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第1篇

現(xiàn)代物流是經(jīng)濟發(fā)展的加速器。“物流推動論”認(rèn)為:現(xiàn)代物流業(yè)的發(fā)展促進(jìn)社會分工的深化，從而促進(jìn)了經(jīng)濟的增長［1］;物流聯(lián)盟的出現(xiàn)通過交易費用的降低，促進(jìn)了經(jīng)濟的增長［2］。除定性分析外，許多學(xué)者從定量視角對物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系進(jìn)行研究，得出物流業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長具有正向促進(jìn)作用的類似結(jié)論［3－5］。近年來，浙江省開放型經(jīng)濟發(fā)展快速，形成了全方位、多層次的對外開放格局。隨著外向型經(jīng)濟的發(fā)展，對外貿(mào)易發(fā)展迅速。1986—2009年間，浙江省進(jìn)出口總額從12.93億美元達(dá)到增長到1877.35億美元，增長了145倍。浙江省進(jìn)出口貿(mào)易能取得如此成績，與現(xiàn)代物流業(yè)的發(fā)展是分不開的。物流業(yè)的發(fā)展有利于進(jìn)出口貿(mào)易成本的下降，推動進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。戎梅(2011)就單位物流成本對國際貿(mào)易的影響問題進(jìn)行了研究，結(jié)果表明單位貨物貿(mào)易額與單位貨物周轉(zhuǎn)費用成反比，單位物流成本的降低對國際貿(mào)易具有明顯的促進(jìn)作用［6］。楊長春(2008)［7］、侯方淼(2008)［8］等利用協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗得出:我國對外貿(mào)易與物流之間存在著反饋性的因果關(guān)系，而物流對貿(mào)易的促進(jìn)作用比貿(mào)易對物流的促進(jìn)作用要稍大一些。就物流對進(jìn)出口貿(mào)易的促進(jìn)程度而言，張寶友(2010)運用彈性分析法，分別從物流的需求和供給兩個方面檢驗華東地區(qū)物流業(yè)對進(jìn)出口貿(mào)易的影響程度，結(jié)果表明物流需求每變化1%，進(jìn)出口貿(mào)易額相應(yīng)的變化2.56%;而物流供給每變化1%，進(jìn)出口貿(mào)易額就相應(yīng)的變化6.08%［9］。也有學(xué)者提出不同的意見，王領(lǐng)(2010)運用協(xié)整理論和Granger因果檢驗法，利用上海市1978－2008年貨物運輸量、港口貨物吞吐量與進(jìn)出口總額相關(guān)數(shù)據(jù)，對上海市對外貿(mào)易與現(xiàn)代物流的關(guān)系進(jìn)行了實證分析，得出不同的結(jié)論:進(jìn)出口的增加會在長期內(nèi)促進(jìn)港口吞吐量和貨物運輸量的增加，但吞吐量的增加并未對上海市進(jìn)出口增長起到推動作用，運輸量的變化對外貿(mào)增長的作用有很大的時滯效應(yīng)。綜上所述，有關(guān)物流業(yè)發(fā)展能否促進(jìn)我國進(jìn)出口貿(mào)易增長存在不一致看法。而且還可以從以下角度進(jìn)一步思考:如果物流對進(jìn)出口貿(mào)易具有促進(jìn)作用，那么其影響程度是多少?本文就以上問題進(jìn)行分析，以浙江省為例，考察物流業(yè)發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易是否具有促進(jìn)作用，如果有，那么影響程度是多少，影響程度是否隨時間的變化有所差異，并提出相應(yīng)的建議。

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(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行相關(guān)分析，目的是驗證物流業(yè)對進(jìn)出口貿(mào)易是否有促進(jìn)作用，影響是否顯著。然后，運用彈性理論，通過計算“物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性”，即物流發(fā)展速度與進(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易的指標(biāo)，一般選取具有代表性的進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易具有促進(jìn)作用。為了說明物流業(yè)發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易增長的顯著影響，下面利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。以進(jìn)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(jìn)出口總額與貨物周轉(zhuǎn)量相關(guān)數(shù)據(jù)，運用SPSS軟件進(jìn)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(jìn)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。回歸方程顯著性經(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。回歸方程如式(1):Y=－121.873+0.3129X+0.0000118X2(1)

3.2物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易增長促進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易具有顯著的促進(jìn)作用。為了進(jìn)一步分析物流對進(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易彈性”一詞作為衡量浙江省進(jìn)出口貿(mào)易對物流業(yè)變化的敏感程度。進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易的增長。

(3)不同時段物流業(yè)對進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易增長的促進(jìn)作用有所趨緩。為了分析物流業(yè)對進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易彈性與時間t的關(guān)系進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易彈性指標(biāo)值，見表5，浙江省物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性呈下降趨勢，表明浙江省物流業(yè)應(yīng)進(jìn)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(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的增長。

4結(jié)論與建議

4.1結(jié)論

本文運用相關(guān)性分析和彈性分析等工具，就物流業(yè)對進(jìn)出口貿(mào)易影響問題進(jìn)行實證研究，得到結(jié)論如下:第一，物流業(yè)發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易增長的影響是正向的，物流業(yè)有力地推動了進(jìn)出口貿(mào)易的增長。以浙江省為例，1986—2009年間，浙江省物流業(yè)每提高一個百分點，進(jìn)出口總額相應(yīng)增長2.9%。現(xiàn)代物流業(yè)促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的原因有:1)物流業(yè)的發(fā)展降低了運營成本，推動進(jìn)出口貿(mào)易的增長。在國際貿(mào)易中，商品的價格與成本對國際貿(mào)易的效益有重要影響。隨著全球經(jīng)濟的發(fā)展，產(chǎn)品的生產(chǎn)成本下降的空間有限，而物流成本有較大的降低空間。物流業(yè)的發(fā)展，使得對外貿(mào)易中的物流活動運作效率越來越高，降低了物流成本，導(dǎo)致進(jìn)出口貿(mào)易的成本降低，從而刺激進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。2)現(xiàn)代物流的發(fā)展改善了國際貿(mào)易的環(huán)境，促進(jìn)國際貿(mào)易的便利化。隨著現(xiàn)代物流的發(fā)展，第三方物流產(chǎn)業(yè)不斷壯大，第三方物流公司則通過貨運等形式，減少了生產(chǎn)企業(yè)的物流負(fù)擔(dān)，使對外貿(mào)易中的運輸、報關(guān)等物流環(huán)節(jié)運作效率得到了提高。3)現(xiàn)代物流業(yè)的發(fā)展拓展了消費者的購買空間。由于物流速度的提高，消費者在購買國外商品時，花費在物流運輸上的等待時間大大減少，使得消費者愿意在全球范圍內(nèi)購買商品，這有利于外貿(mào)企業(yè)發(fā)現(xiàn)新市場，促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。第二，不同時間段物流業(yè)對進(jìn)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用有所強弱。以浙江為例，1986－1990年間，物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性值為6.57，而到2006—2009年，物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性值下降為1.25，表明不同時間段物流對進(jìn)出口貿(mào)易的影響差異較大，且從整體上來看，浙江省物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性值呈下降趨勢，表明浙江省應(yīng)進(jìn)行物流產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，以更好地促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的增長。

第2篇

催生了大量的物流需求，推動物流業(yè)不斷提高服務(wù)能力和水平，同時，作為進(jìn)出口貿(mào)易活動中的重要一環(huán)，物流業(yè)在很大程度上決定了進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的速度，兩者相互作用，共同發(fā)展。一方面，隨全球一體化呈爆炸式增長的進(jìn)出口貿(mào)易對物流業(yè)發(fā)展提出了更高的要求，可以說，現(xiàn)代物流業(yè)健康、高速發(fā)展已經(jīng)成為進(jìn)出口貿(mào)易持續(xù)發(fā)展的先決條件。另一方面，現(xiàn)代物流業(yè)的業(yè)務(wù)流程更加優(yōu)化，服務(wù)水平較高，可以滿足進(jìn)出口貿(mào)易品類不斷豐富、貿(mào)易量持續(xù)增長的要求，促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的飛速發(fā)展。具體來說，物流業(yè)的多樣化發(fā)展促進(jìn)了進(jìn)出口貿(mào)易的多品種、小批量發(fā)展；物流業(yè)的及時性和高效性也促進(jìn)了進(jìn)出口貿(mào)易的快速發(fā)展。綜上所述，物流業(yè)的高效發(fā)展可以促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。

2物流業(yè)與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系分析

一般來說，物流業(yè)與進(jìn)出口貿(mào)易存在正相關(guān)關(guān)系，基于以上認(rèn)識，本文選取貨物周轉(zhuǎn)量指標(biāo)代表華北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展水平，進(jìn)出口總額代表華北地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展水平，并運用相關(guān)性分析和彈性分析兩種統(tǒng)計學(xué)分析方法，實證檢驗物流業(yè)對華北地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展是否有影響，以及影響程度。

3.1貨物周轉(zhuǎn)量和進(jìn)出口總額的相關(guān)性分析對貨物周轉(zhuǎn)量和進(jìn)出口總額進(jìn)行相關(guān)性分析，其目的是驗證物流業(yè)對進(jìn)出口貿(mào)易是否有積極的影響，如果有影響，影響程度的顯著性如何。華北地區(qū)2003-2012年間貨物周轉(zhuǎn)量和進(jìn)出口總額的統(tǒng)計數(shù)據(jù)

3.2貨物周轉(zhuǎn)量和進(jìn)出口總額的彈性分析以上研究通過相關(guān)性分析驗證了華北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展對其進(jìn)出口貿(mào)易具有正面的促進(jìn)作用，但無法計算出影響程度有多大。本部分研究以經(jīng)濟學(xué)原理中的彈性理論為依據(jù)，力求定量分析出華北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展的變化引起進(jìn)出口貿(mào)易變化的幅度有多大。

3結(jié)論現(xiàn)

第3篇

[關(guān)鍵詞] 外國直接投資;進(jìn)出口貿(mào)易;相互作用

[中圖分類號] F750 [文獻(xiàn)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(jìn)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(jìn)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(dá)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的影響進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易的替代效應(yīng);然后，國際直接投資與國際進(jìn)出口貿(mào)易的互補效應(yīng);最后，國際直接投資與國際進(jìn)出口貿(mào)易的轉(zhuǎn)移效應(yīng)。不管是在美國等發(fā)達(dá)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模。國內(nèi)學(xué)者關(guān)于FDI對于進(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用。

國內(nèi)學(xué)者主要通過分析宏觀數(shù)據(jù)來進(jìn)行實證研究FDI對于國際進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易之間的相關(guān)關(guān)系;二是通過數(shù)據(jù)進(jìn)行FDI總額、進(jìn)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(jìn)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(dá)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(dá)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(dá)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(dá)到了了1263億美元，同比2014年增速高達(dá)6.4%。總的來說，F(xiàn)DI在我國包括以下方面的特點：一是來自發(fā)達(dá)國家的FDI比重不斷上升，尤其是來自歐美等發(fā)達(dá)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易額的大幅度增加，從1995年到2014年我國的進(jìn)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(dá)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(jìn)，更是讓我國進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模計量分析

表1 1995-2014年FDI與進(jìn)出口總額[7]

（單位：百萬美元）

注：1.進(jìn)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(jìn)出口統(tǒng)計數(shù)。2.貨物進(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的影響進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)口商品總額增長24.99174個單位，即邊際進(jìn)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(jìn)作用大于對我國進(jìn)口商品總額的促進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)出口商品總額還受上一年進(jìn)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(jìn)一步進(jìn)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(jìn)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(jìn)出口商品總額受上僅一年進(jìn)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(jìn)行修正。這里利用廣義最小二乘法進(jìn)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(jìn)出口商品總額不受上一年進(jìn)出口商品總額的影響。并且，當(dāng)把進(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易的影響更加明顯，更有促進(jìn)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(jìn)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(jìn)我國進(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易的影響，以進(jìn)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(jìn)行檢驗。認(rèn)為，在一定的條件下，外國直接投資對進(jìn)出口商品貿(mào)易具有較大且明顯的作用，但進(jìn)出口商品總額也受到上一年進(jìn)出口商品總額的影響：然后，分析進(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系，且得出進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易的影響更加明顯，更有促進(jìn)效果。

FDI對我國進(jìn)出口貿(mào)易在一定程度上具有明顯的促進(jìn)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(jìn)出口商品的貿(mào)易還與上期的進(jìn)出口貿(mào)易存在一定的相關(guān)關(guān)系。除此之外，進(jìn)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(jìn)作用，其作用較外國直接投資流入對進(jìn)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(jìn)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(jìn)我國外貿(mào)經(jīng)濟的穩(wěn)步發(fā)展，帶動進(jìn)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(jìn)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(xiàn)]

[1]孫潔.外商直接投資對我國外貿(mào)經(jīng)濟的影響分析[J].商貿(mào)流通，2015（34）

[2]楊超.外商直接投資和進(jìn)出口的關(guān)系研究[J].中國外資，2015（5）

[3]宣燁，周長富.外商直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響[J].南京財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2007（3）

[4]韓玉軍.國際貿(mào)易學(xué)[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2009-11：250-251

[5]王蕙，郭顯光.外國直接投資對我國進(jìn)出口規(guī)模的影響[J].國際貿(mào)易問題，2007

[6]趙倩倩.FDI對中國進(jìn)出口貿(mào)易的影響效應(yīng)研究[J].經(jīng)濟研究導(dǎo)刊，2014（24）

[7]中國統(tǒng)計局網(wǎng)站[EB/OL].2016

[8]史小龍，張峰.外商直接投資對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響的協(xié)整分析[J].跨國公司研討，2004