[摘 要]改革開放以來，我國采取了非均衡的區(qū)域?qū)ν忾_放戰(zhàn)略及遞進式的區(qū)域開放模式，使得外商直接投資主要分布在東部沿海經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，而且，由于外商直接投資與區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的高度相關(guān)關(guān)系，最終也使得我國的區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易也出現(xiàn)了非均衡的現(xiàn)象。當然，外商直接投資對于東中西部的影響也并不相同，隨著我國西部大開發(fā)戰(zhàn)略及中部崛起的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略實施，中部地區(qū)正在成為我國吸引外資增長最快的地區(qū)，但是，西部地區(qū)卻并沒有出現(xiàn)我們所預(yù)想的那樣，即外資的大量進入以帶動西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。

[關(guān)鍵詞]區(qū)域政策；非均衡增長；區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易；區(qū)域差距

[中圖分類號] F061.5[文獻標識碼] A

[文章編號] 1673-0461(2008)10-0065-08

※基金項目： 國家自然科學(xué)基金項目《面向中亞區(qū)域的新疆特色產(chǎn)業(yè)選擇與發(fā)展戰(zhàn)略研究》(70663008)與上海市重點學(xué)科資助(B802)研究成果。

一、非均衡的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略、區(qū)域政策與遞推式的開放模式

改革開放后，我國的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展采取了非均衡的對外開放區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，而這種非均衡的對外開放戰(zhàn)略與區(qū)域政策就體現(xiàn)出了明顯的區(qū)域性特征，也即我國區(qū)域發(fā)展中的遞推式的區(qū)域開放模式。從“六五”計劃開始，中國的區(qū)域政策重心開始向東南沿海地區(qū)傾斜，并以提高國家經(jīng)濟綜合實力、追求經(jīng)濟整體增長效率為目標。在《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第六個五年計劃》中明確指出：“要積極利用沿海地區(qū)的現(xiàn)有基礎(chǔ)，充分發(fā)揮其特長，帶動內(nèi)地經(jīng)濟發(fā)展”。從我國對外開放的格局上看，以沿海地區(qū)的區(qū)域性開放為主，中央首先對廣東、福建兩省采取特殊政策，并于1980年先后創(chuàng)辦了深圳、珠海、汕頭、廈門4個經(jīng)濟特區(qū)，1984年進一步開放沿海大連、天津、上海、湛江等14個城市，1985年，增設(shè)長江三角洲、珠江三角洲和閩南廈漳泉三角地區(qū)的59個市縣為沿海經(jīng)濟開放區(qū)，進一步開放長江三角洲、珠江三角洲與閩江三角地帶，隨后又增加了山東半島與遼東半島，1988年又建立了海南經(jīng)濟特區(qū)及海南省，1990年中央又決定開發(fā)開放上海浦東，逐步形成了以東部沿海地區(qū)為主的對外開放格局，以及沿海經(jīng)濟特區(qū)——沿海開放城市——沿海經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)——內(nèi)地的梯度開放布局。即以東南部沿海地區(qū)的區(qū)域性開放為主，然后逐步形成了以東部沿海地區(qū)為發(fā)展極，以沿海經(jīng)濟特區(qū)、沿海開放城市和沿海經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)等為點，通過大江大河和主要交通干線逐步向內(nèi)地推進的點軸發(fā)展模式與梯度開放相結(jié)合的對外開放格局[1]。

20世紀90年代中期，我國東、中、西部地區(qū)① 對外開放的差距越來越大，中央政府開始使用新的區(qū)域開放政策予以調(diào)節(jié)。1996年中央政府出臺中西部地區(qū)對外開放的優(yōu)惠政策，以縮小中西部地區(qū)與東部沿海地區(qū)的差距。主要內(nèi)容包括：第一，進一步擴大中西部地區(qū)特別是沿邊地區(qū)和內(nèi)陸中心城市對外開放的范圍和領(lǐng)域，尤其是在開發(fā)當?shù)貎?yōu)勢資源和加快基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面，允許采取靈活多樣的方式。第二，外國貸款項目、多邊或雙邊援助項目，除有特殊要求以外，將全部安排在中西部地區(qū)。第三，中西部從速從寬審批本地區(qū)大中型生產(chǎn)企業(yè)和科研院所的對外經(jīng)營權(quán)。第四，對外貿(mào)易方面，結(jié)合國家配額、許可證管理制度的改革措施，對中西部地區(qū)實行某些優(yōu)惠政策，凡以中西部地區(qū)為主產(chǎn)地的配額商品，要實行定向招標，將大部分配額撥給該地區(qū)，對其它商品則盡量照顧。1999年，為了配合“西部大開發(fā)”的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，國務(wù)院對設(shè)在中西部地區(qū)的國家鼓勵類外商投資企業(yè)，在現(xiàn)行稅收優(yōu)惠政策執(zhí)行期滿后的三年內(nèi)，可以減按15%的稅率征收企業(yè)所得稅?？蓤?zhí)行本項稅收優(yōu)惠政策的中西部地區(qū)包括：山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆共19個省(自治區(qū)、直轄市)的全部行政區(qū)域。為了促進中西部地區(qū)經(jīng)濟快速發(fā)展，2001年我國外經(jīng)貿(mào)部宣布，將對中西部地區(qū)實行鼓勵政策和優(yōu)惠政策，其主要內(nèi)容包括：第一，進一步擴大中西部地區(qū)，特別是沿邊地區(qū)和內(nèi)陸中心城市對外開放的范圍和領(lǐng)域，尤其在開放當?shù)貎?yōu)勢資源和加快基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面，允許這些地方采取靈活多樣的方式。其中具體措施有：適當擴大中西部地區(qū)開發(fā)利用本地資源的權(quán)限；鼓勵中西部地區(qū)吸引外資共同開發(fā)資源，允許其出口部分資源性產(chǎn)品以償還外債；對一些先行試點的領(lǐng)域和項目，將適當在中西部地區(qū)有條件的地方安排試點；放寬中西部地區(qū)審批外資項目的權(quán)限，原則上與沿海開放地區(qū)相同；第二，外國政府貸款項目、多邊雙邊受援項目，除有特別要求以外，今后將全部安排在中西部地區(qū)；第三，從速、從寬審批中西部地區(qū)大中型生產(chǎn)企業(yè)和科研院所的對外經(jīng)營權(quán)；第四，在中國對外援助項目的安排上，對中西部地區(qū)實行同等優(yōu)先的原則。

2003年，為了進一步鼓勵外商投資進入西部地區(qū)，國務(wù)院有關(guān)部門又制訂了一系列非常詳細的區(qū)域性優(yōu)惠措施，其中包括：第一，擴大鼓勵外商投資的領(lǐng)域。外商投資西部地區(qū)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的項目，可享受外商投資鼓勵類產(chǎn)業(yè)的優(yōu)惠政策；第二，對外商投資企業(yè)實行稅收優(yōu)惠。對外商在西部地區(qū)新辦交通、電力、水利等企業(yè)的企業(yè)所得稅實行“兩免三減半”。對外商投資于能源企業(yè)、高新技術(shù)企業(yè)、產(chǎn)品出口型企業(yè)、軟件和集成電路企業(yè)，實行相應(yīng)的稅收優(yōu)惠政策；第三，擴大服務(wù)貿(mào)易對外開放。將外商對銀行、商業(yè)零售企業(yè)、外貿(mào)企業(yè)投資的試點擴大到西部直轄市、省會城市和自治區(qū)首府城市；第四，拓寬外商投資渠道。在西部地區(qū)擴大BOT方式吸收外商投資的試點，開展以TIT方式吸收外商投資的試點。對國家鼓勵和允許類產(chǎn)業(yè)的企業(yè)，可通過轉(zhuǎn)讓經(jīng)營權(quán)、出讓股權(quán)、兼并重組、中外合資企業(yè)基金、風(fēng)險投資基金等方式吸收外商投資；第五，放寬利用外資條件，其中包括允許外商投資項目開展包括人民幣在內(nèi)的項目融資；第六，鼓勵在華外商投資企業(yè)再投資。外商到西部地區(qū)再投資項目，凡外商投資比例超過25%的，均可享受外商投資企業(yè)相應(yīng)待遇，允許沿海地區(qū)外商投資企業(yè)到西部承包經(jīng)營管理外商投資企業(yè)和內(nèi)資企業(yè)；第七，鼓勵外資投資非油氣礦產(chǎn)資源開發(fā)；第八，建立國家級開發(fā)區(qū)。允許西部各省區(qū)市在其省會或首府城市及兵團所在地選擇一個已建成的開發(fā)區(qū)，申辦國家級經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)；第九，方便外籍人員出入境。在西部地區(qū)投資數(shù)額較大的外商投資企業(yè)，其外方投資者和企業(yè)的外籍高級管理人才、技術(shù)人員可獲提供出入境便利；第十，改善投資軟環(huán)境。放寬多種所有制企業(yè)市場準入，簡化國內(nèi)投資項目審批程序，相應(yīng)簡化外商投資項目審批程序[2]。

所以，我國的區(qū)域開放是一個漸進過程。在這個過程中，各個區(qū)域經(jīng)濟在對外開放程度上自然會出現(xiàn)發(fā)展差距，而這些差距也會對外向經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生相應(yīng)影響。本文將從外商直接投資和對外貿(mào)易兩個角度分析我國區(qū)域政策對東中西部三大區(qū)域利用外資和進行對外貿(mào)易的影響程度，進而研究對外開放區(qū)域政策對區(qū)域外向經(jīng)濟發(fā)展差距產(chǎn)生的影響。

二、非均衡的區(qū)域開放政策與區(qū)域利用外資的差距

根據(jù)我國東中西部三大區(qū)域的劃分，對各省市和自治區(qū)的實際利用外商投資額進行加總，從總量上比較外商直接投資在三大區(qū)域間分布情況，并做出曲線擬合圖(如圖1所示)。

億美元

圖1、1983～2003年間我國三大區(qū)域外商直接投資額曲線圖

從上圖可以看出，經(jīng)過20多年的對外開放，我國三大區(qū)域外商直接投資額在增長的同時也呈現(xiàn)出區(qū)域間總量差距越來越大的趨勢，特別是東部地區(qū)和中西部地區(qū)間的差距拉大非常明顯，而中部和西部地區(qū)由于數(shù)值均較小差距相對要小的多。這種變化趨勢從具體的數(shù)據(jù)也可以看的出來，1983年，東中西部三大區(qū)域的外商直接投資額分別為5.37、0.23和0.14億美元，東部分別是中西部地區(qū)的23.35倍和38.36倍，絕對差額僅為5.02億美元和5.23億美元，中部地區(qū)的外商直接投資額還不到西部地區(qū)的一倍，而且絕對差額僅為0.09億美元。到2003年，東中西部三大區(qū)域的外商直接投資額分別增長為453.86、58.31和17.23億美元，東部分別是中西部地區(qū)的7.78倍和26.34倍，雖然區(qū)域間相對差距在縮小，但絕對差額卻達到395.55億美元和436.63億美元，同時，中部地區(qū)的外商直接投資額是西部地區(qū)的3.38倍，絕對差額也擴大為41.08億美元?？傊?，改革開放以來，東部和中西部區(qū)域外商直接投資額的相對差距雖然縮小，但絕對差距卻仍然在持續(xù)擴大，而中部和西部的外商直接投資額無論是相對差距還是絕對差距都在擴大，但從量的差距來講，仍然小于中西部地區(qū)與東部地區(qū)之間的差距。

1999年我國政府實施了旨在促進西部地區(qū)發(fā)展的“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略，但是，西部地區(qū)的外商直接投資額增長速度仍然很慢，2002年西部地區(qū)外商直接投資額仍然低于該區(qū)域1993年的外商直接投資額，而且更為意外的是2003年，西部地區(qū)的外商直接投資額竟然再次出現(xiàn)了明顯的下降。并且，東部地區(qū)也略有下降，只有中部地區(qū)仍然保持著與前兩年相同的增長態(tài)勢，外商直接投資額曲線這種變化趨勢說明雖然區(qū)域政策在扶持西部地區(qū)的發(fā)展，但以追逐利潤為目標的外商直接投資卻選擇了更有吸引力的中部地區(qū)。這種經(jīng)濟現(xiàn)象啟示區(qū)域政策制定者：旨在吸引外商直接投資的區(qū)域政策并不一定能夠促進目標區(qū)域外商直接投資的增長，還必須要考慮經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律，而不僅僅是從縮小區(qū)域差距的角度來制定區(qū)域政策。

為了更清楚地分析外商直接投資額在三大區(qū)域間的分布情況，本文將各區(qū)域外商直接投資額占全國外商直接投資額比值進行比較，從而明顯看出三大區(qū)域外商直接投資額比例的變化情況(見表1)。表1. 1983～2003年間三大區(qū)域外商直接投資額比值表 單位：%

資料來源：《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》，歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，中國統(tǒng)計出版社。

雖然政府從1996年就開始對中西部地區(qū)吸引外資企業(yè)進入實行優(yōu)惠政策，但是政策效果并沒有預(yù)期那么明顯，本文認為主要原因有兩點：

第一，國家區(qū)域政策的優(yōu)惠程度并沒有顯著提高外商投資企業(yè)在中西部，特別是在西部的獲利能力。從國家制定的政策可以看出，國家鼓勵外商投資企業(yè)在現(xiàn)行稅收優(yōu)惠政策執(zhí)行期滿后三年內(nèi)，可以減按15%的稅率征收企業(yè)所得稅。即前五年中西部地區(qū)和東部地區(qū)的外商投資企業(yè)享受同樣的優(yōu)惠，只有后三年中西部地區(qū)的外商投資企業(yè)才享有額外的優(yōu)惠。對一個新建的成長中企業(yè)來說，成長期前五年的投資和收益顯然是非常關(guān)鍵的，因而，在外部環(huán)境較不完善、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度或者說配套產(chǎn)業(yè)并不十分成熟的條件下，外資企業(yè)或外資很少愿意承擔(dān)“冒險”去追求五年之后的三年額外優(yōu)惠，所以，政策的刺激作用就會因此減弱，無法達到預(yù)期效果。

第二，外商投資企業(yè)的超國民待遇削弱了區(qū)域性稅收優(yōu)惠政策的影響。目前，外商投資企業(yè)在全國范圍內(nèi)都可以享受到稅收等方面的超國民待遇，這些超國民待遇對于吸引外資企業(yè)到中西部地區(qū)投資的效用相對較小，其結(jié)果必然會加大東部地區(qū)外商投資企業(yè)及外資的聚集程度，因而，應(yīng)該逐步取消全國范圍內(nèi)外商投資企業(yè)的超國民待遇，同時在一定程度上加大區(qū)域性稅收優(yōu)惠政策力度。并且，從長遠發(fā)展看，我國政府也應(yīng)該逐步取消這種對外商投資企業(yè)的區(qū)域性稅收優(yōu)惠政策，努力構(gòu)建良好的、有特色的區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展平臺，因為外商投資企業(yè)在我國投資的主要目標是利用我國豐富的生產(chǎn)要素資源和占領(lǐng)發(fā)展?jié)摿薮蟮膰鴥?nèi)市場，而不僅僅是為了獲得稅收方面的優(yōu)惠。

我們可以定量分析非均衡的區(qū)域開放政策對各個區(qū)域利用外資的具體影響，本文將區(qū)域政策作為變量引入計量模型中進行分析，利用《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》和《中國統(tǒng)計年鑒》中各區(qū)域1983~2003年間實際利用外商直接投資額，利用統(tǒng)計軟件SPSS進行時間序列回歸得到的模型如下所示：

I東= -17，541.74+308，381.3t+720，192.1D

R2=0.916 F=98.09 (-2.921)(10.662 ) (1.751)

I中= -2，566.81+37，320.93t+11，841.8D

R2=0.864 F=57.27(-2.803)(8.462 ) (1.831)

I西= -2，108.76+20，938.34t+143，162.4D

R2=0.789 F=33.71 (-3.721)(7.670 ) (3.689)

其中I東、I中、I西分別代表東、中、西部地區(qū)的外商直接投資額，t代表時間，D表示區(qū)域政策虛擬變量?？梢钥闯觯貧w模型的R2、F值和t值都可以通過檢驗，時間t的系數(shù)為正值，說明回歸模型符合統(tǒng)計規(guī)律，可以解釋現(xiàn)實經(jīng)濟問題。三個模型中區(qū)域政策變量的系數(shù)則說明區(qū)域政策對東中西三大區(qū)域的投資均有促進作用，但相比較而言，區(qū)域政策對東部地區(qū)利用外資數(shù)額的影響最大，而且時間變量的系數(shù)也顯示出東部地區(qū)的利用外資數(shù)額增長速度遠遠高于中西部地區(qū)。中西部地區(qū)相比較，雖然西部大開發(fā)等政策的影響使西部地區(qū)的政策變量系數(shù)大于中部地區(qū)，但是從數(shù)值的時間變化來看中部地區(qū)的增長仍然高于西部地區(qū)，這些實證分析都可以說明區(qū)域政策對區(qū)域利用外資數(shù)額具有明顯影響，也說明區(qū)域政策對區(qū)域利用外資數(shù)額差距有影響。

三、非均衡的區(qū)域開放與區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的差距

一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟開放度是該國或該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、市場化進程以及與其他國家與地區(qū)經(jīng)濟聯(lián)系程度的重要指標。本部分將主要從區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易、對外貿(mào)易依存度及外商投資企業(yè)與區(qū)域外貿(mào)之間的關(guān)系等幾個方面來分析非均衡的區(qū)域開放政策對區(qū)域外貿(mào)差距的影響。

1.非均衡的區(qū)域開放政策對區(qū)域外貿(mào)差距的整體影響

為了說明各區(qū)域進出口總額的發(fā)展差距，按照東中西部地區(qū)的數(shù)據(jù)做出我國三大區(qū)域1992~2004年對外貿(mào)易發(fā)展折線圖(如圖2所示)。

億美元

圖2、1992～2004年間我國三大區(qū)域進出口總額圖

圖2顯示出1992到2004年間我國三大區(qū)域的進出口總額的變化趨勢，可以很明顯地看出，東部地區(qū)的進出口總額與中西部地區(qū)的進出口總額之間的差距在逐步擴大。1992年，東、中、西部地區(qū)的進出口總額分別為1，208.08億美元、119.79億美元和77.93億美元，2004年，東、中、西部地區(qū)的進出口總額分別為10，693.22億美元、485.30億美元和367.02億美元，三大區(qū)域的進出口總額分別增加了9，485.14億美元、365.51億美元和289.09億美元，其中，東部地區(qū)的進出口總值占全國進出口總額的比值也從1992年的85.94%增加到93.54%，中西部地區(qū)的進出口總值占全國進出口總額的比值呈現(xiàn)出直線下降趨勢，2004年的比值分別為3.60%和2.85%(見表2)②。表2.1992～2004年間三大區(qū)域進出口總額占全國進出口總額比值表 單位：%

資料來源：《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》，歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，中國統(tǒng)計出版社。

表2中數(shù)據(jù)表明東部地區(qū)進出口總額占全國的比重處于穩(wěn)步上升的趨勢，該區(qū)域?qū)θ珖M出口貿(mào)易的貢獻率也在逐年增加，而中部和西部地區(qū)的進出總額比例卻呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢，顯示出三大區(qū)域間的進出口總額不但在總量上出現(xiàn)差距越拉越大的現(xiàn)象，而且在相對比重上也出現(xiàn)了相同現(xiàn)象。

上述三大區(qū)域進出口貿(mào)易總額的變化趨勢說明在我國區(qū)域政策的影響下，東中西部三大地區(qū)的對外貿(mào)易均有了明顯的增長，但東部地區(qū)的對外貿(mào)易總量遠遠超出中西部地區(qū)，即在各區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易總量共同增長的同時，區(qū)域間對外貿(mào)易的差距也在逐漸拉大。不過，由于東部地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)量也比中西部地區(qū)大了許多，因此，僅僅根據(jù)區(qū)域進出口貿(mào)易總額比較還不足以充分說明三大區(qū)域的外向經(jīng)濟發(fā)展程度。為此，本文根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒中所列的相關(guān)年份人民幣對美元的平均匯價將1992到2004年三大區(qū)域的進出口貿(mào)易總額折算為用人民幣表示的進出口總額，然后用這些數(shù)值與該區(qū)域當年的國內(nèi)生產(chǎn)總值進行相比，得出三大區(qū)域歷年的對外貿(mào)易依存度變化(如圖3所示)。

圖3、1992～2004年間我國三大區(qū)域的外貿(mào)依存度

圖3說明東部地區(qū)的外向經(jīng)濟發(fā)展程度要遠高于中西部地區(qū)，而且與進出口貿(mào)易總額的區(qū)域差距相一致，三大區(qū)域的外向經(jīng)濟發(fā)展程度差距也存在著明顯擴大的趨勢，東部地區(qū)的對外貿(mào)易不但總量得到了增長，而且進出口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例也顯著上升，說明隨著東部地區(qū)的經(jīng)濟增長，經(jīng)濟的外向程度以更高的速度在上升；與東部地區(qū)的情況相反，中西部地區(qū)的進出口貿(mào)易雖然在絕對數(shù)量上也有所增長，但是這些地區(qū)的外向經(jīng)濟發(fā)展與經(jīng)濟總體發(fā)展水平基本持平，表現(xiàn)為外貿(mào)依存度變化很小。

我們同樣利用區(qū)域政策虛擬變量來分析改革開放以來我國區(qū)域政策對區(qū)域外貿(mào)的整體影響，根據(jù)1992~2004年間按經(jīng)營單位所在地為統(tǒng)計口徑的進出口貿(mào)易總額，利用統(tǒng)計軟件SPSS進行時間序列回歸得到的模型如下所示：

T東= -1，496.54+724.66t+852.22D

R2=0.817 F=22.35 (-0.733) (3.852 )(1.640)

T中= 16.60+26.44t+38.77D

R2=0.676 F=10.44(1.863)(2.731 )(0.833)

T西= -18.44+21.91t+41.51D

R2=0.744 F=14.54(-1.212)(2.406 )(0.896)

上述三個回歸模型中T代表區(qū)域進出口貿(mào)易數(shù)額， t代表時間，D代表區(qū)域政策虛擬變量?？梢钥闯觯貧w模型的R2、F值和t值都可以通過檢驗。三個模型中區(qū)域政策變量的系數(shù)則說明區(qū)域政策對東中西三大區(qū)域的進出口貿(mào)易均有促進作用，但相比較而言，區(qū)域政策對東部地區(qū)進出口貿(mào)易數(shù)額的影響最大，而且時間變量的系數(shù)也顯示出東部地區(qū)的進出口貿(mào)易數(shù)額增長速度顯著高于中西部地區(qū)，中西部地區(qū)相比較，雖然西部大開發(fā)等政策的影響使西部地區(qū)的政策變量系數(shù)大于中部地區(qū)，但是從數(shù)值的時間變化來看中部地區(qū)的增長仍然高于西部地區(qū)，這些實證分析結(jié)果說明區(qū)域政策對區(qū)域進出口貿(mào)易數(shù)額具有明顯影響，也說明區(qū)域政策對區(qū)域進出口貿(mào)易差距有影響。

2.非均衡的區(qū)域開放政策對區(qū)域外貿(mào)結(jié)構(gòu)差距的影響

以上整體分析說明在我國非均衡的區(qū)域開放政策影響下，東中西三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易和外貿(mào)依存度都存在著越來越大的差距，不過，對于這種差距的內(nèi)在結(jié)構(gòu)仍然并不清楚。為此，本節(jié)通過計算各區(qū)域外商直接投資企業(yè)進出口與按進出口經(jīng)營單位所在統(tǒng)計的進出口總額的比值關(guān)系，從而分析外商投資企業(yè)在進出口、進口和出口三個方面對所在區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易發(fā)展的影響，進而分析是否由于外商投資企業(yè)的影響推動了區(qū)域的對外貿(mào)易發(fā)展。

首先分析外商投資企業(yè)進出口總額與當?shù)剡M出口總額的關(guān)系。從表3中所列的數(shù)值可以看出，外商投資企業(yè)的進出口總額占所在地進出口總額從三大區(qū)域的整體上來看呈現(xiàn)出上升趨勢，東部地區(qū)的這一比例非常明顯，除1992～1994年間有上下波動外，1994～2004年間基本上呈現(xiàn)出上升的趨勢，1992～2004這段時間內(nèi)所占比例的幾何平均值為49.97%，即13年內(nèi)東部地區(qū)進出總額的大約50%是由外商投資企業(yè)完成的，而且2004年該數(shù)值達到了60%以上，說明外商投資企業(yè)已經(jīng)成為東部地區(qū)進出口貿(mào)易增長的主要動力。中西部地區(qū)外商投資企業(yè)進出口總額與當?shù)剡M出口總額的變動情況基本相似，在1992～1996年間所占比例有所增長，并在1996年基本達到最高點，1996年以后，中西部地區(qū)所占的比例均開始縮小，與中部地區(qū)相比，西部地區(qū)的比例降低的更多，計算結(jié)果得出1992～2004這段時間內(nèi)中西部地區(qū)外商投資企業(yè)進出口總額所占比例的幾何平均值分別為25.32%和16.7%。

然后對東中西三大區(qū)域間的外商投資企業(yè)的進出口總額、出口額、進口額和該區(qū)域的進出口總額、出口額、進口額這些變量進行相關(guān)分析，檢驗變量之間的相關(guān)關(guān)系，并根據(jù)相關(guān)程度的高低來說明非均衡區(qū)域開放政策對區(qū)域外貿(mào)的影響。SPSS在顯著性水平為99%的雙尾檢驗下得出的相關(guān)系數(shù)(見表4)。表4. 三大區(qū)域外商投資企業(yè)與當?shù)貙ν赓Q(mào)易相關(guān)系數(shù)表

對比表3和表4中可以發(fā)現(xiàn)，東中西部地區(qū)的外商投資企業(yè)與當?shù)貙ν赓Q(mào)易關(guān)系有所差別。東部地區(qū)的外商投資企業(yè)與當?shù)貙ν赓Q(mào)易的相關(guān)度均為99%，進而表明其高度相關(guān)性，但并沒有象表3那樣顯示出東部地區(qū)外商投資企業(yè)對該區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的那個方面影響最大；中部地區(qū)的外商投資企業(yè)與當?shù)貙ν赓Q(mào)易的相關(guān)度與表3中的比例值比較一致，顯示出外商投資企業(yè)與當?shù)貙ν赓Q(mào)易相關(guān)度均達到了95%以上，比較而言，外商投資企業(yè)與當?shù)剡M口貿(mào)易相關(guān)度最高，其次是進出口貿(mào)易；西部地區(qū)外商投資企業(yè)與當?shù)貙ν赓Q(mào)易的相關(guān)關(guān)系與表3中的比值差別很大，表4中相關(guān)系數(shù)表明外商投資企業(yè)與當?shù)爻隹谫Q(mào)易相關(guān)度最高，其次是進出口貿(mào)易和進口貿(mào)易，雖然表3顯示出西部地區(qū)外商投資企業(yè)進口額在當?shù)剡M口額中占較高比重，但綜合結(jié)果表明西部地區(qū)外商投資企業(yè)進口額只是占當?shù)剡M口貿(mào)易比例較高，對當?shù)貙ν饨?jīng)濟真正影響比較大的是出口貿(mào)易。

總之，綜合上述分析可以得出兩點結(jié)論：第一，東中西三大區(qū)域的外商投資企業(yè)對當?shù)赝庀蚪?jīng)濟發(fā)展均具有明顯的拉動作用，雖然東中西部地區(qū)外商投資企業(yè)占當?shù)赝庀蚪?jīng)濟發(fā)展的比重呈現(xiàn)下降趨勢，但是對外向經(jīng)濟發(fā)展的拉動作用卻呈現(xiàn)出上升的趨勢。第二，從進出口總額、出口額和進口額三個方面比較外商投資企業(yè)對當?shù)赝庀蚪?jīng)濟發(fā)展影響可以看出，東部地區(qū)已經(jīng)形成了“以進口貿(mào)易帶動出口貿(mào)易，從而擴大進出口貿(mào)易總額”的模式，中部地區(qū)處于“以出口貿(mào)易為主，促進進出口貿(mào)易總額增長”的階段，西部地區(qū)雖然同樣以出口貿(mào)易為主，但對進出口貿(mào)易總額增長影響還不大。

四、區(qū)域利用外資與對外貿(mào)易之間的相關(guān)性分析

我國三大區(qū)域的外商直接投資和對外貿(mào)易差距均在逐年拉大，其中對外貿(mào)易的差距更為明顯，那么，外商直接投資與進出口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額以及進口貿(mào)易額之間必然存在一定的關(guān)系。由于大多數(shù)外商直接投資采取“以進帶出”的貿(mào)易方式，因而，有必要研究三大區(qū)域外商直接投資與進口貿(mào)易和出口貿(mào)易的內(nèi)在聯(lián)系。為消除投資發(fā)展與對外貿(mào)易形成之間的時滯效應(yīng)，在外商直接投資數(shù)據(jù)與進出口貿(mào)易總額時間序列回歸中我們采用滯后一期的投資數(shù)據(jù)方式。本文利用統(tǒng)計軟件對外商直接投資與東中西部三大區(qū)域進出口貿(mào)易總額分別進行相關(guān)分析，并利用皮爾遜積矩相關(guān)系數(shù)作為進行相關(guān)性判斷的相關(guān)系數(shù)，顯著性檢驗采用雙尾檢驗，顯著性水平為99%，結(jié)果(見表5)：

從上述三大區(qū)域外商直接投資與三大區(qū)域進出口貿(mào)易額相關(guān)分析可以看出，東部地區(qū)實際利用外商直接投資與該區(qū)域進出口貿(mào)易額的皮爾遜積矩相關(guān)系數(shù)為0.684，雙尾檢驗概率為0.01，說明該區(qū)域外商直接投資與進出口貿(mào)易具有顯著相關(guān)性；同樣，中部地區(qū)實際利用外商直接投資與該區(qū)域進出口貿(mào)易額的皮爾遜積矩相關(guān)系數(shù)為0.705，高于東部地區(qū)的相關(guān)系數(shù)，雙尾檢驗概率為0.007，說明該區(qū)域外商直接投資與進出口貿(mào)易具有比東部地區(qū)更加顯著的相關(guān)性；西部地區(qū)實際利用外商直接投資與該區(qū)域進出口貿(mào)易額的皮爾遜積矩相關(guān)系數(shù)為0.258，遠低于東部地區(qū)的相關(guān)系數(shù)，雙尾檢驗概率為0.395，說明該區(qū)域外商直接投資與進出口貿(mào)易不具有顯著的相關(guān)性，即西部地區(qū)實際利用外商直接投資對該區(qū)域進出口貿(mào)易額變化并沒有明顯影響。

三大區(qū)域外商直接投資與進出口貿(mào)易額的相關(guān)分析結(jié)果說明，東部和中部地區(qū)的外商直接投資與進出口貿(mào)易額具有顯著的相關(guān)性，為明確兩個變量之間的數(shù)量關(guān)系，利用統(tǒng)計軟件對東部和中部地區(qū)外商直接投資與進出口貿(mào)易額進行曲線擬合分析。通過統(tǒng)計軟件的計算可以得出，東部地區(qū)外商直接投資與進出口貿(mào)易額擬合結(jié)果顯示出二者的關(guān)系比較符合三次曲線模型，雖然復(fù)合曲線模型、增長曲線模型和指數(shù)模型擬合結(jié)果也比較理想，但由于這三種模型的判定系數(shù)均為0.779，低于三次曲線模型的判定系數(shù)0.801，所以，本文選擇三次曲線模型作為擬合曲線模型，為此，本文列出相應(yīng)的回歸系數(shù)及其檢驗值如下：

Y=-2，152.1+53.39X-0.26X2+0.000，4X3

R2=0.801 F=32.08 (-0.897)(1.358)(-1.618)(2.015)

上述計算結(jié)果中Y代表東部地區(qū)的進出口貿(mào)易額，X代表東部地區(qū)的實際利用外商直接投資額，回歸模型的回歸系數(shù)一次項為正值，二次項系數(shù)雖然為負，但絕對值很小，只起到曲線修正作用，不影響曲線的基本趨勢，因而，回歸模型整體表明東部地區(qū)外商直接投資對進出口總額具有促進作用，長時期的回歸模型中F檢驗與T檢驗值均能通過，判定系數(shù)0.801也說明東部地區(qū)外商直接投資對進出口總額的促進作用具有長期穩(wěn)定性。同樣對中部地區(qū)外商直接投資與進出口貿(mào)易額進行曲線擬合分析，擬合結(jié)果顯示出二者的關(guān)系比較符合增長曲線模型，中部地區(qū)的外商直接投資對進出口總額具有促進作用。

其次分析三大區(qū)域外商直接投資與進口貿(mào)易的內(nèi)在關(guān)系，同樣利用皮爾遜積矩相關(guān)系數(shù)作為進行相關(guān)性判斷的相關(guān)系數(shù)，顯著性檢驗采用雙尾檢驗，顯著性水平為99%，結(jié)果(見表6)。表6.三大區(qū)域外商直接投資與進口貿(mào)易相關(guān)分析表

從上述計算結(jié)果可以看出，東部地區(qū)實際利用外商直接投資與該區(qū)域進口貿(mào)易額的相關(guān)系數(shù)為0.672，雙尾檢驗概率為0.012(顯著性檢驗水平為95%)，說明該區(qū)域外商直接投資與進口貿(mào)易具有顯著相關(guān)性；同樣，中部地區(qū)實際利用外商直接投資與該區(qū)域進口貿(mào)易額的相關(guān)系數(shù)為0.658，略低于東部地區(qū)的相關(guān)系數(shù)，雙尾檢驗概率為0.015(顯著性檢驗水平為95%)；西部地區(qū)實際利用外商直接投資與該區(qū)域進口貿(mào)易額的相關(guān)系數(shù)為0.257，遠低于東部及中部地區(qū)的相關(guān)系數(shù)，雙尾檢驗概率為0.397，說明該區(qū)域外商直接投資與進口貿(mào)易的關(guān)系并不顯著，即西部地區(qū)實際利用外商直接投資對該區(qū)域進口貿(mào)易額的變化并沒有明顯影響。

三大區(qū)域外商直接投資與進口貿(mào)易額的相關(guān)分析結(jié)果說明東部和中部地區(qū)的外商直接投資與進口貿(mào)易額具有顯著相關(guān)性，而且東部地區(qū)的相關(guān)性相對較強。為確定兩個變量之間的數(shù)量關(guān)系，為此，利用統(tǒng)計軟件對東部和中部地區(qū)外商直接投資與進口貿(mào)易額進行曲線擬合分析。通過統(tǒng)計軟件計算可以得出，東部地區(qū)外商直接投資與進口貿(mào)易額比較符合三次曲線模型，所以，本文選擇三次曲線模型作為擬合曲線模型，相應(yīng)的回歸系數(shù)及其檢驗值如下：

Y=-1，122.32+28.41X-0.14X2+0.000，2X3

R2=0.791 F=11.38(-0.965)(1.492)(-1.747)(2.129)

其中Y代表東部地區(qū)的進口貿(mào)易額，X代表東部地區(qū)的實際利用外商直接投資額，回歸模型的回歸系數(shù)一次項為正值，二次項系數(shù)雖然為負，但不影響曲線的基本趨勢，因而，回歸模型整體表明東部地區(qū)外商直接投資對進口總額具有促進作用，長時期回歸模型中F檢驗與T檢驗值均能通過，兩變量之間的判定系數(shù)0.791也說明東部地區(qū)外商直接投資對進口總額的促進作用具有長期穩(wěn)定性。同時，東部地區(qū)外商直接投資與進口總額模型中一次項值和相關(guān)系數(shù)等均小于該區(qū)域外商直接投資與進出口總額模型中的對應(yīng)數(shù)值，說明與對進出口總額的影響相比較，外商直接投資對進口總額的影響相對較小。利用同樣步驟對中部地區(qū)外商直接投資與進口貿(mào)易額進行曲線擬合分析，擬合結(jié)果顯示出二者的關(guān)系比較符合增長曲線模型，中部地區(qū)外商直接投資與進口總額回歸模型的判別系數(shù)為0.553。

最后來探討三大區(qū)域外商直接投資與出口貿(mào)易的內(nèi)在關(guān)系，仍然選用皮爾遜積矩相關(guān)系數(shù)作為進行相關(guān)性判斷的相關(guān)系數(shù)，顯著性檢驗采用雙尾檢驗，顯著性水平為99%，結(jié)果(見表7)。表7. 三大區(qū)域外商直接投資與出口貿(mào)易相關(guān)分析表

上述結(jié)果表示，東部地區(qū)實際利用外商直接投資與該區(qū)域出口貿(mào)易額的相關(guān)系數(shù)為0.694，雙尾檢驗概率為0.008(顯著性檢驗水平為99%)，說明該區(qū)域外商直接投資與出口貿(mào)易具有顯著相關(guān)性；同樣，中部地區(qū)實際利用外商直接投資與該區(qū)域出口貿(mào)易額的相關(guān)系數(shù)為0.747，高于東部地區(qū)的相關(guān)系數(shù)，雙尾檢驗概率為0.003(顯著性檢驗水平為99%)，說明該區(qū)域外商直接投資與出口貿(mào)易的相關(guān)性高于東部地區(qū)；西部地區(qū)實際利用外商直接投資與該區(qū)域出口貿(mào)易額的相關(guān)系數(shù)為0.229，雙尾檢驗概率為0.452，遠低于中部與東部地區(qū)的相關(guān)系數(shù)，而且也低于該區(qū)域外商直接投資與進口貿(mào)易額的相關(guān)系數(shù)，說明該區(qū)域的外商直接投資與出口貿(mào)易相關(guān)性更差，即西部地區(qū)實際利用外商直接投資對該區(qū)域出口貿(mào)易額的變化并沒有明顯影響。

三大區(qū)域外商直接投資與出口貿(mào)易額的相關(guān)分析結(jié)果說明東部和中部地區(qū)外商直接投資與出口貿(mào)易具有顯著的相關(guān)性，并且，中部地區(qū)的外商直接投資與出口貿(mào)易額相關(guān)性相對強于東部地區(qū)。為確定兩個變量之間的數(shù)量關(guān)系，為此，利用統(tǒng)計軟件對東部和中部地區(qū)外商直接投資與出口貿(mào)易額進行曲線擬合分析。通過統(tǒng)計軟件計算可以得出，東部地區(qū)外商直接投資與出口貿(mào)易額關(guān)系比較符合增長曲線模型，具體的回歸系數(shù)及其檢驗值如下：

lnY=4.52+0.006X R2=0.812 F=47.54(13.85)(6.90)

上述計算結(jié)果中Y代表東部地區(qū)的出口貿(mào)易額，X代表東部地區(qū)的實際利用外商直接投資額，計算結(jié)果顯示出東部地區(qū)的外商直接投資對出口總額具有促進作用，回歸模型中F檢驗與T檢驗值均能通過，兩變量之間的判定系數(shù)在0.8以上也說明東部地區(qū)的外商直接投資對出口總額的促進作用具有長期穩(wěn)定性。利用同樣步驟對中部地區(qū)外商直接投資與出口貿(mào)易額進行曲線擬合分析，結(jié)果顯示二者的關(guān)系同樣比較符合增長曲線模型，相應(yīng)的判定系數(shù)為0.781。

綜合上述三大區(qū)域外商直接投資與進出口貿(mào)易、進口貿(mào)易及出口貿(mào)易的相關(guān)關(guān)系實證分析結(jié)果可以得出如下結(jié)論：

第一，西部地區(qū)外商直接投資與進出口貿(mào)易、進口貿(mào)易及出口貿(mào)易均無明顯相關(guān)關(guān)系，即外商直接投資并不是影響西部地區(qū)對外貿(mào)易變化的明顯因素。

第二，東、中部地區(qū)外商直接投資與進出口貿(mào)易、進口貿(mào)易及出口貿(mào)易具有明顯相關(guān)關(guān)系，其中相關(guān)性分析表明上述兩區(qū)域外商直接投資對進出口貿(mào)易和出口貿(mào)易的相關(guān)性大于與進口貿(mào)易的相關(guān)性，回歸模型分析則表明與進出口貿(mào)易相比較，外商直接投資對出口貿(mào)易的影響更大。

第三，中部地區(qū)外商直接投資與進出口貿(mào)易相關(guān)性強于東部地區(qū)，但是東部地區(qū)外商直接投資對進出口貿(mào)易的促進作用卻強于中部地區(qū)；進口貿(mào)易方面，東部地區(qū)外商直接投資與進口貿(mào)易的相關(guān)性及促進作用均強于中部地區(qū)；出口貿(mào)易方面，中部地區(qū)外商直接投資與出口貿(mào)易的相關(guān)性強于東部地區(qū)，但東部地區(qū)外商直接投資對出口貿(mào)易的促進作用卻強于中部地區(qū)。

五、總 論

從外商直接投資在東中西部三大區(qū)域間總量分布情況的分析可以看出，從1983年到2003年間，三大區(qū)域的外商直接投資額均有明顯增長，但同時也存在著東部地區(qū)的外商直接投資額明顯大于中西部外商直接投資額的區(qū)域差距現(xiàn)象。2000年以后中部地區(qū)外商直接投資額顯示出強勁的增長態(tài)勢，但是從三大區(qū)域外商直接投資額所占比例來看，東部地區(qū)外商直接投資額所占比例是在持續(xù)下降的，這一變化說明外商直接投資額已經(jīng)開始向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移；中部地區(qū)外商直接投資額增長明顯，已經(jīng)超過了全國外商直接投資額總量的10%，而且增長勢態(tài)也非常好，顯示出中部地區(qū)對外商直接投資的吸引力也在增強；西部地區(qū)外商直接投資額雖然在1996年前曾出現(xiàn)過一段時期的小幅度增長，但總體上變化不大，反映出西部地區(qū)對外商直接投資的吸引力仍然有待提高。從外商投資企業(yè)的投資總額分析也得出同樣結(jié)論，即雖然區(qū)域間投資總額的總量差距在擴大，但中部地區(qū)的增長速度已經(jīng)開始明顯高于西部地區(qū)。

外商投資的區(qū)域分布不均衡導(dǎo)致了我國區(qū)域外貿(mào)的非均衡特征，這是由于外商直接投資與外貿(mào)有著較高的相關(guān)關(guān)系。從各區(qū)域進出口貿(mào)易分析可以得出東中西三大區(qū)域外商投資企業(yè)對當?shù)赝庀蚪?jīng)濟發(fā)展均具有明顯拉動作用，雖然東中西部地區(qū)外商投資企業(yè)占當?shù)赝赓Q(mào)的比重呈現(xiàn)下降趨勢，但是外商投資企業(yè)對外向經(jīng)濟發(fā)展的拉動作用卻呈現(xiàn)出上升趨勢；從外商投資企業(yè)對當?shù)赝庀蚪?jīng)濟發(fā)展的進出口總額、出口額和進口額三個方面比較可以看出，東部地區(qū)已經(jīng)形成了“以進口貿(mào)易帶動出口貿(mào)易，從而擴大進出口貿(mào)易總額”的模式，中部地區(qū)處于“以出口貿(mào)易為主，促進進出口貿(mào)易總額增長”的階段，西部地區(qū)雖然同樣以出口貿(mào)易為主，但對進出口貿(mào)易總額增長的影響還不大。

綜合分析三大區(qū)域外商直接投資與進出口貿(mào)易、進口貿(mào)易及出口貿(mào)易的相關(guān)關(guān)系可以得出如下結(jié)論：外商直接投資對西部地區(qū)的對外貿(mào)易沒有明顯影響，對東中部地區(qū)的影響主要在于進出口貿(mào)易總額和出口貿(mào)易，并且外商直接投資對外貿(mào)的促進作用還有待提高。

[注 釋]

①東部地區(qū)包括：京、津、冀、遼、滬、江、浙、閩、魯、粵、瓊、桂共12個省市；中部地區(qū)包括：晉、黑、吉、皖、贛、豫、鄂、湘共8個?。晃鞑康貐^(qū)包括：蒙、渝、川、黔、云、藏、陜、甘、青、寧、疆共11個省市自治區(qū)。

②由于計算數(shù)據(jù)經(jīng)過四舍五入，所以加總的和可能不等于1。

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Regional Policy， Regional Openness and Regional Disparity in Economic Development

Liu Naiquan，Jia Yanli

(1.Shanghai University of Finance and Economics，shanghai200433，China；2.Nantong Development and Reform Commission，Nantong 226001，China)

Abstracts：China has carried out unbalanced regional development strategy and policy since 1978 and the FDI mainly distributes on eastern coastal economic developed area. Then in the regional foreign trade unbalanced phenomena appeared because of the high degree relationship of FDI and regional trade. But the FDI is brought into different effects to eastern， central and western area. Now the central area becomes the fast region in attracting FDI， but it is not anticipated that the FDI dose not promoting western regional development.

Key words：regional policy；unbalanced development；regional foreign trade；regional disparity

(責(zé)任編輯：張改蘭)

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請以PDF格式閱讀原文