葛濤安

(中共淮安市委黨校經(jīng)濟(jì)學(xué)教研部　江蘇　淮安　223001)

隨著對(duì)外開放程度不斷提高，淮安市憑借優(yōu)惠政策和地理優(yōu)勢(shì)，經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)。外向型經(jīng)濟(jì)取得了巨大成就，使淮安市國(guó)民經(jīng)濟(jì)進(jìn)入了一個(gè)蓬勃發(fā)展的新時(shí)期。直觀上看，經(jīng)濟(jì)開放促進(jìn)了淮安市經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)。但是就理論而言，兩者之間的關(guān)系究竟如何，是經(jīng)濟(jì)開放帶來了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)開放度的提高，它們之間是否存在一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系？針對(duì)這些問題的研究，相關(guān)研究文獻(xiàn)的觀點(diǎn)迥然不同。文章著力于淮安市經(jīng)濟(jì)開放度與淮安市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，進(jìn)行了實(shí)證分析。

一、淮安市對(duì)外開放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)現(xiàn)狀分析

對(duì)外開放度是一個(gè)國(guó)家或地區(qū)開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模體現(xiàn)的主要指標(biāo)。衡量對(duì)外開放度的指標(biāo)有很多，目前國(guó)際上衡量對(duì)外開放度的指標(biāo)主要有兩類：一是開放政策指標(biāo) (包括外貿(mào)政策 、外資政策 、匯率政策、經(jīng)濟(jì)體制)；二是開放進(jìn)展度指標(biāo)(包括進(jìn)出口依存度、外資依存度和生產(chǎn)依存度)。[1]國(guó)內(nèi)對(duì)于經(jīng)濟(jì)開放度的測(cè)算指標(biāo)大多沿用國(guó)外的研究成果。本文認(rèn)為，對(duì)于測(cè)算一國(guó)(區(qū)域)對(duì)外開放程度的指標(biāo)選取，應(yīng)當(dāng)基于以下兩個(gè)方面的考量：首先，靈活權(quán)變?cè)瓌t。每一套測(cè)度指標(biāo)都是歷史的產(chǎn)物，在選取對(duì)外開放度評(píng)測(cè)度指標(biāo)時(shí)要做到與時(shí)俱進(jìn)和因地制宜，必須根據(jù)該國(guó)(地區(qū))的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、對(duì)外貿(mào)易發(fā)展水平和對(duì)外開放的重點(diǎn)為依據(jù)和原則。其次，可行性原則。可行性原則對(duì)測(cè)算一國(guó)(地區(qū))對(duì)外開放度的指標(biāo)選取做出了四個(gè)方面的規(guī)定性。一是指標(biāo)要有針對(duì)性。做到有的放矢，既要全面反映該國(guó)(地區(qū))經(jīng)濟(jì)開放的現(xiàn)狀，又要突出該國(guó)(地區(qū))經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和對(duì)外開放的重點(diǎn)。二是與評(píng)估指標(biāo)相關(guān)的數(shù)據(jù)資料的可獲得性。指標(biāo)相關(guān)的數(shù)據(jù)資料要盡可能通過查閱地方性統(tǒng)計(jì)年鑒和各種專業(yè)年鑒獲得。三是評(píng)估指標(biāo)要有可操作性。四是要堅(jiān)持所選指標(biāo)之間保持獨(dú)立性，即入選的各項(xiàng)指標(biāo)必須是相互獨(dú)立的，不相互重疊、不存在包含關(guān)系，或者說指標(biāo)之間不存在線性關(guān)系，不能從這一指標(biāo)推導(dǎo)出另一指標(biāo)。要選擇反應(yīng)信息多、能最恰當(dāng)?shù)胤从吃搰?guó)(區(qū)域)的指標(biāo)。

綜合上述兩個(gè)原則，結(jié)合淮安當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展水平，并參考相關(guān)專家學(xué)者的做法，本文遴選了外資依存度、外貿(mào)依存度作為衡量淮安市對(duì)外開放度的代表性指標(biāo)。外資依存度為外商直接投資與 GDP 之比，衡量的是資本的開放程度；外貿(mào)依存度是進(jìn)出口額與 GDP 之比，衡量的是對(duì)外貿(mào)易在一國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位和作用，也能表明該國(guó)或地區(qū)對(duì)國(guó)際經(jīng)濟(jì)的依賴程度。

(一)外資依存度

根據(jù)2000-2012年淮安市實(shí)際利用外資數(shù)額與GDP比值計(jì)算出淮安市各年份外資依存度(表1)。由于，近年來淮安市積極采取招商引資策略，承接國(guó)內(nèi)外產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，吸引的外資額有所增加，從外資依存度看，淮安市外資依存度在2000—2012年間呈上升趨勢(shì)，由2000年的0.57% 上升到2012年的6.95%。 但是，目前淮安市利用外資的規(guī)模仍然偏小，需要進(jìn)一步加大引進(jìn)外資的力度。

(二)外貿(mào)依存度

從外貿(mào)依存度來看(表1)，2000-2012年，淮安市外貿(mào)依存度在各個(gè)年份基本上呈波浪式上升趨勢(shì)，由2000年的7.11% 上升到2012年的13.91%。不過2008年后出現(xiàn)的波動(dòng)主要是由于遭受世界金融危機(jī)的影響。

(三)對(duì)外開放度

對(duì)外開放度是指一個(gè)國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)對(duì)外開放的程度，具體表現(xiàn)為市場(chǎng)的開放程度，反映在對(duì)外交易的各個(gè)方面。一般來說，對(duì)外開放首先是從商品市場(chǎng)開始，即相對(duì)穩(wěn)定的外貿(mào)進(jìn)出口，而后延伸至實(shí)際利用外資的數(shù)量。因此，國(guó)際上一般選擇外貿(mào)依存度與外資依存度之和作為對(duì)外開放度的評(píng)估和衡量指標(biāo)。從表1可以看出，2000-2012年，淮安市對(duì)外開放度雖然有波動(dòng)，但整體上呈上升趨勢(shì)。由2000年的7.68%上升到2012年的20.86%，增長(zhǎng)了近三倍。

表1　2000-2012 年淮安市對(duì)外開放度(%)

數(shù)據(jù)來源：淮安市統(tǒng)計(jì)年鑒(2000-2012)、淮安市2012年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

二、實(shí)證分析

協(xié)整分析方法中，對(duì)兩個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列的長(zhǎng)期均衡關(guān)系可以運(yùn)用Engle-Granger兩步法及Johansen (1988)[2]和 Johansen-Juselius (1990)[3]提出的基于VAR方法的協(xié)整系統(tǒng)分析方法進(jìn)行檢驗(yàn)。本文依據(jù)對(duì)外開放度與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)理論，對(duì)淮安市對(duì)外開放度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間數(shù)據(jù)關(guān)系進(jìn)行分析，判斷出兩者之間有關(guān)聯(lián)，進(jìn)而對(duì)外資依存度、外貿(mào)依存度與GDP兩組變量分別進(jìn)行協(xié)整(Co-integration)分析，驗(yàn)證對(duì)外開放度與淮安市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否具有長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，接著進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，最后針對(duì)研究結(jié)果得出結(jié)論。

(一)數(shù)據(jù)及模型

在運(yùn)用傳統(tǒng)回歸方法進(jìn)行估計(jì)與檢驗(yàn)時(shí)，前提是所估計(jì)的時(shí)序變量數(shù)據(jù)必須是平穩(wěn)的，否則會(huì)產(chǎn)生偽回歸(Spurious Regression)現(xiàn)象。在研究過程中，考慮如下三個(gè)變量:淮安市國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、外貿(mào)依存度(WMD)和外資依存度(WZD)。實(shí)證分析中淮安市的數(shù)據(jù)取1993-2012年為數(shù)據(jù)樣本區(qū)間，所用數(shù)據(jù)來自歷年《淮安市對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易年鑒》、《淮安市統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了研究的方便，考慮到通過對(duì)數(shù)化以后數(shù)據(jù)序列易得到平穩(wěn)序列而不改變變量的特征，故對(duì)變量GDP、WMD和WZD分別取對(duì)數(shù)，從而得到三個(gè)新的變量序列，分別記為、和，其一般回歸模型為：

lnGDP=c1+c2·lnWMD

(1)

lnGDP=c1+c2·lnWZD

(2)

lnGDP=c1·lnWMD+c2·lnWZD+c3

(3)

(二)單位根檢驗(yàn)(Unit Root Test)

由于大多數(shù)的經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的，在協(xié)整檢驗(yàn)前必須對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，只有當(dāng)變量序列都為同階單整序列時(shí)才可以進(jìn)行協(xié)整回歸。在使用該方法前，首先要對(duì)被分析的各時(shí)序變量進(jìn)行單整檢驗(yàn)。一個(gè)序列在成為平穩(wěn)序列之前經(jīng)過d次差分，則該序列被稱為d階單整，記為I(d)，檢驗(yàn)單整時(shí)依次檢驗(yàn)是否為I(0)，再檢驗(yàn)是否為I(1)，判別的根據(jù)是單位根檢驗(yàn)的ADF (Augmented Dickey Fuller)檢驗(yàn)。我們采用ADF法檢驗(yàn)變量的穩(wěn)定性， 檢驗(yàn)結(jié)果如表2：

表2　ADF檢驗(yàn)結(jié)果

注：表中ADF檢驗(yàn)結(jié)果采用EVIEW5.0軟件計(jì)算得出，其中檢驗(yàn)形式(C，T，K)分別表示單位根檢驗(yàn)方程包括常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)，加入滯后項(xiàng)是為了使殘差項(xiàng)成為白噪聲，⊿表示差分算子。

表1檢驗(yàn)結(jié)果顯示，所有變量的水平序列均為非平穩(wěn)，而它們的一階差分均為平穩(wěn)，即都是序列，從而可以對(duì)兩個(gè)變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)[4]

表3　Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：*表示在5%的水平上顯著，含常數(shù)項(xiàng)不含線性趨勢(shì)項(xiàng)。表中檢驗(yàn)結(jié)果采用EVIEW5.0軟件計(jì)算得出。

表4　和標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整向量

表4的檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，淮安市的GDP和外貿(mào)依存度之間存在一個(gè)唯一的協(xié)整方程，將其標(biāo)準(zhǔn)化后，得到協(xié)整方程：

lnGDP=2.80628lnWMD+8.44586

(4)

方程(4)表明，淮安市國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和外貿(mào)依存度存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。具體地說，從長(zhǎng)期來看，外貿(mào)依存度每提高1%，會(huì)引起GDP增加2.80628%。

表5　和標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整向量

表5的檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，淮安市的GDP和外貿(mào)依存度之間存在一個(gè)唯一的協(xié)整方程，將其標(biāo)準(zhǔn)化后，得到協(xié)整方程:

lnGDP=1.28554lnWZD+5.09616

(5)

方程(5)表明，淮安市的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和外貿(mào)依存度存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。具體地說，從長(zhǎng)期來看， 外資依存度每提高1%，會(huì)引起GDP增加1.28554%。

表6　lnGDP和lnWMD、lnWZD之間線性關(guān)系

表6的檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，淮安市的、和之間線性關(guān)系表達(dá)式：

lnGDP=1.946803lnWMD+0.394623lnWZD-51.6578

(6)

方程(6)表明，淮安市的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值分別與外貿(mào)依存度、外資依存度之間在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。具體地說，從長(zhǎng)期來看， 外貿(mào)依存度每提高1%，會(huì)引起GDP增加1.946803%， 外資依存度每提高1%，會(huì)引起GDP增加0.394623%。

(四)誤差修正模型

為了進(jìn)一步了解各變量偏離他們共同的隨機(jī)趨勢(shì)時(shí)的調(diào)整速度，我們?cè)趨f(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，建立了包含誤差修正項(xiàng)在內(nèi)的誤差修正模型，并用其來研究上述各變量之間的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整與長(zhǎng)期特征。誤差修正模型分析結(jié)果如表7所示:

表7　修正系數(shù)表

由表7可以看出，淮安與外貿(mào)依存度、外資依存度之間誤差修正模型的修正系數(shù)均為負(fù)數(shù)，符合反項(xiàng)修整原則。但修正系數(shù)的絕對(duì)值不大，說明誤差修正項(xiàng)的回調(diào)力度不大，也說明各變量的波動(dòng)幅度不大。

(五) Granger檢驗(yàn)

由協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果知道，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與外資依存度、外貿(mào)依存度之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向如何，尚需要進(jìn)一步驗(yàn)證。我們采用Granger (1969)和Sims(1972)提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)法解決這一問題。 如果變量x有助于預(yù)測(cè)變量y，即根據(jù)y的過去值對(duì)y進(jìn)行自回歸時(shí)，如果再加上x的過去值，能顯著地增強(qiáng)回歸的解釋力，則稱x是y的格蘭杰原因(記為“x,y”)；否則，稱為非格蘭杰檢驗(yàn)(記為“x≠y”)。同時(shí)，Granger(1988)指出，如果變量之間是協(xié)整的，那么至少存在一個(gè)方向上的Granger原因；在非協(xié)整情況下，任何原因的推斷都將是無效的。

在存在協(xié)整性的前提下，為了使推斷更有效，需要引入誤差修正項(xiàng)，則檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑?

(7)

檢驗(yàn)零假設(shè)為: x是y的非格蘭杰原因，即H0:β1=β2=…β1=0，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

(8)

其中RSSR是限制性變量βj=0(j=1,2,…,q)時(shí)式(7) OLS估計(jì)的殘差平方和；RSSU是非限制方程式(7) OLS估計(jì)的殘差平方和；p和q分別為y和x的滯后階數(shù)，我們運(yùn)用赤池信息準(zhǔn)則(ALC)來確定(先定p，再定q)；T為樣本容量。其中ECt為誤差修正項(xiàng)(即協(xié)整方程中的回歸殘差項(xiàng)ut)，檢驗(yàn)的零假設(shè)和檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量不變。利用式(8)進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，結(jié)果見下表8：

由表8的結(jié)果可知:(1)第一行中，在5%的顯著性水平上拒絕了零假設(shè)，說明淮安的外貿(mào)依存度是GDP增長(zhǎng)的格蘭杰原因。從前述的外貿(mào)依存度與淮安GDP之間相對(duì)密切協(xié)整關(guān)系來看，這種外貿(mào)依存度的提高對(duì)淮安GDP增長(zhǎng)的具有較強(qiáng)的帶動(dòng)作用。反向則不能拒絕零假設(shè)，即淮安GDP增長(zhǎng)不是引起外貿(mào)依存度增長(zhǎng)的原因。(2)第四行中，在10%的顯著性水平上拒絕了零假設(shè)，說明淮安GDP是淮安外資依存度提高的格蘭杰原因，淮安GDP的增長(zhǎng)可以帶動(dòng)淮安外資依存度的提高。反向則不能拒絕零假設(shè)，說明淮安外資依存度的提高不能引起GDP的增長(zhǎng)。

表8　Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

注：設(shè)定拒絕零假設(shè)的顯著性水平為10%。

三、結(jié)論及對(duì)策建議

通過以上實(shí)證分析，可以得到以下結(jié)論及相應(yīng)的建議：

1．淮安市(1993—2012)對(duì)外開放度指標(biāo)的外資依存度、外貿(mào)依存度與GDP之間存在著正向關(guān)系。其中，外貿(mào)依存度與淮安市GDP之間的關(guān)系最強(qiáng)，而外資依存度與淮安市GDP之間的關(guān)系相對(duì)較弱。這說明外資依存度、外貿(mào)依存度兩個(gè)指標(biāo)中，外貿(mào)依存度對(duì)淮安市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮的作用更加明顯。

2．格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，外貿(mào)依存度是淮安GDP增長(zhǎng)的格蘭杰原因，淮安GDP是淮安對(duì)外資依存度提高的格蘭杰原因。這表明1993-2012年間外貿(mào)依存度的增長(zhǎng)對(duì)淮安GDP增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用，外資依存度在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的直接導(dǎo)向性作用并不明顯。主要原因可能是：淮安市生產(chǎn)力水平相對(duì)落后，主要以加工制造業(yè)為主，層次較低，產(chǎn)業(yè)鏈延伸程度不夠，對(duì)外向型企業(yè)技術(shù)擴(kuò)散的吸收能力不強(qiáng)。

3．淮安與外貿(mào)依存度、外資依存度之間誤差修正模型的修正系數(shù)均為負(fù)數(shù)，符合修整原則。但修正系數(shù)的絕對(duì)值不大，說明誤差修正項(xiàng)的回調(diào)力度不大，也說明各變量的波動(dòng)幅度不大。這表明經(jīng)濟(jì)開放對(duì)淮安市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)作用相對(duì)穩(wěn)定?；谝陨辖Y(jié)論，文章認(rèn)為，近些年來，淮安市外向型經(jīng)濟(jì)取得了一定的成就，但經(jīng)濟(jì)開放水平仍然較低。淮安市應(yīng)堅(jiān)持以科學(xué)發(fā)展觀為指導(dǎo)，緊緊抓住在加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展中“轉(zhuǎn)方式調(diào)結(jié)構(gòu)促發(fā)展”這一主線，繼續(xù)加大開放的力度，使對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用真正體現(xiàn)出來。同時(shí)可以進(jìn)一步提升淮安市經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的整體競(jìng)爭(zhēng)力，為構(gòu)建淮安市發(fā)展新優(yōu)勢(shì)、又快又好地實(shí)現(xiàn)淮安市經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展提供有力的保證。

具體建議如下：(1)淮安市應(yīng)進(jìn)一步改善投資環(huán)境，在吸引外資方面須加大力度，提高實(shí)際利用外資的效果并做到多元化利用外資，通過引進(jìn)外資提高淮安的科技水平與管理水平。(2)努力提高引進(jìn)外資的質(zhì)量和改善外商投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。要把吸引外資與促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、技術(shù)管理創(chuàng)新、區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展緊密結(jié)合起來。通過大力引進(jìn)分享國(guó)外的先進(jìn)技術(shù)和創(chuàng)新成果，同時(shí)學(xué)習(xí)和消化國(guó)外先進(jìn)的科學(xué)和技術(shù)，縮小淮安市與發(fā)達(dá)地區(qū)的科技差距，加速技術(shù)進(jìn)步，實(shí)現(xiàn)淮安市經(jīng)濟(jì)的集約化增長(zhǎng)。(3)實(shí)施科教興貿(mào)，大力轉(zhuǎn)變對(duì)外貿(mào)易增長(zhǎng)方式，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變。在保持對(duì)外貿(mào)易穩(wěn)定較快增長(zhǎng)的同時(shí)， 優(yōu)化出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，促使出口產(chǎn)業(yè)在國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)的壓力下實(shí)現(xiàn)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變，不斷增強(qiáng)技術(shù)開發(fā)能力，引進(jìn)先進(jìn)的技術(shù)和管理體制，從而使淮安市出口產(chǎn)品實(shí)現(xiàn)由低附加值向高附加值轉(zhuǎn)變，進(jìn)而發(fā)揮外貿(mào)對(duì)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和促進(jìn)自主發(fā)展的作用。

參考文獻(xiàn)：

[1]胡鞍鋼.構(gòu)建開放型經(jīng)濟(jì) 推進(jìn)西部大開發(fā)[J].社會(huì)科學(xué)，2000,(12).

[2]JOHANSEN S. Statistical Analysis of Co-integration Vectors[J].Journal Of Economic Dynamics and Control，1988,(12).

[3]JOHANSEN S，JUSELIUS K. Maximum likelihood Estimation and Inference on Co-integration with Application to the Demand for Money[J]. Oxford Bulletion of Economics and Statistics， 1990， 52(1).

[4]Engle R F， Granger C W J. Co-integration and error correction：representation， estimation and testing[J].Econometrica，1987，55 (2).