序論：好文章的創(chuàng)作是一個(gè)不斷探索和完善的過程，我們?yōu)槟扑]十篇進(jìn)出口貿(mào)易論文范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質(zhì)，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

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(gè)百分點(diǎn)。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(shí)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(shí)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(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，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時(shí)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(shí)力的增強(qiáng)，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(huì)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(shí)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(gè)：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(bǔ)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(bǔ)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(bǔ)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(dòng)、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(bǔ)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(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，對外直接投資與投資國對外貿(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、瑞士的統(tǒng)計(jì)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(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(diǎn)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(bǔ)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(shí)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(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(shí)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(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年浙江省國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)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(shí)，中國的吸收能力存在時(shí)滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應(yīng)也可能存在時(shí)滯問題。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(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在對經(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。在此對序列采用ADF檢驗(yàn)，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(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有通過平穩(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(yàn)，即二階單整。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(yàn)且為同階單整序列來說，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，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(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(diǎn)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(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(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(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(dòng)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(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公司賺取壟斷利潤的動(dòng)機(jī)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(yàn)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(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(shí)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(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(dòng)和長期均衡結(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(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)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項(xiàng)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(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(yàn)，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(qiáng)的互補(bǔ)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(shí)，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(shí)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(shí)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(yàn)，而它們對進(jìn)口貿(mào)易無疑有強(qiáng)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(jì)年鑒相關(guān)指標(biāo)計(jì)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(bào)告》相關(guān)指標(biāo)計(jì)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(dòng)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(gè)由短期向長期均衡調(diào)整的機(jī)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(gè)從無到有、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(bào)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(qiáng)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(qiáng)。

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(jià)格的相對提高,這意味中國產(chǎn)品在國外價(jià)格競爭力的下降。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,買方按合同付價(jià),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(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(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)品且沒有定價(jià)權(quán),客戶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(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(gè)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(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(chǔ)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(xiǎn)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(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進(jìn)行套期保值來規(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)新相對滯后

由于我國金融機(jī)構(gòu)還不具備承擔(dān)外匯風(fēng)險(xiǎn)的能力,放開人民幣匯率,未知的風(fēng)險(xiǎn)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(jià)權(quán),在國際市場上處于被動(dòng)地位,人民幣升值擠壓利潤空間,產(chǎn)品漲價(jià)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(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(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(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,人民幣有限升值對出口會(huì)產(chǎn)生一定影響,但是不會(huì)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(xiǎn)。

要引導(dǎo)企業(yè)轉(zhuǎn)變經(jīng)營理念,提高企業(yè)的主動(dòng)避險(xiǎn)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(xiǎn)方法、工具,進(jìn)行主動(dòng)避險(xiǎn)。

②開拓新的出口市場,同時(shí)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(shí),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(shí)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(shí)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(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(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(lì)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(yùn)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(yùn)費(fèi)補(bǔ)貼等政策支持。

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).

[2]唐立楠.人民幣升值對中國經(jīng)濟(jì)影響分析[J].消費(fèi)導(dǎo)刊,2008,(5).

[3]李源.我國外貿(mào)企業(yè)如何應(yīng)對人民幣升值的影響[J].時(shí)代經(jīng)貿(mào),2008,(6).

篇（3）

1研究背景

金融危機(jī)中,由于一些國家金融機(jī)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(xiǎn)和結(jié)算風(fēng)險(xiǎn)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(dòng)的影響

2.1人民幣升值對經(jīng)常項(xiàng)目帳戶收支變動(dòng)的影響

至于貿(mào)易互補(bǔ)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(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(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(jià)廉的競爭優(yōu)勢短期內(nèi)還不可動(dòng)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(chǔ)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(shí)現(xiàn)我國能源進(jìn)口市場多元化和運(yùn)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(huì)因?yàn)槠鋷碣Q(mào)易互補(bǔ)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(xiàng)目帳戶會(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(xiàng)目帳戶收支變動(dòng)的影響

(1)人民幣升值對短期投機(jī)資本流動(dòng)的影響。

如果人民幣長期升值趨勢確定,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外貿(mào)套匯、假合資項(xiàng)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?yàn)槿嗣駧派殿A(yù)期會(huì)增加國外機(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。

(2)人民幣升值對直接投資流動(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)格國際競爭力,如不提高美元價(jià)格,則出口利潤減少的情況。但人民幣升值同樣會(huì)帶來進(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(dòng)密集型加工制造業(yè)在我國到了轉(zhuǎn)型升級的轉(zhuǎn)折點(diǎn);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(diǎn)投資成本,而是看中了我國擁有巨大消費(fèi)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(huì)使新疆出口商品美元價(jià)格提高,降低其在國際市場價(jià)格競爭力。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,在國際市場打價(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)勢的同時(shí),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(jià)格競爭手段向各種非價(jià)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(jià)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(jià)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(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(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了這種價(jià)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?yàn)橹挥羞M(jìn)口,才能引進(jìn)國外先進(jìn)的技術(shù)、設(shè)備乃至經(jīng)驗(yàn)、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(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)口品在不考慮國際市場價(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(jià)格變的更便宜,在我國積極鼓勵(lì)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(jī)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(jiān)實(shí)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(xiàng)目項(xiàng)下會(huì)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(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,所以該帳戶國際收支額也會(huì)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(shí)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(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）

一、引言

隨著山東省經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不斷改善，山東省在對外貿(mào)易和利用外資方面取得了很大的進(jìn)步。據(jù)山東省統(tǒng)計(jì)年鑒資料顯示，截至2004年底，累計(jì)已有113家世界500強(qiáng)在山東省興辦企業(yè)262家。2004年，新批合同外商直接投資214.5億美元，比上年增長53.7%，實(shí)際外商直接投資87.0億美元，增長22.7%；新簽外商直接投資項(xiàng)目5891個(gè)，增長11.1%。與此同時(shí)，山東省的進(jìn)出口貿(mào)易也得到了迅猛發(fā)展，年出口額由1985年的23.4652億美元增加到2004年的358.7286億美元；年進(jìn)口額由1985年的17.9796億美元增加到2004年的249.0850億美元。

對于國際直接投資東道國而言，外商直接投資與進(jìn)口或出口的關(guān)系表現(xiàn)為二者的互補(bǔ)性、替代性或是相互關(guān)系的不確定性。本文通過實(shí)證分析來探討山東省FDI與進(jìn)、出口貿(mào)易的關(guān)系。

二、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源和研究方法

為了從定量角度考察山東省外商直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)性，本文選取山東省1980年至2004年的年度經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整方法進(jìn)行分析，建立誤差糾正模型描述變量之間的長短期關(guān)系，并對變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。其中，F(xiàn)DI是各年度的實(shí)際利用外商直接投資金額，EX代表各年度的出口貿(mào)易額，IM代表各年度的進(jìn)口貿(mào)易額。本文為了研究方便，并且考慮到在分析中取各變量的自然對數(shù)后不會(huì)改變變量之間的關(guān)系，在這里對各序列進(jìn)行自然對數(shù)變換，變換后各變量序列分別取LNFDI、LNEX、LNIM。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

所謂時(shí)間序列的平穩(wěn)性，是指時(shí)間序列的統(tǒng)計(jì)規(guī)律不隨時(shí)間的位移而發(fā)生改變，也就是說，生成變量時(shí)間序列數(shù)據(jù)的隨機(jī)過程的特征（數(shù)學(xué)期望、方差及協(xié)方差）不隨時(shí)間變化而變化。在對時(shí)間序列進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)，首先要對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，許多經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，對非平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行回歸可能會(huì)出現(xiàn)謬誤回歸（spuriousregression）的現(xiàn)象，導(dǎo)致標(biāo)準(zhǔn)的t和F檢驗(yàn)無效。本文采用ADF檢驗(yàn)法對變量LNFDI、LNEX、LNIM進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，考察序列是否平穩(wěn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表2：

注：（C,T,K）分別代表所設(shè)定的檢驗(yàn)方程含有截距、時(shí)間趨勢及滯后階數(shù)，N指不含C或T，K的選擇標(biāo)準(zhǔn)是以和值最小為準(zhǔn)則。

以上對時(shí)間序列LNFDI、LNEX、LNIM的平穩(wěn)性檢驗(yàn)表明，在10%的顯著水平下，不能拒絕三個(gè)變量存在單位根的假設(shè)，LNFDI、LNEX、LNIM均為非平穩(wěn)序列，而它們的一階差分LNFDI、LNEX、LNIM均為平穩(wěn)序列。由此可知，LNFDI、LNEX、LNIM均為I(1)序列。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

為了分析外商直接投資于山東省進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系，本文分別對LNFDI與LNEX、LNFDI與LNIM的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整分析技術(shù)是20世紀(jì)80年展起來的一種分析方法。協(xié)整分析是由若干服從單位根過程的變量組成的系統(tǒng)，若這些變量的某一線性組合式平穩(wěn)的，則稱這一穩(wěn)定線性組合為協(xié)整關(guān)系。協(xié)整分析描述了這些變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。

關(guān)于協(xié)整檢驗(yàn)的方法主要有以下兩種:一是Engle和Granger提出的基于協(xié)整回歸殘差的ADF檢驗(yàn)的EG兩步法；二是Johansen提出的基于VAR模型對協(xié)整向量系數(shù)進(jìn)行極大似然估計(jì)和檢驗(yàn)。本文采用的世恩格爾——格蘭杰（Engle-Granger）兩步法分別對LNFDI與LNEX、LNFDI與LNIM之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

1、對LNFDI與LNEX的協(xié)整檢驗(yàn)

首先用LNEX對LNFDI做普通最小二乘回歸，然后對回歸殘差做單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)的方法采用ADF檢驗(yàn)法，ADF檢驗(yàn)采用帶有趨勢項(xiàng)帶有常數(shù)項(xiàng)的形式，滯后階數(shù)選為6。檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)殘差的ADF檢驗(yàn)結(jié)果知，殘差不存在單位根，即殘差是平穩(wěn)序列。這說明LNFDI與LNEX之間存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整方程為：

LNEX=3.607857+0.35751LNFDI(1)

(30.26889)(7.415309)

R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.405013

從方程(1)可以看出，變量LNFDI的系數(shù)為0.35751,說明FDI對EX的彈性系數(shù)為0.35751，即FDI每增長1%，EX將增長0.35752%。

用LNEX對LNFDI做普通最小二乘回歸，得到協(xié)整方程為：

LNFDI=-8.304089+2.419141LNEX(2)

(-5.994780)(7.415309)

R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.423218

方程(2)說明，LNEX對LNFEI的彈性系數(shù)為2.419141,即EX每增長1%,FDI將增長2.419141%。

2、LNFDI與LNIM的協(xié)整檢驗(yàn)

首先用LNIM對LNFDI做普通最小二乘回歸，然后對回歸殘差做單位根檢驗(yàn)。仍采用ADF檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)結(jié)果如

根據(jù)表4的檢驗(yàn)結(jié)果知，殘差存在單位根，使非平穩(wěn)序列。這說明LNFDI與LNIM之間不存在長期的均衡關(guān)系，即二者之間不存在協(xié)整關(guān)系。

（五）因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果表明，山東省外商直接投資與出口之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需進(jìn)一步驗(yàn)證，本文采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法驗(yàn)證。Granger曾指出，因果關(guān)系檢驗(yàn)只有在兩個(gè)變量協(xié)整的情況下才是有效的。由于前面已經(jīng)驗(yàn)證出山東省外商直接投資與出口之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系；而山東省外商直接投資與進(jìn)口之間不存在協(xié)整關(guān)系，因此，此處只須進(jìn)一步對山東省外商直接投資與出口這兩個(gè)變量序列進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。在Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)過程中，滯后階數(shù)取5，檢驗(yàn)結(jié)果見表5論

從表5的檢驗(yàn)結(jié)果中可以看出，山東省外商直接投資與出口之間存在著單向的因果關(guān)系。在10%的顯著性水平下，外商直接投資是對外出口的格蘭杰原因，而出口不是外商直接投資的格蘭杰原因。

三、結(jié)論與建議

本文通過運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)來研究山東省外商直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系，結(jié)果表明：

1、山東省外商直接投資與出口之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，與進(jìn)口之間的長期關(guān)系不明顯。即山東省外商直接投資與出口之間存在協(xié)整關(guān)系，與進(jìn)口之間不存在協(xié)整關(guān)系。外商直接投資對山東省出口的影響表現(xiàn)為互補(bǔ)關(guān)系，這與小島清的互補(bǔ)理論模型是一致的。按照小島清的理論，投資國的對外投資應(yīng)當(dāng)從處于或即將處于比較劣勢的邊際產(chǎn)業(yè)依次進(jìn)行，這樣就可以把東道國的比較優(yōu)勢挖掘出來，使兩國間的比較成本差距擴(kuò)大，為更大規(guī)模的貿(mào)易創(chuàng)造條件。外商直接投資能夠促進(jìn)山東省出口貿(mào)易的上升說明外商直接投資對山東省出口貿(mào)易具有創(chuàng)造效應(yīng)，具體表現(xiàn)為：外商直接投資和山東省出口之間存在著一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，外商直接投資流入量的增加對山東省出口貿(mào)易有很強(qiáng)的促進(jìn)作用。其中，外商直接投資流入量增加1個(gè)百分點(diǎn)，山東省出口貿(mào)易將增加0.35751個(gè)百分點(diǎn)。

2、山東省外商直接投資是出口貿(mào)易的Granger原因，但出口不是外商直接投資的Granger原因；外商直接投資與進(jìn)口之間沒有明顯的因果關(guān)系。外商直接投資充分利用山東省的資源優(yōu)勢，在山東省進(jìn)行生產(chǎn)，再將產(chǎn)品出口到國際市場，因此山東省的外商直接投資情況直接影響對外貿(mào)易出口。同時(shí)，外商直接投資在山東省內(nèi)通過技術(shù)溢出效應(yīng)、效應(yīng)等間接影響對外貿(mào)易出口。

3、山東省外商直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系表明，積極引進(jìn)外商直接投資能極大地促進(jìn)山東省出口貿(mào)易的增長。應(yīng)此，我們應(yīng)采取積極有效的措施促進(jìn)山東省外商直接投資的流入。如：加強(qiáng)引進(jìn)外商直接投資的戰(zhàn)略研究，制定戰(zhàn)略規(guī)劃；擴(kuò)大外商直接投資來源地，多吸收歐美等西方發(fā)達(dá)國家一些具有先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)的大型跨國公司在山東省投資；加強(qiáng)對外商直接投資引進(jìn)、使用的監(jiān)督管理。對外商直接投資在山東省的行為和績效應(yīng)逐步探索建立起一套可行的跟蹤、評估體系，保證流入山東省的外商直接投資的質(zhì)量。

參考文獻(xiàn)：

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(jì)數(shù)據(jù)（歷年《美國總統(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(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，從而通過對各種參數(shù)的調(diào)節(jié)或變動(dòng)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(jì)算機(jī)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(qiáng)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(shí)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(jiān)實(shí)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(jì)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(bào)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(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(jì)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(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(diǎn)(仿真曲線的拐點(diǎn)即經(jīng)濟(jì)增長相變點(diǎn))；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(diǎn)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(gè)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(huì)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(dòng)或被動(dòng)地接受人類文明的各個(gè)方面而日新月異，各種生產(chǎn)要素通過市場機(jī)制和政策機(jī)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(shí)期。認(rèn)清這一基本態(tài)勢，從各個(gè)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）

二、人民幣匯率變化對就業(yè)水平及物價(jià)水平的影響

人民幣匯率變化的升值結(jié)果會(huì)影響到國內(nèi)就業(yè)水平，當(dāng)人民幣升值時(shí)，一方面會(huì)由于出口商品價(jià)格上漲而遏制本國出口，進(jìn)而縮小國際市場的份額，最終導(dǎo)致國內(nèi)出口導(dǎo)向型企業(yè)縮減生產(chǎn)規(guī)模，就業(yè)機(jī)會(huì)減少，從而使失業(yè)人口數(shù)量上升，使國內(nèi)就業(yè)水平長期處于較低水平；另一方面，人民幣升值越多，消費(fèi)者購買的進(jìn)口商品也會(huì)越多，國內(nèi)進(jìn)口需求會(huì)不斷增加，國內(nèi)進(jìn)口替代型企業(yè)和進(jìn)口競爭型企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益會(huì)下降，生產(chǎn)規(guī)模也會(huì)縮減，使失業(yè)人口進(jìn)一步增加，導(dǎo)致本國就業(yè)水平更大幅度地降低。人民幣升值還會(huì)影響到國內(nèi)物價(jià)水平，主要體現(xiàn)在：升值基本出現(xiàn)在外匯支出小于外匯收入、儲(chǔ)備增加、國際收支順差的情況下，如果出現(xiàn)儲(chǔ)備增加還會(huì)導(dǎo)致本國中央銀行以外匯占款增加形式的本幣投放過多，最終形成商品價(jià)格上升，繼而出現(xiàn)通貨膨脹。另一方面，人民幣升值，會(huì)讓消費(fèi)者意識到自己手中的錢變多，但是短時(shí)間內(nèi)的消費(fèi)水平變化不會(huì)太大，這樣中央銀行初期供應(yīng)的貨幣量就會(huì)相對過剩，由此形成通貨膨脹，出現(xiàn)物價(jià)水平的持續(xù)上漲。再者，由于我國人口數(shù)量多，農(nóng)村大量的勞動(dòng)力需要轉(zhuǎn)移，所以我們將長期面臨就業(yè)壓力。經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略和各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)政策都必須以促進(jìn)就業(yè)為重要目標(biāo)，匯率政策也不例外。由于當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)增長對外需求依賴程度較高，匯率升值短期內(nèi)可能對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生一定的負(fù)面影響，但從長期來看有利于經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長和結(jié)構(gòu)優(yōu)化，也有利于就業(yè)總量的增加和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的完善。從圖2和表2中的數(shù)據(jù)可以看出，在2005年至2011年期間，人民幣匯率呈現(xiàn)一直下降的趨勢，而物價(jià)指數(shù)在持續(xù)走高，就業(yè)水平雖表現(xiàn)出緩慢的爬升，但就業(yè)率提高的幅度非常有限。當(dāng)然，就業(yè)水平的提高離不開國家相應(yīng)政策的實(shí)施，但也說明其在一定程度上受到人民幣匯率走高的負(fù)面影響，若將就業(yè)率和出口貿(mào)易類相關(guān)行業(yè)的就業(yè)水平相聯(lián)系的話會(huì)發(fā)現(xiàn)，這些行業(yè)的就業(yè)率受到人民幣匯率變化的影響較大，體現(xiàn)在隨著人民幣匯率的持續(xù)走低，相應(yīng)的就業(yè)率水平也在下降。人民幣升值會(huì)帶來內(nèi)外部經(jīng)濟(jì)部門的調(diào)整，原來為國際市場服務(wù)的部門將轉(zhuǎn)向?yàn)閲鴥?nèi)市場服務(wù)。因此，從國內(nèi)政策看，要采取與擴(kuò)大內(nèi)需相適應(yīng)的政策，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)和就業(yè)結(jié)構(gòu)順利調(diào)整，以求將匯率升值對就業(yè)的不利影響降到最低。通過減稅等政策提高居民的可支配收入，增加資產(chǎn)性收入在居民收入的比重；改善居民內(nèi)部分配結(jié)構(gòu)，重點(diǎn)是提高實(shí)際消費(fèi)能力較強(qiáng)的中低等階層的收入，擴(kuò)大中等收入者的規(guī)模；推進(jìn)各項(xiàng)保障制度改革，減少居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄，提高居民的消費(fèi)意愿；降低交易和行政成本，促進(jìn)社會(huì)分工更加細(xì)化，培育新的市場需求；鼓勵(lì)企業(yè)擴(kuò)大投資，鼓勵(lì)企業(yè)在自主創(chuàng)新、自主營銷渠道、自主品牌等方面的投資；鼓勵(lì)對國內(nèi)產(chǎn)品和勞務(wù)的購買。在匯率升值后，國內(nèi)實(shí)際收入將增加，要防止增加的實(shí)際收入轉(zhuǎn)化成對國外產(chǎn)品和勞務(wù)的需求。匯率升值所帶來的內(nèi)需擴(kuò)大，還會(huì)導(dǎo)致國內(nèi)需求結(jié)構(gòu)升級。一方面，從制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的關(guān)系看，服務(wù)業(yè)增速要快于制造業(yè)，服務(wù)業(yè)吸收就業(yè)彈性較大，對就業(yè)有明顯的促進(jìn)作用；另一方面，從制造業(yè)內(nèi)部看，對資本密集型產(chǎn)品需求的增長要快于勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，這種變化會(huì)引起就業(yè)減少。因此，要在人民幣升值后減少對就業(yè)的不利影響，應(yīng)該鼓勵(lì)服務(wù)業(yè)的發(fā)展，尤其是以滿足國內(nèi)需求的勞動(dòng)密集型服務(wù)業(yè)的發(fā)展，大力發(fā)展服務(wù)業(yè)是適應(yīng)人民幣匯率升值的一項(xiàng)重要配合措施。為此，政府應(yīng)該采取鼓勵(lì)服務(wù)業(yè)發(fā)展的政策，擴(kuò)大服務(wù)業(yè)的分工程度，降低準(zhǔn)入門檻，取消進(jìn)入服務(wù)業(yè)的種種限制，簡化審批手續(xù)等。

篇（8）

引言

2005年7月21日，中國政府出其不意地進(jìn)行了人民幣匯率形成機(jī)制改革和匯率調(diào)整，中國人民銀行宣布自即日起，我國開始實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度。人民幣匯率不再盯住單一美元，形成更富彈性的人民幣匯率機(jī)制，同時(shí)宣布人民幣對美元升值2%，實(shí)現(xiàn)匯改以來已一年整，人民幣匯率彈性循序增加。根據(jù)中國人民銀行授權(quán)中國外匯交易中心公布的數(shù)據(jù)，2006年7月31日人民幣對美元匯率中間價(jià)再創(chuàng)新高，達(dá)人民幣7.9732元兌1美元。與2005年7月匯改前相比，人民幣升值了約3.66%。金融市場這一新的變化，無疑將對中國乃至世界的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響。

一、人民幣升值的背景及原因

（一）人民幣升值的背景

近年來，人民幣升值問題已經(jīng)成為大家關(guān)注的焦點(diǎn)，人民幣匯率存在升值壓力的原因是一個(gè)與國際間錯(cuò)綜復(fù)雜的社會(huì)、政治、經(jīng)濟(jì)利益相糅合的問題。國際上要求人民幣升值的呼聲日益高漲，主要依據(jù)在于中國的貿(mào)易順差，巨額外匯儲(chǔ)備等。

2003年，中國經(jīng)濟(jì)在擴(kuò)大內(nèi)需投資和對外貿(mào)易增長的帶動(dòng)下，經(jīng)濟(jì)保持年增8.2%的強(qiáng)勁勢頭。一般來說，若一國能保持穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)增長，則會(huì)支持本國的貨幣穩(wěn)定升值。另一方面，我國近10年來的貿(mào)易順差持續(xù)擴(kuò)大，尤其是來自美國的順差，目前已成為排在日本之后全球第二大貿(mào)易順差的國家，這是國外要求人民幣升值的主要原因。還有一個(gè)原因就是中國巨額的外匯儲(chǔ)備。國家都需要保持一定數(shù)量的外匯儲(chǔ)備，以支持本國貨幣匯率的穩(wěn)定。外匯儲(chǔ)備的增加，不僅可以增強(qiáng)宏觀調(diào)控能力，而且有利于維護(hù)國家和企業(yè)在國際上的信譽(yù)，我國自1994年外匯體制改革以來，外匯儲(chǔ)備的絕對規(guī)模和增長速度都持續(xù)攀高，至2005年9月底，己達(dá)到7690億美元，成為僅次于日本的第二大外匯儲(chǔ)備國。雖然外匯儲(chǔ)備對一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行至關(guān)重要，但外匯儲(chǔ)備并非越多越好；目前我國外匯儲(chǔ)備的各項(xiàng)指標(biāo)遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于國際警戒線，國內(nèi)的一些實(shí)證研究也表明，我國外匯儲(chǔ)備的增加在長期內(nèi)影響著人民幣名義和實(shí)際有效匯率，使得人民幣面臨著長期持續(xù)的升值壓力。

（二）人民幣升值的原因

根據(jù)我國經(jīng)濟(jì)和對外貿(mào)易情況，我國曾多次調(diào)整人民幣匯率。加入WTO以后，我國經(jīng)濟(jì)和對外貿(mào)易持續(xù)快速發(fā)展，人民幣的國際影響力不斷擴(kuò)大，中國與美、日、歐盟等經(jīng)濟(jì)體的貿(mào)易摩擦進(jìn)入高發(fā)期，這些經(jīng)濟(jì)體基于本國內(nèi)經(jīng)濟(jì)和政治需要持續(xù)要求人民幣升值，并對我國施加各種壓力。在綜合考慮我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長需要和整體承受能力的基礎(chǔ)上，以國外要價(jià)合理讓步和對我發(fā)展整體有利為前提，我國政府宣布自2005年7月21日起我國開始實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣(包括美國、日本、香港、歐盟、印尼、馬來西亞、新加坡、泰國、韓國、臺灣地區(qū)、澳大利亞、加拿大等12個(gè)國家和地區(qū)的貨幣)進(jìn)行調(diào)節(jié)的、有管理的浮動(dòng)匯率制度，人民幣對美元匯率上調(diào)0.2%，并在一定范圍內(nèi)浮動(dòng)，人民幣升值是我國開始實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)，人民幣匯率不再緊盯單一美元，形成更富彈性的人民幣匯率機(jī)制的標(biāo)志，這是為建立和完善我國社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體制，充分發(fā)揮市場在資源配置中的基礎(chǔ)性作用采取的改革措施，其宏觀意義不言而喻。這種變化對于我國出口貿(mào)易將產(chǎn)生多種影響。

二、人民幣升值對進(jìn)出口貿(mào)易影響分析

匯率變動(dòng)對出口貿(mào)易的影響主要是通過價(jià)格調(diào)節(jié)機(jī)制傳導(dǎo)的，而影響這一機(jī)制傳遞效果的因素很多。在我國，由于加工貿(mào)易多是進(jìn)口原材料和機(jī)械設(shè)備后在我國進(jìn)行生產(chǎn)然后再出口，因此進(jìn)口的原材料在加工貿(mào)易中所占的比重較大，這也是由于我國目前所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段所導(dǎo)致的。而隨著我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展，出口產(chǎn)品生產(chǎn)所需的原材料、零部件和半成品將更多地由國內(nèi)廠家生產(chǎn)，匯率的調(diào)整也將對其出口貿(mào)易產(chǎn)生一定的擴(kuò)展效果。本幣升值對出口的影響表現(xiàn)為：當(dāng)生產(chǎn)出口商品使用本國原材料時(shí)，本幣國內(nèi)價(jià)值貶值的情況下，本幣匯率升值會(huì)使出口商品的價(jià)格大幅度上漲，導(dǎo)致出口減少；本幣國內(nèi)價(jià)值穩(wěn)定的情況下，本幣升值仍會(huì)使出口商品的外幣價(jià)格上漲，導(dǎo)致商品的出口減少；本幣國內(nèi)價(jià)值升值，出口商品的外幣價(jià)格是否上漲及上漲幅度的大小，由本幣國內(nèi)升值使出口商品本幣價(jià)格下降的幅度和本幣升值使出口商品的外幣價(jià)格上升的幅度共同決定，若前者大于后者，則引起出口增加；若前者等于后者，則不影響出口；若前者小于后者，則只會(huì)較少地減少商品出口。而當(dāng)生產(chǎn)原材料來自海外時(shí)，本幣升值對出口的影響與進(jìn)口原材料在出口商品生產(chǎn)中所占的比重高低成反比，比重越大，則匯率升值減少出口的作用效果越?。环粗?，效果就越大。

（一）人民幣升值對我國進(jìn)出口貿(mào)易的有利影響

第一，人民幣升值可以改善貿(mào)易條件。伴隨貿(mào)易順差急劇增加的同時(shí)，我國貿(mào)易條件近年來正在不斷惡化。商務(wù)部的一份調(diào)查報(bào)告顯示，1993——2000年，以1995年為基期的中國整體貿(mào)易條件指數(shù)下降了13%。其中制成品貿(mào)易條件下降了14%，初級產(chǎn)品貿(mào)易條件下降了2%。2003年出口商品價(jià)格指數(shù)為104.7進(jìn)口商品價(jià)格指數(shù)為109.7，貿(mào)易條件指數(shù)為95.4%，低于上年的98.8%。這就是說，我國的出口商品價(jià)格相對于進(jìn)口商品價(jià)格的比值在下降，即我國必須出口更多的商品才能換回同樣數(shù)量的進(jìn)口商品，國民福利向外流失。

近些年來，我國政府主導(dǎo)的固定資產(chǎn)投資增長居高不下.進(jìn)口的能源和原材料等初級產(chǎn)品所占比重，以及技術(shù)含量較高的化學(xué)制品、機(jī)械和交通設(shè)備等制成品進(jìn)口比重大幅攀升。近年來，大部分初級產(chǎn)品和資本、技術(shù)密集型產(chǎn)品的美元單價(jià)均有不同程度的上升。1993—2000年，中國進(jìn)口價(jià)格總指數(shù)上升了19%，其中制成品上升20%，初級產(chǎn)品上升16%。同時(shí)，我國經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展導(dǎo)致進(jìn)口需求的上升無疑在一定程度上提高了國際原材料、技術(shù)密集型產(chǎn)品的價(jià)格，進(jìn)一步造成貿(mào)易條件的惡化。

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)備價(jià)格的降低，企業(yè)將會(huì)加速技術(shù)引進(jìn)，提高生產(chǎn)效率，進(jìn)行產(chǎn)品更新?lián)Q代，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品動(dòng)態(tài)比較升級。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)最得到提高，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。這樣會(huì)有利于我們更好地利用世界資源，增加國民福利，總體上提升我國產(chǎn)品國際競爭力。

第二，人民幣升值可以優(yōu)化對外貿(mào)易的商品結(jié)構(gòu)。目前，中國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)很不合理，大多數(shù)企業(yè)都處在勞動(dòng)密集型且技術(shù)含量不高的水平上，僅有的部分高技術(shù)、深加工出品的出口往往也存在加工過程短暫，增值不高的問題，真正體現(xiàn)技術(shù)水平和要素含且的高新技術(shù)設(shè)備和中間投入品等生產(chǎn)要素要從國外進(jìn)口，加工收益近80%屬于外國產(chǎn)值的轉(zhuǎn)移。一方面是企業(yè)加工作業(yè)深度差，企業(yè)深加工鏈條短，進(jìn)口原抖和部件大最侵占增加值的份額；另一方面，由于大量產(chǎn)品處于價(jià)值鏈的末端，普遍缺乏核心技術(shù)、自主品牌和營銷網(wǎng)絡(luò)，容易受到跨國公司的制約，出現(xiàn)無自主產(chǎn)權(quán)和技術(shù)空心化局面。

通過人民幣升值的手段，可以最有效率地把制造業(yè)中那些技術(shù)含量與附加值低的、管理不善地?cái)D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(shí)。人民幣升值會(huì)引起行業(yè)內(nèi)更加激烈的競爭，激勵(lì)企業(yè)通過技術(shù)管理創(chuàng)新增強(qiáng)競爭力。讓那些富于創(chuàng)新、有競爭力的制造業(yè)強(qiáng)者變得更強(qiáng)，并且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。從國際經(jīng)驗(yàn)看，日本、德國等許多國家的國際品牌都是在本國貨幣升值的過程中慢慢成長起來的。因?yàn)楸緡泿诺某掷m(xù)升值讓它們面臨“優(yōu)勝劣汰”的壓力，從而不斷激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新、再創(chuàng)新。最終走向世界知名品牌之路?？梢?，人民幣升值對于推動(dòng)我國企業(yè)貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整并激發(fā)其自主創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

第三，人民幣升值可以減少我國出口產(chǎn)品所遭受的反傾銷訴訟。長期以來，我國主要依靠廉價(jià)勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的數(shù)量擴(kuò)張來實(shí)現(xiàn)出口導(dǎo)向戰(zhàn)略，憑著價(jià)格優(yōu)勢迅速占領(lǐng)國際勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的中低端市場。根據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)資料顯示，2005年美國從中國進(jìn)口紡織品(61、62和63類)207.79億美元，占同類商品總進(jìn)口額的26.01%；鞋類制品(64類)金額為127.21億美元，占總進(jìn)口額的70.94%；箱包制品(42類)金額為62.59億美元，占同類總進(jìn)口額的71.66%；家具制品(94類)金額為170.55億美元，占總進(jìn)口額的45.79%；玩具和游戲用品(95類)金額為191.41億美元，占總進(jìn)口額的78.24%。在其他發(fā)達(dá)國家的情況也是大致如此。

HS編碼商品類別金額(單位：億美元)占同類進(jìn)口商品比率%

42皮革制品；旅行箱包；動(dòng)物腸線制品22.2250.68

61針織或鉤編的服裝及衣著附件83.1284.98

62非針織或非鉤編的服裝及衣著附件91.3280.09

64鞋靴、護(hù)腿和類似品及其零件24.9369.31

94家具；寢具等；燈具；活動(dòng)房28.2149.39

95玩具、游戲或運(yùn)動(dòng)用品及其零附件38.8878.78

表12005年日本從中國進(jìn)口的部分商品及構(gòu)成(資料來源:商務(wù)部網(wǎng)站)

面對如此高的市場占有率，必然會(huì)加大中國與其他國家的貿(mào)易沖突。近幾年來，我國一直是世界上受到反傾銷訴訟最多的國家。通過人民幣升值，適當(dāng)提升出口產(chǎn)品的外幣價(jià)格，緩解國外市場對我國出口產(chǎn)品的反傾銷壓力，同時(shí)適當(dāng)削減外匯留成、出口補(bǔ)貼、貿(mào)易信貸等方面的出口扶持政策也有利于提高出口企業(yè)自身的競爭能力。另外，人民幣升值也可以提高國內(nèi)非貿(mào)易品的價(jià)格，消除貿(mào)易品和非貿(mào)易品相對價(jià)格的扭曲，有利于各產(chǎn)業(yè)尤其是第三產(chǎn)業(yè)的平衡發(fā)展。

（二）人民幣升值對我國進(jìn)出口貿(mào)易的不利影響

第一，實(shí)際有效匯率的進(jìn)一步上升會(huì)削弱出口?？疾靺R率波動(dòng)對貿(mào)易收支的影響主要是看實(shí)際匯率和實(shí)際有效匯率，而不是名義匯率，衡量實(shí)際匯率變化主要是看匯率和通貨膨脹率之間變化的相對速度，當(dāng)匯率貶值速度超過通貨膨脹速度則實(shí)際匯率下降，反之，則實(shí)際匯率上升。從1993年到2003年，中國的通貨膨脹率先是高于世界平均水平，然后逐漸趨于平穩(wěn)，所以我國的實(shí)際有效匯率水平普遍提高之后在一定范圍內(nèi)小幅波動(dòng)。自1990年到2003年，人民幣名義有效匯率雖然貶值近40個(gè)基點(diǎn)，但人民幣實(shí)際有效匯率卻升值3.59%，使中國出口商品的國際競爭力下降。然而，因?yàn)槿嗣駧艑?shí)際有效匯率升值所帶來的貿(mào)易下降效應(yīng)被影響更大的國外收入增長效應(yīng)給抵消掉了，所以，我國幾個(gè)主要貿(mào)易伙伴容易將本國的對中國的貿(mào)易逆差和人民幣匯率聯(lián)系起來。在人民幣實(shí)際有效匯率升值的條件下，如果對人民幣進(jìn)行升值操作，則會(huì)進(jìn)一步提高人民幣的實(shí)際有效匯率，而實(shí)際有效匯率又是決定一國多邊貿(mào)易的一個(gè)決定性因素，因此，人民幣升值會(huì)在一定程度上縮小我國現(xiàn)有的貿(mào)易順差。

第二，影響外商對我國投資的積極性。中國自實(shí)行改革開放以來，優(yōu)惠的條件吸引了大批外資企業(yè)和跨國公司進(jìn)入我國，而他們生產(chǎn)的產(chǎn)品除在中國國內(nèi)銷售外，很大一部分份額都用來出口。20年來外商投資企業(yè)出口份額在中國總出口額中的比重保持了較快增長，2001年已超過總出口額的50%。人民幣匯率的升高意味著外商對華投資成本的增加，受此影響，國外資金可能會(huì)轉(zhuǎn)向流入中國的資本市場，影響對我國“三資企業(yè)”的資金投入。同時(shí)，“三資企業(yè)”是我國進(jìn)出口貿(mào)易的主要載體，在中國進(jìn)出口貿(mào)易額中占有很大比重。因此，從這個(gè)角度看，人民幣升值可能會(huì)對我國的進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生一定程度不同的負(fù)面作用。

三、發(fā)展我國出口貿(mào)易的對策

（一）緩解人民幣升值壓力的財(cái)政對策

第一，調(diào)整出口退稅率，減少對高能耗低附加值商品的出口補(bǔ)貼。我國目前平均出口退稅率高達(dá)15%，但財(cái)政卻又無力支付，可考慮合理利用外匯儲(chǔ)備加快拖欠款的償還，以加快企業(yè)資金的周轉(zhuǎn)和減輕國家財(cái)政支出壓力。稅率下調(diào)的結(jié)果會(huì)使我國的出口增長放慢，經(jīng)常項(xiàng)目余額減少，從而減輕人民幣升值的壓力；另外稅率的調(diào)整也可以促進(jìn)我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

第二，加強(qiáng)對短期資本流動(dòng)的管制是降低人民幣進(jìn)一步升值的重要途徑。對于像企業(yè)境外直接投資、大型中資跨國公司的全球資金調(diào)撥以及銀行持有更多的海外資產(chǎn)等應(yīng)逐步放寬，擴(kuò)大國內(nèi)企業(yè)和居民用匯的權(quán)利等。實(shí)行差別準(zhǔn)備金制度，適當(dāng)提高對新增非居民人民幣存款的準(zhǔn)備金要求，從而降低銀行支付給新增非居民人民幣存款的利率；鼓勵(lì)境外機(jī)構(gòu)發(fā)行人民幣債券、并放寬境內(nèi)機(jī)構(gòu)發(fā)行外幣債務(wù)管制。

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(jì)局歷年的《中國統(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(shí)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(yàn)

為了防止偽回歸需要對數(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)方法來檢驗(yàn)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(yàn),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(shí)間序列均為一階單整序列,即為I(1)過程。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

因?yàn)長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(gè)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(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)。這說明至少有三個(gè)方程可以用來描述三個(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、對外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長的隨機(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(jì)結(jié)果由表3給出：從β1i的估計(jì)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(dòng)作用不是很明顯。FDI對經(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對經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用卻很弱，分別為0.0496、0.0130。從β2i的估計(jì)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(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。其中對經(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(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(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(qiáng)進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的帶動(dòng)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(dòng)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?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，加快轉(zhuǎn)變貿(mào)易增長方式，鼓勵(lì)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(dòng)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）

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(gè)百分點(diǎn)。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(shí)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?，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(shí)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(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，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時(shí)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(shí)力的增強(qiáng)，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(huì)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(shí)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(gè)：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(bǔ)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(bǔ)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(bǔ)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(dòng)、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(bǔ)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(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，對外直接投資與投資國對外貿(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、瑞士的統(tǒng)計(jì)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(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(diǎn)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(bǔ)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(shí)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(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(shí)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(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年浙江省國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)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(shí)，中國的吸收能力存在時(shí)滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應(yīng)也可能存在時(shí)滯問題。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(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在對經(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。在此對序列采用ADF檢驗(yàn)，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(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有通過平穩(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(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，對于通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)且為同階單整序列來說，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，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(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(diǎn)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(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(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(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(dòng)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(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公司賺取壟斷利潤的動(dòng)機(jī)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(yàn)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(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(shí)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(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(dòng)和長期均衡結(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(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)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項(xiàng)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(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(yàn)，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(qiáng)的互補(bǔ)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(shí)，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(shí)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(shí)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(yàn)，而它們對進(jìn)口貿(mào)易無疑有強(qiáng)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(jì)年鑒相關(guān)指標(biāo)計(jì)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(bào)告》相關(guān)指標(biāo)計(jì)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(dòng)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(gè)由短期向長期均衡調(diào)整的機(jī)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(gè)從無到有、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(bào)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(qiáng)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(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)由短期向長期均衡調(diào)整的機(jī)制。相比之下，CFDI對進(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(bǔ)、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(lì)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(shí)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(qiáng)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(qiáng)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(dòng)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(bǔ)的嗎?——基于小島清“邊際產(chǎn)業(yè)理論”的實(shí)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).

張如慶.2005.中國對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系分析［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究(3).

AGARWALJP.1986.Thirdworldmultionalsandbalanceofpaymentseffectsonhomecountries:acasestudyofIndia［M］//KHUSHIMK.MultinationalsfromtheSowth.London:Maemillan.

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