對外開放如何影響經(jīng)濟波動

陳太明

摘要：本文從理論和實證兩方面研究對外開放經(jīng)由貿(mào)易條件渠道而產(chǎn)生的波動效應，并揭示了出口市場多元化對波動效應的調(diào)節(jié)作用。理論研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放程度越高，地區(qū)經(jīng)濟遭受貿(mào)易條件沖擊時越脆弱，貿(mào)易條件風險越大，進而通過貿(mào)易條件渠道加劇經(jīng)濟波動?？紤]了內(nèi)生性的穩(wěn)健性實證結(jié)果表明，貿(mào)易開放的確會經(jīng)由剝離出來的貿(mào)易條件渠道而產(chǎn)生波動效應。進一步研究發(fā)現(xiàn)，出口市場多元化程度越高的省份，貿(mào)易開放的波動效應越小。依托“一帶一路”，積極開拓沿線國家市場，促進出口市場多元化，有助于在收獲貿(mào)易開放益處的同時化解貿(mào)易條件風險，這對于新常態(tài)下穩(wěn)定中國經(jīng)濟至關(guān)重要。

關(guān)鍵詞：對外開放;貿(mào)易條件;經(jīng)濟波動;市場多元化

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2848-2020（06）-0013-12

一、引言與文獻綜述

全球金融危機對中國經(jīng)濟產(chǎn)生嚴重沖擊，加劇了經(jīng)濟波動，其影響中國經(jīng)濟的重要途徑是國際貿(mào)易，這昭示貿(mào)易開放與中國經(jīng)濟波動存在某種顯著聯(lián)系。為把握和引領(lǐng)經(jīng)濟新常態(tài)，黨的十九大將推進“一帶一路”建設(shè)寫入黨章，并把“防范化解重大風險”視為全面建設(shè)小康社會決勝期的首位攻堅戰(zhàn)。隨著貿(mào)易開放不斷加深，中國將處于風險與機遇并存關(guān)鍵期，為防范經(jīng)濟大幅波動，系統(tǒng)研究貿(mào)易開放加劇經(jīng)濟波動的作用機制及其對策具有重要的現(xiàn)實意義和豐富的政策含義。找到了貿(mào)易開放加劇經(jīng)濟波動的作用渠道，就能夠設(shè)法化解貿(mào)易領(lǐng)域相關(guān)風險，同時防范其他可能疊加的風險，最終避免重大風險的出現(xiàn)，為政府“防范化解重大風險”進而“穩(wěn)增長”提供明確的政策切入點。這不僅可以豐富現(xiàn)有關(guān)于貿(mào)易開放與經(jīng)濟波動關(guān)系的文獻，而且能夠使我們更好地理解涉外經(jīng)濟部門對國內(nèi)宏觀經(jīng)濟運行的影響，有助于在新常態(tài)下增強中國經(jīng)濟增長的穩(wěn)定性。

改革開放以來，中國經(jīng)濟取得令世人矚目的高速增長奇跡，1978-2014年經(jīng)濟增長速度平均而言保持在9.8%，各省份年度經(jīng)濟增長率圍繞這一平均值上下波動，但一個清晰的特征是省份經(jīng)濟增長率的波動幅度呈現(xiàn)趨緩的態(tài)勢，從改革開放初的0.053下降為2014年的0.018。與此同時，改革開放后各省份貿(mào)易開放程度也日益加深，從1978年的0.042上升為2014年的0.290。綜上，隨著貿(mào)易開放的不斷深化，中國的經(jīng)濟波動幅度下降。

上述時序數(shù)據(jù)變化直觀呈現(xiàn)了貿(mào)易開放與中國經(jīng)濟波動的關(guān)系，但卻仍然存在若干問題懸而未決。比如：這一時期的貿(mào)易開放進程通過哪些作用機制對中國經(jīng)濟波動產(chǎn)生了影響？中國全面開放格局將繼續(xù)打開，在多維作用機制中，貿(mào)易開放加劇經(jīng)濟波動的作用是基于何種渠道實現(xiàn)？面對貿(mào)易開放加劇經(jīng)濟波動的這一作用渠道，隨著“一帶一路”建設(shè)的積極推進，能否找到有理有據(jù)的應對之策以削弱其風險，進而更好地增強中國經(jīng)濟增長的穩(wěn)定性？針對上述這些重要問題的答案至今仍不明朗，至少基于中國經(jīng)濟樣本的有關(guān)研究很少，這是一系列亟待加強研究的關(guān)鍵問題。

一國的經(jīng)濟波動不僅與該國經(jīng)濟遭受沖擊的頻率和規(guī)模有關(guān)，還與其處理沖擊的行為方式息息相關(guān)，處理沖擊的行為方式反映了其應對沖擊的能力，也最終體現(xiàn)為其經(jīng)濟的脆弱性。理論上，將源于國家維度的作用機理延展至省份維度，并將省際沖擊納入其中，貿(mào)易開放至少能夠通過如下兩種渠道影響中國省份層面的經(jīng)濟波動：其一，一個省份的貿(mào)易開放程度越高，該省份經(jīng)濟遭受來自外部的貿(mào)易條件沖擊時越脆弱，進而通過國際商品市場中的貿(mào)易條件渠道加劇了該省份的經(jīng)濟波動，記為貿(mào)易開放的波動效應;其二，一個省份在貿(mào)易開放的進程中，省內(nèi)市場、國內(nèi)省際市場和國際金融市場使得風險共擔機制更加多樣化，這意味著該省份經(jīng)濟面臨金融危機時的脆弱性會更小，進而降低了金融危機的可能性，最終緩解了該省份的經(jīng)濟波動，記為貿(mào)易開放的穩(wěn)定效應。

針對貿(mào)易開放和經(jīng)濟波動之間的關(guān)系，現(xiàn)有文獻已有所涉及，但基本上都是在國家層面進行分析，且多數(shù)文獻只是考察兩者之間的相關(guān)性，鮮有文獻針對貿(mào)易開放影響經(jīng)濟波動的作用機制進行探討。國外學者基于跨國、行業(yè)不同層面樣本的實證研究得到了差異化的結(jié)論。多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放會減緩經(jīng)濟波動，部分研究的結(jié)論則相反，也有研究得到了混合的證據(jù)，甚至還有研究發(fā)現(xiàn)兩者不相關(guān)。對于中國而言，處于起步階段的研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放可能會加劇經(jīng)濟波動，也可能會抑制經(jīng)濟波動。上述文獻主要是側(cè)重在總體上進行初步探討，且大多只是考察貿(mào)易開放和經(jīng)濟波動的相關(guān)性，較突出的一個局限性是，國內(nèi)已有文獻尚未就貿(mào)易開放影響中國經(jīng)濟波動的作用機制展開系統(tǒng)研究。

本文與近年來為數(shù)不多的針對貿(mào)易開放與經(jīng)濟波動關(guān)系受制于國家特征的研究存在直接的聯(lián)系。針對跨國樣本的經(jīng)驗研究證實了國家的多元化特征會負向調(diào)節(jié)貿(mào)易開放對經(jīng)濟波動的影響。Calderon等使用82個國家在1975-2005年的數(shù)據(jù)考察貿(mào)易開放與經(jīng)濟波動的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放對經(jīng)濟波動的影響依賴于國家層面的一些特征，在具有多元化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的國家，貿(mào)易開放能起到穩(wěn)定經(jīng)濟的作用。Haddad等基于1976-2005年77個國家非平衡面板數(shù)據(jù)的實證結(jié)果表明，貿(mào)易開放程度高的經(jīng)濟體可能面臨更大的貿(mào)易條件波動性，但貿(mào)易開放也會帶來多樣化的收益，出口多樣化會減緩貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長穩(wěn)定性的不利影響，是貿(mào)易開放對經(jīng)濟波動總體影響中的一個關(guān)鍵緩和因素。這些發(fā)現(xiàn)說明，出口市場多元化會影響貿(mào)易開放與經(jīng)濟波動之間的關(guān)系。

同本文互為補充的一些研究是針對發(fā)達國家和發(fā)展中國家對外開放程度趨高的背景下，貿(mào)易條件沖擊及其他沖擊對一國經(jīng)濟波動影響方向和程度的研究。與本文關(guān)聯(lián)最為緊密的是Cavallo采用77個國家（包含OECD國家在內(nèi)）的橫截面數(shù)據(jù)所做的經(jīng)驗研究，研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放通過貿(mào)易條件沖擊、外部金融沖擊和國內(nèi)沖擊相關(guān)的三個渠道影響了一國經(jīng)濟波動。但這篇文獻只是基于國際層面的樣本，且主要以發(fā)達國家為對象，缺乏發(fā)展中國家內(nèi)部地區(qū)層面的大樣本研究;此外，相比于面板數(shù)據(jù)，基于橫截面數(shù)據(jù)的研究遺失了兩者關(guān)系變化的重要動態(tài)含義，而選取了樣本區(qū)間更長的面板數(shù)據(jù)，各變量統(tǒng)計項的質(zhì)量更高，所以結(jié)論更加豐富且可靠;再者，這項研究只是將刻畫出口市場多元化的指標作為控制變量引入，并且發(fā)現(xiàn)它統(tǒng)計不顯著，未考慮到它與貿(mào)易開放和經(jīng)濟波動之間可能存在的交互作用。

本文以改革開放為現(xiàn)實背景，在理論分析基礎(chǔ)上，運用中國省份面板數(shù)據(jù)深入研究貿(mào)易開放加劇經(jīng)濟波動的作用機制及出口市場多元化在其中發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。本文的主要貢獻是：第一，通過突顯省份貿(mào)易開放經(jīng)由貿(mào)易條件渠道加劇經(jīng)濟波動的這一作用機制，加深對貿(mào)易開放在省級經(jīng)濟穩(wěn)定性上造成影響的傳導機制的理解，拓展現(xiàn)有關(guān)于貿(mào)易開放與經(jīng)濟波動關(guān)系的文獻，和當前國際研究合理互補;第二，引入出口市場集中度指標度量的出口市場地理分布格局這一因素，首次確切考察貿(mào)易開放的波動效應是否受制于出口市場多元化程度，揭示出更分散的出口目的國地理分布將削弱貿(mào)易開放的波動效應，進而從出口市場多元化維度為“一帶一路”的實施提供理論基礎(chǔ)和實證依據(jù)。

二、理論分析

考慮一個省份經(jīng)濟的產(chǎn)出流（production stream）可能會遭受4種類型的沖擊：貿(mào)易條件沖擊τ_t、外部金融沖擊φ_t、省際沖擊η_t和省內(nèi)沖擊δ_t。根據(jù)這個構(gòu)成，借鑒Cavallo的做法，本文對產(chǎn)出流采用了一個盡可能寬泛的設(shè)定。假設(shè)上述4種類型沖擊之間是不相關(guān)的，且參數(shù)α_i測度產(chǎn)出在面對不同沖擊時的脆弱性，因此產(chǎn)出流可以表示為如下形式：

遵循該領(lǐng)域文獻的通常做法，貿(mào)易條件波動σ_τ定義為貿(mào)易條件對數(shù)差分的標準差。在這種設(shè)定下，β₁捕獲貿(mào)易開放經(jīng)由貿(mào)易條件渠道對經(jīng)濟波動的影響，通常為正，表明貿(mào)易開放通過貿(mào)易條件渠道加劇經(jīng)濟波動。針對貿(mào)易開放影響經(jīng)濟波動的作用機制，除本文強調(diào)的貿(mào)易條件渠道之外，其余3種渠道無法進行直接驗證，總體概括為類似“索洛剩余”這一概念的“其他剩余渠道”?！笆Ｓ唷笔且粋€有用的概念，“剩余”作為不可知力量存在的證據(jù)，這種被認為有效的方法在科學中已有很長的歷史，其他剩余渠道是貿(mào)易開放影響經(jīng)濟波動的非貿(mào)易條件渠道的總稱。β₂度量貿(mào)易開放經(jīng)由其他剩余渠道對經(jīng)濟波動的影響，通常為負，說明貿(mào)易開放通過其他剩余渠道緩解經(jīng)濟波動。

如何降低一個省份遭受貿(mào)易條件沖擊時的脆弱性，進而削弱貿(mào)易開放的波動效應？出口市場多元化（D）是重要的政策手段。以往文獻指出，出口市場多元化在貿(mào)易開放對經(jīng)濟波動的總體影響中發(fā)揮著削弱作用。受此啟發(fā)，本文認為貿(mào)易開放的波動效應會隨著一個省份出口市場多元化程度的變動而變化。一個省份的貿(mào)易開放程度越高，其經(jīng)濟遭受貿(mào)易條件沖擊時越脆弱，貿(mào)易條件風險越大，但脆弱性以及隨之而來的貿(mào)易條件風險會隨該省份出口市場多元化程度的提高而下降。這歸功于出口市場多元化的風險分攤作用，因為來自不同國外市場的需求沖擊不是完全相關(guān)的，一些國家的正向沖擊至少可以部分抵消其他國家的負向沖擊。內(nèi)在邏輯是：面對來自某個國家特定層面的需求沖擊，相對于一個向很多國家出口商品的省份而言，僅向少數(shù)國家出口商品的省份必然會由于這一需求沖擊而面臨更大的貿(mào)易條件風險，進而表現(xiàn)出更加劇烈的經(jīng)濟波動。基于以上的理解，可以推斷，貿(mào)易開放的波動效應會由于出口市場更加多元化而得以削弱。為此，β₁可以表示為D的函數(shù)：

可以預期，出口市場多元化對貿(mào)易開放波動效應的調(diào)節(jié)作用表現(xiàn)為，出口市場多元化負向調(diào)節(jié)貿(mào)易開放的波動效應。出口市場多元化程度越高，貿(mào)易開放的波動效應越弱。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

（一）計量模型設(shè)定

在上述理論分析的基礎(chǔ)上，本文沿用Cavallo的做法并考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，構(gòu)建如下省級面板計量模型：

其中，下標i和t分別代表省份和年份，被解釋變量vol為經(jīng)濟波動，核心解釋變量是貿(mào)易開放與貿(mào)易條件波動的交互項open×totv，捕捉貿(mào)易開放經(jīng)由貿(mào)易條件渠道對經(jīng)濟波動產(chǎn)生的影響，反映在β₁的符號和顯著性上。open捕捉貿(mào)易開放通過其他剩余渠道對經(jīng)濟波動的額外影響，體現(xiàn)在β₂的符號和顯著性上。由于貿(mào)易條件波動只能通過與貿(mào)易開放交互的唯一途徑影響經(jīng)濟波動，所以未包含totv的式（7）設(shè)定并不存在遺漏變量偏差。為得到更穩(wěn)健的估計，還控制了各省份其他方面差異的變量向量X。γ_i為非觀測的省份特征，φ_t為時間固定效應，ε為隨機擾動項。β₀、β₁、β₂和θ為待估參數(shù)，本文關(guān)注β₁和β₂的符號和顯著性，尤其是前者。根據(jù)理論分析，β₁和β₂應該依次顯著為正和負。

進一步地，為深入考察出口市場多元化與貿(mào)易開放的波動效應之間的關(guān)系，在基準方程（7）基礎(chǔ)上，引入三重交互項（open×totv×mark）及雙重交互項（open×mark和totv×mark），以探究出口市場多元化對貿(mào)易開放波動效應的負向調(diào)節(jié)作用，其中引入雙重交互項是為了降低遺漏變量偏差。鑒于此，包含三重交互項的計量模型設(shè)定為

其中，核心解釋變量是由貿(mào)易開放、貿(mào)易條件波動和出口市場集中度構(gòu)成的三重交互項，用來捕捉貿(mào)易開放的波動效應是否會受到出口市場多元化的影響，其影響體現(xiàn)于α₁的符號和顯著性上，控制變量向量X保持不變。根據(jù)前文的理論分析，本文預期α₁、α₂和β₂應該分別顯著為正、正和負。

（二）變量與數(shù)據(jù)說明

1.被解釋變量

經(jīng)濟波動（vol）。采用經(jīng)濟增長率的標準差來度量。參考“五年計劃”，將時間間隔設(shè)定為5年的情況下，以1978-1980、1981-1985、1986-1990、1991-1995、1996-2000、2001-2005、2006-2010和2011-2014年的每個時段經(jīng)濟增長率的標準差用來度量這段時間的經(jīng)濟波動。其中，各省份經(jīng)濟增長率使用最為常用的兩個基本指標進行度量，依次是從總量和平均量兩個維度刻畫經(jīng)濟增長的實際GDP增長率和實際人均GDP增長率，為上年為一百的地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)和人均地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)減去一百再除上一百。

2.核心解釋變量

本文核心解釋變量是貿(mào)易開放，貿(mào)易開放與貿(mào)易條件波動雙重交互項、貿(mào)易開放與貿(mào)易條件波動和出口市場集中度三重交互項。這意味著構(gòu)造核心解釋變量時，會涉及4個變量：

（1）貿(mào)易開放（open）。按照主流文獻一貫做法，使用進出口總額占省份GDP的比重衡量貿(mào)易開放程度。

（2）國外市場接近度（fma）。沿襲經(jīng)典做法，采用國外市場接近度作為貿(mào)易開放的外部工具變量。各省份的省會城市至海岸線距離的倒數(shù)乘以100為國外市場接近度，東部省份到海岸線距離為其內(nèi)部距離，中西部省份到海岸線距離為其到最近東部省份距離加上該東部省份的內(nèi)部距離。由中國人民銀行控制的官方名義匯率對各省份而言是外生的，用名義匯率和國外市場接近度的乘積凸顯其動態(tài)特征。

（3）貿(mào)易條件波動（totv）。在該領(lǐng)域基于橫截面數(shù)據(jù)的研究中，一些文獻采用貿(mào)易條件對數(shù)差分的標準差刻畫貿(mào)易條件的波動性，但基于時序數(shù)據(jù)的研究中，往往采用基于GARCH模型獲取的貿(mào)易條件對數(shù)差分的條件標準差衡量貿(mào)易條件的波動。本文使用的數(shù)據(jù)為各省份1978-2014年時序數(shù)據(jù)，為此運用貿(mào)易條件對數(shù)差分的條件標準差來刻畫貿(mào)易條件的波動。受限于各省份貿(mào)易條件數(shù)據(jù)的可得性，借鑒楊燦明等的做法，使用貿(mào)易開放的條件標準差來替代貿(mào)易條件的波動。具體而言，首先，將各省份的貿(mào)易開放取對數(shù)并進行一階差分，以得到貿(mào)易開放的增長率;然后，利用GARCH（1，1）模型識別出各省份貿(mào)易開放增長率的條件方差序列，進而得到各省份貿(mào)易開放增長率的條件標準差序列，即為本文所度量的貿(mào)易條件波動。

（4）出口市場集中度（mark）。參照Haddad等的方法，采用一個省份出口最大的5個國家的出口額之和占該省份出口總額的比重刻畫出口市場的多元化程度。比重越大，出口市場集中度越大，說明該省份的出口目的國地理分布越狹窄，出口市場多元化程度越小。

3.控制變量

本文控制了一系列可能會影響經(jīng)濟波動的因素，以有效控制不同省份異質(zhì)性所帶來的影響。具體包括：

（1）人均GDP（gdp）。經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)平抑經(jīng)濟波動的手段越豐富，其經(jīng)濟波幅傾向于降低。參考過往文獻常用做法，以實際人均GDP衡量經(jīng)濟發(fā)展水平，計算方法是“省份實際GDP（以1978年為基期）/省份年底總?cè)丝凇薄?/p>

（2）人口規(guī)模（pop）。相對于人口規(guī)模較大的地區(qū)，人口規(guī)模較小的地區(qū)受到同樣外部沖擊的影響通常更大，導致經(jīng)濟波幅也更大，以對數(shù)形式的年底總?cè)丝诳刂迫丝谝?guī)模的影響。

（3）地方政府規(guī)模（gov）。根據(jù)補償假說，針對貿(mào)易開放帶來的外部風險，地方政府會增加其支出規(guī)模對各類經(jīng)濟主體進行補償以穩(wěn)定經(jīng)濟，表明地方政府規(guī)模會影響地區(qū)經(jīng)濟波動。本文用地方政府消費占省份GDP的比重捕捉地方政府規(guī)模的影響。

（4）城鎮(zhèn)化（urb）。文獻中，城鎮(zhèn)化水平也構(gòu)成了經(jīng)濟波動的影響因素。鑒于此，控制了城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍?/p>

（5）人力資本（hc）。有諸多研究認為人力資本是經(jīng)濟波動的緩沖劑，為此引入人均受教育程度對數(shù)控制人力資本的影響。計算方法如下，在6歲及以上的全部人口中，小學、初中、高中與大專及以上文化程度的受教育年限依次記為6、9、12、16年，公式是：小學份額×6+初中份額×9+高中份額×12+大專及以上學歷的份額×16。

（6）固定資產(chǎn)投資（inve）。投資在中國經(jīng)濟運行中舉足輕重，是政府干預經(jīng)濟的主要手段，也是經(jīng)濟波動的關(guān)鍵原因。因此，控制了固定資產(chǎn)投資占省份GDP的比重。

（7）信貸波動（cvol）。中國企業(yè)的外部融資依賴于銀行信貸，導致中國經(jīng)濟對銀行信貸的波動特別敏感，意味著銀行信貸波動對于理解經(jīng)濟波動至關(guān)重要。使用金融機構(gòu)人民幣貸款余額與GDP比值的5年標準差度量信貸波動。

（8）財政波動（gvol）。財政波動可能導致經(jīng)濟波動。參考以往文獻做法，以政府一般預算支出與省份GDP的比值的5年標準差控制財政波動的影響。

（9）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（indu）。不同產(chǎn)業(yè)對于外部沖擊的抵御能力有所不同，從而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也成為中國經(jīng)濟波動的一個重要原因。依據(jù)現(xiàn)有文獻，以第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重來控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。

4.數(shù)據(jù)來源

本文采用了1978-2014年中國29個省份（重慶、西藏和港澳臺除外）的面板數(shù)據(jù)。所有指標均為5年窗口跨期平均值或標準差，經(jīng)濟波動、財政波動和信貸波動這3個指標取標準差，其余指標均取平均值，得到的是時間維度和橫截面維度分別為8和29的省際面板數(shù)據(jù)庫。所有數(shù)據(jù)來自于美國賓西法尼亞大學的Penn World Table（PWT）9.0數(shù)據(jù)庫、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、歷年《中國統(tǒng)計年鑒》及各省份統(tǒng)計年鑒。表1給出了主要變量的定義和描述性統(tǒng)計。

（三）內(nèi)生性問題與處理

貿(mào)易開放可能是內(nèi)生的，這基于三方面考慮：首先，遺漏變量問題。影響經(jīng)濟波動的因素很多，但由于數(shù)據(jù)限制，構(gòu)建計量模型時難以將所有解釋變量放入其中，可能會由于遺漏變量而產(chǎn)生內(nèi)生性問題。其次，測量誤差問題。地理因素和貿(mào)易政策的差異導致不同地區(qū)貿(mào)易開放程度有別，地理因素外生，但貿(mào)易政策卻不是。進出口總額與GDP比值這一指標由于混合地理因素和貿(mào)易政策而導致了貿(mào)易開放的內(nèi)生性問題，為此運用它度量貿(mào)易開放可能存在測量誤差。再次，反向因果問題。一個地區(qū)的經(jīng)濟增長可能通過改善其基礎(chǔ)設(shè)施的渠道最終提高該地區(qū)的貿(mào)易開放度，波動與增長是GDP在短期和長期兩個維度的不同體現(xiàn)，為此經(jīng)濟波動也可能是促進貿(mào)易開放的原因?？紤]到貿(mào)易開放的內(nèi)生性問題，除了要盡可能多地控制影響經(jīng)濟波動的因素外，主要基于工具變量法加以解決。因為地理因素能通過影響一個省份貿(mào)易開放程度而影響經(jīng)濟波動，但經(jīng)濟波動卻無法影響一個省份的地理特征，所以要尋找一個地理因素變量（即國外市場接近度fma）充當貿(mào)易開放的外部工具變量。除OLS和FE估計之外，本文還使用fma作為貿(mào)易開放的外部工具變量進行2SLS估計。

四、實證分析

本部分首先報告了采用3種估計方法對基準模型進行回歸得到的貿(mào)易開放對經(jīng)濟波動的作用機制;然后，通過不同的濾波方法（如HP濾波和BK濾波）以及排除5個和10個異常值等方法進行多維度的穩(wěn)健性檢驗;最后，通過構(gòu)造三重交互項實證分析出口市場多元化程度的提高是否會顯著地負向調(diào)節(jié)貿(mào)易開放的波動效應。

（一）基準回歸

表2報告了貿(mào)易開放對經(jīng)濟波動的影響機制基準回歸結(jié)果。為了避免由面板模型的標準誤低估所造成的顯著性高估問題，全部回歸都采用以省份為聚類變量的聚類穩(wěn)健標準誤?；贠LS方法的估計結(jié)果見第（1）（5）列;進一步地，Hausman檢驗拒絕接受隨機效應，為此采用FE方法的估計結(jié)果見第（2）（6）列。從OLS和FE估計結(jié)果看，在控制了諸多可能影響經(jīng)濟波動的因素后，貿(mào)易開放對經(jīng)濟波動的作用為正，但不顯著，交互項對經(jīng)濟波動的作用也只是于FE估計結(jié)果中在5%水平上通過顯著性檢驗，這似乎不支持前文預期的理論觀點，但通過細致分析發(fā)現(xiàn)，這可能是由于OLS和FE兩種估計方法均沒有考慮到貿(mào)易開放的內(nèi)生性問題所致。

為了克服貿(mào)易開放內(nèi)生性問題可能導致的估計偏差，本文選取國外市場接近度作為其外部工具變量進行擴展的面板2SLS估計，表2第（3）（7）列報告了具體估計結(jié)果。結(jié)果表明在解決了潛在的內(nèi)生性問題之后，交互項在1%的水平上顯著地正向影響經(jīng)濟波動，貿(mào)易開放則在1%的水平上顯著地負向影響經(jīng)濟波動，核心解釋變量的符號均符合前文理論預期。這說明在考慮了內(nèi)生性問題之后，基于外部工具變量的2SLS估計對貿(mào)易開放的波動效應和穩(wěn)定效應給出了更有效的識別。需要特別說明的是，雖然上述2SLS估計控制了省份和時間固定效應，但結(jié)論未必完全可靠，因為各省份經(jīng)濟波動差異也有可能源自其特殊的經(jīng)濟稟賦條件而非貿(mào)易開放。鑒于此，必須在上述回歸分析中進一步加入反映各省份經(jīng)濟稟賦條件的控制變量。加入一系列控制變量后的2SLS估計結(jié)果見第（4）（8）列。本文發(fā)現(xiàn)，即使控制了省份經(jīng)濟稟賦條件，核心解釋變量的系數(shù)符號仍沒有發(fā)生變化，交互項的回歸系數(shù)在1%的水平上仍然顯著為正，而貿(mào)易開放的回歸系數(shù)在1%的水平上依然顯著為負。

在全部2SLS估計結(jié)果中，DWH內(nèi)生性檢驗在10%水平上拒絕貿(mào)易開放為外生的原假設(shè)，表明貿(mào)易開放確實是內(nèi)生變量。多維度的檢驗統(tǒng)計量表明本文所選擇的工具變量是有效的：首先，Anderson正則相關(guān)性檢驗在1%水平上強烈拒絕了工具變量識別不足的原假設(shè);其次，第一階段回歸結(jié)果顯示，工具變量和貿(mào)易開放之間具有較強的相關(guān)性，Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量大于Stock-Yogo檢驗在10%水平上的臨界值，說明不存在弱工具變量的問題;第三，Sargan檢驗接受工具變量是過度識別的原假設(shè)，意味著工具變量是外生的。在有效處理了內(nèi)生性問題之后，第二階段回歸結(jié)果表明，貿(mào)易開放確實通過貿(mào)易條件渠道和其他剩余渠道給中國經(jīng)濟波動帶來了正反兩個不同方向的影響，這兩大類別的影響渠道在被解釋變量是總量經(jīng)濟波動的時候存在，在被解釋變量是平均量經(jīng)濟波動時也存在，而且通過這兩類渠道產(chǎn)生的方向完全相反的關(guān)系，不僅是一種數(shù)量關(guān)系，更是一種因果關(guān)系。究其原因，從理論層面上講，伴隨一個省份的貿(mào)易開放程度的逐步提高，出口收入在其國民收入中的重要性往往也逐步加強，該省份經(jīng)濟對于國外需求沖擊越敏感，貿(mào)易條件沖擊越是能夠直接影響其國民收入，使該省份經(jīng)濟遭受來自外部的貿(mào)易條件時越脆弱，進而貿(mào)易條件風險越大，經(jīng)濟波動幅度越大。簡言之，隨著中國貿(mào)易開放程度的日益加深，來自國際商品市場的貿(mào)易條件風險加大，貿(mào)易開放通過貿(mào)易條件渠道加劇了中國經(jīng)濟波動。

進一步地，在第（4）（8）列所示的2SLS估計結(jié)果中，貿(mào)易開放的回歸系數(shù)介于-0.019和-0.034之間，交互項的回歸系數(shù)介于0.170和0.227之間，這是具有顯著經(jīng)濟意義的，也證實了理論模型預期的結(jié)論。本文還發(fā)現(xiàn)，相對于第（3）（7）列而言，第（4）（8）列的兩個核心解釋變量的回歸系數(shù)絕對值明顯更低，表明不添加任何控制變量的2SLS估計結(jié)果存在著顯著的高估問題，為此后文主要基于第（4）（8）列來展開討論。

（二）穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性問題討論

為保證本文主要結(jié)論的可靠性和穩(wěn)定性，本部分進行了多維度的穩(wěn)健性檢驗，如改變獲取經(jīng)濟波動指標的方法、剔除異常樣本等。表3給出了六種穩(wěn)健性檢驗的估計結(jié)果。

第一，基于HP濾波（λ=100）法獲得經(jīng)濟波動序列。為消除省份GDP的長期趨勢對度量經(jīng)濟波動可能存在的影響，參考Calderon等的做法，將對數(shù)GDP進行HP濾波后的殘差項取5年窗口標準差得出經(jīng)濟波動另一種衡量，進而對前文主要結(jié)論進行穩(wěn)健性檢驗。表3第（1）列展示了估計結(jié)果。與表2第（4）列結(jié)果相比，貿(mào)易開放及交互項的估計系數(shù)的符號和統(tǒng)計顯著性均未變化，只是估計系數(shù)值略微改變。這意味著與基于經(jīng)濟增長率5年標準差獲取經(jīng)濟波動指標的結(jié)論一致，基于HP濾波法獲取經(jīng)濟波動指標的2SLS估計結(jié)果仍驗證了貿(mào)易開放影響經(jīng)濟波動的作用機制，包含了通過貿(mào)易條件渠道產(chǎn)生的正向影響，也包含了通過其他剩余渠道帶來的負向影響，這一結(jié)論非常穩(wěn)健。

第二，基于HP濾波法（λ=6.25）獲得經(jīng)濟波動序列。雖然使用HP濾波法對年度數(shù)據(jù)進行去勢處理時往往將入取值為100，但是Ravn等卻對這一取值提出了批評，認為入應該設(shè)定為6.25。表3第（2）列給出了使用λ=6.25進行HP濾波后的回歸結(jié)果，通過與表2第（4）列基準回歸的對比發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量估計系數(shù)的數(shù)值稍有變動，然而其符號和統(tǒng)計性檢驗都沒有表現(xiàn)出顯著偏移，保持了很好的穩(wěn)定性。這足以證明本文先前所得結(jié)論的穩(wěn)定性和可靠性，即貿(mào)易開放通過兩類渠道對經(jīng)濟波動產(chǎn)生了不同的影響。

第三，基于BK濾波法獲得經(jīng)濟波動序列。為檢驗表2的估計結(jié)果是否是因為本文選取了特定的去勢處理方法所導致，本文還運用另一種流行的BK濾波法來生成各省份的經(jīng)濟波動序列。表3第（3）列估計結(jié)果表明，核心解釋變量估計系數(shù)的符號和數(shù)量級均與表2第（4）列基準回歸展示出完全一致的模式：貿(mào)易開放對經(jīng)濟波動存在著穩(wěn)定和波動兩種效應。綜合以上三種穩(wěn)健性檢驗結(jié)果可知，根據(jù)三種不同濾波方法測算的經(jīng)濟波動序列進行回歸后的結(jié)果具有相當?shù)姆€(wěn)健性，說明經(jīng)濟波動的度量方法并不會影響本文的主要結(jié)論。

第四，剔除5個異常樣本。經(jīng)濟波動幅度較大的省份往往存在一定的特殊性，為避免被解釋變量異常值可能帶來的影響，本文刪除了被解釋變量排序在前5名的樣本。這些異常省份是安徽、海南、內(nèi)蒙古、青海、浙江，其中，海南的經(jīng)濟波動幅度最高，高達0.068，安徽的經(jīng)濟波動幅度最低，但也達到了0.049。表3第（4）列報告了詳細估計結(jié)果，通過和表2第（4）列基準回歸結(jié)果的對比，發(fā)現(xiàn)核心解釋變量估計結(jié)果在去掉5個省份樣本后沒有明顯變化，所以貿(mào)易開放通過兩類渠道差異化作用于經(jīng)濟波動的結(jié)論依然穩(wěn)健成立。

第五，剔除10個異常樣本。本文又刪除了改革開放以來經(jīng)濟波動幅度排名前10的省份繼續(xù)進行穩(wěn)健性檢驗，也就是在刪除前面5個經(jīng)濟波動幅度最大的省份基礎(chǔ)上，還額外刪除了江蘇、山西、廣東、吉林、天津5個省市。額外的這5個省市之中，經(jīng)濟波動幅度最大的是江蘇，為0.047，天津最小，但也達到0.045?？梢园l(fā)現(xiàn)，根據(jù)這一子樣本的主要估計結(jié)果依然都保持不變，為此刪除10個異常省份之后的估計得到了與先前估計一致的結(jié)果，從而佐證了先前所得結(jié)論的穩(wěn)健性。綜上，異常省份的存在也不會干擾本文主要結(jié)論。

第六，控制變量的引入。影響經(jīng)濟波動的因素非常多，在實證模型設(shè)定中，為盡可能得到核心解釋變量對經(jīng)濟波動的真正影響，通常要控制可能對經(jīng)濟波動產(chǎn)生影響的各種因素?？刂谱兞康囊肽芨纳颇Ｐ徒忉屃?，也能評價核心解釋變量的顯著性和敏感性，因此成為穩(wěn)健性檢驗的重要手段之一。在本文的實證分析中，無控制變量的模型估計結(jié)果見表2，引入控制變量后的模型估計結(jié)果見表2和表3。對結(jié)果進行比較發(fā)現(xiàn)，控制變量的引入并未明顯影響核心解釋變量的符號和顯著性，說明主要結(jié)論在控制了諸多可能影響因素后仍然十分穩(wěn)健。

此外，針對實證估計結(jié)果中潛在的內(nèi)生性問題，本文從如下三個方面進行討論。

第一，遺漏變量問題。在本文采用的計量模型中，除刻畫貿(mào)易開放和貿(mào)易條件風險的核心解釋變量之外，本文共引入了經(jīng)濟發(fā)展狀況、財政狀況、信貸狀況、人口狀況4種9個基于文獻的控制變量，從經(jīng)濟學、財政學、金融學和社會學等多視閾考慮了可能影響經(jīng)濟波動的各個變量，這意味著遺漏變量問題在本文中不嚴重，所以相關(guān)的內(nèi)生性問題也不突出。

第二，測量誤差問題。對于經(jīng)濟波動這一變量，本文總計構(gòu)建了5個不同的被解釋變量，從不同維度刻畫了中國省級層面的經(jīng)濟波動幅度，基于不同被解釋變量得到的估計結(jié)果并無二致，這表明存在測量誤差問題的可能性很低，所以與此相關(guān)的內(nèi)生性問題應該也不嚴重。

第三，反向因果問題。一個省份的國外市場接近度這一地理因素變量會通過影響貿(mào)易開放程度而影響經(jīng)濟波動，但該省份的經(jīng)濟波動卻無法影響其國外市場接近度，因為一個省份的國外市場接近度是歷史上形成且客觀存在的天然地理因素，與經(jīng)濟波動不可能直接相關(guān)，因此是一個比較合適的外部工具變量。基于這一外部工具變量的2SLS估計結(jié)果，解決了與貿(mào)易開放相關(guān)的潛在測量誤差問題，更解決了可能的反向因果問題。

（三）出口市場多元化對貿(mào)易開放波動效應的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)前文理論分析，出口市場多元化對貿(mào)易開放的波動效應存在負向的調(diào)節(jié)作用。從表4可以看到，隨著更多控制變量的引入，三重交互項的估計系數(shù)始終為正，且在5%的水平上統(tǒng)計顯著，表明在平均意義上，貿(mào)易開放的波動效應將會隨著出口市場多元化程度的提高而明顯減弱，前文理論推斷得到驗證。究其原因，從理論上講，出口市場多元化具有分攤風險的效果，一個省份僅向一個國外市場出口商品的風險非常大，而向多個國外市場出口商品的風險會降低。面對來自某國特定的需求沖擊，相對于僅向少數(shù)國家出口的省份，向很多國家出口的省份會遭受更小的貿(mào)易條件風險，經(jīng)濟波動幅度更小。隨著貿(mào)易開放的繼續(xù)加深，為削弱貿(mào)易開放的波動效應，進一步推動出口市場多元化將是重要政策選擇。由此可見，2019年政府工作報告強調(diào)“推動出口市場多元化”，是具有堅實的理論基礎(chǔ)和現(xiàn)實依據(jù)的。

中國對外貿(mào)易發(fā)展模式為出口導向型，20世紀90年代初期，發(fā)達國家對中國進行貿(mào)易制裁凸顯了中國出口市場過度集中的局限性，為此中國實施了出口市場多元化戰(zhàn)略，出口市場集中度有所下降。據(jù)本文指標口徑的計算結(jié)果顯示，它從1992年的0.71降至2014年的0.48，但最近年份的數(shù)值仍高達近0.5，說明這一局面仍未得到根本性改善，出口目的國在數(shù)量上繼續(xù)擴展的空間很大。長期以來，中國出口貿(mào)易主要依賴于美國和中國香港以及日本、韓國等東南亞國家和地區(qū)，2014年對這4個地區(qū)的出口仍占中國出口總額的43%，通過調(diào)整出口貿(mào)易空間流向，拓展出口貿(mào)易在世界的廣度，實現(xiàn)出口貿(mào)易在國際市場布局分散化，是提高中國出口市場多元化程度的必然選擇。借助“一帶一路”，促進出口貿(mào)易對象地理分布分散化，深入到更廣闊的市場，提高出口市場多元化程度，對于新常態(tài)下穩(wěn)定中國經(jīng)濟至關(guān)重要。

五、結(jié)論與政策啟示

在“一帶一路”建設(shè)不斷深入推進以及“防范化解重大風險”成為全面建設(shè)小康社會決勝期首位攻堅戰(zhàn)的大背景下，本文考察了貿(mào)易開放對中國經(jīng)濟波動的影響機制，以期著重揭示貿(mào)易開放加劇經(jīng)濟波動的貿(mào)易條件渠道與對策，為新常態(tài)下合理借助“一帶一路”穩(wěn)定中國經(jīng)濟提出新思路。具體而言，本文首先從理論上厘清了貿(mào)易開放影響經(jīng)濟波動的作用機制，然后利用中國29個省份的面板數(shù)據(jù)，采用OLS、FE和2SLS多種估計方法系統(tǒng)檢驗了貿(mào)易開放對中國經(jīng)濟波動的影響機制，并進行了多種穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性問題討論，最后深入考察了出口市場多元化對貿(mào)易開放波動效應的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)論如下：第一，貿(mào)易開放影響中國經(jīng)濟波動的作用機制是多維度的，主要通過貿(mào)易條件渠道以及其他的非貿(mào)易條件渠道共同起作用。具體而言，貿(mào)易開放程度越高，經(jīng)濟遭受貿(mào)易條件沖擊時越脆弱，面臨的貿(mào)易條件風險越大，進而導致經(jīng)濟波動幅度越大，即貿(mào)易開放通過貿(mào)易條件渠道加劇經(jīng)濟波動，與此同時，貿(mào)易開放還經(jīng)由非貿(mào)易條件渠道緩解經(jīng)濟波動。上述主要結(jié)論在考慮了內(nèi)生性問題、不同濾波方法、剔除異常樣本點及多種估計方法之后依然十分穩(wěn)健。第二，貿(mào)易開放的波動效應隨著出口市場多元化程度的上升而顯著降低。在出口市場多元化程度不同的省份，貿(mào)易開放的波動效應呈現(xiàn)出顯著異質(zhì)性。出口市場多元化程度越低，貿(mào)易開放的波動效應越強;出口市場多元化程度越高，貿(mào)易開放的波動效應越弱。這一結(jié)論提示我們在出口市場多元化程度高的情境中，進一步的貿(mào)易開放對中國宏觀經(jīng)濟的波動效應將會顯著減弱。

新常態(tài)下，中國堅定不移地實施對外開放的基本國策，如何在貿(mào)易開放的同時防范化解風險是亟待解決的關(guān)鍵問題。本文研究結(jié)論的政策含義顯而易見：第一，由于貿(mào)易開放能夠通過貿(mào)易條件渠道加劇中國經(jīng)濟波動，為改善中國經(jīng)濟遭受貿(mào)易條件沖擊時的脆弱性，需要進一步深化貿(mào)易自由化改革。第二，出口市場多元化程度的上升會負向調(diào)節(jié)貿(mào)易開放的波動效應，即出口目的國分散化是改善中國經(jīng)濟遭受貿(mào)易條件沖擊時的脆弱性的關(guān)鍵，因此在近期中央政府部署更加積極主動的對外開放戰(zhàn)略情況下，深化貿(mào)易自由化改革可以從推動出口市場多元化的視角著手，全面推動對外開放格局的貿(mào)易合作空間，增強中國經(jīng)濟的穩(wěn)定性。中國首倡并深入推進的“一帶一路”建設(shè)，可以促進出口貿(mào)易目的國地理分布更加分散來提升出口市場多元化程度，對貿(mào)易開放波動效應的負向調(diào)節(jié)作用預期是顯著和可觀的。