基于VAR的对外开放度与经济增长关系研究——以中国中部地区为例

徐 冉

(河南财政税务高等专科学校 对外经济贸易系，郑州 451464)

0 引言

经济全球化与中部崛起战略给我国中部地区带来了前所未有的发展契机。一个区域越是积极地融入开放经济，其经济发展速度也就越快。区域对外开放度指标可以衡量一个区域开放型经济发展水平。近年来，我国中部地区对外经济发展虽然较快，但与东部沿海地区相比，无论是规模还是水平都存在很大差距。因此，在对中部地区对外开放度进行度量的基础上，研究中部地区的对外开放度与经济发展程度之间的动态关系对实现中部崛起和中部区域经济的良性循环具有重要意义。

对外开放度是指某一国家或者某一地区与其他的国家或者地区在从事经济贸易往来过程中参与国际经济活动的程度以及对国际经济环境的依赖程度，它是测量一个国家或地区开放型经济发展规模和发展水平的主要指标。通常情况下，确定一个国家或地区对外开放度可以综合采用总量开放度和价格开放度2个指标[1]。总量开放度通常指金融开放度和贸易开放度，具体的衡量指标主要采用外资依存度和外贸依存度。

国内外学者对开放度与经济增长关系进行了广泛而深入的研究。新古典增长理论认为，某国家或者地区通过对外开放来促进经济发展的主要渠道有贸易规模经济效应、资本形成效率提高以及资源配置效率提高。以P.M.Romer为代表的新增长理论指出，某国家或者地区对外经济开放度的提高主要通过要素生产率的提高、本国技术进步的加快等促进其经济增长[2]。G.E.Grossman等通过两部门内生经济增长模型认为，经济贸易活动的进行使得资源要素在国内不同知识产品生产部门和不同物质生产部门之间的配置得到优化，从而促进经济增长[3]。P.J.Lloyd等利用CGE均衡模型改进对外贸易比率指标后得出一组对外开放度的指标，计算得出14个主要国家的对外开放水平[4]。包群等利用中国的时间序列数据分析中国改革开放以来对外开放度对经济增长所起的作用，结果表明只有对外贸易比率与经济增长具有显著的正相关关系[5]。胡智等运用因子分析方法对我国经济开放度进行测算，并在此基础上进行了国际比较，提出我国需要进一步加强经济开放的力度[6]。黄蔚等运用单位根检验法、协整检验法和格兰杰(Granger)因果检验法对我国对外开放度与经济增长之间的关系进行实证分析[7]。徐冉运用SPSS 13.0统计软件对河南省的对外开放程度与GDP相关性进行了客观分析后认为，河南省对外开放度与GDP关联程度较高，即河南省对外开放程度对河南经济发展有很强的促进作用，而且河南省经济发展也促进了河南省对外开放程度的提高[8]。国内大多数学者是从全局的角度对开放度与经济增长进行研究，对区域经济增长的研究多是讨论发达区域的静态关系，而对不发达的中部、西部区域深入进行动态研究的较少。本研究在现有研究成果的基础上，采用VAR模型和协整理论分析中部地区经济发展与对外开放程度之间的动态关系，进而提出政策建议。

1 对外开放度的度量

一个地区经济增长的重要方式之一是通过扩大对外贸易与引进外资来实现。其中，外贸依存度和外资依存度是测量外资和国际贸易对一个地区经济增长作用的基本指标。本着数据获取的便利性和操作的可行性原则，选取1992—2012年中部地区的国际贸易额、外商直接投资(FDI)、国内生产总值(GDP)和经济增长率等指标测量对外开放度。引入VAR模型，采用ADF检验、协整检验和Granger因果检验等方法对中部地区对外开放度与GDP的相关性进行分析。其中，FDI采用实际利用外资额数据，FDI和国际贸易额根据当年外汇牌价换算成人民币，计算出外贸依存度(Dt)、外资依存度(Dc)、对外开放度(Do)。计算公式为：Dt=Tr/G;Dc=Fdi/G；Do=Dt+Dc[9]。式中：Tr为国际贸易额；Fdi为实际利用外资额(FDI)；G为GDP。由此计算出1992—2012年中部六省份的对外开放度及经济增长率(R)(表1)。

表1 1992—2012年中部地区对外开放度及经济增长率

说明：根据1992—2012年中部各省份国民经济和社会发展统计公报和统计年鉴有关数据整理而得。

对变量取对数分析相关性可以降低数据波动的影响，对GDP(G)和对外开放度(Do)取对数分析(图1)以消除异方差，这种变换不影响二者之间的长期稳定关系和短期调整效应。1992—2012年中部地区对外开放度和GDP增长势头较快，其中GDP平均增长15.78%。中部地区GDP与国际贸易额及FDI之间呈现较强的关联性。相比而言，GDP与国际贸易额之间的关联性更强。对外开放度除1998，2009年受金融危机影响而下降之外，总的趋势是在不断提高，基本上与GDP的增长趋势一致，这就表明它们之间可能存在着一定的关联。

2 经济发展与对外开放度的关系

2.1 ADF检验(平稳性检验)

运用ADF检验法对变量lnG，lnDo以及它们的差分序列进行平稳性检验，模型表达式为：

图1 1992—2012年中部地区ln G与ln Do比较

dWt=α+βt+γWt-1+∑k(θiΔWt-1)+μt。

式中：α为常数项；t为时间趋势项；k为滞后阶数。设定原假设I0：γ=0，备选假设I1：γ>0。接受I0，意味着序列{Wt}有单位根，非平稳；否则，拒绝I0，序列{Wt}无单位根，平稳。检验结果中，d是一阶差分，c，t，k是其检验形式，这些检验形式由序列图形决定，其中c代表检验模型的常数项，t代表检验模型的趋势项，k代表检验模型的滞后阶数，k的取值需要根据SC和AIC准则来确定。通过MacKinnon给出的数据来计算得出其临界值，这些临界值都在0.05显著水平之下。运用Eviews 5.0软件对lnG，lnDo进行单位根检验(表2)，其中，P﹥0.05不通过平稳性检验，P﹤0.05通过平稳性检验。

表2 平稳性检验结果

由表2看出，在0.05显著性水平之下，lnG,lnDo这两个变量的水平序列只能接受存在单位根这一零假设，所以是不平稳的，但是其一阶差分序列不能接受存在单位根这一零假设，所以是平稳的。因此，变量lnG，lnDo均为一阶单整序列。

2.2 VAR模型和协整检验

2.2.1确定VAR模型。依据SC准则和AIC准则，能够确定由lnDo与 lnG组成的VAR模型，它的最优滞后期是2，也就是说可以确定lnDo和lnG的VAR(2)模型。使用Eviews 6.0来估计新确定的VAR(2)模型，估计结果通过矩阵表达如下：

2.2.2协整检验。lnG，lnDo这两个时间序列不是平稳单整序列，可是这两个序列可能存在着平稳线性组合。该线性组合反映出变量之间存在长期并且稳定的成比例的关系，也就是协整(cointegration)关系。依据协整理论可以判断出两个及两个以上序列之间有协整的关系，并且能够使得单整阶数相同这一条件成立，那么，在很大程度上其所研究的变量之间存在着长期稳定并且均衡的关系，果真如此，就能从根本上避免“伪回归”问题。本研究主要用对外开放度与国内生产总值采用E-G两步法对变量实施协整分析。第一步，建立国内生产总值取对数(lnG)的增长受对外开放度取对数(lnDo)的影响程度的回归模型Ⅰ：lnG=β0+β1lnDo+Et，依据最小二乘法(OLS)可以定量确定对外开放度取对数(lnDo)、国内生产总值取对数(lnG)之间的方程，从而得到不含常数项的回归模型Ⅱ：lnG= 4.294 9lnDo+Et。回归模型Ⅱ的R=0.996 1，F= 2 416.312，T=49.155 99。其中R是可决系数，用于检验模型的拟合优度，F检验用于检验方程的显著性，T检验用于检验解释变量lnDo系数的显著性。由F=2 416.312﹥临界值F0.05(1,18) =4.41，可知模型Ⅱ回归方程是显著的，根据参数的T=49.155 99﹥临界值T0.025(18) = 2.1，可知模型Ⅱ中解释变量lnDo系数是显著的。依据R= 0.996 1，表明模型Ⅱ回归方程的拟合优度非常高，该模型显著有效。第二步，使用ADF检验判断模型Ⅱ当中残差序列(Et)的平稳性，从而判断出两个变量之间是不是在理论上存在着协整关系。如果从理论上两个变量序列之间存在着协整关系，其模型Ⅱ的残差序列(Et)就应该具有平稳性。为此就要进行残差(E1)单位根的检验(表3)。

表3 E1残差的单位根检验

与协整关系相对应的长期关系的方程式为Ⅱ所示，并且具有明显的经济学意义。该方程表示lnDo变量每增长1%，名义lnG变量将增长4.294 9%。该方程同时说明了中部地区的lnDo和lnG之间存在着长期并且稳定的关系。

根据表3可整理得到Et平稳性检验结果(表4)。

表4 Et平稳性检验结果

该协整检验的ADF临界值为-3.27，小于在0.05显著水平下T检验的临界值-3.06，因此，不能接受存在单位根这一假设，同时说明残差项稳定，还说明lnDo与lnG之间存在着协整关系。

2.3 格兰杰因果关系检验

从协整检验的结果可以看出，变量lnG和lnDo之间有均衡关系，那么这种均衡关系是不是能构成因果关系呢？因果关系方向又是怎样的？本研究采用格兰杰因果关系检验方法进行进一步的验证。格兰杰因果关系检验方法对滞后期的长度比较敏感，本研究选取了不同的2个滞后期分别进行检验。P值﹥0.05，不拒绝原假设，P值﹤0.05，拒绝原假设(表5)。

表5 ln Do与ln G的格兰杰因果关系检验结果

在0.05显著性水平下的结果显示，中部地区对外开放度与GDP之间的关系表现为：对外开放度促进了中部地区GDP的增长，但中部地区GDP的增长并没有促进对外开放度的进一步提高。中部地区对外开放度与GDP之间只是构成了单向的因果关系，也就是说，对外开放度的提高是中部地区GDP增长的原因，而GDP的增长不是中部地区对外开放度提高的原因。从另一层面来说，经济对外开放这一政策对中部地区的经济发展起到了促进的作用，中部地区的对外开放措施主要是对“两个市场”和“两种资源”的充分利用[10]，主要途径有进出口经济贸易的发展以及外商直接投资的引进，这些措施为中部地区经济的快速发展做出了贡献，但是中部地区经济的快速发展并没有使其在国际市场上的国际竞争力得以提高。所以，中部地区需要进一步扩大出口，提高对外国技术以及管理诸方面的引进力度，从而使得中部地区的对外开放程度能够得以进一步提高。

3 结论与建议

3.1 结论

经济对外开放的程度与经济增长之间存在着协整关系,也就是说这两个变量之间短期内有可能因为某些随机扰动的因素产生的冲击会有所变化。但从一个相对较长的时间来说，两个变量之间的关系应是均衡的。格兰杰因果关系检验表明，我国中部地区短期对外开放度的增长是促进国内生产总值增长的重要原因，而GDP的增长同时也是促进对外开放度增长的原因。

在中部地区的经济增长中，对外开放度扮演的角色非常重要。协整分析表明，中部地区的GDP增长与对外开放度之间存在唯一的协整关系，即两者存在着长期并且稳定的均衡关系。模型中协整回归的系数是4.294 9，表明中部地区的对外开放度的自然对数lnDo只要提升1个单位，GDP的自然对数lnG就能增加4.294 9个单位，对外开放度是正向促进GDP增长的，进一步对对外开放度的格兰杰因果关系检验也证实了存在着这种正向促进作用。另外，格兰杰因果关系检验结果表明，对外开放程度的提高是中部地区经济增长的一个原因，但是经济增长并不是对外开放度提高的原因，换句话说，对外开放度对中部地区经济发展有促进作用，但是经济的发展并没有促进中部地区相应的对外开放程度的提高。

3.2 建议

崛起是中部地区的重要战略目标，中部地区必须要提高对外开放的程度，大规模引进外资，促进对外贸易发展，提升中部地区的国际化整体水平，提高中部地区在国际环境中的竞争力。站在这一立场上来看，中部地区面临着经济发展的瓶颈，加快实施地区开放战略对实现中部崛起的重要意义不言而喻。

3.2.1扩大出口规模。我国部分产业开始从沿海地区转移到中西部地区，中部地区不应错过发展机遇，要做好承接过来的东部沿海地区加工贸易企业的转型升级工作。要进一步推进“三来一补”(来样加工、来件装配、来料加工以及中小型补偿)贸易的发展工作，充分利用中部地区相对丰富的劳动力资源。中部地区不但技术短缺而且资金不足，进一步推进“三来一补”贸易的发展工作与本地区的现实是相符的。要进一步完善出口退税工作，通过合理的出口退税政策，鼓励企业强化科技创新及产业结构调整，全方位引导企业尽快改善出口商品的结构[11]。有些企业和项目拥有自主知识产权，并从事高新技术产品的出口工作，因此，政府要在高新技术产品的研究与开发上给予适当的经费支持。

3.2.2适度提高进口规模，重视进口对经济发展的带动作用。国际贸易理论有古典和现代之分，前者主要强调出口贸易对经济发展的积极作用，忽视了进口贸易的积极作用，而事实上，进口贸易对经济发展的积极影响也是不容忽视的，尤其是对发展中国家，其促进作用尤其明显，主要表现在两个方面：一是大规模进口本国稀缺的物资如能源与矿产资源这样的初级产品能给经济的长远发展打下良好的基础。二是引进先进技术和重点设备对企业提升现代化水平、升级产业结构、更新换代产品非常有利，这些对出口规模的扩大和经济发展都能起到积极的影响。

3.2.3提高外资的引进规模和使用质量。首先，要规范市场环境，提升外资引进的软环境。外资引进不仅要在产品质量等内涵建设上下功夫，在外部环境改善上，特别是市场发展、知识产权保护等软环境上也要下功夫，通过规范市场环境提高外资引进的规模与质量。其次，中部地区还需要提高外资的实际利用效果并且对外资进行多元化利用。再次，中部地区还需要引进更多的外资，尤其是吸引大型跨国集团公司来投资。最后，中部地区应该允许国外投资者以各种形式积极参与本地企业的重组，比如收购、参股、控股，与此同时鼓励本地大中型企业以合资合作等形式与外资企业加强合作。外资的引进与合理使用有利于中部地区管理水平与科技发展水平的进一步提高[12]。

参考文献：

[1]姜波克,傅浩,钱钢.开放经济下的政策搭配[M].上海:复旦大学出版社, 1999:19-29.

[2]Romer P M.Increasing Returns and Long-run Growth[J].The Journal of Political Economy,1986, 94(5):1002-1003.

[3]Grossman G E,Helpman E.Innovation and Growth in the Global Economy[M].Cambridge: MIT Press,1991:88-92.

[4]Lloyd P J,MacLaren D.Measures of Trade Openness Using CGE Analysis[J].Joural of Policy Modeling,2002,24(1):67-81.

[5]包群，许和连，赖明勇.贸易开放与经济增长:理论及中国的经验研究[J].世界经济,2003(2):10-18.

[6]胡智,刘志雄.中国经济开放度的测算和国际化比较[J].世界经济研究,2005(7):10-17，25.

[7]黄蔚,方齐云.对外开放与我国经济增长的实证分析[J].国际贸易问题，2006(6):5-9.

[8]徐冉.对外开放度与经济增长关系研究——以河南省为例[J].地域研究与开发,2012,31(1):35-39.

[9]王浩.对外开放对河南经济增长影响的实证分析[J].特区经济,2008(8):182-183.

[10] 何智恒.中部六省经济开放度的比较研究[J].统计与决策,2008 (1):108-110.

[11] 王旭升.中部崛起背景下的郑汴一体化发展研究[J].地域研究与开发,2007,26(12):28-34.

[12] 魏媛媛.江西省经济开放度与经济增长的实证分析[J].江西科技师范学院学报,2010(4):32-35.