李向陽 趙永輝 柯稚暉

1 引 言

自改革開放以來，尤其是在入世之后，隨著我國對外開放力度不斷提高，中國對外貿(mào)易獲得了長足發(fā)展，進出口規(guī)模從2001年的5097億美元上升到2021年的6.05萬億美元，年均增幅高達12.5%，遠超同期世界貿(mào)易5.04%的平均增速，中國也在2013年超越美國躋身世界第一貿(mào)易大國。同期GDP增長率與進出口規(guī)模增長率相關(guān)系數(shù)高達73.5%。2022年前四個月雖受疫情和國際多重不確定性影響，我國外貿(mào)進出口仍呈高速增長態(tài)勢，同比增長7.9%①貿(mào)易規(guī)模數(shù)據(jù)和2022年前4個月數(shù)據(jù)來自海關(guān)總署，口徑為海關(guān)統(tǒng)計進出口貨物貿(mào)易總額，http://fxs.customs.gov.cn/customs/302249/zfxx gk/2799825/302274/302275/3511722/index.html,貿(mào)易平均增長率由作者計算得到；世界貿(mào)易增長數(shù)據(jù)來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。GDP增長率來自于CEIC中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫。毋庸置疑，實施積極的對外開放戰(zhàn)略為中國經(jīng)濟實現(xiàn)騰飛和保持穩(wěn)定增長發(fā)揮了重要作用（裴長洪，2013［1］）。以擴大開放為契機，中國經(jīng)濟在深度參與、融入全球化的同時，也獲得了經(jīng)濟一體化帶來的益處：在過去十五年，中國經(jīng)濟規(guī)模大約擴大了10倍，與世界主要國家的差距迅速縮?、?000年，中國經(jīng)濟總量約為8.9萬億元人民幣，按可比價匯率計算首次突破1萬億美元；加入WTO之后，中國經(jīng)濟發(fā)展速度加快，2005年GDP總值突破2萬億美元，2009年超過5萬億美元。到2014年，中國國內(nèi)生產(chǎn)總值達到636463億元，以美元計首次突破10萬億美元大關(guān)（2015.1.20，國家統(tǒng)計局，《2014年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》）。從跨入“1萬億美元俱樂部”到突破10萬億美元，中國用時14年；相比之下，美國1970年國內(nèi)生產(chǎn)總值約為1萬億美元，早于中國30年，但直到2001年美國GDP才達到10萬億美元，從1萬億到10萬億，美國用時31年。，對世界經(jīng)濟和貿(mào)易活動的影響不斷增大。在一定程度上，可以說正是得益對外貿(mào)易的強勁發(fā)展，才有力支撐了我國外向型經(jīng)濟的壯大成長（包群和劉蓉，2008［2］；郝園園和曹洪忠，2020［3］）。

與此同時，細觀地區(qū)發(fā)展實踐則易發(fā)現(xiàn)，我國各地區(qū)之間經(jīng)濟發(fā)展并不均衡，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展相差懸殊（陸銘和陳釗，2009［4］）。東部地區(qū)借助開放契機率先進行改革，分享了發(fā)展的大部分紅利；中西部則受制于政策體制及基礎(chǔ)條件，其發(fā)展遠滯后于東部地區(qū)（范子英，2014［5］）。以收入差距為例，中國以人均收入衡量的基尼系數(shù)在進入新世紀后顯著上升，從2000年0.417上升到2008年0.491最高點，此后雖有下降，但2020年依然高達0.468③基尼系數(shù)所用人均收入數(shù)據(jù)來自歷年《中國財政年鑒》，由作者計算得出。2020年數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站：http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202109/t20210929_1822623.html。；分區(qū)域來看，中國經(jīng)濟總量向東集中的趨勢自改革開放之后不斷強化，東部10省（市）經(jīng)濟份額由1978年43.6%上升到2021年的52.2%，提高8.6%；西部12?。ㄊ校┯?0.8%上升為21.0%，升幅0.2%；東北3省降幅較大，由14.0%下降為4.7%，降幅9.3%④國家統(tǒng)計局普查中心，《30年地區(qū)發(fā)展：絕對差距在擴大》，2012年11月07日《中國投資》，http://finance.sina.com.cn/roll/20121107/162513605464.shtml。2021年數(shù)據(jù)來源于CEIC中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫（區(qū)域數(shù)據(jù)為季度加總數(shù)據(jù)，按照東部10省，西部12省，中部6省和東北3省來統(tǒng)計加總）。。在同一個開放經(jīng)濟的宏觀環(huán)境下，各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的績效卻呈現(xiàn)了截然不同的表現(xiàn)。針對這一問題，許多學者從地理區(qū)位、要素稟賦、制度執(zhí)行、金融政策、發(fā)展戰(zhàn)略導向及自由貿(mào)易協(xié)定等視角進行過深入研究（Yao 和 Zhang，2001［6］；孫曉華等，2015［7］；陸銘，2015［8］；郝園園和曹洪忠，2020［3］）。本文的疑問則是，我國地區(qū)之間經(jīng)濟增長的績效差別，是否也跟開放機制在不同地區(qū)所適用的環(huán)境有關(guān)？如果其政策實施的效果和潛力發(fā)揮存在差別，又是什么原因?qū)е铝诉@一差別？

在現(xiàn)實中，從我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的實踐看，正確評估地區(qū)對外開放的作用效果，同樣繞不開內(nèi)涵其中的市場化改革的影響。一方面，對外開放本身即存在于市場化改革的進程之中，與經(jīng)濟體制改革一脈相承并相互促進；另一方面，從傳導機制看，對外開放通過專業(yè)化分工、技術(shù)溢出、“學習效應(yīng)”等途徑直接或間接影響經(jīng)濟增長（Damijan和Kostevc，2010［9］），或基于貿(mào)易自由化的競爭機制來促進一國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級進而提升微觀企業(yè)的TFP改進（Tybout，2003［10］；簡澤等，2014［11］）。但無論是專業(yè)化分工、“干中學”、經(jīng)濟集聚、產(chǎn)業(yè)優(yōu)化或微觀效率提升，都離不開共生其中的經(jīng)濟秩序重塑及有序競爭觀念培育。因此，考慮到中國經(jīng)濟增長和對外開放所遵循的市場化演進背景，及經(jīng)濟體制改革對經(jīng)濟發(fā)展可能存在的制約，都使得有必要在一個考慮市場一體化改革演進的環(huán)境中，重新審視并檢驗貿(mào)易開放對地區(qū)經(jīng)濟增長的階段性作用。

本文從市場一體化發(fā)展的視角探究開放機制對促進地區(qū)經(jīng)濟增長的漸進式作用，其研究價值在于，以市場一體化的漸進式改革為切入，可以為探討地區(qū)發(fā)展的差別化績效成因給予一個不同于傳統(tǒng)視角的解讀⑤現(xiàn)有研究認為，導致中國各地區(qū)之間經(jīng)濟發(fā)展殊異的內(nèi)在動因大致可以歸結(jié)為源自資源稟賦、地理區(qū)位、經(jīng)濟基礎(chǔ)、發(fā)展政策（包括產(chǎn)業(yè)政策、發(fā)展戰(zhàn)略等）以及所有制體制等方面的差別所致（陸銘、陳釗，2009；范子英，2014；陸銘，2015）；對貿(mào)易影響經(jīng)濟增長的途徑，則多數(shù)從進口競爭效應(yīng)（簡澤等，2014）、出口學習效應(yīng)（Kerr，2008）及技術(shù)溢出效應(yīng)（Grossman &Helpman，1991）等視角分析。但上述分析或多或少都忽視了影響這些機制發(fā)揮作用的制度執(zhí)行環(huán)境，而良好的市場化改革則是資源配置和調(diào)節(jié)機制能夠有效運行的前提和先導。，進而豐富新增長理論關(guān)于開放機制影響經(jīng)濟發(fā)展路徑和渠道的研究。不僅如此，從動態(tài)視角研究開放機制發(fā)揮作用的基礎(chǔ)條件，有助于理解應(yīng)對新時期外貿(mào)政策調(diào)整對轉(zhuǎn)型發(fā)展的影響，在中國經(jīng)濟開始步入從高速向中高速轉(zhuǎn)變的換檔期、貿(mào)易發(fā)展又面臨新舊動能轉(zhuǎn)換尚未完成的大背景下，外需乏力一定程度上影響了宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)健增長，這也需要重新認知并辨識二者之間的作用關(guān)聯(lián)。“十九大”以后，中央明確提出“要加快構(gòu)建開放型經(jīng)濟新體制、發(fā)展更高水平的對外開放”，強調(diào)“要以開放發(fā)展為理念推動新一輪高水平對外開放，以開放促改革、促發(fā)展”①2015年9月17日，《中共中央、國務(wù)院關(guān)于構(gòu)建開放型經(jīng)濟新體制的若干意見》；2017年1月17日，《關(guān)于擴大對外開放積極利用外資若干措施的通知》（國發(fā)〔2017〕5號）。，而開放型經(jīng)濟新體制的構(gòu)建，尤為需要相關(guān)要素市場建設(shè)和制度性配套措施的有序跟進，這其中，又首推市場秩序和平等競爭環(huán)境的重塑。這與本文強調(diào)要推進市場一體化的制度設(shè)計理念相契合。

本文其余部分安排如下：第二部分為相關(guān)研究的文獻述評；第三部分是研究設(shè)計，包括模型構(gòu)建與指標設(shè)定；第四部分為實證結(jié)果及分析；第五部分進一步考察市場化改革推進的空間關(guān)聯(lián)影響；最后為本文結(jié)論。

2 文獻評述

有關(guān)貿(mào)易開放機制影響一國經(jīng)濟增長的研究由來已久。早期的新古典理論即指出，對外貿(mào)易可以通過專業(yè)分工、市場進入、技術(shù)擴散等途徑推動一國經(jīng)濟增長（Levine和Renelt，1992［12］；Sachs和Warner，1995［13］）。新增長理論也證實，對外開放有利于促進行業(yè)間技術(shù)溢出、生產(chǎn)效率提升進而促進經(jīng)濟增長（Kavoussi，1984［14］）。Barro和 Sala-I-Martin（1995）［15］的研究認為，在開放經(jīng)濟下，總產(chǎn)出除了與資本、勞動力、土地等要素投入有關(guān)之外，也經(jīng)常受外部經(jīng)濟活動的影響，前者通過數(shù)量增加體現(xiàn)為對經(jīng)濟規(guī)模的拉動，后者則通過改善政策質(zhì)量、引進技術(shù)、參與國際分工以及通過改造全球化生產(chǎn)所需的制度規(guī)則等方式影響要素配置進而影響經(jīng)濟增長。隨著基于實踐的理論研究的深入，更多學者傾向于認定開放政策在促進經(jīng)濟增長方面可能存在階段性目標，其不僅會受到地區(qū)發(fā)展基礎(chǔ)條件的制約，同時開放體制促進經(jīng)濟增長的正相關(guān)特征，也并不總是顯著成立（Rodriguez 和 Rodrick，2001［16］）。如Singh（2010）［17］的研究即證實，對外貿(mào)易對一國經(jīng)濟增長的影響要受到經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和發(fā)展階段的顯著影響，并指出除各國經(jīng)濟的實踐可以證偽之外②如在亞洲、拉美以及許多非洲國家，貿(mào)易開放并沒有能使這些國家從經(jīng)濟全球化中明顯受益，相反，許多落后國家被卷入了世界原材料供應(yīng)市場，或被鎖定在全球化分工的低端生產(chǎn)鏈條，經(jīng)濟全球化的發(fā)展導致這些國家愛對外貿(mào)易條件不斷惡化、貿(mào)易開放的紅利難以顯現(xiàn)。，實證研究結(jié)論的穩(wěn)健性也會受到指標度量及研究方法的限制。Kim (2011)［18］的研究證實了Singh（2010）［17］的論斷。③有關(guān)貿(mào)易開放與經(jīng)濟增長之間非穩(wěn)健性關(guān)系的研究，早期成果可見Rodriguez 和Rodrik（2001）的綜述，近期研究可參見Singh（2010）。

經(jīng)過多年改革開放的實踐，中國經(jīng)濟增長的內(nèi)在動力發(fā)生了深刻變化。當前，在中國開放型經(jīng)濟逐步推開和深化的背景下，外部因素更容易通過貿(mào)易活動影響國內(nèi)需求和消費結(jié)構(gòu)（盛斌和毛其淋，2011［19］）。與此同時，在內(nèi)生發(fā)展方面，通過經(jīng)濟轉(zhuǎn)型、引入競爭，以市場化為導向的體制改革極大調(diào)動了地方政府主體發(fā)展經(jīng)濟的積極性（Jin 等，2005［20］），圍繞現(xiàn)代經(jīng)濟發(fā)展理念進行的市場秩序調(diào)整、契約規(guī)則遵守、競爭意識培育以及科學發(fā)展理念等一系列制度軟環(huán)境的改善，對提升地區(qū)經(jīng)濟增長績效、優(yōu)化區(qū)域發(fā)展布局意義重大（樊綱等，2003［21］）。隨著對外開放和對內(nèi)改革并行深入，市場機制在有序調(diào)節(jié)資源配置及保障經(jīng)濟運行方面的作用不斷增強，改革深化為開放水平的提升創(chuàng)造了契機和環(huán)境，為有效調(diào)動市場需求、促進產(chǎn)業(yè)升級、提振微觀主體經(jīng)濟活力起到了顯著效果（樊綱等，2011［22］）。對外開放則通過產(chǎn)業(yè)分工、行業(yè)競爭、技術(shù)外溢和人力資本配置（李世剛等，2021［23］）等途徑影響自主創(chuàng)新能力（張寬等，2019［24］）和TFP進而改善經(jīng)濟效率。不過，其促進經(jīng)濟發(fā)展的效應(yīng)，可能會因受制不同地區(qū)市場化改革進程推進的成效高低而有差別（陳福中和陳誠，2013［25］），同時也在技術(shù)水平、人力資本和就業(yè)等三方面呈現(xiàn)明顯異質(zhì)性（彭剛等，2020［26］）。

在轉(zhuǎn)軌時期的中國，市場競爭除了源自改革內(nèi)部的沖擊之外，也有來自貿(mào)易自由化的外部壓力（簡澤等，2014［11］）。相比于中西部，東部地區(qū)在勞動力素質(zhì)、市場觀念、產(chǎn)權(quán)保護及契約遵守等有利于經(jīng)濟發(fā)展和市場機制發(fā)揮的要件方面，要顯著優(yōu)于中西部，這使得擴大開放導致的競爭壓力傳導，很可能會對市場主體的增長績效提供差別激勵，東部地區(qū)會更容易形成激勵競爭的正向行業(yè)促進效果，而中西部地區(qū)則限于技術(shù)、稟賦等缺陷而容易導致競爭失衡的負向抑制效應(yīng)（孫曉華等，2015［7］）。因此，市場化更高、市場觀念更成熟的東部地區(qū)借助競爭提升地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展績效的機率也會更高（陳福中和陳誠，2013［25］）。不僅如此，從適應(yīng)微觀發(fā)展的軟環(huán)境看，在應(yīng)對技術(shù)創(chuàng)新、抵御市場風險和規(guī)范企業(yè)治理方面，東部沿海地區(qū)在支持研發(fā)、調(diào)度市場機制及規(guī)范企業(yè)自營自治方面，無疑也擁有更明顯的制度優(yōu)勢，進而能夠為開放經(jīng)濟的作用發(fā)揮帶來更大程度的積極加持。同時，在政府動員、公共服務(wù)及治理經(jīng)濟運行等硬件方面，與東部地區(qū)相比，市場化改革滯后的中西部地區(qū)政府，無論是在治理水平還是在治理效率方面，都與東部地區(qū)存在明顯差距。上述因素均在一定程度上阻滯了落后地區(qū)應(yīng)對市場競爭、融入全球價值鏈以及參與國際分工的力度，進而制約了開放政策的效應(yīng)發(fā)揮，并拖累地區(qū)現(xiàn)代化的步伐（趙永亮和才國偉，2009［27］；盛斌和毛其淋，2011［19］）。由此可見，市場化改革會制約開放機制的作用發(fā)揮。改革不僅影響宏觀層面的制度設(shè)計和政策導向，也通過影響資源配置和生產(chǎn)效率最終反映為地區(qū)發(fā)展績效的差異?？紤]到我國市場化改革的漸進特征可以作為區(qū)分不同地區(qū)發(fā)展階段的天然指標，因此在實證分析中，本文將以各地區(qū)市場化進程作為梯度變量，進而識別開放機制與地區(qū)經(jīng)濟增長之間可能存在的非線性影響特征。

本文理論研究的貢獻有三點。第一，從現(xiàn)實背景看，截止2020年底，中國外貿(mào)依存度依然超過30%，外貿(mào)發(fā)展對經(jīng)濟增長的拉動遠超美、日等發(fā)達國家，在當下外貿(mào)乏力、內(nèi)需增長又難以為繼的情況下，本文的研究結(jié)論可以審視開放對經(jīng)濟增長的區(qū)分效果；第二，從經(jīng)濟實踐來說，對中國這樣仍處于轉(zhuǎn)型發(fā)展中的大型經(jīng)濟體而言，對外開放提升與國內(nèi)體制改革深化一直是相向而行、互相影響并不斷調(diào)整的，其作用較之開放程度偏低或很高的國家必然有更為復雜的關(guān)聯(lián)影響，從而很難以用簡單的線性作用關(guān)系一言以論。本文認同開放與增長之間可能存在非線性變化關(guān)系的預判，已有研究對此也曾有所涉及（包群等，2008［2］），但就目前而言，還鮮有文獻從市場一體化改革進程制約貿(mào)易開放作用發(fā)揮的視角對其進行考察和檢驗；第三，從實證研究思路看，傳統(tǒng)研究在分類考察異質(zhì)性樣本時，多數(shù)按地域或經(jīng)濟屬性劃分，（如東、中、西部或發(fā)達、欠發(fā)達地區(qū)等），其主觀判別的意念偏重，并不能很好地反映由數(shù)據(jù)本身驅(qū)動的內(nèi)生性結(jié)構(gòu)突變特質(zhì)，進而也不能很好地捕捉非線性影響的集約變動趨勢。本文在實證分析中將采用Hansen（1999）［28］及Caner和Hansen（2004）［29］發(fā)展的異質(zhì)性門檻模型，來估計市場化改革對貿(mào)易開放效應(yīng)發(fā)揮的結(jié)構(gòu)性影響，可以使得論文的估計結(jié)果更為真實可信。

3 研究設(shè)計

3.1 門檻模型設(shè)定

實證研究分以下兩個步驟進行。首先，從經(jīng)濟數(shù)據(jù)自身特征出發(fā)，識別各地區(qū)市場化發(fā)展的門檻值，并根據(jù)門檻值劃分相應(yīng)區(qū)間；其次，采用控制固定效應(yīng)的門檻估計思路，對不同發(fā)展階段中開放對經(jīng)濟增長的差別影響進行考察。首先建立貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的單門檻模型：

式（1）中，因變量lngwit為各地區(qū)實際人均gdp增幅，用來表示地方經(jīng)濟增長狀況；openit為門檻依賴變量，表示i地區(qū)在t期的開放程度，市場一體化進程mark為影響開放的內(nèi)生門檻變量； I(.)為示性函數(shù)，當括號內(nèi)邏輯判斷條件成立時，取值為1，否則為0；β1、β2分別對應(yīng)mark≤γ和mark＞γ兩個不同區(qū)間門檻依賴變量對經(jīng)濟增長的影響。Ptt為影響經(jīng)濟增長的外部政策，本文選擇用加入WTO（2001年）為分界點構(gòu)造虛擬變量來表征。①在回歸過程中加入Ptt，是考慮到中國的貿(mào)易開放在進入21世紀后是與加入WTO的作用共生發(fā)展的，二者之間有可能存在一定程度上的關(guān)聯(lián)作用，為了避免因關(guān)聯(lián)指標相互作用造成對回歸估計的干擾，我們在回歸中控制“入世”的影響，盡量區(qū)分干擾貿(mào)易開放發(fā)揮作用的具體路徑或影響。Xit為外生控制變量集，μi表示采取固定效應(yīng)時各地區(qū)均有一個不隨時間變化的效應(yīng)，ft用來控制時間維度的經(jīng)濟沖擊，εit為隨機擾動項。對門檻效應(yīng)的檢驗，參照Hansen（1999）［28］的識別方法，①Hansen（1999）面板門檻模型的基本思想是，依據(jù)“殘差最小化”的思想、利用格子搜索方法尋找結(jié)構(gòu)突變的門檻值，其最大的優(yōu)點是可以依據(jù)數(shù)據(jù)本身的特點來內(nèi)生性地劃分區(qū)間并找出門檻值，因此可以有效地避免人為劃分樣本區(qū)間或二次項模型帶來的偏誤，進而正確捕捉門檻作用變量的非線性變化特點，并提高結(jié)構(gòu)回歸模型的估計效率。當存在兩個門檻時，可設(shè)定如下雙門檻模型：

式（2）openit中對因變量lngwit的影響依賴于門檻變量mark：當mark≤γ1成立時，openit對lngwit的影響為 β1；當 γ1＜mark≤γ2時，，openit對lngwit的影響變?yōu)?β2；當 mark＞γ2時，openit對 lngwit的作用則通過β3來體現(xiàn)。上述三個系數(shù)的顯著性及估值大小即反映了對應(yīng)不同門檻條件下貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的階段性作用。

3.2 門檻模型估計思路

在估計門檻模型之前，首要任務(wù)是估計出門檻值γi以及對應(yīng)的門檻待估系數(shù)βi'，然后再進行不同門檻效應(yīng)的顯著性檢驗，并進而求出門檻值對應(yīng)的置信區(qū)間。以Hansen（1999）［28］的單門檻模型估計為例進行說明，其單一門檻模型的一般化形式可表述為：

在計算門檻值γ之前，應(yīng)首先消除所考察樣本中存在的個體效應(yīng)的影響。我們通過對每個觀測樣本進行組內(nèi)去均值化處理。以yit為例，yit*=yit-T-1∑t=1Tyit，其他變量的處理與之類似。由此，式（3）變換為：

為簡潔表述起見，把式（4）表示為n×k階矩陣，有y*=X*(γ)β+e*。為保證參數(shù)估計隨機性，可以將任意的γ0作為初始值賦予γ并采用OLS估計式（4），由此可以得到β的估計值值(γ0)及相應(yīng)的殘差平方和：

然后，在γ允許的取值范圍內(nèi)對S1(γ0)進行最小化求解，使殘差平方和最小的γ0即為所求的門檻值（滿足）=arg minS1(γ0)）。在確定之后可以進一步求得殘差向量?=?（）以以及對應(yīng)的殘差平方和：

對于門檻效應(yīng)顯著性的檢驗，首先建立原假設(shè)H0:β1'=β2'以及備擇假設(shè)，，然后通過構(gòu)造基于最小化殘差平方和的F統(tǒng)計量進行檢驗。其中S0為不存在門檻條件下的殘差平方和，S1()則為預設(shè)存在門檻條件的殘差平方和。對F統(tǒng)計量來說，γ為待估參數(shù)無法事前預知，故F統(tǒng)計量為非標準分布。依照Hansen（1999）［28］的做法，采用“自舉法”（Bootstrap）獲得其漸進分布，并構(gòu)造對應(yīng)的P值來檢驗其顯著性。

雙重門檻以及多重（三重及以上）門檻模型，其估計思路和分析過程與單門檻模型的估計類似，不再贅述。

3.3 指標界定與數(shù)據(jù)來源

（1）經(jīng)濟增長（lngwit）。遵循既有研究，并排除人口規(guī)模影響，本文使用各地區(qū)人均gdp增長率表示地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)出的變動，并通過2000年消費價格指數(shù)為基準進行平減。另一方面，考慮改革開放以來，中國的工業(yè)化進程與經(jīng)濟增長是同步進行，因此地方經(jīng)濟增長的績效在一定程度上也體現(xiàn)為地區(qū)工業(yè)化程度的提高。因此在穩(wěn)健性檢驗中，也采用地區(qū)單位勞均工業(yè)增加值（ln(piva)）增速來替代lngwit，以替代衡量經(jīng)濟發(fā)展中的工業(yè)化演進特征。

（2）貿(mào)易開放（openit）。衡量貿(mào)易開放的常用指標是外貿(mào)依存度（進出口總額/GDP）。鑒于進口與出口分別從不同的角度反映了一國居民從外部獲取商品的需求以及供給國外消費者（生產(chǎn)者）的能力，因此考察進出口在總產(chǎn)出中的占比在一定程度上可以反映該國參與國際經(jīng)濟活動的水平。不過，貿(mào)易依存度也存在固有缺陷。如不能反映內(nèi)部需求狀況，一般而言經(jīng)濟（人口）規(guī)模更大的國家，也傾向有更大的內(nèi)部需求，這將降低貿(mào)易在產(chǎn)出中的占比；此外，隨著經(jīng)濟社會的進步，服務(wù)業(yè)在現(xiàn)代經(jīng)濟中的占比不斷上升，但大部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)屬于非貿(mào)易部門，并不在GDP核算中體現(xiàn)，這也會降低一國對外貿(mào)易的依存度。同時，在現(xiàn)實中，更有可能出現(xiàn)的一種情況是，經(jīng)濟發(fā)達國家一般也擁有更強大的商品和服務(wù)的生產(chǎn)能力，其滿足國內(nèi)需求的能力也更強，這使得基于傳統(tǒng)貿(mào)易依存度衡量對外開放會出現(xiàn)一定程度的低估①舉例來說，相比發(fā)展中國家（如中國）因受制經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌和工業(yè)化尚未完成導致貿(mào)易和資本市場開放還不完善，美國則屬于典型的市場高度開放的發(fā)達國家，美國國內(nèi)消費者對于各種商品服務(wù)的需求極為龐大，但其國內(nèi)制造商品和服務(wù)的能力也極為強大，加之較為成熟的消費理念，國內(nèi)生產(chǎn)的商品和服務(wù)大部分都被國內(nèi)需求消化，導致其國內(nèi)出口比之進口相對偏小。中國則恰好與之相反，受限于內(nèi)需不足，在我國對外貿(mào)易中，出口顯著大于進口，并時常伴隨資本和商品賬戶的雙順差現(xiàn)象以及巨額的外匯儲備累積。如果單純以進出口總值占GDP份額衡量外貿(mào)開放程度，則中國的經(jīng)濟開放度將遠高于美國。。Patrick等（1998）［30］和Goldberg等（2009）［31］都指出，對外依存度指標只有在人口規(guī)模、地理位置、貿(mào)易結(jié)構(gòu)以及人均產(chǎn)出等相近的國家間比較才有意義。因此，我們借鑒盛斌和毛其淋（2011）［19］的做法，對傳統(tǒng)的貿(mào)易開放指標進行修正。設(shè)定修正模型為：

式（7）中openit指外貿(mào)依存度，gdpit和popit為地區(qū)GDP和年末人口規(guī)模，用來控制經(jīng)濟發(fā)展和人口的影響。采用固定效應(yīng)模型估計式（7）②固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果從略，感興趣讀者可以來信問詢，備索。，然后根據(jù)估計結(jié)果獲得擬合值。可以反映在考慮經(jīng)濟能力、人口需求及地域消費習慣等因素差異后，各地區(qū)“平均”條件下的貿(mào)易開放力度。以對式（7）中l(wèi)nopenit進行平減，可得修正的貿(mào)易開放指數(shù)：

openit*指數(shù)衡量了某一地區(qū)開放水平相比“正?！睏l件下偏離的程度：openit*＞1意味i地區(qū)開放力度較理論偏高，openit*=1表明實際情況與理論開放程度吻合，openit*＜1則說明貿(mào)易開放力度偏低③采用修正開放指數(shù)的另一個原因在于，是一個無量綱的相對值，它除了能夠區(qū)別一個地區(qū)的貿(mào)易活動偏離“期望”開放水平的程度之外，還可以很好地規(guī)避對外開放與國內(nèi)市場一體化共生發(fā)展導致的內(nèi)生性問題，提升經(jīng)驗估計的可靠性和可信度。。

（3）市場一體化進程（markit）。以市場化為導向的體制改革在推動中國經(jīng)濟增長的過程中扮演了關(guān)鍵角色。改革推動資源配置效率改善，促進要素市場競爭潛力釋放。對市場一體化改革的度量，本文使用樊綱等（2003［21］；2011［22］）編制的分省市場化指數(shù)（ml）來表示（簡稱“樊綱指數(shù)”）?！胺V指數(shù)”基于我國市場化轉(zhuǎn)型的特點而設(shè)，具有較長的考察區(qū)間及較多的考察維度，在實證分析中得到廣泛應(yīng)用，是目前學界有關(guān)經(jīng)濟體制改革研究采用較多的指標。就本文分析而言，1997-2009年各地區(qū)市場化得分直接取自《中國市場化指數(shù)2011》（以下簡稱“2011指數(shù)”），2010～2016年各地市場化得分則來源于《分省份市場化指數(shù)報告(2018)》（以下簡稱“2018指數(shù)”）?！吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告2018》報告了2008-2016年各地區(qū)以2008年為考察基期的評分，這與樊綱等（2011）［22］公布的1997-2009年市場化得分不具有直接可比性。對此，我們按如下思路處理：以“2011指數(shù)”為基期，按兩種指數(shù)體系中共有的2008年和2009年數(shù)據(jù)，以Score20082011指數(shù)/Score20082018指數(shù)和Score20092011指數(shù)/Score20092018指數(shù)的算術(shù)移動平均作為折算系數(shù)，將“2018指數(shù)”中2010-2016年總得分折算為“2011指數(shù)”計算口徑的數(shù)據(jù)，以最大程度保證前后階段的計算口徑保持一致。在穩(wěn)健性檢驗中，則使用以“2018指數(shù)”為基期的平減模式，得到相應(yīng)的市場化得分進行驗證。

為進一步識別市場一體化改革對地方經(jīng)濟發(fā)展績效的顯著作用，并考慮到私營經(jīng)濟對活躍市場行為人主體意識、完善所有制結(jié)構(gòu)、加快市場化進程及提高經(jīng)濟效率等方面的重要作用，我們也使用私營經(jīng)濟活躍度（nl）替代市場化得分（ml），并與市場化得分的估計結(jié)果相互驗證。理論上說，二者對提升生產(chǎn)要素配置效率的影響應(yīng)保持一致，良好的私營經(jīng)濟發(fā)展對提升企業(yè)家創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)促進明顯，在市場化更高的地區(qū)，私營經(jīng)濟相對也更為發(fā)達（邵帥等，2013［32］）。

（4）控制變量（Xit）。從新增長理論出發(fā)，控制變量主要考慮以下5類：①居民最終消費（Fc）。使用各地區(qū)年末居民人均實際消費支出衡量，并以2000年價格指數(shù)為基期進行平減，衡量最終消費這一內(nèi)需動力對GDP增長的拉動。②固定資產(chǎn)投資（Invset）。以全社會固定資產(chǎn)投資完成額表示，以2000年固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)為基期平減得到各地區(qū)實際固定資產(chǎn)投資額，用來捕捉企業(yè)生產(chǎn)需求對經(jīng)濟產(chǎn)出的促進作用。③政府規(guī)模（Scale）。以地方本級財政支出/地區(qū)生產(chǎn)總值表示，財政支出的力度和規(guī)模在一定程度上體現(xiàn)了政府對現(xiàn)代經(jīng)濟的調(diào)控和干預程度，尤其在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，有力的政府引導和調(diào)節(jié)對經(jīng)濟發(fā)展會產(chǎn)生顯著影響。④產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平（Fi）。本文使用二、三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)總產(chǎn)業(yè)增加值的比重來表示。以現(xiàn)代工業(yè)發(fā)展為主導的產(chǎn)業(yè)升級是經(jīng)濟增長的重要動力，依照經(jīng)濟發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進的規(guī)律，F(xiàn)i比重越小，表明該地區(qū)工業(yè)化程度越低，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化相對遲滯，對經(jīng)濟發(fā)展的帶動越不明顯。⑤勞動力人口比重（Pb），使用15歲～64歲人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?，用來衡量人口紅利對于地區(qū)經(jīng)濟增長的影響。

實證分析所使用樣本為除西藏之外30個地區(qū)的面板數(shù)據(jù)?？紤]市場化指數(shù)編制起自1997年，而重慶自1997 年作為直轄市始有獨立數(shù)據(jù)統(tǒng)計，從數(shù)據(jù)可得及連貫性起見，并為排除中美貿(mào)易沖突的影響，本文選擇樣本分析的跨度從1997-2016年。數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國財政年鑒》、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、《中國經(jīng)濟社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、中經(jīng)網(wǎng)、國研網(wǎng)以及各地區(qū)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒，部分歷史數(shù)據(jù)通過統(tǒng)計局網(wǎng)站和《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》補全。

4 實證結(jié)果及分析

4.1 門檻效果及門檻值估計

在估計門檻模型之前，應(yīng)首先確認門檻值存在及門檻個數(shù)，以確定門檻模型的具體形式。本文通過“自抽樣法”（Bootstrap）來模擬F統(tǒng)計量的漸進分布并構(gòu)造對應(yīng)的P值，然后進行不存在門檻、1個門檻、2個門檻和3個門檻的假設(shè)檢驗。

表1報告了以市場化得分和私營經(jīng)濟發(fā)展作為門檻變量進行門檻效應(yīng)檢驗的F值及自抽樣P值，及其1%、5%、10%顯著性水平的臨界值。表1的結(jié)果顯示，對總得分ml而言，單一門檻效應(yīng)在1%置信水平下顯著成立，雙重門檻效應(yīng)則在5%顯著性水平下顯著，而三重門檻效應(yīng)即使在10%顯著性水平下也不顯著；對nl來說，其單一門檻效應(yīng)在1%顯著性水平下顯著，雙重門檻效應(yīng)則在5%顯著水平下不再成立。表2門檻值估計結(jié)果揭示，ml和nl在經(jīng)驗估計中分別存在雙重門檻（門檻值為7.60和11.00）和單一門檻（門檻值為32.88）。據(jù)此，在后續(xù)實證分析中，針對ml和nl指標將分別采用雙重門檻和單一門檻模型進行分析。

表1 門檻效應(yīng)的顯著性檢驗

表2 門檻值估計與置信區(qū)間

4.2 估計結(jié)果及分析

下表3列示了市場一體化改革背景下門檻模型的估計結(jié)果。為更好地對比、分析門檻效應(yīng)特征，我們也給出了采用傳統(tǒng)線性回歸思路的固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果。如模型（1）所示，在依次控制了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Fi）、人口紅利（Pb）和政策沖擊（Pt）影響后，貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的作用呈現(xiàn)顯著正相關(guān)的特征，系數(shù)估計值高達0.292；在進一步加入居民最終消費（Fc）、固定資產(chǎn)投資（Invest）和政府支出（Scale）等需求因素影響后，模型（2）的估計結(jié)果顯示，開放機制促進經(jīng)濟增長的作用依然在1%置信水平上為正，但系數(shù)下降為0.093。這表明貿(mào)易開放對地方經(jīng)濟增長的促進作用具有穩(wěn)健性，開放水平越高，地區(qū)經(jīng)濟一體化參與程度越深，則外向型經(jīng)濟對產(chǎn)出拉動的效應(yīng)就越明顯。這一結(jié)論與黃玖立和李坤望（2006）［33］的研究一致。值得注意的是，政策變量Pt在模型（1）和模型（2）中均顯著為正，說明通過加入WTO參與更高水平的國際競爭，有力地促進了我國經(jīng)濟的發(fā)展（簡澤等，2014［11］）。

表3 市場一體化與地區(qū)經(jīng)濟增長：門檻效應(yīng)的估計

續(xù)表

模型（3）則列示了基于（2）式方程設(shè)定、采用市場化得分（ml）為傳導變量的門檻模型的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，市場化進程對于貿(mào)易開放機制的作用發(fā)揮呈現(xiàn)出顯著的遞進式的階段性特征（2個門檻）：當?shù)貐^(qū)市場一體化指數(shù)（ml）小于第一門檻值7.60時，此時開放機制對地區(qū)經(jīng)濟增長的拉動效果較小，其系數(shù)約為0.053，但依然通過10%置信水平的檢驗；當ml進入第二門檻區(qū)間時（7.6＜ml≤11.00），貿(mào)易開放對于當?shù)亟?jīng)濟增長的促進作用提高到0.098，并且更是在1%顯著性水平上成立，這說明地區(qū)市場一體化的發(fā)展能夠顯著激勵開放機制作用效果的發(fā)揮；更明顯的是，當ml指數(shù)高于11.00的第二門檻時，開放機制對經(jīng)濟增長的估計系數(shù)值達到0.151，且遠高于第一門檻值和第二門檻區(qū)間所對應(yīng)的開放機制的估計系數(shù)（分別為其估計系數(shù)的2.85和1.54倍），從而進一步證實，貿(mào)易開放機制驅(qū)動經(jīng)濟增長作用的發(fā)揮，須借助并依賴地區(qū)市場一體化發(fā)展要件的有效支撐。如果地區(qū)推進要素市場建設(shè)和統(tǒng)一市場規(guī)則秩序等改革進度滯后、經(jīng)濟轉(zhuǎn)型改革力度尚未達到一定程度時，開放機制對經(jīng)濟增長的作用不能得以充分顯現(xiàn)。伴隨地區(qū)市場一體化進程的深入發(fā)展，在全方位參與應(yīng)對國際國內(nèi)市場充分競爭的過程中，市場經(jīng)濟秩序調(diào)節(jié)和公平競爭機制的實施將越來越顯示其獨特優(yōu)勢，地方參與國際分工及對接國際貿(mào)易游戲規(guī)則的能力和應(yīng)對意識得到提高，從而地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量和參與國際競爭的能力將不斷改善。隨著市場化改革不斷深化并推進到第三區(qū)間，貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長將起到更顯著的促進作用，對經(jīng)濟增長的影響更大。

模型（4）以私營經(jīng)濟發(fā)展（nl）為門檻變量進行考察。估計結(jié)果顯示，當私營經(jīng)濟發(fā)展力度低于相應(yīng)門檻值時，開放機制對經(jīng)濟增長的促進作用較小，其估計系數(shù)僅為0.074；但當私營經(jīng)濟的發(fā)展越過特定門檻時，貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)則有顯著提升，其估計系數(shù)提高為0.149，為第一門檻值區(qū)間下對應(yīng)估計系數(shù)的2.01倍，并且在1%置信水平上顯著。這印證了前文的預判，也即私營經(jīng)濟的發(fā)展能夠豐富市場行為主體的所有制結(jié)構(gòu)，對經(jīng)濟系統(tǒng)和市場體系的發(fā)育完善進而市場化取向的體制改革都有積極影響。隨著私營經(jīng)濟不斷發(fā)展壯大，更加強調(diào)公平競爭、效率配置為先的市場化理念，將得到更大程度上的認同和推廣，隨之而來的諸如產(chǎn)權(quán)保護、經(jīng)濟秩序等相關(guān)制度發(fā)展軟環(huán)境的改善，等等，上述內(nèi)容有利于促使市場經(jīng)濟主體自愿、積極參與競爭，從而經(jīng)濟機制配置資源的潛力將得到極大釋放（邵帥等，2013［32］）。當以私營經(jīng)濟發(fā)展為標志的市場體系不斷發(fā)育并趨向成熟時，我國致力于構(gòu)建開放型經(jīng)濟新體制對地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用，將得到更大程度上的顯現(xiàn)。

在控制變量方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口紅利和政策沖擊等指標在回歸中呈正相關(guān)，并多數(shù)在1%置信水平上成立，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級、勞動力人口分布及外部沖擊對經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用。內(nèi)需、固定投資和政府支出對地方經(jīng)濟增長的影響也在回歸中多數(shù)顯著，估計系數(shù)較為穩(wěn)定，說明影響社會總產(chǎn)出增長的需求側(cè)因素具有相對穩(wěn)健的作用。其中，居民最終消費和固定資產(chǎn)投資系數(shù)遠大于其他指標，進一步說明在現(xiàn)階段，支撐我國經(jīng)濟增長的各類型投入中，依靠投資拉動和鼓勵內(nèi)需擴大是目前最主要的經(jīng)濟增長驅(qū)動機制。

4.3 門檻效應(yīng)的區(qū)域差異

在表3的基礎(chǔ)上考察市場化改革的門檻效應(yīng)區(qū)分的地域差異。我們以2015年為例，根據(jù)反映市場一體化進程的門檻變量取值范圍對省際樣本進行分類，結(jié)果見下表4。

表4 門檻效應(yīng)的區(qū)域差異（2015年）

從表4可以看出，在市場化程度較高、私營經(jīng)濟發(fā)展達到一定門檻的區(qū)域（如北京、江蘇、上海、廣東、福建），貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長有較為明顯的促進；對市場化程度尚未達到一定門檻條件的區(qū)域（如中部的山西、黑龍江和西部的寧夏、甘肅等省份），開放機制對經(jīng)濟增長的促進相對則不明顯，對外貿(mào)易拉動經(jīng)濟增長的作用未得到有效發(fā)揮，從而印證了開放機制對經(jīng)濟的促進存在區(qū)域差異，這與徐婧和孟娟（2015）［34］的研究結(jié)論一致。所不同的是，我們從市場化改革存在門檻制約的角度對區(qū)域差異進行解讀，得出了地區(qū)間市場化發(fā)育不平衡是導致區(qū)域差異產(chǎn)生的重要原因：東部地區(qū)經(jīng)濟體制改革走在全國前列、其相對成熟的市場主體培育跨過了門檻，使得開放機制對經(jīng)濟增長的作用能夠得到很好展現(xiàn)；相比之下，中部和西部受制于內(nèi)生能力、歷史基礎(chǔ)、發(fā)展稟賦及制度環(huán)境方面的不盡規(guī)范，致使市場化進程推進及市競爭理念普及相對滯后，使得開放機制對經(jīng)濟增長的影響不能夠很好展現(xiàn)。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

正如前文所述，在經(jīng)濟發(fā)展的實踐中，開放政策對經(jīng)濟增長的影響可能存在多重途徑，而市場化機制對微觀主體要素配置和資源效率提升的影響也可能是多渠道的，這使得通過市場一體改革考察開放機制對經(jīng)濟增長的作用效果不可避免會帶有復雜內(nèi)生關(guān)聯(lián)。為進一步驗證市場化進程中的門檻效應(yīng)存在的穩(wěn)健性，本文依據(jù)主要考察變量之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，通過以下四種方式進行穩(wěn)健性檢驗。

（1）使用經(jīng)在崗就業(yè)人口平減的勞動力人均工業(yè)增加值增長率piva作為工業(yè)化發(fā)展程度的度量，以替代地區(qū)人均經(jīng)濟產(chǎn)出進行估計。從世界經(jīng)濟發(fā)展的實踐看，在工業(yè)化未完成前，經(jīng)濟發(fā)展過程集中表現(xiàn)為生產(chǎn)活動由農(nóng)業(yè)向工業(yè)集聚、工業(yè)化與城市化交替上升，因此地區(qū)整體工業(yè)化發(fā)展水平的高低，在一定程度上可以反映該地區(qū)經(jīng)濟增長的一般績效。我們使用ml和nl作為門檻變量進行估計，結(jié)果見穩(wěn)健性檢驗 I和 II。

（2）使用單位產(chǎn)出實際fdi利用率作為貿(mào)易開放的替代指標。學術(shù)界針對貿(mào)易開放的衡量并沒有明確界定，多數(shù)學者從各自研究視角出發(fā)采用不同方法進行解釋，如采用外貿(mào)依存度衡量對外經(jīng)濟關(guān)聯(lián)，或采用外資依存度（外商直接投資fdi/地區(qū)GDP）反映地區(qū)自由市場對投資的吸引力（邵帥等，2013［32］）。此外，也有文獻使用金融開放度來衡量地區(qū)整體開放水平。考慮到數(shù)據(jù)可得性，同時結(jié)合近年來我國各地區(qū)為吸引fdi競相改善投資環(huán)境、融入國際化的現(xiàn)實，我們采用邵帥等（2013）［32］的做法，采用經(jīng)GDP平減的外商直接投資來刻畫一個地區(qū)的開放力度，分別使用ml和nl作為門檻變量進行估計。估計結(jié)果見III和IV。表5列舉了根據(jù)不同替代指標構(gòu)建的門檻模型的估計結(jié)果。

（3）使用人力資本（hc）作為市場化進程的門檻替代指標進行驗證。人力資本水平hc常被用來衡量地區(qū)勞動力素質(zhì)的高低，在一定程度上能夠近似反映市場化觀念的普及。在現(xiàn)代社會，一個地區(qū)的人力資本水平越高，則其內(nèi)生的勞動力素質(zhì)和遵循市場化機制調(diào)節(jié)理念的普及程度也會越高，進而民眾對于公平競爭意識和市場秩序規(guī)則的認可度相對也可能較高。而在作用機制方面，人力資本也可以通過推動技術(shù)進步而使資本生產(chǎn)效率得以提高，進而促進地區(qū)經(jīng)濟的持續(xù)增長。本文以各地區(qū)人口實際平均受教育年限來表示地區(qū)人力資本的分布狀況①本文針對地區(qū)平均受教育年限的計算標準方法是，以現(xiàn)行學制為受教育年數(shù)進行劃分，并與各地區(qū)分年齡段各文化程度人數(shù)進行加權(quán)平均，具體而言，平均受教育年限等于各地區(qū)“小學人口數(shù)*6+初中人口數(shù)*9+高中人口數(shù)*12+大專及以上人口數(shù)*16)/6歲及以上人口總和”。。估計結(jié)果見穩(wěn)健性檢驗V。

（4）考慮對外開放本身是在發(fā)展中不斷深化完善的機制，其內(nèi)含于經(jīng)濟增長和社會進步的過程中，開放機制能夠驅(qū)動經(jīng)濟增長的外部需求拉動，經(jīng)濟發(fā)展趨好可以有效提升對外開放參與的水平和力度，由此開放機制與經(jīng)濟增長之間也可能存在因果關(guān)系，從而導致上述模型的回歸結(jié)果不盡穩(wěn)健。解決內(nèi)生性問題最常用的方法是GMM 估計法，對此，我們參考李依穎等（2019）［35］的做法，使用Open指標和ML指標的一階和二階滯后項作為工具變量并使用系統(tǒng)矩估計（sys-GMM）對前文（2）式所設(shè)定的計量模型進行穩(wěn)健性檢驗，估計結(jié)果見表5穩(wěn)健性檢驗VI。

表5 穩(wěn)健性檢驗

表5中的穩(wěn)健性檢驗I和II的結(jié)果顯示了貿(mào)易開放對工業(yè)化發(fā)展存在顯著的門檻效應(yīng)。從中可以看出，ml和nl對open*的影響均存在顯著的雙重門檻效應(yīng)。當ml≤9.00時，open*對工業(yè)化發(fā)展的影響為正，但并不明顯；當ml指數(shù)位于(9.00,9.90］以及［9.90,∞)門檻區(qū)間內(nèi)時，open*對工業(yè)化發(fā)展的影響分別提高至0.396和0.699，其促進地區(qū)工業(yè)化發(fā)展的作用顯著提高，且在1%置信水平上顯著。與之相似，當nl≤26.69時，open*對工業(yè)化發(fā)展的影響為0.324，并在5%置信水平上顯著；當nl指數(shù)上升并突破第二、第三門檻時，open*對工業(yè)發(fā)展的作用分別擴大為原來的2.1倍（0.681）和3.46倍（1.12）。可見，市場化進程對地區(qū)工業(yè)發(fā)展的影響存在明顯的階段性特征，這驗證了前文貿(mào)易開放的影響存在門檻效應(yīng)的判斷。

在穩(wěn)健性檢驗III和IV中，采用經(jīng)單位GDP產(chǎn)出平減的實際fdi作為貿(mào)易開放open*的替代變量，并使用ml和nl作為門檻變量估計。由表5估計結(jié)果可以看出，市場化指數(shù)ml對fdi的激勵效應(yīng)存在雙重門檻，ml≤7.50時，fdi對經(jīng)濟增長的激勵為負；當ml指數(shù)不斷提高并跨入第二、第三個區(qū)間時，fdi對經(jīng)濟增長的促進作用開始顯現(xiàn)并不斷增大（0.098），且在1%水平上成立。穩(wěn)健性檢驗IV的結(jié)果表明，私營經(jīng)濟發(fā)展對fdi的作用存在單一門檻，當nl≤33.29時，fdi對經(jīng)濟增長的影響表現(xiàn)出消極抑制特征；但當nl跨過特定門檻（nl ＞33.29）時，fdi對經(jīng)濟增長的作用由抑制轉(zhuǎn)為促進。

穩(wěn)健性檢驗V借鑒徐婧和孟娟（2015）［34］的做法，采用人力資本hc作為門檻變量進行估計。結(jié)果顯示依然存在雙重門檻特征。當hc位于低門檻區(qū)間（hc≤8.35）時，open*對經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)為0.074；當hc不斷擴大并跨過第二和第三門檻時，open*對經(jīng)濟增長的促進作用分別提高到0.120和0.174，較之低門檻下的影響系數(shù)分別擴大了1.62倍和2.35倍。穩(wěn)健性檢驗VI使用滯后工具變量的估計結(jié)果也顯示，基于式（2）估計的門檻效應(yīng)特征依舊顯著存在，并且高層門檻所對應(yīng)的開放機制的作用系數(shù)（0.119）顯著大于低門檻值所對應(yīng)的關(guān)聯(lián)系數(shù)（0.036），從而再次證明本文關(guān)于貿(mào)易開放影響經(jīng)濟增長的效應(yīng)存在區(qū)域異質(zhì)性的結(jié)論成立。

以上穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果再次驗證了前文的判斷，即貿(mào)易開放對地區(qū)經(jīng)濟增長的促進存在門檻效應(yīng)，當?shù)貐^(qū)市場化改革未達一定門檻時，貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的促進作用相對偏小或不明顯；但當市場化改革跨過一定門檻后，基于開放機制產(chǎn)生的潛在積極效應(yīng)發(fā)揮，會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生更顯著和持續(xù)的促進效果。

5 進一步機制分析：市場一體化推進的空間關(guān)聯(lián)影響

從上述分析可知，貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長存在顯著影響，但其對不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的激勵效應(yīng)并不一致。市場化改革的地區(qū)差別顯著制約了開放政策在地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展中的作用?？紤]自改革開放以來，我國各地區(qū)之間經(jīng)濟關(guān)聯(lián)日益密切，區(qū)域相互依賴、彼此制約的現(xiàn)象極其突出，使得本地區(qū)經(jīng)濟活動不可避免會對其他地區(qū)產(chǎn)生外溢影響。為全面考察區(qū)域市場化改革推進的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，我們進一步分析經(jīng)濟活動的空間相依特征。為此，引入空間交互視角的分析，建立模型（9）如下：

式（9）中，W為給定維空間權(quán)重矩陣，矩陣元素w表示地區(qū)i與地區(qū)j之間的空間關(guān)聯(lián)；(W·ln gw )it為人均產(chǎn)出增長的空間滯后項，指代鄰近地區(qū)經(jīng)濟增長對本地區(qū)的影響，有有(W?lngw)it=∑j≠iwij?lngwjt；(W·mark)it為市場化進程的空間溢出項，表示其他地區(qū)市場化進程對本地區(qū)經(jīng)濟增長的外溢作用，有(W?mark)it=∑j≠iwij?markjt。系數(shù)ρ和λ的顯著性及其正負特征可以衡量經(jīng)濟增長的區(qū)域外溢效應(yīng)和市場化演進的空間關(guān)聯(lián)影響，其余指標設(shè)定同式（1）。

正如前文分析指出，對外開放提升同時也伴隨著對內(nèi)開放不斷深化，使得貿(mào)易開放與市場化改革之間可能存在相互作用。為此，在式（9）基礎(chǔ)上引入貿(mào)易開放與市場化改革的交乘項，建立拓展的空間計量模型（10）：

式（9）和式（10）中空間權(quán)重矩陣W用來度量不同地理單元之間經(jīng)濟聯(lián)系的緊密程度。參照Anselin（1988）［36］關(guān)于空間矩陣構(gòu)造的做法，構(gòu)建行政鄰接矩陣Wadj和地理距離矩陣Wgeo進行考察。具體來說，對行政相鄰矩陣Wadj，依據(jù)兩區(qū)域是否具有共同邊界設(shè)定0-1二元矩陣，矩陣元素wij滿足：

為避免出現(xiàn)“自我相關(guān)”的矛盾，設(shè)定Wadj中主對角線上所有元素均為0。對于地理距離矩陣Wgeo，則依據(jù)地理學第一定律“任何事物都彼此相關(guān)，但距離更近的事物關(guān)聯(lián)更緊密”原則，設(shè)定矩陣元素wij滿足：，其中Dij衡量兩個行政區(qū)域i與j省會城市的地理距離，依據(jù)國家基礎(chǔ)地理信息系統(tǒng)（http://nfgis.nsdi.gov.cn/）中記錄的各省會城市經(jīng)緯度計算得出。

表6 市場一體化改革的空間經(jīng)濟效應(yīng)

從表6可以看出，無論是在行政鄰接矩陣還是地理距離矩陣構(gòu)建的空間回歸中，估計結(jié)果均顯示，貿(mào)易開放在多個回歸模型中的估計結(jié)果均呈顯著正相關(guān)，這再次印證上文關(guān)于貿(mào)易開放影響經(jīng)濟增長的促進作用顯著存在并且極具穩(wěn)健性特征的判斷（張建清和蔣坦，2014［38］；謝非等，2021［39］）。貿(mào)易開放與市場一體化進程的交乘項同樣顯著為正，則能夠表明對外開放與對內(nèi)改革之間彼此相輔相成、彼此關(guān)聯(lián)的特征（劉晨冉等，2021［40］），對外開放為國內(nèi)地區(qū)市場一體化推進提供了外部借鑒和客觀需求，國內(nèi)市場一體化演進則為對外開放潛在效應(yīng)的發(fā)揮提供堅實助力，在強調(diào)區(qū)域互聯(lián)以及建設(shè)國內(nèi)統(tǒng)一大市場要求的支持下，自由流通的要素市場和資源配置等一體化建設(shè)要件將給新時代對外開放機制作用的發(fā)揮提供足夠的制度支撐和基礎(chǔ)保障。對外開放有助于地方對接國際通行的經(jīng)濟、貿(mào)易規(guī)則，可以為國內(nèi)地區(qū)經(jīng)濟整合和改革深化提供有利契機；另一方面，市場整合和區(qū)域一體化分工也會影響并提升開放機制配置資源和引領(lǐng)技術(shù)創(chuàng)新的效率。對外貿(mào)易開放與對內(nèi)市場整合之間共生發(fā)展并互為條件，二者在促進經(jīng)濟發(fā)展過程中并不必然是一種替代關(guān)系（趙永亮和才國偉，2009［27］；周正柱和李瑤瑤，2021［41］）。

市場一體化進程的空間滯后項W· ml和W· nl在不同空間權(quán)重矩陣設(shè)定的回歸中也均呈正相關(guān)，并在1%置信水平上顯著，從而表明，市場一體化機制的分工調(diào)節(jié)存在積極的正向空間外溢效應(yīng)，鄰近地區(qū)的市場化改革推進會對本地區(qū)生產(chǎn)要素跨區(qū)流動和資源配置效率的提升產(chǎn)生積極的關(guān)聯(lián)影響，并在一定程度上激勵本地區(qū)改造與成熟地區(qū)市場機制對接的軟硬件制度和競爭環(huán)境，進而促進地區(qū)經(jīng)濟增長績效的提升（謝非等，2021［39］）。經(jīng)濟改革深化在地區(qū)間存在相互促進的關(guān)聯(lián)影響，這在當下穩(wěn)步推進區(qū)域整合及市場一體化合理布局的背景下，更凸顯其現(xiàn)實意義（董亞寧等，2020［42］）。

此外，經(jīng)濟產(chǎn)出的空間滯后項W· ln gw在各回歸模型中也均在1%置信水平上顯著，表明我國競爭性地區(qū)政府之間的經(jīng)濟發(fā)展，存在明顯的正向激勵特征，這與中國式分權(quán)所確認的“為增長而競爭”的經(jīng)濟治理激勵是一致的（Jin 等，2005［20］；周黎安，2007［43］）。

6 結(jié) 論

對仍處于體制轉(zhuǎn)軌過程中的中國經(jīng)濟而言，許多制度架構(gòu)的短板都可能導致市場機制運行不完善進而制約經(jīng)濟機制的潛在效應(yīng)發(fā)揮。改革開放以來，市場化改革有效推動了中國經(jīng)濟的高速發(fā)展，但各地區(qū)之間市場化發(fā)展的進程差異也直接制約了開放機制的潛在效果發(fā)揮。本文從市場化演進視角，基于門檻思路估計了開放機制對經(jīng)濟增長的非線性影響，研究發(fā)現(xiàn)市場化改革對經(jīng)濟增長存在顯著的“門檻效應(yīng)”：當市場化進程低于特定門檻條件時，開放機制的促進作用較?。坏敻母锟缭礁唛T檻條件后，開放機制的積極影響則有顯著上升。以私營經(jīng)濟發(fā)展為替代變量的估計結(jié)果支持上述結(jié)論。中國經(jīng)濟發(fā)展中貿(mào)易開放機制的這一階段性變化特征，體現(xiàn)出轉(zhuǎn)型發(fā)展新階段引領(lǐng)中國經(jīng)濟增長的外部動力具有復雜性和多層次性。進一步的分析還發(fā)現(xiàn)，市場一體化的發(fā)展進程在地區(qū)間還存在顯著的空間外溢效應(yīng)。積極推進市場一體化，建設(shè)統(tǒng)一的區(qū)域要素市場，對于提升開放機制的積極作用，促進地區(qū)經(jīng)濟實現(xiàn)穩(wěn)定增長，具有重要意義。

就提升經(jīng)濟增長動力而言，貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的促進效果顯而易見，但不同的發(fā)展階段和制度環(huán)境制約了開放經(jīng)濟的政策效應(yīng)釋放，使得開放對經(jīng)濟增長的影響呈現(xiàn)階段性變化的特征。對于市場化改革更充分的地區(qū)，政府可以通過實行更大力度開放、更好利用國際資源及參與國際分工來實現(xiàn)績效提升；但對于改革相對滯后的地區(qū)，其政府在設(shè)計對接全球化路徑時，應(yīng)首先改善其不適應(yīng)市場化演進的體制障礙，為開放機制的作用發(fā)揮創(chuàng)造更好的環(huán)境條件，對這些地區(qū)來說，經(jīng)濟機制改革調(diào)整的步伐應(yīng)快于對外開放實施。就兩種機制發(fā)揮作用的效應(yīng)來講，各地區(qū)實現(xiàn)對內(nèi)開放市場與對外開放貿(mào)易相互促進。對于市場一體化程度更高、市場機制調(diào)節(jié)更成熟的地區(qū)來說，市場機制與貿(mào)易分工之間更容易形成良性循環(huán)，政府也更容易利用開放市場來促進經(jīng)濟發(fā)展；對于相對滯后的地區(qū)，如政府能著力改善其不適應(yīng)現(xiàn)代化生產(chǎn)和市場運行的制度軟環(huán)境，積極融入?yún)^(qū)域一體化，則不失為提升地方經(jīng)濟發(fā)展及縮小與東部地區(qū)發(fā)展差距的一個可行路徑。

基于此，本文認為在中國經(jīng)濟步入新常態(tài)的當下，為提升經(jīng)濟發(fā)展的活力，政府在構(gòu)建開放型經(jīng)濟新體制、擴大對外開放的同時，也應(yīng)注重不同地區(qū)適應(yīng)開放發(fā)展的現(xiàn)實差異，多方加強各地域之間的經(jīng)濟整合，充分發(fā)揮市場一體化帶來的規(guī)模效應(yīng)和協(xié)同效應(yīng)。對于政策制定者來說，推進市場一體化改革進程，不僅要努力減少不必要的行政干預、提升宏觀調(diào)控機制的規(guī)范性和合意性，還應(yīng)鼓勵引導私營、民營等非公所有制經(jīng)濟正向發(fā)展①陸銘和陳釗（2009）研究指出，民營經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展可以為市場整合提供強大推動，而政府干預、失位或缺位則都不利于中國國內(nèi)市場的整合，反而會加劇市場分割。，以此培育成熟的市場主體觀念。而在致力完善市場化改革諸項事宜的過程中，一個關(guān)鍵的舉措是要注重提升那些促進資源配置和技術(shù)改進的配套機制（如制度、規(guī)則、觀念、文化等）的完善。另一個啟示則是，在建立市場配置資源的新機制、促進要素有序流動乃至建立開放有序的現(xiàn)代經(jīng)濟體系的實踐中，對要素制度的建設(shè)完善更為重要。為此，應(yīng)通過規(guī)范、清理內(nèi)外資企業(yè)適用產(chǎn)業(yè)政策、稅收待遇差別等一系列體制機制障礙，擴大市場準入、改善營商環(huán)境，以消除勞動力、資本流動的障礙，有效推進區(qū)域一體化，進而實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟的協(xié)調(diào)均衡增長。