的區(qū)域。優(yōu)質(zhì)創(chuàng)新要素的集聚進(jìn)一步提高了當(dāng)?shù)爻隹诩夹g(shù)復(fù)雜度，進(jìn)而吸引更多鄰近地區(qū)要素資源流入，最終造成鄰近地區(qū)創(chuàng)新資源流失，出口技術(shù)復(fù)雜度提升受阻。此時便形成出口技術(shù)復(fù)雜度的極化效應(yīng)，其作用力是由低出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)指向高出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)的集聚力量，由外圍向中心方向集聚。因此，一個地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升可以通過極化效應(yīng)抑制鄰近地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。隨著區(qū)域間市場整合程度的提升，科技創(chuàng)新資源和創(chuàng)新主體不斷在極化效應(yīng)集聚力的作用下，由低出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)流入高出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)，從而造成先進(jìn)地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的大幅提升，以及落后地區(qū)因資源流失而導(dǎo)致的出口技術(shù)復(fù)雜度增長停滯，地區(qū)間的出口技術(shù)復(fù)雜度差距將進(jìn)一步擴(kuò)大。

另一方面，市場整合程度的提升減少了地區(qū)分割和行政壟斷，為商品、生產(chǎn)要素跨區(qū)域流動和企業(yè)跨區(qū)域經(jīng)營創(chuàng)造了基本條件。高出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)的科技創(chuàng)新成果可以通過產(chǎn)品、信息、技術(shù)和人才等技術(shù)交流與合作方式擴(kuò)散到鄰近地區(qū)，帶動其技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)效率提升 [15]。高出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)先進(jìn)的基礎(chǔ)設(shè)施、完善的金融和信息服務(wù)等也使周邊地區(qū)共同受益，降低其生產(chǎn)成本和交易成本，獲得外在經(jīng)濟(jì)效益 [16]。同時，發(fā)達(dá)地區(qū)先進(jìn)企業(yè)對鄰近地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和投資，可以彌補(bǔ)鄰近地區(qū)資金、要素等缺口，帶來先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，進(jìn)而提升鄰近地區(qū)企業(yè)經(jīng)營管理水平和綜合競爭力。此外，高質(zhì)量商品和先進(jìn)企業(yè)的進(jìn)入會為當(dāng)?shù)仄髽I(yè)帶來競爭壓力，迫使他們加大研發(fā)投入，加強(qiáng)管理、技術(shù)等方面的創(chuàng)新和變革，進(jìn)而提高地區(qū)整體技術(shù)水平和競爭力 [17]。此時便形成出口技術(shù)復(fù)雜度的擴(kuò)散效應(yīng)。擴(kuò)散效應(yīng)是由高出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)指向低出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)的發(fā)散力量，由中心向外圍方向擴(kuò)散。因此，一個地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，可以通過擴(kuò)散效應(yīng)促進(jìn)其鄰近地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度提升。隨著市場整合程度的提高，低出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)不斷在擴(kuò)散效應(yīng)發(fā)散力的作用下，通過承接高出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)技術(shù)擴(kuò)散和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移獲得后發(fā)優(yōu)勢，在快速提升出口技術(shù)復(fù)雜度的同時，也逐步縮小地區(qū)間出口技術(shù)復(fù)雜度差距，最終實現(xiàn)整個國家出口技術(shù)復(fù)雜度升級。

市場整合趨勢下，出口技術(shù)復(fù)雜度的極化效應(yīng)和擴(kuò)散效應(yīng)同時產(chǎn)生，二者作用力方向相反，極化效應(yīng)導(dǎo)致高出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)對鄰近地區(qū)生產(chǎn)資源和創(chuàng)新要素的掠奪，抑制鄰近地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度提升;而擴(kuò)散效應(yīng)促進(jìn)了地區(qū)間技術(shù)交流與合作，為鄰近地區(qū)提供了生產(chǎn)資源和創(chuàng)新要素，可以促進(jìn)鄰近地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度提升。隨著地區(qū)間空間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系不斷加強(qiáng)，極化效應(yīng)和擴(kuò)散效應(yīng)的總量都在增加，出口技術(shù)復(fù)雜度的空間溢出效應(yīng)為正值還是負(fù)值，取決于何種效應(yīng)居于主導(dǎo)地位。在地區(qū)間打破貿(mào)易壁壘逐步實現(xiàn)市場整合的初期，生產(chǎn)資源和創(chuàng)新要素會在利益最大化的驅(qū)使下，不斷地從低出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)流入高出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)，此時極化效應(yīng)大于擴(kuò)散效應(yīng)，市場整合對出口技術(shù)復(fù)雜度影響的空間溢出效應(yīng)為負(fù);隨著時間的推移，市場整合程度不斷提升，區(qū)域間要素流動成本大幅下降，有利于生產(chǎn)可能性邊界的擴(kuò)展，推進(jìn)擴(kuò)散效應(yīng)份額不斷上升。同時，高出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)生產(chǎn)資源和創(chuàng)新要素逐漸累積到一定限度，可能出現(xiàn)“擁擠效應(yīng)”，使企業(yè)面臨市場競爭加劇、要素資源價格上升等眾多負(fù)面約束，進(jìn)而促使生產(chǎn)資源和創(chuàng)新要素向周邊地區(qū)轉(zhuǎn)移擴(kuò)散。隨著擴(kuò)散效應(yīng)逐漸增強(qiáng)，極化效應(yīng)逐漸減弱，兩種效應(yīng)相互抵消，最終擴(kuò)散效應(yīng)超過極化效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，市場整合對出口技術(shù)復(fù)雜度影響的空間溢出效應(yīng)轉(zhuǎn)為正值并不斷增大。

三、模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定

1.空間計量模型

空間面板模型主要包括空間自回歸模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）三類。在三類模型中，SDM模型更具綜合性和一般化，將其附加一定限制條件即可簡化為SAR模型或SEM模型。由于三類空間面板模型假定的空間傳導(dǎo)機(jī)制并不相同，所揭示的經(jīng)濟(jì)含義亦有所差別，因此，本文將分別對SAR、SEM和SDM模型進(jìn)行估計。

空間自回歸模型（SAR）假定一個地區(qū)的被解釋變量受鄰近地區(qū)被解釋變量的影響，模型設(shè)定如下：

空間誤差模型（SEM）假定不同地區(qū)被解釋變量之間的空間相關(guān)性主要通過模型隨機(jī)誤差項的關(guān)聯(lián)性來體現(xiàn)，模型設(shè)定如下：

空間杜賓模型（SDM）同時考慮了上述兩類空間溢出機(jī)制，即假定一個地區(qū)的被解釋變量同時受到鄰近地區(qū)被解釋變量和解釋變量的影響，模型設(shè)定如下：

2.空間權(quán)重矩陣

由于空間鄰近省份往往具有相似的區(qū)位條件、資源稟賦與產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)，彼此間存在較強(qiáng)的示范效應(yīng)與競爭效應(yīng)，因此，相鄰省份出口技術(shù)復(fù)雜度之間可能存在更為顯著的相互影響。因此，本文選擇常用的地理相鄰權(quán)重矩陣對省份間出口技術(shù)復(fù)雜度的依賴程度和溢出效應(yīng)進(jìn)行分析。地理相鄰權(quán)重矩陣W根據(jù)各省份在空間上的鄰接關(guān)系進(jìn)行賦值，矩陣主對角線上元素為0，非主對角線元素構(gòu)造原則為：若省份i與j不相鄰，則取值為0，若省份i與j相鄰，則取值為1。由于海南與大陸不鄰接，本文借鑒多數(shù)文獻(xiàn)的做法，假定其與廣東、廣西相鄰。

（二）變量選取

被解釋變量：出口技術(shù)復(fù)雜度（Soph）。本文沿襲陳曉華等（2011）[18]的研究，對Hausmann等（2007）[19]提出的RCA指數(shù)法進(jìn)行了修正，剔除了加工貿(mào)易帶來的指標(biāo)測算偏差，更為真實準(zhǔn)確地反映了中國制造業(yè)各行業(yè)及省份層面的出口技術(shù)復(fù)雜度。計算公式如下：

核心解釋變量：市場整合程度（Integ）。參照盛斌和毛其淋（2011）[5]的做法，在利用Parsley和Wei（2001）[20]的相對價格法計算市場分割指數(shù)的基礎(chǔ)上，對國內(nèi)市場整合程度進(jìn)行測算。

控制變量：物質(zhì)資本（Cap），借鑒周兵等（2012）[21]的方法，以各省份固定資本形成總額占GDP的比重來衡量;人力資本（Edu），以各省份居民平均受教育年限來衡量，即對文盲、小學(xué)、初中、高中和大專及以上教育程度分別按0年、6年、9年、12年和16年進(jìn)行折算，再與相應(yīng)教育水平人口占6歲及以上人口比重相乘并求和得出;研發(fā)投入（Rd），以各省份科研經(jīng)費內(nèi)部支出占GDP的比重來衡量;進(jìn)口貿(mào)易（Imp），采用各省份進(jìn)口貿(mào)易總額與GDP之比來反映;外商直接投資（Fdi），以各省份實際利用外商直接投資額來衡量;金融發(fā)展（Fin），以各省份金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款余額占GDP的比重來代表;基礎(chǔ)設(shè)施（Infra），采用各省份鐵路營業(yè)里程和公路里程之和來衡量;物流效率（Logis），以各省份貨物周轉(zhuǎn)量來反映。

（三）數(shù)據(jù)說明

基于數(shù)據(jù)可得性與連續(xù)性，選取中國2002—2017年30個省級行政區(qū)（西藏和港澳臺除外）數(shù)據(jù)為樣本。在出口技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)測算中，進(jìn)料加工進(jìn)口、來料加工裝配進(jìn)口及出口數(shù)據(jù)均來源于國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，并根據(jù)《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》（GB/T 4754—2011）將國研網(wǎng)HS四位碼商品出口數(shù)據(jù)歸類匯總到20個制造業(yè)行業(yè)之中①;各省份人均GDP②、市場整合程度③、物質(zhì)資本、人力資本、基礎(chǔ)設(shè)施、物流效率等指標(biāo)測算數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》;研發(fā)投入測算所用數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》;進(jìn)口貿(mào)易、外商直接投資及金融發(fā)展相關(guān)測算數(shù)據(jù)來源于各省份統(tǒng)計年鑒。以美元為單位的外商直接投資數(shù)據(jù)根據(jù)美元對人民幣中間匯率折算為人民幣表示，并以居民消費價格指數(shù)（2000年為基期）進(jìn)行平減，以剔除物價水平波動的影響。除物質(zhì)資本、研發(fā)投入、進(jìn)口貿(mào)易、金融發(fā)展等比率性指標(biāo)外，出口技術(shù)復(fù)雜度、市場整合程度、人力資本、外商直接投資、基礎(chǔ)設(shè)施和物流效率等指標(biāo)均取對數(shù)進(jìn)入模型，以消除量綱及異方差問題。樣本處理之后，各變量描述性統(tǒng)計如表1所示。

四、實證結(jié)果分析

（一）中國省域出口技術(shù)復(fù)雜度的空間格局

為了直觀了解中國出口技術(shù)復(fù)雜度的空間分布格局與演變情況，本文基于三分位數(shù)將出口技術(shù)復(fù)雜度分為高出口技術(shù)復(fù)雜度、中出口技術(shù)復(fù)雜度、低出口技術(shù)復(fù)雜度3個區(qū)間。由表2可見，隨著時間的推移，中國各省份出口技術(shù)復(fù)雜度不斷提升，但呈現(xiàn)出顯著的區(qū)域差異。出口技術(shù)復(fù)雜度較高的省份大多位于東部沿海地區(qū)，其中北京、天津、上海、江蘇、浙江及廣東地區(qū)始終位于高出口技術(shù)復(fù)雜度區(qū)間。海南雖屬東部沿海地區(qū)，但出口技術(shù)復(fù)雜度仍位于中低水平。出口技術(shù)復(fù)雜度較低的省份大多位于西部地區(qū)，其中青海、甘肅、寧夏、內(nèi)蒙古、云南、貴州、廣西始終位于低出口技術(shù)復(fù)雜度區(qū)間。位于中出口技術(shù)復(fù)雜度區(qū)間的省份主要分布于中部地區(qū)。在西部省份中，四川2002年及2012年均跨入高出口技術(shù)復(fù)雜度區(qū)間，重慶在2012年及2017年跨入高出口技術(shù)復(fù)雜度區(qū)間，陜西也在2017年居于高出口技術(shù)復(fù)雜度區(qū)間，而其他西部省份與東部地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度存在較大差距?？傮w來看，中國省域出口技術(shù)復(fù)雜度呈現(xiàn)出由東部沿海向中西部內(nèi)陸地區(qū)梯度遞減的格局，具有明顯的區(qū)域集聚態(tài)勢。高出口技術(shù)復(fù)雜度省份大多與高出口技術(shù)復(fù)雜度省份相鄰，而低出口技術(shù)復(fù)雜度省份往往與低出口技術(shù)復(fù)雜度省份相鄰，中出口技術(shù)復(fù)雜度省份基本居于高、低出口技術(shù)復(fù)雜度省份之間，這意味著中國各省份出口技術(shù)復(fù)雜度可能具有空間相關(guān)性，有必要從統(tǒng)計上進(jìn)行驗證。

（二）空間相關(guān)性檢驗

1.全局莫蘭指數(shù)

全局莫蘭指數(shù)的計算公式為：

本文首先利用全局莫蘭指數(shù)對出口技術(shù)復(fù)雜度變量進(jìn)行了空間相關(guān)性檢驗，結(jié)果顯示（見表3），2002—2017年，基于地理相鄰權(quán)重矩陣的中國各省份出口技術(shù)復(fù)雜度全局莫蘭指數(shù)全部為正值，且在大多數(shù)年份至少通過10%水平的顯著性檢驗，表明中國相鄰省份出口技術(shù)復(fù)雜度存在明顯的空間正相關(guān)關(guān)系。2002—2007年Morans I值呈現(xiàn)逐漸上升趨勢，并在2007年達(dá)到峰值0.389，出口技術(shù)復(fù)雜度在空間上的集聚呈現(xiàn)出由弱到強(qiáng)的趨勢。這可能是因為加入WTO后，中國制造業(yè)發(fā)展迅速，科技創(chuàng)新資源不斷向經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高、區(qū)位優(yōu)勢明顯的發(fā)達(dá)地區(qū)集中，從而使出口技術(shù)復(fù)雜度呈現(xiàn)出顯著的空間集聚特征。2008年后Morans I值有所下降，2011—2017年Morans I值顯著低于2008年前的水平，說明省份間出口技術(shù)復(fù)雜度空間相關(guān)性有所減弱，在個別年份呈現(xiàn)出隨機(jī)分布特征。這可能是由于隨著改革開放逐步深化，中國制造業(yè)整體競爭力不斷增長，部分中西部省份出口技術(shù)復(fù)雜度得到顯著提升，區(qū)域發(fā)展不平衡狀況得到一定改善。

2.局部莫蘭指數(shù)

以上結(jié)果表明中國各省份出口技術(shù)復(fù)雜度不服從隨機(jī)分布，具有空間正相關(guān)性。但全局莫蘭指數(shù)不能具體解釋省份之間的空間關(guān)聯(lián)情況。因此，本文進(jìn)一步采用局部莫蘭指數(shù)具體分析各省份之間的空間相關(guān)性。局部莫蘭指數(shù)的計算公式為：

式（7）中各符號含義與式（6）相同。局部莫蘭指數(shù)Ii大于0表示地區(qū)i的高（低）值被周圍高（低）值包圍;Ii小于0表示地區(qū)i的高（低）值被周圍低（高）值包圍。

圖1為基于地理相鄰權(quán)重矩陣?yán)L制的部分年份中國出口技術(shù)復(fù)雜度局部莫蘭指數(shù)散點圖?？梢钥闯?，在4個年份中，大部分省份集中于第Ⅰ、Ⅲ象限，呈現(xiàn)出“高—高”“低—低”空間聚集趨勢?！案摺摺奔坌偷貐^(qū)多為東部發(fā)達(dá)省份，而“低—低”集聚型地區(qū)多為西部落后省份。2002年共9個省份位于第Ⅰ象限，9個省份位于第Ⅲ象限;2007年共8個省份位于第Ⅰ象限，12個省份位于第Ⅲ象限;2012年共8個省份位于第Ⅰ象限，9個省份位于第Ⅲ象限;2017年共11個省份位于第Ⅰ象限，10個省份位于第Ⅲ象限。這與全局莫蘭指數(shù)分析所得結(jié)論基本一致，再次證實省份間出口技術(shù)復(fù)雜度存在正向空間相關(guān)性，即出口技術(shù)復(fù)雜度較高的省份在地理上相互鄰近，而出口技術(shù)復(fù)雜度相對較低的省份在地理上也趨于集中。

（三）模型結(jié)果及分析

1.空間計量模型估計

為提高回歸結(jié)果準(zhǔn)確性，本文分別對SAR、SEM和SDM模型進(jìn)行估計，并借鑒Anselin等（2004）[22]提出的判斷標(biāo)準(zhǔn)，依據(jù)Loglikelihood值、Wald檢驗和LR檢驗，選擇擬合效果最佳的模型進(jìn)行分析。表4列（1）、（3）、（5）分別為SAR、SEM和SDM模型固定效應(yīng)估計，列（2）、（4）、（6）為隨機(jī)效應(yīng)估計。根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果，SAR模型應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)估計，SEM和SDM模型應(yīng)選用固定效應(yīng)估計。估計結(jié)果顯示，SAR、SEM和SDM模型的空間系數(shù)ρ或λ均顯著為正，表明相鄰省份出口技術(shù)復(fù)雜度存在較強(qiáng)的空間依賴性。從模型擬合效果來看，SDM模型與SAR、SEM模型相比，R2值最高且Loglikelihood值最大，表明SDM模型的估計結(jié)果最優(yōu)。

本文進(jìn)一步對SDM模型進(jìn)行了Wald檢驗和LR檢驗，檢驗結(jié)果如表5所示?？梢钥吹?，Wald檢驗及LR檢驗均在1%水平上拒絕了原假設(shè)，這表明SDM模型不能簡化為SAR或SEM模型，即SDM模型包含的兩種空間傳導(dǎo)機(jī)制對出口技術(shù)復(fù)雜度的作用不可忽略，選擇SDM模型進(jìn)行分析更為合理。

2.空間溢出效應(yīng)分解

對于普通面板模型來說，回歸系數(shù)即表示解釋變量的邊際效應(yīng)。而在包含空間滯后項的空間計量模型中，地區(qū)解釋變量對自身被解釋變量和鄰近地區(qū)被解釋變量都可能產(chǎn)生影響。因此，SDM模型的回歸系數(shù)并不能直接反映各解釋變量對被解釋變量的影響程度。本文遵循LeSage和Pace（2009）[23]提出的方法，采用偏微分將SDM模型的總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)與間接效應(yīng)。直接效應(yīng)表示本地區(qū)解釋變量對自身被解釋變量的影響;間接效應(yīng)又稱為空間溢出效應(yīng)，表示鄰近地區(qū)解釋變量對本地區(qū)被解釋變量的影響?？傂?yīng)則為兩者之和，反映了解釋變量對所有地區(qū)被解釋變量的平均影響。估計結(jié)果顯示（見表6），市場整合程度的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)在10%水平上顯著為正，總效應(yīng)在5%水平上顯著為正。這說明，在考慮空間關(guān)聯(lián)的情況下，市場整合程度的提高顯著促進(jìn)了出口技術(shù)復(fù)雜度提升。市場整合程度對出口技術(shù)復(fù)雜度影響的空間溢出效應(yīng)顯著為正，說明在國內(nèi)市場一體化進(jìn)程中，出口技術(shù)復(fù)雜度的擴(kuò)散效應(yīng)大于其帶來的極化效應(yīng)，擴(kuò)散效應(yīng)居于主導(dǎo)地位。市場整合連通了先進(jìn)地區(qū)與落后地區(qū)間的市場通道，這為省份間的技術(shù)擴(kuò)散和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移提供了基本條件。各省份的創(chuàng)新成果以產(chǎn)品、技術(shù)、信息、人才等方式不斷擴(kuò)散到鄰近地區(qū)，使鄰近地區(qū)能夠快速實現(xiàn)創(chuàng)新趕超，促進(jìn)其出口技術(shù)復(fù)雜度的提高。另外，商品和要素的自由流動可以彌補(bǔ)各省份資源要素缺口和產(chǎn)業(yè)劣勢，在一定程度上為其追趕高出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)提供了條件。市場整合程度的空間溢出效應(yīng)在總效應(yīng)中所占比重達(dá)到72.36%，表明市場整合的空間溢出效應(yīng)是驅(qū)動出口技術(shù)復(fù)雜度提升的重要因素。

從控制變量來看，物質(zhì)資本的直接效應(yīng)和總效應(yīng)分別在1%和10%水平上顯著為正，而間接效應(yīng)不顯著。說明物質(zhì)資本投入主要促進(jìn)了本地出口技術(shù)復(fù)雜度提升，而其帶來的空間溢出效應(yīng)較小。人力資本變量的直接效應(yīng)為正，但不顯著。說明人力資本水平的提高對當(dāng)?shù)爻隹诩夹g(shù)復(fù)雜度提升具有正向影響，但其驅(qū)動作用還有待提升，這也暗示了中國在教育發(fā)展和人力資本配置上存在的問題。人力資本是企業(yè)提升技術(shù)水平和生產(chǎn)績效的重要資源，但只有人力資本積累到一定程度、達(dá)到一定層次，并且和其他要素資源緊密配合，對技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用才能顯現(xiàn)，因此，人力資本層次偏低，人職匹配不合理和激勵機(jī)制不健全等，可能影響了人力資本對當(dāng)?shù)爻隹诩夹g(shù)復(fù)雜度提升的促進(jìn)作用。人力資本的空間溢出效應(yīng)及總效應(yīng)在1%水平上顯著為正，說明人力資本具有明顯的外部性，可以通過技術(shù)擴(kuò)散對其鄰近省份出口技術(shù)復(fù)雜度發(fā)揮正向積極影響，總體上有利于推進(jìn)中國出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。研發(fā)投入的直接效應(yīng)顯著為負(fù)，間接效應(yīng)和總效應(yīng)均為正但不顯著，本文認(rèn)為這與研發(fā)激勵機(jī)制不健全，研發(fā)效率偏低有關(guān)。進(jìn)口貿(mào)易的直接效應(yīng)在1%水平上顯著為正，而空間溢出效應(yīng)及總效應(yīng)不顯著。這可能是由于省份間的技術(shù)勢差，影響了對進(jìn)口貿(mào)易品承載的先進(jìn)技術(shù)和知識的消化、吸收與利用，而對于技術(shù)水平相近的省份，進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生的技術(shù)轉(zhuǎn)移空間及創(chuàng)新收益狹小，從而導(dǎo)致進(jìn)口貿(mào)易對鄰近省份溢出效應(yīng)不顯著，在整體上也未對出口技術(shù)復(fù)雜度升級產(chǎn)生顯著推進(jìn)作用。外商直接投資、金融發(fā)展、物流效率的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均在1%水平上顯著為正?；A(chǔ)設(shè)施的空間溢出效應(yīng)在10%水平上顯著為正，直接效應(yīng)和總效應(yīng)均在1%水平上顯著為正。外商直接投資、金融發(fā)展、基礎(chǔ)設(shè)施和物流效率的空間溢出效應(yīng)在總效應(yīng)中所占比重分別達(dá)到88.39%、72.15%、54.82%和85.12%，這表明FDI的增加、金融環(huán)境的改善、基礎(chǔ)設(shè)施的完善和物流效率的提升不但促進(jìn)了當(dāng)?shù)爻隹诩夹g(shù)復(fù)雜度提升，還對鄰近省份出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生了積極顯著影響。

3.時期異質(zhì)性分析

樣本數(shù)據(jù)顯示，2002—2008年，國內(nèi)市場整合程度總體水平較低且波動幅度較大，各省份市場整合指數(shù)平均值為58.85。2009年后國內(nèi)市場一體化進(jìn)程明顯加快，并在2014年達(dá)到歷史高點（值為109），2009—2014年，市場整合指數(shù)平均值達(dá)到76.85。為對比分析市場整合不同階段出口技術(shù)復(fù)雜度空間溢出效應(yīng)的異質(zhì)性特征，本文將樣本分為2002—2008年、2009—2014年兩個時期進(jìn)行估計④，SDM模型空間溢出效應(yīng)分解結(jié)果分別報告于表7第（1）—（3）列及第（4）—（6）列。

可以看出，在2002—2008年市場整合處于相對較低水平時，市場整合對出口技術(shù)復(fù)雜度影響的直接效應(yīng)和總效應(yīng)都在1%水平上顯著為正，空間溢出效應(yīng)為正但不顯著，直接效應(yīng)所占比重為66.15%。這說明，本階段市場整合主要對當(dāng)?shù)爻隹诩夹g(shù)復(fù)雜度升級發(fā)揮積極效應(yīng)，而對鄰近省份空間溢出效應(yīng)非常微弱。如理論分析部分所述，在市場整合初期，市場機(jī)制將驅(qū)使優(yōu)勢資源向高出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)集聚，極化效應(yīng)一般居于主導(dǎo)地位，從而導(dǎo)致高出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)對鄰近地區(qū)的正向溢出效應(yīng)不顯著。在2009—2014年，市場整合對出口技術(shù)復(fù)雜度影響的直接效應(yīng)在10%水平上顯著為正，其空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)均在1%水平上顯著為正，空間溢出效應(yīng)所占比重達(dá)到88.25%。直接效應(yīng)系數(shù)由0.129降至0.037，而間接效應(yīng)系數(shù)由0.067提高至0.278。這說明，在市場整合處于較高水平時期，市場整合對當(dāng)?shù)爻隹诩夹g(shù)復(fù)雜度的推進(jìn)作用有所減弱，而對鄰近省份出口技術(shù)復(fù)雜度的空間溢出效應(yīng)大幅增加，擴(kuò)散效應(yīng)開始居于主導(dǎo)地位，且對出口技術(shù)復(fù)雜度升級起到更加突出的推進(jìn)作用。這與前文理論分析相一致。

（四）穩(wěn)健性檢驗

由于相鄰省份在經(jīng)濟(jì)上的相互關(guān)系并不完全相同，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近省份之間往往存在更強(qiáng)空間相關(guān)性。因此，本文采用將區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距考慮在內(nèi)的經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重矩陣W′ 重新進(jìn)行空間計量估計，以檢驗回歸結(jié)果穩(wěn)定性。經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重矩陣W′ =W×E，其中矩陣E主對角線元素為0，非主對角線元素為Eij =1Yi -Yj （i≠j）， Yi 為省份i樣本期間人均實際GDP均值。表8第（1）—（3）列報告了經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重矩陣下SDM模型的空間效應(yīng)測算?？梢钥闯觯诵慕忉屪兞抗烙嬒禂?shù)符號及顯著性水平未發(fā)生實質(zhì)性變化。同時，由于人均 GDP無法衡量不同行業(yè)技術(shù)水平之間的差異，本文借鑒許治和王思卉（2013）[24]的方法，采用制造業(yè)各行業(yè)勞動生產(chǎn)率數(shù)據(jù)，替代人均GDP重新測算了各省份出口技術(shù)復(fù)雜度，并將其納入模型進(jìn)行估計，空間效應(yīng)測算結(jié)果報告于表8第（4）—（6）列?？梢园l(fā)現(xiàn)，核心解釋變量估計系數(shù)符號及顯著性無明顯變化。這表明，估計結(jié)果不會因空間權(quán)重矩陣設(shè)定及被解釋變量的測度方法不同而發(fā)生較大變化，回歸結(jié)果在總體上是穩(wěn)健可靠的。

五、結(jié)論與政策啟示

本文利用中國2002—2017年30個省份的面板數(shù)據(jù)，對國內(nèi)市場整合影響出口技術(shù)復(fù)雜度的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行了實證檢驗?？傮w來看，市場整合對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響具有顯著正向空間溢出效應(yīng)，即市場整合對出口技術(shù)復(fù)雜度影響的“擴(kuò)散效應(yīng)”大于其帶來的“極化效應(yīng)”。市場整合的空間溢出效應(yīng)在總效應(yīng)中所占比重達(dá)到72.36%，成為驅(qū)動出口技術(shù)復(fù)雜度提升的重要因素。研究證實，統(tǒng)一開放的國內(nèi)市場是增強(qiáng)高出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)“擴(kuò)散效應(yīng)”的基礎(chǔ)。國內(nèi)大循環(huán)的暢通和健康發(fā)展有利于出口技術(shù)復(fù)雜度提升，構(gòu)建企業(yè)參與國際大循環(huán)的競爭新優(yōu)勢。各省份要充分認(rèn)識到出口技術(shù)復(fù)雜度提升的空間關(guān)聯(lián)特征以及市場整合對出口技術(shù)復(fù)雜度影響的正向空間溢出效應(yīng)，從經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展著眼，打破行政區(qū)劃界限，超越局部短期利益，使“以鄰為壑”轉(zhuǎn)向“以鄰為友”，在推進(jìn)國內(nèi)市場整合，清除資源要素流動壁壘和企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營空間拓展障礙的基礎(chǔ)上，加強(qiáng)區(qū)域產(chǎn)業(yè)聯(lián)動，深化區(qū)域交流合作，進(jìn)一步擴(kuò)大市場整合影響出口技術(shù)復(fù)雜度的正向空間溢出效應(yīng)，推進(jìn)中國出口技術(shù)復(fù)雜度的整體躍升。

一方面，要延伸和大力發(fā)展國內(nèi)價值鏈，推進(jìn)區(qū)域間產(chǎn)業(yè)聯(lián)動和經(jīng)濟(jì)融合。高出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)主要通過產(chǎn)業(yè)間的擴(kuò)散和吸納效應(yīng)帶動周邊地區(qū)發(fā)展，因此，區(qū)域產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)程度將影響擴(kuò)散效應(yīng)的實現(xiàn)。因而建立延伸和大力發(fā)展國內(nèi)價值鏈，帶動關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，是放大高出口技術(shù)復(fù)雜度地區(qū)擴(kuò)散效應(yīng)，推進(jìn)制造業(yè)整體轉(zhuǎn)型升級的重要途徑。一是繼續(xù)深化“一帶一路”“長江經(jīng)濟(jì)帶”等貫穿南北、橫跨東西的軸帶式發(fā)展戰(zhàn)略，塑造有利于培育國內(nèi)價值鏈的經(jīng)濟(jì)地理格局。二是充分利用區(qū)域與產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性特征，因地制宜推進(jìn)制造業(yè)價值鏈升級。東部地區(qū)主要從事研發(fā)、設(shè)計和銷售，占據(jù)國內(nèi)價值鏈乃至全球價值鏈的高端環(huán)節(jié);中部地區(qū)應(yīng)不斷增強(qiáng)生產(chǎn)制造能力，積極承接新興產(chǎn)業(yè)布局和轉(zhuǎn)移，重點發(fā)展中間價值環(huán)節(jié);西部地區(qū)應(yīng)大力提升初級產(chǎn)品加工能力，成為國內(nèi)價值鏈能源資源及初級產(chǎn)品來源地。更加科學(xué)有序地引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)由東向西梯度轉(zhuǎn)移，逐步形成合理的國內(nèi)價值鏈分工格局和獨立完整的國內(nèi)經(jīng)濟(jì)循環(huán)體系。三是加快淘汰落后產(chǎn)能，做大做強(qiáng)本土優(yōu)質(zhì)企業(yè)，提高企業(yè)跨區(qū)域運營能力和空間資源整合集成能力，為國內(nèi)價值鏈分工的推進(jìn)提供微觀主體。四是統(tǒng)籌傳統(tǒng)和新型基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展，構(gòu)建現(xiàn)代化基礎(chǔ)設(shè)施體系，大力發(fā)展現(xiàn)代物流業(yè)，提升對外聯(lián)系通達(dá)度。不斷完善社會信用體系，提高政府管理運行效率，降低企業(yè)運行的交易成本，為國內(nèi)價值鏈分工的深入開展創(chuàng)造良好基礎(chǔ)條件和市場環(huán)境。

另一方面，要加強(qiáng)區(qū)域科技交流與合作，構(gòu)筑開放共享、合作共贏的區(qū)域發(fā)展格局。一是建立健全區(qū)域合作法律法規(guī)制度體系，加強(qiáng)深化區(qū)域合作的法治建設(shè)，用法律手段來規(guī)范和引導(dǎo)區(qū)域合作行為。成立區(qū)域合作協(xié)調(diào)機(jī)構(gòu)，完善區(qū)域合作與協(xié)商機(jī)制，妥善解決區(qū)域合作規(guī)劃、監(jiān)督及資金分配等問題。建立健全區(qū)域利益協(xié)調(diào)和補(bǔ)償機(jī)制，實現(xiàn)地方經(jīng)濟(jì)利益的再分配，在平等、互利、協(xié)作的基礎(chǔ)上促進(jìn)各地區(qū)共同進(jìn)步，從根本上縮小地區(qū)發(fā)展差距，有效緩解區(qū)域經(jīng)濟(jì)的“馬太效應(yīng)”，提高跨區(qū)域合作的穩(wěn)定性和長效性。二是加強(qiáng)區(qū)域科技合作與協(xié)同創(chuàng)新，加大對跨省協(xié)同創(chuàng)新項目財政支持力度，推動高校、科研院所、企業(yè)、研發(fā)機(jī)構(gòu)等創(chuàng)新主體跨區(qū)域開展產(chǎn)學(xué)研合作，共建科技創(chuàng)新中心，實現(xiàn)互利共贏發(fā)展。充分發(fā)揮東部發(fā)達(dá)地區(qū)技術(shù)、人才等資源優(yōu)勢，鼓勵東部省份與西部省份合作創(chuàng)新，對西部地區(qū)進(jìn)行對口科技援助，擴(kuò)大東部地區(qū)的輻射帶動作用和知識溢出效應(yīng)，形成以強(qiáng)帶弱、強(qiáng)弱銜接的空間協(xié)同格局，提升國家整體技術(shù)創(chuàng)新能力。結(jié)合受援地區(qū)產(chǎn)業(yè)資源優(yōu)勢，加大國家重大科技工程、科研基礎(chǔ)設(shè)施、研發(fā)力量的布局，增強(qiáng)受援地區(qū)自我發(fā)展能力，推動單向支援向互利合作轉(zhuǎn)變。三是拓展區(qū)域科技創(chuàng)新合作平臺，順應(yīng)“互聯(lián)網(wǎng)+”發(fā)展趨勢，依托現(xiàn)代信息技術(shù)手段搭建區(qū)域合作網(wǎng)絡(luò)平臺，實現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)、項目成果、人才交流等信息的開放共享，打造以大數(shù)據(jù)平臺為支撐的創(chuàng)新應(yīng)用共同體。充分發(fā)揮國家和省際間重大經(jīng)貿(mào)投資洽談會、論壇、博覽會等會展平臺作用，搭建區(qū)域合作和項目推介網(wǎng)絡(luò)，加快科技創(chuàng)新成果向落后地區(qū)擴(kuò)散，增強(qiáng)創(chuàng)新主體之間的互動交流和對接合作，推動區(qū)域合作創(chuàng)新及創(chuàng)新資源優(yōu)化配置。

[注 釋]

① 為減少指標(biāo)測算偏差，本文對制造業(yè)相關(guān)行業(yè)進(jìn)行了合并：將農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)合并為“食品加工和制造業(yè)”，將木材加工和木、竹、藤、棕、草制品業(yè)及家具制造業(yè)合并為“木材加工和家具制造業(yè)”，將造紙和紙制品業(yè) 、印刷和記錄媒介復(fù)制業(yè)合并為“造紙印刷制造業(yè)”，將黑色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)合并為“金屬及金屬制品業(yè)”，將計算機(jī)、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)及儀器儀表制造業(yè)合并為“計算機(jī)通信電子設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)”，將化學(xué)纖維制造業(yè)并入紡織業(yè)。

② 本文選擇了糧食、水產(chǎn)品、飲料煙酒、服裝鞋帽、紡織品、家用電器及音像器材、日用品、化妝品、中西藥品及醫(yī)療保健用品、書報雜志及電子出版物、燃料、建筑材料及五金電料等12類商品的零售價格指數(shù)，對市場整合程度進(jìn)行了測算，商品種類覆蓋面更為廣泛，增強(qiáng)了指標(biāo)準(zhǔn)確性和代表性。

③ 為消除價格因素影響，本文采用各省份人均GDP指數(shù)（2000年=100）對人均GDP進(jìn)行縮減從而得到實際人均GDP數(shù)據(jù)。

④ 2014年后各省份市場整合指數(shù)出現(xiàn)下降，這可能與新常態(tài)下中國經(jīng)濟(jì)下行壓力普遍加大，地方保護(hù)主義有所抬頭有關(guān)。為觀察對比市場整合程度處于低水平和高水平發(fā)展階段影響效應(yīng)的差異化特征，本文并未將2009年后市場整合指數(shù)處于下降狀態(tài)的年份（即2015—2017年）納入模型。

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（責(zé)任編輯：張積慧）