劉渝琳,王盛順

(重慶大學(xué) 貿(mào)易與行政學(xué)院,重慶 400044)

內(nèi)陸地區(qū)對外開放度與經(jīng)濟增長的動態(tài)模型
——基于重慶市的經(jīng)驗數(shù)據(jù)

劉渝琳,王盛順

(重慶大學(xué) 貿(mào)易與行政學(xué)院,重慶 400044)

外貿(mào)開放度、外資開放度和國際旅游與對外合作開放度是度量內(nèi)陸地區(qū)的對外開放度的重要指標(biāo)。據(jù)此,基于重慶市的經(jīng)驗數(shù)據(jù)運用因子分析法計算得出內(nèi)陸地區(qū)的對外開放度水平極低,尤其在外貿(mào)開放度上與發(fā)達(dá)地區(qū)相比差距最為明顯。實證分析發(fā)現(xiàn)對外開放度對促進內(nèi)陸經(jīng)濟增長的作用顯著;對外開放軟實力增強加速了內(nèi)陸地區(qū)對外開放水平的提高,同時促進了經(jīng)濟增長。

內(nèi)陸地區(qū);對外開放度;經(jīng)濟增長;開放軟實力

隨著改革開放的深化,隨著與世界各國的經(jīng)貿(mào)合作交流的日益密切,中國在世界舞臺上發(fā)揮著越來越重要的作用。面對經(jīng)濟全球化的國際潮流與我國外向型經(jīng)濟為主導(dǎo)的實際情況,尤其是面對由美國的次貸危機引發(fā)的全球性的經(jīng)濟危機,我們不得不更加關(guān)注國際諸要素對本國或本地區(qū)經(jīng)濟的影響。

一、文獻(xiàn)參考與借鑒

國際貿(mào)易實踐的發(fā)展和變化,尤其二戰(zhàn)后的FD I和跨國公司的異軍突起;近些年來交通工具、通訊工具的不斷升級,特別是互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展和普及;以及WTO成員國的數(shù)目不斷擴大,等等因素,使得貨物、資本、人員和信息的流動更加便捷。在這樣的背景下,一國經(jīng)濟的發(fā)展不僅僅取決本國的諸多因素,還會受到國際諸多因素的影響。20世紀(jì)五六十年代,國外的經(jīng)濟學(xué)者開始運用對外開放度這一指標(biāo)進行經(jīng)濟研究。目前,關(guān)于對外開放度的內(nèi)涵,學(xué)術(shù)界已經(jīng)達(dá)成共識,認(rèn)為經(jīng)濟開放度是指本國經(jīng)濟以何種方式、何種程度、何種代價融入世界,同時允許別國經(jīng)濟進入本國經(jīng)濟的范圍領(lǐng)域和程度大小。但是在對外開放度量上,學(xué)術(shù)界始終沒有達(dá)成一致意見,而且一直存在較大分歧。早期度量對外開放度主要是用對外貿(mào)易依存度這個單一指標(biāo)衡量。這種方法簡單、直觀,得到研究者的廣泛認(rèn)可,但顯然已經(jīng)無法滿足現(xiàn)實情況。資源匱乏的經(jīng)濟體多半不是依靠國際貿(mào)易這一路徑融入世界經(jīng)濟的,如香港、新加坡和梵底岡等。Kuznets在 20世紀(jì) 60年代研究得出的小國 (相對資源貧乏)對國際貿(mào)易的依存度比大國更大的論點有力地反駁了上述度量方法[1]。Dollars(1992)利用商品實際價格對貿(mào)易開放條件下價格的偏差度來度量經(jīng)濟開放度。他認(rèn)為在國際貿(mào)易充分開放的條件下,同一商品在世界各地的價格都相同,價格差異是由于貿(mào)易保護壁壘造成的,因此可以通過比較相同商品在不同國家的實際價格來獲知這些國家的相對對外開放度[2]。Dollars構(gòu)建的對外開放度指標(biāo)的缺陷在于:一是無法統(tǒng)計出商品在世界各國的實際價格,選取構(gòu)建指標(biāo)的商品存在很大的主觀性和隨意性;二是在實際運用中數(shù)據(jù)非常難于獲取。認(rèn)識到單一指標(biāo)的片面性,國內(nèi)外學(xué)者開始用多指標(biāo)法來度量對外開放度。Sachs-Warner(1995)通過對平均關(guān)稅是否超過 40%、國家是否實行計劃經(jīng)濟體制、非關(guān)稅壁壘平均覆蓋率是否超過進口額 40%、是否存在國家壟斷,以及黑市外匯率是否超過 20%等因素,采用“二分法”來度量——即把各國貿(mào)易開放程度分為開放與不開放兩種情況 (開放為 1,不開放為 0),建立 S W綜合指標(biāo)體系[3]。顯而易見,其主觀性和籠統(tǒng)性是該體系的主要不足和缺陷。Edwars(1998)吸取前人各種度量對外開放度的合理成份,綜合計算得出貿(mào)易開放度的度量方法,該方法被稱之為 Edwars度量法[4]。由于其準(zhǔn)確性有了顯著提高,所以,這種方法成為 20世紀(jì) 90年代主要的度量新方法之一。隨著國際金融業(yè)和跨國公司的蓬勃發(fā)展,國際資本對一國經(jīng)濟的影響越來越顯著。早在 1969年,Whi tman就提出對外開放度應(yīng)該包括貿(mào)易開放度和金融開放度,但他沒有度量出對外開放度的具體數(shù)值。從 20世紀(jì)八九十年代開始,國內(nèi)學(xué)者在Whi tman研究的基礎(chǔ)上,從指標(biāo)的篩選和指標(biāo)的權(quán)重二方面進行研究,表 1列出了具有代表性的研究成果。從表 1可以看出,經(jīng)濟學(xué)者根據(jù)研究問題的側(cè)重點,選取各自不同的指標(biāo)度量對外開放度,但其指標(biāo)都是從外貿(mào)、外資和國際金融 3個角度選取的,概括地說是從產(chǎn)品和資本兩方面研究的。不過,國與國之間的經(jīng)濟往來與合作,除了產(chǎn)品和資本流動外,還應(yīng)包括人員的流動和技術(shù)的合作,即勞動力要素和技術(shù)進步要素。專業(yè)化的分工加深了國際間的合作,現(xiàn)代化的交通工具使得人員的跨國流動非常的便捷,經(jīng)濟全球化和一體化也使得國與國之間的技術(shù)合作和交流更加的密切和頻繁。因此,在選取對外開放度指標(biāo)時要考慮到人員的跨國流動和勞動力的國際合作。就我國的實際情況看,國際旅游業(yè)和對外合作 (對外承包工程和勞務(wù)輸出)絕對收入比較小,但發(fā)展非常迅猛,遺憾的是在表1中沒有發(fā)現(xiàn)這兩方面的指標(biāo)。對于指標(biāo)的權(quán)重賦值,可以分為 3種形式:早期的主觀賦權(quán)法、算術(shù)平均法和后期的計量軟件賦值法。采用主觀賦權(quán)方法直接明了,但缺點也很明顯,缺少科學(xué)依據(jù),難以信服。算術(shù)平均賦權(quán)又可以分為簡單平均賦權(quán)和加權(quán)平均賦權(quán)兩種形式。簡單平均賦權(quán)是指各指標(biāo)的權(quán)重均相等且之和為 1。加權(quán)平均賦權(quán)指用各指標(biāo)占總量的百分比作為他們的權(quán)重,這種方法比主觀賦權(quán)有所改進,但不足也很明顯。一是對外開放度的各指標(biāo)之間都具有較強的相關(guān)性,而平均賦權(quán)法無法反映這種相關(guān)性。二是在經(jīng)濟體中,指標(biāo)的重要性不僅僅取決于權(quán)重表示的絕對數(shù)量,還取決于無法用數(shù)量表達(dá)的指標(biāo)質(zhì)量。用指標(biāo)量的權(quán)重代替質(zhì)的權(quán)重,不僅不科學(xué),而且還產(chǎn)生求量不求質(zhì)的誤導(dǎo)。后來的學(xué)者認(rèn)識到前兩種方法的弊端,紛紛采用計量軟件賦權(quán)法進行研究。如:劉朝明等 (2001)的聚類分析法,胡智、劉志雄 (2005)的因子分析法,Muhittin、Alper(2006)的主成分分析法。計量軟件賦權(quán)法可以克服人為的主觀隨意性,又能較好地反映出各指標(biāo)之間的相關(guān)性。

在對外開放與經(jīng)濟增長關(guān)系問題上,無論是理論還是實證方面都一致表明對外開放促進經(jīng)濟增長。古典經(jīng)濟學(xué)家認(rèn)為國際貿(mào)易通過深化國際分工、促進技術(shù)進步、擴大消費以及增加社會福利等方面能夠為一國帶來經(jīng)濟利益。在新古典增長理論中,Krugman和 Helpman(1985)認(rèn)為貿(mào)易開放主要通過貿(mào)易帶來的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)促進經(jīng)濟增長[9],Rodrik(1988)認(rèn)為國際貿(mào)易推動資本積累促進經(jīng)濟增長[10]。新增長理論者 (Romer,1986;Lucas,1988)認(rèn)為貿(mào)易開放度主要通過加快本國技術(shù)進步,提高要素生產(chǎn)率來促進經(jīng)濟增長[11]。同時,Edwards(1992)認(rèn)為,開放經(jīng)濟的國家有更強的吸收先進國家技術(shù)進步和新思想的能力[12]。在實證方面,Edwards(1998)基于時間序列數(shù)據(jù)和 Hassion(1996)面板數(shù)據(jù)的實證研究結(jié)果都表明貿(mào)易開放度與經(jīng)濟增長存在正相關(guān)關(guān)系[13]。Cuadros等(2004)的研究將貨物貿(mào)易、FD I等引入經(jīng)濟開放度指標(biāo)體系,運用 VAR模型分析拉丁美洲若干國家經(jīng)濟增長與經(jīng)濟開放度之間的關(guān)系,證明 FD I對產(chǎn)出和貿(mào)易有很大的實質(zhì)性影響[14]。國內(nèi)的實證研究成果主要有:包群、許和連、賴明勇 (2003)測算出中國改革開放以來的貿(mào)易開放度及其對經(jīng)濟增長的影響,結(jié)果表明不同的度量方法和不同的開放度指標(biāo)會導(dǎo)致不同的結(jié)論。形成共識的觀點是外貿(mào)依存度指標(biāo)可以較好地反映中國經(jīng)濟開放程度與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系,而僅用對外開放度指標(biāo)不能全面反映這二者之間的關(guān)系[15]。康繼軍等(2007)運用 ADL模型實證分析得出對外開放對我國的經(jīng)濟增長具有促進作用,同時存在長期均衡關(guān)系[16]。

表1 國內(nèi)外度量對外開放度主要成果表[5]

二、對外開放度的度量

在研究中發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟學(xué)者對對外開放度的度量存在較大分歧的主要原因有二點:一方面各國或地區(qū)的實際情況大相徑庭,這決定了他們?nèi)谌胧澜缃?jīng)濟體的通道和途徑不盡相同;另一方面隨著世界交流合作的不斷加強,會不斷出現(xiàn)新的對外開放度通道和途徑,以前影響對外開放度的一些指標(biāo)會逐漸減弱甚至于消失。近些年來,國際旅游業(yè)蓬勃發(fā)展,各國紛紛加入WTO,自由貿(mào)易區(qū)興起以及區(qū)域經(jīng)濟一體化,等等因素,使得以前對對外開放度有著重要影響的關(guān)稅指標(biāo)的作用大大削弱。所以,在篩選對外開放度指標(biāo)上要根據(jù)該國或該地區(qū)的具體情況選取相應(yīng)的考量指標(biāo),不可一概而論。有些學(xué)者認(rèn)為匯率和關(guān)稅對一國的開放度影響較大,但是筆者認(rèn)為不是匯率和關(guān)稅本身影響該國的對外開放度,而是由于匯率和關(guān)稅變動,影響產(chǎn)品、資本、服務(wù)、技術(shù)等要素的全球流動,通過這些要素變化間接地影響該國的對外開放度,匯率和關(guān)稅只是影響對外開放度的中間指標(biāo),而不是最終指標(biāo)。在全球化和經(jīng)濟一體化的背景下,關(guān)稅的作用日漸削弱,匯率的影響也將受到約束和管制。

目前,研究我國對外開放度度量方法的文獻(xiàn)主要著眼于國家層面,對省市區(qū)域的對外開放度的研究很少,部分學(xué)者也直接借用度量國家的對外開放度的方法來計算省市的對外開放度,這種借用極為不合理。對于小國而言,該國對外開放度可以代表該國某地區(qū)的對外開放度。但中國是大國,區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展極為不平衡,許多指標(biāo)的差距非常大,比如對外開放度中重要指標(biāo)之一的外貿(mào)依存度差距就非常大:2008年我國的外貿(mào)依存度為 59%,珠三角的廣東省為 133%,長三角的上海市為 163%,北京市和天津市分別達(dá) 179%和88%,而內(nèi)陸地區(qū)的重慶市僅為 13%。本文旨在研究我國內(nèi)陸地區(qū)對外開放度水平及其與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系,特結(jié)合內(nèi)陸地區(qū)經(jīng)濟體的實際情況選取相應(yīng)指標(biāo)度量對外開放度水平。資源豐富,勞動力充裕且價格低廉,經(jīng)濟體內(nèi)活力不強,生產(chǎn)效率不高,部分區(qū)域的加工制造業(yè)相當(dāng)發(fā)達(dá),現(xiàn)代服務(wù)業(yè)剛剛起步,與國際市場聯(lián)系不緊密,融入國際市場的手段比較單一和粗放等是內(nèi)陸經(jīng)濟體的主要特征。基于此,選取了進口依存度=進口總額 /GDP、出口依存度=出口總額 /GDP、外商直接投資收益率=外商直接投資額/GDP、外商間接投資收益率=外商間接投資 /GDP、國際旅游創(chuàng)匯率=國際旅游收入 /GDP,以及對外合作收益率=對外承包工程和勞務(wù)收入/GDP六項指標(biāo)作為度量對外開放度的二級指標(biāo)。正如前文所述,對外開放度的各指標(biāo)之間均有一定的相關(guān)性,這些指標(biāo)不僅同級之間相互影響,而且通過影響上級指標(biāo)最終影響到總指標(biāo)。因子分析法能夠較好地反映出各指標(biāo)之間的相互影響,克服了主觀賦權(quán)的隨意性。所以本文采用因子分析法計算對外開放度的數(shù)值,其指標(biāo)的構(gòu)建如表 2,一級指標(biāo)的權(quán)重是各因子的方差貢獻(xiàn)率,最終加總得出對外開放度的數(shù)值,指標(biāo)之間的數(shù)量關(guān)系可見表 3。為了比較內(nèi)陸地區(qū)與發(fā)達(dá)地區(qū)的對外開放度,特選取發(fā)達(dá)地區(qū) (廣東省、上海市、北京市和天津市)以及全國的對外開放度,以作內(nèi)陸地區(qū)的參照系,結(jié)果如圖 1。觀察表 3發(fā)現(xiàn)內(nèi)陸地區(qū) (重慶市)、發(fā)達(dá)地區(qū) (北京市,天津市,上海市,廣東省)和全國的對外開放度的關(guān)系表達(dá)式無顯著的差異,各項指標(biāo)的權(quán)重沒有明顯的差別,其中外貿(mào)開放度的權(quán)重占有絕對優(yōu)勢,但是圖 1中計算得出的內(nèi)陸地區(qū)的開放度結(jié)果與發(fā)達(dá)地區(qū)相比呈現(xiàn)很大的差距。不難看出:內(nèi)陸地區(qū)的對外開放度水平不僅遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)地區(qū),和全國平均水平相比較,也相差甚遠(yuǎn)。同時在 1985—2008年,內(nèi)陸地區(qū)的對外開放度的波動很小,而其他地區(qū)的波動都非常大,而且波動的方向呈現(xiàn)一致性 (北京市在 1990年以前例外)。為了找出上述原因,本文作如下處理:用重慶市的各指標(biāo)作為分母,其他地區(qū)相對應(yīng)的指標(biāo)著分子相除所得的商值來刻劃。表 4列出了主要年份的數(shù)值,其數(shù)據(jù)表明,內(nèi)陸地區(qū)與發(fā)達(dá)地區(qū)相比,除外商直接投資收益率指標(biāo)外,其余指標(biāo)都存在不小差距,差距絕大多數(shù)在 4倍以上,最為明顯的是進出口依存度指標(biāo)。以 2008年為例:天津市、上海市、廣東省的出口依存度均是重慶市的 10倍以上,北京市的出口依存度雖然只是重慶市的 4倍,但進口依存度卻是重慶市的 27倍,上海市、廣東省也超過了重慶市 10倍。發(fā)達(dá)地區(qū)的對外開放度指標(biāo)變動非常劇烈,而內(nèi)陸地區(qū)則非常平穩(wěn),這說明發(fā)達(dá)地區(qū)與國際經(jīng)濟體之間的經(jīng)貿(mào)合作日益緊密,程度也日益加深,而內(nèi)陸地區(qū)卻沒有這一特征?？v向的比較分析還可以看出,內(nèi)陸地區(qū)在吸引外商直接投資和國際旅游指標(biāo)與發(fā)達(dá)地區(qū)之間的差距逐漸縮小,甚至有一定的優(yōu)勢,但進口貿(mào)易、外商間接投資等指標(biāo)卻呈現(xiàn)擴大的趨勢,在對外合作方面,差距拉大的趨勢比較明顯。因此,內(nèi)陸地區(qū)的對外開放度水平低下的主要原因在于外貿(mào)開放度、外資開放度和國際旅游與對外合作開放度三項指標(biāo)均低于發(fā)達(dá)地區(qū),尤其是占有最大權(quán)重的外貿(mào)依存度指標(biāo)與發(fā)達(dá)地區(qū)之間的差距尤為顯著。

表2 對外開放度指標(biāo)的構(gòu)建

表3 計算對外開放度的關(guān)系表達(dá)式①發(fā)達(dá)地區(qū)及全國的對外開放度的指標(biāo)構(gòu)建和度量均按內(nèi)陸地區(qū)的方法得出,與實際情況有一定的誤差。

圖1 內(nèi)陸地區(qū)與發(fā)達(dá)地區(qū)及全國對外開放度比較②原始數(shù)據(jù)來源:《2009年重慶市統(tǒng)計年鑒》《1985年北京統(tǒng)計年鑒》《1986年北京統(tǒng)計年鑒》《2002年北京統(tǒng)計年鑒》《2009年北京統(tǒng)計年鑒》《2009年天津統(tǒng)計年鑒》《輝煌的歷程—天津改革開放三十年》《2009年上海市統(tǒng)計年鑒》《2009年廣東省統(tǒng)計年鑒》《2008年中國對外經(jīng)濟年鑒》,北京市統(tǒng)計局網(wǎng)站,天津市統(tǒng)計信息網(wǎng)站,上海市統(tǒng)計信息網(wǎng)站,廣東省統(tǒng)計局網(wǎng)站,國家統(tǒng)計局網(wǎng)站,中國人民銀行網(wǎng)站。其中北京、天津部分年份的外商資直接投資用外商獨資數(shù)據(jù)代替。

內(nèi)陸地區(qū)對外開放度水平低下,經(jīng)濟比較落后,那么對外開放度與經(jīng)濟增長之間有怎樣的聯(lián)系?同樣都是加工制造業(yè)發(fā)達(dá)的地區(qū),廣東省的對外開放度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于內(nèi)陸地區(qū)的重慶市 (重慶的平均水平僅為 2.55%,而廣東為 67.48%),是什么因素造成了對外開放度水平區(qū)域間的巨大不平衡?筆者以內(nèi)生經(jīng)濟增長模型對此進行了研究。

表4 主要年份指標(biāo)地區(qū)間的差距

三、模型的修正與實證

解決第一個問題可以從內(nèi)生經(jīng)濟增長理論入手,封閉式柯布-道格拉斯 (Cobb-Dauglas)生產(chǎn)函數(shù)模型為:

其中Y為產(chǎn)量,K為國內(nèi)資本,L為勞動力,A是參數(shù)。

加入對外開放度 (Openness)并用國內(nèi)生產(chǎn)總值 (GDP)代替產(chǎn)量Y,模型 (1)可擴展為開放式的內(nèi)生增長模型。

或者兩邊取對數(shù)可得:

模型(3)表示因變量 GDP和自變量K,L,Openness之間存在一種長期均衡關(guān)系,但實際經(jīng)濟數(shù)據(jù)通常是波動,經(jīng)常與這種長期均衡出現(xiàn)偏離,可以通過自回歸分布滯后模型 (ADL,autoregressive distributed lag)實現(xiàn)實際數(shù)據(jù)的動態(tài)非均衡逼近經(jīng)濟理論中的長期均衡。

令式(3)中的殘差項μt=ECMt,建立誤差修正模型為:

在實證過程中,通常采用 Engle和 Granger提出兩步法處理——先 OLS估計得出模型 (3)的參數(shù),再用OLS線性回歸法估計模型(4)參數(shù)。不過用重慶市的經(jīng)驗數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)誤差修正模型的擬合度不高,不能充分解釋各變量之間的關(guān)系。

回到上述提到的第二個問題——為什么我國對外開放度出現(xiàn)區(qū)域間的巨大不平衡?我國的對外開放是從 1978年開始的,先試點再推廣的做法使得廣東、上海、北京和天津等地區(qū)均是我國對外開放政策的先行者和試驗田,在時間上比內(nèi)陸地區(qū)起步早,而且發(fā)達(dá)地區(qū)享受了許多優(yōu)惠的扶持政策,加上自身的區(qū)位優(yōu)勢,所以在政策扶持、法律法規(guī)、政府工作效率、對外開放的實踐經(jīng)驗、相關(guān)的配套設(shè)施、人文環(huán)境和國際知名度等方面都遠(yuǎn)遠(yuǎn)優(yōu)越于內(nèi)陸地區(qū)。為了進一步說明上述因素對內(nèi)陸地區(qū)經(jīng)濟增長和對外開放度的影響,定義虛擬變量開放軟實力(YSLt),①開放軟實力指一個國家或地區(qū)在影響對外開放因素中除經(jīng)濟因素以外的其他因素,主要包括政策扶持、法律法規(guī)、政府工作效率、對外開放的實踐經(jīng)驗、相關(guān)的配套設(shè)施、人文環(huán)境和國際知名度等因素。對模型 (4)進一步修正,最終得到如下的修正模型:

以 1985—2008年重慶市的經(jīng)驗數(shù)據(jù)進行實證分析,被解釋變量GDP(萬美元),解釋變量為國內(nèi)固定資產(chǎn)投資總額K(萬美元)、就業(yè)人數(shù)L(萬人)、對外開放度(Openness)和虛似變量開放軟實力(YSL),變量YSL的具體取值為:1985—1997年為 0;1997—2008年為 1。②主要基于 1997年重慶市開始直轄和隨后的國家西部大開發(fā)戰(zhàn)略開始實施因素。用對數(shù)進行無量綱化后作指數(shù)平滑處理,以減少數(shù)據(jù)的波動對結(jié)論的影響。以 Eviews5.0作為實證操作平臺,序列平穩(wěn)性檢驗結(jié)果表明各變量均是一階單整(表 5)。

協(xié)整回歸結(jié)果:

誤差修正項為:

誤差修正回歸結(jié)果:

進一步修正回歸得出的結(jié)果:

表5 ADF單位根檢驗結(jié)果

比較兩個誤差修正模型可以發(fā)現(xiàn),加入虛擬變量的誤差修正模型明顯地改進了擬合能力,其他各項檢驗指標(biāo)均優(yōu)于前者,而且各解釋變量都顯著進入模型,模型 (8)有關(guān)檢驗結(jié)果可見表 6和圖 2,可以認(rèn)為加入虛擬變量的誤差修正模型能夠模擬中國內(nèi)陸地區(qū)對外開放度與經(jīng)濟增長的規(guī)律。協(xié)整回歸中的誤差修正項表明內(nèi)陸地區(qū)的對外開放度、國內(nèi)資本、勞動力資源和 GDP之間長期穩(wěn)定均衡關(guān)系為Ln(GDPt)=0.633 4Ln(Kt)+0.366 6Ln(Lt)+3.527 3Opennesst-3.073 7,該關(guān)系反映了解釋變量都顯著融入模型,對外開放度對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著的積極作用,資本彈性系數(shù)(0.633 4)大于勞動彈性系數(shù) (0.366 6)反映出內(nèi)陸地區(qū)資本的貢獻(xiàn)率已經(jīng)大于勞動的貢獻(xiàn)率。這種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系在式 (7)中通過 ECM體現(xiàn)在影響著經(jīng)濟的短期波動和回歸長期均衡的調(diào)整方向和力度。經(jīng)濟增長的短期波動,一部分來自解釋變量短期波動的影響,另一部分是偏離長期均衡的影響,其系數(shù) (1.013 1)在該模型中是經(jīng)濟增長偏離長期均衡時,將與偏離的同方向進行調(diào)整,調(diào)整的力度是 1.013 1。加入的對外開放軟實力這個虛擬變量很大程度上優(yōu)化了模型,它自身對經(jīng)濟的積極作用并不明顯 (0.008 5),但對對外開放度卻有加速助推作用,軟實力增加 1%,對外開放度會增加 1.186 5%;比較 (7)式和 (8)式發(fā)現(xiàn),對外開放軟實力對勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的提高作用,由原來的 0.49提高到 0.75;對經(jīng)濟調(diào)整力度的作用也非常顯著。這與由美國 2008年的次貸危機引發(fā)的世界危機對廣東、上海、北京等發(fā)達(dá)地區(qū)的影響比內(nèi)陸地區(qū)要大得多這一事實相吻合。

表6 模型 (8)的假設(shè)檢驗結(jié)果

圖2 模型 (8)的擬合結(jié)果及殘差的波動

四、結(jié)論

(1)內(nèi)陸地區(qū)的對外開放度水平極低,不僅與發(fā)達(dá)地區(qū)差距非常大,而且也遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于全國平均水平,差距最顯著的是進出口貿(mào)易。就內(nèi)陸地區(qū)而言,構(gòu)成對外開放度的各項指標(biāo)都低于發(fā)達(dá)地區(qū)和全國平均水平,外商間接投資和對外合作與發(fā)達(dá)地區(qū)比較,其差距呈現(xiàn)擴大的趨勢,國際旅游業(yè)的差距日漸縮小,導(dǎo)致內(nèi)陸地區(qū)對外開放度水平低下的主要原因在于進出口貿(mào)易水平不高。從度量對外開放度得到的結(jié)果看,目前,內(nèi)陸地區(qū)的經(jīng)濟體沒有融入到國際市場,外向型經(jīng)濟指標(biāo)不活躍,與國際經(jīng)濟體聯(lián)系不緊密。從國內(nèi)外的實踐經(jīng)驗看,資源、農(nóng)副產(chǎn)品和原材料等粗放式進出口很難提高對外開放水平。比較珠三角、長三角和京津等發(fā)達(dá)地區(qū)可以看出,利用我國充裕的廉價勞動力和豐富的資源進行加工型進出口貿(mào)易是值得內(nèi)陸地區(qū)借鑒的可行的辦法,這可以解決內(nèi)陸地區(qū)經(jīng)濟體內(nèi)的勞動力過剩問題,同時也可以提高當(dāng)?shù)刎S富資源的利用效率和效益。

(2)從長期看,對外開放度、國內(nèi)資本及勞動力均顯著融入經(jīng)濟增長模型,對經(jīng)濟增長都產(chǎn)生積極的影響,內(nèi)陸地區(qū),資本的貢獻(xiàn)率已經(jīng)超過了勞動的貢獻(xiàn)率[18]。對外開放軟實力在經(jīng)濟增長過程中的作用非常重要,強的對外開放軟實力能促進經(jīng)濟增長;同時,提高對外開放度的水平,更能顯著提高內(nèi)陸地區(qū)勞動生產(chǎn)率水平。

(3)內(nèi)陸地區(qū)應(yīng)盡快提高對外開放度水平以融入國際市場。以提升進出口貿(mào)易的數(shù)量和質(zhì)量為抓手,引進國內(nèi)外先進技術(shù)和設(shè)備,提高本地區(qū)的勞動生產(chǎn)率,抓住國內(nèi)國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的契機,將豐富的資源和勞動力優(yōu)勢就地轉(zhuǎn)化為具有高附加值和國際競爭力的產(chǎn)品[19]。進一步挖掘豐富的旅游資源,保護好當(dāng)?shù)氐奈镔|(zhì)文化遺產(chǎn)和非物質(zhì)文化遺產(chǎn),使得國際旅游業(yè)成為世界了解內(nèi)陸地區(qū)的窗口,從而提高國際知名度和影響力。積極尋求國際合作與交流,和國際知名企業(yè)進行多層次的合作,吸收先進生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗,培育一批具有自主品牌并有國際知名度的產(chǎn)品。著力建設(shè)和完善對外開放軟實力,完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),保護好環(huán)境,營造良好的對外開放態(tài)勢。

[1]西蒙·庫茲涅茨.現(xiàn)代經(jīng)濟增長[M].戴睿,易誠,譯.北京:北京經(jīng)濟學(xué)院出版社,1989.

[2]David Dollars.Outward-Oriented Developing Economies ReallyDo Grow More Rapidly:Evidence from 95 LDCs,1976-1985[J].Economic Development and Cultural Change 40.1992:523-544.

[3]Sachs J,WarnerA.Economic Refor m and the Process ofGlobal Integration[Z].Brookings Papers of Economic Activity.1995:1-118.

[4]Edward.E.Leamer(1989)Measuresof openness,In R.E.Baldwin.eds Trade Policy Issues and EmpiricalAnalysis[M].University of Chicago press 1989:147-201.

[5]李翀.我國對外開放程度的度量與比較[J].經(jīng)濟研究,1998(1).

[6]劉朝明,韋海鳴.對外開放的度量方法與模型分析[J].財經(jīng)科學(xué),2001(2).

[7]黃繁華.中國經(jīng)濟開放度及其國際比較研究[J].國際貿(mào)易問題,2001(1).

[8]胡智,劉志雄.中國經(jīng)濟開放度的測算與國際比較[J].世界經(jīng)濟研究,2005(7).

[9][以]埃爾赫南·赫爾普曼,[美]保羅·R·克魯格曼.貿(mào)易政策與市場結(jié)構(gòu)[M].上海:上海人民出版社,2009.

[10]Rodrik D.Closing the Technology Gap:Does Trade Liberalization Really Help?[J].Cambridge NBER Working Paper.No.2654 1988.

[11]Romer P.Increasing Returns and Long-Run Growth[J].Journal of Political Economy,1986,94:1002-1037.

[12]Lucas R E.On the Mechanics of Economic Development[J].Journal of Monetary Economics,1988,22:3-421.

[13]Edwards S.TradeOrientation,Distort ion,and Growth in Developing Countries[J].Journal of Developing Economics,1992,39(1):31-57.

[14]Edwards S.Openness,Productivty and Growth,What do we really know?[J].Economic Journal,1998,108:383-398.

[15]Harrison A.Openness and Growth:A Time series,CrosscountryAnalysis for Developing Countries[J].Journal ofDevelopment Economics,1996,48:419-447

[16]許和連,包群,賴明勇.貿(mào)易開放度與中國經(jīng)濟增長[J].中國軟科學(xué),2003(5).

[17]康繼軍,張宗益,傅蘊英 .開放經(jīng)濟下的經(jīng)濟增長模型:中國的經(jīng)驗 [J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究,2007(1).

[18]彭小兵,蔣靜梅.重慶市貨幣市場與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究[J].重慶三峽學(xué)院學(xué)報,2009(4).

[19]張勇,王樹林.軟實力與硬實力:一個新的分析框架[J].重慶工商大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)版,2009(4):17-21.

Openness of Inland Areas and Its Dynamic Model with Economic Growth——Based On the Empirical Data of Chongqing

LIU Yu-lin,WANG Sheng-shun
(College of Trade and Administration,Chongqing University,Chongqing 400030,China)

This paper selects trade openness,foreign capital,international tourism and foreign cooperation as the indexes to measure the openness of inland areas.Calculation results by factor analysis based on the empirical data of Chongqing show that the level of the openness of inland areas is very how,and especially the foreign trade openness has the most enormous gap with developed areas.By empirical analysis,it is found that openness significantly promotes economic growth of inland areas.The variable of soft power of openness accelerated raises the level of inland openness and promotes economic growth aswell.

inland area;openness;economic growth;soft power of openness

F74;F061.3

A

1674-8425(2010)10-0017-09

2010-07-20

國家自然基金項目 (71073179)的階段性研究成果。

劉渝琳 (1966—),女,重慶人,教授,博士生導(dǎo)師,本刊編委,研究方向:國際貿(mào)易和宏觀經(jīng)濟政策。

(責(zé)任編輯 張佑法)

劉渝琳,技術(shù)經(jīng)濟及管理博士,教授,博士生導(dǎo)師,本刊編委,2001—2002年在澳大利亞Monash大學(xué)經(jīng)濟系作訪問學(xué)者?，F(xiàn)為重慶大學(xué)貿(mào)易與行政學(xué)院副院長,重慶大學(xué)“985工程”二期“重點建設(shè)科技創(chuàng)新平臺”——“中國欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展研究基地”的特聘教授。2006年度教育部新世紀(jì)優(yōu)秀人才支持計劃獲得者,重慶市宣傳文化首批“五個一批”人才 (理論類)獲得者。

主要研究領(lǐng)域為人口經(jīng)濟、國際經(jīng)濟與貿(mào)易,曾主持國家社會科學(xué)基金項目、國際合作項目、省部級重大招標(biāo)項目、省部級項目等 10多項。

近3年作為負(fù)責(zé)人主持的國家項目及省部級研究項目有:“老年人口生活質(zhì)量指標(biāo)體系的設(shè)置與評價研究”(國家社科基金項目)、“中國農(nóng)民工生活質(zhì)量評價與保障體系研究”(國家社科基金項目)、“防范我國貧困化增長的 FD I甄別機制與評價體系研究”(中國博士后基金項目)、“科學(xué)發(fā)展觀與重慶市型工業(yè)化問題研究”(重慶市哲學(xué)社會科學(xué)重大招標(biāo)項目)、“中國新型工業(yè)化評價指標(biāo)體系研究”(國家統(tǒng)計局項目)、“基于 UML建模技術(shù)的重慶市農(nóng)民工生活質(zhì)量評價體系研究”(重慶市軟科學(xué)研究項目)、“重慶市與東盟國家經(jīng)貿(mào)合作發(fā)展空間及拓展路徑研究——基于協(xié)整分析和 Granger因果檢驗”(重慶市軟科學(xué)研究項目)。

近3年在《管理世界》《數(shù)量經(jīng)濟研究》《中國軟科學(xué)》《經(jīng)濟學(xué)動態(tài)》《改革》《國際貿(mào)易問題》《世界經(jīng)濟研究》等期刊上發(fā)表論文 10多篇。

出版的專著或教材有:《養(yǎng)老質(zhì)量測評》(2007)、《統(tǒng)計學(xué)教程》(2002第一版,2007年第二版)、《政治經(jīng)濟學(xué)》(2004)、《國際貿(mào)易實務(wù)模擬操作教程》(2005)。