天津貿易發展對經濟增長影響機制的實證研究

高 瑋

(南開大學 經濟研究所， 天津 300071)

自1978年以來，天津市對外貿易增長勢頭旺盛，據《天津統計年鑒2008》的數據，天津市進出口總額由1978年的9.881 8億美元增長到2007年的645.729 2億美元，年平均增長率高達15.5%(以1978年不變價格計算)。與此同時，天津市國內貿易額也大幅增長，由1978年的25.204 9億元增長到2007年的1 356.786 5億元，年平均增長率高達14.7%。在進出口總額與國內貿易快速增長的同時，天津市經濟發展也表現出快速增長的特征，其生產總值由1978年的82.65億元增長到2007年的4 359.15億元，年平均增長率高達14.6%。從上述數據中可以看出，1978—2007年間，天津市的進出口貿易總額、國內貿易總額、生產總值均呈現出較快增長的態勢，而且其增長速度較為接近。

從現有情況來看，對天津市貿易與增長問題的相關研究尚不多見。梁秀伶(2001)考察了跨國公司對天津市出口貿易的影響，認為跨國公司在天津市的投資形成了強勁的經濟發展推動力，成為天津市出口貿易的主要增長點，同時，跨國公司的大量進入也加速了天津市經濟國際化的步伐，提高了天津市參與國際分工的深度和廣度，對天津市對外貿易產生了全方位的影響[1]。武定軍、程新娣(2007)考察了對外貿易在天津市經濟增長中的作用，分析了進出口需求對天津市經濟增長的拉動效應、進出口貿易對天津市經濟增長的帶動效應、產業內貿易對天津市經濟增長的推進作用以及加工貿易對天津市經濟增長的積極作用，并對天津市的貿易發展提出了政策建議[2]。本文將運用計量分析方法測定天津市貿易發展對其經濟增長的貢獻度，并重點分析其貿易發展對經濟增長的影響機制。

一、相關文獻述評

貿易與增長是一個傳統的實證問題，眾多學者從不同角度對這一問題進行了多層次的研究。Emery(1967)首次就出口貿易對經濟增長的影響進行了較為嚴密的實證分析，收集了50個國家1953—1963年的有關數據，進行了普通最小二乘法(OLS)分析，結果表明，一國的出口貿易擴大與該國的經濟增長有顯著的相關性，從而說明出口貿易對經濟增長有促進作用[3]。

Balassa(1978)將傳統的道格拉斯生產函數擴展為適用于開放經濟條件的出口擴展總生產函數[4]

Y=F(L，K，X)

(1)

式中：Y——總產出；

L，K——勞動投入和資本投入；

X——出口。

經簡單的數學推導，以上公式可變為回歸模型形式

GY=C+C1GL+C2GK+C3GX+u

(2)

式中：GY——總產出；

GL，GK，GX——勞動、資本和出口的增長率；

C1，C2，C3——勞動、資本和出口的產出彈性；

C——常數項；

u——隨機變量。

Feder(1982)對式(2)進行了較為重要的修正，以突出反映出口促進經濟增長的機制[5]。修正后的回歸模型為

(3)

Frankel和Romer(1999)的研究是在關于貿易和增長之間影響機制的研究中最有影響的，該研究吸收了貿易引力模型的成果，利用地理因素擬合出一個貿易工具變量，然后從水平量角度出發將人均產出分解為3個要素，最后利用擬合得到的貿易工具變量來分析貿易通過哪些途徑影響人均產出[6]。

國內學者也圍繞出口貿易與經濟增長的關系展開了深入的研究，其中一些學者通過研究發現，出口貿易對中國經濟增長有顯著的推動作用。楊全發和舒元(1998)以Balassa(1978)[4]和Feder(1982)[5]的工作為基礎，對中國1978—1995年的數據進行了分析，發現中國制成品出口增長與經濟增長呈負相關，而初級產品出口增長與經濟增長呈正相關，由此發現我國長期以來存在大量的閑置勞動力，同時，我國出口擴大對經濟增長的促進主要依賴對閑置資源的利用，而且這一時期我國實行的不斷提高制成品出口比例的出口導向貿易戰略仍然停留在粗放型、數量型的增長上，未能實現向刺激技術進步、提高出口產品質量及附加價值的集約型發展方式的轉變[7]。楊全發(1998)采用29個省市自治區1985—1994年的數據研究發現，各地區的出口擴大起到了推動當地經濟增長的作用[8]。

Michaely(1977)的研究發現，出口與增長并不是單純的線性關系，出口促進增長有一個臨界發達水平，在臨界發達水平的兩端，出口對增長的作用明顯不同，只有在經濟發展程度較高的國家，出口促進增長的作用才較為明顯[9]。楊全發(1998)將我國各地區按1994年的人均GDP分為兩組，一組為人均GDP高于3 000元的14個省市自治區，另一組是人均GDP低于3 000元的15個省市自治區。研究發現，與發達程度較低的一組相比，發達程度較高的一組所有自變量的回歸系數都與GDP增長率有著更顯著的正相關關系，從而證實了中國各省存在著臨界發達水平效應[8]。

另一方面，也有學者通過研究對中國經濟增長是出口導向型的說法提出了質疑。沈程翔(1999)根據1977—1998年中國的出口與GDP等統計數據，發現中國的出口與產出之間缺乏長期穩定的均衡關系[10]。趙陵、宋少華、宋泓明(2001)根據1978—1999年中國的年度經濟數據發現，從長期來看中國出口增長對經濟增長的拉動作用并不明顯[11]。孫炎林(2000)的研究發現，經濟增長和出口的關系沒有統計顯著性，即使在51%的水平上仍不顯著[12]。

已有的關于中國經濟增長和貿易發展的研究基本上只關注二者之間的相關性，從而發現貿易發展能或不能促進經濟增長，卻沒有更深入地研究其中的影響機制。沈坤榮、李劍(2003)吸收了Frankel和Romer(1999)[6]的研究思想并針對中國國情進行了合理的改善，利用中國1978—1999年的時間序列數據，從水平量角度入手研究中國貿易和增長之間的影響機制。研究發現，國際貿易通過提升國家要素稟賦結構和加快制度變革進程對人均產出產生了正面影響，但國內貿易則相反，國內市場分割的加劇阻礙了國內市場的一體化進程，進而對經濟產生了負面影響。此外研究還發現，人力資本對人均產出有重要而顯著的影響，但貿易的變化卻較少通過這條途徑對人均產出產生影響[13]。黃華云(2004)運用多元回歸的方法分析上海貿易和經濟增長之間的影響機制，發現上海的國際貿易同人均產出呈正相關，而國內貿易和經濟增長的關系在統計上沒有顯著性。此外，分析結果表明，國際貿易是通過人均資本和人力資源兩條途徑來影響人均產出的，國際貿易比重同人均資本和人力資源都呈正相關性[14]。

二、模型構建與數據來源

1. 模型構建

學者Barro Robert J.和Sala-i-Martin Xavier(1995)[15]24曾經提出了對物質資本和人力資本呈現出不變規模報酬的C-D生產函數

Y=AKαH1-α

(4)

式中：Y——產出；

K——物質資本存量；

H——人力資本；

A——技術、制度等因素。

根據沈坤榮、李劍(2003)的研究[13]，對式(4)兩邊除以勞動力數量L并求對數，可將方程改寫為

lny=lnA+alnk+(1-a)lnh

(5)

式中：y——人均產出，y=Y/L；

k——人均物質資本，k=K/L；

h——人均人力資本，h=H/L；

L——簡單同質勞動力數量。

假設人力資本可以定義為

H=eλEL

(6)

式中：E——勞動力平均受教育年限；

λ——勞動力平均受教育年限E每增加1年，人均人力資本增長的比例。

將式(6)代入式(5)得

lny=alnk+(1-a)λE+lnA

(7)

式(7)表明，人均產出受人均資本、勞動力平均受教育年限、技術等因素的影響。根據以上分析，可以建立如下計量模型

lnYLt=C0+C1lnKLt+C2lnKYt+C3SYSt+

C4lnRDGt+C5Et+ut

(8)

式中：lnYL——人均產出的自然對數；

lnKL——人均資本的自然對數；

lnKY——資本產出比的自然對數；

SYS——制度；

lnRDG——技術進步的自然對數；

E——人均受教育年限；

u——隨機擾動項。

本文擬用lnRDG和SYS兩個指標來表示A因素對人均產出的影響。為了探索貿易對人均產出的影響途徑，考察式(8)中每一個解釋變量之間的關系，建立如下計量模型

lnKLt=a10+a11lnITYt+a12lnDTYt+V1t

(9)

lnKYt=a20+a21lnITYt+a22lnDTYt+V2t

(10)

SYSt=a30+a31lnITYt+a32lnDTYt+V3t

(11)

lnRDGt=a40+a41lnITYt+a42lnDTYt+V4t

(12)

Et=a50+a51lnITYt+a52lnDTYt+V5t

(13)

ut=a60+a61lnITYt+a62lnDTYt+V6t

(14)

式中：lnITY——國際貿易量占GDP比重的自然對數；

lnDTY——國內貿易量占GDP比重的自然對數。

為了得到各個模型系數的估計值，并據此發現因變量同各個自變量的關系，必須對上述模型中的變量所涉及的數據進行仔細分析。

2. 數據來源

本文采用《天津統計年鑒》中1978—2007年的數據。其中，人均產出是GDP與勞動力總量的比值，出于數據可獲得性的考慮，并且由于從業人員反映了一定時期內全部勞動力資源的實際利用情況，本文假定勞動力總量等于從業人員數。

世界銀行對物質資本的定義是生產中使用的建筑物、機器、技術設備加上原材料、半成品和制成品等存貨。《天津統計年鑒》中的資本形成包括固定資本形成總額和存貨增加。本文資本存量根據《天津統計年鑒》中提供的數據和定義，折舊率采用王小魯和樊剛(2001)建議的5%[16]34。

度量人力資本的方法主要有勞動者報酬法、學歷權重法、受教育年限法和教育經費法。不同學者對不同的方法有不同的偏好，從數據的易獲得性與準確性出發，本文擬采用教育經費法，用每年的教育經費支出占國內生產總值的比重來度量E。

本文擬用工業總產值中非國有經濟的比重反映制度變革的影響，用財政支出中科學研究費用的比重來間接反映技術進步。本文采用兩個貿易相對指標，國際貿易量比重(ITY)和國內貿易量比重(DTY)，即用進出口總額除以GDP和用社會消費品零售總額除以GDP，某一個比重越大，表明該類貿易對國民經濟的影響力越大。

三、計量結果及分析

首先，分析貿易和人均產出的總體關系，分別考察國際貿易和國內貿易對人均產出的影響；其次，采用逐步回歸法分析人均產出的決定因素，以考察哪些因素對人均產出具有重要影響；最后，在前兩個分析過程的基礎上探討貿易對人均產出的影響機制，由此得出貿易影響產出的途徑。

(一) 貿易和人均產出關系的總體分析

這一部分將依次對lnITY、lnDTY以及lnYL三組時間序列數據進行協整檢驗、格蘭杰因果檢驗和回歸分析，以判斷三組非平穩時間序列數據之間的回歸是否具有有效性和格蘭杰因果關系，并通過普通最小二乘法對貿易和人均產出之間的關系進行總體分析。

1. 協整檢驗

本文采用Johansen的最大似然估計法進行協整檢驗。要確定均衡誤差修正模型的結構形式，必須設定其中常數項和趨勢項的位置，本文通過檢驗3個依次包容的模型來確定最適合均衡誤差修正模型的形式。模型1：常數項約束在協整空間內；模型2：變量含有線性確定性趨勢，即模型沒有常數項的約束；模型3：變量不僅含有線性確定性趨勢，而且含有趨勢項，即模型沒有常數項的約束，但趨勢項必須約束在協整空間內。通過運用Johansen(1995)提出的跡檢驗(trace test)[17]22，對模型協整關系的數目r以及常數項和趨勢項的位置進行聯合檢驗。跡檢驗的零假設H0為某個模型至多存在r個協整關系，備擇假設H1為該模型協整關系的數目超過r。本文將模型的滯后階數取為3，檢驗結果如表1所示。

表1 協整檢驗結果

注：跡統計量右側括號中的數值是Hansen和Juselius(1995)提供的表示95%置信水平的臨界值。

從表1中可以看出，前5次檢驗的跡統計量均大于Hansen和Juselius(1995)提供的相應的臨界值[18]45，只有當第6次檢驗模型3包含1個協整關系時，跡統計量12.12才小于95%置信水平的臨界值15.49，因此，沒有常數項的約束，但趨勢項必須約束在協整空間內的模型3是最合適的均衡誤差修正模型。接下來對模型3中協整關系的數目進行進一步檢驗。表1從零假設H0：r=0開始，跡統計量為44.24，超過了95%置信水平的29.80，表明應該拒絕零假設，接受備擇假設H1：r≥1，即這3個變量之間存在1個以上的協整關系。在以后的檢驗中，零假設r≤1均在95%的置信水平上被接受，表明只存在1個協整關系，由此證實了lnITY、lnDTY以及lnYL之間存在著協整關系。

2. 格蘭杰因果檢驗

根據以上的分析，可知lnITY、lnDTY以及lnYL之間存在1個協整關系，在此基礎上，對這3組時間序列進行格蘭杰因果檢驗，并以此為依據判斷在天津市是貿易增長帶動經濟增長，還是經濟增長驅動貿易增長，或者兩種情況同時存在。一般來說，要完成若干個不同滯后期的格蘭杰因果關系檢驗，在其結論相同時才可以最終下結論。本文分別選取滯后2期、4期和6期，通過3次格蘭杰因果關系檢驗，發現只有國內貿易不是人均產出的格蘭杰原因、人均產出不是國際貿易的格蘭杰原因兩個原假設被連續3次拒絕，檢驗結果如表2所示。

表2 格蘭杰因果檢驗結果

從表2可以看出，lnYL不是lnDTY的格蘭杰原因，但lnDTY是lnYL的格蘭杰原因；同時，lnITY不是lnYL的格蘭杰原因，但lnYL是lnITY的格蘭杰原因。

3. 回歸分析

根據以上協整檢驗與格蘭杰因果檢驗的結果，可知lnITY、lnDTY以及lnYL這3組時間序列之間存在協整關系和格蘭杰因果關系。接下來，本文用人均國民生產總值lnYL對兩個貿易變量lnDTY和lnITY進行回歸，以考察國內貿易和國際貿易對人均產出的影響。按照貿易理論，自由貿易使得資源在更廣泛的范圍內配置，從而可以增加人均產出，因此，可以預期lnYL和lnDTY、lnITY呈正相關，回歸分析結果見表3。

由表3的數據可以看出，國際貿易、國內貿易和人均產出呈正相關，這符合理論預期。改革開放以來，天津市對外貿易比重在總體上不斷上升，人均產出也伴隨著對外開放程度的加大不斷上升。國際貿易、國內貿易和人均產出之間是通過什么途徑產生正相關關系的?為此，首先應對人均產出的影響因素進行分析，以確定各個因素的顯著性。

表3 貿易和產出的回歸分析結果

注：表中括號內列出的數據為系數的t統計值，***和**分別表示在1%和5%的水平上顯著。

(二) 人均產出的決定因素

本文采用逐步回歸法對人均產出分解模型進行估計，并檢驗每一個變量的顯著性，以確定回歸方程。首先，分別估計lnYL對lnKY、lnKL、SYS、lnRDG和E的回歸模型(因變量為lnYL)，這5個回歸模型的估計結果如表4所示。

表4 人均產出決定因素的分析結果

注：表中括號內列出的數據為系數的t統計值，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

由表4可見，從M1到M5中M3的R2最高，且變量SYS的系數為3.92，回歸效果非常理想，因此，本文選擇M3作為基本回歸模型。模型M4的回歸效果很差，R2只有0.003 7，而且lnRDG的系數非常不顯著，同時lnKY的R2值也較低，可見盡管變量lnRDG、lnKY在經濟理論上有重要意義，但從統計上可以忽略，因此，在此后的回歸中將這兩個變量剔除。

在M3的基礎上，本文加入新的變量lnKL，得到模型M6，其每一個變量系數的顯著性都非常高，R2為0.994 2，比M3的R2還要高一些，可見人均資本變量對回歸方程有貢獻，予以保留。依照這種程序，本文逐步加入E，得到模型M7。表4的結果表明，新加入的變量改進了R2，并且回歸系數都非常顯著，因而最終得到了一個包含lnKL、SYS和E的回歸方程。由于模型M8的R2為0.997 1，從統計上看已經非常高，因而可以認為對人均產出影響重大的因素基本上都已經考慮在內了。

計量分析的結果顯示，人均產出和制度之間存在著強烈的正相關性，符合預期；人均資本的影響和預期也非常吻合，與人均產出有顯著的正相關性；人力資本積累是經濟增長的源泉之一，回歸結果證實了這一點。然而回歸結果表明，技術進步對于人均產出的影響不顯著。就一般理論分析而言，技術進步應當是經濟增長的源泉之一，但是技術進步不僅沒有促進天津市的經濟增長，甚至與人均產出呈現負相關，這可能是因為天津市以勞動密集型產業為主，或者是天津市長期以來沒有認識到科技的重要性，在科技方面的投資一直相對較少。

(三) 貿易對人均產出的影響機制

從統計上看，人均產出主要受人均資本、制度變化和人力資本的影響，因此，貿易要影響人均產出必然會通過其中的若干途徑。本文就lnKL、SYS、E分別對lnITY、lnDTY進行回歸分析，為了使分析結果具有可靠性，還對貿易傳導途徑的回歸過程進行高階自相關過程校正，結果見表5。

表5 貿易對人均產出影響途徑的分析結果

注：表中括號內列出的數據為系數的t統計值，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

表5的計量分析結果表明：

(1) 國際貿易比重和人均資本呈正相關性。天津市的出口結構在很長時間內一直以勞動密集型產品為主，由于勞動密集型產業具有比較優勢，因而該類產品在國際市場上具有很強的競爭力，從而能夠創造利潤，利潤會對資本積累作出貢獻，因此國際貿易對人均資本有正面影響。

(2) 國內貿易比重和人均資本呈正相關性。由于天津市是港口型城市，其他城市和地區的對外貿易產品通過天津轉口，這同時也提高了天津的國內貿易量。天津市也是華北地區的重要工業城市，它通過與周邊地區的貿易也能積累資本，所以國內貿易對人均資本有正面影響。

(3) 制度變化是貿易對人均產出另一條顯著的影響途徑。隨著對外貿易與國內區域貿易的增加，人們的思想觀念和制度設計者的認知也在悄然發生著變化，表現為非國有經濟的地位日益上升，而且通過lnITY和lnDTY的參數可以看出，對外貿易對制度變化的影響相對于國內貿易而言更為顯著，這也與國內通過與國外的交流來認識和學習其制度的過程相一致。

(4) 在本文的樣本區間內，人力資本并沒有成為貿易和人均產出之間顯著的影響渠道。盡管人力資本積累在中國經濟中的相對重要性正逐步體現出來，但是，貿易和人力資本積累之間在統計上并沒有呈現出顯著關系，這說明貿易對中國經濟的影響較少通過人力資本積累這一渠道發揮作用。

四、結 論

本文運用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗以及回歸分析的方法，對天津市貿易與人均產出之間的關系進行了總體分析；然后運用逐步回歸法，對人均產出分解模型進行了估計；最后分析了貿易對人均產出的影響機制。根據以上分析，本文得出如下結論：

(1) 對貿易和人均產出的總體分析表明，天津市國際貿易比重、國內貿易比重和人均產出之間均呈現出顯著的正相關性，這說明在樣本區間內，國際貿易和國內貿易對天津市經濟發展都具有重要的作用。

(2) 人均產出決定因素的分解結果表明，盡管資本產出比在Frankel和Romer(1999)的研究中是人均產出的顯著決定因素[6]，但天津市的情況并非如此，其資本產出比和人均產出之間并沒有顯著的相關性。對天津市人均產出有顯著貢獻的變量是人均資本、制度變化和人力資本。

(3) 對貿易和人均產出決定因素關系的計量分析表明，人均資本和制度變革是貿易(國際貿易和國內貿易)影響人均產出的顯著渠道，貿易促進了人均資本的積累，并通過進一步改變政策制定者的思想觀念，使得制度設計更傾向于便利國內外貿易，從而促進了人均產出的增加。

(4) 盡管人力資本對人均產出的貢獻比較顯著，但貿易對人均產出的影響較少通過人力資本積累實現，這說明天津市的人力資本積累在統計意義上看并沒有享受到開放所帶來的益處。當然，這僅僅是在本文樣本范圍內得出的結論。

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