进出口贸易论文大全11篇

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国内学者范祚军等［3］运用1994—2010年人民币双边汇率、人均国民收入等年度数据，分别研究了人民币汇率变动与中国对东盟10国贸易收支之间的关系，发现短期人民币汇率贬值可以改善我国对其中7国的贸易收支。张慧等［4］的研究认为，人民币汇率贬值有助于改善我国贸易收支。韩斌等［5］以1994—2011年我国与主要贸易伙伴国的双边贸易季度数据为基础，探究了人民币汇率变动与我国对贸易伙伴国贸易收支的关系，指出人民币汇率贬值使我国贸易收支得到改善。而以下学者的研究却表明，汇率贬值不能改善贸易收支。Taufiq等［6］根据1974—1998年美国分别对日本、加拿大的贸易数据进行研究，得出的结论是汇率的波动对贸易收支会产生负面影响。张晓月等［7］认为人民币汇率贬值总的净效应为我国贸易顺差的减少。何建奎等［8］研究了人民币实际有效汇率与我国贸易收支的关系，发现贸易收支的汇率弹性为负。第二种观点认为:汇率变动对贸易收支没有显著影响。Wilson［9］的分析表明，新加坡、马来西亚货币的实际汇率变动与它们贸易收支之间的显著影响关系不存在。SilvanaT［10］基于名义汇率的角度，探讨了其与贸易收支的关系，发现名义汇率变动不引起贸易收支变化。Wilson［11］采用1970—2004年的年度数据，研究了韩国、美国和日本之间的多边贸易，得到实际汇率的变动不会显著影响韩美和韩日之间的贸易收支的结论。曹永福［12］对我国进出口需求价格弹性进行了测算，算得两者绝对值之和为0.3079(0.611)，小于马歇尔—勒纳条件临界值，说明人民币汇率变动对贸易收支的影响很小。刘林［13］通过构建非线性MS-VAR模型，选择1994—2010年的季度数据，实证研究了人民币实际有效汇率贬值与升值分别对一般贸易收支和加工贸易收支的影响，指出人民币实际有效汇率变动不会影响总的贸易收支。左晓慧等［14］以2005年1月至2012年8月的月度数据为研究样本，实证分析了人民币实际汇率与我国进出口额的关系，结果表明人民币实际汇率变动对进出口额的影响不显著，人民币升值不能使我国贸易顺差得到根本改变。冯宗宪等［15］构建了中美两国TV-FAVAR模型，对人民币实际汇率波动对中美贸易差额的影响进行了探析，认为人民币实际汇率波动不是中美贸易顺差的主要原因。

1.2文献评述

既有研究对汇率变动与贸易收支之间的关系进行了积极探索，但不难发现，国内外学者在研究汇率变动对贸易收支的影响时由于研究方法、研究样本、数据选取等的不同，尚未得出关于汇率变动对贸易收支影响的统一结论。本文在前人研究的基础上，试图通过理论推导出人民币汇率变动对我国贸易收支影响的模型。鉴于人民币名义汇率不能准确反映汇率变动对贸易收支的影响，故而运用人民币实际汇率数据，实证分析人民币实际汇率变动对我国贸易收支的影响。

2汇率变动对进出口贸易收支影响的机制分析

汇率变动主要通过价格竞争机制对贸易收支产生影响。由绝对购买力平价理论可知，用不同货币计价的某种商品，折算成同一种货币后价格应相等，即:P=eP*。其中，P为一国某种商品的国内价格，P*为该国这种商品的国外价格，e是用直接标价法表示的汇率。在满足不同地区该商品价格相同且同质的前提下，汇率变动对贸易收支影响的作用机制可表现为汇率变动首先引起进出口商品价格变动，进出口商品价格变化后使进出口商品的国际竞争力发生变化，而进出口商品的国际竞争力发生变化后又会使进出口商品的供给弹性和需求弹性发生变化，最终使贸易收支发生变化［16］。

3人民币汇率变动对我国进出口贸易收支影响的实证分析

3.1模型推导

首先根据不完全替论，建立人民币汇率变动对我国出口贸易影响的模型。该理论假定:作为研究对象的国家进出口的商品与国内生产的商品不具有完全替代性。不完全替论对于我国来说是适用的［17］。本文参照国内学者厉以宁等采用C-D函数的形式研究人民币汇率变动对我国出口贸易的影响，即Xt=A(et)α(GNP*t)β。其中:t为时间，Xt表示我国历年出口额，et表示历年人民币名义汇率，α是出口的汇率弹性，β是出口的收入弹性，GNP*t表示我国贸易伙伴国的国民收入水平。两边取自然对数后设定模型为lnXt=λ+αln(et)+βln(GNP*t)+μ(1)同理，研究人民币汇率变动对我国进口贸易影响时也采用C-D函数形式，即Mt=A0(et)α0(GNPt)β0。其中，t为时间，Mt为我国历年进口额，et为历年人民币名义汇率，α0为进口的汇率弹性，β0为进口的收入弹性，GNPt表示我国国民收入水平。两边取自然对数后设定模型为lnMt=λ0+α0ln(et)+β0ln(GNPt)+μ0。(2)式(1)－式(2)，并化简得到贸易收支模型lnXt－lnMt=c+γln(et)+βln(GNP*t)+δln(GNPt)+μt，令lnTBt=lnXt－lnMt，分别用人民币实际汇率RERt替代et、我国国内生产总值GDP1t替代GNPt、外国国内生产总值GDP2t替代GNP*t，上式变为lnTBt=c+γlnRERt+δlnGDP1t+βlnGDP2t+μt。(3)其中:μt为随机扰动项，即为本文的贸易收支模型。

3.2变量选取与数据说明

贸易收支(TB)。与大多数关于汇率变动对贸易收支影响的文献不同，本文选取出口额与进口额比值(X/M)指标来衡量我国的贸易收支水平。实际汇率水平(RER)。考虑到人民币名义汇率不能准确反映汇率变动对贸易收支的影响，故本文采用人民币实际汇率。当人民币汇率贬值时，即RER上升，我国出口商品的外币价格下降，国外对我国商品的需求增加，使该商品出口量上升;而以本币表示的外国商品价格上升，从而抑制对国外商品的进口，贸易收支增加。因此，预期γ的符合为正。我国国民收入水平(GDP1)。有很多指标可以反映我国国民收入水平，例如国民生产总值、国内生产总值、人均国民生产总值、人均国内生产总值等。本文选取我国国内生产总值以衡量我国国民收入水平。当我国国民收入水平提高时，即GDP1增加，我国居民对国外商品的需求增加，进口增加，贸易收支减少，预期δ的符号为负。外国国民收入水平(GDP2)。我国与美国的双边贸易在我国对外贸易中占很大的比重，故本文以美国国民收入水平代表外国国民收入水平。同上，选取美国国内生产总值来衡量美国国民收入水平。当外国国民收入水平提高时，即GDP2增加，国外对我国出口商品的需求增加，出口增加，贸易收支增加，预期β的符号为正。考虑到数据的可获得性，本文选取1994—2010年的年度数据。我国进出口贸易额、人民币名义汇率、我国国内生产总值、美国国内生产总值、我国CPI、美国CPI原始数据均来源于历年《中国统计年鉴》。由于原始数据为名义数据，为了实证结果的可靠性，以1994年为基期(1994=100)，对我国CPI、美国CPI进行调整，由此算出我国实际进出口贸易额、人民币实际汇率水平、我国实际国内生产总值、美国实际国内生产总值。为消除数据的异方差，对上述所有变量进行对数化处理，即lnX、lnM、lnRER、lnGDP1、lnGDP2。根据lnTB=lnX－lnM算出贸易收支的对数值。

3.3实证结果分析

3.3.1单位根检验时间序列数据要对其进行平稳性检验，否则会出现“伪回归”。本文使用ADF检验法对时间序列数据进行平稳性检验。按照ADF检验方法，运用Eviews6.0软件对lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2的原始序列和一阶差分序列进行平稳性检验，按照AIC和SC取值最小原则对滞后期进行选择。检验结果，如表1所示。根据表1中各变量的ADF检验结果，可知各变量的原始序列即lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2均是非平稳序列。分别对它们的一阶差分序列lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2进行单位根检验，结果显示lnTB在5%的显著水平是平稳序列，lnRER、lnGDP1、lnGDP2在1%的显著水平都是平稳序列，则lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2都是一阶单整序列，即I(1)。由于lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2是同阶单整序列，可对它们进行协整检验。3.3.2协整检验协整检验用于检验变量之间是否存在长期稳定的均衡关系，检验的方法主要有EG检验和JJ检验。EG检验主要是针对2个变量进行协整关系的检验，JJ检验则可以检验多个变量之间是否存在协整关系。本文使用Eviews6.0软件对lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2进行Johansen协整检验，如表2、表3所示。由表2和表3的Johansen协整检验结果看出，我国贸易收支与人民币实际汇率、我国国民收入即我国GDP、外国国民收入即美国GDP之间在5%显著水平上存在长期稳定的协整关系，且仅存在一个协整方程。由Eviews6.0软件，得到下面的协整方程:lnTB=1.908lnGDP2－0.415lnGDP1+1.099lnRER+15.480(0.383)(0.088)(0.140)(3.360)协整方程括号内数字为各变量系数估计值的标准误差。根据协整方程可知，我国贸易收支与外国国民收入之间呈正相关关系，与我国国民收入之间呈负相关关系。外国国民收入增加1%，我国贸易收支增加1.908%;我国国民收入水平提高1%，导致我国贸易收支下降0.415%。而人民币实际汇率贬值1%，我国贸易收支仅增加1.099%，这说明人民币实际汇率变动会对我国贸易收支产生影响，但其对我国贸易收支的影响并不大。3.3．3Granger因果检验由前面的分析知，我国贸易收支与外国国民收入、我国国民收入及人民币实际汇率之间存在协整关系，以下运用格兰杰因果检验法对lnGDP2、lnGDP1、lnRER与lnTB的因果关系进行检验，检验结果，如表4所示。根据表4的Granger因果检验结果不难看出，在10%显著性水平上，lnGDP2是lnTB的格兰杰原因，即外国国民收入的增加是我国贸易收支变化的格兰杰原因。反之，则不成立。在5%显著性水平上，lnGDP1是lnTB的格兰杰原因，即我国国民收入的变动会引起我国贸易收支的变动。反之，也不成立。在10%显著性水平上，人民币实际汇率变动与我国贸易收支之间存在双向Granger因果关系。

4结论与建议

4.1结论

第一，协整分析表明，我国贸易收支与外国国民收入、我国国民收入及人民币实际汇率之间存在长期稳定的均衡关系，且外国国民收入的变化对我国贸易收支的影响较大。外国国民收入每增加1%，会引起我国贸易收支增加1.908%;而人民币实际汇率贬值1%，只引起我国贸易收支增加1.099%，说明人民币实际汇率变动对我国贸易收支的影响不大。因此，仅仅依靠对人民币汇率的调节来维持我国对外贸易收支的平衡是不够的。第二，格兰杰因果检验结果显示，外国国民收入、我国国民收入的变化是我国贸易收支变化的单向格兰杰原因，人民币实际汇率变动与我国贸易收支变化互为格兰杰因果关系。从我国的实际情况来看，随着我国对外贸易额的不断增大，我国贸易收支呈逐渐扩大的趋势。国际上要求人民币升值的呼声也越来越大，人民币升值压力越来越大，使人民币兑美元实际汇率自2005年7月汇改以来一直保持稳定的升值态势。人民币在升值的同时，我国贸易收支也一直在发生变化。可以看出，我国贸易收支与人民币实际汇率之间是相互影响的，尽管后者对前者的影响较小。

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1研究背景

金融危机中,由于一些国家金融机构倒闭或被收购、接管,信用恶化和萎缩,贸易中的履约风险和结算风险增大,使国际贸易萎缩,加剧国际市场激烈竞争,全球范围内各国贸易政策开始趋于保守,贸易保护主义威胁增大。在趋紧的贸易大环境中,我国出口面临前所未有的困境,以致于国内现在关于人民币应该保持升值趋势还是通过贬值来刺激出口的争论再起。

2人民币升值对国际收支变动的影响

2.1人民币升值对经常项目帐户收支变动的影响

至于贸易互补度方面,新疆国际商贸大通道的贸易定位,就是缘于我国与中亚国家间极强的贸易互补性存在,这是新疆边贸发展的基础。人民币升值会否使贸易互补度下降从而降低贸易流量呢?应该不会,理由是:第一,中亚国家由于历史原因,产业结构失衡造成国内对新疆出口的日用消费品和机电产品需求强烈。虽然新疆也面临着其他国家如土耳其、韩国、日本、美国、俄罗斯以及一些西亚国家越来越激烈的竞争,但新疆出口商品物美价廉的竞争优势短期内还不可动摇;第二,我国经济快速发展,而国内能源供应增长较慢,使能源进口依存度不断提高,2007年开始已经上升到50%以上。中亚作为世界上能源储量排名第三位的地区,能够通过陆路通道向我国供应油气资源,对实现我国能源进口市场多元化和运输方式多样化,减少我国面临的能源安全威胁具有重要战略意义。显然,即使人民币继续升值,也不会因为其带来贸易互补度降低,从而缩减贸易流量。总体来看,人民币升值对扩大贸易规模是有利的,对新疆经常项目帐户会产生收入增加效应。至于支出方面,升值使人民币购买力增加,带来的通常是进口成本下降,进口贸易流量显著扩大。

2.2人民币升值对资本和金融项目帐户收支变动的影响

(1)人民币升值对短期投机资本流动的影响。

如果人民币长期升值趋势确定,就会产生不断继续升值的心理预期,从而使人民币升值投机将加重,短期资本流入增加。而且,短期资本还可能通过外贸套汇、假合资项目等渠道入境。入境的国际热钱将选择诸如房地产等受益于升值而产生明显增值的市场进行投资,因为人民币升值预期会增加国外机构的投资信心,也可能使他们获得投资收益和升值收益的双重利润。

(2)人民币升值对直接投资流动的影响。

人民币升值看似会增加直接投资成本,降低直接投资热情,其实未必。因为:第一,如果直接投资目的是为了发展两头在外的加工贸易,则存在人民币升值使其出口制成品美元价格提高,削弱了价格国际竞争力,如不提高美元价格,则出口利润减少的情况。但人民币升值同样会带来进口原材料的美元价格下降的现象,两者相抵后的结果是汇率升值对出口利润影响没有想象那么大。2008年我国沿海地区出现的大面积的加工贸易型企业倒闭和转移风潮,关键因素并非人民币升值,而是劳动密集型加工制造业在我国到了转型升级的转折点;第二,如果是大型跨国公司的战略投资,其并不在乎人民币升值所增加的一点投资成本,而是看中了我国拥有巨大消费潜力的国内市场。而且其投资基本是长期投资,升值后其在我国存量资产反而能够得到增值收益。

3人民币升值对新疆进出口贸易的影响

3.1促进外贸增长方式转变,优化进出口商品结构

不能否认,人民币升值会使新疆出口商品美元价格提高,降低其在国际市场价格竞争力。但这从另外一个方面看,也为原先一味依靠廉价优势,在国际市场打价格战的出口企业敲响了警钟,使其在关注比较优势的同时,还必须提高对竞争优势的关注程度,在国际市场的竞争手段也将逐渐从单一的价格竞争手段向各种非价格竞争手段转变。从长远来看,人民币升值将有助于新疆外贸增长方式从粗放型转向质量和效益型,促使新疆企业降低消耗和成本,加快出口商品结构的调整,大力发展知识密集和技术密集型产业,用高新技术改造传统产业,提高出口产品的附加值,做到“人无我有,人有我优”,提高非价格竞争的能力,提高出口可持续发展的能力。

3.2改善贸易条件,避免“贫困化增长”

“贫困化增长”往往是由贸易条件恶化导致的。其出现须具备的前提条件之一,就是出口商品是在国际市场占有较高市场份额,而且需求价格弹性较低。从新疆2008年出口商品结构来看,主要属于消费刚性较强的服装、鞋帽、箱包、纺织品、农产品等日用消费品,其也是我国传统大宗出口商品,在中亚市场占据较高市场份额。显然,新疆一定程度上具备出现“贫困化增长”的可能性。解决办法只有提升出口价格水平,降低进口价格水平,改善贸易条件,而人民币升值正好带来了这种价格效应。超级秘书网

3.3降低资源进口成本,增加进口规模

新疆进出口贸易严重不平衡,比如2007年新疆出口额115亿美元,而进口只有22亿美元,贸易顺差程度远高于全国水平。这本身就意味着新疆外贸发展并不合理和健康。出口只是换汇手段和过程,进口才应该是最终目的。因为只有进口,才能引进国外先进的技术、设备乃至经验、文化等等,以及国内短缺的商品和物资。后者可以保障国内各部门发展的平衡和国民经济体系的健康,前者可以帮助实现经济结构的调整、产业结构的升级等,最终使经济实现高效率、高质量的发展。人民币升值使进口成本下降,一方面使中亚能源和资源等主要进口品在不考虑国际市场价格变化的前提下变的比以前廉价,从而为新疆大量增加能源、资源进口带来良好机遇。目前进口规模有限,主要是因为能源、资源运输通道的制约。随着中哈输油管道一期的竣工输油,二期的开工建设,随着中国—中亚输气管道在2010年的全面竣工使用等,新疆能源进口将面临快速增长态势。人民币升值显然可使进口节约更多成本;另一方面,人民币升值使中亚国家资产价格变的更便宜,在我国积极鼓励国内企业“走出去”的背景下,新疆企业完全可以抓住升值的机遇,积极购买中亚国家的能源、矿产资源资产,为将来扩大能源、资源进口奠定坚实基础。

4结论

(1)人民币继续升值对新疆国际收支的影响表现在:经常项目项下会带来贸易规模的增加进而使国际收支额上升;在资本和金融帐户下会产生短期投机资本的增加,但直接投资不会受明显影响,所以该帐户国际收支额也会相应上升。(2)人民币升值对新疆出口贸易的影响,短期来看是不利的,长期来看,通过外贸增长方式的转变和进出口商品结构的优化、贸易条件改善等等,有利于新疆外贸实现可持续发展。(3)对新疆进口贸易来说,升值意味着巨大的机遇,在新疆能源、资源运输瓶颈解决后,如果升值,必将带来新疆进口空前增长的井喷局面。

参考文献

[1]易纲,张磊.国际金融[M].上海:上海人民出版社,2002:433.

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汇率变动会影响进出口贸易以及贸易收支，主要体现在以下两个方面：

1.汇率变动引起收入变化，影响进出口贸易

汇率变动的最直接体现就是本币的升值或贬值。货币升值会造成进口商品价格下降，而出口商品价格上升，虽然不利于出口，但是可以改善国际收支，货币贬值则可以达到相反的效果。但是实际上，货币的贬值对收入的影响主要来自两个方面：贬值会造成进口商品价格上升，出口商品价格下降，从而使得贸易条件恶化。与此同时，在同样名义收入水平下，消费者只能购买较少的商品，也就是导致实际收入的下降，这必然导致该国支出的下降，从而改善贸易收支。另外，如该国存在尚未得到充分利用的资源，则贬值可以刺激国内外居民对本国该种产品的需求。根据凯恩斯经济学的原理，民众的经济支出会通过凯恩斯乘数而数倍提高国民收入，国民收入的提高又会提高国内支出，达到良性循环的结果。

2.汇率变动引起价格传递，影响进出口贸易

前面说到，汇率变动的最直接体现是货币的相对价格上升或下降，这首先在进出口贸易中体现出来。但在金融全球化的今天，国际市场的价格变动最终也会影响国内市场的一般价格。因此汇率的变动会引起国内一般价格水平，从而影响进出口商的贸易额和国家的贸易收支，这从以下两个方面体现：首先，货币的升值是以本币表示的进口商品价格下跌，如原料或半成品，然后通过价格传递，影响最终商品成本的下跌和价格的下跌。其次，汇率变动会使得贸易收支发生变化，如货币贬值后会出现贸易收支顺差，然后使得外汇储备增加，而外汇储备的增加，又使得央行必须通过购买外汇而在国内市场上投放更多的基础货币。显然，更多的基础货币会导致通货膨胀。近两年中国的外汇储备不断的增长，尽管不是人民币贬值的结果，但是大量的外汇储备和国际经济的变化，使得中国的通货膨胀率一直较高就是很好的说明。当通货膨胀出现的时候，其实是鼓励人们消费，因为在名义货币不变的情况下，公众更有意愿将货币转化成有形的资产，客观上又会推动物价上升。

二、应对汇率变化的一般对策

应对汇率变化的一般对策主要从进出口贸易中多样化的进口来源，结算货币的选择，以及利用各种金融工具。

1.选择多样化的进口来源

如同一国货币紧盯着另一国货币有很大风险一样，进口来源的单一很容易使得出口商转移汇率风险，甚至操纵价格。因为如果进口来源过于单一，反映了该国的某种资源对其贸易对象国或者地区的高度依赖。2007年底和2008年7月发生的两次大的石油涨价行为可以说明这一切，因为全球的石油资源过渡依赖一些产油国或地区。某些资源过于依赖单一国家或地区，必然导致企业的经营严重受制于该国的货币汇率的波动，该国进而将汇率的风险转嫁到进口商。这种单独的依赖本来就是不明智的选择，再加上当前全球经济的不明朗，进口商的经营风险进一步放大。因此，必须适当地扩大进出口业务的地域分布，在国际范围内分散原料来源和销售地点，在多个资金市场上以多种货币筹措资金，按照汇率走势和国际贸易形势，建立一定的货币组合，就可以在很大程度上分散国际贸易和投融资中的外汇风险。

2.进出口贸易中选择合理或多种交易币种

进出口贸易中的出口，特别是出口商要选择合理的货币作为结算和付款的币种，当然这一般是进出口商双方博弈的结果。因此，在有关对外贸易和借贷等经济交易中，签订合同时选择何种币种，作为计价结算的货币或计值清偿的货币，直接关系到交易双方是否将承担汇率风险。一般而言，出口贸易采取硬币计价，以防汇率贬值给自己带来损失，而进口商会选择软币，以避免升值造成的汇兑损失。如当前的国际贸易中，欧元和人民币有升值的压力，而美元贬值已经成为现实，因此出口商更多意愿是以欧元和人民币作为结算和付款的币种，而进口上则更愿意选择美元结算。当然在实际进出口贸易中，双方博弈的结果一般是约定采用一部分硬币和一部分软币，甚至多种货币计价和付款。其结果是进出口商共同承担汇率的风险，增大了谈判的成功率。在长期合同中，还可以使用货币保值的方式，即选择某种与合同货币不一致的、价值稳定的货币，将合同金额转换成用所选的货币来表示，在结算或清偿时，按所选货币表示的金额以合同货币来完成支付。还有一种降低汇率风险的办法是，出口时虽然选择了软币，但可以适当提高价格以防货币贬值风险，进口时选择了硬币，则可以适当压低价格以防范升值损失。

3.充分利用国际金融工具低于汇率风险

金融工具的出现本身就是因为汇率风险转嫁的必然结果，而通过一定的金融工具，进出口商也共同承担了汇率风险，或者向后推迟了承担汇率风险的必然结果。对于金融业发达的国家而言，积极地利用金融工具已经司空见惯，因此发展中国家对金融工具的利用显得更为迫切。这些国家一方面要加快国家的外汇市场建设，推出各类外汇业务，一方面企业则需要积极利用外汇市场及其金融衍生工具来规避外汇风险。企业可以运用远期外汇交易、外汇期权交易、出口押汇、出口商业发票贴现、无本金交割远期外汇(NDF)业务、外汇借款等多种方式转嫁汇率风险。

三、结束语

当前国际经济形势非常不明朗，国际金融中心华尔街被拯救，石油价格风险较高，日本经济长期的疲软以及世界经济经近几年高速发展之后也出现减缓的迹象，即使保持高速增长的中国经济，也因为内外因素出现了很大的不确定性。而当前国际经济已经融为一体，休戚相关，因此国家之间的货币比值变得比以往更加敏感。近日，美欧等六国的中央银行集体宣布降息以促进经济发展足以表明世界经济的一体化程度非常之高。但是对于进出口商而言，汇率变化的巨大风险不能仅仅靠国家的财政政策来进行规避，他们需要选择更多进口来源，需要更灵活的结算货币，以及选择更多金融工具。

参考文献：

[1]何璋.国际金融[M].北京：中国金融出版社，2001.

[2]左柏云，陈德恒.国际金融.北京：中国金融出版社，2003.

[3]孙文莉.汇率的贸易收支效应的理论演进.财贸研究，2006，（4）.

[4]埃尔赫南·赫尔普曼，保罗·克鲁格曼.市场结构和对外贸易[M].上海：上海三联书店，1994.

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二、我国企业进出口贸易管理的现状分析

1.企业没有建立专门的进出口贸易管理机构，导致管理上的混乱。我国企业在开展国际贸易的过程中没有建立专门的管理机构，将进出口业务实行外包的形式。从市场调查、客户信用调查、进出口贸易合同的签订以及后期的执行等都依靠公司进行操作，这种管理模式存在比较大的风险。例如公司并不对企业的经营和发展负责，所以对于风险的投入和关注比较低。结构不能够全面详尽的分析行业的市场发展情况，难以对进出口贸易提供准确的预测，例如不能够洞察到国外的行业保护政策的影响以及贸易壁垒的影响等，导致企业的进出口贸易暴露在风险下。同时在全面的外包下，企业对于进出口贸易的过程难以进行监管，容易导致贸易过程中的不规范操作，使企业存在经营中的风险。

2.企业没有建立完善的进出口贸易管理制度。部分企业虽然建立了自己的进出口贸易管理部门，但是在管理方面还不够严谨，使企业的进出口贸易体系不够完善。例如企业没有注重对进出口贸易的风险考察和分析，没有建立专门的部门为企业的进出口贸易提供参考资料，没有做好进出口贸易的风险管控。同时在企业的进出口贸易管理部门内部，不能实现资源和信息的有效的整合，各个分部门之间的沟通不够顺畅，难以充分的发挥管理上的优势，使进出口贸易管理无章可循，管理效率底下。

3.企业的进出口贸易运营风险比较大。企业在进出口贸易的管理过程中没有明确各个部门的职责，没有加强贸易过程中的事前、事中、事后风险管理，使企业遭受了比较大的经济损失。例如在进出口贸易中不重视事前的分析，使企业不能够快速的根据市场的变化而调整企业的进出口贸易策略，使企业在进出口贸易中处于被动的地位。企业没有认真的分析进出口贸易中存在的风险因素，没有采取有效的措施降低或者化解风险，特别是存在信息不对称的局面，导致企业进出口贸易风险的加大。

三、构建符合企业需要的贸易体系的方法与措施

1.建立针对性的进出口贸易机构。企业应当结合运行的实际，建立自己的进出口贸易机构，并且明确其组织的职责。在建立进出口贸易部门的过程中应当借鉴西方先进企业的经验，建立切实有效的管理部门，例如专门的风险管理、市场管理、综合管理等部门，并且加强各个部门的交流和沟通，做到信息的互联互通，提高进出口贸易决策的质量和效率。市场部门应当着重对企业的进出口贸易市场进行分析和预测，并且形成完整的分析和预测报告，为进出口贸易管理提供有效的参考资料，提高管理的科学性和针对性。风险管理部门应当加强对进出口贸易过程中的风险分析和预测，为财务部门提供信息参考，降低汇率变动所带来的风险。风险管理部门还应当加强对交易对象的研究，审核进出口贸易合同，调查和了解客户的信用资质，审查付款条件等。加强对客户履约过程的监督，加强对客户资信情况的跟踪，并且对客户进行信用等级评价，为企业结算提供依据和参考。综合管理部门对风险部门提出的风险进行控制并且进行反馈，配合进出口贸易管理的其它部门对合同的实施过程进行监督、验收等，同时对于风险比较大合同进行中止以及停止产品的出库验收等。

2.建立完善的进出口贸易管理制度。企业应当从实际出发，建立完善的进出口贸易管理制度，加强进出口贸易各个管理部门的内部协同能力，提高管理的效率和质量。进出口贸易包含了许多环节，例如生产环节、质量管理环节、出口环节、进口环节等，在供应链中每个环节都至关重要，都和企业的经营具有密切的关系。只有明确各个管理部门的职责，才能实现对各个环节的有效管理。企业的各个部门都应当按照企业的发展需要和市场的要求，按照进出口管理的要求，建立内部的联动机制，使企业能够根据市场的变化快速的采取措施降低企业的经济损失，提高企业的经济效益。

3.建立进出口贸易的风险管理机制。进出口贸易面临着比较大的风险，特别是世界各地存在着许多潜在的风险，因此在企业的进出口贸易中应当加强风险管理，降低企业进出口贸易的风险。企业应当从风险的识别、监督和控制等建立完善的风险管理体系，例如注重对各种官方、非官方风险信息的搜集，通过政府部门或者行业部门获得风险信息，通过国外金融结构以及政府部门得到金融政策的变化，在必要时还可以通过实地考察等方式了解和获得风险信息。要及时对客户履行合同的情况进行追踪，发现合同履行过程中的风险因素，降低合同履行过程中的风险。通过对获得的风险信息进行科学的分析和预测，制定专门的风险预案和应对措施，并且将分析的资料和其它部门进行沟通，进行交易风险预警以及风险控制等。要在企业内部建立分析控制的考核和评价体系，实现风险控制的动态管理，使风险控制能够真正的融入到企业的进出口贸易管理中，更好的为企业的进出口贸易服务。

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一、引言

利用美国对日本进出口贸易额历史统计数据（历年《美国总统经济报告》），借助计量经济学软件进行回归分析，找出美国对日本进出口贸易额演化规律的形式的某些方面，建立美国经济演化的一个计算机仿真模型，是一个有意义的工作。以此模型为基础，根据经济学原理，可以解释这个模型各个参数的经济学意义，从而通过对各种参数的调节或变动所导致的美国对日本进出口贸易额路径的偏移进行计算机仿真展示，把握住美国对日本进出口贸易额演化的某些客观必然趋势,以及对我国与美国和我国与日本进出口贸易额的影响，预先提出相应的政策建议，从而增强我国的经济安全保障。

本文研究进行这一工作。

二、美国对日本进出口贸易额历史数据的实证分析和经济演化模型

美国经济在建国200年所打下的坚实基础之上，借助其科技优势、美元的支配地位等有利因素而高速发展。用计量经济学软件，我们对其1974年1月～2006年2月的对日本进出口贸易数据进行回归分析。

1.先进行数据截取:19741月年至2006年2月的美国对日本进出口贸易额演化数据作为模型创建样本；用以预测2008年至2020年的美国对日本进出口贸易额主要指标取值。所用数据来自历年《美国总统经济报告》中美国对日本进出口贸易额指标数据。

2.然后对主要经济指标系例数据作出散点图（图1中的圆圈表示）。

3.据数据散点图进行回归分析。函数形式设定：因为经济系统常态发展具有最大可能值（经济系统的最大负荷）和对负荷的一定的占据速率（经济增长速率），因而有可能具有如下的函数形式：

首先确定各参数的粗略估计值。L是曲线最大极限值即经济系统的负荷，b是曲线的增长速率因子即经济系统对其负荷的本征侵占速率，a近似是曲线的缩小因子即经济系统内在的交易费用等耗散因素的作用强度，据这三个参数的意义其估计值可近似由统计数据的演化态势进行估计。我们取为：L=6000，a=7，b=0.8。

在此基础上，借助计量经济学软件，对统计数据回归函数的参数进行优化估计，得出精确的统计数据回归函数完备表达式。在实际操作过程中，这一步骤可能进行多次，以便使残差最小。最后得出的优化参数值是：L=6546，a=6.7，b=0.9899，残差值为151093044。

于是我们得到美国对日本进出口贸易额演化的数学模型(百万美元)：

图1美国对日本出口贸易额演化模型(据1974年1月～2006年2月样本数据）

4.据回归曲线进行主要经济指标在未来20年～30年（取2008年至2030年作为预测区间)的取值预测(图1中的加号表示）。

5.据回归曲线进行经济系统演化态势分析：由仿真曲线可以看出，美国经济加速增长期目前已经越过其相变点(仿真曲线的拐点即经济增长相变点)；但是，仿真曲线显示，缓慢增长渐渐接近其饱和值还有着巨大的区间（一直延伸到2025年以后）；在接近极限点附近（6546百万美元），就是美-日经济结构的变革期。

同样地，美国对日本进口贸易额演化模型为：

残差为：354647648。相应地，美国对日本进口贸易额模型曲线图如图2。

图2美国对进口贸易额演化模型图

三、结论与政策建议

美-日贸易作为一个大的复杂自适应演化的经济系统，在美国科技优势、美元支配地位等有利条件下，各种自然资源和社会资源得以充分开发，各种比较优势得以充分利用，各种国内市场和国际市场得以充分沟通，科技创新借助于因大量引进各国优秀人材而使美国高校和科研院所的优势突飞猛进，制度创新随着主动或被动地接受人类文明的各个方面而日新月异，各种生产要素通过市场机制和政策机制不断趋于最优配置，使得美国对日本进出口贸易额总体态势在经过高速增长长达20多年后，目前处于渐渐接近饱和值的稳定发展的时期。认清这一基本态势，从各个方面规划和协调我国对美国和日本的经济贸易和科技合作等各方面的关系，促进我国经济全面协调可持续高速发展，应该是未来二十年我国对美经济政策的重要参考。

四、结论

篇（6）

地理位置、经济政治背景比较

福建省作为我国一个沿海开放地区，地处我国东海之滨，面对台湾，接近港澳，是距离东南亚、西亚、东非和大洋洲最近的省份之一，并且也是全国第二大侨乡和台湾同胞主要祖籍地。华侨港澳台胞在推动福建经济与国际经济接轨中起到了重要作用。福建作为我国改革开放的前沿，是最早对外开放的省份之一。全国进出口高速增长的大环境，给福建省的经济发展和进出口贸易带来了良好的氛围，带动和促进了福建的经济腾飞。正是在这种大环境下，有利的地理位置和优越的国家政策使全省已形成多层次、宽领域的开发格局，经济增长速度大大高于全国平均水平，实现了跨越式发展。

台湾省是我国东南沿海的一个宝岛，特殊的地理位置和政治经济背景使得它更便于与祖国内陆和国际地区进行经贸合作。同时，台湾与美国、欧洲、日本等东南亚国家也都有着大量的经济贸易，与福建等内陆各省更是早有密切的民间文化交流。在两岸尚未实现直接“三通”，经贸关系尚未实现正常化情况下，两岸的经贸关系已发展到相当大的规模。祖国内地已成为台湾最主要的投资地、最大出口地之一及最主要贸易顺差来源，两岸经贸关系对台湾经济正产生越来越重大的影响。

进出口贸易总体比较

“九五”期间，福建省累计出口额大约518亿美元，比“八五”翻了近一番，年递增10.3%。2000年，福建进出口贸易总量首次突破200亿美元，达到212.23亿美元，居全国第6位。2001年全省进出口贸易工作取得新的进展，进出口贸易总值达到226.26亿美元，比上年增长6.6%。其中出口139.22亿美元，增长7.9%，高于全国1.1个百分点，出口规模继续保持全国第6位；进口87.04亿美元，增长4.7%，保持了较大的贸易顺差。2002年全省进出口贸易总额达284亿美元，其中出口173.7亿美元，比上年增长24.75%；进口110.27亿美元，比上年增长26.7%。全省已初步形成多层次、全方位的对外开放格局，同世界上200个国家和地区建立了经贸合作关系，全年出口上千万美元的商品共有60多种。福建外贸发展已经呈现出由“求量”向“重质”的转变。福建经济快车之所以能够长期迅跑，很大程度得益于外贸这匹强劲有力的“黑马”。福建外贸发展呈现出五大特点，即：出口商品结构不断优化，档次不断提升；贸易方式有新的转变，高技术含量、高附加值的加工贸易项目明显增多；出口市场趋于相对均衡；对外贸易实现“顺差顺收”的良性局面；外贸经营多元化格局初步形成。

从1995年到2002年的进出口贸易指标上看，台湾的进出口贸易呈现波浪式的起伏波动：2000年达到最高值，进出口总额为2883亿美元，其中出口额1483亿美元，进口额1400亿美元；而2001年却呈现出衰退迹象，进出口贸易总额甚至低于1997、1998、1999三年。在经历了2001年前所未有的经济衰退后，2002年台湾省的经济贸易开始缓慢复苏，其主要原因来自于出口增长，1至9月，对外出口增长5.1%，其中对内地出口成为带动台湾产品出口增长的重要动力。在国际经济景气尤其是两岸贸易大幅增长的带动下，台湾对外贸易扭转颓势，对带动经济走出谷底发挥了重要作用，但由于岛内的民间消费及民间投资仍然疲弱，使整个经济呈现“外温内冷”的状况，全年经济呈现低增长态势。(见表1)

从以上具体数据可以看出，福建省的进出口贸易呈现逐年增长的趋势，而台湾则呈现上下起伏波动的形势。虽然福建省的进出口贸易在近年有相当快的发展，在全国也排名前列，但与台湾相比还是有较大的差距。到2002年为止，福建的进出口贸易总额只为台湾的1/10左右，进口额差距则要更大一些。因此，福建的进出口贸易要达到台湾现在的水平仍然需要一定的时日。

进出口市场、地区比较分析

经过改革开放和对外贸易的短短20年时间，福建省的出口市场结构进一步趋于合理，多元化市场战略取得新的突破。以前，东南亚一直是福建外贸出口的传统市场，近两年，福建对世界各大洲的出口全面增长，特别是对俄罗斯、东欧、中东、韩国、非洲、中南美洲等新兴市场出口增长迅猛。对香港和日本的出口占亚洲的前两位；对德国、英国、美国也都有大量出口，且呈现逐年增加的趋势。2001年，全省实际商品出口国家与地区达193个，对亚洲出口61.9亿美元，占全省出口总值的44.5%，对美国、日本、欧盟、香港四大传统市场合计出口97.8亿美元，占全省出口总值的70.2%，美国已经一跃成为福建最大的出口市场。

对台湾省来说，美国是其出口的第一大市场，占总出口的23.7%，至今仍然稳定增加，从1996年的26.866亿美元增长到2000年的34.815亿美元，平均年增长率14.6%，主要原因是美国的经济景气继续扩大，台湾对美国的出口（以信息通讯机器为主）有顺畅的增长。其次，香港是台湾出口的第二大市场，2000年出口额达31.336亿美元。近几年，中国大陆的出口剧增，从而导致对台湾原材料、部件等的进口需求增大，台湾经由香港对中国大陆的间接出口增长坚挺。日本是台湾的第三大出口市场。但在1997年，对日本的出口由于口蹄疫发生而导致猪肉出口停止，另外也由于日本经济恢复缓慢的影响而剧减，从1996年到2000年出口额平均为13亿美元左右。对亚洲出口则为总出口的一半以上，且呈现快速增长，其中同上年相比，对日本出口增长44.1%，对东盟五国增长32.1%，对香港增长24.9%。因此，可以看出美国是福建和台湾的第一大出口国。福建的出口有往欧洲和美洲扩大的趋势，而台湾的出口则逐渐向亚洲扩展。

进口方面，福建省对亚洲的进口主要来自于日本，最高时期（2000年）达到13.15亿美元，对香港、泰国、马来西亚、新加坡都有较大量的进口；欧洲主要从德国、意大利及英国三个国家进口，最高进口额为1998年对德国的3.23亿美元；美国也是福建省较大的进口国之一，且年进口量呈逐步递增趋势，从1997年的6.23亿美元发展到2001年的8.08亿美元。2001年，全省与世界上110个国家与地区开展进口贸易，进口5000万美元以上的国家与地区共有20个。

台湾最大的商品进口来源是日本，2000年达到3.86亿美元。其次是美国，由于台湾的有关信息通讯产品的出口坚挺，导致对美国电子部件的进口需求旺盛，2000年达到最高值2.51亿美元。但是台湾对日本和美国的进口都呈现了逐年上下波动的形势，可见国际经济政治和台湾内部的经济变动对进出口贸易都产生相当大的影响。同时，台湾对韩国、马来西亚、法国、德国也有较大量的进口。

进出口商品结构比较分析

近几年来，福建省不断加快产业结构调整，外贸出口格局也不断优化。初级产品所占比重进一步下降，工业制品出口保持较快增长，二者的比例由1999年的17.4:82.6调整为2001年的9.3∶90.7。2001年全省初级产品出口13亿美元，比上年减少近7000万美元，占全省出口总值的比重由上年的10.6%降到9.3%，工业制品出口126.3亿美元，占全省出口的比重突破90%。2002年机电产品出口68.04亿美元，同比增长41.44%，占全省出口总额的39.17%；高新技术产品出口32.34亿美元，同比增长82.07%，占全省出口总额的18.62%。高新技术产品、机电产品成为拉动福建外贸增长的主要动力。电子行业有三分之二以上的企业是通过利用外资改造发展起来的，新开发的出口商品有电视机、录像机、电话机、电脑、音响、电子元器件等六大类，农业、食品制造业、建材、机械、石化行业等也通过利用外资得到很大的提高和发展。

同样，在台湾省的出口产品中，工业产品所占的比重也是最大，2001年达到1462.15亿美元，其次才是农产加工品和农产品。可见，福建的工业制品出口虽然占到全省出口比重的90%，但仍然不及台湾的十分之一。在出口商品结构方面，电气机器、电气器材与机械均处于前两位。台湾对中国大陆间接出口的主要商品项目有：电机设备及部件、机械设备、塑料原料及制品、人造纤维丝、工业用纺织品等。其中电机设备所占比重最大，达到15.9%。另一方面，从增长率看，电机设备及其部件比1996年增长30.8%，钢铁制品比1996年增长29.5%，这两项在工业产品中的出口增长率最为显著。

进口方面，福建省的进口商品种类广泛，主要以工业制品中的机器设备为主。2002年福建省机电产品进口62.08亿美元，增长43.7%；高新技术产品进口28.68亿美元，增长65.4%。而台湾省的进口额中，原材料占最大份额，2000年达到897.78亿美元，其次是资本货物和消费品。福建进口的原料配件及设备所占比重相应提高到88.4%，初级产品所占比重下降到11.6%。化学成品、纺纱织物、钢铁、机械及运输设备等商品占绝大多数，技术引进和设备进口主要集中在邮电、汽车、轻工、食品等。在所有的进口商品中，规模超过1亿美元的就有7大类。

伴随着科技产品世界市场占有率的不断提高，台湾进口的机器设备和零部件也不断增加。台湾与中国大击的进出品贸易也有了相当的发展。受到民间投资活跃等因素的支持，台湾对中国大陆的间接进口额，主要以农业、工业原材料为主，达到39.15亿美元。

从以上的定性分析可以看出，福建的进出口贸易及整个经济水平都与台湾有相当大的差距。这是与它们各自的经济政策，政治背景紧密相关的。两省的进出口贸易有许多共同之处，但也存在着各自的特色。总体来说，由于历史、政治、经济的原因，台湾进出口贸易与福建省进出口贸易无论在规模上、速度上、结构上都存在着很大的区别。福建属祖国大陆同一经济体，这种与台湾地区的差别是正常的，随着改革开放，内地已成为台湾最重要的投资、出口地之一，内地对台湾的进出口贸易在台湾经济的比重越来越大，同时也加强了内地与台湾的经贸合作。如果两岸能够消除人为的屏障，随着交往的日趋频繁，闽台的进出口贸易将呈现越来越紧密、互补、共荣的特征。

参考资料：

1．杨维中，1997年台湾的对外贸易——1998年日本贸易振兴会白皮书：贸易篇，台湾研究集刊，1999年第二期

2．石广生，中国对外经济贸易的发展与展望，国际商报，1998年10月15日

篇（7）

人民币升值过程中首先受到冲击的就是纺织业等低附加值的传统劳动密集型产业。据中国纺织品进出口商会测算，在其他生产要素成本和价格不变的情况下人民币每升值1％，企业利润将减少1％，出口企业消化人民币升值的利润空间进一步被挤压。但另一方面，人民币升值后，一个单位的人民币可以兑换更多的外币资产，在国际市场上能够购买更多的产品，这对于国家产业安全建设和满足居民消费来说都是有利的，但这同时加剧了我国进口替代性行业间的竞争。人民币升值降低了进口价格，从而对国内同类产品带来冲击，尤其是那些在技术含量、品牌及质量方面与世界先进水平有一定差距的产品，必将影响其价格和市场份额，导致盈利恶化。因此改进工艺、提高质量、发展技术、打造核心竞争力成为国内一些企业生存下来的唯一选择，从长远看这是一种良性循环，将成为我国优化产业结构和振兴民族企业的重要推动力。

1.2人民币升值改变我国进出口贸易的成本

我国是一个资源匮乏的国家，进口依存度较高的行业主要有石油与天然气开采、钢铁、石化、航空、电力设备等，在国际能源和原材料价格不断上涨的情况下，企业承受了巨大的成本压力。以进口原油为例，2012年一季度，我国进口原油平均价格为689美元／吨，同比上涨了24．3％。面对疯涨的国际原材料价格，人民币升值在一定程度上能够降低大宗交易的进口成本，改善相关行业的盈利。以造纸为例，我国造纸业原材料平均35％来自国外，原材料进口比重最高的可达到60％~70％，人民币升值将直接促进造纸业成本下降。但是人民币升值对出口企业的生产成本来说是雪上加霜［2］。人民币持续升值的2008－2011年，也是国内通货膨胀显现并持续的时期。受国内原材料成本和劳动力成本上升的影响，国内企业生产成本大幅上升。人民币升值使出口企业灵活定价能力大打折扣，企业之间没有建立良好的价格协调机制，出口议价能力并未随着市场份额的扩大而提高，成本的上升很难通过产品价格的提高得到转嫁，对我国出口企业造成了严重的影响。

1.3人民币升值蚕食我国中小企业的利润

首先，人民币升值将提高企业出口成本，再加上出口退税率降低导致中小企业不断丧失国际竞争力。中小企业立足的根本是“薄利多销”，如今成了利薄少销甚至不销，汇率的微小变动，都可能导致企业亏损。其次，人民币升值加大了企业运营的不确定性。虽然汇率升值已经持续6年之久，但是中小企业抵抗汇率风险的能力仍然十分薄弱，很多企业甚至没有树立起防范风险的意识。我国企业进出口习惯用美元报价，如果企业不能准确把握汇率走势，那么就会面临更大的损失。目前，我国中小企业就业人员占城镇就业总量的75％以上，占全部工业就业总量的83％以上。中小企业所具有的开业快、投资少、经营灵活、对劳动者技能要求低等特点使其在吸收劳动力方面具有重要作用。由于人民币升值迫使大量的企业停产停业甚至破产倒闭，大批劳动力面临重新寻找工作的困境，在一定程度上影响了社会就业，就业压力增大。可见人民币升值不仅会侵蚀中小企业的利润，还可能引发一系列的倒闭潮，更可能诱发国民经济其他环节出现问题。

1.4人民币升值缓解我国和其他国家的贸易摩擦

由于我国出口的不断增长和贸易顺差的不断扩大，人民币汇率问题一度成为政治问题。我国凭借出口价格优势已经占领了国际劳动密集型产业的中低端市场，近年来，针对我国出口产品的反倾销诉讼案件急剧增加。2005年，法国政府认为大量涌入的中国纺织品使欧洲面临严重的挑战，可能导致数百万人失业，因此法国政府对我国和欧盟施压，认为中国和欧盟应该就保护欧洲本土纺织品行业达成协议。欧盟从2006年开始就对我国出口彩电征收44．6％的反倾销关税。美国从2009年开始对我国钢格板征收高额反倾销关税。2010年韩国、巴西、印尼先后对我国出口的陶瓷展开反倾销调查等。通过汇率机制适当提升出口产品的外币价格，一方面可以缓解反倾销压力，另一方面也表明我国作为一个负责任的贸易大国努力促进世界贸易健康发展，构建公平、合理的贸易规则，维护与贸易伙伴的密切合作关系的决心［3］。

2人民币升值的诱发原因

2.1政治压力是人民币升值的根本原因

多年以来，美国对我国经常项目逆差形势不仅没有好转反而有不断扩大的趋势，美国政府联合其他国家在多次外交场合提出人民币应该升值，企图把人民币问题国际化。自2002年以来，美、日、欧盟等国家不断施压要求人民币升值。在2003年的七国集团财长会议上，日本财长提请其他国家一起强行要求人民币升值，美国和欧盟先后呼应日本，美国财政部长斯诺和美联储主席格林斯潘相继表示人民币汇率应该更加富有弹性。美国在2011年甚至单方面通过了主要针对人民币汇率问题的《货币汇率监督改革法案》，为对于来自“汇率被低估”国家的商品征收惩罚性关税提供了法律依据。主流媒体如《经济学家》《金融时报》等关于人民币汇率问题展开激烈的争论。

2.2美国量化宽松的货币政策是人民币升值的外部原因

自2008年金融危机爆发以来，美国的经济陷入持续的低迷期，复苏无望，美联储为了刺激经济的增长，已经连续实施了三轮的量化宽松政策（QE），但这项政策的出台对中国的进出口贸易而言是一把双刃剑。一方面，宽松的货币政策带来美元利率下降，刺激了美国企业投资和居民消费，拉动美国的产出和收入增长，在一定程度上会增加美国对中国的进口。另一方面，宽松的货币政策导致美元贬值，人民币升值，打击中国低端产品出口，可能减少美国对中国的进口。此外，中国90％的贸易使用美元结算，贬值还不利于中国对其他国家的出口。

2.3利率的持续倒挂是人民币升值的内在原因

2008年金融危机后，西方各国普遍采取了低利率的货币政策。以美国为例，美国2008－2012年前后三次推出了大规模的量化宽松政策，政府大量购买国债，向市场投放基础货币，增加货币供给，利率一次次创历史新低，在此期间，美国的贴现率、银行同业拆借利率接近零甚至为零。相反，在走出金融危机低谷后，我国采取了收缩银根的政策，货币政策从积极走向稳健。2010年央行6次上调存款准备金率收于18．5％，2011年6次上调准备金率达到21．5％，并且两年内累计加息5次。中美两国利率的倒挂吸引了大量的国际资本涌入中国进行套利、保值，客观上促进了人民币的升值［4］。

2.4国际收支的顺差是人民币升值的直接原因

2010年我国进出口贸易总额以29727．6亿美元超过德国排在世界第二位，成为世界第二大贸易国。我国不仅贸易总额数量巨大，而且从1994年起对外贸易就一直处于顺差。2005年我国实行有管理的浮动汇率制以后，人民币汇率的波动越来越受到国际收支状况的影响，我国的经常账户常常处于顺差的状态，而且顺差的规模越来越大，过大的国际收支顺差导致外汇市场上人民币供不应求，造成人民币升值的压力越来越大。

2.5市场预期的加强进一步推动了人民币升值

我国经济的快速发展和国际收支双顺差的事实，加上西方国家对人民币升值的要求和海外媒体的舆论压力将继续推动市场对人民币升值的预期。而这种预期势必会进一步推动资本和投资的流入。2004年我国的贸易顺差只有319．5亿美元，2010年激增到1831亿美元，6年时间内增长了将近5倍，这其中的一个原因就是对人民币持续升值的预期使得大量短期资本借贸易渠道流入我国。资本和贸易相互作用相互影响直接导致我国贸易顺差的激增，贸易顺差反过来又加剧了人民币的升值预期。短期资本不仅流向一般性的实体经济，还大量流入股市和房地产市场，股市和房市价格上扬，出现了不同程度的泡沫。2007－2012年我国经受着从未有过的通货膨胀压力，人民币进入了一个对外升值和对内贬值的困境［5-6］。

3应对人民币升值对我国进出口贸易影响的措施

纵观世界各国经济的发展历程，我们可以发现本国货币都是在巨额的贸易顺差和国际储备两个重大的背景之下进行升值的，各国采取了多项措施减轻本币升值带来的一系列不利影响，包括调整产业结构、放松外汇管制、整顿和完善金融市场。以史为鉴，我国应对人民币升值和规避汇率风险可以从几下4个方面做起。

3.1提高出口产品的技术含量，调整和升级产业结构

我国的出口往往以低成本的劳动密集型产品占优，人民币升值无疑会对劳动密集型产品的出口造成冲击。金融危机的爆发使出口企业有意识地尝试淘汰一些技术含量低、档次低的产品，使有限的资源流向技术密集型产业，注意技术引进和高科技产品的研发，减少如光学、医疗、精密仪器和设备的进口依赖程度，创造民族优良产业和品牌。此外，我国政府也有必要为出口企业提供政策支持帮助他们渡过难关。对符合条件的企业提供出口补贴，完善出口信用保险制度。此外，政府还可以设置专门机构帮助国内企业学习国际贸易原则、开拓国际市场、培养跨国企业，提供咨询服务，为企业提供国际市场行情、国际投资环境、市场调查等方面的信息，成为企业发展的坚强后盾。

3.2采用灵活的贸易结算方式和计价货币进行国际贸易结算

汇改以前，人民币汇率一直盯住美元基本不动，我国出口企业也习惯于在相对固定的汇率环境下用美元进行商务谈判和贸易结算，对美元的价格过于依赖和敏感。2005年汇改以后，外贸企业不得不学会应对人民币升值带来的后果和关注人民币的走势。实际上，人民币对美元升值的这几年，也是人民币对日元等货币贬值的时期，人民币对美元升值不代表对其他货币也一定升值。在出口结算时，企业要学会灵活变通计价货币，如出口欧洲可以采用欧元进行结算，出口到日本可以采用日元进行结算，这样一来就能尽可能地减轻人民币对美元升值带来的损失。在贸易结算方式的选择上，当人民币有升值预期时，外贸企业要尽可能选择那些即期结算方式，如即期信用证、即期付款交单，争取早日收到货款，或者在合约中规定客户支付一定比例的预付款等。选择合适的贸易结算方式和结算货币看似不是什么大智慧但却是能够巧妙地为企业规避风险、提高利润的好办法［7］。

3.3保持货币政策独立性，进一步推动人民币汇率形成机制改革

根据蒙代尔的“不可能三角”理论，一个国家不能同时实现资本自由流动、货币政策的独立性和汇率稳定性，一个国家只能实现其中两项。在我国货币市场和资本市场逐渐开放的过程中，维护货币政策的独立性并最大限度地保持汇率稳定是我们追求的目标。推动人民币汇率形成机制改革，参考一揽子货币进行调节，进一步释放人民币汇率弹性的举措，使得我国央行的货币政策不拘泥于单一盯住美元，而可以根据自身利益进行更大幅度的调整。为了保持货币政策的独立性和汇率稳定，放缓资本流动脚步可能更适合我国国情［8］。

篇（8）

本文使用1998-2011年的年度数据，所有数据均取自国家统计局历年的《中国统计年鉴》和各省地方统计年鉴。用地区生产总值GDP表示经济增长水平，FDI表示实际外商直接投资，IE表示进出口贸易(I代表进口额，E代表出口额)。为消除统计数据中价格变动的影响,以变量实际值进行计量检验，故对相关数据进行了处理：用1997年的居民消费价格指数作为不变价格指数对GDP、FDI、IE三个变量的数据进行了相应的调整。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系,并能使其趋势线性化,消除时间序列中存在的异方差问题,故对GDP、FDI、IE进行自然对数变换,变换后的变量分别用LNGDP、LNFDI、LNIE表示[3]。

(二)平稳性检验

为了防止伪回归需要对数据的平稳性进行检验。本文主要用LLC检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验方法来检验变量的稳定性。分别对LNGDP、LNFDI、LNIE的水平值和其一阶差分(LnGDP、LnFDI、LnIE)进行检验,通过分析可知，1998-2011年国内生产总值、外商直接投资和进出口贸易的时间序列均为一阶单整序列,即为I(1)过程。

(三)协整检验

因为LNGDP、LNIE和LNFDI的时间序列在5%的显著性水平下是同阶单整阶数的,故可进行协整分析。这里我们采用Johanson检验来判断最优滞后阶数、变量(取对数)是否存在协整关系及存在协整向量个数。选择序列有确定性趋势而协整方程只有截距的情况，协整检验结果如表2所示：由检验结果可知：在1%的显著水平下，JohansenFisher协整检验拒绝了变量FDI、IE与GDP不存在协整关系和最多存在一个协整关系的原假设；在5%的显著水平下，拒绝这三个变量最多存在两个协整方程的原假设。这说明至少有三个方程可以用来描述三个变量之间的关系，或者两两之间的关系，即变量FDI、进出口贸易与经济增长之间存在着协整关系。(四)模型构建及估计结果PanelData模型有三种形式:不变系数模型、变截距模型和变系数模型。建立PanelData模型的第一步便是检验样本数据符合上面哪种PanelData模型，从而避免模型设定的误差，改进参数估计的有效性[4]。经常使用的检验方法是协方差分析检验，主要检验如下两个假设：H1：β1=β2=…=βnH2：α1=α2=…=αnβ1=β2=…=βn如果接受假设H2，则可以认为样本数据符合不变系数模型，无需进行进一步的检验。如果拒绝假设H2，则需检验假设H1。如果接受假设H1，则认为样本数据符合变截距模型，反之，则认为样本数据符合变系数模型。构建如下F统计量：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分别为变系数模型、变截距模型和不变系数模型的残差平方和，N为截面成员个数，T为时间，K为解释变量个数。根据EViews6软件估计结果得出：S1=0.905714；S2=1.435825；S3=6.518093。利用形式设定检验方法(N=6，K=2，T=14)，代入以上两式计算得到的两个F统计量分别为：F2=27.27；F1=3.86。查F分布表，在给定5%的显著性水平下，得到相应的临界值为：F2a(15,66)=1.83，F1a(10,66)=1.98。由于F2>1.83，所以拒绝H2；又由于F1>1.98，所以也拒绝H1。因此，面板数据模型采用变系数的形式。通过Hausman检验发现，面板Hausman检验Chi-sq统计值为0.16，其伴随概率P值为0.92，大于0.05，所以接受原假设，应建立随机效应模型，即建立中部六省FDI、对外贸易和经济增长的随机影响变系数模型。模型形式为：LnGDPi=αi+β1iLnFDIi+β2iLnIEi+ui,i=1,2,…,6其中，αi为常数项；β1i、β2i为参数；ui,为随机扰动项；i为中部六省标识数字从1-6，分别对应河南(HEN)、安徽(AN)、湖北(HB)、湖南(HUN)、江西(JX)、山西(SX)。估计结果由表3给出：从β1i的估计值来看，FDI对经济增长具有正的影响，但影响力度不是很大，即吸引外商直接投资对经济的拉动作用不是很明显。FDI对经济的拉动作用最明显的是湖南，模型的回归系数为0.4962，即湖南省吸引的FDI每增长1个百分点，就会拉动本省的地区生产总值平均增长0.4962个百分点；其次是河南、安徽、山西分别为0.2872、0.2779、0.1242；而江西和湖北的FDI对经济增长的拉动作用却很弱，分别为0.0496、0.0130。从β2i的估计值来看，进出口贸易对经济增长也具有正的影响，而且与FDI相比，其影响力度更大，即进出口贸易能够更好的拉动经济增长。其中对经济的拉动作用最大的是湖北，模型的回归系数为0.7499，表明湖北省的进出口贸易每增长1个百分点，就会拉动本省地区生产总值平均增长0.7499个百分点；其次是山西、江西，分别为0.6800、0.5707；相比之下，河南、湖南、安徽的进出口贸易对经济增长的影响力度不是很大，分别为0.3913、0.3567、0.3419。

二、结论和建议

通过中部六省FDI、进出口贸易和经济增长之间关系的实证分析,可知，虽然中部六省的FDI、进出口贸易与经济增长的时间序列均不平稳，但其一阶差分均平稳，所以三者之间存在着长期均衡关系；FDI和进出口贸易对经济增长都存在正向影响，但FDI对经济增长的影响力度没有对外贸易对经济增长的影响力度大。根据本文的实证分析,提出如下建议:

(一)进一步提高利用外资的质量和效率

FDI对中部六省的经济增长都具有促进作用，但外商直接投资对经济增长的影响力度却明显小于对外贸易。所以，中部各省除了要继续扩大利用外资的总量规模外，更应该重视提高利用外资的质量和效率[3]：一要注意承接东部地区产业转移过程中的取舍，注重自身产业结构的调整与优化，减少盲目性；二要根据自身优势，打造核心产业，集中资源办大事；三要注意本地区内部利用外资的合理布局，形成梯次分明的产业格局。

(二)增强进出口贸易对经济增长的带动力

中部六省的进出口贸易对经济增长的促进作用都很明显，故六省要充分利用这一优势，大力发展进出口贸易，以拉动本地经济更好、更快发展。一方面，要提高对发展外向型经济的重视程度，努力提高对外开放水平，把稳定外需、稳定出口作为保增长的重要动力[5]；另一方面，要促进产业结构的转型升级，加快转变贸易增长方式，鼓励优势产业与优势产品对外出口，尤其是自身的劳动密集型产业，以出口为导向来倒逼本地产业结构升级换代。

篇（9）

图2：实际国内生产总值、出口额和进口额对数差分的变化趋势

贸易,经济增长-[飞诺网]

1.单位根检验

从图1可以判断它们之间具有一定的共同趋势性，为消除共同趋势的影响，本文对变量采取差分处理(见图2)。从图2中可以看出GDP、进口和出口的差分序列呈现出平稳的特征，笔者使用ADF单位根检验，检验的结果如表1所示。

注：1．对GDP、出口和进口对数序列的ADF检验中，包含了位移项（intercept）和趋势顶(trend)，因为从图1中可以看出，这二个序列都包含一定的位移和趋势，如果不考虑位移和趋势就可能产生错误的单位根判断；而对差分序列的ADF检验中，则既不包含移位顶，也不包含趋势顶，因为图2显示这二个序列都不包含位移和趋势。

2.*表示在1%的显著水平下，拒绝原假设；**表示在5%的显著水平下拒绝原假设；***表示在10%的显著水平下拒绝原假设。

GDP、出口和进口的对数序列ADF统计量的绝对值均小于在10%显著水平下临界值的绝对值，不能通过ADF检验，这三个序列都存在单位根，是非平稳序列。而这三个差分序列的ADF统计量绝对值均大于在5%显著水平下临界值的绝对值，不存在单位根，都是平稳序列。GDP、出口和进口的对数序列是一阶平稳序列，因此可以进一步检验三个变量之间是否存在协整性。

2.协整检验和误差修正模型ECM

本文采用使用Johansen极大拟然估计法检验经差分修正后的平稳序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型对滞后期的选择比较敏感，所以采用AIC准则来确定最佳滞后期。在滞后期数确定之后，再对协整中是否具有常数项和时间趋势进行验证，然后再对数据进行协整检验[12]。结果见表2。

注：*表示在1%的显著水平下，拒绝原假设。

由表2可以看出，在5%的显著水平下，经济增长与出口、进口之间存在唯一的协整关系。根据Granger定理，一组具有协整关系的变量一定存在误差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger两步法来建立误差修正模型。

第一步，先建立长期关系模型，即对水平变量(ordinaryvariable)进行OLS估计，其方程如下：

LGDP=4.526845+0.623032LEX-0.049701LIM(1)

(13.53709)(4.293514)(0.291202)

=0.967508S.E.=0.096935

从进出口总额与GDP之间的长期关系来看，GDP对出口的弹性为0.623，而对进口的弹性为0.0497，出口比进口对经济增长具有更强的影响，而且进口项的系数未能通过t检验，即在统计上是不显著的。

第二步，建立短期动态关系，即误差修正模型。将长期关系模型中的各变量以1阶差分的形式重新构造，井将长期关系模型所产生的残差序列作为解释变量引入，在一个从一般到特殊的过程中，对短期动态关系逐个进行检验，不显著的项逐渐剔除掉，直到找出最适当的表达式。笔者用EC表示长期关系方程(1)中的残差，通过试验，得到两个比较适当的表示短期动态关系的误差修正方程方程(2)和方程(3)。

DLGDP=0.0797+0.0246DLEX+0.04695DLIM-0.22869EC(-1)(2)

(13.1998)(0.6363)(1.1951)(-4.5138)

=0.62412S.E.=0.017467DW=1.16937

DLGDP=0.0813+0.06274DLIM-0.217152EC(-1)(3)

(15.0472)(2.1034)(-4.683832)

=0.61325S.E.=0.01712DW=1.2987

这两个方程中的回归系数都通过了显著性检验，误差修正项系数为负，符合反向修正机制。方程(2)说明从短期动态关系来看，我国的GDP和出口、进口序列之间存在着密切的联系，但进口比出口对GDP的增长具有更强的促进作用，这不仅表现在进口项和出口项系数的大小上，而且也表现在进口项的系数在1%的显著水平上通过检验，而出口项的系数在10%的显著水平上才通过检验。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增长率的含义，因此，进口增长率每增加1%，GDP的增长率将增加0.047%，出口增长率每增加1%,GDP的增长率将增加0.025%，而上年度GDP、出口和进口的非均衡误差以0.229的比率对本年的GDP增长率做出修正。

方程(3)是在进一步剔除了不太显著的出口项后得到的误差修正模型。它表示在短期内不考虑出口对GDP的影响时，进口对GDP增长的促进作用。进口项的系数说明进口增长率每增加1%，GDP的增长率将增加0.063%，而上年度GDP、出口和进口的非均衡误差以0.217的比率对本年的GDP增长率做出修正。

3.向量误差修正模型VEC

Granger(1987)[13]指出，若变量之间存在协整，则这些变量之间至少存在一个方向的Granger因果关系：要么滞后差分项的系数联合检验(一般用F检验)显著，因而存在短期因果关系，或者误差纠正项系数显著而存在长期因果关系。因此，在确定变量之间存在协整关系后，就可以构造向量误差修正模型，以确定它们之间的相互调整速率及短期互动影响井观察变量间的因果关系。表3为根据向量误差修正模型得到的估计结果，对表3的结果进行分析，可以得出以下结论。

(1)根据表3第一列数据分析各变量对GDP增长的短期影响及长期均衡关系，从短期来看，进口对GDP的影响仅在两个时滞后在10﹪的水平上对GDP有正向影响，可能是因为进口相对减少了内需。另一方面进口的增加将会淘汰落后厂商，所以起初进口的增加对产出增长有负向作用，但两个时滞后，进口的机械设备或原料会提高生产效率或加工后的产品销往国外赚取附加值，从而促进经济增长[14]。我国长期以来所实施的进口政策是鼓励生产性资本品的进口而限制消费品的进口，在我国的进口中包括了大量的先进设备和技术以及我国短缺的原材料，这无疑也会对我国的经济增长产生重要的推动作用；各变量均通过长期均衡关系来影响GDP的增长，每年LGDP的实际值与均衡值的偏差的约6.6﹪被纠正。这在一定程度上也证实了黄国祥(1999)[15]和贾金思(1998)[16]的观点。

(2)总产出对进出口影响不显著，主要的原因在于我国的出口产品结构升级战略仍处于外延式、粗放型增长阶段[17]，出口以价格竞争为主，未能有效提高出口产品的质量和增加值，从而影响了出口对经济增长的促进作用。现阶段我国实行的不断提高制成品出口比例的出口导向贸易战略仍然是停留在粗放型、数量型的增长上，还未能实现有效提高出口产品质量及附加值的集约型发展方式的转变[2]。

注：括号内的数字为t检验统计量，EC为反映短期对长期均衡调整的误差纠正项。

4.格兰杰因果检验

对各变量的因果关系检验如表4所示。从表中可以看出，在10﹪显著水平上，出口是经济增长的原因，但经济增长不是出口的原因；经济增长与进口之间以及出口与进口之间都不存在因果关系。

三.主要结论与政策建议

通过协整检验分析，得出的结果具有明显的经济意义：出口对国民经济增长具有推动作用，进口对国民经济增长具有一定的抑制作用，但进口对国民经济增长的抑制作用要比出口的促进作用小得多，这与新古典经济学“出口促进经济增长”的假说相吻合。现代经济理论认为，一国对外贸易对经济增长的贡献，可以从短期贡献和长期贡献两个角度来分析。从短期来看，一国经济增长主要取决于投资需求、消费需求和净出口需求三个因素。但是，如果从长期供给的角度分析，经济增长的主要因素则是要素供给的增加和全要素生产率((TFP)的提高两大类。要素供给投入的增加包括资本和劳动供给的增加。全要素生产率的提高则包括产业结构优化、规模经济、制度创新、知识进展等等，全要素生产率的高低反映了一国经济增长的方式一，经济增长集约化的程度.对一国经济增长具有及其重要的意义，而这些因素都与进口和利用外资有着密切的关系。

从短期动态关系来看，出口和进口都对国民经济的增长具有促进作用，但出口对国民经济增长的促进作用比进口小得多，而且出口项系数不能通过5%显著水平的统计检验。这说明就短期动态关系而言，对外贸易对经济增长的促进作用主要是通过进口来实现的。就当前情况而言，扩大出口是促进经济增长的有效途径，但要在扩大出口的同时尽可能的保持进口的同步增长，要尽量保持进出口平衡，因为我国现阶段还不是完全意义上的出口导向型，进口对于经济增长的弹性仍然相当大。

格兰杰因果检验显示我国出口与经济增长的相关关系较弱，主要是因为传统上我国出口的扩大对经济增长的促进作用主要是依赖对闲置资源的利用。我国正逐步放弃传统出口增长的贸易战略，我国的初级产品出口基本上是符合市场调节机制的。我国的出口增长是可以获得贸易利益，并可为剩余资源找出路，故而对经济增长具有一定的促进作用。我国的制成品出口主要还集中于一些劳动密集型产品，以便发挥我国劳力和资源的优势，在国际上，这必然会面临劳动力和资源更加低廉的东南亚国家的有力的竞争，致使贸易条件进一步恶化。根据我国要素禀赋的特点，大力发展具有比较优势的劳动密集型产业，促进出口迅速发展和出口商品结构的优化，同时能够扩大就业，缓解就业压力。

从中长期来看，为了发挥出口贸易在经济增长中的作用，应该推进高新技术产业的发展，进一步提高技术进步的增长贡献，加强附加值高的产品的出口，是贸易出口尽快实现从劳动力和资源为主的粗放型向质量和技术为主的集约型的出口方式的转变，努力提高出口产品的国际竞争力。

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篇（10）

改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。

一、文献回顾

迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。

从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。

上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。

二、实证分析

（一）数据选取

由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。

（二）时间序列的平稳性检验

在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。

综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。

（三）协整检验

近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：

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

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

综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。

对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。

回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：

浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。

由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。

由回归方程(2)可知，CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。

（四）误差修正模型

误差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。

由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：

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）

在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。

在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。

三、结论与建议

通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：

（1）从长期关系看，CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。

从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。

纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的,也是可行的。

（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。

本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。

从浙江省当前贸易战略出发,政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。

对企业界而言，加入WT0后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。

参考文献：

蔡锐,刘泉.2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗?——基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］.世界经济研究(8).

齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).

邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).

小岛清.1987.对外贸易论［M］.天津:南开大学出版社:437-442.

王亚平.2004.“十一五”期间中国经济参与国际分工趋势展望［J］.经济研究参考(49).

张如庆.2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］.世界经济研究(3).

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

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

篇（11）

二、人民币汇率变化

当人民币升值时，一方面会由于出口商品价格上涨而遏制本国出口，进而缩小国际市场的份额，最终导致国内出口导向型企业缩减生产规模，就业机会减少，从而使失业人口数量上升，使国内就业水平长期处于较低水平；另一方面，人民币升值越多，消费者购买的进口商品也会越多，国内进口需求会不断增加，国内进口替代型企业和进口竞争型企业的经济效益会下降，生产规模也会缩减，使失业人口进一步增加，导致本国就业水平更大幅度地降低。人民币升值还会影响到国内物价水平，主要体现在：升值基本出现在外汇支出小于外汇收入、储备增加、国际收支顺差的情况下，如果出现储备增加还会导致本国中央银行以外汇占款增加形式的本币投放过多，最终形成商品价格上升，继而出现通货膨胀。另一方面，人民币升值，会让消费者意识到自己手中的钱变多，但是短时间内的消费水平变化不会太大，这样中央银行初期供应的货币量就会相对过剩，由此形成通货膨胀，出现物价水平的持续上涨。再者，由于我国人口数量多，农村大量的劳动力需要转移，所以我们将长期面临就业压力。经济发展战略和各项经济政策都必须以促进就业为重要目标，汇率政策也不例外。由于当前我国经济增长对外需求依赖程度较高，汇率升值短期内可能对经济增长产生一定的负面影响，但从长期来看有利于经济持续增长和结构优化，也有利于就业总量的增加和经济结构的完善。在2005年至2011年期间，人民币汇率呈现一直下降的趋势，而物价指数在持续走高，就业水平虽表现出缓慢的爬升，但就业率提高的幅度非常有限。当然，就业水平的提高离不开国家相应政策的实施，但也说明其在一定程度上受到人民币汇率走高的负面影响，若将就业率和出口贸易类相关行业的就业水平相联系的话会发现，这些行业的就业率受到人民币汇率变化的影响较大，体现在随着人民币汇率的持续走低，相应的就业率水平也在下降。人民币升值会带来内外部经济部门的调整，原来为国际市场服务的部门将转向为国内市场服务。因此，从国内政策看，要采取与扩大内需相适应的政策，促进经济和就业结构顺利调整，以求将汇率升值对就业的不利影响降到最低。通过减税等政策提高居民的可支配收入，增加资产性收入在居民收入的比重；改善居民内部分配结构，重点是提高实际消费能力较强的中低等阶层的收入，扩大中等收入者的规模；推进各项保障制度改革，减少居民预防性储蓄，提高居民的消费意愿；降低交易和行政成本，促进社会分工更加细化，培育新的市场需求；鼓励企业扩大投资，鼓励企业在自主创新、自主营销渠道、自主品牌等方面的投资；鼓励对国内产品和劳务的购买。在汇率升值后，国内实际收入将增加，要防止增加的实际收入转化成对国外产品和劳务的需求。汇率升值所带来的内需扩大，还会导致国内需求结构升级。一方面，从制造业和服务业的关系看，服务业增速要快于制造业，服务业吸收就业弹性较大，对就业有明显的促进作用；另一方面，从制造业内部看，对资本密集型产品需求的增长要快于劳动密集型产品，这种变化会引起就业减少。因此，要在人民币升值后减少对就业的不利影响，应该鼓励服务业的发展，尤其是以满足国内需求的劳动密集型服务业的发展，大力发展服务业是适应人民币汇率升值的一项重要配合措施。为此，政府应该采取鼓励服务业发展的政策，扩大服务业的分工程度，降低准入门槛，取消进入服务业的种种限制，简化审批手续等。