貿易進出口論文大全11篇

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2物流業與進出口貿易關系分析

一般來說，物流業與進出口貿易存在正相關關系，基于以上認識，本文選取貨物周轉量指標代表華北地區物流業發展水平，進出口總額代表華北地區進出口貿易發展水平，并運用相關性分析和彈性分析兩種統計學分析方法，實證檢驗物流業對華北地區進出口貿易的發展是否有影響，以及影響程度。

3.1貨物周轉量和進出口總額的相關性分析對貨物周轉量和進出口總額進行相關性分析，其目的是驗證物流業對進出口貿易是否有積極的影響，如果有影響，影響程度的顯著性如何。華北地區2003-2012年間貨物周轉量和進出口總額的統計數據

3.2貨物周轉量和進出口總額的彈性分析以上研究通過相關性分析驗證了華北地區物流業發展對其進出口貿易具有正面的促進作用，但無法計算出影響程度有多大。本部分研究以經濟學原理中的彈性理論為依據，力求定量分析出華北地區物流業發展的變化引起進出口貿易變化的幅度有多大。

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匯率變動會影響進出口貿易以及貿易收支，主要體現在以下兩個方面：

1.匯率變動引起收入變化，影響進出口貿易

匯率變動的最直接體現就是本幣的升值或貶值。貨幣升值會造成進口商品價格下降，而出口商品價格上升，雖然不利于出口，但是可以改善國際收支，貨幣貶值則可以達到相反的效果。但是實際上，貨幣的貶值對收入的影響主要來自兩個方面：貶值會造成進口商品價格上升，出口商品價格下降，從而使得貿易條件惡化。與此同時，在同樣名義收入水平下，消費者只能購買較少的商品，也就是導致實際收入的下降，這必然導致該國支出的下降，從而改善貿易收支。另外，如該國存在尚未得到充分利用的資源，則貶值可以刺激國內外居民對本國該種產品的需求。根據凱恩斯經濟學的原理，民眾的經濟支出會通過凱恩斯乘數而數倍提高國民收入，國民收入的提高又會提高國內支出，達到良性循環的結果。

2.匯率變動引起價格傳遞，影響進出口貿易

前面說到，匯率變動的最直接體現是貨幣的相對價格上升或下降，這首先在進出口貿易中體現出來。但在金融全球化的今天，國際市場的價格變動最終也會影響國內市場的一般價格。因此匯率的變動會引起國內一般價格水平，從而影響進出口商的貿易額和國家的貿易收支，這從以下兩個方面體現：首先，貨幣的升值是以本幣表示的進口商品價格下跌，如原料或半成品，然后通過價格傳遞，影響最終商品成本的下跌和價格的下跌。其次，匯率變動會使得貿易收支發生變化，如貨幣貶值后會出現貿易收支順差，然后使得外匯儲備增加，而外匯儲備的增加，又使得央行必須通過購買外匯而在國內市場上投放更多的基礎貨幣。顯然，更多的基礎貨幣會導致通貨膨脹。近兩年中國的外匯儲備不斷的增長，盡管不是人民幣貶值的結果，但是大量的外匯儲備和國際經濟的變化，使得中國的通貨膨脹率一直較高就是很好的說明。當通貨膨脹出現的時候，其實是鼓勵人們消費，因為在名義貨幣不變的情況下，公眾更有意愿將貨幣轉化成有形的資產，客觀上又會推動物價上升。

二、應對匯率變化的一般對策

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

1.選擇多樣化的進口來源

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

2.進出口貿易中選擇合理或多種交易幣種

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

3.充分利用國際金融工具低于匯率風險

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

三、結束語

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

參考文獻：

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(2)洽談目標明確在商務洽談前我們必須明確通過這次洽談想獲得什么?我們就要靜下心來，想想我們最低目標是什么？其次可以接受的目標是什么？最后我們最期望的目標是什么？整個商務洽談都會緊緊圍繞這一系列目標來進行,都為實現這一目標而服務。因此洽談具體目標的確定，必須認真而慎重地考慮。最低目標，它是洽談必須實現的目標，是洽談最低的要求，是我們的底線，若不實現，寧愿洽談破裂也沒有討價還價，妥協讓步的余地。可以接受目標，它是洽談中可以努力爭取或作出讓步的范圍?？梢愿鶕唧w洽談的氛圍來爭取更好的貿易條件，或我方因長遠考慮，也可以向對方作出一定的讓步，以取得對方的信任，從而建立一種長期合作關系。最高目標，它是我方在商務洽談中所追求的最終目標，也往往是對方所能認可的最高程度。因此，洽談人員應充分發揮個人才智，為我方爭取最高目標，但也不妨為我方謀取最大利益的前提下給對方適當的讓步，雙方在友好和諧的氣氛中謀求一致，皆大歡喜。

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一、引言

利用美國對日本進出口貿易額歷史統計數據（歷年《美國總統經濟報告》），借助計量經濟學軟件進行回歸分析，找出美國對日本進出口貿易額演化規律的形式的某些方面，建立美國經濟演化的一個計算機仿真模型，是一個有意義的工作。以此模型為基礎，根據經濟學原理，可以解釋這個模型各個參數的經濟學意義，從而通過對各種參數的調節或變動所導致的美國對日本進出口貿易額路徑的偏移進行計算機仿真展示，把握住美國對日本進出口貿易額演化的某些客觀必然趨勢,以及對我國與美國和我國與日本進出口貿易額的影響，預先提出相應的政策建議，從而增強我國的經濟安全保障。

本文研究進行這一工作。

二、美國對日本進出口貿易額歷史數據的實證分析和經濟演化模型

美國經濟在建國200年所打下的堅實基礎之上，借助其科技優勢、美元的支配地位等有利因素而高速發展。用計量經濟學軟件，我們對其1974年1月～2006年2月的對日本進出口貿易數據進行回歸分析。

1.先進行數據截取:19741月年至2006年2月的美國對日本進出口貿易額演化數據作為模型創建樣本；用以預測2008年至2020年的美國對日本進出口貿易額主要指標取值。所用數據來自歷年《美國總統經濟報告》中美國對日本進出口貿易額指標數據。

2.然后對主要經濟指標系例數據作出散點圖（圖1中的圓圈表示）。

3.據數據散點圖進行回歸分析。函數形式設定：因為經濟系統常態發展具有最大可能值（經濟系統的最大負荷）和對負荷的一定的占據速率（經濟增長速率），因而有可能具有如下的函數形式：

首先確定各參數的粗略估計值。L是曲線最大極限值即經濟系統的負荷，b是曲線的增長速率因子即經濟系統對其負荷的本征侵占速率，a近似是曲線的縮小因子即經濟系統內在的交易費用等耗散因素的作用強度，據這三個參數的意義其估計值可近似由統計數據的演化態勢進行估計。我們取為：L=6000，a=7，b=0.8。

在此基礎上，借助計量經濟學軟件，對統計數據回歸函數的參數進行優化估計，得出精確的統計數據回歸函數完備表達式。在實際操作過程中，這一步驟可能進行多次，以便使殘差最小。最后得出的優化參數值是：L=6546，a=6.7，b=0.9899，殘差值為151093044。

于是我們得到美國對日本進出口貿易額演化的數學模型(百萬美元)：

圖1美國對日本出口貿易額演化模型(據1974年1月～2006年2月樣本數據）

4.據回歸曲線進行主要經濟指標在未來20年～30年（取2008年至2030年作為預測區間)的取值預測(圖1中的加號表示）。

5.據回歸曲線進行經濟系統演化態勢分析：由仿真曲線可以看出，美國經濟加速增長期目前已經越過其相變點(仿真曲線的拐點即經濟增長相變點)；但是，仿真曲線顯示，緩慢增長漸漸接近其飽和值還有著巨大的區間（一直延伸到2025年以后）；在接近極限點附近（6546百萬美元），就是美-日經濟結構的變革期。

同樣地，美國對日本進口貿易額演化模型為：

殘差為：354647648。相應地，美國對日本進口貿易額模型曲線圖如圖2。

圖2美國對進口貿易額演化模型圖

三、結論與政策建議

美-日貿易作為一個大的復雜自適應演化的經濟系統，在美國科技優勢、美元支配地位等有利條件下，各種自然資源和社會資源得以充分開發，各種比較優勢得以充分利用，各種國內市場和國際市場得以充分溝通，科技創新借助于因大量引進各國優秀人材而使美國高校和科研院所的優勢突飛猛進，制度創新隨著主動或被動地接受人類文明的各個方面而日新月異，各種生產要素通過市場機制和政策機制不斷趨于最優配置，使得美國對日本進出口貿易額總體態勢在經過高速增長長達20多年后，目前處于漸漸接近飽和值的穩定發展的時期。認清這一基本態勢，從各個方面規劃和協調我國對美國和日本的經濟貿易和科技合作等各方面的關系，促進我國經濟全面協調可持續高速發展，應該是未來二十年我國對美經濟政策的重要參考。

四、結論

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

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

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

二、2001-2006年我國能源貿易額占礦產品貿易額的比重

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

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

三、我國石油進口額占礦產品進口額的比重

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

四、2001-2006年中國石油進出口貿易特點和趨勢

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

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

五、2001-2006中國石油消費對進口的依賴程度

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

六、2001-2006中國天然氣、煤炭進出口貿易變化趨勢

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

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

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

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

七、我國能源進出口貿易中存在的主要問題

1.我國石油消費對進口的依賴程度很高，增長很快

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

2.我國利用國外石油資源的成本在大幅度上升

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(一)成本路徑由于我國經濟增長嚴重依賴資源和原材料等生產要素的進口，因此在進口總額中原材料、燃料、機械設備的比重較大。當生產要素的進口價格發生波動時，就會直接通過成本路徑影響到國內。而且根據雙重加價原理，我國進口原料和燃料等必需生產要素的價格必然會沿著各自涉及的產業鏈逐級傳遞，最終引起整個社會商品價格總水平的上升，導致成本推動型通貨膨脹。

(二)國外商品價格的傳導路徑如果國外商品價格普遍上漲，通過價格機制的作用，一方面，將導致出口量的增加，進而使我國外貿出口的需求增加。另一方面，國內消費者對進口商品的需求將減少，從而增加替代品，最終導致整體社會消費需求的增加。我國連年出現對外貿易順差的原因主要是在全球經濟復蘇的環境下，世界主要經濟體的市場需求也在急速增加，這種對外貿易出口的增加進一步導致我國外貿出口商品市場需求的不斷增加，從而引發整個社會總需求的膨脹。如果不加以調控，有可能會引起通貨膨脹。從我國進口商品的結構可看出，我國進口的絕大部分商品是大宗商品，而生產廠商的生產要素價格或生產成本價格的波動，最終表現為國內商品出廠價格指數的變化，進而作用于國內通貨膨脹率。

(三)貨幣供給路徑當一國存在大量長期的貿易順差并有巨額外匯儲備時，國內市場將會有大量的貨物出口，中央銀行要增加貨幣投放，達到收購出口所得外匯的目的。這樣，就可能造成流通貨幣過多，易引發通貨膨脹。從國際收支平衡表看，我國長期出現經常項目和資本項目的雙順差。截至2013年末，國家外匯儲備余額為3.82萬億美元，再度創歷史新高。比2012年末增長了5097億美元，年增幅也創出歷史新高。因為外匯是不可以直接在市場上流通的，所以中央銀行為買入外匯需要投放大量基礎貨幣，初始貨幣會隨著外匯占款呈正比增加，隨之擴大廣義貨幣的供應量，導致普遍、持續性的價格上漲，影響國內經濟的穩定運行，導致通貨膨脹壓力。另外，持續的貿易順差使中央銀行的外匯資產比重持續增加，極大影響了我國貨幣的實際價值，給多個基礎產業部門增加了壓力，從而引起這些領域價格水平的上漲。

(四)總供給—總需求路徑在全球經濟一體化的背景下，商品與服務在全球范圍內進行資源配置，緩解了通貨膨脹對本國產能控制的敏感程度，提高了對全球供求情況的敏感程度。貿易順差大多代表外部需求的力量強大，與外貿出口需求快速增長并存的是內部需求的相對不足，從而出現外部需求拉動增長、內部需求抑制物價的情況。外貿出口一直是拉動我國經濟增長的“三駕馬車”之一，外貿依存度的快速提高是我國融入經濟全球化的顯著特征，2013年我國外貿依存度高達46%。在經濟全球化時代，高外貿依存度和高外貿增速將成為常態，與國內生產、消費和國際市場密不可分，依靠國際市場吸收本國相對生產過剩的產品，因此外部市場的供給與需求波動，不可避免地會對本國的產能結構產生影響。

二、防范進出口貿易傳導通貨膨脹的對策

(一)健全價格調節基金制度價格調節基金制度指政府通過一定渠道，籌集一定數量的基金，用于平抑市場物價的制度，是政府調控市場物價的一種輔手段，是價格調控體系不可或缺的重要組成部分。它能針對部分地區、個別品種生活必需品價格的異常波動，及時、準確地采取相關措施，較快穩定市場和平抑價格，安定人民生活。目前，國際市場供求關系和價格的突變極易影響我國市場的供求平衡與價格穩定，進而加劇通貨膨脹影響。所以，價格管理部門應在借鑒國外經驗教訓的基礎上，盡早制定《價格調節基金管理辦法》，在基金的征收、入庫、利用、監管等方面進行規范。

(二)加快對外貿易的結構性調整我國處于國際垂直分工中的低端，依靠的是資本和勞動的投入，這種高投入、高耗能、低產出的粗放型經濟增長方式已不適應我國可持續發展戰略的需要。因此，要大力推進產業結構升級，加快技術創新，從資本和勞動密集型向技術密集型轉變。目前，雖然世界上很多產品都是“中國制造”，但這些產品技術含量較低。如果不轉變經濟增長方式，在國際原材料價格高企情況下，國內經濟勢必產生通貨膨脹。國際市場也影響著國內的價格指數，我國的價格監測部門除對國內市場，還要特別加強對國際市場價格波動、主要商品進出口數量與價格的監測及預警工作，根據對國際商品價格的準確判斷來制定進出口策略。

(三)大力參與國際期貨市場在國際市場上，原材料價格是由期貨市場的交易價格基本確定，我國參與貿易規則制定的話語權有限。我國要繼續發展期貨市場，推出各種原材料的期貨產品，有必要聯合國際采購行業組織，通過期貨信息調整生產經營結構，參與國際期貨市場，共同抵御國外對沖基金的各種價格炒作。

(四)提高企業競爭力樹立本國工業制品在國際市場中的地位，提高我國企業競爭力，我國要加強反傾銷、反補貼和保障措施的調查實施力度;運用相關法律法規保護和保障國內相關產業的權利和權益;在限制國外市場力量的同時，盡快制定出臺相關法律法規并統一行業技術標準，規范國內企業的競爭環境，提高整體競爭力。

(五)促進國際合作通貨膨脹已成為全球性普遍存在的問題，僅憑一個國家國內的調控無法達到經濟平穩的目的，所以國際合作極其必要。對我國而言，人民幣升值可能是良策，雖然會產生抑制出口的負面影響，但如果政府能有效降低總儲蓄率和私人儲蓄率并擴大內需，就會既有效抑制通貨膨脹，又改善經濟結構，才能均衡地拉動經濟增長。然而，防范通貨膨脹的措施本身就會加劇資產價格的上升，即對通脹的預期本身就會加快通脹的到來，央行也應在國際組織的協調下進行合作，有效降低流動性風險。

(六)做好資源利用的中長期規劃為減弱進口資源價格變動對國內物價造成的影響，我國必須建立資源利用的中長期戰略規劃。我國經濟結構調整從粗放增長轉為集約增長是循序漸進的過程，這期間必然要消耗較多的外部資源。因此，要從全球角度確立外部資源利用的中長期戰略，合理利用外部資源。以有色金屬為例，短期內我國應建立風險采購機構，以達到利用國際有色金屬期貨市場，從而降低國際有色金屬價格上漲對國內經濟影響的目的;中期的戰略規劃是要建立國家有色金屬儲備體系，如商業儲備與期貨等;長期要開發并利用其他資源進行替代，提高資源的使用效率，以達到調整經濟結構的目的。另外，從糧食的戰略規劃角度出發，為穩定海外糧食供應需要采取避免長期風險的有效方案，建立新型糧食安全觀，針對進口糧食的供應制定中長期方案，并與某些糧食出口大國進行長期合作，形成集外匯儲備與戰略物資等為一體的綜合戰略體系。

(七)減輕外匯儲備增加對通脹的壓力，深化金融改革

1.進一步完善結售匯制度。2012年4月，我國取消了強制性結售匯制度，使人民幣過快升值壓力有所緩解，增強了人民幣匯率彈性，為人民幣匯率形成機制改革打下良好的基礎。我國通貨膨脹壓力通常出現在經常項目、資本項目均出現順差的狀態下，由外匯占款增加所引起的基礎貨幣相應增加造成的。建議實行意愿結售匯與限額結匯相結合制度。一方面，外匯收入可按照自己的意愿，或者賣給指定銀行，或者開立外匯賬戶保留。另一方面，外匯收入在國家核定的限額內可不結匯，超過限額的必須賣給外匯指定銀行。根據發達國家的經驗，對分散中央銀行之外的外匯，政府可運用政策、媒體等措施達到間接控制國際收支的目的。因此，從有效控制貨幣供給的角度出發，實行意愿結售匯制與限額結匯制度相結合將更加有利。

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人民幣升值過程中首先受到沖擊的就是紡織業等低附加值的傳統勞動密集型產業。據中國紡織品進出口商會測算，在其他生產要素成本和價格不變的情況下人民幣每升值1％，企業利潤將減少1％，出口企業消化人民幣升值的利潤空間進一步被擠壓。但另一方面，人民幣升值后，一個單位的人民幣可以兌換更多的外幣資產，在國際市場上能夠購買更多的產品，這對于國家產業安全建設和滿足居民消費來說都是有利的，但這同時加劇了我國進口替代性行業間的競爭。人民幣升值降低了進口價格，從而對國內同類產品帶來沖擊，尤其是那些在技術含量、品牌及質量方面與世界先進水平有一定差距的產品，必將影響其價格和市場份額，導致盈利惡化。因此改進工藝、提高質量、發展技術、打造核心競爭力成為國內一些企業生存下來的唯一選擇，從長遠看這是一種良性循環，將成為我國優化產業結構和振興民族企業的重要推動力。

1.2人民幣升值改變我國進出口貿易的成本

我國是一個資源匱乏的國家，進口依存度較高的行業主要有石油與天然氣開采、鋼鐵、石化、航空、電力設備等，在國際能源和原材料價格不斷上漲的情況下，企業承受了巨大的成本壓力。以進口原油為例，2012年一季度，我國進口原油平均價格為689美元／噸，同比上漲了24．3％。面對瘋漲的國際原材料價格，人民幣升值在一定程度上能夠降低大宗交易的進口成本，改善相關行業的盈利。以造紙為例，我國造紙業原材料平均35％來自國外，原材料進口比重最高的可達到60％~70％，人民幣升值將直接促進造紙業成本下降。但是人民幣升值對出口企業的生產成本來說是雪上加霜［2］。人民幣持續升值的2008－2011年，也是國內通貨膨脹顯現并持續的時期。受國內原材料成本和勞動力成本上升的影響，國內企業生產成本大幅上升。人民幣升值使出口企業靈活定價能力大打折扣，企業之間沒有建立良好的價格協調機制，出口議價能力并未隨著市場份額的擴大而提高，成本的上升很難通過產品價格的提高得到轉嫁，對我國出口企業造成了嚴重的影響。

1.3人民幣升值蠶食我國中小企業的利潤

首先，人民幣升值將提高企業出口成本，再加上出口退稅率降低導致中小企業不斷喪失國際競爭力。中小企業立足的根本是“薄利多銷”，如今成了利薄少銷甚至不銷，匯率的微小變動，都可能導致企業虧損。其次，人民幣升值加大了企業運營的不確定性。雖然匯率升值已經持續6年之久，但是中小企業抵抗匯率風險的能力仍然十分薄弱，很多企業甚至沒有樹立起防范風險的意識。我國企業進出口習慣用美元報價，如果企業不能準確把握匯率走勢，那么就會面臨更大的損失。目前，我國中小企業就業人員占城鎮就業總量的75％以上，占全部工業就業總量的83％以上。中小企業所具有的開業快、投資少、經營靈活、對勞動者技能要求低等特點使其在吸收勞動力方面具有重要作用。由于人民幣升值迫使大量的企業停產停業甚至破產倒閉，大批勞動力面臨重新尋找工作的困境，在一定程度上影響了社會就業，就業壓力增大?？梢娙嗣駧派挡粌H會侵蝕中小企業的利潤，還可能引發一系列的倒閉潮，更可能誘發國民經濟其他環節出現問題。

1.4人民幣升值緩解我國和其他國家的貿易摩擦

由于我國出口的不斷增長和貿易順差的不斷擴大，人民幣匯率問題一度成為政治問題。我國憑借出口價格優勢已經占領了國際勞動密集型產業的中低端市場，近年來，針對我國出口產品的反傾銷訴訟案件急劇增加。2005年，法國政府認為大量涌入的中國紡織品使歐洲面臨嚴重的挑戰，可能導致數百萬人失業，因此法國政府對我國和歐盟施壓，認為中國和歐盟應該就保護歐洲本土紡織品行業達成協議。歐盟從2006年開始就對我國出口彩電征收44．6％的反傾銷關稅。美國從2009年開始對我國鋼格板征收高額反傾銷關稅。2010年韓國、巴西、印尼先后對我國出口的陶瓷展開反傾銷調查等。通過匯率機制適當提升出口產品的外幣價格，一方面可以緩解反傾銷壓力，另一方面也表明我國作為一個負責任的貿易大國努力促進世界貿易健康發展，構建公平、合理的貿易規則，維護與貿易伙伴的密切合作關系的決心［3］。

2人民幣升值的誘發原因

2.1政治壓力是人民幣升值的根本原因

多年以來，美國對我國經常項目逆差形勢不僅沒有好轉反而有不斷擴大的趨勢，美國政府聯合其他國家在多次外交場合提出人民幣應該升值，企圖把人民幣問題國際化。自2002年以來，美、日、歐盟等國家不斷施壓要求人民幣升值。在2003年的七國集團財長會議上，日本財長提請其他國家一起強行要求人民幣升值，美國和歐盟先后呼應日本，美國財政部長斯諾和美聯儲主席格林斯潘相繼表示人民幣匯率應該更加富有彈性。美國在2011年甚至單方面通過了主要針對人民幣匯率問題的《貨幣匯率監督改革法案》，為對于來自“匯率被低估”國家的商品征收懲罰性關稅提供了法律依據。主流媒體如《經濟學家》《金融時報》等關于人民幣匯率問題展開激烈的爭論。

2.2美國量化寬松的貨幣政策是人民幣升值的外部原因

自2008年金融危機爆發以來，美國的經濟陷入持續的低迷期，復蘇無望，美聯儲為了刺激經濟的增長，已經連續實施了三輪的量化寬松政策（QE），但這項政策的出臺對中國的進出口貿易而言是一把雙刃劍。一方面，寬松的貨幣政策帶來美元利率下降，刺激了美國企業投資和居民消費，拉動美國的產出和收入增長，在一定程度上會增加美國對中國的進口。另一方面，寬松的貨幣政策導致美元貶值，人民幣升值，打擊中國低端產品出口，可能減少美國對中國的進口。此外，中國90％的貿易使用美元結算，貶值還不利于中國對其他國家的出口。

2.3利率的持續倒掛是人民幣升值的內在原因

2008年金融危機后，西方各國普遍采取了低利率的貨幣政策。以美國為例，美國2008－2012年前后三次推出了大規模的量化寬松政策，政府大量購買國債，向市場投放基礎貨幣，增加貨幣供給，利率一次次創歷史新低，在此期間，美國的貼現率、銀行同業拆借利率接近零甚至為零。相反，在走出金融危機低谷后，我國采取了收縮銀根的政策，貨幣政策從積極走向穩健。2010年央行6次上調存款準備金率收于18．5％，2011年6次上調準備金率達到21．5％，并且兩年內累計加息5次。中美兩國利率的倒掛吸引了大量的國際資本涌入中國進行套利、保值，客觀上促進了人民幣的升值［4］。

2.4國際收支的順差是人民幣升值的直接原因

2010年我國進出口貿易總額以29727．6億美元超過德國排在世界第二位，成為世界第二大貿易國。我國不僅貿易總額數量巨大，而且從1994年起對外貿易就一直處于順差。2005年我國實行有管理的浮動匯率制以后，人民幣匯率的波動越來越受到國際收支狀況的影響，我國的經常賬戶常常處于順差的狀態，而且順差的規模越來越大，過大的國際收支順差導致外匯市場上人民幣供不應求，造成人民幣升值的壓力越來越大。

2.5市場預期的加強進一步推動了人民幣升值

我國經濟的快速發展和國際收支雙順差的事實，加上西方國家對人民幣升值的要求和海外媒體的輿論壓力將繼續推動市場對人民幣升值的預期。而這種預期勢必會進一步推動資本和投資的流入。2004年我國的貿易順差只有319．5億美元，2010年激增到1831億美元，6年時間內增長了將近5倍，這其中的一個原因就是對人民幣持續升值的預期使得大量短期資本借貿易渠道流入我國。資本和貿易相互作用相互影響直接導致我國貿易順差的激增，貿易順差反過來又加劇了人民幣的升值預期。短期資本不僅流向一般性的實體經濟，還大量流入股市和房地產市場，股市和房市價格上揚，出現了不同程度的泡沫。2007－2012年我國經受著從未有過的通貨膨脹壓力，人民幣進入了一個對外升值和對內貶值的困境［5-6］。

3應對人民幣升值對我國進出口貿易影響的措施

縱觀世界各國經濟的發展歷程，我們可以發現本國貨幣都是在巨額的貿易順差和國際儲備兩個重大的背景之下進行升值的，各國采取了多項措施減輕本幣升值帶來的一系列不利影響，包括調整產業結構、放松外匯管制、整頓和完善金融市場。以史為鑒，我國應對人民幣升值和規避匯率風險可以從幾下4個方面做起。

3.1提高出口產品的技術含量，調整和升級產業結構

我國的出口往往以低成本的勞動密集型產品占優，人民幣升值無疑會對勞動密集型產品的出口造成沖擊。金融危機的爆發使出口企業有意識地嘗試淘汰一些技術含量低、檔次低的產品，使有限的資源流向技術密集型產業，注意技術引進和高科技產品的研發，減少如光學、醫療、精密儀器和設備的進口依賴程度，創造民族優良產業和品牌。此外，我國政府也有必要為出口企業提供政策支持幫助他們渡過難關。對符合條件的企業提供出口補貼，完善出口信用保險制度。此外，政府還可以設置專門機構幫助國內企業學習國際貿易原則、開拓國際市場、培養跨國企業，提供咨詢服務，為企業提供國際市場行情、國際投資環境、市場調查等方面的信息，成為企業發展的堅強后盾。

3.2采用靈活的貿易結算方式和計價貨幣進行國際貿易結算

匯改以前，人民幣匯率一直盯住美元基本不動，我國出口企業也習慣于在相對固定的匯率環境下用美元進行商務談判和貿易結算，對美元的價格過于依賴和敏感。2005年匯改以后，外貿企業不得不學會應對人民幣升值帶來的后果和關注人民幣的走勢。實際上，人民幣對美元升值的這幾年，也是人民幣對日元等貨幣貶值的時期，人民幣對美元升值不代表對其他貨幣也一定升值。在出口結算時，企業要學會靈活變通計價貨幣，如出口歐洲可以采用歐元進行結算，出口到日本可以采用日元進行結算，這樣一來就能盡可能地減輕人民幣對美元升值帶來的損失。在貿易結算方式的選擇上，當人民幣有升值預期時，外貿企業要盡可能選擇那些即期結算方式，如即期信用證、即期付款交單，爭取早日收到貨款，或者在合約中規定客戶支付一定比例的預付款等。選擇合適的貿易結算方式和結算貨幣看似不是什么大智慧但卻是能夠巧妙地為企業規避風險、提高利潤的好辦法［7］。

3.3保持貨幣政策獨立性，進一步推動人民幣匯率形成機制改革

根據蒙代爾的“不可能三角”理論，一個國家不能同時實現資本自由流動、貨幣政策的獨立性和匯率穩定性，一個國家只能實現其中兩項。在我國貨幣市場和資本市場逐漸開放的過程中，維護貨幣政策的獨立性并最大限度地保持匯率穩定是我們追求的目標。推動人民幣匯率形成機制改革，參考一攬子貨幣進行調節，進一步釋放人民幣匯率彈性的舉措，使得我國央行的貨幣政策不拘泥于單一盯住美元，而可以根據自身利益進行更大幅度的調整。為了保持貨幣政策的獨立性和匯率穩定，放緩資本流動腳步可能更適合我國國情［8］。

篇（8）

改革開放以來，浙江對外貿易發展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現不斷增長的態勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優劣勢的態勢，從而直接創造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有統計方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統計數據，研究了這些發達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發達國家的對外直接投資對同行業的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。

上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統計數據，采用協整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。

二、實證分析

（一）數據選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發展統計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規模和經濟增長。

（二）時間序列的平穩性檢驗

在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩性檢驗，表明這些變量是平穩的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩性檢驗，即二階單整。

綜上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。

（三）協整檢驗

近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：

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

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

綜合考察這些變量之間的協整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。

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

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

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。

由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。

由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。

（四）誤差修正模型

誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經濟模型，成為協整分析的一個延伸。若變量之間存在協整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩定的關系，而這種穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。

由協整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：

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

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

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

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

在誤差修正模型(3)中，協整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態調整過程具有一定穩定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩定。

在誤差修正模型(4)中，協整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態調整過程具有穩定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩定關系。

三、結論與建議

通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：

（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。

從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協整關系，即它們之間存在長期穩定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發展。

縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發展是非常必要的,也是可行的。

（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發展歷程(齊曉華,2004)。由于其規模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。

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

從浙江省當前貿易戰略出發,政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創造效應的對外直接投資給予各種政策優惠,從而鼓勵企業積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業步入國際化發展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業結構。

對企業界而言，加入WT0后,國內市場上國內外企業的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業的生存空間，增強企業的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。

參考文獻：

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篇（9）

圖2：實際國內生產總值、出口額和進口額對數差分的變化趨勢

貿易,經濟增長-[飛諾網]

1.單位根檢驗

從圖1可以判斷它們之間具有一定的共同趨勢性，為消除共同趨勢的影響，本文對變量采取差分處理(見圖2)。從圖2中可以看出GDP、進口和出口的差分序列呈現出平穩的特征，筆者使用ADF單位根檢驗，檢驗的結果如表1所示。

注：1．對GDP、出口和進口對數序列的ADF檢驗中，包含了位移項（intercept）和趨勢頂(trend)，因為從圖1中可以看出，這二個序列都包含一定的位移和趨勢，如果不考慮位移和趨勢就可能產生錯誤的單位根判斷；而對差分序列的ADF檢驗中，則既不包含移位頂，也不包含趨勢頂，因為圖2顯示這二個序列都不包含位移和趨勢。

2.*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設；**表示在5%的顯著水平下拒絕原假設；***表示在10%的顯著水平下拒絕原假設。

GDP、出口和進口的對數序列ADF統計量的絕對值均小于在10%顯著水平下臨界值的絕對值，不能通過ADF檢驗，這三個序列都存在單位根，是非平穩序列。而這三個差分序列的ADF統計量絕對值均大于在5%顯著水平下臨界值的絕對值，不存在單位根，都是平穩序列。GDP、出口和進口的對數序列是一階平穩序列，因此可以進一步檢驗三個變量之間是否存在協整性。

2.協整檢驗和誤差修正模型ECM

本文采用使用Johansen極大擬然估計法檢驗經差分修正后的平穩序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型對滯后期的選擇比較敏感，所以采用AIC準則來確定最佳滯后期。在滯后期數確定之后，再對協整中是否具有常數項和時間趨勢進行驗證，然后再對數據進行協整檢驗[12]。結果見表2。

注：*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設。

由表2可以看出，在5%的顯著水平下，經濟增長與出口、進口之間存在唯一的協整關系。根據Granger定理，一組具有協整關系的變量一定存在誤差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger兩步法來建立誤差修正模型。

第一步，先建立長期關系模型，即對水平變量(ordinaryvariable)進行OLS估計，其方程如下：

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

(13.53709)(4.293514)(0.291202)

=0.967508S.E.=0.096935

從進出口總額與GDP之間的長期關系來看，GDP對出口的彈性為0.623，而對進口的彈性為0.0497，出口比進口對經濟增長具有更強的影響，而且進口項的系數未能通過t檢驗，即在統計上是不顯著的。

第二步，建立短期動態關系，即誤差修正模型。將長期關系模型中的各變量以1階差分的形式重新構造，井將長期關系模型所產生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個從一般到特殊的過程中，對短期動態關系逐個進行檢驗，不顯著的項逐漸剔除掉，直到找出最適當的表達式。筆者用EC表示長期關系方程(1)中的殘差，通過試驗，得到兩個比較適當的表示短期動態關系的誤差修正方程方程(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

這兩個方程中的回歸系數都通過了顯著性檢驗，誤差修正項系數為負，符合反向修正機制。方程(2)說明從短期動態關系來看，我國的GDP和出口、進口序列之間存在著密切的聯系，但進口比出口對GDP的增長具有更強的促進作用，這不僅表現在進口項和出口項系數的大小上，而且也表現在進口項的系數在1%的顯著水平上通過檢驗，而出口項的系數在10%的顯著水平上才通過檢驗。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增長率的含義，因此，進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.047%，出口增長率每增加1%,GDP的增長率將增加0.025%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.229的比率對本年的GDP增長率做出修正。

方程(3)是在進一步剔除了不太顯著的出口項后得到的誤差修正模型。它表示在短期內不考慮出口對GDP的影響時，進口對GDP增長的促進作用。進口項的系數說明進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.063%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.217的比率對本年的GDP增長率做出修正。

3.向量誤差修正模型VEC

Granger(1987)[13]指出，若變量之間存在協整，則這些變量之間至少存在一個方向的Granger因果關系：要么滯后差分項的系數聯合檢驗(一般用F檢驗)顯著，因而存在短期因果關系，或者誤差糾正項系數顯著而存在長期因果關系。因此，在確定變量之間存在協整關系后，就可以構造向量誤差修正模型，以確定它們之間的相互調整速率及短期互動影響井觀察變量間的因果關系。表3為根據向量誤差修正模型得到的估計結果，對表3的結果進行分析，可以得出以下結論。

(1)根據表3第一列數據分析各變量對GDP增長的短期影響及長期均衡關系，從短期來看，進口對GDP的影響僅在兩個時滯后在10﹪的水平上對GDP有正向影響，可能是因為進口相對減少了內需。另一方面進口的增加將會淘汰落后廠商，所以起初進口的增加對產出增長有負向作用，但兩個時滯后，進口的機械設備或原料會提高生產效率或加工后的產品銷往國外賺取附加值，從而促進經濟增長[14]。我國長期以來所實施的進口政策是鼓勵生產性資本品的進口而限制消費品的進口，在我國的進口中包括了大量的先進設備和技術以及我國短缺的原材料，這無疑也會對我國的經濟增長產生重要的推動作用；各變量均通過長期均衡關系來影響GDP的增長，每年LGDP的實際值與均衡值的偏差的約6.6﹪被糾正。這在一定程度上也證實了黃國祥(1999)[15]和賈金思(1998)[16]的觀點。

(2)總產出對進出口影響不顯著，主要的原因在于我國的出口產品結構升級戰略仍處于外延式、粗放型增長階段[17]，出口以價格競爭為主，未能有效提高出口產品的質量和增加值，從而影響了出口對經濟增長的促進作用。現階段我國實行的不斷提高制成品出口比例的出口導向貿易戰略仍然是停留在粗放型、數量型的增長上，還未能實現有效提高出口產品質量及附加值的集約型發展方式的轉變[2]。

注：括號內的數字為t檢驗統計量，EC為反映短期對長期均衡調整的誤差糾正項。

4.格蘭杰因果檢驗

對各變量的因果關系檢驗如表4所示。從表中可以看出，在10﹪顯著水平上，出口是經濟增長的原因，但經濟增長不是出口的原因；經濟增長與進口之間以及出口與進口之間都不存在因果關系。

三.主要結論與政策建議

通過協整檢驗分析，得出的結果具有明顯的經濟意義：出口對國民經濟增長具有推動作用，進口對國民經濟增長具有一定的抑制作用，但進口對國民經濟增長的抑制作用要比出口的促進作用小得多，這與新古典經濟學“出口促進經濟增長”的假說相吻合。現代經濟理論認為，一國對外貿易對經濟增長的貢獻，可以從短期貢獻和長期貢獻兩個角度來分析。從短期來看，一國經濟增長主要取決于投資需求、消費需求和凈出口需求三個因素。但是，如果從長期供給的角度分析，經濟增長的主要因素則是要素供給的增加和全要素生產率((TFP)的提高兩大類。要素供給投入的增加包括資本和勞動供給的增加。全要素生產率的提高則包括產業結構優化、規模經濟、制度創新、知識進展等等，全要素生產率的高低反映了一國經濟增長的方式一，經濟增長集約化的程度.對一國經濟增長具有及其重要的意義，而這些因素都與進口和利用外資有著密切的關系。

從短期動態關系來看，出口和進口都對國民經濟的增長具有促進作用，但出口對國民經濟增長的促進作用比進口小得多，而且出口項系數不能通過5%顯著水平的統計檢驗。這說明就短期動態關系而言，對外貿易對經濟增長的促進作用主要是通過進口來實現的。就當前情況而言，擴大出口是促進經濟增長的有效途徑，但要在擴大出口的同時盡可能的保持進口的同步增長，要盡量保持進出口平衡，因為我國現階段還不是完全意義上的出口導向型，進口對于經濟增長的彈性仍然相當大。

格蘭杰因果檢驗顯示我國出口與經濟增長的相關關系較弱，主要是因為傳統上我國出口的擴大對經濟增長的促進作用主要是依賴對閑置資源的利用。我國正逐步放棄傳統出口增長的貿易戰略，我國的初級產品出口基本上是符合市場調節機制的。我國的出口增長是可以獲得貿易利益，并可為剩余資源找出路，故而對經濟增長具有一定的促進作用。我國的制成品出口主要還集中于一些勞動密集型產品，以便發揮我國勞力和資源的優勢，在國際上，這必然會面臨勞動力和資源更加低廉的東南亞國家的有力的競爭，致使貿易條件進一步惡化。根據我國要素稟賦的特點，大力發展具有比較優勢的勞動密集型產業，促進出口迅速發展和出口商品結構的優化，同時能夠擴大就業，緩解就業壓力。

從中長期來看，為了發揮出口貿易在經濟增長中的作用，應該推進高新技術產業的發展，進一步提高技術進步的增長貢獻，加強附加值高的產品的出口，是貿易出口盡快實現從勞動力和資源為主的粗放型向質量和技術為主的集約型的出口方式的轉變，努力提高出口產品的國際競爭力。

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篇（10）

改革開放以來，浙江對外貿易發展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現不斷增長的態勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優劣勢的態勢，從而直接創造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有統計方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統計數據，研究了這些發達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發達國家的對外直接投資對同行業的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。

上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統計數據，采用協整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。

二、實證分析

（一）數據選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發展統計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規模和經濟增長。

（二）時間序列的平穩性檢驗

在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩性檢驗，表明這些變量是平穩的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩性檢驗，即二階單整。

綜上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。

（三）協整檢驗

近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：

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

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

綜合考察這些變量之間的協整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。

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

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

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。

由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。

由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。

（四）誤差修正模型

誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經濟模型，成為協整分析的一個延伸。若變量之間存在協整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩定的關系，而這種穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。

由協整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：

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

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

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

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

在誤差修正模型(3)中，協整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態調整過程具有一定穩定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩定。

在誤差修正模型(4)中，協整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態調整過程具有穩定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩定關系。

三、結論與建議

通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：

（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。

從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協整關系，即它們之間存在長期穩定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發展。

縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發展是非常必要的,也是可行的。

（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發展歷程(齊曉華,2004)。由于其規模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。

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

從浙江省當前貿易戰略出發,政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創造效應的對外直接投資給予各種政策優惠,從而鼓勵企業積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業步入國際化發展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業結構。

對企業界而言，加入WT0后,國內市場上國內外企業的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業的生存空間，增強企業的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。

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篇（11）

一.引言

從亞當.斯密提出“剩余產品出路”的學說以來，對外貿易與經濟增長的關系一直都是經濟學家們研究的重要課題。這方面的主要貢獻包括：凱恩斯的對外貿易乘數理論；E.哈根等從出口貿易對技術進步的促進來探討其推動經濟增長的作用；羅默的內生經濟增長理論等[1]。

李京文(1996)[2]通過經濟增長模型的實證分析，指出出口增長對我國經濟增長具有拉動作用。彭福偉(1999)[3]發現凈出口與經濟增長的相關度較弱。陳家勤(1999)[4]認為出口貿易對經濟增長具有巨大的推動作用。楊全發(1999)[5]對巴拉薩(Balassa)[6]建立的模型帶入我國數據進行檢驗，認為出口對于經濟增長具有正向促進作用。劉曉鵬(2001)[7]認為出口與經濟增長的相關度較弱。Lawrence(2000)[8]在部門的層次上檢驗了日本1964～1985年和韓國1963～1983年的進口和產業政策與勞動生產率的關系，發現進口是促進勞動生產率增長的一個重要因素。Onnolly(2005)[9]用75個國1965-1990年的專利數據來代表這些國家的模仿與創新，量化了高科技產品進口對進口國(發展中國家)模仿與創新的溢出效應，來自發達國家的外來技術對進口國單位資本GDP增長的貢獻大于其國內的創新。

Lawrence(1999)[8]在美國對20世紀80年代100多個制造業產業中國際競爭力對其全要素生產率的影響進行了研究，發現進口競爭刺激了全要素生產率的提高。Wang和Xu(2000)[10]考察了工業化國家間通過資本品貿易和外商投資而產生的R8D溢出效應。

以上研究成果在運用計量模型進行實證分析時因忽略了相關重要變量而使得檢驗和經濟解釋具有相當大的局限性?？鐕?地區)的截面數據的研究方法存在一定的局限性，OLS回歸分析方法要求所使用的數據是平穩的，如果用OLS回歸分析方法分析非平穩的時間序列關系，則容易出現偽回歸現象[11]，另外，已有的研究假設所選的國家具有共同的經濟結構和相似的生產技術，這在現實生活中無法滿足，對于所研究變量的定義和時期的選取也會影響經驗結論等。上述對于單個國家(地區)時間序列研究得出了不一致甚至相互矛盾的結論，其主要原因有以下三點：實證模型中信息集的選取的差異；模型滯后期選擇的差異；模型方法及檢驗統計量選擇的差異。例如，進出口對于經濟增長的作用往往是經歷一定的時滯，若忽略這一因素而進行最小二乘估計就會得出片面甚至錯誤的結論?；谏鲜隹紤]，筆者通過分析進口、出口和經濟增長三者的協整關系，并進而建立誤差修正模型，深入地探討了進口和出口對于經濟增長的影響。

二.數據和模型分析

本文采用出口總額(EX)、進口總額(IM)來反映對外貿易狀況，通過國內生產總值(GDP)反映經濟增長。本文依據各年《中國統計年鑒》從1985年至2005年的以當年價格計算的國內生產總值和以1985年為基期的按可比價格計算的國內生產總值指數，折算出1985年為基期的國內實際生產總值。為消除數據中可能存在的異方差性，分別對上述三個變量進行對數變換，其對應序列記為LEX、LIM和LGDP。

圖2：實際國內生產總值、出口額和進口額對數差分的變化趨勢

貿易,經濟增長

1.單位根檢驗

從圖1可以判斷它們之間具有一定的共同趨勢性，為消除共同趨勢的影響，本文對變量采取差分處理(見圖2)。從圖2中可以看出GDP、進口和出口的差分序列呈現出平穩的特征，筆者使用ADF單位根檢驗，檢驗的結果如表1所示。

注：1．對GDP、出口和進口對數序列的ADF檢驗中，包含了位移項（intercept）和趨勢頂(trend)，因為從圖1中可以看出，這二個序列都包含一定的位移和趨勢，如果不考慮位移和趨勢就可能產生錯誤的單位根判斷；而對差分序列的ADF檢驗中，則既不包含移位頂，也不包含趨勢頂，因為圖2顯示這二個序列都不包含位移和趨勢。

2.*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設；**表示在5%的顯著水平下拒絕原假設；***表示在10%的顯著水平下拒絕原假設。

GDP、出口和進口的對數序列ADF統計量的絕對值均小于在10%顯著水平下臨界值的絕對值，不能通過ADF檢驗，這三個序列都存在單位根，是非平穩序列。而這三個差分序列的ADF統計量絕對值均大于在5%顯著水平下臨界值的絕對值，不存在單位根，都是平穩序列。GDP、出口和進口的對數序列是一階平穩序列，因此可以進一步檢驗三個變量之間是否存在協整性。

2.協整檢驗和誤差修正模型ECM

本文采用使用Johansen極大擬然估計法檢驗經差分修正后的平穩序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型對滯后期的選擇比較敏感，所以采用AIC準則來確定最佳滯后期。在滯后期數確定之后，再對協整中是否具有常數項和時間趨勢進行驗證，然后再對數據進行協整檢驗[12]。結果見表2。

由表2可以看出，在5%的顯著水平下，經濟增長與出口、進口之間存在唯一的協整關系。根據Granger定理，一組具有協整關系的變量一定存在誤差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger兩步法來建立誤差修正模型。

第一步，先建立長期關系模型，即對水平變量(ordinaryvariable)進行OLS估計，其方程如下：

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

(13.53709)(4.293514)(0.291202)

=0.967508S.E.=0.096935

從進出口總額與GDP之間的長期關系來看，GDP對出口的彈性為0.623，而對進口的彈性為0.0497，出口比進口對經濟增長具有更強的影響，而且進口項的系數未能通過t檢驗，即在統計上是不顯著的。

第二步，建立短期動態關系，即誤差修正模型。將長期關系模型中的各變量以1階差分的形式重新構造，井將長期關系模型所產生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個從一般到特殊的過程中，對短期動態關系逐個進行檢驗，不顯著的項逐漸剔除掉，直到找出最適當的表達式。筆者用EC表示長期關系方程(1)中的殘差，通過試驗，得到兩個比較適當的表示短期動態關系的誤差修正方程方程(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

這兩個方程中的回歸系數都通過了顯著性檢驗，誤差修正項系數為負，符合反向修正機制。方程(2)說明從短期動態關系來看，我國的GDP和出口、進口序列之間存在著密切的聯系，但進口比出口對GDP的增長具有更強的促進作用，這不僅表現在進口項和出口項系數的大小上，而且也表現在進口項的系數在1%的顯著水平上通過檢驗，而出口項的系數在10%的顯著水平上才通過檢驗。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增長率的含義，因此，進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.047%，出口增長率每增加1%,GDP的增長率將增加0.025%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.229的比率對本年的GDP增長率做出修正。

方程(3)是在進一步剔除了不太顯著的出口項后得到的誤差修正模型。它表示在短期內不考慮出口對GDP的影響時，進口對GDP增長的促進作用。進口項的系數說明進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.063%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.217的比率對本年的GDP增長率做出修正。

3.向量誤差修正模型VEC

Granger(1987)[13]指出，若變量之間存在協整，則這些變量之間至少存在一個方向的Granger因果關系：要么滯后差分項的系數聯合檢驗(一般用F檢驗)顯著，因而存在短期因果關系，或者誤差糾正項系數顯著而存在長期因果關系。因此，在確定變量之間存在協整關系后，就可以構造向量誤差修正模型，以確定它們之間的相互調整速率及短期互動影響井觀察變量間的因果關系。表3為根據向量誤差修正模型得到的估計結果，對表3的結果進行分析，可以得出以下結論。

(1)根據表3第一列數據分析各變量對GDP增長的短期影響及長期均衡關系，從短期來看，進口對GDP的影響僅在兩個時滯后在10﹪的水平上對GDP有正向影響，可能是因為進口相對減少了內需。另一方面進口的增加將會淘汰落后廠商，所以起初進口的增加對產出增長有負向作用，但兩個時滯后，進口的機械設備或原料會提高生產效率或加工后的產品銷往國外賺取附加值，從而促進經濟增長[14]。我國長期以來所實施的進口政策是鼓勵生產性資本品的進口而限制消費品的進口，在我國的進口中包括了大量的先進設備和技術以及我國短缺的原材料，這無疑也會對我國的經濟增長產生重要的推動作用；各變量均通過長期均衡關系來影響GDP的增長，每年LGDP的實際值與均衡值的偏差的約6.6﹪被糾正。這在一定程度上也證實了黃國祥(1999)[15]和賈金思(1998)[16]的觀點。

(2)總產出對進出口影響不顯著，主要的原因在于我國的出口產品結構升級戰略仍處于外延式、粗放型增長階段[17]，出口以價格競爭為主，未能有效提高出口產品的質量和增加值，從而影響了出口對經濟增長的促進作用。現階段我國實行的不斷提高制成品出口比例的出口導向貿易戰略仍然是停留在粗放型、數量型的增長上，還未能實現有效提高出口產品質量及附加值的集約型發展方式的轉變[2]。

三.主要結論與政策建議

通過協整檢驗分析，得出的結果具有明顯的經濟意義：出口對國民經濟增長具有推動作用，進口對國民經濟增長具有一定的抑制作用，但進口對國民經濟增長的抑制作用要比出口的促進作用小得多，這與新古典經濟學“出口促進經濟增長”的假說相吻合?，F代經濟理論認為，一國對外貿易對經濟增長的貢獻，可以從短期貢獻和長期貢獻兩個角度來分析。從短期來看，一國經濟增長主要取決于投資需求、消費需求和凈出口需求三個因素。但是，如果從長期供給的角度分析，經濟增長的主要因素則是要素供給的增加和全要素生產率((TFP)的提高兩大類。要素供給投入的增加包括資本和勞動供給的增加。全要素生產率的提高則包括產業結構優化、規模經濟、制度創新、知識進展等等，全要素生產率的高低反映了一國經濟增長的方式一，經濟增長集約化的程度.對一國經濟增長具有及其重要的意義，而這些因素都與進口和利用外資有著密切的關系。

從短期動態關系來看，出口和進口都對國民經濟的增長具有促進作用，但出口對國民經濟增長的促進作用比進口小得多，而且出口項系數不能通過5%顯著水平的統計檢驗。這說明就短期動態關系而言，對外貿易對經濟增長的促進作用主要是通過進口來實現的。就當前情況而言，擴大出口是促進經濟增長的有效途徑，但要在擴大出口的同時盡可能的保持進口的同步增長，要盡量保持進出口平衡，因為我國現階段還不是完全意義上的出口導向型，進口對于經濟增長的彈性仍然相當大。

格蘭杰因果檢驗顯示我國出口與經濟增長的相關關系較弱，主要是因為傳統上我國出口的擴大對經濟增長的促進作用主要是依賴對閑置資源的利用。我國正逐步放棄傳統出口增長的貿易戰略，我國的初級產品出口基本上是符合市場調節機制的。我國的出口增長是可以獲得貿易利益，并可為剩余資源找出路，故而對經濟增長具有一定的促進作用。我國的制成品出口主要還集中于一些勞動密集型產品，以便發揮我國勞力和資源的優勢，在國際上，這必然會面臨勞動力和資源更加低廉的東南亞國家的有力的競爭，致使貿易條件進一步惡化。根據我國要素稟賦的特點，大力發展具有比較優勢的勞動密集型產業，促進出口迅速發展和出口商品結構的優化，同時能夠擴大就業，緩解就業壓力。

從中長期來看，為了發揮出口貿易在經濟增長中的作用，應該推進高新技術產業的發展，進一步提高技術進步的增長貢獻，加強附加值高的產品的出口，是貿易出口盡快實現從勞動力和資源為主的粗放型向質量和技術為主的集約型的出口方式的轉變，努力提高出口產品的國際競爭力。

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