徐坡嶺 李寶琴

1（遼寧大學(xué)國(guó)際經(jīng)濟(jì)政治學(xué)院，沈陽(yáng) 110036）

2（中國(guó)社會(huì)科學(xué)院俄羅斯東歐中亞研究所，北京 100007）

3（新疆師范大學(xué)商學(xué)院，烏魯木齊 830017）

引 言

中亞區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化近年來(lái)出現(xiàn)了引人注目的新態(tài)勢(shì)。以2016年底烏茲別克斯坦新總統(tǒng)米爾濟(jì)約耶夫上臺(tái)為契機(jī)，其 “優(yōu)先面向中亞”的外交理念和一系列 “新政”的推行，打破了中亞區(qū)域內(nèi)一體化多年停滯不前的僵局，五國(guó)關(guān)系明顯回暖，地區(qū)一體化再現(xiàn)生機(jī)[1]。但2020年全球新冠肺炎疫情以來(lái)，剛剛有所恢復(fù)的中亞區(qū)域內(nèi)一體化在各國(guó)普遍采取封閉、隔離、阻斷等人為干預(yù)措施之后，被按下了暫停鍵。在當(dāng)前影響中亞一體化的諸多因素，尤其是各國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和彼此復(fù)雜的矛盾短時(shí)間內(nèi)難以根本解決的條件下，疊加新冠肺炎疫情的影響，中亞五國(guó)走區(qū)域內(nèi)一體化道路愈發(fā)艱難，迫切需要借助外力發(fā)展跨區(qū)域一體化[2]。其中，借助中國(guó)倡導(dǎo)的 “一帶一路”發(fā)展東向聯(lián)系，參與區(qū)域乃至全球的產(chǎn)業(yè)鏈?zhǔn)侵衼唶?guó)家必不可少的選項(xiàng)之一。

中國(guó) “一帶一路”實(shí)踐進(jìn)程中，加快基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，實(shí)現(xiàn)互聯(lián)互通始終是重要一環(huán)并作為優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略加以推進(jìn)。2021年11月習(xí)近平總書(shū)記在第三次 “一帶一路”建設(shè)座談會(huì)上，將基礎(chǔ)設(shè)施 “硬聯(lián)通”作為推動(dòng)共建 “一帶一路”高質(zhì)量發(fā)展的重要方向，這一表述與2015年3月提出的 “五通”（政策溝通、設(shè)施聯(lián)通、貿(mào)易暢通、資金融通、民心相通）一脈相承。

基礎(chǔ)設(shè)施的改善是否對(duì)中亞區(qū)域內(nèi)一體化有正向的空間溢出？更進(jìn)一步，其對(duì)中亞跨區(qū)域一體化又具有何種效應(yīng)？該問(wèn)題的研究對(duì)于如何認(rèn)識(shí)基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)中亞區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的作用，深刻理解中國(guó) “一帶一路”倡議為什么要以 “基礎(chǔ)設(shè)施的互聯(lián)互通”為核心，進(jìn)而把握推動(dòng) “一帶一路”高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵點(diǎn)具有重要意義。

1 文獻(xiàn)回顧

研究基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)區(qū)域一體化的影響，首先要解決如何衡量區(qū)域一體化。學(xué)者們大致采取以下兩種路徑：（1）直接評(píng)估區(qū)域內(nèi)貿(mào)易壁壘的減少或消除程度，但存在測(cè)算和匯總難以統(tǒng)一問(wèn)題；（2）通過(guò)區(qū)域內(nèi)貿(mào)易、投資、金融一體化等指標(biāo)間接衡量[3]。其中，貿(mào)易一體化作為衡量指標(biāo)更為常見(jiàn)，原因在于貿(mào)易流量能夠較為直接地衡量出區(qū)域間往來(lái)程度。正如亞洲開(kāi)發(fā)銀行指出 “傳統(tǒng)上貿(mào)易一體化是區(qū)域一體化的基石”。因此，基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)區(qū)域一體化影響的研究在許多文獻(xiàn)中將其轉(zhuǎn)換為基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)貿(mào)易的影響研究，并得出了 “基礎(chǔ)設(shè)施改善對(duì)于縮短貿(mào)易時(shí)間、減少貿(mào)易障礙、降低貿(mào)易成本、提高貿(mào)易效率具有重要作用”的共識(shí)。其理論基礎(chǔ)在于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)通過(guò)影響廣義貿(mào)易成本，進(jìn)而影響商品價(jià)格，最終影響商品需求和國(guó)際貿(mào)易水平。

如 Behrens（2004）[4]指出具備更好交通基礎(chǔ)設(shè)施條件的國(guó)家能夠獲得更多國(guó)際貿(mào)易流量，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展，從而論證了基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)國(guó)家貿(mào)易乃至國(guó)際一體化的作用。Shepherd和Wilson（2007）[5]就道路基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)貿(mào)易量的影響進(jìn)行實(shí)證研究，并得出 “道路升級(jí)能使得貿(mào)易總額增加30%”這一結(jié)果。 Francois等（2009）[6]通過(guò)建立引力模型，分別對(duì)交通和通信基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響進(jìn)行實(shí)證分析，認(rèn)為前者對(duì)貿(mào)易的作用在發(fā)展中國(guó)家更為明顯，而后者對(duì)貿(mào)易的作用在發(fā)達(dá)國(guó)家更加明顯。 Ishise和 Matsuo（2015）[7]將邊界效應(yīng)引入引力模型，評(píng)估了美國(guó)和加拿大邊界效應(yīng)對(duì)貿(mào)易的影響，以此測(cè)度美加間一體化水平。世界銀行（2019）[8]將地理數(shù)據(jù)和網(wǎng)絡(luò)算法相結(jié)合，計(jì)算191個(gè)國(guó)家由于基礎(chǔ)設(shè)施的改善所引起的運(yùn)輸時(shí)間和貿(mào)易成本的變化。研究結(jié)果表明：“一帶一路”基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)的改善能夠使得沿線經(jīng)濟(jì)體平均運(yùn)輸時(shí)間縮短3.2%，貿(mào)易總成本降低2.8%。同時(shí)，由于溢出效應(yīng)，包括非 “一帶一路”經(jīng)濟(jì)體的所有國(guó)家運(yùn)輸時(shí)間將平均縮短2.5%，貿(mào)易總成本將平均降低2.2%。

國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)區(qū)域一體化影響的實(shí)證研究多采用引力模型，得出了大體一致的基本結(jié)論，即：基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)區(qū)域一體化具有正向促進(jìn)作用。對(duì)國(guó)內(nèi)區(qū)域一體化影響的相關(guān)文獻(xiàn)如：劉生龍和胡鞍鋼（2011）[9]將交通基礎(chǔ)設(shè)施加入到引力模型中，討論交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)中國(guó)區(qū)域一體化的影響。其中區(qū)域一體化的衡量采用最能直接反映中國(guó)省際間貿(mào)易流量的貨物運(yùn)輸周轉(zhuǎn)量指標(biāo)進(jìn)行刻畫(huà)。劉育紅和王曦（2014）[10]采用引力模型，研究了 “絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”上的17個(gè)中國(guó)重要城市的交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)區(qū)域一體化的影響。對(duì)國(guó)家間區(qū)域一體化影響的相關(guān)文獻(xiàn)如：梁雙陸和張梅（2016）[11]運(yùn)用邊界效應(yīng)模型，測(cè)度基礎(chǔ)設(shè)施的聯(lián)通對(duì)我國(guó)與周邊國(guó)家貿(mào)易邊界效應(yīng)的影響，認(rèn)為不同的基礎(chǔ)設(shè)施聯(lián)通能夠不同程度地降低邊界屏蔽效應(yīng)，因此其建設(shè)存在優(yōu)先序問(wèn)題。何敏（2020）[12]運(yùn)用邊界效應(yīng)引力模型研究了設(shè)施聯(lián)通（包括交通、能源、通信）對(duì)中國(guó)與 “一帶一路”國(guó)家區(qū)域一體化的具體貢獻(xiàn)度，并得出了鐵路港口對(duì)區(qū)域一體化貢獻(xiàn)顯著，而公路、航空、能源、通信貢獻(xiàn)不顯著的結(jié)論。

與上述引力模型的研究方法有所不同，王娟（2015）[13]運(yùn)用空間面板杜賓模型， 研究 “絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”沿線主要14個(gè)國(guó)家的基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)區(qū)域一體化的影響，結(jié)果表明：基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)區(qū)域一體化的促進(jìn)作用是客觀存在的，但不可高估。并且，管道運(yùn)輸、鐵路運(yùn)輸、公路運(yùn)輸對(duì)區(qū)域一體化的影響是逐漸遞減的。

上述文獻(xiàn)為本文提供了研究?jī)?nèi)容和研究方法等方面諸多借鑒，在此基礎(chǔ)上，本文將研究范圍聚焦于中亞五國(guó)。單獨(dú)討論基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)中亞地區(qū)一體化影響的文獻(xiàn)并不多，可得文獻(xiàn)也多是結(jié)合“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”闡述中亞交通現(xiàn)狀與一體化前景，以事實(shí)性陳述和介紹性文獻(xiàn)居多，量化研究較為少見(jiàn)。如王維然（2014）[14]認(rèn)為蘇聯(lián)時(shí)期留下的以俄羅斯為中心的基礎(chǔ)設(shè)施布局對(duì)中亞區(qū)域一體化是一把雙刃劍，如各國(guó)能利用好已有的基礎(chǔ)設(shè)施開(kāi)展合作，則會(huì)將各國(guó)緊密地聯(lián)系在一起，反之，則由于大量的跨境問(wèn)題產(chǎn)生更高費(fèi)用，加重各國(guó)負(fù)擔(dān)。章慶慧和蔡暢（2014）[15]基于中國(guó)和中亞空間差異性分析，指出各自所擁有的比較優(yōu)勢(shì)，而交通運(yùn)輸合作則有利于發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)。歐陽(yáng)向英（2016）[16]通過(guò)分析中亞交通一體化的現(xiàn)狀，指出 “絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”必須與中亞各國(guó)交通政策相協(xié)調(diào)，并注意防范投資風(fēng)險(xiǎn)。

考慮到基礎(chǔ)設(shè)施作為一種典型的公共產(chǎn)品，具有明顯的空間溢出效應(yīng)，本文采用空間計(jì)量方法，研究其對(duì)中亞區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的影響，并從區(qū)域內(nèi)和跨區(qū)域兩個(gè)維度展開(kāi)。

2 模型設(shè)定與變量數(shù)據(jù)

2.1 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

空間自相關(guān)性檢驗(yàn)需要設(shè)定適當(dāng)?shù)目臻g權(quán)重矩陣。本文構(gòu)建常見(jiàn)的0～1空間權(quán)重矩陣W1（也稱為相鄰空間權(quán)重矩陣）、經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣W2和距離空間權(quán)重矩陣W3①?？紤]到中亞五國(guó)除了哈塔、土吉、土塔兩兩不相鄰之外，其余均兩兩相鄰，空間距離并不遙遠(yuǎn)，但國(guó)家間經(jīng)濟(jì)差距非常明顯，因此宜采用W1和W2矩陣，W3并不適合。下文運(yùn)用Stata15軟件，分別構(gòu)建相鄰和經(jīng)濟(jì)空間矩陣，并以莫蘭指數(shù)（Moran's I）對(duì)中亞五國(guó)2009～2020年區(qū)域一體化進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。

表1顯示，被解釋變量區(qū)域一體化（rei）在兩種矩陣下，莫蘭指數(shù)基本顯著且大于0，表明存在正空間相關(guān)性，因此有必要采用空間計(jì)量分析方法[17]。

表1 中亞五國(guó)2009～2020年區(qū)域一體化莫蘭指數(shù)

2.2 模型設(shè)定

本文參考Anselin等（1988）[18]的空間建模方法，將空間杜賓模型（SDM）設(shè)定為：

其中，μi為空間效應(yīng)，γt為時(shí)點(diǎn)效應(yīng)，ρ與δ分別為被解釋變量和解釋變量的空間滯后項(xiàng)回歸系數(shù)。W為空間權(quán)重矩陣，并且按照一般文獻(xiàn)做法，將被解釋變量和解釋變量的空間權(quán)重矩陣設(shè)為相同矩陣，w′i為空間權(quán)重矩陣W的第i行。w′i reit為被解釋變量空間滯后項(xiàng)，w′iXt為解釋變量空間滯后項(xiàng)，β為n維列向量，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；i和t表示i國(guó)第t年的數(shù)據(jù)。被解釋變量rei，解釋變量X包括核心解釋變量indi和控制變量pg-dp、open、fdi、industry、co、bop、diver。

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源及變量說(shuō)明

2.3.1 被解釋變量：區(qū)域一體化（rei）

文獻(xiàn)中采用貿(mào)易流量來(lái)衡量一體化比較常見(jiàn)，因?yàn)橘Q(mào)易流量能夠較為直接地衡量出區(qū)域間的往來(lái)程度。借鑒該方法，本文選擇區(qū)域貿(mào)易比重來(lái)進(jìn)行區(qū)域一體化衡量，用公式可以表示為：

其中，WAi代表區(qū)域A內(nèi)i國(guó)的貿(mào)易比重，XAAi與MAAi分別代表區(qū)域A中i國(guó)的區(qū)域內(nèi)出口和進(jìn)口，XAi與MAi分別代表區(qū)域A中i國(guó)的總出口和總進(jìn)口。數(shù)據(jù)來(lái)源為IMF DOT數(shù)據(jù)庫(kù)，根據(jù)上式計(jì)算出中亞五國(guó)2009～2020年區(qū)域貿(mào)易比重，代表中亞區(qū)域內(nèi)一體化水平。中亞跨區(qū)域一體化水平計(jì)算方法與之相同。

2.3.2 核心解釋變量：基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展指數(shù)（indi）

該指數(shù)來(lái)自于 《“一帶一路”國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展指數(shù)報(bào)告2020》，該報(bào)告由中國(guó)對(duì)外承包工程商會(huì)聯(lián)合中國(guó)出口信用保險(xiǎn)公司自2017年開(kāi)始每年共同發(fā)布。報(bào)告以71個(gè)重點(diǎn)國(guó)家為研究對(duì)象，從發(fā)展環(huán)境、發(fā)展需求、發(fā)展熱度和發(fā)展成本4個(gè)維度，以及交通（鐵路、公路、機(jī)場(chǎng)、港口）、能源（電力）、通信、水務(wù)（供水和污水處理）4個(gè)具體行業(yè)，通過(guò)選取45個(gè)指標(biāo)，構(gòu)建三級(jí)指標(biāo)體系，給出了各國(guó)2009～2020年基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展指數(shù)[19]。相較于以往文獻(xiàn)中多采用基礎(chǔ)設(shè)施中的交通基礎(chǔ)設(shè)施單一指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證分析而言，本文認(rèn)為該報(bào)告給出的測(cè)算指數(shù)覆蓋面更廣，體現(xiàn)了基礎(chǔ)設(shè)施的多樣性，因此抽取報(bào)告中測(cè)算的中亞五國(guó)、俄羅斯及中國(guó)2009～2020年基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展指數(shù)作為本文核心解釋變量。

2.3.3 控制變量

本文選取學(xué)者們常用的影響區(qū)域一體化的如下7個(gè)指標(biāo)：

（1）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（pgdp），用各國(guó)人均 GDP來(lái)衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源于WBI數(shù)據(jù)庫(kù)。

（2）對(duì)外開(kāi)放度（open），用各國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額來(lái)衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源于IMF DOT數(shù)據(jù)庫(kù)。

（3）對(duì)外投資（fdi），用各國(guó)外資流入流量來(lái)衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源于UNCTAD數(shù)據(jù)庫(kù)。

（4）工業(yè)水平（industry），用各國(guó)工業(yè)增加值占GDP的百分比來(lái)衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源于WBI數(shù)據(jù)庫(kù)。

（5）國(guó)際收支（bop），用各國(guó)經(jīng)常賬戶占GDP的百分比來(lái)衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源于UNCTAD數(shù)據(jù)庫(kù)。

（6）產(chǎn)品多樣化指數(shù)（diver），能夠反映進(jìn)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，表明某個(gè)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)與世界平均值之間的差距，數(shù)值越接近1，說(shuō)明離世界平均水平差距越大，數(shù)據(jù)來(lái)源于UNCTAD數(shù)據(jù)庫(kù)。

（7）區(qū)域合作組織（co），作為區(qū)域一體化的載體或平臺(tái)，是影響區(qū)域一體化進(jìn)程的因素之一，本文引入是否參加區(qū)域合作組織虛擬變量，加入為1，未加入為0②。

為減少量綱影響，緩解異方差，pgdp、open、fdi3個(gè)指標(biāo)均作取對(duì)數(shù)處理。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 中亞五國(guó)空間面板估計(jì)

空間面板常見(jiàn)模型主要有空間自回歸模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）3種。在通過(guò)空間相關(guān)性檢驗(yàn)后，運(yùn)用Stata15分別對(duì)以上3種模型進(jìn)行估計(jì)，發(fā)現(xiàn)在不同空間權(quán)重矩陣下，SDM和SAR空間滯后系數(shù)（ρ）和SEM空間誤差系數(shù)（λ）均顯著，再次印證了存在空間效應(yīng)，運(yùn)用空間計(jì)量分析是合適的。經(jīng)過(guò)似然比（LR）檢驗(yàn)，拒絕了可以退化為SAR和SEM模型的原假設(shè)，因此模型選用上宜采用更一般的SDM模型。進(jìn)一步，通過(guò)Hausman檢驗(yàn)可以強(qiáng)烈拒絕隨機(jī)效應(yīng)原假設(shè)，應(yīng)采用固定效應(yīng)SDM模型。

表2 SDM、SAR、SEM 3種模型空間系數(shù)及其相關(guān)檢驗(yàn)

下一步，需判斷固定效應(yīng)SDM模型究竟宜采取空間固定、時(shí)點(diǎn)固定還是雙向固定效應(yīng)？經(jīng)過(guò)似然比（LR）檢驗(yàn)，均拒絕了可以簡(jiǎn)化為空間固定和時(shí)點(diǎn)固定原假設(shè)，說(shuō)明應(yīng)采用雙向固定效應(yīng)SDM模型（即表3中模型3和模型6）。此外，結(jié)合Loglikelihood、AIC、BIC等指標(biāo)綜合來(lái)看，仍得到同樣結(jié)論。

表3 SDM模型3種固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果及相關(guān)檢驗(yàn)

續(xù) 表

觀察表3中模型3和模型6，被解釋變量空間滯后系數(shù)ρ通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn)，且符號(hào)為負(fù)，說(shuō)明區(qū)域一體化具有負(fù)向空間溢出效應(yīng)?？梢杂觅Q(mào)易理論中的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)進(jìn)行解釋。貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)最終帶來(lái)了一體化組織成員國(guó)之間貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大和社會(huì)福利水平的提高。而貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)使得成員方從同盟外進(jìn)口低成本的產(chǎn)品被同盟內(nèi)其他成員方高成本的產(chǎn)品所替代從而帶來(lái)的福利損失。因此，一體化對(duì)成員國(guó)福利的最終效果是不確定的，取決于兩種效應(yīng)的對(duì)比力量。從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，中亞區(qū)域內(nèi)一體化呈負(fù)向空間溢出，說(shuō)明中亞國(guó)家間貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)大于貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。

解釋變量的空間滯后項(xiàng)（表3中用W?indepvar表示）。核心變量基礎(chǔ)設(shè)施空間滯后系數(shù)在兩個(gè)矩陣下均通過(guò)5%顯著性檢驗(yàn)，且符號(hào)為負(fù)。說(shuō)明在控制其他變量不變的情形下，基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)中亞區(qū)域內(nèi)一體化產(chǎn)生顯著負(fù)向空間溢出，基礎(chǔ)設(shè)施的提高并不能帶來(lái)中亞區(qū)域內(nèi)貿(mào)易的增長(zhǎng)和一體化水平的提高。

解釋變量系數(shù)。要注意的是，空間計(jì)量模型與普通面板模型不同，直接比較估計(jì)出的各解釋變量系數(shù)往往是無(wú)效的。正如Leasage（1997）[20]指出，采用空間計(jì)量模型得到的系數(shù)是有偏的，并不能準(zhǔn)確反映空間模型變量間關(guān)系，因此需采用偏微分方法對(duì)空間計(jì)量模型進(jìn)行效應(yīng)分解。表4是對(duì)中亞五國(guó)雙向固定SDM模型進(jìn)行效應(yīng)分解的估計(jì)結(jié)果。

表4 中亞五國(guó)雙向固定SDM模型效應(yīng)分解

核心變量的效應(yīng)分解。在雙向固定效應(yīng)SDM模型的兩種矩陣下，核心變量基礎(chǔ)設(shè)施（indi）的間接效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著為負(fù)，且數(shù)值非常接近。說(shuō)明中亞國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施水平的提高，反而會(huì)減少中亞區(qū)域內(nèi)貿(mào)易，不利于區(qū)域內(nèi)一體化。具體來(lái)看，控制其他影響因素不變的情形下，基礎(chǔ)設(shè)施指數(shù)每提高1個(gè)點(diǎn)，中亞區(qū)域內(nèi)貿(mào)易比重平均減少0.455%～0.458%之間（總效應(yīng)）。

控制變量的效應(yīng)分解。人均GDP、FDI對(duì)中亞區(qū)域內(nèi)一體化效應(yīng)顯著為負(fù)。這與中亞國(guó)家自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、工業(yè)結(jié)構(gòu)和貿(mào)易方向是一致的。中亞國(guó)家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)雷同性決定了彼此并不是最重要的貿(mào)易伙伴，人均GDP以及外資流入的提高，并不會(huì)增加域內(nèi)一體化水平，反而會(huì)產(chǎn)生負(fù)向空間外溢，對(duì)本國(guó)與域外國(guó)家的跨區(qū)域一體化產(chǎn)生推動(dòng)力量。工業(yè)水平（industry）指標(biāo)對(duì)區(qū)域一體化效應(yīng)顯著為正，表明中亞國(guó)家同質(zhì)化工業(yè)結(jié)構(gòu)的改善是有利于區(qū)域內(nèi)貿(mào)易和一體化水平的。區(qū)域合作組織（co）指標(biāo)對(duì)域內(nèi)一體化影響的直接效應(yīng)顯著為負(fù)，而間接效應(yīng)和總效應(yīng)并不顯著，這也一定程度上印證了中亞區(qū)域合作組織效率不高，符合學(xué)者提出的 “紙面上的一體化”特征。

上述分析核心結(jié)論為 “基礎(chǔ)設(shè)施的改善并不能提升中亞區(qū)域內(nèi)一體化水平”?；诒疚膶?duì)中亞區(qū)域一體化劃分為區(qū)域內(nèi)和跨區(qū)域兩個(gè)層面，下文將聚焦于基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)中亞跨區(qū)域一體化水平的影響研究。

表5顯示，中亞五國(guó)主要貿(mào)易伙伴來(lái)自于俄羅斯和中國(guó)，兩國(guó)多年來(lái)基本居于中亞貿(mào)易伙伴的前3位次。因此，下文分別把 “中亞五國(guó)＋俄羅斯”和 “中亞五國(guó)＋中國(guó)”各視為一個(gè)研究區(qū)域，研究基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)中亞跨區(qū)域一體化水平有何影響。

表5 中亞國(guó)家前5位貿(mào)易伙伴占比（2020年）

3.2 加入俄羅斯、中國(guó)之后的SDM模型估計(jì)

采用與前述相同過(guò)程和方法，分別對(duì)加入俄羅斯和中國(guó)之后的中亞跨區(qū)域一體化進(jìn)行SDM模型效應(yīng)分解，結(jié)果見(jiàn)表6和表7。

表6 中亞五國(guó)＋俄羅斯SDM模型效應(yīng)分解

表7 中亞五國(guó)＋中國(guó)SDM模型效應(yīng)分解

表6顯示，不論在何種空間矩陣下，基礎(chǔ)設(shè)施（indi）的間接效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著為負(fù)，且數(shù)值差異不大。在控制其他影響因素不變的條件下，基礎(chǔ)設(shè)施每提高1個(gè)點(diǎn)，該區(qū)域內(nèi)貿(mào)易比重減少幅度在0.269%～0.295%之間（總效應(yīng)）。說(shuō)明 “基礎(chǔ)設(shè)施”這一核心變量對(duì)被解釋變量 “區(qū)域一體化”產(chǎn)生負(fù)空間溢出，即在 “中亞五國(guó)＋俄羅斯”這一區(qū)域內(nèi)，基礎(chǔ)設(shè)施的提高并不能促進(jìn)該區(qū)域的一體化水平，反而產(chǎn)生了負(fù)向空間溢出。該結(jié)論與將中亞五國(guó)單獨(dú)作為一個(gè)區(qū)域的研究結(jié)果基本相同（見(jiàn)表4）。

究其原因：（1）中亞五國(guó)和俄羅斯地理位置接近，基礎(chǔ)設(shè)施的改善更方便 “投資替代貿(mào)易”，各國(guó)對(duì)FDI效應(yīng)的渴望也會(huì)因 “基礎(chǔ)設(shè)施的改善”而更加強(qiáng)烈；（2）中亞五國(guó)和俄羅斯產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的相似性，基礎(chǔ)設(shè)施的提高并不能推動(dòng)相互的貿(mào)易聯(lián)系，反而為彼此尋找新的貿(mào)易伙伴，開(kāi)展跨區(qū)域的合作提供了便利。

在其他控制變量中，工業(yè)化水平（industry）和區(qū)域合作組織（co）的估計(jì)結(jié)果也與中亞五國(guó)結(jié)果基本相同。前者的間接效應(yīng)和總效應(yīng)均為正值，并通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，反映出俄羅斯與中亞五國(guó)工業(yè)結(jié)構(gòu)同質(zhì)性問(wèn)題，其改善將利于提高區(qū)域貿(mào)易和一體化水平。后者的直接效應(yīng)和總效應(yīng)均為負(fù)值，說(shuō)明不論是中亞五國(guó)間合作組織還是以俄羅斯為主導(dǎo)的歐亞一體化組織并未能提升一體化水平，存在效率不高問(wèn)題。

表7是將 “中亞五國(guó)＋中國(guó)”作為一個(gè)考察區(qū)域所得出的SDM模型效應(yīng)分解結(jié)果，不論在何種空間矩陣下，核心變量基礎(chǔ)設(shè)施（indi）對(duì)該區(qū)域一體化有了明顯的正向溢出，該結(jié)論與 “中亞五國(guó)”和 “中亞五國(guó)＋俄羅斯”這兩種情況截然相反。具體來(lái)看，在控制其他影響因素不變的條件下，基礎(chǔ)設(shè)施每提高1個(gè)點(diǎn)，該區(qū)域內(nèi)反映區(qū)域一體化的指標(biāo) “區(qū)域貿(mào)易比重”將增加，幅度在0.313%～0.368%之間（總效應(yīng)）。

在其他控制變量中，人均GDP（lnpgdp）和產(chǎn)品多樣化指數(shù)（diver）對(duì)區(qū)域一體化有較為顯著的正向作用，前者符合大多數(shù)研究結(jié)論，即貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正相關(guān)性；后者也與中亞五國(guó)與中國(guó)的貿(mào)易互補(bǔ)性特征相吻合；對(duì)外投資（lnfdi）則對(duì)區(qū)域一體化有較為顯著的負(fù)向作用，其原因主要在于中亞五國(guó)與中國(guó)貿(mào)易體量差距大，如中亞在中國(guó)的貿(mào)易比重多年來(lái)持續(xù)徘徊在1%左右③，不論對(duì)中亞五國(guó)或中國(guó)來(lái)說(shuō)，對(duì)外投資的增加往往會(huì)引致尋找區(qū)域外新的貿(mào)易機(jī)會(huì)，從而減少區(qū)域內(nèi)貿(mào)易的比重，這也符合Mundell[21]提出的國(guó)際貿(mào)易和國(guó)際資本流動(dòng)二者之間可以呈現(xiàn)相互替代性關(guān)系的觀點(diǎn)；而是否加入?yún)^(qū)域合作組織（co）對(duì)區(qū)域一體化作用則并不顯著，說(shuō)明中國(guó)與中亞國(guó)家之間的區(qū)域合作組織效用不明顯，上合組織的作用有待加強(qiáng)。

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文借鑒學(xué)者文獻(xiàn)，采取如下兩種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：（1）變換空間權(quán)重矩陣；（2）替換被解釋變量。前者本文選取不同空間權(quán)重矩陣進(jìn)行變換；后者本文將衡量一體化的被解釋變量 “區(qū)域內(nèi)貿(mào)易比重”（reiit）替換成 “區(qū)域內(nèi)貿(mào)易流量”（tradeit），并取對(duì)數(shù)以減小量綱影響，緩解異方差問(wèn)題。貿(mào)易流量數(shù)據(jù)來(lái)源于IMF DOT數(shù)據(jù)庫(kù)。

4.1 中亞五國(guó)SDM模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表4是采取第1種變換方式的結(jié)果，表8是采取第2種變換方式的結(jié)果。

表8 中亞五國(guó)SDM模型效應(yīng)分解（被解釋變量替換為lntrade）

分析表4和表8，本文發(fā)現(xiàn)在不同空間權(quán)重矩陣和不同被解釋變量下，核心變量基礎(chǔ)設(shè)施（indi）的符號(hào)和顯著性未變，均呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)。其他變量符號(hào)和顯著性也未發(fā)生大的變化，說(shuō)明中亞五國(guó)SDM模型比較穩(wěn)健。

4.2 分別加入俄羅斯、中國(guó)之后的SDM模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表6和表7已分別就不同空間矩陣進(jìn)行了SDM模型的效應(yīng)分解，實(shí)際上已完成第1種變換方法，結(jié)果是穩(wěn)健的。表9和表10則是按照第2種變換方法得到的估計(jì)結(jié)果。

表9 中亞五國(guó)＋俄羅斯SDM模型效應(yīng)分解（被解釋變量替換為lntrade）

表10 中亞五國(guó)＋中國(guó)SDM模型效應(yīng)分解（被解釋變量替換為lntrade）

續(xù) 表

表9、表10與表6、表7對(duì)比后發(fā)現(xiàn)，替換被解釋變量后，核心變量基礎(chǔ)設(shè)施（indi）的符號(hào)和顯著性與替換前結(jié)果相同，即將 “中亞五國(guó)＋俄羅斯”作為一個(gè)考察區(qū)域，基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)該區(qū)域一體化仍然呈顯著負(fù)相關(guān)；而將 “中亞五國(guó)＋中國(guó)”作為一個(gè)考察區(qū)域，仍然呈顯著正相關(guān)。其他變量符號(hào)和顯著性與替換前結(jié)果相比也基本一致。

綜上，研究基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)中亞區(qū)域一體化的影響所建立的SDM模型具有較好的穩(wěn)健性。

5 結(jié)論與政策啟示

根據(jù)前文研究，得出如下結(jié)論與政策啟示：

（1）基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)中亞區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的作用，既可能存在正向溢出，也可能存在負(fù)向溢出，需要加以區(qū)分。對(duì)單純中亞區(qū)域內(nèi)和加入俄羅斯后形成的中亞跨區(qū)域這兩種情形而言，基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)區(qū)域一體化有顯著的負(fù)向溢出，即并不能依靠基礎(chǔ)設(shè)施的改善來(lái)提高區(qū)域貿(mào)易比重，提升區(qū)域一體化水平。同時(shí)，從區(qū)域合作組織（co）這一變量來(lái)看，也與區(qū)域一體化呈負(fù)相關(guān)或不顯著，說(shuō)明不論是中亞五國(guó)間的合作組織還是以俄羅斯為主導(dǎo)的合作組織均呈現(xiàn)低效率，甚至對(duì)貿(mào)易產(chǎn)生抑制作用。因此，提升中亞區(qū)域一體化，并不必然從基礎(chǔ)設(shè)施或合作組織、合作協(xié)議等路徑著手，而可以從其他路徑，如在模型中顯示具有較為顯著的正向影響的對(duì)外開(kāi)放度（lnopen）和工業(yè)水平（industry）等指標(biāo)進(jìn)行推進(jìn)。

對(duì)于加入中國(guó)之后的中亞跨區(qū)域一體化研究結(jié)果表明，基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)該區(qū)域的一體化有顯著的正向溢出。此外，其它控制變量如人均GDP（ln-pgdp）、對(duì)外開(kāi)放度（lnopen）和產(chǎn)品多樣化指數(shù)（diver）對(duì)區(qū)域一體化也具有較為顯著的正向作用。通過(guò)改善以上變量實(shí)質(zhì)上提供了中國(guó)提升與中亞國(guó)家合作水平的路徑。

（2）本文研究結(jié)論從實(shí)證的角度契合了中國(guó)提出的以基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通為核心的 “一帶一路”倡議。提升基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通水平，對(duì)于地處內(nèi)陸，基礎(chǔ)設(shè)施相對(duì)落后的中亞國(guó)家來(lái)說(shuō)，有利于降低貿(mào)易成本，提高參與區(qū)域一體化能力，融入全球產(chǎn)業(yè)鏈和供應(yīng)鏈，最終帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展[22]；對(duì)中國(guó)來(lái)說(shuō)，基礎(chǔ)設(shè)施是保證與中亞國(guó)家持久合作的基本條件，其改善有利于拓展與中亞多方位產(chǎn)業(yè)合作，構(gòu)筑 “共榮利益”，有效減少各國(guó)對(duì)中國(guó)過(guò)于倚重能源合作的擔(dān)心、疑慮甚至誤解，充分發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)，穩(wěn)固長(zhǎng)久合作關(guān)系。

（3）中亞國(guó)家作為 “一帶”的啟動(dòng)區(qū)和核心區(qū)，建設(shè) “一帶”的過(guò)程，是中國(guó)為改善中亞地區(qū)連接，深化與中亞地區(qū)合作而提供的公共產(chǎn)品的過(guò)程，也是中國(guó)完善周邊外交，探索互利共贏的新型合作理念和方式，順應(yīng)全球治理體系變革，構(gòu)建同舟共濟(jì)、權(quán)責(zé)共擔(dān)的人類命運(yùn)共同體的新實(shí)踐。而基礎(chǔ)設(shè)施作為一種具有空間外溢性的公共產(chǎn)品，正是周邊國(guó)家易于接受和歡迎的，因而也是高質(zhì)量推進(jìn) “一帶一路”建設(shè)的優(yōu)先或核心領(lǐng)域。

注釋：

①本文W2矩陣用樣本期（2009～2020）兩地之間人均GDP差額進(jìn)行構(gòu)建；W3矩陣用兩地行政中心的經(jīng)緯度計(jì)算得出的地表距離進(jìn)行構(gòu)建。

②2009年之后，中亞五國(guó)與俄羅斯重要的區(qū)域合作組織本文選取歐亞經(jīng)濟(jì)共同體和歐亞經(jīng)濟(jì)聯(lián)盟，中亞五國(guó)與中國(guó)重要的區(qū)域合作組織本文選取上海合作組織。

③根據(jù)IMF DOT數(shù)據(jù)庫(kù)整理計(jì)算。