发布时间：2023-06-04 09:45:35
序言：写作是分享个人见解和探索未知领域的桥梁，我们为您精选了8篇的进出口贸易信息样本，期待这些样本能够为您提供丰富的参考和启发，请尽情阅读。
【关键词】上海自贸区 进出口贸易 机遇与挑战
一、前言
上海自贸区的建立在一定程度上将刺激我国进出口贸易的发展，为我国进出口贸易提供了不少的有利条件，如：进出口退税及附加的优惠条件、自由贸易、自主管理、市场范围更广等。但是在自贸区提供的优越条件下，我国进出口贸易业同样也面临着创新改革的挑战。
二、上海自贸区建立的目的
上海自贸区建立的首要核心目的就是想要“改革”，借助新的经济交易平台，为我国经济贸易提供更多的交易渠道。上海自贸区的市场管理主要是由政府干预的经济活动转变为主要由市场主体的主导权，借此让政府职能的性质从管理型变为服务型。其次，上海自贸区的建立是为了提高人民币在世界贸易中的认知度。上海自贸区建立还有一个重要的目的：便于中国和太平洋战略经济伙伴关系协议（TPP）接轨、融合、合作。以此实现经济自由化，增加经济的开放程度[1]。
三、上海自贸区建立带来我国进出口贸易的机遇及挑战
世上任何事物都有其两面性，对于上海自贸区带给我国进出贸易的影响也是存在两面性的，这既是机遇也同样面临着挑战。这就需要我们全面分析，才能够较好的理解、处理好这究竟是什么样的机遇以及什么样的挑战。
（一）上海自贸区建立带来我国进出口贸易的机遇
进出口贸易是一个与时俱进的行业，必须抓住时机，创新改革才能得以快速发展。上海自贸区的建立为我国进出口贸易提供了很好的发展机会。
1.加大监督管理制度。针对上海自贸区的建立，我国政府实行“简政放权”，政府将原有的管理形式改为监督监理。具体来说就是政府首要任务减少管理权，增加我国进出口贸易的独立自主管理，在一定程度上刺激其积极性；其次对进出口贸易实行大力度、高透明度的监管。在已有的监管制度基础上，上海自贸区对我国进出口贸易的监督管理做出了如下改革：（1）建设自贸区的信息资源共享以及服务中心，实行“一口受理、综合办理”的服务形式，以此便利我国进出口贸易；（2）大力发展社会信用体系，对我国进出口贸易实行全面的经济贸易信用信息记录并建立披露机制，对信用度高的企业进行奖励和对信用度不高的进行惩罚；（3）逐步实现市场经济的综合监督管理体系，增加我国进出口贸易的综合监督管理能力。
2.增强我国进出口贸易开发和国际接轨的多元化。上海自贸区的建立扩大了我国进出口贸易的开发，让我国的国际贸易行业努力实现于与TPP接轨、合作。首先，上海自贸区金融业的创新业务发展给我国进出口贸易的离岸交易以及海外市场开拓提供了充足的资金保障，较宽松的金融管理制度，给国际贸易结算以及一些跨国公司的资金周转带来了便利。其次，上海自贸区对进出口贸易的贸易资金管理实行先限额管理，再逐步扩大到无限额管理的方式，同时也给我国进出口贸易的货物交易实行期货交易和商品期货的交割仓库。由此看来，上海自贸区的建立给我国进出口贸易的扩大提供了更大的市场平台，并且提供了资金、物资的巨大帮助。
3.优化政策，增加进出口贸易的开发度。随着上海自贸区的发展，政府也在不断优化其对进出口贸易的相关政策。鼓励中内外投资者加入自贸区，扩大服务行业，并给进出口贸易提供全面的服务。同时创新、改进出口贸易的出口退税、海关手续程序等。“简政放权”、大胆地让进出口企业独当一面[2]。
（二）上海自贸区建立带来我国进出口贸易的挑战以及应对措施
上海自贸区建立给我国进出口贸易带来了很多机遇，但是利益面前难免都会存在一些风险，这就要求我国今后的进出口贸易行业能担得起这些风险，勇于面对挑战，开拓创新。
1.离岸金融体系。我国进出口贸易在创立上海自贸区前，处于国家控股、国家掌托状态，对于资金流入、流出大都有国家的支持。而现在政府大胆放手任其自主管理、自主运行，这一巨大转变让进出口贸易在总体管理上发生了变化。进出口贸易管理者负责对企业进行管理，进出口贸易的资金要自主筹资，这给企业带来巨大的挑战。如何运行、获得、周转、管理、使用资金，怎样才能更好地保障资金流动顺畅？进出口贸易可以借助自贸区的金融服务，借助离岸金融体系管理出口货物的资金流动问题，让国内外的贸易活动能够井然有序的展开。
2.减少进出口贸易顺差。我国的进出口贸易长期处于顺差，人民币迫于国际形势压力不断升值，并且我国进出口贸易的商品大多为初级商品，出口量多。这种长期的进出口顺差给我国进出口贸易带来了压力，交易过多的出口产品导致资金外流，不利于国内经济的增长。为了缓解贸易顺差，进出口贸易可以借助上海自贸区提供的开发平台，吸引外商到国内投资，大力“拓市场、调V结构、促平衡”，借助有力资源，开发贸易平台，全面提升服务，提高进出口贸易的管理以及调整相应政策（如：低税率等），这样可以一定程度的转变我国当前的贸易方式，减少我国的进出口贸易顺差。
3.加强进出口贸易管理。在上海自贸区建立前，我国进出口贸易是由国家控股管理，其发展方向明确。现在自贸区建立后，进出口贸易实现了自主管理，这需要更系统化的管理模式和管理办法，包括进出口货物、程序、资金、单证以及国际贸易的从业人员管理等都需要紧跟时代步伐加强管理。
四、总结
综上所述，上海自贸区的建立是一把双刃剑，利用好了，它能给我国的经济添砖加瓦，利用不好，它会导致我国经济的流失。全面分析上海自贸区的建立对我国进出口贸易的机遇和挑战，能够让我们更加自如的运用自贸区带来的优势，创造更多的经济财富。
参考文献
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摘 要：以2004年1月-2007年6月全国进出口总额、进口总额、出口总额和体 育用品出口额为 分析样本，运用相关分析、单位根检验、协整分析、格兰杰因果检验、脉冲响应函数及方差 分解技术等方法，对体育用品出口贸易与中国进出口贸易的互动关系进行实证研究。结果表 明：体育用品出口贸易与我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易存在较高关联度，且4个时 间序列变量均为一阶单整I(1)序列。体育用品出口贸易与我国进出口贸易不存在长期稳定的 均衡关系，但与出口贸易、进口贸易存在长期稳定的均衡关系。体育用品出口贸易不是我国 进出口贸易和出口贸易增长的原因，而进出口贸易、出口贸易却是体育用品出口贸易增长的 原因，体育用品出口贸易与进口贸易不存在任何单向上的格兰杰因果原因。进出口贸易、出 口贸易、进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应表现为“短期效应明显，长期效 应较弱”。进出口贸易、出口贸易与进口贸易增长的波动主要归因于自身因素，体育用品出 口贸易对我国进出口贸易事业的贡献程度均维持在较低的水平。
关键词：体育用品；出口；进出口贸易；互动关系；实证研究；中国
中图分类号：G80-05文献标识码：A文章编号 ：1007-3612(2009)03-0020-05
A Positive Research on Interaction between Sporting Goods Export and China's Import and Export Trade
CHEN Po ZHAO Heng XIA ChongDe
(1. College of Physical Education, Chongqing Normal University, Chongqing 401331, China;
2. College of Physical Education, Southwest Un iversity, Chongqing 400715, China)
Abstract: The national gross of imports and exports, imports, exports and sporti ng goods exports from January 2004 to June 2007 are analyzed by the methods of c orrelation analysis, unit root test, cointegration analysis, Granger causalitytest, pulse response function and variance decomposition technique in the positi ve research of interaction between sporting goods export trade and China's impor t and export trade. The results show that there exists high correlative between sporting goods, China's export and import trade, import trade and export trade, and the four time series variables are in a whole bandI (1) sequence. There isno long term, stable balance between sporting goods export trade and China's imp ort and export trade, but it exists between export trade and import trade. Sport ing goods export trade is not the reason for growth, while import and export tra de and export trade is responding for sporting goods export growth. There is no oneway on the Granger causality reasons for sporting goods export trade and im p ort trade. Influence of import and export trade, export, import export trade on the sporting goods trade growth fluctuations responses for the overall performan ce as significant in shortterm effects, weak in longterm effects. The fluctu at ion and the growth mainly attribute to their own factors. Sporting goods export contributes to China's import and export trade at a low level.
Key words: sporting goods; export; import and export trade; interaction; positive research; China
在我国进出口贸易与体育用品出口贸易双重因素的作用下，国内社会经济发展水平得到 较大幅度提高。基于此背景，本研究选取体育用品出口贸易与中国进出口贸易为研究对象， 验证二者之间的互动关系，把握其内在作用机制，实现共同繁荣发展目标，进一步促进我国 经济发展，有着重要的现实意义。近年来，关于体育用品的研究成果颇多，但大部分还是纯 粹的定性描 述，多以抽象的语言概括为主，定量与定性相结合的实证性研究成果甚少。鉴于此，本文利 用2004年1月～2007年6月的月度数据，运用多种计量经济学分析方法，重点考察体育用品出 口贸易与我国进出口贸易的互动关系，考证二者之间的彼此贡献程度。旨在为进一步明确体 育用品出口贸易与我国进出口贸易之间的量化关系，完善体育用品出口贸易发展策略，不断 壮大中国进出口贸易规模，提高国内体育产业发展水平，进而提升国内整体竞争实力提供理 论参考。
1 研究对象与方法
1.1 研究对象 本文选取2004年1月-2007年6月为样本区间值。以我国进出口贸易总额、进口贸易总额 、出口贸易总额和体育用品出口贸易总额共42个月度数据为具体分析指标，数据分别源于《 中经专网》（newibe.cei.省略）和《中国统计》（2005年第1期-2007年第8期 ）。
1.2 研究方法
1.2.1 文献资料法
从《中国统计》和《中经专网》获取国家进出口贸易总额、进口贸易总额、出口贸易总额与体育用品出口贸易总额42个月度数据。同时，参考相关经济学研究论文35篇，查阅计量经济学专著5本，为完成本课题提供了资料保障。
1.2.2 数理统计法
分别运用计量经济学软件Eviews5.0和社会学统计分析软件SPSS12.0对数据资料进行收集整理，并完成对数据必要的数理统计处理。
2 国内外关于体育用品的分类结构体系研究
通过总结国内外关于体育用品分类的相关研究文献[10-11]，本文现将中国与欧洲 国家关于体育用品的分类结构体系简要列出（表1）。
由国内外关于体育用品的分类结构体系（表1）可发现，目前我国对体育用品的分类尚没有统一标准，主要包含5大产品分类系列，而每一产品分类中又包括不同的产品内容。近些年，国内针对体育用品的分类现状，国家体育总局装备中心所编辑的《中国体育商鉴》和近几届体育用品博览会对体育用品参展单位的分类基本大同小异。但总体上讲，这些分类不够系统，彼此间界定比较模糊，主要适用于商业目的。纵观欧洲国家对体育用品的分类结构体系，该分类体系简单、清晰、明了，故其对本研究具有较大借鉴意义。
3 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的总体情况分析
运用社会学统计分析软件包SPSS12.0绘制我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易与体育用 品出口贸易的时间动态序列图（Time Sequence Charts），如图1所示。
从图1看出，从2004年1月～2007年6月我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易和体育用品出口贸易保持着持续增长态势，但存在周期性波动。进出口贸易、出口贸易与进口贸易总额有着相同的周期性波动规律，在每年1～3月之间均会出现进出口贸易经济的低谷期，但调整期限较短，对外贸易经济能迅速恢复初始增长状态。中国体育用品出口贸易也同样具有相似的变化规律，但从数量规模上讲，体育用品出口贸易与我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易还存在着非常大的差距，其所占国内进出口贸易份额偏低。
4 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的相关分析
为初步明确体育用品出口贸易与我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易的关联程度，运用社 会学统计分析软件包SPSS12.0对该4个对外贸易经济指标进行皮尔逊相关分析（Pearson Co rrelation），结果如表2所示。
由表2可知，我国体育用品出口贸易与进出口贸易、出口贸易、进口贸易的相关系数分别为0 .828、0.826和0.805，均达到较高关联程度，且具有非常显著性意义（P
5 体育用品出口贸易与中国进出口贸易互动关系的计量分析
对体育用品出口贸易与我国进出口贸易的互动关系进行计量分析的步骤如下：1） 对中国进 出口总额、出口总额、进口总额与体育用品出口额取自然对数值，分别以LNJCK、LNCK、LNJ K及LNTYCK表示；2） 对这4个时间序列指标进行单位根检验（平稳性检验）；3） 对体育用 品出口贸易与进出口贸易、出口贸易、进口贸易的协整关系进行检验；4） 对体育用品出口 贸易与进出口贸易、出口贸易、进口贸易进行格兰杰因果关系验证；5） 采用脉冲响应函数 分析我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应；6）
运用方差分解技术考察体育用品出口贸易对进出口贸易事业的贡献程度。
5.1 单位根检验（平稳性检验）
在对该4个时间序列指标取自然对数值之后，采用ADF单位根检验方法来验证时间序列的平稳性。其操作过程借助Eviews5.0软件完成，结果如表3所示。
从表3看出，LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK的ADF统计量均大于在10%、5%、1%水平下的临界值 ，即4个变量的原序列均未通过ADF检验，全为非平稳时间序列。综合考虑时间趋势因素，并 对LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK进行一阶差分处理，差分后的时间序列均通过了10%、5%、1% 水平的显著性检验，说明LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK是一阶单整I(1)序列。
5.2 协整关系检验 本研究采 用E-G（Engle-Granger）两步法，用一个变量（LNTYCK）对其它3个变量（LNJCK、LNCK、LN JK）分别作对数回归，并根据回归模型及模型残差值的单位根检验结果，判断体育用品出口 贸易与中国进出口贸易、出口贸易、进口贸易之间是否存在长期稳定的均衡关系。因本文所 涉及的4个时间序列变量均为一阶单整I(1)序列，可直接用最小二乘法（OLS）进行协整回归[13-14]。所有操作过 程均借助Eviews5.0软件完成，结果如表4、表5所示。
注： R表示判定系数，AdjustedR表示调整判定系数，S.E表示标准误差，F -statistic表示模型的F检验值，Prob表示显著性概率。
1） 由变量组LNJCK、LNTYCK的协整回归模型可知，模型拟合优度较高，解释能力较强（R=68.85%），并具有显著性意义（P
2） 从变量组LNCK、LNTYCK的协整回归模型看出，模型拟合优度较高，解释能力较强（R=68.44%），模型存在显著性意义（P
3） 由变量组LNJK、LNTYCK的协整回归模型可知，模型拟合优度较高，解释能力略低于前两个模型（R =64.20%），也具有显著性意义（P
5.3 格兰杰（Granger）因果关系检验
格兰杰因果关系检验要求变量必须是平稳的[14]，经ADF统计量检验，得知变量D(LNJCK)、D(LNCK)、D(LNJK)和D(LNTYCK)均为平稳时间序列，故可对该4个变量进行格兰杰因果关系检验，根据AIC和SC最小化准则，本文确定滞后期为2，采用Eviews5.0软件进行处理，结果如表7所示。
由表7可知，对于D(LNTYCK)不是D(LNJCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值较小，显著性概率P大于0.05，故接受原假设，表明体育用品出口贸易不是我国进出口贸易增长的原因。就D(LNJCK)不是D(LNTYCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值为4.25 389，显著性概率P小于0.05，拒绝原假设，说明进出口贸易是体育用品出口贸易增长的原因；对 于D(LNTYCK)不是D(LNCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值偏小，显著性概率P也大于0.05，因此接受原假设，表明体育用品出口贸易也不是中国出口贸易增长的原因。就D(LNCK)不是D(LNTYCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值为3.89 591，显著性概率P小于0.05，由此拒绝原假设，说明出口贸易同样也是体育用品出口贸易增长的原因；对于D(LNTYCK)不是D(LNJK)的格兰杰原因与D(LNJK)不是D(LNTYCK)的格兰杰原因的两个原假设，F统计值均较小，显著性概率P大于0.05，故接受原假设，表明体育用品出口贸易与我国进口贸易不存在任何单向上的格兰杰因果原因。从中不难看出，因受中国体育用品业发展内外环境的影响，体育用品出口贸易的规模还差强人意，但其经济效益还有待于进一步提高。因此，近些年，体育用品出口贸易的快速发展并不是我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易增长的直接原因，而进出口贸易、出口贸易的发展却对体育用品出口贸易增长产生了积极作用。
5.4 脉冲响应函数分析
脉冲响应函数是基于向量自回归（VAR）模型得出的，主要反映来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前值和未来值的影响，刻画内生变量对随机扰动的动态反映，显示任意变量的随机扰动（新息Innovation）如何通过模型影响其他变量，并反馈到自身的动态过程[14-15]。本文运用脉冲响应函数（Impulse response functions）重点考察 体育用品出口贸易与中国进出口贸易、出口贸易、进口贸易之间的互动关系。
进行脉冲响应函数分析之前，必须构建理想的VAR模型。根据AIC和SC最小化原则，借助Eviews5.0软件对不同滞后量模型的AIC和SC值进行反复比较，结果如表7所示，从中选出AIC和SC值最小的VAR模型，即3个向量自回归模型的滞后期均为5，说明滞后期为5时，3个向量自回归模型（LNJCK与LNTYCK、LNCK与LNTYCK、LNJK与LNTYCK）的回归效果最为理想。
根据上述3个VAR（5）模型，研究运用模拟冲击法，对模型系统施加一个外部冲击，借助Eviews5.0软件计算各变量对冲击的反应，考察中国进出口贸易、出口贸易、进口贸易对体育用品出口贸易的反应状况。图2、图3、图4分别显示我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易对来自体育用品出口贸易增长一个标准差冲击的反应。
分析图2、图3与图4可得出，在短时期内，体育用品出口贸易的变动会对我国进出口贸易、出口贸易和进口贸易产生较大影响，即在1～3期之间，体育用品出口贸易增长的波动对中国进出口贸易、出口贸易和进口贸易增长的波动产生直接作用。但从长远来看，体育用品出口贸易增长的波动并未对进出口贸易、出口贸易和进口贸易产生明显的影响。基于此，研究认为我国进出口贸易、出口贸易与进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应表现为“短期效应明显，长期效应较弱”。
5.5 方差分解技术
方差分解（Variance decomposition）技术也是根据VAR模型得来的，其可将系统中每个内生变量的波动（K步预测方差）按其成因分解为与各方程新息（Innovation）相关联的组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要程度[14-15]。本文采用该 技术的主要目的是考察体育用品出口贸易在不同时期对我国进出口贸易、出口贸易和进口贸易的具体贡献程度。借助Eviews5.0软件进行计算，结果如表8所示。
由表8可知，我国进出口贸易、出口贸 易与进口贸易增长的波动主要归因于自身因素，解释能力分别达84.61%、77.24%和91.92 %。 而受体育用品出口贸易扰动项的冲击影响的成分较低，其对中国进出口贸易事业的贡献程度 均维持在较低的水平，解释能力分别为15.39%、22.76%、8.08%，说明体育用品出口贸易 对我国进出口贸易、出口贸易和进口贸易的贡献程度非常有限。
6 结 论
1） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的总体情况分析得出，我国进出口贸易、出 口贸易、进口贸易及体育用品出口贸易保持着持续增长态势，但存在周期性波动。从数量规 模上讲，体育用品出口总额与进出口总额、出口总额、进口总额还存在着非常大的差距，所 占中国进出口贸易的份额偏低。
2） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的相关分析表明，我国体育用品出口贸易与 进出口贸易、出口贸易、进口贸易的相关系数分别为0.828、0.826和0.805，均达到较高 的关联程度，且具有非常显著性意义（P
3） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的单位根检验显示，我国进出口贸易、出口 贸易、进口贸易和体育用品出口贸易的自然对数时间序列（LNJCK、LNCK、LNJK、LNTYCK） 均为一阶单整I(1)序列。
4） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的协整关系检验可知，体育用品出口贸易与 我国进出口贸易不存在长期稳定的均衡关系，但与出口贸易、进口贸易存在长期稳定的均衡 关系。
5） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的格兰杰因果关系检验表明，体育用品出口 贸易不是进出口贸易增长的原因，而进出口贸易则是体育用品出口贸易增长的原因；体育用 品出口贸易也不是出口贸易增长的原因，但出口贸易是体育用品出口贸易增长的原因；体育 用品出口贸易与进口贸易不存在任何单向上的格兰杰因果关系。
6） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的脉冲响应函数分析得出，我国进出口贸易 、出口贸易与进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应表现为“短期效应明显，长 期效应较弱”。
7） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的方差分解技术说明，我国进出口贸易、出 口贸易与进口贸易增长的波动主要归因于自身因素，体育用品出口贸易对进出口贸易事业的 贡献程度均维持在较低的水平，说明体育用品出口贸易对我国进出口贸易、出口贸易和进口 贸易的贡献程度非常有限。
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[关键词]因子分析；进出口贸易；影响因素
1引言
2015年，受到全球经济的影响，中国进出口贸易刷新了出口低速增长的新纪录。2016年进出口贸易呈现出前低后高、逐步回升的好态势，但仍处于乏力的恢复期，其中货物进出口贸易进出口总值达到2433万亿元，与2015年同比下降09%。[1]湖南省也受到中国大环境的影响，进出口贸易疲软。2016年，湖南省进出口总值17822亿元，与上年同比下降21%。其中出口达到12052亿元，增长15%，进口577亿元，下降89%。[2]为了进一步刺激湖南省的M出口贸易，湖南省政府于2017年新增了进一步降低商品暂定税率规定32项，继续对原产于25个国家或者地区的部分进出口商品实施协定税率，同时还取消了氮肥、磷肥和天然石墨等一部分商品的出口关税。[3]
2文献回顾和指标选取
21文献回顾
关于进出口贸易的影响因素，国内外很多的学者都在相关的方面做了深入的研究分析。
在国外，Wei Xian Xue、Rong Guo（2013）通过解释结构模型分析法对相关结构中的14个影响因素做了分析并指出，出口贸易会受到当地政府税收补贴、贷款补贴、降低关税、保险补贴的直接影响。[4]MVPosne（1961）指出进出口贸易会受到技术的改革发展的影响，因为在一个国家中，特定商品的技术的改革将提高效率产生剩余时间价值，从而导致出口。[5]Patel、Krunal、Sankalpa（2016）运用1992―2013年的时间序列数据针对印度进出口贸易做了研究，通过格兰杰因果关系得出，经济的增长与汇率、进出口贸易、FDI存在单项的因果关系。[6]Napshin S、Brouthers LE（2015）通过假设发达国家提高中间产品的使用将会改变跨国企业的企业决策。指出在发达国家中，FDI和进出口贸易之间有很强的联系。[7]
在国内，沈鸽（2015）针对影响中国进出口贸易发展的主要因素进行了定量及定性分析。提出因素主要有人民币汇率变动、金融危机等其他因素。结果表明上述影响因素对中国进出口贸易流量、结构、条件及方式等有着不同程度的影响。[8]韩文文（2014）选取了各省GDP、各省人口数、各省市固定资产投资总额、各省市、进口总额、各省市FDI、各省教育经费，6个变量因子分析对影响各省市出口的因素进行分析。得出经济发展水平和对外贸易程度对出口影响较大。[9]邱爱莲和安玉梅（2016）运用相关理论初步对辽宁省进出口贸易的主要影响因素做了分析，得出GDP对出口影响最大，人力资本的影响存在滞后作用，外商直接投资（FDI）以及科技投入与出口呈负相关的关系，但是科技投入对辽宁省进口贸易呈现出正相关关系。[10]宁大千（2014）通过ADF单位根检验、Johansen协整检验、LOS回归分析和Granger因果关系对人民币实际有效汇率与我国进出口贸易之间的关系进行实证分析。从而得出人民币实际有效汇率与我国进出口贸易之间具有长期的协整关系，人民币实际有效汇率的变动是我国进出口贸易额变动的格兰杰原因。人民币的升值会抑制出口贸易，但也同时会促进我国的进口贸易。[11]
22指标选择
文本基于前人的研究成果，根据数据的可获得性以及全面性、可行性、主观与客观相一致的原则，针对湖南省进出口贸易的特点，选取了全国GDP、湖南省GDP、人民币汇率、实际利用外资（FDI）、人力资源、居民消费指数、外商直接投资、科技水平、人均可支配收入共9个指标作为变量指标体系。全国的GDP（X1），从宏观的角度反映了近几年以来国内生产总值的变动和趋势，整体经济水平上涨的时，会促进贸易的出口，吸引外商的直接投资。湖南省GDP（X2），反映出湖南省近几年以来的经济发展水平和现状，经济规模的扩大将会使得出口增加。人力资源（X3），人才的培养，影响一个地区未来的科技和经济发展的趋势。人均可支配收入（X4），间接地反映出居民的消费水平，购买力的情况，整体人均可支配收入上涨时，消费水平将提高，促进进口的发展。科技水平（X5），技术的提高会带动生产效率的提升，增加总供给，使得出口增加。外商直接投资（FDI）（X6），外商直接投资中当FDI扩大，会带来更多的资本，同时也将促进技术的引进和产业结构的提升，提高生产效率，增加产出刺激出口。实际利用外资（X7），吸引外资利用外资，有利于经济结构的改善，弥补经济发展的资金不足的问题，促进本地区经济发展，有利于出口贸易。人民币汇率（X8），人民币升值时，进口商品在本国市场相对便宜，促进了进口贸易的发展；但是对于本国的商品出口时，在国际市场上价格相对较高，失去竞争力，抑制出口贸易的发展；反之同理。居民消费指数（X9），反映居民家庭一般所购买的消费商品和服务价格水平变动情况。
3因子分析过程
31数据的选取
为了研究湖南省进出口贸易的影响因素，选取了2006―2015年的年度数据作为样本数据。本文的数据主要来源于《中国国家统计局》、Wind数据库。由于有些指标难以直接用数据体现又是必须要用到的，因此本文选取了相对具体的数据作为变量进行研究分析。希望可以从中得出结论。如人力资本（教育经费），科技水平（专利数量）。尽管可能存在一定的误差，但是样本指标的数据的来源都是真实可靠的。
32KMO和 Bartlett检验
KMO（Kaiser-Meyee-Olkin）检验统计量是用来比较变量间简单相关系数和偏相关系数的指标。当KMO检验值越接近于1，表示所有变量间的简单相关系数平方和大于偏相关系数平方和，意味着变量之间的相关性较强，适合做因子分析。Bartlett检验是通过关系数矩阵的行列式得到的。当sig小于005时，则原始变量之间存在相关性，适合做因子分析。本文通过SPSS 230 软件对所有数据进行了KMO和 Bartlett检验，检验结果如表1所示，KMO=0778，大于05的检验标准。Bartlett概率值=0000，表示指标之间的相关性较强。综上所述，所选的样本数据适合做因子分析。
33提取公因子
根据原有变量的相关系数矩阵，通过软件SPSS 230对可能影响湖南省进出口贸易的9个指标进行了主成分分析，得出公共因子的特征值和方差贡献率（表1）。选取特征值大于1的因子，提取了2个公共因子作为主要因子，这两个因子的方差贡献率分别为85925%、11743%。采用最大方差对因子进行旋转，这两个因子的累计贡献率为97668%。这2个主成分可以反映出原始数据9个指标所要反映出的信息，本文将通过选取这2个公共因子进行研究。
34因子命名
如表2所示，根据旋转后的成分矩阵可得：在第一主要成分中人均可支配收入=0997、全国GDP=0995、湖南省GDP=0995、人力资源=0995、实际利用外资=0993、外商直接投资=0992、科技水平=0990这七个指标占有很大的载荷，表示第一主要成分能够反映以上的指标的大部分信息，基本上都代表着生产力水平和购买力的情况，因此将其命名为“内部经济原因”；在第二主要成分中人民币汇率、居民消M指数这两个指标载荷比重较大。反映出价格因素对湖南省进出口贸易影响较大，因而用“价格水平”来命名。
35计算因子的得分
根据主成分分析法得出因子的得分系数矩阵，各个因子的得分系数，将公因子1设置为F1；公因子2设置为F2，根据分数表示各因子之间的函数关系，可得如下：
可知湖南省进出口贸易的整体发展水平受两个因子共同作用，这两个因子分别从不同的方面反映出了影响湖南省进出口贸易发展状况的综合情况，需要两个公因子一起才可以做出客观的评价。因此本文通过将这两个主因子方差贡献率为权重进行了加权计算，得出综合表达式如下：
式中，F1i、F2i分别表示对湖南省进出口贸易影响的因子得分，Fi表示对湖南省进出口贸易的综合水平。
其中W1=85925、W2=11743、W1+W2=97668，代入公式可得：
通过计算可知（见表3），综合得分分值越高，表示该影响因素的影响力越强。
4数据分析
2006―2015年期间的得分比较规律，都是呈现出上升的趋势。其中F1因子逐年稳步上升，表示“内部经济因子”对湖南省进出口贸易的影响是一个稳定的趋势。但是因子的综合得分在2008年时较前两年有较大的增幅，可能是由于当时人民币升值幅度较大，在一定程度上抑制了出口。再加上受到全球金融危机的影响，物价水平不稳定，通货膨胀压力严峻，也在不同程度上影响了湖南省进出口贸易。2015年时因子综合得分最高，其原因可能是多方面的，比如说人民币持续贬值、人均可支配收入涨幅显著、湖南省GDP、外商直接投资、人力资源的平稳增长，都对湖南省进出口贸易有积极的作用。
5对策和建议
（1）面对人民币汇率下降的大趋势，政府应该抓住机会大力发展出口行业，并对进口行业给予优惠政策。发展湖南省的优势产业，政府应该对这些产业的出口予以鼓励，例如烟花、陶瓷、杂交水稻。
（2）扩大具有知识产权的高新技术的产品出口。同时政府进行人才的引进，人才的较量才能促使更好地从劳动密集型产业转化为高新技术产业。根据数据反映，2015年湖南省的劳动密集型产业都有所下降。鼓励科研技术的发展，加快科技向技术的转化的同时促进生产效率水平的提高。使得出口的产品更有竞争力。
（3）充分利用好国家推行的中部崛起的战略，改善经济发展中薄弱环节，加快产业结构优化转型，促进湖南省自身的GDP，提高经济发展水平，才能更好地促进民众的消费意愿和消费需求。
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[关键词]FDI；我国对外直接投资；体育用品制造业；进出口贸易
[中图分类号]F4 [文献标识码]A [文章编号]1671-5918（2016）07-0103-04
自20世纪90年代以来，受国外体育用品制造业产业转移和本土发展环境优化等因素影响，我国体育用品制造业发展迅猛，并逐渐成为体育产业的重要组成部分。据统计，全国体育用品制造业行业总产值以每年493亿元的规模增长，全球65%的体育用品在中国生产制造，我国已成为世界体育用品制造大国。近年来，我国体育用品出口保持着较高的增长幅度，根据国家信息中心中经专网（http：//ibe.cei.gov.en/）和国家海关数据显示，2012年全国894家规模以上体育用品制造业企业实现出货值509.94亿元，同比增长10.58%；从出口性质来看，体育用品出口以外资企业、私营企业和国有企业为主，合计出口占全部出口总额的98.5%，其中外商投资企业出口占六成以上，这表明外商投资对我国体育用品制造业出口贸易产生重要影响。
改革开放以来，我国对外贸易和吸引外资都取得了较快发展，根据国家统计局公布的数据，我国实际利用外商直接投资（FDI）额和对外直接投资额分别从2002年的527.43亿美元、27亿美元跃升至2012年的1117.2亿美元、850亿美元，年均增幅分别为7.79%和41.19%；而与此同期，我国体育用品制造业FDI和对外直接投资年均增幅为9.22%和31.4%。根据相关研究结果显示，FDI和本国对外直接投资对进出口贸易产生重要影响，但体育用品制造业进出口贸易是否也受到FDI和我国对外直接投资影响？影响是否显著，是怎么样影响的？面对新形势和新挑战，这些问题是值得深思的。因此，本文通过建立外商直接投资（FDI）和我国对外国直接投资对体育用品制造业进出口贸易影响的回归模型，以实证的定量分析来研究两者之间的相关性，以期得出有意义的结论。
一、相关文献回顾
1960年，美国经济学家海默的博士论文《国内企业的国际经营：对外直接投资的研究》提出了垄断优势理论，标志着对外直接投资理论的兴起；这一时期，以商品贸易为主的国际经济交往格局被打破，国际分工深入到生产领域，进而渗透到产业内部，这使得对外直接投资和国际贸易之间的互动关系加强，融合程度加深。对外直接投资与贸易理论主要有两大体系，一是宏观角度下以国际贸易理论为基础，如郝克歇尔一俄林的要素禀赋论（静态比较优势），小岛清边边际产业扩张论（动态比较优势）和钱钠里的“两缺口”理论等；二是微观角度下以产业组织理论为基础，如垄断优势论、内部化理论和邓宁的国际生产折中论等。从实证角度来看，国外学者主要有两种观点，一是以Mundell为代表的“替代性关系”，如Blonigen（2005）指出为逃避贸易壁垒，FDI对贸易具有替代性关系；二是以小岛清（1973）为代表的“互补性关系”，如Lipsey和Weiss（1984）指出对外直接投资可以带动与其相关或配套的技术品和服务的母国供应商对东道国的直接投资和出口，在长期中，FDI和母国出口趋于互补；Marchant（2002）、Rose和Spiegel（2004）也通过实证检验证明了FDI与国际贸易存在正相关关系。我国学者对FDI和对外直接投资对本国外贸影响的研究面较广，研究重点主要集中在出口总量、结构升级和技术外溢出等方面，如李春顶（2009）以新一新贸易理论为基础，研究了我国不同行业企业应选择不同的国际化路径（继续扩大出还是转向对外直接投资）；孙少勤，邱斌（2010）从市场体制、外资政策、金融市场效率和市场分割等四个制度入手，分析了上述四个制度因素对我国制造业FDI技术溢出效应的影响。
通过文献回顾，可以发现国内外对此研究在宏观经济领域、中观产业层面、微观企业角度都有较宽、较深的研究，但关于FDI对我国体育用品制造业的影响研究方面则较少，只有张宏伟（2010）和王自清（2010）等少数学者对此有相关研究；张宏伟通过测算体育用品制造业全要素生产率来分析FDI对我国体育用品制造业的技术溢出效应，王自清研究了三资企业资产与我国文教体育用品制造业工业总产值之间的关系，而关于FDI对进出口贸易影响的研究则鲜有。基于上述背景和相关研究成果，本文选取2003-2012年体育用品制造业对外贸易数据作为研究样本，运用单位根检验（ADF）、协整关系检验和向量误差修正模型（VEC）等方法对FDI与我国体育用品制造业进出口贸易的影响效果进行了分析，同时也把我国对外国直接投资作为变量因素考察其是否对体育用品制造业进出口贸易产生影响，进而为改善我国体育用品制造业对外贸易提供相关建议。
二、数据来源与模型构建
（一）数据来源
1.体育用品制造业进出口贸易数据
本文照国家体育总局制定的《体育及相关产业分类（试行）》选取体育用品制造业的相关数据，数据来源于国务院发展研究中心信息网（该平台是由国务院发展研究中心主管、国务院发展研究中心信息中心主办、北京国研网信息有限公司承办的）、中经网统计数据库（国家信息中心主办）和国家海关公布的分行业月度数据，本文将各年的月度数据汇总得出我国体育用品制造业进出口贸易额。
2.FDI和我国对外直接投资额
本文研究所需的我国全部行业FDI和对外直接投资额数据来源于国家统计局编撰的历年《国家统计年鉴》，体育用品制造业的FDI来源于中经网统计数据库；由于体育用品制造业的对外直接投资额没有直接数据，本文根据国家统计局公布的20行业对外直接投资额（其中包括文化、体育和娱乐业）和商务部编撰的历年《中国对外直接投资统计公报》（其中对文化服务业有做概述）对体育用品制造业对外直接投资额进行估算，由于文化、体育和娱乐业对外直接投资总额明显小于体育用品制造业FDI额，所以在做回归模型分析时，估算的体育用品制造业对外直接投资额数据对本文的研究结论影响很小。
（二）模型构建
根据上述FDI和国际贸易相关理论，假定出口需求EX和进口需求IM是该行业对外直接投资（CDI）和受到外商直接投资（FDI）等变量的函数，由此得到的进出口需求函数为：
EX=EX（CDI，FDI） （1）
IM=IM（CDI，FDI） （2）
由于对进出口贸易产生影响的不仅仅是该年的CDI和FDI，往年流入和流出的FDI和CDI对该行业的对外贸易也会产生影响（于薇薇，2007），本文将考察往年的FDI和CDI是否也对体育用品制造业进出口贸易产生影响，故把FDI和CDI的累计额也作为变量因素来分析，两者的累计额分别采用截止到该年的累计额；由于本文不仅研究长期静态效应，也关注短期动态效应，故选择“滞后一期”带来的短期影响，进而研究数据以2002年为初始年，2003年的累计额是2002年和2003年的总和，2004年则是2002、2003和2004年的总和，以此类推。故上述（1）和（2）式可以完善为：
EX=EX（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （3）
IM=IM（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （4）
（3）和（4）式中AFDI和ACDI分别表示FDI和CDI的累计值。
为减少估值误差可以将上述数据转换为对数形式，通过最小二乘法（OLS）回归，则有计量模型：
lnEX=αex+βexlnCDI+γexlnFDI+λexlnAFDI+πexlnACDI+ρex （5）
lnIM=αim+βimlnCDI+γimlnFDI+λimlnAVDI+πimlnACDI+ρim （6）
上述（5）和（6）式是本文实证分析的基准模型，其中α为常数项，β、γ、λ、π为各自变量的系数，ρ表示随机扰动项。
三、实证分析
（一）我国体育用品制造业进出口贸易和FDI现状分析
自2002年正式加入世贸组织后，我国对外贸易规模持续扩大，2003至2012年出口和进口贸易增长速度年均增幅分别超过21%和20%，2012年我国在全球货物贸易额排名中位列第二，而与此同期我国体育用品制造业进出口贸易增速放缓，图1和图2分别显示的是我国体育用品制造业进出口贸易和FDI增速、体育用品制造业进出口贸易和FDI占全国进出口贸易总额和FDI总额的比例。
图1显示除2010年外，我国体育用品制造业出口贸易增幅呈现下降态势，并且2012年出口额出现首次下降，这表明我国体育用品制造业出口面临严峻形势，出口产品结构竞争优势降低和国际竞争加剧是主要原因；进口增速则呈现“降一升一降”的来回波动趋势，这与国内居民收入状况和体育消费环境有很大关系，如受金融危机影响，但受惠于2008年北京奥运会的举办，当年进口增幅达到9.8%，而2009年则受到金融危机滞后效应影响，下降幅度超过11%；外商对我国体育用品制造业的直接投资也呈现来回波动趋势，北京奥运会前的2007年增幅达87%，而最近几年，我国体育用品制造业发展受到诸如产品科技含量低、恶性竞争严重、支持力度需要加强等因素影响，2012年FDI增速只有10%左右，投资环境需要进一步改善。
图2显示2008年北京奥运会前，我国体育用品制造业出口额占全国出口额比重持续下跌，但2009-2011年出口比重明显高于2009年之前，这和国家建设体育强国和国务院出台加快发展体育产业的相关政策有较大关系；进口比重则保持平稳态势；虽然2012年体育用品制造业FDI增速只有10%，但全国FDI增速为负增长，体育用品制造业FDI比重则保持稳中有升态势，这表明越来越多的外商投资我国的体育用品制造业，体育用品制造业企业竞争加剧。
（二）FDI和我国对外直接投资对体育用品制造业进出口贸易的影响
在做时间序列回归分析中，一般假定时间序列是平稳的，否则在做回归分析时可能出现“伪回归”现象，在实践中较多宏观经济数据的时间序列是非平稳的，为避免“伪回归”现象，本文将采用Engle-Granger（1987）提出的两步法，首先根据基准方程（5）和（6）对相关变量做ADF单位根检验，然后衡量各变量与进出口贸易之间是否存在长期协整关系，因为当且仅当各非平稳变量同阶单整且具有协整关系时，建立的回归模型才有意义，最后进一步在此基础上运用向量误差修正模型（VEC）分析变量间的短期效应。
1.ADF根检验
运用Eviews软件对基准方程中的变量进行平稳性检验，检验结果如表1，在5%的显著性水平下，只有原始数据lnEX和lnAFDI单整，而在二阶差分后，则都是平稳的时间序列。注：如果ADF检验值小于T值，则表明数据平整通过检验；表示二阶差分
2.协整关系检验和VEC模型
利用Eviews软件，将相关变量带入上述基准方程（5）和（6）中，采用普通最小二乘法（OLS）进行测算，出口和进口方程分别为：
lnEX=5.57+0.12lnFDI+0.71lnAFDI+0.04CDI+0.01lnACDI+ρex （7）
其中R2=0.991983，D-W=2.18503。
lnIM=1.63+0.13lnFDI+0.84lnAFDI+0.01CDI+0.003lnACDI+ρim （8）
其中R2=0.965257，D-W=2.656159。
上述（7）和（8）式的拟合优度均超过0.95，说明方程整体线性情况较优；根据回归结果显示，虽然整体方程线性较优，但只有AFDI变量对进出口贸易额的影响较为显著，其余三个变量均不显著（见表2）。
为契合外商直接投资累计额（AFDI）对我国体育用品制造业进出口贸易额影响显著的结果，本文把AFDI单独拿出来与出口和进口做回归分析，测算的出口方程和进口方程分别为：
lnEX=3.193309+0.832585lnAFDI+ρex （9）
其中R2=0.979767，D-W=1.451246，AFDI检验值为0.0000，效果显著。
lnIM=0.491375+0.817216lnAFDI+ρim （10）
其中R2=0.960327，D-W=2.63312，AFDI检验值为0.0000，效果显著。
上述（9）和（10）式为长期静态进出口回归方程。为避免直接回归造成的伪回归，需要对出口和进口回归方程中的残差序列p进行单整分析，对残差序列进行单位根检验，测得ADF值分别为-2.771129和-3.761541，小于5%显著性水平下的-2.309527和-3.259808，拒绝残差存在单位根的原假设，因此，各变量之间存在长期的稳定关系。将残差项resid加入VEC模型，采用OLS得出短期出口和进口动态方程分别为：
lnEX=2.275895+0.906402lnAFDI-0.038154ρ（-1） （11）
其中R2=0.979825，D-W=1.190602，AFDI检验值为0.0000，效果显著。
lnIM=0.026562+0.854723lnAFDI-0.341169ρ（-1） （12）
其中R2=0.942080，D-W=1.514908，AFDI检验值为0.0000，效果显著。
由于本文在计算AFDI累计值是从2002年开始，故（11）和（12）式中表示了滞后一期的回归模型，ρ（-1）表示滞后一期。
3.分析与讨论
（1）本文考察了外商直接投资及其累计值和对外直接投资及其累计值对我国体育用品制造业进出口贸易的影响，从（7）和（8）式可以看出体育用品制造业进出口贸易额与上述四个因素均呈正比；从影响系数来看，外商直接投资及其累计值对进出口贸易额产生较大影响。历年流人的外商直接投资累计值是影响我国体育用品制造业进出口贸易的主要因素，这说明外商直接投资对其有滞后效应。
（2）（9）、（10）和（11）、（12）式中方程拟合度均超过0.9，说明方程整体线性情况较优；且ADFI的检验值为0.0000
（3）FDI流入带来体育用品制造业出口的增长是和我国出口导向政策、产业结构调整升级，更广泛参与国际分工密切相关的；日本经济学家小岛清提出了FDI与国际贸易互补效应的模型，他认为FDI是资金、技术以及管理经营等的综合转移，根据其理论可以推测FDI促进我国体育用品制造业出口贸易很可能是FDI流入改善了资本质量，同时带来了先进的技术和管理经验，并且对体育用品制造业部门产生了竞争效应，有力地提高了供给能力和出口竞争力。从理论上而言，进口替代政策和FDI的替代效应会使FDI与进口规模呈现反比例关系，但从实践的角度看，我国体育用品制造业还处于追赶阶段，在技术、管理、品牌等方面还有待于进一步提高，FDI流入则会大量进口先进的设备和原材料等，因此，实证分析才会出现FDI导致了进口的增加。
（4）从短期误差修正模型来看（（11）、（12）式），FDI累计值与出口的关系，每年对上一年的偏离纠正速度为3.8%（p（-1）的系数），即当年FDI变动不会导致出口的迅速反应，因为FDI从实际使用到产品出口需要一定周期，这也佐证了FDI的累计值是影响出口贸易的主要因素；FDI累计值与进口的关系，每年对上一年的偏离纠正速度明显高于出口，达到34.1%，即当年FDI变动对进口影响较大，这主要由于外商投资初期需要从国外进口大量的设备和原材料；由于p的系数为负，表明当年FDI变动与进出口呈负相关，这也佐证了在长期内FDI累计值对进出口影响大致相同，而短期内对出口的促进作用高于进口。
四、结论与对策建议
（一）主要结论
1.最近几年，我国体育用品制造业出口贸易增幅及占全国出口贸易总额的比重呈现下滑态势；体育用品制造业FDI增速表现来回波动趋势，其占全国FDI比重则稳中有升。
2.本文利用ADF单位根检验、协整关系检验和向量误差修正（VEC）模型分析了FDI和我国对外直接投资对体育用品制造业进出口贸易的影响。结果表明体育用品制造业FDI和我国对外直接投资均促进了进出口贸易，但FDI累计值是影响进出口贸易的主要原因；体育用品制造业FDI累计值对出口影响略大于进口影响，短期影响大于长期影响；当年FDI变动对进口影响高于出口。
3.FDI对我国体育用品制造业进出口贸易起到了促进作用。一方面，外资进入体育用品制造行业，有效地延伸了体育用品产业链，有助于发挥关联投资效应、技术示范和扩散效应、管理示范效应，进而导致我国体育用品制造业外向型经济发展，有效地促进了出口贸易；另一方面，我国体育用品消费市场虽然庞大，但仍存在较大的贸易壁垒，国外资金为了获得市场占有率，提升出口贸易，进而转向以FDI的形式替代直接出口，FDI的大量流入则会带动先进设备、原材料等的进口。
（二）对策建议
1.鉴于我国体育用品制造业FDI对进出口贸易影响有滞后效应，且对出口影响大于进口影响，短期内可以加大引入FDI，但从长期来看，还需体育用品制造业行业自身不断加大技术创新力度，加强内部管理，转变出口贸易增长方式由数量型向效益型转变，由劳动密集型向技术、资金、知识密集型转变，提高出口产品科技含量和竞争优势；
2.进一步加大体育用品制造业开放力度，处理好合理开放与适度保护的关系。加大开放有助于进一步吸引FDI的流入，进而可以扩大出口贸易；由于现阶段我国体育用品制造业发展效益不高，仍处于追赶阶段，竞争力不强，因此在公平竞争的市场环境下，可以充分利用WTO中的一般和特殊条款，如《GATS》中“例外条款”和“逐步自由化原则”等，对我国体育用品制造业进行适度保护；
关键词：虎门港;东莞;联动效应
中图分类号：F259.27 文献标识码：A
Abstract： Based on analysis of current situation of Humen Port and Dongguan economy， choose cargo throughput of Humen port， gross domestic product of Dongguan， import and export trade volume of Dongguan as sample， employ linear regression to research interaction linkage between Humen port and Dongguan economy， and then conclude Humen port and Dongguan economy have great association. Finally， analyse the cause of this interaction and put forward Humen port needing exploring port development strategy.
Key words： Humen port; Dongguan; interaction linkage
0 引 言
虎门港作为东莞市的一个港口，对东莞经济发展起着重要作用;同时东莞市作为珠三角地区较为发达的地区，为虎门港的发展也提供了强大的货源支撑。近年来，虎门港发展速度较快，这离不开东莞经济的发展。分析研究东莞经济对虎门港的联动效应以及这种联动效应背后的原因就显得有必要了。
董晓菲[1]根据辽宁沿海经济带和沈阳经济区域协同发展的现实需求，运用Mapinfo空间数据分析、泰尔指数等方法，按照“过程―格局―机理”的研究思路，分析了大连港―东北腹地系统的空间作用并总结出联动发展的机理。冷静[2]以第四代港口理论基础分析了青岛西海岸新区的港城联动情况并提出一些交通策略、产业策略、空间策略和生态策略。战堇凇⒗钴[3]分析了江苏沿海地区发展中的问题，探讨了联动规划、一体化布局、竞合发展的“港产城联动”推进路径。程晓玲[4]在分析了区港联动快速通关模式和厦门物流的发展战略后总结了区港联动对厦门物流的发展作用。徐红霞等[5]针对当前区港联动各异构系统间互操作性及交互性较差的问题，提出了基于面向服务架构（SOA）的区港联动集成系统构架，并分析了各层实现的具体功能。王映霞等[6]针对唐山港的情况提出了推动唐山市港产城协动发展的一些建议。
从现有的文献可以看出，在港城联动方面的研究基本都是定性分析为主。为此本文以近年来发展迅速的虎门港和东莞市为样本，利用线性回归方法来研究港城联动效应。
1 虎门港发展现状
虎门港位于广东省东莞市，于1997年开始建设，包括东莞市境内的所有港口码头，下设五大港区：沙田港区、麻涌港区、沙角港区、长安港区和内河港区，每个港区都有自己的发展重点，而且侧重点不同。由于虎门港是近几年才开始大规模建设，所以现在的定位是合理有序开发，目前重点建设沙田港区的西大坦集装箱作业区和麻涌港区新沙南散杂货作业区。各港区的重点产业见表1。
虎门港自从建港口以来，发展迅速，货物吞吐量增长迅速，集装箱吞吐量也得到了快速发展。其中2013年虎门港货物吞吐量突破1亿吨，跻身亿吨大港之列;2014年11月24日虎门港集装箱吞吐量突破200万TEU。图1为虎门港近10年的货物吞吐量数据，其中货物吞吐量单位为万吨。从图1中可以看出虎门港货物吞吐量增长速度很快，从2004年的2 600万吨发展 由于航运是在国际贸易的基础上派生出来的，因此分析港口货物吞吐量与进出口贸易量的关系及其关联度就显得尤为重要。以东莞市进出口贸易量TV为自变量，虎门港货物吞吐量CLU为因变量，建立港口货物吞吐量与进出口贸易量的回归模型。
CLU=9.4562TV-5 438.8669 （2）
其中，R■=0.7674
从求出的回归模型可以看出，拟合系数为0.7674，表明模型拟合的较好，回归模型能较好的反应东莞市进出口贸易量与货物吞吐量之间的关系。另外，东莞市虎门港货物吞吐量与进出口贸易量关联系数为9.4562，关联紧密，也就是贸易量每变化一个单位，港口吞吐量就会变化9.4562个单位。
为了比较东莞市经济总量、进出口贸易量对虎门港货物吞吐量的联动关系，以东莞市国内生产总值GDP和东莞市进出口贸易量TV为变量，以虎门港货物吞吐量CLU为因变量建立回归模型。
CLU=0.0293GDP+9.3293TV-5 406.0079 （3）
其中，R■=0.7874
从最小二乘法求出的回归模型可以看出，港口货物吞吐量CLU与GDP之间的关联系数为0.0293，而港口货物吞吐量CLU与TV的关联系数达到了9.3293。从两个数值我们可以看出，相对于东莞市国内生产总值来说，东莞市进出口贸易量对虎门港货物吞吐量的关联度要大得多。
4 虎门港与东莞市经济联动效应原因分析
从虎门港与东莞市国内生产总值、东莞市进出口贸易量的数值关系及联动模型可以看出虎门港与东莞市经济关联程度大。这主要是有以下原因：一是航运需求是贸易的派生需求，而贸易的基础是经济产量。港口货物吞吐量的大小取决于贸易量的大小，而贸易量的大小很重要的一个指标就是进出口贸易量。港口货物吞吐量取决于贸易，而贸易分为国内贸易和进出口贸易，东莞是外向型经济城市，生产的产品大部分是用于出口，货物进出口量大。因此，进出口贸易量对港口货物吞吐量关联紧密。二是腹地经济的发展程度决定了港口货物吞吐量，东莞是虎门港主要经济腹地，且东莞经济这几年发展迅速，为虎门港的发展提供了大量货源，为虎门港货物吞吐量的增长提供了基础支撑。三是虎门港建港时间较短，之前由于港口基础设施不完善，东莞的绝大部分货物都从深圳、广州和香港的港口进出;虎门港建成后，大量东莞本地货物就近装船，选择虎门港作为进出港口，虎门港的货物吞吐量迅速上升。
5 结束语
通过对虎门港货物吞吐量与东莞市国内生产总值（GDP）和进出口贸易量两个经济指标的联动效应进行分析，得出虎门港货物吞吐量与东莞市GDP的关联度较大、与进出口贸易量的关联度很大的结论。分析得出这两个关联度大的原因是由于港口航运发展的基础规律决定的，也与虎门港是新建港口有关。因此，从现有的研究结果来看，未来几年内虎门港的货物吞吐量仍将继续保持快速增长的趋势。另外由于虎门港定位于第三代港口，而且珠三角地区还有深圳、广州和香港大港口，竞争激烈，而且东莞正谋求经济转型升级，因此虎门港也有必要探索港口发展的新策略。
参考文献：
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[4] 程晓玲. 区港联动对厦门物流的影响[J]. 中国物流与采购，2011（1）：54-55.
关键词：FD 对外贸易 总体效应 时空差异
一、文献综述
（一）国外文献 关于FDI与国际贸易国外学者主要讨论两方面：一是FDI与国际贸易之间的因果关系。Muchielli和Chedor（1999）、Graham（2000）等分析得出FDI对东道国出口具有显著的带动作用。而Zhang和Felmingham（2001）的研究结论是出口规模的扩张能吸引FDI的流入。二是FDI与国际贸易之间是替代效应还是互补效应。替代关系理论认为贸易障碍在一定条件下会导致资本的国际流动，即表现为投资对贸易的替代，同时国际资本流动的障碍也会产生国际贸易。Belderbos和Sleuwaegen（1998）、Blonigen（2000）等学者研究证实了此观点。互补关系理论认为FDI 可以在投资国与东道国之间创造新的贸易机会，使贸易在更大的规模上进行，即表现为投资与贸易的互补。Goldberg 和 Klein（1999）、Mariam Camarero（2004）等研究结果表明贸易与FDI之间存在互补关系。
（二）国内文献 国内学者蔡小勇、余子鹏（2005）利用2003年中国30个省份的出口总值、机电产品出口总值及当年实际利用FDI值，分析了FDI对中国出口及地区差异影响，结果表明FDI对西部落后地区出口的带动作用最大，对中部地区出口的带动作用最小。王少平等（2006）利用1992年至2003年我国三大地区省份的面板数据考察FDI 对不同地区进出口贸易的动态效应。结果表明东部地区FDI对出口有显著的创造效应和较强的替代效应，而对中、西部地区其创造效应不显著并且替代效应相对较弱。梁瑞（2008）研究发现我国FDI对出口贸易的促进作用在东部和西部地区较为显著，但FDI对东部地区出口贸易的促进作用最大，西部次之。国内外相关研究主要集中在FDI对两国贸易流量的影响方面，即替代性和互补性问题。国内学者的研究大部分结果表明FDI对我国进出口贸易增长的贡献越来越大，但这些研究没有充分考虑到我国各区域由于自然和经济条件不同而导致FDI的贸易效应可能具有显著差异，在更深层次上分析FDI对我国区域贸易失衡状况、转移效应等方面问题。基于此，本文利用1987年至2009年中国30个省市的面板数据对FDI对我国区域对外贸易的阶段性影响进行实证，从而对我国FDI的贸易总体效应进行全面分析。
二、研究设计
（一）样本及数据选取 本文采用中国30个省市（因部分数据缺失）1987年至2009年的面板数据。1987年合资2008年各省进出口额、实际利用FDI、GDP与公路铁路总长度，2009年实际利用FDI数据来源于各省统计年鉴及各省统计信息网，2009年其他变量的数据来源于《中国统计年鉴-2010》。其中各省的进出口额和实际利用FDI以万美元为单位；各省的国内生产总值是以2000年的名义GDP为基期调整得到实际GDP，然后按当期汇率调整为万美元；汇率是IFS所公布的人民币实际有效汇率，以2000年为基期进行了指数化调整；各省铁路与公路总长度以公里为单位，所有数据均采用对数形式。
（二）模型设立 为研究FDI 对我国三大区域对外贸易的影响，在实证分析中除了把当年实际FDI作为解释变量，还将各地区贸易绩效与其经济规模联系起来。经济规模是决定外商直接投资的关键因素，因此，引入各省GDP这一变量作为经济规模的测量指标。同时，根据影响贸易收支的一般理论，影响一国进出口贸易的变量主要是进出口商品的相对价格及国内外的实际国民收入水平，而影响进出口相对价格的关键因素是汇率。因此，引入汇率这一解释变量，在文中用人民币实际有效汇率REER表示。另外，根据国际贸易理论和国际投资理论，基础设施除了是影响对外贸易的重要因素，也是影响FDI 的关键因素。因此，引入各省公路和铁路里程数作为基础设施状况的替代变量，该替代变量用ROAD表示。基于上述分析，选取影响对外贸易的四个主要经济变量——外商直接投资、国民在截面间的异方差性和相关性造成估计结果偏差，对个体固定效应模型和个体随机效应模型分别采用广义最小二乘法（GLS）和可行的广义最小二乘估计（FGLS）进行估计。
三、实证检验
（一）FDI对我国对外贸易影响总体效应分析 本文首先对解释变量回归，并依据面板模型的F检验和随机效应检验结果选择合适的模型进行估计。模型 1、2、3见表（1）是FDI对解释变量的混合效应、个体固定效应和个体随机效应模型的拟合结果。模型1由于面板模型F检验统计量对应的p值趋近于0，故拒绝混合模型；而个体随机效应的Hausman检验值，在1%的显著性水平下拒绝随机效应模型。由模型2中冗余固定效应检验的F值和模型3的Hausman检验结果可知，建立个体固定效应模型是较为合适的，因此认为模型2的回归结果较为准确。结论显示，FDI对我国进出口贸易均有显著的创造效应，当我国FDI流入量增加1个百分点，出口将增加约0.06个百分点，进口约增加0.18个百分点。此外，GDP与基础设施对我国对外贸易的影响显著正相关。人民币实际有效汇率的系数显著为负，表明在我国汇率变动显著影响进出口，即人民币贬值1%，出口将上升0.61%，进口上升1.09%。
（二）FDI对我国对外贸易影响时空差异分析 1987-2009年时期，我国经历了对外开放、金融危机、加入 WTO等重大经济事件，我国经济结构和对外贸易环境有可能产生了相应变化。政府积极引入 FDI的同时，开始注意到引导FDI转型，使外商直接投资在区域、产业内的分布也发生了巨大变化。单纯通过1987年至2009年数据对FDI与我国三大区域对外贸易关系进行研究，很可能会遗漏掉一些重要的阶段性影响。因此考虑到这种阶段性的变化，将 1987年至1992年作为第一阶段，1993年至2001年作为第二阶段，2002年至2009年作为第三阶段，沿用前文设定的方程，对三个阶段分别进行GLS回归分析，通过计量结果来比较随着时间的推移FDI对各区域的贸易影响有怎样的改变。（1）不同阶段FDI对我国东部地区进出口贸易的影响分析。计量结果见表（2）显示：在不同阶段，东部地区FDI 对贸易影响产生了一些明显的改变。1987-1992年东部地区FDI对进出口贸易均具有创造效应，对于进口FDI系数为0.21，即增加1单位 FDI，会拉动东部 0.21 单位的进口，大于出口的FDI系数0.1。1993年至2001年东部地区 FDI对进出口贸易表现出显著的创造效应，进口的FDI系数为 0.9大于出口的FDI系数0.32。而在2002年至2009年东部地区 FDI 对进出口贸易均无显著影响。1987年至1992和1993年至2001年间，东部进口创造效应明显的原因可能是由于东部地区凭借着地理优势、廉价劳动力和较低的运输成本吸引大量外资企业进入投资建厂并开展加工贸易。建厂期间，需要从国外进口大量的机器设备、技术专利以及人才，无疑会拉动东部进口贸易。 2002年至2009 年间，东部地区FDI对进出口贸易均没有显著影响的原因可能是经过前期外资企业的发展，其已经完成了生产所必需的基础建设。另一方面，东部地区已形成围绕外资企业的产业需求的加工贸易服务产业链，不用通过进口就可以在国内完成所需生产资料的采购。（2）不同阶段FDI对我国中部地区进出口贸易的影响分析。通过FDI对中部地区进出口贸易影响的实证分析，结果见表（3）显示：1987年至1992年，中部地区FDI对进出口贸易均无显著影响。1993年至2001 年，FDI 对进口贸易表现出显著的创造效应，对出口没有显著的影响。进口FDI系数为0.12，即增加1单位 FDI，会拉动中部 0.12 单位的进口。2002年至2009年，FDI 对出口贸易则表现出显著的替代效应，出口FDI系数为-0.15，对进口无显著的影响。1993年至2001年间中部地区FDI的进口创造效应明显的原因可能是在东部地区产业链基本形成和生产成本逐步上升，而中部地区有丰富的自然资源和人力资源，并且相对于西部地区还有着便利的交通和良好的基础设施，大量产业开始向中部转移。在这一阶段中部地区吸引大量FDI 的流入，对进口贸易有显著带动作用。在2002年至2009年间，FDI 对出口呈现显著替代效应并不意味着FDI 对中部经济发展的促进作用在减小。相反，这是正确利用FDI推动地区经济发展的起点。虽然中部地区不具备东部地区天然地理优势，运输成本等因素也制约出口导向型FDI的流入，但非常适合引入市场导向型FDI。同时中部地区经济发展水平相对落后，引入外资有着较大的发展潜力。（3）不同阶段FDI对我国西部地区进出口贸易的影响分析。通过FDI对西部地区进出口贸易影响的实证分析，结果见表（4）显示：1987年至1992、1993年至2001年两阶段，西部地区FDI对进出口贸易均无显著影响；2002年至2009年间西部FDI对进出口贸易则表现出显著的创造效应。FDI的系数进出口系数分别为0.14和0.11，即增加1单位FDI，会拉动西部地区0.14单位的进口和0.11单位的出口。前两个阶段西部地区FDI系数不显著的原因可能与中部较一致。主要是由于西部地区比较恶劣的自然条件和薄弱的基础设施，给对外贸易带来巨大的运输成本，引入西部地区的FDI数量较少，一定程度上导致对外贸易发展水平较低。而在2002年至2009年间，西部FDI 对进出口贸易表现出显著的创造效应。其可能是随着西部地区基础设施的发展，西部地区较大潜在的自然资源和低廉的劳动力成本等优势对经济发展的作用得到了充分发挥，吸引大量的外商直接投资。这种 FDI 与中部地区 FDI 类型（市场导向型）一致，这种市场导向型外资企业可以利用西部地区优势投资设厂和发展产业，同时也大大推动了西部地区经济的发展。
四、结论与建议
本文分析我国FDI对三大区域对外贸易的阶段性影响结论如下：（1）1987年至1992、1993年至2001年间东部FDI对进出口贸易均有显著的创造效应；2002年至2009，东部FDI对进出口贸易均无显著影响。（2）1987年至1992年中部FDI对进出口贸易均无显著影响；1993年至2001年中部FDI对进口有显著的创造效应；2002年至2009年中部 FDI 对出口有显著的替代效应。（3）1987年至1992、1993年至2001年间西部FDI 对进出口贸易均无显著的影响；2002年至2009，西部FDI对进出口贸易均有显著的创造效应。根据上述结论，提出如下建议：（1）加强西部地区基础实施建设，积极引导市场导向型FDI流入。地理区域决定西部引资环境的竞争力较弱，要大规模的引资必须加强教育、水电、通讯等基础设施建设。因此，西部应继续推进铁路建设，加快高速公路建设，适当扩大航空运输能力，解决西部交通中通道少、密度低的瓶颈问题。（2）利用中部地区资源和劳动力，大力引入市场导向性FDI流入。中部在制定招商引资政策时，应该提供相应的产业导向，引导外商直接投资于具有一定技术含量的企业。引入外资能带来先进的技术和设备，通过技术外溢，以及外资企业的辐射作用，能提高中部企业的竞争力并大大带动中部地区与外资企业配套的产业发展。（3）利用东部地区的良好投资环境，积极引导FDI 转型。FDI 进入东部地区之后，能够迅速形成生产能力，外商可以得到较高和较快的投资回报，促进对外贸易的发展。东部地区大量出口导向型外资企业推动我国贸易顺差的同时，也带来了人民币升值的巨大压力和严重的通货膨胀。因此，限制东部地区加工贸易业的发展，引导东部地区FDI 投向高附加值、高科技产业。通过这种转型东部地区 FDI的贸易创造效应必然会得到显著增强。
参考文献：
[1]王少平、封福育：《外商直接投资对中国贸易的效应与区域差异：基于动态面板数据模型的分析》，《世界经济》2006年第8期。
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[4]梁琦、施晓苏：《中国对外贸易和 FDI 相互关系的研究》，《经济学季刊》2004年第4期。
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[7]Zhang Qing and Felmingham， Bruce. The Relationship between Inward Direct Foreign Investment and China's Provincial Export Trade，China Economic Review， 2001.
一、湖北与浙江中小企业进出口规模和水平比较
2008年1-4月湖北进出口总额64.82亿元，其中进出口分别为30.34、34.48亿元，外商直接投资9.35亿元。2007年进出口总值148.58亿美元，其中进出口分别为66.84与81.74亿美元，全年贸易顺差14.9亿美元。新批外商直接投资项目420个，全年外商直接投资27.66亿美元，外商其他投资7.36亿美元。对外经济合作业务完成营业额6.23亿美元，新签合同额19.57亿美元。私营中小企业及其他企业进出口为6.41与19.86亿美元，占全省进出口总值的17.7%。
而浙江省在08年1-4月进出口总额为649.7亿美元，其中第一季度浙江省民营中小企业进出口208.4亿美元，外商投资企业进出口187.6亿美元，全省批准外商投资企业518家，实际利用外资35.39亿美元。2007全年进出口总额为1768.4亿美元，合同外资和实际到位外资分别为204亿美元和103.7亿美元，对外承包工程、对外劳务合作、对外设计咨询完成营业额20.8亿美元。
以上数据表明湖北省总体经济和中小企业包括进出口贸易在内的经营外向度远低于浙江。比如，2007年湖北全省进出口贸易总额为148.58亿美元，仅为浙江省1768.4亿美元的8.4%；而其中湖北省私营中小企业及其他企业2007年进出口合计仅为26.27亿美元，仅相当于浙江省2008年第一季度民营中小企业进出口总额208.4亿美元的12.6%，可见差距之巨大！
二、湖北与浙江中小企业进出口规模差异的成因
湖北与浙江中小企业进出口巨额差异的发生，是多方面原因共同作用的结果。
1、政策原因。从1998年起，浙江省政府为培育新的外贸增长点，在巩固和开拓国际市场以及鼓励企业加强内部管理和进一步完善外贸企业的激励机制、分配机制、风险机制和监督约束机制上大力支持，陆续出台了一系列相关政策促进中小企业进出口贸易的发展。较早期如《浙江省人民政府办公厅关于鼓励扩大外贸出口的若干意见》、《浙江省鼓励发展风险投资的若干意见》等。06年《浙江省中小企业促进条例》以地方性法规的形式固化下来。此后有《关于鼓励支持和引导个体私营等非公有制经济发展的实施意见》、《小企业创业扶持若干政策意见》和《加强中小企业社会化服务体系建设指导意见》等三个配套政策。湖北类似的《中小企业促进法》先于浙江通过，之后实施了该法的细则《办法》，04年底《关于进一步扩大对外开放的若干意见》明确提出“以开放促改革、以开放促发展”的战略，先后出台了《中小企业发展专项资金管理暂行办法》、《中小企业担保机构风险补偿资金管理暂行办法》等政策。湖北从改善行政和财政管理体制、优化中小企业发展环境等方面逐步形成体系。但相对于浙江而言，湖北政策的重点主要放在改善中小企业生存环境、扶持和促进中小企业发展壮大上，而不是放在促进中小企业进出口贸易或外向型经营上。这种政策重点的差异既体现了两省中小企业发展阶段的不同，反过来又构成了导致两省中小企业进出口贸易巨额差异的重要原因。
2、产业竞争力原因。决定产业竞争力的高低的重要因素之一就是产业配套能力的大小和产业聚集程度的高低。尽管浙江省中小企业单个规模并不大，但由众多生产同类产品和提供配套服务的企业聚集一地所形成的产业集群效应却极其明显，这已经形成了浙江中小企业发展的独特风格和比较优势。在浙江，几乎每个县市都形成了自己的特色产业甚至产业群，比如绍兴的轻纺、海宁的皮革、永康的五金、温州的皮鞋、乐清的低压电器、桐庐的制笔等，产业集群形成了一系列国内外知名的特色产品。区域产业集群的存在大幅度提高了整个产业的生产效率，降低了生产成本，从而使产业竞争力获得大幅度的提升。相形之下，湖北省在钢铁、汽车制造、石油、化工、光电子、环保等产业领域，也有较大的竞争力，但他们主要为国有大中型企业所经营，且主要面向国内市场。至于中小企业则由于长期以来主要为大企业配套，没有形成自己独立的产业，更谈不上建立区域性的产业集群，甚至没有自己叫得响的独立产品，从根本上缺乏参与国际市场的能力，更谈不上大幅度占有国际市场。
3、社会支持与服务体系方面的原因。浙江经过多年实践并逐渐建立完善了面向中小企业的服务体系即：政策法规、产业提升、开放合作、融资担保、创业辅导、中介服务、人才培训、信息导航等。至目前，全省已建立中小企业服务中心10个，培训中心25个，担保机构273个，创业辅导中心12个，聘请创业指导师226名，共性技术研发中心200个，省级中小企业行业协会19个，从而构成了较为完备的服务体系，这种发达的社会支持对于浙江的进出口发展起了很大的促进作用。而湖北受地域条件限制，现代物流体系发展相对滞后，电子商务发展较为迟缓。由于没有如浙江那样健全的行业协会体系，中小企业缺乏专业的有针对性的外贸信息服务中心，帮助企业获得和处理国际市场信息。外贸风险担保机制的不健全使中小企业往往要直接面对收汇风险、汇率风险和国家风险等一系列涉外经营风险。由于中介等组织体系不完备，企业外向型经营很难从政府、社会和行业得到引导、指导和服务，特别是在外贸人才培训、商务信息咨询、国际市场开发、涉外法律培训与支持方面存在诸多的困难，其市场渗透、销售渠道拓展、参与国际生产链的能力不强，更难以进入跨国公司分拨、物流、品牌推广、售后服务等一系列增值领域。
4、企业经营理念与区域文化观念方面的原因。浙江的区域文化可归纳为创业文化和海洋文化，其特征为:重商业、敢冒险、能吃苦、不满足。正是凭着创业精神，以民营经济、中小企业为主的 “百姓经济”，使民营中小企业成为吸纳千万就业大军的主力。同样凭着敢于冒险的精神，使浙江能最早最多的参与国际市场。截至2007年6月底，浙江省的境外企业和机构数居全国第一，这是浙江省中小企业经营外向度大幅走在全国前列的深层文化原因。相形之下，湖北虽然在计划经济时期培养的武钢、东风等一批大企业，却在无形中养成了湖北人长期以来根深蒂固的依赖和守旧意识、满足现状，不敢开拓、不敢冒风险的意识，加上缺乏国际市场竞争的环境和压力，“外销不如内销”、“多得不如现得”的“内陆意识”较为强烈。企业过于侧重强调国际化经营的风险，没有认识到国际化经营对企业发展的重要意义，普遍存在着重视出口不重视进口，强调以直接出口形式进行国际化经营而忽视间接进出口经营方式的运用、重视引资而忽视对外投资、对运用国际经济合作形式促进国际化经营认识不足。这是导致两地中小企业进出口贸易巨额差异发生的又一原因。
5、区位和历史传统、海外联系方面的原因。浙江省海运成本低，发展对外贸易具有天然的优势，对外资吸引力大，是国际上产业转移的首选地之一。外资进入不仅直接带来了资金、技术等中小企业发展急需的硬投入要素，而且也带来了先进的经营理念、管理制度，培养了大批优秀的外经人才和海外经销渠道，这一切都构成了浙江省中小企业发展进出口贸易的巨大优势。相形之下，地处我国内陆中部的湖北中小企业，从事海外经营的运输半径大，成本高，发展外向型经营首先面临地理上的不利条件制约。区位障碍还导致中小企业普遍存在信息流、资金流、物流不畅，海外联系不强，国际化经营起步晚，资产不足，知名度有限，抗风险能力较差等问题。改革开放以后，湖北又没有享受到东南沿海开放和西部开发政策，也没有享受老工业基地的改造与新兴工业区的发展政策，不仅不能吸引大量的外资投入，甚至连本地的生产要素也大量“外溢”，贸易大量转移。这种情形到导致了湖北省总体经济的外向度不高，至于处于弱势地位的中小企业就更是不在话下了。
三、扩展湖北省中小企业进出口贸易的对策建议
借鉴浙江省的经验，结合湖北中小企业的特点，笔者认为湖北省中小企业加快发展对外贸易应从以下几个方面着手：
1、优化政策环境，促进中小企业本身的大发展。要促进中小企业进出口贸易上水平，首先必须促进中小企业本身的大发展，浙江省中小企业对外贸易的高水平就是建立在中小企业大海般的发展基础之上的。而实现这一目标良好的政策环境必不可少。在充分发挥市场机制作用的同时，出台或完善各种扶持政策，大力鼓励和扶持群众性的创业活动，努力形成中小企业创业和成长的文化氛围，进一步降低创业门槛，要努力解决对私有财产权保护力度不够、市场准入方面限制过多、融资渠道不畅、服务体系不健全和管理体制不顺畅等实际问题，积极补充湖北中小企业政策上不全面深入的地方，从大环境上把帮扶措施做到位。推动中小企业创业服务中心、行业协会、同业公会等中介机构的发展，服务中心与各级各类社会机构相联系，逐步赋予行业协会制定行业规范和标准、参与行业规划和资质审查等职能，逐步构建完善的社会服务体系。
2、发展产业集群，提升中小企业产业竞争力。浙江省中小企业进出口贸易跨越式发展的一个关键性的原因就是有意识的推动和发展产业集群，用集群内整个产业的总体竞争优势来克服单个中小企业规模不足的缺陷。因此，湖北同样必须通过集群发展把科教人才优势、人力成本优势、土地成本优势和既有产业特别是制造业方面的优势来实现提升中小企业竞争力的目的。在这方面，湖北省中小企业已经形成了如仙桃的无纺布产业等若干有一定竞争力和影响力的区域性产业集群。鉴于湖北省中小企业大多规模小，实力弱，可以先从加工贸易类产业做起，这不仅可以降低企业进入国际市场的难度，且东部地区制造业正向中西部地区转移，湖北发展加工贸易变得现实。政府须出面合理规划引导，通过集群效应逐渐形成“区位品牌”，获得区域营销优势。同时还应把人才的培养和引进作为一项重要的战略性投资，利用湖北良好的自然环境和巨大发展潜力来吸引外经贸方面的高级人才。此外还应努力提高企业技术水平，积极推动与省内众多高校、科研院所的合作，实现科研技术成果的产业化和商业化，通过做到以上几点来切实提高湖北中小企业的产业竞争力。
【关键词】设备进出口;CQC;进出口银行;保税物流
中国从改革开放伊始就坚定不移的实行了对外开放的政策,并且积极的与各国建立健康友好的合作伙伴关系,加强与各国的经济贸易往来。这样建立的友好平等的进出易不仅能刺激我国企业的生产力的增长给企业带来更多的利润来源,还能引进外来先进的技术来改善我国产业技术不先进的状况。根据数据显示,2009年1月到8月的时间内,我国进出口贸易总额就达到了1.3万亿美元左右,其中出口产品贸易额为7307亿美元,占进出口贸易总额的54.5%;而进口产品的贸易额为6079亿美元左右,占进出口贸易总额的45.4%进出口贸易顺差为1228亿美元。而在2010年我国进出口贸易发展更加势不可挡,只前七个月的进出口总值和去年相比就又增长了40.9%,达到了1.6万亿美元左右,且出口同期增长35.6%,而进口则增长了47.2%。由此可见,我国已成为进出口贸易的中心之一。
而要取得这样傲人的成绩,光有正确的政策指导方向和庞大的劳动力数量是不够的,这就需要有更全面的体制和举措来管理和协调。以下就将详细的阐述一些中国现有并且能有效管理和帮助中国进出口更好更快发展的举措。
1.建立中国进出口质量认证中心
为保证进出口设备及产品的质量,在我国国家局的正确领导之下,中国进出口质量认证中心(之前称作中国商检质量认证中心,英文简称为CQC)自成立于1993年开始,便始终把“跻身于世界优秀认证机构行列”作为自身发展的目标并不断奋斗,经过这些年不断的努力,CQC已经成为中国最大也是最具有知名度的管理体系的认证机构。而它也为我国出口企业的产品开拓国际市场以及提高在国际市场的竞争能力做出了很大的贡献。
中国进出口质量认证中心从成立伊始到现在共拥有ISO9001、ISO14001、IQNET、SA8000能源管理等十一多种的认证体系,所以它能在产品安全与性能、节能环保、生态农产品、新能源及节能减排方面进行多达500个产品的检验以及认证,并且提供评价服务、认证培训、管理体系认证、产品认证四方面成熟的业务,服务范围非常的广。不仅如此,随着CQC发展的拓宽,本着对顾客提供“一站式”方面服务的理念,它在国内建立了36个管理体系认证的分支机构和11个产品的认证中心,甚至在各个合作国也设有25个业务推广的平台,方便了进口供应商掌握贸易信息。至笔者写作这篇文章为止,它又新增了低碳与能效认证、PV产品认证、CDM审定与核查、中新EEMRA部署及实施、出口沙特认证、LED照明节能这些新领域的体系认证,紧跟着经济发展的脚步。中国进出口质量认证中心还拥有上万人认证的专业团队,其中多人都在国际上获得过认证资质,其科研成果也获得过国家科学技术进步奖等殊荣,这样强大的技术力量能够提供给客户高质量、高附加值的专业的服务。
作为为进出口贸易提供服务和支持的最早出现的政府政策扶持的部门,在这十几年的发展中始终密切的关注自己质量的提升和社会经济的趋势,坚定不移的坚持客户至上的服务理念,在中国认证体系行业一直处于领先的地位。
2.建立中国进出口银行
中国进出口银行在则1994年成立,它是直属于国务院领导、政府全资拥有的国家级政策性质的银行,是我国对外经贸支持体系的重要力量以及金融体系的重要组成部分。它是我国机电产品、成套设备以及高新技术产品的进出口和对外承包工程及各类境外投资的政策性融资的最主要的渠道。在促进我国改革开放型经济发展方面发挥着重要的作用。中国进出口银行的总部设在北京。到2011年末,中国进出口银行在国内已设有21家营业性的分支机构,而在境外则设有东南亚、非洲代表处、巴黎代表处以及圣彼得堡代表处,并且与境内外1250多家银行的总分支机构建立行的合作关系。
中国进出口银行从成立伊始,就始终坚守自己的主要职责,创先运用政策性手段,扩大机电产品和成套设备的出口量。1995年时,中国进出口银行就开办了买方毁约保险、短期出口票据保险、买方信贷担保短期出口信用保险等险种,并承保了56个合同。其承保金额达到4.48亿美元,支持了7.65亿美元在机电产品和成套设备的出口上。中国进出口银行还向伊朗出口总额为6.5亿美元的四个水、火电项目,出具了出口信用保险的意向书,让该项目在国际招标中成功中标,为企业后期收汇提供了保障。同年在加强对原来的670个转贷项目的管理同时,还新增了审批贷款项目99个,批贷金额达到21亿美元。到1996年9月时,中国进出口银行已对外签署了7个政府优惠的贷款协议,总额达到7.6亿人民币。在当时正确的实行了将投资和外援、贸易互利结合起来的外交贸易的新决策,不仅帮助了我国发展民族经济,而且还促进我们的机电设备和产品走出国门走向世界。
现今,中国进出口银行更是将支持企业对外发展作为一项业务重点发展。中国进出口银行通过创办出口买方信贷、出口卖方信贷和实行优惠政策三种方式让国内企业又好又快的走出国内走向世界。到2010年的10月末,中国进出口银行已经支持了1300多个业务的贷款项目,覆盖了欧洲、亚洲、美洲、非洲等100多个的国家和地区。这项业务本外币贷款余额占中国进出口业务贷款余额高达40%。它不仅在机电产品与成套设备方面取得很好的成绩,还涉及公路、铁路、机场、建筑、通信等行业基础设施的建设。
而中国进出口银行作为中国早期实行企业对外政策的业务的银行之一,在这十几年的业务实践中积累了很多的经验也形成了一些良好的优势,对未来银行的发展起到了促进作用。第一,中国进出口银行始终将诚信作为准则,在这十几年的运营中对外从未发生过拖欠的现象,将国家的信誉作为自己的招牌恪守。
这为中国进出口银行打下了良好的口碑,同时也拥有了良好的客户基础。所以客户对这样的银行所支持和培养的企业也充满了信任。这样也就为一些刚刚涉外没有经验的企业赢得了有利的名声,从而能更快的形成稳定的客户群体。第二,在对外政策实行方面给客户塑造了专业的正面印象。中国进出口银行既是中国官方级的信用机构,在对外业务实行方面也有过里程碑式的贡献。这无论在国内还是世界企业中都有着很高的声望,这也是吸引客户合作以便推广国内企业的明显的优势。第三,中国进出口银行通过长期的业务实践和经验的不断累积,内部拥有一批高素质专业的团队,他们长期从事与国际经济合作的业务,在协助企业对外发展方面有着丰富的业务实战技能和经验。不仅能够为不同类型的企业在不同国家开展的投资提供资金支持和详细的信息咨询以及风险的评估,还能切身的了解顾客从而深入的挖掘出他们的潜在需求并且提供针对性的建议和决策,帮助客户避免一些不必要的损失。
由上述可见,中国进出口银行的发展大体上是顺风顺水,可是在2009年爆发了全球经济危机,而中国进出口银行为了刺激消费,当年就发放了400亿左右的人民币,占到全年贷款额度的近50%,而在经济危机后,发达国家政府财政和金融机构企业财政困难所导致的发展中国家资金出现的流动性危机也给中国进出口银行带来了不小的考验。可是这在另一方面也是一个历史性的机遇,中国进出口银行若能把握这次机遇使其发展更加成熟,便能使机电产品以及成套设备进出口贸易更加繁荣。
3.物流保税区的建立
而在成套设备以及产品的进出口中,运输环节是最复杂也最容易出现问题的。所以,经我国海关总署和国务院从2002年始对保税物流管理制度的创新和发展新的保税物流模式进行了积极的探索,最终制定了保税物流园区及保税物流中心的特殊的区域性的物流管理模式,形成了保税物流中心A型、保税物流中心B型、保税物流园区、保税区、保税港区、保税仓库和跨境工业区等保税物流场所。这种新型物流业的发展不仅给传统的生产制造业带来了新的生机,保税物流的发展也将进一步的带动对外进出口的贸易与企业产业的升级。
这些保税物流园区是根据物流科学研究出来的,属于物流形式的一种,但是它区别与普通的物流仓储,拥有一些典型的新特征。
保税物流园区以及中心拥有政策优势,货品一旦进入园区及中心就会被视作是出口,期间不征收进口关税以及免批文,不受配额限制。同时也新创了货物的“入区退税”政策,改变了以前货物运往保税区后要等离境以后才能享受到出口退税的局面,为企业开通了一条降低运营成本、缩短供货时间的绿色通道。
保税物流园区及中心还存在功能方面的革新。它将港口服务拓展到成套服务,让港口和保税区之间产生良好的互动以此吸引国际配送、中转等一些增值且具有高附加值的业务更多的像中国转移。另外,保税物流园区及中心还被赋予整套齐全的物流功能,满足现在公司所追求的零库存、JIT无缝对接等新型的生产方式需求,并且实现在园区及中心内部对货物进行包装、分拣、拼装等一系列简单的加工。
真正做到了物流与制造的同步,不仅为一些深加工制造型企业带来了便利,也为促进加工贸易的转型升级提供配套的服务。
最后,物流保税园区及中心在海关报关报检方面进行突破性革新,使得通关更加便捷。
