對外開放、貿(mào)易競爭與經(jīng)濟增長
——基于中國與中亞五國跨國面板數(shù)據(jù)的實證分析

曹 沖謝文寶夏 詠

（1.新疆財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，新疆烏魯木齊 830012；2.新疆農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟與貿(mào)易學院，新疆烏魯木齊 830052；3.寶雞文理學院 經(jīng)濟管理學院，陜西寶雞 721013）

一、問題的提出

中國與中亞五國貿(mào)易歷史源遠流長，古絲綢之路見證了中國與中亞五國貿(mào)易往來和經(jīng)濟發(fā)展。2013年9月，習近平主席在出訪中亞期間，提出了“絲綢之路經(jīng)濟帶”倡議，引起了國際社會的關(guān)注和反響，也進一步將中國與中亞五國的貿(mào)易提到了更加重要的位置，并且建立了戰(zhàn)略級別的關(guān)系（衛(wèi)丁，2017）。中亞與中國的雙邊貿(mào)易額由1992年的4.64億美元增加到2018年的416.63億美元，年均增長率達到18.88%，尤其是2018年，雖然受全球經(jīng)濟政策的不確定性和主要經(jīng)濟體增速減緩的影響，中亞地區(qū)經(jīng)濟增長下降一個百分點，但中國與中亞五國經(jīng)貿(mào)增長幅度仍不斷增大，其中，中國與哈薩克斯坦、土庫曼斯坦、烏茲別克斯坦、吉爾吉斯斯坦、塔吉克斯坦的雙邊貿(mào)易額分別為198.56億美元、84.36億美元、62.67億美元、56.01億美元、15.03億美元，同比分別增長10.4%、21.5%、48.37%、2.8%、9.63%?？梢?，對外開放作為一國擴大市場規(guī)模的重要途徑，已成為推動新階段經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的動力之一，是新時代實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要突破口。同時，貿(mào)易競爭作為經(jīng)濟社會發(fā)展的新優(yōu)勢，可以將潛在的市場規(guī)模優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為對外開放的競爭優(yōu)勢，通過競爭效應(yīng)倒逼開放型政策從傳統(tǒng)優(yōu)惠型政策向競爭性政策轉(zhuǎn)變。那么，中國與中亞五國的對外開放度如何？競爭優(yōu)勢是否明顯？與經(jīng)濟增長關(guān)系怎樣？只有真正弄清楚以上內(nèi)容，才能進一步推動中國與中亞五國要素的自由流動和產(chǎn)能融合。

二、文獻綜述

對外開放與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系始終是國際經(jīng)濟學界關(guān)注和研究的領(lǐng)域。在過去兩百多年里，貿(mào)易始終是發(fā)達國家不斷推進其進步的催化劑之一，在發(fā)展中國家的經(jīng)濟活動中仍扮演著當年的角色，且處于促進增長三要素中的核心地位 （熊靈，2012）。由于開放類型和貿(mào)易競爭形勢的多樣化，以及二者對經(jīng)濟增長影響的差異性等原因，已有的相關(guān)研究給出的結(jié)論和政策建議也呈現(xiàn)多元性，但是對外開放究竟是加劇還是緩和了宏觀經(jīng)濟波動這一問題，依然存在很大爭議。古典理論、新古典理論以及現(xiàn)代國際貿(mào)易理論均從理論層面證實了對外開放可以促進經(jīng)濟增長即貿(mào)易一方面通過專業(yè)化分工、知識技術(shù)溢出和市場規(guī)模擴大等途徑推動一國的經(jīng)濟增長（Romer，1986）；另一方面通過加快技術(shù)創(chuàng)新，提高全社會生產(chǎn)效率來促進一國的經(jīng)濟增長（徐婧，2015；羅來軍，2016）。但是在實證層面卻出現(xiàn)了分歧：一是對外開放能夠促進經(jīng)濟增長，如：對外開放與經(jīng)濟增長存在顯著正相關(guān)關(guān)系（Yanikkaya，2003；盛斌，2011；Sampson，2016）；對外開放對“一帶一路”沿線國家的經(jīng)濟增長存在顯著正向效應(yīng)（陳繼勇，2017），而對中亞的影響效應(yīng)較小（馬衛(wèi)，2019）；對外開放通過投資、生產(chǎn)技術(shù)、產(chǎn)能利用效率和資本深化等渠道間接促進經(jīng)濟增長（Levine，1992；Hausmann，2007；張同斌，2018）等；此外，對外開放與經(jīng)濟增長并非是線性正相關(guān)關(guān)系，如南非的對外開放阻礙了經(jīng)濟增長（Polat，2015）、對外開放與經(jīng)濟增長存在顯著的倒“U”性特征以及非線性關(guān)系（張慶君，2008；張建清，2014）、對外開放與經(jīng)濟增長存在對稱但不顯著的關(guān)系 （余思勤，2020）等。此外，還有較少的文獻表明對外開放對于經(jīng)濟增長的促進作用具有顯著的“門檻效應(yīng)”，或者因樣本的差異呈現(xiàn)出不確定性（Vamvakidis，2002；包群，2008）。

從以上相關(guān)文獻不難發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外學者對于對外開放與經(jīng)濟增長之間的直接或間接關(guān)系進行了理論和實證方面的研究，取得了十分豐富的研究成果，為分析對外開放、貿(mào)易競爭與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系奠定了堅實的理論基礎(chǔ)。然而，現(xiàn)有文獻對于對外開放、貿(mào)易競爭與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系研究還不夠深入，仍有諸多有待改進之處。一是現(xiàn)有文獻只是單純分析對外開放與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，局限于實證檢驗對外開放對于經(jīng)濟增長的影響，未能將對外開放、貿(mào)易競爭與經(jīng)濟增長置于同一個框架下進行研究；二是對于對外開放、貿(mào)易競爭與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，未能解決可能存在的內(nèi)生性問題，從而使得研究結(jié)果缺乏強有力的證據(jù)；三是國內(nèi)外相關(guān)學者多從一國或省際層面研究對外開放與經(jīng)濟增長的關(guān)系，僅有少數(shù)學者研究中國與“一帶一路”沿線國家對外開放與經(jīng)濟增長的關(guān)系，關(guān)于中國與中亞五國的對外開放、貿(mào)易競爭與經(jīng)濟增長的關(guān)系則鮮有研究?；诖耍P者將使用貿(mào)易開放度指標和貿(mào)易競爭力指數(shù)分別分析中國與中亞五國的對外開放水平和貿(mào)易競爭水平，同時構(gòu)建經(jīng)濟增長動態(tài)面板模型，采用一步SYS-GMM方法對中國與中亞五國的對外開放、貿(mào)易競爭與經(jīng)濟增長進行實證分析。

三、中國與中亞五國對外開放度和貿(mào)易競爭力水平測度

（一）中國與中亞五國的對外開放度測度及分析

關(guān)于貿(mào)易開放度的測度方法，國內(nèi)外學者提出了不同指標體系法和模型構(gòu)建法。其中，貿(mào)易依存度、道拉斯指數(shù)、薩克斯—瓦諾法、黑市交易費用以及實際關(guān)稅率等方法應(yīng)用較為廣泛。那么，這幾種測量方法孰優(yōu)孰劣，國內(nèi)外學者尚無統(tǒng)一定論。世界銀行對于對外開放度的定義是一國出口貿(mào)易額和進口貿(mào)易額之和占該國GDP的比例，稱之為對外貿(mào)易依存度，又稱對外貿(mào)易系數(shù)。它被認為是衡量一國經(jīng)濟發(fā)展對外貿(mào)易開放程度的一個重要指標，該比例的變化意味著對外貿(mào)易在國民經(jīng)濟中所處地位的變化。包群（2008）認為對外貿(mào)易依存度能夠較好地反映出對外開放程度與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。張立光（2004）結(jié)合實際情況，認為選取對外貿(mào)易依存度衡量一國對外開放程度比較合理。貿(mào)易開放度指標的計算公式如下所示：

公式（1）中，Openit表示i國t時間的貿(mào)易開放度；EXit表示i國t時間的出口貿(mào)易總額，IMit表示i國t時間的進口貿(mào)易總額，GDPit表示 i國 t時間的國內(nèi)生產(chǎn)總值。

基于公式（1），筆者對1992—2018年中國與中亞五國的貿(mào)易開放度進行了測算。為了便于比較，對中國與中亞五國的對外開放度取平均值，并借鑒陳繼勇（2017）對貿(mào)易開放度的分類做法，將貿(mào)易開放度劃分為三類：當貿(mào)易開放度小于等于30%時，表示該國為低貿(mào)易開放度；當貿(mào)易開放度大于30%且小于等于70%時，表示該國為中等貿(mào)易開放度；當貿(mào)易開放度大于70%時，表示該國為高貿(mào)易開放度。由于中國與中亞五國的貿(mào)易開放度會因經(jīng)濟周期的波動而變化，為了降低數(shù)據(jù)在大事件前后的劇烈波動性，根據(jù)經(jīng)濟周期波動變化情況，選取2000年和2009年為關(guān)鍵點將中國與中亞五國的貿(mào)易開放度劃分為三階段，并用不同時間段的均值來表示中國與中亞五國貿(mào)易開放度水平。中國與中亞五國的貿(mào)易開放度計算結(jié)果如表1所示，在不同時期內(nèi)，中國與中亞五國的貿(mào)易開放度水平變化各異，在 1992—2018年，哈薩克斯坦（57.38%）、烏茲別克斯坦（47.31%）、中國（43.51%）是中等貿(mào)易開放度國家，塔吉克斯坦 （89.57%）、土庫曼斯坦（84.16%）、吉爾吉斯斯坦（80.80%）是高貿(mào)易開放度國家。其中，在1992—2000年，僅有塔吉克斯坦（105.56%）、土庫曼斯坦（99.83%）處于高貿(mào)易開放度水平，其他國家處于中等貿(mào)易開放度水平；在2001—2009年，僅有烏茲別克斯坦（58.52%）和中國（53.01%）處于中等貿(mào)易開放度水平，其他四國處于高貿(mào)易開放度水平；在2010—2018年，僅有吉爾吉斯斯坦（95.06%）處于高貿(mào)易開放度水平，其他五國處于中等貿(mào)易開放度水平。需要說明的是，中國與烏茲別克斯坦始終處于中等貿(mào)易開放度水平；除了2010—2018年這一階段外，塔吉克斯坦和土庫曼斯坦始終處于高貿(mào)易開放度水平。

表1 1992—2018年中國與中亞五國貿(mào)易開放度均值

（二）中國與中亞五國的貿(mào)易競爭力測度及分析

關(guān)于貿(mào)易競爭力的指標主要有國際市場份額（MS）、貿(mào)易競爭力指數(shù)（TC）、顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)（RCA）、顯示性競爭優(yōu)勢比較指數(shù)（CA）等相關(guān)指標。由于MS指標較為直觀，精準性欠缺，它的下降卻不一定代表貿(mào)易競爭力下降；TC指標雖剔除通貨膨脹等宏觀因素影響，但容易在進出口貿(mào)易差額較大時出現(xiàn)誤差，RCA指標在取值上不具有對稱性，忽略了進口數(shù)據(jù)；而CA指標忽略了對于經(jīng)濟體貿(mào)易競爭力在進口和出口方面的不同表現(xiàn)。以上4種指標各有優(yōu)劣，為了更好地反映中國與中亞五國的貿(mào)易競爭力情況，采用貿(mào)易競爭力指數(shù)（TC）測算和比較分析中國與中亞五國對外貿(mào)易的競爭力水平。貿(mào)易競爭力指數(shù)的計算公式如下所示：

其中，TCit表示i國t時間的對外貿(mào)易競爭力水平。由于TCit具有有界性特征，介于[-1,1]之間，所以在不同時期不同的國家之間均具有可比性，如果該指標為-1，表明該國該產(chǎn)品只進口不出口，競爭力最弱；如果該指標數(shù)值越接近1，表明該國的產(chǎn)品競爭力越強。由于中國與中亞五國的競爭力指數(shù)在不同階段的均值主要集中分布在-0.48～0.28 之間，基于此，將貿(mào)易競爭力指數(shù)劃分為四類：當-0.48≤貿(mào)易競爭力指數(shù)<-0.2時，表示該國為強貿(mào)易競爭劣勢；當-0.2≤貿(mào)易競爭力指數(shù)<0時，表示該國為弱貿(mào)易競爭劣勢；當0≤貿(mào)易競爭力指數(shù)<0.2時，表示該國為弱貿(mào)易競爭優(yōu)勢；當貿(mào)易競爭力指數(shù)≥0.2時，表示該國為強貿(mào)易競爭優(yōu)勢。計算結(jié)果如表2所示，在1992—2018年，屬于強貿(mào)易競爭劣勢的有2個國家，分別為吉爾吉斯斯坦（-0.26）和塔吉克斯坦（-0.23）；屬于弱貿(mào)易競爭優(yōu)勢的有3個國家，分別為土庫曼斯坦（0.18）、中國（0.07）和烏茲別克斯坦（0.01）；屬于強貿(mào)易競爭優(yōu)勢的有1個國家，為哈薩克斯坦（0.2）。其中，在1992—2000年，中國與中亞五國主要集中在弱貿(mào)易競爭劣勢［吉爾吉斯斯坦（-0.12）和塔吉克斯坦（-0.03）］和弱貿(mào)易競爭優(yōu)勢之間［哈薩克斯坦（0.1）、土庫曼斯坦（0.08）、中國（0.05）、烏茲別克斯坦（0.01）］；在 2001—2009 年，四類不同的區(qū)域各有分布，吉爾吉斯斯坦（-0.22）屬于強貿(mào)易競爭劣勢，塔吉克斯坦（-0.18）屬于弱貿(mào)易競爭劣勢，中國（0.07）和烏茲別克斯坦（0.08）屬于弱貿(mào)易競爭優(yōu)勢，哈薩克斯坦（0.21）和土庫曼斯坦（0.21）屬于強貿(mào)易競爭優(yōu)勢；2010—2018年，塔吉克斯坦（-0.48）和吉爾吉斯斯坦（-0.44）屬于強貿(mào)易競爭劣勢，烏茲別克斯坦（-0.05）屬于弱貿(mào)易競爭劣勢，中國（0.09）弱貿(mào)易競爭優(yōu)勢，哈薩克斯坦（0.28）和土庫曼斯坦（0.25）屬于強貿(mào)易競爭優(yōu)勢。需要說明的是，在2000年以后，哈薩克斯坦由弱貿(mào)易競爭優(yōu)勢轉(zhuǎn)向了強貿(mào)易競爭優(yōu)勢，吉爾吉斯斯坦則由弱貿(mào)易競爭優(yōu)勢轉(zhuǎn)向了強貿(mào)易競爭劣勢；而中國始終處于弱貿(mào)易競爭優(yōu)勢。

表2 1992—2018年中國與中亞五國貿(mào)易競爭力指數(shù)均值

四、對外開放、貿(mào)易競爭與經(jīng)濟增長的實證分析

（一）模型設(shè)定及變量說明

經(jīng)濟增長理論是經(jīng)濟學研究的永恒命題之一。Solow（1956）提出了新古典經(jīng)濟增長模型，用來解釋經(jīng)濟增長的源泉，他認為經(jīng)濟增長是由生產(chǎn)要素投入（資本投入K和勞動投入L）和社會生產(chǎn)效率所決定（社會的綜合技術(shù)水平A）?；诖?，筆者將貿(mào)易競爭指數(shù)TC和對外開放度Open當作社會生產(chǎn)效率的助推器，即在其他生產(chǎn)要素投入條件不變的情況下，對外開放和貿(mào)易競爭力可以通過技術(shù)外溢效應(yīng)來提高全社會生產(chǎn)效率。所以，經(jīng)濟增長不僅取決于生產(chǎn)要素中資本和勞動的投入，還受到對外開放度和貿(mào)易競爭力的影響?；诖耍瑢⒔?jīng)濟增長的基本模型簡單變形為如下公式：

其中，Yit表示 i國 t時間的實際 GDP；A(Open)it和A(TC)it表示i國t時間對外開放度和貿(mào)易競爭力對社會生產(chǎn)助推率；Kit和Lit分別表示i國t時間的資本要素投入和勞動要素投入；α和β分別表示資本和勞動要素投入的彈性系數(shù)；μit表示i國t時間的隨機誤差項。對于公式（3）兩邊同時除以Lit后再取對數(shù)可以得到如下公式：

令 β-1=δ,lnμit=εit,代入公式（4），進行整理后得到如下公式：

其中，yit表示i國t時間的單位勞動產(chǎn)出，用人均GDP年均增長率表示。這里假定A(·)為一元函數(shù)，即 A(Open)it=Ai0·(Open)λit,A(TC)it=Ai0·TCγit，其 中Ai0表示i國初始的社會生產(chǎn)效率水平，λ和γ表示對外開放和貿(mào)易競爭力的參數(shù)估計，整理后可以得到如下公式：

由于對外開放可以充分發(fā)揮知識技術(shù)的溢出效應(yīng)，提高一國的貿(mào)易競爭水平，進而促進經(jīng)濟增長，所以說對外開放和貿(mào)易競爭水平對經(jīng)濟增長具有相互影響的作用，為了驗證這種關(guān)系，引入對外開放與貿(mào)易競爭水平的交叉項（ln(Openit×TCit)），具體公式如下所示：

其中，為了避免遺漏其他重要解釋變量而導致有偏估計，需要引入因變量的滯后項，將其擴展為一個動態(tài)模型。因為這樣可以消除模型中一些解釋變量的內(nèi)生性誤差，從而獲得解釋變量系數(shù)的一致性估計值。同時，在核心變量之外，還考慮引入了一組控制變量，分別為人力資本HCit、創(chuàng)新水平INit、制度因素PCit、基礎(chǔ)設(shè)施（BFit）。引入控制變量后新的公式如下所示：

表3 經(jīng)濟增長回歸模型中的各變量解釋說明

（二）數(shù)據(jù)來源及處理

分析對象是1992—2018年中國與中亞五國的對外開放、貿(mào)易競爭與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)系。使用數(shù)據(jù)主要來源于世界銀行、國際貨幣基金組織（IMF）、國家統(tǒng)計局和中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。針對部分年份的統(tǒng)計缺失數(shù)據(jù)，根據(jù)其變化趨勢情況進行合適的計量處理。由于各變量中的部分數(shù)值存在負數(shù)，無法進行對數(shù)化，為此，對于存在負數(shù)的數(shù)值進行取絕對值處理。表4顯示了被解釋變量、核心解釋變量和控制解釋變量對數(shù)化后的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表4 經(jīng)濟增長回歸模型中的各變量描述性統(tǒng)計

（三）計量方法選擇及實證結(jié)果分析

1.計量方法選擇與模型穩(wěn)定性檢驗。為了研究中國與中亞五國的對外開放、貿(mào)易競爭和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，在選擇構(gòu)建模型時，一方面對于解釋變量考慮了滯后項，另一方面對于核心解釋變量和控制變量的選擇可能會導致內(nèi)生性問題，筆者嘗試對于動態(tài)面板估計更加有效的GMM方法來解決。由于GMM方法又包括差分廣義矩估法 （DIF-GMM）和系統(tǒng)廣義矩估法（SYS-GMM），因差分廣義矩估法會受小樣本量影響產(chǎn)生弱工具變量問題，而系統(tǒng)廣義矩估法則克服了以上問題，是理想選擇。系統(tǒng)廣義矩估法（SYS-GMM）又分為一步估計和兩步估計。因為兩步估計的估計量容易產(chǎn)生近似漸進分布，標準差也會向下偏倚，估計的結(jié)果可靠性有待加強，所以選擇了更加可靠的一步SYS-GMM方法來估計構(gòu)建的模型參數(shù)。為了確保動態(tài)面板模型的穩(wěn)定，需要對工具變量的可靠性和誤差項無自相關(guān)性進行檢驗。檢驗結(jié)果表明，Hansen檢驗的P值等于1，說明工具量的選擇是有效的；在一階處AR （1）的Arellano-Bond檢驗結(jié)果P值為 0.024小于0.1，在二階處AR （2）的Arellano-Bond檢驗結(jié)果P值為0.658大于0.1，說明誤差項在一階處拒絕原假設(shè)，在二階處接受原假設(shè)，即不存在二階自相關(guān)。同時從解釋變量的滯后項lnyi,t-1系數(shù)也可以看出，一步SYS-GMM方法的估計值0.3635大于固定效應(yīng)方法的估計值0.3039，這一結(jié)論進一步證實了回歸模型的設(shè)計是穩(wěn)定和可靠的。

2.模型估計結(jié)果分析。運用Stata14.0軟件，利用一步SYS-GMM方法對動態(tài)面板模型進行估計，可以看出主要變量的系數(shù)估計值符號與理論預期較為一致，除了個別指標不顯著外，其他解釋變量的回歸系數(shù)都較為顯著，說明模型對于中國與中亞五國的對外開放、貿(mào)易競爭與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的解釋是合理的和有效的。然而，解釋變量在系數(shù)大小和顯著性水平上發(fā)生了變化，這是筆者將要進行解釋的重點環(huán)節(jié)，具體如表5所示。

表5 1992—2018年中國與中亞五國經(jīng)濟增長回歸模型估計結(jié)果

表 5 對外開放（lnOpenit）對經(jīng)濟增長（lnyi,t）的回歸系數(shù)顯著為正，且在1%水平上顯著，說明對外開放對于經(jīng)濟增長具有明顯的促進作用，即中國與中亞五國的貿(mào)易開放度每增加1%，將使得中國與中亞五國的經(jīng)濟增長增加約1.10%，這與大多數(shù)學者采用跨國的面板數(shù)據(jù)所得分析結(jié)果較為一致（Dollar，2004；Noguer，2005），為貿(mào)易開放促進中國與中亞五國的經(jīng)濟增長提供了經(jīng)驗證據(jù)，即貿(mào)易開放度是導致中國與中亞五國經(jīng)濟增長的重要且顯著動力。這可能是因為貿(mào)易開放度一方面通過革新技術(shù)，提高要素生產(chǎn)率，加速資本積累，形成規(guī)模效應(yīng)來促進經(jīng)濟增長；另一方面通過資源在各生產(chǎn)部門的要素配置，不斷提高資源配置效率，發(fā)揮比較優(yōu)勢，擴大生產(chǎn)能力，從而加快經(jīng)濟增長；還有更為重要的一方面是“兩種市場”之間存在著一定的替代關(guān)系（Alesina，2005）以及貿(mào)易具有市場發(fā)現(xiàn)功能（張同斌，2018）。所以說，中國與中亞五國的經(jīng)濟增長很大程度上取決于對外開放程度提高，尤其是對外貿(mào)易的蓬勃發(fā)展。在當前經(jīng)濟全球化和區(qū)域經(jīng)濟一體化的驅(qū)動下，中國與中亞五國經(jīng)濟合作不斷向縱深方向發(fā)展，尤其是“絲綢之路經(jīng)濟帶”倡議的提出更是為中國與中亞五國發(fā)揮自身綜合競爭優(yōu)勢提供了條件。

貿(mào)易競爭（lnTCit）對經(jīng)濟增長（lnyi,t）有顯著的正向影響，且在10%的水平上顯著，這說明貿(mào)易競爭對中國與中亞五國的經(jīng)濟增長產(chǎn)生了積極的促進效應(yīng)，這與眾多學者得出的研究結(jié)論較為一致，即貿(mào)易競爭的逐漸實現(xiàn)過程是經(jīng)濟增長的實質(zhì)內(nèi)容，沒有貿(mào)易競爭，經(jīng)濟增長也就失去了進一步的發(fā)展動力（雷明全，2006）。在國際分工體系成為大勢所趨的情況下，貿(mào)易競爭一方面會改變個體經(jīng)濟所處的環(huán)境；另一方面會拓展個體經(jīng)濟的決策空間，這種源于外部性的沖擊發(fā)揮著約束或激勵貿(mào)易競爭機制的漸進形成過程。盡管貿(mào)易競爭對不同的個體經(jīng)濟產(chǎn)生不同程度的沖擊效應(yīng)，尤其是發(fā)展中國家的資源利益分配格局，但是選擇對外開放，接受源于外部貿(mào)易競爭的沖擊對于一國經(jīng)濟發(fā)展來說似乎又是必然的，因為只有不斷地從貿(mào)易競爭中獲取動機和學習機會，才能不斷進行自我革新，進而促進經(jīng)濟增長。

對外開放與貿(mào)易競爭的交叉項即開競效應(yīng)（lnKJit）對經(jīng)濟增長（lnyi,t）的回歸系數(shù)顯著為正，因此可以認為對外開放通過貿(mào)易競爭進而影響經(jīng)濟增長的效應(yīng)為正。產(chǎn)生的原因可能在于對外開放一方面通過發(fā)揮知識技術(shù)的溢出效應(yīng)，讓中國與中亞五國可以互相借鑒和學習各自的先進生產(chǎn)技術(shù)，進而提高生產(chǎn)效率，形成規(guī)模經(jīng)濟；另一方面加強中國與中亞五國貿(mào)易間的競爭，刺激創(chuàng)新，促進研發(fā)能力的提高，提升生產(chǎn)和資源的利用效率；還有就是對外開放也可以通過激烈的貿(mào)易競爭市場提供宏觀經(jīng)濟利益，為個體經(jīng)濟提供動力去適應(yīng)這種內(nèi)外部的市場沖擊，并且這些個體經(jīng)濟的不斷調(diào)整也將有助于減少其中的交易成本，使得對外開放通過貿(mào)易競爭提高不同部門間的資源利用效率間接地促進其對經(jīng)濟增長的貢獻率。值得注意的是，對外開放、貿(mào)易競爭與經(jīng)濟增長的關(guān)系既可以是積極的也可以是消極的。對外開放下，如果資源配置作用超過了利益誘導作用，最小程度的貿(mào)易競爭可以驅(qū)動創(chuàng)新需求使得經(jīng)濟增長；如果利益誘導作用勝于資源配置作用，貿(mào)易競爭就會變得愈加激烈，將會減緩科技進步，而作用于經(jīng)濟活動的力度則十分有限。也就是說，在對外開放的前提下，適度的貿(mào)易競爭能夠刺激經(jīng)濟增長，超限度的貿(mào)易競爭將會給經(jīng)濟發(fā)展帶來諸多摩擦。

另外，作為兩個核心解釋變量的資本要素投入（lnKit）和勞動要素投入（lnLit）對經(jīng)濟增長（lnyi,t）的影響為不顯著的負效應(yīng)，這點與類似的研究結(jié)論相悖，這可能的原因在于其經(jīng)濟活動具有外部性，經(jīng)濟主體在信息不對稱的條件下，依然具有獨立的自主利益追求，這種不同目標和利益追求導致了各經(jīng)濟主體在進行博弈時出現(xiàn)了利益不一致和行為沖突，誘發(fā)了逆向選擇和道德風險，出現(xiàn)了局部資源的錯配，導致了長遠后效應(yīng)，破壞了區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的格局。而此時的勞動力要素投入對于經(jīng)濟增長的促進作用（-0.03）大于資本要素投入對于經(jīng)濟增長的促進作用（-0.1），也是打破了常規(guī)研究結(jié)論，究其原因可能是未把普通勞動力和人力資本進行細分，這也是本文的研究亮點之一。從表5中可以看出，人力資本（lnHCit）對于經(jīng)濟增長（lnyi,t）具有顯著的正向效應(yīng)，這與趙曉軍（2020）和溫志強（2019）等相關(guān)學者得出的研究結(jié)論較為一致，這主要得益于中國與中亞五國的人力資本可能已經(jīng)達到了有效技術(shù)模仿的臨界值，但是需要注意的是其對于技術(shù)創(chuàng)新的新要求還無法進行完全滿足，對于現(xiàn)實的經(jīng)濟現(xiàn)象解釋依然有限。因此，人力資本的安排應(yīng)當具有彈性，發(fā)展應(yīng)該具有適應(yīng)性和靈活性。

在其他控制變量中，基礎(chǔ)設(shè)施（lnINit）對經(jīng)濟增長（lnyi,t）具有顯著的正向影響，這與理論預期相符，說明中國與中亞五國的基礎(chǔ)設(shè)施越高，貿(mào)易額就越大，原因在于交通基礎(chǔ)設(shè)施水平的提高可以降低運輸成本和可變成本等貿(mào)易成本，聚集效應(yīng)可以吸引更多的企業(yè)從事貿(mào)易行業(yè)，進而促進經(jīng)濟增長，這與張勛（2018）和張艷艷（2018）的研究結(jié)論較為一致。但是創(chuàng)新水平（lnINit）和制度體制（lnPCit）對于經(jīng)濟增長（lnyi,t）的影響卻不顯著，而滯后一期的創(chuàng)新水平（lnINit-1）和制度體制（lnPCit-1）對經(jīng)濟增長有顯著的負向影響，這與已有的部分研究結(jié)論差異較大。對于創(chuàng)新水平因素的影響而言，原因還是在于中國與中亞五國的創(chuàng)新水平只體現(xiàn)在數(shù)量上，有的國家甚至在數(shù)量上也沒有體現(xiàn)出來，比如中國的專利申請數(shù)量以年均18.90%的速率增長，哈薩克斯坦、烏茲別克斯坦和吉爾吉斯斯坦的專利申請數(shù)量平均分別為1600個、500個和130個，而塔吉克斯坦和土庫曼斯坦的專利申請數(shù)量僅停留在個位數(shù)和兩位數(shù)，技術(shù)創(chuàng)新轉(zhuǎn)化生產(chǎn)力的能力還有很大的欠缺。對于制度體制因素的影響而言，可能的原因在于政府對于經(jīng)濟活動的干預導致的效率損失超過了其他可能帶來的好處，進而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生消極影響。

五、結(jié)論及啟示

采用1992—2018年中國與中亞五國跨國面板數(shù)據(jù)，首先使用貿(mào)易開放度指標和貿(mào)易競爭力指數(shù)分別考察了中國與中亞五國的對外開放水平和貿(mào)易競爭力水平，然后在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建了經(jīng)濟增長模型并運用一步SYS-GMM方法有效處理了對外開放、貿(mào)易競爭與經(jīng)濟增長可能存在的內(nèi)生性問題，檢驗了對外開放、貿(mào)易競爭與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明：一是中國與中亞五國多數(shù)是中等貿(mào)易開放度國家和弱貿(mào)易競爭優(yōu)勢以上國家。需要持續(xù)深化對外開放，提高產(chǎn)品競爭優(yōu)勢，科學主動謀劃國內(nèi)國際經(jīng)濟雙循環(huán)，只有這樣才能獲得更多的人才、資金、技術(shù)和資源等方面的支撐。二是對外開放和貿(mào)易競爭均是中國與中亞五國經(jīng)濟增長的重要影響因素，呈現(xiàn)顯著正向效應(yīng)，并且對外開放對經(jīng)濟增長的促進作用遠高于貿(mào)易競爭對經(jīng)濟增長的促進作用，這讓中國和中亞五國能夠清醒地認識到對外開放將成為其未來經(jīng)濟增長的動力源泉之一，而政府由“主導”變?yōu)椤耙龑А本妥兊糜葹楸匾Ｈ菍ν忾_放與貿(mào)易競爭的交叉項即開競效應(yīng)對中國與中亞五國的經(jīng)濟增長具有顯著的正向作用，即對外開放通過影響貿(mào)易競爭間接地促進了中國與中亞五國的經(jīng)濟增長。

中國與中亞五國在面對結(jié)構(gòu)調(diào)整、改革創(chuàng)新以及貿(mào)易摩擦等新形式下，要想進一步推動經(jīng)貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展，有必要聯(lián)手培育新經(jīng)濟增長點和貿(mào)易競爭優(yōu)勢（李新，2017）。一是要深化對內(nèi)對外開放，實現(xiàn)經(jīng)貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展。習近平總書記強調(diào)要以“開放、合作、共贏”的博大胸懷謀劃發(fā)展，不斷向“開放、包容、互惠、平衡、共贏”的方向努力，推動開放型世界經(jīng)濟體系的建設(shè)。同時，要牢固樹立新發(fā)展理念，深化貿(mào)易體制改革，補齊自身短板，積極主動向“制度革新”和“效率潛力”要紅利，爭取建設(shè)更高水平的對外開放型經(jīng)濟新體制。二是優(yōu)化商品結(jié)構(gòu)，加快創(chuàng)新驅(qū)動，培育貿(mào)易競爭新優(yōu)勢。要把握住“市場需求”這一戰(zhàn)略基點，充分發(fā)揮要素稟賦結(jié)構(gòu)優(yōu)勢，大力發(fā)展高質(zhì)量、高技術(shù)、高附加值產(chǎn)品貿(mào)易；要優(yōu)化國內(nèi)外市場布局，加快貿(mào)易創(chuàng)新和轉(zhuǎn)型升級步伐，在鞏固傳統(tǒng)貿(mào)易的基礎(chǔ)上，逐步提高貿(mào)易結(jié)構(gòu)和貿(mào)易質(zhì)量；要拓展和培育技術(shù)研發(fā)和應(yīng)用能力，積極融入全球創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)。三是促進產(chǎn)能合作，把握數(shù)字貿(mào)易主動權(quán)，創(chuàng)造國際貿(mào)易發(fā)展新動力。要建設(shè)和應(yīng)用國際貿(mào)易“單一窗口”，探索數(shù)字貿(mào)易發(fā)展理念和監(jiān)管思路以及產(chǎn)品分類體系，營造“三化”（即法制化、國際化和便利化）貿(mào)易環(huán)境，在開放層次、營商環(huán)境、輻射效應(yīng)等方面積極打造更高、更優(yōu)、更強的開放新高地；要深化“一帶一路”經(jīng)貿(mào)合作，充分發(fā)揮中亞區(qū)域經(jīng)濟合作（CAREC）機制，在充分利用國內(nèi)外“兩種資源”的基礎(chǔ)上開展互利共贏的國際產(chǎn)能合作，形成優(yōu)勢互補的產(chǎn)業(yè)鏈和價值鏈，不斷擴展產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)，最終實現(xiàn)區(qū)域間互惠互利。