一、引言
近年来有关中国经济增长质量的问题也开始引起人们的关注。大量的研究(如刘海英和张纯洪，2006；钞小静和惠康，2009等)发现近年来中国国家层面和区域层面的经济增长质量都获得了一定程度的提高。在中国经济取得“增长奇迹”和经济增长质量获得提升的背后，一个不容忽视的现象便是中国对外贸易的发展也取得了举世瞩目的成就。改革开放以来，中国对外贸易以年均17.99%的速度快速增长，远远超过同时期世界贸易平均6%的增长速度，进出口贸易额在世界中的排名从1978年的第29位上升至2009年的第2位，尤其在加入WTO以后，中国出口贸易的发展更是突飞猛进，出口贸易额从2001年的2661亿美元攀升至2009年的12016亿美元，9年间翻了3.5倍。在出口数量不断扩张的同时，中国出口贸易的技术复杂度也得到了很大提升(陈晓华等，2011)。大量研究(如黄玖立和李坤望，2006等)从经验上证实了出口开放显著地促进了中国经济增长，但罗德里克(Rodrik，2006)却认为出口商品的质量和技术含量对一国长期经济增长更为重要。
在一般市场经济国家，一个特定地区经济的开放往往带有“二重开放”①的特征(赵伟等，2005)，如果说出口贸易的发展代表了一个国家或地区的对外经济开放水平，那么区域市场整合可被视为一个国家或地区的对内经济开放程度，即区际开放水平。改革开放以来出现的另一个重要的现象就是，尽管中国目前仍然存在地方保护和市场分割现象，但从总体趋势上看是下降的，即区域市场日趋整合(Naughton，1999；陈敏等，2007)。许多学者也考察了区域市场整合(或市场分割)对中国经济增长的影响，如赵永亮和刘德学(2008)以中国12个样本城市6大类商品价格为考察对象，证明了地方保护壁垒造成的省际市场分割不利于实施保护的省份自身的经济绩效的提高；盛斌和毛其淋(2011)考虑了全国范围内的商品市场分割，研究发现，区域市场整合显著地促进了中国省域经济增长。
虽然已有研究对出口开放和区际开放这两种不同的经济开放方式与经济增长之间的关系进行了深入的研究，但如果把研究视角由经济增长转向经济增长质量，那么上述两种经济开放方式是否也促进了后者的提高？如果是，那么其影响机制又是什么？然而，令人遗憾的是，目前对中国经济增长质量的研究仍然只停留在对经济增长质量指数的测算以及对整体趋势的判断上，缺乏对经济增长质量影响因素方面的经验研究，因此也就无法得知导致经济增长质量变化背后的真正动因。本文将在对经济增长质量指数进行测度的基础上，从出口开放和区际开放分别代表对外和对内经济开放的“二重开放”这一视角对中国经济增长质量的影响效应进行深入的理论分析和实证研究。
本文其余部分的结构安排如下：第二部分为经济增长质量的测度，以及对二重经济开放与经济增长质量的关系进行理论分析，并提出了两个命题；第三部分建立计量模型并对指标和数据进行说明；第四部分报告计量结果并进行分析；最后是结论和政策启示。
二、经济增长质量的测度和理论分析
(一)经济增长质量的测度
本文将遵循钞小静和惠康(2009)的研究思路，把经济增长质量的外延界定为与经济增长密切相关的经济方面的内容，但与前者研究不同的是，本文从经济增长的协调性、经济增长的有效性、经济增长的持续性、经济增长的稳定性和经济增长的分享性等5个评价维度共计28个基础指标对经济增长质量的内涵进行界定，并以此为基础来测度1978-2009年中国国家层面和省区层面的经济增长质量指数。
表1列出了体现经济增长质量内涵的5个评价维度、构成各个评价维度的基础指标以及相应的计算方法。其中个别指标如全要素生产率和泰尔指数，计算方法较为复杂，因此有必要对其计算过程进行简要的说明。关于全要素生产率的测算，常用的方法主要有以“索洛余值”为代表的参数估计方法和以数据包络分析为基础的Malmquist指数法，但前者需要通过设定具体形式的生产函数，由于生产函数本身的不可知性，该方法所需的理论假设很强，从而经常出现不同的函数设定导致不同的测算结果，因此我们采用Malmquist指数法来测算全要素生产率。我们以经过价格调整后的GDP数据作为产出变量，以历年的物质资本存量②和劳动从业人口数作为投入变量，然后运用法耶(Fare等，1994)提出的基于DEA的Malmquist指数法进行估算。③对于泰尔指数的度量，根据现有文献的普遍做法，采用以下公式进行计算：
在对经济增长质量进行测度之前，需要对表1中的基础指标进行如下处理：首先，由于基础指标的属性不一致，在28个基础指标中有10个属于逆向指标，⑤不同属性的指标对经济增长质量的作用方向不同，所以不能直接地对它们进行计算，本文采用对所有逆向指标均取倒数形式的方法，进而使所有指标对经济增长质量的作用力同趋势化。其次，我们注意到28个基础指标的量纲量级不尽相同，如果直接利用原始数据进行计算，将导致主成分分析对具有较大数量级或方差的指标赋予过高的权重，从而导致测算结果出现偏差，因此，我们采用均值化方法对基础指标进行无量纲化处理。⑥有了上述准备之后就可以采用主成分分析法对经济增长质量进行测度，主成分分析法最大的特点和优势在于客观性，能够避免人为设定引致的主观性而可能对分析带来不良影响。考虑到均值化处理后的协方差矩阵具有能够保留各个基础指标在离散程度上的特性，进而降低了偏离指标相对离散程度的优势，我们以协方差矩阵作为主成分分析的输入。现有的研究一般根据主成分对应的特征值大于1且主成分累计贡献率大于85%来确定主成分的个数。但是单个主成分综合原始数据信息的能力是以其贡献率来衡量的，反映的仅仅是前面几个主成分单独综合原始数据信息能力的总和，其综合原始数据信息的能力不可能超过第一主成分综合原始数据信息的能力(钞小静和惠康，2009)，因此，本文采用第一主成分来确定具体的权重。借助SPSS统计软件可得各个基础指标的权重，在此基础上可计算5个评价维度的指数值，计算公式为，j=A，B，C,D,E，其中由第一主成分系数除以其相应的特征值开根后得到，表示经正向化和无量纲化处理后的基础指标，利用同样的方法可求得5个评价维度指数值的权重，i=A，B，C，D，E，经济增长质量指数值最终由计算得到。
图1描绘了经测算得到的1978-2009年中国经济增
长质量指数的时间序列变化趋势，可以看出，1978年以来中国经济增长质量在总体上呈现出波动中上升的趋势，经济增长指数从改革开放之初的-2.88上升至2009年的4.26。具体而言，中国经济增长质量的变化过程大致可分为3个阶段：第一阶段为1978-1985年，经济增长质量稳步提高；第二阶段为1986-1992年，经济增长质量呈现出缓慢下降的态势，并在1992年达到最低点；第三阶段为1993-2009年，中国经济增长质量又呈现显著上升的趋势。
图1 1978-2009年中国经济增长质量的变化趋势
(二)二重经济开放与经济增长质量的理论分析
根据上文构建的经济增长质量的指标体系，经济增长质量的内涵包括经济增长的协调性、经济增长的有效性、经济增长的持续性、经济增长的稳定性和经济增长的分享性等5个方面的内容，因此，经济增长质量可用以下函数来描述：
Qual=F(Coord,Effec,Persis,Stabi,Share) (2)
其中，Qual为经济增长质量，Coord为经济增长的协调性，Effec为经济增长的有效性，Persis为经济增长的持续性，Stabi为经济增长的稳定性，Share为经济增长的分享性。
经济增长的协调性表现为经济增长结构的合理程度，包括产业结构、需求结构等等，经济增长质量本身要求经济结构趋于优化升级。在一个经济体中，如果经济结构越是合理，就越有利于资源的有效配置、降低国民经济的中间消耗，进而提高经济增长效率；而相反当经济结构失衡时，低效率的投入增加、资源配置效率低下，将会抑制经济增长效率。因此，经济增长的协调性有利于提高经济增长质量。经济增长的有效性体现在经济增长的效率上，即各种生产要素转化为产出的效率，其中全要素生产率是经济增长有效性的集中反映。全要素生产率的提高可以改善资源利用的效率、降低经济增长的成本，从而提高经济增长效率，新经济增长理论也认为一国或地区经济的长期持续增长依赖于其全要素生产率的提高。可见，经济增长的有效性是决定经济增长质量的重要因素。经济增长的持续性表现为资源和生态环境维持经济长期增长的能力，可看作是从成本的角度来反映经济增长的质量，经济增长的过程伴随着对资源的开发利用以及生产带来的废弃物的排放。尤其以依靠大量要素投入为主要特征的粗放型经济增长模式在很大程度上造成了对资源的过度开发和利用，低效率的生产也给生态环境施加了极大的压力，环境的恶化降低了居民的福利水平，这进一步削弱了经济增长质量。由于资源是稀缺的，生态环境的承载能力也是有限的，因此，为了提高经济增长的持续性进而提高经济增长质量，需要转变经济增长方式，把经济增长从过去主要依赖大量要素投入和以环境破坏为代价转变为依靠技术进步、提高资源利用效率和保护环境上来。经济增长的稳定性意指经济增长没有出现剧烈和频繁的波动，经济增长在一个较长的时期内保持平稳的态势。如果经济增长过程中不稳定的因素增加，经济增长的运行机制和秩序就会受到不利影响，资源配置的效率下降，也可能引发经济增长的结构出现失衡，其结果将是经济增长效率低下进而阻碍经济增长质量的提高。此外，经济增长不稳定性的增强也往往意味着商品价格、产出水平或就业水平的波动性增强，这将对居民的福利水平造成不利的冲击。所以，提高经济增长的稳定性有助于经济增长质量的提高。最后，经济增长的分享性是指经济增长提高居民的福利水平以及经济增长成果的分配状况。经济增长的目的就是要不断提高人们的收入水平、改善健康状况并最终提升居民的福利水平，如果经济体只在数量上实现了增长而居民不能享有经济增长的成果，那么这样的经济增长是低质量的。此外，如果经济增长成果只集中在少数一部分人手中，即收入分配状况存在严重不平等，那么这种经济增长的质量也是低下的，因为收入分配不平等一方面会直接抑制消费需求，另一方面还会进一步导致享受教育和医疗服务机会的不平等，不利于社会整体人力资本水平的提高，进而阻碍了经济实现高效率的增长。而经济增长成果分配状况的改善可以提高消费需求和人力资本水平、优化经济增长的结构，有助于实现经济增长质量的提高。因此，经济增长的分享性水平也是衡量经济增长质量的重要因素。基于以上分析，经济增长质量的函数满足以下性质：
接下来我们把分析视角转向出口开放和区际开放这两种不同的经济开放方式对经济增长质量的影响机制。首先，对于出口开放而言，通过出口贸易与国际市场接触，可以获得新技术、新设计以及从国外消费者处获得关于改进产品质量的建议等等，即通过“干中学效应”提高了生产效率；同时，出口扩大了产品市场，使生产规模得以扩张，从而导致规模经济和技术进步，也进一步提高了生产率。因此，出口开放对经济增长的有效性具有正向的影响。出口贸易使得一国或地区更多地参与国际分工，从中吸收来自发达国家的技术和管理经验，有利于发展自身具有比较优势的产业，并促进产业结构与国际产业结构衔接，最终使得自身的产业结构得到优化。另外，出口贸易可以为产业结构升级换代过程中造成的结构性过剩提供广阔的外部市场机会，支撑了产业结构转换，可见，出口开放有利于增强经济增长的协调性。尽管出口贸易为一国或地区创造了外汇收入，但它是以消耗大量的国内能源和资源为代价的，直接导致了国内能源和资源的需求量剧增；出口产品在生产过程中也产生了大量的温室气体排放，尤其数量扩张型的出口贸易模式给生态环境施加了很大的压力。中国对外贸易不断扩大的背后隐藏的却是巨大的福利损失，这将严重制约中国经济可持续发展的步伐(刘强等，2008)，可以说，出口开放对经济增长的持续性产生了负面影响。根据Stolper-Samuelson定理(SS定理)，出口贸易将增加一国充裕要素的报酬，同时减少稀缺要素的报酬，中国作为一个劳动力丰裕的国家，因此从理论上讲，出口贸易会提高中国劳动力的报酬，进而改善收入分配状况。此外，出口贸易的发展推动了中国工业化进程，产生持续而强大的劳动力需求，推动农村剩余劳动力持续向城市转移，这不仅扩大了国民收入“蛋糕”，也有助于缩小城乡之间、地区之间和居民之间的收入差距(文娟和孙楚仁，2009)，因此，出口开放提高了经济增长的分享性。基于以上分析，不难得到以下关系⑦：
结合(3)式和(4)式，可得以下命题：
命题1：出口开放会通
过提高经济增长的协调性、有效性和分享性对经济增长质量产生正向的影响，而通过降低经济增长的持续性对经济增长质量产生负向的影响，出口开放对经济增长质量的净效应不能确定，取决于协调性、有效性和分享性增强带来的正效应与持续性减弱导致的负效应之间的权衡，如果前者较大，则出口开放会提高经济增长的质量，反之则相反。
出口开放代表了一国或地区的对外经济开放水平，与此相对应，区际开放则代表了对内经济开放水平。已有的研究(Naughton，1999；陈敏等，2007)表明了中国的国内市场是日趋整合的，即区际开放水平在不断上升。从理论上来讲，区际开放可以提高一个地区的生产效率，这是因为，一方面区际开放能够促进生产要素和产品的跨区自由流动，进而按照市场信号引导要素配置到边际产出最高的生产环节中去，降低了要素市场扭曲和产出损失；另一方面，区际开放有利于不同地区企业之间开展合作与交流，促进了知识和技术的扩散和传播，有助于提高一个地区的整体技术水平，毛其淋和盛斌(2011)利用中国1985-2008年的省级面板数据，采用工具变量两阶段最小二乘法(2SLS)实证检验了对外经济开放和区域市场整合对省际全要素生产率的影响，发现区际开放显著地提高了省际全要素生产率。因此，区际开放有利于提高经济增长的有效性。如果区际开放水平越高，地区之间的信息流通就越顺畅，这有利于国内不同地区和经济体可以选择自身具有比较优势的产业进行生产，避免了在相同产业上进行重复建设，因此有助于优化地区的产业结构和提高资源配置的效率，增强了经济增长的协调性。最后，区际开放水平越高，也往往意味着地方保护主义和市场分割越弱，那么劳动力和商品的跨区流动和配置就将越充分，进而可以缓解地区之间劳动力市场和商品市场的供求矛盾，有益于减轻经济的波动。因此，国内市场整合有利于提高经济增长的稳定性(Stabi)。根据上述分析，我们可以得到以下关系：⑧
根据(7)式可得本文的第二个命题：
命题2：如果一个地区的区际开放水平越高，则该地区的经济增长质量也越高，并且区际开放通过提高经济增长的协调性、有效性和稳定性等三个途径对经济增长质量产生正向的影响效应。
三、计量模型、指标和数据
(一)计量模型
如前所述，影响一个国家或地区经济增长质量的因素有很多，本文不具体分析经济增长质量的各个影响因素，而是从二重经济开放的视角来分析中国经济增长质量的演进。此外，为了考察出口开放和区际开放对经济增长质量的共同影响效应，我们还引入了二者的交叉项，本文计量模型的具体设定如(8)式所示：
其中，下标i表示地区，下标t表示年份，Qual表示经济增长质量，Ex表示出口开放，本文将分别采用出口数量Exdep和出口质量Expy两个方面来衡量。Inte表示区际开放，Ex×Inte表示出口开放和区际开放的交叉项，表示由其他控制变量组成的向量，表示非观测的地区特定效应，表示随机误差项。如果交互项的估计系数，则表明在影响地区经济增长质量方面，对外开放和对内开放之间是互补的，即对内开放会强化对外开放对经济增长质量的作用，反之则是替代关系。为了使估计结果更为准确，控制变量向量具体包括：物质资本K、人力资本Hc、知识产权保护Ipro、金融发展水平Fina、政府规模Govs以及城市化水平Urb。需要说明的是，为了消除异方差的影响，本文在计量估计时，除了被解释变量Qual以外，对其他所有变量均取自然对数。
(二)指标测度和数据说明
本文的被解释变量为经济增长质量指数Qual，由前文介绍的采用主成分分析法测算得到，这里不再赘述。下面主要对核心解释变量和控制变量进行说明：
1、核心解释变量
(1)出口开放的构造
本文从出口数量和出口质量两个方面度量一个地区的出口开放水平。其中出口数量根据现有文献的普遍做法，采用出口贸易依存度，用公式表示为：
其中，分别表示地区i第t年的出口贸易额和国内生产总值。在测算时，出口贸易额用当年的美元和人民币汇率的中间价折合成以人民币为单位，并用2002年为基期的GDP平减指数予以缩减。
根据已有的文献(Lall等，2006；Hausmann等，2007；Xu和Lu，2009)，出口技术复杂度是反映一国或地区出口质量的较好的衡量指标。相对于劳尔等(Lall等，2006)，豪斯曼等(Hausmann等，2007)在计算产品技术复杂度时采用各国或地区出口产品的显示性比较优势指数为权重，避免了因国家或地区规模差异导致的偏误。但考虑到中国出口贸易地区分布的不平衡性以及出口贸易具有显著的加工贸易特征，如果采用豪斯曼等(Hausmann等，2007)的方法将仍然存在很大的偏差。这是因为，一方面，出口贸易地区分布的不平衡性会导致人均GDP低估对应于中国出口技术复杂程度的经济发展水平，而另一方面，显著的加工贸易特征会高估中国的出口技术复杂度，进而产生比较优势发生改变的统计假象。鉴于此，本文沿用许和路(Xu和Lu，2009)、陈晓华等(2011)的做法从两个方面对豪斯曼等(Hausmann等，2007)的测算方法进行修正，一方面，采用中国各省份每种产品占全国该产品总出口的份额作为权重，对各省份的人均GDP进行加权平均，得到中国出口产品的技术复杂度；另外，我们还对出口贸易中的加工贸易部分进行剔除。修正后的出口产品技术复杂度的计算式为：
(11)式即为测算各地区出口质量的计算式，其权重为剔除加工贸易形式的进口后各地区每种出口产品占其总出口的份额。
(2)区际开放的构造
对于区际开放水平的测算，这方面的文献并不多见，譬如张萃和赵伟(2009)从各省的货物运输状况的角度来进行衡量，这种方法是基于这样一个假定：地区之间的货物运输往来密度越大意味着地区之间的开放程度越高。然而，物流运输仅仅是影响地区之间开放程度的一个因素，而地方行政保护和垄断对地区之间开放程度也有不容忽视的影响。所以用张萃和赵伟(2009)方法得到的测算结果并不能真实地反映一个地区的区际开放水平。与现有文献不同的是，本文以市场分割指数为基础来测算各地区的区际开放水平，其中市场分割指数的测算采用帕斯利和魏(Parsley和Wei，1996)的价格指数法，由于价格包含了地区物流状况、行政保护和贸易壁垒等方面的信息，所以以此测得的区际开放水平可能更加贴近真实水平。借鉴毛其淋和盛斌(2011)的处理方法，将区际开放水平表示为，其中表示市场分割
指数。与已有文献(如桂琦寒等，2006)使用邻省市场分割所不同的是，本文将市场分割的测算范围扩展至整个国内市场，主要是考虑到即使两省不相邻也很可能存在市场分割，这样处理也更加符合中国“政治锦标赛”的特征事实(毛其淋和盛斌，2011)。
2、控制变量和数据说明
人力资本Hc。本文采用各地区每万人口中在校大学生的人数来衡量。
知识产权保护Ipro。本文用知识产权保护强度来反映一个地区的制度环境对经济增长质量的影响，现有文献通常采用吉纳特和帕克(Ginarte和Park，1997)的方法(又称为GP指数)衡量知识产权保护强度。由于中国的法律体系不够完备，立法和司法不完全同步，这种情况下用立法指标所度量出的知识产权保护强度与实际值会有很大偏差，鉴于此，我们采用韩玉雄和李怀祖(2005)的做法对GP指数进行修正，即同时考虑立法因素和执法因素，计算公式为表示t期用Ginarte-Park方法计算得到的知识产权立法强度，表示地区i在时间t的实际执法力度，其取值介于0和1之间，0表示法律规定的知识产权保护条款完全没有执行，1则表示法律规定的知识产权保护条款完全得到执行。具体地，我们用专利法强度来计算知识产权立法强度，对于执法力度指标，遵循韩玉雄和李怀祖(2005)，我们从社会法制化程度、法律体系的完备程度、经济发展水平和国际社会的监督制衡机制等4方面因素进行考量。⑨
金融发展Fina。反映金融发展水平的常见指标有戈德史密斯的金融相关比率(Financial Interrelation Ratio)和麦金农的货币化程度(M2与国民生产总值的比重)。但由于中国缺乏省份或地区层面的金融资产和M2的统计数据，因此，本文采用金融机构年末贷款总额占GDP的比重来衡量各地区的金融发展水平。
政府规模Govs。用政府财政支出占GDP的比重来表示，该指标可以反映一个地区政府对经济活动的干预程度。
城市化水平Urb。衡量城市化水平的常用指标有“城镇人口占总人口的比重”和“非农业人口在总人口中的比重”，考虑到中国的城镇人口统计是建立在城镇户籍制度之上，由于城镇居民中有一部分没有城镇户籍，若采用城镇人口比重会低估城市化水平(陆铭和陈钊，2004)。因此，本文采用后者的衡量方法，公式为分别表示i地区第t年的非农业人口和总人口。
本文的样本为2002-2009年26个省市的面板数据，其中不包括西藏、海南、重庆、新疆、宁夏等5个省、市、自治区。其中，贸易相关数据来自《新中国六十年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》、《中国海关统计年鉴》、中国海关进出口数据库(http://www.allmyinfo.com/data/zghgjcksjk.asp)、联合国商品贸易统计数据库(http://comtrade.un.org)、国研网(http://edu.drcnet.com.cn/DRCNet.Edu.Web/)；非农业人口、总人口数据来自于《中国人口统计年鉴》(2003-2006年)和《中国人口和就业统计年鉴》(2007-2010年)；除此之外，其余数据均来自《新中国六十年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》和各地区的统计年鉴。
四、计量结果及分析
(一)初步估计结果
如前所述，本文从出口数量和出口质量两个方面来衡量一个地区的出口开放水平，其中表2第(1)-(3)列为出口数量表示出口开放水平时的估计结果，第(4)-(6)列为出口质量表示出口开放水平时的估计结果。在对面板数据进行估计时，需要考虑具体模型的选择问题，本文采用Hausman检验进行判断，其原假设为：在随机效应与解释变量不相关的假定下，固定效应和随机效应模型是一致的，但随机效应模型更为有效。表2第(1)列为仅考虑出口开放和区际开放与经济增长质量之间关系的回归结果，Hausman检验表明应选择随机效应模型，估计结果表明，出口开放和区际开放对经济增长质量均有正向的影响，但前者不显著。第(2)列加入了各个控制变量，我们发现以出口数量表示的出口开放水平的估计系数符号变为负(仍然不具有显著性)，这意味着出口开放会降低经济增长质量；区际开放的估计系数为正，并且在1%水平上显著，这表明区际开放显著地提高了经济增长质量，因此命题2得到了初步的印证。第(3)列在第(2)列的基础上进一步引入了出口开放和区际开放的交叉项，该估计系数为正，但未能通过显著性检验，说明出口开放和区际开放在影响经济增长质量上具有微弱的互补性。但是，如果以出口数量表示的出口开放水平在模型中是内生的，那么我们就不能简单地接受这一结果。
接下来，我们转向对以出口质量表示的出口开放水平的估计结果的分析，估计程序与以出口数量表示出口开放水平时类似。从表2第(4)-(6)列可以看出，以出口质量表示的出口开放水平的估计系数为正，并且至少在10%水平上显著，表明出口质量对提高经济增长质量具有显著的促进作用；区际开放的估计系数依然显著为正，再次支持了命题2；出口质量与区际开放交叉项的估计系数为正，并在1%水平上显著，这表明在影响经济增长质量上，出口开放和区际开放之间存在显著的互补效应，即区际开放会在一定程度上强化出口开放对提高经济增长质量的促进作用，其实这一点也不难解释，因为区际开放有利于不同地区出口企业之间的合作与交流、促进知识与技术的扩散和传播，提高了全要素生产率(毛其淋和盛斌，2011)，进而不但提高了企业的出口能力而且还能提高出口产品的技术含量和出口质量，因此区际开放进一步增强了出口开放对提高经济增长质量的促进作用。
在控制变量中，实物资本和人力资本作为经济增长的两种主要投入要素都显著地提高了经济增长质量。知识产权保护对经济增长质量具有正向的影响，这是因为知识产权保护的程度越高，就越能够激励经济主体进行研发创新活动以提高生产效率，进而提高了经济增长质量。金融发展对提高经济增长质量也具有显著的影响，其原因为金融发展既可以通过支持技术创新和新技术应用的方式直接提高研发的产出效率，又可以提高吸收能力，通过国外的技术外溢间接地提高研发的产出水平，进而有助于提高经济增长质量(苏基溶和廖进中，2009)。政府规模对经济增长质量的影响为负，这可能是因为政府的过多财政支出导致了资源配置扭曲和效率损失，进而降低了经济增长质量。最后，城市化水平对经济增长质量产生了正向的影响，这是因为，一方面城市化使得大量的农村剩余劳动力向城镇转移，人均土地拥有量增加使得规模经营和农业的产业化经营成为可能，进而
提高了农业生产效率；另一方面，城市化有助于缩小城乡收入差距(陆铭和陈钊，2004)，进而提高了经济增长的分享性。
(二)工具变量回归结果
变量的内生性问题在实证研究中越来越受到人们的重视，因为严重的内生性会导致普通最小二乘法(OLS)估计出现有偏和非一致，进而影响推断。在本文中，以出口数量表示的出口开放水平可能具有较强的内生性：一方面，通常情况下经济增长质量的提高伴随着生产率的上升，这会反过来强化市场主体的出口能力，此外，经济增长质量提高较快的地区也往往会加大对基础设施等相关配套设施的建设投入以及扩大对外业务往来，从而会促进该地区的出口开放水平；另一方面，考虑到出口开放和经济增长质量可能受到一些共同因素的影响，遗漏变量也可能是导致内生性的原因之一。通过对模型进行Durbin-Wu-Hausman检验，得到检验统计量为8.28，并且在1%的显著性水平上拒绝出口开放是外生的原假设，这表明出口开放确实存在明显的内生性。为了降低内生性问题带来的偏误需要对其进行控制，而解决内生性问题的一个有效的计量技术就是工具变量(IV)估计法。
选择工具变量需要满足两个条件：其一是工具变量本身是外生的，其二要求工具变量与内生变量之间具有相关性。参照已有的文献(黄玖立和李坤望，2006；毛其淋和盛斌，2011)，我们采用海外市场接近度(Foreign Market Access，FMA)作为出口开放的工具变量。其构造思路为，取各省区省会城市到海岸线距离的倒数(乘以100)作为海外市场接近度，具体地，记沿海省份到海岸线距离为其内部距离，⑩而内地省份到海岸线的距离为其到最近的沿海省区的距离(11)加上该沿海省区的内部距离，假定C为沿海省份的集合，则第i省份的海外市场接近度可用下式表示：
本文选取海外市场接近度作为工具变量的原因主要在于：首先，从外生性的角度来看，海外市场接近度是由地理因素决定的，它所反映的是地理因素对出口的影响，因此满足外生性；其次，从与内生变量的相关性来看，海运是对外贸易运输的主要形式，从节约运输成本的角度看，各省区越接近海岸线就意味着越接近国外市场，因此与各省区的出口密切相关(黄玖立和李坤望，2006)。由于海外市场接近度不随时间变化，为了使其具有动态特征，我们使用2002-2009年的人民币对美元的名义汇率与其进行相乘，最后把乘积项作为出口开放的工具变量。(12)为了增强估计的有效性，我们还选取出口开放的滞后一期项作为工具变量进行多重工具变量两阶段最小二乘法(2SLS)进行估计，对以出口数量表示的出口开放水平的模型的估计结果报告在表3第(1)列中。
为了检验工具变量的有效性，本文采用多种统计检验进行判断：(1)根据Staiger和Stock(1997)建议的经验法则，第一阶段回归的F检验值如果大于10，则表明工具变量和内生变量之间具有较强的相关性，本文得到的F统计量(为2665.38)远远大于这一临界值并在1%水平上显著，这说明所选取的工具变量与内生变量之间具有较强的相关性。(2)Anderson正则相关性检验在1%显著性水平上拒绝了“工具变量识别不足”的原假设；Cragg-Donald Wald F统计量大于Stock-Yogo检验10%水平上的临界值，因此拒绝工具变量是弱识别的假定。(3)Sargan检验的相伴随概率为0.45，即不能在10%的显著性水平上拒绝“工具变量是过度识别”的原假设，说明工具变量是外生的。因此，本文所选取的工具变量不仅是严格外生的，而且内生变量之间高度相关，是强工具变量。在采用工具变量有效地控制内生性之后，出口开放的估计系数由负变为正，但未能通过显著性检验，这说明协调性、有效性和分享性增强带来的正效应大于持续性减弱导致的负效应，即出口数量的扩张对经济增长质量具有正向的影响，但不明显。区际开放的估计系数依然显著为正，命题2再次得到印证，即区际开放显著地提高了经济增长质量。出口开放与区际开放交叉项的估计系数为正，并且通过5%显著性水平检验，说明区际开放强化了出口开放对提高经济增长质量的促进作用。
此外，我们还担心以出口质量表示的出口开放水平也可能存在内生性，因为经济增长质量的提高往往伴随着技术进步，更高的生产率也会提高出口产品的技术含量和质量，即出口质量与经济增长质量之间可能存在联立性偏误(simultaneity bias)进而产生内生性。Durbin-Wu-Hausman内生性检验的结果也表明出口质量是内生变量(在1%水平上拒绝变量是外生的原假设)，我们采用海外市场接近度和出口质量的滞后一期项作为出口质量变量的工具变量并进行2SLS估计(13)，结果报告在表3第(2)列中。与表2第(6)列的固定效应结果相比，出口开放的估计系数上升到1.521，比原先提高了约38%，而且显著性水平也大为提高(在1%水平上显著)，这说明内生性问题使得OLS估计产生明显的向下偏倚，倾向低估出口开放对提高经济增长质量的促进作用，因此采用2SLS进行估计是十分有必要的。通过对比，本文得到的一个有趣的发现是，出口数量的扩张对经济增长质量的作用不明显，而出口质量的提高则显著地促进了经济增长质量的提高。其原因可能为，尽管出口数量的扩张创造了大量的外汇收入，但数量扩张型的出口贸易模式更多的是依赖于能源和资源的大量投入来实现的，低效率生产导致的资源浪费和废气排放也给生态环境施加了压力，降低了经济增长的持续性，进而抵消了一部分由经济增长的协调性、有效性和分享性增强带来的正效应，最终表现为对提高经济增长质量的作用不明显；相反地，出口质量的提高更多地是由生产率的提升以及技术进步来完成的，而生产率的提升和技术进步一方面减少了生产过程中的资源浪费和污染排放进而增强了经济增长的持续性，另一方面有助于提高经济增长的效率和优化经济结构，从而显著地提高了经济增长质量。观察表3第(2)列的估计结果还可以看出，区际开放的估计系数显著为正，即区际开放也显著地提高了经济增长质量；出口开放与区际开放交叉项的估计系数为正且在1%水平上显著，表明二者在影响经济增长质量上存在显著的互补效应。此外，各控制变量的估计系数符号和显著性水平都没有发生太大变化，其经济学含义不再赘言。最后，各检验统计量显示工具变量的选取是合适的，所以上述估计结果是可靠的。
五、结论和政策启示
改革开放三十多年来，中国经济以年均近10%的速度保持快速增长，
从而创造了“中国奇迹”，中国在实现经济数量扩张的同时，其经济增长质量如何？近些年来，有关中国经济增长质量的问题也逐步引起人们的关注，但目前对中国经济增长质量的研究仍然只停留在对经济增长质量指数的测算以及对整体变化趋势的判断上，缺乏对经济增长质量影响因素方面的经验研究，因此也就无法得知导致经济增长质量变化背后的真正动因。本文从经济增长的协调性、有效性、持续性、稳定性和分享性等5个评价维度共计28个基础指标界定了经济增长质量的内涵，并采用主成分分析法对经济增长质量指数进行测算，发现改革开放以来中国经济质量在总体上呈现出波动中上升的趋势。本文进一步从理论上分析了出口开放和区际开放影响经济增长质量的作用机理，提出了两个核心命题。在理论分析的基础上，我们利用中国2002-2009年的省级面板数据，并采用工具变量两阶段最小二乘法(2SLS)考察了出口开放和区际开放对经济增长质量的影响效应。研究结果发现，不同角度衡量的出口开放对经济增长质量的影响有所差异，其中出口数量的扩张对经济增长质量的影响不明显，而出口质量的提高显著地促进了经济增长质量的提升；区际开放对中国经济增长质量的提高具有显著的促进作用；此外，在影响经济增长质量上，出口开放与区际开放之间存在显著的互补效应，即区际开放会强化出口开放对提高经济增长质量的促进作用。
本文的研究也具有很强的政策含义。在国际金融危机的冲击下，中国传统经济增长模式下“不稳定、不平衡、不协调、不可持续”的问题充分暴露出来，实现经济发展方式的转变已经迫在眉睫，这就要求把过去主要依靠增加物质资源消耗向主要依靠技术进步转变，以提高经济增长的质量。本文的研究为从对外经济开放的视角保持中国经济持续增长、提高经济增长质量提供了重要的政策参考，即为了获得经济有效率的增长，不能只一味地追求出口贸易数量上的扩张，因为单纯的出口数量扩张并不能显著地提高经济增长质量，况且在金融危机爆发之后，出口贸易面临越来越大的外部风险，也日益受到外部市场的约束。而相对于出口数量的扩张而言，出口质量的提高则能显著地促进经济增长质量的提升，因此，为了实现国民经济又好又快地发展，要求转变对外贸易的发展方式，即发展对外贸易要从以“量”取胜转变为以“质”取胜，逐步提高出口产品的技术复杂度和附加值，实现对外贸易从广度增长到深度增长的转变。
注释：
①二重开放是指面向国外其他国家的开放和面向国内其他地区的开放，在本文中，分别用出口开放和区际开放来表示。
②本文采用“永续盘存法”计算物质资本存量，下文将对其进行详细的介绍。
③其原理是通过保持基本决策单元(Decision Making Unit，DMU)的输入或输出不变，利用线性规划的方法确定有效率的生产技术前沿，将各DMU投影到DEA的生产技术前沿面上，最后通过比较DMU偏离技术前沿的距离来评价其相对有效性。
④由于统计资料上没有对城镇地区和农村地区总收入这一项进行统计，在这里我们用人均收入和相应的人口数乘积来表示。
⑤所谓逆向指标是指指标值越高反映经济增长质量越低，相应地，正向指标是指指标值越高反映经济增长质量也越高。
⑥标准化方法不适合用于多指标的综合评价，而均值化方法既可以反映原始各指标变异程度的差异，也可以反映各基础指标之间相互影响程度差异的信息，钞小静和惠康(2009)也采用了这一方法。
⑦由于出口开放对经济增长稳定性的作用机制并不明确，为了简化分析，我们假定其偏导数为零。
⑧鉴于区际开放对经济增长持续性和分享性的影响可能十分微弱，为了简化分析，我们假定区际开放对二者的偏导数为零。
⑨这4方面因素分别用律师比例、立法时间、人均GDP和WTO成员国进行度量，其中律师比例和人均GDP以各地区为基础进行测算，立法时间和WTO成员国统一采用中国的国家立法时间和WTO成员。
(12)名义汇率的贬值有利于扩大出口，并且汇率制度由中央决策者控制，对各个地区来说可以视为外生给定的。
(13)把海外市场接近度作为出口质量的工具变量也是合理的，因为如果一个地区离海岸线越近，从节约运输成本的角度看，可视为该地区的公共基础设施越完善，王永进等(2010)发现完善的基础设施对于那些高复杂度产品的出口具有格外显著的促进作用，因此，海外市场接近度与出口质量之间具有较高的相关性。
