试析图们江地区国际合作的开发型经济水平

金华林,郝方龙

(延边大学经济管理学院,吉林延吉133002)

试析图们江地区国际合作的开发型经济水平

金华林1,郝方龙2

(延边大学经济管理学院,吉林延吉133002)

自上个世纪90年代初以来,延边地区充分利用图们江国际合作开发这一平台,初步形成了以口岸经济与边境经济合作区为主体的对外开放格局。随着周边环境的变化与图们江地区开发项目的升级,充分利用延边地区特殊的口岸条件与区位优势,大力提升延边地区对外开放水平,将有助于提升沿边开放,扩大合作领域,并且对于构筑新时期边疆少数民族地区开发型经济具有重要意义。

图们江开发;国际合作;开发型经济水平

一、数据选取和处理

本文选取的数据是以延边统计局的时间序列数据为中心,选取1990—2008年年度数据作为样本空间,其数据均来自《延边统计年鉴2009》。选取1990—2008年的延边地区生产总值,记为GDP。进出口数据为1990—2008进出口数据(换算成RMB,单位万元),记为TM。投资数据选取1990—2008年度全社会固定资产投资,记为D I。外资数据选取为1990—2008年度的外商直接投资总额,记为FD I。另外,在利用时间序列数据进行回归分析时因考虑单位根的问题,不能直接采取原样本数据。为消除数据中存在的异方差,分别对实际GDP、TM、D I、FD I取自然对数,分别记为:L nGDP、L nTM、L nD I和 L nFD I。

图1 各变量自然对数的散点图

二、实证分析

在建立回归方程进行回归分析前,为避免出现伪回归导致错误的结论,特别是对于时间序列中包含经济变量时,由于经济变量之间的内在联系,在多数经济现象所表现出的时间序列资料的一个突出特征就是惯性或低灵敏度。因此,有必要对回归方程中所涉及的变量进行一些数据处理工作,主要是对相关变量间的平稳性进行检验,在此基础上进行回归分析。

(一)单位根检验

单位根检验,将对各个变量取对数的差分变化进行检验。文章采取PP①phillips-perron(PP)对ADF统计量进行了修正,使之在存在自相关与异方差的情况下仍然可以使用。PP检验的另一个好处是不必指定滞后期数,从某种意义上讲,PP检验相当于稳健的ADF检验。检验方法进行单位根检验。

原始变量的单位根检验结果如下表所示:

表1

从上表可以看出,所有经济变量都是非平稳序列,因此,必须继续对所有序列作差分变换。

高河飞快地逃离了柴垛，转身的一刹那间，他发现柴垛的边缘，露出了一个人脸，铁青的脸，死鱼般的眼睛恶毒地盯着高河。

表2

在对上述序列进行逐个单位根检验时发现, lnTM、lnD I、lnGDP与lnFD I的二阶差分序列平稳。由此可知,各时间序列原始变量均存在单位根,为非稳态序列,而所有变量的二阶差分都是平稳序列,即所有变量的二阶单整序列。由于两个相互独立的单位根变量可能会导致“伪回归”或“虚假回归”(spurious regression),因此,要进行相应的处理,处理“伪回归”的方法有二:方法一是先对变量做一阶差分,然后再回归;方法二为协整,而协整关系一般存在于同阶单整序列之中。但第一种方法会引起两个问题:一是模型只表达了变量之间的短期关系,而没有揭示它们之间的长期关系;二是关于变量水平值的重要信息被忽略了。为此,本文在具体分析中,选择第二种方法即采用协整的方法建立模型。

(二)Johansen协整检验

表3 Johansen协整迹检验

表3的第一行是检验是否存在协整关系。原假设是序列之间不存在长期均衡关系的。我们可以看到在5%显著水平下,迹统计量λ=82.6335 >47.21,故原假设r≤0被拒绝,说明两者之间存在协整关系。表的第二行原假设为其中至少存在一个协整关系r≤1、第三行的原假设为其中至少存在两个协整关系r≤2,均被拒绝,这说明序列之间至少存在两个协整关系。而表的第四行的原假设是其中至少存在三个协整关系,迹统计量λ=2.4136<3.76,所以原假设r≤3不能被拒绝。综上所述,在5%的显著水平下,模型存在3个协整方程,这至少说明L nGDP、L nD I、L nFD I、L nTM 之间是存在长期稳定的协整关即长期均衡关系。

(三)Granger因果关系检验

协整关系检验结果显示变量间是否存在长期的均衡关系,但这种关系是否构成因果关系,还需进一步检验。应用Granger因果检验,结果如表3。

表4

检验结果表明,当滞后阶数为1时,在5%的临界水平上,外贸进出口总额、外商直接投资、固定资产投资额都是GDP增长的Granger原因,反之则不然。这一结论的隐含意义在于,延边地区经济增长最本质的特征是固定资产投资总额、外商直接投资总额、进出口总额对GDP的共同影响显著。

但需要指出的是,将滞后阶数设为4时,进出口却不是GDP增长的原因,这表明,延边地区目前的出口水平还没有达到显著拉动经济增长的程度,隐含了延边地区对外开放的程度还不够,且没有最大发挥延边地区所处东北亚金三角的区位优势。而外商直接投资、固定资产投资额仍然是拉动GDP增长的Granger原因,这表明延边地区经济增长对投资的依赖程度很高。

(四)ECM 误差修正模型

在存在协整关系的条件下,可对原有模型进行修正,建立误差修正模型(ECM)。ECM模型既能反映不同时间序列的长期均衡关系,又能反映短期动态偏离长期均衡修正机制,是长期与短性的存在通常使OL S估计的置信区间和参数估计量的统计检验无效,变量显著性检验失去意义,使得简单的线性回归模型不能很好地解释1990-2008年延边地区开放型经济水平发展对经济增长的真实作用,预测失效。因此,为了避免模型出现的自相关,引入滞后变量,建立如下的实证模型(1):

其中GDP是被解释变量,表示国内生产总值, D I表示固定资产投资额,FD I表示实际利用外资额,TM 分别表示进出口总额。为了消除检验期相结合、具有高度稳定性和可靠性的一种模型。

为了研究延边地区对外开放度对经济增长的影响度,结合现有文献理论并考虑延边地区的实际情况,运用OL S方法对延边地区GDP与贸易、投资、及固定资产投资做简单的线性回归分析,结果发现存在强烈的一阶自相关性。自相关过程中出现的异方差以及观察解释变量对被解释变量的弹性大小,GDP、D I、FD I、TM和GDP -1分别取对数,则式(1)转化为对数形式(2)。

由上述分析可知,以上各时间序列均存在单位根,则为非稳态序列,可能会导致“伪回归”。为了避免虚假回归,通常需要通过差分的方法建立消除变量的共同趋势,使之成为平稳序列,再建立误差修正模型。为此,本文选择差分变换的方式进一步建立误差修正模型,修正的模型如下:

此外,在具体分析过程中,我们进一步运用可行的广义最小二乘法①广义最小二乘法是BLU E,它是自相关修正的一种可行方法。在具体的操作与应用中,常采用默认的Prais-W insten估计法,它用于修正一阶自回归误差。对于一阶自相关问题,STATA软件可以通过prais命令直接进行处理,STATA中OLS软件包就可以解决异方差和序列相关形式未知的稳健性估计。修正自相关,在回归模型中添加AR(1)来消除一阶自相关,同时,在回归中加入robust选项,进行GL S回归,并估计出稳健标准误差,并去掉常数项。消除自相关后的回归结果如下:

(五)模型的检验

2.拟合优度检验:R2=0.9827说明,回归方程即上述样本函数的解释能力达98.27%,即在样本数据中,国内生产总值变化率的98.27%可由上一年国内生产总值、进出口额、外商实际投资额及固定资产投资额的变化率来解释,同样也说明,所估计的回归函数较好地拟合了样本数据,回归方程的拟合优度相当好。

3.回归模型的总体显著性检验:从全部因素的总体来看,在5%的显著性水平上,F=136.33 >Fα(k,n-k-1)=F0.05(4,13)=3.18,而且由P值为0.0000<0.05,也可以明显地看出,回归模型在总体上相当显著,说明固定资产投资总额、外商直接投资总额、进出口总额及上一年地区生产总值对GDP的共同影响显著。

4.对各单个回归系数的显著性检验:从单个因素的影响看,在5%的显著性水平上,各回归系数对GDP的影响作用显著。且|t(ə5)|=3.51 >t0.025(13)=2.1009,说明误差修正项的回归系数显著。从他们的P值分别为0.002,0.037, 0.002,0.000,0.004也可以得到同样的结论。

三、结果分析与政策启示

(一)结果分析

1.综合以上分析,从回归模型中的各变量回归系数也可以得出以下结论:①从短期看,进出口的经济效益还没有完全体现出来。从长期来看,延边地区经济的发展存在巨大的增长潜力。②进出口、外商直接投资额、固定资产投资额都是促进GDP增长的原因,而且延边地区全社会固定资产投资额、外贸进出口总额、外商直接投资额对经济增长的引致作用依次变弱,表明延边地区的经济开放型水平的高低受政策性因素影响较大,外贸进出口、外商直接投资对经济增长的贡献比率依旧有很大上升空间,总体水平还有待提高。总体来讲,延边地区虽然拥有良好的区位地理优势,位于图们江地区开发的中心地带,然而,由于各方面的原因,自从图们江地区开发构想提出以来,这一地区的投资开发十分缓慢。

2.从具体分析来看,主要表现为以下几个方面:①延边地区经济增长受政策性因素的影响较大,当年全社会固定资产投资额的变动每增加1个百分点,将带动产出平均变动增加0.0838435个百分点。在所有因素中,固定资产投资额对经济增长的促进作用最大,表明了延边地区经济增长中物质资本投入具有相当的重要性,经济发展对投资的依赖性较大、对内需的依赖性很强。现阶段,在国家尚未放开外资和民营资本投资于重大基础设施建设领域管制的情况下,固定资产投资额资金来源大部分依赖于国家财政,这也从一个侧面反映了延边地区经济增长受政策性因素的影响较大,这与目前国家当前政策型、投资驱动型增长的整体形势发展相吻合。②延边地区外贸进出口贡献比率总体上还有待提高。进出口总额的产出弹性为正的0.066851,表明延边地区进出口贸易变动每增加1个百分点,将带动产出平均变动增加0.066851个百分点,仍远低于林毅夫、李永军(2001)得出的90年代以来外贸每增长10%、基本上能推动GDP增长1%的结论[1]。通过这一比较,表明延边地区的出口贸易对经济增长有一定的推动作用,自90年代图们江开发以来,延边地区对外贸易取得了长足进步,对外贸易的发展促进了经济增长。但仍需要进一步拓展对外贸易,以完善对外贸易对经济增长的促进作用。③延边地区外商直接投资对经济增长还有巨大的潜力可挖。外商直接投资变动每增加一个百分点,相应的产出平均变动增加0.0213154%。在所有因素中,外商直接投资额对经济增长的促进作用最小,这表明自图们江开发以来,外商直接投资对延边地区经济增长的影响十分有限,这一点与李圣华(2009年)所研究的分析结果一致,他指出延边地区的直接投资对延边地区生产率的提高没有产生显著影响,延边地区缺乏吸引外商直接投资的决定性条件[2](114)。究其原因,由于在该地区落后的经济基础和投资环境、区域内人流、物流相对比较分散,区域内需市场规模相对较小、还没有形成吸引外商直接投资的决定因素,使得延边地区引进的直接投资规模小,技术含量低,难以形成规模经济。除此之外,区域内基础设施、跨国界基础设施及连接国际市场的交通运输条件所处的相对落后状态也制约了延边地区外商直接投资的引进规模和质量。因此,为了改变延边地区外资引进的落后状态,延边地区应致力于改变外商投资环境,改变现今延边地区投资规模小、技术含量低的投资现状,加强在高新技术产业部门的外资引进。

(二)政策启示

首先,通过对延边地区对外开放水平的衡量,我们发现,这个时期延边地区作为我国沿边开放开发的重要区域外向化依存度提高很多,国际贸易也取得了长足发展,尤其是与毗邻地区投资、贸易、旅游和过境运输等领域有了实质性进展,边境合作开发与延边地区经济呈现互动发展态势。但内向化依存度增长并不明显,表现出延边地区在利用外资能力方面仍显不足,产业国际竞争力不强,产品在参与国际竞争中还有差距,只能积极引进外资和进口延边地区紧缺的资本品、投资品和先进技术设备,以投资带动贸易,提高出口产品附加值和加工能力,大力推进产业结构升级,进而提升延边地区经济发展的竞争力。

其次,从上述回归分析可以看到,自图们江地区合作开发以来,延边地区外商投资、进出口贸易、固定资产投资额对GDP的引致作用依次增强,但依旧有很大上升空间。为此,延边地区对外开放水平的提升有必要借助图们江国际合作开发这一平台,将国际区域经济合作开发与延边地区对外开放相结合,搞好图们江地区的开发开放,与图们江地区各国加强经贸合作,为延边经济发展服务。[3](40)

经过十几年的开发建设,图们江区域已成为延边地区参与国际经济合作的重要平台。在延边地区加快培育基于图们江、面向东北亚的开放载体,有利于增强延边地区参与图们江区域合作的综合实力,不断提升合作开发的层次;有利于生产要素跨境流动和优化组合,加强延边地区与周边东北亚国家毗邻区域的经济互补关系,实现互利共赢。

最后,在进出口贸易政策方面,依旧要坚持大力发展对外贸易,特别是扩大出口贸易,对于有前景的外贸出口企业在税收、投资、放松管制等方面给予优惠,以便通过出口来积累充足的资本和技术,以提升产业结构;在外资引进政策方面,应以弥补产业和区域开发所需资本的不足、提高区域产业技术水平为目的,提高利用外资的效率,改善产业结构、经济结构以达到要素和资源的合理配置;除此之外,政府需加强对外商直接投资的引导,合理引导外资及其他资本,投入到农村基础设施建设、城市公共设施建设以及区域内公路通道建设上来,基础设施的完善最终将反过来促进落后地区招商引资、发展外向型经济。

[1]林毅夫,李永军.对外贸易与经济增长关系的再考察[C].北京大学中国经济研究中心,2001(8).

[2]张协奎,韦玮.房地产宏观调控政策下地方政府的应对行为研究[J].广西民族大学学报(哲学社会科学版),2009(2).

[3]刘凤根.财产性收入及其经济效应研究[J].湘潭大学学报(哲学社会科学版),2008(5).

[责任编辑 丛光]

F120.4

A

1002-2007(2010)04-0083-06

2010-07-10

1.金华林,男,延边大学经济管理学院院长,博士生导师。研究方向为东北亚区域经济比较。2.郝方龙,男,延边大学经济管理学院世界经济专业在读硕士。

国家社会科学基金项目“图们江边境地区开发对提高边境朝鲜族聚集区开放性基金水平之研究”,项目批准号: 08XM Z045。