对外贸易、市场整合与地区经济增长——基于bootstrap面板因果检验，本文主要内容关键词为：经济增长论文,因果论文,对外贸易论文,面板论文,地区论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言及文献综述
中国三十多年经济改革的进程就是中国经济重新融入全球经济的过程（陈敏等，2007），尤其是加入世界贸易组织后，中国对外开放程度不断深化。对外贸易通过规模经济效应、示范模仿效应、技术转移效应、产业关联效应等促进了中国经济的高速增长。在此过程中，地方政府间的竞争是地区经济快速增长的重要动力，但也造成了市场封锁，“诸侯经济”使国内资源的利用效率大大降低，规模经济优势的潜力难以发挥，地区贸易处于次优状态（Young，2000）。目前，国内市场的整合趋势还存在争论：一些学者认为中国的国内市场分割在加剧（Young，2000；Poncet，2003a）；另一些学者则证实中国的地区市场趋于整合（桂琦寒等，2006;潘文卿等，2011），但学者普遍认同中国国内市场分割仍较严重。
关于市场分割与对外贸易和经济增长的关系，很多学者做了有益的经验性研究。Poncet（2003b）的研究认为市场分割显著阻碍了当期经济增长。黄玖立等（2006）认为，地方政府倾向于用国际贸易替代国内贸易，国外和地区市场是相互替代的。盛斌等（2011）、毛其淋等（2011）进一步指出，贸易开放和国内市场一体化对地区经济增长和全要素生产率存在替代效应。陈敏等（2007）研究得出，在经济开放水平较低时，经济开放加剧了国内市场的分割，但进一步的经济开放能够促进国内市场一体化。陆铭等（2009）发现，对于经济开放程度更高的观察点来说，分割市场可能更利于当地的增长。张杰等（2010）进一步从企业微观层面证实了市场分割激励有助于创新能力低以及资本密集度高的本地企业出口。陈媛媛（2012）从工业部门角度分析了市场潜能和市场分割对出口的影响，得出二者呈现出一种U型的非线性关系。一些学者进而从财政激励角度（银温泉等，2001；陶然等，2009）和政治晋升激励角度（周黎安，2004；皮建才，2008）探索国内市场分割背后的动因。范子英等（2010）认为，财政分权导致的市场分割和地方保护主义是地方政府的理性选择，中央政府可以通过财政转移支付使落后地区主动放弃市场分割。付强等（2011）基于前期研究成果指出，市场分割与地区经济增长的经验研究中直接将统计关系等同于因果关系值得商榷，在市场分割的动因分析中忽视了区域异质性对地方政府行为的约束作用，市场分割是区域异质下政府竞争促进经济快速增长的均衡结果，但这种模式是不可持续的。
已有的研究文献主要是根据省级面板数据采用GMM或2SLS估计做整体性评价，对市场整合与地区经济增长的宏观分析已较为深入，但缺乏对面板个体的差异性研究，且采用的方法忽视了截面相依（cross-sectional dependence）和斜率异质性（slope heterogeneity），因而可能带来估计偏误和不一致性问题。其逻辑论证主要是从一般到个别的演绎法，容易忽视个体发展而出现的差异特征。本文主要基于归纳法，更能抓住面板的个体特点。从研究内容看，已有研究证实地方政府存在利用国际贸易替代区际贸易的倾向，也提出了一些应对之策，如加大对西部地区的财政转移等，但对通过财政手段促使西部地区先行降低地区贸易壁垒的做法，本文持保留意见。在地区市场分割广泛存在且仍较严重的情况下，国内市场一体化的推进秩序与实施重点究竟如何，对此鲜有讨论。这些正是本文研究的主要内容。
二、指标度量及描述性分析
1.指标测度
本文数据来自于《中国统计年鉴》30个省、区、市①（下文以省份简称）1997～ 2010年的相关统计。用外贸依存度（trade）表征对外贸易，等于进出口贸易总额除于国内生产总值，汇率按各年均价计算。地区经济增长以人均国内生产总值（prgdp）表示，GDP按1997年平减指数消胀。
对市场分割的测度学者们尝试了不同的方法，主要有“贸易法”、“生产法”、“经济周期法”，但都存在显著缺陷，价格指数法直接测度地区市场的分割状态是目前较为普遍采用的。桂琦寒等（2006）借鉴Poncet（2003a）使用的市场分割指数原理，将原始农产品的价格信息扩展至9种商品，本文的地区市场整合指数测度也采用此类方法，为了使测度结果更全面、客观，将原始的商品价格信息数量又延伸至11种，同时剔除“鲜菜”容易腐烂商品对地区价格信息的干扰。本文采集的商品价格信息种类包括粮食、油脂、肉禽蛋、饮料烟酒、服装鞋帽、中西药品、书报杂志、文化体育用品、日用品、燃料和机电产品。2002年以后商品种类发生变化，为了保证数据的连续性，将肉蛋禽替换为肉禽及其制品，中西药品替换为中西药品及医疗用品，书报杂志替换为书报杂志及电子出版物，文化体育用品替换为体育娱乐用品，机电产品替换为建筑材料及五金电料。
地区市场分割主要表现为对输入商品的限制形成的“边界效应”，同时为了最可能避免幅员辽阔的自然、地理差异造成的地区间价格误差，本文依据省际接壤的原则根据《中国统计年鉴》中的分地区商品零食价格指数，构造了14年133对邻近省份的相对价格，共可以得到20482个（11×133×14）样本数据差分形式的相对价格指标
，计算方法为：
2.简要的整体性描述
中国30个省份1997～ 2010年对外贸易、市场整合和地区经济增长均出现了σ收敛趋势（图1）。1997年人均GDP的变异系数为0.68，到2010年缩小至0.52，对外贸易依存度的变异系数由1997年的1.34缩小至2010年的1.24，地区市场整合程度也出现了明显的收敛，变异系数从0.33缩小至0.23。Barro et al.（1995）证明，绝对β收敛是σ收敛趋势的必要条件，从而易得出1997～ 2010年中国30个省份在人均GDP、外贸依存度和地区市场整合上存在绝对收敛趋势。从图1大概可以得出，对外贸易、市场整合和地区经济增长可能存在一定内在联系。新古典增长理论认为，在商品和要素自由流动的条件下，边际报酬递减的规律将导致地区经济增长趋于收敛。已有研究也表明，经济开放是推动不同地区（国家）经济收敛的重要因素（Sachs et al.，1995；李坤望等，2005）。因此，从宏观上看，各省份实行对内和对外的双重开放将有助于地区差距的缩小，实现区域经济的协调发展。
从区域板块分析中国外贸依存度和市场整合指数的演变趋势②以看出，三大区域外贸依存度和市场整合指数演变趋势的差异还是较为明显的，东部地区作为中国对外贸易的前沿，依存度最高（图2a）。14年间东、中、西三区域平均外贸依存度分别为68%、9.5%、9.6%，东部约是中、西部地区的7.1倍。东部地区在2000年中国加入WTO以后，对外贸易发展迅猛，但在2007年世界经济危机发生以后，降幅较大。中西部地区由于对外贸依存度小，波幅平缓很多。总体来看，市场整合指数呈V型走势，波幅较大（图2b）。中部地区的市场整合指数一直最高，东、西部地区则呈交替演进态势，2003年以后东部地区市场整合程度超过西部地区。从图2大致可以看出，东部地区利用通往国际市场的便利取代地区市场实现规模经济，以往的研究也证实了这点。由于受全球金融危机的影响，在外需市场规模缩小的压力下，东部地区企业有意转向开拓国内市场。从图2中可以看到，近几年东部地区外贸依存度下降导致地区市场整合指数有所提升，但2010年对外贸易复苏，地区市场整合指数降幅较大。总体来看，作为东、西部商品与要素的流通桥梁与枢纽，中部地区市场一体化程度一直最高，与其承东启西、东引西连的区位密不可分。
三、bootstrap面板因果检验模型
如果变量x的过去信息有助于提高对变量y的预测，则表明变量x是变量y的格兰杰原因；同理，变量y也可能是变量x的格兰杰原因。在面板数据中进行格兰杰因果检验需注意截面相依和斜率异质性的问题，带有截面相依的面板数据格兰杰因果检验主要有3种方法（Tekin，2012）：一种是基于向量误差修正模型的广义矩估计（GMM），在时期数T足够大时比较有效，但参数估计可能仍有偏误，除非斜率系数是同质的（Pesaran et al.，1999）；第二种是Hurlin（2008）的控制斜率异质性因果检验方法，但它不能有效处理截面相依的问题；第三种是由Konya（2006）提出的bootstrap面板因果检验模型，较好利用了截面维度和时间维度的多重信息，可以针对个体进行具体分析，很好处理了截面相依与斜率异质性的问题。经检验，市场整合指数integ存在截面相依但不存在斜率异质性，对外贸易trade和经济增长prgdp均同时存在，因此采用Kónya的方法较为合适③。
bootstrap是完全依赖样本的重复抽样检验的蒙特卡洛模拟非参数方法，因而无需预先对面板单位根和协整进行检验。bootstrap面板因果检验是由面板个体向量自回归方程合成的系统构成，并充分利用面板数据中截面相依的公共信息提高方程的估计精度，并能对面板个体中的变量关系做具体分析，有别于以往检验方法只能对面板整体的变量关系做出检验，这也是bootstrap面板因果检验法的最大特色和优势所在。本文三变量因果检验包含如下3组方程：
如果不存在截面相依，直接对面板个体逐一做OLS估计就可以得到最佳线性无偏估计。根据Konya（2006）的研究，在存在截面相依的情况下，采用Zellner（1962）的SUR估计可以充分利用截面相依的额外信息得到更有效的估计。在上述模型中，引入时间趋势作为代理变量以减缓遗漏变量造成的系统偏误。以式（3）x对y格兰杰因果为例介绍具体步骤，在x不是y格兰杰原因的原假设下得到残差，建立
残差矩阵。
因果检验对滞后阶数的选择较为敏感，为了得到最优滞后期，本文遵照Kónya的做法，滞后阶数允许组间差异，但组内方程应一致。分别对式（3）、（4）和（5）中变量y、x和z滞后1～4期，选择使AIC和SC最小化的滞后阶数，本文最优滞后期均选取1期滞后。
四、检验结果及分析
1.外贸依存度、市场整合指数对人均GDP的因果检验
利用bootstrap因果检验两变量间的因果关系时，需将第三变量作为控制变量以减少系统偏误。例如，分析外贸依存度对人均GDP的因果关系时，以市场整合指数为控制变量。经检验，北京、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、河南和湖南的δ通过显著性检验，且系数为正值，表明外贸依存度是人均GDP的格兰杰原因。天津、上海和浙江的λ通过显著性检验，但系数为负值，表明市场整合的反面——市场分割是地区经济增长的格兰杰原因。从区域结构看，东部地区多数省份对外贸易显著促进了地区经济增长，且部分省份市场分割亦有助于地区经济增长。中部地区的部分省份对外贸易对地区经济也有带动作用，但在西部地区各省份均不显著。中西部地区省份λ为负值，但没有通过显著性检验，表明在内陆地区市场分割对经济的促进作用亦不显著。总体来看，对外贸易和市场分割均有助于地区经济增长，这与已有的研究结论相一致，但在东部地区表现最为明显。
2.人均GDP、市场整合指数对外贸依存度的因果检验
根据方程
检验变量prgdp和integ对trade的影响⑤。在地区经济增长对外贸依存度的格兰杰检验中，江西和广西的系数β值显著为正，表明江西和广西的经济增长促进了对外贸易的发展。东部地区各省份的系数β均没通过显著性检验，东部省份经济增长不是对外贸易的格兰杰原因。结合表1的分析，东部地区对外贸易显著促进了地区经济增长，但东部省份经济增长推动对外贸易的效应并不明显。反倒是中西部的部分省份出现了经济增长促进对外贸易发展的现象。表明东部地区整体粗放型的外贸模式在推动地区经济保持三十余年高速增长后的今天缺乏经济发展反哺对外贸易的循环机制，是难以持续的。在市场整合与对外贸易的检验中，福建、海南、河南和重庆系数λ显著为负，市场分割促进了对外贸易的发展，表明这些省份对外贸易与地区贸易存在替代关系。东、中、西三大经济带不同经济发展水平的地区均存在市场分割显著促进对外贸易，利用国外市场替代国内市场实现范围经济的偏好。
3.人均GDP、外贸依存度对地区市场整合指数的因果检验
同理，采用
对地区市场整合指数进行格兰杰检验⑥。经检验，只有陕西的β值通过正的显著性检验，表明陕西经济增长促进了市场整合。陕西的外贸依存度较低，1997年为10.5%，1998年达到11.6%，然后逐渐下降大体在9%左右波动，2010年为8.1%。经济增长的产能没有通过外需来释放，需要依托地区贸易以可接受的价格实现市场出清，从而推动地区市场的整合，2003年后陕西省地区市场整合指数一直高于周边省份。但其他省份经济增长并没有导致市场一体化的提高，表明地区经济增长与市场整合并没有必然联系。为了实现地方经济、政治利益最大化，地区市场分割可能更多出于区域异质性下地方政府竞争的均衡选择。所有省份外贸依存度trade的系数δ均没有通过显著性检验，对外贸易影响地区市场整合的效应不明显，这与陈敏等（2007）的研究结论不同，他们认为，在经济开放水平较低时，经济开放加剧了国内市场的分割，但进一步的经济开放能够促进国内市场一体化。总的来看，无论是经济开放度最高的东部省份（其中上海2007年外贸依存度高达172%）还是开放度较低的中西部省份，均没有出现对外贸易显著促进国内市场整合的个案，这也说明中国改革开放主动融入世界经济全球化并没有明显推动国内市场一体化的发展。
五、结论及政策建议
1997～2010年全国30个省份外贸依存度、市场整合指数和人均GDP存在收敛的趋势。中部地区的市场整合指数高于东、西部地区。北京、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、河南和湖南的对外贸易显著促进了地区经济增长，天津、上海和浙江的市场分割也有助于经济增长。福建、海南、河南和重庆的市场分割显著促进对外贸易，江西和广西的经济增长也有助于对外贸易的发展。只有陕西的经济增长显著促进市场整合。从区域板块看，不同省份对外贸易、经济增长与市场整合的关系存在较大差异。不同区域对外贸易、经济增长和市场整合的关系存在较大差异：东、中部地区部分省份对外贸易促进经济增长。中、西部地区个别省份经济增长推动对外贸易的发展，甚至西部个别省份实现了经济增长，促进了市场整合。东、中、西部地区均存在市场分割促进经济增长的现象。
总体来看，对外贸易与市场分割有助于地区经济增长，各地区均存在利用国外市场替代国内市场实现范围经济的倾向，这与已有的研究结论基本一致。但地区经济增长并不必然导致地区市场的分割，甚至个别省份实现了经济增长促进市场整合（陕西），地区市场分割或整合是地方政府实现地区利益最大化的人为策略，区域异质性是策略差异的主要原因。东部多数省份对外贸易显著促进地区经济增长，但经济增长对外贸的推动效应并没有显现，而中、西部地区个别省份经济增长显著推动了对外贸易的发展。可以看出，沿海与内陆地区对外贸易的动力机制差异明显：内陆地区缺乏发展外贸的先天优势，部分省份对外贸易是经济发展到一定阶段的自然溢出；沿海地区对外贸易是经济增长重要的初始动力，加工贸易促进沿海地区经济高速增长，推动地区产业结构升级，但尚未步入“创造性毁灭”的质变阶段，因而对最初的加工贸易形成愈来愈强的制约，低层次的外贸方式缺乏经济发展反哺对外贸易的循环机制。东部地区低附加值、高消耗的外向型经济越来越受国际市场容量和国内资源要素的双重制约，贸易增长机制亟待优化出口结构，同时稳定对外贸易与扩大地区贸易需并举。
中国市场一体化在曲折中前进，从国内市场分割的态势看，经济发展水平最高的东部地区和最低的西部地区市场分割程度最为严重。在区域发展不平衡的情况下，打破市场分割不可能一蹴而就，必然存在推行的先后次序与程度差异。如果西部地区先行降低市场壁垒，东部地区的本地市场放大效应将诱使可流动要素加速流向发达地区，区域格局的“马太效应”愈发严重。建立统一的国内大市场，应促使市场替代效应最为显著的东部发达地区率先行动，提高区际贸易自由度、打破地区贸易壁垒。
世界金融危机后，在海外市场萎缩和贸易壁垒增强的环境下，打破国内市场分割减缓世界经济周期性波动对我国经济的破坏性影响，是企业实现规模经济和国家实现发展方式转型的重要保障。中部地区凭借独特的区位将成为整合国内市场的枢纽。前文已得出，中部地区的市场融合程度高于中西部地区，促进中部崛起，提高中部地区在全国经济格局中的地位可使推进全国市场一体化的进程事半功倍。
注释：
①不包括西藏、中国香港、中国澳门和中国台湾地区。
②东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南11个省、市。中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8个省。西部地区指四川、重庆、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西和内蒙古11个省、区、市。
③限于篇幅，此部分的检验过程没有给出，读者若有需要请与笔者联系。
④本部分是运用TSP4.5SUR程序估计所得。
⑤限于篇幅，本部分的检验表格没有列出，读者若有需要请与笔者联系。
⑥限于篇幅本部分检验表格没有列出，读者若有需要请与笔者联系。
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