王金營++王琳++李天然

摘要：基于1978—2014年中國大陸31個省的省際數(shù)據(jù)構(gòu)建了面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型，對區(qū)域經(jīng)濟增長中貿(mào)易開放的作用大小和作用途徑進行實證檢驗和估計。結(jié)果表明，貿(mào)易開放對區(qū)域經(jīng)濟增長通過促進綜合要素生產(chǎn)率提升、促進資本和勞動效率提高等途徑起到顯著推動作用，反映了區(qū)域經(jīng)濟增長方式差異和轉(zhuǎn)變。然而，從分時段樣本分析來看，在改革開放后的一段時期中，貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的正向效應(yīng)是比較顯著和穩(wěn)健的。而在1990—2014年這段歷史時期中，貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的促進作用并不穩(wěn)定，甚至還會在一定時期產(chǎn)生負向影響。從分區(qū)域分析來看，各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和貿(mào)易開放程度呈現(xiàn)出明顯的空間差異性和不平衡性，貿(mào)易開放對東部地區(qū)經(jīng)濟增長的促進明顯高于中部地區(qū)和西部地區(qū)。對于貿(mào)易開放度較低的省份來說，其對經(jīng)濟增長的促進作用更加顯著。

關(guān)鍵詞：貿(mào)易開放度；區(qū)域經(jīng)濟增長；內(nèi)生性模型；空間差異分析

中圖分類號：F752.6 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1007-2101（2017）04-0098-12

一、前言

受亞當(dāng)·斯密對市場延展程度與專業(yè)化生產(chǎn)之間關(guān)系闡述的啟發(fā)，不少經(jīng)濟學(xué)者就國際貿(mào)易開放是否對國民經(jīng)濟增長具有正外部效應(yīng)展開了激烈的討論。國際經(jīng)濟學(xué)家紛紛對跨國數(shù)據(jù)進行分析研究，揭示了國際貿(mào)易開放程度對經(jīng)濟增長有顯著的推進作用[1] [2] [3] [4]。由于受到甄別方法與模型的制約，以及國際貿(mào)易變量存在的內(nèi)生性等問題[5] [6] [7] ，羅德里格斯和羅德里克（Rodriguez和Rodrik，2000）指出國際貿(mào)易開放與經(jīng)濟增長的正向作用仍然有待考察[8]。于是一些學(xué)者試圖通過使用一階差分法[9]，工具變量法[10] [11] [12]以及HI估計量[13]來獲得更加穩(wěn)健與精確的檢驗結(jié)果，表明國際貿(mào)易開放度對國民經(jīng)濟的增長仍然具有正向效應(yīng)。除了使用跨國數(shù)據(jù)外，瓦克奇亞格、韋爾奇（Wacziarg和Welch，2003）通過使用國內(nèi)的數(shù)據(jù)，同樣認為貿(mào)易自由化程度會伴隨著國民經(jīng)濟的增長而提高[14]。

從對于中國的研究文獻來看，多位學(xué)者采用時間序列數(shù)據(jù)，通過多元回歸模型，格朗杰因果關(guān)系檢驗和VAR模型對對外開放在中國實際GDP增長中的作用進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)對外開放在中國經(jīng)濟增長中具有積極作用[15] [16] [17] [18] [19]，且經(jīng)濟增長的格蘭杰原因之一是對外開放[19]。

也有學(xué)者指出，貿(mào)易開放可能會對國內(nèi)各省份的經(jīng)濟增長帶來不確定性影響。黃靜波（2007）的研究指出，貿(mào)易開放與經(jīng)濟增長之間的分析在很大程度上會受到所選取的研究方法的影響[18]。盡管理論上貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)已基本形成了共識，但實證研究結(jié)果卻千差萬別，這表明貿(mào)易開放和經(jīng)濟增長的關(guān)系還只是個尚待驗證的命題。部分學(xué)者基于我國的數(shù)據(jù)驗證了這一論斷，例如，金（Jin，2004）考察了我國不同地區(qū)貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的異質(zhì)性影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)對于東部沿海省份而言，發(fā)展迅速的對外貿(mào)易在本地區(qū)經(jīng)濟增長中有顯著的積級影響[20]，而對于中部地區(qū)和西部地區(qū)省份而言，貿(mào)易開放反而對經(jīng)濟增長帶來了負向效應(yīng)[21] [22] [23] [24]。黃新飛、舒元（2007）的研究認為，從貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的長短期影響來看，貿(mào)易開放從短期而言可以提高我國生產(chǎn)率較高行業(yè)的專業(yè)化生產(chǎn)程度，并通過這一途徑帶來經(jīng)濟的短期增長，但是從長期來看，并沒有充分證據(jù)證明貿(mào)易開放能夠?qū)?jīng)濟產(chǎn)生有效的促進作用[25]。

綜上可見，在貿(mào)易開放與區(qū)域經(jīng)濟增長關(guān)系的探究中存在著理論與實證結(jié)論不一致、實證結(jié)果不一致的狀況，究其原因在哪里呢？最可能原因恐怕在于：其一，以往文獻使用的是部分地區(qū)、行業(yè)或年份的數(shù)據(jù)，結(jié)論不具有一般性；其二，由于各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和貿(mào)易開放程度呈現(xiàn)出明顯的空間和時間上的差異性和不平衡性，而以往文獻缺乏這一方面的控制和檢驗；其三，不同地區(qū)的貿(mào)易開放依存度存在顯著差異，對于高、中、低貿(mào)易開放度地區(qū)而言，貿(mào)易開放對經(jīng)濟發(fā)展的作用差別很大，而以往文獻并沒有對此進行論述；其四，貿(mào)易開放程度對經(jīng)濟增長的作用路徑?jīng)]有得到清晰的體現(xiàn)，進而不能夠真正反映出貿(mào)易開放的積極作用。鑒于此，本文在分析貿(mào)易對經(jīng)濟增長的作用時，一方面基于1978—2014年31個省份的數(shù)據(jù)對貿(mào)易開放程度反映的時間差異、區(qū)域差異和空間差異進行控制，利用對貿(mào)易開放度體現(xiàn)在經(jīng)濟增長中的路徑進行檢驗，以彌補以往文獻的不足；另一方面，通過使用固定效應(yīng)模型和GMM估計量來檢驗貿(mào)易開放程度與經(jīng)濟增長中的遺漏變量引起的偏誤以及內(nèi)生性問題，試圖獲得更有效率的檢驗結(jié)果，從而得到更為準(zhǔn)確的結(jié)論。

二、模型選擇、變量界定和數(shù)據(jù)來源

（一）模型選擇

根據(jù)新經(jīng)濟增長理論和內(nèi)生經(jīng)濟增長理論，促進經(jīng)濟增長的因素主要有三個：一是投資和資本積累的增加，二是技術(shù)或知識的發(fā)展，三是有勞動力或有效勞動、人力資本的增加。而生產(chǎn)效率的提升是國際貿(mào)易促進經(jīng)濟增長的主要作用途徑，即在要素投入既定的前提下，貿(mào)易開放通過作用于生產(chǎn)效率進而提升生產(chǎn)可能性邊界[26] [27]，當(dāng)然，貿(mào)易開放也會通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整影響資本和勞動的數(shù)量，以及資源的配置效率。瓦克奇亞格等人（Wacziarg et al.，2005）通過研究表明，在有效控制國家領(lǐng)域范圍的前提下，國際貿(mào)易是以市場經(jīng)濟因素為紐帶促進國民經(jīng)濟的增長[28]。故此，本文在柯布-道格拉斯（Cobb-Douglas）生產(chǎn)函數(shù)中引入貿(mào)易開放度變量進行變形，通過貿(mào)易開放度（openness）在模型中引入的位置，以探索其究竟作用于市場中的哪一種機制來影響國民經(jīng)濟的發(fā)展，探究貿(mào)易開放度的作用途徑以及是否存在內(nèi)生性作用于要素效率，具體公式如下：

綜合要素促進型：

Yit=AKαitLβiteγ（opennessit）eδ（Fit）+εit（0<α<1，0<β<1）（1）

勞動促進型：

Yit=AKαit（Liteopennessit）βeδ（Fit）+εit（0<α<1，0<β<1）（2）

資本促進型：

Yit=A（Kiteopennessit）αLβiteδ（Fit）+εit（0<α<1，0<β<1）（3）

式中，下標(biāo)i代表區(qū)域，下標(biāo)t代表年份。A代表直接進入效率乘數(shù)，體現(xiàn)貿(mào)易的“生產(chǎn)效率加速器”功能；openness代表貿(mào)易開放度；F代表省際財政支出比例。K代表資本要素投入；L代表勞動力要素投入，α代表資本要素的彈性，β代表勞動要素的彈性。

將式（1）、（2）、（3）兩邊取對數(shù)，可得到如下隨機待檢驗線性模型：

lnYit=lnA+αlnKit+βlnLit+γ·opennessit+δ·Fit+εit（4）

lnYit=lnA+αlnKit+β（lnLit+opennessit）+δ·Fit+εit（5）

lnYit=lnA+α（lnKit+opennessit）+βlnLit+δ·Fit+εit（6）

（二）主要變量

本文所采用數(shù)據(jù)均選自于新中國60年統(tǒng)計年鑒與各省的新編統(tǒng)計年鑒。樣本是一個以1978—2014年為年度維度和31省份為地域維度的面板數(shù)據(jù)。

1. 經(jīng)濟產(chǎn)出變量。本文通過選用各省統(tǒng)計年鑒中的年度名義GDP，根據(jù)GDP縮減指數(shù)（DPI，即名義GDP與實際GDP的比值）進行了縮減，以1978年為不變價的實際GDP來表示經(jīng)濟產(chǎn)出變量。

2. 區(qū)域貿(mào)易開放。在大多數(shù)文獻中，貿(mào)易開放度是依據(jù)貿(mào)易開放政策[29]或是貿(mào)易額的流量[30]來構(gòu)建連續(xù)型指標(biāo)變量。此外，薩克森、沃納（Sachs和Warner，1995）通過比較一國關(guān)稅政策，來判斷一國是否為開放型國家或封閉型國家，構(gòu)建貿(mào)易開放度的二值變量指標(biāo)[31]。而本文的區(qū)域特指的是省級區(qū)域，因此省份貿(mào)易開放度可以認為是一省對于國外商品和服務(wù)進入和走出本國的自由化程度。本文使用貿(mào)易依存度作為衡量省份貿(mào)易開放程度的指標(biāo)。具體的衡量方式如下：

貿(mào)易開放度的計算公式為：opennessit=■（7）

（7）式中，openness代表貿(mào)易開放度，trade代表一地區(qū)國外商品和服務(wù)的進出口貿(mào)易總額，GDP代表國內(nèi)生產(chǎn)總值，i代表區(qū)域，t代表年份。由于貿(mào)易開放度為相對指標(biāo)，故依據(jù)可變價格計算。

3. 資本投入即資本存量。資本投入是經(jīng)濟產(chǎn)出和增長的重要要素，本文特別是指以1978年為基底的不變價固定資本存量①。由于缺少關(guān)于固定資產(chǎn)存量的直接官方數(shù)據(jù)，因此需要自行核算②。在此采用永續(xù)盤存法：

Kit=（1-δ）Kit-1+Iit（8）

（8）式中，Iit代表i地區(qū)t時期的固定資產(chǎn)形成額，δ代表不同時期的折舊率，即1979—1985年，δ為4.5%；1986—1990年，δ為5%；1991—2014年，δ為5.5%。本文的資本存量數(shù)據(jù)是通過對各省當(dāng)年價格的固定資產(chǎn)形成額，剔除價格變動的影響因素后得到的實際值，再進行核算而獲得的時間序列數(shù)據(jù)。

4. 勞動力投入。在實際的統(tǒng)計過程中，一般依據(jù)個體年齡和勞動能力來衡量勞動力。本文選擇使用的指標(biāo)是各省統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)中的從業(yè)人數(shù)。

5. 財政支出比例。財政支出變量作為模型的可控制變量，反映了省際間的財政支出差異對國民經(jīng)濟的影響。財政支出比例的核算公式為：

Fit=■（9）

（9）式中，fit代表i省份在t年的財政支出總額；Ft代表全國在t年的財政支出總額。

（三）變量描述性統(tǒng)計

表1報告了貿(mào)易開放度影響經(jīng)濟增長計量模型中主要變量的描述性統(tǒng)計，取樣時段為1978—2014年。為了消除非線性因素對計量結(jié)果帶來的偏誤影響，本文對GDP、固定資本存量以及從業(yè)人數(shù)變量均取了對數(shù)形式。在樣本處理之后，所得的主要變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

三、貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長影響的生產(chǎn)函數(shù)計量結(jié)果

（一）總體樣本分析

1. 固定效應(yīng)模型（LSDV）?；?978—2014年的31個省的省份數(shù)據(jù)，首先構(gòu)建了面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型（LSDV），對貿(mào)易開放與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行實證檢驗。經(jīng)過對干擾項可能存在組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)、組間同期相關(guān)進行檢驗，包括沃爾德檢驗、Pesaran檢驗、Friedman檢驗和Frees檢驗等，結(jié)果顯示數(shù)據(jù)中是存在組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)以及組間同期相關(guān)，所以本文的標(biāo)準(zhǔn)誤選用面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤進行回歸。

商品貿(mào)易的總體開放度影響經(jīng)濟增長的計量結(jié)果如表2所示。其中模型（1）為傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)（只含有資本、勞動兩個生產(chǎn)要素），結(jié)果可見，勞動（職工人數(shù)）和資本（固定資本存量）變量的系數(shù)均顯著為正。

模型（2）為只有貿(mào)易開放度的經(jīng)濟增長模型，貿(mào)易開放度系數(shù)為1.253，且在1%顯著性水平下顯著，這意味著對于那些貿(mào)易開放度越高的省份而言，其經(jīng)濟增長速度也越高。在模型（3）和模型（4）中分別引進勞動變量、勞動和資本變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放度的系數(shù)結(jié)果依然支持貿(mào)易開放促進經(jīng)濟增長這一結(jié)論，只是系數(shù)逐步降低，而模型的擬合優(yōu)度逐步提高。表明在生產(chǎn)函數(shù)中引入貿(mào)易開放度后提高了傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)的解釋程度，從總體上看貿(mào)易開放度對區(qū)域經(jīng)濟增長起著顯著的積極作用。同時，所有財政支出比例變量的系數(shù)均為顯著正值，也表明財政支出對推動區(qū)域經(jīng)濟增長具有正效應(yīng)。這也與主流文獻的結(jié)論是一致的。

由前文綜述可知，貿(mào)易對資本的配置效率和勞動產(chǎn)出率均會產(chǎn)生影響，影響要素生產(chǎn)率的過程往往也是技術(shù)水平提升的過程。那么，在中國各個區(qū)域貿(mào)易開放對資本的配置效率和勞動產(chǎn)出率將產(chǎn)生怎樣的作用？是帶來技術(shù)進步，促進了要素使用效率，進而促進了經(jīng)濟增長，還是帶來相反的作用？為了回答這幾個問題，本文對貿(mào)易開放勞動促進型生產(chǎn)函數(shù)式（2）和資本促進型生產(chǎn)函數(shù)式（3）進行回歸計量檢驗。計量檢驗結(jié)果見表3。

從表3中可見，勞動促進變量和資本促進變量的系數(shù)均為正，這說明貿(mào)易開放提升了資本配置效率和勞動生產(chǎn)率，進而對經(jīng)濟增長具有促進作用。比較表3中模型（5）與模型（6）的擬合優(yōu)度和參數(shù)的檢驗顯著度，表明中國的各區(qū)域貿(mào)易開放更多地是資本促進，換言之，貿(mào)易開放對區(qū)域資本投資和配置的促進作用大于勞動力的增長和配置。

2. 面板工具變量估計模型。此外，本文還采用了面板工具變量法，即對固定效應(yīng)模型先進行離差變換再進行GMM估計，分別對綜合要素促進型模型、勞動促進型模型和資本促進型模型進行回歸分析，如表4所示。

結(jié)果表明，在綜合要素促進模型中，貿(mào)易開放度系數(shù)顯著為正，說明了貿(mào)易開放程度每提高1%都會引起0.382%的經(jīng)濟增長。在勞動促進模型和資本促進模型中，也體現(xiàn)了貿(mào)易開放度與經(jīng)濟增長之間顯著的正向相關(guān)關(guān)系。通過與固定效應(yīng)模型（LSDV）進行比較，可以看出三個模型的回歸結(jié)果相差并不大。

以往的大部分文獻中選用了經(jīng)濟地理要素作為工具變量，表明貿(mào)易開放程度較大程度上促進了經(jīng)濟增長[32] [33]。但經(jīng)濟地理要素作為工具變量不僅與貿(mào)易開放程度相關(guān)，同時也與經(jīng)濟增長之間相互關(guān)聯(lián)，因此從某種程度上違背了工具變量的外生性假設(shè)。于是，多拉爾、克雷（Dollar和Kraay，2003）試圖選用貿(mào)易開放度的滯后變量作為工具變量，并用一階差分法進行回歸，然而并沒有得到理想的結(jié)果[9]。本文中，我們選用了貿(mào)易開放度和財政支出的滯后變量為工具變量，對貿(mào)易開放程度存在的內(nèi)生性問題進行了檢驗。表4顯示，三個模型都通過了不可識別檢驗，并且弱工具變量檢驗顯示內(nèi)生變量與工具變量的相關(guān)程度較高。同時，內(nèi)生性檢驗證實了在1%的顯著水平下，貿(mào)易開放程度為內(nèi)生變量。盡管過度識別檢驗表明有些工具變量可能不具有外生性，但對總體結(jié)果影響并不大。

已有研究表明貿(mào)易開放能夠顯著促進物質(zhì)資本積累[34]。一方面，貿(mào)易是產(chǎn)品參與交換的形式，因此具有競爭力的產(chǎn)品能夠帶來利潤，促進了企業(yè)的物質(zhì)資本積累[35]。另一方面，貿(mào)易開放通過引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，改善了資本配置效率。羅德里克（Rodrik，2000）認為貿(mào)易開放的發(fā)展使得各國資本之間流動更加順暢，有效地發(fā)展了部分急需資本投入的產(chǎn)業(yè)[36]。同樣，貿(mào)易開放也能提升國內(nèi)的人力資本水平，沈坤榮、李劍（2003）的研究發(fā)現(xiàn)，在我國經(jīng)濟發(fā)展過程中，技術(shù)水平提升、制度模式優(yōu)化、人力資本水平的發(fā)展均對產(chǎn)出增長帶來了很大的貢獻，而貿(mào)易開放與人力資本提升和制度模式變遷發(fā)生的交互作用共同促進了我國經(jīng)濟發(fā)展水平的提升[37]。張立光、郭研（2004）采用了協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗等方法考察了我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的長期均衡關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對外貿(mào)易對我國人力資本和技術(shù)水平的提升具有顯著的促進效應(yīng)，由此可推斷通過貿(mào)易拉升人力資本和技術(shù)水平可成為我國對外貿(mào)易及經(jīng)濟增長政策的重要路徑[38]。

（二）分時段分析

經(jīng)濟發(fā)展的不同歷史時期以及市場體制環(huán)境變化等因素，均可能使得貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的作用力隨時間變化而強度不同，為分析貿(mào)易開放度影響經(jīng)濟增長的時間變化趨勢，本文對基準(zhǔn)計量模型進行了分時間段的樣本分析，這也能使本文的分析得到更為細化的結(jié)論。本文將樣本基于時間劃分為1978—1989年，1990—1999年和2000—2014年這三個歷史時段。表5顯示了貿(mào)易開放度對經(jīng)濟增長的分時段影響結(jié)果，分別用固定效應(yīng)模型（LSDV）和面板工具變量模型進行回歸分析。

表5中兩個估計量模型的SM（1）顯示，在1978—1989年，貿(mào)易開放與經(jīng)濟增長之間存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系。由內(nèi)生性檢驗結(jié)果可知，SM（1）中的貿(mào)易開放度應(yīng)作為外生變量。所以依據(jù)固定效應(yīng)（LSDV）模型結(jié)果顯示，每1%單位貿(mào)易開放度的提高，會引起0.343%的實際GDP的增長。這意味著改革開放后，貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)有了較為明顯的表現(xiàn)。這與我國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變有著重要聯(lián)系。

在改革開放發(fā)展了一定時間之后，我國初級產(chǎn)品的出口比例逐年降低，而出口產(chǎn)品中的工業(yè)制成品比重得到了大大提升。由此，貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的內(nèi)在推動力是整個經(jīng)濟發(fā)展模式的優(yōu)化調(diào)整。同時，隨著市場經(jīng)濟的不斷發(fā)展，貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的促進作用日益加深。而從勞動和資本兩個要素的計量結(jié)果來看，勞動與資本要素對于經(jīng)濟增長的拉動作用十分明顯，其中勞動要素表現(xiàn)出強有力的帶動經(jīng)濟增長的正向效應(yīng)。這與我國當(dāng)時的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)是相吻合的。改革開放初期，在我國的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)中，主要以生產(chǎn)和出口附加值較低的初級產(chǎn)品為主，且主要是勞動密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)和出口為主，而資本品的生產(chǎn)和出口比例偏低。因此，資本要素對經(jīng)濟增長并未達到勞動要素所產(chǎn)生拉動效應(yīng)。兩個模型的SM（2）的結(jié)果顯示，在1990—1999年，貿(mào)易開放與經(jīng)濟增長的關(guān)系并不顯著。但從控制變量來看，勞動依然發(fā)揮著拉動經(jīng)濟增長的重要作用。SM（3）的兩個估計量模型的結(jié)果報告了2000—2014年貿(mào)易開放與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。兩個結(jié)果均顯示，貿(mào)易開放與經(jīng)濟增長的關(guān)系同樣不顯著。由此可見，貿(mào)易開放程度只在改革開放后的一段特定的歷史時期中，對我國經(jīng)濟增長有明顯的促進作用。進入21世紀(jì)以來，經(jīng)濟全球化趨勢的發(fā)展，我國貿(mào)易開放對經(jīng)濟的促進效應(yīng)逐漸減緩，而資本系數(shù)與勞動系數(shù)相比，明顯超過勞動要素所創(chuàng)造的推動力。這也意味著我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整與轉(zhuǎn)變，資本開始顯現(xiàn)出拉動經(jīng)濟增長的重要作用。同樣地，在所有的歷史時期中，財政支出的系數(shù)始終顯著為正，表明提高財政支出水平始終是推動經(jīng)濟發(fā)展的動力。

比較表5中SM（1）、SM（2）和SM（3）三個時段的結(jié)果可見，貿(mào)易開放度作為綜合要素的因素只有在改革開放的初期發(fā)揮了積極的作用，而在深化改革的后期，作為獨立變量對于綜合要素的作用變得不再明顯。

表6為勞動促進模型的計量檢驗結(jié)果，從中可見，所有年份中貿(mào)易開放促進了勞動生產(chǎn)率進而對經(jīng)濟增長具有正向影響。由內(nèi)生性檢驗無法拒絕SLM（3）中貿(mào)易開放度為外生性的假設(shè)，因此固定效應(yīng)（LSDV）的結(jié)果更有效率。表7為資本促進模型SKM的計量檢驗結(jié)果。從固定效應(yīng)模型（LSDV）中可見，與勞動促進模型SLM類似，自1978年之后，貿(mào)易開放促進了資本配置效率進而對經(jīng)濟增長具有正向影響。而面板工具變量模型與固定效應(yīng)模型結(jié)果相似，其中SKM（2）資本促進系數(shù)為負。雖然內(nèi)生性檢驗顯示資本促進變量為內(nèi)生變量，但弱工具變量檢驗表明此工具變量僅包含與內(nèi)生變量較少的信息，而較弱的工具變量無法獲得更準(zhǔn)確的結(jié)果，因此固定效應(yīng)模型的檢驗結(jié)果更值得參考。由此可見，中國的貿(mào)易開放更多地是對資本和勞動等生產(chǎn)要素的效率產(chǎn)生積極提升作用，對于綜合要素生產(chǎn)率的作用越來越顯得不明顯。

四、區(qū)域空間差異產(chǎn)生影響的實證結(jié)果

（一）分區(qū)域差異分析

從地理因素來看，我國區(qū)域差異顯著，加之改革開放呈現(xiàn)明顯的由沿海到內(nèi)陸的順次推進特征。因此，各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和貿(mào)易開放程度呈現(xiàn)出明顯的空間差異性和不平衡性，探究貿(mào)易開放對地區(qū)經(jīng)濟增長影響不平衡的外在表現(xiàn)和內(nèi)在原因，對于縮小各地區(qū)的經(jīng)濟差異，促進地區(qū)間外貿(mào)經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展無疑具有重要的現(xiàn)實意義。為控制地域因素對貿(mào)易開放和經(jīng)濟增長之間關(guān)系的影響，本文根據(jù)我國的行政區(qū)劃分為東、中、西部三個地區(qū)進行分區(qū)域樣本回歸分析③。表8報告了分區(qū)域的回歸結(jié)果。

從檢驗估計結(jié)果來看，在兩個估計量模型中，東、中、西部地區(qū)貿(mào)易開放對于經(jīng)濟增長的正向影響是十分顯著的，而比較不同模型的系數(shù)絕對值來看，貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的作用力存在著顯著的區(qū)域差異化。表8的計量結(jié)果顯示，貿(mào)易開放度的系數(shù)只在西部地區(qū)和東部地區(qū)顯著。其中，兩個模型中東部地區(qū)內(nèi)的貿(mào)易開放度系數(shù)在1%的顯著水平下，與經(jīng)濟增長之間成顯著正向相關(guān)效應(yīng)。由此可見，對于具有天然地理優(yōu)勢且具有后天開放政策的東部地區(qū)而言，貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的拉動作用最為顯著。相較于東部地區(qū)，中部和西部地區(qū)貿(mào)易開放對經(jīng)濟的促進作用較小。對于我國而言，對外開放的一個重要目標(biāo)就是吸引更多的先進技術(shù)，而表7的計量結(jié)果說明，地區(qū)的貿(mào)易開放參與程度越高，那么貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)相對越大，因而對經(jīng)濟增長的拉動作用也就越大?？梢姡哟笾形鞑康貐^(qū)的貿(mào)易開放度是非常有必要的。

表9為勞動促進模型的計量檢驗結(jié)果。據(jù)兩個估計量模型顯示，對于東、中、西部來說，貿(mào)易開放均促進了勞動生產(chǎn)率進而提升了經(jīng)濟發(fā)展水平。表10為資本促進型模型的計量檢驗結(jié)果，表明了貿(mào)易開放均促進了資本配置效率進而提升了經(jīng)濟發(fā)展水平。通過對工具變量和內(nèi)生變量進行檢驗，顯示內(nèi)生性問題在勞動促進型模型和資本促進型模型中并不明顯。因此固定效應(yīng)估計量相比面板工具變量估計量而言，具有較強說服力。依據(jù)固定效應(yīng)模型（LSDV），勞動促進模型與資本促進模型不同的是，貿(mào)易開放對東部地區(qū)的促進效應(yīng)高于西部地區(qū)。

（二）貿(mào)易開放度的空間區(qū)域差異分析

貿(mào)易開放程度發(fā)展的不同階段可能也會對經(jīng)濟增長帶來差異化的影響。本文將省和直轄市按照商品貿(mào)易開放度大小按照中位數(shù)劃分為兩類。其中，商品貿(mào)易開放度較大的省和直轄市包括北京、廣東、上海、天津、江蘇、浙江、福建、海南、新疆、遼寧、山東、河北、西藏、四川、重慶和寧夏。貿(mào)易開放度較小的?。▍^(qū)）包括甘肅、廣西、陜西、吉林、江西、黑龍江、內(nèi)蒙古、安徽、云南、湖北、貴州、青海、山西、湖南和河南。表11顯示了固定效應(yīng)模型（LSDV）下的計量結(jié)果，而表12顯示了面板工具變量模型下的計量結(jié)果。通過對兩個表的比較，可以看出兩個模型的回歸結(jié)果基本相似。

根據(jù)勞動和資本促進模型，貿(mào)易開放提升了勞動生產(chǎn)率和資本配置效率。對于高貿(mào)易開放度的地區(qū)來說，勞動生產(chǎn)率提升的作用要低于低貿(mào)易開放度地區(qū)，同樣地，資本配置效率提升的作用也要低于低貿(mào)易開放度地區(qū)。

內(nèi)生性檢驗表明貿(mào)易開放度的內(nèi)生性問題并不顯著。所以我們依據(jù)固定效應(yīng)模型（LSDV）的回歸結(jié)果進行分析。表11中高（1）模型報告了貿(mào)易開放程度較高的16個省份樣本的計量結(jié)果。貿(mào)易開放度的系數(shù)為0.357，且在1%顯著水平下顯著。這意味著對于具有較高貿(mào)易開放程度的省份而言，在控制了其他因素影響的前提下，貿(mào)易開放度每提升1個百分點，會帶動本省經(jīng)濟增長水平0.357%的提升。低（2）模型則報告了貿(mào)易開放度水平較低的15個省份的計量結(jié)果，對于這部分樣本而言，貿(mào)易開放度同樣與經(jīng)濟增長水平有著正向的相關(guān)關(guān)系，即貿(mào)易開放度每提升1%，會帶動經(jīng)濟增長0.715%的提升。但是，從二者系數(shù)絕對值來看，低貿(mào)易開放度省份遠高于高貿(mào)易開放度的省份。這一計量結(jié)果的政策含義是十分明顯的，從當(dāng)前來看，需加強各個省份特別是開放度不高省份的貿(mào)易開放程度，從而加大其對經(jīng)濟增長的助推作用。

五、結(jié)論

本文的目的首先是為分析貿(mào)易開放度影響經(jīng)濟增長的時間變化趨勢，本文對基準(zhǔn)計量模型進行了分時間段樣本分析；其次是為控制地域因素對貿(mào)易開放和經(jīng)濟增長之間關(guān)系的影響，本文根據(jù)我國的行政區(qū)劃分為東、中、西部三個地區(qū)進行分區(qū)域樣本回歸分析；最后是考慮到貿(mào)易開放程度發(fā)展的不同階段可能也會對經(jīng)濟增長帶來差異化的影響。通過計量和比較分析得到了以下主要結(jié)論。

第一，從縱向來看，貿(mào)易開放與中國省級區(qū)域經(jīng)濟增長之間具有顯著正相關(guān)關(guān)系，具有促進經(jīng)濟增長的作用；從分時段樣本分析來看，在改革開放后的一段時期中，貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的促進作用是比較顯著和穩(wěn)健的。而在1990—2014年這段歷史時期中，貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的正向效應(yīng)并不穩(wěn)定，甚至還會在一定時期產(chǎn)生負向影響。表明在區(qū)域經(jīng)濟增長中貿(mào)易開放的方向和結(jié)構(gòu)所起作用是存在差異的，不能夠一味追求提高貿(mào)易依存程度。

第二，從分區(qū)域樣本的分析來看，各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和貿(mào)易開放程度呈現(xiàn)出明顯的空間差異性和不平衡性，東部地區(qū)具有先天的地理優(yōu)勢和后天的政策優(yōu)勢，因此貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的促進作用最為顯著，而中部和西部地區(qū)的貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的拉動作用要遠小于東部地區(qū)。按照貿(mào)易開放度大小分差異進行分類分析，其結(jié)果顯示，對于較低貿(mào)易開放度的省份而言，貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的拉動作用更大。

第三，根據(jù)資本和勞動促進模型的計量結(jié)果，貿(mào)易開放有效地促進了資本配置效率和勞動生產(chǎn)效率，進而提升了經(jīng)濟增長率。對于資本配置，一方面貿(mào)易能夠帶來企業(yè)利潤，促進了物質(zhì)資本積累，另一方面，貿(mào)易開放通過引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，改善了資本配置效率。對于勞動生產(chǎn)率，對外貿(mào)易通過技術(shù)溢出對我國人力資本和技術(shù)水平的提升具有顯著的促進效應(yīng)。而在我國，貿(mào)易開放對于區(qū)域綜合要素生產(chǎn)率的提升作用不夠顯著。

上述結(jié)果能夠?qū)ξ覈Q(mào)易發(fā)展和經(jīng)濟增長問題帶來重要的研究啟示。加大貿(mào)易開放度本身就是為了更好地為區(qū)域經(jīng)濟增長服務(wù)，如果僅僅關(guān)注貿(mào)易總量的縱向增長，或貿(mào)易開放程度的數(shù)值大小，而不深入探究貿(mào)易對區(qū)域經(jīng)濟的帶動效應(yīng)，那么研究貿(mào)易開放的政策意義就大大減弱。從國際經(jīng)濟學(xué)研究視角來看，進口貿(mào)易和出口貿(mào)易在經(jīng)濟發(fā)展進程中有著舉足輕重的作用，二者分別從供給和需求兩個層面對經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要影響。從長遠來看，應(yīng)著力加強進口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)以及出口貿(mào)易的開拓市場效應(yīng)，從而推動貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長促進作用的有力釋放。

從地區(qū)分布來看，中、西部地區(qū)的貿(mào)易開放度尚待提高，其對經(jīng)濟增長的促進作用還有很大的提升空間，要實現(xiàn)“西部大開發(fā)”和“中部崛起”，平衡地區(qū)間的經(jīng)濟發(fā)展差異，就要努力創(chuàng)造有利于貿(mào)易開放的條件，對現(xiàn)有的地區(qū)貿(mào)易結(jié)構(gòu)和貿(mào)易政策進行調(diào)整和優(yōu)化。具體來說，加快對新技術(shù)和新設(shè)備的引進、利用、吸收和再創(chuàng)新，以充分發(fā)揮進口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)，同時也要根據(jù)地區(qū)比較優(yōu)勢，優(yōu)化調(diào)整區(qū)域出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，加快地區(qū)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造升級，提高出口商品技術(shù)含量，充分發(fā)揮出口貿(mào)易的開拓市場效應(yīng)。此外，還應(yīng)該努力改善對外貿(mào)易政策環(huán)境，進一步加強貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)。各級政府應(yīng)繼續(xù)加強和完善管理體制機制改革，降低貿(mào)易的行政壁壘對地方貿(mào)易開放的阻礙，進一步加強和完善稅收、金融支持體系，加強本地區(qū)高新技術(shù)出口行業(yè)的扶持力度，為區(qū)域內(nèi)企業(yè)參與國際競爭提供有力的服務(wù)保障。

注釋：

①通過選取《60年統(tǒng)計資料匯編》中固定資本形成額、上年為100的固定資產(chǎn)形成額指數(shù)以及《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料》中的以1952年為基底的固定資本資本形成額指數(shù)進行核算，可以得到以1978年為基底的不變價固定資產(chǎn)形成額。

②依據(jù)單豪杰（2008），西藏地區(qū)在2002—2014年中的固定資本形成額以全社會固定資產(chǎn)投資額來代替，將與西藏經(jīng)濟發(fā)展類似的新疆和青海的投資價格指數(shù)的算術(shù)平均數(shù)作為替代指標(biāo)。之后再用永續(xù)盤存法進行資本存量的核算。

③根據(jù)我國的行政區(qū)劃并綜合考慮了本文數(shù)據(jù)的可得性，東部地區(qū)涵蓋了北京、上海、遼寧、山東、河北、江蘇、浙江、福建、天津、廣東、海南和廣西共計12個省級行政區(qū)，占國土總面積的17.9%；中部地區(qū)包括黑龍江、山西、安徽、吉林、河南、江西、湖北、湖南和內(nèi)蒙古9個省級行政區(qū)省份，占國土總面積的10.7%；西部地區(qū)涵蓋了9個省級行政區(qū)省份，分別是新疆、云南、陜西、青海、廣西、甘肅、四川、貴州以及寧夏。

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責(zé)任編輯：秦學(xué)詩