國際貿易、交通基礎設施與區域經濟長期增長?
——基于近現代中國的研究

陳 雯 莊嘉霖

一、引言

改革開放以來，出口導向型發展戰略的實施為經濟高速增長提供了重要動力，但也帶來了日益嚴峻的區域經濟失衡問題(陸銘等，2019)。如何在開放經濟下有效推進區域協調發展，已成為當前我國面臨的重要戰略問題。事實上，正如德國經濟學家李斯特(Friedrich List)指出，出口貿易與國內市場一體化是發展中國家實現經濟騰飛的兩條重要途徑。統一、暢通的國內市場不僅能夠激發經濟增長的內在動力，還有助于整合國內各地區的優勢資源，優化出口部門的區域分工布局，進而促進貿易福利空間溢出，縮小區域間收入差距。國務院于2022 年4 月發布的《關于加快建設全國統一大市場的意見》強調，“完善國家綜合立體交通網，推進多層次一體化綜合交通樞紐建設，推動交通運輸設施跨區域一體化發展”。交通基礎設施為國內市場一體化提供了重要抓手，也可能成為統籌對外貿易與區域協調發展、促進國內國際“雙循環” 良性互動的關鍵之一。在過去數十年間，中國交通基礎設施建設取得了舉世矚目的成就，其對于經濟增長的卓越貢獻受到了學界的廣泛認同(Faber，2014；劉沖等，2020；李蘭冰和張聰聰，2022)。然而，交通基礎設施如何干預國際貿易的資源空間配置效應? 兩者對區域經濟增長的影響具有怎樣的交互作用? 這些問題尚未得到充分的解答。

基于中國改革開放乃至加入WTO 之后的實踐經驗，交通基礎設施究竟是有利于貿易福利的跨區域共享 (Xu 和Yang，2021)，還是會加劇貿易口岸對腹地的資源虹吸(Baum-Snow 等，2020)，現有研究并無定論。原因一方面在于，當代對外貿易發展與交通基礎設施建設都具有明確的經濟導向性，可能帶來嚴重的內生性挑戰；另一方面，短期時間窗口內的研究忽視了區域經濟差距在要素積累和產業集聚過程中不斷強化的規律，難以準確揭示因果關系。鑒于此，本文聚焦于歷史上出口貿易與交通基礎設施的長期影響。早在19 世紀下半葉至20 世紀初，中國就以開埠通商的形式經歷了一輪全面貿易開放；幾乎同一時期，鐵路這一現代化交通基礎設施被引入國內，并于此后百余年間不斷拓展延伸。值得注意的是，由于中國近代的特殊國情，對外貿易與鐵路建設受到一系列外生歷史事件的沖擊，且兩者具有路徑依賴性，均會對區域經濟增長產生深遠的影響(Jia，2014；Banerjee 等，2020)，這些歷史經驗有助于本文識別長期因果關系并探討綜合影響機制。

本文從理論和實證兩方面展開研究:理論方面，構建包含貿易口岸、規模經濟、勞動力異質性偏好等假設的空間經濟模型，數值模擬分析出口貿易與交通基礎設施對區域實際收入增長和勞動力集聚的獨立影響與綜合影響，進而揭示交通基礎設施的“貿易轉移” (trade diversion)和“貿易創造” (trade creation)效應。實證方面，我們采用人口密度變動刻畫區域經濟增長，分別利用近代口岸貿易數據和鐵路網絡數據構建“出口可達性” 和“鐵路有效里程數” 指標，考察出口貿易與交通基礎設施對區域經濟增長的長期影響及其替代效應。進一步地，從微觀視角探討交互機制，我們發現企業出口參與和勞動力遷移可能成為出口貿易與交通基礎設施產生替代性影響的重要機制。

本文的邊際貢獻如下:第一，不同于現有文獻考察出口貿易或交通基礎設施之一對區域經濟增長的獨立影響，本文重點探討兩者的綜合影響，并發現交通基礎設施對出口貿易的經濟增長效應起到替代性作用。這有助于厘清國際貿易與國內市場一體化的交互機制，為當今中國統籌高水平對外開放與區域協調發展提供參考。第二，現有文獻多數探討中國入世后新一輪貿易開放或高鐵、高速公路等新興交通基礎設施對區域經濟增長的短期影響，較少關注歷史的長期影響。本文揭示近代出口貿易與鐵路建設在中國近現代經濟空間演化中發揮的重要作用，既為國際貿易與交通基礎設施的路徑依賴效應提供新的經驗證據，也對政府在區域經濟發展規劃中重視歷史因素的作用有所啟示。第三，本文的研究方法也具有一定創新性:一方面，現有經濟史研究主要關注中國近代開埠引進西方國家制度、文化的長期影響，本文則聚焦于出口貿易，構建“出口可達性” 指標細致刻畫各口岸的出口規模差異及其對非口岸地區的間接影響；另一方面，本文利用翔實的鐵路網絡數據構建“鐵路有效里程數” 指標，既能夠綜合反映不同技術水平下交通基礎設施的直接和間接影響，也可以在一定程度上規避“市場可達性” (market access)的內生性問題，為相關經驗研究提供參考。

二、文獻綜述

國際貿易如何影響區域經濟增長是經濟學界廣泛探討的議題，其中，重點關注的是出口貿易從供給側產生的影響。出口貿易能夠擴大本土企業的市場規模，通過規模經濟效應促進經濟集聚(Fujita 和Morri，1996)，亦可引發地區產業結構調整，從而強化比較優勢產業的區域專業化分工(Cosar 和Fajgelbaum，2016)。改革開放以來，出口導向型發展戰略為中國經濟高速增長提供了重要動力(黃玖立和李坤望，2006；劉修巖和吳燕，2013)，但由于要素市場不完善和貿易成本差異懸殊，出口貿易也加劇了區域經濟失衡(陸銘等，2019；Tombe 和Zhu，2019)。

出口貿易通過引導生產要素流動與貿易福利分配影響區域經濟增長的平衡性，而交通基礎設施則是上述效應在空間維度傳導的主要渠道。交通基礎設施可以降低國內貿易成本和要素流動成本，有助于推進區域市場整合 (Faber，2014；李蘭冰和張聰聰，2022)、深化專業化分工(Lin，2017)以及促進市場競爭(劉沖等，2020)。部分學者發現，交通基礎設施可以降低貿易成本以及生產率門檻，促進企業出口擴張(唐宜紅等，2019；吳群鋒等，2021)。但是，關于出口貿易與交通基礎設施如何綜合影響區域經濟增長，現有研究尚無定論。一方面，交通基礎設施可以增強區域中心的虹吸能力(張克中和陶東杰，2016)，導致資源集中于貿易口岸，擴大區域經濟差距 (Baum-Snow 等，2020)；另一方面，交通基礎設施也可以改善內陸偏遠地區的市場可達性，通過“貿易轉移” 和“貿易創造” 效應促進出口福利溢出，縮小區域經濟差距(Xu 和Yang，2021)。上述研究均著眼于短期，并未關注區域經濟差距的連續累積過程并考察國際貿易與交通基礎設施的長期綜合影響。

長期視角下，區域經濟增長受到歷史路徑依賴的影響。具體而言，歷史事件所塑造的初始經濟集聚或分工布局可以通過規模經濟效應獲得正向反饋，持續吸引后續的要素流入和投資注入，不斷強化既有的空間均衡 (Krugman，1991；Allen 和Donaldson，2020)。在路徑依賴作用下，即使歷史事件的直接影響因戰爭、制度變遷等“破壞性沖擊” 而終止，規模經濟也會使初始空間均衡得以延續，并形成穩定的長期影響(David和Weinstein，2002；Bleakley 和Lin，2012)。國際貿易與交通基礎設施的路徑依賴效應在經驗研究中被廣泛證實。例如，Jia (2014)發現中國近代通商口岸開埠促進了人口和人均GDP 的長期增長，而后續研究分別從對外貿易、人力資本積累和創業活動等視角驗證中國近代開放對區域經濟增長的長期貢獻(張川川等，2021；張妍等，2021；楊嬛等，2023)。Jedwab 等(2017)發現肯尼亞殖民時期修建的鐵路在殖民結束后仍持續影響城市空間分布。Banerjee 等(2020)則發現中國近現代鐵路建設能夠通過促進要素流動推動沿線地區經濟長期增長。

與本文最相關的研究是梁若冰(2015)與Fajgelbaum 和Redding (2022)。兩者分別基于中國和阿根廷的近代歷史經驗，發現貿易開放與鐵路建設能夠互補推動地區工業化進程。本文與上述研究的區別和改進之處在于:研究議題從短期經濟結構轉型轉向長期經濟增長軌跡；研究視角從區域層面深入到企業和勞動者的微觀層面，探討貿易與交通基礎設施的綜合影響機制；構建“出口可達性” 和“鐵路有效里程數” 指標，更加細致地刻畫對外貿易與交通基礎設施影響的區域異質性以及全局性。

三、理論分析與研究假說

出口貿易能夠引發經濟集聚和貿易福利增長，但由于國內各地區的貿易成本差異，每個地區并不會均等地從出口中獲益，而交通基礎設施可以通過降低國內貿易成本影響出口貿易的資源配置與福利分配效應。為厘清上述理論邏輯，基于Eaton 和Kortum(2002)，本文構建包含貿易口岸、規模經濟、勞動力異質性偏好等假設的一般均衡模型，定性探討出口貿易與交通基礎設施對區域經濟增長的綜合影響。

(一)模型的基本假設

我們根據中國近現代特征事實對模型進行簡化，假設世界包含本國口岸(treaty area，記為T)、本國非口岸(non-treaty area，記為N)①為簡化分析起見，理論模型利用“口岸—非口岸” 來界定是否具備對外貿易區位優勢；實證部分則通過“出口可達性” 指標量化不同地區的對外貿易區位優勢的連續差異。以及外國(rest of world，記為R)三大區域，定義Ω＝{T，N，R}。勞動力(記為Li，i∈Ω)是唯一生產要素，可在國內區域間自由流動，不可跨國流動。本國擁有固定的勞動力稟賦L。定義λi＝Li/L為地區i的勞動力占本國勞動力之比，外國人口固定為LR。

消費者偏好滿足CES 效用函數形式，間接效用表達式為:

其中，Wi為地區i的名義工資，Pi為價格指數。Ki為勞動者對定居地區的異質性偏好，服從弗雷歇(Fréchet)分布:Pr (Ki≤k)＝e－k－δ，δ>1 表示偏好的差異程度。

各地區生產連續產品ω∈[0，1]，地區i的單位勞動生產率記為zi(ω)，獨立服從弗雷歇分布:Pr (zi≤z)＝e－Ai z－θ，其中θ>1 表示地區間的生產率差異程度。Ai為地區i的全要素生產率。假設勞動力集聚可通過分享 (sharing)、匹配 (matching)和學習(learning)等外部規模經濟效應提升地區全要素生產率，即:

其中，代表與勞動力集聚無關的生產率外生決定因素，ε>0 為外部規模經濟效應強度。國內外各區域自由開展貿易，從地區i到地區n的貿易成本記為Dni。根據中國近現代特征事實，假設國內貿易成本DTN、DNT隨著交通基礎設施改善而對稱變化；口岸地區的國際貿易成本DTR、DRT由本國與外國的相對地理位置外生決定，非口岸地區的進出口貿易必須經國內貿易網絡中轉至口岸完成，因此有:

(二)一般均衡求解

產品貿易:地區n從地區i購買產品ω價格為pni(ω)。地區n消費者從不同地區供應商中的價格最低者處實際購買，由于zi(ω)服從的弗雷歇分布，可推知地區n消費者實際購買價格的累積分布函數，進而得到地區n消費支出中i地區出口產品的占比:

Xni表示從地區i實際出口到地區n的產品價值，Xn表示地區n對制造業產品的消費總支出，πni亦可理解為地區n購買地區i出口的特定產品的概率。

勞動力分布:本國勞動力在{T，N} 之間選擇效用水平較高的地區定居。根據間接效用函數和勞動力異質性偏好假設，可推知定居于地區i的勞動力實際效用的累積分布函數，進而得到地區i勞動力占本國勞動力總量的比重(λi)表達式:

其中，S代表包括地區i在內的本國所有地區。

市場均衡:勞動力作為唯一生產要素，可以獲得所有貿易收入并用于消費，故本國口岸與非口岸地區的總收入和總支出均表示為Xi＝WiLi(i∈{T，N})。均衡狀態下，地區i的總收入等于其在不同市場的銷售收入之和。假設本國在世界市場中作為貿易小國，外國消費支出DemandR外生于本國的工資、生產技術與勞動力分布變化，則市場均衡條件可表達為:

綜合式(4)—(6)，本文可一般均衡求解內生變量{πni，Wi，λi} 的取值。

(三)數值模擬分析

本文通過數值模擬定性探討出口貿易與交通基礎設施對區域經濟增長的綜合影響，模型參數設定如下:第一，鑒于近代中國缺乏用于校準θ、δ、ε等結構參數取值的微觀歷史數據，本文根據Tombe 和Zhu (2019)設置θ＝4；根據楊曦(2017)對當代中國城鎮化與農民工市民化的研究，設置勞動力的偏好異質性參數δ＝3，集聚外部性參數ε＝0.1。第二，中國近代口岸選址具有一定隨機性，許多口岸及其周邊地區的初始經濟水平并不存在顯著差距(Jia，2014)，因此我們假設口岸、非口岸地區的初始人口規模、技術水平完全對稱①本文也嘗試在口岸、非口岸地區非對稱的情形下進行數值模擬，結論保持不變。，即λT＝λN＝0.5，第三，根據法國世界經濟信息及前景研究中心(CEPII)數據庫，1912 年英國、美國、法國、德國、日本等主要貿易伙伴國家的人口總和約為中國人口的1.25 倍，人均GDP 約為中國的5 倍，故設置λR＝1.25，DemandR＝1.25，第四，在引進鐵路前，中國主要依靠水路進行國內和國際貿易。我們按照普通貨輪時速20 千米/小時設定其旅行速度，并結合Baum-Snow 等(2020)提供的冰山成本計算公式②冰山成本計算公式為: τ＝1＋0.008×Time0.8，其中Time 為根據貿易距離和時速計算的平均貿易時長。以及中國國內和國際貿易的平均距離，計算得到國內和國際貿易冰山成本的初始值分別為1.2 和1.5。第五，為確保不同參數取值下的工資水平具有可比性，將外國名義工資WR固定為1。

本文按照如下思路展開數值模擬分析:第一步，保持其他條件不變，分別引入出口需求增長和國內貿易成本下降的外生沖擊，考察出口貿易或交通基礎設施對區域經濟增長的獨立影響。第二步，考察出口貿易與交通基礎設施對區域經濟增長的綜合影響，即在不同的國內貿易成本情形下，比較出口對國內兩大區域勞動力分布與相對實際工資的影響差異。第三步，探討綜合影響的內在邏輯。交通基礎設施可通過貿易轉移和貿易創造擴大出口分工范圍，促進貿易福利溢出。本文據此模擬國內貿易成本變動對國內兩大區域出口及本國總出口的影響，驗證交通基礎設施的貿易轉移效應和貿易創造效應。

圖1 報告了第一步數值模擬結果。結果表明，出口需求增長(圖1 (a))和交通基礎設施(圖1 (b))引致的國內貿易成本下降均會促進本國口岸、非口岸兩地區實際工資的增長。其中，出口貿易對口岸地區實際工資WT/PT的提升作用更大，這是因為口岸地區具有貿易成本優勢，可以獲得更多的貿易福利。相應地，口岸地區對勞動力集聚的吸引力更強，故口岸人口占比與出口需求呈正相關關系。相反，國內貿易成本下降能夠更有效地提升非口岸地區的實際工資WN/PN，從而減少口岸人口占比。這是因為國內貿易成本下降能夠同時帶動非口岸地區的國際貿易成本下降，而口岸地區的國際貿易成本并沒有因此發生變化。

圖1 出口貿易與交通基礎設施對區域經濟增長的獨立影響

圖2 報告了第二步數值模擬結果。該圖表明，國內貿易成本下降使得出口貿易對口岸地區勞動力集聚(圖2 (a))與相對實際工資增長(圖2 (b))的積極影響顯著減弱，這不僅表現為口岸勞動力占比和相對實際工資水平值的減少，還表現為兩者對出口需求沖擊的反應彈性降低。因此，出口貿易與交通基礎設施可能對區域經濟增長起到替代性影響。

圖2 出口貿易與交通基礎設施對區域經濟增長的綜合影響

圖3 報告了第三步數值模擬結果。隨著國內貿易成本的下降，口岸出口規模XRT逐漸減小，非口岸出口規模XRN逐漸上升，說明一部分貿易流量從前者轉移至后者，即存在貿易轉移效應；同時，本國整體出口規模XRT＋XRN增長，說明非口岸地區不僅承接口岸的貿易轉移，本身還可以創造出新的貿易流量，即存在貿易創造效應。基于這兩種效應，本文進一步從企業和勞動力兩種微觀視角理解替代性影響的形成機制:從企業視角來看，當國內貿易成本較高時，非口岸地區企業因貿易成本門檻而難以從出口中獲利。交通基礎設施通過貿易轉移效應和貿易創造效應可以促使非口岸地區企業參與出口，從而推動貿易福利向該地區溢出。從勞動力視角來看，貿易轉移效應和貿易創造效應可以為非口岸地區帶來貿易福利溢出以及比較優勢產業的勞動力要素需求增長，有助于提升當地的實際工資水平，縮小口岸、非口岸地區的收入差距，吸引勞動力遷往非口岸地區。

圖3 綜合影響的內在邏輯:貿易轉移和貿易創造

值得注意的是，出口貿易與交通基礎設施在短期內會共同引導經濟集聚與分工，一方面通過專業化降低單位生產成本，帶來內部規模經濟效應；另一方面通過集聚帶來分享、匹配和學習等外部規模經濟效應，提升勞動生產率。這些正向反饋可持續引導資源空間配置，在良性循環中不斷強化短期經濟均衡，對區域經濟長期增長形成路徑依賴。

綜合上述理論分析，本文提出如下研究假說。

假說1:出口貿易與交通基礎設施均可推動區域經濟增長。

假說2:出口貿易與交通基礎設施對區域經濟增長的影響具有替代性，交通基礎設施能夠抑制由出口貿易導致的區域經濟不平衡增長。

四、歷史背景、數據說明與實證策略

(一)中國近代出口貿易發展

鴉片戰爭(1840—1842 年)開啟了中國近代貿易開放歷程。近代前期，中國進出口貿易不平衡發展，出口貿易增長較緩慢，出口產品類型以農產品為主。直至20 世紀10年代，由于辛亥革命改善了營商環境與市場制度、第一次世界大戰減輕了國際市場競爭壓力、國際銀價持續下調和航運技術進步等多重原因，中國出口貿易才迎來快速發展期。《中國舊海關史料》數據顯示，1899—1910 年，中國出口年平均增長率僅為4.2%，1911—1928 年則達到12.0%。在此期間，隨著工業品出口需求的增長以及出口廠商提升國際競爭力意愿的增強，出口產品中工業品占比大幅提升。1912—1933 年間，中國農產品和工業原材料的出口占比均顯著下降，輕、重工業制成品的出口占比從14.7%快速上升至31.0%。

近代出口貿易發展對區域經濟增長產生了深遠影響。短期內，出口貿易改變了國內物流網絡布局，形成了“港口—腹地” 空間聯系模式，引發了經濟集聚，使得上海、天津、廣州等沿海口岸城市成為新的區域經濟中心(吳松弟，2009)。長期內，近代出口貿易為當今中國沿海、內陸不平衡發展的經濟空間布局奠定了基礎。《中國統計年鑒》數據顯示，1952 年，我國國土面積占比不足14%的沿海省份人口占比達到40.2%，GDP 占比達到48.9%；至2000 年，上述占比則分別上升至42.4%和60.1%。值得注意的是，多數近代沿海口岸城市的當代人口和GDP 在其所屬省份位居前列。

(二)中國近現代鐵路建設

中國鐵路建設始于1881 年的唐胥線(唐山至胥各莊)。①1876 年，英國怡和洋行在上海修建了一條從吳淞鎮碼頭到英美租界的鐵路，史稱“吳淞鐵路”，但該鐵路隨即于次年被拆毀。因此唐胥鐵路被視為中國真正意義上首次建成并營業的鐵路。西方殖民國家在早期鐵路建設中起到了主導作用，直到民國初年，中國政府才逐漸掌握了鐵路建設的主動權。至1949 年，中國鐵路營業里程數達到26 916 千米，覆蓋全國21 個省份(《中國鐵路建設史》編委會，2003)。近代鐵路選址受到諸多非經濟因素的影響，一定程度上緩解了其內生性問題。首先，殖民國家修建鐵路的主要目的是對華進行軍事控制和資源掠奪。例如，德國企圖通過修建膠濟鐵路加速侵占山東半島乃至華北腹地；俄國為掠奪東北的森林和煤炭資源而修筑中東鐵路(梁若冰，2015)。除少數起、終點城市外，這些鐵路的選址與區域初始經濟發展水平相關性較弱(Banerjee 等，2020)。其次，中國自主修筑的鐵路也常常是出于政治和軍事目的。清政府修建了大量非營利性的長途鐵路，以加強各區域政治中心間的聯系；民國軍閥混戰時期和抗戰期間修筑的鐵路均以防衛、戰備功能為主(顏色和徐萌，2015)。最后，鐵路選址也受到工程難度及成本的限制，典型案例是京漢鐵路的黃河大橋選擇修建在造價更低的鄭州，而非更繁榮的開封(顏色和徐萌，2015)。

中華人民共和國成立后，政府在近代鐵路的基礎上進行了大規模的修復、改造和拓展。截至2010 年底，我國已建成以“五縱三橫” 為核心骨架，覆蓋全國31 個省份(不含港澳臺地區)的鐵路網絡，鐵路總運營里程數達到9.1 萬千米，其中76%為1949 年后修建。②作者根據《中國鐵路建設史》編委會(2003)以及Baum-Snow 等(2017)提供的鐵路網絡矢量圖計算得到。中華人民共和國的鐵路建設以發展沿線地區經濟為主要導向，但仍在很大程度上延續了近代歷史布局，尤其在東北、華北和長江中下游地區。路網核心骨架“五縱三橫” 之中，除了京九線和寶成—成昆線以外，其余主干線修筑均始于近代，且在1949 年前已有部分路段通車。①因篇幅所限，本文省略了中華人民共和國成立以來的鐵路建設歷程(表A1)和“五縱三橫” 的近代修建情況(表A2)，感興趣的讀者可在《經濟科學》官網論文頁面“附錄與擴展” 欄目下載。

(三)數據說明與變量構造

(1)區域經濟增長指標:本文利用地級市人口密度(Densityi，t)增長度量區域經濟長期增長，原因如下:第一，人口密度被經濟史研究廣泛應用于度量區域經濟增長，該指標既能夠反映資源容量擴張帶來的人口自然增長，也能夠反映實際收入增長帶來的外部人口集聚。②本文利用GIS 地圖將不同時期的人口數據統一匹配至2004 年地級市行政區劃。對界跨多個地級市的近代府，我們以各地級市占該府面積之比為權重，對府人口進行劃分。第二，不同于城市GDP 數據僅從20 世紀80 年代后期開始可得，人口數據在近現代百年間保持穩定的更新頻率和良好的可得性，適用于考察歷史事件對區域經濟增長的影響連續變化趨勢，可以很好地驗證路徑依賴在經歷計劃經濟時期嚴格限制對外貿易和國內要素流動的“破壞性沖擊” 之后還能否成立。第三，本文匹配近代、當代數據計算人口密度增長率，可用于“長差分” (long difference)策略識別歷史事件的長期累積影響。

(2)近代出口貿易指標:不同于現有文獻主要考察近代通商口岸開埠引進西方國家制度和文化的影響(Jia，2014；張川川等，2021；張妍等，2021)，本文聚焦于出口貿易，細致刻畫出口規模的空間差異。進一步地，考慮到近代中國多數地區并非口岸，這些地區通過地理接近與口岸建立市場聯系并廣泛參與出口生產分工(吳松弟，2009)，出口貿易對這些地區的間接影響也不容忽視，故本文結合口岸貿易數據和地理距離信息構建“出口可達性” (Export＿accessi)指標，計算公式為:

其中，Exportm，t為近代口岸府m在t年的出口總值(單位為海關兩)，Ω為本文所考察的口岸府集合，涵蓋近代16 省44 府共52 處貿易數據可得的口岸③口岸府的詳細信息請見《經濟科學》官網“附錄與擴展” 中表A3。根據《中國舊海關史料》數據，本文所考察口岸的出口規模約占1924 年全國總出口的93.9%，基本能夠涵蓋近代出口貿易的整體發展情況。；Distancei，m為地級市i到口岸府m的直線距離(單位為千米)。直觀來看，出口可達性以各口岸的國際市場規模為權重，對地級市前往該口岸的便利程度進行賦權并加總，得到該地級市參與出口貿易的全局便利度。該指標數值越大，則地級市能夠越便利地將產品輸送至出口規模較大的口岸，因而越有可能深入參與出口生產分工。在實際研究中，本文采取1911—1924年出口可達性的年平均值作為核心解釋變量，該時間區間正處于中國出口擴張的高峰期，且對外貿易發展尚未受到20 世紀20 年代后期國民政府實施保護性貿易政策的干預。

(3)鐵路指標:現有研究主要用“地區是否連通交通線路” 的虛擬變量(梁若冰，2015；唐宜紅等，2019)或地區幾何中心到交通線路的直線距離(高翔等，2015)考察交通基礎設施對其所在地的直接影響。這兩種指標均忽視了交通基礎設施對周邊地區的間接影響。Donaldson 和Hornbeck (2016)基于貿易引力模型提出“市場可達性”，用于刻畫交通基礎設施對國內各地區的全局性影響，被廣泛應用于實證研究(劉沖等，2020；吳群鋒等，2021)，但市場可達性利用人口或GDP 度量區域市場規模，可能造成內生性問題(Herzog，2021)。

鑒于上述指標的不足，本文參考Baum-Snow 等(2020)構建“鐵路有效里程數” 指標(Raili，t)①Baum-Snow 等(2020)測算了中國各城市的高速公路有效里程數，并根據高速公路運載能力和修建技術對路線賦予了不同權重。:首先，以地級市i的幾何中心為圓心，截取其半徑450 千米范圍內在t期已建成的鐵路線路；其次，對當期已完成電氣化改造的路段(或新建電氣化鐵路)賦予100/65.5 的權重②Baum-Snow 等(2020)指出，中國絕大部分國內貿易發生在450 千米以內，故本文將鐵路里程的計算半徑設定為450 千米。電氣化鐵路的分布從 《中國鐵路建設史》編委會 (2003)、馮金柱(2008)以及中鐵電氣化局集團公司網站獲取，權重賦值根據我國具有代表性的SS 8 型電力機車和DF 11 型內燃機車的時速(分別為100 千米/小時和65.5 千米/小時)確定。，其余路段則賦權為1；最后，將所有路段的賦權里程數加總即得到鐵路有效里程數。該指標存在以下優勢:第一，能夠綜合刻畫鐵路對其所在地區和國內其他地區的直接或間接影響；第二，可在一定程度上規避市場可達性因納入經濟規模而導致的內生性問題；第三，可反映不同技術水平下鐵路的影響差異。

(4)控制變量:本文利用經緯度(X＿coordi、Y＿coordi)控制各地區的地理位置；利用地級市到最近航運河流的直線距離控制水路交通條件(River＿disi)③本文基準回歸未控制公路交通網絡，原因在于不同時期、不同地區的公路質量和運載能力存在較大差距，現有數據難以準確量化(Baum-Snow 等，2017)。在穩健性檢驗中，本文考察了高速公路對長期因果關系的調節作用。；利用“到省會城市的直線距離” (Capital＿disi)和“是否副省級(含)以上城市” 的虛擬變量(Ranki)控制行政因素的影響；以地級市i截至t期已設立的經濟開發區數量(SEZi，t)控制當代中國區域政策的影響④本文所關注的經濟開發區包括經濟技術開發區(含經濟特區)、高新技術開發區、自由貿易區(含沿海開放城市)、出口加工區、邊境/跨境經濟合作區和國家旅游度假區六種類型。；參考周茂等(2016)構建入世沖擊指標(WTOi)，控制當代貿易自由化的影響。表1 報告了主要變量描述性統計與數據來源。

表1 主要變量描述性統計與數據來源

(四)實證策略

本文實證樣本涵蓋中國25 個省份共246 個近現代人口數據皆可得的地級行政單位(含直轄市、地級市、自治州和盟，以下統稱為地級市)。①由于近代人口數據缺失以及近現代歷史沿革的特殊性等原因，本文樣本未包含黑龍江、吉林、遼寧、新疆、青海、西藏、香港、澳門、臺灣這九個地區。本文參考Dix-Carneiro 和Kovak (2017)，運用長差分策略識別近代出口貿易與鐵路建設對區域經濟增長的長期累積影響，該策略通過構建當期和基期的被解釋變量差分，能夠在一定程度上緩解不隨時間變化的遺漏變量問題。基準回歸方程為:

其中，被解釋變量(lnDensityi，t－lnDensityi，1910)為地級市i在t期和基期1910 年的對數人口密度差值，t取中華人民共和國第二至第六次人口普查的1964 年、1982 年、1990 年、2000 年和2010 年五個年份；Export＿accessi為地級市i的1911—1924 年平均出口可達性；Raili，t為地級市i在t期的鐵路有效里程數②Baum-Snow 等(2017)提供了1962 年、1980 年、1990 年、1999 年和2010 年五個年份的中國鐵路網絡矢量圖，這五個年份均在本文所考察的人口普查年之前，且偏差不超過兩年。在這一誤差區間內鐵路網絡不會發生明顯變化，故本文將這些年份與其最接近的人口普查年逐一對應。；Zi，t為隨時間變化的控制變量，包含經濟開發區數量(SEZi，t)數量，以及入世沖擊指標與“是否2001 年后” 的交互項(WTOi×Post2001t)，Xi為其他不隨時間變化的控制變量；式(8)還利用人口密度的前定差分(lnDensityi，1910－lnDensityi，1851)控制基期前的經濟增長趨勢差異；μi，P為省份固定效應，εi，t為誤差項。式(8)對每一個時點均進行截面回歸，根據研究假說1，我們預期系數β1t和β2t均顯著為正。

在式(8)基礎上，本文運用式(9)進一步考察近代出口貿易與鐵路建設的綜合影響:

式(9)引入核心解釋變量的交互項lnExport＿accessi×lnRaili，t，以識別近代出口貿易與鐵路建設的綜合影響，其余變量定義同前。根據研究假說2，我們預期在核心解釋變量自身影響方向不變的前提下，交互項系數顯著為負，即近代出口貿易與鐵路建設對區域經濟增長的長期影響具有替代性。

五、實證分析

(一)基準回歸分析

我們基于式(8)初步考察出口貿易與交通基礎設施對區域經濟增長的長期影響，結果如表2 所示。回歸結果顯示，lnExport＿accessi和lnRaili，t的系數顯著為正，說明近代出口貿易與鐵路建設均顯著促進了區域人口長期增長。以2000 年為例，近代出口可達性和鐵路有效里程數每增長1%，分別可使當年地級市人口密度相對于1910 年的增幅平均擴大0.72%和0.35%。從時間趨勢來看，1964—1990 年間出口貿易與鐵路建設的系數值較小，且增長趨勢不明顯，這是因為彼時處于計劃經濟向市場經濟的轉型階段，對外貿易和國內要素流動均受到嚴格限制，抑制了路徑依賴“自我強化” 規律的發揮(Krugman，1991)。盡管如此，核心解釋變量系數依然保持顯著，說明近代出口貿易與鐵路建設在短期內塑造的經濟空間布局可能通過規模經濟效應獲得正向反饋，使其影響在經歷破壞性沖擊后得以延續。1990 年后，隨著我國市場經濟體制日益完善、對外開放水平不斷提升，路徑依賴帶來的正向反饋能夠更有效地引導經濟集聚與分工，強化歷史上的經濟空間布局，使核心解釋變量的系數值逐期增長。基準回歸結果與研究假說1 相吻合。

表2 基準回歸

本文實證研究面臨內生性挑戰。一方面，近代出口貿易與區域經濟增長可能共同受到遺漏的經濟地理因素的影響；另一方面，區域經濟發展需求可能反向影響鐵路選址。為了克服上述內生性問題，本文采取工具變量識別策略。

第一，本文利用近代中國條約開埠口岸(以下簡稱“條約口岸”)的時空分布信息構建出口可達性的工具變量。對于每個條約口岸m，我們定義如下指標:

其中，Treaty＿yearm為口岸m的開埠年份，Coast＿dism為口岸m到海岸線的直線距離，Port＿endowm從開埠時長和空間位置兩方面綜合刻畫了口岸m的對外貿易能力。參照式(7)，我們以Port＿endowm作為權重，對地級市到條約口岸的直線距離Distancei，m之倒數賦權并加總，得到工具變量Trade＿endowi。①Trade＿endowi 未納入中國自主開放的口岸(以下簡稱“自開口岸”)數據，原因如下:自開口岸多數是政府為發展地方經濟、拓寬稅收來源而設立，選址內生性較強；自開口岸的貿易規模較小，主要承接周邊條約口岸的轉口貿易和稅收分流(陳詩啟，1993)，與條約口岸的空間分布高度相關。本文構建該工具變量的原因如下:外生性方面，條約口岸設立時間受到戰爭、中外政府博弈和列強勢力范圍爭奪等諸多外生歷史事件影響。例如，《天津條約》擬設立的南京口岸因太平天國運動而延遲至1899 年開埠，大連、青島等租借地則由于殖民國家的勢力范圍爭奪而在19 世紀90 年代陸續開埠(陳詩啟，1993)。條約口岸的選址也具有一定外生性和隨機性，這是因為西方殖民者對中國經濟地理了解有限，為了快速滲透國內市場和實施軍事控制，通常優先將條約口岸設立在清政府舊“海關” 和“常關” 所在地，這兩者分別為在沿海和國內交通要道承擔軍事防務或征收商品通過稅職能的機關，與區域經濟發展相關性較弱(濱下武志，2006)。②我們在史料中找到一些支持條約口岸選址外生性和隨機性的證據，例如，廈門海關選址與清早期的臺灣軍務以及兵備道衙門變更有關(陳詩啟，1993)；從地理區位條件來看，九江口岸更適合設立于鄱陽湖和長江交界處的湖口港(Jia，2014)。此外，由于明清實行“海禁” (禁止私人從事海外貿易)政策，國內貿易以內河航運為主，口岸到海岸線的距離不太可能影響近代前的區域經濟發展。相關性方面，開埠較早的條約口岸通常具備比較完善的口岸制度體系、貿易基礎設施和海外市場信息優勢，有利于出口貿易的發展(蘇基朗和馬若孟，2013)；口岸到海岸線的距離直接關系到出口運輸成本，能夠進一步區分同一時期開埠口岸的出口便利程度。綜上所述，Trade＿endowi能夠滿足工具變量的外生性和相關性假設，我們預期該指標與出口可達性正相關。

第二，本文參考Banerjee 等(2020)，利用近代鐵路節點城市的連線網絡構建鐵路有效里程數的工具變量。③交通基礎設施還有兩種常見的工具變量設置方法，其一是“最小生成樹” 法(Faber，2014；唐宜紅等，2019)，即在節點連線網絡的基礎上引入與地形、水文等因素相關的建造成本，生成節點城市之間的最小成本路徑。但是，此方法的數據精度要求較高，適用于已形成完整網絡體系的交通基礎設施。其二是直接利用歷史上實際存在的交通道路作為工具變量(高翔等，2015)，但此方法并不能排除歷史交通基礎設施選址本身潛在的內生性問題。具體構建方法如下:首先，選取14 個近代政治中心城市和《南京條約》設立的最初5 個通商口岸城市作為鐵路節點④鐵路節點城市包括:北京、太原、南京、杭州、濟南、武漢、長沙、成都、貴陽、昆明、西安、蘭州、上海、寧波、廣州、福州、廈門，其中廣州和福州既是區域政治中心也是通商口岸城市。；其次，將每個節點與距其最近的另一節點用線段連接，若本節點與其余任一節點的直線距離和上述最短距離之差在100千米以內，則也建立連線，從而得到節點城市之間的連線網絡；最后，計算地級市i半徑450 千米內的節點連線長度之和，得到工具變量SLi。本文構建該工具變量的原因如下:外生性方面，近代鐵路主要起到串聯區域政治中心和主要通商口岸的作用，以服務于政治統治、軍事動員或西方國家殖民掠奪。對節點連線沿途的大多數城市而言，鐵路選址具有一定外生性。相關性方面，鐵路作為典型的沉沒投資，本身具有突出的路徑依賴性。中國現代鐵路在近代基礎上拓展而成，與節點連線網絡保持較強的相關性。

表3 報告了工具變量回歸結果。第一階段中，lnTrade＿endowi與lnExport＿accessi顯著正相關，說明較早開埠、距海岸線較近的條約口岸出口較發達；lnSLi與lnRaili，t顯著正相關，說明節點城市的連線網絡對近現代鐵路布局能夠起到長期的塑造作用。第二階段中，出口可達性與鐵路有效里程數對區域人口長期增長的積極影響保持穩健。①表3 中，部分回歸的K-P Wald F 小于臨界值7.03，說明可能存在弱工具變量問題。本文對此采取有限信息極大似然估計(Least Information Maximum Likelihood Method，LIML)進行穩健性檢驗，該方法在樣本量較小時性質優于IV-2SLS。回歸結果(請見“附錄與擴展” 中表A4)與表3 沒有明顯差異，說明弱工具變量問題對本文因果識別的干擾較小，后同。對比表2和表3 結果可知，OLS 回歸因內生性問題低估了近代出口貿易與鐵路建設的長期影響。可能的解釋是:其一，本文未能觀測到本地市場規模對區域人口增長的積極影響，在有限的資源約束下，出口貿易發展與本地市場規模擴張具有一定替代性；其二，近現代鐵路較發達的東北、華北和長江中下游地區在抗日戰爭中遭到嚴重沖擊，對后續人口增長產生了一定負面影響。此外，考慮到鐵路節點城市和部分早期條約口岸城市在近代前可能已具備較高的人口集聚水平或較為優越的地理區位條件，使得工具變量取值受到內生影響，Panel C 對上述城市樣本進行剔除②被剔除的早期條約口岸包括:廣州、廈門、福州、寧波、上海、武漢、天津、九江、蕪湖、重慶，其中前六處也屬于鐵路節點城市。，回歸結果仍保持穩健。

表3 工具變量回歸

表4 進一步探討了近代出口貿易與鐵路建設對區域經濟長期增長的綜合影響。基于式(9)回歸，Panel A 引入lnTrade＿endowi、lnSLi以及兩者的交互項作為工具變量。第二階段回歸結果顯示，交互項lnExport＿accessi×lnRaili，t系數顯著為負，同時核心解釋變量一次項也保持顯著為正，進一步證明近代出口貿易與鐵路建設對區域經濟長期增長起到替代性影響。以2000 年為例，鐵路有效里程數每增長1%，可使出口可達性對當地人口長期增長的積極影響平均下降0.09%，相當于出口可達性平均影響強度的4.7%。從時間趨勢來看，上述替代性影響在1990 年前后先減后增，原因在于1990 年前對外貿易與國內勞動力流動均受到嚴格限制，導致鐵路對近代出口貿易長期影響的干預作用有限。1990 年后，出口導向型戰略有助于發揮近代出口貿易影響的路徑依賴性；同時，鐵路建設也逐漸向沿海地區傾斜，能夠更有效地擴大出口分工的空間范圍、促進貿易福利溢出，增強替代性影響。為了確保工具變量的外生性成立，Panel B 剔除了部分早期條約口岸和鐵路節點城市樣本，回歸結果總體保持穩健。表4 結果與研究假說2 相吻合。

表4 近代出口貿易與鐵路建設的綜合影響分析

(二)異質性分析

表5 從空間和時間兩個維度展開異質性分析。空間維度上，通商口岸在中國近現代經濟空間變遷中逐漸成為區域中心市場(吳松弟，2009)。根據新經濟地理理論，到中心市場的距離遠近決定了資源集聚能力的差異(Krugman，1991)。第(1)、(2)列分別在式(8)、式(9)的基礎上引入核心解釋變量與“地級市i到最近歷史口岸直線距離”(lnDisporti)的交互項。①若地級市本身為近代口岸所在地，本文則根據近代府與當代地級市的幾何中心距離為Disporti 賦值。回歸結果表明，該因素并未改變近代出口貿易與鐵路建設各自的長期影響，但在接近歷史口岸的地區，近代出口貿易與鐵路建設的影響替代性較強。這是因為相比于偏遠地區，鐵路能夠更有效地加強口岸與其近鄰地區的市場聯系，促使后者承接出口生產分工并獲得貿易福利的溢出。時間維度上，中國近現代鐵路的建設具有漸進性，各地區開通鐵路的時間先后不一。作為沉沒投資，鐵路建成時間越長，越有可能形成強烈的路徑依賴效應。第(3)、(4)列引入 “地級市i開通鐵路年數”(lnRailyeari)進行異質性分析。回歸結果表明，較早開通的鐵路不僅能夠對區域經濟長期增長起到較強的積極影響，而且能夠與近代出口貿易產生較強的替代關系。這是因為較早開通的鐵路能夠更持久地發揮規模經濟效應，對出口生產分工與勞動力要素流向形成路徑依賴。

表5 異質性分析

(三)穩健性檢驗①穩健性檢驗結果請見《經濟科學》官網“附錄與擴展” 中表A5 至表A10。

(1)工具變量有效性檢驗:“半簡化式” 回歸，即在OLS 回歸中控制工具變量，若核心解釋變量顯著且工具變量不顯著，則在一定程度上說明工具變量主要通過解釋變量產生影響，與誤差項不相關；在Trade＿endowi中剔除部分選址內生性較強的早期條約口岸數據，以緩解其內生性問題；控制可能導致Trade＿endowi違背排他性假設的競爭性影響渠道，包括市場制度(市場化指數)、城市基礎設施建設(教會醫院數量)和人力資本積累(人均受教育年限)；考慮到鐵路可能更密集分布于出口較發達的地區，造成工具變量估計偏誤(梁若冰，2015)，剔除沿海口岸及其接壤地級市樣本②“附錄與擴展” 中表A6 驗證了出口可達性與鐵路有效里程數的相關性，在全樣本回歸中，兩者顯著正相關；剔除沿海口岸及其接壤城市樣本后，兩者不再顯著相關。；在Trade＿endowi中納入近代自開口岸數據，以驗證口岸的集合選擇不會干擾因果識別；將Trade＿endowi中的Distancei，m替換為“地級市到距口岸最近的常關的直線距離”①替換距離變量的依據在于，條約口岸與舊常關的空間分布雖然高度相關，但不完全重合；常關選址主要取決于軍事與稅收需求，也具有較強的外生性。，以驗證該工具變量與出口可達性的相關性并非由兩者共有的地理變量所主導；證偽檢驗，即考察工具變量與一系列反映地區初始經濟發展水平的潛在遺漏變量的相關性。上述回歸結果均符合預期，支持工具變量的有效性成立。

(2)替換核心解釋變量:利用距離地級市i前五近的口岸貿易數據構建出口可達性，以緩解該指標對近代出口影響的系統性高估；利用1921—1927 年出口貿易數據構建出口可達性，以驗證貿易數據的時間區間選取不會影響結果的穩健性；鐵路有效里程數被限定在半徑450 千米范圍內，無法反映鐵路對更遠距離貿易的影響，而市場可達性雖然包含內生經濟信息，但能夠反映交通基礎設施對國內各地區的全局性影響，故構建市場可達性②市場可達性的具體構建方法請見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。作為鐵路有效里程數的替代指標；考慮到國內長途貿易主要依賴鐵路干線，支線則更多便利區域內部的人員通勤，構建只包含主干線的鐵路有效里程數；分別在350 千米和550 千米半徑內計算鐵路有效里程數，以驗證鐵路的影響在不同空間范圍內穩健。

(3)替換區域經濟增長指標:實際人均GDP，該指標反映地區技術進步、勞動生產率提升和要素積累的綜合結果，能夠較全面地度量區域經濟增長水平；夜間燈光平均強度，該指標能夠較精確地測度地區經濟集聚水平和經濟活躍程度。

(4)排除后續事件沖擊:本文構建核心解釋變量與一些后續事件變量(Eventi)的交互項，以排除這些事件對因果識別的潛在干擾。本文利用各地級市卷入抗日戰爭主要戰役的月度總數刻畫抗戰的長期影響；利用“是否‘156 項工程’ 所在地” 或“是否三線建設重點項目所在地” 考察計劃經濟時期重工業優先戰略的影響；利用“是否開通高鐵” 和“是否連通高速公路” 考察新興交通基礎設施的影響。自2001 年入世以來，新一輪貿易開放同樣為我國區域經濟增長提供了重要動力，為辨析不同時期出口的長短期影響，本文利用2010 年相對出口依存度③相對出口依存度等于“地級市出口總值占GDP 的比重” 與“全國出口總值占GDP 的比重” 之比。度量地級市當代出口發展水平。

六、進一步分析

根據理論分析，交通基礎設施通過貿易轉移效應和貿易創造效應擴大出口分工范圍，促進貿易福利空間溢出，從而對出口貿易的經濟增長效應起到替代作用。在微觀層面上，上述機制可通過影響企業出口與勞動力遷移來實現。我們據此探討近代出口貿易與鐵路建設的替代性影響機制。

從企業視角來看，對于對外貿易歷史基礎和區位優勢相對薄弱的地區，交通基礎設施能夠更有效地降低其出口貿易成本，促使當地企業參與出口。如果該機制成立，則應當對近代出口企業分布產生直接影響，進而對當代企業出口形成路徑依賴。基于此，表6 第(1)列首先檢驗該機制能否在短期內成立。考慮到近代微觀企業出口數據缺失，本文先根據《中國舊海關史料》確定1911—1924 年間中國有出口記錄的工業行業，然后利用《中國工業調查報告》(劉大鈞，1937)計算1933 年此類行業在各地級市的企業總產值。①近代中國也存在大量農業品出口，但本文無法獲取地區農業產值數據，故聚焦于工業部門。回歸結果顯示，近代出口貿易與鐵路建設均在短期內顯著促進了出口行業產值增長，其中前者來自國際市場需求對生產的引導作用，后者則來自交通基礎設施對貿易成本與生產率門檻的降低作用(唐宜紅等，2019；吳群鋒等，2021)。交互項系數表明，在出口可達性較低的地區，鐵路對出口行業產值的積極影響較強，即交通基礎設施能夠擴大出口生產分工的空間范圍，促使更多貿易區位劣勢地區的企業參與出口。第(3)、(5)列在微觀層面上進一步驗證第(1)列影響的路徑依賴性，利用2010 年工業企業數據構建兩種指標來度量當代企業的出口行為，分別為出口強度(出口交貨值占銷售產值之比)和“是否出口企業” 虛擬變量。回歸結果顯示，近代出口貿易與鐵路建設在長期也能夠顯著促進企業出口，且兩者的影響同樣具有替代性。第(2)、(4)、(6)列將樣本限定在非近代口岸地區，回歸結果與第(1)、(3)、(5)列保持一致，說明上述結論并非由少數口岸所主導。該結果也與理論分析相吻合:非口岸地區在對外貿易中處于劣勢，當地企業出口對交通基礎設施的依賴度較高，理應存在顯著的替代性影響。

表6 進一步分析:近代出口貿易、鐵路建設與企業出口

從勞動力視角來看，交通基礎設施能夠促使出口貿易福利空間溢出，縮小不同貿易區位條件地區的實際收入差距，增強貿易區位劣勢地區對勞動力的吸引力。②為了更充分地驗證勞動力遷移機制，本文還實證考察近代出口貿易與鐵路建設對近代和當代勞動報酬的綜合影響，請見《經濟科學》官網“附錄與擴展” 中表A11。該機制應在短期內成立，進而通過分享、匹配、學習等外部規模經濟效應持續引導勞動力遷移。基于此，表7 第(1)列先考察近代出口貿易與鐵路建設對勞動力集聚的短期影響，利用《中國工業調查報告》計算1933 年各地級市工人密度度量其集聚水平。①限于數據，本文無法從微觀層面上掌握近代勞動力流動情況，但可以合理推測，工人密度較高的城市更有可能吸引周邊農村剩余勞動力以及外部勞動力。此外，本文還嘗試以每萬人中的工人數量度量勞動力集聚水平，結果保持穩健。回歸結果表明，近代出口貿易與鐵路建設均在短期內顯著促進了勞動力集聚，且兩者的影響具有替代性，即鐵路能夠更有效地促進貿易區位劣勢地區的勞動力集聚。第(3)列在微觀層面上進一步驗證第(1)列影響的路徑依賴性，利用2005 年人口抽樣調查數據構建虛擬變量“勞動者是否從半徑450 千米內的非口岸城市遷入本地級市”，來刻畫地級市對當代勞動力的吸引力。回歸結果表明，近代出口貿易與鐵路建設對勞動力集聚的促進作用及其替代性在長期顯著。第(2)、(4)列則表明上述短期、長期機制在非口岸地區保持成立。此外，考慮到交通基礎設施也可能會加劇區域中心對外圍的經濟虹吸 (Faber，2014；Baum-Snow 等，2020)，第(5)列聚焦于非口岸地級市樣本，利用“本地級市戶籍勞動者是否遷往任一口岸城市” 來刻畫歷史口岸的虹吸效應。回歸發現，近代出口貿易與鐵路建設均顯著降低了勞動力被口岸虹吸的概率，且兩者的影響具有替代性。這一方面說明虹吸效應并非鐵路影響勞動力遷移的主要渠道，另一方面也說明鐵路能夠更有效地抑制貿易區位劣勢地區的勞動力流失。

表7 進一步分析:近代出口貿易、鐵路建設與勞動力遷移

七、結論與政策建議

本文基于中國近代出口與近現代鐵路建設的歷史經驗，結合理論和實證方法探討國際貿易與交通基礎設施對區域經濟長期增長的綜合影響。理論研究表明:出口貿易與交通基礎設施均可促進區域實際收入增長與勞動力集聚；交通基礎設施通過貿易轉移效應和貿易創造效應促進非口岸地區的出口增長，縮小其與口岸的經濟差距。實證研究表明:近代出口貿易與鐵路建設均能夠顯著推動中國區域人口長期增長，且兩者的長期影響具有替代性；在鄰近歷史口岸或較早開通鐵路的地區，上述替代性影響較強；鐵路既能夠促進貿易區位劣勢地區的企業參與出口，也能夠推動出口貿易福利空間溢出，增強貿易區位劣勢地區對勞動力的吸引力，從而對出口貿易的影響起到替代作用。

本文研究結論具有如下政策啟示意義:第一，我國應重點依托交通基礎設施推進國內市場一體化，實現對外開放布局優化與區域協調發展的統籌結合。由于國內市場存在分割壁壘，我國對外貿易發展在一段相當長的時期內限于局部沿海地區，既不能充分發揮各地的資源稟賦優勢，也不利于區域協調發展。二十大報告提出，“優化區域開放布局，鞏固東部沿海地區開放先導地位，提高中西部和東北地區開放水平，加快建設西部陸海新通道”。對外開放布局的優化要求建立更為暢通、高效的國內市場。本文發現，交通基礎設施有利于國內市場一體化，能夠促使更多貿易區位劣勢地區的企業參與出口生產分工，分享貿易福利，從而抑制區域經濟失衡。因此，政府一方面應重點圍繞主要貿易口岸加大交通基礎設施建設力度，增強其對周邊地區經濟增長的協同帶動能力；另一方面應著力提升內陸地區的交通運輸效率，強化其與沿海地區的市場聯系。進一步地，應依托交通基礎設施科學規劃比較優勢產業布局，完善出口部門的區域間分工協作機制。第二，產品市場和要素市場的一體化應并駕齊驅。本文研究表明，鐵路建設可通過降低國內產品貿易成本，擴大出口分工的空間范圍。而該效應之所以能夠切實縮小區域經濟差距，還有賴于勞動力流動為出口企業提供的要素支持。因此，政府在致力于推進國際、國內產品市場整合的同時，還應深化要素市場化改革，破除各種制度性壁壘，促使要素合理、有序、暢通流動。第三，區域經濟發展規劃應重視歷史路徑依賴的作用。本文發現，歷史上的出口貿易與交通基礎設施之所以能夠穩定持續地影響區域經濟增長，關鍵在于由規模經濟效應所主導的路徑依賴。因此，政府制定區域經濟發展規劃既需合理發揮路徑依賴帶來的“存量優勢”，培育具有扎實要素積累和產業基礎的空間“增長極”，也需完善收入再分配機制，克服因路徑依賴“自我強化” 規律造成的“馬太效應”。