貿(mào)易進(jìn)出口論文大全11篇

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篇（1）

2物流業(yè)與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系分析

一般來說，物流業(yè)與進(jìn)出口貿(mào)易存在正相關(guān)關(guān)系，基于以上認(rèn)識(shí)，本文選取貨物周轉(zhuǎn)量指標(biāo)代表華北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展水平，進(jìn)出口總額代表華北地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展水平，并運(yùn)用相關(guān)性分析和彈性分析兩種統(tǒng)計(jì)學(xué)分析方法，實(shí)證檢驗(yàn)物流業(yè)對(duì)華北地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展是否有影響，以及影響程度。

3.1貨物周轉(zhuǎn)量和進(jìn)出口總額的相關(guān)性分析對(duì)貨物周轉(zhuǎn)量和進(jìn)出口總額進(jìn)行相關(guān)性分析，其目的是驗(yàn)證物流業(yè)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)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(qū)2003-2012年間貨物周轉(zhuǎn)量和進(jìn)出口總額的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)

3.2貨物周轉(zhuǎn)量和進(jìn)出口總額的彈性分析以上研究通過相關(guān)性分析驗(yàn)證了華北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展對(duì)其進(jìn)出口貿(mào)易具有正面的促進(jìn)作用，但無法計(jì)算出影響程度有多大。本部分研究以經(jīng)濟(jì)學(xué)原理中的彈性理論為依據(jù)，力求定量分析出華北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展的變化引起進(jìn)出口貿(mào)易變化的幅度有多大。

篇（2）

匯率變動(dòng)會(huì)影響進(jìn)出口貿(mào)易以及貿(mào)易收支，主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：

1.匯率變動(dòng)引起收入變化，影響進(jìn)出口貿(mào)易

匯率變動(dòng)的最直接體現(xiàn)就是本幣的升值或貶值。貨幣升值會(huì)造成進(jìn)口商品價(jià)格下降，而出口商品價(jià)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(dá)到相反的效果。但是實(shí)際上，貨幣的貶值對(duì)收入的影響主要來自兩個(gè)方面：貶值會(huì)造成進(jìn)口商品價(jià)格上升，出口商品價(jià)格下降，從而使得貿(mào)易條件惡化。與此同時(shí)，在同樣名義收入水平下，消費(fèi)者只能購買較少的商品，也就是導(dǎo)致實(shí)際收入的下降，這必然導(dǎo)致該國支出的下降，從而改善貿(mào)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(nèi)外居民對(duì)本國該種產(chǎn)品的需求。根據(jù)凱恩斯經(jīng)濟(jì)學(xué)的原理，民眾的經(jīng)濟(jì)支出會(huì)通過凱恩斯乘數(shù)而數(shù)倍提高國民收入，國民收入的提高又會(huì)提高國內(nèi)支出，達(dá)到良性循環(huán)的結(jié)果。

2.匯率變動(dòng)引起價(jià)格傳遞，影響進(jìn)出口貿(mào)易

前面說到，匯率變動(dòng)的最直接體現(xiàn)是貨幣的相對(duì)價(jià)格上升或下降，這首先在進(jìn)出口貿(mào)易中體現(xiàn)出來。但在金融全球化的今天，國際市場(chǎng)的價(jià)格變動(dòng)最終也會(huì)影響國內(nèi)市場(chǎng)的一般價(jià)格。因此匯率的變動(dòng)會(huì)引起國內(nèi)一般價(jià)格水平，從而影響進(jìn)出口商的貿(mào)易額和國家的貿(mào)易收支，這從以下兩個(gè)方面體現(xiàn)：首先，貨幣的升值是以本幣表示的進(jìn)口商品價(jià)格下跌，如原料或半成品，然后通過價(jià)格傳遞，影響最終商品成本的下跌和價(jià)格的下跌。其次，匯率變動(dòng)會(huì)使得貿(mào)易收支發(fā)生變化，如貨幣貶值后會(huì)出現(xiàn)貿(mào)易收支順差，然后使得外匯儲(chǔ)備增加，而外匯儲(chǔ)備的增加，又使得央行必須通過購買外匯而在國內(nèi)市場(chǎng)上投放更多的基礎(chǔ)貨幣。顯然，更多的基礎(chǔ)貨幣會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹。近兩年中國的外匯儲(chǔ)備不斷的增長(zhǎng)，盡管不是人民幣貶值的結(jié)果，但是大量的外匯儲(chǔ)備和國際經(jīng)濟(jì)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(dāng)通貨膨脹出現(xiàn)的時(shí)候，其實(shí)是鼓勵(lì)人們消費(fèi)，因?yàn)樵诿x貨幣不變的情況下，公眾更有意愿將貨幣轉(zhuǎn)化成有形的資產(chǎn)，客觀上又會(huì)推動(dòng)物價(jià)上升。

二、應(yīng)對(duì)匯率變化的一般對(duì)策

應(yīng)對(duì)匯率變化的一般對(duì)策主要從進(jìn)出口貿(mào)易中多樣化的進(jìn)口來源，結(jié)算貨幣的選擇，以及利用各種金融工具。

1.選擇多樣化的進(jìn)口來源

如同一國貨幣緊盯著另一國貨幣有很大風(fēng)險(xiǎn)一樣，進(jìn)口來源的單一很容易使得出口商轉(zhuǎn)移匯率風(fēng)險(xiǎn)，甚至操縱價(jià)格。因?yàn)槿绻M(jìn)口來源過于單一，反映了該國的某種資源對(duì)其貿(mào)易對(duì)象國或者地區(qū)的高度依賴。2007年底和2008年7月發(fā)生的兩次大的石油漲價(jià)行為可以說明這一切，因?yàn)槿虻氖唾Y源過渡依賴一些產(chǎn)油國或地區(qū)。某些資源過于依賴單一國家或地區(qū)，必然導(dǎo)致企業(yè)的經(jīng)營嚴(yán)重受制于該國的貨幣匯率的波動(dòng)，該國進(jìn)而將匯率的風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)嫁到進(jìn)口商。這種單獨(dú)的依賴本來就是不明智的選擇，再加上當(dāng)前全球經(jīng)濟(jì)的不明朗，進(jìn)口商的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)一步放大。因此，必須適當(dāng)?shù)財(cái)U(kuò)大進(jìn)出口業(yè)務(wù)的地域分布，在國際范圍內(nèi)分散原料來源和銷售地點(diǎn)，在多個(gè)資金市場(chǎng)上以多種貨幣籌措資金，按照匯率走勢(shì)和國際貿(mào)易形勢(shì)，建立一定的貨幣組合，就可以在很大程度上分散國際貿(mào)易和投融資中的外匯風(fēng)險(xiǎn)。

2.進(jìn)出口貿(mào)易中選擇合理或多種交易幣種

進(jìn)出口貿(mào)易中的出口，特別是出口商要選擇合理的貨幣作為結(jié)算和付款的幣種，當(dāng)然這一般是進(jìn)出口商雙方博弈的結(jié)果。因此，在有關(guān)對(duì)外貿(mào)易和借貸等經(jīng)濟(jì)交易中，簽訂合同時(shí)選擇何種幣種，作為計(jì)價(jià)結(jié)算的貨幣或計(jì)值清償?shù)呢泿牛苯雨P(guān)系到交易雙方是否將承擔(dān)匯率風(fēng)險(xiǎn)。一般而言，出口貿(mào)易采取硬幣計(jì)價(jià)，以防匯率貶值給自己帶來損失，而進(jìn)口商會(huì)選擇軟幣，以避免升值造成的匯兌損失。如當(dāng)前的國際貿(mào)易中，歐元和人民幣有升值的壓力，而美元貶值已經(jīng)成為現(xiàn)實(shí)，因此出口商更多意愿是以歐元和人民幣作為結(jié)算和付款的幣種，而進(jìn)口上則更愿意選擇美元結(jié)算。當(dāng)然在實(shí)際進(jìn)出口貿(mào)易中，雙方博弈的結(jié)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(jì)價(jià)和付款。其結(jié)果是進(jìn)出口商共同承擔(dān)匯率的風(fēng)險(xiǎn)，增大了談判的成功率。在長(zhǎng)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(jià)值穩(wěn)定的貨幣，將合同金額轉(zhuǎn)換成用所選的貨幣來表示，在結(jié)算或清償時(shí)，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(fēng)險(xiǎn)的辦法是，出口時(shí)雖然選擇了軟幣，但可以適當(dāng)提高價(jià)格以防貨幣貶值風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)口時(shí)選擇了硬幣，則可以適當(dāng)壓低價(jià)格以防范升值損失。

3.充分利用國際金融工具低于匯率風(fēng)險(xiǎn)

金融工具的出現(xiàn)本身就是因?yàn)閰R率風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)嫁的必然結(jié)果，而通過一定的金融工具，進(jìn)出口商也共同承擔(dān)了匯率風(fēng)險(xiǎn)，或者向后推遲了承擔(dān)匯率風(fēng)險(xiǎn)的必然結(jié)果。對(duì)于金融業(yè)發(fā)達(dá)的國家而言，積極地利用金融工具已經(jīng)司空見慣，因此發(fā)展中國家對(duì)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(chǎng)建設(shè)，推出各類外匯業(yè)務(wù)，一方面企業(yè)則需要積極利用外匯市場(chǎng)及其金融衍生工具來規(guī)避外匯風(fēng)險(xiǎn)。企業(yè)可以運(yùn)用遠(yuǎn)期外匯交易、外匯期權(quán)交易、出口押匯、出口商業(yè)發(fā)票貼現(xiàn)、無本金交割遠(yuǎn)期外匯(NDF)業(yè)務(wù)、外匯借款等多種方式轉(zhuǎn)嫁匯率風(fēng)險(xiǎn)。

三、結(jié)束語

當(dāng)前國際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)非常不明朗，國際金融中心華爾街被拯救，石油價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)較高，日本經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期的疲軟以及世界經(jīng)濟(jì)經(jīng)近幾年高速發(fā)展之后也出現(xiàn)減緩的跡象，即使保持高速增長(zhǎng)的中國經(jīng)濟(jì)，也因?yàn)閮?nèi)外因素出現(xiàn)了很大的不確定性。而當(dāng)前國際經(jīng)濟(jì)已經(jīng)融為一體，休戚相關(guān)，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(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展足以表明世界經(jīng)濟(jì)的一體化程度非常之高。但是對(duì)于進(jìn)出口商而言，匯率變化的巨大風(fēng)險(xiǎn)不能僅僅靠國家的財(cái)政政策來進(jìn)行規(guī)避，他們需要選擇更多進(jìn)口來源，需要更靈活的結(jié)算貨幣，以及選擇更多金融工具。

參考文獻(xiàn)：

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篇（3）

(2)洽談目標(biāo)明確在商務(wù)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(biāo)是什么？其次可以接受的目標(biāo)是什么？最后我們最期望的目標(biāo)是什么？整個(gè)商務(wù)洽談都會(huì)緊緊圍繞這一系列目標(biāo)來進(jìn)行,都為實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)而服務(wù)。因此洽談具體目標(biāo)的確定，必須認(rèn)真而慎重地考慮。最低目標(biāo)，它是洽談必須實(shí)現(xiàn)的目標(biāo)，是洽談最低的要求，是我們的底線，若不實(shí)現(xiàn)，寧愿洽談破裂也沒有討價(jià)還價(jià)，妥協(xié)讓步的余地。可以接受目標(biāo)，它是洽談中可以努力爭(zhēng)取或作出讓步的范圍。可以根據(jù)具體洽談的氛圍來爭(zhēng)取更好的貿(mào)易條件，或我方因長(zhǎng)遠(yuǎn)考慮，也可以向?qū)Ψ阶鞒鲆欢ǖ淖尣剑匀〉脤?duì)方的信任，從而建立一種長(zhǎng)期合作關(guān)系。最高目標(biāo)，它是我方在商務(wù)洽談中所追求的最終目標(biāo)，也往往是對(duì)方所能認(rèn)可的最高程度。因此，洽談人員應(yīng)充分發(fā)揮個(gè)人才智，為我方爭(zhēng)取最高目標(biāo)，但也不妨為我方謀取最大利益的前提下給對(duì)方適當(dāng)?shù)淖尣剑p方在友好和諧的氣氛中謀求一致，皆大歡喜。

篇（4）

一、引言

利用美國對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額歷史統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（歷年《美國總統(tǒng)經(jīng)濟(jì)報(bào)告》），借助計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件進(jìn)行回歸分析，找出美國對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額演化規(guī)律的形式的某些方面，建立美國經(jīng)濟(jì)演化的一個(gè)計(jì)算機(jī)仿真模型，是一個(gè)有意義的工作。以此模型為基礎(chǔ)，根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，可以解釋這個(gè)模型各個(gè)參數(shù)的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，從而通過對(duì)各種參數(shù)的調(diào)節(jié)或變動(dòng)所導(dǎo)致的美國對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額路徑的偏移進(jìn)行計(jì)算機(jī)仿真展示，把握住美國對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額演化的某些客觀必然趨勢(shì),以及對(duì)我國與美國和我國與日本進(jìn)出口貿(mào)易額的影響，預(yù)先提出相應(yīng)的政策建議，從而增強(qiáng)我國的經(jīng)濟(jì)安全保障。

本文研究進(jìn)行這一工作。

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

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

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

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

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

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

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

于是我們得到美國對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額演化的數(shù)學(xué)模型(百萬美元)：

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

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

5.據(jù)回歸曲線進(jìn)行經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)演化態(tài)勢(shì)分析：由仿真曲線可以看出，美國經(jīng)濟(jì)加速增長(zhǎng)期目前已經(jīng)越過其相變點(diǎn)(仿真曲線的拐點(diǎn)即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相變點(diǎn))；但是，仿真曲線顯示，緩慢增長(zhǎng)漸漸接近其飽和值還有著巨大的區(qū)間（一直延伸到2025年以后）；在接近極限點(diǎn)附近（6546百萬美元），就是美-日經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變革期。

同樣地，美國對(duì)日本進(jìn)口貿(mào)易額演化模型為：

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

圖2美國對(duì)進(jìn)口貿(mào)易額演化模型圖

三、結(jié)論與政策建議

美-日貿(mào)易作為一個(gè)大的復(fù)雜自適應(yīng)演化的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)，在美國科技優(yōu)勢(shì)、美元支配地位等有利條件下，各種自然資源和社會(huì)資源得以充分開發(fā)，各種比較優(yōu)勢(shì)得以充分利用，各種國內(nèi)市場(chǎng)和國際市場(chǎng)得以充分溝通，科技創(chuàng)新借助于因大量引進(jìn)各國優(yōu)秀人材而使美國高校和科研院所的優(yōu)勢(shì)突飛猛進(jìn)，制度創(chuàng)新隨著主動(dòng)或被動(dòng)地接受人類文明的各個(gè)方面而日新月異，各種生產(chǎn)要素通過市場(chǎng)機(jī)制和政策機(jī)制不斷趨于最優(yōu)配置，使得美國對(duì)日本進(jìn)出口貿(mào)易額總體態(tài)勢(shì)在經(jīng)過高速增長(zhǎng)長(zhǎng)達(dá)20多年后，目前處于漸漸接近飽和值的穩(wěn)定發(fā)展的時(shí)期。認(rèn)清這一基本態(tài)勢(shì)，從各個(gè)方面規(guī)劃和協(xié)調(diào)我國對(duì)美國和日本的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易和科技合作等各方面的關(guān)系，促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)全面協(xié)調(diào)可持續(xù)高速發(fā)展，應(yīng)該是未來二十年我國對(duì)美經(jīng)濟(jì)政策的重要參考。

四、結(jié)論

篇（5）

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

我國能源產(chǎn)品貿(mào)易量大幅增長(zhǎng)，2006年石油、煤炭和天然氣產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易總量達(dá)到37396萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，比2001年21974萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤增加70.2%，年均增長(zhǎng)率11.2%。2001年以來，我國能源產(chǎn)品貿(mào)易額的增長(zhǎng)幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于能源貿(mào)易量的增長(zhǎng)幅度，能源產(chǎn)品貿(mào)易量的持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)，是其貿(mào)易額不斷創(chuàng)出新高的重要原因，同時(shí)，能源產(chǎn)品價(jià)格的上漲更是導(dǎo)致能源產(chǎn)品貿(mào)易額不斷增長(zhǎng)的重要原因。

石油對(duì)進(jìn)口的依賴程度不斷提高，2006年我國石油消費(fèi)對(duì)進(jìn)口的依賴程度已經(jīng)達(dá)到47.3%。我國石油進(jìn)口貿(mào)易向著多元化方向發(fā)展，2006年從9個(gè)國家合計(jì)進(jìn)口石油13018萬噸，占當(dāng)年我國石油總進(jìn)口量的71.7%。

二、2001-2006年我國能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重

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

2006年我國能源產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額為1001.87億美元，其中，石油917.54億美元，占我國能源產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)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(jìn)出口貿(mào)易在我國能源產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易中我國占絕對(duì)的優(yōu)勢(shì)。

三、我國石油進(jìn)口額占礦產(chǎn)品進(jìn)口額的比重

2001年我國石油進(jìn)口額為154.06億美元，占當(dāng)年我國全部礦產(chǎn)品進(jìn)口額565.46億美元的27.2%，2006年石油進(jìn)口額為819.52億美元，占當(dāng)年我國全部礦產(chǎn)品進(jìn)口額2302.93億美元的35.6%，近年來我國能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重呈現(xiàn)明顯上升趨勢(shì)。

四、2001-2006年中國石油進(jìn)出口貿(mào)易特點(diǎn)和趨勢(shì)

我國石油消費(fèi)巨大，嚴(yán)重依賴進(jìn)口，2006年我國石油凈進(jìn)口量16286萬噸。從我國石油的進(jìn)口貿(mào)易情況看，我國石油進(jìn)口量不斷增長(zhǎng)，自2001年的8163.2萬噸迅速增長(zhǎng)到2006年的18157.0萬噸，2006年比2001年增長(zhǎng)了122.4%，年平均增長(zhǎng)率為17.3%，從目前的趨勢(shì)看，我國石油的進(jìn)口量還會(huì)進(jìn)一步增長(zhǎng)；另一方面，我國石油的進(jìn)口額增長(zhǎng)幅度更大，自2001年的154.06億美元迅速增長(zhǎng)到2006年的819.52億美元，2006年比2001年增長(zhǎng)了432.0%，年平均增長(zhǎng)率為39.7%。2005年我國石油進(jìn)口量約占世界石油貿(mào)易量的6.8%，我國已經(jīng)成為繼美國、日本之后的第三大石油進(jìn)口國。從我國石油的出口貿(mào)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(jìn)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(nèi)瑞拉（732萬噸）、剛果（542萬噸）和赤道幾內(nèi)亞（527萬噸），9個(gè)國家合計(jì)進(jìn)口量為13018萬噸，占我國石油總進(jìn)口量的71.7%，我國石油進(jìn)口貿(mào)易向著多元化方向發(fā)展。

五、2001-2006中國石油消費(fèi)對(duì)進(jìn)口的依賴程度

2001年我國石油消費(fèi)對(duì)進(jìn)口的依賴程度只有29.1%，2006年上升到47.3%，近年來我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速發(fā)展導(dǎo)致了能源需求，特別是石油需求的快速增長(zhǎng)。為緩解國內(nèi)石油供求的突出矛盾，我國石油進(jìn)口量逐年增加，石油消費(fèi)對(duì)進(jìn)口的依賴程度不斷提高。

六、2001-2006中國天然氣、煤炭進(jìn)出口貿(mào)易變化趨勢(shì)

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(chǎn)量分析，未來我國天然氣出口量不會(huì)有大的變化。

2001年我國天然氣進(jìn)口量為489.62萬噸，2006年為605.81萬噸，近年來我國天然氣的進(jìn)口量維持在600余萬噸的水平上，增長(zhǎng)不大，由于我國進(jìn)口的主要是液化天然氣，而天然氣的大規(guī)模輸送必須通過管道，未來我國天然氣進(jìn)口量增長(zhǎng)變化在很大程度取決于天然氣進(jìn)口輸送管道基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)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(chǎn)品的出口，取消了煤炭出口退稅，預(yù)計(jì)未來我國煤炭的出口量還會(huì)有所減少。

2001年我國煤炭進(jìn)口量只有249萬噸，2006年迅速增長(zhǎng)到3836萬噸，近年來我國煤炭進(jìn)口量逐年大幅增長(zhǎng)，年增長(zhǎng)率達(dá)到72.8%。由于我國煤炭資源在地域上分布不均，北煤南運(yùn)，陸路運(yùn)輸成本較高，在符合比較效益的情況下，預(yù)計(jì)未來我國煤炭的進(jìn)口量還會(huì)進(jìn)一步增長(zhǎng)。

七、我國能源進(jìn)出口貿(mào)易中存在的主要問題

1.我國石油消費(fèi)對(duì)進(jìn)口的依賴程度很高，增長(zhǎng)很快

2001年我國石油消費(fèi)對(duì)進(jìn)口的依賴程度只有29.1%，2006年已經(jīng)上升到47.3%，近年來我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng)導(dǎo)致了能源需求，特別是石油需求的快速增長(zhǎng)，在國內(nèi)石油產(chǎn)量增長(zhǎng)緩慢，而石油消費(fèi)增長(zhǎng)迅速，從而導(dǎo)致石油進(jìn)口量連年大幅增長(zhǎng)，使我國石油消費(fèi)對(duì)進(jìn)口的依賴程度不斷提高，預(yù)計(jì)我國石油消費(fèi)對(duì)進(jìn)口的依賴程度將很快超過50%。巨額的石油進(jìn)口以及對(duì)石油進(jìn)口依賴程度的快速提高，使我國的石油消費(fèi)嚴(yán)重地依賴于國際市場(chǎng)。

2.我國利用國外石油資源的成本在大幅度上升

篇（6）

(一)成本路徑由于我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)嚴(yán)重依賴資源和原材料等生產(chǎn)要素的進(jìn)口，因此在進(jìn)口總額中原材料、燃料、機(jī)械設(shè)備的比重較大。當(dāng)生產(chǎn)要素的進(jìn)口價(jià)格發(fā)生波動(dòng)時(shí)，就會(huì)直接通過成本路徑影響到國內(nèi)。而且根據(jù)雙重加價(jià)原理，我國進(jìn)口原料和燃料等必需生產(chǎn)要素的價(jià)格必然會(huì)沿著各自涉及的產(chǎn)業(yè)鏈逐級(jí)傳遞，最終引起整個(gè)社會(huì)商品價(jià)格總水平的上升，導(dǎo)致成本推動(dòng)型通貨膨脹。

(二)國外商品價(jià)格的傳導(dǎo)路徑如果國外商品價(jià)格普遍上漲，通過價(jià)格機(jī)制的作用，一方面，將導(dǎo)致出口量的增加，進(jìn)而使我國外貿(mào)出口的需求增加。另一方面，國內(nèi)消費(fèi)者對(duì)進(jìn)口商品的需求將減少，從而增加替代品，最終導(dǎo)致整體社會(huì)消費(fèi)需求的增加。我國連年出現(xiàn)對(duì)外貿(mào)易順差的原因主要是在全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的環(huán)境下，世界主要經(jīng)濟(jì)體的市場(chǎng)需求也在急速增加，這種對(duì)外貿(mào)易出口的增加進(jìn)一步導(dǎo)致我國外貿(mào)出口商品市場(chǎng)需求的不斷增加，從而引發(fā)整個(gè)社會(huì)總需求的膨脹。如果不加以調(diào)控，有可能會(huì)引起通貨膨脹。從我國進(jìn)口商品的結(jié)構(gòu)可看出，我國進(jìn)口的絕大部分商品是大宗商品，而生產(chǎn)廠商的生產(chǎn)要素價(jià)格或生產(chǎn)成本價(jià)格的波動(dòng)，最終表現(xiàn)為國內(nèi)商品出廠價(jià)格指數(shù)的變化，進(jìn)而作用于國內(nèi)通貨膨脹率。

(三)貨幣供給路徑當(dāng)一國存在大量長(zhǎng)期的貿(mào)易順差并有巨額外匯儲(chǔ)備時(shí)，國內(nèi)市場(chǎng)將會(huì)有大量的貨物出口，中央銀行要增加貨幣投放，達(dá)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(fā)通貨膨脹。從國際收支平衡表看，我國長(zhǎng)期出現(xiàn)經(jīng)常項(xiàng)目和資本項(xiàng)目的雙順差。截至2013年末，國家外匯儲(chǔ)備余額為3.82萬億美元，再度創(chuàng)歷史新高。比2012年末增長(zhǎng)了5097億美元，年增幅也創(chuàng)出歷史新高。因?yàn)橥鈪R是不可以直接在市場(chǎng)上流通的，所以中央銀行為買入外匯需要投放大量基礎(chǔ)貨幣，初始貨幣會(huì)隨著外匯占款呈正比增加，隨之?dāng)U大廣義貨幣的供應(yīng)量，導(dǎo)致普遍、持續(xù)性的價(jià)格上漲，影響國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定運(yùn)行，導(dǎo)致通貨膨脹壓力。另外，持續(xù)的貿(mào)易順差使中央銀行的外匯資產(chǎn)比重持續(xù)增加，極大影響了我國貨幣的實(shí)際價(jià)值，給多個(gè)基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)部門增加了壓力，從而引起這些領(lǐng)域價(jià)格水平的上漲。

(四)總供給—總需求路徑在全球經(jīng)濟(jì)一體化的背景下，商品與服務(wù)在全球范圍內(nèi)進(jìn)行資源配置，緩解了通貨膨脹對(duì)本國產(chǎn)能控制的敏感程度，提高了對(duì)全球供求情況的敏感程度。貿(mào)易順差大多代表外部需求的力量強(qiáng)大，與外貿(mào)出口需求快速增長(zhǎng)并存的是內(nèi)部需求的相對(duì)不足，從而出現(xiàn)外部需求拉動(dòng)增長(zhǎng)、內(nèi)部需求抑制物價(jià)的情況。外貿(mào)出口一直是拉動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車”之一，外貿(mào)依存度的快速提高是我國融入經(jīng)濟(jì)全球化的顯著特征，2013年我國外貿(mào)依存度高達(dá)46%。在經(jīng)濟(jì)全球化時(shí)代，高外貿(mào)依存度和高外貿(mào)增速將成為常態(tài)，與國內(nèi)生產(chǎn)、消費(fèi)和國際市場(chǎng)密不可分，依靠國際市場(chǎng)吸收本國相對(duì)生產(chǎn)過剩的產(chǎn)品，因此外部市場(chǎng)的供給與需求波動(dòng)，不可避免地會(huì)對(duì)本國的產(chǎn)能結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。

二、防范進(jìn)出口貿(mào)易傳導(dǎo)通貨膨脹的對(duì)策

(一)健全價(jià)格調(diào)節(jié)基金制度價(jià)格調(diào)節(jié)基金制度指政府通過一定渠道，籌集一定數(shù)量的基金，用于平抑市場(chǎng)物價(jià)的制度，是政府調(diào)控市場(chǎng)物價(jià)的一種輔手段，是價(jià)格調(diào)控體系不可或缺的重要組成部分。它能針對(duì)部分地區(qū)、個(gè)別品種生活必需品價(jià)格的異常波動(dòng)，及時(shí)、準(zhǔn)確地采取相關(guān)措施，較快穩(wěn)定市場(chǎng)和平抑價(jià)格，安定人民生活。目前，國際市場(chǎng)供求關(guān)系和價(jià)格的突變極易影響我國市場(chǎng)的供求平衡與價(jià)格穩(wěn)定，進(jìn)而加劇通貨膨脹影響。所以，價(jià)格管理部門應(yīng)在借鑒國外經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)的基礎(chǔ)上，盡早制定《價(jià)格調(diào)節(jié)基金管理辦法》，在基金的征收、入庫、利用、監(jiān)管等方面進(jìn)行規(guī)范。

(二)加快對(duì)外貿(mào)易的結(jié)構(gòu)性調(diào)整我國處于國際垂直分工中的低端，依靠的是資本和勞動(dòng)的投入，這種高投入、高耗能、低產(chǎn)出的粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式已不適應(yīng)我國可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的需要。因此，要大力推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，加快技術(shù)創(chuàng)新，從資本和勞動(dòng)密集型向技術(shù)密集型轉(zhuǎn)變。目前，雖然世界上很多產(chǎn)品都是“中國制造”，但這些產(chǎn)品技術(shù)含量較低。如果不轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，在國際原材料價(jià)格高企情況下，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)勢(shì)必產(chǎn)生通貨膨脹。國際市場(chǎng)也影響著國內(nèi)的價(jià)格指數(shù)，我國的價(jià)格監(jiān)測(cè)部門除對(duì)國內(nèi)市場(chǎng)，還要特別加強(qiáng)對(duì)國際市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)、主要商品進(jìn)出口數(shù)量與價(jià)格的監(jiān)測(cè)及預(yù)警工作，根據(jù)對(duì)國際商品價(jià)格的準(zhǔn)確判斷來制定進(jìn)出口策略。

(三)大力參與國際期貨市場(chǎng)在國際市場(chǎng)上，原材料價(jià)格是由期貨市場(chǎng)的交易價(jià)格基本確定，我國參與貿(mào)易規(guī)則制定的話語權(quán)有限。我國要繼續(xù)發(fā)展期貨市場(chǎng)，推出各種原材料的期貨產(chǎn)品，有必要聯(lián)合國際采購行業(yè)組織，通過期貨信息調(diào)整生產(chǎn)經(jīng)營結(jié)構(gòu)，參與國際期貨市場(chǎng)，共同抵御國外對(duì)沖基金的各種價(jià)格炒作。

(四)提高企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力樹立本國工業(yè)制品在國際市場(chǎng)中的地位，提高我國企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，我國要加強(qiáng)反傾銷、反補(bǔ)貼和保障措施的調(diào)查實(shí)施力度;運(yùn)用相關(guān)法律法規(guī)保護(hù)和保障國內(nèi)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的權(quán)利和權(quán)益;在限制國外市場(chǎng)力量的同時(shí)，盡快制定出臺(tái)相關(guān)法律法規(guī)并統(tǒng)一行業(yè)技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)，規(guī)范國內(nèi)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，提高整體競(jìng)爭(zhēng)力。

(五)促進(jìn)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(gè)國家國內(nèi)的調(diào)控?zé)o法達(dá)到經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)的目的，所以國際合作極其必要。對(duì)我國而言，人民幣升值可能是良策，雖然會(huì)產(chǎn)生抑制出口的負(fù)面影響，但如果政府能有效降低總儲(chǔ)蓄率和私人儲(chǔ)蓄率并擴(kuò)大內(nèi)需，就會(huì)既有效抑制通貨膨脹，又改善經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，才能均衡地拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。然而，防范通貨膨脹的措施本身就會(huì)加劇資產(chǎn)價(jià)格的上升，即對(duì)通脹的預(yù)期本身就會(huì)加快通脹的到來，央行也應(yīng)在國際組織的協(xié)調(diào)下進(jìn)行合作，有效降低流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)。

(六)做好資源利用的中長(zhǎng)期規(guī)劃為減弱進(jìn)口資源價(jià)格變動(dòng)對(duì)國內(nèi)物價(jià)造成的影響，我國必須建立資源利用的中長(zhǎng)期戰(zhàn)略規(guī)劃。我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整從粗放增長(zhǎng)轉(zhuǎn)為集約增長(zhǎng)是循序漸進(jìn)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(zhǎng)期戰(zhàn)略，合理利用外部資源。以有色金屬為例，短期內(nèi)我國應(yīng)建立風(fēng)險(xiǎn)采購機(jī)構(gòu)，以達(dá)到利用國際有色金屬期貨市場(chǎng)，從而降低國際有色金屬價(jià)格上漲對(duì)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)影響的目的;中期的戰(zhàn)略規(guī)劃是要建立國家有色金屬儲(chǔ)備體系，如商業(yè)儲(chǔ)備與期貨等;長(zhǎng)期要開發(fā)并利用其他資源進(jìn)行替代，提高資源的使用效率，以達(dá)到調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的目的。另外，從糧食的戰(zhàn)略規(guī)劃角度出發(fā)，為穩(wěn)定海外糧食供應(yīng)需要采取避免長(zhǎng)期風(fēng)險(xiǎn)的有效方案，建立新型糧食安全觀，針對(duì)進(jìn)口糧食的供應(yīng)制定中長(zhǎng)期方案，并與某些糧食出口大國進(jìn)行長(zhǎng)期合作，形成集外匯儲(chǔ)備與戰(zhàn)略物資等為一體的綜合戰(zhàn)略體系。

(七)減輕外匯儲(chǔ)備增加對(duì)通脹的壓力，深化金融改革

1.進(jìn)一步完善結(jié)售匯制度。2012年4月，我國取消了強(qiáng)制性結(jié)售匯制度，使人民幣過快升值壓力有所緩解，增強(qiáng)了人民幣匯率彈性，為人民幣匯率形成機(jī)制改革打下良好的基礎(chǔ)。我國通貨膨脹壓力通常出現(xiàn)在經(jīng)常項(xiàng)目、資本項(xiàng)目均出現(xiàn)順差的狀態(tài)下，由外匯占款增加所引起的基礎(chǔ)貨幣相應(yīng)增加造成的。建議實(shí)行意愿結(jié)售匯與限額結(jié)匯相結(jié)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(nèi)可不結(jié)匯，超過限額的必須賣給外匯指定銀行。根據(jù)發(fā)達(dá)國家的經(jīng)驗(yàn)，對(duì)分散中央銀行之外的外匯，政府可運(yùn)用政策、媒體等措施達(dá)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(fā)，實(shí)行意愿結(jié)售匯制與限額結(jié)匯制度相結(jié)合將更加有利。

篇（7）

人民幣升值過程中首先受到?jīng)_擊的就是紡織業(yè)等低附加值的傳統(tǒng)勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)。據(jù)中國紡織品進(jìn)出口商會(huì)測(cè)算，在其他生產(chǎn)要素成本和價(jià)格不變的情況下人民幣每升值1％，企業(yè)利潤(rùn)將減少1％，出口企業(yè)消化人民幣升值的利潤(rùn)空間進(jìn)一步被擠壓。但另一方面，人民幣升值后，一個(gè)單位的人民幣可以兌換更多的外幣資產(chǎn)，在國際市場(chǎng)上能夠購買更多的產(chǎn)品，這對(duì)于國家產(chǎn)業(yè)安全建設(shè)和滿足居民消費(fèi)來說都是有利的，但這同時(shí)加劇了我國進(jìn)口替代性行業(yè)間的競(jìng)爭(zhēng)。人民幣升值降低了進(jìn)口價(jià)格，從而對(duì)國內(nèi)同類產(chǎn)品帶來沖擊，尤其是那些在技術(shù)含量、品牌及質(zhì)量方面與世界先進(jìn)水平有一定差距的產(chǎn)品，必將影響其價(jià)格和市場(chǎng)份額，導(dǎo)致盈利惡化。因此改進(jìn)工藝、提高質(zhì)量、發(fā)展技術(shù)、打造核心競(jìng)爭(zhēng)力成為國內(nèi)一些企業(yè)生存下來的唯一選擇，從長(zhǎng)遠(yuǎn)看這是一種良性循環(huán)，將成為我國優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和振興民族企業(yè)的重要推動(dòng)力。

1.2人民幣升值改變我國進(jìn)出口貿(mào)易的成本

我國是一個(gè)資源匱乏的國家，進(jìn)口依存度較高的行業(yè)主要有石油與天然氣開采、鋼鐵、石化、航空、電力設(shè)備等，在國際能源和原材料價(jià)格不斷上漲的情況下，企業(yè)承受了巨大的成本壓力。以進(jìn)口原油為例，2012年一季度，我國進(jìn)口原油平均價(jià)格為689美元／噸，同比上漲了24．3％。面對(duì)瘋漲的國際原材料價(jià)格，人民幣升值在一定程度上能夠降低大宗交易的進(jìn)口成本，改善相關(guān)行業(yè)的盈利。以造紙為例，我國造紙業(yè)原材料平均35％來自國外，原材料進(jìn)口比重最高的可達(dá)到60％~70％，人民幣升值將直接促進(jìn)造紙業(yè)成本下降。但是人民幣升值對(duì)出口企業(yè)的生產(chǎn)成本來說是雪上加霜［2］。人民幣持續(xù)升值的2008－2011年，也是國內(nèi)通貨膨脹顯現(xiàn)并持續(xù)的時(shí)期。受國內(nèi)原材料成本和勞動(dòng)力成本上升的影響，國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)成本大幅上升。人民幣升值使出口企業(yè)靈活定價(jià)能力大打折扣，企業(yè)之間沒有建立良好的價(jià)格協(xié)調(diào)機(jī)制，出口議價(jià)能力并未隨著市場(chǎng)份額的擴(kuò)大而提高，成本的上升很難通過產(chǎn)品價(jià)格的提高得到轉(zhuǎn)嫁，對(duì)我國出口企業(yè)造成了嚴(yán)重的影響。

1.3人民幣升值蠶食我國中小企業(yè)的利潤(rùn)

首先，人民幣升值將提高企業(yè)出口成本，再加上出口退稅率降低導(dǎo)致中小企業(yè)不斷喪失國際競(jìng)爭(zhēng)力。中小企業(yè)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(dòng)，都可能導(dǎo)致企業(yè)虧損。其次，人民幣升值加大了企業(yè)運(yùn)營的不確定性。雖然匯率升值已經(jīng)持續(xù)6年之久，但是中小企業(yè)抵抗匯率風(fēng)險(xiǎn)的能力仍然十分薄弱，很多企業(yè)甚至沒有樹立起防范風(fēng)險(xiǎn)的意識(shí)。我國企業(yè)進(jìn)出口習(xí)慣用美元報(bào)價(jià)，如果企業(yè)不能準(zhǔn)確把握匯率走勢(shì)，那么就會(huì)面臨更大的損失。目前，我國中小企業(yè)就業(yè)人員占城鎮(zhèn)就業(yè)總量的75％以上，占全部工業(yè)就業(yè)總量的83％以上。中小企業(yè)所具有的開業(yè)快、投資少、經(jīng)營靈活、對(duì)勞動(dòng)者技能要求低等特點(diǎn)使其在吸收勞動(dòng)力方面具有重要作用。由于人民幣升值迫使大量的企業(yè)停產(chǎn)停業(yè)甚至破產(chǎn)倒閉，大批勞動(dòng)力面臨重新尋找工作的困境，在一定程度上影響了社會(huì)就業(yè)，就業(yè)壓力增大。可見人民幣升值不僅會(huì)侵蝕中小企業(yè)的利潤(rùn)，還可能引發(fā)一系列的倒閉潮，更可能誘發(fā)國民經(jīng)濟(jì)其他環(huán)節(jié)出現(xiàn)問題。

1.4人民幣升值緩解我國和其他國家的貿(mào)易摩擦

由于我國出口的不斷增長(zhǎng)和貿(mào)易順差的不斷擴(kuò)大，人民幣匯率問題一度成為政治問題。我國憑借出口價(jià)格優(yōu)勢(shì)已經(jīng)占領(lǐng)了國際勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的中低端市場(chǎng)，近年來，針對(duì)我國出口產(chǎn)品的反傾銷訴訟案件急劇增加。2005年，法國政府認(rèn)為大量涌入的中國紡織品使歐洲面臨嚴(yán)重的挑戰(zhàn)，可能導(dǎo)致數(shù)百萬人失業(yè)，因此法國政府對(duì)我國和歐盟施壓，認(rèn)為中國和歐盟應(yīng)該就保護(hù)歐洲本土紡織品行業(yè)達(dá)成協(xié)議。歐盟從2006年開始就對(duì)我國出口彩電征收44．6％的反傾銷關(guān)稅。美國從2009年開始對(duì)我國鋼格板征收高額反傾銷關(guān)稅。2010年韓國、巴西、印尼先后對(duì)我國出口的陶瓷展開反傾銷調(diào)查等。通過匯率機(jī)制適當(dāng)提升出口產(chǎn)品的外幣價(jià)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(gè)負(fù)責(zé)任的貿(mào)易大國努力促進(jìn)世界貿(mào)易健康發(fā)展，構(gòu)建公平、合理的貿(mào)易規(guī)則，維護(hù)與貿(mào)易伙伴的密切合作關(guān)系的決心［3］。

2人民幣升值的誘發(fā)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(duì)我國經(jīng)常項(xiàng)目逆差形勢(shì)不僅沒有好轉(zhuǎn)反而有不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)，美國政府聯(lián)合其他國家在多次外交場(chǎng)合提出人民幣應(yīng)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(tuán)財(cái)長(zhǎng)會(huì)議上，日本財(cái)長(zhǎng)提請(qǐng)其他國家一起強(qiáng)行要求人民幣升值，美國和歐盟先后呼應(yīng)日本，美國財(cái)政部長(zhǎng)斯諾和美聯(lián)儲(chǔ)主席格林斯潘相繼表示人民幣匯率應(yīng)該更加富有彈性。美國在2011年甚至單方面通過了主要針對(duì)人民幣匯率問題的《貨幣匯率監(jiān)督改革法案》，為對(duì)于來自“匯率被低估”國家的商品征收懲罰性關(guān)稅提供了法律依據(jù)。主流媒體如《經(jīng)濟(jì)學(xué)家》《金融時(shí)報(bào)》等關(guān)于人民幣匯率問題展開激烈的爭(zhēng)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(jī)爆發(fā)以來，美國的經(jīng)濟(jì)陷入持續(xù)的低迷期，復(fù)蘇無望，美聯(lián)儲(chǔ)為了刺激經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，已經(jīng)連續(xù)實(shí)施了三輪的量化寬松政策（QE），但這項(xiàng)政策的出臺(tái)對(duì)中國的進(jìn)出口貿(mào)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(yè)投資和居民消費(fèi)，拉動(dòng)美國的產(chǎn)出和收入增長(zhǎng)，在一定程度上會(huì)增加美國對(duì)中國的進(jìn)口。另一方面，寬松的貨幣政策導(dǎo)致美元貶值，人民幣升值，打擊中國低端產(chǎn)品出口，可能減少美國對(duì)中國的進(jìn)口。此外，中國90％的貿(mào)易使用美元結(jié)算，貶值還不利于中國對(duì)其他國家的出口。

2.3利率的持續(xù)倒掛是人民幣升值的內(nèi)在原因

2008年金融危機(jī)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(guī)模的量化寬松政策，政府大量購買國債，向市場(chǎng)投放基礎(chǔ)貨幣，增加貨幣供給，利率一次次創(chuàng)歷史新低，在此期間，美國的貼現(xiàn)率、銀行同業(yè)拆借利率接近零甚至為零。相反，在走出金融危機(jī)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(wěn)健。2010年央行6次上調(diào)存款準(zhǔn)備金率收于18．5％，2011年6次上調(diào)準(zhǔn)備金率達(dá)到21．5％，并且兩年內(nèi)累計(jì)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(jìn)行套利、保值，客觀上促進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)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(mào)易國。我國不僅貿(mào)易總額數(shù)量巨大，而且從1994年起對(duì)外貿(mào)易就一直處于順差。2005年我國實(shí)行有管理的浮動(dòng)匯率制以后，人民幣匯率的波動(dòng)越來越受到國際收支狀況的影響，我國的經(jīng)常賬戶常常處于順差的狀態(tài)，而且順差的規(guī)模越來越大，過大的國際收支順差導(dǎo)致外匯市場(chǎng)上人民幣供不應(yīng)求，造成人民幣升值的壓力越來越大。

2.5市場(chǎng)預(yù)期的加強(qiáng)進(jìn)一步推動(dòng)了人民幣升值

我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和國際收支雙順差的事實(shí)，加上西方國家對(duì)人民幣升值的要求和海外媒體的輿論壓力將繼續(xù)推動(dòng)市場(chǎng)對(duì)人民幣升值的預(yù)期。而這種預(yù)期勢(shì)必會(huì)進(jìn)一步推動(dòng)資本和投資的流入。2004年我國的貿(mào)易順差只有319．5億美元，2010年激增到1831億美元，6年時(shí)間內(nèi)增長(zhǎng)了將近5倍，這其中的一個(gè)原因就是對(duì)人民幣持續(xù)升值的預(yù)期使得大量短期資本借貿(mào)易渠道流入我國。資本和貿(mào)易相互作用相互影響直接導(dǎo)致我國貿(mào)易順差的激增，貿(mào)易順差反過來又加劇了人民幣的升值預(yù)期。短期資本不僅流向一般性的實(shí)體經(jīng)濟(jì)，還大量流入股市和房地產(chǎn)市場(chǎng)，股市和房市價(jià)格上揚(yáng)，出現(xiàn)了不同程度的泡沫。2007－2012年我國經(jīng)受著從未有過的通貨膨脹壓力，人民幣進(jìn)入了一個(gè)對(duì)外升值和對(duì)內(nèi)貶值的困境［5-6］。

3應(yīng)對(duì)人民幣升值對(duì)我國進(jìn)出口貿(mào)易影響的措施

縱觀世界各國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展歷程，我們可以發(fā)現(xiàn)本國貨幣都是在巨額的貿(mào)易順差和國際儲(chǔ)備兩個(gè)重大的背景之下進(jìn)行升值的，各國采取了多項(xiàng)措施減輕本幣升值帶來的一系列不利影響，包括調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、放松外匯管制、整頓和完善金融市場(chǎng)。以史為鑒，我國應(yīng)對(duì)人民幣升值和規(guī)避匯率風(fēng)險(xiǎn)可以從幾下4個(gè)方面做起。

3.1提高出口產(chǎn)品的技術(shù)含量，調(diào)整和升級(jí)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

我國的出口往往以低成本的勞動(dòng)密集型產(chǎn)品占優(yōu)，人民幣升值無疑會(huì)對(duì)勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的出口造成沖擊。金融危機(jī)的爆發(fā)使出口企業(yè)有意識(shí)地嘗試淘汰一些技術(shù)含量低、檔次低的產(chǎn)品，使有限的資源流向技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，注意技術(shù)引進(jìn)和高科技產(chǎn)品的研發(fā)，減少如光學(xué)、醫(yī)療、精密儀器和設(shè)備的進(jìn)口依賴程度，創(chuàng)造民族優(yōu)良產(chǎn)業(yè)和品牌。此外，我國政府也有必要為出口企業(yè)提供政策支持幫助他們渡過難關(guān)。對(duì)符合條件的企業(yè)提供出口補(bǔ)貼，完善出口信用保險(xiǎn)制度。此外，政府還可以設(shè)置專門機(jī)構(gòu)幫助國內(nèi)企業(yè)學(xué)習(xí)國際貿(mào)易原則、開拓國際市場(chǎng)、培養(yǎng)跨國企業(yè)，提供咨詢服務(wù)，為企業(yè)提供國際市場(chǎng)行情、國際投資環(huán)境、市場(chǎng)調(diào)查等方面的信息，成為企業(yè)發(fā)展的堅(jiān)強(qiáng)后盾。

3.2采用靈活的貿(mào)易結(jié)算方式和計(jì)價(jià)貨幣進(jìn)行國際貿(mào)易結(jié)算

匯改以前，人民幣匯率一直盯住美元基本不動(dòng)，我國出口企業(yè)也習(xí)慣于在相對(duì)固定的匯率環(huán)境下用美元進(jìn)行商務(wù)談判和貿(mào)易結(jié)算，對(duì)美元的價(jià)格過于依賴和敏感。2005年匯改以后，外貿(mào)企業(yè)不得不學(xué)會(huì)應(yīng)對(duì)人民幣升值帶來的后果和關(guān)注人民幣的走勢(shì)。實(shí)際上，人民幣對(duì)美元升值的這幾年，也是人民幣對(duì)日元等貨幣貶值的時(shí)期，人民幣對(duì)美元升值不代表對(duì)其他貨幣也一定升值。在出口結(jié)算時(shí)，企業(yè)要學(xué)會(huì)靈活變通計(jì)價(jià)貨幣，如出口歐洲可以采用歐元進(jìn)行結(jié)算，出口到日本可以采用日元進(jìn)行結(jié)算，這樣一來就能盡可能地減輕人民幣對(duì)美元升值帶來的損失。在貿(mào)易結(jié)算方式的選擇上，當(dāng)人民幣有升值預(yù)期時(shí)，外貿(mào)企業(yè)要盡可能選擇那些即期結(jié)算方式，如即期信用證、即期付款交單，爭(zhēng)取早日收到貨款，或者在合約中規(guī)定客戶支付一定比例的預(yù)付款等。選擇合適的貿(mào)易結(jié)算方式和結(jié)算貨幣看似不是什么大智慧但卻是能夠巧妙地為企業(yè)規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)、提高利潤(rùn)的好辦法［7］。

3.3保持貨幣政策獨(dú)立性，進(jìn)一步推動(dòng)人民幣匯率形成機(jī)制改革

根據(jù)蒙代爾的“不可能三角”理論，一個(gè)國家不能同時(shí)實(shí)現(xiàn)資本自由流動(dòng)、貨幣政策的獨(dú)立性和匯率穩(wěn)定性，一個(gè)國家只能實(shí)現(xiàn)其中兩項(xiàng)。在我國貨幣市場(chǎng)和資本市場(chǎng)逐漸開放的過程中，維護(hù)貨幣政策的獨(dú)立性并最大限度地保持匯率穩(wěn)定是我們追求的目標(biāo)。推動(dòng)人民幣匯率形成機(jī)制改革，參考一攬子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)，進(jìn)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(jù)自身利益進(jìn)行更大幅度的調(diào)整。為了保持貨幣政策的獨(dú)立性和匯率穩(wěn)定，放緩資本流動(dòng)腳步可能更適合我國國情［8］。

篇（8）

改革開放以來，浙江對(duì)外貿(mào)易發(fā)展迅速，進(jìn)出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長(zhǎng)31.2%，高出全國同期年均增長(zhǎng)速度14.2個(gè)百分點(diǎn)。盡管浙江對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長(zhǎng)，對(duì)外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領(lǐng)先水平。可見，浙江的對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。為了衡量對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，有必要進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證分析。在國內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對(duì)于我國對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實(shí)證研究尤其是具體到某一省份的實(shí)證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對(duì)外直接投資的時(shí)間較短，對(duì)外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進(jìn)出口的比重都不大，對(duì)中國經(jīng)濟(jì)的影響尚不顯著。隨著我國對(duì)外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，對(duì)外直接投資對(duì)我國經(jīng)濟(jì)，尤其是對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響會(huì)進(jìn)一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)回顧

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

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

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

二、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

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

（二）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

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

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

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

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

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

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

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

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

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

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

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

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

（四）誤差修正模型

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

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

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

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

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

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

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

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

三、結(jié)論與建議

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

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

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

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

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

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

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

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

參考文獻(xiàn)：

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齊曉華.2004.當(dāng)代國際直接投資現(xiàn)狀與趨勢(shì)分析［J］.投資研究(3).

邱立成.1999.論國際直接投資與國際貿(mào)易之間的聯(lián)系［J］.南開經(jīng)濟(jì)研究(6).

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篇（9）

圖2：實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口額和進(jìn)口額對(duì)數(shù)差分的變化趨勢(shì)

貿(mào)易,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)-[飛諾網(wǎng)]

1.單位根檢驗(yàn)

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

注：1．對(duì)GDP、出口和進(jìn)口對(duì)數(shù)序列的ADF檢驗(yàn)中，包含了位移項(xiàng)（intercept）和趨勢(shì)頂(trend)，因?yàn)閺膱D1中可以看出，這二個(gè)序列都包含一定的位移和趨勢(shì)，如果不考慮位移和趨勢(shì)就可能產(chǎn)生錯(cuò)誤的單位根判斷；而對(duì)差分序列的ADF檢驗(yàn)中，則既不包含移位頂，也不包含趨勢(shì)頂，因?yàn)閳D2顯示這二個(gè)序列都不包含位移和趨勢(shì)。

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

GDP、出口和進(jìn)口的對(duì)數(shù)序列ADF統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值均小于在10%顯著水平下臨界值的絕對(duì)值，不能通過ADF檢驗(yàn)，這三個(gè)序列都存在單位根，是非平穩(wěn)序列。而這三個(gè)差分序列的ADF統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值均大于在5%顯著水平下臨界值的絕對(duì)值，不存在單位根，都是平穩(wěn)序列。GDP、出口和進(jìn)口的對(duì)數(shù)序列是一階平穩(wěn)序列，因此可以進(jìn)一步檢驗(yàn)三個(gè)變量之間是否存在協(xié)整性。

2.協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型ECM

本文采用使用Johansen極大擬然估計(jì)法檢驗(yàn)經(jīng)差分修正后的平穩(wěn)序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型對(duì)滯后期的選擇比較敏感，所以采用AIC準(zhǔn)則來確定最佳滯后期。在滯后期數(shù)確定之后，再對(duì)協(xié)整中是否具有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)進(jìn)行驗(yàn)證，然后再對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)[12]。結(jié)果見表2。

注：*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設(shè)。

由表2可以看出，在5%的顯著水平下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與出口、進(jìn)口之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)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(zhǎng)期關(guān)系模型，即對(duì)水平變量(ordinaryvariable)進(jìn)行OLS估計(jì)，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(jìn)出口總額與GDP之間的長(zhǎng)期關(guān)系來看，GDP對(duì)出口的彈性為0.623，而對(duì)進(jìn)口的彈性為0.0497，出口比進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有更強(qiáng)的影響，而且進(jìn)口項(xiàng)的系數(shù)未能通過t檢驗(yàn)，即在統(tǒng)計(jì)上是不顯著的。

第二步，建立短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，即誤差修正模型。將長(zhǎng)期關(guān)系模型中的各變量以1階差分的形式重新構(gòu)造，井將長(zhǎng)期關(guān)系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個(gè)從一般到特殊的過程中，對(duì)短期動(dòng)態(tài)關(guān)系逐個(gè)進(jìn)行檢驗(yàn)，不顯著的項(xiàng)逐漸剔除掉，直到找出最適當(dāng)?shù)谋磉_(dá)式。筆者用EC表示長(zhǎng)期關(guān)系方程(1)中的殘差，通過試驗(yàn)，得到兩個(gè)比較適當(dāng)?shù)谋硎径唐趧?dòng)態(tài)關(guān)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(gè)方程中的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)，誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。方程(2)說明從短期動(dòng)態(tài)關(guān)系來看，我國的GDP和出口、進(jìn)口序列之間存在著密切的聯(lián)系，但進(jìn)口比出口對(duì)GDP的增長(zhǎng)具有更強(qiáng)的促進(jìn)作用，這不僅表現(xiàn)在進(jìn)口項(xiàng)和出口項(xiàng)系數(shù)的大小上，而且也表現(xiàn)在進(jìn)口項(xiàng)的系數(shù)在1%的顯著水平上通過檢驗(yàn)，而出口項(xiàng)的系數(shù)在10%的顯著水平上才通過檢驗(yàn)。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增長(zhǎng)率的含義，因此，進(jìn)口增長(zhǎng)率每增加1%，GDP的增長(zhǎng)率將增加0.047%，出口增長(zhǎng)率每增加1%,GDP的增長(zhǎng)率將增加0.025%，而上年度GDP、出口和進(jìn)口的非均衡誤差以0.229的比率對(duì)本年的GDP增長(zhǎng)率做出修正。

方程(3)是在進(jìn)一步剔除了不太顯著的出口項(xiàng)后得到的誤差修正模型。它表示在短期內(nèi)不考慮出口對(duì)GDP的影響時(shí)，進(jìn)口對(duì)GDP增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。進(jìn)口項(xiàng)的系數(shù)說明進(jìn)口增長(zhǎng)率每增加1%，GDP的增長(zhǎng)率將增加0.063%，而上年度GDP、出口和進(jìn)口的非均衡誤差以0.217的比率對(duì)本年的GDP增長(zhǎng)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(xié)整，則這些變量之間至少存在一個(gè)方向的Granger因果關(guān)系：要么滯后差分項(xiàng)的系數(shù)聯(lián)合檢驗(yàn)(一般用F檢驗(yàn))顯著，因而存在短期因果關(guān)系，或者誤差糾正項(xiàng)系數(shù)顯著而存在長(zhǎng)期因果關(guān)系。因此，在確定變量之間存在協(xié)整關(guān)系后，就可以構(gòu)造向量誤差修正模型，以確定它們之間的相互調(diào)整速率及短期互動(dòng)影響井觀察變量間的因果關(guān)系。表3為根據(jù)向量誤差修正模型得到的估計(jì)結(jié)果，對(duì)表3的結(jié)果進(jìn)行分析，可以得出以下結(jié)論。

(1)根據(jù)表3第一列數(shù)據(jù)分析各變量對(duì)GDP增長(zhǎng)的短期影響及長(zhǎng)期均衡關(guān)系，從短期來看，進(jìn)口對(duì)GDP的影響僅在兩個(gè)時(shí)滯后在10﹪的水平上對(duì)GDP有正向影響，可能是因?yàn)檫M(jìn)口相對(duì)減少了內(nèi)需。另一方面進(jìn)口的增加將會(huì)淘汰落后廠商，所以起初進(jìn)口的增加對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)有負(fù)向作用，但兩個(gè)時(shí)滯后，進(jìn)口的機(jī)械設(shè)備或原料會(huì)提高生產(chǎn)效率或加工后的產(chǎn)品銷往國外賺取附加值，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[14]。我國長(zhǎng)期以來所實(shí)施的進(jìn)口政策是鼓勵(lì)生產(chǎn)性資本品的進(jìn)口而限制消費(fèi)品的進(jìn)口，在我國的進(jìn)口中包括了大量的先進(jìn)設(shè)備和技術(shù)以及我國短缺的原材料，這無疑也會(huì)對(duì)我國的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生重要的推動(dòng)作用；各變量均通過長(zhǎng)期均衡關(guān)系來影響GDP的增長(zhǎng)，每年LGDP的實(shí)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(shí)了黃國祥(1999)[15]和賈金思(1998)[16]的觀點(diǎn)。

(2)總產(chǎn)出對(duì)進(jìn)出口影響不顯著，主要的原因在于我國的出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級(jí)戰(zhàn)略仍處于外延式、粗放型增長(zhǎng)階段[17]，出口以價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)為主，未能有效提高出口產(chǎn)品的質(zhì)量和增加值，從而影響了出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。現(xiàn)階段我國實(shí)行的不斷提高制成品出口比例的出口導(dǎo)向貿(mào)易戰(zhàn)略仍然是停留在粗放型、數(shù)量型的增長(zhǎng)上，還未能實(shí)現(xiàn)有效提高出口產(chǎn)品質(zhì)量及附加值的集約型發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變[2]。

注：括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，EC為反映短期對(duì)長(zhǎng)期均衡調(diào)整的誤差糾正項(xiàng)。

4.格蘭杰因果檢驗(yàn)

對(duì)各變量的因果關(guān)系檢驗(yàn)如表4所示。從表中可以看出，在10﹪顯著水平上，出口是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是出口的原因；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與進(jìn)口之間以及出口與進(jìn)口之間都不存在因果關(guān)系。

三.主要結(jié)論與政策建議

通過協(xié)整檢驗(yàn)分析，得出的結(jié)果具有明顯的經(jīng)濟(jì)意義：出口對(duì)國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有推動(dòng)作用，進(jìn)口對(duì)國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的抑制作用，但進(jìn)口對(duì)國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用要比出口的促進(jìn)作用小得多，這與新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)“出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的假說相吻合。現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，一國對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，可以從短期貢獻(xiàn)和長(zhǎng)期貢獻(xiàn)兩個(gè)角度來分析。從短期來看，一國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要取決于投資需求、消費(fèi)需求和凈出口需求三個(gè)因素。但是，如果從長(zhǎng)期供給的角度分析，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素則是要素供給的增加和全要素生產(chǎn)率((TFP)的提高兩大類。要素供給投入的增加包括資本和勞動(dòng)供給的增加。全要素生產(chǎn)率的提高則包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、制度創(chuàng)新、知識(shí)進(jìn)展等等，全要素生產(chǎn)率的高低反映了一國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方式一，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的程度.對(duì)一國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有及其重要的意義，而這些因素都與進(jìn)口和利用外資有著密切的關(guān)系。

從短期動(dòng)態(tài)關(guān)系來看，出口和進(jìn)口都對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，但出口對(duì)國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用比進(jìn)口小得多，而且出口項(xiàng)系數(shù)不能通過5%顯著水平的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。這說明就短期動(dòng)態(tài)關(guān)系而言，對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用主要是通過進(jìn)口來實(shí)現(xiàn)的。就當(dāng)前情況而言，擴(kuò)大出口是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的有效途徑，但要在擴(kuò)大出口的同時(shí)盡可能的保持進(jìn)口的同步增長(zhǎng)，要盡量保持進(jìn)出口平衡，因?yàn)槲覈F(xiàn)階段還不是完全意義上的出口導(dǎo)向型，進(jìn)口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性仍然相當(dāng)大。

格蘭杰因果檢驗(yàn)顯示我國出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)關(guān)系較弱，主要是因?yàn)閭鹘y(tǒng)上我國出口的擴(kuò)大對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用主要是依賴對(duì)閑置資源的利用。我國正逐步放棄傳統(tǒng)出口增長(zhǎng)的貿(mào)易戰(zhàn)略，我國的初級(jí)產(chǎn)品出口基本上是符合市場(chǎng)調(diào)節(jié)機(jī)制的。我國的出口增長(zhǎng)是可以獲得貿(mào)易利益，并可為剩余資源找出路，故而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的促進(jìn)作用。我國的制成品出口主要還集中于一些勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，以便發(fā)揮我國勞力和資源的優(yōu)勢(shì)，在國際上，這必然會(huì)面臨勞動(dòng)力和資源更加低廉的東南亞國家的有力的競(jìng)爭(zhēng)，致使貿(mào)易條件進(jìn)一步惡化。根據(jù)我國要素稟賦的特點(diǎn)，大力發(fā)展具有比較優(yōu)勢(shì)的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)出口迅速發(fā)展和出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，同時(shí)能夠擴(kuò)大就業(yè)，緩解就業(yè)壓力。

從中長(zhǎng)期來看，為了發(fā)揮出口貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用，應(yīng)該推進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)一步提高技術(shù)進(jìn)步的增長(zhǎng)貢獻(xiàn)，加強(qiáng)附加值高的產(chǎn)品的出口，是貿(mào)易出口盡快實(shí)現(xiàn)從勞動(dòng)力和資源為主的粗放型向質(zhì)量和技術(shù)為主的集約型的出口方式的轉(zhuǎn)變，努力提高出口產(chǎn)品的國際競(jìng)爭(zhēng)力。

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篇（10）

改革開放以來，浙江對(duì)外貿(mào)易發(fā)展迅速，進(jìn)出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長(zhǎng)31.2%，高出全國同期年均增長(zhǎng)速度14.2個(gè)百分點(diǎn)。盡管浙江對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長(zhǎng)，對(duì)外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領(lǐng)先水平。可見，浙江的對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。為了衡量對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，有必要進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證分析。在國內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對(duì)于我國對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實(shí)證研究尤其是具體到某一省份的實(shí)證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對(duì)外直接投資的時(shí)間較短，對(duì)外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進(jìn)出口的比重都不大，對(duì)中國經(jīng)濟(jì)的影響尚不顯著。隨著我國對(duì)外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，對(duì)外直接投資對(duì)我國經(jīng)濟(jì)，尤其是對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響會(huì)進(jìn)一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)回顧

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

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

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

二、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

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

（二）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

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

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

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

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

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

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

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

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

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

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

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

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

（四）誤差修正模型

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

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

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

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

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

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

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

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

三、結(jié)論與建議

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

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

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

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

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

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

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

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

參考文獻(xiàn)：

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齊曉華.2004.當(dāng)代國際直接投資現(xiàn)狀與趨勢(shì)分析［J］.投資研究(3).

邱立成.1999.論國際直接投資與國際貿(mào)易之間的聯(lián)系［J］.南開經(jīng)濟(jì)研究(6).

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

篇（11）

一.引言

從亞當(dāng).斯密提出“剩余產(chǎn)品出路”的學(xué)說以來，對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系一直都是經(jīng)濟(jì)學(xué)家們研究的重要課題。這方面的主要貢獻(xiàn)包括：凱恩斯的對(duì)外貿(mào)易乘數(shù)理論；E.哈根等從出口貿(mào)易對(duì)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)來探討其推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用；羅默的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論等[1]。

李京文(1996)[2]通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型的實(shí)證分析，指出出口增長(zhǎng)對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有拉動(dòng)作用。彭福偉(1999)[3]發(fā)現(xiàn)凈出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)度較弱。陳家勤(1999)[4]認(rèn)為出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有巨大的推動(dòng)作用。楊全發(fā)(1999)[5]對(duì)巴拉薩(Balassa)[6]建立的模型帶入我國數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，認(rèn)為出口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用。劉曉鵬(2001)[7]認(rèn)為出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)度較弱。Lawrence(2000)[8]在部門的層次上檢驗(yàn)了日本1964～1985年和韓國1963～1983年的進(jìn)口和產(chǎn)業(yè)政策與勞動(dòng)生產(chǎn)率的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口是促進(jìn)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的一個(gè)重要因素。Onnolly(2005)[9]用75個(gè)國1965-1990年的專利數(shù)據(jù)來代表這些國家的模仿與創(chuàng)新，量化了高科技產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)進(jìn)口國(發(fā)展中國家)模仿與創(chuàng)新的溢出效應(yīng)，來自發(fā)達(dá)國家的外來技術(shù)對(duì)進(jìn)口國單位資本GDP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)大于其國內(nèi)的創(chuàng)新。

Lawrence(1999)[8]在美國對(duì)20世紀(jì)80年代100多個(gè)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)中國際競(jìng)爭(zhēng)力對(duì)其全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)刺激了全要素生產(chǎn)率的提高。Wang和Xu(2000)[10]考察了工業(yè)化國家間通過資本品貿(mào)易和外商投資而產(chǎn)生的R8D溢出效應(yīng)。

以上研究成果在運(yùn)用計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)因忽略了相關(guān)重要變量而使得檢驗(yàn)和經(jīng)濟(jì)解釋具有相當(dāng)大的局限性。跨國(地區(qū))的截面數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，如果用OLS回歸分析方法分析非平穩(wěn)的時(shí)間序列關(guān)系，則容易出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象[11]，另外，已有的研究假設(shè)所選的國家具有共同的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和相似的生產(chǎn)技術(shù)，這在現(xiàn)實(shí)生活中無法滿足，對(duì)于所研究變量的定義和時(shí)期的選取也會(huì)影響經(jīng)驗(yàn)結(jié)論等。上述對(duì)于單個(gè)國家(地區(qū))時(shí)間序列研究得出了不一致甚至相互矛盾的結(jié)論，其主要原因有以下三點(diǎn)：實(shí)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(yàn)統(tǒng)計(jì)量選擇的差異。例如，進(jìn)出口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用往往是經(jīng)歷一定的時(shí)滯，若忽略這一因素而進(jìn)行最小二乘估計(jì)就會(huì)得出片面甚至錯(cuò)誤的結(jié)論。基于上述考慮，筆者通過分析進(jìn)口、出口和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者的協(xié)整關(guān)系，并進(jìn)而建立誤差修正模型，深入地探討了進(jìn)口和出口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

二.數(shù)據(jù)和模型分析

本文采用出口總額(EX)、進(jìn)口總額(IM)來反映對(duì)外貿(mào)易狀況，通過國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。本文依據(jù)各年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》從1985年至2005年的以當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的國內(nèi)生產(chǎn)總值和以1985年為基期的按可比價(jià)格計(jì)算的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)，折算出1985年為基期的國內(nèi)實(shí)際生產(chǎn)總值。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差性，分別對(duì)上述三個(gè)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，其對(duì)應(yīng)序列記為L(zhǎng)EX、LIM和LGDP。

圖2：實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口額和進(jìn)口額對(duì)數(shù)差分的變化趨勢(shì)

貿(mào)易,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

1.單位根檢驗(yàn)

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

注：1．對(duì)GDP、出口和進(jìn)口對(duì)數(shù)序列的ADF檢驗(yàn)中，包含了位移項(xiàng)（intercept）和趨勢(shì)頂(trend)，因?yàn)閺膱D1中可以看出，這二個(gè)序列都包含一定的位移和趨勢(shì)，如果不考慮位移和趨勢(shì)就可能產(chǎn)生錯(cuò)誤的單位根判斷；而對(duì)差分序列的ADF檢驗(yàn)中，則既不包含移位頂，也不包含趨勢(shì)頂，因?yàn)閳D2顯示這二個(gè)序列都不包含位移和趨勢(shì)。

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

GDP、出口和進(jìn)口的對(duì)數(shù)序列ADF統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值均小于在10%顯著水平下臨界值的絕對(duì)值，不能通過ADF檢驗(yàn)，這三個(gè)序列都存在單位根，是非平穩(wěn)序列。而這三個(gè)差分序列的ADF統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值均大于在5%顯著水平下臨界值的絕對(duì)值，不存在單位根，都是平穩(wěn)序列。GDP、出口和進(jìn)口的對(duì)數(shù)序列是一階平穩(wěn)序列，因此可以進(jìn)一步檢驗(yàn)三個(gè)變量之間是否存在協(xié)整性。

2.協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型ECM

本文采用使用Johansen極大擬然估計(jì)法檢驗(yàn)經(jīng)差分修正后的平穩(wěn)序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型對(duì)滯后期的選擇比較敏感，所以采用AIC準(zhǔn)則來確定最佳滯后期。在滯后期數(shù)確定之后，再對(duì)協(xié)整中是否具有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)進(jìn)行驗(yàn)證，然后再對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)[12]。結(jié)果見表2。

由表2可以看出，在5%的顯著水平下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與出口、進(jìn)口之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)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(zhǎng)期關(guān)系模型，即對(duì)水平變量(ordinaryvariable)進(jìn)行OLS估計(jì)，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(jìn)出口總額與GDP之間的長(zhǎng)期關(guān)系來看，GDP對(duì)出口的彈性為0.623，而對(duì)進(jìn)口的彈性為0.0497，出口比進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有更強(qiáng)的影響，而且進(jìn)口項(xiàng)的系數(shù)未能通過t檢驗(yàn)，即在統(tǒng)計(jì)上是不顯著的。

第二步，建立短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，即誤差修正模型。將長(zhǎng)期關(guān)系模型中的各變量以1階差分的形式重新構(gòu)造，井將長(zhǎng)期關(guān)系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個(gè)從一般到特殊的過程中，對(duì)短期動(dòng)態(tài)關(guān)系逐個(gè)進(jìn)行檢驗(yàn)，不顯著的項(xiàng)逐漸剔除掉，直到找出最適當(dāng)?shù)谋磉_(dá)式。筆者用EC表示長(zhǎng)期關(guān)系方程(1)中的殘差，通過試驗(yàn)，得到兩個(gè)比較適當(dāng)?shù)谋硎径唐趧?dòng)態(tài)關(guān)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(gè)方程中的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)，誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。方程(2)說明從短期動(dòng)態(tài)關(guān)系來看，我國的GDP和出口、進(jìn)口序列之間存在著密切的聯(lián)系，但進(jìn)口比出口對(duì)GDP的增長(zhǎng)具有更強(qiáng)的促進(jìn)作用，這不僅表現(xiàn)在進(jìn)口項(xiàng)和出口項(xiàng)系數(shù)的大小上，而且也表現(xiàn)在進(jìn)口項(xiàng)的系數(shù)在1%的顯著水平上通過檢驗(yàn)，而出口項(xiàng)的系數(shù)在10%的顯著水平上才通過檢驗(yàn)。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增長(zhǎng)率的含義，因此，進(jìn)口增長(zhǎng)率每增加1%，GDP的增長(zhǎng)率將增加0.047%，出口增長(zhǎng)率每增加1%,GDP的增長(zhǎng)率將增加0.025%，而上年度GDP、出口和進(jìn)口的非均衡誤差以0.229的比率對(duì)本年的GDP增長(zhǎng)率做出修正。

方程(3)是在進(jìn)一步剔除了不太顯著的出口項(xiàng)后得到的誤差修正模型。它表示在短期內(nèi)不考慮出口對(duì)GDP的影響時(shí)，進(jìn)口對(duì)GDP增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。進(jìn)口項(xiàng)的系數(shù)說明進(jìn)口增長(zhǎng)率每增加1%，GDP的增長(zhǎng)率將增加0.063%，而上年度GDP、出口和進(jìn)口的非均衡誤差以0.217的比率對(duì)本年的GDP增長(zhǎng)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(xié)整，則這些變量之間至少存在一個(gè)方向的Granger因果關(guān)系：要么滯后差分項(xiàng)的系數(shù)聯(lián)合檢驗(yàn)(一般用F檢驗(yàn))顯著，因而存在短期因果關(guān)系，或者誤差糾正項(xiàng)系數(shù)顯著而存在長(zhǎng)期因果關(guān)系。因此，在確定變量之間存在協(xié)整關(guān)系后，就可以構(gòu)造向量誤差修正模型，以確定它們之間的相互調(diào)整速率及短期互動(dòng)影響井觀察變量間的因果關(guān)系。表3為根據(jù)向量誤差修正模型得到的估計(jì)結(jié)果，對(duì)表3的結(jié)果進(jìn)行分析，可以得出以下結(jié)論。

(1)根據(jù)表3第一列數(shù)據(jù)分析各變量對(duì)GDP增長(zhǎng)的短期影響及長(zhǎng)期均衡關(guān)系，從短期來看，進(jìn)口對(duì)GDP的影響僅在兩個(gè)時(shí)滯后在10﹪的水平上對(duì)GDP有正向影響，可能是因?yàn)檫M(jìn)口相對(duì)減少了內(nèi)需。另一方面進(jìn)口的增加將會(huì)淘汰落后廠商，所以起初進(jìn)口的增加對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)有負(fù)向作用，但兩個(gè)時(shí)滯后，進(jìn)口的機(jī)械設(shè)備或原料會(huì)提高生產(chǎn)效率或加工后的產(chǎn)品銷往國外賺取附加值，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[14]。我國長(zhǎng)期以來所實(shí)施的進(jìn)口政策是鼓勵(lì)生產(chǎn)性資本品的進(jìn)口而限制消費(fèi)品的進(jìn)口，在我國的進(jìn)口中包括了大量的先進(jìn)設(shè)備和技術(shù)以及我國短缺的原材料，這無疑也會(huì)對(duì)我國的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生重要的推動(dòng)作用；各變量均通過長(zhǎng)期均衡關(guān)系來影響GDP的增長(zhǎng)，每年LGDP的實(shí)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(shí)了黃國祥(1999)[15]和賈金思(1998)[16]的觀點(diǎn)。

(2)總產(chǎn)出對(duì)進(jìn)出口影響不顯著，主要的原因在于我國的出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級(jí)戰(zhàn)略仍處于外延式、粗放型增長(zhǎng)階段[17]，出口以價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)為主，未能有效提高出口產(chǎn)品的質(zhì)量和增加值，從而影響了出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。現(xiàn)階段我國實(shí)行的不斷提高制成品出口比例的出口導(dǎo)向貿(mào)易戰(zhàn)略仍然是停留在粗放型、數(shù)量型的增長(zhǎng)上，還未能實(shí)現(xiàn)有效提高出口產(chǎn)品質(zhì)量及附加值的集約型發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變[2]。

三.主要結(jié)論與政策建議

通過協(xié)整檢驗(yàn)分析，得出的結(jié)果具有明顯的經(jīng)濟(jì)意義：出口對(duì)國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有推動(dòng)作用，進(jìn)口對(duì)國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的抑制作用，但進(jìn)口對(duì)國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用要比出口的促進(jìn)作用小得多，這與新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)“出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的假說相吻合。現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，一國對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，可以從短期貢獻(xiàn)和長(zhǎng)期貢獻(xiàn)兩個(gè)角度來分析。從短期來看，一國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要取決于投資需求、消費(fèi)需求和凈出口需求三個(gè)因素。但是，如果從長(zhǎng)期供給的角度分析，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素則是要素供給的增加和全要素生產(chǎn)率((TFP)的提高兩大類。要素供給投入的增加包括資本和勞動(dòng)供給的增加。全要素生產(chǎn)率的提高則包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、制度創(chuàng)新、知識(shí)進(jìn)展等等，全要素生產(chǎn)率的高低反映了一國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方式一，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的程度.對(duì)一國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有及其重要的意義，而這些因素都與進(jìn)口和利用外資有著密切的關(guān)系。

從短期動(dòng)態(tài)關(guān)系來看，出口和進(jìn)口都對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，但出口對(duì)國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用比進(jìn)口小得多，而且出口項(xiàng)系數(shù)不能通過5%顯著水平的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。這說明就短期動(dòng)態(tài)關(guān)系而言，對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用主要是通過進(jìn)口來實(shí)現(xiàn)的。就當(dāng)前情況而言，擴(kuò)大出口是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的有效途徑，但要在擴(kuò)大出口的同時(shí)盡可能的保持進(jìn)口的同步增長(zhǎng)，要盡量保持進(jìn)出口平衡，因?yàn)槲覈F(xiàn)階段還不是完全意義上的出口導(dǎo)向型，進(jìn)口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性仍然相當(dāng)大。

格蘭杰因果檢驗(yàn)顯示我國出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)關(guān)系較弱，主要是因?yàn)閭鹘y(tǒng)上我國出口的擴(kuò)大對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用主要是依賴對(duì)閑置資源的利用。我國正逐步放棄傳統(tǒng)出口增長(zhǎng)的貿(mào)易戰(zhàn)略，我國的初級(jí)產(chǎn)品出口基本上是符合市場(chǎng)調(diào)節(jié)機(jī)制的。我國的出口增長(zhǎng)是可以獲得貿(mào)易利益，并可為剩余資源找出路，故而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的促進(jìn)作用。我國的制成品出口主要還集中于一些勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，以便發(fā)揮我國勞力和資源的優(yōu)勢(shì)，在國際上，這必然會(huì)面臨勞動(dòng)力和資源更加低廉的東南亞國家的有力的競(jìng)爭(zhēng)，致使貿(mào)易條件進(jìn)一步惡化。根據(jù)我國要素稟賦的特點(diǎn)，大力發(fā)展具有比較優(yōu)勢(shì)的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)出口迅速發(fā)展和出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，同時(shí)能夠擴(kuò)大就業(yè)，緩解就業(yè)壓力。

從中長(zhǎng)期來看，為了發(fā)揮出口貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用，應(yīng)該推進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)一步提高技術(shù)進(jìn)步的增長(zhǎng)貢獻(xiàn)，加強(qiáng)附加值高的產(chǎn)品的出口，是貿(mào)易出口盡快實(shí)現(xiàn)從勞動(dòng)力和資源為主的粗放型向質(zhì)量和技術(shù)為主的集約型的出口方式的轉(zhuǎn)變，努力提高出口產(chǎn)品的國際競(jìng)爭(zhēng)力。

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