边界效应会制约中国跨境经济合作区_省略_吗_以中越_中老和中缅的数据为例_杨荣海

中越、中老和中缅有着漫长的边界线，跨境居住的多个民族、人文和亲缘等关系是否会为中越、中老和中缅双方开展跨境经济合作创造有利条件，发挥中介作用，对区域的经济一体化带来促进作用，还是会形成合作双方的竞争壁垒，加剧市场分割，出现屏障效应，是本文关注的重点。

中越、中老和中缅跨境经济合作区是中国面向西南开放的重要通道，双边贸易和投资如果可以得到区域经济合作的有效支持，其开放效果会更加明显，有效的跨境经济合作区建设必定会保证中国西南地区与周边国家的经济和谐。

一、文献回顾
目前，关于边界效应的测算方法主要有两类：第一类从市场分割的角度，衡量某一国家内部各个经济单位之间贸易流量，重力模型是主要方法。

第一类关于边界
收稿日期：2013－09－23
基金项目：云南省教育厅2012年省院省校教育合作人文社科项目（SYSX201211）
作者简介：杨荣海（1979－），彝族，云南昆明人，复旦大学管理学院博士后，昆明学院经济学院副教授，上海财经大学经济学博士，研究方向为世界经济、产业经济；李亚波（1982－），女，云南昆明人，上海财经大学国际工商管理学院博士研究生，云南大学滇池学院讲师，研究方向为区域经济学。

边界效应会制约中国跨境经济合作区建设吗
———以中越、中老和中缅的数据为例
杨荣海1，李亚波2
（1．复旦大学管理学院，上海200433；2．上海财经大学国际工商管理学院，上海
200433）
摘
要：对近年来中越、中老和中缅跨境经济合作区发展概况综述的基础上，重点分析了边界效
应对中越、中老和中缅跨境经济合作区建设所产生的影响。

结论为：首先，中国与越南、老挝和缅甸建立跨境经济合作区的边界效应是存在的，突破边界效应来构架跨境经济合作区是当前面临的重要问题。

其次，以国家为主体的角度来测算中越、中老和中缅的边界效应，发现其对双方贸易流的影响非常有限。

但是，以边界省区为例，如云南的角度，发现边界效应对双方贸易流起到显著的正向作用。

再次，云南地区中越、中老和中缅跨境经济区的有效建设，必将拓展中国与周边国家跨境经济合作区建设的实践领域，跨境经济区的建设也将成为中国与周边国家双边经贸、投资合作的重要突破口。

关键词：边界效应；中越；中老；中缅；跨境经济合作区中图分类号：F429．9
文献标识码：A
文章编号：1002－0594(2014）03－0073－12
Vol.30N o.3MA R .2014
国际经贸探索
International Economics and Trade Research
第3
0卷第期2014年3月
3
效应的测定，Tinbergen（1962）在20世纪60年代开始第一次把引力模型引入国际贸易研究之中，之后引力模型成为经典研究双边或者多边贸易的理论基础。

Anderson（1979）建立了一个替代弹性不变的效用函数作为引力模型的微观基础，这成为了以后研究引力模型的标准范式。

McCallum（1995）运用加拿大的省级和国际的贸易流量数据，分别计算了加拿大国内贸易量和加拿大与美国的跨境贸易量。

Deardoff（1998）运用引力模型研究了区域经济一体化如何影响区域内成员间的贸易关系，他认为两个国家的贸易量与其经济规模之积正相关，而与其空间距离负相关。

Anderson和Wincoop（2001）研究了北美自由贸易区的贸易数据，发现即使是在自由贸易区成员国之间进行的贸易，虽然已经极大的减少了传统贸易壁垒，但是仍然存在着较大的贸易额差距，而他们把这个原因归结于边境地区的贸易障碍。

Anderson和Wincoop（2003）完善了重力模型的研究范式，提出了一个有效的静态贸易摩擦估算模型。

第二类测算的是不同国家之间的贸易阻碍作用，这类方法一般而言是从产业的层次上进行研究，模型的基础是Krugman（1980）提出的垄断竞争贸易模型。

Grossman等（2006）运用引力模型研究了异质性企业，零贸易流量时运用引力模型的问题，使用二阶段最大似然估计法，并使用probit非线性估计方法处理变量中部分为零时出现的有偏问题。

在国内的实证研究中，国内的学者大部分是从第一类的角度来展开分析，即一
定区域范围内进行边界效应的分析。

李郇和徐现祥（2006）采用经典的Barro回归方程结合重力模型，对20世纪90年代江苏与浙江、上海与江苏、上海与浙江的边界效应进行了实证分析。

王振波、朱传耿和徐建刚（2008）运用Barro回归方程结合重力模型对淮海经济区1995～2005年间的边界效应进行了定量测定，得出苏鲁豫皖四省边界效应存在着一体化边界和疏远型边界两种类型。

赵永亮、徐勇和苏桂富（2008）从产业的层次上运用垄断竞争贸易模型进行研究，他们利用1997年和2005年的多重面板数据，从中国28个省份和八大行业两个层面来获取中国贸易的边界效应。

关于中国对周边国家边界效应的研究，尽管中国各个边境省区均提出并实施了跨境经济合作区发展的思路，例如：广西提出了中越跨境经济合作区战略（中国凭祥－越南同登、中国东兴－越南芒街跨境经济合作区），云南提出建设中缅、中越和中老三个跨境经济合作区（中缅瑞丽－木姐跨境经济合作区、中国红河－越南老街跨境经济合作区和中老磨憨－磨丁跨境经济合作区），吉林提出建设中俄、中朝两个跨境经济合作区（中俄珲春－哈桑、中朝珲春－罗先跨境经济合作区），西藏提出建立中尼跨境经济合作区（吉隆跨境经济合作区），但是，现有的研究并没有从边界效应的角度来探讨跨境经济合作区建设的途径，仅有胡超（2009）从中越边境的角度出发，认为通过边境地区城市化的要素集聚、分工深化和市场制度建立等作用可以有效地促进边境地区外向型经济的发展，提出把边境地区城市化作为经济发展的重点、取消要素自由流动限制和适度工业
化的观点。

从以往的研究来看，边界效应的测算方法主要有两类：第一类从市场分割的角度，衡量的是某一国家内部各个经济单位之间贸易流量，重力模型是主要选择的方法。

第二类测算的是不同国家之间的贸易阻碍作用，这类方法一般而言是从产业的层次上进行研究。

中国的学者对一定区域范围内的边境效应研究也日趋增多，但对中国建立跨境经济合作区的边界效应是否存在，特别是运用经典的重力模型分析各相关因素对边界效应的影响，提出突破边界效应来构架跨境经济合作区建设的论述是非常有限的；对中国与周边部分国家跨境经济合作区的建设仅仅限于描述，没有对开展跨境经济合作的内在机理、理论联系和实际承接模式进行大胆的探讨，特别是实证研究的较少。

二、现状分析
边界是主权国家领土的分界线。

中越、中老和中缅跨境经济合作区恰好位于中国与越南、老挝和缅甸经济往来的前沿地带，边境区域的跨境经济合作区是否会对双方经济交往起到正效应的促进作用是本文讨论的主要问题。

一般而言，边界效应包括边界屏蔽效应和边界中介效应两类。

边界屏蔽效应是指不同区域跨界往来和空间相互作用受到边界存在而产生的一种阻碍作用，是明显的负向效应。

而边界的中
介效应是跨区域物质和信息交流的中介面，随着经济一体化和经济全球化的发展，各个地区之间的贸易往来、社会交流、文化沟通越来越紧密，中介效应是明显的正向效应。

中越两国陆地边界线长1347公里，有许多对开的口岸和通道，包括两国已经开放的七对国家级陆地边境口岸（其中广西四个：东兴、凭祥、友谊关、水口；云南三个：河口、天保、金水河），以及四个跨境经济合作区（其中广西三个：中国凭祥－越南同登、中国东兴－越南芒街和中国龙邦－越南茶岭；云南一个：中国红河－越南老街）。

广西凭详－越南谅山同登跨境经济合作区，主要由中国广西政府与越南谅山省政府谈判和签署协议，划定边境两边一定区域共同规划建设跨境经济合作区，共同推进跨境经济合作区。

中越两国希望把东兴－芒街跨境经济合作区建成为中越两国经济深层次合作的试验区。

中国百色正在充分利用龙邦国家一类口岸的优势平台，进一步加强中国百色及越南高平省之间的经贸、文化、旅游、农业、工矿业等方面的合作与交流，以达到促进中国龙邦－越南茶岭边境口岸经济的发展，推动边境经济合作区建设的目的。

中国红河－越南老街跨国经济合作区的建设，以推进中国河口－越南老街“两国一城”联动发展为目的，提升两国口岸综合能力，然后依托“中国红河－越南老街跨国经济合作区”，沿昆明－河口－河内－海防高等级公路和铁路（泛亚铁路东线），向两头扩展和延伸，以园区发展、口岸建设、特色产业群的培育以及州市县域经济发展为平台和支点，以真正推动昆河经济走廊的全面发展。

中老两国边界线长度为505．04公里，具体位置从中老边界东端点十层大山（柯拉山）到西端点澜沧江／湄公河主航道中心线中老缅三国交界点，包括中国磨憨－老挝磨丁跨境经济合作区。

中老跨境经济合作区范围确定为核心区和支撑区两部分。

中方核心区为磨憨边境经济贸易区，周边支撑区为西双版纳州地域范围；老方核心区为磨丁黄金城经济特区，周边支撑区为南塔省。

①
中缅两国边界线长度为2186公里，其中云南段1997公里，包括中国瑞丽－缅甸木姐跨境经济合作区，以中国姐告（境内关外）边境贸易区与缅甸木姐市接壤区域建设两个中缅跨境经济合作区示范区，一是以进出口贸易、保税仓储、跨境旅游、展示展销、跨境金融服务功能为主的经贸服务示范区；二是以进出口加工装配为主的进出口加工示范区。

②
在下文的论述中，将运用1996～2011年中国与东盟双边贸易往来的数据，以中国西南中缅、中越和中老边界效应为具体考察对象，探讨如何突破边界效应以构造中缅、中越和中老跨境经济合作区有效模式。

为了把研究的内容更为具体，本文还选择云南与越南、老挝和缅甸进行边界效应的实证分析，以从具体地域的角度来考察边界效应的变动趋势。

三、模型的构建及变量描述
模型的选定，从前文所论述的第一类模型出发，衡量中越、中老和中缅各个经济单位之间贸易流量，为了扩大样本容量，运用1996～2011年中国与东盟双边贸易往来的数据，这样可以更好地凸显出中越、中老和中缅接壤的边界效应，采用双边贸易流量估计模型（1）：
ln X ijt＝β0＋β1ln（Y it×Y jt）＋β2Adj ij＋μijt（1）同时，为了讨论更为深入，还以与越南、老挝和缅甸有接壤的云南为视角，衡量云南与越南、老挝和缅甸各个经济单位之间贸易流量。

这样，就可以很好地与模型（1）进行比较分析。

鉴于数据的可得性，运用2005～2010年云南与东盟双边贸易往来的数据，采用双边贸易流量估计模型（2）：
ln X ijt*＝β0*＋β1*ln（Y it*×Y jt*）＋β2*Adj ij*＋μijt（2）为了凸显出中越、中老和中缅陆地接壤与其他东盟国家的差异性，需要设置一个虚拟变量，以观察边境地区产生的边界效应。

此外，鉴于中国西南地区与周边国家建立的跨境经济合作区的建设兴起于2007年，如2007年广西和越南相关省份签署地方政府间相关框架协议（备忘录），规划建立中国凭祥－越南同登、中国东兴－越南芒街和中国龙邦－越南茶岭三大跨境经济合作区（王军伟、李勍，2010）；2008年，云南省正式向国务院提交设立中越、中缅、中老跨境经济合作区的方案；国务院于2011年出台了《关于支持云南省加快建设面向西南开放重要桥头堡的意见》，提出在条件成熟的时候可以建设河口－老街、瑞丽－木姐、磨憨－磨丁跨境经济合作区。

因此，本文对于模型（1），以2008年为
节点，在（1）式的基础上，分别对1998～2008年和2009～2011年的数据分段回归。

而对于模型（2），以2007年为节点，在（2）式的基础上，分别对2005～2007年和
2008～2010年的数据分段回归。

模型回归的结果关键还是需要比较是否由于中越、
中老和中缅跨境经济合作区的建设有效地促进了两国之间商品贸易量的增加，也就是看陆地接壤（虚拟变量）Adj ij 的符号和显著性。

四、模型回归分析
（一）模型（1）回归的分析
1．固定效应模型与随机效应模型的检验。

在对原模型进行分析之前，采用Hausman 检验来选择面板模型。

一般说，检验结果如果接受原假设，应当选择随机效应模型；否则，则表示拒绝原假设，应选择固定效应模型。

Hausman 检验的结果如表3所示。

从表3可见，对于模型（1）
（1998～2008年数据）而言，Hausman 统计量的值
表1：模型（1）变量描述
变量名称
ln X ijt ln Y it ln Y jt Adj ij
概念双边贸易流
GDP GDP 陆地接壤（虚拟变量）
含义
第t 期i 国向j 国出口的产品总值的对数，i 国代表中国（下同），j 国代
表东盟十国（下同）
第t 期i 国的国内生产总值的对数第t 期j 国的国内生产总值的对数，是否具有相接壤的边界，有则取值
为1，没有则取值为0
来源
UNCOMTRADE 数据库．http ：／／comtrade．un．org ／．世界银行WDI 数据库．
http ：／／data．worldbank．org ／．世界银行WDI 数据库．
http ：／／data．worldbank．org ／．CEPII 数据库，该数据库是法国国际经济研究中心的研究成果，成立于1978年
http ：／／www．cepii．fr ／welcome＿en．asp．
表2：模型（2）变量描述
变量名称
ln X ijt *
ln Y it *ln Y jt *Adj ij *
概念双边贸易流
GDP GDP 陆地接壤（虚拟变量）
含义
第t 期
i 地区向
j 国出口的产品总值的对数，i 代表云南（下同），j 国代表
东盟十国（下同）
第t 期i 地区的国内生产总值的对数第t 期j 国的国内生产总值的对数，是否具有相接壤的边界，有则取值为
1，没有则取值为0
来源
外贸统计数据：云南省商务厅网站，
http ：／／www．bofcom．gov．cn ／bofcom ／436005838436433920／index．html．
世界银行WDI 数据库，
http ：／／data．worldbank．org ／．统计数据：中国国家统计局网站，
http ：／／www．stats．gov．cn ／tjsj ／．CEPII 数据库，该数据库是法国国际经济研究中心的研究成果，成立于1978年
http ：／／www．cepii．fr ／welcome＿en．asp．
表3：Hausman 检验的结果
检验随机效应截面随机效应
Chi－Sq．Statistic 3．625210
Chi－Sq．d．f．
1
Prob．0．0569
Chi－Sq．Statistic 0．390755
Chi－Sq．d．f．
1
Prob．0．5319
模型（1）：1998～2008年
模型（1）：2009～2011年
是3．625210，相对应的概率是0．0569，检验结果在5％的概率值下接受了原假设；而对于模型（1）
（2009～2011年数据）而言，Hausman 统计量的值是0．390755，相
对应的概率是0．5319，概率值远大于1％，检验结果也接受了原假设，这说明都应当选择随机效应模型。

2．模型回归的结果。

经过了Hausman 检验以后，对模型进行回归，经过反复测算，在不断提高拟合优度的前提下，其回归结果如表4所示。

表4：模型（1）分析结果
常数项
ln （Y it ×Y jt ）Adj ij
Adjusted R－squared
F－statistic Prob （F－statistic ）Durbin－Watson stat
样本数
－11．78578***（1．239482）
0．035338***（0．001740）
0．021113（0．440509）
0．791524207．92100．0000001．476191110
常数项
ln （Y it ×Y jt ）Adj ij
Adjusted R－squared
F－statistic Prob （F－statistic ）Durbin－Watson stat
样本数
－12．02746***（2．096494）
0．035087***（0．002778）
0．207905（0．432686）
0．85313985．232950．0000001．66744730
模型（1）：1998～2008年模型（1）：2009～2011年注：括号内数字为标准差；
***
、
**
和*表示P ＜0．01、P ＜0．05和P ＜0．1的水平上显著。

表4显示的是模型（1）关于1998～2008年和2009～2011年分段的计算结果，从中可见，在这两段分段数据的回归中，ln （Y it ×Y jt ）
（两国的经济规模）影响都是非
常显著的，临界值都小于p ＜0．01，从变量的系数来看，ln （Y it ×Y jt ）的系数均为正数，其经济含义可以解释为：中国与东盟十国经济规模的提高，可以显著地推进中国与东盟十国贸易量的提升。

在1998～2008年期间，两国的经济规模总量提高1％，双方贸易量将增加0．035338％；在2009～2011年期间，两国的经济规模总量提高
1％，双方贸易量将增加0．035087％。

从表4中也可以发现，中国与东盟十国贸易
量的提升受经济规模的影响是比较稳定的，在1998～2011年期间，并没有出现大规模的变化。

值得关注的是，对于这两段分段数据的回归，Adj ij （两国陆地接壤）的虚拟变量对被解释变量ln X ijt （两国的贸易总量）的影响都是不显著的，说明本文首要关注
表5：中国对东盟各国随机影响的变截距模型估计结果
国家文莱越南老挝缅甸柬埔寨印度尼西亚
泰国新加坡菲律宾马来西亚
变截距模型系数值
－1．3735470．365877－0．5791460．2132690．016477－0．4129910．0949050．8718850．1522230．651049
国家文莱越南老挝缅甸柬埔寨印度尼西亚
泰国新加坡菲律宾马来西亚
变截距模型系数值
－0．6710300．496554－0．025496－0．4710580．033968－0．8444050．1559750．644496－0．0307750．711773
模型（1）：1998～2008年模型（1）：2009～2011年的中越、中老和中缅边境地区的边界效应并没有显著地影响到两国贸易量的变化，设置跨境经济合作区并没有对两国之间的贸易量起到显著的作用。

其中的原因，本文认为是模型的选择问题，本文重点考虑的是边界效应对跨境经济合作区制约问题，最优的分析模式应当从产业层次上从中越、中老和中缅的边境地区来展开研究，这样可以很好地从考察产品的互补性上来对双边贸易量展开分析。

但是，边界效应对跨境经济合作区的影响至少受到中越、中老和中缅合作双方的政治制度、法律、经济结构、货币体系和贸易结构等多方面的影响，使得边界效应的分析面临多方面的困难。

因此，本文认为以国家为主体的角度来测算边界效应对双方贸易流的影响程度是非常必要的，但是分析的结果却非常不理想。

当然，因为中越、中老和中缅双方的贸易更多还处于低层次的水平，贸易规模有限，贸易商品结构单一，贸易形式简单，贸易的增长动力乏力，所以，跨境经济合作区边界效应对双方贸易流的作用是有限的，至少从国家的角度，在最近的一段时间以来的表现是如此。

然而对于这两段分段数据的回归，Adj ij （两国陆地接壤）虚拟变量的系数都是正数，说明边境地区的跨境经济合作设置对两国贸易量的提升发挥了正向的推动作用，特别是在1998～2008年期间，变量的系数为0．021113，而到了2009～2011年期间，变量的系数就变为了0．207905，说明边界地区的中介效应是存在的。

从表5中可以看出，虽然对于模型（1）（1998～2008年）和模型（1）（2009～2011年）而言，中国与东盟各个国家的贸易流受到各自国家经济规模和两国陆地接壤的边际影响相同，但是，该模型的自发影响却存在显著的差异。

其中，中国与越南的贸易流系数值为正数，而且从1998～2008年到2009～2011年期间的数值有不断增加的趋势，说明中越两国自发性影响对双边贸易流的作用在变得显著；中国与老挝的贸易流系数值为负数，然而，从1998～2008年到2009～2011年期间负向影响程度在不断减少，说明中老两国自发性影响对双边贸易流的作用在逐渐显现出来；中国与缅甸的贸易流系数值从1998～2008年的正数变为2009～2011年的负数，说明中缅两国自
表7：模型（2）分析结果
常数项
ln （Y it ×Y jt ）Adj ij
Adjusted R－squared
F－statistic Prob （F－statistic ）Durbin－Watson stat
样本数
－21．74998***（4．396867）
0．047397***（0．006996）
4．587091***（1．418349）
0．62103924．762510．0000012．13287230
常数项
ln （Y it ×Y jt ）Adj ij
Adjusted R－squared
F－statistic Prob （F－statistic ）Durbin－Watson stat
样本数
－22．38426***（5．922910）
0．047978***（0．009205）
4．154291***（0．846347）
0．55213418．875770．0000071．55889130
模型（2）：2005～2007年模型（2）：2008～2010年注：括号内数字为标准差；
***
、
**
和*表示p ＜0．01、p ＜0．05和p ＜0．01的水平上显著。

发性影响对双边贸易流的作用在减弱。

（二）模型（2）回归的分析
1．固定效应模型与随机效应模型的检验。

采用Hausman 检验来选择面板模型，Hausman 检验的结果如表6所示。

表6：Hausman 检验的结果
检验随机效应截面随机效应
Chi－Sq．Statistic 0．701046
Chi－Sq．d．f．
1
Prob．0．4024
Chi－Sq．Statistic 0．657112
Chi－Sq．d．f．
1
Prob．0．4176
模型（2）：2005～2007年
模型（2）：2008～2010年
从表6可见，对于模型（2）（2005～2007年数据）而言，Hausman 统计量的值是
0．701046，相对应的概率是0．4024，概率值远大于1％，检验结果接受了原假设；对
于模型（2）（2008～2010年数据）而言，Hausman 统计量的值是0．657112，相对应的概率是0．4176，概率值远大于1％，检验结果也接受了原假设，这说明2005～2007年数据与2008～2010年数据都应当选择随机效应模型。

2．模型回归的结果。

经过了Hausman 检验以后，对模型进行回归，经过反复测算，在不断提高拟合优度的前提下，其回归结果如表7所示。

表7显示的是模型（2）关于2005～2007年和2008～2010年分段的计算结果，从表7可见，在这两段分段数据的回归中，ln （Y it ×Y jt ）（云南省与东盟各国的经济规模）影响都是非常显著的，临界值都小于p ＜0．01，从变量的系数来看，ln （Y it ×Y jt ）的系数均为正数，其经济含义可以解释为：云南与东盟十国经济规模的提高，可以显著地推进云南与东盟十国贸易量的提升。

在2005～2007年期间，云南省与东盟各国的经济规模总量提高1％，双方贸易量将增加0．047397％；在2008～2010年期间，云
表8：2005～2010年云南对越南、老挝和缅甸的双边贸易占国家贸易流的比例（％）
年份越南老挝缅甸
20053．55％26．40％47．14％
20065．10％31．75％47．40％
20076．43％31．60％42．04％
20083．31％27．45％45．43％
20093．75％20．62％42．32％
20103．16％18．78％39．61％
南省与东盟各国的经济规模总量提高1％，双方贸易量将增加0．047978。

从中也可以发现，云南与东盟十国贸易量的提升受经济规模的影响是比较稳定的，在2005～
2010年期间，并没有出现大规模的变化。

值得关注的是，在这两段分段数据的回归中，Adj ij （云南与东盟陆地接壤）的虚拟变量对被解释变量ln X ijt （云南与东盟各国的贸易总量）的影响是非常显著的，说明本文首要关注的边界效应并没有对中国河口－越南老街、中国瑞丽－缅甸木姐和中国磨憨－老挝磨丁跨境经济合作区的建设产生任何制约作用，反而是跨境经济区的有效建设会对两个地区之间的贸易量起到显著的推动作用。

这与前文模型（1）的分析结果是不一致的，即：以国家为主体的角度来测算中越、中老和中缅的边界效应，发现其对双方贸易流的影响非常有限。

一般而言，中国边界省区对越南、老挝、和缅甸的贸易流占中越、中老、中缅贸易较大比例，所以，边界对中国边界省区的影响应该与以国家为主体的影响一致，但是，本文却得到了相反的结论。

为什么会出现这样的状况呢？从表8中可以看出，2005～2010年云南对越南、老挝和缅甸的双边贸易流占国家贸易流的比例并不大，对越南的数字每年都在5％左右，而且还有下降的趋势，同样，对老挝和缅甸的数字也在逐年下降，到2010年，已经分别降到了18．78％和39．61％。

也就是说，边界省区云南对越南、老挝和缅甸的贸易流仅仅占到中国对越南、老挝和缅甸贸易流的一小部分，这也间接说明了边界对边界省区云南的影响较大，而对于国家影响却较小，导致了模型（1）与模型（2）虚拟变量对被解释变量的影响不一致的现象。

同时，在这两段分段数据的回归中，Adj ij （云南与东盟各国陆地接壤）虚拟变量的系数都是正数，说明边境地区的跨境经济合作设置对两国贸易量的提升发挥了正向的推动作用，2005～2007年期间，变量的系数为4．587091，而到了2008～2010年期间，变量的系数变为了4．154291，虽然云南提出建立跨境经济合作区是在2008年，从模型回归的系数来看跨境经济区的中介效应还没有真正体现出来，但是，从Adj ij （云南与东盟各国陆地接壤）虚拟变量的显著性来看，模型的显著性在明显提高。

这也说明随着中越、中老和中缅跨境经济合作区建设的推进，未来必定会产生本地市场扩大效应、生产转移效应与投资效应、内部市场结构变化效应，这也会在很大程度上促进双方贸易流的显著增加。

在中越、
中老与中缅边境组成灵活多样的跨境经济合作区，虽然合作的双方受地缘政治的影响比较突出，双方更多的以双边贸易为主，尤其是边境小额贸易为主，但跨境经济合作区由于具有明显的“境内关外”的。