張塬　李振宇

一、引言

在世紀交替的重要時刻，中央提出要抓緊實施“走出去”的開放戰(zhàn)略，把“引進來”與“走出去”緊密地結(jié)合起來。這是中央面對國內(nèi)外經(jīng)濟發(fā)展的新形勢，在總結(jié)改革開放二十多年經(jīng)驗的基礎(chǔ)上做出的進一步擴大對外開放、提高對外開放水平的戰(zhàn)略決策。抓緊實施“走出去”的開放戰(zhàn)略，是我國進一步提高對外開放水平的內(nèi)在要求。“引進來”開放戰(zhàn)略的實施，極大地促進了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級和經(jīng)濟發(fā)展，也為我國進一步提高對外開放水平奠定了基礎(chǔ)。但必須看到，對外開放從來都是雙向的，有“引進來”就有“走出去”。“引進來”和“走出去”是對外開放政策相輔相成的兩個方面，二者缺一不可。我國在“引進來”取得一定成效和達到一定水平的條件下，必須適時地“走出去”。當然，我們所說的“走出去”，不僅包括用深度加工和高附加值的產(chǎn)品替代初級產(chǎn)品的出口，而且包括技術(shù)的輸出和資本的輸出。只有當我們的產(chǎn)品輸出、技術(shù)輸出、資本輸出和人才輸出在國際市場上占有相應(yīng)的份額時，才表明我們的對外開放取得了真正的成功。

二、數(shù)據(jù)的收集處理與理論模型的設(shè)定

通過在中國統(tǒng)計局網(wǎng)站搜集數(shù)據(jù)。

（一）數(shù)據(jù)收集

將數(shù)據(jù)導(dǎo)入EViews8.0，對對外承包工程合同數(shù)（HT）、對外勞務(wù)合作年末在外人數(shù)（RS）、對外承包工程合同金額（JR）取對數(shù)，分別生成對外承包工程合同數(shù)（LNHT），對外勞務(wù)合作年末在外人數(shù)（LNRS）、對外承包工程合同金額（LNJR）序列。

（二）理論模型設(shè)定

假定三者服從二元回歸模型，且建立理論模型如下所示：

LNJR=α+β1LNHT+β2LNRS+μ

其中LNHT表示對外承包工程合同數(shù)，LNRS表示對外勞務(wù)合作年末在外人數(shù)、LNJR表示對外承包工程合同金額，β1β2分別表示對外承包工程合同數(shù)和對外勞務(wù)合作年末在外人數(shù)對對外承包工程合同金額的彈性系數(shù)。μ表示隨機誤差項。

三、參數(shù)估計

將數(shù)據(jù)導(dǎo)入EViews8.0，采用最小二乘法進行參數(shù)估計，得出參數(shù)估計結(jié)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、經(jīng)濟意義檢驗

1.α=-7.204727表示當對外承包工程合同數(shù)（LNHT）和對外勞務(wù)合作年末在外人數(shù)（LNRS）保持不變時，對外承包工程合同金額（LNJR）為-7.204727，現(xiàn)實生活中，我們走出去戰(zhàn)略如果未能簽署合同和派出勞務(wù)人員，則僅僅是“走進來”，接受別國的貿(mào)易合同和勞務(wù)派遣，所以為負數(shù)，符合經(jīng)濟常理。

2.β1=1.275599，表示對外承包工程合同數(shù)（LNHT）增加1%，對外承包工程合同金額（LNJR）增加1.275599%，符合經(jīng)濟常理。

3.β2=0.169698，表示對外勞務(wù)合作年末在外人數(shù)（LNRS）增加1%，對外承包工程合同金額（LNJR）增加0.169698%，符合經(jīng)濟常理。

五、統(tǒng)計意義檢驗

（一）擬合優(yōu)度檢驗

擬合優(yōu)度表示模型對觀測值的擬合程度，擬合優(yōu)度越高，模型對參數(shù)值的反映越好，由參數(shù)估計可得，R2=0.8765>0.8，可以認為模型的擬合程度較高。即，對外承包工程合同數(shù)（LNHT）和對外勞務(wù)合作年末在外人數(shù)（LNRS）可以解釋對外承包工程合同金額（LNJR）87.65%的變化。

調(diào)整后的判定系數(shù)：我們使用調(diào)整后的判定系數(shù)以消除解釋變量數(shù)量對擬合優(yōu)度的影響，Adjusted R-squared=0.866992，表明模型擬合較高。

（二）模型的顯著性檢驗

已知模型總離差平方和（TSS）的自由度為29，回歸平方和（RSS）的自由度為2，殘差平方和（ESS）的自由度為27。

提出假設(shè)：H0：βi=0，H1：βi≠0

在H0成立的情況下，提出檢驗統(tǒng)計量：F=（ESS/K）/（RSS/（N-K-1））=95.51638

因為F檢驗的p值=0.0000，因此我們拒絕原假設(shè)，我們認為β1β2顯著的不為0，即模型的F檢驗為有效。

（三）參數(shù)的顯著性檢驗

提出假設(shè)：H0：βi=0，H1：βi≠0

在H0成立的情況下，提出檢驗統(tǒng)計量：Ti=（i-βi）/S（i）

在α=0.05的情況下，β1的T檢驗的P值=0.0001，通過了T檢驗

在α=0.05的情況下，β2的T檢驗的P值=0.5138，沒有通過T檢驗

在α=0.05的情況下，C的T檢驗的P值=0.0000，通過了T檢驗

根據(jù)分析，當擬合優(yōu)度很高，F(xiàn)檢驗通過的情況下，若某參數(shù)的T檢驗結(jié)果為不顯著，則我們可以認為模型出現(xiàn)了多重共線性，則，選擇剔除該變量對外勞務(wù)合作年末在外人數(shù)（LNRS），重新對模型進行回歸，結(jié)果如下：

LNJE=-6.43352+1.440394LNHT

（0.103281） （0.813289）

R-squared=0.874158 F=194.501

DW=0.659953

該方程滿足統(tǒng)計意義檢驗的所有要求，暫將其作為模型，進行下面的檢驗。

六、計量經(jīng)濟學檢驗

（一）異方差檢驗

異方差檢驗指的是檢驗隨機誤差項是否與解釋變量之間出現(xiàn)相關(guān)關(guān)系，通過使用懷特檢驗，檢驗方程是否存在異方差。若存在，進一步采用加權(quán)最小二乘法消除異方差。

1. 觀察對外承包工程合同數(shù)（LNHT）和對外承包工程合同金額（LNJR）的散點圖可以認為對外承包工程合同數(shù)（LNHT）和對外承包工程合同金額（LNJR）的模型中存在異方差。

2. 懷特檢驗：得到R-squared=0.347951，已知n=30，nR2>X2（2）=5.991，所以統(tǒng)計顯著，存在異方差。

3.通過加權(quán)最小二乘法消除異方差影響。

首先用戈里瑟檢驗得到隨機誤差項與解釋變量之間的關(guān)系：

μ=0.221837LNTH-1.292426

用-1/LNHT作為權(quán)數(shù)進行加權(quán)，再回歸，得到下列結(jié)果：

消除異方差后的模型為：

LNJE=-6.27986+1.415079LNHT

（0.703941） （0.09281）

R-squared=0.892502 F=232.4709 DW=0.689656

（二）自相關(guān)檢驗

自相關(guān)檢驗是檢驗隨機誤差μi與μi-1項之間的序列相關(guān)性，若存在自相關(guān)，用廣義差分法進行差分即可。

1. 采用DW檢驗法，我們發(fā)現(xiàn)DW=0.689656，查臨界值表得： DL=1.22；DU=1.42，DW

2. 用廣義差分法消除自相關(guān)，根據(jù)原模型的估計結(jié)果，DW=0.689656，求p=1-0.689656/2=0.655172

對原數(shù)據(jù)進行差分變換：

GDYt=LNJEt-0.655172LNJEt-1

GDXt=LNHTt-0.655172LNHTt-1，（t=2，3，…，30）

為樣本再次回歸，結(jié)果如下：

LNJE=-6.27986+1.415079LNHT

（0.703941） （0.09281）

R-squared=0.892502 F=232.4709 DW=0.689656

再選擇用拉格朗日乘數(shù)法對模型進行檢驗：Obs*R-squared=1.440484，LM 檢驗結(jié)果表明不存在自相關(guān)，所以消除掉了隨機誤差項的自相關(guān)。

（三）模型的多重共線性問題

在統(tǒng)計意義檢驗時，由于對外勞務(wù)合作年末在外人數(shù)（LNRS）的T檢驗不通過，我剔除了該變量，模型由多元線性回歸變成一元線性回歸，不存在多重共線性。但是從嚴謹?shù)慕嵌龋蚁雽ν鈩趧?wù)合作年末在外人數(shù)（LNRS）與對外承包工程合同數(shù)（LNHT）進行回歸，與之前回歸結(jié)果聯(lián)立方程。

選擇Eviews8.0進行最小二乘回歸估計，T檢驗與F檢驗均通過，擬合程度較好，對外勞務(wù)合作年末在外人數(shù)（LNRS）與對外承包工程合同數(shù)（LNHT）存在線性回歸關(guān)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、平穩(wěn)時間序列模型的建立

選擇對外承包工程合同數(shù)（LNHT）進行平穩(wěn)性測度，對LNHT的時間序列圖觀測，發(fā)現(xiàn)其托尾嚴重，進行一次差分，可以得出其自回歸移動平均過程ARMA（2，2），進行回歸，發(fā)現(xiàn)MA（1）結(jié)果不顯著，所以剔除MA（1），重新回歸。

這時AR（1），AR（2），MA（1）均顯著，可以寫出模型的初步估計方程：

d（LNHT）=0.132108LNHTt-1+0.84883LNHTt-2μt-2.866563μt-2

接下來進行白噪聲檢驗：從k=3后，所有的p值均大于0.05，說明殘差項（不存在自相關(guān)）是白噪聲序列。接受假設(shè)，殘差是白噪聲。

最后的模型為：

d（LNHT）=0.132108LNHTt-1+0.84883

LNHTt-2μt-2.866563μt-2

八、經(jīng)濟論述

抓緊實施“走出去”的開放戰(zhàn)略，又是我國應(yīng)對經(jīng)濟全球化挑戰(zhàn)的必然選擇。在當今世界，隨著經(jīng)濟全球化進程的加快，一個世界性的社會化大生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)正在形成，跨國公司在世界經(jīng)濟活動中的作用日益增強。一個國家的經(jīng)濟實力和國際競爭力，越來越集中體現(xiàn)在跨國公司的實力和競爭力上。但是，我國的對外投資狀況與跨國公司和跨國投資的迅猛發(fā)展趨勢相比是很不相稱的。我國現(xiàn)在的海外公司寥若晨星，對外投資與引進國外投資的數(shù)量和規(guī)模相比也很不相稱。當然，對外投資的這種狀況是和我國的總體經(jīng)濟發(fā)展水平密切相關(guān)的。但也必須看到，發(fā)展對外投資是我國對外開放和經(jīng)濟發(fā)展必須邁出的一步，實施“走出去”的開放戰(zhàn)略是提高我國國際競爭力的必由之路。只有“走出去”，才能積極參與國際競爭，進而成為國際經(jīng)濟舞臺上一個有分量的大國。 抓緊實施“走出去”的開放戰(zhàn)略，也是我國實現(xiàn)跨世紀改革和發(fā)展目標的必由之路。從發(fā)展的角度看，我國雖說地大物博，但人口眾多，人均資源很有限。我們必須積極開拓國際市場和利用國際資源，增強我國經(jīng)濟發(fā)展的后勁。我們不但要通過進出口貿(mào)易來利用國際市場和國際資源，更要通過在國外投資和組織生產(chǎn)來利用國際市場和國際資源。只有積極地“走出去”，才能彌補國內(nèi)資源和市場的不足，這對于我國實現(xiàn)現(xiàn)代化的第三步戰(zhàn)略目標關(guān)系重大。從改革的角度看，我國經(jīng)濟體制改革的目標是建立社會主義市場經(jīng)濟體制。我們不僅要學會在國內(nèi)通過市場機制實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置，而且要學會在國際上通過市場機制實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置。因此，能不能有計劃、有步驟地“走出去”，在國際市場的競爭中贏得優(yōu)勢，不僅是關(guān)系我國發(fā)展全局的重大戰(zhàn)略之舉，而且也是關(guān)系我國改革全局的重大戰(zhàn)略之舉。

通過實驗發(fā)現(xiàn)了對外承包工程合同數(shù)（LNHT）增加1%，對外承包工程合同金額（LNJR）增加1.275599%，對外勞務(wù)合作年末在外人數(shù)（LNRS）增加1%，對外承包工程合同金額（LNJR）增加0.169698%，這是十分重要的，要不斷提高對外貿(mào)易合同簽訂的數(shù)量，并且加大對外貿(mào)易務(wù)工人員的派送，從而提高我國企業(yè)走出去向更高層次發(fā)展，提高我國的經(jīng)濟貿(mào)易水平，促進國家社會主義現(xiàn)代化建設(shè)不斷發(fā)展！

（作者單位：中國礦業(yè)大學管理學院）