進口影響創新的本地效應與鄰里效應
——基于空間計量的實證分析

黃朝峰，戰岐林,2，曾小慧,2

(1.國防科技大學 文理學院，湖南 長沙 410073；2.山東工商學院 經濟學院，山東 煙臺 325035)

0 引言

開放是中國的基本國策。習近平總書記不斷強調“推動建設開放型世界經濟”，“引導經濟全球化朝著更加開放、包容、普惠、平衡、共贏方向發展”，“秉持更加開放包容的姿態”，“不斷把對外開放提高到新的水平”，并在慶祝改革開放40周年大會上指出“開放帶來進步，封閉必然落后”。但是，當前不斷加劇的逆全球化浪潮給中國開放帶來了巨大挑戰，正在從貿易層面深入到產業層面。始于2018年6月的中美貿易摩擦直接發生在貿易層面，不斷加征的關稅使中國2019年對美出口下降了12.5%，間接波及中國對外經濟貿易全局，通過輿論和心理作用加劇了不確定性，增加了在華企業的遷出傾向。2020年以來新冠疫情的爆發，使各國加強了產業回遷。人民網刊文《防“全球產業鏈去中國化”，重在不可替代性”》[1]，基于日本企業“召回”計劃、美國庫德洛對企業回流的鼓勵、部分企業向東南亞遷移事件以及新京報對福耀集團董事長曹德旺的專訪等一系列代表性事件，認為“出現了全球產業鏈正在‘去中國化’的猜測”。

擴大進口既是“穩住外貿外資基本盤”的重要方向，又是“雙循環”的重要構成部分。2020年7月21日，習近平總書記在企業家座談會上特別強調：“以國內大循環為主體，絕不是關起門來封閉運行。”事實上，擴大進口早已是中國外貿政策實踐的重要組成部分，此前已有一些擴大進口的舉措，包括2012年《國務院關于加強進口促進對外貿易平衡發展的指導意見》、2018年7月《關于擴大進口促進對外貿易平衡發展的意見》、2018年11月開始的“中國國際進口博覽會”、2020年2月《關于積極擴大進口應對新冠肺炎疫情有關工作的通知》等。2020年3月，《關于用好內外貿專項資金支持穩外貿穩外資促消費工作的通知》提出“穩住外貿”措施以及3條“促進國內消費”的措施。但是，莊芮等[2]、趙新泉等[3]都認為2012年以來的進口擴大舉措在操作層面比較單一，主要表現為進口關稅下調、進口通關便利化以及與進口相關的配套服務體系仍不完善等。

完善進口擴大政策需要更加充分的學術研究作為支撐。錢學峰等[4]將2008-2011年的進口措施概括為“為平衡而進口”。2012年以來的進口擴大政策僅是平衡政策的延續，只有確認進口對經濟增長的積極作用之后，才能在政策實踐中堅定地完善進口擴大舉措。因為在學術研究上，進口作用的結論始終存在爭議。凱恩斯主義認為進口是“漏出”，但是內生增長理論卻認為其能夠促進技術進步。實際上，部分學者認為進口促進了技術進步，也有部分學者認為進口削弱了本國企業創新能力。在當前復雜嚴峻的國際經濟貿易形勢下，擴大進口是明顯有效的應急舉措，但其對創新的影響如何？創新是增長的源泉，如果擴大進口無益于創新，就需要及早規劃政策退出，以避免“漏出”擴大化拖累中國經濟增長；如果進口能夠顯著促進創新，正面效應大于“漏出”效應，也需要盡快將擴大進口政策明確化和制度化，充分發揮其作用。

1 研究綜述

關于進口的影響，學界仍有爭議。在傳統層面上，出口被認為是拉動增長的“三駕馬車”之一。凱恩斯主義認為進口是國民經濟的“漏出”，這在當前統計實踐中得以體現，因為進口是GDP核算中的減項。重商主義是另一個長期支持減少進口的理論。按照重商主義的解釋，接受進口是為了更好地出口，錢學峰等[4]將中國1994-2007年概括為“為出口而進口”的階段；戴翔等[5]認為，盡管重商主義在理論上已經受到較為徹底的批判，但是進口妨礙增長這種認知始終沒有得到根本性改變。特朗普政府將逆差等同于貿易利益損失和經濟增長損失并發起對華貿易摩擦的理論依據正是重商主義。

21世紀以來，美國、歐洲和日本進口都有大幅度增長，并產生了無法忽視的影響，促使經濟學家展開深入討論。盡管也有學者發現來自中國的進口競爭促使美國企業增加了專利申請、研發支出和計算機使用，提高了全要素生產率[6]，但更多的卻是負面結論。Feng等[7]分析新貿易理論框架認為，中國企業生產率在對美貿易中得到提升之后轉變為競爭優勢，造成一批美國企業破產；Hummels等[8]、Pierce & Peter[9]也得出相似結論，認為來自中國的進口增加了美國失業人口。在創新方面，Autor等[10]認為來自中國的進口競爭實際上不僅導致美國公司專利申請量下降，還導致受影響行業的盈利和研發投資減少。

關于進口對中國的作用，學者大多得出肯定結論。例如，李平和郭娟娟[11]發現中間品進口數量增長有利于企業技術水平提升；黃新飛等[12]研究發現，中間投入品進口企業比非進口企業生產率高出6.5%；黃漓江[13]研究結果顯示，進口競爭和企業更替均顯著提高了存活企業生產率，最終顯著促進總量生產率增長；姜超和蘭宜生[14]研究“一帶一路”沿線國家進口發現，擴大進口貿易政策促進了創新研發；李平和史亞茹[15]研究進口對企業創新的作用發現，企業生產率越高，進口對企業創新的積極作用越大。而且，進口對企業創新并無阻礙作用，即便是生產率最低的一般貿易企業，進口也對其創新具有激勵作用。

當前，對于“雙循環”背景下進口的作用，學界大多持積極態度，且主張擴大開放。魏建國[16]認為兩個循環不是對立的，而是相互補充和疊加的，擴大開放、增強國際循環是國內循環建設的內在要求；劉志彪[17]指出雙循環新格局意味著中國進入主場全球化階段。在過去40多年中，因為國內市場容量不足，中國總體上以國際市場為導向，主要是全球化的跟隨者。當前，中國經濟發展已經達到較高水平，尤其是在“一帶一路”、“上海合作組織”和“東盟10+3”區域，中國已經是貿易伙伴的重要市場和重點關注方向。內循環建設是培育和擴大國內市場的重要方式，進口是聯結中國與區域貿易伙伴的重要紐帶，區域產業鏈構建是中國應對全球產業鏈去中國化的重要途徑。

已有文獻大多認為，進口對美國的影響是消極的，對中國的影響是積極的。但這只是對已有經驗的總結，不一定能在未來成立，尤其是在“逆全球化”興起階段[18]，國內外局勢已然不同。在國外實行保護政策之際，中國是否應該堅持擴大進口？在國外進行關鍵零部件出口限制之際，中國繼續擴大進口是否會加重對進口品的依賴？這些疑問都會動搖中國的進口擴大政策。

本文貢獻在于：①明確結論，有助于中國堅定地擴大進口并完善相關政策；②研究進口促進創新的鄰里效應，不僅可以補充進口促進創新的一個重要方面，而且估測發現其量值遠超過本地效應；③使用宏觀數據測算鄰里效應；④基于微觀數據的研究主要使用“中國工業企業數據庫”，最新數據截至2013年，本文數據截至2017年，政策意義的時效性更強。

2 理論機制分析

進口既會影響本地創新(本地效應)，又影響鄰里地區創新(鄰里效應)。通過空間計量實證分析可以估計得到兩個效應的定量結果，但在理論上首先需要確認兩種影響傳導機制，主要涉及兩個方面：一是進口對創新的影響；二是經濟活動的鄰里效應。本文綜合兩個領域文獻闡明進口影響創新的本地效應和鄰里效應。

2.1 進口影響創新的本地效應

進口通過3個機制直接影響本地企業創新。如果進口的是本地市場沒有的產品，可能產生替代效應，阻礙創新。Liu & Qiu[19]認為需求是激發創新的重要力量，對新產品的需求如果迅速被國外企業供給滿足，本地企業創新動力就將減弱。即便是本地企業產生內部需求，如果有低價易得的進口品，也會增加企業選擇“購買”的可能；如果沒有進口品可用，企業“創新”意愿就會更強。可見，高質量投入品進口對本地企業創新具有替代效應。

如果進口的是本地市場已有的產品，則可能產生擠出效應，并阻礙創新。在本地市場已有供應的情況下仍有進口，通常是因為進口品更加便宜。進口品以低價擠占本地企業市場份額將導致本地企業收入、利潤及創新投入能力下降，產生擠出效應[20]。例如，中國產品進入歐美市場最顯著的便是價格優勢。Atkinson[21]認為來自中國的進口對美國企業創新產生了顯著擠出效應。

進口的是本地市場已有產品，也有可能產生機會成本效應，促進創新。本地企業利潤受到低價進口品侵蝕之后，用于當前產品(Old Goods)生產要素的價值下降，促使企業放棄當前產品生產，轉向新產品(New Goods)開發。Bloom等[6]將用于當前產品生產的要素視作陷入要素(Trapped Factors)。盡管與國際先進水平相比，該產品生產已屬低效，但因為仍能產出一定利潤，所以要素不會輕易退出。進口沖擊降低了當前產品生產者利潤，加速了要素優化配置，有利于激發企業創新。

2.2 進口影響創新的鄰里效應

進口影響創新除前述替代效應、擠出效應和機會成本效應外，還有模仿效應和競爭效應。假設本地企業主要供應本地市場，潛在創新機會被進口品替代的主要是本地企業；經濟績效受到影響的也主要是本地企業，替代效應、擠出效應和機會成本效應都不會顯著影響鄰里地區，但是模仿效應和競爭效應對本地和鄰里地區的影響效應均比較顯著。

Broda & Weinstein[22]發現，相比國內產品，進口的通常是新型產品。新型產品在本地或是鄰里地區出現，更容易激發本地和鄰里地區企業模仿意愿，尤其是當新型產品在本地或鄰里地區有良好的市場表現時，這一理論得到實證研究的支撐。Broda等[23]、Amiti & Konings[24]分別以印度和印尼數據證實進口產生的模仿效應。

競爭效應是指進口品在本地市場上獲得市場份額時，會改變本地和鄰里地區企業對未來的判斷，加大企業創新心理壓力。Aghion等[25]認為，在激烈的市場競爭中，企業須通過創新提高自身競爭能力。本地企業比較容易達成非正式均衡或是某種形式的同盟，同盟越穩定，創新動力越弱，而國外產品進口則會打破這種均衡或同盟，迫使企業不得不進行創新，以與國外產品制造商競爭。

3 模型構建與變量說明

3.1 計量模型構建與數據選取

空間計量模型構建的前提除前文所述鄰里效應之外，還需要設置流動障礙。產品和要素區域流動成本越接近于0，區域差異顯著性越弱。此時，某地進口對全國各地的影響是相似的，也就不存在所謂的區域間傳遞。中國內地31個區域間的流動障礙在文獻中被概括為市場分割，馬述忠和房超[26]認為主要有兩個來源：一是自然性市場分割；二是制度性市場分割。其中，自然性市場分割主要是指由地理空間距離造成的運輸成本。孫浦陽等[27]認為高鐵建設具有時空壓縮效應，顯著降低了國內運輸成本；朱廷珺和劉子鵬[28]認為內陸運輸距離顯著影響國內各地對外貿易。在制度研究方面，范欣等[29]發現中國省區間長期存在市場分割現象，并建議加強基礎設施建設；張昊[30]以“價格法”測算我國2006-2017年市場統一度發現，運輸成本正在下降，而“地區間軟環境差異卻未能同步改善”。另一些學者研究市場分割的影響。如呂越等[31]發現中國國內市場分割阻礙出口產品國內增加值率提升；馬述忠和房超[26]認為線下市場分割是線上市場發展的重要原因。

知識生產函數(Knowledge Production Function，KPF)是構建回歸模型的理論基礎，本文參考Autant-Bernard & LeSage[32]、Hazir & Autant-Bernard[33]的做法選擇解釋變量，構建回歸模型如式(1)和式(2)所示。

patent=α+ρ·tw·patent+β1·import+β2·personrd+β3·gdpind+β4·gdppc+β5·k+β6·profit+θ1·tw·import+θ2·tw·personrd+θ3·tw·gdpind+θ4·tw·gdppc+θ5·tw·k+θ6·tw·profit+ψi+φt+μ

(1)

μ=λ·(tw·μ)+ε

(2)

在式(1)和式(2)中，α、ρ、β、θ為外生參數；ψ和φ分別表示個體效應和時間效應；μ、ε為隨機擾動項，其中ε為獨立同分布的隨機變量，且ε～N(0,σε2INT)；μ的分布取決于式(2)；tw為時空權重矩陣。各變量含義和樣本描述性統計特征如表1所示，進口的作用前文已有詳述。其中，研發人員、工業產值、人均GDP、物質資本存量、營業盈余的本地效應在理論上都應為正，但是區域間效應較難推斷。

表1中的patent、import、gdpind、gdppc、profit來源于《中國統計年鑒》；personrd來源于《中國科技統計年鑒》；kd來源于《中國統計年鑒》的固定資產折舊，是在固定資產折舊比例固定假設下以折舊(discount)作為物質資本存量(k)的代理變量；kf來源于范巧和郭愛君[34]的建議，數據截至2016年，將地區i的數據記作kf2016i，kf2016表示31個地區之和，kd2016和kd2017同理。則，kf2017i的算法如式(3)所示。

(3)

表1 變量描述性統計結果

3.2 時空權重矩陣構建

時空權重矩陣(tw)包括空間和時間兩個維度。初始空間權重矩陣(w)沒有時間維度，只考慮空間關聯，并以數值加以量化描述。例如，中國內地31個地區間的相互影響會因為距離遠近而有明顯差別。一種思路是將相鄰地區數值設為1，不相鄰地區數值設為0，被稱作0～1矩陣；另一種思路是取距離的倒數，稱作反距離矩陣。又如，各地區體量大小和水平高低不同，對其它地區的影響程度也不同，因此也可設定經濟社會發展水平矩陣，見圖1。

w5ij=e-0.02·dij,

(4)

e為自然數，dij為i、j兩地的省會距離。

本文計算得到5種常用空間權重矩陣。其中，w1是根據是否相鄰而設定的0～1矩陣；w2是省會城市間公路距離倒數矩陣；w3是根據Egger等[35]設定的經緯度矩陣；w4是根據Shao[36]設定的經濟規模矩陣；w5是根據Fingleton[37]設定的有限距離矩陣，當兩地距離小于所有地區間距離的平均值時取值w5ij，計算方法如式(4)所示，其余元素取值為0。5種空間權重矩陣的非零元素可視化如圖1所示。

基于5種空間權重矩陣計算得到的莫蘭指數如圖2所示。其中，根據經緯度計算得到負值，且總體趨勢平穩；另外4種為正值，總體呈上升趨勢，表明中國區域間經濟聯系逐漸增強。

圖1 空間權重矩陣(w)的非零元素可視化

在空間維度的基礎上添加時間維度成為時空矩陣(tw)，因為區際影響強度隨時間推移而變化。例如，創新在地區間會產生雙向溢出效應[38]，因此權重也需要隨時間而變化。或者，當被解釋變量存在空間自相關時，前一期產生的影響疊加到后一期，也會導致權重的時序變化。本文借鑒LeSage & Pace[39]、Mata & Llano[40]設定的時間權重矩陣，將空間權重矩陣和時間權重矩陣通過克羅內克積組合形成時空權重矩陣，以使鄰里效應的時間轉移傳導得到反映。借鑒范巧和石敏俊[41]的做法，基于標準化的時間權重矩陣和空間權重矩陣的克羅內克積構建時空權重矩陣(tw)。表2給出5種時空權重矩陣與被解釋變量矩陣間的相關系數和T統計值。從中可以看出，變量間存在空間鄰里效應。相關系數最大的是基于省會公路距離倒數構建的tw2，因此tw2為最適合的時空權重矩陣。

圖2 基于5種空間權重矩陣計算得到的全局莫蘭指數

表2 5種時空權重矩陣與被解釋變量矩陣的相關系數及T統計值

4 實證分析

4.1 模型設定與識別

計量模型如式(1)和式(2)所示，但其中的ρ、θ和λ都有可能為0。排列組合共有8種可能：ρ、θ、λ都為0是沒有空間效應的(NSM)模型，都不為0是廣義嵌套空間(GNS)模型；僅θ為0是空間自相關(SAC)模型，僅λ為0是空間杜賓(SDM)模型，僅ρ為0是空間杜賓誤差(SDEM)模型；θ和λ為0是空間自回歸(SAR)模型，ρ和λ為0是空間X滯后(SLX)模型，ρ和θ為0是空間誤差(SEM)模型。當前，具有嵌套關系的空間計量模型檢驗容易識別，不具有嵌套關系的較難識別。例如，SDM與SAC模型之間，或者SAR與SEM模型之間都較難識別。

11月16日，四川美豐2018年“鎂”世界“豐”未來核心客戶峰會在天府之國成都舉行。此次峰會旨在全面提升美豐產品品質，整合優質資源，為經銷商和美豐共同創造美好的未來。

4.2 回歸結果分析

表3列出8種模型的混合效應回歸結果。從中可見，對于核心解釋變量import而言，不存在模型識別問題，因為全部模型回歸結果一致。import對本地和鄰里創新都有顯著正向效應。已有研究普遍使用企業數據，難以捕捉鄰里效應，低估了進口對創新的作用。

從系數量值看，鄰里效應遠超本地效應，表明空間計量刻畫的鄰里效應在評估進口的創新促進作用上意義重大。鄰里效應超過本地效應是因為信息相比產品而言具有更強的鄰里傳遞能力[42]。進口對創新既有積極作用，也有消極影響。本地效應在積極和消極方面都較強，鄰里效應雖然兩個方面都弱一些，但在消極方面弱更多。在進口影響創新的6種效應中，替代效應為負，其傳遞媒介是產品，鄰里傳遞能力較弱；模仿效應和心理壓力效應為正，其傳遞媒介是信息，鄰里傳遞能力較強。綜合而言，進口促進創新的鄰里效應顯著超過本地效應。

因變量區際影響的ρ顯著為正，表明創新本身具有鄰里效應。A地創新增加會溢出到鄰里地區，符合理論預期，但是創新生產要素在地區間即存在競爭。在知識生產函數理論框架下，personrd是促進創新的直接生產要素，k是間接生產要素。兩個要素在表3中展示的是劉和東[43]論證的創新要素集聚虹吸效應，抑或是余永澤[44]論證的“擠占效應”。即本地為增加創新虹吸收鄰里地區的創新要素，阻礙鄰里地區創新。personrd的本地效應顯著為正，符合理論預期。k的本地效應雖不顯著，但profit顯著。根據前文Acharya & Keller[20]等論述的擠出效應，進口影響本地創新的渠道便是減少本地企業利潤，使本地創新投資能力受到影響。表3中kd和profit可能存在一定程度的共線性，因而前者僅鄰里效應顯著，后者僅本地效應顯著。

4.3 固定效應回歸

8種模型中有4種不包含w·x，容易因為變量遺漏而使估計結果有偏。本文在其余4種模型中選擇當前文獻使用較多的SDM和SDEM進行固定效應回歸，分別以s、t表示空間和時間，以fix標記固定效應，結果如表4所示。與表3相比，雖然各變量回歸系數顯著性水平有所不同，但在符號方向上高度一致。

由表4可以看出，雙向固定效應下進口促進本地創新的作用不顯著。雖然雙向固定效應回歸遺漏變量的可能性更小，但是根據Anselin等[45]的研究，空間計量中雙向固定效應回歸需要大樣本容量，否則容易出現較強的共線性，影響顯著性水平的可靠性。因此，僅有時間和截面固定效應的回歸結果仍有較高的參考價值，進口對本地有顯著促進作用這一結論仍比較穩健。就本文的另一核心問題而言，進口對創新的鄰里作用在SDMtfix之外的5個模型中都顯著為正，在SDMtfix中也僅僅是不顯著，而非相反，由此支持表3結果的穩健性。此外，與表3結果高度一致的是kd顯著為負的鄰里效應，表明區域間在資本要素上存在競爭。

4.4 穩健性檢驗

資本存量因為沒有直接統計數據可用，故學界普遍采用的是根據各種方法資料估算得到的間接結果，數值爭議較多。本文以kf替代kd重新進行回歸，結果如表5所示。與表3、表4相比，關于進口對創新的本地效應和鄰里效應得到完全一致的結論，在系數符號和量值兩個方面，表5有力地證明了前文結論的穩健性。

表3 8種模型回歸結果(kd)

表4 固定效應回歸結果(kd)

續表4 固定效應回歸結果(kd)

表5 8種模型回歸結果的穩健性檢驗(kf)

關于創新直接生產要素personrd的結論完全一致；間接生產要素k的直接效應與表3相似，都是部分模型顯著為負，另一部分模型不顯著。對照表4顯示的固定效應回歸結果，可認為k的直接效應不顯著；再對照表3，可確認k的鄰里效應顯著為負。在周黎安[46]所述的地方官員晉升錦標賽思路之下，對照本文結論可以充分理解政府招商引資、人才競爭工作的力度和熱情。

5 結語

5.1 研究結論

本文對1997-2017年中國內地31個省區市數據進行空間面板回歸，檢驗進口對創新的作用，得出3個結論：

(1)進口顯著促進本地創新。2008年以來后金融危機時代出現了逆全球化下的貿易保護主義思潮，美國對進口進行了更多限制。在中美貿易摩擦中，中國被迫在客觀上增加進口限制。但是本文發現，進口對本地創新具有顯著正向影響。盡管在理論上，進口的作用既可能是促進，也可能是限制，但在實證上卻得到顯著為正的穩健性結論。或許在其它國家有所不同，但在中國，進口對創新的積極作用確定無疑。

(2)進口促進創新有顯著為正的鄰里效應。已有文獻廣泛使用企業數據，本文轉而采用省級數據。雖然不如企業數據樣本容量大，但有兩個優點：一是本文所用數據時效性更強，充分覆蓋了2008年金融危機前后兩段，對當前政策具有更好的指導意義；二是本文能夠刻畫鄰里效應，這是企業數據無法實現的。顯著為正的鄰里效應且系數量值遠超過本地效應，這一實證結果表明以企業數據為樣本的已有研究大幅低估了進口對創新的促進作用。

(3)創新生產要素有顯著為正的本地效應和顯著為負的鄰里效應。創新的直接生產要素是研發人員，間接要素是物質資本，二者都有顯著為負的鄰里效應。研發人員是創新主體，物質資本是創新支持條件。創新本身具有顯著為正的鄰里效應，本地創新會為鄰里地區提供示范，并通過競爭效應產生創新激勵作用；但是在創新生產要素上地區間存在競爭，鄰里地區人才和資本空間集聚會形成增長極，對本地研發人員與物質資本形成虹吸，削弱本地創新能力。

5.2 政策建議

(1)完善進口政策，充分放開進口。新冠疫情以來出現的關于全球化是否終結的討論[47]，是對近年來世界貿易總額趨于下降的擔憂。“雙循環”理念提出后也出現一些誤解，開放這一基本國策受到質疑[48]。習近平總書記多次強調中國“開放的大門只會越開越大”，但是進口擴大政策的系統化和制度化仍存在一些不足[2,3]。中國國際進口博覽會釋放了積極信號，自由貿易試驗區建設也能為擴大進口提供助力。但這些都是相對零散的“點”，政策體系制度化是影響更大的“面”。本文補充進口促進創新這一結論，擴充進口擴大政策的學術依據。根據本文結論，應進一步擴大進口，積極推動進口擴大政策體系的制度化。

(2)加強國內統一市場建設。本文研究發現進口促進創新有較強的鄰里效應，國內市場一體化程度越高，越有利于鄰里效應的實現。統一市場建設也是當前“雙循環”強調“充分發揮我國超大規模市場作用”的內在要求。但是正如已有研究結論[28-31]所示，國內市場仍然存在較高程度的省區分割，這既不能滿足國內大循環的要求，也不利于鄰里效應的發揮。

(3)在地方政府層面，應在擴大進口的同時，加強人才和資本吸引。地方政府發展經濟既要注重當前績效，也要激發長期活力和動能。習近平總書記指出“只有開放，才能持久發展”。擴大進口雖然會對本地企業短期績效產生影響，但如果有充裕的人才和資本，在面對進口帶來的競爭壓力時，也會激發企業創新意愿，不斷提升企業創新能力，為地區經濟發展帶來長期活力和動能。