老撾物流發展與進出口貿易因果關系研究

Maneevong Chanchalern，黃 潔，謝瀚毅

（昆明理工大學 管理與經濟學院，云南 昆明 650093）

1 引言

進出口貿易，也稱國際貿易，對于發展一國的經濟至關重要。國際貿易可以出口本國所生產多余的產品以賺取外匯，同時也可以從國際市場上進口本國所缺乏的商品和高科技產品。國際貿易的發展除了可以調節國家之間的供求關系和發揮比較優勢外，還可以提高國家財政收入，吸引企業投資和增加國民就業，達到促進經濟發展的效果。進出口貿易活動必定帶來物流的需求與發展，以產生產品的空間效益和時間效益，物流發展將進一步提高效率與降低成本，促使進出口貿易更具競爭力，這就是物流發展與進出口貿易之間的互相促進作用理論。

老撾，給人印象是民風淳樸，但經濟發展落后與國民貧窮的國家。自從1997年實行對外開放和利商政策、1997年加入東南亞國家盟和2012年加入世界貿易組織后，老撾的經濟發展與貿易增長都得到了令人矚目的成績。東南亞唯一的內陸國—老撾，缺乏對外貿易海港的優勢，是多年來老撾的經濟發展滯后于東南亞其他國家的原因之一。但老撾蘊藏著非常豐富的天然資源，如各省區礦產蘊藏量都相當高、有多條河流供水力發電建設以及森林覆蓋率高從而木材資源供應不斷等，都為老撾的貿易發展潛力增添了不少的動力。

現階段的老撾不論是在基礎設施、物流發展還是信息科技方面都落后于東南亞其他國家，要怎么有效地發展物流業以促進老撾進出口貿易發展，已成為學者探討的重要課題。

2 文獻綜述

中國學者多年來對國內物流發展與進出口貿易之間的相關關系進行了實證分析，都得出了物流發展與進出口貿易存在相關關系的結論。王新娥等[1]以相關性和彈性的方法實證分析了新疆物流業發展對貿易之間的互相作用，并提出除了加強物流基礎設施的相關建設外，同時也建議不應該只注重物流需求量的提升，物流服務的質量也一樣需要被重視；張寶友[2]以相關性分析和彈性分析對中國物流發展和貿易進行了實證研究，得出結果是中國物流業發展可以有效拉動進出口貿易；孔濤[3]結合SWOT 分析法與時間序列分析法，探討了遼寧省物流發展與進出口貿易之間的互相作用；周琨[4]采用相關性分析法和彈性分析法對2000-2009年浙江省貨物周轉量與進出口貿易總額的數據進行了實證分析，并提出了相關政策建議；李華[5]以平穩性檢驗和VAR模型的脈沖響應分析法對2004-2015年河北省物流與進出口貿易的相關數據進行研究分析，并以灰色關聯分析法具體研究了物流與貿易二者之間的相關關系和物流業各個要素對河北省進出口貿易發展的影響，研究得出雖然河北省的物流業與進出口貿易之間存在相互影響關系，但是對比之下貿易對物流的影響相對較弱；吳義鳳[6]以協整檢驗分析法和格蘭杰因果檢驗分析法對1987-2014年安徽省物流業和貿易的相關數據進行實證研究，得出物流發展促進了安徽省的進出口貿易，并在物流國際化、物流人才培養、物流基礎設施建設和物流專業化各個方面都提出了對策建議。

由于老撾經濟相關的資料和數據獲得存有難度，加上語言文字上的障礙，使老撾貿易和物流相關方面的研究文獻比較少。本文分別從定性分析和定量分析的角度梳理了現有的對老撾的相關研究文獻。

對老撾的物流發展或進出口貿易相關的定性分析有：蘇嵐[7]從中國-老撾貿易的發展情況切入，分析中老貿易的各種優勢，包括政策和政治環境優勢、地域與資源優勢，對中老貿易現有問題提出了相應的對策；閆永軍[8]分析了老撾經貿發展過程、中國-老撾兩國經貿發展的現狀及前景，針對中老經貿合作的特點和存在的問題，為中老經貿合作可持續發展提出了建議；鄒春萌[9]分析了大湄公河次區域物流合作與發展，并從合作內容、合作基礎及合作機制等各個方面總結了現在面臨的問題，針對云南與次區域物流合作的發展趨勢，提出了相應對策建議；唯一[10]通過梳理和描述云南省與老撾雙邊貿易現狀、特征和存在的問題，從社會、政治與經濟文化三個方面探討了云南與老撾之間雙邊貿易的影響因素并提出對策建議；沐薩婉[11]從外部與內部環境條件的角度分析了中國和老撾的物流發展，指出中國與老撾雙方存在的物流發展問題，對中老物流合作發展提出了相應的對策建議；龍神[12]對老撾與中國雙邊貿易發展現狀及特點分析中總結出老中雙邊貿易合作的有利條件，同時指出老中雙邊貿易發展中存在的問題，并就這些問題提出了解決建議；楊坤[13]從分析老撾進出口貿易的現狀、特點和存在問題探討進出口貿易對老撾的正面與負面的影響，并提出對策建議。

對老撾的物流發展或進出口貿易相關的定量分析研究有：塞納[14]基于1992-2017年的數據，構建VECM動態模型，并利用最大似然法分析得出從中國進口貿易、對中國出口貿易、中國對老撾投資和中國對老撾援助都會對老撾經濟增長有正向的促進作用；童坤[15]以老撾物流總成本與GDP 的比值代表物流效率，以進出口貿易總額代表貿易發展，建立回歸模型并得出老撾物流效率影響外貿發展。

通過梳理相關的文獻可以發現，對老撾物流發展與進出口貿易的相關研究實在很少，而且大部分對老撾貿易和物流發展相關的研究都是以定性分析為主。本文希望通過結合定性與定量分析研究老撾物流發展與進出口貿易關系，以彌補這方面研究的缺乏與不足。

3 老撾物流發展與進出口貿易現狀分析

老撾的進出口貿易總額從2000年的6.4 億美元增長到2018年的113.8 億美元，增長了18 倍。其主要進口商品為建筑材料、服裝、農業機械、電纜和電氣設備等，基于老撾工業基礎薄弱，進口商品多是工業加工產品和技術產品，而建筑材料、電纜和電氣設備等的進口商品都是用于發展基礎建設和水利發電工程。由于老撾蘊藏著非常豐富的天然資源，并且國民多是從事農業活動，因此木材和木材加工產品、礦產和礦產加工產品、電力和初級農產品等就成為老撾主要的出口商品。值得注意的是，在發展基礎建設和水力發電工程方面，老撾在很大程度上依賴外國資金投資并進口國外的技術產品，加上出口的初級農產品與工業產品技術性低、附加值不高，導致其國際競爭力不強，因此很多年都是貿易逆差。

老撾的物流發展比較落后，主要的物流運輸都是由公路完成。老撾境內雖然有6 200km的公路，但有超過75%都是黃土路和沙土路，不只路面等級低，通行能力也較差，很多貨物都在運輸途中損壞。已修好的唯一的一條鐵路是老撾通往泰國的鐵路，在老撾境內只有短短的3.5km。湄公河是老撾最重要的運輸河道，老撾政府已經在湄公河上建立了航標和導航燈等設施，但每當雨季到來，雨量大時航行就存在一定的危險。老撾的航空運輸方面，現有的航線不多，而且成本昂貴。老撾的貨運量從2000年的1 836 萬 t 增加到 2018年的 9 137 萬 t，盡管對物流業的需求逐年增加，但老撾的物流業存有運輸時間長和成本高的問題。根據SusanStone ＆ AnnaStrutt的統計調查，老撾跨境貿易程序包括文件準備、清關、內陸運輸等的出口和進口貿易程序都各需花50d 的時間，每個集裝箱的出口成本是1 750 美元，進口成本是1 930 美元；而泰國出口和進口貿易程序只花17d和14d，每個集裝箱的出口成本和進口成本分別為615美元和786美元。

老撾的公路通行能力低和物流運輸成本高在一定程度上制約了其進出口貿易增長；同時，進出口貿易量的停滯也降低了物流需求和物流貨運量的增長。物流貨運量沒有實現規模經濟效應使得物流成本降不下來；反之，公路通暢和物流貨運量增加就能促使進出口貿易增長。

以此看來，只要老撾修建公路使得物流運輸通暢與降低物流成本以提高貨運量好像就能提升貿易競爭力和增加貿易總額。但如果老撾政府花巨額貸款來建造與提升公路，會帶動多少貿易增長呢？如果只能帶動一點點的貿易增長，卻讓國家承受巨大的債務，這樣值得嗎？本文將通過實證研究物流公路里程和物流貨運量與進出口貿易之間的關系，探討老撾物流發展與進出口貿易的互相促進作用，并以實證分析結論為依據，結合定性分析，針對老撾現有的物流發展問題給出相應的政策建議。

4 物流發展與進出口貿易關系的實證分析

4.1 進出口貿易指標與物流發展指標的選取

進出口貿易也稱為國際貿易，一般由進口貿易活動和出口貿易活動組成。本文將從定量的角度對老撾進出口貿易狀況進行衡量與分析，選取老撾進口貿易額和出口貿易額的總值，簡記為Y，代表老撾進出口貿易總量。

由于衡量物流發展的指標較多，物流發展水平評價指標體系的界定尚不清晰且目前還沒有任何一個指標能夠較全面地衡量和反映物流發展水平。根據本文研究目的、數據可得性與前人文獻對物流衡量指標的研究，本文分別選取了物流運輸網絡公路代表物流供給指標、物流貨運量代表物流需求指標來衡量物流發展水平。

物流供給指標：物流運輸網絡公路指標選取老撾交通運輸線路長度的公路里程，包括了水泥路、瀝青混凝土路、焦油路、沙土路和黃土路的總長度，作為衡量老撾物流運輸網絡公路的指標，簡記為X1。

物流需求指標：物流貨運量是指一個地區在一定時間內各種運輸工具實現的貨物運輸總量。本文選取老撾物流貨運量作為衡量物流發展的指標之一，簡記為X2。

4.2 數據說明

本文數據主要來源于2001-2019年的《老撾統計年鑒》。本文對3 個變量指標進行了對數化處理，目的是更好地消除異方差性，使其趨勢線性化的同時不影響變量存在的協整關系。對數化后的指標變量分別記為lnY、lnX1 和lnX2。圖1顯示各個指標在對數處理后的趨勢圖，從趨勢的變化來看，各個變量都呈現上升的趨勢，因此可以粗略估計老撾的物流發展與進出口貿易之間存在某種相關關系。

圖1 各變量的對數時間序列曲線

4.3 平穩性檢驗

由于回歸模型分析需要變量都是平穩或者趨勢平穩，用非平穩經濟變量建立模型可能會帶來偽回歸現象。偽回歸也稱作虛假回歸，2003年由諾貝爾經濟學獎得主格蘭杰提出，他通過模擬試驗發現完全無關的非平穩時間序列間可以得到擬合很好但毫無道理的結果。這也說明非平穩時間序列由于存在共同的變化趨勢，即使它們之間的經濟行為上并不存在因果關系，如果將完全無關的非平穩時間序列間的變量分別作為計量經濟學模型的被解釋變量和解釋變量，也能顯示出較強的統計上的因果關系。

隨機游走序列，Xt=Xt-1+μt是非平穩的。而該序列可看成是隨機模型Xt=φXt-1+μt，當參數φ=1則稱隨機模型的變量Xt有一個單位根，可以得出一個有單位根的時間序列就是隨機游走序列并且是非平穩的。1976年迪基（Dickey）與福勒（Fuller）首次提出了用DF分布臨界值表來檢驗時間序列的平穩性，如果被檢驗時間序列的統計量的值小于DF分布臨界值，則拒絕原假設并認為該時間序列不存在單位根，也就是該序列是平穩的。之后迪基與福勒對DF 檢驗進行了擴充，即ADF檢驗（Augmented Dickey Fullertest）。ADF檢驗模型如下：

三個模型的差別在于是否包含常數項和趨勢項，零假設都是H0：δ=0 即被檢驗的時間序列存在一個單位根。模型3中的T是時間變量，代表了時間序列隨時間變化的某種趨勢，隨機游走序列Xt=Xt-1+μt，經過差分后等價地變形為DXt=Xt-Xt-1=μt，因為μt是一個白噪聲所以差分后的序列是平穩的。當一個時間序列經過一次差分后而變得平穩的就稱為一階單整，當一個時間序列經過兩次差分后而變得平穩的就稱為二階單整。

本文對上述3 個對數后的衡量指標進行ADF 單位根平穩性檢驗，檢驗結果見表1。

表1 ADF單位根檢驗結果

從表1可知，除了lnY的ADF值小于10%臨界值外，lnX1和lnX2的ADF值分別為-3.138 6和-2.940 4均大于1%、5%和10%顯著水平下的臨界值，表明lnX1 和lnX2 原始序列為非平穩序列。由于時間序列只有在同階單整的情況下才可能存在長期均衡關系，因此必須做一階差分的ADF 單位根檢驗。經過一階差分后，D(lnY)、D(lnX1)和 D(lnX2)的 ADF 值分別為-5.846 9、-5.556 6 和-4.627 8，三個變量時間序列的一階差分變量都小于1%、5%和10%顯著水平下的臨界值，該檢驗結果表明一階差分后的三個時間序列D(lnY)、D(lnX1)和D(lnX2)均為平穩序列，皆為一階單整序列，滿足同階單整條件并可用于協整分析。

4.4 協整檢驗

協整是對非平穩序列的解釋變量與被解釋變量之間的長期均衡關系的統計描述。非平穩時間序列的經濟變量之間存在的長期穩定均衡關系稱為協整關系，盡管基于某些原因造成一次沖擊會使它們在短期內偏離均衡位置，但在長期內它們仍舊會自動修正與回到彼此均衡的位置。如果非平穩經濟變量不能通過協整檢驗，意味著經濟變量不滿足協整關系，并且這些變量之間不存在長期均衡關系。

假設兩個一階單整過程{Yt},{Xt}之間能以以下模型分別表示為：

其中，Wt為隨機游走，wt=wt-1+vt；εt，μt，vt均為白噪聲。由于{Yt}與{Xt}都擁有共同隨機趨勢Wt，故二者的如下線性組合為平穩過程：

在這種情況下{Yt}與{Xt}存在協整關系。

本文使用E-G（Engle ＆ Granger）兩步法以Eviews10 計量軟件進行協整檢驗，該E-G 兩步法分兩階段實現：（1）將非平穩序列進行回歸分析，（2）對估計的非平穩序列的殘差進行ADF 單位根檢驗，如果單位根檢驗通過則認為兩個變量存在協整關系。

根據以上兩個回歸方程計算出各自的非平穩殘差誤差項后，再對該殘差誤差項進行ADF 單位根平穩性檢驗。如果lnY 與lnX1 協整回歸的殘差或lnY與lnX2 協整回歸的殘差為原始穩定序列，則認為變量lnY與lnX1或lnY與lnX2為同階協整；否則就認為變量lnY 與lnX1 或lnY 與lnX2 不存在協整關系。根據表2的計算結果，lnY與lnX1協整回歸的殘差ADF值為-3.424 3，而lnY與lnX2協整回歸的殘差ADF值為-2.698 6，均小于5%臨界值，結果表明兩個殘差誤差項通過ADF單位根平穩性檢驗，進出口貿易（lnY）與物流運輸網絡公路（lnX1）、進出口貿易（lnY）與物流貨運量（lnX2）都存在協整關系，即存在長期均衡關系。

表2 殘差誤差項ADF單位根檢驗結果

4.5 建立誤差修正模型

1978年 Davidson，Hendry，Srba 和 Yeo 提出誤差修正模型（Error Correction Model）的計量經濟學模型來度量某一時期被解釋變量（Y）在某一時間點關于解釋變量（X）的短期偏離與修正的闡述。之后1987年恩格爾和格蘭杰再進一步對誤差修正模型做深入研究并提出了格蘭杰表述定理，該定理表示如果解釋變量X與被解釋變量Y是協整的，則它們之間的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型表述，即：

其中，ecmt代表非均衡經濟變量的誤差項或者說是長期均衡偏差項，λ則是誤差修正模型的短期調整參數。

以下模型是本文的非均衡誤差修正模型：

其中，ecm 表示誤差修正項；β1是 lnY 關于 lnX1的短期彈性；β2是lnY關于lnX2的短期彈性；0＜λ＜1，可以據此分析ecm的修正作用：若t-1時刻進出口貿易額（lnY）大于長期均衡，ecm 為正數，則-λ·ecm 為負數，使得后一期的進出口貿易額（DlnY）減少；若t-1 時刻進出口貿易額（lnY）小于長期均衡，ecm 為負數，-λ·ecm 則為正數，使得后一期的進出口貿易額（DlnY）增大。

本文使用Eviews10計量軟件計算得出：

根據計算結果，對于DlnX1 估計參數，t 值的p=0.379 3，表明物流運輸網絡公路（lnX1）對進出口貿易（lnY）的短期彈性并不顯著，表明短期內物流運輸網絡公路（lnX1）對進出口貿易（lnY）的影響關系并不顯著；而對于DlnX2估計參數，t值的p=0.036 7，表明物流貨運量（lnX2）對進出口貿易（lnY）的短期彈性很顯著，物流貨運量（lnX2）的短期彈性為1.419 5，對進出口貿易（lnY）是正相關影響。ecmt-1的參數估計值為負，表明前一期非均衡誤差對后一期進出口貿易（lnY）的修正，符合格蘭杰表述定理。

4.6 序列相關性檢驗與最優滯后期選取

格蘭杰因果關系檢驗過程中需要輸入變量的滯后期，其檢驗結果對于輸入的滯后期長度的選擇比較敏感，并且不同的滯后期可能會導致不同的檢驗結果，因此需要在不同滯后期長度下做相關性LM檢驗，觀察AIC值和SC值。Akaike Information Criterion（AIC）信息準則是選擇最優滯后期和衡量統計模型擬合優良性的標準，不同滯后期的回歸模型AIC值最小的就是最優滯后期。Schwarzcriterion（SC）檢驗與AIC一樣，也是通過比較不同滯后期模型的擬合度來確定最優的滯后期。AIC和SC檢驗程序是在模型中逐期添加滯后變量，直到AIC 值和SC 值不再降低時為止，最優的滯后期就是AIC 值和SC 值達到最小的滯后期。

本文使用Eviews10 計量軟件分別對lnY 與lnX1和 lnY 與 lnX2 進行計算，首先根據 lnY 與 lnX1 和 lnY與lnX2的回歸模型中隨機干擾項不存在序列相關時的滯后期長度來選取滯后期，之后再以AIC 值和SC值來選取最優滯后期。計算結果見表3和表4，結果得出lnY與lnX1、lnY與lnX2各自的最優滯后期都是滯后1期。

表3 lnY與lnX1回歸方程序列相關性檢驗與滯后期最優選擇

表4 lnY與lnX2回歸方程序列相關性檢驗與滯后期最優選擇

4.7 格蘭杰因果關系檢驗

本文以格蘭杰因果關系檢驗來分析物流發展變量與貿易增長變量之間的因果關系。格蘭杰因果檢驗方法基于以下的思想：在時間序列情形下，如果物流發展是貿易增長的因，但貿易增長不是物流發展的因，則物流發展的過去值可以幫助預測貿易增長的未來值，但貿易增長的過去值卻不能幫助預測物流發展的未來值。格蘭杰因果檢驗的原假設是H0:β1=…βP=0，即物流發展的過去值對預測貿易增長的未來值沒有幫助；但如果拒絕原假設H0，則稱物流發展是貿易增長的格蘭杰原因。將以上回歸模型中X與Y的位置互換，則可以檢驗Y是否為X的格蘭杰原因。

對于物流發展（X）與貿易增長（Y）之間，格蘭杰因果關系檢驗要求估計以下回歸模型:

格蘭杰檢驗方法是通過檢驗F 分布值來得出因果的顯著性，如果計算的F值大于給定顯著性水平α下F分布的相應臨界值，或者F分布的p值小于顯著性水平則拒絕原假設。如果得到相反的結果，則接受原假設。本文根據表3和表4得出的最優滯后期選擇結果，選擇滯后期為1，使用Eviews10 計量軟件對lnY、lnX1 和lnX2 進行格蘭杰因果關系檢驗，分析結果見表5。

表5 格蘭杰因果檢驗結果

從表5格蘭杰因果關系檢驗結果可以得出，在5%顯著水平下物流運輸網絡公路（lnX1）和物流貨運量（lnX2）是引起進出口貿易（lnY）增長的格蘭杰原因；但進出口貿易（lnY）增長不是引起物流運輸網絡公路（lnX1）和物流貨運量（lnX2）增長的格蘭杰原因。

5 結論與建議

5.1 結論

本文通過對老撾2000-2018年統計數據的實證分析研究，可以得到以下幾個分析結論：

（1）從單位根檢驗和協整檢驗的實證結果可以得出，老撾的物流發展與進出口貿易增長之間的趨勢是非平穩但長期保持著穩定的均衡關系。該結果也說明從長期來看，老撾的物流業發展將會促進進出口貿易增長，老撾進出口貿易增長也會促進物流發展，這也符合了區域物流業的發展與進出口貿易存在相互作用的理論假說。從長期效應來看，物流運輸網絡公路和物流貨運量對進出口貿易增長的長期參數值都是正的，證明物流運輸網絡公路和物流貨運量與進出口貿易之間的長期關系是正相關的。物流運輸網絡公路的長期參數值是3.245 6，即物流運輸網絡公路里程每增加1%，就會促進進出口貿易增長3.245 6%；而物流貨運量的長期參數值是1.791 6，即物流貨運量每增加1%，就會拉動進出口貿易增長1.791 6%。這證明發展運輸公路是比較重要的，現階段老撾的運輸公路發展還不理想，對貿易增長造成了很大程度的阻力。

（2）從誤差修正模型可以得出物流發展對進出口貿易增長的短期效應，物流運輸網絡公路發展對拉動進出口貿易增長的短期效果并不顯著，這是因為發展運輸公路后，各項產業才會慢慢地發展起來，短期內對貿易的影響效果不顯著，而需要時間來發酵；另一方面，物流貨運量的短期參數值是1.419 5，也就是物流貨運量每增加1%，就會拉動進出口貿易增長1.419 5%，表示一些刺激貨運需求的對策，如降低運輸成本對貿易增長的拉動作用是比較快的。從本文的實證分析得出的短期效應和長期效應可以看出，雖然在短時間內老撾發展運輸公路對促進進出口貿易增長的效益并不顯著，但長期來看發展運輸公路對促進進出口貿易增長的效益是比較大的。

（3）從格蘭杰因果檢驗可以得出，老撾物流運輸網絡公路發展對進出口貿易增長有非常顯著的促進作用，證明老撾身處在內陸國，公路運輸對老撾的進出口貿易來說十分重要，尤其是通往與老撾有很大貿易額的鄰國如泰國和中國之間的國際通道對老撾進出口貿易增長的貢獻非常大。相反地，進出口貿易增長卻對物流運輸網絡公路發展的拉動作用不是很明顯。這是因為老撾的進口貿易額比出口貿易額大導致貿易逆差，使得老撾的國民經濟沒有很大改善，國內資本累積不足使老撾政府的財政狀況不能支撐加大力度發展建設公路。

老撾物流貨運量增長對進出口貿易增長有顯著的促進作用，由于老撾的進出口產品結構中，高技術產品占據不多，大多數是價格低廉的產品，物流費用占產品的總成本比重相當高，這意味著老撾的物流成本是阻礙貿易增長的關鍵因素之一。當物流貨運量增加時會有規模經濟效應，使得物流效率提升、物流成本降低，直接減少了貿易成本，有利于促進國際貿易的增長。相反地，進出口貿易增長卻對物流貨運量增長的拉動作用不明顯，這意味著當老撾的貿易增長時，貿易產品對物流服務的需求并沒有顯著地增加。這很容易理解，在老撾大力發展水力發電的情況下，近年來水力發電的出口額迅速猛增，雖然促進了貿易增長，但沒有顯著地促進物流貨運量增加。

5.2 建議

本文通過物流供給和需求指標實證研究證明老撾物流發展長期可以拉動進出口貿易增長，一般而言進出口貿易增長將會對經濟增長有幫助，所以老撾發展物流業將會對國內經濟發展有利。經過分析后，本文對發展老撾物流業提出以下幾個政策建議：

（1）建設和提升老撾的運輸公路，將會對進出口貿易增長有長期的促進作用。盡管如此，如果毫無計劃地在全國發展運輸公路，不但會使老撾政府的財政更加吃力，也會讓老撾政府因此陷入債務危機，所以老撾必須先以出口貿易為導向精準發展運輸公路。對比鄰國中國、越南和泰國，老撾除了沒有人口紅利以發展工業外，工業技術也相較薄弱，所以老撾的工業產品缺乏競爭力，要在短時間內大量增加出口工業產品是不實際的。但是老撾擁有非常豐富的礦產和木材，而且礦產加工品和木材加工品都是鄰國工業所迫切需要的工業原材料。老撾的萬象、沙耶武里、瑯勃拉邦、川壙、華潘、甘蒙等省區盛產銅、金、鐵、鉛、鋅、鉀鹽等礦產，而南塔、烏多姆賽、波喬等省區盛產種植木材，老撾應先以增長極發展模式把這些有潛能的地區發展起來，再以軸帶發展模式帶動其他軸帶地區，以點帶軸，再以軸帶面。首先應該優先發展這些省區的運輸公路，并與現有的國際通道連接，以利于出口礦產加工產品和木材加工產品。隨著運輸公路通暢和出口貿易增長，當聚集效應和擴散效應發揮作用時就可以招商引資快速發展先進工業。

（2）物流貨運量的增加，短期和長期都會對進出口貿易增長有正影響，所以先從兩方面著手：①縮減貨物通關時間；②降低運輸成本。現有的通關程序流程過于繁多和海關工作效率不高造成通關時間過長，使得企業投資在產品上的時間成本高而回報低，通關時間縮減有利于提升貿易和對物流運輸的需求。老撾的交通運輸工具過于昂貴使得物流企業資本投資非常高，而在高資本投資下要求高回報也是資本家的逐利心態，造成運輸費降不下來。老撾政府應該降低交通運輸工具的稅率，同時提出利商政策以鼓勵企業家加入運輸行業，在自由競爭下運輸費也就會慢慢地降下來。運輸成本降低后，貨運需求量也會增加，進而促使進出口貿易增加。