改编勒沙杰（2009）的Matlab代码，应用6类13种空间权重分析空间效应，模型选择及检验结果都是地区固定时间随机模型，但取个别空间权重时控制变量和K2不显著。比较其中几组邻近矩阵的结果（包括W综合，共9组），如表5.3与表5.4所示，包括Moran I结合ρ以显示哪种空间近邻关系有较强的空间自相关。

表5.3　不同空间权重的模型估计比较1

注：*、**、***与****分别表示10％、5％、1％和0.1％显著性水平。

表5.4　不同空间权重的模型估计比较1（续）

注：*、**、***与****分别表示10％、5％、1％和0.1％显著性水平。

表5.5　不同空间权重的模型估计比较2

注1：*、**、***与****分别表示10％、5％、1％和0.1％显著性水平。
注2：总效应是直接效应和间接效应之和，故本表未给出总效应。

（一）模型选择

估计和检验结果显示，总体上Moran I远大于0值。二进制权重中代表社会邻近的Wcd和地理邻近的WKnear6所有系数都满足5％显著水平，代表组织邻近的Wsevenarea拟合优度最小，且两个控制变量都不显著。明显不同的是Wsevenarea的空间自回归系数ρ为负值（即负相关），且间接效应估计中K2/L2系数也为负值，意味着同在七大经济协作区内的某些省份存在该类制度的竞争。

在非二进制权重矩阵中代表逆距离的WacgisMileTrans系数估计均显著，代表地理邻近的Wlattlong和经济距离的WperGDP，以及代表制度距离的WK和技术距离的Wiv模型中，只有K2不满足10％显著性水平。综合空间权重Wzonghe各LM检验对应面板数据检验除FDI/K2/perArea满足5％显著水平外，其余均在1％水平上显著，说明空间滞后面板模型和空间误差面板模型都能运用（注：结合SARAR模型分析结果，和后文空间杜宾模型间接效应部分变量的不显著性，实际选择空间滞后模型）。表明空间依赖关系的空间自回归系数ρ估计值基本都达到0.001显著性水平，说明近邻的省份间形成较强的空间依赖作用和正空间溢出效应。

在地区固定时间随机模型中，所有方程估计的对数似然函数绝对值都比较大，拟合优度（R2）检验值也很高。非国有从业人员比重的提高就代表制度扩散，即S形扩散曲线中采纳人数的增加。地区固定时间随机表示，该模型中制度随着空间和时间不同。地区固定说明随空间变化的制度与外生制度冲击有关；时间随机说明随时间变化的制度与外生制度冲击无关。结合空间自相关分析的集聚地图显示，区域结构或空间分布格局存在自相关，且随时间变化呈现空间集聚跃迁现象。

（二）通用SARAR模型的比较(www.daowen.com)

采用R软件splm包进行空间面板数据分析，用spm l函数进行极大似然估计。分别对固定效应、随机效应和混合回归模型的个体效应、时间效应和双向效应进行分析，同时考虑空间滞后项、误差项。其中，ρ为空间滞后项系数，λ为误差项系数，K2与L2表示变量滞后2期。模型检验采用函数bsktest，根据巴尔塔吉（Baltagietal.，2003）的5个假设检验，当参数设置LMH时，拒绝零假设，则模型中考虑随机效应或空间相关性，即至少有一个参数非0。参数设置LM1时，零假设没有空间相关，即λ＝0。当参数设置为LM2时，零假设没有随机效应，即方差σ2＝0。当参数设置CLMlambda时，拒绝零假设，则模型中考虑随机效应情况下的空间自相关性。当参数设置CLMmu时，零假设可能存在空间相关。从表5.6估计结果来看，SARARfe模型的空间滞后项、误差项和其他变量系数都达到10％显著性水平。巴尔塔吉（Baltagietal.，2003）检验结果是考虑空间相关性和随机效应而不用考虑误差自相关性。再与地区固定时间随机模型相比较，SARAR模型包括误差项的自相关系数，除了FV系数正负号变化且不十分显著外，ρ系数和L2系数被高估，其余系数均略被低估，系数估计值与地区固定时间随机模型基本一致，故只需分析地区固定时间随机模型Matlab运行结果。

表5.6　R软件模型估计

注：*、**、***与****分别表示10％、5％、1％和0.1％显著性水平。

（三）地区固定时间随机效应模型系数估计

1.EX的系数、直接效应和总效应均为负值，说明政府扩大财政支出对私人活动有挤出效应，影响制度扩散。K2的系数、直接效应和总效应为正值，因为非国有固定投资规模扩大通过劳动力市场或其本身直接影响扩散。非国有从业人员比重的时间滞后项L2的系数、直接效应和总效应为正，而且滞后2期比滞后1期显著，因为路径依赖，受上期影响大。Pri系数、直接效应和总效应为负值，可能因为专利市场保护等法制市场仍不健全，不利于相关制度扩散。Dep系数、直接效应和总效应为正，说明金融、文化联系或金融辐射有利于制度扩散。

2.标准的论点认为FDI有正溢出效应。但是近几年的实证研究结果变得越来越难以捉摸，出现进一步削弱补贴和FDI的例子（Aitken，Harrison，1999）。本书FDI占比的系数、直接效应、总效应均为负值，因为政策倾斜，外资对国内私人活动可能存在抑制，最极端的可能是FDI不能直接反映扩散的影响。也可能存在FDI的“制度门槛”效应（聂爱云，陆长平，2014），在控制市场化程度后，FDI的经济增长效应不再为正，甚至变为负值，从而不能将FDI的吸收能力、溢出效应和制度因素分割开来。FDI溢出效应可能需要暂时限制和征税（Desmet etal.，2008）。支持逐步自由化，基于溢出效应的两个特点：技术转移和随后的溢出效应受限于经济的吸收能力；溢出效应需要时间来实现。通过逐渐的资本流入，在进一步投资之前，初始投资更有时间创造溢出和提升经济的吸收能力。这使得随后的资本流入，从技术转让上获得更大的收益。作为一个结果，经济收敛到更高技术和更大资本存量的稳定状态。主要结果与罗默（1986）标准的干中学模型相关：尽管存在溢出效应，但在自由化早期阶段政府最好还是约束（或征税）资本流入。Desmet等（2008）认为，一些新兴经济体在外资自由流入方面都遵循渐进方式。缓慢取消限制已被证明是限制国内反对改革势力的合理方式（Laffont，Qian，1999），它也可能反映用试错法进行自由化。其他原因包括谨慎的资本流入，如FDI的竞争可能导致本地产业退出市场，减少东道国福利（Glass，Saggi，1999）。这些结论甚至扭转了许多学者（如石小敏，2012）高估“招商引资”对中国经济增长的实际贡献。他们认为，由招商引资带来的外资经济，对中国经济增长的实际影响远大于净出口统计数的计算结果。

3.perArea系数、直接效应和总效应为正，说明提高区域人口密度确实有利于促进扩散。FV系数、直接效应、总效应为负值，证实过度的工业产业集聚、过于频繁的近距离接触并不利于制度扩散。

4.ρ系数和间接效应系数显著，且Moran I＝0.3885较大，都说明存在溢出效应。teta系数为正，因为随时间变化地区存在规模层级结构。空间模型意味着决定一个地区制度的基本因素间接影响所有地区的制度。空间溢出的一般均衡效应大于直接效应，因为直接效应不包括溢出效应。在Kelejian等（2013）法律规则的例子中，总效应高于直接效应44％。本研究结果总效应高于直接效应约20％。但当滞后因变量存在负空间自相关时，直接效应将被反馈回路中的负向影响所抵消。因此，取空间权重Wsevenarea时，变量K2/L2/Pri的总效应比直接效应的估计系数要小。

（四）分空间权重估计

分别置换所有的13种空间权重，如表5.7所示，Moran I指数和空间滞后项都很显著。地理邻近的空间自相关系数均大于0.19，其中以省会城市地理距离权重（lattlongW）的自相关系数最大（0.296），说明地理邻近仍是中国制度溢出的主式，并且中心—外围等级扩散对制度内生化影响最显著，占全部影响的29.6％。其次是技术邻近（0.244）和组织邻近（0.216）空间溢出效应系数，说明微观企业或组织角度的邻近对制度溢出具有重要作用，意味着组织的近距离接触机制和集体效能在发挥作用。但过于频繁的组织邻近也可能发生负相关，如Wsevenarea（-0.236）。最后是经济邻近（0.194）、制度邻近（0.194）以及社会邻近（0.162），说明方言文化等非正式制度邻近对制度扩散并非最重要的，也意味着路径依赖可由去耦合机制实现新制度的扩散。

表5.7　各种空间权重的Moran I和溢出系数