導(dǎo)言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇進(jìn)出口貿(mào)易論文，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內(nèi)容能為您提供靈感和參考。

篇1

2人民幣升值對國際收支變動的影響

2.1人民幣升值對經(jīng)常項目帳戶收支變動的影響

至于貿(mào)易互補度方面,新疆國際商貿(mào)大通道的貿(mào)易定位,就是緣于我國與中亞國家間極強的貿(mào)易互補性存在,這是新疆邊貿(mào)發(fā)展的基礎(chǔ)。人民幣升值會否使貿(mào)易互補度下降從而降低貿(mào)易流量呢?應(yīng)該不會,理由是:第一,中亞國家由于歷史原因,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡造成國內(nèi)對新疆出口的日用消費品和機電產(chǎn)品需求強烈。雖然新疆也面臨著其他國家如土耳其、韓國、日本、美國、俄羅斯以及一些西亞國家越來越激烈的競爭,但新疆出口商品物美價廉的競爭優(yōu)勢短期內(nèi)還不可動搖;第二,我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展,而國內(nèi)能源供應(yīng)增長較慢,使能源進(jìn)口依存度不斷提高,2007年開始已經(jīng)上升到50%以上。中亞作為世界上能源儲量排名第三位的地區(qū),能夠通過陸路通道向我國供應(yīng)油氣資源,對實現(xiàn)我國能源進(jìn)口市場多元化和運輸方式多樣化,減少我國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,也不會因為其帶來貿(mào)易互補度降低,從而縮減貿(mào)易流量?？傮w來看,人民幣升值對擴(kuò)大貿(mào)易規(guī)模是有利的,對新疆經(jīng)常項目帳戶會產(chǎn)生收入增加效應(yīng)。至于支出方面,升值使人民幣購買力增加,帶來的通常是進(jìn)口成本下降,進(jìn)口貿(mào)易流量顯著擴(kuò)大。

2.2人民幣升值對資本和金融項目帳戶收支變動的影響

(1)人民幣升值對短期投機資本流動的影響。

如果人民幣長期升值趨勢確定,就會產(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將加重,短期資本流入增加。而且,短期資本還可能通過外貿(mào)套匯、假合資項目等渠道入境。入境的國際熱錢將選擇諸如房地產(chǎn)等受益于升值而產(chǎn)生明顯增值的市場進(jìn)行投資,因為人民幣升值預(yù)期會增加國外機構(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。

(2)人民幣升值對直接投資流動的影響。

人民幣升值看似會增加直接投資成本,降低直接投資熱情,其實未必。因為: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格提高,削弱了價格國際競爭力,如不提高美元價格,則出口利潤減少的情況。但人民幣升值同樣會帶來進(jìn)口原材料的美元價格下降的現(xiàn)象,兩者相抵后的結(jié)果是匯率升值對出口利潤影響沒有想象那么大。2008年我國沿海地區(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,而是勞動密集型加工制造業(yè)在我國到了轉(zhuǎn)型升級的轉(zhuǎn)折點;第二,如果是大型跨國公司的戰(zhàn)略投資,其并不在乎人民幣升值所增加的一點投資成本,而是看中了我國擁有巨大消費潛力的國內(nèi)市場。而且其投資基本是長期投資,升值后其在我國存量資產(chǎn)反而能夠得到增值收益。

3人民幣升值對新疆進(jìn)出口貿(mào)易的影響

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

不能否認(rèn),人民幣升值會使新疆出口商品美元價格提高,降低其在國際市場價格競爭力。但這從另外一個方面看,也為原先一味依靠廉價優(yōu)勢,在國際市場打價格戰(zhàn)的出口企業(yè)敲響了警鐘,使其在關(guān)注比較優(yōu)勢的同時,還必須提高對競爭優(yōu)勢的關(guān)注程度,在國際市場的競爭手段也將逐漸從單一的價格競爭手段向各種非價格競爭手段轉(zhuǎn)變。從長遠(yuǎn)來看,人民幣升值將有助于新疆外貿(mào)增長方式從粗放型轉(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“人無我有,人有我優(yōu)”,提高非價格競爭的能力,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”

“貧困化增長”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際市場占有較高市場份額,而且需求價格彈性較低。從新疆2008年出口商品結(jié)構(gòu)來看,主要屬于消費剛性較強的服裝、鞋帽、箱包、紡織品、農(nóng)產(chǎn)品等日用消費品,其也是我國傳統(tǒng)大宗出口商品,在中亞市場占據(jù)較高市場份額。顯然,新疆一定程度上具備出現(xiàn)“貧困化增長”的可能性。解決辦法只有提升出口價格水平,降低進(jìn)口價格水平,改善貿(mào)易條件,而人民幣升值正好帶來了這種價格效應(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程,進(jìn)口才應(yīng)該是最終目的。因為只有進(jìn)口,才能引進(jìn)國外先進(jìn)的技術(shù)、設(shè)備乃至經(jīng)驗、文化等等,以及國內(nèi)短缺的商品和物資。后者可以保障國內(nèi)各部門發(fā)展的平衡和國民經(jīng)濟(jì)體系的健康,前者可以幫助實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級等,最終使經(jīng)濟(jì)實現(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)口品在不考慮國際市場價格變化的前提下變的比以前廉價,從而為新疆大量增加能源、資源進(jìn)口帶來良好機遇。目前進(jìn)口規(guī)模有限,主要是因為能源、資源運輸通道的制約。隨著中哈輸油管道一期的竣工輸油,二期的開工建設(shè),隨著中國—中亞輸氣管道在2010年的全面竣工使用等,新疆能源進(jìn)口將面臨快速增長態(tài)勢。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家資產(chǎn)價格變的更便宜,在我國積極鼓勵國內(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遇,積極購買中亞國家的能源、礦產(chǎn)資源資產(chǎn),為將來擴(kuò)大能源、資源進(jìn)口奠定堅實基礎(chǔ)。

4結(jié)論

(1)人民幣繼續(xù)升值對新疆國際收支的影響表現(xiàn)在:經(jīng)常項目項下會帶來貿(mào)易規(guī)模的增加進(jìn)而使國際收支額上升;在資本和金融帳戶下會產(chǎn)生短期投機資本的增加,但直接投資不會受明顯影響,所以該帳戶國際收支額也會相應(yīng)上升。(2)人民幣升值對新疆出口貿(mào)易的影響,短期來看是不利的,長期來看,通過外貿(mào)增長方式的轉(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)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。(3)對新疆進(jìn)口貿(mào)易來說,升值意味著巨大的機遇,在新疆能源、資源運輸瓶頸解決后,如果升值,必將帶來新疆進(jìn)口空前增長的井噴局面。

參考文獻(xiàn)

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

[2]曲鳳杰.人民幣匯率改革對資本流動的影響[J].國際金融研究,2005,(9).

[3]黃錦明.人民幣匯改和升值對我國外貿(mào)的影響[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究,2005,(9).

篇2

人民幣升值,對出口導(dǎo)向型行業(yè)最直接的影響就是出口價格的相對提高,這意味中國產(chǎn)品在國外價格競爭力的下降。另外,出口企業(yè)還會遭受出口收入轉(zhuǎn)化成人民幣時的匯兌損失,以及由于出口量減少造成的損失。

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

(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間,買方按合同付價,隨著人民幣對美元的不斷升值,外貿(mào)出口企業(yè)結(jié)匯時就會產(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)的利潤空間基本上消失。

(2)對于國內(nèi)采購企業(yè),人民幣升值導(dǎo)致成本上升,國際上成本優(yōu)勢逐漸喪失。

(3)出口成交難度加大且具有不確定性。針對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個月,企業(yè)計價時要考慮到幾個月以后的匯率水平,多數(shù)企業(yè)用6.6-6.7的水平計算,由于產(chǎn)品多數(shù)屬于低附加值產(chǎn)品且沒有定價權(quán),客戶往往不能接受美元報價進(jìn)行提價,訂單因而轉(zhuǎn)向越南等其他國家。

據(jù)南昌海關(guān)統(tǒng)計,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55.3%。在人民幣大幅升值的前提下,江西省對外貿(mào)易保持50%以上的高速增長,主要是得益于進(jìn)口的大幅增長和多晶硅等少數(shù)出口產(chǎn)品的迅猛增長。

雖然2008年上半年的出口保持高速增長,但主要是由少數(shù)出口產(chǎn)品帶動的,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:

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

相對而言,高附加值的產(chǎn)品,由于其有較大的利潤空間,且有一定的定價權(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原材料國內(nèi)采購,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,人民幣升值對企業(yè)影響很大,他們采用的模式是內(nèi)購?fù)怃N,也就是原材料國內(nèi)采購,產(chǎn)品國外銷售,2008年以來,僅匯兌損失就高達(dá)800萬,而公司的年凈利潤也僅800萬,匯兌損失完全擠占利潤空間。相對而言,儲科電子采取的是原材料進(jìn)口,產(chǎn)品外銷的模式,該公司工作人員稱幾乎感覺不到人民幣升值壓力。

2江西省進(jìn)出口企業(yè)目前面臨的主要問題

2.1企業(yè)避險意識和能力較差

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

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

由于我國金融機構(gòu)還不具備承擔(dān)外匯風(fēng)險的能力,放開人民幣匯率,未知的風(fēng)險和沖擊可能給我國金融市場造成很大壓力。

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)沒有定價權(quán),在國際市場上處于被動地位,人民幣升值擠壓利潤空間,產(chǎn)品漲價又不被顧客接受,所受沖擊比較大。3對策建議

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

(2)國內(nèi)外貿(mào)政策的變化。近幾年來,由于國際貿(mào)易順差不斷拉大,國內(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勞動密集型低加工工業(yè)的出口予以限制,給企業(yè)制造了很大的成本。尤其是對紡織鞋帽、珠寶首飾、皮革、加工、飼料等傳統(tǒng)優(yōu)勢產(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,人民幣有限升值對出口會產(chǎn)生一定影響,但是不會對出口產(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)自身角度來看,應(yīng)對策略的選擇比較重要,政府積極地對外貿(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,采用金融手段積極規(guī)避外匯風(fēng)險。

要引導(dǎo)企業(yè)轉(zhuǎn)變經(jīng)營理念,提高企業(yè)的主動避險意識,并引導(dǎo)企業(yè)加大該方面專業(yè)知識和人才的引進(jìn),使企業(yè)掌握匯率避險方法、工具,進(jìn)行主動避險。

②開拓新的出口市場,同時擴(kuò)大內(nèi)銷,雙管齊下。

長期以來,江西的三大出口市場分別是歐盟、美國、中國香港。今年上半年則發(fā)生巨大變化,排名前三位的為歐盟、美國、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。這一現(xiàn)象也表明,在人民幣升值的環(huán)境下,為了更大的利潤空間,存在出口市場轉(zhuǎn)換的趨勢,這種轉(zhuǎn)移也緩解了人民幣升值對江西省外貿(mào)的影響。同時,大多數(shù)出口企業(yè)在此刻都在積極地拓展國內(nèi)市場,保存利潤空間。

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)增長方式,走高質(zhì)量、品牌化之路,提高出口產(chǎn)品的國際競爭力,確保我國外貿(mào)企業(yè)具有長期的競爭優(yōu)勢。在適當(dāng)?shù)臅r候,我國外貿(mào)企業(yè)更要大膽的走出去,減輕國內(nèi)貨幣升值帶來的沖擊力,提高自身的競爭實力,在激烈的國際市場競爭中立于不敗之地。

(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,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,選擇其它在國際市場流通且匯率穩(wěn)定可靠的幣種作為結(jié)匯外幣,如歐元、日元、英鎊等。

從政府角度來說,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,鼓勵全省各進(jìn)出口企業(yè)堅持以科技進(jìn)步為推動力,改變過去以初級產(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),對高附加值企業(yè)給予一定的政策支持。

②鼓勵原材料海外采購。人民幣升值使原材料海外采購具有優(yōu)勢,由于進(jìn)口關(guān)稅,運輸成本等導(dǎo)致眾多企業(yè)對原材料海外采購?fù)鴧s步,針對這種現(xiàn)象,政府可以對外貿(mào)企業(yè)進(jìn)行一定的進(jìn)出口運費補貼等政策支持。

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

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

參考文獻(xiàn)

[1]林宗卿.人民幣匯率升值對溫州進(jìn)出口貿(mào)易的影響[J].經(jīng)濟(jì)論壇,2008,(8).

篇3

1研究背景

金融危機中,由于一些國家金融機構(gòu)倒閉或被收購、接管,信用惡化和萎縮,貿(mào)易中的履約風(fēng)險和結(jié)算風(fēng)險增大,使國際貿(mào)易萎縮,加劇國際市場激烈競爭,全球范圍內(nèi)各國貿(mào)易政策開始趨于保守,貿(mào)易保護(hù)主義威脅增大。在趨緊的貿(mào)易大環(huán)境中,我國出口面臨前所未有的困境,以致于國內(nèi)現(xiàn)在關(guān)于人民幣應(yīng)該保持升值趨勢還是通過貶值來刺激出口的爭論再起。

2人民幣升值對國際收支變動的影響

2.1人民幣升值對經(jīng)常項目帳戶收支變動的影響

至于貿(mào)易互補度方面,新疆國際商貿(mào)大通道的貿(mào)易定位,就是緣于我國與中亞國家間極強的貿(mào)易互補性存在,這是新疆邊貿(mào)發(fā)展的基礎(chǔ)。人民幣升值會否使貿(mào)易互補度下降從而降低貿(mào)易流量呢?應(yīng)該不會,理由是:第一,中亞國家由于歷史原因,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡造成國內(nèi)對新疆出口的日用消費品和機電產(chǎn)品需求強烈。雖然新疆也面臨著其他國家如土耳其、韓國、日本、美國、俄羅斯以及一些西亞國家越來越激烈的競爭,但新疆出口商品物美價廉的競爭優(yōu)勢短期內(nèi)還不可動搖;第二,我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展,而國內(nèi)能源供應(yīng)增長較慢,使能源進(jìn)口依存度不斷提高,2007年開始已經(jīng)上升到50%以上。中亞作為世界上能源儲量排名第三位的地區(qū),能夠通過陸路通道向我國供應(yīng)油氣資源,對實現(xiàn)我國能源進(jìn)口市場多元化和運輸方式多樣化,減少我國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,也不會因為其帶來貿(mào)易互補度降低,從而縮減貿(mào)易流量。總體來看,人民幣升值對擴(kuò)大貿(mào)易規(guī)模是有利的,對新疆經(jīng)常項目帳戶會產(chǎn)生收入增加效應(yīng)。至于支出方面,升值使人民幣購買力增加,帶來的通常是進(jìn)口成本下降,進(jìn)口貿(mào)易流量顯著擴(kuò)大。

2.2人民幣升值對資本和金融項目帳戶收支變動的影響

(1)人民幣升值對短期投機資本流動的影響。

如果人民幣長期升值趨勢確定,就會產(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將加重,短期資本流入增加。而且,短期資本還可能通過外貿(mào)套匯、假合資項目等渠道入境。入境的國際熱錢將選擇諸如房地產(chǎn)等受益于升值而產(chǎn)生明顯增值的市場進(jìn)行投資,因為人民幣升值預(yù)期會增加國外機構(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。

(2)人民幣升值對直接投資流動的影響。

人民幣升值看似會增加直接投資成本,降低直接投資熱情,其實未必。因為: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格提高,削弱了價格國際競爭力,如不提高美元價格,則出口利潤減少的情況。但人民幣升值同樣會帶來進(jìn)口原材料的美元價格下降的現(xiàn)象,兩者相抵后的結(jié)果是匯率升值對出口利潤影響沒有想象那么大。2008年我國沿海地區(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,而是勞動密集型加工制造業(yè)在我國到了轉(zhuǎn)型升級的轉(zhuǎn)折點;第二,如果是大型跨國公司的戰(zhàn)略投資,其并不在乎人民幣升值所增加的一點投資成本,而是看中了我國擁有巨大消費潛力的國內(nèi)市場。而且其投資基本是長期投資,升值后其在我國存量資產(chǎn)反而能夠得到增值收益。

3人民幣升值對新疆進(jìn)出口貿(mào)易的影響

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

不能否認(rèn),人民幣升值會使新疆出口商品美元價格提高,降低其在國際市場價格競爭力。但這從另外一個方面看,也為原先一味依靠廉價優(yōu)勢,在國際市場打價格戰(zhàn)的出口企業(yè)敲響了警鐘,使其在關(guān)注比較優(yōu)勢的同時,還必須提高對競爭優(yōu)勢的關(guān)注程度,在國際市場的競爭手段也將逐漸從單一的價格競爭手段向各種非價格競爭手段轉(zhuǎn)變。從長遠(yuǎn)來看,人民幣升值將有助于新疆外貿(mào)增長方式從粗放型轉(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“人無我有,人有我優(yōu)”,提高非價格競爭的能力,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”

“貧困化增長”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際市場占有較高市場份額,而且需求價格彈性較低。從新疆2008年出口商品結(jié)構(gòu)來看,主要屬于消費剛性較強的服裝、鞋帽、箱包、紡織品、農(nóng)產(chǎn)品等日用消費品,其也是我國傳統(tǒng)大宗出口商品,在中亞市場占據(jù)較高市場份額。顯然,新疆一定程度上具備出現(xiàn)“貧困化增長”的可能性。解決辦法只有提升出口價格水平,降低進(jìn)口價格水平,改善貿(mào)易條件,而人民幣升值正好帶來了這種價格效應(yīng)。超級秘書網(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程,進(jìn)口才應(yīng)該是最終目的。因為只有進(jìn)口,才能引進(jìn)國外先進(jìn)的技術(shù)、設(shè)備乃至經(jīng)驗、文化等等,以及國內(nèi)短缺的商品和物資。后者可以保障國內(nèi)各部門發(fā)展的平衡和國民經(jīng)濟(jì)體系的健康,前者可以幫助實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級等,最終使經(jīng)濟(jì)實現(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)口品在不考慮國際市場價格變化的前提下變的比以前廉價,從而為新疆大量增加能源、資源進(jìn)口帶來良好機遇。目前進(jìn)口規(guī)模有限,主要是因為能源、資源運輸通道的制約。隨著中哈輸油管道一期的竣工輸油,二期的開工建設(shè),隨著中國—中亞輸氣管道在2010年的全面竣工使用等,新疆能源進(jìn)口將面臨快速增長態(tài)勢。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家資產(chǎn)價格變的更便宜,在我國積極鼓勵國內(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遇,積極購買中亞國家的能源、礦產(chǎn)資源資產(chǎn),為將來擴(kuò)大能源、資源進(jìn)口奠定堅實基礎(chǔ)。

4結(jié)論

(1)人民幣繼續(xù)升值對新疆國際收支的影響表現(xiàn)在:經(jīng)常項目項下會帶來貿(mào)易規(guī)模的增加進(jìn)而使國際收支額上升;在資本和金融帳戶下會產(chǎn)生短期投機資本的增加,但直接投資不會受明顯影響,所以該帳戶國際收支額也會相應(yīng)上升。(2)人民幣升值對新疆出口貿(mào)易的影響,短期來看是不利的,長期來看,通過外貿(mào)增長方式的轉(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)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。(3)對新疆進(jìn)口貿(mào)易來說,升值意味著巨大的機遇,在新疆能源、資源運輸瓶頸解決后,如果升值,必將帶來新疆進(jìn)口空前增長的井噴局面。

參考文獻(xiàn)

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

篇4

1前言

1.1糧食進(jìn)出口問題的提出

篇5

改革開放以來，浙江對外貿(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31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領(lǐng)先水平。可見，浙江的對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響，有必要進(jìn)行相應(yīng)的實證分析。在國內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國對外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進(jìn)出口的比重都不大，對中國經(jīng)濟(jì)的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟(jì)實力的增強，對外直接投資對我國經(jīng)濟(jì)，尤其是對進(jìn)出口貿(mào)易的影響會進(jìn)一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻(xiàn)回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關(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：一是以芒德爾為代表的相互替代關(guān)系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關(guān)系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認(rèn)為，由于受貿(mào)易保護(hù)主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認(rèn)為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關(guān)系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴(kuò)大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴(kuò)大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿(mào)易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進(jìn)、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達(dá)國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達(dá)國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿(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)為替代性還是互補性,依賴于貿(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。以上主要是對發(fā)達(dá)國家國際貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿(mào)易關(guān)系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進(jìn)行的分析，研究結(jié)果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。

上述結(jié)論的差異表明，在對外直接投資與對外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對發(fā)達(dá)國家，對于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的中國來說意義甚微。由于國內(nèi)對對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿(mào)易的影響，研究兩者之間的長期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關(guān)系。

二、實證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數(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年浙江省國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進(jìn)口額（IM）來衡量對外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)為,FFDI在中國發(fā)揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應(yīng)也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經(jīng)濟(jì)增長較快,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）”來度量浙江省經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長。

（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗

在對經(jīng)濟(jì)變量的時間序列進(jìn)行最小二乘回歸分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結(jié)果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗，表明這些變量是平穩(wěn)的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而其差分后的兩個變量在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LnFFDI進(jìn)行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗，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，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。

（三）協(xié)整檢驗

近年來，不少國內(nèi)外研究對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關(guān)系，得到出口貿(mào)易與對外直接投資有長期均衡關(guān)系而進(jìn)口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進(jìn)口貿(mào)易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進(jìn)口的作用，首先單獨分析浙江省對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，同時消除模型中的多重共線性和自相關(guān)。

對浙江省對外直接投資、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)果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表4所示。

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

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、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，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻(xiàn)程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對外直接投資已經(jīng)對出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當(dāng)年外商直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結(jié)果相反。這從一個側(cè)面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導(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1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進(jìn)口的貢獻(xiàn)程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導(dǎo)致了進(jìn)口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗的投資對浙江省進(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缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，說明更多的外商在浙江省實現(xiàn)了生產(chǎn)和銷售的本土化,需要進(jìn)口的原料更多地來自本土,從國外的進(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量經(jīng)濟(jì)模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。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期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(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，必然會通過對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和長期均衡結(jié)合在一個模型中。

由協(xié)整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、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EX的增長起到了反向修正作用，當(dāng)超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應(yīng)t值較高，說明浙江對外直接投資、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IM的增長也起到了反向修正作用，當(dāng)IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(tài)調(diào)整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對外直接投資、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

通過浙江對外直接投資額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，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進(jìn)口增長、出口增長之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：

（1）從長期關(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。浙江省對外直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用，兩者之間存在較強的互補關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對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)勢的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場的市場型投資。這樣的轉(zhuǎn)變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時，對外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對外直接投資而導(dǎo)致的原材料、零部件或設(shè)備等出口的增加。

從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進(jìn)口貿(mào)易之間也存在惟一的協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進(jìn)口貿(mào)易增長的促進(jìn)作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進(jìn)口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟(jì)實力雖位于全國前列，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，幾乎完全依賴外省或是從國外進(jìn)口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗，而它們對進(jìn)口貿(mào)易無疑有強勁的促進(jìn)作用。其次，隨著浙江省國際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護(hù)本國利益所設(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)對外貿(mào)易的發(fā)展。

縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關(guān)指標(biāo)計算得出。），而世界對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報告》相關(guān)指標(biāo)計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿(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)系存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進(jìn)母國出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經(jīng)歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進(jìn)出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權(quán)威研究報告預(yù)測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進(jìn)一步擴(kuò)大。浙江省作為全國經(jīng)濟(jì)強省也首當(dāng)其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進(jìn)一步增大，對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。

本文實證表明，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)系也存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制。相比之下，CFDI對進(jìn)口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強。

從浙江省當(dāng)前貿(mào)易戰(zhàn)略出發(fā),政府相關(guān)部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產(chǎn)生進(jìn)出口貿(mào)易互補、創(chuàng)造效應(yīng)的對外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵企業(yè)積極“走出去”進(jìn)行對外直接投資。以往政府有關(guān)對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關(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，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

對企業(yè)界而言，加入WT0后,國內(nèi)市場上國內(nèi)外企業(yè)的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進(jìn)入國際市場,那么其國內(nèi)市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經(jīng)濟(jì)一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進(jìn)行對外直接投資，進(jìn)一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強企業(yè)的國際競爭力，以投資促進(jìn)貿(mào)易，為國際貿(mào)易的發(fā)展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權(quán)。

參考文獻(xiàn)：

蔡銳,劉泉.2004.中國的國際直接投資與貿(mào)易是互補的嗎?——基于小島清“邊際產(chǎn)業(yè)理論”的實證分析［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究(8).

齊曉華.2004.當(dāng)代國際直接投資現(xiàn)狀與趨勢分析［J］.投資研究(3).

邱立成.1999.論國際直接投資與國際貿(mào)易之間的聯(lián)系［J］.南開經(jīng)濟(jì)研究(6).

小島清.1987.對外貿(mào)易論［M］.天津:南開大學(xué)出版社:437-442.

王亞平.2004.“十一五”期間中國經(jīng)濟(jì)參與國際分工趨勢展望［J］.經(jīng)濟(jì)研究參考(49).

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MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.

篇6

一、引言

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

本文研究進(jìn)行這一工作。

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

美國經(jīng)濟(jì)在建國200年所打下的堅實基礎(chǔ)之上，借助其科技優(yōu)勢、美元的支配地位等有利因素而高速發(fā)展。用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件，我們對其1974年1月～2006年2月的對日本進(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月的美國對日本進(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2008年至2020年的美國對日本進(jìn)出口貿(mào)易額主要指標(biāo)取值。所用數(shù)據(jù)來自歷年《美國總統(tǒng)經(jīng)濟(jì)報告》中美國對日本進(jìn)出口貿(mào)易額指標(biāo)數(shù)據(jù)。

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

3.據(jù)數(shù)據(jù)散點圖進(jìn)行回歸分析。函數(shù)形式設(shè)定：因為經(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）和對負(fù)荷的一定的占據(jù)速率（經(jīng)濟(jì)增長速率），因而有可能具有如下的函數(shù)形式：

首先確定各參數(shù)的粗略估計值。L是曲線最大極限值即經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的負(fù)荷，b是曲線的增長速率因子即經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)對其負(fù)荷的本征侵占速率，a近似是曲線的縮小因子即經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)在的交易費用等耗散因素的作用強度，據(jù)這三個參數(shù)的意義其估計值可近似由統(tǒng)計數(shù)據(jù)的演化態(tài)勢進(jìn)行估計。我們?nèi)椋篖=6000，a=7，b=0.8。

在此基礎(chǔ)上，借助計量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件，對統(tǒng)計數(shù)據(jù)回歸函數(shù)的參數(shù)進(jìn)行優(yōu)化估計，得出精確的統(tǒng)計數(shù)據(jù)回歸函數(shù)完備表達(dá)式。在實際操作過程中，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。

于是我們得到美國對日本進(jìn)出口貿(mào)易額演化的數(shù)學(xué)模型(百萬美元)：

圖1美國對日本出口貿(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)回歸曲線進(jìn)行主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)在未來20年～30年（取2008年至2030年作為預(yù)測區(qū)間)的取值預(yù)測(圖1中的加號表示）。

5.據(jù)回歸曲線進(jìn)行經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)演化態(tài)勢分析：由仿真曲線可以看出，美國經(jīng)濟(jì)加速增長期目前已經(jīng)越過其相變點(仿真曲線的拐點即經(jīng)濟(jì)增長相變點)；但是，仿真曲線顯示，緩慢增長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）；在接近極限點附近（6546百萬美元），就是美-日經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變革期。

同樣地，美國對日本進(jìn)口貿(mào)易額演化模型為：

殘差為：354647648。相應(yīng)地，美國對日本進(jìn)口貿(mào)易額模型曲線圖如圖2。

圖2美國對進(jìn)口貿(mào)易額演化模型圖

三、結(jié)論與政策建議

美-日貿(mào)易作為一個大的復(fù)雜自適應(yīng)演化的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)，在美國科技優(yōu)勢、美元支配地位等有利條件下，各種自然資源和社會資源得以充分開發(fā)，各種比較優(yōu)勢得以充分利用，各種國內(nèi)市場和國際市場得以充分溝通，科技創(chuàng)新借助于因大量引進(jìn)各國優(yōu)秀人材而使美國高校和科研院所的優(yōu)勢突飛猛進(jìn)，制度創(chuàng)新隨著主動或被動地接受人類文明的各個方面而日新月異，各種生產(chǎn)要素通過市場機制和政策機制不斷趨于最優(yōu)配置，使得美國對日本進(jìn)出口貿(mào)易額總體態(tài)勢在經(jīng)過高速增長長達(dá)20多年后，目前處于漸漸接近飽和值的穩(wěn)定發(fā)展的時期。認(rèn)清這一基本態(tài)勢，從各個方面規(guī)劃和協(xié)調(diào)我國對美國和日本的經(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)該是未來二十年我國對美經(jīng)濟(jì)政策的重要參考。

四、結(jié)論

篇7

一、匯率變動影響貿(mào)易收支的幾個路徑

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

1、匯率變動引起的貿(mào)易商品價格變化對貿(mào)易收支影響

匯率變動可通過引起國內(nèi)和國際市場商品相對價格的變化來影響進(jìn)出口和貿(mào)易收支。在馬歇爾一勒納條件成立時，本幣貶值可降低本國產(chǎn)品相對價格，提高國外產(chǎn)品相對價格，這樣出口商品價格競爭力增強，進(jìn)口商品價格上漲，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)易收支對匯率變動的這種價格傳遞和競爭效果，受到兩方面因素的影響。一方面受匯率變動到進(jìn)出口商品價格的調(diào)整是否存在時滯以及時滯長短影響。在國際市場中，匯率變動引導(dǎo)的金融資產(chǎn)價格的變動可在瞬間完成，但其引導(dǎo)的進(jìn)出口價格的變動相對遲緩，因此本幣貶值可能導(dǎo)致本國貿(mào)易收支先惡化后再逐步改善，存在J曲線效應(yīng)。另一方面受匯率變動引起的進(jìn)出口商品價格變動程度的影響?，F(xiàn)今大部分國際市場并不是完全競爭市場，大部分商品也不是同質(zhì)產(chǎn)品。在這種情況下，進(jìn)出口價格變動幅度可能并不等于匯率變動的幅度。由于進(jìn)口和出口是相對的，將匯率傳遞定義成匯率變動引起價格變動幅度。但是由于出口商有一定的決定價格和產(chǎn)量的權(quán)利，而商品價格的變動必然引起需求彈性的變動，使得本國貨幣貶值并不一定引起進(jìn)口商品價格同比例上升，一般進(jìn)口商品價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、匯率變動引起的收入變化對貿(mào)易收支影響

匯率變動可以通過影響國民收入來對貿(mào)易收支產(chǎn)生影響。主要有兩個方面:一方面，如若貶值國存在尚未得到充分利用的資源，則貶值可以刺激國內(nèi)外居民對本國該種產(chǎn)品的需求。貶值的這種支出轉(zhuǎn)換效應(yīng)會改善自主性貿(mào)易余額，自主性貿(mào)易余額的改善會通過凱恩斯乘數(shù)的作用，提高一國國民收入。國民收入的增加會相應(yīng)提高國內(nèi)支出。如果貶值引起的自主貿(mào)易余額改善超過因國民收入增加而帶來的進(jìn)口增幅，即滿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，貶值通常會造成進(jìn)口商品價格上升，出口商品價格下降，從而導(dǎo)致貿(mào)易條件惡化。若國民收入中支出于進(jìn)口的比重很高，則貿(mào)易條件對支出有相當(dāng)重要的影響。在國內(nèi)貨幣貶值后，在同樣名義收入水平下，消費者只能購買較少的商品(包括國內(nèi)商品和國外商品)，也就是導(dǎo)致實際收入的下降。這必然導(dǎo)致貶值國支出的下降，從而改善貿(mào)易收支。

3、匯率變動引起的價格水平變化對貿(mào)易收支影響

匯率變動除了影響貿(mào)易品相對價格外，還會影響本國一般價格水平，進(jìn)而影響貿(mào)易收支。在貨幣貶值后，主要可以通過三條渠道影響國內(nèi)物價水平。首先，貶值使得以本幣表示的進(jìn)口品價格上漲。進(jìn)口品本幣價格上升，一方面直接影響進(jìn)口原料與半成品的價格，進(jìn)而使得本國商品成本提高，就比如當(dāng)前的能源價格；另一方面由于進(jìn)口消費品價格上漲，必然會推動本國工資水平上升，間接影響本國商品成本。這兩方面共同導(dǎo)致本國國內(nèi)價格水平上升。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，意味著該國總收入水平大于供給國內(nèi)需求的產(chǎn)品和勞務(wù)。在此條件下，國內(nèi)會由于過度出口造成國內(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，這種狀況會尤其加劇。相反，在國內(nèi)需求不足時，出口會緩解通貨緊縮壓力，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。如果一國尚未實現(xiàn)充分就業(yè)，經(jīng)濟(jì)增長只會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，則外匯儲備會增加。外匯儲備的增加，將使央行通過購買外匯而投放的基礎(chǔ)貨幣增多。實際上，當(dāng)國際儲備增加時，很可能會導(dǎo)致國內(nèi)物價上揚。國內(nèi)價格上升，從兩方面對貿(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，價格上漲使得公眾所持有真實現(xiàn)金余額下降。為讓真實現(xiàn)金余額恢復(fù)到意愿持有水平，公眾一方面會出賣有價證券，從而使市場利率上升，投資下降；一方面會減少消費支出，兩方面作用結(jié)果是國內(nèi)總支出下降。這樣必然影響貿(mào)易收支的變動。第二，國內(nèi)價格上漲幅度超過本幣名義匯率貶值幅度，同時假定國外價格水平不變，則名義貶值不但不會引起貨幣實際貶值，反而會導(dǎo)致實際匯率上升，最終會惡化貿(mào)易收支。

4、匯率變動引起的支出變化對貿(mào)易收支影響

匯率變動能夠通過影響支出變化進(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)變動的支出轉(zhuǎn)移，另一種是代表數(shù)量變動的支出改變。匯率變動對貿(mào)易收支的影響是通過支出轉(zhuǎn)移和支出改變共同完成的。匯率的變動會引起兩國商品的相對價格的變化，本幣貶值則本國出口商品的外幣價格下降，而本國進(jìn)口商品的本幣價格上升，所以本國商品相對于外國商品而言更便宜了。這樣貶值就會使得國內(nèi)外支出從外國商品轉(zhuǎn)移到本國商品。支出轉(zhuǎn)移能否實現(xiàn)以及其效果是否顯著則取決于國內(nèi)外商品的供求彈性一。供求彈性大時，則匯率變動后通過影響支出轉(zhuǎn)移就可以改變貿(mào)易收支狀況。匯率的變動對貿(mào)易收支的影響不只是通過影響支出轉(zhuǎn)移來達(dá)到，還會通過改變支出規(guī)模達(dá)到。本幣貶值則本國出口增加進(jìn)口減少，貿(mào)易收支改善。但是隨著本國出口商品的增加，本國的國民收入將增加，從而本國的支出規(guī)模就會擴(kuò)大，從而就會導(dǎo)致進(jìn)口增長，這樣貿(mào)易收支的改善程度將減小。這就是匯率變動通過支出數(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的國民收入提高，則本國的支出規(guī)模擴(kuò)大，從而提高了外國的國民收入，反過來又增加了對本國產(chǎn)品的需求，從而擴(kuò)大了本國產(chǎn)品的出口。這樣匯率變動對貿(mào)易收支的影響就更為復(fù)雜。

二、人民幣升值對我國進(jìn)出口貿(mào)易的正面影響

1、人民幣升值有助于減輕貿(mào)易摩擦長期以來，我國主要依靠勞動密集型產(chǎn)品的數(shù)量擴(kuò)張來實現(xiàn)出口導(dǎo)向戰(zhàn)略，憑著價格優(yōu)勢占領(lǐng)國際勞動密集型產(chǎn)業(yè)的中低端市場。面對如此高的市場占有率，必然會加大中國與其他國家的貿(mào)易沖突。

2、人民幣升值可帶來貿(mào)易條件的改善人民幣升值將會降低進(jìn)口產(chǎn)品價格，特別是原材料和高科技設(shè)備的價格。企業(yè)將會加速技術(shù)引進(jìn)，提高生產(chǎn)效率，實現(xiàn)產(chǎn)品動態(tài)比較升級。同時由于進(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。通過人民幣升值的手段，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，這符合中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的發(fā)展方向。同時，人民幣升值會引起行業(yè)內(nèi)更加激烈的競爭，激勵企業(yè)通過技術(shù)管理創(chuàng)新增強競爭力，讓那些富于創(chuàng)新、有競爭力的制造業(yè)強者變得更強，并能減少無效率的企業(yè)在海外的相互惡性競爭，另外還能加快企業(yè)“走出去”的步伐。

三、人民幣升值通過進(jìn)出口可能表現(xiàn)出來的負(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的放慢甚至下降,短期內(nèi)對中西部資源依賴程度較高、農(nóng)業(yè)比重較大地方的經(jīng)濟(jì)發(fā)展,對一部分以農(nóng)業(yè)為主的農(nóng)民的收入、一部分低技能勞動者的就業(yè)可能會產(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,付款時間可能更長。如果人民幣長期保持升勢,企業(yè)難以預(yù)測遠(yuǎn)期匯率水平,而金融機構(gòu)一般只提供一年左右的外匯對沖工具,所以企業(yè)承擔(dān)的匯率風(fēng)險以及規(guī)避風(fēng)險的成本將較大。

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

如果人民幣升值過快和幅度過大,那么它對進(jìn)出口增長的影響可能就不那么溫和了。一是可能造成出口增長速度大幅回落,那樣不僅對資源性、低價位和低附加值商品,也會對整個出口加工產(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,沖擊國內(nèi)市場,甚至引起一定通貨緊縮。

4.對美、歐的貿(mào)易不平衡仍會繼續(xù),但順差增長可能減緩

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

四、對策與建議

1、轉(zhuǎn)變我國發(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)展中國家,單純的依靠出口導(dǎo)向的發(fā)展戰(zhàn)略是非常危險的,過度的依賴國際市場,很容易受到國外市場的沖擊,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。其著眼點在于短期內(nèi),人民幣實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,同時對國內(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)全球化的國家或地區(qū),尤其像我國這樣的發(fā)展中大國,必須協(xié)調(diào)增長與發(fā)展的關(guān)系,既要發(fā)揮本國比較優(yōu)勢,更要注重動態(tài)比較優(yōu)勢的形成,在數(shù)量增長的同時更加注重提升質(zhì)量與水平。

3、調(diào)整我國進(jìn)出口商品的貿(mào)易結(jié)構(gòu)、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級。從我國的貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)可以看出,我國出口的勞動密集型產(chǎn)品的外國需求彈性較小,而且面臨發(fā)展中國家的激烈競爭,而進(jìn)口的高科技產(chǎn)品和機器設(shè)備的國內(nèi)需求彈性相對較高,這一貿(mào)易結(jié)構(gòu)特點不利于我國對外貿(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)備等對國外的依賴,通過在進(jìn)出口兩方面的努力來減輕人民幣升值對我國貿(mào)易的不利影響。

4、大力發(fā)展各種形式的對外貿(mào)易。

我們要加快實施走出去戰(zhàn)略，建立境外投資保險制度和風(fēng)險預(yù)警機制，鼓勵有能力的企業(yè)去國外投資，增加能源、資源導(dǎo)向型對外投資。這樣既可以增強我國企業(yè)的經(jīng)營能力，又可以繞開貿(mào)易壁壘，減少貿(mào)易摩擦，擴(kuò)大出口，同時還可以滿足我國能源和原材料依賴型企業(yè)對能源以及原材料的需求。

參考文獻(xiàn)：

篇8

改革開放以來，浙江對外貿(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31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領(lǐng)先水平?？梢姡憬膶ν庵苯油顿Y與進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響，有必要進(jìn)行相應(yīng)的實證分析。在國內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國對外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進(jìn)出口的比重都不大，對中國經(jīng)濟(jì)的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟(jì)實力的增強，對外直接投資對我國經(jīng)濟(jì)，尤其是對進(jìn)出口貿(mào)易的影響會進(jìn)一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻(xiàn)回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關(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：一是以芒德爾為代表的相互替代關(guān)系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關(guān)系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認(rèn)為，由于受貿(mào)易保護(hù)主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認(rèn)為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關(guān)系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴(kuò)大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴(kuò)大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿(mào)易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進(jìn)、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達(dá)國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達(dá)國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿(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)為替代性還是互補性,依賴于貿(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。以上主要是對發(fā)達(dá)國家國際貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿(mào)易關(guān)系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進(jìn)行的分析，研究結(jié)果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。

上述結(jié)論的差異表明，在對外直接投資與對外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對發(fā)達(dá)國家，對于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的中國來說意義甚微。由于國內(nèi)對對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿(mào)易的影響，研究兩者之間的長期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關(guān)系。

二、實證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數(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年浙江省國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進(jìn)口額（IM）來衡量對外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)為,FFDI在中國發(fā)揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應(yīng)也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經(jīng)濟(jì)增長較快,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）”來度量浙江省經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長。

（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗

在對經(jīng)濟(jì)變量的時間序列進(jìn)行最小二乘回歸分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結(jié)果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗，表明這些變量是平穩(wěn)的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而其差分后的兩個變量在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LnFFDI進(jìn)行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗，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，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。

（三）協(xié)整檢驗

近年來，不少國內(nèi)外研究對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關(guān)系，得到出口貿(mào)易與對外直接投資有長期均衡關(guān)系而進(jìn)口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進(jìn)口貿(mào)易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進(jìn)口的作用，首先單獨分析浙江省對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，同時消除模型中的多重共線性和自相關(guān)。

對浙江省對外直接投資、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)果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表4所示。

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

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、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，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻(xiàn)程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對外直接投資已經(jīng)對出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當(dāng)年外商直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結(jié)果相反。這從一個側(cè)面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導(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1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進(jìn)口的貢獻(xiàn)程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導(dǎo)致了進(jìn)口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗的投資對浙江省進(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缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，說明更多的外商在浙江省實現(xiàn)了生產(chǎn)和銷售的本土化,需要進(jìn)口的原料更多地來自本土,從國外的進(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量經(jīng)濟(jì)模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。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期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(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，必然會通過對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和長期均衡結(jié)合在一個模型中。

由協(xié)整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、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EX的增長起到了反向修正作用，當(dāng)超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應(yīng)t值較高，說明浙江對外直接投資、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IM的增長也起到了反向修正作用，當(dāng)IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(tài)調(diào)整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對外直接投資、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

通過浙江對外直接投資額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，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進(jìn)口增長、出口增長之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：

（1）從長期關(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。浙江省對外直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用，兩者之間存在較強的互補關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對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)勢的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場的市場型投資。這樣的轉(zhuǎn)變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時，對外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對外直接投資而導(dǎo)致的原材料、零部件或設(shè)備等出口的增加。

從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進(jìn)口貿(mào)易之間也存在惟一的協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進(jìn)口貿(mào)易增長的促進(jìn)作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進(jìn)口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟(jì)實力雖位于全國前列，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，幾乎完全依賴外省或是從國外進(jìn)口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗，而它們對進(jìn)口貿(mào)易無疑有強勁的促進(jìn)作用。其次，隨著浙江省國際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護(hù)本國利益所設(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)對外貿(mào)易的發(fā)展。

縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關(guān)指標(biāo)計算得出。），而世界對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報告》相關(guān)指標(biāo)計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿(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)系存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進(jìn)母國出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經(jīng)歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進(jìn)出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權(quán)威研究報告預(yù)測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進(jìn)一步擴(kuò)大。浙江省作為全國經(jīng)濟(jì)強省也首當(dāng)其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進(jìn)一步增大，對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。

本文實證表明，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)系也存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制。相比之下，CFDI對進(jìn)口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強。

從浙江省當(dāng)前貿(mào)易戰(zhàn)略出發(fā),政府相關(guān)部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產(chǎn)生進(jìn)出口貿(mào)易互補、創(chuàng)造效應(yīng)的對外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵企業(yè)積極“走出去”進(jìn)行對外直接投資。以往政府有關(guān)對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關(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，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

對企業(yè)界而言，加入WT0后,國內(nèi)市場上國內(nèi)外企業(yè)的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進(jìn)入國際市場,那么其國內(nèi)市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經(jīng)濟(jì)一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進(jìn)行對外直接投資，進(jìn)一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強企業(yè)的國際競爭力，以投資促進(jìn)貿(mào)易，為國際貿(mào)易的發(fā)展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權(quán)。

參考文獻(xiàn)：

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齊曉華.2004.當(dāng)代國際直接投資現(xiàn)狀與趨勢分析［J］.投資研究(3).

邱立成.1999.論國際直接投資與國際貿(mào)易之間的聯(lián)系［J］.南開經(jīng)濟(jì)研究(6).

小島清.1987.對外貿(mào)易論［M］.天津:南開大學(xué)出版社:437-442.

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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)均取自國家統(tǒng)計局歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》和各省地方統(tǒng)計年鑒。用地區(qū)生產(chǎn)總值GDP表示經(jīng)濟(jì)增長水平，F(xiàn)DI表示實際外商直接投資，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)計數(shù)據(jù)中價格變動的影響,以變量實際值進(jìn)行計量檢驗，故對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理：用1997年的居民消費價格指數(shù)作為不變價格指數(shù)對GDP、FDI、IE三個變量的數(shù)據(jù)進(jìn)行了相應(yīng)的調(diào)整。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關(guān)系,并能使其趨勢線性化,消除時間序列中存在的異方差問題,故對GDP、FDI、IE進(jìn)行自然對數(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

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

(三)協(xié)整檢驗

因為LNGDP、LNIE和LNFDI的時間序列在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檢驗來判斷最優(yōu)滯后階數(shù)、變量(取對數(shù))是否存在協(xié)整關(guān)系及存在協(xié)整向量個數(shù)。選擇序列有確定性趨勢而協(xié)整方程只有截距的情況，協(xié)整檢驗結(jié)果如表2所示：由檢驗結(jié)果可知：在1%的顯著水平下，JohansenFisher協(xié)整檢驗拒絕了變量FDI、IE與GDP不存在協(xié)整關(guān)系和最多存在一個協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)；在5%的顯著水平下，拒絕這三個變量最多存在兩個協(xié)整方程的原假設(shè)。這說明至少有三個方程可以用來描述三個變量之間的關(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)增長之間存在著協(xié)整關(guān)系。(四)模型構(gòu)建及估計結(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)估計的有效性[4]。經(jīng)常使用的檢驗方法是協(xié)方差分析檢驗，主要檢驗如下兩個假設(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，無需進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗。如果拒絕假設(shè)H2，則需檢驗假設(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為截面成員個數(shù)，T為時間，K為解釋變量個數(shù)。根據(jù)EViews6軟件估計結(jié)果得出：S1=0.905714；S2=1.435825；S3=6.518093。利用形式設(shè)定檢驗方法(N=6，K=2，T=14)，代入以上兩式計算得到的兩個F統(tǒng)計量分別為：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Hausman檢驗發(fā)現(xiàn)，面板Hausman檢驗Chi-sq統(tǒng)計值為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)建立隨機效應(yīng)模型，即建立中部六省FDI、對外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長的隨機影響變系數(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；β1i、β2i為參數(shù)；ui,為隨機擾動項；i為中部六省標(biāo)識數(shù)字從1-6，分別對應(yīng)河南(HEN)、安徽(AN)、湖北(HB)、湖南(HUN)、江西(JX)、山西(SX)。估計結(jié)果由表3給出：從β1i的估計值來看，F(xiàn)DI對經(jīng)濟(jì)增長具有正的影響，但影響力度不是很大，即吸引外商直接投資對經(jīng)濟(jì)的拉動作用不是很明顯。FDI對經(jīng)濟(jì)的拉動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1個百分點，就會拉動本省的地區(qū)生產(chǎn)總值平均增長0.4962個百分點；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對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用卻很弱，分別為0.0496、0.0130。從β2i的估計值來看，進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長也具有正的影響，而且與FDI相比，其影響力度更大，即進(jìn)出口貿(mào)易能夠更好的拉動經(jīng)濟(jì)增長。其中對經(jīng)濟(jì)的拉動作用最大的是湖北，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1個百分點，就會拉動本省地區(qū)生產(chǎn)總值平均增長0.7499個百分點；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)易對經(jīng)濟(jì)增長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

通過中部六省FDI、進(jìn)出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的實證分析,可知，雖然中部六省的FDI、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的時間序列均不平穩(wěn)，但其一階差分均平穩(wěn)，所以三者之間存在著長期均衡關(guān)系；FDI和進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長都存在正向影響，但FDI對經(jīng)濟(jì)增長的影響力度沒有對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響力度大。根據(jù)本文的實證分析,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對中部六省的經(jīng)濟(jì)增長都具有促進(jìn)作用，但外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長的影響力度卻明顯小于對外貿(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，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)增強進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的帶動力

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

篇10

有關(guān)FDI與國際貿(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,在要素稟賦不對稱和規(guī)模報酬遞增的情況下,由于跨國公司的專有資產(chǎn)很難通過外部市場達(dá)成交易,就會產(chǎn)生大量的公司內(nèi)交易和對中間產(chǎn)品的需求,由此帶動母國的出口貿(mào)易｡FDI與國際商品貿(mào)易間關(guān)系的實證研究主要有Nakamura和MaryAmiti(1998,2000)的研究表明兩者呈互補關(guān)系｡Eaton和Tamura(1994)､Goldberg和Klein(1998)對日本的檢驗證實日本對外直接投資對商品進(jìn)出口起到了促進(jìn)作用｡盡管大量的實證研究表明,FDI對國際商品貿(mào)易具有促進(jìn)作用,但是,Goldberg和Klein(1998)的另一實證研究發(fā)現(xiàn),美國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｡此例說明FDI與國際商品貿(mào)易間的關(guān)系在不同國家或地區(qū)是相異的｡

中國學(xué)者對FDI與貿(mào)易的關(guān)系也進(jìn)行了不少研究｡冼國明等(2003)依據(jù)中國改革開放以來的數(shù)據(jù),分析得出FDI與中國的出口之間存在長期的均衡關(guān)系;陳憲,陳晨研究發(fā)現(xiàn)FDI增長與進(jìn)出口額增長的相關(guān)性呈現(xiàn)由強到弱后又增強的趨勢,原因是FDI在當(dāng)年通過帶動進(jìn)口刺激了對外貿(mào)易增長,數(shù)年后則通過推動出口對外貿(mào)增長再次產(chǎn)生影響｡史小龍等(2004)則采用協(xié)整分析方法得出:FDI流入對我國商品進(jìn)出口有長期的顯著的促進(jìn)作用,而對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對中國商品進(jìn)出口､出口､進(jìn)口的增長均存在長期且顯著的促進(jìn)作用,但這種促進(jìn)作用存在時滯,且隨著時間的推移是波動的,但從總趨勢來看,是在不斷增強｡本文將采用1980—2006年的數(shù)據(jù),運用協(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)易之間的長期均衡關(guān)系及由短期偏離向長期均衡調(diào)整的過程｡

二、實證模型和研究方法

(一)實證模型

本文應(yīng)用非平穩(wěn)時間序列變量之間的協(xié)整關(guān)系研究方法來重新檢驗FDI對中國進(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,但它們的某種線形組合卻呈現(xiàn)平穩(wěn)性,表明FDI與出口之間存在某種長期穩(wěn)定關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系｡在協(xié)整檢驗之前,本文將采用ADF1法檢驗變量的平穩(wěn)性,如果變量是非平穩(wěn)的,還需檢驗其差分的平穩(wěn)性,所有變量同階單整,且這些變量的某種線形組合是平穩(wěn)的,則稱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)整分析的一個延伸,短期波動和長期均衡結(jié)合在一個模型中｡在確定了FDI與進(jìn)出口之間的長期關(guān)系之后,我們可以轉(zhuǎn)而估計它們之間的誤差修正過程｡考慮解釋變量短期波動､誤差修正項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)來源及研究方法

本文選取1980年至2006年中國外商直接投資發(fā)生額(FDI)和進(jìn)口額(IM)､出口額(EX)的數(shù)據(jù)作為實證檢驗對象,1980—2005年的數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》,2006年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)來自2006年中國國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報｡

本文首先對改革開放以來我國對外貿(mào)易和利用外資的變化趨勢進(jìn)行簡單分析,然后對變量進(jìn)行單位根檢驗和協(xié)整檢驗,確定每個變量的平穩(wěn)性及變量間長期穩(wěn)定關(guān)系的存在與否,最后用誤差修正模型檢驗變量的短期偏離狀況｡

三、實證分析結(jié)果

自1980年以來,我國對外貿(mào)易呈現(xiàn)出穩(wěn)步快速增長的態(tài)勢,尤其是1998年以來,進(jìn)口額和出口額迅速增加,這可以歸因于中國關(guān)稅壁壘的日益降低和參與國際垂直分工的逐步深入｡中國實際利用FDI在1992年之前徘徊不前,之后有了較大的攀升,而東南亞金融危機的影響使中國吸收外資數(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｡雖然FDI與進(jìn)出口貿(mào)易的增長狀況有所差異,但總體增長趨勢是相似｡那么中國FDI的增長對國際貿(mào)易到底有怎樣的影響,本文將通過協(xié)整檢驗進(jìn)行分析｡

首先對FDI,EX,IM的自然對數(shù)進(jìn)行ADF單位根檢驗的結(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)一步檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系｡

可見,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)便是這種長期關(guān)系的定量表示｡

回歸顯示,在1980-2006年期間,我國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)都通過了顯著性檢驗,R2和調(diào)整后的R2均在97%以上,F統(tǒng)計值顯著(具體數(shù)值見表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)一步運用誤差修正模型,采用Hendry從一般到個別的建模方法選擇每一個變量的滯后長度,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:

誤差修正項通過了10%的顯著性水平檢驗,表明在短期內(nèi),進(jìn)口和出口都可能偏離它與FDI的長期均衡水平,但它們的關(guān)系由短期偏離向長期均衡調(diào)整的速度很快｡就平均而言,出口每年對上一年的非均衡偏離的糾正程度為26%,而進(jìn)口每年對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1個百分點,會帶來出口0.53個百分點的同方向變動和進(jìn)口0.47個百分點的同方向變動｡這表明FDI與出口和進(jìn)口之間仍然存在著長期均衡關(guān)系｡FDI流入帶來出口的增長,是我國出口導(dǎo)向政策以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級調(diào)整,更廣泛深入?yún)⑴c國際分工的結(jié)果｡而FDI流入促進(jìn)進(jìn)口增長,則需要深入分析｡因為理論上,我國的進(jìn)口替代政策及FDI的貿(mào)易替代效應(yīng)會使FDI與進(jìn)口的規(guī)模反向而動｡但是從另外的角度分析,外商到中國投資,必然會大量進(jìn)口國外先進(jìn)的機器設(shè)備､原材料等,因此,實證分析才會出現(xiàn)FDI在我國的貿(mào)易替代效應(yīng)相對不顯著,“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,每年對上一年非均衡偏離的糾正速度為26%｡短期內(nèi),FDI的變動不會導(dǎo)致出口的迅速反應(yīng),因為FDI從實際引入到產(chǎn)品出口需要一定周期｡出口的短期變動受誤差項和自身滯后一起變動的影響較大｡而FDI與進(jìn)口的關(guān)系,每年對上一年非均衡偏離的糾正速度則較快,達(dá)到36%｡且進(jìn)口的短期波動對滯后一期的FDI變動較為敏感｡因為外商投資的初期需要從國外進(jìn)口大量的機器設(shè)備和原材料,所以滯后一期的FDI變動會推動進(jìn)口的同方向變動｡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)出口之間的長期均衡關(guān)系｡

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