贸易进出口论文汇总十篇

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篇（1）

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。

篇（2）

人民币升值,对出口导向型行业最直接的影响就是出口价格的相对提高,这意味中国产品在国外价格竞争力的下降。另外,出口企业还会遭受出口收入转化成人民币时的汇兑损失,以及由于出口量减少造成的损失。

人民币升值对外贸企业的负面影响主要体现在以下几个方面:

(1)直接汇兑损失。企业从签订合同到合同真正履行需要几天甚至一月时间,买方按合同付价,随着人民币对美元的不断升值,外贸出口企业结汇时就会产生较大的汇兑损失,影响企业盈利。以纺织业为例,我国纺织品出口基本上是用结算方式,一季度人民币兑美元的升值使该行业出口企业普遍遇到很大困难,企业的利润空间基本上消失。

(2)对于国内采购企业,人民币升值导致成本上升,国际上成本优势逐渐丧失。

(3)出口成交难度加大且具有不确定性。针对人民币兑美元汇率变化较大的情况,大部分中小企业出口成交具有不确定性。例如,多数出口加工企业交货期一般在3-5个月,企业计价时要考虑到几个月以后的汇率水平,多数企业用6.6-6.7的水平计算,由于产品多数属于低附加值产品且没有定价权,客户往往不能接受美元报价进行提价,订单因而转向越南等其他国家。

据南昌海关统计,2008年上半年,江西省进出口总值达62.2亿美元,同比增长55.3%。在人民币大幅升值的前提下,江西省对外贸易保持50%以上的高速增长,主要是得益于进口的大幅增长和多晶硅等少数出口产品的迅猛增长。

虽然2008年上半年的出口保持高速增长,但主要是由少数出口产品带动的,在此次调研中,多数出口企业目前处于艰难境地,处于困难的企业整体出现以下几大特点:

①低附加值,劳动密集型产业受损严重。产品附加值低,其出口利润空间小,人民币升值以后,其经营、生存压力较高附加值产品更大,有些甚至将无法继续出口。以纺织业为例,2007年三分之一的纺织企业利润率有6%-10%,整个行业的平均利润率只有3.9%,2008年一季度人民币对美元升值达到4.49%,使得很多企业面临的是做多亏多的境地。

相对而言,高附加值的产品,由于其有较大的利润空间,且有一定的定价权,人民币升值造成的损失可以在一定范围内得到消化。

②原材料国内采购,出口采用美元结算的企业影响较大。

调研中,一家名为广盛电子的企业称,人民币升值对企业影响很大,他们采用的模式是内购外销,也就是原材料国内采购,产品国外销售,2008年以来,仅汇兑损失就高达800万,而公司的年净利润也仅800万,汇兑损失完全挤占利润空间。相对而言,储科电子采取的是原材料进口,产品外销的模式,该公司工作人员称几乎感觉不到人民币升值压力。

2江西省进出口企业目前面临的主要问题

2.1企业避险意识和能力较差

由于长期以来人民币汇率相对稳定,企业规避汇率风险的观念较为淡薄。在此次调研的众多企业中,绝大多数企业没有采取任何经济手段规避或管理汇率风险,仅仅把汇率风险归于政策性因素,仅有一家公司利用外汇市场进行套期保值来规避风险。

2.2金融体制改革和金融产品服务创新相对滞后

由于我国金融机构还不具备承担外汇风险的能力,放开人民币汇率,未知的风险和冲击可能给我国金融市场造成很大压力。

2.3产品附加值低

产品附加值低的加工贸易导致企业没有定价权,在国际市场上处于被动地位,人民币升值挤压利润空间,产品涨价又不被顾客接受,所受冲击比较大。

3对策建议

(1)原材料与上游产品价格大幅上涨。综合计算,由于原材料及上游产品价格上涨,国内企业生产成本上升了20%-30%,成为推动企业成本上升的第一因素。

(2)国内外贸政策的变化。近几年来,由于国际贸易顺差不断拉大,国内被迫调整了外贸的出口政策。调整的基本方向就是对劳动密集型低加工工业的出口予以限制,给企业制造了很大的成本。尤其是对纺织鞋帽、珠宝首饰、皮革、加工、饲料等传统优势产业冲击较大,这些企业又集中在珠三角地区。

(3)央行实施货币从紧政策影响。央行严格限制贷款规模,进一步加剧了出口加工企业资金困难。

在此次调研中,我们发现,从产品需求弹性的角度分析,人民币有限升值对出口会产生一定影响,但是不会对出口产生严重打击。出口企业的艰难情况是由多方面因素造成的,在政策制定方面也需考虑到上述几大因素。从企业自身角度来看,应对策略的选择比较重要,政府积极地对外贸企业应进行该方面的引导。

①外贸企业应该高度关注外汇市场,采用金融手段积极规避外汇风险。

要引导企业转变经营理念,提高企业的主动避险意识,并引导企业加大该方面专业知识和人才的引进,使企业掌握汇率避险方法、工具,进行主动避险。

②开拓新的出口市场,同时扩大内销,双管齐下。

长期以来,江西的三大出口市场分别是欧盟、美国、中国香港。今年上半年则发生巨大变化,排名前三位的为欧盟、美国、东盟,出口额分别为6.8亿美元、3.8亿美元、3.5亿美元,东盟跃升为江西省第三大出口市场。这一现象也表明,在人民币升值的环境下,为了更大的利润空间,存在出口市场转换的趋势,这种转移也缓解了人民币升值对江西省外贸的影响。同时,大多数出口企业在此刻都在积极地拓展国内市场,保存利润空间。

③优化产品出口结构。

外贸企业提高应对能力的根本措施是优化产品出口结构,转变外贸增长方式,走高质量、品牌化之路,提高出口产品的国际竞争力,确保我国外贸企业具有长期的竞争优势。在适当的时候,我国外贸企业更要大胆的走出去,减轻国内货币升值带来的冲击力,提高自身的竞争实力,在激烈的国际市场竞争中立于不败之地。

(4)结汇多元化。

外贸企业应该从自身效益出发,在出口结汇时,不要单盯美元一种外币。根据出口地区不同,经与外商协商,选择其它在国际市场流通且汇率稳定可靠的币种作为结汇外币,如欧元、日元、英镑等。

从政府角度来说,可以主要从以下几方面着手:

①调整产业结构。结合自身情况,鼓励全省各进出口企业坚持以科技进步为推动力,改变过去以初级产品出口为主的格局,大力调整和优化出口产品结构,对高附加值企业给予一定的政策支持。

②鼓励原材料海外采购。人民币升值使原材料海外采购具有优势,由于进口关税,运输成本等导致众多企业对原材料海外采购望而却步,针对这种现象,政府可以对外贸企业进行一定的进出口运费补贴等政策支持。

参考文献

[1]林宗卿.人民币汇率升值对温州进出口贸易的影响[J].经济论坛,2008,(8).

[2]唐立楠.人民币升值对中国经济影响分析[J].消费导刊,2008,(5).

[3]李源.我国外贸企业如何应对人民币升值的影响[J].时代经贸,2008,(6).

篇（3）

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.

篇（4）

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（5）

1前言

1.1粮食进出口问题的提出

篇（6）

我国能源贸易在矿产品进出口贸易中占有举足轻重的地位，能源贸易额占全部矿产品进出口贸易额的比重从2001年的24.1%增长到2006年的26.1%；能源产品贸易额迅速增长，2006年能源贸易额1001.87亿美元，比2001年232.71亿美元增加330.5%，年均增长率达到33.9%。

我国能源产品贸易量大幅增长，2006年石油、煤炭和天然气产品进出口贸易总量达到37396万吨标准煤，比2001年21974万吨标准煤增加70.2%，年均增长率11.2%。2001年以来，我国能源产品贸易额的增长幅度远远大于能源贸易量的增长幅度，能源产品贸易量的持续稳定增长，是其贸易额不断创出新高的重要原因，同时，能源产品价格的上涨更是导致能源产品贸易额不断增长的重要原因。

石油对进口的依赖程度不断提高，2006年我国石油消费对进口的依赖程度已经达到47.3%。我国石油进口贸易向着多元化方向发展，2006年从9个国家合计进口石油13018万吨，占当年我国石油总进口量的71.7%。

二、2001-2006年我国能源贸易额占矿产品贸易额的比重

2001年我国能源产品进出口贸易额为232.71亿美元，占当年我国全部矿产品进出口贸易额966.56亿美元的24.1%，2006年能源产品进出口贸易额为1001.87亿美元，占当年我国全部矿产品进出口贸易额3839.01亿美元的26.1%。我国能源贸易额占矿产品贸易额的比重总体上呈上升趋势。

2006年我国能源产品进出口贸易额为1001.87亿美元，其中，石油917.54亿美元，占我国能源产品进出口贸易额的比重91.6%，煤炭50.7亿美元，占5.0%，天然气33.63亿美元，占3.4%，石油的进出口贸易在我国能源产品进出口贸易中我国占绝对的优势。

三、我国石油进口额占矿产品进口额的比重

2001年我国石油进口额为154.06亿美元，占当年我国全部矿产品进口额565.46亿美元的27.2%，2006年石油进口额为819.52亿美元，占当年我国全部矿产品进口额2302.93亿美元的35.6%，近年来我国能源贸易额占矿产品贸易额的比重呈现明显上升趋势。

四、2001-2006年中国石油进出口贸易特点和趋势

我国石油消费巨大，严重依赖进口，2006年我国石油净进口量16286万吨。从我国石油的进口贸易情况看，我国石油进口量不断增长，自2001年的8163.2万吨迅速增长到2006年的18157.0万吨，2006年比2001年增长了122.4%，年平均增长率为17.3%，从目前的趋势看，我国石油的进口量还会进一步增长；另一方面，我国石油的进口额增长幅度更大，自2001年的154.06亿美元迅速增长到2006年的819.52亿美元，2006年比2001年增长了432.0%，年平均增长率为39.7%。2005年我国石油进口量约占世界石油贸易量的6.8%，我国已经成为继美国、日本之后的第三大石油进口国。从我国石油的出口贸易情况看，我国石油的出口量从2001年1674.1万吨到2006年的1871.4万吨，最高的年份2005年为2207.7万吨，我国石油的出口量变化不大。

2006年位居我国石油进口前九位的国家为：沙特阿拉伯（2471万吨）、安哥拉（2345万吨）、俄罗斯（2113万吨）、伊朗（1864万吨）、阿曼（1318万吨）、韩国（1106万吨）、委内瑞拉（732万吨）、刚果（542万吨）和赤道几内亚（527万吨），9个国家合计进口量为13018万吨，占我国石油总进口量的71.7%，我国石油进口贸易向着多元化方向发展。

五、2001-2006中国石油消费对进口的依赖程度

2001年我国石油消费对进口的依赖程度只有29.1%，2006年上升到47.3%，近年来我国经济持续快速发展导致了能源需求，特别是石油需求的快速增长。为缓解国内石油供求的突出矛盾，我国石油进口量逐年增加，石油消费对进口的依赖程度不断提高。

六、2001-2006中国天然气、煤炭进出口贸易变化趋势

2001年我国天然气出口量为223.30万吨，2006年为225.24万吨，近年来我国天然气的出口量基本上维持在200余万吨的水平上，变化不大，从我国天然气资源和产量分析，未来我国天然气出口量不会有大的变化。

2001年我国天然气进口量为489.62万吨，2006年为605.81万吨，近年来我国天然气的进口量维持在600余万吨的水平上，增长不大，由于我国进口的主要是液化天然气，而天然气的大规模输送必须通过管道，未来我国天然气进口量增长变化在很大程度取决于天然气进口输送管道基础设施建设的前景。

2001年我国煤炭出口量为9012万吨，2006年下降到6330万吨，近年来我国煤炭的出口量逐年下降，由于国家限制高耗能产品的出口，取消了煤炭出口退税，预计未来我国煤炭的出口量还会有所减少。

2001年我国煤炭进口量只有249万吨，2006年迅速增长到3836万吨，近年来我国煤炭进口量逐年大幅增长，年增长率达到72.8%。由于我国煤炭资源在地域上分布不均，北煤南运，陆路运输成本较高，在符合比较效益的情况下，预计未来我国煤炭的进口量还会进一步增长。

七、我国能源进出口贸易中存在的主要问题

1.我国石油消费对进口的依赖程度很高，增长很快

2001年我国石油消费对进口的依赖程度只有29.1%，2006年已经上升到47.3%，近年来我国经济持续快速增长导致了能源需求，特别是石油需求的快速增长，在国内石油产量增长缓慢，而石油消费增长迅速，从而导致石油进口量连年大幅增长，使我国石油消费对进口的依赖程度不断提高，预计我国石油消费对进口的依赖程度将很快超过50%。巨额的石油进口以及对石油进口依赖程度的快速提高，使我国的石油消费严重地依赖于国际市场。

2.我国利用国外石油资源的成本在大幅度上升

篇（7）

二、人民币汇率变化对就业水平及物价水平的影响

人民币汇率变化的升值结果会影响到国内就业水平，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。从图2和表2中的数据可以看出，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。

篇（8）

引言

2005年7月21日，中国政府出其不意地进行了人民币汇率形成机制改革和汇率调整，中国人民银行宣布自即日起，我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。人民币汇率不再盯住单一美元，形成更富弹性的人民币汇率机制，同时宣布人民币对美元升值2%，实现汇改以来已一年整，人民币汇率弹性循序增加。根据中国人民银行授权中国外汇交易中心公布的数据，2006年7月31日人民币对美元汇率中间价再创新高，达人民币7.9732元兑1美元。与2005年7月汇改前相比，人民币升值了约3.66%。金融市场这一新的变化，无疑将对中国乃至世界的经济产生深远的影响。

一、人民币升值的背景及原因

（一）人民币升值的背景

近年来，人民币升值问题已经成为大家关注的焦点，人民币汇率存在升值压力的原因是一个与国际间错综复杂的社会、政治、经济利益相糅合的问题。国际上要求人民币升值的呼声日益高涨，主要依据在于中国的贸易顺差，巨额外汇储备等。

2003年，中国经济在扩大内需投资和对外贸易增长的带动下，经济保持年增8.2%的强劲势头。一般来说，若一国能保持稳定的经济增长，则会支持本国的货币稳定升值。另一方面，我国近10年来的贸易顺差持续扩大，尤其是来自美国的顺差，目前已成为排在日本之后全球第二大贸易顺差的国家，这是国外要求人民币升值的主要原因。还有一个原因就是中国巨额的外汇储备。国家都需要保持一定数量的外汇储备，以支持本国货币汇率的稳定。外汇储备的增加，不仅可以增强宏观调控能力，而且有利于维护国家和企业在国际上的信誉，我国自1994年外汇体制改革以来，外汇储备的绝对规模和增长速度都持续攀高，至2005年9月底，己达到7690亿美元，成为仅次于日本的第二大外汇储备国。虽然外汇储备对一个国家的经济运行至关重要，但外汇储备并非越多越好；目前我国外汇储备的各项指标远远高于国际警戒线，国内的一些实证研究也表明，我国外汇储备的增加在长期内影响着人民币名义和实际有效汇率，使得人民币面临着长期持续的升值压力。

（二）人民币升值的原因

根据我国经济和对外贸易情况，我国曾多次调整人民币汇率。加入WTO以后，我国经济和对外贸易持续快速发展，人民币的国际影响力不断扩大，中国与美、日、欧盟等经济体的贸易摩擦进入高发期，这些经济体基于本国内经济和政治需要持续要求人民币升值，并对我国施加各种压力。在综合考虑我国经济持续增长需要和整体承受能力的基础上，以国外要价合理让步和对我发展整体有利为前提，我国政府宣布自2005年7月21日起我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币(包括美国、日本、香港、欧盟、印尼、马来西亚、新加坡、泰国、韩国、台湾地区、澳大利亚、加拿大等12个国家和地区的货币)进行调节的、有管理的浮动汇率制度，人民币对美元汇率上调0.2%，并在一定范围内浮动，人民币升值是我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节，人民币汇率不再紧盯单一美元，形成更富弹性的人民币汇率机制的标志，这是为建立和完善我国社会主义市场经济体制，充分发挥市场在资源配置中的基础性作用采取的改革措施，其宏观意义不言而喻。这种变化对于我国出口贸易将产生多种影响。

二、人民币升值对进出口贸易影响分析

汇率变动对出口贸易的影响主要是通过价格调节机制传导的，而影响这一机制传递效果的因素很多。在我国，由于加工贸易多是进口原材料和机械设备后在我国进行生产然后再出口，因此进口的原材料在加工贸易中所占的比重较大，这也是由于我国目前所处的经济发展阶段所导致的。而随着我国产业结构的升级，基础产业的迅速发展，出口产品生产所需的原材料、零部件和半成品将更多地由国内厂家生产，汇率的调整也将对其出口贸易产生一定的扩展效果。本币升值对出口的影响表现为：当生产出口商品使用本国原材料时，本币国内价值贬值的情况下，本币汇率升值会使出口商品的价格大幅度上涨，导致出口减少；本币国内价值稳定的情况下，本币升值仍会使出口商品的外币价格上涨，导致商品的出口减少；本币国内价值升值，出口商品的外币价格是否上涨及上涨幅度的大小，由本币国内升值使出口商品本币价格下降的幅度和本币升值使出口商品的外币价格上升的幅度共同决定，若前者大于后者，则引起出口增加；若前者等于后者，则不影响出口；若前者小于后者，则只会较少地减少商品出口。而当生产原材料来自海外时，本币升值对出口的影响与进口原材料在出口商品生产中所占的比重高低成反比，比重越大，则汇率升值减少出口的作用效果越小；反之，效果就越大。

（一）人民币升值对我国进出口贸易的有利影响

第一，人民币升值可以改善贸易条件。伴随贸易顺差急剧增加的同时，我国贸易条件近年来正在不断恶化。商务部的一份调查报告显示，1993——2000年，以1995年为基期的中国整体贸易条件指数下降了13%。其中制成品贸易条件下降了14%，初级产品贸易条件下降了2%。2003年出口商品价格指数为104.7进口商品价格指数为109.7，贸易条件指数为95.4%，低于上年的98.8%。这就是说，我国的出口商品价格相对于进口商品价格的比值在下降，即我国必须出口更多的商品才能换回同样数量的进口商品，国民福利向外流失。

近些年来，我国政府主导的固定资产投资增长居高不下.进口的能源和原材料等初级产品所占比重，以及技术含量较高的化学制品、机械和交通设备等制成品进口比重大幅攀升。近年来，大部分初级产品和资本、技术密集型产品的美元单价均有不同程度的上升。1993—2000年，中国进口价格总指数上升了19%，其中制成品上升20%，初级产品上升16%。同时，我国经济的迅速发展导致进口需求的上升无疑在一定程度上提高了国际原材料、技术密集型产品的价格，进一步造成贸易条件的恶化。

人民币升值将会降低进口产品价格，特别是原材料和高科技设备价格的降低，企业将会加速技术引进，提高生产效率，进行产品更新换代，实现产品动态比较升级。同时由于进口产品绝大部分用于复出口。故随着企业生产率提高，出口产品质最得到提高，有助于我国企业从产品产业链低端向中高端延伸，使贸易条件得到改善。这样会有利于我们更好地利用世界资源，增加国民福利，总体上提升我国产品国际竞争力。

第二，人民币升值可以优化对外贸易的商品结构。目前，中国的贸易结构很不合理，大多数企业都处在劳动密集型且技术含量不高的水平上，仅有的部分高技术、深加工出品的出口往往也存在加工过程短暂，增值不高的问题，真正体现技术水平和要素含且的高新技术设备和中间投入品等生产要素要从国外进口，加工收益近80%属于外国产值的转移。一方面是企业加工作业深度差，企业深加工链条短，进口原抖和部件大最侵占增加值的份额；另一方面，由于大量产品处于价值链的末端，普遍缺乏核心技术、自主品牌和营销网络，容易受到跨国公司的制约，出现无自主产权和技术空心化局面。

通过人民币升值的手段，可以最有效率地把制造业中那些技术含量与附加值低的、管理不善地挤出去，这符合中国产业结构转变的发展方向。同时。人民币升值会引起行业内更加激烈的竞争，激励企业通过技术管理创新增强竞争力。让那些富于创新、有竞争力的制造业强者变得更强，并且能减少无效率的企业在海外的相互恶性竞争，另外还能加快企业“走出去”的步伐。从国际经验看，日本、德国等许多国家的国际品牌都是在本国货币升值的过程中慢慢成长起来的。因为本国货币的持续升值让它们面临“优胜劣汰”的压力，从而不断激励企业创新、再创新。最终走向世界知名品牌之路。可见，人民币升值对于推动我国企业贸易结构调整并激发其自主创新，实现可持续发展具有重要意义。

第三，人民币升值可以减少我国出口产品所遭受的反倾销诉讼。长期以来，我国主要依靠廉价劳动密集型产品的数量扩张来实现出口导向战略，凭着价格优势迅速占领国际劳动密集型产业的中低端市场。根据商务部统计资料显示，2005年美国从中国进口纺织品(61、62和63类)207.79亿美元，占同类商品总进口额的26.01%；鞋类制品(64类)金额为127.21亿美元，占总进口额的70.94%；箱包制品(42类)金额为62.59亿美元，占同类总进口额的71.66%；家具制品(94类)金额为170.55亿美元，占总进口额的45.79%；玩具和游戏用品(95类)金额为191.41亿美元，占总进口额的78.24%。在其他发达国家的情况也是大致如此。

HS编码商品类别金额(单位：亿美元)占同类进口商品比率%

42皮革制品；旅行箱包；动物肠线制品22.2250.68

61针织或钩编的服装及衣着附件83.1284.98

62非针织或非钩编的服装及衣着附件91.3280.09

64鞋靴、护腿和类似品及其零件24.9369.31

94家具；寝具等；灯具；活动房28.2149.39

95玩具、游戏或运动用品及其零附件38.8878.78

表12005年日本从中国进口的部分商品及构成(资料来源:商务部网站)

面对如此高的市场占有率，必然会加大中国与其他国家的贸易冲突。近几年来，我国一直是世界上受到反倾销诉讼最多的国家。通过人民币升值，适当提升出口产品的外币价格，缓解国外市场对我国出口产品的反倾销压力，同时适当削减外汇留成、出口补贴、贸易信贷等方面的出口扶持政策也有利于提高出口企业自身的竞争能力。另外，人民币升值也可以提高国内非贸易品的价格，消除贸易品和非贸易品相对价格的扭曲，有利于各产业尤其是第三产业的平衡发展。

（二）人民币升值对我国进出口贸易的不利影响

第一，实际有效汇率的进一步上升会削弱出口。考察汇率波动对贸易收支的影响主要是看实际汇率和实际有效汇率，而不是名义汇率，衡量实际汇率变化主要是看汇率和通货膨胀率之间变化的相对速度，当汇率贬值速度超过通货膨胀速度则实际汇率下降，反之，则实际汇率上升。从1993年到2003年，中国的通货膨胀率先是高于世界平均水平，然后逐渐趋于平稳，所以我国的实际有效汇率水平普遍提高之后在一定范围内小幅波动。自1990年到2003年，人民币名义有效汇率虽然贬值近40个基点，但人民币实际有效汇率却升值3.59%，使中国出口商品的国际竞争力下降。然而，因为人民币实际有效汇率升值所带来的贸易下降效应被影响更大的国外收入增长效应给抵消掉了，所以，我国几个主要贸易伙伴容易将本国的对中国的贸易逆差和人民币汇率联系起来。在人民币实际有效汇率升值的条件下，如果对人民币进行升值操作，则会进一步提高人民币的实际有效汇率，而实际有效汇率又是决定一国多边贸易的一个决定性因素，因此，人民币升值会在一定程度上缩小我国现有的贸易顺差。

第二，影响外商对我国投资的积极性。中国自实行改革开放以来，优惠的条件吸引了大批外资企业和跨国公司进入我国，而他们生产的产品除在中国国内销售外，很大一部分份额都用来出口。20年来外商投资企业出口份额在中国总出口额中的比重保持了较快增长，2001年已超过总出口额的50%。人民币汇率的升高意味着外商对华投资成本的增加，受此影响，国外资金可能会转向流入中国的资本市场，影响对我国“三资企业”的资金投入。同时，“三资企业”是我国进出口贸易的主要载体，在中国进出口贸易额中占有很大比重。因此，从这个角度看，人民币升值可能会对我国的进出口贸易产生一定程度不同的负面作用。

三、发展我国出口贸易的对策

（一）缓解人民币升值压力的财政对策

第一，调整出口退税率，减少对高能耗低附加值商品的出口补贴。我国目前平均出口退税率高达15%，但财政却又无力支付，可考虑合理利用外汇储备加快拖欠款的偿还，以加快企业资金的周转和减轻国家财政支出压力。税率下调的结果会使我国的出口增长放慢，经常项目余额减少，从而减轻人民币升值的压力；另外税率的调整也可以促进我国的产业结构升级。

第二，加强对短期资本流动的管制是降低人民币进一步升值的重要途径。对于像企业境外直接投资、大型中资跨国公司的全球资金调拨以及银行持有更多的海外资产等应逐步放宽，扩大国内企业和居民用汇的权利等。实行差别准备金制度，适当提高对新增非居民人民币存款的准备金要求，从而降低银行支付给新增非居民人民币存款的利率；鼓励境外机构发行人民币债券、并放宽境内机构发行外币债务管制。

篇（9）

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（10）

有关FDI与国际贸易关系的理论研究很多,Mundell(1957)最初提出贸易替代模型,之后先后出现了“互补贸易模型”(Markuson,1983)､“小岛清模型”(Kojima,1987)等理论｡Helpman(1984)､Helpman和Krugman(1985)认为,在要素禀赋不对称和规模报酬递增的情况下,由于跨国公司的专有资产很难通过外部市场达成交易,就会产生大量的公司内交易和对中间产品的需求,由此带动母国的出口贸易｡FDI与国际商品贸易间关系的实证研究主要有Nakamura和MaryAmiti(1998,2000)的研究表明两者呈互补关系｡Eaton和Tamura(1994)､Goldberg和Klein(1998)对日本的检验证实日本对外直接投资对商品进出口起到了促进作用｡尽管大量的实证研究表明,FDI对国际商品贸易具有促进作用,但是,Goldberg和Klein(1998)的另一实证研究发现,美国在拉丁美洲的直接投资减少了双边贸易额,两者呈替代关系｡此例说明FDI与国际商品贸易间的关系在不同国家或地区是相异的｡

中国学者对FDI与贸易的关系也进行了不少研究｡冼国明等(2003)依据中国改革开放以来的数据,分析得出FDI与中国的出口之间存在长期的均衡关系;陈宪,陈晨研究发现FDI增长与进出口额增长的相关性呈现由强到弱后又增强的趋势,原因是FDI在当年通过带动进口刺激了对外贸易增长,数年后则通过推动出口对外贸增长再次产生影响｡史小龙等(2004)则采用协整分析方法得出:FDI流入对我国商品进出口有长期的显著的促进作用,而对出口的短期变化影响不显著｡陈继勇等(2006)用贸易引力模型,结合混合回归分析与横截面分析两种方法得出FDI对中国商品进出口､出口､进口的增长均存在长期且显著的促进作用,但这种促进作用存在时滞,且随着时间的推移是波动的,但从总趋势来看,是在不断增强｡本文将采用1980—2006年的数据,运用协整分析方法和误差修正模型重新研究FDI和进出口贸易之间的长期均衡关系及由短期偏离向长期均衡调整的过程｡

二、实证模型和研究方法

(一)实证模型

本文应用非平稳时间序列变量之间的协整关系研究方法来重新检验FDI对中国进口和出口贸易的影响｡该方法基础思想在本文的应用体现在,如果FDI与出口(或进口)值呈现非平稳性,但它们的某种线形组合却呈现平稳性,表明FDI与出口之间存在某种长期稳定关系,即协整关系｡在协整检验之前,本文将采用ADF1法检验变量的平稳性,如果变量是非平稳的,还需检验其差分的平稳性,所有变量同阶单整,且这些变量的某种线形组合是平稳的,则称这些变量之间存在协整关系｡根据Stock的证明,本文直接使用传统的OLS方法｡

对FDI和出口､进口分别进行OLS回归:

误差修正模型是协整分析的一个延伸,短期波动和长期均衡结合在一个模型中｡在确定了FDI与进出口之间的长期关系之后,我们可以转而估计它们之间的误差修正过程｡考虑解释变量短期波动､误差修正项和各变量滞后变化的影响,建立误差修正模型如下:

(二)数据来源及研究方法

本文选取1980年至2006年中国外商直接投资发生额(FDI)和进口额(IM)､出口额(EX)的数据作为实证检验对象,1980—2005年的数据来源于历年的《中国统计年鉴》,2006年的统计数据来自2006年中国国民经济和社会发展统计公报｡

本文首先对改革开放以来我国对外贸易和利用外资的变化趋势进行简单分析,然后对变量进行单位根检验和协整检验,确定每个变量的平稳性及变量间长期稳定关系的存在与否,最后用误差修正模型检验变量的短期偏离状况｡

三、实证分析结果

自1980年以来,我国对外贸易呈现出稳步快速增长的态势,尤其是1998年以来,进口额和出口额迅速增加,这可以归因于中国关税壁垒的日益降低和参与国际垂直分工的逐步深入｡中国实际利用FDI在1992年之前徘徊不前,之后有了较大的攀升,而东南亚金融危机的影响使中国吸收外资数量连续两年处于低迷水平,此后又出现恢复性增长｡虽然FDI与进出口贸易的增长状况有所差异,但总体增长趋势是相似｡那么中国FDI的增长对国际贸易到底有怎样的影响,本文将通过协整检验进行分析｡

首先对FDI,EX,IM的自然对数进行ADF单位根检验的结果表明所有变量一阶差分后在1%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设,表明这些变量是1阶单整(I(1))｡于是,进一步检验变量之间的协整关系｡

可见,方程(1)､(2)的回归残差､在1%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设,表明是平稳的,FDI和进出口之间存在长期稳定关系,即协整关系,且方程(1)和(2)便是这种长期关系的定量表示｡

回归显示,在1980-2006年期间,我国FDI与进口和出口呈现正相关,模型拟合较好,各系数都通过了显著性检验,R2和调整后的R2均在97%以上,F统计值显著(具体数值见表2)｡残差自相关校正后的回归方程具体数据如下:

LnEX=3.4291+0.5301*LnFDI

+[AR(l)=1.0083,AR(2)=0.0368]

LnlM=4.3539+0.4761*LnFDI

+[AR(l)=1.3483,AR(2)=-0.3486]｡

进一步运用误差修正模型,采用Hendry从一般到个别的建模方法选择每一个变量的滞后长度,根据方程(3)和(4)分别得到FDI和进口､FDI和出口的ECM模型,其结果如下:

FDI与出口的ECM:

误差修正项通过了10%的显著性水平检验,表明在短期内,进口和出口都可能偏离它与FDI的长期均衡水平,但它们的关系由短期偏离向长期均衡调整的速度很快｡就平均而言,出口每年对上一年的非均衡偏离的纠正程度为26%,而进口每年对上一年的非均衡偏离的纠正程度为36%｡

四、结论

从方程(1)和(2)的协整回归结果可知,FDI变动1个百分点,会带来出口0.53个百分点的同方向变动和进口0.47个百分点的同方向变动｡这表明FDI与出口和进口之间仍然存在着长期均衡关系｡FDI流入带来出口的增长,是我国出口导向政策以及产业结构升级调整,更广泛深入参与国际分工的结果｡而FDI流入促进进口增长,则需要深入分析｡因为理论上,我国的进口替代政策及FDI的贸易替代效应会使FDI与进口的规模反向而动｡但是从另外的角度分析,外商到中国投资,必然会大量进口国外先进的机器设备､原材料等,因此,实证分析才会出现FDI在我国的贸易替代效应相对不显著,“进口替代”政策的效果不明显,FDI导致了进口的增加｡

误差修正模型显示,FDI与出口的关系,每年对上一年非均衡偏离的纠正速度为26%｡短期内,FDI的变动不会导致出口的迅速反应,因为FDI从实际引入到产品出口需要一定周期｡出口的短期变动受误差项和自身滞后一起变动的影响较大｡而FDI与进口的关系,每年对上一年非均衡偏离的纠正速度则较快,达到36%｡且进口的短期波动对滞后一期的FDI变动较为敏感｡因为外商投资的初期需要从国外进口大量的机器设备和原材料,所以滞后一期的FDI变动会推动进口的同方向变动｡总体上,误差修正模型不仅反映出FDI和进出口的关系由短期偏离向长期均衡调整的速度较快,而且证明了FDI和进出口之间的长期均衡关系｡

参考文献:

[1]UnitedNationsConferenceonTradeandDevelopment,2004,WorldInvestmentReport.

[2]陈继勇,秦臻.外商直接投资对中国商品进出口影响的实证分析[J].国际贸易问题,2006,(5).

[3]高峰,高越.外国直接投资与我国进出口贸易的关系——基于不同贸易方式的实证分析[J].国际贸易问题,2006,(4).