序論：好文章的創(chuàng)作是一個(gè)不斷探索和完善的過(guò)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(lái)更深刻的閱讀感受。

篇（1）

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

一、文獻(xiàn)回顧

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

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

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

二、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

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

（二）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列進(jìn)行最小二乘回歸分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時(shí)間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對(duì)序列采用ADF檢驗(yàn)，其結(jié)果見(jiàn)表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，表明這些變量是平穩(wěn)的時(shí)間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒(méi)有通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，而其差分后的兩個(gè)變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明這兩個(gè)變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明該變量也是一階單整。對(duì)LnFFDI進(jìn)行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即二階單整。lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對(duì)于通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)且為同階單整序列來(lái)說(shuō)，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

三、結(jié)論與建議

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

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

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

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

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

篇（2）

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

2江西省進(jìn)出口企業(yè)目前面臨的主要問(wèn)題

2.1企業(yè)避險(xiǎn)意識(shí)和能力較差

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

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

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

2.3產(chǎn)品附加值低

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

3對(duì)策建議

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

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

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

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

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

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

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

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

③優(yōu)化產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)。

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

(4)結(jié)匯多元化。

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

從政府角度來(lái)說(shuō),可以主要從以下幾方面著手:

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

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

參考文獻(xiàn)

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篇（3）

1研究背景

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

2人民幣升值對(duì)國(guó)際收支變動(dòng)的影響

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

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

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

(1)人民幣升值對(duì)短期投機(jī)資本流動(dòng)的影響。

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

(2)人民幣升值對(duì)直接投資流動(dòng)的影響。

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

3人民幣升值對(duì)新疆進(jìn)出口貿(mào)易的影響

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

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

3.2改善貿(mào)易條件,避免“貧困化增長(zhǎng)”

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

3.3降低資源進(jìn)口成本,增加進(jìn)口規(guī)模

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

4結(jié)論

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

參考文獻(xiàn)

[1]易綱,張磊.國(guó)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(wèn)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(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不斷改善，山東省在對(duì)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(zhǎng)53.7%，實(shí)際外商直接投資87.0億美元，增長(zhǎng)22.7%；新簽外商直接投資項(xiàng)目5891個(gè)，增長(zhǎng)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(duì)于國(guó)際直接投資東道國(guó)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(guò)實(shí)證分析來(lái)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(lái)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(zhǎng)短期關(guān)系，并對(duì)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(duì)數(shù)后不會(huì)改變變量之間的關(guān)系，在這里對(duì)各序列進(jìn)行自然對(duì)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(shuō)，生成變量時(shí)間序列數(shù)據(jù)的隨機(jī)過(guò)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(duì)時(shí)間序列進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)，首先要對(duì)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(duì)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(wú)效。本文采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)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(jiàn)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(shì)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(duì)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(duì)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(lái)的一種分析方法。協(xié)整分析是由若干服從單位根過(guò)程的變量組成的系統(tǒng)，若這些變量的某一線(xiàn)性組合式平穩(wěn)的，則稱(chēng)這一穩(wěn)定線(xiàn)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(zhǎng)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(duì)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(duì)LNFDI與LNEX、LNFDI與LNIM之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

1、對(duì)LNFDI與LNEX的協(xié)整檢驗(yàn)

首先用LNEX對(duì)LNFDI做普通最小二乘回歸，然后對(duì)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(shì)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(shuō)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(shuō)明FDI對(duì)EX的彈性系數(shù)為0.35751，即FDI每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)0.35752%。

用LNEX對(duì)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(shuō)明，LNEX對(duì)LNFEI的彈性系數(shù)為2.419141,即EX每增長(zhǎng)1%,FDI將增長(zhǎng)2.419141%。

2、LNFDI與LNIM的協(xié)整檢驗(yàn)

首先用LNIM對(duì)LNFDI做普通最小二乘回歸，然后對(duì)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(shuō)明LNFDI與LNIM之間不存在長(zhǎng)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(zhǎng)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(duì)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(guò)程中，滯后階數(shù)取5，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)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(duì)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(guò)運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)來(lái)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(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，與進(jìn)口之間的長(zhǎng)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(duì)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(guó)的對(duì)外投資應(yīng)當(dāng)從處于或即將處于比較劣勢(shì)的邊際產(chǎn)業(yè)依次進(jìn)行，這樣就可以把東道國(guó)的比較優(yōu)勢(shì)挖掘出來(lái)，使兩國(guó)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(shuō)明外商直接投資對(duì)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(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，外商直接投資流入量的增加對(duì)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(méi)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(shì)，在山東省進(jìn)行生產(chǎn)，再將產(chǎn)品出口到國(guó)際市場(chǎng)，因此山東省的外商直接投資情況直接影響對(duì)外貿(mào)易出口。同時(shí)，外商直接投資在山東省內(nèi)通過(guò)技術(shù)溢出效應(yīng)、效應(yīng)等間接影響對(duì)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(zhǎng)。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(lái)源地，多吸收歐美等西方發(fā)達(dá)國(guó)家一些具有先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)的大型跨國(guó)公司在山東省投資；加強(qiáng)對(duì)外商直接投資引進(jìn)、使用的監(jiān)督管理。對(duì)外商直接投資在山東省的行為和績(jī)效應(yīng)逐步探索建立起一套可行的跟蹤、評(píng)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(guó)對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額歷史統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（歷年《美國(guó)總統(tǒng)經(jīng)濟(jì)報(bào)告》），借助計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件進(jìn)行回歸分析，找出美國(guó)對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額演化規(guī)律的形式的某些方面，建立美國(guó)經(jīng)濟(jì)演化的一個(gè)計(jì)算機(jī)仿真模型，是一個(gè)有意義的工作。以此模型為基礎(chǔ)，根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，可以解釋這個(gè)模型各個(gè)參數(shù)的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，從而通過(guò)對(duì)各種參數(shù)的調(diào)節(jié)或變動(dòng)所導(dǎo)致的美國(guó)對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額路徑的偏移進(jìn)行計(jì)算機(jī)仿真展示，把握住美國(guó)對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額演化的某些客觀(guān)必然趨勢(shì),以及對(duì)我國(guó)與美國(guó)和我國(guó)與日本進(jìn)出口貿(mào)易額的影響，預(yù)先提出相應(yīng)的政策建議，從而增強(qiáng)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)安全保障。

本文研究進(jìn)行這一工作。

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

圖2美國(guó)對(duì)進(jìn)口貿(mào)易額演化模型圖

三、結(jié)論與政策建議

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

四、結(jié)論

篇（7）

二、人民幣匯率變化對(duì)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(guó)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(guó)出口，進(jìn)而縮小國(guó)際市場(chǎng)的份額，最終導(dǎo)致國(guó)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(guó)內(nèi)就業(yè)水平長(zhǎng)期處于較低水平；另一方面，人民幣升值越多，消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)的進(jìn)口商品也會(huì)越多，國(guó)內(nèi)進(jìn)口需求會(huì)不斷增加，國(guó)內(nèi)進(jìn)口替代型企業(yè)和進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)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(guó)就業(yè)水平更大幅度地降低。人民幣升值還會(huì)影響到國(guó)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(guó)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(guó)中央銀行以外匯占款增加形式的本幣投放過(guò)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(shí)到自己手中的錢(qián)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(duì)過(guò)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(guó)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(zhǎng)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(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)外需求依賴(lài)程度較高，匯率升值短期內(nèi)可能對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生一定的負(fù)面影響，但從長(zhǎng)期來(lái)看有利于經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)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(shì)，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(kāi)國(guó)家相應(yīng)政策的實(shí)施，但也說(shuō)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(lèi)相關(guān)行業(yè)的就業(yè)水平相聯(lián)系的話(huà)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(lái)內(nèi)外部經(jīng)濟(jì)部門(mén)的調(diào)整，原來(lái)為國(guó)際市場(chǎng)服務(wù)的部門(mén)將轉(zhuǎn)向?yàn)閲?guó)內(nèi)市場(chǎng)服務(wù)。因此，從國(guó)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(duì)就業(yè)的不利影響降到最低。通過(guò)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?xún)?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(chǎng)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(yíng)銷(xiāo)渠道、自主品牌等方面的投資；鼓勵(lì)對(duì)國(guó)內(nèi)產(chǎn)品和勞務(wù)的購(gòu)買(mǎi)。在匯率升值后，國(guó)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(duì)國(guó)外產(chǎn)品和勞務(wù)的需求。匯率升值所帶來(lái)的內(nèi)需擴(kuò)大，還會(huì)導(dǎo)致國(guó)內(nèi)需求結(jié)構(gòu)升級(jí)。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(duì)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(duì)資本密集型產(chǎn)品需求的增長(zhǎng)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(duì)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(mǎn)足國(guó)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(mén)檻，取消進(jìn)入服務(wù)業(yè)的種種限制，簡(jiǎn)化審批手續(xù)等。

篇（8）

引言

2005年7月21日，中國(guó)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(guó)人民銀行宣布自即日起，我國(guó)開(kāi)始實(shí)行以市場(chǎng)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(duì)美元升值2%，實(shí)現(xiàn)匯改以來(lái)已一年整，人民幣匯率彈性循序增加。根據(jù)中國(guó)人民銀行授權(quán)中國(guó)外匯交易中心公布的數(shù)據(jù)，2006年7月31日人民幣對(duì)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(chǎng)這一新的變化，無(wú)疑將對(duì)中國(guó)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(lái)，人民幣升值問(wèn)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(guó)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(wèn)題。國(guó)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(guó)的貿(mào)易順差，巨額外匯儲(chǔ)備等。

2003年，中國(guó)經(jīng)濟(jì)在擴(kuò)大內(nèi)需投資和對(duì)外貿(mào)易增長(zhǎng)的帶動(dòng)下，經(jīng)濟(jì)保持年增8.2%的強(qiáng)勁勢(shì)頭。一般來(lái)說(shuō)，若一國(guó)能保持穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，則會(huì)支持本國(guó)的貨幣穩(wěn)定升值。另一方面，我國(guó)近10年來(lái)的貿(mào)易順差持續(xù)擴(kuò)大，尤其是來(lái)自美國(guó)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(guó)家，這是國(guó)外要求人民幣升值的主要原因。還有一個(gè)原因就是中國(guó)巨額的外匯儲(chǔ)備。國(guó)家都需要保持一定數(shù)量的外匯儲(chǔ)備，以支持本國(guó)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(guān)調(diào)控能力，而且有利于維護(hù)國(guó)家和企業(yè)在國(guó)際上的信譽(yù)，我國(guó)自1994年外匯體制改革以來(lái)，外匯儲(chǔ)備的絕對(duì)規(guī)模和增長(zhǎng)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(guó)。雖然外匯儲(chǔ)備對(duì)一個(gè)國(guó)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(guó)外匯儲(chǔ)備的各項(xiàng)指標(biāo)遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于國(guó)際警戒線(xiàn)，國(guó)內(nèi)的一些實(shí)證研究也表明，我國(guó)外匯儲(chǔ)備的增加在長(zhǎng)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(zhǎng)期持續(xù)的升值壓力。

（二）人民幣升值的原因

根據(jù)我國(guó)經(jīng)濟(jì)和對(duì)外貿(mào)易情況，我國(guó)曾多次調(diào)整人民幣匯率。加入WTO以后，我國(guó)經(jīng)濟(jì)和對(duì)外貿(mào)易持續(xù)快速發(fā)展，人民幣的國(guó)際影響力不斷擴(kuò)大，中國(guó)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(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)和政治需要持續(xù)要求人民幣升值，并對(duì)我國(guó)施加各種壓力。在綜合考慮我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)需要和整體承受能力的基礎(chǔ)上，以國(guó)外要價(jià)合理讓步和對(duì)我發(fā)展整體有利為前提，我國(guó)政府宣布自2005年7月21日起我國(guó)開(kāi)始實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣(包括美國(guó)、日本、香港、歐盟、印尼、馬來(lái)西亞、新加坡、泰國(guó)、韓國(guó)、臺(tái)灣地區(qū)、澳大利亞、加拿大等12個(gè)國(guó)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(duì)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(guó)開(kāi)始實(shí)行以市場(chǎng)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(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，充分發(fā)揮市場(chǎng)在資源配置中的基礎(chǔ)性作用采取的改革措施，其宏觀(guān)意義不言而喻。這種變化對(duì)于我國(guó)出口貿(mào)易將產(chǎn)生多種影響。

二、人民幣升值對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易影響分析

匯率變動(dòng)對(duì)出口貿(mào)易的影響主要是通過(guò)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(guó)，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(guó)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(guó)目前所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段所導(dǎo)致的。而隨著我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，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(guó)內(nèi)廠(chǎng)家生產(chǎn)，匯率的調(diào)整也將對(duì)其出口貿(mào)易產(chǎn)生一定的擴(kuò)展效果。本幣升值對(duì)出口的影響表現(xiàn)為：當(dāng)生產(chǎn)出口商品使用本國(guó)原材料時(shí)，本幣國(guó)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(guó)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(guó)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(guó)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(lái)自海外時(shí)，本幣升值對(duì)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??；反之，效果就越大。

（一）人民幣升值對(duì)我國(guó)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(guó)貿(mào)易條件近年來(lái)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(guó)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(jí)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(shuō)，我國(guó)的出口商品價(jià)格相對(duì)于進(jìn)口商品價(jià)格的比值在下降，即我國(guó)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(guó)民福利向外流失。

近些年來(lái)，我國(guó)政府主導(dǎo)的固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)居高不下.進(jìn)口的能源和原材料等初級(jí)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(lái)，大部分初級(jí)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(guó)進(jìn)口價(jià)格總指數(shù)上升了19%，其中制成品上升20%，初級(jí)產(chǎn)品上升16%。同時(shí)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展導(dǎo)致進(jìn)口需求的上升無(wú)疑在一定程度上提高了國(guó)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(jí)。同時(shí)由于進(jìn)口產(chǎn)品絕大部分用于復(fù)出口。故隨著企業(yè)生產(chǎn)率提高，出口產(chǎn)品質(zhì)最得到提高，有助于我國(guó)企業(yè)從產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈低端向中高端延伸，使貿(mào)易條件得到改善。這樣會(huì)有利于我們更好地利用世界資源，增加國(guó)民福利，總體上提升我國(guó)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。

第二，人民幣升值可以?xún)?yōu)化對(duì)外貿(mào)易的商品結(jié)構(gòu)。目前，中國(guó)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(guò)程短暫，增值不高的問(wèn)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(guó)外進(jìn)口，加工收益近80%屬于外國(guó)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(yíng)銷(xiāo)網(wǎng)絡(luò)，容易受到跨國(guó)公司的制約，出現(xiàn)無(wú)自主產(chǎn)權(quán)和技術(shù)空心化局面。

通過(guò)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(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的發(fā)展方向。同時(shí)。人民幣升值會(huì)引起行業(yè)內(nèi)更加激烈的競(jìng)爭(zhēng)，激勵(lì)企業(yè)通過(guò)技術(shù)管理創(chuàng)新增強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)力。讓那些富于創(chuàng)新、有競(jìng)爭(zhēng)力的制造業(yè)強(qiáng)者變得更強(qiáng)，并且能減少無(wú)效率的企業(yè)在海外的相互惡性競(jìng)爭(zhēng)，另外還能加快企業(yè)“走出去”的步伐。從國(guó)際經(jīng)驗(yàn)看，日本、德國(guó)等許多國(guó)家的國(guó)際品牌都是在本國(guó)貨幣升值的過(guò)程中慢慢成長(zhǎng)起來(lái)的。因?yàn)楸緡?guó)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(lì)企業(yè)創(chuàng)新、再創(chuàng)新。最終走向世界知名品牌之路。可見(jiàn)，人民幣升值對(duì)于推動(dòng)我國(guó)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(guó)出口產(chǎn)品所遭受的反傾銷(xiāo)訴訟。長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)主要依靠廉價(jià)勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的數(shù)量擴(kuò)張來(lái)實(shí)現(xiàn)出口導(dǎo)向戰(zhàn)略，憑著價(jià)格優(yōu)勢(shì)迅速占領(lǐng)國(guó)際勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的中低端市場(chǎng)。根據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)資料顯示，2005年美國(guó)從中國(guó)進(jìn)口紡織品(61、62和63類(lèi))207.79億美元，占同類(lèi)商品總進(jìn)口額的26.01%；鞋類(lèi)制品(64類(lèi))金額為127.21億美元，占總進(jìn)口額的70.94%；箱包制品(42類(lèi))金額為62.59億美元，占同類(lèi)總進(jìn)口額的71.66%；家具制品(94類(lèi))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(lèi))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(guó)家的情況也是大致如此。

HS編碼商品類(lèi)別金額(單位：億美元)占同類(lèi)進(jìn)口商品比率%

42皮革制品；旅行箱包；動(dòng)物腸線(xiàn)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(lèi)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(guó)進(jìn)口的部分商品及構(gòu)成(資料來(lái)源:商務(wù)部網(wǎng)站)

面對(duì)如此高的市場(chǎng)占有率，必然會(huì)加大中國(guó)與其他國(guó)家的貿(mào)易沖突。近幾年來(lái)，我國(guó)一直是世界上受到反傾銷(xiāo)訴訟最多的國(guó)家。通過(guò)人民幣升值，適當(dāng)提升出口產(chǎn)品的外幣價(jià)格，緩解國(guó)外市場(chǎng)對(duì)我國(guó)出口產(chǎn)品的反傾銷(xiāo)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(jìng)爭(zhēng)能力。另外，人民幣升值也可以提高國(guó)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(duì)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(duì)我國(guó)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(duì)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(duì)速度，當(dāng)匯率貶值速度超過(guò)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(guó)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(guó)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(guó)出口商品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力下降。然而，因?yàn)槿嗣駧艑?shí)際有效匯率升值所帶來(lái)的貿(mào)易下降效應(yīng)被影響更大的國(guó)外收入增長(zhǎng)效應(yīng)給抵消掉了，所以，我國(guó)幾個(gè)主要貿(mào)易伙伴容易將本國(guó)的對(duì)中國(guó)的貿(mào)易逆差和人民幣匯率聯(lián)系起來(lái)。在人民幣實(shí)際有效匯率升值的條件下，如果對(duì)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(guó)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(guó)現(xiàn)有的貿(mào)易順差。

第二，影響外商對(duì)我國(guó)投資的積極性。中國(guó)自實(shí)行改革開(kāi)放以來(lái)，優(yōu)惠的條件吸引了大批外資企業(yè)和跨國(guó)公司進(jìn)入我國(guó)，而他們生產(chǎn)的產(chǎn)品除在中國(guó)國(guó)內(nèi)銷(xiāo)售外，很大一部分份額都用來(lái)出口。20年來(lái)外商投資企業(yè)出口份額在中國(guó)總出口額中的比重保持了較快增長(zhǎng)，2001年已超過(guò)總出口額的50%。人民幣匯率的升高意味著外商對(duì)華投資成本的增加，受此影響，國(guó)外資金可能會(huì)轉(zhuǎn)向流入中國(guó)的資本市場(chǎng)，影響對(duì)我國(guó)“三資企業(yè)”的資金投入。同時(shí)，“三資企業(yè)”是我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的主要載體，在中國(guó)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(duì)我國(guó)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(guó)出口貿(mào)易的對(duì)策

（一）緩解人民幣升值壓力的財(cái)政對(duì)策

第一，調(diào)整出口退稅率，減少對(duì)高能耗低附加值商品的出口補(bǔ)貼。我國(guó)目前平均出口退稅率高達(dá)15%，但財(cái)政卻又無(wú)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(guó)家財(cái)政支出壓力。稅率下調(diào)的結(jié)果會(huì)使我國(guó)的出口增長(zhǎng)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(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

第二，加強(qiáng)對(duì)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(duì)于像企業(yè)境外直接投資、大型中資跨國(guó)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(guó)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(duì)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(guó)家統(tǒng)計(jì)局歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省地方統(tǒng)計(jì)年鑒。用地區(qū)生產(chǎn)總值GDP表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平，F(xiàn)DI表示實(shí)際外商直接投資，IE表示進(jìn)出口貿(mào)易(I代表進(jìn)口額，E代表出口額)。為消除統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中價(jià)格變動(dòng)的影響,以變量實(shí)際值進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)，故對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理：用1997年的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)作為不變價(jià)格指數(shù)對(duì)GDP、FDI、IE三個(gè)變量的數(shù)據(jù)進(jìn)行了相應(yīng)的調(diào)整。由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)瓉?lái)的協(xié)整關(guān)系,并能使其趨勢(shì)線(xiàn)性化,消除時(shí)間序列中存在的異方差問(wèn)題,故對(duì)GDP、FDI、IE進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換,變換后的變量分別用LNGDP、LNFDI、LNIE表示[3]。

(二)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

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

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

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

二、結(jié)論和建議

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

(一)進(jìn)一步提高利用外資的質(zhì)量和效率

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

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

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

篇（10）

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

一、文獻(xiàn)回顧

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

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

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

二、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

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

（二）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

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

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

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

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

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

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

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

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

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

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

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

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

（四）誤差修正模型

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

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

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

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

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

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

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

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

三、結(jié)論與建議

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

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

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

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

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

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

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

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

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