中越开放对滇桂交界地区经济联系的影响

刘小燕

（文山学院 马克思主义学院，云南 文山 663099）

2017 年10 月习近平总书记在党的十九大报告中明确提出要实施区域协调发展战略，强调区域协调不仅是局部问题也是关系全局的问题，是决胜全面建成小康社会、夺取新时代中国特色社会主义伟大胜利的先决条件。而实现区域协调发展，最迫切需要解决贫困问题，加快贫困地区经济发展。滇桂交界地区集革命老区、少数民族地区、边境地区、石漠化地区为一体，是全国十四个连片特困区之一，区域生态环境脆弱，基础设施和社会事业发展滞后，贫困面积广，贫困程度深，是全国脱贫攻坚战中的硬骨头。滇桂交界地区只有大力发展经济，贫困问题才能得以解决，才能进一步缩小与省级中心区域的发展差距。但是，这类地区经济发展薄弱，交通基础条件落后，招商引资困难，靠某个地区单打独斗实难发展。由此，加强经济联系与合作，整体作战，打破区域行政规划限制实现区域优势互补，发挥整体优势就成为了滇桂交界地区经济发展的必然选择。

滇桂交界地区处于中越边境，是中国与越南等国家开放的重要门户以及交流合作的重要桥梁区域。近年来，中国不断扩大对越进口、增加对越直接投资额和对越承包工程量，越南方面也不断扩大对华进口，双方对外开放水平不断提高，为滇桂交界地区经济联系与合作创造了条件与机遇。但由于滇桂交界地区产业结构相近，对外发展环境相似，地区之间存在着激烈的同质竞争。中越开放一方面对滇桂交界地区更好的把握中越开放的机遇加强经济联系与合作，打赢脱贫攻坚，有重要意义。另一方面，对中国与越南等南亚、东南亚国家进行更好的交流合作也有重要意义。基于此，本文尝试运用系统GMM 动态面板模型检验中越开放对滇桂交界地区经济联系的影响，并分析内在机制和形成机理，以期为相关决策部门提供参考。

1 文献综述

区域经济联系是指区域之间在商品、劳务、资金、技术和信息等方面的交流，及在此基础上发生的关联性和参与性经济行为。区域经济联系是现代区域经济发展的必要条件，对各区域的经济发展产生着重要的影响[1]。在经济全球化时代，区域经济是开放的，那么国际经济的开放能否对边境地区的经济联系产生影响呢？地理经济学理论认为，开放和经济一体化使国内核心区域的吸引力下降，边境地区的吸引力增强，促使经济活动由国内核心区转向边境地区，推动边境地区经济活动的空间联系和空间集聚，从而促进边境地区经济发展。然而，现实上边境地区经济发展往往与理论分析不相符合。张荐华、陈铁军分析了美国和墨西哥、联邦德国原西德和原东德、德国和波兰等国家的开放与一体化对边境地区经济发展的影响，指出开放与一体化对边境地区经济联系和发展的影响存在很大的地区差异，美国和墨西哥的开放与一体化对两侧边境地区经济联系和发展的促进作用很明显，但是，西德和东德、德国和波兰的开放与一体化对两侧边境地区经济联系和发展的影响作用却不明显。由此指出开放要对边境地区的经济联系和发展起到促进作用，首先要接近大市场，其次要靠当地的资源禀赋[2]。梁双陆通过构建包含两个国内地区和一个境外地区的三地区空间聚集模型分析国际经济一体化对边境地区的影响，指出中国边境地区在一体化进程中的聚集力和分散力的强弱与所接壤的国家经济规模和产业结构有直接的关系[3]。

上述研究结合欧洲经验和中国实际分析了国际开放一体化对边境地区经济联系的影响。滇桂交界地区作为中越开放的前沿，中越开放能否促进滇桂交界地区经济联系与合作，也引起了学界的广泛关注。已有研究观点认为，经济全球化使处于区域经济“孤岛”境地的滇桂交界地区成为了省区经济合作的重点区域[4]，中越开放为滇桂交界地区开展交通基础设施建设合作提供了条件，也为滇桂交界地区开展旅游产业合作提供了条件[5-6]。

现有文献从多个方面分析了中越开放对滇桂交界地区经济联系的影响，但是仍有欠缺之处：大多数文献从理论研究层面分析探讨中越开放对滇桂交界地区经济联系的影响，但是从经验角度进行分析研究的文献较少。本文试图弥补上述研究不足，从经验角度分析中越开放对滇桂交界地区经济联系的影响。具体而言，本文以滇桂交界百色、文山、曲靖三州（市）的28 个县为研究对象，运用引力模型分析测算滇桂交界百色与文山、百色与曲靖、曲靖与文山的经济联系强度，通过熵值模型测算中越开放水平，运用系统GMM 两步法检验中越开放是否会对滇桂交界百色与文山、百色与曲靖、曲靖与文山经济联系产生显著的正向影响。

2 理论分析与研究假设

根据空间经济学中心—外围理论，当一个国家开放水平比较低时，考虑报酬递增和运输成本，许多厂商总是选择靠近国内大市场的空间进行生产布局，这些区域逐步形成产业核心区，边境地区由于交通条件落后同时远离国内大市场，经济活动很难聚集，逐步形成产业外围区，地区经济联系因此受到限制；随着国家开放水平进一步提高，核心区内由于布局的产业过多，逐步出现环境污染、劳动力成本上升等拥挤效应，经济活动开始向外围地区转移扩散，边境地区经济联系随之增强；当国家开放水平发展到更高级的阶段，对外贸易的运输成本逐步降低，要素跨境流动更加容易，边境地区市场扩大，地理区位优势显现，吸引力增强，经济活动逐步向边境地区聚集，边境地区经济联系进一步增强[7]。依据上述分析，本文提出以下研究假设：

假设1：中越开放对滇桂交界地区经济联系具有显著的促进作用，中越开放水平越高，滇桂交界地区经济联系强度越强。

由于滇桂交界地区经济联系的影响因素是多方面的，除了中越开放水平，可能还会受到中越边界效应、滇桂边界效应、区域产业结构差异、区域经济规模差异等因素的影响，因此，笔者进一步提出研究假设：

假设2：滇桂边界对滇桂交界地区经济联系具有正效应；中越边界对滇桂交界地区经济具有负效应。

假设3：区域第一产业结构、第二产业结构和第三产业的结构差异越大，滇桂交界地区经济联系强度越大。

假设4：区域工业规模、投资规模、市场规模、金融支持规模、财政支持规模差异越大，滇桂交界地区经济联系强度越强。

3 模型、指标变量和数据来源

3.1 模型构建

由于经济发展的路径依赖性，滇桂交界地区当期经济联系强度一定程度上会受到滞后一期水平值的影响。因此，本文构建含有被解释变量一期滞后项的动态面板模型，分析中越开放对滇桂交界地区经济联系的影响，模型设定如下：

模型中：下标i、j 为滇桂交界县区，t 为时间年份；被解释变量constantij(t)表示滇桂交界百色与文山、百色与曲靖、曲靖与文山第t 年经济联系强度的自然对数；解释变量constantij(t-1)表示被解释变量constantij(t)的一期滞后值；解释变量open(t)表示第t年的中越开放水平加1 之后的自然对数；home 和border 属于虚拟变量，home 是对滇桂边界的度量，两两县域为跨省相邻县域home 取1，否则为0，border 是对中越边界的度量，两两县域同时与越南接壤border 为1，否则为0；解释变量findustryij(t)、sindustryij(t)、tindustryij(t)、industryij(t)、consumerij(t)、investij(t)、financeij(t)和governmentij(t)分别表示滇桂交界百色与文山、百色与曲靖、曲靖与文山第t 年的第一产业占生产总值比重的自然对数之差的绝对值、第二产业占生产总值比重的自然对数之差的绝对值、第三产业占生产总值比重的自然对数之差的绝对值、工业总值占生产总值比重的自然对数之差的绝对值、社会消费品零售总额占GDP 的比重的自然对数之差的绝对值、固定资产投资占GDP 的比重的自然对数之差的绝对值、金融贷款占GDP 的比重的自然对数之差的绝对值以及财政支出占GDP 的比重的自然对数之差的绝对值；uij(t)为随机干扰项，a 为常数，a1、a2、a3、a4、a5、a6、a7、a8、a9、a10、a11、a12为 解释变量系数，其中a3和a4的大小和方向分别代表了滇桂边界效应和中越边界效应。模型（1）中主要变量含义见表1 所示。

表1 模型（1）主要变量含义

3.2 估计方法

由于模型中引入了被解释变量的一期滞后项，可能引起自相关、异方差和个体效应问题，使用OLS、固定效应或随机效应模型容易出现估计偏误，系统GMM 两步法能够较好地解决以上问题，有效提高估计结果的有效性和准确性，因此本文使用系统GMM 两步法对模型进行参数估计。采用系统GMM两步法进行参数估计，估计结果是否准确有效，首先需要采用AR（1）、AR（2）统计量检验残差项是否存序列相关，原假设为不存在序列相关，如果估计结果不能拒绝原假设，则模型设定是可以接受的。其次，由于模型使用了被解释变量的滞后项作为工具变量，工具变量是否有效，需要采用Sargan 统计量对工具变量进行过度识别检验，如果估计结果接受原假设，说明工具变量的设定是有效的。

3.3 变量选择

3.3.1 被解释变量

测算滇桂交界百色与文山、百色与曲靖、曲靖与文山之间的经济联系强度，可以运用引力模型[8]，计算公式如下：

式中Rij为i 地区和j 地区之间的经济联系强度，Pi、Pj为i 地区和j 地区的人口数量，Gi、Gj为i 地区和j 地区的国内生产总值GDP，Dij为i 地区和j地区之间的最短交通距离。本文选取滇桂交界百色、曲靖和文山三州（市）28 个县的人口数量、地区国内生产总值和各地区之间的最短交通距离作为引力模型的指标变量，分析滇桂交界各地区之间的经济联系强度。

3.3.2 解释变量

1）中越开放水平：中越开放水平主要受中越双边投资、双边贸易和双边经济合作等因素的影响，测算中越开放水平首先需要分析上述各因素所占的权重，在得出各因素所占权重的基础上再综合评价测算中越开放水平，通过熵值模型可以进行测算。熵值模型是一种客观赋权法，其根据各项指标观测值所提供的信息的大小来确定指标权重，从而为多指标综合评价提供依据。本文测算中越开放水平所用的熵值模型计算方法主要参考徐临、姚晓琳、李艳辉[9]。在运用熵值模型测算中越开放水平时，本文选取中国对越直接投资额用以反映中越双边投资，选取中国对越进口总额和中国对越出口总额用以反映中越双边贸易，由于越南对华工程承包营业额比较小，缺少相关统计数据，因此本文选取中国对越工程承包营业额用以反映中越双边经济合作。首先运用熵值权重公式测算上述各影响因素指标所占的权重，最后根据各指标权重测算出中越开放水平。

2）中越边界效应：中越边界定义为一个二元虚拟变量，滇桂交界两县域同时与越南接壤时取值为1，否则取0，中越边界变量系数值的大小和方向表示中越边界效应。

3）滇桂边界效应：滇桂边界定义为一个二元虚拟变量，滇桂交界两县域跨省相邻时取值为1，否则取0，滇桂边界变量系数值的大小和方向表示滇桂边界效应。

4）第一产业占比差异：以滇桂交界两县域第一产业占GDP 的比重的自然对数之差的绝对值表示县域第一产业结构差异对县域经济联系强度的影响。

5）第二产业占比差异：以滇桂交界两县域第二产业占GDP 的比重的自然对数之差的绝对值表示县域第二产业结构差异对县域经济联强度的影响。

7）第三产业占比差异：以滇桂交界两县域第三产业占GDP 的比重的自然对数之差的绝对值表示县域第三产业结构差异对县域经济联强度的影响。

8）工业规模差异：以滇桂交界两县域工业总产值占GDP 的比重的自然对数之差的绝对值表示县域工业规模差异对县域经济联系强度的影响。

9）市场规模差异：以滇桂交界两县域社会消费品零售总额占GDP 的比重的自然对数之差的绝对值表示县域市场规模差异对县域经济联系强度的影响。

10）投资规模差异：以滇桂交界两县域固定资产投资占GDP 的比重的自然对数之差的绝对值表示县域投资规模差异对县域经济联系强度的影响

11）金融支持规模差异：以滇桂交界两县域金融贷款占GDP 的比重的自然对数之差的绝对值表示县域金融规模支持差异对县域经济联系强度的影响。

12）财政支持规模差异：以滇桂交界两县域财政支出占GDP 的比重的自然对数之差的绝对值表示县域财政支持规模差异对县域经济联系强度的影响。

3.4 指标数据来源

由于2003 年以前相关指标数据收集受限，所以本文选取指标数据的时间点为2003-2016 年。模型（1）和模型（2）中所涉及的滇桂交界百色、文山、曲靖三州（市）28 个县的GDP 总值、人口数量、三大产业产值、工业总值、社会消费品零售总额、固定资产投资、金融贷款、财政支出等指标数据均来源于2004-2017 年的《广西统计年鉴》和《云南统计年鉴》。滇桂交界各县域之间的最短交通距离为百度地图查询结果。本文熵值模型测算中越开放水平涉及的中国对越直接投资额、中国对越进口总额、中国对越出口总额和中国对越工程承包营业额指标数据来源于2004-2017 年的《中国统计年鉴》。

4 实证结果与分析

4.1 滇桂交界各地区经济联系强度测算结果

依据滇桂交界各地区的人口数量、国内生产总值指标和地区间的最短交通距离，运用引力模型分别计算了2003-2016 年滇桂交界各地区的经济联系强度（测算结果数据量较大，不再在文中列出）。从滇桂交界地区经济联系强度的测算结果，我们发现：

1）滇桂交界地区经济联系强度呈现出比较明显的区域特征：经济联系最强的地区主要是处于交通条件较好且地理位置居中的地区；经济联系最弱的地区主要是地理位置较偏远、交通条件较差的地区。

2）2003-2016 年滇桂交界地区经济联系强度在逐年增强，说明2003 年到2016 地区经济水平在逐年提高，人口在逐年增长，地区交通条件在不断改善。

4.2 中越开放水平测算结果

依据2003-2016 年中国对越出口总额、中国对越进口总额、中国对越直接投资总额以及中国对越工程承包营业额四项中越开放指标数据，通过熵值权重公式测算出各指标所占的权重，计算结果见表2。

表2 中越开放水平评价指标权重

根据各指标权重测算出2003-2016 年中越开放水平，见表3。

从表3 可以看出，2003-2016 年中越开放水平在逐年增加，说明中越建交以来两国之间不断扩大开放。

表3 2003-2016 年中越开放水平测算结果

4.3 面板数据系统GMM估计结果与分析

4.3.1 变量描述性统计分析

滇桂交界地区2003-2016 年采用1 248 个样本，面板数据描述性统计结果见表4。数据显示：一是滇桂交界地区经济联系强度区域差异较大，最大值与最小值之间相差9.49，平均值与最大值和最小值也存在较大差距。二是区域产业结构差异、市场规模差异、金融支持规模差异与财政支持规模差异均比较小，工业规模和投资规模差异较大。 4.3.2 回归估计结果分析

表4 变量描述性统计

运用系统GMM 两步法通过stata15 软件分别回归检验中越开放水平对滇桂交界百色与文山、百色与曲靖、曲靖与文山经济联系的影响，估计结果如表5 所示。模型4、模型5 和模型6 给出的是系统GMM 两步法估计结果，作为比较，模型1、模型2和模型3 给出了混合OLS 模型的估计结果。比较模型1、模型2 和模型3 中OLS 的估计结果与模型4、模型5 和模型6 中系统GMM 两步法的估计结果，可以看出，OLS 模型中解释变量系数值的符号、大小和显著水平与系统GMM 两步法模型的估计结果存在明显差别，特别是本文的核心观测变量open 的系数值符号在两种模型中截然相反，系统GMM 两步法估计的系数值是正值，OLS 估计的结果却变成了负值，这意味着如果采用了不适当的估计模型，可能会得到错误的估计结果与结论。

从表5 可以看出，模型4、模型5 和模型6 中面板数据模型AR（2）的p 值分别为0.213、0.397 4和0.139 7，不能拒绝原假设，说明面板数据模型残差项不存在二阶序列相关，模型设定总体上是可取的。Sargan 检验的p 值分别为0.085 9、0.069 6、0.114 5，均通过了5%显著水平的检验，不能拒绝原假设，说明模型中引入的工具变量总体都是有效的，表明本文采用系统GMM 两步法估计中越开放对滇桂交界地区经济联系的影响是合理的。

表5 中越开放对滇桂交界地区经济联系影响的系统GMM 两步法估计结果

模型4、模型5 和模型6 的系统GMM 两步法估计结果表明：中越开放水平的系数值都通过了显著水平检验，而且符号均为正，说明中越开放对滇桂交界百色与文山、百色与曲靖、曲靖与文山的经济联系都具有显著的促进作用，中越开放水平越高，滇桂交界百色与文山、百色与曲靖、曲靖与文山的经济联系越强，这与本文最初提出的理论假设1 完全一致。此外，中越开放水平的系数值在模型4 中最大，模型5 中最小，说明中越开放对滇桂交界地区经济联系的促进作用存在地区差异，对百色与文山经济联系的促进作用最大，对百色与曲靖经济联系的促进作用最小。

4.3.3 成因分析

根据系统GMM 动态面板数据模型的估计结果，中越开放对百色与文山经济联系的促进作用最强，但是对百色与曲靖经济联系的促进作用较弱，出现这种差异，原因主要是受百色、文山和曲靖三个地区地理区位的影响。考虑市场需求、运输成本和收益递增，大多数厂商一般都会选择在市场需求比较大、运输成本比较低、规模经济比较大的地理区位进行布局，随着经济活动不断在这个地理区位聚集，处于这个地理区位上的地区经济联系也会随之增强。在中越经贸合作的过程中，相比百色与曲靖的地理区位，百色与文山的地理区位在市场需求和运输成本方面更具优势，中越经济活动更容易在这个区位聚集，经济活动的聚集又会产生规模经济效应，进而增强地区之间的经济联系与合作。

5 结论与启示

本文首先从理论上假设中越开放对滇桂交界地区经济联系具有促进作用，然后利用2003-2016 年中越开放的相关数据以及滇桂交界百色与文山、百色与曲靖、曲靖与文山三州（市）28 个县域的相关数据，运用引力模型测算滇桂交界百色与文山、百色与曲靖、曲靖与文山县域之间的经济联系强度，通过熵值模型测算中越开放水平，然后构建动态面板数据模型，运用系统GMM 两步法回归估计中越开放对滇桂交界百色与文山、百色与曲靖、曲靖与文山经济联系的影响，考虑到滇桂交界地区经济联系的滞后性以及影响因素的复杂性，本文同时分析了滇桂交界地区经济联系的一期滞后值、滇桂边界效应、中越边界效应、产业结构差异和经济规模差异等因素对滇桂交界百色与文山、百色与曲靖、曲靖与文山经济联系的影响。根据本文的计量检验结果，得出如下结论：中越开放对滇桂交界百色与文山、百色与曲靖、曲靖与文山的经济联系都具有显著的促进作用。但是作用程度存在地区差异，对百色与文山经济联系的促进作用最强，对百色与曲靖经济联系的促进作用最弱。

上述结论，我们得到如下启示：1）滇桂交界地区作为中越开放的核心区和全国连片贫困地区，贫困程度深，扶贫攻坚难度大，中越开放的不断推进为双方经济联系与合作提供了很好的机遇。滇桂交界地区充分把握中越开放的机遇，冲破行政壁垒的限制，加强政策沟通，发挥地区优势进行经济合作，有利于带动地区经济发展，从而更好的打赢脱贫攻坚战；2）滇桂交界地区作为中越开放的重要通道，地区良好的合作关系能够促进中越开放更好的推进。但是，滇桂交界地区交通基础设施建设滞后，产业结构不合理，对外开放水平低，地理区位优势很难发挥，影响地区经济联系与产业聚集，从而阻碍中越开放的推进。滇桂交界地区不断改善交通条件，调整产业结构，提高对外开放水平，既有利于增强地区经济联系与合作也有利于增强中越开放与合作。