對(duì)外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率與地區(qū)收入差距

　　〔摘要〕 我國(guó)地區(qū)收入差距無(wú)論從絕對(duì)差距還是從相對(duì)差距來(lái)看都呈現(xiàn)擴(kuò)大的趨勢(shì)，成為我國(guó)收入不平等的重要表現(xiàn)形式。導(dǎo)致我國(guó)地區(qū)收入差距拉大的一個(gè)重要原因就是地區(qū)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的不平衡，對(duì)外貿(mào)易不僅直接擴(kuò)大了地區(qū)收入差距，而且通過(guò)影響全要素生產(chǎn)率間接擴(kuò)大了地區(qū)收入差距。因此，采取適當(dāng)措施進(jìn)一步促進(jìn)中西部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展對(duì)縮小我國(guó)地區(qū)收入差距具有重要意義，根據(jù)目前的實(shí)際情況，要大力推進(jìn)加工貿(mào)易向中西部的梯度轉(zhuǎn)移；加大對(duì)中西部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易的政策扶植力度；優(yōu)化中西部地區(qū)出口商品結(jié)構(gòu)。
　　〔關(guān)鍵詞〕 對(duì)外貿(mào)易，全要素生產(chǎn)率，地區(qū)收入差距
　　〔中圖分類號(hào)〕F752 〔文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼〕A 〔文章編號(hào)〕1004-4175（2011）06-0070-04
　　一、引言
　　改革開(kāi)放以來(lái)，經(jīng)濟(jì)體制的轉(zhuǎn)變和對(duì)外開(kāi)放的推進(jìn)在促使我國(guó)經(jīng)濟(jì)迅速增長(zhǎng)的同時(shí)，地區(qū)、城鄉(xiāng)、行業(yè)、個(gè)人之間的收入差距也在不斷拉大。就地區(qū)收入不平等而言，根據(jù)李曉西等人〔1 〕 （P9-16 ）的測(cè)算，各省區(qū)市城鎮(zhèn)人均收入最高和最低的絕對(duì)差距由1988年的825元擴(kuò)大到2008年的15705元，相對(duì)差距由1988年的1.91倍擴(kuò)大到2008年的2.43倍；各省區(qū)市農(nóng)村人均收入最高和最低的絕對(duì)差距由1988年的961元擴(kuò)大到2008年的8716元，相對(duì)差距由3.83倍擴(kuò)大到4.2倍。由此可以看出，我國(guó)地區(qū)間收入差距無(wú)論從絕對(duì)差距還是從相對(duì)差距來(lái)看，都呈現(xiàn)擴(kuò)大的趨勢(shì)。與經(jīng)濟(jì)總量迅速增長(zhǎng)、地區(qū)收入差距擴(kuò)大相對(duì)應(yīng)，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易也呈現(xiàn)出總規(guī)模膨脹、地區(qū)發(fā)展不平衡拉大的狀況。2008年我國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口總額為179921.5億元，為1988年的47.08倍，而從地區(qū)分布上看，東部在對(duì)外貿(mào)易總額中的比重則從1988年的82.6%提高到2008年的91.07%。
　　眾所周知，對(duì)外貿(mào)易除了作為“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)動(dòng)機(jī)”、推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的功能之外，還會(huì)在一國(guó)內(nèi)部產(chǎn)生收入分配效應(yīng)。對(duì)此，S-S定理已向我們表明對(duì)外貿(mào)易會(huì)引起不同要素所有者收入的改變，這種對(duì)外貿(mào)易在不同要素所有者之間所產(chǎn)生的收入分配效應(yīng)，最終會(huì)體現(xiàn)在城鄉(xiāng)、地區(qū)、行業(yè)之間收入差距的變動(dòng)上。當(dāng)今，國(guó)際分工格局和方式的變化使得全球貿(mào)易規(guī)模不斷膨脹，新的貿(mào)易方式不斷出現(xiàn)，對(duì)外貿(mào)易對(duì)一國(guó)國(guó)內(nèi)收入分配的影響程度也會(huì)隨之不斷加深，對(duì)外貿(mào)易對(duì)收入分配的影響機(jī)制也不會(huì)僅僅局限于S-S定理所闡述的商品價(jià)格的變動(dòng)，因?yàn)樽鳛橛绊懸粐?guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的重要因素，對(duì)外貿(mào)易會(huì)引起宏觀經(jīng)濟(jì)內(nèi)部一系列因素的變動(dòng)，產(chǎn)生收入分配效應(yīng)。那么，我國(guó)蓬勃發(fā)展的對(duì)外貿(mào)易及其在各地區(qū)間發(fā)展的嚴(yán)重不平衡性對(duì)我國(guó)地區(qū)收入差距是否存在影響？如果存在影響的話，對(duì)外貿(mào)易是如何影響我國(guó)地區(qū)收入差距的？應(yīng)當(dāng)采取哪些政策措施扭轉(zhuǎn)我國(guó)地區(qū)收入差距擴(kuò)大的趨勢(shì)，實(shí)現(xiàn)地區(qū)收入差距的合理化？這成為我們需要探討和解決的問(wèn)題。
　　關(guān)于對(duì)外貿(mào)易導(dǎo)致地區(qū)收入差距的原因，席爾瓦（Silva）和雷琴科（Leichenko）〔2 〕 認(rèn)為，貿(mào)易主要通過(guò)進(jìn)出口價(jià)格（州進(jìn)口匯率、州出口匯率）影響美國(guó)各州之間的收入不平等，美元貶值所帶來(lái)的進(jìn)口價(jià)格的提高和出口價(jià)格的降低導(dǎo)致各州之間和州內(nèi)收入差距的擴(kuò)大，同時(shí)各州產(chǎn)業(yè)不同的貿(mào)易方向定位也會(huì)對(duì)各州之間的收入不平等產(chǎn)生影響。羅德里格斯（Rodrguez-Pose）和吉爾（Gill）〔3 〕 對(duì)世界八個(gè)主要經(jīng)濟(jì)體（美國(guó)、巴西、中國(guó)、德國(guó)、印度、意大利、墨西哥、西班牙）的貿(mào)易和國(guó)內(nèi)地區(qū)收入差距的研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化會(huì)導(dǎo)致地區(qū)收入差距的變化，即當(dāng)農(nóng)業(yè)相對(duì)于制造業(yè)的出口重要性下降時(shí)，地區(qū)收入差距擴(kuò)大；反之，地區(qū)收入差距縮小。原因在于，以犧牲農(nóng)業(yè)和其他第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品貿(mào)易為代價(jià)的制造業(yè)貿(mào)易的擴(kuò)張使制造業(yè)工人和制造業(yè)地區(qū)獲取了利益，而相對(duì)更加分散的農(nóng)業(yè)人口則無(wú)法獲取這些利益。
　　針對(duì)對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)地區(qū)收入差距的影響，袁東梅〔4 〕 （P92-118 ）認(rèn)為，對(duì)外貿(mào)易提高了東部的產(chǎn)業(yè)集聚水平，在產(chǎn)業(yè)集聚基礎(chǔ)上進(jìn)一步形成的技術(shù)外溢、就業(yè)增加、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)改善等一系列正向關(guān)聯(lián)效應(yīng)，對(duì)地區(qū)收入差距的形成產(chǎn)生了更為深刻的影響。王懷民、李凱杰 〔5 〕 認(rèn)為，加工貿(mào)易活動(dòng)主要通過(guò)增加GDP和就業(yè)影響收入差距，中西部與東部在加工貿(mào)易上的巨大差距是rbCcaSOEyInG12/WbGx1HQ==導(dǎo)致地區(qū)收入差距擴(kuò)大的主要原因。劉力 〔6 〕 認(rèn)為，由區(qū)域要素稟賦的差異導(dǎo)致的區(qū)域貿(mào)易規(guī)模和貿(mào)易結(jié)構(gòu)的不同決定了區(qū)域要素收益的相對(duì)變化，東部的貿(mào)易擴(kuò)展增加了東部的勞動(dòng)力與人力資本的要素回報(bào)，而中西部較低的貿(mào)易依存度與出口初級(jí)產(chǎn)品比重偏高的貿(mào)易結(jié)構(gòu)對(duì)中西部區(qū)域收入提高的作用微弱。
　　上述各位學(xué)者的研究為我們研究對(duì)外貿(mào)易對(duì)地區(qū)收入差距的影響提供了很好的借鑒，但上述研究主要分析的是對(duì)外貿(mào)易對(duì)地區(qū)收入差距所產(chǎn)生的直接影響。由于對(duì)外貿(mào)易除了作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車”之一對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到直接拉動(dòng)作用之外，開(kāi)展對(duì)外貿(mào)易所帶來(lái)的專業(yè)化分工、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、技術(shù)外溢效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)也會(huì)提高一國(guó)或地區(qū)的生產(chǎn)率水平，間接拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)和收入水平的提高。如前所述，我國(guó)各地區(qū)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展很不平衡，從而帶來(lái)貿(mào)易對(duì)生產(chǎn)率影響程度的地區(qū)差異性。因此，在研究對(duì)外貿(mào)易對(duì)地區(qū)收入差距影響的過(guò)程中，我們既要研究對(duì)外貿(mào)易對(duì)地區(qū)收入差距產(chǎn)生的直接影響，也要研究對(duì)外貿(mào)易通過(guò)影響全要素生產(chǎn)率對(duì)地區(qū)收入差距所產(chǎn)生的間接影響。本文擬對(duì)此加以探討。
　　二、對(duì)外貿(mào)易通過(guò)全要素生產(chǎn)率對(duì)地區(qū)收入差距產(chǎn)生影響的實(shí)證模型
　　本文以柯布-道格拉斯生產(chǎn)率函數(shù)為基礎(chǔ)構(gòu)建反映對(duì)外貿(mào)易以及對(duì)外貿(mào)易通過(guò)影響全要素生產(chǎn)率對(duì)我國(guó)地區(qū)收入差距產(chǎn)生直接和間接影響的實(shí)證模型，假定技術(shù)進(jìn)步為?？怂怪行缘模瑒t反映各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)可表示為： （1）
　　其中，下標(biāo)i，t分別代表地區(qū)和時(shí)間變量；Y為真實(shí)收入水平； A為生產(chǎn)的技術(shù)水平，即全要素生產(chǎn)率； K和L分別表示物質(zhì)資本和勞動(dòng)力數(shù)量，α、β分別為資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性。
　　模型（1）兩邊同除以Lit，并取自然對(duì)數(shù)，可以將模型轉(zhuǎn)變?yōu)椋簂nyit=lnAit+αlnkit+(β+α-1)lnLit （2）
　　其中，yit，kit分別為人均產(chǎn)出和人均資本。
　　根據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，技術(shù)作為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要力量不是外生給定的，而是由經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)的一系列因素所決定的。為將對(duì)外貿(mào)易引進(jìn)模型，反映對(duì)外貿(mào)易對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響，本文借鑒格林納威（Greenaway）、海恩（Hine）和賴特（Wright）〔7 〕 創(chuàng)建的模型，將貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系用如下模型表示：
　　 δ1，δ2＞0 （3）
　　其中， T為時(shí)間趨勢(shì)，X為對(duì)外貿(mào)易依存度。
　　將（3）式代入（2）式，可得到：
　　 lnyit=δ1Ti+δ2lnXit+αlnkit+(β+α-1)lnLit （4）
　　模型（4）表明人均收入的自然對(duì)數(shù)取決于對(duì)外貿(mào)易依存度、人均資本和勞動(dòng)力的自然對(duì)數(shù)。根據(jù)模型（4）和本文的研究目的，將實(shí)證模型構(gòu)建如下：
　　 Zit=α0+α1lnAit+α3lnLit+α4lnXit+α5lnXitlnAit+eit （5）
　　其中，被解釋變量Zit為各省區(qū)市歷年人均GDP的自然對(duì)數(shù)與當(dāng)年最高省區(qū)市人均GDP自然對(duì)數(shù)差的絕對(duì)值，以此作為衡量地區(qū)收入差距的指標(biāo)，該數(shù)值越小說(shuō)明地區(qū)收入差距越小，反之，則表明地區(qū)收入差距越大。解釋變量lnXitlnAit為對(duì)外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率的交叉項(xiàng)，用以反映對(duì)外貿(mào)易通過(guò)影響全要素生產(chǎn)率而對(duì)地區(qū)收入差距產(chǎn)生的間接影響。其他解釋變量的含義與前文相同。
　　
　　三、實(shí)證檢驗(yàn)對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)地區(qū)收入不平等的影響
　　為檢驗(yàn)對(duì)外貿(mào)易以及對(duì)外貿(mào)易通過(guò)影響全要素生產(chǎn)率對(duì)我國(guó)地區(qū)收入不平等的影響，本文利用我國(guó)29個(gè)省區(qū)市（不包括西藏、海南）1993年～2008年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證分析。
　　1.數(shù)據(jù)處理方法及來(lái)源說(shuō)明。（1）人均GDP為各省區(qū)市歷年GDP與當(dāng)年年底總?cè)丝跀?shù)的比值，數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。具體計(jì)算時(shí)首先將歷年GDP用以1978年為基期的GDP平減指數(shù)折算為以1978年價(jià)格表示的數(shù)額。（2）對(duì)外貿(mào)易依存度Xit為各省區(qū)市歷年進(jìn)出口總額與當(dāng)年GDP的比值，用以反映各地區(qū)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展程度，進(jìn)出口總額和GDP的數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。（3）人均資本量kit為各省區(qū)市歷年固定資本存量與當(dāng)年年末從業(yè)人數(shù)的比值。其中，固定資本存量數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與宏觀穩(wěn)定課題組〔8 〕 對(duì)全國(guó)30個(gè)省區(qū)市以1978年為基期的固定資本存量的計(jì)算結(jié)果，年末從業(yè)人數(shù)來(lái)源于《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。（4）勞動(dòng)力人數(shù)Lit用各省區(qū)市年末從業(yè)人數(shù)表示，數(shù)據(jù)來(lái)源于《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。（5）各省區(qū)市全要素生產(chǎn)率Ait按照以下方法計(jì)算得到，假定規(guī)模報(bào)酬不變，則各省區(qū)市的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)可變形為lnyit=lnAit+αlnkit，其中， yit，kit分別為人均產(chǎn)出和人均資本量，然后利用各省區(qū)市的相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)模型lnyit=α0+αlnkit+eit進(jìn)行回歸得到各省區(qū)市的資本產(chǎn)出彈性，則各省區(qū)市的勞動(dòng)產(chǎn)出彈性β=1-α。最后，將相關(guān)數(shù)據(jù)代入公式 ，即可得到各省區(qū)市歷年的全要素生產(chǎn)率值。
　　2.單位根檢驗(yàn)。為使對(duì)各變量是否存在單位根的判斷更加準(zhǔn)確，本文分別從面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)的兩大類方法中各選取兩類檢驗(yàn)方法對(duì)模型所包含變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：
　　檢驗(yàn)結(jié)果表明，所有檢驗(yàn)方法一致認(rèn)為lnA的原序列是平穩(wěn)的，對(duì)于其他變量原序列的平穩(wěn)性，各檢驗(yàn)方法則沒(méi)有得出一致結(jié)論，而對(duì)于這些變量的一階差分序列，所有檢驗(yàn)方法在1%的顯著水平上都認(rèn)為是平穩(wěn)序列，因此，可以認(rèn)為模型所涉及的變量最多是一階單整的。
　　3.協(xié)整檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)表明，模型所涉及的變量并不全是平穩(wěn)序列，為避免變量的非平穩(wěn)性可能產(chǎn)生的偽回歸問(wèn)題，在進(jìn)行回歸分析之前，本文采用高（Kao）檢驗(yàn)對(duì)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行判斷，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：
　　檢驗(yàn)結(jié)果表明，可在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，即各變量之間存在協(xié)整關(guān)系，各變量之間具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。
　　4.面板模型形式的選擇與回歸。一個(gè)面板數(shù)據(jù)應(yīng)該建立何種類型的面板數(shù)據(jù)模型，一般采用F檢驗(yàn)和H檢驗(yàn)進(jìn)行判斷。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示：
　　由表3可知，無(wú)論是F檢驗(yàn)還是H檢驗(yàn)都認(rèn)為應(yīng)當(dāng)建立個(gè)體固定效應(yīng)模型，因此，本文的面板數(shù)據(jù)應(yīng)當(dāng)建立個(gè)體固定效應(yīng)模型。由于直接對(duì)（5）式進(jìn)行回歸估計(jì)存在自相關(guān)，因此，需要在回歸中加入適當(dāng)個(gè)數(shù)的AR項(xiàng)以克服自相關(guān)問(wèn)題，對(duì)于引入AR項(xiàng)的個(gè)數(shù)，本文按照杜江等 〔9 〕 （P99-119 ）的觀點(diǎn)，以D.W.統(tǒng)計(jì)量和AR（p）的參數(shù)的顯著性作為判斷依據(jù)，在回歸過(guò)程中，逐次引入AR（1）， AR（2）…，直到杜賓-沃森檢驗(yàn)和相應(yīng)的參數(shù)顯著性檢驗(yàn)同時(shí)通過(guò)為止。當(dāng)引入3個(gè)AR項(xiàng)后，D.W.值接近于2，各參數(shù)估計(jì)值都在10%的顯著水平下顯著，統(tǒng)計(jì)量F的概率為零，模型的整體顯著性很高，R2為0.9973，表明模型的擬合優(yōu)度很高。因此，本文以此作為最終回歸結(jié)果，用于進(jìn)行相關(guān)經(jīng)濟(jì)分析的依據(jù)?；貧w結(jié)果如表4所示：
　　
　　由表4可見(jiàn)，變量lnA、lnk、lnL、lnX以及 lnXlnA的系數(shù)均為負(fù)值，表明一個(gè)省區(qū)市在這些變量上的提高將會(huì)縮小該省區(qū)市與收入最高省區(qū)市之間的收入差距，這些因素都是促進(jìn)我國(guó)各地區(qū)收入水平提高的重要因素，變量符號(hào)與相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和預(yù)期都相符合。由于lnX、lnXlnA的系數(shù)分別為-0.091和-0.0708，說(shuō)明對(duì)外貿(mào)易不僅直接擴(kuò)大了我國(guó)各地區(qū)的收入差距，而且對(duì)外貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率之間存在著重要聯(lián)系，對(duì)外貿(mào)易通過(guò)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，間接拉大了我國(guó)各地區(qū)之間的收入差距。
　　四、結(jié)論及政策建議
　　本文利用我國(guó)各省區(qū)市1993年～2008年的有關(guān)數(shù)據(jù)分析了對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)地區(qū)收入差距的影響，實(shí)證結(jié)果表明，對(duì)外貿(mào)易不僅直接導(dǎo)致了地區(qū)收入差距的擴(kuò)大，而且通過(guò)影響全要素生產(chǎn)率間接擴(kuò)大了地區(qū)收入差距。因此，我國(guó)各地區(qū)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的不平衡也是導(dǎo)致我國(guó)地區(qū)收入差距拉大的重要因素，在縮小地區(qū)收入差距的過(guò)程中不能忽視對(duì)外貿(mào)易因素的影響，應(yīng)當(dāng)采取適當(dāng)措施促進(jìn)中西部對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展，糾正我國(guó)國(guó)內(nèi)各省區(qū)市之間對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的不平衡問(wèn)題，以減少對(duì)外貿(mào)易發(fā)展不平衡所帶來(lái)的不利影響。為此，本文提出以下對(duì)策建議：
　　1.大力推進(jìn)加工貿(mào)易向中西部的梯度轉(zhuǎn)移，促進(jìn)中西部加工貿(mào)易的發(fā)展。在當(dāng)今國(guó)際分工由產(chǎn)業(yè)間、產(chǎn)品間分工向產(chǎn)品內(nèi)分工過(guò)渡，產(chǎn)品內(nèi)分工成為國(guó)際分工主導(dǎo)發(fā)展趨勢(shì)的背景下，加工貿(mào)易將成為各國(guó)參與國(guó)際分工、開(kāi)展對(duì)外貿(mào)易的主要方式。由于多方面原因，我國(guó)加工貿(mào)易主要集中在東部，隨著東部經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，東部開(kāi)展傳統(tǒng)加工貿(mào)易的比較優(yōu)勢(shì)逐步喪失，迫切需要向外轉(zhuǎn)移勞動(dòng)密集型加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)，為自身加工貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級(jí)提供空間，而我國(guó)中西部土地、勞動(dòng)力成本相對(duì)較低，具備發(fā)展勞動(dòng)密集型加工貿(mào)易的比較優(yōu)勢(shì)。因此，要采取適當(dāng)措施吸引東部沿海省市的加工貿(mào)易向我國(guó)中西部轉(zhuǎn)移而不是向其他國(guó)家轉(zhuǎn)移，使中西部借助于開(kāi)展加工貿(mào)易擴(kuò)大與世界市場(chǎng)的聯(lián)系，實(shí)現(xiàn)對(duì)外貿(mào)易的擴(kuò)張。就目前的實(shí)際情況來(lái)看，需要加強(qiáng)中西部交通、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，降低中西部開(kāi)展加工貿(mào)易的物流成本，增加中西部出口加工區(qū)、保稅區(qū)的數(shù)量，扶植中西部相關(guān)配套產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。
　　2.加大對(duì)中西部對(duì)外貿(mào)易的政策扶植力度，實(shí)行適當(dāng)?shù)牡貐^(qū)傾斜政策。中西部企業(yè)相對(duì)來(lái)說(shuō)較為弱小，其開(kāi)拓jXFqSFMYKy6OeMtKXAropA==國(guó)際市場(chǎng)和應(yīng)對(duì)國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化沖擊的能力不強(qiáng)，因此，對(duì)中西部企業(yè)開(kāi)拓國(guó)際市場(chǎng)的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)應(yīng)當(dāng)提供更加充分的市場(chǎng)供求、法律法規(guī)等信息服務(wù)支持，幫助其了解海外目標(biāo)市場(chǎng)的狀況；對(duì)其進(jìn)出口業(yè)務(wù)提供必要的出口信貸支撐，加大出口信用保險(xiǎn)支持力度，使中西部企業(yè)能夠通過(guò)采取更加靈活的貿(mào)易手段和結(jié)算方式，提高其在國(guó)際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力，擴(kuò)大貿(mào)易規(guī)模。
　　3.優(yōu)化中西部出口商品結(jié)構(gòu)。出口商品結(jié)構(gòu)既是決定一國(guó)或地區(qū)出口規(guī)模和貿(mào)易利益的一個(gè)重要因素，也是決定對(duì)外貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率影響程度的重要因素，因?yàn)楦咝录夹g(shù)產(chǎn)品和工業(yè)制成品會(huì)產(chǎn)生更強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)。因此，要著力提高中西部的工業(yè)生產(chǎn)能力，大力開(kāi)展職業(yè)技能培訓(xùn)，加大人才培養(yǎng)和人才引進(jìn)力度，以提高中西部的人力資本水平，進(jìn)一步改善投資環(huán)境，并吸引跨國(guó)公司更高技術(shù)水平、更大增值含量的加工制造環(huán)節(jié)向中西部轉(zhuǎn)移。逐步優(yōu)化中西部出口商品結(jié)構(gòu)，擴(kuò)大其對(duì)外貿(mào)易的規(guī)模和全要素生產(chǎn)率水平的提高。
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