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篇1

2人民幣升值對(duì)國(guó)際收支變動(dòng)的影響

2.1人民幣升值對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目帳戶(hù)收支變動(dòng)的影響

至于貿(mào)易互補(bǔ)度方面,新疆國(guó)際商貿(mào)大通道的貿(mào)易定位,就是緣于我國(guó)與中亞國(guó)家間極強(qiáng)的貿(mào)易互補(bǔ)性存在,這是新疆邊貿(mào)發(fā)展的基礎(chǔ)。人民幣升值會(huì)否使貿(mào)易互補(bǔ)度下降從而降低貿(mào)易流量呢?應(yīng)該不會(huì),理由是:第一,中亞國(guó)家由于歷史原因,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡造成國(guó)內(nèi)對(duì)新疆出口的日用消費(fèi)品和機(jī)電產(chǎn)品需求強(qiáng)烈。雖然新疆也面臨著其他國(guó)家如土耳其、韓國(guó)、日本、美國(guó)、俄羅斯以及一些西亞國(guó)家越來(lái)越激烈的競(jìng)爭(zhēng),但新疆出口商品物美價(jià)廉的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)短期內(nèi)還不可動(dòng)搖;第二,我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展,而國(guó)內(nèi)能源供應(yīng)增長(zhǎng)較慢,使能源進(jìn)口依存度不斷提高,2007年開(kāi)始已經(jīng)上升到50%以上。中亞作為世界上能源儲(chǔ)量排名第三位的地區(qū),能夠通過(guò)陸路通道向我國(guó)供應(yīng)油氣資源,對(duì)實(shí)現(xiàn)我國(guó)能源進(jìn)口市場(chǎng)多元化和運(yùn)輸方式多樣化,減少我國(guó)面臨的能源安全威脅具有重要戰(zhàn)略意義。顯然,即使人民幣繼續(xù)升值,也不會(huì)因?yàn)槠鋷?lái)貿(mào)易互補(bǔ)度降低,從而縮減貿(mào)易流量?？傮w來(lái)看,人民幣升值對(duì)擴(kuò)大貿(mào)易規(guī)模是有利的,對(duì)新疆經(jīng)常項(xiàng)目帳戶(hù)會(huì)產(chǎn)生收入增加效應(yīng)。至于支出方面,升值使人民幣購(gòu)買(mǎi)力增加,帶來(lái)的通常是進(jìn)口成本下降,進(jìn)口貿(mào)易流量顯著擴(kuò)大。

2.2人民幣升值對(duì)資本和金融項(xiàng)目帳戶(hù)收支變動(dòng)的影響

(1)人民幣升值對(duì)短期投機(jī)資本流動(dòng)的影響。

如果人民幣長(zhǎng)期升值趨勢(shì)確定,就會(huì)產(chǎn)生不斷繼續(xù)升值的心理預(yù)期,從而使人民幣升值投機(jī)將加重,短期資本流入增加。而且,短期資本還可能通過(guò)外貿(mào)套匯、假合資項(xiàng)目等渠道入境。入境的國(guó)際熱錢(qián)將選擇諸如房地產(chǎn)等受益于升值而產(chǎn)生明顯增值的市場(chǎng)進(jìn)行投資,因?yàn)槿嗣駧派殿A(yù)期會(huì)增加國(guó)外機(jī)構(gòu)的投資信心,也可能使他們獲得投資收益和升值收益的雙重利潤(rùn)。

(2)人民幣升值對(duì)直接投資流動(dòng)的影響。

人民幣升值看似會(huì)增加直接投資成本,降低直接投資熱情,其實(shí)未必。因?yàn)?第一,如果直接投資目的是為了發(fā)展兩頭在外的加工貿(mào)易,則存在人民幣升值使其出口制成品美元價(jià)格提高,削弱了價(jià)格國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力,如不提高美元價(jià)格,則出口利潤(rùn)減少的情況。但人民幣升值同樣會(huì)帶來(lái)進(jìn)口原材料的美元價(jià)格下降的現(xiàn)象,兩者相抵后的結(jié)果是匯率升值對(duì)出口利潤(rùn)影響沒(méi)有想象那么大。2008年我國(guó)沿海地區(qū)出現(xiàn)的大面積的加工貿(mào)易型企業(yè)倒閉和轉(zhuǎn)移風(fēng)潮,關(guān)鍵因素并非人民幣升值,而是勞動(dòng)密集型加工制造業(yè)在我國(guó)到了轉(zhuǎn)型升級(jí)的轉(zhuǎn)折點(diǎn);第二,如果是大型跨國(guó)公司的戰(zhàn)略投資,其并不在乎人民幣升值所增加的一點(diǎn)投資成本,而是看中了我國(guó)擁有巨大消費(fèi)潛力的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)。而且其投資基本是長(zhǎng)期投資,升值后其在我國(guó)存量資產(chǎn)反而能夠得到增值收益。

3人民幣升值對(duì)新疆進(jìn)出口貿(mào)易的影響

3.1促進(jìn)外貿(mào)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變,優(yōu)化進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)

不能否認(rèn),人民幣升值會(huì)使新疆出口商品美元價(jià)格提高,降低其在國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力。但這從另外一個(gè)方面看,也為原先一味依靠廉價(jià)優(yōu)勢(shì),在國(guó)際市場(chǎng)打價(jià)格戰(zhàn)的出口企業(yè)敲響了警鐘,使其在關(guān)注比較優(yōu)勢(shì)的同時(shí),還必須提高對(duì)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的關(guān)注程度,在國(guó)際市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)手段也將逐漸從單一的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)手段向各種非價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)手段轉(zhuǎn)變。從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看,人民幣升值將有助于新疆外貿(mào)增長(zhǎng)方式從粗放型轉(zhuǎn)向質(zhì)量和效益型,促使新疆企業(yè)降低消耗和成本,加快出口商品結(jié)構(gòu)的調(diào)整,大力發(fā)展知識(shí)密集和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè),用高新技術(shù)改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè),提高出口產(chǎn)品的附加值,做到“人無(wú)我有,人有我優(yōu)”,提高非價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)的能力,提高出口可持續(xù)發(fā)展的能力。

3.2改善貿(mào)易條件,避免“貧困化增長(zhǎng)”

“貧困化增長(zhǎng)”往往是由貿(mào)易條件惡化導(dǎo)致的。其出現(xiàn)須具備的前提條件之一,就是出口商品是在國(guó)際市場(chǎng)占有較高市場(chǎng)份額,而且需求價(jià)格彈性較低。從新疆2008年出口商品結(jié)構(gòu)來(lái)看,主要屬于消費(fèi)剛性較強(qiáng)的服裝、鞋帽、箱包、紡織品、農(nóng)產(chǎn)品等日用消費(fèi)品,其也是我國(guó)傳統(tǒng)大宗出口商品,在中亞市場(chǎng)占據(jù)較高市場(chǎng)份額。顯然,新疆一定程度上具備出現(xiàn)“貧困化增長(zhǎng)”的可能性。解決辦法只有提升出口價(jià)格水平,降低進(jìn)口價(jià)格水平,改善貿(mào)易條件,而人民幣升值正好帶來(lái)了這種價(jià)格效應(yīng)。

3.3降低資源進(jìn)口成本,增加進(jìn)口規(guī)模

新疆進(jìn)出口貿(mào)易嚴(yán)重不平衡,比如2007年新疆出口額115億美元,而進(jìn)口只有22億美元,貿(mào)易順差程度遠(yuǎn)高于全國(guó)水平。這本身就意味著新疆外貿(mào)發(fā)展并不合理和健康。出口只是換匯手段和過(guò)程,進(jìn)口才應(yīng)該是最終目的。因?yàn)橹挥羞M(jìn)口,才能引進(jìn)國(guó)外先進(jìn)的技術(shù)、設(shè)備乃至經(jīng)驗(yàn)、文化等等,以及國(guó)內(nèi)短缺的商品和物資。后者可以保障國(guó)內(nèi)各部門(mén)發(fā)展的平衡和國(guó)民經(jīng)濟(jì)體系的健康,前者可以幫助實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)等,最終使經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高效率、高質(zhì)量的發(fā)展。人民幣升值使進(jìn)口成本下降,一方面使中亞能源和資源等主要進(jìn)口品在不考慮國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格變化的前提下變的比以前廉價(jià),從而為新疆大量增加能源、資源進(jìn)口帶來(lái)良好機(jī)遇。目前進(jìn)口規(guī)模有限,主要是因?yàn)槟茉?、資源運(yùn)輸通道的制約。隨著中哈輸油管道一期的竣工輸油,二期的開(kāi)工建設(shè),隨著中國(guó)—中亞輸氣管道在2010年的全面竣工使用等,新疆能源進(jìn)口將面臨快速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。人民幣升值顯然可使進(jìn)口節(jié)約更多成本;另一方面,人民幣升值使中亞國(guó)家資產(chǎn)價(jià)格變的更便宜,在我國(guó)積極鼓勵(lì)國(guó)內(nèi)企業(yè)“走出去”的背景下,新疆企業(yè)完全可以抓住升值的機(jī)遇,積極購(gòu)買(mǎi)中亞國(guó)家的能源、礦產(chǎn)資源資產(chǎn),為將來(lái)擴(kuò)大能源、資源進(jìn)口奠定堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。

4結(jié)論

(1)人民幣繼續(xù)升值對(duì)新疆國(guó)際收支的影響表現(xiàn)在:經(jīng)常項(xiàng)目項(xiàng)下會(huì)帶來(lái)貿(mào)易規(guī)模的增加進(jìn)而使國(guó)際收支額上升;在資本和金融帳戶(hù)下會(huì)產(chǎn)生短期投機(jī)資本的增加,但直接投資不會(huì)受明顯影響,所以該帳戶(hù)國(guó)際收支額也會(huì)相應(yīng)上升。(2)人民幣升值對(duì)新疆出口貿(mào)易的影響,短期來(lái)看是不利的,長(zhǎng)期來(lái)看,通過(guò)外貿(mào)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變和進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化、貿(mào)易條件改善等等,有利于新疆外貿(mào)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。(3)對(duì)新疆進(jìn)口貿(mào)易來(lái)說(shuō),升值意味著巨大的機(jī)遇,在新疆能源、資源運(yùn)輸瓶頸解決后,如果升值,必將帶來(lái)新疆進(jìn)口空前增長(zhǎng)的井噴局面。

參考文獻(xiàn)

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篇2

人民幣升值,對(duì)出口導(dǎo)向型行業(yè)最直接的影響就是出口價(jià)格的相對(duì)提高,這意味中國(guó)產(chǎn)品在國(guó)外價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力的下降。另外,出口企業(yè)還會(huì)遭受出口收入轉(zhuǎn)化成人民幣時(shí)的匯兌損失,以及由于出口量減少造成的損失。

人民幣升值對(duì)外貿(mào)企業(yè)的負(fù)面影響主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面:

(1)直接匯兌損失。企業(yè)從簽訂合同到合同真正履行需要幾天甚至一月時(shí)間,買(mǎi)方按合同付價(jià),隨著人民幣對(duì)美元的不斷升值,外貿(mào)出口企業(yè)結(jié)匯時(shí)就會(huì)產(chǎn)生較大的匯兌損失,影響企業(yè)盈利。以紡織業(yè)為例,我國(guó)紡織品出口基本上是用結(jié)算方式,一季度人民幣兌美元的升值使該行業(yè)出口企業(yè)普遍遇到很大困難,企業(yè)的利潤(rùn)空間基本上消失。

(2)對(duì)于國(guó)內(nèi)采購(gòu)企業(yè),人民幣升值導(dǎo)致成本上升,國(guó)際上成本優(yōu)勢(shì)逐漸喪失。

(3)出口成交難度加大且具有不確定性。針對(duì)人民幣兌美元匯率變化較大的情況,大部分中小企業(yè)出口成交具有不確定性。例如,多數(shù)出口加工企業(yè)交貨期一般在3-5個(gè)月,企業(yè)計(jì)價(jià)時(shí)要考慮到幾個(gè)月以后的匯率水平,多數(shù)企業(yè)用6.6-6.7的水平計(jì)算,由于產(chǎn)品多數(shù)屬于低附加值產(chǎn)品且沒(méi)有定價(jià)權(quán),客戶(hù)往往不能接受美元報(bào)價(jià)進(jìn)行提價(jià),訂單因而轉(zhuǎn)向越南等其他國(guó)家。

據(jù)南昌海關(guān)統(tǒng)計(jì),2008年上半年,江西省進(jìn)出口總值達(dá)62.2億美元,同比增長(zhǎng)55.3%。在人民幣大幅升值的前提下,江西省對(duì)外貿(mào)易保持50%以上的高速增長(zhǎng),主要是得益于進(jìn)口的大幅增長(zhǎng)和多晶硅等少數(shù)出口產(chǎn)品的迅猛增長(zhǎng)。

雖然2008年上半年的出口保持高速增長(zhǎng),但主要是由少數(shù)出口產(chǎn)品帶動(dòng)的,在此次調(diào)研中,多數(shù)出口企業(yè)目前處于艱難境地,處于困難的企業(yè)整體出現(xiàn)以下幾大特點(diǎn):

①低附加值,勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)受損嚴(yán)重。產(chǎn)品附加值低,其出口利潤(rùn)空間小,人民幣升值以后,其經(jīng)營(yíng)、生存壓力較高附加值產(chǎn)品更大,有些甚至將無(wú)法繼續(xù)出口。以紡織業(yè)為例,2007年三分之一的紡織企業(yè)利潤(rùn)率有6%-10%,整個(gè)行業(yè)的平均利潤(rùn)率只有3.9%,2008年一季度人民幣對(duì)美元升值達(dá)到4.49%,使得很多企業(yè)面臨的是做多虧多的境地。

相對(duì)而言,高附加值的產(chǎn)品,由于其有較大的利潤(rùn)空間,且有一定的定價(jià)權(quán),人民幣升值造成的損失可以在一定范圍內(nèi)得到消化。

②原材料國(guó)內(nèi)采購(gòu),出口采用美元結(jié)算的企業(yè)影響較大。

調(diào)研中,一家名為廣盛電子的企業(yè)稱(chēng),人民幣升值對(duì)企業(yè)影響很大,他們采用的模式是內(nèi)購(gòu)?fù)怃N(xiāo),也就是原材料國(guó)內(nèi)采購(gòu),產(chǎn)品國(guó)外銷(xiāo)售,2008年以來(lái),僅匯兌損失就高達(dá)800萬(wàn),而公司的年凈利潤(rùn)也僅800萬(wàn),匯兌損失完全擠占利潤(rùn)空間。相對(duì)而言,儲(chǔ)科電子采取的是原材料進(jìn)口,產(chǎn)品外銷(xiāo)的模式,該公司工作人員稱(chēng)幾乎感覺(jué)不到人民幣升值壓力。

2江西省進(jìn)出口企業(yè)目前面臨的主要問(wèn)題

2.1企業(yè)避險(xiǎn)意識(shí)和能力較差

由于長(zhǎng)期以來(lái)人民幣匯率相對(duì)穩(wěn)定,企業(yè)規(guī)避匯率風(fēng)險(xiǎn)的觀念較為淡薄。在此次調(diào)研的眾多企業(yè)中,絕大多數(shù)企業(yè)沒(méi)有采取任何經(jīng)濟(jì)手段規(guī)避或管理匯率風(fēng)險(xiǎn),僅僅把匯率風(fēng)險(xiǎn)歸于政策性因素,僅有一家公司利用外匯市場(chǎng)進(jìn)行套期保值來(lái)規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)。

2.2金融體制改革和金融產(chǎn)品服務(wù)創(chuàng)新相對(duì)滯后

由于我國(guó)金融機(jī)構(gòu)還不具備承擔(dān)外匯風(fēng)險(xiǎn)的能力,放開(kāi)人民幣匯率,未知的風(fēng)險(xiǎn)和沖擊可能給我國(guó)金融市場(chǎng)造成很大壓力。

2.3產(chǎn)品附加值低

產(chǎn)品附加值低的加工貿(mào)易導(dǎo)致企業(yè)沒(méi)有定價(jià)權(quán),在國(guó)際市場(chǎng)上處于被動(dòng)地位,人民幣升值擠壓利潤(rùn)空間,產(chǎn)品漲價(jià)又不被顧客接受,所受沖擊比較大。3對(duì)策建議

(1)原材料與上游產(chǎn)品價(jià)格大幅上漲。綜合計(jì)算,由于原材料及上游產(chǎn)品價(jià)格上漲,國(guó)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)成本上升了20%-30%,成為推動(dòng)企業(yè)成本上升的第一因素。

(2)國(guó)內(nèi)外貿(mào)政策的變化。近幾年來(lái),由于國(guó)際貿(mào)易順差不斷拉大,國(guó)內(nèi)被迫調(diào)整了外貿(mào)的出口政策。調(diào)整的基本方向就是對(duì)勞動(dòng)密集型低加工工業(yè)的出口予以限制,給企業(yè)制造了很大的成本。尤其是對(duì)紡織鞋帽、珠寶首飾、皮革、加工、飼料等傳統(tǒng)優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)沖擊較大,這些企業(yè)又集中在珠三角地區(qū)。

(3)央行實(shí)施貨幣從緊政策影響。央行嚴(yán)格限制貸款規(guī)模,進(jìn)一步加劇了出口加工企業(yè)資金困難。

在此次調(diào)研中,我們發(fā)現(xiàn),從產(chǎn)品需求彈性的角度分析,人民幣有限升值對(duì)出口會(huì)產(chǎn)生一定影響,但是不會(huì)對(duì)出口產(chǎn)生嚴(yán)重打擊。出口企業(yè)的艱難情況是由多方面因素造成的,在政策制定方面也需考慮到上述幾大因素。從企業(yè)自身角度來(lái)看,應(yīng)對(duì)策略的選擇比較重要,政府積極地對(duì)外貿(mào)企業(yè)應(yīng)進(jìn)行該方面的引導(dǎo)。

①外貿(mào)企業(yè)應(yīng)該高度關(guān)注外匯市場(chǎng),采用金融手段積極規(guī)避外匯風(fēng)險(xiǎn)。

要引導(dǎo)企業(yè)轉(zhuǎn)變經(jīng)營(yíng)理念,提高企業(yè)的主動(dòng)避險(xiǎn)意識(shí),并引導(dǎo)企業(yè)加大該方面專(zhuān)業(yè)知識(shí)和人才的引進(jìn),使企業(yè)掌握匯率避險(xiǎn)方法、工具,進(jìn)行主動(dòng)避險(xiǎn)。

②開(kāi)拓新的出口市場(chǎng),同時(shí)擴(kuò)大內(nèi)銷(xiāo),雙管齊下。

長(zhǎng)期以來(lái),江西的三大出口市場(chǎng)分別是歐盟、美國(guó)、中國(guó)香港。今年上半年則發(fā)生巨大變化,排名前三位的為歐盟、美國(guó)、東盟,出口額分別為6.8億美元、3.8億美元、3.5億美元,東盟躍升為江西省第三大出口市場(chǎng)。這一現(xiàn)象也表明,在人民幣升值的環(huán)境下,為了更大的利潤(rùn)空間,存在出口市場(chǎng)轉(zhuǎn)換的趨勢(shì),這種轉(zhuǎn)移也緩解了人民幣升值對(duì)江西省外貿(mào)的影響。同時(shí),大多數(shù)出口企業(yè)在此刻都在積極地拓展國(guó)內(nèi)市場(chǎng),保存利潤(rùn)空間。

③優(yōu)化產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)。

外貿(mào)企業(yè)提高應(yīng)對(duì)能力的根本措施是優(yōu)化產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu),轉(zhuǎn)變外貿(mào)增長(zhǎng)方式,走高質(zhì)量、品牌化之路,提高出口產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力,確保我國(guó)外貿(mào)企業(yè)具有長(zhǎng)期的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。在適當(dāng)?shù)臅r(shí)候,我國(guó)外貿(mào)企業(yè)更要大膽的走出去,減輕國(guó)內(nèi)貨幣升值帶來(lái)的沖擊力,提高自身的競(jìng)爭(zhēng)實(shí)力,在激烈的國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中立于不敗之地。

(4)結(jié)匯多元化。

外貿(mào)企業(yè)應(yīng)該從自身效益出發(fā),在出口結(jié)匯時(shí),不要單盯美元一種外幣。根據(jù)出口地區(qū)不同,經(jīng)與外商協(xié)商,選擇其它在國(guó)際市場(chǎng)流通且匯率穩(wěn)定可靠的幣種作為結(jié)匯外幣,如歐元、日元、英鎊等。

從政府角度來(lái)說(shuō),可以主要從以下幾方面著手:

①調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。結(jié)合自身情況,鼓勵(lì)全省各進(jìn)出口企業(yè)堅(jiān)持以科技進(jìn)步為推動(dòng)力,改變過(guò)去以初級(jí)產(chǎn)品出口為主的格局,大力調(diào)整和優(yōu)化出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu),對(duì)高附加值企業(yè)給予一定的政策支持。

②鼓勵(lì)原材料海外采購(gòu)。人民幣升值使原材料海外采購(gòu)具有優(yōu)勢(shì),由于進(jìn)口關(guān)稅,運(yùn)輸成本等導(dǎo)致眾多企業(yè)對(duì)原材料海外采購(gòu)?fù)鴧s步,針對(duì)這種現(xiàn)象,政府可以對(duì)外貿(mào)企業(yè)進(jìn)行一定的進(jìn)出口運(yùn)費(fèi)補(bǔ)貼等政策支持。

論文關(guān)鍵詞:人民幣升值;進(jìn)出口貿(mào)易;影響;對(duì)策建議

論文摘要:針對(duì)國(guó)內(nèi)外迫切關(guān)注的人民幣升值問(wèn)題,從正反面分析人民幣升值給江西省進(jìn)出口企業(yè)帶來(lái)的影響入手,闡述何類(lèi)型企業(yè)影響較為嚴(yán)重及企業(yè)面臨的問(wèn)題,并在此基礎(chǔ)上提出企業(yè)的應(yīng)對(duì)策略及政府的政策支持建議。

參考文獻(xiàn)

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篇3

1研究背景

金融危機(jī)中,由于一些國(guó)家金融機(jī)構(gòu)倒閉或被收購(gòu)、接管,信用惡化和萎縮,貿(mào)易中的履約風(fēng)險(xiǎn)和結(jié)算風(fēng)險(xiǎn)增大,使國(guó)際貿(mào)易萎縮,加劇國(guó)際市場(chǎng)激烈競(jìng)爭(zhēng),全球范圍內(nèi)各國(guó)貿(mào)易政策開(kāi)始趨于保守,貿(mào)易保護(hù)主義威脅增大。在趨緊的貿(mào)易大環(huán)境中,我國(guó)出口面臨前所未有的困境,以致于國(guó)內(nèi)現(xiàn)在關(guān)于人民幣應(yīng)該保持升值趨勢(shì)還是通過(guò)貶值來(lái)刺激出口的爭(zhēng)論再起。

2人民幣升值對(duì)國(guó)際收支變動(dòng)的影響

2.1人民幣升值對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目帳戶(hù)收支變動(dòng)的影響

至于貿(mào)易互補(bǔ)度方面,新疆國(guó)際商貿(mào)大通道的貿(mào)易定位,就是緣于我國(guó)與中亞國(guó)家間極強(qiáng)的貿(mào)易互補(bǔ)性存在,這是新疆邊貿(mào)發(fā)展的基礎(chǔ)。人民幣升值會(huì)否使貿(mào)易互補(bǔ)度下降從而降低貿(mào)易流量呢?應(yīng)該不會(huì),理由是:第一,中亞國(guó)家由于歷史原因,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡造成國(guó)內(nèi)對(duì)新疆出口的日用消費(fèi)品和機(jī)電產(chǎn)品需求強(qiáng)烈。雖然新疆也面臨著其他國(guó)家如土耳其、韓國(guó)、日本、美國(guó)、俄羅斯以及一些西亞國(guó)家越來(lái)越激烈的競(jìng)爭(zhēng),但新疆出口商品物美價(jià)廉的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)短期內(nèi)還不可動(dòng)搖;第二,我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展,而國(guó)內(nèi)能源供應(yīng)增長(zhǎng)較慢,使能源進(jìn)口依存度不斷提高,2007年開(kāi)始已經(jīng)上升到50%以上。中亞作為世界上能源儲(chǔ)量排名第三位的地區(qū),能夠通過(guò)陸路通道向我國(guó)供應(yīng)油氣資源,對(duì)實(shí)現(xiàn)我國(guó)能源進(jìn)口市場(chǎng)多元化和運(yùn)輸方式多樣化,減少我國(guó)面臨的能源安全威脅具有重要戰(zhàn)略意義。顯然,即使人民幣繼續(xù)升值,也不會(huì)因?yàn)槠鋷?lái)貿(mào)易互補(bǔ)度降低,從而縮減貿(mào)易流量?？傮w來(lái)看,人民幣升值對(duì)擴(kuò)大貿(mào)易規(guī)模是有利的,對(duì)新疆經(jīng)常項(xiàng)目帳戶(hù)會(huì)產(chǎn)生收入增加效應(yīng)。至于支出方面,升值使人民幣購(gòu)買(mǎi)力增加,帶來(lái)的通常是進(jìn)口成本下降,進(jìn)口貿(mào)易流量顯著擴(kuò)大。

2.2人民幣升值對(duì)資本和金融項(xiàng)目帳戶(hù)收支變動(dòng)的影響

(1)人民幣升值對(duì)短期投機(jī)資本流動(dòng)的影響。

如果人民幣長(zhǎng)期升值趨勢(shì)確定,就會(huì)產(chǎn)生不斷繼續(xù)升值的心理預(yù)期,從而使人民幣升值投機(jī)將加重,短期資本流入增加。而且,短期資本還可能通過(guò)外貿(mào)套匯、假合資項(xiàng)目等渠道入境。入境的國(guó)際熱錢(qián)將選擇諸如房地產(chǎn)等受益于升值而產(chǎn)生明顯增值的市場(chǎng)進(jìn)行投資,因?yàn)槿嗣駧派殿A(yù)期會(huì)增加國(guó)外機(jī)構(gòu)的投資信心,也可能使他們獲得投資收益和升值收益的雙重利潤(rùn)。

(2)人民幣升值對(duì)直接投資流動(dòng)的影響。

人民幣升值看似會(huì)增加直接投資成本,降低直接投資熱情,其實(shí)未必。因?yàn)?第一,如果直接投資目的是為了發(fā)展兩頭在外的加工貿(mào)易,則存在人民幣升值使其出口制成品美元價(jià)格提高,削弱了價(jià)格國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力,如不提高美元價(jià)格,則出口利潤(rùn)減少的情況。但人民幣升值同樣會(huì)帶來(lái)進(jìn)口原材料的美元價(jià)格下降的現(xiàn)象,兩者相抵后的結(jié)果是匯率升值對(duì)出口利潤(rùn)影響沒(méi)有想象那么大。2008年我國(guó)沿海地區(qū)出現(xiàn)的大面積的加工貿(mào)易型企業(yè)倒閉和轉(zhuǎn)移風(fēng)潮,關(guān)鍵因素并非人民幣升值,而是勞動(dòng)密集型加工制造業(yè)在我國(guó)到了轉(zhuǎn)型升級(jí)的轉(zhuǎn)折點(diǎn);第二,如果是大型跨國(guó)公司的戰(zhàn)略投資,其并不在乎人民幣升值所增加的一點(diǎn)投資成本,而是看中了我國(guó)擁有巨大消費(fèi)潛力的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)。而且其投資基本是長(zhǎng)期投資,升值后其在我國(guó)存量資產(chǎn)反而能夠得到增值收益。

3人民幣升值對(duì)新疆進(jìn)出口貿(mào)易的影響

3.1促進(jìn)外貿(mào)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變,優(yōu)化進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)

不能否認(rèn),人民幣升值會(huì)使新疆出口商品美元價(jià)格提高,降低其在國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力。但這從另外一個(gè)方面看,也為原先一味依靠廉價(jià)優(yōu)勢(shì),在國(guó)際市場(chǎng)打價(jià)格戰(zhàn)的出口企業(yè)敲響了警鐘,使其在關(guān)注比較優(yōu)勢(shì)的同時(shí),還必須提高對(duì)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的關(guān)注程度,在國(guó)際市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)手段也將逐漸從單一的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)手段向各種非價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)手段轉(zhuǎn)變。從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看,人民幣升值將有助于新疆外貿(mào)增長(zhǎng)方式從粗放型轉(zhuǎn)向質(zhì)量和效益型,促使新疆企業(yè)降低消耗和成本,加快出口商品結(jié)構(gòu)的調(diào)整,大力發(fā)展知識(shí)密集和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè),用高新技術(shù)改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè),提高出口產(chǎn)品的附加值,做到“人無(wú)我有,人有我優(yōu)”,提高非價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)的能力,提高出口可持續(xù)發(fā)展的能力。

3.2改善貿(mào)易條件,避免“貧困化增長(zhǎng)”

“貧困化增長(zhǎng)”往往是由貿(mào)易條件惡化導(dǎo)致的。其出現(xiàn)須具備的前提條件之一,就是出口商品是在國(guó)際市場(chǎng)占有較高市場(chǎng)份額,而且需求價(jià)格彈性較低。從新疆2008年出口商品結(jié)構(gòu)來(lái)看,主要屬于消費(fèi)剛性較強(qiáng)的服裝、鞋帽、箱包、紡織品、農(nóng)產(chǎn)品等日用消費(fèi)品,其也是我國(guó)傳統(tǒng)大宗出口商品,在中亞市場(chǎng)占據(jù)較高市場(chǎng)份額。顯然,新疆一定程度上具備出現(xiàn)“貧困化增長(zhǎng)”的可能性。解決辦法只有提升出口價(jià)格水平,降低進(jìn)口價(jià)格水平,改善貿(mào)易條件,而人民幣升值正好帶來(lái)了這種價(jià)格效應(yīng)。超級(jí)秘書(shū)網(wǎng)

3.3降低資源進(jìn)口成本,增加進(jìn)口規(guī)模

新疆進(jìn)出口貿(mào)易嚴(yán)重不平衡,比如2007年新疆出口額115億美元,而進(jìn)口只有22億美元,貿(mào)易順差程度遠(yuǎn)高于全國(guó)水平。這本身就意味著新疆外貿(mào)發(fā)展并不合理和健康。出口只是換匯手段和過(guò)程,進(jìn)口才應(yīng)該是最終目的。因?yàn)橹挥羞M(jìn)口,才能引進(jìn)國(guó)外先進(jìn)的技術(shù)、設(shè)備乃至經(jīng)驗(yàn)、文化等等,以及國(guó)內(nèi)短缺的商品和物資。后者可以保障國(guó)內(nèi)各部門(mén)發(fā)展的平衡和國(guó)民經(jīng)濟(jì)體系的健康,前者可以幫助實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)等,最終使經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高效率、高質(zhì)量的發(fā)展。人民幣升值使進(jìn)口成本下降,一方面使中亞能源和資源等主要進(jìn)口品在不考慮國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格變化的前提下變的比以前廉價(jià),從而為新疆大量增加能源、資源進(jìn)口帶來(lái)良好機(jī)遇。目前進(jìn)口規(guī)模有限,主要是因?yàn)槟茉础①Y源運(yùn)輸通道的制約。隨著中哈輸油管道一期的竣工輸油,二期的開(kāi)工建設(shè),隨著中國(guó)—中亞輸氣管道在2010年的全面竣工使用等,新疆能源進(jìn)口將面臨快速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。人民幣升值顯然可使進(jìn)口節(jié)約更多成本;另一方面,人民幣升值使中亞國(guó)家資產(chǎn)價(jià)格變的更便宜,在我國(guó)積極鼓勵(lì)國(guó)內(nèi)企業(yè)“走出去”的背景下,新疆企業(yè)完全可以抓住升值的機(jī)遇,積極購(gòu)買(mǎi)中亞國(guó)家的能源、礦產(chǎn)資源資產(chǎn),為將來(lái)擴(kuò)大能源、資源進(jìn)口奠定堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。

4結(jié)論

(1)人民幣繼續(xù)升值對(duì)新疆國(guó)際收支的影響表現(xiàn)在:經(jīng)常項(xiàng)目項(xiàng)下會(huì)帶來(lái)貿(mào)易規(guī)模的增加進(jìn)而使國(guó)際收支額上升;在資本和金融帳戶(hù)下會(huì)產(chǎn)生短期投機(jī)資本的增加,但直接投資不會(huì)受明顯影響,所以該帳戶(hù)國(guó)際收支額也會(huì)相應(yīng)上升。(2)人民幣升值對(duì)新疆出口貿(mào)易的影響,短期來(lái)看是不利的,長(zhǎng)期來(lái)看,通過(guò)外貿(mào)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變和進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化、貿(mào)易條件改善等等,有利于新疆外貿(mào)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。(3)對(duì)新疆進(jìn)口貿(mào)易來(lái)說(shuō),升值意味著巨大的機(jī)遇,在新疆能源、資源運(yùn)輸瓶頸解決后,如果升值,必將帶來(lái)新疆進(jìn)口空前增長(zhǎng)的井噴局面。

參考文獻(xiàn)

[1]易綱,張磊.國(guó)際金融[M].上海:上海人民出版社,2002:433.

篇4

我國(guó)能源貿(mào)易在礦產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易中占有舉足輕重的地位，能源貿(mào)易額占全部礦產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額的比重從2001年的24.1%增長(zhǎng)到2006年的26.1%；能源產(chǎn)品貿(mào)易額迅速增長(zhǎng)，2006年能源貿(mào)易額1001.87億美元，比2001年232.71億美元增加330.5%，年均增長(zhǎng)率達(dá)到33.9%。

我國(guó)能源產(chǎn)品貿(mào)易量大幅增長(zhǎng)，2006年石油、煤炭和天然氣產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易總量達(dá)到37396萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤，比2001年21974萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤增加70.2%，年均增長(zhǎng)率11.2%。2001年以來(lái)，我國(guó)能源產(chǎn)品貿(mào)易額的增長(zhǎng)幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于能源貿(mào)易量的增長(zhǎng)幅度，能源產(chǎn)品貿(mào)易量的持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)，是其貿(mào)易額不斷創(chuàng)出新高的重要原因，同時(shí)，能源產(chǎn)品價(jià)格的上漲更是導(dǎo)致能源產(chǎn)品貿(mào)易額不斷增長(zhǎng)的重要原因。

石油對(duì)進(jìn)口的依賴(lài)程度不斷提高，2006年我國(guó)石油消費(fèi)對(duì)進(jìn)口的依賴(lài)程度已經(jīng)達(dá)到47.3%。我國(guó)石油進(jìn)口貿(mào)易向著多元化方向發(fā)展，2006年從9個(gè)國(guó)家合計(jì)進(jìn)口石油13018萬(wàn)噸，占當(dāng)年我國(guó)石油總進(jìn)口量的71.7%。

二、2001-2006年我國(guó)能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重

2001年我國(guó)能源產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額為232.71億美元，占當(dāng)年我國(guó)全部礦產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額966.56億美元的24.1%，2006年能源產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額為1001.87億美元，占當(dāng)年我國(guó)全部礦產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額3839.01億美元的26.1%。我國(guó)能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重總體上呈上升趨勢(shì)。

2006年我國(guó)能源產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額為1001.87億美元，其中，石油917.54億美元，占我國(guó)能源產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額的比重91.6%，煤炭50.7億美元，占5.0%，天然氣33.63億美元，占3.4%，石油的進(jìn)出口貿(mào)易在我國(guó)能源產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易中我國(guó)占絕對(duì)的優(yōu)勢(shì)。

三、我國(guó)石油進(jìn)口額占礦產(chǎn)品進(jìn)口額的比重

2001年我國(guó)石油進(jìn)口額為154.06億美元，占當(dāng)年我國(guó)全部礦產(chǎn)品進(jìn)口額565.46億美元的27.2%，2006年石油進(jìn)口額為819.52億美元，占當(dāng)年我國(guó)全部礦產(chǎn)品進(jìn)口額2302.93億美元的35.6%，近年來(lái)我國(guó)能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重呈現(xiàn)明顯上升趨勢(shì)。

四、2001-2006年中國(guó)石油進(jìn)出口貿(mào)易特點(diǎn)和趨勢(shì)

我國(guó)石油消費(fèi)巨大，嚴(yán)重依賴(lài)進(jìn)口，2006年我國(guó)石油凈進(jìn)口量16286萬(wàn)噸。從我國(guó)石油的進(jìn)口貿(mào)易情況看，我國(guó)石油進(jìn)口量不斷增長(zhǎng)，自2001年的8163.2萬(wàn)噸迅速增長(zhǎng)到2006年的18157.0萬(wàn)噸，2006年比2001年增長(zhǎng)了122.4%，年平均增長(zhǎng)率為17.3%，從目前的趨勢(shì)看，我國(guó)石油的進(jìn)口量還會(huì)進(jìn)一步增長(zhǎng)；另一方面，我國(guó)石油的進(jìn)口額增長(zhǎng)幅度更大，自2001年的154.06億美元迅速增長(zhǎng)到2006年的819.52億美元，2006年比2001年增長(zhǎng)了432.0%，年平均增長(zhǎng)率為39.7%。2005年我國(guó)石油進(jìn)口量約占世界石油貿(mào)易量的6.8%，我國(guó)已經(jīng)成為繼美國(guó)、日本之后的第三大石油進(jìn)口國(guó)。從我國(guó)石油的出口貿(mào)易情況看，我國(guó)石油的出口量從2001年1674.1萬(wàn)噸到2006年的1871.4萬(wàn)噸，最高的年份2005年為2207.7萬(wàn)噸，我國(guó)石油的出口量變化不大。

2006年位居我國(guó)石油進(jìn)口前九位的國(guó)家為：沙特阿拉伯（2471萬(wàn)噸）、安哥拉（2345萬(wàn)噸）、俄羅斯（2113萬(wàn)噸）、伊朗（1864萬(wàn)噸）、阿曼（1318萬(wàn)噸）、韓國(guó)（1106萬(wàn)噸）、委內(nèi)瑞拉（732萬(wàn)噸）、剛果（542萬(wàn)噸）和赤道幾內(nèi)亞（527萬(wàn)噸），9個(gè)國(guó)家合計(jì)進(jìn)口量為13018萬(wàn)噸，占我國(guó)石油總進(jìn)口量的71.7%，我國(guó)石油進(jìn)口貿(mào)易向著多元化方向發(fā)展。

五、2001-2006中國(guó)石油消費(fèi)對(duì)進(jìn)口的依賴(lài)程度

2001年我國(guó)石油消費(fèi)對(duì)進(jìn)口的依賴(lài)程度只有29.1%，2006年上升到47.3%，近年來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速發(fā)展導(dǎo)致了能源需求，特別是石油需求的快速增長(zhǎng)。為緩解國(guó)內(nèi)石油供求的突出矛盾，我國(guó)石油進(jìn)口量逐年增加，石油消費(fèi)對(duì)進(jìn)口的依賴(lài)程度不斷提高。

六、2001-2006中國(guó)天然氣、煤炭進(jìn)出口貿(mào)易變化趨勢(shì)

2001年我國(guó)天然氣出口量為223.30萬(wàn)噸，2006年為225.24萬(wàn)噸，近年來(lái)我國(guó)天然氣的出口量基本上維持在200余萬(wàn)噸的水平上，變化不大，從我國(guó)天然氣資源和產(chǎn)量分析，未來(lái)我國(guó)天然氣出口量不會(huì)有大的變化。

2001年我國(guó)天然氣進(jìn)口量為489.62萬(wàn)噸，2006年為605.81萬(wàn)噸，近年來(lái)我國(guó)天然氣的進(jìn)口量維持在600余萬(wàn)噸的水平上，增長(zhǎng)不大，由于我國(guó)進(jìn)口的主要是液化天然氣，而天然氣的大規(guī)模輸送必須通過(guò)管道，未來(lái)我國(guó)天然氣進(jìn)口量增長(zhǎng)變化在很大程度取決于天然氣進(jìn)口輸送管道基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的前景。

2001年我國(guó)煤炭出口量為9012萬(wàn)噸，2006年下降到6330萬(wàn)噸，近年來(lái)我國(guó)煤炭的出口量逐年下降，由于國(guó)家限制高耗能產(chǎn)品的出口，取消了煤炭出口退稅，預(yù)計(jì)未來(lái)我國(guó)煤炭的出口量還會(huì)有所減少。

2001年我國(guó)煤炭進(jìn)口量只有249萬(wàn)噸，2006年迅速增長(zhǎng)到3836萬(wàn)噸，近年來(lái)我國(guó)煤炭進(jìn)口量逐年大幅增長(zhǎng)，年增長(zhǎng)率達(dá)到72.8%。由于我國(guó)煤炭資源在地域上分布不均，北煤南運(yùn)，陸路運(yùn)輸成本較高，在符合比較效益的情況下，預(yù)計(jì)未來(lái)我國(guó)煤炭的進(jìn)口量還會(huì)進(jìn)一步增長(zhǎng)。

七、我國(guó)能源進(jìn)出口貿(mào)易中存在的主要問(wèn)題

1.我國(guó)石油消費(fèi)對(duì)進(jìn)口的依賴(lài)程度很高，增長(zhǎng)很快

2001年我國(guó)石油消費(fèi)對(duì)進(jìn)口的依賴(lài)程度只有29.1%，2006年已經(jīng)上升到47.3%，近年來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng)導(dǎo)致了能源需求，特別是石油需求的快速增長(zhǎng)，在國(guó)內(nèi)石油產(chǎn)量增長(zhǎng)緩慢，而石油消費(fèi)增長(zhǎng)迅速，從而導(dǎo)致石油進(jìn)口量連年大幅增長(zhǎng)，使我國(guó)石油消費(fèi)對(duì)進(jìn)口的依賴(lài)程度不斷提高，預(yù)計(jì)我國(guó)石油消費(fèi)對(duì)進(jìn)口的依賴(lài)程度將很快超過(guò)50%。巨額的石油進(jìn)口以及對(duì)石油進(jìn)口依賴(lài)程度的快速提高，使我國(guó)的石油消費(fèi)嚴(yán)重地依賴(lài)于國(guó)際市場(chǎng)。

2.我國(guó)利用國(guó)外石油資源的成本在大幅度上升

篇5

改革開(kāi)放以來(lái)，浙江對(duì)外貿(mào)易發(fā)展迅速，進(jìn)出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長(zhǎng)31.2%，高出全國(guó)同期年均增長(zhǎng)速度14.2個(gè)百分點(diǎn)。盡管浙江對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長(zhǎng)，對(duì)外直接投資額從1989年的499萬(wàn)美元增加到2005年的17000萬(wàn)美元，處于全國(guó)領(lǐng)先水平?？梢?jiàn)，浙江的對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。為了衡量對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，有必要進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證分析。在國(guó)內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國(guó)對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對(duì)于我國(guó)對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實(shí)證研究尤其是具體到某一省份的實(shí)證研究就更少。究其原因，主要是我國(guó)的企業(yè)開(kāi)展對(duì)外直接投資的時(shí)間較短，對(duì)外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進(jìn)出口的比重都不大，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響尚不顯著。隨著我國(guó)對(duì)外開(kāi)放程度的不斷深化和經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，對(duì)外直接投資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)，尤其是對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響會(huì)進(jìn)一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象無(wú)疑具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)回顧

迄今為止，雖然對(duì)各國(guó)對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資關(guān)系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結(jié)論只有二個(gè)：一是以芒德?tīng)枮榇淼南嗷ヌ娲P(guān)系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補(bǔ)充關(guān)系理論。芒德?tīng)栍?957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德?tīng)栒J(rèn)為，由于受貿(mào)易保護(hù)主義的影響，一國(guó)的對(duì)外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對(duì)外直接投資可以有效地避開(kāi)貿(mào)易壁壘，成為對(duì)外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對(duì)外直接投資”。而小島清的互補(bǔ)模型則認(rèn)為，國(guó)際直接投資并不是對(duì)國(guó)際貿(mào)易的簡(jiǎn)單替代，而是存在著一定程度上的互補(bǔ)關(guān)系：在許多情況下，國(guó)際直接投資也可以創(chuàng)造和擴(kuò)大對(duì)外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動(dòng)、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國(guó)對(duì)另一國(guó)的直接投資可以擴(kuò)大對(duì)方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢(shì)的態(tài)勢(shì)，從而直接創(chuàng)造了對(duì)外貿(mào)易。無(wú)論是芒德?tīng)柕奶娲Ｐ?，還是小島清的互補(bǔ)模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來(lái)的，并沒(méi)有經(jīng)過(guò)實(shí)證的檢驗(yàn)。這既有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計(jì)方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對(duì)外直接投資與投資國(guó)對(duì)外貿(mào)易之間的互補(bǔ)性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗(yàn)統(tǒng)計(jì)顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進(jìn)、相互補(bǔ)充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國(guó)、瑞士的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達(dá)國(guó)家的對(duì)外直接投資對(duì)同行業(yè)的國(guó)際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對(duì)要素流動(dòng)和商品貿(mào)易之間的相互關(guān)系做了進(jìn)一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補(bǔ)性,依賴(lài)于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為互補(bǔ)關(guān)系，如果兩者是非合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關(guān)系。以上主要是對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家國(guó)際貿(mào)易與對(duì)外直接投資關(guān)系的理論分析,而對(duì)于有其自身特點(diǎn)的發(fā)展中國(guó)家的對(duì)外直接投資和國(guó)際貿(mào)易關(guān)系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對(duì)印度進(jìn)行的分析，研究結(jié)果表明，對(duì)外直接投資對(duì)貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。

上述結(jié)論的差異表明，在對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補(bǔ)關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家，對(duì)于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的中國(guó)來(lái)說(shuō)意義甚微。由于國(guó)內(nèi)對(duì)對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究甚少，而具體到某一省份對(duì)兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補(bǔ)這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響，研究?jī)烧咧g的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究?jī)烧咧g的短期均衡關(guān)系。

二、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

由于浙江省對(duì)外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)并不完善，樣本僅設(shè)定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)中的對(duì)外直接投資額（CFDI）衡量對(duì)外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對(duì)浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進(jìn)口額（IM）來(lái)衡量對(duì)外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)為,FFDI在中國(guó)發(fā)揮作用時(shí)，中國(guó)的吸收能力存在時(shí)滯問(wèn)題,同理,浙江省對(duì)外直接投資的效應(yīng)也可能存在時(shí)滯問(wèn)題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計(jì)的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI)。同時(shí)浙江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來(lái)度量浙江省經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（二）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列進(jìn)行最小二乘回歸分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時(shí)間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對(duì)序列采用ADF檢驗(yàn)，其結(jié)果見(jiàn)表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，表明這些變量是平穩(wěn)的時(shí)間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒(méi)有通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，而其差分后的兩個(gè)變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明這兩個(gè)變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明該變量也是一階單整。對(duì)LnFFDI進(jìn)行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即二階單整。

綜上所述，序列l(wèi)nEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對(duì)于通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)且為同階單整序列來(lái)說(shuō)，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

近年來(lái)，不少?lài)?guó)內(nèi)外研究對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)均重視對(duì)外直接投資對(duì)出口的拉動(dòng)作用，著重分析兩者直接的相互影響關(guān)系，得到出口貿(mào)易與對(duì)外直接投資有長(zhǎng)期均衡關(guān)系而進(jìn)口與對(duì)外直接投資沒(méi)有長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點(diǎn)只放在對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的滯后推動(dòng)作用。因此，本文為避免忽視進(jìn)口的作用，首先單獨(dú)分析浙江省對(duì)外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進(jìn)口之間的關(guān)系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）

綜合考察這些變量之間的協(xié)整關(guān)系,并依據(jù)DW值與t值，運(yùn)用向后回歸法進(jìn)一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時(shí)消除模型中的多重共線(xiàn)性和自相關(guān)。

對(duì)浙江省對(duì)外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進(jìn)口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結(jié)果見(jiàn)表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線(xiàn)性關(guān)系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線(xiàn)性關(guān)系。根據(jù)表3與表4結(jié)果，可以得出如下結(jié)論：

浙江省對(duì)外直接投資額、外商直接投資額對(duì)出口總額、進(jìn)口總額的作用較顯著，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關(guān)與異方差。模型估計(jì)式(1)、(2)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關(guān)系，即浙江省對(duì)外直接投資、外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

由回歸方程(1)可知，CFDI每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)0.0709%；FFDI每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)2.5622%；AFFDI每增長(zhǎng)1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)2.2407%。原因在于浙江省的對(duì)外直接投資(CFDI)起步較晚，相對(duì)于外商直接投資(FFDI)來(lái)說(shuō)總量較少，所以對(duì)出口的貢獻(xiàn)程度沒(méi)有外商直接投資來(lái)得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對(duì)外直接投資已經(jīng)對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過(guò)對(duì)外直接投資，帶動(dòng)了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來(lái)看，當(dāng)年外商直接投資對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長(zhǎng)期來(lái)看卻對(duì)浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計(jì)結(jié)果相反。這從一個(gè)側(cè)面反映了外商直接投資中跨國(guó)公司賺取壟斷利潤(rùn)的動(dòng)機(jī)越來(lái)越明顯，市場(chǎng)導(dǎo)向型外商直接投資與出口貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。

由回歸方程(2)可知，CFDI每增長(zhǎng)1%，IM將增長(zhǎng)0.054923%；AFFDI每增長(zhǎng)1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長(zhǎng)1%，IM將增長(zhǎng)2.333%。同理，浙江省的對(duì)外直接投資(CFDI)對(duì)進(jìn)口的貢獻(xiàn)程度也沒(méi)有外商直接投資來(lái)得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對(duì)外直接投資導(dǎo)致了進(jìn)口的增長(zhǎng),說(shuō)明對(duì)外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)的投資對(duì)浙江省進(jìn)口貿(mào)易有一定的促進(jìn)作用，符合浙江省自然資源相對(duì)缺乏、原材料稀少的實(shí)情，從而帶動(dòng)了浙江省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對(duì)浙江省進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，說(shuō)明更多的外商在浙江省實(shí)現(xiàn)了生產(chǎn)和銷(xiāo)售的本土化,需要進(jìn)口的原料更多地來(lái)自本土,從國(guó)外的進(jìn)口減少了。（四）誤差修正模型

誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，成為協(xié)整分析的一個(gè)延伸。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過(guò)程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會(huì)通過(guò)對(duì)誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡結(jié)合在一個(gè)模型中。

由協(xié)整檢驗(yàn)可以知道浙江對(duì)外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產(chǎn)總指數(shù)與進(jìn)、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)整關(guān)系，因此可對(duì)各模型分別建立誤差修正模型，結(jié)果如下：

lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1

t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）

lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1

t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）

在誤差修正模型(3)中，協(xié)整關(guān)系對(duì)EX的增長(zhǎng)起到了反向修正作用，當(dāng)超出對(duì)外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時(shí)，則誤差修正作用降低了當(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項(xiàng)對(duì)應(yīng)t值較高，說(shuō)明浙江對(duì)外直接投資、外商直接投資與出口貿(mào)易之間短期比較穩(wěn)定。

在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關(guān)系對(duì)IM的增長(zhǎng)也起到了反向修正作用，當(dāng)IM超出對(duì)外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時(shí)，修正作用也降低了當(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對(duì)外直接投資、外商直接投資與進(jìn)口貿(mào)易的穩(wěn)定關(guān)系。

三、結(jié)論與建議

通過(guò)浙江對(duì)外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產(chǎn)總指數(shù)GDP與進(jìn)口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額之間的協(xié)整檢驗(yàn)，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來(lái)分析對(duì)外直接投資與進(jìn)口增長(zhǎng)、出口增長(zhǎng)之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：

（1）從長(zhǎng)期關(guān)系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿(mào)易之間存在惟一的協(xié)整關(guān)系。浙江省對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用，兩者之間存在較強(qiáng)的互補(bǔ)關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對(duì)外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對(duì)外直接投資在浙江省已經(jīng)逐漸轉(zhuǎn)型,從追求人力資源優(yōu)勢(shì)的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場(chǎng)的市場(chǎng)型投資。這樣的轉(zhuǎn)變從長(zhǎng)期的趨勢(shì)來(lái)看是十分明顯的,無(wú)疑明顯影響到了浙江省出口的增長(zhǎng)規(guī)模。同時(shí)，對(duì)外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對(duì)外直接投資而導(dǎo)致的原材料、零部件或設(shè)備等出口的增加。

從前文實(shí)證分析來(lái)看，CFDI、FFDI、GDP與進(jìn)口貿(mào)易之間也存在惟一的協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對(duì)外直接投資表現(xiàn)為對(duì)進(jìn)口貿(mào)易增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。究其原因，首先在于對(duì)外直接投資有利于母國(guó)原材料的進(jìn)口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟(jì)實(shí)力雖位于全國(guó)前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產(chǎn)資源、森林資源等，幾乎完全依賴(lài)外省或是從國(guó)外進(jìn)口。因而通過(guò)對(duì)外直接投資能在國(guó)外獲取自然資源、先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，而它們對(duì)進(jìn)口貿(mào)易無(wú)疑有強(qiáng)勁的促進(jìn)作用。其次，隨著浙江省國(guó)際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來(lái)越多的外國(guó)政府為保護(hù)本國(guó)利益所設(shè)置的關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘的限制。為規(guī)避貿(mào)易壁壘而進(jìn)行的對(duì)外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟(jì)關(guān)系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進(jìn)一步促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。

縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對(duì)外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)指標(biāo)計(jì)算得出。），而世界對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報(bào)告》相關(guān)指標(biāo)計(jì)算得出。）。表明浙江省的對(duì)外直接投資尚處于起步階段。通過(guò)加快對(duì)外直接投資帶動(dòng)國(guó)際貿(mào)易的發(fā)展是非常必要的,也是可行的。

（2）從短期關(guān)系看，浙江省對(duì)外直接投資CFDI與出口貿(mào)易短期均衡關(guān)系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿(mào)易的關(guān)系存在著一個(gè)由短期向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的機(jī)制，且t值顯著,證明了對(duì)外直接投資能促進(jìn)母國(guó)出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對(duì)外直接投資可以說(shuō)經(jīng)歷了一個(gè)從無(wú)到有、從限制到鼓勵(lì)的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對(duì)進(jìn)出口的影響還不及外商直接投資FFDI來(lái)得大。但據(jù)權(quán)威研究報(bào)告預(yù)測(cè)（王亞平，2004），“十一五”期間我國(guó)對(duì)外直接投資將進(jìn)一步擴(kuò)大。浙江省作為全國(guó)經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省也首當(dāng)其沖，必然大幅提高對(duì)外直接投資額。隨著浙江省對(duì)外直接投資金額的進(jìn)一步增大，對(duì)外直接投資與出口貿(mào)易直接的正相關(guān)關(guān)系將逐漸增強(qiáng)。

本文實(shí)證表明，浙江省CFDI與進(jìn)口貿(mào)易也存在短期均衡關(guān)系顯著，CFDI與進(jìn)口貿(mào)易的關(guān)系也存在著一個(gè)由短期向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的機(jī)制。相比之下，CFDI對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強(qiáng)。

從浙江省當(dāng)前貿(mào)易戰(zhàn)略出發(fā),政府相關(guān)部門(mén)有必要充分重視對(duì)外直接投資的作用，對(duì)能產(chǎn)生進(jìn)出口貿(mào)易互補(bǔ)、創(chuàng)造效應(yīng)的對(duì)外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵(lì)企業(yè)積極“走出去”進(jìn)行對(duì)外直接投資。以往政府有關(guān)對(duì)外直接投資政策的制定大多涉及與對(duì)外直接投資有關(guān)的貿(mào)易措施,而并不直接制定與貿(mào)易有關(guān)的對(duì)外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實(shí)可行的對(duì)外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國(guó)際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國(guó)公司,提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

對(duì)企業(yè)界而言，加入WT0后,國(guó)內(nèi)市場(chǎng)上國(guó)內(nèi)外企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)日趨激烈,如果只是固守本地市場(chǎng)而放棄進(jìn)入國(guó)際市場(chǎng),那么其國(guó)內(nèi)市場(chǎng)份額勢(shì)必逐漸被吞食。在世界經(jīng)濟(jì)一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強(qiáng)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)意識(shí),積極“走出去”,進(jìn)行對(duì)外直接投資，進(jìn)一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強(qiáng)企業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，以投資促進(jìn)貿(mào)易，為國(guó)際貿(mào)易的發(fā)展注入新的血液，在國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)中掌握主動(dòng)權(quán)。

參考文獻(xiàn)：

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篇6

一、引言

利用美國(guó)對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額歷史統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（歷年《美國(guó)總統(tǒng)經(jīng)濟(jì)報(bào)告》），借助計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件進(jìn)行回歸分析，找出美國(guó)對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額演化規(guī)律的形式的某些方面，建立美國(guó)經(jīng)濟(jì)演化的一個(gè)計(jì)算機(jī)仿真模型，是一個(gè)有意義的工作。以此模型為基礎(chǔ)，根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，可以解釋這個(gè)模型各個(gè)參數(shù)的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，從而通過(guò)對(duì)各種參數(shù)的調(diào)節(jié)或變動(dòng)所導(dǎo)致的美國(guó)對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額路徑的偏移進(jìn)行計(jì)算機(jī)仿真展示，把握住美國(guó)對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額演化的某些客觀必然趨勢(shì),以及對(duì)我國(guó)與美國(guó)和我國(guó)與日本進(jìn)出口貿(mào)易額的影響，預(yù)先提出相應(yīng)的政策建議，從而增強(qiáng)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)安全保障。

本文研究進(jìn)行這一工作。

二、美國(guó)對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額歷史數(shù)據(jù)的實(shí)證分析和經(jīng)濟(jì)演化模型

美國(guó)經(jīng)濟(jì)在建國(guó)200年所打下的堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)之上，借助其科技優(yōu)勢(shì)、美元的支配地位等有利因素而高速發(fā)展。用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件，我們對(duì)其1974年1月～2006年2月的對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。

1.先進(jìn)行數(shù)據(jù)截取:19741月年至2006年2月的美國(guó)對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額演化數(shù)據(jù)作為模型創(chuàng)建樣本；用以預(yù)測(cè)2008年至2020年的美國(guó)對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額主要指標(biāo)取值。所用數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《美國(guó)總統(tǒng)經(jīng)濟(jì)報(bào)告》中美國(guó)對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額指標(biāo)數(shù)據(jù)。

2.然后對(duì)主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)系例數(shù)據(jù)作出散點(diǎn)圖（圖1中的圓圈表示）。

3.據(jù)數(shù)據(jù)散點(diǎn)圖進(jìn)行回歸分析。函數(shù)形式設(shè)定：因?yàn)榻?jīng)濟(jì)系統(tǒng)常態(tài)發(fā)展具有最大可能值（經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的最大負(fù)荷）和對(duì)負(fù)荷的一定的占據(jù)速率（經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速率），因而有可能具有如下的函數(shù)形式：

首先確定各參數(shù)的粗略估計(jì)值。L是曲線(xiàn)最大極限值即經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的負(fù)荷，b是曲線(xiàn)的增長(zhǎng)速率因子即經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)對(duì)其負(fù)荷的本征侵占速率，a近似是曲線(xiàn)的縮小因子即經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)在的交易費(fèi)用等耗散因素的作用強(qiáng)度，據(jù)這三個(gè)參數(shù)的意義其估計(jì)值可近似由統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的演化態(tài)勢(shì)進(jìn)行估計(jì)。我們?nèi)椋篖=6000，a=7，b=0.8。

在此基礎(chǔ)上，借助計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件，對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)回歸函數(shù)的參數(shù)進(jìn)行優(yōu)化估計(jì)，得出精確的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)回歸函數(shù)完備表達(dá)式。在實(shí)際操作過(guò)程中，這一步驟可能進(jìn)行多次，以便使殘差最小。最后得出的優(yōu)化參數(shù)值是：L=6546，a=6.7，b=0.9899，殘差值為151093044。

于是我們得到美國(guó)對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額演化的數(shù)學(xué)模型(百萬(wàn)美元)：

圖1美國(guó)對(duì)日本出口貿(mào)易額演化模型(據(jù)1974年1月～2006年2月樣本數(shù)據(jù)）

4.據(jù)回歸曲線(xiàn)進(jìn)行主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)在未來(lái)20年～30年（取2008年至2030年作為預(yù)測(cè)區(qū)間)的取值預(yù)測(cè)(圖1中的加號(hào)表示）。

5.據(jù)回歸曲線(xiàn)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)演化態(tài)勢(shì)分析：由仿真曲線(xiàn)可以看出，美國(guó)經(jīng)濟(jì)加速增長(zhǎng)期目前已經(jīng)越過(guò)其相變點(diǎn)(仿真曲線(xiàn)的拐點(diǎn)即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相變點(diǎn))；但是，仿真曲線(xiàn)顯示，緩慢增長(zhǎng)漸漸接近其飽和值還有著巨大的區(qū)間（一直延伸到2025年以后）；在接近極限點(diǎn)附近（6546百萬(wàn)美元），就是美-日經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變革期。

同樣地，美國(guó)對(duì)日本進(jìn)口貿(mào)易額演化模型為：

殘差為：354647648。相應(yīng)地，美國(guó)對(duì)日本進(jìn)口貿(mào)易額模型曲線(xiàn)圖如圖2。

圖2美國(guó)對(duì)進(jìn)口貿(mào)易額演化模型圖

三、結(jié)論與政策建議

美-日貿(mào)易作為一個(gè)大的復(fù)雜自適應(yīng)演化的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)，在美國(guó)科技優(yōu)勢(shì)、美元支配地位等有利條件下，各種自然資源和社會(huì)資源得以充分開(kāi)發(fā)，各種比較優(yōu)勢(shì)得以充分利用，各種國(guó)內(nèi)市場(chǎng)和國(guó)際市場(chǎng)得以充分溝通，科技創(chuàng)新借助于因大量引進(jìn)各國(guó)優(yōu)秀人材而使美國(guó)高校和科研院所的優(yōu)勢(shì)突飛猛進(jìn)，制度創(chuàng)新隨著主動(dòng)或被動(dòng)地接受人類(lèi)文明的各個(gè)方面而日新月異，各種生產(chǎn)要素通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制和政策機(jī)制不斷趨于最優(yōu)配置，使得美國(guó)對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額總體態(tài)勢(shì)在經(jīng)過(guò)高速增長(zhǎng)長(zhǎng)達(dá)20多年后，目前處于漸漸接近飽和值的穩(wěn)定發(fā)展的時(shí)期。認(rèn)清這一基本態(tài)勢(shì)，從各個(gè)方面規(guī)劃和協(xié)調(diào)我國(guó)對(duì)美國(guó)和日本的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易和科技合作等各方面的關(guān)系，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)全面協(xié)調(diào)可持續(xù)高速發(fā)展，應(yīng)該是未來(lái)二十年我國(guó)對(duì)美經(jīng)濟(jì)政策的重要參考。

四、結(jié)論

篇7

一、匯率變動(dòng)影響貿(mào)易收支的幾個(gè)路徑

從以上的理論發(fā)展我們可以看出，匯率變動(dòng)可以通過(guò)以下幾種渠道影響貿(mào)易收支。

1、匯率變動(dòng)引起的貿(mào)易商品價(jià)格變化對(duì)貿(mào)易收支影響

匯率變動(dòng)可通過(guò)引起國(guó)內(nèi)和國(guó)際市場(chǎng)商品相對(duì)價(jià)格的變化來(lái)影響進(jìn)出口和貿(mào)易收支。在馬歇爾一勒納條件成立時(shí)，本幣貶值可降低本國(guó)產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格，提高國(guó)外產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格，這樣出口商品價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力增強(qiáng)，進(jìn)口商品價(jià)格上漲，有利于擴(kuò)大出口量，限制進(jìn)口，促進(jìn)貿(mào)易收支的改善。但是貿(mào)易收支對(duì)匯率變動(dòng)的這種價(jià)格傳遞和競(jìng)爭(zhēng)效果，受到兩方面因素的影響。一方面受匯率變動(dòng)到進(jìn)出口商品價(jià)格的調(diào)整是否存在時(shí)滯以及時(shí)滯長(zhǎng)短影響。在國(guó)際市場(chǎng)中，匯率變動(dòng)引導(dǎo)的金融資產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)可在瞬間完成，但其引導(dǎo)的進(jìn)出口價(jià)格的變動(dòng)相對(duì)遲緩，因此本幣貶值可能導(dǎo)致本國(guó)貿(mào)易收支先惡化后再逐步改善，存在J曲線(xiàn)效應(yīng)。另一方面受匯率變動(dòng)引起的進(jìn)出口商品價(jià)格變動(dòng)程度的影響?，F(xiàn)今大部分國(guó)際市場(chǎng)并不是完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)，大部分商品也不是同質(zhì)產(chǎn)品。在這種情況下，進(jìn)出口價(jià)格變動(dòng)幅度可能并不等于匯率變動(dòng)的幅度。由于進(jìn)口和出口是相對(duì)的，將匯率傳遞定義成匯率變動(dòng)引起價(jià)格變動(dòng)幅度。但是由于出口商有一定的決定價(jià)格和產(chǎn)量的權(quán)利，而商品價(jià)格的變動(dòng)必然引起需求彈性的變動(dòng)，使得本國(guó)貨幣貶值并不一定引起進(jìn)口商品價(jià)格同比例上升，一般進(jìn)口商品價(jià)格上漲幅度要小于匯率貶值的幅度，這就是不完全匯率傳遞。

2、匯率變動(dòng)引起的收入變化對(duì)貿(mào)易收支影響

匯率變動(dòng)可以通過(guò)影響國(guó)民收入來(lái)對(duì)貿(mào)易收支產(chǎn)生影響。主要有兩個(gè)方面:一方面，如若貶值國(guó)存在尚未得到充分利用的資源，則貶值可以刺激國(guó)內(nèi)外居民對(duì)本國(guó)該種產(chǎn)品的需求。貶值的這種支出轉(zhuǎn)換效應(yīng)會(huì)改善自主性貿(mào)易余額，自主性貿(mào)易余額的改善會(huì)通過(guò)凱恩斯乘數(shù)的作用，提高一國(guó)國(guó)民收入。國(guó)民收入的增加會(huì)相應(yīng)提高國(guó)內(nèi)支出。如果貶值引起的自主貿(mào)易余額改善超過(guò)因國(guó)民收入增加而帶來(lái)的進(jìn)口增幅，即滿(mǎn)足羅賓遜一梅茨勒條件，則貨幣貶值的主要影響仍然是改善貿(mào)易收支。另一方面，貶值通常會(huì)造成進(jìn)口商品價(jià)格上升，出口商品價(jià)格下降，從而導(dǎo)致貿(mào)易條件惡化。若國(guó)民收入中支出于進(jìn)口的比重很高，則貿(mào)易條件對(duì)支出有相當(dāng)重要的影響。在國(guó)內(nèi)貨幣貶值后，在同樣名義收入水平下，消費(fèi)者只能購(gòu)買(mǎi)較少的商品(包括國(guó)內(nèi)商品和國(guó)外商品)，也就是導(dǎo)致實(shí)際收入的下降。這必然導(dǎo)致貶值國(guó)支出的下降，從而改善貿(mào)易收支。

3、匯率變動(dòng)引起的價(jià)格水平變化對(duì)貿(mào)易收支影響

匯率變動(dòng)除了影響貿(mào)易品相對(duì)價(jià)格外，還會(huì)影響本國(guó)一般價(jià)格水平，進(jìn)而影響貿(mào)易收支。在貨幣貶值后，主要可以通過(guò)三條渠道影響國(guó)內(nèi)物價(jià)水平。首先，貶值使得以本幣表示的進(jìn)口品價(jià)格上漲。進(jìn)口品本幣價(jià)格上升，一方面直接影響進(jìn)口原料與半成品的價(jià)格，進(jìn)而使得本國(guó)商品成本提高，就比如當(dāng)前的能源價(jià)格；另一方面由于進(jìn)口消費(fèi)品價(jià)格上漲，必然會(huì)推動(dòng)本國(guó)工資水平上升，間接影響本國(guó)商品成本。這兩方面共同導(dǎo)致本國(guó)國(guó)內(nèi)價(jià)格水平上升。其次，若貶值在短期內(nèi)促進(jìn)了貿(mào)易收支的改善，則引起貶值國(guó)的出口需求增加，從而總需求增加。在充分就業(yè)條件下，在出口大于進(jìn)口時(shí)，意味著該國(guó)總收入水平大于供給國(guó)內(nèi)需求的產(chǎn)品和勞務(wù)。在此條件下，國(guó)內(nèi)會(huì)由于過(guò)度出口造成國(guó)內(nèi)產(chǎn)品供應(yīng)不足導(dǎo)致通貨膨脹。在短缺經(jīng)濟(jì)條件下，這種狀況會(huì)尤其加劇。相反，在國(guó)內(nèi)需求不足時(shí)，出口會(huì)緩解通貨緊縮壓力，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。如果一國(guó)尚未實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)只會(huì)使資源利用程度提高，更接近充分就業(yè)程度。再次，貶值后出現(xiàn)貿(mào)易收支順差，則外匯儲(chǔ)備會(huì)增加。外匯儲(chǔ)備的增加，將使央行通過(guò)購(gòu)買(mǎi)外匯而投放的基礎(chǔ)貨幣增多。實(shí)際上，當(dāng)國(guó)際儲(chǔ)備增加時(shí)，很可能會(huì)導(dǎo)致國(guó)內(nèi)物價(jià)上揚(yáng)。國(guó)內(nèi)價(jià)格上升，從兩方面對(duì)貿(mào)易收支產(chǎn)生影響。第一，在名義貨幣供應(yīng)不變的情況下，價(jià)格上漲使得公眾所持有真實(shí)現(xiàn)金余額下降。為讓真實(shí)現(xiàn)金余額恢復(fù)到意愿持有水平，公眾一方面會(huì)出賣(mài)有價(jià)證券，從而使市場(chǎng)利率上升，投資下降；一方面會(huì)減少消費(fèi)支出，兩方面作用結(jié)果是國(guó)內(nèi)總支出下降。這樣必然影響貿(mào)易收支的變動(dòng)。第二，國(guó)內(nèi)價(jià)格上漲幅度超過(guò)本幣名義匯率貶值幅度，同時(shí)假定國(guó)外價(jià)格水平不變，則名義貶值不但不會(huì)引起貨幣實(shí)際貶值，反而會(huì)導(dǎo)致實(shí)際匯率上升，最終會(huì)惡化貿(mào)易收支。

4、匯率變動(dòng)引起的支出變化對(duì)貿(mào)易收支影響

匯率變動(dòng)能夠通過(guò)影響支出變化進(jìn)而影響貿(mào)易收支。支出變化有兩種形式，一種是代表結(jié)構(gòu)變動(dòng)的支出轉(zhuǎn)移，另一種是代表數(shù)量變動(dòng)的支出改變。匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易收支的影響是通過(guò)支出轉(zhuǎn)移和支出改變共同完成的。匯率的變動(dòng)會(huì)引起兩國(guó)商品的相對(duì)價(jià)格的變化，本幣貶值則本國(guó)出口商品的外幣價(jià)格下降，而本國(guó)進(jìn)口商品的本幣價(jià)格上升，所以本國(guó)商品相對(duì)于外國(guó)商品而言更便宜了。這樣貶值就會(huì)使得國(guó)內(nèi)外支出從外國(guó)商品轉(zhuǎn)移到本國(guó)商品。支出轉(zhuǎn)移能否實(shí)現(xiàn)以及其效果是否顯著則取決于國(guó)內(nèi)外商品的供求彈性一。供求彈性大時(shí)，則匯率變動(dòng)后通過(guò)影響支出轉(zhuǎn)移就可以改變貿(mào)易收支狀況。匯率的變動(dòng)對(duì)貿(mào)易收支的影響不只是通過(guò)影響支出轉(zhuǎn)移來(lái)達(dá)到，還會(huì)通過(guò)改變支出規(guī)模達(dá)到。本幣貶值則本國(guó)出口增加進(jìn)口減少，貿(mào)易收支改善。但是隨著本國(guó)出口商品的增加，本國(guó)的國(guó)民收入將增加，從而本國(guó)的支出規(guī)模就會(huì)擴(kuò)大，從而就會(huì)導(dǎo)致進(jìn)口增長(zhǎng)，這樣貿(mào)易收支的改善程度將減小。這就是匯率變動(dòng)通過(guò)支出數(shù)量的改變進(jìn)而影響貿(mào)易收支的原理。如果考慮回傳效應(yīng)，那么本幣貶值后本國(guó)的國(guó)民收入提高，則本國(guó)的支出規(guī)模擴(kuò)大，從而提高了外國(guó)的國(guó)民收入，反過(guò)來(lái)又增加了對(duì)本國(guó)產(chǎn)品的需求，從而擴(kuò)大了本國(guó)產(chǎn)品的出口。這樣匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易收支的影響就更為復(fù)雜。

二、人民幣升值對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的正面影響

1、人民幣升值有助于減輕貿(mào)易摩擦長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)主要依靠勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的數(shù)量擴(kuò)張來(lái)實(shí)現(xiàn)出口導(dǎo)向戰(zhàn)略，憑著價(jià)格優(yōu)勢(shì)占領(lǐng)國(guó)際勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的中低端市場(chǎng)。面對(duì)如此高的市場(chǎng)占有率，必然會(huì)加大中國(guó)與其他國(guó)家的貿(mào)易沖突。

2、人民幣升值可帶來(lái)貿(mào)易條件的改善人民幣升值將會(huì)降低進(jìn)口產(chǎn)品價(jià)格，特別是原材料和高科技設(shè)備的價(jià)格。企業(yè)將會(huì)加速技術(shù)引進(jìn)，提高生產(chǎn)效率，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品動(dòng)態(tài)比較升級(jí)。同時(shí)由于進(jìn)口產(chǎn)品絕大部分用于復(fù)出口，故隨著企業(yè)生產(chǎn)率提高，出口產(chǎn)品質(zhì)量得到提高，有助于我國(guó)企業(yè)從產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈低端向中高端延伸，使貿(mào)易條件得到改善。

3、人民幣升值將促進(jìn)貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。通過(guò)人民幣升值的手段，可以有效率地把制造業(yè)中那些技術(shù)含量與附加值低的、管理不善的擠出去，這符合中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的發(fā)展方向。同時(shí)，人民幣升值會(huì)引起行業(yè)內(nèi)更加激烈的競(jìng)爭(zhēng)，激勵(lì)企業(yè)通過(guò)技術(shù)管理創(chuàng)新增強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)力，讓那些富于創(chuàng)新、有競(jìng)爭(zhēng)力的制造業(yè)強(qiáng)者變得更強(qiáng)，并能減少無(wú)效率的企業(yè)在海外的相互惡性競(jìng)爭(zhēng)，另外還能加快企業(yè)“走出去”的步伐。

三、人民幣升值通過(guò)進(jìn)出口可能表現(xiàn)出來(lái)的負(fù)面效應(yīng)

1.由人民幣升值產(chǎn)生的商品結(jié)構(gòu)變化將影響部分地區(qū)和居民的利益

資源性商品、一部分大宗農(nóng)產(chǎn)品和低附加值制成品出口增長(zhǎng)的放慢甚至下降,短期內(nèi)對(duì)中西部資源依賴(lài)程度較高、農(nóng)業(yè)比重較大地方的經(jīng)濟(jì)發(fā)展,對(duì)一部分以農(nóng)業(yè)為主的農(nóng)民的收入、一部分低技能勞動(dòng)者的就業(yè)可能會(huì)產(chǎn)生一定的不利影響。2.人民幣升值可能給大型成套設(shè)備出口造成一定困難

有一些大型成套設(shè)備出口從簽約到交付使用需要5-10年,付款時(shí)間可能更長(zhǎng)。如果人民幣長(zhǎng)期保持升勢(shì),企業(yè)難以預(yù)測(cè)遠(yuǎn)期匯率水平,而金融機(jī)構(gòu)一般只提供一年左右的外匯對(duì)沖工具,所以企業(yè)承擔(dān)的匯率風(fēng)險(xiǎn)以及規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的成本將較大。

3.人民幣如果升值過(guò)快過(guò)猛,將造成出口下滑,影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長(zhǎng)

如果人民幣升值過(guò)快和幅度過(guò)大,那么它對(duì)進(jìn)出口增長(zhǎng)的影響可能就不那么溫和了。一是可能造成出口增長(zhǎng)速度大幅回落,那樣不僅對(duì)資源性、低價(jià)位和低附加值商品,也會(huì)對(duì)整個(gè)出口加工產(chǎn)業(yè)發(fā)展以及就業(yè)造成較大打擊；二是可能刺激一部分商品大量進(jìn)口,沖擊國(guó)內(nèi)市場(chǎng),甚至引起一定通貨緊縮。

4.對(duì)美、歐的貿(mào)易不平衡仍會(huì)繼續(xù),但順差增長(zhǎng)可能減緩

由于存在著需求剛性和結(jié)構(gòu)互補(bǔ)性,即使人民幣對(duì)美、歐、日三大貿(mào)易伙伴貨幣的匯率出現(xiàn)5%以上的升值,我國(guó)與美、歐貿(mào)易的較大順差和對(duì)日、韓等貿(mào)易的較大逆差仍然將存在,但是順(逆差)的增長(zhǎng)速度將會(huì)放慢。這有利于緩解我國(guó)與主要貿(mào)易伙伴的爭(zhēng)端和摩擦。

四、對(duì)策與建議

1、轉(zhuǎn)變我國(guó)發(fā)展戰(zhàn)略,由外向型向內(nèi)需型轉(zhuǎn)變。作為世界上人口最多的發(fā)展中國(guó)家,單純的依靠出口導(dǎo)向的發(fā)展戰(zhàn)略是非常危險(xiǎn)的,過(guò)度的依賴(lài)國(guó)際市場(chǎng),很容易受到國(guó)外市場(chǎng)的沖擊,進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展。擴(kuò)大內(nèi)需的政策可以沖銷(xiāo)人民幣升值后可能下降的外需。

2、理順匯率與貿(mào)易條件之間的互動(dòng)關(guān)聯(lián),改善貿(mào)易狀況,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。其著眼點(diǎn)在于短期內(nèi),人民幣實(shí)際有效匯率的適度升值將改善不斷惡化的貿(mào)易條件,不僅可以限制由于出口量的增大而導(dǎo)致的貧困化增長(zhǎng),同時(shí)對(duì)國(guó)內(nèi)要素成本與進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)將產(chǎn)生影響。參與經(jīng)濟(jì)全球化的國(guó)家或地區(qū),尤其像我國(guó)這樣的發(fā)展中大國(guó),必須協(xié)調(diào)增長(zhǎng)與發(fā)展的關(guān)系,既要發(fā)揮本國(guó)比較優(yōu)勢(shì),更要注重動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)的形成,在數(shù)量增長(zhǎng)的同時(shí)更加注重提升質(zhì)量與水平。

3、調(diào)整我國(guó)進(jìn)出口商品的貿(mào)易結(jié)構(gòu)、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。從我國(guó)的貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)可以看出,我國(guó)出口的勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的外國(guó)需求彈性較小,而且面臨發(fā)展中國(guó)家的激烈競(jìng)爭(zhēng),而進(jìn)口的高科技產(chǎn)品和機(jī)器設(shè)備的國(guó)內(nèi)需求彈性相對(duì)較高,這一貿(mào)易結(jié)構(gòu)特點(diǎn)不利于我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的改善。我們要努力提高出口商品中工業(yè)制成品的比重,提高出口產(chǎn)品的供給彈性,同時(shí)也要注意技術(shù)引進(jìn)和產(chǎn)品研發(fā),注重質(zhì)量,創(chuàng)品牌效應(yīng),提高出口商品的技術(shù)含量,減少高科技產(chǎn)品如光學(xué)、醫(yī)療、精密儀器和設(shè)備等對(duì)國(guó)外的依賴(lài),通過(guò)在進(jìn)出口兩方面的努力來(lái)減輕人民幣升值對(duì)我國(guó)貿(mào)易的不利影響。

4、大力發(fā)展各種形式的對(duì)外貿(mào)易。

我們要加快實(shí)施走出去戰(zhàn)略，建立境外投資保險(xiǎn)制度和風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警機(jī)制，鼓勵(lì)有能力的企業(yè)去國(guó)外投資，增加能源、資源導(dǎo)向型對(duì)外投資。這樣既可以增強(qiáng)我國(guó)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)能力，又可以繞開(kāi)貿(mào)易壁壘，減少貿(mào)易摩擦，擴(kuò)大出口，同時(shí)還可以滿(mǎn)足我國(guó)能源和原材料依賴(lài)型企業(yè)對(duì)能源以及原材料的需求。

參考文獻(xiàn)：

篇8

改革開(kāi)放以來(lái)，浙江對(duì)外貿(mào)易發(fā)展迅速，進(jìn)出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長(zhǎng)31.2%，高出全國(guó)同期年均增長(zhǎng)速度14.2個(gè)百分點(diǎn)。盡管浙江對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長(zhǎng)，對(duì)外直接投資額從1989年的499萬(wàn)美元增加到2005年的17000萬(wàn)美元，處于全國(guó)領(lǐng)先水平?？梢?jiàn)，浙江的對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。為了衡量對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，有必要進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證分析。在國(guó)內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國(guó)對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對(duì)于我國(guó)對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實(shí)證研究尤其是具體到某一省份的實(shí)證研究就更少。究其原因，主要是我國(guó)的企業(yè)開(kāi)展對(duì)外直接投資的時(shí)間較短，對(duì)外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進(jìn)出口的比重都不大，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響尚不顯著。隨著我國(guó)對(duì)外開(kāi)放程度的不斷深化和經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，對(duì)外直接投資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)，尤其是對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響會(huì)進(jìn)一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象無(wú)疑具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)回顧

迄今為止，雖然對(duì)各國(guó)對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資關(guān)系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結(jié)論只有二個(gè)：一是以芒德?tīng)枮榇淼南嗷ヌ娲P(guān)系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補(bǔ)充關(guān)系理論。芒德?tīng)栍?957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德?tīng)栒J(rèn)為，由于受貿(mào)易保護(hù)主義的影響，一國(guó)的對(duì)外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對(duì)外直接投資可以有效地避開(kāi)貿(mào)易壁壘，成為對(duì)外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對(duì)外直接投資”。而小島清的互補(bǔ)模型則認(rèn)為，國(guó)際直接投資并不是對(duì)國(guó)際貿(mào)易的簡(jiǎn)單替代，而是存在著一定程度上的互補(bǔ)關(guān)系：在許多情況下，國(guó)際直接投資也可以創(chuàng)造和擴(kuò)大對(duì)外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動(dòng)、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國(guó)對(duì)另一國(guó)的直接投資可以擴(kuò)大對(duì)方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢(shì)的態(tài)勢(shì)，從而直接創(chuàng)造了對(duì)外貿(mào)易。無(wú)論是芒德?tīng)柕奶娲Ｐ停€是小島清的互補(bǔ)模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來(lái)的，并沒(méi)有經(jīng)過(guò)實(shí)證的檢驗(yàn)。這既有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計(jì)方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對(duì)外直接投資與投資國(guó)對(duì)外貿(mào)易之間的互補(bǔ)性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗(yàn)統(tǒng)計(jì)顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進(jìn)、相互補(bǔ)充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國(guó)、瑞士的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達(dá)國(guó)家的對(duì)外直接投資對(duì)同行業(yè)的國(guó)際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對(duì)要素流動(dòng)和商品貿(mào)易之間的相互關(guān)系做了進(jìn)一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補(bǔ)性,依賴(lài)于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為互補(bǔ)關(guān)系，如果兩者是非合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關(guān)系。以上主要是對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家國(guó)際貿(mào)易與對(duì)外直接投資關(guān)系的理論分析,而對(duì)于有其自身特點(diǎn)的發(fā)展中國(guó)家的對(duì)外直接投資和國(guó)際貿(mào)易關(guān)系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對(duì)印度進(jìn)行的分析，研究結(jié)果表明，對(duì)外直接投資對(duì)貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。

上述結(jié)論的差異表明，在對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補(bǔ)關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家，對(duì)于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的中國(guó)來(lái)說(shuō)意義甚微。由于國(guó)內(nèi)對(duì)對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究甚少，而具體到某一省份對(duì)兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補(bǔ)這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響，研究?jī)烧咧g的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究?jī)烧咧g的短期均衡關(guān)系。

二、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

由于浙江省對(duì)外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)并不完善，樣本僅設(shè)定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)中的對(duì)外直接投資額（CFDI）衡量對(duì)外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對(duì)浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進(jìn)口額（IM）來(lái)衡量對(duì)外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)為,FFDI在中國(guó)發(fā)揮作用時(shí)，中國(guó)的吸收能力存在時(shí)滯問(wèn)題,同理,浙江省對(duì)外直接投資的效應(yīng)也可能存在時(shí)滯問(wèn)題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計(jì)的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI)。同時(shí)浙江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來(lái)度量浙江省經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（二）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列進(jìn)行最小二乘回歸分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時(shí)間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對(duì)序列采用ADF檢驗(yàn)，其結(jié)果見(jiàn)表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，表明這些變量是平穩(wěn)的時(shí)間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒(méi)有通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，而其差分后的兩個(gè)變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明這兩個(gè)變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明該變量也是一階單整。對(duì)LnFFDI進(jìn)行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即二階單整。

綜上所述，序列l(wèi)nEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對(duì)于通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)且為同階單整序列來(lái)說(shuō)，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

近年來(lái)，不少?lài)?guó)內(nèi)外研究對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)均重視對(duì)外直接投資對(duì)出口的拉動(dòng)作用，著重分析兩者直接的相互影響關(guān)系，得到出口貿(mào)易與對(duì)外直接投資有長(zhǎng)期均衡關(guān)系而進(jìn)口與對(duì)外直接投資沒(méi)有長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點(diǎn)只放在對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的滯后推動(dòng)作用。因此，本文為避免忽視進(jìn)口的作用，首先單獨(dú)分析浙江省對(duì)外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進(jìn)口之間的關(guān)系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）

綜合考察這些變量之間的協(xié)整關(guān)系,并依據(jù)DW值與t值，運(yùn)用向后回歸法進(jìn)一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時(shí)消除模型中的多重共線(xiàn)性和自相關(guān)。

對(duì)浙江省對(duì)外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進(jìn)口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結(jié)果見(jiàn)表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線(xiàn)性關(guān)系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線(xiàn)性關(guān)系。根據(jù)表3與表4結(jié)果，可以得出如下結(jié)論：

浙江省對(duì)外直接投資額、外商直接投資額對(duì)出口總額、進(jìn)口總額的作用較顯著，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關(guān)與異方差。模型估計(jì)式(1)、(2)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關(guān)系，即浙江省對(duì)外直接投資、外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

由回歸方程(1)可知，CFDI每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)0.0709%；FFDI每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)2.5622%；AFFDI每增長(zhǎng)1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)2.2407%。原因在于浙江省的對(duì)外直接投資(CFDI)起步較晚，相對(duì)于外商直接投資(FFDI)來(lái)說(shuō)總量較少，所以對(duì)出口的貢獻(xiàn)程度沒(méi)有外商直接投資來(lái)得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對(duì)外直接投資已經(jīng)對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過(guò)對(duì)外直接投資，帶動(dòng)了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來(lái)看，當(dāng)年外商直接投資對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長(zhǎng)期來(lái)看卻對(duì)浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計(jì)結(jié)果相反。這從一個(gè)側(cè)面反映了外商直接投資中跨國(guó)公司賺取壟斷利潤(rùn)的動(dòng)機(jī)越來(lái)越明顯，市場(chǎng)導(dǎo)向型外商直接投資與出口貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。

由回歸方程(2)可知，CFDI每增長(zhǎng)1%，IM將增長(zhǎng)0.054923%；AFFDI每增長(zhǎng)1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長(zhǎng)1%，IM將增長(zhǎng)2.333%。同理，浙江省的對(duì)外直接投資(CFDI)對(duì)進(jìn)口的貢獻(xiàn)程度也沒(méi)有外商直接投資來(lái)得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對(duì)外直接投資導(dǎo)致了進(jìn)口的增長(zhǎng),說(shuō)明對(duì)外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)的投資對(duì)浙江省進(jìn)口貿(mào)易有一定的促進(jìn)作用，符合浙江省自然資源相對(duì)缺乏、原材料稀少的實(shí)情，從而帶動(dòng)了浙江省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對(duì)浙江省進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，說(shuō)明更多的外商在浙江省實(shí)現(xiàn)了生產(chǎn)和銷(xiāo)售的本土化,需要進(jìn)口的原料更多地來(lái)自本土,從國(guó)外的進(jìn)口減少了。

（四）誤差修正模型

誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，成為協(xié)整分析的一個(gè)延伸。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過(guò)程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會(huì)通過(guò)對(duì)誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡結(jié)合在一個(gè)模型中。

由協(xié)整檢驗(yàn)可以知道浙江對(duì)外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產(chǎn)總指數(shù)與進(jìn)、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)整關(guān)系，因此可對(duì)各模型分別建立誤差修正模型，結(jié)果如下：

lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1

t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）

lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1

t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）

在誤差修正模型(3)中，協(xié)整關(guān)系對(duì)EX的增長(zhǎng)起到了反向修正作用，當(dāng)超出對(duì)外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時(shí)，則誤差修正作用降低了當(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項(xiàng)對(duì)應(yīng)t值較高，說(shuō)明浙江對(duì)外直接投資、外商直接投資與出口貿(mào)易之間短期比較穩(wěn)定。

在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關(guān)系對(duì)IM的增長(zhǎng)也起到了反向修正作用，當(dāng)IM超出對(duì)外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時(shí)，修正作用也降低了當(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對(duì)外直接投資、外商直接投資與進(jìn)口貿(mào)易的穩(wěn)定關(guān)系。

三、結(jié)論與建議

通過(guò)浙江對(duì)外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產(chǎn)總指數(shù)GDP與進(jìn)口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額之間的協(xié)整檢驗(yàn)，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來(lái)分析對(duì)外直接投資與進(jìn)口增長(zhǎng)、出口增長(zhǎng)之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：

（1）從長(zhǎng)期關(guān)系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿(mào)易之間存在惟一的協(xié)整關(guān)系。浙江省對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用，兩者之間存在較強(qiáng)的互補(bǔ)關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對(duì)外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對(duì)外直接投資在浙江省已經(jīng)逐漸轉(zhuǎn)型,從追求人力資源優(yōu)勢(shì)的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場(chǎng)的市場(chǎng)型投資。這樣的轉(zhuǎn)變從長(zhǎng)期的趨勢(shì)來(lái)看是十分明顯的,無(wú)疑明顯影響到了浙江省出口的增長(zhǎng)規(guī)模。同時(shí)，對(duì)外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對(duì)外直接投資而導(dǎo)致的原材料、零部件或設(shè)備等出口的增加。

從前文實(shí)證分析來(lái)看，CFDI、FFDI、GDP與進(jìn)口貿(mào)易之間也存在惟一的協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對(duì)外直接投資表現(xiàn)為對(duì)進(jìn)口貿(mào)易增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。究其原因，首先在于對(duì)外直接投資有利于母國(guó)原材料的進(jìn)口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟(jì)實(shí)力雖位于全國(guó)前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產(chǎn)資源、森林資源等，幾乎完全依賴(lài)外省或是從國(guó)外進(jìn)口。因而通過(guò)對(duì)外直接投資能在國(guó)外獲取自然資源、先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，而它們對(duì)進(jìn)口貿(mào)易無(wú)疑有強(qiáng)勁的促進(jìn)作用。其次，隨著浙江省國(guó)際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來(lái)越多的外國(guó)政府為保護(hù)本國(guó)利益所設(shè)置的關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘的限制。為規(guī)避貿(mào)易壁壘而進(jìn)行的對(duì)外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟(jì)關(guān)系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進(jìn)一步促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。

縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對(duì)外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)指標(biāo)計(jì)算得出。），而世界對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報(bào)告》相關(guān)指標(biāo)計(jì)算得出。）。表明浙江省的對(duì)外直接投資尚處于起步階段。通過(guò)加快對(duì)外直接投資帶動(dòng)國(guó)際貿(mào)易的發(fā)展是非常必要的,也是可行的。

（2）從短期關(guān)系看，浙江省對(duì)外直接投資CFDI與出口貿(mào)易短期均衡關(guān)系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿(mào)易的關(guān)系存在著一個(gè)由短期向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的機(jī)制，且t值顯著,證明了對(duì)外直接投資能促進(jìn)母國(guó)出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對(duì)外直接投資可以說(shuō)經(jīng)歷了一個(gè)從無(wú)到有、從限制到鼓勵(lì)的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對(duì)進(jìn)出口的影響還不及外商直接投資FFDI來(lái)得大。但據(jù)權(quán)威研究報(bào)告預(yù)測(cè)（王亞平，2004），“十一五”期間我國(guó)對(duì)外直接投資將進(jìn)一步擴(kuò)大。浙江省作為全國(guó)經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省也首當(dāng)其沖，必然大幅提高對(duì)外直接投資額。隨著浙江省對(duì)外直接投資金額的進(jìn)一步增大，對(duì)外直接投資與出口貿(mào)易直接的正相關(guān)關(guān)系將逐漸增強(qiáng)。

本文實(shí)證表明，浙江省CFDI與進(jìn)口貿(mào)易也存在短期均衡關(guān)系顯著，CFDI與進(jìn)口貿(mào)易的關(guān)系也存在著一個(gè)由短期向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的機(jī)制。相比之下，CFDI對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強(qiáng)。

從浙江省當(dāng)前貿(mào)易戰(zhàn)略出發(fā),政府相關(guān)部門(mén)有必要充分重視對(duì)外直接投資的作用，對(duì)能產(chǎn)生進(jìn)出口貿(mào)易互補(bǔ)、創(chuàng)造效應(yīng)的對(duì)外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵(lì)企業(yè)積極“走出去”進(jìn)行對(duì)外直接投資。以往政府有關(guān)對(duì)外直接投資政策的制定大多涉及與對(duì)外直接投資有關(guān)的貿(mào)易措施,而并不直接制定與貿(mào)易有關(guān)的對(duì)外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實(shí)可行的對(duì)外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國(guó)際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國(guó)公司,提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

對(duì)企業(yè)界而言，加入WT0后,國(guó)內(nèi)市場(chǎng)上國(guó)內(nèi)外企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)日趨激烈,如果只是固守本地市場(chǎng)而放棄進(jìn)入國(guó)際市場(chǎng),那么其國(guó)內(nèi)市場(chǎng)份額勢(shì)必逐漸被吞食。在世界經(jīng)濟(jì)一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強(qiáng)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)意識(shí),積極“走出去”,進(jìn)行對(duì)外直接投資，進(jìn)一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強(qiáng)企業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，以投資促進(jìn)貿(mào)易，為國(guó)際貿(mào)易的發(fā)展注入新的血液，在國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)中掌握主動(dòng)權(quán)。

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篇9

本文使用1998-2011年的年度數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均取自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省地方統(tǒng)計(jì)年鑒。用地區(qū)生產(chǎn)總值GDP表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平，F(xiàn)DI表示實(shí)際外商直接投資，IE表示進(jìn)出口貿(mào)易(I代表進(jìn)口額，E代表出口額)。為消除統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中價(jià)格變動(dòng)的影響,以變量實(shí)際值進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)，故對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理：用1997年的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)作為不變價(jià)格指數(shù)對(duì)GDP、FDI、IE三個(gè)變量的數(shù)據(jù)進(jìn)行了相應(yīng)的調(diào)整。由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)瓉?lái)的協(xié)整關(guān)系,并能使其趨勢(shì)線(xiàn)性化,消除時(shí)間序列中存在的異方差問(wèn)題,故對(duì)GDP、FDI、IE進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換,變換后的變量分別用LNGDP、LNFDI、LNIE表示[3]。

(二)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了防止偽回歸需要對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文主要用LLC檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)變量的穩(wěn)定性。分別對(duì)LNGDP、LNFDI、LNIE的水平值和其一階差分(LnGDP、LnFDI、LnIE)進(jìn)行檢驗(yàn),通過(guò)分析可知，1998-2011年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、外商直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易的時(shí)間序列均為一階單整序列,即為I(1)過(guò)程。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

因?yàn)長(zhǎng)NGDP、LNIE和LNFDI的時(shí)間序列在5%的顯著性水平下是同階單整階數(shù)的,故可進(jìn)行協(xié)整分析。這里我們采用Johanson檢驗(yàn)來(lái)判斷最優(yōu)滯后階數(shù)、變量(取對(duì)數(shù))是否存在協(xié)整關(guān)系及存在協(xié)整向量個(gè)數(shù)。選擇序列有確定性趨勢(shì)而協(xié)整方程只有截距的情況，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：由檢驗(yàn)結(jié)果可知：在1%的顯著水平下，JohansenFisher協(xié)整檢驗(yàn)拒絕了變量FDI、IE與GDP不存在協(xié)整關(guān)系和最多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)；在5%的顯著水平下，拒絕這三個(gè)變量最多存在兩個(gè)協(xié)整方程的原假設(shè)。這說(shuō)明至少有三個(gè)方程可以用來(lái)描述三個(gè)變量之間的關(guān)系，或者兩兩之間的關(guān)系，即變量FDI、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著協(xié)整關(guān)系。(四)模型構(gòu)建及估計(jì)結(jié)果PanelData模型有三種形式:不變系數(shù)模型、變截距模型和變系數(shù)模型。建立PanelData模型的第一步便是檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)符合上面哪種PanelData模型，從而避免模型設(shè)定的誤差，改進(jìn)參數(shù)估計(jì)的有效性[4]。經(jīng)常使用的檢驗(yàn)方法是協(xié)方差分析檢驗(yàn)，主要檢驗(yàn)如下兩個(gè)假設(shè)：H1：β1=β2=…=βnH2：α1=α2=…=αnβ1=β2=…=βn如果接受假設(shè)H2，則可以認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合不變系數(shù)模型，無(wú)需進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。如果拒絕假設(shè)H2，則需檢驗(yàn)假設(shè)H1。如果接受假設(shè)H1，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合變截距模型，反之，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合變系數(shù)模型。構(gòu)建如下F統(tǒng)計(jì)量：F2={(S3-S1)/[(N-1)(K+1)]}/{S1/[NT-N(K+1)]}~F[(N-1)(K+1),N(T-K-1)]F1={(S2-S1)/[(N-1)K]}/{S1/[NT-N(K+1)]}~F[(N-1)K,N(T-K-1)]其中，S1、S2、S3分別為變系數(shù)模型、變截距模型和不變系數(shù)模型的殘差平方和，N為截面成員個(gè)數(shù)，T為時(shí)間，K為解釋變量個(gè)數(shù)。根據(jù)EViews6軟件估計(jì)結(jié)果得出：S1=0.905714；S2=1.435825；S3=6.518093。利用形式設(shè)定檢驗(yàn)方法(N=6，K=2，T=14)，代入以上兩式計(jì)算得到的兩個(gè)F統(tǒng)計(jì)量分別為：F2=27.27；F1=3.86。查F分布表，在給定5%的顯著性水平下，得到相應(yīng)的臨界值為：F2a(15,66)=1.83，F(xiàn)1a(10,66)=1.98。由于F2>1.83，所以拒絕H2；又由于F1>1.98，所以也拒絕H1。因此，面板數(shù)據(jù)模型采用變系數(shù)的形式。通過(guò)Hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，面板Hausman檢驗(yàn)Chi-sq統(tǒng)計(jì)值為0.16，其伴隨概率P值為0.92，大于0.05，所以接受原假設(shè)，應(yīng)建立隨機(jī)效應(yīng)模型，即建立中部六省FDI、對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的隨機(jī)影響變系數(shù)模型。模型形式為：LnGDPi=αi+β1iLnFDIi+β2iLnIEi+ui,i=1,2,…,6其中，αi為常數(shù)項(xiàng)；β1i、β2i為參數(shù)；ui,為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；i為中部六省標(biāo)識(shí)數(shù)字從1-6，分別對(duì)應(yīng)河南(HEN)、安徽(AN)、湖北(HB)、湖南(HUN)、江西(JX)、山西(SX)。估計(jì)結(jié)果由表3給出：從β1i的估計(jì)值來(lái)看，F(xiàn)DI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正的影響，但影響力度不是很大，即吸引外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用不是很明顯。FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用最明顯的是湖南，模型的回歸系數(shù)為0.4962，即湖南省吸引的FDI每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，就會(huì)拉動(dòng)本省的地區(qū)生產(chǎn)總值平均增長(zhǎng)0.4962個(gè)百分點(diǎn)；其次是河南、安徽、山西分別為0.2872、0.2779、0.1242；而江西和湖北的FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用卻很弱，分別為0.0496、0.0130。從β2i的估計(jì)值來(lái)看，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也具有正的影響，而且與FDI相比，其影響力度更大，即進(jìn)出口貿(mào)易能夠更好的拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。其中對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用最大的是湖北，模型的回歸系數(shù)為0.7499，表明湖北省的進(jìn)出口貿(mào)易每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，就會(huì)拉動(dòng)本省地區(qū)生產(chǎn)總值平均增長(zhǎng)0.7499個(gè)百分點(diǎn)；其次是山西、江西，分別為0.6800、0.5707；相比之下，河南、湖南、安徽的進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響力度不是很大，分別為0.3913、0.3567、0.3419。

二、結(jié)論和建議

通過(guò)中部六省FDI、進(jìn)出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的實(shí)證分析,可知，雖然中部六省的FDI、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)間序列均不平穩(wěn)，但其一階差分均平穩(wěn)，所以三者之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系；FDI和進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都存在正向影響，但FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響力度沒(méi)有對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響力度大。根據(jù)本文的實(shí)證分析,提出如下建議:

(一)進(jìn)一步提高利用外資的質(zhì)量和效率

FDI對(duì)中部六省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有促進(jìn)作用，但外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響力度卻明顯小于對(duì)外貿(mào)易。所以，中部各省除了要繼續(xù)擴(kuò)大利用外資的總量規(guī)模外，更應(yīng)該重視提高利用外資的質(zhì)量和效率[3]：一要注意承接?xùn)|部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移過(guò)程中的取舍，注重自身產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化，減少盲目性；二要根據(jù)自身優(yōu)勢(shì)，打造核心產(chǎn)業(yè)，集中資源辦大事；三要注意本地區(qū)內(nèi)部利用外資的合理布局，形成梯次分明的產(chǎn)業(yè)格局。

(二)增強(qiáng)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)力

中部六省的進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用都很明顯，故六省要充分利用這一優(yōu)勢(shì)，大力發(fā)展進(jìn)出口貿(mào)易，以拉動(dòng)本地經(jīng)濟(jì)更好、更快發(fā)展。一方面，要提高對(duì)發(fā)展外向型經(jīng)濟(jì)的重視程度，努力提高對(duì)外開(kāi)放水平，把穩(wěn)定外需、穩(wěn)定出口作為保增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿5]；另一方面，要促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，加快轉(zhuǎn)變貿(mào)易增長(zhǎng)方式，鼓勵(lì)優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)與優(yōu)勢(shì)產(chǎn)品對(duì)外出口，尤其是自身的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，以出口為導(dǎo)向來(lái)倒逼本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)換代。

篇10

有關(guān)FDI與國(guó)際貿(mào)易關(guān)系的理論研究很多,Mundell(1957)最初提出貿(mào)易替代模型,之后先后出現(xiàn)了“互補(bǔ)貿(mào)易模型”(Markuson,1983)､“小島清模型”(Kojima,1987)等理論｡Helpman(1984)､Helpman和Krugman(1985)認(rèn)為,在要素稟賦不對(duì)稱(chēng)和規(guī)模報(bào)酬遞增的情況下,由于跨國(guó)公司的專(zhuān)有資產(chǎn)很難通過(guò)外部市場(chǎng)達(dá)成交易,就會(huì)產(chǎn)生大量的公司內(nèi)交易和對(duì)中間產(chǎn)品的需求,由此帶動(dòng)母國(guó)的出口貿(mào)易｡FDI與國(guó)際商品貿(mào)易間關(guān)系的實(shí)證研究主要有Nakamura和MaryAmiti(1998,2000)的研究表明兩者呈互補(bǔ)關(guān)系｡Eaton和Tamura(1994)､Goldberg和Klein(1998)對(duì)日本的檢驗(yàn)證實(shí)日本對(duì)外直接投資對(duì)商品進(jìn)出口起到了促進(jìn)作用｡盡管大量的實(shí)證研究表明,FDI對(duì)國(guó)際商品貿(mào)易具有促進(jìn)作用,但是,Goldberg和Klein(1998)的另一實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),美國(guó)在拉丁美洲的直接投資減少了雙邊貿(mào)易額,兩者呈替代關(guān)系｡此例說(shuō)明FDI與國(guó)際商品貿(mào)易間的關(guān)系在不同國(guó)家或地區(qū)是相異的｡

中國(guó)學(xué)者對(duì)FDI與貿(mào)易的關(guān)系也進(jìn)行了不少研究｡冼國(guó)明等(2003)依據(jù)中國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)的數(shù)據(jù),分析得出FDI與中國(guó)的出口之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系;陳憲,陳晨研究發(fā)現(xiàn)FDI增長(zhǎng)與進(jìn)出口額增長(zhǎng)的相關(guān)性呈現(xiàn)由強(qiáng)到弱后又增強(qiáng)的趨勢(shì),原因是FDI在當(dāng)年通過(guò)帶動(dòng)進(jìn)口刺激了對(duì)外貿(mào)易增長(zhǎng),數(shù)年后則通過(guò)推動(dòng)出口對(duì)外貿(mào)增長(zhǎng)再次產(chǎn)生影響｡史小龍等(2004)則采用協(xié)整分析方法得出:FDI流入對(duì)我國(guó)商品進(jìn)出口有長(zhǎng)期的顯著的促進(jìn)作用,而對(duì)出口的短期變化影響不顯著｡陳繼勇等(2006)用貿(mào)易引力模型,結(jié)合混合回歸分析與橫截面分析兩種方法得出FDI對(duì)中國(guó)商品進(jìn)出口､出口､進(jìn)口的增長(zhǎng)均存在長(zhǎng)期且顯著的促進(jìn)作用,但這種促進(jìn)作用存在時(shí)滯,且隨著時(shí)間的推移是波動(dòng)的,但從總趨勢(shì)來(lái)看,是在不斷增強(qiáng)｡本文將采用1980—2006年的數(shù)據(jù),運(yùn)用協(xié)整分析方法和誤差修正模型重新研究FDI和進(jìn)出口貿(mào)易之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系及由短期偏離向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的過(guò)程｡

二、實(shí)證模型和研究方法

(一)實(shí)證模型

本文應(yīng)用非平穩(wěn)時(shí)間序列變量之間的協(xié)整關(guān)系研究方法來(lái)重新檢驗(yàn)FDI對(duì)中國(guó)進(jìn)口和出口貿(mào)易的影響｡該方法基礎(chǔ)思想在本文的應(yīng)用體現(xiàn)在,如果FDI與出口(或進(jìn)口)值呈現(xiàn)非平穩(wěn)性,但它們的某種線(xiàn)形組合卻呈現(xiàn)平穩(wěn)性,表明FDI與出口之間存在某種長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系｡在協(xié)整檢驗(yàn)之前,本文將采用ADF1法檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性,如果變量是非平穩(wěn)的,還需檢驗(yàn)其差分的平穩(wěn)性,所有變量同階單整,且這些變量的某種線(xiàn)形組合是平穩(wěn)的,則稱(chēng)這些變量之間存在協(xié)整關(guān)系｡根據(jù)Stock的證明,本文直接使用傳統(tǒng)的OLS方法｡

對(duì)FDI和出口､進(jìn)口分別進(jìn)行OLS回歸:

誤差修正模型是協(xié)整分析的一個(gè)延伸,短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡結(jié)合在一個(gè)模型中｡在確定了FDI與進(jìn)出口之間的長(zhǎng)期關(guān)系之后,我們可以轉(zhuǎn)而估計(jì)它們之間的誤差修正過(guò)程｡考慮解釋變量短期波動(dòng)､誤差修正項(xiàng)和各變量滯后變化的影響,建立誤差修正模型如下:

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源及研究方法

本文選取1980年至2006年中國(guó)外商直接投資發(fā)生額(FDI)和進(jìn)口額(IM)､出口額(EX)的數(shù)據(jù)作為實(shí)證檢驗(yàn)對(duì)象,1980—2005年的數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》,2006年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來(lái)自2006年中國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)｡

本文首先對(duì)改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易和利用外資的變化趨勢(shì)進(jìn)行簡(jiǎn)單分析,然后對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn),確定每個(gè)變量的平穩(wěn)性及變量間長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系的存在與否,最后用誤差修正模型檢驗(yàn)變量的短期偏離狀況｡

三、實(shí)證分析結(jié)果

自1980年以來(lái),我國(guó)對(duì)外貿(mào)易呈現(xiàn)出穩(wěn)步快速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì),尤其是1998年以來(lái),進(jìn)口額和出口額迅速增加,這可以歸因于中國(guó)關(guān)稅壁壘的日益降低和參與國(guó)際垂直分工的逐步深入｡中國(guó)實(shí)際利用FDI在1992年之前徘徊不前,之后有了較大的攀升,而東南亞金融危機(jī)的影響使中國(guó)吸收外資數(shù)量連續(xù)兩年處于低迷水平,此后又出現(xiàn)恢復(fù)性增長(zhǎng)｡雖然FDI與進(jìn)出口貿(mào)易的增長(zhǎng)狀況有所差異,但總體增長(zhǎng)趨勢(shì)是相似｡那么中國(guó)FDI的增長(zhǎng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易到底有怎樣的影響,本文將通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)進(jìn)行分析｡

首先對(duì)FDI,EX,IM的自然對(duì)數(shù)進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)的結(jié)果表明所有變量一階差分后在1%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè),表明這些變量是1階單整(I(1))｡于是,進(jìn)一步檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系｡

可見(jiàn),方程(1)､(2)的回歸殘差､在1%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè),表明是平穩(wěn)的,FDI和進(jìn)出口之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系,且方程(1)和(2)便是這種長(zhǎng)期關(guān)系的定量表示｡

回歸顯示,在1980-2006年期間,我國(guó)FDI與進(jìn)口和出口呈現(xiàn)正相關(guān),模型擬合較好,各系數(shù)都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),R2和調(diào)整后的R2均在97%以上,F統(tǒng)計(jì)值顯著(具體數(shù)值見(jiàn)表2)｡殘差自相關(guān)校正后的回歸方程具體數(shù)據(jù)如下:

LnEX=3.4291+0.5301*LnFDI

+[AR(l)=1.0083,AR(2)=0.0368]

LnlM=4.3539+0.4761*LnFDI

+[AR(l)=1.3483,AR(2)=-0.3486]｡

進(jìn)一步運(yùn)用誤差修正模型,采用Hendry從一般到個(gè)別的建模方法選擇每一個(gè)變量的滯后長(zhǎng)度,根據(jù)方程(3)和(4)分別得到FDI和進(jìn)口､FDI和出口的ECM模型,其結(jié)果如下:

FDI與出口的ECM:

誤差修正項(xiàng)通過(guò)了10%的顯著性水平檢驗(yàn),表明在短期內(nèi),進(jìn)口和出口都可能偏離它與FDI的長(zhǎng)期均衡水平,但它們的關(guān)系由短期偏離向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的速度很快｡就平均而言,出口每年對(duì)上一年的非均衡偏離的糾正程度為26%,而進(jìn)口每年對(duì)上一年的非均衡偏離的糾正程度為36%｡

四、結(jié)論

從方程(1)和(2)的協(xié)整回歸結(jié)果可知,FDI變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn),會(huì)帶來(lái)出口0.53個(gè)百分點(diǎn)的同方向變動(dòng)和進(jìn)口0.47個(gè)百分點(diǎn)的同方向變動(dòng)｡這表明FDI與出口和進(jìn)口之間仍然存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系｡FDI流入帶來(lái)出口的增長(zhǎng),是我國(guó)出口導(dǎo)向政策以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)調(diào)整,更廣泛深入?yún)⑴c國(guó)際分工的結(jié)果｡而FDI流入促進(jìn)進(jìn)口增長(zhǎng),則需要深入分析｡因?yàn)槔碚撋?我國(guó)的進(jìn)口替代政策及FDI的貿(mào)易替代效應(yīng)會(huì)使FDI與進(jìn)口的規(guī)模反向而動(dòng)｡但是從另外的角度分析,外商到中國(guó)投資,必然會(huì)大量進(jìn)口國(guó)外先進(jìn)的機(jī)器設(shè)備､原材料等,因此,實(shí)證分析才會(huì)出現(xiàn)FDI在我國(guó)的貿(mào)易替代效應(yīng)相對(duì)不顯著,“進(jìn)口替代”政策的效果不明顯,FDI導(dǎo)致了進(jìn)口的增加｡

誤差修正模型顯示,FDI與出口的關(guān)系,每年對(duì)上一年非均衡偏離的糾正速度為26%｡短期內(nèi),FDI的變動(dòng)不會(huì)導(dǎo)致出口的迅速反應(yīng),因?yàn)镕DI從實(shí)際引入到產(chǎn)品出口需要一定周期｡出口的短期變動(dòng)受誤差項(xiàng)和自身滯后一起變動(dòng)的影響較大｡而FDI與進(jìn)口的關(guān)系,每年對(duì)上一年非均衡偏離的糾正速度則較快,達(dá)到36%｡且進(jìn)口的短期波動(dòng)對(duì)滯后一期的FDI變動(dòng)較為敏感｡因?yàn)橥馍掏顿Y的初期需要從國(guó)外進(jìn)口大量的機(jī)器設(shè)備和原材料,所以滯后一期的FDI變動(dòng)會(huì)推動(dòng)進(jìn)口的同方向變動(dòng)｡總體上,誤差修正模型不僅反映出FDI和進(jìn)出口的關(guān)系由短期偏離向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的速度較快,而且證明了FDI和進(jìn)出口之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系｡

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