贸易开放、产业演进与区域经济增长关系研究

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　　中图分类号：F727   文献标识码：A
　　内容摘要：本文利用2004-2015年我国254个地级市面板数据进行分析后发现：贸易开放能够对区域经济增长具有动态正向影响，其中相对贸易开放度的影响更大;西部地区贸易开放对经济增长的影响最大，东中部次之;贸易开放可能通过影响地区产业结构演进，进而影响地区经济增长。最后，建议顺应经济全球化发展趋势，不断提升地区贸易开放度，保持区域发展相对公平，积极构建地区价值链，推动地区外贸由规模型扩张向质量效益型转变。
　　关键词：贸易开放   区域经济增长   产业演进
　　研究问题与相关文献回顾
　　2018年3月份以来，中美贸易摩擦成为国际贸易领域的焦点话题，胜利的天平会偏向坚守贸易保护主义的美国，还是秉承贸易开放的中国，尚不可知。国内学者已经剖析美国发起贸易摩擦的根本目的是遏制中国产业转型升级，阻碍经济增长，进而干扰中国崛起。那么，贸易是否开放会不会影响一国产业结构演进，进而影响经济增长呢。
　　事实上，学术界已经广泛开展了关于贸易开放与经济增长关系的研究。从古典、新古典到现代国际贸易理论均认为贸易对经济增长有显著促进作用，并认为存在两种传导渠道：“分工扩散效应”和“技术升级效应”。“分工扩散效应”指的是从静态和动态通过专业化国际分工、市场规模的扩大和技术扩散促进地区经济增长;“技术升级效应”指的是通过技术进步、产业结构优化升级、提高要素生产率来促进经济增长。理论层面的共识激起了学者们实证研究的兴趣，然而在实证研究方面结论却存在分歧（Singh，2010），有支持正面作用的（Wacziarg  and Welch，2008），也有支持负面影响的（黄新飞和舒元，2010）。导致结论迥异的原因除了样本和方法不同以外，还存在对其传导机制的认识。事实上，中国在超越美国位居世界进出口额总数第一位的同年，产业结构发生了历史性变化，第三产业首次超越第二产业，占47.8%。2017年第三产业占比超过一半，达到51.63%，产业结构正在加快调整。本文认为这并非纯粹性的偶然，正是贸易开放通过影响产业结构演进这一传导渠道进而影响了经济增长。
　　值此国际贸易主义势力复苏之际，探讨如何进一步加强贸易开放促进产业结构转型升级与经济增长，有助于我国更好的制定和实施对外贸易政策，有利于经济增长动能的进一步转换。
　　理论模型、变量选择与数据来源
　　（一）理论模型
　　本文在熊灵等（2012）模型构建的基础上，构建如式（1）和式（2）所示的计量模型，当β1=0时，为静态模型，当β1≠0时，为动态模型。其中i表示城市，t为年份，ui+δt表示分别控制地区和时间效应，α为常数项，LNPGDP表示城市人均国内生产总值的对数，LNYPGDPi，t-1为滞后一期的自然对数，Trade1、Trade2表示贸易开放中的绝对贸易开放和相对贸易开放，X为控制变量。
　　 （1）
　　 （2）
　　为了进一步验证贸易开放对经济增长的传导机制，在蔡海亚和徐盈之（2017）的基础上构建如式（3）、（4）所示的计量模型，W为控制变量。
　　 （3）
　　 （4）
　　（二）变量选择
　　区域经济增长（LNPGDP）。以地级市人均实际GDP的对数值作为其经济实力的代理指标，根据地区生产总值指数生成实际GDP。由于地级市的地区生产总值指数数据大面积缺乏，因此采用地级市所在的省生产总值指数进行替代，以2004年为基期，进而求得各地级市人均实际GDP的对数值。
　　贸易开放（Trade）。贸易开放度的测度并没有权威方法，国内外学者纷纷提出了自己的方法（熊灵等，2012）。鉴于地级市的特点和数据可得性，参考包群等（2008）的方法，构造绝对贸易开放度（Trade1）和相对贸易开放度（Trade2）来代表地市级层面贸易开放度。具体计算方法为：绝对贸易开放度=第T年各地级市进出口总量/第T年实际GDP;相对贸易开放度=第T年绝对贸易开放度/第T年全国贸易依存度。
　　产业演进（IND）。产业演进一般用产业结构的合理化指数和高级化指数来衡量（张豪，2015）。产业结构合理化指数（TL）计算公式为：，其中，TL表示产业结构合理化，Y表示某产业部门产值，L表示就业，i表示产业，n表示产业部门数。TL值越大表明产业结构越不合理。产业结构高级化指数（TR）采用非农产业产值（即第三产业产值与第二产业产值之和）与三大产业总产值之比，TR越高说明产业结构越高级。
　　控制变量选择资本存量（LNK，资本存量的对数）、政府干预（GOV，第T年各地级市财政支出总额/第T年全国财政支出总额）、研发强度（R&D，城市科学事业费和教育事业费之和/地级市实际GDP）、人力资本（HUM，人均受教育年限衡量人力资本存量水平）、公共基础设施（INF，每万人拥有的医院床位数）、外商直接投资（LNFDI，人均FDI）和消费需求（PAY，人均社会零售消费总额）。
　　（三）样本选取与数据处理
　　本文主要采用地级市数据，包括直辖市和省会城市，因地级市的数据可获得性，考虑到样本数量，样本区间选定为2004-2015年。数据主要来源于《中国统计年鉴》、《中国城市统计年鉴》、《中国区域经济统计年鉴》、《中国贸易外经统计年鉴》和中经网统计数据库。鉴于某些地级市存在不连续性，本文予以删除。最终获取254个地级市在2004-2015年期间共计3048个样本。
　　实证分析
　　（一）基准回归
　　本文以winsorize方法处理连续性变量的异常值，即把1%以下与99%以上的数值分别替换为1%和99%。鉴于本文的研究对象和目的，综合运用三种模型进行基准回归分析，通过混合POOL回归、静态模型和动态模型考察贸易开放对区域经济增长的影响，具体如表1所示。对于静态模型而言，需要进一步识别到底运用固定效应模型还是随机效应模型。鉴于此，本文通过Hausman检验后采用随机效应模型（REM），具体如表1中第（3）和（4）列所示。考虑到贸易开放影响区域经济增长的动态性，因此利用动态SYS-GMM方法進行估计，具体如表1中第（5）和（6）列所示。 　　表1报告了基准回归测算结果，所有模型均显示贸易开放（Trade1、Trade2）对区域经济增长有显著正向促进作用，其中相对贸易开放度的影响更大，各系数均在1%显著水平下显著。具体来看，以第（3）、（4）列为例，绝对贸易开放度（Trade1）提高1个百分点时，各城市总体经济增长将提高0.083个百分点;相对贸易开放度（Trade2）提高1个百分点时，各城市总体经济增长将提高1.829个百分点。再看动态模型，贸易开放对区域经济增长确实存在动态影响，并且均在1%显著水平下对经济增长有促进作用。由此可见，提高贸易开放度有助于区域经济增长，并且应该着重在相对贸易开放上发力，并考虑到这种影响的动态性。
　　对于控制变量而言：第一，资本存量（LNK）在三个模型中均在1%显著水平下对经济增长有促进作用，说明地区资本存量越高，经济发展越好，这也符合传统经济发展理论;第二，政府干预（GOV）在三个模型中均在1%显著水平下对经济增长有抑制作用，这充分说明要充分发挥市场在资源配置中的决定作用，减少政府过多干预;第三，研发强度（R&D）在三个模型中均在1%显著水平下对经济增长有促进作用，这说明创新是经济增长的主要来源，创新能力越高，研发投入越高的地区经济发展越好;第四，人力资本（HUM）在三个模型中均在1%显著水平下对经济增长有促进作用，与现有研究结果一样，人力资本在地区经济增长中扮演着十分重要的角色;第五，公共基础设施（INF）在三个模型中均在1%显著水平下对经济增长有促进作用，说明良好的公共基础设施有助于地区经济腾飞。
　　（二）东中西部区域分析
　　改革开放以来，我国实行渐进式改革，对外贸易也是一样，先是东部地区率先开放，再逐渐推行到中西部地区，加上地域文化差异以及资源禀赋的影响，各地区经济发展水平和贸易开放程度发展不平衡，地区差异十分明显。鉴于此，要深入探究贸易开放对地区经济增长的影响，就必须进一步分析区域差异的表现和内部原因。因此，本文对贸易开放影响区域经济增长进行了东中西部区域分析，如表2所示。
　　从表2中可知，通过Sargan test值判断工具变量有效，并且AR（2）值进一步反映估计结果不存在二阶序列相关问题和工具变量的过度识别。进一步发现：第一，贸易开放对三个区域的经济增长均在1%水平下有显著影响，其中西部地区的影响最大，东中部次之。这说明，对于西部地区而言，贸易开放对其经济增长有巨大贡献，可见应该鼓励西部地区进一步加强贸易开放。对于中部地区而言，由于其所处的地理位置决定了贸易开放对其来说，影响较其他地区要弱一些。因此，应在“中部崛起”战略实施的背景下，打破地区贸易禀赋的限制，鼓励中部地区“走出去”，进一步扩大贸易开放。第二，贸易开放对三个区域的经济增长均有动态影响，从系数上来看，中部地区影响更大，西部最弱。另外，控制变量的系数符号与基准回归类似，在此不再赘述。
　　（三）贸易开放促进区域经济增长的可能渠道：产业演进
　　正如前文所述，贸易开放影响经济增长有中介效应，国内学者对这一效应做了诸多探索。本文认为其中一条可能的渠道是贸易开放通过影响产业结构，然后产业演进进而推动地区经济增长。为了证实这一假设，本文分两步进行，第一步是要证明贸易开放对产业演进有促进作用，第二步是证明产业演进对经济增长有促进作用。由于第二步已被众多权威学者所证实（Chen et al.，2011），因此本文重点论证第一步。选择外商直接投资（LNFDI）、消费需求（PAY）、公共基础设施（INF）和人均资本（LNK/L）作为控制变量，具体结果如表3所示。
　　从表3中可知：第一，贸易开放程度（Trade1、Trade2）越高，产业结构越合理（产业结构合理化指数越高，越不合理），产业结构越高级。其中，绝对贸易开放度（Trade1）提高1个百分点时，各城市总体产业结构合理化指数将降低0.059个百分点;相对贸易开放度（Trade2）提高1个百分点时，各城市总体产业结构合理化指数将降低1.593个百分点。并且，绝对贸易开放度（Trade1）提高1个百分点时，各城市总体产业结构高级化指数将提高0.028个百分点;相对贸易开放度（Trade2）提高1个百分点时，各城市总体产业结构高级化指数将提高0.497个百分点。第二，为了排除两者之间可能存在的内生性，本文选择各城市的贸易依存度（出口总额占实际GDP的比重）作为工具变量，通过工具变量法排除内生性，具体如表3最后两列所示。以绝对贸易开放度为例，系数符号等均没有发生改变，因此结论是稳健的。
　　（四）稳健性分析
　　为了验证贸易开放影响区域经济增长这一结论，有必要进行稳健性检验。本文从三个方面进行检验：第一，贸易开放与经济增长之间可能存在相互促进关系，因此在某种程度上可能会有内生性。为了消除这一影响，本文利用SYS-GMM模型的工具变量（IV）方法，以各城市的贸易依存度（出口总额占实际GDP的比重）作为工具变量进行检验。第二，排除直辖市的影响。因为四个直辖市在我国所具有的特殊政治背景和经济地位，如果和其他城市混在一起分析，可能使得样本差异较大，影响结论的准确性，可见在具体分析时有必要进行剔除。第三，排除城市集聚的影响。因为各省城市数量不一样，再加上样本数据的问题，在删减过程中可能导致某些省份城市较少。另外，某些城市可能因为经济发展的关系，在某一区域进行集聚，从而导致样本结构差异较大进而影响结论的准确性，因此在分析时也要进行剔除。从表4中可知，各系数与显著性在三类方法下均和上述分析基本一致，Wald外生性检验结果也显著，可见上述结论具有稳健性。
　　结论与建议
　　本文得出以下结论：第一，贸易开放能够促进区域经济增长，并且这种影响具有动态性，其中相对贸易开放度的影响更大;第二，贸易开放对经济增长的影响呈现区域差异化，其中西部地区的影响最大，东中部次之;第三，贸易开放可能通过影响地区产业结构演进，进而影响地区经济增长。
　　本文建议：第一，“后贸易摩擦”时代，中国应继续坚持贸易开放的基本国策，不能因为中美贸易摩擦而中断或退缩，同时不断提升地区贸易开放度，建设构筑起立足周边、辐射“一带一路”、面向全球的高标准自贸区网络，与自贸伙伴共同培育全球大市场。第二，贸易开放中，中国应更加注重满足国内消费升级需求和产业结构优化调整，大幅降低高科技投资准入门槛，提高中国在全球产业链中的地位，同时积极构建区域价值链，完善全球价值链，变革传统外贸增长方式，推动地区外贸由规模型扩张向质量效益型转变，以便贸易开放更好的促进产业结构优化。第三，保持区域发展相对公平，中西部地区要扩大开放度，尤其是西部地区，要加强公共基础设施建设，在政策和资源上加以倾斜，同时还要从多方面着手，如加强人力资本投资、加大研发投入力度、完善公共基础设施建设等，推进贸易开放健康有序发展。
　　参考文献：
　　1.黄新飞，舒元.中国省际贸易开放与经济增长的内生性研究[J].管理世界，2010（7）
　　2.熊灵，魏伟，杨勇.贸易开放对中国区域增长的空间效应研究：1987-2009[J].经济学（季刊），2012，11（3）
　　3.包群.贸易开放与经济增长：只是线性关系吗[J].世界经济，2008（9）
　　4.张豪，张建华，窦雯璐.产品内国际分工与中国产业結构优化升级的相互影响分析[J].工业技术经济，2015，34（1）
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