國際貿易對我國區域經濟增長影響的效應分析——基于1978-2011年省際面板數據的檢驗

陳 仕 雄 胡 必 亮

一、引言

我國經濟在過去30多年取得了舉世矚目的成就，國內經濟高速增長，生產和生活水平顯著提升，形成了外貿、投資多層次全方位的開放格局，在世界經濟舞臺上發揮著越來越重要的作用。1978年我國國內生產總值只有3645億元，2013年我國國內生產總值為568845億元，位居全球第二。改革開放為經濟社會的發展注入生機和活力，我國經濟駛入了快速發展的軌道，在全球經濟發展中占據重要地位。在我國經濟高速增長的同時，國際貿易也取得了跨越式發展。2012年我國國際貿易總額達到38671.2億美元，超越美國成為全球最大的貨物貿易國，這是繼2009年我國成為世界第一大出口國和第二大進口國之后的又一個具有標志性意義的發展。根據海關最新統計數據，2013年我國進出口總值25.83萬億元，增長7.6%。其中出口13.72萬億元，增長7.9%；進口12.11萬億元，增長7.3%；貿易順差2597.5億美元，增長12.8%。2013年中西部地區外貿增長迅速，中部地區外貿增長13.6%，西部地區外貿增長17.7%，東部地區外貿增長6.6%①。

圖1 2003-2012年我國進出口貿易額變化情況

2003年以來的10年內，我國國際貿易持續穩定增長，國際貿易總額由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%，出口和進口均顯現出較快增長的態勢。貿易順差在此期間小幅波動，2008年達到最高值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?？傮w來看，我國外貿順差占GDP比重逐步趨于合理，由2007年的7.6%下降至2011年的2.1%，這一比例處于國際公認的合理范圍內。這表明我國國際貿易著力于“穩增長、調結構、促平衡”取得了比較好的效果，有利于推動我國國際貿易的持續、穩定、健康發展。同時，我國外貿商品結構也有了明顯改善，出口商品結構中，商品附加值較高的工業制成品占據了出口商品的主導地位，并且其占比仍在逐年提升。表1顯示，我國出口商品中工業制成品的比例從2003年的92.1%已經提高到了2012年的95.1%，初級產品出口比例則從2003年的7.9%進一步下降到了2012年的僅占4.9%的比重。從進口商品結構來看，初級產品占比則是不斷上升的，2003年只占進口商品總值的17.6%，2012年上升到了34.9%；相應地，工業制成品進口占比從2003年的82.4%下降到了2012年的65.1%。

表1 我國進出口商品分類總額及其占比（單位：億美元，%）

在國際貿易和經濟增長并駕齊驅的同時，我國經濟增長過程中所表現出的區域性失衡也引起了社會各界的廣泛關注。我國各地區在地理位置、資源稟賦、經濟發展水平、人文社會發展條件等方面都存在很大差異，因此也就導致了區域經濟增長和國際貿易發展的差異。不少研究結果已經表明，總體看來，國際貿易對我國經濟增長產生一定影響。但這樣的影響對于我國不同地區的經濟發展有多大，其差異性又是怎么表現出來的，并沒有引起人們足夠的重視。因此，本文試圖對這一問題進行初步探討。

二、國際貿易與經濟增長：一個簡要的文獻綜述

關于國際貿易與經濟增長之間的關系，國內外學者都做過相當多的研究?？傮w看來，研究所得出的結論基本上是相同的，證明了兩者之間存在比較明顯的正向影響效應。譬如說，Halit Yanikkaya（2003）利用全球100多個國家1970-1997年的面板數據進行實證研究，證實了國際貿易和經濟增長之間所存在的互動關系的基本觀點；Clarence Jun Khiang Tan（2012）則是運用了來自121個國家的面板數據，通過實證檢驗，發現國際貿易和經濟增長之間存在著強烈的正相關關系；BülentUlasan（2012）采用了OLS回歸分析方法，實證考察了1960-2000年間各國國際貿易與長期經濟增長之間的關系，證明了大多數外貿開放因素和長期經濟增長之間存在著顯著的正向關系。

Enrico Marelli和 Marcello Signorelli（2011）利用中國和印度的面板數據和固定效應模型，采用兩階段最小二乘法估計了國際貿易和對外直接投資對經濟增長的彈性系數，結果也表明國際貿易和對外直接投資對這兩個國家的經濟增長有著顯著的正向影響效應；林毅夫和李永軍（2001）改進了國際貿易對經濟增長影響效應的傳統估計方法，使用多種聯立方程組估計方法研究國際貿易對經濟增長的影響程度，說明傳統的估計方法低估了外貿對經濟增長的貢獻度。

國際貿易既包括了出口，也包括了進口。王坤和張書云（2004）利用1978-2002年數據所做的研究表明，我國的經濟增長和國際貿易互為因果關系，進出口增長都是經濟增長的格蘭杰原因；那么，出口和進口對于經濟增長的影響有什么區別呢？不少研究表明，出口對經濟增長的影響要大大高出進口的影響。譬如張麗峰（2010）的研究就證明了在1978-2006年間，盡管我國的進出口對經濟增長都具有促進作用，但出口的作用是明顯大于進口的；范柏乃、毛曉苔等（2005）通過利用1952-2003年的數據，證明了出口貿易在這段時間對我國經濟增長的貢獻率約為24.1%；馬章良（2012）運用協整理論對我國國際貿易與經濟增長的關系進行了實證分析，進一步地揭示了兩者之間所存在的數量關系，即出口每增長1%，帶動GDP增長0.714%，進口每增長1%，只能帶動GDP增長0.0286%；Joshua J.Lewer（2003）的研究結果則表明，出口每增長1%所帶動的經濟增長為可以高達1.5%；林毅夫和李永軍（2003）的研究結果卻沒有這么樂觀，1991-2000年間，出口每增長10%，帶動GDP增長1%。

有的學者的研究甚至表明，僅僅只有出口才是促進中國經濟增長的正向影響因素，張兵兵（2013）的研究就是這樣的。還有的學者研究發現，即使是出口，也只是在短期內有促進經濟增長的作用，而長期則沒有，石傳玉、王亞菲等（2003）的研究就是一例。Qiao Yu（1998）也承認出口對于促進中國經濟增長有一定的積極意義，但通過對中國1981-1994年月度數據進行分析后發現，出口并不是促進中國經濟增長的顯著因素。范柏乃和王益兵（2004）利用1952-2001年的時間序列數據對我國進口貿易與經濟增長之間的關系進行了實證檢驗，結果表明1952-2001年間這兩者之間存在相互影響的關系-經濟每增長1%，帶動進口增長0.16%；進口每增長1%，帶動經濟增長5.44%。

關于外貿對于不同地區經濟增長的影響問題，目前的研究成果相對較少。Peng Sun和Almas Heshmati（2010）運用2002-2007年中國 31個省市區的平行面板數據進行了實證分析，說明了外貿總量和結構的高技術化發展促進了中國的區域經濟增長。李云增（2008）運用1981-2005年的面板數據檢驗了我國國際貿易與區域經濟增長之間的關系，其研究表明了我國東部地區進出口和經濟增長之間具有長期均衡關系和短期因果關系；中部地區存在出口引導經濟增長的長期因果關系，而無明顯的短期因果關系；西部地區外貿與經濟增長之間則不具有長期因果關系。

三、模型與數據

（一）模型構建

本文從柯布-道格拉斯生產函數出發，研究國際貿易對經濟增長的影響效應?？虏?道格拉斯生產函數中產出（Y）由勞動（L）和資本（K）兩種物質投入決定，其基本形式如下：

上式中，Y表示實際產出；A（t）表示社會綜合技術水平；K表示資本投入量；L表示勞動投入量；α是勞動力的產出彈性系數；β是資本的產出彈性系數。柯布-道格拉斯生產模型可以擴展，從而包含其他可能對產出Y產生影響的因素。乘數A（t）受到實際經濟生產中各種投入變量的影響，比如技術進步、制度創新和國際貿易等。本文在柯布-道格拉斯生產模型的擴展形式的基礎上，建立起考察國際貿易對區域經濟增長影響的模型。根據柯布-道格拉斯生產函數理論，產出Y受到兩個重要的投入變量即勞動L和資本K的影響，勞動和資本投入也是整個經濟生產過程的核心，但是經濟生產過程的效率還受到經濟發展的內部和外部環境兩組變量的影響，其中內部環境的變量包含技術進步、制度創新和區位優勢等；外部環境變量包括國際貿易、外商直接投資等。根據上述擴展方法，原始方程中的A（t）可以用函數表示為：

方程（1）和（2）合并進一步整理后兩端取對數可變形為：

由于本文重點考察國際貿易對區域經濟增長的影響，因此上述模型可改寫為：

其中，i代表本文面板數據中的省份（i=1，2，…，31）；t代表本文面板數據中的年份（t=1978，1979，…，2011）。Y代表社會總產出，K代表資本存量，L代表勞動力投入，T代表國際貿易，代表誤差項。該模型擬合了資本存量、勞動力、進出口貿易與經濟增長之間的關系。

（二）指標選取

經濟增長（Y）的衡量指標是各地區以1978年不變價格測算的地區生產總值；資本存量（K）的衡量指標為各地區資本存量總額；勞動力投入（L）的衡量指標為各地區年末社會從業人員總數；出口（EX）、進口（IM）的衡量指標分別為各地區按經營單位所在地劃分的貨物出口、進口總額，同樣采用以1978年不變價格計算的方法，剔除了價格因素對變量的影響。本文中我國區域劃分采用國家統計局執行的關于東、中、西部地區的劃分方法，也就是說，東部地區包括京、津、冀、遼、滬、蘇、浙、閩、魯、粵、瓊11個省市；中部地區包括晉、吉、黑、皖、贛、豫、鄂、湘8個??；西部地區包括蒙、桂、渝、川、黔、滇、藏、陜、甘、青、寧、新12個省市區，香港、澳門和臺灣地區沒有被包括到我們的分析之中。

（三）數據及其處理

本文使用的面板數據來自于歷年《中國統計年鑒》、歷年各省市區的統計年鑒、《新中國五十年統計資料匯編》、《新中國五十五年統計資料匯編》、《新中國六十年統計資料匯編》等的相關數據。由于種種原因，部分省市的部分時段的有些數據有所缺失，比如重慶市1978-1982年的外貿數據是缺失的，陜西省1978-1984年的外貿進口數據也缺失。為了盡可能多地保留有效信息，本文對缺失數據作了相應調整，假定缺失年份內觀察值以1/9的不變速度增長，即上一年數據為當年數據的0.9倍。經濟增長利用GDP平減指數對各年現價GDP進行平減，統一得到以1978年價格計算的GDP值。資本存量目前沒有直接的官方數據，普遍的方法是根據資本存量測算公式進行推算。本文1978-2005年的資本存量數據參考了張軍、吳桂英、張吉鵬（2004）的相關測算結果，其中重慶市的資本存量數據參考了黃宗遠和宮汝凱（2010）的測算結果。2006-2011年的資本存量根據萬德中國宏觀數據庫公布的當年資本形成總額，用CPI指數剔除價格因素影響向后加總遞推而得出，資本折舊率設定為9.6%，即與張軍、吳桂英、張吉鵬（2004）的折舊率相一致。為確保數據的真實性和結果的可信度，我們對文中所涉及的進出口變量數據變量采用1978年=100的CPI價格指數進行了縮減處理（表2）。

表2 變量的數據來源及處理

四、實證分析

（一）單位根檢驗

為確保估計結果的真實性和有效性，避免出現偽回歸現象，應對面板數據的平穩性進行檢驗。單位根檢驗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方法造成檢驗結果的不 穩 定 ，本 文 綜 合 采 用 了 LLC、Breitung、IPS、Hadri-LM、Harris-T 5種檢驗方法，以期得到更加穩定的結論。值得一提的是，Hadri-LM檢驗的原假設是序列不存在單位根，因此，如其顯著性地拒絕原假設，則表明序列存在單位根；其余4種檢驗的原假設是序列存在單位根，如檢驗顯著性地拒絕原假設，則表明序列不存在單位根。

表3 東部地區各變量單位根檢驗結果

表3顯示了東部地區各變量的單位根檢驗結果，對于本文面板數據原序列對數化處理后的序列LnY、LnK、LnL、LnEX、LnIM，單位根檢驗結果表明，至少都有3種檢驗方式無法拒絕他們屬于非平穩序列的假設，因此綜合判斷對數化序列均存在單位根。對于對數化處理后序列的一階差分序列，單位根檢驗結果表明至少都有3種檢驗方式在1%的顯著性水平下強烈地拒絕他們屬于非平穩序列的原假設，因此綜合判斷ΔLnY、ΔLnK、ΔLnL、ΔLnEX、ΔLnIM序列不存在單位根，即平穩。東部地區LnY、LnK、LnL、LnEX、LnIM均為一階單整，根據協整檢驗的基本理論，表明東部地區LnY、LnK、LnL、LnEX、LnIM各變量之間可能存在長期均衡關系。

表4顯示了中部地區單位根檢驗結果。中部地區各變量的單位根檢驗結果表明，原序列對數化處理后至少都有3種檢驗方式無法拒絕他們屬于非平穩序列的假設，因此綜合判斷中部地區對數化序列存在單位根。對于對數化處理后序列的一階差分序列，單位根檢驗結果表明，至少都有4種檢驗方式在5%的顯著性水平下拒絕他們屬于非平穩序列的原假設，因此綜合判斷中部地區ΔLnY、ΔLnK、ΔLnL、ΔLnEX、ΔLnIM序列不存在單位根，即平穩。中部地區LnY、LnK、LnL、LnEX、LnIM均為一階單整，中部地區各變量之間可能存在長期均衡關系。

表4 中部地區單位根檢驗結果

西部地區各變量的單位根檢驗結果與東部地區、中部地區結果類似，對于面板數據原序列對數化處理后的序列，單位根檢驗結果表明至少都有3種檢驗方式無法拒絕他們屬于非平穩序列的假設，因此西部地區對數化序列存在單位根。對數化處理后的一階差分序列單位根檢驗，結果表明至少都有3種檢驗方式在5%的顯著性水平下拒絕他們屬于非平穩序列的原假設，因此綜合判斷西部地區ΔLnY、ΔLnK、ΔLnL、ΔLnEX、ΔLnIM序列不存在單位根，即平穩。西部地區 LnY、LnK、LnL、LnEX、LnIM均為一階單整，根據協整檢驗的基本理論表明西部地區LnY、LnK、LnL、LnEX、LnIM各變量之間可能存在長期均衡關系。

（二）協整檢驗

表5 西部地區單位根檢驗結果

面板數據協整檢驗理論認為，如果基于單位根檢驗發現變量之間是同階單整的，那么我們可以進行協整檢驗。如果同階單整序列通過了協整檢驗，則說明變量之間存在著長期穩定的均衡關系，其方程回歸殘差是平穩的。協整檢驗通常使用的方法包括Kao檢驗、Pedroni檢驗和Johanson檢驗。本文使用E-G兩步法為基礎的Kao檢驗方法進行協整檢驗。根據前面提到的計量模型推導和構建結論，本文建立國際貿易出口、進口與區域經濟增長的面板數據模型如下：

表6 外貿與經濟增長協整關系檢驗

表6顯示了外貿進出口與東部、中部和西部地區經濟增長之間的協整關系檢驗結果。東部、中部和西部地區Kao檢驗均拒絕了出口和經濟增長之間不存在協整關系的原假設，由此判斷東部、中部和西部地區出口與經濟增長之間存在著長期協整關系。類似地，東部、中部和西部地區Kao檢驗均拒絕了進口和經濟增長之間不存在協整關系的原假設，因此，東部、中部和西部地區進口與經濟增長之間存在長期協整關系。綜合來看，協整檢驗結果表明我國外貿進出口與區域經濟增長之間均存在協整關系。

（三）模型判定

我國外貿出口、進口與區域經濟增長之間均存在長期穩定的均衡關系，因此可以在此基礎上對原方程進行回歸，回歸結果是有效的。面板數據回歸首先遇到的一個問題是模型效應的判定和選擇。一般來說，面板數據模型分為混合效應模型（Mixed effect model）、固定效應模型（Fixed effects model）和隨機效應模型（Random effect model）。面板數據3種回歸模型各有優劣，很難簡單地判斷使用哪一種模型擬合效果更好，在計量實證分析中需要對模型進行選擇，混合效應模型和固定效應模型之間用F檢驗來判定，混合效應模型和隨機效應模型之間用LM檢驗來判定，而固定效應模型和隨機效應模型之間用豪斯曼檢驗（Hausman Test）來判定。

在面板數據回歸模型效應判定中，F檢驗表示固定效應與混合效應之間的選擇檢驗。如F檢驗結果顯著，則表明固定效應模型優于混合效應模型；LM檢驗適用于隨機效應模型和混合效應模型之間的選擇，如LM檢驗結果顯著，則表明隨機效應模型優于混合效應模型；固定效應模型和隨機效應模型之間的選擇使用豪斯曼檢驗，如果豪斯曼檢驗結果顯著，則表明固定效應模型優于隨機效應模型?；谝陨?種檢驗，可以對面板數據回歸模型的效應作出判斷，從而進行實證回歸。上表顯示了外貿出口與經濟增長模型效應檢驗結果，豪斯曼檢驗統計值均顯著，表明三大地區國際貿易與經濟增長模型應該選擇固定效應模型，而不是隨機效應模型。

表7 外貿與經濟增長模型效應判定

（四）實證結果

表8 出口與經濟增長模型參數估計

協整檢驗結果表明，我國外貿出口、進口和區域經濟增長之間存在長期均衡關系。通過對回歸模型效應進行判定以及在此基礎上進行參數估計和回歸分析，探討了國際貿易和區域經濟增長之間的定量關系。表8反映了我國出口與區域經濟增長模型的參數估計結果，出口對經濟增長影響模型中大多數參數估計結果顯著，整體的F檢驗結果顯著，說明模型總體估計效果較好。東部和西部地區出口的產出彈性系數分別為0.099和0.07，但中部地區不顯著。東部、中部和西部地區的資本產出彈性系數分別為0.529、0.647、0.656，勞動投入產出彈性系數分別為0.974、0.756、0.552。我國東部地區國際貿易依存度高，而且整體上占全國出口總額的比重高，出口在經濟增長中作用大，其出口的經濟增長彈性較西部地區要大。值得一提的是，資本存量的產出彈性系數呈現出由東向西遞增的趨勢，這說明我國東部地區資本存量具有比較優勢，其產出彈性最??；西部地區資本相對稀缺，其產出彈性系數最高，中部地區則處于中間地位。我國勞動力的產出彈性系數則呈現出由東向西遞減的趨勢，這反映出我國東部地區勞動力資源稀缺，勞動力的產出彈性系數最高；西部地區勞動力資源相對豐富，其產出彈性最低，中部地區處于中間地位。我國東部、中部和西部地區的資本存量和勞動力二者的產出彈性系數之和均大于1，這說明我國經濟生產效率會隨著經濟總量的擴大而提高，我國的經濟增長仍處于規模報酬遞增階段。

表9 進口與經濟增長模型參數估計

在我國進口與區域經濟增長關系模型參數的估計結果中，大多數參數估計非常顯著，并且整體的F檢驗統計值顯著，說明模型總體上估計效果較好。東、中和西地區進口的產出彈性系數分別為0.019、0.056、0.101，進口產出彈性明顯地呈現出“西部＞中部＞東部”的態勢。資本產出彈性系數分別為0.591、0.607、0.601，勞動投入產出彈性系數分別為1.114、0.496、0.609。整體上來看，中西部地區資本存量的產出彈性系數大于東部地區，東部地區具有資本比較優勢；東部地區的勞動力產出彈性系數大于中西部地區，中西部地區具有勞動力比較優勢。

五、結論與建議

（一）主要結論

本文的實證檢驗表明，我國國際貿易對區域經濟增長存在正向拉動作用。具體來看，東部和西部地區出口的經濟增長彈性系數分別為0.099和0.07，但中部地區并不顯著。出口對區域經濟的拉動作用呈現出“東部地區＞西部地區”的格局。根據實證分析結果，東部地區出口每增長1%，帶動經濟增長0.099%；西部地區出口每增長1%，帶動經濟增長0.07%。東部、中部和西部地區進口的經濟增長彈性系數分別為0.019、0.056、0.101，進口對區域經濟的拉動作用呈現出“西部地區＞中部地區＞東部地區”的基本格局。實證分析結果表明，西部地區進口每增長1%，帶動經濟增長0.101%；中部地區進口每增長1%，帶動經濟增長0.056%；東部地區進口每增長1%，帶動經濟增長0.019%。綜上所述，我國國際貿易對區域經濟增長影響的基本結論為：我國只存在國際貿易拉動區域經濟增長的單向影響效應；從出口對區域經濟增長拉動作用的比較來看，東部地區＞西部地區，中部地區則不顯著；從進口對區域經濟增長的拉動作用比較來看，西部地區＞中部地區＞東部地區。

（二）政策建議

本研究證明了國際貿易對于我國整體的經濟增長及其對我國不同地區經濟增長的顯著性影響作用。整體來看，進出口貿易對我國三大地區的經濟增長都有正向拉動作用。因此，我國應堅持“穩出口、擴進口、調結構”的政策思路，繼續積極地促進國際貿易增長，努力保障出口穩定增加。從具體措施來看，首先，要為外貿的進一步發展提供良好的環境，更好地實施出口退稅政策，更好地提供外貿金融服務，促進我國外貿的進一步發展。其次，擴大進口不僅有利于緩解我國外貿順差加大的壓力，帶動我國技術進步和自主創新，而且有利于促進我國西部和中部地區經濟的更快發展，因此，為了進一步縮小我國地區經濟發展差距，我們應該在堅持不斷增加出口的同時，適當擴大進口規模，優化進口商品結構，尤其是要有的放矢的增加對中西部地區的進口。最后，要特別注意外貿在促進我國地區經濟均衡、協調發展過程中的積極作用。本文的研究結果表明，西部地區的國際貿易對其經濟增長具有顯著的帶動作用，并且這種拉動效應比東部和中部地區更為強烈，因此通過促進西部地區的出口和進口的更加快速發展而加速西部地區的經濟發展應該是促進西部大開發的一個重要戰略，以此帶動西部地區經濟和社會的全面發展。

注釋

①根據商務部發布會數據整理。具體參見http：//www.gov.cn/xwfb/2014-01/16/content_2568828.htm。

［1］林毅夫，李永軍.必要的修正——國際貿易與經濟增長關系的再考察［J］.國際貿易，2001，（9）.

［2］林毅夫，李永軍.出口與中國的經濟增長：需求導向的分析［J］.經濟學（季刊），2003，（4）.

［3］張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質資本存量估算：1952～2000［J］.經濟研究，2004，（10）.

［4］黃宗遠，宮汝凱.中國省區物質資本存量的重估：1978-2007年［J］.廣西師范大學學報：哲學社會科學版，2010，（1）.

［5］石傳玉，王亞菲，等.我國國際貿易與經濟增長關系的實證分析［J］.南開經濟研究，2003，（1）.

［6］范柏乃，王益兵.我國進口貿易與經濟增長的互動關系研究［J］.國際貿易問題，2004，（4）.

［7］王坤，張書云.中國國際貿易與經濟增長關系的協整性分析［J］.數量經濟技術經濟研究，2004，（4）.

［8］高峰，范炳全，等.我國進出口貿易與經濟增長的關系——基于誤差修正模型的實證分析［J］.國際貿易問題，2005，（7）.

［9］范柏乃，毛曉苔，等.中國出口貿易對經濟增長貢獻率的實證研究：1952-2003年［J］.國際貿易問題，2005，（8）.

［10］張麗峰.中國國際貿易與經濟增長關系的實證研究［J］.工業技術經濟，2010，（6）.

［11］馬章良.中國進出口貿易對經濟增長方式轉變的影響分析［J］.國際貿易問題，2012，（4）.