常裕琦，徐潔香，胡金淼

（安徽財經(jīng)大學(xué)a.金融學(xué)院；b.國際經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院，安徽蚌埠 233030）

2019 年8 月26 日召開的中央財經(jīng)委員會第五次會議提出：東三省要打造對外開放新前沿。為實現(xiàn)東三省經(jīng)濟的有效增長，東北各省要不斷創(chuàng)新，不斷努力。如2008 年12 月24 日，黑龍江省委經(jīng)濟工作會議提出了新時期經(jīng)濟發(fā)展規(guī)劃構(gòu)想，打造拉動黑龍江省以及東三省經(jīng)濟社會又好又快發(fā)展的新“引擎”；2019 年10 月9 日，遼寧省社會科學(xué)院發(fā)布的《遼寧藍皮書：2019 年遼寧經(jīng)濟社會形勢分析與預(yù)測》認為，2018 年以來，遼寧經(jīng)濟已經(jīng)走出了最困難時期，呈現(xiàn)穩(wěn)中有進、進中向好的發(fā)展態(tài)勢。

作為“共和國的長子”，東北經(jīng)濟發(fā)展近年來一度失掉了勁頭，對外開放的程度大小是否能給東北經(jīng)濟發(fā)展打一劑“強心針”，如何有效促進東三省經(jīng)濟增長，都是值得研究的問題。

圖1 東三省經(jīng)濟增長與對外貿(mào)易變化趨勢（億元）

1 研究方法

改革開放以來，我國的對外經(jīng)濟往來日益密切。與此同時，中國經(jīng)濟的增長和就業(yè)率的增加也愈來愈依賴國際市場。針對這一現(xiàn)象，學(xué)術(shù)界對于對外貿(mào)易開放程度與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系已經(jīng)進行了細致的研究。

從現(xiàn)有的研究成果來看，大多數(shù)文獻已經(jīng)對對外開放程度和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了定性和定量分析，但仍然存在3 方面不足：在研究方法層面，大多數(shù)學(xué)者均選擇構(gòu)建VAR 模型，沒有考慮到數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)和變量間的長期均衡關(guān)系；在建議提出方面，大多數(shù)文獻側(cè)重于對研究結(jié)果的總體描述，沒有基于區(qū)域的實際發(fā)展情況和特點提出有針對性的建議；在研究對象方面，大多數(shù)文獻是對中國中部和西南部地區(qū)對外開放程度與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究，對東北地區(qū)的研究較少。東北地區(qū)是我國老工業(yè)基地，其為我國的經(jīng)濟建設(shè)提供的基礎(chǔ)不容置疑。長期以來，東三省的經(jīng)濟情況并不樂觀，發(fā)展情況相比于江、浙、滬等地區(qū)十分嚴峻。因此，考慮到其地理位置的特殊性，本研究以“一帶一路”倡議為研究背景，通過協(xié)整檢驗和構(gòu)建VECM模型，對東三省的對外貿(mào)易開放程度與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行實證研究和計量分析，并對東三省在貿(mào)易強國建設(shè)下如何保證貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展提出針對性意見。

2 東三省經(jīng)濟增長與對外貿(mào)易開放程度的實證研究

2.1 數(shù)據(jù)的選取及處理

為了研究經(jīng)濟變量之間的動態(tài)關(guān)系，本研究結(jié)合前文的理論分析，以遼寧省、黑龍江省和吉林省為研究對象，選取改革開放40 年來的地區(qū)生產(chǎn)總值和對外經(jīng)濟貿(mào)易進、出口總額，來分析東三省的經(jīng)濟發(fā)展與對外貿(mào)易開放程度之間的關(guān)系。

本研究選取1978 年至2018 年3 個省份按照支出法核算的地區(qū)生產(chǎn)總值，記為各省份的名義GDP?？紤]到時間跨度較大，勢必存在物價變動的影響，以1978 年為基期，按照不變價格計算的地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)對原始數(shù)據(jù)進行處理，得到3 個省份改革開放40 年來的實際GDP；選取每個省份按照經(jīng)營單位所在地分類的貨物進口總額和出口總額來反映東三省的對外貿(mào)易開放程度。由于地區(qū)統(tǒng)計年鑒中的數(shù)據(jù)是以美元核算，本文選擇運用每年的平均匯率對原始數(shù)據(jù)進行單位轉(zhuǎn)換處理并統(tǒng)一以億元為單位，統(tǒng)一樣本數(shù)據(jù)的量綱。接著，對黑龍江省、吉林省和遼寧省的實際生產(chǎn)總值、進口總額、出口總額分別求和，得到東三省1978～2018 年的GDP、進口總額（EX）和出口總額（IM）。

最后，本研究對3 個變量進行對數(shù)化處理，以降低數(shù)據(jù)波動給計量模型帶來的異方差影響，分別記為lnGDP、lnEX 和lnIM。本文選取的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)和相關(guān)指數(shù)均來源于Wind 宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫，變量的樣本區(qū)間均位于1978～2018年，單位均為億元。

2.2 單位根檢驗

由于本研究選取的是中國改革開放以來的41組年度數(shù)據(jù)，時間跨度較大，所以先對時間序列數(shù)據(jù)做單位根檢驗，確定變量是否平穩(wěn)，以防止偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)。若序列平穩(wěn)，則可以建立普通VAR模型進行經(jīng)典計量模型分析；若序列不平穩(wěn)，則考慮進行協(xié)整檢驗，再建立向量誤差修正模型。本研究利用stata15.0 軟件，運用ADF（Augmented Dick‐ey-Fuller，1981）單位根檢驗對3 個變量進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表1所示。

由ADF 單位根檢驗結(jié)果可知，原始序列中的lnEX是有截距項、無時間趨勢項的零階單整；lnGDP是有截距項、無時間趨勢項的一階差分平穩(wěn)序列；lnIM是有截距項、有時間趨勢項的一階差分平穩(wěn)序列。由此可見，原序列中只有l(wèi)nEX 是平穩(wěn)性序列，其他變量是非平穩(wěn)的。然而，只有平穩(wěn)的時間序列才能運用普通VAR 模型進行經(jīng)典的時間序列分析，否則會出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。因此，接下來需要考慮運用協(xié)整檢驗變量之間的長期趨勢關(guān)系。

表1 ADF單位根檢驗結(jié)果

2.3 協(xié)整檢驗

對于有單位根的變量，若想構(gòu)建經(jīng)典計量經(jīng)濟學(xué)模型，傳統(tǒng)的處理方法是對原序列進行差分處理得到平穩(wěn)序列后，再對平穩(wěn)序列建模。但是，對數(shù)據(jù)進行差分處理勢必會有信息損失，且影響變量本身的經(jīng)濟學(xué)含義。若希望用原序列進行建模分析，這些存在單位根的變量之間要有經(jīng)濟力量控制下的“長期均衡關(guān)系”，滿足這個條件才能運用原數(shù)據(jù)分析。因此，本研究為了更好地解釋變量之間的經(jīng)濟學(xué)含義，直接對非平穩(wěn)的變量進行建模，即進行協(xié)整檢驗。

協(xié)整檢驗的核心思想是考察兩個或者多個變量之間的長期平穩(wěn)關(guān)系，如果存在單位根的序列擁有“共同的隨即趨勢”，則可以對這些變量作適當?shù)木€性組合而消去此隨即趨勢，從而得到平穩(wěn)序列。考察兩者的協(xié)整檢驗通常采用恩格爾—格蘭杰檢驗，兩者以上則用Johansen檢驗。

基于以上分析，并考慮到本研究選取的3 個變量均是I（1）的過程，滿足同階單整的條件，下文將對非平穩(wěn)的原序列進行Johansen 協(xié)整檢驗，即研究多變量之間是否存在統(tǒng)計學(xué)層面上的長期關(guān)系及作用機理。若存在長期均衡關(guān)系，再進一步研究短期內(nèi)偏離長期均衡狀態(tài)的修復(fù)和動態(tài)調(diào)整，并建立向量誤差修正模型（VECM模型）。

2.3.1 建立VAR模型并確定最優(yōu)滯后階數(shù)

做Johansen 協(xié)整檢驗前建立VAR 模型的原因是Johansen 協(xié)整檢驗是對滯后期和檢驗形式非常敏感的檢驗，首先需要確定最優(yōu)滯后。由于VAR模型是無約束的，而Johansen 協(xié)整是有約束的，因此Johansen 協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后一般為VAR 模型的最優(yōu)滯后減去1。需要強調(diào)的一點是基于Johan‐sen協(xié)整檢驗有包含截距項的設(shè)定，因此，本研究建立的VAR 模型的外生變量（Exogenous variables）不包括截距項，這與普通VAR模型的建立區(qū)分開來。

本文運用信息準則的方法來確定VAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，如表2所示。

表2 VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗表

2.3.2 協(xié)整關(guān)系的檢驗

通過VAR 模型的構(gòu)建，確定了最優(yōu)滯后階數(shù)為3。在Johansen 協(xié)整檢驗形式的設(shè)定中，差分變量的最大滯后階數(shù)應(yīng)為2，即比VAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)少1；由于本研究選取的變量是部分趨勢平穩(wěn)的時間序列，因此采用情形4 進行檢驗，結(jié)果如表3所示。

表3 非限制協(xié)整秩檢驗結(jié)果

表3說明跡檢驗（Trace test）和最大特征根檢驗（Max-eigenvale）結(jié)果均顯示，在5%的顯著性水平下，存在1個協(xié)整關(guān)系。

基于協(xié)整檢驗得到本研究選取的變量雖然是非平穩(wěn)時間序列，但的確存在長期均衡關(guān)系。短期內(nèi)偏離均衡狀態(tài)，如何修復(fù)至均衡，需要構(gòu)建VECM模型做進一步研究。

2.4 構(gòu)建VECM向量誤差修正模型

通過ADF 單位根檢驗得到本研究選取的3 個變量均滿足一階單整過程；基于Johansen 協(xié)整檢驗得到變量之間的確存在協(xié)整關(guān)系和長期均衡關(guān)系。因此，對選取的經(jīng)濟變量進行非平穩(wěn)時間序列分析，并建立向量誤差修正模型，討論短期均衡該如何修復(fù)至均衡狀態(tài)。

基于前文研究得到的差分變量最優(yōu)滯后項為2，變量為部分趨勢平穩(wěn)的時間序列的條件，設(shè)定VECM 向量誤差修正模型，分別得到協(xié)整方程和誤差修正模型的回歸表達式，結(jié)果如表4所示。

經(jīng)Johansen 協(xié)整檢驗有1 個協(xié)整關(guān)系，證實本研究選取的3 個變量確實存在長期均衡關(guān)系。得到Johansen協(xié)整方程為

表4 協(xié)整方程模型結(jié)果

表5 VECM模型回歸結(jié)果

表5 （續(xù)）

表5 （續(xù)）

回歸結(jié)果中每個變量對應(yīng)的3 個數(shù)值從上至下分別為向量誤差修正模型的參數(shù)估計值、參數(shù)估計值對應(yīng)的標準誤差的估計值和t統(tǒng)計量。本研究可以得到3個ECM回歸結(jié)果：

1）當被解釋變量是lnEX時：

2）當被解釋變量是lnIM時：

3）當被解釋變量是lnGDP時：

本研究著重分析解釋變量是lnGDP的情況，結(jié)果表明：誤差修正項系數(shù)不顯著，為正，符合正向修正機制，表明東三省每年實際發(fā)生的地區(qū)生產(chǎn)總值與長期均衡值的偏差中的9.89%被修正。上述VECM 向量誤差修正模型反應(yīng)了東三省的經(jīng)濟增長受進出口總額影響的短期波動規(guī)律。

2.5 VECM模型診斷性檢驗

估計完VECM模型后，應(yīng)檢驗系統(tǒng)是否為平穩(wěn)過程。如果所有特征根都在單位圓內(nèi)部，則為平穩(wěn)過程，如圖2和表6所示。

圖2 特征根的幾何分布

表6 特征值和模長檢驗值

除了VECM模型本身所假設(shè)的單位根之外，伴隨矩陣的所有特征值均落在單位圓之內(nèi)，故本研究建立的VECM模型是穩(wěn)定的系統(tǒng)。

2.6 脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析

既然VECM模型經(jīng)過檢驗是一個穩(wěn)定的系統(tǒng)，就可以對經(jīng)濟變量的動態(tài)關(guān)系進行分析。由于模型中包含多個參數(shù)和變量，因此，本研究將通過脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）和方差分解來分析當VECM 模型某個變量受到"外生沖擊"時，模型中其他變量受到的動態(tài)影響。

圖3 脈沖響應(yīng)圖形

由于本文研究的變量具有長期趨勢，因此對經(jīng)濟系統(tǒng)進行30 期的動態(tài)分析，如圖3 所示，每一行展示某一變量面對不同沖擊的影響做出了動態(tài)反應(yīng)，每一列展示了面對同種沖擊時不同變量做出的反應(yīng)。

長期來看，東三省的經(jīng)濟增長與對外貿(mào)易的開放程度正相關(guān)。其中，地區(qū)GDP 會瞬間吸收一個單位標準差的出口總量的沖擊，響應(yīng)值為0.009，并在滯后5期后達到最大值0.04，此后沖擊作用減弱，在第10 期減至0.027，未來20 期基本穩(wěn)定在0.03 的響應(yīng)值水平上；相比之下，東三省進口對經(jīng)濟增長的沖擊并不大。由此可見，東三省還是以實施出口導(dǎo)向型為主的經(jīng)濟發(fā)展形態(tài)，主要以生產(chǎn)出口產(chǎn)品帶動地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。

圖4 模型方差分解

為了分析影響內(nèi)生變量的結(jié)構(gòu)沖擊的貢獻度，本研究對模型進行方差分解，從長期角度來分析東北地區(qū)對外貿(mào)易的開放程度對經(jīng)濟發(fā)展的影響程度和作用機理，結(jié)果如圖4 所示。數(shù)據(jù)顯示，經(jīng)濟增長受自身影響程度在第一期占比為65%，此后逐漸下降；出口對經(jīng)濟增長的影響程度在第一期占比為35%，由此可見，進口對東北地區(qū)經(jīng)濟增長的影響微乎其微。此外，從趨勢圖可以看出，出口對經(jīng)濟增長的正向影響作用越來越明顯，前5 期有明顯的促進作用，作用力較強，出口對經(jīng)濟增長的貢獻程度在第5 期增至90%后，增速放緩，并穩(wěn)定在95%。綜上所述，東北地區(qū)的經(jīng)濟形態(tài)仍然是出口導(dǎo)向型經(jīng)濟，這依賴于東北地區(qū)相對豐富的勞動力資源。但這也說明了東北地區(qū)的科學(xué)技術(shù)實力不強，在拉動內(nèi)需、刺激消費和進口方面的成效不足。

3 結(jié)論

本研究基于單位根檢驗和Johansen 協(xié)整檢驗，建立了VECM向量誤差修正模型，并通過繪制脈沖響應(yīng)圖形和方差分解圖得到出口貿(mào)易對東北地區(qū)的經(jīng)濟增長有更大的推動作用，證實了東北地區(qū)的經(jīng)濟形態(tài)仍然是出口導(dǎo)向型經(jīng)濟，也足以見得東北地區(qū)缺少內(nèi)生源動力，進口貿(mào)易和內(nèi)需亟需進一步提高。

3.1 依托“一帶一路”建設(shè)體系，加強東北亞國際貿(mào)易合作

改革開放以來，東北老工業(yè)地區(qū)經(jīng)濟增速放緩，相比于發(fā)達的長三角和珠三角地區(qū)更為明顯。不可忽視的是，我國東北地區(qū)地理位置獨特，具有沿邊沿海優(yōu)勢，經(jīng)濟、科技、文化等對外交流頻繁，有成為國際合作中心的潛力[10]。基于這些條件和基礎(chǔ)，東北地區(qū)可以借助深度融合“一帶一路”倡議，構(gòu)建內(nèi)外聯(lián)動、陸?；娜骈_放新格局，蓄勢打造東北亞合作中心。近年來，東北亞合作在探索中的確不斷前行。中日韓、中俄蒙等三方合作取得良好成效，尤其是中俄兩國在“一帶一路”倡議下進行的中國東北與俄羅斯遠東合作，為該地區(qū)的區(qū)域合作提供了借鑒。

東三省中，遼寧省最具沿海沿邊優(yōu)勢，交通便利、區(qū)位優(yōu)勢突出，是參與整個東北亞及遠東區(qū)域經(jīng)濟合作的前沿陣地，也是中國面向東北亞的陸海雙重“門戶”。此外，受國家政策青睞，遼寧又擁有獲批建設(shè)自由貿(mào)易試驗區(qū)、沈陽全面創(chuàng)新改革試驗區(qū)等一批國家級平臺的契機，這正是民營經(jīng)濟施展拳腳的熱土。

2018 年，遼寧省委省政府印發(fā)《遼寧“一帶一路”綜合試驗區(qū)建設(shè)總體方案》，提到要探索引領(lǐng)共建“東北亞經(jīng)濟走廊”，把握東北亞國際局勢向好趨勢和重大機遇，立足遼寧東北亞開放大門戶優(yōu)勢，深度融入中蒙俄經(jīng)濟走廊，參與“中日韓＋X”模式，對接朝鮮，率先推動遼寧與俄羅斯、日本、韓國、朝鮮、蒙古共建“東北亞經(jīng)濟走廊”，攜手打造東北亞命運共同體。可見，遼寧省正逐漸擺脫近海而不臨海造成的發(fā)展“窘境”。

東北地區(qū)比鄰俄羅斯、韓國、日本，處于東北亞核心地帶，絕佳的區(qū)位優(yōu)勢可以讓東北跟隨“一帶一路”建設(shè)的腳步找到發(fā)展新機遇。但是相比之下，黑龍江省和吉林省的發(fā)展較遼寧省更弱，借鑒遼寧省的政策，兩省應(yīng)當發(fā)揮其東北亞中轉(zhuǎn)樞紐優(yōu)勢，以及與東北亞國家人緣相親、經(jīng)貿(mào)互補等優(yōu)勢，探索共建“東北亞經(jīng)濟走廊”。此外，中國東北和許多歐洲國家緯度相似、產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)共通，在高端裝備制造業(yè)、冰雪產(chǎn)業(yè)等領(lǐng)域有很大合作空間，依托“一帶一路”建設(shè)體系，東北地區(qū)的邊境貿(mào)易能夠進一步擴大，將極大地促進經(jīng)濟增長，打破目前疲軟的局勢。

3.2 創(chuàng)新驅(qū)動高科技創(chuàng)新發(fā)展，穩(wěn)步推進貿(mào)易強國建設(shè)

3.2.1 驅(qū)動高科技發(fā)展，拉動內(nèi)生源動力

這十來年，在國家增強自主創(chuàng)新能力和振興東北老工業(yè)基地等戰(zhàn)略方針的引導(dǎo)下，遼寧半導(dǎo)體裝備制造產(chǎn)業(yè)以沈陽為中心實現(xiàn)了從無到有、從小到大、由弱到強的歷史性轉(zhuǎn)變，建成了國內(nèi)首個IC 裝備控制軟件平臺和IC 裝備專業(yè)孵化器。而沈陽IC裝備產(chǎn)業(yè)園于2009 年被科技部批準為國家集成電路裝備高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)化基地，成為我國三大半導(dǎo)體裝備產(chǎn)業(yè)基地之一。但是這些在東北地區(qū)的經(jīng)濟增長中占很少一部分。盡管目前東北地區(qū)的經(jīng)濟形態(tài)仍屬于出口導(dǎo)向型經(jīng)濟，但是出口的仍是勞動密集型產(chǎn)品，且過度依賴于自有的能源和環(huán)境。因此，增強高科技創(chuàng)新和自主研發(fā)的能力，是改善貿(mào)易結(jié)構(gòu)，大幅度拉動內(nèi)需刺激消費的有效路徑[11]?；诖?，東北地區(qū)的經(jīng)濟增長速度將不再緩慢。

3.2.2 優(yōu)化外貿(mào)結(jié)構(gòu)，推進貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展

實證研究表明，東三省出口貿(mào)易對經(jīng)濟發(fā)展的推動作用給進口貿(mào)易帶來的溢出效應(yīng)微乎其微，可見東北地區(qū)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展當務(wù)之急是擴大進口。如果可以驅(qū)動?xùn)|北地區(qū)的高科技發(fā)展，便可以促進東北地區(qū)的經(jīng)濟增長，增加國民收入，進一步實現(xiàn)進口貿(mào)易的擴大。這一傳導(dǎo)機制對居民而言，擴大消費品進口能夠降低通貨膨脹的壓力，明顯提升老百姓的獲得感；對企業(yè)而言，擴大高品質(zhì)中間品的進口能夠與本國產(chǎn)品配合起來，從而產(chǎn)生“1+1＞2”的效果，有利于降低企業(yè)成本，而擴大最終品的進口，將對企業(yè)提出更高的要求，使其面臨更激烈的競爭，從而淘汰不良產(chǎn)品，形成新的自主生產(chǎn)產(chǎn)品的競爭力[12]。

此外，加工貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級也是外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的重要環(huán)節(jié)。我國資本密集型產(chǎn)業(yè)由于有較高的產(chǎn)業(yè)配套要求，更應(yīng)該向東北地區(qū)轉(zhuǎn)移。與東南沿海地區(qū)相比，雖然說東三省同樣適合發(fā)展外向型經(jīng)濟，但是由于東南沿海地區(qū)的氣候溫度更加良好，自古到今，其都是外交的重要地區(qū)。而東三省的對外開放事業(yè)才剛剛起步，沿邊的國家經(jīng)濟綜合實力較弱，所以東三省在國際市場樹立良好形象的同時，要向國內(nèi)成功的開放型經(jīng)濟城市學(xué)習(xí)，充分利用本地資源稟賦，以現(xiàn)代農(nóng)業(yè)和傳統(tǒng)工業(yè)產(chǎn)業(yè)為主要的經(jīng)濟發(fā)展渠道，并利用現(xiàn)有科技條件發(fā)展相關(guān)產(chǎn)業(yè)，加強區(qū)域內(nèi)協(xié)作，把產(chǎn)品做大做強，打造自己的品牌，推進貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。通過“高科技創(chuàng)新+貿(mào)易高質(zhì)量”雙發(fā)展戰(zhàn)略，東北地區(qū)經(jīng)濟復(fù)蘇的實現(xiàn)和經(jīng)濟發(fā)展內(nèi)生動力的提高將不再困難。