郭旭紅，陳三攀

（1.中南財經(jīng)政法大學經(jīng)濟學院，湖北武漢430073；2.華中科技大學經(jīng)濟學院，湖北武漢430074）

●中國經(jīng)濟

經(jīng)濟開放度的再測算與中國經(jīng)濟增長

郭旭紅1，陳三攀2

（1.中南財經(jīng)政法大學經(jīng)濟學院，湖北武漢430073；2.華中科技大學經(jīng)濟學院，湖北武漢430074）

文章基于中國1985-2013年的貨物貿(mào)易、服務貿(mào)易、直接投資和間接投資數(shù)據(jù)，結合AHP層次分析法和熵權法重新測算了中國整體經(jīng)濟開放度，在此基礎上構建計量模型。研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟開放對中國經(jīng)濟增長具有非線性的促進機制：經(jīng)濟開放度的提升既通過吸引FDI增加了可直接利用的資本要素，又通過FDI技術溢出和開放度程度的增加提高了全要素生產(chǎn)率。但加入WTO之后，經(jīng)濟開放度的提升對經(jīng)濟增長的促進作用開始下降。經(jīng)濟發(fā)展驅動力開始由對外開放向對內(nèi)深化改革和結構轉型轉變。

經(jīng)濟開放度；層次分析法；熵權法；經(jīng)濟增長

一、引言

改革開放以來，中國已經(jīng)實現(xiàn)了連續(xù)三十多年的經(jīng)濟高速增長。1978-2013年中國GDP年均增長率高達9.85%，同期世界平均增長僅為2.88%。GDP總量由1978年的世界第10位躍居第2位，占全球的比重由1978年的1.7%穩(wěn)步升至2013年的12%①。2013年中國人均GDP達到6747美元，實現(xiàn)了從低收入國家到中高等收入國家的歷史性跨躍，創(chuàng)造了舉世矚目的“中國奇跡”。促進中國經(jīng)濟增長的因素很多，對外開放在中國經(jīng)濟增長過程中起著重要作用。本文以經(jīng)濟開放度的度量為切入點，探究中國經(jīng)濟增長的奧秘，以便更好地理解和認識21世紀中國開放型的經(jīng)濟發(fā)展模式。

經(jīng)濟開放度是衡量一個經(jīng)濟體（國家或地區(qū)）對外經(jīng)濟開放程度的綜合性指標，體現(xiàn)一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟與世界經(jīng)濟的聯(lián)系、接軌和融合程度。國內(nèi)外學者對如何度量經(jīng)濟開放度存在不同看法。其中，最早度量經(jīng)濟開放度的方法是日本經(jīng)濟學家小島清（1987）提出的外貿(mào)依存度（對外貿(mào)易比率法），即貨物貿(mào)易進出口額占該國GDP的比重［1］。但是，外貿(mào)依存度的度量方法僅考察了貨物貿(mào)易，不能涵蓋實體投資和金融服務等領域；GDP中還包括與貨物貿(mào)易沒有直接關系的服務業(yè)增值，其大小直接受到該國地理位置、經(jīng)濟結構及經(jīng)濟規(guī)模等非政策因素的影響。因此，它并不能真實、準確反映一國經(jīng)濟整體對外開放程度。李翀（1998）用對外貿(mào)易比率、對外融資比率和對外投資比率三率合一加權計算經(jīng)濟開放度，其權數(shù)分別為0.4、0.3和0.3［2］。然而，金融服務已被包含在世貿(mào)組織的服務貿(mào)易的統(tǒng)計中，所以，對外金融比率的度量有缺陷。另外，國際投資中的間接投資也反映了一國或地區(qū)的金融開放程度。

從廣義上講，一個經(jīng)濟體的對外開放程度，既包括法規(guī)和商業(yè)慣例的國際化程度等體制層面，也有資金、勞動力市場的開放程度等要素層面，還有對外貿(mào)易（包括貨物貿(mào)易與服務貿(mào)易）占GDP的比重等有形的商品層面與無形的服務層面等。但是，由于影響一國經(jīng)濟體制開放程度的政策因素很多，各個政策的實際效應又大多難以量化。基于此，衡量一國經(jīng)濟開放度，既要考慮商品和勞務的國際交換，又不能忽視資本的國際流動、對外投資和融資的比率等。基于操作上簡便易行，又要在指標選取上具有連續(xù)性和可比性、資料易于收集和量化等原則，本文借鑒黃繁華（2001）和隆國強（2010）度量貨物貿(mào)易、服務貿(mào)易、直接投資和間接投資開放度的方法，將貨物貿(mào)易、服務貿(mào)易、直接投資和間接投資開放度作為度量整體經(jīng)濟開放度的穩(wěn)定性指標［3-4］，采用AHP層次分析法和熵權法相結合的綜合權重法度量整體經(jīng)濟開放度，將整體經(jīng)濟開放度與中國經(jīng)濟增長的變量納入統(tǒng)一的計量模型之中，使構建的計量模型既符合經(jīng)濟理論，又更好擬合數(shù)據(jù)的變化趨勢，從而增強了研究結論的可靠性。

二、文獻綜述

國外學者從經(jīng)濟開放的角度，對經(jīng)濟增長的影響因素進行了廣泛研究。大多數(shù)學者認為，經(jīng)濟開放能夠促進經(jīng)濟增長，但其內(nèi)在的機理與具體的作用過程，不同的學者有不同的看法。20世紀80、90年代，Romer（1986）［5］、Helpman和Krugman（1985）［6］、Grossman（1991）［7］等提出開放經(jīng)濟中的內(nèi)生增長理論，認為國際貿(mào)易促進資源要素優(yōu)化配置，對世界經(jīng)濟增長有促進作用。Harrison（1996）使用截面數(shù)據(jù)、時間序列數(shù)據(jù)，認為工業(yè)化國家的經(jīng)濟開放和經(jīng)濟增長之間具有顯著的正向關系［8］。Sebastian Edwards（1998）使用9個可替代性的貿(mào)易開放度指標，分析93個國家經(jīng)濟開放度與TFP增長率之間的關系，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟開放度越高，TFP增長率越大［9］。持有相同觀點的還有Basu和Bhattarai（2012）、Ramondo和Rodriguez-Clare（2010）等［10-11］。

也有不同意上述觀點的學者。Jo?o Tovar Jalles（2012）研究1980-2004年南亞和東南亞21個國家的區(qū)域貿(mào)易協(xié)定、貿(mào)易一體化和經(jīng)濟增長之間的關系。通過面板數(shù)據(jù)的格蘭杰因果檢驗，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟開放度對經(jīng)濟增長影響因不同國家而產(chǎn)生不同的效果。因此，經(jīng)濟開放度不影響國家的經(jīng)濟增長，區(qū)域貿(mào)易協(xié)定與經(jīng)濟增長的關系是不確定的［12］。He（2011）認為國際貿(mào)易對通貨膨脹、GDP（可變價和不變價）增長隨固定、自由浮動匯率或貿(mào)易逆差有短期和長期的影響，時期不同，則影響效果不同［13］。

國內(nèi)一些學者認為經(jīng)濟開放與經(jīng)濟增長具有反向關系。袁興昌（1986）通過1976-1982年阿根廷經(jīng)濟的研究，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟開放導致阿根廷經(jīng)濟發(fā)展長期停滯不前［14］。李建國等（2013）［15］和孟慶雷（2014）［16］的實證分析發(fā)現(xiàn)，服務貿(mào)易與美國經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)逆向效應；王玉華等（2010）［17］運用VAR模型研究了貿(mào)易開放度和投資開放度對不同的拉美國家經(jīng)濟增長影響效果也是不同的。

另外一些國內(nèi)學者則關注經(jīng)濟開放度與中國經(jīng)濟增長的關系。第一，從國家層面，研究經(jīng)濟開放度與經(jīng)濟增長關系。多數(shù)學者的實證研究結果比較一致：經(jīng)濟開放度顯著促進了經(jīng)濟發(fā)展，兩者呈現(xiàn)正相關關系［18-21］。第二，從地區(qū)層面，研究外貿(mào)開放度和外資開放度與經(jīng)濟增長的正向關系。楊丹萍等（2011）運用線性回歸法分析了浙江省的經(jīng)濟開放度與經(jīng)濟增長具有很強的正向關系［22］。荊林波（2011）認為經(jīng)濟開放度與廣東經(jīng)濟“二次騰飛”具有正向的促進作用，是廣東經(jīng)濟從失衡增長到均衡發(fā)展的動因之一［23］。第三，外貿(mào)開放度和外資開放度與經(jīng)濟增長呈相反或者不確定的關系。包群等（2003）認為貿(mào)易依存度與經(jīng)濟增長的作用，隨著地區(qū)和時間的不同，關系不確定［24］。劉瑞翔等（2011）運用非競爭型投入產(chǎn)出模型，系統(tǒng)分析了消費、投資及出口對經(jīng)濟增長的拉動效果呈現(xiàn)下降趨勢［25］。呂健（2014）采用空間杜賓模型，考察了1995-2012年間全國和東、中、西部地區(qū)對外貿(mào)易速度與增長影響效果，結論是兩者關系因地區(qū)不同而有差異［26］。

國內(nèi)外學者往往以貿(mào)易開放度或投資開放度等單一變量或者雙向指標構建經(jīng)濟開放度指標，來衡量經(jīng)濟開放水平。與已有研究不同的是：①本文同時采用貨物貿(mào)易、服務貿(mào)易、直接投資、間接投資開放度4個全面反映經(jīng)濟開放度的指標，利用層次分析法（AHP）與熵權法相結合的綜合權重法，測度中國經(jīng)濟開放度的水平。②層次分析法和熵權法可以將主客觀因素結合起來，避免賦予權重的主觀性，又能客觀反映貨物貿(mào)易、服務貿(mào)易、直接投資、間接投資開放度在整體經(jīng)濟開放度中所占的比重。因而，4個指標所賦予的權重可以反映貨物貿(mào)易、服務貿(mào)易、直接投資、間接投資對經(jīng)濟增長影響的真實狀況。③構建計量分析模型，分析1985-2013年經(jīng)濟開放度對中國經(jīng)濟增長的影響效應。

三、經(jīng)濟開放度的度量與比較

（一）經(jīng)濟開放度的度量方法

1.AHP層次分析法

（1）構造層次分析結構。首先要把經(jīng)濟開放度所涉及的幾個影響因素層次化，將經(jīng)濟開放度的4個影響因素分解成兩個層次。第一層次：貿(mào)易開放度和投資開放度；第二層次：貿(mào)易開放度分為貨物貿(mào)易和服務貿(mào)易開放度，投資開放度分為直接投資和間接投資開放度。

（2）構造判斷矩陣。判斷矩陣主要是為了確定貨物貿(mào)易、服務貿(mào)易、直接投資和間接投資開放度占整體經(jīng)濟開放度的比重，即確定權重，從而就以上4個指標對整體經(jīng)濟開放度的相對重要性作出判斷。判斷矩陣的表達式為：

其中，M表示兩兩比較的因素數(shù)目；Uij表示因素i相對于因素j在目標評價中的相對重要性程度，i,j=1,2,...,M。Uij的計算方法采用T.L.Satty［27］提出的1～9標度法。

（3）確定最大特征值及其對應的特征向量。根據(jù)主觀賦權構建的判斷矩陣U，最大特征值及其對應的特征向量WAHP，表達式為：

首先利用方根法計算矩陣的特征向量，對每一行的判斷矩陣元素求方根：

然后將每一行計算的判斷矩陣元素的方根求和，并依據(jù)此求和標準化即得AHP權重：

最大特征值對應的特征向量是：WAHP=最大特征值是：

（4）進行一致性檢驗。由于判斷矩陣是通過兩兩比較的結果，可能導致整個矩陣的因素重要級可能會出現(xiàn)矛盾的情況，所以需要檢驗判斷矩陣的一致性。

首先，求出一致性指標：

在隨機指標表中查找隨機指標RI，利用CI與RI構造隨機一致性指標CR：

若CR＜0.1，則認為判斷矩陣具有較好的一致性，該權重可以使用。

2.熵權法

為了使各指標權重更加客觀、真實和有效，可以使用邱菀華（2002）所提出的熵權法［28］來避免AHP層次分析法存在較大人為干擾的不利因素。

（1）構造判斷矩陣并對判斷矩陣進行歸一化處理。對于T個評價對象的M個指標，其判斷矩陣為J=(Jmt)M×T，m=1,2,…,M，t=1,2,…,T。由于單項開放度越大，對整體經(jīng)濟開放度的貢獻就越大，應選取越大越好的歸一化標準。對每一行（評價指標）計算出指標的最大值Jm,max和最小值Jm,min。歸一化公式為：

經(jīng)標準化之后的判斷矩陣記為S=(smt)M×T，其中，任意smt∈[0,1]。

（2）定義熵。T個評價對象M個評價指標，確定評價指標的熵為：

基于（9）式使用（11）式得到經(jīng)修正的pmt，再將T個評價對象M個評價指標對應的pmt代入到（10）式中，即可得到修正定義的熵值Hm。

（3）計算熵權。將評價指標的熵值轉化為權重計算指標的差異系數(shù)，即：

3.綜合權重

層次分析法往往根據(jù)經(jīng)驗和決策者的意向，具有合理性，但主觀隨意性較大；熵權法從客觀角度反映了原始數(shù)據(jù)所蘊含的真實波動信息，但得到的權重有時不能反映指標的實際重要程度。綜合權重既考慮主觀經(jīng)驗又結合經(jīng)濟波動，其對M個評價指標的計算公式為：

（二）經(jīng)濟開放度的度量

（1）數(shù)據(jù)來源與處理。1978-1984年，中國處于市場化起步階段，對外貿(mào)易和引進外資規(guī)模較小，對分析經(jīng)濟開放度與中國經(jīng)濟增長的關系影響較小。但是自20世紀80年代中期以來，中國對外貿(mào)易額和引進外資額均持續(xù)大幅增長。因此，本文選擇中國1985-2013年貨物貿(mào)易額、服務貿(mào)易額、直接投資額、間接投資額的數(shù)據(jù)，度量經(jīng)濟開放度和考察經(jīng)濟開放度與經(jīng)濟增長的關系。①貨物貿(mào)易數(shù)據(jù)為海關進出口統(tǒng)計數(shù)。②服務貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于WTO國際貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（International Trade Statistics Database）和中國商務部網(wǎng)站；遵循WTO有關服務貿(mào)易的定義，不含政府服務。③2001年前中國對外直接投資數(shù)據(jù)來源于外經(jīng)貿(mào)部網(wǎng)站，2002-2005年數(shù)據(jù)為中國非金融類中國直接投資數(shù)據(jù)，2006-2013年為全行業(yè)對外直接投資數(shù)據(jù)。④間接投資即證券組合投資，是指債券的期限超過一年的一個固定利率發(fā)行的證券，包括凈流量通過跨境的公共的公開保證和私人的非保證的債券。⑤貨物貿(mào)易、服務貿(mào)易、直接投資、間接投資進出口額均采用美元作單位，消除匯率因素對變量的影響。貨物貿(mào)易、服務貿(mào)易、直接投資、間接投資開放度的計算方法分別是貨物貿(mào)易、服務貿(mào)易、直接投資和間接投資進出口總額與GDP比值。

（2）確定隸屬矩陣。根據(jù)上述T.L.Satty提出的標度法，認為貿(mào)易開放度比投資開放度略為重要，貨物貿(mào)易開放度比服務貿(mào)易開放度重要，直接投資開放度比間接投資開放度強烈重要，由此分別建立隸屬矩陣為：U={1，3；1/3，1}；U1={1，5；1/5，1}；U2={1，7；1/7，1}。

（3）確定AHP層次分析法權重。建立各層次判斷矩陣，并基于公式（1）-（4）計算出各評價指標對應權重，見表1。

表1 指標體系總排序

AHP層次分析法給出的權重是：WAHP=（0.625，0.125，0.218 75，0.031 25）。

（4）根據(jù)公式（5）-（8）檢驗判斷矩陣的一致性，此處每一層次判斷矩陣都具有一致性。

根據(jù)公式（9）、（11）和（12），熵權法權重為：WE=（0.252 8，0.293 9，0.279 6，0.173 7）。

（5）根據(jù)公式（13），基于AH P層次分析法與熵權法的綜合權重為：W=（0.604 6，0.140 6，0.234 1，0.020 8）。

根據(jù)AHP層次分析法、熵權法與兩者相結合的綜合權重法，結合上述的貨物貿(mào)易開放度、服務貿(mào)易開放度、直接投資開放度、間接投資開放度數(shù)據(jù)算出1985-2013年整體的經(jīng)濟開放度，見表2。

表2 1985-2013年經(jīng)濟開放度

（三）各種測算方法的比較

中國經(jīng)濟開放度測算方法至今沒有統(tǒng)一的標準，現(xiàn)有文獻有兩種方法：主觀賦權法和客觀賦權法。主觀賦權法的典型代表有蘭宜生（2002）利用外貿(mào)依存度和外資依存度衡量經(jīng)濟開放度，認為兩者之和等于經(jīng)濟開放度，且權重相等［29］?？陀^賦權法的典型代表有楊少文和熊啟泉（2014）使用GDP份額法對1994-2011年的中國經(jīng)濟開放度進行的測算［30］；胡智和劉志雄（2005）采用因子分析法并依據(jù)貿(mào)易開放度、投資開放度、金融開放度、實際關稅率、生產(chǎn)開放度五個指標測算了1985-2002年中國經(jīng)濟開放度［33］。為比較測算結果的科學性，表3將本文的測算結果與以往主觀賦權法和客觀賦權法的測算結果進行比較。

表3 不同測算方法結果比較

從表3可以看出，層次分析法和熵權法相結合的綜合權重法與GDP份額法、因子分析法測算的經(jīng)濟開放度波動情況基本一致，與因子分析法的估計值相差大約2個百分點，與GDP份額法相差4個百分點左右。主要原因在于，因子分析法和GDP份額法都是客觀賦權，所賦權重具有客觀經(jīng)濟理論依據(jù)，可以避免主觀人為的干擾因素。從圖1看出，綜合權重法波動區(qū)間沒有以上的多種方法那么劇烈，是一種比較穩(wěn)健的整體經(jīng)濟開放度度量方式。

圖1 幾種整體經(jīng)濟開放度的效果比較

注：CWM、FAM、GSM和SWM分別表示綜合權重法、因子分析法、GDP份額法和主觀賦權法對應的整體經(jīng)濟開放度的度量。

四、經(jīng)濟開放度與中國經(jīng)濟增長的實證分析

（一）模型設定

本文對常見的Cobb-Douglas總量生產(chǎn)函數(shù)的形式進行改進。在資本要素方面，同時引入國外資本和國內(nèi)資本兩個部分［32］。通過設定包含了勞動力、國內(nèi)資本存量和國外資本存量的總量生產(chǎn)函數(shù)，在全要素生產(chǎn)率中引入整體經(jīng)濟開放度指標，總量生產(chǎn)函數(shù)為：

在方程（14）中，分別用Yt、At、Lt、DKt和FKt來表示第t年的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、全要素生產(chǎn)率TFP、總勞動投入量、國內(nèi)資本存量和國外資本存量（即FDI的累積存量）。

新的全要素生產(chǎn)率At定義為：

在方程（15）中，At、Bt、t、t×FKt、NOEt和Zt分別表示第t年的全要素生產(chǎn)率水平、全要素生產(chǎn)率水平的殘差項、時間趨勢項、時間趨勢項與FDI的交互項、國家層面綜合開放度和反映全要素生產(chǎn)率的其他因素。其中：時間趨勢項與FDI的交互項反映了技術溢出；反映全要素生產(chǎn)率的其他因素Zt，在這里選用人力資本HK作為衡量指標。

將方程（15）代入到總量生產(chǎn)函數(shù)（14）中，對生產(chǎn)函數(shù)的勞動力、國內(nèi)資本、國外資本等變量取自然對數(shù)，增加人力資本HK作為控制變量。同時，考慮到2001年加入WTO之后，對外貿(mào)易開放度的增加可能有不同的影響，所以還設置了虛擬變量Dt。其中，1985-2001年期間Dt=0；2002-2013年期間Dt=1。

將方程（14）的右邊進行整理，再加上常數(shù)項β0和殘差項εt，得到計量回歸方程：

（二）數(shù)據(jù)來源和說明

1.固定資本存量的計算

（1）以張軍（2003）［33］為基準，得到1985-2000年的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)（1952年=100），即在1985-1990年之間保持使用張軍的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)不變，1991-2013年之間數(shù)據(jù)采用國家統(tǒng)計局的1990年以后的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行比例調(diào)整，這樣就得到了固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)在1985-2013年的取值。

（2）以1952年不變價計算每年的固定資產(chǎn)投資額。每年的固定資產(chǎn)投資原價在中國統(tǒng)計局網(wǎng)站得到，然后除以1952年不變價的每年固定資產(chǎn)價格指數(shù)。

（3）折舊率采取王小魯（2000）［34］的研究數(shù)據(jù)0.05。

（4）全社會固定資產(chǎn)總值的計算。本年K（1952年不變價）=上年K（1952年不變價）+（本年固定資本形成-折舊）/固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)Pk。將全社會固定資產(chǎn)投資以1952年不變價計算，將張軍（2003）給出的按1952年不變價計算的1985-2000年的固定資本存量作為基礎數(shù)據(jù)，以此全部按1952年不變價計算2000年之后的數(shù)據(jù)。

（5）最后利用永續(xù)盤存法得到全社會固定資本存量的1952年價格計算的數(shù)據(jù)。

2.國外資本存量的計算

首先在中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站得到1985-2013年FDI流入的美元價值，然后用同時期人民幣美元匯率換算得到FDI流入的人民幣價值。使用張軍（2003）給出的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)（1952年不變價）平減得到FDI流入的人民幣真實價值。然后以這一真實價值計算年度FDI流入幾何平均增長率以及資產(chǎn)折舊率，得到以1985年為基期的國外資本存量的人民幣價值（1952年不變價），最后利用永續(xù)盤存法得到1986-2013年的國外資本存量。

3.人力資本存量的計算

利用孫永強（2014）給出的1985-2000年人力資本存量數(shù)據(jù)，在此基礎上，根據(jù)他的公式計算出2011-2013年的人力資本存量數(shù)據(jù)［35］。

（三）檢驗分析

在回歸之前，首先對于lnGDP、ln L、lnDK、lnFK、HK和NOE等變量序列作單位根檢驗。結果發(fā)現(xiàn)lnGDP、lnDK、lnFK、HK和NOE都是I（1）過程，ln L是平穩(wěn)時間序列。由此構造E-G兩步法檢驗發(fā)現(xiàn)，E-G兩步法殘差為平穩(wěn)序列，因此產(chǎn)出與勞動力、國內(nèi)物質資本存量、國外物質資本存量、人力資本以及整體經(jīng)濟開放度存在5個長期協(xié)整關系②。然后，本文分別對包含整體經(jīng)濟開放度指標與不包含該指標的情形進行對比發(fā)現(xiàn)，兩個模型中關于總量生產(chǎn)函數(shù)的長期均衡關系穩(wěn)定存在。在中國加入WTO之后，這種長期均衡關系表現(xiàn)出了整體經(jīng)濟開放度對經(jīng)濟增長的非線性促進機制。

根據(jù)前述數(shù)據(jù)和公式（16）作回歸，結果見表4。

表4 1985-2013年中國生產(chǎn)函數(shù)的回歸結果

協(xié)整方程回歸系數(shù)具有超一致性，同時括號中給出的仍是t檢驗統(tǒng)計量。

第一，外國資本存量變量（ln FK）在1%的水平上具有顯著性，這揭示FDI作為一種資本的投入，直接對中國經(jīng)濟增長做出貢獻，且FDI的流入越多，就越有利于經(jīng)濟增長。這一檢驗結果符合中國FDI的實際情況：1992-2013年，中國連續(xù)22年FDI/全球FDI的年均占比為7.6%，成為吸收FDI最多的發(fā)展中國家，對中國經(jīng)濟高速增長做出了重要貢獻［36］。通過對比發(fā)現(xiàn)，從資本要素貢獻上來看，國外資本存量的增加所形成的促進作用，只占到國內(nèi)資本存量形成的35%。這說明國內(nèi)資本投資的經(jīng)濟拉動作用更加強勁，而國外資本的引入對于國內(nèi)資本市場產(chǎn)生了擠占效應，抵消了其自身要素貢獻的積極影響。這一點給我們以啟示：中國的經(jīng)濟增長不能過度依賴國外資本投資，而是應該合理利用外資，保證國內(nèi)市場競爭的公平條件。

第二，時間趨勢以及時間趨勢和FDI存量的交互項（t×ln FK）系數(shù)均為負，且兩個回歸中都在1%的水平具有統(tǒng)計顯著性。這一結論與一般所認識的FDI引起東道國生產(chǎn)前沿外移的結論有所不同。隨著中國對外經(jīng)濟程度的加深，在產(chǎn)業(yè)升級過程中，F(xiàn)DI逐步扮演了高新技術壟斷者的角色，中國企業(yè)需要支付較大規(guī)模的專利費用，由此造成FDI所引起國內(nèi)生產(chǎn)前沿變化的經(jīng)濟顯著性并不大，F(xiàn)DI實際上對經(jīng)濟增長有小幅的負向沖擊。

第三，人力資本變量（HK）在兩個模型中都是正的，且在1%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。技術人才可通過技術創(chuàng)新，對報酬遞增起著核心作用，并能幫助中國制造業(yè)擺脫低端“路徑依賴”，轉變勞動密集型和投資驅動的“逐低競爭”增長模式［37］。中國人力資源占世界的比重從1990年的20%上升到2010年的24.1%，相當于美國的2.58倍［38］。2013年中國研發(fā)人員總量占世界總量比重達到25.3%，超過美國17%的比重，居世界第一位［39］。因此，回歸結果為人力資本促進經(jīng)濟增長提供了經(jīng)驗證據(jù)。

第四，加入整體經(jīng)濟開放度作為影響全要素生產(chǎn)率的因素，并且在中國加入WTO之后，整體經(jīng)濟開放度有了質的變化?；貧w結果發(fā)現(xiàn)，加入WTO之前，整體經(jīng)濟開放度的提高有利于整體經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率的提高。但是加入WTO之后，整體經(jīng)濟開放度的提高反而使得全要素生產(chǎn)率下降了，這反映了隨著對外貿(mào)易規(guī)則的改變，中國的對外貿(mào)易條件發(fā)生了改變，對外貿(mào)易對于全行業(yè)勞動生產(chǎn)率的負向沖擊開始顯現(xiàn)。這一發(fā)現(xiàn)與中國的需求結構基本吻合：在2002-2012年期間，拉動GDP年度增長率的需求因素中，消費需求貢獻了5.1個百分點，投資需求貢獻了4.3個百分點，凈出口貢獻了0.46個百分點［40］。

總體而言，整體的整體經(jīng)濟開放度（NOE）對經(jīng)濟增長的影響是正向的，促進了中國經(jīng)濟增長。經(jīng)濟開放度水平提高1個百分點，經(jīng)濟增速平均提高0.12個百分點，但是加入WTO之后，經(jīng)濟開放度水平提高1個百分點，經(jīng)濟增速平均提高只有0.07個百分點。這說明在加入WTO之后，經(jīng)濟開放度的提升對經(jīng)濟增長的促進作用開始下降，經(jīng)濟發(fā)展驅動力開始由對外開放向對內(nèi)深化改革和結構轉型轉變。

五、政策建議

隨著經(jīng)濟開放度的不斷提高，中國目前已成為國際分工中的重要一極。中國的對外開放較好地兼容了發(fā)展與穩(wěn)定兩個目標，這歸功于“漸進性”的改革開放邏輯和“FDI誘導與出口導向”相結合的雙引擎開放戰(zhàn)略。中國特色雙引擎的開放模式是成功的，同時也是高成本、不平衡的。隨著與國際經(jīng)濟關聯(lián)度的增大，外部因素沖擊著中國經(jīng)濟的穩(wěn)定，這成為現(xiàn)階段中國擴大對外開放的重大挑戰(zhàn)。為此，本文的政策建議如下：

（1）重建可持續(xù)發(fā)展目標的投資鼓勵機制。從“基于投資數(shù)量”的鼓勵轉向“基于可持續(xù)發(fā)展目標”的鼓勵，探索實行負面清單管理模式，特別是通過跨國的綠色園區(qū)等區(qū)域產(chǎn)業(yè)集群的開發(fā)和建設，成立多邊機構間技術援助合作機制。轉變商務理念，培養(yǎng)全球商學院投資于可持續(xù)發(fā)展目標的專業(yè)、專長。采取針對性的可持續(xù)發(fā)展私營投資行動方案，使私營投資成為中國經(jīng)濟增長的“強大助推力”

（2）堅持內(nèi)源型創(chuàng)新驅動。內(nèi)源型創(chuàng)新驅動的基本內(nèi)涵是擺脫對外源型資本、技術和要素投入的過度依賴，徹底走出“低端鎖定”的困境［41］，通過自主創(chuàng)新體系的建設構筑先發(fā)優(yōu)勢，立足于中國先發(fā)優(yōu)勢和競爭優(yōu)勢，通過科技創(chuàng)新和內(nèi)源型技術進步提高全要素生產(chǎn)率，使內(nèi)源型技術創(chuàng)新真正成為中國經(jīng)濟增長和發(fā)展的內(nèi)生力量。

（3）建立以開放促改革的機制。擴大服務業(yè)包括資本市場對外開放力度，建立上海與香港股票市場交易互聯(lián)互通機制，促進內(nèi)地與香港資本市場雙向開放。推動金融改革與人民幣國際化，通過加快完善QFII（合格境外機構投資者）與RQFII（人民幣合格境外機構投資者）制度建設，擴大QFII、RQFII額度和獲得資質的投資機構范圍。促進境外人民幣業(yè)務規(guī)?？焖侔l(fā)展，縮小境內(nèi)外人民幣價差，維持人民幣的幣值穩(wěn)定。推進“絲綢之路經(jīng)濟帶”和“海上絲綢之路”建設，積極倡導互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)以及互聯(lián)網(wǎng)金融的蓬勃發(fā)展。

（4）采取適合國情的開放戰(zhàn)略。在面臨全球經(jīng)濟第三次黃金增長期和國際制造業(yè)轉移的機遇期的情況下，中國必須將國內(nèi)發(fā)展與對外開放統(tǒng)一起來，將中國發(fā)展與世界發(fā)展聯(lián)系起來，運用全球資源與市場促進中國經(jīng)濟增長，真正增強經(jīng)濟競爭力。同時，必須借鑒發(fā)達國家及發(fā)展中國家在開放早期的經(jīng)驗教訓，如拉美國家的“過度借貸癥”而缺乏增長后勁、大量引進外資出現(xiàn)的外資支配經(jīng)濟的“外資化傾向”、過度金融自由化產(chǎn)生的對短期資本的過度依賴、以國際借貸為主的韓國模式等出現(xiàn)的較大的經(jīng)濟不穩(wěn)定及金融危機風險，促進中國經(jīng)濟良性和可持續(xù)發(fā)展。

注釋：

①如無特別說明，本文所用到的國內(nèi)數(shù)據(jù)均直接引自中國國家統(tǒng)計局、外匯管理局、商務部等相關部門，或者根據(jù)以上數(shù)據(jù)庫相關數(shù)據(jù)計算得到；國際數(shù)據(jù)直接引自世界銀行數(shù)據(jù)庫，或者根據(jù)世界銀行相關數(shù)據(jù)計算得到。

②其他的4個協(xié)整關系也非常重要，為節(jié)省篇幅，不在本文的考察范圍之內(nèi)。

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［責任編輯：余志虎］

Recalculating Econom ic Opennessand China’s Econom ic Grow th

GUOXu-hong1，CHENSan-pan2
（1.Schoolof Economics，Zhongnan University of Economicsand Law，Wuhan 430073，China; 2.Schoolof Economics，Huazhong University of Scienceand Technology，Wuhan 430074，China）

Based on thedataofgoods trade，service trade，direct investmentand indirect investmentcollected from theyearof1985 to2013 in China，the paper recalculatesChina’soveralleconomic opennessby applying AHPmethod and entropyweightmethod，and buildsan econometricmodel in accordancewith the new overalleconomic openness.The study shows the nonlinear promotion effectofeconomicopennesson China’seconomicgrowth.Theenhancementofeconomic opennessnotonly raises the levelofavailable capitalendowmentbyattracting FDI，butalso improves the total factor productivityby the increaseofFDItechnologyspillovereffect and economic openness.However，thispromotion effectdeclinesafterChina’sentry into theWTO.Thedriving forcehasbeen shifted from theopening to theoutsideworld to the deepening reform and structure transition domestically.

economic openness；AHPmethod；entropyweightmethod；economic growth

F124.1

A

1007-5097（2014）11-0047-06

10.3969/j.issn.1007-5097.2014.11.010

2014-04-11

國家社會科學基金重大項目（10&ZD075）；清華大學中國農(nóng)村研究院博士論文獎學金項目（201304）；中南財經(jīng)政法大學研究生實踐與科研創(chuàng)新課題（2013B0203）

郭旭紅（1983-），女，湖北武漢人，博士研究生，研究方向：中國宏觀經(jīng)濟；

陳三攀（1988-），男，湖北武漢人，博士研究生，研究方向：數(shù)量經(jīng)濟學。