貿易開放、財政支出規模與經濟增長
——基于PVAR模型的實證分析

余紅艷 陶 紅

（安徽財經大學，安徽 蚌埠233000）

一、引言

中國的對外貿易總額從改革開放之初的206.4億美元增長到2018年的46,224.2億美元，在40年的時間里增長了約224倍，貿易大國的稱號實至名歸。目前我國處在改革開放的攻堅區和深水區，研究貿易開放和經濟增長之間的關系，有利于經濟的高質量發展和貿易質量的提升。同時政府財政支出關乎社會穩定，會影響一個國家或地區的經濟發展狀況。本文將貿易開放、財政支出與經濟增長納入同一框架中進行分析，根據研究結果可以較為準確的認識貿易開放和經濟增長、財政支出規模和經濟增長，以及貿易開放和財政支出規模之間的關系，有助于更好地理解貿易對經濟運行的作用機理以及財政進行宏觀調控的內在邏輯。

二、文獻綜述

我國關于貿易開放和經濟增長之間關系的研究從線性到非線性，從全國到區域。陳繼勇等人（2017）認為貿易開放對經濟增長有顯著的促進作用[1]；林發勤等人（2018）認為貿易開放和經濟增長之間是非線性的倒U型關系，當貿易開放達到一定程度時對經濟增長的影響由正轉負[2]；王金營等人（2017）的研究結果表明，在不同時間段，貿易開放對經濟增長的影響有三種結果：負向影響、正向影響和無影響。且該影響在不同區域表現不同，對東部地區的促進作用高于中西部地區[3]；余思勤（2020）認為貿易開放和經濟增長兩者存在雙向的互動關系，貿易開放可直接或間接地促進經濟發展，而經濟發展只能間接促進貿易開放[4]。

各地區經濟增長都需要政府財力支持，政府的財政支出作為經濟發展的重要資金來源，會對經濟增長產生一定的影響，郭慶旺等（2003）通過研究發現總財政支出和經濟增長之間呈現負相關關系[5]；宋麗穎等（2018）通過構建空間計量模型進行研究，結果表明各個省份的財政支出總額可顯著的促進經濟增長[6]。李強等（2017）運用系統GMM估計就財政支出和金融發展對經濟增長的影響進行實證分析，得出財政支出和經濟增長之間存在倒U型關系的結論，他們認為財政支出占GDP的比重存在一個最優值，當財政支出占GDP比重小于最優值時，此時增加財政支出有利于經濟增長[7]。

Cameron(1978）通過對多個OECD國家的發展過程進行分析，認為貿易開放引起國內產業集聚使得工會組織得以強化，從而對政府部門施加壓力要求增加財政支出[8]；Rodrik（1998）的研究也發現貿易開放程度和政府財政支出之間存在顯著的正相關關系，他認為政府應該增加財政支出用以應對對外貿易帶來的外部風險，對外開放程度越高的經濟主體一般都有較大的政府財政支出規模[9]；高翔等（2016）認為貿易開放對財政支出有抑制效應，還從區域層面進行分析，認為貿易開放對財政支出的負向作用在沿海地區要大于內陸地區[10]；胡文駿（2017）進行實證分析結果表明，貿易開放對不同類別的財政支出均有抑制作用，任何類別的財政支出對貿易開放均無顯著影響[11]。

三、研究設計

（一）模型設定

本文建立PVAR模型，該模型將同一體系中所有變量看作內生變量，利用脈沖響應函數、方差分解描述經濟變量之間的動態沖擊響應。該模型克服了VAR模型樣本量的限制，既可以從時間上又可以從截面上獲得數據。為了考察三個變量之間的動態沖擊作用，本文的PVAR模型設定為：

被解釋變量Yit是由貿易開放、財政支出規模和經濟增長的三維列向量構成的，i表示省份、t表示年度，q是滯后階數，α0為截距項向量，固定效應列向量εi表示用固定效應形式來反映截面個體差異，時間效應列向量θt表示時間變化會影響截面個體，uit為隨機擾動項。

（二）變量選取與數據來源

本文參考胡文駿（2017）[11]的指標選取思路，用各省的進出口總額/地區生產總值衡量貿易開放水平，其中進出口總額要換算成人民幣再計算；借鑒李強（2017）[7]的變量選取方式，用各省的財政支出總額/地區生產總值衡量財政支出規模；用實際人均地區生產總值衡量經濟增長水平。為了消除異方差性對所有變量進行對數處理。

本文選取2000-2018年全國31個省（不包括港澳臺地區）的相關數據，數據全部來自《中國統計年鑒》和EPS數據庫。同時將全樣本數據劃分為東部和中西部兩大地區分別進行實證分析。

四、實證分析

Love（2006）[12]編寫的PVAR模型的STATA程序有一定的局限性，連玉君在此基礎上進行改進形成了PVAR2程序包，他主要是將Love程序中的helm前向差分消除個體效應這一步驟內制到PVAR2程序中，同時PVAR2還可以去除時間效應。本文利用PVAR2程序包和STATA15對上述模型進行估計和檢驗。

（一）平穩性檢驗

在進行實證分析時,若數據不平穩會影響實證結果，因此需要對變量進行平穩性檢驗，檢驗結果見表1（由于篇幅限制，只列出了全國的平穩性檢驗結果）結果表明，3個變量的一階差分通過了平穩性檢驗，表明3個變量為一階單整，因此引入變量dlntopen,dlnfe,dlnpg進行后續模型估計。

表1變量平穩性檢驗（全國）

（二）PVAR模型的滯后期選擇

本文使用AIC、BIC、HQIC三種信息準則進行判斷，根據表2的檢驗結果可知，無論是從全國層面還是區域角度，均選擇5階滯后。

表2 PVAR模型滯后期選擇

（三）脈沖響應分析

脈沖響應函數作為PVAR模型的重要分析工具，在控制模型中其他變量不變的情況下。運用脈沖響應分析，可以預測貿易開放、財政支出規模和經濟增長這三個因素在受到沖擊變化后對包括自身的其他變量在當前以及未來各期里會產生怎樣的影響，能夠直觀地呈現出各變量之間的動態沖擊反應。本文通過500次蒙特卡洛模擬得到脈沖響應圖，有全國（圖1），東部地區（圖2）和中西部地區（圖3）。

圖1展示了全國層面貿易開放、財政支出規模和經濟增長之間的脈沖響應圖。面對財政支出的一個標準化沖擊，經濟增長當期的響應程度為0，在前八期內達到峰值，隨后影響作用逐漸減小，但仍保持正向響應。貿易開放對經濟增長也具有顯著的正向促進作用，面對貿易開放的一個標準化沖擊，經濟增長的當期響應程度為0，在第6期前達到峰值，隨后正向響應逐漸減小。

圖1脈沖響應圖（全國）

貿易開放促進財政支出規模的擴大。面對貿易開放的一個標準化沖擊，財政支出的當期響應為0，第5期時響應強度達到峰值，隨后強度下降，最終收斂于正的均衡值。經濟增長也可以促進財政支出的增加。面對經濟增長的一個標準化沖擊，財政支出在當期達到了最大的正向響應，此后響應始終為正，最終收斂于水平線。

財政支出規模的擴大對于貿易開放有顯著的促進作用。財政支出的標準化沖擊對于貿易開放的當期響應為負，第1期時轉變為正向響應，第5期時達到最大的正向響應，最終收斂于0。累積響應為正，所以財政支出可以促進貿易開放。經濟增長在短期內會抑制貿易開放，面對經濟增長的一個標準化沖擊，貿易開放的響應在當期達到負向最大值，第一期及之后各期影響作用不顯著。

圖2脈沖響應圖（東部）

由東部地區的脈沖響應圖可知，對于財政支出的一個標準化沖擊，由于零刻度線一直處于置信區間內，因而經濟增長并沒有顯著的響應。貿易開放一個標準化沖擊對于經濟增長的當期影響為0，之后轉為正向影響，在前四期內達到峰值，之后不斷下降最終趨于正的均衡值。經濟增長的一個標準化沖擊對財政支出的當期產生正向影響，并在第三期達到正向最大值，此后影響不斷減小最終收斂于水平線，經濟增長的一個標準化沖擊對貿易開放的當期產生負向響應，第四期轉為正向響應，第五期又轉為負向響應，累積響應為負。貿易開放的一個標準化沖擊對于財政支出的當期影響為0，在第五期達到正向最大效應，貿易開放的標準化沖擊對于財政支出的累積效應為正，說明貿易開放可以促使財政支出的增加。財政支出的一個標準化沖擊對貿易開放的累積效應為正，說明財政支出的增加可以促進貿易開放。

圖3脈沖響應圖（中西部）

由中西部地區的脈沖響應圖可知，面對財政支出的一個標準化沖擊，經濟增長的當期響應為0，之后轉為正向響應，并在前10期內達到峰值，之后不斷下降最終收斂于零水平線。面對貿易開放的一個標準化沖擊，經濟增長的當期響應為0，并在前六期內達到正向峰值，之后不斷下降最終趨向穩定。面對經濟增長的一個標準化沖擊，財政支出的累積響應為正，而貿易開放在當期產生負向響應，之后的各期影響效果不顯著，但總體來說，因為累積響應為正，所以經濟增長還是促進了貿易開放。貿易開放的一個標準化沖擊對于財政支出的當期響應為0，之后轉為正向響應，并在前6期內達到峰值，之后不斷下降并趨于穩定，財政支出的一個標準化沖擊對于貿易開放的累積效應為正。

（四）方差分解

在脈沖響應分析基礎之上，進行方差分解，得到模型內生變量之間變動的貢獻度，經過500次蒙特卡洛模擬，得到貿易開放、財政支出規模和經濟增長的方差分解結果，全國層面、東部、中西部地區的方差分解結果如表3所示。長對貿易開放的方差貢獻度由第1期的2.5%增加到30期的3.6%；經濟增長對財政支出的方差貢獻度由第一期的7.3%增加到30期的15.1%；對于財政支出而言，財政支出受其自身的影響比較大，貿易開放對財政支出的影響有明顯的滯后效應，但隨后，影響程度越來越大最終穩定在11.2%左右；貿易開放對自身的方差貢獻度不斷減小而財政支出對貿易開放的方差貢獻度不斷增加最后穩定在15.4%；可見在中西部地區，財政支出對貿易開放的影響程度大于貿易開放對財政支出的影響。

表3方差分解結果

從全國層面來看，財政支出對于經濟增長的方差貢獻度不斷增加，由第一期的0%增加到30期的16.3%；貿易開發對于經濟增長的方差貢獻度也是不算增加的，第一期為0%，第30期達到了17.5%；因此從長期來看，貿易開放對經濟的影響程度要大于財政支出對于經濟的影響；經濟增長對財政支出的方差貢獻度是不斷增加的，由第1期的3.8%增加到30期的9.7%；同時，貿易開放對財政支出的方差貢獻度也是不斷增加的，由第1期的0%增加到第30期的10.5%；經濟增長對于貿易開放的方差貢獻度基本維持在1.9%；財政支出對于貿易開放的方差貢獻度不斷增加，第1期為1.6%，到第30期已經達到14.8%。

在東部地區，財政支出對于經濟增長的方差貢獻度由第一期的0%增加到第三十期的8.4%，雖然解釋力度較大，但沒有統計上的顯著性；貿易開放對于經濟增長的方差貢獻度由第一期的0%增加到第三十期的17.2%；可見貿易開放對經濟增長的影響程度大于財政支出對經濟增長的影響。經濟增長對貿易開放的方差貢獻度不斷增加最后穩定在6.7%；經濟增長對財政支出的方差貢獻度不斷增加最終穩定在4.9%；貿易開放對財政支出的方差貢獻度不斷增加最后穩定在13.8%；財政支出對貿易開放的方差貢獻度不斷增加，影響比例最終維持在7.7%；貿易開放對財政支出的影響程度大于財政支出對于貿易開放的影響。

在中西部地區，財政支出對經濟增長的方差貢獻度由0%不斷增加最終維持在18.2%左右；貿易開放對經濟增長的方差貢獻度由0%不斷增加最終穩定在16.1%左右；從影響程度上來講，貿易開放和財政支出都會對經濟增長產生影響但財政支出對經濟的影響程度要大于貿易開放對經濟的影響。經濟增

五、結論和建議

（一）結論

本文對貿易開放、財政支出規模和經濟增長之間的動態影響效應以及這些效應在地區之間的差異進行了實證檢驗和分析，得出以下結論：第一，從全國層面看貿易開放和財政支出對經濟增長的影響，貿易開放和財政支出對經濟增長都有顯著的促進作用，加大貿易開放和財政支出規模依然是促進經濟高質量發展的重要手段；第二，從長期來看，貿易開放對經濟增長的影響程度高于財政支出對經濟的影響，政府的財政支持力量有限，貿易開放成為了彌補政府財政資金不足，推動經濟高質量發展的重要力量；第三，分區域來看貿易開放和財政支出對經濟增長的影響：在東部，財政支出對經濟增長的正向影響沒有顯著性，貿易開放可顯著影響經濟增長，總之，東部地區的貿易開放可以顯著推動經濟發展，貿易開放對經濟的影響程度大于財政支出對經濟發展的影響，所以東部沿海城市的貿易開放程度越高經濟發展越快；而在中西部地區，貿易開放和財政支出都可以推動經濟增長，但是財政支出對經濟的推動作用大于貿易開放對經濟的推動作用，因為，該區域的貿易開放水平相較于東部地區較低，需要依賴更多的財政資金帶動經濟發展。最后分析貿易開放和財政支出的關系：無論是從全國層面來看，還是從區域層面來看，貿易開放和財政支出之間都互相促進，兩者之間互為發展需要，貿易開放給各個省份各類市場經濟主體帶來了更大的外部風險要求政府加大財政支出規模進行宏觀調控。幫助經濟主體更好地適應國際競爭環境。中國要從貿易大國向貿易強國轉變，最主要的是要擁有自主核心技術，這就對各級政府提出了新的要求，各級政府應加大科學研究的支出。所以財政支出對貿易開放也有促進作用。

（二）建議

第一，因為經濟增長主要依靠自身的拉動作用，近幾年我國經濟增速逐漸向中高速過渡，更為注重經濟質量，與此同時，貿易開放對經濟增長也有一定的推動作用，因此，我們應該進一步擴大開放水平，既要加快貿易總量的積累，也要注重貿易結構優化，提高對外貿易質量。我國東部各省份具有獨特的地理優勢，對外貿易發展較成熟，能更好地與國際市場接軌，貿易額自然要比中西部地區高，但隨著勞動力等資源的成本上升，傳統的勞動密集型出口產業受到阻礙，因此，在新常態背景下，需要重新審視自己，了解自己的優勢所在并精確判斷發展前景，將對外貿易的發展方向從傳統的勞動和資源密集型向技術和資本密集型轉換，用創新驅動對外貿易發展，積極應對國內外市場的挑戰，促進經濟高質量發展。對于中西部地區而言，在國家不斷發展的對外政策的引導之下，近年來的對外貿易整體上有較好的發展趨勢，一方面需要向東部地區借鑒貿易發展的成功經驗，另一方面，要好好把握貿易開放相關的政策優勢，在發展貿易時不斷學習和進步，充實地區人力資源。

第二，政府財政支出對不同地區的影響不一樣，所以不同區域關于財政支出規模的態度和舉措也不一樣，東部地區的財政支出對經濟增長的作用不顯著，因此既不需要擴大財政支出規模也不需要縮小財政支出規模，應該在保證東部地區財政支出總量的前提之下，優化財政支出結構。政府作為重要的市場主體，財政資金可以帶動經濟發展，同時資金的流入可以吸引資本的投入，有利于中西部地區的基礎設施建設，也為中西部地區經濟結構轉型打下了堅實基礎。應該適當擴大中西部地區的政府財政支出，不僅有利于經濟發展，同時，還可以發揮財政支出和貿易開放之間的交互作用，在經濟全球化背景下，伴隨著“一帶一路”的有序推進，中國與全球經濟的融合程度必然會進一步加深，外部風險也會逐漸加劇，只有適當提高財政支出規模才能防范和化解貿易開放帶來的風險，才能促進經濟高質量發展。