对外开放与中国经济增长的实证分析：1978—2004
华中科技大学经济学院 黄 蔚 方齐云
摘要： 本文通过建立对外开放度内生化的生产函数，运用协整方法，对中国对外开放与经济增长的关系进行了实证分析。结果表明：中国实际产出、对外开放度、实际资本存量与就业人口之间，至少存在单向的因果关系；长期来看，变量之间存在一种稳定的均衡关系,对外开放度越高，经济增长越快；短期来看，均衡关系由短期偏离向长期均衡调整的速度较慢。最后进行了总结性分析。
关键词： 中国； 对外开放度； 经济增长； 协整与向量误差纠正模型
一、引 言
从世界各国经济增长的历史与现实来看，经济高速增长的国家无一例外的都是经济对外开放的国家。因此对外开放与经济增长二者之间关系问题引起人们的广泛兴趣。但传统的新古典经济增长的索洛（Solow）模型与其他模型很难对此进行完美的解释。20世纪80年代，随着新增长理论的兴起，人们对此问题的解释日趋科学。
新增长理论认为内生的技术进步是一国经济持续增长的重要因素。对外开放的国家更有能力吸收外国的先进技术成果，从而提高该国的技术水平，进而促进该国经济的增长（Grossman and Helpman，1991；Romer，1992；Barro and Sala-i-Martin，1995等）。特别地，一国随着国际贸易活动的增加，包含在进口商品与服务中的大量先进技术能被本国生产者所吸收利用，进而提高本国生产者的效率，增加产出；外国跨国公司的进入，除了带来丰裕的资金，也带来先进的技术与管理经验，通过技术扩散效应也会提高东道国的劳动生产率，进而促进生产。因此，一国实行开放的经济政策往往比封闭经济状态下有更快的增长，对外开放的不断扩大对经济增长有促进作用。许多跨国的实证研究证明了这一结论（Barro，1991；Edwards，1992，1993与1998；Sachs and Warner，1995；Sala-i-Martin，1997，Frankel and Romer,1999等）。但是，这一结论似乎也不是绝对的，其他一些实证研究发现一国对外开放对经济增长并没有明显的促进作用（Levine and Renelt，1992；Harrison，1996；Harrison and Hanson，1999等）。
中国自1978年实行对外开放以来，经济发生了翻天覆地的变化，经济增长取得了举世瞩目的成就。因此，长期以来，人们总是把中国的经济增长与中国的对外开放联系在一起。对于中国对外开放与中国经济增长关系实证研究的文献很多。如白雪梅等（1999）、李笋雨（2000）、兰宜生（2002）、王英等（2003）、许和连等（2003）、张焕明（2003）、Jang C. Jin (2004)等，还有其他一些文献，限于篇幅没有一 一列出。这些文献研究方法各异，对中国或中国部分地区对外开放与经济增长二者关系做出了一些有意义的探索。但是，部分文献或多或少也存在一些问题。有些文献指标的选取不尽合理，如以贸易依存度或外资依存度来代表对外开放度；有些文献在进行变量之间的计量回归之前没有考虑数据的平稳性，很有可能产生谬误回归问题；有些文献在模型中直接把对外开放度作为变量引入模型，并没有给出合理的理由与解释；个别文献考察的时段太短，难以反映中国对外开放的真实进程；个别文献以资本流量数据代替了存量数据，直接放在模型中进行计量回归。这些问题难免会影响实证分析的结论。
本文的目的是：采用中国1978-2004年期间的年度数据，以新增长理论为理论基础，以经过变换后的生产函数为主要模型，从定量角度考察中国对外开放与中国经济增长的关系。本文第二部分阐述中国对外开放与经济增长关系的计量模型与变量选择；第三部分对相关变量的数据进行处理；第四部分进行实证分析；第五部分进行总结性分析。
二、计量模型与变量选择
回归模型的选择是基于内生技术的生产函数，即对传统的Cobb-Douglas生产函数形式进行变换。传统的Cobb-Douglas生产函数为：
其中Y代表产出，K代表资本存量，L代表就业数量，α与β为大于0的常数，A在新古典增长理论中代表的是技术进步，来度量全要素生产率。在本文，根据新增长理论，以技术进步来度量的全要素生产率假定是内生的。
对于发展中国家而言，我们假定技术水平依赖对外开放的程度。据此建立A与对外开放程度FO（Foreign Openness）之间的函数关系为：
对于发展中国家，之所以作出技术水平是一国对外开放度的函数的假定，是因为：其一，世界上目前只有很少数的一部分发达国家创造了新技术的绝大多数部分（Keller，2004），其他国家尤其是发展中国家的技术进步主要靠少数发达国家的技术转移与技术外溢；其二，世界科技研发支出的绝大多数是少数发达国家投入的，如1995年，工业七国的研发投入占世界总研发投入的84%；长期以来，发达国家的研发投入占世界总投入的比重高达95%以上（Keller，2004），而且发展中国家的研发投入多用于对外国先进技术的引进与吸收。因此，发展中国家的技术进步很大程度上与其对外开放程度相关的。开放程度越大，与发达国家的经济联系越紧密，技术进步的速度越快。
基于以上假定，进一步建立发展中国家对外开放度内生化的技术进步模型如下：
Ａ=A0.e γ.FO （3）
其中A0为一大于０的常数，表示完全封闭经济下的技术水平；γ为技术外溢系数，度量的是技术溢出的效果；FO为对外开放度。根据模型，技术水平是在某一初始水平A0上按照自然基数增长。如果ＦＯ为０，意味着是完全的封闭经济，则技术进步停留在初始的Ａ０水平上；FO越大，开放程度越高，则技术水平相对越高，这与世界不同开放程度的发展中国家的现实情况也是相一致的；当ＦＯ变的充分大，达到完全的开放经济时，则该国与发达国家经济完全一体化，如果不受外商投资企业技术转移以及外国对该国进出口商品的限制，则该国技术水平与世界技术水平的发展理论上是一致的。
对于外开放度FO这一指标，许多学者根据不同的研究需要，有许多不同的度量方法（赵伟等，2005）。在这里，对外开放度是指外贸依存度与外资依存度之和，其中外贸依存度用进出口总额与国内生产总值之比表示，外资依存度用实际外商直接投资与国内生产总值之比表示。
即：对外开放度（
之所以采取这样的度量方法，主要是根据发达国家对发展中国家技术扩散的渠道来进行的。根据（Keller，2004）对国际技术扩散作出的详尽综述，国际技术扩散的渠道主要是通过国际贸易（进出口）与外商直接投资。因此对FO的定义基本上能反映技术扩散的程度。
根据以上的分析，结合（1）、（2）、（3）式，可以得到基于内生技术进步的生产函数：
Y=A0.e γ.FO K αL β (5)
为消除在计量过程中经济变量可能存在的异方差引起的不利影响，并且考虑到在分析中取各变量的自然对数后不会改变变量之间的关系，将（4）式两边同时取自然对数，可以得到：
式（6）即为基本的计量模型。其中A0、α 、β、γ均为常数；
三、变量数据的来源与处理
一般而言，进行协整分析时，为了增加样本点，最好使用月度或季度数据。但由于有些变量的月度与季度数据无法获得，尤其是1992年之前我国的资本存量月度与季度数据更是无法得知，为增加实证分析可信度，本文选取了中国1978-2004年期间的年度数据，总计27个样本点。相关的变量数据来源及处理如下：
Y（实际产出，单位：亿元）：各年度的名义GDP数据来源于《中国统计年鉴》与中国国家统计局网站，实际GDP的数据根据《中国统计年鉴》公布的国内生产总值指数并按照1990年的不变价格对名义GDP进行了折实换算。
FO（对外开放度）：首先按照当年公布的美元与人民币汇率，把各年的名义GDP（元）换算成美元，再与《中国统计年鉴》与中国商务部网站公布的历年进出口总额（亿美元）与外商直接投资实际使用额（亿美元），一起代入FO计算公式(4)，计算出各年的对外开放度。
K（实际资本存量，单位：亿元）：由于我国统计资料的限制，近年来许多学者采取了不同的测算方法对中国的资本存量数据进行了估算，结果各异。在这里我们采取贺菊煌（1992）的研究方法，1978—1990年的中国资本存量的数据来自于他的估算，为保持一致性，按照他的方法并根据1991—2004年各年度的全社会固定资产投资总额与固定资产投资价格指数，再按照1990年不变价格进行折实换算。其中全社会固定资产投资总额与固定资产投资价格指数来源于《中国统计年鉴》与中国国家统计局网站。
L（就业人口，单位：万人）：数据来源于《中国统计年鉴》与中国国家统计局网站。
四、实证分析
本文采用协整方法（Co-integration Test）与向量误差纠正模型（VECM）来进行实证分析。对于时间系列变量协整关系的研究是20世纪80年代计量经济学方法论上的一个重大突破。这一方法是本文论证中国对外开放程度与经济增长之间是否存在长期稳定关系的基础。Granger 与Ｎewbold通过多次模拟分析发现，对非平稳的时间序列不能进行简单的最小二乘回归，对此Ｅngle与Granger提出了非平稳的时间序列变量之间的协整关系研究方法。这一方法的基础是如果两个（或两个以上）的值呈现非平稳性，但它们的某种线形组合却呈现平稳性，表明变量之间存在某种长期稳定关系，即协整关系。在经济意义上，这种协整关系的存在表明可以通过一个变量值的变化影响另一个变量值的变化。
1、变量平稳性的单位根检验
在对时间序列数据进行计量分析时，首先要对各变量进行平稳性检验，否则直接对非平稳的时间序列进行回归将导致谬误回归（spurious regression）现象。采用ADF检验与PP检验方法分别对变量
表1 变量的单位根检验（ADF与PP检验）
|
变 量 |
检验形式（C,T,K） |
ADF统计量 |
临界值 |
是否为单位根 | |
|
|
|
(C,T,1) |
-4.4211 |
-4.3738﹡﹡﹡ |
是 |
|
|
|
(C,N,1) |
-3.3915 |
-2.9907﹡﹡ |
否 |
|
|
|
(C,T,1) |
-2.005 |
-3.2367﹡ |
是 |
|
|
|
(C,N,1) |
-3.1714 |
-2.9907﹡﹡ |
否 |
|
|
|
(C,T,1) |
-0.1840 |
-3.2367﹡ |
是 |
|
|
|
(C,T,1) |
-3.3514 |
-3.2418﹡ |
否 |
|
|
|
(C,N,1) |
-2.0501 |
-2.6318﹡ |
是 |
|
|
|
(C,N,0) |
-4.6799 |
-3.7204﹡﹡﹡ |
否 |
|
变 量 |
检验形式（C,T,K） |
pp统计量 |
临界值 |
是否为单位根 | |
|
|
|
(C,T,1) |
-2.3047 |
-3.5943﹡﹡ |
是 |
|
|
|
(C,T,1) |
-4.6539 |
-4.4167﹡﹡﹡ |
否 |
|
|
|
(C,T,1) |
-1.7789 |
-3.2321﹡ |
是 |
|
|
|
(C,N,1) |
-4.1943 |
-3.7204﹡﹡﹡ |
否 |
|
|
|
(C,T,1) |
0.2539 |
-3.3221﹡ |
是 |
|
|
|
(C,T,1) |
-4.4415 |
-4.3738﹡﹡﹡ |
否 |
|
|
|
(C,N,1) |
-1.9613 |
-2.6290﹡ |
是 |
|
|
|
(C,N,1) |
-4.6698 |
-3.7204 |
否 |
注：（C,T,K）分别代表所设定的检验方程含有截距，时间趋势及滞后阶数，N指不含C或T。﹡﹡﹡，﹡﹡，﹡分别表示在1% ，5%，10%的水平上的临界值。
由表1知
来构建模型。它们的一阶差分
2、Granger因果关系检验
我们利用Granger因果关系检验来考察实际产出与其他三个变量之间的因果关系。进行Granger因果关系检验的前提是所有变量的时间序列必须都是平稳的，对变量的平稳性检验结果显示
表2 相关变量之间的Granger因果关系检验结果（滞后阶数K=2）
|
原假设 |
样本数 |
F统计量 |
P 值 |
结 论 |
|
|
24 |
4.54412 1.51473 |
0.02379 0.24403 |
拒绝 接受 |
|
|
24 |
5.97223 11.4002 |
0.00925 0.00050 |
拒绝 拒绝 |
|
|
24 |
4.4064 0.7472 |
0.09575 0.48648 |
拒绝 接受 |
从表2检验结果可以看出，在5% 的显著水平下，
3、协整检验
关于协整关系的检验主要有两种方法：一是Engle和Granger（1987）提出的基于协整回归残差的ADF检验的EG两步法；二是Johansen(1988、1990)提出的基于VAR模型对协整向量系统进行极大似然估计和检验，其要点是将求极大似然函数最大化问题转化为在正则约束条件下求最大特征根的问题。Johansen的检验方法又被称为极大似然估计与迹检验或最大特征根检验。由于Johansen的极大似然估计与迹检验方法能精确的检验出协整关系的个数，因此本文采用该方法。
利用Eviews3.1软件进行处理，检验结果如表3。
表3 变量的Johansen协整检验结果
|
特征值 |
似然比统计量 |
5% 临界值 |
1% 临界值 |
虚拟假设（ |
备择假设（ |
|
0.7093 |
57．14 |
47．21 |
54．46 |
|
|
|
0.5872 |
27．49 |
29．68 |
35．65 |
|
|
|
0.2231 |
6．26 |
15．41 |
20．04 |
|
|
|
0.0083 |
0．20 |
3．76 |
6．65 |
|
|
注：
表3表明：在5% 与1% 的显著性水平下变量
Se ： （0.0330） （0.1341） （0.1806）
协整方程表明：中国实际产出、对外开放度、实际资本存量与就业人口之间存在一种长期稳定关系。在这种长期均衡关系中, 对外开放度、实际资本存量与就业人口与中国实际产出之间存在着正向变动关系。这意味着，中国对外开放程度越高，实际资本存量与就业人口越多，则中国经济增长就越快。
4、向量误差纠正模型（VECM）
如果包含在VAR模型中的变量之间存在协整关系，则我们可以在协整方程的基础上建立包括误差纠正项（EC）在内的向量误差纠正模型(VECM)，以此来研究系统的短期动态特征。误差纠正项反映变量之间的关系偏离长期均衡状态对短期变化的影响，其系数的大小表明了在短期中从非均衡状态向长期均衡状态调整的速度。向量误差纠正模型的一般形式为方程：
其中
其中
五、总结性分析
本文利用现代计量经济学的协整检验与向量误差纠正模型，实证分析了中国1978—2004年对外开放与经济增长的内在联结关系，以及相关变量之间的信息传导机制。
1、从检验与计量结果中可以看出，以对外开放度、实际资本存量与就业人口作为解释变量解释实际产出的变化是合理可行的；四个变量之间存在一种长期稳定的均衡关系，对外开放度、实际资本存量、就业人口均与中国实际产出之间存在着正向变动关系；若这种长期均衡关系出现偏离时，从非均衡状态向长期均衡状态调整的速度比较慢。
2、Granger因果关系检验表明，对外开放度是实际产出增长的因，并且对外开放度与中国实际产出之间存在着正向变动关系，因此，增加对外开放的广度与深度，有利于中国经济的增长。经济增长理论认为经济增长的源泉，尤其是长期经济增长的源泉主要表现在两方面：一是传统的生产要素的投入增加；二是制度变迁、技术进步等因素使生产要素的使用效率提高，从而使相同的要素投入得到更大的产出（Barro and Sala-i-Martin，1995）。对外开放度对经济的影响作用主要是后者（许和连、包群等2003）。中国对外开放度的提高潜移默化地改善着中国的社会基础结构，有助于中国引进、模仿与吸收世界的先进技术。这些都使得对外开放有助于中国生产要素使用效率的提高。
3、对外开放对中国技术进步的作用比较明显，但也并非很显著，由协整方程知技术外溢系数只有γ = 0.2378，这一水平并不算高。因此，我们需要利用产业导向与政策导向促进技术溢出效应，并且要加强我国对外国技术溢出的吸收能力。当然，我们更应当扩大国内的研发投入，完善本国的技术创新体系，培育中国的自主科研能力，这是提高中国的技术水平，促进经济增长的关键所在。
[参考文献]
白雪梅、赵松山（1999）：《我国对外开放与经济增长因果关系的实证研究》，《数量经济与技术经济研究》第11期．
贺菊煌（1992）：《我国资产的估算》，《数量经济技术经济研究》第8期．
李笋雨（2000）：《对外开放对中国经济增长的影响》，《金融研究》第12期．
兰宜生（2002）：《对外开放度与地区经济增长的实证分析》，《统计研究》第2期．
王英、刘思峰（2003）：《中国经济增长与对外开放度的灰色关联分析》，《对外经贸实务》第2期．
许和连、包群、赖明勇（2003）：《贸易开放度与中国经济增长》，《中国软科学》第5期．
易丹辉（2002）：《数据分析与Eviews应用》，中国统计出版社．
（美）约翰斯顿、迪拉尔多（2002）：《计量经济学方法（第四版）》，中国经济出版社．
张焕明（2003）：《地区差异条件下对外开放对经济增长影响的实证分析》，《经济科学》第6期．
赵伟、何元庆（2005）：对外开放程度度量方法的研究综述，《国际贸易问题》第6期．
Barro，R．（1991），“Economic Growth in a Cross Section of Countries”，Quarterly Journal of Economics，106，407-43．
Barro，R．and X．Sala-i-Martin（1995），Economic Growth （New York：McGraw-Hill）．
Edwards，s．（1992），“Trade Orientation，Distortions，and Growth in Developing Countries”，Journal of Development Economics，39，31-57．
Edwards，s．（1993），“Openness，Trade Liberalization and Growth in Developing Countries”， Journal of Economic Literature ，31，1358-93．
Edwards，s．（1998），“Openness，Productivity and Growth ：What do we really know？ ”Economic Journal，108 ，383-98．
Frankel，J．A．and D．Romer(1999)，“Does Trade Cause Growth ”，American Economic Review ，89，379-99．
Grossman，G，M． and E．Helpman （1991），Innovation and Growth in the Global Economy （Cambridge，Massachusetts：MIT Press）．
Harrison，A．（1996），“Openness and Growth：A Time-series，Cross-country Analysis for Developing Countries”，Journal of Development Economics，48，419-47．
Harrison ，A．and G．Hanson （1999），“Who Gains from Trade Reform ？Some Remaining Puzzles”， Journal of Development Economics，59，125-54．
Jang C．Jin（2004），“On the Relationship Between Opennes and Growth in China：Evidence from Provincial Time Series Data ”，The World Economy ，10，1571-80．
Keller，Wolfgang（2004），“International Technology Diffusion ”，Journal of Economic Literature，Vol．XLII（September），752-782．
Levine，R．and D．Renelt （1992），“A Sensitivity Analysis of Cross-country Growth Regressions”，American Economic Review，82，942-63．
Romer，Paul M．（1992），“Two Strategies for Economc Development：Using Ideas and Producing Ideas ”，World Bank Annual Conference on Economc Development．
Sachs，Jeffrey D．，and Warner，Andrew．1995．“Economic Reform and the Process of Global Integration”，Brookings Papers on Economic Activity，1，1-95．
Sala-i-Martin，X．（1997），“I Just Ran Two Million Regressions”， American Economic Review，87，178-83．
An Empirical Study on the Relationship Between Openness and Growth in China：1978 — 2004
Abstract: Basing production function of endogenous degree of openness , using the cointegration theory,this paper investigates the relationship between openness and growth in China.The empirical result proves that at least one-direction Granger-causality exists in real GDP,degree of openness,real capital and labor；there is a long-term steady equilibrium relationship in the above variable；the higher of degree of openness,the greater of economics growth ；the speed of adjusting short - run departure to long - run equilibrium is slow. At last ,the paper analyzes the above results conclusively.
Key words:
发表于<国际贸易问题>2006年第6期.(许多图表与符号不能上传)