賴永劍 賀祥民

（南昌工程學(xué)院經(jīng)貿(mào)學(xué)院 南昌 330099）

區(qū)域之間的空間不平等是中國最突出的問題之一。目前大部分研究進出口貿(mào)易對中國空間不平等的影響都是基于線性模型，但是，進出口貿(mào)易對空間不平等的影響是線性的嗎？由于中國各省份之間存在較大的差異性，那么進出口貿(mào)易對空間不平等的影響可能由于省份的某些特質(zhì)而受到一定程度的影響，這必然導(dǎo)致各個省份的空間不平等受到進出口貿(mào)易影響的程度是不一樣的，這也就是說進出口貿(mào)易對空間不平等的影響是非線性的結(jié)論也許更符合中國的經(jīng)濟現(xiàn)實。

一、文獻綜述

縱觀經(jīng)濟學(xué)說史，直到新經(jīng)濟地理理論興起以后，才有越來越多的文獻關(guān)注進出口貿(mào)易與地區(qū)空間不平等的關(guān)系。如Brülhart（2009）等運用新經(jīng)濟地理理論分析進出口貿(mào)易與市場潛能、產(chǎn)業(yè)集聚等經(jīng)濟活動之間的相互作用，他們認為這些因素的相互作用將最終導(dǎo)致空間不平等。①Brülhart，M.The Spatial Effects of Trade Openness：A Survey［M］.University of Lausanne，Mimeo.2009.

已有的跨國研究文獻，較多集中在研究歐洲一體化對貿(mào)易模式的影響，進而導(dǎo)致空間不平等。Petrakos et al.（2005）使用8個歐盟成員國的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，歐洲一體化帶來的進出口貿(mào)易加劇了國家之間的空間不平等。②Petrakos，G.，Rodríguez-Pose，A.，Rovolis，A.Growth，Integration，and Regional Disparities in the European Union［J］.Environment and Planning A，2005，37（10）：1837-1855.基于1975—2000年的歐盟15個國家的數(shù)據(jù)，Barrios and Strobl（2009）的研究表明貿(mào)易開放對這些國家的空間不平等產(chǎn)生了顯著的正向作用。③Barrios，S.，Strobl，E.The Dynamics of Regional Inequalities［J］.Regional Science and Urban Economics，2009，39（5）：575-591.也有少量研究將不同層次的國家混合起來進行分析。Milanovic（2005）著眼于五個世界上人口最稠密的國家：中國、印度、美國、印度尼西亞和巴西，分析這五個國家的空間不平等的演化過程，并通過使用靜態(tài)和動態(tài)面板回歸技術(shù)分析，研究結(jié)論支持了進出口貿(mào)易對空間不平等的顯著正向作用。④Milanovic，B.Worlds Apart：Measuring International and Global Inequality［M］.Princeton，NJ：Princeton University Press.2005.Rodríguez and Gill（2006）利用1970—2000年包括美國、德國、中國、印度等在內(nèi)的8個國家的數(shù)據(jù)，分析了名義上的貿(mào)易開放及貿(mào)易復(fù)合指數(shù)與空間不平等之間的關(guān)系；他們研究發(fā)現(xiàn)，進出口貿(mào)易在發(fā)達國家與發(fā)展中國家對空間不平等的影響存在差異化的性質(zhì)，對于發(fā)展中國家，進出口貿(mào)易能夠更好地促進工業(yè)化的形成，促進了制造業(yè)的集聚，但導(dǎo)致了比發(fā)達國家更嚴重的空間不平等。⑤Rodríguez-Pose，A.，Gill，N.How Does Trade Affect Regional Disparities？［J］.World Development，2006，34（2）：1201-1222.而 Rodríguez（2012）更是利用28個國家的數(shù)據(jù)研究了進出口貿(mào)易對不同經(jīng)濟發(fā)展水平國家的空間不平等的差異性；研究發(fā)現(xiàn)結(jié)合特定國家的屬性，進出口貿(mào)易對空間不平等存在顯著的正向影響；在低收入和中等收入國家，進出口貿(mào)易所帶來的空間不平等程度要比高收入國家更大。⑥Rodríguez-Pose，A.Trade and Regional Inequality［J］.Economic Geography，2012，88（2）：109-136.

另外有一些實證文獻立足于某些國家內(nèi)部，研究進出口貿(mào)易對空間不平等的影響效應(yīng)。Ford et al.（2009）使用一系列衡量貿(mào)易狀況變化的指標，研究了其對空間不平等的影響效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)進出口貿(mào)易的擴大導(dǎo)致了邊界地區(qū)和墨西哥其他地區(qū)之間經(jīng)濟活動選址的差異性，因此引致了空間不平等的演化。⑦Ford，T.C.，Logan，B.，Logan，J.NAFTA or Nada？Trade's Impact on U.S.Border Retailers［J］.Growth and Change，2009，40（2）：260-286.Kanbur and Zhang（2005）等研究了改革開放后，進出口貿(mào)易對于中國空間不平等的影響；他們在實證中使用多種面板數(shù)據(jù)回歸方法，研究了進出口貿(mào)易對空間不平等的影響，他們均發(fā)現(xiàn)進出口貿(mào)易對中國的空間不平等有顯著為正的影響。⑧Kanbur，R.，Zhang，X.Fifty Years of Regional Inequality in China：a Journey Through Central Planning，Reform and Openness［J］.Review of Development Economics，2005，9（1）：87-106.

從現(xiàn)有文獻中可以看出，研究進出口貿(mào)易對空間不平等影響的學(xué)者大都基于線性假設(shè)。另外，對中國問題的研究，一般都是事先將中國分成東部、中部和西部三組，然后運用相應(yīng)的方法進行研究，如劉純斌、陳沖 （2010）⑨劉純斌，陳沖.我國省際間農(nóng)民收入差距的地區(qū)分解與結(jié)構(gòu)分解：1996—2008［J］.中央財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2010（12）：67-72.；然而，這種事先人為分組的方法可能會將許多主觀的因素納入進去，從而使得分析結(jié)果存在偏誤。筆者使用更為科學(xué)可靠的能夠根據(jù)研究對象的異質(zhì)性信息內(nèi)生分組的面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型，研究這一現(xiàn)實經(jīng)濟問題。面板平滑轉(zhuǎn)換模型（PSTR）是由González et al.（2005）等發(fā)展起來的，這種方法能夠適用于各種形式的數(shù)據(jù)，較為靈活。面板平滑轉(zhuǎn)換模型中序列的改變主要依賴于轉(zhuǎn)換變量的作用①González，A.，Ter?svirta，T.，van Dijk，D.Panel Smooth Transition Regression Models［R］.Quantitative Finance Research Centre Research Paper，2005，165.，并且允許地區(qū)之間相關(guān)性、地區(qū)異質(zhì)性和時間變化帶來的變量不穩(wěn)定的影響。因此，面板平滑轉(zhuǎn)換模型能夠較好地用于分析進出口貿(mào)易與空間不平等之間的非線性關(guān)系。

二、方法、變量與數(shù)據(jù)

（一）面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型方法

在面板門檻回歸模型 （PTR）的基礎(chǔ)上González et al.（2005）放松了模型的限制條件，從而發(fā)展出更具一般性質(zhì)的面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型。面板平滑轉(zhuǎn)換模型的邊界是門檻變量的函數(shù)，并且可以在一定的范圍內(nèi)波動；它是面板門檻回歸模型的一般化，更符合經(jīng)濟、社會現(xiàn)實。

基本的面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型為：

i為省份，t為時間；G（zit；r，c）為轉(zhuǎn)換函數(shù)，其值分布在0～1間，屬于連續(xù)函數(shù)，其一般為邏輯函數(shù)的形式；zit為轉(zhuǎn)換變量或者門檻變量，其可以是外部變量，也可以是滯后內(nèi)生變量；r為轉(zhuǎn)換參數(shù)，c為門檻參數(shù)；ε為殘差。面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型可以推廣到多個門檻參數(shù)的情形，有：

其中m為門檻參數(shù)的個數(shù)，c1≤c2≤…≤cm，m一般常見為1或者2。當(dāng)m＝1并且r→∞時，面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型就簡化成面板門檻回歸模型，因此可以認為面板門檻回歸模型是面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型的一種特例。相反當(dāng)r→0時，G（*）等于一個常數(shù)，面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型簡化成線性回歸模型。

在對面板平滑轉(zhuǎn)換模型進行選擇之前必須先檢驗截面的異質(zhì)性，首先必須構(gòu)建一個輔助回歸模型，接著分別估計線性回歸模型和輔助回歸模型；再次根據(jù)兩個模型的殘差平方和SSR0和SSR1構(gòu)造一個類似于F統(tǒng)計量的檢驗式，對線性假設(shè)進行檢驗，有：

其中，k為解釋變量的個數(shù)；在零假設(shè)基礎(chǔ)上，LM統(tǒng)計量是漸進的卡方 （χ2）分布。通過檢驗，如果異質(zhì)性存在，那么使用面板平滑轉(zhuǎn)換模型可以比使用線性模型能更好地克服參數(shù)的異質(zhì)性問題，得到較為穩(wěn)定可靠的估計結(jié)果；否則使用線性模型。而面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型的參數(shù)估計主要使用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)的組內(nèi)回歸和非線性最小二乘法來完成。其中，轉(zhuǎn)換函數(shù)的轉(zhuǎn)換參數(shù)r，門檻參數(shù)c的確定主要是使用網(wǎng)格搜索法，通過迭代估計使得殘差平方和的最小組合即為最優(yōu)估計，有：

（二）模型構(gòu)建

參照已有的文獻，本文選用三個變量作為轉(zhuǎn)換變量：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度 （Sector），政府支出 （GM），市場潛能差異度 （MA）。由于上一年度的空間不平等對下一年度的空間不平等有一定的影響，筆者將空間不平等的滯后一期項加入模型中，構(gòu)建進出口貿(mào)易影響空間不平等的面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型如下：

（三）變量與數(shù)據(jù)

因變量：省份 i的空間不平等，與 Christian（2014）一致，采用地區(qū)人均 GDP變量的權(quán)系數(shù)（WVC）衡量②Christian，L.Spatial Inequality and Development—Is There Aninverted-U Relationship？［J］.Journal of Development Economics，2014，106（1）：35-51.，計算公式如下：

解釋變量：進出口貿(mào)易，為了能夠分別揭示進口貿(mào)易和出口貿(mào)易對空間不平等的差異性作用，本文將進出口貿(mào)易分成進口貿(mào)易和出口貿(mào)易，分別用各年各省份進口總額和出口總額與GDP之間的比值衡量。

轉(zhuǎn)換變量：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度，根據(jù)新經(jīng)濟地理理論，地級行政區(qū)的人力資本狀況和要素稟賦可以在一定程度上由該地市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)表達出來，而人力資本和要素稟賦是進出口貿(mào)易影響經(jīng)濟增長的重要條件因素；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度用于抓住省份內(nèi)各地級行政區(qū)間人力資本和要素稟賦的差異化程度；其用各地級行政區(qū)農(nóng)業(yè)增加值占該地級行政區(qū)GDP比重的標準差來代理。政府支出，用各省份非國防財政支出占其GDP的比重代替，其主要用于抓住各省份財政支出中轉(zhuǎn)移支付和社會公共支出等對空間不平等可能帶來的影響。市場潛能差異度，用于抓住省份內(nèi)各地級行政區(qū)由于市場潛能的不同而導(dǎo)致外商直接投資在地區(qū)間的空間分布差異性，用各省份內(nèi)地級行政區(qū)市場潛能的標準差衡量；根據(jù)劉修巖等 （2007）①劉修巖，賀小海，殷醒民.市場潛能與地區(qū)工資差距：基于中國地級面板數(shù)據(jù)的實證研究 ［J］.管理世界，2007（9）：83-101.的方法，各地級行政區(qū)市場潛能的計算公式為：MPj＝為j地級行政區(qū)到省會的歐氏距離，s≠j。

在計算空間不平等的衡量指標 （WVC）時，需要用到各省份下轄的地級行政區(qū)的數(shù)據(jù)，但是北京、上海、天津、重慶四個直轄市沒有下轄的地級行政區(qū)域，因此，我們將它們排除在外。截至2013年，中國內(nèi)地地級行政區(qū)共計333個。我們將西藏、臺灣、香港和澳門數(shù)據(jù)剔除。因此本文研究的對象為26個省級區(qū)域。我們的數(shù)據(jù)來自于1999—2012年各年的《中國統(tǒng)計年鑒》、26個省份各年的 《統(tǒng)計年鑒》和中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，使用的軟件為Matlab7.0。市場潛能計算中所用到的距離djz根據(jù)國家測繪局的國家基礎(chǔ)地理信息系統(tǒng)中的中國1：400萬地形數(shù)據(jù)庫，并使用Arcview 3.0軟件計算得到。

三、實證結(jié)果

（一）出口貿(mào)易對空間不平等影響的實證檢驗結(jié)果

1.非線性檢驗。檢驗結(jié)果報告在表1中；對于三個模型，檢驗結(jié)果均顯著地拒絕線性假設(shè)，接受面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型。

2.估計結(jié)果。檢驗發(fā)現(xiàn)三個轉(zhuǎn)換變量的模型最優(yōu)門檻參數(shù)均為一個，即m＝1。接著使用非線性最小二乘回歸法對模型進行估計，結(jié)果報告在表2中。

表1 非線性檢驗

表2 出口貿(mào)易對空間不平等的動態(tài)非線性估計結(jié)果

從表2的結(jié)果中可以看到，對于三個模型，變量系數(shù)均顯著，這意味著出口貿(mào)易對各地區(qū)的空間不平等存在顯著的動態(tài)非線性影響，并且出口貿(mào)易對空間不平等的影響受制于各省份的特性。

1.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度。②由于各省份的三個轉(zhuǎn)換變量均隨著時間的變化而改變，為了簡化問題，本文考慮的是1999—2012年各省份的平均值。由表2可見，轉(zhuǎn)換斜率參數(shù)r＝0.503；門檻參數(shù)為一個，c＝0.092；系數(shù)γ2顯著為正數(shù)。這說明各省份出口貿(mào)易對空間不平等的作用受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度顯著的正向影響，且以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度＝0.092為門檻，存在兩個區(qū)制；如果該省份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度＞0.092，則該省份處于高區(qū)制；如果產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度＜0.092，則該省份的出口貿(mào)易對空間不平等的影響效應(yīng)處于低區(qū)制，且彈性系數(shù)隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度數(shù)值的變化在高低區(qū)制間平滑轉(zhuǎn)換，轉(zhuǎn)換的速率為0.503。處于低區(qū)制的省份如青海、寧夏、貴州等，出口貿(mào)易對空間不平等的彈性系數(shù)較小；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度名列前茅的廣東、福建、山東等沿海發(fā)達省份處于高區(qū)制，出口貿(mào)易對空間不平等的彈性系數(shù)較大。

2.政府支出。轉(zhuǎn)換斜率參數(shù)r＝1.328；門檻參數(shù)為一個，c＝10.8%；系數(shù)γ2為負數(shù)，且在5%的水平上顯著。這就是說各省份出口貿(mào)易對空間不平等的影響效應(yīng)受到政府支出的負向影響，這種影響具有門檻性，門檻參數(shù)將各省份分成兩個區(qū)制。當(dāng)某省份非國防財政支出占其GDP的比重＜10.8%時，則處于低區(qū)制；當(dāng)某省份非軍事財政支出占其GDP的比重＞10.8%時，則處于高區(qū)制。由于政府支出＜10.8%的觀測值個數(shù)為0，那么則可以認為出口貿(mào)易對空間不平等的彈性系數(shù)與政府支出負相關(guān)；在非國防財政支出占其GDP的比重越高的省份，出口貿(mào)易對空間不平等的彈性系數(shù)越小。

3.市場潛能差異度。由表2可見，轉(zhuǎn)換斜率參數(shù)r＝1.024；門檻參數(shù)為一個，c＝0.252；系數(shù)γ2顯著為正，這表明各省份出口貿(mào)易對空間不平等的影響效應(yīng)受到市場潛能差異度的正向影響，以市場潛能差異度＝0.252為門檻，各省份被分成高低兩個區(qū)制。如果該省份的市場潛能差異度＜0.252，則其處于低區(qū)制；如果該省份的市場潛能差異度＞0.252，則其處于高區(qū)制，且出口貿(mào)易對空間不平等的彈性系數(shù)隨著市場潛能差異度取值的變化在高低區(qū)制間平滑轉(zhuǎn)換，轉(zhuǎn)換的速率為1.024。處于低區(qū)制的省份，其出口貿(mào)易對空間不平等的彈性系數(shù)較小；而處于高區(qū)制省份，出口貿(mào)易對空間不平等的彈性系數(shù)較大；并且彈性系數(shù)在平滑變化。

4.由表2報告的結(jié)果，比較每個模型中的AIC和BIC的大??；根據(jù)AIC和BIC的擇優(yōu)規(guī)則，可以看到模型 （3）為最優(yōu)，這說明市場潛能差異度對出口貿(mào)易的空間不平等影響效應(yīng)的作用最為突出。

（二）進口貿(mào)易對空間不平等的實證檢驗結(jié)果

1.非線性檢驗。檢驗結(jié)果報告在表3中。對于解釋變量為進口貿(mào)易的三個模型，檢驗結(jié)果也均顯著地拒絕線性假設(shè)，接受面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型。

表3 非線性檢驗

2.估計結(jié)果。同樣檢驗發(fā)現(xiàn)，對于三個轉(zhuǎn)換變量的模型最優(yōu)門檻參數(shù)均為一個，即m＝1。使用非線性最小二乘回歸法對模型進行估計，結(jié)果報告在表4中。

從表4的結(jié)果中可以看到，對于三個模型，變量系數(shù)均顯著，說明進口貿(mào)易對各省份的空間不平等存在顯著的動態(tài)非線性影響，并且進口貿(mào)易對空間不平等的彈性系數(shù)由于各省份的異質(zhì)性而存在差異。

1.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度。轉(zhuǎn)換斜率參數(shù)r＝0.714；門檻參數(shù)為c＝0.086；系數(shù)γ2顯著為正數(shù)。這說明各省份進口貿(mào)易對空間不平等的作用受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度顯著的正向影響，且以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度＝0.086為門檻，存在兩個區(qū)制；如果該省份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度＞0.086，則該省份處于高區(qū)制；如果產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度＜0.086，則出口貿(mào)易對空間不平等的影響效應(yīng)處于低區(qū)制，且彈性系數(shù)隨著該省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度數(shù)值的變化在高低區(qū)制間平滑轉(zhuǎn)換，轉(zhuǎn)換的速率為0.714。處于低區(qū)制的省份進口貿(mào)易對空間不平等的彈性系數(shù)較?。惶幱诟邊^(qū)制的省份，進口貿(mào)易對空間不平等的彈性系數(shù)較大。

表4 進口貿(mào)易對空間不平等的非線性影響估計結(jié)果

2.政府支出。轉(zhuǎn)換斜率參數(shù)r＝1.136；門檻參數(shù)為一個，c＝12.7%；系數(shù)γ2為負數(shù)且具顯著性。這說明各省份進口貿(mào)易對空間不平等的影響效應(yīng)受到政府支出的負向影響，這種影響具有門檻性，門檻參數(shù)將各省份分成兩個區(qū)制。當(dāng)某省份非國防財政支出占其GDP的比重＜12.7%時，則處于低區(qū)制；當(dāng)某省份非軍事財政支出占其GDP的比重＞12.7%時，則處于高區(qū)制。非軍事財政支出占其GDP的比重＜12.7%的觀測值個數(shù)較少，大部分省份這一變量的取值都在12.7%以上；在非國防財政支出占其GDP的比重越高的省份，進口貿(mào)易對空間不平等的彈性系數(shù)越小。

3.市場潛能差異度。可以看到，轉(zhuǎn)換斜率參數(shù)r＝1.072；門檻參數(shù)為一個，c＝0.266；系數(shù) γ2顯著為正。這表明各省份進口貿(mào)易對空間不平等的影響效應(yīng)受到市場潛能差異度的正向影響，以市場潛能差異度＝0.266為門檻，各省份被分成高低兩個區(qū)制；如果該省份的市場潛能差異度＜0.266，則其處于低區(qū)制；如果市場潛能差異度＞0.266，則其處于高區(qū)制，且進口貿(mào)易對空間不平等的彈性系數(shù)隨著各省份的市場潛能差異度取值的變化在高低區(qū)制間平滑轉(zhuǎn)換，轉(zhuǎn)換的速率為1.072。處于低區(qū)制的省份，其進口貿(mào)易對空間不平等的彈性系數(shù)較??；而處于高區(qū)制省份，進口貿(mào)易對空間不平等的彈性系數(shù)較大。

4.由表4報告的結(jié)果，比較每個模型中的AIC和BIC的大小；根據(jù)AIC和BIC的擇優(yōu)規(guī)則，模型（1）為最優(yōu)，這說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度對進口貿(mào)易的空間不平等影響效應(yīng)的作用最為突出。

四、結(jié)論與政策啟示

筆者利用能依據(jù)研究對象異質(zhì)性的信息內(nèi)生分組的面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型研究了1999—2012年進出口貿(mào)易對中國各省份空間不平等的影響，研究表明進出口貿(mào)易對空間不平等存在顯著的動態(tài)非線性影響作用，這種影響受制于各省份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度、政府支出和市場潛能差異度，且均存在一定的門檻效應(yīng)。

對于出口貿(mào)易和進口貿(mào)易的空間不平等效應(yīng)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度、政府支出和市場潛能差異度所產(chǎn)生的作用是相似的，均存在單一門檻值。在出口貿(mào)易的空間不平等效應(yīng)中，三個轉(zhuǎn)換變量的門檻值分別為0.092，10.8%，0.252；而在進口貿(mào)易的空間不平等效應(yīng)中，轉(zhuǎn)換變量的門檻值分別為0.086、12.7%、0.266，這些門檻值分別將各省份分成高低兩個區(qū)制，低區(qū)制中進出口貿(mào)易的空間不平等效應(yīng)較小，而高區(qū)制中進出口貿(mào)易的空間不平等效應(yīng)較大，且隨著轉(zhuǎn)換變量的取值變化在高低區(qū)制間平滑轉(zhuǎn)換。這意味著進出口貿(mào)易對空間不平等影響的彈性系數(shù)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度較大、市場潛能差異度較大、政府支出較小的省份中較高。比較三個轉(zhuǎn)換變量，筆者發(fā)現(xiàn)市場潛能差異度對出口貿(mào)易的空間不平等影響效應(yīng)的作用最為突出；而對于進口貿(mào)易的空間不平等影響效應(yīng)來說，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度的影響最為顯著。

上述結(jié)論可以給我們?nèi)缦滤狞c政策啟示。

1.在繼續(xù)堅持改革開放，擴大進出口貿(mào)易的同時，必須重視進出口貿(mào)易帶來的空間不平等問題；尤其是廣東、福建、山東等沿海發(fā)達省份，在現(xiàn)有嚴重的空間不平等的局勢下，積極采取措施消減進出口貿(mào)易引致的空間不平等顯得尤為重要。

2.促進相對落后地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，降低產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度；對于沿海發(fā)達省份，加快二、三產(chǎn)業(yè)從發(fā)達地市向相對落后地市轉(zhuǎn)移，比如廣東省，促進二、三產(chǎn)業(yè)從珠三角向東、西兩翼和山區(qū)轉(zhuǎn)移，通過降低產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異度促使其進出口貿(mào)易的空間不平等效應(yīng)從高區(qū)制逐漸向低區(qū)制平滑轉(zhuǎn)換，降低進出口貿(mào)易對空間不平等的彈性系數(shù)。

3.加快相對落后地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，尤其是交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和通信基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，降低貿(mào)易壁壘，加強省份內(nèi)乃至國內(nèi)的貿(mào)易聯(lián)系；對于沿海發(fā)達省份，要重視相對落后地市的城市化進程，通過幫扶，力爭培育新的經(jīng)濟增長點，從而降低市場潛能差異度，逐步讓更多的省份從高區(qū)制中轉(zhuǎn)移到低區(qū)制中。

4.在條件允許的情況下，適度提高沿海發(fā)達省份的公共財政支出比重，對這些省份應(yīng)該加大財政轉(zhuǎn)移支付力度，扶持相對落后地區(qū)的教育、醫(yī)療衛(wèi)生、基礎(chǔ)設(shè)施等公共服務(wù)事業(yè)的發(fā)展。