我國各省份對外開放與經濟增長關系的門檻效應研究

王玨帥

摘要：本文應用門檻效應模型，使用1996至2014年的我國省際面板數據對初始經濟狀況影響對外開放與經濟發展的程度進行實證分析，研究表明以人均GDP這一因素衡量的初始經濟狀況在對外開放促進經濟發展中存在門檻效應，而且隨著初始經濟水平的提高，對外開放對經濟發展的正向促進作用更明顯。結合目前我國區域發展存在較大差異的現實，一些地區金融市場尚未充分發育，引入外資、加強貿易的對外開放固然重要，但不應僅將目光集中在此，而應與當地經濟的整體發展相配套，按部就班穩步進行。

關鍵詞：對外開放；經濟增長；初始經濟狀況；地區差異；門檻效應模型

文獻標識碼：A文章編號：100228482018（01）005507

自改革開放以來，我國的經濟發展取得了舉世矚目的成就，我國與世界其他經濟體的聯系更為密切，對外開放水平逐步提高，對外開放對宏觀經濟的影響也不容小覷。近年來GDP、進出口、外商直接投資增長率的總體波動趨勢上大致相同，波動年份也與世界經濟的重大變動一致。因此，對外開放對經濟增長的影響在我國的各個省份是否也有表現，是值得研究的課題。

此外，由于我國各個地區的發展情況差異巨大，不僅地區生產總值、人均收入等指標差異明顯，對外開放程度也存在不均衡的現象。以2014年為例，廣東、江蘇等9個沿海省份加上北京、天津、上海三個直轄市，其進出口總額約占全國進出口額的85.91%，吸納了全國64.41%的實際利用外商投資額；黑龍江、吉林、內蒙古、山西、河南、湖北、湖南、江西、安徽九個省份合計的進出口總額占全國7.60%，所吸收的實際利用外商投資額占24.84%；而包括陜西、甘肅、寧夏、云南、貴州、重慶、四川、新疆、青海、西藏在內10個省份的西部地區，其進出口總額占比僅為6.49%，實際利用外資占比為10.75%。

以經濟開放度指標對四川、重慶、西藏以外28個省份2014年的開放程度進行比較，其中：外貿依存度=各省進出口總額/各省地區生產總值；外資依存度=各省實際利用外商投資額/各省地區生產總值；經濟開放度=外貿依存度+外資依存度。統計結果整體呈現出東南沿海地區的經濟水平和開放程度等指標遙遙領先，向中、西部地區遞減的態勢。外貿依存度、經濟開放度兩個指標中，最大值均為上海，外貿依存度為12151%，經濟開放度為12624%；最低值均為青海，外貿依存度為458%，經濟開放度為471%；人均地區生產總值、外資依存度兩個指標中，最高的均為天津，外資依存度為737%，最低的均為甘肅，外資依存度為009%。因此，各省份由于自身經濟狀況的不同，是否會導致對外開放對當地的經濟發展產生不同效果，欠發達地區是否可以通過擴大對外開放以進一步提振經濟增長，這些問題值得研究。此外，相較于貿易，外資對經濟開放度的影響較小，例如外資依存度最大的天津，其外資依存度為737%，但比起5227%的外貿依存度仍顯得影響力不足。因此，對外貿易和外商投資分別對經濟增長所起效應是否會有區別，同樣值得研究。

一、 文獻綜述

對外開放與經濟發展一直是宏觀經濟學研究的重點和熱點，國內外相關研究層出不窮。首先在代理變量的選取上，對外開放和經濟增長的研究中主要是從貿易開放水平和資本項目開放兩個角度分別切入，從總量上分析貿易或資本項目開放對經濟增長的影響，例如Helpman和Krugman[1]認為對外貿易通過規模經濟效應促進經濟增長；Chenery和Stront[2]提出“雙缺口模型”，認為利用外資可以解決東道國儲蓄與投資間的儲蓄缺口，解決國際收支逆差、需要外國資源的外匯缺口，緩解東道國的資金問題以促進經濟發展。綜合各類研究，本文將使用對外貿易和資本項目開放兩個指標來衡量地區的經濟開放程度。

然而，在探討對外開放與經濟發展的關系時，一些研究通常默認對外開放程度與經濟增長是線性關系，僅就兩者的相關性進行討論，沒有注意到對外開放可能僅是經濟增長的必要非充分條件，對外開放是否有利于經濟增長首先取決于其自身的經濟水平、金融發展程度等初始稟賦。因此學者們轉而開始研究在不同的初始經濟條件下對外開放對經濟增長的影響。例如Aghion、Howitt和MayerFoulkes[3]研究顯示，在開放經濟條件下，國內的金融發展程度在很大程度上影響了宏觀經濟波動及其波動幅度，當國內的金融發展程度處于中等水平狀態時，資本項目開放會造成國內宏觀經濟出現更大水平的波動。Edwards[4]認為，只有當國家的經濟發展程度觸及了某種水平以后，資本項目的開放才對經濟增長有促進作用，作者對這種現象做出的解釋是：只有當國家發展形成較為先進和有效的金融市場之后，資本自由流動帶來的好處才可能在經濟增長中起到較大作用。Eichengreen[5]等學者認為，在財政政策、貨幣政策和匯率較為穩定和健康的國家，資本項目開放更可能取得收效。

隨著此類研究的進一步深入，“門檻效應”（Threshold Effect）的概念逐漸明晰，即金融發展程度或經濟波動率等指標處于不同水平時，對外開放對經濟發展產生促進或抑制作用。Mody和Murshid[6]以經濟波動性為門檻指標檢驗了61個國家的數據，得出經濟波動水平較低的國家，外資投入促進了經濟發展，然而經濟波動水平跨過某個階段后，更多的外資反而減緩了經濟增長。包群[7]認為貿易開放與經濟增長之間存在非線性影響。在經濟開放初始階段，對外貿易促進了經濟增長；超過特定臨界值后，貿易開放程度的進一步提高反而可能降低經濟增長率。因為良好的初始發展水平能夠促進健康的資本流入，有利于進出口貿易，從而不至于外資涌入或巨額的進出口給金融穩定帶來沖擊、扭曲原有的經濟結構。

正是因為意識到這種非線性的門檻效應存在，所以在計量模型選取和數據處理時對于樣本的分類就尤為重要，然而一些研究以發達國家與否、沿海省份與否等作為分類標準，顯得有些主觀和隨意，而且也沒有將樣本數據的內生性考慮其中。Edwards[4]將樣本分為工業化國家、非洲國家、亞洲國家、歐洲的非工業化國家、中東國家等。Arena[8]考慮了56個國家，將樣本按收入水平劃分，其中的前33%設定為高收入國家，后33%認為是低收入國家。國內學者也有此類研究，吳洪和趙桂芹[9]將總計國內29個地區的數據以當地GDP的33%和66%分位數，按照當期人均GDP從高到低分為三類：即經濟較發達地區、中等水平地區以及欠發達地區。陳福中和陳誠[10]以區位差異將中國的省級面板數據劃分為東部、中部和西部地區，劃分為沿海地區、珠三角經濟帶等，以驗證貿易開放水平與經濟增長的非線性關系。楊善奇[11]從區域異質性的角度出發，考察了環境規制對我國區域出口復雜度的直接影響和間接關系。endprint

因此，本文將采用Hansen[12]提出的門檻回歸（Threshold Regression Model），對回歸模型中的門檻效應進行估計和檢驗，進而根據樣本的內生性對數據進行分組，以避免傳統分析分組時的困難和武斷，從而在充分考慮到數據樣本特點的情況下考察其中的門檻效應，這也是本文的創新點之一。

二、 對外開放與經濟增長關系的實證研究

（一）計量模型及指標選取

根據索洛模型，封閉經濟中，總產出（Y）與資本要素（K）、勞動力要素（L）和全要素生產率（A）相關，推廣到開放經濟中，還需另外考慮對外開放因素（OPEN）。在希克斯中性條件下，以柯布道格拉斯生產函數為基礎，構建經濟增長影響因素模型：

（二）數據來源及選取

研究的基本數據來自各年度《中國統計年鑒》和各省份的統計年鑒，其中不包含港澳臺地區，時間跨度為1996年至2014年。由于重慶市于1997年劃出四川省，因此四川和重慶均不包括在數據樣本之中。另外，在數據整理過程中發現西藏地區數據缺失問題比較嚴重，故剔除。因此，本文的數據樣本為我國其余28個省、市、自治區具體省、市、自治區為：北京市、天津市、河北省、山西省、遼寧省、吉林省、黑龍江省、上海市、江蘇省、浙江省、安徽省、福建省、江西省、山東省、河南省、湖北省、湖南省、廣東省、海南省、貴州省、云南省、陜西省、甘肅省、青海省、內蒙古自治區、廣西壯族自治區、寧夏回族自治區、新疆維吾爾族自治區。從1996年至2014年的省際面板數據。

（三）對外開放與經濟增長關系的實證結果

首先，檢驗對外開放與經濟增長之間的門檻效應，即以“對外開放指標（E）”的數據進行實證檢驗，回歸結果見表1。從表中的數據可以看出，單門檻、雙門檻和三門檻的F值都非常顯著，對應的P值均為000，因此接受存在三門檻的假設。同時，這也說明經濟發展水平的不同的確在對外開放影響經濟增長的效應上有重要影響，也就是說，對外開放與經濟增長之間的確存在門檻效應。

表2是三門檻的估計值及其對應的95%置信區間，門檻值的估計結果分別為363、443和461。由此可以把樣本中28個省份劃為四個部分，人均收入小于363劃為低收入省份，人均收入位于363和443之間的劃為中低收入省份，類似的，人均收入位于443和461之間的劃為中高收入省份，人均收入高于461的省份劃為高收入省份。

本文所使用的數據包括28個省份從1996年至2014年共19年的數據，故總樣本數量為532。從具體樣本分布情況來看，小于1估計值的樣本共有37個，處于1和2估計值之間的樣本共有399個，處于2和3估計值之間的樣本共有64個，大于3估計值的樣本共有32個。也就是說，樣本中695%的屬于低收入省份范疇，7500%屬于中低收入省份，1203%屬于中高收入省份，602%屬于高收入省份。圖1為樣本中532個數據按照真實人均GDP排序得出，其中A、B、C三個點分別對應于1、2和3三個估計值。

表3給出了1996年至2014年樣本中28個省份根據四類收入水平劃分的具體分布情況。從表中數據可以看出，位于低收入水平區間的省份逐年減少，相反，高收入水平的省份數量逐漸增多。其中，在2005年，上海首先步入高收入水平的省份行列，緊隨其后的是天津和北京。此外，在2004年，貴州脫離低收入省份之后，所有省份都至少位于中低收入水平階段。到2014年，處于高收入水平的省份包括天津、上海、江蘇、福建、浙江、遼寧、山東、北京、廣東，處于中高收入水平的省份包括內蒙古、湖北、黑龍江、吉林、河北，其余省份均處于中低收入省份。

表4為三門檻模型的估計結果。從表中數據可以看出，首先，對外開放對經濟增長有正向的促進作用，表現在lnEitI（·）的系數在各個組都為正；其次，對外開放對經濟的增長存在門檻效應，表現在lnEitI（·）的系數在不同組有所不同；同時，各門檻部門的lnEitI（·）系數逐步增大，即經濟越發達的地區，其相關系數越大，說明隨著經濟發展水平的不斷提高，對外開放對經濟發展的正向促進作用更明顯。結合表4各門檻區間的分布情況可以得出，現階

段對外開放對各省份的經濟增長均呈現較強的推動作用。

（四）對外貿易與經濟增長的實證結果

首先，檢驗對外貿易與經濟增長之間的門檻效應，實證結果見表5。從表中的數據可以看出，單門檻、雙門檻和三門檻的F值均非常顯著，對應的P值均為000，因此同樣接受存在三門檻的假設。這也說明經濟發展水平的不同也影響貿易與經濟增長之間的關系，即對外貿易與經濟增長之間也存在門檻效應。

關于三門檻的估計值，其結果與以“對外開放指標（E）”得出的結果相同，分別為363、443和461，將樣本中28個省份劃為低收入省份、中低收入省份、中高收入省份和高收入省份四個部分。

（五）外商投資與經濟增長的實證結果

首先，檢驗外商投資與經濟增長之間的門檻效應，實證結果見表7。與之前兩個檢驗結果類似，單門檻、雙門檻和三門檻的F值都非常顯著，對應的P值均為000，因此也接受存在三門檻的假設。同樣，也說明經濟發展水平的不同也影響外商投資與經濟增長之間的關系，即外商投資與經濟增長之間也存在門檻效應。

關于三門檻的估計值，“外商投資（F）”所得出的結果與“對外開放指標（E）”的結果也相同，分別為363、443和461，同樣的將樣本中28個省份劃為低收入省份、中低收入省份、中高收入省份和高收入省份四個區間。

與“對外開放指標（E）”和“對外貿易（T）”之間相似性很強的結果不同，“外商投資（F）”的結果與前兩者有類似也有不同。

相似之處在于，lnFitI（·）的系數在不同組有所不同，說明外商投資對經濟的增長存在門檻效應；同時，各門檻部門的lnFitI（·）系數逐步增大，說明在隨著經濟發展水平的提高，外商投資對經濟發展的促進作用更明顯。endprint

不同之處在于，lnFitI（·）的系數的顯著程度不明顯，僅在lnFitI（Dit-1>461）區間達到90%水平顯著，接近95%；在lnFitI（363

此外，lnFitI（·）的系數在低收入省份為負，顯示出略微的抑制經濟增長的作用，而在中高收入省份和高收入省份為正，說明當經濟發展到一定程度后，外商投資才顯示出對經濟增長的推動作用。

對比三組結果的門檻區間系數，如表9所示，可以發現對外貿易、外商投資單獨的影響均小于兩者加總得出的“對外開放指標（E）”，說明對外貿易和外商投資的聯合作用對經濟增長的推動能力更強。

三、 結論及政策建議

新時期，隨著國家“一帶一路”倡議的提出和實施，堅持對外開放、經濟融合的戰略方針，不僅能為我國的經濟發展和地區建設提供助力，更能積極發展與沿線國家的經濟合作伙伴關系，打造命運共同體。同時我們也應看到逐步調和解決地區之間“不平衡不充分發展的矛盾”已經成為我國未來發展道路上的“攔路虎”。

基于此，本文使用Hansen提出的門檻回歸模型，以省際面板數據分析了我國對外開放與經濟增長的門檻效應，得到的結論如下：（1）對外開放對經濟增長有顯著正向影響。同時，對外開放與經濟增長之間存在門檻效應，即某省以人均GDP這一因素衡量的經濟初始狀況能夠影響對外開放對于經濟增長的促進程度。因此，隨著改革開放的漸進式推進，當前我國各個省份由于地理位置、對外開放政策等原因，發展已經出現不平衡。（2）門檻模型將樣本按照經濟發展水平的不同進行區分，隨著人均GDP的增大，對應系數也相應增大。因此，在我國經濟發展到一定程度后，對外開放對于經濟發展的促進作用會越來越明顯，即經濟發展水平越高，這種促進作用越強烈。（3）對外貿易、外商投資指標和對外開放指標所得出的結果相似，其中外商投資指標有所不同的地方在于：一是各個門檻區間的系數顯著性不強，二是外商投資的影響在低收入和中低收入省份顯示出略微抑制經濟增長的作用，而在中高收入省份和高收入省份顯著為正。因此，由于資本賬戶開放程度等原因，在現階段我國應更為重視外商投資對經濟增長的拉動作用，隨著經濟的持續發展，外商投資才會逐漸顯示出對經濟增長的推動作用。

總之，隨著新時代經濟改革的漸次展開，進一步加大引入外資、加強貿易的對外開放力度將有效促進經濟發展，在政策推進的過程中，注重地區間的經濟水平差異，引導和鼓勵各類資源向經濟欠發達地區流動，提高欠發達地區的經濟水平是改革的“著力點”、“推進器”，把握住“協同發展”一盤棋的理念，使對外開放政策有的放矢。參考文獻：

[1]Helpman E， Krugman P R. Market structure and foreign trade： Increasing returns， imperfect competition and international trade [M]. The MIT Press， 2009.

[2]Chenery H B， Strout A M. Foreign assistance and economic development [J]. American Economic Review， 1966， 56（4）： 679733.

[3]Aghion P， Howitt P， MayerFoulkes D. The effect of financial development on convergence： Theory and evidence [J]. The Quarterly Journal of Economics， 2005， 120（1）： 173222.

[4]Edwards S. Capital mobility and economic performance： Are emerging economies different？ [R]. NBER Working Papers No. 8076， 2001.

[5]Eichengreen B. Capital account liberalization： What do crosscountry studies tell us？ [J]. World Bank Economic Review， 2001， 15（3）： 341365.

[6]Mody A， Murshid A P. Growth from international capital flows： The role of volatility regimes [R]. IMF Working Papers， 2011.

[7]包群. 貿易開放與經濟增長： 只是線性關系嗎 [J]. 世界經濟， 2008（9）： 318.

[8]Arena M. Does insurance market activity promote economic growth？ A crosscountry study for industrialized and developing countries [J]. Journal of Risk and Insurance， 2008， 75（4）： 921946.

[9]吳洪， 趙桂芹. 保險發展、金融協同和經濟增長——基于省級面板數據的研究 [J]. 經濟科學， 2010（3）： 6172.

[10]陳福中， 陳誠. 貿易開放水平、區位差異與中國經濟增長——基于1994—2011年中國省級數據的實證考察 [J]. 國際貿易問題， 2013（11）： 8293.

[11]楊善奇. 環境規制對出口技術復雜度區域異質性影響研究 [J]. 大連理工大學學報（社會科學版）， 2016， 37（4）： 4551.

[12]Hansen B E. Threshold effects in nondynamic panels： Estimation， testing， and inference [J]. Journal of Econometrics， 1999， 93（2）： 345368.

[13]Hansen B E. inference when a nuisance parameter is not identified under the null hypothesis [J]. Econometrica， 1996， 64（2）： 413430.

責任編輯、 校對： 鄭雅妮