贸易开放与地区经济增长：基于市场一体化的门槛效应考察

李向阳 赵永辉 柯稚晖

1 引 言

自改革开放以来，尤其是在入世之后，随着我国对外开放力度不断提高，中国对外贸易获得了长足发展，进出口规模从2001年的5097亿美元上升到2021年的6.05万亿美元，年均增幅高达12.5%，远超同期世界贸易5.04%的平均增速，中国也在2013年超越美国跻身世界第一贸易大国。同期GDP增长率与进出口规模增长率相关系数高达73.5%。2022年前四个月虽受疫情和国际多重不确定性影响，我国外贸进出口仍呈高速增长态势，同比增长7.9%①贸易规模数据和2022年前4个月数据来自海关总署，口径为海关统计进出口货物贸易总额，http://fxs.customs.gov.cn/customs/302249/zfxx gk/2799825/302274/302275/3511722/index.html,贸易平均增长率由作者计算得到；世界贸易增长数据来自世界银行WDI数据库。GDP增长率来自于CEIC中国经济数据库。毋庸置疑，实施积极的对外开放战略为中国经济实现腾飞和保持稳定增长发挥了重要作用（裴长洪，2013［1］）。以扩大开放为契机，中国经济在深度参与、融入全球化的同时，也获得了经济一体化带来的益处：在过去十五年，中国经济规模大约扩大了10倍，与世界主要国家的差距迅速缩小②2000年，中国经济总量约为8.9万亿元人民币，按可比价汇率计算首次突破1万亿美元；加入WTO之后，中国经济发展速度加快，2005年GDP总值突破2万亿美元，2009年超过5万亿美元。到2014年，中国国内生产总值达到636463亿元，以美元计首次突破10万亿美元大关（2015.1.20，国家统计局，《2014年国民经济和社会发展统计公报》）。从跨入“1万亿美元俱乐部”到突破10万亿美元，中国用时14年；相比之下，美国1970年国内生产总值约为1万亿美元，早于中国30年，但直到2001年美国GDP才达到10万亿美元，从1万亿到10万亿，美国用时31年。，对世界经济和贸易活动的影响不断增大。在一定程度上，可以说正是得益对外贸易的强劲发展，才有力支撑了我国外向型经济的壮大成长（包群和刘蓉，2008［2］；郝园园和曹洪忠，2020［3］）。

与此同时，细观地区发展实践则易发现，我国各地区之间经济发展并不均衡，区域经济发展相差悬殊（陆铭和陈钊，2009［4］）。东部地区借助开放契机率先进行改革，分享了发展的大部分红利；中西部则受制于政策体制及基础条件，其发展远滞后于东部地区（范子英，2014［5］）。以收入差距为例，中国以人均收入衡量的基尼系数在进入新世纪后显著上升，从2000年0.417上升到2008年0.491最高点，此后虽有下降，但2020年依然高达0.468③基尼系数所用人均收入数据来自历年《中国财政年鉴》，由作者计算得出。2020年数据来自于国家统计局网站：http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202109/t20210929_1822623.html。；分区域来看，中国经济总量向东集中的趋势自改革开放之后不断强化，东部10省（市）经济份额由1978年43.6%上升到2021年的52.2%，提高8.6%；西部12省（市）由20.8%上升为21.0%，升幅0.2%；东北3省降幅较大，由14.0%下降为4.7%，降幅9.3%④国家统计局普查中心，《30年地区发展：绝对差距在扩大》，2012年11月07日《中国投资》，http://finance.sina.com.cn/roll/20121107/162513605464.shtml。2021年数据来源于CEIC中国经济数据库（区域数据为季度加总数据，按照东部10省，西部12省，中部6省和东北3省来统计加总）。。在同一个开放经济的宏观环境下，各地区经济发展的绩效却呈现了截然不同的表现。针对这一问题，许多学者从地理区位、要素禀赋、制度执行、金融政策、发展战略导向及自由贸易协定等视角进行过深入研究（Yao 和 Zhang，2001［6］；孙晓华等，2015［7］；陆铭，2015［8］；郝园园和曹洪忠，2020［3］）。本文的疑问则是，我国地区之间经济增长的绩效差别，是否也跟开放机制在不同地区所适用的环境有关？如果其政策实施的效果和潜力发挥存在差别，又是什么原因导致了这一差别？

在现实中，从我国经济转型的实践看，正确评估地区对外开放的作用效果，同样绕不开内涵其中的市场化改革的影响。一方面，对外开放本身即存在于市场化改革的进程之中，与经济体制改革一脉相承并相互促进；另一方面，从传导机制看，对外开放通过专业化分工、技术溢出、“学习效应”等途径直接或间接影响经济增长（Damijan和Kostevc，2010［9］），或基于贸易自由化的竞争机制来促进一国产业结构升级进而提升微观企业的TFP改进（Tybout，2003［10］；简泽等，2014［11］）。但无论是专业化分工、“干中学”、经济集聚、产业优化或微观效率提升，都离不开共生其中的经济秩序重塑及有序竞争观念培育。因此，考虑到中国经济增长和对外开放所遵循的市场化演进背景，及经济体制改革对经济发展可能存在的制约，都使得有必要在一个考虑市场一体化改革演进的环境中，重新审视并检验贸易开放对地区经济增长的阶段性作用。

本文从市场一体化发展的视角探究开放机制对促进地区经济增长的渐进式作用，其研究价值在于，以市场一体化的渐进式改革为切入，可以为探讨地区发展的差别化绩效成因给予一个不同于传统视角的解读⑤现有研究认为，导致中国各地区之间经济发展殊异的内在动因大致可以归结为源自资源禀赋、地理区位、经济基础、发展政策（包括产业政策、发展战略等）以及所有制体制等方面的差别所致（陆铭、陈钊，2009；范子英，2014；陆铭，2015）；对贸易影响经济增长的途径，则多数从进口竞争效应（简泽等，2014）、出口学习效应（Kerr，2008）及技术溢出效应（Grossman &Helpman，1991）等视角分析。但上述分析或多或少都忽视了影响这些机制发挥作用的制度执行环境，而良好的市场化改革则是资源配置和调节机制能够有效运行的前提和先导。，进而丰富新增长理论关于开放机制影响经济发展路径和渠道的研究。不仅如此，从动态视角研究开放机制发挥作用的基础条件，有助于理解应对新时期外贸政策调整对转型发展的影响，在中国经济开始步入从高速向中高速转变的换档期、贸易发展又面临新旧动能转换尚未完成的大背景下，外需乏力一定程度上影响了宏观经济的稳健增长，这也需要重新认知并辨识二者之间的作用关联。“十九大”以后，中央明确提出“要加快构建开放型经济新体制、发展更高水平的对外开放”，强调“要以开放发展为理念推动新一轮高水平对外开放，以开放促改革、促发展”①2015年9月17日，《中共中央、国务院关于构建开放型经济新体制的若干意见》；2017年1月17日，《关于扩大对外开放积极利用外资若干措施的通知》（国发〔2017〕5号）。，而开放型经济新体制的构建，尤为需要相关要素市场建设和制度性配套措施的有序跟进，这其中，又首推市场秩序和平等竞争环境的重塑。这与本文强调要推进市场一体化的制度设计理念相契合。

本文其余部分安排如下：第二部分为相关研究的文献述评；第三部分是研究设计，包括模型构建与指标设定；第四部分为实证结果及分析；第五部分进一步考察市场化改革推进的空间关联影响；最后为本文结论。

2 文献评述

有关贸易开放机制影响一国经济增长的研究由来已久。早期的新古典理论即指出，对外贸易可以通过专业分工、市场进入、技术扩散等途径推动一国经济增长（Levine和Renelt，1992［12］；Sachs和Warner，1995［13］）。新增长理论也证实，对外开放有利于促进行业间技术溢出、生产效率提升进而促进经济增长（Kavoussi，1984［14］）。Barro和 Sala-I-Martin（1995）［15］的研究认为，在开放经济下，总产出除了与资本、劳动力、土地等要素投入有关之外，也经常受外部经济活动的影响，前者通过数量增加体现为对经济规模的拉动，后者则通过改善政策质量、引进技术、参与国际分工以及通过改造全球化生产所需的制度规则等方式影响要素配置进而影响经济增长。随着基于实践的理论研究的深入，更多学者倾向于认定开放政策在促进经济增长方面可能存在阶段性目标，其不仅会受到地区发展基础条件的制约，同时开放体制促进经济增长的正相关特征，也并不总是显著成立（Rodriguez 和 Rodrick，2001［16］）。如Singh（2010）［17］的研究即证实，对外贸易对一国经济增长的影响要受到经济结构和发展阶段的显著影响，并指出除各国经济的实践可以证伪之外②如在亚洲、拉美以及许多非洲国家，贸易开放并没有能使这些国家从经济全球化中明显受益，相反，许多落后国家被卷入了世界原材料供应市场，或被锁定在全球化分工的低端生产链条，经济全球化的发展导致这些国家爱对外贸易条件不断恶化、贸易开放的红利难以显现。，实证研究结论的稳健性也会受到指标度量及研究方法的限制。Kim (2011)［18］的研究证实了Singh（2010）［17］的论断。③有关贸易开放与经济增长之间非稳健性关系的研究，早期成果可见Rodriguez 和Rodrik（2001）的综述，近期研究可参见Singh（2010）。

经过多年改革开放的实践，中国经济增长的内在动力发生了深刻变化。当前，在中国开放型经济逐步推开和深化的背景下，外部因素更容易通过贸易活动影响国内需求和消费结构（盛斌和毛其淋，2011［19］）。与此同时，在内生发展方面，通过经济转型、引入竞争，以市场化为导向的体制改革极大调动了地方政府主体发展经济的积极性（Jin 等，2005［20］），围绕现代经济发展理念进行的市场秩序调整、契约规则遵守、竞争意识培育以及科学发展理念等一系列制度软环境的改善，对提升地区经济增长绩效、优化区域发展布局意义重大（樊纲等，2003［21］）。随着对外开放和对内改革并行深入，市场机制在有序调节资源配置及保障经济运行方面的作用不断增强，改革深化为开放水平的提升创造了契机和环境，为有效调动市场需求、促进产业升级、提振微观主体经济活力起到了显著效果（樊纲等，2011［22］）。对外开放则通过产业分工、行业竞争、技术外溢和人力资本配置（李世刚等，2021［23］）等途径影响自主创新能力（张宽等，2019［24］）和TFP进而改善经济效率。不过，其促进经济发展的效应，可能会因受制不同地区市场化改革进程推进的成效高低而有差别（陈福中和陈诚，2013［25］），同时也在技术水平、人力资本和就业等三方面呈现明显异质性（彭刚等，2020［26］）。

在转轨时期的中国，市场竞争除了源自改革内部的冲击之外，也有来自贸易自由化的外部压力（简泽等，2014［11］）。相比于中西部，东部地区在劳动力素质、市场观念、产权保护及契约遵守等有利于经济发展和市场机制发挥的要件方面，要显著优于中西部，这使得扩大开放导致的竞争压力传导，很可能会对市场主体的增长绩效提供差别激励，东部地区会更容易形成激励竞争的正向行业促进效果，而中西部地区则限于技术、禀赋等缺陷而容易导致竞争失衡的负向抑制效应（孙晓华等，2015［7］）。因此，市场化更高、市场观念更成熟的东部地区借助竞争提升地区经济发展绩效的机率也会更高（陈福中和陈诚，2013［25］）。不仅如此，从适应微观发展的软环境看，在应对技术创新、抵御市场风险和规范企业治理方面，东部沿海地区在支持研发、调度市场机制及规范企业自营自治方面，无疑也拥有更明显的制度优势，进而能够为开放经济的作用发挥带来更大程度的积极加持。同时，在政府动员、公共服务及治理经济运行等硬件方面，与东部地区相比，市场化改革滞后的中西部地区政府，无论是在治理水平还是在治理效率方面，都与东部地区存在明显差距。上述因素均在一定程度上阻滞了落后地区应对市场竞争、融入全球价值链以及参与国际分工的力度，进而制约了开放政策的效应发挥，并拖累地区现代化的步伐（赵永亮和才国伟，2009［27］；盛斌和毛其淋，2011［19］）。由此可见，市场化改革会制约开放机制的作用发挥。改革不仅影响宏观层面的制度设计和政策导向，也通过影响资源配置和生产效率最终反映为地区发展绩效的差异。考虑到我国市场化改革的渐进特征可以作为区分不同地区发展阶段的天然指标，因此在实证分析中，本文将以各地区市场化进程作为梯度变量，进而识别开放机制与地区经济增长之间可能存在的非线性影响特征。

本文理论研究的贡献有三点。第一，从现实背景看，截止2020年底，中国外贸依存度依然超过30%，外贸发展对经济增长的拉动远超美、日等发达国家，在当下外贸乏力、内需增长又难以为继的情况下，本文的研究结论可以审视开放对经济增长的区分效果；第二，从经济实践来说，对中国这样仍处于转型发展中的大型经济体而言，对外开放提升与国内体制改革深化一直是相向而行、互相影响并不断调整的，其作用较之开放程度偏低或很高的国家必然有更为复杂的关联影响，从而很难以用简单的线性作用关系一言以论。本文认同开放与增长之间可能存在非线性变化关系的预判，已有研究对此也曾有所涉及（包群等，2008［2］），但就目前而言，还鲜有文献从市场一体化改革进程制约贸易开放作用发挥的视角对其进行考察和检验；第三，从实证研究思路看，传统研究在分类考察异质性样本时，多数按地域或经济属性划分，（如东、中、西部或发达、欠发达地区等），其主观判别的意念偏重，并不能很好地反映由数据本身驱动的内生性结构突变特质，进而也不能很好地捕捉非线性影响的集约变动趋势。本文在实证分析中将采用Hansen（1999）［28］及Caner和Hansen（2004）［29］发展的异质性门槛模型，来估计市场化改革对贸易开放效应发挥的结构性影响，可以使得论文的估计结果更为真实可信。

3 研究设计

3.1 门槛模型设定

实证研究分以下两个步骤进行。首先，从经济数据自身特征出发，识别各地区市场化发展的门槛值，并根据门槛值划分相应区间；其次，采用控制固定效应的门槛估计思路，对不同发展阶段中开放对经济增长的差别影响进行考察。首先建立贸易开放对经济增长的单门槛模型：

式（1）中，因变量lngwit为各地区实际人均gdp增幅，用来表示地方经济增长状况；openit为门槛依赖变量，表示i地区在t期的开放程度，市场一体化进程mark为影响开放的内生门槛变量； I(.)为示性函数，当括号内逻辑判断条件成立时，取值为1，否则为0；β1、β2分别对应mark≤γ和mark＞γ两个不同区间门槛依赖变量对经济增长的影响。Ptt为影响经济增长的外部政策，本文选择用加入WTO（2001年）为分界点构造虚拟变量来表征。①在回归过程中加入Ptt，是考虑到中国的贸易开放在进入21世纪后是与加入WTO的作用共生发展的，二者之间有可能存在一定程度上的关联作用，为了避免因关联指标相互作用造成对回归估计的干扰，我们在回归中控制“入世”的影响，尽量区分干扰贸易开放发挥作用的具体路径或影响。Xit为外生控制变量集，μi表示采取固定效应时各地区均有一个不随时间变化的效应，ft用来控制时间维度的经济冲击，εit为随机扰动项。对门槛效应的检验，参照Hansen（1999）［28］的识别方法，①Hansen（1999）面板门槛模型的基本思想是，依据“残差最小化”的思想、利用格子搜索方法寻找结构突变的门槛值，其最大的优点是可以依据数据本身的特点来内生性地划分区间并找出门槛值，因此可以有效地避免人为划分样本区间或二次项模型带来的偏误，进而正确捕捉门槛作用变量的非线性变化特点，并提高结构回归模型的估计效率。当存在两个门槛时，可设定如下双门槛模型：

式（2）openit中对因变量lngwit的影响依赖于门槛变量mark：当mark≤γ1成立时，openit对lngwit的影响为 β1；当 γ1＜mark≤γ2时，，openit对lngwit的影响变为 β2；当 mark＞γ2时，openit对 lngwit的作用则通过β3来体现。上述三个系数的显著性及估值大小即反映了对应不同门槛条件下贸易开放对经济增长的阶段性作用。

3.2 门槛模型估计思路

在估计门槛模型之前，首要任务是估计出门槛值γi以及对应的门槛待估系数βi'，然后再进行不同门槛效应的显著性检验，并进而求出门槛值对应的置信区间。以Hansen（1999）［28］的单门槛模型估计为例进行说明，其单一门槛模型的一般化形式可表述为：

在计算门槛值γ之前，应首先消除所考察样本中存在的个体效应的影响。我们通过对每个观测样本进行组内去均值化处理。以yit为例，yit*=yit-T-1∑t=1Tyit，其他变量的处理与之类似。由此，式（3）变换为：

为简洁表述起见，把式（4）表示为n×k阶矩阵，有y*=X*(γ)β+e*。为保证参数估计随机性，可以将任意的γ0作为初始值赋予γ并采用OLS估计式（4），由此可以得到β的估计值值(γ0)及相应的残差平方和：

然后，在γ允许的取值范围内对S1(γ0)进行最小化求解，使残差平方和最小的γ0即为所求的门槛值（满足）=arg minS1(γ0)）。在确定之后可以进一步求得残差向量∗=∗（）以以及对应的残差平方和：

对于门槛效应显著性的检验，首先建立原假设H0:β1'=β2'以及备择假设，，然后通过构造基于最小化残差平方和的F统计量进行检验。其中S0为不存在门槛条件下的残差平方和，S1()则为预设存在门槛条件的残差平方和。对F统计量来说，γ为待估参数无法事前预知，故F统计量为非标准分布。依照Hansen（1999）［28］的做法，采用“自举法”（Bootstrap）获得其渐进分布，并构造对应的P值来检验其显著性。

双重门槛以及多重（三重及以上）门槛模型，其估计思路和分析过程与单门槛模型的估计类似，不再赘述。

3.3 指标界定与数据来源

（1）经济增长（lngwit）。遵循既有研究，并排除人口规模影响，本文使用各地区人均gdp增长率表示地区经济产出的变动，并通过2000年消费价格指数为基准进行平减。另一方面，考虑改革开放以来，中国的工业化进程与经济增长是同步进行，因此地方经济增长的绩效在一定程度上也体现为地区工业化程度的提高。因此在稳健性检验中，也采用地区单位劳均工业增加值（ln(piva)）增速来替代lngwit，以替代衡量经济发展中的工业化演进特征。

（2）贸易开放（openit）。衡量贸易开放的常用指标是外贸依存度（进出口总额/GDP）。鉴于进口与出口分别从不同的角度反映了一国居民从外部获取商品的需求以及供给国外消费者（生产者）的能力，因此考察进出口在总产出中的占比在一定程度上可以反映该国参与国际经济活动的水平。不过，贸易依存度也存在固有缺陷。如不能反映内部需求状况，一般而言经济（人口）规模更大的国家，也倾向有更大的内部需求，这将降低贸易在产出中的占比；此外，随着经济社会的进步，服务业在现代经济中的占比不断上升，但大部分现代服务业属于非贸易部门，并不在GDP核算中体现，这也会降低一国对外贸易的依存度。同时，在现实中，更有可能出现的一种情况是，经济发达国家一般也拥有更强大的商品和服务的生产能力，其满足国内需求的能力也更强，这使得基于传统贸易依存度衡量对外开放会出现一定程度的低估①举例来说，相比发展中国家（如中国）因受制经济转轨和工业化尚未完成导致贸易和资本市场开放还不完善，美国则属于典型的市场高度开放的发达国家，美国国内消费者对于各种商品服务的需求极为庞大，但其国内制造商品和服务的能力也极为强大，加之较为成熟的消费理念，国内生产的商品和服务大部分都被国内需求消化，导致其国内出口比之进口相对偏小。中国则恰好与之相反，受限于内需不足，在我国对外贸易中，出口显著大于进口，并时常伴随资本和商品账户的双顺差现象以及巨额的外汇储备累积。如果单纯以进出口总值占GDP份额衡量外贸开放程度，则中国的经济开放度将远高于美国。。Patrick等（1998）［30］和Goldberg等（2009）［31］都指出，对外依存度指标只有在人口规模、地理位置、贸易结构以及人均产出等相近的国家间比较才有意义。因此，我们借鉴盛斌和毛其淋（2011）［19］的做法，对传统的贸易开放指标进行修正。设定修正模型为：

式（7）中openit指外贸依存度，gdpit和popit为地区GDP和年末人口规模，用来控制经济发展和人口的影响。采用固定效应模型估计式（7）②固定效应模型的估计结果从略，感兴趣读者可以来信问询，备索。，然后根据估计结果获得拟合值。可以反映在考虑经济能力、人口需求及地域消费习惯等因素差异后，各地区“平均”条件下的贸易开放力度。以对式（7）中lnopenit进行平减，可得修正的贸易开放指数：

openit*指数衡量了某一地区开放水平相比“正常”条件下偏离的程度：openit*＞1意味i地区开放力度较理论偏高，openit*=1表明实际情况与理论开放程度吻合，openit*＜1则说明贸易开放力度偏低③采用修正开放指数的另一个原因在于，是一个无量纲的相对值，它除了能够区别一个地区的贸易活动偏离“期望”开放水平的程度之外，还可以很好地规避对外开放与国内市场一体化共生发展导致的内生性问题，提升经验估计的可靠性和可信度。。

（3）市场一体化进程（markit）。以市场化为导向的体制改革在推动中国经济增长的过程中扮演了关键角色。改革推动资源配置效率改善，促进要素市场竞争潜力释放。对市场一体化改革的度量，本文使用樊纲等（2003［21］；2011［22］）编制的分省市场化指数（ml）来表示（简称“樊纲指数”）。“樊纲指数”基于我国市场化转型的特点而设，具有较长的考察区间及较多的考察维度，在实证分析中得到广泛应用，是目前学界有关经济体制改革研究采用较多的指标。就本文分析而言，1997-2009年各地区市场化得分直接取自《中国市场化指数2011》（以下简称“2011指数”），2010～2016年各地市场化得分则来源于《分省份市场化指数报告(2018)》（以下简称“2018指数”）。《中国分省份市场化指数报告2018》报告了2008-2016年各地区以2008年为考察基期的评分，这与樊纲等（2011）［22］公布的1997-2009年市场化得分不具有直接可比性。对此，我们按如下思路处理：以“2011指数”为基期，按两种指数体系中共有的2008年和2009年数据，以Score20082011指数/Score20082018指数和Score20092011指数/Score20092018指数的算术移动平均作为折算系数，将“2018指数”中2010-2016年总得分折算为“2011指数”计算口径的数据，以最大程度保证前后阶段的计算口径保持一致。在稳健性检验中，则使用以“2018指数”为基期的平减模式，得到相应的市场化得分进行验证。

为进一步识别市场一体化改革对地方经济发展绩效的显著作用，并考虑到私营经济对活跃市场行为人主体意识、完善所有制结构、加快市场化进程及提高经济效率等方面的重要作用，我们也使用私营经济活跃度（nl）替代市场化得分（ml），并与市场化得分的估计结果相互验证。理论上说，二者对提升生产要素配置效率的影响应保持一致，良好的私营经济发展对提升企业家创新创业促进明显，在市场化更高的地区，私营经济相对也更为发达（邵帅等，2013［32］）。

（4）控制变量（Xit）。从新增长理论出发，控制变量主要考虑以下5类：①居民最终消费（Fc）。使用各地区年末居民人均实际消费支出衡量，并以2000年价格指数为基期进行平减，衡量最终消费这一内需动力对GDP增长的拉动。②固定资产投资（Invset）。以全社会固定资产投资完成额表示，以2000年固定资产投资价格指数为基期平减得到各地区实际固定资产投资额，用来捕捉企业生产需求对经济产出的促进作用。③政府规模（Scale）。以地方本级财政支出/地区生产总值表示，财政支出的力度和规模在一定程度上体现了政府对现代经济的调控和干预程度，尤其在经济转型的关键时期，有力的政府引导和调节对经济发展会产生显著影响。④产业发展水平（Fi）。本文使用二、三产业增加值占地区总产业增加值的比重来表示。以现代工业发展为主导的产业升级是经济增长的重要动力，依照经济发展与产业结构演进的规律，Fi比重越小，表明该地区工业化程度越低，产业结构优化相对迟滞，对经济发展的带动越不明显。⑤劳动力人口比重（Pb），使用15岁～64岁人口占总人口的比重来表示，用来衡量人口红利对于地区经济增长的影响。

实证分析所使用样本为除西藏之外30个地区的面板数据。考虑市场化指数编制起自1997年，而重庆自1997 年作为直辖市始有独立数据统计，从数据可得及连贯性起见，并为排除中美贸易冲突的影响，本文选择样本分析的跨度从1997-2016年。数据来自历年《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》、《中国区域经济统计年鉴》、《中国经济社会发展统计数据库》、《新中国六十年统计资料汇编》、中经网、国研网以及各地区经济统计年鉴，部分历史数据通过统计局网站和《新中国60年统计资料汇编》补全。

4 实证结果及分析

4.1 门槛效果及门槛值估计

在估计门槛模型之前，应首先确认门槛值存在及门槛个数，以确定门槛模型的具体形式。本文通过“自抽样法”（Bootstrap）来模拟F统计量的渐进分布并构造对应的P值，然后进行不存在门槛、1个门槛、2个门槛和3个门槛的假设检验。

表1报告了以市场化得分和私营经济发展作为门槛变量进行门槛效应检验的F值及自抽样P值，及其1%、5%、10%显著性水平的临界值。表1的结果显示，对总得分ml而言，单一门槛效应在1%置信水平下显著成立，双重门槛效应则在5%显著性水平下显著，而三重门槛效应即使在10%显著性水平下也不显著；对nl来说，其单一门槛效应在1%显著性水平下显著，双重门槛效应则在5%显著水平下不再成立。表2门槛值估计结果揭示，ml和nl在经验估计中分别存在双重门槛（门槛值为7.60和11.00）和单一门槛（门槛值为32.88）。据此，在后续实证分析中，针对ml和nl指标将分别采用双重门槛和单一门槛模型进行分析。

表1 门槛效应的显著性检验

表2 门槛值估计与置信区间

4.2 估计结果及分析

下表3列示了市场一体化改革背景下门槛模型的估计结果。为更好地对比、分析门槛效应特征，我们也给出了采用传统线性回归思路的固定效应模型的估计结果。如模型（1）所示，在依次控制了产业结构（Fi）、人口红利（Pb）和政策冲击（Pt）影响后，贸易开放对经济增长的作用呈现显著正相关的特征，系数估计值高达0.292；在进一步加入居民最终消费（Fc）、固定资产投资（Invest）和政府支出（Scale）等需求因素影响后，模型（2）的估计结果显示，开放机制促进经济增长的作用依然在1%置信水平上为正，但系数下降为0.093。这表明贸易开放对地方经济增长的促进作用具有稳健性，开放水平越高，地区经济一体化参与程度越深，则外向型经济对产出拉动的效应就越明显。这一结论与黄玖立和李坤望（2006）［33］的研究一致。值得注意的是，政策变量Pt在模型（1）和模型（2）中均显著为正，说明通过加入WTO参与更高水平的国际竞争，有力地促进了我国经济的发展（简泽等，2014［11］）。

表3 市场一体化与地区经济增长：门槛效应的估计

续表

模型（3）则列示了基于（2）式方程设定、采用市场化得分（ml）为传导变量的门槛模型的估计结果。结果显示，市场化进程对于贸易开放机制的作用发挥呈现出显著的递进式的阶段性特征（2个门槛）：当地区市场一体化指数（ml）小于第一门槛值7.60时，此时开放机制对地区经济增长的拉动效果较小，其系数约为0.053，但依然通过10%置信水平的检验；当ml进入第二门槛区间时（7.6＜ml≤11.00），贸易开放对于当地经济增长的促进作用提高到0.098，并且更是在1%显著性水平上成立，这说明地区市场一体化的发展能够显著激励开放机制作用效果的发挥；更明显的是，当ml指数高于11.00的第二门槛时，开放机制对经济增长的估计系数值达到0.151，且远高于第一门槛值和第二门槛区间所对应的开放机制的估计系数（分别为其估计系数的2.85和1.54倍），从而进一步证实，贸易开放机制驱动经济增长作用的发挥，须借助并依赖地区市场一体化发展要件的有效支撑。如果地区推进要素市场建设和统一市场规则秩序等改革进度滞后、经济转型改革力度尚未达到一定程度时，开放机制对经济增长的作用不能得以充分显现。伴随地区市场一体化进程的深入发展，在全方位参与应对国际国内市场充分竞争的过程中，市场经济秩序调节和公平竞争机制的实施将越来越显示其独特优势，地方参与国际分工及对接国际贸易游戏规则的能力和应对意识得到提高，从而地区经济发展的质量和参与国际竞争的能力将不断改善。随着市场化改革不断深化并推进到第三区间，贸易开放对经济增长将起到更显著的促进作用，对经济增长的影响更大。

模型（4）以私营经济发展（nl）为门槛变量进行考察。估计结果显示，当私营经济发展力度低于相应门槛值时，开放机制对经济增长的促进作用较小，其估计系数仅为0.074；但当私营经济的发展越过特定门槛时，贸易开放对经济增长的促进效应则有显著提升，其估计系数提高为0.149，为第一门槛值区间下对应估计系数的2.01倍，并且在1%置信水平上显著。这印证了前文的预判，也即私营经济的发展能够丰富市场行为主体的所有制结构，对经济系统和市场体系的发育完善进而市场化取向的体制改革都有积极影响。随着私营经济不断发展壮大，更加强调公平竞争、效率配置为先的市场化理念，将得到更大程度上的认同和推广，随之而来的诸如产权保护、经济秩序等相关制度发展软环境的改善，等等，上述内容有利于促使市场经济主体自愿、积极参与竞争，从而经济机制配置资源的潜力将得到极大释放（邵帅等，2013［32］）。当以私营经济发展为标志的市场体系不断发育并趋向成熟时，我国致力于构建开放型经济新体制对地区经济增长的促进作用，将得到更大程度上的显现。

在控制变量方面，产业结构、人口红利和政策冲击等指标在回归中呈正相关，并多数在1%置信水平上成立，表明产业结构优化升级、劳动力人口分布及外部冲击对经济增长具有显著的促进作用。内需、固定投资和政府支出对地方经济增长的影响也在回归中多数显著，估计系数较为稳定，说明影响社会总产出增长的需求侧因素具有相对稳健的作用。其中，居民最终消费和固定资产投资系数远大于其他指标，进一步说明在现阶段，支撑我国经济增长的各类型投入中，依靠投资拉动和鼓励内需扩大是目前最主要的经济增长驱动机制。

4.3 门槛效应的区域差异

在表3的基础上考察市场化改革的门槛效应区分的地域差异。我们以2015年为例，根据反映市场一体化进程的门槛变量取值范围对省际样本进行分类，结果见下表4。

表4 门槛效应的区域差异（2015年）

从表4可以看出，在市场化程度较高、私营经济发展达到一定门槛的区域（如北京、江苏、上海、广东、福建），贸易开放对经济增长有较为明显的促进；对市场化程度尚未达到一定门槛条件的区域（如中部的山西、黑龙江和西部的宁夏、甘肃等省份），开放机制对经济增长的促进相对则不明显，对外贸易拉动经济增长的作用未得到有效发挥，从而印证了开放机制对经济的促进存在区域差异，这与徐婧和孟娟（2015）［34］的研究结论一致。所不同的是，我们从市场化改革存在门槛制约的角度对区域差异进行解读，得出了地区间市场化发育不平衡是导致区域差异产生的重要原因：东部地区经济体制改革走在全国前列、其相对成熟的市场主体培育跨过了门槛，使得开放机制对经济增长的作用能够得到很好展现；相比之下，中部和西部受制于内生能力、历史基础、发展禀赋及制度环境方面的不尽规范，致使市场化进程推进及市竞争理念普及相对滞后，使得开放机制对经济增长的影响不能够很好展现。

4.4 稳健性检验

正如前文所述，在经济发展的实践中，开放政策对经济增长的影响可能存在多重途径，而市场化机制对微观主体要素配置和资源效率提升的影响也可能是多渠道的，这使得通过市场一体改革考察开放机制对经济增长的作用效果不可避免会带有复杂内生关联。为进一步验证市场化进程中的门槛效应存在的稳健性，本文依据主要考察变量之间的内在关联，通过以下四种方式进行稳健性检验。

（1）使用经在岗就业人口平减的劳动力人均工业增加值增长率piva作为工业化发展程度的度量，以替代地区人均经济产出进行估计。从世界经济发展的实践看，在工业化未完成前，经济发展过程集中表现为生产活动由农业向工业集聚、工业化与城市化交替上升，因此地区整体工业化发展水平的高低，在一定程度上可以反映该地区经济增长的一般绩效。我们使用ml和nl作为门槛变量进行估计，结果见稳健性检验 I和 II。

（2）使用单位产出实际fdi利用率作为贸易开放的替代指标。学术界针对贸易开放的衡量并没有明确界定，多数学者从各自研究视角出发采用不同方法进行解释，如采用外贸依存度衡量对外经济关联，或采用外资依存度（外商直接投资fdi/地区GDP）反映地区自由市场对投资的吸引力（邵帅等，2013［32］）。此外，也有文献使用金融开放度来衡量地区整体开放水平。考虑到数据可得性，同时结合近年来我国各地区为吸引fdi竞相改善投资环境、融入国际化的现实，我们采用邵帅等（2013）［32］的做法，采用经GDP平减的外商直接投资来刻画一个地区的开放力度，分别使用ml和nl作为门槛变量进行估计。估计结果见III和IV。表5列举了根据不同替代指标构建的门槛模型的估计结果。

（3）使用人力资本（hc）作为市场化进程的门槛替代指标进行验证。人力资本水平hc常被用来衡量地区劳动力素质的高低，在一定程度上能够近似反映市场化观念的普及。在现代社会，一个地区的人力资本水平越高，则其内生的劳动力素质和遵循市场化机制调节理念的普及程度也会越高，进而民众对于公平竞争意识和市场秩序规则的认可度相对也可能较高。而在作用机制方面，人力资本也可以通过推动技术进步而使资本生产效率得以提高，进而促进地区经济的持续增长。本文以各地区人口实际平均受教育年限来表示地区人力资本的分布状况①本文针对地区平均受教育年限的计算标准方法是，以现行学制为受教育年数进行划分，并与各地区分年龄段各文化程度人数进行加权平均，具体而言，平均受教育年限等于各地区“小学人口数*6+初中人口数*9+高中人口数*12+大专及以上人口数*16)/6岁及以上人口总和”。。估计结果见稳健性检验V。

（4）考虑对外开放本身是在发展中不断深化完善的机制，其内含于经济增长和社会进步的过程中，开放机制能够驱动经济增长的外部需求拉动，经济发展趋好可以有效提升对外开放参与的水平和力度，由此开放机制与经济增长之间也可能存在因果关系，从而导致上述模型的回归结果不尽稳健。解决内生性问题最常用的方法是GMM 估计法，对此，我们参考李依颖等（2019）［35］的做法，使用Open指标和ML指标的一阶和二阶滞后项作为工具变量并使用系统矩估计（sys-GMM）对前文（2）式所设定的计量模型进行稳健性检验，估计结果见表5稳健性检验VI。

表5 稳健性检验

表5中的稳健性检验I和II的结果显示了贸易开放对工业化发展存在显著的门槛效应。从中可以看出，ml和nl对open*的影响均存在显著的双重门槛效应。当ml≤9.00时，open*对工业化发展的影响为正，但并不明显；当ml指数位于(9.00,9.90］以及［9.90,∞)门槛区间内时，open*对工业化发展的影响分别提高至0.396和0.699，其促进地区工业化发展的作用显著提高，且在1%置信水平上显著。与之相似，当nl≤26.69时，open*对工业化发展的影响为0.324，并在5%置信水平上显著；当nl指数上升并突破第二、第三门槛时，open*对工业发展的作用分别扩大为原来的2.1倍（0.681）和3.46倍（1.12）。可见，市场化进程对地区工业发展的影响存在明显的阶段性特征，这验证了前文贸易开放的影响存在门槛效应的判断。

在稳健性检验III和IV中，采用经单位GDP产出平减的实际fdi作为贸易开放open*的替代变量，并使用ml和nl作为门槛变量估计。由表5估计结果可以看出，市场化指数ml对fdi的激励效应存在双重门槛，ml≤7.50时，fdi对经济增长的激励为负；当ml指数不断提高并跨入第二、第三个区间时，fdi对经济增长的促进作用开始显现并不断增大（0.098），且在1%水平上成立。稳健性检验IV的结果表明，私营经济发展对fdi的作用存在单一门槛，当nl≤33.29时，fdi对经济增长的影响表现出消极抑制特征；但当nl跨过特定门槛（nl ＞33.29）时，fdi对经济增长的作用由抑制转为促进。

稳健性检验V借鉴徐婧和孟娟（2015）［34］的做法，采用人力资本hc作为门槛变量进行估计。结果显示依然存在双重门槛特征。当hc位于低门槛区间（hc≤8.35）时，open*对经济增长的促进效应为0.074；当hc不断扩大并跨过第二和第三门槛时，open*对经济增长的促进作用分别提高到0.120和0.174，较之低门槛下的影响系数分别扩大了1.62倍和2.35倍。稳健性检验VI使用滞后工具变量的估计结果也显示，基于式（2）估计的门槛效应特征依旧显著存在，并且高层门槛所对应的开放机制的作用系数（0.119）显著大于低门槛值所对应的关联系数（0.036），从而再次证明本文关于贸易开放影响经济增长的效应存在区域异质性的结论成立。

以上稳健性检验的结果再次验证了前文的判断，即贸易开放对地区经济增长的促进存在门槛效应，当地区市场化改革未达一定门槛时，贸易开放对经济增长的促进作用相对偏小或不明显；但当市场化改革跨过一定门槛后，基于开放机制产生的潜在积极效应发挥，会对经济增长产生更显著和持续的促进效果。

5 进一步机制分析：市场一体化推进的空间关联影响

从上述分析可知，贸易开放对经济增长存在显著影响，但其对不同地区经济发展的激励效应并不一致。市场化改革的地区差别显著制约了开放政策在地区经济发展中的作用。考虑自改革开放以来，我国各地区之间经济关联日益密切，区域相互依赖、彼此制约的现象极其突出，使得本地区经济活动不可避免会对其他地区产生外溢影响。为全面考察区域市场化改革推进的关联效应，我们进一步分析经济活动的空间相依特征。为此，引入空间交互视角的分析，建立模型（9）如下：

式（9）中，W为给定维空间权重矩阵，矩阵元素w表示地区i与地区j之间的空间关联；(W·ln gw )it为人均产出增长的空间滞后项，指代邻近地区经济增长对本地区的影响，有有(W∙lngw)it=∑j≠iwij∙lngwjt；(W·mark)it为市场化进程的空间溢出项，表示其他地区市场化进程对本地区经济增长的外溢作用，有(W∙mark)it=∑j≠iwij∙markjt。系数ρ和λ的显著性及其正负特征可以衡量经济增长的区域外溢效应和市场化演进的空间关联影响，其余指标设定同式（1）。

正如前文分析指出，对外开放提升同时也伴随着对内开放不断深化，使得贸易开放与市场化改革之间可能存在相互作用。为此，在式（9）基础上引入贸易开放与市场化改革的交乘项，建立拓展的空间计量模型（10）：

式（9）和式（10）中空间权重矩阵W用来度量不同地理单元之间经济联系的紧密程度。参照Anselin（1988）［36］关于空间矩阵构造的做法，构建行政邻接矩阵Wadj和地理距离矩阵Wgeo进行考察。具体来说，对行政相邻矩阵Wadj，依据两区域是否具有共同边界设定0-1二元矩阵，矩阵元素wij满足：

为避免出现“自我相关”的矛盾，设定Wadj中主对角线上所有元素均为0。对于地理距离矩阵Wgeo，则依据地理学第一定律“任何事物都彼此相关，但距离更近的事物关联更紧密”原则，设定矩阵元素wij满足：，其中Dij衡量两个行政区域i与j省会城市的地理距离，依据国家基础地理信息系统（http://nfgis.nsdi.gov.cn/）中记录的各省会城市经纬度计算得出。

表6 市场一体化改革的空间经济效应

从表6可以看出，无论是在行政邻接矩阵还是地理距离矩阵构建的空间回归中，估计结果均显示，贸易开放在多个回归模型中的估计结果均呈显著正相关，这再次印证上文关于贸易开放影响经济增长的促进作用显著存在并且极具稳健性特征的判断（张建清和蒋坦，2014［38］；谢非等，2021［39］）。贸易开放与市场一体化进程的交乘项同样显著为正，则能够表明对外开放与对内改革之间彼此相辅相成、彼此关联的特征（刘晨冉等，2021［40］），对外开放为国内地区市场一体化推进提供了外部借鉴和客观需求，国内市场一体化演进则为对外开放潜在效应的发挥提供坚实助力，在强调区域互联以及建设国内统一大市场要求的支持下，自由流通的要素市场和资源配置等一体化建设要件将给新时代对外开放机制作用的发挥提供足够的制度支撑和基础保障。对外开放有助于地方对接国际通行的经济、贸易规则，可以为国内地区经济整合和改革深化提供有利契机；另一方面，市场整合和区域一体化分工也会影响并提升开放机制配置资源和引领技术创新的效率。对外贸易开放与对内市场整合之间共生发展并互为条件，二者在促进经济发展过程中并不必然是一种替代关系（赵永亮和才国伟，2009［27］；周正柱和李瑶瑶，2021［41］）。

市场一体化进程的空间滞后项W· ml和W· nl在不同空间权重矩阵设定的回归中也均呈正相关，并在1%置信水平上显著，从而表明，市场一体化机制的分工调节存在积极的正向空间外溢效应，邻近地区的市场化改革推进会对本地区生产要素跨区流动和资源配置效率的提升产生积极的关联影响，并在一定程度上激励本地区改造与成熟地区市场机制对接的软硬件制度和竞争环境，进而促进地区经济增长绩效的提升（谢非等，2021［39］）。经济改革深化在地区间存在相互促进的关联影响，这在当下稳步推进区域整合及市场一体化合理布局的背景下，更凸显其现实意义（董亚宁等，2020［42］）。

此外，经济产出的空间滞后项W· ln gw在各回归模型中也均在1%置信水平上显著，表明我国竞争性地区政府之间的经济发展，存在明显的正向激励特征，这与中国式分权所确认的“为增长而竞争”的经济治理激励是一致的（Jin 等，2005［20］；周黎安，2007［43］）。

6 结 论

对仍处于体制转轨过程中的中国经济而言，许多制度架构的短板都可能导致市场机制运行不完善进而制约经济机制的潜在效应发挥。改革开放以来，市场化改革有效推动了中国经济的高速发展，但各地区之间市场化发展的进程差异也直接制约了开放机制的潜在效果发挥。本文从市场化演进视角，基于门槛思路估计了开放机制对经济增长的非线性影响，研究发现市场化改革对经济增长存在显著的“门槛效应”：当市场化进程低于特定门槛条件时，开放机制的促进作用较小；但当改革跨越更高门槛条件后，开放机制的积极影响则有显著上升。以私营经济发展为替代变量的估计结果支持上述结论。中国经济发展中贸易开放机制的这一阶段性变化特征，体现出转型发展新阶段引领中国经济增长的外部动力具有复杂性和多层次性。进一步的分析还发现，市场一体化的发展进程在地区间还存在显著的空间外溢效应。积极推进市场一体化，建设统一的区域要素市场，对于提升开放机制的积极作用，促进地区经济实现稳定增长，具有重要意义。

就提升经济增长动力而言，贸易开放对经济增长的促进效果显而易见，但不同的发展阶段和制度环境制约了开放经济的政策效应释放，使得开放对经济增长的影响呈现阶段性变化的特征。对于市场化改革更充分的地区，政府可以通过实行更大力度开放、更好利用国际资源及参与国际分工来实现绩效提升；但对于改革相对滞后的地区，其政府在设计对接全球化路径时，应首先改善其不适应市场化演进的体制障碍，为开放机制的作用发挥创造更好的环境条件，对这些地区来说，经济机制改革调整的步伐应快于对外开放实施。就两种机制发挥作用的效应来讲，各地区实现对内开放市场与对外开放贸易相互促进。对于市场一体化程度更高、市场机制调节更成熟的地区来说，市场机制与贸易分工之间更容易形成良性循环，政府也更容易利用开放市场来促进经济发展；对于相对滞后的地区，如政府能着力改善其不适应现代化生产和市场运行的制度软环境，积极融入区域一体化，则不失为提升地方经济发展及缩小与东部地区发展差距的一个可行路径。

基于此，本文认为在中国经济步入新常态的当下，为提升经济发展的活力，政府在构建开放型经济新体制、扩大对外开放的同时，也应注重不同地区适应开放发展的现实差异，多方加强各地域之间的经济整合，充分发挥市场一体化带来的规模效应和协同效应。对于政策制定者来说，推进市场一体化改革进程，不仅要努力减少不必要的行政干预、提升宏观调控机制的规范性和合意性，还应鼓励引导私营、民营等非公所有制经济正向发展①陆铭和陈钊（2009）研究指出，民营经济的持续发展可以为市场整合提供强大推动，而政府干预、失位或缺位则都不利于中国国内市场的整合，反而会加剧市场分割。，以此培育成熟的市场主体观念。而在致力完善市场化改革诸项事宜的过程中，一个关键的举措是要注重提升那些促进资源配置和技术改进的配套机制（如制度、规则、观念、文化等）的完善。另一个启示则是，在建立市场配置资源的新机制、促进要素有序流动乃至建立开放有序的现代经济体系的实践中，对要素制度的建设完善更为重要。为此，应通过规范、清理内外资企业适用产业政策、税收待遇差别等一系列体制机制障碍，扩大市场准入、改善营商环境，以消除劳动力、资本流动的障碍，有效推进区域一体化，进而实现地区经济的协调均衡增长。