對(duì)外開放對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響理論與實(shí)證

■ 徐曉亮（鹽城師范學(xué)院商學(xué)院 江蘇鹽城 224051）

中國(guó)改革開放三十多年以來，一直保持較高的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。有的學(xué)者認(rèn)為改革開放取得的成就主要是因?yàn)楦母铮械膶W(xué)者則認(rèn)為主要是因?yàn)閷?duì)外開放。關(guān)于改革的研究已經(jīng)有很多，而關(guān)于對(duì)外開放的研究則比較少。目前學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在重要影響，但在兩者之間的關(guān)系方面仍然存在較大爭(zhēng)議：首先，按照自由學(xué)派的觀點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)開放會(huì)帶來更快的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。早在亞當(dāng)·斯密年代，就有經(jīng)濟(jì)學(xué)家指出，自由貿(mào)易能夠使貿(mào)易雙方得利。迪克西特和諾曼（Dixit and Norman）證明了自由貿(mào)易條件下的一般均衡至少不劣于自給自足狀態(tài)下的一般均衡。但是，另外一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家卻認(rèn)為保護(hù)主義的政策更有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，特別是發(fā)達(dá)國(guó)家在最近幾年的貿(mào)易保護(hù)主義抬頭，更加證實(shí)以上觀點(diǎn)。即使現(xiàn)在許多實(shí)證研究已經(jīng)證實(shí)了對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正面影響，但以上爭(zhēng)論依然存在。

文獻(xiàn)綜述

對(duì)外開放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)二者究竟是什么關(guān)系？國(guó)內(nèi)外學(xué)者給出了不同答案：不同國(guó)家數(shù)據(jù)、不同年份數(shù)據(jù)、不同計(jì)量模型給出的最終的結(jié)果可能都不一樣。但不管采用什么途徑，研究?jī)烧哧P(guān)系都需要采用兩種方法，一種方法是以某個(gè)變量來表示開放水平，進(jìn)而建立變量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系；另一種方法是以開放度來衡量開放程度，進(jìn)而建立開放度和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

國(guó)外學(xué)者通常認(rèn)為對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響主要是通過對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)生，克魯格曼認(rèn)為自由化的貿(mào)易方式對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極影響。這種積極影響主要是通過出口產(chǎn)生的間接影響，即經(jīng)濟(jì)體制越自由化，出口增長(zhǎng)就越快，進(jìn)而使國(guó)民生產(chǎn)總值更快速增長(zhǎng)。BALASSA 用斯皮爾曼等級(jí)相關(guān)系數(shù)對(duì)十一個(gè)國(guó)家的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)出口增加和產(chǎn)出增長(zhǎng)正相關(guān)，從而得出結(jié)論：鼓勵(lì)出口政策的實(shí)施，使得出口擴(kuò)張帶動(dòng)了國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)。同時(shí)，也有學(xué)者采用貿(mào)易開放度來更好的反映開放程度，EDWARDS采用勒納貿(mào)易開放度的度量方法，得出貿(mào)易開放度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著影響的結(jié)論。

國(guó)內(nèi)學(xué)者通常使用對(duì)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易指標(biāo)來反映對(duì)外開放程度，并用回歸模型來檢驗(yàn)。李筍雨（2000）的多元回歸結(jié)果表明，以1000×外

國(guó)直接投資/國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值這一指標(biāo)來衡量的對(duì)外開放程度的擴(kuò)大會(huì)對(duì)我國(guó)企業(yè)投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)，但對(duì)經(jīng)濟(jì)總體增長(zhǎng)起積極作用。由此他認(rèn)為外國(guó)直接投資比企業(yè)投資更有效率。同時(shí)，多元回歸結(jié)果也表明，以1000×（出口+進(jìn)口）/國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值這個(gè)指標(biāo)來衡量的對(duì)外開放程度的擴(kuò)大對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不起作用，且實(shí)際出口增長(zhǎng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也不起作用。何正霞（2006）對(duì)中國(guó) 1985- 2004 年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析。結(jié)果表明：現(xiàn)階段國(guó)內(nèi)資本投入仍是促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的首要因素，相比之下， 外貿(mào)和外資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用不大。為了更好地反映對(duì)外開放程度，有學(xué)者采用對(duì)外貿(mào)易依存度、對(duì)外貿(mào)易開放度等指標(biāo)。包群等（2003）選取貿(mào)易依存度、實(shí)際關(guān)稅率、黑市交易費(fèi)用、道格拉斯指數(shù)和修正的貿(mào)易依存度這五個(gè)指標(biāo)具體計(jì)算了改革開放以來貿(mào)易開放度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。結(jié)果表明，采用不同的度量方法或不同的貿(mào)易開放度指標(biāo)會(huì)得出不同的結(jié)論，五種度量指標(biāo)中，只有外貿(mào)依存度較好地反映了中國(guó)經(jīng)濟(jì)開放程度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。蘭宜生（2002）用各地1985-1998年的對(duì)外開放度與我國(guó)GDP進(jìn)行相關(guān)分析，發(fā)現(xiàn)東部、中部和西部地區(qū)對(duì)外開放度與GDP之間都呈現(xiàn)較強(qiáng)的相關(guān)性?？道^軍等（2007）以八個(gè)分指標(biāo)為基礎(chǔ)從三個(gè)方面構(gòu)造了衡量對(duì)外開放程度的變量——對(duì)外開放度指數(shù)，結(jié)果表明，對(duì)外開放不僅在短期內(nèi)有效地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，長(zhǎng)期內(nèi)也顯著地影響了長(zhǎng)期均衡。張慶君（2008）采用貿(mào)易開放度內(nèi)生化技術(shù)進(jìn)步模型，就貿(mào)易開放度對(duì)投資效率及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明貿(mào)易開放度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間并非簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，貿(mào)易開放度通過提高投資效率促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但是促進(jìn)作用的變動(dòng)趨勢(shì)是倒“U”形的，即隨著貿(mào)易開放度的擴(kuò)大這種促進(jìn)作用先增強(qiáng)后減弱。

表1 規(guī)模報(bào)酬不變檢驗(yàn)結(jié)果

通過上述研究可以發(fā)現(xiàn)，在選取變量過程中，大部分學(xué)者傾向于選擇對(duì)外貿(mào)易來反映一個(gè)國(guó)家的對(duì)外開放程度。但實(shí)際上，除了對(duì)外貿(mào)易，外商直接投資、人才引進(jìn)等變量同樣也可以反映一個(gè)國(guó)家的對(duì)外開放水平。而對(duì)外開放度這個(gè)指標(biāo)最終也是由對(duì)外貿(mào)易和外商直接投資兩個(gè)指標(biāo)演化而來。所以，本文也將從貿(mào)易市場(chǎng)開放和資本市場(chǎng)開放兩個(gè)方面展開對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的研究，并采用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為理論模型，建立相應(yīng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，對(duì)二者關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，期待得出的結(jié)論能夠?yàn)閷?duì)外開放政策提供有益啟示。

理論模型及數(shù)據(jù)來源

（一）理論模型

根據(jù)曼昆（mankiw）等人提出的分析框架，本文使用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)假設(shè)資本和勞動(dòng)力的邊際貢獻(xiàn)。因此，第t期的生產(chǎn)函數(shù)如下：

其中，Y（t） 代表國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，A（t）代表技術(shù)進(jìn)步，K代表資本存量，L代表就業(yè)人口。由于規(guī)模報(bào)酬不變，生產(chǎn)函數(shù)可以用人均資本的形式寫出：

其中，y（t）是人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，k（t）是人均資本存量。通過假設(shè)對(duì)外開放（包括對(duì)外貿(mào)易和外商直接投資）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有直接貢獻(xiàn)，擴(kuò)展生產(chǎn)函數(shù)。這意味著，對(duì)外開放是通過內(nèi)外部資源的有效配置和吸引外商直接投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的。于是，可以建立如下模型：

其中，fdi（t） 是人均外商直接投資值，trade（t） 是人均貿(mào)易值。A（t）是全要素生產(chǎn)率。兩邊取對(duì)數(shù)，方程（3）和可以寫成如下形式：

方程（4）是本文要進(jìn)行實(shí)證分析的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。其中，lnyt是人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)值，lnkt是人均資本存量的對(duì)數(shù)值，lnfdit是人均外商直接投資的對(duì)數(shù)值，lntradet是人均貿(mào)易的對(duì)數(shù)值，μt是擾動(dòng)項(xiàng)，β0為常數(shù)。

（二）變量及數(shù)據(jù)來源

為了估計(jì)對(duì)外開放給經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來的影響，實(shí)證分析中使用了如下的變量：y（t）為人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP/就業(yè)人數(shù)）。k（t） 為人均資本存量（資本存量/就業(yè)人數(shù)），其中資本存量數(shù)據(jù)用Goldsmith開創(chuàng)的永續(xù)盤存法計(jì)算出，郭慶旺和賈俊雪的研究數(shù)據(jù)顯示，1985年的初始資本存量是1.24476萬億元人民幣，資本折舊率設(shè)定為5%。fdi（t） 為人均外商直接投資比例（FDI/就業(yè)人口）。人均貿(mào)易值trade（t） （進(jìn)口值+出口值/就業(yè)人口）。上述變量數(shù)據(jù)均來至于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2014）和新中國(guó)五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編，樣本區(qū)間為1985-2013年。為了消除價(jià)格因素的影響，所有相關(guān)的數(shù)據(jù)用基于1985年的不同的價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，其中國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值用GDP平減指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，資本存量和外國(guó)直接投資用固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，進(jìn)口值和出口值用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。

實(shí)證結(jié)果與分析

鑒于對(duì)外開放在中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中發(fā)揮了重要作用，實(shí)證分析的主要目標(biāo)如下：基于協(xié)整和誤差修正模型檢驗(yàn)中國(guó)改革開放對(duì)其長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和短期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響；基于向量自回歸模型（VAR）檢驗(yàn)對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響。

在進(jìn)行實(shí)證分析之前，首先需要檢驗(yàn)規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)。為此，首先用OLS法估計(jì)對(duì)數(shù)化后的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型：

表2 各變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

圖1 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)外商直接投資及對(duì)外貿(mào)易沖擊的脈沖響應(yīng)曲線

其中，***、**、*表示變量在1%、5%、10%的顯著性水平下是顯著的。

表1給出了Wald系數(shù)約束性檢驗(yàn)的結(jié)果，結(jié)果表明不能拒絕規(guī)模報(bào)酬不變的原假設(shè)。這說明1985-2013年的中國(guó)經(jīng)濟(jì)是規(guī)模報(bào)酬不變的，可以使用人均形式的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)。

（一）對(duì)外開放對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與短期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響

1.協(xié)整分析。對(duì)于考察多變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，主要采用的計(jì)量方法是基于VAR的多變量Johansen協(xié)整方法。由于所選取的變量均為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，需要首先進(jìn)行變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用Dickey和Fuller提出的ADF檢驗(yàn)法對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定變量的平穩(wěn)性。表2給出了各變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)的具體結(jié)果。從表2可以看出，各變量原始數(shù)據(jù)都是不平穩(wěn)的；但一階差分以后，所有變量序列均為平穩(wěn)。由此可以得出，各變量序列都是一階單整的。

在協(xié)整分析之前需要確定VAR估計(jì)的滯后階數(shù)，根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，確定最終的滯后階數(shù)為2。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是一種以VAR模型為基礎(chǔ)檢驗(yàn)方法，這種方法能較好地揭示出多個(gè)變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系，表3給出了Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。

表3中的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下拒絕沒有協(xié)整向量的零假設(shè)，這些變量之間存在協(xié)整關(guān)系。于是，可以得到下面的協(xié)整回歸方程：

其中，***、**、*表示變量在1%、5%、10%的顯著性水平下是顯著的。

對(duì)協(xié)整回歸的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)其已是平穩(wěn)序列，且取值在0附近上下波動(dòng)，驗(yàn)證了協(xié)整關(guān)系是正確的。協(xié)整回歸結(jié)果表明，外商直接投資與長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)，并在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這意味著，其他因素保持不變的情況下，外商直接投資增長(zhǎng)1%將會(huì)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.048%。另一方面，對(duì)外貿(mào)易與長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也存在正相關(guān)，且在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。表明在其他因素保持不變的情況下，對(duì)外貿(mào)易上升1%將拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.064%。此外，資本存量與長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也存在正相關(guān)。資本存量增加1%會(huì)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.63%?？偟膩砜?，外商直接投資和對(duì)外貿(mào)易對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都有顯著影響，且對(duì)外貿(mào)易對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響要大于外商直接投資。這意味著，中國(guó)可以通過優(yōu)化配置國(guó)內(nèi)外資源以及吸引外商直接投資，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)。

2.誤差修正模型。協(xié)整回歸模型描述了因變量的長(zhǎng)期變化規(guī)律，而誤差修正模型描述了因變量的短期變化規(guī)律。因此，本文運(yùn)用誤差修正模型來分析對(duì)外開放對(duì)短期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響。由協(xié)整回歸方程可以得到其殘差序列μt，令誤差修正項(xiàng)ecmt=誤差修正模型，估計(jì)結(jié)果如下：

其中，***、**、*表示變量在1%、5%、10%的顯著性水平下是顯著的。

根據(jù)誤差修正模型（ECM）的結(jié)果可知，外商直接投資和對(duì)外貿(mào)易的系數(shù)在10%的顯著性水平是不顯著的，表明對(duì)外貿(mào)易和外商直接投資對(duì)短期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)沒有顯著影響。這意味著，對(duì)外開放對(duì)短期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)沒有影響。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.571，表明在每一年里，產(chǎn)出的實(shí)際值與長(zhǎng)期均衡產(chǎn)值的差距大約有57.1%得到修正。資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響在1%的顯著性水平下是顯著的。這表明其他因素保持不變的情況下，資本存量每變動(dòng)1%，引起經(jīng)濟(jì)波動(dòng)0.787%。這意味著資本存量無論對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)還是短期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)都有較大影響。

（二）對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響

協(xié)整分析描述了對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的靜態(tài)特征，為了捕捉對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的動(dòng)態(tài)影響，可以利用Sims提出的向量自回歸（VAR）方法對(duì)log（y）、log（k）、log（fdi）、log（trade）進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

圖1給出了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)外商直接投資及對(duì)外貿(mào)易沖擊的脈沖響應(yīng)曲線。由圖1可知，外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)始終是正向沖擊，當(dāng)本期給外商直接投資一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的信息后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)便會(huì)提高0.00461，此后，沖擊力度呈現(xiàn)逐漸增強(qiáng)的趨勢(shì)，并在第六期達(dá)到頂峰（0.0302），隨后開始減弱；對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)開始是正向沖擊，當(dāng)本期給對(duì)外貿(mào)易一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的信息后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)便會(huì)增加0.0177，此后，沖擊強(qiáng)度呈現(xiàn)正弦曲線的形狀，并在第六期變?yōu)樨?fù)值。通過比較經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)外商直接投資和對(duì)外貿(mào)易沖擊的脈沖響應(yīng)曲線，可以得出這樣的結(jié)論：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于對(duì)外貿(mào)易沖擊的反應(yīng)程度在初始時(shí)是強(qiáng)于外商直接投資的沖擊，但是從第四期開始，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)外商直接投資沖擊的反應(yīng)程度開始強(qiáng)于對(duì)貿(mào)易的沖擊；此外，相比對(duì)外貿(mào)易沖擊，外商直接投資沖擊會(huì)在更長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生積極影響。由此可見，在短期內(nèi)可以通過增加對(duì)外貿(mào)易來拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而從長(zhǎng)期來看，必須依靠吸引外商直接投資來拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

結(jié)論

本文借鑒了曼昆等人提出的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)框架，研究了對(duì)外開放（包括外商直接投資和對(duì)外貿(mào)易）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，并得出有意義的結(jié)論，從而豐富了對(duì)外開放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的文獻(xiàn)。根據(jù)實(shí)證分析的結(jié)果，得到以下的結(jié)論：

第一，對(duì)外貿(mào)易、外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，表明外商直接投資和對(duì)外貿(mào)易對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極影響，而對(duì)短期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)則沒有影響；第二，盡管在初期對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響要大于外商直接投資，但從長(zhǎng)期來看，外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響要大于對(duì)外貿(mào)易。研究結(jié)果表明，對(duì)外開放正成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要驅(qū)動(dòng)力。在不確定的國(guó)際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)下，控制好外商直接投資和對(duì)外貿(mào)易的規(guī)模，并注意提高外國(guó)直接投資和貿(mào)易的質(zhì)量和結(jié)構(gòu)，對(duì)中國(guó)政府來說可能是一個(gè)更好的選擇。

1.Krueger, Foreign Trade Regime and Economic Development: Liberalization Attempts and Consequences, Cambridge:Ballinger Press, 1978

2.Balassa,Development Strategies in Semi—Industrial Countries, Oxford,OxfordUniversity Press, 1982

3.Edwards,Trade Orientation,Distortion, and Growth in Developing Countries[J], Journal of Developing Economics, 1992, 39 (1)

4.張立新.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不同研究方法的比較和運(yùn)用.商業(yè)時(shí)代，2013（11）

5.李筍雨.對(duì)外開放對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響.金融研究，2000（12）

6.何正霞.經(jīng)濟(jì)開放對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的實(shí)證分析.國(guó)際貿(mào)易問題，2006（10）

7.包群，許和連，賴明勇.貿(mào)易開放度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：理論及中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)研究.世界經(jīng)濟(jì)，2003（2）

8.路強(qiáng)，劉穎.中國(guó)經(jīng)濟(jì)對(duì)外開放程度及其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響.商業(yè)時(shí)代，2014（7）

9.李邢西.區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)人口流動(dòng)的影響.中國(guó)流通經(jīng)濟(jì)，2013（12）

10.蘭宜生.對(duì)外開放度與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析.統(tǒng)計(jì)研究，2002（2）

11.康繼軍，張宗益，傅蘊(yùn)英.開放經(jīng)濟(jì)下的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型：中國(guó)的經(jīng)驗(yàn).數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007（1）

12.黃秀海.多層次居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)構(gòu)建及實(shí)證分析.中國(guó)流通經(jīng)濟(jì)，2014（9）

13.張慶君.貿(mào)易開放度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析.國(guó)際貿(mào)易問題，2008（8）

14.郭慶旺，趙志耘，賈俊雪.中國(guó)省份經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率分析.世界經(jīng)濟(jì)，2005（5）