摘要：借鉴新古典增长理论的收敛概念，文章运用空间计量经济模型分析了中国对外贸易质量发展省际差异的收敛性。2002—2021年间，中国对外贸易发展质量省际差异不存在σ收敛和β绝对收敛，也不存在β条件收敛，而是出现了显著的发散。与此同时，中国对外贸易发展质量省际差异表现出部分“俱乐部”收敛的特征：东部地区外贸发展质量内部差异表现出收敛的趋势，但地区之间并不存在收敛。对外贸易质量发展省际差异较大，有碍区域经济协调发展。因此，我们应采取切实措施，增强地区间外贸发展的可持续性、平衡性与包容性。

　　关键词：σ收敛；β收敛；“俱乐部”收敛；外贸发展质量；空间计量经济模型

　　引言

　　对外贸易高质量发展是我国推进高水平对外开放的重要组成部分，也是畅通国际大循环、与世界协同发展的必然选择。Benkovskis等[1]从出口数量、质量、种类三个维度构建评价出口绩效的指标体系。何莉[2]构建了包含贸易结构、增长规模、经济效益、社会效益、国际竞争力五个层次的外贸发展质量评价指标体系。朱启荣等[3]对我国外贸增长质量的评价集中在经济效益、社会效益、国际竞争力、增长速度、资源利用水平与绿色发展六个方面。马林静等[4]构建了基于外贸规模、结构、竞争力、绩效、可持续发展角度的外贸发展质量评价指标体系。曲维玺等[5]基于“创新、协调、绿色、开放、共享”的新发展理念从外贸基础、外贸竞争力地位、外贸综合服务、外贸优化度和国际经贸规则地位五个方面构建指标体系测度外贸发展质量。高金田等[6]从贸易基本状况、贸易与经济发展、贸易与新发展理念三个角度综合分析评价我国贸易质量。曹俊文等[7]建立贸易有效发展、创新发展、协调发展、持续发展、开放发展、共享发展六个维度的评价体系对对外贸易质量进行综合评价和分析。

　　但已有的研究对于中国对外贸易发展质量的关注仅限于表象，大都忽略了因素之间的空间关联，衡量发展差距也不够详尽。传统的数量统计分析模型，不考虑截面单元之间的空间关联，测度的是线性变量之间的相互关系，适合时间序列层面的经验研究，有明显的局限性。

　　近年来正在逐步发展和完善的探索性空间数据分析技术（ESDA，Exploratory Spatial Data Analysis）强调数据间的空间关联性，突出区位地理因素的重要性，从而更科学地揭示区域经济相互间的空间联系。本文接下来将运用ESDA统计方法分析中国外贸发展质量地区差异的空间相关性；然后运用新古典经济学的σ收敛、β收敛、“俱乐部”收敛概念检验其收敛性；最后是简短的结论。

　　一、中国对外贸易发展质量综合评价

　　参考马林静等[4]、何莉[2]的研究，并结合创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念，基于指标体系的可度量性、数据的可获取性以及统计口径一致性考虑，本文构建了涵盖外贸规模及增长、外贸竞争力、外贸绩效水平、外贸可持续性、外贸结构优化5个维度16个具体指标的中国对外贸易发展质量综合评价体系，具体如表1所示。

　　表2报告了分省份（出于数据可得性和统计口径一致性考虑，剔除西藏、香港、澳门和台湾）的对外贸易发展质量测度结果，并按照均值由大到小排序。从时间上看，2002年仅广东、上海、江苏、北京、天津的对外贸易发展质量综合评价指数超过0.2，其余绝大部分省份的综合评价指数介于0.04～0.2之间，仅青海省低于0.04。到2021年，各省对外贸易发展质量综合评价指数整体上均有所提高，有8个省份的对外贸易发展质量综合评价指数已经超过0.2，指数区间在0.1～0.2的省份明显增多。

　　二、对外贸易发展质量地区差异的空间自相关分析

　　依据新经济地理学的观点，在地区间存在空间关联效应的情况下，地理位置与区域间差异和对经济增长与收敛就具有非常重要的作用。忽视地理空间效应有可能导致模型设定的错误和分析结果的偏误。因此，在进行收敛性分析前，有必要检验中国对外贸易发展地区差异的空间自相关性。

　　莫兰指数（Moran’s I）是经典的空间相关（依赖）检测指标，取值范围为[-1，1]，用于检验区域单元观测值在地理空间上的空间自相关性。指数小于0，意味着地区间存在空间负相关；等于0，表示地区间不存在空间相关；大于1，意味着地区间存在空间正相关；数值越大，表示空间关联性越大。

　　Z统计量通常被用于检验莫兰指数的显著性，并判断地区间的空间自相关。Z值为正，表示观测值趋于空间集聚，也就是正空间自相关；Z值为0表明不存在空间相关；Z值为负，意味着观测值趋于空间发散，存在负的空间自相关。将中国大陆30个省市2002—2021年间的对外贸易发展质量综合评价得分换算成自然对数，基于STATA软件计算出的莫兰指数结果见表3。

　　表3显示，莫兰指数在所有的年份都为正，且Z统计量很显著。这表明，中国省际外贸发展质量存在正的空间相关，也就是表现出对外贸易发展质量综合评价得分相似值之间的空间集聚，外贸发展质量综合评价得分较高的地区趋于与得分同样较高的省区相邻，而与外贸发展质量综合评价得分较低的省区相邻的也大都是得分同样较低的省区。

　　莫兰指数的计算结果表明，中国省级外贸发展质量综合评价得分空间依赖性非常明显，倾向于地理空间上的集聚，忽略空间效应必将导致模型设定的非科学性和计量分析结果的偏误。因此，为了得到更为可信的估计结果，在收敛性分析中有必要引入地理空间因素。

　　三、对外贸易发展质量地区差异的收敛性分析

　　新古典增长理论认为，由于生产要素的边际产出递减规律，指出国家或区域之间的经济增长差距将逐渐缩小，最终各国的经济增长将收敛于稳定状态。依据收敛的程度，存在σ收敛、β收敛和“俱乐部”收敛三个不同的概念。σ收敛旨在对存量水平进行描述，是指标准差随着时间的推移而逐渐减小，最终不同国家或地区指标出现数量上的绝对趋同；β收敛意味着最初落后的国家和地区增长速度快于先进国家，落后地区经过一段时间的追赶，将与先进国家趋于相同的稳态；“俱乐部”收敛指的则是最初经济发展基础相近，结构特征相似的国家和地区收敛于相同的稳态，即先进地区与落后地区分别存在各自内部的收敛，但先进地区与落后地区之间并不收敛。接下来，本文将借用σ收敛、β收敛和“俱乐部”收敛定义来检验我国对外贸易发展质量省际差异的收敛性。

　　（一）对外贸易质量发展省际差距的σ收敛检验

　　作为度量差距最简单的方法，σ收敛很符合人们对于收敛的直观理解。σ收敛最初研究的是不同经济系统间人均实际GDP的离差，本文使用σ收敛指数来衡量中国省区间对外贸易发展质量差异的离散程度，公式如下。

　　其中，i=1，2，…，n，t=1，2，…，T。lnSit为各省对外贸易发展质量综合评价得分，lnS为各省区对外贸易发展质量综合评价得分的平均值，即用标准差来检验σ收敛。当σt+1＜σt时，说明中国对外贸易发展质量省际差异存在σ收敛，相反则不存在σ收敛。依据上述公式，可以得到2002—2021年中国对外贸易发展质量省际差异的σ收敛指数，如图1所示。

　　从计算结果可知，σ收敛指数呈现出先上升，后在波动中缓慢下降，最终在平稳中波动的趋势。因此，我国省际外贸发展质量差异，总的来说不存在σ收敛。分阶段来看，我国外贸发展质量省际差距2002—2006年趋于发散；2006年之后，衡量我国对外贸易发展质量地区差距的σ收敛指数呈现出波动中缓慢下降的趋势，说明这一阶段我国对外贸易发展质量省际差距出现了一定程度的σ收敛趋势。

　　（二）对外贸易发展差距的β收敛检验

　　1.经典的β收敛检验方程

　　基于边际收益递减规律，新古典增长理论认为，如果要素可以自由流动，资本、技术等要素将从边际收益较低的先进地区流向边际收益较高的落后地区，于是落后地区的人均产出增长率将更高，落后地区最终将追赶上先进地区，并收敛于相同的稳态。依据新古典经济增长理论，我国省际外贸发展质量差距的β绝对收敛检验方程如下。

　　其中，.1/t*log(Sit/St0)表示i地区对外贸易发展质量综合评价得分的年均增长率，Si0表示期初的对外贸易发展质量综合评价得分。参数值β如果小于0，意味着期初人均产出指标（Si0）较小的地区年均增长率1/t*log(Sit/St0)较高，也就是说落后地区拥有高于先进地区的增长率，此时存在β绝对收敛。相反，β值如果大于0，意味着经济增长趋于发散。

　　历史经验表明，收敛不仅受制于期初的发展水平，而且还取决于各地区要素禀赋、技术水平、产业结构、资本形成等其他因素的影响，也就是β条件收敛。

　　β条件收敛表明不同经济体分别收敛于各自的稳态，但由于要素禀赋、人力资本以及投资水平等因素不同，不同经济体收敛的稳态并不相同。检验β条件收敛的方程如下。

　　Xit表示影响对外贸易发展质量的其他变量。

　　β如果为负数，且能通过显著性检验，意味着考察期内不同地区外贸发展质量综合评价得分的平均增长率与初始期外贸发展质量负相关，落后地区的外贸发展质量提升更快，故存在β收敛。

　　2.考虑空间因素的β收敛检验

　　上面的莫兰检验显示，我国省际外贸发展质量差距存在明显的空间自相关性和空间依赖性，此时已不再满足经典的高斯假设，最小二乘回归不能得到无偏且一致的估计。为了得到更为可信的估计结果，在β收敛分析中应该考虑空间因素，使用空间计量模型。

　　前面的β收敛分析显示，我国对外贸易发展地区差距2006年前后表现出不同的特征，分阶段来看，2006—2021年出现了一定程度的β收敛趋势。因此，β绝对收敛检验也以2006年为分界点进行分段检验，结果见表4。

　　空间杜宾模型的回归系数并不直接反映自变量对因变量的影响程度，可以进一步考察直接、间接和总效应。表4显示，直接效应、间接效应和总效应为正，且显著，这表明，总的来说2002—2021年中国外贸质量发展省际差距不存在β绝对收敛，反而出现了显著发散。意味着期初对外贸易质量发展较好的地区质量提升速度快，而期初对外贸易质量发展水平较差的地区质量提升速度慢，出现了“强者愈强，弱者愈弱”的马太效应。

　　3.β条件收敛检验结果

　　前面的分析提到，由于投资水平、要素禀赋以及人力资本等因素的不同，各个经济体可能分别收敛于各自的稳态，这种情况被称为β条件收敛。借鉴已有的研究，本文将其他影响地区对外贸易发展质量的因素确定为地区国内生产总值(用GDP表示)、投资水平（K，用分地区资本形成总额表示）、劳动力（L，用分地区总就业人数来表示），如表5所示。

　　表5显示，加入控制变量地区国内生产总值、投资水平、劳动力之后，2002—2021年中国外贸质量发展省际差距不存在β条件收敛，反而出现了显著的发散。

　　（三）“俱乐部”收敛检验

　　依据“俱乐部”收敛概念，因为期初发展水平差异、主要经济结构不同，稳态均衡增长路径各不相同。期初经济发展基础接近，经济结构特征相似的国家和地区会收敛于同一稳态。换而言之，先进地区与落后地区有可能各自存在着内部收敛，但它们之间却不存在收敛。上面的实证检验表明2002—2021年间中国省际外贸质量发展差异既不存在β绝对收敛，也不存在β条件收敛，反而出现了显著的发散。然而，东、中、西部地区内部有可能各自存在收敛，也就是“俱乐部”收敛。表6显示了分东、中、西部三大“俱乐部”的β绝对收敛检验结果。

　　表6显示，2002—2021年间西部与中部地区的直接、间接和总效应为正数，且通过了显著性检验，说明考察期内西部与中部地区内部的外贸发展质量省际差异并不存在收敛。但是东部地区总效用为负，且显著。意味着，我国省际外贸发展质量差异出现了一定程度的“俱乐部”收敛现象。

　　四、结论

　　本文借鉴新古典增长理论的收敛概念，运用空间计量经济模型和探索性空间数据分析技术（ESDA）分析了中国省际外贸发展质量差异的收敛性，得到的主要结论如下。

　　第一，中国对外贸易发展质量省际差异的演变具有非常明显的阶段性。大致可以划分为两个阶段：2002—2006年，对外贸易发展质量省际差异迅速扩大，并于2006年达到最高点；2007年之后，省际对外贸易发展质量差异呈现出波动中缓慢下降的趋势。

　　第二，莫兰指数等空间自相关分析结果表明，从2002年开始，莫兰全局空间自相关指数稳步上升，且非常显著。意味着我国各省区外贸发展质量出现了相似值之间的空间集聚，且呈现出逐年增强的趋势。

　　第三，总体而言，中国对外贸易发展地区差异并不存在σ收敛。2006年之后，我国对外贸易发展质量省级差距出现了一定程度的σ收敛趋势。也就是说，2006年之后，外贸发展质量落后省份与先进省份之间的绝对差异(σ收敛指数）趋于缩小。

　　第四，2002—2021年中国外贸质量发展省际差距不存在β绝对收敛，反而出现了显著发散。意味着期初对外贸易质量发展较好的地区质量提升速度快，而期初对外贸易质量发展水平较差的地区质量提升速度慢，出现了“强者愈强，弱者愈弱”的马太效应。

　　第五，考察期内，中国省际外贸发展质量差异表现出一定程度的“俱乐部”收敛特征。东部地区省份外贸发展质量差异表现出内部稳步缩小的趋势，也就是收敛，但地区之间并不存在收敛，说明中国对外贸易发展质量省际差异主要是由地区间差异引起的。

　　总之，对外贸易是拉动我国经济增长的重要引擎，随着经济全球化的进一步深化，中国对外贸易“大而不强，多而不优”的劣势日益凸显。目前我国产业链低端环节正在流失，高端环节亟待提升，外贸从高速增长转向高质量增长已成为新历史条件下的必然选择。然而，我国当前的对外贸易发展质量省际差异较大，有碍区域经济协调发展。因此，中部和西部地区应该抓住“一带一路”、自贸区建设等契机，进一步培育外贸竞争新优势，优化贸易结构，提升对外开放水平和层次，增强东、中、西部地区间外贸发展的可持续性、平衡性与包容性。

　　参考文献：

　　[1]BENKOVSKIS K，RIMGAIL AIT E R.The quality and variety of exports from the new EU member states[J].Economics of Transition，2011，19（4）：723-747.

　　[2]何莉．中国进出口贸易发展地区差距及其结构分解[J].国际经贸探索，2007（7）：28-32.

　　[3]朱启荣，言英杰.中国外贸增长质量的评价指标构建与实证研究[J].财贸经济，2012（12）：87-93.

　　[4]马林静，梁明，夏融冰.推动新时代中国贸易高质量发展的思考[J].国际贸易，2020（7）：41-46+71.

　　[5]曲维玺，崔艳新，马林静，等.我国外贸高质量发展的评价与对策[J].国际贸易，2019（12）：4-11.

　　[6]高金田，孙剑锋.我国贸易宏观质量综合评价探究[J].中国经贸导刊，2019（6）：4-9.

　　[7]曹俊文，雷清雅.新发展理念下我国对外贸易高质量发展评价[J].统计与决策，2021，37（15）：100-104.