引論：我們?yōu)槟砹?3篇貿(mào)易進(jìn)出口論文范文，供您借鑒以豐富您的創(chuàng)作。它們是您寫作時的寶貴資源，期望它們能夠激發(fā)您的創(chuàng)作靈感，讓您的文章更具深度。
篇1
2.1人民幣升值對經(jīng)常項目帳戶收支變動的影響
至于貿(mào)易互補度方面,新疆國際商貿(mào)大通道的貿(mào)易定位,就是緣于我國與中亞國家間極強的貿(mào)易互補性存在,這是新疆邊貿(mào)發(fā)展的基礎(chǔ)。人民幣升值會否使貿(mào)易互補度下降從而降低貿(mào)易流量呢?應(yīng)該不會,理由是:第一,中亞國家由于歷史原因,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡造成國內(nèi)對新疆出口的日用消費品和機電產(chǎn)品需求強烈。雖然新疆也面臨著其他國家如土耳其、韓國、日本、美國、俄羅斯以及一些西亞國家越來越激烈的競爭,但新疆出口商品物美價廉的競爭優(yōu)勢短期內(nèi)還不可動搖;第二,我國經(jīng)濟快速發(fā)展,而國內(nèi)能源供應(yīng)增長較慢,使能源進(jìn)口依存度不斷提高,2007年開始已經(jīng)上升到50%以上。中亞作為世界上能源儲量排名第三位的地區(qū),能夠通過陸路通道向我國供應(yīng)油氣資源,對實現(xiàn)我國能源進(jìn)口市場多元化和運輸方式多樣化,減少我國面臨的能源安全威脅具有重要戰(zhàn)略意義。顯然,即使人民幣繼續(xù)升值,也不會因為其帶來貿(mào)易互補度降低,從而縮減貿(mào)易流量。總體來看,人民幣升值對擴大貿(mào)易規(guī)模是有利的,對新疆經(jīng)常項目帳戶會產(chǎn)生收入增加效應(yīng)。至于支出方面,升值使人民幣購買力增加,帶來的通常是進(jìn)口成本下降,進(jìn)口貿(mào)易流量顯著擴大。
2.2人民幣升值對資本和金融項目帳戶收支變動的影響
(1)人民幣升值對短期投機資本流動的影響。
如果人民幣長期升值趨勢確定,就會產(chǎn)生不斷繼續(xù)升值的心理預(yù)期,從而使人民幣升值投機將加重,短期資本流入增加。而且,短期資本還可能通過外貿(mào)套匯、假合資項目等渠道入境。入境的國際熱錢將選擇諸如房地產(chǎn)等受益于升值而產(chǎn)生明顯增值的市場進(jìn)行投資,因為人民幣升值預(yù)期會增加國外機構(gòu)的投資信心,也可能使他們獲得投資收益和升值收益的雙重利潤。
(2)人民幣升值對直接投資流動的影響。
人民幣升值看似會增加直接投資成本,降低直接投資熱情,其實未必。因為:第一,如果直接投資目的是為了發(fā)展兩頭在外的加工貿(mào)易,則存在人民幣升值使其出口制成品美元價格提高,削弱了價格國際競爭力,如不提高美元價格,則出口利潤減少的情況。但人民幣升值同樣會帶來進(jìn)口原材料的美元價格下降的現(xiàn)象,兩者相抵后的結(jié)果是匯率升值對出口利潤影響沒有想象那么大。2008年我國沿海地區(qū)出現(xiàn)的大面積的加工貿(mào)易型企業(yè)倒閉和轉(zhuǎn)移風(fēng)潮,關(guān)鍵因素并非人民幣升值,而是勞動密集型加工制造業(yè)在我國到了轉(zhuǎn)型升級的轉(zhuǎn)折點;第二,如果是大型跨國公司的戰(zhàn)略投資,其并不在乎人民幣升值所增加的一點投資成本,而是看中了我國擁有巨大消費潛力的國內(nèi)市場。而且其投資基本是長期投資,升值后其在我國存量資產(chǎn)反而能夠得到增值收益。
3人民幣升值對新疆進(jìn)出口貿(mào)易的影響
3.1促進(jìn)外貿(mào)增長方式轉(zhuǎn)變,優(yōu)化進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)
不能否認(rèn),人民幣升值會使新疆出口商品美元價格提高,降低其在國際市場價格競爭力。但這從另外一個方面看,也為原先一味依靠廉價優(yōu)勢,在國際市場打價格戰(zhàn)的出口企業(yè)敲響了警鐘,使其在關(guān)注比較優(yōu)勢的同時,還必須提高對競爭優(yōu)勢的關(guān)注程度,在國際市場的競爭手段也將逐漸從單一的價格競爭手段向各種非價格競爭手段轉(zhuǎn)變。從長遠(yuǎn)來看,人民幣升值將有助于新疆外貿(mào)增長方式從粗放型轉(zhuǎn)向質(zhì)量和效益型,促使新疆企業(yè)降低消耗和成本,加快出口商品結(jié)構(gòu)的調(diào)整,大力發(fā)展知識密集和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè),用高新技術(shù)改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè),提高出口產(chǎn)品的附加值,做到“人無我有,人有我優(yōu)”,提高非價格競爭的能力,提高出口可持續(xù)發(fā)展的能力。
3.2改善貿(mào)易條件,避免“貧困化增長”
“貧困化增長”往往是由貿(mào)易條件惡化導(dǎo)致的。其出現(xiàn)須具備的前提條件之一,就是出口商品是在國際市場占有較高市場份額,而且需求價格彈性較低。從新疆2008年出口商品結(jié)構(gòu)來看,主要屬于消費剛性較強的服裝、鞋帽、箱包、紡織品、農(nóng)產(chǎn)品等日用消費品,其也是我國傳統(tǒng)大宗出口商品,在中亞市場占據(jù)較高市場份額。顯然,新疆一定程度上具備出現(xiàn)“貧困化增長”的可能性。解決辦法只有提升出口價格水平,降低進(jìn)口價格水平,改善貿(mào)易條件,而人民幣升值正好帶來了這種價格效應(yīng)。
3.3降低資源進(jìn)口成本,增加進(jìn)口規(guī)模
新疆進(jìn)出口貿(mào)易嚴(yán)重不平衡,比如2007年新疆出口額115億美元,而進(jìn)口只有22億美元,貿(mào)易順差程度遠(yuǎn)高于全國水平。這本身就意味著新疆外貿(mào)發(fā)展并不合理和健康。出口只是換匯手段和過程,進(jìn)口才應(yīng)該是最終目的。因為只有進(jìn)口,才能引進(jìn)國外先進(jìn)的技術(shù)、設(shè)備乃至經(jīng)驗、文化等等,以及國內(nèi)短缺的商品和物資。后者可以保障國內(nèi)各部門發(fā)展的平衡和國民經(jīng)濟體系的健康,前者可以幫助實現(xiàn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級等,最終使經(jīng)濟實現(xiàn)高效率、高質(zhì)量的發(fā)展。人民幣升值使進(jìn)口成本下降,一方面使中亞能源和資源等主要進(jìn)口品在不考慮國際市場價格變化的前提下變的比以前廉價,從而為新疆大量增加能源、資源進(jìn)口帶來良好機遇。目前進(jìn)口規(guī)模有限,主要是因為能源、資源運輸通道的制約。隨著中哈輸油管道一期的竣工輸油,二期的開工建設(shè),隨著中國—中亞輸氣管道在2010年的全面竣工使用等,新疆能源進(jìn)口將面臨快速增長態(tài)勢。人民幣升值顯然可使進(jìn)口節(jié)約更多成本;另一方面,人民幣升值使中亞國家資產(chǎn)價格變的更便宜,在我國積極鼓勵國內(nèi)企業(yè)“走出去”的背景下,新疆企業(yè)完全可以抓住升值的機遇,積極購買中亞國家的能源、礦產(chǎn)資源資產(chǎn),為將來擴大能源、資源進(jìn)口奠定堅實基礎(chǔ)。
4結(jié)論
(1)人民幣繼續(xù)升值對新疆國際收支的影響表現(xiàn)在:經(jīng)常項目項下會帶來貿(mào)易規(guī)模的增加進(jìn)而使國際收支額上升;在資本和金融帳戶下會產(chǎn)生短期投機資本的增加,但直接投資不會受明顯影響,所以該帳戶國際收支額也會相應(yīng)上升。(2)人民幣升值對新疆出口貿(mào)易的影響,短期來看是不利的,長期來看,通過外貿(mào)增長方式的轉(zhuǎn)變和進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化、貿(mào)易條件改善等等,有利于新疆外貿(mào)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。(3)對新疆進(jìn)口貿(mào)易來說,升值意味著巨大的機遇,在新疆能源、資源運輸瓶頸解決后,如果升值,必將帶來新疆進(jìn)口空前增長的井噴局面。
參考文獻(xiàn)
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篇2
一、文獻(xiàn)回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關(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：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)易保護主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認(rèn)為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關(guān)系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿(mào)易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進(jìn)、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達(dá)國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達(dá)國家的對外直接投資對同行業(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)對要素流動和商品貿(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。以上主要是對發(fā)達(dá)國家國際貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對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)對印度進(jìn)行的分析，研究結(jié)果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。
上述結(jié)論的差異表明，在對外直接投資與對外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對發(fā)達(dá)國家，對于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟的中國來說意義甚微。由于國內(nèi)對對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿(mào)易的影響，研究兩者之間的長期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關(guān)系。
二、實證分析
（一）數(shù)據(jù)選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數(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)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進(jìn)口額（IM）來衡量對外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)為,FFDI在中國發(fā)揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應(yīng)也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經(jīng)濟增長較快,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)濟規(guī)模和經(jīng)濟增長。
（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗
在對經(jīng)濟變量的時間序列進(jìn)行最小二乘回歸分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，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，表明這些變量是平穩(wěn)的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明這兩個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，即二階單整。lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。
（三）協(xié)整檢驗
近年來，不少國內(nèi)外研究對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關(guān)系，得到出口貿(mào)易與對外直接投資有長期均衡關(guān)系而進(jìn)口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進(jìn)口貿(mào)易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進(jìn)口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進(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，同時消除模型中的多重共線性和自相關(guān)。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進(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：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、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，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻(xiàn)程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對外直接投資已經(jīng)對出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當(dāng)年外商直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結(jié)果相反。這從一個側(cè)面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導(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1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進(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，浙江省對外直接投資導(dǎo)致了進(jìn)口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗的投資對浙江省進(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缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進(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量經(jīng)濟模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。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期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動態(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，必然會通過對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和長期均衡結(jié)合在一個模型中。
由協(xié)整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產(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EX的增長起到了反向修正作用，當(dāng)超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應(yīng)t值較高，說明浙江對外直接投資、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IM的增長也起到了反向修正作用，當(dāng)IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(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，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進(jìn)口增長、出口增長之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：
（1）從長期關(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。浙江省對外直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用，兩者之間存在較強的互補關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對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)勢的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場的市場型投資。這樣的轉(zhuǎn)變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時，對外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對外直接投資而導(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，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進(jìn)口貿(mào)易增長的促進(jìn)作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進(jìn)口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產(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，而它們對進(jìn)口貿(mào)易無疑有強勁的促進(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)行的對外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟關(guān)系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進(jìn)一步促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展。
縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關(guān)指標(biāo)計算得出。），而世界對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報告》相關(guān)指標(biāo)計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿(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)系存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進(jìn)母國出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經(jīng)歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進(jìn)出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權(quán)威研究報告預(yù)測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進(jìn)一步擴大。浙江省作為全國經(jīng)濟強省也首當(dāng)其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進(jìn)一步增大，對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。
篇3
1.匯率變動引起收入變化，影響進(jìn)出口貿(mào)易
匯率變動的最直接體現(xiàn)就是本幣的升值或貶值。貨幣升值會造成進(jìn)口商品價格下降，而出口商品價格上升，雖然不利于出口，但是可以改善國際收支，貨幣貶值則可以達(dá)到相反的效果。但是實際上，貨幣的貶值對收入的影響主要來自兩個方面：貶值會造成進(jìn)口商品價格上升，出口商品價格下降，從而使得貿(mào)易條件惡化。與此同時，在同樣名義收入水平下，消費者只能購買較少的商品，也就是導(dǎo)致實際收入的下降，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)外居民對本國該種產(chǎn)品的需求。根據(jù)凱恩斯經(jīng)濟學(xué)的原理，民眾的經(jīng)濟支出會通過凱恩斯乘數(shù)而數(shù)倍提高國民收入，國民收入的提高又會提高國內(nèi)支出，達(dá)到良性循環(huán)的結(jié)果。
2.匯率變動引起價格傳遞，影響進(jìn)出口貿(mào)易
前面說到，匯率變動的最直接體現(xiàn)是貨幣的相對價格上升或下降，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，國際市場的價格變動最終也會影響國內(nèi)市場的一般價格。因此匯率的變動會引起國內(nèi)一般價格水平，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)口商品價格下跌，如原料或半成品，然后通過價格傳遞，影響最終商品成本的下跌和價格的下跌。其次，匯率變動會使得貿(mào)易收支發(fā)生變化，如貨幣貶值后會出現(xiàn)貿(mào)易收支順差，然后使得外匯儲備增加，而外匯儲備的增加，又使得央行必須通過購買外匯而在國內(nèi)市場上投放更多的基礎(chǔ)貨幣。顯然，更多的基礎(chǔ)貨幣會導(dǎo)致通貨膨脹。近兩年中國的外匯儲備不斷的增長，盡管不是人民幣貶值的結(jié)果，但是大量的外匯儲備和國際經(jīng)濟的變化，使得中國的通貨膨脹率一直較高就是很好的說明。當(dāng)通貨膨脹出現(xiàn)的時候，其實是鼓勵人們消費，因為在名義貨幣不變的情況下，公眾更有意愿將貨幣轉(zhuǎn)化成有形的資產(chǎn)，客觀上又會推動物價上升。
二、應(yīng)對匯率變化的一般對策
應(yīng)對匯率變化的一般對策主要從進(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，甚至操縱價格。因為如果進(jìn)口來源過于單一，反映了該國的某種資源對其貿(mào)易對象國或者地區(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行為可以說明這一切，因為全球的石油資源過渡依賴一些產(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，該國進(jìn)而將匯率的風(fēng)險轉(zhuǎn)嫁到進(jìn)口商。這種單獨的依賴本來就是不明智的選擇，再加上當(dāng)前全球經(jīng)濟的不明朗，進(jìn)口商的經(jīng)營風(fēng)險進(jìn)一步放大。因此，必須適當(dāng)?shù)財U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，在多個資金市場上以多種貨幣籌措資金，按照匯率走勢和國際貿(mào)易形勢，建立一定的貨幣組合，就可以在很大程度上分散國際貿(mào)易和投融資中的外匯風(fēng)險。
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)對外貿(mào)易和借貸等經(jīng)濟交易中，簽訂合同時選擇何種幣種，作為計價結(jié)算的貨幣或計值清償?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。一般而言，出口貿(mào)易采取硬幣計價，以防匯率貶值給自己帶來損失，而進(jìn)口商會選擇軟幣，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，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，甚至多種貨幣計價和付款。其結(jié)果是進(jìn)出口商共同承擔(dān)匯率的風(fēng)險，增大了談判的成功率。在長期合同中，還可以使用貨幣保值的方式，即選擇某種與合同貨幣不一致的、價值穩(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，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)險的辦法是，出口時雖然選擇了軟幣，但可以適當(dāng)提高價格以防貨幣貶值風(fēng)險，進(jìn)口時選擇了硬幣，則可以適當(dāng)壓低價格以防范升值損失。
3.充分利用國際金融工具低于匯率風(fēng)險
金融工具的出現(xiàn)本身就是因為匯率風(fēng)險轉(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，或者向后推遲了承擔(dān)匯率風(fēng)險的必然結(jié)果。對于金融業(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)展中國家對金融工具的利用顯得更為迫切。這些國家一方面要加快國家的外匯市場建設(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及其金融衍生工具來規(guī)避外匯風(fēng)險。企業(yè)可以運用遠(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。
三、結(jié)束語
當(dāng)前國際經(jīng)濟形勢非常不明朗，國際金融中心華爾街被拯救，石油價格風(fēng)險較高，日本經(jīng)濟長期的疲軟以及世界經(jīng)濟經(jīng)近幾年高速發(fā)展之后也出現(xiàn)減緩的跡象，即使保持高速增長的中國經(jīng)濟，也因為內(nèi)外因素出現(xiàn)了很大的不確定性。而當(dāng)前國際經(jīng)濟已經(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)濟發(fā)展足以表明世界經(jīng)濟的一體化程度非常之高。但是對于進(jìn)出口商而言，匯率變化的巨大風(fēng)險不能僅僅靠國家的財政政策來進(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。
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篇4
一、文獻(xiàn)回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關(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：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)易保護主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認(rèn)為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關(guān)系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿(mào)易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進(jìn)、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達(dá)國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達(dá)國家的對外直接投資對同行業(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)對要素流動和商品貿(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。以上主要是對發(fā)達(dá)國家國際貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對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)對印度進(jìn)行的分析，研究結(jié)果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。
上述結(jié)論的差異表明，在對外直接投資與對外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對發(fā)達(dá)國家，對于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟的中國來說意義甚微。由于國內(nèi)對對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿(mào)易的影響，研究兩者之間的長期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關(guān)系。
二、實證分析
（一）數(shù)據(jù)選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數(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)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進(jìn)口額（IM）來衡量對外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)為,FFDI在中國發(fā)揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應(yīng)也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經(jīng)濟增長較快,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)濟規(guī)模和經(jīng)濟增長。
（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗
在對經(jīng)濟變量的時間序列進(jìn)行最小二乘回歸分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，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，表明這些變量是平穩(wěn)的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明這兩個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，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，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。
（三）協(xié)整檢驗
近年來，不少國內(nèi)外研究對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關(guān)系，得到出口貿(mào)易與對外直接投資有長期均衡關(guān)系而進(jìn)口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進(jìn)口貿(mào)易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進(jìn)口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進(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，同時消除模型中的多重共線性和自相關(guān)。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進(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：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、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，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻(xiàn)程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對外直接投資已經(jīng)對出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當(dāng)年外商直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結(jié)果相反。這從一個側(cè)面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導(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1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進(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，浙江省對外直接投資導(dǎo)致了進(jìn)口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗的投資對浙江省進(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缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進(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量經(jīng)濟模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。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期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動態(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，必然會通過對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和長期均衡結(jié)合在一個模型中。
由協(xié)整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產(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EX的增長起到了反向修正作用，當(dāng)超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應(yīng)t值較高，說明浙江對外直接投資、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IM的增長也起到了反向修正作用，當(dāng)IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(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，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進(jìn)口增長、出口增長之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：
（1）從長期關(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。浙江省對外直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用，兩者之間存在較強的互補關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對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)勢的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場的市場型投資。這樣的轉(zhuǎn)變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時，對外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對外直接投資而導(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，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進(jìn)口貿(mào)易增長的促進(jìn)作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進(jìn)口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產(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，而它們對進(jìn)口貿(mào)易無疑有強勁的促進(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)行的對外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟關(guān)系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進(jìn)一步促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展。
縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關(guān)指標(biāo)計算得出。），而世界對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報告》相關(guān)指標(biāo)計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿(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)系存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進(jìn)母國出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經(jīng)歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進(jìn)出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權(quán)威研究報告預(yù)測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進(jìn)一步擴大。浙江省作為全國經(jīng)濟強省也首當(dāng)其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進(jìn)一步增大，對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。
本文實證表明，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)系也存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制。相比之下，CFDI對進(jìn)口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強。
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外直接投資的作用，對能產(chǎn)生進(jìn)出口貿(mào)易互補、創(chuàng)造效應(yīng)的對外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵企業(yè)積極“走出去”進(jìn)行對外直接投資。以往政府有關(guān)對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關(guān)的貿(mào)易措施,而并不直接制定與貿(mào)易有關(guān)的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業(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)。
對企業(yè)界而言，加入WT0后,國內(nèi)市場上國內(nèi)外企業(yè)的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進(jìn)入國際市場,那么其國內(nèi)市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經(jīng)濟一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進(jìn)行對外直接投資，進(jìn)一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強企業(yè)的國際競爭力，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，在國際競爭中掌握主動權(quán)。
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篇5
福建省作為我國一個沿海開放地區(qū)，地處我國東海之濱，面對臺灣，接近港澳，是距離東南亞、西亞、東非和大洋洲最近的省份之一，并且也是全國第二大僑鄉(xiāng)和臺灣同胞主要祖籍地。華僑港澳臺胞在推動福建經(jīng)濟與國際經(jīng)濟接軌中起到了重要作用。福建作為我國改革開放的前沿，是最早對外開放的省份之一。全國進(jìn)出口高速增長的大環(huán)境，給福建省的經(jīng)濟發(fā)展和進(jìn)出口貿(mào)易帶來了良好的氛圍，帶動和促進(jìn)了福建的經(jīng)濟騰飛。正是在這種大環(huán)境下，有利的地理位置和優(yōu)越的國家政策使全省已形成多層次、寬領(lǐng)域的開發(fā)格局，經(jīng)濟增長速度大大高于全國平均水平，實現(xiàn)了跨越式發(fā)展。
臺灣省是我國東南沿海的一個寶島，特殊的地理位置和政治經(jīng)濟背景使得它更便于與祖國內(nèi)陸和國際地區(qū)進(jìn)行經(jīng)貿(mào)合作。同時，臺灣與美國、歐洲、日本等東南亞國家也都有著大量的經(jīng)濟貿(mào)易，與福建等內(nèi)陸各省更是早有密切的民間文化交流。在兩岸尚未實現(xiàn)直接“三通”，經(jīng)貿(mào)關(guān)系尚未實現(xiàn)正常化情況下，兩岸的經(jīng)貿(mào)關(guān)系已發(fā)展到相當(dāng)大的規(guī)模。祖國內(nèi)地已成為臺灣最主要的投資地、最大出口地之一及最主要貿(mào)易順差來源，兩岸經(jīng)貿(mào)關(guān)系對臺灣經(jīng)濟正產(chǎn)生越來越重大的影響。
進(jìn)出口貿(mào)易總體比較
“九五”期間，福建省累計出口額大約518億美元，比“八五”翻了近一番，年遞增10.3%。2000年，福建進(jìn)出口貿(mào)易總量首次突破200億美元，達(dá)到212.23億美元，居全國第6位。2001年全省進(jìn)出口貿(mào)易工作取得新的進(jìn)展，進(jìn)出口貿(mào)易總值達(dá)到226.26億美元，比上年增長6.6%。其中出口139.22億美元，增長7.9%，高于全國1.1個百分點，出口規(guī)模繼續(xù)保持全國第6位；進(jìn)口87.04億美元，增長4.7%，保持了較大的貿(mào)易順差。2002年全省進(jìn)出口貿(mào)易總額達(dá)284億美元，其中出口173.7億美元，比上年增長24.75%；進(jìn)口110.27億美元，比上年增長26.7%。全省已初步形成多層次、全方位的對外開放格局，同世界上200個國家和地區(qū)建立了經(jīng)貿(mào)合作關(guān)系，全年出口上千萬美元的商品共有60多種。福建外貿(mào)發(fā)展已經(jīng)呈現(xiàn)出由“求量”向“重質(zhì)”的轉(zhuǎn)變。福建經(jīng)濟快車之所以能夠長期迅跑，很大程度得益于外貿(mào)這匹強勁有力的“黑馬”。福建外貿(mào)發(fā)展呈現(xiàn)出五大特點，即：出口商品結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，檔次不斷提升；貿(mào)易方式有新的轉(zhuǎn)變，高技術(shù)含量、高附加值的加工貿(mào)易項目明顯增多；出口市場趨于相對均衡；對外貿(mào)易實現(xiàn)“順差順收”的良性局面；外貿(mào)經(jīng)營多元化格局初步形成。
從1995年到2002年的進(jìn)出口貿(mào)易指標(biāo)上看，臺灣的進(jìn)出口貿(mào)易呈現(xiàn)波浪式的起伏波動：2000年達(dá)到最高值，進(jìn)出口總額為2883億美元，其中出口額1483億美元，進(jìn)口額1400億美元；而2001年卻呈現(xiàn)出衰退跡象，進(jìn)出口貿(mào)易總額甚至低于1997、1998、1999三年。在經(jīng)歷了2001年前所未有的經(jīng)濟衰退后，2002年臺灣省的經(jīng)濟貿(mào)易開始緩慢復(fù)蘇，其主要原因來自于出口增長，1至9月，對外出口增長5.1%，其中對內(nèi)地出口成為帶動臺灣產(chǎn)品出口增長的重要動力。在國際經(jīng)濟景氣尤其是兩岸貿(mào)易大幅增長的帶動下，臺灣對外貿(mào)易扭轉(zhuǎn)頹勢，對帶動經(jīng)濟走出谷底發(fā)揮了重要作用，但由于島內(nèi)的民間消費及民間投資仍然疲弱，使整個經(jīng)濟呈現(xiàn)“外溫內(nèi)冷”的狀況，全年經(jīng)濟呈現(xiàn)低增長態(tài)勢。(見表1)
從以上具體數(shù)據(jù)可以看出，福建省的進(jìn)出口貿(mào)易呈現(xiàn)逐年增長的趨勢，而臺灣則呈現(xiàn)上下起伏波動的形勢。雖然福建省的進(jìn)出口貿(mào)易在近年有相當(dāng)快的發(fā)展，在全國也排名前列，但與臺灣相比還是有較大的差距。到2002年為止，福建的進(jìn)出口貿(mào)易總額只為臺灣的1/10左右，進(jìn)口額差距則要更大一些。因此，福建的進(jìn)出口貿(mào)易要達(dá)到臺灣現(xiàn)在的水平仍然需要一定的時日。
進(jìn)出口市場、地區(qū)比較分析
經(jīng)過改革開放和對外貿(mào)易的短短20年時間，福建省的出口市場結(jié)構(gòu)進(jìn)一步趨于合理，多元化市場戰(zhàn)略取得新的突破。以前，東南亞一直是福建外貿(mào)出口的傳統(tǒng)市場，近兩年，福建對世界各大洲的出口全面增長，特別是對俄羅斯、東歐、中東、韓國、非洲、中南美洲等新興市場出口增長迅猛。對香港和日本的出口占亞洲的前兩位；對德國、英國、美國也都有大量出口，且呈現(xiàn)逐年增加的趨勢。2001年，全省實際商品出口國家與地區(qū)達(dá)193個，對亞洲出口61.9億美元，占全省出口總值的44.5%，對美國、日本、歐盟、香港四大傳統(tǒng)市場合計出口97.8億美元，占全省出口總值的70.2%，美國已經(jīng)一躍成為福建最大的出口市場。
對臺灣省來說，美國是其出口的第一大市場，占總出口的23.7%，至今仍然穩(wěn)定增加，從1996年的26.866億美元增長到2000年的34.815億美元，平均年增長率14.6%，主要原因是美國的經(jīng)濟景氣繼續(xù)擴大，臺灣對美國的出口（以信息通訊機器為主）有順暢的增長。其次，香港是臺灣出口的第二大市場，2000年出口額達(dá)31.336億美元。近幾年，中國大陸的出口劇增，從而導(dǎo)致對臺灣原材料、部件等的進(jìn)口需求增大，臺灣經(jīng)由香港對中國大陸的間接出口增長堅挺。日本是臺灣的第三大出口市場。但在1997年，對日本的出口由于口蹄疫發(fā)生而導(dǎo)致豬肉出口停止，另外也由于日本經(jīng)濟恢復(fù)緩慢的影響而劇減，從1996年到2000年出口額平均為13億美元左右。對亞洲出口則為總出口的一半以上，且呈現(xiàn)快速增長，其中同上年相比，對日本出口增長44.1%，對東盟五國增長32.1%，對香港增長24.9%。因此，可以看出美國是福建和臺灣的第一大出口國。福建的出口有往歐洲和美洲擴大的趨勢，而臺灣的出口則逐漸向亞洲擴展。
進(jìn)口方面，福建省對亞洲的進(jìn)口主要來自于日本，最高時期（2000年）達(dá)到13.15億美元，對香港、泰國、馬來西亞、新加坡都有較大量的進(jìn)口；歐洲主要從德國、意大利及英國三個國家進(jìn)口，最高進(jìn)口額為1998年對德國的3.23億美元；美國也是福建省較大的進(jìn)口國之一，且年進(jìn)口量呈逐步遞增趨勢，從1997年的6.23億美元發(fā)展到2001年的8.08億美元。2001年，全省與世界上110個國家與地區(qū)開展進(jìn)口貿(mào)易，進(jìn)口5000萬美元以上的國家與地區(qū)共有20個。
臺灣最大的商品進(jìn)口來源是日本，2000年達(dá)到3.86億美元。其次是美國，由于臺灣的有關(guān)信息通訊產(chǎn)品的出口堅挺，導(dǎo)致對美國電子部件的進(jìn)口需求旺盛，2000年達(dá)到最高值2.51億美元。但是臺灣對日本和美國的進(jìn)口都呈現(xiàn)了逐年上下波動的形勢，可見國際經(jīng)濟政治和臺灣內(nèi)部的經(jīng)濟變動對進(jìn)出口貿(mào)易都產(chǎn)生相當(dāng)大的影響。同時，臺灣對韓國、馬來西亞、法國、德國也有較大量的進(jìn)口。
進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)比較分析
近幾年來，福建省不斷加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，外貿(mào)出口格局也不斷優(yōu)化。初級產(chǎn)品所占比重進(jìn)一步下降，工業(yè)制品出口保持較快增長，二者的比例由1999年的17.4:82.6調(diào)整為2001年的9.3∶90.7。2001年全省初級產(chǎn)品出口13億美元，比上年減少近7000萬美元，占全省出口總值的比重由上年的10.6%降到9.3%，工業(yè)制品出口126.3億美元，占全省出口的比重突破90%。2002年機電產(chǎn)品出口68.04億美元，同比增長41.44%，占全省出口總額的39.17%；高新技術(shù)產(chǎn)品出口32.34億美元，同比增長82.07%，占全省出口總額的18.62%。高新技術(shù)產(chǎn)品、機電產(chǎn)品成為拉動福建外貿(mào)增長的主要動力。電子行業(yè)有三分之二以上的企業(yè)是通過利用外資改造發(fā)展起來的，新開發(fā)的出口商品有電視機、錄像機、電話機、電腦、音響、電子元器件等六大類，農(nóng)業(yè)、食品制造業(yè)、建材、機械、石化行業(yè)等也通過利用外資得到很大的提高和發(fā)展。
同樣，在臺灣省的出口產(chǎn)品中，工業(yè)產(chǎn)品所占的比重也是最大，2001年達(dá)到1462.15億美元，其次才是農(nóng)產(chǎn)加工品和農(nóng)產(chǎn)品。可見，福建的工業(yè)制品出口雖然占到全省出口比重的90%，但仍然不及臺灣的十分之一。在出口商品結(jié)構(gòu)方面，電氣機器、電氣器材與機械均處于前兩位。臺灣對中國大陸間接出口的主要商品項目有：電機設(shè)備及部件、機械設(shè)備、塑料原料及制品、人造纖維絲、工業(yè)用紡織品等。其中電機設(shè)備所占比重最大，達(dá)到15.9%。另一方面，從增長率看，電機設(shè)備及其部件比1996年增長30.8%，鋼鐵制品比1996年增長29.5%，這兩項在工業(yè)產(chǎn)品中的出口增長率最為顯著。
進(jìn)口方面，福建省的進(jìn)口商品種類廣泛，主要以工業(yè)制品中的機器設(shè)備為主。2002年福建省機電產(chǎn)品進(jìn)口62.08億美元，增長43.7%；高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口28.68億美元，增長65.4%。而臺灣省的進(jìn)口額中，原材料占最大份額，2000年達(dá)到897.78億美元，其次是資本貨物和消費品。福建進(jìn)口的原料配件及設(shè)備所占比重相應(yīng)提高到88.4%，初級產(chǎn)品所占比重下降到11.6%。化學(xué)成品、紡紗織物、鋼鐵、機械及運輸設(shè)備等商品占絕大多數(shù)，技術(shù)引進(jìn)和設(shè)備進(jìn)口主要集中在郵電、汽車、輕工、食品等。在所有的進(jìn)口商品中，規(guī)模超過1億美元的就有7大類。
伴隨著科技產(chǎn)品世界市場占有率的不斷提高，臺灣進(jìn)口的機器設(shè)備和零部件也不斷增加。臺灣與中國大擊的進(jìn)出品貿(mào)易也有了相當(dāng)?shù)陌l(fā)展。受到民間投資活躍等因素的支持，臺灣對中國大陸的間接進(jìn)口額，主要以農(nóng)業(yè)、工業(yè)原材料為主，達(dá)到39.15億美元。
從以上的定性分析可以看出，福建的進(jìn)出口貿(mào)易及整個經(jīng)濟水平都與臺灣有相當(dāng)大的差距。這是與它們各自的經(jīng)濟政策，政治背景緊密相關(guān)的。兩省的進(jìn)出口貿(mào)易有許多共同之處，但也存在著各自的特色。總體來說，由于歷史、政治、經(jīng)濟的原因，臺灣進(jìn)出口貿(mào)易與福建省進(jìn)出口貿(mào)易無論在規(guī)模上、速度上、結(jié)構(gòu)上都存在著很大的區(qū)別。福建屬祖國大陸同一經(jīng)濟體，這種與臺灣地區(qū)的差別是正常的，隨著改革開放，內(nèi)地已成為臺灣最重要的投資、出口地之一，內(nèi)地對臺灣的進(jìn)出口貿(mào)易在臺灣經(jīng)濟的比重越來越大，同時也加強了內(nèi)地與臺灣的經(jīng)貿(mào)合作。如果兩岸能夠消除人為的屏障，隨著交往的日趨頻繁，閩臺的進(jìn)出口貿(mào)易將呈現(xiàn)越來越緊密、互補、共榮的特征。
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篇6
我國能源產(chǎn)品貿(mào)易量大幅增長，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%，年均增長率11.2%。2001年以來，我國能源產(chǎn)品貿(mào)易額的增長幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于能源貿(mào)易量的增長幅度，能源產(chǎn)品貿(mào)易量的持續(xù)穩(wěn)定增長，是其貿(mào)易額不斷創(chuàng)出新高的重要原因，同時，能源產(chǎn)品價格的上漲更是導(dǎo)致能源產(chǎn)品貿(mào)易額不斷增長的重要原因。
石油對進(jìn)口的依賴程度不斷提高，2006年我國石油消費對進(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個國家合計進(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。
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)易中我國占絕對的優(yōu)勢。
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。
四、2001-2006年中國石油進(jìn)出口貿(mào)易特點和趨勢
我國石油消費巨大，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，自2001年的8163.2萬噸迅速增長到2006年的18157.0萬噸，2006年比2001年增長了122.4%，年平均增長率為17.3%，從目前的趨勢看，我國石油的進(jìn)口量還會進(jìn)一步增長；另一方面，我國石油的進(jìn)口額增長幅度更大，自2001年的154.06億美元迅速增長到2006年的819.52億美元，2006年比2001年增長了432.0%，年平均增長率為39.7%。2005年我國石油進(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個國家合計進(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中國石油消費對進(jìn)口的依賴程度
2001年我國石油消費對進(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。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，石油消費對進(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
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)計未來我國煤炭的出口量還會有所減少。
2001年我國煤炭進(jìn)口量只有249萬噸，2006年迅速增長到3836萬噸，近年來我國煤炭進(jìn)口量逐年大幅增長，年增長率達(dá)到72.8%。由于我國煤炭資源在地域上分布不均，北煤南運，陸路運輸成本較高，在符合比較效益的情況下，預(yù)計未來我國煤炭的進(jìn)口量還會進(jìn)一步增長。
七、我國能源進(jìn)出口貿(mào)易中存在的主要問題
1.我國石油消費對進(jìn)口的依賴程度很高，增長很快
2001年我國石油消費對進(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)濟持續(xù)快速增長導(dǎo)致了能源需求，特別是石油需求的快速增長，在國內(nèi)石油產(chǎn)量增長緩慢，而石油消費增長迅速，從而導(dǎo)致石油進(jìn)口量連年大幅增長，使我國石油消費對進(jìn)口的依賴程度不斷提高，預(yù)計我國石油消費對進(jìn)口的依賴程度將很快超過50%。巨額的石油進(jìn)口以及對石油進(jìn)口依賴程度的快速提高，使我國的石油消費嚴(yán)重地依賴于國際市場。
2.我國利用國外石油資源的成本在大幅度上升
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金融危機中,由于一些國家金融機構(gòu)倒閉或被收購、接管,信用惡化和萎縮,貿(mào)易中的履約風(fēng)險和結(jié)算風(fēng)險增大,使國際貿(mào)易萎縮,加劇國際市場激烈競爭,全球范圍內(nèi)各國貿(mào)易政策開始趨于保守,貿(mào)易保護主義威脅增大。在趨緊的貿(mào)易大環(huán)境中,我國出口面臨前所未有的困境,以致于國內(nèi)現(xiàn)在關(guān)于人民幣應(yīng)該保持升值趨勢還是通過貶值來刺激出口的爭論再起。
2人民幣升值對國際收支變動的影響
2.1人民幣升值對經(jīng)常項目帳戶收支變動的影響
至于貿(mào)易互補度方面,新疆國際商貿(mào)大通道的貿(mào)易定位,就是緣于我國與中亞國家間極強的貿(mào)易互補性存在,這是新疆邊貿(mào)發(fā)展的基礎(chǔ)。人民幣升值會否使貿(mào)易互補度下降從而降低貿(mào)易流量呢?應(yīng)該不會,理由是:第一,中亞國家由于歷史原因,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡造成國內(nèi)對新疆出口的日用消費品和機電產(chǎn)品需求強烈。雖然新疆也面臨著其他國家如土耳其、韓國、日本、美國、俄羅斯以及一些西亞國家越來越激烈的競爭,但新疆出口商品物美價廉的競爭優(yōu)勢短期內(nèi)還不可動搖;第二,我國經(jīng)濟快速發(fā)展,而國內(nèi)能源供應(yīng)增長較慢,使能源進(jìn)口依存度不斷提高,2007年開始已經(jīng)上升到50%以上。中亞作為世界上能源儲量排名第三位的地區(qū),能夠通過陸路通道向我國供應(yīng)油氣資源,對實現(xiàn)我國能源進(jìn)口市場多元化和運輸方式多樣化,減少我國面臨的能源安全威脅具有重要戰(zhàn)略意義。顯然,即使人民幣繼續(xù)升值,也不會因為其帶來貿(mào)易互補度降低,從而縮減貿(mào)易流量。總體來看,人民幣升值對擴大貿(mào)易規(guī)模是有利的,對新疆經(jīng)常項目帳戶會產(chǎn)生收入增加效應(yīng)。至于支出方面,升值使人民幣購買力增加,帶來的通常是進(jìn)口成本下降,進(jìn)口貿(mào)易流量顯著擴大。
2.2人民幣升值對資本和金融項目帳戶收支變動的影響
(1)人民幣升值對短期投機資本流動的影響。
如果人民幣長期升值趨勢確定,就會產(chǎn)生不斷繼續(xù)升值的心理預(yù)期,從而使人民幣升值投機將加重,短期資本流入增加。而且,短期資本還可能通過外貿(mào)套匯、假合資項目等渠道入境。入境的國際熱錢將選擇諸如房地產(chǎn)等受益于升值而產(chǎn)生明顯增值的市場進(jìn)行投資,因為人民幣升值預(yù)期會增加國外機構(gòu)的投資信心,也可能使他們獲得投資收益和升值收益的雙重利潤。
(2)人民幣升值對直接投資流動的影響。
人民幣升值看似會增加直接投資成本,降低直接投資熱情,其實未必。因為:第一,如果直接投資目的是為了發(fā)展兩頭在外的加工貿(mào)易,則存在人民幣升值使其出口制成品美元價格提高,削弱了價格國際競爭力,如不提高美元價格,則出口利潤減少的情況。但人民幣升值同樣會帶來進(jìn)口原材料的美元價格下降的現(xiàn)象,兩者相抵后的結(jié)果是匯率升值對出口利潤影響沒有想象那么大。2008年我國沿海地區(qū)出現(xiàn)的大面積的加工貿(mào)易型企業(yè)倒閉和轉(zhuǎn)移風(fēng)潮,關(guān)鍵因素并非人民幣升值,而是勞動密集型加工制造業(yè)在我國到了轉(zhuǎn)型升級的轉(zhuǎn)折點;第二,如果是大型跨國公司的戰(zhàn)略投資,其并不在乎人民幣升值所增加的一點投資成本,而是看中了我國擁有巨大消費潛力的國內(nèi)市場。而且其投資基本是長期投資,升值后其在我國存量資產(chǎn)反而能夠得到增值收益。
3人民幣升值對新疆進(jìn)出口貿(mào)易的影響
3.1促進(jìn)外貿(mào)增長方式轉(zhuǎn)變,優(yōu)化進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)
不能否認(rèn),人民幣升值會使新疆出口商品美元價格提高,降低其在國際市場價格競爭力。但這從另外一個方面看,也為原先一味依靠廉價優(yōu)勢,在國際市場打價格戰(zhàn)的出口企業(yè)敲響了警鐘,使其在關(guān)注比較優(yōu)勢的同時,還必須提高對競爭優(yōu)勢的關(guān)注程度,在國際市場的競爭手段也將逐漸從單一的價格競爭手段向各種非價格競爭手段轉(zhuǎn)變。從長遠(yuǎn)來看,人民幣升值將有助于新疆外貿(mào)增長方式從粗放型轉(zhuǎn)向質(zhì)量和效益型,促使新疆企業(yè)降低消耗和成本,加快出口商品結(jié)構(gòu)的調(diào)整,大力發(fā)展知識密集和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè),用高新技術(shù)改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè),提高出口產(chǎn)品的附加值,做到“人無我有,人有我優(yōu)”,提高非價格競爭的能力,提高出口可持續(xù)發(fā)展的能力。
3.2改善貿(mào)易條件,避免“貧困化增長”
“貧困化增長”往往是由貿(mào)易條件惡化導(dǎo)致的。其出現(xiàn)須具備的前提條件之一,就是出口商品是在國際市場占有較高市場份額,而且需求價格彈性較低。從新疆2008年出口商品結(jié)構(gòu)來看,主要屬于消費剛性較強的服裝、鞋帽、箱包、紡織品、農(nóng)產(chǎn)品等日用消費品,其也是我國傳統(tǒng)大宗出口商品,在中亞市場占據(jù)較高市場份額。顯然,新疆一定程度上具備出現(xiàn)“貧困化增長”的可能性。解決辦法只有提升出口價格水平,降低進(jìn)口價格水平,改善貿(mào)易條件,而人民幣升值正好帶來了這種價格效應(yīng)。超級秘書網(wǎng)
3.3降低資源進(jìn)口成本,增加進(jìn)口規(guī)模
新疆進(jìn)出口貿(mào)易嚴(yán)重不平衡,比如2007年新疆出口額115億美元,而進(jìn)口只有22億美元,貿(mào)易順差程度遠(yuǎn)高于全國水平。這本身就意味著新疆外貿(mào)發(fā)展并不合理和健康。出口只是換匯手段和過程,進(jìn)口才應(yīng)該是最終目的。因為只有進(jìn)口,才能引進(jìn)國外先進(jìn)的技術(shù)、設(shè)備乃至經(jīng)驗、文化等等,以及國內(nèi)短缺的商品和物資。后者可以保障國內(nèi)各部門發(fā)展的平衡和國民經(jīng)濟體系的健康,前者可以幫助實現(xiàn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級等,最終使經(jīng)濟實現(xiàn)高效率、高質(zhì)量的發(fā)展。人民幣升值使進(jìn)口成本下降,一方面使中亞能源和資源等主要進(jìn)口品在不考慮國際市場價格變化的前提下變的比以前廉價,從而為新疆大量增加能源、資源進(jìn)口帶來良好機遇。目前進(jìn)口規(guī)模有限,主要是因為能源、資源運輸通道的制約。隨著中哈輸油管道一期的竣工輸油,二期的開工建設(shè),隨著中國—中亞輸氣管道在2010年的全面竣工使用等,新疆能源進(jìn)口將面臨快速增長態(tài)勢。人民幣升值顯然可使進(jìn)口節(jié)約更多成本;另一方面,人民幣升值使中亞國家資產(chǎn)價格變的更便宜,在我國積極鼓勵國內(nèi)企業(yè)“走出去”的背景下,新疆企業(yè)完全可以抓住升值的機遇,積極購買中亞國家的能源、礦產(chǎn)資源資產(chǎn),為將來擴大能源、資源進(jìn)口奠定堅實基礎(chǔ)。
4結(jié)論
(1)人民幣繼續(xù)升值對新疆國際收支的影響表現(xiàn)在:經(jīng)常項目項下會帶來貿(mào)易規(guī)模的增加進(jìn)而使國際收支額上升;在資本和金融帳戶下會產(chǎn)生短期投機資本的增加,但直接投資不會受明顯影響,所以該帳戶國際收支額也會相應(yīng)上升。(2)人民幣升值對新疆出口貿(mào)易的影響,短期來看是不利的,長期來看,通過外貿(mào)增長方式的轉(zhuǎn)變和進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化、貿(mào)易條件改善等等,有利于新疆外貿(mào)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。(3)對新疆進(jìn)口貿(mào)易來說,升值意味著巨大的機遇,在新疆能源、資源運輸瓶頸解決后,如果升值,必將帶來新疆進(jìn)口空前增長的井噴局面。
參考文獻(xiàn)
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篇8
2.1我國的進(jìn)出口企業(yè)市場萎縮或供應(yīng)不足
我國有很多專業(yè)的進(jìn)出口企業(yè)，其盈利方式單一，主要依靠進(jìn)出口業(yè)務(wù)。這些企業(yè)的產(chǎn)品主要銷往國外，或者這些企業(yè)的原料只能從國外進(jìn)口。美國是我國最重要的國際貿(mào)易合作伙伴之一。美國的超市里的大部分產(chǎn)品都在中國制造。因此，2008年美國金融危機發(fā)生以來，美國的國內(nèi)消費需求下降，導(dǎo)致我國的進(jìn)出口企業(yè)國外市場萎縮。我國的很多進(jìn)出口企業(yè)出現(xiàn)了大量的產(chǎn)品積壓。另外，雖然我國是制造大國，但不是制造強國。我國的企業(yè)普遍缺乏創(chuàng)新意識，產(chǎn)品的原創(chuàng)性比較低，大多是電子、化纖、服裝、玩具、鞋類等勞動密集型產(chǎn)品，產(chǎn)品的附加值比較低。在金融危機時期，各國的貿(mào)易保護政策都出現(xiàn)一定的變化，使得國際貿(mào)易壁壘增加，導(dǎo)致我國的產(chǎn)品市場占有率急劇縮小。如我國的紡織、服裝、玩具等行業(yè)，其出口依存度高達(dá)30%-80%，在國際金融危機的影響下，其經(jīng)營業(yè)績比較差。江浙一帶的服裝出口企業(yè)的利潤率僅有0.2%，但是當(dāng)前的訂單卻只有原來的三分之一。
2.2人民幣升值使我國的進(jìn)出口企業(yè)面臨經(jīng)營困境
金融危機加速了人民幣的升值，卻使得美元不斷貶值。這使得中國出口到國外的產(chǎn)品價格不斷上漲。在金融危機時期很多國家的內(nèi)需逐漸縮小的情況下，使得我國的產(chǎn)品市場份額逐漸縮小，使得我國的進(jìn)出口企業(yè)的經(jīng)營壓力逐漸增大。另外，在中國隨著經(jīng)濟的發(fā)展和科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步、生產(chǎn)自動化程度的加大，中國的人力資源成本也逐漸上升。這使得中國的企業(yè)失去一項很重要的優(yōu)勢，使得企業(yè)的利潤率進(jìn)一步下降。2008年美國金融危機持續(xù)時間比較長，美元還有繼續(xù)貶值的趨勢，這將使得我國的出口企業(yè)在很長一段時間內(nèi)無法走出經(jīng)營困境。此外，人民幣升值，導(dǎo)致外商在中國的投資成本升高，如購置設(shè)備、勞動力成本等。在盈利不景氣的情況下，很多外商選擇撤資。這對于一些中外合資的進(jìn)出口企業(yè)而言，無異于晴天霹靂，對企業(yè)的長期經(jīng)營不利，甚至?xí)?dǎo)致企業(yè)的破產(chǎn)。
2.3國際金融危機使我國的進(jìn)出口貿(mào)易面臨更大的風(fēng)險
金融危機時期，很多國家的經(jīng)濟發(fā)展前景不夠樂觀。企業(yè)的利潤率降低、就業(yè)率下降等現(xiàn)象使得各國開始實施相應(yīng)的貿(mào)易保護主義，來改變貿(mào)易逆差的現(xiàn)狀，如技術(shù)性、綠色的貿(mào)易保護手段。這使得我國的附加值比較低的產(chǎn)品在出口時備受沖擊。如食品、紡織品、低端服裝等。其他形式的貿(mào)易保護政策，也使得國際貿(mào)易壁壘增高，我國的進(jìn)出口企業(yè)經(jīng)營難度加大。如美國肆意炒作我國的食品、水產(chǎn)品安全問題等，對我國的產(chǎn)品的聲譽產(chǎn)生不良影響。貿(mào)易保護政策的抬頭使得國際貿(mào)易摩擦越來越多。如果企業(yè)忍氣吞聲，選擇接受退回的產(chǎn)品，而不捍衛(wèi)自己的權(quán)益，那么企業(yè)會遭受很多的損失；如果企業(yè)選擇通過國際官司的方式捍衛(wèi)自己的權(quán)益，高額的費用也會為企業(yè)的發(fā)展帶來很大的經(jīng)濟負(fù)擔(dān)。另外，為了暫時獲取國外訂單，我國企業(yè)在越來越大的國際市場競爭壓力下，接受賒銷結(jié)算方式。賒銷結(jié)算使得企業(yè)的受到國外商業(yè)的風(fēng)險的影響，收匯風(fēng)險增大。金融危機的影響，使得企業(yè)的國內(nèi)融資以及海外融資難度加大，企業(yè)的一旦出現(xiàn)資金周轉(zhuǎn)不良，就要依靠銀行解決資金問題。這種情況下，企業(yè)需要承擔(dān)高額的利率。
3.應(yīng)對金融危機的策略
3.1合理地進(jìn)行人民幣匯率機制改革
我國的人民幣匯率改革應(yīng)該根據(jù)當(dāng)前國內(nèi)、國外經(jīng)濟發(fā)展的情況，與時俱進(jìn)地進(jìn)行改革，使之有助于我國的經(jīng)濟發(fā)展。當(dāng)前我國的人民幣匯率的自由浮動空間比較小，為了適應(yīng)全球化經(jīng)濟發(fā)展的趨勢，使我國的市場經(jīng)濟發(fā)展更加深化，我國需要進(jìn)行一定的人民幣匯率改革，使得匯率的浮動的空間逐漸加大，以增強匯率對國際收支不平衡的調(diào)節(jié)能力。匯率的浮動空間增大也有助于提高我國進(jìn)出口企業(yè)的國際貿(mào)易風(fēng)險防范能力。另外，我國的相關(guān)單位應(yīng)該保持一定程度的外匯市場干預(yù)，采用漸進(jìn)式的干預(yù)方式，根據(jù)當(dāng)前的經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r相應(yīng)地調(diào)整目標(biāo)區(qū)寬度，以避免出現(xiàn)匯率超調(diào)，使得匯率在不斷波動的情況下保持相對穩(wěn)定。
3.2轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式
我國的經(jīng)濟發(fā)展，在2008年國際金融危機中，之所以受到如此大的沖擊，是因為我國的經(jīng)濟發(fā)展方式有一定的問題。中國的很多行業(yè)的對外出口依存度比較大。我國國內(nèi)消費者對該類企業(yè)的產(chǎn)品需求比較少。在出現(xiàn)金融危機時，一旦國外的市場份額縮減，那么企業(yè)的經(jīng)營將受到重創(chuàng)。為了應(yīng)對這個問題，我國應(yīng)該積極轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式。政府需要通過一系列的手段刺激國內(nèi)消費，如兼顧收入分配、提高城鎮(zhèn)居民工資等方式。另外，我國的農(nóng)村消費潛力巨大，有待于充分挖掘。對此，我國政府可以采取一些惠農(nóng)政策，如家電、汽車下鄉(xiāng)等，擴大農(nóng)村市場。最后，企業(yè)需要優(yōu)化自身產(chǎn)品組合，提高產(chǎn)品的附加值。使得國外在消費需求縮小的情況依然依賴我國的產(chǎn)品。
3.3企業(yè)健全風(fēng)險防范機制
面對金融危機中各國的貿(mào)易保護政策以及其他市場的不穩(wěn)定因素的增加，企業(yè)面臨更大的經(jīng)營風(fēng)險。為了安全度過國際金融危機時期，并使企業(yè)獲得長足的進(jìn)步和發(fā)展，企業(yè)需要健全自身的風(fēng)險防范機制。首先，在與國外客戶建立合作關(guān)系之前，充分地了解客戶的信息，如商業(yè)信用、債務(wù)償還能力等，在簽訂合同時，通過合理地設(shè)置約束，避免交易風(fēng)險。然后，我國的進(jìn)出口企業(yè)需要選擇合適的結(jié)算方式，避免賒銷等結(jié)算方式，如選擇信用證、銀行保函風(fēng)險較小的結(jié)算方式。企業(yè)在各種活動中要嚴(yán)格遵守合同條款要求，避免對方以不符合同為由拒付貨款。
3.4企業(yè)需要積極開拓新市場
雖然，金融危機已經(jīng)嚴(yán)重影響了很多國家，但是仍然有很多國家和地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展相對獨立，避免了國際金融危機的影響。因此，我國的進(jìn)出口企業(yè)在出現(xiàn)原有市場份額縮減的情況下，可以積極拓展新的市場。如企業(yè)可以實施產(chǎn)品多元化戰(zhàn)略，以新的產(chǎn)品組合來獲得新的市場。企業(yè)不僅可以向非洲、拉丁美洲等國家和地區(qū)拓展新的市場，也可以生產(chǎn)國內(nèi)需求的產(chǎn)品的方式，暫時規(guī)避金融危機的不良影響。新市場的發(fā)展不僅可以使我國的進(jìn)出口企業(yè)安全度過危機，而且對于企業(yè)長期的發(fā)展壯大具有很大的好處。
3.5企業(yè)要提高自主創(chuàng)新能力
篇9
一、文獻(xiàn)回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關(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：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)易保護主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認(rèn)為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關(guān)系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿(mào)易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進(jìn)、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達(dá)國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達(dá)國家的對外直接投資對同行業(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)對要素流動和商品貿(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。以上主要是對發(fā)達(dá)國家國際貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對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)對印度進(jìn)行的分析，研究結(jié)果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。
上述結(jié)論的差異表明，在對外直接投資與對外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對發(fā)達(dá)國家，對于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟的中國來說意義甚微。由于國內(nèi)對對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿(mào)易的影響，研究兩者之間的長期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關(guān)系。
二、實證分析
（一）數(shù)據(jù)選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數(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)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進(jìn)口額（IM）來衡量對外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)為,FFDI在中國發(fā)揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應(yīng)也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經(jīng)濟增長較快,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)濟規(guī)模和經(jīng)濟增長。
（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗
在對經(jīng)濟變量的時間序列進(jìn)行最小二乘回歸分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，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，表明這些變量是平穩(wěn)的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明這兩個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，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，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。
（三）協(xié)整檢驗
近年來，不少國內(nèi)外研究對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關(guān)系，得到出口貿(mào)易與對外直接投資有長期均衡關(guān)系而進(jìn)口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進(jìn)口貿(mào)易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進(jìn)口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進(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，同時消除模型中的多重共線性和自相關(guān)。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進(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：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、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，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻(xiàn)程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對外直接投資已經(jīng)對出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當(dāng)年外商直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結(jié)果相反。這從一個側(cè)面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導(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1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進(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，浙江省對外直接投資導(dǎo)致了進(jìn)口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗的投資對浙江省進(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缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進(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量經(jīng)濟模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。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期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動態(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，必然會通過對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和長期均衡結(jié)合在一個模型中。
由協(xié)整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產(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EX的增長起到了反向修正作用，當(dāng)超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應(yīng)t值較高，說明浙江對外直接投資、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IM的增長也起到了反向修正作用，當(dāng)IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(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，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進(jìn)口增長、出口增長之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：
（1）從長期關(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。浙江省對外直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用，兩者之間存在較強的互補關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對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)勢的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場的市場型投資。這樣的轉(zhuǎn)變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時，對外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對外直接投資而導(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，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進(jìn)口貿(mào)易增長的促進(jìn)作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進(jìn)口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產(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，而它們對進(jìn)口貿(mào)易無疑有強勁的促進(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)行的對外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟關(guān)系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進(jìn)一步促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展。
縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關(guān)指標(biāo)計算得出。），而世界對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報告》相關(guān)指標(biāo)計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿(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)系存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進(jìn)母國出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經(jīng)歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進(jìn)出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權(quán)威研究報告預(yù)測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進(jìn)一步擴大。浙江省作為全國經(jīng)濟強省也首當(dāng)其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進(jìn)一步增大，對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。
本文實證表明，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)系也存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制。相比之下，CFDI對進(jìn)口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強。
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外直接投資的作用，對能產(chǎn)生進(jìn)出口貿(mào)易互補、創(chuàng)造效應(yīng)的對外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵企業(yè)積極“走出去”進(jìn)行對外直接投資。以往政府有關(guān)對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關(guān)的貿(mào)易措施,而并不直接制定與貿(mào)易有關(guān)的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業(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)。
對企業(yè)界而言，加入WT0后,國內(nèi)市場上國內(nèi)外企業(yè)的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進(jìn)入國際市場,那么其國內(nèi)市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經(jīng)濟一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進(jìn)行對外直接投資，進(jìn)一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強企業(yè)的國際競爭力，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，在國際競爭中掌握主動權(quán)。
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（三）產(chǎn)業(yè)發(fā)展矛盾重慶第一產(chǎn)業(yè)由于地理因素，很難實現(xiàn)機械化和現(xiàn)代化耕作，屬于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，效率低，成本高；第二產(chǎn)業(yè)歷來是重慶市的支柱產(chǎn)業(yè)，重慶市的經(jīng)濟發(fā)展對其依賴度高，而產(chǎn)業(yè)設(shè)備技術(shù)更新慢，存在很大的市場風(fēng)險；第三產(chǎn)業(yè)起步晚、底子薄，還沒有充分發(fā)展起來，已有的產(chǎn)品存在科技含量低、附加值不高等問題。
二、重慶市對外貿(mào)易的現(xiàn)狀
重慶近年來對外貿(mào)易成效顯著。2009年全市進(jìn)出口總額38.6億美元，同比增長48.7％；其中出口20.9億美元，同比增長31.9%；進(jìn)口17.7億美元，同比增長74.9％。2010年全市進(jìn)出口總額124.26億美元，同比增長61.1%；其中出口74.89億美元，增長75.0%。進(jìn)出口總額在我國西部12個省、自治區(qū)、直轄市中列第4位，全國第23位。重慶市對外貿(mào)易以國有企業(yè)、外資企業(yè)為主體，民營企業(yè)大幅增長。民營企業(yè)1998—2008年累計實現(xiàn)出口96.04億美元，占全市累計出口的38.8％，年均增長104.5％。外資企業(yè)累計實現(xiàn)出口16.84億美元，占全市累計出口的11.6％，年均增長24.1％。在2008年，民營企業(yè)出口比重提高到了55.4％，超過國有企業(yè)出口比重29個百分點，成為重慶市出口的主體。進(jìn)口以外資企業(yè)為主體，據(jù)統(tǒng)計，直轄15年間，外資企業(yè)進(jìn)口份額保持在7成左右，累計實現(xiàn)進(jìn)口11191億美元，占全市累計進(jìn)口的63.0％，年均增長13.3％；國有企業(yè)累計實現(xiàn)進(jìn)口43.87億美元，占全市累計進(jìn)口的39.8％，年均增長0.5％；民營企業(yè)在1998年后逐漸發(fā)展，累計實現(xiàn)進(jìn)口3.49億美元，年均增長117.4％。目前，以力帆集團、隆鑫集團、銀翔摩托、宗申集團為代表的民營企業(yè)成為外貿(mào)出口的骨干企業(yè)，其出口總額居重慶市出口企業(yè)前五位，成為重慶最具活力的出口主體。
三、重慶市對外貿(mào)易中看出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在的問題及建議
（一）發(fā)展思路不清晰，應(yīng)明確產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式重慶市在過去的重點支柱產(chǎn)業(yè)和將來的重點支柱產(chǎn)業(yè)這兩點的轉(zhuǎn)換方式上思路尚不清晰。這主要表現(xiàn)在進(jìn)出口貿(mào)易中，傳統(tǒng)制造業(yè)在科技創(chuàng)新淺升級之后仍然占據(jù)進(jìn)出口量的較高比重，但實際其發(fā)展水平仍然滯后，制約了經(jīng)濟的快速增長。而新興的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)如軟件業(yè)、航空航天、生物等行業(yè)的進(jìn)出口總量較低，甚至接近零，發(fā)展速度相當(dāng)緩慢。針對重慶現(xiàn)狀，一方面對于適合發(fā)展第一產(chǎn)業(yè)的地區(qū)，要積極發(fā)展“一鄉(xiāng)一產(chǎn)品、一縣一產(chǎn)業(yè)”，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)規(guī)模化、集約化和標(biāo)準(zhǔn)化；對于適合發(fā)展第二、第三產(chǎn)業(yè)的地區(qū)，積極革新，采用現(xiàn)代設(shè)施和先進(jìn)技術(shù)的配套設(shè)施，大力提高企業(yè)自主創(chuàng)新能力，促進(jìn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展。市政府建立健全法規(guī)，營造好的自由貿(mào)易氛圍。在市場上培育扶持一批具有核心競爭力的龍頭企業(yè)，開發(fā)一批在國內(nèi)外市場具有較大潛力和較高市場占有率的名牌產(chǎn)品。金融機構(gòu)也要配合政府給予相關(guān)的金融支持，及時滿足企業(yè)發(fā)展合理的資金需求等。
（二）產(chǎn)業(yè)發(fā)展失衡，積極調(diào)整重慶市作為老工業(yè)基地，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)呈非均衡狀態(tài)。其重工業(yè)即第二產(chǎn)業(yè)在全市工業(yè)產(chǎn)值中占絕對主導(dǎo)地位，主要是依靠汽車、摩托車行業(yè)出口打天下。2011年重慶一般貿(mào)易進(jìn)出口總額達(dá)430.09億美元，但問題是進(jìn)出口結(jié)構(gòu)卻極不平衡。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)決定對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)，重慶市第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展隨著農(nóng)民工的轉(zhuǎn)移持續(xù)下降，出口額度一直不高，第三產(chǎn)業(yè)如通訊服務(wù)、保險服務(wù)、金融服務(wù)、專有權(quán)利使用和特許資格等行業(yè)項目非常弱小，幾乎是零出口，發(fā)展相當(dāng)緩慢。
篇11
知識產(chǎn)權(quán)壁壘是占有知識產(chǎn)權(quán)優(yōu)勢和先進(jìn)技術(shù)水平的發(fā)達(dá)國家及其跨國公司，利用國際和國內(nèi)的知識產(chǎn)權(quán)制度以及相關(guān)的國家政策，通過海關(guān)扣押、專利圍堵、產(chǎn)權(quán)訴訟等方式利用知識產(chǎn)權(quán)法所授予的獨占權(quán)或超越有限壟斷權(quán)的范圍，在保護知識產(chǎn)權(quán)的名義下，來限制我國企業(yè)在國內(nèi)和國際市場進(jìn)一步擴張的種種市場競爭措施和策略，以此達(dá)到維護其知識產(chǎn)權(quán)優(yōu)勢的目的。知識產(chǎn)權(quán)壁壘實質(zhì)上是一種非關(guān)稅國際貿(mào)易壁壘，在反傾銷和反補貼等措施為國人所熟知以后，它已經(jīng)逐漸取代前兩者成為困擾我國企業(yè)的貿(mào)易障礙。
我國進(jìn)出口貿(mào)易應(yīng)對知識產(chǎn)權(quán)壁壘現(xiàn)狀
相關(guān)法律及預(yù)警機制有待完善。我國在入世前，政府已經(jīng)修改了專利法、商標(biāo)法和著作權(quán)法等知識產(chǎn)權(quán)法律，并制定了其他有關(guān)知識產(chǎn)權(quán)的法律、條例。然而TRIPS協(xié)議《與貿(mào)易有關(guān)的知識產(chǎn)權(quán)（包括假冒商品貿(mào)易）協(xié)議（草案）》生效以來，發(fā)生了許多當(dāng)年無法預(yù)料的知識產(chǎn)權(quán)壟斷及濫用問題。對于將產(chǎn)品出口國外的企業(yè)，專利預(yù)警機制是要事先調(diào)查目的國與出口產(chǎn)品有關(guān)的專利信息進(jìn)行分析，以正確的指導(dǎo)下一步的工作。而我國的預(yù)警機制的不成熟使我國的產(chǎn)品出口增加了盲目性。
自主知識產(chǎn)權(quán)不足。加強對知識產(chǎn)權(quán)的保護不僅有利于技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)競爭力的加強，而且有利于國家經(jīng)濟實力的增長。而我國擁有的自主知識產(chǎn)權(quán)及專利技術(shù)遠(yuǎn)落后于發(fā)達(dá)國家。有關(guān)資料顯示，我國的申請量不到全球總量的2%，并且標(biāo)準(zhǔn)整體水平偏低。如果我國在標(biāo)準(zhǔn)制定過程中一味以低標(biāo)準(zhǔn)換取某個行業(yè)的大部分企業(yè)的生存，就無法逾越出口貿(mào)易中的技術(shù)壁壘。
研發(fā)投入不足。我國財政對于研發(fā)的投入，遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于發(fā)達(dá)國家。另外，企業(yè)本身對研發(fā)的投入也與世界水平存在差距。由于國家和企業(yè)對科技投入的力度不夠，研究和開發(fā)的經(jīng)費投入過少，我國企業(yè)的自主開發(fā)新技術(shù)能力普遍較低。
不重視專利文獻(xiàn)檢索。根據(jù)“專利一國獨立原則”，外國專利如果在一定期限內(nèi)不另行在中國申請，就永遠(yuǎn)不能在中國申請專利、不受中國專利法保護。據(jù)悉，全球每年誕生的專利85％沒有申請中國專利，跨國集團迄今在我國獲得授權(quán)的專利不到17萬。因此，如果沒有很好地進(jìn)行專利文獻(xiàn)查詢，很容易導(dǎo)致在進(jìn)出口貿(mào)易中產(chǎn)生侵權(quán)行為或在企業(yè)引進(jìn)國外技術(shù)時，掉進(jìn)競爭對手設(shè)置的專利陷阱。
知識產(chǎn)權(quán)人才匱乏。知識產(chǎn)權(quán)人才培養(yǎng)的嚴(yán)重滯后，使得目前國內(nèi)知識產(chǎn)權(quán)方面的人才十分短缺，人才的供需出現(xiàn)嚴(yán)重的失衡現(xiàn)象。
我國進(jìn)出口貿(mào)易應(yīng)對知識產(chǎn)權(quán)壁壘的對策
完善法規(guī)及預(yù)警機制。我國應(yīng)針對立法的薄弱環(huán)節(jié)，完善知識產(chǎn)權(quán)法律法規(guī)體系，重視運用法律手段保護知識產(chǎn)權(quán)。完善專利預(yù)警機制，通過對知識產(chǎn)權(quán)及專利信息的搜集、分析、預(yù)警，為外貿(mào)企業(yè)提供必要的服務(wù)。
增強企業(yè)創(chuàng)新能力。我國企業(yè)應(yīng)重視自身的技術(shù)創(chuàng)新，一方面，充分調(diào)動現(xiàn)有大學(xué)、科研單位的力量，建立起知識產(chǎn)權(quán)研發(fā)、生產(chǎn)基地；另一方面，企業(yè)應(yīng)盡快提高品牌價值，增加品牌的科技含量，以此帶動我國品牌的對外輸出，加快我國品牌建設(shè)步伐。
提供資金扶持。企業(yè)在開發(fā)和形成自主知識產(chǎn)權(quán)的過程中，國家應(yīng)通過多種途徑和方式加大資金扶持力度，壯大其經(jīng)濟實力。對高校和科研院所為企業(yè)進(jìn)行定向研究優(yōu)先提供經(jīng)費，對有技術(shù)創(chuàng)新的企業(yè)進(jìn)行重點扶持和獎勵。
注重專利文獻(xiàn)檢索。據(jù)統(tǒng)計，世界上每年完成的發(fā)明成果的92％可在文獻(xiàn)中檢索到。據(jù)世界知識產(chǎn)權(quán)組織（WIPO）的統(tǒng)計，充分利用專利檢索文獻(xiàn)，可節(jié)省40％的研究時間和60％的研究費用。進(jìn)行專利開發(fā)前，應(yīng)合理高效地進(jìn)行專利檢索。
實施知識產(chǎn)權(quán)人才戰(zhàn)略。知識產(chǎn)權(quán)是一門綜合性的學(xué)科，這種綜合性決定了知識產(chǎn)權(quán)人才的專業(yè)素質(zhì)應(yīng)當(dāng)是具有多門學(xué)科知識融合交叉的知識結(jié)構(gòu)，科技與法律并舉，并兼有國際貿(mào)易、外語等方面的知識。我國的企業(yè)應(yīng)該改變固有觀念，來培訓(xùn)自己的復(fù)合型知識產(chǎn)權(quán)人才。
參考文獻(xiàn)：
1.陳宇山.從海外比較研究看廣東知識產(chǎn)權(quán)發(fā)展與戰(zhàn)略.現(xiàn)代情報，2007（1）
篇12
從亞當(dāng).斯密提出“剩余產(chǎn)品出路”的學(xué)說以來，對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系一直都是經(jīng)濟學(xué)家們研究的重要課題。這方面的主要貢獻(xiàn)包括：凱恩斯的對外貿(mào)易乘數(shù)理論；E.哈根等從出口貿(mào)易對技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)來探討其推動經(jīng)濟增長的作用；羅默的內(nèi)生經(jīng)濟增長理論等[1]。
李京文(1996)[2]通過經(jīng)濟增長模型的實證分析，指出出口增長對我國經(jīng)濟增長具有拉動作用。彭福偉(1999)[3]發(fā)現(xiàn)凈出口與經(jīng)濟增長的相關(guān)度較弱。陳家勤(1999)[4]認(rèn)為出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長具有巨大的推動作用。楊全發(fā)(1999)[5]對巴拉薩(Balassa)[6]建立的模型帶入我國數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗，認(rèn)為出口對于經(jīng)濟增長具有正向促進(jìn)作用。劉曉鵬(2001)[7]認(rèn)為出口與經(jīng)濟增長的相關(guān)度較弱。Lawrence(2000)[8]在部門的層次上檢驗了日本1964～1985年和韓國1963～1983年的進(jìn)口和產(chǎn)業(yè)政策與勞動生產(chǎn)率的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口是促進(jìn)勞動生產(chǎn)率增長的一個重要因素。Onnolly(2005)[9]用75個國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)對進(jìn)口國單位資本GDP增長的貢獻(xiàn)大于其國內(nèi)的創(chuàng)新。
Lawrence(1999)[8]在美國對20世紀(jì)80年代100多個制造業(yè)產(chǎn)業(yè)中國際競爭力對其全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口競爭刺激了全要素生產(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)。
以上研究成果在運用計量模型進(jìn)行實證分析時因忽略了相關(guān)重要變量而使得檢驗和經(jīng)濟解釋具有相當(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)濟結(jié)構(gòu)和相似的生產(chǎn)技術(shù)，這在現(xiàn)實生活中無法滿足，對于所研究變量的定義和時期的選取也會影響經(jīng)驗結(jié)論等。上述對于單個國家(地區(qū))時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：實證模型中信息集的選取的差異；模型滯后期選擇的差異；模型方法及檢驗統(tǒng)計量選擇的差異。例如，進(jìn)出口對于經(jīng)濟增長的作用往往是經(jīng)歷一定的時滯，若忽略這一因素而進(jìn)行最小二乘估計就會得出片面甚至錯誤的結(jié)論。基于上述考慮，筆者通過分析進(jìn)口、出口和經(jīng)濟增長三者的協(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)口和出口對于經(jīng)濟增長的影響。
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)來反映對外貿(mào)易狀況，通過國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)反映經(jīng)濟增長。本文依據(jù)各年《中國統(tǒng)計年鑒》從1985年至2005年的以當(dāng)年價格計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值和以1985年為基期的按可比價格計算的國內(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，分別對上述三個變量進(jìn)行對數(shù)變換，其對應(yīng)序列記為LEX、LIM和LGDP。
圖2：實際國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口額和進(jìn)口額對數(shù)差分的變化趨勢
貿(mào)易,經(jīng)濟增長
1.單位根檢驗
從圖1可以判斷它們之間具有一定的共同趨勢性，為消除共同趨勢的影響，本文對變量采取差分處理(見圖2)。從圖2中可以看出GDP、進(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，檢驗的結(jié)果如表1所示。
注：1．對GDP、出口和進(jìn)口對數(shù)序列的ADF檢驗中，包含了位移項（intercept）和趨勢頂(trend)，因為從圖1中可以看出，這二個序列都包含一定的位移和趨勢，如果不考慮位移和趨勢就可能產(chǎn)生錯誤的單位根判斷；而對差分序列的ADF檢驗中，則既不包含移位頂，也不包含趨勢頂，因為圖2顯示這二個序列都不包含位移和趨勢。
2.*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設(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)口的對數(shù)序列ADF統(tǒng)計量的絕對值均小于在10%顯著水平下臨界值的絕對值，不能通過ADF檢驗，這三個序列都存在單位根，是非平穩(wěn)序列。而這三個差分序列的ADF統(tǒng)計量絕對值均大于在5%顯著水平下臨界值的絕對值，不存在單位根，都是平穩(wěn)序列。GDP、出口和進(jìn)口的對數(shù)序列是一階平穩(wěn)序列，因此可以進(jìn)一步檢驗三個變量之間是否存在協(xié)整性。
2.協(xié)整檢驗和誤差修正模型ECM
本文采用使用Johansen極大擬然估計法檢驗經(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，再對協(xié)整中是否具有常數(shù)項和時間趨勢進(jìn)行驗證，然后再對數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗[12]。結(jié)果見表2。
由表2可以看出，在5%的顯著水平下，經(jīng)濟增長與出口、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，先建立長期關(guān)系模型，即對水平變量(ordinaryvariable)進(jìn)行OLS估計，其方程如下：
LGDP=4.526845+0.623032LEX-0.049701LIM(1)
(13.53709)(4.293514)(0.291202)
=0.967508S.E.=0.096935
從進(jìn)出口總額與GDP之間的長期關(guān)系來看，GDP對出口的彈性為0.623，而對進(jìn)口的彈性為0.0497，出口比進(jìn)口對經(jīng)濟增長具有更強的影響，而且進(jìn)口項的系數(shù)未能通過t檢驗，即在統(tǒng)計上是不顯著的。
第二步，建立短期動態(tài)關(guān)系，即誤差修正模型。將長期關(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，在一個從一般到特殊的過程中，對短期動態(tài)關(guān)系逐個進(jìn)行檢驗，不顯著的項逐漸剔除掉，直到找出最適當(dāng)?shù)谋磉_(dá)式。筆者用EC表示長期關(guān)系方程(1)中的殘差，通過試驗，得到兩個比較適當(dāng)?shù)谋硎径唐趧討B(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
這兩個方程中的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗，誤差修正項系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機制。方程(2)說明從短期動態(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GDP的增長具有更強的促進(jìn)作用，這不僅表現(xiàn)在進(jìn)口項和出口項系數(shù)的大小上，而且也表現(xiàn)在進(jìn)口項的系數(shù)在1%的顯著水平上通過檢驗，而出口項的系數(shù)在10%的顯著水平上才通過檢驗。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增長率的含義，因此，進(jìn)口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.047%，出口增長率每增加1%,GDP的增長率將增加0.025%，而上年度GDP、出口和進(jìn)口的非均衡誤差以0.229的比率對本年的GDP增長率做出修正。
方程(3)是在進(jìn)一步剔除了不太顯著的出口項后得到的誤差修正模型。它表示在短期內(nèi)不考慮出口對GDP的影響時，進(jìn)口對GDP增長的促進(jìn)作用。進(jìn)口項的系數(shù)說明進(jìn)口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.063%，而上年度GDP、出口和進(jìn)口的非均衡誤差以0.217的比率對本年的GDP增長率做出修正。
3.向量誤差修正模型VEC
Granger(1987)[13]指出，若變量之間存在協(xié)整，則這些變量之間至少存在一個方向的Granger因果關(guān)系：要么滯后差分項的系數(shù)聯(lián)合檢驗(一般用F檢驗)顯著，因而存在短期因果關(guān)系，或者誤差糾正項系數(shù)顯著而存在長期因果關(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結(jié)果，對表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GDP增長的短期影響及長期均衡關(guān)系，從短期來看，進(jìn)口對GDP的影響僅在兩個時滯后在10﹪的水平上對GDP有正向影響，可能是因為進(jìn)口相對減少了內(nèi)需。另一方面進(jìn)口的增加將會淘汰落后廠商，所以起初進(jìn)口的增加對產(chǎn)出增長有負(fù)向作用，但兩個時滯后，進(jìn)口的機械設(shè)備或原料會提高生產(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)濟增長[14]。我國長期以來所實施的進(jìn)口政策是鼓勵生產(chǎn)性資本品的進(jìn)口而限制消費品的進(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，這無疑也會對我國的經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要的推動作用；各變量均通過長期均衡關(guān)系來影響GDP的增長，每年LGDP的實際值與均衡值的偏差的約6.6﹪被糾正。這在一定程度上也證實了黃國祥(1999)[15]和賈金思(1998)[16]的觀點。
(2)總產(chǎn)出對進(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)升級戰(zhàn)略仍處于外延式、粗放型增長階段[17]，出口以價格競爭為主，未能有效提高出口產(chǎn)品的質(zhì)量和增加值，從而影響了出口對經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用。現(xiàn)階段我國實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)量型的增長上，還未能實現(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)整檢驗分析，得出的結(jié)果具有明顯的經(jīng)濟意義：出口對國民經(jīng)濟增長具有推動作用，進(jìn)口對國民經(jīng)濟增長具有一定的抑制作用，但進(jìn)口對國民經(jīng)濟增長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)濟學(xué)“出口促進(jìn)經(jīng)濟增長”的假說相吻合。現(xiàn)代經(jīng)濟理論認(rèn)為，一國對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)，可以從短期貢獻(xiàn)和長期貢獻(xiàn)兩個角度來分析。從短期來看，一國經(jīng)濟增長主要取決于投資需求、消費需求和凈出口需求三個因素。但是，如果從長期供給的角度分析，經(jīng)濟增長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、制度創(chuàng)新、知識進(jìn)展等等，全要素生產(chǎn)率的高低反映了一國經(jīng)濟增長的方式一，經(jīng)濟增長集約化的程度.對一國經(jīng)濟增長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。
從短期動態(tài)關(guān)系來看，出口和進(jìn)口都對國民經(jīng)濟的增長具有促進(jìn)作用，但出口對國民經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用比進(jìn)口小得多，而且出口項系數(shù)不能通過5%顯著水平的統(tǒng)計檢驗。這說明就短期動態(tài)關(guān)系而言，對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用主要是通過進(jìn)口來實現(xiàn)的。就當(dāng)前情況而言，擴大出口是促進(jìn)經(jīng)濟增長的有效途徑，但要在擴大出口的同時盡可能的保持進(jìn)口的同步增長，要盡量保持進(jìn)出口平衡，因為我國現(xiàn)階段還不是完全意義上的出口導(dǎo)向型，進(jìn)口對于經(jīng)濟增長的彈性仍然相當(dāng)大。
格蘭杰因果檢驗顯示我國出口與經(jīng)濟增長的相關(guān)關(guān)系較弱，主要是因為傳統(tǒng)上我國出口的擴大對經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用主要是依賴對閑置資源的利用。我國正逐步放棄傳統(tǒng)出口增長的貿(mào)易戰(zhàn)略，我國的初級產(chǎn)品出口基本上是符合市場調(diào)節(jié)機制的。我國的出口增長是可以獲得貿(mào)易利益，并可為剩余資源找出路，故而對經(jīng)濟增長具有一定的促進(jìn)作用。我國的制成品出口主要還集中于一些勞動密集型產(chǎn)品，以便發(fā)揮我國勞力和資源的優(yōu)勢，在國際上，這必然會面臨勞動力和資源更加低廉的東南亞國家的有力的競爭，致使貿(mào)易條件進(jìn)一步惡化。根據(jù)我國要素稟賦的特點，大力發(fā)展具有比較優(yōu)勢的勞動密集型產(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，同時能夠擴大就業(yè)，緩解就業(yè)壓力。
從中長期來看，為了發(fā)揮出口貿(mào)易在經(jīng)濟增長中的作用，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)步的增長貢獻(xiàn)，加強附加值高的產(chǎn)品的出口，是貿(mào)易出口盡快實現(xiàn)從勞動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)品的國際競爭力。
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篇13
一、人民幣升值對我國進(jìn)出口貿(mào)易收支的影響
1.基于彈性理論的分析
根據(jù)彈性理論,一國貨幣匯率變動對貿(mào)易收支具備改善效應(yīng)的條件是滿足馬歇爾—勒納條件:其進(jìn)出、口需求彈性之和大于1,即當(dāng)EX+EM>1時,其貨幣貶(升)值可使出口收入的增加(減少),進(jìn)口支出的減少(增加),貿(mào)易收支逆差(順差)減少,從而改善貿(mào)易收支。否則,當(dāng)EX+EM=1或<1時,一國貨幣匯率的變動對貿(mào)易收支不具備改善效應(yīng)。但是,馬歇爾—勒納條件通常對貿(mào)易小國適用,而對開放經(jīng)濟大國卻未必適用,因為對于開放經(jīng)濟大國而言,匯率變動的貿(mào)易效應(yīng)和政策效率受多種因素的制約,或者說其進(jìn)出口貿(mào)易收支受多種因素的影響,如范金就認(rèn)為馬歇爾—勒納條件不適用于中國。根據(jù)范金計算的我國中長期出口彈性為-0.8579,絕對值小于1,說明人民幣升值使出口價格的提高的幅度超過出口數(shù)量減少的幅度,出口額反而提高了,假設(shè)人民幣升值10%,將會使我國的出口額增加1.421%;而我國中長期進(jìn)口彈性為-1.0774,說明人民幣升值造成我國進(jìn)口額的增加幅度不大,假設(shè)人民幣升值10%將會使我國的進(jìn)口額僅增加0.774%,小于出口額增加幅度,貿(mào)易順差反而增加0.647%,所以其結(jié)論是人民幣匯率升值會促使我國貿(mào)易順差的進(jìn)一步增加。
2.人民幣穩(wěn)步升值后我國貿(mào)易順差額與匯率變動的數(shù)據(jù)分析
以上單從理論上分析還不足以有說服力,所以收集了自匯改以來匯率隨市場變動與我國貿(mào)易順差額的半年度數(shù)據(jù),以此說明我國匯率調(diào)整是否會顯著影響我國的貿(mào)易順差額。
從05年6月開始到12月,貿(mào)易順差額從106.3億美元增長到110.1美元,除9月有所降低外，每月的差額都出現(xiàn)增加的勢頭。但同一時間段,人民幣對美元平均匯價從827.65/100美元一直下降到807.59/100美元,說明在2005年的下半年,人民幣保持穩(wěn)步升值的趨勢.
自2006年1月到11以來貿(mào)易順差額從96.1億美元增長到229.2美元,幾乎每月的差額都出現(xiàn)增加的勢頭。但同一時間段,人民幣對美元平均匯價從826.6/100美元一直下降到789/100美元,說明在06年人民幣保持穩(wěn)步升值的趨勢,到2007年9月人民幣對美元平均匯價下降到758/100。但我國貿(mào)易順差額仍穩(wěn)步攀升,2006年的貿(mào)易順差1765億美元,比上年增73.2%.貿(mào)易順差繼續(xù)增高,由此,可得出結(jié)論,匯率變化對我國的貿(mào)易順差額并無顯著影響。（數(shù)據(jù)來源：中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站）
3.我國高貿(mào)易順差的深層次根源的辯證剖析
(1)我國勞動力等要素的低價格形成的比較優(yōu)勢
我國在勞動力、土地等要素價格方面,尤其是勞動力的價格具有很強的比較優(yōu)勢。2002年,中國制造業(yè)工人周工資為22135元,是香港和新加坡的十分之一,美國的三十五分之一,總體上來說,我國勞動力價格廉價優(yōu)勢仍然可以保持20年,可見人民幣的適當(dāng)升值很難抵消這種比較優(yōu)勢.勞動密集型產(chǎn)品一直對我國貿(mào)易順差貢獻(xiàn)較大,就2006年而言,成員國間紡織品貿(mào)易配額的取消導(dǎo)致我國紡織品出口的增加,是該年貿(mào)易順差增加的主要推動力之一。
（2）國際產(chǎn)業(yè)布局轉(zhuǎn)移形成的“遷移效應(yīng)”。由于中國勞動力等要素價格的強比較優(yōu)勢和
巨大的國內(nèi)市場,使中國成為跨國公司投資的熱土.且近年加工貿(mào)易已占我國進(jìn)出口的50%左右,加工貿(mào)易和外商投資企業(yè)已成為我國貿(mào)易順差貢獻(xiàn)最大的一項因素,如2006年下半年加工貿(mào)易和外商投資企業(yè)對我國商品貿(mào)易順差的貢獻(xiàn)率分別是150%和64%。華盛頓國際經(jīng)濟研究所的一項調(diào)查報告顯示,中國對美國貿(mào)易順差的75%來自產(chǎn)生的“遷移效應(yīng)”。
(3)內(nèi)外儲蓄率的巨大差異
經(jīng)濟學(xué)描述了儲蓄與投資之差、出口與進(jìn)口之差互為對偶關(guān)系(S-I=X-M),即儲蓄過多會產(chǎn)生貿(mào)易順差;反之,儲蓄過少會產(chǎn)生貿(mào)易逆差.中、美的儲蓄率已分別走向了兩個極端,中國近年的儲蓄率高達(dá)40%左右(2006年為42%),而美國的儲蓄率通常在5%以下,有時甚至為負(fù)儲蓄率(2005年第三季度為-1.6%).麥金農(nóng)教授認(rèn)為,中國的高儲蓄率和歐美的低儲蓄率是導(dǎo)致中國對歐美高順差的主要原因,他強調(diào)要重視從儲蓄率角度來觀察失衡問題.二、人民幣升值對我國貿(mào)易條件和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響
我國的“貧困化增長”,即貿(mào)易條件惡化問題已不容樂觀,根據(jù)中國海關(guān)編制的貿(mào)易條件指數(shù),1993年～2003年中國的整體貿(mào)易條件下降了12%(雷達(dá));陳飛翔認(rèn)為,2004年我國商品價格貿(mào)易條件指數(shù)比1995年下降了17%.因為人民幣升值會導(dǎo)致出口價格上升和進(jìn)口價格下降,從而使貿(mào)易條件改善。根據(jù)楊帆等的研究成果:在通貨膨脹率不變的條件下,人民幣升值的貿(mào)易條件改善系數(shù)為0.37。查貴勇通過對1994年～2003年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析,得出人民幣每升值一個百分比,中國貿(mào)易條件將改善0.353個百分比。關(guān)于人民幣適度升值對我國出口商品結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進(jìn)作用,應(yīng)該是肯定的。長期以來,我國出口一直走低價競銷的惡性競爭路子,人民幣升值導(dǎo)致出口產(chǎn)品的外幣價上升,會對那些高成本、低效益的企業(yè)和產(chǎn)品具有擠出效應(yīng);同時,人民幣升值會降低先進(jìn)設(shè)備的進(jìn)口成本,從而有利于促進(jìn)我國出口商品結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級換代。
三、人民幣穩(wěn)步升值趨勢下人民幣匯率調(diào)節(jié)政策幾點建議
由上文分析得出,人民幣升值的辦法并不能很好的改善貿(mào)易收支不平衡的狀況。如果按照此趨勢發(fā)展下去,很容易讓人聯(lián)想到日本在“廣場協(xié)議”后,日元持續(xù)升值造成日本經(jīng)濟的長期衰退的后果。因此我們要采取配套措施,避免單純?yōu)榱藨?yīng)付我國目前貿(mào)易收支持續(xù)順差狀況,而采取不斷調(diào)整匯率的做法.為此,我建議如下：
1.完善人民幣匯率改革,為發(fā)揮匯率調(diào)節(jié)作用提供制度條件
借鑒日本等發(fā)達(dá)國家經(jīng)驗,穩(wěn)定的匯率制度是經(jīng)濟健康快速發(fā)展的必要條件。因此我們應(yīng)該健全以市場供求為基礎(chǔ)的、有管理的浮動匯率體制，保持人民幣匯率在合理、均衡水平上的基本穩(wěn)定。讓“有管理的浮動匯率制”名副其實,促進(jìn)人民幣匯率生成機制的市場化、科學(xué)化.最終逐步推進(jìn)人民幣資本項目可兌換,實現(xiàn)人民幣的自由浮動和國際化。只有這樣穩(wěn)定合理的人民幣匯率形成機制才有利于貨幣政策操作,實現(xiàn)內(nèi)部平衡目標(biāo),才有利于對外經(jīng)濟貿(mào)易競爭和國內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整。
2.加快經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整，擴大匯率作用機制
我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的不合理，是造成巨額貿(mào)易順差的主要原因，因此，我們要以匯改為契機，一方面，通過進(jìn)、出口稅率調(diào)整等措施實現(xiàn)出口產(chǎn)業(yè)層次的優(yōu)化和加工貿(mào)易的深化，促進(jìn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級。另一方面，借助貿(mào)易增長方式的轉(zhuǎn)變,大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易,不斷提高服務(wù)業(yè)的發(fā)展層次和開放水平。同時,要逐步統(tǒng)一內(nèi)外資企業(yè)的稅收、關(guān)稅、外貿(mào)權(quán)、融資及要素獲得等方面的政策措施，改變外資利用方式,提高利用外資質(zhì)量。這樣既可以加強匯率機制對改善貿(mào)易收支的作用效果,又可以弱化人民幣升值的單向預(yù)期。
3.持續(xù)擴大內(nèi)需，配合匯率機制改革
目前國內(nèi)儲蓄率很高決定了內(nèi)需在拉動我國經(jīng)濟增長方面的重要地位。內(nèi)需的擴大,以社會保障體系的進(jìn)一步完善為條件.只有解決了人民群眾的后顧之憂,才會改變目前國內(nèi)儲蓄偏高、消費偏低的現(xiàn)象,才會解決好我國經(jīng)濟發(fā)展內(nèi)需不足的問題。內(nèi)需的擴大,歸根到底取決于人民群眾的收入水平提高。收入水平的提高,來自人民群眾議價水平的提高、勞動力價格水平的提高。要從根本上提高人民群眾的議價水平,提高勞動力的價格,必須繼續(xù)大力發(fā)展教育,提高勞動者的業(yè)務(wù)素質(zhì)和技能水平。只有內(nèi)需的持續(xù)擴大,才能增加有效供給,促進(jìn)就業(yè),顯著提高經(jīng)濟增長質(zhì)量和效益。在功能上作為以調(diào)節(jié)總量為主的匯率政策，才能起到更好的效果。
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