李乃文，李 嵐

(遼寧工程技術(shù)大學(xué) 工商管理學(xué)院，遼寧 葫蘆島 125105)

2009年7月，遼寧沿海經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展規(guī)劃上升為國家戰(zhàn)略，也是國家繼天津?yàn)I海新區(qū)、廣西北部灣、海峽西岸后，確立的我國沿海地區(qū)又一個(gè)重要發(fā)展區(qū)域。這一戰(zhàn)略的提出，對我國區(qū)域發(fā)展總體戰(zhàn)略的實(shí)現(xiàn)以及完善我國的沿海經(jīng)濟(jì)布局，都有重大意義。同時(shí)，更有助于我國參與東北亞地區(qū)的經(jīng)濟(jì)合作。而遼寧省作為東北地區(qū)唯一的臨海省份，長久以來，都以內(nèi)陸式的經(jīng)濟(jì)布局為主，沿海經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展戰(zhàn)略對遼寧省經(jīng)濟(jì)布局、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的種種轉(zhuǎn)變，究竟存在著怎樣的必然性？本文試圖實(shí)證檢驗(yàn)遼寧省中部六市、西北部、沿海經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長的互動關(guān)系，考察遼寧沿海經(jīng)濟(jì)帶與腹地各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的相互影響程度和自我發(fā)展程度進(jìn)行量化比較研究，對遼寧省沿海經(jīng)濟(jì)帶與其腹地的經(jīng)濟(jì)互動情況進(jìn)行分析，并給出相應(yīng)對策。

1 樣本數(shù)據(jù)的選取及描述性分析

由于遼寧沿海經(jīng)濟(jì)帶六座城市中，葫蘆島建市時(shí)間為1989年，從數(shù)據(jù)的可獲得性來考慮，本文選取的樣本空間為1989～2008年，所有的數(shù)據(jù)均來自歷年的《遼寧統(tǒng)計(jì)年鑒》和《遼寧經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了使數(shù)據(jù)具有可比性，基于遼寧省產(chǎn)業(yè)空間布局和經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀，將遼寧省沿海經(jīng)濟(jì)帶與腹地的經(jīng)濟(jì)地域分為三部分來進(jìn)行對比分析，即：遼寧沿海經(jīng)濟(jì)帶六座城市（大連、營口、盤錦、錦州、丹東、葫蘆島）、遼中腹地五座城市（沈陽、鞍山、撫順、本溪、遼陽），遼西北腹地三座城市（朝陽、阜新、鐵嶺）。本文計(jì)算出三大地區(qū)人均GDP增長率的均值，以1989年不變價(jià)格為基準(zhǔn)，對各年度的人均GDP進(jìn)行平減，變量的具體定義如下：

ZB：遼寧中部腹地人均實(shí)際GDP平均增長率

XB：遼寧西北腹地人均實(shí)際GDP平均增長率

YH：遼寧沿海經(jīng)濟(jì)帶人均實(shí)際GDP平均增長率

2 樣本數(shù)據(jù)的協(xié)整分析

2.1 單位根檢驗(yàn)

本文利用 ADF（Augmented Dickey-Fuller）來檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性，很多時(shí)候，時(shí)間序列都是不平穩(wěn)的，不滿足傳統(tǒng)的回歸分析中對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性假設(shè)，因此，在對時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，還檢驗(yàn)其一階差分序列的平穩(wěn)性。本文所采用的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件為Eviews6.0，在檢驗(yàn)過程中滯后項(xiàng)的確定采用了AIC和SC準(zhǔn)則。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

表1 序列的單位根檢驗(yàn)

從表中數(shù)據(jù)可以看出，各時(shí)間序列在5%的顯著性水平下是不穩(wěn)定的，而一階差分后的序列在5%的顯著性水平下是穩(wěn)定的?？梢?，原有的時(shí)間序列都是一階單整，它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

2.2 VAR模型的建立

雖然反映遼寧沿海經(jīng)濟(jì)帶與腹地經(jīng)濟(jì)增長的各時(shí)間序列是非平穩(wěn)的一階單整序列，但這些指標(biāo)存在著某些平穩(wěn)的線性組合，這些組合反映了變量間的平穩(wěn)線性關(guān)系。因此，我們應(yīng)用VAR模型中的極大似然估計(jì)法來檢驗(yàn)遼寧沿海經(jīng)濟(jì)帶與腹地經(jīng)濟(jì)增長之間的協(xié)整關(guān)系。VAR模型常用于預(yù)測相互聯(lián)系的時(shí)間序列系統(tǒng)及分析隨即擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，數(shù)學(xué)表達(dá)式如下：

其中，y1是k維內(nèi)生變量向量，xi是d維外生變量向量，p為滯后階數(shù)，T是樣本個(gè)數(shù)，k×k維矩陣A1，…，Ap和k×d維矩陣B是要被估計(jì)的系數(shù)矩陣。εi是k維擾動向量，即白噪聲過程，白噪聲過程是個(gè)穩(wěn)定的過程，其隱含意思是沿海經(jīng)濟(jì)帶與腹地經(jīng)濟(jì)增長均不相關(guān)，模型中的各變量存在無法解釋的純隨機(jī)波動。

進(jìn)行檢驗(yàn)前，首先應(yīng)確定一個(gè)合理的滯后階數(shù)，以防出現(xiàn)偽協(xié)整。在選擇滯后階數(shù)p時(shí)，一方面要使滯后階數(shù)足夠大，以完整地反映模型的動態(tài)特征；另一方面，滯后階數(shù)又不能太大，以免降低模型的自由度，本文綜合考慮了LR（Likelihood Ratio）檢驗(yàn)、AIC（AKaike Information Criterion）信息準(zhǔn)則和SC（Schwarz Criterion）準(zhǔn)則等檢驗(yàn)方法，得出的結(jié)果如表2所示：

表2 滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

如表2所示，該模型的滯后期是無約束VAR模型一階差分變量的滯后期。由于無約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為4，故協(xié)整檢驗(yàn)的VAR模型滯后期確定為3。

表3 Johansen非約束協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

表5 ZB的脈沖響應(yīng)表

2.3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

在確定了最優(yōu)滯后階數(shù)后，對各時(shí)間序列間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，如上文提到，本文采用Johansen極大似然估計(jì)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，軌跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)都顯示，在1989～2008年的樣本區(qū)間內(nèi)，各變量間存在著2個(gè)協(xié)整關(guān)系，即各變量間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3 經(jīng)濟(jì)變量的動態(tài)關(guān)系分析

3.1 Granger因果關(guān)系分析

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

可見，對于YH不是ZB的格蘭杰成因的原假設(shè)，拒絕原假設(shè)的概率只有0.0046，表明YH不是ZB的格蘭杰成因的概率較小，至少在95%的置信水平下，可以認(rèn)為ZB是YH的格蘭杰成因。同樣對于YH不是ZB的格蘭杰成因的檢驗(yàn)概率只有0.04082，也拒絕原假設(shè)，表明至少在95%的置信水平下，可以認(rèn)為YH也是ZB的格蘭杰成因。通過分析得出，序列ZB和YH都能提高彼此的被解釋程度，遼中腹地的經(jīng)濟(jì)增長和沿海經(jīng)濟(jì)帶有相互反饋關(guān)系，這為遼寧沿海與腹地的互動提供了一定的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。但同理可見，遼西北地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長與遼中腹地、沿海地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長序列均不成格蘭杰成因，不具有相互反饋的關(guān)系。對于這一分析結(jié)果，需要通過脈沖響應(yīng)分析來進(jìn)一步解釋三個(gè)變量間的互動關(guān)系。

3.2 脈沖響應(yīng)分析及方差分解

脈沖響應(yīng)分析描述了擾動項(xiàng)的變化，或模型受到外部沖擊后，對內(nèi)生變量產(chǎn)生動態(tài)影響。也就是說，任意變量的隨機(jī)擾動不僅會影響自身的變動，還會對其他相關(guān)變量產(chǎn)生影響。為了更加清楚地了解ZB、XB、YH三個(gè)變量的動態(tài)特征，運(yùn)用三者的VAR模型，對其進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，算出一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的ZB、XB、YH沖擊分別對ZB、XB、YH的影響。由此在Eviews6.0中得到脈沖響應(yīng)表和脈沖響應(yīng)曲線圖。

圖1 ZB對各變量單位沖擊的相應(yīng)曲線

如表5和圖1所示，變量ZB施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息后，對其自身經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了較為強(qiáng)烈的反應(yīng)，經(jīng)濟(jì)增長波動超過7%，兩年內(nèi)經(jīng)濟(jì)都會持續(xù)增長，過了第2期，沖擊效應(yīng)逐漸減弱，第4期后，經(jīng)濟(jì)增長基本回到了原來水平。遼中腹地對遼寧沿海經(jīng)濟(jì)帶的經(jīng)濟(jì)沖擊短期內(nèi)影響較為顯著，經(jīng)濟(jì)將會增長3%，然而到了第4期后，經(jīng)濟(jì)增長水平比收到自身經(jīng)濟(jì)沖擊還要低0.5個(gè)百分點(diǎn)，說明沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)與遼中腹地聯(lián)系緊密，遼中腹地對沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響起著至關(guān)重要的作用。遼寧省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式仍屬于內(nèi)陸式發(fā)展，沿海經(jīng)濟(jì)較為依賴腹地。相對來說，遼西北腹地經(jīng)濟(jì)增長幅度沒有沿海明顯，但也有較為明顯的增長。從長期來看，對遼西北、沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)不會產(chǎn)生明顯促進(jìn)作用。

表6 YH的脈沖響應(yīng)表

圖2 YH對各變量單位沖擊的相應(yīng)曲線

從表6和圖2可以看出，沿海經(jīng)濟(jì)帶對遼中腹地施加經(jīng)濟(jì)沖擊所帶來的經(jīng)濟(jì)效益最為顯著。在兩年內(nèi)，可是經(jīng)濟(jì)增長近10%，而對自身的標(biāo)準(zhǔn)差新息反映則并不強(qiáng)，只會拉動經(jīng)濟(jì)增長3%左右。同時(shí)，遼西北地區(qū)在短期內(nèi)并不會給沿海經(jīng)濟(jì)帶來可觀的效益，甚至還會對沿海地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，但從長期來看，會呈現(xiàn)穩(wěn)定上升的趨勢。但總體來說，遼寧中部城市群的經(jīng)濟(jì)對沿海城市群的經(jīng)濟(jì)的影響最為突出，可見，遼寧還沒有充分其作為臨海大省的經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢。

表7 XB的脈沖響應(yīng)表

圖3 XB對各變量單位沖擊的相應(yīng)曲線

表7和圖3顯示，在短期內(nèi)，遼西北腹地的經(jīng)濟(jì)沖擊對遼中腹地經(jīng)濟(jì)增長都有很強(qiáng)的正效應(yīng)。但從第4期開始直到期末，都對遼中腹地經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)效應(yīng)。對沿海經(jīng)濟(jì)在開始時(shí)期內(nèi)同樣產(chǎn)生了負(fù)面效應(yīng)，雖然其間一度帶動了沿海經(jīng)濟(jì)的增長，在長期來看，還是對沿海經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生了負(fù)面影響。但遼西北腹地對其自身的經(jīng)濟(jì)增長波動產(chǎn)生了一定的影響，且直到期末，這種正向波動也沒有呈現(xiàn)出明顯的上升或下降趨勢，可見遼西北腹地具備一定的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿?，但由于其長期缺乏與遼中腹地及沿海地區(qū)的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，導(dǎo)致其產(chǎn)業(yè)發(fā)展單一化，區(qū)域內(nèi)部的經(jīng)濟(jì)發(fā)展優(yōu)勢因其經(jīng)濟(jì)落后而不能與其他地區(qū)形成互補(bǔ)優(yōu)勢，被充分利用。

與脈沖響應(yīng)分析不同，在考察VAR模型的動態(tài)性時(shí)，還會對每個(gè)內(nèi)生變量（m個(gè)）的波動按其成因分解為與各方程新息相關(guān)的m個(gè)組成部分，從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的重要性。

如圖4所示，對于遼中腹地的經(jīng)濟(jì)波動，以第10期數(shù)據(jù)為例(見表8)，其自身的解釋力為87.58%，沿海經(jīng)濟(jì)帶的解釋力為不足10%，而西北腹地的解釋力更弱。從圖5中可以看出，沿海經(jīng)濟(jì)帶的經(jīng)濟(jì)增長，也主要受遼中腹地的影響，而沿海地區(qū)對其自身經(jīng)濟(jì)增長的解釋力很不突出，遼寧省出現(xiàn)這一現(xiàn)象說明，遼寧經(jīng)濟(jì)的發(fā)展還主要依托內(nèi)陸腹地，作為臨海省份的優(yōu)勢并沒有體現(xiàn)，沿海城市并沒有充分利用其有利的地理?xiàng)l件和資源，使遼寧經(jīng)濟(jì)發(fā)展出現(xiàn)了“靠海不見?！钡默F(xiàn)象，不僅制約了沿海經(jīng)濟(jì)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力的發(fā)揮，同時(shí)，也無法與遼中地區(qū)的傳統(tǒng)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)形成互動局面，從而，使遼寧省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展在近些年內(nèi)不及我國一些較為發(fā)達(dá)的臨海省份。此外，從圖6中可知，遼西北腹地經(jīng)濟(jì)的波動也主要依賴遼中腹地，遼中地區(qū)對其解釋力為75.16%，而沿海經(jīng)濟(jì)帶的輻射帶動力并沒有體現(xiàn)，對其解釋力僅為4.59%。遼西北地區(qū)對其自身經(jīng)濟(jì)增長的解釋力高于沿海經(jīng)濟(jì)帶，為20.25%，可見遼西北腹地具備發(fā)展經(jīng)濟(jì)的潛在優(yōu)勢，但缺乏了與遼中、沿海經(jīng)濟(jì)帶的經(jīng)濟(jì)互動，在資源貧乏的基礎(chǔ)上，又沒有充分發(fā)掘其區(qū)域特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，從而陷入了自我循環(huán)，封閉式的發(fā)展模式，缺乏與外界的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，使其經(jīng)濟(jì)發(fā)展嚴(yán)重滯后。

圖4 遼中腹地對經(jīng)濟(jì)增長的方差分解

圖5 沿海經(jīng)濟(jì)帶對經(jīng)濟(jì)增長的方差分解

圖6 遼西北腹地對經(jīng)濟(jì)增長的方差分解

表8 第10期VAR模型（ZB，YH，XB）的方差分解

4 結(jié)論

本文實(shí)證檢驗(yàn)表明近二十年內(nèi)，遼寧各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長波動性不大，經(jīng)濟(jì)增長不明顯，但各地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展并不是毫無關(guān)聯(lián)。作為臨海省份，遼寧省卻是偏向內(nèi)陸的經(jīng)濟(jì)布局，這在一定程度上背離了傳統(tǒng)的港口與工業(yè)區(qū)相融合的發(fā)展模式，使得遼寧省經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到很大的束縛，同時(shí)，區(qū)域內(nèi)部缺乏創(chuàng)新動力，也不利于遼寧及東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)的全面振興。

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[2]易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應(yīng)用[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2002.

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