出口的空間溢出效應及其影響因素研究

李姍姍

(湖南科技大學，湖南 湘潭 411201)

一、引言

集聚經濟的外部性問題自馬歇爾以來長期受到經濟學家的關注(Lucas，1988；Romer，1986；Rosentha和Strange，2004)。Duranton和Puga(2004)將集聚的外部效應歸納為三類：一是分享效應，包括公共物品效應、專業化效應、多樣化效應和風險分散效應；二是匹配效應，包括匹配質量提高、匹配概率增加和敲竹杠問題的緩解；三是學習效應，包括知識創造、知識擴散和知識積累。Baldwin和Okubo(2006)將Melitz(2003)的異質性企業貿易模型融入到Martin和Rogers(1995)的“資本松腳”模型中，構建異質性企業選址模型。當運輸成本下降，高生產率的企業為實現規模經濟，降低平均成本，選擇進入集聚區；低生產率的企業為避免激烈競爭進入外圍區。同時，集聚區中的企業通過“集聚中學習”，進一步提高生產率水平。文東偉和冼國明(2014)采用制造企業1998—2009年的數據，發現制造業空間集聚顯著推動了企業出口。佟家棟和劉竹青(2014)從融資依賴角度考察產業集聚對企業出口的影響，發現地理集聚對外部融資依賴度較高的企業出口抉擇的影響更大。包群等(2012)和葉寧華等(2014)都發現，出口企業的過度集聚造成了惡性競爭和出口擁擠等負面效應。

當前研究主要存在以下局限：在空間面板模型的基礎上只考慮了被解釋變量的空間相關性，而沒有考慮解釋變量的空間性及解釋變量與被解釋變量的相關性，從而不能很好地解釋出口集聚對經濟發展的影響；獨立地研究單個區域，而忽略了不同區域之間的溢出效應。相對于以往研究，本文的主要貢獻在于：在考慮多種要素對出口集聚作用的基礎上，構建地理距離矩陣和經濟距離矩陣兩種權重，并采用空間杜賓模型深入探討出口集聚的影響因素。

二、研究方法、模型設定和變量說明

(一)研究方法

1.空間相關性檢驗。空間相關性是描述相鄰空間要素之間的統計相關性。若要素之間存在集聚效應，表示存在空間正相關，反之，則存在空間負相關。常用的檢驗區域間要素空間性的指標主要有Geary’sC、Moran’sI、Getis指數等，當前在度量空間自相關性時，人們廣泛使用的是Moran’sI指數，其計算公式如下:

全局Moran’sI指數只表現了區域整體的空間相關性，但是當總觀察區域之間空間差異性較小時，局部仍然有可能存在著較大差異。對此，Moran’sI散點圖能提供更好的解釋。散點圖主要通過四個象限來刻畫局部空間相關性，其中第一象限為H-H區域表示空間差異性小的

高值區域，第三象限為L-L區域，表示空間差異性小的低值區域，而第二、四象限則表示空間差異性大。

2.空間權重矩陣。空間權重矩陣是實施空間計量分析的關鍵，主要表明不同區域闡釋變量地理或者經濟上的空間依賴性，基于此，本文構建了兩種空間權重矩陣。(1)經濟距離權重矩陣。該矩陣以兩個區域之間人均GDP差距的倒數為數據依據。兩區域間差距越大，則權重越小。(2)地理權重矩陣。地理權重矩陣主要為0-1權重矩陣，即區域空間地理相鄰，相鄰則為1，反之則為0。

3.空間計量模型。當前空間計量模型主要有以下三種模型：空間滯后模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)與空間杜賓模型(SDM)。在這三個模型中，空間杜賓模型(SDM)在檢驗空間相關性時考慮的因素較為全面，不僅考慮了直接參與地區、鄰近地區的經濟效應，也考慮了直接參與地區和鄰近地區之間的互動效應，基本模型為:

Y=ρWY+Xβ+θWX+αln+ε

(1)

式(1)中，X是解釋變量，Y是被解釋變量，W代表空間權重矩陣，ρ是空間自相關性系數，WX和WY分別為解釋變量的空間滯后項和被解釋變量的空間滯后項。α是常數項，ln是n×1階單位矩陣，β與θ是回歸系數，ε代表誤差項。

(二)模型設定、變量說明與數據來源

1.模型設定與變量說明。本文選取中亞經濟帶各國經濟規模總量作為主要解釋變量，采用地區開放程度、經濟發展水平、人力資本、實際匯率、貿易依存度作為控制變量。具體變量說明見表1。

表1 變量說明

數據來源：uncomtrade數據庫、世界銀行數據庫。

因為本文的主要關注點在于出口集聚對經濟增長的空間溢出效應方面，所以在考慮了本地區出口集聚對經濟增長的影響的基礎上，進一步考慮了本區域經濟發展水平受鄰近區域出口集聚和經濟增長的相應影響，因此本文構造如下空間杜賓模型：

lnexit=αln+ρWlnexit+β1fdiit+αWfdiit+β2lngdpit+bWlngdpit+β3lnpgdpit+cWlnpgdpit+β4lnlit+dWlnlit+β5pit+eWpit+fWbsit+β7exgdpit+gWexgdpit+εit

(2)

其中，W表示空間權重矩陣，Wlnex表示被解釋變量的空間滯后項。

2.數據來源。本文中變量數據均根據uncomtrade數據庫、世界銀行數據庫等相關統計資源數據庫計算得到。以2004年為基期，利用GDP平減指數衡量的美國通貨膨脹率對價格單位的變量進行平減處理以降低分析結果受各年價格因素影響程度。并對部分數據采取了對數處理。本文的主要研究對象為中亞五國，年份為2002年至2016年，為防止出現大T小N的現象，故將與中亞五國臨近的5個國家加入，分別為阿富汗、印度、伊朗、巴基斯坦和土耳其。

三、實證結果與分析

(一)空間相關性檢驗

通過使用Stata軟件進行相應的統計數據處理，最終計算得出我國對中亞經濟帶出口集聚的Moran’s I指數值。在考慮兩種空間權重因素下，我國出口集聚的Moran’s I 指數均為正，這表明中國對中亞出口的空間依賴性顯著正相關。中亞地區經濟規模總量的 Moran＇s I指數在不同空間權重下的檢驗結果也顯著為正，說明中亞地區主要經濟活動也呈現出空間集聚特征(見表2)。

表2 中國對中亞地區出口集聚和中亞地區GDP 的全域 Moran＇s I 指數

注：括號內為p值。

在全域空間自相關的基礎上，用 Moran＇s I 散點圖檢驗不同區域經濟發展水平和出口集聚在空間上的差異程度及顯著性，結果如圖1和圖2所示:

圖1 出口集聚的Moran’s I 散點圖(2016年)

圖2 GDP的Moran’s I 散點圖(2016年)

我國對中亞地區出口與中亞地區經濟增長總體上都呈現出集聚狀態，同時空間局部差異性較小。從出口的 Moran’s I指數的散點圖中可以看出，大部分地區的統計值都在第一和第三象限里面，呈現出“高—高”和“低—低”的特征，即局部空間相關性差異較小，經濟增長的空間集聚趨勢尤為明顯。其中，印度、土耳其兩個國家一直處于HH象限中，表明其經濟發展水平較高且空間差異性較小。

(二)空間計量模型的估計結果與分析

1.普通面板數據模型估計

由于不同面板數據模型有不同的特性，本文首先使用Hausman檢驗來確定隨機效應模型和固定效應模型。其中固定效應又可細分為地區固定效應、時間固定效應和雙固定效應。為了確定使用哪種固定效應更加適合本文，進而采用LR檢驗進行可行性檢驗。檢驗模型的回歸結果如表3所示。

表3 面板模型估計

注:在 Hausman 檢驗中括號內為 p 值;*、**及***分別表示在10%、5%和 1%的顯著性水平下顯著；在系數估計中括號內為 t 統計量。

2.空間面板杜賓模型估計

采用空間杜賓模型估計出口集聚的空間溢出效應，為了驗證空間杜賓模型的穩固性，即空間杜賓模型是否會退化為空間誤差模型和空間滯后模型，進一步采用了Wald 檢驗。如果檢驗結果均表明拒絕原假設，則空間杜賓模型為最優的。根據表4中所給估計結果，兩種檢驗均在1%的顯著水平下顯著，則拒絕原假設。

表4 空間杜賓模型估計結果

注:括號中數字為 t 統計量;*、**和***分別表示在 10%、5%和 1%的顯著性水平下顯著。

根據表4的空間杜賓模型的估計結果可以得到以下結論：一是空間自相關系數在臨近距離權重下通過了5%的顯著性水平檢驗，即表明我國對中亞地區的出口具有相應的空間依賴性，說明了相鄰地區經濟發展的相關性；二是即使在空間計量模型的回歸分析中納入滯后因子，解釋變量對被解釋變量的影響依舊沒有被解釋變量的估計系數直接反映出來，但可以從表4的估計結果中看出經濟增長受出口集聚影響的相應因素。即不論是在鄰接權重還是經濟距離權重下，經濟規模總量的系數均負正，這表明我國對中亞地區的出口與當地經濟相關性較弱。

3.空間杜賓模型的三種效應分解

由于存在空間溢出效應，我們所估計的被解釋變量的系數已經單一地用來評價影響力。所以需要對空間效應進行分解，從而更好地考察估計出口直接參與地區、鄰近地區以及直接參與地區與鄰近地區之間的交互效應。空間效應分解如表5所示。

表5 空間杜賓模型的三種效應分解

表 5 結論如下:(1)空間杜賓模型的直接效應。通過使用兩種權重矩陣進行檢驗，結果顯示，我國出口集聚對當地經濟發展水平的影響系數分別為1.7670和3.6841，說明我國對于中亞地區的出口對當地的經濟發展水平具有一定的正向效應。另外，經濟權重矩陣下出口集聚對經濟增長的直接效應較大，臨近權重矩陣下較小，這或許表明了隨著出口的增加，消費者市場和相關資源的競爭上升會增加集聚成本。擁擠效應下，出口對于經濟發展的影響逐漸減弱。(2)空間杜賓模型的間接效應。出口集聚在經濟權重下其解釋變量對其影響均為顯著，但是在鄰近權重下均不顯著。控制變量經濟水平在鄰近權重下系數為正，但是統計意義上不顯著；在經濟權重下1%的顯著，然而其系數值為負，說明當只考慮經濟這一因素時，出口集聚對其他地區的經濟增長具有相應的抑制作用。瑞典經濟學家謬爾達爾利用“回流效應”和“擴散效應”對此進行解釋。出口集聚產生的規模經濟效應為回流效應，發達地區的發展會吸引周邊落后地區的技術、人才的流入，從而抑制了周邊地區的發展；而“擴散效應”表現為周邊落后地區與發達地區進行經濟往來的同時，也會促進發達地區知識、技術的外溢，產生正向溢出效應，因而會促進鄰近落后區域的經濟發展。僅考慮地理區位的0-1鄰接效應時，“回流效應”與“擴散效應”的作用會部分抵消，所以他們之間的相互作用就不明顯。如果只是考慮經濟因素，“擴散效應”的作用就小于“回流效應”，這就會導致其他地區的出口集聚對本地區經濟增長產生負效應。(3)控制變量的直接效應與間接效應。在這兩種空間權重下，進口依存度對出口集聚的三種效應均為正；本地區對外開放的程度對出口集聚影響較小，皆小于千分之一。在經濟距離權重下，各個變量均呈現較高的顯著性，說明在考慮經濟因素時，出口集聚與經濟發展水平、地區開放程度、人力資本、實際匯率、出口依存度之間有較強的相關性；從系數值上來看，出口集聚對當地經濟發展水平、匯率之間具有明顯的影響。

四、結論

本文選用空間杜賓模型，利用2002—2016年我國對中亞地區出口的面板數據，對我國對外出口對當地經濟發展水平的影響程度及其產生的空間集聚格局進行了系統的分析和檢驗。結果表明:1.當地經濟增長和中國的出口集聚之間具有明顯的空間依賴性，并且呈現空間集群的特征，絕大部分國家屬于低—低(L-L) 和高—高 (H-H)類型。2.中國出口集聚對當地經濟發展水平影響顯著。當忽略空間因素的影響時，其影響程度會被進一步高估；當只考慮經濟因素的空間權重時，本地區的經濟增長受其他地區出口集聚的回流效應影響程度較深，因此出口集聚表現出空間負溢出效應；當納入地理因素后，回流效應會因其他地區出口集聚對本地區經濟增長的擴散效應而抵消，負的空間溢出效應影響則會降低。因此，我們得到更加準確的空間溢出效應。中亞地區經濟差異性較小，能更好地開展交流與合作，實現發展的外部性。對此，我國應不斷完善雙邊貿易機制，實現雙邊貿易自由化，在絲路基金和亞投行的融資作用下降低匯率對貿易往來的負面影響，以貿易帶動地區經濟發展。