蘇臺經(jīng)濟合作與江蘇經(jīng)濟增長研究

摘 要：運用協(xié)整檢驗及Granger因果分析模型，探尋江蘇經(jīng)濟增長與蘇臺貿易以及臺商對江蘇投資之間的長期均衡關系，并對這種均衡關系做出定量化檢視。結果顯示：與臺灣近20年的經(jīng)濟合作雖然有效地推動了江蘇省整體經(jīng)濟的發(fā)展，但今后兩地經(jīng)濟深入整合仍然存在較大的“內延外伸”拓展空間。

關鍵詞：經(jīng)濟增長；蘇臺經(jīng)濟；合作；空間

中圖分類號：F061.5

文獻標識碼：A

文章編號：1008-6439(2007)06-0039-05

Study of the relationship between economic cooperation between Jiangsu and Taiwan and economic growth of Jiangsu

ZHANG Yu-bing

(Taiwan Research Institute，Beijing Union University，Beijing 100101，China)

Abstract：Cointegration Test and Granger causality analysis model are used to study long-term equilibrium relationship between economic growth of Jiangsu and Trade with Taiwan and Taiwan Businessmen’s investment in Jiangsu and to make quantitative test for this equilibrium relationship.The results show that the effective economic cooperation with Taiwan for nearly twenty years effectively promotes the economic development of Jiangsu on the whole and that there is still big deepening and extending cooperation space of economic integration between Jiangsu and Taiwan in the future.

Key words：economic growth；economy of Jiangsu and Taiwan；cooperation；space

兩岸經(jīng)濟交流互相調適，各盡所能，各取所需，越來越趨緊密，區(qū)域之間經(jīng)濟相互依賴度不斷加深(李非，2004)。20世紀80年代，臺商向江蘇投資以及由其帶動的臺灣對江蘇出口貿易開啟了蘇臺經(jīng)濟合作的篇章，之后歷經(jīng)“間接到準直接”、“單向到雙向”的曲折發(fā)展歷程，蘇臺貿易和臺商投資規(guī)模持續(xù)增長，合作形式也由最初的主要以垂直型的產(chǎn)業(yè)間分工向水平型的產(chǎn)業(yè)內分工發(fā)展。到目前為止，江蘇省已成為大陸與臺灣經(jīng)貿交流規(guī)模最大、發(fā)展最快、經(jīng)濟合作形式相對較為成熟的區(qū)域。

本文中，我們將在對蘇臺經(jīng)濟合作發(fā)展做出簡要回顧的基礎上，試圖通過建立適當?shù)挠嬃糠治瞿Ｐ停瑢Α疤K臺經(jīng)濟合作關系與江蘇經(jīng)濟增長”這一問題進行較為系統(tǒng)、深入的實證研究，探尋江蘇經(jīng)濟增長與蘇臺貿易及臺商對江蘇投資之間是否存在長期的均衡關系，以及如果存在這種均衡關系，又應該如何對其進行定量化檢視。

一、蘇臺經(jīng)濟合作發(fā)展回顧

20世紀80年代初，江蘇、臺灣兩地的經(jīng)濟合作開始萌芽，初期進展遲緩，規(guī)模較小，但進入90年代則開始呈現(xiàn)迅猛成長的趨勢。

江蘇與臺灣兩地的間接貿易(江蘇與臺灣兩地貿易有近九成以香港作為中轉地，其余部分則主要通過澳門、日本以及新加坡等地進行中轉)從1981年開始。當年江蘇從臺灣進口金額僅為199萬美元，對臺灣出口則為零。之后兩地貿易在1982—1983年曾一度中斷，1984年起重新恢復，但仍然僅限于江蘇從臺灣的單向進口。直至1989年，江蘇省首次對臺灣出口33萬美元，兩岸間雙向貿易才得以正式開啟。進入20世紀90年代以來，蘇臺貿易規(guī)模不斷擴張。2005年，江蘇對臺貿易實現(xiàn)260.12億美元，其中江蘇自臺灣進口總額達211.44億美元，對臺灣出口總額也達48.68億美元。臺灣已成為江蘇的第二大出口地區(qū)、第七大進口地區(qū)以及僅次于日本、美國和韓國的第四大貿易伙伴地區(qū)。

江蘇引進臺資最初始于1988年，相對晚于廣東、福建兩省，但發(fā)展迅速。經(jīng)過近20年的發(fā)展，到目前為止，江蘇已經(jīng)成為大陸吸引臺商投資最為活躍的地區(qū)之一。截至2005年底，江蘇累計批準臺資項目13 200項，協(xié)議臺資279.12億美元，臺商實際投資94.92億美元，分別占大陸臺商投資累計總額的19.38%、31.12%和22.72%。

臺資企業(yè)聚集江蘇，已經(jīng)融入并影響到全省經(jīng)濟社會的各個方面。概括來看，臺商在江蘇的投資大體經(jīng)歷了四個階段：初期起步階段(1988—1991年)；快速發(fā)展階段(1992—1993年)；回落調整階段(1994—2000年)；穩(wěn)定成長階段(2001年至今)。近年來，臺商在江蘇項目規(guī)模持續(xù)擴大，投資理念注重長期發(fā)展，并逐步形成產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度高、產(chǎn)業(yè)效應逐步顯現(xiàn)的產(chǎn)業(yè)鏈，其中，電子信息產(chǎn)業(yè)已成為投資主體。投資領域逐漸從傳統(tǒng)制造業(yè)拓展到農業(yè)、基礎產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務行業(yè)，投資的分布區(qū)域主要集中在南京、蘇州、無錫、常州、鎮(zhèn)江等沿江蘇南地區(qū)，現(xiàn)已開始逐步向蘇中、蘇北地區(qū)延伸(段小梅，2004)。

二、實證分析

近二十年來，隨著非平穩(wěn)時間序列分析，特別是時間序列單位根檢驗(Unit Root Test)與協(xié)整(Co-integration)分析技術的發(fā)展，學術界對宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)的看法已發(fā)生了根本性的變化，對其分析也逐漸形成了標準模式，即在建立模型之前，首先檢驗數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性，若數(shù)據(jù)表明是非平穩(wěn)的(含有單位根)，則需要差分以達到平穩(wěn)性要求。如果多個數(shù)據(jù)序列非平穩(wěn)，則還要考慮這些變量之間是否存在長期均衡的協(xié)整關系；其次，通過建立誤差修正模型，檢驗不同經(jīng)濟變量間除了長期均衡關系外，是否還存在短期偏離向長期均衡修正的機制；最后，在此分析基礎上，建立Granger因果關系檢驗模型，探尋變量間的長期均衡關系是否也構成某種因果關系，這種因果關系的方向又如何。遵循這一研究模式，本文試圖通過建立適當?shù)挠嬃糠治瞿Ｐ停\用Eviews 3.1統(tǒng)計分析軟件，對“蘇臺經(jīng)濟合作關系與江蘇經(jīng)濟增長”這一問題進行較為系統(tǒng)、深入的實證研究，沿“單位根檢驗——協(xié)整分析——誤差修正模型——因果關系檢驗”這一技術路徑對經(jīng)濟變量時間序列進行分析處理。

本文選取1990—2005年的時間序列數(shù)據(jù)作為分析樣本。其中，江蘇數(shù)據(jù)來源于《江蘇統(tǒng)計年鑒》以及商務部、國務院臺辦等相關部門統(tǒng)計資料。臺灣數(shù)據(jù)則選取自“行政院主計處”、“行政院大陸委員會”以及“經(jīng)濟部投資審議委員會”等相關部門統(tǒng)計資料。具體指標選擇上采用了江蘇歷年GDP(記為sgdp)，作為其經(jīng)濟總量增長的衡量指標；歷年蘇臺貿易額(記為sttrade)以及臺商對江蘇投資實際到資額(記為stinv)，作為蘇臺經(jīng)濟合作發(fā)展的衡量指標。

在數(shù)據(jù)處理上，首先，對sttrade以及stinv依照歷年人民幣兌美元年均匯價進行折算；其次，為剔除價格波動的影響，對sttrade以及stinv歷年數(shù)據(jù)采用商品零售價格指數(shù)(1978=100)分別進行價格平減，并以美元作為所有數(shù)據(jù)最終貨幣單位；最后，為消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，同時為使序列趨勢線性化，對價格指數(shù)化后的數(shù)據(jù)再分別取自然對數(shù)，記為ln(sgdp)、ln(sttrade)和ln(stinv)。

(一)單位根檢驗

在進行單位根檢驗之前，我們首先對ln(sgdp)、ln(sttrade)和ln(stinv)的水平和差分序列圖進行初步分析。

圖1 ln(sgdp)、ln(stinv)和ln(sttrade)水平序列趨勢圖

圖示來源：本研究運用Eviews 3.1統(tǒng)計分析軟件繪制，下同。

圖1顯示，ln(sgdp)、ln(sttrade)和ln(stinv)均呈現(xiàn)方向較為一致的逐漸遞增趨勢，但三者應該都是非平穩(wěn)序列。從圖 2中進一步發(fā)現(xiàn)，ln(sgdp)、ln(sttrade)和ln(stinv)的一階差分序列應該均為平穩(wěn)變量，并且變化周期相似。另外，三變量間具有較高的相關系數(shù)，因此我們可以初步判斷它們之間可能存在某種協(xié)整關系。

圖2 ln(sgdp)、ln(stinv)和ln(sttrade)差分序列趨勢圖

ADF單位根檢驗結果表明，水平序列l(wèi)n(sgdp)、ln(sttrade)和ln(stinv)不能拒絕單位根假設，存在單位根，因此是不平穩(wěn)時間序列；而其一階差分序列Δln(sgdp)、Δln(sttrade)和Δln(stinv)全部拒絕單位根假設，不存在單位根，因此均為平穩(wěn)時間序列。

(二)協(xié)整分析

由單位根檢驗可知，變量ln(sgdp)、ln(sttrade)和ln(stinv)均為I(1)單整序列，滿足進行協(xié)整檢驗的條件。接下來，我們根據(jù)無約束的VAR模型的殘差分析結合似然比檢驗法，確定VAR模型的最優(yōu)滯后期，進而采用Johansen協(xié)整檢驗方法來確定三個變量間的協(xié)整關系。通過模型選擇的聯(lián)合檢驗，確定常數(shù)項約束在協(xié)整空間內，且協(xié)整方程有截距的模型為最合適的協(xié)整檢驗模型。檢驗結果如表3所示。

協(xié)整檢驗結果顯示，表中各組變量間均存在一定的協(xié)整關系，各協(xié)整關系對應的標準化后的長期方程分別為(括號內數(shù)字為系數(shù)估計值的漸進標準誤差，VECM是向量誤差修正模型的核心部分，下同)：

VECM1=ln(sgdp)-2.540819ln(stinv)-0.479781

(2.91708)

Log Likelihood：23.09517

VECM2=ln(sgdp)-0.271959ln(sttrade) -5.982427

(0.01086)

Log Likelihood：27.45583

VECM3=ln(sttrade)-4.504108ln(stinv)+7.894878

(0.98827)

Log Likelihood：-0.124485

分別對序列VECM₁、VECM₂和VECM₃進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)它們已經(jīng)是平穩(wěn)序列，并且取值在0附近上下波動，驗證了協(xié)整關系的正確性。

需要指出的是，檢驗過程中，Eviews 3.1系統(tǒng)提示，對ln(sgdp)、ln(stinv)和ln(sttrade)無法進行三變量間的Johansen協(xié)整檢驗，其原因為時間序列的可用樣本數(shù)據(jù)不足，不能建立長期的協(xié)整關系。而這一點由于受到兩岸經(jīng)貿發(fā)展歷史跨度較短的客觀現(xiàn)實的局限，在目前是無法解決的，不能不說是本研究的缺憾之一。但是，對三變量之間協(xié)整關系的分析，仍然可以較好地反映出變量在長期內穩(wěn)定的相互影響作用。

協(xié)整方程顯示，江蘇省GDP(sgdp)與江蘇與臺灣貿易額(sttrade)以及臺灣對江蘇投資額(stinv)之間均存在正向的協(xié)整關系，這種長期均衡關系說明，蘇臺經(jīng)濟合作對于江蘇省的經(jīng)濟總量增長具有正向拉動效應。方程(1)和(2)的協(xié)整系數(shù)進一步顯示，臺商對江蘇投資每增加1%，會帶來江蘇省GDP大約2.54%的增長；而蘇臺貿易額每增加1%，則會帶來江蘇省GDP大約0.27%的增長。據(jù)此，我們可以初步判斷，臺商對江蘇的投資與江蘇GDP之間有著更為強烈的協(xié)整關系，相較于蘇臺兩地貿易，臺資對江蘇整體經(jīng)濟規(guī)模增長的拉動作用更為顯著。而由方程(3)的協(xié)整系數(shù)可知，臺商對江蘇投資每增加1%，會帶來蘇臺兩地貿易增長約4.50%，這也有效驗證了臺灣與江蘇經(jīng)濟合作中典型的“投資帶動貿易”效應。

(三)誤差修正模型

在對變量進行協(xié)整分析并確定變量間存在長期穩(wěn)定均衡關系之后，需要進一步求解的是這些變量偏離其共同隨機趨勢時的調整速度。我們采用向量誤差修正模型(VEC)進行分析，檢驗結果如表4所示。

檢驗結果中，三組變量的誤差修正模型的誤差修正項系數(shù)均小于零，符合反向修正機制；模型整體的AIC、SC值均較小，對數(shù)似然統(tǒng)計量較大，擬合優(yōu)度較佳，具備較強的解釋能力。

進一步分析顯示，江蘇省GDP與臺商對江蘇投資誤差修正模型的系數(shù)估計值為-0.244 1，說明臺商對江蘇投資在短期內的波動，將以24.41%的速度從反向向長期均衡狀態(tài)調整，而在這種波動的影響下，江蘇省GDP從非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)調整大約需要4年時間。江蘇省GDP與蘇臺貿易的模型系數(shù)估計值為-0.433 1，說明蘇臺貿易的反向調整速度為43.31%，而江蘇省GDP從短期非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)的調整也相對更快，只需大約2至3年的時間。另外，我們還可以發(fā)現(xiàn)，臺商對江蘇投資的短期內波動，會導致蘇臺兩地貿易的波動，而這種波動的調整恢復期大約為5年。

(四)Granger因果關系檢驗

根據(jù)協(xié)整檢驗結果可知，江蘇省GDP與臺商對江蘇投資、江蘇省GDP與蘇臺貿易以及臺商對江蘇投資與蘇臺貿易三組變量之間存在一定的長期均衡的穩(wěn)定關系，接下來我們將運用Granger因果關系檢驗法，對這種均衡關系中是否同時存在某種因果關系，以及因果關系的方向進行進一步的驗證。

Granger因果關系檢驗結果顯示，三組變量均不存在雙向因果關系。其中，江蘇省GDP是臺商對江蘇投資的Granger原因，但不是蘇臺貿易的Granger原因；臺商對江蘇投資不是江蘇省GDP的Granger原因，但蘇臺貿易卻是江蘇省GDP的Granger原因。這一方面說明，江蘇經(jīng)濟的整體成長能夠顯著吸引臺資的進入，但還未能實現(xiàn)對蘇臺貿易發(fā)展的規(guī)模經(jīng)濟效應；另一方面也揭示了在短期內，臺資對江蘇整體經(jīng)濟規(guī)模增長的直接拉動效應并不明顯，但對臺貿易對江蘇經(jīng)濟發(fā)展卻能夠發(fā)揮立竿見影的促進作用(這一點從滯后期分布差異上也能夠得到體現(xiàn))。另外，臺商對江蘇投資增加是蘇臺貿易發(fā)展的Granger原因，而蘇臺貿易發(fā)展不是臺商對江蘇投資增加的Granger原因，反映出蘇臺經(jīng)濟合作目前仍處于投資占主導地位的發(fā)展階段，兩地間貿易成長主要是由資本及技術等生產(chǎn)要素從臺灣向江蘇的大量不斷轉移所帶動。

四、結果分析

基于以上分析，我們可以認為，與臺灣近20年的經(jīng)濟合作有效地推動了江蘇省整體經(jīng)濟的發(fā)展，但今后兩地經(jīng)濟深入整合仍然存在相當大的“內延外伸”的拓展空間。“內延”，即江蘇省應該繼續(xù)加強自身建設，增強經(jīng)濟增長對臺資引入和對臺貿易發(fā)展的直接導向性作用，變“拉力”為“引力”。在保證國民經(jīng)濟持續(xù)快速穩(wěn)定增長的同時，加強人力資本積累，提高勞動生產(chǎn)率，充分有效地發(fā)揮比較優(yōu)勢，承接臺灣產(chǎn)業(yè)梯次轉移。同時，強化政府推動為主導的宏觀調控模式，繼續(xù)改善臺商投資環(huán)境，并通過推行適當?shù)漠a(chǎn)業(yè)政策，促進產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化。“外伸”，一方面需要進一步放大臺商投資江蘇的示范—模仿效應和聯(lián)系效應，另一方面則應著力于推動兩地貿易從以江蘇到臺灣的“單向”貿易為主，向蘇臺“雙向”貿易并重的縱深形態(tài)發(fā)展。通過加強臺商投資配套設施的建設、江蘇省本土企業(yè)“學習型機能”的培養(yǎng)以及臺資企業(yè)深植當?shù)氐倪\作，引導江蘇與臺灣的產(chǎn)業(yè)合作層次逐步由淺入深、自低向高發(fā)展，合作形態(tài)實現(xiàn)由產(chǎn)業(yè)間水平分工向產(chǎn)業(yè)內垂直分工，再到產(chǎn)品內水平分工的提升，并最終完成產(chǎn)業(yè)鏈的整體形成。在此基礎上，臺灣對江蘇的經(jīng)濟依存度會進一步加深，而江蘇省出口產(chǎn)品的貿易結構和國際競爭力也會隨之得到優(yōu)化和提升。在排除政治因素干擾的情況下，蘇臺兩地貿易將具有更加廣闊的發(fā)展前景。

參考文獻：

[1] 李非.臺灣經(jīng)濟發(fā)展通論[M].北京：九州出版社，2004.

[2] 江蘇省統(tǒng)計局.江蘇統(tǒng)計年鑒.2000-2005[DB].中國統(tǒng)計出版社，2001.

[4] 段小梅.臺灣投資大陸新趨勢及前景展望[J].重慶工商大學學報(西部論壇)，2004(1).

[3] 臺灣“經(jīng)濟部投資審議委員會”.華僑及外國人投資、對外投資、對中國大陸投資統(tǒng)計月報[R/OL].http：//www.moeaic.gov.tw/system_external/ctlr？PRO=PublicationLoadid=21，2005-09.

[4] 臺灣“行政院大陸委員會”.兩岸經(jīng)濟統(tǒng)計月報[R/OL].http：//www.mac.gov.cn/big5/statistic/em/156/index.htm，N0：156.

[5] 臺灣“中華民國統(tǒng)計資訊網(wǎng)”.重要經(jīng)社指標速報[R/OL].http：//www.stat.gov.tw/public/Data/63216173671.xls.

(責任編輯：弘流；責任校對：段文娟)