趙寶山，汪圣佑，陳大文

（安徽商貿(mào)職業(yè)技術(shù)學(xué)院電子商務(wù)學(xué)院，安徽蕪湖 241002）

改革開放以來，我國經(jīng)濟獲得了很大發(fā)展。在新的國內(nèi)外環(huán)境下，黨的十九屆五中全會通過了《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠景目標(biāo)的建議》，提出加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局。這是推動我國開放型經(jīng)濟向更高層次發(fā)展的重大戰(zhàn)略布局。為暢通國內(nèi)大循環(huán)，“十四五”規(guī)劃提出打破行業(yè)壟斷和地方保護，形成國民經(jīng)濟良性循環(huán)。地方保護會引起國內(nèi)市場分割，影響國內(nèi)大循環(huán)的暢通。在此背景下，研究外貿(mào)開放和市場分割對經(jīng)濟增長的影響具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

關(guān)于外貿(mào)開放對經(jīng)濟增長的影響，國內(nèi)外的研究有兩種觀點。一種觀點是貿(mào)易開放有利于經(jīng)濟增長。Dollar等很多國外學(xué)者都認為貿(mào)易開放能促進經(jīng)濟增長〔1-4〕。黃玖立和李坤望的研究得出我國各省區(qū)的出口開放程度顯著地促進了各省區(qū)經(jīng)濟增長〔5〕?？律谱珊凸孛氛J為我國商品市場對外開放顯著促進了地區(qū)經(jīng)濟增長〔6〕。賈中華和梁柱考察了我國30個省貿(mào)易開放度與經(jīng)濟增長的關(guān)系，結(jié)果表明對外開放對于省區(qū)經(jīng)濟增長具有顯著的正向作用〔7〕。涂熙玲的研究表明，我國進出口貿(mào)易與經(jīng)濟同步迅速增長，進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的正向作用隨著貿(mào)易開放程度的提高而不斷增強〔8〕。但另一種觀點認為，貿(mào)易開放不總是有利于經(jīng)濟增長，甚至有時對經(jīng)濟增長不利。Papageorgiou對96個國家數(shù)據(jù)的回歸發(fā)現(xiàn)，對于高收入、低收入樣本國家而言，貿(mào)易開放并不是經(jīng)濟增長績效的決定因素，然而對于中等收入國家樣本，貿(mào)易開放度是其經(jīng)濟增長的決定因素〔9〕。包群基于中國29個省市面板數(shù)據(jù)的估計結(jié)果表明，貿(mào)易開放與經(jīng)濟增長表現(xiàn)為倒U型非線性關(guān)系；即在經(jīng)濟開放初始階段對外貿(mào)易促進了本國經(jīng)濟增長，然而在超越特定臨界值水平后貿(mào)易開放度的進一步提高反而可能降低經(jīng)濟增長率〔10〕。石紅蓮等的研究也得出，貿(mào)易開放與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)非線性關(guān)系，主要表現(xiàn)在低貿(mào)易開放下促進經(jīng)濟增長和高貿(mào)易開放下抑制經(jīng)濟增長〔11〕。

關(guān)于我國市場分割對經(jīng)濟增長的影響，出現(xiàn)了兩種相反的研究結(jié)論。大部分研究認為，市場分割不利于經(jīng)濟增長。Young認為，中國地方政府為避免重復(fù)產(chǎn)業(yè)的地區(qū)間競爭，采取了地方保護政策，導(dǎo)致資源配置偏離了比較優(yōu)勢，扭曲了地方經(jīng)濟〔12〕。黃賾琳和王敬云的研究認為，中國國內(nèi)的市場一體化還相當(dāng)不完善，各行業(yè)市場分割普遍存在，地方保護的存在一定程度上制約著我國國民經(jīng)濟的運行〔13〕。趙永亮和劉德學(xué)的研究得出，地方保護壁壘造成的省際市場分割不利于保護戰(zhàn)略實施省份自身經(jīng)濟績效的提高〔14〕。盛斌和毛其淋認為國內(nèi)市場一體化水平顯著促進了中國省際人均GDP的提高；也就是市場分割不利于經(jīng)濟增長。但也有學(xué)者認為，市場分割對經(jīng)濟增長有利〔15〕。陸銘和陳釗研究了鄰省之間商品市場的分割對省級經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)分割市場對經(jīng)濟增長具有倒U型的影響，對于超過96%的觀察點來說，市場分割有利于本地的經(jīng)濟增長〔16〕。付強認為，市場分割能基于較高的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著的促進作用〔17〕。

鑒于國內(nèi)外研究還沒有達成一致的結(jié)論，有必要進一步研究外貿(mào)開放和市場分割對我國經(jīng)濟增長的影響。這有利于正確認識國內(nèi)國際兩個循環(huán)在我國經(jīng)濟發(fā)展中的作用，更好構(gòu)建新發(fā)展格局。本文采用2009—2019年最新省級面板數(shù)據(jù)，綜合采用國際貿(mào)易理論、市場理論和經(jīng)濟增長理論構(gòu)建模型；實證分析外貿(mào)開放和市場分割對經(jīng)濟增長的影響。與以往研究不同的是，本文將貿(mào)易開放和市場分割的二次項都納入模型，以便同時檢驗貿(mào)易開放和市場分割對經(jīng)濟增長是否存在非線性影響；模型設(shè)定基于嚴格的理論基礎(chǔ)和公式推導(dǎo)，這樣得到的實證結(jié)果將更加可靠。

下文的結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分是理論分析及研究假設(shè)；第二部分是計量模型、變量計算及統(tǒng)計描述；第三部分是基準(zhǔn)回歸及穩(wěn)健性檢驗；第四部分是研究結(jié)論及政策啟示。

一、理論分析及研究假設(shè)

我們可以用國際貿(mào)易理論和市場理論分析外貿(mào)開放和市場分割對經(jīng)濟增長的影響。

（一）貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的影響

關(guān)于貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的影響，經(jīng)濟學(xué)家一直有爭論。比較優(yōu)勢理論、要素稟賦理論、新經(jīng)濟增長理論等自由貿(mào)易理論都認為，貿(mào)易開放有利于經(jīng)濟增長。比較優(yōu)勢理論認為，貿(mào)易開放能使各國充分發(fā)揮自身比較優(yōu)勢，從而有利于經(jīng)濟增長。要素稟賦理論認為，自由貿(mào)易還能使各國能夠充分發(fā)揮自身要素稟賦優(yōu)勢，從貿(mào)易中獲取更多利益。新經(jīng)濟增長理論認為，貿(mào)易開放還能促進各國技術(shù)進步，提高全要素生產(chǎn)率，從而促進經(jīng)濟增長。而保護幼稚工業(yè)理論、中心-外圍理論、超保護貿(mào)易理論等都認為，實行貿(mào)易保護有利于經(jīng)濟增長。兩類理論的觀點之所以不同，是因為這些理論都是基于所在國的具體情況提出的。由于所在國的發(fā)展階段和國內(nèi)外環(huán)境不同，得出的結(jié)論也會不同。

我國是一個發(fā)展中國家，本文認為幼稚工業(yè)理論更符合我國的實際情況。幼稚工業(yè)理論認為，競爭力強的行業(yè)在國際市場上不害怕競爭，通過自由貿(mào)易可以獲取更多利益；所以在競爭力強的行業(yè)實行自由貿(mào)易，有利于經(jīng)濟增長。而競爭力弱的行業(yè)如果實行自由貿(mào)易會受到國外競爭的損害，反而不利于經(jīng)濟增長。目前我國大多數(shù)行業(yè)都有了一定的競爭力但離國際先進水平還有一定差距。因此，我國實行一定程度的自由貿(mào)易能促進經(jīng)濟增長，但不能實行完全自由貿(mào)易，否則容易受到國外激烈競爭的損害。這就是本文的第一個理論假設(shè)：

假設(shè)1：一定程度的自由貿(mào)易將有利于經(jīng)濟增長，但不能過度實行自由貿(mào)易。

（二）市場分割與經(jīng)濟增長的關(guān)系

市場分割對一個地區(qū)的經(jīng)濟增長既存在有利的一面，又存在有害的一面。一方面，市場分割能夠阻止地區(qū)之外的商品進入，使當(dāng)?shù)仄髽I(yè)在本地銷售更多產(chǎn)品，從而促進本地企業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長〔17〕。另一方面，被保護的本地企業(yè)沒有競爭壓力，可能會安于現(xiàn)狀、沒有動力改進技術(shù)和提高生產(chǎn)效率〔18〕；同時，其他地區(qū)采取的市場分割政策，也阻礙了本地產(chǎn)品銷售到其他地區(qū)，從而對本地經(jīng)濟增長產(chǎn)生消極影響。斯密-楊格定理表明市場規(guī)模擴大能促進分工從而實現(xiàn)經(jīng)濟增長；因此，市場分割會限制市場規(guī)模，使各地?zé)o法根據(jù)比較優(yōu)勢進行分工，不能充分發(fā)揮各地優(yōu)勢，從而阻礙經(jīng)濟增長。而在有規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)的行業(yè)，市場分割還會阻礙規(guī)模經(jīng)濟的實現(xiàn)。

市場分割對地區(qū)經(jīng)濟增長的總效果取決于有利和有害兩方面效果的力量對比。雖然通過市場分割保護本地市場對經(jīng)濟增長有一定的促進作用，但由于一個地區(qū)的市場較小，這種促進作用有限。如果各地區(qū)相互開放市場，本地有比較優(yōu)勢的行業(yè)可以在整個國內(nèi)市場獲得更多銷量；此外，本地企業(yè)在競爭壓力下可以實現(xiàn)優(yōu)勝劣汰，獲得更多發(fā)展的動力，從而帶動地區(qū)經(jīng)濟增長。所以，本文認為總體上市場分割不利于地區(qū)經(jīng)濟增長。這就是本文第二個理論假設(shè)：

假設(shè)2：市場分割總體上不利于地區(qū)經(jīng)濟增長。

二、模型及變量

（一）模型設(shè)定

我們采用常用的道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)表示經(jīng)濟增長：

式（1）中，Yit、Ait、Kit、Lit分別表示i地區(qū)t期的國內(nèi)生產(chǎn)總值、全要素生產(chǎn)率、物質(zhì)資本存量和勞動力數(shù)量；系數(shù)α、β都大于0。根據(jù)新經(jīng)濟增長理論，同時借鑒Levin和Raut〔19〕、Miller和Upadhyay〔20〕、盛斌和毛其淋〔15〕的方法，將全要素生產(chǎn)率表示為外貿(mào)開放、市場分割和人力資本的函數(shù)：

式（2）中，Ait、openit、segit、Hit分別表示i地區(qū)t期的全要素生產(chǎn)率、外貿(mào)開放、市場分割和人力資本。所以，各地區(qū)的道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)可以表示為：

對式（3）兩邊同時除以勞動力數(shù)量Lit，得到人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的函數(shù)：

式（4）中，Yit/Lit是人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，用yit代替；Kit/Lit是人均資本存量，用kit代替。對式（4）兩邊取對數(shù)，得到：

我們將lnf（openit，segit，Hit）寫成線性函數(shù)形式：

式（7）表明了經(jīng)濟增長的主要影響因素。其中，外貿(mào)開放度和市場分割兩個因素是我們關(guān)心的主要解釋變量，其他因素作為控制變量。此外，參考相關(guān)文獻〔15-16〕的做法，將政府支出也作為控制變量加入式（7）中，得到我們將要估計的最終模型式（8）：

其中，govit、εit分別表示i地區(qū)t期的政府支出和隨機誤差項。

（二）變量計算

1.經(jīng)濟增長

用各地區(qū)人均實際GDP的對數(shù)值表示，從而解釋變量的系數(shù)就表示對經(jīng)濟增長率的影響。人均實際GDP用實際GDP除以年均常住人口得到。實際GDP用歷年各地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)與基期年份的名義GDP計算得到；年均常住人口用年末常住人口與上年末常住人口的平均值表示。

2.貿(mào)易開放度

用外貿(mào)依存度表示。傳統(tǒng)的外貿(mào)依存度是用各地區(qū)進出口額除以該地區(qū)的GDP算出。其中，進出口額用人民幣兌美元的各年平均匯率換算為人民幣金額，然后用各地區(qū)歷年的商品零售價格指數(shù)換算成基期年份的不變價金額；各地區(qū)GDP采用實際GDP。

Patrick等認為，隨著一個地區(qū)經(jīng)濟規(guī)模和人口的增長，地區(qū)內(nèi)部貿(mào)易和服務(wù)部門所占比重會增大，傳統(tǒng)外貿(mào)依存度會有向下的偏差〔21〕。為了消除GDP和人口規(guī)模的不同導(dǎo)致的外貿(mào)依存度偏差，借鑒Patrick等的方法計算修正外貿(mào)依存度。首先估計下列回歸方程：

其中，TDit、GDPit和popit分別表示i地區(qū)t期的傳統(tǒng)外貿(mào)依存度、國內(nèi)生產(chǎn)總值和常住人口，ln表示取自然對數(shù)。剔除不顯著系數(shù)并克服共線性影響后，得到傳統(tǒng)貿(mào)易開放度的估計值。最后，修正的貿(mào)易依存度。如果修正的外貿(mào)依存度大于1，說明該地區(qū)控制經(jīng)濟和人口規(guī)模影響后的外貿(mào)開放水平高于各地區(qū)的平均水平；如果小于1，則說明該地區(qū)的外貿(mào)開放水平低于平均水平。本文將使用調(diào)整的外貿(mào)依存度進行基準(zhǔn)回歸，使用傳統(tǒng)外貿(mào)依存度進行穩(wěn)健性檢驗。

3.市場分割指數(shù)

市場分割指數(shù)采用桂琦寒等的相對價格法〔22〕計算。假設(shè)Pikt和Pjkt分別表示k商品t期在i和j兩地的價格，由于兩地之間存在交易成本，Pikt和Pjkt不會完全相等?；凇氨ā背杀灸Ｐ停俣▋傻刂g的商品交易成本是價格的一定比例cij（0＜cij＜1），則當(dāng)Pikt（1-cij）＞Pjkt或者Pjkt（1-cij）＞Pikt時，存在套利空間，兩地之間會有商品貿(mào)易。由于套利的存在，Pikt/Pjkt趨向于在無套利區(qū)間［1-cij，1/（1-cij）］內(nèi)波動。當(dāng)市場分割降低時，交易成本cij降低，則無套利區(qū)間會收窄，Pikt/Pjkt的波動范圍會收斂；相對價格對數(shù)的一 階 差 分 ΔQijkt=｜ln（Pikt/Pjkt）-ln（Pikt-1/Pjkt-1）｜=｜lnPikt/Pikt-1）-lnPjkt/Pjkt-1）｜，也會收斂。于是，ΔQijkt在不同商品之間的方差Var（ΔQijkt）能反映市場分割程度；而ΔQijkt可以采用商品價格指數(shù)來計算。

由于ΔQijkt受商品異質(zhì)性的影響，為準(zhǔn)確反映市場分割程度，在計算方差之前，需消除商品異質(zhì)性。首先計算ΔQijkt在所有地區(qū)組合i和j之間的平均值，然后用ΔQijkt減掉該平均值，得到不包含商品異質(zhì)性的qijkt。計算qijkt在不同商品之間的方差Var（qijkt），就得到i、j兩地之間t期的市場分割指數(shù)segijt。而t期i省與其他地區(qū)的平均市場分割指數(shù)segit，有兩種計算方法。第一種方法是桂琦寒等〔22〕的方法，計算該省與相鄰省份市場分割指數(shù)的平均值；第二種方法是計算該省與其他所有省份市場分割指數(shù)的平均值。本文將以第二種方法計算基準(zhǔn)回歸中的市場分割指數(shù)；而第一種方法將在穩(wěn)健性檢驗時用到。

本文采用的相對價格是各省份在研究期內(nèi)的商品零售價格環(huán)比指數(shù)。商品種類包括食品、飲料煙酒、服裝鞋帽、紡織品、家用電器及音像器材、文化辦公用品、日用品、體育娛樂用品、交通通信用品、家具、化妝品、金銀珠寶、中西藥品及醫(yī)療保健用品、書報雜志及電子出版物、燃料、建筑材料及五金電料等十六類。

4.人力資本

用人均受教育年限表示。人均受教育年限根據(jù)不同學(xué)歷的人口比例加權(quán)平均計算，各學(xué)歷的受教育年數(shù)為：小學(xué)6年，初中9年，高中12年，大專及以上平均設(shè)為16年。不同學(xué)歷的人口比例根據(jù)國家統(tǒng)計局每年的人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)計算。

5.人均資本存量

用資本存量除以從業(yè)人員數(shù)得到。資本存量參考萬東華〔23〕的方法，用下面兩個公式推算：

其中，Kit、Kit-1和Ki0分別為i省份第t、t-1和0期的資本存量，δ為平均折舊率，Iit和Ii0分別是i省份第t和0期的固定資產(chǎn)投資額，gi表示i省份的固定資產(chǎn)投資平均增長率，di表示i省份的平均折舊率。固定資產(chǎn)投資額用各省歷年新增固定資產(chǎn)表示。各省固定資產(chǎn)投資增長率通過計算2009年到2017年新增固定資產(chǎn)平均增長率得到；由于2018年和2019年的固定資產(chǎn)投資額未公布，以平均增長率預(yù)測得出。各省固定資產(chǎn)折舊率參照相關(guān)研究〔24-26〕，統(tǒng)一采用5%。

6.政府支出規(guī)模

用各省政府一般公共預(yù)算支出占該地區(qū)GDP的比重表示。

7.勞動力數(shù)量

用各省從業(yè)人員數(shù)表示。

以上所有變量的數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和各省統(tǒng)計年鑒；西藏的數(shù)據(jù)不全，沒有納入研究范圍。所有變量組成了30個省2009年到2019年的面板數(shù)據(jù)；計算變量的不變價時以2009年為基期。

（三）變量統(tǒng)計描述

所有變量的統(tǒng)計特征見表1。為了與實證模型保持一致，對人均GDP、人均資本存量和勞動力數(shù)量取自然對數(shù)；取對數(shù)也有助于消除異方差的影響。

表1 變量統(tǒng)計特征（觀測數(shù)=330）

三、基準(zhǔn)回歸及穩(wěn)健性檢驗

（一）基準(zhǔn)回歸分析

本文數(shù)據(jù)是短面板數(shù)據(jù)，可以采用混合回歸（POOLED）、固定效應(yīng)（FE）和隨機效應(yīng)（RE）三種模型估計式（8），結(jié)果見表2。為了確定哪個模型更有效，需要進行一系列檢驗。對固定效應(yīng)模型進行冗余固定效應(yīng)F檢驗，統(tǒng)計量對應(yīng)的P值接近于零，拒絕了個體非觀測效應(yīng)都為零的原假設(shè)；說明固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合回歸模型。對隨機效應(yīng)模型進行LM檢驗，統(tǒng)計量對應(yīng)的P值接近于零；說明隨機效應(yīng)模型也優(yōu)于混合回歸模型。對固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的兩個估計結(jié)果進行Hausman檢驗；檢驗結(jié)果強烈拒絕了個體非觀測效應(yīng)與解釋變量不相關(guān)的原假設(shè)，最終證明固定效應(yīng)模型更合適。

固定效應(yīng)模型估計結(jié)果顯示，外貿(mào)開放度的系數(shù)為正而其平方項的系數(shù)為負，兩個系數(shù)都在1%水平上顯著；這說明外貿(mào)開放度與經(jīng)濟增長之間存在倒U型關(guān)系。也就是說，在一定范圍內(nèi)隨著外貿(mào)開放度的提高，其對經(jīng)濟增長的促進作用增大，但當(dāng)外貿(mào)開放超過一定限度后，其對經(jīng)濟增長的促進作用會減弱。經(jīng)測算，倒U型頂點對應(yīng)調(diào)整的外貿(mào)開放度為56.5%。除上海外，其他所有省份的外貿(mào)開放度都沒有達到56.5%，繼續(xù)擴大外貿(mào)開放能促進經(jīng)濟更快增長。上海的外貿(mào)開放度已經(jīng)超過56.5%，說明外貿(mào)開放對上海經(jīng)濟增長的促進作用已經(jīng)減弱；這說明外貿(mào)開放應(yīng)保持在適度水平。因此，理論假設(shè)1是正確的。

市場分割的系數(shù)為負而其平方項的系數(shù)為正，兩個系數(shù)都在1%水平上顯著；這說明市場分割與經(jīng)濟增長之間存在U型關(guān)系。也就是說，在一定范圍內(nèi)市場分割越嚴重，經(jīng)濟增長遭受的阻礙作用越大，當(dāng)市場分割超過一定限度后其對經(jīng)濟增長的阻礙作用會下降。我國各省的市場分割指數(shù)都在0.7到8.6之間，根據(jù)估計系數(shù)計算，各省的市場分割總體上都對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了阻礙作用。理論假設(shè)2得到了證實。

從控制變量來看，人口增長率和人力資本的系數(shù)為正且顯著，說明增加人口數(shù)量和提高人口素質(zhì)都有利于經(jīng)濟增長。人均資本存量的系數(shù)也為正且顯著，說明物質(zhì)資本投資有利于經(jīng)濟增長；這與各種經(jīng)濟增長理論的觀點是一致的。政府支出的系數(shù)不顯著，說明政府支出沒有對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著影響。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果是否可靠，從下列三個方面進行穩(wěn)健性檢驗。

1.考慮內(nèi)生性問題

固定效應(yīng)模型的關(guān)鍵假定是解釋變量是外生的；為保證外貿(mào)開放度和市場分割指數(shù)這兩個關(guān)鍵解釋變量的估計結(jié)果是無偏的，有必要關(guān)注兩個變量的內(nèi)生性問題。內(nèi)生性問題可能來自測量誤差、遺漏解釋變量，也可能來自因變量與解釋變量的雙向因果關(guān)系。從理論上說，外貿(mào)開放和市場分割會影響經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長反過來也可能影響外貿(mào)開放和市場分割。比如經(jīng)濟落后的地區(qū)為了保護地方企業(yè)，可能會阻止國外產(chǎn)品或國內(nèi)其他地區(qū)產(chǎn)品進入本地市場，從而降低了外貿(mào)開放度或增加了市場分割程度；而經(jīng)濟增長迅速的地區(qū)，擁有更強的競爭力，會更傾向于開放市場，從而擁有較高的外貿(mào)開放度或較低的國內(nèi)市場分割程度。

為克服可能存在的內(nèi)生性問題，選擇工具變量替代外貿(mào)開放度和市場分割兩個變量，重新估計固定效應(yīng)模型。借鑒黃玖立和李坤望〔5〕的做法，選擇海外市場接近度作為外貿(mào)開放度的工具變量。每個省份的海外市場接近度用省會城市距海岸線最近距離的倒數(shù)乘以100算出。沿海省份到海岸線的距離采用內(nèi)部距離〔27〕，非沿海省份距海岸的距離等于該省省會到最近的沿海省份省會的距離①省會之間的距離用公式R·arccos［cosβ1cosβ2cos（α1-α2）+sinβ1sinβ2］計算，其中R為地球大圓半徑，α1、α2分別是兩個省會城市的經(jīng)度，β1、β2分別是兩個省會城市的緯度。加上該沿海省份的內(nèi)部距離。每個省份海外市場接近度的歷年數(shù)據(jù)用該省海外市場接近度乘以該年的平均匯率得到。此外，還用外貿(mào)開放度的滯后一期作為外貿(mào)開放度的第二個工具變量；用市場分割的滯后一期作為市場分割的工具變量。然后，采用對異方差和序列相關(guān)更為穩(wěn)健的GMM方法估計工具變量模型，結(jié)果見表2第四列。

選擇的工具變量只有滿足相關(guān)性和外生性，估計結(jié)果才是可靠的。為此，對工具變量進行了一系列檢驗。Anderson-RubinWald F統(tǒng)計量對應(yīng)的P值接近零，拒絕了所有內(nèi)生變量回歸系數(shù)之和等于零的原假設(shè)，說明工具變量滿足相關(guān)性的要求；Sargan-Hansen統(tǒng)計量的伴隨概率為0.556 7，沒有拒絕所有工具變量都是外生變量的原假設(shè)，證明工具變量是外生的。Anderson canon.corr.LM統(tǒng)計量的伴隨概率接近零，拒絕了工具變量識別不足的原假設(shè)，證明不存在識別不足的問題。上述檢驗都證明選擇的工具變量是合理的。

工具變量法的估計結(jié)果與固定效應(yīng)模型的結(jié)果基本一致。主要解釋變量系數(shù)的正負號和顯著性水平?jīng)]有發(fā)生變化，系數(shù)絕對值變大，說明控制內(nèi)生性后解釋變量對經(jīng)濟增長的影響增大。這證明外貿(mào)開放度與經(jīng)濟增長之間仍存在倒U型關(guān)系；市場分割與經(jīng)濟增長之間仍存在U型關(guān)系?？刂谱兞康南禂?shù)符號也沒有變化；政府支出的系數(shù)仍然不顯著，其他控制變量的系數(shù)仍然是顯著的。這說明控制內(nèi)生性后兩個理論假設(shè)仍然成立，固定效應(yīng)的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.改變變量測算方法

變量的測算方法不同，會引起研究數(shù)據(jù)不同，可能會得出不同的研究結(jié)論。為此，我們改變外貿(mào)開放度和市場分割指數(shù)兩個主要解釋變量的測算方法，檢驗研究結(jié)論是否穩(wěn)健。測算外貿(mào)開放度時，不再使用修正的外貿(mào)依存度，直接采用傳統(tǒng)的外貿(mào)依存度。各省份的市場分割指數(shù)不再用該省份與所有國內(nèi)其他省份的市場分割指數(shù)的平均值計算，而是用該省份與所有相鄰省份市場分割指數(shù)的平均值計算。重新估計固定效應(yīng)模型，結(jié)果見表2第五列。由于兩個主要解釋變量的數(shù)據(jù)發(fā)生了變化，得到的估計系數(shù)也有所變化；但研究結(jié)論沒有發(fā)生變化。貿(mào)易開放的系數(shù)仍然為正，貿(mào)易開放平方項的系數(shù)仍然為負且系數(shù)都顯著，再次說明貿(mào)易開放和經(jīng)濟增長之間存在倒U型關(guān)系；理論假設(shè)1仍然成立。市場分割的系數(shù)仍然為負且顯著，而其平方項的系數(shù)仍然為正而不再顯著，這說明市場分割與經(jīng)濟增長之間的U型關(guān)系不顯著；但由于市場分割系數(shù)顯著為負，證明市場分割會阻礙經(jīng)濟增長，理論假設(shè)2仍然成立?？刂谱兞康南禂?shù)大小、正負號和顯著性都沒有變化?？傮w上看，固定效應(yīng)估計結(jié)果仍是穩(wěn)健的。

3.剔除極端樣本點

極端樣本點可能會導(dǎo)致估計結(jié)果出現(xiàn)偏誤。為此，我們剔除極端樣本點后重新估計，看研究結(jié)論有沒有變化。首先算出各省歷年的平均貿(mào)易開放度，然后剔除貿(mào)易開放度最高的10%和最低的10%的省份，包括上海、天津、廣東、貴州、青海、湖南；對平均市場分割指數(shù)最高的10%和最低的10%省份也剔除，包括天津、海南、青海、安徽、湖北、遼寧。由于天津和青海重復(fù)，總共剔除了10個省份的數(shù)據(jù)。最后用剩余的20個省份數(shù)據(jù)重新估計固定效應(yīng)模型，估計結(jié)果與用所有省份數(shù)據(jù)估計的結(jié)果基本一致，見表2第六列。貿(mào)易開放度的系數(shù)為正而其平方項系數(shù)為負，兩個系數(shù)都在1%水平上顯著；這證明剔除極端樣本點后，貿(mào)易開放和經(jīng)濟增長之間仍然存在倒U型關(guān)系；理論假設(shè)1仍然成立。市場分割的系數(shù)為負且顯著，說明市場分割會阻礙經(jīng)濟增長，理論假設(shè)2仍然成立。而與改變變量測算方法時一樣，市場分割的平方項系數(shù)為正但不顯著，說明市場分割與經(jīng)濟增長的U型關(guān)系確實不明顯；但這不違背理論假設(shè)2。政府支出的系數(shù)增大且變顯著，說明這些省份的政府支出對經(jīng)濟增長的效果更加明顯。其他所有控制變量的系數(shù)符號和顯著性都沒有變化，系數(shù)大小也變化不大。因此，固定效應(yīng)估計結(jié)果總體上是穩(wěn)健的。

表2 基準(zhǔn)回歸和穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

四、結(jié)論及啟示

本研究表明，外貿(mào)開放能促進我國各省經(jīng)濟增長，但當(dāng)外貿(mào)開放程度達到一定拐點后，外貿(mào)開放對經(jīng)濟增長的促進作用會減弱。當(dāng)前絕大多數(shù)省份繼續(xù)擴大外貿(mào)開放會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生更大的促進作用；但上海外貿(mào)開放已經(jīng)超過拐點，外貿(mào)開放對上海經(jīng)濟增長的促進作用開始減弱。因此，經(jīng)濟發(fā)展不能過度依賴外貿(mào)開放，應(yīng)更多依靠內(nèi)需拉動。國際經(jīng)驗也表明，一個國家或地區(qū)的收入水平越高，內(nèi)需在經(jīng)濟增長中發(fā)揮的作用越大，而外需對經(jīng)濟增長的作用會越小。目前我國已經(jīng)全面實現(xiàn)小康社會，隨著各地區(qū)收入水平的提高，經(jīng)濟增長也會更多依靠內(nèi)需拉動。因此，在國內(nèi)國際雙循環(huán)的新發(fā)展格局中，在適度依靠國際循環(huán)發(fā)展經(jīng)濟的同時，要以國內(nèi)大循環(huán)為主體。

本研究表明，我國各省仍然存在一定程度的市場分割，市場分割阻礙了各省經(jīng)濟增長。依靠國內(nèi)大循環(huán)發(fā)展經(jīng)濟，需要破除市場分割，實現(xiàn)產(chǎn)品跨地區(qū)自由流動。產(chǎn)品能自由銷售到其他地區(qū)，企業(yè)才能大規(guī)模銷售和實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟；才能通過充分競爭促進企業(yè)技術(shù)革新并提升服務(wù)；各地區(qū)也才能在競爭中找到并發(fā)揮本地的比較優(yōu)勢。為破除市場分割，應(yīng)廢除影響產(chǎn)品自由流動的地方保護性規(guī)章，實現(xiàn)全國范圍內(nèi)的市場統(tǒng)一和開放；也要不斷降低導(dǎo)致市場分割的自然障礙，暢通國內(nèi)運輸、不斷降低物流成本?？傊瑸榘l(fā)揮國內(nèi)大循環(huán)對經(jīng)濟發(fā)展的主體作用，應(yīng)采取措施破除市場分割。