天津贸易发展对经济增长影响机制的实证研究

高 玮

(南开大学 经济研究所， 天津 300071)

自1978年以来，天津市对外贸易增长势头旺盛，据《天津统计年鉴2008》的数据，天津市进出口总额由1978年的9.881 8亿美元增长到2007年的645.729 2亿美元，年平均增长率高达15.5%(以1978年不变价格计算)。与此同时，天津市国内贸易额也大幅增长，由1978年的25.204 9亿元增长到2007年的1 356.786 5亿元，年平均增长率高达14.7%。在进出口总额与国内贸易快速增长的同时，天津市经济发展也表现出快速增长的特征，其生产总值由1978年的82.65亿元增长到2007年的4 359.15亿元，年平均增长率高达14.6%。从上述数据中可以看出，1978—2007年间，天津市的进出口贸易总额、国内贸易总额、生产总值均呈现出较快增长的态势，而且其增长速度较为接近。

从现有情况来看，对天津市贸易与增长问题的相关研究尚不多见。梁秀伶(2001)考察了跨国公司对天津市出口贸易的影响，认为跨国公司在天津市的投资形成了强劲的经济发展推动力，成为天津市出口贸易的主要增长点，同时，跨国公司的大量进入也加速了天津市经济国际化的步伐，提高了天津市参与国际分工的深度和广度，对天津市对外贸易产生了全方位的影响[1]。武定军、程新娣(2007)考察了对外贸易在天津市经济增长中的作用，分析了进出口需求对天津市经济增长的拉动效应、进出口贸易对天津市经济增长的带动效应、产业内贸易对天津市经济增长的推进作用以及加工贸易对天津市经济增长的积极作用，并对天津市的贸易发展提出了政策建议[2]。本文将运用计量分析方法测定天津市贸易发展对其经济增长的贡献度，并重点分析其贸易发展对经济增长的影响机制。

一、相关文献述评

贸易与增长是一个传统的实证问题，众多学者从不同角度对这一问题进行了多层次的研究。Emery(1967)首次就出口贸易对经济增长的影响进行了较为严密的实证分析，收集了50个国家1953—1963年的有关数据，进行了普通最小二乘法(OLS)分析，结果表明，一国的出口贸易扩大与该国的经济增长有显著的相关性，从而说明出口贸易对经济增长有促进作用[3]。

Balassa(1978)将传统的道格拉斯生产函数扩展为适用于开放经济条件的出口扩展总生产函数[4]

Y=F(L，K，X)

(1)

式中：Y——总产出；

L，K——劳动投入和资本投入；

X——出口。

经简单的数学推导，以上公式可变为回归模型形式

GY=C+C1GL+C2GK+C3GX+u

(2)

式中：GY——总产出；

GL，GK，GX——劳动、资本和出口的增长率；

C1，C2，C3——劳动、资本和出口的产出弹性；

C——常数项；

u——随机变量。

Feder(1982)对式(2)进行了较为重要的修正，以突出反映出口促进经济增长的机制[5]。修正后的回归模型为

(3)

Frankel和Romer(1999)的研究是在关于贸易和增长之间影响机制的研究中最有影响的，该研究吸收了贸易引力模型的成果，利用地理因素拟合出一个贸易工具变量，然后从水平量角度出发将人均产出分解为3个要素，最后利用拟合得到的贸易工具变量来分析贸易通过哪些途径影响人均产出[6]。

国内学者也围绕出口贸易与经济增长的关系展开了深入的研究，其中一些学者通过研究发现，出口贸易对中国经济增长有显著的推动作用。杨全发和舒元(1998)以Balassa(1978)[4]和Feder(1982)[5]的工作为基础，对中国1978—1995年的数据进行了分析，发现中国制成品出口增长与经济增长呈负相关，而初级产品出口增长与经济增长呈正相关，由此发现我国长期以来存在大量的闲置劳动力，同时，我国出口扩大对经济增长的促进主要依赖对闲置资源的利用，而且这一时期我国实行的不断提高制成品出口比例的出口导向贸易战略仍然停留在粗放型、数量型的增长上，未能实现向刺激技术进步、提高出口产品质量及附加价值的集约型发展方式的转变[7]。杨全发(1998)采用29个省市自治区1985—1994年的数据研究发现，各地区的出口扩大起到了推动当地经济增长的作用[8]。

Michaely(1977)的研究发现，出口与增长并不是单纯的线性关系，出口促进增长有一个临界发达水平，在临界发达水平的两端，出口对增长的作用明显不同，只有在经济发展程度较高的国家，出口促进增长的作用才较为明显[9]。杨全发(1998)将我国各地区按1994年的人均GDP分为两组，一组为人均GDP高于3 000元的14个省市自治区，另一组是人均GDP低于3 000元的15个省市自治区。研究发现，与发达程度较低的一组相比，发达程度较高的一组所有自变量的回归系数都与GDP增长率有着更显著的正相关关系，从而证实了中国各省存在着临界发达水平效应[8]。

另一方面，也有学者通过研究对中国经济增长是出口导向型的说法提出了质疑。沈程翔(1999)根据1977—1998年中国的出口与GDP等统计数据，发现中国的出口与产出之间缺乏长期稳定的均衡关系[10]。赵陵、宋少华、宋泓明(2001)根据1978—1999年中国的年度经济数据发现，从长期来看中国出口增长对经济增长的拉动作用并不明显[11]。孙炎林(2000)的研究发现，经济增长和出口的关系没有统计显著性，即使在51%的水平上仍不显著[12]。

已有的关于中国经济增长和贸易发展的研究基本上只关注二者之间的相关性，从而发现贸易发展能或不能促进经济增长，却没有更深入地研究其中的影响机制。沈坤荣、李剑(2003)吸收了Frankel和Romer(1999)[6]的研究思想并针对中国国情进行了合理的改善，利用中国1978—1999年的时间序列数据，从水平量角度入手研究中国贸易和增长之间的影响机制。研究发现，国际贸易通过提升国家要素禀赋结构和加快制度变革进程对人均产出产生了正面影响，但国内贸易则相反，国内市场分割的加剧阻碍了国内市场的一体化进程，进而对经济产生了负面影响。此外研究还发现，人力资本对人均产出有重要而显著的影响，但贸易的变化却较少通过这条途径对人均产出产生影响[13]。黄华云(2004)运用多元回归的方法分析上海贸易和经济增长之间的影响机制，发现上海的国际贸易同人均产出呈正相关，而国内贸易和经济增长的关系在统计上没有显著性。此外，分析结果表明，国际贸易是通过人均资本和人力资源两条途径来影响人均产出的，国际贸易比重同人均资本和人力资源都呈正相关性[14]。

二、模型构建与数据来源

1. 模型构建

学者Barro Robert J.和Sala-i-Martin Xavier(1995)[15]24曾经提出了对物质资本和人力资本呈现出不变规模报酬的C-D生产函数

Y=AKαH1-α

(4)

式中：Y——产出；

K——物质资本存量；

H——人力资本；

A——技术、制度等因素。

根据沈坤荣、李剑(2003)的研究[13]，对式(4)两边除以劳动力数量L并求对数，可将方程改写为

lny=lnA+alnk+(1-a)lnh

(5)

式中：y——人均产出，y=Y/L；

k——人均物质资本，k=K/L；

h——人均人力资本，h=H/L；

L——简单同质劳动力数量。

假设人力资本可以定义为

H=eλEL

(6)

式中：E——劳动力平均受教育年限；

λ——劳动力平均受教育年限E每增加1年，人均人力资本增长的比例。

将式(6)代入式(5)得

lny=alnk+(1-a)λE+lnA

(7)

式(7)表明，人均产出受人均资本、劳动力平均受教育年限、技术等因素的影响。根据以上分析，可以建立如下计量模型

lnYLt=C0+C1lnKLt+C2lnKYt+C3SYSt+

C4lnRDGt+C5Et+ut

(8)

式中：lnYL——人均产出的自然对数；

lnKL——人均资本的自然对数；

lnKY——资本产出比的自然对数；

SYS——制度；

lnRDG——技术进步的自然对数；

E——人均受教育年限；

u——随机扰动项。

本文拟用lnRDG和SYS两个指标来表示A因素对人均产出的影响。为了探索贸易对人均产出的影响途径，考察式(8)中每一个解释变量之间的关系，建立如下计量模型

lnKLt=a10+a11lnITYt+a12lnDTYt+V1t

(9)

lnKYt=a20+a21lnITYt+a22lnDTYt+V2t

(10)

SYSt=a30+a31lnITYt+a32lnDTYt+V3t

(11)

lnRDGt=a40+a41lnITYt+a42lnDTYt+V4t

(12)

Et=a50+a51lnITYt+a52lnDTYt+V5t

(13)

ut=a60+a61lnITYt+a62lnDTYt+V6t

(14)

式中：lnITY——国际贸易量占GDP比重的自然对数；

lnDTY——国内贸易量占GDP比重的自然对数。

为了得到各个模型系数的估计值，并据此发现因变量同各个自变量的关系，必须对上述模型中的变量所涉及的数据进行仔细分析。

2. 数据来源

本文采用《天津统计年鉴》中1978—2007年的数据。其中，人均产出是GDP与劳动力总量的比值，出于数据可获得性的考虑，并且由于从业人员反映了一定时期内全部劳动力资源的实际利用情况，本文假定劳动力总量等于从业人员数。

世界银行对物质资本的定义是生产中使用的建筑物、机器、技术设备加上原材料、半成品和制成品等存货。《天津统计年鉴》中的资本形成包括固定资本形成总额和存货增加。本文资本存量根据《天津统计年鉴》中提供的数据和定义，折旧率采用王小鲁和樊刚(2001)建议的5%[16]34。

度量人力资本的方法主要有劳动者报酬法、学历权重法、受教育年限法和教育经费法。不同学者对不同的方法有不同的偏好，从数据的易获得性与准确性出发，本文拟采用教育经费法，用每年的教育经费支出占国内生产总值的比重来度量E。

本文拟用工业总产值中非国有经济的比重反映制度变革的影响，用财政支出中科学研究费用的比重来间接反映技术进步。本文采用两个贸易相对指标，国际贸易量比重(ITY)和国内贸易量比重(DTY)，即用进出口总额除以GDP和用社会消费品零售总额除以GDP，某一个比重越大，表明该类贸易对国民经济的影响力越大。

三、计量结果及分析

首先，分析贸易和人均产出的总体关系，分别考察国际贸易和国内贸易对人均产出的影响；其次，采用逐步回归法分析人均产出的决定因素，以考察哪些因素对人均产出具有重要影响；最后，在前两个分析过程的基础上探讨贸易对人均产出的影响机制，由此得出贸易影响产出的途径。

(一) 贸易和人均产出关系的总体分析

这一部分将依次对lnITY、lnDTY以及lnYL三组时间序列数据进行协整检验、格兰杰因果检验和回归分析，以判断三组非平稳时间序列数据之间的回归是否具有有效性和格兰杰因果关系，并通过普通最小二乘法对贸易和人均产出之间的关系进行总体分析。

1. 协整检验

本文采用Johansen的最大似然估计法进行协整检验。要确定均衡误差修正模型的结构形式，必须设定其中常数项和趋势项的位置，本文通过检验3个依次包容的模型来确定最适合均衡误差修正模型的形式。模型1：常数项约束在协整空间内；模型2：变量含有线性确定性趋势，即模型没有常数项的约束；模型3：变量不仅含有线性确定性趋势，而且含有趋势项，即模型没有常数项的约束，但趋势项必须约束在协整空间内。通过运用Johansen(1995)提出的迹检验(trace test)[17]22，对模型协整关系的数目r以及常数项和趋势项的位置进行联合检验。迹检验的零假设H0为某个模型至多存在r个协整关系，备择假设H1为该模型协整关系的数目超过r。本文将模型的滞后阶数取为3，检验结果如表1所示。

表1 协整检验结果

注：迹统计量右侧括号中的数值是Hansen和Juselius(1995)提供的表示95%置信水平的临界值。

从表1中可以看出，前5次检验的迹统计量均大于Hansen和Juselius(1995)提供的相应的临界值[18]45，只有当第6次检验模型3包含1个协整关系时，迹统计量12.12才小于95%置信水平的临界值15.49，因此，没有常数项的约束，但趋势项必须约束在协整空间内的模型3是最合适的均衡误差修正模型。接下来对模型3中协整关系的数目进行进一步检验。表1从零假设H0：r=0开始，迹统计量为44.24，超过了95%置信水平的29.80，表明应该拒绝零假设，接受备择假设H1：r≥1，即这3个变量之间存在1个以上的协整关系。在以后的检验中，零假设r≤1均在95%的置信水平上被接受，表明只存在1个协整关系，由此证实了lnITY、lnDTY以及lnYL之间存在着协整关系。

2. 格兰杰因果检验

根据以上的分析，可知lnITY、lnDTY以及lnYL之间存在1个协整关系，在此基础上，对这3组时间序列进行格兰杰因果检验，并以此为依据判断在天津市是贸易增长带动经济增长，还是经济增长驱动贸易增长，或者两种情况同时存在。一般来说，要完成若干个不同滞后期的格兰杰因果关系检验，在其结论相同时才可以最终下结论。本文分别选取滞后2期、4期和6期，通过3次格兰杰因果关系检验，发现只有国内贸易不是人均产出的格兰杰原因、人均产出不是国际贸易的格兰杰原因两个原假设被连续3次拒绝，检验结果如表2所示。

表2 格兰杰因果检验结果

从表2可以看出，lnYL不是lnDTY的格兰杰原因，但lnDTY是lnYL的格兰杰原因；同时，lnITY不是lnYL的格兰杰原因，但lnYL是lnITY的格兰杰原因。

3. 回归分析

根据以上协整检验与格兰杰因果检验的结果，可知lnITY、lnDTY以及lnYL这3组时间序列之间存在协整关系和格兰杰因果关系。接下来，本文用人均国民生产总值lnYL对两个贸易变量lnDTY和lnITY进行回归，以考察国内贸易和国际贸易对人均产出的影响。按照贸易理论，自由贸易使得资源在更广泛的范围内配置，从而可以增加人均产出，因此，可以预期lnYL和lnDTY、lnITY呈正相关，回归分析结果见表3。

由表3的数据可以看出，国际贸易、国内贸易和人均产出呈正相关，这符合理论预期。改革开放以来，天津市对外贸易比重在总体上不断上升，人均产出也伴随着对外开放程度的加大不断上升。国际贸易、国内贸易和人均产出之间是通过什么途径产生正相关关系的?为此，首先应对人均产出的影响因素进行分析，以确定各个因素的显著性。

表3 贸易和产出的回归分析结果

注：表中括号内列出的数据为系数的t统计值，***和**分别表示在1%和5%的水平上显著。

(二) 人均产出的决定因素

本文采用逐步回归法对人均产出分解模型进行估计，并检验每一个变量的显著性，以确定回归方程。首先，分别估计lnYL对lnKY、lnKL、SYS、lnRDG和E的回归模型(因变量为lnYL)，这5个回归模型的估计结果如表4所示。

表4 人均产出决定因素的分析结果

注：表中括号内列出的数据为系数的t统计值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

由表4可见，从M1到M5中M3的R2最高，且变量SYS的系数为3.92，回归效果非常理想，因此，本文选择M3作为基本回归模型。模型M4的回归效果很差，R2只有0.003 7，而且lnRDG的系数非常不显著，同时lnKY的R2值也较低，可见尽管变量lnRDG、lnKY在经济理论上有重要意义，但从统计上可以忽略，因此，在此后的回归中将这两个变量剔除。

在M3的基础上，本文加入新的变量lnKL，得到模型M6，其每一个变量系数的显著性都非常高，R2为0.994 2，比M3的R2还要高一些，可见人均资本变量对回归方程有贡献，予以保留。依照这种程序，本文逐步加入E，得到模型M7。表4的结果表明，新加入的变量改进了R2，并且回归系数都非常显著，因而最终得到了一个包含lnKL、SYS和E的回归方程。由于模型M8的R2为0.997 1，从统计上看已经非常高，因而可以认为对人均产出影响重大的因素基本上都已经考虑在内了。

计量分析的结果显示，人均产出和制度之间存在着强烈的正相关性，符合预期；人均资本的影响和预期也非常吻合，与人均产出有显著的正相关性；人力资本积累是经济增长的源泉之一，回归结果证实了这一点。然而回归结果表明，技术进步对于人均产出的影响不显著。就一般理论分析而言，技术进步应当是经济增长的源泉之一，但是技术进步不仅没有促进天津市的经济增长，甚至与人均产出呈现负相关，这可能是因为天津市以劳动密集型产业为主，或者是天津市长期以来没有认识到科技的重要性，在科技方面的投资一直相对较少。

(三) 贸易对人均产出的影响机制

从统计上看，人均产出主要受人均资本、制度变化和人力资本的影响，因此，贸易要影响人均产出必然会通过其中的若干途径。本文就lnKL、SYS、E分别对lnITY、lnDTY进行回归分析，为了使分析结果具有可靠性，还对贸易传导途径的回归过程进行高阶自相关过程校正，结果见表5。

表5 贸易对人均产出影响途径的分析结果

注：表中括号内列出的数据为系数的t统计值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

表5的计量分析结果表明：

(1) 国际贸易比重和人均资本呈正相关性。天津市的出口结构在很长时间内一直以劳动密集型产品为主，由于劳动密集型产业具有比较优势，因而该类产品在国际市场上具有很强的竞争力，从而能够创造利润，利润会对资本积累作出贡献，因此国际贸易对人均资本有正面影响。

(2) 国内贸易比重和人均资本呈正相关性。由于天津市是港口型城市，其他城市和地区的对外贸易产品通过天津转口，这同时也提高了天津的国内贸易量。天津市也是华北地区的重要工业城市，它通过与周边地区的贸易也能积累资本，所以国内贸易对人均资本有正面影响。

(3) 制度变化是贸易对人均产出另一条显著的影响途径。随着对外贸易与国内区域贸易的增加，人们的思想观念和制度设计者的认知也在悄然发生着变化，表现为非国有经济的地位日益上升，而且通过lnITY和lnDTY的参数可以看出，对外贸易对制度变化的影响相对于国内贸易而言更为显著，这也与国内通过与国外的交流来认识和学习其制度的过程相一致。

(4) 在本文的样本区间内，人力资本并没有成为贸易和人均产出之间显著的影响渠道。尽管人力资本积累在中国经济中的相对重要性正逐步体现出来，但是，贸易和人力资本积累之间在统计上并没有呈现出显著关系，这说明贸易对中国经济的影响较少通过人力资本积累这一渠道发挥作用。

四、结 论

本文运用协整检验、格兰杰因果检验以及回归分析的方法，对天津市贸易与人均产出之间的关系进行了总体分析；然后运用逐步回归法，对人均产出分解模型进行了估计；最后分析了贸易对人均产出的影响机制。根据以上分析，本文得出如下结论：

(1) 对贸易和人均产出的总体分析表明，天津市国际贸易比重、国内贸易比重和人均产出之间均呈现出显著的正相关性，这说明在样本区间内，国际贸易和国内贸易对天津市经济发展都具有重要的作用。

(2) 人均产出决定因素的分解结果表明，尽管资本产出比在Frankel和Romer(1999)的研究中是人均产出的显著决定因素[6]，但天津市的情况并非如此，其资本产出比和人均产出之间并没有显著的相关性。对天津市人均产出有显著贡献的变量是人均资本、制度变化和人力资本。

(3) 对贸易和人均产出决定因素关系的计量分析表明，人均资本和制度变革是贸易(国际贸易和国内贸易)影响人均产出的显著渠道，贸易促进了人均资本的积累，并通过进一步改变政策制定者的思想观念，使得制度设计更倾向于便利国内外贸易，从而促进了人均产出的增加。

(4) 尽管人力资本对人均产出的贡献比较显著，但贸易对人均产出的影响较少通过人力资本积累实现，这说明天津市的人力资本积累在统计意义上看并没有享受到开放所带来的益处。当然，这仅仅是在本文样本范围内得出的结论。

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