中國沿邊開放型經濟發展的績效評價

余穩策，張雪妍

1 問題的提出

自1978年實行改革開放起，中國區域經濟發展不平衡日益加劇，尤其是沿邊省區，經濟發展無論是從數量還是質量上都比較落后。此外，最近幾年，受中國政府提出的“一帶一路”戰略以及經濟“新常態”等政策的影響，再加上人口老齡化問題以及全球經濟危機的影響，沿邊開放問題日益受到學術界的重視，越來越多的學者開始研究沿邊開放的績效評價。截止目前，學術界對沿邊開放績效評價的研究大多側重于對外開放和經濟增長的關系分析。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外開放與經濟增長存在的關系。宋冬林、趙新宇(2015)[4]選取非公有制經濟發展程度、市場化程度以及對外開放程度三個指標，并選擇吉林省作為分析對象，分析了上述三個指標在經濟增長方面的貢獻。路紅艷(2014)[5]以VAR模型為基礎，分析了出口、第三產業和廣州經濟增長存在的關系。王海鵬、鄧忠奇(2014)[6]使用灰色關聯法研究了中國經濟增長的影響因素，最終得出，投資和能源在中國經濟增長方面貢獻較大。陳玲、蔡志成(2014)[7]構建了衡量沿邊地區開放型經濟發展水平的評價指標體系，并選取因子分析法分析了沿邊省區經濟發展的影響因素。

本文正是基于上述背景，構建了新常態條件下中國沿邊開放型經濟績效評價模型，旨在找出中國沿邊省區經濟發展存在的問題。因此，本文的研究不但有助于完善中國沿邊開放型經濟的相關理論，還能夠促進開放型經濟體制創新，為中國經濟的長遠發展注入強勁的動力，也正為如此，其理論意義和實際意義十分顯著。

2 新常態下中國沿邊開放型經濟的績效評價模型

2.1 新常態下中國沿邊開放型經濟的績效評價方法與指標

在新常態條件下，我國沿邊開放型經濟的績效評價應當從數量和質量兩個方面展開，就其本質來說，績效是反映沿邊開放型經濟能否對經濟、社會、環境的持續改善產生助推作用的重要標志，所以，在分析沿邊開放型經濟時，必須堅持以可持續發展理論為指引[8]。

以可持續發展理論為指導構建的可持續發展指標體系的測算方法共有四類：離差法、綜合評價法、模糊評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，從而克服了指標的多重共線性問題，而且權重的確定更加科學合理，評價結果更加可靠，在實際運用時，具有極大的優勢[9]。

就中國沿邊省區經濟發展而言，新常態條件下，開放型經濟系統應當包括經濟、社會、生態三個方面。其中，經濟發展績效具有直接性，其他績效具有間接性。以此為基礎，本文構建了相應的指標體系，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濟發展績效（A）、社會發展績效(B)以及資源環境績效(C)出發對中國沿邊開放績效進行分析。考慮到各個目標層包含眾多指標，而且指標關系密切，這就使得主成分分析法的優勢得到了充分地體現。以下是主成分分析的模型[10]。

主成分模型：

表1 新常態下中國沿邊開放型經濟發展績效評價綜合指標體系

其中：

（1）各主成分系數平方和是1，也就是+…+=1(i=1，2，…，m)；

（2）各個主成分彼此不相關，也就是cov(Fi，Fi)=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 z1，z2，…，zm分別稱為原變量指標 x1，x2，…，xP的第1，第2，…，第m個主成分。主成分分析就其本質來說，是原始變量變量xj（j=1，2，…，p）在各個主成分zi（i=1，2，…，m）上的荷載Lij（i=1，2，…，m；j=1，2，…，p）。

其具體計算步驟包括：

（1）原始數據的標準化

原始數據的量綱各不相同，這使得指標間難以進行比較，因此必須對各指標數據做無量綱標準化處理，其中最為常用的方法就是Z-Score法，通過標準化，各指標的平均值是0，方差是1。Z-Score法對應的標準化公式是：

其中，為指標j的樣本均值，sj為樣本標準差，計算公式是：

（2）計算相關系數矩陣

以標準化的數據為基礎，得到相關系數矩陣R：

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

（3）求解R的特征值和特征向量

根據相關系數矩陣R，對特征方程||R-λE=0進行求解。需要說明的是，E為P×P階單位矩陣，對應的非負特征值數是P，然后將特征值按照由大到小的順序排列，同時分別求得其特征向量：

（4）確定主成分

該步就是計算特征值λi的方差貢獻率和累計貢獻率。其中，方差貢獻率的計算公式為：

累計方差貢獻率的計算公式為：

（5）計算綜合得分值

其中，?i是第i個主成分的方差貢獻率,δk為前k個主成分的累計貢獻率。

然后結合所得的分值分析展開評價。

3 經濟新常態下中國沿邊開放的績效實證研究

3.1 數據處理

本文選取1988—2015年的數據信息，相關指標數據取自《中國統計年鑒》《中國對外經濟貿易統計年鑒》《中國外資統計》《中國科技統計年鑒》《中國環境統計公報》等。其中，城鎮登記失業率、城鎮居民家庭恩格爾系數、農村居民家庭恩格爾系數、城鄉居民人均純收入之比、城鎮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、工業廢水排放量、工業廢氣排放量、工業固體廢物排放量屬于逆向指標，在此需要做正向處理轉為正值，GDP、城鎮居民人均可支配收入、農村居民人均純收入的基數取自1978年的數據。所使用的分析工具為SPSS軟件進一步分析。

3.2 經濟新常態下中國沿邊經濟發展績效

首先將衡量中國沿邊經濟開放經濟發展績效的指標數據輸入SPSS工具，對指標數據進行KMO和Bartlett檢驗。指標間的KMO值是0.781，這表明各變量存在密切的相關關系，Bartlett球形檢驗統計量是402.253，并且在1%水平上顯著，這表明相關系數矩陣和單位矩陣存在較大差別，所選用的指標能夠用于進行主成分分析。

通過SPSS對數據進行分析，總計得到了4個主成分，這4個主成分的累積貢獻率高達86.294%，由此可知，得到的4個主成分能夠解釋86.294%的總體。所得的主成分分析數據見表2。

表2 新常態下中國沿邊開放經濟發展績效指標方差分解主成分提取分析

以此為基礎，計算出了新常態條件下，我國沿邊開放經濟發展績效得分，如表3所示。

表3 經濟新常態下中國沿邊開放經濟發展績效得分

由表3可得，中國沿邊開放型經濟發展績效共經歷了三個時期：1988—1999年，震蕩期。該時期，經濟績效波動很大，缺乏穩定性，經濟發展績效增長的年份有1990年、1993年、1994年、1995年、1997年，經濟發展績效減少的年份有1989年、1991年、1992年、1996年、1998年、1999年；2000—2009年，快速發展期。該時期，經濟發展績效增長迅速而且具有較強的可持續性。這10年期間，經濟發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，經濟發展績效達到頂峰，比1988年增長了兩倍；2010—2015年，持續下降期。經濟發展績效僅2013年上漲，其余年份均在下降，特別是2012年，經濟發展績效最低，僅有0.98。這6年，經濟發展績效年均下降幅度均超過10%。此外，2015年，經濟發展績效得分為1.18，和2008年相同。由此可知，我國沿邊開放經濟亟需有力的措施來扭轉頹勢。

3.3 經濟新常態下中國沿邊社會發展績效

首先對衡量沿邊社會發展績效的16個指標進行KMO和Bartlett檢驗。檢驗結果見表4。指標間的KMO值是0.794，這表明各變量存在密切的相關關系，Bartlett球形檢驗統計量是802.055，并且在1%水平上顯著，這表明相關系數矩陣和單位矩陣存在較大差別，所選用的指標能夠用于進行主成分分析。

通過主成分分析，最終得到了3個主成分，其累計貢獻率為84.422%，表明得到的主成分對總體具有較好的解釋度。所得的主成分分析數據見表4。

表4 經濟新常態下中國沿邊社會發展績效指標方差分解主成分提取分析

以此為基礎，計算出了新常態條件下，我國沿邊開放社會發展績效得分。如表5所示。

表5 經濟新常態下中國沿邊社會發展績效得分

由表5可知，從1988—2015年間，社會發展績效從1988年的-3.24增加至4.73，共計增加超過2倍，僅有1989年、1998年、2000年，社會發展績效減少，其他年份，社會發展績效均在增加。這表明在新常態條件下，我國沿邊社會發展迅速，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，社會發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%。如果繼續這樣的走勢，我國沿邊開放型經濟發展的社會績效將會由正變負。

3.4 經濟新常態下中國沿邊資源環境績效

使用SPSS工具，對衡量我國沿邊資源環境績效的9個指標進行主成分分析。首先對指標數據進行KMO和Bartlett檢驗。

結果顯示：指標間的KMO值是0.840，這表明各變量存在密切的相關關系，Bartlett球形檢驗統計量是555.488，并且在1%水平上顯著，這表明相關系數矩陣和單位矩陣存在較大差別，所選用的指標能夠用于進行主成分分析。

通過主成分分析，最終得到了2個主成分，其累計貢獻率為95.074%，表明得到的主成分對總體具有較好的解釋度。所得的主成分分析數據見表6。

表6 經濟新常態下中國沿邊資源環境績效指標方差分解主成分提取分析

以此為基礎，計算出了新常態條件下，我國沿邊資源環境績效得分，如表7所示。

表7 經濟新常態下中國沿邊資源環境績效得分表

由表7可知，從1988—2015年，在新常態條件下，我國沿邊開放型經濟發展的資源環境績效總體處于下降趨勢，僅有1997年、2001年、2012年在增加，資源環境績效從1988年的2.8減少至2015年的-4.65，下降幅度高達3倍。這充分表明我國沿邊經濟走的是粗放型經濟發展道路，對資源消耗嚴重、環境破壞力度較大。資源和環境問題對我國沿邊開放型經濟的發展的負面影響越來越大，亟需解決。

鑒于經濟發展效益直接推動了我國經濟結構的轉型，中國目前的工業化進程需要從長遠利益出發，充分考慮到未來工業進程的戰略性發展[11]。處理好經濟效益、社會效益和資源的可持續發展三者之間的關系已成為發展的重中之重，并且在國民經濟中占有重要地位。因此矩陣設置的主要判別方法如下。

表8 準則層-總目標判斷矩陣及排序結果

根據準則層的權系數（0.5,0.25,0.25）對中國開放型經濟發展總績效進行計算，得分結果如表9所示。

表9 經濟新常態下中國沿邊開放的發展總績效得分表

4 結論

本文以可持續發展理論為指引，構建了新常態下中國沿邊開放型經濟的績效評價模型，運用主成分分析方法，從經濟發展、社會發展、資源環境三個視角出發對經濟新常態條件下我國沿邊開放型經濟發展績效進行了分析，以期能夠找到我國沿邊經濟發展存在的問題，從而得出新常態下中國發展沿海經濟的主要模式，以下就是本文得出的主要結論：（1）我國沿邊開放型經濟發展績效正處于下滑趨勢，我國沿邊開放經濟亟需有力的措施來扭轉頹勢；（2）我國沿邊開放型經濟的社會發展績效呈現上升趨勢，沿邊社會發展迅速，取得了巨大的成就，但增長速度在放緩；（3）我國沿邊開放型經濟發展的資源環境績效總體處于下降趨勢，資源和環境問題對我國沿邊開放型經濟的發展的負面影響越來越大，亟需解決。

[1]張煥明.經濟新常態下中國沿邊開放的績效評價——基于1993—2014年沿邊省區面板數據的實證研究[J].經濟問題探索,2016,(5).

[2]裴長洪.經濟新常態下中國擴大開放的績效評價[J].經濟研究,2015，(4).

[3]張梅.中國沿邊開放中進出口貿易的邊界效應分析[D].昆明：云南大學,2015.

[4]宋冬林，趙新宇.經濟新常態下吉林省經濟增長的實證研究[J].全國商情·理論研究,2015，(43).

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

[6]王海鵬，鄧忠奇.“新常態”下中國經濟增長績效評價問題探析[J].商業會計，2015，(4).

[7]陳玲,蔡志成.新常態下福建省經濟績效評價研究[J].海峽科學,2016，(5).

[8]羅菊芳.新常態下推進百色沿邊開發開放工作的思考[J].當代廣西,2015，(6).

[9]江蘇省發改委“開放型經濟研究”課題組.新常態下江蘇開放型經濟發展新思維[J].群眾,2015，(4).

[10]史本葉,程浩.新形勢下我國擴大沿邊開放的新戰略[J].經濟縱橫,2016，(5).

[11]胡超,張瑩.中國沿邊開放滯后的原因與模式演進研究綜述[J].區域經濟評論,2015，(5).