崔登峰，孫培蕾，王紀(jì)元

（石河子大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 石河子832003）

新疆維吾爾自治區(qū)（以下簡(jiǎn)稱“新疆”）地處我國(guó)西北邊陲，是古絲綢之路的要道和通向中亞、西亞及歐洲的橋梁，周邊與俄羅斯、哈薩克斯坦等8個(gè)國(guó)家接壤；有對(duì)外開(kāi)放的一類口岸17個(gè)（阿拉山口口岸、烏魯木齊航空港口等），二類口岸10個(gè)；邊境線長(zhǎng)達(dá)5 600公里，是中國(guó)邊境線最長(zhǎng)、對(duì)外開(kāi)放口岸最多的省區(qū)。改革開(kāi)放以來(lái)，作為我國(guó)西部邊疆重要省份之一的新疆，經(jīng)濟(jì)得到了快速發(fā)展。1978－2011年間，新疆GDP總量由39.07億元增加至6 610.05億元，增長(zhǎng)接近170倍；人均GDP由313元增加至30 087元，增長(zhǎng)超過(guò)96倍。然而，在新疆經(jīng)濟(jì)整體快速發(fā)展的同時(shí)，新疆各地區(qū)間經(jīng)濟(jì)水平并沒(méi)有得到協(xié)調(diào)發(fā)展，尤其是南疆與北疆①新疆以天山山脈為界，天山以南地區(qū)為南疆，天山以北為北疆。之間區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距不斷拉大。以2011年數(shù)據(jù)為例，從人均GDP來(lái)看，2011年南疆地區(qū)人均GDP為17 539.7元，低于全區(qū)平均水平30 087元，而北疆地區(qū)人均GDP為44 768.29元，超過(guò)全區(qū)平均水平14 681.29元，北疆地區(qū)人均GDP是南疆地區(qū)的2.55倍②數(shù)據(jù)引用自2012年《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》及《新疆五十年》。。

新疆獨(dú)特的地理及歷史因素使得其貿(mào)易的發(fā)展成為了影響新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。貿(mào)易分為對(duì)內(nèi)貿(mào)易和對(duì)外貿(mào)易兩個(gè)部分，與1998年相比，2011年新疆對(duì)內(nèi)貿(mào)易增加9.41倍，對(duì)外貿(mào)易增加14.9倍，對(duì)外貿(mào)易增加倍數(shù)是對(duì)內(nèi)貿(mào)易的1.6倍，且對(duì)外貿(mào)易對(duì)一個(gè)國(guó)家和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有先導(dǎo)性和推動(dòng)作用［1］，因此，本文主要從對(duì)外貿(mào)易方面研究貿(mào)易因素對(duì)南北疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的影響。

一、新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距現(xiàn)狀分析

關(guān)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的內(nèi)涵，學(xué)者們的觀點(diǎn)不盡相同。目前國(guó)內(nèi)較為一致的定義是：區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距是一定時(shí)期內(nèi)全國(guó)各區(qū)域之間人均意義上的經(jīng)濟(jì)發(fā)展總體水平非均等化現(xiàn)象［2］。故本文中的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的范疇，主要指新疆南、北疆之間在人均GDP③人均GDP作為一個(gè)收入概念，適合從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的目的去衡量區(qū)域之間發(fā)展差距，反映出各區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)本區(qū)域內(nèi)人民生活水平提高所起的作用。方面所存在的差距。

（一）新疆南北疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展絕對(duì)差距分析

由于經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)大小同其所在地區(qū)的面積、人口等都有一定關(guān)系，為了更準(zhǔn)確地反映出各區(qū)域間實(shí)際經(jīng)濟(jì)水平差異，本文選取了新疆自1999年以來(lái)的南北疆人均GDP指標(biāo)來(lái)分析新疆南北疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。1999－2011年，南北疆人均GDP絕對(duì)差距并未出現(xiàn)縮小現(xiàn)象，反而在近幾年呈現(xiàn)小幅度擴(kuò)大趨勢(shì)。其中，南疆地區(qū)人均GDP由1999年的3 434.74元增長(zhǎng)至2011年的17 539.69元，北疆人均GDP由1999年的8 383.81元增至2011年44 786.29元，北疆人均GDP與南疆人均GDP的比值由1999年的2.44倍增長(zhǎng)至2011年的2.55倍。北疆經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展與南疆經(jīng)濟(jì)的緩慢發(fā)展形成了鮮明的對(duì)比，從而不斷拉大南北疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。

（二）南北疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)差距分析

在區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距研究中經(jīng)常用到的指標(biāo)是絕對(duì)差距，為了更完善地展現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距，通常進(jìn)一步引用相對(duì)差距指標(biāo)，如下文擬使用的各區(qū)域人均GDP與全區(qū)平均值的比值。從一般意義上講，地區(qū)間絕對(duì)差距指標(biāo)是衡量一定時(shí)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距狀態(tài)，是個(gè)靜態(tài)指標(biāo)；相對(duì)差距指標(biāo)則是說(shuō)明國(guó)民收入分配是否公平的程度，其連續(xù)使用可以說(shuō)明地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的時(shí)間變化，即經(jīng)濟(jì)差距的長(zhǎng)期趨勢(shì)［3］。

圖1 1999－2011年南北疆人均GDP相對(duì)差距趨勢(shì)圖

圖1是以全區(qū)人均GDP水平為1，分別以南、北疆各自人均GDP與全疆人均GDP之比值確定圖中各點(diǎn)，反映出南北疆地區(qū)經(jīng)濟(jì)相對(duì)差距變動(dòng)特征。

從以上數(shù)據(jù)分析可以明顯看出南北疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在的差距，且北疆經(jīng)濟(jì)整體的發(fā)展水平明顯超越南疆地區(qū)。造成新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展如此差距的成因是多方面的，其中貿(mào)易因素占有不可忽視的地位。本文將著重選取相關(guān)指標(biāo)，通過(guò)建立回歸模型進(jìn)行定量與定性分析貿(mào)易因素對(duì)新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的影響。

二、貿(mào)易因素對(duì)新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距影響的實(shí)證分析

（一）模型和數(shù)據(jù)選擇

1.模型選擇。為實(shí)證考察貿(mào)易規(guī)模、貿(mào)易方式、貿(mào)易結(jié)構(gòu)等貿(mào)易因素對(duì)新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的影響作用，根據(jù)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀，筆者擬選擇對(duì)外貿(mào)易額（X1）、一般貿(mào)易進(jìn)出口額（X2）、加工貿(mào)易進(jìn)出口額（X3）和邊境小額貿(mào)易進(jìn)出口額（X4）、初級(jí)產(chǎn)品出口額（X5）和工業(yè)制成品出口額（X6），作為影響新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的主要影響因素。為了使模型的設(shè)定更加科學(xué)、合理和有效，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距用變異系數(shù)來(lái)衡量；變異系數(shù)可以消除單位和（或）平均數(shù)不同對(duì)兩個(gè)或多個(gè)資料變異程度比較的影響［4］。為了使模型在時(shí)間上能夠進(jìn)行比較，使用1978年不變價(jià)格調(diào)整后的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。此外，為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，對(duì)平減過(guò)后的變量數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)。設(shè)定模型為：

其中，COV代表變異系數(shù)，X1代表外貿(mào)進(jìn)出口額（美元），X2代表一般貿(mào)易進(jìn)出口額（美元），X3代表加工貿(mào)易進(jìn)出口額（美元），X4代表邊境小額貿(mào)易進(jìn)出口額（美元），X5代表初級(jí)產(chǎn)品出口額（美元），X6代表工業(yè)制成品出口額（美元），C為常數(shù)項(xiàng)，β1、β2、β3、β4、β5、β6為待估參數(shù)，μ為誤差項(xiàng)。

2.數(shù)據(jù)選擇。為估計(jì)模型參數(shù)，本文采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)，以1998－2010年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為樣本，樣本容量為13（見(jiàn)表1）。

表1 新疆區(qū)域發(fā)展與貿(mào)易概況指標(biāo)值

（二）參數(shù)估計(jì)

根據(jù)表1的數(shù)據(jù)，運(yùn)用EVIEWS軟件進(jìn)行OLS回歸，模型估計(jì)的結(jié)果如下：

（三）統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

擬合優(yōu)度：得到R2＝0.982363＝0.964725，這說(shuō)明模型對(duì)樣本的擬合較好。

F檢驗(yàn)：針對(duì) H0∶β1＝β2＝β3＝β4＝β5＝β6＝0，給定顯著性水平а＝0.05，在分布表中查出F0.05（6，13－6－1）＝4.28。由表3中得到F＝55.69763，由于大于臨界值，應(yīng)拒絕原假設(shè)，說(shuō)明回歸方程顯著。

T檢驗(yàn)：給定顯著性水平，查t分布表得自由度n－k－1＝6臨界值為2.447，與參數(shù)LNX2、LNX3、LNX5和LNX6對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值均小于臨界值，說(shuō)明當(dāng)在其他解釋變量不變的情況下，其對(duì)被解釋變量的影響不顯著。

D·W 檢驗(yàn)：dL＜D·W＝2.455525＜dU（樣本容量為13，解釋變量為6的D·W值上下界值分別為2.692和0.328），則不能確定，需做高階自相關(guān)檢驗(yàn)。綜上，需對(duì)模型（1）做序列相關(guān)性檢驗(yàn)、異方差檢驗(yàn)和多重共線性檢驗(yàn)。

1.序列相關(guān)性檢驗(yàn)（LM檢驗(yàn)）

本文采用回歸檢驗(yàn)法分析是否存在高階序列相關(guān)，將殘差值e與其后滯項(xiàng)e（－t）做回歸分析得出結(jié)果，R2＝0.190941，于是，LM＝11×0.190941＝2.100351，該值小于顯著性水平為5%，自由度為2的X2分布的臨界值 X20.05（2）＝5.99，由此判斷原模型不存在序列相關(guān)性。

2.異方差檢驗(yàn)（懷特檢驗(yàn)）

本文采用懷特檢驗(yàn)法檢驗(yàn)方程是否存在異方差。首先采用普通最小二乘法估計(jì)模型，以求得隨機(jī)干擾項(xiàng)的“近似估計(jì)量”，用et表示，用et2表示隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差，結(jié)果顯示如下，R2＝1，于是，nR2＝13×1＝13，該值小于5%顯著性水平下自由度為12的X2分布的相應(yīng)臨界值X20.05＝21，因此，接受同方差性的原假設(shè)，由此判斷原模型不存在異方差。

3.多重共線性檢驗(yàn)

本文采用相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诙嘀毓簿€性，得到結(jié)果如表2所示：

表2 各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)

由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，部分解釋變量相互之間相關(guān)系數(shù)較高，存在某種程度的多重共線性，用逐步回歸法消除多重共線性。先分別做LNCOV對(duì)LNX1、LNX2、LNX3、LNX4、LNX5、LNX6的回歸，以修正的R2最大者為基礎(chǔ)，結(jié)果如表3所示：

表3 回歸結(jié)果一

由表3可以看出，X1方程的R2最大，以X1為基礎(chǔ)，依次加入其他變量，進(jìn)行逐步回歸，如表4所示。

表4 回歸結(jié)果二

表4表明，在X1的基礎(chǔ)上，新加入變量X4方程的R2最大，并且T值的概率相對(duì)優(yōu)于其他變量，選擇X4。再次加入其他變量逐步回歸的結(jié)果，如表5所示。

表5 回歸結(jié)果三

表5表明，在X1、X4的基礎(chǔ)上，新加入變量X5方程的R2最大，并且T值的概率相對(duì)優(yōu)于其他變量，選擇X5。再次加入其他變量逐步回歸的結(jié)果，如表6所示。

表6 回歸結(jié)果四

表6表明，在X1、X5、X4的基礎(chǔ)上，加入變量X2、X3、X6的R2幾乎沒(méi)有多大改進(jìn)，這說(shuō)明X2、X3、X6引起多重共線性。

4.回歸方程

最后方程的回歸結(jié)果如下：

以上檢驗(yàn)可知，該模型在5%的顯著性水平下成立，從回歸分析結(jié)果來(lái)看，模型的判定系數(shù)約為0.947772，該模型的擬合優(yōu)度較好。查表對(duì)上模型進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)：

F檢驗(yàn)：F＝54.43993＞F0.05（3，13－3－1）＝3.86，說(shuō)明回歸方程顯著。

T檢驗(yàn)：給定顯著性水平，查t分布表得自由度為n－k－1＝9臨界值為2.262。由表11中數(shù)據(jù)可得，與參數(shù)對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為7.512257、－6.792159、－3.172132，其絕對(duì)值均大于臨界值，說(shuō)明LNX1、LNX4、LNX5分別對(duì)被解釋變量有顯著的影響。

D·W檢驗(yàn)：dU＜D·W＝1.956568＜4－dU（樣本容量為13，解釋變量為3的D·W值上下界值分別為1.816和0.715），則無(wú)自相關(guān)。

經(jīng)過(guò)多重統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，模型估計(jì)的最終結(jié)果為：

三、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

由所得到的回歸模型表明，貿(mào)易規(guī)模與新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距存在正相關(guān)性，邊境小額貿(mào)易、初級(jí)產(chǎn)品貿(mào)易與新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距存在負(fù)相關(guān)性。

1.進(jìn)出口貿(mào)易額每增加1個(gè)百分點(diǎn)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距增加4.95個(gè)百分點(diǎn)。進(jìn)出口額增大的同時(shí)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距也在不斷拉大，出現(xiàn)這種情況可能是因?yàn)槟媳苯g經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)差距較大。在對(duì)外貿(mào)易乘數(shù)－加速數(shù)作用的影響下，由于經(jīng)濟(jì)基數(shù)不同，北疆經(jīng)濟(jì)比南疆經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，則北疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度也將成倍地高于南疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，故而引發(fā)了南北疆經(jīng)濟(jì)差距的進(jìn)一步加大。

2.邊境小額貿(mào)易進(jìn)出口額、初級(jí)產(chǎn)品出口額每增加1個(gè)百分點(diǎn)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距分別減少3.61個(gè)百分點(diǎn)和0.26個(gè)百分點(diǎn)。邊境小額貿(mào)易進(jìn)出口額對(duì)縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距有貢獻(xiàn)作用，出現(xiàn)這種情況的主要原因是邊境小額貿(mào)易有“小、快、靈”的優(yōu)點(diǎn)，且這種貿(mào)易方式交易成本低，受經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)影響程度低，并會(huì)享受到一些優(yōu)惠政策，如邊境小額貿(mào)易企業(yè)出口部分商品可以不實(shí)施法檢、進(jìn)出口許可證單列等，因此南疆地區(qū)邊境小額貿(mào)易相對(duì)于其他貿(mào)易方式而言發(fā)展較快，邊境小額貿(mào)易對(duì)南疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較大的拉動(dòng)作用，這有利于縮小南北疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。同樣，初級(jí)產(chǎn)品出口額也在一定程度上縮小了南北疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距，表明南疆地區(qū)初級(jí)產(chǎn)品的發(fā)展取得了一定的成效，其經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化程度有所加快，但是隨著資源開(kāi)發(fā)數(shù)量的加快和其他市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)訴求動(dòng)機(jī)的增強(qiáng)，以初級(jí)產(chǎn)品出口帶動(dòng)南疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展的模式終歸會(huì)遇到瓶頸，從而成為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的限制性因素。但目前經(jīng)濟(jì)條件下，增加初級(jí)產(chǎn)品出口不失為縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的一條有效途徑。

3.對(duì)外貿(mào)易額、邊境小額貿(mào)易與初級(jí)產(chǎn)品貿(mào)易分別是作為貿(mào)易規(guī)模變量，貿(mào)易方式變量和貿(mào)易結(jié)構(gòu)變量的代表指標(biāo)，說(shuō)明單純的增大貿(mào)易規(guī)模已不能帶動(dòng)新疆經(jīng)濟(jì)的均衡發(fā)展，反而會(huì)不斷拉大經(jīng)濟(jì)差距，久而久之必然引起深層次的社會(huì)問(wèn)題，阻礙經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，因而要注重貿(mào)易方式的轉(zhuǎn)變與貿(mào)易結(jié)構(gòu)的調(diào)整，在此基礎(chǔ)上求得貿(mào)易規(guī)模的增加。

（二）對(duì)策建議

經(jīng)過(guò)以上分析，得到貿(mào)易規(guī)模對(duì)新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距影響最大，其次是貿(mào)易方式和貿(mào)易結(jié)構(gòu)。為實(shí)現(xiàn)通過(guò)調(diào)整貿(mào)易因素縮小新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，筆者提出以下建議：

1.在貿(mào)易規(guī)模方面縮小區(qū)域差距。鼓勵(lì)擴(kuò)大南疆貿(mào)易規(guī)模，同時(shí)適當(dāng)控制北疆貿(mào)易規(guī)模，以此縮小新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。首先，政策上向南疆傾斜。地區(qū)政府針對(duì)性地實(shí)施相關(guān)政策，如在北疆相關(guān)政策保持不變的情況下減免南疆進(jìn)出口稅費(fèi)或增加南疆進(jìn)出口貿(mào)易補(bǔ)貼等，努力擴(kuò)大南疆貿(mào)易規(guī)模。其次，完善貿(mào)易基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。如在南疆地區(qū)增設(shè)貿(mào)易口岸，擴(kuò)大南疆已有貿(mào)易口岸規(guī)模等［5］；通過(guò)針對(duì)性地?cái)U(kuò)大南疆貿(mào)易規(guī)模手段，提升南疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程，縮小新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。

2.通過(guò)調(diào)整貿(mào)易方式縮小區(qū)域差距。轉(zhuǎn)變貿(mào)易發(fā)展方式，繼續(xù)強(qiáng)化以邊境小額貿(mào)易為主、一般貿(mào)易和加工貿(mào)易為輔的貿(mào)易方式。新疆尤其是南疆應(yīng)積極利用開(kāi)放政策，依托勞動(dòng)力成本低的比較優(yōu)勢(shì)和區(qū)位優(yōu)勢(shì)，承接國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，發(fā)展邊境小額貿(mào)易，并促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)，以縮小新疆南北疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。南疆地區(qū)可通過(guò)組建南疆邊境小額貿(mào)易企業(yè)集團(tuán)、構(gòu)建南疆邊境貿(mào)易自由經(jīng)濟(jì)區(qū)等方式，大力推進(jìn)其邊境小額貿(mào)易的發(fā)展［6］；實(shí)現(xiàn)邊疆小額貿(mào)易為主，一般貿(mào)易和加工貿(mào)易為輔的貿(mào)易發(fā)展方式，并最終實(shí)現(xiàn)縮小新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的目的。

3.優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)縮小區(qū)域差距。通過(guò)前文分析可以得出，擴(kuò)大初級(jí)產(chǎn)品出口額可以縮小新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。但從長(zhǎng)遠(yuǎn)的發(fā)展來(lái)看，這樣的做法只能在當(dāng)前縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，長(zhǎng)期下去必然導(dǎo)致貿(mào)易結(jié)構(gòu)惡化，從而使得新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距加大［7］。故為縮小新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，當(dāng)前可適當(dāng)擴(kuò)大初級(jí)產(chǎn)品出口額，但同時(shí)要著力發(fā)展工業(yè)制成品，增加工業(yè)制成品的科技附加值，提高工業(yè)制成品在國(guó)際市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，加大工業(yè)制成品出口額，保持工業(yè)制成品出口占絕對(duì)優(yōu)勢(shì)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)。

［1］李裴.新疆對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析［J］.新疆社會(huì)科學(xué)，2005，（1）：44－47.

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［7］李豫新，陳淑嬙.新疆與中亞國(guó)家產(chǎn)業(yè)互補(bǔ)性與競(jìng)爭(zhēng)性研究——基于對(duì)外貿(mào)易的角度［J］.石河子大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2008，（6）：21－25.