國(guó)內(nèi)貿(mào)易影響了區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力嗎？

摘 要：在運(yùn)用競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)理論解析國(guó)內(nèi)貿(mào)易對(duì)區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力影響機(jī)理，構(gòu)建總體回歸模型和工具變量模型，并在施加多種估計(jì)策略后得到的回歸結(jié)果表明：國(guó)內(nèi)貿(mào)易對(duì)于區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力提升具有顯著的正向促進(jìn)效應(yīng)，且重要程度相對(duì)更高。這一結(jié)果在考慮內(nèi)生性情況下仍然成立，并通過(guò)了多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)。進(jìn)一步分組群分析結(jié)果顯示：正向促進(jìn)效應(yīng)具有顯著的企業(yè)性質(zhì)和地理區(qū)位的異質(zhì)性，其中非國(guó)有企業(yè)與皖南地區(qū)組群的平均估計(jì)效應(yīng)相對(duì)較高。在新發(fā)展階段，安徽省理應(yīng)優(yōu)先推動(dòng)國(guó)內(nèi)貿(mào)易水平提升，在因地制宜加快形成高質(zhì)量發(fā)展的區(qū)域經(jīng)濟(jì)布局下，突出非國(guó)有企業(yè)和皖南地區(qū)對(duì)提升安徽工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的相對(duì)重要性。

關(guān)鍵詞：國(guó)內(nèi)貿(mào)易；區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力；鉆石模型；城市面板數(shù)據(jù)

中圖分類號(hào)：F424

DOI： 10.19504/j.cnki.issn1671-5365.2024.05.03

《“十四五”國(guó)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展規(guī)劃》指出，我國(guó)已進(jìn)入新發(fā)展階段，國(guó)內(nèi)貿(mào)易已成為構(gòu)建新發(fā)展格局的重要支撐。2016—2020年，我國(guó)社會(huì)消費(fèi)品零售總額從31.6萬(wàn)億元增長(zhǎng)到39.2萬(wàn)億元，年均增長(zhǎng)6.5%，成為全球第二大消費(fèi)品市場(chǎng)；2020年，內(nèi)貿(mào)主要行業(yè)增加值為12.8萬(wàn)億元，占GDP比重為12.6%[1]。這種全面發(fā)展超大規(guī)模國(guó)內(nèi)市場(chǎng)帶來(lái)的繁榮國(guó)內(nèi)貿(mào)易，能推動(dòng)勞動(dòng)分工深化，進(jìn)而促進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)提高、生產(chǎn)成本降低以及產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力提升。研究國(guó)內(nèi)超大規(guī)模市場(chǎng)帶來(lái)的繁榮國(guó)內(nèi)貿(mào)易是否影響了區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力提升，是構(gòu)建新發(fā)展格局的重要抓手，對(duì)于推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展亦具有重要意義。

長(zhǎng)期以來(lái)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)部門與對(duì)外出口部門的割裂發(fā)展，加劇“體外循環(huán)”式的外貿(mào)擴(kuò)張模式在內(nèi)外貿(mào)不同管理體制下頑固發(fā)展的局面[2]。于是在探索本地市場(chǎng)效應(yīng)可實(shí)現(xiàn)工業(yè)集聚的基礎(chǔ)上[3-4]，學(xué)者們將考察重心從促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)轉(zhuǎn)移至關(guān)于“本地需求-本地供給”的邏輯傳導(dǎo)鏈條上，認(rèn)為本地需求擴(kuò)張可通過(guò)內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟(jì)、成本降低與創(chuàng)新差異化產(chǎn)品等渠道驅(qū)動(dòng)產(chǎn)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力提升[5]。

現(xiàn)有研究關(guān)于更大需求規(guī)模的本地市場(chǎng)對(duì)位于其中的廠商有利已達(dá)成共識(shí)，但在執(zhí)行統(tǒng)一經(jīng)濟(jì)法令的領(lǐng)土轄區(qū)內(nèi)，影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展的市場(chǎng)邊界未必局限于區(qū)域自身的行政邊界，即不能僅從國(guó)內(nèi)需求層面探討區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，與“國(guó)內(nèi)需求”關(guān)系密切的“國(guó)內(nèi)貿(mào)易”則跨越了區(qū)域行政邊界的局限性。

一、理論分析

目前解釋產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力最重要的兩種框架是比較優(yōu)勢(shì)理論與競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)理論。前者主要關(guān)注同類產(chǎn)業(yè)之間關(guān)系，后者更重視不同產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系[6]；但兩者之間并非相互對(duì)立的替代關(guān)系，發(fā)展中國(guó)家競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的建立離不開(kāi)比較優(yōu)勢(shì)的發(fā)揮[7]。因而，作為對(duì)區(qū)域間產(chǎn)業(yè)沖突與替代（而非產(chǎn)業(yè)分工與互補(bǔ)）因果關(guān)系重視的表現(xiàn)，選擇以競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)理論作為基本研究范式。國(guó)家競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)理論主要闡述了選擇和創(chuàng)造有利條件以塑造內(nèi)生優(yōu)勢(shì)進(jìn)而實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，有利條件包括“四因素”（生產(chǎn)要素、需求條件、相關(guān)與支持性產(chǎn)業(yè)、企業(yè)戰(zhàn)略與同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)）和“兩變數(shù)”（機(jī)會(huì)和政府），即鉆石模型。國(guó)家競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)理論指出：需求條件主要通過(guò)市場(chǎng)規(guī)模與市場(chǎng)特征兩個(gè)渠道影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力[8]63-116。

（一）需求條件

需求條件指本國(guó)市場(chǎng)對(duì)該產(chǎn)業(yè)所提供的產(chǎn)品或服務(wù)的需求，即國(guó)內(nèi)需求條件。波特認(rèn)為，國(guó)內(nèi)需求的變化比國(guó)際需求變化更易被企業(yè)發(fā)現(xiàn)和捕捉，且國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求主要通過(guò)市場(chǎng)規(guī)模與市場(chǎng)特質(zhì)兩個(gè)渠道影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。而在關(guān)境內(nèi)滿足國(guó)內(nèi)需求過(guò)程中進(jìn)行的本國(guó)商品、服務(wù)及生產(chǎn)要素的交換活動(dòng)即為國(guó)內(nèi)貿(mào)易。國(guó)內(nèi)貿(mào)易與國(guó)內(nèi)需求除了包含范圍和時(shí)間跨度方面的不同[9]，國(guó)內(nèi)貿(mào)易還跨越了區(qū)域行政邊界的局限性，兩者之間有著密切的聯(lián)系，國(guó)內(nèi)需求是國(guó)內(nèi)貿(mào)易的基礎(chǔ)和前提，國(guó)內(nèi)貿(mào)易是國(guó)內(nèi)需求得到滿足和實(shí)現(xiàn)的結(jié)果和表現(xiàn)；在考慮以滿足國(guó)內(nèi)居民有效需求的情況下，國(guó)內(nèi)貿(mào)易可以表征國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求/國(guó)內(nèi)需求條件。

（二）國(guó)內(nèi)貿(mào)易影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的機(jī)理

國(guó)內(nèi)貿(mào)易可表征國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求/國(guó)內(nèi)需求條件，故國(guó)內(nèi)貿(mào)易通過(guò)市場(chǎng)規(guī)模與市場(chǎng)特質(zhì)來(lái)影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。

1.國(guó)內(nèi)貿(mào)易通過(guò)市場(chǎng)規(guī)模影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。若國(guó)內(nèi)貿(mào)易規(guī)模較大，即區(qū)域內(nèi)市場(chǎng)需求數(shù)量較大，則有利于形成廠商生產(chǎn)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，進(jìn)而提高產(chǎn)業(yè)內(nèi)生產(chǎn)效率。依據(jù)規(guī)模經(jīng)濟(jì)理論的一般含義，在一定閾值范圍內(nèi)，隨著產(chǎn)量增加，平均生產(chǎn)成本便被新增產(chǎn)出分?jǐn)?、壓低，從而提升其產(chǎn)品或服務(wù)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。顯然，企業(yè)控制生產(chǎn)規(guī)模的決策與最佳生產(chǎn)效益的獲得是依據(jù)區(qū)域市場(chǎng)需求，畢竟達(dá)到供需均衡才更具操作與實(shí)踐上的經(jīng)濟(jì)性。規(guī)模經(jīng)濟(jì)的支持者認(rèn)為，這一機(jī)理尤其適用于需要依賴產(chǎn)能降低生產(chǎn)成本的產(chǎn)業(yè)，若能專注于通過(guò)市場(chǎng)規(guī)模引導(dǎo)該類產(chǎn)業(yè)提升生產(chǎn)率，區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)便可爭(zhēng)取到有利的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)地位。雖然對(duì)一些強(qiáng)調(diào)數(shù)量?jī)?yōu)勢(shì)的企業(yè)，規(guī)模經(jīng)濟(jì)確實(shí)重要，然而在其他受制于物質(zhì)技術(shù)條件與社會(huì)經(jīng)濟(jì)關(guān)系企業(yè)的內(nèi)部，規(guī)模經(jīng)濟(jì)與競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)形成的因果關(guān)系較為脆弱。事實(shí)在于，本地市場(chǎng)對(duì)于某個(gè)特定產(chǎn)業(yè)環(huán)節(jié)的需求量，并非必然與該產(chǎn)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)相符。上述現(xiàn)象導(dǎo)致此類企業(yè)往往借助“細(xì)分市場(chǎng)需求的結(jié)構(gòu)”（market demand segmentation）來(lái)確立其異質(zhì)性，即國(guó)內(nèi)貿(mào)易通過(guò)市場(chǎng)特質(zhì)影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。

2.國(guó)內(nèi)貿(mào)易通過(guò)市場(chǎng)特質(zhì)影響區(qū)域產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。市場(chǎng)特質(zhì)指向的“產(chǎn)品差異型競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)”較難被競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手模仿，更易長(zhǎng)期保持競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。首先，市場(chǎng)特質(zhì)可通過(guò)降低搜集、整合市場(chǎng)信息的成本。本地市場(chǎng)客戶是企業(yè)最直接的壓力，故企業(yè)對(duì)周遭市場(chǎng)需求的注意力最敏感。而由于語(yǔ)言文化與法律法規(guī)等地緣條件的一致性與熟悉性，本地市場(chǎng)極大影響了企業(yè)認(rèn)知與詮釋客戶需求的能力，使得供需雙方在情報(bào)傳達(dá)過(guò)程中將信息失真降到最低，提高交易達(dá)成效率。其次，市場(chǎng)特質(zhì)能引導(dǎo)企業(yè)創(chuàng)新與發(fā)展方向。一方面，本地市場(chǎng)客戶的形態(tài)特征往往受本地經(jīng)濟(jì)環(huán)境或國(guó)民偏好等影響；若由于國(guó)民偏好導(dǎo)致內(nèi)需市場(chǎng)對(duì)于質(zhì)量具有較高的要求，或擁有來(lái)自支持性產(chǎn)業(yè)的、為補(bǔ)充其自身某種不足而主張進(jìn)行交易的苛刻型客戶，則廠商將掌握市場(chǎng)脈動(dòng)，也會(huì)有更多創(chuàng)新與發(fā)展的動(dòng)機(jī)；本地市場(chǎng)的預(yù)期需求雖然帶給企業(yè)提早行動(dòng)的機(jī)會(huì)，但其提前飽和則迫使企業(yè)繼續(xù)創(chuàng)新與升級(jí)，此時(shí)本地市場(chǎng)則更會(huì)帶給企業(yè)更大壓力，企業(yè)被迫降低售價(jià)、創(chuàng)新產(chǎn)品造型、加強(qiáng)產(chǎn)品功能，從而增加更多客戶購(gòu)買的誘因。另一方面，本地市場(chǎng)的預(yù)期需求也可能因該國(guó)政策或者價(jià)值觀而緣起；若本地市場(chǎng)最先針對(duì)某項(xiàng)產(chǎn)品或服務(wù)產(chǎn)生需求，則會(huì)使得本地企業(yè)比其他區(qū)域的競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手更早行動(dòng)，發(fā)展該項(xiàng)產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而產(chǎn)生滿足其他區(qū)域市場(chǎng)中客戶需求的能力，部分企業(yè)可搶先建立大量生產(chǎn)線并通過(guò)學(xué)習(xí)效應(yīng)積累經(jīng)驗(yàn)，以此形成區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)間專業(yè)化分工。

特別地，即使在地域?qū)用嫔蠈⒐潭ㄐ姓^(qū)劃意義上市場(chǎng)拓展至要素自由流動(dòng)意義上市場(chǎng)后，上述理論的指導(dǎo)價(jià)值仍未失去其一般性。因?yàn)闅v史經(jīng)驗(yàn)表明，在同一經(jīng)濟(jì)關(guān)稅區(qū)內(nèi)，國(guó)家政策法規(guī)、社會(huì)價(jià)值偏好等前定變量的系統(tǒng)性差異通常并不大。由此提出研究假設(shè)1：

假設(shè)1：國(guó)內(nèi)貿(mào)易增長(zhǎng)對(duì)于區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的提升具有正向促進(jìn)作用。

國(guó)內(nèi)貿(mào)易過(guò)程中，本地市場(chǎng)的各種條件可彼此相互強(qiáng)化，并在產(chǎn)業(yè)各個(gè)演化階段中有其特有的重要性，這便是“需求條件的交互作用”。本地市場(chǎng)最大的貢獻(xiàn)在于，為企業(yè)提供發(fā)展、持續(xù)投資與創(chuàng)新的動(dòng)力，并在日益復(fù)雜的產(chǎn)業(yè)環(huán)節(jié)中建立企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力。因而，國(guó)家競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)理論認(rèn)為，內(nèi)需市場(chǎng)的特征是競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的根源，相比較其他因素帶來(lái)的短暫優(yōu)勢(shì)，本地需求條件產(chǎn)生的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)具有決定性和長(zhǎng)久延續(xù)的特點(diǎn)。據(jù)此進(jìn)一步提出研究假設(shè)2：

假設(shè)2：國(guó)內(nèi)貿(mào)易增長(zhǎng)對(duì)于區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力提升影響的重要程度更高。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中“內(nèi)部需求不足”是經(jīng)濟(jì)學(xué)界所公認(rèn)的典型化事實(shí)。即使在經(jīng)歷了長(zhǎng)期出口增長(zhǎng)后，學(xué)者們所提供的重要經(jīng)驗(yàn)證據(jù)依舊沒(méi)有支持中國(guó)自加入世界貿(mào)易組織（WTO）后出口貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大與出口企業(yè)生產(chǎn)率的提高或制造業(yè)企業(yè)員工收入的改善之間存在著正相關(guān)關(guān)系；先前發(fā)展過(guò)程中外向型出口模式與本土市場(chǎng)需求割離現(xiàn)實(shí)的存在，導(dǎo)致在改革轉(zhuǎn)軌過(guò)程中未實(shí)際形成具有促進(jìn)可持續(xù)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)內(nèi)生機(jī)制的經(jīng)濟(jì)體系。事實(shí)上，在剔除其間加工貿(mào)易方式的影響后，以凈出口為代表的真實(shí)外部需求對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的改善作用實(shí)際有限。如圖1 所示，與整個(gè)中國(guó)內(nèi)外需求結(jié)構(gòu)相比，近20年來(lái)，安徽省貨物和服務(wù)凈出口率（Net Export， NE）對(duì)于地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動(dòng)緊密圍繞零水平線穩(wěn)健。尤其是2008 年后安徽省最終消費(fèi)率（Final Con?sumption Expenditure，F(xiàn)CE）與資本形成率（GrossCapital Formation，GCF）均同步收斂至50%上下的拉動(dòng)作用水平，說(shuō)明安徽省支出法生產(chǎn)總值結(jié)構(gòu)幾乎完全由最終消費(fèi)率與資本形成率決定，凈出口率占比則微乎其微，反映了增長(zhǎng)由內(nèi)部需求決定的區(qū)域模式。

在當(dāng)前以國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體的現(xiàn)實(shí)格局與政策導(dǎo)向下，跟安徽省內(nèi)外需求結(jié)構(gòu)相類似的獨(dú)特的區(qū)域發(fā)展模式，能否克服時(shí)艱并繼續(xù)平穩(wěn)實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，是基于當(dāng)下經(jīng)濟(jì)運(yùn)行事實(shí)而延伸出的學(xué)理深思。選取2001—2019年安徽省16個(gè)地級(jí)市為研究樣本，屬于時(shí)間維度較大、橫截面維度較小的長(zhǎng)面板。

社會(huì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)與《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》（2001—2020），自然地理數(shù)據(jù)來(lái)源于美國(guó)國(guó)家海洋和大氣管理局環(huán)境信息中心。

（二）變量選擇與度量

1.被解釋變量。波特以與多國(guó)進(jìn)行實(shí)際且持續(xù)的出口貿(mào)易表征產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。在“雙循環(huán)”新發(fā)展格局下，忽略國(guó)內(nèi)市場(chǎng)份額是不合理的，故選擇以工業(yè)利潤(rùn)總額表征區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)（Com?petitive Advantage，CA）。產(chǎn)業(yè)利潤(rùn)作為產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出與投入之差，既反映擁有競(jìng)爭(zhēng)力的結(jié)果，亦體現(xiàn)了獲取競(jìng)爭(zhēng)力的終極目標(biāo)，是衡量產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力最準(zhǔn)確指標(biāo)[10]。

2.核心解釋變量。國(guó)內(nèi)貿(mào)易（Domestic Trade，DT）是焦點(diǎn)概念，反映特定商品和服務(wù)在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的需求狀況，選取區(qū)域社會(huì)消費(fèi)品零售總額（Total Retail Sales Of Consumer Goods）來(lái)表征。作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)各行業(yè)通過(guò)多種商品流通渠道直接供給城鄉(xiāng)居民和社會(huì)集團(tuán)的消費(fèi)品總額，是目前表現(xiàn)國(guó)內(nèi)貿(mào)易最直接的數(shù)據(jù)。

3.控制變量。經(jīng)濟(jì)社會(huì)中，空間依存的混雜因素會(huì)妨礙因果效應(yīng)的識(shí)別，為盡可能避免數(shù)據(jù)Galton謬誤，依據(jù)經(jīng)驗(yàn)理論將更多控制變量納入回歸方程。

（1）生產(chǎn)要素，包括本土稟賦（Home-GrownResources，HGR）即天然繼承型外生優(yōu)勢(shì)和高級(jí)生產(chǎn)要素（Highly Specialized Resources，HSR）即后天創(chuàng)造型內(nèi)生優(yōu)勢(shì)。前者指自然資源、氣候、地理位置、人口等，由于地理位置、人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征等概念難以量化，故選取區(qū)域年平均氣溫反映以空氣溫度為主的氣候?qū)τ诠I(yè)活動(dòng)的影響。后者指能創(chuàng)造生產(chǎn)要素的機(jī)制，以第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)比重作為反映工業(yè)復(fù)雜與熟練勞動(dòng)力稟賦水平的代理指標(biāo)。

（2）相關(guān)與支持性產(chǎn)業(yè)（Related and Support?ing Industries，RSI）。以公路運(yùn)輸貨運(yùn)量作為表征指標(biāo)，這是因?yàn)榻煌ㄟ\(yùn)輸業(yè)作為工業(yè)主要配套產(chǎn)業(yè)，同時(shí)選取控制變量應(yīng)使實(shí)證模型更接近數(shù)據(jù)生成過(guò)程、遠(yuǎn)離理論的程式化因果效應(yīng)，但港口對(duì)自然條件要求較高，而鐵路運(yùn)輸存在長(zhǎng)期行政壟斷和路線覆蓋不全面問(wèn)題[11]，空運(yùn)占運(yùn)輸業(yè)貨運(yùn)量總體比重較小，故公路運(yùn)輸貨運(yùn)量成為最合適的代理指標(biāo)。

（3）同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)（Rivalry）。以區(qū)域中工業(yè)企業(yè)數(shù)量反映區(qū)域中工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)態(tài)勢(shì)。若各類企業(yè)具有不同規(guī)模、組織形式、管理模式等特征，且市場(chǎng)中不存在行政扭曲，要素可以自由進(jìn)出，此時(shí)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)必定是有效率的。

（4）政府行為（Gov）。政府對(duì)地方市場(chǎng)的干預(yù)更多地體現(xiàn)于政府消費(fèi)的當(dāng)?shù)仄茫x取城市一般性政府公共支出占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比重反映區(qū)域政府在本地市場(chǎng)中的作用。

（5）機(jī)遇（Chance）。當(dāng)前雙循環(huán)大背景下，與滬蘇浙相鄰的安徽面臨重大機(jī)遇之一即長(zhǎng)三角一體化發(fā)展。長(zhǎng)三角國(guó)家戰(zhàn)略規(guī)劃雖涵蓋安徽省全域，但以合肥、蕪湖、馬鞍山、銅陵、安慶、滁州、池州、宣城等城市為中心區(qū)；機(jī)遇是虛擬變量，若為長(zhǎng)三角城市群中心城市則取值1，否則取0。

（三）模型設(shè)定

1. 總體回歸模型

依據(jù)前述研究，設(shè)定總體回歸模型如下：

其中，i 表示安徽省城市（i = 1，2，…，16），包括合肥、淮北、亳州、宿州、蚌埠、阜陽(yáng)、淮南、滁州、六安、馬鞍山、蕪湖、宣城、銅陵、池州、安慶、黃山16個(gè)地級(jí)市①；t（t = 2001，2002，…，2019）表示年份；β1 為主要感興趣系數(shù)，β0、βk、γt 為需要估計(jì)參數(shù)（k =2，…，6）；Dt 為時(shí)間虛擬變量，表示不隨個(gè)體但隨時(shí)間變化；復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)中，μi 為不可觀測(cè)、不隨時(shí)間變化的個(gè)體效應(yīng)截距項(xiàng)，εit 為隨個(gè)體與時(shí)間變化的特異性誤差；DTit 為以國(guó)內(nèi)貿(mào)易表征的需求條件；Contrlit 表示包括本土稟賦HGRit、高級(jí)專業(yè)化稟賦HSRit、相關(guān)與支持性產(chǎn)業(yè)RSIit、同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)Rivalryit、政府行為Govit 與機(jī)遇Chanceit 等控制變量。

雖然在總體模型中已依據(jù)鉆石模型控制了對(duì)被解釋變量有重要影響的變量，且運(yùn)用可解決個(gè)體異質(zhì)性的面板模型來(lái)處理遺漏變量問(wèn)題，但由于區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力與國(guó)內(nèi)貿(mào)易可能同時(shí)受隨機(jī)干擾項(xiàng)中外生因素如宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響，估計(jì)結(jié)果可能存在聯(lián)立方程偏差，故此引入自然變量工具集和滯后變量工具集設(shè)定二階段最小二乘法（TSLS）模型。

2. 自然變量工具集估計(jì)模型

一般通過(guò)引入地理因素來(lái)緩解經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易之間的雙向因果關(guān)系，故借助于區(qū)域地形起伏度（Relief Degree of Land Surface，RDLS）②與區(qū)域年均降水量（Average Annual Precipitation）③組成的工具變量（IV）集，從誤差項(xiàng)中剔除與內(nèi)生變量相關(guān)因素，以便得到一致估計(jì)。從供給側(cè)看，區(qū)域范圍內(nèi)國(guó)內(nèi)貿(mào)易一般以陸地運(yùn)輸形式展開(kāi)，且以鐵路運(yùn)輸與公路運(yùn)輸為主，在城市內(nèi)、城鄉(xiāng)間的貨物貿(mào)易則以公路運(yùn)輸為主；公路運(yùn)輸效率與本地地形起伏態(tài)勢(shì)強(qiáng)相關(guān)（一種極端情況便是盤山公路），進(jìn)而直接影響貿(mào)易效率。從需求側(cè)看，氣象通過(guò)作用于情緒、計(jì)劃性偏差以及風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知等路徑傳導(dǎo)至消費(fèi)者心理和行為，進(jìn)而影響區(qū)域內(nèi)居民、企業(yè)等國(guó)內(nèi)貿(mào)易?？梢?jiàn)，該工具變量滿足與內(nèi)生解釋變量相關(guān)性要求。

同時(shí)，該工具變量集滿足排他性約束假設(shè)。理性人假設(shè)下工業(yè)布局選址均是前定的，即從經(jīng)濟(jì)效益看，工廠會(huì)選擇具有明顯區(qū)位優(yōu)勢(shì)地址。因而，工具變量影響結(jié)果變量的唯一渠道便是通過(guò)與其相關(guān)的原因變量，說(shuō)明本節(jié)中的工具變量滿足非混雜性，即以觀測(cè)變量為條件，工具變量與潛在結(jié)果是正交的。構(gòu)建自然變量工具集TSLS模型：

ln DTit = α0 + α1 ln Rdlsit + α2 ln Rainfallit + vit （2）

其中，α0、α1 與α2 為參數(shù)，νit 為擾動(dòng)項(xiàng)。

3. 滯后變量工具集估計(jì)模型

工具變量?jī)呻A段最小二乘法未控制個(gè)體效應(yīng)，且自然地理變量組成的工具變量集缺乏動(dòng)態(tài)性[12]，為此將進(jìn)一步采用滯后變量工具集估計(jì)。滯后識(shí)別的基本邏輯是：滯后的解釋變量移動(dòng)了內(nèi)生性偏差參數(shù)估計(jì)的渠道，用同樣不可檢驗(yàn)的不可觀察物之間無(wú)動(dòng)態(tài)假設(shè)補(bǔ)充了對(duì)可觀察物的選擇假設(shè)[13]，且無(wú)需數(shù)據(jù)集以外數(shù)據(jù)便可緩解內(nèi)生性。選擇國(guó)內(nèi)貿(mào)易滯后一期ln L.DT 與滯后二期ln L2.DT 共同構(gòu)成第二個(gè)工具變量集④，滯后變量工具集TSLS模型如下：

ln DTit =δ0 + δ1 ln L.DTit + δ2 ln L2.DTit + τit （3）

其中，δ0、δ1 與δ2 為參數(shù)，τit 為擾動(dòng)項(xiàng)。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）變量描述性統(tǒng)計(jì)

為保持?jǐn)?shù)據(jù)平穩(wěn)性并盡可能滿足經(jīng)典線性模型假定，對(duì)所有非虛擬變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)化處理，表1概括了各變量基本特征，其中各變量標(biāo)準(zhǔn)差水平反映數(shù)據(jù)波動(dòng)性較小的事實(shí)。從集中趨勢(shì)上看，產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力最小值為7.992，最大值為15.503，均值為12.654，反映安徽省各城市間工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力水平非均衡發(fā)展態(tài)勢(shì)。

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

1. 多種策略估計(jì)結(jié)果

由式（1）得到基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2所示，其中第2-6 列依次為固定效應(yīng)（FE）、雙向固定效應(yīng)（FE_TW）、混合效應(yīng)、面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤（PCSE）、Driscoll-Kraay 標(biāo)準(zhǔn)誤（DKSE）估計(jì)結(jié)果；且在估計(jì)中均使用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，聚類至市一級(jí)。各種組內(nèi)估計(jì)策略擬合優(yōu)度表明模型變量可解釋區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力約86% ～ 89%的變動(dòng)。

表2第2列中F檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)、Breush-Pagan檢驗(yàn)結(jié)果強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，表明固定效應(yīng)優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)或混合效應(yīng)模型；對(duì)于影響工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的各變量，除了以公路貨運(yùn)量表征的相關(guān)與支持產(chǎn)業(yè)外，其余變量系數(shù)均在1%或5%顯著性水平上具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

由于省內(nèi)各地級(jí)市每年社會(huì)環(huán)境或技術(shù)水平不同，故模型可能存在不隨個(gè)體但隨時(shí)間而變的遺漏變量。為同時(shí)捕捉時(shí)間效應(yīng)，運(yùn)用雙向固定效應(yīng)模型（FE_TW）進(jìn)行估計(jì)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量表明，年度虛擬變量聯(lián)合顯著性強(qiáng)烈拒絕“無(wú)時(shí)間效應(yīng)”的原假設(shè)，即模型存在時(shí)間效應(yīng)。

表2第3列中氣象條件LnHGR 與同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)不再具有統(tǒng)計(jì)意義；其余變量系數(shù)符號(hào)、大小均與單項(xiàng)固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果基本保持一致。

考慮到固定效應(yīng)模型中非時(shí)序變量均與反映個(gè)體效應(yīng)的虛擬變量呈完全共線性，因而組內(nèi)估計(jì)量無(wú)法識(shí)別不隨時(shí)間變化變量的影響，故將機(jī)遇納入模型并進(jìn)行混合回歸。

表2第4列結(jié)果表明，混合效應(yīng)比固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果顯著性提高，但各變量系數(shù)方向不變，表明長(zhǎng)三角一體化機(jī)遇對(duì)安徽省區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力提升呈正向促進(jìn)作用；同時(shí)，政府行為系數(shù)大大降低，表明機(jī)遇對(duì)于區(qū)域工業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)也被納入政府作為而高估了后者的貢獻(xiàn)率。

針對(duì)長(zhǎng)面板數(shù)據(jù)，還需關(guān)注可能出現(xiàn)的自相關(guān)問(wèn)題。Modified Wald檢驗(yàn)與Wooldridge檢驗(yàn)顯著拒絕了同方差與序列無(wú)關(guān)的假設(shè)，而Pesaran檢驗(yàn)、Friedman檢驗(yàn)與Frees檢驗(yàn)結(jié)果表明模型內(nèi)存在組間同期自相關(guān)，故在使用“普通最小二乘法（OLS）+（聚類）穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤”基礎(chǔ)上，進(jìn)一步選擇利用面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤（PCSE）進(jìn)行修正估計(jì)。PSCE在T/N較大時(shí)更加漸進(jìn)有效，且設(shè)定每個(gè)截面內(nèi)擾動(dòng)項(xiàng)服從相同的一階自回歸AR（1），結(jié)果見(jiàn)表2第5列結(jié)果。同時(shí)使用一般認(rèn)為處理固定效應(yīng)模型中組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)效果更為強(qiáng)健的Driscoll-Kraay 標(biāo)準(zhǔn)誤（DKSE）進(jìn)行估計(jì)；該方法采用非參數(shù)技術(shù)，對(duì)截面數(shù)量并未限制，當(dāng)時(shí)間維度逐步增大時(shí)標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì)一般形式截面相關(guān)性與序列相關(guān)性具有穩(wěn)健性，結(jié)果見(jiàn)表2第6列，可見(jiàn)在施加更為嚴(yán)格的估計(jì)策略后，結(jié)果與原來(lái)仍然一致。

2. 變量的相對(duì)重要性

為進(jìn)一步考察核心解釋變量和其他解釋變量對(duì)于安徽省工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力影響的差異性，運(yùn)用標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)值⑤表征各解釋變量的重要性程度，結(jié)果如表3所示，將國(guó)內(nèi)貿(mào)易改變一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，擬合的區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力將改變0.324，約為前者標(biāo)準(zhǔn)差（1.583）的1/5，其他解釋變量數(shù)值均低于此值，表明核心解釋變量比模型中其他變量的重要性程度更高。

從生產(chǎn)要素來(lái)看，以氣象條件表征的本土稟賦對(duì)于安徽省工業(yè)活動(dòng)的影響呈負(fù)向效應(yīng)，且在各因素的影響力排序中重要性居于末位，說(shuō)明安徽省本土稟賦不利于本地工業(yè)活動(dòng)的平穩(wěn)運(yùn)行且影響相對(duì)較??；同時(shí)，以熟練工人表征的高級(jí)專業(yè)化稟賦對(duì)安徽省工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力提升呈正向促進(jìn)作用，該因素作用的重要性僅次于核心解釋變量國(guó)內(nèi)貿(mào)易，凸顯人力資本積累在區(qū)域工業(yè)發(fā)展中的貢獻(xiàn)。在余下變量中，以財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值表征的政府行為lnGov 以及同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)lnRivalry 對(duì)于區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力發(fā)展的影響呈正向促進(jìn)效應(yīng)，且兩變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)值表明其重要性適中，說(shuō)明在推進(jìn)市場(chǎng)化改革進(jìn)程中政府為區(qū)域工業(yè)發(fā)展提供了諸多社會(huì)支持與保障。

總之，不論采取何種估計(jì)策略，國(guó)內(nèi)貿(mào)易LnDT 系數(shù)均顯著為正且重要性程度最高，并在調(diào)整了其自身與其他變量的共同線性影響后，國(guó)內(nèi)貿(mào)易規(guī)模每變動(dòng)1%，安徽省工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力隨之變動(dòng)值位于0.319% ～ 0.507%區(qū)間。至此，研究假設(shè)1和假設(shè)2得到驗(yàn)證。

（三）內(nèi)生性討論

（1）自然變量工具集法。根據(jù)式（2）進(jìn)行自然變量工具集TSLS估計(jì)，結(jié)果如表4第2列所示，依據(jù)Staiger 與Stock 經(jīng)驗(yàn)法則，最小特征值統(tǒng)計(jì)量（假設(shè)擾動(dòng)項(xiàng)為iid）大于10，同時(shí)Cragg-DonaldWald 統(tǒng)計(jì)量（假設(shè)擾動(dòng)項(xiàng)為iid）與Kleibergen-Paap rk Wald統(tǒng)計(jì)量（不對(duì)擾動(dòng)項(xiàng)作iid假設(shè)）也均大于Stock amp; Yogo（2005）10%臨界值19.931，拒絕“存在弱工具變量”假設(shè)；在工具變量外生性檢驗(yàn)方面，Hansen檢驗(yàn)（不對(duì)擾動(dòng)項(xiàng)作iid假設(shè)）相伴概率表明不能在10%顯著性水平上拒絕“工具變量過(guò)度識(shí)別”的原假設(shè)。將表2中基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果與表4中工具變量回歸結(jié)果比較發(fā)現(xiàn)，所有變量均呈統(tǒng)計(jì)顯著性，但在考慮內(nèi)生性后，國(guó)內(nèi)貿(mào)易系數(shù)達(dá)到0.459，其數(shù)值仍位于上節(jié)區(qū)間內(nèi)，較為合理；且內(nèi)生性同時(shí)使得其他控制變量系數(shù)產(chǎn)生微弱向上偏移的趨勢(shì)。

依據(jù)上述分析可知不存在弱工具變量，但為了穩(wěn)健起見(jiàn)，使用對(duì)弱工具變量更不敏感的有限信息最大似然法（LIML）估計(jì)，見(jiàn)表4第4列，發(fā)現(xiàn)估計(jì)結(jié)果與原來(lái)十分相似。

（2）滯后變量工具集法。表4第2列表明，雖然在異方差情形下仍適用D-W-H檢驗(yàn)的p 值大于0.05，即不拒絕“所有解釋變量均為外生變量”的原假設(shè)；進(jìn)一步采用面板工具變量固定效應(yīng)兩階段最小二乘法（IV_FE_TSLS）估計(jì)，結(jié)果如表4第3列所示，其D-M檢驗(yàn)表明固定效應(yīng)模型存在內(nèi)生性；同時(shí)，表4第3列中Anderson canon. Corr.LM檢驗(yàn)與Cragg-Donald Wald F檢驗(yàn)均拒絕原假設(shè)，Sargan檢驗(yàn)接受原假設(shè)，表明滯后變量工具集的適用性。在控制個(gè)體效應(yīng)并處理內(nèi)生性問(wèn)題后，各解釋變量預(yù)期符號(hào)并未改變；但國(guó)內(nèi)貿(mào)易對(duì)工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力作用彈性下降至0.259。人力資本的貢獻(xiàn)亦下降至0.86，相關(guān)與支持性行業(yè)的影響卻不再顯著。

通過(guò)全面考察比較在變換不同工具變量（集）與計(jì)量方法的情況下的估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果之間的變動(dòng)敏感性后發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是國(guó)內(nèi)貿(mào)易規(guī)模對(duì)于區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的最低影響效應(yīng)還是最高影響效應(yīng)，均與未考慮內(nèi)生性前的回歸結(jié)論偏差不大。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

進(jìn)一步通過(guò)改進(jìn)計(jì)量方法、更換代理變量以及剔除異常樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（1）改進(jìn)計(jì)量方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。進(jìn)一步選擇不需嚴(yán)格滿足經(jīng)典線性假設(shè)的廣義矩估計(jì)法（GMM）進(jìn)行估計(jì)，表4第5列和第6列分別匯報(bào)的是先對(duì)原模型進(jìn)行FE變換后再對(duì)變換后模型使用GMM估計(jì)和工具變量固定效應(yīng)兩步最優(yōu)GMM（IV-FE-GMM2）估計(jì)結(jié)果，比較發(fā)現(xiàn)在放寬假設(shè)條件后，估計(jì)結(jié)果的大小和方向與原來(lái)相比差別不大，印證了基準(zhǔn)模型對(duì)于工具變量備選模型具有穩(wěn)健性。

（2）更換代理變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。通過(guò)更換代理變量，考察對(duì)原模型進(jìn)行合理變化后估計(jì)值是否依舊穩(wěn)健，其中，核心解釋變量代理變量的合理選取事關(guān)統(tǒng)計(jì)推論的可靠性。為避免變量選取任意性與特定性導(dǎo)致結(jié)論的偶然性，將原代理指標(biāo)社會(huì)消費(fèi)品零售總額替換為批發(fā)零售貿(mào)易業(yè)商品銷售總額（Total Sales of Wholesale and RetailTrade，WRT）進(jìn)行混合OLS回歸，各主要變量系數(shù)大小及方向與前文均一致，如表5所示，同時(shí)在控制雙向固定效應(yīng)（FE_TW）后，氣象因素、相關(guān)與支持性產(chǎn)業(yè)不再具有統(tǒng)計(jì)意義，與前文研究結(jié)論相同，符合Leamer穩(wěn)健性。

（3）剔除異常樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為了分離2008年次貸危機(jī)這一異常事件的干擾，選擇使用Jackknife方法進(jìn)行結(jié)構(gòu)置換檢驗(yàn)，即一次刪除數(shù)個(gè)分析單元，從而比較估計(jì)值在多大程度上依賴這些單元組。首先從總樣本中剔除2008年數(shù)據(jù)并分別進(jìn)行Pooled OLS和FE_TW估計(jì)，結(jié)果如表5所示，同時(shí)考慮到突發(fā)事件引致的隨機(jī)沖擊可能具有動(dòng)態(tài)慣性，繼續(xù)刪除2008—2010年樣本后再分別進(jìn)行Pooled OLS 和FE_TW 回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：國(guó)內(nèi)貿(mào)易估計(jì)量的符號(hào)均與基準(zhǔn)回歸相同，且在統(tǒng)計(jì)意義上均顯著異于零；即使在同時(shí)控制個(gè)體與時(shí)間固定效應(yīng)后，國(guó)內(nèi)貿(mào)易的估計(jì)系數(shù)仍位于上文提及的合理區(qū)間范圍內(nèi)，說(shuō)明核心結(jié)論具有穩(wěn)健性。

（五）組群分析

為考察不同樣本對(duì)于所得結(jié)果具有不同的敏感性，進(jìn)一步分別基于企業(yè)性質(zhì)和地理區(qū)位將樣本分成不同的固定組群，構(gòu)建合成面板進(jìn)行異質(zhì)性組群分析。

（1）企業(yè)性質(zhì)異質(zhì)性組群分析。根據(jù)國(guó)有經(jīng)濟(jì)出資人對(duì)企業(yè)資產(chǎn)的實(shí)際控制，將樣本分為國(guó)有及國(guó)有控股組群與非國(guó)有及國(guó)有控股組群，回歸結(jié)果如表6所示。非國(guó)有控股企業(yè)國(guó)內(nèi)貿(mào)易作用彈性相對(duì)稍大，人力資本、政府行為及機(jī)遇依舊對(duì)安徽不同所有制企業(yè)工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力顯著正向促進(jìn)；但氣候條件、相關(guān)與支持性產(chǎn)業(yè)等并未給予國(guó)有或非國(guó)有工業(yè)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力以任何明顯差異性。這再次印證了前文結(jié)論的穩(wěn)健性。然而，同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)于不同所有制企業(yè)工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力存在顯著區(qū)別；其對(duì)國(guó)有及國(guó)有控股企業(yè)樣本組群不存在統(tǒng)計(jì)意義，而對(duì)非國(guó)有企業(yè)樣本組群在1%水平上顯著正相關(guān)，這是因?yàn)樵诟?jìng)爭(zhēng)性產(chǎn)業(yè)中一些國(guó)有企業(yè)市場(chǎng)主體地位尚未真正確立，國(guó)有資本運(yùn)行效率需進(jìn)一步提高。

（2）城市地理異質(zhì)性組群分析。依照地理區(qū)位將原樣本劃分為皖北、皖中與皖南⑥三個(gè)組群，回歸結(jié)果如表6所示。皖南、皖北地區(qū)國(guó)內(nèi)貿(mào)易均對(duì)區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力呈正向lnDT 促進(jìn)效應(yīng)，但皖南地區(qū)正效應(yīng)更明顯，皖中地區(qū)呈正相關(guān)但不顯著，表明國(guó)內(nèi)貿(mào)易對(duì)工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的促進(jìn)效應(yīng)呈區(qū)域異質(zhì)性。相關(guān)與支持性行業(yè)均呈顯著正相關(guān)效應(yīng)，表明無(wú)論產(chǎn)業(yè)來(lái)自安徽省哪一地理分區(qū)，均可通過(guò)熟練產(chǎn)業(yè)工人提高其工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)僅在皖北地區(qū)不顯著，但政府行為在本地區(qū)系數(shù)高達(dá)29.38，說(shuō)明皖北區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力發(fā)展更依賴于本地政府的支持，其產(chǎn)業(yè)發(fā)展市場(chǎng)化程度較低。氣候條件僅在皖中地區(qū)存在統(tǒng)計(jì)意義，這是由于皖中地處暖溫帶與亞熱帶過(guò)渡地區(qū)，而皖北暖溫帶半濕潤(rùn)季風(fēng)氣候與皖南亞熱帶濕潤(rùn)季風(fēng)氣候的交替對(duì)于當(dāng)?shù)毓I(yè)等經(jīng)濟(jì)活動(dòng)產(chǎn)生一定的影響。同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)在皖中地區(qū)估計(jì)系數(shù)最高，表明皖中地區(qū)工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力發(fā)展比省內(nèi)其他地區(qū)更依靠本地市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的作用，這是由于滁州市相對(duì)于省內(nèi)其他城市更鄰近于以南京、合肥為代表的長(zhǎng)三角區(qū)域重要核心城市，參與產(chǎn)業(yè)集聚與競(jìng)爭(zhēng)的條件相對(duì)充分，而合肥市作為綜合性國(guó)家科學(xué)中心和國(guó)家科技創(chuàng)新型試點(diǎn)城市，其經(jīng)濟(jì)活力與潛力突出。以公路運(yùn)輸為表征的相關(guān)與支持性行業(yè)僅在皖南地區(qū)顯著，這是由于近年來(lái)安徽省加大推進(jìn)皖南交旅融合發(fā)展交通強(qiáng)國(guó)建設(shè)，從而有效提升其綜合交通樞紐輻射能力。

四、結(jié)論與啟示

在施加了各種估計(jì)策略后的計(jì)量結(jié)果均表明：國(guó)內(nèi)貿(mào)易是2001—2019年間安徽省區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力提升的主要推動(dòng)力；分組回歸結(jié)果也揭示出這一結(jié)論在國(guó)有及國(guó)有控股企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)、皖北地區(qū)與皖南地區(qū)組群中的適用性；在非國(guó)有企業(yè)與皖南地區(qū)中，國(guó)內(nèi)貿(mào)易影響安徽省區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的平均估計(jì)效應(yīng)相對(duì)較高。

基于上述研究結(jié)論，得到如下啟示：

一是在新發(fā)展階段理應(yīng)將推動(dòng)國(guó)內(nèi)貿(mào)易水平提升的努力置于優(yōu)先地位。傳統(tǒng)意義上，受制于居民收入水平增長(zhǎng)的瓶頸，區(qū)域消費(fèi)能力偏低現(xiàn)象在短期內(nèi)難以有較大突破，可通過(guò)將供給目標(biāo)轉(zhuǎn)向至國(guó)內(nèi)其他區(qū)域的市場(chǎng)從而得到部分緩解。同時(shí)，至少就估計(jì)所得的效應(yīng)而言，國(guó)內(nèi)貿(mào)易的相對(duì)經(jīng)濟(jì)重要性最高，說(shuō)明在今后轉(zhuǎn)向以高質(zhì)量發(fā)展與內(nèi)循環(huán)為主的持續(xù)支持國(guó)內(nèi)需求規(guī)模擴(kuò)大的機(jī)制設(shè)計(jì)過(guò)程中，理應(yīng)將推動(dòng)國(guó)內(nèi)貿(mào)易水平提升的努力置于優(yōu)先地位。

二是重視同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)和相關(guān)支持性產(chǎn)業(yè)對(duì)于區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的提升。區(qū)域市場(chǎng)中的工業(yè)企業(yè)同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)可能為產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的進(jìn)步提供一定程度上的激勵(lì)，而良好的、以公路運(yùn)輸貨運(yùn)量為代表的相關(guān)配套產(chǎn)業(yè)支持程度也有助于區(qū)域工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的改善。

三是因地制宜加快形成高質(zhì)量發(fā)展的區(qū)域經(jīng)濟(jì)布局。聚焦區(qū)域戰(zhàn)略目標(biāo)，圍繞創(chuàng)新鏈、產(chǎn)業(yè)鏈、供應(yīng)鏈、價(jià)值鏈，加快形成國(guó)有和非國(guó)有等各類企業(yè)自主經(jīng)營(yíng)公平競(jìng)爭(zhēng)、商品和要素自由流動(dòng)的現(xiàn)代市場(chǎng)體系；遵循優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)原則，彰顯皖南、皖中、皖北不同區(qū)域的比較優(yōu)勢(shì)，加快形成高質(zhì)量發(fā)展的區(qū)域經(jīng)濟(jì)布局。

注釋：

① 根據(jù)《關(guān)于撤銷地級(jí)巢湖市及部分行政區(qū)劃調(diào)整的實(shí)施意見(jiàn)》（皖發(fā)〔2011〕19號(hào)），2011年巢湖市被劃歸合肥、蕪湖和馬鞍山三市管轄。由于“三分巢湖”對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與競(jìng)爭(zhēng)力提升產(chǎn)生不同帶動(dòng)作用，為避免非平衡面板中個(gè)體在時(shí)間維度上消亡可能引致的內(nèi)生性，因此本文所選城市不包括巢湖市。

② 將數(shù)字高程模型（SRTM 90 m）數(shù)據(jù)重采樣成 1 km后計(jì)算得到的中國(guó)陸地地形起伏度公里網(wǎng)格數(shù)據(jù)集，聚類至市一級(jí)。

③ 降水量指從天空降落到地面的液態(tài)或固態(tài)水，未經(jīng)蒸發(fā)、滲透、流失而在地面上積聚的深度。

④ 同時(shí)選擇二期滯后作為工具變量是為了彌補(bǔ)上述自然地理工具變量集TSLS估計(jì)不足并方便在此基礎(chǔ)上進(jìn)行比較。

⑤ 通過(guò)將各變量減去均值后除以對(duì)應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差得到消除量綱后的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化值，所對(duì)應(yīng)的各變量相對(duì)經(jīng)濟(jì)重要性，其定義為：解釋變量標(biāo)準(zhǔn)化值的估計(jì)系數(shù)占被解釋變量標(biāo)準(zhǔn)差的比重。

⑥ 皖北指淮河以北地區(qū)，包括宿州、淮北、蚌埠、阜陽(yáng)、淮南和亳州；皖中指淮河以南、大別山-巢湖以北地區(qū)，包括合肥、六安和滁州；皖南指長(zhǎng)江以南地區(qū)，包括馬鞍山、蕪湖、銅陵、宣城、黃山、池州和安慶。

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【責(zé)任編輯：許潔】

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