省際間貿(mào)易對實現(xiàn)共同富裕的影響研究：基于復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)的視角

摘要：文章采用2012-2022年我國省域面板數(shù)據(jù)，從復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)視角出發(fā)，基于貿(mào)易關(guān)聯(lián)研究我國30個省份的省際間貿(mào)易及貿(mào)易復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)對共同度、富裕度和共同富裕的作用效果及影響機(jī)制。結(jié)果顯示，一是省際間貿(mào)易能夠顯著提升富裕度，但對本省共同度存在負(fù)面影響，兩者共同作用下其對共同富裕存在積極影響。二是貿(mào)易復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)能夠顯著提升共同度，但對本地區(qū)富裕度存在負(fù)面影響，兩者共同作用下，其對共同富裕也存在顯著正向影響。并根據(jù)所得出結(jié)論提出相關(guān)建議。

關(guān)鍵詞：省際間貿(mào)易；共同富裕；復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)；貿(mào)易關(guān)聯(lián)

一、引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，中國整體邁進(jìn)全面小康社會，開啟了共同富裕新征程。但我國仍處于社會主義初級階段的基本國情沒有變，發(fā)展不平衡不充分的問題也沒有得到根本解決，這些問題極大地阻礙了我國共同富裕的發(fā)展。如何解決這些問題，實現(xiàn)共同富裕成為當(dāng)前學(xué)術(shù)界亟待解決的問題。省際間貿(mào)易作為構(gòu)建全國統(tǒng)一大市場的總抓手，在推動我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長的同時，還能夠推動地區(qū)要素流動，發(fā)揮地區(qū)比較優(yōu)勢，縮小地區(qū)差距。黨的二十大報告明確提出要深入實施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，整合區(qū)域貿(mào)易，加深區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化程度。據(jù)此，在新的發(fā)展階段、新的發(fā)展格局下，省際間貿(mào)易對共同富裕產(chǎn)生何種影響，如何產(chǎn)生影響？這將是一個重要的學(xué)術(shù)議題。

省際間貿(mào)易在推動地區(qū)發(fā)展等方面發(fā)揮著重要作用，并且已逐漸成為中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要動能。一方面，省際間貿(mào)易有助于發(fā)揮地區(qū)比較優(yōu)勢，建立各區(qū)域經(jīng)濟(jì)技術(shù)聯(lián)系與互補(bǔ)預(yù)存關(guān)系，有助于推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量一體化發(fā)展。此外，降低省際間貿(mào)易成本，暢通國內(nèi)大循環(huán)有助于實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和縮小地區(qū)發(fā)展差距。另一方面，省際間貿(mào)易所帶來的消費(fèi)的引致增長和結(jié)構(gòu)增長均能夠促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，從復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)視角出發(fā)，將貿(mào)易復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)與空間計量模型結(jié)合來研究省際間貿(mào)易對共同富裕的影響，為共同富裕研究提供新視角的同時，拓展了空間計量模型的使用。第二，研究省際間貿(mào)易對共同富裕的影響，分析其作用機(jī)理，從新的方面討論了影響共同富裕進(jìn)程的因素。第三，將共同富裕分為共同度和富裕度展開研究，更深入地了解省際間貿(mào)易對共同富裕的作用機(jī)制，研究更具針對性。

二、理論分析與研究假設(shè)

在以往對共同富裕的研究中多是將共同富裕作為一個整體來研究其影響因素，但本文將共同富裕指數(shù)拆分為共同度和富裕度進(jìn)行分析，研究省際間貿(mào)易和貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)對這兩者的影響以及在對兩者的共同作用下會對共同富裕產(chǎn)生的影響。

（一）省際間貿(mào)易與共同度

隨著國內(nèi)統(tǒng)一大市場的建設(shè)進(jìn)程的加快，各地區(qū)之間的貿(mào)易往來增強(qiáng)，但這也可能使得區(qū)域不平衡現(xiàn)象更加突出。西部地區(qū)由于錯失了工業(yè)發(fā)展機(jī)遇、工業(yè)基礎(chǔ)薄弱等因素使得其在省際間貿(mào)易中處于弱勢地位，大多只能向其他地區(qū)輸送低附加值產(chǎn)品，而東部地區(qū)依靠工業(yè)基礎(chǔ)及豐富的資本完成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，依靠技術(shù)優(yōu)勢將低附加值產(chǎn)品生產(chǎn)為高附加值產(chǎn)品向西部地區(qū)售賣，兩者的省際間貿(mào)易逆差持續(xù)增長。由此可以看出，省際間貿(mào)易可能會影響共同度的提升。基于此，提出假設(shè)1：

H1：省際間貿(mào)易對共同度存在負(fù)面影響。

（二）省際間貿(mào)易與富裕度

省際間貿(mào)易能夠通過促進(jìn)資源在不同省份間流動來優(yōu)化資源配置。不同省份之間因自然條件、人力資源和工業(yè)基礎(chǔ)等稟賦的不同，各有其優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)和專業(yè)化的生產(chǎn)方向。通過省際間貿(mào)易，資源可以從相對富余的省份流向相對稀缺的省份，使得各省份可以專注于其比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)分工、專業(yè)化生產(chǎn)與高效配置，提高本地區(qū)生產(chǎn)效率和經(jīng)濟(jì)效益。通過省際間貿(mào)易，經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的省份通過輸出工業(yè)產(chǎn)品和技術(shù)，帶動經(jīng)濟(jì)較不發(fā)達(dá)省份的工業(yè)化和現(xiàn)代化；而后者則通過輸出原材料、農(nóng)產(chǎn)品等，不僅增加了本地的就業(yè)和收入，也促進(jìn)了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級，這種互補(bǔ)性的交易關(guān)系有助于促進(jìn)各省份的經(jīng)濟(jì)提升。由此可以看出，省際間貿(mào)易有助于富裕度的提升?；诖耍岢黾僭O(shè)2：

H2：省際間貿(mào)易對富裕度存在正向影響。

（三）省際間貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)與共同度

省際間貿(mào)易促成了一個復(fù)雜的貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)，這個網(wǎng)絡(luò)不僅是商品和服務(wù)的流通通道，更是技術(shù)、知識和信息的傳播途徑。一方面，技術(shù)能夠通過省際間貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)外溢，對于溢出省份，新技術(shù)的引入能夠推動技術(shù)進(jìn)步，而技術(shù)進(jìn)步往往伴隨著新產(chǎn)業(yè)和新企業(yè)的誕生，這些新的經(jīng)濟(jì)實體為當(dāng)?shù)鼐用裉峁┝司蜆I(yè)崗位，有助于縮小地區(qū)收入差距。另一方面，知識和信息的外溢可以增強(qiáng)決策透明度，提高治理能力，為地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展和社會整體進(jìn)步提供支持。與此同時，隨著貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)中各地區(qū)的聯(lián)系日益緊密，能夠促進(jìn)不同省份的教育資源和研究成果共享，有助于減小地區(qū)發(fā)展差距?；诖耍岢黾僭O(shè)3：

H3：省際間貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)對共同度存在正向影響。

（四）省際間貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)與富裕度

省際間貿(mào)易復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)實質(zhì)上反映的是各省之間貿(mào)易狀況，呈現(xiàn)了各省之間的貿(mào)易關(guān)系特征和動態(tài)演化規(guī)律。在貿(mào)易復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)中，是以各個省作為節(jié)點，當(dāng)各省際間貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)中節(jié)點的聯(lián)系日益緊密，說明地方保護(hù)主義問題得以緩解，各省之間的貿(mào)易壁壘減小，省際間貿(mào)易往來增強(qiáng)。但是這也將使得各個省份的產(chǎn)業(yè)競爭加劇，原本的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)、同質(zhì)化產(chǎn)業(yè)將面對嚴(yán)重沖擊，各省的產(chǎn)業(yè)在短期內(nèi)的發(fā)展可能會受到不同影響，從而在一定程度上對各省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響，從而對富裕度產(chǎn)生負(fù)面影響?；诖?，提出假設(shè)4：

H4：省際間貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)對本地區(qū)富裕度存在負(fù)面影響。

由上述分析可以看出，省際間貿(mào)易和省際間貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)對共同度和富裕度均存在相反的作用，因此這兩者對共同富裕的影響并不明確，需要在后續(xù)實證研究中予以具體分析。

三、研究設(shè)計

（一）模型構(gòu)建

基于上述理論分析及所采用的數(shù)據(jù)類型，本文最先考慮采用面板回歸模型，如式（1）所示：

yit=α+β1trade+β2du+β3Xit+ε（1）

之后考慮到貿(mào)易復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)中存在貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)及溢出效應(yīng)，采用面板回歸模型得出的結(jié)果會有一定誤差，因此將上述模型拓展為空間杜賓模型進(jìn)行分析，并采用各省之間的摩擦系數(shù)來構(gòu)建貿(mào)易權(quán)重矩陣，將既往空間杜賓模型中的地理權(quán)重矩陣換為本文所構(gòu)建的貿(mào)易權(quán)重矩陣。所構(gòu)建的空間杜賓模型如式（2）所示：

yit=α+ρWyit+β1trade+δ1Wtrade+β2du+δ2Wdu+β3Xit+δ3WXit+ε（2）

式中：yit為共同度、富裕度和共同富裕；trade為省際間貿(mào)易量；du為網(wǎng)絡(luò)節(jié)點的度；Xit+為相關(guān)控制變量；α為常數(shù)項；ρ、β、δ為相關(guān)變量的回歸系數(shù)；ε為模型殘差項。此外，根據(jù)研究需要，W為貿(mào)易權(quán)重矩陣。

（二）數(shù)據(jù)來源

由于區(qū)域間投入產(chǎn)出表每五年編制一次，因此存在部分年份的省際間貿(mào)易數(shù)據(jù)缺失，需要對缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行估算。因此本文在已有數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上借鑒張紅梅（2018）的做法，對省際間貿(mào)易流量進(jìn)行估算。在得到2012-2022年省際間貿(mào)易流量矩陣后，構(gòu)建省際間貿(mào)易復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)獲取網(wǎng)絡(luò)特征數(shù)據(jù)，已有的省際間貿(mào)易數(shù)據(jù)由中國碳核算數(shù)據(jù)庫獲取。

共同富裕則借鑒劉培林等（2021）和陳宗勝等（2023）的分類做法并考慮數(shù)據(jù)可得性，將共同富裕劃分為富裕度和共同度兩方面進(jìn)行測度。所構(gòu)建指標(biāo)體系如表1所示，其中各指標(biāo)所需數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、各省歷年統(tǒng)計年鑒、EPS數(shù)據(jù)庫等。

（三）變量選取

1. 被解釋變量

共同富裕指數(shù)（gtfy）。由上文指標(biāo)體系采用熵權(quán)法測算得到共同富裕指數(shù)。

共同度（gt）。由上文指標(biāo)體系采用熵權(quán)法測算得到共同度。

富裕度（fy）。由上文指標(biāo)體系采用熵權(quán)法測算得到富裕度。

2. 解釋變量

省際間貿(mào)易流量（trade）。采用省際間貿(mào)易流入額與流出額加總的方式進(jìn)行處理得到省際間貿(mào)易流量數(shù)據(jù)。

網(wǎng)絡(luò)節(jié)點度（lndu）。具有面板屬性的貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的指標(biāo)，將其取對數(shù)進(jìn)行衡量。

3. 控制變量

為更好地進(jìn)行省際間貿(mào)易對共同富裕的影響分析，本文擬對以下變量進(jìn)行控制：經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r（pgdp）采用人均地區(qū)生產(chǎn)總值增長率進(jìn)行測度；固定資產(chǎn)投資額（lninf）采用地區(qū)固定資產(chǎn)投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值取對數(shù)進(jìn)行測度；對外開放程度（lnopen）采用地區(qū)進(jìn)出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重取對數(shù)進(jìn)行衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（lnis）采用第三產(chǎn)業(yè)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值取對數(shù)進(jìn)行測度；財政支持力度（lngov）使用地方政府財政支出與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值取對數(shù)加以衡量。

各變量描述性統(tǒng)計見表2。

四、實證分析

（一）空間相關(guān)性檢驗

本文采用貿(mào)易權(quán)重矩陣對共同富裕進(jìn)行Moran’s I指數(shù)全局相關(guān)性檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。由檢驗結(jié)果可以知，我國各省的共同度、富裕度和共同富裕均存在正向的貿(mào)易關(guān)聯(lián)。

在共同度、富裕度和共同富裕的全局Moran’s I檢驗呈現(xiàn)顯著為正的結(jié)果后，對模型殘差進(jìn)行拉格朗日乘子及其穩(wěn)健性的顯著性檢驗，以判斷適合采用何種空間計量模型。檢驗結(jié)果如表4所示，可以看出LM檢驗均在10%的顯著性水平下顯著，因此可以初步考慮使用空間杜賓模型。

（二）回歸結(jié)果分析

由前文的分析可以看出，通過LM檢驗結(jié)果可以初步確定模型選擇空間杜賓模型，但是還需要驗證空間杜賓模型（SDM）是否會退化為空間自回歸模型（SAR）或空間誤差模型（SEM）。此外，上述三種模型中均包含固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)，在選擇模型時還需對這兩種效應(yīng)進(jìn)行選擇。因此本文借鑒劉華軍等（2014）和孫紅軍等（2019）的分析方法，通過以下步驟對模型進(jìn)行選擇：第一步，檢驗空間杜賓模型是否會退化為空間誤差和空間自回歸模型，如果檢驗結(jié)果表明顯著拒絕原假設(shè)，則采用空間杜賓模型。第二步，根據(jù)AIC、Log Likelihood、R2來判斷模型的解釋力和擬合效果，當(dāng)AIC的數(shù)值越小，模型解釋力越強(qiáng)；Log Likelihood、R2的數(shù)值越大，模型擬合效果越好。按照上述選取原則最終確定了應(yīng)該采用固定效應(yīng)的空間杜賓模型，具體回歸結(jié)果如表5所示。

從回歸結(jié)果來看，ρ值是顯著不為零，不能直接用變量回歸系數(shù)解釋其經(jīng)濟(jì)含義，應(yīng)該采用空間模型的偏微分方法，將省際間貿(mào)易和網(wǎng)絡(luò)節(jié)點度對共同點、富裕度和共同富裕的溢出效應(yīng)進(jìn)行分解，分解結(jié)果如表6所示。

1. 省際間貿(mào)易流量的溢出效應(yīng)。首先，是省際間貿(mào)易對共同度的影響。由分解結(jié)果可以看出，省際間貿(mào)易流量對共同度的直接效應(yīng)和總效應(yīng)均為負(fù)值，間接效應(yīng)為正值，但只有省際間貿(mào)易流量對共同度的直接效應(yīng)在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)值，間接效應(yīng)和總效應(yīng)均不顯著，這說明省際間貿(mào)易會對本省的共同度存在負(fù)面影響。其次，是省際間貿(mào)易流量對富裕度的影響?？梢钥闯鍪‰H間貿(mào)易流量度對富裕度的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均在1%的顯著性水平下顯著為正，這說明省際間貿(mào)易能夠不僅能夠提升本地區(qū)富裕度還能夠推動貿(mào)易地區(qū)的富裕度升高。此外，從分解結(jié)果可以看出，省際間貿(mào)易流量對共同富裕的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均在1%的顯著性水平下顯著為正。假設(shè)1、2得以驗證。

2. 網(wǎng)絡(luò)節(jié)點度的溢出效應(yīng)。從結(jié)果可以看出，網(wǎng)絡(luò)節(jié)點度對共同度的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著為正值，表明省際間貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展無論是對本地區(qū)共同度還是對貿(mào)易地區(qū)共同度均存在促進(jìn)作用。網(wǎng)絡(luò)節(jié)點度對富裕度的直接效應(yīng)顯著為負(fù)，但間接效應(yīng)和總效應(yīng)均不顯著，這表明省際間貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展對本地區(qū)富裕度存在負(fù)面影響而對其他地區(qū)的影響不顯著，假設(shè)3、4得以驗證。此外，網(wǎng)絡(luò)節(jié)點度對共同富裕的直接效應(yīng)不顯著，但間接效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著，說明省際間貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展對本地區(qū)共同富裕不存在顯著影響但會顯著提升整體共同富裕水平。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. 替換解釋變量

考慮到解釋變量中省際間貿(mào)易流量是貿(mào)易流出量和貿(mào)易流入量的加總，但省際間貿(mào)易的流出量或者流入量對共同富裕的影響還尚不明確。因此，本文使用省際間貿(mào)易流出量來替換省際間貿(mào)易流量進(jìn)行檢驗，得到的回歸結(jié)果如表7列（1）所示?？梢钥闯鰧⒔忉屪兞刻鎿Q為省際間貿(mào)易流入量后，解釋變量的符號和顯著性均未發(fā)生變動，回歸結(jié)果穩(wěn)健。

2. 更換空間權(quán)重矩陣

本文采用貿(mào)易摩擦數(shù)據(jù)來構(gòu)建貿(mào)易權(quán)重矩陣，考慮到不同貿(mào)易權(quán)重矩陣可能會造成不同影響，因此采用省際間貿(mào)易往來數(shù)據(jù)構(gòu)建權(quán)重矩陣進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，檢驗結(jié)果如表7列（2）所示。可以看出在替換權(quán)重矩陣后省際間貿(mào)易和與網(wǎng)絡(luò)節(jié)點度的顯著性和參數(shù)符號均未發(fā)生較大變動，回歸結(jié)果穩(wěn)健。

五、結(jié)論與政策建議

本文基于2012-2022年省級面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間杜賓模型來對貿(mào)易權(quán)重矩陣下省際間貿(mào)易對共同富裕的影響進(jìn)行實證研究。研究結(jié)論為，一是省際間貿(mào)易能夠顯著提升本地區(qū)和其他地區(qū)的富裕度，但是對本地區(qū)共同度存在負(fù)面影響，在對兩者的共同作用下，省際間貿(mào)易能夠提升整體的共同富裕發(fā)展水平。二是網(wǎng)絡(luò)節(jié)點度能夠提升本地區(qū)和貿(mào)易地區(qū)的共同度，但是對本地區(qū)富裕度存在負(fù)面影響，在對兩者的共同作用下，網(wǎng)絡(luò)節(jié)點度對能夠提升整體的共同富裕發(fā)展水平?；诖?，本文提出以下政策建議。

首先，應(yīng)消除省際間貿(mào)易壁壘，繼續(xù)加強(qiáng)各省之間的貿(mào)易合作往來，充分利用我國的超大規(guī)模優(yōu)勢，推動地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展。各省份要深化行政制度改革，消除貿(mào)易壁壘。在完善各省之間交通基礎(chǔ)設(shè)施，提高省際貿(mào)易貨物運(yùn)輸效率的同時，解決生產(chǎn)要素跨地區(qū)流動的制約因素，充分發(fā)揮市場的資源配置作用，合理配置生產(chǎn)要素。

其次，需重視貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)的作用加強(qiáng)各省份之間的交流，建立信息交流平臺，使得各省的知識、信息和技術(shù)能夠得到有效利用。利用省際間貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份和經(jīng)濟(jì)落后省份之間的互聯(lián)互動，充分利用不同省份的產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢和資源優(yōu)勢，實現(xiàn)各省份專業(yè)化分工和優(yōu)勢資源的整合，推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢互補(bǔ)發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]陳宗勝，楊希雷.論中國共同富裕測度指標(biāo)和階段性進(jìn)展程度[J].經(jīng)濟(jì)研究， 2023，58（09）：79-97.

[2]王菲，朱虹錕.中國省際貿(mào)易格局與區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化[J].價格月刊，2023（11）：39-48.

[3]張帥，王志剛，金徵輔.雙循環(huán)的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)：基于國內(nèi)貿(mào)易的視角[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2022，39（11）：5-26.

[4]龔維進(jìn)，徐春華，王宇瓊.省際商品貿(mào)易的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長動力分解及空間外溢效應(yīng)研究[J].國際貿(mào)易問題，2021（01）：97-110.

[5]張少軍，李善同.省際貿(mào)易對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2017，34（02）：38-54.

[6]張紅梅，李黎力.中國區(qū)際貿(mào)易：數(shù)據(jù)獲取與數(shù)據(jù)庫構(gòu)建[J].當(dāng)代財經(jīng)，2018（04）：88-97.

[7]劉培林，錢滔，黃先海，等.共同富裕的內(nèi)涵、實現(xiàn)路徑與測度方法[J].管理世界，2021，37（08）：117-129.

[8]吳兆丹，趙敏，Upmanu LALL，等.基于投入產(chǎn)出表的省間貿(mào)易估算研究[J].統(tǒng)計與決策，2014（12）：4-8.

[9]劉華軍，張權(quán)，楊騫.城鎮(zhèn)化、空間溢出與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長——基于空間回歸模型偏微分方法及中國的實證[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2014（10）：95-105.

[10]孫紅軍，張路娜，王勝光.科技人才集聚、空間溢出與區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新——基于空間杜賓模型的偏微分方法[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2019，40（12）：58-69.

[11]王幼松，江小敏，張揚(yáng)冰.環(huán)境規(guī)制工具對建筑業(yè)碳排放的影響研究[J].工程管理學(xué)報，2023，37（01）：35-40.

[12]孫文遠(yuǎn)，周浩平.數(shù)字經(jīng)濟(jì)對中國城市碳排放的影響效應(yīng)及其作用機(jī)制[J].環(huán)境經(jīng)濟(jì)研究，2022，7（03）：25-42.

[13]劉燕琳.空間視角下綠色金融驅(qū)動我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)分析[J].開發(fā)性金融研究，2024（05）：28-38.

[14]Ｒ.K.Pace and P.LeSage，Interpreting Spatial Econometric Models.In North American Meeting of theＲegional Science Association Inter-national，Toronto，CA，2006.

[15]P.Le Sage andＲ.K.Pace，Introduction to Spatial Econometrics.Taylor＆Francis Group，LLC，2009.

[16]L.Anselin，Spatial Econometrics：Methods and Models.Kluwer Academic Publishers，1988.

[17]Leontief W.，Strout A..Multiregional Input-Output Analysis[C]//Barna T.Structural Interdependence and Economic Development.London：Palgrave Macmillan UK，1963：119-150.

＊基金項目：云南財經(jīng)大學(xué)研究生創(chuàng)新基金項目，項目編號：2024YUFEYC084。

（作者單位：云南財經(jīng)大學(xué)）