交通可达性与制造业出口升级——基于空间溢出效应视角的经验分析

张 慧,易金彪,徐建新

(1.杭州电子科技大学 管理学院,杭州 310018;2.上海财经大学 财经研究所,上海 200433)

一、引言

千古百业兴,先行在交通。交通自古以来是经济命脉、民生要义,关系着人们的生产生活,支撑着经济社会发展。截至2021年,中国高速公路里程达到12.4万km,普通国道通车里程达到25.8万km,铁路营运里程突破15.0万km,基本实现了对地级、县级行政中心的全覆盖。2022年国家发改委、交通运输部最新发布的《国家公路网规划》中更是提出,到2035年将实现全国市地级行政中心和城区人口10万以上市县的县级行政中心30分钟上国家高速公路,所有县级行政中心15分钟上普通国道。与此同时,在全国城市交通可达性持续提升的背景下,中国对外贸易无论是在量还是质上均取得了长足深远的发展。在数量上,2021年中国进出口贸易总额相较于2001年提升了830%,贸易规模跃居世界第一;在质量上,哈佛大学发展实验室(Harvard Growth Lab)数据显示,中国出口产品技术复杂度全球排名由2001年的第36位上升至2019年的第16位,美国则排在第11位,体现了中国出口商品整体工艺难度和科技含量的提升和中美技术差距的缩小。基于上述特征事实,中国逐步完善的交通基础设施与日益提升的出口技术复杂度之间有着怎样的关联?新结构经济学理论认为,通过完善各类基础设施以降低交易成本的过程实际上是一个结构变迁的过程,而要素禀赋结构又将最终决定一国产业和技术结构。交通基础设施作为降低区域间贸易成本、提高交易效率的关键因素,因而会在很大程度上对地区比较优势和贸易升级产生重要影响。为此,本文将着重关注以下问题:交通基础设施对于中国制造业出口升级的影响究竟如何?其内在机制是什么?考虑到交通发展在重塑经济地理空间格局方面的重大作用(张克中和陶东杰,2016)[1]71,本文还尝试探究交通基础设施对制造业出口升级的影响在城市层面上又存在着怎样的空间外溢效应?上述问题的合理解答,对于深化理解交通基础设施的社会经济效应、持续推进贸易转型升级无疑有所裨益。

关于中国制造业出口升级的影响因素,现有文献从多个视角进行了广泛探讨。一类研究集中于微观企业视角,发现中间品进口(Song et al.,2019)[2]、融资约束缓解(刘晴等,2017)[3]、数字化转型(杜明威等,2022)[4]、技术创新(王奇珍等,2016)[5]对企业出口升级具有显著促进作用。另一类研究则从中宏观视角探讨产业集聚(喻胜华等,2020)[6]57、贸易政策冲击(汪建新,2014)[7]、FDI (Xu and Lu,2009)[8]425、人力资本(周茂等,2019)[9]64等因素对出口转型升级的重要影响。以上研究对于深化理解出口升级的影响因素提供了有益的理论和实证经验。但遗憾的是,当前就交通基础设施对制造业出口升级的复杂影响进行深入探讨的文献仍然十分匮乏,相关研究空白亟待填补。

关于交通基础设施的研究一直是学界的一大热点。其中,多数研究对交通基础设施在区域发展中的确切作用持肯定态度。大量文献指出,交通发展能够推动地区经济集聚(李红昌等,2016)[10]140和产业结构升级(孙伟增等,2022)[11],刺激商品贸易(Donaldson,2018)[12]899,促进企业创新(卞元超等,2019)[13]146和资本流动(马光荣等,2020)[14],提高了企业生产效率(刘冲等,2020)[15]156。这些研究基于不同视角验证了交通发展对经济增长的直接或间接促进作用。但也有学者对交通基础设施对区域发展的积极作用提出了质疑,Marie(2010)[16]认为交通基础设施实际上并未对沿线城市经济增长产生显著影响,甚至存在一定抑制作用(Ghali,1998)[17]。Albalate等(2017)[18]的研究则发现高铁开通实际上仅起到“过道效应”,并未对站点城市旅游经济发展产生明显促进作用。

随着以强调不完全竞争、规模收益递增与知识外溢等观点的新经济地理学与新贸易理论的发展,学者们对交通基础设施的空间溢出效应及其对经济空间格局的潜在影响逐渐表现出兴趣。一方面,Gutiérrez等(2010)[19]145利用GIS系统构建了区域经济潜力指标,并以西班牙交通基础设施战略计划为例验证了交通基础设施投资存在的正向空间溢出效应。李红昌等(2016)[10]129的研究认为完善的交通基础设施能够降低要素区域流动壁垒,促使劳动力、资本等要素向边际报酬更高的欠发达区域流动,进而形成“扩散效应”,有利于区域经济发展的均等化。Yu等(2013)[20]56基于1978—2009年中国交通路网数据的研究同样表明中国交通基础设施所表现出的空间溢出效应与生产要素的流动密切相关。另一方面,也有部分学者认为交通基础设施对区域经济格局的改变是存在“牺牲者(Victims)”的,如王雨飞和倪鹏飞(2016)[21]的研究虽然验证了交通改善对中国经济增长和经济空间格局优化调整的积极影响,但同时也指出交通发展使得经济基础薄弱的东北和西部地区所面临的边缘化形势日益加剧。张克中和陶东杰(2016)[1]68、Faber(2014)[22]的研究认为,由于中心城市有着更明显的规模效应和更高的生产效率,交通发展会加剧区域中心城市对邻近地区要素资源的“虹吸效应”,进而形成负向空间溢出效应,并不利于边缘城市经济发展。Yu等(2019)[23]的研究同样表明,高速铁路的建设更有利于大城市发展,而使小城市经济发展产生不良反应,导致区域经济差距进一步拉大。

近年来,也有越来越多的学者开始关注交通基础设施对出口贸易的影响。国内学者中,吴群锋等(2021)[24]指出交通改善能够降低企业生产运输成本,拉低出口门槛,进而促使企业的出口意愿和出口规模提升。李兰冰和路少朋(2021)[25]47的研究发现高速公路连通有利于提高企业生产资源可得性以及技术信息可得性,并最终促进企业出口竞争力提升,但其影响在企业和城市层面存在异质性。李彦和屠年松(2020)[26]发现交通可达性提升能够降低城市边界效应,促进沿边城市跨境贸易高质量发展。国外学者则多以跨国数据开展研究,如Rehman和 Sohag(2022)[27]基于G20国家数据研究发现,交通基础设施无论是在短期还是长期均表现出对出口复杂度和出口多样性的显著促进作用。Gil-Pareja等(2015)[28]利用引力模型考察了高铁网络对国家贸易的影响,结果表明高铁建设能够有效提高出口企业槽位可用性和运输效率,进而提高企业出口优势。Jaimovich(2019)[29]的研究则认为交通基础设施是出口比较优势形成的关键因素,公路网越密集的国家其出口规模和产品专业化程度也更高。

上述文献为本文研究工作的开展提供了有益参考,但少数相似主题文献中,一方面多从国别或省际层面展开分析,缺乏对中观城市层面传导机制的细微探讨,不利于对交通基础设施出口效应的深化理解与聚焦;另一方面,对于交通基础设施空间溢出效应的探讨不够深入和全面,大多仅简单从区域层面探讨其溢出效应的异质性,无法很好地为透视理解交通改善对区域经济格局的复杂影响提供经验参考。本文的边际贡献在于:第一,本文构建了能够客观反映城市交通改善的交通可达性指标,从理论和实证层面分析验证了交通可达性影响城市出口技术复杂度的多维机制与渠道,深化了对基础设施建设影响城市制造业出口升级内在规律的认识与理解。第二,本文创造性地利用高铁开通构建了交通可达性提升的外生冲击检验,并通过选取合宜的工具变量对内生性问题进行了良好处理,稳健地检验了交通可达性提升促进城市制造业出口升级的边际效应,有效提升了实证结果的科学性和可信度。第三,本文重点探讨了交通可达性提升对地区制造业出口升级的多维空间溢出效应,对其空间溢出效应的衰减边界与非对称性进行了考察,为准确把握交通基础设施建设的经济分布效应提供了新的理解视角。

二、理论梳理与机制分析

基于新经济地理学、新贸易理论以及对相关文献的梳理分析,本文从产业集聚、市场整合、技术溢出、资源配置四条渠道出发阐述分析交通可达性提升影响制造业出口升级的传导机制。简要作用机制见图1。

图1 交通可达性提升对城市制造业出口升级的作用机制

(一)产业集聚效应

Tabuchi和Thisse(2006)[30]的研究指出区域间的交通运输成本会在很大程度上决定制造业企业的区位分布,贸易成本越低则越容易导致产业集聚现象的发生。随着城市间交通网络的愈加完善,不同区域间的经济活动关联更为紧密,生产要素在区际间的流动意愿和流通动能也大幅增加,进而吸引大量资源要素在城市的集聚发展,推动城市产业结构逐步趋于专业化、多元化(Donaldson,2018)[12]903,以满足日益增长的差异化、高级化市场需求。一方面,产业专业化集聚会加剧市场竞争程度,迫使企业突破原有技术路线,通过创造性机制推动微观层面的技术升级,带动城市制造业出口升级。同类型产业的集聚还将迫使制造业企业选择调整其贸易结构,追求专业化经营,倒逼制造环节技术提升、产品竞争力提高,或选择将部分业务外包,从而专注于能最大化体现自身比较优势的制造环节,提升制造业出口产品附加值(李兰冰和路少朋,2021)[25]36。另一方面,产业多样化集聚为企业创造了更多跨领域、跨部门交流机会,降低了供求双方的搜寻成本,企业得以利用技术、劳动等高端要素的跨时空流动促进先进技术和知识在区域间的传播与扩散,形成“学习效应”,扩大了出口企业由低价值的制造环节向“微笑曲线”两端拓展的技术可能性(喻胜华等,2020)[6]58-59,有利于出口产品竞争力提升。

(二)市场整合效应

作为贸易成本的一部分,运输成本会随着地区间距离的增加而提高,一定程度上会减少区际联系。交通基础设施则被认为是缓解区域市场分割的重要因素(刘生龙和胡鞍钢,2011)[31]80,其所带来的市场整合效应主要体现在:交通基础设施降低了区域间的自然地理壁障,推动形成良好的区域合作关系,打破地区间存在的潜在竞争关系,进而对地理性与制度性市场分割起到极大的缓解作用(潘爽和叶德珠,2021)[32]。从理论上讲,首先,交通运输体系的逐步发展促进了地区间协调发展格局的完善,进而得以在市场机制和地方政策的共同引导下构建形成能够最大化各自比较优势的分工协作体系,促进要素的最优化配置(刘冲等,2020)[15]142-143,实现区域出口竞争力的整体提升。其次,区域贸易壁垒的降低使得企业能够快速、准确地掌握市场供求信息,对自身生产策略作出及时调整,并通过在要素市场选择与其技术结构和质量要求更为匹配的中间投入品,以更低的成本更为高效地满足市场需求,带动市场规模的扩大和经营绩效提升,进而间接提高企业出口技术复杂度。最后,区域市场整合程度的提升在带来规模经济红利释放的同时,也会导致市场竞争的加剧以及消费者对高质量、差异化产品的需求提升(Donaldson,2018)[12]904,从而迫使企业不断改进流程工艺,加大研发创新力度,促进制造业出口升级。

(三)技术溢出效应

新经济地理学认为区域地理接近能够提高知识溢出。知识与技术的广泛溢出对于强化异质性企业间的合作竞争关系,促进区域内制造业产业生产技术变革,打造良好的区域创新体系具有重大帮助。但由于自然地理距离的限制,知识和技术的空间溢出通常存在一定的溢出边界。而交通基础设施则为城市间劳动力尤其是携带前沿知识、技术的高素质劳动力的区际流动创造了快速通道,为企业在更大范围内精确匹配自身供求、获取异质性知识技术提供了可靠途径(诸竹君等,2019)[33],进而促进了关键技术、高质量产品信息在地区间的扩散学习,有利于企业出口技术复杂度提升。Gutiérrez等(2010)[19]150-151、Yu等(2013)[20]64-65的研究均验证了交通基础设施对区域间技术溢出扩散的积极影响。此外,Wheeler和Mody(1992)[34]指出良好的交通基础设施是地区提高FDI吸引力、强化FDI技术溢出的必要条件。交通可达性的提升则能够促进FDI集聚并与进出口贸易形成良好互动,藉由示范效应和竞争效应加速资本和技术在本地企业间的消化吸收以及产品的互补升级,最终实现制造业内部生产技术结构革新,推动制造业出口升级(Xu and Lu,2009)[8]435。

(四)资源配置效应

交通网络升级完善的“时空压缩”效应使得企业能够在更为广泛的地理空间内实现资源要素的精确获取,有助于从微观层面推动城市间资源配置效率提升与要素投入结构升级,为制造业企业出口生产技术进步和效率提升提供了良好支持。此外,交通可达性提升还能够缓解因地区经济结构和贸易成本导致的资源错配问题,促进企业间要素产品和技术结构的优势互补,为城市制造业出口升级提供现实空间。戴觅等(2014)[35]指出中国出口企业面临的资源错配问题导致大量低效率企业进入出口市场,即存在所谓的“生产率悖论”。这一方面使得大量资源要素沉积在低效率企业中未得到合理利用,进而挤出高生产效率企业用于生产、开发高技术产品的资源,加剧企业内部和企业间原本存在的资源错配,形成恶性循环,不利于企业出口技术复杂度提升。另一方面,受限于较为薄弱的生产技术能力,低端制造企业往往难以也很少在高端国际市场上开展企业间的合作交流活动,从而难以通过内生技术进步突破自身在出口市场上的低端价值链锁定(楚明钦和陈启斐,2013)[36],进而弱化企业出口竞争力。

上述分析表明,交通可达性提升有效缓解了区域间存在的市场分割,使得各类要素得以在不同城市间得到更为高效的配置,促进了城市产业结构向多元化、专业化发展,并通过要素的高流动性带动先进知识和技术在城市间的交流学习,为城市制造业出口升级提供了良好条件。中心城市和周边城市也均会受益于交通改善带来的更为广泛的分工效应和规模效应,实现区域制造业出口竞争力的整体提升。然而,尽管理论上交通可达性提升能够通过上述机制对本地区与邻近地区制造业出口升级产生积极空间溢出效应,现实情况下却并非所有地区都能保证受到均等化影响。一方面,由于边界效应的存在以及地理距离对跨区域经济活动交流的根本限制,知识和技术的溢出效应往往会呈现出地理距离衰减趋势(余泳泽等,2016)[37],厘清交通可达性提升的溢出效应在多大范围内有效存在对于完善区域经济协调发展格局具有重要意义。另一方面,交通可达性提升疏通了要素在区域间的流动通道,拉近了中心城市和外围城市间的时空距离。那么,生产要素是否会在自身逐利性与外界环境影响下于中心城市和外围城市间呈现出不同的流动意愿,就将决定交通可达性提升的集聚效应是否超过扩散效应。也就是说,交通可达性提升的空间溢出效应可能受到城市经济特征和要素流通意愿的影响,进而在不同城市间产生非对称溢出效应。因此,本文不仅关注交通可达性提升对城市及其周边地区制造业出口升级的促进作用与传导机制,也尝试探讨其空间溢出效应在区域范围内的衰减边界及其对不同城市的非对称影响,以此为深化理解交通基础设施的社会经济效应提供一定的经验参考。

三、研究设计

(一)空间计量模型设定

地区间的社会经济活动通常伴随着明显的空间相关性,空间计量模型则能够有效地将空间关联特征考虑在内,排除空间交互影响对实证结果可能造成的估计偏差。出于对模型拟合效果的考量,本文同时构建了未考虑空间相关性的OLS模型以及考虑不同空间关联特征的四类空间计量模型,并于后文经过一系列统计检验以选取本文最优计量模型,具体设定如下:

(1)

式(1)中:lnSophit表示出口技术复杂度,Accessit为核心解释变量交通可达性,Cit为一系列控制变量,α、β分别为常数项系数和自变量回归系数,Wij为空间权重矩阵,ui表示地区效应,λt表示时间效应,εit、τit为随机干扰项。ρ、θ、λ为空间项系数,当上述空间项系数均为0时,模型即为传统的OLS模型;当λ=0时,模型为空间杜宾模型(SDM);当θ=0时,模型为广义空间自回归模型(SAC);当θ=λ=0时,模型为空间自回归模型(SAR);当ρ=θ=0时,模型为空间误差模型(SEM)。关于空间权重矩阵,本文参考相关文献做法分别构建了邻接权重矩阵、地理距离权重矩阵、经济距离权重矩阵和引力权重矩阵四种,以此从不同层面反映城市间的空间关联特征。

(二)外生冲击检验模型

1.外生冲击设定

相较于其他交通运输工具,高铁具有时速快、地域跨度大等优势,其建设开通大幅提升了城市交通可达性,使劳动力、资本等各类生产要素得以在既定时间和地理空间范围内高效流动,有效加强了城市经济主体的跨域联系与交流,能够很好地反映地区交通可达性提升给区域社会经济活动带来的外生冲击。因此,本文通过构建城市高铁开通的多期双重差分模型以更为稳健地评估交通可达性提升对城市制造业出口升级的影响效应。

lnSophit=β0+β1Dit+β2Cit+μi+λt+εit

(2)

其中,Dit为高铁开通虚拟变量,具体地,当城市在7月之前开通运营高铁,设定高铁开通虚拟变量的值在当年及之后的年份为1;当城市是在7月之后开通运营高铁,则设定高铁开通虚拟变量在下一年及之后的年份为1。其余变量与式(1)中相同。

2.空间DID模型设定

除了采用传统的多期双重差分模型外,本文同样将城市间的空间关联特征考虑在内,进一步构建了基于空间杜宾模型的多时点空间双重差分模型(SDID),具体如下:

(3)

(三)变量选择与指标说明

1.制造业出口升级

本文参考周茂等(2019)[9]67-68研究以城市层面出口产品的技术复杂度作为制造业出口升级的代理变量。首先参照Hausmann等(2007)[38]的方法计算行业内HS6位产品层面的技术复杂度,计算公式如下:

(4)

其中,Prodyi表示HS6位产品i的技术复杂度,Exportm,i/Exportm表示国家m产品i的出口总额占该国总出口的比重,Ym表示国家m的人均GDP。接着以各城市的出口结构为权重对式(4)得到的技术复杂度做加权调整,进而得到城市层面的出口技术复杂度(Sophc,t)作为出口升级指标,具体计算方法如下:

(5)

式(5)中,Prodyi,1997表示1997年出口产品i的技术复杂度,Outputi,c,t为t年城市c出口产品i的金额,∑iOutputi,c,t为t年城市c的出口总额,两者比值即为城市c在t年份的出口结构。

2.交通可达性

现有研究对于交通基础设施的衡量,一类是采用实物或货币形式的代理变量,以地区交通基础设施投资、路网密度等来衡量(刘生龙和胡鞍钢,2011)[31]73-74,另一类则以高铁开通、高速路网连通等作为交通发展的外生冲击(张克中和陶东杰,2016[1]64;李兰冰和路少朋,2021[25]37-38)。随着微观数据可获得性的提升,部分学者基于新经济地理学理论框架采用可达性指标来衡量地区交通基础设施情况(刘冲等,2020)[15]143-146,其优势主要体现在能够很好地体现地区内交通基础设施网络改善带来的成本降低效应,同时也能够刻画出不同经济体量城市间的互联互通程度。

因此,本研究同样尝试构建交通可达性指标考察交通发展对城市制造业出口升级的影响效应。首先,参考丁如曦和倪鹏飞(2017)[39]的研究,计算得到各城市到中心城市的最短时间距离。对于未开通高铁城市而言,其时间距离以城市间公路、高速公路和普通铁路的运营里程分别除以对应的平均运行时速来衡量。其中,公路运行时速取60km/h,高速公路时速取100km/h,普通铁路运行时速取140km/h。其次,对于已开通高铁城市而言,通过手工检索《全国铁路旅行时刻表》得到城市间高铁通行的最短时间距离。接着,通过对比上述四种交通工具下的时间距离得到样本城市间的最短通行时间。最后,参考孟德友和陆玉麒(2011)[40]的做法,以各城市在省份内的经济权重对最短交通时间进行加权处理,以反映该节点相对其他节点的吸引力与重要性。对于中心城市,则以邻近城市到该城市的最短交通时间乘以其在区域内的经济权重来衡量。由于最终得到的交通可达性指标为负向指标,因此在后文实证部分对其取负数处理。

3.控制变量

参考相关研究,本文选取了如下控制变量:(1)经济发展水平(Gdpp),以城市人均GDP的对数值衡量;(2)金融发展水平(Finan),以城市年末金融机构存贷款余额与GDP的比值衡量;(3)政府干预程度(Gov),以政府当年财政支出与GDP的比值衡量;(4)城镇化水平(Urban),以城镇常住人口占总人口的比重衡量;(5)人力资本水平(Human),以城市每万人在校大学生数的对数值衡量;(6)固定资产投资(Invest),以城市当年全社会固定资产投资与GDP的比重衡量。

(四)数据来源与描述性统计

本文样本为2005—2015年全国282个地级市的面板数据。主要数据来源为中国海关数据库、BACI数据库、世界银行数据库以及2006—2016年《中国城市统计年鉴》。表1给出了主要变量的描述性统计结果。

表1 变量描述性统计

四、实证结果与分析

(一)空间计量结果分析

1.空间自相关分析

本文首先测算了城市技术复杂度的全局Moran’I指数,结果显示在各个权重矩阵下的Moran’I指数均为正数且均通过了1%的显著性水平检验,表明城市间的出口技术复杂度存在明显的空间依赖性。由图2四类空间权重矩阵下城市出口技术复杂度Moran’I指数变动趋势图可知,在2008年以前,除引力矩阵下的Moran’I指数呈现明显波动趋势外,其余均相对平稳,而在2008年后各类空间矩阵下的Moran’I指数均呈现出一定下降趋势,其中邻接矩阵下的Moran’I指数下降趋势最为明显,但其空间相关性始终为最大。这可能的原因在于,原有交通地理距离的限制使得邻接城市间的经济活动交流更为紧密,交通可达性的提升特别是第六次铁路大提速则使得城市间的经济联系得以极大地跨越地理边界,而不仅仅局限于邻近地区,从而导致空间相关性系数出现下降趋势。以上分析表明有必要将城市间的空间关联特征考虑在内,运用空间计量模型来分析交通可达性对城市制造业出口升级的复杂影响效应。

图2 不同空间矩阵下的Moran’I指数变动趋势

2.空间计量检验与估计结果

不同的空间计量模型往往体现着不同的空间作用机制,所表示的经济含义也有所差别。出于对模型拟合效果的考量,本文首先对空间计量模型进行了适用性检验。表2结果显示在四类空间权重矩阵下的Wald检验和LR检验均通过了1%的显著性检验,表明SDM模型不可以简化为SEM或SAR模型。进一步根据AIC与BIC准则可知,相较于SAC模型,SDM模型的拟合效果更优。Hausman检验结果则表明应选择固定效应模型。因此,本文采用时空双固定效应下的空间杜宾模型展开分析,并同时汇报未考虑空间关联的OLS模型结果以做对比。估计结果如表2所示。

表2 基准回归结果

由表2可知,在未考虑空间效应的OLS模型中,交通可达性Access的估计系数为正,但并未通过显著性检验。而在不同空间权重矩阵下的SDM模型估计结果显示,各个模型中空间项系数均显著为正,表明城市出口技术复杂度存在显著的空间集聚和空间相关性。因此,忽略了城市间经济活动的空间关联特征可能是造成OLS模型中交通可达性系数不显著的原因,再次印证了引入空间计量模型的必要性。同时,各个空间计量模型中Access的估计系数同样均为正数,且普遍通过了1%的显著性检验,表明在考虑了空间交互影响后,交通可达性提升对城市出口技术复杂度存在显著促进作用,即交通可达性能够促进城市制造业出口升级,且对周边地区存在一定的空间溢出效应。而不同空间模型中的W×Access项系数正负符号并不一致,表明在不同的空间作用机制下,城市交通可达性提升对周边城市制造业出口升级的溢出效应存在异质性。但需要指出的是,在包含全局效应设定的SDM模型中,变量的参数估计并不能最终反映其边际影响,仅考虑空间系数可能无法准确判断各个变量对城市出口技术复杂度空间溢出效应的影响程度。因此,为了系统揭示交通可达性对城市出口技术复杂度的空间影响,考察交通可达性提升对城市制造业出口升级影响的边际效应,借鉴Lesage和Pace(2008)[41]的方法对引力权重下的模型估计结果进行偏微分分解。

由表3可知,核心解释变量交通可达性提升对城市出口技术复杂度的直接效应为正且通过了1%的显著性检验,表明交通可达性提升能够促进本地区制造业出口升级。卓乘风和邓峰(2018)[42]在研究中得到了类似的结论,即交通基础设施能够实现生产要素在区域空间内的合理化配置,引导各类要素向高效率部门流动,形成“集聚-优化-再集聚”的良性循环,最终逐步推动城市制造业出口竞争力提升。此外,交通可达性提升的间接效应同样在5%的显著性水平上为正,表明交通可达性提升不仅可以带动本地区出口技术复杂度提升,还能够产生辐射效应,对周边城市形成正向外部溢出效应。正如前文理论分析部分而言,交通网络的完善能够畅通人才、资本跨区域流通通道,加速先进知识和技术的广泛交流以及对外扩散,并通过引导各城市依托自身比较优势建立形成更为合理的分工协作体系,在学习效应和竞争效应的作用下对周边城市形成辐射效应,促进区域制造业出口升级。

表3 交通可达性提升对城市制造业出口升级的影响效应分解

在控制变量中,地区经济发展水平的直接效应、间接效应及总效应均显著为正,表明良好的经济发展水平能够为区域制造业出口升级提供保障。金融发展的直接效应和间接效应符号相反,前者在1%的显著性水平下显著为负,后者为正,但并不显著。这表明金融发展并不利于本地区制造业出口升级,但对周边地区出口技术复杂度提升起到了一定促进作用。一个可能的原因在于伴随着金融发展而产生的经济“脱实向虚”问题降低了制造业出口企业的加成率(何砚等,2019)[43],对地区制造业部门投资积极性和要素配置效率产生了负面影响,不利于本地区制造业出口升级;而邻近地区得益于地区金融网络的辐射效应,金融发展的资本配置效应和技术效应可以部分抵消其所带来的负面影响,进而促进制造业出口技术复杂度提升。政府干预的直接效应、间接效应和总效用均为负,但其间接效应并不显著,表明政府干预对区域制造业出口升级的不利影响主要体现为对本地区的抑制作用。这说明地方政府往往由于过于强调自身发展而忽视了与邻近地区的统筹协调,政府的过度干预容易扰乱地区资源的合理配置与流动,从而导致区域整体特别是本地区经济活动的不良反应,不利于制造业出口升级。城镇化水平对地区制造业出口升级的直接效应和间接效应系数均显著为正,表明城镇化的推进为地区资源要素的集聚发展、产业转型升级和市场需求增长等方面提供了良好平台,进而从供给侧和需求侧两端共同推动城市制造业出口升级。人力资本对本地区和周边地区制造业出口升级均存在显著正向影响,表明人力资本不仅能够促进本地区技术结构与要素投入结构的高效匹配,推动制造业出口升级,还能够通过自身的高流动性和外部性优势强化地区间的知识交流和技术溢出,进而带动邻近地区出口技术复杂度提升。固定资产投资的直接效应和间接效应同样均显著为正,但就显著性而言,其促进效应主要体现为对本地区的影响。

(二)空间溢出效应的衰减边界分析

在证实交通可达性提升对制造业出口升级存在空间溢出效应后,本文进一步利用空间计量模型考察交通可达性提升对制造业出口升级的空间衰减边界。一般来讲,空间溢出效应会随着城市间距离的增加而逐渐降低,进而导致交通可达性提升对周边地区城市出口技术复杂度的空间外溢产生区域边界。为此,本文基于引力权重矩阵,以50km为递进距离,记录不同距离阈值下SDM模型回归的空间溢出系数与对应的t值,根据回归结果绘制得到如图3所示空间溢出效应衰减趋势图。

图3 空间溢出效应衰减趋势

回归结果显示,在本文考察的距离范围1000km内,随着距离阈值的增加,交通可达性的空间外溢系数整体呈下降趋势,但始终在1%的显著性水平上为正,这表明交通可达性提升对制造业出口升级的空间溢出符合地理距离衰减规律。从图3可知,在300km以内,空间溢出系数在0.622上下保持相对平稳态势,而300km一般属于省界范围内且与高铁时速基本相当,表明交通可达性提速对省内城市和1小时经济圈内城市制造业出口升级存在着稳定且强烈的空间溢出效应;在300km～650km之间,空间溢出系数由0.622降低至0.522,呈缓慢降低趋势,此距离基本覆盖邻近省域,说明交通可达性提升还能够通过促进劳动力、知识技术等要素跨域流动、加强区域间经济合作交流对邻近省份制造业出口升级产生显著空间溢出效应;当距离阈值大于650km时,交通可达性的空间外溢系数急剧下降,由0.522快速降低至0.09,且在900km左右达到空间溢出效应的“半衰”阈值。一般来讲650km基本上跨越了空间邻接关系的范围,表明交通可达性提升对城市制造业出口升级的空间溢出效应存在一定的地理边界效应,在超出邻接省份的距离阈值后,区域经济协作成本大幅上升,导致空间溢出效应大幅降低。

(三)外生冲击检验分析

1.双重差分估计结果

在采用双重差分模型评估交通可达性提升对城市制造业出口升级的因果效应前,本文首先对模型进行了平行趋势检验,结果显示实验组与控制组在外生冲击前并不存在显著差异,可以使用DID模型做进一步分析,回归结果列于表4。由表4中(1)列和(2)列所示,无论是否加入控制变量,高铁开通虚拟变量D项系数均在1%的显著性水平上为正值,即城市高铁建设的外生冲击检验同样表明交通可达性提升能够促进城市制造业出口升级。(3)列和(4)列进一步报告了引力矩阵下的空间双重差分模型(SDID)估计结果。由结果可知,SDID模型中空间项系数均显著为正,表明在高铁开通外生冲击下的城市出口技术复杂度同样存在显著的空间相关性。高铁开通虚拟变量D和空间溢出项WD系数分别为0.014和0.007,且均通过了10%的显著性检验,表明高铁开通不仅对本地区制造业出口升级存在促进作用,同时也通过空间溢出效应间接提升了邻近地区出口技术复杂度,验证了前文结果的稳健性。

表4 外生冲击检验结果

2.高铁建设冲击溢出效应的进一步分解

表4中(1)～(4)列的结果表明,高铁建设确实显著促进了城市制造业出口升级,且对邻近地区存在显著的空间溢出效应。但需要注意的是,根据式(3)得到的空间溢出效应θ0为高铁建设对邻近区域的平均间接影响效应,但实际上高铁建设对城市制造业出口升级的空间溢出效应除了包括为实验组对实验组的组内溢出效应外,还会体现为实验组向对照组的组间溢出效应。因为实验组城市已经受到高铁开通的直接冲击效应,其所受到的间接溢出效应θT与未开通高铁城市受到的间接溢出效应θNT也有所差异,如若直接将平均间接影响效应代入高铁开通城市的样本中,则可能高估或低估高铁开通冲击对不同城市的间接溢出效应,进而导致式(3)中得到的直接冲击效应β0可能是有偏估计。为此,本文参考Chagas等(2016)[44]对空间权重矩阵进行分解,从平均间接处理效应θ0中分离出θT和θNT,具体如下:

Wij=WT,T+WT,NT+WNT,T+WNT,NT

(6)

(8)

由结果可知,在未加入控制变量前,高铁建设对开通城市和未开通城市制造业出口升级均存在显著正向空间溢出效应。而在控制了一系列城市经济特征变量后,WNT,TD项系数不再显著,表明高铁开通影响城市出口技术复杂度的溢出效应存在非对称性,即高铁建设对开通城市制造业出口升级产生组内溢出效应的同时,并没有对未开通高铁城市形成显著的组间溢出效应。对开通高铁城市来说,高铁开通极大地改善了高铁城市间的互联互通程度,使得各类生产要素表现出更大的跨域流动意愿,促进了高铁开通城市间的技术溢出和资源配置效率提高,进而带动城市制造业出口升级。对于未开通高铁城市而言,周边城市高铁的开通使得本地区劳动力、资本等生产要素在自身逐利性作用下加速向高铁城市的中心集聚,在一定程度上加剧了本地要素流出危机,导致未开通高铁城市并未享受到高铁建设带来的溢出福利。

(四)内生性处理

交通可达性计量模型与高铁开通的外生冲击检验均可能存在一定的内生性问题,为此本文采用工具变量估计作为额外的稳健性检验。借鉴以往研究构建随时间与城市双维度变动工具变量的做法,本文参考刘冲等(2020)[15]150采用1989年交通部规划路网时为选取节点城市所提出的“重要程度得分(IS)”来体现城市层面的变动,同时以全国层面2005—2015年固定资产投资总额增长率(InvestGrowth)来体现工具变量的时变性,并以两者的交互项作为本文的第一个工具变量(IV1=IS×InvestGrowth)。一方面,若城市在1989年的重要度得分越高,其在往后的全国交通路网规划建设时被选为中心节点城市的概率也就越高,其交通可达性自然随之提升。另一方面,作为全国交通路网规划的早期标准,利用1987年的历史数据计算得到的重要度指标不会对2005—2015年城市出口技术复杂度产生直接影响,全国层面的固定资产投资总额增长率数据也不会对某一特定城市的出口活动产生直接影响,两者的交互项满足工具变量的“强相关”和“严外生”条件。此外,考虑到地理因素对交通基础设施建设的重要影响,本文还进一步从城市地形特征出发,以城市地形起伏度(Rdls)的倒数与全国层面固定资产投资总额增长率的交互项作为本文的第二个工具变量(IV2=(1/Rdls)×InvestGrowth),再次对基准模型进行估计,结果列于表5。

表5 工具变量估计结果

由表5结果可知,第一阶段回归结果显示,当作为交通可达性的工具变量时,两个工具变量的系数分别为0.076和0.408;当作为高铁建设的工具变量时,两个工具变量的系数分别为0.232和0.275,且均通过了1%的显著性检验,这表明交通可达性、高铁建设与两个工具变量在统计上存在显著的相关性,本文所选取的工具变量对解释变量具有良好的解释力。此外,Anderson LM检验均在1%显著性水平上拒绝了识别不足的原假设。弱工具变量检验显示,Cragg-Donald Wald F统计量均大于Stock-Yogo在10%显著性水平上的临界值,即上述两类工具变量均通过了弱工具变量检验。由于工具变量存在局部平均效应(LATE),第二阶段回归中交通可达性与高铁开通的回归系数明显大于基准回归中的估计结果,且均通过了显著性检验,进一步印证了本文的核心结论,即交通可达性提升能够显著促进城市制造业出口升级。

(五)影响机制分析

前文机制分析部分指出,交通可达性提升能够通过技术溢出效应、资源配置效应、市场整合效应和产业集聚效应赋能城市制造业出口升级。因此本文进一步采用中介效应模型验证交通可达性促进城市制造业出口升级的具体路径。构建如下基于SDM模型的递归模型:

(9)

(10)

(11)

其中,lnSophit为城市制造业出口技术复杂度,MVit表示中介变量,Cit为控制变量,其余与基准模型中相一致。中介效应检验过程中,式(9)中β1体现了交通可达性对城市出口技术复杂度的总效应;其次,式(10)中β1反映交通可达性对中介变量的影响效应;最后,若式(11)中β2显著为正,则表明中介效应存在,当式(11)中β1系数显著时为部分中介效应,不显著则为完全中介效应。根据第二部分的理论分析,本节选取了以下四类中介变量,以从不同维度探讨交通可达性影响城市制造业出口升级的内在机制。

1.技术溢出效应指标

由于交通可达性提升主要体现为劳动力的流动,特别是研发人员的流动,因而此处参考卞元超等(2019)[13]139-140的研究,采用引力模型测算出研发人员流动作为技术溢出的代理变量。此外,本文还采用人均专利申请量和发明专利占比作为技术溢出的代理变量。

2.产业集聚效应指标

集聚外部性理论认为不同集聚模式所产生的经济效应并不相同。其中,马歇尔外部性强调某一特定产业地区集聚所带来的规模效应与技术外溢,而Jacobs外部性理论则认为多样化集聚更能促进不同主体间的互补性技术与知识溢出。为此本文同时引入产业专业化集聚和产业多样化集聚作为城市产业集聚的代理变量,具体测算公式请参考喻胜华等(2020)[6]61的研究。

3.资源配置效应指标

资源错配反映了经济单元对资源最优配置状态的偏离。因此,本文参考季书涵和朱英明(2017)[45]利用相对扭曲系数分别测算得到资本错配系数和劳动力错配系数,并以此来体现特定地区的资源配置情况。由于以上指标均为负向指标,因而其数值越低表明资源配置情况更优,反之则更差。

4.市场整合效应指标

现有研究多从市场分割视角探讨市场整合的社会经济效应。本文同样借鉴赵奇伟和熊性美(2009)[46]采用相对价格指数法测算了地区资本市场分割指数和劳动力市场分割指数,同时还引入城市商品零售总额的对数来表示地区市场规模。

表6报告了交通可达性影响城市制造业出口升级的资源配置与产业集聚中介效应依次检验结果,其中表6a中(1)列是中介效应检验式(9)的结果,表6a和表6b中(2)～(5)列分别报告了不同中介变量的式(10)和式(11)回归结果。由表6a中(4)～(5)列的空间项系数可知,城市间产业专业化集聚存在显著的空间正相关性,而多样化集聚的空间项系数为负但不显著,一定程度上表明城市间产业专业化分工趋势愈发明显。交通可达性的系数均显著为正,表明交通可达性提升能够加速城市产业专业化集聚和多样化集聚,但在表6b对应列中专业化集聚的系数不再显著,表明交通可达性主要通过促进城市产业多样化集聚,为区域内经济主体创造更多跨领域、跨部门交流机会,促进前沿技术中隐性知识的溢出与共享,形成“学习效应”,进而推动制造业出口升级。

表6 资源配置与产业集聚的中介效应检验结果

由表6a中(2)～(3)列可知,资本错配的空间项系数显著为正,说明城市间的资本错配存在显著空间正相关性。交通可达性对劳动力错配和资本错配的影响系数分别为-0.041和-0.039,且通过了5%的显著性检验,表明交通可达性提升能够有效缓解城市资源错配问题。表6b对应列中交通可达性的系数同样显著为正,但劳动力错配的系数不再显著,资本错配系数则在1%的水平上显著为负。上述结果表明,尽管交通可达性提升能够显著改善城市资源错配,但其主要通过畅通资本跨区域流动通道,推动资本要素在企业间的优化配置,改善资本错配所造成的生产投资决策偏离与效率损失,进而促进城市制造业出口升级。

表7为交通可达性影响城市制造业出口升级的技术溢出与市场整合中介效应依次检验结果。由表7a中(1)～(3)列可知,人均专利与发明专利占比的空间项系数显著为正,表明城市间创新产出存在空间集聚特征,而研发人员流动的空间项系数为负,说明研发人员流动在一定程度上存在对周边地区的虹吸效应。交通可达性对研发人员流动、人均专利与发明专利占比的影响系数均显著为正,说明交通可达性提升对城市创新溢出存在积极的促进作用。在表7b对应列中,交通可达性系数以及技术溢出效应的各个代理变量均显著为正,表明上述变量在交通可达性促进城市制造业出口升级的路径中发挥着部分中介效应,即交通可达性能够有效促进城市间知识技术的跨区域流动以及前沿知识的学习交互,形成技术溢出效应,进而带动城市制造业出口升级。

表7中(4)～(6)列结果显示,交通可达性提升能够缓解城市劳动力市场分割和资本市场分割,扩大市场规模。但就中介传导机制而言,交通可达性提升主要通过缓解城市间的劳动力市场分割促进城市制造业出口升级。究其原因,劳动力市场分割限制了劳动力在地区间的自由合理流动,使得本地区劳动力结构难以有效匹配企业实际需求,不利于地区比较优势和专业化分工格局的形成,进而对企业生产技术进步和效率提升形成较大限制。交通网络的升级改善则极大地便利了异质性、高素质劳动力的跨区域流动,促进了人力资本在地区间的高效配置,进而加速知识技术的交流互动,推动城市制造业出口升级。此外,企业生产技术结构的改进以及跨地区经营与贸易成本的降低,还能够纠正大量低效率企业涌入出口市场的扭曲激励,跳出出口企业在国外市场的低端价值链锁定,促进出口技术水平的整体提升。

五、研究结论与政策启示

本文利用地区间的加权最短通行时间构建了能够客观反映城市交通基础设施发展的交通可达性指标,从理论和实证层面分析验证了交通改善影响城市制造业出口升级的多维机制与渠道,并重点探讨了交通可达性提升对城市制造业出口升级的多维空间溢出效应。研究结果发现:第一,交通可达性提升不仅对本地区制造业出口升级有显著正向影响,还能够对邻接地区制造业出口升级产生积极空间溢出效应。第二,从溢出效应距离阈值来看,300km以内为交通可达性提升的空间外溢效应最为稳定且强烈,之后逐渐衰减,并在900km处出现半衰期,但始终保持显著。第三,高铁开通的外生冲击检验以及工具变量检验同样验证了交通可达性提升对城市制造业出口升级的促进作用,有效保障了本文实证结果的稳健性。但对高铁开通溢出效应的进一步分解表明,高铁开通对城市制造业出口升级的空间溢出效应存在不对称性,其外溢效应仅表现为开通高铁城市间的组内溢出效应,而高铁开通城市对未开通高铁城市的组间溢出效应并不显著。第四,进一步的机制分析表明,交通可达性提升能够通过发挥资源配置效应、产业集聚效应、技术溢出效应和市场整合效应进而促进城市制造业出口升级。

基于上述研究结论,本文政策启示如下:第一,鉴于交通可达性提升整体上有利于推进中国城市制造业出口升级。因此,中央及地方政府应继续深化部署区域协调发展战略,合理引导投资流向、加大地区间的交通路网建设力度,最大化实现交通基础设施对区域发展带来的经济红利。在兼顾交通基础设施存量的同时,应逐步将重心迁移至交通路网质量的提升和结构的优化,为交通可达性延伸及其社会经济效应的发挥进一步创造条件。第二,交通可达性提升对周边地区制造业出口升级存在明显的空间溢出效应,这对于推进区域一体化协调发展具有重大现实意义。因此,中央和地方政府在规划布局交通路网时应加强统筹协调,促进城市间社会经济联系,并在准确定位发展特征的基础上放大自身比较优势,强化区域整体出口竞争力。由于交通可达性对城市制造业出口升级的溢出效应在300km以内最为强烈,此距离基本对应高铁时速,因此,未来应加快推进1小时经济圈建设,强化发达节点城市对邻近欠发达城市的辐射带动效应,促进区域制造业出口竞争力整体提升。但考虑到高铁建设对周边城市溢出效应的非对称性,未开通高铁城市也不应盲目加入高铁建设的“争路运动”中,而应加强对高铁建设成本与收益的理性评估,并通过打造多种形式的连接渠道,实现与高铁城市的紧密对接,加速融入高铁“赋能圈”,放大交通路网对周边地区出口竞争力提升的辐射效应。第三,交通可达性提升能够通过促进技术溢出、加强产业集聚、优化资源配置、强化市场整合等多维传导机制间接提升城市制造业出口技术复杂度。因此,地方政府在规划完善区域交通网络布局的同时,应推进城市软件基础设施同步建设和相关人才、资金、技术引进等配套政策的制定,加强地区间的制度协调,在制度层面上进一步推进区域一体化发展,努力放大高铁的“同城效应”,为充分发挥交通可达性提升赋能城市制造业出口升级的传导效应提供良好保障。