对外开放如何影响经济波动

陈太明

摘要：本文从理论和实证两方面研究对外开放经由贸易条件渠道而产生的波动效应，并揭示了出口市场多元化对波动效应的调节作用。理论研究发现，贸易开放程度越高，地区经济遭受贸易条件冲击时越脆弱，贸易条件风险越大，进而通过贸易条件渠道加剧经济波动。考虑了内生性的稳健性实证结果表明，贸易开放的确会经由剥离出来的贸易条件渠道而产生波动效应。进一步研究发现，出口市场多元化程度越高的省份，贸易开放的波动效应越小。依托“一带一路”，积极开拓沿线国家市场，促进出口市场多元化，有助于在收获贸易开放益处的同时化解贸易条件风险，这对于新常态下稳定中国经济至关重要。

关键词：对外开放;贸易条件;经济波动;市场多元化

文献标识码：A

文章編号：1002-2848-2020（06）-0013-12

一、引言与文献综述

全球金融危机对中国经济产生严重冲击，加剧了经济波动，其影响中国经济的重要途径是国际贸易，这昭示贸易开放与中国经济波动存在某种显著联系。为把握和引领经济新常态，党的十九大将推进“一带一路”建设写入党章，并把“防范化解重大风险”视为全面建设小康社会决胜期的首位攻坚战。随着贸易开放不断加深，中国将处于风险与机遇并存关键期，为防范经济大幅波动，系统研究贸易开放加剧经济波动的作用机制及其对策具有重要的现实意义和丰富的政策含义。找到了贸易开放加剧经济波动的作用渠道，就能够设法化解贸易领域相关风险，同时防范其他可能叠加的风险，最终避免重大风险的出现，为政府“防范化解重大风险”进而“稳增长”提供明确的政策切入点。这不仅可以丰富现有关于贸易开放与经济波动关系的文献，而且能够使我们更好地理解涉外经济部门对国内宏观经济运行的影响，有助于在新常态下增强中国经济增长的稳定性。

改革开放以来，中国经济取得令世人瞩目的高速增长奇迹，1978-2014年经济增长速度平均而言保持在9.8%，各省份年度经济增长率围绕这一平均值上下波动，但一个清晰的特征是省份经济增长率的波动幅度呈现趋缓的态势，从改革开放初的0.053下降为2014年的0.018。与此同时，改革开放后各省份贸易开放程度也日益加深，从1978年的0.042上升为2014年的0.290。综上，随着贸易开放的不断深化，中国的经济波动幅度下降。

上述时序数据变化直观呈现了贸易开放与中国经济波动的关系，但却仍然存在若干问题悬而未决。比如：这一时期的贸易开放进程通过哪些作用机制对中国经济波动产生了影响？中国全面开放格局将继续打开，在多维作用机制中，贸易开放加剧经济波动的作用是基于何种渠道实现？面对贸易开放加剧经济波动的这一作用渠道，随着“一带一路”建设的积极推进，能否找到有理有据的应对之策以削弱其风险，进而更好地增强中国经济增长的稳定性？针对上述这些重要问题的答案至今仍不明朗，至少基于中国经济样本的有关研究很少，这是一系列亟待加强研究的关键问题。

一国的经济波动不仅与该国经济遭受冲击的频率和规模有关，还与其处理冲击的行为方式息息相关，处理冲击的行为方式反映了其应对冲击的能力，也最终体现为其经济的脆弱性。理论上，将源于国家维度的作用机理延展至省份维度，并将省际冲击纳入其中，贸易开放至少能够通过如下两种渠道影响中国省份层面的经济波动：其一，一个省份的贸易开放程度越高，该省份经济遭受来自外部的贸易条件冲击时越脆弱，进而通过国际商品市场中的贸易条件渠道加剧了该省份的经济波动，记为贸易开放的波动效应;其二，一个省份在贸易开放的进程中，省内市场、国内省际市场和国际金融市场使得风险共担机制更加多样化，这意味着该省份经济面临金融危机时的脆弱性会更小，进而降低了金融危机的可能性，最终缓解了该省份的经济波动，记为贸易开放的稳定效应。

针对贸易开放和经济波动之间的关系，现有文献已有所涉及，但基本上都是在国家层面进行分析，且多数文献只是考察两者之间的相关性，鲜有文献针对贸易开放影响经济波动的作用机制进行探讨。国外学者基于跨国、行业不同层面样本的实证研究得到了差异化的结论。多数研究发现，贸易开放会减缓经济波动，部分研究的结论则相反，也有研究得到了混合的证据，甚至还有研究发现两者不相关。对于中国而言，处于起步阶段的研究发现，贸易开放可能会加剧经济波动，也可能会抑制经济波动。上述文献主要是侧重在总体上进行初步探讨，且大多只是考察贸易开放和经济波动的相关性，较突出的一个局限性是，国内已有文献尚未就贸易开放影响中国经济波动的作用机制展开系统研究。

本文与近年来为数不多的针对贸易开放与经济波动关系受制于国家特征的研究存在直接的联系。针对跨国样本的经验研究证实了国家的多元化特征会负向调节贸易开放对经济波动的影响。Calderon等使用82个国家在1975-2005年的数据考察贸易开放与经济波动的关系，结果发现贸易开放对经济波动的影响依赖于国家层面的一些特征，在具有多元化经济结构的国家，贸易开放能起到稳定经济的作用。Haddad等基于1976-2005年77个国家非平衡面板数据的实证结果表明，贸易开放程度高的经济体可能面临更大的贸易条件波动性，但贸易开放也会带来多样化的收益，出口多样化会减缓贸易开放对经济增长稳定性的不利影响，是贸易开放对经济波动总体影响中的一个关键缓和因素。这些发现说明，出口市场多元化会影响贸易开放与经济波动之间的关系。

同本文互为补充的一些研究是针对发达国家和发展中国家对外开放程度趋高的背景下，贸易条件冲击及其他冲击对一国经济波动影响方向和程度的研究。与本文关联最为紧密的是Cavallo采用77个国家（包含OECD国家在内）的横截面数据所做的经验研究，研究发现贸易开放通过贸易条件冲击、外部金融冲击和国内冲击相关的三个渠道影响了一国经济波动。但这篇文献只是基于国际层面的样本，且主要以发达国家为对象，缺乏发展中国家内部地区层面的大样本研究;此外，相比于面板数据，基于横截面数据的研究遗失了两者关系变化的重要动态含义，而选取了样本区间更长的面板数据，各变量统计项的质量更高，所以结论更加丰富且可靠;再者，这项研究只是将刻画出口市场多元化的指标作为控制变量引入，并且发现它统计不显著，未考虑到它与贸易开放和经济波动之间可能存在的交互作用。

本文以改革开放为现实背景，在理论分析基础上，运用中国省份面板数据深入研究贸易开放加剧经济波动的作用机制及出口市场多元化在其中发挥的调节作用。本文的主要贡献是：第一，通过突显省份贸易开放经由贸易条件渠道加剧经济波动的这一作用机制，加深对贸易开放在省级经济稳定性上造成影响的传导机制的理解，拓展现有关于贸易开放与经济波动关系的文献，和当前国际研究合理互补;第二，引入出口市场集中度指标度量的出口市场地理分布格局这一因素，首次确切考察贸易开放的波动效应是否受制于出口市场多元化程度，揭示出更分散的出口目的国地理分布将削弱贸易开放的波动效应，进而从出口市场多元化维度为“一带一路”的实施提供理论基础和实证依据。

二、理论分析

考虑一個省份经济的产出流（production stream）可能会遭受4种类型的冲击：贸易条件冲击τ_t、外部金融冲击φ_t、省际冲击η_t和省内冲击δ_t。根据这个构成，借鉴Cavallo的做法，本文对产出流采用了一个尽可能宽泛的设定。假设上述4种类型冲击之间是不相关的，且参数α_i测度产出在面对不同冲击时的脆弱性，因此产出流可以表示为如下形式：

遵循该领域文献的通常做法，贸易条件波动σ_τ定义为贸易条件对数差分的标准差。在这种设定下，β₁捕获贸易开放经由贸易条件渠道对经济波动的影响，通常为正，表明贸易开放通过贸易条件渠道加剧经济波动。针对贸易开放影响经济波动的作用机制，除本文强调的贸易条件渠道之外，其余3种渠道无法进行直接验证，总体概括为类似“索洛剩余”这一概念的“其他剩余渠道”。“剩余”是一个有用的概念，“剩余”作为不可知力量存在的证据，这种被认为有效的方法在科学中已有很长的历史，其他剩余渠道是贸易开放影响经济波动的非贸易条件渠道的总称。β₂度量贸易开放经由其他剩余渠道对经济波动的影响，通常为负，说明贸易开放通过其他剩余渠道缓解经济波动。

如何降低一个省份遭受贸易条件冲击时的脆弱性，进而削弱贸易开放的波动效应？出口市场多元化（D）是重要的政策手段。以往文献指出，出口市场多元化在贸易开放对经济波动的总体影响中发挥着削弱作用。受此启发，本文认为贸易开放的波动效应会随着一个省份出口市场多元化程度的变动而变化。一个省份的贸易开放程度越高，其经济遭受贸易条件冲击时越脆弱，贸易条件风险越大，但脆弱性以及随之而来的贸易条件风险会随该省份出口市场多元化程度的提高而下降。这归功于出口市场多元化的风险分摊作用，因为来自不同国外市场的需求冲击不是完全相关的，一些国家的正向冲击至少可以部分抵消其他国家的负向冲击。内在逻辑是：面对来自某个国家特定层面的需求冲击，相对于一个向很多国家出口商品的省份而言，仅向少数国家出口商品的省份必然会由于这一需求冲击而面临更大的贸易条件风险，进而表现出更加剧烈的经济波动。基于以上的理解，可以推断，贸易开放的波动效应会由于出口市场更加多元化而得以削弱。为此，β₁可以表示为D的函数：

可以预期，出口市场多元化对贸易开放波动效应的调节作用表现为，出口市场多元化负向调节贸易开放的波动效应。出口市场多元化程度越高，贸易开放的波动效应越弱。

三、模型设定与数据来源

（一）计量模型设定

在上述理论分析的基础上，本文沿用Cavallo的做法并考虑数据的可获得性，构建如下省级面板计量模型：

其中，下标i和t分别代表省份和年份，被解释变量vol为经济波动，核心解释变量是贸易开放与贸易条件波动的交互项open×totv，捕捉贸易开放经由贸易条件渠道对经济波动产生的影响，反映在β₁的符号和显著性上。open捕捉贸易开放通过其他剩余渠道对经济波动的额外影响，体现在β₂的符号和显著性上。由于贸易条件波动只能通过与贸易开放交互的唯一途径影响经济波动，所以未包含totv的式（7）设定并不存在遗漏变量偏差。为得到更稳健的估计，还控制了各省份其他方面差异的变量向量X。γ_i为非观测的省份特征，φ_t为时间固定效应，ε为随机扰动项。β₀、β₁、β₂和θ为待估参数，本文关注β₁和β₂的符号和显著性，尤其是前者。根据理论分析，β₁和β₂应该依次显著为正和负。

进一步地，为深入考察出口市场多元化与贸易开放的波动效应之间的关系，在基准方程（7）基础上，引入三重交互项（open×totv×mark）及双重交互项（open×mark和totv×mark），以探究出口市场多元化对贸易开放波动效应的负向调节作用，其中引入双重交互项是为了降低遗漏变量偏差。鉴于此，包含三重交互项的计量模型设定为

其中，核心解释变量是由贸易开放、贸易条件波动和出口市场集中度构成的三重交互项，用来捕捉贸易开放的波动效应是否会受到出口市场多元化的影响，其影响体现于α₁的符号和显著性上，控制变量向量X保持不变。根据前文的理论分析，本文预期α₁、α₂和β₂应该分别显著为正、正和负。

（二）变量与数据说明

1.被解释变量

经济波动（vol）。采用经济增长率的标准差来度量。参考“五年计划”，将时间间隔设定为5年的情况下，以1978-1980、1981-1985、1986-1990、1991-1995、1996-2000、2001-2005、2006-2010和2011-2014年的每个时段经济增长率的标准差用来度量这段时间的经济波动。其中，各省份经济增长率使用最为常用的两个基本指标进行度量，依次是从总量和平均量两个维度刻画经济增长的实际GDP增长率和实际人均GDP增长率，为上年为一百的地区生产总值指数和人均地区生产总值指数减去一百再除上一百。

2.核心解释变量

本文核心解释变量是贸易开放，贸易开放与贸易条件波动双重交互项、贸易开放与贸易条件波动和出口市场集中度三重交互项。这意味着构造核心解释变量时，会涉及4个变量：

（1）贸易开放（open）。按照主流文献一贯做法，使用进出口总额占省份GDP的比重衡量贸易开放程度。

（2）国外市场接近度（fma）。沿袭经典做法，采用国外市场接近度作为贸易开放的外部工具变量。各省份的省会城市至海岸线距离的倒数乘以100为国外市场接近度，东部省份到海岸线距离为其内部距离，中西部省份到海岸线距离为其到最近东部省份距离加上该东部省份的内部距离。由中国人民银行控制的官方名义汇率对各省份而言是外生的，用名义汇率和国外市场接近度的乘积凸显其动态特征。

（3）贸易条件波动（totv）。在该领域基于横截面数据的研究中，一些文献采用贸易条件对数差分的标准差刻画贸易条件的波动性，但基于时序数据的研究中，往往采用基于GARCH模型获取的贸易条件对数差分的条件标准差衡量贸易条件的波动。本文使用的数据为各省份1978-2014年时序数据，为此运用贸易条件对数差分的条件标准差来刻画贸易条件的波动。受限于各省份贸易条件数据的可得性，借鉴杨灿明等的做法，使用贸易开放的条件标准差来替代贸易条件的波动。具体而言，首先，将各省份的贸易开放取对数并进行一阶差分，以得到贸易开放的增长率;然后，利用GARCH（1，1）模型识别出各省份贸易开放增长率的条件方差序列，进而得到各省份贸易开放增长率的条件标准差序列，即为本文所度量的贸易条件波动。

（4）出口市场集中度（mark）。参照Haddad等的方法，采用一个省份出口最大的5个国家的出口额之和占该省份出口总额的比重刻画出口市场的多元化程度。比重越大，出口市场集中度越大，说明该省份的出口目的国地理分布越狭窄，出口市场多元化程度越小。

3.控制变量

本文控制了一系列可能会影响经济波动的因素，以有效控制不同省份异质性所带来的影响。具体包括：

（1）人均GDP（gdp）。经济发展水平越高的地区平抑经济波动的手段越丰富，其经济波幅倾向于降低。参考过往文献常用做法，以实际人均GDP衡量经济发展水平，计算方法是“省份实际GDP（以1978年为基期）/省份年底总人口”。

（2）人口规模（pop）。相对于人口规模较大的地区，人口规模较小的地区受到同样外部冲击的影响通常更大，导致经济波幅也更大，以对数形式的年底总人口控制人口规模的影响。

（3）地方政府规模（gov）。根据补偿假说，针对贸易开放带来的外部风险，地方政府会增加其支出规模对各类经济主体进行补偿以稳定经济，表明地方政府规模会影响地区经济波动。本文用地方政府消费占省份GDP的比重捕捉地方政府规模的影响。

（4）城镇化（urb）。文献中，城镇化水平也构成了经济波动的影响因素。鉴于此，控制了城镇人口占总人口的比重。

（5）人力资本（hc）。有诸多研究认为人力资本是经济波动的缓冲剂，为此引入人均受教育程度对数控制人力资本的影响。计算方法如下，在6岁及以上的全部人口中，小学、初中、高中与大专及以上文化程度的受教育年限依次记为6、9、12、16年，公式是：小学份额×6+初中份额×9+高中份额×12+大专及以上学历的份额×16。

（6）固定资产投资（inve）。投资在中国经济运行中举足轻重，是政府干预经济的主要手段，也是经济波动的关键原因。因此，控制了固定资产投资占省份GDP的比重。

（7）信贷波动（cvol）。中国企业的外部融资依赖于银行信贷，导致中国经济对银行信贷的波动特别敏感，意味着银行信贷波动对于理解经济波动至关重要。使用金融机构人民币贷款余额与GDP比值的5年标准差度量信贷波动。

（8）财政波动（gvol）。财政波动可能导致经济波动。参考以往文献做法，以政府一般预算支出与省份GDP的比值的5年标准差控制财政波动的影响。

（9）产业结构（indu）。不同产業对于外部冲击的抵御能力有所不同，从而产业结构也成为中国经济波动的一个重要原因。依据现有文献，以第三产业增加值占GDP的比重来控制产业结构的影响。

4.数据来源

本文采用了1978-2014年中国29个省份（重庆、西藏和港澳台除外）的面板数据。所有指标均为5年窗口跨期平均值或标准差，经济波动、财政波动和信贷波动这3个指标取标准差，其余指标均取平均值，得到的是时间维度和横截面维度分别为8和29的省际面板数据库。所有数据来自于美国宾西法尼亚大学的Penn World Table（PWT）9.0数据库、《新中国六十年统计资料汇编》、历年《中国统计年鉴》及各省份统计年鉴。表1给出了主要变量的定义和描述性统计。

（三）内生性问题与处理

贸易开放可能是内生的，这基于三方面考虑：首先，遗漏变量问题。影响经济波动的因素很多，但由于数据限制，构建计量模型时难以将所有解释变量放入其中，可能会由于遗漏变量而产生内生性问题。其次，测量误差问题。地理因素和贸易政策的差异导致不同地区贸易开放程度有别，地理因素外生，但贸易政策却不是。进出口总额与GDP比值这一指标由于混合地理因素和贸易政策而导致了贸易开放的内生性问题，为此运用它度量贸易开放可能存在测量误差。再次，反向因果问题。一个地区的经济增长可能通过改善其基础设施的渠道最终提高该地区的贸易开放度，波动与增长是GDP在短期和长期两个维度的不同体现，为此经济波动也可能是促进贸易开放的原因。考虑到贸易开放的内生性问题，除了要尽可能多地控制影响经济波动的因素外，主要基于工具变量法加以解决。因为地理因素能通过影响一个省份贸易开放程度而影响经济波动，但经济波动却无法影响一个省份的地理特征，所以要寻找一个地理因素变量（即国外市场接近度fma）充当贸易开放的外部工具变量。除OLS和FE估计之外，本文还使用fma作为贸易开放的外部工具变量进行2SLS估计。

四、实证分析

本部分首先报告了采用3种估计方法对基准模型进行回归得到的贸易开放对经济波动的作用机制;然后，通过不同的滤波方法（如HP滤波和BK滤波）以及排除5个和10个异常值等方法进行多维度的稳健性检验;最后，通过构造三重交互项实证分析出口市场多元化程度的提高是否会显著地负向调节贸易开放的波动效应。

（一）基准回归

表2报告了贸易开放对经济波动的影响机制基准回归结果。为了避免由面板模型的标准误低估所造成的显著性高估问题，全部回归都采用以省份为聚类变量的聚类稳健标准误。基于OLS方法的估计结果见第（1）（5）列;进一步地，Hausman检验拒绝接受随机效应，为此采用FE方法的估计结果见第（2）（6）列。从OLS和FE估计结果看，在控制了诸多可能影响经济波动的因素后，贸易开放对经济波动的作用为正，但不显著，交互项对经济波动的作用也只是于FE估计结果中在5%水平上通过显著性检验，这似乎不支持前文预期的理论观点，但通过细致分析发现，这可能是由于OLS和FE两种估计方法均没有考虑到贸易开放的内生性问题所致。

为了克服贸易开放内生性问题可能导致的估计偏差，本文选取国外市场接近度作为其外部工具变量进行扩展的面板2SLS估计，表2第（3）（7）列报告了具体估计结果。结果表明在解决了潜在的内生性问题之后，交互项在1%的水平上显著地正向影响经济波动，贸易开放则在1%的水平上显著地负向影响经济波动，核心解释变量的符号均符合前文理论预期。这说明在考虑了内生性问题之后，基于外部工具变量的2SLS估计对贸易开放的波动效应和稳定效应给出了更有效的识别。需要特别说明的是，虽然上述2SLS估计控制了省份和时间固定效应，但结论未必完全可靠，因为各省份经济波动差异也有可能源自其特殊的经济禀赋条件而非贸易开放。鉴于此，必须在上述回归分析中进一步加入反映各省份经济禀赋条件的控制变量。加入一系列控制变量后的2SLS估计结果见第（4）（8）列。本文发现，即使控制了省份经济禀赋条件，核心解释变量的系数符号仍没有发生变化，交互项的回归系数在1%的水平上仍然显著为正，而贸易开放的回归系数在1%的水平上依然显著为负。

在全部2SLS估计结果中，DWH内生性检验在10%水平上拒绝贸易开放为外生的原假设，表明贸易开放确实是内生变量。多维度的检验统计量表明本文所选择的工具变量是有效的：首先，Anderson正则相关性检验在1%水平上强烈拒绝了工具变量识别不足的原假设;其次，第一阶段回归结果显示，工具变量和贸易开放之间具有较强的相关性，Cragg-Donald Wald F统计量大于Stock-Yogo检验在10%水平上的临界值，说明不存在弱工具变量的问题;第三，Sargan检验接受工具变量是过度识别的原假设，意味着工具变量是外生的。在有效处理了内生性问题之后，第二阶段回归结果表明，贸易开放确实通过贸易条件渠道和其他剩余渠道给中国经济波动带来了正反两个不同方向的影响，这两大类别的影响渠道在被解释变量是总量经济波动的时候存在，在被解释变量是平均量经济波动时也存在，而且通过这两类渠道产生的方向完全相反的关系，不仅是一种数量关系，更是一种因果关系。究其原因，从理论层面上讲，伴随一个省份的贸易开放程度的逐步提高，出口收入在其国民收入中的重要性往往也逐步加强，该省份经济对于国外需求冲击越敏感，贸易条件冲击越是能够直接影响其国民收入，使该省份经济遭受来自外部的贸易条件时越脆弱，进而贸易条件风险越大，经济波动幅度越大。简言之，随着中国贸易开放程度的日益加深，来自国际商品市场的贸易条件风险加大，贸易开放通过贸易条件渠道加剧了中国经济波动。

进一步地，在第（4）（8）列所示的2SLS估计结果中，贸易开放的回归系数介于-0.019和-0.034之间，交互项的回归系数介于0.170和0.227之间，这是具有显著经济意义的，也证实了理论模型预期的结论。本文还发现，相对于第（3）（7）列而言，第（4）（8）列的两个核心解释变量的回归系数绝对值明显更低，表明不添加任何控制变量的2SLS估计结果存在着显著的高估问题，为此后文主要基于第（4）（8）列来展开讨论。

（二）稳健性检验与内生性问题讨论

为保证本文主要结论的可靠性和稳定性，本部分进行了多维度的稳健性检验，如改变获取经济波动指标的方法、剔除异常样本等。表3给出了六种稳健性检验的估计结果。

第一，基于HP滤波（λ=100）法获得经济波动序列。为消除省份GDP的长期趋势对度量经济波动可能存在的影响，参考Calderon等的做法，将对数GDP进行HP滤波后的残差项取5年窗口标准差得出经济波动另一种衡量，进而对前文主要结论进行稳健性检验。表3第（1）列展示了估计结果。与表2第（4）列结果相比，贸易开放及交互项的估计系数的符号和统计显著性均未变化，只是估计系数值略微改变。这意味着与基于经济增长率5年标准差获取经济波动指标的结论一致，基于HP滤波法获取经济波动指标的2SLS估计结果仍验证了贸易开放影响经济波动的作用机制，包含了通过贸易条件渠道产生的正向影响，也包含了通过其他剩余渠道带来的负向影响，这一结论非常稳健。

第二，基于HP滤波法（λ=6.25）获得经济波动序列。虽然使用HP滤波法对年度数据进行去势处理时往往将入取值为100，但是Ravn等却对这一取值提出了批评，认为入应该设定为6.25。表3第（2）列给出了使用λ=6.25进行HP滤波后的回归结果，通过与表2第（4）列基准回归的对比发现，核心解释变量估計系数的数值稍有变动，然而其符号和统计性检验都没有表现出显著偏移，保持了很好的稳定性。这足以证明本文先前所得结论的稳定性和可靠性，即贸易开放通过两类渠道对经济波动产生了不同的影响。

第三，基于BK滤波法获得经济波动序列。为检验表2的估计结果是否是因为本文选取了特定的去势处理方法所导致，本文还运用另一种流行的BK滤波法来生成各省份的经济波动序列。表3第（3）列估计结果表明，核心解释变量估计系数的符号和数量级均与表2第（4）列基准回归展示出完全一致的模式：贸易开放对经济波动存在着稳定和波动两种效应。综合以上三种稳健性检验结果可知，根据三种不同滤波方法测算的经济波动序列进行回归后的结果具有相当的稳健性，说明经济波动的度量方法并不会影响本文的主要结论。

第四，剔除5个异常样本。经济波动幅度较大的省份往往存在一定的特殊性，为避免被解释变量异常值可能带来的影响，本文删除了被解释变量排序在前5名的样本。这些异常省份是安徽、海南、内蒙古、青海、浙江，其中，海南的经济波动幅度最高，高达0.068，安徽的经济波动幅度最低，但也达到了0.049。表3第（4）列报告了详细估计结果，通过和表2第（4）列基准回归结果的对比，发现核心解释变量估计结果在去掉5个省份样本后没有明显变化，所以贸易开放通过两类渠道差异化作用于经济波动的结论依然稳健成立。

第五，剔除10个异常样本。本文又删除了改革开放以来经济波动幅度排名前10的省份继续进行稳健性检验，也就是在删除前面5个经济波动幅度最大的省份基础上，还额外删除了江苏、山西、广东、吉林、天津5个省市。额外的这5个省市之中，经济波动幅度最大的是江苏，为0.047，天津最小，但也达到0.045。可以发现，根据这一子样本的主要估计结果依然都保持不变，为此删除10个异常省份之后的估计得到了与先前估计一致的结果，从而佐证了先前所得结论的稳健性。综上，异常省份的存在也不会干扰本文主要结论。

第六，控制变量的引入。影响经济波动的因素非常多，在实证模型设定中，为尽可能得到核心解释变量对经济波动的真正影响，通常要控制可能对经济波动产生影响的各种因素。控制变量的引入能改善模型解释力，也能评价核心解释变量的显著性和敏感性，因此成为稳健性检验的重要手段之一。在本文的实证分析中，无控制变量的模型估计结果见表2，引入控制变量后的模型估计结果见表2和表3。对结果进行比较发现，控制变量的引入并未明显影响核心解释变量的符号和显著性，说明主要结论在控制了诸多可能影响因素后仍然十分稳健。

此外，针对实证估计结果中潜在的内生性问题，本文从如下三个方面进行讨论。

第一，遗漏变量问题。在本文采用的计量模型中，除刻画贸易开放和贸易条件风险的核心解释变量之外，本文共引入了经济发展状况、财政状况、信贷状况、人口状况4种9个基于文献的控制变量，从经济学、财政学、金融学和社会学等多视阈考虑了可能影响经济波动的各个变量，这意味着遗漏变量问题在本文中不严重，所以相关的内生性问题也不突出。

第二，测量误差问题。对于经济波动这一变量，本文总计构建了5个不同的被解释变量，从不同维度刻画了中国省级层面的经济波动幅度，基于不同被解释变量得到的估计结果并无二致，这表明存在测量误差问题的可能性很低，所以与此相关的内生性问题应该也不严重。

第三，反向因果问题。一个省份的国外市场接近度这一地理因素变量会通过影响贸易开放程度而影响经济波动，但该省份的经济波动却无法影响其国外市场接近度，因为一个省份的国外市场接近度是历史上形成且客观存在的天然地理因素，与经济波动不可能直接相关，因此是一个比较合适的外部工具变量。基于这一外部工具变量的2SLS估计结果，解决了与贸易开放相关的潜在测量误差问题，更解决了可能的反向因果问题。

（三）出口市场多元化对贸易开放波动效应的调节作用

根据前文理論分析，出口市场多元化对贸易开放的波动效应存在负向的调节作用。从表4可以看到，随着更多控制变量的引入，三重交互项的估计系数始终为正，且在5%的水平上统计显著，表明在平均意义上，贸易开放的波动效应将会随着出口市场多元化程度的提高而明显减弱，前文理论推断得到验证。究其原因，从理论上讲，出口市场多元化具有分摊风险的效果，一个省份仅向一个国外市场出口商品的风险非常大，而向多个国外市场出口商品的风险会降低。面对来自某国特定的需求冲击，相对于仅向少数国家出口的省份，向很多国家出口的省份会遭受更小的贸易条件风险，经济波动幅度更小。随着贸易开放的继续加深，为削弱贸易开放的波动效应，进一步推动出口市场多元化将是重要政策选择。由此可见，2019年政府工作报告强调“推动出口市场多元化”，是具有坚实的理论基础和现实依据的。

中国对外贸易发展模式为出口导向型，20世纪90年代初期，发达国家对中国进行贸易制裁凸显了中国出口市场过度集中的局限性，为此中国实施了出口市场多元化战略，出口市场集中度有所下降。据本文指标口径的计算结果显示，它从1992年的0.71降至2014年的0.48，但最近年份的数值仍高达近0.5，说明这一局面仍未得到根本性改善，出口目的国在数量上继续扩展的空间很大。长期以来，中国出口贸易主要依赖于美国和中国香港以及日本、韩国等东南亚国家和地区，2014年对这4个地区的出口仍占中国出口总额的43%，通过调整出口贸易空间流向，拓展出口贸易在世界的广度，实现出口贸易在国际市场布局分散化，是提高中国出口市场多元化程度的必然选择。借助“一带一路”，促进出口贸易对象地理分布分散化，深入到更广阔的市场，提高出口市场多元化程度，对于新常态下稳定中国经济至关重要。

五、结论与政策启示

在“一带一路”建设不断深入推进以及“防范化解重大风险”成为全面建设小康社会决胜期首位攻坚战的大背景下，本文考察了贸易开放对中国经济波动的影响机制，以期着重揭示贸易开放加剧经济波动的贸易条件渠道与对策，为新常态下合理借助“一带一路”稳定中国经济提出新思路。具体而言，本文首先从理论上厘清了贸易开放影响经济波动的作用机制，然后利用中国29个省份的面板数据，采用OLS、FE和2SLS多种估计方法系统检验了贸易开放对中国经济波动的影响机制，并进行了多种稳健性检验和内生性问题讨论，最后深入考察了出口市场多元化对贸易开放波动效应的调节作用。研究结论如下：第一，贸易开放影响中国经济波动的作用机制是多维度的，主要通过贸易条件渠道以及其他的非贸易条件渠道共同起作用。具体而言，贸易开放程度越高，经济遭受贸易条件冲击时越脆弱，面临的贸易条件风险越大，进而导致经济波动幅度越大，即贸易开放通过贸易条件渠道加剧经济波动，与此同时，贸易开放还经由非贸易条件渠道缓解经济波动。上述主要结论在考虑了内生性问题、不同滤波方法、剔除异常样本点及多种估计方法之后依然十分稳健。第二，贸易开放的波动效应随着出口市场多元化程度的上升而显著降低。在出口市场多元化程度不同的省份，贸易开放的波动效应呈现出显著异质性。出口市场多元化程度越低，贸易开放的波动效应越强;出口市场多元化程度越高，贸易开放的波动效应越弱。这一结论提示我们在出口市场多元化程度高的情境中，进一步的贸易开放对中国宏观经济的波动效应将会显著减弱。

新常态下，中国坚定不移地实施对外开放的基本国策，如何在贸易开放的同时防范化解风险是亟待解决的关键问题。本文研究结论的政策含义显而易见：第一，由于贸易开放能够通过贸易条件渠道加剧中国经济波动，为改善中国经济遭受贸易条件冲击时的脆弱性，需要进一步深化贸易自由化改革。第二，出口市场多元化程度的上升会负向调节贸易开放的波动效应，即出口目的国分散化是改善中国经济遭受贸易条件冲击时的脆弱性的关键，因此在近期中央政府部署更加积极主动的对外开放战略情况下，深化贸易自由化改革可以从推动出口市场多元化的视角着手，全面推动对外开放格局的贸易合作空间，增强中国经济的稳定性。中国首倡并深入推进的“一带一路”建设，可以促进出口贸易目的国地理分布更加分散来提升出口市场多元化程度，对贸易开放波动效应的负向调节作用预期是显著和可观的。