試析圖們江地區(qū)國際合作的開發(fā)型經(jīng)濟(jì)水平

金華林,郝方龍

(延邊大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)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(jì)水平

金華林1,郝方龍2

(延邊大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,吉林延吉133002)

自上個世紀(jì)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(jì)與邊境經(jīng)濟(jì)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(xiàng)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(kuò)大合作領(lǐng)域,并且對于構(gòu)筑新時(shí)期邊疆少數(shù)民族地區(qū)開發(fā)型經(jīng)濟(jì)具有重要意義。

圖們江開發(fā);國際合作;開發(fā)型經(jīng)濟(jì)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(jì)局的時(shí)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(jì)年鑒2009》。選取1990—2008年的延邊地區(qū)生產(chǎn)總值,記為GDP。進(jìn)出口數(shù)據(jù)為1990—2008進(jìn)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(chǎn)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(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析時(shí)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(shí)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(diǎn)圖

二、實(shí)證分析

在建立回歸方程進(jìn)行回歸分析前,為避免出現(xiàn)偽回歸導(dǎo)致錯誤的結(jié)論,特別是對于時(shí)間序列中包含經(jīng)濟(jì)變量時(shí),由于經(jīng)濟(jì)變量之間的內(nèi)在聯(lián)系,在多數(shù)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象所表現(xiàn)出的時(shí)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(jìn)行一些數(shù)據(jù)處理工作,主要是對相關(guān)變量間的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn),在此基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸分析。

(一)單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn),將對各個變量取對數(shù)的差分變化進(jìn)行檢驗(yàn)。文章采取PP①phillips-perron(PP)對ADF統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行了修正,使之在存在自相關(guān)與異方差的情況下仍然可以使用。PP檢驗(yàn)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(yàn)相當(dāng)于穩(wěn)健的ADF檢驗(yàn)。檢驗(yàn)方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

原始變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示:

表1

從上表可以看出,所有經(jīng)濟(jì)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(zhuǎn)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(jìn)行逐個單位根檢驗(yàn)時(shí)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(shí)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(dú)立的單位根變量可能會導(dǎo)致“偽回歸”或“虛假回歸”(spurious regression),因此,要進(jìn)行相應(yīng)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(guān)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(dá)了變量之間的短期關(guān)系,而沒有揭示它們之間的長期關(guān)系;二是關(guān)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(yàn)

表3 Johansen協(xié)整跡檢驗(yàn)

表3的第一行是檢驗(yàn)是否存在協(xié)整關(guān)系。原假設(shè)是序列之間不存在長期均衡關(guān)系的。我們可以看到在5%顯著水平下,跡統(tǒng)計(jì)量λ=82.6335 >47.21,故原假設(shè)r≤0被拒絕,說明兩者之間存在協(xié)整關(guān)系。表的第二行原假設(shè)為其中至少存在一個協(xié)整關(guān)系r≤1、第三行的原假設(shè)為其中至少存在兩個協(xié)整關(guān)系r≤2,均被拒絕,這說明序列之間至少存在兩個協(xié)整關(guān)系。而表的第四行的原假設(shè)是其中至少存在三個協(xié)整關(guān)系,跡統(tǒng)計(jì)量λ=2.4136<3.76,所以原假設(shè)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(guān)即長期均衡關(guān)系。

(三)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示變量間是否存在長期的均衡關(guān)系,但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系,還需進(jìn)一步檢驗(yàn)。應(yīng)用Granger因果檢驗(yàn),結(jié)果如表3。

表4

檢驗(yàn)結(jié)果表明,當(dāng)滯后階數(shù)為1時(shí),在5%的臨界水平上,外貿(mào)進(jìn)出口總額、外商直接投資、固定資產(chǎn)投資額都是GDP增長的Granger原因,反之則不然。這一結(jié)論的隱含意義在于,延邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長最本質(zhì)的特征是固定資產(chǎn)投資總額、外商直接投資總額、進(jìn)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(shè)為4時(shí),進(jìn)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(dá)到顯著拉動經(jīng)濟(jì)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(chǎn)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(jì)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(guān)系的條件下,可對原有模型進(jìn)行修正,建立誤差修正模型(ECM)。ECM模型既能反映不同時(shí)間序列的長期均衡關(guān)系,又能反映短期動態(tài)偏離長期均衡修正機(jī)制,是長期與短性的存在通常使OL S估計(jì)的置信區(qū)間和參數(shù)估計(jì)量的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)無效,變量顯著性檢驗(yàn)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(jì)水平發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的真實(shí)作用,預(yù)測失效。因此,為了避免模型出現(xiàn)的自相關(guān),引入滯后變量,建立如下的實(shí)證模型(1):

其中GDP是被解釋變量,表示國內(nèi)生產(chǎn)總值, D I表示固定資產(chǎn)投資額,FD I表示實(shí)際利用外資額,TM 分別表示進(jìn)出口總額。為了消除檢驗(yàn)期相結(jié)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(jì)增長的影響度,結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)理論并考慮延邊地區(qū)的實(shí)際情況,運(yùn)用OL S方法對延邊地區(qū)GDP與貿(mào)易、投資、及固定資產(chǎn)投資做簡單的線性回歸分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn)存在強(qiáng)烈的一階自相關(guān)性。自相關(guān)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(zhuǎn)化為對數(shù)形式(2)。

由上述分析可知,以上各時(shí)間序列均存在單位根,則為非穩(wěn)態(tài)序列,可能會導(dǎo)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(jìn)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(jìn)一步運(yùn)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(guān)修正的一種可行方法。在具體的操作與應(yīng)用中,常采用默認(rèn)的Prais-W insten估計(jì)法,它用于修正一階自回歸誤差。對于一階自相關(guān)問題,STATA軟件可以通過prais命令直接進(jìn)行處理,STATA中OLS軟件包就可以解決異方差和序列相關(guān)形式未知的穩(wěn)健性估計(jì)。修正自相關(guān),在回歸模型中添加AR(1)來消除一階自相關(guān),同時(shí),在回歸中加入robust選項(xiàng),進(jìn)行GL S回歸,并估計(jì)出穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤差,并去掉常數(shù)項(xiàng)。消除自相關(guān)后的回歸結(jié)果如下:

(五)模型的檢驗(yàn)

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

3.回歸模型的總體顯著性檢驗(yàn):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(dāng)顯著,說明固定資產(chǎn)投資總額、外商直接投資總額、進(jìn)出口總額及上一年地區(qū)生產(chǎn)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(yàn):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(xiàng)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(jié)論。

三、結(jié)果分析與政策啟示

(一)結(jié)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(jié)論:①從短期看,進(jìn)出口的經(jīng)濟(jì)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(jì)的發(fā)展存在巨大的增長潛力。②進(jìn)出口、外商直接投資額、固定資產(chǎn)投資額都是促進(jìn)GDP增長的原因,而且延邊地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資額、外貿(mào)進(jìn)出口總額、外商直接投資額對經(jīng)濟(jì)增長的引致作用依次變?nèi)?表明延邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)開放型水平的高低受政策性因素影響較大,外貿(mào)進(jìn)出口、外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)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(gòu)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(jì)增長受政策性因素的影響較大,當(dāng)年全社會固定資產(chǎn)投資額的變動每增加1個百分點(diǎn),將帶動產(chǎn)出平均變動增加0.0838435個百分點(diǎn)。在所有因素中,固定資產(chǎn)投資額對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用最大,表明了延邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長中物質(zhì)資本投入具有相當(dāng)?shù)闹匾?經(jīng)濟(jì)發(fā)展對投資的依賴性較大、對內(nèi)需的依賴性很強(qiáng)?，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(chǔ)設(shè)施建設(shè)領(lǐng)域管制的情況下,固定資產(chǎn)投資額資金來源大部分依賴于國家財(cái)政,這也從一個側(cè)面反映了延邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長受政策性因素的影響較大,這與目前國家當(dāng)前政策型、投資驅(qū)動型增長的整體形勢發(fā)展相吻合。②延邊地區(qū)外貿(mào)進(jìn)出口貢獻(xiàn)比率總體上還有待提高。進(jìn)出口總額的產(chǎn)出彈性為正的0.066851,表明延邊地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易變動每增加1個百分點(diǎn),將帶動產(chǎn)出平均變動增加0.066851個百分點(diǎn),仍遠(yuǎn)低于林毅夫、李永軍(2001)得出的90年代以來外貿(mào)每增長10%、基本上能推動GDP增長1%的結(jié)論[1]。通過這一比較,表明延邊地區(qū)的出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)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(mào)易取得了長足進(jìn)步,對外貿(mào)易的發(fā)展促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。但仍需要進(jìn)一步拓展對外貿(mào)易,以完善對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。③延邊地區(qū)外商直接投資對經(jīng)濟(jì)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(diǎn),相應(yīng)的產(chǎn)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(jì)增長的促進(jìn)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(jì)增長的影響十分有限,這一點(diǎn)與李圣華(2009年)所研究的分析結(jié)果一致,他指出延邊地區(qū)的直接投資對延邊地區(qū)生產(chǎn)率的提高沒有產(chǎn)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(jì)基礎(chǔ)和投資環(huán)境、區(qū)域內(nèi)人流、物流相對比較分散,區(qū)域內(nèi)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(jìn)的直接投資規(guī)模小,技術(shù)含量低,難以形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)。除此之外,區(qū)域內(nèi)基礎(chǔ)設(shè)施、跨國界基礎(chǔ)設(shè)施及連接國際市場的交通運(yùn)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(jìn)規(guī)模和質(zhì)量。因此,為了改變延邊地區(qū)外資引進(jìn)的落后狀態(tài),延邊地區(qū)應(yīng)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(shù)含量低的投資現(xiàn)狀,加強(qiáng)在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門的外資引進(jìn)。

(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(shí)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(mào)易也取得了長足發(fā)展,尤其是與毗鄰地區(qū)投資、貿(mào)易、旅游和過境運(yùn)輸?shù)阮I(lǐng)域有了實(shí)質(zhì)性進(jìn)展,邊境合作開發(fā)與延邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)互動發(fā)展態(tài)勢。但內(nèi)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(chǎn)業(yè)國際競爭力不強(qiáng),產(chǎn)品在參與國際競爭中還有差距,只能積極引進(jìn)外資和進(jìn)口延邊地區(qū)緊缺的資本品、投資品和先進(jìn)技術(shù)設(shè)備,以投資帶動貿(mào)易,提高出口產(chǎn)品附加值和加工能力,大力推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級,進(jìn)而提升延邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(jìn)出口貿(mào)易、固定資產(chǎn)投資額對GDP的引致作用依次增強(qiáng),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(jì)合作開發(fā)與延邊地區(qū)對外開放相結(jié)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(qiáng)經(jīng)貿(mào)合作,為延邊經(jīng)濟(jì)發(fā)展服務(wù)。[3](40)

經(jīng)過十幾年的開發(fā)建設(shè),圖們江區(qū)域已成為延邊地區(qū)參與國際經(jīng)濟(jì)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(qiáng)延邊地區(qū)參與圖們江區(qū)域合作的綜合實(shí)力,不斷提升合作開發(fā)的層次;有利于生產(chǎn)要素跨境流動和優(yōu)化組合,加強(qiáng)延邊地區(qū)與周邊東北亞國家毗鄰區(qū)域的經(jīng)濟(jì)互補(bǔ)關(guān)系,實(shí)現(xiàn)互利共贏。

最后,在進(jìn)出口貿(mào)易政策方面,依舊要堅(jiān)持大力發(fā)展對外貿(mào)易,特別是擴(kuò)大出口貿(mào)易,對于有前景的外貿(mào)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(shù),以提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);在外資引進(jìn)政策方面,應(yīng)以彌補(bǔ)產(chǎn)業(yè)和區(qū)域開發(fā)所需資本的不足、提高區(qū)域產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平為目的,提高利用外資的效率,改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)以達(dá)到要素和資源的合理配置;除此之外,政府需加強(qiáng)對外商直接投資的引導(dǎo),合理引導(dǎo)外資及其他資本,投入到農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、城市公共設(shè)施建設(shè)以及區(qū)域內(nèi)公路通道建設(shè)上來,基礎(chǔ)設(shè)施的完善最終將反過來促進(jìn)落后地區(qū)招商引資、發(fā)展外向型經(jīng)濟(jì)。

[1]林毅夫,李永軍.對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的再考察[C].北京大學(xué)中國經(jīng)濟(jì)研究中心,2001(8).

[2]張協(xié)奎,韋瑋.房地產(chǎn)宏觀調(diào)控政策下地方政府的應(yīng)對行為研究[J].廣西民族大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會科學(xué)版),2009(2).

[3]劉鳳根.財(cái)產(chǎn)性收入及其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究[J].湘潭大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會科學(xué)版),2008(5).

[責(zé)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(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院院長,博士生導(dǎo)師。研究方向?yàn)闁|北亞區(qū)域經(jīng)濟(jì)比較。2.郝方龍,男,延邊大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院世界經(jīng)濟(jì)專業(yè)在讀碩士。

國家社會科學(xué)基金項(xiàng)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(xiàng)目批準(zhǔn)號: 08XM Z045。