深度融入全球價值鏈會縮小還是擴大地區差距？

王彥芳

摘 要：地區生產通過中間品進口（前向關聯）融入全球價值鏈帶來的技術溢出效應可以促進經濟活動的空間擴散，進而有利于縮小地區差距;而地區生產通過中間品出口（后向關聯）融入全球價值鏈通常會促使生產要素向發達地區集聚，進而產生經濟極化效應并擴大地區差距;中間品前向關聯與后向關聯對地區差距的反向作用受到地區經濟貿易水平和結構以及制度環境的制約和影響，因而在經濟實踐中表現出地區、貿易伙伴、制度環境等多方面的異質性。以2000—2013年中國30個省級區域為研究樣本，采用各地區地級市夜間燈光亮度的基尼系數衡量地區差距，運用投入產出模型測度中間品前向和后向關聯指數，分析表明：整體上看，中間品前向關聯有利于縮小地區差距，而中間品后向關聯促使地區差距擴大;前向關聯的經濟擴散效應主要體現在東部省份，且得益于從OECD國家進口中間品;后向關聯的經濟極化效應則只在中部省份顯著存在，且主要源自對非OECD國家出口中間品;產品和要素市場化程度越高的地區中間品前向關聯縮小地區差距的效應越明顯。因此，應優化中間品貿易的產品結構和空間布局，適當增加從發達國家的高質量中間品進口，推動中間品出口擴張從“集約邊際”向“廣延邊際”轉變，加快產品和要素市場化改革進程，以形成深度融入全球價值鏈與區域經濟協調發展的聯動機制，構建雙循環新發展格局。

關鍵詞：中間品貿易;前向關聯;后向關聯;地區差距;全球價值鏈;擴散效應;極化效應

中圖分類號：F114;F127 文獻標志碼：A 文章編號：1674-8131（2021）03-0001-16

一、引言

當前，世界處于百年未有之大變局，新冠肺炎疫情、新貿易保護主義等的沖擊導致國際產業鏈供應鏈循環受阻，全球價值鏈分工體系面臨深度解構與重塑。在此背景下，黨的十九屆五中全會通過的《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二〇三五年遠景目標的建議》提出，要加快構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局。構建國內大循環新格局，要從供給層面著力培育高質量、高效率的投入產出關系，從需求層面加快培育完整的內需體系、提升消費層次（劉志彪，2020）[1]。中國特色社會主義進入新時代，我國社會主要矛盾已經轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發展之間的矛盾。其中，區域經濟發展不充分不平衡的矛盾凸顯（李蘭冰 等，2020）[2]，而供給能力和需求層次的地區差異過大將不利于國內大循環的升級和完善。因此，有效縮小地區差距是構建雙循環新發展格局，實現高質量發展的題中之義。

在開放經濟條件下，國內循環與國際循環是密不可分的。基于中間品貿易的全球價值鏈分工深刻影響著各個國家和地區經濟活動的空間布局與區位選擇（Grossman et al，1991;Halpern et al，2015;常冉 等，2021）[3-5]。改革開放后，中國相對發達的東部沿海地區以代工方式率先嵌入全球價值鏈分工體系，主要從事低創新、低附加值生產環節（裴長洪，2013）[6];而中西部地區與海外市場的聯系較弱，主要通過將資源和勞動力要素輸送給東部地區間接地參與全球價值鏈分工。在此過程中，東部地區“大進大出”“兩頭在外”的外循環經濟模式不但不利于其在國際分工體系中的地位提升，而且也不利于國內經濟發展質量的提升，并進一步擴大了地區差距。可見，一方面，地區差距的存在導致不同地區融入全球價值鏈的方式和程度不同;另一方面，融入全球價值鏈的地區差異又會帶來經濟發展空間格局的演變，進而改變地區差距。因此，縮小地區差距不僅要暢通國內大循環，而且要升級國際循環，通過國內國際雙循環相互促進來實現區域協調發展。基于此，深入研究地區生產融入全球價值鏈體系會對地區差距產生怎樣的影響及其機制和路徑，具有重要的理論價值和現實意義。

關于國際分工影響地區差距的研究可以追溯至早期的國際貿易理論，如李嘉圖的比較優勢理論以及赫克歇爾—俄林的要素稟賦論。隨著經濟全球化的不斷發展，國際分工日益深化和細化，國際貿易持續增長并趨于多樣化，中間品貿易成為全球價值鏈研究的重點領域和熱點問題。關于中間品貿易的研究主要聚焦于其對企業生產效率和技術研發的溢出效應（Amiti et al，2007;田巍 等，2014;謝謙 等，2021）[7-9]以及對就業、產品種類和貿易增長等的積極作用（Goldberg et al，2010;Feng et al，2016;周申 等，2020）[10-12]。一些文獻考察了這些溢出效應或積極作用的地區差異（毛其淋 等，2016;耿曄強 等，2018）[13-14]，但鮮見從中間品關聯的角度考察融入全球價值鏈對地區經濟差距的影響的研究。此外，相關研究對中國通過中間品關聯嵌入全球價值鏈的定量測度相對粗略，大多停留在國家層面或八大區域層面（程大中，2015;彭支偉 等，2017）[15-16]，缺乏省級區域層面及城市層面的更為細致的分析。

有鑒于此，本文在相關研究的基礎上，進一步探析地區生產通過中間品關聯融入全球價值鏈影響地區差距的機理及其異質性，并采用中國省級區域的數據進項實證檢驗，以期有助于探索地區生產深度融入全球價值鏈與區域經濟協調發展的聯動機制，并為加快構建雙循環新發展格局提供理論參考。較之于已有研究，本文的研究貢獻主要在于：一是基于進口貿易與出口貿易的區別，區分了中間品前向關聯與后向關聯，分別探討了地區生產通過中間品前向關聯融入全球價值鏈的經濟擴散效應和通過中間品后向關聯融入全球價值鏈的經濟極化效應，進而得出中間品前向關聯與后向關聯對地區差距具有反向影響的結論;二是從地區差異、貿易伙伴差異、制度環境差異等方面，分析了中間品前向和后向關聯影響地區差距的異質性;三是測算了中國30個省級區域中間品前向和后向關聯指數，從省域層面考察各地區融入全球價值鏈的程度，并采用夜間燈光亮度數據衡量各地區的經濟差距。

二、理論分析與研究假說

地區生產通過中間品貿易融入全球價值鏈會對地區差距產生怎樣的影響，主要取決于中間品關聯會帶來經濟活動的空間擴散還是聚集。若其促進了經濟活動的空間擴散，則有利于發達地區通過擴散效應帶動落后地區發展，進而縮小地區差距;相反，若其促進了經濟活動的空間聚集，則會強化發達地區的經濟優勢，并通過聚集效應擴大地區差距。進口貿易與出口貿易對經濟活動的空間布局具有顯著不同的影響，因而通過中間品進口的前向關聯與通過中間品出口的后向關聯對地區差距的影響可能存在顯著差異，甚至是反向的;不同資源稟賦、不同發展階段和水平的地區不但在經濟結構、發展方式等方面顯著不同，而且在全球價值鏈體系中也具有不同的優勢和地位，導致中間品貿易的經濟效應存在區域異質性，進而使中間品關聯對地區差距的影響可能因地區的不同及貿易伙伴的不同而不同;此外，在市場經濟條件下，中間品貿易對地區經濟發展的影響還會受到制度環境的影響，尤其是市場化程度的提高有利于資源要素的高效配置，進而可能強化中間品關聯對地區差距的影響效應。

從通過中間品進口的前向關聯來看：對于發展中國家和地區而言，進口中間品是獲得發達國家技術溢出的主要渠道（Eaton et al，2002）[17]。進口的中間品包含了國外的研發投入和先進技術，具有較高的質量水平。進口企業不僅可以汲取中間品中蘊含的知識、信息、核心技術等創新資源，用于提升產品質量（Bas et al，2015）[18]，而且可以通過模仿、創新將其內化，實現外部技術轉移和內部生產率水平的提升。由于技術模仿的溢出效應具有邊際遞減的特征（張平 等，2018）[19]，中間品前向關聯對于欠發達地區產出的邊際貢獻要高于發達地區，這有利于縮小地區差距。此外，從我國的實際來看，較發達地區的中間品進口多是外商投資企業主導的，且以滿足加工貿易出口為主（李瑞琴 等，2018）[20]，在一定程度上弱化了其帶來的經濟活動空間集聚的向心力;而在欠發達地區中間品進口通常以一般貿易模式為主的，其正外部性和知識溢出效應更強，進而有助于縮小地區差距。可見，中間品進口貿易產生的技術溢出等正外部性會促使地區經濟活動呈現擴散態勢，從而縮小地區經濟差距。據此，本文提出假說H1：地區生產通過中間品進口的前向關聯融入全球價值鏈有利于縮小地區差距。

從通過中間品出口的后向關聯來看：基于新經濟地理理論，中間品出口集約邊際的快速擴張會強化本地市場效應，促使出口企業不斷地擴大生產規模，由此形成的經濟集聚則會對邊緣地區的生產要素產生“虹吸效應”。同時，在發達國家主導的國際分工體系中，發展中國家往往以廉價勞動優勢融入全球價值鏈，在產品生產和產業鏈分工中只能處于低附加值環節（盛斌 等，2018）[21]。中間品出口成為發展中國家和地區承接發達國家非核心生產環節外包的主要形式，不但不利于發展中國家和地區通過出口中間品獲得高端技術溢出（陳愛貞 等，2015）[22]，而且價值鏈低端嵌入也使技術本地溢出受阻，進一步加劇了經濟極化態勢。可見，中間品出口貿易可能強化本地市場效應，限制“出口學習”的技術溢出，加劇經濟活動的空間集聚，從而擴大地區差距。據此，本文提出假說H2：地區生產通過中間品出口的后向關聯融入全球價值鏈會擴大地區差距。

關于中間品前向和后向關聯影響地區差異的異質性，本文主要考察以下3個方面：

一是地區異質性。各地區的貿易模式、技術吸收能力以及經濟和貿易活動的空間分布等存在較大差異，并可能導致不同地區通過中間品貿易融入全球價值鏈對其地區差距的影響存在差異，甚至有可能是相反的。以中國東、中、西部地區的中間品前向關聯為例：東部較發達地區從事以中間品進口為特征的加工貿易活動（周記順 等，2020）[23]，且通常具有較強的技術吸收能力（宋旭光 等，2018）[24]，這有利于發揮中間品前向關聯的技術溢出效應;而中西部地區通過中間品貿易融入全球價值鏈的參與度相對較低，且貿易分布存在明顯的空間集中性，不利于發揮中間品關聯的經濟擴散效應。故而，東部地區的中間品前向關聯可能顯著縮小地區差距，而中西部地區的中間品前向關聯可能并不會有效縮小地區差距。據此，本文提出假說H3：不同的地區通過中間品關聯融入全球價值鏈對地區差距的影響具有差異性。

二是貿易伙伴異質性。與不同的國家和地區進行中間品貿易，在貿易產品、貿易方式及貿易規模上都有顯著的差別，帶來的經濟效應也會顯著不同。比如，一般來講，從發達國家和地區進口的中間品具有更高的技術含量，更有利于實現“進口中學習”（張杰，2020）[25]，從而能更有效地縮小地區經濟差距。此外，中國通過低端代工方式承接發達國家的產業轉移實現了全球價值鏈的縱向分工，但也弱化了國內的產業關聯效應（黃繁華 等，2020）[26]，而與發展中國家和地區的中間品貿易則存在明顯的競爭性與相似性。據此，本文提出假說H4：與不同貿易伙伴的中間品關聯對地區差距的影響具有差異性。

三是制度環境異質性。新經濟地理學派將制度環境視為外生變量（Krugman，1991） [27]，實際上，基于規模經濟形成的“核心—外圍”發展模式是以生產要素自由流動為前提的，而制度環境是影響生產要素跨區域流動的關鍵因素之一，同時也是企業投資決策考慮的重要因素之一（潘愛玲 等，2021）[28]。良好的制度環境可以減少資本、勞動、技術等要素的流動成本，提高資源配置效率和全要素生產率，有利于激發生產與創新的積極性（錢雪松 等，2018）[29]。制度環境越完善的地區，要素和產品的流動自由，資源配置效率越高，經濟擴散或聚集的效應越明顯，進而中間品前向和后向關聯對地區差距的影響也就越大。隨著中國市場化改革的持續推進與深化，制度環境不斷完善，但由于社會文化、產業結構與自然環境等方面的差異，各地區的市場化程度依然存在較大差異。據此，本文提出假說H5：通過中間品關聯融入全球價值鏈對地區差距的影響會因各地區制度環境的不同而有所不同。

三、研究方法與數據說明1.模型設定

為實證檢驗中國各地區（省級區域）融入全球價值鏈的中間品前向和后向關聯會對其內部地區差距產生怎樣的影響，本文以樣本地區內各地級市之間的“地區差距”為被解釋變量，以反映各地區生產通過中間品關聯融入全球價值鏈程度的“中間品前向關聯指數”和“中間品后向關聯指數”為核心解釋變量，并借鑒相關研究納入可能影響地區差距的主要因素為控制變量（劉修巖 等，2017;呂承超 等，2020）[30-31]，構建如下計量模型：

其中，下標p代表地區，t代表年份;Gini為“地區差距”，Rfw_int和Rbw_int 分別為地區“中間品前向關聯指數”和“中間品后向關聯指數”;X為控制變量，包括“對外開放水平”“外商直接投資”“物質資本投入”“政府干預程度”“人力資本水平”“市場一體化指數”“交通基礎設施”和“金融發展水平”;α0為常數項，μp和δt分別為不可觀測的個體固定效應和時間固定效應，εp，t為隨機干擾項。

2.“地區差距”的測度

本文采用樣本地區內各地級市夜間燈光亮度的基尼系數來衡量“地區差距（Gini）”，并用其泰爾指數“地區差距（Theil）”和阿特金森指數“地區差距（Atkinson）”以及人均GDP的基尼系數“地區差距（PGini）”進行穩健性檢驗。夜間燈光亮度可以較好地反映城市人口聚集和經濟繁華程度，其基尼系數能夠較為客觀地刻畫地區差距。夜間燈光亮度的測算數據來自DMSP-OLS（Defense Meteorological Satellite Program-Operational Linescan System）的燈光影像數據庫，該數據庫由美國國家海洋和大氣管理局（National Oceanic and Atmospheric Administration，NOAA）的國家地理數據中心（National Geophysical Data Center，NGDC）定期發布，截至目前共有34期個別年份存在兩顆衛星同時記錄的復合影像，如F101994與F121994、F121997與F141997、F121998與F141998、F121999與F141999、F142000與F152000、F142001與F152001、F142002與F152002、F142003與F152003、F152004與F162004、F152005與F162005、F152006與F162006、F152007與F162007。，每期均包括三種燈光影像，其中穩定燈光影像因其良好特性而常被用于度量區域經濟活動。由于同一年份不同衛星的影像數據存在差異，加上燈光像元（Digital Number，DN）值飽和導致的“天花板”約束以及同一衛星不同時相的燈光影像數據差異明顯等問題，需要選取燈光強度分布均勻、DN值浮動范圍廣、變化相對穩定的區域作為不變目標區域對其他區域進行相互矯正、飽和矯正以及連續性矯正（Elvidge et al，2009;Liu et al，2012）[32-33]。本文借鑒曹子陽等（2015）的做法[34]，選取中國鶴崗（F162006）作為不變目標區域，運用冪數方程進行修正以消除飽和值的約束，對修正后的復合燈光影像數據進行連續性矯正：

其中，DNr，t 表示校正后的DN值，DNFsr，t 和DNFqr，t分別表示t 年由Fs和Fq衛星拍攝的影像中r區域的DN值。經過矯正后，將區域內各柵格的DN修正值加總，即可得到樣本地級市的夜間燈光亮度數據，然后用夜間燈光亮度均值（DN總值除以柵格數）測算各地區的基尼系數，作為衡量地區差距的指標：

其中，NLTpt 為t年p地區的燈光亮度均值，NLTj和NLTi分別為該地區內j城市和i城市的夜間燈光亮度均值，n為該地區內地級市的數量。基尼系數的取值介于0和1之間，越接近于0表示地區差距越小，越接近于1表示地區差距越大。

3.“中間品前向關聯指數”和“中間品后向關聯指數”的測度

首先，基于投入產出模型測算中國各產業部門與世界其他國家和地區的中間品前向和后向關聯水平。以某一年為例，在非競爭型世界投入產出表中，假設有n個經濟體（s，t=1，2，…，n，以上標表示）m個部門（i，j=1，2，…，m，以下標表示）。為簡化分析，將n個經濟體歸并為2個經濟體，即中國（CHN）和其他經濟體（ROW），上標分別為c和r，則跨國投入產出關系可表示為：

其中，xs表示s國（地區）總產出的m×1列向量，ys表示s國（地區）最終需求的m×1列向量，zst表示t國（地區）對s國（地區）m×m的中間投入需求矩陣;當s=t時，zss或ztt表示一國（地區）內部產品的中間投入矩陣，中間品需求與最終品需求之和即為總產出。根據研究目的，運用中國對其他經濟體的中間品出口供給（zcr）及進口需求（zrc）構建中間品關聯矩陣：

參照Krishna 和 Senses（2014）的做法[35]，選取中間品進出口貿易滲透指數（分別記為Imshare_int和Exshare_int）對中間品關聯矩陣進行賦權，并加入時間維度（下標為t），計算中間品前向和后向關聯指數：

為進一步考察地區（省級區域）層面的中間品前向和后向關聯水平，參照Autor等（2013）的做法[36]，將各地區視為通勤區，運用p地區i部門從業人員占全國i部門從業人員的比重（Li，p，t/Li，t）及p地區從業人員占全國從業人員的比重（Lp，t/Lt）進行賦權，測算各地區的中間品前向和后向關聯指數：

其中，Li，p，t表示p省i部門t時點的從業人員，Li，t為t時點全國i部門的總從業人員，Lp，t表示t時點p省所有行業的從業人員，Lt為t時點全國所有行業的從業人員數。將就業比重與前向和后向關聯指數相乘得到各地區各部門的前向和后向關聯指數（SRfw_inti，p，t，SRbw_inti，p，t），然后分別經部門匯總，最終得到該地區的中間品前向和后向關聯指數（Rfw_intp，t，Rbw_intp，t）。測算結果顯示，各地區的中間品前向關聯水平較低，但產業分布較為多元化，其中對科學研發、醫藥制品及電信業等生產性服務業的進口增長顯著;中間品后向關聯水平較高的行業多為勞動、資源型密集部門，如基礎金屬、化學原料及化學制品和紡織服裝業等，且以東部和中部省市為主，中間品出口增長更多地表現為集約邊際擴張。上述結論與相關研究的結果大體一致（彭支偉 等，2017）[16]。

4.樣本選擇、數據來源及說明

本文在樣本選擇上盡可能多地利用相關數據的時間維度和截面維度的信息，同時保持數據統計口徑的一致性。由于NOAA發布的夜間燈光數據僅更新至2013年，借鑒大部分相關研究的做法（鄧仲良 等，2020;潘竟虎 等，2021）[37-38]，將考察時間調整為2000—2013年。同時，基于統計數據的可獲得性，選取中國除港澳臺地區和西藏自治區外的30個省區市為研究樣本。

除夜間燈光數據以外，本文還采用了世界投入產出數據庫（World Input-Output Database，WIOD） 2016年發布的2000—2014年非競爭型投入產出表，其涵蓋43個國家和地區、56個部門。中國各地區、各部門的從業人員數據來自相應年度的《中國勞動統計年鑒》和各省區市的統計年鑒。由于國內的統計數據按照GB/T 4754—2011標準劃分行業，而WIOD數據按照國際標準ISIC Rev4分類，為保持部門劃分口徑的一致和對應，借鑒Upward等（2013）的做法[39]，利用《國民經濟行業分類》與《國際標準產業分類》的對照表，統一按照ISIC Rev4標準將國內部門細分為56個部門，進而計算30個省區市各部門的就業人員比重。各地級市的人均GDP數據來自相應年度的《中國城市統計年鑒》。

除了上述核心變量以外，控制變量的測度方法如下：“對外開放水平”用進出口貿易額占GDP的比重衡量;“外商直接投資”用FDI與GDP的比值衡量;“物質資本投入”用固定資產投資占GDP的比重衡量;“政府干預程度”用財政支出與GDP的比值來衡量;“人力資本水平” 用6歲及以上人口的平均受教育年限來衡量（嚴成樑 等，2013）[40]

受教育程度包括小學、初中、高中和大專及以上，對應的教育年限分別為6年、9 年、12 和16年，用受各類教育人口占總人口的比例乘以各類教育對應的教育年限計算平均受教育年限。;“市場一體化指數”采用市場分割程度指數的倒數的平方根來衡量（盛斌 等，2011）[41];“交通基礎設施”用公路密度與鐵路密度之和衡量，其中，公路密度為每百平方公里公路營運里程，鐵路密度為每百平方公里鐵路營運里程;“金融發展水平”用金融機構存貸款余額與地區生產總值的比值衡量。相關數據均來自相應年度各省區市的統計年鑒及《中國區域經濟統計年鑒》和《中國金融年鑒》。主要變量的描述統計如表1所示。

四、實證分析結果

1.基準回歸分析

運用Stata軟件進行面板估計，考察地區中間品關聯對地區差距的影響，估計結果如表2所示。Hausman檢驗結果顯示固定效應模型優于隨機效應，似然比（LR）檢驗結果顯示納入控制變量的模型（2）和（4）優于僅考慮核心解釋變量的模型（1）和（3），而且同時納入中間品前向和后向關聯指數的模型（6）擬合效果更好。“中間品前向關聯指數”的估計系數為負，“中間品后向關聯指數”的估計系數為正，且均通過了顯著水平為1%的統計檢驗，表明通過中間品進口的前向關聯嵌入全球價值鏈體系有助于縮小地區差距，而通過中間品出口的后向關聯嵌入全球價值鏈體系則會擴大地區差距，研究假說H1和H2得到驗證。

控制變量的估計結果顯示：“對外開放水平”“外商直接投資”“交通基礎設施”和“金融發展水平”的估計系數為正，“人力資本水平”和“市場一體化指數”的估計系數為負，但在統計上均不顯著;“物質資本投資”的估計系數顯著為正，地區固定資產投資的增加擴大了地區差距，表明在樣本期間樣本地區固定資產投資的空間布局和投資回報率具有非平衡性，不利于區域協調發展，這也與相關研究的估計結果一致;“政府干預程度”的估計系數顯著為負，政府財政支出的增加有助于縮小地區差距，表明在樣本期間，隨著分稅制改革的深化（尤其2004年之后）地區財政支出偏向欠發達地區，有效促進了區域經濟的協調發展。

2.穩健性檢驗

本文主要采用三種方法檢驗上述結果的穩健性（見表3）：一是選取不同的指標測度被解釋變量，即用夜間燈光亮度的泰爾指數和阿特金森指數以及人均GDP的基尼系數替代夜間燈光亮度的基尼系數，分別進行估計;二是變更核心解釋變量，即用滯后一期（t-1）的中間品前向和后向關聯指數替代當期數據進行檢驗;三是采用不同的計量方法進行回歸估計，由于被解釋變量為介于0和1之間的截尾數據，因而采用Tobit模型進行穩健性檢驗。各模型的估計結果顯示，“中間品前向關聯指數”的估計系數均顯著為負，“中間品后向關聯指數”的估計系數均顯著為正，表明本文的分析結果具有穩健性。

3.內生性檢驗

為盡可能地排除不可觀測的因素的影響，上述估計中均加入了時間和地區固定效應及控制變量，以緩解內生性問題。然而，地區差距在一定程度上也會影響中間品的出口供給及進口需求，導致地區差距與中間品前向和后向關聯之間可能存在雙向因果關系。對此，本文借鑒Autor等（2013）的做法[36]，以其他金磚國家（巴西、俄羅斯、印度）的中間品前向和后向關聯指數為工具變量（分別記為IVRfw_int 和IVRbw_int）

將巴西、俄羅斯、印度三個金磚國家看作一個整體，根據前述方法計算其前向和后向關聯指數，同樣通過就業人員比重將國家層面的關聯指數分解到省級層面，得到IVRfw_int和IVRbw_int。進行內生性檢驗。目前，應用較為普遍的工具變量法是兩階段最小二乘法（2SLS），其估計結果有效的前提假定是球型擾動項（Spherical Disturbance）;但如果擾動項不滿足“同方差”或“無自相關”假定時，更為有效的方法是系統廣義矩法（System Generalized Method of Moments，SGMM）（陸靜 等，2013）[42]。鑒于此，本文同時采用2SLS和最優SGMM進行工具變量檢驗。

如表4所示，2SLS第一階段中工具變量的估計系數大多顯著，KP F-statistic統計值為3706且在1%的統計水平上拒絕了存在弱工具變量的原假設。又因工具變量與內生變量的個數相同，故不必考慮存在過度識別的問題。在SGMM模型中，Arrellano-Bond殘差序列自相關檢驗顯示AR（1）<01而AR（2）>01，表明接受一階自相關假定而拒絕二階或更高階自相關;Sargan檢驗P值顯示無法拒絕工具變量有效的原假設，即SGMM估計結果是有效的。無論是在2SLS模型還是在GMM模型中，“中間品前向關聯指數”和“中間品后向關聯指數”的估計系數與固定效應模型的估計結果基本一致，且統計顯著性較高，說明上述結論是穩健的，且基準模型的設定不存在嚴重的內生性問題。此外，本文還進行了面板格蘭杰因果關系檢驗（檢驗結果略，備索），結果表明“中間品前向關聯指數”和“中間品后向關聯指數”均是“地區差距”的Granger原因，而“地區差距”并非中間品前向和后向關聯指數的Granger原因，進一步表明中間品前向和后向關聯與地區差距之間不存在顯著的反向因果關系。

4.異質性分析

（1）地區異質性

將樣本地區分為東部、中部和西部地區三個子樣本

其中，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南，中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區包括內蒙古、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、廣西、青海、寧夏、新疆。，分別進行基準模型檢驗，估計結果見表5。東部省份通過中間品前向關聯融入全球價值鏈有利于縮小地區內部差距，而后向關聯對地區差距的影響為負但不顯著;中部省份通過中間品后向關聯融入全球價值鏈擴大了地區差距，而前向關聯對地區差距的影響為負但不顯著;西部省份通過中間品前向關聯融入全球價值鏈擴大了地區差距，而后向關聯對地區差距的影響為負但不顯著。可見，中間品前向和后向關聯對地區差距的影響均表現出明顯的地區異質性，研究假說H3得到驗證。如前所述，東部地區的中間品貿易具有“兩頭在外”“大進大出”的外延式發展特征，中間品進口的技術溢出效應得到較為充分的發揮，并弱化了經濟發展的極化效應，有利于縮小地區內部差距;相比之下，中部和西部地區與國外市場的聯系較弱，且中部比西部具有更高的要素和產品流動性，強化了中部地區中間品后向關聯的經濟集聚效應;西部地區的中間品進口貿易高度集中在相對發達的省會城市，貿易活動的不均衡產生極化效應進而擴大了地區差距，而其中間品后向關聯以能源資源出口為主，極化效應不明顯。

（2）貿易伙伴異質性

將中國中間品進出口貿易伙伴按照OECD國家（主要包括美國、英國、德國、日本、韓國等發達國家）和非OECD國家（主要包括俄羅斯、巴西、印度、印度尼西亞等發展中國家）分組，分別進行基準模型檢驗，估計結果見表6，其中，模型（1）和（2）分別對中間品后向關聯和前向關聯進行貿易伙伴的區分，模型（3）則同時區分了前向關聯和后向關聯。“對OECD前向關聯指數”的估計系數為負，而“對非OECD后向關聯指數”的估計系數為正，且均通過了顯著性檢驗;“對非OECD前向關聯指數”的估計系數為正，而“對OECD后向關聯指數”的估計系數為負，但顯著性不穩定。上述估計結果驗證了研究假說H4，同時也表明：樣本地區與OECD國家的中間品前向關聯縮小了地區差距，而與非OECD國家的中間品后向關聯擴大了地區差距;而且，中間品前向關聯整體上對地區差距的縮小作用主要源自從OECD國家進口中間品，中間品后向關聯整體上對地區差距的擴大作用則主要源自對非OECD國家的中間品出口。其原因可能在于：一方面，相比于非OECD國家，從OECD國家進口的中間品具有更高的質量和技術水平，由此而帶來的知識溢出效應有助于形成經濟活動的空間擴散;另一方面，對非OECD國家的中間品出口大多屬于差異性較小的勞動和資源密集型產品，這種低成本導向下的出口擴張帶來的“出口學習”效應有限，并會促使出口企業低端集聚，產生極化效應，不利于縮小地區差距。

（3）制度環境異質性

在經濟體制市場化轉軌過程中，由于經濟結構、發展水平與資源稟賦等方面的不同，各地區的制度環境存在較大差異，而制度差異可能使參與全球價值鏈的中間品貿易對地區差距產生不同的效應。市場化水平越高，說明制度環境越好（孫錚 等，2005）[43]。考慮到中間品既是產品又是生產要素，本文重點關注產品市場化和要素市場化兩方面，并采用《中國分省份市場化指數報告（2016）》中的相應數據來衡量樣本地區產品和要素市場化程度。具體估計時，在基準模型之上加入“產品市場發育程度”“要素市場發育程度”及其與中間品前向和后向關聯指數的交互項，進行分別檢驗。為避免多重共線性問題，在估計之前均采用極值法對交互項進行標準化處理。模型估計結果如表6所示。模型（1）和（2）分別納入“中間品前向關聯指數”和“中間品后向關聯指數”與“產品市場發育程度”的交互項，模型（3）同時納入兩個交互項;同樣地，模型（4）和（5）分別納入“中間品前向關聯指數”和“中間品后向關聯指數”與“要素市場發育程度”的交互項，模型（6）同時納入兩個交互項。

分析結果顯示，“產品市場發育程度”和“要素市場發育程度”的估計系數均顯著為負，“中間品前向關聯指數”與“產品市場發育程度”和“要素市場發育程度”的交互項的估計系數均顯著為負，但“中間品后向關聯指數”與“產品市場發育程度”和“要素市場發育程度”的交互項的估計結果不穩定且大多不顯著。上述估計結果表明：產品和要素市場化程度的提高有利于地區差距的縮小;在產品和要素市場化程度越高的地區，中間品前向關聯縮小地區差距的作用越明顯，但產品和要素市場化水平的提高對中間品后向關聯的地區差距效應的影響不顯著。研究假設H5得到部分驗證。

五、結論與啟示

從理論上講，對于發展中國家和地區而言，通過中間品進口的前向關聯融入全球價值鏈，不但可以優化地區中間品供給結構，降低中間品生產成本和效率，而且還能夠通過技術溢出效應等促進經濟活動的空間擴散，進而縮小地區差距;通過中間品出口的后向關聯融入全球價值鏈，雖然可以增強地區中間品供給能力，促進地區經濟增長，但也可能通過極化效應等強化經濟活動的空間集聚，進而擴大地區差距。地區生產前向關聯和后向關聯對地區差距的反向效應，受到地區經濟和貿易發展水平及結構、制度環境等因素的影響和制約，因而，在不同國家和地區的經濟發展實踐中具有異質性表現。以2000—2013年中國30個省級區域為樣本的經驗分析表明：整體上看，中間品前向關聯有利于縮小地區差距，而中間品后向關聯會擴大地區差距;從地區異質性來看，中間品前向關聯顯著縮小了東部省份的地區差距，但擴大了西部省份的地區差異，而后向關聯擴大地區差距的作用僅在中部省份顯著存在;從貿易伙伴的異質性來看，中間品前向關聯縮小地區差距的積極效應主要得益于從OECD國家進口中間品，中間品后向關聯擴大地區差距的消極作用主要源自對非OECD國家出口中間品;從制度環境的異質性來看，產品和要素市場化程度越高的地區中間品前向關聯縮小地區差距的效應越明顯，但產品和要素市場化程度對后向關聯影響地區差距的調節效應不顯著。

縮小地區差距，實現區域協調發展，既是構建雙循環新發展格局的重要內容和有效路徑，也是新發展格局的目標要求之一，因而需要通過暢通國內大循環和升級國際循環來促進經濟發展空間格局的優化。中間品貿易是地區生產深度融入全球價值鏈的重要路徑和手段，不但會直接作用于地區經濟增長效率和結構，還會影響經濟活動的空間布局，因此，應積極發展和改善各地區的中間品前向和后向關聯，形成深度融入全球價值鏈與區域經濟協調發展的聯動機制。基于本文的研究結論，在構建雙循環新發展格局的過程中，應充分發揮中間品關聯縮小地區差距的積極作用，提升國內需求結構和消費層次，加快從“世界工廠”向“世界市場”的轉變。具體而言：

一是要提高中間品貿易自由化水平，優化中間品貿易的產品結構和空間布局，適當增加從OECD等發達國家和地區的高質量中間品進口，進一步發揮前向關聯縮小地區差距的積極作用。二是要促使中間品出口貿易擴張從“集約邊際”向“廣延邊際”轉變，推進加工貿易由“體外循環”向“體內循環”過渡，形成中間品“出口學習”效應，促進地區經濟“溢出式”發展。一方面，可積極推進“互聯網+加工貿易”的深度融合，引導國內出口加工企業承接品牌設計、技術研發等高附加值環節;另一方面，注重吸引大型跨國公司將關鍵零部件及機械設備等重要生產環節轉入，以延長和優化產業鏈條，培育和拓展國內價值鏈體系，這不僅有利于改善中間品出口結構，還有利于國內地區間的分工協作。三是要深化供給側結構性改革，優化重塑地區競爭力的內生制度環境。加快產品和要素市場化改革進程，破除地方保護與市場分割，構建統一高效的市場體系，提高資源配置效率，暢通國內大循環。此外，還應通過治理主體、治理規則多元化促進國內價值鏈與全球價值鏈的協同升級，實現各地區高質量的充分發展和平衡發展。

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（編輯：夏 冬）