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本文以美國1976—2010年的數據作為樣本區間,以美國國際收支平衡表中美國擁有所有權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)統計的美國貨物進口額和出口額來衡量其對外貿易(如無特別說明下文提及進出口貿易均指貨物貿易不含服務貿易)。為了消除非平穩時間序列的異方差性,在開始分析前,對上述數據均進行自然對數變換。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。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據進行經濟計量分析,以此檢驗美國直接投資和國際貿易之間的關系。
(一)時間序列數據的平穩性檢驗
在對經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,以判別序列的平穩性,避免非平穩時間序列之間經常發生的偽回歸現象。只有通過了平穩性檢驗的時間序列數據,才能進行回歸分析。在此對序列平穩性采用ADF檢驗,根據檢驗結果,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,說明在1%的顯著性水平下各變量對數都沒有通過平穩性檢驗,即它們都是非平穩序列;而這些對數變量的一階差分(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性檢驗,說明這些變量具有一階單整性。協整理論指出:如果變量都是單整變量而且具有相同的單整階數,那么這幾個變量之間可能存在協整關系,表明這幾個變量的某種線性組合可能是平穩的。因此,可以進一步對上述變量進行協整檢驗。
(二)協整性檢驗
協整檢驗的意義在于揭示變量之間是否存在一種長期穩定的均衡關系。有些時間序列,雖然它們自身非平穩,但其某種線性組合卻平穩,這種長期穩定的均衡關系稱為協整關系。對于經過平穩性檢驗后為非平穩的序列來說,需要進行協整檢驗以分析它們之間的協整關系。本文采用喬納森于1995年提出的基于VAR模型的協整檢驗方法。VAR模型通常用于相關時間序列系統變量相互關系的分析和隨機擾動對變量系統的動態影響。鑒于文中重點研究美國對外直接投資與進、出口額之間的關系,不考慮其他因素,將一般的VAR模型的數學形式簡化為僅含有以Ln(FDI)和Ln(EXG)、Ln(FDI)和Ln(IMG)為內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8進行滯后長度檢驗,并根據實際研究中比較常用的AIC和SC信息準則,可以確定模型合適的滯后期為1。當模型滯后階數為1時,VAR模型中2/3以上的參數顯著性通過了檢驗。模型中各個方程的擬合優度分別達到0.983516、0.816980、0.986733、0.820384,很高的擬合優度表明各個方程能夠較好地描述相關經濟現象。進一步在這個模型的基礎上采用喬納森協整檢驗法檢驗Ln(FDI)和Ln(EXG)、Ln(FDI)和Ln(IMG)之間是否具有協整關系。協整檢驗結果如表1、表2。從上述檢驗結果可以得出,在5%顯著性水平下,美國進出口與對外直接投資的跡統計量拒絕了不存在協整關系的虛擬假設,說明美國進出口與對外直接具有協整關系,標準化的協整關系式為: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定的均衡關系:對外直接投資與出口存在負相關關系,與進口存在正相關關系。
(三)Granger因果檢驗
即使一些經濟變量顯著相關,它們的相關關系未必是有意義的。如何分析變量之間的相關關系,如何判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因,是計量經濟學中的常見問題。Granger(1969)提出一個判斷因果關系的檢驗,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系,滯后期仍選擇1,經計量軟件運行后的結果如表3、表4。從表3、表4的結果可以看出: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,拒絕Ln(EXG)不是Ln(FDI)的Granger原因的原假設;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,拒絕Ln(IMG)不是Ln(FDI)的Granger原因的原假設。因此可以得出結論,美國對外直接投資與進出口具有如下的因果關系: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易。從協整檢驗的結果可知,美國出口貿易與對外直接投資呈現出負相關關系,說明對外直接投資增長反而引起出口貿易的減少。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達國家,而美國更是擁有了具有突出競爭優勢跨國公司的大多數,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勢的資源并整合為自己的競爭優勢。這些跨國公司為了提高國際競爭力、獲取全球利潤最大化,在產品增值鏈條中將制造業環節轉移到發展中經濟體,首先轉移的是勞動密集型制造業加工環節、工序或零部件,隨后向高端加工延伸。轉移的制造產品大多原地銷售或出口到其他國家,還有部分返銷回美國,這就導致原本由美國出口的部分產品不再經由美國出口,美國出口貿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濟體、主要發達國家之一,其國內的資源、土地、勞動力、環境等成本處于較高水平,在生產全球化的背景下,美國一些本土產品的價格往往高于世界市場的平均價格,因此美國出口貿易減少,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勢,這就表現出出口貿易減少而對外直接投資增加的現象。美國常年面臨巨額貿易赤字,面對金融危機等惡劣經濟環境時,政府和公眾往往期望跨國企業抽回海外投資,增加本國工作崗位,緩解失業率居高不下的壓力,同時有利于增加出口減少貿易赤字,這就會表現出出口貿易增加而對外直接投資減少的現象,這從一個側面說明了出口貿易與對外直接投資此消彼長的關系。
3、美國進口貿易引起美國對外直接投資同向變動。從協整檢驗的結果可以看出美國進口貿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領先的發達國家,其進口產品中勞動密集型產品、重要能源和資源占較大比重。對于勞動密集型產品,美國跨國公司通過生產環節全球布置的方式實現國外生產返銷本土的生產貿易模式,在廣大發展中經濟體常見的加工貿易就是這種模式的產物,而這種貿易模式的規模經濟效應十分顯著,因此對美國直接投資具有較強的促進作用。對于資源密集型產品,美國跨國公司為了搶占全球戰略資源,通過對外直接投資控制重要資源的開發經營權,此類產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、結論及建議
綜合上述分析,可以得出如下結論:美國對外直接投資與出口貿易之間存在穩定的負相關關系,進口貿易引起美國對外直接投資同向變動?？偟膩碚f,美國貿易投資一體化處于相關性強、相互作用大、不同區域或行業特征差異明顯的高級階段。結合美國貿易投資一體化的特征,我國在貿易投資一體化實踐中應注意以下幾個方面:
以往我國憑借廉價勞動力資源完成出口貿易和產品競爭任務，經過經濟不斷發展、勞動力成本全面增加，我國在勞動力成本上的優勢地位開始日漸削弱，比如勞動密集型的紡織類制造行業，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、泰國等轉移。歸結來講，我國進行優勢產業獨立發展，夕陽產業對外投資，對于其日后貿易結構調整十分有利，將會全面帶動周邊產業的出力。
2.進一步維持國際收支平衡狀態
經過對外直接投資的控制，國家收支會得到進一步平衡，在保證匯率穩定的基礎上，規避出口競爭力過低，使得我國對外出口競爭實力和市場份額持續擴大。
3.持續輔助相關企業主動繞過貿易壁壘
通過跨國并購或是在海外設置子公司，可以讓我國企業更快的擠入國際市場，使得因為貿易避雷造成的貿易限制問題得以順勢消除，全面增加產業貿易數量并強化企業國際綜合競爭實力，最終帶動關聯產品出口貿易。
4.快速賦予我國企業強效的逆向技術溢出效應
向發達國家邁進，進行綠地投資并構建起專業化的分支機構，能夠愈加接近東道國的R&D資源，保證及時介入所在產業高端技術集聚區域并加以模仿學習，從中獲取先進的知識和技術。長此以往，令自身所有權優勢得以全面增加，并順勢擴充出口貿易范疇以及對國際的影響效應。最好的例子就是大連機床企業，就是憑借并購渠道，進行逆向技術溢出實時性獲取，躋身于世界十大機床排位。
二、現階段我國對外直接投資工作中面臨的具體挑戰困境
1.政府管理缺乏應有的統一聯帶性
許多企業無法在對外直接投資前深入性調查掌握國外法律法規，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.對外直接投資行業分布結構機理嚴重紊亂
自2011年開始，我國對外投資中，占比比較大的分別是租賃、商務服務、采礦、批發和零售制造等領域，大約占據整體投資份額的77%，相比之下，關于軟件、科學研究等高新科技產業占據的比重就顯得較小，幾乎只有2.1%。由此看來，我國對外直接投資層次過低，并且缺乏技術和知識密集型行業的支持。
3.專業型人才資源儲備數量不夠充足
事實上，我國許多跨國行業都缺乏跨國性經營管理人才，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營能力持續降低，嚴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便已經達到23%。
透過宏觀角度觀察，當前我國對外直接投資，不管是在產業結構、參與企業實力、國際競爭潛質等方面，都和西方發達國家市場競爭規范訴求有著較大差距，在此期間，西方發達國家更利用嚴格規定限制我國對外投資力度。長遠趨勢看來，我國對外直接投資和進出口貿易發展還有較長一段的挑戰適應路途要走。
三、利用對外直接投資途徑改善進出口貿易管理質量的措施
歸結來講，我國就是要持續地革新拓展對外直接投資形式，將國際、國內兩類市場優勢和多元化資源優勢盡數發揮，使得直接投資對貿易的促進效用至此得以長效發揮。對外直接投資本身有助于海外市場的開拓，經過跨國生產途徑迅速帶動高端設備、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經濟發展一切需要的資源，包括高新技術設施和豐富的實踐管制經驗等，借此令國內產業機構快速優化并提升技術水準，令我國企業和產品國際競爭力變得愈加理想。具體措施內容將細化為：
1.適當加大對發達國家的直接投資力度，持續優化并改造相關產業結構
我國以往獲取的大多數西方發達國家已經淘汰的機械和技術，相關行業根本不能得到系統化革新拓展機遇，唯一能夠有效利用的便是自身勞動力資源優勢，而在和其余國家進行出口貿易競爭環節中，既有的勞動力優勢也開始逐漸喪失。因此，有關規劃主體需要持續加大對發達國家對外直接投資力度，完成逆向技術溢出改革指標并快速獲取高端的知識技術，令高新科技產業投入支持力度持續加大，這樣一來，便可在國際貿易中盡快占據主導地位，進一步擴充相關產業整體的對外出口貿易范圍。
2.督促政府快速構筑起完善形式的金融服務機構
在企業開展對外直接投資項目基礎上，地方政府需要全面發揮自身職能效應，在企業實行政策方面予以科學化引導，進一步開放集合融資、稅收、信息咨詢等功能服務。另外，政府還要持續修繕海外投資監督保障體系，主動規避政治風險侵蝕效應，令企業自覺形成發展對外貿易的自信心和積極性。當然，為了優化我國對外直接投資的改革進程，作為政府，有必要結合國民經濟發展現狀、既有產業結構以及國家戰略，人性化的調整投資區域并調整產業運作模式。逐步搭建起對外直接投資的法律指導體系，借此調整我國投資法向引資一邊倒的隱患，同時將西方發達國家出口貿易發展經驗予以充分借鑒，出臺相關法律法規，明確對外投資主體、權責、區域、產業、模式、利潤分配、人才培養等，再就是成立專業化監理機構，令對外投資管理程序在當下予以快速簡化，最終提升管理實效。
3.跨國企業要積極培養金融、財務、貿易、法律等各類專業人才
透過各方合作建立起高效的教學培訓機制，保證在合理時間范圍內培養供應融合財務、貿易、法律、政策管理經驗的應用型人才，進一步規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，衍生出可靠的企業內部優勢，為今后產業內出口貿易持續增加，創設適應條件。
一、從市場結構角度分析
產業經濟中所提到的市場結構范圍十分廣泛，主要包括企業的規模及分布、壁壘和進入條件、產品差異以及企業成本結構和政府管制的程度。市場結構一般用市場集中度、進入和退出的壁壘以及產品差異化程度來衡量。
由于規模經濟鼓勵一個國家生產一種具有優勢的產品，不同國家的企業生產專業化產品之后進行進出口貿易。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。但產品差別化生產是一種對產品進行多角度開發的方式。通過這種方式，一種產品擁有更多種生產的可能。因此，由規模經濟和產品差別化的結合分析得出，國際貿易更加容易被選擇，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的公司，在國際上將要面臨更大的市場競爭。因此，企業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市場更加低廉的價格。這種情況在貿易規則中是不允許出現的，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品，這種產品的產生容易造成“價格歧視”，這也是貿易規則所不允許的，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。一家進行對外貿易的公司，除了以上成本之外還得承擔進出口所需要的關稅和運費。若進行海外直接投資，公司就可以節省進出口所需要的關稅和運費，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。因此，利潤的高低成為決定選擇重要參考因素。
同時，公司所經營的商品類型也會直接影響對外貿易和直接投資的選擇。一般情況下，單位售價較低的大宗產品，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，單位產品售價雖然高，如化妝品、酒水等產品，但含較高關稅成本；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惠政策，減少外國投資者的海外工廠運營成本。當公司的管理費用、研發費用等日常費用相對于價格來說較高時，這些無形資產的支出鼓勵企業拓展海外直接投資進行全球化運營，例如手機、汽車、電腦等產品。
三、從國內市場績效角度分析
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工人，因此它出口那些要求具有熟練勞動力的產品的機率越大。這就使得美國的高科技產品占有比較優勢，它的勞動生產率較高。然而，當別國超越了此種優勢之后，美國又以提高生產率的方式取得相對于其他國家更大的比較優勢，這就出現了一直被追趕卻難以被超越的現象。
一、問題的提出
改革開放以來，中國經濟高速發展，我國的綜合國力顯著增強，經濟實現了持續的高速增長，中國經濟增長的過程也是對外貿易經濟增長的過程，從08年次貸危機爆發，08年經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，也進一步擴大國內市場的對外開放，隨著中國申請加入世貿組織，中國在進出口體制方面已發生了顯著變化.非關稅壁壘的種類和范圍大為縮小以到取消，進口關稅水平大幅度下降。由此我們可以看出，進出口貿易對我國經濟發展有著重要的影響。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易政策的制定提供有益的定量依據。
二、各因素對我國進出口貿易影響機理
物價指數變動對我國進出口貿易的影響。價格指數對進出口貿易的影響。改革開放十幾年來，我國國民經濟得到飛速發展，但物價指數居高不下。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同類商品的價格，而對進口有利。
利用外資對進出口貿易的影響。1978年，中國打開了封閉已久的大門，外商、外資、外國產品便接踵而至。利用外資大大促進了我國對外貿易的發展。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、先進的技術和我國廉價的勞動力結合起來，生產出質優價廉，在國際市場上極具競爭力的產品。
三、模型設定
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，X3表示利用的外資，Ut為隨機擾動項。由于2008年的次貸危機，導致很多數據會產生異常，這里t取值從2009年開始，以月度為單位，進行數據的統計。
四、數據的收集
由于大的經濟環境條件的限制，本文僅取2009年至今的數據，如表1。
五、模型的估計與調整
本文運用EVIEWS通過對中國2009年1月-2011年10月進出口總額數據（Y）與物價指數（X2），利用外資（X3），進行回歸分析。方程形式為
Y=β1+β2X2+β3X3+Ut
EVIEWS的回歸結果可以看出，在給定的顯著性水平a=0.05下，F統計量81.94028，明顯顯著。可決系數R2=0.840928，模型擬合程度較高。
六、模型的檢驗
（1）經濟意義上的檢驗：從回歸結果可以看出，物價指數每上升一點，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）統計檢驗：擬合優度：可決系數R2=0.840928，模型擬合程度較高。F檢驗：在給定顯著水平a=0.05，Fa（2，32）=19.5
（3）計量經濟意義上的檢驗：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的回歸結果可以看出，在給定顯著性水平a=0.05下，F統計量3.879309，很不顯著，可決系數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基礎上，進行White檢驗，EVIEWS的回歸結果可以得出，nR2=7.04
七、本文結論
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。它對進出口總額產生顯著的影響。隨著價格指數的變動，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
創造比較寬松的引進外資的政策，改善國內投資環境，積極的吸引外資，給外資以優惠性的政策，用外資來拉動我國進出口總額的上升，促進我國國際貿易的發展，從而拉動我國經濟的增長。物價指數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，對國內經濟的發展不利。反之也會抑制國內經濟的發展，物價指數在合理的范圍變動會促進我國國際貿易的發展，推動經濟的整體上升。
表1 2009年1月至2011年10月數據
一、引言
隨著山東省經濟的快速發展和國際經濟環境的不斷改善，山東省在對外貿易和利用外資方面取得了很大的進步。據山東省統計年鑒資料顯示，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，山東省的進出口貿易也得到了迅猛發展，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系表現為二者的互補性、替代性或是相互關系的不確定性。本文通過實證分析來探討山東省FDI與進、出口貿易的關系。
二、實證分析
（一）數據來源和研究方法
為了從定量角度考察山東省外商直接投資與進出口貿易的相關性，本文選取山東省1980年至2004年的年度經濟數據，運用協整方法進行分析，建立誤差糾正模型描述變量之間的長短期關系，并對變量進行Granger因果關系檢驗。其中，FDI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易額，IM代表各年度的進口貿易額。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后不會改變變量之間的關系，在這里對各序列進行自然對數變換，變換后各變量序列分別取LNFDI、LNEX、LNIM。
表1 1980年至2004年間各樣本數據的情況 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、強化企業的風險意識
我國的出口信用保險仍沒有發展起來的一個重要原因是企業的風險意識還比較差，大部分企業認為他們的客戶一般都是有著長期聯系的穩定客戶，不存在風險，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責任，僥幸心理容易造成企業外貿出口中的重大損失。有的企業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務，對其作用認識不全面。例如，目前資金緊缺是國內企業在海外投資的普遍問題，但許多企業并不知道出口信用保險可以幫助他們的融資。企業保險意識淡薄的觀念應當扭轉，并在保險公司幫助下培訓專門人員負責風險管理。
二、出口企業應深化企業改革，實現企業產權多元化
許多國有企業習慣于在國家優惠政策的庇護下開展經營活動，盈利皆大歡喜，虧損掛在帳上，企業出口收不回貸款，最后都算在國家賬上，而且繼續照常做買賣。通過深化企業改革，使企業內部的各個方面成為真正的責任中心，完善現代企業制度，進而使之成為能夠對自己的生產經營高度負責的完全行為主體。也只有如此，出口企業才會把追求自身贏利作為其行為的最終目標，才可能在現實的經營環境中主動尋找其能夠控制、操作或影響信用風險的因素，并不斷調整其經營機制及經營內容，從而在經營管理中改變只注重銷售業績而忽視效益的觀念，重視信用風險的防范。
三、企業內部應加強管理，健全內部風險管理制度，加強核算和監督，提高風險管理水平
在激烈的國際貿易競爭中，運用信用管理手段防范和降低經營風險是比較普遍的做法，企業應當建立一個在總經理或董事會直接領導下的獨立的信用管理部門（或設置信用監理），從而有效地協調企業的銷售目標和財務目標，同時在企業內部形成一個科學的風險制約機制。企業集中各個業務員和部門收集的信息，實現對客戶的統一管理。管理應全面，做到事前控制（客戶資信管理制度）、事中控制（賒銷業務管理制度）和事后控制（應收賬款監控制度）。
四、注意并不是所有的出口企業都有可保需求，并不是所有希望投保的出口企業都可以滿足
如只賺取手續費的“三來一補”型企業一般不會面對出口風險，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問題等風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）或營業管理部（合肥、南昌、鄭州、長沙、成都、重慶、西安）聯系投保，填制《出口信用保險申報單》立即申請限額，因為調查資信需要一段時間，包括內部周轉時間、委托國外資信機構進行調查時間，有時長達1個月之久。出運選用空運方式或提單自寄，這樣的風險已等同O/A風險，應申請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后，企業可在該限額內組織發貨。
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、運輸、倉儲的風險出口信用保險公司是不承擔任何經濟責任的，這一點應引起大家的注意。在短期信用保險業務當中，裝船日期必須要晚于保險公司保單批準日期，否則，保險無效。
七、了解相關的免除責任
有些出口企業甚至存在認識上的偏差，誤認為做了出口信用保險業務后就等于進了保險箱，不管出現什么問題，只要進口商不付款，保險商就得賠付，從而出現不努力履約的現象。事實上，出口信用保險有一定的免責情況，一旦出現，保險公司是不負責賠償的。
1、拖欠保費超過規定期限，保險人有權解除責任。出口商投保短期出口信用險保費應在裝船后規定時間內限期支付，投保中長期信用險保費必須在保單生效前支付。
2、被保人未履行規定的義務。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益的合同內容時，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；被保險人按規定提交《可能損失通知書》，報損不及時超過規定的時間。
3、被保違約未履行貿易合同交貨義務所造成的損失。如出口商品質量與合同要求不符；裝運數量不足或溢裝；裝運日期超過貿易合同規定的最遲期限；單據不符，單單不符等等由此引起進口商拒付。
4、出口企業擅自寄單，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，該額度至少應等于出口企業對買方在該付款方式下任何時候的成交放款額。
2方法、變量及數據
2.1研究方法
本文首先對物流與進出口貿易的關系進行相關分析，目的是驗證物流業對進出口貿易是否有促進作用，影響是否顯著。然后，運用彈性理論，通過計算“物流－進出口貿易彈性”，即物流發展速度與進出口貿易增長速度之間的變動比率，來測算現代物流發展對進出口貿易增長的影響程度，以及其程度隨時間的變動趨勢。
2.2變量及數據來源
衡量進出口貿易的指標，一般選取具有代表性的進出口總額。而衡量現代物流發展水平的指標，由于缺乏統一的統計口徑，不同學者選擇的指標沒有統一的標準，已有研究大多以貨運量、貨物周轉量或港口貨物吞吐量等指標為代表。從進出口貿易涉及的物流系統來看，其物流環節包含運輸、倉儲、檢驗、報關、包裝、裝卸搬運，以及信息處理等作業內容，其中，運輸是必須的環節，故本文選擇了貨物周轉量作為衡量物流發展水平的指標。數據來源于《浙江省統計年鑒》(2010)，考慮到數據的可得性和一致性，選取1986—2009年間的數據。
3實證分析
3.1物流產業發展與進出口貿易增長的相關性
在相關性分析之前，首先對進出口總額和貨物周轉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量的統計數據。依據表1，繪制出1986—2009年浙江省進出口總額與貨物周轉量變化趨勢圖①，見圖1。由圖1可知，進出口總額與貨物周轉量的變化趨勢大體一致，這初步說明浙江省物流業與進出口貿易之間存在正向相關關系，即物流業的發展對進出口貿易具有促進作用。為了說明物流業發展對進出口貿易增長的顯著影響，下面利用統計數據進行回歸分析。以進出口總額為因變量，設為Y，貨物周轉量為自變量，設為X。根據表1的進出口總額與貨物周轉量相關數據，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易之間的變化趨勢?；貧w結果見表2，調整后判定系數為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。回歸方程顯著性經過檢驗，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物流產業發展對進出口貿易增長促進程度的彈性分析
(1)測算模型
通過相關性分析，得知浙江省物流業的發展對進出口貿易具有顯著的促進作用。為了進一步分析物流對進出口貿易增長的影響程度，本文利用經濟學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“區域物流－進出口貿易彈性”一詞作為衡量浙江省進出口貿易對物流業變化的敏感程度。進出口貿易額設為變量Y，貨物周轉量設為變量X，物流－進出口貿易彈性計算模型如式(2):E=dYdX•XY(2)
(2)物流產業發展對進出口貿易增長影響程度的測算
根據回歸方程Y=－121.873+0.3129+0.0000118X2可得式(3):dYdX=0.3129+0.0000236X(3)運用物流－進出口貿易彈性計算模型，求得彈性系數E，見表3，1986—2009年間，浙江省區域物流－進出口貿易平均彈性為2.9，表示在其他因素不變的情況下，貨物周轉量每提高1%，進出口總額約提高2.9%，說明浙江省物流業較大程度上推動了進出口貿易的增長。
(3)不同時段物流業對進出口貿易影響程度的比較表3顯示，1986—2009年間不同年份的物流－進出口貿易彈性差異較大，從具體數據來看，彈性系數從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－進出口貿易彈性平均值，結果表明，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，彈性均值呈現下降的趨勢，表明浙江省物流業發展對進出口貿易增長的促進作用有所趨緩。為了分析物流業對進出口貿易的影響隨時間的變動趨勢，以1986年作為時間t=1，對物流—進出口貿易彈性與時間t的關系進行回歸分析。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，回歸結果見表4，調整后的擬合優度為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－進出口貿易彈性指標值，見表5，浙江省物流－進出口貿易彈性呈下降趨勢，表明浙江省物流業應進行產業調整，轉變增長方式，從“粗放型增長”轉變為“集約型增長”，以促進進出口貿易的增長。
4結論與建議
4.1結論
2方法、變量及數據
2.1研究方法
本文首先對物流與進出口貿易的關系進行相關分析,目的是驗證物流業對進出口貿易是否有促進作用,影響是否顯著。然后,運用彈性理論,通過計算“物流-進出口貿易彈性”,即物流發展速度與進出口貿易增長速度之間的變動比率,來測算現代物流發展對進出口貿易增長的影響程度,以及其程度隨時間的變動趨勢。
2.2變量及數據來源
衡量進出口貿易的指標,一般選取具有代表性的進出口總額。而衡量現代物流發展水平的指標,由于缺乏統一的統計口徑,不同學者選擇的指標沒有統一的標準,已有研究大多以貨運量、貨物周轉量或港口貨物吞吐量等指標為代表。從進出口貿易涉及的物流系統來看,其物流環節包含運輸、倉儲、檢驗、報關、包裝、裝卸搬運,以及信息處理等作業內容,其中,運輸是必須的環節,故本文選擇了貨物周轉量作為衡量物流發展水平的指標。數據來源于《浙江省統計年鑒》(2010),考慮到數據的可得性和一致性,選取1986—2009年間的數據。
3實證分析
3.1物流產業發展與進出口貿易增長的相關性
在相關性分析之前,首先對進出口總額和貨物周轉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量的統計數據。依據表1,繪制出1986—2009年浙江省進出口總額與貨物周轉量變化趨勢圖①,見圖1。由圖1可知,進出口總額與貨物周轉量的變化趨勢大體一致,這初步說明浙江省物流業與進出口貿易之間存在正向相關關系,即物流業的發展對進出口貿易具有促進作用。為了說明物流業發展對進出口貿易增長的顯著影響,下面利用統計數據進行回歸分析。以進出口總額為因變量,設為Y,貨物周轉量為自變量,設為X。根據表1的進出口總額與貨物周轉量相關數據,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易之間的變化趨勢?；貧w結果見表2,調整后判定系數為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。回歸方程顯著性經過檢驗,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物流產業發展對進出口貿易增長促進程度的彈性分析
(1)測算模型
通過相關性分析,得知浙江省物流業的發展對進出口貿易具有顯著的促進作用。為了進一步分析物流對進出口貿易增長的影響程度,本文利用經濟學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“區域物流-進出口貿易彈性”一詞作為衡量浙江省進出口貿易對物流業變化的敏感程度。進出口貿易額設為變量Y,貨物周轉量設為變量X,物流-進出口貿易彈性計算模型如式(2):E=dYdX?XY(2)
(2)物流產業發展對進出口貿易增長影響程度的測算
根據回歸方程Y=-121.873+0.3129+0.0000118X2可得式(3):dYdX=0.3129+0.0000236X(3)運用物流-進出口貿易彈性計算模型,求得彈性系數E,見表3,1986—2009年間,浙江省區域物流-進出口貿易平均彈性為2.9,表示在其他因素不變的情況下,貨物周轉量每提高1%,進出口總額約提高2.9%,說明浙江省物流業較大程度上推動了進出口貿易的增長。
(3)不同時段物流業對進出口貿易影響程度的比較表3顯示,1986—2009年間不同年份的物流-進出口貿易彈性差異較大,從具體數據來看,彈性系數從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-進出口貿易彈性平均值,結果表明,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,彈性均值呈現下降的趨勢,表明浙江省物流業發展對進出口貿易增長的促進作用有所趨緩。為了分析物流業對進出口貿易的影響隨時間的變動趨勢,以1986年作為時間t=1,對物流—進出口貿易彈性與時間t的關系進行回歸分析。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,回歸結果見表4,調整后的擬合優度為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-進出口貿易彈性指標值,見表5,浙江省物流-進出口貿易彈性呈下降趨勢,表明浙江省物流業應進行產業調整,轉變增長方式,從“粗放型增長”轉變為“集約型增長”,以促進進出口貿易的增長。
4結論與建議
4.1結論
[中圖分類號]F064.1 [文獻標識碼]A [文章編號]2095-3283（2014）03-0024-04
一、文獻綜述
（一）關于國際物流與國際貿易關系的研究
關于定性方面的研究主要有：李永生、張麗芳（2006）認為物流成本對國際貿易具有直接影響；陳世軍（2012）從物流成本（國際貿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易的發展現狀及存在問題的分析，闡述了國際物流業的迅速發展在我國經濟及國際貿易的發展進程中起著關鍵性的作用。
關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、港口外貿貨物吞吐量兩個指標；林青（2009）選取了1991―2008年間的貨物運輸周轉量、港口集裝箱吞吐量以及進出口貿易總額三個指標；黃正松（2011）選取了1992―2008年間的鐵路貨物周轉量、公路貨物周轉量、水運貨物周轉量、民用航空貨物周轉量、管道輸油（氣）量以及進出口貿易總額6個指標，研究了中國對外貿易與物流發展之間的關系。研究結果表明我國進出口貿易的快速發展對我國國際物流產業的拉動效應非常微弱，而國際物流的快速發展可以有效促進進出口貿易的發展。
（二）以省市為研究對象的區域物流與對外貿易關系的研究
王領（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數據研究了上海市現代物流與對外貿易的關系；肖慧慧（2011）選取了云南省1989―2008年間貨物周轉量、貨物運輸路線長度與進出口貿易總額三個指標；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、進出口總額和地區生產總值4個指標，還有學者對北京、遼寧等區域的研究，研究結果表明進出口貿易的快速發展對區域物流產業的拉動效應非常微弱，而區域物流的快速發展可以有效促進進出口貿易的發展。
學者對廣東省區域物流的研究則主要側重于對廣東省經濟增長與其他行業的互動關系研究。如李松慶（2010）對廣東省物流產業與經濟增長的互動關系進行分析；曹建新、黃爾妮（2009）從廣東省物流業對區域經濟發展的效用角度進行了統計分析；吳冬玲（2010）對廣東省物流業與現代服務業的關聯度進行了研究；楊勇（2012）研究了廣東省制造業與物流業聯動發展，而對于廣東省物流業對對外貿易的影響方面研究比較缺乏。本文基于廣東省1991―2011年的統計數據，運用協整檢驗、Granger 因果檢驗等方法對廣東省物流與對外貿易之間的長期和短期的動態關系進行分析，旨在為發展廣東省現代物流和對外貿易提供理論依據。
二、廣東省現代物流與對外貿易關系的實證分析
（一）變量的確定及模型
為了研究廣東省現代物流與對外貿易之間的關系，必須要選取合適的變量并建立模型。本文選取地區生產總值（GDP）作為衡量經濟發展的指標，選擇進出口總額（XM）作為對外貿易的衡量指標，而衡量現代物流的指標，目前還沒有統一的統計口徑，本文選取港口貨物吞吐量 （TTL） 和貨物運輸量 （YSL） 作為衡量現代物流的指標。為了減少數據的波動對結果造成的影響，對數據進行自然對數化的處理。綜合考慮各種因素并結合市場化構建如下實證模型：
LNXM=α1LNYSL+α2LNGDP+α3LNTTL+C+μ
C為常數，μ為隨機誤差項。
本文的樣本區間為1991―2011年，數據根據 《廣東統計年鑒》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性檢驗，以判斷各序列是否具有平穩性及單整階數。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可以看出存在協整關系，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整關系，協整方程如下：
LNXM=0.787492*LNGDP+0.468016*LNYSL+0.406238*LNTTL+1.265086
從協整方程可以看出，進出口貿易總額對數值與GDP對數值是正向的，與預期是一致的，GDP對數值影響著進出口貿易總額對數值。GDP對數值彈性為0.787492，GDP對數值每增1%，進出口貿易總額對數值將增加0.787492%，對應的P值小于0.05，結果顯著。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%，進出口貿易總額對數值將增加0.406238%，對應的P值小于0.05，結果顯著。LNYSL彈性為0.468016，表明LNTTL上升1%， 進出口貿易總額對數值將增加0.468016%，對應的P值小于0.05，結果顯著。
3.向量誤差修正模型（VEC）
以上檢驗顯示，變量之間存在協整關系，也就是以上的VAR模型中存在協整關系，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）對于進出口貿易總額和各個變量的影響力度。從估計結果可以看出，進出口貿易總額方程的 ECM 系數是0.256672，說明進出口貿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，當方程發生波動和偏離時，誤差修正模型中的誤差修正項會用0.256672的調整力度將誤差項調整到長期均衡狀態下，研究發現誤差修正項的系數較小，表明調整力度較弱，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定和均衡的。
誤差協整后的可決定系數為0.259187，F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系檢驗
通過以上的協整方程可知：LNGDP、LNTTL、LNYSL與LNXM存在著協整關系，也即說明變量之間存在長期關系且關系穩定。為了檢驗各個變量之間的因果關系，本文采用Granger的因果分析法對以上變量進行因果關系檢驗，檢驗結果見表6。
三、結論及建議
（一）強大的物流產業是對外貿易持續快速發展的基礎
協整分析表明，港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP均會對進出口貿易總額產生顯著影響，且影響為正。即當港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP增加時，進出口貿易總額均會增加，且呈長期穩定狀態；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對進出口貿易總額的影響不是立即顯現的，而是存在一定的滯后期。
由此可見，大力發展廣東省現代物流業能夠為其對外貿易提供良好的物流環境，從而促進第三產業的快速發展，為廣東省外貿經濟可持續發展奠定堅實基礎。因此，廣東省物流企業要進一步加強基礎設施建設，加快物流標準化和信息化步伐，從而促進廣東省物流與進出口企業的互動發展。
（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系
進出口額增加會在長期內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易發展起到推動作用。廣東省進出口貿易的快速發展對國際物流的拉動效應表現不顯著，即快速發展的進出口貿易并沒有有效提升國際物流產業水平。
經過三十多年的改革開放，廣東省已經成為世界級的加工制造中心，但其進出口貿易的主要形式仍為加工貿易。2012年廣東省外貿進出口總值為9838.2億美元，同比增長7.7%，高于全國增幅1.5個百分點，占同期全國外貿總值的25.4%。其中，加工貿易進出口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%。在加工貿易的各項環節中，國內企業往往只從事簡單的加工裝配環節業務。而現代物流不是傳統意義上的倉儲、運輸服務，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濟活動。因此，廣東省物流企業要加強與進出口企業的對接，充分了解進出口企業的物流需求；加強與外資物流企業合作，深度參與國際分工和國際物流業務，加快提升國際物流服務水平和能力。
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[12]黃正松. 我國物流業對進出口貿易影響的實證分析[J].生產力研究，2011（1）：156-157.
[中圖分類號] F750 [文獻標識碼] B
從20世紀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，隨著經濟全球化的迅猛發展，國際直接投資與進出口貿易同時作為當前世界經濟一體化的重要組成部分聯系也日益密切。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展中國家中最大的FDI流入國[1]。并且，早在1992年起，我國連續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展中國家中最大的國際直接投資地區[3]。根據統計局數據，2008年我國實際使用國際直接投資總額呈現大幅度上升，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，對于我國的經濟增長、外貿進出口等都有重要的影響，為了準確的權衡國際直接投資對進出口貿易規模的產生的效應，充分利用外商直接投資帶來的資本，提升我國在世界經濟全球化深入發展時代的應對能力，促進我國開放型經濟的穩定發展，對在經濟全球化形勢下FDI對我國進出口貿易規模的影響進行實證分析和研究具有十分重要的意義。
一、國內外相關研究綜述
各國經濟學家對FDI和進出口貿易的關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易之間主要體現三種關系：首先，FDI與國際進出口貿易的替代效應;然后，國際直接投資與國際進出口貿易的互補效應;最后，國際直接投資與國際進出口貿易的轉移效應。不管是在美國等發達國家的實證研究方面還是巴西、印度、墨西哥等發展中國家的實證研究方面，均得到基本一致的結論，即兩者之間的互補效應得到更多的支持。美國經濟學家帕特瑞（P.Patrie）對國際直接投資的動機差異進行研究得出結論，認為，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易關系、規模影響也不同。帕特瑞把國際直接投資分成三類：市場導向型直接投資、生產導向型直接投資以及貿易促進型直接投資[4]。并提出對于生產導向型直接投資和貿易促進型直接投資則將會增加投資國和東道國之間的貿易，即擴大投資國與東道國兩國的進出口貿易規模。國內學者關于FDI對于進出口貿易規模的影響相關研究都有各自的結論與代表性觀點。周愛農認為，國際直接投資與國際進出口貿易之間存在均衡發展的關系;朱廷B從理論上闡述了日漸趨向一體化經濟的國際經濟環境導致了國際直接投資與貿易流動的同步性[5];劉志彪從產業經濟層面揭示國際直接投資對進出口貿易的促進作用。
國內學者主要通過分析宏觀數據來進行實證研究FDI對于國際進出口貿易的影響，筆者認為主要包括以下幾種類型：一是研究整個國家FDI與進出口貿易之間的相關關系;二是通過數據進行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FDI對本國或本地區經濟發展的影響。
二、我國目前FDI與進出口貿易規模概況描述
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較1997年有所降低，但在以1995為基年上看都是呈現出穩步上升的趨勢[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。隨著我國經濟在世界貿易格局中占有的重要地位，2014年我國實際使用的FDI總額已經達到119705百萬美元。而在2015年，隨著外商直接投資穩步增長，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，FDI在我國包括以下方面的特點：一是來自發達國家的FDI比重不斷上升，尤其是來自歐美等發達國家的FDI所占比例增大到40%;二是FDI流入主要集中在制造業，近年來，隨著經濟全球化的發展和改革開放的深入，流入零售和金融服務等行業的FDI也呈現出增長的趨勢。同時，關于我國進出口貿易的發展，與FDI流入表現出非常密切的關系。與FDI大量流入的同時發生的是我國進出口貿易額的大幅度增加，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略加上“一路一帶”的建設與推進，更是讓我國進出口貿易總額再創歷史新高，連續三年位居全世界前列。
三、外國直接投資對進出口貿易規模計量分析
表1 1995-2014年FDI與進出口總額[7]
（單位：百萬美元）
注：1.進出口數據來源于海關總署。1978年為外貿業務統計數，1980年起為海關進出口統計數。2.貨物進出口差額負數為逆差。
（一）OLS模型的建立
外國直接投資對于我國進出口貿易規模的影響是極其明顯的?，F在我們對FDI對于進出口貿易規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：β0、β1、β2、β3
根據計量分析結果的相關數據可得，F1=287.034，R21=0.941，F2=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
結論：兩個一元線性模型回歸效果較顯著
由此可以認為，外國直接投資與進出口貿易規模之間存在顯著的線性相關關系。并且，從兩個模型中我們可以得出這樣的結論：①外國直接投資與進口和出口都表現為正相關關系，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R21、R22的值相接近，所以認為兩個模型對于觀測值的擬合程度差不多。④回歸系數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）序列相關問題及修正
1.回歸檢驗
根據回歸結果，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，隨機擾動項呈現正的序列相關，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階序列相關的原假設，故得出存在正自相關，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.拉格朗日乘數檢驗（GB檢驗）
由于D.W檢驗僅適用于一階序列相關，為了驗證模型是否存在高階序列相關，需要進一步進行驗證。
ρ階序列相關：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
根據計量分析得到：
表2 進口模型中的相關統計量
表3 出口模型中的相關統計量
根據LM檢驗中的數據可知，兩個模型均只存在一階自相關，根據P值檢驗法和F統計量二階自相關無法通過檢驗，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易總額的影響。
4.序列相關的修正
被檢驗證明存在序列相關，則需要采用適當的方法進行修正。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不存在序列相關，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易的影響更加明顯，更有促進效果。
四、結論和政策建議
改革開放以來，隨著外國直接投資的流入增加，我國的進出口貿易規模不斷擴大。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易發展為我國帶來了更多的外國直接投資。
根據普通最小二乘法研究FDI和進出口貿易之間的相互作用，建立適當的一元線性模型，研究兩者直接的相關關系。首先，探究外國直接投資對進出口貿易的影響，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。認為，在一定的條件下，外國直接投資對進出口商品貿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，根據修正模型，證明外國直接投資與進出口貿易之間的關系，且得出進出口貿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易的影響更加明顯，更有促進效果。
FDI對我國進出口貿易在一定程度上具有明顯的促進作用，帶動我國外貿規模的不斷擴大與深入發展，同時，進出口商品的貿易還與上期的進出口貿易存在一定的相關關系。除此之外，進出口貿易也對外國直接投資的流入呈現出顯著的促進作用，其作用較外國直接投資流入對進出口貿易的影響更加明顯。FDI企業外貿是我國外貿的主要增長點，在目前我國進出口貿易環境下，要合理調整我國經濟發展格局，優化市場環境，充分吸收和利用外國直接投資以促進我國外貿經濟的穩步發展，帶動進出口貿易的適當增長。同時，堅持開放的發展政策和戰略，進一步為海外投資提供平臺和機會，使世界經濟全球化下的我國在國際舞臺上占據一席之地。
[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易發展的地區差距，并運用泰爾指數和基尼系數對總體差距進行地區結構和產業結構分解。分析表明，從地區結構來看，東、中、西部三大地帶間的差異在總體差異中占主導地位；從產業結構來看，制成品貿易上的差異構成進口和出口貿易發展差異的主體。
關鍵詞：進口；出口；地區差異；泰爾指數；基尼系數
中圖分類號：F752.6 文獻標識碼：A 文章編號：1002-0594(2007)07-0028-05 收稿日期：2006-12-30
改革開放以來，中國對外貿易發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易發展水平上升的同時，不同地區進出口貿易發展卻表現出強烈的非均衡性，如2006年對外貿易量排名前5位的省市占全國對外貿易總額的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僅為1.06億與2.22億美元。
日益擴大的對外貿易發展差距，引起了國內部分學者的關注，如岳昌君計算了1998年我國各省市按照國際貿易標準分類的各類商品的顯現比較優勢和貿易條件，認為沿海地區和內陸地區出口發展存在顯著差異。謝昭瓊認為，由于在收入水平、技術水平、人力資本、政策支持、資金狀況、運輸條件等方面存在差異，東、西部對外貿易發展差異明顯。許雄奇、張宗益運用不平衡指數、變差系數、集中度指數等指標對1992-2001年中國出口貿易的省際差異和東、中、西部三大地帶差異進行定量分析，根據出口依存度、增長率、出口對經濟增長的拉動度和貢獻率指標對30個省市進行聚類分析。結果顯示，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展存在顯著差異，且中國出口發展的地區差異主要表現在三大地區之間。尹希果、雷虹、譚志雄建立了包括進出口總額與增長率、貿易結構、貿易企業性質等28個變量的指標體系，對1999-2002年中國31個省市的面板數據進行因子分析，并根據因子得分將31個省市分為發達型、發展型、成長型、潛力型、開發型5大類，認為中國各省市對外貿易發展差距明顯。
自改革開放以來，中國各省市進出口貿易發展差異呈現出怎樣的規律?進出口貿易發展地區差異與經濟增長差異有何聯系?總體貿易差異在地區構成和產業構成方面如何?本文運用泰爾指數、基尼系數指標對1978-2005年中國進出口貿易發展地區差異的特征和規律進行探討，并對中國進出口貿易的總體差異進行結構分解，從而找到上述問題的答案。
一、進出口貿易發展總體差異
(一)進出口貿易發展總體差異的演變趨勢本文首先采用泰爾指數(T)對1978年以來中國進口和出口貿易發展的地區差異進行定量分析。
泰爾指數的計算公式為：
其中，Xi為各省進口或者出口貿易額。
根據式(1)，本文計算出1978-2006年中國進口和出口貿易發展地區差異的泰爾指數。
中國進口和出口貿易發展地區差異的演變特征不盡相同。進口貿易發展地區差異的演變可以分為四個階段：1978-1986年，進口貿易發展地區差異變化較小；1987年后差異迅速擴大，衡量進口貿易地區發展差異的泰爾指數大幅度提高，1990年達到最高點；1991-1996年，進口貿易發展地區差距逐步縮小，泰爾指數緩慢下降；1996-2006年，衡量進口貿易發展地區差異的泰爾指數在高位上進入相對平穩階段，波動非常小。中國出口貿易發展省際差異則以1986年和1996年為界大致分為三個階段：1978-1986年，出口貿易發展地區差異逐漸縮小，1986年達到最低點；1987年后差異不斷擴大，衡量出口貿易發展地區差異的泰爾指數穩步提高；1996-2006年，出口貿易發展地區差異變化較小。
(二)進出口貿易發展差異演變的成因分析首先，中國對外貿易發展地區差異的變化受到經濟、貿易體制變革的影響。改革開放初，中國實行的是高度集中的外貿經營管理體制，進出口貿易由國營外貿公司壟斷經營，企業基本上沒有經營自，生產多少，出口多少都是由行政命令決定的。因此，在計劃機制在經濟生活中占主導地位的改革開放初期，進出口貿易發展地區差距比較平穩，呈現出緩慢縮小的趨勢。1987年起，承包經營責任制開始在外經貿行業內推行，此舉極大的調動了地方的積極性，各省份開始各顯神通千方百計地增加出口創匯，有著優越的地理條件、良好的經濟基礎和優惠政策導向的上海、廣東等沿海地區對外貿易進入了飛速發展的快車道。與此同時，中央實行的是從沿海向內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率先設立了經濟特區，優先享受到了各項優惠政策，大量外商直接投資涌入東部地區，帶動了東部地區加工貿易的發展，也進一步拉大了東部和中西部地區進出口貿易發展差距。因此，1987年開始中國進出口貿易發展地區差異迅速擴大。20世紀90年代初期，中國自沿海向內地的逐步開放政策漸入，內陸地區的一些城市包括所有的內地省份和自治區省會城市都相繼開放，逐漸形成了全方位的對外開放格局，各省份基本上都設立了不同類型的經濟開放區，優惠政策得到普及。與此同時，中央政府對不斷擴大的地區差距開始有所意識，將地區發展戰略的重心轉向地區經濟的協調發展和地區差距的降低上，相繼出臺了一系列協調區域經濟發展的戰略政策，客觀上阻止了地區進出口貿易發展差距的進一步擴大。所以，1996年后衡量進口和出口貿易發展地區差異的泰爾指數都相對平穩，波動較小。
其次，中國對外貿易發展地區差異與地區經濟發展差異息息相關。根據魏后凱、范劍勇、朱國林等的研究，改革開放后中國的地區經濟發展差異總體上處于“U”字型走勢之中，1978-1985年地區經濟發展差距明顯縮小。地區經濟發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易發展差異的演變。為了進一步分析地區進出口貿易發展差異與地區經濟發展差異之間的關系，本文選取了衡量進口和出口貿易發展差異的泰爾指數與衡量地區經濟發展差異的泰爾指數進行回歸分析，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。1978-2005年進出口貿易發展地區差異與GDP差異的回歸分析結果如下：
在上面的回歸分析中，所有的變量都通過了顯著性檢驗，F統計值、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結果表明，1978-2005年間，進出口貿易發展地區差異與經濟發展差異之間存在著顯著的正相關關系，經濟發展差異泰爾指數的自然對數每增加l％，進口和出口貿易發展差異泰爾指數的自然對數會相應增加0.84％和0.90％。
再次，各地區自身因素也是導致進出口貿易發展不平衡的重要原因。各省在基礎設施、資源稟賦、人力資本、技術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易發展產生影響。為此，本文利用1978-2005年間省份相關數據的平均值進行相關性分析。
表1顯示各省基礎設施建設、人力資本、資本形成、技術力量、市場化程度、利用外資水平與其進出口貿易發展相關性很大，基礎設施完善、人力資本和物質資本充裕、技術先進、市場化程度高、利用外資較多的省份進出口貿易發展也較好，而進出口貿易的發展又反過來促進其經濟發展，資本積累和市場化程度也進一步提高，從而形成良性發展循環。因此，各省份自身因素的差異也是我國進出口貿易發展地區差異形成的重要原因。
二、進出口貿易發展總體差異的結構分解
接下來，本文分別利用泰爾指數和基尼系數對我國進出口貿易發展的總體差距進行地區結構分解和產業結構分解。
(一)地區結構分解泰爾指數是各地區進出口貿易額的加權幾何平均，它具有表達差距的較好性質，可以將數據按照一定標準進行分組，然后將差距分解為各個組內和組間差距。泰爾指數又可寫成：
其中m為組數，Sk是第K組的權重，Tk為第K組的泰爾指數。等式右邊第一項是各個組泰爾指數的加權平均和，表示的是組內差距，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可以按東、中、西部地區分解為：
其中，TE、TM、TW分別表示衡量東、中、西部地區內部差異的泰爾指數；XE、XM、XW、X分別表示東、中、西部地區和全國總體的進口或者出口貿易額。式(5)中前面三項分別是東、中、西部地區內部的組內差距，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：
地區內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(由于重慶市設立較晚，出于統計口徑一致性考慮，仍將其并入四川省計算)按照國務院西部開發辦公室的標準劃分為東、中、西’部三大地帶，計算出1978-2006年各地區對外貿易發展的泰爾指數，然后，將總體的泰爾指數按東、中、西部進行分解，把進出口貿易發展的省際差距分解成各亞地區內部的差異和各亞地區間的差異。
表2顯示，中國進出口貿易的地區差異主要是由東部地區內部差異以及地區間差異引起的，相對而言，中部與西部地區進口和出口貿易發展差距對總體差距的貢獻非常小，大多數年份其貢獻率甚至不到2％。具體比較東部地區內部差距和區域間差距的貢獻率，可以發現在大多數年份，地區間差距對總體差距的貢獻率大于東部地區內部差距的貢獻率，而且最近幾年，地區間差距的貢獻程度正在不斷增大。
(二)產業結構分解接下來，本文借用基尼系數指標對中國進出口貿易發展省際差異進行產業分解。出于數據可得性和統計口徑一致性考慮，僅對1993-2004年中國進出口貿易發展的省際差異進行產業結構分解。
定義進出口貿易發展基尼系數Gm，計算公式為：
其中Xi為某地區進口(出口)貿易額占全國總體進口(出口)貿易的比重，Wi為該地區的人口比重，Vi為各地區進口(出口)貿易額占全國總體進口(出口)貿易的累計比重?；嵯禂悼梢园串a業進行
口)貿易中所占比重，GK為單項產業進口(出口)的基尼系數。本文按照國際貿易標準分類，計算出1993～2004年中國進口(出口)貿易總體的差異以及初級產品和工業制成品分別對總體進口(出口)貿易基尼系數的貢獻，計算結果見表3。
