發(fā)布時間：2023-06-04 09:45:35
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領(lǐng)域的橋梁，我們?yōu)槟x了8篇的進(jìn)出口貿(mào)易信息樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發(fā)，請盡情閱讀。
【關(guān)鍵詞】上海自貿(mào)區(qū) 進(jìn)出口貿(mào)易 機遇與挑戰(zhàn)
一、前言
上海自貿(mào)區(qū)的建立在一定程度上將刺激我國進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展，為我國進(jìn)出口貿(mào)易提供了不少的有利條件，如：進(jìn)出口退稅及附加的優(yōu)惠條件、自由貿(mào)易、自主管理、市場范圍更廣等。但是在自貿(mào)區(qū)提供的優(yōu)越條件下，我國進(jìn)出口貿(mào)易業(yè)同樣也面臨著創(chuàng)新改革的挑戰(zhàn)。
二、上海自貿(mào)區(qū)建立的目的
上海自貿(mào)區(qū)建立的首要核心目的就是想要“改革”，借助新的經(jīng)濟(jì)交易平臺，為我國經(jīng)濟(jì)貿(mào)易提供更多的交易渠道。上海自貿(mào)區(qū)的市場管理主要是由政府干預(yù)的經(jīng)濟(jì)活動轉(zhuǎn)變?yōu)橹饕墒袌鲋黧w的主導(dǎo)權(quán)，借此讓政府職能的性質(zhì)從管理型變?yōu)榉?wù)型。其次，上海自貿(mào)區(qū)的建立是為了提高人民幣在世界貿(mào)易中的認(rèn)知度。上海自貿(mào)區(qū)建立還有一個重要的目的：便于中國和太平洋戰(zhàn)略經(jīng)濟(jì)伙伴關(guān)系協(xié)議（TPP）接軌、融合、合作。以此實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)自由化，增加經(jīng)濟(jì)的開放程度[1]。
三、上海自貿(mào)區(qū)建立帶來我國進(jìn)出口貿(mào)易的機遇及挑戰(zhàn)
世上任何事物都有其兩面性，對于上海自貿(mào)區(qū)帶給我國進(jìn)出貿(mào)易的影響也是存在兩面性的，這既是機遇也同樣面臨著挑戰(zhàn)。這就需要我們?nèi)娣治觯拍軌蜉^好的理解、處理好這究竟是什么樣的機遇以及什么樣的挑戰(zhàn)。
（一）上海自貿(mào)區(qū)建立帶來我國進(jìn)出口貿(mào)易的機遇
進(jìn)出口貿(mào)易是一個與時俱進(jìn)的行業(yè)，必須抓住時機，創(chuàng)新改革才能得以快速發(fā)展。上海自貿(mào)區(qū)的建立為我國進(jìn)出口貿(mào)易提供了很好的發(fā)展機會。
1.加大監(jiān)督管理制度。針對上海自貿(mào)區(qū)的建立，我國政府實行“簡政放權(quán)”，政府將原有的管理形式改為監(jiān)督監(jiān)理。具體來說就是政府首要任務(wù)減少管理權(quán)，增加我國進(jìn)出口貿(mào)易的獨立自主管理，在一定程度上刺激其積極性；其次對進(jìn)出口貿(mào)易實行大力度、高透明度的監(jiān)管。在已有的監(jiān)管制度基礎(chǔ)上，上海自貿(mào)區(qū)對我國進(jìn)出口貿(mào)易的監(jiān)督管理做出了如下改革：（1）建設(shè)自貿(mào)區(qū)的信息資源共享以及服務(wù)中心，實行“一口受理、綜合辦理”的服務(wù)形式，以此便利我國進(jìn)出口貿(mào)易；（2）大力發(fā)展社會信用體系，對我國進(jìn)出口貿(mào)易實行全面的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易信用信息記錄并建立披露機制，對信用度高的企業(yè)進(jìn)行獎勵和對信用度不高的進(jìn)行懲罰；（3）逐步實現(xiàn)市場經(jīng)濟(jì)的綜合監(jiān)督管理體系，增加我國進(jìn)出口貿(mào)易的綜合監(jiān)督管理能力。
2.增強我國進(jìn)出口貿(mào)易開發(fā)和國際接軌的多元化。上海自貿(mào)區(qū)的建立擴(kuò)大了我國進(jìn)出口貿(mào)易的開發(fā)，讓我國的國際貿(mào)易行業(yè)努力實現(xiàn)于與TPP接軌、合作。首先，上海自貿(mào)區(qū)金融業(yè)的創(chuàng)新業(yè)務(wù)發(fā)展給我國進(jìn)出口貿(mào)易的離岸交易以及海外市場開拓提供了充足的資金保障，較寬松的金融管理制度，給國際貿(mào)易結(jié)算以及一些跨國公司的資金周轉(zhuǎn)帶來了便利。其次，上海自貿(mào)區(qū)對進(jìn)出口貿(mào)易的貿(mào)易資金管理實行先限額管理，再逐步擴(kuò)大到無限額管理的方式，同時也給我國進(jìn)出口貿(mào)易的貨物交易實行期貨交易和商品期貨的交割倉庫。由此看來，上海自貿(mào)區(qū)的建立給我國進(jìn)出口貿(mào)易的擴(kuò)大提供了更大的市場平臺，并且提供了資金、物資的巨大幫助。
3.優(yōu)化政策，增加進(jìn)出口貿(mào)易的開發(fā)度。隨著上海自貿(mào)區(qū)的發(fā)展，政府也在不斷優(yōu)化其對進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)政策。鼓勵中內(nèi)外投資者加入自貿(mào)區(qū)，擴(kuò)大服務(wù)行業(yè)，并給進(jìn)出口貿(mào)易提供全面的服務(wù)。同時創(chuàng)新、改進(jìn)出口貿(mào)易的出口退稅、海關(guān)手續(xù)程序等?！昂喺艡?quán)”、大膽地讓進(jìn)出口企業(yè)獨當(dāng)一面[2]。
（二）上海自貿(mào)區(qū)建立帶來我國進(jìn)出口貿(mào)易的挑戰(zhàn)以及應(yīng)對措施
上海自貿(mào)區(qū)建立給我國進(jìn)出口貿(mào)易帶來了很多機遇，但是利益面前難免都會存在一些風(fēng)險，這就要求我國今后的進(jìn)出口貿(mào)易行業(yè)能擔(dān)得起這些風(fēng)險，勇于面對挑戰(zhàn)，開拓創(chuàng)新。
1.離岸金融體系。我國進(jìn)出口貿(mào)易在創(chuàng)立上海自貿(mào)區(qū)前，處于國家控股、國家掌托狀態(tài)，對于資金流入、流出大都有國家的支持。而現(xiàn)在政府大膽放手任其自主管理、自主運行，這一巨大轉(zhuǎn)變讓進(jìn)出口貿(mào)易在總體管理上發(fā)生了變化。進(jìn)出口貿(mào)易管理者負(fù)責(zé)對企業(yè)進(jìn)行管理，進(jìn)出口貿(mào)易的資金要自主籌資，這給企業(yè)帶來巨大的挑戰(zhàn)。如何運行、獲得、周轉(zhuǎn)、管理、使用資金，怎樣才能更好地保障資金流動順暢？進(jìn)出口貿(mào)易可以借助自貿(mào)區(qū)的金融服務(wù)，借助離岸金融體系管理出口貨物的資金流動問題，讓國內(nèi)外的貿(mào)易活動能夠井然有序的展開。
2.減少進(jìn)出口貿(mào)易順差。我國的進(jìn)出口貿(mào)易長期處于順差，人民幣迫于國際形勢壓力不斷升值，并且我國進(jìn)出口貿(mào)易的商品大多為初級商品，出口量多。這種長期的進(jìn)出口順差給我國進(jìn)出口貿(mào)易帶來了壓力，交易過多的出口產(chǎn)品導(dǎo)致資金外流，不利于國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的增長。為了緩解貿(mào)易順差，進(jìn)出口貿(mào)易可以借助上海自貿(mào)區(qū)提供的開發(fā)平臺，吸引外商到國內(nèi)投資，大力“拓市場、調(diào)V結(jié)構(gòu)、促平衡”，借助有力資源，開發(fā)貿(mào)易平臺，全面提升服務(wù)，提高進(jìn)出口貿(mào)易的管理以及調(diào)整相應(yīng)政策（如：低稅率等），這樣可以一定程度的轉(zhuǎn)變我國當(dāng)前的貿(mào)易方式，減少我國的進(jìn)出口貿(mào)易順差。
3.加強進(jìn)出口貿(mào)易管理。在上海自貿(mào)區(qū)建立前，我國進(jìn)出口貿(mào)易是由國家控股管理，其發(fā)展方向明確?，F(xiàn)在自貿(mào)區(qū)建立后，進(jìn)出口貿(mào)易實現(xiàn)了自主管理，這需要更系統(tǒng)化的管理模式和管理辦法，包括進(jìn)出口貨物、程序、資金、單證以及國際貿(mào)易的從業(yè)人員管理等都需要緊跟時代步伐加強管理。
四、總結(jié)
綜上所述，上海自貿(mào)區(qū)的建立是一把雙刃劍，利用好了，它能給我國的經(jīng)濟(jì)添磚加瓦，利用不好，它會導(dǎo)致我國經(jīng)濟(jì)的流失。全面分析上海自貿(mào)區(qū)的建立對我國進(jìn)出口貿(mào)易的機遇和挑戰(zhàn)，能夠讓我們更加自如的運用自貿(mào)區(qū)帶來的優(yōu)勢，創(chuàng)造更多的經(jīng)濟(jì)財富。
參考文獻(xiàn)
[1]黃麗薇.上海自貿(mào)區(qū)面臨的機遇與挑戰(zhàn)研究――與香港發(fā)展的比較[J].經(jīng)營管理者，2014（04）：180-181.
[2]張明，郭子睿.上海自貿(mào)區(qū)：進(jìn)展、內(nèi)涵與挑戰(zhàn)[J].金融與經(jīng)濟(jì)，2013（12）：19-22.
摘 要：以2004年1月-2007年6月全國進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額、出口總額和體 育用品出口額為 分析樣本，運用相關(guān)分析、單位根檢驗、協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差 分解技術(shù)等方法，對體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的互動關(guān)系進(jìn)行實證研究。結(jié)果表 明：體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易存在較高關(guān)聯(lián)度，且4個時 間序列變量均為一階單整I(1)序列。體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易不存在長期穩(wěn)定的 均衡關(guān)系，但與出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。體育用品出口貿(mào)易不是我國 進(jìn)出口貿(mào)易和出口貿(mào)易增長的原因，而進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易卻是體育用品出口貿(mào)易增長的 原因，體育用品出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。進(jìn)出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)表現(xiàn)為“短期效應(yīng)明顯，長期效 應(yīng)較弱”。進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易增長的波動主要歸因于自身因素，體育用品出 口貿(mào)易對我國進(jìn)出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻(xiàn)程度均維持在較低的水平。
關(guān)鍵詞：體育用品；出口；進(jìn)出口貿(mào)易；互動關(guān)系；實證研究；中國
中圖分類號：G80-05文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號 ：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
在我國進(jìn)出口貿(mào)易與體育用品出口貿(mào)易雙重因素的作用下，國內(nèi)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平得到 較大幅度提高。基于此背景，本研究選取體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易為研究對象， 驗證二者之間的互動關(guān)系，把握其內(nèi)在作用機制，實現(xiàn)共同繁榮發(fā)展目標(biāo)，進(jìn)一步促進(jìn)我國 經(jīng)濟(jì)發(fā)展，有著重要的現(xiàn)實意義。近年來，關(guān)于體育用品的研究成果頗多，但大部分還是純 粹的定性描 述，多以抽象的語言概括為主，定量與定性相結(jié)合的實證性研究成果甚少。鑒于此，本文利 用2004年1月～2007年6月的月度數(shù)據(jù)，運用多種計量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法，重點考察體育用品出 口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易的互動關(guān)系，考證二者之間的彼此貢獻(xiàn)程度。旨在為進(jìn)一步明確體 育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易之間的量化關(guān)系，完善體育用品出口貿(mào)易發(fā)展策略，不斷 壯大中國進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模，提高國內(nèi)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，進(jìn)而提升國內(nèi)整體競爭實力提供理 論參考。
1 研究對象與方法
1.1 研究對象 本文選取2004年1月-2007年6月為樣本區(qū)間值。以我國進(jìn)出口貿(mào)易總額、進(jìn)口貿(mào)易總額 、出口貿(mào)易總額和體育用品出口貿(mào)易總額共42個月度數(shù)據(jù)為具體分析指標(biāo)，數(shù)據(jù)分別源于《 中經(jīng)專網(wǎng)》（newibe.cei.省略）和《中國統(tǒng)計》（2005年第1期-2007年第8期 ）。
1.2 研究方法
1.2.1 文獻(xiàn)資料法
從《中國統(tǒng)計》和《中經(jīng)專網(wǎng)》獲取國家進(jìn)出口貿(mào)易總額、進(jìn)口貿(mào)易總額、出口貿(mào)易總額與體育用品出口貿(mào)易總額42個月度數(shù)據(jù)。同時，參考相關(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究論文35篇，查閱計量經(jīng)濟(jì)學(xué)專著5本，為完成本課題提供了資料保障。
1.2.2 數(shù)理統(tǒng)計法
分別運用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews5.0和社會學(xué)統(tǒng)計分析軟件SPSS12.0對數(shù)據(jù)資料進(jìn)行收集整理，并完成對數(shù)據(jù)必要的數(shù)理統(tǒng)計處理。
2 國內(nèi)外關(guān)于體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系研究
通過總結(jié)國內(nèi)外關(guān)于體育用品分類的相關(guān)研究文獻(xiàn)[10-11]，本文現(xiàn)將中國與歐洲 國家關(guān)于體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系簡要列出（表1）。
由國內(nèi)外關(guān)于體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系（表1）可發(fā)現(xiàn)，目前我國對體育用品的分類尚沒有統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，主要包含5大產(chǎn)品分類系列，而每一產(chǎn)品分類中又包括不同的產(chǎn)品內(nèi)容。近些年，國內(nèi)針對體育用品的分類現(xiàn)狀，國家體育總局裝備中心所編輯的《中國體育商鑒》和近幾屆體育用品博覽會對體育用品參展單位的分類基本大同小異。但總體上講，這些分類不夠系統(tǒng)，彼此間界定比較模糊，主要適用于商業(yè)目的?？v觀歐洲國家對體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系，該分類體系簡單、清晰、明了，故其對本研究具有較大借鑒意義。
3 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的總體情況分析
運用社會學(xué)統(tǒng)計分析軟件包SPSS12.0繪制我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易與體育用 品出口貿(mào)易的時間動態(tài)序列圖（Time Sequence Charts），如圖1所示。
從圖1看出，從2004年1月～2007年6月我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易和體育用品出口貿(mào)易保持著持續(xù)增長態(tài)勢，但存在周期性波動。進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易總額有著相同的周期性波動規(guī)律，在每年1～3月之間均會出現(xiàn)進(jìn)出口貿(mào)易經(jīng)濟(jì)的低谷期，但調(diào)整期限較短，對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)能迅速恢復(fù)初始增長狀態(tài)。中國體育用品出口貿(mào)易也同樣具有相似的變化規(guī)律，但從數(shù)量規(guī)模上講，體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易還存在著非常大的差距，其所占國內(nèi)進(jìn)出口貿(mào)易份額偏低。
4 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)分析
為初步明確體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易的關(guān)聯(lián)程度，運用社 會學(xué)統(tǒng)計分析軟件包SPSS12.0對該4個對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)指標(biāo)進(jìn)行皮爾遜相關(guān)分析（Pearson Co rrelation），結(jié)果如表2所示。
由表2可知，我國體育用品出口貿(mào)易與進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易的相關(guān)系數(shù)分別為0 .828、0.826和0.805，均達(dá)到較高關(guān)聯(lián)程度，且具有非常顯著性意義（P
5 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易互動關(guān)系的計量分析
對體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易的互動關(guān)系進(jìn)行計量分析的步驟如下：1） 對中國進(jìn) 出口總額、出口總額、進(jìn)口總額與體育用品出口額取自然對數(shù)值，分別以LNJCK、LNCK、LNJ K及LNTYCK表示；2） 對這4個時間序列指標(biāo)進(jìn)行單位根檢驗（平穩(wěn)性檢驗）；3） 對體育用 品出口貿(mào)易與進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗；4） 對體育用品出口 貿(mào)易與進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系驗證；5） 采用脈沖響應(yīng)函數(shù) 分析我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)；6）
運用方差分解技術(shù)考察體育用品出口貿(mào)易對進(jìn)出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻(xiàn)程度。
5.1 單位根檢驗（平穩(wěn)性檢驗）
在對該4個時間序列指標(biāo)取自然對數(shù)值之后，采用ADF單位根檢驗方法來驗證時間序列的平穩(wěn)性。其操作過程借助Eviews5.0軟件完成，結(jié)果如表3所示。
從表3看出，LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK的ADF統(tǒng)計量均大于在10%、5%、1%水平下的臨界值 ，即4個變量的原序列均未通過ADF檢驗，全為非平穩(wěn)時間序列。綜合考慮時間趨勢因素，并 對LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK進(jìn)行一階差分處理，差分后的時間序列均通過了10%、5%、1% 水平的顯著性檢驗，說明LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK是一階單整I(1)序列。
5.2 協(xié)整關(guān)系檢驗 本研究采 用E-G（Engle-Granger）兩步法，用一個變量（LNTYCK）對其它3個變量（LNJCK、LNCK、LN JK）分別作對數(shù)回歸，并根據(jù)回歸模型及模型殘差值的單位根檢驗結(jié)果，判斷體育用品出口 貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。因本文所 涉及的4個時間序列變量均為一階單整I(1)序列，可直接用最小二乘法（OLS）進(jìn)行協(xié)整回歸[13-14]。所有操作過 程均借助Eviews5.0軟件完成，結(jié)果如表4、表5所示。
注： R表示判定系數(shù)，AdjustedR表示調(diào)整判定系數(shù)，S.E表示標(biāo)準(zhǔn)誤差，F(xiàn) -statistic表示模型的F檢驗值，Prob表示顯著性概率。
1） 由變量組LNJCK、LNTYCK的協(xié)整回歸模型可知，模型擬合優(yōu)度較高，解釋能力較強（R=68.85%），并具有顯著性意義（P
2） 從變量組LNCK、LNTYCK的協(xié)整回歸模型看出，模型擬合優(yōu)度較高，解釋能力較強（R=68.44%），模型存在顯著性意義（P
3） 由變量組LNJK、LNTYCK的協(xié)整回歸模型可知，模型擬合優(yōu)度較高，解釋能力略低于前兩個模型（R =64.20%），也具有顯著性意義（P
5.3 格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗
格蘭杰因果關(guān)系檢驗要求變量必須是平穩(wěn)的[14]，經(jīng)ADF統(tǒng)計量檢驗，得知變量D(LNJCK)、D(LNCK)、D(LNJK)和D(LNTYCK)均為平穩(wěn)時間序列，故可對該4個變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，根據(jù)AIC和SC最小化準(zhǔn)則，本文確定滯后期為2，采用Eviews5.0軟件進(jìn)行處理，結(jié)果如表7所示。
由表7可知，對于D(LNTYCK)不是D(LNJCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值較小，顯著性概率P大于0.05，故接受原假設(shè)，表明體育用品出口貿(mào)易不是我國進(jìn)出口貿(mào)易增長的原因。就D(LNJCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值為4.25 389，顯著性概率P小于0.05，拒絕原假設(shè)，說明進(jìn)出口貿(mào)易是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；對 于D(LNTYCK)不是D(LNCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值偏小，顯著性概率P也大于0.05，因此接受原假設(shè)，表明體育用品出口貿(mào)易也不是中國出口貿(mào)易增長的原因。就D(LNCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值為3.89 591，顯著性概率P小于0.05，由此拒絕原假設(shè)，說明出口貿(mào)易同樣也是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；對于D(LNTYCK)不是D(LNJK)的格蘭杰原因與D(LNJK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的兩個原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值均較小，顯著性概率P大于0.05，故接受原假設(shè)，表明體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。從中不難看出，因受中國體育用品業(yè)發(fā)展內(nèi)外環(huán)境的影響，體育用品出口貿(mào)易的規(guī)模還差強人意，但其經(jīng)濟(jì)效益還有待于進(jìn)一步提高。因此，近些年，體育用品出口貿(mào)易的快速發(fā)展并不是我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易增長的直接原因，而進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易的發(fā)展卻對體育用品出口貿(mào)易增長產(chǎn)生了積極作用。
5.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析
脈沖響應(yīng)函數(shù)是基于向量自回歸（VAR）模型得出的，主要反映來自隨機擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值的影響，刻畫內(nèi)生變量對隨機擾動的動態(tài)反映，顯示任意變量的隨機擾動（新息Innovation）如何通過模型影響其他變量，并反饋到自身的動態(tài)過程[14-15]。本文運用脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse response functions）重點考察 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易之間的互動關(guān)系。
進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析之前，必須構(gòu)建理想的VAR模型。根據(jù)AIC和SC最小化原則，借助Eviews5.0軟件對不同滯后量模型的AIC和SC值進(jìn)行反復(fù)比較，結(jié)果如表7所示，從中選出AIC和SC值最小的VAR模型，即3個向量自回歸模型的滯后期均為5，說明滯后期為5時，3個向量自回歸模型（LNJCK與LNTYCK、LNCK與LNTYCK、LNJK與LNTYCK）的回歸效果最為理想。
根據(jù)上述3個VAR（5）模型，研究運用模擬沖擊法，對模型系統(tǒng)施加一個外部沖擊，借助Eviews5.0軟件計算各變量對沖擊的反應(yīng)，考察中國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易的反應(yīng)狀況。圖2、圖3、圖4分別顯示我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易對來自體育用品出口貿(mào)易增長一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的反應(yīng)。
分析圖2、圖3與圖4可得出，在短時期內(nèi)，體育用品出口貿(mào)易的變動會對我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生較大影響，即在1～3期之間，體育用品出口貿(mào)易增長的波動對中國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易增長的波動產(chǎn)生直接作用。但從長遠(yuǎn)來看，體育用品出口貿(mào)易增長的波動并未對進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生明顯的影響?；诖耍芯空J(rèn)為我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)表現(xiàn)為“短期效應(yīng)明顯，長期效應(yīng)較弱”。
5.5 方差分解技術(shù)
方差分解（Variance decomposition）技術(shù)也是根據(jù)VAR模型得來的，其可將系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動（K步預(yù)測方差）按其成因分解為與各方程新息（Innovation）相關(guān)聯(lián)的組成部分，從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要程度[14-15]。本文采用該 技術(shù)的主要目的是考察體育用品出口貿(mào)易在不同時期對我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易的具體貢獻(xiàn)程度。借助Eviews5.0軟件進(jìn)行計算，結(jié)果如表8所示。
由表8可知，我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào) 易與進(jìn)口貿(mào)易增長的波動主要歸因于自身因素，解釋能力分別達(dá)84.61%、77.24%和91.92 %。 而受體育用品出口貿(mào)易擾動項的沖擊影響的成分較低，其對中國進(jìn)出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻(xiàn)程度 均維持在較低的水平，解釋能力分別為15.39%、22.76%、8.08%，說明體育用品出口貿(mào)易 對我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易的貢獻(xiàn)程度非常有限。
6 結(jié) 論
1） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的總體情況分析得出，我國進(jìn)出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易及體育用品出口貿(mào)易保持著持續(xù)增長態(tài)勢，但存在周期性波動。從數(shù)量規(guī) 模上講，體育用品出口總額與進(jìn)出口總額、出口總額、進(jìn)口總額還存在著非常大的差距，所 占中國進(jìn)出口貿(mào)易的份額偏低。
2） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)分析表明，我國體育用品出口貿(mào)易與 進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易的相關(guān)系數(shù)分別為0.828、0.826和0.805，均達(dá)到較高 的關(guān)聯(lián)程度，且具有非常顯著性意義（P
3） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的單位根檢驗顯示，我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口 貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易和體育用品出口貿(mào)易的自然對數(shù)時間序列（LNJCK、LNCK、LNJK、LNTYCK） 均為一階單整I(1)序列。
4） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的協(xié)整關(guān)系檢驗可知，體育用品出口貿(mào)易與 我國進(jìn)出口貿(mào)易不存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但與出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易存在長期穩(wěn)定的均衡 關(guān)系。
5） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的格蘭杰因果關(guān)系檢驗表明，體育用品出口 貿(mào)易不是進(jìn)出口貿(mào)易增長的原因，而進(jìn)出口貿(mào)易則是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；體育用 品出口貿(mào)易也不是出口貿(mào)易增長的原因，但出口貿(mào)易是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；體育 用品出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果關(guān)系。
6） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析得出，我國進(jìn)出口貿(mào)易 、出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)表現(xiàn)為“短期效應(yīng)明顯，長 期效應(yīng)較弱”。
7） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的方差分解技術(shù)說明，我國進(jìn)出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易增長的波動主要歸因于自身因素，體育用品出口貿(mào)易對進(jìn)出口貿(mào)易事業(yè)的 貢獻(xiàn)程度均維持在較低的水平，說明體育用品出口貿(mào)易對我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口 貿(mào)易的貢獻(xiàn)程度非常有限。
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[關(guān)鍵詞]因子分析；進(jìn)出口貿(mào)易；影響因素
1引言
2015年，受到全球經(jīng)濟(jì)的影響，中國進(jìn)出口貿(mào)易刷新了出口低速增長的新紀(jì)錄。2016年進(jìn)出口貿(mào)易呈現(xiàn)出前低后高、逐步回升的好態(tài)勢，但仍處于乏力的恢復(fù)期，其中貨物進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)出口總值達(dá)到2433萬億元，與2015年同比下降09%。[1]湖南省也受到中國大環(huán)境的影響，進(jìn)出口貿(mào)易疲軟。2016年，湖南省進(jìn)出口總值17822億元，與上年同比下降21%。其中出口達(dá)到12052億元，增長15%，進(jìn)口577億元，下降89%。[2]為了進(jìn)一步刺激湖南省的M出口貿(mào)易，湖南省政府于2017年新增了進(jìn)一步降低商品暫定稅率規(guī)定32項，繼續(xù)對原產(chǎn)于25個國家或者地區(qū)的部分進(jìn)出口商品實施協(xié)定稅率，同時還取消了氮肥、磷肥和天然石墨等一部分商品的出口關(guān)稅。[3]
2文獻(xiàn)回顧和指標(biāo)選取
21文獻(xiàn)回顧
關(guān)于進(jìn)出口貿(mào)易的影響因素，國內(nèi)外很多的學(xué)者都在相關(guān)的方面做了深入的研究分析。
在國外，Wei Xian Xue、Rong Guo（2013）通過解釋結(jié)構(gòu)模型分析法對相關(guān)結(jié)構(gòu)中的14個影響因素做了分析并指出，出口貿(mào)易會受到當(dāng)?shù)卣愂昭a貼、貸款補貼、降低關(guān)稅、保險補貼的直接影響。[4]MVPosne（1961）指出進(jìn)出口貿(mào)易會受到技術(shù)的改革發(fā)展的影響，因為在一個國家中，特定商品的技術(shù)的改革將提高效率產(chǎn)生剩余時間價值，從而導(dǎo)致出口。[5]Patel、Krunal、Sankalpa（2016）運用1992―2013年的時間序列數(shù)據(jù)針對印度進(jìn)出口貿(mào)易做了研究，通過格蘭杰因果關(guān)系得出，經(jīng)濟(jì)的增長與匯率、進(jìn)出口貿(mào)易、FDI存在單項的因果關(guān)系。[6]Napshin S、Brouthers LE（2015）通過假設(shè)發(fā)達(dá)國家提高中間產(chǎn)品的使用將會改變跨國企業(yè)的企業(yè)決策。指出在發(fā)達(dá)國家中，F(xiàn)DI和進(jìn)出口貿(mào)易之間有很強的聯(lián)系。[7]
在國內(nèi)，沈鴿（2015）針對影響中國進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的主要因素進(jìn)行了定量及定性分析。提出因素主要有人民幣匯率變動、金融危機等其他因素。結(jié)果表明上述影響因素對中國進(jìn)出口貿(mào)易流量、結(jié)構(gòu)、條件及方式等有著不同程度的影響。[8]韓文文（2014）選取了各省GDP、各省人口數(shù)、各省市固定資產(chǎn)投資總額、各省市、進(jìn)口總額、各省市FDI、各省教育經(jīng)費，6個變量因子分析對影響各省市出口的因素進(jìn)行分析。得出經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和對外貿(mào)易程度對出口影響較大。[9]邱愛蓮和安玉梅（2016）運用相關(guān)理論初步對遼寧省進(jìn)出口貿(mào)易的主要影響因素做了分析，得出GDP對出口影響最大，人力資本的影響存在滯后作用，外商直接投資（FDI）以及科技投入與出口呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系，但是科技投入對遼寧省進(jìn)口貿(mào)易呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。[10]寧大千（2014）通過ADF單位根檢驗、Johansen協(xié)整檢驗、LOS回歸分析和Granger因果關(guān)系對人民幣實際有效匯率與我國進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系進(jìn)行實證分析。從而得出人民幣實際有效匯率與我國進(jìn)出口貿(mào)易之間具有長期的協(xié)整關(guān)系，人民幣實際有效匯率的變動是我國進(jìn)出口貿(mào)易額變動的格蘭杰原因。人民幣的升值會抑制出口貿(mào)易，但也同時會促進(jìn)我國的進(jìn)口貿(mào)易。[11]
22指標(biāo)選擇
文本基于前人的研究成果，根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性以及全面性、可行性、主觀與客觀相一致的原則，針對湖南省進(jìn)出口貿(mào)易的特點，選取了全國GDP、湖南省GDP、人民幣匯率、實際利用外資（FDI）、人力資源、居民消費指數(shù)、外商直接投資、科技水平、人均可支配收入共9個指標(biāo)作為變量指標(biāo)體系。全國的GDP（X1），從宏觀的角度反映了近幾年以來國內(nèi)生產(chǎn)總值的變動和趨勢，整體經(jīng)濟(jì)水平上漲的時，會促進(jìn)貿(mào)易的出口，吸引外商的直接投資。湖南省GDP（X2），反映出湖南省近幾年以來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和現(xiàn)狀，經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大將會使得出口增加。人力資源（X3），人才的培養(yǎng)，影響一個地區(qū)未來的科技和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的趨勢。人均可支配收入（X4），間接地反映出居民的消費水平，購買力的情況，整體人均可支配收入上漲時，消費水平將提高，促進(jìn)進(jìn)口的發(fā)展?？萍妓剑╔5），技術(shù)的提高會帶動生產(chǎn)效率的提升，增加總供給，使得出口增加。外商直接投資（FDI）（X6），外商直接投資中當(dāng)FDI擴(kuò)大，會帶來更多的資本，同時也將促進(jìn)技術(shù)的引進(jìn)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的提升，提高生產(chǎn)效率，增加產(chǎn)出刺激出口。實際利用外資（X7），吸引外資利用外資，有利于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的改善，彌補經(jīng)濟(jì)發(fā)展的資金不足的問題，促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，有利于出口貿(mào)易。人民幣匯率（X8），人民幣升值時，進(jìn)口商品在本國市場相對便宜，促進(jìn)了進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；但是對于本國的商品出口時，在國際市場上價格相對較高，失去競爭力，抑制出口貿(mào)易的發(fā)展；反之同理。居民消費指數(shù)（X9），反映居民家庭一般所購買的消費商品和服務(wù)價格水平變動情況。
3因子分析過程
31數(shù)據(jù)的選取
為了研究湖南省進(jìn)出口貿(mào)易的影響因素，選取了2006―2015年的年度數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。本文的數(shù)據(jù)主要來源于《中國國家統(tǒng)計局》、Wind數(shù)據(jù)庫。由于有些指標(biāo)難以直接用數(shù)據(jù)體現(xiàn)又是必須要用到的，因此本文選取了相對具體的數(shù)據(jù)作為變量進(jìn)行研究分析。希望可以從中得出結(jié)論。如人力資本（教育經(jīng)費），科技水平（專利數(shù)量）。盡管可能存在一定的誤差，但是樣本指標(biāo)的數(shù)據(jù)的來源都是真實可靠的。
32KMO和 Bartlett檢驗
KMO（Kaiser-Meyee-Olkin）檢驗統(tǒng)計量是用來比較變量間簡單相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)的指標(biāo)。當(dāng)KMO檢驗值越接近于1，表示所有變量間的簡單相關(guān)系數(shù)平方和大于偏相關(guān)系數(shù)平方和，意味著變量之間的相關(guān)性較強，適合做因子分析。Bartlett檢驗是通過關(guān)系數(shù)矩陣的行列式得到的。當(dāng)sig小于005時，則原始變量之間存在相關(guān)性，適合做因子分析。本文通過SPSS 230 軟件對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行了KMO和 Bartlett檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示，KMO=0778，大于05的檢驗標(biāo)準(zhǔn)。Bartlett概率值=0000，表示指標(biāo)之間的相關(guān)性較強。綜上所述，所選的樣本數(shù)據(jù)適合做因子分析。
33提取公因子
根據(jù)原有變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，通過軟件SPSS 230對可能影響湖南省進(jìn)出口貿(mào)易的9個指標(biāo)進(jìn)行了主成分分析，得出公共因子的特征值和方差貢獻(xiàn)率（表1）。選取特征值大于1的因子，提取了2個公共因子作為主要因子，這兩個因子的方差貢獻(xiàn)率分別為85925%、11743%。采用最大方差對因子進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，這兩個因子的累計貢獻(xiàn)率為97668%。這2個主成分可以反映出原始數(shù)據(jù)9個指標(biāo)所要反映出的信息，本文將通過選取這2個公共因子進(jìn)行研究。
34因子命名
如表2所示，根據(jù)旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣可得：在第一主要成分中人均可支配收入=0997、全國GDP=0995、湖南省GDP=0995、人力資源=0995、實際利用外資=0993、外商直接投資=0992、科技水平=0990這七個指標(biāo)占有很大的載荷，表示第一主要成分能夠反映以上的指標(biāo)的大部分信息，基本上都代表著生產(chǎn)力水平和購買力的情況，因此將其命名為“內(nèi)部經(jīng)濟(jì)原因”；在第二主要成分中人民幣匯率、居民消M指數(shù)這兩個指標(biāo)載荷比重較大。反映出價格因素對湖南省進(jìn)出口貿(mào)易影響較大，因而用“價格水平”來命名。
35計算因子的得分
根據(jù)主成分分析法得出因子的得分系數(shù)矩陣，各個因子的得分系數(shù)，將公因子1設(shè)置為F1；公因子2設(shè)置為F2，根據(jù)分?jǐn)?shù)表示各因子之間的函數(shù)關(guān)系，可得如下：
可知湖南省進(jìn)出口貿(mào)易的整體發(fā)展水平受兩個因子共同作用，這兩個因子分別從不同的方面反映出了影響湖南省進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展?fàn)顩r的綜合情況，需要兩個公因子一起才可以做出客觀的評價。因此本文通過將這兩個主因子方差貢獻(xiàn)率為權(quán)重進(jìn)行了加權(quán)計算，得出綜合表達(dá)式如下：
式中，F(xiàn)1i、F2i分別表示對湖南省進(jìn)出口貿(mào)易影響的因子得分，F(xiàn)i表示對湖南省進(jìn)出口貿(mào)易的綜合水平。
其中W1=85925、W2=11743、W1+W2=97668，代入公式可得：
通過計算可知（見表3），綜合得分分值越高，表示該影響因素的影響力越強。
4數(shù)據(jù)分析
2006―2015年期間的得分比較規(guī)律，都是呈現(xiàn)出上升的趨勢。其中F1因子逐年穩(wěn)步上升，表示“內(nèi)部經(jīng)濟(jì)因子”對湖南省進(jìn)出口貿(mào)易的影響是一個穩(wěn)定的趨勢。但是因子的綜合得分在2008年時較前兩年有較大的增幅，可能是由于當(dāng)時人民幣升值幅度較大，在一定程度上抑制了出口。再加上受到全球金融危機的影響，物價水平不穩(wěn)定，通貨膨脹壓力嚴(yán)峻，也在不同程度上影響了湖南省進(jìn)出口貿(mào)易。2015年時因子綜合得分最高，其原因可能是多方面的，比如說人民幣持續(xù)貶值、人均可支配收入漲幅顯著、湖南省GDP、外商直接投資、人力資源的平穩(wěn)增長，都對湖南省進(jìn)出口貿(mào)易有積極的作用。
5對策和建議
（1）面對人民幣匯率下降的大趨勢，政府應(yīng)該抓住機會大力發(fā)展出口行業(yè)，并對進(jìn)口行業(yè)給予優(yōu)惠政策。發(fā)展湖南省的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，政府應(yīng)該對這些產(chǎn)業(yè)的出口予以鼓勵，例如煙花、陶瓷、雜交水稻。
（2）擴(kuò)大具有知識產(chǎn)權(quán)的高新技術(shù)的產(chǎn)品出口。同時政府進(jìn)行人才的引進(jìn)，人才的較量才能促使更好地從勞動密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)化為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)。根據(jù)數(shù)據(jù)反映，2015年湖南省的勞動密集型產(chǎn)業(yè)都有所下降。鼓勵科研技術(shù)的發(fā)展，加快科技向技術(shù)的轉(zhuǎn)化的同時促進(jìn)生產(chǎn)效率水平的提高。使得出口的產(chǎn)品更有競爭力。
（3）充分利用好國家推行的中部崛起的戰(zhàn)略，改善經(jīng)濟(jì)發(fā)展中薄弱環(huán)節(jié)，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化轉(zhuǎn)型，促進(jìn)湖南省自身的GDP，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，才能更好地促進(jìn)民眾的消費意愿和消費需求。
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[關(guān)鍵詞]FDI；我國對外直接投資；體育用品制造業(yè)；進(jìn)出口貿(mào)易
[中圖分類號]F4 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A [文章編號]1671-5918（2016）07-0103-04
自20世紀(jì)90年代以來，受國外體育用品制造業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和本土發(fā)展環(huán)境優(yōu)化等因素影響，我國體育用品制造業(yè)發(fā)展迅猛，并逐漸成為體育產(chǎn)業(yè)的重要組成部分。據(jù)統(tǒng)計，全國體育用品制造業(yè)行業(yè)總產(chǎn)值以每年493億元的規(guī)模增長，全球65%的體育用品在中國生產(chǎn)制造，我國已成為世界體育用品制造大國。近年來，我國體育用品出口保持著較高的增長幅度，根據(jù)國家信息中心中經(jīng)專網(wǎng)（http：//ibe.cei.gov.en/）和國家海關(guān)數(shù)據(jù)顯示，2012年全國894家規(guī)模以上體育用品制造業(yè)企業(yè)實現(xiàn)出貨值509.94億元，同比增長10.58%；從出口性質(zhì)來看，體育用品出口以外資企業(yè)、私營企業(yè)和國有企業(yè)為主，合計出口占全部出口總額的98.5%，其中外商投資企業(yè)出口占六成以上，這表明外商投資對我國體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易產(chǎn)生重要影響。
改革開放以來，我國對外貿(mào)易和吸引外資都取得了較快發(fā)展，根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，我國實際利用外商直接投資（FDI）額和對外直接投資額分別從2002年的527.43億美元、27億美元躍升至2012年的1117.2億美元、850億美元，年均增幅分別為7.79%和41.19%；而與此同期，我國體育用品制造業(yè)FDI和對外直接投資年均增幅為9.22%和31.4%。根據(jù)相關(guān)研究結(jié)果顯示，F(xiàn)DI和本國對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生重要影響，但體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易是否也受到FDI和我國對外直接投資影響？影響是否顯著，是怎么樣影響的？面對新形勢和新挑戰(zhàn)，這些問題是值得深思的。因此，本文通過建立外商直接投資（FDI）和我國對外國直接投資對體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易影響的回歸模型，以實證的定量分析來研究兩者之間的相關(guān)性，以期得出有意義的結(jié)論。
一、相關(guān)文獻(xiàn)回顧
1960年，美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家海默的博士論文《國內(nèi)企業(yè)的國際經(jīng)營：對外直接投資的研究》提出了壟斷優(yōu)勢理論，標(biāo)志著對外直接投資理論的興起；這一時期，以商品貿(mào)易為主的國際經(jīng)濟(jì)交往格局被打破，國際分工深入到生產(chǎn)領(lǐng)域，進(jìn)而滲透到產(chǎn)業(yè)內(nèi)部，這使得對外直接投資和國際貿(mào)易之間的互動關(guān)系加強，融合程度加深。對外直接投資與貿(mào)易理論主要有兩大體系，一是宏觀角度下以國際貿(mào)易理論為基礎(chǔ)，如郝克歇爾一俄林的要素稟賦論（靜態(tài)比較優(yōu)勢），小島清邊邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張論（動態(tài)比較優(yōu)勢）和錢鈉里的“兩缺口”理論等；二是微觀角度下以產(chǎn)業(yè)組織理論為基礎(chǔ)，如壟斷優(yōu)勢論、內(nèi)部化理論和鄧寧的國際生產(chǎn)折中論等。從實證角度來看，國外學(xué)者主要有兩種觀點，一是以Mundell為代表的“替代性關(guān)系”，如Blonigen（2005）指出為逃避貿(mào)易壁壘，F(xiàn)DI對貿(mào)易具有替代性關(guān)系；二是以小島清（1973）為代表的“互補性關(guān)系”，如Lipsey和Weiss（1984）指出對外直接投資可以帶動與其相關(guān)或配套的技術(shù)品和服務(wù)的母國供應(yīng)商對東道國的直接投資和出口，在長期中，F(xiàn)DI和母國出口趨于互補；Marchant（2002）、Rose和Spiegel（2004）也通過實證檢驗證明了FDI與國際貿(mào)易存在正相關(guān)關(guān)系。我國學(xué)者對FDI和對外直接投資對本國外貿(mào)影響的研究面較廣，研究重點主要集中在出口總量、結(jié)構(gòu)升級和技術(shù)外溢出等方面，如李春頂（2009）以新一新貿(mào)易理論為基礎(chǔ)，研究了我國不同行業(yè)企業(yè)應(yīng)選擇不同的國際化路徑（繼續(xù)擴(kuò)大出還是轉(zhuǎn)向?qū)ν庵苯油顿Y）；孫少勤，邱斌（2010）從市場體制、外資政策、金融市場效率和市場分割等四個制度入手，分析了上述四個制度因素對我國制造業(yè)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響。
通過文獻(xiàn)回顧，可以發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外對此研究在宏觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域、中觀產(chǎn)業(yè)層面、微觀企業(yè)角度都有較寬、較深的研究，但關(guān)于FDI對我國體育用品制造業(yè)的影響研究方面則較少，只有張宏偉（2010）和王自清（2010）等少數(shù)學(xué)者對此有相關(guān)研究；張宏偉通過測算體育用品制造業(yè)全要素生產(chǎn)率來分析FDI對我國體育用品制造業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)，王自清研究了三資企業(yè)資產(chǎn)與我國文教體育用品制造業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值之間的關(guān)系，而關(guān)于FDI對進(jìn)出口貿(mào)易影響的研究則鮮有?；谏鲜霰尘昂拖嚓P(guān)研究成果，本文選取2003-2012年體育用品制造業(yè)對外貿(mào)易數(shù)據(jù)作為研究樣本，運用單位根檢驗（ADF）、協(xié)整關(guān)系檢驗和向量誤差修正模型（VEC）等方法對FDI與我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的影響效果進(jìn)行了分析，同時也把我國對外國直接投資作為變量因素考察其是否對體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，進(jìn)而為改善我國體育用品制造業(yè)對外貿(mào)易提供相關(guān)建議。
二、數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建
（一）數(shù)據(jù)來源
1.體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)
本文照國家體育總局制定的《體育及相關(guān)產(chǎn)業(yè)分類（試行）》選取體育用品制造業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于國務(wù)院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)（該平臺是由國務(wù)院發(fā)展研究中心主管、國務(wù)院發(fā)展研究中心信息中心主辦、北京國研網(wǎng)信息有限公司承辦的）、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（國家信息中心主辦）和國家海關(guān)公布的分行業(yè)月度數(shù)據(jù)，本文將各年的月度數(shù)據(jù)匯總得出我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易額。
2.FDI和我國對外直接投資額
本文研究所需的我國全部行業(yè)FDI和對外直接投資額數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局編撰的歷年《國家統(tǒng)計年鑒》，體育用品制造業(yè)的FDI來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；由于體育用品制造業(yè)的對外直接投資額沒有直接數(shù)據(jù)，本文根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的20行業(yè)對外直接投資額（其中包括文化、體育和娛樂業(yè)）和商務(wù)部編撰的歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》（其中對文化服務(wù)業(yè)有做概述）對體育用品制造業(yè)對外直接投資額進(jìn)行估算，由于文化、體育和娛樂業(yè)對外直接投資總額明顯小于體育用品制造業(yè)FDI額，所以在做回歸模型分析時，估算的體育用品制造業(yè)對外直接投資額數(shù)據(jù)對本文的研究結(jié)論影響很小。
（二）模型構(gòu)建
根據(jù)上述FDI和國際貿(mào)易相關(guān)理論，假定出口需求EX和進(jìn)口需求IM是該行業(yè)對外直接投資（CDI）和受到外商直接投資（FDI）等變量的函數(shù)，由此得到的進(jìn)出口需求函數(shù)為：
EX=EX（CDI，F(xiàn)DI） （1）
IM=IM（CDI，F(xiàn)DI） （2）
由于對進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響的不僅僅是該年的CDI和FDI，往年流入和流出的FDI和CDI對該行業(yè)的對外貿(mào)易也會產(chǎn)生影響（于薇薇，2007），本文將考察往年的FDI和CDI是否也對體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，故把FDI和CDI的累計額也作為變量因素來分析，兩者的累計額分別采用截止到該年的累計額；由于本文不僅研究長期靜態(tài)效應(yīng)，也關(guān)注短期動態(tài)效應(yīng)，故選擇“滯后一期”帶來的短期影響，進(jìn)而研究數(shù)據(jù)以2002年為初始年，2003年的累計額是2002年和2003年的總和，2004年則是2002、2003和2004年的總和，以此類推。故上述（1）和（2）式可以完善為：
EX=EX（CDI，F(xiàn)DI，AFDI，ACDI） （3）
IM=IM（CDI，F(xiàn)DI，AFDI，ACDI） （4）
（3）和（4）式中AFDI和ACDI分別表示FDI和CDI的累計值。
為減少估值誤差可以將上述數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為對數(shù)形式，通過最小二乘法（OLS）回歸，則有計量模型：
lnEX=αex+βexlnCDI+γexlnFDI+λexlnAFDI+πexlnACDI+ρex （5）
lnIM=αim+βimlnCDI+γimlnFDI+λimlnAVDI+πimlnACDI+ρim （6）
上述（5）和（6）式是本文實證分析的基準(zhǔn)模型，其中α為常數(shù)項，β、γ、λ、π為各自變量的系數(shù)，ρ表示隨機擾動項。
三、實證分析
（一）我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易和FDI現(xiàn)狀分析
自2002年正式加入世貿(mào)組織后，我國對外貿(mào)易規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大，2003至2012年出口和進(jìn)口貿(mào)易增長速度年均增幅分別超過21%和20%，2012年我國在全球貨物貿(mào)易額排名中位列第二，而與此同期我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易增速放緩，圖1和圖2分別顯示的是我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易和FDI增速、體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易和FDI占全國進(jìn)出口貿(mào)易總額和FDI總額的比例。
圖1顯示除2010年外，我國體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易增幅呈現(xiàn)下降態(tài)勢，并且2012年出口額出現(xiàn)首次下降，這表明我國體育用品制造業(yè)出口面臨嚴(yán)峻形勢，出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)競爭優(yōu)勢降低和國際競爭加劇是主要原因；進(jìn)口增速則呈現(xiàn)“降一升一降”的來回波動趨勢，這與國內(nèi)居民收入狀況和體育消費環(huán)境有很大關(guān)系，如受金融危機影響，但受惠于2008年北京奧運會的舉辦，當(dāng)年進(jìn)口增幅達(dá)到9.8%，而2009年則受到金融危機滯后效應(yīng)影響，下降幅度超過11%；外商對我國體育用品制造業(yè)的直接投資也呈現(xiàn)來回波動趨勢，北京奧運會前的2007年增幅達(dá)87%，而最近幾年，我國體育用品制造業(yè)發(fā)展受到諸如產(chǎn)品科技含量低、惡性競爭嚴(yán)重、支持力度需要加強等因素影響，2012年FDI增速只有10%左右，投資環(huán)境需要進(jìn)一步改善。
圖2顯示2008年北京奧運會前，我國體育用品制造業(yè)出口額占全國出口額比重持續(xù)下跌，但2009-2011年出口比重明顯高于2009年之前，這和國家建設(shè)體育強國和國務(wù)院出臺加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)的相關(guān)政策有較大關(guān)系；進(jìn)口比重則保持平穩(wěn)態(tài)勢；雖然2012年體育用品制造業(yè)FDI增速只有10%，但全國FDI增速為負(fù)增長，體育用品制造業(yè)FDI比重則保持穩(wěn)中有升態(tài)勢，這表明越來越多的外商投資我國的體育用品制造業(yè)，體育用品制造業(yè)企業(yè)競爭加劇。
（二）FDI和我國對外直接投資對體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的影響
在做時間序列回歸分析中，一般假定時間序列是平穩(wěn)的，否則在做回歸分析時可能出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，在實踐中較多宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的時間序列是非平穩(wěn)的，為避免“偽回歸”現(xiàn)象，本文將采用Engle-Granger（1987）提出的兩步法，首先根據(jù)基準(zhǔn)方程（5）和（6）對相關(guān)變量做ADF單位根檢驗，然后衡量各變量與進(jìn)出口貿(mào)易之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系，因為當(dāng)且僅當(dāng)各非平穩(wěn)變量同階單整且具有協(xié)整關(guān)系時，建立的回歸模型才有意義，最后進(jìn)一步在此基礎(chǔ)上運用向量誤差修正模型（VEC）分析變量間的短期效應(yīng)。
1.ADF根檢驗
運用Eviews軟件對基準(zhǔn)方程中的變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表1，在5%的顯著性水平下，只有原始數(shù)據(jù)lnEX和lnAFDI單整，而在二階差分后，則都是平穩(wěn)的時間序列。注：如果ADF檢驗值小于T值，則表明數(shù)據(jù)平整通過檢驗；表示二階差分
2.協(xié)整關(guān)系檢驗和VEC模型
利用Eviews軟件，將相關(guān)變量帶入上述基準(zhǔn)方程（5）和（6）中，采用普通最小二乘法（OLS）進(jìn)行測算，出口和進(jìn)口方程分別為：
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）式的擬合優(yōu)度均超過0.95，說明方程整體線性情況較優(yōu)；根據(jù)回歸結(jié)果顯示，雖然整體方程線性較優(yōu)，但只有AFDI變量對進(jìn)出口貿(mào)易額的影響較為顯著，其余三個變量均不顯著（見表2）。
為契合外商直接投資累計額（AFDI）對我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易額影響顯著的結(jié)果，本文把AFDI單獨拿出來與出口和進(jìn)口做回歸分析，測算的出口方程和進(jìn)口方程分別為：
lnEX=3.193309+0.832585lnAFDI+ρex （9）
其中R2=0.979767，D-W=1.451246，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。
lnIM=0.491375+0.817216lnAFDI+ρim （10）
其中R2=0.960327，D-W=2.63312，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。
上述（9）和（10）式為長期靜態(tài)進(jìn)出口回歸方程。為避免直接回歸造成的偽回歸，需要對出口和進(jìn)口回歸方程中的殘差序列p進(jìn)行單整分析，對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗，測得ADF值分別為-2.771129和-3.761541，小于5%顯著性水平下的-2.309527和-3.259808，拒絕殘差存在單位根的原假設(shè)，因此，各變量之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。將殘差項resid加入VEC模型，采用OLS得出短期出口和進(jìn)口動態(tài)方程分別為：
lnEX=2.275895+0.906402lnAFDI-0.038154ρ（-1） （11）
其中R2=0.979825，D-W=1.190602，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。
lnIM=0.026562+0.854723lnAFDI-0.341169ρ（-1） （12）
其中R2=0.942080，D-W=1.514908，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。
由于本文在計算AFDI累計值是從2002年開始，故（11）和（12）式中表示了滯后一期的回歸模型，ρ（-1）表示滯后一期。
3.分析與討論
（1）本文考察了外商直接投資及其累計值和對外直接投資及其累計值對我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，從（7）和（8）式可以看出體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易額與上述四個因素均呈正比；從影響系數(shù)來看，外商直接投資及其累計值對進(jìn)出口貿(mào)易額產(chǎn)生較大影響。歷年流人的外商直接投資累計值是影響我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的主要因素，這說明外商直接投資對其有滯后效應(yīng)。
（2）（9）、（10）和（11）、（12）式中方程擬合度均超過0.9，說明方程整體線性情況較優(yōu)；且ADFI的檢驗值為0.0000
（3）FDI流入帶來體育用品制造業(yè)出口的增長是和我國出口導(dǎo)向政策、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級，更廣泛參與國際分工密切相關(guān)的；日本經(jīng)濟(jì)學(xué)家小島清提出了FDI與國際貿(mào)易互補效應(yīng)的模型，他認(rèn)為FDI是資金、技術(shù)以及管理經(jīng)營等的綜合轉(zhuǎn)移，根據(jù)其理論可以推測FDI促進(jìn)我國體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易很可能是FDI流入改善了資本質(zhì)量，同時帶來了先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗，并且對體育用品制造業(yè)部門產(chǎn)生了競爭效應(yīng)，有力地提高了供給能力和出口競爭力。從理論上而言，進(jìn)口替代政策和FDI的替代效應(yīng)會使FDI與進(jìn)口規(guī)模呈現(xiàn)反比例關(guān)系，但從實踐的角度看，我國體育用品制造業(yè)還處于追趕階段，在技術(shù)、管理、品牌等方面還有待于進(jìn)一步提高，F(xiàn)DI流入則會大量進(jìn)口先進(jìn)的設(shè)備和原材料等，因此，實證分析才會出現(xiàn)FDI導(dǎo)致了進(jìn)口的增加。
（4）從短期誤差修正模型來看（（11）、（12）式），F(xiàn)DI累計值與出口的關(guān)系，每年對上一年的偏離糾正速度為3.8%（p（-1）的系數(shù)），即當(dāng)年FDI變動不會導(dǎo)致出口的迅速反應(yīng)，因為FDI從實際使用到產(chǎn)品出口需要一定周期，這也佐證了FDI的累計值是影響出口貿(mào)易的主要因素；FDI累計值與進(jìn)口的關(guān)系，每年對上一年的偏離糾正速度明顯高于出口，達(dá)到34.1%，即當(dāng)年FDI變動對進(jìn)口影響較大，這主要由于外商投資初期需要從國外進(jìn)口大量的設(shè)備和原材料；由于p的系數(shù)為負(fù)，表明當(dāng)年FDI變動與進(jìn)出口呈負(fù)相關(guān)，這也佐證了在長期內(nèi)FDI累計值對進(jìn)出口影響大致相同，而短期內(nèi)對出口的促進(jìn)作用高于進(jìn)口。
四、結(jié)論與對策建議
（一）主要結(jié)論
1.最近幾年，我國體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易增幅及占全國出口貿(mào)易總額的比重呈現(xiàn)下滑態(tài)勢；體育用品制造業(yè)FDI增速表現(xiàn)來回波動趨勢，其占全國FDI比重則穩(wěn)中有升。
2.本文利用ADF單位根檢驗、協(xié)整關(guān)系檢驗和向量誤差修正（VEC）模型分析了FDI和我國對外直接投資對體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的影響。結(jié)果表明體育用品制造業(yè)FDI和我國對外直接投資均促進(jìn)了進(jìn)出口貿(mào)易，但FDI累計值是影響進(jìn)出口貿(mào)易的主要原因；體育用品制造業(yè)FDI累計值對出口影響略大于進(jìn)口影響，短期影響大于長期影響；當(dāng)年FDI變動對進(jìn)口影響高于出口。
3.FDI對我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易起到了促進(jìn)作用。一方面，外資進(jìn)入體育用品制造行業(yè)，有效地延伸了體育用品產(chǎn)業(yè)鏈，有助于發(fā)揮關(guān)聯(lián)投資效應(yīng)、技術(shù)示范和擴(kuò)散效應(yīng)、管理示范效應(yīng)，進(jìn)而導(dǎo)致我國體育用品制造業(yè)外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展，有效地促進(jìn)了出口貿(mào)易；另一方面，我國體育用品消費市場雖然龐大，但仍存在較大的貿(mào)易壁壘，國外資金為了獲得市場占有率，提升出口貿(mào)易，進(jìn)而轉(zhuǎn)向以FDI的形式替代直接出口，F(xiàn)DI的大量流入則會帶動先進(jìn)設(shè)備、原材料等的進(jìn)口。
（二）對策建議
1.鑒于我國體育用品制造業(yè)FDI對進(jìn)出口貿(mào)易影響有滯后效應(yīng)，且對出口影響大于進(jìn)口影響，短期內(nèi)可以加大引入FDI，但從長期來看，還需體育用品制造業(yè)行業(yè)自身不斷加大技術(shù)創(chuàng)新力度，加強內(nèi)部管理，轉(zhuǎn)變出口貿(mào)易增長方式由數(shù)量型向效益型轉(zhuǎn)變，由勞動密集型向技術(shù)、資金、知識密集型轉(zhuǎn)變，提高出口產(chǎn)品科技含量和競爭優(yōu)勢；
2.進(jìn)一步加大體育用品制造業(yè)開放力度，處理好合理開放與適度保護(hù)的關(guān)系。加大開放有助于進(jìn)一步吸引FDI的流入，進(jìn)而可以擴(kuò)大出口貿(mào)易；由于現(xiàn)階段我國體育用品制造業(yè)發(fā)展效益不高，仍處于追趕階段，競爭力不強，因此在公平競爭的市場環(huán)境下，可以充分利用WTO中的一般和特殊條款，如《GATS》中“例外條款”和“逐步自由化原則”等，對我國體育用品制造業(yè)進(jìn)行適度保護(hù)；
關(guān)鍵詞：虎門港;東莞;聯(lián)動效應(yīng)
中圖分類號：F259.27 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：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
虎門港作為東莞市的一個港口，對東莞經(jīng)濟(jì)發(fā)展起著重要作用;同時東莞市作為珠三角地區(qū)較為發(fā)達(dá)的地區(qū)，為虎門港的發(fā)展也提供了強大的貨源支撐。近年來，虎門港發(fā)展速度較快，這離不開東莞經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。分析研究東莞經(jīng)濟(jì)對虎門港的聯(lián)動效應(yīng)以及這種聯(lián)動效應(yīng)背后的原因就顯得有必要了。
董曉菲[1]根據(jù)遼寧沿海經(jīng)濟(jì)帶和沈陽經(jīng)濟(jì)區(qū)域協(xié)同發(fā)展的現(xiàn)實需求，運用Mapinfo空間數(shù)據(jù)分析、泰爾指數(shù)等方法，按照“過程―格局―機理”的研究思路，分析了大連港―東北腹地系統(tǒng)的空間作用并總結(jié)出聯(lián)動發(fā)展的機理。冷靜[2]以第四代港口理論基礎(chǔ)分析了青島西海岸新區(qū)的港城聯(lián)動情況并提出一些交通策略、產(chǎn)業(yè)策略、空間策略和生態(tài)策略。戰(zhàn)堇?、棱抂3]分析了江蘇沿海地區(qū)發(fā)展中的問題，探討了聯(lián)動規(guī)劃、一體化布局、競合發(fā)展的“港產(chǎn)城聯(lián)動”推進(jìn)路徑。程曉玲[4]在分析了區(qū)港聯(lián)動快速通關(guān)模式和廈門物流的發(fā)展戰(zhàn)略后總結(jié)了區(qū)港聯(lián)動對廈門物流的發(fā)展作用。徐紅霞等[5]針對當(dāng)前區(qū)港聯(lián)動各異構(gòu)系統(tǒng)間互操作性及交互性較差的問題，提出了基于面向服務(wù)架構(gòu)（SOA）的區(qū)港聯(lián)動集成系統(tǒng)構(gòu)架，并分析了各層實現(xiàn)的具體功能。王映霞等[6]針對唐山港的情況提出了推動唐山市港產(chǎn)城協(xié)動發(fā)展的一些建議。
從現(xiàn)有的文獻(xiàn)可以看出，在港城聯(lián)動方面的研究基本都是定性分析為主。為此本文以近年來發(fā)展迅速的虎門港和東莞市為樣本，利用線性回歸方法來研究港城聯(lián)動效應(yīng)。
1 虎門港發(fā)展現(xiàn)狀
虎門港位于廣東省東莞市，于1997年開始建設(shè)，包括東莞市境內(nèi)的所有港口碼頭，下設(shè)五大港區(qū)：沙田港區(qū)、麻涌港區(qū)、沙角港區(qū)、長安港區(qū)和內(nèi)河港區(qū)，每個港區(qū)都有自己的發(fā)展重點，而且側(cè)重點不同。由于虎門港是近幾年才開始大規(guī)模建設(shè)，所以現(xiàn)在的定位是合理有序開發(fā)，目前重點建設(shè)沙田港區(qū)的西大坦集裝箱作業(yè)區(qū)和麻涌港區(qū)新沙南散雜貨作業(yè)區(qū)。各港區(qū)的重點產(chǎn)業(yè)見表1。
虎門港自從建港口以來，發(fā)展迅速，貨物吞吐量增長迅速，集裝箱吞吐量也得到了快速發(fā)展。其中2013年虎門港貨物吞吐量突破1億噸，躋身億噸大港之列;2014年11月24日虎門港集裝箱吞吐量突破200萬TEU。圖1為虎門港近10年的貨物吞吐量數(shù)據(jù)，其中貨物吞吐量單位為萬噸。從圖1中可以看出虎門港貨物吞吐量增長速度很快，從2004年的2 600萬噸發(fā)展 由于航運是在國際貿(mào)易的基礎(chǔ)上派生出來的，因此分析港口貨物吞吐量與進(jìn)出口貿(mào)易量的關(guān)系及其關(guān)聯(lián)度就顯得尤為重要。以東莞市進(jìn)出口貿(mào)易量TV為自變量，虎門港貨物吞吐量CLU為因變量，建立港口貨物吞吐量與進(jìn)出口貿(mào)易量的回歸模型。
CLU=9.4562TV-5 438.8669 （2）
其中，R■=0.7674
從求出的回歸模型可以看出，擬合系數(shù)為0.7674，表明模型擬合的較好，回歸模型能較好的反應(yīng)東莞市進(jìn)出口貿(mào)易量與貨物吞吐量之間的關(guān)系。另外，東莞市虎門港貨物吞吐量與進(jìn)出口貿(mào)易量關(guān)聯(lián)系數(shù)為9.4562，關(guān)聯(lián)緊密，也就是貿(mào)易量每變化一個單位，港口吞吐量就會變化9.4562個單位。
為了比較東莞市經(jīng)濟(jì)總量、進(jìn)出口貿(mào)易量對虎門港貨物吞吐量的聯(lián)動關(guān)系，以東莞市國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和東莞市進(jìn)出口貿(mào)易量TV為變量，以虎門港貨物吞吐量CLU為因變量建立回歸模型。
CLU=0.0293GDP+9.3293TV-5 406.0079 （3）
其中，R■=0.7874
從最小二乘法求出的回歸模型可以看出，港口貨物吞吐量CLU與GDP之間的關(guān)聯(lián)系數(shù)為0.0293，而港口貨物吞吐量CLU與TV的關(guān)聯(lián)系數(shù)達(dá)到了9.3293。從兩個數(shù)值我們可以看出，相對于東莞市國內(nèi)生產(chǎn)總值來說，東莞市進(jìn)出口貿(mào)易量對虎門港貨物吞吐量的關(guān)聯(lián)度要大得多。
4 虎門港與東莞市經(jīng)濟(jì)聯(lián)動效應(yīng)原因分析
從虎門港與東莞市國內(nèi)生產(chǎn)總值、東莞市進(jìn)出口貿(mào)易量的數(shù)值關(guān)系及聯(lián)動模型可以看出虎門港與東莞市經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)程度大。這主要是有以下原因：一是航運需求是貿(mào)易的派生需求，而貿(mào)易的基礎(chǔ)是經(jīng)濟(jì)產(chǎn)量。港口貨物吞吐量的大小取決于貿(mào)易量的大小，而貿(mào)易量的大小很重要的一個指標(biāo)就是進(jìn)出口貿(mào)易量。港口貨物吞吐量取決于貿(mào)易，而貿(mào)易分為國內(nèi)貿(mào)易和進(jìn)出口貿(mào)易，東莞是外向型經(jīng)濟(jì)城市，生產(chǎn)的產(chǎn)品大部分是用于出口，貨物進(jìn)出口量大。因此，進(jìn)出口貿(mào)易量對港口貨物吞吐量關(guān)聯(lián)緊密。二是腹地經(jīng)濟(jì)的發(fā)展程度決定了港口貨物吞吐量，東莞是虎門港主要經(jīng)濟(jì)腹地，且東莞經(jīng)濟(jì)這幾年發(fā)展迅速，為虎門港的發(fā)展提供了大量貨源，為虎門港貨物吞吐量的增長提供了基礎(chǔ)支撐。三是虎門港建港時間較短，之前由于港口基礎(chǔ)設(shè)施不完善，東莞的絕大部分貨物都從深圳、廣州和香港的港口進(jìn)出;虎門港建成后，大量東莞本地貨物就近裝船，選擇虎門港作為進(jìn)出港口，虎門港的貨物吞吐量迅速上升。
5 結(jié)束語
通過對虎門港貨物吞吐量與東莞市國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和進(jìn)出口貿(mào)易量兩個經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的聯(lián)動效應(yīng)進(jìn)行分析，得出虎門港貨物吞吐量與東莞市GDP的關(guān)聯(lián)度較大、與進(jìn)出口貿(mào)易量的關(guān)聯(lián)度很大的結(jié)論。分析得出這兩個關(guān)聯(lián)度大的原因是由于港口航運發(fā)展的基礎(chǔ)規(guī)律決定的，也與虎門港是新建港口有關(guān)。因此，從現(xiàn)有的研究結(jié)果來看，未來幾年內(nèi)虎門港的貨物吞吐量仍將繼續(xù)保持快速增長的趨勢。另外由于虎門港定位于第三代港口，而且珠三角地區(qū)還有深圳、廣州和香港大港口，競爭激烈，而且東莞正謀求經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級，因此虎門港也有必要探索港口發(fā)展的新策略。
參考文獻(xiàn)：
[1] 董曉菲. 大連港―東北腹地系統(tǒng)空間作用及聯(lián)動發(fā)展機理研究[D]. 大連：東北師范大學(xué)，2011.
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[3] 戰(zhàn)堇冢李蕓. 江蘇沿海開發(fā)中的港產(chǎn)城聯(lián)動：動因、問題與路徑[J]. 科技進(jìn)步與對策，2014（8）：47-52.
[4] 程曉玲. 區(qū)港聯(lián)動對廈門物流的影響[J]. 中國物流與采購，2011（1）：54-55.
關(guān)鍵詞：FD 對外貿(mào)易 總體效應(yīng) 時空差異
一、文獻(xiàn)綜述
（一）國外文獻(xiàn) 關(guān)于FDI與國際貿(mào)易國外學(xué)者主要討論兩方面：一是FDI與國際貿(mào)易之間的因果關(guān)系。Muchielli和Chedor（1999）、Graham（2000）等分析得出FDI對東道國出口具有顯著的帶動作用。而Zhang和Felmingham（2001）的研究結(jié)論是出口規(guī)模的擴(kuò)張能吸引FDI的流入。二是FDI與國際貿(mào)易之間是替代效應(yīng)還是互補效應(yīng)。替代關(guān)系理論認(rèn)為貿(mào)易障礙在一定條件下會導(dǎo)致資本的國際流動，即表現(xiàn)為投資對貿(mào)易的替代，同時國際資本流動的障礙也會產(chǎn)生國際貿(mào)易。Belderbos和Sleuwaegen（1998）、Blonigen（2000）等學(xué)者研究證實了此觀點?；パa關(guān)系理論認(rèn)為FDI 可以在投資國與東道國之間創(chuàng)造新的貿(mào)易機會，使貿(mào)易在更大的規(guī)模上進(jìn)行，即表現(xiàn)為投資與貿(mào)易的互補。Goldberg 和 Klein（1999）、Mariam Camarero（2004）等研究結(jié)果表明貿(mào)易與FDI之間存在互補關(guān)系。
（二）國內(nèi)文獻(xiàn) 國內(nèi)學(xué)者蔡小勇、余子鵬（2005）利用2003年中國30個省份的出口總值、機電產(chǎn)品出口總值及當(dāng)年實際利用FDI值，分析了FDI對中國出口及地區(qū)差異影響，結(jié)果表明FDI對西部落后地區(qū)出口的帶動作用最大，對中部地區(qū)出口的帶動作用最小。王少平等（2006）利用1992年至2003年我國三大地區(qū)省份的面板數(shù)據(jù)考察FDI 對不同地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的動態(tài)效應(yīng)。結(jié)果表明東部地區(qū)FDI對出口有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)和較強的替代效應(yīng)，而對中、西部地區(qū)其創(chuàng)造效應(yīng)不顯著并且替代效應(yīng)相對較弱。梁瑞（2008）研究發(fā)現(xiàn)我國FDI對出口貿(mào)易的促進(jìn)作用在東部和西部地區(qū)較為顯著，但FDI對東部地區(qū)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用最大，西部次之。國內(nèi)外相關(guān)研究主要集中在FDI對兩國貿(mào)易流量的影響方面，即替代性和互補性問題。國內(nèi)學(xué)者的研究大部分結(jié)果表明FDI對我國進(jìn)出口貿(mào)易增長的貢獻(xiàn)越來越大，但這些研究沒有充分考慮到我國各區(qū)域由于自然和經(jīng)濟(jì)條件不同而導(dǎo)致FDI的貿(mào)易效應(yīng)可能具有顯著差異，在更深層次上分析FDI對我國區(qū)域貿(mào)易失衡狀況、轉(zhuǎn)移效應(yīng)等方面問題?；诖?，本文利用1987年至2009年中國30個省市的面板數(shù)據(jù)對FDI對我國區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的階段性影響進(jìn)行實證，從而對我國FDI的貿(mào)易總體效應(yīng)進(jìn)行全面分析。
二、研究設(shè)計
（一）樣本及數(shù)據(jù)選取 本文采用中國30個省市（因部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失）1987年至2009年的面板數(shù)據(jù)。1987年合資2008年各省進(jìn)出口額、實際利用FDI、GDP與公路鐵路總長度，2009年實際利用FDI數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計年鑒及各省統(tǒng)計信息網(wǎng)，2009年其他變量的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒-2010》。其中各省的進(jìn)出口額和實際利用FDI以萬美元為單位；各省的國內(nèi)生產(chǎn)總值是以2000年的名義GDP為基期調(diào)整得到實際GDP，然后按當(dāng)期匯率調(diào)整為萬美元；匯率是IFS所公布的人民幣實際有效匯率，以2000年為基期進(jìn)行了指數(shù)化調(diào)整；各省鐵路與公路總長度以公里為單位，所有數(shù)據(jù)均采用對數(shù)形式。
（二）模型設(shè)立 為研究FDI 對我國三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的影響，在實證分析中除了把當(dāng)年實際FDI作為解釋變量，還將各地區(qū)貿(mào)易績效與其經(jīng)濟(jì)規(guī)模聯(lián)系起來。經(jīng)濟(jì)規(guī)模是決定外商直接投資的關(guān)鍵因素，因此，引入各省GDP這一變量作為經(jīng)濟(jì)規(guī)模的測量指標(biāo)。同時，根據(jù)影響貿(mào)易收支的一般理論，影響一國進(jìn)出口貿(mào)易的變量主要是進(jìn)出口商品的相對價格及國內(nèi)外的實際國民收入水平，而影響進(jìn)出口相對價格的關(guān)鍵因素是匯率。因此，引入?yún)R率這一解釋變量，在文中用人民幣實際有效匯率REER表示。另外，根據(jù)國際貿(mào)易理論和國際投資理論，基礎(chǔ)設(shè)施除了是影響對外貿(mào)易的重要因素，也是影響FDI 的關(guān)鍵因素。因此，引入各省公路和鐵路里程數(shù)作為基礎(chǔ)設(shè)施狀況的替代變量，該替代變量用ROAD表示?；谏鲜龇治觯x取影響對外貿(mào)易的四個主要經(jīng)濟(jì)變量——外商直接投資、國民在截面間的異方差性和相關(guān)性造成估計結(jié)果偏差，對個體固定效應(yīng)模型和個體隨機效應(yīng)模型分別采用廣義最小二乘法（GLS）和可行的廣義最小二乘估計（FGLS）進(jìn)行估計。
三、實證檢驗
（一）FDI對我國對外貿(mào)易影響總體效應(yīng)分析 本文首先對解釋變量回歸，并依據(jù)面板模型的F檢驗和隨機效應(yīng)檢驗結(jié)果選擇合適的模型進(jìn)行估計。模型 1、2、3見表（1）是FDI對解釋變量的混合效應(yīng)、個體固定效應(yīng)和個體隨機效應(yīng)模型的擬合結(jié)果。模型1由于面板模型F檢驗統(tǒng)計量對應(yīng)的p值趨近于0，故拒絕混合模型；而個體隨機效應(yīng)的Hausman檢驗值，在1%的顯著性水平下拒絕隨機效應(yīng)模型。由模型2中冗余固定效應(yīng)檢驗的F值和模型3的Hausman檢驗結(jié)果可知，建立個體固定效應(yīng)模型是較為合適的，因此認(rèn)為模型2的回歸結(jié)果較為準(zhǔn)確。結(jié)論顯示，F(xiàn)DI對我國進(jìn)出口貿(mào)易均有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)，當(dāng)我國FDI流入量增加1個百分點，出口將增加約0.06個百分點，進(jìn)口約增加0.18個百分點。此外，GDP與基礎(chǔ)設(shè)施對我國對外貿(mào)易的影響顯著正相關(guān)。人民幣實際有效匯率的系數(shù)顯著為負(fù)，表明在我國匯率變動顯著影響進(jìn)出口，即人民幣貶值1%，出口將上升0.61%，進(jìn)口上升1.09%。
（二）FDI對我國對外貿(mào)易影響時空差異分析 1987-2009年時期，我國經(jīng)歷了對外開放、金融危機、加入 WTO等重大經(jīng)濟(jì)事件，我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和對外貿(mào)易環(huán)境有可能產(chǎn)生了相應(yīng)變化。政府積極引入 FDI的同時，開始注意到引導(dǎo)FDI轉(zhuǎn)型，使外商直接投資在區(qū)域、產(chǎn)業(yè)內(nèi)的分布也發(fā)生了巨大變化。單純通過1987年至2009年數(shù)據(jù)對FDI與我國三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易關(guān)系進(jìn)行研究，很可能會遺漏掉一些重要的階段性影響。因此考慮到這種階段性的變化，將 1987年至1992年作為第一階段，1993年至2001年作為第二階段，2002年至2009年作為第三階段，沿用前文設(shè)定的方程，對三個階段分別進(jìn)行GLS回歸分析，通過計量結(jié)果來比較隨著時間的推移FDI對各區(qū)域的貿(mào)易影響有怎樣的改變。（1）不同階段FDI對我國東部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的影響分析。計量結(jié)果見表（2）顯示：在不同階段，東部地區(qū)FDI 對貿(mào)易影響產(chǎn)生了一些明顯的改變。1987-1992年東部地區(qū)FDI對進(jìn)出口貿(mào)易均具有創(chuàng)造效應(yīng)，對于進(jìn)口FDI系數(shù)為0.21，即增加1單位 FDI，會拉動?xùn)|部 0.21 單位的進(jìn)口，大于出口的FDI系數(shù)0.1。1993年至2001年東部地區(qū) FDI對進(jìn)出口貿(mào)易表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應(yīng)，進(jìn)口的FDI系數(shù)為 0.9大于出口的FDI系數(shù)0.32。而在2002年至2009年東部地區(qū) FDI 對進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著影響。1987年至1992和1993年至2001年間，東部進(jìn)口創(chuàng)造效應(yīng)明顯的原因可能是由于東部地區(qū)憑借著地理優(yōu)勢、廉價勞動力和較低的運輸成本吸引大量外資企業(yè)進(jìn)入投資建廠并開展加工貿(mào)易。建廠期間，需要從國外進(jìn)口大量的機器設(shè)備、技術(shù)專利以及人才，無疑會拉動?xùn)|部進(jìn)口貿(mào)易。 2002年至2009 年間，東部地區(qū)FDI對進(jìn)出口貿(mào)易均沒有顯著影響的原因可能是經(jīng)過前期外資企業(yè)的發(fā)展，其已經(jīng)完成了生產(chǎn)所必需的基礎(chǔ)建設(shè)。另一方面，東部地區(qū)已形成圍繞外資企業(yè)的產(chǎn)業(yè)需求的加工貿(mào)易服務(wù)產(chǎn)業(yè)鏈，不用通過進(jìn)口就可以在國內(nèi)完成所需生產(chǎn)資料的采購。（2）不同階段FDI對我國中部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的影響分析。通過FDI對中部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易影響的實證分析，結(jié)果見表（3）顯示：1987年至1992年，中部地區(qū)FDI對進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著影響。1993年至2001 年，F(xiàn)DI 對進(jìn)口貿(mào)易表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應(yīng)，對出口沒有顯著的影響。進(jìn)口FDI系數(shù)為0.12，即增加1單位 FDI，會拉動中部 0.12 單位的進(jìn)口。2002年至2009年，F(xiàn)DI 對出口貿(mào)易則表現(xiàn)出顯著的替代效應(yīng)，出口FDI系數(shù)為-0.15，對進(jìn)口無顯著的影響。1993年至2001年間中部地區(qū)FDI的進(jìn)口創(chuàng)造效應(yīng)明顯的原因可能是在東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈基本形成和生產(chǎn)成本逐步上升，而中部地區(qū)有豐富的自然資源和人力資源，并且相對于西部地區(qū)還有著便利的交通和良好的基礎(chǔ)設(shè)施，大量產(chǎn)業(yè)開始向中部轉(zhuǎn)移。在這一階段中部地區(qū)吸引大量FDI 的流入，對進(jìn)口貿(mào)易有顯著帶動作用。在2002年至2009年間，F(xiàn)DI 對出口呈現(xiàn)顯著替代效應(yīng)并不意味著FDI 對中部經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用在減小。相反，這是正確利用FDI推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的起點。雖然中部地區(qū)不具備東部地區(qū)天然地理優(yōu)勢，運輸成本等因素也制約出口導(dǎo)向型FDI的流入，但非常適合引入市場導(dǎo)向型FDI。同時中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對落后，引入外資有著較大的發(fā)展?jié)摿?。?）不同階段FDI對我國西部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的影響分析。通過FDI對西部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易影響的實證分析，結(jié)果見表（4）顯示：1987年至1992、1993年至2001年兩階段，西部地區(qū)FDI對進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著影響；2002年至2009年間西部FDI對進(jìn)出口貿(mào)易則表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應(yīng)。FDI的系數(shù)進(jìn)出口系數(shù)分別為0.14和0.11，即增加1單位FDI，會拉動西部地區(qū)0.14單位的進(jìn)口和0.11單位的出口。前兩個階段西部地區(qū)FDI系數(shù)不顯著的原因可能與中部較一致。主要是由于西部地區(qū)比較惡劣的自然條件和薄弱的基礎(chǔ)設(shè)施，給對外貿(mào)易帶來巨大的運輸成本，引入西部地區(qū)的FDI數(shù)量較少，一定程度上導(dǎo)致對外貿(mào)易發(fā)展水平較低。而在2002年至2009年間，西部FDI 對進(jìn)出口貿(mào)易表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應(yīng)。其可能是隨著西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展，西部地區(qū)較大潛在的自然資源和低廉的勞動力成本等優(yōu)勢對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用得到了充分發(fā)揮，吸引大量的外商直接投資。這種 FDI 與中部地區(qū) FDI 類型（市場導(dǎo)向型）一致，這種市場導(dǎo)向型外資企業(yè)可以利用西部地區(qū)優(yōu)勢投資設(shè)廠和發(fā)展產(chǎn)業(yè)，同時也大大推動了西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。
四、結(jié)論與建議
本文分析我國FDI對三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的階段性影響結(jié)論如下：（1）1987年至1992、1993年至2001年間東部FDI對進(jìn)出口貿(mào)易均有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)；2002年至2009，東部FDI對進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著影響。（2）1987年至1992年中部FDI對進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著影響；1993年至2001年中部FDI對進(jìn)口有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)；2002年至2009年中部 FDI 對出口有顯著的替代效應(yīng)。（3）1987年至1992、1993年至2001年間西部FDI 對進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著的影響；2002年至2009，西部FDI對進(jìn)出口貿(mào)易均有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)。根據(jù)上述結(jié)論，提出如下建議：（1）加強西部地區(qū)基礎(chǔ)實施建設(shè)，積極引導(dǎo)市場導(dǎo)向型FDI流入。地理區(qū)域決定西部引資環(huán)境的競爭力較弱，要大規(guī)模的引資必須加強教育、水電、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。因此，西部應(yīng)繼續(xù)推進(jìn)鐵路建設(shè)，加快高速公路建設(shè)，適當(dāng)擴(kuò)大航空運輸能力，解決西部交通中通道少、密度低的瓶頸問題。（2）利用中部地區(qū)資源和勞動力，大力引入市場導(dǎo)向性FDI流入。中部在制定招商引資政策時，應(yīng)該提供相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向，引導(dǎo)外商直接投資于具有一定技術(shù)含量的企業(yè)。引入外資能帶來先進(jìn)的技術(shù)和設(shè)備，通過技術(shù)外溢，以及外資企業(yè)的輻射作用，能提高中部企業(yè)的競爭力并大大帶動中部地區(qū)與外資企業(yè)配套的產(chǎn)業(yè)發(fā)展。（3）利用東部地區(qū)的良好投資環(huán)境，積極引導(dǎo)FDI 轉(zhuǎn)型。FDI 進(jìn)入東部地區(qū)之后，能夠迅速形成生產(chǎn)能力，外商可以得到較高和較快的投資回報，促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展。東部地區(qū)大量出口導(dǎo)向型外資企業(yè)推動我國貿(mào)易順差的同時，也帶來了人民幣升值的巨大壓力和嚴(yán)重的通貨膨脹。因此，限制東部地區(qū)加工貿(mào)易業(yè)的發(fā)展，引導(dǎo)東部地區(qū)FDI 投向高附加值、高科技產(chǎn)業(yè)。通過這種轉(zhuǎn)型東部地區(qū) FDI的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)必然會得到顯著增強。
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一、湖北與浙江中小企業(yè)進(jìn)出口規(guī)模和水平比較
2008年1-4月湖北進(jìn)出口總額64.82億元，其中進(jìn)出口分別為30.34、34.48億元，外商直接投資9.35億元。2007年進(jìn)出口總值148.58億美元，其中進(jìn)出口分別為66.84與81.74億美元，全年貿(mào)易順差14.9億美元。新批外商直接投資項目420個，全年外商直接投資27.66億美元，外商其他投資7.36億美元。對外經(jīng)濟(jì)合作業(yè)務(wù)完成營業(yè)額6.23億美元，新簽合同額19.57億美元。私營中小企業(yè)及其他企業(yè)進(jìn)出口為6.41與19.86億美元，占全省進(jìn)出口總值的17.7%。
而浙江省在08年1-4月進(jìn)出口總額為649.7億美元，其中第一季度浙江省民營中小企業(yè)進(jìn)出口208.4億美元，外商投資企業(yè)進(jìn)出口187.6億美元，全省批準(zhǔn)外商投資企業(yè)518家，實際利用外資35.39億美元。2007全年進(jìn)出口總額為1768.4億美元，合同外資和實際到位外資分別為204億美元和103.7億美元，對外承包工程、對外勞務(wù)合作、對外設(shè)計咨詢完成營業(yè)額20.8億美元。
以上數(shù)據(jù)表明湖北省總體經(jīng)濟(jì)和中小企業(yè)包括進(jìn)出口貿(mào)易在內(nèi)的經(jīng)營外向度遠(yuǎn)低于浙江。比如，2007年湖北全省進(jìn)出口貿(mào)易總額為148.58億美元，僅為浙江省1768.4億美元的8.4%；而其中湖北省私營中小企業(yè)及其他企業(yè)2007年進(jìn)出口合計僅為26.27億美元，僅相當(dāng)于浙江省2008年第一季度民營中小企業(yè)進(jìn)出口總額208.4億美元的12.6%，可見差距之巨大！
二、湖北與浙江中小企業(yè)進(jìn)出口規(guī)模差異的成因
湖北與浙江中小企業(yè)進(jìn)出口巨額差異的發(fā)生，是多方面原因共同作用的結(jié)果。
1、政策原因。從1998年起，浙江省政府為培育新的外貿(mào)增長點，在鞏固和開拓國際市場以及鼓勵企業(yè)加強內(nèi)部管理和進(jìn)一步完善外貿(mào)企業(yè)的激勵機制、分配機制、風(fēng)險機制和監(jiān)督約束機制上大力支持，陸續(xù)出臺了一系列相關(guān)政策促進(jìn)中小企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。較早期如《浙江省人民政府辦公廳關(guān)于鼓勵擴(kuò)大外貿(mào)出口的若干意見》、《浙江省鼓勵發(fā)展風(fēng)險投資的若干意見》等。06年《浙江省中小企業(yè)促進(jìn)條例》以地方性法規(guī)的形式固化下來。此后有《關(guān)于鼓勵支持和引導(dǎo)個體私營等非公有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實施意見》、《小企業(yè)創(chuàng)業(yè)扶持若干政策意見》和《加強中小企業(yè)社會化服務(wù)體系建設(shè)指導(dǎo)意見》等三個配套政策。湖北類似的《中小企業(yè)促進(jìn)法》先于浙江通過，之后實施了該法的細(xì)則《辦法》，04年底《關(guān)于進(jìn)一步擴(kuò)大對外開放的若干意見》明確提出“以開放促改革、以開放促發(fā)展”的戰(zhàn)略，先后出臺了《中小企業(yè)發(fā)展專項資金管理暫行辦法》、《中小企業(yè)擔(dān)保機構(gòu)風(fēng)險補償資金管理暫行辦法》等政策。湖北從改善行政和財政管理體制、優(yōu)化中小企業(yè)發(fā)展環(huán)境等方面逐步形成體系。但相對于浙江而言，湖北政策的重點主要放在改善中小企業(yè)生存環(huán)境、扶持和促進(jìn)中小企業(yè)發(fā)展壯大上，而不是放在促進(jìn)中小企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易或外向型經(jīng)營上。這種政策重點的差異既體現(xiàn)了兩省中小企業(yè)發(fā)展階段的不同，反過來又構(gòu)成了導(dǎo)致兩省中小企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易巨額差異的重要原因。
2、產(chǎn)業(yè)競爭力原因。決定產(chǎn)業(yè)競爭力的高低的重要因素之一就是產(chǎn)業(yè)配套能力的大小和產(chǎn)業(yè)聚集程度的高低。盡管浙江省中小企業(yè)單個規(guī)模并不大，但由眾多生產(chǎn)同類產(chǎn)品和提供配套服務(wù)的企業(yè)聚集一地所形成的產(chǎn)業(yè)集群效應(yīng)卻極其明顯，這已經(jīng)形成了浙江中小企業(yè)發(fā)展的獨特風(fēng)格和比較優(yōu)勢。在浙江，幾乎每個縣市都形成了自己的特色產(chǎn)業(yè)甚至產(chǎn)業(yè)群，比如紹興的輕紡、海寧的皮革、永康的五金、溫州的皮鞋、樂清的低壓電器、桐廬的制筆等，產(chǎn)業(yè)集群形成了一系列國內(nèi)外知名的特色產(chǎn)品。區(qū)域產(chǎn)業(yè)集群的存在大幅度提高了整個產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率，降低了生產(chǎn)成本，從而使產(chǎn)業(yè)競爭力獲得大幅度的提升。相形之下，湖北省在鋼鐵、汽車制造、石油、化工、光電子、環(huán)保等產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，也有較大的競爭力，但他們主要為國有大中型企業(yè)所經(jīng)營，且主要面向國內(nèi)市場。至于中小企業(yè)則由于長期以來主要為大企業(yè)配套，沒有形成自己獨立的產(chǎn)業(yè)，更談不上建立區(qū)域性的產(chǎn)業(yè)集群，甚至沒有自己叫得響的獨立產(chǎn)品，從根本上缺乏參與國際市場的能力，更談不上大幅度占有國際市場。
3、社會支持與服務(wù)體系方面的原因。浙江經(jīng)過多年實踐并逐漸建立完善了面向中小企業(yè)的服務(wù)體系即：政策法規(guī)、產(chǎn)業(yè)提升、開放合作、融資擔(dān)保、創(chuàng)業(yè)輔導(dǎo)、中介服務(wù)、人才培訓(xùn)、信息導(dǎo)航等。至目前，全省已建立中小企業(yè)服務(wù)中心10個，培訓(xùn)中心25個，擔(dān)保機構(gòu)273個，創(chuàng)業(yè)輔導(dǎo)中心12個，聘請創(chuàng)業(yè)指導(dǎo)師226名，共性技術(shù)研發(fā)中心200個，省級中小企業(yè)行業(yè)協(xié)會19個，從而構(gòu)成了較為完備的服務(wù)體系，這種發(fā)達(dá)的社會支持對于浙江的進(jìn)出口發(fā)展起了很大的促進(jìn)作用。而湖北受地域條件限制，現(xiàn)代物流體系發(fā)展相對滯后，電子商務(wù)發(fā)展較為遲緩。由于沒有如浙江那樣健全的行業(yè)協(xié)會體系，中小企業(yè)缺乏專業(yè)的有針對性的外貿(mào)信息服務(wù)中心，幫助企業(yè)獲得和處理國際市場信息。外貿(mào)風(fēng)險擔(dān)保機制的不健全使中小企業(yè)往往要直接面對收匯風(fēng)險、匯率風(fēng)險和國家風(fēng)險等一系列涉外經(jīng)營風(fēng)險。由于中介等組織體系不完備，企業(yè)外向型經(jīng)營很難從政府、社會和行業(yè)得到引導(dǎo)、指導(dǎo)和服務(wù)，特別是在外貿(mào)人才培訓(xùn)、商務(wù)信息咨詢、國際市場開發(fā)、涉外法律培訓(xùn)與支持方面存在諸多的困難，其市場滲透、銷售渠道拓展、參與國際生產(chǎn)鏈的能力不強，更難以進(jìn)入跨國公司分撥、物流、品牌推廣、售后服務(wù)等一系列增值領(lǐng)域。
4、企業(yè)經(jīng)營理念與區(qū)域文化觀念方面的原因。浙江的區(qū)域文化可歸納為創(chuàng)業(yè)文化和海洋文化，其特征為:重商業(yè)、敢冒險、能吃苦、不滿足。正是憑著創(chuàng)業(yè)精神，以民營經(jīng)濟(jì)、中小企業(yè)為主的 “百姓經(jīng)濟(jì)”，使民營中小企業(yè)成為吸納千萬就業(yè)大軍的主力。同樣憑著敢于冒險的精神，使浙江能最早最多的參與國際市場。截至2007年6月底，浙江省的境外企業(yè)和機構(gòu)數(shù)居全國第一，這是浙江省中小企業(yè)經(jīng)營外向度大幅走在全國前列的深層文化原因。相形之下，湖北雖然在計劃經(jīng)濟(jì)時期培養(yǎng)的武鋼、東風(fēng)等一批大企業(yè)，卻在無形中養(yǎng)成了湖北人長期以來根深蒂固的依賴和守舊意識、滿足現(xiàn)狀，不敢開拓、不敢冒風(fēng)險的意識，加上缺乏國際市場競爭的環(huán)境和壓力，“外銷不如內(nèi)銷”、“多得不如現(xiàn)得”的“內(nèi)陸意識”較為強烈。企業(yè)過于側(cè)重強調(diào)國際化經(jīng)營的風(fēng)險，沒有認(rèn)識到國際化經(jīng)營對企業(yè)發(fā)展的重要意義，普遍存在著重視出口不重視進(jìn)口，強調(diào)以直接出口形式進(jìn)行國際化經(jīng)營而忽視間接進(jìn)出口經(jīng)營方式的運用、重視引資而忽視對外投資、對運用國際經(jīng)濟(jì)合作形式促進(jìn)國際化經(jīng)營認(rèn)識不足。這是導(dǎo)致兩地中小企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易巨額差異發(fā)生的又一原因。
5、區(qū)位和歷史傳統(tǒng)、海外聯(lián)系方面的原因。浙江省海運成本低，發(fā)展對外貿(mào)易具有天然的優(yōu)勢，對外資吸引力大，是國際上產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的首選地之一。外資進(jìn)入不僅直接帶來了資金、技術(shù)等中小企業(yè)發(fā)展急需的硬投入要素，而且也帶來了先進(jìn)的經(jīng)營理念、管理制度，培養(yǎng)了大批優(yōu)秀的外經(jīng)人才和海外經(jīng)銷渠道，這一切都構(gòu)成了浙江省中小企業(yè)發(fā)展進(jìn)出口貿(mào)易的巨大優(yōu)勢。相形之下，地處我國內(nèi)陸中部的湖北中小企業(yè)，從事海外經(jīng)營的運輸半徑大，成本高，發(fā)展外向型經(jīng)營首先面臨地理上的不利條件制約。區(qū)位障礙還導(dǎo)致中小企業(yè)普遍存在信息流、資金流、物流不暢，海外聯(lián)系不強，國際化經(jīng)營起步晚，資產(chǎn)不足，知名度有限，抗風(fēng)險能力較差等問題。改革開放以后，湖北又沒有享受到東南沿海開放和西部開發(fā)政策，也沒有享受老工業(yè)基地的改造與新興工業(yè)區(qū)的發(fā)展政策，不僅不能吸引大量的外資投入，甚至連本地的生產(chǎn)要素也大量“外溢”，貿(mào)易大量轉(zhuǎn)移。這種情形到導(dǎo)致了湖北省總體經(jīng)濟(jì)的外向度不高，至于處于弱勢地位的中小企業(yè)就更是不在話下了。
三、擴(kuò)展湖北省中小企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的對策建議
借鑒浙江省的經(jīng)驗，結(jié)合湖北中小企業(yè)的特點，筆者認(rèn)為湖北省中小企業(yè)加快發(fā)展對外貿(mào)易應(yīng)從以下幾個方面著手：
1、優(yōu)化政策環(huán)境，促進(jìn)中小企業(yè)本身的大發(fā)展。要促進(jìn)中小企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易上水平，首先必須促進(jìn)中小企業(yè)本身的大發(fā)展，浙江省中小企業(yè)對外貿(mào)易的高水平就是建立在中小企業(yè)大海般的發(fā)展基礎(chǔ)之上的。而實現(xiàn)這一目標(biāo)良好的政策環(huán)境必不可少。在充分發(fā)揮市場機制作用的同時，出臺或完善各種扶持政策，大力鼓勵和扶持群眾性的創(chuàng)業(yè)活動，努力形成中小企業(yè)創(chuàng)業(yè)和成長的文化氛圍，進(jìn)一步降低創(chuàng)業(yè)門檻，要努力解決對私有財產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度不夠、市場準(zhǔn)入方面限制過多、融資渠道不暢、服務(wù)體系不健全和管理體制不順暢等實際問題，積極補充湖北中小企業(yè)政策上不全面深入的地方，從大環(huán)境上把幫扶措施做到位。推動中小企業(yè)創(chuàng)業(yè)服務(wù)中心、行業(yè)協(xié)會、同業(yè)公會等中介機構(gòu)的發(fā)展，服務(wù)中心與各級各類社會機構(gòu)相聯(lián)系，逐步賦予行業(yè)協(xié)會制定行業(yè)規(guī)范和標(biāo)準(zhǔn)、參與行業(yè)規(guī)劃和資質(zhì)審查等職能，逐步構(gòu)建完善的社會服務(wù)體系。
2、發(fā)展產(chǎn)業(yè)集群，提升中小企業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力。浙江省中小企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易跨越式發(fā)展的一個關(guān)鍵性的原因就是有意識的推動和發(fā)展產(chǎn)業(yè)集群，用集群內(nèi)整個產(chǎn)業(yè)的總體競爭優(yōu)勢來克服單個中小企業(yè)規(guī)模不足的缺陷。因此，湖北同樣必須通過集群發(fā)展把科教人才優(yōu)勢、人力成本優(yōu)勢、土地成本優(yōu)勢和既有產(chǎn)業(yè)特別是制造業(yè)方面的優(yōu)勢來實現(xiàn)提升中小企業(yè)競爭力的目的。在這方面，湖北省中小企業(yè)已經(jīng)形成了如仙桃的無紡布產(chǎn)業(yè)等若干有一定競爭力和影響力的區(qū)域性產(chǎn)業(yè)集群。鑒于湖北省中小企業(yè)大多規(guī)模小，實力弱，可以先從加工貿(mào)易類產(chǎn)業(yè)做起，這不僅可以降低企業(yè)進(jìn)入國際市場的難度，且東部地區(qū)制造業(yè)正向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，湖北發(fā)展加工貿(mào)易變得現(xiàn)實。政府須出面合理規(guī)劃引導(dǎo)，通過集群效應(yīng)逐漸形成“區(qū)位品牌”，獲得區(qū)域營銷優(yōu)勢。同時還應(yīng)把人才的培養(yǎng)和引進(jìn)作為一項重要的戰(zhàn)略性投資，利用湖北良好的自然環(huán)境和巨大發(fā)展?jié)摿砦饨?jīng)貿(mào)方面的高級人才。此外還應(yīng)努力提高企業(yè)技術(shù)水平，積極推動與省內(nèi)眾多高校、科研院所的合作，實現(xiàn)科研技術(shù)成果的產(chǎn)業(yè)化和商業(yè)化，通過做到以上幾點來切實提高湖北中小企業(yè)的產(chǎn)業(yè)競爭力。
【關(guān)鍵詞】設(shè)備進(jìn)出口;CQC;進(jìn)出口銀行;保稅物流
中國從改革開放伊始就堅定不移的實行了對外開放的政策,并且積極的與各國建立健康友好的合作伙伴關(guān)系,加強與各國的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易往來。這樣建立的友好平等的進(jìn)出易不僅能刺激我國企業(yè)的生產(chǎn)力的增長給企業(yè)帶來更多的利潤來源,還能引進(jìn)外來先進(jìn)的技術(shù)來改善我國產(chǎn)業(yè)技術(shù)不先進(jìn)的狀況。根據(jù)數(shù)據(jù)顯示,2009年1月到8月的時間內(nèi),我國進(jìn)出口貿(mào)易總額就達(dá)到了1.3萬億美元左右,其中出口產(chǎn)品貿(mào)易額為7307億美元,占進(jìn)出口貿(mào)易總額的54.5%;而進(jìn)口產(chǎn)品的貿(mào)易額為6079億美元左右,占進(jìn)出口貿(mào)易總額的45.4%進(jìn)出口貿(mào)易順差為1228億美元。而在2010年我國進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展更加勢不可擋,只前七個月的進(jìn)出口總值和去年相比就又增長了40.9%,達(dá)到了1.6萬億美元左右,且出口同期增長35.6%,而進(jìn)口則增長了47.2%。由此可見,我國已成為進(jìn)出口貿(mào)易的中心之一。
而要取得這樣傲人的成績,光有正確的政策指導(dǎo)方向和龐大的勞動力數(shù)量是不夠的,這就需要有更全面的體制和舉措來管理和協(xié)調(diào)。以下就將詳細(xì)的闡述一些中國現(xiàn)有并且能有效管理和幫助中國進(jìn)出口更好更快發(fā)展的舉措。
1.建立中國進(jìn)出口質(zhì)量認(rèn)證中心
為保證進(jìn)出口設(shè)備及產(chǎn)品的質(zhì)量,在我國國家局的正確領(lǐng)導(dǎo)之下,中國進(jìn)出口質(zhì)量認(rèn)證中心(之前稱作中國商檢質(zhì)量認(rèn)證中心,英文簡稱為CQC)自成立于1993年開始,便始終把“躋身于世界優(yōu)秀認(rèn)證機構(gòu)行列”作為自身發(fā)展的目標(biāo)并不斷奮斗,經(jīng)過這些年不斷的努力,CQC已經(jīng)成為中國最大也是最具有知名度的管理體系的認(rèn)證機構(gòu)。而它也為我國出口企業(yè)的產(chǎn)品開拓國際市場以及提高在國際市場的競爭能力做出了很大的貢獻(xiàn)。
中國進(jìn)出口質(zhì)量認(rèn)證中心從成立伊始到現(xiàn)在共擁有ISO9001、ISO14001、IQNET、SA8000能源管理等十一多種的認(rèn)證體系,所以它能在產(chǎn)品安全與性能、節(jié)能環(huán)保、生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品、新能源及節(jié)能減排方面進(jìn)行多達(dá)500個產(chǎn)品的檢驗以及認(rèn)證,并且提供評價服務(wù)、認(rèn)證培訓(xùn)、管理體系認(rèn)證、產(chǎn)品認(rèn)證四方面成熟的業(yè)務(wù),服務(wù)范圍非常的廣。不僅如此,隨著CQC發(fā)展的拓寬,本著對顧客提供“一站式”方面服務(wù)的理念,它在國內(nèi)建立了36個管理體系認(rèn)證的分支機構(gòu)和11個產(chǎn)品的認(rèn)證中心,甚至在各個合作國也設(shè)有25個業(yè)務(wù)推廣的平臺,方便了進(jìn)口供應(yīng)商掌握貿(mào)易信息。至筆者寫作這篇文章為止,它又新增了低碳與能效認(rèn)證、PV產(chǎn)品認(rèn)證、CDM審定與核查、中新EEMRA部署及實施、出口沙特認(rèn)證、LED照明節(jié)能這些新領(lǐng)域的體系認(rèn)證,緊跟著經(jīng)濟(jì)發(fā)展的腳步。中國進(jìn)出口質(zhì)量認(rèn)證中心還擁有上萬人認(rèn)證的專業(yè)團(tuán)隊,其中多人都在國際上獲得過認(rèn)證資質(zhì),其科研成果也獲得過國家科學(xué)技術(shù)進(jìn)步獎等殊榮,這樣強大的技術(shù)力量能夠提供給客戶高質(zhì)量、高附加值的專業(yè)的服務(wù)。
作為為進(jìn)出口貿(mào)易提供服務(wù)和支持的最早出現(xiàn)的政府政策扶持的部門,在這十幾年的發(fā)展中始終密切的關(guān)注自己質(zhì)量的提升和社會經(jīng)濟(jì)的趨勢,堅定不移的堅持客戶至上的服務(wù)理念,在中國認(rèn)證體系行業(yè)一直處于領(lǐng)先的地位。
2.建立中國進(jìn)出口銀行
中國進(jìn)出口銀行在則1994年成立,它是直屬于國務(wù)院領(lǐng)導(dǎo)、政府全資擁有的國家級政策性質(zhì)的銀行,是我國對外經(jīng)貿(mào)支持體系的重要力量以及金融體系的重要組成部分。它是我國機電產(chǎn)品、成套設(shè)備以及高新技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)出口和對外承包工程及各類境外投資的政策性融資的最主要的渠道。在促進(jìn)我國改革開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面發(fā)揮著重要的作用。中國進(jìn)出口銀行的總部設(shè)在北京。到2011年末,中國進(jìn)出口銀行在國內(nèi)已設(shè)有21家營業(yè)性的分支機構(gòu),而在境外則設(shè)有東南亞、非洲代表處、巴黎代表處以及圣彼得堡代表處,并且與境內(nèi)外1250多家銀行的總分支機構(gòu)建立行的合作關(guān)系。
中國進(jìn)出口銀行從成立伊始,就始終堅守自己的主要職責(zé),創(chuàng)先運用政策性手段,擴(kuò)大機電產(chǎn)品和成套設(shè)備的出口量。1995年時,中國進(jìn)出口銀行就開辦了買方毀約保險、短期出口票據(jù)保險、買方信貸擔(dān)保短期出口信用保險等險種,并承保了56個合同。其承保金額達(dá)到4.48億美元,支持了7.65億美元在機電產(chǎn)品和成套設(shè)備的出口上。中國進(jìn)出口銀行還向伊朗出口總額為6.5億美元的四個水、火電項目,出具了出口信用保險的意向書,讓該項目在國際招標(biāo)中成功中標(biāo),為企業(yè)后期收匯提供了保障。同年在加強對原來的670個轉(zhuǎn)貸項目的管理同時,還新增了審批貸款項目99個,批貸金額達(dá)到21億美元。到1996年9月時,中國進(jìn)出口銀行已對外簽署了7個政府優(yōu)惠的貸款協(xié)議,總額達(dá)到7.6億人民幣。在當(dāng)時正確的實行了將投資和外援、貿(mào)易互利結(jié)合起來的外交貿(mào)易的新決策,不僅幫助了我國發(fā)展民族經(jīng)濟(jì),而且還促進(jìn)我們的機電設(shè)備和產(chǎn)品走出國門走向世界。
現(xiàn)今,中國進(jìn)出口銀行更是將支持企業(yè)對外發(fā)展作為一項業(yè)務(wù)重點發(fā)展。中國進(jìn)出口銀行通過創(chuàng)辦出口買方信貸、出口賣方信貸和實行優(yōu)惠政策三種方式讓國內(nèi)企業(yè)又好又快的走出國內(nèi)走向世界。到2010年的10月末,中國進(jìn)出口銀行已經(jīng)支持了1300多個業(yè)務(wù)的貸款項目,覆蓋了歐洲、亞洲、美洲、非洲等100多個的國家和地區(qū)。這項業(yè)務(wù)本外幣貸款余額占中國進(jìn)出口業(yè)務(wù)貸款余額高達(dá)40%。它不僅在機電產(chǎn)品與成套設(shè)備方面取得很好的成績,還涉及公路、鐵路、機場、建筑、通信等行業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)。
而中國進(jìn)出口銀行作為中國早期實行企業(yè)對外政策的業(yè)務(wù)的銀行之一,在這十幾年的業(yè)務(wù)實踐中積累了很多的經(jīng)驗也形成了一些良好的優(yōu)勢,對未來銀行的發(fā)展起到了促進(jìn)作用。第一,中國進(jìn)出口銀行始終將誠信作為準(zhǔn)則,在這十幾年的運營中對外從未發(fā)生過拖欠的現(xiàn)象,將國家的信譽作為自己的招牌恪守。
這為中國進(jìn)出口銀行打下了良好的口碑,同時也擁有了良好的客戶基礎(chǔ)。所以客戶對這樣的銀行所支持和培養(yǎng)的企業(yè)也充滿了信任。這樣也就為一些剛剛涉外沒有經(jīng)驗的企業(yè)贏得了有利的名聲,從而能更快的形成穩(wěn)定的客戶群體。第二,在對外政策實行方面給客戶塑造了專業(yè)的正面印象。中國進(jìn)出口銀行既是中國官方級的信用機構(gòu),在對外業(yè)務(wù)實行方面也有過里程碑式的貢獻(xiàn)。這無論在國內(nèi)還是世界企業(yè)中都有著很高的聲望,這也是吸引客戶合作以便推廣國內(nèi)企業(yè)的明顯的優(yōu)勢。第三,中國進(jìn)出口銀行通過長期的業(yè)務(wù)實踐和經(jīng)驗的不斷累積,內(nèi)部擁有一批高素質(zhì)專業(yè)的團(tuán)隊,他們長期從事與國際經(jīng)濟(jì)合作的業(yè)務(wù),在協(xié)助企業(yè)對外發(fā)展方面有著豐富的業(yè)務(wù)實戰(zhàn)技能和經(jīng)驗。不僅能夠為不同類型的企業(yè)在不同國家開展的投資提供資金支持和詳細(xì)的信息咨詢以及風(fēng)險的評估,還能切身的了解顧客從而深入的挖掘出他們的潛在需求并且提供針對性的建議和決策,幫助客戶避免一些不必要的損失。
由上述可見,中國進(jìn)出口銀行的發(fā)展大體上是順風(fēng)順?biāo)?可是在2009年爆發(fā)了全球經(jīng)濟(jì)危機,而中國進(jìn)出口銀行為了刺激消費,當(dāng)年就發(fā)放了400億左右的人民幣,占到全年貸款額度的近50%,而在經(jīng)濟(jì)危機后,發(fā)達(dá)國家政府財政和金融機構(gòu)企業(yè)財政困難所導(dǎo)致的發(fā)展中國家資金出現(xiàn)的流動性危機也給中國進(jìn)出口銀行帶來了不小的考驗?？墒沁@在另一方面也是一個歷史性的機遇,中國進(jìn)出口銀行若能把握這次機遇使其發(fā)展更加成熟,便能使機電產(chǎn)品以及成套設(shè)備進(jìn)出口貿(mào)易更加繁榮。
3.物流保稅區(qū)的建立
而在成套設(shè)備以及產(chǎn)品的進(jìn)出口中,運輸環(huán)節(jié)是最復(fù)雜也最容易出現(xiàn)問題的。所以,經(jīng)我國海關(guān)總署和國務(wù)院從2002年始對保稅物流管理制度的創(chuàng)新和發(fā)展新的保稅物流模式進(jìn)行了積極的探索,最終制定了保稅物流園區(qū)及保稅物流中心的特殊的區(qū)域性的物流管理模式,形成了保稅物流中心A型、保稅物流中心B型、保稅物流園區(qū)、保稅區(qū)、保稅港區(qū)、保稅倉庫和跨境工業(yè)區(qū)等保稅物流場所。這種新型物流業(yè)的發(fā)展不僅給傳統(tǒng)的生產(chǎn)制造業(yè)帶來了新的生機,保稅物流的發(fā)展也將進(jìn)一步的帶動對外進(jìn)出口的貿(mào)易與企業(yè)產(chǎn)業(yè)的升級。
這些保稅物流園區(qū)是根據(jù)物流科學(xué)研究出來的,屬于物流形式的一種,但是它區(qū)別與普通的物流倉儲,擁有一些典型的新特征。
保稅物流園區(qū)以及中心擁有政策優(yōu)勢,貨品一旦進(jìn)入園區(qū)及中心就會被視作是出口,期間不征收進(jìn)口關(guān)稅以及免批文,不受配額限制。同時也新創(chuàng)了貨物的“入?yún)^(qū)退稅”政策,改變了以前貨物運往保稅區(qū)后要等離境以后才能享受到出口退稅的局面,為企業(yè)開通了一條降低運營成本、縮短供貨時間的綠色通道。
保稅物流園區(qū)及中心還存在功能方面的革新。它將港口服務(wù)拓展到成套服務(wù),讓港口和保稅區(qū)之間產(chǎn)生良好的互動以此吸引國際配送、中轉(zhuǎn)等一些增值且具有高附加值的業(yè)務(wù)更多的像中國轉(zhuǎn)移。另外,保稅物流園區(qū)及中心還被賦予整套齊全的物流功能,滿足現(xiàn)在公司所追求的零庫存、JIT無縫對接等新型的生產(chǎn)方式需求,并且實現(xiàn)在園區(qū)及中心內(nèi)部對貨物進(jìn)行包裝、分揀、拼裝等一系列簡單的加工。
真正做到了物流與制造的同步,不僅為一些深加工制造型企業(yè)帶來了便利,也為促進(jìn)加工貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級提供配套的服務(wù)。
最后,物流保稅園區(qū)及中心在海關(guān)報關(guān)報檢方面進(jìn)行突破性革新,使得通關(guān)更加便捷。
