走過30年的開放曆程,浙江的對外開放已逐步形成了自身的特色與模式,這種特色與模式決定於經濟發展模式、要素稟賦及其他多方麵的條件。隨著經濟發展水平的提高、對外開放的深入及相關條件的變化,浙江的開放模式也會進一步演進。本章著重前瞻浙江開放模式的未來趨向,預測浙江今後一個時期對外開放的發展水平,並提出進一步發展與完善浙江對外開放模式的戰略選擇。
一、浙江開放模式未來趨向的影響因素
（一）經濟全球化及國際產業轉移趨勢
自20世紀90年代以來,經濟全球化不斷深入發展,已成為當今世界的一個基本經濟特征,其進程不可逆轉。經濟全球化趨勢的繼續發展,為浙江開放模式的發展提供了新的機遇與挑戰。
全球化加快了產業的國際性轉移。特別是進入了21世紀以來,發達國家在繼續向發展中國家轉移傳統製造業的同時,也將高新技術產業的生產製造環節大規模地向有市場和成本優勢的國家和地區轉移,而且研發環節和服務貿易也開始以“外包”形式向外轉移,為發展中國家依托自身比較優勢參與國際分工和加快實現工業化創造了條件。以此為契機,我國消化吸納了發達國家的產業技術,在緩解國內商品供求矛盾的同時迅速縮短了與西方發達國家的經濟技術差距,形成了水平型與垂直型並重的新的國際分工體係。國際產業轉移和結構調整促使浙江企業通過貿易啟動方式積極融入國際生產分工體係與價值鏈網絡,開始承接跨國公司製造業與服務業的國際外包業務,或納入跨國公司的采購體係和供應鏈管理網絡。這極大促進了浙江內源式發展模式的轉型,進一步提升了浙江開放模式的適應性。但這一階段還處於初級階段,浙江企業在國際分工中的實力隻能取得生產利潤,而研究開發利潤、銷售利潤和無形資產利潤等利潤的主要部分被其他國家獲得。
目前,浙江區域經濟特色顯著,形成了出口商品主體多元化、出口商品多元化、出口市場多元化、出口方式多元化的獨特優勢,具有明顯的產業對接能力。這些優勢促進了浙江民營經濟初步融入跨國公司國際生產分工體係與價值鏈網絡,也促進了浙江開放模式的轉型。
與此同時,經濟全球化也給浙江的對外開放帶來了新的挑戰。（1）經濟全球化使浙江開放模式受外部環境影響更大。經濟全球化使得浙江與外部經濟相互聯係、相互滲透的程度加深,國外的經濟危機更容易向浙江蔓延,特別是金融全球化使得浙江的金融市場受國際金融動蕩和經濟危機的衝擊風險增大。（2）經濟全球化在企業層麵開放使浙江的企業麵臨巨大的競爭壓力。由於浙江的企業多從事技術含量和增加值低的勞動密集型產業和加工製造環節,在國際分工中處於不利地位,與發達國家相比其獲利能力有限,全球化使得浙江企業在國際分工中的競爭地位越來越被動。同時,隨著全球化的推進,發達國家的跨國公司憑借其資金、技術優勢,不僅以資本和技術收益的形式“合理”地拿走大量全球化“紅利”,而且迫使浙江企業在低端同層次競爭,使浙江企業在全球化過程中麵對更多的壓力。
（二）全球經濟形勢變化趨勢
在未來幾年,世界經濟發展充滿不確定性。美國經濟前景不明,歐洲經濟增長放緩,風險不容忽視。不過,中國、印度、俄羅斯的發展在一定程度上降低了美國與歐洲經濟低迷對全球經濟的增長的衝擊。未來全球經濟形勢呈現以下變化趨勢：
（1）美國的金融動蕩將波及全球經濟,尤其是歐洲，分析人士認為，北美、西歐和日本等發達經濟體在這次金融動蕩中遭受的衝擊將是最嚴重的。因此,全球經濟在不久的將來將經曆一段艱難的時期。聯合國經濟和社會事務部發布的《2008世界經濟形勢與展望》指出,美國房市泡沫破滅以及信貸危機加深、美元貶值以及全球貿易失衡等因素將繼續給全球經濟帶來不確定性,並且隨著美國次貸危機不斷加重,全球金融市場惜貸氣氛濃厚。美國的經濟疲弱將直接影響到中國乃至浙江的對外開放（包括進口、出口、外商直接投資及對外投資等）,因為美國的經濟疲軟勢頭會通過對外貿易、生產要素的移動等逐步蔓延到西歐和日本,隨著時間的進一步推移,這種下滑勢頭將滲透到新興經濟體,使全球經濟增長減緩。全球經濟增長的減緩必然促使全球需求的減少,作為“世界製造中心”的中國,其產品的進出口必然受阻,而中國東部沿海的浙江也不例外。因此,如何適應當前及未來的全球經濟形勢,是浙江對外開放模式在未來發展路程上不得不考慮的問題。
（2）新興經濟體（如中國、印度等）在全球經濟發展中的作用逐步增大,將是世界經濟走出低迷的重要動力。國際貨幣基金組織（IMF）在其最近的一份《全球經濟展望》報告中指出：新興市場和發展中國家頂住了最近的金融風暴衝擊,為2008年強勁的全球增長提供了基礎,並且以購買力平價理論衡量,中國和印度將首次成為對世界經濟增長貢獻最大的國家。
發展中國家的崛起,對浙江未來的開放模式提出了新的要求：一方麵要加快從依靠成本價格轉向依靠技術革新、產品創新方麵的轉變,以適應發達國家市場的需求；另一方麵,需注意適當加大對新興經濟體的開放,應該鼓勵有競爭能力的企業進行對外投資,特別是到發展中國家投資。
（三）浙江經濟發展趨勢
區域對外開放的模式或其微觀主體所體現的普遍特征,是在特定經濟發展環境下所形成的,而這些特定的經濟發展環境中,基於經濟成長性特征的環境所構成的一般屬性則體現了特定的經濟發展階段。換句話說,經濟發展所體現出的特征決定了一個區域的開放模式或者微觀主體的普遍行為特征。
改革開放以來,浙江得益於區域的改革先發優勢、民營經濟的體製機製優勢和獨特的區域產業結構優勢,經濟保持了持續快速的增長,GDP年均增長達13.1%,大大高於全國平均水平,從一個資源小省變成了經濟大省,創造了被譽為“浙江模式”的神話。2007年,全省生產總值達18640億元,人均生產總值為37130元,城鎮居民人均可支配收入達20574元,農民人均純收入達8265元。目前,浙江正處於人均GDP從5000美元到1萬美元的發展轉型,即從中等發達的經濟體向發達經濟體轉變的關鍵時期。這必將導致消費結構和消費檔次的更為根本性和大規模的轉型。勞動密集型產品的增長空間將減少,資本和技術密集型產品將成為推動企業和經濟成長的主要動力,因此,生產結構也將進一步調整。而生產結構、消費結構的轉變必然導致對外開放模式的轉變,即經濟的發展對基於原有經濟階段的開放模式會不斷提出根本性的革新要求,以適應新的經濟發展需要。
隨著巨大的財富和榮耀的產生,也給浙江帶來了不少隱患,特別是在資源和環境等方麵浙江付出了巨大的代價。如一味地堅持“老式”發展路子,浙江的經濟發展與對外開放必然無法持續。
基於自然資源及環境承受能力的製約,浙江經濟與對外貿易不能繼續走數量擴張型、低附加值的粗放型出口貿易老路子,否則,利用大量的區域內資源生產廉價的出口商品,會激化出口快速增長與資源能源緊缺的矛盾,並且會給環境帶來巨大的危害。為了緩解這一矛盾,政府也正在不斷地改善經濟政策,如2006年1月起我國對資源型產品和高能耗型產品的出口加征了出口關稅,2007年又降低了部分紡織品的出口退稅,這些政策變動將對浙江不少企業相關產品的出口產生較大影響。另外,從長遠來看,出口退稅將有可能被取消,資源型和高能耗型產品的稅率將會提高,範圍將會擴大。這樣,以紡織服裝等勞動密集型產品為主的浙江開放型經濟在對外開放中將受到較大的衝擊,為此浙江作為一個經濟整體需在出口產品結構上進行必要的調整與優化,即浙江未來的開放模式必須走集約化、高附加值、低汙染的對外開放路子。
二、浙江對外開放發展趨勢預測與前瞻
為了科學預測未來一個時期浙江外貿與外資的發展規模與水平,我們分別運用了兩種規範的計量經濟學預測方法：時間序列預測法和相關因素回歸法,並結合浙江經濟發展的實際情況做了綜合分析與判斷。
（一）基於時間序列模型的預測
當從動態角度觀察某個經濟變量時,例如浙江省吸收國際直接投資,就會得到一係列的觀測值：FDIt,FDIt-1,…,每個觀測值其實是一個隨機變量,它由於受到各種相關因素的幹擾,從而表現出按一定的規律變動。時間序列模型就是利用數理統計的方法構建出這個規律,並預測未來幾年經濟變量的情況。
按時間次序排列的隨機變量序列：FDI1,FDI2,…,時間集T={t∈N;t=1,2,3,…}。任何時間序列經過合理的函數變換後都可以被認為是由四個部分疊加而成的,即趨勢成分、季節成分、周期成分和剩餘或“不規則”成分,趨勢（T）反映了待估變量（進出口總額）緩慢、長期的變化特征,在經濟領域,趨勢通常由人口、製度、消費習慣、技術等因素緩慢演變而形成；季節（S）是序列每年中表現出的一種重複變動模式,季節性源於那些與日曆（如天氣、節假日）有關的因素,在本章的分析中,由於考慮的是年度數據,因此基本上不存在季節成分的影響；周期（C）主要指變量受到經濟衝擊或自身前期值的影響,而呈現出慢且持續的變化特征,序列具有高度的相關性；在對趨勢、季節、周期逐一建模和預測後,剩餘成分（R）（白噪聲）則是不可預測的,其變動無規則可言,如果還能對這部分進行預測,那說明前麵的模型並不理想。
由此,外商直接投資總額的加法分解形式為。
FDIt=Tt+Ct+Rt（9·1）
1.趨勢分解
觀察1986—2006年整個浙江省的外商直接投資總額情況（圖9·1）,起始年份選為1986年,很明顯,從1986年到2006年,浙江省外商直接投資總額表現出很強的增長趨勢,特別是1999年以後這種趨勢更加顯著。圖9·2是數據取對數後的圖形,取對數主要是為了消除異方差性,對數變換可以“壓縮”逐漸變大的方差。從圖9·2中可以觀察到明顯的向上線性趨勢,也即,關於時間的一個線性函數可以很好地描述這種向上趨勢。
Tt=β0+β1t（t=1,2,3,…）（9·2）
其中，Tt表示銷量時間趨勢，βi表示係數，t表示時間虛擬變量。
圖9·11986—2006浙江吸引外商直接投資情況
資料來源：浙江省統計局網站。
圖9·21986—2006浙江吸引外商直接投資的對數值
表9·1給出了計量軟件計算的ln（FDI）對時間趨勢的線性回歸結果,根據t統計量的p值和R2值可以判斷線性趨勢是高度顯著的,但D.W.(0.327414
其中：擬合度R2=1-Tt=1e2tTt=1(yt-t)2
F統計量F=(SSRres-SSR)/(k-1)SSR/(T-k)
D.W.=Tt=2(et-et-1)2Tt=1e2t,AIC=exp2kTTt=1e2tT,SIC=kTTt=1e2tT
表9·1對數變換後的外商直接投資：一次趨勢回歸
變量係數標準差t統計值概率
C7.6798670.29093326.397420.0000
T0.3108170.02317013.414760.0000
可決係數0.904501因變量的期望值2.027828
調整後的可決係數0.899475F統計值179.9558
D.W.值0.327414概率（F統計值）0.000000
圖9·3對數變換後的FDI：一次趨勢回歸的殘差圖
2.周期分解
周期時間序列的預測模型要求該序列的均值和協方差結構在時間上是平穩的,這預示著在一定程度上控製過去的規律等同於控製未來的規律,利用過去的信息可以估測未來。
描述周期性的一般模式是ARMA（自回歸移動平均）模型,其數學形式為：
μt=1μt-1+2μt-2+…+Pμt-p-θ1εt-1-θ2εt-2-…-θqεt-q+εt（9·3）
其中μt，μt-1,…是時間序列,其變動表現出一定周期性,由經濟“衝擊”導致前期值對後期變量有持續性的影響；εt，εt-1,…是白噪聲（或稱為新息）,εt在時間上不相關,具有零均值、常方差特點,是最簡單的平穩序列,白噪聲簡寫為：εt～WN(0,σ2)。顯然,獨立的白噪聲過程是不可預測的,它事實上是整個模型的預測誤差（R）,ARMA模型就是利用T時刻信息集（包含現在和過去）Ωt={μt,μt-1…,εt,εt-1,…}期望得到μ在未來某個時刻T+h的最優預測。
寫成滯後算子形式：
(1-L)μt=(1+θL)εtεt～WN(0,σ2)（9·4）
其中,平穩性要求i
圖9·4一次趨勢回歸：殘差序列μt的自相關係數AC和偏自相關係數PAC
根據上麵殘差（μt）序列所表現出的特征,進行ARMA(p,q)模型的識別。自相關函數和偏相關函數刻畫了序列μt的特征,平穩序列的自協方差在時間上是穩定的,其大小僅取決時間間隔（或位移）τ,而與時間t無關；偏自相關係數測度的則是在控製μt-1,μt-2…,μt-τ+1影響後μt和μt-τ之間的關聯程度,即μt和μt-τ之間偏相關程度,如圖9·4,殘差序列μt的樣本自相關函數表現出緩慢的振蕩衰減,而樣本偏自相關函數在位移2處出現了截尾,揚·博克斯統計量在所有位移處都拒絕了白噪聲的零假設。考慮沃爾（Wold）近似表示——ARMA(p,q)模型,驗證p,q小於等於4的所有ARMA(p,q)模型,根據AIC和SIC準則及其他統計診斷指標,確定ARMA（3,2）模型比較適合（見表9·2）。
下麵給出計量軟件計算的結果：
表9·2FDI的確定ARMA（3,2）結果
變量係數標準差t統計值概率
C8.8651190.66015613.428810.0000
T0.2328130.02080711.189300.0000
AR（1）0.7279490.2303083.1607550.0091
AR（2）0.2319770.4008820.5786670.5745
AR（3）-0.4908250.229343-2.1401350.0556
MA（1）-0.0213030.000435-49.016600.0000
MA（2）-0.9588240.338656-2.8312620.0163
可決係數0.990806因變量的期望值1.591538
調整後的可決係數0.985790F統計值197.5617
D.W.值2.364797概率（F統計值）0.000000
3.完整模型
在上麵估計的結果中,R2和各個變量的t統計量也不錯,另外D.W.統計量（2.364797）處於du
ln(y⌒t)=β⌒0+β⌒1t+μtt=1,2,3,…（9·5）
其中(1-L)μt=(1+θL)εt,最後一項εt（新息）是白噪聲,εt～WN(0,σ2),它對任何t,s滿足Eεt=0,Var(εt)=σ2且E(εtεs)=0。趨勢Tt,表示為：Tt=β0+β1t,最後計量軟件給出的最後方程為：
ln(FDI)=8.865118643+0.2328128358*T+［AR(1)=0.7279486433,AR(2)=0.2319774183,AR(3)=-0.4908246641,MA(1)=-0.02130300865,MA(2)=-0.958823579,BACKCAST=1989］
圖9·5對數變換後的FDI：包含ARMA（3,2）擾動的一次趨勢回歸、殘差圖
根據計量軟件本身的特性,我們運用其中的Forecast功能,運用上述方程得出到2006—2015年浙江吸引FDI的預測值：
FDI2008=142,FDI2009=180,FDI2010=232,FDI2011=300,FDI2012=386,FDI2013=491,FDI2014=619,FDI2015=776（億美元）
運用上述方法,同樣可得到進口、出口2006—2015年的預測值如下：這裏需要指出的是進口進行周期分解采用的是ARMA（1,1）,出口周期分解采用的是ARMA（0,1）.其方法與FDI相同,筆者在此就不再累贅。
IM2008=622,IM2009=792,IM2010=1008,IM2011=1283,IM2012=1633,IM2013=2079,IM2014=2646,IM2015=3368（億美元）
EX2008=1540,EX2009=1973,EX2010=2529,EX2011=3242,EX2012=4156,EX2013=5328,EX2014=6832,EX2015=8760（億美元）
（二）基於相關因素回歸模型的預測
因素回歸模型的預測是依據經濟相關理論,采用計量的方法,把影響經濟變量變化的主要因素之間的關係用數學函數形式確定下來,並將相關因素在預測期內的估計值帶入模型,以此得到被解釋變量的預測值。它討論的是多變量之間的相互關係,這不同於時間序列模型的單變量分析。
回歸模型有時也稱因果模型,在線性回歸模型中,
Yt=α0+α1x1,t+α2x2,t…+αnxn,t+εt（9·6）
假設x1,t,x2,t,…,xn,t是有助於或影響yt,由於這個原因,左邊的變量有時也稱為“內生”變量或“被解釋”變量,右邊的變量稱為“外生”變量或“解釋”變量。例如在研究進出口總額的變動時,會考慮到與此相關的其他變量,如GDP、投資、消費等,這些變量的變動都會影響整個進出口總額的情況。如果能建立它們之間的動態關係,就可以對未來進出口的總額進行預測。
1.相關性分析
改革、開放以來,浙江省GDP、固定資產投資以及社會消費品零售總額在整體上呈現上升趨勢,它們影響到進出口總額的波動情況,當總體經濟增長加速時,進出口總額也上升；但當經濟增長減緩時,進出口總額也會跟著下滑,進出口總額和這些變量之間存在較密切的聯係,其線性相關程度可以用變量間相關係數（ρXY）表達出來,在數理統計中已經證明,兩個變量X和Y的總體相關係數為：
ρXY=Cov(X,Y)Var(X)Var(Y)（9·7）
而兩個變量X和Y的樣本相關係數為：
ρXY=(Xi-)(Yi-)(Xi-X)2(Yi-Y)2（9·8）
其中：Xi和Yi分別為變量X和Y的樣本觀測值；和分別為樣本值的平均數。
根據以上計算方法,結合計量軟件可以得出外商直接投資、進口、出口與GDP、全社會投資、社會消費品零售總額相關係數如表9·3所示：
表9·3相關係數ρXY
ρXYGDP全社會投資社會消費品零售總額
FDI0.9731160.9908490.943131
出口0.9593400.9712180.923356
進口0.9702920.9864770.937338
從相關係數上看,外商直接投資、進口、出口與GDP、全社會投資、社會消費品零售總額相關係數都很高,其中全社會投資與FDI相關性最高,說明浙江本區域內的投資對國外資本進入浙江區域的帶動作用最大,同時本地區全社會投資與出口、進口的相關性也都是最大的,對於這一點並不難理解,一旦浙江的投資增加了,其進出口必然增加,因為投資增加導致了生產能力增加,一方麵進而帶動出口增加,另一方麵提高了對原材料的需求,從而提升進口。
2.回歸模型的確定
分析了與進出口總額有關的幾個主要因素之後,可以建立相關因素計量回歸模型。這個模型主要根據被解釋變量自身的曆史值以及解釋變量的曆史值建立它們之間某種線性關係並利用該關係預測被解釋變量,變量的交互關係使得預測模型更為直觀。在預測模型中,被解釋變量（內生變量）為出口、進口和FDI中的一種,而解釋變量（外生變量）分別為GDP、全社會固定資產投資以及社會消費品零售總額,假設模型如下：
Yt=α0+α1GDPt+α2It+α3Ct+εt（9·9）
其中,Yt表示解釋變量,GDPt表示國內生產總值,It表示全社會固定資產投資,Ct表示社會消費品零售總額,而εt是白噪聲,為獨立的零均值、常方差過程。
利用1986—2006年期間Yt,GDPt,It,Ct的曆史值做回歸分析,結果如下：
三、浙江對外開放模式的戰略選擇
（一）實施質量效益型開放戰略
從浙江對外開放整體貿易結構看,仍以勞動密集型產品為出口主體,出口在很大程度上是靠數量擴張帶動的,其出口的產品多為科技含較低、附加值不高的中低端產品,如紡織、服裝、鞋類、箱包、床具、玩具、傘具、打火機、眼鏡等。出口產品技術含量低,質量不高,致使浙江對外貿易結構總體層次和效益較低,整體出口結構仍然以低附加值產品出口為主,通過國際貿易獲得的經濟利益非常有限。更有甚者,很多浙江企業滿足於低質量產品帶來的低收益,對產品品質的提高並不在意。出口產品的質量如何,直接關係到浙江對外開放模式的戰略型調整,以及更好地利用區內、區際、國際三種資源、三種市場,不斷增強浙江開放型經濟的動力和後勁。因此,在提高出口產品質量,完成數量型向質量型轉變是浙江開放模式完善的關鍵。要做到產品質量的提升,可從以下幾個方麵著手：
（1）應優化科技創新體係,提高產品整體質量,力爭部分優質產品生產與國際技術標準接軌。浙江應該借助知識經濟帶來的優勢,通過完善自身的創新體係,增強產品的技術含量和品質內涵,以期在激烈的國際競爭中贏得市場。同時我們應該看到,浙江在部分產品出口上具備一定的質量優勢,對於此類產品,也應進一步提升其質量,使之成為國際技術標準。在知識時代的今天,國際競爭已經逐漸由傳統的生產規模和產品質量的競爭轉向國際技術標準的競爭,誰掌握了生產技術標準,誰就掌握了產品質量的決定權。因此,從長遠而言,掌握產品的生產技術標準才是提高產品質量的根本。
（2）要優化出口產品結構,不斷提高產品的知識、技術含量和附加值。要以自有品牌、自主知識產權和自主營銷為重點,引導企業增強綜合競爭力，支持自主性高技術產品、機電產品和高附加值勞動密集型產品出口。嚴格執行勞動、安全、環保標準,規範出口成本構成,控製高耗能、高汙染和資源性產品出口。繼續發展加工貿易,著重提高產業層次和加工深度,增強國內配套能力,促進國內產業升級。根據浙江的產業發展基礎與產業的外貿競爭力,今後要特別注重勞動密集型產業的內部升級和要素密集性的逆轉,不斷提高其產品的知識、技術含量和附加值,以扭轉目前的低層次競爭所帶來的低價競銷的不利局麵。
（3）加強知識產品保護,提高質量改進實施者的獲利能力,激勵生產者改進產品質量。受到傳統觀念與發展水平的影響,浙江知識產品保護力度還有限,發展相對滯後。部分產品一生產出來,往往即被其他產品模仿,正是由於其他產家的模仿,造成創新型產家失去進行技術創新以提高產品質量的動力,從而導致產品質量長期停滯不前。因此有必要加強知識產權保護,提高質量改進者的獲利能力,為浙江企業提升產品質量提供製度保證。
（二）培育基於高級要素的國際競爭力
浙江企業在對外開放中有一明顯特征,即“價格競爭力較強,質量和服務等非價格競爭力次之,高層次產品競爭力最弱”,這導致浙江企業在國際分工中隻能取得生產利潤,而研究和開發利潤、銷售利潤和無形資產利潤等利潤的主要部分都被其他國家獲得。導致這一現象的主要原因在於：高級生產要素特別是技術與知識的缺失。現有研究表明：知識已經取代原材料、能源、資本成為第一生產要素,知識要素的收益遞增為一國貿易的發展提供了持續的動力。因此,充分利用當前浙江對外開放的發展勢頭,使成本型開放向知識型開放轉變,這是浙江對外開放模式轉型的一項重要戰略任務。浙江經濟的進一步發展要不斷提高國際要素的汲取能力,積極汲取國外的資本﹑技術﹑人才等資源,在更高層次與更廣領域優化資源配置,為此,必須從進口貿易﹑引進外資﹑對外投資多個方麵來增強要素的汲取能力。
要積極合理地擴大進口,加大引進國外先進技術和設備的力度。必須研究製訂係統完整的技術引進政策,並納入統一的產業政策之中。技術引進政策的製訂,要注意與主導產業的培育相協調,與吸引跨國公司的產業選擇相協調,與出口產品的升級方向相協調,與本省的技術發展和人才培育政策相協調。同時,要提高企業消化﹑吸收﹑創新國外先進技術的能力和水平,以推動產業競爭力的提升。