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进出口贸易论文篇1
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。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。
进出口贸易论文篇2
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。
第三，降低人民币存款利率或提高贷款利率。存款利率应下调到使人民币的收益率低于其他国家货币如美元的收益率，从而有助于避免大量“热钱”流入我国，降低人民币来自资本项目盈余的升值压力；提高贷款利率会增加出口企业的成本从而会引起出口增长放慢，降低人民币来自经常项目盈余的升值压力。另一方面，对于投机性的热钱要严格监控坚决杜绝，以维护我国汇率制度和宏观经济的稳定。
第四，适度控制、合理利用我国的外汇储备。合理利用我国充足的外汇储备，提高企业出口竞争力，这是应对人民币升值贸易冲击的关键。由人民币升值压力微观基础的分析可知,由于人民币升值压力很大程度来源于大量外汇储备,所以利用我国目前大量外汇储备来进口石油、粮食、矿砂和技术设备等我国紧缺资源和急需技术，不单可以缓解大量外汇储备所累积的人民币升值压力，而且可以提高我国企业生产能力和整体素质，最终有利于对外国的产品出口，充分发挥人民币升值对我国贸易的有利作用。可以考虑的具体使用途径有:可以在国际金融市场上建立和完善我国重要战略资源的期货储备机制,诸如石油、铜、铁矿砂等我国稀缺资源,为保障国家安全作必须的准备；放宽外汇管制,提高优秀企业的用汇比例,鼓励国内优秀企业向外直接投资,提高外汇使用效率；购买国内紧缺商品，平衡国内物价，利用人民币升值减轻部分行业、部分产品物价上升过快的压力，对我国可能出现的通货膨胀也会起到一定的抵消作用。
第五，循序渐进地改革人民币汇率形成机制。浮动汇率制度是我国汇率形成机制未来的改革方向,所以最终缓解人民币升值压力,保障我国对外贸易快速平稳发展，必须落实到汇率形成机制改革上来。当前，我国的经济发展水平和经济体制改进的程度尚不足以让中国完全开放外汇交易市场和资本市场，因而汇率水平现在还不应该也不能够对资本账户变动做出反应。完善和改革人民币汇率形成机制必须循序渐进,在条件成熟时,可以扩大人民币对美元的浮动区间，在此基础上逐步改变人民币盯住美元的单一联系汇率机制,改为盯住一揽子货币的联系机制。经过汇率制度必要的过度和经验积累，以及我国对外贸易的整体驾驭能力和国民经济的综合实力不断强大之后，再实现对外资本项目的完全开放和人民币汇率的完全浮动，到那时就可以实现人民币作为强势货币所支持下的我国对外贸易的发展壮大
（二）我国外贸体制应对人民币升值的对策
第一，转变我国发展战略，由外向型向内需型转变。由于国内内需不足，对外贸易曾经是我国经济发展的主要拉动力；入世以后，面对经济的日益全球化，发展对外贸易依然是我国发展经济的必然选择。但是，作为世界上人口最多的发展中国家，单纯的依靠出口导向的发展战略是非常危险的，过度的依赖国际市场，很容易受到国外市场的冲击，进而影响经济的持续发展。从国外的发展经验看，发达国家的外贸依存度是逐步下降的。因此，我国必须在积极发展对外开放的同时，努力推进对内开放，积极转变发展战略，由外向型向内需型转变，我国地域辽阔，消费人口多，国内需求巨大且市场潜力更大，当受到国际经济变化的冲击时，国内的回旋余地也很大，这不仅有利于改善经济增长方式，还可以直接消化一部分出口，并增加进口需求扩大内需的政策可以冲销人民币升值后可能下降的外需。虽然人民币汇率上升本身就会自动扩大内需，但这是远远不够的，而且这部分新增加的需求将主要是对外国产品的需求。总体来看，中国扩大内需的政策空间还很大，比如降税、调整个税征收点、减费、增支、取消对民营企业的融资歧视、取消外资企业享有的税收特权等。
第二，调整我国进出口商品的贸易结构、促进产业升级。我国目前较低层次的产业结构决定了我国贸易商品结构具有如下特点:劳动密集型产品占有较大比重，是我国国际贸易的比较优势所在；工业制成品的出口有了快速发展，但是技术含量和知识含量仍很低，依然是高科技产品的主要进口国；服务贸易所占比重仍然很小，新兴服务业的出口竞争力明显不足。从我国的贸易商品结构可以看出，我国出口的劳动密集型产品的外国需求弹性较小，而且面临发展中国家的激烈竞争，而进口的高科技产品和机器设备的国内需求弹性相对较高，这一贸易结构特点不利于我国对外贸易的改善。出口依存度在产品上的不平衡使少数产品的发展增大了风险。出口依存度高特别集中表现在个别产品上，如纺织服装产品高达50%，使这一产业对外部市场的依赖性特别强，一旦国外发动反倾销，对国内相关产业发展和工人就业会立即产生重大影响。所以我们要努力提高出口商品中工业制成品的比重，提高出口产品的供给弹性，同时也要注意技术引进和产品研发，注重质量，创品牌效应，提高出口商品的技术含量，减少高科技产品如光学、医疗、精密仪器和设备等对国外的依赖，通过在进出口两方面的努力来减轻人民币升值对我国贸易的不利影响。
第三，积极推进对外贸易创新，降低我国进出口贸易的国别依赖。要进行贸易观念上的创新。目前我国的出口仍以价格为主要竞争手段，包括人民币价值低估造成的出口产品外币价格较低和出口企业竞相压价，使许多产品不断招致反倾销调查和制裁，导致一些出口市场萎缩，同时，出口数量优势难以转化为收入优势和利润优势。这种观念必须转变，要重新评估出口对经济的促进作用，不将危机转嫁到国外，使经济增长真正回到主要依靠国内市场，经济发展利用国际市场的轨道上来
第四，健全外贸服务体系。国家应该健全外贸服务体系，扫除非市场障碍。非市场因素对企业出口贸易有很大的影响，政府部门应在行业政策调控、提高办事效率、规范经济秩序、避免低水平竞争、提高海关通关速度、切实落实出口优惠政策、加快退税等方面，努力为企业营造“软环境”，避免企业受到不必要的损失，为企业树起坚实的“保护伞”。这里，建议充分发挥政府职能，健全外贸服务体系，如重点跟踪落实国家和省里的出口退税政策，用好各项扶持政策；加强应对贸易技术壁垒和反倾销工作，做好进出口公平贸易和维护产业安全工作；积极宣传有关促进外贸出口的鼓励政策，最大限度地调动民营、国有、外资企业的出口积极性，培育出口大户，扩大出口规模。
（三）外贸企业自身的应对措施
第一，优化出口产品结构，提高产品的技术含量和附加值，增强产业竞争力。企业要加快产品结构调整步伐，进一步转换经营机制，努力提高出口产品的竞争力。汇率机制改革后，出口企业如果不能摆脱以往低科技含量、低附加值、低出口价格的“三低局面”，将很容易减少其在国际市场所占的份额。因此，出口企业应加强技术创新、管理创新和品牌创新，提高产品的科技含量和附加值，提高劳动生产率等措施，从根本上提高出口企业的竞争力。另外，挖掘内部潜力，降低产品成本，提高经济效益。为节省不必要的费用，大多数出口企业应从抓内部管理入手，充分挖掘内部潜力，降能节耗，尽量减少原材料采购环节，降低采购成本，提高生产效率。在世界经济全球化的今天，中国企业面临的是与世界品牌竞争的市场。出口企业要尽快提高出口产品档次，提升产品的品牌内涵和设计能力，创建出口产品品牌优势，走高端名牌之路。只有这样才能避免国外频繁以反倾销、特保等措施来给中国企业施压。
进出口贸易论文篇3
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：
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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).
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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).
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MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.
进出口贸易论文篇4
论文关键词:人民币;升值;国际收支;进出口;新疆 论文摘要:金融危机使我国进出口贸易受到明显影响，国内关于现阶段该保持人民币继续升值趋势还是该通过贬值刺激出口争议再起。主要从人民币升值对经常项目帐户和资本与金融帐户的影响两方面对新疆国际收支变动进行分析，得出升值将会增加新疆国际收支额的结论。同时，从出口和进口两方面分别对新疆进出口贸易的影响进行了分析，得出对出口短期不利，长期有利，对进口带来巨大机遇的结论。 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。 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。
进出口贸易论文篇5
国内外大量研究表明,能够标示着经济水平发展的一国的全要素生产率的变化不仅依赖于本国的R&D存量,还依赖于外国的R&D存量｡这也就是说,一国国内的研发行为可以直接促进本国的技术进步,同时,与本国进行贸易的其他国家的研发行为也可以通过国际贸易这一渠道产生技术溢出,进而直接或间接作用于本国的技术进步｡
本文选取了1981—2001年的数据,根据LP模型考虑了人力资本来研究进口贸易的溢出效应对我国的影响｡同时,通过确定最符合当前中国的实际资本产出弹性来进行实证分析｡
二､模型的建立
CH95模型是刻画技术进步与贸易关系的重要模型,它是由Coe和Helpman于1995年在Grossman和Helpman的创新驱动增长理论模型的基础上提出的,通过将进口份额作为权重构建国外R&D存量,第一次就贸易对一国TFP的影响进行了分析,并从实证角度考察了来自贸易伙伴R&D的投入如何通过进口贸易这个渠道产生技术外溢进而影响本国的技术进步的｡其表达形式如下:
log(F：)=c：+α：：logS：：+α：：log(S：：)+ε：(1)
S：：=：：·S：：
M：=：M：
其中,S：：表示CH95方法计算出来的t时刻国家i的外国研发资本存量,M：表示国家i在t时期从贸易伙伴国j进口的总额,M：表示国家i在t时期从所有贸易伙伴国进口的总额｡S：：表示国家i在t时期国内的研发资本存量｡
CH95模型虽然采用进口份额对贸易伙伴国的R&D进行加权的方法普遍被研究进口贸易技术溢出效应的学者们使用,但是,CH95存在了设定偏误,即用以测度国外研发存量溢出的方法按照CH95模型,如果将两个国家合并成一个国家,就会得出合并后溢出的研发资本远远大于合并前两国分别溢出的研发资本之和,对于这一结果显然难以做出合理的解释｡针对这个结果,Lichtenberg和Potterie(后文简称:LP)(1996)指出,Coe和Helpman计算国外研发存量采用的加权方法存在“总量偏差”｡为了减小这种偏差,LP提出了以贸易伙伴国的总产出替代本国的进口总额作为权重,这样既能体现国际研发溢出的方向,又可反映其密度大小｡其计算公式为:
S：：=：：·M：(2)
其中,S：：表示LP方法计算出来的t时刻国家i的外国研发资本存量,：表示国家j在t时期产出的R&D资本密集度｡
基于以上,本文确定的测度我国进口贸易溢出的模型为:
log(F：)=c：+α：：logS：：+α：：log(S：：)+ε：(3)
此外,由于知识的非垄断性或非专有性等特征,使技术型员工的流动成为技术溢出的一条重要路径,且通过技术工人之间面对面的接触而获得大量的技术信息,使人力资本流动所产生的技术溢出现象更加明显｡同时,人力资本在新产品方面贡献了自己的力量也使得本国技术得以进步｡在运用LP模型测算进口贸易溢出所带来影响的同时,本文也把人力资源对TFP所产生的影响加入模型中｡
我们将TFP定义为下面的柯布—道格拉斯形式:
F：=A：S：：=：(4)
其中,A：为技术水平,Y：为总产出,K：为资本存量,L：为劳动力,H：为人力资本,α为劳动产出弹性,β为资本产出弹性｡
三､数据的准备与处理
我们将TFP定义为下面的柯布—道格拉斯形式:
本文主要采用我国1981—2001年的数据来对我国进口贸易技术溢出加以分析研究｡
1.全要素生产率TFP
(1)Y､L的数据可直接来源于《中国统计年鉴》各册｡
(2)K的确定,我们根据每年的固定资产投资额,采用永续盘存法来进行计算每年中国的资本存量数值(1981年为不变价),公式为:
K：=(1-δ：)K：+I：/P：
其中,δ：表示资本折旧率,我们取值为7%,P：表示投资价格指数(1981=1),I：表示为每年的名义固定资产投资额｡
(3)H的来源是依据YanWang，YudongYao(2003)所提到的公式计算得出:
H：=(1-δ：)H：+(PRI：-JUNIOR：)
H：=(1-δ：)H：+(JUNIOR：-SENIOR：-SPECIAL：)
H：=(1-δ：)H：+(SENIOR：-HIGH：)
H：=(1-δ：)H：+SPECIAL：
H：=(1-δ：)H：+HIGH：
H：=(5H：+8H：+11H：+10H：+14.5H：)/Pop：
数据来源于《新中国五十年统计资料汇编》,《中国统计年鉴》,《中国人口统计年鉴》｡
(4)在计算中国的资本产出弹性时,考虑到在超越对数生产函数假设下,资本产出弹性将会随技术或资本密集程度的改变而变化,因而不同地区､不同时期的资本产出弹性也可能不同,因此α､β的取值依据了傅晓霞､吴利学(2006)加入人力资本的测算计算结果,分别取值为:α=0.306,β=0.694｡
2.我国国内R&D资本存量S：
我国对R&D的支出统计是从1987年开始的,我国在1987年以前的研发投入一直是以政府财政科研拨款的形式存在,因此1981—1986年的数据采用这一项数据,从1987年后的数据来源于《中国科技年鉴》｡
3.国外R&D资本存量S：
由于2002年,OECD的研发总量占全世界研发投入总量的82%左右(合652亿美元),而其中又以G-7国家的研发总量所占份额最大,占OECD研发总额的83%,美国､日本､德国又综合占到了OECD研发总额的2/3｡特别是到2001年,日本､美国､欧盟中的国家在我国进口来源和在进口比重上都占了较大份额｡因此,本文采用G-7国家的研发数据对进口贸易溢出进行测算｡
四､计量结果与政策建议
利用所需要的数据,通过使用Eviews3.1软件对论文中的LP模型进行了回归,结果如上表所示｡
首先,我们不难看出,以进口贸易作为溢出渠道的国外研发资本存量对我国全要素生产率的增长有着很强的促进作用｡国外研发存量每溢出一个单位,我国全要素生产率的水平就能相应地提高1.135个单位,这与贸易增长理论是一致的｡之所以得出这一结论,主要是由于全球经济一体化,使得国外先进的创新知识不可避免地在全球范围内扩散｡贸易尤其是有形的资本品贸易成为了知识溢出的载体,而这些溢出的知识增加了我国的资本存量｡从而促进我国全要素生产率的增长｡
其次,计量结果显示出我国研发投入对我国全要素生产率的增长作用不是很明显,这可能主要是因为在1987年以前我国没有专项运用于研发的经费投入,而且在改革开放初期到20世纪90年代这一较长时期,我国主要是以加工为主的贸易形式较多,没有给予独立自主研发更多的资金支持和技术应用,从而致使我国虽然在20世纪90年代后期快速进行研发投入,但是,对我国的全要素生产率的贡献不是占主导地位｡
为了对比看出人力资本对我国全要素生产率的贡献,又将模型剔除了人力资本这一变量进行计算,结果如下所示:
将此计量结果与之前的结果相比较,我们可以看出忽略了人力资本要素会高估国外溢出研发存量对我国全要素生产率的贡献｡在剔出了人力资本变量的结果中,国外研发资本存量的溢出对我国全要素生产率的弹性为1.169,加入了人力资本变量的结果,国外研发资本存量的溢出对我国全要素生产率的弹性为1.135｡
通过以上分析,我们有以下建议:
我国在稳步扩大对外贸易的同时,要扩大与研发投入实力雄厚的国家进行贸易活动,特别是G-7国家的国际间贸易｡因为在对外贸易的同时,通过国家间贸易渠道而产生的技术溢出､知识溢出都能够为我国的全要素生产率增长带来极大的推动力｡
同时,我国自身的研发投入应大力加强｡一方面,可以为增长我国的全要素生产率做出贡献,另一方面,可以帮助我国更好地吸收､消化､引进那些尖端或是高科技含量更高､更专业的新型技术和知识,进而创新出我国的新技术｡
另外,加强本国研发投入不仅要重视资金的投入,还要重视人才的投入和投资｡如果我国的高级人才流失太快､或是具有高等知识教育程度的人才所占比例不高,那么,我国的全要素生产率的发展也会进展缓慢｡人力资本的流动可以带来新技术,也可以让高新技术流失,所以,我们在注重人力资本的质量和加大对人才培养的同时,也要把人才留住｡
参考文献:
[1]CoeandHelpman，InternationalR&DSpillovers[J].EuropeanEconomicReview39，1995.
[2]Wang，Y.andYao，Y.SourcesofChina＇sEconomicGrowth1952—1999:IncorporatingHumanCapitalAccumulation[J].
ChinaEconomicReview，2003，Vol.14，pp.32-52.
[3]Kokko，A.Technology，MarketCharacteristics，andSpillovers[J].JournalofDevelopmentEconomics，1994,(32):279-293.
[4]RomerP.M..Endogenoustechnicalchange[J].JournalofPoliticalEconomy,1990,(98):71-102.
[5]Griliches,Z..ProductivitypuzzlesandR&D：AnothernoexplanationJ].JournalofEconomicPerspectives″，1988,(2):9-21.
[6]傅晓霞,吴利学.全要素生产率在中国地区差异中的贡献[J].世界经济,2006,(9):12-22.
[7]郭庆旺,贾俊雪.中国潜在产出与产出缺口的估算[J].经济研究,2004,(5):31-39.
[8]郭庆旺,贾俊雪.中国全要素生产率的估算[J].经济研究,2005,(6):51-60.
[9]海闻,P.林德特,王新奎.国际贸易[M].上海:上海人民出版社,2003:20-21.
[10]何洁.外商直接投资对中国工业部门外溢效应的进一步精确量化[J].世界经济,2000,(12):29-36.
进出口贸易论文篇6
一､引言 所谓的技术溢出，是指跨国企业在实现技术的当地化过程中，通过技术的非自愿扩散，促进了当地企业技术和生产力的提高｡在开放经济下，国际贸易被视为国际技术传递和扩散的最主要渠道之一，发展中国家由于受资金､科研､技术等原因的限制，采取同世界技术领先的发达国家进行有关新技术和新产品的国际贸易来吸收国外的先进技术，更是一种缩短其与发达国家之间技术差距的捷径｡一国通过进口贸易不仅可以购买高质量的外国最终制成品，而且还可以通过引入国外先进的中间产品来提高本国生产活动的技术含量｡可见，与出口贸易相比，进口贸易是一种更为直接的技术扩散的外溢的方式｡ Coe等人(1997)的研究表明，国际贸易是经济体之间技术转移和扩散的一条重要渠道，国际技术扩散及技术溢出借助于进口贸易促进国内经济水平的提高主要是基于中间品的进口和国际技术转移｡Keller(2002)估算出研发活动对一个产业生产力增长的贡献中，来自本产业的研发占50%，来自国内其他产业占了20%，来自国外的研发占到了30%｡在开放的经济条件下，贸易伙伴国的研发活动通过进口贸易对本国的全要素生产率的提高没有特别显著的作用｡ 国内外大量研究表明，能够标示着经济水平发展的一国的全要素生产率的变化不仅依赖于本国的R&D存量，还依赖于外国的R&D存量｡这也就是说，一国国内的研发行为可以直接促进本国的技术进步，同时，与本国进行贸易的其他国家的研发行为也可以通过国际贸易这一渠道产生技术溢出，进而直接或间接作用于本国的技术进步｡ 本文选取了1981—2001年的数据，根据LP模型考虑了人力资本来研究进口贸易的溢出效应对我国的影响｡同时，通过确定最符合当前中国的实际资本产出弹性来进行实证分析｡ 二､模型的建立 CH95模型是刻画技术进步与贸易关系的重要模型，它是由Coe和Helpman于1995年在Grossman和Helpman的创新驱动增长理论模型的基础上提出的，通过将进口份额作为权重构建国外R&D存量，第一次就贸易对一国TFP的影响进行了分析，并从实证角度考察了来自贸易伙伴R&D的投入如何通过进口贸易这个渠道产生技术外溢进而影响本国的技术进步的｡其表达形式如下: log(F：)=c：+α：：logS：：+α：：log(S：：)+ε：(1) S：：=：：·S：： M：=：M： 其中，S：：表示CH95方法计算出来的t时刻国家i的外国研发资本存量，M：表示国家i在t时期从贸易伙伴国j进口的总额，M：表示国家i在t时期从所有贸易伙伴国进口的总额｡S：：表示国家i在t时期国内的研发资本存量｡ CH95模型虽然采用进口份额对贸易伙伴国的R&D进行加权的方法普遍被研究进口贸易技术溢出效应的学者们使用，但是，CH95存在了设定偏误，即用以测度国外研发存量溢出的方法按照CH95模型，如果将两个国家合并成一个国家，就会得出合并后溢出的研发资本远远大于合并前两国分别溢出的研发资本之和，对于这一结果显然难以做出合理的解释｡针对这个结果，Lichtenberg和Potterie(后文简称:LP)(1996)指出，Coe和Helpman计算国外研发存量采用的加权方法存在“总量偏差”｡为了减小这种偏差，LP提出了以贸易伙伴国的总产出替代本国的进口总额作为权重，这样既能体现国际研发溢出的方向，又可反映其密度大小｡其计算公式为: S：：=：：·M：(2) 其中，S：：表示LP方法计算出来的t时刻国家i的外国研发资本存量，：表示国家j在t时期产出的R&D资本密集度｡ 基于以上，本文确定的测度我国进口贸易溢出的模型为: log(F：)=c：+α：：logS：：+α：：log(S：：)+ε：(3) 此外，由于知识的非垄断性或非专有性等特征，使技术型员工的流动成为技术溢出的一条重要路径，且通过技术工人之间面对面的接触而获得大量的技术信息，使 人力资本流动所产生的技术溢出现象更加明显｡同时，人力资本在新产品方面贡献了自己的力量也使得本国技术得以进步｡在运用LP模型测算进口贸易溢出所带来影响的同时，本文也把人力资源对TFP所产生的影响加入模型中｡ 我们将TFP定义为下面的柯布—道格拉斯形式: F：=A：S：：=：(4) 其中，A：为技术水平，Y：为总产出，K：为资本存量，L：为劳动力，H：为人力资本，α为劳动产出弹性，β为资本产出弹性｡ 三､数据的准备与处理 我们将TFP定义为下面的柯布—道格拉斯形式: 本文主要采用我国1981—2001年的数据来对我国进口贸易技术溢出加以分析研究｡ 1. 全要素生产率TFP (1)Y､L的数据可直接来源于《中国统计年鉴》各册｡ (2)K的确定，我们根据每年的固定资产投资额，采用永续盘存法来进行计算每年中国的资本存量数值(1981年为不变价)，公式为: K：=(1-δ：)K：+I：/P： 其中，δ：表示资本折旧率，我们取值为7%，P：表示投资价格指数(1981=1)，I：表示为每年的名义固定资产投资额｡ (3)H的来源是依据Yan Wang， Yudong Yao(2003)所提到的公式计算得出: H：=(1-δ：)H：+(PRI：-JUNIOR：) H：=(1-δ：)H：+(JUNIOR：-SENIOR：-SPECIAL：) H：=(1-δ：)H：+(SENIOR：-HIGH：) H：=(1-δ：)H：+SPECIAL： H：=(1-δ：)H：+HIGH： H：=(5H：+8H：+11H：+10H：+14.5H：)/Pop： 数据来源于《新中国五十年统计资料汇编》，《中国统计年鉴》，《中国人口统计年鉴》｡ (4)在计算中国的资本产出弹性时，考虑到在超越对数生产函数假设下，资本产出弹性将会随技术或资本密集程度的改变而变化，因而不同地区､不同时期的资本产出弹性也可能不同，因此α､β的取值依据了傅晓霞､吴利学(2006)加入人力资本的测算计算结果，分别取值为:α=0.306，β=0.694｡ 2.我国国内R&D资本存量S： 我国对R&D的支出统计是从1987年开始的，我国在1987年以前的研发投入一直是以政府财政科研拨款的形式存在，因此1981—1986年的数据采用这一项数据，从1987年后的数据来源于《中国科技年鉴》｡ 3.国外R&D资本存量S： 由于2002年，OECD的研发总量占全世界研发投入总量的82%左右(合652亿美元)，而其中又以G-7国家的研发总量所占份额最大，占OECD研发总额的83%，美国､日本､德国又综合占到了OECD研发总额的2/3｡特别是到2001年，日本､美国､欧盟中的国家在我国进口来源和在进口比重上都占了较大份额｡因此，本文采用G-7国家的研发数据对进口贸易溢出进行测算｡ 四､计量结果与政策建议 利用所需要的数据，通过使用Eviews3.1软件对论文中的LP模型进行了回归，结果如上表所示｡ 首先，我们不难看出，以进口贸易作为溢出渠道的国外研发资本存量对我国全要素生产率的增长有着很强的促进作用｡国外研发存量每溢出一个单位，我国全要素生产率的水平就能相应地提高1.135个单位，这与贸易增长理论是一致的｡之所以得出这一结论，主要是由于全球经济一体化，使得国外先进的创新知识不可避免地在全球范围内扩散｡贸易尤其是有形的资本品贸易成为了知识溢出的载体，而这些溢出的知识增加了我国的资本存量｡从而促进我国全要素生产率的增长｡ 其次，计量结果显示出我国研发投入对我国全要素生产率的增长作用不是很明显，这 可能主要是因为在1987年以前我国没有专项运用于研发的经费投入，而且在改革开放初期到20世纪90年代这一较长时期，我国主要是以加工为主的贸易形式较多，没有给予独立自主研发更多的资金支持和技术应用，从而致使我国虽然在20世纪90年代后期快速进行研发投入，但是，对我国的全要素生产率的贡献不是占主导地位｡ 为了对比看出人力资本对我国全要素生产率的贡献，又将模型剔除了人力资本这一变量进行计算，结果如下所示: 将此计量结果与之前的结果相比较，我们可以看出忽略了人力资本要素会高估国外溢出研发存量对我国全要素生产率的贡献｡在剔出了人力资本变量的结果中，国外研发资本存量的溢出对我国全要素生产率的弹性为1.169，加入了人力资本变量的结果，国外研发资本存量的溢出对我国全要素生产率的弹性为1.135｡ 通过以上分析，我们有以下建议: 我国在稳步扩大对外贸易的同时，要扩大与研发投入实力雄厚的国家进行贸易活动，特别是G-7国家的国际间贸易｡因为在对外贸易的同时，通过国家间贸易渠道而产生的技术溢出､知识溢出都能够为我国的全要素生产率增长带来极大的推动力｡ 同时，我国自身的研发投入应大力加强｡一方面，可以为增长我国的全要素生产率做出贡献，另一方面，可以帮助我国更好地吸收､消化､引进那些尖端或是高科技含量更高､更专业的新型技术和知识，进而创新出我国的新技术｡ 另外，加强本国研发投入不仅要重视资金的投入，还要重视人才的投入和投资｡如果我国的高级人才流失太快､或是具有高等知识教育程度的人才所占比例不高，那么，我国的全要素生产率的发展也会进展缓慢｡人力资本的流动可以带来新技术，也可以让高新技术流失，所以，我们在注重人力资本的质量和加大对人才培养的同时，也要把人才留住｡
进出口贸易论文篇7
随着山东省经济的快速发展和国际经济环境的不断改善，山东省在对外贸易和利用外资方面取得了很大的进步。据山东省统计年鉴资料显示，截至2004年底，累计已有113家世界500强在山东省兴办企业262家。2004年，新批合同外商直接投资214.5亿美元，比上年增长53.7%，实际外商直接投资87.0亿美元，增长22.7%；新签外商直接投资项目5891个，增长11.1%。与此同时，山东省的进出口贸易也得到了迅猛发展，年出口额由1985年的23.4652亿美元增加到2004年的358.7286亿美元；年进口额由1985年的17.9796亿美元增加到2004年的249.0850亿美元。
对于国际直接投资东道国而言，外商直接投资与进口或出口的关系表现为二者的互补性、替代性或是相互关系的不确定性。本文通过实证分析来探讨山东省FDI与进、出口贸易的关系。
二、实证分析
（一）数据来源和研究方法
为了从定量角度考察山东省外商直接投资与进出口贸易的相关性，本文选取山东省1980年至2004年的年度经济数据，运用协整方法进行分析，建立误差纠正模型描述变量之间的长短期关系，并对变量进行Granger因果关系检验。其中，FDI是各年度的实际利用外商直接投资金额，EX代表各年度的出口贸易额，IM代表各年度的进口贸易额。本文为了研究方便，并且考虑到在分析中取各变量的自然对数后不会改变变量之间的关系，在这里对各序列进行自然对数变换，变换后各变量序列分别取LNFDI、LNEX、LNIM。
（二）平稳性检验
所谓时间序列的平稳性，是指时间序列的统计规律不随时间的位移而发生改变，也就是说，生成变量时间序列数据的随机过程的特征（数学期望、方差及协方差）不随时间变化而变化。在对时间序列进行计量分析时，首先要对各变量进行平稳性检验。在现实经济中，许多经济变量的时间序列是非平稳的，对非平稳的时间序列进行回归可能会出现谬误回归（spuriousregression）的现象，导致标准的t和F检验无效。本文采用ADF检验法对变量LNFDI、LNEX、LNIM进行单位根检验，考察序列是否平稳。检验结果见表2：
注：（C,T,K）分别代表所设定的检验方程含有截距、时间趋势及滞后阶数，N指不含C或T，K的选择标准是以和值最小为准则。
以上对时间序列LNFDI、LNEX、LNIM的平稳性检验表明，在10%的显著水平下，不能拒绝三个变量存在单位根的假设，LNFDI、LNEX、LNIM均为非平稳序列，而它们的一阶差分LNFDI、LNEX、LNIM均为平稳序列。由此可知，LNFDI、LNEX、LNIM均为I(1)序列。
（三）协整检验
为了分析外商直接投资于山东省进出口贸易的关系，本文分别对LNFDI与LNEX、LNFDI与LNIM的关系进行协整检验。协整分析技术是20世纪80年展起来的一种分析方法。协整分析是由若干服从单位根过程的变量组成的系统，若这些变量的某一线性组合式平稳的，则称这一稳定线性组合为协整关系。协整分析描述了这些变量之间的长期稳定关系。
关于协整检验的方法主要有以下两种:一是Engle和Granger提出的基于协整回归残差的ADF检验的EG两步法；二是Johansen提出的基于VAR模型对协整向量系数进行极大似然估计和检验。本文采用的世恩格尔——格兰杰（Engle-Granger）两步法分别对LNFDI与LNEX、LNFDI与LNIM之间的关系进行协整检验。
1、对LNFDI与LNEX的协整检验
首先用LNEX对LNFDI做普通最小二乘回归，然后对回归残差做单位根检验。单位根检验的方法采用ADF检验法，ADF检验采用带有趋势项带有常数项的形式，滞后阶数选为6。检验结果
根据残差的ADF检验结果知，残差不存在单位根，即残差是平稳序列。这说明LNFDI与LNEX之间存在协整关系。协整方程为：
LNEX=3.607857+0.35751LNFDI(1)
(30.26889)(7.415309)
R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.405013
从方程(1)可以看出，变量LNFDI的系数为0.35751,说明FDI对EX的弹性系数为0.35751，即FDI每增长1%，EX将增长0.35752%。
用LNEX对LNFDI做普通最小二乘回归，得到协整方程为：
LNFDI=-8.304089+2.419141LNEX(2)
(-5.994780)(7.415309)
R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.423218
方程(2)说明，LNEX对LNFEI的弹性系数为2.419141,即EX每增长1%,FDI将增长2.419141%。
2、LNFDI与LNIM的协整检验
首先用LNIM对LNFDI做普通最小二乘回归，然后对回归残差做单位根检验。仍采用ADF检验法，检验结果如
根据表4的检验结果知，残差存在单位根，使非平稳序列。这说明LNFDI与LNIM之间不存在长期的均衡关系，即二者之间不存在协整关系。
（五）因果关系检验
协整检验的结果表明，山东省外商直接投资与出口之间存在长期稳定的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系，还需进一步验证，本文采用Granger因果关系检验法验证。Granger曾指出，因果关系检验只有在两个变量协整的情况下才是有效的。由于前面已经验证出山东省外商直接投资与出口之间存在显著的协整关系；而山东省外商直接投资与进口之间不存在协整关系，因此，此处只须进一步对山东省外商直接投资与出口这两个变量序列进行Granger因果关系检验。在Granger因果关系检验过程中，滞后阶数取5，检验结果见表5论
从表5的检验结果中可以看出，山东省外商直接投资与出口之间存在着单向的因果关系。在10%的显著性水平下，外商直接投资是对外出口的格兰杰原因，而出口不是外商直接投资的格兰杰原因。
三、结论与建议
本文通过运用协整检验和Granger因果关系检验来研究山东省外商直接投资与进出口贸易的关系，结果表明：
1、山东省外商直接投资与出口之间存在长期稳定的均衡关系，与进口之间的长期关系不明显。即山东省外商直接投资与出口之间存在协整关系，与进口之间不存在协整关系。外商直接投资对山东省出口的影响表现为互补关系，这与小岛清的互补理论模型是一致的。按照小岛清的理论，投资国的对外投资应当从处于或即将处于比较劣势的边际产业依次进行，这样就可以把东道国的比较优势挖掘出来，使两国间的比较成本差距扩大，为更大规模的贸易创造条件。外商直接投资能够促进山东省出口贸易的上升说明外商直接投资对山东省出口贸易具有创造效应，具体表现为：外商直接投资和山东省出口之间存在着一种长期稳定的均衡关系，外商直接投资流入量的增加对山东省出口贸易有很强的促进作用。其中，外商直接投资流入量增加1个百分点，山东省出口贸易将增加0.35751个百分点。
2、山东省外商直接投资是出口贸易的Granger原因，但出口不是外商直接投资的Granger原因；外商直接投资与进口之间没有明显的因果关系。外商直接投资充分利用山东省的资源优势，在山东省进行生产，再将产品出口到国际市场，因此山东省的外商直接投资情况直接影响对外贸易出口。同时，外商直接投资在山东省内通过技术溢出效应、效应等间接影响对外贸易出口。
3、山东省外商直接投资与进出口贸易的关系表明，积极引进外商直接投资能极大地促进山东省出口贸易的增长。应此，我们应采取积极有效的措施促进山东省外商直接投资的流入。如：加强引进外商直接投资的战略研究，制定战略规划；扩大外商直接投资来源地，多吸收欧美等西方发达国家一些具有先进技术和管理经验的大型跨国公司在山东省投资；加强对外商直接投资引进、使用的监督管理。对外商直接投资在山东省的行为和绩效应逐步探索建立起一套可行的跟踪、评估体系，保证流入山东省的外商直接投资的质量。
参考文献：
进出口贸易论文篇8
从亚当.斯密提出“剩余产品出路”的学说以来，对外贸易与经济增长的关系一直都是经济学家们研究的重要课题。这方面的主要贡献包括：凯恩斯的对外贸易乘数理论；E.哈根等从出口贸易对技术进步的促进来探讨其推动经济增长的作用；罗默的内生经济增长理论等[1]。
李京文(1996)[2]通过经济增长模型的实证分析，指出出口增长对我国经济增长具有拉动作用。彭福伟(1999)[3]发现净出口与经济增长的相关度较弱。陈家勤(1999)[4]认为出口贸易对经济增长具有巨大的推动作用。杨全发(1999)[5]对巴拉萨(Balassa)[6]建立的模型带入我国数据进行检验，认为出口对于经济增长具有正向促进作用。刘晓鹏(2001)[7]认为出口与经济增长的相关度较弱。Lawrence(2000)[8]在部门的层次上检验了日本1964～1985年和韩国1963～1983年的进口和产业政策与劳动生产率的关系，发现进口是促进劳动生产率增长的一个重要因素。Onnolly(2005)[9]用75个国1965-1990年的专利数据来代表这些国家的模仿与创新，量化了高科技产品进口对进口国(发展中国家)模仿与创新的溢出效应，来自发达国家的外来技术对进口国单位资本GDP增长的贡献大于其国内的创新。Lawrence(1999)[8]在美国对20世纪80年代100多个制造业产业中国际竞争力对其全要素生产率的影响进行了研究，发现进口竞争刺激了全要素生产率的提高。Wang和Xu(2000)[10]考察了工业化国家间通过资本品贸易和外商投资而产生的R8D溢出效应。
以上研究成果在运用计量模型进行实证分析时因忽略了相关重要变量而使得检验和经济解释具有相当大的局限性。跨国(地区)的截面数据的研究方法存在一定的局限性，OLS回归分析方法要求所使用的数据是平稳的，如果用OLS回归分析方法分析非平稳的时间序列关系，则容易出现伪回归现象[11]，另外，已有的研究假设所选的国家具有共同的经济结构和相似的生产技术，这在现实生活中无法满足，对于所研究变量的定义和时期的选取也会影响经验结论等。上述对于单个国家(地区)时间序列研究得出了不一致甚至相互矛盾的结论，其主要原因有以下三点：实证模型中信息集的选取的差异；模型滞后期选择的差异；模型方法及检验统计量选择的差异。例如，进出口对于经济增长的作用往往是经历一定的时滞，若忽略这一因素而进行最小二乘估计就会得出片面甚至错误的结论。基于上述考虑，笔者通过分析进口、出口和经济增长三者的协整关系，并进而建立误差修正模型，深入地探讨了进口和出口对于经济增长的影响。
二.数据和模型分析
本文采用出口总额(EX)、进口总额(IM)来反映对外贸易状况，通过国内生产总值(GDP)反映经济增长。本文依据各年《中国统计年鉴》从1985年至2005年的以当年价格计算的国内生产总值和以1985年为基期的按可比价格计算的国内生产总值指数，折算出1985年为基期的国内实际生产总值。为消除数据中可能存在的异方差性，分别对上述三个变量进行对数变换，其对应序列记为LEX、LIM和LGDP。
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。
表1：ADF单位根检验的结果
变量
ADF统计量
1%
5%
10%
LGDP
-2.749153*
-4.7315
-3.7611
-3.3228
LEX
-2.499933*
-4.6193
-3.7119
-3.2964
LIM
-1.898012*
-4.6193
-3.7119
-3.2964
DLGDP
-3.821426**
-3.9228
-3.0659
-2.6745
DLEX
-4.517673*
-3.9228
-3.0659
-2.6745
DLIM
-3.208629***
-4.0681
-3.1222
-2.7042
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。
表2：Johansen协整检验结果
特征值
拟然比
5﹪
1﹪
HypothesizedNo.ofCE(s)
0.803660
38.32605
29.68
35.65
None**
0.465393
10.65160
15.41
20.04
Atmost1
0.000341
0.005795
3.76
6.65
Atmost2
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]。
表3：误差修正模型系数向量
VEC
DLGDP
DLEX
DLIM
VEC
DLGDP
DLEX
DLIM
EC(-1)
-0.06556
0.25685
0.064258
DLEX(-2)
0.042078
-0.421
-0.31757
0.04903
0.38001
0.37468
0.05889
0.45643
0.45003
(-1.33710)
-0.67589
-0.1715
-0.71452
(-0.92238)
(-0.70565)
DLGDP(-1)
0.759915
-2.34517
-0.55878
DLIM(-1)
-0.00414
0.436486
0.442668
0.32902
2.55008
2.5143
0.06828
0.52922
0.5218
2.30964)
(-0.91964)
(-0.22224)
(-0.06061)
-0.82477
-0.84835
DLGDP(-2)
-0.53883
-0.37218
-3.12298
DLIM(-2)
0.077974
0.33243
0.355703
0.36301
2.81357
2.7741
0.06636
0.51432
0.5071
(-1.48433)
(-0.13228)
(-1.12576)
-1.17503
-0.64635
-0.70144
DLEX(-1)
0.020493
-0.44598
-0.44381
C
0.06836
0.407792
0.473521
0.05668
0.43927
0.43311
0.02463
0.19091
0.18823
-0.36159
(-1.01528)
(-1.02470)
-2.77526
-2.13603
-2.51561
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。
表4：格兰杰因果检验
原假设
F统计量
P值
结论
LEXdoesnotGrangerCauseLGDP
3.63402
0.05835
拒绝
LGDPdoesnotGrangerCauseLEX
1.35992
0.29354
不拒绝
LIMdoesnotGrangerCauseLGDP
1.73367
0.21807
不拒绝
LGDPdoesnotGrangerCauseLIM
1.36476
0.29239
不拒绝
LIMdoesnotGrangerCauseLEX
0.78556
0.47796
不拒绝
LEXdoesnotGrangerCauseLIM
0.55511
0.58807
不拒绝
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。
参考文献：
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进出口贸易论文篇9
（二）国内企业的吸收能力
国内自身吸收能力的大小是保证技术溢出效果的重要保证。主要表现在国内研发（R&D）活动和人力资本水平的高低上。一国R&D活动不仅仅是自主技术创新的源泉，也是影响技术吸收能力的关键因素之一。较高的国内R&D存量能促进现有资源的进一步有效利用，产生更多的创新成果，提高国内生产力水平；同时也能提高本国对新技术的承接、利用和改进的能力。同时，较高水平的人力资本不仅可以发挥生产要素对产出增长的促进作用,而且能够有效地实现新技术的采用和贯彻。具有较高素质的劳动者可以更容易地接收新的思想，更加适应先进技术，从而促进新技术在生产中的使用。(BenhabibandSpiegel，1994)
（三）与技术溢出有关的知识产权保护
知识产权保护对国际技术溢出的影响却是双重的。知识具有非排他性特征，而知识产权保护正是要给予创新者适当的垄断利润,从而保持国内创新过程的持续性。但是与技术溢出有关的知识产权保护却是一把“双刃剑”。一方面，如果出口国的知识产权不能得到有效保护的时候,由于担心核心技术的泄露,出口国则倾向于向进口国出口低技术含量的产品。而知识产权保护的加强,能够使进口国有更多接近并获取国外先进技术的机会。另一方面，由于知识产权保护力度的加强，进口国企业在模仿时所分享的知识存量往往只能是知识总量部分内容，从而将减弱进口国获得更多技术溢出的效果。
三、我国进口贸易技术溢出的条件及其特征
（一）进口贸易的快速发展创造了良好条件
我国同美国、日本、欧盟等技术先进国的贸易联系日益紧密，为技术的溢出提供了更多的机会。自1985年以来，我国从世界发达国家的进口贸易发展迅速。以R&D活动相对集中的G-7国家（美国、日本、德国、法国、英国、意大利和加拿大）为例，1985年我国从G－7国家的进口总额为260.6亿美元，其中日本（占57.7%），美国（占19.5%），德国（占9.2%）在G-7中位居前三位，其他四国所占比例较小；2006年进口额增长了约10倍，达到2468.1亿美元，其中位居前三位仍然为日本（占46.9%）、美国（占24.0%）、德国（占15.3%）。在进口商品结构上。近年来我国初级产品的增速有所回落，而机械及运输设备以及高科技产品的增速增加。其中，机械及运输设备进口量占商品进口总额的比重由2000年的40.8%增至2006年的45.1%；高科技产品占商品进口总额的比重从2000年的23.3%增至2006年的31.2%。我国与技术先进国家进口贸易总量的扩大，以及进口商品结构的不断改善支持了进口贸易技术溢出效果的实现。
（二）国内吸收能力不足制约了对先进技术的吸收效果
1.研发投入不足，结构不合理。第一，我国用于科研开发的支出与发达国家相比存在很大差距。2006年我国R&D经费支出达到2943亿元,占GDP的比重为1.41%。而发达国家的R&D支出占GDP的比重一般都在2%以上。比如，2005年美国R&D投入总额为3125.3亿美元，占其GDP比重为2.51%；日本R&D投入总额为1458.8亿美元，占其GDP比重为3.20%；法国R&D投入总额为441.2亿美元，占其GDP比重为2.13%。第二，我国研发投入结构不尽合理、科研成果应用不足。一方面，政府在国家资金不足的条件下，仍然把大量资金投入到资本密集度极大、风险极高的技术研发领域，忽略了国内要素禀赋结构的约束，导致了国内要素配置效率下降；另一方面，研发成果的转化率或使用率较低，致使研发成果并没有进入生产领域转化成现实的生产力。因此，这些问题极大地阻碍了我国对引进技术的消化和吸收，滞缓了自主研发能力的形成，降低了创新速度。同时，国内研发投入不足也会带来一种“副产品”，即落后国家由于研发基础薄弱，缺乏及时了解和掌握国际技术发展最新动态的能力，难以对引进技术做出客观的评价，因而往往引进的是一些行将淘汰的技术，结果使其陷入“引进——落后——再引进”的恶性循环中。
2.人力资本短缺严重。由于教育投资匮乏等原因，我国人力资本存量与发达国家相比存在很大差距。2005年我国“万劳动力R＆D科学家和工程师”为14人，和发达国家相比，日本2003年为101人，德国为68人，法国为71人，美国在2002年为91人，加拿大为68人，意大利为30人。据统计欧美发达国家的从事R&D活动人员分布中，企业的R&D科学家与工程师均占50%以上，而我国企业中从事R&D的科学家与工程师人数明显低于在研究机构工作的科学家与工程师数。人力资本短缺已经成为制约我国技术吸收能力的一项重要因素。
（三）知识产权保护的强度不力制约了先进技术的流入
GinarteandPark(1997)建立和发展了一种定性评级法，用于对一国知识产权强度做出较客观的比较。他们将知识产权保护分为五个方面：覆盖范围、加入相关国际专利协议的情况、保护例外、实施机制和保护期限，并根据决定每个方面有效强度的多种因素分别评分，最后加总得到一个“0”到“5”之间的国家评分，即“GP指数”。一般而言，“GP指数”越大，说明该国的知识产权保护强度越大。我国的知识产权保护水平呈逐年上升趋势，但上升的幅度时缓时急。其中，1992年前后和2001年前后出现了两个快速上升的阶段，这一现象与1992年、2001年中国大范围修订知识产权保护法律的事实有关。但是我国的知识产权保护水平仍然远远低于发达国家水平，2004年的GP指数仅相当于日本1960年的水平（韩玉雄，李怀祖，2005）。
四、结论与建议
（一）继续扩大与发达国家的进口贸易，优化进口贸易结构
对我国而言，进口贸易的技术外溢效应在长期的积极影响是显著的。如果单纯依赖本国的自主创新体系、研发能力带来国内技术进步是远远不够的。为此，进一步优化中间产品的进口结构，继续促进技术贸易的发展应该成为是中国今后经济政策制订的一项重要内容。一是要进一步改革完善进口体制，调动企业进口积极性，充分发挥进口对国民经济的促进作用，推动技术进步、产业发展与经济增长。二是要进一步调整、优化进口关税结构，鼓励企业及时合理增加国外先进适用技术、关键设备的进口。
（二）要逐步增加研发资金投入
增加研发投入和R&D存量，是提高我国国际技术溢出效果的必要前提。《国家中长期科学和技术发展规划纲要(2006-2020年)》中提到，2020年全社会研究开发投入占国内生产总值的比重提高到2.5%以上，力争科技进步贡献率达到60%以上，对外技术依存度降低到30%以下。要顺利实现上述目标，我国政府应适当增加财政科研拨款，特别要加大对基础研究和应用研究的财政支持力度。同时为鼓励创新，政府可以依据企业技术创新的力度和市场实现程度，对创新企业给予不同程度的R&D退税补贴等税收方面的优惠，以减少企业的创新成本。
（三）加大教育投入，培育人力资本
政府应科学调整财政支出结构，在有限的财力中确保教育支出的优先增长。预算安排时，要确保《教育法》中规定的教育经费“三个增长”（中央和地方政府教育拨款的增长要高于财政经常性收入的增长，学生人均教育经费要逐步增长，教师工资和公用经费要逐步增长）的落实。逐步取消对私人部门投资教育的各种限制，动员社会各阶层力量，多渠道筹措办学资金。我国应借鉴西方发达国家的做法，建立完整的税收优惠政策体系，鼓励社会投资办学，以解决我国教育资金不足的难题，促进教育水平和人力资本投入的提高。
（四）加强知识产权保护
正确认识和处理知识产权，从长远来看，是知识溢出良性循环的宏观控制的必要条件。顺应WTO的要求，我国政府要努力完善知识产权保护体系。相关研究表明，当技术差距较大和(或)模仿能力较强时，可以充分利用“技术后发优势”，这时则偏向于鼓励模仿的知识产权保护制度有利于技术进步。要加强知识产权法的法制建设和知识产权的执法力度，保护国外科技企业的在华利益，从而以保证更多外部知识的持续流入。
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进出口贸易论文篇10
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。
论文关键词:人民币升值;进出口贸易;影响;对策建议
论文摘要:针对国内外迫切关注的人民币升值问题,从正反面分析人民币升值给江西省进出口企业带来的影响入手,阐述何类型企业影响较为严重及企业面临的问题,并在此基础上提出企业的应对策略及政府的政策支持建议。
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).
进出口贸易论文篇11
影响国际贸易增长的因素有许多，从理论上讲，仅就国际贸易与国际直接投资的关系而言，直接投资究竟是构成对贸易的替代，还是产生了对贸易的创造，这主要取决于国际直接投资的类型。
按照小岛清对外直接投资的理论，从一国对外直接投资的动机分析，国际直接投资可分为三种类型：（注：［日］小岛清：《对外贸易论》第423页，南开大学出版社1987年版。）(1)自然资源导向型投资。在东道国寻求某种自然资源既是为了满足母国本国的需要，也可以向其他国家出口。因此，资源导向型的投资不仅扩大了母国自然资源的生产规模，而且也促进了母国与东道国之间的国际贸易发展，甚至还扩大了与其他国家之间的国际贸易发展。(2)市场导向型投资。如细分起来还可以分为突破贸易壁垒型投资和占领市场型投资。因此，在这种类型中，国际直接投资与国际贸易之间的关系比较复杂。如：跨国公司在东道国投资后的初始阶段，因各种需求的存在，贸易是创造性的；当投资和生产形成一定规模时，“就地生产，就地销售”的结果势必会减少贸易的往来，因而具有贸易替代效应。但如果是突破贸易壁垒型投资，也许这种投资对贸易的间接促进会使贸易的规模进一步扩大。但全面地分析，即使是前面所述的替代贸易时，在东道国进行市场导向型投资也可能会带来服务贸易方面新的需求。(3)生产要素导向型投资。这主要是指在东道国寻求低成本劳动力的投资。这种类型的投资，因国家之间比较优势而形成的国际分工，在初始乃至相当长的一个阶段中无疑是加大了贸易的发展，如发达国家在发展中国家投资而进行的加工贸易。但因比较优势是动态而非静态的，这种投资与贸易的关系也要视具体情况而进行具体分析。
在理论上阐述对外直接投资对母国贸易的替代关系的还有佛农(Vernon.R)，他在其著名的产品周期理论中，通过对新产品、新技术的创新、模仿和扩散的动态分析，阐述了母国的出口与对外直接投资的关系。在新产品的第一阶段，产品在技术创新国国内的生产、销售主要以满足国内需要为主（也存在向收入水平和消费结构比较接近的其他国家出口的可能性）；但是，随着技术的成熟化，同时又面对其他国家企业的竞争，降低产品成本成为技术创新企业维持其海外市场占有率的必然要求，这时便出现了技术创新企业的对外直接投资。佛农认为，一般地这种对外直接投资不会产生对母国出口的替代效应。但是，如果这种投资发生得过早，就有可能替代母国的出口。在技术进步日益加快的情况下，随着跨国公司国际化程度的提高，新产品的生命周期不断缩短，对外直接投资对母国出口贸易的替代影响将越来越明显。
总之，对外直接投资与国际贸易的关系即存在互补性，也具有相互替代性，这要根据母国（或跨国公司）投资的动机、类型和发展阶段而定。
二、国际直接投资与贸易的实证检验
当我们从实证分析的角度再来看对外直接投资与贸易的关系时，会发现发展中国家与发达国家在这方面存在一些异同。因此，在下面的分析中，我们将对这两类国家分别进行研究。
（一）发达国家对外直接投资与贸易的关系
国外一些学者将对外直接投资与某些产业的实际出口联系起来进行了实证研究。如，伯格斯坦(Bergsten.C.F.)认为，在美国不同的对外直接投资产业中，那些对外直接投资程度较低的产业，其出口水平也较低；随着对外直接投资水平的提高，出口规模也相应上升；但是当对外直接投资超过一定规模后，追加的对外直接投资对出口的促进效应就逐渐消失了。因此，对外直接投资与出口贸易之间既是互补关系也是竞争关系。随着跨国公司国际化程度的提高，其对外直接投资与出口的竞争（替代）也将不断加剧，因而海外子公司的生产将逐渐替代美国的出口。同时，学者们也有相反的发现，利普赛(Lipsey.R.E.)和威斯(Weiss.M.Y.)的研究表明：无论在发达国家还是在发展中国家的市场上，美国的出口与美国海外子公司销售额都是高度正相关的，而且美国海外子公司的生产销售都部分替代了美国出口竞争伙伴中的发达国家企业的出口
（二）发展中国家对外直接投资与贸易的关系
发展中国家的对外直接投资，除去个别的现象，较大规模的起步应从20世纪60年代算起，拉丁美洲的阿根廷、巴西、墨西哥和委内瑞拉，亚洲的印度、韩国、新加坡、菲律宾和中国台湾地区都是从那时起陆续向国外或境外进行直接投资的。20世纪70年代后期，中东石油输出国组织一些成员的投资方式也从贷款转向间接投资，再由间接投资转向直接投资。（注：宋亚非：《中国企业跨国直接投资研究》，东北财经大学出版社2001年版。）发展中国家的对外直接投资虽起步较晚，但发展速度较快，而且由原来主要投资于邻近的国家和地区，逐步转向向发达国家进行直接投资。
伴随着经济实力的提高，发展中国家企业进入世界级大企业的数量也在逐渐增加。1997年，发展中国家企业进入“全球500强”的仅有22家，平均营业收益率为3.6%；而2000年入围企业增加到33家，平均营业收益率提高到5.2%，且高于“全球500强”4.7%的平均收益率（注：张金杰：《国际直接投资形势与跨国公司的战略调整》，王洛林、余永定主编《2001-2002年：世界经济形势分析与预测》，社会科学文献出版社2002年版。）
发展中国家对外直接投资的健康发展对贸易的促进也有其特点。首先，小规模和特殊商品是发展中国家跨国公司的优势。由于发展中国家跨国公司大多数属劳动密集型的小规模生产，资本劳动比率比发达国家跨国公司低许多，发展中国家东道国更愿意接受劳动密集型高的项目投资。即使是进行规模较大的生产性投资项目，与发达国家相比，作为母国的发展中国家也占据劳动力成本低的优势。同时，这种生产性投资也将给母国带来原料、设备的出口增加，因而具有很强的投资与贸易互补性。其次，发展中国家的对外直接投资一般侧重于扩大出口的市场销售战略。无论是为保护原有的出口市场，或是开辟新的市场，还是避开贸易壁垒，发展中国家多采取各种方式保障出口，在达到一定实力和经验积累后，逐步再向全球经营战略发展。
考察韩国的经济，其迅速发展得益于通过出口把国内产业与国际市场紧密连接的结果，从而使国际市场容量的不断增大，并对国内经济的增长起着越来越重要的作用。从1991年韩国全国经济学家联合会的一份《韩国制造业的国外投资经营成果调查表》（注：参见杜玲博士论文：《发展中国家／地区对外直接投资：理论、经验与趋势》，2002年5月。）中，我们看到韩国对外直接投资的动机总的来讲与贸易联系较多，所占比重也较大。如开拓市场与回避进口限制两项都与贸易紧密相连，其之和所占比重在韩国整个对外直接投资动机中达到35.7%。当然，从表中还可以看出，韩国对外直接投资的动机因区域不同而有所差异。在北美洲和欧洲地区，开拓市场的动机比重最高，占到29.3%，比其他动机的比重平均高出10个百分点，这是为适应当地区域化经济和确保新产品市场的结果；在拉丁美洲、大洋州地区，最高比重的动机为回避进口限制，占27.3%，也比其他动机高出10.4个百分点，这说明韩国对外直接投资在此两个地区对贸易壁垒的突破动机占据很重要的地位。
但具体到韩国对外直接投资的行业，还有更进一步的动因分析。如李宏格（音译）(Lee,Honggue)对韩国电器行业的研究。电器是韩国最重要的制造业部门，在20世纪90年代初韩国就已成为世界第五大电器生产国。李宏格指出，韩国电器行业在1989年的对外直接投资额比1979年增长了85%，显示出韩国在该行业的对外直接投资于20世纪80年代末达到了顶峰——尽管与韩国电器产品的出口相比其投资的规模是非常有限的：1976-1992年间电器行业对外直接投资为5亿美元，而1992年电器产品的出口额却高达161亿美元。李宏格分析，韩国电器行业企业对外直接投资的动因主要表现为维持和扩大出口的需要，即通过对外直接投资提高出口产品的竞争力。那么，这种对外直接投资的压力主要来自两个方面：一方面，是韩国本身国内劳动力成本不断上升所造成的压力，迫使电器行业利用对外直接投资，在国外寻求廉价劳动力以降低生产成本（主要是在亚洲地区）；另一方面，则是来自欧美国家贸易保护主义的压力，在韩国扩大对欧美出口的同时，其电器产品也已成为反倾销的对象——这一点对我国在加入WTO之后，重新审视海外投资与贸易的关系时，具有一定的借鉴意义。
综上所述，尽管发达国家和发展中国家对外直接投资的动因有所不同，但总的趋势是积极的，对外直接投资有利于一国的对外贸易乃至国际贸易；由于对外直接投资与贸易的互补关系和替代关系在不同的发展阶段表现不一，所以对外直接投资对母国出口的影响具有动态效应；在经济全球化的今日世界，对外直接投资已不仅仅是发达国家的“专利”，它对发展中国家来讲同样是必不可少的经济运作方式。
三、中国海外投资发展与贸易的关系
为了论述的方便与国土概念上的准确，我们把以下涉及的中国对外直接投资称为“海外投资”。
（一）中国海外投资的发展与现状
中国海外投资的发展，比较准确的提法应该从1949年算起。但因那个时期的海外分支机构都是一些贸易企业，规模又非常小，一般不在我们的讨论之内。从1978年的改革开放至今，中国海外投资的步伐越来越大。截至2001年年底，经外经贸部批准的企业就达6610家，中方海外投资总额已达83.5731亿美元，遍布全球153个国家和地区（注：此海外投资的区域数字以《中国对外经济贸易年鉴》（2001年）为准。）。
1.中国海外投资的区域分布。中国海外投资在全球的区域分布正逐步由集中化向多元化方向发展。但目前从投资的额度来看，集中化的表现还依然存在。截至2001年底，中国海外投资企业数量在全球主要63个国家和地区的分布见表1。从基本格局看，发展中国家和地区（亚洲、非洲和拉丁美洲）占28.99%，发达国家（欧洲、大洋州和北美）占27.99%，加上中国港澳地区33.46%的分布，大致呈现出各占1/3的态势，可以说是一个多元化的分布。具体的投资额度和比重见表1。
表1中国海外投资区域分布表（截至2001年底）
附图
资料来源：根据外经贸部《对外经济贸易简要统计》(2001)整理。
通过以国家和地区分布的形式进一步对投资额排序，我们就可以看到中国海外投资分布的集中化：即地缘优势和人缘优势使相邻国家（地区）和海外华侨聚集的国家（地区）成为中国海外投资的集中区域。至于在拉美地区和非洲投资额分布得较高，一般为投资行业的原因所致，这将在下面进一步阐述。
2.中国海外投资的行业分布。中国海外投资是从贸易型企业起步的。这些贸易型企业开始在海外做的商业性工作是为对外贸易企业提供信息、进行市场调查和客户联系服务的。20世纪90年代以后，在中国政府有关政策的引导下，生产加工型企业有所增加。但总的来看，服务贸易型的投资行业特点仍十分突出。根据对外经贸部的统计，截至1999年，中国海外投资中服务贸易型企业，无论从企业数量上还是在投资额度上仍占绝大多数；生产加工型企业虽然在企业数量上增加较快，但在投资额度上还处于较小规模；而资源开发型企业在投资额度上比生产加工型企业还要大些。详见表2。
表2中国海外投资的行业与投资额分布（截至1999年底）
附图
资料来源：根据中国对外贸易经济合作部提供的数据整理。参见：外经贸部发展司：《中国的境外投资状况》，《国际贸易论坛》2000年第5期。
一般地，中国海外投资在发达国家的多为服务贸易型和研究开发型，即非生产性项目。服务贸易型企业的运作主要是为了服务于国内企业的出口，以促进中国产品的出口；在海外投资于研究开发型企业则是为了更有利地接近发达国家或地区的先进技术，以提高我国产品的国际竞争力。而中国在发展中国家的投资则大多为资源开发型和生产加工型，即非贸易性项目。资源开发型的投资，主要是为了获取国外开采条件较好或储量、品位较高的石油、矿产、林业、渔业等资源，以满足国内经济发展的需要；生产加工型投资，主要为转移国内长线产品的生产能力或发挥中国在技术、管理上的比较优势以占领当地的市场，同时带动相关材料、设备、零配件的出口。因此，这也是生产加工型的投资大多集中在亚洲、拉美和东南亚地区的主要原因。
（二）中国海外投资与贸易的互动
1.中国进行海外投资的动因。从外部条件上看，经济全球化使各国经济进入生产、销售、采购的全球体系成为必然。中国既然已经实行了“引进来”的改革开放，也必然要实施“走出去”的对外开放，以充分利用国内外“两个市场”和“两种资源”，实现资本、技术和人力等生产要素的双向流动，提升国内的产业结构，促进本国经济的发展。
从中国国内经济发展的需求上看，“走出去”到海外投资不仅是政府的政策号召，更主要的是国内企业自身发展的利益驱动和内在要求。如前所述，一国的对外直接投资有许多动因，具体而言，中国海外投资的动因主要有如下五点：(1)寻求资源开发。中国虽地大物博，但人均资源占有率很低。在进入21世纪中国现代化的进程中，资源短缺对中国经济将是一个严重的制约。其中，开发的重点放在对我国经济具有重要战略意义的对外能源投资，即对石油、天然气的开采；此外，还有一般性资源（如：黑色和有色金属矿产资源、树林资源等）的开发。在海外投资开发资源，主要是为了保障我国资源长期、有效和稳定的供应。(2)扩大出口贸易。无论是从中国政府政策的角度，还是从企业投资的角度，利用对外直接投资带动材料、机器设备、零部件的出口，甚至带动服务业的出口，都是目前进行对外投资最多的动机。在政府制定的有关海外投资政策中，着眼点基本上都是扩大出口，是与对外直接投资有关的贸易措施；综合对中国海外投资企业的动机调查，扩大出口也占了相当大的比重。（注：参见段云程：《中国企业跨国经营与战略》，中国发展出版社1995年版；谢康：《跨国公司与当代中国》，立信会计出版社1997年版；鲁桐：《中国企业海外经营：对英国中资企业的实证研究》，载世界经济学会编《世界经济与中国：2000-2001年》，人民出版社2002年版。）(3)开拓国外市场。在中国国内需求不足以及同类企业竞争激烈的情况下，积极开拓新的国外市场是企业利益驱动的内在动力所致，也是企业对外直接投资的主要动机之一。这与理论上阐述的发展中国家对外直接投资的动机之一——寻求市场型是相同的。(4)规避贸易壁垒。从对外直接投资的理论上讲，规避贸易壁垒或突破贸易壁垒都是寻求市场型的一种动机。由于我国现已加入WTO，关税逐步下调后，规避各种贸易壁垒已成为扩大出口和占领国外市场的一个重要手段。特别是近年来，出口配额限制、对中国出口产品的反倾销等情况越来越严重，因此利用海外投资建厂生产可谓是突破贸易壁垒的一个有效方式，也是对特殊贸易限制的一个反应。(5)获取高新技术。在海外投资是中国企业获取高新技术的一条重要途径。中国的一些航天、航空、电子、生物化学和机械业的大型企业已经开始通过对外直接投资的渠道学习国外的先进技术和管理经验。少数中国企业还在国外投资建立了研究和开发机构，用最近的距离、最快的时间学习、研发最新、最前沿的技术。当然，这种类型的投资需要雄厚的资金支持，但它将是最具潜力的海外投资。
2.中国海外投资对贸易的影响。如前所述，无论是从理论研究还是实证分析上，对外直接投资与贸易即存在互补关系也不乏替代关系，即存在贸易创造效应也有贸易替代效应。具体到中国的实际，由于投资行业的特点和投资区域的不同，海外投资对中国对外贸易的影响要视具体的投资行业和投资区域而定。首先，服务贸易型企业的投资，动机与目标非常明确，肯定是为扩大出口服务的，因此这类企业的海外投资对中国对外贸易的影响无疑是积极的；其次，资源开发型企业的海外投资，进口的资源都是我国相对成本低或战略的需要，同时还能带动设备、制成品（如钢材）、技术和劳务的出口，虽然会带来一定的进口贸易增长，但从整体上看对我国出口贸易还是起到了促进作用；最后，生产加工型企业的海外投资对我国对外贸易的影响情况较为复杂。我们将对生产加工型企业的海外投资做一个具体分析。(1)机械行业。机械行业中如汽车、摩托车零配件组装，家用电器中的CKD、SCD（注：CKD:CompleteKnock-Down，即全分解装配：将产品全部拆散成零件后提供给买方组装成整机；SKD:SemiKnock-Down，即半分解装配：将产品拆散成部件或部分部件、部分零件后提供给买方组装成整机。）等，由于绝大部分甚至全部都要使用国内的零部件，在初期设备投资之后，后续的零部件就成为组装生产的必备条件。因此，从总体上看，机械行业在海外投资对我国出口的带动作用是持续且长期的。特别是大型家用电器，这是典型的加工组装型产品，根据外经贸部的有关统计，家电行业投资带动出口的系数比其他产品高达20-30倍。金城集团的案例也显示，摩托车产品在海外投资建厂生产后，大幅度地带动了该集团的出口：1997年海外销售收入250万美元，带动出口近150万美元；1998年海外销售收入近600万美元，带动出口达400万美元（注：李钢主编：《“走出去”开放战略与案例研究》，中国对外经济贸易出版社2000年版。）。实证分析表明，机械行业由于技术与原材料、散件的高度结合，海外投资就可带来明显的贸易创造效应。(2)轻工行业。严格地讲，轻工行业中也有属于机械行业的产品，区分出来的主要是体积较小的机械产品如自行车以及其他轻工产品。这类产品的特点是，体积较小，出口运费没有体积较大的机械产品高，与海外加工的生产成本比，在国内的生产成本更低，因此这类产品的海外投资与出口很可能出现替代关系。也就是说，在国内生产此类产品后出口更经济，就很少会有企业再到海外投资生产；即使在海外投资并形成规模生产，对国家的出口带动作用也不大。(3)纺织服装行业。纺织服装业的投资主要是规避贸易壁垒，由于根据多种纤维协议，在投资国的出口配额已经用尽时，如果东道国尚有未使用的配额，投资国便可以使用。中国在纺织品领域受欧美出口配额的限制非常严重，因此不少的纺织服装企业到海外投资主要动机都是为了突破配额的壁垒，在海外寻求更广阔的市场。这种类型的企业在海外的投资也要视情况而定：一次性投资建厂可以带动国内纺织机械的出口，但对出口贸易没有持续的带动作用；使用国内材料多的，可以促进国内原材料、面料的出口，但有原产地规定比例的国家对此也有一定的限制；在有的国家（地区）可以享有免配额、免关税的优惠，则可以大大提高我国产品出口或向第三国出口。因此，纺织服装行业在海外的投资对我国出口贸易的影响是扩大还是替代，兼而有之，目前尚未找到实证数据。
四、结论
进出口贸易论文篇12
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).
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进出口贸易论文篇13
自资本作为一种生产要素跨越国界以来，对外直接投资(FDI)与国际商品贸易间的关系就成为经久不衰的研究课题｡2003年，中国成为世界最大的FDI流入国;截止2006年底，我国累计实际利用FDI已达7039.81亿美元，大量的FDI流入对我国进出口贸易的发展产生了巨大影响｡为了较准确的衡量FDI对进出口贸易的影响机制，本文拟以“长期”作为时间跨度，应用协整方法和误差修正模型，重新检验改革开放以来FDI对中国进口和出口贸易的影响｡ 一、国内外文献综述 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，19 80—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｡
