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篇（1）

國內(nèi)學者范祚軍等［3］運用1994—2010年人民幣雙邊匯率、人均國民收入等年度數(shù)據(jù)，分別研究了人民幣匯率變動與中國對東盟10國貿(mào)易收支之間的關系，發(fā)現(xiàn)短期人民幣匯率貶值可以改善我國對其中7國的貿(mào)易收支。張慧等［4］的研究認為，人民幣匯率貶值有助于改善我國貿(mào)易收支。韓斌等［5］以1994—2011年我國與主要貿(mào)易伙伴國的雙邊貿(mào)易季度數(shù)據(jù)為基礎，探究了人民幣匯率變動與我國對貿(mào)易伙伴國貿(mào)易收支的關系，指出人民幣匯率貶值使我國貿(mào)易收支得到改善。而以下學者的研究卻表明，匯率貶值不能改善貿(mào)易收支。Taufiq等［6］根據(jù)1974—1998年美國分別對日本、加拿大的貿(mào)易數(shù)據(jù)進行研究，得出的結論是匯率的波動對貿(mào)易收支會產(chǎn)生負面影響。張曉月等［7］認為人民幣匯率貶值總的凈效應為我國貿(mào)易順差的減少。何建奎等［8］研究了人民幣實際有效匯率與我國貿(mào)易收支的關系，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易收支的匯率彈性為負。第二種觀點認為:匯率變動對貿(mào)易收支沒有顯著影響。Wilson［9］的分析表明，新加坡、馬來西亞貨幣的實際匯率變動與它們貿(mào)易收支之間的顯著影響關系不存在。SilvanaT［10］基于名義匯率的角度，探討了其與貿(mào)易收支的關系，發(fā)現(xiàn)名義匯率變動不引起貿(mào)易收支變化。Wilson［11］采用1970—2004年的年度數(shù)據(jù)，研究了韓國、美國和日本之間的多邊貿(mào)易，得到實際匯率的變動不會顯著影響韓美和韓日之間的貿(mào)易收支的結論。曹永福［12］對我國進出口需求價格彈性進行了測算，算得兩者絕對值之和為0.3079(0.611)，小于馬歇爾—勒納條件臨界值，說明人民幣匯率變動對貿(mào)易收支的影響很小。劉林［13］通過構建非線性MS-VAR模型，選擇1994—2010年的季度數(shù)據(jù)，實證研究了人民幣實際有效匯率貶值與升值分別對一般貿(mào)易收支和加工貿(mào)易收支的影響，指出人民幣實際有效匯率變動不會影響總的貿(mào)易收支。左曉慧等［14］以2005年1月至2012年8月的月度數(shù)據(jù)為研究樣本，實證分析了人民幣實際匯率與我國進出口額的關系，結果表明人民幣實際匯率變動對進出口額的影響不顯著，人民幣升值不能使我國貿(mào)易順差得到根本改變。馮宗憲等［15］構建了中美兩國TV-FAVAR模型，對人民幣實際匯率波動對中美貿(mào)易差額的影響進行了探析，認為人民幣實際匯率波動不是中美貿(mào)易順差的主要原因。

1.2文獻評述

既有研究對匯率變動與貿(mào)易收支之間的關系進行了積極探索，但不難發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學者在研究匯率變動對貿(mào)易收支的影響時由于研究方法、研究樣本、數(shù)據(jù)選取等的不同，尚未得出關于匯率變動對貿(mào)易收支影響的統(tǒng)一結論。本文在前人研究的基礎上，試圖通過理論推導出人民幣匯率變動對我國貿(mào)易收支影響的模型。鑒于人民幣名義匯率不能準確反映匯率變動對貿(mào)易收支的影響，故而運用人民幣實際匯率數(shù)據(jù)，實證分析人民幣實際匯率變動對我國貿(mào)易收支的影響。

2匯率變動對進出口貿(mào)易收支影響的機制分析

匯率變動主要通過價格競爭機制對貿(mào)易收支產(chǎn)生影響。由絕對購買力平價理論可知，用不同貨幣計價的某種商品，折算成同一種貨幣后價格應相等，即:P=eP*。其中，P為一國某種商品的國內(nèi)價格，P*為該國這種商品的國外價格，e是用直接標價法表示的匯率。在滿足不同地區(qū)該商品價格相同且同質的前提下，匯率變動對貿(mào)易收支影響的作用機制可表現(xiàn)為匯率變動首先引起進出口商品價格變動，進出口商品價格變化后使進出口商品的國際競爭力發(fā)生變化，而進出口商品的國際競爭力發(fā)生變化后又會使進出口商品的供給彈性和需求彈性發(fā)生變化，最終使貿(mào)易收支發(fā)生變化［16］。

3人民幣匯率變動對我國進出口貿(mào)易收支影響的實證分析

3.1模型推導

首先根據(jù)不完全替論，建立人民幣匯率變動對我國出口貿(mào)易影響的模型。該理論假定:作為研究對象的國家進出口的商品與國內(nèi)生產(chǎn)的商品不具有完全替代性。不完全替論對于我國來說是適用的［17］。本文參照國內(nèi)學者厲以寧等采用C-D函數(shù)的形式研究人民幣匯率變動對我國出口貿(mào)易的影響，即Xt=A(et)α(GNP*t)β。其中:t為時間，Xt表示我國歷年出口額，et表示歷年人民幣名義匯率，α是出口的匯率彈性，β是出口的收入彈性，GNP*t表示我國貿(mào)易伙伴國的國民收入水平。兩邊取自然對數(shù)后設定模型為lnXt=λ+αln(et)+βln(GNP*t)+μ(1)同理，研究人民幣匯率變動對我國進口貿(mào)易影響時也采用C-D函數(shù)形式，即Mt=A0(et)α0(GNPt)β0。其中，t為時間，Mt為我國歷年進口額，et為歷年人民幣名義匯率，α0為進口的匯率彈性，β0為進口的收入彈性，GNPt表示我國國民收入水平。兩邊取自然對數(shù)后設定模型為lnMt=λ0+α0ln(et)+β0ln(GNPt)+μ0。(2)式(1)－式(2)，并化簡得到貿(mào)易收支模型lnXt－lnMt=c+γln(et)+βln(GNP*t)+δln(GNPt)+μt，令lnTBt=lnXt－lnMt，分別用人民幣實際匯率RERt替代et、我國國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP1t替代GNPt、外國國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP2t替代GNP*t，上式變?yōu)閘nTBt=c+γlnRERt+δlnGDP1t+βlnGDP2t+μt。(3)其中:μt為隨機擾動項，即為本文的貿(mào)易收支模型。

3.2變量選取與數(shù)據(jù)說明

貿(mào)易收支(TB)。與大多數(shù)關于匯率變動對貿(mào)易收支影響的文獻不同，本文選取出口額與進口額比值(X/M)指標來衡量我國的貿(mào)易收支水平。實際匯率水平(RER)?？紤]到人民幣名義匯率不能準確反映匯率變動對貿(mào)易收支的影響，故本文采用人民幣實際匯率。當人民幣匯率貶值時，即RER上升，我國出口商品的外幣價格下降，國外對我國商品的需求增加，使該商品出口量上升;而以本幣表示的外國商品價格上升，從而抑制對國外商品的進口，貿(mào)易收支增加。因此，預期γ的符合為正。我國國民收入水平(GDP1)。有很多指標可以反映我國國民收入水平，例如國民生產(chǎn)總值、國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均國民生產(chǎn)總值、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值等。本文選取我國國內(nèi)生產(chǎn)總值以衡量我國國民收入水平。當我國國民收入水平提高時，即GDP1增加，我國居民對國外商品的需求增加，進口增加，貿(mào)易收支減少，預期δ的符號為負。外國國民收入水平(GDP2)。我國與美國的雙邊貿(mào)易在我國對外貿(mào)易中占很大的比重，故本文以美國國民收入水平代表外國國民收入水平。同上，選取美國國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量美國國民收入水平。當外國國民收入水平提高時，即GDP2增加，國外對我國出口商品的需求增加，出口增加，貿(mào)易收支增加，預期β的符號為正?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取1994—2010年的年度數(shù)據(jù)。我國進出口貿(mào)易額、人民幣名義匯率、我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、美國國內(nèi)生產(chǎn)總值、我國CPI、美國CPI原始數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。由于原始數(shù)據(jù)為名義數(shù)據(jù)，為了實證結果的可靠性，以1994年為基期(1994=100)，對我國CPI、美國CPI進行調整，由此算出我國實際進出口貿(mào)易額、人民幣實際匯率水平、我國實際國內(nèi)生產(chǎn)總值、美國實際國內(nèi)生產(chǎn)總值。為消除數(shù)據(jù)的異方差，對上述所有變量進行對數(shù)化處理，即lnX、lnM、lnRER、lnGDP1、lnGDP2。根據(jù)lnTB=lnX－lnM算出貿(mào)易收支的對數(shù)值。

3.3實證結果分析

3.3.1單位根檢驗時間序列數(shù)據(jù)要對其進行平穩(wěn)性檢驗，否則會出現(xiàn)“偽回歸”。本文使用ADF檢驗法對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。按照ADF檢驗方法，運用Eviews6.0軟件對lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2的原始序列和一階差分序列進行平穩(wěn)性檢驗，按照AIC和SC取值最小原則對滯后期進行選擇。檢驗結果，如表1所示。根據(jù)表1中各變量的ADF檢驗結果，可知各變量的原始序列即lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2均是非平穩(wěn)序列。分別對它們的一階差分序列l(wèi)nTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2進行單位根檢驗，結果顯示lnTB在5%的顯著水平是平穩(wěn)序列，lnRER、lnGDP1、lnGDP2在1%的顯著水平都是平穩(wěn)序列，則lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2都是一階單整序列，即I(1)。由于lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2是同階單整序列，可對它們進行協(xié)整檢驗。3.3.2協(xié)整檢驗協(xié)整檢驗用于檢驗變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系，檢驗的方法主要有EG檢驗和JJ檢驗。EG檢驗主要是針對2個變量進行協(xié)整關系的檢驗，JJ檢驗則可以檢驗多個變量之間是否存在協(xié)整關系。本文使用Eviews6.0軟件對lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2進行Johansen協(xié)整檢驗，如表2、表3所示。由表2和表3的Johansen協(xié)整檢驗結果看出，我國貿(mào)易收支與人民幣實際匯率、我國國民收入即我國GDP、外國國民收入即美國GDP之間在5%顯著水平上存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，且僅存在一個協(xié)整方程。由Eviews6.0軟件，得到下面的協(xié)整方程:lnTB=1.908lnGDP2－0.415lnGDP1+1.099lnRER+15.480(0.383)(0.088)(0.140)(3.360)協(xié)整方程括號內(nèi)數(shù)字為各變量系數(shù)估計值的標準誤差。根據(jù)協(xié)整方程可知，我國貿(mào)易收支與外國國民收入之間呈正相關關系，與我國國民收入之間呈負相關關系。外國國民收入增加1%，我國貿(mào)易收支增加1.908%;我國國民收入水平提高1%，導致我國貿(mào)易收支下降0.415%。而人民幣實際匯率貶值1%，我國貿(mào)易收支僅增加1.099%，這說明人民幣實際匯率變動會對我國貿(mào)易收支產(chǎn)生影響，但其對我國貿(mào)易收支的影響并不大。3.3．3Granger因果檢驗由前面的分析知，我國貿(mào)易收支與外國國民收入、我國國民收入及人民幣實際匯率之間存在協(xié)整關系，以下運用格蘭杰因果檢驗法對lnGDP2、lnGDP1、lnRER與lnTB的因果關系進行檢驗，檢驗結果，如表4所示。根據(jù)表4的Granger因果檢驗結果不難看出，在10%顯著性水平上，lnGDP2是lnTB的格蘭杰原因，即外國國民收入的增加是我國貿(mào)易收支變化的格蘭杰原因。反之，則不成立。在5%顯著性水平上，lnGDP1是lnTB的格蘭杰原因，即我國國民收入的變動會引起我國貿(mào)易收支的變動。反之，也不成立。在10%顯著性水平上，人民幣實際匯率變動與我國貿(mào)易收支之間存在雙向Granger因果關系。

4結論與建議

4.1結論

第一，協(xié)整分析表明，我國貿(mào)易收支與外國國民收入、我國國民收入及人民幣實際匯率之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，且外國國民收入的變化對我國貿(mào)易收支的影響較大。外國國民收入每增加1%，會引起我國貿(mào)易收支增加1.908%;而人民幣實際匯率貶值1%，只引起我國貿(mào)易收支增加1.099%，說明人民幣實際匯率變動對我國貿(mào)易收支的影響不大。因此，僅僅依靠對人民幣匯率的調節(jié)來維持我國對外貿(mào)易收支的平衡是不夠的。第二，格蘭杰因果檢驗結果顯示，外國國民收入、我國國民收入的變化是我國貿(mào)易收支變化的單向格蘭杰原因，人民幣實際匯率變動與我國貿(mào)易收支變化互為格蘭杰因果關系。從我國的實際情況來看，隨著我國對外貿(mào)易額的不斷增大，我國貿(mào)易收支呈逐漸擴大的趨勢。國際上要求人民幣升值的呼聲也越來越大，人民幣升值壓力越來越大，使人民幣兌美元實際匯率自2005年7月匯改以來一直保持穩(wěn)定的升值態(tài)勢。人民幣在升值的同時，我國貿(mào)易收支也一直在發(fā)生變化?？梢钥闯觯覈Q(mào)易收支與人民幣實際匯率之間是相互影響的，盡管后者對前者的影響較小。

篇（2）

人民幣升值,對出口導向型行業(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,客戶往往不能接受美元報價進行提價,訂單因而轉向越南等其他國家。

據(jù)南昌海關統(tǒng)計,2008年上半年,江西省進出口總值達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,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,出口采用美元結算的企業(yè)影響較大。

調研中,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)購外銷,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)避匯率風險的觀念較為淡薄。在此次調研的眾多企業(yè)中,絕大多數(shù)企業(yè)沒有采取任何經(jīng)濟手段規(guī)避或管理匯率風險,僅僅把匯率風險歸于政策性因素,僅有一家公司利用外匯市場進行套期保值來規(guī)避風險。

2.2金融體制改革和金融產(chǎn)品服務創(chuàng)新相對滯后

由于我國金融機構還不具備承擔外匯風險的能力,放開人民幣匯率,未知的風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)易導致企業(yè)沒有定價權,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)被迫調整了外貿(mào)的出口政策。調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。央行嚴格限制貸款規(guī)模,進一步加劇了出口加工企業(yè)資金困難。

在此次調研中,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,應對策略的選擇比較重要,政府積極地對外貿(mào)企業(yè)應進行該方面的引導。

①外貿(mào)企業(yè)應該高度關注外匯市場,采用金融手段積極規(guī)避外匯風險。

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

②開拓新的出口市場,同時擴大內(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,存在出口市場轉換的趨勢,這種轉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)品出口結構。

外貿(mào)企業(yè)提高應對能力的根本措施是優(yōu)化產(chǎn)品出口結構,轉變外貿(mào)增長方式,走高質量、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?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)結匯多元化。

外貿(mào)企業(yè)應該從自身效益出發(fā),在出口結匯時,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調整產(chǎn)業(yè)結構。結合自身情況,鼓勵全省各進出口企業(yè)堅持以科技進步為推動力,改變過去以初級產(chǎn)品出口為主的格局,大力調整和優(yōu)化出口產(chǎn)品結構,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,由于進口關稅,運輸成本等導致眾多企業(yè)對原材料海外采購望而卻步,針對這種現(xiàn)象,政府可以對外貿(mào)企業(yè)進行一定的進出口運費補貼等政策支持。

參考文獻

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篇（3）

匯率變動會影響進出口貿(mào)易以及貿(mào)易收支，主要體現(xiàn)在以下兩個方面：

1.匯率變動引起收入變化，影響進出口貿(mào)易

匯率變動的最直接體現(xiàn)就是本幣的升值或貶值。貨幣升值會造成進口商品價格下降，而出口商品價格上升，雖然不利于出口，但是可以改善國際收支，貨幣貶值則可以達到相反的效果。但是實際上，貨幣的貶值對收入的影響主要來自兩個方面：貶值會造成進口商品價格上升，出口商品價格下降，從而使得貿(mào)易條件惡化。與此同時，在同樣名義收入水平下，消費者只能購買較少的商品，也就是導致實際收入的下降，這必然導致該國支出的下降，從而改善貿(mào)易收支。另外，如該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。根據(jù)凱恩斯經(jīng)濟學的原理，民眾的經(jīng)濟支出會通過凱恩斯乘數(shù)而數(shù)倍提高國民收入，國民收入的提高又會提高國內(nèi)支出，達到良性循環(huán)的結果。

2.匯率變動引起價格傳遞，影響進出口貿(mào)易

前面說到，匯率變動的最直接體現(xiàn)是貨幣的相對價格上升或下降，這首先在進出口貿(mào)易中體現(xiàn)出來。但在金融全球化的今天，國際市場的價格變動最終也會影響國內(nèi)市場的一般價格。因此匯率的變動會引起國內(nèi)一般價格水平，從而影響進出口商的貿(mào)易額和國家的貿(mào)易收支，這從以下兩個方面體現(xiàn)：首先，貨幣的升值是以本幣表示的進口商品價格下跌，如原料或半成品，然后通過價格傳遞，影響最終商品成本的下跌和價格的下跌。其次，匯率變動會使得貿(mào)易收支發(fā)生變化，如貨幣貶值后會出現(xiàn)貿(mào)易收支順差，然后使得外匯儲備增加，而外匯儲備的增加，又使得央行必須通過購買外匯而在國內(nèi)市場上投放更多的基礎貨幣。顯然，更多的基礎貨幣會導致通貨膨脹。近兩年中國的外匯儲備不斷的增長，盡管不是人民幣貶值的結果，但是大量的外匯儲備和國際經(jīng)濟的變化，使得中國的通貨膨脹率一直較高就是很好的說明。當通貨膨脹出現(xiàn)的時候，其實是鼓勵人們消費，因為在名義貨幣不變的情況下，公眾更有意愿將貨幣轉化成有形的資產(chǎn)，客觀上又會推動物價上升。

二、應對匯率變化的一般對策

應對匯率變化的一般對策主要從進出口貿(mào)易中多樣化的進口來源，結算貨幣的選擇，以及利用各種金融工具。

1.選擇多樣化的進口來源

如同一國貨幣緊盯著另一國貨幣有很大風險一樣，進口來源的單一很容易使得出口商轉移匯率風險，甚至操縱價格。因為如果進口來源過于單一，反映了該國的某種資源對其貿(mào)易對象國或者地區(qū)的高度依賴。2007年底和2008年7月發(fā)生的兩次大的石油漲價行為可以說明這一切，因為全球的石油資源過渡依賴一些產(chǎn)油國或地區(qū)。某些資源過于依賴單一國家或地區(qū)，必然導致企業(yè)的經(jīng)營嚴重受制于該國的貨幣匯率的波動，該國進而將匯率的風險轉嫁到進口商。這種單獨的依賴本來就是不明智的選擇，再加上當前全球經(jīng)濟的不明朗，進口商的經(jīng)營風險進一步放大。因此，必須適當?shù)財U大進出口業(yè)務的地域分布，在國際范圍內(nèi)分散原料來源和銷售地點，在多個資金市場上以多種貨幣籌措資金，按照匯率走勢和國際貿(mào)易形勢，建立一定的貨幣組合，就可以在很大程度上分散國際貿(mào)易和投融資中的外匯風險。

2.進出口貿(mào)易中選擇合理或多種交易幣種

進出口貿(mào)易中的出口，特別是出口商要選擇合理的貨幣作為結算和付款的幣種，當然這一般是進出口商雙方博弈的結果。因此，在有關對外貿(mào)易和借貸等經(jīng)濟交易中，簽訂合同時選擇何種幣種，作為計價結算的貨幣或計值清償?shù)呢泿牛苯雨P系到交易雙方是否將承擔匯率風險。一般而言，出口貿(mào)易采取硬幣計價，以防匯率貶值給自己帶來損失，而進口商會選擇軟幣，以避免升值造成的匯兌損失。如當前的國際貿(mào)易中，歐元和人民幣有升值的壓力，而美元貶值已經(jīng)成為現(xiàn)實，因此出口商更多意愿是以歐元和人民幣作為結算和付款的幣種，而進口上則更愿意選擇美元結算。當然在實際進出口貿(mào)易中，雙方博弈的結果一般是約定采用一部分硬幣和一部分軟幣，甚至多種貨幣計價和付款。其結果是進出口商共同承擔匯率的風險，增大了談判的成功率。在長期合同中，還可以使用貨幣保值的方式，即選擇某種與合同貨幣不一致的、價值穩(wěn)定的貨幣，將合同金額轉換成用所選的貨幣來表示，在結算或清償時，按所選貨幣表示的金額以合同貨幣來完成支付。還有一種降低匯率風險的辦法是，出口時雖然選擇了軟幣，但可以適當提高價格以防貨幣貶值風險，進口時選擇了硬幣，則可以適當壓低價格以防范升值損失。

3.充分利用國際金融工具低于匯率風險

金融工具的出現(xiàn)本身就是因為匯率風險轉嫁的必然結果，而通過一定的金融工具，進出口商也共同承擔了匯率風險，或者向后推遲了承擔匯率風險的必然結果。對于金融業(yè)發(fā)達的國家而言，積極地利用金融工具已經(jīng)司空見慣，因此發(fā)展中國家對金融工具的利用顯得更為迫切。這些國家一方面要加快國家的外匯市場建設，推出各類外匯業(yè)務，一方面企業(yè)則需要積極利用外匯市場及其金融衍生工具來規(guī)避外匯風險。企業(yè)可以運用遠期外匯交易、外匯期權交易、出口押匯、出口商業(yè)發(fā)票貼現(xiàn)、無本金交割遠期外匯(NDF)業(yè)務、外匯借款等多種方式轉嫁匯率風險。

三、結束語

當前國際經(jīng)濟形勢非常不明朗，國際金融中心華爾街被拯救，石油價格風險較高，日本經(jīng)濟長期的疲軟以及世界經(jīng)濟經(jīng)近幾年高速發(fā)展之后也出現(xiàn)減緩的跡象，即使保持高速增長的中國經(jīng)濟，也因為內(nèi)外因素出現(xiàn)了很大的不確定性。而當前國際經(jīng)濟已經(jīng)融為一體，休戚相關，因此國家之間的貨幣比值變得比以往更加敏感。近日，美歐等六國的中央銀行集體宣布降息以促進經(jīng)濟發(fā)展足以表明世界經(jīng)濟的一體化程度非常之高。但是對于進出口商而言，匯率變化的巨大風險不能僅僅靠國家的財政政策來進行規(guī)避，他們需要選擇更多進口來源，需要更靈活的結算貨幣，以及選擇更多金融工具。

參考文獻：

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[4]埃爾赫南·赫爾普曼，保羅·克魯格曼.市場結構和對外貿(mào)易[M].上海：上海三聯(lián)書店，1994.

篇（4）

改革開放以來，浙江對外貿(mào)易發(fā)展迅速，進出口總額從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，處于全國領先水平?？梢姡憬膶ν庵苯油顿Y與進出口貿(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出口貿(mào)易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內(nèi)，有關外商直接投資與中國對外貿(mào)易關系的研究已經(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和進出口的比重都不大，對中國經(jīng)濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟實力的增強，對外直接投資對我國經(jīng)濟，尤其是對進出口貿(mào)易的影響會進一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿(mào)易保護主義的影響，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系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿(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、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)達國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結果表明，發(fā)達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)易之間的相互關系做了進一步的分析,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)為替代關系。以上主要是對發(fā)達國家國際貿(mào)易與對外直接投資關系的理論分析,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)易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，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系，且這些研究大多數(shù)是針對發(fā)達國家，對于處在轉型經(jīng)濟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)易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關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系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。

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）、進口額（IM）來衡量對外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認為,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)外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經(jīng)濟增長較快,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)濟規(guī)模和經(jīng)濟增長。

（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗

在對經(jīng)濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表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，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，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，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，可以進行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關系。

（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)易關系的文獻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系，得到出口貿(mào)易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關系（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口貿(mào)易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，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、進口之間的關系，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)整關系,并依據(jù)DW值與t值，運用向后回歸法進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。

對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗結果如表4所示。

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

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進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，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，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)生負面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結果相反。這從一個側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)對進口的貢獻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致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經(jīng)驗的投資對浙江省進口貿(mào)易有一定的促進作用，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口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進口貿(mào)易產(chǎn)生負面的影響，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,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。（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)整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關系，而這種穩(wěn)定的關系是在短期動態(tài)過程的不斷調整下得以維持的。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、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：

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)整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當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期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應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)整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當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期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(tài)調整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿(mào)易的穩(wěn)定關系。

三、結論與建議

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與進口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額之間的協(xié)整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：

（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿(mào)易之間存在惟一的協(xié)整關系。浙江省對外直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。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)逐漸轉型,從追求人力資源優(yōu)勢的生產(chǎn)型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉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，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。

從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿(mào)易之間也存在惟一的協(xié)整關系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進口貿(mào)易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟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口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經(jīng)驗，而它們對進口貿(mào)易無疑有強勁的促進作用。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本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規(guī)避貿(mào)易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟關系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿(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)計年鑒相關指標計算得出。），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》相關指標計算得出。）。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）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿(mào)易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿(mào)易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿(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,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經(jīng)濟強省也首當其沖，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一步增大，對外直接投資與出口貿(mào)易直接的正相關關系將逐漸增強。

本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿(mào)易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿(mào)易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿(mào)易的短期調整作用更強。

從浙江省當前貿(mào)易戰(zhàn)略出發(fā),政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產(chǎn)生進出口貿(mào)易互補、創(chuàng)造效應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”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿(mào)易措施,而并不直接制定與貿(mào)易有關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)結構。

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”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業(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。

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篇（5）

1前言

1.1糧食進出口問題的提出

篇（6）

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

我國能源產(chǎn)品貿(mào)易量大幅增長，2006年石油、煤炭和天然氣產(chǎn)品進出口貿(mào)易總量達到37396萬噸標準煤，比2001年21974萬噸標準煤增加70.2%，年均增長率11.2%。2001年以來，我國能源產(chǎn)品貿(mào)易額的增長幅度遠遠大于能源貿(mào)易量的增長幅度，能源產(chǎn)品貿(mào)易量的持續(xù)穩(wěn)定增長，是其貿(mào)易額不斷創(chuàng)出新高的重要原因，同時，能源產(chǎn)品價格的上漲更是導致能源產(chǎn)品貿(mào)易額不斷增長的重要原因。

石油對進口的依賴程度不斷提高，2006年我國石油消費對進口的依賴程度已經(jīng)達到47.3%。我國石油進口貿(mào)易向著多元化方向發(fā)展，2006年從9個國家合計進口石油13018萬噸，占當年我國石油總進口量的71.7%。

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

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

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

三、我國石油進口額占礦產(chǎn)品進口額的比重

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

四、2001-2006年中國石油進出口貿(mào)易特點和趨勢

我國石油消費巨大，嚴重依賴進口，2006年我國石油凈進口量16286萬噸。從我國石油的進口貿(mào)易情況看，我國石油進口量不斷增長，自2001年的8163.2萬噸迅速增長到2006年的18157.0萬噸，2006年比2001年增長了122.4%，年平均增長率為17.3%，從目前的趨勢看，我國石油的進口量還會進一步增長；另一方面，我國石油的進口額增長幅度更大，自2001年的154.06億美元迅速增長到2006年的819.52億美元，2006年比2001年增長了432.0%，年平均增長率為39.7%。2005年我國石油進口量約占世界石油貿(mào)易量的6.8%，我國已經(jīng)成為繼美國、日本之后的第三大石油進口國。從我國石油的出口貿(mào)易情況看，我國石油的出口量從2001年1674.1萬噸到2006年的1871.4萬噸，最高的年份2005年為2207.7萬噸，我國石油的出口量變化不大。

2006年位居我國石油進口前九位的國家為：沙特阿拉伯（2471萬噸）、安哥拉（2345萬噸）、俄羅斯（2113萬噸）、伊朗（1864萬噸）、阿曼（1318萬噸）、韓國（1106萬噸）、委內(nèi)瑞拉（732萬噸）、剛果（542萬噸）和赤道幾內(nèi)亞（527萬噸），9個國家合計進口量為13018萬噸，占我國石油總進口量的71.7%，我國石油進口貿(mào)易向著多元化方向發(fā)展。

五、2001-2006中國石油消費對進口的依賴程度

2001年我國石油消費對進口的依賴程度只有29.1%，2006年上升到47.3%，近年來我國經(jīng)濟持續(xù)快速發(fā)展導致了能源需求，特別是石油需求的快速增長。為緩解國內(nèi)石油供求的突出矛盾，我國石油進口量逐年增加，石油消費對進口的依賴程度不斷提高。

六、2001-2006中國天然氣、煤炭進出口貿(mào)易變化趨勢

2001年我國天然氣出口量為223.30萬噸，2006年為225.24萬噸，近年來我國天然氣的出口量基本上維持在200余萬噸的水平上，變化不大，從我國天然氣資源和產(chǎn)量分析，未來我國天然氣出口量不會有大的變化。

2001年我國天然氣進口量為489.62萬噸，2006年為605.81萬噸，近年來我國天然氣的進口量維持在600余萬噸的水平上，增長不大，由于我國進口的主要是液化天然氣，而天然氣的大規(guī)模輸送必須通過管道，未來我國天然氣進口量增長變化在很大程度取決于天然氣進口輸送管道基礎設施建設的前景。

2001年我國煤炭出口量為9012萬噸，2006年下降到6330萬噸，近年來我國煤炭的出口量逐年下降，由于國家限制高耗能產(chǎn)品的出口，取消了煤炭出口退稅，預計未來我國煤炭的出口量還會有所減少。

2001年我國煤炭進口量只有249萬噸，2006年迅速增長到3836萬噸，近年來我國煤炭進口量逐年大幅增長，年增長率達到72.8%。由于我國煤炭資源在地域上分布不均，北煤南運，陸路運輸成本較高，在符合比較效益的情況下，預計未來我國煤炭的進口量還會進一步增長。

七、我國能源進出口貿(mào)易中存在的主要問題

1.我國石油消費對進口的依賴程度很高，增長很快

2001年我國石油消費對進口的依賴程度只有29.1%，2006年已經(jīng)上升到47.3%，近年來我國經(jīng)濟持續(xù)快速增長導致了能源需求，特別是石油需求的快速增長，在國內(nèi)石油產(chǎn)量增長緩慢，而石油消費增長迅速，從而導致石油進口量連年大幅增長，使我國石油消費對進口的依賴程度不斷提高，預計我國石油消費對進口的依賴程度將很快超過50%。巨額的石油進口以及對石油進口依賴程度的快速提高，使我國的石油消費嚴重地依賴于國際市場。

2.我國利用國外石油資源的成本在大幅度上升

篇（7）

二、人民幣匯率變化對就業(yè)水平及物價水平的影響

人民幣匯率變化的升值結果會影響到國內(nèi)就業(yè)水平，當人民幣升值時，一方面會由于出口商品價格上漲而遏制本國出口，進而縮小國際市場的份額，最終導致國內(nèi)出口導向型企業(yè)縮減生產(chǎn)規(guī)模，就業(yè)機會減少，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，消費者購買的進口商品也會越多，國內(nèi)進口需求會不斷增加，國內(nèi)進口替代型企業(yè)和進口競爭型企業(yè)的經(jīng)濟效益會下降，生產(chǎn)規(guī)模也會縮減，使失業(yè)人口進一步增加，導致本國就業(yè)水平更大幅度地降低。人民幣升值還會影響到國內(nèi)物價水平，主要體現(xiàn)在：升值基本出現(xiàn)在外匯支出小于外匯收入、儲備增加、國際收支順差的情況下，如果出現(xiàn)儲備增加還會導致本國中央銀行以外匯占款增加形式的本幣投放過多，最終形成商品價格上升，繼而出現(xiàn)通貨膨脹。另一方面，人民幣升值，會讓消費者意識到自己手中的錢變多，但是短時間內(nèi)的消費水平變化不會太大，這樣中央銀行初期供應的貨幣量就會相對過剩，由此形成通貨膨脹，出現(xiàn)物價水平的持續(xù)上漲。再者，由于我國人口數(shù)量多，農(nóng)村大量的勞動力需要轉移，所以我們將長期面臨就業(yè)壓力。經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略和各項經(jīng)濟政策都必須以促進就業(yè)為重要目標，匯率政策也不例外。由于當前我國經(jīng)濟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)濟增長產(chǎn)生一定的負面影響，但從長期來看有利于經(jīng)濟持續(xù)增長和結構優(yōu)化，也有利于就業(yè)總量的增加和經(jīng)濟結構的完善。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。當然，就業(yè)水平的提高離不開國家相應政策的實施，但也說明其在一定程度上受到人民幣匯率走高的負面影響，若將就業(yè)率和出口貿(mào)易類相關行業(yè)的就業(yè)水平相聯(lián)系的話會發(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，相應的就業(yè)率水平也在下降。人民幣升值會帶來內(nèi)外部經(jīng)濟部門的調整，原來為國際市場服務的部門將轉向為國內(nèi)市場服務。因此，從國內(nèi)政策看，要采取與擴大內(nèi)需相適應的政策，促進經(jīng)濟和就業(yè)結構順利調整，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)部分配結構，重點是提高實際消費能力較強的中低等階層的收入，擴大中等收入者的規(guī)模；推進各項保障制度改革，減少居民預防性儲蓄，提高居民的消費意愿；降低交易和行政成本，促進社會分工更加細化，培育新的市場需求；鼓勵企業(yè)擴大投資，鼓勵企業(yè)在自主創(chuàng)新、自主營銷渠道、自主品牌等方面的投資；鼓勵對國內(nèi)產(chǎn)品和勞務的購買。在匯率升值后，國內(nèi)實際收入將增加，要防止增加的實際收入轉化成對國外產(chǎn)品和勞務的需求。匯率升值所帶來的內(nèi)需擴大，還會導致國內(nèi)需求結構升級。一方面，從制造業(yè)和服務業(yè)的關系看，服務業(yè)增速要快于制造業(yè)，服務業(yè)吸收就業(yè)彈性較大，對就業(yè)有明顯的促進作用；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密集型產(chǎn)品，這種變化會引起就業(yè)減少。因此，要在人民幣升值后減少對就業(yè)的不利影響，應該鼓勵服務業(yè)的發(fā)展，尤其是以滿足國內(nèi)需求的勞動密集型服務業(yè)的發(fā)展，大力發(fā)展服務業(yè)是適應人民幣匯率升值的一項重要配合措施。為此，政府應該采取鼓勵服務業(yè)發(fā)展的政策，擴大服務業(yè)的分工程度，降低準入門檻，取消進入服務業(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行了人民幣匯率形成機制改革和匯率調整，中國人民銀行宣布自即日起，我國開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節(jié)、有管理的浮動匯率制度。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制，同時宣布人民幣對美元升值2%，實現(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再創(chuàng)新高，達人民幣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)濟產(chǎn)生深遠的影響。

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)成為大家關注的焦點，人民幣匯率存在升值壓力的原因是一個與國際間錯綜復雜的社會、政治、經(jīng)濟利益相糅合的問題。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，巨額外匯儲備等。

2003年，中國經(jīng)濟在擴大內(nèi)需投資和對外貿(mào)易增長的帶動下，經(jīng)濟保持年增8.2%的強勁勢頭。一般來說，若一國能保持穩(wěn)定的經(jīng)濟增長，則會支持本國的貨幣穩(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。還有一個原因就是中國巨額的外匯儲備。國家都需要保持一定數(shù)量的外匯儲備，以支持本國貨幣匯率的穩(wěn)定。外匯儲備的增加，不僅可以增強宏觀調控能力，而且有利于維護國家和企業(yè)在國際上的信譽，我國自1994年外匯體制改革以來，外匯儲備的絕對規(guī)模和增長速度都持續(xù)攀高，至2005年9月底，己達到7690億美元，成為僅次于日本的第二大外匯儲備國。雖然外匯儲備對一個國家的經(jīng)濟運行至關重要，但外匯儲備并非越多越好；目前我國外匯儲備的各項指標遠遠高于國際警戒線，國內(nèi)的一些實證研究也表明，我國外匯儲備的增加在長期內(nèi)影響著人民幣名義和實際有效匯率，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)濟和對外貿(mào)易情況，我國曾多次調整人民幣匯率。加入WTO以后，我國經(jīng)濟和對外貿(mào)易持續(xù)快速發(fā)展，人民幣的國際影響力不斷擴大，中國與美、日、歐盟等經(jīng)濟體的貿(mào)易摩擦進入高發(fā)期，這些經(jīng)濟體基于本國內(nèi)經(jīng)濟和政治需要持續(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)濟持續(xù)增長需要和整體承受能力的基礎上，以國外要價合理讓步和對我發(fā)展整體有利為前提，我國政府宣布自2005年7月21日起我國開始實行以市場供求為基礎、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個國家和地區(qū)的貨幣)進行調節(jié)的、有管理的浮動匯率制度，人民幣對美元匯率上調0.2%，并在一定范圍內(nèi)浮動，人民幣升值是我國開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節(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制的標志，這是為建立和完善我國社會主義市場經(jīng)濟體制，充分發(fā)揮市場在資源配置中的基礎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、人民幣升值對進出口貿(mào)易影響分析

匯率變動對出口貿(mào)易的影響主要是通過價格調節(jié)機制傳導的，而影響這一機制傳遞效果的因素很多。在我國，由于加工貿(mào)易多是進口原材料和機械設備后在我國進行生產(chǎn)然后再出口，因此進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)濟發(fā)展階段所導致的。而隨著我國產(chǎn)業(yè)結構的升級，基礎產(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)，匯率的調整也將對其出口貿(mào)易產(chǎn)生一定的擴展效果。本幣升值對出口的影響表現(xiàn)為：當生產(chǎn)出口商品使用本國原材料時，本幣國內(nèi)價值貶值的情況下，本幣匯率升值會使出口商品的價格大幅度上漲，導致出口減少；本幣國內(nèi)價值穩(wěn)定的情況下，本幣升值仍會使出口商品的外幣價格上漲，導致商品的出口減少；本幣國內(nèi)價值升值，出口商品的外幣價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格下降的幅度和本幣升值使出口商品的外幣價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，則只會較少地減少商品出口。而當生產(chǎn)原材料來自海外時，本幣升值對出口的影響與進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小；反之，效果就越大。

（一）人民幣升值對我國進出口貿(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，我國貿(mào)易條件近年來正在不斷惡化。商務部的一份調查報告顯示，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年出口商品價格指數(shù)為104.7進口商品價格指數(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，我國的出口商品價格相對于進口商品價格的比值在下降，即我國必須出口更多的商品才能換回同樣數(shù)量的進口商品，國民福利向外流失。

近些年來，我國政府主導的固定資產(chǎn)投資增長居高不下.進口的能源和原材料等初級產(chǎn)品所占比重，以及技術含量較高的化學制品、機械和交通設備等制成品進口比重大幅攀升。近年來，大部分初級產(chǎn)品和資本、技術密集型產(chǎn)品的美元單價均有不同程度的上升。1993—2000年，中國進口價格總指數(shù)上升了19%，其中制成品上升20%，初級產(chǎn)品上升16%。同時，我國經(jīng)濟的迅速發(fā)展導致進口需求的上升無疑在一定程度上提高了國際原材料、技術密集型產(chǎn)品的價格，進一步造成貿(mào)易條件的惡化。

人民幣升值將會降低進口產(chǎn)品價格，特別是原材料和高科技設備價格的降低，企業(yè)將會加速技術引進，提高生產(chǎn)效率，進行產(chǎn)品更新?lián)Q代，實現(xiàn)產(chǎn)品動態(tài)比較升級。同時由于進口產(chǎn)品絕大部分用于復出口。故隨著企業(yè)生產(chǎn)率提高，出口產(chǎn)品質最得到提高，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)易的商品結構。目前，中國的貿(mào)易結構很不合理，大多數(shù)企業(yè)都處在勞動密集型且技術含量不高的水平上，僅有的部分高技術、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)技術水平和要素含且的高新技術設備和中間投入品等生產(chǎn)要素要從國外進口，加工收益近80%屬于外國產(chǎn)值的轉移。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)品處于價值鏈的末端，普遍缺乏核心技術、自主品牌和營銷網(wǎng)絡，容易受到跨國公司的制約，出現(xiàn)無自主產(chǎn)權和技術空心化局面。

通過人民幣升值的手段，可以最有效率地把制造業(yè)中那些技術含量與附加值低的、管理不善地擠出去，這符合中國產(chǎn)業(yè)結構轉變的發(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。因為本國貨幣的持續(xù)升值讓它們面臨“優(yōu)勝劣汰”的壓力，從而不斷激勵企業(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我國企業(yè)貿(mào)易結構調整并激發(fā)其自主創(chuàng)新，實現(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，我國主要依靠廉價勞動密集型產(chǎn)品的數(shù)量擴張來實現(xiàn)出口導向戰(zhàn)略，憑著價格優(yōu)勢迅速占領國際勞動密集型產(chǎn)業(yè)的中低端市場。根據(jù)商務部統(tǒng)計資料顯示，2005年美國從中國進口紡織品(61、62和63類)207.79億美元，占同類商品總進口額的26.01%；鞋類制品(64類)金額為127.21億美元，占總進口額的70.94%；箱包制品(42類)金額為62.59億美元，占同類總進口額的71.66%；家具制品(94類)金額為170.55億美元，占總進口額的45.79%；玩具和游戲用品(95類)金額為191.41億美元，占總進口額的78.24%。在其他發(fā)達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)占同類進口商品比率%

42皮革制品；旅行箱包；動物腸線制品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、護腿和類似品及其零件24.9369.31

94家具；寢具等；燈具；活動房28.2149.39

95玩具、游戲或運動用品及其零附件38.8878.78

表12005年日本從中國進口的部分商品及構成(資料來源:商務部網(wǎng)站)

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。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，適當提升出口產(chǎn)品的外幣價格，緩解國外市場對我國出口產(chǎn)品的反傾銷壓力，同時適當削減外匯留成、出口補貼、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)易品的價格，消除貿(mào)易品和非貿(mào)易品相對價格的扭曲，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出口貿(mào)易的不利影響

第一，實際有效匯率的進一步上升會削弱出口。考察匯率波動對貿(mào)易收支的影響主要是看實際匯率和實際有效匯率，而不是名義匯率，衡量實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，當匯率貶值速度超過通貨膨脹速度則實際匯率下降，反之，則實際匯率上升。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)，所以我國的實際有效匯率水平普遍提高之后在一定范圍內(nèi)小幅波動。自1990年到2003年，人民幣名義有效匯率雖然貶值近40個基點，但人民幣實際有效匯率卻升值3.59%，使中國出口商品的國際競爭力下降。然而，因為人民幣實際有效匯率升值所帶來的貿(mào)易下降效應被影響更大的國外收入增長效應給抵消掉了，所以，我國幾個主要貿(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。在人民幣實際有效匯率升值的條件下，如果對人民幣進行升值操作，則會進一步提高人民幣的實際有效匯率，而實際有效匯率又是決定一國多邊貿(mào)易的一個決定性因素，因此，人民幣升值會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，國外資金可能會轉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，“三資企業(yè)”是我國進出口貿(mào)易的主要載體，在中國進出口貿(mào)易額中占有很大比重。因此，從這個角度看，人民幣升值可能會對我國的進出口貿(mào)易產(chǎn)生一定程度不同的負面作用。

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政對策

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

第二，加強對短期資本流動的管制是降低人民幣進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撥以及銀行持有更多的海外資產(chǎn)等應逐步放寬，擴大國內(nèi)企業(yè)和居民用匯的權利等。實行差別準備金制度，適當提高對新增非居民人民幣存款的準備金要求，從而降低銀行支付給新增非居民人民幣存款的利率；鼓勵境外機構發(fā)行人民幣債券、并放寬境內(nèi)機構發(fā)行外幣債務管制。

篇（9）

改革開放以來，浙江對外貿(mào)易發(fā)展迅速，進出口總額從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，處于全國領先水平?？梢姡憬膶ν庵苯油顿Y與進出口貿(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出口貿(mào)易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內(nèi)，有關外商直接投資與中國對外貿(mào)易關系的研究已經(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和進出口的比重都不大，對中國經(jīng)濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟實力的增強，對外直接投資對我國經(jīng)濟，尤其是對進出口貿(mào)易的影響會進一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿(mào)易保護主義的影響，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系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿(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、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)達國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結果表明，發(fā)達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)易之間的相互關系做了進一步的分析,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)為替代關系。以上主要是對發(fā)達國家國際貿(mào)易與對外直接投資關系的理論分析,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)易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，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系，且這些研究大多數(shù)是針對發(fā)達國家，對于處在轉型經(jīng)濟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)易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關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系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。

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）、進口額（IM）來衡量對外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認為,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)外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經(jīng)濟增長較快,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)濟規(guī)模和經(jīng)濟增長。

（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗

在對經(jīng)濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表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，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，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，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，可以進行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關系。

（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)易關系的文獻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系，得到出口貿(mào)易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關系（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口貿(mào)易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，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、進口之間的關系，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)整關系,并依據(jù)DW值與t值，運用向后回歸法進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。

對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗結果如表4所示。

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

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進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，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，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)生負面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結果相反。這從一個側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)對進口的貢獻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致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經(jīng)驗的投資對浙江省進口貿(mào)易有一定的促進作用，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口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進口貿(mào)易產(chǎn)生負面的影響，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,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。

（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)整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關系，而這種穩(wěn)定的關系是在短期動態(tài)過程的不斷調整下得以維持的。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、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：

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)整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當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期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應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)整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當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期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(tài)調整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿(mào)易的穩(wěn)定關系。

三、結論與建議

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與進口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額之間的協(xié)整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：

（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿(mào)易之間存在惟一的協(xié)整關系。浙江省對外直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。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)逐漸轉型,從追求人力資源優(yōu)勢的生產(chǎn)型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉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，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。

從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿(mào)易之間也存在惟一的協(xié)整關系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進口貿(mào)易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟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口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經(jīng)驗，而它們對進口貿(mào)易無疑有強勁的促進作用。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本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規(guī)避貿(mào)易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟關系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿(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)計年鑒相關指標計算得出。），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》相關指標計算得出。）。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）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿(mào)易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿(mào)易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿(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,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經(jīng)濟強省也首當其沖，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一步增大，對外直接投資與出口貿(mào)易直接的正相關關系將逐漸增強。

本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿(mào)易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿(mào)易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿(mào)易的短期調整作用更強。

從浙江省當前貿(mào)易戰(zhàn)略出發(fā),政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產(chǎn)生進出口貿(mào)易互補、創(chuàng)造效應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”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿(mào)易措施,而并不直接制定與貿(mào)易有關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)結構。

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”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業(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。

參考文獻：

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

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

篇（10）

有關FDI與國際貿(mào)易關系的理論研究很多,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出口起到了促進作用｡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,兩者呈替代關系｡此例說明FDI與國際商品貿(mào)易間的關系在不同國家或地區(qū)是相異的｡

中國學者對FDI與貿(mào)易的關系也進行了不少研究｡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系;陳憲,陳晨研究發(fā)現(xiàn)FDI增長與進出口額增長的相關性呈現(xiàn)由強到弱后又增強的趨勢,原因是FDI在當年通過帶動進口刺激了對外貿(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流入對我國商品進出口有長期的顯著的促進作用,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對中國商品進出口､出口､進口的增長均存在長期且顯著的促進作用,但這種促進作用存在時滯,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和進出口貿(mào)易之間的長期均衡關系及由短期偏離向長期均衡調整的過程｡

二、實證模型和研究方法

(一)實證模型

本文應用非平穩(wěn)時間序列變量之間的協(xié)整關系研究方法來重新檢驗FDI對中國進口和出口貿(mào)易的影響｡該方法基礎思想在本文的應用體現(xiàn)在,如果FDI與出口(或進口)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)定關系,即協(xié)整關系｡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､進口分別進行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合在一個模型中｡在確定了FDI與進出口之間的長期關系之后,我們可以轉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行簡單分析,然后對變量進行單位根檢驗和協(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,進口額和出口額迅速增加,這可以歸因于中國關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)恢復性增長｡雖然FDI與進出口貿(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)整檢驗進行分析｡

首先對FDI,EX,IM的自然對數(shù)進行ADF單位根檢驗的結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,表明這些變量是1階單整(I(1))｡于是,進一步檢驗變量之間的協(xié)整關系｡

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,表明是平穩(wěn)的,FDI和進出口之間存在長期穩(wěn)定關系,即協(xié)整關系,且方程(1)和(2)便是這種長期關系的定量表示｡

回歸顯示,在1980-2006年期間,我國FDI與進口和出口呈現(xiàn)正相關,模型擬合較好,各系數(shù)都通過了顯著性檢驗,R2和調整后的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和進口､FDI和出口的ECM模型,其結果如下:

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),進口和出口都可能偏離它與FDI的長期均衡水平,但它們的關系由短期偏離向長期均衡調整的速度很快｡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%,而進口每年對上一年的非均衡偏離的糾正程度為36%｡

四、結論

從方程(1)和(2)的協(xié)整回歸結果可知,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口0.47個百分點的同方向變動｡這表明FDI與出口和進口之間仍然存在著長期均衡關系｡FDI流入帶來出口的增長,是我國出口導向政策以及產(chǎn)業(yè)結構升級調整,更廣泛深入?yún)⑴c國際分工的結果｡而FDI流入促進進口增長,則需要深入分析｡因為理論上,我國的進口替代政策及FDI的貿(mào)易替代效應會使FDI與進口的規(guī)模反向而動｡但是從另外的角度分析,外商到中國投資,必然會大量進口國外先進的機器設備､原材料等,因此,實證分析才會出現(xiàn)FDI在我國的貿(mào)易替代效應相對不顯著,“進口替代”政策的效果不明顯,FDI導致了進口的增加｡

誤差修正模型顯示,FDI與出口的關系,每年對上一年非均衡偏離的糾正速度為26%｡短期內(nèi),FDI的變動不會導致出口的迅速反應,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與進口的關系,每年對上一年非均衡偏離的糾正速度則較快,達到36%｡且進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口大量的機器設備和原材料,所以滯后一期的FDI變動會推動進口的同方向變動｡總體上,誤差修正模型不僅反映出FDI和進出口的關系由短期偏離向長期均衡調整的速度較快,而且證明了FDI和進出口之間的長期均衡關系｡

參考文獻:

[1]UnitedNationsConferenceonTradeandDevelopment,2004,WorldInvestmentReport.

[2]陳繼勇,秦臻.外商直接投資對中國商品進出口影響的實證分析[J].國際貿(mào)易問題,2006,(5).

[3]高峰,高越.外國直接投資與我國進出口貿(mào)易的關系——基于不同貿(mào)易方式的實證分析[J].國際貿(mào)易問題,2006,(4).