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摘 要:在开放经济条件下,一国经济增长不仅仅取决于国内需求和国内投资的拉动,国际贸易、国际投资、国际金融等诸多外部因素对经济增长的作用也日益明显。提高经济开放度对不同国家的经济增长的作用不尽相同,大量的示例说明了这一点。文章根据1983-2006年我国GDP、进出口和实际利用外资的数据,通过协整分析表明,我国的经济增长与经济开放度之间存在明显的正向相关性。同时,通过误差修正模型分析得出,短期内经济开放度的提高促进了我国经济的增长。
关键词:经济开放度 经济增长 误差修正模型
改革开放30年来,我国在对外贸易和吸引外资上取得了举世瞩目的成就。但对外开放是一把双刃剑,一方面会为一国带来经济上的利益,另一方面也无疑地需要其在经济上付出相应的代价。因此我们面临的问题并非是否要对外开放,而是如何有效地、合理地实行对外开放,概括地说,要判断一国在经济上的开放程度是否合理,也应当从利益和成本两个方面进行比较,以判断一国的对外开放是否有效率。所谓开放效率,是指实行对外开放过程中利益与成本的比较。当其他条件给定时,如果扩大开放能够提高本国经济的增长速度时,这种开放就是有效率的;反之就是没有效率的,不合理的。目前,我国经济开放度对经济增长的作用到底如何?本文将对我国经济开放度与经济增长之间的关系进行分析。
一、文献回顾
(一)经济开放度的测量
经济开放度是指一国(或地区)社会再生产过程与国际社会再生产过程的联系程度,即一国(或地区)经济对外开放的程度,它反映在一国(或地区)与它国(或地区)经济交往的各个方面,体现了一国(或地区)融入国际经济的程度和对国际经济的依存度。随着经济全球化的影响不断深入,经济开放度与经济增长的关系近年来已成为国内外学者和专家理论研究和实践研究的重要课题。要研究这一课题,首先必须解决如何衡量经济开放度的问题。经济开放度是一个综合性的经济指标,它的度量是个比较复杂的理论问题,国际上流行的度量经济开放度的方法主要有两种,即指标体系法和模型构建法。
我国国内对于经济开放度的度量方法,不少的学者也研究了许多的方法,黄德发(2000)选取6个分指标进行加权平均来度量对外开放度,即贸易开放度、资本开放度、生产开放度、贸易结构水平、投资结构水平和经济效益水平,各自的权重分别为0.2、0.2、0.2、0.2、0.1、0.1;沈绿珠(2000)用4个分指标来度量我国的经济开放度,即进口比率、出口比率、对外借款比率和外商直接投资比率,4个指标的权重分别为0.25、0.25、0.3和0.2;李翀(1998)用3个分指标来度量我国的经济开放度,即国际贸易开放度、国际金融开放度和国际投资开放度,并且分别以40%、30%、30%的权重进行加权求和;兰宜生(2002)运用外贸依存度和外资依存度之和来构造经济开放度度量我国对外经济开放状况。
依存度高并不一定代表开放度高,因为当一国(或地区)的经济总量规模(GDP)很大时,尽管对外贸易和投资的规模也比较大,但是外贸依存度和外资依存度就相对较低,美国等发达国家的情况就是如此,而美国的经济开放度是非常高的。同时,价格上的开放度主要受贸易政策和汇率政策等的影响,不仅价格的数据较难获得,在参数的量化上也很难确定。
我国对外经济交流主要包括商品进出口、技术进出口、引进外国投资、对外承包劳务、对海外投资和国际援助6个部分,其中的重点和主体部分是对外贸易和引进外资。因此,本文对我国经济开放度的度量主要借鉴兰宜生(2002)的研究方法,选择贸易开放度和投资开放度衡量我国的经济开放度。其中,贸易开放度是指进出口总额与GDP之比,投资开放度是指实际利用外资额与GDP之比,而经济开放度是指贸易开放度和投资开放度之和,即:
贸易开放度=进出口总额/GDP ①
投资开放度=实际利用外资额/GDP ②
经济开放度=贸易开放度+投资开放度 ③
(二)经济开放度对经济增长作用的实证研究
近几年我国国内学者就我国经济开放度对经济增长的作用进行了大量的实证研究。兰宜生(2002)在《对外开放度与地区经济增长的实证分析》一文中,对各地1985-1998年的对外开放度与GDP进行相关分析,发现在所有的东部、中部和西部地区对外开放度与GDP都显示出较强的相关性。进一步的线性回归分析显示,即对我国30个省份1985-1998年GDP与对外开放度进行的回归分析中,有27个省份的对外开放度与GDP变动有着较强的正相关性,并由此得出,不同的地区对外开放度构成了地区经济发展不平等的显著原因之一。范良(2005)在《经济开放度与经济增长——基于VAR方法对中国的实证研究》一文中,运用两变量VAR系统方法的实证分析表明,我国1982-2004年经济增长与总体经济开放度之间具有显著的正向协整关系。
二、我国经济开放度分析
改革开放以来,我国经济形成以下显著特点:一是经济开放度提高,表现为外贸规模迅速扩大和外商直接投资大量增加;二是经济高速增长,年平均达到9.6%的增长速度;三是地区发展差距扩大,东部发达地区与中西部落后地区的相对差距不断扩大。
(一)对外贸易规模不断扩大
2006年,世界经济贸易持续增长,我国国民经济运行良好,为我国外经贸事业的发展提供了较为有利的国内外环境,我国外经贸保持了快速发展的好形势,各项外经贸业务规模有了新的扩大,为国民经济实现快速、健康、稳定发展发挥了积极作用。全年进出口总额17606.9亿美元,比上年增长23.8%。其中,出口9690.8亿美元,增长27.2%;进口7916.1亿美元,增长20.0%;实现贸易顺差1774.7亿美元,比上年增加755.9亿美元。1978年以来,我国将对外开放作为基本国策后,对外贸易大幅增长。
(二)实际利用外资不断增长,FDI作用越来越显著
自从改革开放以来,我国实际利用外资额逐步扩大,1983年实际利用外资总量仅为19.8亿美元,1990年达到102.9亿美元,是1983年的5倍多。这段时期除了个别年份外,外资增长速度较高,但由于基数不大,所以外资的总量变化不大。此后几年,实际利用外资飞速增长。1992年增长速度为66.2%,1993为102.9%,比1992年翻了一番,这是其中最大的一次飞跃。主要是因为1992邓小平南方视察,确立了发展社会主义市场经济、坚持改革开放、积极吸引外资的路线方针政策,使我国的对外开放进一步扩大。2000年实际利用外资增至593.6亿美元,是1990年的6倍,增长速度也由负转正,克服了东南亚金融危机所带来的负面影响。我国2001年加入WTO后,又引发了一次外商来华投资的热潮,实际利用外资额年年增长,2004年达到640.7亿美元。2005、2006两年增长趋势趋于平缓,略有下降,2005实际使用外资金额638.0亿美元,下降0.5%,2006实际使用外商直接投资金额630.0亿美元,下降4.1%。
(三)经济开放度不断增大
由于1983年以前的实际利用外资额缺省,本文选择1983-2006年的数据进行分析,可知我国1983年以来外贸开放度、外资开放度和经济开放度的变化情况。从1983年至今,我国经济开放度有了大幅度的提高。1983年我国经济开放度仅为15.1%,而2006年已经跃至69.8%,2006年的经济开放度是1983年的近4倍,深刻反映了我国改革开放以来扩大对外贸易和吸引外资的政策效果。其中,外贸开放度的增幅尤为明显,从1983的14.5%上升到2006年的67.0%,特别是1994年和2003年实现了飞跃式的增长。外资开放度也从是稳步增长,从1983年的0.65%上升到2006年的2.74%,是1983年的3倍多。
三、我国经济开放度与经济增长关系的实证分析
(一)变量定义与分析工具
1、Lngdp——国内生产总值(GDP)的自然对数值(GDP为剔除物价因素影响的实际GDP)。
2、Lnopen——经济开放度的自然对数值。
分析工具采用计量经济学软件Eviews 5.0版。
(二)OLS估计
为观察我国经济开放度与经济增长之间的关系,本文对1983-2006年我国经济开放度与GDP的自然对数作OLS线性回归分析,建立如下回归方程:
Lngdp=α+βLnopen+μt
回归结果如下:
Lngdp=6.1178+0.1518Lnopen
t=(4.7692) (2.8341)
F-statistic=4193.431 DW=1.33
其中AR(1)=1.0276,t=81.7520
从以上结果可以看出,经济开放度对我国经济增长有正向的促进作用,经济开放度每上升1%,将使经济增长0.15%。但是以上研究中有若干问题需要商榷:
1、对经济开放度和经济增长进行简单的线性回归分析的方法可能不恰当。经济开放度和GDP这两个变量可能为非平稳时间序列,对非平稳时间序列进行线性回归本身在计量方法上就存在伪回归的问题,从而导致模型回归的结果毫无解释意义。
2、无法得出经济开放度与经济增长之间的长期均衡关系以及短期关系,而OLS估计法并不能体现两者之间的长期均衡关系。
鉴于此,本文将通过协整分析并建立误差修正模型来探讨以上问题。
(三)变量的平稳性检验
在进行协整分析之前,首先需要对变量的平稳性进行检验,也只有变量在一阶平稳的条件下,才能进行协整分析。本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller Test)单位根检验法来验证相关变量的平稳性。根据检验结果,Lngdp和Lnopen的原时间序列都是非平稳的,而一阶差分之后就变成平稳的了,因此它们都是I(1)的单位根过程。
(四)协整关系分析
协整检验的方法主要有两种:一是Engle和Granger(1987)提出的基于协整回归残差的两阶段回归分析法;二是Johansen和Juselius(1990)提出的基于VAR的协整系统检验。前一种方法易于计算,因而在早期被广泛采用。因为这里只有两个变量,变量间最多存在一个协整关系,因此,本文采用第一种检验法来分别判断Lngdp与Lnopen之间的协整关系。前面已经检验了个变量序列均为I(1)序列,由此可进一步检验变量之间的协整关系。
第一步:运用OLS法估计长期均衡方程(即协整回归):
Lngdp=α+βLnopen+μt ④
并保存残差et,作为均衡误差μt的估计值。
第二步:对于两个协整变量来说,均衡误差必须是平稳的。为检验其平稳性,对上一步保存的均衡误差估计值(即协整回归的残差et)应用单位根方法。具体做法是将ADF检验法用于时间序列et,也就是用OLS法估计形如下列形式的方程:
因为OLS残差et应以0为中心波动的,所以上式中不包括常数项,同时也不包括趋势项t,对残差序列et是否具有平稳性的检验,即对Lngdp和Lnopen是否存在协整的检验。协整检验结果显示,et是平稳的,即这两个变量是协整的,或者说经济增长与经济开放度之间均存在一个长期稳定的均衡关系。
(五)误差修正模型
由以上协整分析可知,我国经济增长与经济开放度之间存在长期稳定的均衡关系,但这种长期关系是建立在短期的动态调整过程上的。下文通过建立误差修正模型来估计经济增长与经济开放度之间的短期关系,模型如下:
其中,μt为长期均衡误差,vt为白噪声,λ为短期调整系数。
利用回归方程④得出均衡误差μt的估计值et,再用OLS法估计上式,回归结果如下:
ΔLngdpt=0.0726ΔLnopent+0.9257ΔLngdpt-1-0.6023et-1
t=(1.5190) (14.2961) (-3.1477)
R2=0.5091 DW=1.6497
结果表明,经济开放度对短期内我国经济增长存在正向影响。此外,由于短期调整系数是显著性的,表明通过建立误差修正模型,使每年我国经济增长与其长期均衡值的偏差中的60%(0.6023)被修正。
(六)经济开放度与经济增长的因果关系分析
由协整检验结果知道,我国的经济增长与经济开放度之间存在长期均衡关系,但这种关系是否构成因果关系以及因果关系的方向如何,还需要做进一步的分析。Granger检验的结果如表1所示:
表1 Granger因果关系检验结果
变量 零假设 滞后期 F统计值 P值
Lngdp,Lnopen Lnopen不是Lngdp的Granger原因 2 0.8564 0.4422
Lngdp不是Lnopen的Granger原因 3.3165 0.0608
表1中P值的统计含义是,若拒绝原假设则犯第一类错误的概率,P值越小,表明拒绝原假设而犯第一类错误的概率越小,因此拒绝原假设的概率越大。根据Granger因果关系检验的结果,当滞后期为2时,Lngdp是Lnopen的Granger原因,Lnopen不是Lngdp的Granger原因。
四、结论与政策建议
根据以上实证分析结果,我们可以得出以下结论:第一,通过协整分析表明,我国的经济增长与经济开放度之间存在明显的正向相关性,经济开放度的提高对我国的经济增长起了一定的积极作用。具体来说经济开放度每上升1%,将使经济增长0.15%。第二,通过误差修正模型分析,我们可以得出,短期内我国GDP的增长与经济开放度的提高存在紧密的联系,短期内经济开放度的提高促进了我国经济的增长,同时使每年我国经济增长与其长期均衡值的偏差中的60%(0.6023)被修正。
对促进我国经济开放进而加快经济增长的建议如下:第一,积极引进外资。目前,我国在硬件环境上已基本不构成外资流入的瓶颈,而投资的软环境需要进一步改善与提高。首先,要营造一个公平竞争、开放有序的市场环境。其次,保持吸引外商投资政策的稳定性、连续性。在国际投资环境不确定因素增多的情况下,努力保持我国利用外资政策及相关法律的稳定性,对于引进外资而言至关重要。再次,提高政府部门的服务效率,完善服务体系,依法加强管理。第二,继续扩大对外贸易。我国的对外贸易水平还很低,规模还要进一步的扩大。同时充分发挥对外贸易的技术外溢效应,提高出口产品的质量。在开放战略上,我国要从有限范围和有限领域的市场开放转变为全方位、多层次、宽领域的市场开放,从注重实物贸易转变成实物贸易与服务贸易相结合。第三,积极参加与其他国家的经济合作。我国“入世”对经济增长的促进作用说明积极参与世界多边合作和区域经济合作是有利用经济发展的。我国应继续加强与WTO成员国的经济合作,发挥亚太经合组织(APEC)的作用推动区域经济一体化,积极构建“东盟10+3”经济合作组织,在全球经济一体化的浪潮中占据一席之地,为促进我国国民经济持续、快速、健康发展做出积极贡献。
(作者单位:湖北大学商学院)
【参考文献】
1、包群,许和连,赖明勇.贸易开放度与经济增长:理论及中国的经验的研究[J].世界经济,2003(3).
2、郭妍,张立光.我国经济开放度的度量及其与我国经济增长的实证分析[J].统计研究,2004(4).
3、古扎拉蒂.计量经济学[M].中国人民人学出版社,2000.
关键词:经济开放度 经济增长 误差修正模型
改革开放30年来,我国在对外贸易和吸引外资上取得了举世瞩目的成就。但对外开放是一把双刃剑,一方面会为一国带来经济上的利益,另一方面也无疑地需要其在经济上付出相应的代价。因此我们面临的问题并非是否要对外开放,而是如何有效地、合理地实行对外开放,概括地说,要判断一国在经济上的开放程度是否合理,也应当从利益和成本两个方面进行比较,以判断一国的对外开放是否有效率。所谓开放效率,是指实行对外开放过程中利益与成本的比较。当其他条件给定时,如果扩大开放能够提高本国经济的增长速度时,这种开放就是有效率的;反之就是没有效率的,不合理的。目前,我国经济开放度对经济增长的作用到底如何?本文将对我国经济开放度与经济增长之间的关系进行分析。
一、文献回顾
(一)经济开放度的测量
经济开放度是指一国(或地区)社会再生产过程与国际社会再生产过程的联系程度,即一国(或地区)经济对外开放的程度,它反映在一国(或地区)与它国(或地区)经济交往的各个方面,体现了一国(或地区)融入国际经济的程度和对国际经济的依存度。随着经济全球化的影响不断深入,经济开放度与经济增长的关系近年来已成为国内外学者和专家理论研究和实践研究的重要课题。要研究这一课题,首先必须解决如何衡量经济开放度的问题。经济开放度是一个综合性的经济指标,它的度量是个比较复杂的理论问题,国际上流行的度量经济开放度的方法主要有两种,即指标体系法和模型构建法。
我国国内对于经济开放度的度量方法,不少的学者也研究了许多的方法,黄德发(2000)选取6个分指标进行加权平均来度量对外开放度,即贸易开放度、资本开放度、生产开放度、贸易结构水平、投资结构水平和经济效益水平,各自的权重分别为0.2、0.2、0.2、0.2、0.1、0.1;沈绿珠(2000)用4个分指标来度量我国的经济开放度,即进口比率、出口比率、对外借款比率和外商直接投资比率,4个指标的权重分别为0.25、0.25、0.3和0.2;李翀(1998)用3个分指标来度量我国的经济开放度,即国际贸易开放度、国际金融开放度和国际投资开放度,并且分别以40%、30%、30%的权重进行加权求和;兰宜生(2002)运用外贸依存度和外资依存度之和来构造经济开放度度量我国对外经济开放状况。
依存度高并不一定代表开放度高,因为当一国(或地区)的经济总量规模(GDP)很大时,尽管对外贸易和投资的规模也比较大,但是外贸依存度和外资依存度就相对较低,美国等发达国家的情况就是如此,而美国的经济开放度是非常高的。同时,价格上的开放度主要受贸易政策和汇率政策等的影响,不仅价格的数据较难获得,在参数的量化上也很难确定。
我国对外经济交流主要包括商品进出口、技术进出口、引进外国投资、对外承包劳务、对海外投资和国际援助6个部分,其中的重点和主体部分是对外贸易和引进外资。因此,本文对我国经济开放度的度量主要借鉴兰宜生(2002)的研究方法,选择贸易开放度和投资开放度衡量我国的经济开放度。其中,贸易开放度是指进出口总额与GDP之比,投资开放度是指实际利用外资额与GDP之比,而经济开放度是指贸易开放度和投资开放度之和,即:
贸易开放度=进出口总额/GDP ①
投资开放度=实际利用外资额/GDP ②
经济开放度=贸易开放度+投资开放度 ③
(二)经济开放度对经济增长作用的实证研究
近几年我国国内学者就我国经济开放度对经济增长的作用进行了大量的实证研究。兰宜生(2002)在《对外开放度与地区经济增长的实证分析》一文中,对各地1985-1998年的对外开放度与GDP进行相关分析,发现在所有的东部、中部和西部地区对外开放度与GDP都显示出较强的相关性。进一步的线性回归分析显示,即对我国30个省份1985-1998年GDP与对外开放度进行的回归分析中,有27个省份的对外开放度与GDP变动有着较强的正相关性,并由此得出,不同的地区对外开放度构成了地区经济发展不平等的显著原因之一。范良(2005)在《经济开放度与经济增长——基于VAR方法对中国的实证研究》一文中,运用两变量VAR系统方法的实证分析表明,我国1982-2004年经济增长与总体经济开放度之间具有显著的正向协整关系。
二、我国经济开放度分析
改革开放以来,我国经济形成以下显著特点:一是经济开放度提高,表现为外贸规模迅速扩大和外商直接投资大量增加;二是经济高速增长,年平均达到9.6%的增长速度;三是地区发展差距扩大,东部发达地区与中西部落后地区的相对差距不断扩大。
(一)对外贸易规模不断扩大
2006年,世界经济贸易持续增长,我国国民经济运行良好,为我国外经贸事业的发展提供了较为有利的国内外环境,我国外经贸保持了快速发展的好形势,各项外经贸业务规模有了新的扩大,为国民经济实现快速、健康、稳定发展发挥了积极作用。全年进出口总额17606.9亿美元,比上年增长23.8%。其中,出口9690.8亿美元,增长27.2%;进口7916.1亿美元,增长20.0%;实现贸易顺差1774.7亿美元,比上年增加755.9亿美元。1978年以来,我国将对外开放作为基本国策后,对外贸易大幅增长。
(二)实际利用外资不断增长,FDI作用越来越显著
自从改革开放以来,我国实际利用外资额逐步扩大,1983年实际利用外资总量仅为19.8亿美元,1990年达到102.9亿美元,是1983年的5倍多。这段时期除了个别年份外,外资增长速度较高,但由于基数不大,所以外资的总量变化不大。此后几年,实际利用外资飞速增长。1992年增长速度为66.2%,1993为102.9%,比1992年翻了一番,这是其中最大的一次飞跃。主要是因为1992邓小平南方视察,确立了发展社会主义市场经济、坚持改革开放、积极吸引外资的路线方针政策,使我国的对外开放进一步扩大。2000年实际利用外资增至593.6亿美元,是1990年的6倍,增长速度也由负转正,克服了东南亚金融危机所带来的负面影响。我国2001年加入WTO后,又引发了一次外商来华投资的热潮,实际利用外资额年年增长,2004年达到640.7亿美元。2005、2006两年增长趋势趋于平缓,略有下降,2005实际使用外资金额638.0亿美元,下降0.5%,2006实际使用外商直接投资金额630.0亿美元,下降4.1%。
(三)经济开放度不断增大
由于1983年以前的实际利用外资额缺省,本文选择1983-2006年的数据进行分析,可知我国1983年以来外贸开放度、外资开放度和经济开放度的变化情况。从1983年至今,我国经济开放度有了大幅度的提高。1983年我国经济开放度仅为15.1%,而2006年已经跃至69.8%,2006年的经济开放度是1983年的近4倍,深刻反映了我国改革开放以来扩大对外贸易和吸引外资的政策效果。其中,外贸开放度的增幅尤为明显,从1983的14.5%上升到2006年的67.0%,特别是1994年和2003年实现了飞跃式的增长。外资开放度也从是稳步增长,从1983年的0.65%上升到2006年的2.74%,是1983年的3倍多。
三、我国经济开放度与经济增长关系的实证分析
(一)变量定义与分析工具
1、Lngdp——国内生产总值(GDP)的自然对数值(GDP为剔除物价因素影响的实际GDP)。
2、Lnopen——经济开放度的自然对数值。
分析工具采用计量经济学软件Eviews 5.0版。
(二)OLS估计
为观察我国经济开放度与经济增长之间的关系,本文对1983-2006年我国经济开放度与GDP的自然对数作OLS线性回归分析,建立如下回归方程:
Lngdp=α+βLnopen+μt
回归结果如下:
Lngdp=6.1178+0.1518Lnopen
t=(4.7692) (2.8341)
F-statistic=4193.431 DW=1.33
其中AR(1)=1.0276,t=81.7520
从以上结果可以看出,经济开放度对我国经济增长有正向的促进作用,经济开放度每上升1%,将使经济增长0.15%。但是以上研究中有若干问题需要商榷:
1、对经济开放度和经济增长进行简单的线性回归分析的方法可能不恰当。经济开放度和GDP这两个变量可能为非平稳时间序列,对非平稳时间序列进行线性回归本身在计量方法上就存在伪回归的问题,从而导致模型回归的结果毫无解释意义。
2、无法得出经济开放度与经济增长之间的长期均衡关系以及短期关系,而OLS估计法并不能体现两者之间的长期均衡关系。
鉴于此,本文将通过协整分析并建立误差修正模型来探讨以上问题。
(三)变量的平稳性检验
在进行协整分析之前,首先需要对变量的平稳性进行检验,也只有变量在一阶平稳的条件下,才能进行协整分析。本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller Test)单位根检验法来验证相关变量的平稳性。根据检验结果,Lngdp和Lnopen的原时间序列都是非平稳的,而一阶差分之后就变成平稳的了,因此它们都是I(1)的单位根过程。
(四)协整关系分析
协整检验的方法主要有两种:一是Engle和Granger(1987)提出的基于协整回归残差的两阶段回归分析法;二是Johansen和Juselius(1990)提出的基于VAR的协整系统检验。前一种方法易于计算,因而在早期被广泛采用。因为这里只有两个变量,变量间最多存在一个协整关系,因此,本文采用第一种检验法来分别判断Lngdp与Lnopen之间的协整关系。前面已经检验了个变量序列均为I(1)序列,由此可进一步检验变量之间的协整关系。
第一步:运用OLS法估计长期均衡方程(即协整回归):
Lngdp=α+βLnopen+μt ④
并保存残差et,作为均衡误差μt的估计值。
第二步:对于两个协整变量来说,均衡误差必须是平稳的。为检验其平稳性,对上一步保存的均衡误差估计值(即协整回归的残差et)应用单位根方法。具体做法是将ADF检验法用于时间序列et,也就是用OLS法估计形如下列形式的方程:
因为OLS残差et应以0为中心波动的,所以上式中不包括常数项,同时也不包括趋势项t,对残差序列et是否具有平稳性的检验,即对Lngdp和Lnopen是否存在协整的检验。协整检验结果显示,et是平稳的,即这两个变量是协整的,或者说经济增长与经济开放度之间均存在一个长期稳定的均衡关系。
(五)误差修正模型
由以上协整分析可知,我国经济增长与经济开放度之间存在长期稳定的均衡关系,但这种长期关系是建立在短期的动态调整过程上的。下文通过建立误差修正模型来估计经济增长与经济开放度之间的短期关系,模型如下:
其中,μt为长期均衡误差,vt为白噪声,λ为短期调整系数。
利用回归方程④得出均衡误差μt的估计值et,再用OLS法估计上式,回归结果如下:
ΔLngdpt=0.0726ΔLnopent+0.9257ΔLngdpt-1-0.6023et-1
t=(1.5190) (14.2961) (-3.1477)
R2=0.5091 DW=1.6497
结果表明,经济开放度对短期内我国经济增长存在正向影响。此外,由于短期调整系数是显著性的,表明通过建立误差修正模型,使每年我国经济增长与其长期均衡值的偏差中的60%(0.6023)被修正。
(六)经济开放度与经济增长的因果关系分析
由协整检验结果知道,我国的经济增长与经济开放度之间存在长期均衡关系,但这种关系是否构成因果关系以及因果关系的方向如何,还需要做进一步的分析。Granger检验的结果如表1所示:
表1 Granger因果关系检验结果
变量 零假设 滞后期 F统计值 P值
Lngdp,Lnopen Lnopen不是Lngdp的Granger原因 2 0.8564 0.4422
Lngdp不是Lnopen的Granger原因 3.3165 0.0608
表1中P值的统计含义是,若拒绝原假设则犯第一类错误的概率,P值越小,表明拒绝原假设而犯第一类错误的概率越小,因此拒绝原假设的概率越大。根据Granger因果关系检验的结果,当滞后期为2时,Lngdp是Lnopen的Granger原因,Lnopen不是Lngdp的Granger原因。
四、结论与政策建议
根据以上实证分析结果,我们可以得出以下结论:第一,通过协整分析表明,我国的经济增长与经济开放度之间存在明显的正向相关性,经济开放度的提高对我国的经济增长起了一定的积极作用。具体来说经济开放度每上升1%,将使经济增长0.15%。第二,通过误差修正模型分析,我们可以得出,短期内我国GDP的增长与经济开放度的提高存在紧密的联系,短期内经济开放度的提高促进了我国经济的增长,同时使每年我国经济增长与其长期均衡值的偏差中的60%(0.6023)被修正。
对促进我国经济开放进而加快经济增长的建议如下:第一,积极引进外资。目前,我国在硬件环境上已基本不构成外资流入的瓶颈,而投资的软环境需要进一步改善与提高。首先,要营造一个公平竞争、开放有序的市场环境。其次,保持吸引外商投资政策的稳定性、连续性。在国际投资环境不确定因素增多的情况下,努力保持我国利用外资政策及相关法律的稳定性,对于引进外资而言至关重要。再次,提高政府部门的服务效率,完善服务体系,依法加强管理。第二,继续扩大对外贸易。我国的对外贸易水平还很低,规模还要进一步的扩大。同时充分发挥对外贸易的技术外溢效应,提高出口产品的质量。在开放战略上,我国要从有限范围和有限领域的市场开放转变为全方位、多层次、宽领域的市场开放,从注重实物贸易转变成实物贸易与服务贸易相结合。第三,积极参加与其他国家的经济合作。我国“入世”对经济增长的促进作用说明积极参与世界多边合作和区域经济合作是有利用经济发展的。我国应继续加强与WTO成员国的经济合作,发挥亚太经合组织(APEC)的作用推动区域经济一体化,积极构建“东盟10+3”经济合作组织,在全球经济一体化的浪潮中占据一席之地,为促进我国国民经济持续、快速、健康发展做出积极贡献。
(作者单位:湖北大学商学院)
【参考文献】
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2、郭妍,张立光.我国经济开放度的度量及其与我国经济增长的实证分析[J].统计研究,2004(4).
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