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贸易开放度
贸易开放度、专业化和中国经济增长：
理论和实证分析①
关键词：
贸易开放度专业化指数协整分析因果分析
Keyword:
Openness，SpecializationIndex，CointegrateTest，GrangerAnalysis
摘要：
本文构造了三种专业化指数，回归结果说明：
贸易开放度与中国经济增长成显著的正相关关系，以生产率为权重的专业化指数能够较好地刻画贸易开放度与中国经济增长的相互作用机制。
进一步的协整分析和改良的Granger因果检验说明：
贸易开放度对中国经济增长无长期的作用。
贸易开放度的增加只能引起专业化于在生产率高的行业的变化，而专业化指数的提高能够引起经济增长的变化，加快优势行业的技术进步可促进长期的经济增长。
Abstract：
Thearticleconstructthreekindsofindexandtheregressionshowthatopennesshavepositivelyandsignificantlycorrelatedwitheconomicgrowth,WHERFspecializationindexdescribethemechanismhowopennessaffecteconomicgrowth,thenwepresentcointegrateandimprovedGrangertesttothebasicmodel.Andtheanalysisindicatethatopennesshavenolong-runeffectoneconomicgrowth,OpennessistheGrangercausethatchangethespecializationonthehighproductivityindustry,andspecializationindexistheGrangercausethatchangeeconomicgrowth.Soquickenthecomparativeindustry’stechnologyprogresstopromotethelong-runeconomicgrowth.
一、问题的提出：
文献概述
贸易开放度是否促进经济增长？
两者之间的影响机制是什么？
前一个问题学者用实证方法对开放度与经济增长的关系进行了分析，综述性的文章见Edwards〔1993〕、Rodriguez和Rodrik（2000）。
无论是采用时间序列数据〔Edwards，1998〕还是平行面板数据〔Hassion，1996〕，都得到一致的结论：
贸易开放度与经济增长存在正的相关关系。
而后一个问题经济学家试图用经济理论解释，但却没得到一个理想的结果。
以Romer（1986）、Lucas（1988）为代表的新增长经济学家认为贸易开放度主要通过加快本国技术进步，提高要素生产率来促进经济增长；新古典增长理论认为贸易开放度促进经济增长的渠道主要来源于贸易带来的规模经济效应〔KrugmanandHelpman、1985，Meier、1989〕；Grossman和Helpman〔1991〕认为贸易开放度的提高能够优化国内资源在物质生产部门之间的要素优化配置，从而促进经济增长；Edwards〔1992〕、Barro和Sala-I-Martin（1995）、Oberfeld和Rogoff〔1996〕认为更加开放的国家有着更强的吸收先进国家的新思想的能力认为开放国家有更强的吸收先进国家技术进步和新思想的能力。
一些学者认为贸易开放度会通过提高国内的资源配置效率来实现经济增长〔Kruger，1985〕，比方贸易开放度能够加快国内投资率〔Levine和Renelt、1992〕、促进资本形成〔Rodrik，1988〕等。
此外还有学者从政治经济学的角度分析，认为贸易开放度使经济活动更加透明，减少寻租活动，将资源用于生产活动以促进经济增长〔Grossman和Helpman、1991〕。
综上所述，贸易开放度与经济增长的影响机制的研究主要是在内生经济增长理论框架内，而且并没有对此进行实证分析。
事实上关于两者之间的影响机制应建立在国际贸易和经济增长理论根底上，接近于此的研究是Quah和Rauch（1990）在Lucas（1988）的模型根底上，建立一个开放度与经济增长的模型，发现开放国家有着更高的产品替代弹性，使其不受投入品缺乏的困扰而专业于最终产品的生产，促进经济增长。
而李嘉图的比拟优势理论认为一个国家贸易开放后会在某些商品的生产率和本钱上有比拟优势，各国就以此进行专业化生产，提高整体经济的生产率。
因此我们认为专业化是贸易开放度与经济增长的影响机制，这是因为：
1、贸易开放度是决定专业化程度的重要因素。
Gopinath和Upadhyay（2001）用一般均衡理论的二重方法研究发现贸易开放度是决定专业化程度重要因素；EckhardJameba（2004）在Richdian的模型上发现贸易开放导致国际贸易的专业化，不过他只考虑了劳动力作为投入品的情况。
2、更高的专业化程度能够促进经济增长。
Galetovic〔1994〕发现更高的专业化程度是经济增长的必要条件。
PaulRomer〔1986〕认为由于专业化生产产生规模报酬递增，进而促进经济增长。
Kim（1995）运用多种分析工具研究1860－1987年美国经济时发现专业化指数与人均GDP成的关系成倒U形曲线，在经济开展初期专业化指数能够促进人均GDP的增长。
Weinhold和Rauch〔1999〕那么运用39个国家的制造业的数据研究发现专业化指数与生产率增长成正相关的关系。
自从1978年实施改革开放以来，中国经济得到了快速的增长，贸易开放度从1978年的10.03％上升到2005年的60.11％。
事实上，传统的贸易格局是以纺织品和服装及轻工消费品等劳动密集型产业依靠低本钱在国际贸易中占据大量市场份额，这种贸易结构是以低技术和低附加值为代价，因此很难在国际市场上具有竞争优势〔洪银兴，2001〕，而且时常受到汇率、倾销等贸易保护主义的影响。
贸易结构的升级和产业间比拟优势的变化使我国专业化于以技术密集型〔如电子信息业、电气机械业〕和加工工业为主的产业生产，随着贸易开放度的不断增加，这种趋势愈加明显。
因此贸易开放度与经济增长的关系引起了中国学者极大的关注，不过国内的实证研究仅仅是分析贸易开放度与经济增长的相关性关系，并没有揭示贸易开放度与经济增长的影响机制。
沈坤荣和李剑〔2003〕运用中国的经验数据证实国际贸易通过提升国家要素禀赋结构和加快变革进程对人均GDP产生了正面影响；杨全发和舒元〔1998〕认为中国的初级产品出口增长和经济成正相关；包群等〔2003〕运用五种贸易开放度的测算方法来分析中国改革开放以来的贸易开放度对经济增长的作用，发现只有外贸依存度较好地反映了中国经济开放度与经济增长之间的关系。
文章的结构是，第二章在Lucas〔1988〕模型的根底上，引入贸易开放度这一变量，研究贸易开放度、专业化和经济增长之间的关系；第三章构造三种专业化指数；第四章用OLS回归研究经济增长与贸易开放度、专业化指数的相关关系，并确定更好地描述中国经济增长的根本模型；第五章对根本模型进行进一步分析，研究三者之间的长期趋势以及因果关系；第六章是结论。
二、、基于Lucas模型的分析
我们在Lucas〔1988〕提出的内生经济增长模型的根底上，将贸易开放度引入模型，研究开放度、专业化和经济增长率之间的关系。
模型分为两步，第一步是研究在开放经济下，贸易开放度的增加对专业化程度的影响，第二步那么是证明更高的专业化程度会带来更高的经济增长率。
第一步：
假设一国生产两种消费品，X1和X2，无物质资本，劳动力是常数，每种商品的生产函数为：
i=1,2〔1〕
其中
是生产商品i的人力资本，
是从事商品i的劳动力份额，
＝1，PaulRomer（1986）认为人力资本的积累是在干中学〔learning-by-doing〕的根底上建立的，人力资本的变化为报酬递增的函数：
i=1,2
（2）
其中
是指从事商品i的学习系数，我们采用不变替代弹性的效用函数，函数形式为
〔3〕
其中
，令
表示两种产品之间的替代弹性，在封闭经济中产品缺乏替代弹性：
<1〔Kreuger，1983〕，参与国际贸易后
>1。
因此
可以看作开放度的度量。
假设X1的价格为1，X2的价格为p,那么效用函数边际替代率为：
〔4〕
又依据利润最大化原理可得p
〔证明过程略〕，将〔2〕、〔3〕式代入（4）式得：
〔5〕
〔6〕
解〔3〕、〔4〕〔5〕式可得：
（7）
可以看作是专业化的程度，假设比值越大，那么说明该国在部门2的专业化程度越高，反之也亦然。
假设
，各部门参与国际贸易，对〔7〕式进行求导可知专业化与开放度的影响是：
因此当部门2的学习能力强于部门1的学习能力时，在国际贸易中产生了比拟优势，使该国专业于商品2的生产，随着贸易开放度的不断增加，向部门2的专业化程度也越来越大。
第二步：
当两国参与国际分工后，按照比拟优势的原理，部门2的学习能力高的国家必然专业于部门2的生产，另一国专业于部门1的生产，两国在比拟优势理论的根底上按照国际价格p进行交易，两种产品互为替代品，假设两国的其他条件一致，那么专业于部门2的国家经济增长率为
，专业于部门1的国家以商品2价格衡量的经济增长率
，由于
>1，因此
，具有更高学习系数的商品产生更高的专业化程度，推进更快的经济增长率。
从模型分析，我们可知在国际贸易中，由于干中学和技术进步产生了比拟优势，使国家更加专业化于更高学习能力的部门，贸易开放度的增加会不断加深专业化的程度，专业于更高学习能力的国家具有更高的经济增长率。
三、专业化指数的构造
本文以国际通行的反映专业化集聚效应的Herfindahl指数，构造了总产值的专业化指数、增加值专业化指数和以生产率为权重的专业化指数。
第一种是基于39个行业的总产值而构造的Herfindahl指数：
其中i=1…I表示工业中的各个行业，
为i行业的总产值，
是整个工业的总产值。
第二种专业化指数与第一种类似，不过是基于各行业的增加值构造的：
其中i=1…I为工业中的各个行业，
为i行业的增加值，
是整个工业的增加值。
表一就是构造专业化指数使用的39个行业，数据来源于各年的?
中国统计年鉴?
。
表一构造专业化指数的39个行业
1
煤炭采选业
14
木材加工及竹藤棕草制造业
27
有色金属冶炼及压延加工业
2
石油和天然气开采业
15
家具制造业
28
金属制品业
3
黑色金属矿采业
16
造纸及纸制品业
29
普通机械制造业
4
有色金属矿采业
17
印刷记录媒介的复制业
30
专用设备制造业
5
建筑材料与其他非金属矿采业
18
文教体育用品制造业
31
交通运输设备制造业
6
其他矿采选业
19
石油加工及炼焦业
32
电气机械及器材制造业
7
食品加工业
20
化学原料及制造业
33
电子及通信设备制造业
8
食品制造业
21
医药制造业
34
仪器仪表及计量器具制造业
9
饮料制造业
22
化学纤维工业
35
工艺品及其他制造业
10
烟草加工业
23
橡胶制品业
36
废弃资源和废旧材料回收加工业
11
纺织业
24
塑料制品业
37
电力蒸汽热水生产供给业
12
服装及其他纤维制品制造
25
非金属矿物制品业
38
煤气的生产和供给业
13
皮革毛皮羽绒及其制品业
26
黑色金属冶炼及压延加工业
39
自来水的生产和供给业
前两种均为以产出为衡量的专业化指数，并未考虑技术进步的因素。
事实上技术进步对专业化程度起着相当重要的作用，从模型中可以看出，随着高学习能力的行业〔即
更高〕产生更大的专业化程度，同时也促进该行业的生产率，因此我们以行业的生产率为权重，基于总产值专业化指数的根底上构造专业化指数：
其中
是指该行业的从业人数，这样就很好的刻画了技术和学习能力作为专业化程度的重要因素，生产率高的行业意味着更高的权重，专业化指数也越高。
以上三种专业化指数取值均在[0,1]，更高的取值表示更高的专业化程度〔证明从略〕，下面我们用中国的数据和计量回归结果来验证各种专业化指数和贸易开放度对经济增长的影响。
四、计量模型的设定：
OLS回归
〔一〕回归方程的设定
对于回归方程的设定，我们采用通行的对数函数，如Barro和Lee（1993）,这样可以更好地刻画各个影响因素对经济增长关系。
初始方程为：
〔8〕
其中GDPt为中国各年实际GDP，HERF为中国专业化指数，OPENNESS为贸易开放度，其他解释变量在此省略，
是扰动项。
初始方程中HERF可用总产值专业化指数、增加值专业化指数和以生产率为权重专业化指数来描述，我们对〔8〕式进行OLS回归，主要是：
1〕、本文最为关注的是
和
，它们表示专业化指数和贸易开放度与GDP的弹性，以此反映专业化和贸易开放度对经济增长的关系。
2〕、选定初始模型。
由于描述专业化的指数有三种，我们分别用这三种指数替代HERF进行回归，以此分析哪种专业化指数更能描述我国经济增长的开展。
〔二〕数据来源与各个变量之间的Pearson相关分析
样本期间的选择：
由于在1986年以前?
中国统计年鉴?
的工业划分仅为冶金工业等13个行业，与此后细分为煤炭采运业等39个行业的划分标准相差较大，影响到HERF指数的取值，因此我们选择样本期间为1986年-2003年。
贸易开放度的公式为：
OPENNESS=〔进口总额＋出口总额〕/GDP，实际GDP是按照1980年可比价格计算的，数据来源于1986年－2003年的?
中国统计年鉴?
。
专业化指数是用GHERF、VHERF和WHERF分别表示总产值专业化指数、增加值专业化指数和以生产率为权重的专业化指数。
首先采用Pearson相关检验法，对各个变量之间进行相关分析，相关结果见表二：
表二各个变量相关分析结果
变量
LnGHERF
LnVHERF
LnWHERF
LnOPENNESS
LnGDP
LnGHERF
LnVHERF
LnWHERF
-0.08
-0.422
LnOPENNESS
45
-0.528
0.615
LnGDP
-0.337
从上表中可以看出四种相关关系：
第一种相关关系是三种专业化指数之间的相关性。
LnGHERF和LnVHERF之间相关性较强，相关系数到达，而LnWHERF与LnGHERF之间的相关性很弱，只有-0.08，与LnVHERF成负相关性，为-0.422。
据此我们将三种专业化指数分为两类：
一类是LnGHERF和LnVHER表示的产出专业化指数和LnWHERF表示的生产率专业化指数；第二种相关关系是三种专业化指数与贸易开放度的相关关系。
只有LnWHERF与LnOPENNESS呈正相关，与产出的专业化指数负相关甚至无相关关系；第三种相关关系是三种专业化指数与实际LnGDP的相关性。
LnWHERF与实际LnGDP的相关性很强，到达0.723，LnVHERF与实际LnGDP的系数为-0.609，而LnGHERF与实际LnGDP的相关系数仅为-0.337说明产出的专业化指数与经济增长呈负相关性；第四种那么是贸易开放度与实际GDP的相关性，相关程度高达0.887，说明贸易开放度和经济增长的联系较为密切。
从以上分析可知表达比拟优势的专业化指数LnWHERF、贸易开放度与实际LnGDP之间存在正相关的关系，LnGHERF、LnVHERF与实际LnGDP相关程度为负值。
不过Pearson并不能反映各个变量之间的影响机制，下面用OLS回归进一步分析专业化指数、贸易开放度与GDP之间的关系。
〔三〕OLS回归
表三给出了三种专业化指数的方程的回归结果：
表三三种专业化指数方程OLS回归结果
〔1〕
〔2〕
〔3〕
C
1
（5.29）
（2.32）
（6.87）
LnOPENNESS
1.68
1.53
（）
（5.98）
（5.40）
LnGHERF
-
（-1.98）
lnVHERF
-
（-1.48）
LnWHERF
0.57
（6）
R-square
31
14
0.838
AdjustR-square
09
0.79
0.816
F值
注：
括号内数值为各个变量回归系数的t统计量，
、分别表示t统计量通过显著水平为1%、5%和10%的统计检验。
回归结果分析如下：
〔1）、贸易开放度的回归系数分别为1.68、153和1.39，且t统计量都通过了1％的说明在各个方程中贸易开放度对经济增长具有显著的正相关，这一点与包群等〔2003〕的观点相一致。
〔2〕、LnGHERF和LnVHERF两种指标的回归系数为负号，分别为-1.09和-1.39。
产出的专业化生产并不能促进经济增长，单纯追求产出的集中而无视技术进步这一因素会阻碍经济增长，这也与经济增长模式的规律相适应的。
1997年以前产出专业化指数排名前列的行业如纺织业、食品制造业、普通制造业等都是以低本钱和低附加值，较低的技术含量和生产率很难促进经济的长期增长。
而以生产率为权重的WHERF指数很好地刻画了技术进步这一因素的行业集聚，行业生产率的提高，在国际贸易中必然表达出比拟优势，将资源集中投入到具有比拟优势的行业进行专业化生产，推动经济增长。
回归结果恰好验证了这一理论，在第三个回归方程中，LnWHERF的系数为0.57，在短期内即WHERF指数每增长1％，GDP就增长0.57％,这也说明专业于生产率较高的行业的生产对经济增长率有着相当显著的作用。
随着中国改革开放进程的不断深入，贸易开放度越来越大，一些具有比拟优势的行业在产业中迅速的集聚进行专业化生产，以提高劳动生产率，例如1999-2003年WHERF指数排名前列的行业：
电子及通信设备制造业、电力蒸汽热水生产供给业、交通运输设备制造业、化学原料及制造业、电气机械及器材制造业、黑色金属冶炼及压延加工业，而这些行业都是中国国际贸易中进出口总额排名前列的行业，这些行业由于生产率水平较高在国际贸易中处于比拟优势，从而拉动了国际贸易的增长，同时国际贸易的需求使中国更加专业于此行业的生产，进一步提高生产率，进而加快了中国的经济增长。
〔3〕、从各个专业化指标回归系数的显著性来看，LnWHERF指数的t统计量通过了1％的显著性水平检验，且该方程的拟合很好，为83.8％，LnGHERF通过了显著性水平为5％的检验，lnVHERF指数的回归系数的统计意义均不显著，说明中国经济增长的因素根本上可以由生产率专业化指数和贸易开放度来解释。
我们对三个方程进行Breusch-Godfrey的LM检验，三个方程均接受零假设，该方程扰动项不存在自相关。
OLS回归结果和中国经济开展的现状说明：
以生产率为权重的WHERF指数考虑了技术进步的因素，是衡量专业化指数的较好指标，它与经济增长成正相关关系；表达产出聚集的专业化指数GHERF和VHERF与经济增长并不存在直接的联系；贸易开放度与经济增长有着显著的正相关性。
初始方程应为：
〔10〕
不过由于时间序列数据由于不平稳容易产生缪回归〔SpuriousRegression〕，而且OLS回归只能解释各个变量之间的相关关系，并不能揭示各个变量之间的长期关系以及因果关系，因此我们首先要对数据进行平稳性检验，并且用协整分析和Granger因果检验来分析各变量之间的关系。
五、模型进一步分析：
协整分析和因果检验
（一）ADF检验
根据各变量的经济意义和数据轨迹图，我们对实际GDP、贸易开放度OPENNESS和专业化指数WHERF的对数形式依次采用含有时间趋势和截距、含有截距和两者都不含有的方法检验平稳性，并综合AIC指数最小化和滞后系数的显著性两方面来确定滞后阶数，ADF检验结果见表四：
表四ADP检验结果
LnGDP
LnOPENNESS
LnWHERF
D（LnGDP）
D（LnOPENNESS）
D（LnWHERF）
ADP
临界值
注：
零假设是变量存在单位根，ADF值的绝对值大于临界值那么拒绝零假设，变量序列是平稳的。
以上提供的均为显著性为5％的临界值，
表示通过显著性为5％的单位根检验。
从上表可以看出，LnGDP、LnOPENNESS和LnWHERF均为没有通过单位根检验，故是非平稳的。
不过它们的差分形式均通过了显著性为5％的单位根检验，因此它们都是I
（1）的过程，具有长期的稳定关系。
（二）协整分析
两个变量是随机游走〔randomwalk〕，但是它们的某种线性组合却可能是平稳的，即为I（0）过程，在这种情况下我们称两个变量是协整〔cointegration〕，也就是说它们之间存在着长期的经济联系。
LnGDP、LnOPENNESS和LnWHERF均为非平稳的序列，而它们的差分形式为平稳序列，下面我们用Johanson方法检验三个变量之间是否协整关系。
根据数据特征和经济含义，我们具体将协整关系模型设定为：
模型允许有线性趋势，存在截距项，但无时间趋势，根据Schwarz信息判断滞后期，第一、二和三个模型分别选择滞后二期，三期和三期。
协整检验结果如下：
表五LnGDP和LnOPENNESS的Johansen检验结果
特征值
似然估计值
显著性为5％的临界值
显著性为1％的
临界值
零假设
无协整关系
None
Atmost1
注：
*、**表示零假设在5％、1％的显著性水平下被拒绝。
LR表示显著性水平为5％的极大似然值，以下省略。
LnGDP和LnOPENNESS的协整关系不显著，即贸易开放度与实际GDP之间不存在长期的稳定关系，没有长期的作用机制。
表六LnGDP和LnWHERF的Johansen检验结果
特征值
似然估计值
显著性为5％的
临界值
显著性为1％的
临界值
零假设
无协整关系
None*
Atmost1
协整方程检验说明，协整关系通过显著性水平为5％的检验，经济增长与专业化指数在长期存在协整关系,协整向量为：
HERF
从长期来看，专业化指数对经济增长具有显著的促进作用，专业化指数每提高1％，可拉动经济增长2.39％。
表七LnWHERF和LnOPENNESS的Johansen检验结果
特征值
似然估计值
显著性为5％的
临界值
显著性为1％的
临界值
零假设
无协整关系
0.7335
None*
0.0096
Atmost1
协整方程检验说明，协整关系通过显著性水平为5％的检验，专业化指数与贸易开放度在长期存在协整关系,协整向量为：
从长期来看，贸易开放度对专业化指数具有显著的促进作用，贸易开放度每提高1％，可拉动专业化指数提高1.17％。
从
升级会员 