蔣荷新

(上海師范大學(xué) 商學(xué)院，上海 200234)

交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的溢出效應(yīng)
——基于省際的空間計(jì)量模型分析

蔣荷新

(上海師范大學(xué) 商學(xué)院，上海 200234)

生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)因其服務(wù)的專(zhuān)業(yè)化和即時(shí)化特點(diǎn)，傾向于在交通發(fā)達(dá)的城市集聚，本文基于2005～2015年省際的空間計(jì)量分析證實(shí)了上述結(jié)論，即交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)所在地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展具有顯著的正向促進(jìn)作用。研究還發(fā)現(xiàn)：相鄰地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展存在正向的空間溢出效應(yīng)，并且這一溢出效應(yīng)主要發(fā)生在市場(chǎng)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相近的地區(qū)之間，地理上鄰近性的作用相對(duì)較弱。這一結(jié)論一定程度上解釋了部分地理位置相鄰但市場(chǎng)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同的地區(qū)間生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展趨勢(shì)出現(xiàn)分化的現(xiàn)象。通過(guò)對(duì)空間溢出效應(yīng)的分解可以發(fā)現(xiàn)，交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)鄰近地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展存在正向的空間溢出效應(yīng)，但全國(guó)層面的空間溢出效應(yīng)較小，這與不同地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展階段和溢出效應(yīng)的差異有關(guān)，因此政府需要根據(jù)地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展所處的階段及發(fā)展?jié)摿M(jìn)行交通基礎(chǔ)設(shè)施的投資和建設(shè)。

交通基礎(chǔ)設(shè)施；空間溢出效應(yīng)；生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

知識(shí)經(jīng)濟(jì)、信息經(jīng)濟(jì)時(shí)代，時(shí)間價(jià)值在企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策中的作用日益重要，企業(yè)在進(jìn)行區(qū)位決策時(shí)，已經(jīng)由傳統(tǒng)的市場(chǎng)指向、成本指向轉(zhuǎn)變?yōu)闀r(shí)間價(jià)值指向。對(duì)于為各類(lèi)企業(yè)提供專(zhuān)業(yè)化服務(wù)的生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)而言，時(shí)間價(jià)值顯得尤為重要。根據(jù)空間經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，地區(qū)間要素流動(dòng)所面臨的相對(duì)時(shí)間與相對(duì)距離會(huì)隨著交通技術(shù)的進(jìn)步而縮短，即出現(xiàn)“空間匯聚”現(xiàn)象[1]。發(fā)達(dá)的交通基礎(chǔ)設(shè)施可以加快生產(chǎn)要素的流動(dòng)速度，擴(kuò)大生產(chǎn)要素的流動(dòng)范圍，降低企業(yè)的運(yùn)輸和信息成本，從而吸引了大量對(duì)時(shí)間成本、信息成本敏感的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)在交通發(fā)達(dá)的節(jié)點(diǎn)城市集聚，因此交通基礎(chǔ)設(shè)施作為一種可以實(shí)現(xiàn)“時(shí)空壓縮”的工具、經(jīng)濟(jì)的“黏合劑”，成為地區(qū)實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)快速發(fā)展的一個(gè)重要前提條件[2]。

同時(shí)，交通基礎(chǔ)設(shè)施又是一種社會(huì)公共產(chǎn)品，具有典型的網(wǎng)絡(luò)性與外部性[3]。交通基礎(chǔ)設(shè)施的網(wǎng)絡(luò)性不僅有助于形成運(yùn)輸?shù)囊?guī)模效應(yīng)和范圍效應(yīng)，降低生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)的運(yùn)輸成本，還可以強(qiáng)化跨地區(qū)企業(yè)的相互學(xué)習(xí)和交流，提高企業(yè)的生產(chǎn)效率；交通基礎(chǔ)設(shè)施的外部性則使一個(gè)地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響不再局限于本地區(qū)，而是外溢至鄰近地區(qū)。具體地，這一外溢作用通過(guò)影響生產(chǎn)要素的流動(dòng)表現(xiàn)為兩個(gè)相反的方向：在本地的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展處于上升周期時(shí)，本地交通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展可以吸引鄰近地區(qū)更多的生產(chǎn)要素向當(dāng)?shù)鼐奂?，促進(jìn)當(dāng)?shù)厣a(chǎn)性服務(wù)業(yè)的快速發(fā)展，此時(shí)交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)鄰近地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)發(fā)展呈現(xiàn)負(fù)向溢出效應(yīng)；而當(dāng)本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)要素需求達(dá)到飽和時(shí)，生產(chǎn)要素會(huì)借助發(fā)達(dá)的交通運(yùn)輸網(wǎng)絡(luò)向周?chē)貐^(qū)流動(dòng)，促進(jìn)鄰近地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，此時(shí)，交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)鄰近地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展呈現(xiàn)正向溢出效應(yīng)。此外，對(duì)于發(fā)展水平顯著低于鄰近地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)“洼地”而言，發(fā)達(dá)的交通基礎(chǔ)設(shè)施也可能導(dǎo)致本地生產(chǎn)要素的外流，從而對(duì)鄰近地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)發(fā)展產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)。

目前，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響因素進(jìn)行了大量研究，但是關(guān)于交通基礎(chǔ)設(shè)施與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)關(guān)系的研究相對(duì)較少，相似的文獻(xiàn)也主要集中于研究交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響。Bonnafous和Kim先后研究了高鐵對(duì)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)高鐵可以通過(guò)提高地區(qū)可達(dá)性和交通基礎(chǔ)設(shè)施能力，加速服務(wù)業(yè)要素空間流通，促進(jìn)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展和就業(yè)人口增加[4][5]；Krugman的研究表明，更好的交通基礎(chǔ)設(shè)施可以降低人員的運(yùn)輸時(shí)間，允許企業(yè)和居民更多地購(gòu)買(mǎi)和使用本地沒(méi)有的專(zhuān)業(yè)化程度更高的服務(wù)，從而促進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展[6]。一般認(rèn)為，便捷的交通基礎(chǔ)設(shè)施可以加快要素的跨地區(qū)流動(dòng)，提高全要素生產(chǎn)率來(lái)促進(jìn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)此也有一些研究。吳昌南等的研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)東部地區(qū)高速公路密度與服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率呈正相關(guān)關(guān)系，但在中部、西部地區(qū)兩者呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[7]；高翔等用2008年第二次經(jīng)濟(jì)普查企業(yè)數(shù)據(jù)和縣級(jí)高速公路的數(shù)據(jù)研究了交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)服務(wù)業(yè)企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，結(jié)果表明有高速公路連接的服務(wù)業(yè)企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率更高[8]；王曉玲等測(cè)算了2003～2013年資源枯竭型地級(jí)城市服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率，認(rèn)為交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)資源枯竭型城市服務(wù)業(yè)效率具有顯著的正向影響[9]。另有一些國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響進(jìn)行了研究，肖雁飛等研究了武漢高鐵對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響，認(rèn)為高鐵對(duì)提高生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平做出重要貢獻(xiàn)，并且隨著高鐵開(kāi)通時(shí)間的延長(zhǎng)，這一貢獻(xiàn)將不斷增強(qiáng)[10]；覃成林等使用2003～2012年我國(guó)218個(gè)地級(jí)以上城市的數(shù)據(jù)，分析了鐵路交通發(fā)展對(duì)城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的影響，結(jié)果表明，高鐵運(yùn)營(yíng)加強(qiáng)了城市間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系[11]。

通過(guò)對(duì)已有文獻(xiàn)資料的梳理可以發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究基本肯定了交通基礎(chǔ)設(shè)施在促進(jìn)地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展、提高服務(wù)業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率方面發(fā)揮的積極作用，也肯定了鐵路交通對(duì)城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)積聚的積極影響。但是現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究主要集中于交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)服務(wù)業(yè)的影響，細(xì)化至生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的研究較少，并且在涉及交通基礎(chǔ)設(shè)施時(shí)也大多僅局限于高鐵范圍，未能將在我國(guó)交通運(yùn)輸中占有重要地位的公路運(yùn)輸以及近年來(lái)快速發(fā)展的航空運(yùn)輸納入研究范圍；此外，交通基礎(chǔ)設(shè)施具有明顯的網(wǎng)絡(luò)性與外部性，其對(duì)鄰近地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展具有溢出效應(yīng)，現(xiàn)有文獻(xiàn)中也鮮有學(xué)者考慮到這一因素。

本文將在上述研究的基礎(chǔ)上，利用2005～2015年我國(guó)31個(gè)省份相關(guān)資料，通過(guò)構(gòu)建空間計(jì)量模型，實(shí)證分析交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響，并將公路運(yùn)輸和航空運(yùn)輸納入研究范圍。此外，本文還將對(duì)交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行進(jìn)一步的分解，以期更為完整地解析交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的直接影響及間接影響。

二、我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和交通基礎(chǔ)設(shè)施的空間分布比較

(一)我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展現(xiàn)狀

隨著我國(guó)工業(yè)化進(jìn)程的不斷深入，為之提供配套服務(wù)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)近年來(lái)也呈現(xiàn)快速增長(zhǎng)的特點(diǎn)。為適應(yīng)產(chǎn)業(yè)變動(dòng)的需要，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局從2005年開(kāi)始啟用新的國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(lèi)(GB/T 4754-2002)。根據(jù)新國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(lèi)，2005年，包括交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)，信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)，金融服務(wù)業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)5個(gè)分行業(yè)在內(nèi)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增加值為3.51萬(wàn)億元，占第三產(chǎn)業(yè)的比重為47.83%。到了2014年，5個(gè)分行業(yè)的增加值總和達(dá)到15.66萬(wàn)億元，占第三產(chǎn)業(yè)的比重達(dá)到了50.85%。從生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中的交通運(yùn)輸、金融服務(wù)和房地產(chǎn)3個(gè)比重最大的分行業(yè)來(lái)看，2005年的增加值為2.67萬(wàn)億元，2015年增加至12.92萬(wàn)億，其年均增長(zhǎng)速度達(dá)到了35%，遠(yuǎn)高于同期GDP增速。從生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的地區(qū)分布來(lái)看，與GDP的地區(qū)不均衡分布一樣，我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)也存在明顯的地區(qū)積聚現(xiàn)象。

交通基礎(chǔ)設(shè)施方面，2005年我國(guó)公路總里程為193.05萬(wàn)公里，鐵路營(yíng)業(yè)里程為7.54萬(wàn)公里，民航定期航班航線里程為199.85萬(wàn)公里。到了2015年，我國(guó)公路總里程達(dá)到457.53萬(wàn)公里，鐵路營(yíng)業(yè)里程達(dá)到12.10萬(wàn)公里，民航定期航班航線里程達(dá)到531.72萬(wàn)公里。同期鐵路、公路以及民航運(yùn)輸?shù)目瓦\(yùn)和貨運(yùn)總量均出現(xiàn)了成倍的增長(zhǎng)。但是從空間分布來(lái)看，地區(qū)間交通基礎(chǔ)設(shè)施的差距也非常明顯，以鐵路密度和公路密度以及民航客運(yùn)量來(lái)衡量的地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展水平均呈現(xiàn)由東向西階梯狀分布的特點(diǎn)，東部地區(qū)發(fā)展程度最高，中部次之，西部地區(qū)發(fā)展程度最低。

(二)我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展的省際分布特點(diǎn)

為了直觀考察我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的空間布局，本文用三維散點(diǎn)圖對(duì)2005年和2015年我國(guó)31個(gè)省份的陸上運(yùn)輸和航空客運(yùn)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行簡(jiǎn)要分析，由于地區(qū)間相關(guān)指標(biāo)的差異較大，本文按照東、中、西三大經(jīng)濟(jì)帶劃分的方法分組進(jìn)行比較(見(jiàn)圖1～圖6)。從圖1～圖6中可以看到，東、中、西地區(qū)各省份的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與交通基礎(chǔ)設(shè)施之間均存在較為明顯的正相關(guān)關(guān)系，各地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)較為發(fā)達(dá)的省份，其交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展也大多處于領(lǐng)先水平。并且經(jīng)過(guò)10多年的快速增長(zhǎng)，兩者間的正相關(guān)關(guān)系還存在強(qiáng)化的趨勢(shì)，即生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)強(qiáng)者更強(qiáng)、弱者更弱的空間積聚特點(diǎn)。

圖1是2005年?yáng)|部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展地區(qū)分布情況，從圖1可以看出，東部地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)最發(fā)達(dá)的北京、廣東、上海三地的陸上、民航運(yùn)輸均遙遙領(lǐng)先于其他省份，江蘇、山東、浙江等生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)大省的交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展水平也較高。從圖3中部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展地區(qū)分布情況來(lái)看，中部地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平最高的河南、湖北和湖南三省的陸上、民航運(yùn)輸發(fā)展水平也均處于領(lǐng)先地位。圖5為2005年西部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展地區(qū)分布情況，西部地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平最高的四川，其交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展水平也較高，僅低于旅游大省云南；西部其他省份的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展也呈現(xiàn)正向的相關(guān)性。

如果將三大經(jīng)濟(jì)帶2005年和2015年的交通基礎(chǔ)設(shè)施與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展地區(qū)分布散點(diǎn)圖進(jìn)行對(duì)照(圖1與圖2，圖3與圖4，圖5與圖6)，可以看到，從2005～2015年，東部和西部地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和交通基礎(chǔ)設(shè)施均出現(xiàn)了明顯增長(zhǎng)，但是總體增長(zhǎng)比較均衡，省際的格局并未出現(xiàn)顯著變動(dòng)，并且呈現(xiàn)出向原先基礎(chǔ)較好地區(qū)積聚的特點(diǎn)。

東部地區(qū)的廣東依然遙遙領(lǐng)先于其他地區(qū)，北京、上海保持穩(wěn)定增長(zhǎng)，而原先發(fā)展基礎(chǔ)較好的江蘇、山東、浙江三省在此期間出現(xiàn)了快速增長(zhǎng)，江蘇和山東的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)總值已經(jīng)超越北京、上海，位居?xùn)|部(也是全國(guó))生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)第二、第三大省的位置。西部地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)大省四川，其2015年的生產(chǎn)生服務(wù)業(yè)增加值仍然位居第一，重慶緊隨其后，而旅游大省云南的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)速度較慢。

而中部地區(qū)在2005～2015年間交通基礎(chǔ)設(shè)施出現(xiàn)了顯著增長(zhǎng)，特別是民航運(yùn)輸業(yè)，帶動(dòng)了對(duì)民航運(yùn)輸比較敏感的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的快速增長(zhǎng)。其中最為明顯的是湖北省，從2005～2015年，其民航客運(yùn)量的相對(duì)位置出現(xiàn)了明顯右移，帶動(dòng)了該省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的快速增長(zhǎng)，從2005年的地區(qū)第三上升至2015年的地區(qū)第一的位置。并且從圖3和圖4中也可以看到生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展存在較為明顯的向原先基礎(chǔ)較好且交通發(fā)達(dá)地區(qū)積聚的特點(diǎn)。

圖1 2005年?yáng)|部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展地區(qū)分布資料來(lái)源：根據(jù)2005年和2016年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)資料自行編制，以下各圖相同。注：圖中氣泡表示該地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值(單位：億元)，氣泡大小為本圖中相關(guān)省份生產(chǎn)生服務(wù)業(yè)增加值的相對(duì)大小，以下各圖相同。

圖2 2015年?yáng)|部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展地區(qū)分布

圖3 2005年中部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展地區(qū)分布

圖4 2015年中部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展地區(qū)分布

圖5 2005年西部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展地區(qū)分布

圖6 2015年西部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展地區(qū)分布

通過(guò)上述圖1～圖6的對(duì)比分析可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)各地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展與交通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)達(dá)程度關(guān)系極為密切，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展程度越高的地區(qū)，其交通基礎(chǔ)設(shè)施越完善，反之則反是。同時(shí)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和交通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展演變中均存在空間積聚的趨勢(shì)，全國(guó)范圍及三大經(jīng)濟(jì)帶內(nèi)均存在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)向交通發(fā)達(dá)以及生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)基礎(chǔ)較好省份積聚的現(xiàn)象。據(jù)此，筆者推測(cè)地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展與交通基礎(chǔ)設(shè)施之間存在著緊密的正向相關(guān)性，本文接下來(lái)將通過(guò)基于不同權(quán)重空間矩陣的空間計(jì)量分析方法，實(shí)證檢驗(yàn)兩者間的相關(guān)性。

三、模型的構(gòu)建、變量選擇與計(jì)量方法

(一)理論模型的構(gòu)建

為了分析交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)各地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響，本文在借鑒Griliches模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了包括交通基礎(chǔ)設(shè)施的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)。其基本假設(shè)是：各省份是相互獨(dú)立的實(shí)體，其生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)出取決于該地區(qū)該行業(yè)的要素投入及全要素生產(chǎn)率[13]；交通基礎(chǔ)設(shè)施通過(guò)影響其他要素的生產(chǎn)效率來(lái)影響生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)出，因此將交通基礎(chǔ)設(shè)施要素的貢獻(xiàn)率從全要素生產(chǎn)率A中獨(dú)立出來(lái)。

Y=AKαHβ

(1)

A=A1Tγ

(2)

將式(2)代入式(1)中，即可得到包含交通基礎(chǔ)設(shè)施的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)：

Y=A1KαHβTγ

(3)

上述式(1)到式(3)中：Y、A、K、H分別表示各個(gè)地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)出、全要素生產(chǎn)率、資本存量、人力資本水平；A1表示除了交通基礎(chǔ)設(shè)施作用以外的全要素生產(chǎn)率；T表示交通基礎(chǔ)設(shè)施；α、β分別表示各個(gè)地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)資本、人力資本的產(chǎn)出彈性系數(shù)；γ表示交通基礎(chǔ)設(shè)施的彈性系數(shù)，即交通運(yùn)輸設(shè)施對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率。將式(3)兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)得到式(4)作為實(shí)證分析方程的基本形式：

LnY=α1+αLnK+βLnH+γLnT

(4)

(二)變量的選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

1．被解釋變量

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增加值(Y)。本文選取交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)，信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)，金融服務(wù)業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)5個(gè)行業(yè)的增加值之和作為衡量地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的指標(biāo)。

2．解釋變量

交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展水平(T)。交通運(yùn)輸業(yè)包括鐵路、公路、水路、管道和航空運(yùn)輸五大類(lèi)，考慮到管道運(yùn)輸主要為油氣運(yùn)輸，水路運(yùn)輸以大宗商品貨運(yùn)為主，客運(yùn)比例極低，對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響較小，所以本文實(shí)證分析時(shí)未將這兩類(lèi)運(yùn)輸方式納入分析范圍。而我國(guó)地區(qū)間的商品和要素流動(dòng)主要依賴(lài)的交通方式是鐵路和公路運(yùn)輸[14]，同時(shí)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)屬于空港偏好型產(chǎn)業(yè)，對(duì)民航運(yùn)輸?shù)囊蕾?lài)性較強(qiáng)[15]，因此本文將交通基礎(chǔ)設(shè)施細(xì)分為陸上運(yùn)輸(R)和民航運(yùn)輸(A)兩種類(lèi)別，分別分析兩類(lèi)交通方式在地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展中的作用。其中陸上運(yùn)輸用各地區(qū)鐵路和公路密度之和來(lái)表示，民航運(yùn)輸以各地區(qū)民航旅客吞吐量來(lái)表示。

3．控制變量

影響生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的因素除了交通基礎(chǔ)設(shè)施外，還包括行業(yè)的資本和勞動(dòng)要素投入以及對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)生影響的其他一些因素，因此實(shí)證分析時(shí)選擇了包括行業(yè)固定資本存量(C)、人力資本比例(H)，以及影響生產(chǎn)性服務(wù)發(fā)展的其他常用指標(biāo)制造業(yè)發(fā)展水平(M)、城市化水平(U)、工業(yè)化水平(I)，政府因素(G)等6個(gè)指標(biāo)作為控制變量。

(1)資本存量(C)。對(duì)于資本存量的度量，本文采用Goldsmith開(kāi)創(chuàng)的永續(xù)盤(pán)存法來(lái)度量。其計(jì)算式如下：

Cijt=Inijt+(1-σijt)Cij(t-1)t=1,2,3…,11

(5)

式(5)中Cijt、Inijt、σijt分別表示第i省份j行業(yè)在第t期的資本存量、實(shí)際固定資產(chǎn)投資量、固定資產(chǎn)折舊率；Cij(t-1)表示第i省份j行業(yè)在第t-1期的資本存量。

關(guān)于基期資本存量的確定，本文采用單豪杰的估算方法，首先估算出2005年各省份生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)各細(xì)分行業(yè)的初始資本存量，再匯總得出各省份該年度生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)初始資本總存量[16]；借鑒相關(guān)文獻(xiàn)，選取10%作為各省生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)固定資產(chǎn)統(tǒng)一的折舊率，再根據(jù)歷年各省份統(tǒng)計(jì)年鑒中生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)的年固定資產(chǎn)投資量，利用式(5)計(jì)算出不同年份各地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中各個(gè)細(xì)分行業(yè)的資本存量，最終將其匯總得出該期該地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)總的資本存量。

(2)人力資本水平(H)。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)屬于知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展水平與各地區(qū)的人力資本水平高度相關(guān)[17]，本文用各地區(qū)城鎮(zhèn)從業(yè)人員中大專(zhuān)以上人員比例作為衡量當(dāng)?shù)厣a(chǎn)性服務(wù)業(yè)人力資本水平的指標(biāo)。

(3)制造業(yè)發(fā)展水平(M)。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的主要服務(wù)對(duì)象是制造業(yè)，一個(gè)地區(qū)制造業(yè)發(fā)展水平越高，其對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的需求也越大，對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的促進(jìn)作用也越明顯，本文以各地區(qū)的制造業(yè)生產(chǎn)總值來(lái)表示制造業(yè)發(fā)展程度。

(4)城市化水平(U)。城市化進(jìn)程中，人們的生產(chǎn)、生活和居住方式都發(fā)生了明顯改變，對(duì)服務(wù)業(yè)的需求也隨之上升[18]。因此本文引入城市化水平作為影響生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的控制變量，并以地區(qū)城鎮(zhèn)人口與當(dāng)年年末總?cè)丝诘谋壤齺?lái)表示。

(5)工業(yè)化水平(I)。隨著工業(yè)化程度的不斷提高，工業(yè)企業(yè)對(duì)于技術(shù)、資本、運(yùn)營(yíng)管理的需求日益增強(qiáng)，這些需求需要通過(guò)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)來(lái)實(shí)現(xiàn)，因此本文將工業(yè)化水平納入控制變量，并以工業(yè)增加值占地區(qū)GDP的比重來(lái)表示。

(6)政府影響(G)。政府對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響與其財(cái)政收入密切相關(guān)，而政府的收入主要來(lái)自稅收收入[19]，因此本文利用各地區(qū)企業(yè)所得稅占我國(guó)總稅收比重來(lái)衡量政府對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響程度。

4．?dāng)?shù)據(jù)的獲取和處理

國(guó)家統(tǒng)計(jì)局從2005年開(kāi)始啟用新的國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(lèi)(GB/T 4754-2002)，新國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(lèi)對(duì)服務(wù)業(yè)的子行業(yè)進(jìn)行了細(xì)分，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)包括交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)，信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)，金融服務(wù)業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)6個(gè)細(xì)分行業(yè)，由于很多省份的統(tǒng)計(jì)年鑒中缺少科學(xué)研究技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，因此本文在實(shí)證分析中剔除了該行業(yè)，僅對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的前五個(gè)細(xì)分行業(yè)進(jìn)行分析。同時(shí)為了數(shù)據(jù)的一致性，研究的時(shí)間范圍僅包括了2005～2015年，研究的地區(qū)范圍僅包括我國(guó)內(nèi)地31個(gè)省份(市、自治區(qū))。研究所用的所有數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)交通統(tǒng)計(jì)年鑒》、《從統(tǒng)計(jì)看民航》以及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒等公開(kāi)數(shù)據(jù)庫(kù)，為了消除價(jià)格的影響，本文以2005年為基期，采用價(jià)格指數(shù)對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行平減處理。

(三)計(jì)量模型的構(gòu)建

1．空間面板模型的選擇

本文研究的是2005～2015年我國(guó)31個(gè)省份(市、自治區(qū))的交通基礎(chǔ)設(shè)施與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的相關(guān)性，并且前文分析表明各地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展存在明顯的空間集聚特征，因此適合選用加入了空間權(quán)重矩陣的面板數(shù)據(jù)分析模型(即空間面板分析模型)，用以研究不同地區(qū)之間空間相關(guān)性(即空間溢出效應(yīng))。常見(jiàn)的空間計(jì)量模型有空間滯后模型(spatial lag model，SLM)和空間誤差模型(spatial error model，SEM)。SLM模型適用于研究被解釋變量的擴(kuò)散效應(yīng)(外溢現(xiàn)象)，即地區(qū)個(gè)體經(jīng)濟(jì)行為對(duì)相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)行為所產(chǎn)生的效應(yīng)[20]，比較符合本文研究的需要，因而本文選擇SLM模型作為計(jì)量分析方程，其模型一般表述為：

Y=ρWY+Xβ+ε

(6)

式(6)中，Y為被解釋變量；X為n×k的外生解釋變量矩陣；ρ為空間回歸系數(shù)；W為n×n階的空間權(quán)重矩陣；WY為空間滯后被解釋變量，即被解釋變量的空間權(quán)重加權(quán)平均值；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)向量。

2．空間權(quán)重矩陣的構(gòu)建

進(jìn)行空間面板分析需要構(gòu)建反映地區(qū)間關(guān)系的空間權(quán)重矩陣，本文參照Bavaud等空間權(quán)重矩陣的構(gòu)建方法，構(gòu)建如下3類(lèi)空間權(quán)重矩陣[21]：

(1)二進(jìn)制空間權(quán)重矩陣(Wcont)，即0―1矩陣。如果兩個(gè)地區(qū)相鄰，則對(duì)應(yīng)權(quán)重元素值為1；如果兩地區(qū)不相鄰，則對(duì)應(yīng)權(quán)重元素值為0，如式(7)所示。最后將各行元素標(biāo)準(zhǔn)化，使其之和為1。

(7)

(2)反映經(jīng)濟(jì)距離的人均GDP空間權(quán)重矩陣(Wgdp)和反映市場(chǎng)規(guī)模的人口密度空間權(quán)重矩陣(Wpop)，如式(8)所示。Xi、Xj分別表示第i地區(qū)從2005～2015年間人均GDP和人口密度的均值。最后將各行元素標(biāo)準(zhǔn)化，使其之和為1。

(8)

3．空間面板模型的構(gòu)建

在綜合考慮上述因素后，本文在SLM模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建了包括3類(lèi)空間權(quán)重矩陣的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)空間面板分析模型：

Ln(Yit)=ρWijLn(Yit) +β1Ln(Rit)+β2Ln(Ait)+β3Ln(Cit)+β4Ln(Hit)+β5Ln(Mit)+ β6Ln(Uit)+β7Ln(Iit)+β8(LnGit)+ui+λi+εit，i=1,2,…N；t=1,2,…T

(9)

式(9)中,Yit為不同地區(qū)各年度生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值；Rit、Ait為各地區(qū)陸上運(yùn)輸和民航運(yùn)輸水平；Cit、Hit、Mit、Uit、Iit、Git則分別表示不同地區(qū)不同時(shí)期各控制變量的觀察值；ρ是空間相關(guān)系數(shù)；Wij為空間矩陣，分別由Wcont、Wgdp、Wpop三類(lèi)空間權(quán)重矩陣表示；Wijyit是是空間權(quán)重矩陣Wij與被解釋因變量Yit的乘積，即被解釋變量的地理加權(quán)平均值，用來(lái)揭示被解釋變量Y是否存在空間溢出效應(yīng)，溢出效應(yīng)的方向及大小則由系數(shù)ρ的符號(hào)及數(shù)值來(lái)表示；μi表示地區(qū)固定效應(yīng)；λi表示時(shí)間固定效應(yīng)；εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

在運(yùn)用空間計(jì)量面板模型進(jìn)行回歸分析前需要對(duì)模型的設(shè)定形式進(jìn)行檢驗(yàn)，關(guān)于空間計(jì)量模型的檢驗(yàn)結(jié)果表明本文的研究變量之間存在空間相關(guān)性，因而適合選擇空間滯后模型(SLM)，而關(guān)于面板數(shù)據(jù)分析模型的檢驗(yàn)表明本研究適合選擇固定效應(yīng)模型，因而本文最終選擇空間滯后固定效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。

(一)空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果及分析

由于空間相關(guān)效應(yīng)的存在使各觀測(cè)樣本具有相互依賴(lài)性，不能滿(mǎn)足傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型OLS方法要求的樣本觀測(cè)值相互獨(dú)立的假定，因而傳統(tǒng)的OLS方法不適合空間估計(jì)，但為了進(jìn)行比較分析，本文仍然分別運(yùn)用傳統(tǒng)面板模型(OLS)和空間滯后模型(SLM)對(duì)交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響進(jìn)行估計(jì)，具體結(jié)果見(jiàn)表1和表2。從回歸結(jié)果可知，所有模型的擬合優(yōu)度均在0.88以上，說(shuō)明模型整體的解釋能力較強(qiáng)。與普通面板數(shù)據(jù)模型(OLS)相比，空間計(jì)量模型(SLM)的擬合優(yōu)度達(dá)到了0.99，最大似然值也更大，說(shuō)明空間計(jì)量模型的擬合效果更好，具有更好的解釋力度，也進(jìn)一步驗(yàn)證了各地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)之間存在空間溢出效應(yīng)的事實(shí)。

從表1和表2空間滯后模型SLM的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：

(1)與不考慮空間溢出效應(yīng)的傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型OLS相比，加入了空間權(quán)重矩陣的SLM模型的估計(jì)結(jié)果更為顯著，考慮了空間溢出效應(yīng)的SLM模型中陸上運(yùn)輸、民航運(yùn)輸與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的相關(guān)系數(shù)比傳統(tǒng)OLS模型絕大多數(shù)有所下降(僅有一個(gè)例外)。這意味著，如果不考慮空間溢出效應(yīng)，我們可能會(huì)高估交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響。

表1 不同空間權(quán)重矩陣下陸上運(yùn)輸與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)性的估計(jì)結(jié)果

注：表中*、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著，以下各表同。

表2 不同空間權(quán)重矩陣下民航運(yùn)輸與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)性的估計(jì)結(jié)果

(2)在考慮了空間溢出效應(yīng)的SLM模型中，陸上運(yùn)輸與民航運(yùn)輸對(duì)我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展均具有顯著的正向影響。盡管不同空間權(quán)重矩陣下的回歸系數(shù)具有一定差異，但兩種運(yùn)輸方式對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的回歸系數(shù)均為正且均通過(guò)了10%的顯著性檢驗(yàn)。從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，陸上運(yùn)輸在3種空間權(quán)重矩陣下的相關(guān)系數(shù)分別為0.314、0.157和0.162，表示當(dāng)鐵路或者公路的密度增加1%時(shí)，所在地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值分別增長(zhǎng)0.314%、0.157%和0.162%；民航運(yùn)輸?shù)南嚓P(guān)系數(shù)分別為0.232、0.108和0.100，表示民航運(yùn)輸?shù)穆每屯掏铝棵吭黾?%，所在地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增加值分別增長(zhǎng)0.232%、0.108%和0.100%?？梢?jiàn)，完善的交通基礎(chǔ)設(shè)施在提高地區(qū)可達(dá)性、促進(jìn)當(dāng)?shù)厣a(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展中確實(shí)發(fā)揮著積極的作用。

(3)地區(qū)間生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展存在空間溢出效應(yīng)，市場(chǎng)鄰近性、經(jīng)濟(jì)鄰近性以及地理鄰近性對(duì)地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展具有明顯的正向影響。研究結(jié)果表明，3種空間權(quán)重矩陣下我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的空間自相關(guān)系數(shù)ρ均為正值，且均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，意味著鄰近地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)本地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展起著正向的促進(jìn)作用，也就是說(shuō)鄰近地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展中存在著正向的空間溢出效應(yīng)。

從回歸系數(shù)ρ的大小來(lái)看，兩種運(yùn)輸方式下，市場(chǎng)規(guī)模(Wpop)和經(jīng)濟(jì)距離(Wgdp)權(quán)重矩陣下生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的空間溢出效應(yīng)較大，其相關(guān)系數(shù)值比較接近；而地理上的鄰近性(Wcont)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的溢出效應(yīng)較小。這表明影響我國(guó)各地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展中人口和經(jīng)濟(jì)因素發(fā)揮著重要的作用，借助發(fā)達(dá)的交通網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)，人口密度接近、經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相近的地區(qū)(即人口和經(jīng)濟(jì)意義上的鄰近性)更容易在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展中發(fā)揮相互溢出效應(yīng)，從而形成空間積聚現(xiàn)象；而地理上鄰近性的重要性則由于發(fā)達(dá)的交通運(yùn)輸相對(duì)有所下降。這一結(jié)論不僅可以解釋生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)達(dá)省份主要積聚在東部沿海人口密集、經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的現(xiàn)象，也可以解釋前文所述的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)初始發(fā)展水平相近的地區(qū)隨著時(shí)間推移發(fā)展方向出現(xiàn)分化的現(xiàn)象，如中部地區(qū)的湖北省，借助快速發(fā)展的交通基礎(chǔ)設(shè)施，從2005年的中部排名第三位上升至2015年的第一位，而同一經(jīng)濟(jì)帶內(nèi)的其他省份的排名則相應(yīng)下降。

(4)在控制變量中，除了工業(yè)化程度對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具有負(fù)向影響外，其余控制變量的影響均為正，但存在未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)的情形。地區(qū)城市化水平(U)的回歸系數(shù)為正，且通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，表明城市人口規(guī)模的擴(kuò)張對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展起著積極的推動(dòng)作用；行業(yè)物質(zhì)資本(C)、人力資本(H)以及政府影響(G)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的回歸系數(shù)為正，但統(tǒng)計(jì)上的顯著性不強(qiáng)，表明行業(yè)資本以及政府因素對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響并不顯著。這可能與實(shí)證分析時(shí)的指標(biāo)選取不夠準(zhǔn)確所致，也可能是我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)整體處于粗放發(fā)展的初級(jí)階段，要素配置效率較為低下所致；工業(yè)化水平(I)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的回歸系數(shù)為負(fù)，制造業(yè)(M)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的回歸系數(shù)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明我國(guó)各地區(qū)的工業(yè)化水平以及制造業(yè)發(fā)展對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展并沒(méi)有起到促進(jìn)作用。其原因可能是由于我國(guó)大多數(shù)工業(yè)處在產(chǎn)業(yè)鏈低端，以勞動(dòng)密集型產(chǎn)品生產(chǎn)為主，因而未能對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)生較大的需求。

需要指出的是，從表1、表2的回歸結(jié)果來(lái)看，5個(gè)控制變量中相關(guān)系數(shù)最大的是地區(qū)城市化水平(U)，根據(jù)前文的變量設(shè)定，該指標(biāo)是以地區(qū)城鎮(zhèn)人口與當(dāng)年年末總?cè)丝诘谋壤齺?lái)衡量的，其與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)之間較高的正相關(guān)系數(shù)表明，地區(qū)城市化帶來(lái)的生產(chǎn)、生活和居住方式的改變將對(duì)本地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展具有顯著的正向影響，這也進(jìn)一步印證了前文關(guān)于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)空間溢出效應(yīng)中市場(chǎng)規(guī)模(人口密度)作用最為顯著的結(jié)論，即人的因素在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展中起重要的作用。

(二)空間溢出效應(yīng)分析

由于表1、表2所示的相關(guān)系數(shù)并不能直接反映出交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)影響的空間溢出效應(yīng)，因此本部分在SLM模型的基礎(chǔ)上，參照王建康的方法將解釋變量對(duì)被解釋變量的影響分解為直接效應(yīng)(對(duì)本單元被解釋變量的影響)和間接效應(yīng)(對(duì)其他單元被解釋變量的影響，即空間溢出效應(yīng))[22]，對(duì)交通基礎(chǔ)設(shè)施及其他變量對(duì)本地及鄰近地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響進(jìn)行進(jìn)一步的解析，其估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。

以地理距離權(quán)重矩陣下的估計(jì)結(jié)果為例，可以看到：

(1)陸上運(yùn)輸和民航運(yùn)輸?shù)闹苯有?yīng)相關(guān)系數(shù)分別為0.167和0.119，且均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。這意味著各地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)本地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響為正，且本地陸上運(yùn)輸密度每增加1%，本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值將增長(zhǎng)0.167%；本地民航旅客吞吐量每增加1%，本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值將增長(zhǎng)0.119%。

陸上運(yùn)輸和民航運(yùn)輸?shù)拈g接效應(yīng)回歸系數(shù)分別為0.106和0.074，均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明各地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)鄰近地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響也為正。當(dāng)本地陸上運(yùn)輸密度增加1%，鄰近地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值將增長(zhǎng)0.106%；民航旅客吞吐量增加1%，鄰近地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增加值將增長(zhǎng)0.074%。將直接效應(yīng)與間接效應(yīng)進(jìn)行對(duì)比可知，無(wú)論哪種交通基礎(chǔ)設(shè)施方式，其直接效應(yīng)均大于間接效應(yīng)，說(shuō)明交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的作用更強(qiáng)。經(jīng)濟(jì)距離與市場(chǎng)規(guī)?？臻g權(quán)重下陸上運(yùn)輸和民航運(yùn)輸回歸結(jié)果的分析方法同地理矩陣，在此不再贅述。

交通基礎(chǔ)設(shè)施與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)相關(guān)系數(shù)均為正的結(jié)果表明，一個(gè)地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善不僅可以促進(jìn)本地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的增長(zhǎng)，還可以帶動(dòng)鄰近地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)的發(fā)展，這意味著在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的區(qū)域積聚過(guò)程中，交通基礎(chǔ)設(shè)施也起到了正向的促進(jìn)作用。

(2)3種空間權(quán)重矩陣下陸上運(yùn)輸和民航運(yùn)輸對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的間接效應(yīng)(溢出效應(yīng))的大小變化存在一定規(guī)律，從表3可以看到，在市場(chǎng)規(guī)?？臻g權(quán)重矩陣下，陸上運(yùn)輸和民航運(yùn)輸?shù)拈g接效應(yīng)系數(shù)即溢出效應(yīng)大；陸上運(yùn)輸在經(jīng)濟(jì)距離空間矩陣下的溢出效應(yīng)次之，民航運(yùn)輸在經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣下的溢出效應(yīng)也居第二位；地理距離權(quán)重矩陣下，陸上運(yùn)輸?shù)囊绯鲂?yīng)最小，地理距離權(quán)重矩陣下民航運(yùn)輸?shù)囊绯鲂?yīng)最小。這意味著，對(duì)于某一特定地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施，其對(duì)鄰近地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的溢出效應(yīng)主要通過(guò)市場(chǎng)規(guī)模即人口密度的鄰近性來(lái)實(shí)現(xiàn)的，再一次驗(yàn)證了前文關(guān)于人口因素在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)地區(qū)積聚中起主導(dǎo)作用的結(jié)論。

(3)陸上運(yùn)輸與民航運(yùn)輸對(duì)鄰近地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展均存在一定的正向空間溢出效應(yīng)，但是溢出效應(yīng)的相關(guān)系數(shù)值較小，這可能是由于不同地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)正負(fù)不一的空間溢出效應(yīng)相互沖銷(xiāo)所致。對(duì)于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平落后于鄰近地區(qū)的省份，本地產(chǎn)業(yè)對(duì)各類(lèi)生產(chǎn)要素缺乏足夠的吸引力，交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善將主要表現(xiàn)為該地區(qū)生產(chǎn)要素向鄰近地區(qū)的流動(dòng)，即借助發(fā)達(dá)的交通基礎(chǔ)設(shè)施，落后地區(qū)對(duì)相鄰地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生了正向促進(jìn)作用；相對(duì)應(yīng)的，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平高于鄰近地區(qū)且正處于快速成長(zhǎng)期的省份，可以借助完善的交通基礎(chǔ)設(shè)施“虹吸”低水平鄰近地區(qū)的生產(chǎn)要素，從而對(duì)鄰近地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)的空間溢出效應(yīng)。而對(duì)于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展高度完善的地區(qū)，由于要素需求已處于飽和狀態(tài)，交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善將主要表現(xiàn)為本地要素向鄰近地區(qū)的流出，從而可以促進(jìn)鄰近地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，即對(duì)鄰近地區(qū)產(chǎn)生正向的空間溢出效應(yīng)。

可見(jiàn)，在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展高度完善以及較為落后的地區(qū)，交通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展都將導(dǎo)致本地區(qū)生產(chǎn)要素的外流，從而對(duì)鄰近地區(qū)產(chǎn)生正向的空間溢出效應(yīng)；而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展處于上升期的地區(qū)，則將借助發(fā)達(dá)的交通基礎(chǔ)設(shè)施“虹吸”鄰近地區(qū)的各類(lèi)要素，對(duì)鄰近地區(qū)產(chǎn)生負(fù)向的空間溢出效應(yīng)。我國(guó)31個(gè)省份(市、自治區(qū))的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展程度不一，正負(fù)溢出效應(yīng)相互抵消，導(dǎo)致了地區(qū)間空間溢出效應(yīng)整體較低的結(jié)果。

表3 不同空間權(quán)重矩陣下SLM模型的陸上運(yùn)輸和民航運(yùn)輸溢出效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

注：因?yàn)槠P(guān)系，本表未列示其他控制變量的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。

五、研究結(jié)論及啟示

本文基于31個(gè)省份(市、自治區(qū))的空間計(jì)量模型研究結(jié)果表明：

(1)各地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)達(dá)程度對(duì)我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展具有顯著的正向影響，在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中表現(xiàn)為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)傾向于集聚在交通基礎(chǔ)設(shè)施較完善的地區(qū)。進(jìn)一步分析還發(fā)現(xiàn)，一個(gè)地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展不僅對(duì)該地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展有正向促進(jìn)作用，而且對(duì)其鄰近地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)發(fā)展存在正向的空間溢出效應(yīng)，但整體效應(yīng)較小，這一結(jié)果可能是由于各地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施正向或負(fù)向空間溢出效應(yīng)相互抵消所致。

(2)不同地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展存在空間自相關(guān)關(guān)系，即鄰近地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)發(fā)展對(duì)本地區(qū)存在正向溢出效應(yīng)，并且這一溢出效應(yīng)主要發(fā)生在市場(chǎng)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相近的地區(qū)之間，而地理上鄰近性的影響相對(duì)較弱。這一結(jié)論不僅可以解釋生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)達(dá)省份主要積聚在東部沿海人口密集、經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的現(xiàn)象，也可以解釋地理特征相似的省份生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展趨勢(shì)出現(xiàn)分化的現(xiàn)象。

(3)以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒壤某鞘谢綄?duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的正向促進(jìn)作用特別顯著，表明人口因素在地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)發(fā)展中起著不可忽視的作用。行業(yè)物質(zhì)資本、人力資本以及政府影響對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展存在積極影響，但統(tǒng)計(jì)上的顯著性不強(qiáng)；工業(yè)化水平、制造業(yè)對(duì)我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用不太明顯。

根據(jù)上述結(jié)論，可以得出如下啟示：

(1)在我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的地區(qū)差異和區(qū)域積聚現(xiàn)象形成過(guò)程中，交通基礎(chǔ)設(shè)施通過(guò)直接和間接效應(yīng)(空間溢出效應(yīng))起到了顯著的正向促進(jìn)作用，因此，要縮小生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的地區(qū)發(fā)展差異，需要增加對(duì)交通基礎(chǔ)設(shè)施明顯落后地區(qū)的投資力度，避免部分落后地區(qū)因交通設(shè)施原因在地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)中被邊緣化。

(2)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)自身和交通基礎(chǔ)設(shè)施的空間溢出效應(yīng)主要通過(guò)人口因素(人口密度)和經(jīng)濟(jì)因素(人均GDP)實(shí)現(xiàn)，因此需要重視人口因素在地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展中的作用。交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善對(duì)要素流動(dòng)的影響是雙向的，既為其他地區(qū)的生產(chǎn)要素向本地積聚創(chuàng)造了條件，也為本地要素向外流動(dòng)提供了機(jī)會(huì)，其中人口因素作為勞動(dòng)要素和消費(fèi)主力雙重身份在其中發(fā)揮著關(guān)鍵的作用。隨著交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善，如果本地市場(chǎng)對(duì)勞動(dòng)要素具有足夠的吸引力，勞動(dòng)要素表現(xiàn)為向本地區(qū)積聚，本地區(qū)的各類(lèi)產(chǎn)業(yè)及生產(chǎn)性服務(wù)將因此而快速增長(zhǎng)，并趨向與更高人口密度、更高經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的地區(qū)積聚；反之，如果本地市場(chǎng)缺乏足夠的吸引力，勞動(dòng)要素將借助發(fā)達(dá)的交通設(shè)施向其他地區(qū)流動(dòng)，而使本地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)趨向于與更低人口密度、更低發(fā)展程度的地區(qū)積聚。因此，完善發(fā)達(dá)的交通基礎(chǔ)設(shè)施只是為本地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展提供了條件，還需要其他措施比如產(chǎn)業(yè)政策、人口政策等的配合才能有效促進(jìn)本地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的持續(xù)發(fā)展。

(3)由于不同地區(qū)正向或負(fù)向效應(yīng)相互抵消，全國(guó)層面的交通基礎(chǔ)設(shè)施的空間溢出效應(yīng)較小，這意味著交通基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出效應(yīng)的發(fā)揮與所在地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展階段也有一定關(guān)系，因此需要根據(jù)地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展階段以及發(fā)展?jié)摿M(jìn)行交通基礎(chǔ)設(shè)施的投資和建設(shè)，過(guò)度超前的交通基礎(chǔ)設(shè)施水平也可能不利于本地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展。

[1] 林曉言，石中和，羅燊，吳笛，史慕天.高速鐵路對(duì)城市人才吸引力的影響分析[J].北京交通大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2015，(3)：7—16.

[2] Riddle,D.I. Service-led Growth：The Role of the Service Sector in World Development[J].The International Executive，1989，28(1)：27—28.

[3] 張學(xué)良.中國(guó)交通基礎(chǔ)設(shè)施促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)嗎？[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2012，(3)：60—77.

[4] Bonnafous, H. A. The Regional Impact of the TGV[J].Transportation，1987，14(2)：127—137.

[5] Kim, K. S. High-speed Rail Developments and Spatial Restructuring：A Case Study of the Capital Region in South Korea[J]. Cities，2000，17(4)：251—262.

[6] Krugman,P.Scale Economies，Product Differentiation and the Pattern of Trade[J].American Economic Review，1980，70(5)，950—959.

[7] 吳昌南，陳小蘭.我國(guó)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率區(qū)域差異的實(shí)證研究——基于高速公路密度和改革力度的視角[J].經(jīng)濟(jì)地理，2014，(8)：118—124.

[8] 高翔，龍小寧，楊廣亮.交通基礎(chǔ)設(shè)施與服務(wù)業(yè)發(fā)展——來(lái)自縣級(jí)高速公路和第二次經(jīng)濟(jì)普查企業(yè)數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].管理世界，2015，(8)：81—96.

[9] 王曉玲，陳浩，方杏村.交通運(yùn)輸、政府作用對(duì)服務(wù)業(yè)效率的影響及區(qū)域差異測(cè)算[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2015，(22)：90—93.

[10] 肖雁飛，張瓊，曹休寧，廖雙紅.武廣高鐵對(duì)湖南生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響[J].經(jīng)濟(jì)地理，2013，(10)：103—107.

[11] 覃成林，楊晴晴.高速鐵路發(fā)展與城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2016，(3)：1—6.

[12] Anselin, L.，Kelejian, H. Testing for Spatial Error Autocorrelation in the Presence of Endogenous Regressors[J]. International Regional Science Review.1997，(20)：153—182.

[13] Griliches,Z. Issues in Assessing the Contribution of Research and Development to Productivity Growth[J]. Bell Journal of Economics，1979，10(1)：92—116.

[14] 胡艷，朱文霞.交通基礎(chǔ)設(shè)施的空間溢出效應(yīng)——基于東中西部的區(qū)域比較[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索，2015，(1)：82—88.

[15] 柳坤，申玉銘，劉輝.機(jī)場(chǎng)周邊地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)空間布局特征——以首都機(jī)場(chǎng)為[J].地域研究與開(kāi)發(fā)，2015，(4)：36—41.

[16] 單豪杰.中國(guó)資本存量K的再估算：1952～2006年[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008，(10)：17—31.

[17] 張自然.考慮人力資本的中國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2010，10(1)：153—168.

[18] 胡國(guó)平，徐顯峰，劉軍，劉曉博.都市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)外向發(fā)展機(jī)制及影響因素——基于我國(guó)15個(gè)副省級(jí)城市1999～2008年面板數(shù)據(jù)的研究[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2012，(3)：40—47.

[19] 儲(chǔ)德銀，建克成. 財(cái)政政策與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整——基于總量與結(jié)構(gòu)效應(yīng)雙重視角的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2014，(2)：80—91.

[20] 柏玲，姜磊.金融支持區(qū)域創(chuàng)新的競(jìng)爭(zhēng)和溢出效應(yīng)——基于空間面板杜賓模型的研究[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2013，(7)：13—23.

[21] Francois, B.Models for Spatial Weights：A Systematic Look[J].Geographical Analysis，1998，30(1)：153—171.

[22] 王建康，谷國(guó)鋒，姚麗.城市化進(jìn)程、空間溢出效應(yīng)與城鄉(xiāng)差距——基于2002～2012年省級(jí)面板數(shù)據(jù)[J].財(cái)經(jīng)研究，2015，(5)：55—66.

(責(zé)任編輯：陳敦賢)

2017-02-04

上海師范大學(xué)第七期重點(diǎn)建設(shè)學(xué)科城市經(jīng)濟(jì)學(xué)資助

蔣荷新(1967— )，女，上海人，上海師范大學(xué)商學(xué)院副教授。

F264

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1003-5230(2017)03-0046-12