出口贸易论文范文
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篇1
如李艳丽（2011）在研究人民币与主要竞争对手汇率变化对中国劳动密集型产品出口的影响，得出人民币汇率对中国出口并无显著影响。综上所述，关于汇率变动对出口贸易影响的研究成果已十分丰硕，但目前鲜有文献深入研究汇率变动对中国木质家具出口的影响，仅有少部分文献研究人民币升值对林产品贸易的影响（刘颖，2013；奉钦亮、覃凡丁，2012）。此外，现有关于汇率变动的研究，忽视了贸易伙伴国汇率变化对进口中国商品的作用。因此，本文以中国木质家具的出口为研究对象，建立一个简单的分析模型，解析各国汇率变动对中国木质家具产品出口贸易的影响。
2中国木质家具出口及汇率变动分析
2002~2012年开始，中国木质家具出口额逐步升高，年均增长率高达21.1%，除2008年、2009年以外，各个年份增长水平相当。如图1所示，2007~2009年，中国木质家具出口额虽然保持增长趋势，但增长率有所下降。由于2008年金融危机的发生，我国出口贸易行业受到严重影响，木质家具的出口也不例外。据统计2008年木质家具增长率仅为近十年来年均增长率的1/7。随着各国经济刺激政策的实行，中国木质家具出口出现回暖，增长率从3.1%增长到34.2%。从图1看，2002~2005年，美元兑人民币大体保持在8.2元左右，但自2005年中央银行开始实行以市场供求为基础，参考一篮子货币进行有调节、有管理的浮动汇率制度以来，人民币一直呈上升趋势。从2002年1美元兑换8.27人民币到2012年1美元兑换6.31人民币，人民币升值明显。从以上分析，政策变动、经济波动对国际贸易活动都将产生极大影响，而人民币汇率与国际贸易有着密切的联系，在具体的条件下不同程度的影响中国木质家具的贸易流量。从汇率变动与中国木质家具贸易状况分析看，2007~2008年人民币汇率波动幅度最大，变动0.7个单位。与此同时，木质家具从21.6%增长率下降到3.1%。而后2008~2010年，美元兑人民币在6.7~6.9之间波动，幅度较小。随着汇率的平稳，中国木制家具出口额年增长率逐步提高，2010年增长率达到最高值34.2%。2010~2012年，人民币继续升值，到2012年，1美元兑人民币降到6.31元，相应的木质家具出口增长率也从34.2%降到7.1%。综上所述，2002~2012年美元兑人民币呈现“下降—平稳—下降”的趋势，中国木质家具出口额年增长率呈现“下降—上升—下降”趋势，可见，汇率波动与木质家具的出口贸易两者之间具有密切联系。
3人民币汇率波动对木质家具出口贸易影响实证分析
3.1模型选择及指标选取
关于汇率波动对出口贸易影响的研究，本文根据殷德生、张家胜等学者已有的研究经验，得出一国贸易水平与国家的生活水平与汇率变动情况有。由于人口规模与进口需求具有一定关系，人口越多，反映进口的消费需求越大。因此，本文将人口规模纳入模型运算中。具体贸易国从中国进口木质家具的进口需求函数设置为：X=f(y,ner,p)（1）式（1）中，X表示一国的进口额，表示贸易伙伴国的人均GDP，p表示贸易伙伴国的人口数，ner则表示本国货币与其贸易对象的双边汇率，具体解释变量的含义与说明如表1所示。上述式（1）是一个很简单的模型，其实影响进出口贸易的因素很多，如本国的国民收入水平，进口国与出口国的距离等。但本文为了能够准确地反映人民币汇率与木质家具出口贸易的关系，以汇率为解释变量，以人均GDP、人口数为控制变量，着重分析汇率变动对进出口贸易的影响。为了消除数据可能存在的异方差和降低数据的自相关性，对各自变量作对数处理，具体回归方程：lnXi=β0+β1ln(nerji）+β2ln(GDPi/popi)+β3lnpopi（2）
3.2数据来源及说明
本文基于2002~2012年澳大利亚、加拿大、印度、印度尼西亚、巴拿马、马来西亚、新加坡、日本、沙特阿拉伯、泰国、英国、美国、欧盟（26个成员国）（虽然英国是欧盟的成员国，但没有加入欧元区，因此本文将英国从欧盟成员国单独列出来）等12个国家和欧盟从中国进口木质家具贸易流量数据进行面板分析。样本容量共143个，时间选择上主要考虑2点，一是考虑联合国数据库及12个国家欧盟数据的可获得性，二是考虑到中国人民币汇率制度的改革。在2002~2012年期间，也体现了2个重要的时间结点，一是2005年汇改，二是2008年金融危机。之所以选择以上几个国家，主要源于上述国家是中国木质家具出口的主要贸易伙伴国，自2002开始，从中国进口的木质家具的比重持续上升，从49.29亿美元上升到142.59亿美元。2002~2012年样本国家从中国进口的木制家具总产值的数据来自联合国COMTRADE数据库和EUROPEANUNION数据库，人均GDP和人口POP则来源于世界银行（）网站。木质家具按照其功能分为：木质办公家具（HS940330），木质厨房家具（HS940340），木质卧室家具（HS940350），木质起居室/餐厅和商店家具（HS940360），带软垫的木质框架坐具（HS940161），其它木质框架坐具（HS940169）等6种产品。各国的木质家具进口额由这6种木质家具产品的进口额加总而成。
3.3实证研究
3.3.1平稳性检验为了保证数据的平稳性，更加准确地考察人民币汇率波动对木制家具进出口贸易的影响，本文在建立回归模型之前，必须对变量lnXi、ln(GDPi/popi)、ln(nerji)进行单位根检验，以防出现伪回归，造成参数估计方法不当。因此，本文利用Eviews软件进行LLC检验，具体检验结果见表2。检验结果显示，在给定的5%的显著水平，lnXi、ln(GDPi/popi)、ln(nerji)数列均拒绝原假设（H0：变量数列含有单位根），则认为各变量数列是一个平稳数列。根据单位根检验结果，发现变量之间是同阶单整，可以进一步检验变量之间的协整关系。本文采用Jahansen协整检验，具体检验结果如表3所示。根据协整检验结果表明，第1行73.81>27.58，即在95%置信水平上拒绝原假设（拒绝了不存在协整关系的假设），亦3个变量存在协整方程，同时也说明了3个变量之间存在着长期稳定的均衡关系。因此，本文可以在此基础上对模型进行回归。3.3.2模型回归结果将2002~2012年从中国进口木质家具的主要贸易伙伴国的面板数据进行回归分析，回归结果如表4所示。模型1仅加入1个控制变量人均GDP，模型2在模型1的基础上加入人口规模变量，根据R2和极大似然值，发现模型2的回归结果更优良。在表4的模型1中，仅人民币汇率和人均GDP作为解释变量，由结果所得，人民币汇率的显著性为0.0621，相对显著；从作用方向看，汇率与木质家具的进口额呈正比关系，即人民币升值，则各国从中国进口家具的总额越大。在模型2中，加入进口国人口规模变量作为解释变量，发现汇率变动的显著性更高，但作用方向与模型1相反，表明人民币升值，降低各国木质家具的进口额。在模型1和模型2中，汇率是影响木质家具进出口的一个显著因素。根据模型2的回归结果，如果人民币升值则会导致贸易伙伴国从从我国进口木质家具产品的价格相对提高，降低国外市场对我国木质家具产品的需求，从而影响我国木质家具的国际竞争力。根据图2可以看出，2002~2006年中国主要贸易伙伴国的木质家具进口额逐年增长，年均增长率达到29.2%，与此相应的1美元兑人民币基本保持在8.27元。汇改以来至2009年，人民币对美元汇率累计升值21.2%，相应的各国进口中国木质家具总额的呈下降趋势，从2007年的146.82亿美元到2009年下降到114.42亿美元，与上述模型回归结果一致，即本币升值，降低了他国进口中国木质家具的需求。2009年以来，中国为应对金融危机，人民币汇率在合理均衡水平上保持稳定，相应地他国进口中国木质家具的总额也逐步增长，恢复原先的增长水平。2005年中国人民币汇率改革，人民币升值。在短期阶段对中国木质家具贸易具有显著的影响，降低他国对中国木质家具的需求，这主要源于人民币升值，提高其在国际贸易中的相对价格，削弱中国在国际市场中的竞争力。但从2009年以后，人民币升值后汇率稳定在一个合理期间，反而促进贸易的增长，可能源于汇率的变动并不改变出口商品的价值，短期市场波动主要通过汇率变动引起的市场价格竞争，在经过较长期的变化趋稳，会逐步降低汇率变化对进出口贸易的影响。
4结论与对策建议
篇2
一、出口退税率调整对外向型经济发展的影响如何看待这次调整所带来的影响，应当说，既有利也有弊。我国出口企业作为外向型经济发展的主体，它所受到的影响最能反映出，国家与出口企业之间利弊取舍的关系。因为，出口退税率调整对不同行业、不同企业、不同贸易的影响程度也不同，所以，只有客观地、综合地去分析各个方面的因素，才能正确的做出评价。
（一）出口退税率调整的正面影响。
一是防止国内资源流失，促进我国经济增长方式的良性发展。
此次出口退税率的调整，一方面有利于引导企业减少“两高一资”、低附加值、低技术含量商品的出口，加大高附加值、高技术含量商品的出口，摆正出口企业调整投资方向，避免盲目投资和产能过剩。另一方面，通过取消或降低出口商品退税率，可以改观我国经济增长方式的不良势头。据海关统计，此次调整的2831项出口商品约占海关税则中全部商品总数的37%，是去年9月出口退税率调整商品的2.04倍。以此看出，国家专心治理重拳出击的态度十分明朗，它必将带动产业结构和出口商品结构的协调发展，对改变我国经济增长方式意义重大。
二是缩减贸易顺差间隙，缓解国与国之间的贸易摩擦。
截止今年6月底，我国外汇储备额已达到了1.3万亿美元，外汇储备多，固然意味着国力的增强，但是当超过一定的适度区间，就不可避免降低资源使用效率，甚至给经济发展带来阻力。据海关统计，仅2007年1－5月份进出口总额就达到了8013亿美元，同比增长23.7%.其中：出口总额4435亿美元，同比增长27.8%，进口总额3578亿美元，同比增长19.1%，出口增幅高于进口增幅8.7个百分点，累计顺差857亿美元，同比增长83.1%.可以看出，我国进出口数额反差过大，比例失调。因此，此次调整出口退税率，是抑制外贸出口过快增长，缓解外贸顺差过大，保持对外贸易稳定，减小国际贸易争端与摩擦的最有效手段。
三是优化产业结构，改变外贸出口的增长方式。目前，我国出口商品还是以附加值较低、密集型为主。虽然，经过多次出口退税政策的调整，也未“封杀”住居高不下，出口缩减的局势。此次调整，把主线放在了主导型商品出口上，通过大幅下调部分商品的出口退税率，（如：玻璃制品由13%下调到5%），促使企业优化产业结构调整，致力于提升产品科技含量，增加附加值，由简单的数量竞争转向质量竞争，实现优胜劣汰，摆脱我国部分出口商品低价竞争的局面，提高出口的整体效益。
四是国家税收增长，减轻中央与地方财政负担。从1994年最初的税制改革开始，国家根据国际贸易变化的形势曾多次调整出口退税率，解决出口退税指标不足，减缓财政压力，促进税收增长。今年的调整与以往不同的是，取消和下调退税率的主导型商品具多，那么，相对的退税会逐额减少，这样一来，在一定程度上也减轻了中央与地方退税超基数部分92.5：7.5比例分担退税的压力。
（二）出口退税率调整的负面影响。
一是出口退税调整对经营利润的影响。此次调整，除船舶及对外承包工程的出口企业在7月20日以前已备案的，仍按原退税率执行以外，所有调整退税率的出口商品不在执行三个月的“过渡期”退税。出口企业不在拥有退税率由高到低，有退到零调整变化三个月按原退税率执行的准备期，所带来的负面影响较以往要大。因为，许多出口企业为进军国际市场，占有一席之地，往往以成本价格或低于成本价格的商品去参与市场竞争，在毫无赢利的情况下，只靠出口商品的退税来换取利润的做法比较普遍。退税率调整后，他们的优势竞争将失去保障，再用低于成本的商品去创造市场赢利，以无法实现。但短期内他们想通过调整产业结构，改换贸易经营策略去应对出口退税率的调整，为自己带来一丝生机，一时间也很难奏效。
二是出口退税率调整对企业税负的影响。出口退税率降低后，企业的征退税率之差将会增大，而出口收入乘以征退税率之差作为进项税转出，减少进项税额，应纳税额将会增加，从不同程度上，征退税率之差的增大导致增
值税税负相应增加。如果，对全部货物出口或出口比重大的企业来讲，当征退税率之差变大时，进项税额转出就越多，在全部进项税小于进项税额转出时，还会导致与出口退税政策不相符的“倒交税”现象，这与“出口货物实行零税率”政策相悖。
三是出口退税率调整对不同企业的影响。出口退税率下调对出口企业的负面影响不言而喻。但对不同类型出口企业而言，其影响程度存在着不同的差异。据企业反映，出口退税率每降低1个百分点，出口成本就增加1%，也就意味着企业的利润减少1%.1、国内上市公司业绩受到影响。上半年股市涨涨停停的泡沫现象，牵动着全国上亿人的心。6月19日以来，股市大盘几度调整，沪指大幅下跌，个股股价也普遍出现下挫。特别是出口营业收入比重较大的上市公司，与出口退税率调整有着密切的联系，可以讲，是造成了股市近期大幅波动的原因之一。2、出口主导型企业经营处于徘徊期。如：玻璃纤维出口退税率由现在的13%降低到5%.出口退税率下调8%，致使成本增加了8个百分点，等于减少利润8个百分点。这些商品都具有较强的国际竞争力，包括服装、鞋帽及箱包、工艺品等轻纺在内的一系列商品，都下调了退税率。出口企业面临着是内销还是外销的重新选择，处于“不确定”的徘徊期。3、外贸流通企业比生产企业受到的冲击大。由于外贸流通企业的利润率远远低于生产企业，以纺织业为例，生产企业平均净利润率几乎是外贸企业的3-5倍，因此，外贸流通企业对退税率下降的反应要敏感得多。
四是出口退税率调整对各类行业的影响。此次，降低或取消出口退税率，对外销比例大的行业影响极深，再加上由于没有过渡期调整产品结构的准备时限，企业将处于两难的境地。首先是部分涉及资源和能源高消耗的化工加工品，出口退税取消涉及了385个品种，出口退税下调到5％的有239个品种。出口退税率如此大幅度的下调，无疑会对化工行业的经营业绩带来不利影响。其次是造纸、家具等行业，冲击量也不可小估。再次是服装、鞋帽、箱包、工艺品等轻纺行业，虽然，下调幅度不大但从出口利薄的角度看，也是困难重重。因此，短期内行业结构应适当、尽快调整，扭转不利局面。
二、出口退税率调整企业应对筹划的建议虽然，短期内出口退税率调整，对出口企业的影响是不利的，但立足长远分析，它对改变企业经济增长方式，改善国内环境设施，提升产业结构意义重大。出口企业应把不利影响降到最低，抛弃原有经营模式，寻求新的利润点，尽快找出适应自我发展的途径。
一是退税率调整前后的测算分析。相对取消或降低出口退税率的企业，在充分考虑政策调整和外贸出口增减等因素的基础上，应自下而上地综合分析出口退税的增减实际，测算利润的赢余空间，掌握谋求发展的第一手资料。只有这样才是正确选择经营方式、调整产业结构、应对退税率变化的可行之道。
二是加强内购外销的管理，逐步转移退税负担成本。退税率下调后，出口企业的征退税率之差将会拉大，导致生产成本明显增加，出口商品的价格战更加激烈，国际竞争的优势会逐步减弱。对此，出口企业需要调整其出口产品报价，也需要与国内购货商、进口外商进行沟通，为减少出口退税率降低造成的损失，可以考虑将以往从国外采购的原材料，改为在国内采购的办法，控制原材料的成本；在与国内外原材料供应商交易时，尽量压低采购价格，降低原材料采购成本，在自身适度负担的前提下，有计划实现转嫁前移。
三是调整产业结构，提高商品技术含量。出口退税率下调对出口企业来说是一次挑战，要转变原有思路，缩减低附加值、高耗能商品的生产，转而开始研发和生产高附加值商品。例如，下调退税率的服装行业，在功能设计、外观造型、包装等方面有所创新，同时要以发展品牌为目标，培育自己的品牌，提高产品的品质和声誉，从而增加产品的附加值。这些都是尽可能减少退税率下调给企业带来影响的上上之策。
四是改变贸易方式，促进加工贸易转型升级。出口退税率下调将直接影响出口企业利润，但不同企业所受影响大小程度不一样：出口收入占主营收入比重越大，且毛利率越低的企业，所受影响就越大。那么，通过延伸贸易链条，采取多种贸易方式同在的诸多措施又不失为一项良好的应对策略。其一以香港市场为依托，逐步向中东、东南亚、欧美市场延伸，克服出口地区过分集中和过分依赖中间商的被动局面；其二开展直接贸易，立足本企业商品，直接同外商签订合同、报关出口；其三开展委托加工贸易，根据客户需求，将公司初加工产品向深加工成品出口，增加出口商品的附加值和市场竞争力；其四开展来料加工贸易，压缩资金的周转，靠出口商品的数量与免税来赢得利润。例如，纺织行业可以衡量国内、外棉花的价格，在国内价格高于国外价格的情况下，以来料加工方式运作，以求降低出口成本。
五是加强企业内
篇3
1．1单位根检验由于宏观经济变量的时间序列大多数是非平稳序列，直接对其运用普通回归分析会产生“伪回归”问题，为了处理此问题，首先检验序列的平稳性。检验序列平稳性的标准方法是单位根检验。由图3、图4可知，序列lnGDP、lnEX呈上升趋势，变量的数据明显随时间递增，初步判断该数据不平稳。由表2可知，lnGDP、lnEX的ADF统计值均大于显著性水平1%、5%和10%的临界值，所以序列lnGDP、lnEX都存在单位根，是非平稳的。因此，应对序列lnGDP、lnEX的一阶差分ΔlnGDP、ΔlnEX再进行单位根检验，ΔlnGDP和ΔlnEX的ADF统计值都小于显著性水平5%的临界值，所以序列ΔlnGDP、ΔlnEX都不存在单位根，是平稳的。
1．2出口贸易与经济增长的协整分析为了进一步分析出口贸易与国内生产总值增长之间是否存在长期的均衡关系，下面对出口贸易水平变量与国内生产总值变量进行协整分析。通过上面分析可知，两变量序列lnGDP、lnEX均为一阶单整I(1)，满足协整检验前提，故可考虑两者之间是否存在协整关系。现用E－G两步法对lnGDP、lnEX变量进行协整关系检验。第二步，检验上述模型的残差项是否为平稳序列，即检验是否是I(0)序列。上述回归方程估计残差序列e的取值如图5所示。由表4可知，ADF检验统计量－3.05795小于显著性水平5%、10%时的临界值，因此可认为估计残差序列e为平稳序列，这表明lnGDP与lnEX之间存在协整关系。根据E－G两步法原理，上述回归方程不仅揭示了出口贸易对国内生产总值的影响度，且表明它们之间存在长期均衡关系。从回归方程可看出，出口总额(EX)增加一个百分点，国内生产总值(GDP)增加0.837个百分点。因此，该协整回归方程具有现实意义。
1．3格兰杰因果检验从协整检验结果可以看出，出口总额与国内生产总值之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系，还需进一步验证。下面对出口总额与国内生产总值进行Granger因果关系的检验结果见表5。从Granger因果检验结果可以看出，在10%的显著检验水平下，只有出口额的检验结果拒绝了原假设。也就是说，安徽省出口贸易与经济增长之间只存在单向的Granger因果关系，即出口贸易是经济增长的Granger原因，但没发现经济增长是出口贸易的Granger原因。综上，本文通过对1992－2013年的数据运用协整检验和Granger因果检验，对安徽省出口与经济增长的关系进行了分析，得出:从长期来看，出口额与安徽省GDP的增长具有显著的正向关系。这表明，扩大出口是安徽经济增长的重要推动因素之一。因此，安徽省要想方设法扩大出口贸易，发挥出口贸易在经济增长中的作用。
2安徽省出口贸易面临的问题分析
其一，企业竞争力不足，缺乏自主品牌。目前安徽省的企业规模较小，技术设备落后，加工行业的技术水平低，很少能达到国际先进水平。安徽省的低成本竞争优势实质上依赖于低价竞销，产品附加值低，不利于企业培育核心竞争力，也不能充分发挥安徽劳动力资源丰富的优势，而且容易引发国外对我省产品反倾销或保障措施的贸易壁垒。我国企业的很多核心技术都是在模仿国外企业的技术，安徽省的一些企业也是跟在外企后面模仿，缺乏自主品牌，得不到高额垄断利润，只是微利［10］。其二，出口体制不健全，缺乏有效的出口服务。安徽省外贸体制不完善，还没有建立起行之有效的体制。通常拥有进出口权的贸易公司收购或者事先签订订单获得货源，然后经过进一步加工和包装对外出口。生产与出口主体分离，造成主体利益的不一致，致使交易双方掌握的信息不对称。其次政府支持政策不完善，没有出台针对相关产品出口的促进措施，不能激发企业出口的动力。再则就是缺乏有效的出口服务，如信息服务。由于安徽省出口企业规模较小，进入国际市场的时间较短，所以还没有建立起有效的国际市场信息渠道，缺乏信息收集、处理、分析的能力。其三，出口商品的技术含量低，缺乏技术创新。安徽省出口以农产品、茶叶、机电产品为主，农产品出口虽然在不断增长，但是一些农产品生产成本高，缺乏价格优势，而且结构不合理，出口层次低，创汇率不高;其次是安徽农产品技术含量低，创新产品少，基本上出口的都是传统产品，所以在世界市场上可能会受到威胁和挑战。其四，出口市场过分集中，使出口容易受到发达国家保护主义措施的冲击。安徽省出口市场主要集中于亚洲、北美，而对中东、拉美、非洲等地区出口较少。这种集中的市场格局，容易受到发达国家对出口产品保护主义措施的冲击。目前安徽省产品难以达到发达国家的要求，如严格的技术标准直接限制了产品出口;严格的环保标准削弱了农产品在出口贸易中的优势。
3促进安徽省出口贸易的政策建议
篇4
关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型
改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。
一、文献回顾
迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。
从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。
上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。
二、实证分析
（一）数据选取
由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。
（二）时间序列的平稳性检验
在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。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。
篇5
关键词：出口贫困化增长国际贸易
伴随着出口的增加，中国已经连续多年出现经常项目顺差。从中国统计年鉴统计数据中可以看出中国1999年到2006年间的出口总额和经常项目顺差逐年递增，近几年还有增加的趋势。国际贸易学的研究表明，一个国家的经常项目出现顺差不一定是好事，发生逆差也不一定是坏事。但是，一般来说，一个国家的经常项目出现顺差对该国经济具有较多的有利影响，而一个国家经常项目发生逆差对该国经济产生较多的不利影响。本文从商品出口对出口国经济的一般影响入手，深入分析中国出口所实际产生的贸易利益。
一、机理研究：商品的出口对出口国经济的一般影响
1.短期分析。根据经济合作与发展组织研究人员的计算，在20世纪70年代，经济合作与发展组织成员国每增加包括出口在内的支出1%，所导致的本国国民收入增加的百分比如下：美国1.47%、德国1.25%、日本1.23%、加拿大1.27%。因此，在社会资源还没有充分利用的条件下，出口的增加会导致产值和就业的增加。正因为如此，各国都努力促进出口贸易，来提高本国的产值和就业水平。
2.长期分析。根据不同发展程度国家出口不同类别产品看来，出口对出口国经济的影响在长期内主要存在以下四种情况：
(1)出口的增加造成经济的恶化。(2)出口的增加没有带来相应利益的增加。(3)出口的增加带来相应利益的增加。(4)出口的增加带来相应利益更大幅度的增加。
二、中国出口贸易利益的流失
中国是一个迅速崛起的发展中大国，统计显示，2006年，中国货物进出口贸易总额达17604亿美元，是2002年的2.8倍；在世界贸易中所占比重达到7.2%，比2002年提高2.5个百分点。据世界贸易组织（WTO）统计，2004年，我国货物进出口总额世界排名由2002年的第五位上升至第三位，2005和2006年继续稳居第三。2003年～2006年，我国仅服务贸易累计出口就达2738亿美元，年均增长23.4%，高于同期世界平均出口增速9.3个百分点。其中，2006年出口914亿美元，是2002年的2.3倍，占全球出口总额的比重上升到3.4%，比2002年提高了0.9个百分点。
近几年中国成为进出口总额最大的发展中国家，多年来经常项目都是顺差。但是，中国在巨额的出口贸易中，以及在长期的经常项目顺差中获得了多少贸易利益呢？
1.中国出口的产品结构。从中国统计年鉴中可以看出，1980年至2006年间中国出口商品结构已经得到很大的改善。初级产品的出口总额在总出口中所占比例从50.30%迅速下降到5.46%，工业制品的比重从49.70%急剧上升到94.54%。前面的分析表明，工业制品的出口贸易利益大于初级产品。这意味着随着时间的推移中国出口贸易的利益相对来说在增加。
2.中国出口的厂商结构。1997年至2006年中国出口商品厂商结构表明，在中国的出口总额中，外商出口所占比重在稳步上升，从1997年的40.98%上升到2006年的58.19%。这表明从出口主体的收益来看，中国有超过50%的出口贸易利益是被外商投资企业所获得。外商利用中国廉价的劳动力和低价的租金，在中国开设工厂生产产品，将本来是本国的出口额转变为中国的出口额，它们从中可以获取更大的利润。当然，中国商品的出口中也不是毫无收益。中国获得的直接收益是：工人就业的工资收入、外资企业的赋税收入等。中国获得的间接收益是：外资企业需要在中国购买原料、材料、燃料、电力、半成品等，这将增加此类产品生产厂商的利益，并对中国的GDP产生一定的乘数效应。3.中国厂商出口商品的价值构成。在中国厂商出口贸易收益中，也不是全部被中国厂商所获得。中国厂商在生产出口产品的过程中，需要购买发达国家的设备、零部件、技术专利等，发达国家的厂商在中国厂商的出口中获得了很大一部分收益。在中国出口商品的价值链中，中国厂商只获得较少的一部分价值。一般来说，越是技术密集型出口商品，中国厂商获得的价值的比例就越小。
三、结论及对策
从以上分析可以看出，虽然中国连年经常项目顺差，出口总额逐年增加，但由于我国科学技术水平较低，国际科技竞争力较差。虽然我国工业制品的出口在出口总额中占很大份额，但是一部分出口商品是采取来料加工的方式生产，没有自己的核心技术和知识产权，出口贸易利益流失很大；一部分出口商品是由外资企业出口的，贸易利益被外商获得；还有一部分出口商品是低附加值产品，没有超绝对优势，并且面临着激烈的国际竞争，贸易条件趋于恶化，所获得的贸易利益有限。因此，由于中国出口的产品结构、出口的厂商结构、出口产品的价值构成结构内部的问题，造成中国的出口贸易利益严重流失。
为了改变这种现状，防止出口贸易利益的流失，可以采取以下对策:(1)优化出口的产品结构，促进产业结构升级，努力改进技术，加大研究与开发新产品、新技术的力度，提升高附加值产品的出口比例。(2)改善出口的厂商结构，培育出更多中国自己的大型跨国公司，创造出中国自己的世界名优品牌，提高生产的本土化程度。(3)提升出口产品的价值构成结构，提高自主创新能力，努力拥有中国自己更多的知识产权。(4)转变经济增长方式，建设节约型社会，提高产品的人性化、节约化、环保化程度，积极参与国际交流与合作。
参考文献:
[1]林德特:国际经济学.范国英等译.北京：经济科学出版社，1992
篇6
关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型
改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。
一、文献回顾
迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。
从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。
上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。
二、实证分析
（一）数据选取
由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。
（二）时间序列的平稳性检验
在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。
综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。
（三）协整检验
近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。
对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。
回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：
浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。
由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。
由回归方程(2)可知，CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。（四）误差修正模型
误差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。
由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：
lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1
t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）
lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1
t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）
在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。
在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。
三、结论与建议
通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：
（1）从长期关系看，CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。
从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。
纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的,也是可行的。
（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。
本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。
从浙江省当前贸易战略出发,政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。
对企业界而言，加入WT0后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。
参考文献：
蔡锐,刘泉.2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗?——基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］.世界经济研究(8).
齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).
邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).
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篇7
(一)企业技术创新与出口贸易关系研究国外学者对企业技术创新与出口贸易的关系进行了大量的研究。Stern等(1981)对美国的出口贸易进行了深入的研究，发现出口贸易在很大程度上受到技术的影响[1]；Wakelin（1998）研究发现，国际贸易与技术的关联性较为显著，技术能够极大地推动国际贸易的发展[2]；RoperS等（2002）研究了英国制造业中技术创新与出口竞争的关系，发现技术创新对产业的出口贸易具有显著的推动作用[3]；Montobbio等(2005)对出口贸易与创造力的关系进行了深入的研究，发现创造力能够显著地促进出口贸易的增加[4]。国内对于出口贸易与企业创新产出的研究也不少。刘仁平（2006）认为，在国际贸易中的竞争优势与产业结构的升级都得益于技术创新的发展，技术创新对两者具有显著的促进作用[5]；邹武鹰等（2008）认为，出口贸易能够显著影响技术创新并对地区创新能力的提升具有巨大的推动作用[6]；王华等（2010）认为，就培育中国企业的自生能力来说，国际贸易以及国际技术许可都会起到不可忽视的作用[7]；郑义等（2011）对外资与技术创新的关系进行了实证研究，认为技术研发的投入是技术创新的基础和源泉，国家经济的增长必须要靠技术进步[8]；徐二明与杨正沛等（2011）实证研究发现，技术创新能够显著影响出口绩效[9]；赵伟等（2012）认为，政府对企业参与国际竞争的支持程度与企业的自主创新能力具有密切的联系，出口贸易能够有效提升各类企业的创新倾向[10]。
（二）企业技术创新与制度创新的互动关系研究国内外学者对制度创新与企业技术创新之间的关系存在较大争议，目前比较有代表性的是制度决定论以及技术决定论，前者认为制度创新决定技术创新，后者认为技术创新决定制度创新[11]。马克思从辩证唯物主义的角度对两者关系进行了阐述，认为两者之间存在着一种相互促进、相互依存又相互制约的辩证关系。在国内，杜伟（2004）通过研究发现，技术创新与制度创新联系紧密，两者相互促进[12]；蔡乌赶（2012）认为，制度创新与技术创新之间存在着复杂的协同演化关系[13]。
（三）制度创新与出口贸易关系研究制度创新与出口贸易之间关系较为密切。新制度经济学认为制度对于国民经济的发展以及经济的运行效率具有显著的影响作用[14]。在国内，金祥荣、茹玉骢等（2008）利用新经济地理学的分析框架，构架两国三地区的垄断竞争开放模型，并利用1998—2004年的非连续数据进行实证研究，发现通过改善企业生存的制度环境有助于缓解地区出口差异，缩小地区间经济发展不平衡[15]；张杰等（2009）发现出口贸易对于提高企业全要素生产率以及改善企业的外部制度环境方面具有显著的促进作用[16]。
二、企业技术创新、制度创新与出口贸易的协同演化关系分析
如前所述，企业技术创新、制度创新与出口贸易三者紧密相关，既相互促进、相互依赖，又相互制约。为了更好地协调三者之间的发展，形成企业的竞争优势，有必要对三者的协同演化关系进行研究，了解其动态互动关系及作用机理。
（一）企业技术创新与出口贸易的互动关系企业技术创新是进行出口贸易的原动力，技术创新加快了企业技术进步的步伐，能够为企业提供新产品或服务，同时对原有产品及服务进行升级，而新产品则可以加强企业竞争力，使得企业在国际上形成自己的竞争优势，从而有效地提高出口贸易额。反过来，出口贸易对企业技术创新具有反作用。首先，企业要想维持在国际竞争中的地位并保证出口贸易的持续增长就必须加大技术研发的力度。其次，出口贸易取得的收入及资源有相当一部分被投入到企业技术创新里面，这就为企业进行技术创新提供了良好的物质基础。企业技术创新为出口贸易提供了原动力，并有效地促进了企业国际化的进程；反过来，出口贸易使得企业可以利用自身技术优势获得巨额利润，并维持企业在国际同行业的竞争地位。因此，两者之间存在着紧密的互动关系。
（二）企业技术创新与制度创新的协同关系已有的研究以及实践表明，企业技术创新与制度创新之间密切联系、相互促进、动态发展。企业在技术创新上的迫切要求决定了企业必须在制度上进行一定程度的改变。企业技术创新同时降低了制度安排的成本，如信息技术的使用及办公自动化大大降低了组织形式上的成本。企业技术创新为制度创新提供了原动力，使得那些不利于企业发展的制度逐渐发生改变，以适应企业的发展。反过来，制度创新为企业技术创新提供了支撑与保障。其次，制度创新为企业进行技术创新提供了稳定的环境、必要的外在条件，同时也提供了坚实的制度保障。综上所述，企业技术创新与制度创新虽然各有特点，但两者之间相互促进、相互协调、相互影响、相互制约，共同推动和影响企业的发展。企业技术创新要求与其相适应的制度安排，并为制度创新提供了基础；反过来，制度创新为企业技术创新提供了便利条件，对企业技术创新具有重要作用。总之，二者之间相互协同演化。
（三）制度创新与出口贸易的互动关系在国际贸易过程中，企业的最终目标就是奠定自己的国际地位并获得足够的利润。企业进行出口贸易必须要遵守一定的规则，企业内部的、企业外部的、国内的抑或国外的制度，只有在一定的制度框架内进行贸易，才能保证出口贸易的有序进行，良好的制度能够保证企业进行出口贸易的效率。因此，可以认为制度创新为出口贸易提供了适合的制度保障。制度创新包括国家宏观经济制度创新与企业微观经济制度创新。企业微观制度创新包括组织制度、管理方式等方面的制度创新；国家宏观经济制度创新包括经济体制、法律制度、行政制度等方面的创新。企业对自身制度进行创新，形成适合于企业进行出口贸易的经营制度，可以有效提高企业出口贸易的效率。政府加大改革开放力度，制定相应的法律制度，对经济体制进行创新，可以为企业的出口贸易发展提供坚实的保障。反过来，企业出口贸易额的不断增加，能够为制度创新提供物质条件，并检验制度创新是否有效。综上所述，企业技术创新、制度创新与出口贸易相互促进、相互影响又相互制约，三者之间协同演化。企业技术创新与制度创新为出口贸易提供了技术与制度支持，使得企业在进行出口贸易的过程中更具有竞争优势，而企业的出口贸易又为企业技术创新与制度创新提供了物质条件，促进了企业技术创新以及制度创新。
三、协同演化模型构建
基于以上分析，制度创新、企业技术创新与出口贸易之间具有密切的联系。从系统论的角度来看，三个子系统通过相互作用形成具有自身特色的复杂系统。本文采用徐向艺、徐英吉（2008）[17]建立的复合系统协同度模型，来研究企业技术创新、制度创新与出口贸易之间的协同度。
（一）概念界定“协同”指事物间相互匹配的关系；协同度，是用来衡量系统内部各要素之间和谐与匹配的程度。协同度的取值范围为[-1,1]。
（二）模型构建1.子系统有序度模型假设复合系统由若干子系统或要素构成，即：Z=（Z1，Z2，Z3……Z），其中Zi为第i个子系统或基本要素。考虑子系统Zi，i∈[1,m],设其在发展成长过程中的序变量为xi=(xi1,xi2……,xin)，其中n≥1,βij≤xij≤αij,j∈[1,n]。通常，系统的有序度有两种。一种假定xi1,xi2,…xin取值越大，系统的有序度越高；取值越小，系统的有序度越低，如投资回报率、资产收益率等等。另一种情况假定xi1,xi2,…xin的取值越小，系统的有序度越高；其取值越大，系统的有序度越低，如负的外部性。
四、实证研究与结果分析
（一）实证研究据前面的分析可知，企业技术创新、制度创新与出口贸易三者之间关系紧密、协同演化，下面利用上文所建立的协同演化模型来研究三者之间的协同度。本文选取比较有代表性的国有高新技术企业统计数据进行实证研究，考虑到国有企业内部制度的复杂性，在考虑制度创新指标时仅考虑外部指标。1.指标确定首先需要确定企业技术创新、制度创新以及出口贸易的度量指标。指标的选择必须遵循科学性与易操作性的原则，使得指标的科学性与操作性达到较好的平衡。参考《中国高新技术产业统计年鉴》以及其他文献，本文将指标设立如下（见表1）。2.数据采集国有企业在国民经济中占据主导地位，同时也是中国进行出口贸易的主要施行者，因此对其进行研究更具有现实意义。为了更好地研究技术创新、制度创新与出口贸易之间的关系，本文在进行数据采集时，选择比较有代表性的国有高新技术企业。对于各项数据的具体数值、技术创新以及出口贸易测度指标值通过查阅《中国高新技术产业统计年鉴2013》获得。对于如何将制度创新进行量化，不同的文献给出了不同的方法，在此根据数据的可获得性并综合各类文献，本文选取两个比较有代表性的指标：市场化指数与对外开放程度。其中，市场化指数通过《中国市场经济发展报告》获得；参考《中国统计年鉴2012》、《中国高新技术产业统计年鉴2013》、《中国科技统计年鉴2013》以及《中国市场经济发展报告》，计算得到中国国有高新技术企业技术创新、制度创新与出口贸易的相关数据，如表2所示。3.权重的确定对于权重的确定，本文采用相关矩阵赋权法，具体操作步骤如下：设包含有n个指标的指标体系，其相关矩阵为。为了更直观地呈现出国有高新技术企业技术创新、制度创新与出口贸易三者之间的协同度，构建三者的折线图，如图3所示。
（二）结果分析通过对2008—2012年我国国有高新技术企业技术创新、制度创新与出口贸易复合系统协同度计算分析发现：（1）技术创新有序度大体呈上升趋势，并有轻微波动。国有高新技术企业不断提高对技术创新的投入，这对于国有高新技术企业在国际贸易中形成自己的竞争优势具有重要作用。（2）制度创新有序度总体呈上升趋势，但2012年略有下降。为了适应经济全球化的趋势，国家在制度创新方面做了很多努力，以期有利于企业的出口贸易。（3）出口贸易有序度在2009年以前逐渐递增，在2009—2011年间呈下降趋势。其原因可能是2009年前得益于中国的低成本劳动力，中国国有高新技术企业以低成本优势在出口贸易中占据有利地位。然而2009年后随着国外对中国的技术壁垒的设置，以及中国劳动力成本的逐渐增加，国有高新技术企业的出口贸易额有所下降。然而近些年来，国外尤其是美国与欧洲经济相对来说较为不景气，中国内部由于特殊的制度受国外经济影响相对较小，这使得中国企业的出口贸易额得到显著提升。（4）制度创新与出口贸易协同度在区间[-0.8,0.5]，协同度整体偏低，表明出口贸易与制度创新良性协同发展机制尚未形成，宏观经济制度有待于进一步改革，以便适应中国企业不断的出口贸易需求。（5）技术创新与制度创新协同度维持在区间[-0.4,0.3]之间，由图2看出，其协同度逐渐趋于平稳，这表明国有高新技术企业技术创新与制度创新协同发展机制有待于进一步完善。（6）技术创新与出口贸易协同度在2008—2011年间较平稳，自2011年后协同度得到较大提高，表明国有高新技术企业技术创新与出口贸易之间的协同发展机制发展良好。综上所述，国有高新技术企业技术创新与制度创新、制度创新与出口贸易以及企业技术创新与出口贸易的协同度是密切相关的，三者协同演化发展，这种协同演化发展的趋势将促使中国国有高新技术企业不断进行技术创新并影响中国的制度创新，同时其出口贸易额也将不断增加，进而提升国有高新技术企业在国际上的优势竞争地位。
五、结论、政策建议与展望
（一）结论本文在对企业技术创新、制度创新与出口贸易三者相互作用分析的基础上，根据协同演化理论，并通过对2008—2012年国有高新技术企业技术创新、制度创新与出口贸易进行实证研究，确立了企业技术创新、制度创新与出口贸易协同发展模型，揭示了三者之间的协同演化关系。企业技术创新与制度创新都是影响企业出口贸易的重要因素，企业技术创新可以为企业进行出口贸易提供原动力，制度创新为企业出口贸易提供了制度保障；反过来，出口贸易为企业技术创新以及制度创新提供了物质条件，同时检验了企业技术创新与制度创新的成果。综合来看，企业技术创新、制度创新与出口贸易之间存在着协同演化关系，三者相辅相成，每一个方面的改变都将对其他两者产生重要作用。总之，企业要想在经济全球化的浪潮中，树立自身的国际竞争优势地位，就必须注重技术创新、制度创新以及出口贸易三者的协同关系。
篇8
在国际对位出口贸易中，汇率的变动可能为国家带来两类影响，一类是短期影响，而另一类是长期影响。汇率变动对国家对外出口贸易造成影响的原因是由于进出口商品的价格和数量对国家贸易收支造成而来间接的影响。在国际贸易过程中，如果本国货币贬值，则对国外的进口来说是一个相对较好情况，其导致商品对外相对价值下降，这样有助于国家商品出口销售，而不利于国家进行进口贸易。如果本国的货币升值，则其出口价格就会上升，也就会导致出口情况受阻，而进口贸易则会增加。在判断本国货币汇率变动对本国进出口贸易造成影响时，不能仅仅考虑货币的对外价值，还需要考虑货币在本国内的价值是否有变动，这关系到国家进出口贸易变化的幅度。例如当本国货币升值时，如果国内货币价值下降，则其造成的出口贸易变化幅度要大于货币国内价值不变的情况。
二、人民币汇率变动对我国出口贸易的影响
人民币近几年来的汇率虽有波动，但总体上呈现上升状态，这也就使得我国在出口贸易上的竞争力有所下降，这也是以美国为首的欧美经济体对我国发展的一种遏制手段，其容易造成我国贸易逆差，并不利于我国的贸易发展。我国的汇率改革制度到目前一共经历了两个阶段，第一阶段是从1979年到1993年，其经历了汇率的双轨制向多重汇率并存制的转变[3]。
在双轨制时期，人民币汇率是1美元=2.8人民币，并于其后贬值到2.79人民币，这样就大大限制了我国的出口贸易，对于当时我国经济面貌的改善没有好处，违背了改革开放的意愿。而在取消双轨制，改为多重汇率浮动制之后，虽然改善了我国贸易逆差的情况，但还是没有从根本上改变我国贸易收支的额度。因此便有了第二个时期，其是从1994年至今，采用的是以市场需求为基础的汇率改革制。从1994年之后，人民币对美元的汇率相对稳定，仅有小幅上升；而到了2005年开始迅速上升，但对我国的贸易不但没有坏的影响，还加大了贸易顺差值，这一点与传统理论相违背；直到2008年全球金融危机爆发，我国贸易顺差额度才有所下降。
时至今日，人民币的汇率正处在上浮阶段，1美元=6.1240人民币，2013年人民币全年增幅3%，较2012年增加了3倍，而2014年人民币还是处在上浮阶段，这也就对我国出口贸易造成了一定的影响[4]。根据海关部门的相关统计显示，截止2014年6月，我国的进出口总额为12.4万亿人民币，同比下降了0.9%。其中出口贸易总额为6.5万亿元人民币，同比下降1.2%，而进口贸易总额为5.9亿人民币，同比下降0.6%；而贸易顺差总额为6306.1亿人民币，同比下降了6.5%。
三、结语
篇9
论文摘要:2005年7月21日，我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，随着中国经济的发展和经济实力的增强，人民币在国际市场上面对严峻的升值压力。人民币汇率形成机制的全面改革对未来我国的进出口贸易定会产生深远影响。所以，本文通过考察此次汇率微调在短期内对我国进出口的影响，分析汇率改革给我国外贸行业和企业带来的负面影响和有利作用，进而研究出应对汇率改革的策略。
一、汇率变动影响贸易收支的几个路径
从以上的理论发展我们可以看出，汇率变动可以通过以下几种渠道影响贸易收支。
1、汇率变动引起的贸易商品价格变化对贸易收支影响
汇率变动可通过引起国内和国际市场商品相对价格的变化来影响进出口和贸易收支。在马歇尔一勒纳条件成立时，本币贬值可降低本国产品相对价格，提高国外产品相对价格，这样出口商品价格竞争力增强，进口商品价格上涨，有利于扩大出口量，限制进口，促进贸易收支的改善。但是贸易收支对汇率变动的这种价格传递和竞争效果，受到两方面因素的影响。一方面受汇率变动到进出口商品价格的调整是否存在时滞以及时滞长短影响。在国际市场中，汇率变动引导的金融资产价格的变动可在瞬间完成，但其引导的进出口价格的变动相对迟缓，因此本币贬值可能导致本国贸易收支先恶化后再逐步改善，存在J曲线效应。另一方面受汇率变动引起的进出口商品价格变动程度的影响。现今大部分国际市场并不是完全竞争市场，大部分商品也不是同质产品。在这种情况下，进出口价格变动幅度可能并不等于汇率变动的幅度。由于进口和出口是相对的，将汇率传递定义成汇率变动引起价格变动幅度。但是由于出口商有一定的决定价格和产量的权利，而商品价格的变动必然引起需求弹性的变动，使得本国货币贬值并不一定引起进口商品价格同比例上升，一般进口商品价格上涨幅度要小于汇率贬值的幅度，这就是不完全汇率传递。
2、汇率变动引起的收入变化对贸易收支影响
汇率变动可以通过影响国民收入来对贸易收支产生影响。主要有两个方面:一方面，如若贬值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。贬值的这种支出转换效应会改善自主性贸易余额，自主性贸易余额的改善会通过凯恩斯乘数的作用，提高一国国民收入。国民收入的增加会相应提高国内支出。如果贬值引起的自主贸易余额改善超过因国民收入增加而带来的进口增幅，即满足罗宾逊一梅茨勒条件，则货币贬值的主要影响仍然是改善贸易收支。另一方面，贬值通常会造成进口商品价格上升，出口商品价格下降，从而导致贸易条件恶化。若国民收入中支出于进口的比重很高，则贸易条件对支出有相当重要的影响。在国内货币贬值后，在同样名义收入水平下，消费者只能购买较少的商品(包括国内商品和国外商品)，也就是导致实际收入的下降。这必然导致贬值国支出的下降，从而改善贸易收支。
3、汇率变动引起的价格水平变化对贸易收支影响
汇率变动除了影响贸易品相对价格外，还会影响本国一般价格水平，进而影响贸易收支。在货币贬值后，主要可以通过三条渠道影响国内物价水平。首先，贬值使得以本币表示的进口品价格上涨。进口品本币价格上升，一方面直接影响进口原料与半成品的价格，进而使得本国商品成本提高，就比如当前的能源价格；另一方面由于进口消费品价格上涨，必然会推动本国工资水平上升，间接影响本国商品成本。这两方面共同导致本国国内价格水平上升。其次，若贬值在短期内促进了贸易收支的改善，则引起贬值国的出口需求增加，从而总需求增加。在充分就业条件下，在出口大于进口时，意味着该国总收入水平大于供给国内需求的产品和劳务。在此条件下，国内会由于过度出口造成国内产品供应不足导致通货膨胀。在短缺经济条件下，这种状况会尤其加剧。相反，在国内需求不足时，出口会缓解通货紧缩压力，促进经济发展。如果一国尚未实现充分就业，经济增长只会使资源利用程度提高，更接近充分就业程度。再次，贬值后出现贸易收支顺差，则外汇储备会增加。外汇储备的增加，将使央行通过购买外汇而投放的基础货币增多。实际上，当国际储备增加时，很可能会导致国内物价上扬。国内价格上升，从两方面对贸易收支产生影响。第一，在名义货币供应不变的情况下，价格上涨使得公众所持有真实现金余额下降。为让真实现金余额恢复到意愿持有水平，公众一方面会出卖有价证券，从而使市场利率上升，投资下降；一方面会减少消费支出，两方面作用结果是国内总支出下降。这样必然影响贸易收支的变动。第二，国内价格上涨幅度超过本币名义汇率贬值幅度，同时假定国外价格水平不变，则名义贬值不但不会引起货币实际贬值，反而会导致实际汇率上升，最终会恶化贸易收支。
4、汇率变动引起的支出变化对贸易收支影响
汇率变动能够通过影响支出变化进而影响贸易收支。支出变化有两种形式，一种是代表结构变动的支出转移，另一种是代表数量变动的支出改变。汇率变动对贸易收支的影响是通过支出转移和支出改变共同完成的。汇率的变动会引起两国商品的相对价格的变化，本币贬值则本国出口商品的外币价格下降，而本国进口商品的本币价格上升，所以本国商品相对于外国商品而言更便宜了。这样贬值就会使得国内外支出从外国商品转移到本国商品。支出转移能否实现以及其效果是否显著则取决于国内外商品的供求弹性一。供求弹性大时，则汇率变动后通过影响支出转移就可以改变贸易收支状况。汇率的变动对贸易收支的影响不只是通过影响支出转移来达到，还会通过改变支出规模达到。本币贬值则本国出口增加进口减少，贸易收支改善。但是随着本国出口商品的增加，本国的国民收入将增加，从而本国的支出规模就会扩大，从而就会导致进口增长，这样贸易收支的改善程度将减小。这就是汇率变动通过支出数量的改变进而影响贸易收支的原理。如果考虑回传效应，那么本币贬值后本国的国民收入提高，则本国的支出规模扩大，从而提高了外国的国民收入，反过来又增加了对本国产品的需求，从而扩大了本国产品的出口。这样汇率变动对贸易收支的影响就更为复杂。
二、人民币升值对我国进出口贸易的正面影响
1、人民币升值有助于减轻贸易摩擦长期以来，我国主要依靠劳动密集型产品的数量扩张来实现出口导向战略，凭着价格优势占领国际劳动密集型产业的中低端市场。面对如此高的市场占有率，必然会加大中国与其他国家的贸易冲突。
2、人民币升值可带来贸易条件的改善人民币升值将会降低进口产品价格，特别是原材料和高科技设备的价格。企业将会加速技术引进，提高生产效率，实现产品动态比较升级。同时由于进口产品绝大部分用于复出口，故随着企业生产率提高，出口产品质量得到提高，有助于我国企业从产品产业链低端向中高端延伸，使贸易条件得到改善。
3、人民币升值将促进贸易结构优化升级。通过人民币升值的手段，可以有效率地把制造业中那些技术含量与附加值低的、管理不善的挤出去，这符合中国产业结构转变的发展方向。同时，人民币升值会引起行业内更加激烈的竞争，激励企业通过技术管理创新增强竞争力，让那些富于创新、有竞争力的制造业强者变得更强，并能减少无效率的企业在海外的相互恶性竞争，另外还能加快企业“走出去”的步伐。
三、人民币升值通过进出口可能表现出来的负面效应
1.由人民币升值产生的商品结构变化将影响部分地区和居民的利益
资源性商品、一部分大宗农产品和低附加值制成品出口增长的放慢甚至下降,短期内对中西部资源依赖程度较高、农业比重较大地方的经济发展,对一部分以农业为主的农民的收入、一部分低技能劳动者的就业可能会产生一定的不利影响。2.人民币升值可能给大型成套设备出口造成一定困难
有一些大型成套设备出口从签约到交付使用需要5-10年,付款时间可能更长。如果人民币长期保持升势,企业难以预测远期汇率水平,而金融机构一般只提供一年左右的外汇对冲工具,所以企业承担的汇率风险以及规避风险的成本将较大。
3.人民币如果升值过快过猛,将造成出口下滑,影响国民经济平稳增长
如果人民币升值过快和幅度过大,那么它对进出口增长的影响可能就不那么温和了。一是可能造成出口增长速度大幅回落,那样不仅对资源性、低价位和低附加值商品,也会对整个出口加工产业发展以及就业造成较大打击；二是可能刺激一部分商品大量进口,冲击国内市场,甚至引起一定通货紧缩。
4.对美、欧的贸易不平衡仍会继续,但顺差增长可能减缓
由于存在着需求刚性和结构互补性,即使人民币对美、欧、日三大贸易伙伴货币的汇率出现5%以上的升值,我国与美、欧贸易的较大顺差和对日、韩等贸易的较大逆差仍然将存在,但是顺(逆差)的增长速度将会放慢。这有利于缓解我国与主要贸易伙伴的争端和摩擦。
四、对策与建议
1、转变我国发展战略,由外向型向内需型转变。作为世界上人口最多的发展中国家,单纯的依靠出口导向的发展战略是非常危险的,过度的依赖国际市场,很容易受到国外市场的冲击,进而影响经济的持续发展。扩大内需的政策可以冲销人民币升值后可能下降的外需。
2、理顺汇率与贸易条件之间的互动关联,改善贸易状况,促进经济的发展。其着眼点在于短期内,人民币实际有效汇率的适度升值将改善不断恶化的贸易条件,不仅可以限制由于出口量的增大而导致的贫困化增长,同时对国内要素成本与进出口商品结构将产生影响。参与经济全球化的国家或地区,尤其像我国这样的发展中大国,必须协调增长与发展的关系,既要发挥本国比较优势,更要注重动态比较优势的形成,在数量增长的同时更加注重提升质量与水平。
3、调整我国进出口商品的贸易结构、促进产业升级。从我国的贸易商品结构可以看出,我国出口的劳动密集型产品的外国需求弹性较小,而且面临发展中国家的激烈竞争,而进口的高科技产品和机器设备的国内需求弹性相对较高,这一贸易结构特点不利于我国对外贸易的改善。我们要努力提高出口商品中工业制成品的比重,提高出口产品的供给弹性,同时也要注意技术引进和产品研发,注重质量,创品牌效应,提高出口商品的技术含量,减少高科技产品如光学、医疗、精密仪器和设备等对国外的依赖,通过在进出口两方面的努力来减轻人民币升值对我国贸易的不利影响。
4、大力发展各种形式的对外贸易。
我们要加快实施走出去战略，建立境外投资保险制度和风险预警机制，鼓励有能力的企业去国外投资，增加能源、资源导向型对外投资。这样既可以增强我国企业的经营能力，又可以绕开贸易壁垒，减少贸易摩擦，扩大出口，同时还可以满足我国能源和原材料依赖型企业对能源以及原材料的需求。
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篇10
1.中国对欧盟出口的发展。中欧贸易关系的发展虽在历史上有所波动，但总体上呈持续快速增长趋势，双边贸易额逐年增长。1975年中国与欧盟的前身欧共体建交时，双方贸易额仅为24亿美元。以1995年为起点，中国与欧盟进出口贸易呈现加速度的增长过程，且出口增长速度要快于进口增长速度。2004年中欧双边贸易额高达1772.9亿美元，其中出口总额达1071.6亿美元，同比增长36.9%，占当年整个外贸出口额的18.1%；2005年出口额为1437.1亿美元，同比增长34.1%；2006年出口总额达1819.8亿美元，同比增长26.6%。随着2007年1月1日保加利亚和罗马尼亚的加入，欧盟与中国的经贸关系必将越来越紧密。
2.中国对欧盟出口商品的结构。中国向欧盟出口的商品中以劳动密集型产品为主，主要是低附加值的轻纺和机电产品，产品结构比较单一。2006年1至8月，中国对欧盟（25国）纺织服装类商品的出口额为144.6亿美元，同比增长10.9%。即使高新技术产品出口比重较大，但质量较低，主要集中在劳动相对密集的环节，附加值少，出口主要是主体产品的零部件和附件，主体产品出口很少。
二、中国对欧盟出口贸易发展的主要障碍
我国对欧盟的出口贸易虽然取得了很大的发展，但是仍然面临着一些障碍，这些障碍不仅来自欧盟方面，也有来自我国国内的。
1.技术性贸易壁垒。欧盟各国经济、技术实力普遍较强，因而欧盟国家是最先意识并研究国际贸易中技术性贸易壁垒（TechnicalBarrierstoTrade，以下简称TBT）的国家，同时也是设置TBT最严重的国家。调查表明TBT已成为阻碍我国出口产品进入欧盟市场的首要的非关税壁垒。目前，我国几乎所有的出口产品都受到了欧盟在技术性规章和规范、包装和标签要求检验和检疫规定、环保等方面设置的限制，对我国出口现实和潜在的影响超过了700多亿美元，占年出口总额的25%以上。
2.歧视性的反倾销政策。欧盟是最早发起对华反倾销的地区，也是外国对我国实施反倾销案诉讼最多的国家。截止2003年底，欧盟已发动98起针对中国产品的反倾销申诉。进入2004年，这一势头有增无减，年度立案数量大幅度增加到9起，涉及产品包括手动叉车、铸铁井盖、碳酸钡、聚酯长纤维面料、三氯异氰尿酸、镁砖、不锈钢紧固件、颗粒状聚四氟乙烯树脂、酒石酸等，这些产品均属中国出口欧盟的重要产品。据估计，欧盟目前正在进行的反倾销调查和正在实施的反倾销措施影响了中国对欧盟出口商品的10%左右，不少商品被迫退出欧盟市场。
3.配额限制。欧盟对中国出口产品的配额限制主要是纺织品贸易方面的配额。从开始1995年1月1日起，纺织品配额在全球范围内逐渐取消，截止2005年1月1日，长达数十年的纺织品配额体制终结。这对于中国纺织品对欧盟出口有很大的促进作用，导致出口量激增。但出于对本国纺织业的保护，2005年4月8日，欧盟贸易委员曼德尔森促请中国自主限制纺织品出口，24日，欧委会宣布对9种中国纺织品进行调查。2005年6月10日，经过长达10小时的马拉松式谈判，中国和欧盟就纺织品出口问题达成协议，规定2005年—2007年中国输欧10类纺织品的年增长率为8%~12.5%，欧盟中止对中国纺织品进行调查，协议自7月12日起生效。但是，在上述协议生效还不到两周，中国套头衫出口就已达到配额，这说明中国出口欧盟的纺织品远远多于每年所设定的配额量。
4.取消普惠制待遇。从1995年开始，欧盟分两阶段（1995—1998年和1998—2004年）逐渐了削减对中国产品的普惠制待遇。一些产品从2003年11月1日起，在原优惠安排的基础上，削减50%的优惠幅度，并从2004年5月1日起，取消了全部优惠安排。这意味着大量的中国产品进入欧盟市场的关税的大幅度提高，必将影响中国产品在欧盟市场上的竞争力，从而影响中国多欧盟出口贸易的发展。
三、促进中国对欧盟出口贸易发展的政策建议
1.实施出口商品结构升级战略。中国对欧盟出口商品大都属于中低档的商品，不适应欧盟高消费市场的需求。因此，我国必须不失时机地转向实施出口商品结构升级战略。这包括两方面的内容：一是努力培育具有较强竞争力的高新技术产品出口；二是利用高新技术改造和提升传统出口产品的技术档次和质量水平，提高其附加值，其别要提高加工贸易的技术水平，增强其结构优化的带动作用。
2.加快建立我国符合世界规范的贸易技术壁垒(TBT)体系。我国须要加强科学技术的研究，特别是产品技术标准、质量标准的研制工作，健全完善认证制度，加快我国符合世界规范的贸易技术壁垒(TBT)体系的建立。一方面，政府要组织专门的人力研究对外贸易技术性壁垒体系，根据市场和产品的特点来寻求打破国外技术壁垒限制措施的对策；另一方面，政府要积极引导、支持科研部门加强技术标准的研制工作，特别是重要技术标准的研究，加大法规标准的制订力度，将技术规范纳入法规。
3.建立为外贸企业服务的预警机制。国家要建立专门的技术贸易壁垒信息收集和咨询机构，对欧盟的技术标准、技术政策、有关法规、标准结构和内容进行研究，密切关注欧盟TBT的最新动态，及时预警信息，使对欧出口企业提早做好准备，以避免某项标准正式颁布时措手不及。
4.加强与欧盟的磋商，争取市场经济地位。我国应尽快实现经济地位的转变，加快经济贸易制度与国际的全面接轨，同时进一步抓住入世的有利契机，充分利用世贸组织论坛，并利用中欧关系良好的发展势头，争取与欧盟的进一步谈判，促使其提早修改现行立法，早日承认中国整体的市场经济地位或者要求其降低对“市场经济地位”的认定标准。
参考文献：
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