李向陽(yáng) 趙永輝 柯稚暉

1 引 言

自改革開放以來，尤其是在入世之后，隨著我國(guó)對(duì)外開放力度不斷提高，中國(guó)對(duì)外貿(mào)易獲得了長(zhǎng)足發(fā)展，進(jìn)出口規(guī)模從2001年的5097億美元上升到2021年的6.05萬億美元，年均增幅高達(dá)12.5%，遠(yuǎn)超同期世界貿(mào)易5.04%的平均增速，中國(guó)也在2013年超越美國(guó)躋身世界第一貿(mào)易大國(guó)。同期GDP增長(zhǎng)率與進(jìn)出口規(guī)模增長(zhǎng)率相關(guān)系數(shù)高達(dá)73.5%。2022年前四個(gè)月雖受疫情和國(guó)際多重不確定性影響，我國(guó)外貿(mào)進(jìn)出口仍呈高速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，同比增長(zhǎng)7.9%①貿(mào)易規(guī)模數(shù)據(jù)和2022年前4個(gè)月數(shù)據(jù)來自海關(guān)總署，口徑為海關(guān)統(tǒng)計(jì)進(jìn)出口貨物貿(mào)易總額，http://fxs.customs.gov.cn/customs/302249/zfxx gk/2799825/302274/302275/3511722/index.html,貿(mào)易平均增長(zhǎng)率由作者計(jì)算得到；世界貿(mào)易增長(zhǎng)數(shù)據(jù)來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)。GDP增長(zhǎng)率來自于CEIC中國(guó)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。毋庸置疑，實(shí)施積極的對(duì)外開放戰(zhàn)略為中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)騰飛和保持穩(wěn)定增長(zhǎng)發(fā)揮了重要作用（裴長(zhǎng)洪，2013［1］）。以擴(kuò)大開放為契機(jī)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)在深度參與、融入全球化的同時(shí)，也獲得了經(jīng)濟(jì)一體化帶來的益處：在過去十五年，中國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模大約擴(kuò)大了10倍，與世界主要國(guó)家的差距迅速縮小②2000年，中國(guó)經(jīng)濟(jì)總量約為8.9萬億元人民幣，按可比價(jià)匯率計(jì)算首次突破1萬億美元；加入WTO之后，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度加快，2005年GDP總值突破2萬億美元，2009年超過5萬億美元。到2014年，中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值達(dá)到636463億元，以美元計(jì)首次突破10萬億美元大關(guān)（2015.1.20，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，《2014年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》）。從跨入“1萬億美元俱樂部”到突破10萬億美元，中國(guó)用時(shí)14年；相比之下，美國(guó)1970年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值約為1萬億美元，早于中國(guó)30年，但直到2001年美國(guó)GDP才達(dá)到10萬億美元，從1萬億到10萬億，美國(guó)用時(shí)31年。，對(duì)世界經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易活動(dòng)的影響不斷增大。在一定程度上，可以說正是得益對(duì)外貿(mào)易的強(qiáng)勁發(fā)展，才有力支撐了我國(guó)外向型經(jīng)濟(jì)的壯大成長(zhǎng)（包群和劉蓉，2008［2］；郝園園和曹洪忠，2020［3］）。

與此同時(shí)，細(xì)觀地區(qū)發(fā)展實(shí)踐則易發(fā)現(xiàn)，我國(guó)各地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展并不均衡，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展相差懸殊（陸銘和陳釗，2009［4］）。東部地區(qū)借助開放契機(jī)率先進(jìn)行改革，分享了發(fā)展的大部分紅利；中西部則受制于政策體制及基礎(chǔ)條件，其發(fā)展遠(yuǎn)滯后于東部地區(qū)（范子英，2014［5］）。以收入差距為例，中國(guó)以人均收入衡量的基尼系數(shù)在進(jìn)入新世紀(jì)后顯著上升，從2000年0.417上升到2008年0.491最高點(diǎn)，此后雖有下降，但2020年依然高達(dá)0.468③基尼系數(shù)所用人均收入數(shù)據(jù)來自歷年《中國(guó)財(cái)政年鑒》，由作者計(jì)算得出。2020年數(shù)據(jù)來自于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站：http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202109/t20210929_1822623.html。；分區(qū)域來看，中國(guó)經(jīng)濟(jì)總量向東集中的趨勢(shì)自改革開放之后不斷強(qiáng)化，東部10省（市）經(jīng)濟(jì)份額由1978年43.6%上升到2021年的52.2%，提高8.6%；西部12省（市）由20.8%上升為21.0%，升幅0.2%；東北3省降幅較大，由14.0%下降為4.7%，降幅9.3%④國(guó)家統(tǒng)計(jì)局普查中心，《30年地區(qū)發(fā)展：絕對(duì)差距在擴(kuò)大》，2012年11月07日《中國(guó)投資》，http://finance.sina.com.cn/roll/20121107/162513605464.shtml。2021年數(shù)據(jù)來源于CEIC中國(guó)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)（區(qū)域數(shù)據(jù)為季度加總數(shù)據(jù)，按照東部10省，西部12省，中部6省和東北3省來統(tǒng)計(jì)加總）。。在同一個(gè)開放經(jīng)濟(jì)的宏觀環(huán)境下，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的績(jī)效卻呈現(xiàn)了截然不同的表現(xiàn)。針對(duì)這一問題，許多學(xué)者從地理區(qū)位、要素稟賦、制度執(zhí)行、金融政策、發(fā)展戰(zhàn)略導(dǎo)向及自由貿(mào)易協(xié)定等視角進(jìn)行過深入研究（Yao 和 Zhang，2001［6］；孫曉華等，2015［7］；陸銘，2015［8］；郝園園和曹洪忠，2020［3］）。本文的疑問則是，我國(guó)地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的績(jī)效差別，是否也跟開放機(jī)制在不同地區(qū)所適用的環(huán)境有關(guān)？如果其政策實(shí)施的效果和潛力發(fā)揮存在差別，又是什么原因?qū)е铝诉@一差別？

在現(xiàn)實(shí)中，從我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的實(shí)踐看，正確評(píng)估地區(qū)對(duì)外開放的作用效果，同樣繞不開內(nèi)涵其中的市場(chǎng)化改革的影響。一方面，對(duì)外開放本身即存在于市場(chǎng)化改革的進(jìn)程之中，與經(jīng)濟(jì)體制改革一脈相承并相互促進(jìn)；另一方面，從傳導(dǎo)機(jī)制看，對(duì)外開放通過專業(yè)化分工、技術(shù)溢出、“學(xué)習(xí)效應(yīng)”等途徑直接或間接影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Damijan和Kostevc，2010［9］），或基于貿(mào)易自由化的競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制來促進(jìn)一國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)進(jìn)而提升微觀企業(yè)的TFP改進(jìn)（Tybout，2003［10］；簡(jiǎn)澤等，2014［11］）。但無論是專業(yè)化分工、“干中學(xué)”、經(jīng)濟(jì)集聚、產(chǎn)業(yè)優(yōu)化或微觀效率提升，都離不開共生其中的經(jīng)濟(jì)秩序重塑及有序競(jìng)爭(zhēng)觀念培育。因此，考慮到中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和對(duì)外開放所遵循的市場(chǎng)化演進(jìn)背景，及經(jīng)濟(jì)體制改革對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展可能存在的制約，都使得有必要在一個(gè)考慮市場(chǎng)一體化改革演進(jìn)的環(huán)境中，重新審視并檢驗(yàn)貿(mào)易開放對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的階段性作用。

本文從市場(chǎng)一體化發(fā)展的視角探究開放機(jī)制對(duì)促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的漸進(jìn)式作用，其研究?jī)r(jià)值在于，以市場(chǎng)一體化的漸進(jìn)式改革為切入，可以為探討地區(qū)發(fā)展的差別化績(jī)效成因給予一個(gè)不同于傳統(tǒng)視角的解讀⑤現(xiàn)有研究認(rèn)為，導(dǎo)致中國(guó)各地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展殊異的內(nèi)在動(dòng)因大致可以歸結(jié)為源自資源稟賦、地理區(qū)位、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、發(fā)展政策（包括產(chǎn)業(yè)政策、發(fā)展戰(zhàn)略等）以及所有制體制等方面的差別所致（陸銘、陳釗，2009；范子英，2014；陸銘，2015）；對(duì)貿(mào)易影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的途徑，則多數(shù)從進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)（簡(jiǎn)澤等，2014）、出口學(xué)習(xí)效應(yīng)（Kerr，2008）及技術(shù)溢出效應(yīng)（Grossman &Helpman，1991）等視角分析。但上述分析或多或少都忽視了影響這些機(jī)制發(fā)揮作用的制度執(zhí)行環(huán)境，而良好的市場(chǎng)化改革則是資源配置和調(diào)節(jié)機(jī)制能夠有效運(yùn)行的前提和先導(dǎo)。，進(jìn)而豐富新增長(zhǎng)理論關(guān)于開放機(jī)制影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展路徑和渠道的研究。不僅如此，從動(dòng)態(tài)視角研究開放機(jī)制發(fā)揮作用的基礎(chǔ)條件，有助于理解應(yīng)對(duì)新時(shí)期外貿(mào)政策調(diào)整對(duì)轉(zhuǎn)型發(fā)展的影響，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)開始步入從高速向中高速轉(zhuǎn)變的換檔期、貿(mào)易發(fā)展又面臨新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換尚未完成的大背景下，外需乏力一定程度上影響了宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)健增長(zhǎng)，這也需要重新認(rèn)知并辨識(shí)二者之間的作用關(guān)聯(lián)。“十九大”以后，中央明確提出“要加快構(gòu)建開放型經(jīng)濟(jì)新體制、發(fā)展更高水平的對(duì)外開放”，強(qiáng)調(diào)“要以開放發(fā)展為理念推動(dòng)新一輪高水平對(duì)外開放，以開放促改革、促發(fā)展”①2015年9月17日，《中共中央、國(guó)務(wù)院關(guān)于構(gòu)建開放型經(jīng)濟(jì)新體制的若干意見》；2017年1月17日，《關(guān)于擴(kuò)大對(duì)外開放積極利用外資若干措施的通知》（國(guó)發(fā)〔2017〕5號(hào)）。，而開放型經(jīng)濟(jì)新體制的構(gòu)建，尤為需要相關(guān)要素市場(chǎng)建設(shè)和制度性配套措施的有序跟進(jìn)，這其中，又首推市場(chǎng)秩序和平等競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境的重塑。這與本文強(qiáng)調(diào)要推進(jìn)市場(chǎng)一體化的制度設(shè)計(jì)理念相契合。

本文其余部分安排如下：第二部分為相關(guān)研究的文獻(xiàn)述評(píng)；第三部分是研究設(shè)計(jì)，包括模型構(gòu)建與指標(biāo)設(shè)定；第四部分為實(shí)證結(jié)果及分析；第五部分進(jìn)一步考察市場(chǎng)化改革推進(jìn)的空間關(guān)聯(lián)影響；最后為本文結(jié)論。

2 文獻(xiàn)評(píng)述

有關(guān)貿(mào)易開放機(jī)制影響一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究由來已久。早期的新古典理論即指出，對(duì)外貿(mào)易可以通過專業(yè)分工、市場(chǎng)進(jìn)入、技術(shù)擴(kuò)散等途徑推動(dòng)一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Levine和Renelt，1992［12］；Sachs和Warner，1995［13］）。新增長(zhǎng)理論也證實(shí)，對(duì)外開放有利于促進(jìn)行業(yè)間技術(shù)溢出、生產(chǎn)效率提升進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Kavoussi，1984［14］）。Barro和 Sala-I-Martin（1995）［15］的研究認(rèn)為，在開放經(jīng)濟(jì)下，總產(chǎn)出除了與資本、勞動(dòng)力、土地等要素投入有關(guān)之外，也經(jīng)常受外部經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的影響，前者通過數(shù)量增加體現(xiàn)為對(duì)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的拉動(dòng)，后者則通過改善政策質(zhì)量、引進(jìn)技術(shù)、參與國(guó)際分工以及通過改造全球化生產(chǎn)所需的制度規(guī)則等方式影響要素配置進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。隨著基于實(shí)踐的理論研究的深入，更多學(xué)者傾向于認(rèn)定開放政策在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面可能存在階段性目標(biāo)，其不僅會(huì)受到地區(qū)發(fā)展基礎(chǔ)條件的制約，同時(shí)開放體制促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正相關(guān)特征，也并不總是顯著成立（Rodriguez 和 Rodrick，2001［16］）。如Singh（2010）［17］的研究即證實(shí)，對(duì)外貿(mào)易對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響要受到經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和發(fā)展階段的顯著影響，并指出除各國(guó)經(jīng)濟(jì)的實(shí)踐可以證偽之外②如在亞洲、拉美以及許多非洲國(guó)家，貿(mào)易開放并沒有能使這些國(guó)家從經(jīng)濟(jì)全球化中明顯受益，相反，許多落后國(guó)家被卷入了世界原材料供應(yīng)市場(chǎng)，或被鎖定在全球化分工的低端生產(chǎn)鏈條，經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展導(dǎo)致這些國(guó)家愛對(duì)外貿(mào)易條件不斷惡化、貿(mào)易開放的紅利難以顯現(xiàn)。，實(shí)證研究結(jié)論的穩(wěn)健性也會(huì)受到指標(biāo)度量及研究方法的限制。Kim (2011)［18］的研究證實(shí)了Singh（2010）［17］的論斷。③有關(guān)貿(mào)易開放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間非穩(wěn)健性關(guān)系的研究，早期成果可見Rodriguez 和Rodrik（2001）的綜述，近期研究可參見Singh（2010）。

經(jīng)過多年改革開放的實(shí)踐，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在動(dòng)力發(fā)生了深刻變化。當(dāng)前，在中國(guó)開放型經(jīng)濟(jì)逐步推開和深化的背景下，外部因素更容易通過貿(mào)易活動(dòng)影響國(guó)內(nèi)需求和消費(fèi)結(jié)構(gòu)（盛斌和毛其淋，2011［19］）。與此同時(shí)，在內(nèi)生發(fā)展方面，通過經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型、引入競(jìng)爭(zhēng)，以市場(chǎng)化為導(dǎo)向的體制改革極大調(diào)動(dòng)了地方政府主體發(fā)展經(jīng)濟(jì)的積極性（Jin 等，2005［20］），圍繞現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展理念進(jìn)行的市場(chǎng)秩序調(diào)整、契約規(guī)則遵守、競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)培育以及科學(xué)發(fā)展理念等一系列制度軟環(huán)境的改善，對(duì)提升地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)績(jī)效、優(yōu)化區(qū)域發(fā)展布局意義重大（樊綱等，2003［21］）。隨著對(duì)外開放和對(duì)內(nèi)改革并行深入，市場(chǎng)機(jī)制在有序調(diào)節(jié)資源配置及保障經(jīng)濟(jì)運(yùn)行方面的作用不斷增強(qiáng)，改革深化為開放水平的提升創(chuàng)造了契機(jī)和環(huán)境，為有效調(diào)動(dòng)市場(chǎng)需求、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)、提振微觀主體經(jīng)濟(jì)活力起到了顯著效果（樊綱等，2011［22］）。對(duì)外開放則通過產(chǎn)業(yè)分工、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)、技術(shù)外溢和人力資本配置（李世剛等，2021［23］）等途徑影響自主創(chuàng)新能力（張寬等，2019［24］）和TFP進(jìn)而改善經(jīng)濟(jì)效率。不過，其促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效應(yīng)，可能會(huì)因受制不同地區(qū)市場(chǎng)化改革進(jìn)程推進(jìn)的成效高低而有差別（陳福中和陳誠(chéng)，2013［25］），同時(shí)也在技術(shù)水平、人力資本和就業(yè)等三方面呈現(xiàn)明顯異質(zhì)性（彭剛等，2020［26］）。

在轉(zhuǎn)軌時(shí)期的中國(guó)，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)除了源自改革內(nèi)部的沖擊之外，也有來自貿(mào)易自由化的外部壓力（簡(jiǎn)澤等，2014［11］）。相比于中西部，東部地區(qū)在勞動(dòng)力素質(zhì)、市場(chǎng)觀念、產(chǎn)權(quán)保護(hù)及契約遵守等有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展和市場(chǎng)機(jī)制發(fā)揮的要件方面，要顯著優(yōu)于中西部，這使得擴(kuò)大開放導(dǎo)致的競(jìng)爭(zhēng)壓力傳導(dǎo)，很可能會(huì)對(duì)市場(chǎng)主體的增長(zhǎng)績(jī)效提供差別激勵(lì)，東部地區(qū)會(huì)更容易形成激勵(lì)競(jìng)爭(zhēng)的正向行業(yè)促進(jìn)效果，而中西部地區(qū)則限于技術(shù)、稟賦等缺陷而容易導(dǎo)致競(jìng)爭(zhēng)失衡的負(fù)向抑制效應(yīng)（孫曉華等，2015［7］）。因此，市場(chǎng)化更高、市場(chǎng)觀念更成熟的東部地區(qū)借助競(jìng)爭(zhēng)提升地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展績(jī)效的機(jī)率也會(huì)更高（陳福中和陳誠(chéng)，2013［25］）。不僅如此，從適應(yīng)微觀發(fā)展的軟環(huán)境看，在應(yīng)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新、抵御市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)和規(guī)范企業(yè)治理方面，東部沿海地區(qū)在支持研發(fā)、調(diào)度市場(chǎng)機(jī)制及規(guī)范企業(yè)自營(yíng)自治方面，無疑也擁有更明顯的制度優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而能夠?yàn)殚_放經(jīng)濟(jì)的作用發(fā)揮帶來更大程度的積極加持。同時(shí)，在政府動(dòng)員、公共服務(wù)及治理經(jīng)濟(jì)運(yùn)行等硬件方面，與東部地區(qū)相比，市場(chǎng)化改革滯后的中西部地區(qū)政府，無論是在治理水平還是在治理效率方面，都與東部地區(qū)存在明顯差距。上述因素均在一定程度上阻滯了落后地區(qū)應(yīng)對(duì)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、融入全球價(jià)值鏈以及參與國(guó)際分工的力度，進(jìn)而制約了開放政策的效應(yīng)發(fā)揮，并拖累地區(qū)現(xiàn)代化的步伐（趙永亮和才國(guó)偉，2009［27］；盛斌和毛其淋，2011［19］）。由此可見，市場(chǎng)化改革會(huì)制約開放機(jī)制的作用發(fā)揮。改革不僅影響宏觀層面的制度設(shè)計(jì)和政策導(dǎo)向，也通過影響資源配置和生產(chǎn)效率最終反映為地區(qū)發(fā)展績(jī)效的差異?？紤]到我國(guó)市場(chǎng)化改革的漸進(jìn)特征可以作為區(qū)分不同地區(qū)發(fā)展階段的天然指標(biāo)，因此在實(shí)證分析中，本文將以各地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程作為梯度變量，進(jìn)而識(shí)別開放機(jī)制與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間可能存在的非線性影響特征。

本文理論研究的貢獻(xiàn)有三點(diǎn)。第一，從現(xiàn)實(shí)背景看，截止2020年底，中國(guó)外貿(mào)依存度依然超過30%，外貿(mào)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)遠(yuǎn)超美、日等發(fā)達(dá)國(guó)家，在當(dāng)下外貿(mào)乏力、內(nèi)需增長(zhǎng)又難以為繼的情況下，本文的研究結(jié)論可以審視開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的區(qū)分效果；第二，從經(jīng)濟(jì)實(shí)踐來說，對(duì)中國(guó)這樣仍處于轉(zhuǎn)型發(fā)展中的大型經(jīng)濟(jì)體而言，對(duì)外開放提升與國(guó)內(nèi)體制改革深化一直是相向而行、互相影響并不斷調(diào)整的，其作用較之開放程度偏低或很高的國(guó)家必然有更為復(fù)雜的關(guān)聯(lián)影響，從而很難以用簡(jiǎn)單的線性作用關(guān)系一言以論。本文認(rèn)同開放與增長(zhǎng)之間可能存在非線性變化關(guān)系的預(yù)判，已有研究對(duì)此也曾有所涉及（包群等，2008［2］），但就目前而言，還鮮有文獻(xiàn)從市場(chǎng)一體化改革進(jìn)程制約貿(mào)易開放作用發(fā)揮的視角對(duì)其進(jìn)行考察和檢驗(yàn)；第三，從實(shí)證研究思路看，傳統(tǒng)研究在分類考察異質(zhì)性樣本時(shí)，多數(shù)按地域或經(jīng)濟(jì)屬性劃分，（如東、中、西部或發(fā)達(dá)、欠發(fā)達(dá)地區(qū)等），其主觀判別的意念偏重，并不能很好地反映由數(shù)據(jù)本身驅(qū)動(dòng)的內(nèi)生性結(jié)構(gòu)突變特質(zhì)，進(jìn)而也不能很好地捕捉非線性影響的集約變動(dòng)趨勢(shì)。本文在實(shí)證分析中將采用Hansen（1999）［28］及Caner和Hansen（2004）［29］發(fā)展的異質(zhì)性門檻模型，來估計(jì)市場(chǎng)化改革對(duì)貿(mào)易開放效應(yīng)發(fā)揮的結(jié)構(gòu)性影響，可以使得論文的估計(jì)結(jié)果更為真實(shí)可信。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 門檻模型設(shè)定

實(shí)證研究分以下兩個(gè)步驟進(jìn)行。首先，從經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)自身特征出發(fā)，識(shí)別各地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展的門檻值，并根據(jù)門檻值劃分相應(yīng)區(qū)間；其次，采用控制固定效應(yīng)的門檻估計(jì)思路，對(duì)不同發(fā)展階段中開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的差別影響進(jìn)行考察。首先建立貿(mào)易開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單門檻模型：

式（1）中，因變量lngwit為各地區(qū)實(shí)際人均gdp增幅，用來表示地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況；openit為門檻依賴變量，表示i地區(qū)在t期的開放程度，市場(chǎng)一體化進(jìn)程mark為影響開放的內(nèi)生門檻變量； I(.)為示性函數(shù)，當(dāng)括號(hào)內(nèi)邏輯判斷條件成立時(shí)，取值為1，否則為0；β1、β2分別對(duì)應(yīng)mark≤γ和mark＞γ兩個(gè)不同區(qū)間門檻依賴變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。Ptt為影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的外部政策，本文選擇用加入WTO（2001年）為分界點(diǎn)構(gòu)造虛擬變量來表征。①在回歸過程中加入Ptt，是考慮到中國(guó)的貿(mào)易開放在進(jìn)入21世紀(jì)后是與加入WTO的作用共生發(fā)展的，二者之間有可能存在一定程度上的關(guān)聯(lián)作用，為了避免因關(guān)聯(lián)指標(biāo)相互作用造成對(duì)回歸估計(jì)的干擾，我們?cè)诨貧w中控制“入世”的影響，盡量區(qū)分干擾貿(mào)易開放發(fā)揮作用的具體路徑或影響。Xit為外生控制變量集，μi表示采取固定效應(yīng)時(shí)各地區(qū)均有一個(gè)不隨時(shí)間變化的效應(yīng)，ft用來控制時(shí)間維度的經(jīng)濟(jì)沖擊，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。對(duì)門檻效應(yīng)的檢驗(yàn)，參照Hansen（1999）［28］的識(shí)別方法，①Hansen（1999）面板門檻模型的基本思想是，依據(jù)“殘差最小化”的思想、利用格子搜索方法尋找結(jié)構(gòu)突變的門檻值，其最大的優(yōu)點(diǎn)是可以依據(jù)數(shù)據(jù)本身的特點(diǎn)來內(nèi)生性地劃分區(qū)間并找出門檻值，因此可以有效地避免人為劃分樣本區(qū)間或二次項(xiàng)模型帶來的偏誤，進(jìn)而正確捕捉門檻作用變量的非線性變化特點(diǎn)，并提高結(jié)構(gòu)回歸模型的估計(jì)效率。當(dāng)存在兩個(gè)門檻時(shí)，可設(shè)定如下雙門檻模型：

式（2）openit中對(duì)因變量lngwit的影響依賴于門檻變量mark：當(dāng)mark≤γ1成立時(shí)，openit對(duì)lngwit的影響為 β1；當(dāng) γ1＜mark≤γ2時(shí)，，openit對(duì)lngwit的影響變?yōu)?β2；當(dāng) mark＞γ2時(shí)，openit對(duì) lngwit的作用則通過β3來體現(xiàn)。上述三個(gè)系數(shù)的顯著性及估值大小即反映了對(duì)應(yīng)不同門檻條件下貿(mào)易開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的階段性作用。

3.2 門檻模型估計(jì)思路

在估計(jì)門檻模型之前，首要任務(wù)是估計(jì)出門檻值γi以及對(duì)應(yīng)的門檻待估系數(shù)βi'，然后再進(jìn)行不同門檻效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)，并進(jìn)而求出門檻值對(duì)應(yīng)的置信區(qū)間。以Hansen（1999）［28］的單門檻模型估計(jì)為例進(jìn)行說明，其單一門檻模型的一般化形式可表述為：

在計(jì)算門檻值γ之前，應(yīng)首先消除所考察樣本中存在的個(gè)體效應(yīng)的影響。我們通過對(duì)每個(gè)觀測(cè)樣本進(jìn)行組內(nèi)去均值化處理。以yit為例，yit*=yit-T-1∑t=1Tyit，其他變量的處理與之類似。由此，式（3）變換為：

為簡(jiǎn)潔表述起見，把式（4）表示為n×k階矩陣，有y*=X*(γ)β+e*。為保證參數(shù)估計(jì)隨機(jī)性，可以將任意的γ0作為初始值賦予γ并采用OLS估計(jì)式（4），由此可以得到β的估計(jì)值值(γ0)及相應(yīng)的殘差平方和：

然后，在γ允許的取值范圍內(nèi)對(duì)S1(γ0)進(jìn)行最小化求解，使殘差平方和最小的γ0即為所求的門檻值（滿足）=arg minS1(γ0)）。在確定之后可以進(jìn)一步求得殘差向量?=?（）以以及對(duì)應(yīng)的殘差平方和：

對(duì)于門檻效應(yīng)顯著性的檢驗(yàn)，首先建立原假設(shè)H0:β1'=β2'以及備擇假設(shè)，，然后通過構(gòu)造基于最小化殘差平方和的F統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)。其中S0為不存在門檻條件下的殘差平方和，S1()則為預(yù)設(shè)存在門檻條件的殘差平方和。對(duì)F統(tǒng)計(jì)量來說，γ為待估參數(shù)無法事前預(yù)知，故F統(tǒng)計(jì)量為非標(biāo)準(zhǔn)分布。依照Hansen（1999）［28］的做法，采用“自舉法”（Bootstrap）獲得其漸進(jìn)分布，并構(gòu)造對(duì)應(yīng)的P值來檢驗(yàn)其顯著性。

雙重門檻以及多重（三重及以上）門檻模型，其估計(jì)思路和分析過程與單門檻模型的估計(jì)類似，不再贅述。

3.3 指標(biāo)界定與數(shù)據(jù)來源

（1）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（lngwit）。遵循既有研究，并排除人口規(guī)模影響，本文使用各地區(qū)人均gdp增長(zhǎng)率表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的變動(dòng)，并通過2000年消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為基準(zhǔn)進(jìn)行平減。另一方面，考慮改革開放以來，中國(guó)的工業(yè)化進(jìn)程與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是同步進(jìn)行，因此地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的績(jī)效在一定程度上也體現(xiàn)為地區(qū)工業(yè)化程度的提高。因此在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，也采用地區(qū)單位勞均工業(yè)增加值（ln(piva)）增速來替代lngwit，以替代衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的工業(yè)化演進(jìn)特征。

（2）貿(mào)易開放（openit）。衡量貿(mào)易開放的常用指標(biāo)是外貿(mào)依存度（進(jìn)出口總額/GDP）。鑒于進(jìn)口與出口分別從不同的角度反映了一國(guó)居民從外部獲取商品的需求以及供給國(guó)外消費(fèi)者（生產(chǎn)者）的能力，因此考察進(jìn)出口在總產(chǎn)出中的占比在一定程度上可以反映該國(guó)參與國(guó)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的水平。不過，貿(mào)易依存度也存在固有缺陷。如不能反映內(nèi)部需求狀況，一般而言經(jīng)濟(jì)（人口）規(guī)模更大的國(guó)家，也傾向有更大的內(nèi)部需求，這將降低貿(mào)易在產(chǎn)出中的占比；此外，隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的進(jìn)步，服務(wù)業(yè)在現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)中的占比不斷上升，但大部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)屬于非貿(mào)易部門，并不在GDP核算中體現(xiàn)，這也會(huì)降低一國(guó)對(duì)外貿(mào)易的依存度。同時(shí)，在現(xiàn)實(shí)中，更有可能出現(xiàn)的一種情況是，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國(guó)家一般也擁有更強(qiáng)大的商品和服務(wù)的生產(chǎn)能力，其滿足國(guó)內(nèi)需求的能力也更強(qiáng)，這使得基于傳統(tǒng)貿(mào)易依存度衡量對(duì)外開放會(huì)出現(xiàn)一定程度的低估①舉例來說，相比發(fā)展中國(guó)家（如中國(guó)）因受制經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌和工業(yè)化尚未完成導(dǎo)致貿(mào)易和資本市場(chǎng)開放還不完善，美國(guó)則屬于典型的市場(chǎng)高度開放的發(fā)達(dá)國(guó)家，美國(guó)國(guó)內(nèi)消費(fèi)者對(duì)于各種商品服務(wù)的需求極為龐大，但其國(guó)內(nèi)制造商品和服務(wù)的能力也極為強(qiáng)大，加之較為成熟的消費(fèi)理念，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)的商品和服務(wù)大部分都被國(guó)內(nèi)需求消化，導(dǎo)致其國(guó)內(nèi)出口比之進(jìn)口相對(duì)偏小。中國(guó)則恰好與之相反，受限于內(nèi)需不足，在我國(guó)對(duì)外貿(mào)易中，出口顯著大于進(jìn)口，并時(shí)常伴隨資本和商品賬戶的雙順差現(xiàn)象以及巨額的外匯儲(chǔ)備累積。如果單純以進(jìn)出口總值占GDP份額衡量外貿(mào)開放程度，則中國(guó)的經(jīng)濟(jì)開放度將遠(yuǎn)高于美國(guó)。。Patrick等（1998）［30］和Goldberg等（2009）［31］都指出，對(duì)外依存度指標(biāo)只有在人口規(guī)模、地理位置、貿(mào)易結(jié)構(gòu)以及人均產(chǎn)出等相近的國(guó)家間比較才有意義。因此，我們借鑒盛斌和毛其淋（2011）［19］的做法，對(duì)傳統(tǒng)的貿(mào)易開放指標(biāo)進(jìn)行修正。設(shè)定修正模型為：

式（7）中openit指外貿(mào)依存度，gdpit和popit為地區(qū)GDP和年末人口規(guī)模，用來控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人口的影響。采用固定效應(yīng)模型估計(jì)式（7）②固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果從略，感興趣讀者可以來信問詢，備索。，然后根據(jù)估計(jì)結(jié)果獲得擬合值。可以反映在考慮經(jīng)濟(jì)能力、人口需求及地域消費(fèi)習(xí)慣等因素差異后，各地區(qū)“平均”條件下的貿(mào)易開放力度。以對(duì)式（7）中l(wèi)nopenit進(jìn)行平減，可得修正的貿(mào)易開放指數(shù)：

openit*指數(shù)衡量了某一地區(qū)開放水平相比“正常”條件下偏離的程度：openit*＞1意味i地區(qū)開放力度較理論偏高，openit*=1表明實(shí)際情況與理論開放程度吻合，openit*＜1則說明貿(mào)易開放力度偏低③采用修正開放指數(shù)的另一個(gè)原因在于，是一個(gè)無量綱的相對(duì)值，它除了能夠區(qū)別一個(gè)地區(qū)的貿(mào)易活動(dòng)偏離“期望”開放水平的程度之外，還可以很好地規(guī)避對(duì)外開放與國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化共生發(fā)展導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，提升經(jīng)驗(yàn)估計(jì)的可靠性和可信度。。

（3）市場(chǎng)一體化進(jìn)程（markit）。以市場(chǎng)化為導(dǎo)向的體制改革在推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過程中扮演了關(guān)鍵角色。改革推動(dòng)資源配置效率改善，促進(jìn)要素市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)潛力釋放。對(duì)市場(chǎng)一體化改革的度量，本文使用樊綱等（2003［21］；2011［22］）編制的分省市場(chǎng)化指數(shù)（ml）來表示（簡(jiǎn)稱“樊綱指數(shù)”）?！胺V指數(shù)”基于我國(guó)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型的特點(diǎn)而設(shè)，具有較長(zhǎng)的考察區(qū)間及較多的考察維度，在實(shí)證分析中得到廣泛應(yīng)用，是目前學(xué)界有關(guān)經(jīng)濟(jì)體制改革研究采用較多的指標(biāo)。就本文分析而言，1997-2009年各地區(qū)市場(chǎng)化得分直接取自《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)2011》（以下簡(jiǎn)稱“2011指數(shù)”），2010～2016年各地市場(chǎng)化得分則來源于《分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告(2018)》（以下簡(jiǎn)稱“2018指數(shù)”）?！吨袊?guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告2018》報(bào)告了2008-2016年各地區(qū)以2008年為考察基期的評(píng)分，這與樊綱等（2011）［22］公布的1997-2009年市場(chǎng)化得分不具有直接可比性。對(duì)此，我們按如下思路處理：以“2011指數(shù)”為基期，按兩種指數(shù)體系中共有的2008年和2009年數(shù)據(jù)，以Score20082011指數(shù)/Score20082018指數(shù)和Score20092011指數(shù)/Score20092018指數(shù)的算術(shù)移動(dòng)平均作為折算系數(shù)，將“2018指數(shù)”中2010-2016年總得分折算為“2011指數(shù)”計(jì)算口徑的數(shù)據(jù)，以最大程度保證前后階段的計(jì)算口徑保持一致。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，則使用以“2018指數(shù)”為基期的平減模式，得到相應(yīng)的市場(chǎng)化得分進(jìn)行驗(yàn)證。

為進(jìn)一步識(shí)別市場(chǎng)一體化改革對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展績(jī)效的顯著作用，并考慮到私營(yíng)經(jīng)濟(jì)對(duì)活躍市場(chǎng)行為人主體意識(shí)、完善所有制結(jié)構(gòu)、加快市場(chǎng)化進(jìn)程及提高經(jīng)濟(jì)效率等方面的重要作用，我們也使用私營(yíng)經(jīng)濟(jì)活躍度（nl）替代市場(chǎng)化得分（ml），并與市場(chǎng)化得分的估計(jì)結(jié)果相互驗(yàn)證。理論上說，二者對(duì)提升生產(chǎn)要素配置效率的影響應(yīng)保持一致，良好的私營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)提升企業(yè)家創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)促進(jìn)明顯，在市場(chǎng)化更高的地區(qū)，私營(yíng)經(jīng)濟(jì)相對(duì)也更為發(fā)達(dá)（邵帥等，2013［32］）。

（4）控制變量（Xit）。從新增長(zhǎng)理論出發(fā)，控制變量主要考慮以下5類：①居民最終消費(fèi)（Fc）。使用各地區(qū)年末居民人均實(shí)際消費(fèi)支出衡量，并以2000年價(jià)格指數(shù)為基期進(jìn)行平減，衡量最終消費(fèi)這一內(nèi)需動(dòng)力對(duì)GDP增長(zhǎng)的拉動(dòng)。②固定資產(chǎn)投資（Invset）。以全社會(huì)固定資產(chǎn)投資完成額表示，以2000年固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)為基期平減得到各地區(qū)實(shí)際固定資產(chǎn)投資額，用來捕捉企業(yè)生產(chǎn)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的促進(jìn)作用。③政府規(guī)模（Scale）。以地方本級(jí)財(cái)政支出/地區(qū)生產(chǎn)總值表示，財(cái)政支出的力度和規(guī)模在一定程度上體現(xiàn)了政府對(duì)現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的調(diào)控和干預(yù)程度，尤其在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時(shí)期，有力的政府引導(dǎo)和調(diào)節(jié)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)產(chǎn)生顯著影響。④產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平（Fi）。本文使用二、三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)總產(chǎn)業(yè)增加值的比重來表示。以現(xiàn)代工業(yè)發(fā)展為主導(dǎo)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿?，依照?jīng)濟(jì)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的規(guī)律，F(xiàn)i比重越小，表明該地區(qū)工業(yè)化程度越低，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化相對(duì)遲滯，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的帶動(dòng)越不明顯。⑤勞動(dòng)力人口比重（Pb），使用15歲～64歲人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?，用來衡量人口紅利對(duì)于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

實(shí)證分析所使用樣本為除西藏之外30個(gè)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)?？紤]市場(chǎng)化指數(shù)編制起自1997年，而重慶自1997 年作為直轄市始有獨(dú)立數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，從數(shù)據(jù)可得及連貫性起見，并為排除中美貿(mào)易沖突的影響，本文選擇樣本分析的跨度從1997-2016年。數(shù)據(jù)來自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)財(cái)政年鑒》、《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》、《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、中經(jīng)網(wǎng)、國(guó)研網(wǎng)以及各地區(qū)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒，部分歷史數(shù)據(jù)通過統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》補(bǔ)全。

4 實(shí)證結(jié)果及分析

4.1 門檻效果及門檻值估計(jì)

在估計(jì)門檻模型之前，應(yīng)首先確認(rèn)門檻值存在及門檻個(gè)數(shù)，以確定門檻模型的具體形式。本文通過“自抽樣法”（Bootstrap）來模擬F統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布并構(gòu)造對(duì)應(yīng)的P值，然后進(jìn)行不存在門檻、1個(gè)門檻、2個(gè)門檻和3個(gè)門檻的假設(shè)檢驗(yàn)。

表1報(bào)告了以市場(chǎng)化得分和私營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展作為門檻變量進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)的F值及自抽樣P值，及其1%、5%、10%顯著性水平的臨界值。表1的結(jié)果顯示，對(duì)總得分ml而言，單一門檻效應(yīng)在1%置信水平下顯著成立，雙重門檻效應(yīng)則在5%顯著性水平下顯著，而三重門檻效應(yīng)即使在10%顯著性水平下也不顯著；對(duì)nl來說，其單一門檻效應(yīng)在1%顯著性水平下顯著，雙重門檻效應(yīng)則在5%顯著水平下不再成立。表2門檻值估計(jì)結(jié)果揭示，ml和nl在經(jīng)驗(yàn)估計(jì)中分別存在雙重門檻（門檻值為7.60和11.00）和單一門檻（門檻值為32.88）。據(jù)此，在后續(xù)實(shí)證分析中，針對(duì)ml和nl指標(biāo)將分別采用雙重門檻和單一門檻模型進(jìn)行分析。

表1 門檻效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)

表2 門檻值估計(jì)與置信區(qū)間

4.2 估計(jì)結(jié)果及分析

下表3列示了市場(chǎng)一體化改革背景下門檻模型的估計(jì)結(jié)果。為更好地對(duì)比、分析門檻效應(yīng)特征，我們也給出了采用傳統(tǒng)線性回歸思路的固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果。如模型（1）所示，在依次控制了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Fi）、人口紅利（Pb）和政策沖擊（Pt）影響后，貿(mào)易開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用呈現(xiàn)顯著正相關(guān)的特征，系數(shù)估計(jì)值高達(dá)0.292；在進(jìn)一步加入居民最終消費(fèi)（Fc）、固定資產(chǎn)投資（Invest）和政府支出（Scale）等需求因素影響后，模型（2）的估計(jì)結(jié)果顯示，開放機(jī)制促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用依然在1%置信水平上為正，但系數(shù)下降為0.093。這表明貿(mào)易開放對(duì)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用具有穩(wěn)健性，開放水平越高，地區(qū)經(jīng)濟(jì)一體化參與程度越深，則外向型經(jīng)濟(jì)對(duì)產(chǎn)出拉動(dòng)的效應(yīng)就越明顯。這一結(jié)論與黃玖立和李坤望（2006）［33］的研究一致。值得注意的是，政策變量Pt在模型（1）和模型（2）中均顯著為正，說明通過加入WTO參與更高水平的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)，有力地促進(jìn)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展（簡(jiǎn)澤等，2014［11］）。

表3 市場(chǎng)一體化與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：門檻效應(yīng)的估計(jì)

續(xù)表

模型（3）則列示了基于（2）式方程設(shè)定、采用市場(chǎng)化得分（ml）為傳導(dǎo)變量的門檻模型的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)于貿(mào)易開放機(jī)制的作用發(fā)揮呈現(xiàn)出顯著的遞進(jìn)式的階段性特征（2個(gè)門檻）：當(dāng)?shù)貐^(qū)市場(chǎng)一體化指數(shù)（ml）小于第一門檻值7.60時(shí)，此時(shí)開放機(jī)制對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)效果較小，其系數(shù)約為0.053，但依然通過10%置信水平的檢驗(yàn)；當(dāng)ml進(jìn)入第二門檻區(qū)間時(shí)（7.6＜ml≤11.00），貿(mào)易開放對(duì)于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用提高到0.098，并且更是在1%顯著性水平上成立，這說明地區(qū)市場(chǎng)一體化的發(fā)展能夠顯著激勵(lì)開放機(jī)制作用效果的發(fā)揮；更明顯的是，當(dāng)ml指數(shù)高于11.00的第二門檻時(shí)，開放機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的估計(jì)系數(shù)值達(dá)到0.151，且遠(yuǎn)高于第一門檻值和第二門檻區(qū)間所對(duì)應(yīng)的開放機(jī)制的估計(jì)系數(shù)（分別為其估計(jì)系數(shù)的2.85和1.54倍），從而進(jìn)一步證實(shí)，貿(mào)易開放機(jī)制驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的發(fā)揮，須借助并依賴地區(qū)市場(chǎng)一體化發(fā)展要件的有效支撐。如果地區(qū)推進(jìn)要素市場(chǎng)建設(shè)和統(tǒng)一市場(chǎng)規(guī)則秩序等改革進(jìn)度滯后、經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型改革力度尚未達(dá)到一定程度時(shí)，開放機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用不能得以充分顯現(xiàn)。伴隨地區(qū)市場(chǎng)一體化進(jìn)程的深入發(fā)展，在全方位參與應(yīng)對(duì)國(guó)際國(guó)內(nèi)市場(chǎng)充分競(jìng)爭(zhēng)的過程中，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)秩序調(diào)節(jié)和公平競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制的實(shí)施將越來越顯示其獨(dú)特優(yōu)勢(shì)，地方參與國(guó)際分工及對(duì)接國(guó)際貿(mào)易游戲規(guī)則的能力和應(yīng)對(duì)意識(shí)得到提高，從而地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量和參與國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)的能力將不斷改善。隨著市場(chǎng)化改革不斷深化并推進(jìn)到第三區(qū)間，貿(mào)易開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將起到更顯著的促進(jìn)作用，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響更大。

模型（4）以私營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展（nl）為門檻變量進(jìn)行考察。估計(jì)結(jié)果顯示，當(dāng)私營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展力度低于相應(yīng)門檻值時(shí)，開放機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用較小，其估計(jì)系數(shù)僅為0.074；但當(dāng)私營(yíng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展越過特定門檻時(shí)，貿(mào)易開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)則有顯著提升，其估計(jì)系數(shù)提高為0.149，為第一門檻值區(qū)間下對(duì)應(yīng)估計(jì)系數(shù)的2.01倍，并且在1%置信水平上顯著。這印證了前文的預(yù)判，也即私營(yíng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展能夠豐富市場(chǎng)行為主體的所有制結(jié)構(gòu)，對(duì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)和市場(chǎng)體系的發(fā)育完善進(jìn)而市場(chǎng)化取向的體制改革都有積極影響。隨著私營(yíng)經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展壯大，更加強(qiáng)調(diào)公平競(jìng)爭(zhēng)、效率配置為先的市場(chǎng)化理念，將得到更大程度上的認(rèn)同和推廣，隨之而來的諸如產(chǎn)權(quán)保護(hù)、經(jīng)濟(jì)秩序等相關(guān)制度發(fā)展軟環(huán)境的改善，等等，上述內(nèi)容有利于促使市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)主體自愿、積極參與競(jìng)爭(zhēng)，從而經(jīng)濟(jì)機(jī)制配置資源的潛力將得到極大釋放（邵帥等，2013［32］）。當(dāng)以私營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展為標(biāo)志的市場(chǎng)體系不斷發(fā)育并趨向成熟時(shí)，我國(guó)致力于構(gòu)建開放型經(jīng)濟(jì)新體制對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，將得到更大程度上的顯現(xiàn)。

在控制變量方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口紅利和政策沖擊等指標(biāo)在回歸中呈正相關(guān)，并多數(shù)在1%置信水平上成立，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)、勞動(dòng)力人口分布及外部沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用。內(nèi)需、固定投資和政府支出對(duì)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響也在回歸中多數(shù)顯著，估計(jì)系數(shù)較為穩(wěn)定，說明影響社會(huì)總產(chǎn)出增長(zhǎng)的需求側(cè)因素具有相對(duì)穩(wěn)健的作用。其中，居民最終消費(fèi)和固定資產(chǎn)投資系數(shù)遠(yuǎn)大于其他指標(biāo)，進(jìn)一步說明在現(xiàn)階段，支撐我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的各類型投入中，依靠投資拉動(dòng)和鼓勵(lì)內(nèi)需擴(kuò)大是目前最主要的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)機(jī)制。

4.3 門檻效應(yīng)的區(qū)域差異

在表3的基礎(chǔ)上考察市場(chǎng)化改革的門檻效應(yīng)區(qū)分的地域差異。我們以2015年為例，根據(jù)反映市場(chǎng)一體化進(jìn)程的門檻變量取值范圍對(duì)省際樣本進(jìn)行分類，結(jié)果見下表4。

表4 門檻效應(yīng)的區(qū)域差異（2015年）

從表4可以看出，在市場(chǎng)化程度較高、私營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到一定門檻的區(qū)域（如北京、江蘇、上海、廣東、福建），貿(mào)易開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較為明顯的促進(jìn)；對(duì)市場(chǎng)化程度尚未達(dá)到一定門檻條件的區(qū)域（如中部的山西、黑龍江和西部的寧夏、甘肅等省份），開放機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)相對(duì)則不明顯，對(duì)外貿(mào)易拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用未得到有效發(fā)揮，從而印證了開放機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)存在區(qū)域差異，這與徐婧和孟娟（2015）［34］的研究結(jié)論一致。所不同的是，我們從市場(chǎng)化改革存在門檻制約的角度對(duì)區(qū)域差異進(jìn)行解讀，得出了地區(qū)間市場(chǎng)化發(fā)育不平衡是導(dǎo)致區(qū)域差異產(chǎn)生的重要原因：東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)體制改革走在全國(guó)前列、其相對(duì)成熟的市場(chǎng)主體培育跨過了門檻，使得開放機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用能夠得到很好展現(xiàn)；相比之下，中部和西部受制于內(nèi)生能力、歷史基礎(chǔ)、發(fā)展稟賦及制度環(huán)境方面的不盡規(guī)范，致使市場(chǎng)化進(jìn)程推進(jìn)及市競(jìng)爭(zhēng)理念普及相對(duì)滯后，使得開放機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不能夠很好展現(xiàn)。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

正如前文所述，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)踐中，開放政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響可能存在多重途徑，而市場(chǎng)化機(jī)制對(duì)微觀主體要素配置和資源效率提升的影響也可能是多渠道的，這使得通過市場(chǎng)一體改革考察開放機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用效果不可避免會(huì)帶有復(fù)雜內(nèi)生關(guān)聯(lián)。為進(jìn)一步驗(yàn)證市場(chǎng)化進(jìn)程中的門檻效應(yīng)存在的穩(wěn)健性，本文依據(jù)主要考察變量之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，通過以下四種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（1）使用經(jīng)在崗就業(yè)人口平減的勞動(dòng)力人均工業(yè)增加值增長(zhǎng)率piva作為工業(yè)化發(fā)展程度的度量，以替代地區(qū)人均經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出進(jìn)行估計(jì)。從世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)踐看，在工業(yè)化未完成前，經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程集中表現(xiàn)為生產(chǎn)活動(dòng)由農(nóng)業(yè)向工業(yè)集聚、工業(yè)化與城市化交替上升，因此地區(qū)整體工業(yè)化發(fā)展水平的高低，在一定程度上可以反映該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一般績(jī)效。我們使用ml和nl作為門檻變量進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見穩(wěn)健性檢驗(yàn) I和 II。

（2）使用單位產(chǎn)出實(shí)際fdi利用率作為貿(mào)易開放的替代指標(biāo)。學(xué)術(shù)界針對(duì)貿(mào)易開放的衡量并沒有明確界定，多數(shù)學(xué)者從各自研究視角出發(fā)采用不同方法進(jìn)行解釋，如采用外貿(mào)依存度衡量對(duì)外經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)，或采用外資依存度（外商直接投資fdi/地區(qū)GDP）反映地區(qū)自由市場(chǎng)對(duì)投資的吸引力（邵帥等，2013［32］）。此外，也有文獻(xiàn)使用金融開放度來衡量地區(qū)整體開放水平?？紤]到數(shù)據(jù)可得性，同時(shí)結(jié)合近年來我國(guó)各地區(qū)為吸引fdi競(jìng)相改善投資環(huán)境、融入國(guó)際化的現(xiàn)實(shí)，我們采用邵帥等（2013）［32］的做法，采用經(jīng)GDP平減的外商直接投資來刻畫一個(gè)地區(qū)的開放力度，分別使用ml和nl作為門檻變量進(jìn)行估計(jì)。估計(jì)結(jié)果見III和IV。表5列舉了根據(jù)不同替代指標(biāo)構(gòu)建的門檻模型的估計(jì)結(jié)果。

（3）使用人力資本（hc）作為市場(chǎng)化進(jìn)程的門檻替代指標(biāo)進(jìn)行驗(yàn)證。人力資本水平hc常被用來衡量地區(qū)勞動(dòng)力素質(zhì)的高低，在一定程度上能夠近似反映市場(chǎng)化觀念的普及。在現(xiàn)代社會(huì)，一個(gè)地區(qū)的人力資本水平越高，則其內(nèi)生的勞動(dòng)力素質(zhì)和遵循市場(chǎng)化機(jī)制調(diào)節(jié)理念的普及程度也會(huì)越高，進(jìn)而民眾對(duì)于公平競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)和市場(chǎng)秩序規(guī)則的認(rèn)可度相對(duì)也可能較高。而在作用機(jī)制方面，人力資本也可以通過推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步而使資本生產(chǎn)效率得以提高，進(jìn)而促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)。本文以各地區(qū)人口實(shí)際平均受教育年限來表示地區(qū)人力資本的分布狀況①本文針對(duì)地區(qū)平均受教育年限的計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)方法是，以現(xiàn)行學(xué)制為受教育年數(shù)進(jìn)行劃分，并與各地區(qū)分年齡段各文化程度人數(shù)進(jìn)行加權(quán)平均，具體而言，平均受教育年限等于各地區(qū)“小學(xué)人口數(shù)*6+初中人口數(shù)*9+高中人口數(shù)*12+大專及以上人口數(shù)*16)/6歲及以上人口總和”。。估計(jì)結(jié)果見穩(wěn)健性檢驗(yàn)V。

（4）考慮對(duì)外開放本身是在發(fā)展中不斷深化完善的機(jī)制，其內(nèi)含于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)進(jìn)步的過程中，開放機(jī)制能夠驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的外部需求拉動(dòng)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨好可以有效提升對(duì)外開放參與的水平和力度，由此開放機(jī)制與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間也可能存在因果關(guān)系，從而導(dǎo)致上述模型的回歸結(jié)果不盡穩(wěn)健。解決內(nèi)生性問題最常用的方法是GMM 估計(jì)法，對(duì)此，我們參考李依穎等（2019）［35］的做法，使用Open指標(biāo)和ML指標(biāo)的一階和二階滯后項(xiàng)作為工具變量并使用系統(tǒng)矩估計(jì)（sys-GMM）對(duì)前文（2）式所設(shè)定的計(jì)量模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果見表5穩(wěn)健性檢驗(yàn)VI。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表5中的穩(wěn)健性檢驗(yàn)I和II的結(jié)果顯示了貿(mào)易開放對(duì)工業(yè)化發(fā)展存在顯著的門檻效應(yīng)。從中可以看出，ml和nl對(duì)open*的影響均存在顯著的雙重門檻效應(yīng)。當(dāng)ml≤9.00時(shí)，open*對(duì)工業(yè)化發(fā)展的影響為正，但并不明顯；當(dāng)ml指數(shù)位于(9.00,9.90］以及［9.90,∞)門檻區(qū)間內(nèi)時(shí)，open*對(duì)工業(yè)化發(fā)展的影響分別提高至0.396和0.699，其促進(jìn)地區(qū)工業(yè)化發(fā)展的作用顯著提高，且在1%置信水平上顯著。與之相似，當(dāng)nl≤26.69時(shí)，open*對(duì)工業(yè)化發(fā)展的影響為0.324，并在5%置信水平上顯著；當(dāng)nl指數(shù)上升并突破第二、第三門檻時(shí)，open*對(duì)工業(yè)發(fā)展的作用分別擴(kuò)大為原來的2.1倍（0.681）和3.46倍（1.12）。可見，市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)地區(qū)工業(yè)發(fā)展的影響存在明顯的階段性特征，這驗(yàn)證了前文貿(mào)易開放的影響存在門檻效應(yīng)的判斷。

在穩(wěn)健性檢驗(yàn)III和IV中，采用經(jīng)單位GDP產(chǎn)出平減的實(shí)際fdi作為貿(mào)易開放open*的替代變量，并使用ml和nl作為門檻變量估計(jì)。由表5估計(jì)結(jié)果可以看出，市場(chǎng)化指數(shù)ml對(duì)fdi的激勵(lì)效應(yīng)存在雙重門檻，ml≤7.50時(shí)，fdi對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的激勵(lì)為負(fù)；當(dāng)ml指數(shù)不斷提高并跨入第二、第三個(gè)區(qū)間時(shí)，fdi對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用開始顯現(xiàn)并不斷增大（0.098），且在1%水平上成立。穩(wěn)健性檢驗(yàn)IV的結(jié)果表明，私營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)fdi的作用存在單一門檻，當(dāng)nl≤33.29時(shí)，fdi對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響表現(xiàn)出消極抑制特征；但當(dāng)nl跨過特定門檻（nl ＞33.29）時(shí)，fdi對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用由抑制轉(zhuǎn)為促進(jìn)。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)V借鑒徐婧和孟娟（2015）［34］的做法，采用人力資本hc作為門檻變量進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果顯示依然存在雙重門檻特征。當(dāng)hc位于低門檻區(qū)間（hc≤8.35）時(shí)，open*對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)為0.074；當(dāng)hc不斷擴(kuò)大并跨過第二和第三門檻時(shí)，open*對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用分別提高到0.120和0.174，較之低門檻下的影響系數(shù)分別擴(kuò)大了1.62倍和2.35倍。穩(wěn)健性檢驗(yàn)VI使用滯后工具變量的估計(jì)結(jié)果也顯示，基于式（2）估計(jì)的門檻效應(yīng)特征依舊顯著存在，并且高層門檻所對(duì)應(yīng)的開放機(jī)制的作用系數(shù)（0.119）顯著大于低門檻值所對(duì)應(yīng)的關(guān)聯(lián)系數(shù)（0.036），從而再次證明本文關(guān)于貿(mào)易開放影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)存在區(qū)域異質(zhì)性的結(jié)論成立。

以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果再次驗(yàn)證了前文的判斷，即貿(mào)易開放對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)存在門檻效應(yīng)，當(dāng)?shù)貐^(qū)市場(chǎng)化改革未達(dá)一定門檻時(shí)，貿(mào)易開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用相對(duì)偏小或不明顯；但當(dāng)市場(chǎng)化改革跨過一定門檻后，基于開放機(jī)制產(chǎn)生的潛在積極效應(yīng)發(fā)揮，會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生更顯著和持續(xù)的促進(jìn)效果。

5 進(jìn)一步機(jī)制分析：市場(chǎng)一體化推進(jìn)的空間關(guān)聯(lián)影響

從上述分析可知，貿(mào)易開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著影響，但其對(duì)不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的激勵(lì)效應(yīng)并不一致。市場(chǎng)化改革的地區(qū)差別顯著制約了開放政策在地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用。考慮自改革開放以來，我國(guó)各地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)日益密切，區(qū)域相互依賴、彼此制約的現(xiàn)象極其突出，使得本地區(qū)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)不可避免會(huì)對(duì)其他地區(qū)產(chǎn)生外溢影響。為全面考察區(qū)域市場(chǎng)化改革推進(jìn)的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，我們進(jìn)一步分析經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間相依特征。為此，引入空間交互視角的分析，建立模型（9）如下：

式（9）中，W為給定維空間權(quán)重矩陣，矩陣元素w表示地區(qū)i與地區(qū)j之間的空間關(guān)聯(lián)；(W·ln gw )it為人均產(chǎn)出增長(zhǎng)的空間滯后項(xiàng)，指代鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)本地區(qū)的影響，有有(W?lngw)it=∑j≠iwij?lngwjt；(W·mark)it為市場(chǎng)化進(jìn)程的空間溢出項(xiàng)，表示其他地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的外溢作用，有(W?mark)it=∑j≠iwij?markjt。系數(shù)ρ和λ的顯著性及其正負(fù)特征可以衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的區(qū)域外溢效應(yīng)和市場(chǎng)化演進(jìn)的空間關(guān)聯(lián)影響，其余指標(biāo)設(shè)定同式（1）。

正如前文分析指出，對(duì)外開放提升同時(shí)也伴隨著對(duì)內(nèi)開放不斷深化，使得貿(mào)易開放與市場(chǎng)化改革之間可能存在相互作用。為此，在式（9）基礎(chǔ)上引入貿(mào)易開放與市場(chǎng)化改革的交乘項(xiàng)，建立拓展的空間計(jì)量模型（10）：

式（9）和式（10）中空間權(quán)重矩陣W用來度量不同地理單元之間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的緊密程度。參照Anselin（1988）［36］關(guān)于空間矩陣構(gòu)造的做法，構(gòu)建行政鄰接矩陣Wadj和地理距離矩陣Wgeo進(jìn)行考察。具體來說，對(duì)行政相鄰矩陣Wadj，依據(jù)兩區(qū)域是否具有共同邊界設(shè)定0-1二元矩陣，矩陣元素wij滿足：

為避免出現(xiàn)“自我相關(guān)”的矛盾，設(shè)定Wadj中主對(duì)角線上所有元素均為0。對(duì)于地理距離矩陣Wgeo，則依據(jù)地理學(xué)第一定律“任何事物都彼此相關(guān)，但距離更近的事物關(guān)聯(lián)更緊密”原則，設(shè)定矩陣元素wij滿足：，其中Dij衡量?jī)蓚€(gè)行政區(qū)域i與j省會(huì)城市的地理距離，依據(jù)國(guó)家基礎(chǔ)地理信息系統(tǒng)（http://nfgis.nsdi.gov.cn/）中記錄的各省會(huì)城市經(jīng)緯度計(jì)算得出。

表6 市場(chǎng)一體化改革的空間經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

從表6可以看出，無論是在行政鄰接矩陣還是地理距離矩陣構(gòu)建的空間回歸中，估計(jì)結(jié)果均顯示，貿(mào)易開放在多個(gè)回歸模型中的估計(jì)結(jié)果均呈顯著正相關(guān)，這再次印證上文關(guān)于貿(mào)易開放影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用顯著存在并且極具穩(wěn)健性特征的判斷（張建清和蔣坦，2014［38］；謝非等，2021［39］）。貿(mào)易開放與市場(chǎng)一體化進(jìn)程的交乘項(xiàng)同樣顯著為正，則能夠表明對(duì)外開放與對(duì)內(nèi)改革之間彼此相輔相成、彼此關(guān)聯(lián)的特征（劉晨冉等，2021［40］），對(duì)外開放為國(guó)內(nèi)地區(qū)市場(chǎng)一體化推進(jìn)提供了外部借鑒和客觀需求，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化演進(jìn)則為對(duì)外開放潛在效應(yīng)的發(fā)揮提供堅(jiān)實(shí)助力，在強(qiáng)調(diào)區(qū)域互聯(lián)以及建設(shè)國(guó)內(nèi)統(tǒng)一大市場(chǎng)要求的支持下，自由流通的要素市場(chǎng)和資源配置等一體化建設(shè)要件將給新時(shí)代對(duì)外開放機(jī)制作用的發(fā)揮提供足夠的制度支撐和基礎(chǔ)保障。對(duì)外開放有助于地方對(duì)接國(guó)際通行的經(jīng)濟(jì)、貿(mào)易規(guī)則，可以為國(guó)內(nèi)地區(qū)經(jīng)濟(jì)整合和改革深化提供有利契機(jī)；另一方面，市場(chǎng)整合和區(qū)域一體化分工也會(huì)影響并提升開放機(jī)制配置資源和引領(lǐng)技術(shù)創(chuàng)新的效率。對(duì)外貿(mào)易開放與對(duì)內(nèi)市場(chǎng)整合之間共生發(fā)展并互為條件，二者在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中并不必然是一種替代關(guān)系（趙永亮和才國(guó)偉，2009［27］；周正柱和李瑤瑤，2021［41］）。

市場(chǎng)一體化進(jìn)程的空間滯后項(xiàng)W· ml和W· nl在不同空間權(quán)重矩陣設(shè)定的回歸中也均呈正相關(guān)，并在1%置信水平上顯著，從而表明，市場(chǎng)一體化機(jī)制的分工調(diào)節(jié)存在積極的正向空間外溢效應(yīng)，鄰近地區(qū)的市場(chǎng)化改革推進(jìn)會(huì)對(duì)本地區(qū)生產(chǎn)要素跨區(qū)流動(dòng)和資源配置效率的提升產(chǎn)生積極的關(guān)聯(lián)影響，并在一定程度上激勵(lì)本地區(qū)改造與成熟地區(qū)市場(chǎng)機(jī)制對(duì)接的軟硬件制度和競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，進(jìn)而促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)績(jī)效的提升（謝非等，2021［39］）。經(jīng)濟(jì)改革深化在地區(qū)間存在相互促進(jìn)的關(guān)聯(lián)影響，這在當(dāng)下穩(wěn)步推進(jìn)區(qū)域整合及市場(chǎng)一體化合理布局的背景下，更凸顯其現(xiàn)實(shí)意義（董亞寧等，2020［42］）。

此外，經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的空間滯后項(xiàng)W· ln gw在各回歸模型中也均在1%置信水平上顯著，表明我國(guó)競(jìng)爭(zhēng)性地區(qū)政府之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，存在明顯的正向激勵(lì)特征，這與中國(guó)式分權(quán)所確認(rèn)的“為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)”的經(jīng)濟(jì)治理激勵(lì)是一致的（Jin 等，2005［20］；周黎安，2007［43］）。

6 結(jié) 論

對(duì)仍處于體制轉(zhuǎn)軌過程中的中國(guó)經(jīng)濟(jì)而言，許多制度架構(gòu)的短板都可能導(dǎo)致市場(chǎng)機(jī)制運(yùn)行不完善進(jìn)而制約經(jīng)濟(jì)機(jī)制的潛在效應(yīng)發(fā)揮。改革開放以來，市場(chǎng)化改革有效推動(dòng)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，但各地區(qū)之間市場(chǎng)化發(fā)展的進(jìn)程差異也直接制約了開放機(jī)制的潛在效果發(fā)揮。本文從市場(chǎng)化演進(jìn)視角，基于門檻思路估計(jì)了開放機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響，研究發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)化改革對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著的“門檻效應(yīng)”：當(dāng)市場(chǎng)化進(jìn)程低于特定門檻條件時(shí)，開放機(jī)制的促進(jìn)作用較?。坏?dāng)改革跨越更高門檻條件后，開放機(jī)制的積極影響則有顯著上升。以私營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展為替代變量的估計(jì)結(jié)果支持上述結(jié)論。中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中貿(mào)易開放機(jī)制的這一階段性變化特征，體現(xiàn)出轉(zhuǎn)型發(fā)展新階段引領(lǐng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的外部動(dòng)力具有復(fù)雜性和多層次性。進(jìn)一步的分析還發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)一體化的發(fā)展進(jìn)程在地區(qū)間還存在顯著的空間外溢效應(yīng)。積極推進(jìn)市場(chǎng)一體化，建設(shè)統(tǒng)一的區(qū)域要素市場(chǎng)，對(duì)于提升開放機(jī)制的積極作用，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定增長(zhǎng)，具有重要意義。

就提升經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力而言，貿(mào)易開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效果顯而易見，但不同的發(fā)展階段和制度環(huán)境制約了開放經(jīng)濟(jì)的政策效應(yīng)釋放，使得開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響呈現(xiàn)階段性變化的特征。對(duì)于市場(chǎng)化改革更充分的地區(qū)，政府可以通過實(shí)行更大力度開放、更好利用國(guó)際資源及參與國(guó)際分工來實(shí)現(xiàn)績(jī)效提升；但對(duì)于改革相對(duì)滯后的地區(qū)，其政府在設(shè)計(jì)對(duì)接全球化路徑時(shí)，應(yīng)首先改善其不適應(yīng)市場(chǎng)化演進(jìn)的體制障礙，為開放機(jī)制的作用發(fā)揮創(chuàng)造更好的環(huán)境條件，對(duì)這些地區(qū)來說，經(jīng)濟(jì)機(jī)制改革調(diào)整的步伐應(yīng)快于對(duì)外開放實(shí)施。就兩種機(jī)制發(fā)揮作用的效應(yīng)來講，各地區(qū)實(shí)現(xiàn)對(duì)內(nèi)開放市場(chǎng)與對(duì)外開放貿(mào)易相互促進(jìn)。對(duì)于市場(chǎng)一體化程度更高、市場(chǎng)機(jī)制調(diào)節(jié)更成熟的地區(qū)來說，市場(chǎng)機(jī)制與貿(mào)易分工之間更容易形成良性循環(huán)，政府也更容易利用開放市場(chǎng)來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展；對(duì)于相對(duì)滯后的地區(qū)，如政府能著力改善其不適應(yīng)現(xiàn)代化生產(chǎn)和市場(chǎng)運(yùn)行的制度軟環(huán)境，積極融入?yún)^(qū)域一體化，則不失為提升地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展及縮小與東部地區(qū)發(fā)展差距的一個(gè)可行路徑。

基于此，本文認(rèn)為在中國(guó)經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)的當(dāng)下，為提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展的活力，政府在構(gòu)建開放型經(jīng)濟(jì)新體制、擴(kuò)大對(duì)外開放的同時(shí)，也應(yīng)注重不同地區(qū)適應(yīng)開放發(fā)展的現(xiàn)實(shí)差異，多方加強(qiáng)各地域之間的經(jīng)濟(jì)整合，充分發(fā)揮市場(chǎng)一體化帶來的規(guī)模效應(yīng)和協(xié)同效應(yīng)。對(duì)于政策制定者來說，推進(jìn)市場(chǎng)一體化改革進(jìn)程，不僅要努力減少不必要的行政干預(yù)、提升宏觀調(diào)控機(jī)制的規(guī)范性和合意性，還應(yīng)鼓勵(lì)引導(dǎo)私營(yíng)、民營(yíng)等非公所有制經(jīng)濟(jì)正向發(fā)展①陸銘和陳釗（2009）研究指出，民營(yíng)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展可以為市場(chǎng)整合提供強(qiáng)大推動(dòng)，而政府干預(yù)、失位或缺位則都不利于中國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的整合，反而會(huì)加劇市場(chǎng)分割。，以此培育成熟的市場(chǎng)主體觀念。而在致力完善市場(chǎng)化改革諸項(xiàng)事宜的過程中，一個(gè)關(guān)鍵的舉措是要注重提升那些促進(jìn)資源配置和技術(shù)改進(jìn)的配套機(jī)制（如制度、規(guī)則、觀念、文化等）的完善。另一個(gè)啟示則是，在建立市場(chǎng)配置資源的新機(jī)制、促進(jìn)要素有序流動(dòng)乃至建立開放有序的現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)體系的實(shí)踐中，對(duì)要素制度的建設(shè)完善更為重要。為此，應(yīng)通過規(guī)范、清理內(nèi)外資企業(yè)適用產(chǎn)業(yè)政策、稅收待遇差別等一系列體制機(jī)制障礙，擴(kuò)大市場(chǎng)準(zhǔn)入、改善營(yíng)商環(huán)境，以消除勞動(dòng)力、資本流動(dòng)的障礙，有效推進(jìn)區(qū)域一體化，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)均衡增長(zhǎng)。