雷娜 張汝飛

[摘 要]文章選取中國2002—2017年30個省份的面板數(shù)據(jù)，對國內市場整合影響出口技術復雜度的空間溢出效應進行了實證檢驗。研究結果表明，中國省域出口技術復雜度呈現(xiàn)出由東部沿海向中西部內陸地區(qū)梯度遞減的格局，并存在明顯的正向空間相關性。在考慮空間關聯(lián)的情況下，國內市場整合程度的提高顯著促進了出口技術復雜度提升，市場整合的空間溢出效應是驅動出口技術復雜度升級的重要因素。市場整合的空間溢出效應存在時期異質性特征，在市場整合處于相對較低水平時期，其空間溢出效應不顯著;而在市場整合處于較高水平時期，其空間溢出效應大幅增加，對出口技術復雜度升級起到顯著推進作用。

[關鍵詞]市場整合;空間溢出效應;出口技術復雜度

[中圖分類號]F753.62;C812 [文獻標識碼]A [文章編號]1673-0461（2021）09-0018-11

一、引 言

改革開放以來，特別是加入WTO后，中國憑借豐富的勞動力和自然資源優(yōu)勢積極參與國際分工，對外貿易迅猛增長，成為具有全球影響力的貿易大國。然而，在全球價值鏈分工體系中，中國仍然處于中低端位置[1]，外貿“大而不強”問題依然突出。隨著國內外形勢的深刻變化，中國對外貿易以量取勝、以廉取勝的發(fā)展模式已不可持續(xù)。特別是新冠肺炎疫情發(fā)生后，國際形勢不穩(wěn)定性、不確定性更加突出，中國外貿發(fā)展面臨的挑戰(zhàn)和壓力進一步增大。黨的十九屆五中全會強調要“立足國內大循環(huán)，發(fā)揮比較優(yōu)勢，協(xié)同推進強大國內市場和貿易強國建設”。中國擁有14億人口的超大規(guī)模市場和巨大的消費潛力，進一步暢通國內經(jīng)濟循環(huán)，推進國內市場整合，依托國內大量需求形成的規(guī)模經(jīng)濟效應提升出口技術復雜度，構建企業(yè)參與國際大循環(huán)的競爭新優(yōu)勢，成為實現(xiàn)貿易強國戰(zhàn)略和經(jīng)濟高質量發(fā)展的可行路徑和客觀選擇。

近年來，關于出口技術復雜度影響因素的研究得到國際貿易學界普遍關注。毛其淋（2012）[2]認為，物質資本相對豐富的地區(qū)在資本密集型產品出口上具有比較優(yōu)勢，可能會生產和出口更多相對資本密集和復雜的產品，從而具有較高的出口技術復雜度;人力資本和研發(fā)投入作為國內自主創(chuàng)新的基本源泉 [3]，不僅直接促進了知識資本積累，提高了生產率水平，而且間接促進了知識轉移、吸收與利用，從而促進了出口技術水平提升 [4];進口貿易、FDI及OFDI作為外部技術轉移與擴散的重要渠道，也對發(fā)展中國家出口技術復雜度提升發(fā)揮著積極影響[5-7]。此外，金融發(fā)展[8]、物流發(fā)展 [9]、基礎設施 [10]、知識產權保護 [11]等因素都顯著促進了中國出口技術復雜度提升。然而，鮮有文獻關注國內市場整合對出口技術復雜度的影響效應。在國內經(jīng)濟轉型升級的關鍵時期和全球經(jīng)貿風險及不確定性加劇的背景下，立足中國特有超大規(guī)模市場優(yōu)勢，深入探討國內市場整合與出口技術復雜度之間的關系，對于實現(xiàn)國內國際雙循環(huán)的良性互動無疑具有重要理論價值與現(xiàn)實意義。

隨著中國基礎設施建設的不斷完善和市場一體化水平的提升，各省份之間的“距離”進一步縮短，地區(qū)間經(jīng)濟聯(lián)系日益密切，一個地區(qū)很難脫離其他地區(qū)而獨立發(fā)展。因此，各省份出口技術復雜度可能存在空間相關性。在考慮空間維度的情況下，市場整合程度的提高是否可以推動出口技術復雜度提升？其發(fā)揮作用的機制又是什么？如何擴大市場整合影響出口技術復雜度的正向空間溢出效應？為了解答這些問題，本文將在系統(tǒng)闡釋市場整合趨勢下出口技術復雜度空間溢出效應理論機制的基礎上，選取中國2002—2017年的省際面板數(shù)據(jù)，對國內市場整合影響出口技術復雜度的空間溢出效應進行實證檢驗，并提出相應政策建議，以彌補已有研究的不足，對該領域研究作出一定邊際貢獻。

二、理論機制分析

根據(jù)Myrdal（1957）[12]的“地理上的二元經(jīng)濟”理論，經(jīng)濟發(fā)展是一個各種因素相互作用、互為因果、循環(huán)積累的非均衡發(fā)展過程。在這一過程中存在兩種效應：一是回波效應（即極化效應），表現(xiàn)為生產要素從落后地區(qū)向發(fā)達地區(qū)流動，導致區(qū)域經(jīng)濟差距進一步擴大;二是擴散效應，指生產要素由發(fā)達地區(qū)向落后地區(qū)轉移擴散，使區(qū)域經(jīng)濟差距不斷縮小。相似的，Hirschman（1958）[13]也提出了極化效應與涓滴效應（即擴散效應）這一對概念，并強調了極化效應轉向擴散效應的必然性。然而，無論是極化效應還是擴散效應，均通過典型的新古典趨利機制而加以實現(xiàn) [14]，只有不斷降低區(qū)域間貿易壁壘，促進市場整合程度提升，才能消除空間距離對要素流動帶來的阻礙。本文將以上述理論為依據(jù)，闡釋國內市場整合進程中，出口技術復雜度空間溢出效應的形成機制。

由于中國不同地區(qū)自然資源稟賦的差異性和社會資源配置的非均衡性，各地區(qū)出口技術復雜度存在極大差異，國內市場整合程度的提升降低了區(qū)域間貿易壁壘，為極化效應和擴散效應的釋放提供了空間。

一方面，隨著市場整合程度的提升，市場將在區(qū)域間資源配置中發(fā)揮決定性作用，經(jīng)濟資源的稀缺性和逐利性特征會使其自動由低邊際收益率區(qū)域向高邊際收益率區(qū)域轉移集中。高出口技術復雜度地區(qū)往往具有更大利潤空間和更廣闊的發(fā)展前景，在“擇優(yōu)”機制作用下，鄰近地區(qū)的產品、技術、人才和資金等資源要素以及先進企業(yè)將不斷涌入當?shù)厥袌?。如研發(fā)人才會流入經(jīng)濟發(fā)達、待遇豐厚和環(huán)境優(yōu)越的區(qū)域，而研發(fā)資本也偏向流入創(chuàng)新風險低、收益高的區(qū)域。優(yōu)質創(chuàng)新要素的集聚進一步提高了當?shù)爻隹诩夹g復雜度，進而吸引更多鄰近地區(qū)要素資源流入，最終造成鄰近地區(qū)創(chuàng)新資源流失，出口技術復雜度提升受阻。此時便形成出口技術復雜度的極化效應，其作用力是由低出口技術復雜度地區(qū)指向高出口技術復雜度地區(qū)的集聚力量，由外圍向中心方向集聚。因此，一個地區(qū)出口技術復雜度的提升可以通過極化效應抑制鄰近地區(qū)出口技術復雜度的提升。隨著區(qū)域間市場整合程度的提升，科技創(chuàng)新資源和創(chuàng)新主體不斷在極化效應集聚力的作用下，由低出口技術復雜度地區(qū)流入高出口技術復雜度地區(qū)，從而造成先進地區(qū)出口技術復雜度的大幅提升，以及落后地區(qū)因資源流失而導致的出口技術復雜度增長停滯，地區(qū)間的出口技術復雜度差距將進一步擴大。

另一方面，市場整合程度的提升減少了地區(qū)分割和行政壟斷，為商品、生產要素跨區(qū)域流動和企業(yè)跨區(qū)域經(jīng)營創(chuàng)造了基本條件。高出口技術復雜度地區(qū)的科技創(chuàng)新成果可以通過產品、信息、技術和人才等技術交流與合作方式擴散到鄰近地區(qū)，帶動其技術進步和生產效率提升 [15]。高出口技術復雜度地區(qū)先進的基礎設施、完善的金融和信息服務等也使周邊地區(qū)共同受益，降低其生產成本和交易成本，獲得外在經(jīng)濟效益 [16]。同時，發(fā)達地區(qū)先進企業(yè)對鄰近地區(qū)的產業(yè)轉移和投資，可以彌補鄰近地區(qū)資金、要素等缺口，帶來先進技術和管理經(jīng)驗，進而提升鄰近地區(qū)企業(yè)經(jīng)營管理水平和綜合競爭力。此外，高質量商品和先進企業(yè)的進入會為當?shù)仄髽I(yè)帶來競爭壓力，迫使他們加大研發(fā)投入，加強管理、技術等方面的創(chuàng)新和變革，進而提高地區(qū)整體技術水平和競爭力 [17]。此時便形成出口技術復雜度的擴散效應。擴散效應是由高出口技術復雜度地區(qū)指向低出口技術復雜度地區(qū)的發(fā)散力量，由中心向外圍方向擴散。因此，一個地區(qū)出口技術復雜度的提升，可以通過擴散效應促進其鄰近地區(qū)出口技術復雜度提升。隨著市場整合程度的提高，低出口技術復雜度地區(qū)不斷在擴散效應發(fā)散力的作用下，通過承接高出口技術復雜度地區(qū)技術擴散和產業(yè)轉移獲得后發(fā)優(yōu)勢，在快速提升出口技術復雜度的同時，也逐步縮小地區(qū)間出口技術復雜度差距，最終實現(xiàn)整個國家出口技術復雜度升級。

市場整合趨勢下，出口技術復雜度的極化效應和擴散效應同時產生，二者作用力方向相反，極化效應導致高出口技術復雜度地區(qū)對鄰近地區(qū)生產資源和創(chuàng)新要素的掠奪，抑制鄰近地區(qū)出口技術復雜度提升;而擴散效應促進了地區(qū)間技術交流與合作，為鄰近地區(qū)提供了生產資源和創(chuàng)新要素，可以促進鄰近地區(qū)出口技術復雜度提升。隨著地區(qū)間空間經(jīng)濟聯(lián)系不斷加強，極化效應和擴散效應的總量都在增加，出口技術復雜度的空間溢出效應為正值還是負值，取決于何種效應居于主導地位。在地區(qū)間打破貿易壁壘逐步實現(xiàn)市場整合的初期，生產資源和創(chuàng)新要素會在利益最大化的驅使下，不斷地從低出口技術復雜度地區(qū)流入高出口技術復雜度地區(qū)，此時極化效應大于擴散效應，市場整合對出口技術復雜度影響的空間溢出效應為負;隨著時間的推移，市場整合程度不斷提升，區(qū)域間要素流動成本大幅下降，有利于生產可能性邊界的擴展，推進擴散效應份額不斷上升。同時，高出口技術復雜度地區(qū)生產資源和創(chuàng)新要素逐漸累積到一定限度，可能出現(xiàn)“擁擠效應”，使企業(yè)面臨市場競爭加劇、要素資源價格上升等眾多負面約束，進而促使生產資源和創(chuàng)新要素向周邊地區(qū)轉移擴散。隨著擴散效應逐漸增強，極化效應逐漸減弱，兩種效應相互抵消，最終擴散效應超過極化效應占據(jù)主導地位，市場整合對出口技術復雜度影響的空間溢出效應轉為正值并不斷增大。

三、模型設定、變量選取與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設定

1.空間計量模型

空間面板模型主要包括空間自回歸模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）三類。在三類模型中，SDM模型更具綜合性和一般化，將其附加一定限制條件即可簡化為SAR模型或SEM模型。由于三類空間面板模型假定的空間傳導機制并不相同，所揭示的經(jīng)濟含義亦有所差別，因此，本文將分別對SAR、SEM和SDM模型進行估計。

空間自回歸模型（SAR）假定一個地區(qū)的被解釋變量受鄰近地區(qū)被解釋變量的影響，模型設定如下：

空間誤差模型（SEM）假定不同地區(qū)被解釋變量之間的空間相關性主要通過模型隨機誤差項的關聯(lián)性來體現(xiàn)，模型設定如下：

空間杜賓模型（SDM）同時考慮了上述兩類空間溢出機制，即假定一個地區(qū)的被解釋變量同時受到鄰近地區(qū)被解釋變量和解釋變量的影響，模型設定如下：

2.空間權重矩陣

由于空間鄰近省份往往具有相似的區(qū)位條件、資源稟賦與產業(yè)基礎，彼此間存在較強的示范效應與競爭效應，因此，相鄰省份出口技術復雜度之間可能存在更為顯著的相互影響。因此，本文選擇常用的地理相鄰權重矩陣對省份間出口技術復雜度的依賴程度和溢出效應進行分析。地理相鄰權重矩陣W根據(jù)各省份在空間上的鄰接關系進行賦值，矩陣主對角線上元素為0，非主對角線元素構造原則為：若省份i與j不相鄰，則取值為0，若省份i與j相鄰，則取值為1。由于海南與大陸不鄰接，本文借鑒多數(shù)文獻的做法，假定其與廣東、廣西相鄰。

（二）變量選取

被解釋變量：出口技術復雜度（Soph）。本文沿襲陳曉華等（2011）[18]的研究，對Hausmann等（2007）[19]提出的RCA指數(shù)法進行了修正，剔除了加工貿易帶來的指標測算偏差，更為真實準確地反映了中國制造業(yè)各行業(yè)及省份層面的出口技術復雜度。計算公式如下：

核心解釋變量：市場整合程度（Integ）。參照盛斌和毛其淋（2011）[5]的做法，在利用Parsley和Wei（2001）[20]的相對價格法計算市場分割指數(shù)的基礎上，對國內市場整合程度進行測算。

控制變量：物質資本（Cap），借鑒周兵等（2012）[21]的方法，以各省份固定資本形成總額占GDP的比重來衡量;人力資本（Edu），以各省份居民平均受教育年限來衡量，即對文盲、小學、初中、高中和大專及以上教育程度分別按0年、6年、9年、12年和16年進行折算，再與相應教育水平人口占6歲及以上人口比重相乘并求和得出;研發(fā)投入（Rd），以各省份科研經(jīng)費內部支出占GDP的比重來衡量;進口貿易（Imp），采用各省份進口貿易總額與GDP之比來反映;外商直接投資（Fdi），以各省份實際利用外商直接投資額來衡量;金融發(fā)展（Fin），以各省份金融機構人民幣貸款余額占GDP的比重來代表;基礎設施（Infra），采用各省份鐵路營業(yè)里程和公路里程之和來衡量;物流效率（Logis），以各省份貨物周轉量來反映。

（三）數(shù)據(jù)說明

基于數(shù)據(jù)可得性與連續(xù)性，選取中國2002—2017年30個省級行政區(qū)（西藏和港澳臺除外）數(shù)據(jù)為樣本。在出口技術復雜度指標測算中，進料加工進口、來料加工裝配進口及出口數(shù)據(jù)均來源于國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，并根據(jù)《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》（GB/T 4754—2011）將國研網(wǎng)HS四位碼商品出口數(shù)據(jù)歸類匯總到20個制造業(yè)行業(yè)之中①;各省份人均GDP②、市場整合程度③、物質資本、人力資本、基礎設施、物流效率等指標測算數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》;研發(fā)投入測算所用數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》;進口貿易、外商直接投資及金融發(fā)展相關測算數(shù)據(jù)來源于各省份統(tǒng)計年鑒。以美元為單位的外商直接投資數(shù)據(jù)根據(jù)美元對人民幣中間匯率折算為人民幣表示，并以居民消費價格指數(shù)（2000年為基期）進行平減，以剔除物價水平波動的影響。除物質資本、研發(fā)投入、進口貿易、金融發(fā)展等比率性指標外，出口技術復雜度、市場整合程度、人力資本、外商直接投資、基礎設施和物流效率等指標均取對數(shù)進入模型，以消除量綱及異方差問題。樣本處理之后，各變量描述性統(tǒng)計如表1所示。

四、實證結果分析

（一）中國省域出口技術復雜度的空間格局

為了直觀了解中國出口技術復雜度的空間分布格局與演變情況，本文基于三分位數(shù)將出口技術復雜度分為高出口技術復雜度、中出口技術復雜度、低出口技術復雜度3個區(qū)間。由表2可見，隨著時間的推移，中國各省份出口技術復雜度不斷提升，但呈現(xiàn)出顯著的區(qū)域差異。出口技術復雜度較高的省份大多位于東部沿海地區(qū)，其中北京、天津、上海、江蘇、浙江及廣東地區(qū)始終位于高出口技術復雜度區(qū)間。海南雖屬東部沿海地區(qū)，但出口技術復雜度仍位于中低水平。出口技術復雜度較低的省份大多位于西部地區(qū)，其中青海、甘肅、寧夏、內蒙古、云南、貴州、廣西始終位于低出口技術復雜度區(qū)間。位于中出口技術復雜度區(qū)間的省份主要分布于中部地區(qū)。在西部省份中，四川2002年及2012年均跨入高出口技術復雜度區(qū)間，重慶在2012年及2017年跨入高出口技術復雜度區(qū)間，陜西也在2017年居于高出口技術復雜度區(qū)間，而其他西部省份與東部地區(qū)出口技術復雜度存在較大差距?？傮w來看，中國省域出口技術復雜度呈現(xiàn)出由東部沿海向中西部內陸地區(qū)梯度遞減的格局，具有明顯的區(qū)域集聚態(tài)勢。高出口技術復雜度省份大多與高出口技術復雜度省份相鄰，而低出口技術復雜度省份往往與低出口技術復雜度省份相鄰，中出口技術復雜度省份基本居于高、低出口技術復雜度省份之間，這意味著中國各省份出口技術復雜度可能具有空間相關性，有必要從統(tǒng)計上進行驗證。

（二）空間相關性檢驗

1.全局莫蘭指數(shù)

全局莫蘭指數(shù)的計算公式為：

本文首先利用全局莫蘭指數(shù)對出口技術復雜度變量進行了空間相關性檢驗，結果顯示（見表3），2002—2017年，基于地理相鄰權重矩陣的中國各省份出口技術復雜度全局莫蘭指數(shù)全部為正值，且在大多數(shù)年份至少通過10%水平的顯著性檢驗，表明中國相鄰省份出口技術復雜度存在明顯的空間正相關關系。2002—2007年Morans I值呈現(xiàn)逐漸上升趨勢，并在2007年達到峰值0.389，出口技術復雜度在空間上的集聚呈現(xiàn)出由弱到強的趨勢。這可能是因為加入WTO后，中國制造業(yè)發(fā)展迅速，科技創(chuàng)新資源不斷向經(jīng)濟發(fā)展水平高、區(qū)位優(yōu)勢明顯的發(fā)達地區(qū)集中，從而使出口技術復雜度呈現(xiàn)出顯著的空間集聚特征。2008年后Morans I值有所下降，2011—2017年Morans I值顯著低于2008年前的水平，說明省份間出口技術復雜度空間相關性有所減弱，在個別年份呈現(xiàn)出隨機分布特征。這可能是由于隨著改革開放逐步深化，中國制造業(yè)整體競爭力不斷增長，部分中西部省份出口技術復雜度得到顯著提升，區(qū)域發(fā)展不平衡狀況得到一定改善。

2.局部莫蘭指數(shù)

以上結果表明中國各省份出口技術復雜度不服從隨機分布，具有空間正相關性。但全局莫蘭指數(shù)不能具體解釋省份之間的空間關聯(lián)情況。因此，本文進一步采用局部莫蘭指數(shù)具體分析各省份之間的空間相關性。局部莫蘭指數(shù)的計算公式為：

式（7）中各符號含義與式（6）相同。局部莫蘭指數(shù)Ii大于0表示地區(qū)i的高（低）值被周圍高（低）值包圍;Ii小于0表示地區(qū)i的高（低）值被周圍低（高）值包圍。

圖1為基于地理相鄰權重矩陣繪制的部分年份中國出口技術復雜度局部莫蘭指數(shù)散點圖?？梢钥闯?，在4個年份中，大部分省份集中于第Ⅰ、Ⅲ象限，呈現(xiàn)出“高—高”“低—低”空間聚集趨勢?！案摺摺奔坌偷貐^(qū)多為東部發(fā)達省份，而“低—低”集聚型地區(qū)多為西部落后省份。2002年共9個省份位于第Ⅰ象限，9個省份位于第Ⅲ象限;2007年共8個省份位于第Ⅰ象限，12個省份位于第Ⅲ象限;2012年共8個省份位于第Ⅰ象限，9個省份位于第Ⅲ象限;2017年共11個省份位于第Ⅰ象限，10個省份位于第Ⅲ象限。這與全局莫蘭指數(shù)分析所得結論基本一致，再次證實省份間出口技術復雜度存在正向空間相關性，即出口技術復雜度較高的省份在地理上相互鄰近，而出口技術復雜度相對較低的省份在地理上也趨于集中。

（三）模型結果及分析

1.空間計量模型估計

為提高回歸結果準確性，本文分別對SAR、SEM和SDM模型進行估計，并借鑒Anselin等（2004）[22]提出的判斷標準，依據(jù)Loglikelihood值、Wald檢驗和LR檢驗，選擇擬合效果最佳的模型進行分析。表4列（1）、（3）、（5）分別為SAR、SEM和SDM模型固定效應估計，列（2）、（4）、（6）為隨機效應估計。根據(jù)Hausman檢驗結果，SAR模型應選擇隨機效應估計，SEM和SDM模型應選用固定效應估計。估計結果顯示，SAR、SEM和SDM模型的空間系數(shù)ρ或λ均顯著為正，表明相鄰省份出口技術復雜度存在較強的空間依賴性。從模型擬合效果來看，SDM模型與SAR、SEM模型相比，R2值最高且Loglikelihood值最大，表明SDM模型的估計結果最優(yōu)。

本文進一步對SDM模型進行了Wald檢驗和LR檢驗，檢驗結果如表5所示?？梢钥吹?，Wald檢驗及LR檢驗均在1%水平上拒絕了原假設，這表明SDM模型不能簡化為SAR或SEM模型，即SDM模型包含的兩種空間傳導機制對出口技術復雜度的作用不可忽略，選擇SDM模型進行分析更為合理。

2.空間溢出效應分解

對于普通面板模型來說，回歸系數(shù)即表示解釋變量的邊際效應。而在包含空間滯后項的空間計量模型中，地區(qū)解釋變量對自身被解釋變量和鄰近地區(qū)被解釋變量都可能產生影響。因此，SDM模型的回歸系數(shù)并不能直接反映各解釋變量對被解釋變量的影響程度。本文遵循LeSage和Pace（2009）[23]提出的方法，采用偏微分將SDM模型的總效應分解為直接效應與間接效應。直接效應表示本地區(qū)解釋變量對自身被解釋變量的影響;間接效應又稱為空間溢出效應，表示鄰近地區(qū)解釋變量對本地區(qū)被解釋變量的影響?？傂獎t為兩者之和，反映了解釋變量對所有地區(qū)被解釋變量的平均影響。估計結果顯示（見表6），市場整合程度的直接效應和空間溢出效應在10%水平上顯著為正，總效應在5%水平上顯著為正。這說明，在考慮空間關聯(lián)的情況下，市場整合程度的提高顯著促進了出口技術復雜度提升。市場整合程度對出口技術復雜度影響的空間溢出效應顯著為正，說明在國內市場一體化進程中，出口技術復雜度的擴散效應大于其帶來的極化效應，擴散效應居于主導地位。市場整合連通了先進地區(qū)與落后地區(qū)間的市場通道，這為省份間的技術擴散和產業(yè)轉移提供了基本條件。各省份的創(chuàng)新成果以產品、技術、信息、人才等方式不斷擴散到鄰近地區(qū)，使鄰近地區(qū)能夠快速實現(xiàn)創(chuàng)新趕超，促進其出口技術復雜度的提高。另外，商品和要素的自由流動可以彌補各省份資源要素缺口和產業(yè)劣勢，在一定程度上為其追趕高出口技術復雜度地區(qū)提供了條件。市場整合程度的空間溢出效應在總效應中所占比重達到72.36%，表明市場整合的空間溢出效應是驅動出口技術復雜度提升的重要因素。

從控制變量來看，物質資本的直接效應和總效應分別在1%和10%水平上顯著為正，而間接效應不顯著。說明物質資本投入主要促進了本地出口技術復雜度提升，而其帶來的空間溢出效應較小。人力資本變量的直接效應為正，但不顯著。說明人力資本水平的提高對當?shù)爻隹诩夹g復雜度提升具有正向影響，但其驅動作用還有待提升，這也暗示了中國在教育發(fā)展和人力資本配置上存在的問題。人力資本是企業(yè)提升技術水平和生產績效的重要資源，但只有人力資本積累到一定程度、達到一定層次，并且和其他要素資源緊密配合，對技術創(chuàng)新的促進作用才能顯現(xiàn)，因此，人力資本層次偏低，人職匹配不合理和激勵機制不健全等，可能影響了人力資本對當?shù)爻隹诩夹g復雜度提升的促進作用。人力資本的空間溢出效應及總效應在1%水平上顯著為正，說明人力資本具有明顯的外部性，可以通過技術擴散對其鄰近省份出口技術復雜度發(fā)揮正向積極影響，總體上有利于推進中國出口技術復雜度的提升。研發(fā)投入的直接效應顯著為負，間接效應和總效應均為正但不顯著，本文認為這與研發(fā)激勵機制不健全，研發(fā)效率偏低有關。進口貿易的直接效應在1%水平上顯著為正，而空間溢出效應及總效應不顯著。這可能是由于省份間的技術勢差，影響了對進口貿易品承載的先進技術和知識的消化、吸收與利用，而對于技術水平相近的省份，進口貿易產生的技術轉移空間及創(chuàng)新收益狹小，從而導致進口貿易對鄰近省份溢出效應不顯著，在整體上也未對出口技術復雜度升級產生顯著推進作用。外商直接投資、金融發(fā)展、物流效率的直接效應、間接效應和總效應均在1%水平上顯著為正。基礎設施的空間溢出效應在10%水平上顯著為正，直接效應和總效應均在1%水平上顯著為正。外商直接投資、金融發(fā)展、基礎設施和物流效率的空間溢出效應在總效應中所占比重分別達到88.39%、72.15%、54.82%和85.12%，這表明FDI的增加、金融環(huán)境的改善、基礎設施的完善和物流效率的提升不但促進了當?shù)爻隹诩夹g復雜度提升，還對鄰近省份出口技術復雜度產生了積極顯著影響。

3.時期異質性分析

樣本數(shù)據(jù)顯示，2002—2008年，國內市場整合程度總體水平較低且波動幅度較大，各省份市場整合指數(shù)平均值為58.85。2009年后國內市場一體化進程明顯加快，并在2014年達到歷史高點（值為109），2009—2014年，市場整合指數(shù)平均值達到76.85。為對比分析市場整合不同階段出口技術復雜度空間溢出效應的異質性特征，本文將樣本分為2002—2008年、2009—2014年兩個時期進行估計④，SDM模型空間溢出效應分解結果分別報告于表7第（1）—（3）列及第（4）—（6）列。

可以看出，在2002—2008年市場整合處于相對較低水平時，市場整合對出口技術復雜度影響的直接效應和總效應都在1%水平上顯著為正，空間溢出效應為正但不顯著，直接效應所占比重為66.15%。這說明，本階段市場整合主要對當?shù)爻隹诩夹g復雜度升級發(fā)揮積極效應，而對鄰近省份空間溢出效應非常微弱。如理論分析部分所述，在市場整合初期，市場機制將驅使優(yōu)勢資源向高出口技術復雜度地區(qū)集聚，極化效應一般居于主導地位，從而導致高出口技術復雜度地區(qū)對鄰近地區(qū)的正向溢出效應不顯著。在2009—2014年，市場整合對出口技術復雜度影響的直接效應在10%水平上顯著為正，其空間溢出效應和總效應均在1%水平上顯著為正，空間溢出效應所占比重達到88.25%。直接效應系數(shù)由0.129降至0.037，而間接效應系數(shù)由0.067提高至0.278。這說明，在市場整合處于較高水平時期，市場整合對當?shù)爻隹诩夹g復雜度的推進作用有所減弱，而對鄰近省份出口技術復雜度的空間溢出效應大幅增加，擴散效應開始居于主導地位，且對出口技術復雜度升級起到更加突出的推進作用。這與前文理論分析相一致。

（四）穩(wěn)健性檢驗

由于相鄰省份在經(jīng)濟上的相互關系并不完全相同，經(jīng)濟發(fā)展水平相近省份之間往往存在更強空間相關性。因此，本文采用將區(qū)域經(jīng)濟差距考慮在內的經(jīng)濟地理權重矩陣W′ 重新進行空間計量估計，以檢驗回歸結果穩(wěn)定性。經(jīng)濟地理權重矩陣W′ =W×E，其中矩陣E主對角線元素為0，非主對角線元素為Eij =1Yi -Yj （i≠j）， Yi 為省份i樣本期間人均實際GDP均值。表8第（1）—（3）列報告了經(jīng)濟地理權重矩陣下SDM模型的空間效應測算?？梢钥闯觯诵慕忉屪兞抗烙嬒禂?shù)符號及顯著性水平未發(fā)生實質性變化。同時，由于人均 GDP無法衡量不同行業(yè)技術水平之間的差異，本文借鑒許治和王思卉（2013）[24]的方法，采用制造業(yè)各行業(yè)勞動生產率數(shù)據(jù)，替代人均GDP重新測算了各省份出口技術復雜度，并將其納入模型進行估計，空間效應測算結果報告于表8第（4）—（6）列。可以發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量估計系數(shù)符號及顯著性無明顯變化。這表明，估計結果不會因空間權重矩陣設定及被解釋變量的測度方法不同而發(fā)生較大變化，回歸結果在總體上是穩(wěn)健可靠的。

五、結論與政策啟示

本文利用中國2002—2017年30個省份的面板數(shù)據(jù)，對國內市場整合影響出口技術復雜度的空間溢出效應進行了實證檢驗。總體來看，市場整合對出口技術復雜度的影響具有顯著正向空間溢出效應，即市場整合對出口技術復雜度影響的“擴散效應”大于其帶來的“極化效應”。市場整合的空間溢出效應在總效應中所占比重達到72.36%，成為驅動出口技術復雜度提升的重要因素。研究證實，統(tǒng)一開放的國內市場是增強高出口技術復雜度地區(qū)“擴散效應”的基礎。國內大循環(huán)的暢通和健康發(fā)展有利于出口技術復雜度提升，構建企業(yè)參與國際大循環(huán)的競爭新優(yōu)勢。各省份要充分認識到出口技術復雜度提升的空間關聯(lián)特征以及市場整合對出口技術復雜度影響的正向空間溢出效應，從經(jīng)濟整體發(fā)展著眼，打破行政區(qū)劃界限，超越局部短期利益，使“以鄰為壑”轉向“以鄰為友”，在推進國內市場整合，清除資源要素流動壁壘和企業(yè)生產經(jīng)營空間拓展障礙的基礎上，加強區(qū)域產業(yè)聯(lián)動，深化區(qū)域交流合作，進一步擴大市場整合影響出口技術復雜度的正向空間溢出效應，推進中國出口技術復雜度的整體躍升。

一方面，要延伸和大力發(fā)展國內價值鏈，推進區(qū)域間產業(yè)聯(lián)動和經(jīng)濟融合。高出口技術復雜度地區(qū)主要通過產業(yè)間的擴散和吸納效應帶動周邊地區(qū)發(fā)展，因此，區(qū)域產業(yè)關聯(lián)程度將影響擴散效應的實現(xiàn)。因而建立延伸和大力發(fā)展國內價值鏈，帶動關聯(lián)產業(yè)發(fā)展，是放大高出口技術復雜度地區(qū)擴散效應，推進制造業(yè)整體轉型升級的重要途徑。一是繼續(xù)深化“一帶一路”“長江經(jīng)濟帶”等貫穿南北、橫跨東西的軸帶式發(fā)展戰(zhàn)略，塑造有利于培育國內價值鏈的經(jīng)濟地理格局。二是充分利用區(qū)域與產業(yè)異質性特征，因地制宜推進制造業(yè)價值鏈升級。東部地區(qū)主要從事研發(fā)、設計和銷售，占據(jù)國內價值鏈乃至全球價值鏈的高端環(huán)節(jié);中部地區(qū)應不斷增強生產制造能力，積極承接新興產業(yè)布局和轉移，重點發(fā)展中間價值環(huán)節(jié);西部地區(qū)應大力提升初級產品加工能力，成為國內價值鏈能源資源及初級產品來源地。更加科學有序地引導產業(yè)由東向西梯度轉移，逐步形成合理的國內價值鏈分工格局和獨立完整的國內經(jīng)濟循環(huán)體系。三是加快淘汰落后產能，做大做強本土優(yōu)質企業(yè)，提高企業(yè)跨區(qū)域運營能力和空間資源整合集成能力，為國內價值鏈分工的推進提供微觀主體。四是統(tǒng)籌傳統(tǒng)和新型基礎設施發(fā)展，構建現(xiàn)代化基礎設施體系，大力發(fā)展現(xiàn)代物流業(yè)，提升對外聯(lián)系通達度。不斷完善社會信用體系，提高政府管理運行效率，降低企業(yè)運行的交易成本，為國內價值鏈分工的深入開展創(chuàng)造良好基礎條件和市場環(huán)境。

另一方面，要加強區(qū)域科技交流與合作，構筑開放共享、合作共贏的區(qū)域發(fā)展格局。一是建立健全區(qū)域合作法律法規(guī)制度體系，加強深化區(qū)域合作的法治建設，用法律手段來規(guī)范和引導區(qū)域合作行為。成立區(qū)域合作協(xié)調機構，完善區(qū)域合作與協(xié)商機制，妥善解決區(qū)域合作規(guī)劃、監(jiān)督及資金分配等問題。建立健全區(qū)域利益協(xié)調和補償機制，實現(xiàn)地方經(jīng)濟利益的再分配，在平等、互利、協(xié)作的基礎上促進各地區(qū)共同進步，從根本上縮小地區(qū)發(fā)展差距，有效緩解區(qū)域經(jīng)濟的“馬太效應”，提高跨區(qū)域合作的穩(wěn)定性和長效性。二是加強區(qū)域科技合作與協(xié)同創(chuàng)新，加大對跨省協(xié)同創(chuàng)新項目財政支持力度，推動高校、科研院所、企業(yè)、研發(fā)機構等創(chuàng)新主體跨區(qū)域開展產學研合作，共建科技創(chuàng)新中心，實現(xiàn)互利共贏發(fā)展。充分發(fā)揮東部發(fā)達地區(qū)技術、人才等資源優(yōu)勢，鼓勵東部省份與西部省份合作創(chuàng)新，對西部地區(qū)進行對口科技援助，擴大東部地區(qū)的輻射帶動作用和知識溢出效應，形成以強帶弱、強弱銜接的空間協(xié)同格局，提升國家整體技術創(chuàng)新能力。結合受援地區(qū)產業(yè)資源優(yōu)勢，加大國家重大科技工程、科研基礎設施、研發(fā)力量的布局，增強受援地區(qū)自我發(fā)展能力，推動單向支援向互利合作轉變。三是拓展區(qū)域科技創(chuàng)新合作平臺，順應“互聯(lián)網(wǎng)+”發(fā)展趨勢，依托現(xiàn)代信息技術手段搭建區(qū)域合作網(wǎng)絡平臺，實現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)、項目成果、人才交流等信息的開放共享，打造以大數(shù)據(jù)平臺為支撐的創(chuàng)新應用共同體。充分發(fā)揮國家和省際間重大經(jīng)貿投資洽談會、論壇、博覽會等會展平臺作用，搭建區(qū)域合作和項目推介網(wǎng)絡，加快科技創(chuàng)新成果向落后地區(qū)擴散，增強創(chuàng)新主體之間的互動交流和對接合作，推動區(qū)域合作創(chuàng)新及創(chuàng)新資源優(yōu)化配置。

[注 釋]

① 為減少指標測算偏差，本文對制造業(yè)相關行業(yè)進行了合并：將農副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)合并為“食品加工和制造業(yè)”，將木材加工和木、竹、藤、棕、草制品業(yè)及家具制造業(yè)合并為“木材加工和家具制造業(yè)”，將造紙和紙制品業(yè) 、印刷和記錄媒介復制業(yè)合并為“造紙印刷制造業(yè)”，將黑色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)合并為“金屬及金屬制品業(yè)”，將計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)及儀器儀表制造業(yè)合并為“計算機通信電子設備及儀器儀表制造業(yè)”，將化學纖維制造業(yè)并入紡織業(yè)。

② 本文選擇了糧食、水產品、飲料煙酒、服裝鞋帽、紡織品、家用電器及音像器材、日用品、化妝品、中西藥品及醫(yī)療保健用品、書報雜志及電子出版物、燃料、建筑材料及五金電料等12類商品的零售價格指數(shù)，對市場整合程度進行了測算，商品種類覆蓋面更為廣泛，增強了指標準確性和代表性。

③ 為消除價格因素影響，本文采用各省份人均GDP指數(shù)（2000年=100）對人均GDP進行縮減從而得到實際人均GDP數(shù)據(jù)。

④ 2014年后各省份市場整合指數(shù)出現(xiàn)下降，這可能與新常態(tài)下中國經(jīng)濟下行壓力普遍加大，地方保護主義有所抬頭有關。為觀察對比市場整合程度處于低水平和高水平發(fā)展階段影響效應的差異化特征，本文并未將2009年后市場整合指數(shù)處于下降狀態(tài)的年份（即2015—2017年）納入模型。

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（責任編輯：張積慧）