頭程運(yùn)費(fèi)、國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長

頭程運(yùn)費(fèi)、國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長

一、引言國際貿(mào)易的高速增長是中國三十余年來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的顯著特征，對其與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系的研究也相應(yīng)成為學(xué)界共同關(guān)注的熱點(diǎn)問題。不少經(jīng)驗(yàn)研究都觀察到了中國國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在高度的正向線性關(guān)系，但由于忽視或無力解決國際貿(mào)易變量內(nèi)生性問題，揭示二者因果關(guān)系的文獻(xiàn)極為少見。其困難在于，若國際貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，高收入水平又催生了更高的進(jìn)出口需求，這將導(dǎo)致經(jīng)典計(jì)量方法高估國際貿(mào)易的增長效應(yīng)（FrankelandRomer,1999）。本文通過構(gòu)造工具變量將國際貿(mào)易內(nèi)生，據(jù)此定量考察國際貿(mào)易對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)?？鐕?jīng)驗(yàn)研究在處理國際貿(mào)易量內(nèi)生性問題時(shí)，一直致力于尋找一個(gè)影響國際貿(mào)易量但除此渠道又與經(jīng)濟(jì)增長無關(guān)的工具變量。有學(xué)者試圖通過量化貿(mào)易政策（比如關(guān)稅）作為國際貿(mào)易的代理變量或者工具變量（DeLongandSummers,1991;Harrison,1996），但貿(mào)易政策與財(cái)政政策、貨幣政策緊密相關(guān)（Rodriketal.,2004），忽略這些因素難免違反最小二乘法基本假定。FrankelandRomer（1999）利用引力模型（gravitymodel）預(yù)測出雙邊貿(mào)易量，據(jù)此將對外依存度內(nèi)生化。這種做法的基本假定是雙邊距離等地理因素決定跨國貿(mào)易流量，但除此并無影響經(jīng)濟(jì)增長的其他渠道。在運(yùn)用引力模型處理國內(nèi)各地區(qū)國際貿(mào)易量內(nèi)生性問題時(shí)，學(xué)者們多傾向于使用到海岸線的距離作為工具變量（如黃玖立和李坤望，2006;GaoandWang,2003）。①這在很大程度上有其合理性。引力模型的主要立足點(diǎn)之一就是，雙邊貿(mào)易量與距離等因素決定的運(yùn)輸成本負(fù)相關(guān)。作為一個(gè)半內(nèi)陸國家，中國超過90％的國際貿(mào)易都通過海運(yùn)進(jìn)行，從節(jié)約運(yùn)輸成本角度看，靠近海岸線的地區(qū)更接近國際市場，這是其一。其二，中國西部地區(qū)多高山沙漠，交通相當(dāng)不便，而且相鄰的經(jīng)濟(jì)體如蒙古和獨(dú)聯(lián)體國家在中國的國際貿(mào)易量中所占份額甚少。②然而需要指出的是，使用到海岸線的距離作為國際貿(mào)易的工具變量也會導(dǎo)致一系列問題。貨物往返于各地區(qū)與海岸線之間的目的是為了進(jìn)出口，但顯然并不是海岸線上每一點(diǎn)都適合貨輪停泊。造船技術(shù)的進(jìn)步和集裝箱技術(shù)的普及，勢必導(dǎo)致一國或地區(qū)進(jìn)出口貨物向少數(shù)深水集裝箱港口集中。WeiandWu（2001）較早意識到這一點(diǎn)，他們?nèi)「鞯氐缴虾?、香港或青島最短距離作為工具變量。但深圳、廣州、寧波的貨物吞吐量也都位居世界前10港口之列③，威海等環(huán)渤海城市則是西北地區(qū)的自然通?？冢雎赃@些重要出海港口，同樣會產(chǎn)生弱工具變量問題。更重要的是，無論使用引力模型還是到海岸線的距離預(yù)測國際貿(mào)易量，都忽視了距離異質(zhì)性問題。FrankelandRomer（1999）、AndersonandWincoop（2003）為代表的引力模型文獻(xiàn)都沒有區(qū)分陸地距離與海上距離。眾所周知，相等的路程造成的運(yùn)輸成本差別可能很大，更何況兩點(diǎn)連線的長度往往并不能真實(shí)地反映兩地的實(shí)際路程。經(jīng)濟(jì)學(xué)上的“距離”概念，指的是商品、勞務(wù)、資本等穿越空間的難易程度。對商品服務(wù)而言，交通基礎(chǔ)設(shè)施可以極大地影響兩地的經(jīng)濟(jì)距離，盡管二者物理距離可能相等（世界銀行，2009）。具體到國內(nèi)不同地區(qū)，由于各地地形差別很大，中原平坦地區(qū)汽車一小時(shí)的路程，其他高原山區(qū)也許要走一天（韓增林等，2002）。復(fù)雜地形為西部高原沙漠地區(qū)進(jìn)行海上貿(mào)易造成了巨大阻力，而到海岸線的距離卻無力反映這一事實(shí)。一個(gè)地區(qū)至港口的運(yùn)輸成本是對貿(mào)易阻力最直接、有效的刻畫，在很大程度上克服了弱工具變量問題。事實(shí)上，現(xiàn)有文獻(xiàn)有意無意地忽視了距離異質(zhì)性問題，與運(yùn)輸成本信息的私密性質(zhì)有關(guān)。即使有機(jī)構(gòu)對其進(jìn)行了精確的度量，也往往索價(jià)高昂（AndersonandWincoop,2004）。有幸的是，世界銀行（2006）報(bào)告了2004年中國120個(gè)大中城市使用卡車④運(yùn)輸一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)集裝箱到常用通海港口成本數(shù)據(jù)（以下簡稱為頭程運(yùn)費(fèi)），本文將其作為國際貿(mào)易的工具變量進(jìn)行了Ⅳ估計(jì)。我們并沒有發(fā)現(xiàn)OLS高估國際貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的證據(jù)；一旦控制國際貿(mào)易因素，東部沿海地區(qū)并沒有表現(xiàn)出比中西部內(nèi)陸地區(qū)更為出色的經(jīng)濟(jì)績效。本文主要做了以下工作：（1）首次使用頭程運(yùn)費(fèi)刻畫中國不同地區(qū)面臨的貿(mào)易阻力，避免了通常應(yīng)用引力模型導(dǎo)致的距離異質(zhì)性問題，更準(zhǔn)確地捕捉到了國際貿(mào)易的外生變化。作者也注意到不少學(xué)者都使用某地區(qū)路網(wǎng)狀況刻畫該地區(qū)面臨的貿(mào)易阻力，但一般而言，本地路況僅僅影響了出海運(yùn)輸成本的一小部分且與本地經(jīng)濟(jì)狀況高度相關(guān)，而頭程運(yùn)費(fèi)的減少有賴于中央政府協(xié)調(diào)下的跨地區(qū)合作，就具體地區(qū)而言是個(gè)外生變量。（2）對工具變量進(jìn)行了嚴(yán)格的相關(guān)性和外生性檢驗(yàn)，并通過子樣本敏感分析和控制變量方法保障了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。二、國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長：OLS本節(jié)分三部分。首先討論回歸方程的設(shè)定，接著交代了變量、數(shù)據(jù)的來源及處理，最后給出了OLS回歸基本結(jié)論及敏感性分析結(jié)果。（一）回歸方程的設(shè)定借鑒FrankelandRomer（1999）的思路，我們將采用的回歸方程為其中y是某城市的人均實(shí)際GDP，trade是城市國際貿(mào)易指標(biāo)，scale代表該城市市場規(guī)模，X是向量，代表與經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)的一系列控制變量，ε是擾動(dòng)項(xiàng)。本文最重要的系數(shù)是β，它反映了國際貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)績效的影響程度。我們注意到定量研究國際貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響的文獻(xiàn)中，使用國際貿(mào)易依存度，即進(jìn)出口總額與GDP之比作為量化外貿(mào)對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的指標(biāo)較為普遍。然而需要指出的是，這些貿(mào)易依存度研究檢驗(yàn)的是貿(mào)易自由化與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，并沒有準(zhǔn)確地刻畫國際貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度（Donaldetal.,2004;李軍，2008），更何況如何度量國際貿(mào)易依存度也存在一定的爭論（Rodriketal.,2004）。為了更準(zhǔn)確地刻畫國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)量關(guān)系，本文使用每個(gè)城市進(jìn)出口總額的人均值衡量國際貿(mào)易量，事實(shí)上已有多名學(xué)者使用過類似水平指標(biāo)（如林毅夫和李永軍，2003；姚樹潔和韋開蕾，2007）。（二）變量與數(shù)據(jù)除非特別說明，本文所有數(shù)據(jù)都來自《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒（2005）》或世界銀行調(diào)查報(bào)告《中國政府治理、投資環(huán)境與和諧社會：中國120個(gè)城市競爭力的提高》。本次調(diào)查所涵蓋的120個(gè)城市⑤都是根據(jù)省級行政區(qū)GDP水平選取的，包括除拉薩外的全部省會城市和計(jì)劃單列市，這就在很大程度上緩解了跨國、跨省經(jīng)驗(yàn)研究導(dǎo)致的樣本異質(zhì)性問題。這些城市的總產(chǎn)出占到中國GDP總量的70％—80％，據(jù)此考察國際貿(mào)易對中國經(jīng)濟(jì)增長的長期影響，樣本具有極大的代表性，結(jié)論也將富有解釋力。本文的因變量是2004年對數(shù)形式的每個(gè)城市的人均實(shí)際GDP⑥，來自《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒（2005）》。本文最主要的自變量是包括進(jìn)口和出口的國際貿(mào)易量，數(shù)據(jù)來自《中國區(qū)域統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于該年鑒沒有報(bào)告2004年城市進(jìn)出口數(shù)據(jù)，本文使用2005年數(shù)據(jù)經(jīng)過GDP增速和價(jià)格指數(shù)雙重平減，估算出2004年國際貿(mào)易總額，再除以2004年各市人口，得到人均國際貿(mào)易量。各地國際貿(mào)易量都是以美元度量的，由于本文使用同一年橫截面數(shù)據(jù)的雙對數(shù)模型，故國際貿(mào)易量沒有換算成人民幣。本文其他控制變量如2004年各城市總GDP、行政區(qū)面積數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒（2005）》，東南、東北、西北、西南、中部、環(huán)渤海等區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)來自世界銀行（2006）。表1給出了本文各研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)。（三）回歸分析表2報(bào)告了（1）式OLS回歸基本結(jié)果。就世界銀行調(diào)查的120個(gè)地級以上城市樣本而言，經(jīng)濟(jì)績效與國際貿(mào)易有著很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，R[2]為0.79表明城市間經(jīng)濟(jì)差距的4/5與國際貿(mào)易量差異有關(guān)，圖1也揭示了這一點(diǎn)。國際貿(mào)易的系數(shù)為0.326，這意味著，整體而言，一個(gè)城市人均進(jìn)出口量若增加1％，其人均收入水平可望增長近0.33％。為了對其影響有進(jìn)一步的感性認(rèn)識同時(shí)又不失一般性，我們不妨比較人均國際貿(mào)易量分別處于下1/4分位的四川省宜賓市與處于中位值的遼寧省錦州市。2004年宜賓市人均進(jìn)出口約71美元，錦州市人均進(jìn)出口275美元，對數(shù)形式人均進(jìn)出口相差約1.36。這預(yù)測后者人均GDP將是前者的1.56倍。事實(shí)上，錦州市的人均GDP是宜賓市的1.79倍。初始經(jīng)濟(jì)水平高的地區(qū)更有能力進(jìn)入國際市場，可能同時(shí)影響現(xiàn)在的國際貿(mào)易規(guī)模與經(jīng)濟(jì)績效，本文使用1984年人均GDP控制初始經(jīng)濟(jì)水平的影響。⑦第（2）列顯示初始經(jīng)濟(jì)水平對當(dāng)前經(jīng)濟(jì)績效有著顯著的正向影響，貿(mào)易效應(yīng)系數(shù)基本保持穩(wěn)定且仍能通過1％的顯著性檢驗(yàn)。如何度量市場規(guī)模是個(gè)理論難題，本文首先借鑒FrankelandRomer（1999）的思路，使用市行政區(qū)人口數(shù)量和面積控制經(jīng)濟(jì)規(guī)模對人均收入水平的影響，二者系數(shù)之和反映了經(jīng)濟(jì)規(guī)模對經(jīng)濟(jì)績效的綜合影響。我們注意到二者之和為負(fù)，聯(lián)合F檢驗(yàn)在10％水平上勉強(qiáng)拒絕二者聯(lián)合規(guī)模效應(yīng)為0的原假設(shè)。一個(gè)可能的解釋是某些人口較多的城市同時(shí)具有較低的城鎮(zhèn)化水平。為了控制城市化程度的影響，我們使用非農(nóng)業(yè)人口占全市人口的比例作為控制變量。第（4）列結(jié)果顯示國際貿(mào)易量系數(shù)僅僅有輕微下降，城鎮(zhèn)化系數(shù)顯著為正；人口規(guī)模系數(shù)大幅度減小且在10％水平上不再顯著。中國地區(qū)間不僅人均收入存在顯著差異，地理位置和政府效率的差別也很大，跨國研究中用來度量經(jīng)濟(jì)體市場規(guī)模的總?cè)丝谧兞?，可能不足以刻畫中國各地區(qū)市場規(guī)模（黃玖立和李坤望，2006）。本文綜合FrankelandRomer（1999）、Alesinaetal.（2005）的研究，使用各市生產(chǎn)總值和土地面積指標(biāo)共同刻畫市場規(guī)模。第（5）列結(jié)果表明，市場規(guī)模對人均GDP的影響顯著為正。我們注意到，上海、深圳等重要港口城市同時(shí)具有較高的人均進(jìn)出口貿(mào)易量和較高的人均GDP。為了控制港口城市的影響，我們引入了港口城市虛擬變量，結(jié)果報(bào)告在第（6）列。令人費(fèi)解的是，港口虛擬變量系數(shù)為負(fù)，但在10％水平上并不顯著。本文無意討論港口對城市經(jīng)濟(jì)績效的影響，但這個(gè)結(jié)果至少排除了經(jīng)濟(jì)增長與國際貿(mào)易之間的線性關(guān)系主要由極個(gè)別重要港口驅(qū)動(dòng)的可能。沿海地區(qū)具有國際貿(mào)易上的天然優(yōu)勢，KanburandZhang（2005）認(rèn)為這是改革開放后內(nèi)地與沿海經(jīng)濟(jì)績效差異的主要原因。那么貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的線性關(guān)系，是否僅僅反映了沿海與內(nèi)地的地域差異？此外，國際貿(mào)易常表現(xiàn)出群聚特征，使用城市數(shù)據(jù)的實(shí)證分析可能由于破壞了樣本獨(dú)立性而高估其對經(jīng)濟(jì)增長的影響。⑧因此，我們將中部作為基準(zhǔn)組，引入東南、東北、西南、西北、環(huán)渤海等5個(gè)地域虛擬變量控制地域的影響，劃分標(biāo)準(zhǔn)來自世界銀行（2006）。第（7）列結(jié)果顯示單個(gè)地域變量都未能通過顯著性水平為10％的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，5個(gè)地域虛擬變量聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)對應(yīng)的P值是0.69。因此，我們不僅沒有發(fā)現(xiàn)沿海與內(nèi)地地域差異主導(dǎo)國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的證據(jù)，還注意到一旦控制國際貿(mào)易量、市場規(guī)模等因素，東部沿海地區(qū)并沒有表現(xiàn)出優(yōu)于內(nèi)地的經(jīng)濟(jì)績效。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的穩(wěn)健性，本文還進(jìn)行了子樣本敏感性分析，以檢驗(yàn)二者的線性關(guān)系是否受個(gè)別離群觀測值支配。為了控制收入離群城市觀測值的影響，我們分別剔除了人均GDP排行前10％或后10％的城市觀測點(diǎn)，并進(jìn)行回歸，結(jié)果報(bào)告在第（2）列和第（3）列。我們也分別剔除了人均進(jìn)出口總額最高或最低的10％城市觀測點(diǎn)，以控制國際貿(mào)易量離群觀測值的影響，結(jié)果分別報(bào)告在第（4）列和第（5）列。為了檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)績效與國際貿(mào)易的線性關(guān)系是否由少數(shù)港口影響所致，在第（6）列給出了剔除了港口城市后的回歸結(jié)果。表3第（1）列作為基準(zhǔn)組，報(bào)告了全樣本回歸結(jié)果。與基準(zhǔn)組相比，各子樣本國際貿(mào)易量系數(shù)均沒有顯著變化，且都至少在1％水平上顯著。這意味著對國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系的OLS估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的，不依賴于任何潛在的離群觀測值。有意思的是，剔除港口城市觀測值后，國際貿(mào)易量的系數(shù)不僅沒有減小，反而略有增加，這再次表明二者的線性關(guān)系不依賴于港口城市觀測點(diǎn)?？傊?，表2和表3的結(jié)果揭示了我國城市的國際貿(mào)易量與經(jīng)濟(jì)績效之間的高度正相關(guān)的現(xiàn)象。然而到現(xiàn)在為止，我們還不能說是國際貿(mào)易導(dǎo)致了改革開放以來的高速發(fā)展。原因有二：（1）收入水平高的地區(qū)通常對應(yīng)著更高的進(jìn)出口總額，這意味著國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間可能存在雙向因果關(guān)系（FrankelandRomer,1999）；（2）從方法論角度看，影響經(jīng)濟(jì)增長的因素?zé)o疑是多方面的，忽略這些變量，難免會造成trade變量與ε相關(guān)，從而違背了最小二乘法的經(jīng)典假定。從經(jīng)驗(yàn)研究視角看，這些問題所造成的后果是，表2和表3的OLS回歸結(jié)果是有偏和非一致的，但如果能找到合適的工具變量將國際貿(mào)易量內(nèi)生，就能解決上述問題。下面我們將對此加以重點(diǎn)討論。三、國際貿(mào)易量的內(nèi)生本節(jié)分兩部分論述了工具變量的合理性。第一部分檢驗(yàn)了頭程運(yùn)費(fèi)與國際貿(mào)易量的相關(guān)性，第二部分則細(xì)致地討論了工具變量的外生性。（一）工具變量的相關(guān)性本文通過（2）式將國際貿(mào)易量內(nèi)生其中，portcost代表貿(mào)易阻力成本，本文以用卡車將一個(gè)6米集裝箱運(yùn)輸至某一特定城市制造商通常使用的港口所產(chǎn)生的成本對其進(jìn)行估算；scale指市場規(guī)模，使用該地區(qū)總GDP和地域面積表示；X為一系列控制變量；ε代表干擾項(xiàng)。圖2給出了由運(yùn)輸成本預(yù)測的人均國際貿(mào)易量與實(shí)際國際貿(mào)易量的關(guān)系的散點(diǎn)圖，二者相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.83，單變量回歸系數(shù)為1，經(jīng)過異方差調(diào)整后的t值是17.54。表4報(bào)告了工具變量相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果。第（1）列表明運(yùn)輸成本對國際貿(mào)易量有著顯著的負(fù)面影響；擬合優(yōu)度為40.7％意味著，整體而言，人均國際貿(mào)易量差距超過2/5的部分與頭程運(yùn)費(fèi)有關(guān)。中央政府逐步消除關(guān)稅及非關(guān)稅貿(mào)易壁壘，這些開放政策惠及全國，但由于到達(dá)港口的成本存在顯著的差別，各地區(qū)從事國際貿(mào)易的獲益程度顯然不同（WeiandWu,2001）。F值高達(dá)67.23，完全可以排除弱工具變量的可能性。⑨圖2預(yù)測人均國際貿(mào)易量與實(shí)際量注：人均國際貿(mào)易量預(yù)測值數(shù)據(jù)來自表4第（1）列回歸結(jié)果。貿(mào)易量差異的相當(dāng)部分應(yīng)歸因于引力模型的其他方面因素，比如市場規(guī)模的擴(kuò)大在相當(dāng)程度上推動(dòng)了國際貿(mào)易量的增加（Leamer,2007）。為了控制市場規(guī)模對進(jìn)出口的影響，我們在第（3）列加入了地區(qū)總GDP和地區(qū)面積變量；考慮到港口城市人均進(jìn)出口總額都比較高，我們刪去港口城市觀測值進(jìn)行回歸，結(jié)果報(bào)告在第（4）列；我們還引入了東南、西北等地域虛擬變量（定義見前文），以刻畫國際貿(mào)易的地域特征，結(jié)果報(bào)告在第（5）列。我們發(fā)現(xiàn)分別控制市場規(guī)模、港口城市、地域特征后，頭程運(yùn)費(fèi)對進(jìn)出口量的影響都至少在1％水平上顯著。有意思的是，控制市場規(guī)模后，無論是否刪除港口城市觀測值，都沒有影響國際貿(mào)易與運(yùn)輸成本之間的線性關(guān)系。單個(gè)地域虛擬變量都未能通過顯著水平為10％的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，其聯(lián)合顯著性水平為0.57，這意味著沿海與運(yùn)輸成本與進(jìn)出口量的線性關(guān)系并不受地域特征影響。（二）工具變量的外生性作為國際貿(mào)易一個(gè)合適的工具變量，不僅要能夠解釋各地區(qū)國際貿(mào)易量的差異，還必須符合外生性要求，即該工具變量只能通過國際貿(mào)易影響經(jīng)濟(jì)增長，而不存在其他渠道直接或間接影響經(jīng)濟(jì)績效。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)有條件提供良好的基礎(chǔ)設(shè)施，可以有效地降低當(dāng)?shù)匚锪鞒杀?。但一個(gè)地區(qū)的貨物通常要經(jīng)過多個(gè)地區(qū)才能到達(dá)其常用港口，始發(fā)地運(yùn)費(fèi)僅是一程運(yùn)費(fèi)的一個(gè)小比例構(gòu)成部分。一般而言，再富裕的地方政府也不可能自行修路到達(dá)其常用出?？凇Ｒ怀藤M(fèi)用的降低，有賴于中央政府的協(xié)調(diào)與投資。對具體地區(qū)經(jīng)濟(jì)績效而言，一程運(yùn)費(fèi)應(yīng)該是外生變量。存在多于內(nèi)生變量的工具變量時(shí)，通常可以采取“過度識別檢驗(yàn)”（overidentifytest）判斷工具變量的外生性。在“恰好識別”，即工具變量的個(gè)數(shù)和“內(nèi)生性”變量相等的情況下，經(jīng)濟(jì)學(xué)家無法從統(tǒng)計(jì)上檢驗(yàn)工具變量的外生性假定。作為一種替代方法，我們把人均GDP同時(shí)回歸于國際貿(mào)易量和頭程運(yùn)費(fèi)。若后者僅通過影響國際貿(mào)易間接影響經(jīng)濟(jì)增長，那么在包含國際貿(mào)易量的回歸方程中，頭程運(yùn)費(fèi)對經(jīng)濟(jì)績效的影響應(yīng)該是不顯著的。為了控制經(jīng)濟(jì)規(guī)模的影響，表5第（3）列、第（4）列報(bào)告了包含地區(qū)總GDP和總面積變量的回歸結(jié)果。如第（2）列、第（4）列所示，頭程運(yùn)費(fèi)系數(shù)在10％水平上不再顯著，而國際貿(mào)易量則可以通過顯著性水平為1％的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。盡管經(jīng)濟(jì)史學(xué)家早就認(rèn)識到運(yùn)輸成本的變化對經(jīng)濟(jì)增長的重要驅(qū)動(dòng)作用，但除了通過國際貿(mào)易間接作用于經(jīng)濟(jì)增長，本文并沒有發(fā)現(xiàn)運(yùn)輸成本影響經(jīng)濟(jì)績效的明顯證據(jù)。為了檢驗(yàn)頭程運(yùn)費(fèi)是否因靠近海岸線而產(chǎn)生系統(tǒng)性差異，我們以前者作為因變量，以地域虛擬變量作為自變量進(jìn)行回歸，結(jié)果報(bào)告在第（5）列。結(jié)果顯示各地域城市的頭程運(yùn)費(fèi)都高于作為對照組的中部地區(qū)，但西北、西南、東南地域虛擬變量系數(shù)不能通過顯著性水平為10％的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，東北、環(huán)渤海地域虛擬變量則至少在5％水平上顯著。這表明頭程運(yùn)費(fèi)與到海岸線的遠(yuǎn)近并不存在系統(tǒng)的正向關(guān)系，也意味著到海岸線的距離不是國際貿(mào)易合適的工具變量，因?yàn)槲锢砭嚯x不足以刻畫國際貿(mào)易的阻力特征。四、國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長：Ⅳ估計(jì)本節(jié)分三部分。第一部分給出了國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的Ⅳ估計(jì)基本結(jié)論及敏感性分析結(jié)果；后兩部分對其進(jìn)行了控制變量穩(wěn)健性檢驗(yàn)。（一）Ⅳ基本結(jié)果及敏感性分析若國際貿(mào)易促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，同時(shí)更富裕的地區(qū)又催生了更大規(guī)模的國際貿(mào)易需求，OLS的結(jié)果就會發(fā)生向上偏誤，出現(xiàn)高估國際貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長影響的現(xiàn)象（reverescausalitybias）；同時(shí)，部分城市將出口加工基地建設(shè)在沿海地區(qū)，此外出口量存在漏報(bào)現(xiàn)象⑩，這種測量誤差將會導(dǎo)致OLS估計(jì)結(jié)果發(fā)生向下偏誤（attenuationbias）?，F(xiàn)在，我們把利用（2）式將（1）式的export內(nèi)生，運(yùn)用兩階段最小二乘法（2SLS）重新估計(jì)（1）式，定量檢驗(yàn)國際貿(mào)易對中國經(jīng)濟(jì)長期增長的解釋力。表6報(bào)告了采用Ⅳ重新估計(jì)的（1）式中的β，由第（2）列可知，重新估計(jì)的結(jié)果是0.221，在數(shù)值上與OLS估計(jì)結(jié)果相等（見表2第（2）列），可能由于樣本容量和抽樣誤差的關(guān)系標(biāo)準(zhǔn)誤發(fā)生較大幅度上升，但足以通過1％的顯著性檢驗(yàn)。與FrankelandRomer（1999）的發(fā)現(xiàn)一致，對國際貿(mào)易變量進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果顯示Ⅳ與OLS估計(jì)結(jié)果沒有顯著性差異，但這并不意味著OLS估計(jì)結(jié)果就是無偏和一致的。一個(gè)可能解釋是雙向因果關(guān)系導(dǎo)致的向上偏誤抵消了測量誤差導(dǎo)致的向下偏誤?？傊?，國際貿(mào)易是否為內(nèi)生變量(11)，不影響國際貿(mào)易有利于經(jīng)濟(jì)增長的基本結(jié)論。我們從Ⅳ回歸的基本結(jié)果中沒有發(fā)現(xiàn)OLS高估國際貿(mào)易影響經(jīng)濟(jì)增長的證據(jù)，但據(jù)此得出國際貿(mào)易導(dǎo)致中國經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論，是否受個(gè)別離群觀測點(diǎn)影響？為了檢驗(yàn)Ⅳ回歸結(jié)果是否受個(gè)別極端觀測值影響，我們以第（2）列全樣本回歸結(jié)果作為基準(zhǔn)組，進(jìn)行了子樣本敏感性分析。表6第（3）列—（4）列分別報(bào)告了剔除了人均收入最高或最低10％城市觀測點(diǎn)后的Ⅳ回歸結(jié)果；第（5）列—（6）列給出了剔除人均進(jìn)出口量最高或最低10％城市觀測點(diǎn)的Ⅳ回歸結(jié)果；我們也嘗試剔除港口城市，結(jié)果報(bào)告在第（7）列。與第（2）列基準(zhǔn)組相比，國際貿(mào)易量系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤均沒有顯著變化，這表明國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)績效的關(guān)系的Ⅳ估計(jì)結(jié)果，不受任何潛在的離群觀測值支配。還有一個(gè)擔(dān)心就是，影響經(jīng)濟(jì)績效的因素是多方面的，諸如城市級別、政府效率就可能同時(shí)影響國際貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)績效，忽略這些因素，難免會造成trade變量與干擾項(xiàng)ε相關(guān)，出現(xiàn)參數(shù)估計(jì)有偏現(xiàn)象。在后面兩個(gè)小節(jié)，我們將分別控制城市的經(jīng)濟(jì)特征或政治特征，以檢驗(yàn)Ⅳ估計(jì)國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的穩(wěn)健性。(12)（二）國際貿(mào)易、地理特征與經(jīng)濟(jì)增長表7報(bào)告了分別控制一系列城市經(jīng)濟(jì)地理特征后的Ⅳ估計(jì)結(jié)果。首先考察地域特征或初始經(jīng)濟(jì)水平的影響，我們發(fā)現(xiàn)單個(gè)地域虛擬變量系數(shù)都不能通過顯著性水平為10％的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，其聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)對應(yīng)的P值高達(dá)0.77。初始經(jīng)濟(jì)績效對當(dāng)前經(jīng)濟(jì)水平有較強(qiáng)的正向效應(yīng)，但在10％水平上并不顯著。與OLS結(jié)果一致，我們沒有發(fā)現(xiàn)國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的線性關(guān)系受地域特征或初始經(jīng)濟(jì)水平影響的證據(jù)。不同的緯度、年均氣溫與降水量對各地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件有著重要影響，歷來在文獻(xiàn)中被視為經(jīng)濟(jì)地理的重要變量（Diamond,1997;HallandJones,1999;Acemogluetal.,2004）。我們把地理因素分別作為控制變量加入回歸方程，第（4）列—（6）列結(jié)果顯示國際貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)績效的效應(yīng)估計(jì)值在0.223—0.231之間，且至少在5％水平上顯著；除了平均氣溫對經(jīng)濟(jì)績效有著明顯影響外，其他地理因素作用并不顯著。若經(jīng)濟(jì)體欲從當(dāng)前的全球化趨勢中受益，基礎(chǔ)設(shè)施投資就愈發(fā)重要（EvansandHarrigan,2005）。世界銀行（2006）調(diào)查詢問了企業(yè)在2004年由于電力不足或交通運(yùn)輸基礎(chǔ)設(shè)施的問題而造成的產(chǎn)量損失比例，本文將其取對數(shù)進(jìn)入方程，以控制基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)績效的影響。有研究表明國際貿(mào)易有利于高等教育人力資本的積累（彭國華，2007），我們使用企業(yè)接受過大專以上教育的勞動(dòng)者占全部勞動(dòng)力的比重作為人力資本的代理變量。表7第（7）列—（8）列結(jié)果顯示，分別控制基礎(chǔ)設(shè)施、人力資本后，國際貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)至少可以通過顯著性水平為5％的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。與已有研究一致，擁有較低水平基礎(chǔ)設(shè)施地區(qū)通常對應(yīng)著較少的人均收入。與常識不符的是，人力資本對人均GDP的效應(yīng)為負(fù)，一個(gè)可能解釋是考察期內(nèi)各省區(qū)的增長仍然主要依靠非熟練勞動(dòng)力投入和物質(zhì)資本積累推動(dòng)。本文無意深究基礎(chǔ)設(shè)施、人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)績效的影響，我們的工作僅表明控制有限的反映基礎(chǔ)設(shè)施、人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變量后，國際貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)為正，且至少在5％水平上顯著。國際貿(mào)易的擴(kuò)大有利于經(jīng)濟(jì)體發(fā)揮比較優(yōu)勢和發(fā)展分工，這就使得投資有利可圖。鑒于房地產(chǎn)投資對長期經(jīng)濟(jì)增長的影響一直頗有爭議，我們、在表7第（9）列報(bào)告了投資率的影響，國際貿(mào)易變量系數(shù)與基準(zhǔn)組相比