宋大強(qiáng)，王紫綺

(南京財(cái)經(jīng)大學(xué) 產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究院，江蘇 南京 210046)

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的異質(zhì)性分析
——基于我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)空間計(jì)量研究

宋大強(qiáng)，王紫綺

(南京財(cái)經(jīng)大學(xué) 產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究院，江蘇 南京 210046)

基于空間計(jì)量模型，選取我國(guó)28個(gè)省市2007～2013年的面板數(shù)據(jù)，分別探討了貿(mào)易成本對(duì)各省市經(jīng)濟(jì)總量和服務(wù)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。在此基礎(chǔ)之上，同時(shí)采用簡(jiǎn)單權(quán)重矩陣和地理權(quán)重矩陣，檢驗(yàn)并比較了各省總體經(jīng)濟(jì)和服務(wù)業(yè)經(jīng)濟(jì)的空間溢出效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明，貿(mào)易成本對(duì)各省市總體經(jīng)濟(jì)和服務(wù)業(yè)經(jīng)濟(jì)均具有正向促進(jìn)作用，但經(jīng)濟(jì)總量對(duì)貿(mào)易成本的敏感度比服務(wù)業(yè)經(jīng)濟(jì)要高。此外，各省市的總體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)都存在空間溢出效應(yīng)。最后，本文提出了提升經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總量和服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的政策建議。

空間計(jì)量；溢出效應(yīng)；經(jīng)濟(jì)總量；服務(wù)業(yè)；異質(zhì)性

面對(duì)全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇動(dòng)力不足，國(guó)內(nèi)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放緩的復(fù)雜國(guó)內(nèi)外環(huán)境，以中間品貿(mào)易為代表的服務(wù)業(yè)保持了良好的發(fā)展態(tài)勢(shì)，為我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出了極大的貢獻(xiàn)。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)服務(wù)業(yè)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率從2000年的36.3%增長(zhǎng)至2015年的50.5%，其中，2015年服務(wù)業(yè)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率首次超過了50%。這表明，現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)標(biāo)志性特征是服務(wù)業(yè)增加值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重不斷上升[1]。2000～2015年，我國(guó)服務(wù)業(yè)對(duì)GDP增長(zhǎng)的拉動(dòng)從3.1%攀升至3.5%，其中，2014年服務(wù)業(yè)對(duì)GDP增長(zhǎng)的拉動(dòng)首次超過了工業(yè)?？梢钥闯觯?wù)業(yè)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中將逐漸占據(jù)主導(dǎo)地位。目前，我國(guó)正處于從工業(yè)主導(dǎo)向服務(wù)業(yè)主導(dǎo)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時(shí)刻，黨和政府明確提出，“十三五”時(shí)期要加快經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)，形成以服務(wù)業(yè)主導(dǎo)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。顯然，服務(wù)業(yè)已經(jīng)成為新一輪工業(yè)革命趨勢(shì)下推動(dòng)一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵性產(chǎn)業(yè)。

伴隨著新一輪工業(yè)革命，信息技術(shù)的快速發(fā)展大大增強(qiáng)了服務(wù)業(yè)的可貿(mào)易性[2]，服務(wù)業(yè)不再是一種“獨(dú)立式發(fā)展”的產(chǎn)業(yè)，服務(wù)業(yè)發(fā)展的區(qū)域聯(lián)系密切，服務(wù)貿(mào)易往來愈加頻繁。尤其是，隨著交通運(yùn)輸?shù)娜蚧?、網(wǎng)絡(luò)式發(fā)展帶來的市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大及貿(mào)易成本降低，極大促進(jìn)了國(guó)內(nèi)貿(mào)易、國(guó)際貿(mào)易的發(fā)展?jié)摿?。而依?jù)新貿(mào)易理論和新經(jīng)濟(jì)地理理論，貿(mào)易成本是影響產(chǎn)業(yè)空間經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的重要因素。一般來說，貿(mào)易成本會(huì)提高地區(qū)之間產(chǎn)品和生產(chǎn)要素自由流動(dòng)的門檻，阻礙專業(yè)化分工的形成，進(jìn)而無(wú)法獲得由規(guī)模經(jīng)濟(jì)性和要素空間溢出效應(yīng)帶來的巨大收益[3]。因此，本文選擇從貿(mào)易成本角度切入，研究我國(guó)31個(gè)省市的服務(wù)業(yè)及整體經(jīng)濟(jì)之間的空間影響效應(yīng)。

那么，貿(mào)易成本對(duì)各地區(qū)服務(wù)業(yè)及整體經(jīng)濟(jì)有何影響？貿(mào)易成本是否對(duì)各地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生了異質(zhì)性影響？我國(guó)各地區(qū)服務(wù)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及整體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否產(chǎn)生空間上的溢出效應(yīng)？在新常態(tài)背景下，對(duì)這些問題的探索和研究，不僅有助于厘清服務(wù)業(yè)發(fā)展的動(dòng)態(tài)軌跡和提升路徑，解釋經(jīng)濟(jì)服務(wù)化時(shí)代世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新動(dòng)力，還有助于進(jìn)一步促進(jìn)我國(guó)服務(wù)業(yè)發(fā)展，帶動(dòng)國(guó)內(nèi)貿(mào)易深化，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)，為政府制定區(qū)域政策提供參考依據(jù)。

一、文獻(xiàn)綜述

(一)運(yùn)輸成本對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響研究

自空間經(jīng)濟(jì)學(xué)者提出“冰山運(yùn)輸成本”以來，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)如何降低服務(wù)業(yè)的貿(mào)易成本展開了研究。一部分學(xué)者提出，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)之間具有緊密的聯(lián)系——生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)出正是制造業(yè)的投入[4-5]，兩者之間的地理距離需要在合理的范圍之內(nèi)，否則制造業(yè)無(wú)法有效利用作為中間投入品的生產(chǎn)性服務(wù)。這種觀點(diǎn)認(rèn)為，制造業(yè)和服務(wù)業(yè)通過相互吸引而集聚在一起，最終極大地降低了服務(wù)對(duì)象的運(yùn)輸成本。對(duì)于這種觀點(diǎn)，Kolko運(yùn)用美國(guó)的行業(yè)樣本數(shù)據(jù)從經(jīng)驗(yàn)上間接地給出了證據(jù)[6]，即隨著運(yùn)輸成本的上升，服務(wù)業(yè)和制造業(yè)集聚在一起的趨勢(shì)更強(qiáng)。Markusen和Strand也得出了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的運(yùn)輸成本是決定兩種產(chǎn)業(yè)集聚與否的關(guān)鍵因素[7]。也就是說，運(yùn)輸成本的存在促使服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展，這促進(jìn)了服務(wù)行業(yè)的分工與合作，有利于服務(wù)業(yè)健康快速地發(fā)展。

國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于運(yùn)輸成本影響服務(wù)業(yè)發(fā)展的研究正在興起。胡鞍鋼、劉生龍基于空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型證明了交通運(yùn)輸?shù)恼獠啃訹8]，舉例來說，交通運(yùn)輸?shù)陌l(fā)展增強(qiáng)了勞動(dòng)力的空間流動(dòng)性，部分勞動(dòng)力自發(fā)地從低工資水平區(qū)域流向高工資水平區(qū)域，從而縮小了貧富差距，這顯然提升了社會(huì)的福利水平。從另一個(gè)角度來看，運(yùn)輸成本的下降能夠促進(jìn)勞動(dòng)力的流動(dòng)，而勞動(dòng)力的大規(guī)模流動(dòng)使得市場(chǎng)在地理空間上進(jìn)行擴(kuò)展，這時(shí)，生產(chǎn)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)性便會(huì)產(chǎn)生。更重要的是，夏杰長(zhǎng)等[9](P103-112)提出中國(guó)勢(shì)必迎來服務(wù)經(jīng)濟(jì)時(shí)代①，服務(wù)業(yè)將會(huì)占據(jù)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的“半壁江山”，可以想象，運(yùn)輸成本外部性的有效發(fā)揮將會(huì)對(duì)服務(wù)業(yè)的發(fā)展起到巨大作用。

另外，宣燁認(rèn)為中國(guó)中西部地區(qū)服務(wù)業(yè)的發(fā)展情況較之于東部地區(qū)處于劣勢(shì)[10]，交通基礎(chǔ)設(shè)施的落后帶來了高額的運(yùn)輸成本，西部地區(qū)服務(wù)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力提升的一個(gè)方法是通過改善交通條件來降低運(yùn)輸成本。與之相反的是，胡宗彪在異質(zhì)性企業(yè)的內(nèi)生技術(shù)選擇視角下對(duì)中國(guó)的不同生產(chǎn)率服務(wù)業(yè)出口企業(yè)進(jìn)行了研究[11]，總結(jié)出運(yùn)輸成本的下降并不會(huì)提升服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)率。究其原因是國(guó)內(nèi)服務(wù)部門的開放度仍然比較低，由政府規(guī)制等壁壘帶來的服務(wù)貿(mào)易成本依舊居高不下，運(yùn)輸成本的下降幅度未達(dá)到發(fā)揮效應(yīng)的最低水平。不僅如此，運(yùn)輸成本還會(huì)因地方保護(hù)主義的存在而被抬高[12-13]，服務(wù)業(yè)的發(fā)展將會(huì)再次受阻。

(二)服務(wù)業(yè)的空間溢出效應(yīng)研究

由Tobler[14]的地理學(xué)第一定律②可知，在一定的地理區(qū)域如洲、國(guó)家、省等空間單元內(nèi)搜集到的數(shù)據(jù)一般具有空間相關(guān)性[15]。鑒于此，從空間視角來分析經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象越來越引起國(guó)內(nèi)外諸多學(xué)者的關(guān)注。

近年來，相關(guān)學(xué)者基于新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的理論框架對(duì)服務(wù)業(yè)展開了研究，但相對(duì)集中在服務(wù)業(yè)的空間集聚和區(qū)位選擇等宏觀層面。比如，Eswaran and Kotwal[16]認(rèn)為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的集聚在改善區(qū)域投資環(huán)境、增強(qiáng)企業(yè)之間的信息共享以及加快地區(qū)科技創(chuàng)新等方面起著“催化劑”作用，也就是說，服務(wù)業(yè)的空間集聚將會(huì)大大提升區(qū)域內(nèi)部的經(jīng)濟(jì)活力。值得注意的是，服務(wù)業(yè)的集聚加快了高新技術(shù)的到來進(jìn)而激發(fā)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)潛力，而經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)又會(huì)更多地依賴高新技術(shù)，這又會(huì)引起服務(wù)業(yè)的集聚[17-18]。眾所周知，不同于農(nóng)業(yè)品和工業(yè)品，服務(wù)業(yè)具有生產(chǎn)和消費(fèi)在時(shí)空上的同一性。據(jù)此，服務(wù)業(yè)集聚需要考慮諸如經(jīng)濟(jì)、信息、人文和空間等區(qū)位因素[19-21]，且不同的區(qū)位因素側(cè)重會(huì)帶來差異化的服務(wù)業(yè)集聚。

整體而言，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)服務(wù)業(yè)空間集聚的研究為深入地考察服務(wù)業(yè)的空間溢出效應(yīng)提供了理論和實(shí)證支撐。例如，王琢卓[22]運(yùn)用中國(guó)2003～2011年的城市面板數(shù)據(jù)測(cè)度了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用范圍，結(jié)果表明，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的有效溢出范圍是200公里，這與余泳澤等[23]的結(jié)論是一致的。此外，席強(qiáng)敏和李國(guó)平[24]認(rèn)為在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)不斷集聚的這一背景之下，京津冀地區(qū)可以通過合理分工來協(xié)調(diào)地區(qū)之間的發(fā)展，從而實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)空間外溢效應(yīng)。

總的來看，運(yùn)輸成本的降低有利于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展這一觀點(diǎn)得到了大多數(shù)學(xué)者的認(rèn)同；而且，隨著服務(wù)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中比值的不斷上升，運(yùn)輸成本在服務(wù)業(yè)發(fā)展中越來越受到重視。與以往的研究相比，本文試圖在以下兩個(gè)方面進(jìn)行創(chuàng)新：第一，從理論上探討運(yùn)輸成本影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制，在此基礎(chǔ)之上，尋求降低運(yùn)輸成本進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最佳路徑；第二，運(yùn)用空間計(jì)量學(xué)的方法分別測(cè)算中國(guó)整體GDP和服務(wù)業(yè)GDP的空間效應(yīng)，以豐富前人的研究。

二、實(shí)證模型與數(shù)據(jù)

(一)莫蘭指數(shù)

1970年美國(guó)地理學(xué)家W.R.Tobler提出了“地理學(xué)第一定律”，他認(rèn)為“距離近的事物之間的聯(lián)系要大于距離遠(yuǎn)的事物”。這里的聯(lián)系是指空間上的事物的空間相關(guān)性常常使用莫蘭指數(shù)來度量。一般說來，莫蘭指數(shù)分為全局莫蘭指數(shù)(Global Moran I)和局部莫蘭指數(shù)(Anselin Local Moran I)。本文為了更好地說明GDP和服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值的空間效應(yīng)，選取全局莫蘭指數(shù)來進(jìn)行研究。莫蘭指數(shù)是一個(gè)有理數(shù)，經(jīng)過方差歸一化之后，它的值會(huì)被歸一化到-1.0～1.0之間。其中Moran’s I>0時(shí)表示空間正相關(guān)性，所謂正相關(guān)顧名思義就是隨著自變量的增長(zhǎng)，應(yīng)變量也隨著增長(zhǎng)，那么空間上面的正相關(guān)，就是指隨著空間分布位置(距離)的聚集，相關(guān)性就也就越發(fā)顯著。其值越大，空間相關(guān)性越明顯。Moran’s I<0時(shí)則表示空間負(fù)相關(guān)性，其值越小，空間差異越大，即相關(guān)性隨著自變量的增長(zhǎng)而減少，即隨著空間分布位置的離散，反而相關(guān)性變得顯著了。Moran’s I=0，表示空間分布呈隨機(jī)性。全局Moran I指數(shù)的具體表達(dá)式為：

(1)

關(guān)于莫蘭指數(shù)，可以使用標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計(jì)量Z來檢驗(yàn)空間自相關(guān)是否能通過顯著性檢驗(yàn)，Z的計(jì)算公式為：

(2)

當(dāng)Z值為正并且顯著時(shí)(對(duì)應(yīng)I∈(0,1]，表明存在正的空間自相關(guān)；當(dāng)Z值為負(fù)且顯著時(shí)(對(duì)應(yīng)I∈[-1,0)，表明存在負(fù)的空間自相關(guān)；當(dāng)Z值為零時(shí)(對(duì)應(yīng)I=0)，表明不存在空間自相關(guān)，即觀測(cè)值呈獨(dú)立隨機(jī)。

(二)權(quán)重矩陣

(1)簡(jiǎn)單權(quán)重矩陣

這是一種簡(jiǎn)單而又常用的空間權(quán)重矩陣，它的主要根據(jù)就是看兩個(gè)區(qū)域在空間上是否相鄰，如果相鄰就取值為1，否則取值為0。用這種方法來構(gòu)建空間權(quán)重矩陣是有一定合理性的，主要是因?yàn)橥ǔ傻卦诳臻g上相鄰的話，交流起來也會(huì)更加方便，進(jìn)行貨物貿(mào)易也可以大大地節(jié)約運(yùn)輸成本。

(3)

(2)地理距離權(quán)重矩陣

這種權(quán)重矩陣是以兩個(gè)省的省會(huì)距離的倒數(shù)來衡量的，從而為這兩個(gè)相鄰省份之間的“相鄰”程度進(jìn)行賦值。如果兩個(gè)省的省會(huì)距離越短，說明這兩個(gè)地區(qū)的“相鄰”程度就會(huì)越高，那么這兩個(gè)地區(qū)相互流動(dòng)和滲透的可能性顯然會(huì)越高，因而用地理距離權(quán)重矩陣也有一定的合理性。

(三)空間回歸模型

空間回歸模型主要解決線性回歸中空間依賴關(guān)系的相關(guān)問題。根據(jù)模型設(shè)定時(shí)對(duì)“空間”的體現(xiàn)方法的不同，空間計(jì)量模型主要分為空間滯后模型(SAR模型)和空間誤差模型(SEM模型)。空間滯后模型反映了因變量的影響因素會(huì)通過空間傳導(dǎo)機(jī)制作用于其他地區(qū)；而空間誤差模型則強(qiáng)調(diào)區(qū)域外溢并不是主動(dòng)的，而是隨機(jī)沖擊的結(jié)果。

空間滯后通常被假定是空間自回歸過程，因此空間滯后模型(SAR模型)又稱為空間自回歸模型，其表達(dá)式如下：

(4)

其中，y是因變量，X是解釋變量，W是空間權(quán)重矩陣，β是的參數(shù)向量，ρ是空間滯后項(xiàng)wy的參數(shù)，其衡量觀測(cè)值之間的空間相互作用程度，ε是白噪音干擾項(xiàng)。

空間誤差模型(SEM模型)的空間AR(1)的形式：

(5)

(5)式中，W是空間權(quán)重矩陣，ε是回歸殘差向量，λ是自回歸參數(shù)，衡量了樣本觀察值之間的空間依賴作用，即相鄰地區(qū)的觀察值y與本地區(qū)觀察值y之間的影響程度以及方向，當(dāng)?shù)貐^(qū)之間的相互作用因所處的相對(duì)位置不同而產(chǎn)生差異時(shí)，則采用這種模型。

(四)數(shù)據(jù)說明

本文研究的樣本范圍是中國(guó)31個(gè)省市(不包含港澳臺(tái))，選取了從2007～2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。本文數(shù)據(jù)主要來源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，交通統(tǒng)計(jì)年鑒，中國(guó)財(cái)政年鑒，部分?jǐn)?shù)據(jù)來自分省統(tǒng)計(jì)年鑒。

(1)被解釋變量

分省市服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值(service)。表示某一省市某一年的服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值。本文選取了中國(guó)大陸31個(gè)省市的2007～2013年的服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值。

分省市國(guó)民生產(chǎn)總值(gdp)。表示某一省市某一年的國(guó)民生產(chǎn)總值。本文選取了中國(guó)大陸31個(gè)省市的2007～2013年的國(guó)民生產(chǎn)總值。

(2)解釋變量

貿(mào)易成本(cost)。貿(mào)易保護(hù)主義或多或少一直都在各地存在，但是各省的保護(hù)程度還是有所差別的，由于貿(mào)易成本沒法直接獲取，本文采用譚洪波(2013)[25]所采用的方法，選取當(dāng)?shù)卣钠髽I(yè)所得稅占當(dāng)?shù)刎?cái)政收入的比重，然后再乘以當(dāng)?shù)氐腉DP占全國(guó)的GDP的比值來作為各個(gè)地方政府保護(hù)程度即貿(mào)易成本的代理變量。

勞動(dòng)投人(labor)。在理論上，勞動(dòng)投入應(yīng)綜合考慮多種因素，如勞動(dòng)人數(shù)、勞動(dòng)時(shí)間、勞動(dòng)質(zhì)量(效率)等，但實(shí)際研究中由于一些數(shù)據(jù)不便收集，因此我們查閱相關(guān)資料后決定采用王恕立[26]采用的方法，將服務(wù)業(yè)分行業(yè)的“年末從業(yè)人員數(shù)”作為勞動(dòng)投人指標(biāo)的代理變量。為了得到2007～2013年服務(wù)業(yè)分行業(yè)的全社會(huì)年末從業(yè)人數(shù)，本文采用如下公式進(jìn)行估算：“服務(wù)業(yè)分行業(yè)的全社會(huì)就業(yè)人數(shù)= 服務(wù)業(yè)全社會(huì)總就業(yè)人數(shù)x(服務(wù)業(yè)分行業(yè)的城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)/服務(wù)業(yè)城鎮(zhèn)單位總就業(yè)人數(shù))”。

資本投入(capital)。資本投入我們用國(guó)際上通用的永續(xù)盤存法(perpetual inventory method)③來進(jìn)估算，公式為:

(6)

其中Ki,t表示i地區(qū)在t年的服務(wù)業(yè)資本存量，Ii,t表示i地區(qū)在t年的服務(wù)業(yè)不變價(jià)固定資本投資額。δi,t表示資本折舊率。Ki,t-1運(yùn)用Harberger[27](P69-151)提出的穩(wěn)態(tài)方法來推導(dǎo)：

(7)

本文分別使用各省市的服務(wù)業(yè)實(shí)際增加值在2007～2013年和服務(wù)業(yè)分行業(yè)實(shí)際增加值在2007～2013年的幾何平均增長(zhǎng)率來表示。本文依然參照遵循王恕立[26]的做法，將中國(guó)服務(wù)業(yè)的資本折舊率統(tǒng)一設(shè)為4%。

數(shù)據(jù)描述如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

注：表中結(jié)果由Stata14.0軟件計(jì)算整理得出。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)貿(mào)易成本分布情況簡(jiǎn)介

根據(jù)我國(guó)31個(gè)各省市的貿(mào)易成本數(shù)據(jù)，運(yùn)用ArcGIS軟件回歸出的結(jié)果見圖1，從圖中可以看出，我國(guó)東南沿海地區(qū)的貿(mào)易成本最高，其次是靠近東南沿海地區(qū)的中部地區(qū)，再者是東北地區(qū)以及少數(shù)南部地區(qū)，貿(mào)易成本最低的區(qū)域當(dāng)屬西部地區(qū)。由上圖可知，我國(guó)的貿(mào)易成本分布情況具有較強(qiáng)的地域特征。

圖1 貿(mào)易成本分布情況

(二)空間相關(guān)性的檢驗(yàn)結(jié)果

我國(guó)31省之間到底存不存在著空間相關(guān)性呢?表1給出了在統(tǒng)計(jì)性描述部分所說的簡(jiǎn)單權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣條件下，我國(guó)2007～2013年各省市GDP的莫蘭統(tǒng)計(jì)值情況。

表2 2007～2013年中國(guó)31省市GDP的Moran’s I 統(tǒng)計(jì)指標(biāo)

注：上表根據(jù)Stata14.0中的相關(guān)命令運(yùn)行結(jié)果整理所得。

從表2中我們可以看出我國(guó)31省市的GDP存在著顯著的正的空間自相關(guān)。 無(wú)論是簡(jiǎn)單權(quán)重矩陣，抑或是地理距離權(quán)重矩陣，莫蘭統(tǒng)計(jì)值都通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)。我們還可以從表1中看出我國(guó)各省市GDP之間的空間相關(guān)性比較穩(wěn)定，上下浮動(dòng)并不大。由于我國(guó)各省市GDP之間存在著顯著的正的空間相關(guān)性，這表明在考慮各省間GDP的情況時(shí)應(yīng)該考慮這種空間關(guān)系。

同樣，表3給出了在簡(jiǎn)單權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣條件下，2007～2013年我國(guó)各省市的服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值的莫蘭統(tǒng)計(jì)值情況。

表3 2007～2013年中國(guó)31省市服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值的Moran’s I統(tǒng)計(jì)指標(biāo)

注：上表根據(jù)Stata14.0中的相關(guān)命令運(yùn)行結(jié)果整理所得。

從表3中可以看出我國(guó)31省市的服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值存在著較為顯著的空間自相關(guān)，但簡(jiǎn)單權(quán)重矩陣下的空間自相關(guān)性相對(duì)于地理距離權(quán)重矩陣條件下的空間相關(guān)性要大得多，兩種情況下莫蘭值大多通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)。從表2中我們還能夠看出我國(guó)各省市服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值之間的空間相關(guān)性比較穩(wěn)定④。

對(duì)比表2不難發(fā)現(xiàn)，簡(jiǎn)單權(quán)重矩陣條件下各省市GDP之間的空間相關(guān)性要比各省市服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值之間的空間相關(guān)性強(qiáng)，而在地理距離權(quán)重矩陣條件下各省市GDP之間的空間相關(guān)性則不如服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值之間的空間相關(guān)性。

(三)貿(mào)易成本外溢效應(yīng)研究

因?yàn)楸疚乃玫降哪Ｐ统霈F(xiàn)了空間滯后因變量以及空間滯后誤差項(xiàng)，所以不再滿足高斯馬爾科夫定理，不能再用簡(jiǎn)單的OLS進(jìn)行回歸。我們分別在簡(jiǎn)單權(quán)重和地理距離權(quán)重條件下，運(yùn)用SEM和SAR模型進(jìn)行分析，估計(jì)結(jié)果見表4。

表4 空間溢出效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果(1)

注：綜合運(yùn)用STATA14.0和MARTLAB13.0兩種軟件，采用SEM模型(空間誤差模型)和SAR模型(空間滯后模型)兩種空間效應(yīng)模型進(jìn)行對(duì)比分析；*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平；圓括號(hào)內(nèi)顯示的是穩(wěn)健的P值。

表4的解釋變量中第七到第九行數(shù)據(jù)為與空間計(jì)量相關(guān)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn),根據(jù)這些統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的結(jié)果,我們發(fā)現(xiàn)用簡(jiǎn)單權(quán)重和地理距離權(quán)重作為空間權(quán)重矩陣的選擇時(shí),模型不光存在空間自回歸效應(yīng),也存在空間誤差滯后效應(yīng)。

從方程(1)中可以看出, 貿(mào)易成本、勞動(dòng)投入和資本投入的產(chǎn)出彈性分別為0.159、0.191、0.653，略大于地理距離權(quán)重作為空間權(quán)重矩陣時(shí)對(duì)應(yīng)的各結(jié)果(即(3)式對(duì)應(yīng)的參數(shù))。具體地，勞動(dòng)投入每增加1個(gè)單位，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp)提高19.1%；資本投入每提高1個(gè)單位，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp)則會(huì)有65.3%的提升。特別的，貿(mào)易成本每增加1個(gè)單位，能夠顯著促進(jìn)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp)增長(zhǎng)15.9%。各參數(shù)都通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。(2)式中的SAR回歸結(jié)果顯示，貿(mào)易成本、勞動(dòng)投入和資本投入的產(chǎn)出彈性分別為0.124、0.138、0.674，與(4)式結(jié)果相差不大。其中，貿(mào)易成本每增加1個(gè)單位，使得國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp)提升12.4%；勞動(dòng)投入每提升1個(gè)單位，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp)增長(zhǎng)13.8%；資本投入每提高1個(gè)單位，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp)的增加程度達(dá)到67.4%，各參數(shù)同樣都通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)。由以上各式中我們可以看出λ和ρ都通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，貿(mào)易成本的系數(shù)較高且十分顯著，由此可見我國(guó)以lngdp作為被解釋變量的空間溢出效應(yīng)的存在性十分明顯。

表5 空間溢出效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果(2)

注：綜合運(yùn)用STATA14.0和MARTLAB13.0兩種軟件，采用SEM模型(空間誤差模型)和SAR模型(空間滯后模型)兩種空間效應(yīng)模型進(jìn)行對(duì)比；*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平；圓括號(hào)內(nèi)顯示的是穩(wěn)健的P值。

表5為以中國(guó)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)(lnservice)為被解釋變量的空間溢出效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，分別運(yùn)用了簡(jiǎn)單權(quán)重和地理距離權(quán)重作為空間權(quán)重矩陣。總體看來，各變量大多十分顯著，且各模型R2均大于0.93，擬合效果很好。不難發(fā)現(xiàn)(1)、(3)式中均存在空間自回歸效應(yīng),而且估計(jì)出的空間自回歸系數(shù)λ值均小于1。同樣，(2)和(4)式中的空間滯后參數(shù)ρ也同樣小于1，因此,我們分析的模型是穩(wěn)定的。

在方程(1)中，貿(mào)易成本、勞動(dòng)投入和資本投入的產(chǎn)出彈性分別為0.021、0.428、0.642,它們之和處于1的附近,這和生產(chǎn)函數(shù)規(guī)模報(bào)酬不變的性質(zhì)是相符合的，(3)式的結(jié)果與此類似，且各參數(shù)均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。具體地，勞動(dòng)投入每增加1個(gè)單位，能夠使得中國(guó)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值(service)增長(zhǎng)42.8%；資本投入每提高1個(gè)單位，中國(guó)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值(service)則增加64.2%。特別地，貿(mào)易成本每增加1個(gè)單位，中國(guó)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值(service)會(huì)有2.1%的提升?？傊?，(1)、(3)的估計(jì)結(jié)果基本上符合經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋,且我們從實(shí)證(λ十分顯著)中可以看出中國(guó)服務(wù)業(yè)空間溢出效應(yīng)的確是存在的。

同樣對(duì)于方程(2)，貿(mào)易成本每增加1個(gè)單位，能夠顯著促進(jìn)中國(guó)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值(service)提升2.7%；勞動(dòng)投入每提升1個(gè)單位，中國(guó)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值(service)增長(zhǎng)39.5%；資本投入每提高1個(gè)單位，中國(guó)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值(service)就增加63.2%，各參數(shù)同樣都通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。同樣可以看出中國(guó)服務(wù)業(yè)空間溢出效應(yīng)的存在性。

通過比較表3和表4中cost的系數(shù)以及對(duì)應(yīng)的λ與ρ系數(shù)，我們不難發(fā)現(xiàn)以lngdp作為被解釋變量的空間溢出效應(yīng)要顯然大于以lnservice作為被解釋變量的空間溢出效應(yīng)，即我國(guó)的空間溢出效應(yīng)對(duì)于我國(guó)的GDP作用更加明顯。

四、結(jié)論與政策建議

本文采用空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量手段建立對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型，利用2007～2013年中國(guó)31省市的面板數(shù)據(jù)，從實(shí)證維度驗(yàn)證了貿(mào)易成本對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)總量和服務(wù)業(yè)發(fā)展的作用影響，并對(duì)總體經(jīng)濟(jì)與服務(wù)經(jīng)濟(jì)的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行了驗(yàn)證，主要結(jié)論如下：

用簡(jiǎn)單權(quán)重矩陣和地理距離權(quán)重矩陣檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)總量增長(zhǎng)和服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)時(shí)，Moran’I值均通過了顯著性檢驗(yàn)，即中國(guó)28省市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)均存在空間溢出效應(yīng)。根據(jù)我們的實(shí)證結(jié)果，無(wú)論是中國(guó)經(jīng)濟(jì)總量的增長(zhǎng)還是服務(wù)業(yè)總量的提升，貿(mào)易成本都對(duì)其表現(xiàn)出顯著正向作用。具體來看，對(duì)于經(jīng)濟(jì)總量而言，簡(jiǎn)單權(quán)重和地理距離權(quán)重下的貿(mào)易成本彈性系數(shù)大體一致，貿(mào)易成本每增加1%，經(jīng)濟(jì)總量平均增加13.4%，同樣對(duì)于服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)情況，貿(mào)易成本每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，服務(wù)業(yè)將平均增長(zhǎng)0.024個(gè)百分點(diǎn)。這一現(xiàn)象與企業(yè)隨貿(mào)易成本提升而提高其勞動(dòng)分工水平與勞動(dòng)生產(chǎn)率有關(guān)，進(jìn)而擴(kuò)大市場(chǎng)范圍，加快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總量與服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平。另外，中國(guó)貿(mào)易成本的地域特征也比較明顯，表現(xiàn)為從東南沿海到中部地區(qū)再到東北以及少數(shù)南部地區(qū)呈逐漸降低的趨勢(shì)。

本文的政策啟示主要有以下幾點(diǎn)：

(1)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升，尤其是服務(wù)業(yè)在地區(qū)GDP中的占比日益突出，是增加居民整體收入水平和減少社會(huì)貧困的重要手段，而貿(mào)易成本的提升既能夠直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，又能夠通過其正外部性間接對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生拉動(dòng)作用，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又進(jìn)一步降低我國(guó)貧困發(fā)生率，增加居民福祉，保障社會(huì)安定團(tuán)結(jié)。因此，加大地區(qū)之間的貿(mào)易成本，是激勵(lì)本地與鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)總量和服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)的有效途徑。

(2)由于歷史原因以及資源稟賦不同，我國(guó)地區(qū)之間發(fā)展并不均衡，呈東、中、西三大經(jīng)濟(jì)帶分布，東南沿海地區(qū)貿(mào)易成本相對(duì)較高，中部地區(qū)次之，西北地區(qū)相對(duì)落后。因此政府應(yīng)該在政策上加以引導(dǎo)，充分發(fā)揮東部沿海的帶動(dòng)作用，與此同時(shí)加大中西部地區(qū)貿(mào)易成本財(cái)政投入，增加交通等基礎(chǔ)設(shè)施投入，這將有利于減緩中國(guó)地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡現(xiàn)象，縮小地域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，協(xié)調(diào)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

(3)過高的貿(mào)易成本對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有雙向影響，一方面貿(mào)易成本具有正向外部性，可以帶動(dòng)本地區(qū)與相鄰區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，另一方面，貿(mào)易成本的負(fù)向外部作用也不容忽視，貿(mào)易成本加大也會(huì)導(dǎo)致不同地區(qū)間貿(mào)易壁壘增加，較高的貿(mào)易壁壘將抑制經(jīng)濟(jì)總量尤其是服務(wù)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。所以在一定范圍內(nèi)適度增加貿(mào)易成本，使貿(mào)易成本的正、負(fù)外部性相抵之后的“凈外部性”盡可能地大，是相關(guān)部門應(yīng)著重考慮的問題。

注釋：

① 夏杰長(zhǎng)等(2010)認(rèn)為，中國(guó)在“十二五”時(shí)期末(2015年)最有可能進(jìn)入服務(wù)經(jīng)濟(jì)時(shí)代。

② 地理學(xué)第一定律——萬(wàn)物都是關(guān)聯(lián)的，但近的比遠(yuǎn)的關(guān)聯(lián)大。

③ 永續(xù)盤存法(Perpetual inventory(stock) system)，亦稱“賬面盤存法”。它是對(duì)于資產(chǎn)的增加和減少，根據(jù)各種有關(guān)憑證，在賬簿中逐日逐筆進(jìn)行登記，并隨時(shí)結(jié)算出各種資產(chǎn)賬面結(jié)存數(shù)額的一種方法。

④ 簡(jiǎn)單權(quán)重矩陣下我國(guó)各省市服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值的Moran’s I值穩(wěn)定在0.165到0.185之間，地理距離權(quán)重矩陣條件下我國(guó)各省市服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值的Moran’s I值穩(wěn)定在0.040到0.044之間。

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Heterogeneity of Economic Growth and Development Level of Service Industry— Spatial Econometrics Study Based on Chinese Provincial Panel Data

SONG Daqiang, WANG Ziqi

(SchoolofIndustrialDevelopment,NanjingUniversityofFinance&Economics,Nanjing210046,China)Abstract: Based on panel data of 28 Chinese provinces from 2007 to 2013, this paper uses spatial econometric model to discuss the impact of trade costs on total economy and service economic of each province respectively. On this basis, the article tests and compares the space spillover effect of overall provincial economy and the service economy by using simple and geographical weight matrix at the same time. The empirical results show that the trade costs have a positive role in promoting the provinces overall economy and service economy, but the total economy is more sensitive to trade costs than the service economy does. In addition, the growth of overall economy and service industry has spatial spillover effects. Finally, this paper proposes policies and recommendations to enhance the level of overall growth and development of the service sector of the economy.

spatial econometrics; spillover effect；economic aggregate; service industry; heterogeneity

2016-09-02

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)下的我國(guó)高端服務(wù)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力提升研究”(13BJL045)；教育部人文社科基金(11YJA790175)。

宋大強(qiáng)(1992-)，男，安徽亳州人，碩士研究生，研究方向：產(chǎn)業(yè)組織與服務(wù)經(jīng)濟(jì)；王紫綺(1993-)，女，江蘇常熟人，碩士研究生，研究方向：產(chǎn)業(yè)組織與服務(wù)經(jīng)濟(jì)。

F224.0

A

1009-9735(2017)01-0074-08