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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。
参考文献
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篇2
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。
篇3
1.汇率变动引起收入变化，影响进出口贸易
汇率变动的最直接体现就是本币的升值或贬值。货币升值会造成进口商品价格下降，而出口商品价格上升，虽然不利于出口，但是可以改善国际收支，货币贬值则可以达到相反的效果。但是实际上，货币的贬值对收入的影响主要来自两个方面：贬值会造成进口商品价格上升，出口商品价格下降，从而使得贸易条件恶化。与此同时，在同样名义收入水平下，消费者只能购买较少的商品，也就是导致实际收入的下降，这必然导致该国支出的下降，从而改善贸易收支。另外，如该国存在尚未得到充分利用的资源，则贬值可以刺激国内外居民对本国该种产品的需求。根据凯恩斯经济学的原理，民众的经济支出会通过凯恩斯乘数而数倍提高国民收入，国民收入的提高又会提高国内支出，达到良性循环的结果。
2.汇率变动引起价格传递，影响进出口贸易
前面说到，汇率变动的最直接体现是货币的相对价格上升或下降，这首先在进出口贸易中体现出来。但在金融全球化的今天，国际市场的价格变动最终也会影响国内市场的一般价格。因此汇率的变动会引起国内一般价格水平，从而影响进出口商的贸易额和国家的贸易收支，这从以下两个方面体现：首先，货币的升值是以本币表示的进口商品价格下跌，如原料或半成品，然后通过价格传递，影响最终商品成本的下跌和价格的下跌。其次，汇率变动会使得贸易收支发生变化，如货币贬值后会出现贸易收支顺差，然后使得外汇储备增加，而外汇储备的增加，又使得央行必须通过购买外汇而在国内市场上投放更多的基础货币。显然，更多的基础货币会导致通货膨胀。近两年中国的外汇储备不断的增长，尽管不是人民币贬值的结果，但是大量的外汇储备和国际经济的变化，使得中国的通货膨胀率一直较高就是很好的说明。当通货膨胀出现的时候，其实是鼓励人们消费，因为在名义货币不变的情况下，公众更有意愿将货币转化成有形的资产，客观上又会推动物价上升。
二、应对汇率变化的一般对策
应对汇率变化的一般对策主要从进出口贸易中多样化的进口来源，结算货币的选择，以及利用各种金融工具。
1.选择多样化的进口来源
如同一国货币紧盯着另一国货币有很大风险一样，进口来源的单一很容易使得出口商转移汇率风险，甚至操纵价格。因为如果进口来源过于单一，反映了该国的某种资源对其贸易对象国或者地区的高度依赖。2007年底和2008年7月发生的两次大的石油涨价行为可以说明这一切，因为全球的石油资源过渡依赖一些产油国或地区。某些资源过于依赖单一国家或地区，必然导致企业的经营严重受制于该国的货币汇率的波动，该国进而将汇率的风险转嫁到进口商。这种单独的依赖本来就是不明智的选择，再加上当前全球经济的不明朗，进口商的经营风险进一步放大。因此，必须适当地扩大进出口业务的地域分布，在国际范围内分散原料来源和销售地点，在多个资金市场上以多种货币筹措资金，按照汇率走势和国际贸易形势，建立一定的货币组合，就可以在很大程度上分散国际贸易和投融资中的外汇风险。
2.进出口贸易中选择合理或多种交易币种
进出口贸易中的出口，特别是出口商要选择合理的货币作为结算和付款的币种，当然这一般是进出口商双方博弈的结果。因此，在有关对外贸易和借贷等经济交易中，签订合同时选择何种币种，作为计价结算的货币或计值清偿的货币，直接关系到交易双方是否将承担汇率风险。一般而言，出口贸易采取硬币计价，以防汇率贬值给自己带来损失，而进口商会选择软币，以避免升值造成的汇兑损失。如当前的国际贸易中，欧元和人民币有升值的压力，而美元贬值已经成为现实，因此出口商更多意愿是以欧元和人民币作为结算和付款的币种，而进口上则更愿意选择美元结算。当然在实际进出口贸易中，双方博弈的结果一般是约定采用一部分硬币和一部分软币，甚至多种货币计价和付款。其结果是进出口商共同承担汇率的风险，增大了谈判的成功率。在长期合同中，还可以使用货币保值的方式，即选择某种与合同货币不一致的、价值稳定的货币，将合同金额转换成用所选的货币来表示，在结算或清偿时，按所选货币表示的金额以合同货币来完成支付。还有一种降低汇率风险的办法是，出口时虽然选择了软币，但可以适当提高价格以防货币贬值风险，进口时选择了硬币，则可以适当压低价格以防范升值损失。
3.充分利用国际金融工具低于汇率风险
金融工具的出现本身就是因为汇率风险转嫁的必然结果，而通过一定的金融工具，进出口商也共同承担了汇率风险，或者向后推迟了承担汇率风险的必然结果。对于金融业发达的国家而言，积极地利用金融工具已经司空见惯，因此发展中国家对金融工具的利用显得更为迫切。这些国家一方面要加快国家的外汇市场建设，推出各类外汇业务，一方面企业则需要积极利用外汇市场及其金融衍生工具来规避外汇风险。企业可以运用远期外汇交易、外汇期权交易、出口押汇、出口商业发票贴现、无本金交割远期外汇(NDF)业务、外汇借款等多种方式转嫁汇率风险。
三、结束语
当前国际经济形势非常不明朗，国际金融中心华尔街被拯救，石油价格风险较高，日本经济长期的疲软以及世界经济经近几年高速发展之后也出现减缓的迹象，即使保持高速增长的中国经济，也因为内外因素出现了很大的不确定性。而当前国际经济已经融为一体，休戚相关，因此国家之间的货币比值变得比以往更加敏感。近日，美欧等六国的中央银行集体宣布降息以促进经济发展足以表明世界经济的一体化程度非常之高。但是对于进出口商而言，汇率变化的巨大风险不能仅仅靠国家的财政政策来进行规避，他们需要选择更多进口来源，需要更灵活的结算货币，以及选择更多金融工具。
参考文献：
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篇4
利用美国对日本进出口贸易额历史统计数据（历年《美国总统经济报告》），借助计量经济学软件进行回归分析，找出美国对日本进出口贸易额演化规律的形式的某些方面，建立美国经济演化的一个计算机仿真模型，是一个有意义的工作。以此模型为基础，根据经济学原理，可以解释这个模型各个参数的经济学意义，从而通过对各种参数的调节或变动所导致的美国对日本进出口贸易额路径的偏移进行计算机仿真展示，把握住美国对日本进出口贸易额演化的某些客观必然趋势,以及对我国与美国和我国与日本进出口贸易额的影响，预先提出相应的政策建议，从而增强我国的经济安全保障。
本文研究进行这一工作。
二、美国对日本进出口贸易额历史数据的实证分析和经济演化模型
美国经济在建国200年所打下的坚实基础之上，借助其科技优势、美元的支配地位等有利因素而高速发展。用计量经济学软件，我们对其1974年1月～2006年2月的对日本进出口贸易数据进行回归分析。
1.先进行数据截取:19741月年至2006年2月的美国对日本进出口贸易额演化数据作为模型创建样本；用以预测2008年至2020年的美国对日本进出口贸易额主要指标取值。所用数据来自历年《美国总统经济报告》中美国对日本进出口贸易额指标数据。
2.然后对主要经济指标系例数据作出散点图（图1中的圆圈表示）。
3.据数据散点图进行回归分析。函数形式设定：因为经济系统常态发展具有最大可能值（经济系统的最大负荷）和对负荷的一定的占据速率（经济增长速率），因而有可能具有如下的函数形式：
首先确定各参数的粗略估计值。L是曲线最大极限值即经济系统的负荷，b是曲线的增长速率因子即经济系统对其负荷的本征侵占速率，a近似是曲线的缩小因子即经济系统内在的交易费用等耗散因素的作用强度，据这三个参数的意义其估计值可近似由统计数据的演化态势进行估计。我们取为：L=6000，a=7，b=0.8。
在此基础上，借助计量经济学软件，对统计数据回归函数的参数进行优化估计，得出精确的统计数据回归函数完备表达式。在实际操作过程中，这一步骤可能进行多次，以便使残差最小。最后得出的优化参数值是：L=6546，a=6.7，b=0.9899，残差值为151093044。
于是我们得到美国对日本进出口贸易额演化的数学模型(百万美元)：
图1美国对日本出口贸易额演化模型(据1974年1月～2006年2月样本数据）
4.据回归曲线进行主要经济指标在未来20年～30年（取2008年至2030年作为预测区间)的取值预测(图1中的加号表示）。
5.据回归曲线进行经济系统演化态势分析：由仿真曲线可以看出，美国经济加速增长期目前已经越过其相变点(仿真曲线的拐点即经济增长相变点)；但是，仿真曲线显示，缓慢增长渐渐接近其饱和值还有着巨大的区间（一直延伸到2025年以后）；在接近极限点附近（6546百万美元），就是美-日经济结构的变革期。
同样地，美国对日本进口贸易额演化模型为：
残差为：354647648。相应地，美国对日本进口贸易额模型曲线图如图2。
图2美国对进口贸易额演化模型图
三、结论与政策建议
美-日贸易作为一个大的复杂自适应演化的经济系统，在美国科技优势、美元支配地位等有利条件下，各种自然资源和社会资源得以充分开发，各种比较优势得以充分利用，各种国内市场和国际市场得以充分沟通，科技创新借助于因大量引进各国优秀人材而使美国高校和科研院所的优势突飞猛进，制度创新随着主动或被动地接受人类文明的各个方面而日新月异，各种生产要素通过市场机制和政策机制不断趋于最优配置，使得美国对日本进出口贸易额总体态势在经过高速增长长达20多年后，目前处于渐渐接近饱和值的稳定发展的时期。认清这一基本态势，从各个方面规划和协调我国对美国和日本的经济贸易和科技合作等各方面的关系，促进我国经济全面协调可持续高速发展，应该是未来二十年我国对美经济政策的重要参考。
四、结论
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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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MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.
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我国能源产品贸易量大幅增长，2006年石油、煤炭和天然气产品进出口贸易总量达到37396万吨标准煤，比2001年21974万吨标准煤增加70.2%，年均增长率11.2%。2001年以来，我国能源产品贸易额的增长幅度远远大于能源贸易量的增长幅度，能源产品贸易量的持续稳定增长，是其贸易额不断创出新高的重要原因，同时，能源产品价格的上涨更是导致能源产品贸易额不断增长的重要原因。
石油对进口的依赖程度不断提高，2006年我国石油消费对进口的依赖程度已经达到47.3%。我国石油进口贸易向着多元化方向发展，2006年从9个国家合计进口石油13018万吨，占当年我国石油总进口量的71.7%。
二、2001-2006年我国能源贸易额占矿产品贸易额的比重
2001年我国能源产品进出口贸易额为232.71亿美元，占当年我国全部矿产品进出口贸易额966.56亿美元的24.1%，2006年能源产品进出口贸易额为1001.87亿美元，占当年我国全部矿产品进出口贸易额3839.01亿美元的26.1%。我国能源贸易额占矿产品贸易额的比重总体上呈上升趋势。
2006年我国能源产品进出口贸易额为1001.87亿美元，其中，石油917.54亿美元，占我国能源产品进出口贸易额的比重91.6%，煤炭50.7亿美元，占5.0%，天然气33.63亿美元，占3.4%，石油的进出口贸易在我国能源产品进出口贸易中我国占绝对的优势。
三、我国石油进口额占矿产品进口额的比重
2001年我国石油进口额为154.06亿美元，占当年我国全部矿产品进口额565.46亿美元的27.2%，2006年石油进口额为819.52亿美元，占当年我国全部矿产品进口额2302.93亿美元的35.6%，近年来我国能源贸易额占矿产品贸易额的比重呈现明显上升趋势。
四、2001-2006年中国石油进出口贸易特点和趋势
我国石油消费巨大，严重依赖进口，2006年我国石油净进口量16286万吨。从我国石油的进口贸易情况看，我国石油进口量不断增长，自2001年的8163.2万吨迅速增长到2006年的18157.0万吨，2006年比2001年增长了122.4%，年平均增长率为17.3%，从目前的趋势看，我国石油的进口量还会进一步增长；另一方面，我国石油的进口额增长幅度更大，自2001年的154.06亿美元迅速增长到2006年的819.52亿美元，2006年比2001年增长了432.0%，年平均增长率为39.7%。2005年我国石油进口量约占世界石油贸易量的6.8%，我国已经成为继美国、日本之后的第三大石油进口国。从我国石油的出口贸易情况看，我国石油的出口量从2001年1674.1万吨到2006年的1871.4万吨，最高的年份2005年为2207.7万吨，我国石油的出口量变化不大。
2006年位居我国石油进口前九位的国家为：沙特阿拉伯（2471万吨）、安哥拉（2345万吨）、俄罗斯（2113万吨）、伊朗（1864万吨）、阿曼（1318万吨）、韩国（1106万吨）、委内瑞拉（732万吨）、刚果（542万吨）和赤道几内亚（527万吨），9个国家合计进口量为13018万吨，占我国石油总进口量的71.7%，我国石油进口贸易向着多元化方向发展。
五、2001-2006中国石油消费对进口的依赖程度
2001年我国石油消费对进口的依赖程度只有29.1%，2006年上升到47.3%，近年来我国经济持续快速发展导致了能源需求，特别是石油需求的快速增长。为缓解国内石油供求的突出矛盾，我国石油进口量逐年增加，石油消费对进口的依赖程度不断提高。
六、2001-2006中国天然气、煤炭进出口贸易变化趋势
2001年我国天然气出口量为223.30万吨，2006年为225.24万吨，近年来我国天然气的出口量基本上维持在200余万吨的水平上，变化不大，从我国天然气资源和产量分析，未来我国天然气出口量不会有大的变化。
2001年我国天然气进口量为489.62万吨，2006年为605.81万吨，近年来我国天然气的进口量维持在600余万吨的水平上，增长不大，由于我国进口的主要是液化天然气，而天然气的大规模输送必须通过管道，未来我国天然气进口量增长变化在很大程度取决于天然气进口输送管道基础设施建设的前景。
2001年我国煤炭出口量为9012万吨，2006年下降到6330万吨，近年来我国煤炭的出口量逐年下降，由于国家限制高耗能产品的出口，取消了煤炭出口退税，预计未来我国煤炭的出口量还会有所减少。
2001年我国煤炭进口量只有249万吨，2006年迅速增长到3836万吨，近年来我国煤炭进口量逐年大幅增长，年增长率达到72.8%。由于我国煤炭资源在地域上分布不均，北煤南运，陆路运输成本较高，在符合比较效益的情况下，预计未来我国煤炭的进口量还会进一步增长。
七、我国能源进出口贸易中存在的主要问题
1.我国石油消费对进口的依赖程度很高，增长很快
2001年我国石油消费对进口的依赖程度只有29.1%，2006年已经上升到47.3%，近年来我国经济持续快速增长导致了能源需求，特别是石油需求的快速增长，在国内石油产量增长缓慢，而石油消费增长迅速，从而导致石油进口量连年大幅增长，使我国石油消费对进口的依赖程度不断提高，预计我国石油消费对进口的依赖程度将很快超过50%。巨额的石油进口以及对石油进口依赖程度的快速提高，使我国的石油消费严重地依赖于国际市场。
2.我国利用国外石油资源的成本在大幅度上升
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金融危机中,由于一些国家金融机构倒闭或被收购、接管,信用恶化和萎缩,贸易中的履约风险和结算风险增大,使国际贸易萎缩,加剧国际市场激烈竞争,全球范围内各国贸易政策开始趋于保守,贸易保护主义威胁增大。在趋紧的贸易大环境中,我国出口面临前所未有的困境,以致于国内现在关于人民币应该保持升值趋势还是通过贬值来刺激出口的争论再起。
2人民币升值对国际收支变动的影响
2.1人民币升值对经常项目帐户收支变动的影响
至于贸易互补度方面,新疆国际商贸大通道的贸易定位,就是缘于我国与中亚国家间极强的贸易互补性存在,这是新疆边贸发展的基础。人民币升值会否使贸易互补度下降从而降低贸易流量呢?应该不会,理由是:第一,中亚国家由于历史原因,产业结构失衡造成国内对新疆出口的日用消费品和机电产品需求强烈。虽然新疆也面临着其他国家如土耳其、韩国、日本、美国、俄罗斯以及一些西亚国家越来越激烈的竞争,但新疆出口商品物美价廉的竞争优势短期内还不可动摇;第二,我国经济快速发展,而国内能源供应增长较慢,使能源进口依存度不断提高,2007年开始已经上升到50%以上。中亚作为世界上能源储量排名第三位的地区,能够通过陆路通道向我国供应油气资源,对实现我国能源进口市场多元化和运输方式多样化,减少我国面临的能源安全威胁具有重要战略意义。显然,即使人民币继续升值,也不会因为其带来贸易互补度降低,从而缩减贸易流量。总体来看,人民币升值对扩大贸易规模是有利的,对新疆经常项目帐户会产生收入增加效应。至于支出方面,升值使人民币购买力增加,带来的通常是进口成本下降,进口贸易流量显著扩大。
2.2人民币升值对资本和金融项目帐户收支变动的影响
(1)人民币升值对短期投机资本流动的影响。
如果人民币长期升值趋势确定,就会产生不断继续升值的心理预期,从而使人民币升值投机将加重,短期资本流入增加。而且,短期资本还可能通过外贸套汇、假合资项目等渠道入境。入境的国际热钱将选择诸如房地产等受益于升值而产生明显增值的市场进行投资,因为人民币升值预期会增加国外机构的投资信心,也可能使他们获得投资收益和升值收益的双重利润。
(2)人民币升值对直接投资流动的影响。
人民币升值看似会增加直接投资成本,降低直接投资热情,其实未必。因为:第一,如果直接投资目的是为了发展两头在外的加工贸易,则存在人民币升值使其出口制成品美元价格提高,削弱了价格国际竞争力,如不提高美元价格,则出口利润减少的情况。但人民币升值同样会带来进口原材料的美元价格下降的现象,两者相抵后的结果是汇率升值对出口利润影响没有想象那么大。2008年我国沿海地区出现的大面积的加工贸易型企业倒闭和转移风潮,关键因素并非人民币升值,而是劳动密集型加工制造业在我国到了转型升级的转折点;第二,如果是大型跨国公司的战略投资,其并不在乎人民币升值所增加的一点投资成本,而是看中了我国拥有巨大消费潜力的国内市场。而且其投资基本是长期投资,升值后其在我国存量资产反而能够得到增值收益。
3人民币升值对新疆进出口贸易的影响
3.1促进外贸增长方式转变,优化进出口商品结构
不能否认,人民币升值会使新疆出口商品美元价格提高,降低其在国际市场价格竞争力。但这从另外一个方面看,也为原先一味依靠廉价优势,在国际市场打价格战的出口企业敲响了警钟,使其在关注比较优势的同时,还必须提高对竞争优势的关注程度,在国际市场的竞争手段也将逐渐从单一的价格竞争手段向各种非价格竞争手段转变。从长远来看,人民币升值将有助于新疆外贸增长方式从粗放型转向质量和效益型,促使新疆企业降低消耗和成本,加快出口商品结构的调整,大力发展知识密集和技术密集型产业,用高新技术改造传统产业,提高出口产品的附加值,做到“人无我有,人有我优”,提高非价格竞争的能力,提高出口可持续发展的能力。
3.2改善贸易条件,避免“贫困化增长”
“贫困化增长”往往是由贸易条件恶化导致的。其出现须具备的前提条件之一,就是出口商品是在国际市场占有较高市场份额,而且需求价格弹性较低。从新疆2008年出口商品结构来看,主要属于消费刚性较强的服装、鞋帽、箱包、纺织品、农产品等日用消费品,其也是我国传统大宗出口商品,在中亚市场占据较高市场份额。显然,新疆一定程度上具备出现“贫困化增长”的可能性。解决办法只有提升出口价格水平,降低进口价格水平,改善贸易条件,而人民币升值正好带来了这种价格效应。超级秘书网
3.3降低资源进口成本,增加进口规模
新疆进出口贸易严重不平衡,比如2007年新疆出口额115亿美元,而进口只有22亿美元,贸易顺差程度远高于全国水平。这本身就意味着新疆外贸发展并不合理和健康。出口只是换汇手段和过程,进口才应该是最终目的。因为只有进口,才能引进国外先进的技术、设备乃至经验、文化等等,以及国内短缺的商品和物资。后者可以保障国内各部门发展的平衡和国民经济体系的健康,前者可以帮助实现经济结构的调整、产业结构的升级等,最终使经济实现高效率、高质量的发展。人民币升值使进口成本下降,一方面使中亚能源和资源等主要进口品在不考虑国际市场价格变化的前提下变的比以前廉价,从而为新疆大量增加能源、资源进口带来良好机遇。目前进口规模有限,主要是因为能源、资源运输通道的制约。随着中哈输油管道一期的竣工输油,二期的开工建设,随着中国—中亚输气管道在2010年的全面竣工使用等,新疆能源进口将面临快速增长态势。人民币升值显然可使进口节约更多成本;另一方面,人民币升值使中亚国家资产价格变的更便宜,在我国积极鼓励国内企业“走出去”的背景下,新疆企业完全可以抓住升值的机遇,积极购买中亚国家的能源、矿产资源资产,为将来扩大能源、资源进口奠定坚实基础。
4结论
(1)人民币继续升值对新疆国际收支的影响表现在:经常项目项下会带来贸易规模的增加进而使国际收支额上升;在资本和金融帐户下会产生短期投机资本的增加,但直接投资不会受明显影响,所以该帐户国际收支额也会相应上升。(2)人民币升值对新疆出口贸易的影响,短期来看是不利的,长期来看,通过外贸增长方式的转变和进出口商品结构的优化、贸易条件改善等等,有利于新疆外贸实现可持续发展。(3)对新疆进口贸易来说,升值意味着巨大的机遇,在新疆能源、资源运输瓶颈解决后,如果升值,必将带来新疆进口空前增长的井喷局面。
参考文献
[1]易纲,张磊.国际金融[M].上海:上海人民出版社,2002:433.
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2.1我国的进出口企业市场萎缩或供应不足
我国有很多专业的进出口企业，其盈利方式单一，主要依靠进出口业务。这些企业的产品主要销往国外，或者这些企业的原料只能从国外进口。美国是我国最重要的国际贸易合作伙伴之一。美国的超市里的大部分产品都在中国制造。因此，2008年美国金融危机发生以来，美国的国内消费需求下降，导致我国的进出口企业国外市场萎缩。我国的很多进出口企业出现了大量的产品积压。另外，虽然我国是制造大国，但不是制造强国。我国的企业普遍缺乏创新意识，产品的原创性比较低，大多是电子、化纤、服装、玩具、鞋类等劳动密集型产品，产品的附加值比较低。在金融危机时期，各国的贸易保护政策都出现一定的变化，使得国际贸易壁垒增加，导致我国的产品市场占有率急剧缩小。如我国的纺织、服装、玩具等行业，其出口依存度高达30%-80%，在国际金融危机的影响下，其经营业绩比较差。江浙一带的服装出口企业的利润率仅有0.2%，但是当前的订单却只有原来的三分之一。
2.2人民币升值使我国的进出口企业面临经营困境
金融危机加速了人民币的升值，却使得美元不断贬值。这使得中国出口到国外的产品价格不断上涨。在金融危机时期很多国家的内需逐渐缩小的情况下，使得我国的产品市场份额逐渐缩小，使得我国的进出口企业的经营压力逐渐增大。另外，在中国随着经济的发展和科学技术的进步、生产自动化程度的加大，中国的人力资源成本也逐渐上升。这使得中国的企业失去一项很重要的优势，使得企业的利润率进一步下降。2008年美国金融危机持续时间比较长，美元还有继续贬值的趋势，这将使得我国的出口企业在很长一段时间内无法走出经营困境。此外，人民币升值，导致外商在中国的投资成本升高，如购置设备、劳动力成本等。在盈利不景气的情况下，很多外商选择撤资。这对于一些中外合资的进出口企业而言，无异于晴天霹雳，对企业的长期经营不利，甚至会导致企业的破产。
2.3国际金融危机使我国的进出口贸易面临更大的风险
金融危机时期，很多国家的经济发展前景不够乐观。企业的利润率降低、就业率下降等现象使得各国开始实施相应的贸易保护主义，来改变贸易逆差的现状，如技术性、绿色的贸易保护手段。这使得我国的附加值比较低的产品在出口时备受冲击。如食品、纺织品、低端服装等。其他形式的贸易保护政策，也使得国际贸易壁垒增高，我国的进出口企业经营难度加大。如美国肆意炒作我国的食品、水产品安全问题等，对我国的产品的声誉产生不良影响。贸易保护政策的抬头使得国际贸易摩擦越来越多。如果企业忍气吞声，选择接受退回的产品，而不捍卫自己的权益，那么企业会遭受很多的损失；如果企业选择通过国际官司的方式捍卫自己的权益，高额的费用也会为企业的发展带来很大的经济负担。另外，为了暂时获取国外订单，我国企业在越来越大的国际市场竞争压力下，接受赊销结算方式。赊销结算使得企业的受到国外商业的风险的影响，收汇风险增大。金融危机的影响，使得企业的国内融资以及海外融资难度加大，企业的一旦出现资金周转不良，就要依靠银行解决资金问题。这种情况下，企业需要承担高额的利率。
3.应对金融危机的策略
3.1合理地进行人民币汇率机制改革
我国的人民币汇率改革应该根据当前国内、国外经济发展的情况，与时俱进地进行改革，使之有助于我国的经济发展。当前我国的人民币汇率的自由浮动空间比较小，为了适应全球化经济发展的趋势，使我国的市场经济发展更加深化，我国需要进行一定的人民币汇率改革，使得汇率的浮动的空间逐渐加大，以增强汇率对国际收支不平衡的调节能力。汇率的浮动空间增大也有助于提高我国进出口企业的国际贸易风险防范能力。另外，我国的相关单位应该保持一定程度的外汇市场干预，采用渐进式的干预方式，根据当前的经济发展状况相应地调整目标区宽度，以避免出现汇率超调，使得汇率在不断波动的情况下保持相对稳定。
3.2转变经济增长方式
我国的经济发展，在2008年国际金融危机中，之所以受到如此大的冲击，是因为我国的经济发展方式有一定的问题。中国的很多行业的对外出口依存度比较大。我国国内消费者对该类企业的产品需求比较少。在出现金融危机时，一旦国外的市场份额缩减，那么企业的经营将受到重创。为了应对这个问题，我国应该积极转变经济增长方式。政府需要通过一系列的手段刺激国内消费，如兼顾收入分配、提高城镇居民工资等方式。另外，我国的农村消费潜力巨大，有待于充分挖掘。对此，我国政府可以采取一些惠农政策，如家电、汽车下乡等，扩大农村市场。最后，企业需要优化自身产品组合，提高产品的附加值。使得国外在消费需求缩小的情况依然依赖我国的产品。
3.3企业健全风险防范机制
面对金融危机中各国的贸易保护政策以及其他市场的不稳定因素的增加，企业面临更大的经营风险。为了安全度过国际金融危机时期，并使企业获得长足的进步和发展，企业需要健全自身的风险防范机制。首先，在与国外客户建立合作关系之前，充分地了解客户的信息，如商业信用、债务偿还能力等，在签订合同时，通过合理地设置约束，避免交易风险。然后，我国的进出口企业需要选择合适的结算方式，避免赊销等结算方式，如选择信用证、银行保函风险较小的结算方式。企业在各种活动中要严格遵守合同条款要求，避免对方以不符合同为由拒付货款。
3.4企业需要积极开拓新市场
虽然，金融危机已经严重影响了很多国家，但是仍然有很多国家和地区的经济发展相对独立，避免了国际金融危机的影响。因此，我国的进出口企业在出现原有市场份额缩减的情况下，可以积极拓展新的市场。如企业可以实施产品多元化战略，以新的产品组合来获得新的市场。企业不仅可以向非洲、拉丁美洲等国家和地区拓展新的市场，也可以生产国内需求的产品的方式，暂时规避金融危机的不良影响。新市场的发展不仅可以使我国的进出口企业安全度过危机，而且对于企业长期的发展壮大具有很大的好处。
3.5企业要提高自主创新能力
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一、文献回顾
迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。
从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。
上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。
二、实证分析
（一）数据选取
由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。
（二）时间序列的平稳性检验
在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。
综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。
（三）协整检验
近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。
对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。
回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：
浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。
由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。
由回归方程(2)可知，CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。
（四）误差修正模型
误差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。
由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：
lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1
t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）
lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1
t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）
在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。
在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。
三、结论与建议
通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：
（1）从长期关系看，CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。
从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。
纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的,也是可行的。
（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。
本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。
从浙江省当前贸易战略出发,政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。
对企业界而言，加入WT0后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。
参考文献：
蔡锐,刘泉.2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗?——基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］.世界经济研究(8).
齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).
邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).
小岛清.1987.对外贸易论［M］.天津:南开大学出版社:437-442.
王亚平.2004.“十一五”期间中国经济参与国际分工趋势展望［J］.经济研究参考(49).
张如庆.2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］.世界经济研究(3).
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MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.
篇10
（三）产业发展矛盾重庆第一产业由于地理因素，很难实现机械化和现代化耕作，属于劳动密集型产业，效率低，成本高；第二产业历来是重庆市的支柱产业，重庆市的经济发展对其依赖度高，而产业设备技术更新慢，存在很大的市场风险；第三产业起步晚、底子薄，还没有充分发展起来，已有的产品存在科技含量低、附加值不高等问题。
二、重庆市对外贸易的现状
重庆近年来对外贸易成效显著。2009年全市进出口总额38.6亿美元，同比增长48.7％；其中出口20.9亿美元，同比增长31.9%；进口17.7亿美元，同比增长74.9％。2010年全市进出口总额124.26亿美元，同比增长61.1%；其中出口74.89亿美元，增长75.0%。进出口总额在我国西部12个省、自治区、直辖市中列第4位，全国第23位。重庆市对外贸易以国有企业、外资企业为主体，民营企业大幅增长。民营企业1998—2008年累计实现出口96.04亿美元，占全市累计出口的38.8％，年均增长104.5％。外资企业累计实现出口16.84亿美元，占全市累计出口的11.6％，年均增长24.1％。在2008年，民营企业出口比重提高到了55.4％，超过国有企业出口比重29个百分点，成为重庆市出口的主体。进口以外资企业为主体，据统计，直辖15年间，外资企业进口份额保持在7成左右，累计实现进口11191亿美元，占全市累计进口的63.0％，年均增长13.3％；国有企业累计实现进口43.87亿美元，占全市累计进口的39.8％，年均增长0.5％；民营企业在1998年后逐渐发展，累计实现进口3.49亿美元，年均增长117.4％。目前，以力帆集团、隆鑫集团、银翔摩托、宗申集团为代表的民营企业成为外贸出口的骨干企业，其出口总额居重庆市出口企业前五位，成为重庆最具活力的出口主体。
三、重庆市对外贸易中看出产业结构存在的问题及建议
（一）发展思路不清晰，应明确产业发展方式重庆市在过去的重点支柱产业和将来的重点支柱产业这两点的转换方式上思路尚不清晰。这主要表现在进出口贸易中，传统制造业在科技创新浅升级之后仍然占据进出口量的较高比重，但实际其发展水平仍然滞后，制约了经济的快速增长。而新兴的现代服务业如软件业、航空航天、生物等行业的进出口总量较低，甚至接近零，发展速度相当缓慢。针对重庆现状，一方面对于适合发展第一产业的地区，要积极发展“一乡一产品、一县一产业”，实现产业规模化、集约化和标准化；对于适合发展第二、第三产业的地区，积极革新，采用现代设施和先进技术的配套设施，大力提高企业自主创新能力，促进相关产业的协调发展。市政府建立健全法规，营造好的自由贸易氛围。在市场上培育扶持一批具有核心竞争力的龙头企业，开发一批在国内外市场具有较大潜力和较高市场占有率的名牌产品。金融机构也要配合政府给予相关的金融支持，及时满足企业发展合理的资金需求等。
（二）产业发展失衡，积极调整重庆市作为老工业基地，产业结构演进呈非均衡状态。其重工业即第二产业在全市工业产值中占绝对主导地位，主要是依靠汽车、摩托车行业出口打天下。2011年重庆一般贸易进出口总额达430.09亿美元，但问题是进出口结构却极不平衡。产业结构决定对外贸易结构，重庆市第一产业发展随着农民工的转移持续下降，出口额度一直不高，第三产业如通讯服务、保险服务、金融服务、专有权利使用和特许资格等行业项目非常弱小，几乎是零出口，发展相当缓慢。
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知识产权壁垒是占有知识产权优势和先进技术水平的发达国家及其跨国公司，利用国际和国内的知识产权制度以及相关的国家政策，通过海关扣押、专利围堵、产权诉讼等方式利用知识产权法所授予的独占权或超越有限垄断权的范围，在保护知识产权的名义下，来限制我国企业在国内和国际市场进一步扩张的种种市场竞争措施和策略，以此达到维护其知识产权优势的目的。知识产权壁垒实质上是一种非关税国际贸易壁垒，在反倾销和反补贴等措施为国人所熟知以后，它已经逐渐取代前两者成为困扰我国企业的贸易障碍。
我国进出口贸易应对知识产权壁垒现状
相关法律及预警机制有待完善。我国在入世前，政府已经修改了专利法、商标法和著作权法等知识产权法律，并制定了其他有关知识产权的法律、条例。然而TRIPS协议《与贸易有关的知识产权（包括假冒商品贸易）协议（草案）》生效以来，发生了许多当年无法预料的知识产权垄断及滥用问题。对于将产品出口国外的企业，专利预警机制是要事先调查目的国与出口产品有关的专利信息进行分析，以正确的指导下一步的工作。而我国的预警机制的不成熟使我国的产品出口增加了盲目性。
自主知识产权不足。加强对知识产权的保护不仅有利于技术创新和企业竞争力的加强，而且有利于国家经济实力的增长。而我国拥有的自主知识产权及专利技术远落后于发达国家。有关资料显示，我国的申请量不到全球总量的2%，并且标准整体水平偏低。如果我国在标准制定过程中一味以低标准换取某个行业的大部分企业的生存，就无法逾越出口贸易中的技术壁垒。
研发投入不足。我国财政对于研发的投入，远远落后于发达国家。另外，企业本身对研发的投入也与世界水平存在差距。由于国家和企业对科技投入的力度不够，研究和开发的经费投入过少，我国企业的自主开发新技术能力普遍较低。
不重视专利文献检索。根据“专利一国独立原则”，外国专利如果在一定期限内不另行在中国申请，就永远不能在中国申请专利、不受中国专利法保护。据悉，全球每年诞生的专利85％没有申请中国专利，跨国集团迄今在我国获得授权的专利不到17万。因此，如果没有很好地进行专利文献查询，很容易导致在进出口贸易中产生侵权行为或在企业引进国外技术时，掉进竞争对手设置的专利陷阱。
知识产权人才匮乏。知识产权人才培养的严重滞后，使得目前国内知识产权方面的人才十分短缺，人才的供需出现严重的失衡现象。
我国进出口贸易应对知识产权壁垒的对策
完善法规及预警机制。我国应针对立法的薄弱环节，完善知识产权法律法规体系，重视运用法律手段保护知识产权。完善专利预警机制，通过对知识产权及专利信息的搜集、分析、预警，为外贸企业提供必要的服务。
增强企业创新能力。我国企业应重视自身的技术创新，一方面，充分调动现有大学、科研单位的力量，建立起知识产权研发、生产基地；另一方面，企业应尽快提高品牌价值，增加品牌的科技含量，以此带动我国品牌的对外输出，加快我国品牌建设步伐。
提供资金扶持。企业在开发和形成自主知识产权的过程中，国家应通过多种途径和方式加大资金扶持力度，壮大其经济实力。对高校和科研院所为企业进行定向研究优先提供经费，对有技术创新的企业进行重点扶持和奖励。
注重专利文献检索。据统计，世界上每年完成的发明成果的92％可在文献中检索到。据世界知识产权组织（WIPO）的统计，充分利用专利检索文献，可节省40％的研究时间和60％的研究费用。进行专利开发前，应合理高效地进行专利检索。
实施知识产权人才战略。知识产权是一门综合性的学科，这种综合性决定了知识产权人才的专业素质应当是具有多门学科知识融合交叉的知识结构，科技与法律并举，并兼有国际贸易、外语等方面的知识。我国的企业应该改变固有观念，来培训自己的复合型知识产权人才。
参考文献：
1.陈宇山.从海外比较研究看广东知识产权发展与战略.现代情报，2007（1）
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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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篇13
一、人民币升值对我国进出口贸易收支的影响
1.基于弹性理论的分析
根据弹性理论,一国货币汇率变动对贸易收支具备改善效应的条件是满足马歇尔—勒纳条件:其进出、口需求弹性之和大于1,即当EX+EM>1时,其货币贬(升)值可使出口收入的增加(减少),进口支出的减少(增加),贸易收支逆差(顺差)减少,从而改善贸易收支。否则,当EX+EM=1或<1时,一国货币汇率的变动对贸易收支不具备改善效应。但是,马歇尔—勒纳条件通常对贸易小国适用,而对开放经济大国却未必适用,因为对于开放经济大国而言,汇率变动的贸易效应和政策效率受多种因素的制约,或者说其进出口贸易收支受多种因素的影响,如范金就认为马歇尔—勒纳条件不适用于中国。根据范金计算的我国中长期出口弹性为-0.8579,绝对值小于1,说明人民币升值使出口价格的提高的幅度超过出口数量减少的幅度,出口额反而提高了,假设人民币升值10%,将会使我国的出口额增加1.421%;而我国中长期进口弹性为-1.0774,说明人民币升值造成我国进口额的增加幅度不大,假设人民币升值10%将会使我国的进口额仅增加0.774%,小于出口额增加幅度,贸易顺差反而增加0.647%,所以其结论是人民币汇率升值会促使我国贸易顺差的进一步增加。
2.人民币稳步升值后我国贸易顺差额与汇率变动的数据分析
以上单从理论上分析还不足以有说服力,所以收集了自汇改以来汇率随市场变动与我国贸易顺差额的半年度数据,以此说明我国汇率调整是否会显著影响我国的贸易顺差额。
从05年6月开始到12月,贸易顺差额从106.3亿美元增长到110.1美元,除9月有所降低外，每月的差额都出现增加的势头。但同一时间段,人民币对美元平均汇价从827.65/100美元一直下降到807.59/100美元,说明在2005年的下半年,人民币保持稳步升值的趋势.
自2006年1月到11以来贸易顺差额从96.1亿美元增长到229.2美元,几乎每月的差额都出现增加的势头。但同一时间段,人民币对美元平均汇价从826.6/100美元一直下降到789/100美元,说明在06年人民币保持稳步升值的趋势,到2007年9月人民币对美元平均汇价下降到758/100。但我国贸易顺差额仍稳步攀升,2006年的贸易顺差1765亿美元,比上年增73.2%.贸易顺差继续增高,由此,可得出结论,汇率变化对我国的贸易顺差额并无显著影响。（数据来源：中国国家统计局网站）
3.我国高贸易顺差的深层次根源的辩证剖析
(1)我国劳动力等要素的低价格形成的比较优势
我国在劳动力、土地等要素价格方面,尤其是劳动力的价格具有很强的比较优势。2002年,中国制造业工人周工资为22135元,是香港和新加坡的十分之一,美国的三十五分之一,总体上来说,我国劳动力价格廉价优势仍然可以保持20年,可见人民币的适当升值很难抵消这种比较优势.劳动密集型产品一直对我国贸易顺差贡献较大,就2006年而言,成员国间纺织品贸易配额的取消导致我国纺织品出口的增加,是该年贸易顺差增加的主要推动力之一。
（2）国际产业布局转移形成的“迁移效应”。由于中国劳动力等要素价格的强比较优势和
巨大的国内市场,使中国成为跨国公司投资的热土.且近年加工贸易已占我国进出口的50%左右,加工贸易和外商投资企业已成为我国贸易顺差贡献最大的一项因素,如2006年下半年加工贸易和外商投资企业对我国商品贸易顺差的贡献率分别是150%和64%。华盛顿国际经济研究所的一项调查报告显示,中国对美国贸易顺差的75%来自产生的“迁移效应”。
(3)内外储蓄率的巨大差异
经济学描述了储蓄与投资之差、出口与进口之差互为对偶关系(S-I=X-M),即储蓄过多会产生贸易顺差;反之,储蓄过少会产生贸易逆差.中、美的储蓄率已分别走向了两个极端,中国近年的储蓄率高达40%左右(2006年为42%),而美国的储蓄率通常在5%以下,有时甚至为负储蓄率(2005年第三季度为-1.6%).麦金农教授认为,中国的高储蓄率和欧美的低储蓄率是导致中国对欧美高顺差的主要原因,他强调要重视从储蓄率角度来观察失衡问题.二、人民币升值对我国贸易条件和产业结构调整的影响
我国的“贫困化增长”,即贸易条件恶化问题已不容乐观,根据中国海关编制的贸易条件指数,1993年～2003年中国的整体贸易条件下降了12%(雷达);陈飞翔认为,2004年我国商品价格贸易条件指数比1995年下降了17%.因为人民币升值会导致出口价格上升和进口价格下降,从而使贸易条件改善。根据杨帆等的研究成果:在通货膨胀率不变的条件下,人民币升值的贸易条件改善系数为0.37。查贵勇通过对1994年～2003年的相关数据进行回归分析,得出人民币每升值一个百分比,中国贸易条件将改善0.353个百分比。关于人民币适度升值对我国出口商品结构和产业结构升级的促进作用,应该是肯定的。长期以来,我国出口一直走低价竞销的恶性竞争路子,人民币升值导致出口产品的外币价上升,会对那些高成本、低效益的企业和产品具有挤出效应;同时,人民币升值会降低先进设备的进口成本,从而有利于促进我国出口商品结构和产业结构的升级换代。
三、人民币稳步升值趋势下人民币汇率调节政策几点建议
由上文分析得出,人民币升值的办法并不能很好的改善贸易收支不平衡的状况。如果按照此趋势发展下去,很容易让人联想到日本在“广场协议”后,日元持续升值造成日本经济的长期衰退的后果。因此我们要采取配套措施,避免单纯为了应付我国目前贸易收支持续顺差状况,而采取不断调整汇率的做法.为此,我建议如下：
1.完善人民币汇率改革,为发挥汇率调节作用提供制度条件
借鉴日本等发达国家经验,稳定的汇率制度是经济健康快速发展的必要条件。因此我们应该健全以市场供求为基础的、有管理的浮动汇率体制，保持人民币汇率在合理、均衡水平上的基本稳定。让“有管理的浮动汇率制”名副其实,促进人民币汇率生成机制的市场化、科学化.最终逐步推进人民币资本项目可兑换,实现人民币的自由浮动和国际化。只有这样稳定合理的人民币汇率形成机制才有利于货币政策操作,实现内部平衡目标,才有利于对外经济贸易竞争和国内经济结构调整。
2.加快经济结构调整，扩大汇率作用机制
我国经济结构的不合理，是造成巨额贸易顺差的主要原因，因此，我们要以汇改为契机，一方面，通过进、出口税率调整等措施实现出口产业层次的优化和加工贸易的深化，促进国内产业升级。另一方面，借助贸易增长方式的转变,大力发展服务贸易,不断提高服务业的发展层次和开放水平。同时,要逐步统一内外资企业的税收、关税、外贸权、融资及要素获得等方面的政策措施，改变外资利用方式,提高利用外资质量。这样既可以加强汇率机制对改善贸易收支的作用效果,又可以弱化人民币升值的单向预期。
3.持续扩大内需，配合汇率机制改革
目前国内储蓄率很高决定了内需在拉动我国经济增长方面的重要地位。内需的扩大,以社会保障体系的进一步完善为条件.只有解决了人民群众的后顾之忧,才会改变目前国内储蓄偏高、消费偏低的现象,才会解决好我国经济发展内需不足的问题。内需的扩大,归根到底取决于人民群众的收入水平提高。收入水平的提高,来自人民群众议价水平的提高、劳动力价格水平的提高。要从根本上提高人民群众的议价水平,提高劳动力的价格,必须继续大力发展教育,提高劳动者的业务素质和技能水平。只有内需的持续扩大,才能增加有效供给,促进就业,显著提高经济增长质量和效益。在功能上作为以调节总量为主的汇率政策，才能起到更好的效果。
参考文献:
