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一、引言
在世纪交替的重要时刻，中央提出要抓紧实施“走出去”的开放战略，把“引进来”与“走出去”紧密地结合起来。这是中央面对国内外经济发展的新形势，在总结改革开放二十多年经验的基础上做出的进一步扩大对外开放、提高对外开放水平的战略决策。抓紧实施“走出去”的开放战略，是我国进一步提高对外开放水平的内在要求。“引进来”开放战略的实施，极大地促进了我国产业结构的升级和经济发展，也为我国进一步提高对外开放水平奠定了基础。但必须看到，对外开放从来都是双向的，有“引进来”就有“走出去”。“引进来”和“走出去”是对外开放政策相辅相成的两个方面，二者缺一不可。我国在“引进来”取得一定成效和达到一定水平的条件下，必须适时地“走出去”。当然，我们所说的“走出去”，不仅包括用深度加工和高附加值的产品替代初级产品的出口，而且包括技术的输出和资本的输出。只有当我们的产品输出、技术输出、资本输出和人才输出在国际市场上占有相应的份额时，才表明我们的对外开放取得了真正的成功。
二、数据的收集处理与理论模型的设定
通过在中国统计局网站搜集数据。
（一）数据收集
将数据导入EViews8.0，对对外承包工程合同数（HT）、对外劳务合作年末在外人数（RS）、对外承包工程合同金额（JR）取对数，分别生成对外承包工程合同数（LNHT），对外劳务合作年末在外人数（LNRS）、对外承包工程合同金额（LNJR）序列。
（二）理论模型设定
假定三者服从二元回归模型，且建立理论模型如下所示：
LNJR=α+β1LNHT+β2LNRS+μ
其中LNHT表示对外承包工程合同数，LNRS表示对外劳务合作年末在外人数、LNJR表示对外承包工程合同金额，β1β2分别表示对外承包工程合同数和对外劳务合作年末在外人数对对外承包工程合同金额的弹性系数。μ表示随机误差项。
三、参数估计
将数据导入EViews8.0，采用最小二乘法进行参数估计，得出参数估计结果：
LNJE=-7.204727+1.275599LNHT+0.169698LNRS
（1.426117） （0.270056）
（0.256499）
R-squared=0.8765 F=95.51638
DW=0.545456
四、经济意义检验
1.α=-7.204727表示当对外承包工程合同数（LNHT）和对外劳务合作年末在外人数（LNRS）保持不变时，对外承包工程合同金额（LNJR）为-7.204727，现实生活中，我们走出去战略如果未能签署合同和派出劳务人员，则仅仅是“走进来”，接受别国的贸易合同和劳务派遣，所以为负数，符合经济常理。
2.β1=1.275599，表示对外承包工程合同数（LNHT）增加1%，对外承包工程合同金额（LNJR）增加1.275599%，符合经济常理。
3.β2=0.169698，表示对外劳务合作年末在外人数（LNRS）增加1%，对外承包工程合同金额（LNJR）增加0.169698%，符合经济常理。
五、统计意义检验
（一）拟合优度检验
拟合优度表示模型对观测值的拟合程度，拟合优度越高，模型对参数值的反映越好，由参数估计可得，R2=0.8765>0.8，可以认为模型的拟合程度较高。即，对外承包工程合同数（LNHT）和对外劳务合作年末在外人数（LNRS）可以解释对外承包工程合同金额（LNJR）87.65%的变化。
调整后的判定系数：我们使用调整后的判定系数以消除解释变量数量对拟合优度的影响，Adjusted R-squared=0.866992，表明模型拟合较高。
（二）模型的显著性检验
已知模型总离差平方和（TSS）的自由度为29，回归平方和（RSS）的自由度为2，残差平方和（ESS）的自由度为27。
提出假设：H0：βi=0，H1：βi≠0
在H0成立的情况下，提出检验统计量：F=（ESS/K）/（RSS/（N-K-1））=95.51638
因为F检验的p值=0.0000，因此我们拒绝原假设，我们认为β1β2显著的不为0，即模型的F检验为有效。
（三）參数的显著性检验
提出假设：H0：βi=0，H1：βi≠0
在H0成立的情况下，提出检验统计量：Ti=（i-βi）/S（i）
在α=0.05的情况下，β1的T检验的P值=0.0001，通过了T检验
在α=0.05的情况下，β2的T检验的P值=0.5138，没有通过T检验
在α=0.05的情况下，C的T检验的P值=0.0000，通过了T检验
根据分析，当拟合优度很高，F检验通过的情况下，若某参数的T检验结果为不显著，则我们可以认为模型出现了多重共线性，则，选择剔除该变量对外劳务合作年末在外人数（LNRS），重新对模型进行回归，结果如下：
LNJE=-6.43352+1.440394LNHT
（0.103281） （0.813289）
R-squared=0.874158 F=194.501
DW=0.659953
该方程满足统计意义检验的所有要求，暂将其作为模型，进行下面的检验。
六、计量经济学检验
（一）异方差检验
异方差检验指的是检验随机误差项是否与解释变量之间出现相关关系，通过使用怀特检验，检验方程是否存在异方差。若存在，进一步采用加权最小二乘法消除异方差。 1. 观察对外承包工程合同数（LNHT）和对外承包工程合同金额（LNJR）的散点图可以认为对外承包工程合同数（LNHT）和对外承包工程合同金额（LNJR）的模型中存在异方差。
2. 怀特检验：得到R-squared=0.347951，已知n=30，nR2>X2（2）=5.991，所以统计显著，存在异方差。
3.通过加权最小二乘法消除异方差影响。
首先用戈里瑟检验得到随机误差项与解释变量之间的关系：
μ=0.221837LNTH-1.292426
用-1/LNHT作为权数进行加权，再回归，得到下列结果：
消除异方差后的模型为：
LNJE=-6.27986+1.415079LNHT
（0.703941） （0.09281）
R-squared=0.892502 F=232.4709 DW=0.689656
（二）自相关检验
自相关检验是检验随机误差μi与μi-1项之间的序列相关性，若存在自相关，用广义差分法进行差分即可。
1. 采用DW检验法，我们发现DW=0.689656，查临界值表得： DL=1.22；DU=1.42，DW 2. 用广义差分法消除自相关，根据原模型的估计结果，DW=0.689656，求p=1-0.689656/2=0.655172
对原数据进行差分变换：
GDYt=LNJEt-0.655172LNJEt-1
GDXt=LNHTt-0.655172LNHTt-1，（t=2，3，…，30）
为样本再次回归，结果如下：
LNJE=-6.27986+1.415079LNHT
（0.703941） （0.09281）
R-squared=0.892502 F=232.4709 DW=0.689656
再选择用拉格朗日乘数法对模型进行检验：Obs*R-squared=1.440484，LM 检验结果表明不存在自相关，所以消除掉了随机误差项的自相关。
（三）模型的多重共线性问题
在统计意义检验时，由于对外劳务合作年末在外人数（LNRS）的T检验不通过，我剔除了该变量，模型由多元线性回归变成一元线性回归，不存在多重共线性。但是从严谨的角度，我想将对外劳务合作年末在外人数（LNRS）与对外承包工程合同数（LNHT）进行回归，与之前回归结果联立方程。
选择Eviews8.0进行最小二乘回归估计，T检验与F检验均通过，拟合程度较好，对外劳务合作年末在外人数（LNRS）与对外承包工程合同数（LNHT）存在线性回归关系。
LNHT=0.876051LNRS-2.816374
（0.069346） （0.844204）
R-squared=0.85074 F=159.5927 DW=0.669101
LNJE=-6.27986+1.415079LNHT
（0.703941） （0.09281）
R-squared=0.892502 F=232.4709 DW=0.689656
七、平稳时间序列模型的建立
选择对外承包工程合同数（LNHT）进行平稳性测度，对LNHT的时间序列图观测，发现其托尾严重，进行一次差分，可以得出其自回归移动平均过程ARMA（2，2），进行回归，发现MA（1）结果不显著，所以剔除MA（1），重新回归。
这时AR（1），AR（2），MA（1）均显著，可以写出模型的初步估计方程：
d（LNHT）=0.132108LNHTt-1+0.84883LNHTt-2μt-2.866563μt-2
接下来进行白噪声检验：从k=3后，所有的p值均大于0.05，说明残差项（不存在自相关）是白噪声序列。接受假设，残差是白噪声。
最后的模型为：
d（LNHT）=0.132108LNHTt-1+0.84883
LNHTt-2μt-2.866563μt-2
八、经济论述
抓紧实施“走出去”的开放战略，又是我国应对经济全球化挑战的必然选择。在当今世界，随着经济全球化进程的加快，一个世界性的社会化大生产网络正在形成，跨国公司在世界经济活动中的作用日益增强。一个国家的经济实力和国际竞争力，越来越集中体现在跨国公司的实力和竞争力上。但是，我国的对外投资状况与跨国公司和跨国投资的迅猛发展趋势相比是很不相称的。我国现在的海外公司寥若晨星，对外投资与引进国外投资的数量和规模相比也很不相称。当然，对外投资的这种状况是和我国的总体经济发展水平密切相关的。但也必须看到，发展对外投资是我国对外开放和经济发展必须迈出的一步，实施“走出去”的开放战略是提高我国国际竞争力的必由之路。只有“走出去”，才能积极参与国际竞争，进而成为国际经济舞台上一个有分量的大国。 抓紧实施“走出去”的开放战略，也是我国实现跨世纪改革和发展目标的必由之路。从发展的角度看，我国虽说地大物博，但人口众多，人均资源很有限。我们必须积极开拓国际市场和利用国际资源，增强我国经济发展的后劲。我们不但要通过进出口贸易来利用国际市场和国际资源，更要通过在国外投资和组织生产来利用国际市场和国际资源。只有积极地“走出去”，才能弥补国内资源和市场的不足，这对于我国实现现代化的第三步战略目标关系重大。从改革的角度看，我国经济体制改革的目标是建立社会主义市场经济体制。我们不仅要学会在国内通过市场机制实现资源的优化配置，而且要学会在国际上通过市场机制实现资源的优化配置。因此，能不能有计划、有步骤地“走出去”，在国际市场的竞争中赢得优势，不仅是关系我国发展全局的重大战略之举，而且也是关系我国改革全局的重大战略之举。
通过实验发現了对外承包工程合同数（LNHT）增加1%，对外承包工程合同金额（LNJR）增加1.275599%，对外劳务合作年末在外人数（LNRS）增加1%，对外承包工程合同金额（LNJR）增加0.169698%，这是十分重要的，要不断提高对外贸易合同签订的数量，并且加大对外贸易务工人员的派送，从而提高我国企业走出去向更高层次发展，提高我国的经济贸易水平，促进国家社会主义现代化建设不断发展！
（作者单位：中国矿业大学管理学院）
在世纪交替的重要时刻，中央提出要抓紧实施“走出去”的开放战略，把“引进来”与“走出去”紧密地结合起来。这是中央面对国内外经济发展的新形势，在总结改革开放二十多年经验的基础上做出的进一步扩大对外开放、提高对外开放水平的战略决策。抓紧实施“走出去”的开放战略，是我国进一步提高对外开放水平的内在要求。“引进来”开放战略的实施，极大地促进了我国产业结构的升级和经济发展，也为我国进一步提高对外开放水平奠定了基础。但必须看到，对外开放从来都是双向的，有“引进来”就有“走出去”。“引进来”和“走出去”是对外开放政策相辅相成的两个方面，二者缺一不可。我国在“引进来”取得一定成效和达到一定水平的条件下，必须适时地“走出去”。当然，我们所说的“走出去”，不仅包括用深度加工和高附加值的产品替代初级产品的出口，而且包括技术的输出和资本的输出。只有当我们的产品输出、技术输出、资本输出和人才输出在国际市场上占有相应的份额时，才表明我们的对外开放取得了真正的成功。
二、数据的收集处理与理论模型的设定
通过在中国统计局网站搜集数据。
（一）数据收集
将数据导入EViews8.0，对对外承包工程合同数（HT）、对外劳务合作年末在外人数（RS）、对外承包工程合同金额（JR）取对数，分别生成对外承包工程合同数（LNHT），对外劳务合作年末在外人数（LNRS）、对外承包工程合同金额（LNJR）序列。
（二）理论模型设定
假定三者服从二元回归模型，且建立理论模型如下所示：
LNJR=α+β1LNHT+β2LNRS+μ
其中LNHT表示对外承包工程合同数，LNRS表示对外劳务合作年末在外人数、LNJR表示对外承包工程合同金额，β1β2分别表示对外承包工程合同数和对外劳务合作年末在外人数对对外承包工程合同金额的弹性系数。μ表示随机误差项。
三、参数估计
将数据导入EViews8.0，采用最小二乘法进行参数估计，得出参数估计结果：
LNJE=-7.204727+1.275599LNHT+0.169698LNRS
（1.426117） （0.270056）
（0.256499）
R-squared=0.8765 F=95.51638
DW=0.545456
四、经济意义检验
1.α=-7.204727表示当对外承包工程合同数（LNHT）和对外劳务合作年末在外人数（LNRS）保持不变时，对外承包工程合同金额（LNJR）为-7.204727，现实生活中，我们走出去战略如果未能签署合同和派出劳务人员，则仅仅是“走进来”，接受别国的贸易合同和劳务派遣，所以为负数，符合经济常理。
2.β1=1.275599，表示对外承包工程合同数（LNHT）增加1%，对外承包工程合同金额（LNJR）增加1.275599%，符合经济常理。
3.β2=0.169698，表示对外劳务合作年末在外人数（LNRS）增加1%，对外承包工程合同金额（LNJR）增加0.169698%，符合经济常理。
五、统计意义检验
（一）拟合优度检验
拟合优度表示模型对观测值的拟合程度，拟合优度越高，模型对参数值的反映越好，由参数估计可得，R2=0.8765>0.8，可以认为模型的拟合程度较高。即，对外承包工程合同数（LNHT）和对外劳务合作年末在外人数（LNRS）可以解释对外承包工程合同金额（LNJR）87.65%的变化。
调整后的判定系数：我们使用调整后的判定系数以消除解释变量数量对拟合优度的影响，Adjusted R-squared=0.866992，表明模型拟合较高。
（二）模型的显著性检验
已知模型总离差平方和（TSS）的自由度为29，回归平方和（RSS）的自由度为2，残差平方和（ESS）的自由度为27。
提出假设：H0：βi=0，H1：βi≠0
在H0成立的情况下，提出检验统计量：F=（ESS/K）/（RSS/（N-K-1））=95.51638
因为F检验的p值=0.0000，因此我们拒绝原假设，我们认为β1β2显著的不为0，即模型的F检验为有效。
（三）參数的显著性检验
提出假设：H0：βi=0，H1：βi≠0
在H0成立的情况下，提出检验统计量：Ti=（i-βi）/S（i）
在α=0.05的情况下，β1的T检验的P值=0.0001，通过了T检验
在α=0.05的情况下，β2的T检验的P值=0.5138，没有通过T检验
在α=0.05的情况下，C的T检验的P值=0.0000，通过了T检验
根据分析，当拟合优度很高，F检验通过的情况下，若某参数的T检验结果为不显著，则我们可以认为模型出现了多重共线性，则，选择剔除该变量对外劳务合作年末在外人数（LNRS），重新对模型进行回归，结果如下：
LNJE=-6.43352+1.440394LNHT
（0.103281） （0.813289）
R-squared=0.874158 F=194.501
DW=0.659953
该方程满足统计意义检验的所有要求，暂将其作为模型，进行下面的检验。
六、计量经济学检验
（一）异方差检验
异方差检验指的是检验随机误差项是否与解释变量之间出现相关关系，通过使用怀特检验，检验方程是否存在异方差。若存在，进一步采用加权最小二乘法消除异方差。 1. 观察对外承包工程合同数（LNHT）和对外承包工程合同金额（LNJR）的散点图可以认为对外承包工程合同数（LNHT）和对外承包工程合同金额（LNJR）的模型中存在异方差。
2. 怀特检验：得到R-squared=0.347951，已知n=30，nR2>X2（2）=5.991，所以统计显著，存在异方差。
3.通过加权最小二乘法消除异方差影响。
首先用戈里瑟检验得到随机误差项与解释变量之间的关系：
μ=0.221837LNTH-1.292426
用-1/LNHT作为权数进行加权，再回归，得到下列结果：
消除异方差后的模型为：
LNJE=-6.27986+1.415079LNHT
（0.703941） （0.09281）
R-squared=0.892502 F=232.4709 DW=0.689656
（二）自相关检验
自相关检验是检验随机误差μi与μi-1项之间的序列相关性，若存在自相关，用广义差分法进行差分即可。
1. 采用DW检验法，我们发现DW=0.689656，查临界值表得： DL=1.22；DU=1.42，DW
对原数据进行差分变换：
GDYt=LNJEt-0.655172LNJEt-1
GDXt=LNHTt-0.655172LNHTt-1，（t=2，3，…，30）
为样本再次回归，结果如下：
LNJE=-6.27986+1.415079LNHT
（0.703941） （0.09281）
R-squared=0.892502 F=232.4709 DW=0.689656
再选择用拉格朗日乘数法对模型进行检验：Obs*R-squared=1.440484，LM 检验结果表明不存在自相关，所以消除掉了随机误差项的自相关。
（三）模型的多重共线性问题
在统计意义检验时，由于对外劳务合作年末在外人数（LNRS）的T检验不通过，我剔除了该变量，模型由多元线性回归变成一元线性回归，不存在多重共线性。但是从严谨的角度，我想将对外劳务合作年末在外人数（LNRS）与对外承包工程合同数（LNHT）进行回归，与之前回归结果联立方程。
选择Eviews8.0进行最小二乘回归估计，T检验与F检验均通过，拟合程度较好，对外劳务合作年末在外人数（LNRS）与对外承包工程合同数（LNHT）存在线性回归关系。
LNHT=0.876051LNRS-2.816374
（0.069346） （0.844204）
R-squared=0.85074 F=159.5927 DW=0.669101
LNJE=-6.27986+1.415079LNHT
（0.703941） （0.09281）
R-squared=0.892502 F=232.4709 DW=0.689656
七、平稳时间序列模型的建立
选择对外承包工程合同数（LNHT）进行平稳性测度，对LNHT的时间序列图观测，发现其托尾严重，进行一次差分，可以得出其自回归移动平均过程ARMA（2，2），进行回归，发现MA（1）结果不显著，所以剔除MA（1），重新回归。
这时AR（1），AR（2），MA（1）均显著，可以写出模型的初步估计方程：
d（LNHT）=0.132108LNHTt-1+0.84883LNHTt-2μt-2.866563μt-2
接下来进行白噪声检验：从k=3后，所有的p值均大于0.05，说明残差项（不存在自相关）是白噪声序列。接受假设，残差是白噪声。
最后的模型为：
d（LNHT）=0.132108LNHTt-1+0.84883
LNHTt-2μt-2.866563μt-2
八、经济论述
抓紧实施“走出去”的开放战略，又是我国应对经济全球化挑战的必然选择。在当今世界，随着经济全球化进程的加快，一个世界性的社会化大生产网络正在形成，跨国公司在世界经济活动中的作用日益增强。一个国家的经济实力和国际竞争力，越来越集中体现在跨国公司的实力和竞争力上。但是，我国的对外投资状况与跨国公司和跨国投资的迅猛发展趋势相比是很不相称的。我国现在的海外公司寥若晨星，对外投资与引进国外投资的数量和规模相比也很不相称。当然，对外投资的这种状况是和我国的总体经济发展水平密切相关的。但也必须看到，发展对外投资是我国对外开放和经济发展必须迈出的一步，实施“走出去”的开放战略是提高我国国际竞争力的必由之路。只有“走出去”，才能积极参与国际竞争，进而成为国际经济舞台上一个有分量的大国。 抓紧实施“走出去”的开放战略，也是我国实现跨世纪改革和发展目标的必由之路。从发展的角度看，我国虽说地大物博，但人口众多，人均资源很有限。我们必须积极开拓国际市场和利用国际资源，增强我国经济发展的后劲。我们不但要通过进出口贸易来利用国际市场和国际资源，更要通过在国外投资和组织生产来利用国际市场和国际资源。只有积极地“走出去”，才能弥补国内资源和市场的不足，这对于我国实现现代化的第三步战略目标关系重大。从改革的角度看，我国经济体制改革的目标是建立社会主义市场经济体制。我们不仅要学会在国内通过市场机制实现资源的优化配置，而且要学会在国际上通过市场机制实现资源的优化配置。因此，能不能有计划、有步骤地“走出去”，在国际市场的竞争中赢得优势，不仅是关系我国发展全局的重大战略之举，而且也是关系我国改革全局的重大战略之举。
通过实验发現了对外承包工程合同数（LNHT）增加1%，对外承包工程合同金额（LNJR）增加1.275599%，对外劳务合作年末在外人数（LNRS）增加1%，对外承包工程合同金额（LNJR）增加0.169698%，这是十分重要的，要不断提高对外贸易合同签订的数量，并且加大对外贸易务工人员的派送，从而提高我国企业走出去向更高层次发展，提高我国的经济贸易水平，促进国家社会主义现代化建设不断发展！
（作者单位：中国矿业大学管理学院）