天津貿(mào)易發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響機(jī)制的實(shí)證研究

高 瑋

(南開(kāi)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)研究所， 天津 300071)

自1978年以來(lái)，天津市對(duì)外貿(mào)易增長(zhǎng)勢(shì)頭旺盛，據(jù)《天津統(tǒng)計(jì)年鑒2008》的數(shù)據(jù)，天津市進(jìn)出口總額由1978年的9.881 8億美元增長(zhǎng)到2007年的645.729 2億美元，年平均增長(zhǎng)率高達(dá)15.5%(以1978年不變價(jià)格計(jì)算)。與此同時(shí)，天津市國(guó)內(nèi)貿(mào)易額也大幅增長(zhǎng)，由1978年的25.204 9億元增長(zhǎng)到2007年的1 356.786 5億元，年平均增長(zhǎng)率高達(dá)14.7%。在進(jìn)出口總額與國(guó)內(nèi)貿(mào)易快速增長(zhǎng)的同時(shí)，天津市經(jīng)濟(jì)發(fā)展也表現(xiàn)出快速增長(zhǎng)的特征，其生產(chǎn)總值由1978年的82.65億元增長(zhǎng)到2007年的4 359.15億元，年平均增長(zhǎng)率高達(dá)14.6%。從上述數(shù)據(jù)中可以看出，1978—2007年間，天津市的進(jìn)出口貿(mào)易總額、國(guó)內(nèi)貿(mào)易總額、生產(chǎn)總值均呈現(xiàn)出較快增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，而且其增長(zhǎng)速度較為接近。

從現(xiàn)有情況來(lái)看，對(duì)天津市貿(mào)易與增長(zhǎng)問(wèn)題的相關(guān)研究尚不多見(jiàn)。梁秀伶(2001)考察了跨國(guó)公司對(duì)天津市出口貿(mào)易的影響，認(rèn)為跨國(guó)公司在天津市的投資形成了強(qiáng)勁的經(jīng)濟(jì)發(fā)展推動(dòng)力，成為天津市出口貿(mào)易的主要增長(zhǎng)點(diǎn)，同時(shí)，跨國(guó)公司的大量進(jìn)入也加速了天津市經(jīng)濟(jì)國(guó)際化的步伐，提高了天津市參與國(guó)際分工的深度和廣度，對(duì)天津市對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)生了全方位的影響[1]。武定軍、程新娣(2007)考察了對(duì)外貿(mào)易在天津市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用，分析了進(jìn)出口需求對(duì)天津市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)效應(yīng)、進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)天津市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易對(duì)天津市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推進(jìn)作用以及加工貿(mào)易對(duì)天津市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極作用，并對(duì)天津市的貿(mào)易發(fā)展提出了政策建議[2]。本文將運(yùn)用計(jì)量分析方法測(cè)定天津市貿(mào)易發(fā)展對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度，并重點(diǎn)分析其貿(mào)易發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制。

一、相關(guān)文獻(xiàn)述評(píng)

貿(mào)易與增長(zhǎng)是一個(gè)傳統(tǒng)的實(shí)證問(wèn)題，眾多學(xué)者從不同角度對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行了多層次的研究。Emery(1967)首次就出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行了較為嚴(yán)密的實(shí)證分析，收集了50個(gè)國(guó)家1953—1963年的有關(guān)數(shù)據(jù)，進(jìn)行了普通最小二乘法(OLS)分析，結(jié)果表明，一國(guó)的出口貿(mào)易擴(kuò)大與該國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的相關(guān)性，從而說(shuō)明出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用[3]。

Balassa(1978)將傳統(tǒng)的道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)擴(kuò)展為適用于開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件的出口擴(kuò)展總生產(chǎn)函數(shù)[4]

Y=F(L，K，X)

(1)

式中：Y——總產(chǎn)出；

L，K——?jiǎng)趧?dòng)投入和資本投入；

X——出口。

經(jīng)簡(jiǎn)單的數(shù)學(xué)推導(dǎo)，以上公式可變?yōu)榛貧w模型形式

GY=C+C1GL+C2GK+C3GX+u

(2)

式中：GY——總產(chǎn)出；

GL，GK，GX——?jiǎng)趧?dòng)、資本和出口的增長(zhǎng)率；

C1，C2，C3——?jiǎng)趧?dòng)、資本和出口的產(chǎn)出彈性；

C——常數(shù)項(xiàng)；

u——隨機(jī)變量。

Feder(1982)對(duì)式(2)進(jìn)行了較為重要的修正，以突出反映出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制[5]。修正后的回歸模型為

(3)

Frankel和Romer(1999)的研究是在關(guān)于貿(mào)易和增長(zhǎng)之間影響機(jī)制的研究中最有影響的，該研究吸收了貿(mào)易引力模型的成果，利用地理因素?cái)M合出一個(gè)貿(mào)易工具變量，然后從水平量角度出發(fā)將人均產(chǎn)出分解為3個(gè)要素，最后利用擬合得到的貿(mào)易工具變量來(lái)分析貿(mào)易通過(guò)哪些途徑影響人均產(chǎn)出[6]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者也圍繞出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系展開(kāi)了深入的研究，其中一些學(xué)者通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，出口貿(mào)易對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的推動(dòng)作用。楊全發(fā)和舒元(1998)以Balassa(1978)[4]和Feder(1982)[5]的工作為基礎(chǔ)，對(duì)中國(guó)1978—1995年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)中國(guó)制成品出口增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈負(fù)相關(guān)，而初級(jí)產(chǎn)品出口增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈正相關(guān)，由此發(fā)現(xiàn)我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)存在大量的閑置勞動(dòng)力，同時(shí)，我國(guó)出口擴(kuò)大對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)主要依賴對(duì)閑置資源的利用，而且這一時(shí)期我國(guó)實(shí)行的不斷提高制成品出口比例的出口導(dǎo)向貿(mào)易戰(zhàn)略仍然停留在粗放型、數(shù)量型的增長(zhǎng)上，未能實(shí)現(xiàn)向刺激技術(shù)進(jìn)步、提高出口產(chǎn)品質(zhì)量及附加價(jià)值的集約型發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變[7]。楊全發(fā)(1998)采用29個(gè)省市自治區(qū)1985—1994年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，各地區(qū)的出口擴(kuò)大起到了推動(dòng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用[8]。

Michaely(1977)的研究發(fā)現(xiàn)，出口與增長(zhǎng)并不是單純的線性關(guān)系，出口促進(jìn)增長(zhǎng)有一個(gè)臨界發(fā)達(dá)水平，在臨界發(fā)達(dá)水平的兩端，出口對(duì)增長(zhǎng)的作用明顯不同，只有在經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較高的國(guó)家，出口促進(jìn)增長(zhǎng)的作用才較為明顯[9]。楊全發(fā)(1998)將我國(guó)各地區(qū)按1994年的人均GDP分為兩組，一組為人均GDP高于3 000元的14個(gè)省市自治區(qū)，另一組是人均GDP低于3 000元的15個(gè)省市自治區(qū)。研究發(fā)現(xiàn)，與發(fā)達(dá)程度較低的一組相比，發(fā)達(dá)程度較高的一組所有自變量的回歸系數(shù)都與GDP增長(zhǎng)率有著更顯著的正相關(guān)關(guān)系，從而證實(shí)了中國(guó)各省存在著臨界發(fā)達(dá)水平效應(yīng)[8]。

另一方面，也有學(xué)者通過(guò)研究對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是出口導(dǎo)向型的說(shuō)法提出了質(zhì)疑。沈程翔(1999)根據(jù)1977—1998年中國(guó)的出口與GDP等統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國(guó)的出口與產(chǎn)出之間缺乏長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系[10]。趙陵、宋少華、宋泓明(2001)根據(jù)1978—1999年中國(guó)的年度經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，從長(zhǎng)期來(lái)看中國(guó)出口增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用并不明顯[11]。孫炎林(2000)的研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和出口的關(guān)系沒(méi)有統(tǒng)計(jì)顯著性，即使在51%的水平上仍不顯著[12]。

已有的關(guān)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和貿(mào)易發(fā)展的研究基本上只關(guān)注二者之間的相關(guān)性，從而發(fā)現(xiàn)貿(mào)易發(fā)展能或不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，卻沒(méi)有更深入地研究其中的影響機(jī)制。沈坤榮、李劍(2003)吸收了Frankel和Romer(1999)[6]的研究思想并針對(duì)中國(guó)國(guó)情進(jìn)行了合理的改善，利用中國(guó)1978—1999年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，從水平量角度入手研究中國(guó)貿(mào)易和增長(zhǎng)之間的影響機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，國(guó)際貿(mào)易通過(guò)提升國(guó)家要素稟賦結(jié)構(gòu)和加快制度變革進(jìn)程對(duì)人均產(chǎn)出產(chǎn)生了正面影響，但國(guó)內(nèi)貿(mào)易則相反，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割的加劇阻礙了國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的一體化進(jìn)程，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了負(fù)面影響。此外研究還發(fā)現(xiàn)，人力資本對(duì)人均產(chǎn)出有重要而顯著的影響，但貿(mào)易的變化卻較少通過(guò)這條途徑對(duì)人均產(chǎn)出產(chǎn)生影響[13]。黃華云(2004)運(yùn)用多元回歸的方法分析上海貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的影響機(jī)制，發(fā)現(xiàn)上海的國(guó)際貿(mào)易同人均產(chǎn)出呈正相關(guān)，而國(guó)內(nèi)貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系在統(tǒng)計(jì)上沒(méi)有顯著性。此外，分析結(jié)果表明，國(guó)際貿(mào)易是通過(guò)人均資本和人力資源兩條途徑來(lái)影響人均產(chǎn)出的，國(guó)際貿(mào)易比重同人均資本和人力資源都呈正相關(guān)性[14]。

二、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來(lái)源

1. 模型構(gòu)建

學(xué)者Barro Robert J.和Sala-i-Martin Xavier(1995)[15]24曾經(jīng)提出了對(duì)物質(zhì)資本和人力資本呈現(xiàn)出不變規(guī)模報(bào)酬的C-D生產(chǎn)函數(shù)

Y=AKαH1-α

(4)

式中：Y——產(chǎn)出；

K——物質(zhì)資本存量；

H——人力資本；

A——技術(shù)、制度等因素。

根據(jù)沈坤榮、李劍(2003)的研究[13]，對(duì)式(4)兩邊除以勞動(dòng)力數(shù)量L并求對(duì)數(shù)，可將方程改寫(xiě)為

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

(5)

式中：y——人均產(chǎn)出，y=Y/L；

k——人均物質(zhì)資本，k=K/L；

h——人均人力資本，h=H/L；

L——簡(jiǎn)單同質(zhì)勞動(dòng)力數(shù)量。

假設(shè)人力資本可以定義為

H=eλEL

(6)

式中：E——?jiǎng)趧?dòng)力平均受教育年限；

λ——?jiǎng)趧?dòng)力平均受教育年限E每增加1年，人均人力資本增長(zhǎng)的比例。

將式(6)代入式(5)得

lny=alnk+(1-a)λE+lnA

(7)

式(7)表明，人均產(chǎn)出受人均資本、勞動(dòng)力平均受教育年限、技術(shù)等因素的影響。根據(jù)以上分析，可以建立如下計(jì)量模型

lnYLt=C0+C1lnKLt+C2lnKYt+C3SYSt+

C4lnRDGt+C5Et+ut

(8)

式中：lnYL——人均產(chǎn)出的自然對(duì)數(shù)；

lnKL——人均資本的自然對(duì)數(shù)；

lnKY——資本產(chǎn)出比的自然對(duì)數(shù)；

SYS——制度；

lnRDG——技術(shù)進(jìn)步的自然對(duì)數(shù)；

E——人均受教育年限；

u——隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

本文擬用lnRDG和SYS兩個(gè)指標(biāo)來(lái)表示A因素對(duì)人均產(chǎn)出的影響。為了探索貿(mào)易對(duì)人均產(chǎn)出的影響途徑，考察式(8)中每一個(gè)解釋變量之間的關(guān)系，建立如下計(jì)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——國(guó)際貿(mào)易量占GDP比重的自然對(duì)數(shù)；

lnDTY——國(guó)內(nèi)貿(mào)易量占GDP比重的自然對(duì)數(shù)。

為了得到各個(gè)模型系數(shù)的估計(jì)值，并據(jù)此發(fā)現(xiàn)因變量同各個(gè)自變量的關(guān)系，必須對(duì)上述模型中的變量所涉及的數(shù)據(jù)進(jìn)行仔細(xì)分析。

2. 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用《天津統(tǒng)計(jì)年鑒》中1978—2007年的數(shù)據(jù)。其中，人均產(chǎn)出是GDP與勞動(dòng)力總量的比值，出于數(shù)據(jù)可獲得性的考慮，并且由于從業(yè)人員反映了一定時(shí)期內(nèi)全部勞動(dòng)力資源的實(shí)際利用情況，本文假定勞動(dòng)力總量等于從業(yè)人員數(shù)。

世界銀行對(duì)物質(zhì)資本的定義是生產(chǎn)中使用的建筑物、機(jī)器、技術(shù)設(shè)備加上原材料、半成品和制成品等存貨?！短旖蚪y(tǒng)計(jì)年鑒》中的資本形成包括固定資本形成總額和存貨增加。本文資本存量根據(jù)《天津統(tǒng)計(jì)年鑒》中提供的數(shù)據(jù)和定義，折舊率采用王小魯和樊剛(2001)建議的5%[16]34。

度量人力資本的方法主要有勞動(dòng)者報(bào)酬法、學(xué)歷權(quán)重法、受教育年限法和教育經(jīng)費(fèi)法。不同學(xué)者對(duì)不同的方法有不同的偏好，從數(shù)據(jù)的易獲得性與準(zhǔn)確性出發(fā)，本文擬采用教育經(jīng)費(fèi)法，用每年的教育經(jīng)費(fèi)支出占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來(lái)度量E。

本文擬用工業(yè)總產(chǎn)值中非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的比重反映制度變革的影響，用財(cái)政支出中科學(xué)研究費(fèi)用的比重來(lái)間接反映技術(shù)進(jìn)步。本文采用兩個(gè)貿(mào)易相對(duì)指標(biāo)，國(guó)際貿(mào)易量比重(ITY)和國(guó)內(nèi)貿(mào)易量比重(DTY)，即用進(jìn)出口總額除以GDP和用社會(huì)消費(fèi)品零售總額除以GDP，某一個(gè)比重越大，表明該類(lèi)貿(mào)易對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的影響力越大。

三、計(jì)量結(jié)果及分析

首先，分析貿(mào)易和人均產(chǎn)出的總體關(guān)系，分別考察國(guó)際貿(mào)易和國(guó)內(nèi)貿(mào)易對(duì)人均產(chǎn)出的影響；其次，采用逐步回歸法分析人均產(chǎn)出的決定因素，以考察哪些因素對(duì)人均產(chǎn)出具有重要影響；最后，在前兩個(gè)分析過(guò)程的基礎(chǔ)上探討貿(mào)易對(duì)人均產(chǎn)出的影響機(jī)制，由此得出貿(mào)易影響產(chǎn)出的途徑。

(一) 貿(mào)易和人均產(chǎn)出關(guān)系的總體分析

這一部分將依次對(duì)lnITY、lnDTY以及l(fā)nYL三組時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)和回歸分析，以判斷三組非平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)之間的回歸是否具有有效性和格蘭杰因果關(guān)系，并通過(guò)普通最小二乘法對(duì)貿(mào)易和人均產(chǎn)出之間的關(guān)系進(jìn)行總體分析。

1. 協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用Johansen的最大似然估計(jì)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。要確定均衡誤差修正模型的結(jié)構(gòu)形式，必須設(shè)定其中常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的位置，本文通過(guò)檢驗(yàn)3個(gè)依次包容的模型來(lái)確定最適合均衡誤差修正模型的形式。模型1：常數(shù)項(xiàng)約束在協(xié)整空間內(nèi)；模型2：變量含有線性確定性趨勢(shì)，即模型沒(méi)有常數(shù)項(xiàng)的約束；模型3：變量不僅含有線性確定性趨勢(shì)，而且含有趨勢(shì)項(xiàng)，即模型沒(méi)有常數(shù)項(xiàng)的約束，但趨勢(shì)項(xiàng)必須約束在協(xié)整空間內(nèi)。通過(guò)運(yùn)用Johansen(1995)提出的跡檢驗(yàn)(trace test)[17]22，對(duì)模型協(xié)整關(guān)系的數(shù)目r以及常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的位置進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)。跡檢驗(yàn)的零假設(shè)H0為某個(gè)模型至多存在r個(gè)協(xié)整關(guān)系，備擇假設(shè)H1為該模型協(xié)整關(guān)系的數(shù)目超過(guò)r。本文將模型的滯后階數(shù)取為3，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：跡統(tǒng)計(jì)量右側(cè)括號(hào)中的數(shù)值是Hansen和Juselius(1995)提供的表示95%置信水平的臨界值。

從表1中可以看出，前5次檢驗(yàn)的跡統(tǒng)計(jì)量均大于Hansen和Juselius(1995)提供的相應(yīng)的臨界值[18]45，只有當(dāng)?shù)?次檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?包含1個(gè)協(xié)整關(guān)系時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)量12.12才小于95%置信水平的臨界值15.49，因此，沒(méi)有常數(shù)項(xiàng)的約束，但趨勢(shì)項(xiàng)必須約束在協(xié)整空間內(nèi)的模型3是最合適的均衡誤差修正模型。接下來(lái)對(duì)模型3中協(xié)整關(guān)系的數(shù)目進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。表1從零假設(shè)H0：r=0開(kāi)始，跡統(tǒng)計(jì)量為44.24，超過(guò)了95%置信水平的29.80，表明應(yīng)該拒絕零假設(shè)，接受備擇假設(shè)H1：r≥1，即這3個(gè)變量之間存在1個(gè)以上的協(xié)整關(guān)系。在以后的檢驗(yàn)中，零假設(shè)r≤1均在95%的置信水平上被接受，表明只存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，由此證實(shí)了lnITY、lnDTY以及l(fā)nYL之間存在著協(xié)整關(guān)系。

2. 格蘭杰因果檢驗(yàn)

根據(jù)以上的分析，可知lnITY、lnDTY以及l(fā)nYL之間存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，在此基礎(chǔ)上，對(duì)這3組時(shí)間序列進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，并以此為依據(jù)判斷在天津市是貿(mào)易增長(zhǎng)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)貿(mào)易增長(zhǎng)，或者兩種情況同時(shí)存在。一般來(lái)說(shuō)，要完成若干個(gè)不同滯后期的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，在其結(jié)論相同時(shí)才可以最終下結(jié)論。本文分別選取滯后2期、4期和6期，通過(guò)3次格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)只有國(guó)內(nèi)貿(mào)易不是人均產(chǎn)出的格蘭杰原因、人均產(chǎn)出不是國(guó)際貿(mào)易的格蘭杰原因兩個(gè)原假設(shè)被連續(xù)3次拒絕，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

從表2可以看出，lnYL不是lnDTY的格蘭杰原因，但lnDTY是lnYL的格蘭杰原因；同時(shí)，lnITY不是lnYL的格蘭杰原因，但lnYL是lnITY的格蘭杰原因。

3. 回歸分析

根據(jù)以上協(xié)整檢驗(yàn)與格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果，可知lnITY、lnDTY以及l(fā)nYL這3組時(shí)間序列之間存在協(xié)整關(guān)系和格蘭杰因果關(guān)系。接下來(lái)，本文用人均國(guó)民生產(chǎn)總值lnYL對(duì)兩個(gè)貿(mào)易變量lnDTY和lnITY進(jìn)行回歸，以考察國(guó)內(nèi)貿(mào)易和國(guó)際貿(mào)易對(duì)人均產(chǎn)出的影響。按照貿(mào)易理論，自由貿(mào)易使得資源在更廣泛的范圍內(nèi)配置，從而可以增加人均產(chǎn)出，因此，可以預(yù)期lnYL和lnDTY、lnITY呈正相關(guān)，回歸分析結(jié)果見(jiàn)表3。

由表3的數(shù)據(jù)可以看出，國(guó)際貿(mào)易、國(guó)內(nèi)貿(mào)易和人均產(chǎn)出呈正相關(guān)，這符合理論預(yù)期。改革開(kāi)放以來(lái)，天津市對(duì)外貿(mào)易比重在總體上不斷上升，人均產(chǎn)出也伴隨著對(duì)外開(kāi)放程度的加大不斷上升。國(guó)際貿(mào)易、國(guó)內(nèi)貿(mào)易和人均產(chǎn)出之間是通過(guò)什么途徑產(chǎn)生正相關(guān)關(guān)系的?為此，首先應(yīng)對(duì)人均產(chǎn)出的影響因素進(jìn)行分析，以確定各個(gè)因素的顯著性。

表3 貿(mào)易和產(chǎn)出的回歸分析結(jié)果

注：表中括號(hào)內(nèi)列出的數(shù)據(jù)為系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值，***和**分別表示在1%和5%的水平上顯著。

(二) 人均產(chǎn)出的決定因素

本文采用逐步回歸法對(duì)人均產(chǎn)出分解模型進(jìn)行估計(jì)，并檢驗(yàn)每一個(gè)變量的顯著性，以確定回歸方程。首先，分別估計(jì)lnYL對(duì)lnKY、lnKL、SYS、lnRDG和E的回歸模型(因變量為lnYL)，這5個(gè)回歸模型的估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 人均產(chǎn)出決定因素的分析結(jié)果

注：表中括號(hào)內(nèi)列出的數(shù)據(jù)為系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

由表4可見(jiàn)，從M1到M5中M3的R2最高，且變量SYS的系數(shù)為3.92，回歸效果非常理想，因此，本文選擇M3作為基本回歸模型。模型M4的回歸效果很差，R2只有0.003 7，而且lnRDG的系數(shù)非常不顯著，同時(shí)lnKY的R2值也較低，可見(jiàn)盡管變量lnRDG、lnKY在經(jīng)濟(jì)理論上有重要意義，但從統(tǒng)計(jì)上可以忽略，因此，在此后的回歸中將這兩個(gè)變量剔除。

在M3的基礎(chǔ)上，本文加入新的變量lnKL，得到模型M6，其每一個(gè)變量系數(shù)的顯著性都非常高，R2為0.994 2，比M3的R2還要高一些，可見(jiàn)人均資本變量對(duì)回歸方程有貢獻(xiàn)，予以保留。依照這種程序，本文逐步加入E，得到模型M7。表4的結(jié)果表明，新加入的變量改進(jìn)了R2，并且回歸系數(shù)都非常顯著，因而最終得到了一個(gè)包含lnKL、SYS和E的回歸方程。由于模型M8的R2為0.997 1，從統(tǒng)計(jì)上看已經(jīng)非常高，因而可以認(rèn)為對(duì)人均產(chǎn)出影響重大的因素基本上都已經(jīng)考慮在內(nèi)了。

計(jì)量分析的結(jié)果顯示，人均產(chǎn)出和制度之間存在著強(qiáng)烈的正相關(guān)性，符合預(yù)期；人均資本的影響和預(yù)期也非常吻合，與人均產(chǎn)出有顯著的正相關(guān)性；人力資本積累是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉之一，回歸結(jié)果證實(shí)了這一點(diǎn)。然而回歸結(jié)果表明，技術(shù)進(jìn)步對(duì)于人均產(chǎn)出的影響不顯著。就一般理論分析而言，技術(shù)進(jìn)步應(yīng)當(dāng)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉之一，但是技術(shù)進(jìn)步不僅沒(méi)有促進(jìn)天津市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，甚至與人均產(chǎn)出呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，這可能是因?yàn)樘旖蚴幸詣趧?dòng)密集型產(chǎn)業(yè)為主，或者是天津市長(zhǎng)期以來(lái)沒(méi)有認(rèn)識(shí)到科技的重要性，在科技方面的投資一直相對(duì)較少。

(三) 貿(mào)易對(duì)人均產(chǎn)出的影響機(jī)制

從統(tǒng)計(jì)上看，人均產(chǎn)出主要受人均資本、制度變化和人力資本的影響，因此，貿(mào)易要影響人均產(chǎn)出必然會(huì)通過(guò)其中的若干途徑。本文就lnKL、SYS、E分別對(duì)lnITY、lnDTY進(jìn)行回歸分析，為了使分析結(jié)果具有可靠性，還對(duì)貿(mào)易傳導(dǎo)途徑的回歸過(guò)程進(jìn)行高階自相關(guān)過(guò)程校正，結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 貿(mào)易對(duì)人均產(chǎn)出影響途徑的分析結(jié)果

注：表中括號(hào)內(nèi)列出的數(shù)據(jù)為系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

表5的計(jì)量分析結(jié)果表明：

(1) 國(guó)際貿(mào)易比重和人均資本呈正相關(guān)性。天津市的出口結(jié)構(gòu)在很長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)一直以勞動(dòng)密集型產(chǎn)品為主，由于勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)具有比較優(yōu)勢(shì)，因而該類(lèi)產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)上具有很強(qiáng)的競(jìng)爭(zhēng)力，從而能夠創(chuàng)造利潤(rùn)，利潤(rùn)會(huì)對(duì)資本積累作出貢獻(xiàn)，因此國(guó)際貿(mào)易對(duì)人均資本有正面影響。

(2) 國(guó)內(nèi)貿(mào)易比重和人均資本呈正相關(guān)性。由于天津市是港口型城市，其他城市和地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)品通過(guò)天津轉(zhuǎn)口，這同時(shí)也提高了天津的國(guó)內(nèi)貿(mào)易量。天津市也是華北地區(qū)的重要工業(yè)城市，它通過(guò)與周邊地區(qū)的貿(mào)易也能積累資本，所以國(guó)內(nèi)貿(mào)易對(duì)人均資本有正面影響。

(3) 制度變化是貿(mào)易對(duì)人均產(chǎn)出另一條顯著的影響途徑。隨著對(duì)外貿(mào)易與國(guó)內(nèi)區(qū)域貿(mào)易的增加，人們的思想觀念和制度設(shè)計(jì)者的認(rèn)知也在悄然發(fā)生著變化，表現(xiàn)為非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的地位日益上升，而且通過(guò)lnITY和lnDTY的參數(shù)可以看出，對(duì)外貿(mào)易對(duì)制度變化的影響相對(duì)于國(guó)內(nèi)貿(mào)易而言更為顯著，這也與國(guó)內(nèi)通過(guò)與國(guó)外的交流來(lái)認(rèn)識(shí)和學(xué)習(xí)其制度的過(guò)程相一致。

(4) 在本文的樣本區(qū)間內(nèi)，人力資本并沒(méi)有成為貿(mào)易和人均產(chǎn)出之間顯著的影響渠道。盡管人力資本積累在中國(guó)經(jīng)濟(jì)中的相對(duì)重要性正逐步體現(xiàn)出來(lái)，但是，貿(mào)易和人力資本積累之間在統(tǒng)計(jì)上并沒(méi)有呈現(xiàn)出顯著關(guān)系，這說(shuō)明貿(mào)易對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響較少通過(guò)人力資本積累這一渠道發(fā)揮作用。

四、結(jié) 論

本文運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)以及回歸分析的方法，對(duì)天津市貿(mào)易與人均產(chǎn)出之間的關(guān)系進(jìn)行了總體分析；然后運(yùn)用逐步回歸法，對(duì)人均產(chǎn)出分解模型進(jìn)行了估計(jì)；最后分析了貿(mào)易對(duì)人均產(chǎn)出的影響機(jī)制。根據(jù)以上分析，本文得出如下結(jié)論：

(1) 對(duì)貿(mào)易和人均產(chǎn)出的總體分析表明，天津市國(guó)際貿(mào)易比重、國(guó)內(nèi)貿(mào)易比重和人均產(chǎn)出之間均呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)性，這說(shuō)明在樣本區(qū)間內(nèi)，國(guó)際貿(mào)易和國(guó)內(nèi)貿(mào)易對(duì)天津市經(jīng)濟(jì)發(fā)展都具有重要的作用。

(2) 人均產(chǎn)出決定因素的分解結(jié)果表明，盡管資本產(chǎn)出比在Frankel和Romer(1999)的研究中是人均產(chǎn)出的顯著決定因素[6]，但天津市的情況并非如此，其資本產(chǎn)出比和人均產(chǎn)出之間并沒(méi)有顯著的相關(guān)性。對(duì)天津市人均產(chǎn)出有顯著貢獻(xiàn)的變量是人均資本、制度變化和人力資本。

(3) 對(duì)貿(mào)易和人均產(chǎn)出決定因素關(guān)系的計(jì)量分析表明，人均資本和制度變革是貿(mào)易(國(guó)際貿(mào)易和國(guó)內(nèi)貿(mào)易)影響人均產(chǎn)出的顯著渠道，貿(mào)易促進(jìn)了人均資本的積累，并通過(guò)進(jìn)一步改變政策制定者的思想觀念，使得制度設(shè)計(jì)更傾向于便利國(guó)內(nèi)外貿(mào)易，從而促進(jìn)了人均產(chǎn)出的增加。

(4) 盡管人力資本對(duì)人均產(chǎn)出的貢獻(xiàn)比較顯著，但貿(mào)易對(duì)人均產(chǎn)出的影響較少通過(guò)人力資本積累實(shí)現(xiàn)，這說(shuō)明天津市的人力資本積累在統(tǒng)計(jì)意義上看并沒(méi)有享受到開(kāi)放所帶來(lái)的益處。當(dāng)然，這僅僅是在本文樣本范圍內(nèi)得出的結(jié)論。

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