王玨帥

摘要：本文應(yīng)用門檻效應(yīng)模型，使用1996至2014年的我國省際面板數(shù)據(jù)對初始經(jīng)濟(jì)狀況影響對外開放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的程度進(jìn)行實(shí)證分析，研究表明以人均GDP這一因素衡量的初始經(jīng)濟(jì)狀況在對外開放促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中存在門檻效應(yīng)，而且隨著初始經(jīng)濟(jì)水平的提高，對外開放對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的正向促進(jìn)作用更明顯。結(jié)合目前我國區(qū)域發(fā)展存在較大差異的現(xiàn)實(shí)，一些地區(qū)金融市場尚未充分發(fā)育，引入外資、加強(qiáng)貿(mào)易的對外開放固然重要，但不應(yīng)僅將目光集中在此，而應(yīng)與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的整體發(fā)展相配套，按部就班穩(wěn)步進(jìn)行。

關(guān)鍵詞：對外開放；經(jīng)濟(jì)增長；初始經(jīng)濟(jì)狀況；地區(qū)差異；門檻效應(yīng)模型

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：100228482018（01）005507

自改革開放以來，我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就，我國與世界其他經(jīng)濟(jì)體的聯(lián)系更為密切，對外開放水平逐步提高，對外開放對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響也不容小覷。近年來GDP、進(jìn)出口、外商直接投資增長率的總體波動趨勢上大致相同，波動年份也與世界經(jīng)濟(jì)的重大變動一致。因此，對外開放對經(jīng)濟(jì)增長的影響在我國的各個省份是否也有表現(xiàn)，是值得研究的課題。

此外，由于我國各個地區(qū)的發(fā)展情況差異巨大，不僅地區(qū)生產(chǎn)總值、人均收入等指標(biāo)差異明顯，對外開放程度也存在不均衡的現(xiàn)象。以2014年為例，廣東、江蘇等9個沿海省份加上北京、天津、上海三個直轄市，其進(jìn)出口總額約占全國進(jìn)出口額的85.91%，吸納了全國64.41%的實(shí)際利用外商投資額；黑龍江、吉林、內(nèi)蒙古、山西、河南、湖北、湖南、江西、安徽九個省份合計的進(jìn)出口總額占全國7.60%，所吸收的實(shí)際利用外商投資額占24.84%；而包括陜西、甘肅、寧夏、云南、貴州、重慶、四川、新疆、青海、西藏在內(nèi)10個省份的西部地區(qū)，其進(jìn)出口總額占比僅為6.49%，實(shí)際利用外資占比為10.75%。

以經(jīng)濟(jì)開放度指標(biāo)對四川、重慶、西藏以外28個省份2014年的開放程度進(jìn)行比較，其中：外貿(mào)依存度=各省進(jìn)出口總額/各省地區(qū)生產(chǎn)總值；外資依存度=各省實(shí)際利用外商投資額/各省地區(qū)生產(chǎn)總值；經(jīng)濟(jì)開放度=外貿(mào)依存度+外資依存度。統(tǒng)計結(jié)果整體呈現(xiàn)出東南沿海地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平和開放程度等指標(biāo)遙遙領(lǐng)先，向中、西部地區(qū)遞減的態(tài)勢。外貿(mào)依存度、經(jīng)濟(jì)開放度兩個指標(biāo)中，最大值均為上海，外貿(mào)依存度為12151%，經(jīng)濟(jì)開放度為12624%；最低值均為青海，外貿(mào)依存度為458%，經(jīng)濟(jì)開放度為471%；人均地區(qū)生產(chǎn)總值、外資依存度兩個指標(biāo)中，最高的均為天津，外資依存度為737%，最低的均為甘肅，外資依存度為009%。因此，各省份由于自身經(jīng)濟(jì)狀況的不同，是否會導(dǎo)致對外開放對當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生不同效果，欠發(fā)達(dá)地區(qū)是否可以通過擴(kuò)大對外開放以進(jìn)一步提振經(jīng)濟(jì)增長，這些問題值得研究。此外，相較于貿(mào)易，外資對經(jīng)濟(jì)開放度的影響較小，例如外資依存度最大的天津，其外資依存度為737%，但比起5227%的外貿(mào)依存度仍顯得影響力不足。因此，對外貿(mào)易和外商投資分別對經(jīng)濟(jì)增長所起效應(yīng)是否會有區(qū)別，同樣值得研究。

一、 文獻(xiàn)綜述

對外開放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展一直是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重點(diǎn)和熱點(diǎn)，國內(nèi)外相關(guān)研究層出不窮。首先在代理變量的選取上，對外開放和經(jīng)濟(jì)增長的研究中主要是從貿(mào)易開放水平和資本項(xiàng)目開放兩個角度分別切入，從總量上分析貿(mào)易或資本項(xiàng)目開放對經(jīng)濟(jì)增長的影響，例如Helpman和Krugman[1]認(rèn)為對外貿(mào)易通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；Chenery和Stront[2]提出“雙缺口模型”，認(rèn)為利用外資可以解決東道國儲蓄與投資間的儲蓄缺口，解決國際收支逆差、需要外國資源的外匯缺口，緩解東道國的資金問題以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。綜合各類研究，本文將使用對外貿(mào)易和資本項(xiàng)目開放兩個指標(biāo)來衡量地區(qū)的經(jīng)濟(jì)開放程度。

然而，在探討對外開放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系時，一些研究通常默認(rèn)對外開放程度與經(jīng)濟(jì)增長是線性關(guān)系，僅就兩者的相關(guān)性進(jìn)行討論，沒有注意到對外開放可能僅是經(jīng)濟(jì)增長的必要非充分條件，對外開放是否有利于經(jīng)濟(jì)增長首先取決于其自身的經(jīng)濟(jì)水平、金融發(fā)展程度等初始稟賦。因此學(xué)者們轉(zhuǎn)而開始研究在不同的初始經(jīng)濟(jì)條件下對外開放對經(jīng)濟(jì)增長的影響。例如Aghion、Howitt和MayerFoulkes[3]研究顯示，在開放經(jīng)濟(jì)條件下，國內(nèi)的金融發(fā)展程度在很大程度上影響了宏觀經(jīng)濟(jì)波動及其波動幅度，當(dāng)國內(nèi)的金融發(fā)展程度處于中等水平狀態(tài)時，資本項(xiàng)目開放會造成國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)更大水平的波動。Edwards[4]認(rèn)為，只有當(dāng)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度觸及了某種水平以后，資本項(xiàng)目的開放才對經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用，作者對這種現(xiàn)象做出的解釋是：只有當(dāng)國家發(fā)展形成較為先進(jìn)和有效的金融市場之后，資本自由流動帶來的好處才可能在經(jīng)濟(jì)增長中起到較大作用。Eichengreen[5]等學(xué)者認(rèn)為，在財政政策、貨幣政策和匯率較為穩(wěn)定和健康的國家，資本項(xiàng)目開放更可能取得收效。

隨著此類研究的進(jìn)一步深入，“門檻效應(yīng)”（Threshold Effect）的概念逐漸明晰，即金融發(fā)展程度或經(jīng)濟(jì)波動率等指標(biāo)處于不同水平時，對外開放對經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生促進(jìn)或抑制作用。Mody和Murshid[6]以經(jīng)濟(jì)波動性為門檻指標(biāo)檢驗(yàn)了61個國家的數(shù)據(jù)，得出經(jīng)濟(jì)波動水平較低的國家，外資投入促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展，然而經(jīng)濟(jì)波動水平跨過某個階段后，更多的外資反而減緩了經(jīng)濟(jì)增長。包群[7]認(rèn)為貿(mào)易開放與經(jīng)濟(jì)增長之間存在非線性影響。在經(jīng)濟(jì)開放初始階段，對外貿(mào)易促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長；超過特定臨界值后，貿(mào)易開放程度的進(jìn)一步提高反而可能降低經(jīng)濟(jì)增長率。因?yàn)榱己玫某跏及l(fā)展水平能夠促進(jìn)健康的資本流入，有利于進(jìn)出口貿(mào)易，從而不至于外資涌入或巨額的進(jìn)出口給金融穩(wěn)定帶來沖擊、扭曲原有的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。

正是因?yàn)橐庾R到這種非線性的門檻效應(yīng)存在，所以在計量模型選取和數(shù)據(jù)處理時對于樣本的分類就尤為重要，然而一些研究以發(fā)達(dá)國家與否、沿海省份與否等作為分類標(biāo)準(zhǔn)，顯得有些主觀和隨意，而且也沒有將樣本數(shù)據(jù)的內(nèi)生性考慮其中。Edwards[4]將樣本分為工業(yè)化國家、非洲國家、亞洲國家、歐洲的非工業(yè)化國家、中東國家等。Arena[8]考慮了56個國家，將樣本按收入水平劃分，其中的前33%設(shè)定為高收入國家，后33%認(rèn)為是低收入國家。國內(nèi)學(xué)者也有此類研究，吳洪和趙桂芹[9]將總計國內(nèi)29個地區(qū)的數(shù)據(jù)以當(dāng)?shù)谿DP的33%和66%分位數(shù)，按照當(dāng)期人均GDP從高到低分為三類：即經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)、中等水平地區(qū)以及欠發(fā)達(dá)地區(qū)。陳福中和陳誠[10]以區(qū)位差異將中國的省級面板數(shù)據(jù)劃分為東部、中部和西部地區(qū)，劃分為沿海地區(qū)、珠三角經(jīng)濟(jì)帶等，以驗(yàn)證貿(mào)易開放水平與經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系。楊善奇[11]從區(qū)域異質(zhì)性的角度出發(fā)，考察了環(huán)境規(guī)制對我國區(qū)域出口復(fù)雜度的直接影響和間接關(guān)系。endprint

因此，本文將采用Hansen[12]提出的門檻回歸（Threshold Regression Model），對回歸模型中的門檻效應(yīng)進(jìn)行估計和檢驗(yàn)，進(jìn)而根據(jù)樣本的內(nèi)生性對數(shù)據(jù)進(jìn)行分組，以避免傳統(tǒng)分析分組時的困難和武斷，從而在充分考慮到數(shù)據(jù)樣本特點(diǎn)的情況下考察其中的門檻效應(yīng)，這也是本文的創(chuàng)新點(diǎn)之一。

二、 對外開放與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究

（一）計量模型及指標(biāo)選取

根據(jù)索洛模型，封閉經(jīng)濟(jì)中，總產(chǎn)出（Y）與資本要素（K）、勞動力要素（L）和全要素生產(chǎn)率（A）相關(guān)，推廣到開放經(jīng)濟(jì)中，還需另外考慮對外開放因素（OPEN）。在希克斯中性條件下，以柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)，構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長影響因素模型：

（二）數(shù)據(jù)來源及選取

研究的基本數(shù)據(jù)來自各年度《中國統(tǒng)計年鑒》和各省份的統(tǒng)計年鑒，其中不包含港澳臺地區(qū)，時間跨度為1996年至2014年。由于重慶市于1997年劃出四川省，因此四川和重慶均不包括在數(shù)據(jù)樣本之中。另外，在數(shù)據(jù)整理過程中發(fā)現(xiàn)西藏地區(qū)數(shù)據(jù)缺失問題比較嚴(yán)重，故剔除。因此，本文的數(shù)據(jù)樣本為我國其余28個省、市、自治區(qū)具體省、市、自治區(qū)為：北京市、天津市、河北省、山西省、遼寧省、吉林省、黑龍江省、上海市、江蘇省、浙江省、安徽省、福建省、江西省、山東省、河南省、湖北省、湖南省、廣東省、海南省、貴州省、云南省、陜西省、甘肅省、青海省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾族自治區(qū)。從1996年至2014年的省際面板數(shù)據(jù)。

（三）對外開放與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證結(jié)果

首先，檢驗(yàn)對外開放與經(jīng)濟(jì)增長之間的門檻效應(yīng)，即以“對外開放指標(biāo)（E）”的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表1。從表中的數(shù)據(jù)可以看出，單門檻、雙門檻和三門檻的F值都非常顯著，對應(yīng)的P值均為000，因此接受存在三門檻的假設(shè)。同時，這也說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同的確在對外開放影響經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)上有重要影響，也就是說，對外開放與經(jīng)濟(jì)增長之間的確存在門檻效應(yīng)。

表2是三門檻的估計值及其對應(yīng)的95%置信區(qū)間，門檻值的估計結(jié)果分別為363、443和461。由此可以把樣本中28個省份劃為四個部分，人均收入小于363劃為低收入省份，人均收入位于363和443之間的劃為中低收入省份，類似的，人均收入位于443和461之間的劃為中高收入省份，人均收入高于461的省份劃為高收入省份。

本文所使用的數(shù)據(jù)包括28個省份從1996年至2014年共19年的數(shù)據(jù)，故總樣本數(shù)量為532。從具體樣本分布情況來看，小于1估計值的樣本共有37個，處于1和2估計值之間的樣本共有399個，處于2和3估計值之間的樣本共有64個，大于3估計值的樣本共有32個。也就是說，樣本中695%的屬于低收入省份范疇，7500%屬于中低收入省份，1203%屬于中高收入省份，602%屬于高收入省份。圖1為樣本中532個數(shù)據(jù)按照真實(shí)人均GDP排序得出，其中A、B、C三個點(diǎn)分別對應(yīng)于1、2和3三個估計值。

表3給出了1996年至2014年樣本中28個省份根據(jù)四類收入水平劃分的具體分布情況。從表中數(shù)據(jù)可以看出，位于低收入水平區(qū)間的省份逐年減少，相反，高收入水平的省份數(shù)量逐漸增多。其中，在2005年，上海首先步入高收入水平的省份行列，緊隨其后的是天津和北京。此外，在2004年，貴州脫離低收入省份之后，所有省份都至少位于中低收入水平階段。到2014年，處于高收入水平的省份包括天津、上海、江蘇、福建、浙江、遼寧、山東、北京、廣東，處于中高收入水平的省份包括內(nèi)蒙古、湖北、黑龍江、吉林、河北，其余省份均處于中低收入省份。

表4為三門檻模型的估計結(jié)果。從表中數(shù)據(jù)可以看出，首先，對外開放對經(jīng)濟(jì)增長有正向的促進(jìn)作用，表現(xiàn)在lnEitI（·）的系數(shù)在各個組都為正；其次，對外開放對經(jīng)濟(jì)的增長存在門檻效應(yīng)，表現(xiàn)在lnEitI（·）的系數(shù)在不同組有所不同；同時，各門檻部門的lnEitI（·）系數(shù)逐步增大，即經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，其相關(guān)系數(shù)越大，說明隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不斷提高，對外開放對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的正向促進(jìn)作用更明顯。結(jié)合表4各門檻區(qū)間的分布情況可以得出，現(xiàn)階

段對外開放對各省份的經(jīng)濟(jì)增長均呈現(xiàn)較強(qiáng)的推動作用。

（四）對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證結(jié)果

首先，檢驗(yàn)對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的門檻效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果見表5。從表中的數(shù)據(jù)可以看出，單門檻、雙門檻和三門檻的F值均非常顯著，對應(yīng)的P值均為000，因此同樣接受存在三門檻的假設(shè)。這也說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同也影響貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，即對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間也存在門檻效應(yīng)。

關(guān)于三門檻的估計值，其結(jié)果與以“對外開放指標(biāo)（E）”得出的結(jié)果相同，分別為363、443和461，將樣本中28個省份劃為低收入省份、中低收入省份、中高收入省份和高收入省份四個部分。

（五）外商投資與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證結(jié)果

首先，檢驗(yàn)外商投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的門檻效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果見表7。與之前兩個檢驗(yàn)結(jié)果類似，單門檻、雙門檻和三門檻的F值都非常顯著，對應(yīng)的P值均為000，因此也接受存在三門檻的假設(shè)。同樣，也說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同也影響外商投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，即外商投資與經(jīng)濟(jì)增長之間也存在門檻效應(yīng)。

關(guān)于三門檻的估計值，“外商投資（F）”所得出的結(jié)果與“對外開放指標(biāo)（E）”的結(jié)果也相同，分別為363、443和461，同樣的將樣本中28個省份劃為低收入省份、中低收入省份、中高收入省份和高收入省份四個區(qū)間。

與“對外開放指標(biāo)（E）”和“對外貿(mào)易（T）”之間相似性很強(qiáng)的結(jié)果不同，“外商投資（F）”的結(jié)果與前兩者有類似也有不同。

相似之處在于，lnFitI（·）的系數(shù)在不同組有所不同，說明外商投資對經(jīng)濟(jì)的增長存在門檻效應(yīng)；同時，各門檻部門的lnFitI（·）系數(shù)逐步增大，說明在隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，外商投資對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用更明顯。endprint

不同之處在于，lnFitI（·）的系數(shù)的顯著程度不明顯，僅在lnFitI（Dit-1>461）區(qū)間達(dá)到90%水平顯著，接近95%；在lnFitI（363

此外，lnFitI（·）的系數(shù)在低收入省份為負(fù)，顯示出略微的抑制經(jīng)濟(jì)增長的作用，而在中高收入省份和高收入省份為正，說明當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定程度后，外商投資才顯示出對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用。

對比三組結(jié)果的門檻區(qū)間系數(shù)，如表9所示，可以發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易、外商投資單獨(dú)的影響均小于兩者加總得出的“對外開放指標(biāo)（E）”，說明對外貿(mào)易和外商投資的聯(lián)合作用對經(jīng)濟(jì)增長的推動能力更強(qiáng)。

三、 結(jié)論及政策建議

新時期，隨著國家“一帶一路”倡議的提出和實(shí)施，堅(jiān)持對外開放、經(jīng)濟(jì)融合的戰(zhàn)略方針，不僅能為我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和地區(qū)建設(shè)提供助力，更能積極發(fā)展與沿線國家的經(jīng)濟(jì)合作伙伴關(guān)系，打造命運(yùn)共同體。同時我們也應(yīng)看到逐步調(diào)和解決地區(qū)之間“不平衡不充分發(fā)展的矛盾”已經(jīng)成為我國未來發(fā)展道路上的“攔路虎”。

基于此，本文使用Hansen提出的門檻回歸模型，以省際面板數(shù)據(jù)分析了我國對外開放與經(jīng)濟(jì)增長的門檻效應(yīng)，得到的結(jié)論如下：（1）對外開放對經(jīng)濟(jì)增長有顯著正向影響。同時，對外開放與經(jīng)濟(jì)增長之間存在門檻效應(yīng)，即某省以人均GDP這一因素衡量的經(jīng)濟(jì)初始狀況能夠影響對外開放對于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)程度。因此，隨著改革開放的漸進(jìn)式推進(jìn)，當(dāng)前我國各個省份由于地理位置、對外開放政策等原因，發(fā)展已經(jīng)出現(xiàn)不平衡。（2）門檻模型將樣本按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同進(jìn)行區(qū)分，隨著人均GDP的增大，對應(yīng)系數(shù)也相應(yīng)增大。因此，在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定程度后，對外開放對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用會越來越明顯，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，這種促進(jìn)作用越強(qiáng)烈。（3）對外貿(mào)易、外商投資指標(biāo)和對外開放指標(biāo)所得出的結(jié)果相似，其中外商投資指標(biāo)有所不同的地方在于：一是各個門檻區(qū)間的系數(shù)顯著性不強(qiáng)，二是外商投資的影響在低收入和中低收入省份顯示出略微抑制經(jīng)濟(jì)增長的作用，而在中高收入省份和高收入省份顯著為正。因此，由于資本賬戶開放程度等原因，在現(xiàn)階段我國應(yīng)更為重視外商投資對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用，隨著經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，外商投資才會逐漸顯示出對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用。

總之，隨著新時代經(jīng)濟(jì)改革的漸次展開，進(jìn)一步加大引入外資、加強(qiáng)貿(mào)易的對外開放力度將有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，在政策推進(jìn)的過程中，注重地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)水平差異，引導(dǎo)和鼓勵各類資源向經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)流動，提高欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平是改革的“著力點(diǎn)”、“推進(jìn)器”，把握住“協(xié)同發(fā)展”一盤棋的理念，使對外開放政策有的放矢。參考文獻(xiàn)：

[1]Helpman E， Krugman P R. Market structure and foreign trade： Increasing returns， imperfect competition and international trade [M]. The MIT Press， 2009.

[2]Chenery H B， Strout A M. Foreign assistance and economic development [J]. American Economic Review， 1966， 56（4）： 679733.

[3]Aghion P， Howitt P， MayerFoulkes D. The effect of financial development on convergence： Theory and evidence [J]. The Quarterly Journal of Economics， 2005， 120（1）： 173222.

[4]Edwards S. Capital mobility and economic performance： Are emerging economies different？ [R]. NBER Working Papers No. 8076， 2001.

[5]Eichengreen B. Capital account liberalization： What do crosscountry studies tell us？ [J]. World Bank Economic Review， 2001， 15（3）： 341365.

[6]Mody A， Murshid A P. Growth from international capital flows： The role of volatility regimes [R]. IMF Working Papers， 2011.

[7]包群. 貿(mào)易開放與經(jīng)濟(jì)增長： 只是線性關(guān)系嗎 [J]. 世界經(jīng)濟(jì)， 2008（9）： 318.

[8]Arena M. Does insurance market activity promote economic growth？ A crosscountry study for industrialized and developing countries [J]. Journal of Risk and Insurance， 2008， 75（4）： 921946.

[9]吳洪， 趙桂芹. 保險發(fā)展、金融協(xié)同和經(jīng)濟(jì)增長——基于省級面板數(shù)據(jù)的研究 [J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2010（3）： 6172.

[10]陳福中， 陳誠. 貿(mào)易開放水平、區(qū)位差異與中國經(jīng)濟(jì)增長——基于1994—2011年中國省級數(shù)據(jù)的實(shí)證考察 [J]. 國際貿(mào)易問題， 2013（11）： 8293.

[11]楊善奇. 環(huán)境規(guī)制對出口技術(shù)復(fù)雜度區(qū)域異質(zhì)性影響研究 [J]. 大連理工大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）， 2016， 37（4）： 4551.

[12]Hansen B E. Threshold effects in nondynamic panels： Estimation， testing， and inference [J]. Journal of Econometrics， 1999， 93（2）： 345368.

[13]Hansen B E. inference when a nuisance parameter is not identified under the null hypothesis [J]. Econometrica， 1996， 64（2）： 413430.

責(zé)任編輯、 校對： 鄭雅妮