双循环背景下贸易开放和市场分割对经济增长的影响研究

赵宝山，汪圣佑，陈大文

（安徽商贸职业技术学院电子商务学院，安徽芜湖 241002）

改革开放以来，我国经济获得了很大发展。在新的国内外环境下，党的十九届五中全会通过了《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》，提出加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。这是推动我国开放型经济向更高层次发展的重大战略布局。为畅通国内大循环，“十四五”规划提出打破行业垄断和地方保护，形成国民经济良性循环。地方保护会引起国内市场分割，影响国内大循环的畅通。在此背景下，研究外贸开放和市场分割对经济增长的影响具有重要的理论和现实意义。

关于外贸开放对经济增长的影响，国内外的研究有两种观点。一种观点是贸易开放有利于经济增长。Dollar等很多国外学者都认为贸易开放能促进经济增长〔1-4〕。黄玖立和李坤望的研究得出我国各省区的出口开放程度显著地促进了各省区经济增长〔5〕。柯善咨和郭素梅认为我国商品市场对外开放显著促进了地区经济增长〔6〕。贾中华和梁柱考察了我国30个省贸易开放度与经济增长的关系，结果表明对外开放对于省区经济增长具有显著的正向作用〔7〕。涂熙玲的研究表明，我国进出口贸易与经济同步迅速增长，进出口贸易对经济增长的正向作用随着贸易开放程度的提高而不断增强〔8〕。但另一种观点认为，贸易开放不总是有利于经济增长，甚至有时对经济增长不利。Papageorgiou对96个国家数据的回归发现，对于高收入、低收入样本国家而言，贸易开放并不是经济增长绩效的决定因素，然而对于中等收入国家样本，贸易开放度是其经济增长的决定因素〔9〕。包群基于中国29个省市面板数据的估计结果表明，贸易开放与经济增长表现为倒U型非线性关系；即在经济开放初始阶段对外贸易促进了本国经济增长，然而在超越特定临界值水平后贸易开放度的进一步提高反而可能降低经济增长率〔10〕。石红莲等的研究也得出，贸易开放与经济增长之间呈现非线性关系，主要表现在低贸易开放下促进经济增长和高贸易开放下抑制经济增长〔11〕。

关于我国市场分割对经济增长的影响，出现了两种相反的研究结论。大部分研究认为，市场分割不利于经济增长。Young认为，中国地方政府为避免重复产业的地区间竞争，采取了地方保护政策，导致资源配置偏离了比较优势，扭曲了地方经济〔12〕。黄赜琳和王敬云的研究认为，中国国内的市场一体化还相当不完善，各行业市场分割普遍存在，地方保护的存在一定程度上制约着我国国民经济的运行〔13〕。赵永亮和刘德学的研究得出，地方保护壁垒造成的省际市场分割不利于保护战略实施省份自身经济绩效的提高〔14〕。盛斌和毛其淋认为国内市场一体化水平显著促进了中国省际人均GDP的提高；也就是市场分割不利于经济增长。但也有学者认为，市场分割对经济增长有利〔15〕。陆铭和陈钊研究了邻省之间商品市场的分割对省级经济增长的影响，发现分割市场对经济增长具有倒U型的影响，对于超过96%的观察点来说，市场分割有利于本地的经济增长〔16〕。付强认为，市场分割能基于较高的产业同构程度对区域经济增长产生显著的促进作用〔17〕。

鉴于国内外研究还没有达成一致的结论，有必要进一步研究外贸开放和市场分割对我国经济增长的影响。这有利于正确认识国内国际两个循环在我国经济发展中的作用，更好构建新发展格局。本文采用2009—2019年最新省级面板数据，综合采用国际贸易理论、市场理论和经济增长理论构建模型；实证分析外贸开放和市场分割对经济增长的影响。与以往研究不同的是，本文将贸易开放和市场分割的二次项都纳入模型，以便同时检验贸易开放和市场分割对经济增长是否存在非线性影响；模型设定基于严格的理论基础和公式推导，这样得到的实证结果将更加可靠。

下文的结构安排如下：第一部分是理论分析及研究假设；第二部分是计量模型、变量计算及统计描述；第三部分是基准回归及稳健性检验；第四部分是研究结论及政策启示。

一、理论分析及研究假设

我们可以用国际贸易理论和市场理论分析外贸开放和市场分割对经济增长的影响。

（一）贸易开放对经济增长的影响

关于贸易开放对经济增长的影响，经济学家一直有争论。比较优势理论、要素禀赋理论、新经济增长理论等自由贸易理论都认为，贸易开放有利于经济增长。比较优势理论认为，贸易开放能使各国充分发挥自身比较优势，从而有利于经济增长。要素禀赋理论认为，自由贸易还能使各国能够充分发挥自身要素禀赋优势，从贸易中获取更多利益。新经济增长理论认为，贸易开放还能促进各国技术进步，提高全要素生产率，从而促进经济增长。而保护幼稚工业理论、中心-外围理论、超保护贸易理论等都认为，实行贸易保护有利于经济增长。两类理论的观点之所以不同，是因为这些理论都是基于所在国的具体情况提出的。由于所在国的发展阶段和国内外环境不同，得出的结论也会不同。

我国是一个发展中国家，本文认为幼稚工业理论更符合我国的实际情况。幼稚工业理论认为，竞争力强的行业在国际市场上不害怕竞争，通过自由贸易可以获取更多利益；所以在竞争力强的行业实行自由贸易，有利于经济增长。而竞争力弱的行业如果实行自由贸易会受到国外竞争的损害，反而不利于经济增长。目前我国大多数行业都有了一定的竞争力但离国际先进水平还有一定差距。因此，我国实行一定程度的自由贸易能促进经济增长，但不能实行完全自由贸易，否则容易受到国外激烈竞争的损害。这就是本文的第一个理论假设：

假设1：一定程度的自由贸易将有利于经济增长，但不能过度实行自由贸易。

（二）市场分割与经济增长的关系

市场分割对一个地区的经济增长既存在有利的一面，又存在有害的一面。一方面，市场分割能够阻止地区之外的商品进入，使当地企业在本地销售更多产品，从而促进本地企业发展和经济增长〔17〕。另一方面，被保护的本地企业没有竞争压力，可能会安于现状、没有动力改进技术和提高生产效率〔18〕；同时，其他地区采取的市场分割政策，也阻碍了本地产品销售到其他地区，从而对本地经济增长产生消极影响。斯密-杨格定理表明市场规模扩大能促进分工从而实现经济增长；因此，市场分割会限制市场规模，使各地无法根据比较优势进行分工，不能充分发挥各地优势，从而阻碍经济增长。而在有规模经济效应的行业，市场分割还会阻碍规模经济的实现。

市场分割对地区经济增长的总效果取决于有利和有害两方面效果的力量对比。虽然通过市场分割保护本地市场对经济增长有一定的促进作用，但由于一个地区的市场较小，这种促进作用有限。如果各地区相互开放市场，本地有比较优势的行业可以在整个国内市场获得更多销量；此外，本地企业在竞争压力下可以实现优胜劣汰，获得更多发展的动力，从而带动地区经济增长。所以，本文认为总体上市场分割不利于地区经济增长。这就是本文第二个理论假设：

假设2：市场分割总体上不利于地区经济增长。

二、模型及变量

（一）模型设定

我们采用常用的道格拉斯生产函数表示经济增长：

式（1）中，Yit、Ait、Kit、Lit分别表示i地区t期的国内生产总值、全要素生产率、物质资本存量和劳动力数量；系数α、β都大于0。根据新经济增长理论，同时借鉴Levin和Raut〔19〕、Miller和Upadhyay〔20〕、盛斌和毛其淋〔15〕的方法，将全要素生产率表示为外贸开放、市场分割和人力资本的函数：

式（2）中，Ait、openit、segit、Hit分别表示i地区t期的全要素生产率、外贸开放、市场分割和人力资本。所以，各地区的道格拉斯生产函数可以表示为：

对式（3）两边同时除以劳动力数量Lit，得到人均国内生产总值的函数：

式（4）中，Yit/Lit是人均国内生产总值，用yit代替；Kit/Lit是人均资本存量，用kit代替。对式（4）两边取对数，得到：

我们将lnf（openit，segit，Hit）写成线性函数形式：

式（7）表明了经济增长的主要影响因素。其中，外贸开放度和市场分割两个因素是我们关心的主要解释变量，其他因素作为控制变量。此外，参考相关文献〔15-16〕的做法，将政府支出也作为控制变量加入式（7）中，得到我们将要估计的最终模型式（8）：

其中，govit、εit分别表示i地区t期的政府支出和随机误差项。

（二）变量计算

1.经济增长

用各地区人均实际GDP的对数值表示，从而解释变量的系数就表示对经济增长率的影响。人均实际GDP用实际GDP除以年均常住人口得到。实际GDP用历年各地区的国内生产总值指数与基期年份的名义GDP计算得到；年均常住人口用年末常住人口与上年末常住人口的平均值表示。

2.贸易开放度

用外贸依存度表示。传统的外贸依存度是用各地区进出口额除以该地区的GDP算出。其中，进出口额用人民币兑美元的各年平均汇率换算为人民币金额，然后用各地区历年的商品零售价格指数换算成基期年份的不变价金额；各地区GDP采用实际GDP。

Patrick等认为，随着一个地区经济规模和人口的增长，地区内部贸易和服务部门所占比重会增大，传统外贸依存度会有向下的偏差〔21〕。为了消除GDP和人口规模的不同导致的外贸依存度偏差，借鉴Patrick等的方法计算修正外贸依存度。首先估计下列回归方程：

其中，TDit、GDPit和popit分别表示i地区t期的传统外贸依存度、国内生产总值和常住人口，ln表示取自然对数。剔除不显著系数并克服共线性影响后，得到传统贸易开放度的估计值。最后，修正的贸易依存度。如果修正的外贸依存度大于1，说明该地区控制经济和人口规模影响后的外贸开放水平高于各地区的平均水平；如果小于1，则说明该地区的外贸开放水平低于平均水平。本文将使用调整的外贸依存度进行基准回归，使用传统外贸依存度进行稳健性检验。

3.市场分割指数

市场分割指数采用桂琦寒等的相对价格法〔22〕计算。假设Pikt和Pjkt分别表示k商品t期在i和j两地的价格，由于两地之间存在交易成本，Pikt和Pjkt不会完全相等。基于“冰川”成本模型，假定两地之间的商品交易成本是价格的一定比例cij（0＜cij＜1），则当Pikt（1-cij）＞Pjkt或者Pjkt（1-cij）＞Pikt时，存在套利空间，两地之间会有商品贸易。由于套利的存在，Pikt/Pjkt趋向于在无套利区间［1-cij，1/（1-cij）］内波动。当市场分割降低时，交易成本cij降低，则无套利区间会收窄，Pikt/Pjkt的波动范围会收敛；相对价格对数的一 阶 差 分 ΔQijkt=｜ln（Pikt/Pjkt）-ln（Pikt-1/Pjkt-1）｜=｜lnPikt/Pikt-1）-lnPjkt/Pjkt-1）｜，也会收敛。于是，ΔQijkt在不同商品之间的方差Var（ΔQijkt）能反映市场分割程度；而ΔQijkt可以采用商品价格指数来计算。

由于ΔQijkt受商品异质性的影响，为准确反映市场分割程度，在计算方差之前，需消除商品异质性。首先计算ΔQijkt在所有地区组合i和j之间的平均值，然后用ΔQijkt减掉该平均值，得到不包含商品异质性的qijkt。计算qijkt在不同商品之间的方差Var（qijkt），就得到i、j两地之间t期的市场分割指数segijt。而t期i省与其他地区的平均市场分割指数segit，有两种计算方法。第一种方法是桂琦寒等〔22〕的方法，计算该省与相邻省份市场分割指数的平均值；第二种方法是计算该省与其他所有省份市场分割指数的平均值。本文将以第二种方法计算基准回归中的市场分割指数；而第一种方法将在稳健性检验时用到。

本文采用的相对价格是各省份在研究期内的商品零售价格环比指数。商品种类包括食品、饮料烟酒、服装鞋帽、纺织品、家用电器及音像器材、文化办公用品、日用品、体育娱乐用品、交通通信用品、家具、化妆品、金银珠宝、中西药品及医疗保健用品、书报杂志及电子出版物、燃料、建筑材料及五金电料等十六类。

4.人力资本

用人均受教育年限表示。人均受教育年限根据不同学历的人口比例加权平均计算，各学历的受教育年数为：小学6年，初中9年，高中12年，大专及以上平均设为16年。不同学历的人口比例根据国家统计局每年的人口抽样调查数据计算。

5.人均资本存量

用资本存量除以从业人员数得到。资本存量参考万东华〔23〕的方法，用下面两个公式推算：

其中，Kit、Kit-1和Ki0分别为i省份第t、t-1和0期的资本存量，δ为平均折旧率，Iit和Ii0分别是i省份第t和0期的固定资产投资额，gi表示i省份的固定资产投资平均增长率，di表示i省份的平均折旧率。固定资产投资额用各省历年新增固定资产表示。各省固定资产投资增长率通过计算2009年到2017年新增固定资产平均增长率得到；由于2018年和2019年的固定资产投资额未公布，以平均增长率预测得出。各省固定资产折旧率参照相关研究〔24-26〕，统一采用5%。

6.政府支出规模

用各省政府一般公共预算支出占该地区GDP的比重表示。

7.劳动力数量

用各省从业人员数表示。

以上所有变量的数据来源于历年《中国统计年鉴》和各省统计年鉴；西藏的数据不全，没有纳入研究范围。所有变量组成了30个省2009年到2019年的面板数据；计算变量的不变价时以2009年为基期。

（三）变量统计描述

所有变量的统计特征见表1。为了与实证模型保持一致，对人均GDP、人均资本存量和劳动力数量取自然对数；取对数也有助于消除异方差的影响。

表1 变量统计特征（观测数=330）

三、基准回归及稳健性检验

（一）基准回归分析

本文数据是短面板数据，可以采用混合回归（POOLED）、固定效应（FE）和随机效应（RE）三种模型估计式（8），结果见表2。为了确定哪个模型更有效，需要进行一系列检验。对固定效应模型进行冗余固定效应F检验，统计量对应的P值接近于零，拒绝了个体非观测效应都为零的原假设；说明固定效应模型优于混合回归模型。对随机效应模型进行LM检验，统计量对应的P值接近于零；说明随机效应模型也优于混合回归模型。对固定效应模型和随机效应模型的两个估计结果进行Hausman检验；检验结果强烈拒绝了个体非观测效应与解释变量不相关的原假设，最终证明固定效应模型更合适。

固定效应模型估计结果显示，外贸开放度的系数为正而其平方项的系数为负，两个系数都在1%水平上显著；这说明外贸开放度与经济增长之间存在倒U型关系。也就是说，在一定范围内随着外贸开放度的提高，其对经济增长的促进作用增大，但当外贸开放超过一定限度后，其对经济增长的促进作用会减弱。经测算，倒U型顶点对应调整的外贸开放度为56.5%。除上海外，其他所有省份的外贸开放度都没有达到56.5%，继续扩大外贸开放能促进经济更快增长。上海的外贸开放度已经超过56.5%，说明外贸开放对上海经济增长的促进作用已经减弱；这说明外贸开放应保持在适度水平。因此，理论假设1是正确的。

市场分割的系数为负而其平方项的系数为正，两个系数都在1%水平上显著；这说明市场分割与经济增长之间存在U型关系。也就是说，在一定范围内市场分割越严重，经济增长遭受的阻碍作用越大，当市场分割超过一定限度后其对经济增长的阻碍作用会下降。我国各省的市场分割指数都在0.7到8.6之间，根据估计系数计算，各省的市场分割总体上都对经济增长产生了阻碍作用。理论假设2得到了证实。

从控制变量来看，人口增长率和人力资本的系数为正且显著，说明增加人口数量和提高人口素质都有利于经济增长。人均资本存量的系数也为正且显著，说明物质资本投资有利于经济增长；这与各种经济增长理论的观点是一致的。政府支出的系数不显著，说明政府支出没有对经济增长产生显著影响。

（二）稳健性检验

为检验固定效应模型的估计结果是否可靠，从下列三个方面进行稳健性检验。

1.考虑内生性问题

固定效应模型的关键假定是解释变量是外生的；为保证外贸开放度和市场分割指数这两个关键解释变量的估计结果是无偏的，有必要关注两个变量的内生性问题。内生性问题可能来自测量误差、遗漏解释变量，也可能来自因变量与解释变量的双向因果关系。从理论上说，外贸开放和市场分割会影响经济增长，经济增长反过来也可能影响外贸开放和市场分割。比如经济落后的地区为了保护地方企业，可能会阻止国外产品或国内其他地区产品进入本地市场，从而降低了外贸开放度或增加了市场分割程度；而经济增长迅速的地区，拥有更强的竞争力，会更倾向于开放市场，从而拥有较高的外贸开放度或较低的国内市场分割程度。

为克服可能存在的内生性问题，选择工具变量替代外贸开放度和市场分割两个变量，重新估计固定效应模型。借鉴黄玖立和李坤望〔5〕的做法，选择海外市场接近度作为外贸开放度的工具变量。每个省份的海外市场接近度用省会城市距海岸线最近距离的倒数乘以100算出。沿海省份到海岸线的距离采用内部距离〔27〕，非沿海省份距海岸的距离等于该省省会到最近的沿海省份省会的距离①省会之间的距离用公式R·arccos［cosβ1cosβ2cos（α1-α2）+sinβ1sinβ2］计算，其中R为地球大圆半径，α1、α2分别是两个省会城市的经度，β1、β2分别是两个省会城市的纬度。加上该沿海省份的内部距离。每个省份海外市场接近度的历年数据用该省海外市场接近度乘以该年的平均汇率得到。此外，还用外贸开放度的滞后一期作为外贸开放度的第二个工具变量；用市场分割的滞后一期作为市场分割的工具变量。然后，采用对异方差和序列相关更为稳健的GMM方法估计工具变量模型，结果见表2第四列。

选择的工具变量只有满足相关性和外生性，估计结果才是可靠的。为此，对工具变量进行了一系列检验。Anderson-RubinWald F统计量对应的P值接近零，拒绝了所有内生变量回归系数之和等于零的原假设，说明工具变量满足相关性的要求；Sargan-Hansen统计量的伴随概率为0.556 7，没有拒绝所有工具变量都是外生变量的原假设，证明工具变量是外生的。Anderson canon.corr.LM统计量的伴随概率接近零，拒绝了工具变量识别不足的原假设，证明不存在识别不足的问题。上述检验都证明选择的工具变量是合理的。

工具变量法的估计结果与固定效应模型的结果基本一致。主要解释变量系数的正负号和显著性水平没有发生变化，系数绝对值变大，说明控制内生性后解释变量对经济增长的影响增大。这证明外贸开放度与经济增长之间仍存在倒U型关系；市场分割与经济增长之间仍存在U型关系。控制变量的系数符号也没有变化；政府支出的系数仍然不显著，其他控制变量的系数仍然是显著的。这说明控制内生性后两个理论假设仍然成立，固定效应的估计结果是稳健的。

2.改变变量测算方法

变量的测算方法不同，会引起研究数据不同，可能会得出不同的研究结论。为此，我们改变外贸开放度和市场分割指数两个主要解释变量的测算方法，检验研究结论是否稳健。测算外贸开放度时，不再使用修正的外贸依存度，直接采用传统的外贸依存度。各省份的市场分割指数不再用该省份与所有国内其他省份的市场分割指数的平均值计算，而是用该省份与所有相邻省份市场分割指数的平均值计算。重新估计固定效应模型，结果见表2第五列。由于两个主要解释变量的数据发生了变化，得到的估计系数也有所变化；但研究结论没有发生变化。贸易开放的系数仍然为正，贸易开放平方项的系数仍然为负且系数都显著，再次说明贸易开放和经济增长之间存在倒U型关系；理论假设1仍然成立。市场分割的系数仍然为负且显著，而其平方项的系数仍然为正而不再显著，这说明市场分割与经济增长之间的U型关系不显著；但由于市场分割系数显著为负，证明市场分割会阻碍经济增长，理论假设2仍然成立。控制变量的系数大小、正负号和显著性都没有变化。总体上看，固定效应估计结果仍是稳健的。

3.剔除极端样本点

极端样本点可能会导致估计结果出现偏误。为此，我们剔除极端样本点后重新估计，看研究结论有没有变化。首先算出各省历年的平均贸易开放度，然后剔除贸易开放度最高的10%和最低的10%的省份，包括上海、天津、广东、贵州、青海、湖南；对平均市场分割指数最高的10%和最低的10%省份也剔除，包括天津、海南、青海、安徽、湖北、辽宁。由于天津和青海重复，总共剔除了10个省份的数据。最后用剩余的20个省份数据重新估计固定效应模型，估计结果与用所有省份数据估计的结果基本一致，见表2第六列。贸易开放度的系数为正而其平方项系数为负，两个系数都在1%水平上显著；这证明剔除极端样本点后，贸易开放和经济增长之间仍然存在倒U型关系；理论假设1仍然成立。市场分割的系数为负且显著，说明市场分割会阻碍经济增长，理论假设2仍然成立。而与改变变量测算方法时一样，市场分割的平方项系数为正但不显著，说明市场分割与经济增长的U型关系确实不明显；但这不违背理论假设2。政府支出的系数增大且变显著，说明这些省份的政府支出对经济增长的效果更加明显。其他所有控制变量的系数符号和显著性都没有变化，系数大小也变化不大。因此，固定效应估计结果总体上是稳健的。

表2 基准回归和稳健性检验结果

四、结论及启示

本研究表明，外贸开放能促进我国各省经济增长，但当外贸开放程度达到一定拐点后，外贸开放对经济增长的促进作用会减弱。当前绝大多数省份继续扩大外贸开放会对经济增长产生更大的促进作用；但上海外贸开放已经超过拐点，外贸开放对上海经济增长的促进作用开始减弱。因此，经济发展不能过度依赖外贸开放，应更多依靠内需拉动。国际经验也表明，一个国家或地区的收入水平越高，内需在经济增长中发挥的作用越大，而外需对经济增长的作用会越小。目前我国已经全面实现小康社会，随着各地区收入水平的提高，经济增长也会更多依靠内需拉动。因此，在国内国际双循环的新发展格局中，在适度依靠国际循环发展经济的同时，要以国内大循环为主体。

本研究表明，我国各省仍然存在一定程度的市场分割，市场分割阻碍了各省经济增长。依靠国内大循环发展经济，需要破除市场分割，实现产品跨地区自由流动。产品能自由销售到其他地区，企业才能大规模销售和实现规模经济；才能通过充分竞争促进企业技术革新并提升服务；各地区也才能在竞争中找到并发挥本地的比较优势。为破除市场分割，应废除影响产品自由流动的地方保护性规章，实现全国范围内的市场统一和开放；也要不断降低导致市场分割的自然障碍，畅通国内运输、不断降低物流成本。总之，为发挥国内大循环对经济发展的主体作用，应采取措施破除市场分割。