物流發展、FDI與出口貿易結構優化
——基于中部地區的實證分析

上官緒明

（1.中央財經大學統計與數學學院，北京 100081； 2.信陽師范學院工商管理學院，河南 信陽 464000）

物流發展、FDI與出口貿易結構優化
——基于中部地區的實證分析

上官緒明1，2

（1.中央財經大學統計與數學學院，北京 100081； 2.信陽師范學院工商管理學院，河南 信陽 464000）

基于中部六省1994-2012年的統計數據，通過對物流發展水平指標提取主成分，發現中部地區物流發展綜合水平在不斷提升，特別是入世后得到迅猛的發展；采用資本、技術密集型產品占工業制成品出口額的比重測算的結果顯示，中部地區出口貿易結構正由勞動密集型向資本、技術密集型演化。借助SVAR模型實證表明：中部地區FDI與物流發展水平及出口貿易結構之間呈現了良性互動效應，但物流發展水平只是與FDI顯現了互動，而未能有效促進出口貿易結構優化,在吸引FDI促進出口貿易結構優化方面，物流依然是中部區位優勢中的一塊短板。基于實證結果的啟示，文章最后提出中部地區應考慮將提高區域物流信息化水平、實現區域物流一體化及標準化等作為政策的著力點，改善物流業軟環境，才能更好地吸引FDI有效推動經濟轉型、產業升級及出口貿易結構優化。

物流；FDI；出口貿易結構；SVAR模型

一、引言

隨著我國經濟的快速發展和投資環境的改善，FDI（外商直接投資）流入我國速度也在不斷增加，對我國經濟發展和產業調整具有重要的影響（盧荻，2003；劉文勇、蔣仁開，2006；劉雙明，2007；劉宏和李述晟，2013）。入世后，FDI投資領域不斷擴大，尤其是2005年物流全面開放及交通運輸等物流基礎設施迅速改善之后，流入我物流業的FDI數量和速度也逐漸增加，世界頂級的物流企業，如FedEx、UPS、DHL等都已在我國建立了物流網絡。對于區域經濟發展來說，FDI對物流業的投資一方面可以完善我國物流系統網絡，為企業發展提供良好的軟環境，促進出口貿易結構優化（劉素月，2006；姚娟、莊玉良，2012）；另一方面，FDI帶來的技術和管理的溢出效應有利于提高我國本土物流業的競爭力（李曉錦、張金平，2009；王楊，2012）。中部地區改革開放起步比較晚，但是FDI對經濟發展也產生了巨大的推動作用（黃日福，2007；丁明智、張浩，2008；陳繼勇，吳頌，2012）。隨著中部地區改革開放的不斷推進，特別是2006年《中共中央國務院關于促進中部地區崛起的若干意見》出臺后，FDI流入規模不斷上升，對中部地區物流業的影響也越來越深入。中部物流業發展綜合水平在不斷提升的同時，反過來也成為吸引FDI流入的關鍵區位優勢。中部地區物流業是否引導了FDI有效推動經濟轉型、產業升級及出口貿易結構優化？從現有文獻來看，針對這一問題的研究較少，理論研究滯后于實際的需要。

二、文獻綜述

關于FDI的研究理論已基本成熟，從壟斷優勢理論開始(SHymer&Kindleberger，1960)，先后有產品生命周期理論(Vernon，1966)、缺口理論(H.Chenery&Strout，1966)、國際生產折衷理論(Dunning，1977)及邊際產業擴張理論(Kojim，1978)等。通過梳理文獻發現，有部分學者從外部溢出效應視角研究FDI (Mac Dougall，1960；Kokko，1996；Blomstrm，1998；何潔，2000；曹廣喜、陳理飛，2010)，部分學者從FDI與行業之間的關系視角研究FDI（Aitken&Harrison，1999；Furtna&Holzmna，2004；Nunn-enkamp，2007；任研，2009；劉瑩瑩、吳宗杰，2011）。

改革開發以來，我國出口貿易得到了迅猛發展，吸引了大量國內外學者針對我國出口貿易與FDI的相關研究(Grossman，1994；Helpman，1996；Liu，2001；Zhang，2001；Yue&Hua，2002)。研究表明FDI通過提供資金、技術及現代管理等有助于我國貿易增長(R.Nurkse，1953；Dooleyetal，1994；Lall，1999)。目前，學界已深入到對FDI與貿易結構層面的相關研究，研究認為FDI對出口貿易結構升級起到了積極促進作用(Farrell&Sturm，2001；Branstetter&Feenstra，2002)。我國改革開放后的出口貿易史顯示，初級產品和低技術制成品出口比重在不斷地下降，中、高技術制成品在不斷地上升，支持了FDI有利于出口貿易結構優化的理論研究 （Edward&Mraham，2001；Rodrik，2006；Schott，2006；詹曉寧等，2002；江小涓，2002；宋京，2005；葉靈莉、王志江，2008；黃錦明，2010；祝樹金、奉曉麗，2011）。

目前，國內外學者對物流業與FDI的相關性研究還缺乏深層面的討論，還沒有深入到針對物流發展水平約束下FDI對貿易結構優化影響的研究。國外的學者Grossman&Helpman(1994)認為FDI有利于物流業管理和技術的提升，特別是對發展中國家。Maggi(2010)從FDI有力于擴大區域經濟范圍、減少交易成本視角出發，實證了意大利2000～2008年間的物流業與FDI之間的關系。我國學者研究了FDI對物流業的效應機理（王楊，2009），進入我國物流業的動因（魏琴，2007；劉違文，2009；羅研，2009）、形式（劉秉廉，2007）以及對物流業的影響等（鄔躍、梁晨，2007；劉建文，2009；謝長偉、張冬平，2010）。

從文獻檢索結果來看，學術界對FDI與對外貿易關系的研究則已經深入到貿易結構層面，且已有研究支持FDI對出口貿易結構升級具有顯著影響，而對物流發展水平與對外貿易的關系研究尚未深入到物流發展水平與出口貿易結構的優化層面，物流發展水平對出口貿易結構影響的不確定性則有待研究。因此，研究物流發展水平、FDI與出口貿易結構優化，是為了更好制定吸引外資政策促進區域經濟轉型、產業升級的需要，也是理論發展的趨勢。

表1 物流發展水平指標

三、變量的選取及提取主成分

1.變量選取

物流活動是一個復雜的綜合協調過程，選取什么指標能較全面反映物流發展水平，目前學術界還沒有達成共識。有選取物流成本作為衡量物流發展水平指標[1，2]；有選擇外貿貨物港口吞吐量作為衡量物流業發展水平指標[3，4]；有采用貨物周轉量和物流網絡里程代表物流業水平指標[5，6]（見表1）。文章研究目標是為了綜合考察物流發展水平、FDI與貿易結構優化的內在關系，選擇單一變量作為衡量物流發展水平會出現偏誤。在考慮數據的可得性基礎上，從物流需求、物流供給、物流信息及物流規模4個方面選取貨運周轉量占GDP比重(HW)、等級公路容積(GL)、鐵路容積(TL)、互聯網寬帶接入端口密度(HLW)、物流業產值占GDP比重(WCZ)等5個變量為衡量物流發展水平(WL)的綜合指標，具體指標如表1所示。考慮到較多解釋變量的運算過程都涉及面積和GDP這兩個數據，可能會出現多重共線性的問題，又由于樣本數據的有限性，筆者采用主成分分析方法進行降維處理。

改革開放以來，我國出口貿易結構沿著資源密集型、勞動密集型資本和技術密集型的路徑在演化（黃錦明，2010），由以初級產品為主的出口向以工業制成品為主導的出口貿易結構轉變。出口商品結構是衡量貿易結構狀況的重要指標之一，根據附加值高低，出口商品可劃分為初級產品和工業制成品。初級產品附加值低，工業制成品附加值高，按照比較優勢理論，出口初級產品的國家比出口工業制成品的國家貿易地位更加不利，貿易條件也會不斷惡化；出口工業制成品獲利更多，貿易條件會逐漸變好。因此，學術界是以工業制成品占出口貿易總額比重的高低來衡量出口貿易結構的優劣程度。針對我國的實際情況而言，如果選取工業制成品在商品出口額中的比重衡量出口貿易結構是否優化，很容易掩蓋了FDI因人口紅利來我國投資一些勞動密集型的出口行業，夸大了FDI推動我國出口貿易結構優化的作用，因此，筆者選擇資本、技術密集型產品占工業制成品出口額的比重來衡量出口貿易結構是否優化，具體計算出口貿易結構時選擇SITC5、SITC7兩類制成品表示資本和技術密集型產品，即出口貿易結構優化變量：(TS)=(SITC5+ SITC7)/工業制成品出口額，如果這一比重由小到大不斷地提升就意味著出口貿易結構由低級結構向高級結構轉化。對于FDI變量，文章采用文獻中比較成熟的做法選取每年實際利用外商直接投資額表示(Kokko，1996；Furtna&Holzmna，2004；Nunnenkamp，2007；Maggi，2010)，單位是萬美元。

2.提取物流發展水平主成分

文章中1994-2012年的相關數據來源于2013年中部六省的統計年鑒、中國統計年鑒及中經網統計數據庫。為了消除原始變量量綱的影響，利用正向指標對原始數據進行標準化處理，得到無量綱矩陣，再通過估計標準化后的協方差矩陣[7]，利用SPSS20.0提取物流發展水平主成分。表2是物流發展水平指標的主成分分析結果，從表2中可以看出第一成分占總方差的75.4%，能較好地反映5個物流發展水平指標的總體變化情況。根據指標的特征值可以看出第2個特征值開始顯著變小，碎石圖也出現明顯的拐彎（見圖1），在保證了物流綜合發展水平不失真的前提下，為了方便下文的討論，在此僅選擇m=1，提取第1主成分代表物流發展水平的綜合指標，如表3所示。

表2 物流發展水平一致指標組的主成分分析結果

由表3可以看出，除了受國有企業改革影響的幾年(1994-1998)，中部地區物流發展綜合

水平停滯不前外，基本是在不斷提升，特別是最近幾年得到快速的發展，這與我國物流發展的現實情況是吻合的。

表3 歷年中部地區物流發展水平綜合指標

圖1 碎石圖

四、模型選取與設定

1.模型選取

以經濟理論為基礎的傳統經濟計量方法很難解釋物流與FDI之間的關系，較少受到既有理論約束的VAR模型可以將變量都視為內生的且對稱地進入到各個方程中分析，受到很多學者的青睞（黃新飛、舒元，2007；劉子斐、史敬，2008；上官緒明，2012；劉宏和李述晟，2013）。但VAR模型不考慮變量之間的約束，導致變量之間的結構關聯性被轉移或者說掩藏到了隨機擾動向量的方差-協方差矩陣中，不能嚴格說明變量之間的真實經濟關系[8]。而Amisano&Giannini(1997)提出的結構性VAR模型（SVAR模型），是在VAR模型的基礎上，引入內生變量的當期關系，把隱藏在誤差項中的變量間的關系提出來，從而使模型的經濟意義更加明確[9]。故此文章采用SVAR模型進行實證研究，一般含有k變量的p階SVAR模型的矩陣形式可以表示如下：

C0是k×k維待估系數矩陣，且C0≠Ik，C0是主對角線元素為1的矩陣，yt是列向量；Γi表示是yt滯后項不同的k×k維待估系數矩陣。p為滯后階；ut不與其滯后項相關，也不與等式右邊的變量相關，但可同期相關。

2.確定SVAR模型滯后階數

在SVAR模型中，如果最大滯后階數太小，可能引起殘差出現自相關，導致參數估計的不可靠性，但是如果最大滯后階數太大，待估計參數太多，導致自由度下降，參數估計可能會失去有效性[7]。根據文獻，文章選取AIC和SC準則來確定階數，因為模型中沒有外生變量，所以檢驗從1階開始，計算SVAR(1)，SVAR(2)，SVAR (3)，SVAR(4)，SVAR(5)的AIC和SC值，如表4（帶*是最佳P值對應該的統計值）。由表4可知，AIC和SC取值最小時滯后階數不一致，不能確定p的最佳值，需要進行LR檢驗進行取舍，由LR檢驗知道，在滯后階數為2時，LR取值達到最大，結合AIC和SC的取值，最大滯后階選擇2是合理的，使用SVAR(2)模型研究區域物流、FDI與出口貿易結構之間的動態關系。

3.穩定性檢驗

表4 AIC、SC、信息準則和LR統計量的值

根據信息準則構建了物流發展水平、FDI與出口貿易結構的SVAR(2)模型后，還需要對模型的穩定性檢驗。如果SVAR(2)模型根模的倒數小于1，即位于單位圓內，則模型是穩定的，否則是不穩定的。如果在模型不穩定的情況下進行脈沖響應分析得到結果將不是有效的(L ü tkepohl H.，1991)。表5給出了SVAR(2)的穩定性檢驗結果,進行穩定性判斷矩陣的特征多項式所有根模的倒數都小于1，因此構建的SVAR(2)模型是穩定的。

表5 SVAR(2)模型的穩定性檢驗結果

4.SVAR模型的識別與約束

由上文分析知，文章最后使用的是3變量的SVAR(2)模型，它的A-B其形式如下：Aεt=But

變量和參數矩陣為：

一般K元SVAR(p)模型需要對結構式參數施加k(k-1)/2的約束條件，模型才可識別出結構沖擊，因此需要對SVAR(2)模型施加3個約束條件，根據引用文獻做出如下三個約束假設：

假設1：假設FDI的沖擊不會影響當期的物流業發展水平提升，但其滯后期對物流業的影響是持續顯著的。因為物流業投資回收期較長，同時也由于我國資本市場的不完善，FDI更加傾向于投資回報期較短的高收益行業，即假設a21=0是合理。

假設2：假設FDI的沖擊不會影響當期的出口貿易結構。由于外資帶來的管理和技術需要一定的時間吸收消化，FDI對貿易結構的影響也有一定的滯后期，所以假設a31=0合符現實情況。

假設3：假設物流業發展不會影響當期出口貿易結構優化。由于物流業是生產性服務業，物流的發展可以降低產品的流通成本，增加競爭力，但是在引導FDI流入資本、技術密集型產業方面還是存在滯后效應。故此，假設物流業發展水平提升不會對當期的出口貿易結構產生影響，即假設a32=0是符合市場傳遞規律的。

五、實證分析

1.變量的平穩性檢驗

文章采用ADF檢驗法對序列WL、FDI及TS進行平穩性檢驗。由AIC準則選取最大滯后階數為2，使用eviews7.0進行檢驗。由表6可知在10%的顯著水平下，序列WL、FDI及TS的ADF統計值分別大于各自的臨界值，所以接受WL、FDI及TS是非平穩序列的原假設。由于原序列是不平穩的，所以需要對其差分檢驗。通過AIC準則確定差分序列△WL、△FDI及△TS的最大滯后階數為1進行檢驗，由表6可知△WL、△FDI及△TS的ADF統計值分別小于各自在1%的臨界值，△WL、△FDI及△TS一階差分后不含單位根，拒絕△WL、△FDI及△TS是非平穩的原假設。故此，△WL、△FDI及△TS是一階單整的，即WLt～I(1)，FDIt～I(1)。

表6 WL、FDI及TS序列的ADF檢驗結果

2.Granger因果檢驗

根據Granger(1969)提出的因果關系檢驗法，變量是顯著相關的，但未必有因果關系，如果現在的y能被過去的X解釋，且加入x的滯后值會使得解釋程度顯著提高，則x是引起y的格蘭杰原因。筆者借助Granger檢驗法對物流發展水平、FDI與出口貿易優化的因果關系進行檢驗，根據AIC和SC最小的準則，選擇滯后期為2，利用eviews7.0檢驗結果如表7所示。

表7 WL、FDI及TS的Granger因果性檢驗

從物流發展水平與FDI的視角看，在5%的顯著性水平下，可以認為物流發展水平是FDI增長的Granger原因，FDI也是物流發展水平提升的Granger原因。可見，1994-2012年間中部地區 FDI與物流業發展水平之間存在雙向的因果關系，即FDI增加提升了物流業發展水平,而物流業發展水平的提高也吸引FDI流入，這一檢驗結果支持了FDI促進了我國產業發展的相關研究（王文治，2008；陳繼勇和盛楊懌，2009；何建瑩和李曉鐘，2012等）。

從出口貿易結構優化與物流發展水平的視角看，在10%的顯著性水平下，不可認為物流發展水平是出口貿易結構優化的Granger原因，同時也不可認為出口貿易結構優化是物流發展水平的Granger原因。中部地區物流發展水平還未達到促進出口貿易結構的優化，更未能與出口貿易結構優化實現良性互動。

從FDI與出口貿易結構優化的視角看，在1%的顯著性水平下，可以認為FDI的增長是出口貿易結構優化的的Granger原因，同時可以認為出口貿易結構優化是FDI增長的Granger原因，即FDI與出口貿易結構優化之間是良性的互動關系。檢驗結果也支持了FDI促進了我國出口貿易結構優化的相關研究（周靖祥和曹勤，2007；李真，2009；郭炳南，2010；陳麗珍和唐文軒，2013等）。

3.基于SVAR模型的脈沖響應分析

下面分別給物流發展水平和FDI一個正的沖擊，利用eviews7.0得到正交化的SVAR(2)模型脈沖響應函數圖，在下列各圖中，橫軸表示從接作用的滯后期，縱軸表示相應的響應，實線表示脈沖響應函數，虛線則表示正負兩倍標準差的偏離帶。

（1）物流發展水平對來自FDI沖擊的脈沖響應。

圖2顯示了如果在當期給中部地區FDI一個正沖擊后，區域物流發展水平(WL)在滯后10期內的動態。由圖2可以看出區域物流發展水平在受到FDI一個正沖擊后，在前3期，物流發展水平沒有顯著提高，甚至在第二期，物流發展水平短期略有下降，但是從第3開始，物流發展水平開始有了顯著變化，且在后期對物流發展水平產生了持續加速提升。總體來看，如果FDI在受到外部條件的沖擊后，在經過市場傳遞，首先會抑制區域物流發展水平的增長，但很快會對區域物流發展水平產生正的沖擊，長期FDI的增長對區域物流發展水平有顯著的促進效應。

圖2 物流發展水平對來自FDI沖擊的脈沖響應

（2）FDI對來自物流發展水平沖擊的脈沖響應

圖3演示了如果在當期給物流發展水平(WL)一個正沖擊后，FDI在滯后10期內的動態影響。可以看出FDI在收到物流發展水平的一個正沖擊后在前4期受到的影響都不顯著，但是從第4期開始，區域物流發展水平對FDI的影響開始顯著，且隨著時間增加，影響呈現加速趨勢。總體來看，物流發展水平對FDI具有滯后效應，短期促進作用不顯著，長期物流發展水平依然是吸引FDI的主要區位優勢之一。

圖3 FDI對物流發展水平沖擊的脈沖響應

圖4 出口貿易結構對來自物流發展水平沖擊的脈沖響應

（3）出口貿易結構對來自物流發展水平沖擊的脈沖響應

圖4演示了如果在當期給物流發展水平一個正沖擊后，出口貿易結構在滯后10期內的動態影響。分期來看，在第1期有明顯的下降，第2期后就有所回升，到第4期又回歸到0，隨后略微有下降，但下降趨勢不顯著。可能是我國中部地區物流業發展水平還不能有效促進出口貿易結構的優化。因此，中部地區應進一步促進物流業發展，更好的滿足承接產業轉移及產業升級。總體來看，中部地區物流業略微影響了出口貿易結構的優化，結合Granger檢驗知，中部地區物流業還沒有達到有效促進出口貿易優化的市場環境。

（4）出口貿易結構優化對來自FDI沖擊的脈沖響應

圖5顯示了如果在當期給FDI一個正沖擊，出口貿易結構在滯后10期內的動態影響。由圖5可以看出出口貿易結構在受到FDI沖擊后，前3期有顯著優化，第3期達到短期高點，隨后略微有下降，但第5期后FDI對出口貿易結構產生了持續優化。這就表明如果FDI在受到外部條件的沖擊后，在經過市場傳遞，首先會加速出口貿易結構優化，但短期達到高點后會略微下降，隨后呈現出持續促進作用，與主流文獻研究的結論是一致的。總體來看，FDI對出口貿易結構優化有顯著的促進作用，并且長期具有正的效應，Granger因果檢驗也證實了這一結論。

六、結論及建議

通過對中部六省1994-2012年間物流發展水平、FDI及出口貿易結構有關統計數據實證研究得出：物流發展水平與FDI增長之間的確存在著長期穩定的關系，FDI顯著地促進了物流發展水平的提升及出口貿易結構的優化，但物流發展水平對出口貿易結構優化促進作用不顯著；Granger因果關系檢驗也表明FDI是物流發展水平提升的原因,物流發展水平也是吸引FDI增長的原因，加入WTO后，區域物流業和FDI之間呈現良性互動趨勢。雖然理論和發達地區的經驗支持物流發展水平的提升是出口貿易結構優化的Granger原因，但是中部地區物流發展水平尚未達到促進出口貿易結構優化的水平。而FDI與出口貿易結構優化之間呈現的良性互動支持了已有研究的結論。總體來看，物流依然是中部區位優勢的一塊短板，政府應進一步完善物流業發展的軟環境，更好地吸引FDI推動區域經濟轉型、產業升級。

通過梳理文獻發現，不同的研究視角下，提出的出口貿易結構優化政策建議是不同的。裴長洪(2009)分析了中國貿易政策調整與出口結構變化后指出，限制加工貿易策略來轉變出口貿易方式是值得反思的[11]。為了增強我國出口商品競爭力,必須采取包括人民幣匯率調整在內的出口貿易救助措施。錢學鋒和熊平(2010)基于企業異質性貿易理論框架，描述了中國出口增長二元邊際結構的特征性事實，指出政府在相關制度改革上應該考慮如何促進企業生產率水平的提高以及產品技術含量的提升[12]。郭巍、林漢川和夏有富(2011)分析了我國出口貿易結構不合理的癥結后，建議重視發展自主品牌、調整本土企業的出口結構及促進實體經濟的發展等相關建議[13]。張會清和唐海燕(2012)指出人民幣升值在一定程度上驅動了出口貿易結構向高級化方向發展，但是這種積極作用是外資企業的貢獻，人民幣升值抑制了本土企業的成長空間，應暫緩人民幣升值的步伐[14]。錢學鋒、王勝和陳勇兵(2013)基于多產品企業異質性貿易模型框架，建議在進行貿易結構調整時，不應僅僅關注企業間的擴展邊際的重要性，更應高度重視企業內的擴展邊際的貢獻[15]。唐東波(2012)指出為提升國內產業在全球價值鏈中的位置，我們不僅需要強化加工貿易在國內相關產業的縱向關聯，而且應設計更為靈活的貿易政策以促進一般出口產品的技術結構升級[16]。莊芮、白光裕和方領(2013)在研究了FDI對我國出口貿易結構影響后指出，FDI推動我國外貿區域布局更趨合理，建議相關部門制定合理的財稅政策，積極引導我國外商投資企業轉型升級[17]。

圖5 出口貿易結構對來自FDI沖擊的脈沖響應

作為“第三利潤源泉”的物流日益受到重視，區域物流發展水平也逐漸成為一個國家或地區吸引外商投資的重要軟指標之一。改革開放以后，特別是入世以來，中部地區的交通運輸基礎設施在國家投資的驅動下得到了迅速改善，為物流業發展提供了有利的硬件環境，但是物流業對經濟轉型和產業升級促進作用遠遠低于發達國家及我國東部沿海地區[18]。根據區位優勢理論，FDI投資區位的選擇要受到生產要素、運輸成本、投資環境等諸因素的影響。在生產要素充分流動的背景下，中部地區和東部地區的直接區位優勢基本是一樣的，但是主要差別就是運輸費用過高的間接區位優勢。可見理論和現實都說明了物流業依然是中部地區吸引FDI的瓶頸，也是造成經濟轉型、產業升級及出口貿易結構優化不顯著的主要因素。

中部地區物流業能否成為吸引FDI促進出口貿易結構優化的關鍵區位優勢，需要發揮政府主導作用，構建以質量和效益為中心，轉型升級為突破口的區域一體化物流體系.當前可以考慮以下三個方面為政策的著力點：首先，要提高信息化水平.雖然在“十一五”期間中部地區物流業信息化水平明顯提高了，但是只是解決了信息的采集、傳輸、加工等，而利用現代信息技術對物流活動中產生的信息共享、交換及決策等還未能有效的實現，故而不能真正降低社會物流成本、提高物流活動的效益[19]。其次，實現區域物流一體化，由于中部地區物流業還未能形成多層次、多功能的大物系統，造成社會物流成本長期偏高，根據中國物流與采購聯合會數據，2013年中部地區物流總費用占GDP的比率在16.75%左右，雖然略低于全國的18%，但與發達國家或地區只有10%左右的高物流水平還有很大差距。最后，推動區域物流標準化。物流設備沒有統一的標準，嚴重影響了運輸、倉儲、搬運中的機械化和自動化實施；物流信息沒有統一規范的接口和編碼標準，導致信息不能很好地交換和共享，形成信息的“孤島”[20]。

總之，隨著對外開放的不斷推進，FDI在推動我國中部地區經濟轉型、產業升級扮演著越來越重要的角色，為避免在人口紅利逐漸消失和人民幣升值的大背景下，中部可能失去經濟轉型、產業升級及出口貿易結構優化動力，需進一步完善物流硬件設施和軟環境，增強服務理念，提升核心競爭力，讓物流成為吸引FDI的關鍵區位優勢，確保在經濟下行趨勢下中部地區經濟調整、產業轉型及出口貿易結構優化成功。

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[20]上官緒明.區域物流信息資源整合模式與對策研究 [J].物流科技，2010(3)：78-80.

（責任編輯：JJY）

Level of Logistics Development，FDI and Export Trade Structure Optimization——Based on the Experience of SVAR Model

SHANGGUAN Xu-ming1，2
（1.Central University of Finance and Economics，Beijing 100081，China；2.Xinyang Normal University，Xinyang Henan 464000，China）

Based on statistical data of six central provinces from 1994 to 2012，this paper finds that the overall level of logistics is improving by extracting principal component，especially after WTO it has been the rapid development.The proportion of capital and technology-intensive products accounting for exports manufactured goods shows that central region exports structure is evolving from labor-intensive to capital and technology-intensive.Empirical evidence by SVAR model shows that FDI，level of logistics development and structure of export trade showed positive interaction effect in the central region，but the level of logistics development and FDI show only interactive，not effectively promote export trade structure optimization，logistics is still a short board of central location advantage. Based on these conclusions，this paper suggests that the central region should consider to improve the information level of regional logistics，achieve integration and standardization of regional logistics to attract FDI effectively promoting economic restructuring，industrial upgrading and export trade structure optimization.

Logistics；FDI；Export trade structure；SVAR model

F752.62

A

1004-292X（2014）09-0066-06

2014-05-10

國家社會科學基金資助項目（13BGL015）；河南省軟科學研究計劃項目（142400410484）；河南省教育廳科學技術研究重點項目（13A790764）。

上官緒明（1979-），男，河南光山人，博士研究生，副教授，研究方向：計量經濟學理論與方法；