经济开放度对经济增长的影响分析

2011-07-23 12:44崔松虎金福子
统计与决策 2011年17期
关键词:开放度回归方程城市化

崔松虎,金福子

(燕山大学文法学院,河北秦皇岛066004)

0 引言

经济开放度在现实经济活动中,表现为外贸依存度。它是指一国或一地对外贸易总额与国内生产总值的比值,反映一国或一地参与国际贸易的程度及其经济对国际市场的依赖程度,是衡量一国或一地经济开放度(以下将经济开放度与外贸依存度等意)的重要指标。一国或一地经济开放程度和速度是否合适,并没有一个绝对的数量界限,而是取决于经济开放在实现资源合理配置、促进产业结构优化、推进技术进步、增加就业和平衡国际收支等方面,是否有利于本国或本地宏观经济发展目标的实现。

对外贸易对经济的影响是通过贸易利益来实现的,而贸易所得利益有直接利益与间接利益之分,因而贸易对经济的影响也可分为直接影响和间接影响。直接利益是指对外贸易活动过程中由贸易自身所产生的利益,因而直接利益可以既提高一国或一地福利水平也推动了经济增长,但直接利益并没有说明贸易对一国或一地经济增长的作用机制及程度,也没有体现一国或一地参与国际分工与贸易的目的,只是停留在通过贸易所获得的物质财富的增加层面。之所以研究对外贸易与经济增长过程中各方面、各环节的影响受到人们的高度重视,是因为对外贸易所产生的一系列刺激效益和传递机制作用于相关经济部门,最终推动经济增长的利益。这种利益称为动态的贸易利益,也称贸易间接利益,它的主要表现在促进市场扩大、促进经济结构转换升级、增强企业的竞争意识提高经营水平和国民收入总量与收入分配的影响等。

目前,国内关于对外贸易对经济增长的影响研究大部分集中在两个方面:第一,对外贸易与经济增长之间因果关系的讨论,这种讨论致力于区分出进出口增长推动经济增长还是经济规模的增长带动进出口的增长;第二,有关对外贸易对经济增长贡献程度的实证分析,所使用的数据也是进出口贸易额与国内生产总值。而用经济开放度与人均GDP当做衡量指标,同时引入其他控制变量分析的研究很少见到。因此本文借助计量经济软件Eviews5.0首先对这些时间序列变量进行单位根检验(Dickey-Fuller检验),并在模型中引入城市化程度、城市规模、汇率等控制变量进行回归分析,并对其结果利用Eviews的Chow检验,验证1988年与1992年是否有一个判别断裂点,以它为依据验证政府对外贸易政策的有效性。

1 经济开放度与经济增长的变化趋势

改革开放30年来,河北省进出口总额从1978年的29852万美元(相当于0.00502亿元人民币)增加到2007年的2553848万美元(相当于186.57亿元人民币),年均提高24.55个百分点,远高于经济增长速度的提高。经济开放度从1978年的2.75%增加到1996~10.12%,这期间年均增长率为10.48%;从1997~2000年,受人民币贬值、国内生产总值快速增长及亚洲金融危机等多种影响,年平均负增长5.21%。2002年随着我国加入WTO,2003年开始一直到2007年期间年均提高12.53个百分点。人均GDP从1978年364元增加到2007年的19877元,这等于年均提高15个百分点。特别是进入21世纪后增长幅度明显地加快;从上述说明改革开放以来,河北省经济开放速度远高于经济增长的速度,反映着河北省经济对国际市场的依赖程度提高,受世界经济冲击的风险也在不断加大。

从图1可知,虽然河北省经济开放度与人均GDP均呈上升的趋势,但经济开放度的变化规律不像人均GDP那么平稳。基于这样的现实,其内在原因是否由于影响经济开放度的因素而引起?或者是这些因素是否直接或间接影响经济增长?

2 实证分析

2.1 数据来源及变量设计

本文分析所选取的样本数据是河北省改革开放以来的时间序列资料。数据来自《河北省经济年鉴2007》、《新中国55年统计资料汇编》、《中国统计年鉴2008》、《河北经济数典1949~2000》等。具体所使用的指标是河北省1978~2007年的GDP、人均GDP、总人口、城镇人口、进出口总额及汇率等。为了实证分析所采用的变量是:以进出口总值*汇率/GDP表示经济开放度(OP)、人均GDP表示经济增长(RGDP)、城镇人口/总人口表示城市化水平(CS)、总人口表示城市规模(POP)、汇率(HL)表示政府的汇率政策。

2.2 实证分析

为了消除时间序列资料易发生的自相关性,且使数据更为平滑,所有变量都进行了自然对数(log-level)变换,变换后不改变原序列的影响关系。变量的对数形式分别以LnOP、LnRGDP、LnPOP、LnCS、LnHL表示。表1与表2分别表示各变量的描述统计量及各变量之间的相关系数。

从表2中可以看出,经济增长(LnRGDP)与经济开放度(LnOP)、城市规模(LnPOP)、城市化水平(LnCS)及汇率(LnHL)的相关系数均大于0.6以上,且符号均为(+)。这说明经济增长与以上各要素之间有很大的正相关关系。经济开放度(LnOP)与城市规模(LnPOP)、城市化水平(LnCS)及汇率(LnHL)的相关系数均大于0.5以上。这说明经济开放度与这些要素之间也存在很大的正相关性。但究竟这些关系是否是因果关系?只有通过回归分析才能得出结论。

表1 各变量的说明及描述统计量

表2 各变量之间的相关系数

2.3 经济开放度对经济增长的影响

本文借助Eviews5.0软件,采用OLS法进行回归分析,观察经济开放度及控制变量对经济增长(LnRGDP)的影响。根据前述的理论分析、经验研究及表2的结果作如下假设并建立回归方程:

假设1:经济开放度越高区域经济增长越快。

假设2:城市规模越大区域经济增长越快。

假设3:城市化水平越高区域经济增长越快。

上式中 β0表示截距;β1、β2、β3、β4分别表示经济开放度、城市规模、城市化水平及汇率对经济增长的影响;εt表示随机误差项;t(t=1978,…2007)表示年份。实证检验采用逐步引入法,分类对比不同变量对经济增长的直接或间接影响程度,用OLS法进行回归的估测结果如表3。

从表3的回归方程(1)中,经济开放度平方与各控制变量对经济增长直接影响估测系数的显著性水平均为1%以上,说明经济开放度与其它控制变量的直接影响是很显著,其中经济开放度与经济增长的关系并不是线性关系,而是非线性关系的乘数效应;在回归方程(2)里,经济开放度的直接影响与和城市规模间接作用同时引入模型时,经济开放度对经济增长的线性影响是很显著,而非线性效应只是存在正相关关系但影响不显著;在回归方程(3)里,引入经济开放度、经济开放度平方、经济开放度与控制变量城市规模、城市化水平的间接作用因素作自变量时经济开放度的线性效应和非线性效应都呈现显著的正相关,而它的间接作用则呈现显著的负相关;在回归方程(4)里,对所有的控制变量与经济开放度的相互影响作自变量时与方程(3)相比汇率的显著性影响程度有所下降,但经济开放度的线性与非线性效应的显著性由原来的5%提升到1%水平。从以上的估测结果中可以看出经济开放度对经济增长的影响不仅有直接影响还有间接影响;不仅存在线性关系,也存在非线性关系,且其影响都是很显著的,这证明本研究的分析结果支持前述的理论探讨及其模型假设。

由于当期的经济开放度可能对以后的经济增长产生滞后的影响,为此,我们用滞后一期的经济开放度平方、城市规模、城市化水平、汇率对经济增长的影响再进行回归分析,其估测方程为如下:

采用滞后一期的回归结果与表3回归方程(1)的结果基本一致,除了汇率的估测系数由原来的10.613减少到0.689以外,显著性是没有发生变化,均保持在1%以上的显著性水平。这进一步验证河北省经济开放度对经济增长的倍数促进作用与城市规模及城市化程度对经济增长影响的假设支持。

表3 经济开放度对经济增长的影响估测结果(1978~2007)

2.4 利用Eviews的Chow检验

从20世纪80年代初至90年代初,我国的对外开放主要集中在沿海地区。1988年中央政府决定扩大开放范围,即扩大特殊政策及其辐射范围,因而开始实行所谓“沿海地区发展战略”,由此把长江三角洲、珠江三角洲和闽南三角地区扩大为一个对外开放的“大三角”,同时将辽东半岛、胶东半岛、河北省环渤海湾的地区和广西靠近北部湾的一些城市列为沿海开放区。本文利用Eviews的Chow检验法,验证中央政府开放政策的有效性,依表4的检验结果F=2.595204,其显著性水平接近5%,而表5的检验结果F=4.990740,其显著性水平为1%,说明1988年或1992年为断裂点是明显的,证明此政策是很有效的。

表4 Chow Breakpoint Test:1988

表5 Chow Breakpoint Test:1992

3 结论

改革开放给我国带来的高速经济增长毋庸置疑。通过上述实证分析,河北省经济开放度的增长速度远高于经济增长速度,在短期经济开放度对经济增长的直接影响是显著的乘数效应,而在长期的间接影响是显著的负相关。说明河北省经济对国际市场的依赖程度升高,受世界经济冲击的风险性也在不断加大。因此如何有效地利用好本地区的区域优势和资源优势,开辟和扩大国内市场,进一步提升核心竞争力,实现经济的又好又快又稳步增长,是河北省当前所面对和解决的紧迫而重要课题之一。京津冀都市圈的建设,应紧紧围绕这一现实大做文章,作为开辟和扩大国内重要市场的难得机遇和挑战。河北是农业大省,出口的主打产品以服装、农副产品等居多,而其在国内市场中的增长潜能又远未挖掘和发挥。因此,开辟和扩大国内市场与实现产业结构的优化升级、转变经济发展方式的根本转变,同样显得繁重而紧迫。

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