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本文以美国1976—2010年的数据作为样本区间,以美国国际收支平衡表中美国拥有所有权的国际直接投资衡量其对外直接投资,以美国人口普查局(U.S.CensusBureau)统计的美国货物进口额和出口额来衡量其对外贸易(如无特别说明下文提及进出口贸易均指货物贸易不含服务贸易)。为了消除非平稳时间序列的异方差性,在开始分析前,对上述数据均进行自然对数变换。因此在文中用Ln(FDI)、Ln(EXG)、Ln(IMG)分别表示美国对外直接投资、出口额、进口额的对数。以下对美国1976—2010年的出口额、进口额和对外直接投资额的时间序列数据进行经济计量分析,以此检验美国直接投资和国际贸易之间的关系。
(一)时间序列数据的平稳性检验
在对经济变量的时间序列进行回归分析前,首先要进行单位根检验,以判别序列的平稳性,避免非平稳时间序列之间经常发生的伪回归现象。只有通过了平稳性检验的时间序列数据,才能进行回归分析。在此对序列平稳性采用ADF检验,根据检验结果,Ln(FDI)、Ln(EXG)、Ln(IMG)3个变量原序列的ADF检验值都大于1%的显着性水平下对应的临界值,而且概率p值也较大,因此不能拒绝存在单位根的原假设,说明在1%的显着性水平下各变量对数都没有通过平稳性检验,即它们都是非平稳序列;而这些对数变量的一阶差分(分别用dLn(FDI)、dLn(EXG)、dLn(IMG)表示)在1%的显着水平下都通过了平稳性检验,说明这些变量具有一阶单整性。协整理论指出:如果变量都是单整变量而且具有相同的单整阶数,那么这几个变量之间可能存在协整关系,表明这几个变量的某种线性组合可能是平稳的。因此,可以进一步对上述变量进行协整检验。
(二)协整性检验
协整检验的意义在于揭示变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。有些时间序列,虽然它们自身非平稳,但其某种线性组合却平稳,这种长期稳定的均衡关系称为协整关系。对于经过平稳性检验后为非平稳的序列来说,需要进行协整检验以分析它们之间的协整关系。本文采用乔纳森于1995年提出的基于VAR模型的协整检验方法。VAR模型通常用于相关时间序列系统变量相互关系的分析和随机扰动对变量系统的动态影响。鉴于文中重点研究美国对外直接投资与进、出口额之间的关系,不考虑其他因素,将一般的VAR模型的数学形式简化为仅含有以Ln(FDI)和Ln(EXG)、Ln(FDI)和Ln(IMG)为内生变量且不含外生变量的模型形式。为了确定上述模型的合适滞后长度p,在Eviews6.0计量软件中选择尽可能大的滞后阶数8进行滞后长度检验,并根据实际研究中比较常用的AIC和SC信息准则,可以确定模型合适的滞后期为1。当模型滞后阶数为1时,VAR模型中2/3以上的参数显着性通过了检验。模型中各个方程的拟合优度分别达到0.983516、0.816980、0.986733、0.820384,很高的拟合优度表明各个方程能够较好地描述相关经济现象。进一步在这个模型的基础上采用乔纳森协整检验法检验Ln(FDI)和Ln(EXG)、Ln(FDI)和Ln(IMG)之间是否具有协整关系。协整检验结果如表1、表2。从上述检验结果可以得出,在5%显着性水平下,美国进出口与对外直接投资的迹统计量拒绝了不存在协整关系的虚拟假设,说明美国进出口与对外直接具有协整关系,标准化的协整关系式为:Ln(EXG)=-0.56Ln(FDI),Ln(IMG)=0.08Ln(FDI)。因此,美国进出口与对外直接投资存在长期稳定的均衡关系:对外直接投资与出口存在负相关关系,与进口存在正相关关系。
(三)Granger因果检验
即使一些经济变量显着相关,它们的相关关系未必是有意义的。如何分析变量之间的相关关系,如何判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因,是计量经济学中的常见问题。Granger(1969)提出一个判断因果关系的检验,这就是Granger因果检验。本文利用此方法检验美国进出口与对外直接投资的因果关系,滞后期仍选择1,经计量软件运行后的结果如表3、表4。从表3、表4的结果可以看出:在5%的显着性水平下,检验拒绝Ln(FDI)不是Ln(EXG)的Granger原因的原假设,拒绝Ln(EXG)不是Ln(FDI)的Granger原因的原假设;在5%的显着性水平下,检验不能拒绝Ln(FDI)不是Ln(IMG)的Granger原因的原假设,拒绝Ln(IMG)不是Ln(FDI)的Granger原因的原假设。因此可以得出结论,美国对外直接投资与进出口具有如下的因果关系:①美国FDI变动是影响出口变动的原因;②出口变动是影响美国FDI变动的原因;③进口变动是影响美国FDI变动的原因。
(四)计量分析中反映的总量特征及原因分析
1、美国对外直接投资抑制美国出口贸易。从协整检验的结果可知,美国出口贸易与对外直接投资呈现出负相关关系,说明对外直接投资增长反而引起出口贸易的减少。众所周知,跨国公司在新的国际分工格局之下成为国际直接投资的主体,目前全球90%的跨国公司集中在发达国家,而美国更是拥有了具有突出竞争优势跨国公司的大多数,美国是资本输出的主要国家,美国的跨国公司通过直接投资利用他国具有比较优势的资源并整合为自己的竞争优势。这些跨国公司为了提高国际竞争力、获取全球利润最大化,在产品增值链条中将制造业环节转移到发展中经济体,首先转移的是劳动密集型制造业加工环节、工序或零部件,随后向高端加工延伸。转移的制造产品大多原地销售或出口到其他国家,还有部分返销回美国,这就导致原本由美国出口的部分产品不再经由美国出口,美国出口贸易额相对于对外直接投资的增长反而下降了。
2、美国出口贸易的增减会引起对外直接投资的反向变动。美国作为世界第一大经济体、主要发达国家之一,其国内的资源、土地、劳动力、环境等成本处于较高水平,在生产全球化的背景下,美国一些本土产品的价格往往高于世界市场的平均价格,因此美国出口贸易减少,其跨国公司选择对外直接投资的方式在其他国家寻求最佳资源配置从而获得国际市场的竞争优势,这就表现出出口贸易减少而对外直接投资增加的现象。美国常年面临巨额贸易赤字,面对金融危机等恶劣经济环境时,政府和公众往往期望跨国企业抽回海外投资,增加本国工作岗位,缓解失业率居高不下的压力,同时有利于增加出口减少贸易赤字,这就会表现出出口贸易增加而对外直接投资减少的现象,这从一个侧面说明了出口贸易与对外直接投资此消彼长的关系。
3、美国进口贸易引起美国对外直接投资同向变动。从协整检验的结果可以看出美国进口贸易与对外直接投资有着很强的促进作用,美国作为资本充裕技术领先的发达国家,其进口产品中劳动密集型产品、重要能源和资源占较大比重。对于劳动密集型产品,美国跨国公司通过生产环节全球布置的方式实现国外生产返销本土的生产贸易模式,在广大发展中经济体常见的加工贸易就是这种模式的产物,而这种贸易模式的规模经济效应十分显着,因此对美国直接投资具有较强的促进作用。对于资源密集型产品,美国跨国公司为了抢占全球战略资源,通过对外直接投资控制重要资源的开发经营权,此类产品进口需求的增加势必增加美国跨国公司对外直接投资的动力。
二、结论及建议
综合上述分析,可以得出如下结论:美国对外直接投资与出口贸易之间存在稳定的负相关关系,进口贸易引起美国对外直接投资同向变动。总的来说,美国贸易投资一体化处于相关性强、相互作用大、不同区域或行业特征差异明显的高级阶段。结合美国贸易投资一体化的特征,我国在贸易投资一体化实践中应注意以下几个方面:
以往我国凭借廉价劳动力资源完成出口贸易和产品竞争任务，经过经济不断发展、劳动力成本全面增加，我国在劳动力成本上的优势地位开始日渐削弱，比如劳动密集型的纺织类制造行业，也开始日渐衰萎并不得不朝东南亚一些国家比如向菲律宾、泰国等转移。归结来讲，我国进行优势产业独立发展，夕阳产业对外投资，对于其日后贸易结构调整十分有利，将会全面带动周边产业的出力。
2.进一步维持国际收支平衡状态
经过对外直接投资的控制，国家收支会得到进一步平衡，在保证汇率稳定的基础上，规避出口竞争力过低，使得我国对外出口竞争实力和市场份额持续扩大。
3.持续辅助相关企业主动绕过贸易壁垒
通过跨国并购或是在海外设置子公司，可以让我国企业更快的挤入国际市场，使得因为贸易避雷造成的贸易限制问题得以顺势消除，全面增加产业贸易数量并强化企业国际综合竞争实力，最终带动关联产品出口贸易。
4.快速赋予我国企业强效的逆向技术溢出效应
向发达国家迈进，进行绿地投资并构建起专业化的分支机构，能够愈加接近东道国的R&D资源，保证及时介入所在产业高端技术集聚区域并加以模仿学习，从中获取先进的知识和技术。长此以往，令自身所有权优势得以全面增加，并顺势扩充出口贸易范畴以及对国际的影响效应。最好的例子就是大连机床企业，就是凭借并购渠道，进行逆向技术溢出实时性获取，跻身于世界十大机床排位。
二、现阶段我国对外直接投资工作中面临的具体挑战困境
1.政府管理缺乏应有的统一联带性
许多企业无法在对外直接投资前深入性调查掌握国外法律法规，致使在并购工作中处于弱势地位，不能获得政府可靠的支持。
2.对外直接投资行业分布结构机理严重紊乱
自2011年开始，我国对外投资中，占比比较大的分别是租赁、商务服务、采矿、批发和零售制造等领域，大约占据整体投资份额的77%，相比之下，关于软件、科学研究等高新科技产业占据的比重就显得较小，几乎只有2.1%。由此看来，我国对外直接投资层次过低，并且缺乏技术和知识密集型行业的支持。
3.专业型人才资源储备数量不够充足
事实上，我国许多跨国行业都缺乏跨国性经营管理人才，致使后期直接投资活动遗留深刻的随意和盲目患，长此以往便会令海外经营能力持续降低，严重情况下直接陷入亏损等被动境遇。如2011年我国陷入亏损的境外企业便已经达到23%。
透过宏观角度观察，当前我国对外直接投资，不管是在产业结构、参与企业实力、国际竞争潜质等方面，都和西方发达国家市场竞争规范诉求有着较大差距，在此期间，西方发达国家更利用严格规定限制我国对外投资力度。长远趋势看来，我国对外直接投资和进出口贸易发展还有较长一段的挑战适应路途要走。
三、利用对外直接投资途径改善进出口贸易管理质量的措施
归结来讲，我国就是要持续地革新拓展对外直接投资形式，将国际、国内两类市场优势和多元化资源优势尽数发挥，使得直接投资对贸易的促进效用至此得以长效发挥。对外直接投资本身有助于海外市场的开拓，经过跨国生产途径迅速带动高端设备、原材料、中间品的出口支持动力；再就是利用对外直接投资获取国内经济发展一切需要的资源，包括高新技术设施和丰富的实践管制经验等，借此令国内产业机构快速优化并提升技术水准，令我国企业和产品国际竞争力变得愈加理想。具体措施内容将细化为：
1.适当加大对发达国家的直接投资力度，持续优化并改造相关产业结构
我国以往获取的大多数西方发达国家已经淘汰的机械和技术，相关行业根本不能得到系统化革新拓展机遇，唯一能够有效利用的便是自身劳动力资源优势，而在和其余国家进行出口贸易竞争环节中，既有的劳动力优势也开始逐渐丧失。因此，有关规划主体需要持续加大对发达国家对外直接投资力度，完成逆向技术溢出改革指标并快速获取高端的知识技术，令高新科技产业投入支持力度持续加大，这样一来，便可在国际贸易中尽快占据主导地位，进一步扩充相关产业整体的对外出口贸易范围。
2.督促政府快速构筑起完善形式的金融服务机构
在企业开展对外直接投资项目基础上，地方政府需要全面发挥自身职能效应，在企业实行政策方面予以科学化引导，进一步开放集合融资、税收、信息咨询等功能服务。另外，政府还要持续修缮海外投资监督保障体系，主动规避政治风险侵蚀效应，令企业自觉形成发展对外贸易的自信心和积极性。当然，为了优化我国对外直接投资的改革进程，作为政府，有必要结合国民经济发展现状、既有产业结构以及国家战略，人性化的调整投资区域并调整产业运作模式。逐步搭建起对外直接投资的法律指导体系，借此调整我国投资法向引资一边倒的隐患，同时将西方发达国家出口贸易发展经验予以充分借鉴，出台相关法律法规，明确对外投资主体、权责、区域、产业、模式、利润分配、人才培养等，再就是成立专业化监理机构，令对外投资管理程序在当下予以快速简化，最终提升管理实效。
3.跨国企业要积极培养金融、财务、贸易、法律等各类专业人才
透过各方合作建立起高效的教学培训机制，保证在合理时间范围内培养供应融合财务、贸易、法律、政策管理经验的应用型人才，进一步规避今后直接投资活动的盲目和随意性问题，令对外直接投资成功几率得以大幅度提升，衍生出可靠的企业内部优势，为今后产业内出口贸易持续增加，创设适应条件。
一、从市场结构角度分析
产业经济中所提到的市场结构范围十分广泛，主要包括企业的规模及分布、壁垒和进入条件、产品差异以及企业成本结构和政府管制的程度。市场结构一般用市场集中度、进入和退出的壁垒以及产品差异化程度来衡量。
由于规模经济鼓励一个国家生产一种具有优势的产品，不同国家的企业生产专业化产品之后进行进出口贸易。通过这种方式，将全世界有效资源进行整合，从而达到效益最大化。但产品差别化生产是一种对产品进行多角度开发的方式。通过这种方式，一种产品拥有更多种生产的可能。因此，由规模经济和产品差别化的结合分析得出，国际贸易更加容易被选择，而对外直接投资被选择的可能性较小。
同时，有一种特殊的情况，一个受到政策保护国内的公司，在国际上将要面临更大的市场竞争。因此，企业为了在国际市场提高其商品的竞争力，会在国外市场确定比国内市场更加低廉的价格。这种情况在贸易规则中是不允许出现的，这是典型的倾销策略，因此对外直接投资就成为这类公司的首选。此外，若这类外国工厂供给低成本并且有差异产品，这种产品的产生容易造成“价格歧视”，这也是贸易规则所不允许的，那么它们进行对外直接投资的可能会变得更大。
二、从公司成本收益角度分析
成立一家公司需要投入研发成本、管理成本、宣传成本以及人力资源成本。一家进行对外贸易的公司，除了以上成本之外还得承担进出口所需要的关税和运费。若进行海外直接投资，公司就可以节省进出口所需要的关税和运费，但这也同时会增加海外工厂运营的固定成本，如国外的信息成本及政策性费用。因此，对外贸易或者直接投资的选择并不是一成不变的，而是與微观层面的公司直接相关。因此，利润的高低成为决定选择重要参考因素。
同时，公司所经营的商品类型也会直接影响对外贸易和直接投资的选择。一般情况下，单位售价较低的大宗产品，如原油、铁矿石、煤矿等，无论是选择何种运输方式，运输成本都是十分高昂的；同时，单位产品售价虽然高，如化妆品、酒水等产品，但含较高关税成本；以上两种均不适宜出口而适宜进行国外直接投资，因此，生产此类商品的公司一般会选择对外直接投资。
此外，如果一个海外工厂的运营固定成本比较小，对外直接投资基于可以提高利润。例如，中国为吸引外资所给予的外商优惠政策，减少外国投资者的海外工厂运营成本。当公司的管理费用、研发费用等日常费用相对于价格来说较高时，这些无形资产的支出鼓励企业拓展海外直接投资进行全球化运营，例如手机、汽车、电脑等产品。
三、从国内市场绩效角度分析
研究表明，受教育时间越长的劳动力，它的人力资本能力越强。美国拥有大量的熟练技术工人，因此它出口那些要求具有熟练劳动力的产品的机率越大。这就使得美国的高科技产品占有比较优势，它的劳动生产率较高。然而，当别国超越了此种优势之后，美国又以提高生产率的方式取得相对于其他国家更大的比较优势，这就出现了一直被追赶却难以被超越的现象。
一、问题的提出
改革开放以来，中国经济高速发展，我国的综合国力显著增强，经济实现了持续的高速增长，中国经济增长的过程也是对外贸易经济增长的过程，从08年次贷危机爆发，08年经历了一段时间的低迷时期，中国的进出口总量由2008年的11330.90亿美元减少到2009年的10055.60亿美元，随着外贸管理体制改革的深化和运作机制的不断完善，我国在扩大对外出口的同时，也进一步扩大国内市场的对外开放，随着中国申请加入世贸组织，中国在进出口体制方面已发生了显著变化.非关税壁垒的种类和范围大为缩小以到取消，进口关税水平大幅度下降。由此我们可以看出，进出口贸易对我国经济发展有着重要的影响。因此，研究影响我国进出口的因素也显得尤为重要。对它的研究能为我国进出口贸易政策的制定提供有益的定量依据。
二、各因素对我国进出口贸易影响机理
物价指数变动对我国进出口贸易的影响。价格指数对进出口贸易的影响。改革开放十几年来，我国国民经济得到飞速发展，但物价指数居高不下。这样，出口商品成本上升，对出口不利；进口商品价格可能低于国产同类商品的价格，而对进口有利。
利用外资对进出口贸易的影响。1978年，中国打开了封闭已久的大门，外商、外资、外国产品便接踵而至。利用外资大大促进了我国对外贸易的发展。一方面，利用的外资大部分直接用于进口。另一方面，外资，雄厚的资本、先进的技术和我国廉价的劳动力结合起来，生产出质优价廉，在国际市场上极具竞争力的产品。
三、模型设定
基于以上分析，建立进出口总额与汇率和利用外资情况之间的二元现行回归。方程可以表示为
Y=β1+β2X2+β3X3+Ut
其中，Y表示进出口总额，X2表示物价指数，X3表示利用的外资，Ut为随机扰动项。由于2008年的次贷危机，导致很多数据会产生异常，这里t取值从2009年开始，以月度为单位，进行数据的统计。
四、数据的收集
由于大的经济环境条件的限制，本文仅取2009年至今的数据，如表1。
五、模型的估计与调整
本文运用EVIEWS通过对中国2009年1月-2011年10月进出口总额数据（Y）与物价指数（X2），利用外资（X3），进行回归分析。方程形式为
Y=β1+β2X2+β3X3+Ut
EVIEWS的回归结果可以看出，在给定的显著性水平a=0.05下，F统计量81.94028，明显显著。可决系数R2=0.840928，模型拟合程度较高。
六、模型的检验
（1）经济意义上的检验：从回归结果可以看出，物价指数每上升一点，进出口总额上升158.2亿美元，外资每利用一亿美元，进出口总额上升0.56亿美元。
（2）统计检验：拟合优度：可决系数R2=0.840928，模型拟合程度较高。F检验：在给定显著水平a=0.05，Fa（2，32）=19.5
（3）计量经济意义上的检验：多重共线性检验。判断模型是否存在多重共线性，建立X2对X3的回归，EVIEWS的回归结果可以看出，在给定显著性水平a=0.05下，F统计量3.879309，很不显著，可决系数R2=0.108121，，基本上不存在任何的拟合，所以模型不存在多重共线性。异方差检验。判断模型是否存在异方差，在表5.1基础上，进行White检验，EVIEWS的回归结果可以得出，nR2=7.04
七、本文结论
随着外资的不断引进，中国的进出口总额在一定程度上依赖于外资的促进作用。它对进出口总额产生显著的影响。随着价格指数的变动，中国的进出口变动更为强烈，它对进出口总额的影响具有更加的显著性。
八、政策性建议
创造比较宽松的引进外资的政策，改善国内投资环境，积极的吸引外资，给外资以优惠性的政策，用外资来拉动我国进出口总额的上升，促进我国国际贸易的发展，从而拉动我国经济的增长。物价指数的变动对进出口的影响较为强烈，在使用的时候要慎重，物价上升过多会造成通货膨胀，对国内经济的发展不利。反之也会抑制国内经济的发展，物价指数在合理的范围变动会促进我国国际贸易的发展，推动经济的整体上升。
表1 2009年1月至2011年10月数据
一、引言
随着山东省经济的快速发展和国际经济环境的不断改善，山东省在对外贸易和利用外资方面取得了很大的进步。据山东省统计年鉴资料显示，截至2004年底，累计已有113家世界500强在山东省兴办企业262家。2004年，新批合同外商直接投资214.5亿美元，比上年增长53.7%，实际外商直接投资87.0亿美元，增长22.7%；新签外商直接投资项目5891个，增长11.1%。与此同时，山东省的进出口贸易也得到了迅猛发展，年出口额由1985年的23.4652亿美元增加到2004年的358.7286亿美元；年进口额由1985年的17.9796 亿美元增加到2004年的249.0850 亿美元。
对于国际直接投资东道国而言，外商直接投资与进口或出口的关系表现为二者的互补性、替代性或是相互关系的不确定性。本文通过实证分析来探讨山东省FDI与进、出口贸易的关系。
二、实证分析
（一）数据来源和研究方法
为了从定量角度考察山东省外商直接投资与进出口贸易的相关性，本文选取山东省1980年至2004年的年度经济数据，运用协整方法进行分析，建立误差纠正模型描述变量之间的长短期关系，并对变量进行Granger因果关系检验。其中，FDI是各年度的实际利用外商直接投资金额，EX代表各年度的出口贸易额，IM代表各年度的进口贸易额。本文为了研究方便，并且考虑到在分析中取各变量的自然对数后不会改变变量之间的关系，在这里对各序列进行自然对数变换，变换后各变量序列分别取LNFDI、LNEX、LNIM。
表1 1980年至2004年间各样本数据的情况 单位：亿美元
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、强化企业的风险意识
我国的出口信用保险仍没有发展起来的一个重要原因是企业的风险意识还比较差，大部分企业认为他们的客户一般都是有着长期联系的稳定客户，不存在风险，没有投保的必要。实际上对各户的过度信任就是对自己的不负责任，侥幸心理容易造成企业外贸出口中的重大损失。有的企业甚至不知道出口信用保险的存在，或者是不了解出口信用保险这项业务，对其作用认识不全面。例如，目前资金紧缺是国内企业在海外投资的普遍问题，但许多企业并不知道出口信用保险可以帮助他们的融资。企业保险意识淡薄的观念应当扭转，并在保险公司帮助下培训专门人员负责风险管理。
二、出口企业应深化企业改革，实现企业产权多元化
许多国有企业习惯于在国家优惠政策的庇护下开展经营活动，盈利皆大欢喜，亏损挂在帐上，企业出口收不回贷款，最后都算在国家账上，而且继续照常做买卖。通过深化企业改革，使企业内部的各个方面成为真正的责任中心，完善现代企业制度，进而使之成为能够对自己的生产经营高度负责的完全行为主体。也只有如此，出口企业才会把追求自身赢利作为其行为的最终目标，才可能在现实的经营环境中主动寻找其能够控制、操作或影响信用风险的因素，并不断调整其经营机制及经营内容，从而在经营管理中改变只注重销售业绩而忽视效益的观念，重视信用风险的防范。
三、企业内部应加强管理，健全内部风险管理制度，加强核算和监督，提高风险管理水平
在激烈的国际贸易竞争中，运用信用管理手段防范和降低经营风险是比较普遍的做法，企业应当建立一个在总经理或董事会直接领导下的独立的信用管理部门（或设置信用监理），从而有效地协调企业的销售目标和财务目标，同时在企业内部形成一个科学的风险制约机制。企业集中各个业务员和部门收集的信息，实现对客户的统一管理。管理应全面，做到事前控制（客户资信管理制度）、事中控制（赊销业务管理制度）和事后控制（应收账款监控制度）。
四、注意并不是所有的出口企业都有可保需求，并不是所有希望投保的出口企业都可以满足
如只赚取手续费的“三来一补”型企业一般不会面对出口风险，如果买家信用限额为0或上了黑名单以及投保人诚信出现问题等风险不可控的情况就属于不可保的范围。
五、及时投保，申请限额，注意短期出口险和中长期信用险投保时间规定的不同
短期出口合同一旦签订后可就近向中国出口信用保险公司的北京营业管理部或分公司（天津、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、宁波、厦门、广东、深圳）或营业管理部（合肥、南昌、郑州、长沙、成都、重庆、西安）联系投保，填制《出口信用保险申报单》立即申请限额，因为调查资信需要一段时间，包括内部周转时间、委托国外资信机构进行调查时间，有时长达1个月之久。出运选用空运方式或提单自寄，这样的风险已等同O/A风险，应申请O/A方式的限额。若投保中长期险，需在合同签订前提前一个月提出申请待买方信用限额批准后，企业可在该限额内组织发货。
六、注意保单的生效时间
通常保险生效是从货物装船后开始的，装船前包括生产、运输、仓储的风险出口信用保险公司是不承担任何经济责任的，这一点应引起大家的注意。在短期信用保险业务当中，装船日期必须要晚于保险公司保单批准日期，否则，保险无效。
七、了解相关的免除责任
有些出口企业甚至存在认识上的偏差，误认为做了出口信用保险业务后就等于进了保险箱，不管出现什么问题，只要进口商不付款，保险商就得赔付，从而出现不努力履约的现象。事实上，出口信用保险有一定的免责情况，一旦出现，保险公司是不负责赔偿的。
1、拖欠保费超过规定期限，保险人有权解除责任。出口商投保短期出口信用险保费应在装船后规定时间内限期支付，投保中长期信用险保费必须在保单生效前支付。
2、被保人未履行规定的义务。如被保险人在货物出口后变更销售合同的支付方式、付款期限以及其他可能影响保险人权益的合同内容时，未事先征得保险人的书面同意；出运日期早于限额生效日期等；买方宣告破产或丧失偿付能力后1个月后才告知保险公司；被保险人按规定提交《可能损失通知书》，报损不及时超过规定的时间。
3、被保违约未履行贸易合同交货义务所造成的损失。如出口商品质量与合同要求不符；装运数量不足或溢装；装运日期超过贸易合同规定的最迟期限；单据不符，单单不符等等由此引起进口商拒付。
4、出口企业擅自寄单，银行擅自放单，运输人或承运人擅自放货造成的损失。D/P远期方式下，实际操作中，代收行或承运人以各种方式先行放单或放货给进口商几乎是常见的。一旦到期后，进口商故意拖欠货款或以质量等种种借口干脆赖账不付。
5、超限额出运部分不赔。这里说的限额是指买方信用限额，它是保险公司批给每一买方的特定付款方式的最高信用额度，该额度至少应等于出口企业对买方在该付款方式下任何时候的成交放款额。
2方法、变量及数据
2.1研究方法
本文首先对物流与进出口贸易的关系进行相关分析，目的是验证物流业对进出口贸易是否有促进作用，影响是否显著。然后，运用弹性理论，通过计算“物流－进出口贸易弹性”，即物流发展速度与进出口贸易增长速度之间的变动比率，来测算现代物流发展对进出口贸易增长的影响程度，以及其程度随时间的变动趋势。
2.2变量及数据来源
衡量进出口贸易的指标，一般选取具有代表性的进出口总额。而衡量现代物流发展水平的指标，由于缺乏统一的统计口径，不同学者选择的指标没有统一的标准，已有研究大多以货运量、货物周转量或港口货物吞吐量等指标为代表。从进出口贸易涉及的物流系统来看，其物流环节包含运输、仓储、检验、报关、包装、装卸搬运，以及信息处理等作业内容，其中，运输是必须的环节，故本文选择了货物周转量作为衡量物流发展水平的指标。数据来源于《浙江省统计年鉴》(2010)，考虑到数据的可得性和一致性，选取1986—2009年间的数据。
3实证分析
3.1物流产业发展与进出口贸易增长的相关性
在相关性分析之前，首先对进出口总额和货物周转量的逐年变化情况作描述性分析，以掌握其变化的总体趋势，表1是浙江省1986—2009年进出口总额和货物周转量的统计数据。依据表1，绘制出1986—2009年浙江省进出口总额与货物周转量变化趋势图①，见图1。由图1可知，进出口总额与货物周转量的变化趋势大体一致，这初步说明浙江省物流业与进出口贸易之间存在正向相关关系，即物流业的发展对进出口贸易具有促进作用。为了说明物流业发展对进出口贸易增长的显著影响，下面利用统计数据进行回归分析。以进出口总额为因变量，设为Y，货物周转量为自变量，设为X。根据表1的进出口总额与货物周转量相关数据，运用SPSS软件进行回归分析，通过比较多种拟和方法得知，二次曲线(Quad-rati)拟和模型较好地反映浙江省物流与进出口贸易之间的变化趋势。回归结果见表2，调整后判定系数为0.9923，接近1，表明方程解释能力强，变量以5%的显著性通过t检验。回归方程显著性经过检验，F=1482.790，P=0.000＜0.01，表明回归方程是显著有效的。回归方程如式(1):Y=－121.873+0.3129X+0.0000118X2(1)
3.2物流产业发展对进出口贸易增长促进程度的弹性分析
(1)测算模型
通过相关性分析，得知浙江省物流业的发展对进出口贸易具有显著的促进作用。为了进一步分析物流对进出口贸易增长的影响程度，本文利用经济学中的弹性理论进行定量测算。弹性分析是计算一个变量对另一个变量变化的敏感性的工具。本文以“区域物流－进出口贸易弹性”一词作为衡量浙江省进出口贸易对物流业变化的敏感程度。进出口贸易额设为变量Y，货物周转量设为变量X，物流－进出口贸易弹性计算模型如式(2):E=dYdX•XY(2)
(2)物流产业发展对进出口贸易增长影响程度的测算
根据回归方程Y=－121.873+0.3129+0.0000118X2可得式(3):dYdX=0.3129+0.0000236X(3)运用物流－进出口贸易弹性计算模型，求得弹性系数E，见表3，1986—2009年间，浙江省区域物流－进出口贸易平均弹性为2.9，表示在其他因素不变的情况下，货物周转量每提高1%，进出口总额约提高2.9%，说明浙江省物流业较大程度上推动了进出口贸易的增长。
(3)不同时段物流业对进出口贸易影响程度的比较表3显示，1986—2009年间不同年份的物流－进出口贸易弹性差异较大，从具体数据来看，弹性系数从1986年的8.4694，下降到2009年的1.3460。为了分析不同时间段物流对进出口贸易的影响程度，以每5年为一个时间段，计算1986—2009年不同时间段的物流－进出口贸易弹性平均值，结果表明，不同时间段的弹性均值从1986－1990年的6.57，下降到2006—2009年的1.25，弹性均值呈现下降的趋势，表明浙江省物流业发展对进出口贸易增长的促进作用有所趋缓。为了分析物流业对进出口贸易的影响随时间的变动趋势，以1986年作为时间t=1，对物流—进出口贸易弹性与时间t的关系进行回归分析。通过比较多种拟合模型，决定采用三次曲线(CUBIC)模型。拟合曲线如图2所示，回归结果见表4，调整后的拟合优度为0.98915，与1极为接近，表明方程解释能力强。变量均以1%的显著性通过t检验。回归方程显著性经检验，F=700.05937，P=0.000＜0.01，表明回归方程显著有效。拟合方程如式(4):E=9.790957－1.3076t－0.0689t2－0.001232t3
(4)由方程(4)计算2010—2014年的物流－进出口贸易弹性指标值，见表5，浙江省物流－进出口贸易弹性呈下降趋势，表明浙江省物流业应进行产业调整，转变增长方式，从“粗放型增长”转变为“集约型增长”，以促进进出口贸易的增长。
4结论与建议
4.1结论
2方法、变量及数据
2.1研究方法
本文首先对物流与进出口贸易的关系进行相关分析,目的是验证物流业对进出口贸易是否有促进作用,影响是否显着。然后,运用弹性理论,通过计算“物流-进出口贸易弹性”,即物流发展速度与进出口贸易增长速度之间的变动比率,来测算现代物流发展对进出口贸易增长的影响程度,以及其程度随时间的变动趋势。
2.2变量及数据来源
衡量进出口贸易的指标,一般选取具有代表性的进出口总额。而衡量现代物流发展水平的指标,由于缺乏统一的统计口径,不同学者选择的指标没有统一的标准,已有研究大多以货运量、货物周转量或港口货物吞吐量等指标为代表。从进出口贸易涉及的物流系统来看,其物流环节包含运输、仓储、检验、报关、包装、装卸搬运,以及信息处理等作业内容,其中,运输是必须的环节,故本文选择了货物周转量作为衡量物流发展水平的指标。数据来源于《浙江省统计年鉴》(2010),考虑到数据的可得性和一致性,选取1986—2009年间的数据。
3实证分析
3.1物流产业发展与进出口贸易增长的相关性
在相关性分析之前,首先对进出口总额和货物周转量的逐年变化情况作描述性分析,以掌握其变化的总体趋势,表1是浙江省1986—2009年进出口总额和货物周转量的统计数据。依据表1,绘制出1986—2009年浙江省进出口总额与货物周转量变化趋势图①,见图1。由图1可知,进出口总额与货物周转量的变化趋势大体一致,这初步说明浙江省物流业与进出口贸易之间存在正向相关关系,即物流业的发展对进出口贸易具有促进作用。为了说明物流业发展对进出口贸易增长的显着影响,下面利用统计数据进行回归分析。以进出口总额为因变量,设为Y,货物周转量为自变量,设为X。根据表1的进出口总额与货物周转量相关数据,运用SPSS软件进行回归分析,通过比较多种拟和方法得知,二次曲线(Quad-rati)拟和模型较好地反映浙江省物流与进出口贸易之间的变化趋势。回归结果见表2,调整后判定系数为0.9923,接近1,表明方程解释能力强,变量以5%的显着性通过t检验。回归方程显着性经过检验,F=1482.790,P=0.000<0.01,表明回归方程是显着有效的。回归方程如式(1):Y=-121.873+0.3129X+0.0000118X2(1)
3.2物流产业发展对进出口贸易增长促进程度的弹性分析
(1)测算模型
通过相关性分析,得知浙江省物流业的发展对进出口贸易具有显着的促进作用。为了进一步分析物流对进出口贸易增长的影响程度,本文利用经济学中的弹性理论进行定量测算。弹性分析是计算一个变量对另一个变量变化的敏感性的工具。本文以“区域物流-进出口贸易弹性”一词作为衡量浙江省进出口贸易对物流业变化的敏感程度。进出口贸易额设为变量Y,货物周转量设为变量X,物流-进出口贸易弹性计算模型如式(2):E=dYdX?XY(2)
(2)物流产业发展对进出口贸易增长影响程度的测算
根据回归方程Y=-121.873+0.3129+0.0000118X2可得式(3):dYdX=0.3129+0.0000236X(3)运用物流-进出口贸易弹性计算模型,求得弹性系数E,见表3,1986—2009年间,浙江省区域物流-进出口贸易平均弹性为2.9,表示在其他因素不变的情况下,货物周转量每提高1%,进出口总额约提高2.9%,说明浙江省物流业较大程度上推动了进出口贸易的增长。
(3)不同时段物流业对进出口贸易影响程度的比较表3显示,1986—2009年间不同年份的物流-进出口贸易弹性差异较大,从具体数据来看,弹性系数从1986年的8.4694,下降到2009年的1.3460。为了分析不同时间段物流对进出口贸易的影响程度,以每5年为一个时间段,计算1986—2009年不同时间段的物流-进出口贸易弹性平均值,结果表明,不同时间段的弹性均值从1986-1990年的6.57,下降到2006—2009年的1.25,弹性均值呈现下降的趋势,表明浙江省物流业发展对进出口贸易增长的促进作用有所趋缓。为了分析物流业对进出口贸易的影响随时间的变动趋势,以1986年作为时间t=1,对物流—进出口贸易弹性与时间t的关系进行回归分析。通过比较多种拟合模型,决定采用三次曲线(CUBIC)模型。拟合曲线如图2所示,回归结果见表4,调整后的拟合优度为0.98915,与1极为接近,表明方程解释能力强。变量均以1%的显着性通过t检验。回归方程显着性经检验,F=700.05937,P=0.000<0.01,表明回归方程显着有效。拟合方程如式(4):E=9.790957-1.3076t-0.0689t2-0.001232t3
(4)由方程(4)计算2010—2014年的物流-进出口贸易弹性指标值,见表5,浙江省物流-进出口贸易弹性呈下降趋势,表明浙江省物流业应进行产业调整,转变增长方式,从“粗放型增长”转变为“集约型增长”,以促进进出口贸易的增长。
4结论与建议
4.1结论
[中图分类号]F064.1 [文献标识码]A [文章编号]2095-3283（2014）03-0024-04
一、文献综述
（一）关于国际物流与国际贸易关系的研究
关于定性方面的研究主要有：李永生、张丽芳（2006）认为物流成本对国际贸易具有直接影响；陈世军（2012）从物流成本（国际贸易物流成本主要包括库存成本、运输成本和管理成本）角度研究了国际物流对国际贸易促进机制的影响。张艳丽（2012）通过对我国国际物流以及国际贸易的发展现状及存在问题的分析，阐述了国际物流业的迅速发展在我国经济及国际贸易的发展进程中起着关键性的作用。
关于定量方面的研究主要有：孔原（2010）选取了我国2002―2008年进出口总值、港口外贸货物吞吐量两个指标；林青（2009）选取了1991―2008年间的货物运输周转量、港口集装箱吞吐量以及进出口贸易总额三个指标；黄正松（2011）选取了1992―2008年间的铁路货物周转量、公路货物周转量、水运货物周转量、民用航空货物周转量、管道输油（气）量以及进出口贸易总额6个指标，研究了中国对外贸易与物流发展之间的关系。研究结果表明我国进出口贸易的快速发展对我国国际物流产业的拉动效应非常微弱，而国际物流的快速发展可以有效促进进出口贸易的发展。
（二）以省市为研究对象的区域物流与对外贸易关系的研究
王领（2010）基于上海市1978―2008年货物运输量、港口货物吞吐量与进出口相关数据研究了上海市现代物流与对外贸易的关系；肖慧慧（2011）选取了云南省1989―2008年间货物周转量、货物运输路线长度与进出口贸易总额三个指标；俞雅乖（2012）选取了浙江省1986―2009年间货物运输量、港口货物吞吐量、进出口总额和地区生产总值4个指标，还有学者对北京、辽宁等区域的研究，研究结果表明进出口贸易的快速发展对区域物流产业的拉动效应非常微弱，而区域物流的快速发展可以有效促进进出口贸易的发展。
学者对广东省区域物流的研究则主要侧重于对广东省经济增长与其他行业的互动关系研究。如李松庆（2010）对广东省物流产业与经济增长的互动关系进行分析；曹建新、黄尔妮（2009）从广东省物流业对区域经济发展的效用角度进行了统计分析；吴冬玲（2010）对广东省物流业与现代服务业的关联度进行了研究；杨勇（2012）研究了广东省制造业与物流业联动发展，而对于广东省物流业对对外贸易的影响方面研究比较缺乏。本文基于广东省1991―2011年的统计数据，运用协整检验、Granger 因果检验等方法对广东省物流与对外贸易之间的长期和短期的动态关系进行分析，旨在为发展广东省现代物流和对外贸易提供理论依据。
二、广东省现代物流与对外贸易关系的实证分析
（一）变量的确定及模型
为了研究广东省现代物流与对外贸易之间的关系，必须要选取合适的变量并建立模型。本文选取地区生产总值（GDP）作为衡量经济发展的指标，选择进出口总额（XM）作为对外贸易的衡量指标，而衡量现代物流的指标，目前还没有统一的统计口径，本文选取港口货物吞吐量 （TTL） 和货物运输量 （YSL） 作为衡量现代物流的指标。为了减少数据的波动对结果造成的影响，对数据进行自然对数化的处理。综合考虑各种因素并结合市场化构建如下实证模型：
LNXM=α1LNYSL+α2LNGDP+α3LNTTL+C+μ
C为常数，μ为随机误差项。
本文的样本区间为1991―2011年，数据根据 《广东统计年鉴》整理所得。
（二）模型的时间序列分析
1.单位根检验
为了避免伪回归问题，在对LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM进行分析以前，需要对变量序列进行平稳性检验，以判断各序列是否具有平稳性及单整阶数。首先，使用Eviews软件对变量LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM绘制时序图以确定该时间序列是否含有截距和趋势项。
从表4可以看出存在协整关系，在给定 5%的显著性水平下，无论是迹检验还是特征值检验都表明LNXM与LNGDP、LNTTL、LNYSL个变量之间存在着协整关系，协整方程如下：
LNXM=0.787492*LNGDP+0.468016*LNYSL+0.406238*LNTTL+1.265086
从协整方程可以看出，进出口贸易总额对数值与GDP对数值是正向的，与预期是一致的，GDP对数值影响着进出口贸易总额对数值。GDP对数值弹性为0.787492，GDP对数值每增1%，进出口贸易总额对数值将增加0.787492%，对应的P值小于0.05，结果显著。港口货物吞吐量总额弹性为0.406238，表明港口货物吞吐量总额上升1%，进出口贸易总额对数值将增加0.406238%，对应的P值小于0.05，结果显著。LNYSL弹性为0.468016，表明LNTTL上升1%， 进出口贸易总额对数值将增加0.468016%，对应的P值小于0.05，结果显著。
3.向量误差修正模型（VEC）
以上检验显示，变量之间存在协整关系，也就是以上的VAR模型中存在协整关系，但是其中存在着某些误差项，为了避免“伪回归”和“异方差”，更好反映经济的运行以及波动状况，需要进行误差修正。
通过表5可以看出误差修正项（ECM）对于进出口贸易总额和各个变量的影响力度。从估计结果可以看出，进出口贸易总额方程的 ECM 系数是0.256672，说明进出口贸易总额的实际值与均衡值大约25%的差距能够得到清除或者修正，当方程发生波动和偏离时，误差修正模型中的误差修正项会用0.256672的调整力度将误差项调整到长期均衡状态下，研究发现误差修正项的系数较小，表明调整力度较弱，本文中的自变量的变动受到其自身滞后项中滞后一年的影响，而且这个影响是显著的，表明和误差修正项对于变量的影响是长期稳定和均衡的。
误差协整后的可决定系数为0.259187，F值为0.909657，最大似然值为20.60587，可知误差修正模型拟合良好。
4.变量的格兰杰因果关系检验
通过以上的协整方程可知：LNGDP、LNTTL、LNYSL与LNXM存在着协整关系，也即说明变量之间存在长期关系且关系稳定。为了检验各个变量之间的因果关系，本文采用Granger的因果分析法对以上变量进行因果关系检验，检验结果见表6。
三、结论及建议
（一）强大的物流产业是对外贸易持续快速发展的基础
协整分析表明，港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP均会对进出口贸易总额产生显著影响，且影响为正。即当港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP增加时，进出口贸易总额均会增加，且呈长期稳定状态；格兰杰因果检验表明，港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP均是进出口贸易总额的格兰杰原因，即港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP增加时，进出口贸易总额也会增加。但是，港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP对进出口贸易总额的影响不是立即显现的，而是存在一定的滞后期。
由此可见，大力发展广东省现代物流业能够为其对外贸易提供良好的物流环境，从而促进第三产业的快速发展，为广东省外贸经济可持续发展奠定坚实基础。因此，广东省物流企业要进一步加强基础设施建设，加快物流标准化和信息化步伐，从而促进广东省物流与进出口企业的互动发展。
（二）广东省港口货物吞吐量和货物运输量与进出口总额之间存在单向因果关系
进出口额增加会在长期内促进广东省货物运输量和港口货物吞吐量的增加，但港口货物吞吐量和货物运输量的增加并不一定对广东省进出口贸易发展起到推动作用。广东省进出口贸易的快速发展对国际物流的拉动效应表现不显著，即快速发展的进出口贸易并没有有效提升国际物流产业水平。
经过三十多年的改革开放，广东省已经成为世界级的加工制造中心，但其进出口贸易的主要形式仍为加工贸易。2012年广东省外贸进出口总值为9838.2亿美元，同比增长7.7%，高于全国增幅1.5个百分点，占同期全国外贸总值的25.4%。其中，加工贸易进出口5298.6亿美元，同比增长4.4%，占同期广东省进出口总值的53.9%。在加工贸易的各项环节中，国内企业往往只从事简单的加工装配环节业务。而现代物流不是传统意义上的仓储、运输服务，而是包括运输、仓储、包装、装卸、流通加工、配送、信息处理等一系列的经济活动。因此，广东省物流企业要加强与进出口企业的对接，充分了解进出口企业的物流需求；加强与外资物流企业合作，深度参与国际分工和国际物流业务，加快提升国际物流服务水平和能力。
[参考文献]
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[2]魏君英.中国对外贸易与经济增长关系的实证研究[J].华中科技大学学报（社会科学版），2010（3）：113-117.
[3]肖慧慧.现代物流与云南进出口贸易关系的实证研究[D].云南大学，2011.
[4]刘南，李燕.中国对外贸易与物流关系的研究[J].管理工程学报，2007（1）：151-152.
[5]魏君英.中国对外贸易与经济增长关系的实证研究[J].华中科技大学学报（社会科学版），2010（3）：113-117.
[6]林吉双，陈娜娜.广东省出口贸易影响因素的实证分析[J].国际经贸探索，2008（9）：113-117.
[7]赵莉，宋国宇.物流业与区域经济一体化协调发展的实证及理论解释[J].技术经济，2012（1）：53-54.
[8]陈世军.国际物流对国际贸易促进机制研究――基于物流成本的视角[J].物流商论，2012（5）：155-156.
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[10]孔原.国际物流与国际贸易关系的实证研究[J].沈阳工业大学学报（社会科学版），2011（4）：335-338.
[11]李永生，张丽芳.国际物流成本对国际贸易的影响[J].特区经济，2006（5）：141-142.
[12]黄正松. 我国物流业对进出口贸易影响的实证分析[J].生产力研究，2011（1）：156-157.
[中图分类号] F750 [文献标识码] B
从20世纪50年代，对外直接投资就取代国际借贷成为国际资本流动的主要形式，随着经济全球化的迅猛发展，国际直接投资与进出口贸易同时作为当前世界经济一体化的重要组成部分联系也日益密切。从改革开放以来，由于我国吸收了大量的国际直接投资，便成为了世界上主要的也是发展中国家中最大的FDI流入国[1]。并且，早在1992年起，我国连续13年成为世界上FDI总量仅次于美国的国家[2]。在2005年我国又一次成为世界上所有发展中国家中最大的国际直接投资地区[3]。根据统计局数据，2008年我国实际使用国际直接投资总额呈现大幅度上升，比上年增加16914百万美元，增长了21.6%，进口总额从791460.9百万美元增加的1132567百万美元，出口总额增加了210237百万美元。最近几年，我国国际直接投资依然保持不断增长的趋势。到2015年，达到1263亿美元，比2014年增长6.4%（按RMB算），并且仅次于美国与香港，位居世界前三。
改革开放之后，对于外资的利用，特别是大量的FDI的注入，对于我国的经济增长、外贸进出口等都有重要的影响，为了准确的权衡国际直接投资对进出口贸易规模的产生的效应，充分利用外商直接投资带来的资本，提升我国在世界经济全球化深入发展时代的应对能力，促进我国开放型经济的稳定发展，对在经济全球化形势下FDI对我国进出口贸易规模的影响进行实证分析和研究具有十分重要的意义。
一、国内外相关研究综述
各国经济学家对FDI和进出口贸易的关系展开了大量的实证研究，得出国际直接投资与国际进出口贸易之间主要体现三种关系：首先，FDI与国际进出口贸易的替代效应;然后，国际直接投资与国际进出口贸易的互补效应;最后，国际直接投资与国际进出口贸易的转移效应。不管是在美国等发达国家的实证研究方面还是巴西、印度、墨西哥等发展中国家的实证研究方面，均得到基本一致的结论，即两者之间的互补效应得到更多的支持。美国经济学家帕特瑞（P.Patrie）对国际直接投资的动机差异进行研究得出结论，认为，跨国公司的国际直接投资的动机存在差别，不尽相同，使投资与两国之间的进出口贸易关系、规模影响也不同。帕特瑞把国际直接投资分成三类：市场导向型直接投资、生产导向型直接投资以及贸易促进型直接投资[4]。并提出对于生产导向型直接投资和贸易促进型直接投资则将会增加投资国和东道国之间的贸易，即扩大投资国与东道国两国的进出口贸易规模。国内学者关于FDI对于进出口贸易规模的影响相关研究都有各自的结论与代表性观点。周爱农认为，国际直接投资与国际进出口贸易之间存在均衡发展的关系;朱廷B从理论上阐述了日渐趋向一体化经济的国际经济环境导致了国际直接投资与贸易流动的同步性[5];刘志彪从产业经济层面揭示国际直接投资对进出口贸易的促进作用。
国内学者主要通过分析宏观数据来进行实证研究FDI对于国际进出口贸易的影响，笔者认为主要包括以下几种类型：一是研究整个国家FDI与进出口贸易之间的相关关系;二是通过数据进行FDI总额、进口总额、出口总额在量上的回归分析;三是通过计量模型探究某个国家或地区FDI对本国或本地区经济发展的影响。
二、我国目前FDI与进出口贸易规模概况描述
改革开放初期，从1979年到1984年，我国实际利用外资额181.87亿美元，其中外商直接投资为41.04亿美元，1985年我国实际利用了外资额19.56亿美元，到1995年我国实际使用FDI总额高达48133百万美元，到1997年增加到64408百万美元，较1995年增长了33.8个百分点，虽然在接下来的几年内较1997年有所降低，但在以1995为基年上看都是呈现出稳步上升的趋势[6]，特别在2008年达到95253百万美元，在这一年就比前一年上升了21.6个百分点。1985年到2007年的23年时间里，增长了23倍。随着我国经济在世界贸易格局中占有的重要地位，2014年我国实际使用的FDI总额已经达到119705百万美元。而在2015年，随着外商直接投资稳步增长，其总额达到了了1263亿美元，同比2014年增速高达6.4%。总的来说，FDI在我国包括以下方面的特点：一是来自发达国家的FDI比重不断上升，尤其是来自欧美等发达国家的FDI所占比例增大到40%;二是FDI流入主要集中在制造业，近年来，随着经济全球化的发展和改革开放的深入，流入零售和金融服务等行业的FDI也呈现出增长的趋势。同时，关于我国进出口贸易的发展，与FDI流入表现出非常密切的关系。与FDI大量流入的同时发生的是我国进出口贸易额的大幅度增加，从1995年到2014年我国的进出口总额从大约280864百万美元增长到4301528百万美元，其中，出口的增长尤为明显，从148780百万美元上升到2014年的2342293百万美元，增加了约16倍，出口额年均增长速度达到18.05%。十以来，由于全方位的对外开放战略加上“一路一带”的建设与推进，更是让我国进出口贸易总额再创历史新高，连续三年位居全世界前列。
三、外国直接投资对进出口贸易规模计量分析
表1 1995-2014年FDI与进出口总额[7]
（单位：百万美元）
注：1.进出口数据来源于海关总署。1978年为外贸业务统计数，1980年起为海关进出口统计数。2.货物进出口差额负数为逆差。
（一）OLS模型的建立
外国直接投资对于我国进出口贸易规模的影响是极其明显的。现在我们对FDI对于进出口贸易规模的影响进行实证分析。
分别建立两个独立的一元线性回归模型：
Ⅰ.Y1=β0+β1X1+μ1 Ⅱ.Y2=β2+β3X2+μ2
其中，X1，X2：解释变量，表示我国1995-2015年每年的实际利用外国直接投资总额。
Y1：被解释变量，表示我国进口商品总额，
Y2：被解释变量，表示我国出口商品总额。
回归系数：β0、β1、β2、β3
根据计量分析结果的相关数据可得，F1=287.034，R21=0.941，F2=287.034，R21=0.941
Y1=-1135874+24.99174X1
（-9.483386） （16.94207）
在显著性水平α=0.01下，t1>t0.005=2.861，t2>t0.005=2.861
Y2=-1299196+28.74140X2
（-9.011578） （16.18717）
在显著性水平α=0.01下，t3>t0.005=2.861，t4>t0.005=2.861
结论：两个一元线性模型回归效果较显著
由此可以认为，外国直接投资与进出口贸易规模之间存在显著的线性相关关系。并且，从两个模型中我们可以得出这样的结论：①外国直接投资与进口和出口都表现为正相关关系，外国直接投资总额增加一个单位，在其他条件不变的情况下，进口商品总额增长24.99174个单位，即边际进口商品总额为24.99174;②外国直接投资增加一个单位，在其他条件不变的情况下，出口商品总额增加28.74414个单位，边际出口商品总额为28.74414;③两个模型的可决系数R21、R22的值相接近，所以认为两个模型对于观测值的拟合程度差不多。④回归系数b2>b1，表明在一定的条件下，外国直接投资（FDI）的流入对我国出口商品总额的促进作用大于对我国进口商品总额的促进作用。
（二）序列相关问题及修正
1.回归检验
根据回归结果，对模型进行图形检验。
模型一：ê～t，êt～êt-1
模型二：êt～t，êt～êt-1
根据以上两个模型的随机扰动项的散点图可以看出，随机扰动项呈现正的序列相关，即在一定水平上，进出口商品总额不仅由外国直接投资总额决定，还受到上一年进出口商品总额的影响。
2.D.W检验
由表2、表3中D.W1=0.673784，D.W2=0.670858，在1%的显著性水平下，n=21，k=2，查表得dL=0.97，dU=1.16，由于D.W1<0.97，D.W2<0.97，拒绝不存在1阶序列相关的原假设，故得出存在正自相关，意味着进出口商品总额还受上一年进出口商品总额的影响。
3.拉格朗日乘数检验（GB检验）
由于D.W检验仅适用于一阶序列相关，为了验证模型是否存在高阶序列相关，需要进一步进行验证。
ρ阶序列相关：μ1 = ρ1 μt-1+ρ2 μt-2+…+ρn μt-n
受约束回归方程为：
Yt = β0+β1 Xt1+…+βk Xtk+ρ1 μt-1+…+ρp μt-p+εt
有约束条件为：H0：ρ1 = ρ2 =…= ρp=0，p=2
根据计量分析得到：
表2 进口模型中的相关统计量
表3 出口模型中的相关统计量
根据LM检验中的数据可知，两个模型均只存在一阶自相关，根据P值检验法和F统计量二阶自相关无法通过检验，新模型失去意义，则表示进出口商品总额受上仅一年进出口贸易总额的影响。
4.序列相关的修正
被检验证明存在序列相关，则需要采用适当的方法进行修正。这里利用广义最小二乘法进行修正。
计量分析得新模型，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
此时，D.W1=2.148，D.W2=2.12，大于1%显著性水平下样本容量为21的D.W检验的临界值上限dU=1.16，接近等于2，表明修正后的模型已经不存在序列相关，则意味着进出口商品总额不受上一年进出口商品总额的影响。并且，当把进出口商品总额作为自变量，把外国直接投资总额作为应变量时，观测值对模型的拟合效果更好，模型效果显著，说明进出口贸易对外国直接投资的流入影响较外国直接投资流入对进出口贸易的影响更加明显，更有促进效果。
四、结论和政策建议
改革开放以来，随着外国直接投资的流入增加，我国的进出口贸易规模不断扩大。同时，不能忽视的是由于开放政策的深入实施促进我国进出口贸易发展为我国带来了更多的外国直接投资。
根据普通最小二乘法研究FDI和进出口贸易之间的相互作用，建立适当的一元线性模型，研究两者直接的相关关系。首先，探究外国直接投资对进出口贸易的影响，以进出口商品总额Y为因变量，外国直接投资X为自变量，对建立的模型进行检验。认为，在一定的条件下，外国直接投资对进出口商品贸易具有较大且明显的作用，但进出口商品总额也受到上一年进出口商品总额的影响：然后，分析进出口贸易与外国直接投资的流入之间的影响，对建立的模型存在的问题进行研究与修正;最后，根据修正模型，证明外国直接投资与进出口贸易之间的关系，且得出进出口贸易对外国直接投资的流入影响较外国直接投资流入对进出口贸易的影响更加明显，更有促进效果。
FDI对我国进出口贸易在一定程度上具有明显的促进作用，带动我国外贸规模的不断扩大与深入发展，同时，进出口商品的贸易还与上期的进出口贸易存在一定的相关关系。除此之外，进出口贸易也对外国直接投资的流入呈现出显著的促进作用，其作用较外国直接投资流入对进出口贸易的影响更加明显。FDI企业外贸是我国外贸的主要增长点，在目前我国进出口贸易环境下，要合理调整我国经济发展格局，优化市场环境，充分吸收和利用外国直接投资以促进我国外贸经济的稳步发展，带动进出口贸易的适当增长。同时，坚持开放的发展政策和战略，进一步为海外投资提供平台和机会，使世界经济全球化下的我国在国际舞台上占据一席之地。
[参 考 文 献]
[1]孙洁.外商直接投资对我国外贸经济的影响分析[J].商贸流通，2015（34）
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摘要：文章分析了1978―2006年中国进口和出口贸易发展的地区差距，并运用泰尔指数和基尼系数对总体差距进行地区结构和产业结构分解。分析表明，从地区结构来看，东、中、西部三大地带间的差异在总体差异中占主导地位；从产业结构来看，制成品贸易上的差异构成进口和出口贸易发展差异的主体。
关键词：进口；出口；地区差异；泰尔指数；基尼系数
中图分类号：F752.6 文献标识码：A 文章编号：1002-0594(2007)07-0028-05 收稿日期：2006-12-30
改革开放以来，中国对外贸易发展取得了举世瞩目的成就，进口和出口额分别由1978年的108.9亿和97.5亿美元增加到2006年的7916.1亿与9690.8亿姜元，年均增长率高达16.54％和17.85％。但在中国整体对外贸易发展水平上升的同时，不同地区进出口贸易发展却表现出强烈的非均衡性，如2006年对外贸易量排名前5位的省市占全国对外贸易总额的75％以上其中排名第一的广东省进口和出口额分别达到2252.63亿和3019.53亿美元，而排名最后一位的自治区仅为1.06亿与2.22亿美元。
日益扩大的对外贸易发展差距，引起了国内部分学者的关注，如岳昌君计算了1998年我国各省市按照国际贸易标准分类的各类商品的显现比较优势和贸易条件，认为沿海地区和内陆地区出口发展存在显著差异。谢昭琼认为，由于在收入水平、技术水平、人力资本、政策支持、资金状况、运输条件等方面存在差异，东、西部对外贸易发展差异明显。许雄奇、张宗益运用不平衡指数、变差系数、集中度指数等指标对1992-2001年中国出口贸易的省际差异和东、中、西部三大地带差异进行定量分析，根据出口依存度、增长率、出口对经济增长的拉动度和贡献率指标对30个省市进行聚类分析。结果显示，1992-2001年省市之间的出口差异逐渐缩小，但东、中、西三大地带之间出口发展存在显著差异，且中国出口发展的地区差异主要表现在三大地区之间。尹希果、雷虹、谭志雄建立了包括进出口总额与增长率、贸易结构、贸易企业性质等28个变量的指标体系，对1999-2002年中国31个省市的面板数据进行因子分析，并根据因子得分将31个省市分为发达型、发展型、成长型、潜力型、开发型5大类，认为中国各省市对外贸易发展差距明显。
自改革开放以来，中国各省市进出口贸易发展差异呈现出怎样的规律?进出口贸易发展地区差异与经济增长差异有何联系?总体贸易差异在地区构成和产业构成方面如何?本文运用泰尔指数、基尼系数指标对1978-2005年中国进出口贸易发展地区差异的特征和规律进行探讨，并对中国进出口贸易的总体差异进行结构分解，从而找到上述问题的答案。
一、进出口贸易发展总体差异
(一)进出口贸易发展总体差异的演变趋势本文首先采用泰尔指数(T)对1978年以来中国进口和出口贸易发展的地区差异进行定量分析。
泰尔指数的计算公式为：
其中，Xi为各省进口或者出口贸易额。
根据式(1)，本文计算出1978-2006年中国进口和出口贸易发展地区差异的泰尔指数。
中国进口和出口贸易发展地区差异的演变特征不尽相同。进口贸易发展地区差异的演变可以分为四个阶段：1978-1986年，进口贸易发展地区差异变化较小；1987年后差异迅速扩大，衡量进口贸易地区发展差异的泰尔指数大幅度提高，1990年达到最高点；1991-1996年，进口贸易发展地区差距逐步缩小，泰尔指数缓慢下降；1996-2006年，衡量进口贸易发展地区差异的泰尔指数在高位上进入相对平稳阶段，波动非常小。中国出口贸易发展省际差异则以1986年和1996年为界大致分为三个阶段：1978-1986年，出口贸易发展地区差异逐渐缩小，1986年达到最低点；1987年后差异不断扩大，衡量出口贸易发展地区差异的泰尔指数稳步提高；1996-2006年，出口贸易发展地区差异变化较小。
(二)进出口贸易发展差异演变的成因分析首先，中国对外贸易发展地区差异的变化受到经济、贸易体制变革的影响。改革开放初，中国实行的是高度集中的外贸经营管理体制，进出口贸易由国营外贸公司垄断经营，企业基本上没有经营自，生产多少，出口多少都是由行政命令决定的。因此，在计划机制在经济生活中占主导地位的改革开放初期，进出口贸易发展地区差距比较平稳，呈现出缓慢缩小的趋势。1987年起，承包经营责任制开始在外经贸行业内推行，此举极大的调动了地方的积极性，各省份开始各显神通千方百计地增加出口创汇，有着优越的地理条件、良好的经济基础和优惠政策导向的上海、广东等沿海地区对外贸易进入了飞速发展的快车道。与此同时，中央实行的是从沿海向内地逐步推进的对外开放政策，广东、海南、福建、上海等东部沿海地区率先设立了经济特区，优先享受到了各项优惠政策，大量外商直接投资涌入东部地区，带动了东部地区加工贸易的发展，也进一步拉大了东部和中西部地区进出口贸易发展差距。因此，1987年开始中国进出口贸易发展地区差异迅速扩大。20世纪90年代初期，中国自沿海向内地的逐步开放政策渐入，内陆地区的一些城市包括所有的内地省份和自治区省会城市都相继开放，逐渐形成了全方位的对外开放格局，各省份基本上都设立了不同类型的经济开放区，优惠政策得到普及。与此同时，中央政府对不断扩大的地区差距开始有所意识，将地区发展战略的重心转向地区经济的协调发展和地区差距的降低上，相继出台了一系列协调区域经济发展的战略政策，客观上阻止了地区进出口贸易发展差距的进一步扩大。所以，1996年后衡量进口和出口贸易发展地区差异的泰尔指数都相对平稳，波动较小。
其次，中国对外贸易发展地区差异与地区经济发展差异息息相关。根据魏后凯、范剑勇、朱国林等的研究，改革开放后中国的地区经济发展差异总体上处于“U”字型走势之中，1978-1985年地区经济发展差距明显缩小。地区经济发展差距的变动轨迹可以部分解释改革开放后中国进出口贸易发展差异的演变。为了进一步分析地区进出口贸易发展差异与地区经济发展差异之间的关系，本文选取了衡量进口和出口贸易发展差异的泰尔指数与衡量地区经济发展差异的泰尔指数进行回归分析，为了克服异方差性提高计量分析的可靠性，对所有的变量均取自然对数。1978-2005年进出口贸易发展地区差异与GDP差异的回归分析结果如下：
在上面的回归分析中，所有的变量都通过了显著性检验，F统计值、R2均在合理水平，对方程进行
Wald检验证明不存在异方差性。总体而言，方程的拟合效果良好。回归结果表明，1978-2005年间，进出口贸易发展地区差异与经济发展差异之间存在着显著的正相关关系，经济发展差异泰尔指数的自然对数每增加l％，进口和出口贸易发展差异泰尔指数的自然对数会相应增加0.84％和0.90％。
再次，各地区自身因素也是导致进出口贸易发展不平衡的重要原因。各省在基础设施、资源禀赋、人力资本、技术力量等方面均存在显著差异，而这些因素都会对其进出口贸易发展产生影响。为此，本文利用1978-2005年间省份相关数据的平均值进行相关性分析。
表1显示各省基础设施建设、人力资本、资本形成、技术力量、市场化程度、利用外资水平与其进出口贸易发展相关性很大，基础设施完善、人力资本和物质资本充裕、技术先进、市场化程度高、利用外资较多的省份进出口贸易发展也较好，而进出口贸易的发展又反过来促进其经济发展，资本积累和市场化程度也进一步提高，从而形成良性发展循环。因此，各省份自身因素的差异也是我国进出口贸易发展地区差异形成的重要原因。
二、进出口贸易发展总体差异的结构分解
接下来，本文分别利用泰尔指数和基尼系数对我国进出口贸易发展的总体差距进行地区结构分解和产业结构分解。
(一)地区结构分解泰尔指数是各地区进出口贸易额的加权几何平均，它具有表达差距的较好性质，可以将数据按照一定标准进行分组，然后将差距分解为各个组内和组间差距。泰尔指数又可写成：
其中m为组数，Sk是第K组的权重，Tk为第K组的泰尔指数。等式右边第一项是各个组泰尔指数的加权平均和，表示的是组内差距，第二项是用组的均值来表示的组间差距。于是，衡量总体差异的泰尔指数可以按东、中、西部地区分解为：
其中，TE、TM、TW分别表示衡量东、中、西部地区内部差异的泰尔指数；XE、XM、XW、X分别表示东、中、西部地区和全国总体的进口或者出口贸易额。式(5)中前面三项分别是东、中、西部地区内部的组内差距，最后三项是用组的均值来表示的组间差距。用T1表示组间差距，式(5)可以进一步表示为：
地区内部差异对总体差异的贡献率。贡献率的大小反映了该因素对总体差异的影响程度。
本文将全国30个省市(由于重庆市设立较晚，出于统计口径一致性考虑，仍将其并入四川省计算)按照国务院西部开发办公室的标准划分为东、中、西’部三大地带，计算出1978-2006年各地区对外贸易发展的泰尔指数，然后，将总体的泰尔指数按东、中、西部进行分解，把进出口贸易发展的省际差距分解成各亚地区内部的差异和各亚地区间的差异。
表2显示，中国进出口贸易的地区差异主要是由东部地区内部差异以及地区间差异引起的，相对而言，中部与西部地区进口和出口贸易发展差距对总体差距的贡献非常小，大多数年份其贡献率甚至不到2％。具体比较东部地区内部差距和区域间差距的贡献率，可以发现在大多数年份，地区间差距对总体差距的贡献率大于东部地区内部差距的贡献率，而且最近几年，地区间差距的贡献程度正在不断增大。
(二)产业结构分解接下来，本文借用基尼系数指标对中国进出口贸易发展省际差异进行产业分解。出于数据可得性和统计口径一致性考虑，仅对1993-2004年中国进出口贸易发展的省际差异进行产业结构分解。
定义进出口贸易发展基尼系数Gm，计算公式为：
其中Xi为某地区进口(出口)贸易额占全国总体进口(出口)贸易的比重，Wi为该地区的人口比重，Vi为各地区进口(出口)贸易额占全国总体进口(出口)贸易的累计比重。基尼系数可以按产业进行
口)贸易中所占比重，GK为单项产业进口(出口)的基尼系数。本文按照国际贸易标准分类，计算出1993～2004年中国进口(出口)贸易总体的差异以及初级产品和工业制成品分别对总体进口(出口)贸易基尼系数的贡献，计算结果见表3。
