江苏欠发达城市对外开放度与经济增长的实证分析*
——以淮安市为例

葛涛安

(中共淮安市委党校经济学教研部　江苏　淮安　223001)

随着对外开放程度不断提高，淮安市凭借优惠政策和地理优势，经济快速增长。外向型经济取得了巨大成就，使淮安市国民经济进入了一个蓬勃发展的新时期。直观上看，经济开放促进了淮安市经济的快速增长。但是就理论而言，两者之间的关系究竟如何，是经济开放带来了经济增长，还是经济增长导致了经济开放度的提高，它们之间是否存在一种长期稳定的动态均衡关系？针对这些问题的研究，相关研究文献的观点迥然不同。文章着力于淮安市经济开放度与淮安市经济增长之间的关系，进行了实证分析。

一、淮安市对外开放与经济增长现状分析

对外开放度是一个国家或地区开放型经济发展水平和经济发展规模体现的主要指标。衡量对外开放度的指标有很多，目前国际上衡量对外开放度的指标主要有两类：一是开放政策指标 (包括外贸政策 、外资政策 、汇率政策、经济体制)；二是开放进展度指标(包括进出口依存度、外资依存度和生产依存度)。[1]国内对于经济开放度的测算指标大多沿用国外的研究成果。本文认为，对于测算一国(区域)对外开放程度的指标选取，应当基于以下两个方面的考量：首先，灵活权变原则。每一套测度指标都是历史的产物，在选取对外开放度评测度指标时要做到与时俱进和因地制宜，必须根据该国(地区)的经济发展状况、对外贸易发展水平和对外开放的重点为依据和原则。其次，可行性原则。可行性原则对测算一国(地区)对外开放度的指标选取做出了四个方面的规定性。一是指标要有针对性。做到有的放矢，既要全面反映该国(地区)经济开放的现状，又要突出该国(地区)经济发展阶段和对外开放的重点。二是与评估指标相关的数据资料的可获得性。指标相关的数据资料要尽可能通过查阅地方性统计年鉴和各种专业年鉴获得。三是评估指标要有可操作性。四是要坚持所选指标之间保持独立性，即入选的各项指标必须是相互独立的，不相互重叠、不存在包含关系，或者说指标之间不存在线性关系，不能从这一指标推导出另一指标。要选择反应信息多、能最恰当地反映该国(区域)的指标。

综合上述两个原则，结合淮安当前的经济发展状况和对外贸易的发展水平，并参考相关专家学者的做法，本文遴选了外资依存度、外贸依存度作为衡量淮安市对外开放度的代表性指标。外资依存度为外商直接投资与 GDP 之比，衡量的是资本的开放程度；外贸依存度是进出口额与 GDP 之比，衡量的是对外贸易在一国或地区经济发展中的地位和作用，也能表明该国或地区对国际经济的依赖程度。

(一)外资依存度

根据2000-2012年淮安市实际利用外资数额与GDP比值计算出淮安市各年份外资依存度(表1)。由于，近年来淮安市积极采取招商引资策略，承接国内外产业转移，吸引的外资额有所增加，从外资依存度看，淮安市外资依存度在2000—2012年间呈上升趋势，由2000年的0.57% 上升到2012年的6.95%。 但是，目前淮安市利用外资的规模仍然偏小，需要进一步加大引进外资的力度。

(二)外贸依存度

从外贸依存度来看(表1)，2000-2012年，淮安市外贸依存度在各个年份基本上呈波浪式上升趋势，由2000年的7.11% 上升到2012年的13.91%。不过2008年后出现的波动主要是由于遭受世界金融危机的影响。

(三)对外开放度

对外开放度是指一个国家或地区经济对外开放的程度，具体表现为市场的开放程度，反映在对外交易的各个方面。一般来说，对外开放首先是从商品市场开始，即相对稳定的外贸进出口，而后延伸至实际利用外资的数量。因此，国际上一般选择外贸依存度与外资依存度之和作为对外开放度的评估和衡量指标。从表1可以看出，2000-2012年，淮安市对外开放度虽然有波动，但整体上呈上升趋势。由2000年的7.68%上升到2012年的20.86%，增长了近三倍。

表1　2000-2012 年淮安市对外开放度(%)

数据来源：淮安市统计年鉴(2000-2012)、淮安市2012年国民经济和社会发展统计公报。

二、实证分析

协整分析方法中，对两个非平稳时间序列的长期均衡关系可以运用Engle-Granger两步法及Johansen (1988)[2]和 Johansen-Juselius (1990)[3]提出的基于VAR方法的协整系统分析方法进行检验。本文依据对外开放度与区域经济增长的相关理论，对淮安市对外开放度与经济增长之间数据关系进行分析，判断出两者之间有关联，进而对外资依存度、外贸依存度与GDP两组变量分别进行协整(Co-integration)分析，验证对外开放度与淮安市经济增长之间是否具有长期的稳定关系，接着进行Granger因果关系检验，最后针对研究结果得出结论。

(一)数据及模型

在运用传统回归方法进行估计与检验时，前提是所估计的时序变量数据必须是平稳的，否则会产生伪回归(Spurious Regression)现象。在研究过程中，考虑如下三个变量:淮安市国内生产总值(GDP)、外贸依存度(WMD)和外资依存度(WZD)。实证分析中淮安市的数据取1993-2012年为数据样本区间，所用数据来自历年《淮安市对外经济贸易年鉴》、《淮安市统计年鉴》。为了研究的方便，考虑到通过对数化以后数据序列易得到平稳序列而不改变变量的特征，故对变量GDP、WMD和WZD分别取对数，从而得到三个新的变量序列，分别记为、和，其一般回归模型为：

lnGDP=c1+c2·lnWMD

(1)

lnGDP=c1+c2·lnWZD

(2)

lnGDP=c1·lnWMD+c2·lnWZD+c3

(3)

(二)单位根检验(Unit Root Test)

由于大多数的经济时间序列都是非平稳的，在协整检验前必须对其进行单位根检验，只有当变量序列都为同阶单整序列时才可以进行协整回归。在使用该方法前，首先要对被分析的各时序变量进行单整检验。一个序列在成为平稳序列之前经过d次差分，则该序列被称为d阶单整，记为I(d)，检验单整时依次检验是否为I(0)，再检验是否为I(1)，判别的根据是单位根检验的ADF (Augmented Dickey Fuller)检验。我们采用ADF法检验变量的稳定性， 检验结果如表2：

表2　ADF检验结果

注：表中ADF检验结果采用EVIEW5.0软件计算得出，其中检验形式(C，T，K)分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势项和滞后阶数，加入滞后项是为了使残差项成为白噪声，⊿表示差分算子。

表1检验结果显示，所有变量的水平序列均为非平稳，而它们的一阶差分均为平稳，即都是序列，从而可以对两个变量之间的长期关系进行协整检验。

(三)协整检验[4]

表3　Johansen协整检验结果

注：*表示在5%的水平上显著，含常数项不含线性趋势项。表中检验结果采用EVIEW5.0软件计算得出。

表4　和标准化后的协整向量

表4的检验结果表明，在5%的显著性水平下，淮安市的GDP和外贸依存度之间存在一个唯一的协整方程，将其标准化后，得到协整方程：

lnGDP=2.80628lnWMD+8.44586

(4)

方程(4)表明，淮安市国内生产总值和外贸依存度存在长期稳定的均衡关系。具体地说，从长期来看，外贸依存度每提高1%，会引起GDP增加2.80628%。

表5　和标准化后的协整向量

表5的检验结果表明，在5%的显著性水平下，淮安市的GDP和外贸依存度之间存在一个唯一的协整方程，将其标准化后，得到协整方程:

lnGDP=1.28554lnWZD+5.09616

(5)

方程(5)表明，淮安市的国内生产总值和外贸依存度存在着长期稳定的均衡关系。具体地说，从长期来看， 外资依存度每提高1%，会引起GDP增加1.28554%。

表6　lnGDP和lnWMD、lnWZD之间线性关系

表6的检验结果表明，在5%的显著性水平下，淮安市的、和之间线性关系表达式：

lnGDP=1.946803lnWMD+0.394623lnWZD-51.6578

(6)

方程(6)表明，淮安市的国内生产总值分别与外贸依存度、外资依存度之间在长期稳定的均衡关系。具体地说，从长期来看， 外贸依存度每提高1%，会引起GDP增加1.946803%， 外资依存度每提高1%，会引起GDP增加0.394623%。

(四)误差修正模型

为了进一步了解各变量偏离他们共同的随机趋势时的调整速度，我们在协整检验的基础上，建立了包含误差修正项在内的误差修正模型，并用其来研究上述各变量之间的短期动态调整与长期特征。误差修正模型分析结果如表7所示:

表7　修正系数表

由表7可以看出，淮安与外贸依存度、外资依存度之间误差修正模型的修正系数均为负数，符合反项修整原则。但修正系数的绝对值不大，说明误差修正项的回调力度不大，也说明各变量的波动幅度不大。

(五) Granger检验

由协整检验的结果知道，经济增长与外资依存度、外贸依存度之间存在长期的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系的方向如何，尚需要进一步验证。我们采用Granger (1969)和Sims(1972)提出的因果关系检验法解决这一问题。 如果变量x有助于预测变量y，即根据y的过去值对y进行自回归时，如果再加上x的过去值，能显著地增强回归的解释力，则称x是y的格兰杰原因(记为“x,y”)；否则，称为非格兰杰检验(记为“x≠y”)。同时，Granger(1988)指出，如果变量之间是协整的，那么至少存在一个方向上的Granger原因；在非协整情况下，任何原因的推断都将是无效的。

在存在协整性的前提下，为了使推断更有效，需要引入误差修正项，则检验模型为:

(7)

检验零假设为: x是y的非格兰杰原因，即H0:β1=β2=…β1=0，检验统计量为：

(8)

其中RSSR是限制性变量βj=0(j=1,2,…,q)时式(7) OLS估计的残差平方和；RSSU是非限制方程式(7) OLS估计的残差平方和；p和q分别为y和x的滞后阶数，我们运用赤池信息准则(ALC)来确定(先定p，再定q)；T为样本容量。其中ECt为误差修正项(即协整方程中的回归残差项ut)，检验的零假设和检验统计量不变。利用式(8)进行格兰杰检验，结果见下表8：

由表8的结果可知:(1)第一行中，在5%的显著性水平上拒绝了零假设，说明淮安的外贸依存度是GDP增长的格兰杰原因。从前述的外贸依存度与淮安GDP之间相对密切协整关系来看，这种外贸依存度的提高对淮安GDP增长的具有较强的带动作用。反向则不能拒绝零假设，即淮安GDP增长不是引起外贸依存度增长的原因。(2)第四行中，在10%的显著性水平上拒绝了零假设，说明淮安GDP是淮安外资依存度提高的格兰杰原因，淮安GDP的增长可以带动淮安外资依存度的提高。反向则不能拒绝零假设，说明淮安外资依存度的提高不能引起GDP的增长。

表8　Granger因果关系检验

注：设定拒绝零假设的显著性水平为10%。

三、结论及对策建议

通过以上实证分析，可以得到以下结论及相应的建议：

1．淮安市(1993—2012)对外开放度指标的外资依存度、外贸依存度与GDP之间存在着正向关系。其中，外贸依存度与淮安市GDP之间的关系最强，而外资依存度与淮安市GDP之间的关系相对较弱。这说明外资依存度、外贸依存度两个指标中，外贸依存度对淮安市经济增长发挥的作用更加明显。

2．格兰杰因果检验结果表明，外贸依存度是淮安GDP增长的格兰杰原因，淮安GDP是淮安对外资依存度提高的格兰杰原因。这表明1993-2012年间外贸依存度的增长对淮安GDP增长的带动作用，外资依存度在经济增长中的直接导向性作用并不明显。主要原因可能是：淮安市生产力水平相对落后，主要以加工制造业为主，层次较低，产业链延伸程度不够，对外向型企业技术扩散的吸收能力不强。

3．淮安与外贸依存度、外资依存度之间误差修正模型的修正系数均为负数，符合修整原则。但修正系数的绝对值不大，说明误差修正项的回调力度不大，也说明各变量的波动幅度不大。这表明经济开放对淮安市经济增长促进作用相对稳定。基于以上结论，文章认为，近些年来，淮安市外向型经济取得了一定的成就，但经济开放水平仍然较低。淮安市应坚持以科学发展观为指导，紧紧抓住在加快经济发展中“转方式调结构促发展”这一主线，继续加大开放的力度，使对外开放对经济增长的带动作用真正体现出来。同时可以进一步提升淮安市经济社会发展的整体竞争力，为构建淮安市发展新优势、又快又好地实现淮安市经济社会发展提供有力的保证。

具体建议如下：(1)淮安市应进一步改善投资环境，在吸引外资方面须加大力度，提高实际利用外资的效果并做到多元化利用外资，通过引进外资提高淮安的科技水平与管理水平。(2)努力提高引进外资的质量和改善外商投资产业结构，促进产业结构升级。要把吸引外资与促进产业结构升级、技术管理创新、区域协调发展紧密结合起来。通过大力引进分享国外的先进技术和创新成果，同时学习和消化国外先进的科学和技术，缩小淮安市与发达地区的科技差距，加速技术进步，实现淮安市经济的集约化增长。(3)实施科教兴贸，大力转变对外贸易增长方式，促进经济增长方式的转变。在保持对外贸易稳定较快增长的同时， 优化出口产品结构，促使出口产业在国际竞争的压力下实现增长方式的转变，不断增强技术开发能力，引进先进的技术和管理体制，从而使淮安市出口产品实现由低附加值向高附加值转变，进而发挥外贸对拉动经济增长和促进自主发展的作用。

参考文献：

[1]胡鞍钢.构建开放型经济 推进西部大开发[J].社会科学，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).