中國沿邊開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展的績效評(píng)價(jià)

余穩(wěn)策，張雪妍

1 問題的提出

自1978年實(shí)行改革開放起，中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡日益加劇，尤其是沿邊省區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展無論是從數(shù)量還是質(zhì)量上都比較落后。此外，最近幾年，受中國政府提出的“一帶一路”戰(zhàn)略以及經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”等政策的影響，再加上人口老齡化問題以及全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響，沿邊開放問題日益受到學(xué)術(shù)界的重視，越來越多的學(xué)者開始研究沿邊開放的績效評(píng)價(jià)。截止目前，學(xué)術(shù)界對(duì)沿邊開放績效評(píng)價(jià)的研究大多側(cè)重于對(duì)外開放和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系分析。張煥明(2016)[1]、裴長洪(2015)[2]和張梅(2015)[3]分別從不同的視角分析了對(duì)外開放與經(jīng)濟(jì)增長存在的關(guān)系。宋冬林、趙新宇(2015)[4]選取非公有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、市場化程度以及對(duì)外開放程度三個(gè)指標(biāo)，并選擇吉林省作為分析對(duì)象，分析了上述三個(gè)指標(biāo)在經(jīng)濟(jì)增長方面的貢獻(xiàn)。路紅艷(2014)[5]以VAR模型為基礎(chǔ)，分析了出口、第三產(chǎn)業(yè)和廣州經(jīng)濟(jì)增長存在的關(guān)系。王海鵬、鄧忠奇(2014)[6]使用灰色關(guān)聯(lián)法研究了中國經(jīng)濟(jì)增長的影響因素，最終得出，投資和能源在中國經(jīng)濟(jì)增長方面貢獻(xiàn)較大。陳玲、蔡志成(2014)[7]構(gòu)建了衡量沿邊地區(qū)開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，并選取因子分析法分析了沿邊省區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響因素。

本文正是基于上述背景，構(gòu)建了新常態(tài)條件下中國沿邊開放型經(jīng)濟(jì)績效評(píng)價(jià)模型，旨在找出中國沿邊省區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在的問題。因此，本文的研究不但有助于完善中國沿邊開放型經(jīng)濟(jì)的相關(guān)理論，還能夠促進(jìn)開放型經(jīng)濟(jì)體制創(chuàng)新，為中國經(jīng)濟(jì)的長遠(yuǎn)發(fā)展注入強(qiáng)勁的動(dòng)力，也正為如此，其理論意義和實(shí)際意義十分顯著。

2 新常態(tài)下中國沿邊開放型經(jīng)濟(jì)的績效評(píng)價(jià)模型

2.1 新常態(tài)下中國沿邊開放型經(jīng)濟(jì)的績效評(píng)價(jià)方法與指標(biāo)

在新常態(tài)條件下，我國沿邊開放型經(jīng)濟(jì)的績效評(píng)價(jià)應(yīng)當(dāng)從數(shù)量和質(zhì)量兩個(gè)方面展開，就其本質(zhì)來說，績效是反映沿邊開放型經(jīng)濟(jì)能否對(duì)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、環(huán)境的持續(xù)改善產(chǎn)生助推作用的重要標(biāo)志，所以，在分析沿邊開放型經(jīng)濟(jì)時(shí)，必須堅(jiān)持以可持續(xù)發(fā)展理論為指引[8]。

以可持續(xù)發(fā)展理論為指導(dǎo)構(gòu)建的可持續(xù)發(fā)展指標(biāo)體系的測算方法共有四類：離差法、綜合評(píng)價(jià)法、模糊評(píng)判法以及主成分分析法。其中，主成分分析法是借助降維手段，把原有的眾多變量在不喪失大部分信息的前提下提取主成分，從而克服了指標(biāo)的多重共線性問題，而且權(quán)重的確定更加科學(xué)合理，評(píng)價(jià)結(jié)果更加可靠，在實(shí)際運(yùn)用時(shí)，具有極大的優(yōu)勢(shì)[9]。

就中國沿邊省區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展而言，新常態(tài)條件下，開放型經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)應(yīng)當(dāng)包括經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、生態(tài)三個(gè)方面。其中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效具有直接性，其他績效具有間接性。以此為基礎(chǔ)，本文構(gòu)建了相應(yīng)的指標(biāo)體系，見下頁表1。

2.2 主成分分析模型

本文在此選取主成分分析法從經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效（A）、社會(huì)發(fā)展績效(B)以及資源環(huán)境績效(C)出發(fā)對(duì)中國沿邊開放績效進(jìn)行分析?？紤]到各個(gè)目標(biāo)層包含眾多指標(biāo)，而且指標(biāo)關(guān)系密切，這就使得主成分分析法的優(yōu)勢(shì)得到了充分地體現(xiàn)。以下是主成分分析的模型[10]。

主成分模型：

表1 新常態(tài)下中國沿邊開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效評(píng)價(jià)綜合指標(biāo)體系

其中：

（1）各主成分系數(shù)平方和是1，也就是+…+=1(i=1，2，…，m)；

（2）各個(gè)主成分彼此不相關(guān)，也就是cov(Fi，F(xiàn)i)=0；

（3）主成分方差逐步遞減，也就是Var(F1)≥Var(F2)≥…Var(Fp)。

新變量指標(biāo) z1，z2，…，zm分別稱為原變量指標(biāo) x1，x2，…，xP的第1，第2，…，第m個(gè)主成分。主成分分析就其本質(zhì)來說，是原始變量變量xj（j=1，2，…，p）在各個(gè)主成分zi（i=1，2，…，m）上的荷載Lij（i=1，2，…，m；j=1，2，…，p）。

其具體計(jì)算步驟包括：

（1）原始數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)化

原始數(shù)據(jù)的量綱各不相同，這使得指標(biāo)間難以進(jìn)行比較，因此必須對(duì)各指標(biāo)數(shù)據(jù)做無量綱標(biāo)準(zhǔn)化處理，其中最為常用的方法就是Z-Score法，通過標(biāo)準(zhǔn)化，各指標(biāo)的平均值是0，方差是1。Z-Score法對(duì)應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)化公式是：

其中，為指標(biāo)j的樣本均值，sj為樣本標(biāo)準(zhǔn)差，計(jì)算公式是：

（2）計(jì)算相關(guān)系數(shù)矩陣

以標(biāo)準(zhǔn)化的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣R：

ri，j(i，j=1，2，…，p)是原始變量xi和xj的相關(guān)系數(shù)，其計(jì)算公式為：

（3）求解R的特征值和特征向量

根據(jù)相關(guān)系數(shù)矩陣R，對(duì)特征方程||R-λE=0進(jìn)行求解。需要說明的是，E為P×P階單位矩陣，對(duì)應(yīng)的非負(fù)特征值數(shù)是P，然后將特征值按照由大到小的順序排列，同時(shí)分別求得其特征向量：

（4）確定主成分

該步就是計(jì)算特征值λi的方差貢獻(xiàn)率和累計(jì)貢獻(xiàn)率。其中，方差貢獻(xiàn)率的計(jì)算公式為：

累計(jì)方差貢獻(xiàn)率的計(jì)算公式為：

（5）計(jì)算綜合得分值

其中，?i是第i個(gè)主成分的方差貢獻(xiàn)率,δk為前k個(gè)主成分的累計(jì)貢獻(xiàn)率。

然后結(jié)合所得的分值分析展開評(píng)價(jià)。

3 經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下中國沿邊開放的績效實(shí)證研究

3.1 數(shù)據(jù)處理

本文選取1988—2015年的數(shù)據(jù)信息，相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)取自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國外資統(tǒng)計(jì)》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)公報(bào)》等。其中，城鎮(zhèn)登記失業(yè)率、城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)、農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)、城鄉(xiāng)居民人均純收入之比、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入差距、六十五歲以上人口所占比重、工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固體廢物排放量屬于逆向指標(biāo)，在此需要做正向處理轉(zhuǎn)為正值，GDP、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均純收入的基數(shù)取自1978年的數(shù)據(jù)。所使用的分析工具為SPSS軟件進(jìn)一步分析。

3.2 經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下中國沿邊經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效

首先將衡量中國沿邊經(jīng)濟(jì)開放經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效的指標(biāo)數(shù)據(jù)輸入SPSS工具，對(duì)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO和Bartlett檢驗(yàn)。指標(biāo)間的KMO值是0.781，這表明各變量存在密切的相關(guān)關(guān)系，Bartlett球形檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是402.253，并且在1%水平上顯著，這表明相關(guān)系數(shù)矩陣和單位矩陣存在較大差別，所選用的指標(biāo)能夠用于進(jìn)行主成分分析。

通過SPSS對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，總計(jì)得到了4個(gè)主成分，這4個(gè)主成分的累積貢獻(xiàn)率高達(dá)86.294%，由此可知，得到的4個(gè)主成分能夠解釋86.294%的總體。所得的主成分分析數(shù)據(jù)見表2。

表2 新常態(tài)下中國沿邊開放經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效指標(biāo)方差分解主成分提取分析

以此為基礎(chǔ)，計(jì)算出了新常態(tài)條件下，我國沿邊開放經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效得分，如表3所示。

表3 經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下中國沿邊開放經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效得分

由表3可得，中國沿邊開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效共經(jīng)歷了三個(gè)時(shí)期：1988—1999年，震蕩期。該時(shí)期，經(jīng)濟(jì)績效波動(dòng)很大，缺乏穩(wěn)定性，經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效增長的年份有1990年、1993年、1994年、1995年、1997年，經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效減少的年份有1989年、1991年、1992年、1996年、1998年、1999年；2000—2009年，快速發(fā)展期。該時(shí)期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效增長迅速而且具有較強(qiáng)的可持續(xù)性。這10年期間，經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效年均增長超過70%，僅2004年和2008年績效下降，特別是2006年，經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效達(dá)到頂峰，比1988年增長了兩倍；2010—2015年，持續(xù)下降期。經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效僅2013年上漲，其余年份均在下降，特別是2012年，經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效最低，僅有0.98。這6年，經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效年均下降幅度均超過10%。此外，2015年，經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效得分為1.18，和2008年相同。由此可知，我國沿邊開放經(jīng)濟(jì)亟需有力的措施來扭轉(zhuǎn)頹勢(shì)。

3.3 經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下中國沿邊社會(huì)發(fā)展績效

首先對(duì)衡量沿邊社會(huì)發(fā)展績效的16個(gè)指標(biāo)進(jìn)行KMO和Bartlett檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表4。指標(biāo)間的KMO值是0.794，這表明各變量存在密切的相關(guān)關(guān)系，Bartlett球形檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是802.055，并且在1%水平上顯著，這表明相關(guān)系數(shù)矩陣和單位矩陣存在較大差別，所選用的指標(biāo)能夠用于進(jìn)行主成分分析。

通過主成分分析，最終得到了3個(gè)主成分，其累計(jì)貢獻(xiàn)率為84.422%，表明得到的主成分對(duì)總體具有較好的解釋度。所得的主成分分析數(shù)據(jù)見表4。

表4 經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下中國沿邊社會(huì)發(fā)展績效指標(biāo)方差分解主成分提取分析

以此為基礎(chǔ)，計(jì)算出了新常態(tài)條件下，我國沿邊開放社會(huì)發(fā)展績效得分。如表5所示。

表5 經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下中國沿邊社會(huì)發(fā)展績效得分

由表5可知，從1988—2015年間，社會(huì)發(fā)展績效從1988年的-3.24增加至4.73，共計(jì)增加超過2倍，僅有1989年、1998年、2000年，社會(huì)發(fā)展績效減少，其他年份，社會(huì)發(fā)展績效均在增加。這表明在新常態(tài)條件下，我國沿邊社會(huì)發(fā)展迅速，取得了巨大的成就。

由圖1可知，就增長速度而言，從2006年開始，社會(huì)發(fā)展績效增長率在降低，尤其是2011年、2014年、2015年的增長速度均低于10%，2015年增長速度最低，僅有6.9%，同比降低25.7%。如果繼續(xù)這樣的走勢(shì)，我國沿邊開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展的社會(huì)績效將會(huì)由正變負(fù)。

3.4 經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下中國沿邊資源環(huán)境績效

使用SPSS工具，對(duì)衡量我國沿邊資源環(huán)境績效的9個(gè)指標(biāo)進(jìn)行主成分分析。首先對(duì)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO和Bartlett檢驗(yàn)。

結(jié)果顯示：指標(biāo)間的KMO值是0.840，這表明各變量存在密切的相關(guān)關(guān)系，Bartlett球形檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是555.488，并且在1%水平上顯著，這表明相關(guān)系數(shù)矩陣和單位矩陣存在較大差別，所選用的指標(biāo)能夠用于進(jìn)行主成分分析。

通過主成分分析，最終得到了2個(gè)主成分，其累計(jì)貢獻(xiàn)率為95.074%，表明得到的主成分對(duì)總體具有較好的解釋度。所得的主成分分析數(shù)據(jù)見表6。

表6 經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下中國沿邊資源環(huán)境績效指標(biāo)方差分解主成分提取分析

以此為基礎(chǔ)，計(jì)算出了新常態(tài)條件下，我國沿邊資源環(huán)境績效得分，如表7所示。

表7 經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下中國沿邊資源環(huán)境績效得分表

由表7可知，從1988—2015年，在新常態(tài)條件下，我國沿邊開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展的資源環(huán)境績效總體處于下降趨勢(shì)，僅有1997年、2001年、2012年在增加，資源環(huán)境績效從1988年的2.8減少至2015年的-4.65，下降幅度高達(dá)3倍。這充分表明我國沿邊經(jīng)濟(jì)走的是粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展道路，對(duì)資源消耗嚴(yán)重、環(huán)境破壞力度較大。資源和環(huán)境問題對(duì)我國沿邊開放型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展的負(fù)面影響越來越大，亟需解決。

鑒于經(jīng)濟(jì)發(fā)展效益直接推動(dòng)了我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，中國目前的工業(yè)化進(jìn)程需要從長遠(yuǎn)利益出發(fā)，充分考慮到未來工業(yè)進(jìn)程的戰(zhàn)略性發(fā)展[11]。處理好經(jīng)濟(jì)效益、社會(huì)效益和資源的可持續(xù)發(fā)展三者之間的關(guān)系已成為發(fā)展的重中之重，并且在國民經(jīng)濟(jì)中占有重要地位。因此矩陣設(shè)置的主要判別方法如下。

表8 準(zhǔn)則層-總目標(biāo)判斷矩陣及排序結(jié)果

根據(jù)準(zhǔn)則層的權(quán)系數(shù)（0.5,0.25,0.25）對(duì)中國開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展總績效進(jìn)行計(jì)算，得分結(jié)果如表9所示。

表9 經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下中國沿邊開放的發(fā)展總績效得分表

4 結(jié)論

本文以可持續(xù)發(fā)展理論為指引，構(gòu)建了新常態(tài)下中國沿邊開放型經(jīng)濟(jì)的績效評(píng)價(jià)模型，運(yùn)用主成分分析方法，從經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)發(fā)展、資源環(huán)境三個(gè)視角出發(fā)對(duì)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)條件下我國沿邊開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效進(jìn)行了分析，以期能夠找到我國沿邊經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在的問題，從而得出新常態(tài)下中國發(fā)展沿海經(jīng)濟(jì)的主要模式，以下就是本文得出的主要結(jié)論：（1）我國沿邊開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效正處于下滑趨勢(shì)，我國沿邊開放經(jīng)濟(jì)亟需有力的措施來扭轉(zhuǎn)頹勢(shì)；（2）我國沿邊開放型經(jīng)濟(jì)的社會(huì)發(fā)展績效呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，沿邊社會(huì)發(fā)展迅速，取得了巨大的成就，但增長速度在放緩；（3）我國沿邊開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展的資源環(huán)境績效總體處于下降趨勢(shì)，資源和環(huán)境問題對(duì)我國沿邊開放型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展的負(fù)面影響越來越大，亟需解決。

[1]張煥明.經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下中國沿邊開放的績效評(píng)價(jià)——基于1993—2014年沿邊省區(qū)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)問題探索,2016,(5).

[2]裴長洪.經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下中國擴(kuò)大開放的績效評(píng)價(jià)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2015，(4).

[3]張梅.中國沿邊開放中進(jìn)出口貿(mào)易的邊界效應(yīng)分析[D].昆明：云南大學(xué),2015.

[4]宋冬林，趙新宇.經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下吉林省經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究[J].全國商情·理論研究,2015，(43).

[5]路紅艷.“新常態(tài)”下廣州市經(jīng)濟(jì)增長研究——基于沿邊對(duì)外開放的視角[J].海外投資與出口信貸,2015，(3).

[6]王海鵬，鄧忠奇.“新常態(tài)”下中國經(jīng)濟(jì)增長績效評(píng)價(jià)問題探析[J].商業(yè)會(huì)計(jì)，2015，(4).

[7]陳玲,蔡志成.新常態(tài)下福建省經(jīng)濟(jì)績效評(píng)價(jià)研究[J].海峽科學(xué),2016，(5).

[8]羅菊芳.新常態(tài)下推進(jìn)百色沿邊開發(fā)開放工作的思考[J].當(dāng)代廣西,2015，(6).

[9]江蘇省發(fā)改委“開放型經(jīng)濟(jì)研究”課題組.新常態(tài)下江蘇開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展新思維[J].群眾,2015，(4).

[10]史本葉,程浩.新形勢(shì)下我國擴(kuò)大沿邊開放的新戰(zhàn)略[J].經(jīng)濟(jì)縱橫,2016，(5).

[11]胡超,張瑩.中國沿邊開放滯后的原因與模式演進(jìn)研究綜述[J].區(qū)域經(jīng)濟(jì)評(píng)論,2015，(5).