金華林,郝方龍

(延邊大學經(jīng)濟管理學院,吉林延吉133002)

試析圖們江地區(qū)國際合作的開發(fā)型經(jīng)濟水平

金華林1,郝方龍2

(延邊大學經(jīng)濟管理學院,吉林延吉133002)

自上個世紀90年代初以來,延邊地區(qū)充分利用圖們江國際合作開發(fā)這一平臺,初步形成了以口岸經(jīng)濟與邊境經(jīng)濟合作區(qū)為主體的對外開放格局。隨著周邊環(huán)境的變化與圖們江地區(qū)開發(fā)項目的升級,充分利用延邊地區(qū)特殊的口岸條件與區(qū)位優(yōu)勢,大力提升延邊地區(qū)對外開放水平,將有助于提升沿邊開放,擴大合作領域,并且對于構筑新時期邊疆少數(shù)民族地區(qū)開發(fā)型經(jīng)濟具有重要意義。

圖們江開發(fā);國際合作;開發(fā)型經(jīng)濟水平

一、數(shù)據(jù)選取和處理

本文選取的數(shù)據(jù)是以延邊統(tǒng)計局的時間序列數(shù)據(jù)為中心,選取1990—2008年年度數(shù)據(jù)作為樣本空間,其數(shù)據(jù)均來自《延邊統(tǒng)計年鑒2009》。選取1990—2008年的延邊地區(qū)生產總值,記為GDP。進出口數(shù)據(jù)為1990—2008進出口數(shù)據(jù)(換算成RMB,單位萬元),記為TM。投資數(shù)據(jù)選取1990—2008年度全社會固定資產投資,記為D I。外資數(shù)據(jù)選取為1990—2008年度的外商直接投資總額,記為FD I。另外,在利用時間序列數(shù)據(jù)進行回歸分析時因考慮單位根的問題,不能直接采取原樣本數(shù)據(jù)。為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差,分別對實際GDP、TM、D I、FD I取自然對數(shù),分別記為:L nGDP、L nTM、L nD I和 L nFD I。

圖1 各變量自然對數(shù)的散點圖

二、實證分析

在建立回歸方程進行回歸分析前,為避免出現(xiàn)偽回歸導致錯誤的結論,特別是對于時間序列中包含經(jīng)濟變量時,由于經(jīng)濟變量之間的內在聯(lián)系,在多數(shù)經(jīng)濟現(xiàn)象所表現(xiàn)出的時間序列資料的一個突出特征就是慣性或低靈敏度。因此,有必要對回歸方程中所涉及的變量進行一些數(shù)據(jù)處理工作,主要是對相關變量間的平穩(wěn)性進行檢驗,在此基礎上進行回歸分析。

(一)單位根檢驗

單位根檢驗,將對各個變量取對數(shù)的差分變化進行檢驗。文章采取PP①phillips-perron(PP)對ADF統(tǒng)計量進行了修正,使之在存在自相關與異方差的情況下仍然可以使用。PP檢驗的另一個好處是不必指定滯后期數(shù),從某種意義上講,PP檢驗相當于穩(wěn)健的ADF檢驗。檢驗方法進行單位根檢驗。

原始變量的單位根檢驗結果如下表所示:

表1

從上表可以看出,所有經(jīng)濟變量都是非平穩(wěn)序列,因此,必須繼續(xù)對所有序列作差分變換。

高河飛快地逃離了柴垛，轉身的一剎那間，他發(fā)現(xiàn)柴垛的邊緣，露出了一個人臉，鐵青的臉，死魚般的眼睛惡毒地盯著高河。

表2

在對上述序列進行逐個單位根檢驗時發(fā)現(xiàn), lnTM、lnD I、lnGDP與lnFD I的二階差分序列平穩(wěn)。由此可知,各時間序列原始變量均存在單位根,為非穩(wěn)態(tài)序列,而所有變量的二階差分都是平穩(wěn)序列,即所有變量的二階單整序列。由于兩個相互獨立的單位根變量可能會導致“偽回歸”或“虛假回歸”(spurious regression),因此,要進行相應的處理,處理“偽回歸”的方法有二:方法一是先對變量做一階差分,然后再回歸;方法二為協(xié)整,而協(xié)整關系一般存在于同階單整序列之中。但第一種方法會引起兩個問題:一是模型只表達了變量之間的短期關系,而沒有揭示它們之間的長期關系;二是關于變量水平值的重要信息被忽略了。為此,本文在具體分析中,選擇第二種方法即采用協(xié)整的方法建立模型。

(二)Johansen協(xié)整檢驗

表3 Johansen協(xié)整跡檢驗

表3的第一行是檢驗是否存在協(xié)整關系。原假設是序列之間不存在長期均衡關系的。我們可以看到在5%顯著水平下,跡統(tǒng)計量λ=82.6335 >47.21,故原假設r≤0被拒絕,說明兩者之間存在協(xié)整關系。表的第二行原假設為其中至少存在一個協(xié)整關系r≤1、第三行的原假設為其中至少存在兩個協(xié)整關系r≤2,均被拒絕,這說明序列之間至少存在兩個協(xié)整關系。而表的第四行的原假設是其中至少存在三個協(xié)整關系,跡統(tǒng)計量λ=2.4136<3.76,所以原假設r≤3不能被拒絕。綜上所述,在5%的顯著水平下,模型存在3個協(xié)整方程,這至少說明L nGDP、L nD I、L nFD I、L nTM 之間是存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關即長期均衡關系。

(三)Granger因果關系檢驗

協(xié)整關系檢驗結果顯示變量間是否存在長期的均衡關系,但這種關系是否構成因果關系,還需進一步檢驗。應用Granger因果檢驗,結果如表3。

表4

檢驗結果表明,當滯后階數(shù)為1時,在5%的臨界水平上,外貿進出口總額、外商直接投資、固定資產投資額都是GDP增長的Granger原因,反之則不然。這一結論的隱含意義在于,延邊地區(qū)經(jīng)濟增長最本質的特征是固定資產投資總額、外商直接投資總額、進出口總額對GDP的共同影響顯著。

但需要指出的是,將滯后階數(shù)設為4時,進出口卻不是GDP增長的原因,這表明,延邊地區(qū)目前的出口水平還沒有達到顯著拉動經(jīng)濟增長的程度,隱含了延邊地區(qū)對外開放的程度還不夠,且沒有最大發(fā)揮延邊地區(qū)所處東北亞金三角的區(qū)位優(yōu)勢。而外商直接投資、固定資產投資額仍然是拉動GDP增長的Granger原因,這表明延邊地區(qū)經(jīng)濟增長對投資的依賴程度很高。

(四)ECM 誤差修正模型

在存在協(xié)整關系的條件下,可對原有模型進行修正,建立誤差修正模型(ECM)。ECM模型既能反映不同時間序列的長期均衡關系,又能反映短期動態(tài)偏離長期均衡修正機制,是長期與短性的存在通常使OL S估計的置信區(qū)間和參數(shù)估計量的統(tǒng)計檢驗無效,變量顯著性檢驗失去意義,使得簡單的線性回歸模型不能很好地解釋1990-2008年延邊地區(qū)開放型經(jīng)濟水平發(fā)展對經(jīng)濟增長的真實作用,預測失效。因此,為了避免模型出現(xiàn)的自相關,引入滯后變量,建立如下的實證模型(1):

其中GDP是被解釋變量,表示國內生產總值, D I表示固定資產投資額,FD I表示實際利用外資額,TM 分別表示進出口總額。為了消除檢驗期相結合、具有高度穩(wěn)定性和可靠性的一種模型。

為了研究延邊地區(qū)對外開放度對經(jīng)濟增長的影響度,結合現(xiàn)有文獻理論并考慮延邊地區(qū)的實際情況,運用OL S方法對延邊地區(qū)GDP與貿易、投資、及固定資產投資做簡單的線性回歸分析,結果發(fā)現(xiàn)存在強烈的一階自相關性。自相關過程中出現(xiàn)的異方差以及觀察解釋變量對被解釋變量的彈性大小,GDP、D I、FD I、TM和GDP -1分別取對數(shù),則式(1)轉化為對數(shù)形式(2)。

由上述分析可知,以上各時間序列均存在單位根,則為非穩(wěn)態(tài)序列,可能會導致“偽回歸”。為了避免虛假回歸,通常需要通過差分的方法建立消除變量的共同趨勢,使之成為平穩(wěn)序列,再建立誤差修正模型。為此,本文選擇差分變換的方式進一步建立誤差修正模型,修正的模型如下:

此外,在具體分析過程中,我們進一步運用可行的廣義最小二乘法①廣義最小二乘法是BLU E,它是自相關修正的一種可行方法。在具體的操作與應用中,常采用默認的Prais-W insten估計法,它用于修正一階自回歸誤差。對于一階自相關問題,STATA軟件可以通過prais命令直接進行處理,STATA中OLS軟件包就可以解決異方差和序列相關形式未知的穩(wěn)健性估計。修正自相關,在回歸模型中添加AR(1)來消除一階自相關,同時,在回歸中加入robust選項,進行GL S回歸,并估計出穩(wěn)健標準誤差,并去掉常數(shù)項。消除自相關后的回歸結果如下:

(五)模型的檢驗

2.擬合優(yōu)度檢驗:R2=0.9827說明,回歸方程即上述樣本函數(shù)的解釋能力達98.27%,即在樣本數(shù)據(jù)中,國內生產總值變化率的98.27%可由上一年國內生產總值、進出口額、外商實際投資額及固定資產投資額的變化率來解釋,同樣也說明,所估計的回歸函數(shù)較好地擬合了樣本數(shù)據(jù),回歸方程的擬合優(yōu)度相當好。

3.回歸模型的總體顯著性檢驗:從全部因素的總體來看,在5%的顯著性水平上,F=136.33 >Fα(k,n-k-1)=F0.05(4,13)=3.18,而且由P值為0.0000<0.05,也可以明顯地看出,回歸模型在總體上相當顯著,說明固定資產投資總額、外商直接投資總額、進出口總額及上一年地區(qū)生產總值對GDP的共同影響顯著。

4.對各單個回歸系數(shù)的顯著性檢驗:從單個因素的影響看,在5%的顯著性水平上,各回歸系數(shù)對GDP的影響作用顯著。且|t(?5)|=3.51 >t0.025(13)=2.1009,說明誤差修正項的回歸系數(shù)顯著。從他們的P值分別為0.002,0.037, 0.002,0.000,0.004也可以得到同樣的結論。

三、結果分析與政策啟示

(一)結果分析

1.綜合以上分析,從回歸模型中的各變量回歸系數(shù)也可以得出以下結論:①從短期看,進出口的經(jīng)濟效益還沒有完全體現(xiàn)出來。從長期來看,延邊地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展存在巨大的增長潛力。②進出口、外商直接投資額、固定資產投資額都是促進GDP增長的原因,而且延邊地區(qū)全社會固定資產投資額、外貿進出口總額、外商直接投資額對經(jīng)濟增長的引致作用依次變弱,表明延邊地區(qū)的經(jīng)濟開放型水平的高低受政策性因素影響較大,外貿進出口、外商直接投資對經(jīng)濟增長的貢獻比率依舊有很大上升空間,總體水平還有待提高?？傮w來講,延邊地區(qū)雖然擁有良好的區(qū)位地理優(yōu)勢,位于圖們江地區(qū)開發(fā)的中心地帶,然而,由于各方面的原因,自從圖們江地區(qū)開發(fā)構想提出以來,這一地區(qū)的投資開發(fā)十分緩慢。

2.從具體分析來看,主要表現(xiàn)為以下幾個方面:①延邊地區(qū)經(jīng)濟增長受政策性因素的影響較大,當年全社會固定資產投資額的變動每增加1個百分點,將帶動產出平均變動增加0.0838435個百分點。在所有因素中,固定資產投資額對經(jīng)濟增長的促進作用最大,表明了延邊地區(qū)經(jīng)濟增長中物質資本投入具有相當?shù)闹匾?經(jīng)濟發(fā)展對投資的依賴性較大、對內需的依賴性很強?，F(xiàn)階段,在國家尚未放開外資和民營資本投資于重大基礎設施建設領域管制的情況下,固定資產投資額資金來源大部分依賴于國家財政,這也從一個側面反映了延邊地區(qū)經(jīng)濟增長受政策性因素的影響較大,這與目前國家當前政策型、投資驅動型增長的整體形勢發(fā)展相吻合。②延邊地區(qū)外貿進出口貢獻比率總體上還有待提高。進出口總額的產出彈性為正的0.066851,表明延邊地區(qū)進出口貿易變動每增加1個百分點,將帶動產出平均變動增加0.066851個百分點,仍遠低于林毅夫、李永軍(2001)得出的90年代以來外貿每增長10%、基本上能推動GDP增長1%的結論[1]。通過這一比較,表明延邊地區(qū)的出口貿易對經(jīng)濟增長有一定的推動作用,自90年代圖們江開發(fā)以來,延邊地區(qū)對外貿易取得了長足進步,對外貿易的發(fā)展促進了經(jīng)濟增長。但仍需要進一步拓展對外貿易,以完善對外貿易對經(jīng)濟增長的促進作用。③延邊地區(qū)外商直接投資對經(jīng)濟增長還有巨大的潛力可挖。外商直接投資變動每增加一個百分點,相應的產出平均變動增加0.0213154%。在所有因素中,外商直接投資額對經(jīng)濟增長的促進作用最小,這表明自圖們江開發(fā)以來,外商直接投資對延邊地區(qū)經(jīng)濟增長的影響十分有限,這一點與李圣華(2009年)所研究的分析結果一致,他指出延邊地區(qū)的直接投資對延邊地區(qū)生產率的提高沒有產生顯著影響,延邊地區(qū)缺乏吸引外商直接投資的決定性條件[2](114)。究其原因,由于在該地區(qū)落后的經(jīng)濟基礎和投資環(huán)境、區(qū)域內人流、物流相對比較分散,區(qū)域內需市場規(guī)模相對較小、還沒有形成吸引外商直接投資的決定因素,使得延邊地區(qū)引進的直接投資規(guī)模小,技術含量低,難以形成規(guī)模經(jīng)濟。除此之外,區(qū)域內基礎設施、跨國界基礎設施及連接國際市場的交通運輸條件所處的相對落后狀態(tài)也制約了延邊地區(qū)外商直接投資的引進規(guī)模和質量。因此,為了改變延邊地區(qū)外資引進的落后狀態(tài),延邊地區(qū)應致力于改變外商投資環(huán)境,改變現(xiàn)今延邊地區(qū)投資規(guī)模小、技術含量低的投資現(xiàn)狀,加強在高新技術產業(yè)部門的外資引進。

(二)政策啟示

首先,通過對延邊地區(qū)對外開放水平的衡量,我們發(fā)現(xiàn),這個時期延邊地區(qū)作為我國沿邊開放開發(fā)的重要區(qū)域外向化依存度提高很多,國際貿易也取得了長足發(fā)展,尤其是與毗鄰地區(qū)投資、貿易、旅游和過境運輸?shù)阮I域有了實質性進展,邊境合作開發(fā)與延邊地區(qū)經(jīng)濟呈現(xiàn)互動發(fā)展態(tài)勢。但內向化依存度增長并不明顯,表現(xiàn)出延邊地區(qū)在利用外資能力方面仍顯不足,產業(yè)國際競爭力不強,產品在參與國際競爭中還有差距,只能積極引進外資和進口延邊地區(qū)緊缺的資本品、投資品和先進技術設備,以投資帶動貿易,提高出口產品附加值和加工能力,大力推進產業(yè)結構升級,進而提升延邊地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的競爭力。

其次,從上述回歸分析可以看到,自圖們江地區(qū)合作開發(fā)以來,延邊地區(qū)外商投資、進出口貿易、固定資產投資額對GDP的引致作用依次增強,但依舊有很大上升空間。為此,延邊地區(qū)對外開放水平的提升有必要借助圖們江國際合作開發(fā)這一平臺,將國際區(qū)域經(jīng)濟合作開發(fā)與延邊地區(qū)對外開放相結合,搞好圖們江地區(qū)的開發(fā)開放,與圖們江地區(qū)各國加強經(jīng)貿合作,為延邊經(jīng)濟發(fā)展服務。[3](40)

經(jīng)過十幾年的開發(fā)建設,圖們江區(qū)域已成為延邊地區(qū)參與國際經(jīng)濟合作的重要平臺。在延邊地區(qū)加快培育基于圖們江、面向東北亞的開放載體,有利于增強延邊地區(qū)參與圖們江區(qū)域合作的綜合實力,不斷提升合作開發(fā)的層次;有利于生產要素跨境流動和優(yōu)化組合,加強延邊地區(qū)與周邊東北亞國家毗鄰區(qū)域的經(jīng)濟互補關系,實現(xiàn)互利共贏。

最后,在進出口貿易政策方面,依舊要堅持大力發(fā)展對外貿易,特別是擴大出口貿易,對于有前景的外貿出口企業(yè)在稅收、投資、放松管制等方面給予優(yōu)惠,以便通過出口來積累充足的資本和技術,以提升產業(yè)結構;在外資引進政策方面,應以彌補產業(yè)和區(qū)域開發(fā)所需資本的不足、提高區(qū)域產業(yè)技術水平為目的,提高利用外資的效率,改善產業(yè)結構、經(jīng)濟結構以達到要素和資源的合理配置;除此之外,政府需加強對外商直接投資的引導,合理引導外資及其他資本,投入到農村基礎設施建設、城市公共設施建設以及區(qū)域內公路通道建設上來,基礎設施的完善最終將反過來促進落后地區(qū)招商引資、發(fā)展外向型經(jīng)濟。

[1]林毅夫,李永軍.對外貿易與經(jīng)濟增長關系的再考察[C].北京大學中國經(jīng)濟研究中心,2001(8).

[2]張協(xié)奎,韋瑋.房地產宏觀調控政策下地方政府的應對行為研究[J].廣西民族大學學報(哲學社會科學版),2009(2).

[3]劉鳳根.財產性收入及其經(jīng)濟效應研究[J].湘潭大學學報(哲學社會科學版),2008(5).

[責任編輯 叢光]

F120.4

A

1002-2007(2010)04-0083-06

2010-07-10

1.金華林,男,延邊大學經(jīng)濟管理學院院長,博士生導師。研究方向為東北亞區(qū)域經(jīng)濟比較。2.郝方龍,男,延邊大學經(jīng)濟管理學院世界經(jīng)濟專業(yè)在讀碩士。

國家社會科學基金項目“圖們江邊境地區(qū)開發(fā)對提高邊境朝鮮族聚集區(qū)開放性基金水平之研究”,項目批準號: 08XM Z045。