出口貿易論文范文

導語：如何才能寫好一篇出口貿易論文，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

如李艷麗（2011）在研究人民幣與主要競爭對手匯率變化對中國勞動密集型產品出口的影響，得出人民幣匯率對中國出口并無顯著影響。綜上所述，關于匯率變動對出口貿易影響的研究成果已十分豐碩，但目前鮮有文獻深入研究匯率變動對中國木質家具出口的影響，僅有少部分文獻研究人民幣升值對林產品貿易的影響（劉穎，2013；奉欽亮、覃凡丁，2012）。此外，現有關于匯率變動的研究，忽視了貿易伙伴國匯率變化對進口中國商品的作用。因此，本文以中國木質家具的出口為研究對象，建立一個簡單的分析模型，解析各國匯率變動對中國木質家具產品出口貿易的影響。

2中國木質家具出口及匯率變動分析

2002~2012年開始，中國木質家具出口額逐步升高，年均增長率高達21.1%，除2008年、2009年以外，各個年份增長水平相當。如圖1所示，2007~2009年，中國木質家具出口額雖然保持增長趨勢，但增長率有所下降。由于2008年金融危機的發生，我國出口貿易行業受到嚴重影響，木質家具的出口也不例外。據統計2008年木質家具增長率僅為近十年來年均增長率的1/7。隨著各國經濟刺激政策的實行，中國木質家具出口出現回暖，增長率從3.1%增長到34.2%。從圖1看，2002~2005年，美元兌人民幣大體保持在8.2元左右，但自2005年中央銀行開始實行以市場供求為基礎，參考一籃子貨幣進行有調節、有管理的浮動匯率制度以來，人民幣一直呈上升趨勢。從2002年1美元兌換8.27人民幣到2012年1美元兌換6.31人民幣，人民幣升值明顯。從以上分析，政策變動、經濟波動對國際貿易活動都將產生極大影響，而人民幣匯率與國際貿易有著密切的聯系，在具體的條件下不同程度的影響中國木質家具的貿易流量。從匯率變動與中國木質家具貿易狀況分析看，2007~2008年人民幣匯率波動幅度最大，變動0.7個單位。與此同時，木質家具從21.6%增長率下降到3.1%。而后2008~2010年，美元兌人民幣在6.7~6.9之間波動，幅度較小。隨著匯率的平穩，中國木制家具出口額年增長率逐步提高，2010年增長率達到最高值34.2%。2010~2012年，人民幣繼續升值，到2012年，1美元兌人民幣降到6.31元，相應的木質家具出口增長率也從34.2%降到7.1%。綜上所述，2002~2012年美元兌人民幣呈現“下降—平穩—下降”的趨勢，中國木質家具出口額年增長率呈現“下降—上升—下降”趨勢，可見，匯率波動與木質家具的出口貿易兩者之間具有密切聯系。

3人民幣匯率波動對木質家具出口貿易影響實證分析

3.1模型選擇及指標選取

關于匯率波動對出口貿易影響的研究，本文根據殷德生、張家勝等學者已有的研究經驗，得出一國貿易水平與國家的生活水平與匯率變動情況有。由于人口規模與進口需求具有一定關系，人口越多，反映進口的消費需求越大。因此，本文將人口規模納入模型運算中。具體貿易國從中國進口木質家具的進口需求函數設置為：X=f(y,ner,p)（1）式（1）中，X表示一國的進口額，表示貿易伙伴國的人均GDP，p表示貿易伙伴國的人口數，ner則表示本國貨幣與其貿易對象的雙邊匯率，具體解釋變量的含義與說明如表1所示。上述式（1）是一個很簡單的模型，其實影響進出口貿易的因素很多，如本國的國民收入水平，進口國與出口國的距離等。但本文為了能夠準確地反映人民幣匯率與木質家具出口貿易的關系，以匯率為解釋變量，以人均GDP、人口數為控制變量，著重分析匯率變動對進出口貿易的影響。為了消除數據可能存在的異方差和降低數據的自相關性，對各自變量作對數處理，具體回歸方程：lnXi=β0+β1ln(nerji）+β2ln(GDPi/popi)+β3lnpopi（2）

3.2數據來源及說明

本文基于2002~2012年澳大利亞、加拿大、印度、印度尼西亞、巴拿馬、馬來西亞、新加坡、日本、沙特阿拉伯、泰國、英國、美國、歐盟（26個成員國）（雖然英國是歐盟的成員國，但沒有加入歐元區，因此本文將英國從歐盟成員國單獨列出來）等12個國家和歐盟從中國進口木質家具貿易流量數據進行面板分析。樣本容量共143個，時間選擇上主要考慮2點，一是考慮聯合國數據庫及12個國家歐盟數據的可獲得性，二是考慮到中國人民幣匯率制度的改革。在2002~2012年期間，也體現了2個重要的時間結點，一是2005年匯改，二是2008年金融危機。之所以選擇以上幾個國家，主要源于上述國家是中國木質家具出口的主要貿易伙伴國，自2002開始，從中國進口的木質家具的比重持續上升，從49.29億美元上升到142.59億美元。2002~2012年樣本國家從中國進口的木制家具總產值的數據來自聯合國COMTRADE數據庫和EUROPEANUNION數據庫，人均GDP和人口POP則來源于世界銀行（）網站。木質家具按照其功能分為：木質辦公家具（HS940330），木質廚房家具（HS940340），木質臥室家具（HS940350），木質起居室/餐廳和商店家具（HS940360），帶軟墊的木質框架坐具（HS940161），其它木質框架坐具（HS940169）等6種產品。各國的木質家具進口額由這6種木質家具產品的進口額加總而成。

3.3實證研究

3.3.1平穩性檢驗為了保證數據的平穩性，更加準確地考察人民幣匯率波動對木制家具進出口貿易的影響，本文在建立回歸模型之前，必須對變量lnXi、ln(GDPi/popi)、ln(nerji)進行單位根檢驗，以防出現偽回歸，造成參數估計方法不當。因此，本文利用Eviews軟件進行LLC檢驗，具體檢驗結果見表2。檢驗結果顯示，在給定的5%的顯著水平，lnXi、ln(GDPi/popi)、ln(nerji)數列均拒絕原假設（H0：變量數列含有單位根），則認為各變量數列是一個平穩數列。根據單位根檢驗結果，發現變量之間是同階單整，可以進一步檢驗變量之間的協整關系。本文采用Jahansen協整檢驗，具體檢驗結果如表3所示。根據協整檢驗結果表明，第1行73.81>27.58，即在95%置信水平上拒絕原假設（拒絕了不存在協整關系的假設），亦3個變量存在協整方程，同時也說明了3個變量之間存在著長期穩定的均衡關系。因此，本文可以在此基礎上對模型進行回歸。3.3.2模型回歸結果將2002~2012年從中國進口木質家具的主要貿易伙伴國的面板數據進行回歸分析，回歸結果如表4所示。模型1僅加入1個控制變量人均GDP，模型2在模型1的基礎上加入人口規模變量，根據R2和極大似然值，發現模型2的回歸結果更優良。在表4的模型1中，僅人民幣匯率和人均GDP作為解釋變量，由結果所得，人民幣匯率的顯著性為0.0621，相對顯著；從作用方向看，匯率與木質家具的進口額呈正比關系，即人民幣升值，則各國從中國進口家具的總額越大。在模型2中，加入進口國人口規模變量作為解釋變量，發現匯率變動的顯著性更高，但作用方向與模型1相反，表明人民幣升值，降低各國木質家具的進口額。在模型1和模型2中，匯率是影響木質家具進出口的一個顯著因素。根據模型2的回歸結果，如果人民幣升值則會導致貿易伙伴國從從我國進口木質家具產品的價格相對提高，降低國外市場對我國木質家具產品的需求，從而影響我國木質家具的國際競爭力。根據圖2可以看出，2002~2006年中國主要貿易伙伴國的木質家具進口額逐年增長，年均增長率達到29.2%，與此相應的1美元兌人民幣基本保持在8.27元。匯改以來至2009年，人民幣對美元匯率累計升值21.2%，相應的各國進口中國木質家具總額的呈下降趨勢，從2007年的146.82億美元到2009年下降到114.42億美元，與上述模型回歸結果一致，即本幣升值，降低了他國進口中國木質家具的需求。2009年以來，中國為應對金融危機，人民幣匯率在合理均衡水平上保持穩定，相應地他國進口中國木質家具的總額也逐步增長，恢復原先的增長水平。2005年中國人民幣匯率改革，人民幣升值。在短期階段對中國木質家具貿易具有顯著的影響，降低他國對中國木質家具的需求，這主要源于人民幣升值，提高其在國際貿易中的相對價格，削弱中國在國際市場中的競爭力。但從2009年以后，人民幣升值后匯率穩定在一個合理期間，反而促進貿易的增長，可能源于匯率的變動并不改變出口商品的價值，短期市場波動主要通過匯率變動引起的市場價格競爭，在經過較長期的變化趨穩，會逐步降低匯率變化對進出口貿易的影響。

4結論與對策建議

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一、出口退稅率調整對外向型經濟發展的影響如何看待這次調整所帶來的影響，應當說，既有利也有弊。我國出口企業作為外向型經濟發展的主體，它所受到的影響最能反映出，國家與出口企業之間利弊取舍的關系。因為，出口退稅率調整對不同行業、不同企業、不同貿易的影響程度也不同，所以，只有客觀地、綜合地去分析各個方面的因素，才能正確的做出評價。

（一）出口退稅率調整的正面影響。

一是防止國內資源流失，促進我國經濟增長方式的良性發展。

此次出口退稅率的調整，一方面有利于引導企業減少“兩高一資”、低附加值、低技術含量商品的出口，加大高附加值、高技術含量商品的出口，擺正出口企業調整投資方向，避免盲目投資和產能過剩。另一方面，通過取消或降低出口商品退稅率，可以改觀我國經濟增長方式的不良勢頭。據海關統計，此次調整的2831項出口商品約占海關稅則中全部商品總數的37%，是去年9月出口退稅率調整商品的2.04倍。以此看出，國家專心治理重拳出擊的態度十分明朗，它必將帶動產業結構和出口商品結構的協調發展，對改變我國經濟增長方式意義重大。

二是縮減貿易順差間隙，緩解國與國之間的貿易摩擦。

截止今年6月底，我國外匯儲備額已達到了1.3萬億美元，外匯儲備多，固然意味著國力的增強，但是當超過一定的適度區間，就不可避免降低資源使用效率，甚至給經濟發展帶來阻力。據海關統計，僅2007年1－5月份進出口總額就達到了8013億美元，同比增長23.7%.其中：出口總額4435億美元，同比增長27.8%，進口總額3578億美元，同比增長19.1%，出口增幅高于進口增幅8.7個百分點，累計順差857億美元，同比增長83.1%.可以看出，我國進出口數額反差過大，比例失調。因此，此次調整出口退稅率，是抑制外貿出口過快增長，緩解外貿順差過大，保持對外貿易穩定，減小國際貿易爭端與摩擦的最有效手段。

三是優化產業結構，改變外貿出口的增長方式。目前，我國出口商品還是以附加值較低、密集型為主。雖然，經過多次出口退稅政策的調整，也未“封殺”住居高不下，出口縮減的局勢。此次調整，把主線放在了主導型商品出口上，通過大幅下調部分商品的出口退稅率，（如：玻璃制品由13%下調到5%），促使企業優化產業結構調整，致力于提升產品科技含量，增加附加值，由簡單的數量競爭轉向質量競爭，實現優勝劣汰，擺脫我國部分出口商品低價競爭的局面，提高出口的整體效益。

四是國家稅收增長，減輕中央與地方財政負擔。從1994年最初的稅制改革開始，國家根據國際貿易變化的形勢曾多次調整出口退稅率，解決出口退稅指標不足，減緩財政壓力，促進稅收增長。今年的調整與以往不同的是，取消和下調退稅率的主導型商品具多，那么，相對的退稅會逐額減少，這樣一來，在一定程度上也減輕了中央與地方退稅超基數部分92.5：7.5比例分擔退稅的壓力。

（二）出口退稅率調整的負面影響。

一是出口退稅調整對經營利潤的影響。此次調整，除船舶及對外承包工程的出口企業在7月20日以前已備案的，仍按原退稅率執行以外，所有調整退稅率的出口商品不在執行三個月的“過渡期”退稅。出口企業不在擁有退稅率由高到低，有退到零調整變化三個月按原退稅率執行的準備期，所帶來的負面影響較以往要大。因為，許多出口企業為進軍國際市場，占有一席之地，往往以成本價格或低于成本價格的商品去參與市場競爭，在毫無贏利的情況下，只靠出口商品的退稅來換取利潤的做法比較普遍。退稅率調整后，他們的優勢競爭將失去保障，再用低于成本的商品去創造市場贏利，以無法實現。但短期內他們想通過調整產業結構，改換貿易經營策略去應對出口退稅率的調整，為自己帶來一絲生機，一時間也很難奏效。

二是出口退稅率調整對企業稅負的影響。出口退稅率降低后，企業的征退稅率之差將會增大，而出口收入乘以征退稅率之差作為進項稅轉出，減少進項稅額，應納稅額將會增加，從不同程度上，征退稅率之差的增大導致增

值稅稅負相應增加。如果，對全部貨物出口或出口比重大的企業來講，當征退稅率之差變大時，進項稅額轉出就越多，在全部進項稅小于進項稅額轉出時，還會導致與出口退稅政策不相符的“倒交稅”現象，這與“出口貨物實行零稅率”政策相悖。

三是出口退稅率調整對不同企業的影響。出口退稅率下調對出口企業的負面影響不言而喻。但對不同類型出口企業而言，其影響程度存在著不同的差異。據企業反映，出口退稅率每降低1個百分點，出口成本就增加1%，也就意味著企業的利潤減少1%.1、國內上市公司業績受到影響。上半年股市漲漲停停的泡沫現象，牽動著全國上億人的心。6月19日以來，股市大盤幾度調整，滬指大幅下跌，個股股價也普遍出現下挫。特別是出口營業收入比重較大的上市公司，與出口退稅率調整有著密切的聯系，可以講，是造成了股市近期大幅波動的原因之一。2、出口主導型企業經營處于徘徊期。如：玻璃纖維出口退稅率由現在的13%降低到5%.出口退稅率下調8%，致使成本增加了8個百分點，等于減少利潤8個百分點。這些商品都具有較強的國際競爭力，包括服裝、鞋帽及箱包、工藝品等輕紡在內的一系列商品，都下調了退稅率。出口企業面臨著是內銷還是外銷的重新選擇，處于“不確定”的徘徊期。3、外貿流通企業比生產企業受到的沖擊大。由于外貿流通企業的利潤率遠遠低于生產企業，以紡織業為例，生產企業平均凈利潤率幾乎是外貿企業的3-5倍，因此，外貿流通企業對退稅率下降的反應要敏感得多。

四是出口退稅率調整對各類行業的影響。此次，降低或取消出口退稅率，對外銷比例大的行業影響極深，再加上由于沒有過渡期調整產品結構的準備時限，企業將處于兩難的境地。首先是部分涉及資源和能源高消耗的化工加工品，出口退稅取消涉及了385個品種，出口退稅下調到5％的有239個品種。出口退稅率如此大幅度的下調，無疑會對化工行業的經營業績帶來不利影響。其次是造紙、家具等行業，沖擊量也不可小估。再次是服裝、鞋帽、箱包、工藝品等輕紡行業，雖然，下調幅度不大但從出口利薄的角度看，也是困難重重。因此，短期內行業結構應適當、盡快調整，扭轉不利局面。

二、出口退稅率調整企業應對籌劃的建議雖然，短期內出口退稅率調整，對出口企業的影響是不利的，但立足長遠分析，它對改變企業經濟增長方式，改善國內環境設施，提升產業結構意義重大。出口企業應把不利影響降到最低，拋棄原有經營模式，尋求新的利潤點，盡快找出適應自我發展的途徑。

一是退稅率調整前后的測算分析。相對取消或降低出口退稅率的企業，在充分考慮政策調整和外貿出口增減等因素的基礎上，應自下而上地綜合分析出口退稅的增減實際，測算利潤的贏余空間，掌握謀求發展的第一手資料。只有這樣才是正確選擇經營方式、調整產業結構、應對退稅率變化的可行之道。

二是加強內購外銷的管理，逐步轉移退稅負擔成本。退稅率下調后，出口企業的征退稅率之差將會拉大，導致生產成本明顯增加，出口商品的價格戰更加激烈，國際競爭的優勢會逐步減弱。對此，出口企業需要調整其出口產品報價，也需要與國內購貨商、進口外商進行溝通，為減少出口退稅率降低造成的損失，可以考慮將以往從國外采購的原材料，改為在國內采購的辦法，控制原材料的成本；在與國內外原材料供應商交易時，盡量壓低采購價格，降低原材料采購成本，在自身適度負擔的前提下，有計劃實現轉嫁前移。

三是調整產業結構，提高商品技術含量。出口退稅率下調對出口企業來說是一次挑戰，要轉變原有思路，縮減低附加值、高耗能商品的生產，轉而開始研發和生產高附加值商品。例如，下調退稅率的服裝行業，在功能設計、外觀造型、包裝等方面有所創新，同時要以發展品牌為目標，培育自己的品牌，提高產品的品質和聲譽，從而增加產品的附加值。這些都是盡可能減少退稅率下調給企業帶來影響的上上之策。

四是改變貿易方式，促進加工貿易轉型升級。出口退稅率下調將直接影響出口企業利潤，但不同企業所受影響大小程度不一樣：出口收入占主營收入比重越大，且毛利率越低的企業，所受影響就越大。那么，通過延伸貿易鏈條，采取多種貿易方式同在的諸多措施又不失為一項良好的應對策略。其一以香港市場為依托，逐步向中東、東南亞、歐美市場延伸，克服出口地區過分集中和過分依賴中間商的被動局面；其二開展直接貿易，立足本企業商品，直接同外商簽訂合同、報關出口；其三開展委托加工貿易，根據客戶需求，將公司初加工產品向深加工成品出口，增加出口商品的附加值和市場競爭力；其四開展來料加工貿易，壓縮資金的周轉，靠出口商品的數量與免稅來贏得利潤。例如，紡織行業可以衡量國內、外棉花的價格，在國內價格高于國外價格的情況下，以來料加工方式運作，以求降低出口成本。

五是加強企業內

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1．1單位根檢驗由于宏觀經濟變量的時間序列大多數是非平穩序列，直接對其運用普通回歸分析會產生“偽回歸”問題，為了處理此問題，首先檢驗序列的平穩性。檢驗序列平穩性的標準方法是單位根檢驗。由圖3、圖4可知，序列lnGDP、lnEX呈上升趨勢，變量的數據明顯隨時間遞增，初步判斷該數據不平穩。由表2可知，lnGDP、lnEX的ADF統計值均大于顯著性水平1%、5%和10%的臨界值，所以序列lnGDP、lnEX都存在單位根，是非平穩的。因此，應對序列lnGDP、lnEX的一階差分ΔlnGDP、ΔlnEX再進行單位根檢驗，ΔlnGDP和ΔlnEX的ADF統計值都小于顯著性水平5%的臨界值，所以序列ΔlnGDP、ΔlnEX都不存在單位根，是平穩的。

1．2出口貿易與經濟增長的協整分析為了進一步分析出口貿易與國內生產總值增長之間是否存在長期的均衡關系，下面對出口貿易水平變量與國內生產總值變量進行協整分析。通過上面分析可知，兩變量序列lnGDP、lnEX均為一階單整I(1)，滿足協整檢驗前提，故可考慮兩者之間是否存在協整關系。現用E－G兩步法對lnGDP、lnEX變量進行協整關系檢驗。第二步，檢驗上述模型的殘差項是否為平穩序列，即檢驗是否是I(0)序列。上述回歸方程估計殘差序列e的取值如圖5所示。由表4可知，ADF檢驗統計量－3.05795小于顯著性水平5%、10%時的臨界值，因此可認為估計殘差序列e為平穩序列，這表明lnGDP與lnEX之間存在協整關系。根據E－G兩步法原理，上述回歸方程不僅揭示了出口貿易對國內生產總值的影響度，且表明它們之間存在長期均衡關系。從回歸方程可看出，出口總額(EX)增加一個百分點，國內生產總值(GDP)增加0.837個百分點。因此，該協整回歸方程具有現實意義。

1．3格蘭杰因果檢驗從協整檢驗結果可以看出，出口總額與國內生產總值之間存在長期的均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系，還需進一步驗證。下面對出口總額與國內生產總值進行Granger因果關系的檢驗結果見表5。從Granger因果檢驗結果可以看出，在10%的顯著檢驗水平下，只有出口額的檢驗結果拒絕了原假設。也就是說，安徽省出口貿易與經濟增長之間只存在單向的Granger因果關系，即出口貿易是經濟增長的Granger原因，但沒發現經濟增長是出口貿易的Granger原因。綜上，本文通過對1992－2013年的數據運用協整檢驗和Granger因果檢驗，對安徽省出口與經濟增長的關系進行了分析，得出:從長期來看，出口額與安徽省GDP的增長具有顯著的正向關系。這表明，擴大出口是安徽經濟增長的重要推動因素之一。因此，安徽省要想方設法擴大出口貿易，發揮出口貿易在經濟增長中的作用。

2安徽省出口貿易面臨的問題分析

其一，企業競爭力不足，缺乏自主品牌。目前安徽省的企業規模較小，技術設備落后，加工行業的技術水平低，很少能達到國際先進水平。安徽省的低成本競爭優勢實質上依賴于低價競銷，產品附加值低，不利于企業培育核心競爭力，也不能充分發揮安徽勞動力資源豐富的優勢，而且容易引發國外對我省產品反傾銷或保障措施的貿易壁壘。我國企業的很多核心技術都是在模仿國外企業的技術，安徽省的一些企業也是跟在外企后面模仿，缺乏自主品牌，得不到高額壟斷利潤，只是微利［10］。其二，出口體制不健全，缺乏有效的出口服務。安徽省外貿體制不完善，還沒有建立起行之有效的體制。通常擁有進出口權的貿易公司收購或者事先簽訂訂單獲得貨源，然后經過進一步加工和包裝對外出口。生產與出口主體分離，造成主體利益的不一致，致使交易雙方掌握的信息不對稱。其次政府支持政策不完善，沒有出臺針對相關產品出口的促進措施，不能激發企業出口的動力。再則就是缺乏有效的出口服務，如信息服務。由于安徽省出口企業規模較小，進入國際市場的時間較短，所以還沒有建立起有效的國際市場信息渠道，缺乏信息收集、處理、分析的能力。其三，出口商品的技術含量低，缺乏技術創新。安徽省出口以農產品、茶葉、機電產品為主，農產品出口雖然在不斷增長，但是一些農產品生產成本高，缺乏價格優勢，而且結構不合理，出口層次低，創匯率不高;其次是安徽農產品技術含量低，創新產品少，基本上出口的都是傳統產品，所以在世界市場上可能會受到威脅和挑戰。其四，出口市場過分集中，使出口容易受到發達國家保護主義措施的沖擊。安徽省出口市場主要集中于亞洲、北美，而對中東、拉美、非洲等地區出口較少。這種集中的市場格局，容易受到發達國家對出口產品保護主義措施的沖擊。目前安徽省產品難以達到發達國家的要求，如嚴格的技術標準直接限制了產品出口;嚴格的環保標準削弱了農產品在出口貿易中的優勢。

3促進安徽省出口貿易的政策建議

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關鍵詞：對外直接投資；協整檢驗；誤差修正模型

改革開放以來，浙江對外貿易發展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現不斷增長的態勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿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易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優劣勢的態勢，從而直接創造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有統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易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統計數據，研究了這些發達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發達國家的對外直接投資對同行業的國際貿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易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。

上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關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計數據，采用協整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。

二、實證分析

（一）數據選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發展統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）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發揮作用時，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外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規模和經濟增長。

（二）時間序列的平穩性檢驗

在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表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性檢驗，表明這些變量是平穩的時間序列變量，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，表明這兩個變量是一階差分平穩的，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，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩性檢驗，即二階單整。lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。

（三）協整檢驗

近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻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系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，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、進口之間的關系，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整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進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。

對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩性檢驗結果如表4所示。

回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。

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，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統計結果相反。這從一個側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，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。

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)對進口的貢獻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致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，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口貿易的發展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。（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濟模型，成為協整分析的一個延伸。若變量之間存在協整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩定的關系，而這種穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。

由協整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：

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，協整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當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期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態調整過程具有一定穩定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩定。

在誤差修正模型(4)中，協整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當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期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態調整過程具有穩定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩定關系。

三、結論與建議

通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：

（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉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模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。

從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協整關系，即它們之間存在長期穩定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經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資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經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置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發展。

縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。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易的發展是非常必要的,也是可行的。

（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發展歷程(齊曉華,2004)。由于其規模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，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一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。

本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。

篇5

關鍵詞：出口貧困化增長國際貿易

伴隨著出口的增加，中國已經連續多年出現經常項目順差。從中國統計年鑒統計數據中可以看出中國1999年到2006年間的出口總額和經常項目順差逐年遞增，近幾年還有增加的趨勢。國際貿易學的研究表明，一個國家的經常項目出現順差不一定是好事，發生逆差也不一定是壞事。但是，一般來說，一個國家的經常項目出現順差對該國經濟具有較多的有利影響，而一個國家經常項目發生逆差對該國經濟產生較多的不利影響。本文從商品出口對出口國經濟的一般影響入手，深入分析中國出口所實際產生的貿易利益。

一、機理研究：商品的出口對出口國經濟的一般影響

1.短期分析。根據經濟合作與發展組織研究人員的計算，在20世紀70年代，經濟合作與發展組織成員國每增加包括出口在內的支出1%，所導致的本國國民收入增加的百分比如下：美國1.47%、德國1.25%、日本1.23%、加拿大1.27%。因此，在社會資源還沒有充分利用的條件下，出口的增加會導致產值和就業的增加。正因為如此，各國都努力促進出口貿易，來提高本國的產值和就業水平。

2.長期分析。根據不同發展程度國家出口不同類別產品看來，出口對出口國經濟的影響在長期內主要存在以下四種情況：

(1)出口的增加造成經濟的惡化。(2)出口的增加沒有帶來相應利益的增加。(3)出口的增加帶來相應利益的增加。(4)出口的增加帶來相應利益更大幅度的增加。

二、中國出口貿易利益的流失

中國是一個迅速崛起的發展中大國，統計顯示，2006年，中國貨物進出口貿易總額達17604億美元，是2002年的2.8倍；在世界貿易中所占比重達到7.2%，比2002年提高2.5個百分點。據世界貿易組織（WTO）統計，2004年，我國貨物進出口總額世界排名由2002年的第五位上升至第三位，2005和2006年繼續穩居第三。2003年～2006年，我國僅服務貿易累計出口就達2738億美元，年均增長23.4%，高于同期世界平均出口增速9.3個百分點。其中，2006年出口914億美元，是2002年的2.3倍，占全球出口總額的比重上升到3.4%，比2002年提高了0.9個百分點。

近幾年中國成為進出口總額最大的發展中國家，多年來經常項目都是順差。但是，中國在巨額的出口貿易中，以及在長期的經常項目順差中獲得了多少貿易利益呢？

1.中國出口的產品結構。從中國統計年鑒中可以看出，1980年至2006年間中國出口商品結構已經得到很大的改善。初級產品的出口總額在總出口中所占比例從50.30%迅速下降到5.46%，工業制品的比重從49.70%急劇上升到94.54%。前面的分析表明，工業制品的出口貿易利益大于初級產品。這意味著隨著時間的推移中國出口貿易的利益相對來說在增加。

2.中國出口的廠商結構。1997年至2006年中國出口商品廠商結構表明，在中國的出口總額中，外商出口所占比重在穩步上升，從1997年的40.98%上升到2006年的58.19%。這表明從出口主體的收益來看，中國有超過50%的出口貿易利益是被外商投資企業所獲得。外商利用中國廉價的勞動力和低價的租金，在中國開設工廠生產產品，將本來是本國的出口額轉變為中國的出口額，它們從中可以獲取更大的利潤。當然，中國商品的出口中也不是毫無收益。中國獲得的直接收益是：工人就業的工資收入、外資企業的賦稅收入等。中國獲得的間接收益是：外資企業需要在中國購買原料、材料、燃料、電力、半成品等，這將增加此類產品生產廠商的利益，并對中國的GDP產生一定的乘數效應。3.中國廠商出口商品的價值構成。在中國廠商出口貿易收益中，也不是全部被中國廠商所獲得。中國廠商在生產出口產品的過程中，需要購買發達國家的設備、零部件、技術專利等，發達國家的廠商在中國廠商的出口中獲得了很大一部分收益。在中國出口商品的價值鏈中，中國廠商只獲得較少的一部分價值。一般來說，越是技術密集型出口商品，中國廠商獲得的價值的比例就越小。

三、結論及對策

從以上分析可以看出，雖然中國連年經常項目順差，出口總額逐年增加，但由于我國科學技術水平較低，國際科技競爭力較差。雖然我國工業制品的出口在出口總額中占很大份額，但是一部分出口商品是采取來料加工的方式生產，沒有自己的核心技術和知識產權，出口貿易利益流失很大；一部分出口商品是由外資企業出口的，貿易利益被外商獲得；還有一部分出口商品是低附加值產品，沒有超絕對優勢，并且面臨著激烈的國際競爭，貿易條件趨于惡化，所獲得的貿易利益有限。因此，由于中國出口的產品結構、出口的廠商結構、出口產品的價值構成結構內部的問題，造成中國的出口貿易利益嚴重流失。

為了改變這種現狀，防止出口貿易利益的流失，可以采取以下對策:(1)優化出口的產品結構，促進產業結構升級，努力改進技術，加大研究與開發新產品、新技術的力度，提升高附加值產品的出口比例。(2)改善出口的廠商結構，培育出更多中國自己的大型跨國公司，創造出中國自己的世界名優品牌，提高生產的本土化程度。(3)提升出口產品的價值構成結構，提高自主創新能力，努力擁有中國自己更多的知識產權。(4)轉變經濟增長方式，建設節約型社會，提高產品的人性化、節約化、環保化程度，積極參與國際交流與合作。

參考文獻:

[1]林德特:國際經濟學.范國英等譯.北京：經濟科學出版社，1992

篇6

關鍵詞：對外直接投資；協整檢驗；誤差修正模型

改革開放以來，浙江對外貿易發展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現不斷增長的態勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿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易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優劣勢的態勢，從而直接創造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有統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易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統計數據，研究了這些發達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發達國家的對外直接投資對同行業的國際貿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易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。

上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關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計數據，采用協整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。

二、實證分析

（一）數據選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發展統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）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發揮作用時，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外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規模和經濟增長。

（二）時間序列的平穩性檢驗

在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表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性檢驗，表明這些變量是平穩的時間序列變量，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，表明這兩個變量是一階差分平穩的，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，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩性檢驗，即二階單整。

綜上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。

（三）協整檢驗

近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻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系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，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、進口之間的關系，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整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進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。

對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩性檢驗結果如表4所示。

回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。

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，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統計結果相反。這從一個側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，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。

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)對進口的貢獻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致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，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口貿易的發展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。（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濟模型，成為協整分析的一個延伸。若變量之間存在協整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩定的關系，而這種穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。

由協整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：

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，協整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當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期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態調整過程具有一定穩定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩定。

在誤差修正模型(4)中，協整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當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期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態調整過程具有穩定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩定關系。

三、結論與建議

通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：

（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉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模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。

從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協整關系，即它們之間存在長期穩定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經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資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經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置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發展。

縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。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易的發展是非常必要的,也是可行的。

（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發展歷程(齊曉華,2004)。由于其規模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，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一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。

本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。

從浙江省當前貿易戰略出發,政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創造效應的對外直接投資給予各種政策優惠,從而鼓勵企業積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關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,使浙江省企業步入國際化發展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業結構。

對企業界而言，加入WT0后,國內市場上國內外企業的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業的生存空間，增強企業的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。

參考文獻：

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邱立成.1999.論國際直接投資與國際貿易之間的聯系［J］.南開經濟研究(6).

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篇7

現在比較一致的設計是：歐盟征收碳關稅依據進口商品中的隱含碳排放并乘以相應的關稅稅率，為計算每個出口部門所負擔的稅負情況，需要先核算出口部門出口商品中所包含的隱含碳排放。該研究采用投入產出方法進行研究，投入產出方法能夠體現整個經濟體部門間投入產出關系，能夠幫助核算經濟生產活動中，直接和間接的資源和能源消耗。作為一種適合建立線性經濟模型來進行經濟核算的工具，投入產出方法能夠跟蹤產品的生產過程，幫助我們找到所有排放的源頭，區分出產品生產引起的直接和間接排放。出口的商品進入其他國家被征稅后，可以選擇提高商品價格把稅收負擔轉移到進口國消費者身上，如果不能轉嫁出去，這部分稅收負擔只能由商品出口國的生產企業負擔，而我國對歐盟出口的商品在國際市場上存在大量的替代品，提高在進口國國內的價格會降低我國商品的競爭力，造成出口額的快速下降，故本研究假設這種稅收由我國的出口商品的企業負擔。這種假設會對我國出口部門增加值部分造成嚴重的影響。為了能夠正常經營，我國企業可以采取降低企業員工報酬，降低固定資產折舊額、速率，或者我國對這些企業稅收進行減免及補貼等方式。

二、數據處理及情境設計

（一）數據來源1.使用中國2007年135部門的投入產出表，為研究的準確性以及統計口徑的一致性，根據國家行業分類標準將部門劃分為43個部門（或行業）。如表1所示。2.我國2007對歐盟出口數據來自《中國海關統計年鑒2007》，根據國家行業分類標準劃分到上述43個部門。由于海關統計年鑒只統計貨物貿易進出口，故本研究中服務貿易不涉及。3.各部門的能源消費量數據來源于《中國能源統計年鑒2008》，使用分行業的各類能源消費總量表進行核算，由于不同能源的CO2排放量不一致，為求數據更加準確，能源排放因子和各類能源發熱值數據來自《2006年IPCC國家溫室氣體清單指南》，電力與熱力消耗的能源直接計入電力與熱力消耗部門。4.美元匯率選取2007年美元與人民幣匯率中間價數據的平均值，為758.69元人民幣/百美元。

（二）情景設計根據學術界對碳關稅征收方式與方法的設計研究分析，認為歐盟征收碳關稅可能存在以下幾種情況：1.征稅的商品范圍主要是EU-ETS所覆蓋的商品，根據進口商品的碳排放強度將進口產品分為能源密集型商品和非能源密集型商品，碳關稅主要是針對能源密集型商品征收；隨著EU-ETS的繼續發展，覆蓋的商品范圍會越來越大，最終也將非能源密集型商品包括進來。本文計算第一種情況是歐盟對我國所有商品征收統一的碳關稅。第二種情況只對能源密集型商品征收碳關稅，本文假設部門碳排放強度超過2噸CO2/萬元人民幣（我國平均碳排放強度的80%）的部門出口的商品屬于此范圍：黑色金屬礦采選業、有色金屬礦采選業、非金屬礦及其他礦采選業、食品制造業、金屬制品業、工藝品及其他制造業、紡織業、造紙及紙制品業、石油加工、煉焦及核燃料加工業、化學原料及化學制品制造業、橡膠制品業、非金屬礦物制品業、黑色金屬冶煉及壓延加工業、有色金屬冶煉及壓延加工業等14個產業。2.對于碳關稅的稅率假設下面幾種情況若對所有商品征收碳關稅，稅率設置為10美元/噸（低稅率）、20美元/噸（中等稅率）、30美元/噸（高稅率）（噸CO2當量）；若只針對能源密集型行業征收碳關稅，稅率設置為30美元/噸、60美元/噸、90美元/噸（噸CO2當量）。3.若歐盟采取強制進口商品繳納配額的方式，則碳關稅=碳價×含碳量，碳價選取2011年12月份已到期的DEC11合約價格為參考價（DEC11價格在最近幾年內比較穩定），2009—2011年的平均價格為14.19美元/噸CO2，這種征稅方式下也只考慮對能源密集型行業征稅的情況。根據以上情況，共設計以下征稅情景，如表2所示。具體來說，A情景是針所有行業征收碳稅，根據征稅稅率的不同，細分為A1、A2、A3情景；B情景只針對能源密集型行業征收碳稅，且設計B1、B2、B33個不同的稅率征收情景；C情景是假設歐盟采取強制進口商品繳納配額的方式，只針對能源密集型行業征收碳稅，根據以往數據計算出征收稅率。

三、結果分析和討論

（一）不同征稅情景下的稅負情況通過計算，隨著征收碳關稅稅率的提高，我國出口部門所負擔的碳關稅也在增加。如表3所示，A1、A2、A3情景下我國所有出口貿易部門所負擔的碳關稅總額分別為493.86億元、987.72億元、1481.58億元。B1、B2、B3情境下我國能源密集型出口貿易部門所負擔的碳關稅總額分別為449.61億元、899.17億元、1348.8億元；C情景下征稅稅率遠遠低于B情境下的征稅稅率，故碳關稅總額也較低，為212.67億元。A情境下稅收負擔最大的5個行業（圖1）分別是專用設備制造業，通訊設備、計算機及其他電子設備制造業，紡織服裝、鞋、帽制造業，電器機械及器材制造業，黑色金屬冶煉及壓延加工業，這5個行業中除了黑色金屬冶煉及壓延加工業外，其他4個行業的出口額均超過1000億元人民幣，分別是4083.69億元、2728.26億元、2102.55億元、1617.03億元，是造成稅收負擔較重的主要原因；黑色金屬冶煉及壓延加工業的碳排放強度最大，超過了20噸CO2/萬元，出口額也達到了606.33億元，稅收負擔也很大。在A3情境下這5個行業的稅收負擔分別是351億元，159億元，116億元，126億元，115億元，這5個行業稅負占總稅額的58.58%。在B和C情境下，稅收負擔最大的5個行業（圖2）是黑色金屬冶煉及壓延加工業、金屬制品業、化學原料及化學制品制造業、非金屬礦物制品業、有色金屬冶煉及壓延加工業，這5個行業相對其他行業出口額較高，分別是606.33億元、912.06億元、687.18億元、291.95億元、307.94億元，碳排放強度均大于5噸CO2/萬元人民幣，在2種因素綜合作用下，稅收負擔在這些行業中較大，在B3情境下分別是346.3億元、289.76億元、263.82億元、108.79億元、92.26億元，這5個行業的稅負總額占當年總稅額的81.62%。綜上所述，在2007年我國對歐盟出口額的多少是影響部門稅收負擔最主要的因素，在所有行業統一征收碳關稅的情況下，眾多碳排放強度較低，但出口額較大的部門負擔了最多的碳關稅，在只對能源密集型行業征稅的情況下，在這些能源密集型行業中出口額較高和排放強度較大的部門負擔了80%多的稅收。在稅收總額相差不大的情況下，只對少數行業征收碳關稅使稅收更加集中在少數部門中，無論哪種情境，黑色金屬冶煉及壓延加工業稅收負擔都很重，是受碳關稅影響最大的部門之一。

（二）碳關稅占出口額比重選取A3情景計算各行業所負擔的碳關稅占出口額的比重，排名前20的行業如表4所示。這些行業中包含所有的能源密集型行業，排名前10的行業除了塑料制品業、專用設備制造業均屬于能源密集型行業。若征收碳關稅為30美元/噸CO2，這20個行業負擔的碳關稅占出口額比重都超過5%；黑色金屬冶煉及壓延加工業最高，為19.04%；化學原料及化學制品制造業、非金屬礦物制品業、石油加工、煉焦及核燃料加工業、金屬制品業這4個行業的比重超過10%；這表明5個行業中的企業想將商品出口到歐盟，需要將銷售額的10%以上作為稅收繳納給歐盟政府，絕大部分企業都將處于虧損狀態之下。

（三）出口貿易部門受到的影響如果歐盟對我國出口的商品征收30美元/噸CO2的碳關稅，部門稅負由我國出口企業負擔，我國的出口額將大幅減少，出口部門企業為完成正常經營生產，只能通過降低企業內部員工報酬、降低企業固定資產折舊額或者國家對這些企業進行稅收減免這3種方式來應對，受影響最大的前20個部門結果如圖3所示。專用設備制造業，通訊設備、計算機及其他電子設備制造業，紡織服裝、鞋、帽制造業，電器機械及器材制造業，黑色金屬冶煉及壓延加工業這5個行業依然是受影響最大的，專業設備制造業的員工報酬降低額、固定資產折舊降低額、稅收減免額分別是120.09億元、49.22億元、61.96億元。這幾個產業均是我國國內拉動就業的產業，經過改革開放30年來的發展，勞動力價格低的優勢已經慢慢消失，一旦降低工資，將會造成大量失業，不利于社會的穩定發展；減少固定資產折舊額則直接會減少未來幾年之內的固定資產投資，同樣會對我國經濟的持續發展造成重大影響；增加這些行業的稅收減免，可能受到來自于發達國家更多的反傾銷、反補貼調查，也同時會加重我國國家的財政負擔。

四、結論與政策建議

篇8

（一）數據選取本文選取1997年至2013年的外商直接投資額、出口額和國民生產總值的季度數據進行分析，其中2013年的季度數據選取截至第二季度。外商直接投資額用FDI表示、出口額用EX表示和國民生產總值用GDP表示，數據均來源于中經網。GDP的數據通過歷年加權平均匯率折算成美元為計價單位。在實際分析中，為了消除異方差的影響，對上述數據進行取對數處理，分別用LGDP、LFDI和LEX表示。為了剔除季節性變化對數據自身規律的影響，還原經濟數據的客觀規律，對LFDI、LGDP數據進行了季節性調整。

（二）研究方法向量自回歸模型，即VAR模型。通過采用多方程聯立的形式，VAR系統中所有變量都被視為內生變量從而對稱地進入到各個估計方程中，在模型的每一個方程中，內生變量對模型的全部內生變量的滯后值進行回歸，從而估計全部內生變量之間的關系。Sims(1980，1986)研究表明，VAR在預測方面要強于結構方程模型。VAR模型的另一個優勢是能夠方便地分析各個變量之間的長期動態影響，同時也可以避免變量缺省而產生的問題。VAR模型的構建主要與兩個參數有關：一個是所含變量個數N；另一個是最大滯后階數K。依照本文研究目的，我們建立一個包含國內生產總值（GDP)、出口（EX）和外商直接投資（FDI）三個變量的VAR模型來分析這三個變量之間的動態關系。一般地，含有3個變量的VAR(K)模型的矩陣形式如下。

二、實證分析

基于本文所選取的國內生產總值（GDP）、FDI（外商直接投資）與出口（EX）三個變量為經濟時間序列數據，因此，首先對數據采取ADF方法檢驗，再依據檢驗結果做出協整檢驗，最后模擬和生成VAR模型的系數估計結果與脈沖響應函數圖。

（一）平穩性檢驗本文選用的是ADF檢驗，檢驗結果見表1。檢驗結果表明，經濟時間序列國內生產總值（LGDP）、外商直接投資（LFDI)和出口（LEX）的原序列是非平穩的，而它們的一階差分序列在1%的顯著性水平上均通過顯著性檢驗，為平穩序列，即I(1)。因此，可以進一步進行后續的協整檢驗分析和因果關系檢驗。

（二）協整檢驗由單位根檢驗知，LFDI、LEX、LGDP這三個變量為一階單整序列。一般地，對于多個變量之間的協整關系判定需要采用協整檢驗。本文采用Johansen(1988)協整檢驗方法，檢驗結果見表2。由表2的檢驗結果表明，在5%顯著性水平上，LFDI、LEX、LGDP之間存在一種長期穩定的協整關系。

（三）向量自回歸(VAR)模型的建立與分析1．VAR模型本文以國內生產總值(LGDP)、外商直接投資(LFDI)和出口(LEX)三個變量構建VAR模型。根據AkaikeAIC與SchwarzSC最小化標準以及所采用的變量數據特征，經過多次比較試驗，將最優滯后期階數確定為2階，建立一個VAR(2)模型以反映外商直接投資、出口和經濟增長之間的相互依存關系。具體線性表達式如下。由方程可知GDP受滯后二期的FDI和出口影響較小，受滯后二期的GDP影響較大；FDI受滯后二期的GDP和外商直接投資額影響較大；出口額則受滯后二期的外商直接投資額和出口影響較大；格蘭杰因果關系檢驗也說明中國外向型經濟導致國內經濟增長并不能帶來出口額的增加。2.模型的穩定性檢驗一般地，AR根圖可以更加直觀的判斷VAR系統的是否具備穩定性。從圖1看出，所有AR根的模的倒數位于單位圓內，由此可以判斷，本文所建立的VAR系統是穩定的。3.格蘭杰因果關系檢驗經檢驗可知，在滯后階數選擇為2階時，在顯著水平為5%的條件下，FDI，出口貿易和經濟增長之間基本都存在相互的因果關系。其中，經濟增長和出口是FDI的格蘭杰原因，而FDI和出口也是經濟增長的格蘭杰原因，FDI不是出口的格蘭杰原因，且經濟增長不是出口的格蘭杰原因。為了獲得FDI、出口貿易對GDP的影響，需要進一步通過脈沖響應函數及方差分解來衡量。4.脈沖響應函數脈沖響應函數描繪了特定變量對各種沖擊的反應軌跡。圖2到圖4給出了LGDP、LFDI和LEX的脈沖響應函數圖形。圖中均為模擬的脈沖響應函數曲線，縱軸表示因變量對解釋變量的響應程度，橫軸表示實驗設定的響應期數。圖2～4顯示各變量對所考察變量一個標準差的沖擊的響應情況和響應路徑。從圖2看，經濟總量GDP對其自身反應在第1期達到最大，在1～6期呈正向增長效應，第6期后逐漸趨于平穩。同時，GDP一個標準差的沖擊使得FDI在1～6期處于正向增長態勢，并在第2期達到最大值。使得出口貿易(EX)在1～7期呈現波動，在第7期后波動趨于穩定。脈沖響應結果說明：在短期中，FDI、出口貿易對于經濟增長有著持續并且明顯的正向影響，FDI、出口貿易與經濟增長呈顯著正相關關系。同時，FDI的增加使得FDI所帶動的技術進步對于經濟增長具有延續性效果。圖3顯示，FDI對其自身反應在第1期達到最大，在2～5期呈波動態勢，第5期后逐漸趨于平穩。FDI一個標準差的沖擊使得GDP在第1期達到最大，1～5期處于波動態勢，第5期后逐漸趨于平穩。同時，脈沖表明FDI對于出口貿易的影響并不顯著。圖4顯示，出口貿易(EX)對其自身反應在第1期達到最大，在2～9期呈顯著的波動態勢，第10期后逐漸趨于平穩。出口貿易(EX)一個標準差的沖擊使得經濟總量GDP在1～4期處于正向增長態勢；使得FDI在1～6期處于波動態勢，第6期后逐漸趨于平穩。5.方差分解分析方差分解方法是將VAR系統中每個內生變量以預測誤差方差來表示變量的波動，按其成因分解為與各方程隨機擾動項相關聯的幾個組成部分，通過計算各組成部分所占的百分比，從而分析每一結構沖擊對于內生變量變動的相對貢獻率。結合方差分解值，表4表明：經濟總量GDP在初期源于其自身所感應，在1～10期呈現為下降趨勢；歸因于FDI增長的部分，在第1～8期逐步增加，其中第5期后維持在19%的水平上；源于出口貿易(EX)增長的部分，在第1～10期逐步增加，第8期后保持在50%的水平上。

三、結論

篇9

論文摘要:2005年7月21日，我國開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度，隨著中國經濟的發展和經濟實力的增強，人民幣在國際市場上面對嚴峻的升值壓力。人民幣匯率形成機制的全面改革對未來我國的進出口貿易定會產生深遠影響。所以，本文通過考察此次匯率微調在短期內對我國進出口的影響，分析匯率改革給我國外貿行業和企業帶來的負面影響和有利作用，進而研究出應對匯率改革的策略。

一、匯率變動影響貿易收支的幾個路徑

從以上的理論發展我們可以看出，匯率變動可以通過以下幾種渠道影響貿易收支。

1、匯率變動引起的貿易商品價格變化對貿易收支影響

匯率變動可通過引起國內和國際市場商品相對價格的變化來影響進出口和貿易收支。在馬歇爾一勒納條件成立時，本幣貶值可降低本國產品相對價格，提高國外產品相對價格，這樣出口商品價格競爭力增強，進口商品價格上漲，有利于擴大出口量，限制進口，促進貿易收支的改善。但是貿易收支對匯率變動的這種價格傳遞和競爭效果，受到兩方面因素的影響。一方面受匯率變動到進出口商品價格的調整是否存在時滯以及時滯長短影響。在國際市場中，匯率變動引導的金融資產價格的變動可在瞬間完成，但其引導的進出口價格的變動相對遲緩，因此本幣貶值可能導致本國貿易收支先惡化后再逐步改善，存在J曲線效應。另一方面受匯率變動引起的進出口商品價格變動程度的影響。現今大部分國際市場并不是完全競爭市場，大部分商品也不是同質產品。在這種情況下，進出口價格變動幅度可能并不等于匯率變動的幅度。由于進口和出口是相對的，將匯率傳遞定義成匯率變動引起價格變動幅度。但是由于出口商有一定的決定價格和產量的權利，而商品價格的變動必然引起需求彈性的變動，使得本國貨幣貶值并不一定引起進口商品價格同比例上升，一般進口商品價格上漲幅度要小于匯率貶值的幅度，這就是不完全匯率傳遞。

2、匯率變動引起的收入變化對貿易收支影響

匯率變動可以通過影響國民收入來對貿易收支產生影響。主要有兩個方面:一方面，如若貶值國存在尚未得到充分利用的資源，則貶值可以刺激國內外居民對本國該種產品的需求。貶值的這種支出轉換效應會改善自主性貿易余額，自主性貿易余額的改善會通過凱恩斯乘數的作用，提高一國國民收入。國民收入的增加會相應提高國內支出。如果貶值引起的自主貿易余額改善超過因國民收入增加而帶來的進口增幅，即滿足羅賓遜一梅茨勒條件，則貨幣貶值的主要影響仍然是改善貿易收支。另一方面，貶值通常會造成進口商品價格上升，出口商品價格下降，從而導致貿易條件惡化。若國民收入中支出于進口的比重很高，則貿易條件對支出有相當重要的影響。在國內貨幣貶值后，在同樣名義收入水平下，消費者只能購買較少的商品(包括國內商品和國外商品)，也就是導致實際收入的下降。這必然導致貶值國支出的下降，從而改善貿易收支。

3、匯率變動引起的價格水平變化對貿易收支影響

匯率變動除了影響貿易品相對價格外，還會影響本國一般價格水平，進而影響貿易收支。在貨幣貶值后，主要可以通過三條渠道影響國內物價水平。首先，貶值使得以本幣表示的進口品價格上漲。進口品本幣價格上升，一方面直接影響進口原料與半成品的價格，進而使得本國商品成本提高，就比如當前的能源價格；另一方面由于進口消費品價格上漲，必然會推動本國工資水平上升，間接影響本國商品成本。這兩方面共同導致本國國內價格水平上升。其次，若貶值在短期內促進了貿易收支的改善，則引起貶值國的出口需求增加，從而總需求增加。在充分就業條件下，在出口大于進口時，意味著該國總收入水平大于供給國內需求的產品和勞務。在此條件下，國內會由于過度出口造成國內產品供應不足導致通貨膨脹。在短缺經濟條件下，這種狀況會尤其加劇。相反，在國內需求不足時，出口會緩解通貨緊縮壓力，促進經濟發展。如果一國尚未實現充分就業，經濟增長只會使資源利用程度提高，更接近充分就業程度。再次，貶值后出現貿易收支順差，則外匯儲備會增加。外匯儲備的增加，將使央行通過購買外匯而投放的基礎貨幣增多。實際上，當國際儲備增加時，很可能會導致國內物價上揚。國內價格上升，從兩方面對貿易收支產生影響。第一，在名義貨幣供應不變的情況下，價格上漲使得公眾所持有真實現金余額下降。為讓真實現金余額恢復到意愿持有水平，公眾一方面會出賣有價證券，從而使市場利率上升，投資下降；一方面會減少消費支出，兩方面作用結果是國內總支出下降。這樣必然影響貿易收支的變動。第二，國內價格上漲幅度超過本幣名義匯率貶值幅度，同時假定國外價格水平不變，則名義貶值不但不會引起貨幣實際貶值，反而會導致實際匯率上升，最終會惡化貿易收支。

4、匯率變動引起的支出變化對貿易收支影響

匯率變動能夠通過影響支出變化進而影響貿易收支。支出變化有兩種形式，一種是代表結構變動的支出轉移，另一種是代表數量變動的支出改變。匯率變動對貿易收支的影響是通過支出轉移和支出改變共同完成的。匯率的變動會引起兩國商品的相對價格的變化，本幣貶值則本國出口商品的外幣價格下降，而本國進口商品的本幣價格上升，所以本國商品相對于外國商品而言更便宜了。這樣貶值就會使得國內外支出從外國商品轉移到本國商品。支出轉移能否實現以及其效果是否顯著則取決于國內外商品的供求彈性一。供求彈性大時，則匯率變動后通過影響支出轉移就可以改變貿易收支狀況。匯率的變動對貿易收支的影響不只是通過影響支出轉移來達到，還會通過改變支出規模達到。本幣貶值則本國出口增加進口減少，貿易收支改善。但是隨著本國出口商品的增加，本國的國民收入將增加，從而本國的支出規模就會擴大，從而就會導致進口增長，這樣貿易收支的改善程度將減小。這就是匯率變動通過支出數量的改變進而影響貿易收支的原理。如果考慮回傳效應，那么本幣貶值后本國的國民收入提高，則本國的支出規模擴大，從而提高了外國的國民收入，反過來又增加了對本國產品的需求，從而擴大了本國產品的出口。這樣匯率變動對貿易收支的影響就更為復雜。

二、人民幣升值對我國進出口貿易的正面影響

1、人民幣升值有助于減輕貿易摩擦長期以來，我國主要依靠勞動密集型產品的數量擴張來實現出口導向戰略，憑著價格優勢占領國際勞動密集型產業的中低端市場。面對如此高的市場占有率，必然會加大中國與其他國家的貿易沖突。

2、人民幣升值可帶來貿易條件的改善人民幣升值將會降低進口產品價格，特別是原材料和高科技設備的價格。企業將會加速技術引進，提高生產效率，實現產品動態比較升級。同時由于進口產品絕大部分用于復出口，故隨著企業生產率提高，出口產品質量得到提高，有助于我國企業從產品產業鏈低端向中高端延伸，使貿易條件得到改善。

3、人民幣升值將促進貿易結構優化升級。通過人民幣升值的手段，可以有效率地把制造業中那些技術含量與附加值低的、管理不善的擠出去，這符合中國產業結構轉變的發展方向。同時，人民幣升值會引起行業內更加激烈的競爭，激勵企業通過技術管理創新增強競爭力，讓那些富于創新、有競爭力的制造業強者變得更強，并能減少無效率的企業在海外的相互惡性競爭，另外還能加快企業“走出去”的步伐。

三、人民幣升值通過進出口可能表現出來的負面效應

1.由人民幣升值產生的商品結構變化將影響部分地區和居民的利益

資源性商品、一部分大宗農產品和低附加值制成品出口增長的放慢甚至下降,短期內對中西部資源依賴程度較高、農業比重較大地方的經濟發展,對一部分以農業為主的農民的收入、一部分低技能勞動者的就業可能會產生一定的不利影響。2.人民幣升值可能給大型成套設備出口造成一定困難

有一些大型成套設備出口從簽約到交付使用需要5-10年,付款時間可能更長。如果人民幣長期保持升勢,企業難以預測遠期匯率水平,而金融機構一般只提供一年左右的外匯對沖工具,所以企業承擔的匯率風險以及規避風險的成本將較大。

3.人民幣如果升值過快過猛,將造成出口下滑,影響國民經濟平穩增長

如果人民幣升值過快和幅度過大,那么它對進出口增長的影響可能就不那么溫和了。一是可能造成出口增長速度大幅回落,那樣不僅對資源性、低價位和低附加值商品,也會對整個出口加工產業發展以及就業造成較大打擊；二是可能刺激一部分商品大量進口,沖擊國內市場,甚至引起一定通貨緊縮。

4.對美、歐的貿易不平衡仍會繼續,但順差增長可能減緩

由于存在著需求剛性和結構互補性,即使人民幣對美、歐、日三大貿易伙伴貨幣的匯率出現5%以上的升值,我國與美、歐貿易的較大順差和對日、韓等貿易的較大逆差仍然將存在,但是順(逆差)的增長速度將會放慢。這有利于緩解我國與主要貿易伙伴的爭端和摩擦。

四、對策與建議

1、轉變我國發展戰略,由外向型向內需型轉變。作為世界上人口最多的發展中國家,單純的依靠出口導向的發展戰略是非常危險的,過度的依賴國際市場,很容易受到國外市場的沖擊,進而影響經濟的持續發展。擴大內需的政策可以沖銷人民幣升值后可能下降的外需。

2、理順匯率與貿易條件之間的互動關聯,改善貿易狀況,促進經濟的發展。其著眼點在于短期內,人民幣實際有效匯率的適度升值將改善不斷惡化的貿易條件,不僅可以限制由于出口量的增大而導致的貧困化增長,同時對國內要素成本與進出口商品結構將產生影響。參與經濟全球化的國家或地區,尤其像我國這樣的發展中大國,必須協調增長與發展的關系,既要發揮本國比較優勢,更要注重動態比較優勢的形成,在數量增長的同時更加注重提升質量與水平。

3、調整我國進出口商品的貿易結構、促進產業升級。從我國的貿易商品結構可以看出,我國出口的勞動密集型產品的外國需求彈性較小,而且面臨發展中國家的激烈競爭,而進口的高科技產品和機器設備的國內需求彈性相對較高,這一貿易結構特點不利于我國對外貿易的改善。我們要努力提高出口商品中工業制成品的比重,提高出口產品的供給彈性,同時也要注意技術引進和產品研發,注重質量,創品牌效應,提高出口商品的技術含量,減少高科技產品如光學、醫療、精密儀器和設備等對國外的依賴,通過在進出口兩方面的努力來減輕人民幣升值對我國貿易的不利影響。

4、大力發展各種形式的對外貿易。

我們要加快實施走出去戰略，建立境外投資保險制度和風險預警機制，鼓勵有能力的企業去國外投資，增加能源、資源導向型對外投資。這樣既可以增強我國企業的經營能力，又可以繞開貿易壁壘，減少貿易摩擦，擴大出口，同時還可以滿足我國能源和原材料依賴型企業對能源以及原材料的需求。

參考文獻：

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篇10

1.中國對歐盟出口的發展。中歐貿易關系的發展雖在歷史上有所波動，但總體上呈持續快速增長趨勢，雙邊貿易額逐年增長。1975年中國與歐盟的前身歐共體建交時，雙方貿易額僅為24億美元。以1995年為起點，中國與歐盟進出口貿易呈現加速度的增長過程，且出口增長速度要快于進口增長速度。2004年中歐雙邊貿易額高達1772.9億美元，其中出口總額達1071.6億美元，同比增長36.9%，占當年整個外貿出口額的18.1%；2005年出口額為1437.1億美元，同比增長34.1%；2006年出口總額達1819.8億美元，同比增長26.6%。隨著2007年1月1日保加利亞和羅馬尼亞的加入，歐盟與中國的經貿關系必將越來越緊密。

2.中國對歐盟出口商品的結構。中國向歐盟出口的商品中以勞動密集型產品為主，主要是低附加值的輕紡和機電產品，產品結構比較單一。2006年1至8月，中國對歐盟（25國）紡織服裝類商品的出口額為144.6億美元，同比增長10.9%。即使高新技術產品出口比重較大，但質量較低，主要集中在勞動相對密集的環節，附加值少，出口主要是主體產品的零部件和附件，主體產品出口很少。

二、中國對歐盟出口貿易發展的主要障礙

我國對歐盟的出口貿易雖然取得了很大的發展，但是仍然面臨著一些障礙，這些障礙不僅來自歐盟方面，也有來自我國國內的。

1.技術性貿易壁壘。歐盟各國經濟、技術實力普遍較強，因而歐盟國家是最先意識并研究國際貿易中技術性貿易壁壘（TechnicalBarrierstoTrade，以下簡稱TBT）的國家，同時也是設置TBT最嚴重的國家。調查表明TBT已成為阻礙我國出口產品進入歐盟市場的首要的非關稅壁壘。目前，我國幾乎所有的出口產品都受到了歐盟在技術性規章和規范、包裝和標簽要求檢驗和檢疫規定、環保等方面設置的限制，對我國出口現實和潛在的影響超過了700多億美元，占年出口總額的25%以上。

2.歧視性的反傾銷政策。歐盟是最早發起對華反傾銷的地區，也是外國對我國實施反傾銷案訴訟最多的國家。截止2003年底，歐盟已發動98起針對中國產品的反傾銷申訴。進入2004年，這一勢頭有增無減，年度立案數量大幅度增加到9起，涉及產品包括手動叉車、鑄鐵井蓋、碳酸鋇、聚酯長纖維面料、三氯異氰尿酸、鎂磚、不銹鋼緊固件、顆粒狀聚四氟乙烯樹脂、酒石酸等，這些產品均屬中國出口歐盟的重要產品。據估計，歐盟目前正在進行的反傾銷調查和正在實施的反傾銷措施影響了中國對歐盟出口商品的10%左右，不少商品被迫退出歐盟市場。

3.配額限制。歐盟對中國出口產品的配額限制主要是紡織品貿易方面的配額。從開始1995年1月1日起，紡織品配額在全球范圍內逐漸取消，截止2005年1月1日，長達數十年的紡織品配額體制終結。這對于中國紡織品對歐盟出口有很大的促進作用，導致出口量激增。但出于對本國紡織業的保護，2005年4月8日，歐盟貿易委員曼德爾森促請中國自主限制紡織品出口，24日，歐委會宣布對9種中國紡織品進行調查。2005年6月10日，經過長達10小時的馬拉松式談判，中國和歐盟就紡織品出口問題達成協議，規定2005年—2007年中國輸歐10類紡織品的年增長率為8%~12.5%，歐盟中止對中國紡織品進行調查，協議自7月12日起生效。但是，在上述協議生效還不到兩周，中國套頭衫出口就已達到配額，這說明中國出口歐盟的紡織品遠遠多于每年所設定的配額量。

4.取消普惠制待遇。從1995年開始，歐盟分兩階段（1995—1998年和1998—2004年）逐漸了削減對中國產品的普惠制待遇。一些產品從2003年11月1日起，在原優惠安排的基礎上，削減50%的優惠幅度，并從2004年5月1日起，取消了全部優惠安排。這意味著大量的中國產品進入歐盟市場的關稅的大幅度提高，必將影響中國產品在歐盟市場上的競爭力，從而影響中國多歐盟出口貿易的發展。

三、促進中國對歐盟出口貿易發展的政策建議

1.實施出口商品結構升級戰略。中國對歐盟出口商品大都屬于中低檔的商品，不適應歐盟高消費市場的需求。因此，我國必須不失時機地轉向實施出口商品結構升級戰略。這包括兩方面的內容：一是努力培育具有較強競爭力的高新技術產品出口；二是利用高新技術改造和提升傳統出口產品的技術檔次和質量水平，提高其附加值，其別要提高加工貿易的技術水平，增強其結構優化的帶動作用。

2.加快建立我國符合世界規范的貿易技術壁壘(TBT)體系。我國須要加強科學技術的研究，特別是產品技術標準、質量標準的研制工作，健全完善認證制度，加快我國符合世界規范的貿易技術壁壘(TBT)體系的建立。一方面，政府要組織專門的人力研究對外貿易技術性壁壘體系，根據市場和產品的特點來尋求打破國外技術壁壘限制措施的對策；另一方面，政府要積極引導、支持科研部門加強技術標準的研制工作，特別是重要技術標準的研究，加大法規標準的制訂力度，將技術規范納入法規。

3.建立為外貿企業服務的預警機制。國家要建立專門的技術貿易壁壘信息收集和咨詢機構，對歐盟的技術標準、技術政策、有關法規、標準結構和內容進行研究，密切關注歐盟TBT的最新動態，及時預警信息，使對歐出口企業提早做好準備，以避免某項標準正式頒布時措手不及。

4.加強與歐盟的磋商，爭取市場經濟地位。我國應盡快實現經濟地位的轉變，加快經濟貿易制度與國際的全面接軌，同時進一步抓住入世的有利契機，充分利用世貿組織論壇，并利用中歐關系良好的發展勢頭，爭取與歐盟的進一步談判，促使其提早修改現行立法，早日承認中國整體的市場經濟地位或者要求其降低對“市場經濟地位”的認定標準。

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