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    對外開放影響重慶城鄉(xiāng)收入差距的實證研究*

    2012-01-23 06:15:54黃應(yīng)繪鄭建華
    關(guān)鍵詞:依存度單位根對數(shù)

    張 杰,黃應(yīng)繪,鄭建華

    (重慶工商大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院,重慶400067)

    一、引 言

    統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展是科學(xué)發(fā)展觀的重要組成部分,而近年來日益擴(kuò)大的城鄉(xiāng)差距成為統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的絆腳石,城鄉(xiāng)差距最突出的表現(xiàn)為城鄉(xiāng)收入差距,因此,城鄉(xiāng)收入差距成為學(xué)者們關(guān)注的焦點。隨著改革開放的進(jìn)程,近年來越來越多的學(xué)者也積極從事對外開放對城鄉(xiāng)收入差距影響關(guān)系的研究,學(xué)者們主要從對外貿(mào)易與外商投資兩個方面考察研究其與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系。趙瑩、陸銘、王少瑾、張廣勝、顧磊等人認(rèn)為出口貿(mào)易雖然直接促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長,但間接也擴(kuò)大了中國的城鄉(xiāng)收入差距,對經(jīng)濟(jì)增長造成了一定的負(fù)面影響。紀(jì)明指出改革開放以來,出口極大地促進(jìn)了中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,然而也持續(xù)擴(kuò)大了中國的城鄉(xiāng)收人差距。李夢杰通過實證,分析了FDI對我國城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的顯著性影響,并且證明這種影響是持續(xù)性的。王海軍從實證角度分析,城鄉(xiāng)收入差距隨著FDI流入的增長而擴(kuò)大。以上許多研究均從國家層面上探討對外貿(mào)易以及外商直接投資對城鄉(xiāng)收入差距的影響,并得出對外貿(mào)易與外商直接投資均導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大的結(jié)論[1-7]。本文則以重慶為對象,從地區(qū)層面定量探討對外開放對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

    二、指標(biāo)選擇及數(shù)據(jù)來源

    (一)指標(biāo)選擇及模型建立

    對外開放主要表現(xiàn)在對外貿(mào)易和外資的利用方面,因此本文從對外貿(mào)易和外商直接投資角度探討其對重慶城鄉(xiāng)收入差距的影響,選取外貿(mào)依存度和外資依存度作為自變量,以城鄉(xiāng)收入差距為因變量進(jìn)行分析。其計算公式見表1。

    表1 選取指標(biāo)及計算方法

    對數(shù)回歸模型有助于消除自相關(guān),并能避免數(shù)據(jù)的劇烈波動,由此,建立對數(shù)多元線性回歸模型為:

    (二)數(shù)據(jù)來源

    本文數(shù)據(jù)來源于歷年《重慶市統(tǒng)計年鑒》或依據(jù)其計算所得,數(shù)據(jù)選取范圍為1987年至2010年。為消除價格因素的影響,用實際值探討其與城鄉(xiāng)收入差距的影響關(guān)系,因此,地區(qū)生產(chǎn)總值是用地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)以1987年為基期進(jìn)行平減,外貿(mào)以及外商直接投資則是用當(dāng)年平均匯率換算成人民幣,然后用商品零售價格總指數(shù)以1987年為基期進(jìn)行平減。

    三、對外開放對城鄉(xiāng)收入差距影響的實證分析

    (一)單位根檢驗

    由于大多數(shù)時間序列經(jīng)濟(jì)變量是非平穩(wěn)性的,可能出現(xiàn)偽回歸的問題。本文利用Dickey&Fuller提出的ADF檢驗法對各變量進(jìn)行單位根檢驗。用Eviews5.0軟件對各指標(biāo)數(shù)值進(jìn)行單位根檢驗,結(jié)果顯示,城鄉(xiāng)收入差距Y、對外貿(mào)易依存度X1及外資依存度X2均為平穩(wěn)時間序列。見表2。

    表2 影響城鄉(xiāng)收入差距的各指標(biāo)單位根檢驗結(jié)果

    如表2所示,因變量序列LOG Y在5%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列,序列LOG X1及LOG X2均在10%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列。因此,可以利用LOG X1及LOG X2序列探討其對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

    (二)回歸模型的建立

    對各平穩(wěn)序列運用最小二乘法建立多元對數(shù)線性回歸模型,結(jié)果顯示外貿(mào)依存度變量及外資依存度均對城鄉(xiāng)收入差距的影響顯著,其輸出結(jié)果,見表3。

    表3 多元回歸模型輸出結(jié)果

    由表3中輸出結(jié)果可知,截距項、自變量外貿(mào)依存度LOG X1及外資依存度LOG X2在1%的水平下顯著,模型統(tǒng)計量F-statistic為33.417 45,Prob(F-statistic)值為0.000 000,回歸方程是顯著的,而R-squared值為0.760 915,Adjusted R-squared值為0.738 145,由此顯示,此回歸方程能對影響城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的因素的73.4%作出解釋。

    對此回歸模型的殘差進(jìn)行單位根檢驗,結(jié)果顯示回歸方程殘差在1%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列。

    因此,影響城鄉(xiāng)收入差距的對數(shù)回歸模型為:

    從回歸方程中可以看出,外貿(mào)依存度及外資依存度因素均對城鄉(xiāng)收入差距起到促使其不斷擴(kuò)大的負(fù)面作用,外貿(mào)及外資均促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展,然而所得利益在城鄉(xiāng)之間分配不均,由此進(jìn)一步造成了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。其中外貿(mào)依存度對城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的影響程度更大,外貿(mào)依存度每增加一個單位,會使得城鄉(xiāng)收入比擴(kuò)大10.6個百分點,而外資依存度每增加一個單位,也會使得城鄉(xiāng)收入比擴(kuò)大1.5個百分點。

    (三)將貿(mào)易分解為進(jìn)、出口進(jìn)行分析

    從上面的分析可以看出,外貿(mào)依存度增大了城鄉(xiāng)收入差距,本文進(jìn)一步分析進(jìn)口(IX)以及出口(EX)分別對其的影響,為了避免多重共線的影響,分別對貿(mào)易出口和進(jìn)口建立對數(shù)回歸模型:

    進(jìn)口及出口額數(shù)據(jù)來源于歷年《重慶市統(tǒng)計年鑒》,用當(dāng)年平均匯率將其換算成人民幣計量,然后用商品零售價格總指數(shù)以1987年為基期進(jìn)行平減以消除價格因素的影響。用Eviews 5.0軟件分別對LOGE X和LOG IX序列做單位根檢驗,結(jié)果顯示,序列LOG EX和LOG IX均為平穩(wěn)序列。其輸出結(jié)果,見表4。

    表4 單位根輸出結(jié)果

    由此,運用最小二乘法對進(jìn)口額序列建立對數(shù)回歸模型,其輸出結(jié)果,見表5。

    表5 進(jìn)口額與城鄉(xiāng)收入比的對數(shù)回歸模型參數(shù)

    表5中輸出結(jié)果可以看出,截距項、自變量LOG IX均在1%的水平下顯著,模型統(tǒng)計量F-statistic為52.452 24,Prob(F-statistic)值為0.000 000,回歸方程是顯著的,而R-squared值為0.704 509,Adjusted R-squared值為0.691 077,由此顯示,此回歸方程能對影響城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的因素的69.1%作出解釋。由此進(jìn)一步對方程殘差做單位根檢驗。運用ADF檢驗方法,對殘差選取無趨勢向及截距項,結(jié)果顯示,進(jìn)口因素對城鄉(xiāng)收入差距影響對數(shù)回歸模型的殘差在5%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列。

    因此,進(jìn)口因素對城鄉(xiāng)收入差距影響的對數(shù)回歸模型分別為:

    LOG(Y)=0.894+0.101*LOG(IX)(1)運用最小二乘法對出口額序列建立對數(shù)回歸模型,其輸出結(jié)果,見表6。

    表6 出口額與城鄉(xiāng)收入比的對數(shù)回歸模型參數(shù)

    由表6中輸出結(jié)果可知,截距項、自變量LOG EX均在在1%的水平下顯著,模型統(tǒng)計量F-statistic為57.936 76,Prob(F-statistic)值為0.000 000,回歸方程是顯著的,而R-squared值為0.724 782,Adjusted R-squared值為0.712 273,由此顯示,此回歸方程能對影響城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的因素的71.2%作出解釋。由此進(jìn)一步對方程殘差做單位根檢驗。運用ADF檢驗方法,對殘差選取無趨勢向及截距項,結(jié)果顯示,出口因素對城鄉(xiāng)收入差距影響對數(shù)回歸模型的殘差在5%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列。

    因此,由上面輸出結(jié)果可知,出口因素對城鄉(xiāng)收入差距影響的對數(shù)回歸模型為:

    LOG(Y)=0.905+0.092*LOG(EX)(2)從回歸方程(1)、(2)中可以看出,貿(mào)易進(jìn)口額和出口額對城鄉(xiāng)收入差距的影響都很顯著,并且其增長都會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距,貿(mào)易進(jìn)口額每增加1億元,城鄉(xiāng)收入比將增大0.101,貿(mào)易出口額每增加1億元,將使得城鄉(xiāng)收入比增大0.092。從對數(shù)模型中還看出進(jìn)口額對城鄉(xiāng)收入差距的影響大于出口額對其的影響。

    因此,貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大通過進(jìn)口及出口兩個途徑造成的,且進(jìn)口因素比出口因素對城鄉(xiāng)差距的影響更大。

    四、結(jié)論與說明

    (一)結(jié)論

    1.對重慶市來說,外貿(mào)依存度及外資依存度對城鄉(xiāng)收入差距有顯著的影響,隨著貿(mào)易的不斷發(fā)展,外資利用的不斷擴(kuò)大,使重慶市的城鄉(xiāng)收入差距有不斷擴(kuò)大的趨勢,這與已有的對全國的研究結(jié)論是一致的。

    2.外貿(mào)因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響要大于外資因素對其的影響。外貿(mào)產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)利益相對外資而言更偏向于流入城市居民,從而外貿(mào)因素加劇城鄉(xiāng)收入差距的程度要高于外資因素。

    3.將貿(mào)易分解為進(jìn)口和出口后,分別研究其對城鄉(xiāng)收入差距的影響發(fā)現(xiàn),進(jìn)出口因素均對城鄉(xiāng)收入差距有顯著影響,且對其有不斷增大的趨勢,因而對外貿(mào)易對城鄉(xiāng)收入差距的負(fù)面影響是通過進(jìn)口及出口兩個途徑造成的。且進(jìn)口因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響要稍高于出口對其的影響。

    (二)說明

    本文從對外開放角度探討其對重慶城鄉(xiāng)收入差距的影響,上述結(jié)論并不是否定了對外經(jīng)濟(jì)開放的積極作用,事實上,隨著改革開放的推進(jìn),對外貿(mào)易及外資的利用也取得了驕人的成績,在很大程度上拉動了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,推動了社會的進(jìn)步,從而提高了人們的生活水平,也提高了人們的收入水平。

    我們應(yīng)該繼續(xù)擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)開放,大力發(fā)展對外貿(mào)易,充分利益外資,發(fā)揮其對經(jīng)濟(jì)的拉動作用,與此同時,應(yīng)該采取有效措施,通過政策導(dǎo)向和制度變革,使其產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)利益更多的流入農(nóng)村居民,進(jìn)而在帶動經(jīng)濟(jì)增長的同時縮小城鄉(xiāng)收人差距,適應(yīng)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的戰(zhàn)略。

    [1] 李樹培,高連水,魏下海.貿(mào)易開放與發(fā)展中國家收入差距擴(kuò)大——基于中國的理論與實證分析[J].財經(jīng)研究,2009(12):96-106.

    [2] 賀建風(fēng),劉建平.城市化、對外開放與城鄉(xiāng)收入差距——基于VAR模型的實證分析[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究,2010(4):16-19.

    [3] 王少瑾.對外開放與我國的收入不平等:基于面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2007(4):16-20.

    [4] 何 楓,徐桂林.FDI與我國城鄉(xiāng)居民收入差距之間是否存在倒U形關(guān)系[J].國際貿(mào)易問題,2009(11):89-96.

    [5] 紀(jì) 明,趙菊花.出口對經(jīng)濟(jì)增長和城鄉(xiāng)收人差距的影響:基于發(fā)展演化視角的經(jīng)驗研究[J].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報,2010(3):37-42.

    [6] 王海軍,李愿宏.FDI與中國城鄉(xiāng)收入差距:理論分析與實證檢驗[J].北京科技大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)版,2010,26(3):118-123.

    [7] 黃應(yīng)繪.關(guān)于構(gòu)建中國城鄉(xiāng)差距綜合評價指標(biāo)體系的探討[J].生產(chǎn)力研究,2008(17):83-87.

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