“一带一路”背景下开放经济空间溢出效应的实证检验

肖 德，侯佳宁

（湖北大学 商学院，武汉 430062）

0 引言

中国改革开放的成就充分证明：对内改革、对外开放是推动社会发展的重要动力。2016年8月17日，中共中央总书记、国家主席、中央军委主席习近平在推进“一带一路”建设工作座谈会上指出：中国倡导的“一带一路”贸易合作意味着，新时期，中国将全方位扩大对外开放；要培育全球经济新增长点，以深度的经贸融合，让沿线各地区共享发展红利。“一带一路”建设将惠及沿线省份、城市和地区，加速区域经济分化，关乎中国长期稳定发展。中西部地区以“一带一路”倡议为契机，实现对东部地区的追赶和产业承接，缩小区域发展差距将是中国经济持续有继的前提。

出于对开放经济有效性的关注，本文重点研究开放经济的空间溢出效应，检验深度开放政策是否促进了中国城市经济发展，通过区分贸易开放对城市经济增长的直接效应和间接效应辨析开放经济空间溢出作用，试回答：深度开放政策有利于弥合城市贫富差距吗？并通过调整空间相邻阈值，讨论区域经济空间溢出有效范围，为保障区域发展动力、平衡收入差距、丰富“一带一路”建设话语体系提供参考。

既有开放经济研究已较成熟，主要集中讨论开放对经济增长的影响和开放政策有效性的前提条件。Frankel和Romer（1999）[1]利用经济体的地理特征作为国际贸易参与度的工具变量，肯定了经济开放对人均收入的促进作用；区域特征显著地影响着国际贸易参与度，短距离、较高的人口总量和经济规模都显著提高了贸易活跃度。随着空间计量方法日臻完善，学者们开始从不同侧面研究开放经济空间溢出效应：Vamvakidis（1998）[2]验证：毗邻发达开放经济体的地区受到正向空间溢出影响，其经济增长速度明显高于其他偏远区域。中国学者们普遍认为1997年以后，中国市场一体化稳健，地方保护壁垒基本消除，要素流动自由，加速经济发展空间溢出。

上述文献研究均证明区域间的相互依赖和空间溢出效应引致开放政策对不同城市和地区的作用不同，但在中国城市层面的空间溢出效应讨论仍存在空白。结合中国经济发展现实问题，本文探讨三方面：一是“一带一路”建设是否有效促进经济发展，对东部、中部和西部的影响是否存在显著差异；二是验证开放经济的空间溢出效应，解析全面开放政策对缩小区域发展差距的作用；三是探明城市集群、区域经济溢出的有效半径；在开放经济溢出效应、溢出半径方面，丰富开放经济理论研究。

1 深度开放、空间溢出效应影响区域经济发展机制

各地方政府在“一带一路”建设倡导下，积极开展国际互联互通，推动国际产能和装备制造业合作，本质上是通过有效供给催生新的市场需求，实现世界经济再平衡。中国城市与“一带一路”沿线区域经贸合作越频繁，要素流动越快，由此产生的空间溢出越明显，贸易繁荣、产业分工细化、产业规模化和市场竞争共同引致经济增长[3]。

1.1 开放政策对经济增长的影响

开放经济政策令要素流动加速，资本、技术和劳动力的优化配置、产业规模化和集聚化促进了信息共享和生产率提升[4]，理论上有利于经济快速增长。对外开放令本国迅速形成有效产业分工、技术创新体系，知识扩散和积累提高行业技术水平和生产率，进而，从加工贸易发展模式向技术创新模式转变，从外生经济增长向内生经济增长转变[5]。

假说H1：城市对外经贸合作、出口贸易带来了要素流通、国际技术溢出；灵活的要素市场配置保证了贸易开放政策的有效性，促进长期经济增长。

1.2 贸易开放的负向和正向空间溢出效应讨论

新时期，全方位开放政策为内陆地区和落后地区提供了新契机。然而，既有经济格局、资源禀赋和行政级别[6]造成城市吸引要素资源流入的能力存在较大差异，深度开放反而会造成“强者越强，弱者越弱”。因而，有必要辨析开放经济带来的经济分化效应。

贸易开放存在负向溢出效应：开放经济具有明显的空间溢出效应导致开放对毗邻区域的经济促进作用不同[7]，资源禀赋优越、行政级别较高的城市凭借先天优势吸引要素流入，与相邻地区形成巨大差距。城市集聚效应凸显后，区域收入差距不断拉大。Henderson（2005）[8]认为中国城市群仍处于初级发展阶段，中心城市规模不够庞大，无力反哺小城市。中国一线、省会城市很大程度上依赖相邻小城市资源供给，要素配置扭曲、地方保护和掠夺加剧贫富差异。

假说H2：开放政策对不同区域的经济促进作用不同。中心城市和经济领先地区给周边小城市带来“压力”，贸易开放的直接效应为负，开放导致要素流出，加剧经济分化。

贸易开放的正向溢出效应：基于区域发展的相互依赖性，发达经济体对毗邻地区同时存在扶持作用，即正向经济溢出。Vamvakidis（1998）[2]认为毗邻发达开放经济体的地区和国家明显受到正向空间溢出效应的影响，其经济增长的速度快于偏远闭塞地区。城市的发展离不开周围区域的要素流入，就单一城市来说，其经济增长很大程度上受邻近区域发展水平、经贸活跃度、资本存量的影响[9]。随着土地紧张、要素价格的上升，中心城市发展面临瓶颈，产业重心将向周边地区转移，周边地区承接产业转移，即为：中心城市反哺小城市[10]。

假说H3：贸易开放的正向空间溢出效应显著，发达城市对周边城市有积极的带动作用；且经济溢出效应随着地理距离的增大而逐渐减弱。

各地方政府围绕经济建设、“一带一路”贸易合作展开激烈角逐，大力吸引投资、人才和技术要素流入本地[3]，共享区域发展红利。在此背景下，预期深度开放对城市经济增长的影响以正向空间溢出效应更为显著，且存在有效辐射半径，因而预测假说H3更为可信。

2 计量模型与样本数据

2.1 计量模型构建

（1）考察贸易开放度影响经济增长模型

Xit包括了其他控制变量：城市规模、产业结构、市政建设、固定资本、外资利用和人力资本。μi代表各城市异质性。本文采用动态面板模型进行差分广义矩估计控制内生性问题。后文检验结果支持贸易开放政策有效驱动中国城市经济增长后，进一步估计开放的空间溢出效应。

（2）考察开放经济空间溢出效应模型

空间杜宾模型（2）同时包括了两种空间依赖因素：一是相邻区域的经济水平对i地区的影响；二是相邻地区开放度对i地区经济增长的影响和刻画了来自相邻地区的其他影响。假如：δ=0，则需要考虑退化成空间滞后（SAR）模型（3）：

假如：δ=ρ=0、λ≠0，则进一步退化成空间误差（SEM）模型（5）：

模型（5）中，为控制变量矩阵；相邻城市为空间权重矩阵w的（j，i）元素；μi、γt分别为个体效应和时间效应。使用极大似然估计，得到较为无偏且一致的估计结果。

2.2 变量测度

（1）计量模型涉及的主要变量

①经济增长：城市（包括市辖县）年名义国内生产总值经折算指数去除通胀影响得到年实际GDP。折算后的实际当年值和实际去年值的差占去年值的比率，即为城市经济增长率

②开放度：实际进出口总值占比城市实际GDP，计为经济开放度和对外贸易依存度的度量值，介于0～1之间。贸易开放度接近于1，体现较为积极的国际贸易参与度和货物资本自由流动宽容度；相反，贸易依存度越小，说明经济体的开放程度越低。城市进出口贸易数据、美元/人民币汇率来自锐思中国宏观经济数据库。

③其他控制变量：城市规模和集聚力：城市规模与城市经济发展密不可分，人口密度高，说明该城市资源集聚力强，经济发展快。本文利用城市人口密度作为城市集聚力的代理变量，控制城市集聚能力对经济增长的影响。产业结构合理化与高度化：采用韩永辉（2016）[13]等提出的方法，体现各城市的产业结构均衡度。产业结构合理化指标ia在体现产业结构偏离度的同时，又通过不同产业的产值加权体现各产业的重要性。ia值越大，产业结构越合理。产业结构高度化：产业比例、高技术密集型产业占比，可视为劳动生产率。各地级市第一、二、三产业的名义生产总值、产业生产总值折算指数及产业人数数据均来自CEIC中国经济数据库。城市市政建设：借鉴Wang（2011）[6]的做法，采用城市市区人均道路面积代表市政建设。固定资本：以城市全市固定资本存量、外商投资存量作为资本投入的代理变量，控制资本投资对经济发展的影响。固定资本存量采用盘存永续法计算，折旧率δ为10.96%。人力资本：本文借鉴既有文献的做法，将高等教育人数占城市人口份额作为人力资本的代理变量。

（2）开放经济空间溢出测度

本文利用城市面板数据检验中心城市的经济带动作用；通过设置不同地理阈值的空间权重矩阵，更为精确地估计出经济增长空间溢出半径。鉴于中国城市间的最小距离大于300公里，又考虑到近年来高速发展的交通、通讯设施为城市间的交流沟通带来便利条件，利用Geoda软件分别生成500公里、700公里和1000公里欧式距离（Euclidean Distance）空间权重矩阵，估计溢出半径范围。

2.3 样本数据

表1列示观测变量本文样本涵盖中国主要对外开放城市，共计109个，涵盖直辖市①北京、上海、天津、重庆。、计划单列市②南京、宁波、厦门、青岛、武汉、成都、沈阳、大连、长春、哈尔滨、广州、深圳、西安。、省会城市③宁波、厦门、南京、成都、长春、沈阳、武汉、西安、哈尔滨、济南、石家庄、郑州、太原、南昌、长沙、昆明、贵阳、福州、杭州、西宁、兰州、合肥、海口、乌鲁木齐。和区域经济重点城市④莆田、福州、潮州、揭阳、大连、杭州、邯郸、葫芦岛、聊城、德阳、沧州、无锡、梧州、锦州、苏州、营口、宜昌、长春、日照、廊坊、韶关、防城港、泉州、常州、绵阳、清远、南宁、芜湖、中山、淮安、黄石、珠海、肇庆、东莞、连云港、台州、淄博、镇江、济宁、宁波、湘潭、自贡、潍坊、嘉兴、铜陵、本溪、泰安、扬州、湖州、株洲、鞍山、德州、湛江、滨州、泰州、金华、临沂、汕头、烟台、保定、佳木斯、莱芜、抚顺、岳阳、汕尾、马鞍山、秦皇岛、佛山、南通、唐山、丹东、温州、徐州、通化、惠州、牡丹江、新乡、桂林、焦作、乐山、东营、云浮、舟山、威海、柳州、茂名、江门、绍兴、邢台。，较为全面地反映了中国各城市的经济实力和国际贸易能力，观测时段介于2005—2017年；少量年度缺失值由线性插值法补值。城市数据来自《中国城市统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国城市建设统计年鉴》和CEIC中国经济数据库，进出口贸易数据和汇率来自锐思中国宏观经济数据库。

表1 基本统计量

3 开放经济空间溢出效应实证检验

3.1 开放驱动经济增长实证检验

（1）贸易开放政策的有效性检验：全样本观察

本文依据Anderson和Hsiao（1981）[14]针对内生性提出的解决办法，使用yi，t-2作为 Δyi，t-1的工具变量，又因样本为“大N小T”短面板数据，利用更多滞后变量作为工具变量，并不会产生弱工具变量偏差问题，而后进行差分广义矩GMM估计。Sargan检验与异方差稳健Hansen检验显示利用11期滞后变量作为IV，不存在过度识别；Abond检验在5%显著水平上接受扰动项差分的二阶自相关系数为零，通过内生性检验，估计结果支持深度开放政策驱动中国城市经济增长有效性（篇幅所限，未列示）。

全样本固定效应面板模型估计结果显示：对大部分中国城市来说，开放政策的经济推动作用显著有效，支持假说H1。从全样本估计结果来看，固定资本投资与经济增长呈“倒U”型曲线关系，固定资本投资的边际收益存在递减趋势；实际外商投资存量、高等教育人数、城市规模与市政建设对地方经济水平的提升作用均不显著。

（2）贸易开放影响经济增长的区域差异：分组面板回归

前述面板回归结果已经验证贸易开放对中国经济增长的提升作用显著有效，由于不同区域和城市的资源禀赋、发展水平和行政级别存在巨大差异，因而，按照地理区位和行政级别进行分组观察。表2（见下页）显示：在中国东部，贸易开放度每增加一个单位，经济增长在5%统计水平下显著提高1.8%。相比之下，对外贸易的促进作用在中国内陆地区更为明显，贸易开放对经济增长的提升作用介于7至9.1个百分点。下页表2模型（5）和模型（6）按城市行政级别分组检验表明：深度开放对普通中小城市的经济促进更为显著。此外，在中国大部分地区，固定资本投资与经济增长已出现“倒U”型曲线关系。虽然，固定资本投资对经济发展的促进作用依然最大，但是，固定资本投资边际收益呈下降趋势，佐证中国经济发展投资驱动模式应向技术创新驱动模式转换的必要性。

3.2 贸易开放的空间溢出效应与有效范围检验

本文结合Luc Anselin（2013）[12]提出的估计方法，依据500、700和1000公里半径相邻范围，生成了不同的空间权重矩阵，搜索空间依赖性的有效范围，确定时间个体双固定SDM模型最优，先做组内离差变换，再使用MLE估计，得到了较为无偏、一致的估计结果。

本文估计不同地理距离阈值下，开放经济空间溢出效应均显著（篇幅所限，未列示）。下面拣选最优模型：Hausman检验证明了固定效应存在（χ2=43.36，拒绝原假设：待估参数不存在系统性差异）；由于似然比统计量（Likelihood-ratio）相较Wald统计量更接近于χ2分布，因而本文采用LR test来判断SDM是否应该退化为SAR模型，χ2=82.56，拒绝原假设：SAR模型嵌套在SDM模型中；似然比检验：χ2=73.96，拒绝原假设：SEM模型嵌套在SDM模型中。两个假设都被拒绝，则SDM模型为最优。ρ在1%统计水平上显著为0.726，意为相邻城市经济发展显著正相关，采用空间杜宾模型估计可以得到无偏且一致的结果。区域开放度对本地经济增长促进作用在6.5～8.3个百分点之间，且700公里范围内，空间溢出效应最大。

表2 贸易开放度对经济增长的影响:分区域回归结果

表3列示700公里范围内空间溢出直接效应、间接效应和总效应估计结果：城市发展红利空间溢出明显，带动700公里半径范围内相邻城市产业协作和贸易繁荣。由于，SDM模型同时纳入解释变量和被解释变量的空间滞后项，因此，弹性系数并非解释变量对被解释变量的边际影响，需要通过偏微分方程计算解释变量对被解释变量的直接效应和间接效应。贸易开放度对经济增长的弹性系数与直接效应有略微差别，其原因是存在反馈效应（反馈效应=弹性系数-直接效应=-0.035+0.031=-0.004），即某一城市通过影响相邻城市的对外经贸往来再对本身形成的反馈。反馈效应同时包含了区域内对外贸易合作和经济增长的空间滞后交互作用。反馈效应为负，说明竞争失利的城市，将面临要素流失、经济停滞[3]。表3显示贸易开放的空间滞后项弹性系数为0.083，表明邻近城市的经贸合作显著地促进了本地经济发展，因而，国际产业合作、经贸往来存在正向空间溢出；间接效应、总效应估计系数均大于0.2，证明开放经济在700公里半径范围内，空间溢出效应明显。围绕在中心城市方圆700公里以内的小城市对中心城市经济增长的直接贡献率为24.9%；由于开放度的反馈效应为-0.004，抵消部分正影响，深度开放空间溢出效应对区域经济增长的最终贡献度为21.8%。观测样本中，小城市占比80%，佐证以小城市为主体的深度国际经贸合作显著促进中心城市经济繁荣。开放经济空间溢出总效应为正，证明红利惠及落后地区，有助缩小城市和区域收入差距。

表3 贸易开放对城市经济增长的空间溢出效应：700公里半径范围内考察

4 结论

本文分析“一带一路”建设、经济溢出对城市经济增长的影响，得出以下结论：（1）深度开放政策对中国主要城市经济增长贡献为2.3个百分点；国际经贸合作对中国内陆地区的发展推动作用大于东南沿海地区；中部、西部资本回报率高于东部，证实中国东南沿海地区以乡镇企业为主体已完成初级工业化，开始从高速经济增长期向中低速高质量发展过渡；相较而言，中、西部作为沿海产业转移承接地，存在更大的产业升级、经济发展空间；（2）深度开放政策对中心城市的经济推动作用不显著，相反，对于普通中小城市的作用较明显。以中小城市为主体形成的正向经济溢出显著推动了区域发展；小城市向中心城市释放经济开放红利。贸易开放空间溢出效应对城市经济增长的最终贡献度为21.8%，进一步推动经贸开放，令协同发展红利惠及落后地区，有助于缩小城市收入差距。（3）中国区域经济的空间溢出半径在700公里左右；经济溢出半径的扩大，获益于近年来中国城际高速铁路设施的完善，经济辐射能力有效提高，推动东中西部联动发展。