時間：2023-07-16 08:51:55
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本文以美國1976—2010年的數(shù)據(jù)作為樣本區(qū)間,以美國國際收支平衡表中美國擁有所有權(quán)的國際直接投資衡量其對外直接投資,以美國人口普查局(U.S.CensusBureau)統(tǒng)計的美國貨物進口額和出口額來衡量其對外貿(mào)易(如無特別說明下文提及進出口貿(mào)易均指貨物貿(mào)易不含服務(wù)貿(mào)易)。為了消除非平穩(wěn)時間序列的異方差性,在開始分析前,對上述數(shù)據(jù)均進行自然對數(shù)變換。因此在文中用Ln(FDI)、Ln(EXG)、Ln(IMG)分別表示美國對外直接投資、出口額、進口額的對數(shù)。以下對美國1976—2010年的出口額、進口額和對外直接投資額的時間序列數(shù)據(jù)進行經(jīng)濟計量分析,以此檢驗美國直接投資和國際貿(mào)易之間的關(guān)系。
(一)時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗
在對經(jīng)濟變量的時間序列進行回歸分析前,首先要進行單位根檢驗,以判別序列的平穩(wěn)性,避免非平穩(wěn)時間序列之間經(jīng)常發(fā)生的偽回歸現(xiàn)象。只有通過了平穩(wěn)性檢驗的時間序列數(shù)據(jù),才能進行回歸分析。在此對序列平穩(wěn)性采用ADF檢驗,根據(jù)檢驗結(jié)果,Ln(FDI)、Ln(EXG)、Ln(IMG)3個變量原序列的ADF檢驗值都大于1%的顯著性水平下對應(yīng)的臨界值,而且概率p值也較大,因此不能拒絕存在單位根的原假設(shè),說明在1%的顯著性水平下各變量對數(shù)都沒有通過平穩(wěn)性檢驗,即它們都是非平穩(wěn)序列;而這些對數(shù)變量的一階差分(分別用dLn(FDI)、dLn(EXG)、dLn(IMG)表示)在1%的顯著水平下都通過了平穩(wěn)性檢驗,說明這些變量具有一階單整性。協(xié)整理論指出:如果變量都是單整變量而且具有相同的單整階數(shù),那么這幾個變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系,表明這幾個變量的某種線性組合可能是平穩(wěn)的。因此,可以進一步對上述變量進行協(xié)整檢驗。
(二)協(xié)整性檢驗
協(xié)整檢驗的意義在于揭示變量之間是否存在一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。有些時間序列,雖然它們自身非平穩(wěn),但其某種線性組合卻平穩(wěn),這種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系稱為協(xié)整關(guān)系。對于經(jīng)過平穩(wěn)性檢驗后為非平穩(wěn)的序列來說,需要進行協(xié)整檢驗以分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。本文采用喬納森于1995年提出的基于VAR模型的協(xié)整檢驗方法。VAR模型通常用于相關(guān)時間序列系統(tǒng)變量相互關(guān)系的分析和隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響。鑒于文中重點研究美國對外直接投資與進、出口額之間的關(guān)系,不考慮其他因素,將一般的VAR模型的數(shù)學(xué)形式簡化為僅含有以Ln(FDI)和Ln(EXG)、Ln(FDI)和Ln(IMG)為內(nèi)生變量且不含外生變量的模型形式。為了確定上述模型的合適滯后長度p,在Eviews6.0計量軟件中選擇盡可能大的滯后階數(shù)8進行滯后長度檢驗,并根據(jù)實際研究中比較常用的AIC和SC信息準(zhǔn)則,可以確定模型合適的滯后期為1。當(dāng)模型滯后階數(shù)為1時,VAR模型中2/3以上的參數(shù)顯著性通過了檢驗。模型中各個方程的擬合優(yōu)度分別達到0.983516、0.816980、0.986733、0.820384,很高的擬合優(yōu)度表明各個方程能夠較好地描述相關(guān)經(jīng)濟現(xiàn)象。進一步在這個模型的基礎(chǔ)上采用喬納森協(xié)整檢驗法檢驗Ln(FDI)和Ln(EXG)、Ln(FDI)和Ln(IMG)之間是否具有協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗結(jié)果如表1、表2。從上述檢驗結(jié)果可以得出,在5%顯著性水平下,美國進出口與對外直接投資的跡統(tǒng)計量拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的虛擬假設(shè),說明美國進出口與對外直接具有協(xié)整關(guān)系,標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系式為:Ln(EXG)=-0.56Ln(FDI),Ln(IMG)=0.08Ln(FDI)。因此,美國進出口與對外直接投資存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系:對外直接投資與出口存在負(fù)相關(guān)關(guān)系,與進口存在正相關(guān)關(guān)系。
(三)Granger因果檢驗
即使一些經(jīng)濟變量顯著相關(guān),它們的相關(guān)關(guān)系未必是有意義的。如何分析變量之間的相關(guān)關(guān)系,如何判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因,是計量經(jīng)濟學(xué)中的常見問題。Granger(1969)提出一個判斷因果關(guān)系的檢驗,這就是Granger因果檢驗。本文利用此方法檢驗美國進出口與對外直接投資的因果關(guān)系,滯后期仍選擇1,經(jīng)計量軟件運行后的結(jié)果如表3、表4。從表3、表4的結(jié)果可以看出:在5%的顯著性水平下,檢驗拒絕Ln(FDI)不是Ln(EXG)的Granger原因的原假設(shè),拒絕Ln(EXG)不是Ln(FDI)的Granger原因的原假設(shè);在5%的顯著性水平下,檢驗不能拒絕Ln(FDI)不是Ln(IMG)的Granger原因的原假設(shè),拒絕Ln(IMG)不是Ln(FDI)的Granger原因的原假設(shè)。因此可以得出結(jié)論,美國對外直接投資與進出口具有如下的因果關(guān)系:①美國FDI變動是影響出口變動的原因;②出口變動是影響美國FDI變動的原因;③進口變動是影響美國FDI變動的原因。
(四)計量分析中反映的總量特征及原因分析
1、美國對外直接投資抑制美國出口貿(mào)易。從協(xié)整檢驗的結(jié)果可知,美國出口貿(mào)易與對外直接投資呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系,說明對外直接投資增長反而引起出口貿(mào)易的減少。眾所周知,跨國公司在新的國際分工格局之下成為國際直接投資的主體,目前全球90%的跨國公司集中在發(fā)達國家,而美國更是擁有了具有突出競爭優(yōu)勢跨國公司的大多數(shù),美國是資本輸出的主要國家,美國的跨國公司通過直接投資利用他國具有比較優(yōu)勢的資源并整合為自己的競爭優(yōu)勢。這些跨國公司為了提高國際競爭力、獲取全球利潤最大化,在產(chǎn)品增值鏈條中將制造業(yè)環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移到發(fā)展中經(jīng)濟體,首先轉(zhuǎn)移的是勞動密集型制造業(yè)加工環(huán)節(jié)、工序或零部件,隨后向高端加工延伸。轉(zhuǎn)移的制造產(chǎn)品大多原地銷售或出口到其他國家,還有部分返銷回美國,這就導(dǎo)致原本由美國出口的部分產(chǎn)品不再經(jīng)由美國出口,美國出口貿(mào)易額相對于對外直接投資的增長反而下降了。
2、美國出口貿(mào)易的增減會引起對外直接投資的反向變動。美國作為世界第一大經(jīng)濟體、主要發(fā)達國家之一,其國內(nèi)的資源、土地、勞動力、環(huán)境等成本處于較高水平,在生產(chǎn)全球化的背景下,美國一些本土產(chǎn)品的價格往往高于世界市場的平均價格,因此美國出口貿(mào)易減少,其跨國公司選擇對外直接投資的方式在其他國家尋求最佳資源配置從而獲得國際市場的競爭優(yōu)勢,這就表現(xiàn)出出口貿(mào)易減少而對外直接投資增加的現(xiàn)象。美國常年面臨巨額貿(mào)易赤字,面對金融危機等惡劣經(jīng)濟環(huán)境時,政府和公眾往往期望跨國企業(yè)抽回海外投資,增加本國工作崗位,緩解失業(yè)率居高不下的壓力,同時有利于增加出口減少貿(mào)易赤字,這就會表現(xiàn)出出口貿(mào)易增加而對外直接投資減少的現(xiàn)象,這從一個側(cè)面說明了出口貿(mào)易與對外直接投資此消彼長的關(guān)系。
3、美國進口貿(mào)易引起美國對外直接投資同向變動。從協(xié)整檢驗的結(jié)果可以看出美國進口貿(mào)易與對外直接投資有著很強的促進作用,美國作為資本充裕技術(shù)領(lǐng)先的發(fā)達國家,其進口產(chǎn)品中勞動密集型產(chǎn)品、重要能源和資源占較大比重。對于勞動密集型產(chǎn)品,美國跨國公司通過生產(chǎn)環(huán)節(jié)全球布置的方式實現(xiàn)國外生產(chǎn)返銷本土的生產(chǎn)貿(mào)易模式,在廣大發(fā)展中經(jīng)濟體常見的加工貿(mào)易就是這種模式的產(chǎn)物,而這種貿(mào)易模式的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)十分顯著,因此對美國直接投資具有較強的促進作用。對于資源密集型產(chǎn)品,美國跨國公司為了搶占全球戰(zhàn)略資源,通過對外直接投資控制重要資源的開發(fā)經(jīng)營權(quán),此類產(chǎn)品進口需求的增加勢必增加美國跨國公司對外直接投資的動力。
二、結(jié)論及建議
綜合上述分析,可以得出如下結(jié)論:美國對外直接投資與出口貿(mào)易之間存在穩(wěn)定的負(fù)相關(guān)關(guān)系,進口貿(mào)易引起美國對外直接投資同向變動?？偟膩碚f,美國貿(mào)易投資一體化處于相關(guān)性強、相互作用大、不同區(qū)域或行業(yè)特征差異明顯的高級階段。結(jié)合美國貿(mào)易投資一體化的特征,我國在貿(mào)易投資一體化實踐中應(yīng)注意以下幾個方面:
以往我國憑借廉價勞動力資源完成出口貿(mào)易和產(chǎn)品競爭任務(wù)，經(jīng)過經(jīng)濟不斷發(fā)展、勞動力成本全面增加，我國在勞動力成本上的優(yōu)勢地位開始日漸削弱，比如勞動密集型的紡織類制造行業(yè)，也開始日漸衰萎并不得不朝東南亞一些國家比如向菲律賓、泰國等轉(zhuǎn)移。歸結(jié)來講，我國進行優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)獨立發(fā)展，夕陽產(chǎn)業(yè)對外投資，對于其日后貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整十分有利，將會全面帶動周邊產(chǎn)業(yè)的出力。
2.進一步維持國際收支平衡狀態(tài)
經(jīng)過對外直接投資的控制，國家收支會得到進一步平衡，在保證匯率穩(wěn)定的基礎(chǔ)上，規(guī)避出口競爭力過低，使得我國對外出口競爭實力和市場份額持續(xù)擴大。
3.持續(xù)輔助相關(guān)企業(yè)主動繞過貿(mào)易壁壘
通過跨國并購或是在海外設(shè)置子公司，可以讓我國企業(yè)更快的擠入國際市場，使得因為貿(mào)易避雷造成的貿(mào)易限制問題得以順勢消除，全面增加產(chǎn)業(yè)貿(mào)易數(shù)量并強化企業(yè)國際綜合競爭實力，最終帶動關(guān)聯(lián)產(chǎn)品出口貿(mào)易。
4.快速賦予我國企業(yè)強效的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)
向發(fā)達國家邁進，進行綠地投資并構(gòu)建起專業(yè)化的分支機構(gòu)，能夠愈加接近東道國的R&D資源，保證及時介入所在產(chǎn)業(yè)高端技術(shù)集聚區(qū)域并加以模仿學(xué)習(xí)，從中獲取先進的知識和技術(shù)。長此以往，令自身所有權(quán)優(yōu)勢得以全面增加，并順勢擴充出口貿(mào)易范疇以及對國際的影響效應(yīng)。最好的例子就是大連機床企業(yè)，就是憑借并購渠道，進行逆向技術(shù)溢出實時性獲取，躋身于世界十大機床排位。
二、現(xiàn)階段我國對外直接投資工作中面臨的具體挑戰(zhàn)困境
1.政府管理缺乏應(yīng)有的統(tǒng)一聯(lián)帶性
許多企業(yè)無法在對外直接投資前深入性調(diào)查掌握國外法律法規(guī)，致使在并購工作中處于弱勢地位，不能獲得政府可靠的支持。
2.對外直接投資行業(yè)分布結(jié)構(gòu)機理嚴(yán)重紊亂
自2011年開始，我國對外投資中，占比比較大的分別是租賃、商務(wù)服務(wù)、采礦、批發(fā)和零售制造等領(lǐng)域，大約占據(jù)整體投資份額的77%，相比之下，關(guān)于軟件、科學(xué)研究等高新科技產(chǎn)業(yè)占據(jù)的比重就顯得較小，幾乎只有2.1%。由此看來，我國對外直接投資層次過低，并且缺乏技術(shù)和知識密集型行業(yè)的支持。
3.專業(yè)型人才資源儲備數(shù)量不夠充足
事實上，我國許多跨國行業(yè)都缺乏跨國性經(jīng)營管理人才，致使后期直接投資活動遺留深刻的隨意和盲目患，長此以往便會令海外經(jīng)營能力持續(xù)降低，嚴(yán)重情況下直接陷入虧損等被動境遇。如2011年我國陷入虧損的境外企業(yè)便已經(jīng)達到23%。
透過宏觀角度觀察，當(dāng)前我國對外直接投資，不管是在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、參與企業(yè)實力、國際競爭潛質(zhì)等方面，都和西方發(fā)達國家市場競爭規(guī)范訴求有著較大差距，在此期間，西方發(fā)達國家更利用嚴(yán)格規(guī)定限制我國對外投資力度。長遠(yuǎn)趨勢看來，我國對外直接投資和進出口貿(mào)易發(fā)展還有較長一段的挑戰(zhàn)適應(yīng)路途要走。
三、利用對外直接投資途徑改善進出口貿(mào)易管理質(zhì)量的措施
歸結(jié)來講，我國就是要持續(xù)地革新拓展對外直接投資形式，將國際、國內(nèi)兩類市場優(yōu)勢和多元化資源優(yōu)勢盡數(shù)發(fā)揮，使得直接投資對貿(mào)易的促進效用至此得以長效發(fā)揮。對外直接投資本身有助于海外市場的開拓，經(jīng)過跨國生產(chǎn)途徑迅速帶動高端設(shè)備、原材料、中間品的出口支持動力；再就是利用對外直接投資獲取國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展一切需要的資源，包括高新技術(shù)設(shè)施和豐富的實踐管制經(jīng)驗等，借此令國內(nèi)產(chǎn)業(yè)機構(gòu)快速優(yōu)化并提升技術(shù)水準(zhǔn)，令我國企業(yè)和產(chǎn)品國際競爭力變得愈加理想。具體措施內(nèi)容將細(xì)化為：
1.適當(dāng)加大對發(fā)達國家的直接投資力度，持續(xù)優(yōu)化并改造相關(guān)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)
我國以往獲取的大多數(shù)西方發(fā)達國家已經(jīng)淘汰的機械和技術(shù)，相關(guān)行業(yè)根本不能得到系統(tǒng)化革新拓展機遇，唯一能夠有效利用的便是自身勞動力資源優(yōu)勢，而在和其余國家進行出口貿(mào)易競爭環(huán)節(jié)中，既有的勞動力優(yōu)勢也開始逐漸喪失。因此，有關(guān)規(guī)劃主體需要持續(xù)加大對發(fā)達國家對外直接投資力度，完成逆向技術(shù)溢出改革指標(biāo)并快速獲取高端的知識技術(shù)，令高新科技產(chǎn)業(yè)投入支持力度持續(xù)加大，這樣一來，便可在國際貿(mào)易中盡快占據(jù)主導(dǎo)地位，進一步擴充相關(guān)產(chǎn)業(yè)整體的對外出口貿(mào)易范圍。
2.督促政府快速構(gòu)筑起完善形式的金融服務(wù)機構(gòu)
在企業(yè)開展對外直接投資項目基礎(chǔ)上，地方政府需要全面發(fā)揮自身職能效應(yīng)，在企業(yè)實行政策方面予以科學(xué)化引導(dǎo)，進一步開放集合融資、稅收、信息咨詢等功能服務(wù)。另外，政府還要持續(xù)修繕海外投資監(jiān)督保障體系，主動規(guī)避政治風(fēng)險侵蝕效應(yīng)，令企業(yè)自覺形成發(fā)展對外貿(mào)易的自信心和積極性。當(dāng)然，為了優(yōu)化我國對外直接投資的改革進程，作為政府，有必要結(jié)合國民經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀、既有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及國家戰(zhàn)略，人性化的調(diào)整投資區(qū)域并調(diào)整產(chǎn)業(yè)運作模式。逐步搭建起對外直接投資的法律指導(dǎo)體系，借此調(diào)整我國投資法向引資一邊倒的隱患，同時將西方發(fā)達國家出口貿(mào)易發(fā)展經(jīng)驗予以充分借鑒，出臺相關(guān)法律法規(guī)，明確對外投資主體、權(quán)責(zé)、區(qū)域、產(chǎn)業(yè)、模式、利潤分配、人才培養(yǎng)等，再就是成立專業(yè)化監(jiān)理機構(gòu)，令對外投資管理程序在當(dāng)下予以快速簡化，最終提升管理實效。
3.跨國企業(yè)要積極培養(yǎng)金融、財務(wù)、貿(mào)易、法律等各類專業(yè)人才
透過各方合作建立起高效的教學(xué)培訓(xùn)機制，保證在合理時間范圍內(nèi)培養(yǎng)供應(yīng)融合財務(wù)、貿(mào)易、法律、政策管理經(jīng)驗的應(yīng)用型人才，進一步規(guī)避今后直接投資活動的盲目和隨意性問題，令對外直接投資成功幾率得以大幅度提升，衍生出可靠的企業(yè)內(nèi)部優(yōu)勢，為今后產(chǎn)業(yè)內(nèi)出口貿(mào)易持續(xù)增加，創(chuàng)設(shè)適應(yīng)條件。
一、從市場結(jié)構(gòu)角度分析
產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟中所提到的市場結(jié)構(gòu)范圍十分廣泛，主要包括企業(yè)的規(guī)模及分布、壁壘和進入條件、產(chǎn)品差異以及企業(yè)成本結(jié)構(gòu)和政府管制的程度。市場結(jié)構(gòu)一般用市場集中度、進入和退出的壁壘以及產(chǎn)品差異化程度來衡量。
由于規(guī)模經(jīng)濟鼓勵一個國家生產(chǎn)一種具有優(yōu)勢的產(chǎn)品，不同國家的企業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化產(chǎn)品之后進行進出口貿(mào)易。通過這種方式，將全世界有效資源進行整合，從而達到效益最大化。但產(chǎn)品差別化生產(chǎn)是一種對產(chǎn)品進行多角度開發(fā)的方式。通過這種方式，一種產(chǎn)品擁有更多種生產(chǎn)的可能。因此，由規(guī)模經(jīng)濟和產(chǎn)品差別化的結(jié)合分析得出，國際貿(mào)易更加容易被選擇，而對外直接投資被選擇的可能性較小。
同時，有一種特殊的情況，一個受到政策保護國內(nèi)的公司，在國際上將要面臨更大的市場競爭。因此，企業(yè)為了在國際市場提高其商品的競爭力，會在國外市場確定比國內(nèi)市場更加低廉的價格。這種情況在貿(mào)易規(guī)則中是不允許出現(xiàn)的，這是典型的傾銷策略，因此對外直接投資就成為這類公司的首選。此外，若這類外國工廠供給低成本并且有差異產(chǎn)品，這種產(chǎn)品的產(chǎn)生容易造成“價格歧視”，這也是貿(mào)易規(guī)則所不允許的，那么它們進行對外直接投資的可能會變得更大。
二、從公司成本收益角度分析
成立一家公司需要投入研發(fā)成本、管理成本、宣傳成本以及人力資源成本。一家進行對外貿(mào)易的公司，除了以上成本之外還得承擔(dān)進出口所需要的關(guān)稅和運費。若進行海外直接投資，公司就可以節(jié)省進出口所需要的關(guān)稅和運費，但這也同時會增加海外工廠運營的固定成本，如國外的信息成本及政策性費用。因此，對外貿(mào)易或者直接投資的選擇并不是一成不變的，而是與微觀層面的公司直接相關(guān)。因此，利潤的高低成為決定選擇重要參考因素。
同時，公司所經(jīng)營的商品類型也會直接影響對外貿(mào)易和直接投資的選擇。一般情況下，單位售價較低的大宗產(chǎn)品，如原油、鐵礦石、煤礦等，無論是選擇何種運輸方式，運輸成本都是十分高昂的；同時，單位產(chǎn)品售價雖然高，如化妝品、酒水等產(chǎn)品，但含較高關(guān)稅成本；以上兩種均不適宜出口而適宜進行國外直接投資，因此，生產(chǎn)此類商品的公司一般會選擇對外直接投資。
此外，如果一個海外工廠的運營固定成本比較小，對外直接投資基于可以提高利潤。例如，中國為吸引外資所給予的外商優(yōu)惠政策，減少外國投資者的海外工廠運營成本。當(dāng)公司的管理費用、研發(fā)費用等日常費用相對于價格來說較高時，這些無形資產(chǎn)的支出鼓勵企業(yè)拓展海外直接投資進行全球化運營，例如手機、汽車、電腦等產(chǎn)品。
三、從國內(nèi)市場績效角度分析
研究表明，受教育時間越長的勞動力，它的人力資本能力越強。美國擁有大量的熟練技術(shù)工人，因此它出口那些要求具有熟練勞動力的產(chǎn)品的機率越大。這就使得美國的高科技產(chǎn)品占有比較優(yōu)勢，它的勞動生產(chǎn)率較高。然而，當(dāng)別國超越了此種優(yōu)勢之后，美國又以提高生產(chǎn)率的方式取得相對于其他國家更大的比較優(yōu)勢，這就出現(xiàn)了一直被追趕卻難以被超越的現(xiàn)象。
一、問題的提出
改革開放以來，中國經(jīng)濟高速發(fā)展，我國的綜合國力顯著增強，經(jīng)濟實現(xiàn)了持續(xù)的高速增長，中國經(jīng)濟增長的過程也是對外貿(mào)易經(jīng)濟增長的過程，從08年次貸危機爆發(fā)，08年經(jīng)歷了一段時間的低迷時期，中國的進出口總量由2008年的11330.90億美元減少到2009年的10055.60億美元，隨著外貿(mào)管理體制改革的深化和運作機制的不斷完善，我國在擴大對外出口的同時，也進一步擴大國內(nèi)市場的對外開放，隨著中國申請加入世貿(mào)組織，中國在進出口體制方面已發(fā)生了顯著變化.非關(guān)稅壁壘的種類和范圍大為縮小以到取消，進口關(guān)稅水平大幅度下降。由此我們可以看出，進出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟發(fā)展有著重要的影響。因此，研究影響我國進出口的因素也顯得尤為重要。對它的研究能為我國進出口貿(mào)易政策的制定提供有益的定量依據(jù)。
二、各因素對我國進出口貿(mào)易影響機理
物價指數(shù)變動對我國進出口貿(mào)易的影響。價格指數(shù)對進出口貿(mào)易的影響。改革開放十幾年來，我國國民經(jīng)濟得到飛速發(fā)展，但物價指數(shù)居高不下。這樣，出口商品成本上升，對出口不利；進口商品價格可能低于國產(chǎn)同類商品的價格，而對進口有利。
利用外資對進出口貿(mào)易的影響。1978年，中國打開了封閉已久的大門，外商、外資、外國產(chǎn)品便接踵而至。利用外資大大促進了我國對外貿(mào)易的發(fā)展。一方面，利用的外資大部分直接用于進口。另一方面，外資，雄厚的資本、先進的技術(shù)和我國廉價的勞動力結(jié)合起來，生產(chǎn)出質(zhì)優(yōu)價廉，在國際市場上極具競爭力的產(chǎn)品。
三、模型設(shè)定
基于以上分析，建立進出口總額與匯率和利用外資情況之間的二元現(xiàn)行回歸。方程可以表示為
Y=β1+β2X2+β3X3+Ut
其中，Y表示進出口總額，X2表示物價指數(shù)，X3表示利用的外資，Ut為隨機擾動項。由于2008年的次貸危機，導(dǎo)致很多數(shù)據(jù)會產(chǎn)生異常，這里t取值從2009年開始，以月度為單位，進行數(shù)據(jù)的統(tǒng)計。
四、數(shù)據(jù)的收集
由于大的經(jīng)濟環(huán)境條件的限制，本文僅取2009年至今的數(shù)據(jù)，如表1。
五、模型的估計與調(diào)整
本文運用EVIEWS通過對中國2009年1月-2011年10月進出口總額數(shù)據(jù)（Y）與物價指數(shù)（X2），利用外資（X3），進行回歸分析。方程形式為
Y=β1+β2X2+β3X3+Ut
EVIEWS的回歸結(jié)果可以看出，在給定的顯著性水平a=0.05下，F(xiàn)統(tǒng)計量81.94028，明顯顯著。可決系數(shù)R2=0.840928，模型擬合程度較高。
六、模型的檢驗
（1）經(jīng)濟意義上的檢驗：從回歸結(jié)果可以看出，物價指數(shù)每上升一點，進出口總額上升158.2億美元，外資每利用一億美元，進出口總額上升0.56億美元。
（2）統(tǒng)計檢驗：擬合優(yōu)度：可決系數(shù)R2=0.840928，模型擬合程度較高。F檢驗：在給定顯著水平a=0.05，F(xiàn)a（2，32）=19.5
（3）計量經(jīng)濟意義上的檢驗：多重共線性檢驗。判斷模型是否存在多重共線性，建立X2對X3的回歸，EVIEWS的回歸結(jié)果可以看出，在給定顯著性水平a=0.05下，F(xiàn)統(tǒng)計量3.879309，很不顯著，可決系數(shù)R2=0.108121，，基本上不存在任何的擬合，所以模型不存在多重共線性。異方差檢驗。判斷模型是否存在異方差，在表5.1基礎(chǔ)上，進行White檢驗，EVIEWS的回歸結(jié)果可以得出，nR2=7.04
七、本文結(jié)論
隨著外資的不斷引進，中國的進出口總額在一定程度上依賴于外資的促進作用。它對進出口總額產(chǎn)生顯著的影響。隨著價格指數(shù)的變動，中國的進出口變動更為強烈，它對進出口總額的影響具有更加的顯著性。
八、政策性建議
創(chuàng)造比較寬松的引進外資的政策，改善國內(nèi)投資環(huán)境，積極的吸引外資，給外資以優(yōu)惠性的政策，用外資來拉動我國進出口總額的上升，促進我國國際貿(mào)易的發(fā)展，從而拉動我國經(jīng)濟的增長。物價指數(shù)的變動對進出口的影響較為強烈，在使用的時候要慎重，物價上升過多會造成通貨膨脹，對國內(nèi)經(jīng)濟的發(fā)展不利。反之也會抑制國內(nèi)經(jīng)濟的發(fā)展，物價指數(shù)在合理的范圍變動會促進我國國際貿(mào)易的發(fā)展，推動經(jīng)濟的整體上升。
表1 2009年1月至2011年10月數(shù)據(jù)
一、引言
隨著山東省經(jīng)濟的快速發(fā)展和國際經(jīng)濟環(huán)境的不斷改善，山東省在對外貿(mào)易和利用外資方面取得了很大的進步。據(jù)山東省統(tǒng)計年鑒資料顯示，截至2004年底，累計已有113家世界500強在山東省興辦企業(yè)262家。2004年，新批合同外商直接投資214.5億美元，比上年增長53.7%，實際外商直接投資87.0億美元，增長22.7%；新簽外商直接投資項目5891個，增長11.1%。與此同時，山東省的進出口貿(mào)易也得到了迅猛發(fā)展，年出口額由1985年的23.4652億美元增加到2004年的358.7286億美元；年進口額由1985年的17.9796 億美元增加到2004年的249.0850 億美元。
對于國際直接投資東道國而言，外商直接投資與進口或出口的關(guān)系表現(xiàn)為二者的互補性、替代性或是相互關(guān)系的不確定性。本文通過實證分析來探討山東省FDI與進、出口貿(mào)易的關(guān)系。
二、實證分析
（一）數(shù)據(jù)來源和研究方法
為了從定量角度考察山東省外商直接投資與進出口貿(mào)易的相關(guān)性，本文選取山東省1980年至2004年的年度經(jīng)濟數(shù)據(jù)，運用協(xié)整方法進行分析，建立誤差糾正模型描述變量之間的長短期關(guān)系，并對變量進行Granger因果關(guān)系檢驗。其中，F(xiàn)DI是各年度的實際利用外商直接投資金額，EX代表各年度的出口貿(mào)易額，IM代表各年度的進口貿(mào)易額。本文為了研究方便，并且考慮到在分析中取各變量的自然對數(shù)后不會改變變量之間的關(guān)系，在這里對各序列進行自然對數(shù)變換，變換后各變量序列分別取LNFDI、LNEX、LNIM。
表1 1980年至2004年間各樣本數(shù)據(jù)的情況 單位：億美元
年份
FDI
EX
IM
LNFDI
LNEX
LNIM
1985
0.0559
23.4652
17.9796
-2.88
3.1555
2.8892
1986
0.1939
19.1926
19.0914
-1.64
2.9545
2.9492
1987
0.2381
28.9938
6.5356
-1.43
3.3671
1.8773
1988
0.3908
30.9773
26.3588
-0.94
3.4333
3.2718
1989
1.3132
32.7015
28.9496
0.2725
3.4874
3.3656
1990
1.5084
34.1719
8.6803
0.41
3.5314
2.1611
1991
1.7950
37.523
10.7970
0.59
3.6250
2.3793
1992
9.7335
43.3752
34.4388
2.28
3.7699
3.5392
1993
18.4319
42.036
30.8226
2.91
3.7385
3.4282
1994
25.3566
58.7011
37.5916
3.23
4.0725
3.6268
1995
26.0719
81.6101
57.8906
3.26
4.4020
4.0586
1996
25.9041
91.8298
69.8096
3.25
4.5199
4.2458
1997
25.0044
108.5888
66.7743
3.22
4.6876
4.2013
1998
22.2262
103.4705
62.7035
3.10
4.6393
4.1384
1999
24.6878
115.7909
66.9185
3.21
4.7518
4.2035
2000
29.7119
155.2905
94.6093
3.39
5.0453
4.5498
2001
36.2093
181.2899
108.3414
3.59
5.2001
4.6835
2002
55.8603
211.1511
128.2664
4.02
5.3526
4.8541
2003
70.9371
265.7285
180.8467
4.26
5.5825
5.1976
2004
87.0064
358.7286
239.0850
4.47
一、強化企業(yè)的風(fēng)險意識
我國的出口信用保險仍沒有發(fā)展起來的一個重要原因是企業(yè)的風(fēng)險意識還比較差，大部分企業(yè)認(rèn)為他們的客戶一般都是有著長期聯(lián)系的穩(wěn)定客戶，不存在風(fēng)險，沒有投保的必要。實際上對各戶的過度信任就是對自己的不負(fù)責(zé)任，僥幸心理容易造成企業(yè)外貿(mào)出口中的重大損失。有的企業(yè)甚至不知道出口信用保險的存在，或者是不了解出口信用保險這項業(yè)務(wù)，對其作用認(rèn)識不全面。例如，目前資金緊缺是國內(nèi)企業(yè)在海外投資的普遍問題，但許多企業(yè)并不知道出口信用保險可以幫助他們的融資。企業(yè)保險意識淡薄的觀念應(yīng)當(dāng)扭轉(zhuǎn)，并在保險公司幫助下培訓(xùn)專門人員負(fù)責(zé)風(fēng)險管理。
二、出口企業(yè)應(yīng)深化企業(yè)改革，實現(xiàn)企業(yè)產(chǎn)權(quán)多元化
許多國有企業(yè)習(xí)慣于在國家優(yōu)惠政策的庇護下開展經(jīng)營活動，盈利皆大歡喜，虧損掛在帳上，企業(yè)出口收不回貸款，最后都算在國家賬上，而且繼續(xù)照常做買賣。通過深化企業(yè)改革，使企業(yè)內(nèi)部的各個方面成為真正的責(zé)任中心，完善現(xiàn)代企業(yè)制度，進而使之成為能夠?qū)ψ约旱纳a(chǎn)經(jīng)營高度負(fù)責(zé)的完全行為主體。也只有如此，出口企業(yè)才會把追求自身贏利作為其行為的最終目標(biāo)，才可能在現(xiàn)實的經(jīng)營環(huán)境中主動尋找其能夠控制、操作或影響信用風(fēng)險的因素，并不斷調(diào)整其經(jīng)營機制及經(jīng)營內(nèi)容，從而在經(jīng)營管理中改變只注重銷售業(yè)績而忽視效益的觀念，重視信用風(fēng)險的防范。
三、企業(yè)內(nèi)部應(yīng)加強管理，健全內(nèi)部風(fēng)險管理制度，加強核算和監(jiān)督，提高風(fēng)險管理水平
在激烈的國際貿(mào)易競爭中，運用信用管理手段防范和降低經(jīng)營風(fēng)險是比較普遍的做法，企業(yè)應(yīng)當(dāng)建立一個在總經(jīng)理或董事會直接領(lǐng)導(dǎo)下的獨立的信用管理部門（或設(shè)置信用監(jiān)理），從而有效地協(xié)調(diào)企業(yè)的銷售目標(biāo)和財務(wù)目標(biāo)，同時在企業(yè)內(nèi)部形成一個科學(xué)的風(fēng)險制約機制。企業(yè)集中各個業(yè)務(wù)員和部門收集的信息，實現(xiàn)對客戶的統(tǒng)一管理。管理應(yīng)全面，做到事前控制（客戶資信管理制度）、事中控制（賒銷業(yè)務(wù)管理制度）和事后控制（應(yīng)收賬款監(jiān)控制度）。
四、注意并不是所有的出口企業(yè)都有可保需求，并不是所有希望投保的出口企業(yè)都可以滿足
如只賺取手續(xù)費的“三來一補”型企業(yè)一般不會面對出口風(fēng)險，如果買家信用限額為0或上了黑名單以及投保人誠信出現(xiàn)問題等風(fēng)險不可控的情況就屬于不可保的范圍。
五、及時投保，申請限額，注意短期出口險和中長期信用險投保時間規(guī)定的不同
短期出口合同一旦簽訂后可就近向中國出口信用保險公司的北京營業(yè)管理部或分公司（天津、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、寧波、廈門、廣東、深圳）或營業(yè)管理部（合肥、南昌、鄭州、長沙、成都、重慶、西安）聯(lián)系投保，填制《出口信用保險申報單》立即申請限額，因為調(diào)查資信需要一段時間，包括內(nèi)部周轉(zhuǎn)時間、委托國外資信機構(gòu)進行調(diào)查時間，有時長達1個月之久。出運選用空運方式或提單自寄，這樣的風(fēng)險已等同O/A風(fēng)險，應(yīng)申請O/A方式的限額。若投保中長期險，需在合同簽訂前提前一個月提出申請待買方信用限額批準(zhǔn)后，企業(yè)可在該限額內(nèi)組織發(fā)貨。
六、注意保單的生效時間
通常保險生效是從貨物裝船后開始的，裝船前包括生產(chǎn)、運輸、倉儲的風(fēng)險出口信用保險公司是不承擔(dān)任何經(jīng)濟責(zé)任的，這一點應(yīng)引起大家的注意。在短期信用保險業(yè)務(wù)當(dāng)中，裝船日期必須要晚于保險公司保單批準(zhǔn)日期，否則，保險無效。
七、了解相關(guān)的免除責(zé)任
有些出口企業(yè)甚至存在認(rèn)識上的偏差，誤認(rèn)為做了出口信用保險業(yè)務(wù)后就等于進了保險箱，不管出現(xiàn)什么問題，只要進口商不付款，保險商就得賠付，從而出現(xiàn)不努力履約的現(xiàn)象。事實上，出口信用保險有一定的免責(zé)情況，一旦出現(xiàn)，保險公司是不負(fù)責(zé)賠償?shù)摹?/p>
1、拖欠保費超過規(guī)定期限，保險人有權(quán)解除責(zé)任。出口商投保短期出口信用險保費應(yīng)在裝船后規(guī)定時間內(nèi)限期支付，投保中長期信用險保費必須在保單生效前支付。
2、被保人未履行規(guī)定的義務(wù)。如被保險人在貨物出口后變更銷售合同的支付方式、付款期限以及其他可能影響保險人權(quán)益的合同內(nèi)容時，未事先征得保險人的書面同意；出運日期早于限額生效日期等；買方宣告破產(chǎn)或喪失償付能力后1個月后才告知保險公司；被保險人按規(guī)定提交《可能損失通知書》，報損不及時超過規(guī)定的時間。
3、被保違約未履行貿(mào)易合同交貨義務(wù)所造成的損失。如出口商品質(zhì)量與合同要求不符；裝運數(shù)量不足或溢裝；裝運日期超過貿(mào)易合同規(guī)定的最遲期限；單據(jù)不符，單單不符等等由此引起進口商拒付。
4、出口企業(yè)擅自寄單，銀行擅自放單，運輸人或承運人擅自放貨造成的損失。D/P遠(yuǎn)期方式下，實際操作中，代收行或承運人以各種方式先行放單或放貨給進口商幾乎是常見的。一旦到期后，進口商故意拖欠貨款或以質(zhì)量等種種借口干脆賴賬不付。
5、超限額出運部分不賠。這里說的限額是指買方信用限額，它是保險公司批給每一買方的特定付款方式的最高信用額度，該額度至少應(yīng)等于出口企業(yè)對買方在該付款方式下任何時候的成交放款額。
2方法、變量及數(shù)據(jù)
2.1研究方法
本文首先對物流與進出口貿(mào)易的關(guān)系進行相關(guān)分析，目的是驗證物流業(yè)對進出口貿(mào)易是否有促進作用，影響是否顯著。然后，運用彈性理論，通過計算“物流－進出口貿(mào)易彈性”，即物流發(fā)展速度與進出口貿(mào)易增長速度之間的變動比率，來測算現(xiàn)代物流發(fā)展對進出口貿(mào)易增長的影響程度，以及其程度隨時間的變動趨勢。
2.2變量及數(shù)據(jù)來源
衡量進出口貿(mào)易的指標(biāo)，一般選取具有代表性的進出口總額。而衡量現(xiàn)代物流發(fā)展水平的指標(biāo)，由于缺乏統(tǒng)一的統(tǒng)計口徑，不同學(xué)者選擇的指標(biāo)沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，已有研究大多以貨運量、貨物周轉(zhuǎn)量或港口貨物吞吐量等指標(biāo)為代表。從進出口貿(mào)易涉及的物流系統(tǒng)來看，其物流環(huán)節(jié)包含運輸、倉儲、檢驗、報關(guān)、包裝、裝卸搬運，以及信息處理等作業(yè)內(nèi)容，其中，運輸是必須的環(huán)節(jié)，故本文選擇了貨物周轉(zhuǎn)量作為衡量物流發(fā)展水平的指標(biāo)。數(shù)據(jù)來源于《浙江省統(tǒng)計年鑒》(2010)，考慮到數(shù)據(jù)的可得性和一致性，選取1986—2009年間的數(shù)據(jù)。
3實證分析
3.1物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與進出口貿(mào)易增長的相關(guān)性
在相關(guān)性分析之前，首先對進出口總額和貨物周轉(zhuǎn)量的逐年變化情況作描述性分析，以掌握其變化的總體趨勢，表1是浙江省1986—2009年進出口總額和貨物周轉(zhuǎn)量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。依據(jù)表1，繪制出1986—2009年浙江省進出口總額與貨物周轉(zhuǎn)量變化趨勢圖①，見圖1。由圖1可知，進出口總額與貨物周轉(zhuǎn)量的變化趨勢大體一致，這初步說明浙江省物流業(yè)與進出口貿(mào)易之間存在正向相關(guān)關(guān)系，即物流業(yè)的發(fā)展對進出口貿(mào)易具有促進作用。為了說明物流業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易增長的顯著影響，下面利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行回歸分析。以進出口總額為因變量，設(shè)為Y，貨物周轉(zhuǎn)量為自變量，設(shè)為X。根據(jù)表1的進出口總額與貨物周轉(zhuǎn)量相關(guān)數(shù)據(jù)，運用SPSS軟件進行回歸分析，通過比較多種擬和方法得知，二次曲線(Quad-rati)擬和模型較好地反映浙江省物流與進出口貿(mào)易之間的變化趨勢。回歸結(jié)果見表2，調(diào)整后判定系數(shù)為0.9923，接近1，表明方程解釋能力強，變量以5%的顯著性通過t檢驗?；貧w方程顯著性經(jīng)過檢驗，F(xiàn)=1482.790，P=0.000＜0.01，表明回歸方程是顯著有效的?；貧w方程如式(1):Y=－121.873+0.3129X+0.0000118X2(1)
3.2物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易增長促進程度的彈性分析
(1)測算模型
通過相關(guān)性分析，得知浙江省物流業(yè)的發(fā)展對進出口貿(mào)易具有顯著的促進作用。為了進一步分析物流對進出口貿(mào)易增長的影響程度，本文利用經(jīng)濟學(xué)中的彈性理論進行定量測算。彈性分析是計算一個變量對另一個變量變化的敏感性的工具。本文以“區(qū)域物流－進出口貿(mào)易彈性”一詞作為衡量浙江省進出口貿(mào)易對物流業(yè)變化的敏感程度。進出口貿(mào)易額設(shè)為變量Y，貨物周轉(zhuǎn)量設(shè)為變量X，物流－進出口貿(mào)易彈性計算模型如式(2):E=dYdX•XY(2)
(2)物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易增長影響程度的測算
根據(jù)回歸方程Y=－121.873+0.3129+0.0000118X2可得式(3):dYdX=0.3129+0.0000236X(3)運用物流－進出口貿(mào)易彈性計算模型，求得彈性系數(shù)E，見表3，1986—2009年間，浙江省區(qū)域物流－進出口貿(mào)易平均彈性為2.9，表示在其他因素不變的情況下，貨物周轉(zhuǎn)量每提高1%，進出口總額約提高2.9%，說明浙江省物流業(yè)較大程度上推動了進出口貿(mào)易的增長。
(3)不同時段物流業(yè)對進出口貿(mào)易影響程度的比較表3顯示，1986—2009年間不同年份的物流－進出口貿(mào)易彈性差異較大，從具體數(shù)據(jù)來看，彈性系數(shù)從1986年的8.4694，下降到2009年的1.3460。為了分析不同時間段物流對進出口貿(mào)易的影響程度，以每5年為一個時間段，計算1986—2009年不同時間段的物流－進出口貿(mào)易彈性平均值，結(jié)果表明，不同時間段的彈性均值從1986－1990年的6.57，下降到2006—2009年的1.25，彈性均值呈現(xiàn)下降的趨勢，表明浙江省物流業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易增長的促進作用有所趨緩。為了分析物流業(yè)對進出口貿(mào)易的影響隨時間的變動趨勢，以1986年作為時間t=1，對物流—進出口貿(mào)易彈性與時間t的關(guān)系進行回歸分析。通過比較多種擬合模型，決定采用三次曲線(CUBIC)模型。擬合曲線如圖2所示，回歸結(jié)果見表4，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.98915，與1極為接近，表明方程解釋能力強。變量均以1%的顯著性通過t檢驗。回歸方程顯著性經(jīng)檢驗，F(xiàn)=700.05937，P=0.000＜0.01，表明回歸方程顯著有效。擬合方程如式(4):E=9.790957－1.3076t－0.0689t2－0.001232t3
(4)由方程(4)計算2010—2014年的物流－進出口貿(mào)易彈性指標(biāo)值，見表5，浙江省物流－進出口貿(mào)易彈性呈下降趨勢，表明浙江省物流業(yè)應(yīng)進行產(chǎn)業(yè)調(diào)整，轉(zhuǎn)變增長方式，從“粗放型增長”轉(zhuǎn)變?yōu)椤凹s型增長”，以促進進出口貿(mào)易的增長。
4結(jié)論與建議
4.1結(jié)論
2方法、變量及數(shù)據(jù)
2.1研究方法
本文首先對物流與進出口貿(mào)易的關(guān)系進行相關(guān)分析,目的是驗證物流業(yè)對進出口貿(mào)易是否有促進作用,影響是否顯著。然后,運用彈性理論,通過計算“物流-進出口貿(mào)易彈性”,即物流發(fā)展速度與進出口貿(mào)易增長速度之間的變動比率,來測算現(xiàn)代物流發(fā)展對進出口貿(mào)易增長的影響程度,以及其程度隨時間的變動趨勢。
2.2變量及數(shù)據(jù)來源
衡量進出口貿(mào)易的指標(biāo),一般選取具有代表性的進出口總額。而衡量現(xiàn)代物流發(fā)展水平的指標(biāo),由于缺乏統(tǒng)一的統(tǒng)計口徑,不同學(xué)者選擇的指標(biāo)沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn),已有研究大多以貨運量、貨物周轉(zhuǎn)量或港口貨物吞吐量等指標(biāo)為代表。從進出口貿(mào)易涉及的物流系統(tǒng)來看,其物流環(huán)節(jié)包含運輸、倉儲、檢驗、報關(guān)、包裝、裝卸搬運,以及信息處理等作業(yè)內(nèi)容,其中,運輸是必須的環(huán)節(jié),故本文選擇了貨物周轉(zhuǎn)量作為衡量物流發(fā)展水平的指標(biāo)。數(shù)據(jù)來源于《浙江省統(tǒng)計年鑒》(2010),考慮到數(shù)據(jù)的可得性和一致性,選取1986—2009年間的數(shù)據(jù)。
3實證分析
3.1物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與進出口貿(mào)易增長的相關(guān)性
在相關(guān)性分析之前,首先對進出口總額和貨物周轉(zhuǎn)量的逐年變化情況作描述性分析,以掌握其變化的總體趨勢,表1是浙江省1986—2009年進出口總額和貨物周轉(zhuǎn)量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。依據(jù)表1,繪制出1986—2009年浙江省進出口總額與貨物周轉(zhuǎn)量變化趨勢圖①,見圖1。由圖1可知,進出口總額與貨物周轉(zhuǎn)量的變化趨勢大體一致,這初步說明浙江省物流業(yè)與進出口貿(mào)易之間存在正向相關(guān)關(guān)系,即物流業(yè)的發(fā)展對進出口貿(mào)易具有促進作用。為了說明物流業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易增長的顯著影響,下面利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行回歸分析。以進出口總額為因變量,設(shè)為Y,貨物周轉(zhuǎn)量為自變量,設(shè)為X。根據(jù)表1的進出口總額與貨物周轉(zhuǎn)量相關(guān)數(shù)據(jù),運用SPSS軟件進行回歸分析,通過比較多種擬和方法得知,二次曲線(Quad-rati)擬和模型較好地反映浙江省物流與進出口貿(mào)易之間的變化趨勢。回歸結(jié)果見表2,調(diào)整后判定系數(shù)為0.9923,接近1,表明方程解釋能力強,變量以5%的顯著性通過t檢驗?；貧w方程顯著性經(jīng)過檢驗,F=1482.790,P=0.000<0.01,表明回歸方程是顯著有效的?；貧w方程如式(1):Y=-121.873+0.3129X+0.0000118X2(1)
3.2物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易增長促進程度的彈性分析
(1)測算模型
通過相關(guān)性分析,得知浙江省物流業(yè)的發(fā)展對進出口貿(mào)易具有顯著的促進作用。為了進一步分析物流對進出口貿(mào)易增長的影響程度,本文利用經(jīng)濟學(xué)中的彈性理論進行定量測算。彈性分析是計算一個變量對另一個變量變化的敏感性的工具。本文以“區(qū)域物流-進出口貿(mào)易彈性”一詞作為衡量浙江省進出口貿(mào)易對物流業(yè)變化的敏感程度。進出口貿(mào)易額設(shè)為變量Y,貨物周轉(zhuǎn)量設(shè)為變量X,物流-進出口貿(mào)易彈性計算模型如式(2):E=dYdX?XY(2)
(2)物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易增長影響程度的測算
根據(jù)回歸方程Y=-121.873+0.3129+0.0000118X2可得式(3):dYdX=0.3129+0.0000236X(3)運用物流-進出口貿(mào)易彈性計算模型,求得彈性系數(shù)E,見表3,1986—2009年間,浙江省區(qū)域物流-進出口貿(mào)易平均彈性為2.9,表示在其他因素不變的情況下,貨物周轉(zhuǎn)量每提高1%,進出口總額約提高2.9%,說明浙江省物流業(yè)較大程度上推動了進出口貿(mào)易的增長。
(3)不同時段物流業(yè)對進出口貿(mào)易影響程度的比較表3顯示,1986—2009年間不同年份的物流-進出口貿(mào)易彈性差異較大,從具體數(shù)據(jù)來看,彈性系數(shù)從1986年的8.4694,下降到2009年的1.3460。為了分析不同時間段物流對進出口貿(mào)易的影響程度,以每5年為一個時間段,計算1986—2009年不同時間段的物流-進出口貿(mào)易彈性平均值,結(jié)果表明,不同時間段的彈性均值從1986-1990年的6.57,下降到2006—2009年的1.25,彈性均值呈現(xiàn)下降的趨勢,表明浙江省物流業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易增長的促進作用有所趨緩。為了分析物流業(yè)對進出口貿(mào)易的影響隨時間的變動趨勢,以1986年作為時間t=1,對物流—進出口貿(mào)易彈性與時間t的關(guān)系進行回歸分析。通過比較多種擬合模型,決定采用三次曲線(CUBIC)模型。擬合曲線如圖2所示,回歸結(jié)果見表4,調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.98915,與1極為接近,表明方程解釋能力強。變量均以1%的顯著性通過t檢驗?；貧w方程顯著性經(jīng)檢驗,F=700.05937,P=0.000<0.01,表明回歸方程顯著有效。擬合方程如式(4):E=9.790957-1.3076t-0.0689t2-0.001232t3
(4)由方程(4)計算2010—2014年的物流-進出口貿(mào)易彈性指標(biāo)值,見表5,浙江省物流-進出口貿(mào)易彈性呈下降趨勢,表明浙江省物流業(yè)應(yīng)進行產(chǎn)業(yè)調(diào)整,轉(zhuǎn)變增長方式,從“粗放型增長”轉(zhuǎn)變?yōu)椤凹s型增長”,以促進進出口貿(mào)易的增長。
4結(jié)論與建議
4.1結(jié)論
[中圖分類號]F064.1 [文獻標(biāo)識碼]A [文章編號]2095-3283（2014）03-0024-04
一、文獻綜述
（一）關(guān)于國際物流與國際貿(mào)易關(guān)系的研究
關(guān)于定性方面的研究主要有：李永生、張麗芳（2006）認(rèn)為物流成本對國際貿(mào)易具有直接影響；陳世軍（2012）從物流成本（國際貿(mào)易物流成本主要包括庫存成本、運輸成本和管理成本）角度研究了國際物流對國際貿(mào)易促進機制的影響。張艷麗（2012）通過對我國國際物流以及國際貿(mào)易的發(fā)展現(xiàn)狀及存在問題的分析，闡述了國際物流業(yè)的迅速發(fā)展在我國經(jīng)濟及國際貿(mào)易的發(fā)展進程中起著關(guān)鍵性的作用。
關(guān)于定量方面的研究主要有：孔原（2010）選取了我國2002―2008年進出口總值、港口外貿(mào)貨物吞吐量兩個指標(biāo)；林青（2009）選取了1991―2008年間的貨物運輸周轉(zhuǎn)量、港口集裝箱吞吐量以及進出口貿(mào)易總額三個指標(biāo)；黃正松（2011）選取了1992―2008年間的鐵路貨物周轉(zhuǎn)量、公路貨物周轉(zhuǎn)量、水運貨物周轉(zhuǎn)量、民用航空貨物周轉(zhuǎn)量、管道輸油（氣）量以及進出口貿(mào)易總額6個指標(biāo)，研究了中國對外貿(mào)易與物流發(fā)展之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明我國進出口貿(mào)易的快速發(fā)展對我國國際物流產(chǎn)業(yè)的拉動效應(yīng)非常微弱，而國際物流的快速發(fā)展可以有效促進進出口貿(mào)易的發(fā)展。
（二）以省市為研究對象的區(qū)域物流與對外貿(mào)易關(guān)系的研究
王領(lǐng)（2010）基于上海市1978―2008年貨物運輸量、港口貨物吞吐量與進出口相關(guān)數(shù)據(jù)研究了上海市現(xiàn)代物流與對外貿(mào)易的關(guān)系；肖慧慧（2011）選取了云南省1989―2008年間貨物周轉(zhuǎn)量、貨物運輸路線長度與進出口貿(mào)易總額三個指標(biāo)；俞雅乖（2012）選取了浙江省1986―2009年間貨物運輸量、港口貨物吞吐量、進出口總額和地區(qū)生產(chǎn)總值4個指標(biāo)，還有學(xué)者對北京、遼寧等區(qū)域的研究，研究結(jié)果表明進出口貿(mào)易的快速發(fā)展對區(qū)域物流產(chǎn)業(yè)的拉動效應(yīng)非常微弱，而區(qū)域物流的快速發(fā)展可以有效促進進出口貿(mào)易的發(fā)展。
學(xué)者對廣東省區(qū)域物流的研究則主要側(cè)重于對廣東省經(jīng)濟增長與其他行業(yè)的互動關(guān)系研究。如李松慶（2010）對廣東省物流產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的互動關(guān)系進行分析；曹建新、黃爾妮（2009）從廣東省物流業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的效用角度進行了統(tǒng)計分析；吳冬玲（2010）對廣東省物流業(yè)與現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的關(guān)聯(lián)度進行了研究；楊勇（2012）研究了廣東省制造業(yè)與物流業(yè)聯(lián)動發(fā)展，而對于廣東省物流業(yè)對對外貿(mào)易的影響方面研究比較缺乏。本文基于廣東省1991―2011年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用協(xié)整檢驗、Granger 因果檢驗等方法對廣東省物流與對外貿(mào)易之間的長期和短期的動態(tài)關(guān)系進行分析，旨在為發(fā)展廣東省現(xiàn)代物流和對外貿(mào)易提供理論依據(jù)。
二、廣東省現(xiàn)代物流與對外貿(mào)易關(guān)系的實證分析
（一）變量的確定及模型
為了研究廣東省現(xiàn)代物流與對外貿(mào)易之間的關(guān)系，必須要選取合適的變量并建立模型。本文選取地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量經(jīng)濟發(fā)展的指標(biāo)，選擇進出口總額（XM）作為對外貿(mào)易的衡量指標(biāo)，而衡量現(xiàn)代物流的指標(biāo)，目前還沒有統(tǒng)一的統(tǒng)計口徑，本文選取港口貨物吞吐量 （TTL） 和貨物運輸量 （YSL） 作為衡量現(xiàn)代物流的指標(biāo)。為了減少數(shù)據(jù)的波動對結(jié)果造成的影響，對數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)化的處理。綜合考慮各種因素并結(jié)合市場化構(gòu)建如下實證模型：
LNXM=α1LNYSL+α2LNGDP+α3LNTTL+C+μ
C為常數(shù)，μ為隨機誤差項。
本文的樣本區(qū)間為1991―2011年，數(shù)據(jù)根據(jù) 《廣東統(tǒng)計年鑒》整理所得。
（二）模型的時間序列分析
1.單位根檢驗
為了避免偽回歸問題，在對LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM進行分析以前，需要對變量序列進行平穩(wěn)性檢驗，以判斷各序列是否具有平穩(wěn)性及單整階數(shù)。首先，使用Eviews軟件對變量LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM繪制時序圖以確定該時間序列是否含有截距和趨勢項。
從表4可以看出存在協(xié)整關(guān)系，在給定 5%的顯著性水平下，無論是跡檢驗還是特征值檢驗都表明LNXM與LNGDP、LNTTL、LNYSL個變量之間存在著協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程如下：
LNXM=0.787492*LNGDP+0.468016*LNYSL+0.406238*LNTTL+1.265086
從協(xié)整方程可以看出，進出口貿(mào)易總額對數(shù)值與GDP對數(shù)值是正向的，與預(yù)期是一致的，GDP對數(shù)值影響著進出口貿(mào)易總額對數(shù)值。GDP對數(shù)值彈性為0.787492，GDP對數(shù)值每增1%，進出口貿(mào)易總額對數(shù)值將增加0.787492%，對應(yīng)的P值小于0.05，結(jié)果顯著。港口貨物吞吐量總額彈性為0.406238，表明港口貨物吞吐量總額上升1%，進出口貿(mào)易總額對數(shù)值將增加0.406238%，對應(yīng)的P值小于0.05，結(jié)果顯著。LNYSL彈性為0.468016，表明LNTTL上升1%， 進出口貿(mào)易總額對數(shù)值將增加0.468016%，對應(yīng)的P值小于0.05，結(jié)果顯著。
3.向量誤差修正模型（VEC）
以上檢驗顯示，變量之間存在協(xié)整關(guān)系，也就是以上的VAR模型中存在協(xié)整關(guān)系，但是其中存在著某些誤差項，為了避免“偽回歸”和“異方差”，更好反映經(jīng)濟的運行以及波動狀況，需要進行誤差修正。
通過表5可以看出誤差修正項（ECM）對于進出口貿(mào)易總額和各個變量的影響力度。從估計結(jié)果可以看出，進出口貿(mào)易總額方程的 ECM 系數(shù)是0.256672，說明進出口貿(mào)易總額的實際值與均衡值大約25%的差距能夠得到清除或者修正，當(dāng)方程發(fā)生波動和偏離時，誤差修正模型中的誤差修正項會用0.256672的調(diào)整力度將誤差項調(diào)整到長期均衡狀態(tài)下，研究發(fā)現(xiàn)誤差修正項的系數(shù)較小，表明調(diào)整力度較弱，本文中的自變量的變動受到其自身滯后項中滯后一年的影響，而且這個影響是顯著的，表明和誤差修正項對于變量的影響是長期穩(wěn)定和均衡的。
誤差協(xié)整后的可決定系數(shù)為0.259187，F(xiàn)值為0.909657，最大似然值為20.60587，可知誤差修正模型擬合良好。
4.變量的格蘭杰因果關(guān)系檢驗
通過以上的協(xié)整方程可知：LNGDP、LNTTL、LNYSL與LNXM存在著協(xié)整關(guān)系，也即說明變量之間存在長期關(guān)系且關(guān)系穩(wěn)定。為了檢驗各個變量之間的因果關(guān)系，本文采用Granger的因果分析法對以上變量進行因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果見表6。
三、結(jié)論及建議
（一）強大的物流產(chǎn)業(yè)是對外貿(mào)易持續(xù)快速發(fā)展的基礎(chǔ)
協(xié)整分析表明，港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP均會對進出口貿(mào)易總額產(chǎn)生顯著影響，且影響為正。即當(dāng)港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP增加時，進出口貿(mào)易總額均會增加，且呈長期穩(wěn)定狀態(tài)；格蘭杰因果檢驗表明，港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP均是進出口貿(mào)易總額的格蘭杰原因，即港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP增加時，進出口貿(mào)易總額也會增加。但是，港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP對進出口貿(mào)易總額的影響不是立即顯現(xiàn)的，而是存在一定的滯后期。
由此可見，大力發(fā)展廣東省現(xiàn)代物流業(yè)能夠為其對外貿(mào)易提供良好的物流環(huán)境，從而促進第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，為廣東省外貿(mào)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展奠定堅實基礎(chǔ)。因此，廣東省物流企業(yè)要進一步加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加快物流標(biāo)準(zhǔn)化和信息化步伐，從而促進廣東省物流與進出口企業(yè)的互動發(fā)展。
（二）廣東省港口貨物吞吐量和貨物運輸量與進出口總額之間存在單向因果關(guān)系
進出口額增加會在長期內(nèi)促進廣東省貨物運輸量和港口貨物吞吐量的增加，但港口貨物吞吐量和貨物運輸量的增加并不一定對廣東省進出口貿(mào)易發(fā)展起到推動作用。廣東省進出口貿(mào)易的快速發(fā)展對國際物流的拉動效應(yīng)表現(xiàn)不顯著，即快速發(fā)展的進出口貿(mào)易并沒有有效提升國際物流產(chǎn)業(yè)水平。
經(jīng)過三十多年的改革開放，廣東省已經(jīng)成為世界級的加工制造中心，但其進出口貿(mào)易的主要形式仍為加工貿(mào)易。2012年廣東省外貿(mào)進出口總值為9838.2億美元，同比增長7.7%，高于全國增幅1.5個百分點，占同期全國外貿(mào)總值的25.4%。其中，加工貿(mào)易進出口5298.6億美元，同比增長4.4%，占同期廣東省進出口總值的53.9%。在加工貿(mào)易的各項環(huán)節(jié)中，國內(nèi)企業(yè)往往只從事簡單的加工裝配環(huán)節(jié)業(yè)務(wù)。而現(xiàn)代物流不是傳統(tǒng)意義上的倉儲、運輸服務(wù)，而是包括運輸、倉儲、包裝、裝卸、流通加工、配送、信息處理等一系列的經(jīng)濟活動。因此，廣東省物流企業(yè)要加強與進出口企業(yè)的對接，充分了解進出口企業(yè)的物流需求；加強與外資物流企業(yè)合作，深度參與國際分工和國際物流業(yè)務(wù)，加快提升國際物流服務(wù)水平和能力。
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[中圖分類號] F750 [文獻標(biāo)識碼] B
從20世紀(jì)50年代，對外直接投資就取代國際借貸成為國際資本流動的主要形式，隨著經(jīng)濟全球化的迅猛發(fā)展，國際直接投資與進出口貿(mào)易同時作為當(dāng)前世界經(jīng)濟一體化的重要組成部分聯(lián)系也日益密切。從改革開放以來，由于我國吸收了大量的國際直接投資，便成為了世界上主要的也是發(fā)展中國家中最大的FDI流入國[1]。并且，早在1992年起，我國連續(xù)13年成為世界上FDI總量僅次于美國的國家[2]。在2005年我國又一次成為世界上所有發(fā)展中國家中最大的國際直接投資地區(qū)[3]。根據(jù)統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)，2008年我國實際使用國際直接投資總額呈現(xiàn)大幅度上升，比上年增加16914百萬美元，增長了21.6%，進口總額從791460.9百萬美元增加的1132567百萬美元，出口總額增加了210237百萬美元。最近幾年，我國國際直接投資依然保持不斷增長的趨勢。到2015年，達到1263億美元，比2014年增長6.4%（按RMB算），并且僅次于美國與香港，位居世界前三。
改革開放之后，對于外資的利用，特別是大量的FDI的注入，對于我國的經(jīng)濟增長、外貿(mào)進出口等都有重要的影響，為了準(zhǔn)確的權(quán)衡國際直接投資對進出口貿(mào)易規(guī)模的產(chǎn)生的效應(yīng)，充分利用外商直接投資帶來的資本，提升我國在世界經(jīng)濟全球化深入發(fā)展時代的應(yīng)對能力，促進我國開放型經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展，對在經(jīng)濟全球化形勢下FDI對我國進出口貿(mào)易規(guī)模的影響進行實證分析和研究具有十分重要的意義。
一、國內(nèi)外相關(guān)研究綜述
各國經(jīng)濟學(xué)家對FDI和進出口貿(mào)易的關(guān)系展開了大量的實證研究，得出國際直接投資與國際進出口貿(mào)易之間主要體現(xiàn)三種關(guān)系：首先，F(xiàn)DI與國際進出口貿(mào)易的替代效應(yīng);然后，國際直接投資與國際進出口貿(mào)易的互補效應(yīng);最后，國際直接投資與國際進出口貿(mào)易的轉(zhuǎn)移效應(yīng)。不管是在美國等發(fā)達國家的實證研究方面還是巴西、印度、墨西哥等發(fā)展中國家的實證研究方面，均得到基本一致的結(jié)論，即兩者之間的互補效應(yīng)得到更多的支持。美國經(jīng)濟學(xué)家帕特瑞（P.Patrie）對國際直接投資的動機差異進行研究得出結(jié)論，認(rèn)為，跨國公司的國際直接投資的動機存在差別，不盡相同，使投資與兩國之間的進出口貿(mào)易關(guān)系、規(guī)模影響也不同。帕特瑞把國際直接投資分成三類：市場導(dǎo)向型直接投資、生產(chǎn)導(dǎo)向型直接投資以及貿(mào)易促進型直接投資[4]。并提出對于生產(chǎn)導(dǎo)向型直接投資和貿(mào)易促進型直接投資則將會增加投資國和東道國之間的貿(mào)易，即擴大投資國與東道國兩國的進出口貿(mào)易規(guī)模。國內(nèi)學(xué)者關(guān)于FDI對于進出口貿(mào)易規(guī)模的影響相關(guān)研究都有各自的結(jié)論與代表性觀點。周愛農(nóng)認(rèn)為，國際直接投資與國際進出口貿(mào)易之間存在均衡發(fā)展的關(guān)系;朱廷B從理論上闡述了日漸趨向一體化經(jīng)濟的國際經(jīng)濟環(huán)境導(dǎo)致了國際直接投資與貿(mào)易流動的同步性[5];劉志彪從產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟層面揭示國際直接投資對進出口貿(mào)易的促進作用。
國內(nèi)學(xué)者主要通過分析宏觀數(shù)據(jù)來進行實證研究FDI對于國際進出口貿(mào)易的影響，筆者認(rèn)為主要包括以下幾種類型：一是研究整個國家FDI與進出口貿(mào)易之間的相關(guān)關(guān)系;二是通過數(shù)據(jù)進行FDI總額、進口總額、出口總額在量上的回歸分析;三是通過計量模型探究某個國家或地區(qū)FDI對本國或本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響。
二、我國目前FDI與進出口貿(mào)易規(guī)模概況描述
改革開放初期，從1979年到1984年，我國實際利用外資額181.87億美元，其中外商直接投資為41.04億美元，1985年我國實際利用了外資額19.56億美元，到1995年我國實際使用FDI總額高達48133百萬美元，到1997年增加到64408百萬美元，較1995年增長了33.8個百分點，雖然在接下來的幾年內(nèi)較1997年有所降低，但在以1995為基年上看都是呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升的趨勢[6]，特別在2008年達到95253百萬美元，在這一年就比前一年上升了21.6個百分點。1985年到2007年的23年時間里，增長了23倍。隨著我國經(jīng)濟在世界貿(mào)易格局中占有的重要地位，2014年我國實際使用的FDI總額已經(jīng)達到119705百萬美元。而在2015年，隨著外商直接投資穩(wěn)步增長，其總額達到了了1263億美元，同比2014年增速高達6.4%?？偟膩碚f，F(xiàn)DI在我國包括以下方面的特點：一是來自發(fā)達國家的FDI比重不斷上升，尤其是來自歐美等發(fā)達國家的FDI所占比例增大到40%;二是FDI流入主要集中在制造業(yè)，近年來，隨著經(jīng)濟全球化的發(fā)展和改革開放的深入，流入零售和金融服務(wù)等行業(yè)的FDI也呈現(xiàn)出增長的趨勢。同時，關(guān)于我國進出口貿(mào)易的發(fā)展，與FDI流入表現(xiàn)出非常密切的關(guān)系。與FDI大量流入的同時發(fā)生的是我國進出口貿(mào)易額的大幅度增加，從1995年到2014年我國的進出口總額從大約280864百萬美元增長到4301528百萬美元，其中，出口的增長尤為明顯，從148780百萬美元上升到2014年的2342293百萬美元，增加了約16倍，出口額年均增長速度達到18.05%。十以來，由于全方位的對外開放戰(zhàn)略加上“一路一帶”的建設(shè)與推進，更是讓我國進出口貿(mào)易總額再創(chuàng)歷史新高，連續(xù)三年位居全世界前列。
三、外國直接投資對進出口貿(mào)易規(guī)模計量分析
表1 1995-2014年FDI與進出口總額[7]
（單位：百萬美元）
注：1.進出口數(shù)據(jù)來源于海關(guān)總署。1978年為外貿(mào)業(yè)務(wù)統(tǒng)計數(shù)，1980年起為海關(guān)進出口統(tǒng)計數(shù)。2.貨物進出口差額負(fù)數(shù)為逆差。
（一）OLS模型的建立
外國直接投資對于我國進出口貿(mào)易規(guī)模的影響是極其明顯的。現(xiàn)在我們對FDI對于進出口貿(mào)易規(guī)模的影響進行實證分析。
分別建立兩個獨立的一元線性回歸模型：
Ⅰ.Y1=β0+β1X1+μ1 Ⅱ.Y2=β2+β3X2+μ2
其中，X1，X2：解釋變量，表示我國1995-2015年每年的實際利用外國直接投資總額。
Y1：被解釋變量，表示我國進口商品總額，
Y2：被解釋變量，表示我國出口商品總額。
回歸系數(shù)：β0、β1、β2、β3
根據(jù)計量分析結(jié)果的相關(guān)數(shù)據(jù)可得，F(xiàn)1=287.034，R21=0.941，F(xiàn)2=287.034，R21=0.941
Y1=-1135874+24.99174X1
（-9.483386） （16.94207）
在顯著性水平α=0.01下，t1>t0.005=2.861，t2>t0.005=2.861
Y2=-1299196+28.74140X2
（-9.011578） （16.18717）
在顯著性水平α=0.01下，t3>t0.005=2.861，t4>t0.005=2.861
結(jié)論：兩個一元線性模型回歸效果較顯著
由此可以認(rèn)為，外國直接投資與進出口貿(mào)易規(guī)模之間存在顯著的線性相關(guān)關(guān)系。并且，從兩個模型中我們可以得出這樣的結(jié)論：①外國直接投資與進口和出口都表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，外國直接投資總額增加一個單位，在其他條件不變的情況下，進口商品總額增長24.99174個單位，即邊際進口商品總額為24.99174;②外國直接投資增加一個單位，在其他條件不變的情況下，出口商品總額增加28.74414個單位，邊際出口商品總額為28.74414;③兩個模型的可決系數(shù)R21、R22的值相接近，所以認(rèn)為兩個模型對于觀測值的擬合程度差不多。④回歸系數(shù)b2>b1，表明在一定的條件下，外國直接投資（FDI）的流入對我國出口商品總額的促進作用大于對我國進口商品總額的促進作用。
（二）序列相關(guān)問題及修正
1.回歸檢驗
根據(jù)回歸結(jié)果，對模型進行圖形檢驗。
模型一：ê～t，êt～êt-1
模型二：êt～t，êt～êt-1
根據(jù)以上兩個模型的隨機擾動項的散點圖可以看出，隨機擾動項呈現(xiàn)正的序列相關(guān)，即在一定水平上，進出口商品總額不僅由外國直接投資總額決定，還受到上一年進出口商品總額的影響。
2.D.W檢驗
由表2、表3中D.W1=0.673784，D.W2=0.670858，在1%的顯著性水平下，n=21，k=2，查表得dL=0.97，dU=1.16，由于D.W1<0.97，D.W2<0.97，拒絕不存在1階序列相關(guān)的原假設(shè)，故得出存在正自相關(guān)，意味著進出口商品總額還受上一年進出口商品總額的影響。
3.拉格朗日乘數(shù)檢驗（GB檢驗）
由于D.W檢驗僅適用于一階序列相關(guān)，為了驗證模型是否存在高階序列相關(guān)，需要進一步進行驗證。
ρ階序列相關(guān)：μ1 = ρ1 μt-1+ρ2 μt-2+…+ρn μt-n
受約束回歸方程為：
Yt = β0+β1 Xt1+…+βk Xtk+ρ1 μt-1+…+ρp μt-p+εt
有約束條件為：H0：ρ1 = ρ2 =…= ρp=0，p=2
根據(jù)計量分析得到：
表2 進口模型中的相關(guān)統(tǒng)計量
表3 出口模型中的相關(guān)統(tǒng)計量
根據(jù)LM檢驗中的數(shù)據(jù)可知，兩個模型均只存在一階自相關(guān)，根據(jù)P值檢驗法和F統(tǒng)計量二階自相關(guān)無法通過檢驗，新模型失去意義，則表示進出口商品總額受上僅一年進出口貿(mào)易總額的影響。
4.序列相關(guān)的修正
被檢驗證明存在序列相關(guān)，則需要采用適當(dāng)?shù)姆椒ㄟM行修正。這里利用廣義最小二乘法進行修正。
計量分析得新模型，X1=46031.77+0.038891Y1
（14.329） （9.8143）
R21=0.969，D.W1=2.148
X2=46259.79+0.033116Y2
（13.647） （11.258）
R22=0.966，D.W2=2.12
此時，D.W1=2.148，D.W2=2.12，大于1%顯著性水平下樣本容量為21的D.W檢驗的臨界值上限dU=1.16，接近等于2，表明修正后的模型已經(jīng)不存在序列相關(guān)，則意味著進出口商品總額不受上一年進出口商品總額的影響。并且，當(dāng)把進出口商品總額作為自變量，把外國直接投資總額作為應(yīng)變量時，觀測值對模型的擬合效果更好，模型效果顯著，說明進出口貿(mào)易對外國直接投資的流入影響較外國直接投資流入對進出口貿(mào)易的影響更加明顯，更有促進效果。
四、結(jié)論和政策建議
改革開放以來，隨著外國直接投資的流入增加，我國的進出口貿(mào)易規(guī)模不斷擴大。同時，不能忽視的是由于開放政策的深入實施促進我國進出口貿(mào)易發(fā)展為我國帶來了更多的外國直接投資。
根據(jù)普通最小二乘法研究FDI和進出口貿(mào)易之間的相互作用，建立適當(dāng)?shù)囊辉€性模型，研究兩者直接的相關(guān)關(guān)系。首先，探究外國直接投資對進出口貿(mào)易的影響，以進出口商品總額Y為因變量，外國直接投資X為自變量，對建立的模型進行檢驗。認(rèn)為，在一定的條件下，外國直接投資對進出口商品貿(mào)易具有較大且明顯的作用，但進出口商品總額也受到上一年進出口商品總額的影響：然后，分析進出口貿(mào)易與外國直接投資的流入之間的影響，對建立的模型存在的問題進行研究與修正;最后，根據(jù)修正模型，證明外國直接投資與進出口貿(mào)易之間的關(guān)系，且得出進出口貿(mào)易對外國直接投資的流入影響較外國直接投資流入對進出口貿(mào)易的影響更加明顯，更有促進效果。
FDI對我國進出口貿(mào)易在一定程度上具有明顯的促進作用，帶動我國外貿(mào)規(guī)模的不斷擴大與深入發(fā)展，同時，進出口商品的貿(mào)易還與上期的進出口貿(mào)易存在一定的相關(guān)關(guān)系。除此之外，進出口貿(mào)易也對外國直接投資的流入呈現(xiàn)出顯著的促進作用，其作用較外國直接投資流入對進出口貿(mào)易的影響更加明顯。FDI企業(yè)外貿(mào)是我國外貿(mào)的主要增長點，在目前我國進出口貿(mào)易環(huán)境下，要合理調(diào)整我國經(jīng)濟發(fā)展格局，優(yōu)化市場環(huán)境，充分吸收和利用外國直接投資以促進我國外貿(mào)經(jīng)濟的穩(wěn)步發(fā)展，帶動進出口貿(mào)易的適當(dāng)增長。同時，堅持開放的發(fā)展政策和戰(zhàn)略，進一步為海外投資提供平臺和機會，使世界經(jīng)濟全球化下的我國在國際舞臺上占據(jù)一席之地。
[參 考 文 獻]
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摘要：文章分析了1978―2006年中國進口和出口貿(mào)易發(fā)展的地區(qū)差距，并運用泰爾指數(shù)和基尼系數(shù)對總體差距進行地區(qū)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分解。分析表明，從地區(qū)結(jié)構(gòu)來看，東、中、西部三大地帶間的差異在總體差異中占主導(dǎo)地位；從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來看，制成品貿(mào)易上的差異構(gòu)成進口和出口貿(mào)易發(fā)展差異的主體。
關(guān)鍵詞：進口；出口；地區(qū)差異；泰爾指數(shù)；基尼系數(shù)
中圖分類號：F752.6 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1002-0594(2007)07-0028-05 收稿日期：2006-12-30
改革開放以來，中國對外貿(mào)易發(fā)展取得了舉世矚目的成就，進口和出口額分別由1978年的108.9億和97.5億美元增加到2006年的7916.1億與9690.8億姜元，年均增長率高達16.54％和17.85％。但在中國整體對外貿(mào)易發(fā)展水平上升的同時，不同地區(qū)進出口貿(mào)易發(fā)展卻表現(xiàn)出強烈的非均衡性，如2006年對外貿(mào)易量排名前5位的省市占全國對外貿(mào)易總額的75％以上其中排名第一的廣東省進口和出口額分別達到2252.63億和3019.53億美元，而排名最后一位的自治區(qū)僅為1.06億與2.22億美元。
日益擴大的對外貿(mào)易發(fā)展差距，引起了國內(nèi)部分學(xué)者的關(guān)注，如岳昌君計算了1998年我國各省市按照國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類的各類商品的顯現(xiàn)比較優(yōu)勢和貿(mào)易條件，認(rèn)為沿海地區(qū)和內(nèi)陸地區(qū)出口發(fā)展存在顯著差異。謝昭瓊認(rèn)為，由于在收入水平、技術(shù)水平、人力資本、政策支持、資金狀況、運輸條件等方面存在差異，東、西部對外貿(mào)易發(fā)展差異明顯。許雄奇、張宗益運用不平衡指數(shù)、變差系數(shù)、集中度指數(shù)等指標(biāo)對1992-2001年中國出口貿(mào)易的省際差異和東、中、西部三大地帶差異進行定量分析，根據(jù)出口依存度、增長率、出口對經(jīng)濟增長的拉動度和貢獻率指標(biāo)對30個省市進行聚類分析。結(jié)果顯示，1992-2001年省市之間的出口差異逐漸縮小，但東、中、西三大地帶之間出口發(fā)展存在顯著差異，且中國出口發(fā)展的地區(qū)差異主要表現(xiàn)在三大地區(qū)之間。尹希果、雷虹、譚志雄建立了包括進出口總額與增長率、貿(mào)易結(jié)構(gòu)、貿(mào)易企業(yè)性質(zhì)等28個變量的指標(biāo)體系，對1999-2002年中國31個省市的面板數(shù)據(jù)進行因子分析，并根據(jù)因子得分將31個省市分為發(fā)達型、發(fā)展型、成長型、潛力型、開發(fā)型5大類，認(rèn)為中國各省市對外貿(mào)易發(fā)展差距明顯。
自改革開放以來，中國各省市進出口貿(mào)易發(fā)展差異呈現(xiàn)出怎樣的規(guī)律?進出口貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差異與經(jīng)濟增長差異有何聯(lián)系?總體貿(mào)易差異在地區(qū)構(gòu)成和產(chǎn)業(yè)構(gòu)成方面如何?本文運用泰爾指數(shù)、基尼系數(shù)指標(biāo)對1978-2005年中國進出口貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差異的特征和規(guī)律進行探討，并對中國進出口貿(mào)易的總體差異進行結(jié)構(gòu)分解，從而找到上述問題的答案。
一、進出口貿(mào)易發(fā)展總體差異
(一)進出口貿(mào)易發(fā)展總體差異的演變趨勢本文首先采用泰爾指數(shù)(T)對1978年以來中國進口和出口貿(mào)易發(fā)展的地區(qū)差異進行定量分析。
泰爾指數(shù)的計算公式為：
其中，Xi為各省進口或者出口貿(mào)易額。
根據(jù)式(1)，本文計算出1978-2006年中國進口和出口貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差異的泰爾指數(shù)。
中國進口和出口貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差異的演變特征不盡相同。進口貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差異的演變可以分為四個階段：1978-1986年，進口貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差異變化較??；1987年后差異迅速擴大，衡量進口貿(mào)易地區(qū)發(fā)展差異的泰爾指數(shù)大幅度提高，1990年達到最高點；1991-1996年，進口貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差距逐步縮小，泰爾指數(shù)緩慢下降；1996-2006年，衡量進口貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差異的泰爾指數(shù)在高位上進入相對平穩(wěn)階段，波動非常小。中國出口貿(mào)易發(fā)展省際差異則以1986年和1996年為界大致分為三個階段：1978-1986年，出口貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差異逐漸縮小，1986年達到最低點；1987年后差異不斷擴大，衡量出口貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差異的泰爾指數(shù)穩(wěn)步提高；1996-2006年，出口貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差異變化較小。
(二)進出口貿(mào)易發(fā)展差異演變的成因分析首先，中國對外貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差異的變化受到經(jīng)濟、貿(mào)易體制變革的影響。改革開放初，中國實行的是高度集中的外貿(mào)經(jīng)營管理體制，進出口貿(mào)易由國營外貿(mào)公司壟斷經(jīng)營，企業(yè)基本上沒有經(jīng)營自，生產(chǎn)多少，出口多少都是由行政命令決定的。因此，在計劃機制在經(jīng)濟生活中占主導(dǎo)地位的改革開放初期，進出口貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差距比較平穩(wěn)，呈現(xiàn)出緩慢縮小的趨勢。1987年起，承包經(jīng)營責(zé)任制開始在外經(jīng)貿(mào)行業(yè)內(nèi)推行，此舉極大的調(diào)動了地方的積極性，各省份開始各顯神通千方百計地增加出口創(chuàng)匯，有著優(yōu)越的地理條件、良好的經(jīng)濟基礎(chǔ)和優(yōu)惠政策導(dǎo)向的上海、廣東等沿海地區(qū)對外貿(mào)易進入了飛速發(fā)展的快車道。與此同時，中央實行的是從沿海向內(nèi)地逐步推進的對外開放政策，廣東、海南、福建、上海等東部沿海地區(qū)率先設(shè)立了經(jīng)濟特區(qū)，優(yōu)先享受到了各項優(yōu)惠政策，大量外商直接投資涌入東部地區(qū)，帶動了東部地區(qū)加工貿(mào)易的發(fā)展，也進一步拉大了東部和中西部地區(qū)進出口貿(mào)易發(fā)展差距。因此，1987年開始中國進出口貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差異迅速擴大。20世紀(jì)90年代初期，中國自沿海向內(nèi)地的逐步開放政策漸入，內(nèi)陸地區(qū)的一些城市包括所有的內(nèi)地省份和自治區(qū)省會城市都相繼開放，逐漸形成了全方位的對外開放格局，各省份基本上都設(shè)立了不同類型的經(jīng)濟開放區(qū)，優(yōu)惠政策得到普及。與此同時，中央政府對不斷擴大的地區(qū)差距開始有所意識，將地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略的重心轉(zhuǎn)向地區(qū)經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展和地區(qū)差距的降低上，相繼出臺了一系列協(xié)調(diào)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的戰(zhàn)略政策，客觀上阻止了地區(qū)進出口貿(mào)易發(fā)展差距的進一步擴大。所以，1996年后衡量進口和出口貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差異的泰爾指數(shù)都相對平穩(wěn)，波動較小。
其次，中國對外貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差異與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異息息相關(guān)。根據(jù)魏后凱、范劍勇、朱國林等的研究，改革開放后中國的地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異總體上處于“U”字型走勢之中，1978-1985年地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距明顯縮小。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距的變動軌跡可以部分解釋改革開放后中國進出口貿(mào)易發(fā)展差異的演變。為了進一步分析地區(qū)進出口貿(mào)易發(fā)展差異與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異之間的關(guān)系，本文選取了衡量進口和出口貿(mào)易發(fā)展差異的泰爾指數(shù)與衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異的泰爾指數(shù)進行回歸分析，為了克服異方差性提高計量分析的可靠性，對所有的變量均取自然對數(shù)。1978-2005年進出口貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差異與GDP差異的回歸分析結(jié)果如下：
在上面的回歸分析中，所有的變量都通過了顯著性檢驗，F(xiàn)統(tǒng)計值、R2均在合理水平，對方程進行
Wald檢驗證明不存在異方差性?？傮w而言，方程的擬合效果良好?；貧w結(jié)果表明，1978-2005年間，進出口貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差異與經(jīng)濟發(fā)展差異之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟發(fā)展差異泰爾指數(shù)的自然對數(shù)每增加l％，進口和出口貿(mào)易發(fā)展差異泰爾指數(shù)的自然對數(shù)會相應(yīng)增加0.84％和0.90％。
再次，各地區(qū)自身因素也是導(dǎo)致進出口貿(mào)易發(fā)展不平衡的重要原因。各省在基礎(chǔ)設(shè)施、資源稟賦、人力資本、技術(shù)力量等方面均存在顯著差異，而這些因素都會對其進出口貿(mào)易發(fā)展產(chǎn)生影響。為此，本文利用1978-2005年間省份相關(guān)數(shù)據(jù)的平均值進行相關(guān)性分析。
表1顯示各省基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、人力資本、資本形成、技術(shù)力量、市場化程度、利用外資水平與其進出口貿(mào)易發(fā)展相關(guān)性很大，基礎(chǔ)設(shè)施完善、人力資本和物質(zhì)資本充裕、技術(shù)先進、市場化程度高、利用外資較多的省份進出口貿(mào)易發(fā)展也較好，而進出口貿(mào)易的發(fā)展又反過來促進其經(jīng)濟發(fā)展，資本積累和市場化程度也進一步提高，從而形成良性發(fā)展循環(huán)。因此，各省份自身因素的差異也是我國進出口貿(mào)易發(fā)展地區(qū)差異形成的重要原因。
二、進出口貿(mào)易發(fā)展總體差異的結(jié)構(gòu)分解
接下來，本文分別利用泰爾指數(shù)和基尼系數(shù)對我國進出口貿(mào)易發(fā)展的總體差距進行地區(qū)結(jié)構(gòu)分解和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分解。
(一)地區(qū)結(jié)構(gòu)分解泰爾指數(shù)是各地區(qū)進出口貿(mào)易額的加權(quán)幾何平均，它具有表達差距的較好性質(zhì)，可以將數(shù)據(jù)按照一定標(biāo)準(zhǔn)進行分組，然后將差距分解為各個組內(nèi)和組間差距。泰爾指數(shù)又可寫成：
其中m為組數(shù)，Sk是第K組的權(quán)重，Tk為第K組的泰爾指數(shù)。等式右邊第一項是各個組泰爾指數(shù)的加權(quán)平均和，表示的是組內(nèi)差距，第二項是用組的均值來表示的組間差距。于是，衡量總體差異的泰爾指數(shù)可以按東、中、西部地區(qū)分解為：
其中，TE、TM、TW分別表示衡量東、中、西部地區(qū)內(nèi)部差異的泰爾指數(shù)；XE、XM、XW、X分別表示東、中、西部地區(qū)和全國總體的進口或者出口貿(mào)易額。式(5)中前面三項分別是東、中、西部地區(qū)內(nèi)部的組內(nèi)差距，最后三項是用組的均值來表示的組間差距。用T1表示組間差距，式(5)可以進一步表示為：
地區(qū)內(nèi)部差異對總體差異的貢獻率。貢獻率的大小反映了該因素對總體差異的影響程度。
本文將全國30個省市(由于重慶市設(shè)立較晚，出于統(tǒng)計口徑一致性考慮，仍將其并入四川省計算)按照國務(wù)院西部開發(fā)辦公室的標(biāo)準(zhǔn)劃分為東、中、西’部三大地帶，計算出1978-2006年各地區(qū)對外貿(mào)易發(fā)展的泰爾指數(shù)，然后，將總體的泰爾指數(shù)按東、中、西部進行分解，把進出口貿(mào)易發(fā)展的省際差距分解成各亞地區(qū)內(nèi)部的差異和各亞地區(qū)間的差異。
表2顯示，中國進出口貿(mào)易的地區(qū)差異主要是由東部地區(qū)內(nèi)部差異以及地區(qū)間差異引起的，相對而言，中部與西部地區(qū)進口和出口貿(mào)易發(fā)展差距對總體差距的貢獻非常小，大多數(shù)年份其貢獻率甚至不到2％。具體比較東部地區(qū)內(nèi)部差距和區(qū)域間差距的貢獻率，可以發(fā)現(xiàn)在大多數(shù)年份，地區(qū)間差距對總體差距的貢獻率大于東部地區(qū)內(nèi)部差距的貢獻率，而且最近幾年，地區(qū)間差距的貢獻程度正在不斷增大。
(二)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分解接下來，本文借用基尼系數(shù)指標(biāo)對中國進出口貿(mào)易發(fā)展省際差異進行產(chǎn)業(yè)分解。出于數(shù)據(jù)可得性和統(tǒng)計口徑一致性考慮，僅對1993-2004年中國進出口貿(mào)易發(fā)展的省際差異進行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分解。
定義進出口貿(mào)易發(fā)展基尼系數(shù)Gm，計算公式為：
其中Xi為某地區(qū)進口(出口)貿(mào)易額占全國總體進口(出口)貿(mào)易的比重，Wi為該地區(qū)的人口比重，Vi為各地區(qū)進口(出口)貿(mào)易額占全國總體進口(出口)貿(mào)易的累計比重?；嵯禂?shù)可以按產(chǎn)業(yè)進行
口)貿(mào)易中所占比重，GK為單項產(chǎn)業(yè)進口(出口)的基尼系數(shù)。本文按照國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類，計算出1993～2004年中國進口(出口)貿(mào)易總體的差異以及初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品分別對總體進口(出口)貿(mào)易基尼系數(shù)的貢獻，計算結(jié)果見表3。
