三、三区FDI 与相应经济圈利用外资的协整关系
试点的意义主要在于一种示范效应, 深圳特区和浦东新区在试点开放的过程中, 对相应珠三角 和长三角地区外向型经济的发展起到了重要的带动作用, 而天津滨海新区在以前十多年开发的过 程中是否与环渤海经济圈利用外资方面存在一种长期的关系还不是很清楚。因此, 本文利用协整分 析来定量研究三区开放过程中与相应经济圈利用外资的长期均衡关系。为消除时间序列中的异方 差性, 同时不改变变量之间的协整性, 本文取相应变量的对数形式。根据协整理论, 先采用 ADF 检 验法来检验各时间序列的单整性, 并通过 Gr ang er 因果检验来确定回归方程。
回归残差的ADF 单位根检验
平稳性
非平稳 非平稳 平稳 平稳
A DF 检验值 - 5. 587279
显著性水平
1% 5% 10 %
A DF 临界值
- 4. 004425 - 3. 098896 - 2. 690439
协整检验结果告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系, 但是这种关系是否构成因果关系
2 00 2
6. 63
0. 77
86. 64
0. 27
6. 21
0. 43
2 00 3
6. 02
0. 88
34. 14
0. 91
4. 03
0. 75
2 00 4
4. 54
1. 19
33. 92
0. 93
3. 85
0. 82
2 00 5
4. 85
1. 08
13. 65
2. 34
4. 02
0. 82
平均值
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·上海经济研究· 2007 年第 3 期
政功能来看, 深圳特区是一个独立的市, 而浦东新区和滨海新区则是上海和天津的一个行政区域,
二者都是城中之区。深圳所在的珠三角隶属于广东省一个行政建制, 政策统一性、一贯性、变通性优
于长三角和环渤海经济圈。同时, 深圳在珠三角中各城市的行政区划以及各经济总量等方面都具有 举足轻重的地位, 因此, 深圳对珠三角的辐射较为直接, 影响面较大。
5. 19
0. 37
18. 53
1. 04
1 99 4
5. 59
0. 46
21. 09
0. 90
1 99 5
5. 05
0. 66
21. 29
0. 92
2. 78
0. 59
1 99 6
4. 28
0. 87
23. 37
0. 85
3. 38
0. 55
1 99 7
6. 87
0. 55
25. 42
0. 80
3. 19
区的极点作用并不显著, 在过去的一段时间其辐射作用也相应较弱。因此, 深圳特区的对珠三角的
带动效果要优于浦东新区对长三角的带动作用以及滨海新区对环渤海经济圈的作用( 见表 1) 。
表 1
三区对相应经济圈经济增长的作用比较
浦东对长三角 G DP 增长的贡
献率( % )
浦东对 长三 角 G DP 的 增长弹性
1. 浦东新区 FDI 与长江三角洲利用外资的协整关系 在进行检验前, 先对浦东新区和长三角的 1990～2005 年的 F DI 值取对数, 分别记为 L PF DI 和
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2007 年第 3 期 ·上海经济研究·
L CF DI。序列ADF 单位根检验的结果见表 2, 由表2 可知, 原序列L PF DI 和L CFDI 都是非平稳的, 但他们的一阶差分 L PFDI、 LCF DI 均已平稳。可以判断L PF DI 和 LCF DI 为一阶单整, 满足协整 检验的前提。回归残差序列的ADF 单位根检验值为- 5. 587279( 见表3) , 小于1% 下的临界值, 由此
而浦东新区所在长三角是三省市分离格局、诸侯经济, 对内在资源开发、共享不利。而且浦东要
依托上海来辐射相应的经济带, 其影响相对间接, 影响程度或多或少地会因行政体制和管理上的冲 突而受到制约, 但是行政区域与经济区划不整合的因素目前正通过三省市间相互合作、沟通, 在夷
平鸿沟, 合作浪潮越来越超过竞争。滨海新区与浦东一样, 其辐射环渤海经济圈也要依托天津, 更为 不利的是, 环渤海经济圈的市场分割和一体化的行政阻力更大, 与周围的相应的城市相比, 滨海新
1% 临界值
- 2. 754993 - 2. 754993 - 4. 121990 - 4. 057910
5% 临界值
- 1. 970978 - 1. 970978 - 3. 144920 - 3. 119910
10% 临界值
- 1. 603693 - 1. 603693 - 2. 713751 - 2. 701103
可知, L PF DI 和 LCF DI 存在明显的协整关系。
ห้องสมุดไป่ตู้
表 2
L PF DI 和L CFDI 以及两者一阶差分的 ADF 单位根检验
变 量
L CF DI L PF DI L CF DI L PF DI
表 3
A DF 检验值
0. 638548 0. 286167 - 4. 765862 - 4. 074249
关键词: 开发区 协整分析 政策效应
中图分类号: F 127. 9 文献标识码: A 文章编号: 1005- 1309( 2007) 03- 0013- 08
一、引 言
改 革开放以来, 我国经济的发 展实际上是按照 由点及线( 带) 、由线( 带) 及面 的“点—— 线 ( 带) —— 面”的轨迹展开的。上世纪 80 年代的深圳特区、90 年代的浦东新区都充分发挥了基础 “点”、增长“极”的作用, 由此形成了珠三角、长三角这样经济高速增长的区域。而在21 世纪的今天, 天津的滨海新区又将扮演这样的角色。作为我国在探索改革开放路上的三个里程碑, 深圳特区、浦 东新区、滨海新区的发展不仅存在时间上的连续性, 而且在内在机制上也存在着继承性, 从自下而 上的摸索改革过渡到自上而下的统筹改革, 从经济改革深入到制度的创新。在不同的时代背景下三 者承担了不同的角色: 深圳特区是上世纪 80 年代中国区域经济改革开放的拓荒者, 其历史意义已 远远大于经济意义, 象征意义大于实际意义; 浦东新区是上世纪 90 年代区域经济改革开放的攻坚 者, 其社会意义、经济意义和示范效应显得更为重要; 同时它们又和滨海新区一道成为是新时期综 合改革的推进者。然而, 我国经济增长的“三驾马车”起跑的时间不同、背景不一、自身的功能也不一 样, 因此, 三者对于相应经济圈所起的促进作用各异, 今后的改革重点也不尽相同。三区在竞合中协 调发展, 对于推动我国改革的深化具有重要的意义。
0. 66
1 99 8
8. 03
0. 52
25. 78
0. 82
2. 45
0. 91
1 99 9
7. 94
0. 56
25. 31
0. 85
3. 43
0. 65
2 00 0
5. 75
0. 81
28. 04
0. 78
4. 10
0. 57
2 00 1
8. 12
0. 59
29. 30
0. 77
4. 52
0. 55
还需要进一步验证。相应的Gr ang er 因果检验见表4, 由表4 可知, L PFDI 和L CFDI 在 5% 的水平上
存在明显的单向因果关系, 即L P FDI 是L CF DI 的Granger 原因。据此可建立简单线性回归方程( 见 表5) , 由表5 可知, t 检验值通过了检验, R2= 0. 912524, 修正后R2= 0. 906276, F = 146. 0438, 由此可 见, 回归系数和方程都通过了显著性检验, 但 DW 统计量为 1. 164431, 说明回归残差项存在明显的
标准误差
t 统计量
0. 074495
12. 08486
0. 370372
5. 622048
被解释变量均值
被解释变量标准差
赤池信息量
施瓦兹信息量 F 统计量
显著性水平
显著性水平
0. 0000 0. 0001 6. 357914 1. 431164 1. 303924 1. 400498 146. 0438 0. 000000
分法来达到使得模型残差保持序列独立, 不具有自相关性。EView s 是采用在原回归方程中添加 AR( 1) 来消除一阶序列自相关, 添加 AR( 2) 消除二阶自相关, 添加 AR( 3) 消除三阶自相关, 依次类 推。在原回归模型中添加AR( 1) 项, 得到如表6 所示的广义差分回归结果。由表6 可知, DW 检验值
深圳对珠三角 G DP 增长的 贡献率( % )
深圳对珠三角 GD P 的增 长弹性
滨海新区对 环 渤海经济圈 GDP 增长的 贡献率( % )
滨海新区对环 渤海经济圈 G DP 的增
长弹性
1 99 1
2. 23
0. 88
25. 71
0. 69
1 99 2
1. 83
1. 09
18. 99
1. 02
1 99 3
0. 04918 0. 38938
表 5
L PF DI 对 LCF DI 的简单线性回归结果
结 果
拒绝原假设 接受原假设
解释变量
L PF DI C
复相关系数 修正复相关系数
回归标准 残差平方和 对数似然估计量 DW 统计量
回归系数
0. 900259 2. 082247 0. 912524 0. 906276 0. 438143 2. 687566 - 8. 431395 1. 164431