陳 仕 雄 胡 必 亮

一、引言

我國(guó)經(jīng)濟(jì)在過(guò)去30多年取得了舉世矚目的成就，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)，生產(chǎn)和生活水平顯著提升，形成了外貿(mào)、投資多層次全方位的開(kāi)放格局，在世界經(jīng)濟(jì)舞臺(tái)上發(fā)揮著越來(lái)越重要的作用。1978年我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值只有3645億元，2013年我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值為568845億元，位居全球第二。改革開(kāi)放為經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展注入生機(jī)和活力，我國(guó)經(jīng)濟(jì)駛?cè)肓丝焖侔l(fā)展的軌道，在全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展中占據(jù)重要地位。在我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的同時(shí)，國(guó)際貿(mào)易也取得了跨越式發(fā)展。2012年我國(guó)國(guó)際貿(mào)易總額達(dá)到38671.2億美元，超越美國(guó)成為全球最大的貨物貿(mào)易國(guó)，這是繼2009年我國(guó)成為世界第一大出口國(guó)和第二大進(jìn)口國(guó)之后的又一個(gè)具有標(biāo)志性意義的發(fā)展。根據(jù)海關(guān)最新統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，2013年我國(guó)進(jìn)出口總值25.83萬(wàn)億元，增長(zhǎng)7.6%。其中出口13.72萬(wàn)億元，增長(zhǎng)7.9%；進(jìn)口12.11萬(wàn)億元，增長(zhǎng)7.3%；貿(mào)易順差2597.5億美元，增長(zhǎng)12.8%。2013年中西部地區(qū)外貿(mào)增長(zhǎng)迅速，中部地區(qū)外貿(mào)增長(zhǎng)13.6%，西部地區(qū)外貿(mào)增長(zhǎng)17.7%，東部地區(qū)外貿(mào)增長(zhǎng)6.6%①。

圖1 2003-2012年我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易額變化情況

2003年以來(lái)的10年內(nèi)，我國(guó)國(guó)際貿(mào)易持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)，國(guó)際貿(mào)易總額由2003年的8509.9億美元，上升至2012年的38671.2億美元，在全球貿(mào)易總量中的比重從2007年的8.8%提升到了2012年的11.1%，出口和進(jìn)口均顯現(xiàn)出較快增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。貿(mào)易順差在此期間小幅波動(dòng)，2008年達(dá)到最高值2981.2億美元，之后逐年收窄至2011年的1549億美元，2012年又回升至2303億美元。總體來(lái)看，我國(guó)外貿(mào)順差占GDP比重逐步趨于合理，由2007年的7.6%下降至2011年的2.1%，這一比例處于國(guó)際公認(rèn)的合理范圍內(nèi)。這表明我國(guó)國(guó)際貿(mào)易著力于“穩(wěn)增長(zhǎng)、調(diào)結(jié)構(gòu)、促平衡”取得了比較好的效果，有利于推動(dòng)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易的持續(xù)、穩(wěn)定、健康發(fā)展。同時(shí)，我國(guó)外貿(mào)商品結(jié)構(gòu)也有了明顯改善，出口商品結(jié)構(gòu)中，商品附加值較高的工業(yè)制成品占據(jù)了出口商品的主導(dǎo)地位，并且其占比仍在逐年提升。表1顯示，我國(guó)出口商品中工業(yè)制成品的比例從2003年的92.1%已經(jīng)提高到了2012年的95.1%，初級(jí)產(chǎn)品出口比例則從2003年的7.9%進(jìn)一步下降到了2012年的僅占4.9%的比重。從進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)來(lái)看，初級(jí)產(chǎn)品占比則是不斷上升的，2003年只占進(jìn)口商品總值的17.6%，2012年上升到了34.9%；相應(yīng)地，工業(yè)制成品進(jìn)口占比從2003年的82.4%下降到了2012年的65.1%。

表1 我國(guó)進(jìn)出口商品分類(lèi)總額及其占比（單位：億美元，%）

在國(guó)際貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并駕齊驅(qū)的同時(shí)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中所表現(xiàn)出的區(qū)域性失衡也引起了社會(huì)各界的廣泛關(guān)注。我國(guó)各地區(qū)在地理位置、資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人文社會(huì)發(fā)展條件等方面都存在很大差異，因此也就導(dǎo)致了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和國(guó)際貿(mào)易發(fā)展的差異。不少研究結(jié)果已經(jīng)表明，總體看來(lái)，國(guó)際貿(mào)易對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生一定影響。但這樣的影響對(duì)于我國(guó)不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有多大，其差異性又是怎么表現(xiàn)出來(lái)的，并沒(méi)有引起人們足夠的重視。因此，本文試圖對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行初步探討。

二、國(guó)際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：一個(gè)簡(jiǎn)要的文獻(xiàn)綜述

關(guān)于國(guó)際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，國(guó)內(nèi)外學(xué)者都做過(guò)相當(dāng)多的研究?？傮w看來(lái)，研究所得出的結(jié)論基本上是相同的，證明了兩者之間存在比較明顯的正向影響效應(yīng)。譬如說(shuō)，Halit Yanikkaya（2003）利用全球100多個(gè)國(guó)家1970-1997年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，證實(shí)了國(guó)際貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間所存在的互動(dòng)關(guān)系的基本觀點(diǎn)；Clarence Jun Khiang Tan（2012）則是運(yùn)用了來(lái)自121個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)國(guó)際貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著強(qiáng)烈的正相關(guān)關(guān)系；BülentUlasan（2012）采用了OLS回歸分析方法，實(shí)證考察了1960-2000年間各國(guó)國(guó)際貿(mào)易與長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，證明了大多數(shù)外貿(mào)開(kāi)放因素和長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著顯著的正向關(guān)系。

Enrico Marelli和 Marcello Signorelli（2011）利用中國(guó)和印度的面板數(shù)據(jù)和固定效應(yīng)模型，采用兩階段最小二乘法估計(jì)了國(guó)際貿(mào)易和對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)，結(jié)果也表明國(guó)際貿(mào)易和對(duì)外直接投資對(duì)這兩個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著的正向影響效應(yīng)；林毅夫和李永軍（2001）改進(jìn)了國(guó)際貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響效應(yīng)的傳統(tǒng)估計(jì)方法，使用多種聯(lián)立方程組估計(jì)方法研究國(guó)際貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度，說(shuō)明傳統(tǒng)的估計(jì)方法低估了外貿(mào)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度。

國(guó)際貿(mào)易既包括了出口，也包括了進(jìn)口。王坤和張書(shū)云（2004）利用1978-2002年數(shù)據(jù)所做的研究表明，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和國(guó)際貿(mào)易互為因果關(guān)系，進(jìn)出口增長(zhǎng)都是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因；那么，出口和進(jìn)口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響有什么區(qū)別呢？不少研究表明，出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響要大大高出進(jìn)口的影響。譬如張麗峰（2010）的研究就證明了在1978-2006年間，盡管我國(guó)的進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有促進(jìn)作用，但出口的作用是明顯大于進(jìn)口的；范柏乃、毛曉苔等（2005）通過(guò)利用1952-2003年的數(shù)據(jù)，證明了出口貿(mào)易在這段時(shí)間對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率約為24.1%；馬章良（2012）運(yùn)用協(xié)整理論對(duì)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，進(jìn)一步地揭示了兩者之間所存在的數(shù)量關(guān)系，即出口每增長(zhǎng)1%，帶動(dòng)GDP增長(zhǎng)0.714%，進(jìn)口每增長(zhǎng)1%，只能帶動(dòng)GDP增長(zhǎng)0.0286%；Joshua J.Lewer（2003）的研究結(jié)果則表明，出口每增長(zhǎng)1%所帶動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為可以高達(dá)1.5%；林毅夫和李永軍（2003）的研究結(jié)果卻沒(méi)有這么樂(lè)觀，1991-2000年間，出口每增長(zhǎng)10%，帶動(dòng)GDP增長(zhǎng)1%。

有的學(xué)者的研究甚至表明，僅僅只有出口才是促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向影響因素，張兵兵（2013）的研究就是這樣的。還有的學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，即使是出口，也只是在短期內(nèi)有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，而長(zhǎng)期則沒(méi)有，石傳玉、王亞菲等（2003）的研究就是一例。Qiao Yu（1998）也承認(rèn)出口對(duì)于促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定的積極意義，但通過(guò)對(duì)中國(guó)1981-1994年月度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，出口并不是促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的顯著因素。范柏乃和王益兵（2004）利用1952-2001年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明1952-2001年間這兩者之間存在相互影響的關(guān)系-經(jīng)濟(jì)每增長(zhǎng)1%，帶動(dòng)進(jìn)口增長(zhǎng)0.16%；進(jìn)口每增長(zhǎng)1%，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)5.44%。

關(guān)于外貿(mào)對(duì)于不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響問(wèn)題，目前的研究成果相對(duì)較少。Peng Sun和Almas Heshmati（2010）運(yùn)用2002-2007年中國(guó) 31個(gè)省市區(qū)的平行面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，說(shuō)明了外貿(mào)總量和結(jié)構(gòu)的高技術(shù)化發(fā)展促進(jìn)了中國(guó)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。李云增（2008）運(yùn)用1981-2005年的面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了我國(guó)國(guó)際貿(mào)易與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，其研究表明了我國(guó)東部地區(qū)進(jìn)出口和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期因果關(guān)系；中部地區(qū)存在出口引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期因果關(guān)系，而無(wú)明顯的短期因果關(guān)系；西部地區(qū)外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間則不具有長(zhǎng)期因果關(guān)系。

三、模型與數(shù)據(jù)

（一）模型構(gòu)建

本文從柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)出發(fā)，研究國(guó)際貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響效應(yīng)。柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中產(chǎn)出（Y）由勞動(dòng)（L）和資本（K）兩種物質(zhì)投入決定，其基本形式如下：

上式中，Y表示實(shí)際產(chǎn)出；A（t）表示社會(huì)綜合技術(shù)水平；K表示資本投入量；L表示勞動(dòng)投入量；α是勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性系數(shù)；β是資本的產(chǎn)出彈性系數(shù)?？虏?道格拉斯生產(chǎn)模型可以擴(kuò)展，從而包含其他可能對(duì)產(chǎn)出Y產(chǎn)生影響的因素。乘數(shù)A（t）受到實(shí)際經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)中各種投入變量的影響，比如技術(shù)進(jìn)步、制度創(chuàng)新和國(guó)際貿(mào)易等。本文在柯布-道格拉斯生產(chǎn)模型的擴(kuò)展形式的基礎(chǔ)上，建立起考察國(guó)際貿(mào)易對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的模型。根據(jù)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)理論，產(chǎn)出Y受到兩個(gè)重要的投入變量即勞動(dòng)L和資本K的影響，勞動(dòng)和資本投入也是整個(gè)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)過(guò)程的核心，但是經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)過(guò)程的效率還受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)部和外部環(huán)境兩組變量的影響，其中內(nèi)部環(huán)境的變量包含技術(shù)進(jìn)步、制度創(chuàng)新和區(qū)位優(yōu)勢(shì)等；外部環(huán)境變量包括國(guó)際貿(mào)易、外商直接投資等。根據(jù)上述擴(kuò)展方法，原始方程中的A（t）可以用函數(shù)表示為：

方程（1）和（2）合并進(jìn)一步整理后兩端取對(duì)數(shù)可變形為：

由于本文重點(diǎn)考察國(guó)際貿(mào)易對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，因此上述模型可改寫(xiě)為：

其中，i代表本文面板數(shù)據(jù)中的省份（i=1，2，…，31）；t代表本文面板數(shù)據(jù)中的年份（t=1978，1979，…，2011）。Y代表社會(huì)總產(chǎn)出，K代表資本存量，L代表勞動(dòng)力投入，T代表國(guó)際貿(mào)易，代表誤差項(xiàng)。該模型擬合了資本存量、勞動(dòng)力、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

（二）指標(biāo)選取

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Y）的衡量指標(biāo)是各地區(qū)以1978年不變價(jià)格測(cè)算的地區(qū)生產(chǎn)總值；資本存量（K）的衡量指標(biāo)為各地區(qū)資本存量總額；勞動(dòng)力投入（L）的衡量指標(biāo)為各地區(qū)年末社會(huì)從業(yè)人員總數(shù)；出口（EX）、進(jìn)口（IM）的衡量指標(biāo)分別為各地區(qū)按經(jīng)營(yíng)單位所在地劃分的貨物出口、進(jìn)口總額，同樣采用以1978年不變價(jià)格計(jì)算的方法，剔除了價(jià)格因素對(duì)變量的影響。本文中我國(guó)區(qū)域劃分采用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局執(zhí)行的關(guān)于東、中、西部地區(qū)的劃分方法，也就是說(shuō)，東部地區(qū)包括京、津、冀、遼、滬、蘇、浙、閩、魯、粵、瓊11個(gè)省市；中部地區(qū)包括晉、吉、黑、皖、贛、豫、鄂、湘8個(gè)??；西部地區(qū)包括蒙、桂、渝、川、黔、滇、藏、陜、甘、青、寧、新12個(gè)省市區(qū)，香港、澳門(mén)和臺(tái)灣地區(qū)沒(méi)有被包括到我們的分析之中。

（三）數(shù)據(jù)及其處理

本文使用的面板數(shù)據(jù)來(lái)自于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、歷年各省市區(qū)的統(tǒng)計(jì)年鑒、《新中國(guó)五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》等的相關(guān)數(shù)據(jù)。由于種種原因，部分省市的部分時(shí)段的有些數(shù)據(jù)有所缺失，比如重慶市1978-1982年的外貿(mào)數(shù)據(jù)是缺失的，陜西省1978-1984年的外貿(mào)進(jìn)口數(shù)據(jù)也缺失。為了盡可能多地保留有效信息，本文對(duì)缺失數(shù)據(jù)作了相應(yīng)調(diào)整，假定缺失年份內(nèi)觀察值以1/9的不變速度增長(zhǎng)，即上一年數(shù)據(jù)為當(dāng)年數(shù)據(jù)的0.9倍。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)利用GDP平減指數(shù)對(duì)各年現(xiàn)價(jià)GDP進(jìn)行平減，統(tǒng)一得到以1978年價(jià)格計(jì)算的GDP值。資本存量目前沒(méi)有直接的官方數(shù)據(jù)，普遍的方法是根據(jù)資本存量測(cè)算公式進(jìn)行推算。本文1978-2005年的資本存量數(shù)據(jù)參考了張軍、吳桂英、張吉鵬（2004）的相關(guān)測(cè)算結(jié)果，其中重慶市的資本存量數(shù)據(jù)參考了黃宗遠(yuǎn)和宮汝凱（2010）的測(cè)算結(jié)果。2006-2011年的資本存量根據(jù)萬(wàn)德中國(guó)宏觀數(shù)據(jù)庫(kù)公布的當(dāng)年資本形成總額，用CPI指數(shù)剔除價(jià)格因素影響向后加總遞推而得出，資本折舊率設(shè)定為9.6%，即與張軍、吳桂英、張吉鵬（2004）的折舊率相一致。為確保數(shù)據(jù)的真實(shí)性和結(jié)果的可信度，我們對(duì)文中所涉及的進(jìn)出口變量數(shù)據(jù)變量采用1978年=100的CPI價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了縮減處理（表2）。

表2 變量的數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

四、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

為確保估計(jì)結(jié)果的真實(shí)性和有效性，避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，應(yīng)對(duì)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)主要使用的方法包括LLC、Breitung、IPS、Hadri-LM、Harris-T、ADF-Fisher、PP-Fisher。為了避免因使用單一單位根檢驗(yàn)方法造成檢驗(yàn)結(jié)果的不 穩(wěn) 定 ，本 文 綜 合 采 用 了 LLC、Breitung、IPS、Hadri-LM、Harris-T 5種檢驗(yàn)方法，以期得到更加穩(wěn)定的結(jié)論。值得一提的是，Hadri-LM檢驗(yàn)的原假設(shè)是序列不存在單位根，因此，如其顯著性地拒絕原假設(shè)，則表明序列存在單位根；其余4種檢驗(yàn)的原假設(shè)是序列存在單位根，如檢驗(yàn)顯著性地拒絕原假設(shè)，則表明序列不存在單位根。

表3 東部地區(qū)各變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3顯示了東部地區(qū)各變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果，對(duì)于本文面板數(shù)據(jù)原序列對(duì)數(shù)化處理后的序列LnY、LnK、LnL、LnEX、LnIM，單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，至少都有3種檢驗(yàn)方式無(wú)法拒絕他們屬于非平穩(wěn)序列的假設(shè)，因此綜合判斷對(duì)數(shù)化序列均存在單位根。對(duì)于對(duì)數(shù)化處理后序列的一階差分序列，單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明至少都有3種檢驗(yàn)方式在1%的顯著性水平下強(qiáng)烈地拒絕他們屬于非平穩(wěn)序列的原假設(shè)，因此綜合判斷ΔLnY、ΔLnK、ΔLnL、ΔLnEX、ΔLnIM序列不存在單位根，即平穩(wěn)。東部地區(qū)LnY、LnK、LnL、LnEX、LnIM均為一階單整，根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的基本理論，表明東部地區(qū)LnY、LnK、LnL、LnEX、LnIM各變量之間可能存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

表4顯示了中部地區(qū)單位根檢驗(yàn)結(jié)果。中部地區(qū)各變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，原序列對(duì)數(shù)化處理后至少都有3種檢驗(yàn)方式無(wú)法拒絕他們屬于非平穩(wěn)序列的假設(shè)，因此綜合判斷中部地區(qū)對(duì)數(shù)化序列存在單位根。對(duì)于對(duì)數(shù)化處理后序列的一階差分序列，單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，至少都有4種檢驗(yàn)方式在5%的顯著性水平下拒絕他們屬于非平穩(wěn)序列的原假設(shè)，因此綜合判斷中部地區(qū)ΔLnY、ΔLnK、ΔLnL、ΔLnEX、ΔLnIM序列不存在單位根，即平穩(wěn)。中部地區(qū)LnY、LnK、LnL、LnEX、LnIM均為一階單整，中部地區(qū)各變量之間可能存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

表4 中部地區(qū)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

西部地區(qū)各變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果與東部地區(qū)、中部地區(qū)結(jié)果類(lèi)似，對(duì)于面板數(shù)據(jù)原序列對(duì)數(shù)化處理后的序列，單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明至少都有3種檢驗(yàn)方式無(wú)法拒絕他們屬于非平穩(wěn)序列的假設(shè)，因此西部地區(qū)對(duì)數(shù)化序列存在單位根。對(duì)數(shù)化處理后的一階差分序列單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明至少都有3種檢驗(yàn)方式在5%的顯著性水平下拒絕他們屬于非平穩(wěn)序列的原假設(shè)，因此綜合判斷西部地區(qū)ΔLnY、ΔLnK、ΔLnL、ΔLnEX、ΔLnIM序列不存在單位根，即平穩(wěn)。西部地區(qū) LnY、LnK、LnL、LnEX、LnIM均為一階單整，根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的基本理論表明西部地區(qū)LnY、LnK、LnL、LnEX、LnIM各變量之間可能存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

表5 西部地區(qū)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)理論認(rèn)為，如果基于單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)變量之間是同階單整的，那么我們可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。如果同階單整序列通過(guò)了協(xié)整檢驗(yàn)，則說(shuō)明變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，其方程回歸殘差是平穩(wěn)的。協(xié)整檢驗(yàn)通常使用的方法包括Kao檢驗(yàn)、Pedroni檢驗(yàn)和Johanson檢驗(yàn)。本文使用E-G兩步法為基礎(chǔ)的Kao檢驗(yàn)方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。根據(jù)前面提到的計(jì)量模型推導(dǎo)和構(gòu)建結(jié)論，本文建立國(guó)際貿(mào)易出口、進(jìn)口與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的面板數(shù)據(jù)模型如下：

表6 外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

表6顯示了外貿(mào)進(jìn)出口與東部、中部和西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果。東部、中部和西部地區(qū)Kao檢驗(yàn)均拒絕了出口和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，由此判斷東部、中部和西部地區(qū)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。類(lèi)似地，東部、中部和西部地區(qū)Kao檢驗(yàn)均拒絕了進(jìn)口和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，因此，東部、中部和西部地區(qū)進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。綜合來(lái)看，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明我國(guó)外貿(mào)進(jìn)出口與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間均存在協(xié)整關(guān)系。

（三）模型判定

我國(guó)外貿(mào)出口、進(jìn)口與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間均存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因此可以在此基礎(chǔ)上對(duì)原方程進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果是有效的。面板數(shù)據(jù)回歸首先遇到的一個(gè)問(wèn)題是模型效應(yīng)的判定和選擇。一般來(lái)說(shuō)，面板數(shù)據(jù)模型分為混合效應(yīng)模型（Mixed effect model）、固定效應(yīng)模型（Fixed effects model）和隨機(jī)效應(yīng)模型（Random effect model）。面板數(shù)據(jù)3種回歸模型各有優(yōu)劣，很難簡(jiǎn)單地判斷使用哪一種模型擬合效果更好，在計(jì)量實(shí)證分析中需要對(duì)模型進(jìn)行選擇，混合效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型之間用F檢驗(yàn)來(lái)判定，混合效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型之間用LM檢驗(yàn)來(lái)判定，而固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型之間用豪斯曼檢驗(yàn)（Hausman Test）來(lái)判定。

在面板數(shù)據(jù)回歸模型效應(yīng)判定中，F(xiàn)檢驗(yàn)表示固定效應(yīng)與混合效應(yīng)之間的選擇檢驗(yàn)。如F檢驗(yàn)結(jié)果顯著，則表明固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合效應(yīng)模型；LM檢驗(yàn)適用于隨機(jī)效應(yīng)模型和混合效應(yīng)模型之間的選擇，如LM檢驗(yàn)結(jié)果顯著，則表明隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于混合效應(yīng)模型；固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型之間的選擇使用豪斯曼檢驗(yàn)，如果豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果顯著，則表明固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型?；谝陨?種檢驗(yàn)，可以對(duì)面板數(shù)據(jù)回歸模型的效應(yīng)作出判斷，從而進(jìn)行實(shí)證回歸。上表顯示了外貿(mào)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，豪斯曼檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值均顯著，表明三大地區(qū)國(guó)際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型，而不是隨機(jī)效應(yīng)模型。

表7 外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型效應(yīng)判定

（四）實(shí)證結(jié)果

表8 出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型參數(shù)估計(jì)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，我國(guó)外貿(mào)出口、進(jìn)口和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。通過(guò)對(duì)回歸模型效應(yīng)進(jìn)行判定以及在此基礎(chǔ)上進(jìn)行參數(shù)估計(jì)和回歸分析，探討了國(guó)際貿(mào)易和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的定量關(guān)系。表8反映了我國(guó)出口與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響模型中大多數(shù)參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯著，整體的F檢驗(yàn)結(jié)果顯著，說(shuō)明模型總體估計(jì)效果較好。東部和西部地區(qū)出口的產(chǎn)出彈性系數(shù)分別為0.099和0.07，但中部地區(qū)不顯著。東部、中部和西部地區(qū)的資本產(chǎn)出彈性系數(shù)分別為0.529、0.647、0.656，勞動(dòng)投入產(chǎn)出彈性系數(shù)分別為0.974、0.756、0.552。我國(guó)東部地區(qū)國(guó)際貿(mào)易依存度高，而且整體上占全國(guó)出口總額的比重高，出口在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中作用大，其出口的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)彈性較西部地區(qū)要大。值得一提的是，資本存量的產(chǎn)出彈性系數(shù)呈現(xiàn)出由東向西遞增的趨勢(shì)，這說(shuō)明我國(guó)東部地區(qū)資本存量具有比較優(yōu)勢(shì)，其產(chǎn)出彈性最小；西部地區(qū)資本相對(duì)稀缺，其產(chǎn)出彈性系數(shù)最高，中部地區(qū)則處于中間地位。我國(guó)勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性系數(shù)則呈現(xiàn)出由東向西遞減的趨勢(shì)，這反映出我國(guó)東部地區(qū)勞動(dòng)力資源稀缺，勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性系數(shù)最高；西部地區(qū)勞動(dòng)力資源相對(duì)豐富，其產(chǎn)出彈性最低，中部地區(qū)處于中間地位。我國(guó)東部、中部和西部地區(qū)的資本存量和勞動(dòng)力二者的產(chǎn)出彈性系數(shù)之和均大于1，這說(shuō)明我國(guó)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)效率會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)總量的擴(kuò)大而提高，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍處于規(guī)模報(bào)酬遞增階段。

表9 進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型參數(shù)估計(jì)

在我國(guó)進(jìn)口與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系模型參數(shù)的估計(jì)結(jié)果中，大多數(shù)參數(shù)估計(jì)非常顯著，并且整體的F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值顯著，說(shuō)明模型總體上估計(jì)效果較好。東、中和西地區(qū)進(jìn)口的產(chǎn)出彈性系數(shù)分別為0.019、0.056、0.101，進(jìn)口產(chǎn)出彈性明顯地呈現(xiàn)出“西部＞中部＞東部”的態(tài)勢(shì)。資本產(chǎn)出彈性系數(shù)分別為0.591、0.607、0.601，勞動(dòng)投入產(chǎn)出彈性系數(shù)分別為1.114、0.496、0.609。整體上來(lái)看，中西部地區(qū)資本存量的產(chǎn)出彈性系數(shù)大于東部地區(qū)，東部地區(qū)具有資本比較優(yōu)勢(shì)；東部地區(qū)的勞動(dòng)力產(chǎn)出彈性系數(shù)大于中西部地區(qū)，中西部地區(qū)具有勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)。

五、結(jié)論與建議

（一）主要結(jié)論

本文的實(shí)證檢驗(yàn)表明，我國(guó)國(guó)際貿(mào)易對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正向拉動(dòng)作用。具體來(lái)看，東部和西部地區(qū)出口的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)彈性系數(shù)分別為0.099和0.07，但中部地區(qū)并不顯著。出口對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用呈現(xiàn)出“東部地區(qū)＞西部地區(qū)”的格局。根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果，東部地區(qū)出口每增長(zhǎng)1%，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.099%；西部地區(qū)出口每增長(zhǎng)1%，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.07%。東部、中部和西部地區(qū)進(jìn)口的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)彈性系數(shù)分別為0.019、0.056、0.101，進(jìn)口對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用呈現(xiàn)出“西部地區(qū)＞中部地區(qū)＞東部地區(qū)”的基本格局。實(shí)證分析結(jié)果表明，西部地區(qū)進(jìn)口每增長(zhǎng)1%，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.101%；中部地區(qū)進(jìn)口每增長(zhǎng)1%，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.056%；東部地區(qū)進(jìn)口每增長(zhǎng)1%，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.019%。綜上所述，我國(guó)國(guó)際貿(mào)易對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的基本結(jié)論為：我國(guó)只存在國(guó)際貿(mào)易拉動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向影響效應(yīng)；從出口對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)拉動(dòng)作用的比較來(lái)看，東部地區(qū)＞西部地區(qū)，中部地區(qū)則不顯著；從進(jìn)口對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用比較來(lái)看，西部地區(qū)＞中部地區(qū)＞東部地區(qū)。

（二）政策建議

本研究證明了國(guó)際貿(mào)易對(duì)于我國(guó)整體的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及其對(duì)我國(guó)不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的顯著性影響作用。整體來(lái)看，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)我國(guó)三大地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都有正向拉動(dòng)作用。因此，我國(guó)應(yīng)堅(jiān)持“穩(wěn)出口、擴(kuò)進(jìn)口、調(diào)結(jié)構(gòu)”的政策思路，繼續(xù)積極地促進(jìn)國(guó)際貿(mào)易增長(zhǎng)，努力保障出口穩(wěn)定增加。從具體措施來(lái)看，首先，要為外貿(mào)的進(jìn)一步發(fā)展提供良好的環(huán)境，更好地實(shí)施出口退稅政策，更好地提供外貿(mào)金融服務(wù)，促進(jìn)我國(guó)外貿(mào)的進(jìn)一步發(fā)展。其次，擴(kuò)大進(jìn)口不僅有利于緩解我國(guó)外貿(mào)順差加大的壓力，帶動(dòng)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步和自主創(chuàng)新，而且有利于促進(jìn)我國(guó)西部和中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的更快發(fā)展，因此，為了進(jìn)一步縮小我國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，我們應(yīng)該在堅(jiān)持不斷增加出口的同時(shí)，適當(dāng)擴(kuò)大進(jìn)口規(guī)模，優(yōu)化進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)，尤其是要有的放矢的增加對(duì)中西部地區(qū)的進(jìn)口。最后，要特別注意外貿(mào)在促進(jìn)我國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)均衡、協(xié)調(diào)發(fā)展過(guò)程中的積極作用。本文的研究結(jié)果表明，西部地區(qū)的國(guó)際貿(mào)易對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的帶動(dòng)作用，并且這種拉動(dòng)效應(yīng)比東部和中部地區(qū)更為強(qiáng)烈，因此通過(guò)促進(jìn)西部地區(qū)的出口和進(jìn)口的更加快速發(fā)展而加速西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展應(yīng)該是促進(jìn)西部大開(kāi)發(fā)的一個(gè)重要戰(zhàn)略，以此帶動(dòng)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的全面發(fā)展。

注釋

①根據(jù)商務(wù)部發(fā)布會(huì)數(shù)據(jù)整理。具體參見(jiàn)http：//www.gov.cn/xwfb/2014-01/16/content_2568828.htm。

［1］林毅夫，李永軍.必要的修正——國(guó)際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的再考察［J］.國(guó)際貿(mào)易，2001，（9）.

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