中国贸易发展与经济增长影响机制的经验研究，本文主要内容关键词为：经济增长论文,中国论文,机制论文,经验论文,贸易论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、文献概述
研究贸易和增长的文献大致可分为三类：古典贸易理论和经济增长，新古典贸易理论和经济增长，报酬递增、贸易和经济增长。考虑到本文的主题，本文仅对研究中国贸易和增长的相关文献进行概述。总体来看，这类研究主要集中在经验研究上。1978年以后，中国推行开放政策，和众多发展中国家一样，出口增加导致了国内生产总值的迅速上升。在这种背景下，许多学者开始研究中国的经济增长是否是出口导向型增长，其中代表性的文献有杨全发和舒元(1998)、杨全发(1998)、沈程翔(1999)、赵陵、宋少华和宋泓明(2001)、孙焱林(2000)等。
杨全发和舒元(1998)的研究建立在Balassa(1978)和Feder(1982)的基础上。Balassa在传统的C-D生产函数中直接加入一个出口变量来进行经验研究，即Y=F(L,K,X)。Feder对该公式进行了修正，认为一国经济应该表示为N=F(K[,n],L[,n],X),X=G(K[,x],L[,x])，其中N表示非出口部门，X表示出口部门。杨全发和舒元将Balassa模型和Feder模型与中国数据结合，得出，改革开放以来，中国经济增长的主要动力是资本投入的不断加大。另外，他们还发现中国的初级产品出口增长和经济增长呈正相关，但制成品出口增长和经济增长呈负相关，这似乎和中国试图转变出口结构的意图相矛盾。他们的解释是，中国在提高制成品出口的过程中，制成品的增长仍然停留在粗放型增长上，并没有通过技术进步、产品质量提高等实现集约型发展。
然而，出口增长并不总是促进经济增长。根据Michaely(1977)的研究，出口促进增长有一个临界发达水平，在临界发达水平的两端，出口对增长的作用有很大不同，经济发展程度较高的国家，出口促进增长的作用较为明显。杨全发(1998)用1994年中国的数据检验中国是否存在临界发达水平效应。他把全国各省分为人均GDP大于3000元和小于3000元两组，回归分析表明前一组的出口增长率和GDP增长率间有着显著的相关性，从而证实了中国各省存在着临界发达水平效应。
既然出口促进增长是有条件的，中国经济从总体上是否是出口导向型增长呢？沈程翔(1999)发现中国的出口和产出之间存在着互为因果的关系，但没有发现两者之间具有长期稳定的均衡关系。赵陵、宋少华和宋泓明(2001)的研究也得出了类似的结论。但是，孙焱林(2000)的研究却发现经济增长和出口的关系没有统计显著性，即使在50%的水平上仍不显著。因此孙焱林得出的结论是，出口导向型经济增长战略并不具有普遍性，中国现阶段不宜实施出口导向型经济增长战略，而应该实行进口替代战略。发生这种矛盾的原因是多方面的，可能是计量技术的原因，也可能是样本数据的原因，但一个基本事实是，中国出口的增长伴随着经济的高速增长。
不难看出，已有的关于中国经济增长和贸易发展的研究文献基本上只关注增长和贸易之间的相关性，从而发现贸易发展能或不能促进经济增长。但它们并没有更仔细地研究其中的影响机制。关于贸易和增长之间影响机制的最有影响的研究是Frankel和Romer(1999)。该研究吸收了贸易引力模型(Gravity Model)的成果，利用地理因素拟合出一个贸易工具变量，然后从水平量角度出发将人均产出分解为三个要素，最后利用拟合得到的贸易工具变量分析贸易通过哪些途径影响人均产出。本文吸收了Frankel和Romer的研究思想并针对中国国情进行了合理的改善，用中国1978年至1999年的时间序列数据从水平量角度入手研究中国贸易和增长之间的影响机制。
二、计量模型
为了研究贸易和产出之间的影响机制，首先要把产出分解。Barro和Sala-i-Martin(1995)曾经描述过一个对物质资本和人力资本呈现出不变规模报酬的C-D生产函数：
Y=AK[α]H[1-α](1)
其中Y是产出，K是物质资本存量，H是人力资本存量，α∈[0,1]，A可以表示技术、制度等因素。把方程(1)改写成人均形式，然后求自然对数，得到：
lny=lnA+αlnk+(1-α)lnh(2)
其中人均产出y=Y/L，人均人力资本h=H/L，人均物质资本k=K/L，L表示简单同质劳动力数量。对于人力资本，不同的学者有不同的理解，本文假设人力资本由下式定义：
H=e[λE]L(3)
其中E表示劳动力的平均受教育年限，λ表示人均受教育年限E每增加一年，人均人力资本(h=H/L)增长的比例。把(3)代入(2)，就得到下面的等式：
lny=αlnk+(1-α)λE+lnA(4)
该方程表明，人均产出受人均资本、人均受教育年限及制度、技术、文化、习惯等因素的影响。
然而一些研究人员建议（Hall和Jones,1999；Frankel和Romer,1999），人均产出应该分解为资本产出比项、人力资本项和技术项，而不应该用人均资本项代替资本产出比项，即
(5)
对上式求对数，就得到下式：
(6)
Hall和Jones(1999)认为，不把人均资本作为人均产出的影响因素有两个原因：第一，当经济在乎衡路径上增长时，资本产出比和投资率成比例，因而用资本产出比作为人均产出的影响因素有其天然的解释力；第二，如果一个国家技术水平的提高是外生的，那么即使在投资率不变的情况下，随着技术水平的提高，人均资本也会提高，因为技术进步使得每一个工人能配备更多数量的资本。这种建议有一定道理，因为在典型的新古典增长模型中，人均资本的变化按照下列方式进行：
(7)
其中K为人均资本，i=I/Y为投资率，δ为资本折旧率，n为劳动力增长率。当经济在平衡增长路径上时，
，因此可以推出资本产出比为：
(8)
如果折旧率和劳动力的增长率固定，那么资本产出比就和投资率成正比，在人均产出分解方程中用资本产出比能间接地反映投资率对产出的影响。如果将人均产出代入(7)式，就可以得到：
可以看出，人均资本k和技术水平A密切相关。因此，在用间接法测度技术贡献的过程中，如果在回归方程中包含人均资本k，那么人均资本的贡献可能会很显著，而技术的贡献会很不显著，因为技术的贡献很大程度上会被人均资本解释了。
然而，中国经济正处于转型时期，很可能不在平衡增长路径上，所以Hall和Jones的建议在中国这种不成熟的市场经济中并不一定成立。由于无法知道中国经济是否处于平衡增长路径上，因此，本文仍采用(4)式的分解，但本文也检验资本产出比项的显著性，以确定采用哪些指标。
根据以上分析，可以建立下列计量模型：
LnYL[,t]=c[,0]+c[,1]LnKL[,t]+c[,2]LnKY[,t]+c[,3]SYS[,t]+c[,4]LnRDG[,t]+c[,5]E[,t]+u[,t](11)
LnYL：表示人均产出的自然对数，在模型中是被解释变量，其余均为解释变量。LnKL：表示人均资本的自然对数，它应该和人均产出呈正相关。LnKY：表示资本产出比的自然对数，此项指标用来和LnKL进行比较，在平衡增长路径上，LnKY应该和人均产出呈正相关。E：表示人均受教育年限，它并不表示人力资本，但体现了人力资本对人均产出的影响。该变量应该和人均产出呈正相关。A：本文拟用技术进步(LnRDG)和制度(SYS)两个指标来表示A因素对人均产出的影响。它们应该和人均产出之间呈正相关。其他因素的影响也会在残差中综合体现出来。u：是随机扰动项，在一定程度上体现了其他因素对人均产出的影响。
为了探索贸易和人均产出之间的影响途径，本文考察贸易和模型(11)中每一个解释变量之间的关系，进而建立如下计量模型：
LnKL[,t]=α[,10]+α[,11]LnITY[,t]+α[,12]LnDTY[,t]+ν[,1t]
(12)
LnKY[,t]=α[,20]+α[,21]LnITY[,t]+α[,22]LnDTY[,t]+ν[,2t] (13)
SYS[,t]=α[,30]+α[,31]LnITY[,t]+α[,32]LnDTY[,t]+ν[,3t](14)
LnRDG[,t]=α[,40]+α[,41]LnITY[,t]+α[,42]LnDTY[,t]+ν[,4t] (15)
E[,t]=α[,50]+α[,51]LnITY[,t]+α[,52]LnDTY[,t]+ν[,5t] (16)
u[,t]=α[,60]+α[,61]LnITY[,t]+α[,62]LnDTY[,t]+ν[,6t] (17)
LnITY与LnDTY分别表示国际贸易量与国内贸易量占GDP的比重的自然对数。模型(17)的被解释变量u[,t]为模型(11)中的残差项，这样做的原因是还有一些被忽略的因素对人均产出有影响，如文化习惯等，由于这些因素迄今还无法测度，因而不能用一个变量明显地表示出来；但这些因素确实存在，并发挥作用，它们的影响只能通过残差间接反映出来。贸易是否会通过这些无法测度的因素对人均产出产生影响呢？通过估计模型(17)，可以从一定程度上获知。
三、基础数据
下面分别对人均产出、人均资本、人力资本、制度变革、技术进步和贸易等变量所涉及的数据进行详细分析。
1.人均产出
人均产出是GDP与劳动力总量的比值。GDP可以从《中国统计年鉴》上得到。劳动力L其实应该用劳动时间表示，但由于劳动时间数据无法得到，或者即使得到，其准确性和可靠性也不能确定，因而通常用劳动力人数替代。出于数据可获得性的考虑，并且由于从业人员反映了一定时期内全部劳动力资源的实际利用情况，本文假定劳动力总量等于从业人员数。
2.人均资本
资本存量的度量是一个复杂的过程，不同学者的结果也不尽相同。目前，国际上最有名的资本存量度量方法是永续盘存法和资本租赁价格度量法(Jorgenson,1995)。20世纪90年代初期，许多学者对中国的资本存量进行了度量，但是由于统计资料的限制，对资本使用的相对效率和租赁价格的估计问题无法得到满意的结果。比较著名的估计由Gregory Chow(1993)做出，他对1952年我国资本存量的估计为1750亿元（1952年价格）。在最近的一些研究中，张帆(2000)对物质资本存量进行了估计，其方法是用国家统计局公布的物质资本每年形成额剔除价格的影响，减去折旧后累加而成，然而张帆没有在研究中公布所使用的折旧率。王小鲁和樊纲(2000)计算了自1952年到1999年的资本存量，由于估算中考虑了当年的固定资产交付使用率，消除了投资过程中浪费所带来的影响，因而具有合理性。但是这一估计对资本的定义只限于固定资本形成，定义又过于狭窄。
根据世界银行的发展教育项目Beyond Economic Growth:Meeting Challenges of Global Development，物质资本的定义为：生产中使用的建筑物、机器、技术装备加上原材料、半成品和制成品等存货。《中国统计年鉴》中的资本形成包括固定资本形成总额和存货增加。根据上述定义，王小鲁和樊纲的计算明显偏低。王金营(2001)弥补了上述不足，估计的资本存量考虑了固定资本形成和存货增加。但是王金营的研究着重于人力资本对经济增长的贡献，因而尽管考虑了两种形式的资本存量，但对资本的估算仍然相当粗糙。例如，他没有考虑投资中的巨大浪费，由于这种浪费不会形成生产力，所以他的估算明显偏高。
本文所用的资本存量综合考虑前人的研究，采用《中国统计年鉴》的定义。折旧率由于缺乏统计数据，采用王小鲁和樊纲(2000)的建议，统一按5%计算。由于统一使用1978年不变价格，因此本文对有关固定资本存量的数据（1952年不变价格）用固定资产投资价格指数进行折算。每年的存货增加数据来自《中国统计年鉴》，并用商品零售价格指数按1978年不变价格折算。
3.人力资本
一般而言，对人力资本的度量方法主要有劳动者报酬法、教育经费法、学历权重法和受教育年限法等。相比较而言，受教育年限法最可靠，但其又忽略了知识的累积效应。本文对人力资本的度量方法以受教育年限法为基础，但增加对知识累积效应的考虑，具体设定为：
H[,t]=e[λE]tL[,t]
(18)
其中H[,t]，为t期的人力资本存量，L[,t]为t期的劳动力数量，E[,t]表示劳动力的平均受教育年限，相当于用受教育年限法计算出来的人力资本总量除以劳动力数量。E[,t]在指数上出现，反映了知识的累积效应——每一年对人力资本积累的贡献是不同的。
4.制度变革
加入经济体制变量是基于中国国情的考虑。中国经济正处于典型的转型阶段，制度的变革带来了经济的高速发展，因而体制变量的解释力不容忽视。对于体制变量的测度，历来没有统一意见。一般而言，体制变量的测度可以采用非国有经济占GDP的比重来测度。然而国家统计局并没有统计各种经济类型的GDP比重，因此，研究人员通常采用一个替代指标：工业总产值中非国有经济的比重。本文拟用该指标反映制度变革的影响。
5.技术进步
在以往的研究中，对技术因素贡献的度量通常采用残差法。Frankel和Romer(1999)在研究增长和贸易之间的关系时对技术贡献的估计也是用残差法。然而，残差法对技术的估计是一种间接的估计，估计出来的是剔除资本和劳动影响以后所有其他因素的影响，因此，许多其他因素的影响也被归入了技术。
本文对技术进步的测度也是间接测度，但和残差法不同，本文用国家财政支出中科学研究费用的比重来间接反映技术进步。由于中国的人均收入比发达国家低得多，私人投资研究开发还没有成为技术进步的主要力量，这一领域主要还是政府投资，所以政府的研发投资比重基本上可以反映中国技术进步的状况。政府研发投资在财政支出中的比重越高，对技术进步的促进作用越大。
6.贸易
考察贸易对增长的影响通常要排除国家规模的影响。对于一个开放程度很高而GDP不大的小国家，其贸易量的绝对数值可能不大，但其占GDP的比重却很高。因此，考虑贸易的相对量更具有意义。本文采用两个贸易量相对指标：国际贸易量比重(ITY)和国内贸易量比重(DTY)，即进出口总额除以GDP和社会消费品零售总额除以GDP，比重越大表明该类贸易对国民经济的影响力越大。而且，由于ITY和DTY都是相对指标，因此不受价格因素的影响。
本文所使用的数据如果没有特别说明，均来自各年的《中国统计年鉴》，本文所涉及的受价格因素影响的变量均用1978年不变价格处理，样本区间为1978年至1999年。
四、经济计量检验
1.贸易和人均产出的总体分析
首先用人均国民生产总值LnYL（在不引起歧义的情况下即指该指标的自然对数，下文同）对两个贸易变量LnDTY和LnITY进行回归，以考察国内贸易和国际贸易对人均产出的影响。按照贸易理论，自由贸易使得资源在更广泛的范围内配置，从而增加人均产出。因此，可以预期LnYL和LnDTY、LnITY呈正相关，回归结果见表1。
表1 贸易和人均产出的总体分析
Dependent Var.
LnYL LnYL
Constant
7.53[* * *]
6.32[* * *]
(18.72)
(11.80)
LnlTY 0.67[* * *]
0.33[* *]
(6.77)(2.61)
LnDTY -1.02[* * *] -1.90[* * *]
(-2.93)
(-3.75)
AR(1) - 1.30[* * *]
(5.29)
AR(2) - -0.98[* *]
(-2.51)
AR(3) - 0.72[*]
(1.86)
AR(4) - -0.54[*]
(-2.19)
D-W 0.532.07
R[2](Ad.R[2]) 0.88(0.87)0.96(0.93)
F-Stat 69.46
40.23
注：表中括号内列出的数据为系数的t统计值；*、**、***分别表示10%、5%和1%的水平上显著。所使用的统计软件是E-Views 3.1。
表1中第二列用因变量LnYL对两个自变量LnlTY和LnDTY进行回归，结果发现Durbin-Watson统计量只有0.53，明显存在正自相关，因而需要进行自相关校正。校正后的Durbin-Watson统计量为2.07，从统计上已经消除了自相关现象（见表1第三列）。表1的数据显示，国际贸易和人均产出呈正相关，这符合理论的预期。改革开放以来，中国的国际贸易比重在总体上不断上升（见图1），对外开放程度的加大伴随着人均产出的上升。但是，图2显示国内贸易的比重从总体上看呈下降趋势，表1的回归结果也显示出国内贸易比重和人均产出呈负相关，回归系数在1%的水平上显著。那么，国际贸易和人均产出之间是通过什么途径产生正相关关系的？而国内贸易为什么又会和人均产出呈负相关呢？为此首先对人均产出的影响因素进行分析，以确定各个因素的显著性。
表2 人均产出的决定因素分析（因变量为LnYL）
注：表中括号内列出的数据为系数的t统计值；*、* *、* * *分别表示10%、5%和1%水平上显著。
2.人均产出的决定因素
这里采用逐步回归法，对人均产出分解模型进行估计，并检验每一个变量的显著性，以确定回归方程。本文先分别估计LnYL对LnKY、LnKL、SYS、LnRDG和E的回归模型，这五个回归模型的估计结果列在表2中M[,1]-M[,5]。从结果中可以发现，从M[,1]到M[,5]，以M[,2]的R[2]最高，且变量LnKL的系数为0.96，回归效果非常理想，因此本文选择M[,2]作为基本回归模型。考虑到M[,1]的回归效果很差，R[2]只有0.0709，而且LnKY的系数非常不显著。变量LnKY尽管在经济理论中有重要意义，但从统计上可以忽略，因此在以后的回归中将该变量剔除。
在M[,2]的基础上，本文加入新的变量SYS，得到模型N[,6]。模型M[,6]中每一个变量系数的显著性都非常高，都在1%水平上显著，R[2]=0.9925，比M2的R[2]要高一些，因此体制变量对回归方程有贡献，予以保留。依照这种程序，本文逐步加入LnRDG和E，分别得到模型M[,7]和m[,8]。表2中的结果表明，新加入的变量改进了R[2]，并且回归系数都非常显著，因而最终得到了一个包含LnKL、SYS、LnRDG和E的回归方程。由于m[,8]的R[2]为0.9988，从统计上看已经非常高，可以认为对人均产出影响重大的因素基本上被考虑进来了。
计量分析的结果显示，人均资本和人均产出之间存在着强烈的正相关性，回归系数在1%水平上显著，符合预期；制度变革的影响和预期也非常吻合，对人均产出有显著的正相关性，同样也在1%水平上显著；技术进步和人力资本积累是经济增长的两大源泉，回归结果证实了这一点，它们的系数都在1%水平上显著。然而，回归结果表明资本产出比对于人均产出的影响不显著。就一般的理论分析而言，当经济在平衡增长路径上时，资本产出比和投资率成正比，资本产出比应该和人均产出有内在的联系。然而回归结果和预期的差别说明中国经济可能并不处于平衡增长路径上。
3.贸易和人均产出的影响机制
从统计上看，人均产出主要受人均资本、制度变化、技术水平和人均受教育年限的影响。因此，贸易要对人均产出产生影响，必然会通过这四条途径中的若干途径产生影响。本文就LnKL、SYS、LnRDG、E分别对LnITY、LnDTY进行回归分析。为了使分析结果具有可靠性，本文还对贸易传导途径的回归过程进行高阶自相关过程校正（结果见表3）。（注：表3同时也列出了没有自相关校正的回归，以作比较。表中的最后一列M13是贸易对残差
的回归，该回归用来检验那些被排除在M8以外，但对人均产出产生实际影响的一些因素（如文化、习惯等）是否是传导渠道。）计量分析结果表明：
表3 贸易影响人均产出的途径分析
注：表中括号内列出的数据为系数的t统计值；*、* *、* * *分别表示10%、5%和1%水平上显著。
(1)国际贸易比重和人均资本呈正相关性，（注：该结果证实了林毅夫的一个结论——发挥比较优势有利于提升要素禀赋结构（林毅夫，2002）。）回归系数在1%水平上显著。众所周知，中国是—个劳动力丰富的国家，中国的出口结构在很长时间内一直以劳动密集型产品为主。由于劳动密集型产业符合中国的比较优势，因而该类产品在国际市场上具有很强的竞争力，从而能够创造利润，利润会对资本积累产生贡献，因此对人均资本有正面影响。
(2)国内贸易比重和人均资本呈负相关性，回归系数在1%水平上显著。这可以从国内贸易的两种效应进行解释：第一种效应为由于资源转移而产生的国际一体化程度上升效应，样本区间内国内贸易比重下降表明经济资源逐渐转向国际贸易领域，进而促进国际贸易的增长，因此该效应对人均资本有正面影响；第二种效应是国内一体化程度下降效应，国内市场分割加剧导致资源的国内配置产生扭曲，它对人均资本有负面影响。
从(1)和(2)的分析可以看出，人均资本项是贸易和人均产出之间一条显著的影响途径。然而国际贸易和国内贸易对人均资本的影响是相反的。
(3)制度变化是贸易和人均产出之间另一条显著的影响途径，LnlTY和LnDTY的系数均在1%水平上显著。随着对外开放程度的上升，竞争也更加激烈，进而推动中国的市场化改革；但国内贸易下降伴随着国内市场一体化程度不断下降，地方行政割据不断加剧，阻碍了中国市场化进程，因此，两类贸易和制度变量之间的影响也是相反的。所以当中国国内改革举步维艰时，中国的领导层想通过进一步加大开放力度以促使国内改革的进一步发展，如加入世界贸易组织。
(4)技术进步作为贸易和人均产出之间的影响渠道其显著性不如人均资本和制度变化。随着国际贸易比重的上升，国内贸易比重的下降，技术进步指标却逐渐下降。国际贸易比重和技术进步之间存在负相关性，这说明开放程度的加大对中国技术开发的激励存在某种程度的负面影响，这或许是因为竞争的加剧导致技术投资利润的减少。然而在样本区间内，负面影响在统计上并不显著，从检验结果来看，技术进步主要是国内贸易和人均产出之间的影响渠道。
(5)在本文的样本区间内，人力资本并没有成为贸易和人均产出之间显著的影响渠道。尽管人力资本积累在中国经济中的相对重要性正在逐步体现出来，人均受教育年限E每变化1个标准差，LnYL就变化约0.20个标准差，然而，贸易和人力资本积累之间在统计上并没有显著关系，这说明贸易对中国经济的影响较少地通过人力资本积累渠道发生作用。
上文的分析仅是相关性分析，这些变量之间是否有内在的因果关系呢？为此本文采用Granger因果分析法，用中国1978年以来的时间序列数据(LnKL、SYS、LnRDG、E)进行Granger因果分析，结果显示（见表4），变量滞后长度的变化导致了因果方向的改变。对照Granger因果分析法的核心思想，不难看出，中国样本的Granger因果检验没有较大的可靠性。
表4 Granger因果检验
Sample:1978-1999;Lags:1
Null Hypothesis:Obs
F-Statistic Probability
△LnDTY does not Granger Cause △SYS
20 5.39352 0.03288
△SYs does not Granger Cause △LNDTY 0.81771 0.37849
Granger Causality:△LnDTY→△SYS
Sample:1978-1999; Lags:3
Null Hypothesis: Obs
F-Statistic Probability
△LnDTY does not Granger Cause △SYS
18 1.20280
0.35408
△SYS does not Granger Cause △LnDTY 2.70000
0.09691
Granger Causality:△SyYS→△LnDTY
注：显著水平为10%，本表检验过程由E-Views 3.1软件完成。
综上所述，计量分析结果证实了国际贸易可以使资源配置在全世界范围内进行，发挥中国劳动力丰富的比较优势，从而提高要素的使用效率。然而，值得注意的是，中国国内贸易和国际贸易的作用恰恰相反。Young(2000)的一项研究发现，中国国内市场的分割状况比较严重。Sandra Poncet(2002)对中国各省平均商品吸收额构成的一项研究发现，从1987年至1997年，随着国际贸易量的上升，省内贸易量也上升，但省际贸易量在下降。这说明在国际一体化程度逐步上升的同时，国内市场分割有加强的趋势。国内市场一体化程度的下降表明国内贸易领域的资源配置扭曲有上升的趋势，其原因可能是地方保护主义逐渐加强，地方行政力量干扰了资源的自由配置。在这种情况下，资源的使用效率就会下降。另一方面，中国的劳动密集型产品在国际市场上具有很高的竞争力，其生产企业具有自生能力（林毅夫，2002），会吸引更多的资源，结果，一部分国内贸易领域的资源就会转向国际贸易领域，从而导致国内贸易比重下降；同时，国内贸易构成也发生变化（省内贸易强度增加，省际贸易强度减弱），这些都使国内市场的一体化程度下降，并最终对人均产出产生负面影响。
五、结论
本文从水平量角度出发，使用逐步回归法、残差分析法和Granger因果分析法研究贸易和人均产出之间的影响机制，得出以下几点结论：
1.对贸易和人均产出的总体分析表明，国际贸易比重和人均产出呈现显著的正相关性，但国内贸易比重和人均产出呈现显著的负相关性。这说明在样本区间内（1978-1999年），国际贸易和国内贸易对人均产出具有相反的影响。
2.人均产出决定因素的分解结果表明，尽管资本产出比在Frankel和Romer(1999)的研究中是人均产出的显著决定因素，但中国的情况并非如此，中国的资本产出比和人均产出之间并没有一种显著的相关性。对中国的人均产出有显著贡献的变量是人均资本、制度变化、技术和人力资本。
3.对贸易和人均产出决定因素之间关系的计量分析表明，人均资本和制度变革是贸易（国际贸易和国内贸易）影响人均产出的显著渠道，国内贸易影响人均产出的渠道除了人均资本和制度以外，还有技术进步。
4.尽管人力资本对人均产出的贡献比较显著，但贸易对人均产出的影响较少地通过人力资本积累实现，这也说明中国的人力资本积累在统计上看并没有享受到开放所带来的益处。当然，这也是在样本范围内得出的结论。
5.在样本范围内Granger因果分析法可靠性不高，或者并不适用于中国现有的数据。其原因可能有两方面：一是中国的样本数据太少；二悬Granger因果分析法本身对滞后长度具有敏感性，特别是样本容量比较小的时候，因果分析结果的可靠性不大。所以因果检验工作只能留待后续研究继续完善。
6.本文对中国贸易和经济增长之间影响机制的分析还为中国的经济改革实践提供了三点启示：其一，发挥中国劳动力要素丰富的比较优势能促进要素禀赋结构的提升，进而促进人均产出的上升；其二，市场化改革确实对经济产生了巨大的推动作用；其三，国内市场的一体化程度对经济具有重大影响，当中国政府积极推行扩大内需的政策时，不应忽略国内市场分割带来的负面影响。
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