国际贸易对我国区域经济增长影响的效应分析——基于1978-2011年省际面板数据的检验

陈 仕 雄 胡 必 亮

一、引言

我国经济在过去30多年取得了举世瞩目的成就，国内经济高速增长，生产和生活水平显著提升，形成了外贸、投资多层次全方位的开放格局，在世界经济舞台上发挥着越来越重要的作用。1978年我国国内生产总值只有3645亿元，2013年我国国内生产总值为568845亿元，位居全球第二。改革开放为经济社会的发展注入生机和活力，我国经济驶入了快速发展的轨道，在全球经济发展中占据重要地位。在我国经济高速增长的同时，国际贸易也取得了跨越式发展。2012年我国国际贸易总额达到38671.2亿美元，超越美国成为全球最大的货物贸易国，这是继2009年我国成为世界第一大出口国和第二大进口国之后的又一个具有标志性意义的发展。根据海关最新统计数据，2013年我国进出口总值25.83万亿元，增长7.6%。其中出口13.72万亿元，增长7.9%；进口12.11万亿元，增长7.3%；贸易顺差2597.5亿美元，增长12.8%。2013年中西部地区外贸增长迅速，中部地区外贸增长13.6%，西部地区外贸增长17.7%，东部地区外贸增长6.6%①。

图1 2003-2012年我国进出口贸易额变化情况

2003年以来的10年内，我国国际贸易持续稳定增长，国际贸易总额由2003年的8509.9亿美元，上升至2012年的38671.2亿美元，在全球贸易总量中的比重从2007年的8.8%提升到了2012年的11.1%，出口和进口均显现出较快增长的态势。贸易顺差在此期间小幅波动，2008年达到最高值2981.2亿美元，之后逐年收窄至2011年的1549亿美元，2012年又回升至2303亿美元。总体来看，我国外贸顺差占GDP比重逐步趋于合理，由2007年的7.6%下降至2011年的2.1%，这一比例处于国际公认的合理范围内。这表明我国国际贸易着力于“稳增长、调结构、促平衡”取得了比较好的效果，有利于推动我国国际贸易的持续、稳定、健康发展。同时，我国外贸商品结构也有了明显改善，出口商品结构中，商品附加值较高的工业制成品占据了出口商品的主导地位，并且其占比仍在逐年提升。表1显示，我国出口商品中工业制成品的比例从2003年的92.1%已经提高到了2012年的95.1%，初级产品出口比例则从2003年的7.9%进一步下降到了2012年的仅占4.9%的比重。从进口商品结构来看，初级产品占比则是不断上升的，2003年只占进口商品总值的17.6%，2012年上升到了34.9%；相应地，工业制成品进口占比从2003年的82.4%下降到了2012年的65.1%。

表1 我国进出口商品分类总额及其占比（单位：亿美元，%）

在国际贸易和经济增长并驾齐驱的同时，我国经济增长过程中所表现出的区域性失衡也引起了社会各界的广泛关注。我国各地区在地理位置、资源禀赋、经济发展水平、人文社会发展条件等方面都存在很大差异，因此也就导致了区域经济增长和国际贸易发展的差异。不少研究结果已经表明，总体看来，国际贸易对我国经济增长产生一定影响。但这样的影响对于我国不同地区的经济发展有多大，其差异性又是怎么表现出来的，并没有引起人们足够的重视。因此，本文试图对这一问题进行初步探讨。

二、国际贸易与经济增长：一个简要的文献综述

关于国际贸易与经济增长之间的关系，国内外学者都做过相当多的研究。总体看来，研究所得出的结论基本上是相同的，证明了两者之间存在比较明显的正向影响效应。譬如说，Halit Yanikkaya（2003）利用全球100多个国家1970-1997年的面板数据进行实证研究，证实了国际贸易和经济增长之间所存在的互动关系的基本观点；Clarence Jun Khiang Tan（2012）则是运用了来自121个国家的面板数据，通过实证检验，发现国际贸易和经济增长之间存在着强烈的正相关关系；BülentUlasan（2012）采用了OLS回归分析方法，实证考察了1960-2000年间各国国际贸易与长期经济增长之间的关系，证明了大多数外贸开放因素和长期经济增长之间存在着显著的正向关系。

Enrico Marelli和 Marcello Signorelli（2011）利用中国和印度的面板数据和固定效应模型，采用两阶段最小二乘法估计了国际贸易和对外直接投资对经济增长的弹性系数，结果也表明国际贸易和对外直接投资对这两个国家的经济增长有着显著的正向影响效应；林毅夫和李永军（2001）改进了国际贸易对经济增长影响效应的传统估计方法，使用多种联立方程组估计方法研究国际贸易对经济增长的影响程度，说明传统的估计方法低估了外贸对经济增长的贡献度。

国际贸易既包括了出口，也包括了进口。王坤和张书云（2004）利用1978-2002年数据所做的研究表明，我国的经济增长和国际贸易互为因果关系，进出口增长都是经济增长的格兰杰原因；那么，出口和进口对于经济增长的影响有什么区别呢？不少研究表明，出口对经济增长的影响要大大高出进口的影响。譬如张丽峰（2010）的研究就证明了在1978-2006年间，尽管我国的进出口对经济增长都具有促进作用，但出口的作用是明显大于进口的；范柏乃、毛晓苔等（2005）通过利用1952-2003年的数据，证明了出口贸易在这段时间对我国经济增长的贡献率约为24.1%；马章良（2012）运用协整理论对我国国际贸易与经济增长的关系进行了实证分析，进一步地揭示了两者之间所存在的数量关系，即出口每增长1%，带动GDP增长0.714%，进口每增长1%，只能带动GDP增长0.0286%；Joshua J.Lewer（2003）的研究结果则表明，出口每增长1%所带动的经济增长为可以高达1.5%；林毅夫和李永军（2003）的研究结果却没有这么乐观，1991-2000年间，出口每增长10%，带动GDP增长1%。

有的学者的研究甚至表明，仅仅只有出口才是促进中国经济增长的正向影响因素，张兵兵（2013）的研究就是这样的。还有的学者研究发现，即使是出口，也只是在短期内有促进经济增长的作用，而长期则没有，石传玉、王亚菲等（2003）的研究就是一例。Qiao Yu（1998）也承认出口对于促进中国经济增长有一定的积极意义，但通过对中国1981-1994年月度数据进行分析后发现，出口并不是促进中国经济增长的显著因素。范柏乃和王益兵（2004）利用1952-2001年的时间序列数据对我国进口贸易与经济增长之间的关系进行了实证检验，结果表明1952-2001年间这两者之间存在相互影响的关系-经济每增长1%，带动进口增长0.16%；进口每增长1%，带动经济增长5.44%。

关于外贸对于不同地区经济增长的影响问题，目前的研究成果相对较少。Peng Sun和Almas Heshmati（2010）运用2002-2007年中国 31个省市区的平行面板数据进行了实证分析，说明了外贸总量和结构的高技术化发展促进了中国的区域经济增长。李云增（2008）运用1981-2005年的面板数据检验了我国国际贸易与区域经济增长之间的关系，其研究表明了我国东部地区进出口和经济增长之间具有长期均衡关系和短期因果关系；中部地区存在出口引导经济增长的长期因果关系，而无明显的短期因果关系；西部地区外贸与经济增长之间则不具有长期因果关系。

三、模型与数据

（一）模型构建

本文从柯布-道格拉斯生产函数出发，研究国际贸易对经济增长的影响效应。柯布-道格拉斯生产函数中产出（Y）由劳动（L）和资本（K）两种物质投入决定，其基本形式如下：

上式中，Y表示实际产出；A（t）表示社会综合技术水平；K表示资本投入量；L表示劳动投入量；α是劳动力的产出弹性系数；β是资本的产出弹性系数。柯布-道格拉斯生产模型可以扩展，从而包含其他可能对产出Y产生影响的因素。乘数A（t）受到实际经济生产中各种投入变量的影响，比如技术进步、制度创新和国际贸易等。本文在柯布-道格拉斯生产模型的扩展形式的基础上，建立起考察国际贸易对区域经济增长影响的模型。根据柯布-道格拉斯生产函数理论，产出Y受到两个重要的投入变量即劳动L和资本K的影响，劳动和资本投入也是整个经济生产过程的核心，但是经济生产过程的效率还受到经济发展的内部和外部环境两组变量的影响，其中内部环境的变量包含技术进步、制度创新和区位优势等；外部环境变量包括国际贸易、外商直接投资等。根据上述扩展方法，原始方程中的A（t）可以用函数表示为：

方程（1）和（2）合并进一步整理后两端取对数可变形为：

由于本文重点考察国际贸易对区域经济增长的影响，因此上述模型可改写为：

其中，i代表本文面板数据中的省份（i=1，2，…，31）；t代表本文面板数据中的年份（t=1978，1979，…，2011）。Y代表社会总产出，K代表资本存量，L代表劳动力投入，T代表国际贸易，代表误差项。该模型拟合了资本存量、劳动力、进出口贸易与经济增长之间的关系。

（二）指标选取

经济增长（Y）的衡量指标是各地区以1978年不变价格测算的地区生产总值；资本存量（K）的衡量指标为各地区资本存量总额；劳动力投入（L）的衡量指标为各地区年末社会从业人员总数；出口（EX）、进口（IM）的衡量指标分别为各地区按经营单位所在地划分的货物出口、进口总额，同样采用以1978年不变价格计算的方法，剔除了价格因素对变量的影响。本文中我国区域划分采用国家统计局执行的关于东、中、西部地区的划分方法，也就是说，东部地区包括京、津、冀、辽、沪、苏、浙、闽、鲁、粤、琼11个省市；中部地区包括晋、吉、黑、皖、赣、豫、鄂、湘8个省；西部地区包括蒙、桂、渝、川、黔、滇、藏、陕、甘、青、宁、新12个省市区，香港、澳门和台湾地区没有被包括到我们的分析之中。

（三）数据及其处理

本文使用的面板数据来自于历年《中国统计年鉴》、历年各省市区的统计年鉴、《新中国五十年统计资料汇编》、《新中国五十五年统计资料汇编》、《新中国六十年统计资料汇编》等的相关数据。由于种种原因，部分省市的部分时段的有些数据有所缺失，比如重庆市1978-1982年的外贸数据是缺失的，陕西省1978-1984年的外贸进口数据也缺失。为了尽可能多地保留有效信息，本文对缺失数据作了相应调整，假定缺失年份内观察值以1/9的不变速度增长，即上一年数据为当年数据的0.9倍。经济增长利用GDP平减指数对各年现价GDP进行平减，统一得到以1978年价格计算的GDP值。资本存量目前没有直接的官方数据，普遍的方法是根据资本存量测算公式进行推算。本文1978-2005年的资本存量数据参考了张军、吴桂英、张吉鹏（2004）的相关测算结果，其中重庆市的资本存量数据参考了黄宗远和宫汝凯（2010）的测算结果。2006-2011年的资本存量根据万德中国宏观数据库公布的当年资本形成总额，用CPI指数剔除价格因素影响向后加总递推而得出，资本折旧率设定为9.6%，即与张军、吴桂英、张吉鹏（2004）的折旧率相一致。为确保数据的真实性和结果的可信度，我们对文中所涉及的进出口变量数据变量采用1978年=100的CPI价格指数进行了缩减处理（表2）。

表2 变量的数据来源及处理

四、实证分析

（一）单位根检验

为确保估计结果的真实性和有效性，避免出现伪回归现象，应对面板数据的平稳性进行检验。单位根检验主要使用的方法包括LLC、Breitung、IPS、Hadri-LM、Harris-T、ADF-Fisher、PP-Fisher。为了避免因使用单一单位根检验方法造成检验结果的不 稳 定 ，本 文 综 合 采 用 了 LLC、Breitung、IPS、Hadri-LM、Harris-T 5种检验方法，以期得到更加稳定的结论。值得一提的是，Hadri-LM检验的原假设是序列不存在单位根，因此，如其显著性地拒绝原假设，则表明序列存在单位根；其余4种检验的原假设是序列存在单位根，如检验显著性地拒绝原假设，则表明序列不存在单位根。

表3 东部地区各变量单位根检验结果

表3显示了东部地区各变量的单位根检验结果，对于本文面板数据原序列对数化处理后的序列LnY、LnK、LnL、LnEX、LnIM，单位根检验结果表明，至少都有3种检验方式无法拒绝他们属于非平稳序列的假设，因此综合判断对数化序列均存在单位根。对于对数化处理后序列的一阶差分序列，单位根检验结果表明至少都有3种检验方式在1%的显著性水平下强烈地拒绝他们属于非平稳序列的原假设，因此综合判断ΔLnY、ΔLnK、ΔLnL、ΔLnEX、ΔLnIM序列不存在单位根，即平稳。东部地区LnY、LnK、LnL、LnEX、LnIM均为一阶单整，根据协整检验的基本理论，表明东部地区LnY、LnK、LnL、LnEX、LnIM各变量之间可能存在长期均衡关系。

表4显示了中部地区单位根检验结果。中部地区各变量的单位根检验结果表明，原序列对数化处理后至少都有3种检验方式无法拒绝他们属于非平稳序列的假设，因此综合判断中部地区对数化序列存在单位根。对于对数化处理后序列的一阶差分序列，单位根检验结果表明，至少都有4种检验方式在5%的显著性水平下拒绝他们属于非平稳序列的原假设，因此综合判断中部地区ΔLnY、ΔLnK、ΔLnL、ΔLnEX、ΔLnIM序列不存在单位根，即平稳。中部地区LnY、LnK、LnL、LnEX、LnIM均为一阶单整，中部地区各变量之间可能存在长期均衡关系。

表4 中部地区单位根检验结果

西部地区各变量的单位根检验结果与东部地区、中部地区结果类似，对于面板数据原序列对数化处理后的序列，单位根检验结果表明至少都有3种检验方式无法拒绝他们属于非平稳序列的假设，因此西部地区对数化序列存在单位根。对数化处理后的一阶差分序列单位根检验，结果表明至少都有3种检验方式在5%的显著性水平下拒绝他们属于非平稳序列的原假设，因此综合判断西部地区ΔLnY、ΔLnK、ΔLnL、ΔLnEX、ΔLnIM序列不存在单位根，即平稳。西部地区 LnY、LnK、LnL、LnEX、LnIM均为一阶单整，根据协整检验的基本理论表明西部地区LnY、LnK、LnL、LnEX、LnIM各变量之间可能存在长期均衡关系。

（二）协整检验

表5 西部地区单位根检验结果

面板数据协整检验理论认为，如果基于单位根检验发现变量之间是同阶单整的，那么我们可以进行协整检验。如果同阶单整序列通过了协整检验，则说明变量之间存在着长期稳定的均衡关系，其方程回归残差是平稳的。协整检验通常使用的方法包括Kao检验、Pedroni检验和Johanson检验。本文使用E-G两步法为基础的Kao检验方法进行协整检验。根据前面提到的计量模型推导和构建结论，本文建立国际贸易出口、进口与区域经济增长的面板数据模型如下：

表6 外贸与经济增长协整关系检验

表6显示了外贸进出口与东部、中部和西部地区经济增长之间的协整关系检验结果。东部、中部和西部地区Kao检验均拒绝了出口和经济增长之间不存在协整关系的原假设，由此判断东部、中部和西部地区出口与经济增长之间存在着长期协整关系。类似地，东部、中部和西部地区Kao检验均拒绝了进口和经济增长之间不存在协整关系的原假设，因此，东部、中部和西部地区进口与经济增长之间存在长期协整关系。综合来看，协整检验结果表明我国外贸进出口与区域经济增长之间均存在协整关系。

（三）模型判定

我国外贸出口、进口与区域经济增长之间均存在长期稳定的均衡关系，因此可以在此基础上对原方程进行回归，回归结果是有效的。面板数据回归首先遇到的一个问题是模型效应的判定和选择。一般来说，面板数据模型分为混合效应模型（Mixed effect model）、固定效应模型（Fixed effects model）和随机效应模型（Random effect model）。面板数据3种回归模型各有优劣，很难简单地判断使用哪一种模型拟合效果更好，在计量实证分析中需要对模型进行选择，混合效应模型和固定效应模型之间用F检验来判定，混合效应模型和随机效应模型之间用LM检验来判定，而固定效应模型和随机效应模型之间用豪斯曼检验（Hausman Test）来判定。

在面板数据回归模型效应判定中，F检验表示固定效应与混合效应之间的选择检验。如F检验结果显著，则表明固定效应模型优于混合效应模型；LM检验适用于随机效应模型和混合效应模型之间的选择，如LM检验结果显著，则表明随机效应模型优于混合效应模型；固定效应模型和随机效应模型之间的选择使用豪斯曼检验，如果豪斯曼检验结果显著，则表明固定效应模型优于随机效应模型。基于以上3种检验，可以对面板数据回归模型的效应作出判断，从而进行实证回归。上表显示了外贸出口与经济增长模型效应检验结果，豪斯曼检验统计值均显著，表明三大地区国际贸易与经济增长模型应该选择固定效应模型，而不是随机效应模型。

表7 外贸与经济增长模型效应判定

（四）实证结果

表8 出口与经济增长模型参数估计

协整检验结果表明，我国外贸出口、进口和区域经济增长之间存在长期均衡关系。通过对回归模型效应进行判定以及在此基础上进行参数估计和回归分析，探讨了国际贸易和区域经济增长之间的定量关系。表8反映了我国出口与区域经济增长模型的参数估计结果，出口对经济增长影响模型中大多数参数估计结果显著，整体的F检验结果显著，说明模型总体估计效果较好。东部和西部地区出口的产出弹性系数分别为0.099和0.07，但中部地区不显著。东部、中部和西部地区的资本产出弹性系数分别为0.529、0.647、0.656，劳动投入产出弹性系数分别为0.974、0.756、0.552。我国东部地区国际贸易依存度高，而且整体上占全国出口总额的比重高，出口在经济增长中作用大，其出口的经济增长弹性较西部地区要大。值得一提的是，资本存量的产出弹性系数呈现出由东向西递增的趋势，这说明我国东部地区资本存量具有比较优势，其产出弹性最小；西部地区资本相对稀缺，其产出弹性系数最高，中部地区则处于中间地位。我国劳动力的产出弹性系数则呈现出由东向西递减的趋势，这反映出我国东部地区劳动力资源稀缺，劳动力的产出弹性系数最高；西部地区劳动力资源相对丰富，其产出弹性最低，中部地区处于中间地位。我国东部、中部和西部地区的资本存量和劳动力二者的产出弹性系数之和均大于1，这说明我国经济生产效率会随着经济总量的扩大而提高，我国的经济增长仍处于规模报酬递增阶段。

表9 进口与经济增长模型参数估计

在我国进口与区域经济增长关系模型参数的估计结果中，大多数参数估计非常显著，并且整体的F检验统计值显著，说明模型总体上估计效果较好。东、中和西地区进口的产出弹性系数分别为0.019、0.056、0.101，进口产出弹性明显地呈现出“西部＞中部＞东部”的态势。资本产出弹性系数分别为0.591、0.607、0.601，劳动投入产出弹性系数分别为1.114、0.496、0.609。整体上来看，中西部地区资本存量的产出弹性系数大于东部地区，东部地区具有资本比较优势；东部地区的劳动力产出弹性系数大于中西部地区，中西部地区具有劳动力比较优势。

五、结论与建议

（一）主要结论

本文的实证检验表明，我国国际贸易对区域经济增长存在正向拉动作用。具体来看，东部和西部地区出口的经济增长弹性系数分别为0.099和0.07，但中部地区并不显著。出口对区域经济的拉动作用呈现出“东部地区＞西部地区”的格局。根据实证分析结果，东部地区出口每增长1%，带动经济增长0.099%；西部地区出口每增长1%，带动经济增长0.07%。东部、中部和西部地区进口的经济增长弹性系数分别为0.019、0.056、0.101，进口对区域经济的拉动作用呈现出“西部地区＞中部地区＞东部地区”的基本格局。实证分析结果表明，西部地区进口每增长1%，带动经济增长0.101%；中部地区进口每增长1%，带动经济增长0.056%；东部地区进口每增长1%，带动经济增长0.019%。综上所述，我国国际贸易对区域经济增长影响的基本结论为：我国只存在国际贸易拉动区域经济增长的单向影响效应；从出口对区域经济增长拉动作用的比较来看，东部地区＞西部地区，中部地区则不显著；从进口对区域经济增长的拉动作用比较来看，西部地区＞中部地区＞东部地区。

（二）政策建议

本研究证明了国际贸易对于我国整体的经济增长及其对我国不同地区经济增长的显著性影响作用。整体来看，进出口贸易对我国三大地区的经济增长都有正向拉动作用。因此，我国应坚持“稳出口、扩进口、调结构”的政策思路，继续积极地促进国际贸易增长，努力保障出口稳定增加。从具体措施来看，首先，要为外贸的进一步发展提供良好的环境，更好地实施出口退税政策，更好地提供外贸金融服务，促进我国外贸的进一步发展。其次，扩大进口不仅有利于缓解我国外贸顺差加大的压力，带动我国技术进步和自主创新，而且有利于促进我国西部和中部地区经济的更快发展，因此，为了进一步缩小我国地区经济发展差距，我们应该在坚持不断增加出口的同时，适当扩大进口规模，优化进口商品结构，尤其是要有的放矢的增加对中西部地区的进口。最后，要特别注意外贸在促进我国地区经济均衡、协调发展过程中的积极作用。本文的研究结果表明，西部地区的国际贸易对其经济增长具有显著的带动作用，并且这种拉动效应比东部和中部地区更为强烈，因此通过促进西部地区的出口和进口的更加快速发展而加速西部地区的经济发展应该是促进西部大开发的一个重要战略，以此带动西部地区经济和社会的全面发展。

注释

①根据商务部发布会数据整理。具体参见http：//www.gov.cn/xwfb/2014-01/16/content_2568828.htm。

［1］林毅夫，李永军.必要的修正——国际贸易与经济增长关系的再考察［J］.国际贸易，2001，（9）.

［2］林毅夫，李永军.出口与中国的经济增长：需求导向的分析［J］.经济学（季刊），2003，（4）.

［3］张军，吴桂英，张吉鹏.中国省际物质资本存量估算：1952～2000［J］.经济研究，2004，（10）.

［4］黄宗远，宫汝凯.中国省区物质资本存量的重估：1978-2007年［J］.广西师范大学学报：哲学社会科学版，2010，（1）.

［5］石传玉，王亚菲，等.我国国际贸易与经济增长关系的实证分析［J］.南开经济研究，2003，（1）.

［6］范柏乃，王益兵.我国进口贸易与经济增长的互动关系研究［J］.国际贸易问题，2004，（4）.

［7］王坤，张书云.中国国际贸易与经济增长关系的协整性分析［J］.数量经济技术经济研究，2004，（4）.

［8］高峰，范炳全，等.我国进出口贸易与经济增长的关系——基于误差修正模型的实证分析［J］.国际贸易问题，2005，（7）.

［9］范柏乃，毛晓苔，等.中国出口贸易对经济增长贡献率的实证研究：1952-2003年［J］.国际贸易问题，2005，（8）.

［10］张丽峰.中国国际贸易与经济增长关系的实证研究［J］.工业技术经济，2010，（6）.

［11］马章良.中国进出口贸易对经济增长方式转变的影响分析［J］.国际贸易问题，2012，（4）.