劉長(zhǎng)溥，韓蕾

（遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧沈陽110036）

東北地區(qū)對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證分析

劉長(zhǎng)溥，韓蕾

（遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧沈陽110036）

對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是一個(gè)值得研究的現(xiàn)實(shí)問題。以柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型為基礎(chǔ)，采用貿(mào)易依存度和外資依存度的平均值作為對(duì)外開放度指標(biāo)，選取1990—2014年遼寧、吉林和黑龍江三省的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)東北地區(qū)對(duì)外開放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果顯示二者之間存在正相關(guān)關(guān)系，但是東北地區(qū)對(duì)外開放度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)不高。東北地區(qū)受自身經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)等因素的制約，對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用相對(duì)不足。

東北地區(qū)；對(duì)外開放；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)

隨著經(jīng)濟(jì)全球化和區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的不斷深化，對(duì)外開放對(duì)一國或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響越發(fā)顯著，對(duì)外開放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系也成為了國內(nèi)外學(xué)界研究的熱點(diǎn)。作為國家重要老工業(yè)基地，東北地區(qū)對(duì)外開放是否有助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，以及在多大程度上促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是一個(gè)值得研究的問題。

一、文獻(xiàn)綜述

近年來，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)對(duì)外開放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了大量的研究，歸納起來主要有積極和消極兩種觀點(diǎn)。積極觀點(diǎn)認(rèn)為對(duì)外開放會(huì)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，能夠通過技術(shù)外溢、資本積累、空間集聚等效應(yīng)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。消極觀點(diǎn)認(rèn)為,對(duì)外開放是一把“雙刃劍”,對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在“門檻”效應(yīng)和“擠出”效應(yīng)，發(fā)展中國家不恰當(dāng)?shù)膶?duì)外開放會(huì)對(duì)本國產(chǎn)業(yè)造成沖擊，阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

Edwards選取了93個(gè)國家作為樣本，通過對(duì)外導(dǎo)向型指標(biāo)等9個(gè)開放度指標(biāo)，運(yùn)用30年的數(shù)據(jù)(1960—1990年)對(duì)其TFP（全要素生產(chǎn)率）進(jìn)行了回歸分析，結(jié)果有2/3的指標(biāo)與預(yù)期相符[1]。Sinha選取了日本、韓國、新加坡等十幾個(gè)亞洲國家,實(shí)證分析了人口增長(zhǎng)、投資增長(zhǎng)、對(duì)外開放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系,結(jié)果表明只有人口增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系不明顯，其他兩項(xiàng)指標(biāo)都與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系[2]。呂瑤和蔣曉梅運(yùn)用2007—2013年的面板數(shù)據(jù)，對(duì)東北三省的對(duì)外開放度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系進(jìn)行了回歸分析，其中對(duì)外開放度的指標(biāo)為貿(mào)易開放度和金融開放度之和。結(jié)果顯示貿(mào)易開放度不僅與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)，并且對(duì)外開放度的變化影響較大[3]。盛斌和毛其淋選取貿(mào)易開放度、投資開放度兩項(xiàng)指標(biāo)衡量經(jīng)濟(jì)開放度對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響,研究表明二者與經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在正相關(guān)關(guān)系[4]。楊丹萍和張冀實(shí)證分析了浙江省對(duì)外開放度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，得出了同樣的結(jié)論[5]。趙秀恒和劉娜根據(jù)河北省的貿(mào)易開放度、資本開放度和地區(qū)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出的結(jié)論為：經(jīng)濟(jì)開放度的增長(zhǎng)不僅會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)反過來也會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)開放度的增長(zhǎng)[6]。

與之相反,持消極觀點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為二者之間的關(guān)系不顯著。Kunst和Marin的研究結(jié)果表明出口與產(chǎn)出增加之間關(guān)系不明顯[7]。Fabrg利用計(jì)量方法分析了印度利用外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)外商直接投資對(duì)印度的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)并不大[8]。

二、C-D模型構(gòu)建及說明

（一）模型構(gòu)建

本文研究中將經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出方程設(shè)定為Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)：

其中，Y表示產(chǎn)出，A表示技術(shù)進(jìn)步，K表示資本存量，L表示勞動(dòng)力數(shù)量，α、β分別是資本和勞動(dòng)產(chǎn)出彈性系數(shù)，對(duì)于技術(shù)進(jìn)步，本文假設(shè)東北地區(qū)主要是通過對(duì)外開放來獲取先進(jìn)的技術(shù)擴(kuò)散與轉(zhuǎn)移，兩者間的關(guān)系如下：

其中，A0表示封閉狀態(tài)下的技術(shù)水平，且為大于零的常數(shù)；λ表示技術(shù)溢出的效果，為技術(shù)轉(zhuǎn)移系數(shù)，EO為對(duì)外開放度，EO越大則對(duì)外開放程度越高，從而技術(shù)水平的溢出效果就越大。

將公式（2）帶入C-D生產(chǎn)函數(shù)，則模型（1）轉(zhuǎn)化為：

在方程（3）兩邊同時(shí)取自然對(duì)數(shù)，同時(shí)考慮到對(duì)外開放的資本積累效應(yīng)，可以將模型轉(zhuǎn)化為如下形式：

（二）變量說明和數(shù)據(jù)選取

上面（4）式中,變量Y表示產(chǎn)出，這里以東北三省當(dāng)年的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)來衡量，資本要素K用當(dāng)年的東北三省固定資產(chǎn)投資量來衡量，勞動(dòng)要素L用東北三省當(dāng)年末的從業(yè)人口數(shù)來表示，對(duì)外開放度EO用貿(mào)易依存度O1和投資依存度O2的平均值來表示，其中O1=進(jìn)出口總額/GDP，O2=FDI/GDP?？紤]到匯率對(duì)一國經(jīng)濟(jì)的影響，本文使用了當(dāng)年的平均匯率將一般意義上的GDP折算成美元GDP，使公式分子分母單位相同，得到修正后的經(jīng)濟(jì)對(duì)外開放度。本文所有的數(shù)據(jù)均來自1991—2015年東北三省《統(tǒng)計(jì)年鑒》，為了降低計(jì)量分析中異方差的程度，本文對(duì)所有變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理，分別記對(duì)數(shù)化處理后的產(chǎn)出、對(duì)外開放度、資本和勞動(dòng)力變量為L(zhǎng)nGDP、lnEO、LnK和LnL。

三、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)東北三省對(duì)外開放度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整關(guān)系之前，需要對(duì)各時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以檢查各時(shí)間序列的平穩(wěn)性。若序列是非平穩(wěn)的，則可能出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。若時(shí)間序列是平穩(wěn)的，則可進(jìn)一步對(duì)各變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文利用Eviews6.0軟件，采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）方法檢驗(yàn)各序列平穩(wěn)性，結(jié)果如表1所示。

表1　變量單位根檢驗(yàn)

從表1的檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，所有原始序列存在單位根，說明是非平穩(wěn)的，對(duì)原始變量進(jìn)行一階差分后的序列檢驗(yàn)結(jié)果表明，一階差分變量的ADF統(tǒng)計(jì)量實(shí)際概率水平值都小于5%，因此差分序列為平穩(wěn)時(shí)間序列，鑒于所有變量具有同階單位根，因此，可以進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

鑒于EG協(xié)整檢驗(yàn)主要適用于兩變量間的協(xié)整分析，本文為多變量間協(xié)整檢驗(yàn)，因此采用Johanson的協(xié)整檢驗(yàn)方法。

首先，建立包含lnGDP、lnEO、lnK和lnL的四變量無約束VAR模型，表2中的滯后長(zhǎng)度選擇標(biāo)準(zhǔn)中所有的評(píng)價(jià)指標(biāo)都傾向于選擇1階，因此，確定最優(yōu)滯后長(zhǎng)度為1階，建立VAR（1）模型。

模型中四個(gè)方程的擬合優(yōu)度分別為0.999、0.649、0.995和0.986，除了lnEO方程的擬合效果稍差些以外，所有其余變量方程的擬合效果都非常好，另外，模型殘差特征根的倒數(shù)均在單位圓內(nèi)，滿足VAR模型穩(wěn)定性條件。

表2　最優(yōu)滯后長(zhǎng)度選擇標(biāo)準(zhǔn)

其次，進(jìn)一步在VAR模型基礎(chǔ)上進(jìn)行Johanson協(xié)整檢驗(yàn)，表3中跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根統(tǒng)計(jì)量都表明，在1%的顯著性水平下拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，而且接受了至多一個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，說明四個(gè)變量間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。協(xié)整結(jié)果表明東北三省的資本存量、從業(yè)人口和對(duì)外開放度對(duì)產(chǎn)出存在正相關(guān)關(guān)系。

（三）脈沖響應(yīng)分析

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的途徑和效應(yīng)，對(duì)以上的VAR（1）模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。首先，從圖1的廣義脈沖響應(yīng)圖中可以看到，對(duì)外開放沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響始終為正，且在滯后4年達(dá)到正最大值0.040 778，此后逐步穩(wěn)定為正0.04的響應(yīng)值，這是對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)。其次，資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期持續(xù)的正向響應(yīng)，最高響應(yīng)值出現(xiàn)在滯后6年，一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.054 596個(gè)單位的響應(yīng)，說明資本投資增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響較高，但是時(shí)滯較長(zhǎng)。再次，勞動(dòng)力沖擊的影響開始為負(fù)，滯后2年后開始轉(zhuǎn)為正向響應(yīng)，且最大響應(yīng)出現(xiàn)在滯后7年后，響應(yīng)值為0.027 838。這說明東北三省的勞動(dòng)力整體過剩，勞動(dòng)力數(shù)量的增長(zhǎng)短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不利，但是長(zhǎng)期內(nèi)勞動(dòng)力數(shù)量的增長(zhǎng)也伴隨著優(yōu)質(zhì)勞動(dòng)力規(guī)模的擴(kuò)張，因此對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有利。但是從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的響應(yīng)值看，其對(duì)資本沖擊的響應(yīng)值最大，勞動(dòng)力數(shù)量的響應(yīng)值最小，而對(duì)外開放沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在三因素模型中居中。最后，從對(duì)外開放對(duì)資本積累的影響看，對(duì)外開放一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊會(huì)導(dǎo)致資本積累在滯后1期后產(chǎn)生最大響應(yīng)0.077，并在滯后4期后基本穩(wěn)定在0.06的響應(yīng)值水平上，這說明對(duì)外開放的沖擊對(duì)資本積累具有正的效應(yīng)，資本積累的增加間接帶動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。勞動(dòng)力對(duì)對(duì)外開放的最大響應(yīng)值僅為0.0036，因此可以認(rèn)為對(duì)外開放通過勞動(dòng)力資本帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用微乎其微。

表3　Johanson協(xié)整檢驗(yàn)

圖1　經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)影響因素沖擊的脈沖響應(yīng)圖

（四）與全國及其它地區(qū)的比較——基于面板數(shù)據(jù)模型的分析

為了進(jìn)一步對(duì)比東北三省對(duì)外開放在全國以及其他經(jīng)濟(jì)圈對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的程度和方式，本文進(jìn)一步運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型對(duì)東北三省、長(zhǎng)三角和全國修正后的C-D生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行估計(jì)。面板數(shù)據(jù)模型如下：

其中GDP為總產(chǎn)出，A0為封閉經(jīng)濟(jì)下的索洛余值，EO為對(duì)外開放度，K為資本存量，L為勞動(dòng)力數(shù)量，i表示第i（i=1，2，3）個(gè)截面，t表示時(shí)期（1990—2013年）。

由于本文中所使用的面板數(shù)據(jù)為長(zhǎng)面板數(shù)據(jù)，因此為了避免偽回歸，首先對(duì)東北三省、長(zhǎng)三角和全國的lnGDP、lnEO、lnK和lnl進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，（見表4）。

表4　東北三省、長(zhǎng)三角與全國面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表4中結(jié)果可以看到，除了對(duì)外開放度（lnEO），所有原始變量都接受了具有共同單位根的原假設(shè)，而異質(zhì)單位根檢驗(yàn)的三個(gè)統(tǒng)計(jì)量顯示，四組變量原始數(shù)據(jù)都表現(xiàn)為具有異質(zhì)單位根（lnEO的IPS W統(tǒng)計(jì)量例外），同時(shí)絕大多數(shù)的一階差分變量為平穩(wěn)變量，因此可以進(jìn)行面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)。進(jìn)一步，基于Johansen Fisher的面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，跡統(tǒng)計(jì)量和最大根統(tǒng)計(jì)量都支持四個(gè)變量間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系（見表5）。因此，可以建立面板數(shù)據(jù)模型。

表5　面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

鑒于東北三省、長(zhǎng)三角與全國在經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模和特性上的差別，本文選擇了面板數(shù)據(jù)變系數(shù)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，從表5的估計(jì)結(jié)果看，所有變量的系數(shù)均十分顯著，因此應(yīng)該使用變系數(shù)模型。同時(shí)，由于長(zhǎng)面板數(shù)據(jù)，因此在變系數(shù)模型中考慮時(shí)間效應(yīng)，通過Hausman檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)，選擇時(shí)期固定效應(yīng)變系數(shù)模型。模型估計(jì)結(jié)果表明，對(duì)外開放度對(duì)所有三個(gè)區(qū)域影響都顯著，長(zhǎng)三角的對(duì)外開放經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)彈性系數(shù)為0.242，明顯高于全國平均水平0.191，而東北三省的對(duì)外開放彈性系數(shù)最低，僅為0.115，這說明東北三省在充分利用對(duì)外開放提高生產(chǎn)要素的產(chǎn)出效率上還有很長(zhǎng)的路需要走。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)其他影響因素上，資本產(chǎn)出彈性系數(shù)也呈現(xiàn)了與對(duì)外開放度彈性系數(shù)大小相同的排序結(jié)果，長(zhǎng)三角的資本產(chǎn)出彈性略高于全國平均水平，而東北三省的資本產(chǎn)出彈性依然低于全國平均水平，僅為10.56%，在勞動(dòng)產(chǎn)出彈性上，東三省的勞動(dòng)產(chǎn)出彈性僅為26.37%，比全國平均勞動(dòng)產(chǎn)出彈性低近10個(gè)百分點(diǎn)。

表6　東北三省、長(zhǎng)三角與全國面板數(shù)據(jù)模型PCSE參數(shù)估計(jì)結(jié)果

四、結(jié)論和建議

通過上述實(shí)證分析可知，東北地區(qū)的對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了正向的促進(jìn)作用，但是與長(zhǎng)三角等發(fā)達(dá)地區(qū)相比，東北地區(qū)對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用較小。

以上結(jié)論的主要原因有兩方面：一是東北地區(qū)對(duì)外開放的規(guī)模和程度有限，限制了其“溢出”效應(yīng)的發(fā)揮；二是東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不高，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性問題突出，放大了對(duì)外開放的“門檻”效應(yīng)。鑒于此，筆者認(rèn)為東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，不僅需要對(duì)外擴(kuò)大開放，更需對(duì)內(nèi)加強(qiáng)改革，解決自身的結(jié)構(gòu)性問題是提高對(duì)外開放經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的重要前提。具體有，加快東北老工業(yè)基地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，推進(jìn)國有企業(yè)改革，提高市場(chǎng)化程度，建立自主創(chuàng)新和人才引進(jìn)機(jī)制等。

[1]Edwards S.Openness.Productivity and Growth:What Do We Really Know?[J].Economic Journal,1998,108（447）：383-398.

[2]SinhaD,SinhaT.Openness,Investment and Economic Growth in Asia[J].Indian Economic Journal,2002,49（4）：90-95.

[3]呂瑤,蔣曉梅.東北三省對(duì)外開放度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響分析[J].沈陽大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版,2015（4）：488-451.

[4]盛斌,毛其淋.貿(mào)易開放、國內(nèi)市場(chǎng)一體化與中國省際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng):1985—2008年[J].世界經(jīng)濟(jì),2011（11）：44-66.

[5]楊丹萍,張冀.經(jīng)濟(jì)開放度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響分析:基于浙江省1992—2009年數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J].國際貿(mào)易問題,2011（6）：101-110.

[6]趙秀恒,劉娜.河北經(jīng)濟(jì)開放度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)與管理,2012（1）：98-101.

[7]Kunst,Marin.On exports and productivity:A Causal analysis[J].The ReView of Economies and Statisties, 1989,71（4）：699-703.

[8]Fabrg.The Macroeconomic Effects of Direct Foreign Investment:The Case of Thailand[J].World Development,2007,23（2）：193-210.

An Empirical Analysis on the Impact of Opening to the Outside World on Economic Growth in Northeast China

Liu Changpu,Han Lei
（College of Economics,Liaoning University,Shenyang Liaoning110036）

The influence of opening to the outside world on economic growth is a realistic problem worthy of study. On the basis of the cobb-Douglas production function model,this study applies the average of Trade Dependency and FDI Dependency as the index of openness.It selects related data in three provinces of Liaoning,Jilin and Heilongjiang from1991 to2014,and makes empirical analysis of the relationship between opening to the outside world and economic growth in northeast China.The result shows that there is a positive correlation relationship between them,but the elasticity coefficient of opening to the outside world on economic growth in northeast China is not high.It declares that because of the restricting factors，the opening to the outside in northeast China needs improving.

Northeast China;opening to the outside world;economic growth;Cobb-Douglas production function

F127

A

1674-5450（2016）03-0118-04

2015－12－08

2013年遼寧大學(xué)青年科研基金項(xiàng)目（2013LDQN07）

劉長(zhǎng)溥，男，遼寧大連人，遼寧大學(xué)講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士研究生，主要從事區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作研究；韓蕾，女，遼寧大連人，遼寧大學(xué)講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，主要從事區(qū)域經(jīng)濟(jì)政策研究。

【責(zé)任編輯：李菁責(zé)任校對(duì)：詹麗】