雙循環背景下貿易開放和市場分割對經濟增長的影響研究

趙寶山，汪圣佑，陳大文

（安徽商貿職業技術學院電子商務學院，安徽蕪湖 241002）

改革開放以來，我國經濟獲得了很大發展。在新的國內外環境下，黨的十九屆五中全會通過了《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二〇三五年遠景目標的建議》，提出加快構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局。這是推動我國開放型經濟向更高層次發展的重大戰略布局。為暢通國內大循環，“十四五”規劃提出打破行業壟斷和地方保護，形成國民經濟良性循環。地方保護會引起國內市場分割，影響國內大循環的暢通。在此背景下，研究外貿開放和市場分割對經濟增長的影響具有重要的理論和現實意義。

關于外貿開放對經濟增長的影響，國內外的研究有兩種觀點。一種觀點是貿易開放有利于經濟增長。Dollar等很多國外學者都認為貿易開放能促進經濟增長〔1-4〕。黃玖立和李坤望的研究得出我國各省區的出口開放程度顯著地促進了各省區經濟增長〔5〕。柯善咨和郭素梅認為我國商品市場對外開放顯著促進了地區經濟增長〔6〕。賈中華和梁柱考察了我國30個省貿易開放度與經濟增長的關系，結果表明對外開放對于省區經濟增長具有顯著的正向作用〔7〕。涂熙玲的研究表明，我國進出口貿易與經濟同步迅速增長，進出口貿易對經濟增長的正向作用隨著貿易開放程度的提高而不斷增強〔8〕。但另一種觀點認為，貿易開放不總是有利于經濟增長，甚至有時對經濟增長不利。Papageorgiou對96個國家數據的回歸發現，對于高收入、低收入樣本國家而言，貿易開放并不是經濟增長績效的決定因素，然而對于中等收入國家樣本，貿易開放度是其經濟增長的決定因素〔9〕。包群基于中國29個省市面板數據的估計結果表明，貿易開放與經濟增長表現為倒U型非線性關系；即在經濟開放初始階段對外貿易促進了本國經濟增長，然而在超越特定臨界值水平后貿易開放度的進一步提高反而可能降低經濟增長率〔10〕。石紅蓮等的研究也得出，貿易開放與經濟增長之間呈現非線性關系，主要表現在低貿易開放下促進經濟增長和高貿易開放下抑制經濟增長〔11〕。

關于我國市場分割對經濟增長的影響，出現了兩種相反的研究結論。大部分研究認為，市場分割不利于經濟增長。Young認為，中國地方政府為避免重復產業的地區間競爭，采取了地方保護政策，導致資源配置偏離了比較優勢，扭曲了地方經濟〔12〕。黃賾琳和王敬云的研究認為，中國國內的市場一體化還相當不完善，各行業市場分割普遍存在，地方保護的存在一定程度上制約著我國國民經濟的運行〔13〕。趙永亮和劉德學的研究得出，地方保護壁壘造成的省際市場分割不利于保護戰略實施省份自身經濟績效的提高〔14〕。盛斌和毛其淋認為國內市場一體化水平顯著促進了中國省際人均GDP的提高；也就是市場分割不利于經濟增長。但也有學者認為，市場分割對經濟增長有利〔15〕。陸銘和陳釗研究了鄰省之間商品市場的分割對省級經濟增長的影響，發現分割市場對經濟增長具有倒U型的影響，對于超過96%的觀察點來說，市場分割有利于本地的經濟增長〔16〕。付強認為，市場分割能基于較高的產業同構程度對區域經濟增長產生顯著的促進作用〔17〕。

鑒于國內外研究還沒有達成一致的結論，有必要進一步研究外貿開放和市場分割對我國經濟增長的影響。這有利于正確認識國內國際兩個循環在我國經濟發展中的作用，更好構建新發展格局。本文采用2009—2019年最新省級面板數據，綜合采用國際貿易理論、市場理論和經濟增長理論構建模型；實證分析外貿開放和市場分割對經濟增長的影響。與以往研究不同的是，本文將貿易開放和市場分割的二次項都納入模型，以便同時檢驗貿易開放和市場分割對經濟增長是否存在非線性影響；模型設定基于嚴格的理論基礎和公式推導，這樣得到的實證結果將更加可靠。

下文的結構安排如下：第一部分是理論分析及研究假設；第二部分是計量模型、變量計算及統計描述；第三部分是基準回歸及穩健性檢驗；第四部分是研究結論及政策啟示。

一、理論分析及研究假設

我們可以用國際貿易理論和市場理論分析外貿開放和市場分割對經濟增長的影響。

（一）貿易開放對經濟增長的影響

關于貿易開放對經濟增長的影響，經濟學家一直有爭論。比較優勢理論、要素稟賦理論、新經濟增長理論等自由貿易理論都認為，貿易開放有利于經濟增長。比較優勢理論認為，貿易開放能使各國充分發揮自身比較優勢，從而有利于經濟增長。要素稟賦理論認為，自由貿易還能使各國能夠充分發揮自身要素稟賦優勢，從貿易中獲取更多利益。新經濟增長理論認為，貿易開放還能促進各國技術進步，提高全要素生產率，從而促進經濟增長。而保護幼稚工業理論、中心-外圍理論、超保護貿易理論等都認為，實行貿易保護有利于經濟增長。兩類理論的觀點之所以不同，是因為這些理論都是基于所在國的具體情況提出的。由于所在國的發展階段和國內外環境不同，得出的結論也會不同。

我國是一個發展中國家，本文認為幼稚工業理論更符合我國的實際情況。幼稚工業理論認為，競爭力強的行業在國際市場上不害怕競爭，通過自由貿易可以獲取更多利益；所以在競爭力強的行業實行自由貿易，有利于經濟增長。而競爭力弱的行業如果實行自由貿易會受到國外競爭的損害，反而不利于經濟增長。目前我國大多數行業都有了一定的競爭力但離國際先進水平還有一定差距。因此，我國實行一定程度的自由貿易能促進經濟增長，但不能實行完全自由貿易，否則容易受到國外激烈競爭的損害。這就是本文的第一個理論假設：

假設1：一定程度的自由貿易將有利于經濟增長，但不能過度實行自由貿易。

（二）市場分割與經濟增長的關系

市場分割對一個地區的經濟增長既存在有利的一面，又存在有害的一面。一方面，市場分割能夠阻止地區之外的商品進入，使當地企業在本地銷售更多產品，從而促進本地企業發展和經濟增長〔17〕。另一方面，被保護的本地企業沒有競爭壓力，可能會安于現狀、沒有動力改進技術和提高生產效率〔18〕；同時，其他地區采取的市場分割政策，也阻礙了本地產品銷售到其他地區，從而對本地經濟增長產生消極影響。斯密-楊格定理表明市場規模擴大能促進分工從而實現經濟增長；因此，市場分割會限制市場規模，使各地無法根據比較優勢進行分工，不能充分發揮各地優勢，從而阻礙經濟增長。而在有規模經濟效應的行業，市場分割還會阻礙規模經濟的實現。

市場分割對地區經濟增長的總效果取決于有利和有害兩方面效果的力量對比。雖然通過市場分割保護本地市場對經濟增長有一定的促進作用，但由于一個地區的市場較小，這種促進作用有限。如果各地區相互開放市場，本地有比較優勢的行業可以在整個國內市場獲得更多銷量；此外，本地企業在競爭壓力下可以實現優勝劣汰，獲得更多發展的動力，從而帶動地區經濟增長。所以，本文認為總體上市場分割不利于地區經濟增長。這就是本文第二個理論假設：

假設2：市場分割總體上不利于地區經濟增長。

二、模型及變量

（一）模型設定

我們采用常用的道格拉斯生產函數表示經濟增長：

式（1）中，Yit、Ait、Kit、Lit分別表示i地區t期的國內生產總值、全要素生產率、物質資本存量和勞動力數量；系數α、β都大于0。根據新經濟增長理論，同時借鑒Levin和Raut〔19〕、Miller和Upadhyay〔20〕、盛斌和毛其淋〔15〕的方法，將全要素生產率表示為外貿開放、市場分割和人力資本的函數：

式（2）中，Ait、openit、segit、Hit分別表示i地區t期的全要素生產率、外貿開放、市場分割和人力資本。所以，各地區的道格拉斯生產函數可以表示為：

對式（3）兩邊同時除以勞動力數量Lit，得到人均國內生產總值的函數：

式（4）中，Yit/Lit是人均國內生產總值，用yit代替；Kit/Lit是人均資本存量，用kit代替。對式（4）兩邊取對數，得到：

我們將lnf（openit，segit，Hit）寫成線性函數形式：

式（7）表明了經濟增長的主要影響因素。其中，外貿開放度和市場分割兩個因素是我們關心的主要解釋變量，其他因素作為控制變量。此外，參考相關文獻〔15-16〕的做法，將政府支出也作為控制變量加入式（7）中，得到我們將要估計的最終模型式（8）：

其中，govit、εit分別表示i地區t期的政府支出和隨機誤差項。

（二）變量計算

1.經濟增長

用各地區人均實際GDP的對數值表示，從而解釋變量的系數就表示對經濟增長率的影響。人均實際GDP用實際GDP除以年均常住人口得到。實際GDP用歷年各地區的國內生產總值指數與基期年份的名義GDP計算得到；年均常住人口用年末常住人口與上年末常住人口的平均值表示。

2.貿易開放度

用外貿依存度表示。傳統的外貿依存度是用各地區進出口額除以該地區的GDP算出。其中，進出口額用人民幣兌美元的各年平均匯率換算為人民幣金額，然后用各地區歷年的商品零售價格指數換算成基期年份的不變價金額；各地區GDP采用實際GDP。

Patrick等認為，隨著一個地區經濟規模和人口的增長，地區內部貿易和服務部門所占比重會增大，傳統外貿依存度會有向下的偏差〔21〕。為了消除GDP和人口規模的不同導致的外貿依存度偏差，借鑒Patrick等的方法計算修正外貿依存度。首先估計下列回歸方程：

其中，TDit、GDPit和popit分別表示i地區t期的傳統外貿依存度、國內生產總值和常住人口，ln表示取自然對數。剔除不顯著系數并克服共線性影響后，得到傳統貿易開放度的估計值。最后，修正的貿易依存度。如果修正的外貿依存度大于1，說明該地區控制經濟和人口規模影響后的外貿開放水平高于各地區的平均水平；如果小于1，則說明該地區的外貿開放水平低于平均水平。本文將使用調整的外貿依存度進行基準回歸，使用傳統外貿依存度進行穩健性檢驗。

3.市場分割指數

市場分割指數采用桂琦寒等的相對價格法〔22〕計算。假設Pikt和Pjkt分別表示k商品t期在i和j兩地的價格，由于兩地之間存在交易成本，Pikt和Pjkt不會完全相等?；凇氨ā背杀灸Ｐ停俣▋傻刂g的商品交易成本是價格的一定比例cij（0＜cij＜1），則當Pikt（1-cij）＞Pjkt或者Pjkt（1-cij）＞Pikt時，存在套利空間，兩地之間會有商品貿易。由于套利的存在，Pikt/Pjkt趨向于在無套利區間［1-cij，1/（1-cij）］內波動。當市場分割降低時，交易成本cij降低，則無套利區間會收窄，Pikt/Pjkt的波動范圍會收斂；相對價格對數的一 階 差 分 ΔQijkt=｜ln（Pikt/Pjkt）-ln（Pikt-1/Pjkt-1）｜=｜lnPikt/Pikt-1）-lnPjkt/Pjkt-1）｜，也會收斂。于是，ΔQijkt在不同商品之間的方差Var（ΔQijkt）能反映市場分割程度；而ΔQijkt可以采用商品價格指數來計算。

由于ΔQijkt受商品異質性的影響，為準確反映市場分割程度，在計算方差之前，需消除商品異質性。首先計算ΔQijkt在所有地區組合i和j之間的平均值，然后用ΔQijkt減掉該平均值，得到不包含商品異質性的qijkt。計算qijkt在不同商品之間的方差Var（qijkt），就得到i、j兩地之間t期的市場分割指數segijt。而t期i省與其他地區的平均市場分割指數segit，有兩種計算方法。第一種方法是桂琦寒等〔22〕的方法，計算該省與相鄰省份市場分割指數的平均值；第二種方法是計算該省與其他所有省份市場分割指數的平均值。本文將以第二種方法計算基準回歸中的市場分割指數；而第一種方法將在穩健性檢驗時用到。

本文采用的相對價格是各省份在研究期內的商品零售價格環比指數。商品種類包括食品、飲料煙酒、服裝鞋帽、紡織品、家用電器及音像器材、文化辦公用品、日用品、體育娛樂用品、交通通信用品、家具、化妝品、金銀珠寶、中西藥品及醫療保健用品、書報雜志及電子出版物、燃料、建筑材料及五金電料等十六類。

4.人力資本

用人均受教育年限表示。人均受教育年限根據不同學歷的人口比例加權平均計算，各學歷的受教育年數為：小學6年，初中9年，高中12年，大專及以上平均設為16年。不同學歷的人口比例根據國家統計局每年的人口抽樣調查數據計算。

5.人均資本存量

用資本存量除以從業人員數得到。資本存量參考萬東華〔23〕的方法，用下面兩個公式推算：

其中，Kit、Kit-1和Ki0分別為i省份第t、t-1和0期的資本存量，δ為平均折舊率，Iit和Ii0分別是i省份第t和0期的固定資產投資額，gi表示i省份的固定資產投資平均增長率，di表示i省份的平均折舊率。固定資產投資額用各省歷年新增固定資產表示。各省固定資產投資增長率通過計算2009年到2017年新增固定資產平均增長率得到；由于2018年和2019年的固定資產投資額未公布，以平均增長率預測得出。各省固定資產折舊率參照相關研究〔24-26〕，統一采用5%。

6.政府支出規模

用各省政府一般公共預算支出占該地區GDP的比重表示。

7.勞動力數量

用各省從業人員數表示。

以上所有變量的數據來源于歷年《中國統計年鑒》和各省統計年鑒；西藏的數據不全，沒有納入研究范圍。所有變量組成了30個省2009年到2019年的面板數據；計算變量的不變價時以2009年為基期。

（三）變量統計描述

所有變量的統計特征見表1。為了與實證模型保持一致，對人均GDP、人均資本存量和勞動力數量取自然對數；取對數也有助于消除異方差的影響。

表1 變量統計特征（觀測數=330）

三、基準回歸及穩健性檢驗

（一）基準回歸分析

本文數據是短面板數據，可以采用混合回歸（POOLED）、固定效應（FE）和隨機效應（RE）三種模型估計式（8），結果見表2。為了確定哪個模型更有效，需要進行一系列檢驗。對固定效應模型進行冗余固定效應F檢驗，統計量對應的P值接近于零，拒絕了個體非觀測效應都為零的原假設；說明固定效應模型優于混合回歸模型。對隨機效應模型進行LM檢驗，統計量對應的P值接近于零；說明隨機效應模型也優于混合回歸模型。對固定效應模型和隨機效應模型的兩個估計結果進行Hausman檢驗；檢驗結果強烈拒絕了個體非觀測效應與解釋變量不相關的原假設，最終證明固定效應模型更合適。

固定效應模型估計結果顯示，外貿開放度的系數為正而其平方項的系數為負，兩個系數都在1%水平上顯著；這說明外貿開放度與經濟增長之間存在倒U型關系。也就是說，在一定范圍內隨著外貿開放度的提高，其對經濟增長的促進作用增大，但當外貿開放超過一定限度后，其對經濟增長的促進作用會減弱。經測算，倒U型頂點對應調整的外貿開放度為56.5%。除上海外，其他所有省份的外貿開放度都沒有達到56.5%，繼續擴大外貿開放能促進經濟更快增長。上海的外貿開放度已經超過56.5%，說明外貿開放對上海經濟增長的促進作用已經減弱；這說明外貿開放應保持在適度水平。因此，理論假設1是正確的。

市場分割的系數為負而其平方項的系數為正，兩個系數都在1%水平上顯著；這說明市場分割與經濟增長之間存在U型關系。也就是說，在一定范圍內市場分割越嚴重，經濟增長遭受的阻礙作用越大，當市場分割超過一定限度后其對經濟增長的阻礙作用會下降。我國各省的市場分割指數都在0.7到8.6之間，根據估計系數計算，各省的市場分割總體上都對經濟增長產生了阻礙作用。理論假設2得到了證實。

從控制變量來看，人口增長率和人力資本的系數為正且顯著，說明增加人口數量和提高人口素質都有利于經濟增長。人均資本存量的系數也為正且顯著，說明物質資本投資有利于經濟增長；這與各種經濟增長理論的觀點是一致的。政府支出的系數不顯著，說明政府支出沒有對經濟增長產生顯著影響。

（二）穩健性檢驗

為檢驗固定效應模型的估計結果是否可靠，從下列三個方面進行穩健性檢驗。

1.考慮內生性問題

固定效應模型的關鍵假定是解釋變量是外生的；為保證外貿開放度和市場分割指數這兩個關鍵解釋變量的估計結果是無偏的，有必要關注兩個變量的內生性問題。內生性問題可能來自測量誤差、遺漏解釋變量，也可能來自因變量與解釋變量的雙向因果關系。從理論上說，外貿開放和市場分割會影響經濟增長，經濟增長反過來也可能影響外貿開放和市場分割。比如經濟落后的地區為了保護地方企業，可能會阻止國外產品或國內其他地區產品進入本地市場，從而降低了外貿開放度或增加了市場分割程度；而經濟增長迅速的地區，擁有更強的競爭力，會更傾向于開放市場，從而擁有較高的外貿開放度或較低的國內市場分割程度。

為克服可能存在的內生性問題，選擇工具變量替代外貿開放度和市場分割兩個變量，重新估計固定效應模型。借鑒黃玖立和李坤望〔5〕的做法，選擇海外市場接近度作為外貿開放度的工具變量。每個省份的海外市場接近度用省會城市距海岸線最近距離的倒數乘以100算出。沿海省份到海岸線的距離采用內部距離〔27〕，非沿海省份距海岸的距離等于該省省會到最近的沿海省份省會的距離①省會之間的距離用公式R·arccos［cosβ1cosβ2cos（α1-α2）+sinβ1sinβ2］計算，其中R為地球大圓半徑，α1、α2分別是兩個省會城市的經度，β1、β2分別是兩個省會城市的緯度。加上該沿海省份的內部距離。每個省份海外市場接近度的歷年數據用該省海外市場接近度乘以該年的平均匯率得到。此外，還用外貿開放度的滯后一期作為外貿開放度的第二個工具變量；用市場分割的滯后一期作為市場分割的工具變量。然后，采用對異方差和序列相關更為穩健的GMM方法估計工具變量模型，結果見表2第四列。

選擇的工具變量只有滿足相關性和外生性，估計結果才是可靠的。為此，對工具變量進行了一系列檢驗。Anderson-RubinWald F統計量對應的P值接近零，拒絕了所有內生變量回歸系數之和等于零的原假設，說明工具變量滿足相關性的要求；Sargan-Hansen統計量的伴隨概率為0.556 7，沒有拒絕所有工具變量都是外生變量的原假設，證明工具變量是外生的。Anderson canon.corr.LM統計量的伴隨概率接近零，拒絕了工具變量識別不足的原假設，證明不存在識別不足的問題。上述檢驗都證明選擇的工具變量是合理的。

工具變量法的估計結果與固定效應模型的結果基本一致。主要解釋變量系數的正負號和顯著性水平沒有發生變化，系數絕對值變大，說明控制內生性后解釋變量對經濟增長的影響增大。這證明外貿開放度與經濟增長之間仍存在倒U型關系；市場分割與經濟增長之間仍存在U型關系?？刂谱兞康南禂捣栆矝]有變化；政府支出的系數仍然不顯著，其他控制變量的系數仍然是顯著的。這說明控制內生性后兩個理論假設仍然成立，固定效應的估計結果是穩健的。

2.改變變量測算方法

變量的測算方法不同，會引起研究數據不同，可能會得出不同的研究結論。為此，我們改變外貿開放度和市場分割指數兩個主要解釋變量的測算方法，檢驗研究結論是否穩健。測算外貿開放度時，不再使用修正的外貿依存度，直接采用傳統的外貿依存度。各省份的市場分割指數不再用該省份與所有國內其他省份的市場分割指數的平均值計算，而是用該省份與所有相鄰省份市場分割指數的平均值計算。重新估計固定效應模型，結果見表2第五列。由于兩個主要解釋變量的數據發生了變化，得到的估計系數也有所變化；但研究結論沒有發生變化。貿易開放的系數仍然為正，貿易開放平方項的系數仍然為負且系數都顯著，再次說明貿易開放和經濟增長之間存在倒U型關系；理論假設1仍然成立。市場分割的系數仍然為負且顯著，而其平方項的系數仍然為正而不再顯著，這說明市場分割與經濟增長之間的U型關系不顯著；但由于市場分割系數顯著為負，證明市場分割會阻礙經濟增長，理論假設2仍然成立?？刂谱兞康南禂荡笮?、正負號和顯著性都沒有變化?？傮w上看，固定效應估計結果仍是穩健的。

3.剔除極端樣本點

極端樣本點可能會導致估計結果出現偏誤。為此，我們剔除極端樣本點后重新估計，看研究結論有沒有變化。首先算出各省歷年的平均貿易開放度，然后剔除貿易開放度最高的10%和最低的10%的省份，包括上海、天津、廣東、貴州、青海、湖南；對平均市場分割指數最高的10%和最低的10%省份也剔除，包括天津、海南、青海、安徽、湖北、遼寧。由于天津和青海重復，總共剔除了10個省份的數據。最后用剩余的20個省份數據重新估計固定效應模型，估計結果與用所有省份數據估計的結果基本一致，見表2第六列。貿易開放度的系數為正而其平方項系數為負，兩個系數都在1%水平上顯著；這證明剔除極端樣本點后，貿易開放和經濟增長之間仍然存在倒U型關系；理論假設1仍然成立。市場分割的系數為負且顯著，說明市場分割會阻礙經濟增長，理論假設2仍然成立。而與改變變量測算方法時一樣，市場分割的平方項系數為正但不顯著，說明市場分割與經濟增長的U型關系確實不明顯；但這不違背理論假設2。政府支出的系數增大且變顯著，說明這些省份的政府支出對經濟增長的效果更加明顯。其他所有控制變量的系數符號和顯著性都沒有變化，系數大小也變化不大。因此，固定效應估計結果總體上是穩健的。

表2 基準回歸和穩健性檢驗結果

四、結論及啟示

本研究表明，外貿開放能促進我國各省經濟增長，但當外貿開放程度達到一定拐點后，外貿開放對經濟增長的促進作用會減弱。當前絕大多數省份繼續擴大外貿開放會對經濟增長產生更大的促進作用；但上海外貿開放已經超過拐點，外貿開放對上海經濟增長的促進作用開始減弱。因此，經濟發展不能過度依賴外貿開放，應更多依靠內需拉動。國際經驗也表明，一個國家或地區的收入水平越高，內需在經濟增長中發揮的作用越大，而外需對經濟增長的作用會越小。目前我國已經全面實現小康社會，隨著各地區收入水平的提高，經濟增長也會更多依靠內需拉動。因此，在國內國際雙循環的新發展格局中，在適度依靠國際循環發展經濟的同時，要以國內大循環為主體。

本研究表明，我國各省仍然存在一定程度的市場分割，市場分割阻礙了各省經濟增長。依靠國內大循環發展經濟，需要破除市場分割，實現產品跨地區自由流動。產品能自由銷售到其他地區，企業才能大規模銷售和實現規模經濟；才能通過充分競爭促進企業技術革新并提升服務；各地區也才能在競爭中找到并發揮本地的比較優勢。為破除市場分割，應廢除影響產品自由流動的地方保護性規章，實現全國范圍內的市場統一和開放；也要不斷降低導致市場分割的自然障礙，暢通國內運輸、不斷降低物流成本?？傊?，為發揮國內大循環對經濟發展的主體作用，應采取措施破除市場分割。