论文部分内容阅读
摘要：本文运用协整检验、误差修正模型和格兰杰检验对河北省对外开放程度与经济增长之间的关系进行了实证研究。结果表明，长期来看，河北省经济增长与对外开放度存在长期稳定的协整关系，短期内对外开放对河北省经济增长的影响较小。对外开放和实际GDP增长之间具有互相的因果关系，但对外开放对经济增长的影响大于经济增长对对外开放的影响。
关键词：对外开放度；经济增长；河北省；协整分析
中图分类号：F1204文献标识码：A文章编号：1006-723X（2012）09-0064-03
改革开放30多年来，对外开放与国民经济增长之间的关系一直是学术界关注的焦点。综合来看，尽管学术界在理论方面对经济开放与经济增长关系有较为一致的观点，但是由于不同的文献使用不同的经济开放度量方法、样本空间和经济开放指标，所以在经验研究方面仍存在许多差异，结论也不尽相同。本文拟用河北省1985—2009年相关实践序列构建对外开放度，并与河北省实际GDP进行协整、Granger因果分析，来揭示对外开放与国民经济增长之间的影响关系。
一、河北省对外开放度和实际GDP的构建
对外开放度综合反映了一国（地区）市场对外开放的程度，根据本文目的，并且鉴于数据可得性，笔者构建对外开放度指标如下：
DWKt=IMt+FIt+LFt+GFt+LHt
其中：DWK时间序列为对外开放量；IM时间序列为对外贸易总额（进口额加上出口额）；FI时间序列为实际利用外资总额（对外借款+外商直接投资+外商其他投资（均为实际发生额））；LF时间序列为旅游外汇收入额；GF时间序列为对外承包工程完成营业额；LH时间序列为劳务合作完成营业额。
以上原始数据单位均为“万美元”，利用当年汇率年平均价将其换算为人民币，然后再利用价格指数进行平减，并除以10换算成10万元单位。另外，将河北省历年名义生产总值用价格指数进行平减，得到实际生产总值时间序列RGDP。经过计算后，对外开放度指数和实际GDP时间序列结果如表1所示。
考虑到通过自然对数变换能够有效消除时间序列数据的距离波动性，而且能消除可能存在的异方差，并不改变和影响时间序列变量之间的长期稳定关系，本文对以上变量取自然对数形式。[1]
以上对外贸易总额、实际利用外资总额、旅游外汇收入额、对外承包工程以及劳务合作完成营业额、价格指数等数据来自河北省经济年鉴（2001—2010）、《新中国50年统计资料汇编》、《新中国55年统计资料汇编》、《新中国60年统计资料汇编》；外汇汇率年平均价数据来自《中国统计年鉴2010》。
二、实证分析
（一）变量时间序列的平稳性检验
为了避免出现由于时间序列数据非平稳性而带来的伪回归，本文采用Phillips和Perron提出的PP检验方法对各变量进行单位根检验，[1]检验结果表2所示。
表2表明，LNDWK和LNRGDP在5%的显著水平上都是非平稳变量，而其一阶差分序列△LNDWK和△LNRGDP在1%的显著水平上都是平稳的，这表明LNDWK和LNRGDP是一阶单整的，它们之间符合存在协整关系的条件，可能存在协整关系。
表1河北省对外开放度（DWK）与实际GDP序列（RGDP）年份1985198619871988198919901991DWK38514253425554480980745745948574163297597667223RGDP3623288377398441854054767709471265851043855903469年份1992199319941995199619971998DWK7937647771080712627341370138148215515427361587115RGDP6634665771016981349579197934104067811513631259547年份1999200020012002200320042005DWK1672676171447317157682020388266517937635574387655RGDP136174715261616606751829821205929524180352805298年份2006200720082009DWK4821986602728975544336223206RGDP3159118358099439678174300182注：对外开放度DWK单位为10万元；实际RGDP单位为亿元。表2开放度指数与实际GDP的PP单位根检验结果
变量检验形式（C，T，K）PP检验值1%临界值5%临界值结论LNDWK（C，T，0）-2671385-4394309-3612199不平稳△LNDWK（C，0，4）-5315277-3752946-2998064平稳LNRGDP（C，T，2）-2563773-4394309-3612199不平稳△LNRGDP（C，0，2）-4679980-3752946-2998064平稳注：检验形式（C，T，K）分别表示单位根检验方程中包括常数项（C）、时间趋势项（T，若为0则表示不含时间趋势项）和Newey-West纠正定义截断滞后因子（K），△表示变量的一阶差分。（二）协整关系的检验
根据Engle和Granger的两步法，首先建立LNGDP和LNDWK之间的回归方程并根据最小二乘法（OLS）估计后得到：
LNRGDPt=09533+08363LNDWKt+t （1）
R2=0978DW=124
但是由于DW值较低，经查DW检验表，0<124 R2=0979DW= 1849
对式（2）的残差序列t进行LM检验，最终得到的检验结果如表3所示。
表3LM检验结果
F统计量0015037概率值（P值）09851T×R2统计量0037927概率值（P值）09812
由于P值很大，所以检验结果不能拒绝原假设，即修正后的回归方程的残差序列不存在序列相关性，因此用AR（1）模型修正后的回归方程的估计结果是有效的。
第二步，对残差t进行单位根检验，不含常数和时间趋势，由SIC准则确定滞后阶数，其结果如表4所示。
表4残差序列的单位根检验结果
变量检验形式
（C，T，K）PP检验值1%临界值5%临界值结论t（0，0，0）-4711794-2664853-1955681平稳
检验结果显示，残差序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论，因此可以确定残差序列平稳。上述结果表明，LNRGDP和LNDWK之间存在协整关系，协整向量为（1，-08024）。根据（2）式所示，河北省实际GDP与对外开放度存在长期稳定的关系，即河北的开放度每增长1%，将促使实际GDP增加08024%。[2]
（三）建立误差修正模型
令误差修正项ecmt=t，建立误差修正模型：
ΔLNRGDPt=γ0+γ1ΔLNDWKt=αecmt-1+γt[3]
估计得到：ΔLNRGDPt=00925+00743ΔLNDWKt-01703ecmt-1
R2=01994DW=15804
从误差修正模型拟合结果看，短期内对外开放度变异（ΔLNDWK）每增加1单位，实际GDP变异（ΔLNRGDP）会增加00743单位，说明短期内对外开放对河北省实际GDP的影响较小。从误差项系数估计值（﹣01703）来看，符合误差修正机制，说明当上期由于某些原因导致短期波动偏离长期均衡1个单位时，本期将以（﹣01703）单位的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
4Granger因果关系检验
通过Granger因果检验来进一步验证河北省对外开放度与其实际GDP之间长期均衡是否构成因果关系。根据赤池信息准则确定各变量滞后阶数为2，对表示长期关系的LNDWK与LNRGDP，以及表示短期关系的△LNDWK与△LNRGDP之间进行Granger检验，[3]结果如表5所示。
表5Granger因果关系检验零假设F统计量P值结论LNDWK不是LNRGDP的Granger原因359985004845%的水平上拒绝LNRGDP不是LNDWK的Granger原因2857750083610%的水平上拒绝△LNDWK不是△LNRGDP的Granger原因438437002915%的水平上拒绝△LNRGDP不是△LNDWK的Granger原因0170500844710%水平上拒绝
结果表明，从长期看，LNDWK是LNRGDP Granger原因；从短期来看，△LNDWK也是△LNRGDP的Granger原因，这也符合一般的预期。但是无论是长期还是短期，在8%的显著性水平上不能拒绝实际GDP不是对外开放度的Granger原因，不过在10%的显著性水平上即可以拒绝，即认为实际GDP是对外开放度的Granger原因。对此，可以理解为无论长期还是短期，DWK和RGDP均互相存在Granger因果关系，只是RGDP引起DWK的力度相较于DWK引起RGDP的力度较弱。这是因为国民生产总值的增长，也会引起贸易流量的增加、吸收更多的外国投资、吸引更多的国际旅游者以及更有能力与国外进行各种交流合作。
通过上述分析可以看出：长期来看，河北省经济增长与对外开放度存在长期稳定的关系，且河北的开放度每增长1%，将促使实际GDP增加08024%，说明经济开放在河北省经济增长中发挥着重要的作用。但从短期来看，短期内对外开放对河北省经济增长的影响较小，而且从误差项系数估计值（-01703）来看，大约需要5～6年的时间回到均衡状态。无论是长期还是短期，对外开放和实际GDP增长之间具有互相的因果关系。这表明河北省对外开放和经济增长之间具有双向的良性互动关系，不过对外开放对经济增长的影响大于经济增长对对外开放的影响。因此，在今后要重视对外开放对经济增长的促进作用。具体来看，当前应做到如下几点：（1）积极扩大对外贸易，增强贸易对河北省经济的拉动作用；（2）拓展用资方式，多渠道、多方式引进外商投资；（3）鼓励企业开展海外投资，积极推进“走出去”战略；（4）利用各种形式开展与国外的经济合作，继续扩大对外承包工程和对外劳务合作。
[参考文献][1]范良.经济开放度与经济增长——基于VAR方法对中国的实证研究[J].财经问题研究，2005，（11）.
[2]刘泽.对外开放与经济增长：基于山东的实证研究[J].华东经济管理，2011，（01）.
[3]王鹏.广东省经济开放度对经济增长的长期均衡效应研究[J].当代财经，2007，（04）.
An Empirical Study on Openness Degree and Economic Growth
——in Terms of Hebei Province via Cointegration Analysis
BAI Yun，FENG Xiao-ning，JIA Juan
（School of Economics and Trade， Shijiazhuang University of Economics， Shijiazhuang， 050031， Hebei， China）
Abstract：The authors make empirical research on the relationship between openness degree and economic growth in Hebei Province by using Error Correction Model and Granger test of causality. The result shows that there is a cointegration between the two indexes in a long term， but openness degree makes little influence on economic growth in short run. Furthermore， there is a mutual causation between openness and actual GDP growth， but the former gives a greater influence on the latter than the latter to former.
Keywords：openness degree；economic growth；Hebei Province；Cointegration analysis
〔责任编辑：黎玫〕
关键词：对外开放度；经济增长；河北省；协整分析
中图分类号：F1204文献标识码：A文章编号：1006-723X（2012）09-0064-03
改革开放30多年来，对外开放与国民经济增长之间的关系一直是学术界关注的焦点。综合来看，尽管学术界在理论方面对经济开放与经济增长关系有较为一致的观点，但是由于不同的文献使用不同的经济开放度量方法、样本空间和经济开放指标，所以在经验研究方面仍存在许多差异，结论也不尽相同。本文拟用河北省1985—2009年相关实践序列构建对外开放度，并与河北省实际GDP进行协整、Granger因果分析，来揭示对外开放与国民经济增长之间的影响关系。
一、河北省对外开放度和实际GDP的构建
对外开放度综合反映了一国（地区）市场对外开放的程度，根据本文目的，并且鉴于数据可得性，笔者构建对外开放度指标如下：
DWKt=IMt+FIt+LFt+GFt+LHt
其中：DWK时间序列为对外开放量；IM时间序列为对外贸易总额（进口额加上出口额）；FI时间序列为实际利用外资总额（对外借款+外商直接投资+外商其他投资（均为实际发生额））；LF时间序列为旅游外汇收入额；GF时间序列为对外承包工程完成营业额；LH时间序列为劳务合作完成营业额。
以上原始数据单位均为“万美元”，利用当年汇率年平均价将其换算为人民币，然后再利用价格指数进行平减，并除以10换算成10万元单位。另外，将河北省历年名义生产总值用价格指数进行平减，得到实际生产总值时间序列RGDP。经过计算后，对外开放度指数和实际GDP时间序列结果如表1所示。
考虑到通过自然对数变换能够有效消除时间序列数据的距离波动性，而且能消除可能存在的异方差，并不改变和影响时间序列变量之间的长期稳定关系，本文对以上变量取自然对数形式。[1]
以上对外贸易总额、实际利用外资总额、旅游外汇收入额、对外承包工程以及劳务合作完成营业额、价格指数等数据来自河北省经济年鉴（2001—2010）、《新中国50年统计资料汇编》、《新中国55年统计资料汇编》、《新中国60年统计资料汇编》；外汇汇率年平均价数据来自《中国统计年鉴2010》。
二、实证分析
（一）变量时间序列的平稳性检验
为了避免出现由于时间序列数据非平稳性而带来的伪回归，本文采用Phillips和Perron提出的PP检验方法对各变量进行单位根检验，[1]检验结果表2所示。
表2表明，LNDWK和LNRGDP在5%的显著水平上都是非平稳变量，而其一阶差分序列△LNDWK和△LNRGDP在1%的显著水平上都是平稳的，这表明LNDWK和LNRGDP是一阶单整的，它们之间符合存在协整关系的条件，可能存在协整关系。
表1河北省对外开放度（DWK）与实际GDP序列（RGDP）年份1985198619871988198919901991DWK38514253425554480980745745948574163297597667223RGDP3623288377398441854054767709471265851043855903469年份1992199319941995199619971998DWK7937647771080712627341370138148215515427361587115RGDP6634665771016981349579197934104067811513631259547年份1999200020012002200320042005DWK1672676171447317157682020388266517937635574387655RGDP136174715261616606751829821205929524180352805298年份2006200720082009DWK4821986602728975544336223206RGDP3159118358099439678174300182注：对外开放度DWK单位为10万元；实际RGDP单位为亿元。表2开放度指数与实际GDP的PP单位根检验结果
变量检验形式（C，T，K）PP检验值1%临界值5%临界值结论LNDWK（C，T，0）-2671385-4394309-3612199不平稳△LNDWK（C，0，4）-5315277-3752946-2998064平稳LNRGDP（C，T，2）-2563773-4394309-3612199不平稳△LNRGDP（C，0，2）-4679980-3752946-2998064平稳注：检验形式（C，T，K）分别表示单位根检验方程中包括常数项（C）、时间趋势项（T，若为0则表示不含时间趋势项）和Newey-West纠正定义截断滞后因子（K），△表示变量的一阶差分。（二）协整关系的检验
根据Engle和Granger的两步法，首先建立LNGDP和LNDWK之间的回归方程并根据最小二乘法（OLS）估计后得到：
LNRGDPt=09533+08363LNDWKt+t （1）
R2=0978DW=124
但是由于DW值较低，经查DW检验表，0<124
对式（2）的残差序列t进行LM检验，最终得到的检验结果如表3所示。
表3LM检验结果
F统计量0015037概率值（P值）09851T×R2统计量0037927概率值（P值）09812
由于P值很大，所以检验结果不能拒绝原假设，即修正后的回归方程的残差序列不存在序列相关性，因此用AR（1）模型修正后的回归方程的估计结果是有效的。
第二步，对残差t进行单位根检验，不含常数和时间趋势，由SIC准则确定滞后阶数，其结果如表4所示。
表4残差序列的单位根检验结果
变量检验形式
（C，T，K）PP检验值1%临界值5%临界值结论t（0，0，0）-4711794-2664853-1955681平稳
检验结果显示，残差序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论，因此可以确定残差序列平稳。上述结果表明，LNRGDP和LNDWK之间存在协整关系，协整向量为（1，-08024）。根据（2）式所示，河北省实际GDP与对外开放度存在长期稳定的关系，即河北的开放度每增长1%，将促使实际GDP增加08024%。[2]
（三）建立误差修正模型
令误差修正项ecmt=t，建立误差修正模型：
ΔLNRGDPt=γ0+γ1ΔLNDWKt=αecmt-1+γt[3]
估计得到：ΔLNRGDPt=00925+00743ΔLNDWKt-01703ecmt-1
R2=01994DW=15804
从误差修正模型拟合结果看，短期内对外开放度变异（ΔLNDWK）每增加1单位，实际GDP变异（ΔLNRGDP）会增加00743单位，说明短期内对外开放对河北省实际GDP的影响较小。从误差项系数估计值（﹣01703）来看，符合误差修正机制，说明当上期由于某些原因导致短期波动偏离长期均衡1个单位时，本期将以（﹣01703）单位的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
4Granger因果关系检验
通过Granger因果检验来进一步验证河北省对外开放度与其实际GDP之间长期均衡是否构成因果关系。根据赤池信息准则确定各变量滞后阶数为2，对表示长期关系的LNDWK与LNRGDP，以及表示短期关系的△LNDWK与△LNRGDP之间进行Granger检验，[3]结果如表5所示。
表5Granger因果关系检验零假设F统计量P值结论LNDWK不是LNRGDP的Granger原因359985004845%的水平上拒绝LNRGDP不是LNDWK的Granger原因2857750083610%的水平上拒绝△LNDWK不是△LNRGDP的Granger原因438437002915%的水平上拒绝△LNRGDP不是△LNDWK的Granger原因0170500844710%水平上拒绝
结果表明，从长期看，LNDWK是LNRGDP Granger原因；从短期来看，△LNDWK也是△LNRGDP的Granger原因，这也符合一般的预期。但是无论是长期还是短期，在8%的显著性水平上不能拒绝实际GDP不是对外开放度的Granger原因，不过在10%的显著性水平上即可以拒绝，即认为实际GDP是对外开放度的Granger原因。对此，可以理解为无论长期还是短期，DWK和RGDP均互相存在Granger因果关系，只是RGDP引起DWK的力度相较于DWK引起RGDP的力度较弱。这是因为国民生产总值的增长，也会引起贸易流量的增加、吸收更多的外国投资、吸引更多的国际旅游者以及更有能力与国外进行各种交流合作。
通过上述分析可以看出：长期来看，河北省经济增长与对外开放度存在长期稳定的关系，且河北的开放度每增长1%，将促使实际GDP增加08024%，说明经济开放在河北省经济增长中发挥着重要的作用。但从短期来看，短期内对外开放对河北省经济增长的影响较小，而且从误差项系数估计值（-01703）来看，大约需要5～6年的时间回到均衡状态。无论是长期还是短期，对外开放和实际GDP增长之间具有互相的因果关系。这表明河北省对外开放和经济增长之间具有双向的良性互动关系，不过对外开放对经济增长的影响大于经济增长对对外开放的影响。因此，在今后要重视对外开放对经济增长的促进作用。具体来看，当前应做到如下几点：（1）积极扩大对外贸易，增强贸易对河北省经济的拉动作用；（2）拓展用资方式，多渠道、多方式引进外商投资；（3）鼓励企业开展海外投资，积极推进“走出去”战略；（4）利用各种形式开展与国外的经济合作，继续扩大对外承包工程和对外劳务合作。
[参考文献][1]范良.经济开放度与经济增长——基于VAR方法对中国的实证研究[J].财经问题研究，2005，（11）.
[2]刘泽.对外开放与经济增长：基于山东的实证研究[J].华东经济管理，2011，（01）.
[3]王鹏.广东省经济开放度对经济增长的长期均衡效应研究[J].当代财经，2007，（04）.
An Empirical Study on Openness Degree and Economic Growth
——in Terms of Hebei Province via Cointegration Analysis
BAI Yun，FENG Xiao-ning，JIA Juan
（School of Economics and Trade， Shijiazhuang University of Economics， Shijiazhuang， 050031， Hebei， China）
Abstract：The authors make empirical research on the relationship between openness degree and economic growth in Hebei Province by using Error Correction Model and Granger test of causality. The result shows that there is a cointegration between the two indexes in a long term， but openness degree makes little influence on economic growth in short run. Furthermore， there is a mutual causation between openness and actual GDP growth， but the former gives a greater influence on the latter than the latter to former.
Keywords：openness degree；economic growth；Hebei Province；Cointegration analysis
〔责任编辑：黎玫〕