经济开放度的再测算与中国经济增长

郭旭红，陈三攀

（1.中南财经政法大学经济学院，湖北武汉430073；2.华中科技大学经济学院，湖北武汉430074）

●中国经济

经济开放度的再测算与中国经济增长

郭旭红1，陈三攀2

（1.中南财经政法大学经济学院，湖北武汉430073；2.华中科技大学经济学院，湖北武汉430074）

文章基于中国1985-2013年的货物贸易、服务贸易、直接投资和间接投资数据，结合AHP层次分析法和熵权法重新测算了中国整体经济开放度，在此基础上构建计量模型。研究发现经济开放对中国经济增长具有非线性的促进机制：经济开放度的提升既通过吸引FDI增加了可直接利用的资本要素，又通过FDI技术溢出和开放度程度的增加提高了全要素生产率。但加入WTO之后，经济开放度的提升对经济增长的促进作用开始下降。经济发展驱动力开始由对外开放向对内深化改革和结构转型转变。

经济开放度；层次分析法；熵权法；经济增长

一、引言

改革开放以来，中国已经实现了连续三十多年的经济高速增长。1978-2013年中国GDP年均增长率高达9.85%，同期世界平均增长仅为2.88%。GDP总量由1978年的世界第10位跃居第2位，占全球的比重由1978年的1.7%稳步升至2013年的12%①。2013年中国人均GDP达到6747美元，实现了从低收入国家到中高等收入国家的历史性跨跃，创造了举世瞩目的“中国奇迹”。促进中国经济增长的因素很多，对外开放在中国经济增长过程中起着重要作用。本文以经济开放度的度量为切入点，探究中国经济增长的奥秘，以便更好地理解和认识21世纪中国开放型的经济发展模式。

经济开放度是衡量一个经济体（国家或地区）对外经济开放程度的综合性指标，体现一个国家或地区的经济与世界经济的联系、接轨和融合程度。国内外学者对如何度量经济开放度存在不同看法。其中，最早度量经济开放度的方法是日本经济学家小岛清（1987）提出的外贸依存度（对外贸易比率法），即货物贸易进出口额占该国GDP的比重［1］。但是，外贸依存度的度量方法仅考察了货物贸易，不能涵盖实体投资和金融服务等领域；GDP中还包括与货物贸易没有直接关系的服务业增值，其大小直接受到该国地理位置、经济结构及经济规模等非政策因素的影响。因此，它并不能真实、准确反映一国经济整体对外开放程度。李翀（1998）用对外贸易比率、对外融资比率和对外投资比率三率合一加权计算经济开放度，其权数分别为0.4、0.3和0.3［2］。然而，金融服务已被包含在世贸组织的服务贸易的统计中，所以，对外金融比率的度量有缺陷。另外，国际投资中的间接投资也反映了一国或地区的金融开放程度。

从广义上讲，一个经济体的对外开放程度，既包括法规和商业惯例的国际化程度等体制层面，也有资金、劳动力市场的开放程度等要素层面，还有对外贸易（包括货物贸易与服务贸易）占GDP的比重等有形的商品层面与无形的服务层面等。但是，由于影响一国经济体制开放程度的政策因素很多，各个政策的实际效应又大多难以量化。基于此，衡量一国经济开放度，既要考虑商品和劳务的国际交换，又不能忽视资本的国际流动、对外投资和融资的比率等。基于操作上简便易行，又要在指标选取上具有连续性和可比性、资料易于收集和量化等原则，本文借鉴黄繁华（2001）和隆国强（2010）度量货物贸易、服务贸易、直接投资和间接投资开放度的方法，将货物贸易、服务贸易、直接投资和间接投资开放度作为度量整体经济开放度的稳定性指标［3-4］，采用AHP层次分析法和熵权法相结合的综合权重法度量整体经济开放度，将整体经济开放度与中国经济增长的变量纳入统一的计量模型之中，使构建的计量模型既符合经济理论，又更好拟合数据的变化趋势，从而增强了研究结论的可靠性。

二、文献综述

国外学者从经济开放的角度，对经济增长的影响因素进行了广泛研究。大多数学者认为，经济开放能够促进经济增长，但其内在的机理与具体的作用过程，不同的学者有不同的看法。20世纪80、90年代，Romer（1986）［5］、Helpman和Krugman（1985）［6］、Grossman（1991）［7］等提出开放经济中的内生增长理论，认为国际贸易促进资源要素优化配置，对世界经济增长有促进作用。Harrison（1996）使用截面数据、时间序列数据，认为工业化国家的经济开放和经济增长之间具有显著的正向关系［8］。Sebastian Edwards（1998）使用9个可替代性的贸易开放度指标，分析93个国家经济开放度与TFP增长率之间的关系，发现经济开放度越高，TFP增长率越大［9］。持有相同观点的还有Basu和Bhattarai（2012）、Ramondo和Rodriguez-Clare（2010）等［10-11］。

也有不同意上述观点的学者。João Tovar Jalles（2012）研究1980-2004年南亚和东南亚21个国家的区域贸易协定、贸易一体化和经济增长之间的关系。通过面板数据的格兰杰因果检验，发现经济开放度对经济增长影响因不同国家而产生不同的效果。因此，经济开放度不影响国家的经济增长，区域贸易协定与经济增长的关系是不确定的［12］。He（2011）认为国际贸易对通货膨胀、GDP（可变价和不变价）增长随固定、自由浮动汇率或贸易逆差有短期和长期的影响，时期不同，则影响效果不同［13］。

国内一些学者认为经济开放与经济增长具有反向关系。袁兴昌（1986）通过1976-1982年阿根廷经济的研究，发现经济开放导致阿根廷经济发展长期停滞不前［14］。李建国等（2013）［15］和孟庆雷（2014）［16］的实证分析发现，服务贸易与美国经济增长之间呈现逆向效应；王玉华等（2010）［17］运用VAR模型研究了贸易开放度和投资开放度对不同的拉美国家经济增长影响效果也是不同的。

另外一些国内学者则关注经济开放度与中国经济增长的关系。第一，从国家层面，研究经济开放度与经济增长关系。多数学者的实证研究结果比较一致：经济开放度显著促进了经济发展，两者呈现正相关关系［18-21］。第二，从地区层面，研究外贸开放度和外资开放度与经济增长的正向关系。杨丹萍等（2011）运用线性回归法分析了浙江省的经济开放度与经济增长具有很强的正向关系［22］。荆林波（2011）认为经济开放度与广东经济“二次腾飞”具有正向的促进作用，是广东经济从失衡增长到均衡发展的动因之一［23］。第三，外贸开放度和外资开放度与经济增长呈相反或者不确定的关系。包群等（2003）认为贸易依存度与经济增长的作用，随着地区和时间的不同，关系不确定［24］。刘瑞翔等（2011）运用非竞争型投入产出模型，系统分析了消费、投资及出口对经济增长的拉动效果呈现下降趋势［25］。吕健（2014）采用空间杜宾模型，考察了1995-2012年间全国和东、中、西部地区对外贸易速度与增长影响效果，结论是两者关系因地区不同而有差异［26］。

国内外学者往往以贸易开放度或投资开放度等单一变量或者双向指标构建经济开放度指标，来衡量经济开放水平。与已有研究不同的是：①本文同时采用货物贸易、服务贸易、直接投资、间接投资开放度4个全面反映经济开放度的指标，利用层次分析法（AHP）与熵权法相结合的综合权重法，测度中国经济开放度的水平。②层次分析法和熵权法可以将主客观因素结合起来，避免赋予权重的主观性，又能客观反映货物贸易、服务贸易、直接投资、间接投资开放度在整体经济开放度中所占的比重。因而，4个指标所赋予的权重可以反映货物贸易、服务贸易、直接投资、间接投资对经济增长影响的真实状况。③构建计量分析模型，分析1985-2013年经济开放度对中国经济增长的影响效应。

三、经济开放度的度量与比较

（一）经济开放度的度量方法

1.AHP层次分析法

（1）构造层次分析结构。首先要把经济开放度所涉及的几个影响因素层次化，将经济开放度的4个影响因素分解成两个层次。第一层次：贸易开放度和投资开放度；第二层次：贸易开放度分为货物贸易和服务贸易开放度，投资开放度分为直接投资和间接投资开放度。

（2）构造判断矩阵。判断矩阵主要是为了确定货物贸易、服务贸易、直接投资和间接投资开放度占整体经济开放度的比重，即确定权重，从而就以上4个指标对整体经济开放度的相对重要性作出判断。判断矩阵的表达式为：

其中，M表示两两比较的因素数目；Uij表示因素i相对于因素j在目标评价中的相对重要性程度，i,j=1,2,...,M。Uij的计算方法采用T.L.Satty［27］提出的1～9标度法。

（3）确定最大特征值及其对应的特征向量。根据主观赋权构建的判断矩阵U，最大特征值及其对应的特征向量WAHP，表达式为：

首先利用方根法计算矩阵的特征向量，对每一行的判断矩阵元素求方根：

然后将每一行计算的判断矩阵元素的方根求和，并依据此求和标准化即得AHP权重：

最大特征值对应的特征向量是：WAHP=最大特征值是：

（4）进行一致性检验。由于判断矩阵是通过两两比较的结果，可能导致整个矩阵的因素重要级可能会出现矛盾的情况，所以需要检验判断矩阵的一致性。

首先，求出一致性指标：

在随机指标表中查找随机指标RI，利用CI与RI构造随机一致性指标CR：

若CR＜0.1，则认为判断矩阵具有较好的一致性，该权重可以使用。

2.熵权法

为了使各指标权重更加客观、真实和有效，可以使用邱菀华（2002）所提出的熵权法［28］来避免AHP层次分析法存在较大人为干扰的不利因素。

（1）构造判断矩阵并对判断矩阵进行归一化处理。对于T个评价对象的M个指标，其判断矩阵为J=(Jmt)M×T，m=1,2,…,M，t=1,2,…,T。由于单项开放度越大，对整体经济开放度的贡献就越大，应选取越大越好的归一化标准。对每一行（评价指标）计算出指标的最大值Jm,max和最小值Jm,min。归一化公式为：

经标准化之后的判断矩阵记为S=(smt)M×T，其中，任意smt∈[0,1]。

（2）定义熵。T个评价对象M个评价指标，确定评价指标的熵为：

基于（9）式使用（11）式得到经修正的pmt，再将T个评价对象M个评价指标对应的pmt代入到（10）式中，即可得到修正定义的熵值Hm。

（3）计算熵权。将评价指标的熵值转化为权重计算指标的差异系数，即：

3.综合权重

层次分析法往往根据经验和决策者的意向，具有合理性，但主观随意性较大；熵权法从客观角度反映了原始数据所蕴含的真实波动信息，但得到的权重有时不能反映指标的实际重要程度。综合权重既考虑主观经验又结合经济波动，其对M个评价指标的计算公式为：

（二）经济开放度的度量

（1）数据来源与处理。1978-1984年，中国处于市场化起步阶段，对外贸易和引进外资规模较小，对分析经济开放度与中国经济增长的关系影响较小。但是自20世纪80年代中期以来，中国对外贸易额和引进外资额均持续大幅增长。因此，本文选择中国1985-2013年货物贸易额、服务贸易额、直接投资额、间接投资额的数据，度量经济开放度和考察经济开放度与经济增长的关系。①货物贸易数据为海关进出口统计数。②服务贸易数据来源于WTO国际贸易统计数据库（International Trade Statistics Database）和中国商务部网站；遵循WTO有关服务贸易的定义，不含政府服务。③2001年前中国对外直接投资数据来源于外经贸部网站，2002-2005年数据为中国非金融类中国直接投资数据，2006-2013年为全行业对外直接投资数据。④间接投资即证券组合投资，是指债券的期限超过一年的一个固定利率发行的证券，包括净流量通过跨境的公共的公开保证和私人的非保证的债券。⑤货物贸易、服务贸易、直接投资、间接投资进出口额均采用美元作单位，消除汇率因素对变量的影响。货物贸易、服务贸易、直接投资、间接投资开放度的计算方法分别是货物贸易、服务贸易、直接投资和间接投资进出口总额与GDP比值。

（2）确定隶属矩阵。根据上述T.L.Satty提出的标度法，认为贸易开放度比投资开放度略为重要，货物贸易开放度比服务贸易开放度重要，直接投资开放度比间接投资开放度强烈重要，由此分别建立隶属矩阵为：U={1，3；1/3，1}；U1={1，5；1/5，1}；U2={1，7；1/7，1}。

（3）确定AHP层次分析法权重。建立各层次判断矩阵，并基于公式（1）-（4）计算出各评价指标对应权重，见表1。

表1 指标体系总排序

AHP层次分析法给出的权重是：WAHP=（0.625，0.125，0.218 75，0.031 25）。

（4）根据公式（5）-（8）检验判断矩阵的一致性，此处每一层次判断矩阵都具有一致性。

根据公式（9）、（11）和（12），熵权法权重为：WE=（0.252 8，0.293 9，0.279 6，0.173 7）。

（5）根据公式（13），基于AH P层次分析法与熵权法的综合权重为：W=（0.604 6，0.140 6，0.234 1，0.020 8）。

根据AHP层次分析法、熵权法与两者相结合的综合权重法，结合上述的货物贸易开放度、服务贸易开放度、直接投资开放度、间接投资开放度数据算出1985-2013年整体的经济开放度，见表2。

表2 1985-2013年经济开放度

（三）各种测算方法的比较

中国经济开放度测算方法至今没有统一的标准，现有文献有两种方法：主观赋权法和客观赋权法。主观赋权法的典型代表有兰宜生（2002）利用外贸依存度和外资依存度衡量经济开放度，认为两者之和等于经济开放度，且权重相等［29］。客观赋权法的典型代表有杨少文和熊启泉（2014）使用GDP份额法对1994-2011年的中国经济开放度进行的测算［30］；胡智和刘志雄（2005）采用因子分析法并依据贸易开放度、投资开放度、金融开放度、实际关税率、生产开放度五个指标测算了1985-2002年中国经济开放度［33］。为比较测算结果的科学性，表3将本文的测算结果与以往主观赋权法和客观赋权法的测算结果进行比较。

表3 不同测算方法结果比较

从表3可以看出，层次分析法和熵权法相结合的综合权重法与GDP份额法、因子分析法测算的经济开放度波动情况基本一致，与因子分析法的估计值相差大约2个百分点，与GDP份额法相差4个百分点左右。主要原因在于，因子分析法和GDP份额法都是客观赋权，所赋权重具有客观经济理论依据，可以避免主观人为的干扰因素。从图1看出，综合权重法波动区间没有以上的多种方法那么剧烈，是一种比较稳健的整体经济开放度度量方式。

图1 几种整体经济开放度的效果比较

注：CWM、FAM、GSM和SWM分别表示综合权重法、因子分析法、GDP份额法和主观赋权法对应的整体经济开放度的度量。

四、经济开放度与中国经济增长的实证分析

（一）模型设定

本文对常见的Cobb-Douglas总量生产函数的形式进行改进。在资本要素方面，同时引入国外资本和国内资本两个部分［32］。通过设定包含了劳动力、国内资本存量和国外资本存量的总量生产函数，在全要素生产率中引入整体经济开放度指标，总量生产函数为：

在方程（14）中，分别用Yt、At、Lt、DKt和FKt来表示第t年的国内生产总值GDP、全要素生产率TFP、总劳动投入量、国内资本存量和国外资本存量（即FDI的累积存量）。

新的全要素生产率At定义为：

在方程（15）中，At、Bt、t、t×FKt、NOEt和Zt分别表示第t年的全要素生产率水平、全要素生产率水平的残差项、时间趋势项、时间趋势项与FDI的交互项、国家层面综合开放度和反映全要素生产率的其他因素。其中：时间趋势项与FDI的交互项反映了技术溢出；反映全要素生产率的其他因素Zt，在这里选用人力资本HK作为衡量指标。

将方程（15）代入到总量生产函数（14）中，对生产函数的劳动力、国内资本、国外资本等变量取自然对数，增加人力资本HK作为控制变量。同时，考虑到2001年加入WTO之后，对外贸易开放度的增加可能有不同的影响，所以还设置了虚拟变量Dt。其中，1985-2001年期间Dt=0；2002-2013年期间Dt=1。

将方程（14）的右边进行整理，再加上常数项β0和残差项εt，得到计量回归方程：

（二）数据来源和说明

1.固定资本存量的计算

（1）以张军（2003）［33］为基准，得到1985-2000年的固定资产投资价格指数（1952年=100），即在1985-1990年之间保持使用张军的固定资产投资价格指数不变，1991-2013年之间数据采用国家统计局的1990年以后的固定资产投资价格指数进行比例调整，这样就得到了固定资产投资价格指数在1985-2013年的取值。

（2）以1952年不变价计算每年的固定资产投资额。每年的固定资产投资原价在中国统计局网站得到，然后除以1952年不变价的每年固定资产价格指数。

（3）折旧率采取王小鲁（2000）［34］的研究数据0.05。

（4）全社会固定资产总值的计算。本年K（1952年不变价）=上年K（1952年不变价）+（本年固定资本形成-折旧）/固定资产投资价格指数Pk。将全社会固定资产投资以1952年不变价计算，将张军（2003）给出的按1952年不变价计算的1985-2000年的固定资本存量作为基础数据，以此全部按1952年不变价计算2000年之后的数据。

（5）最后利用永续盘存法得到全社会固定资本存量的1952年价格计算的数据。

2.国外资本存量的计算

首先在中国国家统计局网站得到1985-2013年FDI流入的美元价值，然后用同时期人民币美元汇率换算得到FDI流入的人民币价值。使用张军（2003）给出的固定资产投资价格指数（1952年不变价）平减得到FDI流入的人民币真实价值。然后以这一真实价值计算年度FDI流入几何平均增长率以及资产折旧率，得到以1985年为基期的国外资本存量的人民币价值（1952年不变价），最后利用永续盘存法得到1986-2013年的国外资本存量。

3.人力资本存量的计算

利用孙永强（2014）给出的1985-2000年人力资本存量数据，在此基础上，根据他的公式计算出2011-2013年的人力资本存量数据［35］。

（三）检验分析

在回归之前，首先对于lnGDP、ln L、lnDK、lnFK、HK和NOE等变量序列作单位根检验。结果发现lnGDP、lnDK、lnFK、HK和NOE都是I（1）过程，ln L是平稳时间序列。由此构造E-G两步法检验发现，E-G两步法残差为平稳序列，因此产出与劳动力、国内物质资本存量、国外物质资本存量、人力资本以及整体经济开放度存在5个长期协整关系②。然后，本文分别对包含整体经济开放度指标与不包含该指标的情形进行对比发现，两个模型中关于总量生产函数的长期均衡关系稳定存在。在中国加入WTO之后，这种长期均衡关系表现出了整体经济开放度对经济增长的非线性促进机制。

根据前述数据和公式（16）作回归，结果见表4。

表4 1985-2013年中国生产函数的回归结果

协整方程回归系数具有超一致性，同时括号中给出的仍是t检验统计量。

第一，外国资本存量变量（ln FK）在1%的水平上具有显著性，这揭示FDI作为一种资本的投入，直接对中国经济增长做出贡献，且FDI的流入越多，就越有利于经济增长。这一检验结果符合中国FDI的实际情况：1992-2013年，中国连续22年FDI/全球FDI的年均占比为7.6%，成为吸收FDI最多的发展中国家，对中国经济高速增长做出了重要贡献［36］。通过对比发现，从资本要素贡献上来看，国外资本存量的增加所形成的促进作用，只占到国内资本存量形成的35%。这说明国内资本投资的经济拉动作用更加强劲，而国外资本的引入对于国内资本市场产生了挤占效应，抵消了其自身要素贡献的积极影响。这一点给我们以启示：中国的经济增长不能过度依赖国外资本投资，而是应该合理利用外资，保证国内市场竞争的公平条件。

第二，时间趋势以及时间趋势和FDI存量的交互项（t×ln FK）系数均为负，且两个回归中都在1%的水平具有统计显著性。这一结论与一般所认识的FDI引起东道国生产前沿外移的结论有所不同。随着中国对外经济程度的加深，在产业升级过程中，FDI逐步扮演了高新技术垄断者的角色，中国企业需要支付较大规模的专利费用，由此造成FDI所引起国内生产前沿变化的经济显著性并不大，FDI实际上对经济增长有小幅的负向冲击。

第三，人力资本变量（HK）在两个模型中都是正的，且在1%的水平上具有统计显著性。技术人才可通过技术创新，对报酬递增起着核心作用，并能帮助中国制造业摆脱低端“路径依赖”，转变劳动密集型和投资驱动的“逐低竞争”增长模式［37］。中国人力资源占世界的比重从1990年的20%上升到2010年的24.1%，相当于美国的2.58倍［38］。2013年中国研发人员总量占世界总量比重达到25.3%，超过美国17%的比重，居世界第一位［39］。因此，回归结果为人力资本促进经济增长提供了经验证据。

第四，加入整体经济开放度作为影响全要素生产率的因素，并且在中国加入WTO之后，整体经济开放度有了质的变化。回归结果发现，加入WTO之前，整体经济开放度的提高有利于整体经济全要素生产率的提高。但是加入WTO之后，整体经济开放度的提高反而使得全要素生产率下降了，这反映了随着对外贸易规则的改变，中国的对外贸易条件发生了改变，对外贸易对于全行业劳动生产率的负向冲击开始显现。这一发现与中国的需求结构基本吻合：在2002-2012年期间，拉动GDP年度增长率的需求因素中，消费需求贡献了5.1个百分点，投资需求贡献了4.3个百分点，净出口贡献了0.46个百分点［40］。

总体而言，整体的整体经济开放度（NOE）对经济增长的影响是正向的，促进了中国经济增长。经济开放度水平提高1个百分点，经济增速平均提高0.12个百分点，但是加入WTO之后，经济开放度水平提高1个百分点，经济增速平均提高只有0.07个百分点。这说明在加入WTO之后，经济开放度的提升对经济增长的促进作用开始下降，经济发展驱动力开始由对外开放向对内深化改革和结构转型转变。

五、政策建议

随着经济开放度的不断提高，中国目前已成为国际分工中的重要一极。中国的对外开放较好地兼容了发展与稳定两个目标，这归功于“渐进性”的改革开放逻辑和“FDI诱导与出口导向”相结合的双引擎开放战略。中国特色双引擎的开放模式是成功的，同时也是高成本、不平衡的。随着与国际经济关联度的增大，外部因素冲击着中国经济的稳定，这成为现阶段中国扩大对外开放的重大挑战。为此，本文的政策建议如下：

（1）重建可持续发展目标的投资鼓励机制。从“基于投资数量”的鼓励转向“基于可持续发展目标”的鼓励，探索实行负面清单管理模式，特别是通过跨国的绿色园区等区域产业集群的开发和建设，成立多边机构间技术援助合作机制。转变商务理念，培养全球商学院投资于可持续发展目标的专业、专长。采取针对性的可持续发展私营投资行动方案，使私营投资成为中国经济增长的“强大助推力”

（2）坚持内源型创新驱动。内源型创新驱动的基本内涵是摆脱对外源型资本、技术和要素投入的过度依赖，彻底走出“低端锁定”的困境［41］，通过自主创新体系的建设构筑先发优势，立足于中国先发优势和竞争优势，通过科技创新和内源型技术进步提高全要素生产率，使内源型技术创新真正成为中国经济增长和发展的内生力量。

（3）建立以开放促改革的机制。扩大服务业包括资本市场对外开放力度，建立上海与香港股票市场交易互联互通机制，促进内地与香港资本市场双向开放。推动金融改革与人民币国际化，通过加快完善QFII（合格境外机构投资者）与RQFII（人民币合格境外机构投资者）制度建设，扩大QFII、RQFII额度和获得资质的投资机构范围。促进境外人民币业务规模快速发展，缩小境内外人民币价差，维持人民币的币值稳定。推进“丝绸之路经济带”和“海上丝绸之路”建设，积极倡导互联网产业以及互联网金融的蓬勃发展。

（4）采取适合国情的开放战略。在面临全球经济第三次黄金增长期和国际制造业转移的机遇期的情况下，中国必须将国内发展与对外开放统一起来，将中国发展与世界发展联系起来，运用全球资源与市场促进中国经济增长，真正增强经济竞争力。同时，必须借鉴发达国家及发展中国家在开放早期的经验教训，如拉美国家的“过度借贷症”而缺乏增长后劲、大量引进外资出现的外资支配经济的“外资化倾向”、过度金融自由化产生的对短期资本的过度依赖、以国际借贷为主的韩国模式等出现的较大的经济不稳定及金融危机风险，促进中国经济良性和可持续发展。

注释：

①如无特别说明，本文所用到的国内数据均直接引自中国国家统计局、外汇管理局、商务部等相关部门，或者根据以上数据库相关数据计算得到；国际数据直接引自世界银行数据库，或者根据世界银行相关数据计算得到。

②其他的4个协整关系也非常重要，为节省篇幅，不在本文的考察范围之内。

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［责任编辑：余志虎］

Recalculating Econom ic Opennessand China’s Econom ic Grow th

GUOXu-hong1，CHENSan-pan2
（1.Schoolof Economics，Zhongnan University of Economicsand Law，Wuhan 430073，China; 2.Schoolof Economics，Huazhong University of Scienceand Technology，Wuhan 430074，China）

Based on thedataofgoods trade，service trade，direct investmentand indirect investmentcollected from theyearof1985 to2013 in China，the paper recalculatesChina’soveralleconomic opennessby applying AHPmethod and entropyweightmethod，and buildsan econometricmodel in accordancewith the new overalleconomic openness.The study shows the nonlinear promotion effectofeconomicopennesson China’seconomicgrowth.Theenhancementofeconomic opennessnotonly raises the levelofavailable capitalendowmentbyattracting FDI，butalso improves the total factor productivityby the increaseofFDItechnologyspillovereffect and economic openness.However，thispromotion effectdeclinesafterChina’sentry into theWTO.Thedriving forcehasbeen shifted from theopening to theoutsideworld to the deepening reform and structure transition domestically.

economic openness；AHPmethod；entropyweightmethod；economic growth

F124.1

A

1007-5097（2014）11-0047-06

10.3969/j.issn.1007-5097.2014.11.010

2014-04-11

国家社会科学基金重大项目（10&ZD075）；清华大学中国农村研究院博士论文奖学金项目（201304）；中南财经政法大学研究生实践与科研创新课题（2013B0203）

郭旭红（1983-），女，湖北武汉人，博士研究生，研究方向：中国宏观经济；

陈三攀（1988-），男，湖北武汉人，博士研究生，研究方向：数量经济学。