我国经济开放度的度量及其与经济增长的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,经济增长论文,度量论文,我国经济论文，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、文献综述
（一）经济开放度的度量
经济开放度综合反映一国市场对外开放的程度，是进行诸如经济开放与经济增长等实证研究不可缺少的基本变量。但经济开放度的度量却是一个比较复杂的理论问题。
在国外，经济开放度有不同的度量方法，最早的经济开放度度量指标是对外贸易依存度，即用进出口贸易总额与国内生产总值GDP的比值表示经济开放度。这种方法直观、容易测算，因而被广泛地采用。20世纪90年代以后，国外学者又提出了许多新方法，主要有道拉斯法、萨克斯—瓦诺法和爱德华兹法等。道拉斯法是利用商品实际价格对贸易开放条件下价格的偏差程度来体现经济开放度，通过比较相同商品在不同国家的实际价格，来获知这些国家的相对经济开放度。萨克斯—瓦诺是一种较粗略的度量方法，采取“二进制”的做法来度量，即把各国贸易开放程度分为开放与不开放两种。并把区分贸易开放与否的条件分为五个方面，如果某个国家符合五个条件中的任何一条，那么，这个国家就是属于贸易不开放国家；反之，如果某个国家对照这五个条件均不符合，则这个国家就是贸易开放国家。爱德华兹法是将先前已有的九种经济开放度度量方法加以综合利用所形成的一种度量新方法。从本质上讲，爱德华兹法并没有自己的创新之处，只是做了总结、归纳利用他人成果的工作。不过，由于爱德华兹度量方法的准确性比以往任何方法都高，人们也逐渐将爱德华兹法看成了上世纪90年代的主要度量新方法之一。
国内对于经济开放度的测算指标大多沿用国外的研究成果。黄繁华（2001）分析了20世纪90年代以来国外经济开放度的度量方法，认为以外贸依存度度量我国的贸易开放程度是相对较合理的。包群、许和连和赖明勇（2003）选取了五种指标用线性回归的方法测算了中国改革开放以来的经济开放度及对经济增长的作用，结果表明，只有外贸依存度较好的反映了中国经济开放程度与经济增长的关系。
笔者以为，选用何种指标来测算一国的经济开放度，第一应当以该国的经济发展阶段、贸易发展水平和对外开放的特点为依据和原则，第二应当考虑用该指标测度时数据的可得性及现实的实用性，而诸如黑市交易费用，道拉斯指数等指标显然不适用于度量我国现阶段的经济开放程度，也不具有综合性、可操作的特点。综合上述两点，并参考其他学者的做法（Halit，2003），本文选取了外资依存度、外贸依存度、对美贸易依存度，实际关税率等指标与经济增长指标进行协整分析，原因是：我国目前仍处于对外开放的初级阶段，对外贸易和引进外资是现阶段我国开放的主要形式；同时考虑到我国当前较为集中的出口国家结构的特点，将对美贸易依存度也作为外贸依存度的补充指标；再结合近年我国削减关税、消除贸易壁垒、进一步促进经济开放和贸易自由的现实，故选取了实际关税率这一经济开放度的“反面”指标。我们认为，这一指标体系基本满足了现实性、全面性、可操作性等要求。
（二）经济开放与经济增长的关系
对于经济开放度与经济增长的关系，国外经济理论界有较为一致的观点，即经济开放能够促进经济增长，同时认为，发展中国家能够通过贸易更好的利用发达国家已有的知识存量，因此，发展中国家的贸易利益要高于发达国家。但对于经济开放对经济增长的具体作用过程与内在机理关系，不同的学派和学者的观点却大相径庭。主要有：以Romer（1986）和Lucas（1988）等为代表的新增长理论、Barro和Sala-I-Martin（1995）等的相关理论、Grpssman和Helpmam（1991）在Lucas的两部门内生增长模型上发展的“贸易促进要素优化配置”理论、克鲁格（1978）的“贸易开放迫使一国政府实施更好的宏观经济政策”的论点等，这些结论是否与中国二十几年改革开放的过程和经验相一致，是否能够成为我国制定经贸政策的理论依据，还需要做进一步的论证。
国内近年来对这一问题的定量、实证研究大体可以分为以下几类：（1）运用线性回归模型对外贸与增长的关系进行分析。如：杨全发（1998）、张敏等（2000）、胡均民（2002）、张亚斌等（2002）、赖明勇等（2002）、沈坤荣等（2003），均采用线性回归对外贸依存度、进口依存度、出口依存度等贸易开放度指标和人均产出增长、资本增长、劳动力增长、技术进步等指标之间的影响机制进行了分析，得出了不同的结论。（2）运用协整和误差修正模型研究该问题。如：刘小鹏（2001）、石传玉等（2003）、许启发和蒋翠侠（2002）等人，均运用协整理论或格兰杰因果检验研究了对外贸易与经济增长之间的相关性。（3）运用灰色关联分析法研究开放与增长之间的关系。如：王英、刘思峰（2003）对中国经济增长与对外开放度的关系进行的灰色关联分析。此外，姚丽芳（2001）运用净出口分析法、出口总量分析法、进口分解分析法对贸易对经济增长拉动的作用分别进行了测算。
众多学者通过不同方法对这一问题作了不同角度的研究，结论也不尽相同。对此，笔者认为上述分析和研究中有以下几个问题需要进一步探讨和廓清。第一，从度量经济开放度的指标来看，如果指标选取不科学、不全面的，将会动摇研究的基础。第二，大多数经济变量的时间序列，如国内生产总值、物质资本、劳动力等，可能都是非平稳的，在没有对其进行相应的处理时就进行线性回归，就会产生“伪回归”现象，从而影响结果的解释力。另外，如果变量间存在一定的协整关系，用简单线性或者简单差分就不能准确估计原来的非平稳变量间的长期关系。第三，在运用协整技术解决时间序列的非平稳问题后，如果不进一步研究经济开放和增长之间的因果关系，就仍然不能从逻辑上更清楚地把握两者内在联系，从而不能完整揭示经济开放与增长之间的整个互动的影响过程。
综上所述，本文在总结近年来研究成果的基础上，选用外资依存度、外贸依存度、对美贸易依存度、实际关税率作为衡量经济开放度的指标，应用协整分析技术和误差修正模型，分别将上述指标与整体经济增长进行实证分析，并通过格兰杰因果检验揭示了贸易开放、引进外资、关税削减与经济增长的影响机理。
二、模型、实证及结果
协整（Co-Integration）理论是一种新的建模技术，它从分析时间序列的非平稳性入手，探求非平稳变量间蕴含的长期均衡关系。它既避免了传统的线性回归对非平稳的经济时间序列进行简单回归时产生的“伪回归”现象，又解决了对非平稳序列进行差分，用差分后的序列建模，往往使数据中包含的长期调整信息丢失的问题，把时间序列分析中短期动态模型和长期均衡模型的优点结合起来，为非平稳时间序列的建模提供了良好的解决方法。
（一）变量的平稳性检验
对变量进行协整分析之前，首先需要对变量的平稳性作检验，只有变量在一阶平稳（I（1））的条件下，才能进行协整分析。本文采用ADF（Angmented Dickey-Fuller）单位根检验方法来检验变量的平稳性。
本文选取GDP作为经济总量的指标，分别研究其和外资依存度（实际利用外资额与GDP的比值）、外贸依存度（进出口总额与GDP的比值）、对美贸易依存度（对美进出口总额与GDP的比值）、实际关税率（关税收入与进口总额的比值）之间的协整关系，原始数据来自《中国统计年鉴》1986～2003年各卷、《中国对外经济贸易年鉴》1984～2002年各卷，数据均经过价格指数处理（以1980年为基年）。对上述变量时序数据分别取对数，并记为LNGDP、LNCAPRT、LNTRATE、LNTRUSRT和LNTARIFF，应用ADF检验方法对其进行单位根检验，检验结果见下表1。
表1 ADF单位根检验结果
检验类型
变量ADF检验值
（c，t，k）临界值结论D.W.值
LNGDP -1.950207
（c，t，5） -4.4691**
不平稳 2.1399
△LNGDP -3.883290
（0，t，3） -3.8572 平稳
2.2449
LNCAPRT
-1.828372
（c，0，4） -2.6608**
不平稳 2.0136
△LNCAPRT -5.449124
（c，t，2） -4.5348 平稳
1.6960
LNTRATE
-2.474711
（c，t，4） -3.2856**
不平稳 1.8574
△LNTRATE -3.933032
（c，t，1） -3.6591* 平稳
2.0650
LNTRUSRT -3.864573
（c，t，1） -4.4691 不平稳 1.9111
△LNTRUSRT-5.091678
（c，0，1） -4.5000 平稳
1.9902
LNTARIFF -2.217547
（c，t，4） -3.2856**
不平稳 1.5951
△LNTARIFF-2.816882
（c，0，4） -2.6672**平稳
2.0163
注：（1）检验类型中的c和t表示常数项和趋势项，k表示所采用的滞后阶数。（2）表中的临界值是由Mackinnon给出的数据计算出来的，*表示5％显著性水平下的临界值，**表示10％显著性水平下的临界值，其余为1％显著性水平下的临界值。
由表1可知，所有变量的水平序列都是非平稳的，而把它们进行一阶差分后都变成平稳的，即都是I（1）序列。如果直接对这些原始变量作线性回归，就很可能产生“伪回归”，得出虚假的结论。而探讨非平稳变量间的均衡关系恰好就是协整分析的优势所在。
（二）协整（co-integration）分析
如果涉及到的变量都是一阶差分平稳（I（1））的，且这些变量的某种线性组合是平稳的，则称这些变量之间存在协整关系，它反映了所研究变量之间存在的一种长期稳定的均衡关系。
协整检验存在两种主要方法：一是Engle和Granger提出的两阶段回归分析法，二是Johansen和Juselius提出的基于VAR的协整系统检验。前一种方法因为易于计算，因而于早期被普遍使用。但其缺点是在小样本下，参数估计的误差相当严重，并且当变量超过两个以上时，变量间可能存在多个协整关系，无法找到所有可能的协整向量，其分析结果不易解释。Johansen（1988，1991）针对上述问题提出极大似然估计（MLE）法。Gonzalo（1989）利用模拟分析所获结果显示，Johansen协整检定优于Engle和Granger的方法。本文采用Johansen提出的方法来检验变量之间的协整关系，通过建立基于最大特征值的似比统计量λ-max来判别变量LNGDP分别与LNCAPRT、LNTRATE、LNTRUSRT和LNTARIFF之间的协整关系。前面已经检验了变量序列LNGDP、LNCAPRT、LNTRATE、LNTRUSRT和LNTARIFF都是I（1）的，由此可进一步检验变量之间的协整关系。在运用Johansen协整分析方法来检验变量之间是否存在协整关系之前，还要确定每个VAR模型的最优滞后期，本文对最优滞后期的选择根据无约束的VAR模型的残差分析来确定，检验结果见表2。
表2 协整检验结果
零假设 备择假设
检验变量 特征值
（H0）
（H1）
似然比
临界值
结果
LNGDP、 0.744127
r=0 r=136.15308 30.45
有1个协
LNCAPRT 0.417088 r＜=1 r=210.25466 16.26
整关系
LNGDP、 0.778192
r=0 r=132.92970 30.45
有1个协
LNTRATE 0.203239 r＜=1 r=2 4.316818 16.26
整关系
LNGDP、 0.522465
r=0 r=129.26686 25.32*
有1个协
LNTRUSRT 0.480320 r＜=1 r=213.74539 16.26
整关系
LNGDP、 0.801440
r=0 r=143.03164 30.45
有1个协
LNTARIFF 0.476993 r＜=1 r=212.31503 16.26
整关系
注：（1）本表所有统计结果均由Eviews3.1软件计算得出，r代表协整关系的数量。（2）表中的临界值为1％显著性水平下的临界值，*表示5％显著性水平下的临界值。
由表2协整检验结果查知，表中各组变量之间均存在一定的协整关系，各协整关系所对应的长期方程分别为（括号中数字为回归系数的标准差）
LNGDP=0.020165 LNCAPRT-0.086011（T）
-8.297855（0.03079）（1）
LNGDP=0.246568 LNTRATE-0.102032（T）
-7.863276（0.04275）（2）
LNGDP=0.394182 LNTRUSRT-0.121639（T）
-6.613989（0.02388）（3）
LNGDP=0.083991 LNTARIFF-0.079952（T）
-8.201582（0.02714）（4）
根据协整方程可以发现，外资依存度（CAPRT）、外贸依存度（TRATE）、对美贸易依存度（TRUSRT）及实际关税率（TARIFF）与GDP之间均存在正向的协整关系，这说明经济开放和GDP之间存在正向的均衡关系。根据各个方程的协整系数可以判断，对美贸易依存度与GDP间的协整关系最强，其次是外贸依存度；而外资依存度和实际关税率与GDP间的协整系数相对小得多。
（三）误差修正模型（Error-Correction-Model）
通过对变量进行协整分析，我们可以发现变量之间的长期均衡关系，但是无法得知这些变量偏离他们共同的随机趋势时的调整速度，这个问题可以用误差修正模型加以解决。根据Granger定理，一组具有协整关系的变量具有误差修正模型的形式。因此，在协整检验的基础上我们进一步建立包括误差修正项在内的误差修正模型（ECM），以此来研究上述各变量之间关系的短期动态调整与长期特征。误差修正模型的一般表示形式为：
△Z[，t]=a-bA′Z[，t-1]+r[，1]△Z[，t-1]+r[，2]△Z[，t-2]+……+r[，p]△Z[，t-p]+ε[，t]
其中，Z[，t]表示一个n维随机向量，p为滞后阶数。A′Z[，t-1]，表示长期均衡关系。
误差修正形式的经济含义是：Z[，t]在t时刻的增量，决定于在t-1时刻该变量与其他被解释变量长期均衡关系的“误差”。若这一误差是正的，Z[，t]在t时刻就应做相应的负的修正，即表现为一个负反馈过程。Z[，t]就在不断的“修正”过程中发展。误差修正项的大小表明了从非均衡向长期均衡状态调整的速度（或力度）。使用误差修正方法的好处在于：一是对现有时间序列进行一阶差分，可以有效地减轻数据的非平稳性。二是突出了变量间长期均衡关系对短期的影响。
我们运用Eviews3.1软件对上述变量做误差修正分析，得到相关结果如下表3。
表3 误差修正模型分析结果
自变量 LNCAPRTLNTRATELNTRUSRT
LNTARIFF
-0.465686 -0.471298
-0.244534
-0.505651
误差修正项系数（-3.86929）（-4.16708）（-2.60651）（-4.00014）
Adj.R[2]0.5505800.5438030.3587730.527982
s.e.equation0.0284060.0286190.0339300.029111
F-statistic 9.1672538.9469034.7300618.457093
由表3误差修正结果可知，我国GDP与外资依存度、外贸依存度、对美贸易依存度及实际关税率误差修正模型的误差修正项系数均小于零，符合反向修正原则。误差修正系数的绝对值均较大，这说明当它们偏离均衡趋势后的回调速度均较大，同时也说明这些变量的波动较大。
（四）格兰杰因果检验（Granger Test）
由协整检验结果知道，经济增长与外资依存度、外贸依存度、对美贸易依存度、实际关税率之间存在长期的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系的方向如何，尚需要进一步验证。我们采用Granger（1969）和Sims（1972）提出的因果关系检验法解决这一问题。
如果变量x有助于预测变量y，即根据y的过去值对y进行自回归时，如果再加上x的过去值，能显著地增强回归的解释能力，则称x是y的格兰杰原因（记为“x
y”）；否则，称为非格兰杰检验（记为“x≠y”）。同时，Granger（1988）指出，如果变量之间是协整的，那么至少存在一个方向上的Granger原因；在非协整情况下，任何原因的推断将都是无效的。
在存在协整性的前提下，为了使推断更有效，需要引入误差修正项，则检验模型为：
检验零假设为：x是y的非格兰杰原因，即H[，0]∶β[，1]=β[，2]=…=β[，q]=0，检验统计量为
其中RSS[，R]是限制性变量尾β[，j]=0（j=1，2，…，q）时式（5）OLS估计的残差平方和；RSS[，v]，是非限制方程式（5）OLS估计的残差平方和；p和q分别为y和x的滞后阶数，我们可以赤池信息准则（AIC）来确定（先定p，再定q）；T为样本容量。其中EC[，t]为误差修正项（即协整方程中的回归残差项u[，t]），检验的零假设和检验统计量不变。利用式（6）进行格兰杰检验，结果见下表4。
表4 格兰杰因果关系检验结果
检验变量 滞后期
F-统计值
P-Value 结论
（p，q）
LNCAPRT ON LNGDP
（3，5） 2.947840.09562 LNGDPLNCAPRT
LNTRATE ON LNGDP
（4，6） 10.62080.01932 LNGDPLNTRATE
（6，4） 11.90600.01570
LNGDP AND LNTRUSRT （5，6） 8.148030.03096 LNGDP
LNTRUSRT
LNTARIFF ON LNGDP （5，5） 5.166200.02648 LNGDPLNTARIFF
根据表4可知，GDP是外资依存度（CAPRT）和外贸依存度（TRATE）提高的原因，一方面说明GDP增长带动了外资依存度和外贸依存度的提高，而不是相反，也不存在互为因果的情况，另一方面说明过去20余年间我国外资依存度和贸易依存度在经济增长中的直接导向性作用并不明显。同时，格兰杰因果检验结果表明，GDP增长导致了实际关税率（TARIFFF）的提高，又从GDP与实际关税率的协整系数来看，这种作用十分微弱，因此从实际效果来看，GDP与实际关税率之间这种单一方向的长期均衡效应可以忽略。GDP与对美贸易依存度（TRUSRT）互为因果关系，说明GDP增长带动了对美贸易依存度的提高，同时，对美贸易依存度的提高促进了我国GDP的增长。
三、结论
（一）综合协整分析和格兰杰因果检验的结果，可以得出以下结论
1.1980～2002年间我国的经济增长促进了外贸开放，而且两者之间呈现出较强的正协整关系。这一方面肯定了经济增长对经济开放的作用，另一方面表明这种促进作用的表现层次还较低，即经济开放主要体现在对外贸易的扩大上，而较少地表现在吸引外商直接投资上。从现实来看，近年来国内外向型企业和产业的发展，尤其是出口加工贸易产业的发展，促进了对外贸易尤其是劳动密集型产品出口贸易的增长。
2.近年来我国经济增长与对美贸易依存度呈现出双向的良性互动因果关系，而且两者之间的协整关系是四种指标中表现最显著的。这一结果一方面表明对美贸易在我国经济增长中的重要促进作用，但另一方面也反映出我国当前进出口地区结构过于集中和单一，如果这一状况不能改观，将使我国对主要进出口国家（比如美国）的贸易状况对本国经济的影响过大的现状持续下去，这对经济和贸易的安全将是不利的。
3.1980～2002年间我国经济增长对外资依存度的提高有正向促进作用，但这一作用极其微弱；同时，检验结果表明，外资依存度对经济增长不具有促进作用。其主要原因可能是下述原因造成FDI的“外溢效应”没能充分显现：比如，我国近些年主要发展的“两头在外”的加工贸易企业的产业链接程度低，未能充分带动起关联产业的充分发展；外企本身常对技术扩散做出种种限制从而使外商直接投资的技术转移、管理外溢等效果不显著；国内企业对外向型企业技术扩散的吸收能力不强等。
4.GDP与实际关税率呈现微弱的正向协整关系，即GDP的增长在一定程度上导致了实际关税率的上升，但是这一效应并不明显。这一结果与我国改革开放20年来为促进自由贸易大幅削减名义关税的作法并不矛盾：长期以来，我国名义关税率一直高于实际关税率，多次关税削减大幅降低了名义关税率，但同时由于海关征税力度的加大，造成实际关税征缴率有所提高，故这一结果基本符合我国的现实情况。
5.根据格兰杰因果检验的结果，LNGDP与LNCAPRT、LNTRATE和LNTARIFF之间均只存在单方向的因果关系，即是说GDP增长是引起外资依存度、贸易依存度提高的原因，而不是相反。这和上文的分析基本相符，表明过去二十余年间我国经济开放在经济增长中的直接导向性作用并不明显，反倒是经济增长推动了经济的开放。充分验证了：在生产力水平相对落后的情况下，希冀单纯通过经济的开放带动国内经济的发展，需求的扩大，生产力的提高，在我们这样一个大国是不可行的；只有首先立足于本身的发展和强大，才能从根本上提升自身生产力从而增强参与国际经济和国际分工的能力。当然，从长期来看，经济开放和增长是有互动关系的，只是现阶段这一现象在我国的实践中尚不明显。
（二）从误差修正模型的结果看，四种指标的误差修正项系数的绝对值均较大，表明短期波动对长期均衡趋势偏离的程度较高，显示出它们较大的波动幅度，同时其调整速度也较快。这表明经济增长对于对外贸易、外商投资等的促进作用不稳定，即经济增长在我国1980～2002年的经济发展历程中尚没有成为促进开放的稳定力量。
（三）基于以上分析，本文认为，我国过去二十余年的对外开放取得了一定的成就，但经济开放水平仍然较低。应该继续加大开放的力度，使开放对经济增长的带动作用真正体现出来。今后我国政策重心应向以下几个方面倾斜：第一，延长外经贸企业的产业链，提高其产业前向关联度和后向关联度，发挥外向型企业的连带和扩散效应；第二，改善外资投资产业结构，引导外资向高技术产业转移，提高我国对外资企业技术、管理等的吸收能力；第三，继续扩大对美贸易的同时，加强与其他国家的经贸关系，以改变目前我国对美贸易依存度过高和外贸地区结构过于单一的现状。
标签：误差修正模型论文; 协整检验论文; 协整关系论文; 经济论文; 经济增长论文; 经济模型论文; 修正系数论文; 协变量论文; 对外贸易依存度论文; 实证分析论文; 误差分析论文; 市场均衡论文; 经济学论文; 时间序列论文; 修正论文;