王彥芳

摘 要：地區(qū)生產(chǎn)通過中間品進口（前向關聯(lián)）融入全球價值鏈帶來的技術溢出效應可以促進經(jīng)濟活動的空間擴散，進而有利于縮小地區(qū)差距;而地區(qū)生產(chǎn)通過中間品出口（后向關聯(lián)）融入全球價值鏈通常會促使生產(chǎn)要素向發(fā)達地區(qū)集聚，進而產(chǎn)生經(jīng)濟極化效應并擴大地區(qū)差距;中間品前向關聯(lián)與后向關聯(lián)對地區(qū)差距的反向作用受到地區(qū)經(jīng)濟貿(mào)易水平和結(jié)構(gòu)以及制度環(huán)境的制約和影響，因而在經(jīng)濟實踐中表現(xiàn)出地區(qū)、貿(mào)易伙伴、制度環(huán)境等多方面的異質(zhì)性。以2000—2013年中國30個省級區(qū)域為研究樣本，采用各地區(qū)地級市夜間燈光亮度的基尼系數(shù)衡量地區(qū)差距，運用投入產(chǎn)出模型測度中間品前向和后向關聯(lián)指數(shù)，分析表明：整體上看，中間品前向關聯(lián)有利于縮小地區(qū)差距，而中間品后向關聯(lián)促使地區(qū)差距擴大;前向關聯(lián)的經(jīng)濟擴散效應主要體現(xiàn)在東部省份，且得益于從OECD國家進口中間品;后向關聯(lián)的經(jīng)濟極化效應則只在中部省份顯著存在，且主要源自對非OECD國家出口中間品;產(chǎn)品和要素市場化程度越高的地區(qū)中間品前向關聯(lián)縮小地區(qū)差距的效應越明顯。因此，應優(yōu)化中間品貿(mào)易的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和空間布局，適當增加從發(fā)達國家的高質(zhì)量中間品進口，推動中間品出口擴張從“集約邊際”向“廣延邊際”轉(zhuǎn)變，加快產(chǎn)品和要素市場化改革進程，以形成深度融入全球價值鏈與區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的聯(lián)動機制，構(gòu)建雙循環(huán)新發(fā)展格局。

關鍵詞：中間品貿(mào)易;前向關聯(lián);后向關聯(lián);地區(qū)差距;全球價值鏈;擴散效應;極化效應

中圖分類號：F114;F127 文獻標志碼：A 文章編號：1674-8131（2021）03-0001-16

一、引言

當前，世界處于百年未有之大變局，新冠肺炎疫情、新貿(mào)易保護主義等的沖擊導致國際產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈循環(huán)受阻，全球價值鏈分工體系面臨深度解構(gòu)與重塑。在此背景下，黨的十九屆五中全會通過的《中共中央關于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠景目標的建議》提出，要加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局。構(gòu)建國內(nèi)大循環(huán)新格局，要從供給層面著力培育高質(zhì)量、高效率的投入產(chǎn)出關系，從需求層面加快培育完整的內(nèi)需體系、提升消費層次（劉志彪，2020）[1]。中國特色社會主義進入新時代，我國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。其中，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不充分不平衡的矛盾凸顯（李蘭冰 等，2020）[2]，而供給能力和需求層次的地區(qū)差異過大將不利于國內(nèi)大循環(huán)的升級和完善。因此，有效縮小地區(qū)差距是構(gòu)建雙循環(huán)新發(fā)展格局，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的題中之義。

在開放經(jīng)濟條件下，國內(nèi)循環(huán)與國際循環(huán)是密不可分的。基于中間品貿(mào)易的全球價值鏈分工深刻影響著各個國家和地區(qū)經(jīng)濟活動的空間布局與區(qū)位選擇（Grossman et al，1991;Halpern et al，2015;常冉 等，2021）[3-5]。改革開放后，中國相對發(fā)達的東部沿海地區(qū)以代工方式率先嵌入全球價值鏈分工體系，主要從事低創(chuàng)新、低附加值生產(chǎn)環(huán)節(jié)（裴長洪，2013）[6];而中西部地區(qū)與海外市場的聯(lián)系較弱，主要通過將資源和勞動力要素輸送給東部地區(qū)間接地參與全球價值鏈分工。在此過程中，東部地區(qū)“大進大出”“兩頭在外”的外循環(huán)經(jīng)濟模式不但不利于其在國際分工體系中的地位提升，而且也不利于國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升，并進一步擴大了地區(qū)差距?？梢?，一方面，地區(qū)差距的存在導致不同地區(qū)融入全球價值鏈的方式和程度不同;另一方面，融入全球價值鏈的地區(qū)差異又會帶來經(jīng)濟發(fā)展空間格局的演變，進而改變地區(qū)差距。因此，縮小地區(qū)差距不僅要暢通國內(nèi)大循環(huán)，而且要升級國際循環(huán)，通過國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進來實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。基于此，深入研究地區(qū)生產(chǎn)融入全球價值鏈體系會對地區(qū)差距產(chǎn)生怎樣的影響及其機制和路徑，具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

關于國際分工影響地區(qū)差距的研究可以追溯至早期的國際貿(mào)易理論，如李嘉圖的比較優(yōu)勢理論以及赫克歇爾—俄林的要素稟賦論。隨著經(jīng)濟全球化的不斷發(fā)展，國際分工日益深化和細化，國際貿(mào)易持續(xù)增長并趨于多樣化，中間品貿(mào)易成為全球價值鏈研究的重點領域和熱點問題。關于中間品貿(mào)易的研究主要聚焦于其對企業(yè)生產(chǎn)效率和技術研發(fā)的溢出效應（Amiti et al，2007;田巍 等，2014;謝謙 等，2021）[7-9]以及對就業(yè)、產(chǎn)品種類和貿(mào)易增長等的積極作用（Goldberg et al，2010;Feng et al，2016;周申 等，2020）[10-12]。一些文獻考察了這些溢出效應或積極作用的地區(qū)差異（毛其淋 等，2016;耿曄強 等，2018）[13-14]，但鮮見從中間品關聯(lián)的角度考察融入全球價值鏈對地區(qū)經(jīng)濟差距的影響的研究。此外，相關研究對中國通過中間品關聯(lián)嵌入全球價值鏈的定量測度相對粗略，大多停留在國家層面或八大區(qū)域?qū)用妫ǔ檀笾校?015;彭支偉 等，2017）[15-16]，缺乏省級區(qū)域?qū)用婕俺鞘袑用娴母鼮榧氈碌姆治觥?/p>

有鑒于此，本文在相關研究的基礎上，進一步探析地區(qū)生產(chǎn)通過中間品關聯(lián)融入全球價值鏈影響地區(qū)差距的機理及其異質(zhì)性，并采用中國省級區(qū)域的數(shù)據(jù)進項實證檢驗，以期有助于探索地區(qū)生產(chǎn)深度融入全球價值鏈與區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的聯(lián)動機制，并為加快構(gòu)建雙循環(huán)新發(fā)展格局提供理論參考。較之于已有研究，本文的研究貢獻主要在于：一是基于進口貿(mào)易與出口貿(mào)易的區(qū)別，區(qū)分了中間品前向關聯(lián)與后向關聯(lián)，分別探討了地區(qū)生產(chǎn)通過中間品前向關聯(lián)融入全球價值鏈的經(jīng)濟擴散效應和通過中間品后向關聯(lián)融入全球價值鏈的經(jīng)濟極化效應，進而得出中間品前向關聯(lián)與后向關聯(lián)對地區(qū)差距具有反向影響的結(jié)論;二是從地區(qū)差異、貿(mào)易伙伴差異、制度環(huán)境差異等方面，分析了中間品前向和后向關聯(lián)影響地區(qū)差距的異質(zhì)性;三是測算了中國30個省級區(qū)域中間品前向和后向關聯(lián)指數(shù)，從省域?qū)用婵疾旄鞯貐^(qū)融入全球價值鏈的程度，并采用夜間燈光亮度數(shù)據(jù)衡量各地區(qū)的經(jīng)濟差距。

二、理論分析與研究假說

地區(qū)生產(chǎn)通過中間品貿(mào)易融入全球價值鏈會對地區(qū)差距產(chǎn)生怎樣的影響，主要取決于中間品關聯(lián)會帶來經(jīng)濟活動的空間擴散還是聚集。若其促進了經(jīng)濟活動的空間擴散，則有利于發(fā)達地區(qū)通過擴散效應帶動落后地區(qū)發(fā)展，進而縮小地區(qū)差距;相反，若其促進了經(jīng)濟活動的空間聚集，則會強化發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟優(yōu)勢，并通過聚集效應擴大地區(qū)差距。進口貿(mào)易與出口貿(mào)易對經(jīng)濟活動的空間布局具有顯著不同的影響，因而通過中間品進口的前向關聯(lián)與通過中間品出口的后向關聯(lián)對地區(qū)差距的影響可能存在顯著差異，甚至是反向的;不同資源稟賦、不同發(fā)展階段和水平的地區(qū)不但在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、發(fā)展方式等方面顯著不同，而且在全球價值鏈體系中也具有不同的優(yōu)勢和地位，導致中間品貿(mào)易的經(jīng)濟效應存在區(qū)域異質(zhì)性，進而使中間品關聯(lián)對地區(qū)差距的影響可能因地區(qū)的不同及貿(mào)易伙伴的不同而不同;此外，在市場經(jīng)濟條件下，中間品貿(mào)易對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響還會受到制度環(huán)境的影響，尤其是市場化程度的提高有利于資源要素的高效配置，進而可能強化中間品關聯(lián)對地區(qū)差距的影響效應。

從通過中間品進口的前向關聯(lián)來看：對于發(fā)展中國家和地區(qū)而言，進口中間品是獲得發(fā)達國家技術溢出的主要渠道（Eaton et al，2002）[17]。進口的中間品包含了國外的研發(fā)投入和先進技術，具有較高的質(zhì)量水平。進口企業(yè)不僅可以汲取中間品中蘊含的知識、信息、核心技術等創(chuàng)新資源，用于提升產(chǎn)品質(zhì)量（Bas et al，2015）[18]，而且可以通過模仿、創(chuàng)新將其內(nèi)化，實現(xiàn)外部技術轉(zhuǎn)移和內(nèi)部生產(chǎn)率水平的提升。由于技術模仿的溢出效應具有邊際遞減的特征（張平 等，2018）[19]，中間品前向關聯(lián)對于欠發(fā)達地區(qū)產(chǎn)出的邊際貢獻要高于發(fā)達地區(qū)，這有利于縮小地區(qū)差距。此外，從我國的實際來看，較發(fā)達地區(qū)的中間品進口多是外商投資企業(yè)主導的，且以滿足加工貿(mào)易出口為主（李瑞琴 等，2018）[20]，在一定程度上弱化了其帶來的經(jīng)濟活動空間集聚的向心力;而在欠發(fā)達地區(qū)中間品進口通常以一般貿(mào)易模式為主的，其正外部性和知識溢出效應更強，進而有助于縮小地區(qū)差距?？梢姡虚g品進口貿(mào)易產(chǎn)生的技術溢出等正外部性會促使地區(qū)經(jīng)濟活動呈現(xiàn)擴散態(tài)勢，從而縮小地區(qū)經(jīng)濟差距。據(jù)此，本文提出假說H1：地區(qū)生產(chǎn)通過中間品進口的前向關聯(lián)融入全球價值鏈有利于縮小地區(qū)差距。

從通過中間品出口的后向關聯(lián)來看：基于新經(jīng)濟地理理論，中間品出口集約邊際的快速擴張會強化本地市場效應，促使出口企業(yè)不斷地擴大生產(chǎn)規(guī)模，由此形成的經(jīng)濟集聚則會對邊緣地區(qū)的生產(chǎn)要素產(chǎn)生“虹吸效應”。同時，在發(fā)達國家主導的國際分工體系中，發(fā)展中國家往往以廉價勞動優(yōu)勢融入全球價值鏈，在產(chǎn)品生產(chǎn)和產(chǎn)業(yè)鏈分工中只能處于低附加值環(huán)節(jié)（盛斌 等，2018）[21]。中間品出口成為發(fā)展中國家和地區(qū)承接發(fā)達國家非核心生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的主要形式，不但不利于發(fā)展中國家和地區(qū)通過出口中間品獲得高端技術溢出（陳愛貞 等，2015）[22]，而且價值鏈低端嵌入也使技術本地溢出受阻，進一步加劇了經(jīng)濟極化態(tài)勢?？梢?，中間品出口貿(mào)易可能強化本地市場效應，限制“出口學習”的技術溢出，加劇經(jīng)濟活動的空間集聚，從而擴大地區(qū)差距。據(jù)此，本文提出假說H2：地區(qū)生產(chǎn)通過中間品出口的后向關聯(lián)融入全球價值鏈會擴大地區(qū)差距。

關于中間品前向和后向關聯(lián)影響地區(qū)差異的異質(zhì)性，本文主要考察以下3個方面：

一是地區(qū)異質(zhì)性。各地區(qū)的貿(mào)易模式、技術吸收能力以及經(jīng)濟和貿(mào)易活動的空間分布等存在較大差異，并可能導致不同地區(qū)通過中間品貿(mào)易融入全球價值鏈對其地區(qū)差距的影響存在差異，甚至有可能是相反的。以中國東、中、西部地區(qū)的中間品前向關聯(lián)為例：東部較發(fā)達地區(qū)從事以中間品進口為特征的加工貿(mào)易活動（周記順 等，2020）[23]，且通常具有較強的技術吸收能力（宋旭光 等，2018）[24]，這有利于發(fā)揮中間品前向關聯(lián)的技術溢出效應;而中西部地區(qū)通過中間品貿(mào)易融入全球價值鏈的參與度相對較低，且貿(mào)易分布存在明顯的空間集中性，不利于發(fā)揮中間品關聯(lián)的經(jīng)濟擴散效應。故而，東部地區(qū)的中間品前向關聯(lián)可能顯著縮小地區(qū)差距，而中西部地區(qū)的中間品前向關聯(lián)可能并不會有效縮小地區(qū)差距。據(jù)此，本文提出假說H3：不同的地區(qū)通過中間品關聯(lián)融入全球價值鏈對地區(qū)差距的影響具有差異性。

二是貿(mào)易伙伴異質(zhì)性。與不同的國家和地區(qū)進行中間品貿(mào)易，在貿(mào)易產(chǎn)品、貿(mào)易方式及貿(mào)易規(guī)模上都有顯著的差別，帶來的經(jīng)濟效應也會顯著不同。比如，一般來講，從發(fā)達國家和地區(qū)進口的中間品具有更高的技術含量，更有利于實現(xiàn)“進口中學習”（張杰，2020）[25]，從而能更有效地縮小地區(qū)經(jīng)濟差距。此外，中國通過低端代工方式承接發(fā)達國家的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移實現(xiàn)了全球價值鏈的縱向分工，但也弱化了國內(nèi)的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應（黃繁華 等，2020）[26]，而與發(fā)展中國家和地區(qū)的中間品貿(mào)易則存在明顯的競爭性與相似性。據(jù)此，本文提出假說H4：與不同貿(mào)易伙伴的中間品關聯(lián)對地區(qū)差距的影響具有差異性。

三是制度環(huán)境異質(zhì)性。新經(jīng)濟地理學派將制度環(huán)境視為外生變量（Krugman，1991） [27]，實際上，基于規(guī)模經(jīng)濟形成的“核心—外圍”發(fā)展模式是以生產(chǎn)要素自由流動為前提的，而制度環(huán)境是影響生產(chǎn)要素跨區(qū)域流動的關鍵因素之一，同時也是企業(yè)投資決策考慮的重要因素之一（潘愛玲 等，2021）[28]。良好的制度環(huán)境可以減少資本、勞動、技術等要素的流動成本，提高資源配置效率和全要素生產(chǎn)率，有利于激發(fā)生產(chǎn)與創(chuàng)新的積極性（錢雪松 等，2018）[29]。制度環(huán)境越完善的地區(qū)，要素和產(chǎn)品的流動自由，資源配置效率越高，經(jīng)濟擴散或聚集的效應越明顯，進而中間品前向和后向關聯(lián)對地區(qū)差距的影響也就越大。隨著中國市場化改革的持續(xù)推進與深化，制度環(huán)境不斷完善，但由于社會文化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與自然環(huán)境等方面的差異，各地區(qū)的市場化程度依然存在較大差異。據(jù)此，本文提出假說H5：通過中間品關聯(lián)融入全球價值鏈對地區(qū)差距的影響會因各地區(qū)制度環(huán)境的不同而有所不同。

三、研究方法與數(shù)據(jù)說明1.模型設定

為實證檢驗中國各地區(qū)（省級區(qū)域）融入全球價值鏈的中間品前向和后向關聯(lián)會對其內(nèi)部地區(qū)差距產(chǎn)生怎樣的影響，本文以樣本地區(qū)內(nèi)各地級市之間的“地區(qū)差距”為被解釋變量，以反映各地區(qū)生產(chǎn)通過中間品關聯(lián)融入全球價值鏈程度的“中間品前向關聯(lián)指數(shù)”和“中間品后向關聯(lián)指數(shù)”為核心解釋變量，并借鑒相關研究納入可能影響地區(qū)差距的主要因素為控制變量（劉修巖 等，2017;呂承超 等，2020）[30-31]，構(gòu)建如下計量模型：

其中，下標p代表地區(qū)，t代表年份;Gini為“地區(qū)差距”，Rfw_int和Rbw_int 分別為地區(qū)“中間品前向關聯(lián)指數(shù)”和“中間品后向關聯(lián)指數(shù)”;X為控制變量，包括“對外開放水平”“外商直接投資”“物質(zhì)資本投入”“政府干預程度”“人力資本水平”“市場一體化指數(shù)”“交通基礎設施”和“金融發(fā)展水平”;α0為常數(shù)項，μp和δt分別為不可觀測的個體固定效應和時間固定效應，εp，t為隨機干擾項。

2.“地區(qū)差距”的測度

本文采用樣本地區(qū)內(nèi)各地級市夜間燈光亮度的基尼系數(shù)來衡量“地區(qū)差距（Gini）”，并用其泰爾指數(shù)“地區(qū)差距（Theil）”和阿特金森指數(shù)“地區(qū)差距（Atkinson）”以及人均GDP的基尼系數(shù)“地區(qū)差距（PGini）”進行穩(wěn)健性檢驗。夜間燈光亮度可以較好地反映城市人口聚集和經(jīng)濟繁華程度，其基尼系數(shù)能夠較為客觀地刻畫地區(qū)差距。夜間燈光亮度的測算數(shù)據(jù)來自DMSP-OLS（Defense Meteorological Satellite Program-Operational Linescan System）的燈光影像數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫由美國國家海洋和大氣管理局（National Oceanic and Atmospheric Administration，NOAA）的國家地理數(shù)據(jù)中心（National Geophysical Data Center，NGDC）定期發(fā)布，截至目前共有34期個別年份存在兩顆衛(wèi)星同時記錄的復合影像，如F101994與F121994、F121997與F141997、F121998與F141998、F121999與F141999、F142000與F152000、F142001與F152001、F142002與F152002、F142003與F152003、F152004與F162004、F152005與F162005、F152006與F162006、F152007與F162007。，每期均包括三種燈光影像，其中穩(wěn)定燈光影像因其良好特性而常被用于度量區(qū)域經(jīng)濟活動。由于同一年份不同衛(wèi)星的影像數(shù)據(jù)存在差異，加上燈光像元（Digital Number，DN）值飽和導致的“天花板”約束以及同一衛(wèi)星不同時相的燈光影像數(shù)據(jù)差異明顯等問題，需要選取燈光強度分布均勻、DN值浮動范圍廣、變化相對穩(wěn)定的區(qū)域作為不變目標區(qū)域?qū)ζ渌麉^(qū)域進行相互矯正、飽和矯正以及連續(xù)性矯正（Elvidge et al，2009;Liu et al，2012）[32-33]。本文借鑒曹子陽等（2015）的做法[34]，選取中國鶴崗（F162006）作為不變目標區(qū)域，運用冪數(shù)方程進行修正以消除飽和值的約束，對修正后的復合燈光影像數(shù)據(jù)進行連續(xù)性矯正：

其中，DNr，t 表示校正后的DN值，DNFsr，t 和DNFqr，t分別表示t 年由Fs和Fq衛(wèi)星拍攝的影像中r區(qū)域的DN值。經(jīng)過矯正后，將區(qū)域內(nèi)各柵格的DN修正值加總，即可得到樣本地級市的夜間燈光亮度數(shù)據(jù)，然后用夜間燈光亮度均值（DN總值除以柵格數(shù)）測算各地區(qū)的基尼系數(shù)，作為衡量地區(qū)差距的指標：

其中，NLTpt 為t年p地區(qū)的燈光亮度均值，NLTj和NLTi分別為該地區(qū)內(nèi)j城市和i城市的夜間燈光亮度均值，n為該地區(qū)內(nèi)地級市的數(shù)量?；嵯禂?shù)的取值介于0和1之間，越接近于0表示地區(qū)差距越小，越接近于1表示地區(qū)差距越大。

3.“中間品前向關聯(lián)指數(shù)”和“中間品后向關聯(lián)指數(shù)”的測度

首先，基于投入產(chǎn)出模型測算中國各產(chǎn)業(yè)部門與世界其他國家和地區(qū)的中間品前向和后向關聯(lián)水平。以某一年為例，在非競爭型世界投入產(chǎn)出表中，假設有n個經(jīng)濟體（s，t=1，2，…，n，以上標表示）m個部門（i，j=1，2，…，m，以下標表示）。為簡化分析，將n個經(jīng)濟體歸并為2個經(jīng)濟體，即中國（CHN）和其他經(jīng)濟體（ROW），上標分別為c和r，則跨國投入產(chǎn)出關系可表示為：

其中，xs表示s國（地區(qū)）總產(chǎn)出的m×1列向量，ys表示s國（地區(qū)）最終需求的m×1列向量，zst表示t國（地區(qū)）對s國（地區(qū)）m×m的中間投入需求矩陣;當s=t時，zss或ztt表示一國（地區(qū)）內(nèi)部產(chǎn)品的中間投入矩陣，中間品需求與最終品需求之和即為總產(chǎn)出。根據(jù)研究目的，運用中國對其他經(jīng)濟體的中間品出口供給（zcr）及進口需求（zrc）構(gòu)建中間品關聯(lián)矩陣：

參照Krishna 和 Senses（2014）的做法[35]，選取中間品進出口貿(mào)易滲透指數(shù)（分別記為Imshare_int和Exshare_int）對中間品關聯(lián)矩陣進行賦權(quán)，并加入時間維度（下標為t），計算中間品前向和后向關聯(lián)指數(shù)：

為進一步考察地區(qū)（省級區(qū)域）層面的中間品前向和后向關聯(lián)水平，參照Autor等（2013）的做法[36]，將各地區(qū)視為通勤區(qū)，運用p地區(qū)i部門從業(yè)人員占全國i部門從業(yè)人員的比重（Li，p，t/Li，t）及p地區(qū)從業(yè)人員占全國從業(yè)人員的比重（Lp，t/Lt）進行賦權(quán)，測算各地區(qū)的中間品前向和后向關聯(lián)指數(shù)：

其中，Li，p，t表示p省i部門t時點的從業(yè)人員，Li，t為t時點全國i部門的總從業(yè)人員，Lp，t表示t時點p省所有行業(yè)的從業(yè)人員，Lt為t時點全國所有行業(yè)的從業(yè)人員數(shù)。將就業(yè)比重與前向和后向關聯(lián)指數(shù)相乘得到各地區(qū)各部門的前向和后向關聯(lián)指數(shù)（SRfw_inti，p，t，SRbw_inti，p，t），然后分別經(jīng)部門匯總，最終得到該地區(qū)的中間品前向和后向關聯(lián)指數(shù)（Rfw_intp，t，Rbw_intp，t）。測算結(jié)果顯示，各地區(qū)的中間品前向關聯(lián)水平較低，但產(chǎn)業(yè)分布較為多元化，其中對科學研發(fā)、醫(yī)藥制品及電信業(yè)等生產(chǎn)性服務業(yè)的進口增長顯著;中間品后向關聯(lián)水平較高的行業(yè)多為勞動、資源型密集部門，如基礎金屬、化學原料及化學制品和紡織服裝業(yè)等，且以東部和中部省市為主，中間品出口增長更多地表現(xiàn)為集約邊際擴張。上述結(jié)論與相關研究的結(jié)果大體一致（彭支偉 等，2017）[16]。

4.樣本選擇、數(shù)據(jù)來源及說明

本文在樣本選擇上盡可能多地利用相關數(shù)據(jù)的時間維度和截面維度的信息，同時保持數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑的一致性。由于NOAA發(fā)布的夜間燈光數(shù)據(jù)僅更新至2013年，借鑒大部分相關研究的做法（鄧仲良 等，2020;潘竟虎 等，2021）[37-38]，將考察時間調(diào)整為2000—2013年。同時，基于統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可獲得性，選取中國除港澳臺地區(qū)和西藏自治區(qū)外的30個省區(qū)市為研究樣本。

除夜間燈光數(shù)據(jù)以外，本文還采用了世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫（World Input-Output Database，WIOD） 2016年發(fā)布的2000—2014年非競爭型投入產(chǎn)出表，其涵蓋43個國家和地區(qū)、56個部門。中國各地區(qū)、各部門的從業(yè)人員數(shù)據(jù)來自相應年度的《中國勞動統(tǒng)計年鑒》和各省區(qū)市的統(tǒng)計年鑒。由于國內(nèi)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)按照GB/T 4754—2011標準劃分行業(yè)，而WIOD數(shù)據(jù)按照國際標準ISIC Rev4分類，為保持部門劃分口徑的一致和對應，借鑒Upward等（2013）的做法[39]，利用《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》與《國際標準產(chǎn)業(yè)分類》的對照表，統(tǒng)一按照ISIC Rev4標準將國內(nèi)部門細分為56個部門，進而計算30個省區(qū)市各部門的就業(yè)人員比重。各地級市的人均GDP數(shù)據(jù)來自相應年度的《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

除了上述核心變量以外，控制變量的測度方法如下：“對外開放水平”用進出口貿(mào)易額占GDP的比重衡量;“外商直接投資”用FDI與GDP的比值衡量;“物質(zhì)資本投入”用固定資產(chǎn)投資占GDP的比重衡量;“政府干預程度”用財政支出與GDP的比值來衡量;“人力資本水平” 用6歲及以上人口的平均受教育年限來衡量（嚴成樑 等，2013）[40]

受教育程度包括小學、初中、高中和大專及以上，對應的教育年限分別為6年、9 年、12 和16年，用受各類教育人口占總?cè)丝诘谋壤艘愿黝惤逃龑慕逃晗抻嬎闫骄芙逃晗蕖?“市場一體化指數(shù)”采用市場分割程度指數(shù)的倒數(shù)的平方根來衡量（盛斌 等，2011）[41];“交通基礎設施”用公路密度與鐵路密度之和衡量，其中，公路密度為每百平方公里公路營運里程，鐵路密度為每百平方公里鐵路營運里程;“金融發(fā)展水平”用金融機構(gòu)存貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值衡量。相關數(shù)據(jù)均來自相應年度各省區(qū)市的統(tǒng)計年鑒及《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和《中國金融年鑒》。主要變量的描述統(tǒng)計如表1所示。

四、實證分析結(jié)果

1.基準回歸分析

運用Stata軟件進行面板估計，考察地區(qū)中間品關聯(lián)對地區(qū)差距的影響，估計結(jié)果如表2所示。Hausman檢驗結(jié)果顯示固定效應模型優(yōu)于隨機效應，似然比（LR）檢驗結(jié)果顯示納入控制變量的模型（2）和（4）優(yōu)于僅考慮核心解釋變量的模型（1）和（3），而且同時納入中間品前向和后向關聯(lián)指數(shù)的模型（6）擬合效果更好?！爸虚g品前向關聯(lián)指數(shù)”的估計系數(shù)為負，“中間品后向關聯(lián)指數(shù)”的估計系數(shù)為正，且均通過了顯著水平為1%的統(tǒng)計檢驗，表明通過中間品進口的前向關聯(lián)嵌入全球價值鏈體系有助于縮小地區(qū)差距，而通過中間品出口的后向關聯(lián)嵌入全球價值鏈體系則會擴大地區(qū)差距，研究假說H1和H2得到驗證。

控制變量的估計結(jié)果顯示：“對外開放水平”“外商直接投資”“交通基礎設施”和“金融發(fā)展水平”的估計系數(shù)為正，“人力資本水平”和“市場一體化指數(shù)”的估計系數(shù)為負，但在統(tǒng)計上均不顯著;“物質(zhì)資本投資”的估計系數(shù)顯著為正，地區(qū)固定資產(chǎn)投資的增加擴大了地區(qū)差距，表明在樣本期間樣本地區(qū)固定資產(chǎn)投資的空間布局和投資回報率具有非平衡性，不利于區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，這也與相關研究的估計結(jié)果一致;“政府干預程度”的估計系數(shù)顯著為負，政府財政支出的增加有助于縮小地區(qū)差距，表明在樣本期間，隨著分稅制改革的深化（尤其2004年之后）地區(qū)財政支出偏向欠發(fā)達地區(qū)，有效促進了區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。

2.穩(wěn)健性檢驗

本文主要采用三種方法檢驗上述結(jié)果的穩(wěn)健性（見表3）：一是選取不同的指標測度被解釋變量，即用夜間燈光亮度的泰爾指數(shù)和阿特金森指數(shù)以及人均GDP的基尼系數(shù)替代夜間燈光亮度的基尼系數(shù)，分別進行估計;二是變更核心解釋變量，即用滯后一期（t-1）的中間品前向和后向關聯(lián)指數(shù)替代當期數(shù)據(jù)進行檢驗;三是采用不同的計量方法進行回歸估計，由于被解釋變量為介于0和1之間的截尾數(shù)據(jù)，因而采用Tobit模型進行穩(wěn)健性檢驗。各模型的估計結(jié)果顯示，“中間品前向關聯(lián)指數(shù)”的估計系數(shù)均顯著為負，“中間品后向關聯(lián)指數(shù)”的估計系數(shù)均顯著為正，表明本文的分析結(jié)果具有穩(wěn)健性。

3.內(nèi)生性檢驗

為盡可能地排除不可觀測的因素的影響，上述估計中均加入了時間和地區(qū)固定效應及控制變量，以緩解內(nèi)生性問題。然而，地區(qū)差距在一定程度上也會影響中間品的出口供給及進口需求，導致地區(qū)差距與中間品前向和后向關聯(lián)之間可能存在雙向因果關系。對此，本文借鑒Autor等（2013）的做法[36]，以其他金磚國家（巴西、俄羅斯、印度）的中間品前向和后向關聯(lián)指數(shù)為工具變量（分別記為IVRfw_int 和IVRbw_int）

將巴西、俄羅斯、印度三個金磚國家看作一個整體，根據(jù)前述方法計算其前向和后向關聯(lián)指數(shù)，同樣通過就業(yè)人員比重將國家層面的關聯(lián)指數(shù)分解到省級層面，得到IVRfw_int和IVRbw_int。進行內(nèi)生性檢驗。目前，應用較為普遍的工具變量法是兩階段最小二乘法（2SLS），其估計結(jié)果有效的前提假定是球型擾動項（Spherical Disturbance）;但如果擾動項不滿足“同方差”或“無自相關”假定時，更為有效的方法是系統(tǒng)廣義矩法（System Generalized Method of Moments，SGMM）（陸靜 等，2013）[42]。鑒于此，本文同時采用2SLS和最優(yōu)SGMM進行工具變量檢驗。

如表4所示，2SLS第一階段中工具變量的估計系數(shù)大多顯著，KP F-statistic統(tǒng)計值為3706且在1%的統(tǒng)計水平上拒絕了存在弱工具變量的原假設。又因工具變量與內(nèi)生變量的個數(shù)相同，故不必考慮存在過度識別的問題。在SGMM模型中，Arrellano-Bond殘差序列自相關檢驗顯示AR（1）<01而AR（2）>01，表明接受一階自相關假定而拒絕二階或更高階自相關;Sargan檢驗P值顯示無法拒絕工具變量有效的原假設，即SGMM估計結(jié)果是有效的。無論是在2SLS模型還是在GMM模型中，“中間品前向關聯(lián)指數(shù)”和“中間品后向關聯(lián)指數(shù)”的估計系數(shù)與固定效應模型的估計結(jié)果基本一致，且統(tǒng)計顯著性較高，說明上述結(jié)論是穩(wěn)健的，且基準模型的設定不存在嚴重的內(nèi)生性問題。此外，本文還進行了面板格蘭杰因果關系檢驗（檢驗結(jié)果略，備索），結(jié)果表明“中間品前向關聯(lián)指數(shù)”和“中間品后向關聯(lián)指數(shù)”均是“地區(qū)差距”的Granger原因，而“地區(qū)差距”并非中間品前向和后向關聯(lián)指數(shù)的Granger原因，進一步表明中間品前向和后向關聯(lián)與地區(qū)差距之間不存在顯著的反向因果關系。

4.異質(zhì)性分析

（1）地區(qū)異質(zhì)性

將樣本地區(qū)分為東部、中部和西部地區(qū)三個子樣本

其中，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、廣西、青海、寧夏、新疆。，分別進行基準模型檢驗，估計結(jié)果見表5。東部省份通過中間品前向關聯(lián)融入全球價值鏈有利于縮小地區(qū)內(nèi)部差距，而后向關聯(lián)對地區(qū)差距的影響為負但不顯著;中部省份通過中間品后向關聯(lián)融入全球價值鏈擴大了地區(qū)差距，而前向關聯(lián)對地區(qū)差距的影響為負但不顯著;西部省份通過中間品前向關聯(lián)融入全球價值鏈擴大了地區(qū)差距，而后向關聯(lián)對地區(qū)差距的影響為負但不顯著?？梢?，中間品前向和后向關聯(lián)對地區(qū)差距的影響均表現(xiàn)出明顯的地區(qū)異質(zhì)性，研究假說H3得到驗證。如前所述，東部地區(qū)的中間品貿(mào)易具有“兩頭在外”“大進大出”的外延式發(fā)展特征，中間品進口的技術溢出效應得到較為充分的發(fā)揮，并弱化了經(jīng)濟發(fā)展的極化效應，有利于縮小地區(qū)內(nèi)部差距;相比之下，中部和西部地區(qū)與國外市場的聯(lián)系較弱，且中部比西部具有更高的要素和產(chǎn)品流動性，強化了中部地區(qū)中間品后向關聯(lián)的經(jīng)濟集聚效應;西部地區(qū)的中間品進口貿(mào)易高度集中在相對發(fā)達的省會城市，貿(mào)易活動的不均衡產(chǎn)生極化效應進而擴大了地區(qū)差距，而其中間品后向關聯(lián)以能源資源出口為主，極化效應不明顯。

（2）貿(mào)易伙伴異質(zhì)性

將中國中間品進出口貿(mào)易伙伴按照OECD國家（主要包括美國、英國、德國、日本、韓國等發(fā)達國家）和非OECD國家（主要包括俄羅斯、巴西、印度、印度尼西亞等發(fā)展中國家）分組，分別進行基準模型檢驗，估計結(jié)果見表6，其中，模型（1）和（2）分別對中間品后向關聯(lián)和前向關聯(lián)進行貿(mào)易伙伴的區(qū)分，模型（3）則同時區(qū)分了前向關聯(lián)和后向關聯(lián)?！皩ECD前向關聯(lián)指數(shù)”的估計系數(shù)為負，而“對非OECD后向關聯(lián)指數(shù)”的估計系數(shù)為正，且均通過了顯著性檢驗;“對非OECD前向關聯(lián)指數(shù)”的估計系數(shù)為正，而“對OECD后向關聯(lián)指數(shù)”的估計系數(shù)為負，但顯著性不穩(wěn)定。上述估計結(jié)果驗證了研究假說H4，同時也表明：樣本地區(qū)與OECD國家的中間品前向關聯(lián)縮小了地區(qū)差距，而與非OECD國家的中間品后向關聯(lián)擴大了地區(qū)差距;而且，中間品前向關聯(lián)整體上對地區(qū)差距的縮小作用主要源自從OECD國家進口中間品，中間品后向關聯(lián)整體上對地區(qū)差距的擴大作用則主要源自對非OECD國家的中間品出口。其原因可能在于：一方面，相比于非OECD國家，從OECD國家進口的中間品具有更高的質(zhì)量和技術水平，由此而帶來的知識溢出效應有助于形成經(jīng)濟活動的空間擴散;另一方面，對非OECD國家的中間品出口大多屬于差異性較小的勞動和資源密集型產(chǎn)品，這種低成本導向下的出口擴張帶來的“出口學習”效應有限，并會促使出口企業(yè)低端集聚，產(chǎn)生極化效應，不利于縮小地區(qū)差距。

（3）制度環(huán)境異質(zhì)性

在經(jīng)濟體制市場化轉(zhuǎn)軌過程中，由于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、發(fā)展水平與資源稟賦等方面的不同，各地區(qū)的制度環(huán)境存在較大差異，而制度差異可能使參與全球價值鏈的中間品貿(mào)易對地區(qū)差距產(chǎn)生不同的效應。市場化水平越高，說明制度環(huán)境越好（孫錚 等，2005）[43]?？紤]到中間品既是產(chǎn)品又是生產(chǎn)要素，本文重點關注產(chǎn)品市場化和要素市場化兩方面，并采用《中國分省份市場化指數(shù)報告（2016）》中的相應數(shù)據(jù)來衡量樣本地區(qū)產(chǎn)品和要素市場化程度。具體估計時，在基準模型之上加入“產(chǎn)品市場發(fā)育程度”“要素市場發(fā)育程度”及其與中間品前向和后向關聯(lián)指數(shù)的交互項，進行分別檢驗。為避免多重共線性問題，在估計之前均采用極值法對交互項進行標準化處理。模型估計結(jié)果如表6所示。模型（1）和（2）分別納入“中間品前向關聯(lián)指數(shù)”和“中間品后向關聯(lián)指數(shù)”與“產(chǎn)品市場發(fā)育程度”的交互項，模型（3）同時納入兩個交互項;同樣地，模型（4）和（5）分別納入“中間品前向關聯(lián)指數(shù)”和“中間品后向關聯(lián)指數(shù)”與“要素市場發(fā)育程度”的交互項，模型（6）同時納入兩個交互項。

分析結(jié)果顯示，“產(chǎn)品市場發(fā)育程度”和“要素市場發(fā)育程度”的估計系數(shù)均顯著為負，“中間品前向關聯(lián)指數(shù)”與“產(chǎn)品市場發(fā)育程度”和“要素市場發(fā)育程度”的交互項的估計系數(shù)均顯著為負，但“中間品后向關聯(lián)指數(shù)”與“產(chǎn)品市場發(fā)育程度”和“要素市場發(fā)育程度”的交互項的估計結(jié)果不穩(wěn)定且大多不顯著。上述估計結(jié)果表明：產(chǎn)品和要素市場化程度的提高有利于地區(qū)差距的縮小;在產(chǎn)品和要素市場化程度越高的地區(qū)，中間品前向關聯(lián)縮小地區(qū)差距的作用越明顯，但產(chǎn)品和要素市場化水平的提高對中間品后向關聯(lián)的地區(qū)差距效應的影響不顯著。研究假設H5得到部分驗證。

五、結(jié)論與啟示

從理論上講，對于發(fā)展中國家和地區(qū)而言，通過中間品進口的前向關聯(lián)融入全球價值鏈，不但可以優(yōu)化地區(qū)中間品供給結(jié)構(gòu)，降低中間品生產(chǎn)成本和效率，而且還能夠通過技術溢出效應等促進經(jīng)濟活動的空間擴散，進而縮小地區(qū)差距;通過中間品出口的后向關聯(lián)融入全球價值鏈，雖然可以增強地區(qū)中間品供給能力，促進地區(qū)經(jīng)濟增長，但也可能通過極化效應等強化經(jīng)濟活動的空間集聚，進而擴大地區(qū)差距。地區(qū)生產(chǎn)前向關聯(lián)和后向關聯(lián)對地區(qū)差距的反向效應，受到地區(qū)經(jīng)濟和貿(mào)易發(fā)展水平及結(jié)構(gòu)、制度環(huán)境等因素的影響和制約，因而，在不同國家和地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展實踐中具有異質(zhì)性表現(xiàn)。以2000—2013年中國30個省級區(qū)域為樣本的經(jīng)驗分析表明：整體上看，中間品前向關聯(lián)有利于縮小地區(qū)差距，而中間品后向關聯(lián)會擴大地區(qū)差距;從地區(qū)異質(zhì)性來看，中間品前向關聯(lián)顯著縮小了東部省份的地區(qū)差距，但擴大了西部省份的地區(qū)差異，而后向關聯(lián)擴大地區(qū)差距的作用僅在中部省份顯著存在;從貿(mào)易伙伴的異質(zhì)性來看，中間品前向關聯(lián)縮小地區(qū)差距的積極效應主要得益于從OECD國家進口中間品，中間品后向關聯(lián)擴大地區(qū)差距的消極作用主要源自對非OECD國家出口中間品;從制度環(huán)境的異質(zhì)性來看，產(chǎn)品和要素市場化程度越高的地區(qū)中間品前向關聯(lián)縮小地區(qū)差距的效應越明顯，但產(chǎn)品和要素市場化程度對后向關聯(lián)影響地區(qū)差距的調(diào)節(jié)效應不顯著。

縮小地區(qū)差距，實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，既是構(gòu)建雙循環(huán)新發(fā)展格局的重要內(nèi)容和有效路徑，也是新發(fā)展格局的目標要求之一，因而需要通過暢通國內(nèi)大循環(huán)和升級國際循環(huán)來促進經(jīng)濟發(fā)展空間格局的優(yōu)化。中間品貿(mào)易是地區(qū)生產(chǎn)深度融入全球價值鏈的重要路徑和手段，不但會直接作用于地區(qū)經(jīng)濟增長效率和結(jié)構(gòu)，還會影響經(jīng)濟活動的空間布局，因此，應積極發(fā)展和改善各地區(qū)的中間品前向和后向關聯(lián)，形成深度融入全球價值鏈與區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的聯(lián)動機制?；诒疚牡难芯拷Y(jié)論，在構(gòu)建雙循環(huán)新發(fā)展格局的過程中，應充分發(fā)揮中間品關聯(lián)縮小地區(qū)差距的積極作用，提升國內(nèi)需求結(jié)構(gòu)和消費層次，加快從“世界工廠”向“世界市場”的轉(zhuǎn)變。具體而言：

一是要提高中間品貿(mào)易自由化水平，優(yōu)化中間品貿(mào)易的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和空間布局，適當增加從OECD等發(fā)達國家和地區(qū)的高質(zhì)量中間品進口，進一步發(fā)揮前向關聯(lián)縮小地區(qū)差距的積極作用。二是要促使中間品出口貿(mào)易擴張從“集約邊際”向“廣延邊際”轉(zhuǎn)變，推進加工貿(mào)易由“體外循環(huán)”向“體內(nèi)循環(huán)”過渡，形成中間品“出口學習”效應，促進地區(qū)經(jīng)濟“溢出式”發(fā)展。一方面，可積極推進“互聯(lián)網(wǎng)+加工貿(mào)易”的深度融合，引導國內(nèi)出口加工企業(yè)承接品牌設計、技術研發(fā)等高附加值環(huán)節(jié);另一方面，注重吸引大型跨國公司將關鍵零部件及機械設備等重要生產(chǎn)環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)入，以延長和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)鏈條，培育和拓展國內(nèi)價值鏈體系，這不僅有利于改善中間品出口結(jié)構(gòu)，還有利于國內(nèi)地區(qū)間的分工協(xié)作。三是要深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，優(yōu)化重塑地區(qū)競爭力的內(nèi)生制度環(huán)境。加快產(chǎn)品和要素市場化改革進程，破除地方保護與市場分割，構(gòu)建統(tǒng)一高效的市場體系，提高資源配置效率，暢通國內(nèi)大循環(huán)。此外，還應通過治理主體、治理規(guī)則多元化促進國內(nèi)價值鏈與全球價值鏈的協(xié)同升級，實現(xiàn)各地區(qū)高質(zhì)量的充分發(fā)展和平衡發(fā)展。

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（編輯：夏 冬）