時間：2023-06-02 09:23:20
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創(chuàng)造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題，希望這些內(nèi)容能成為您創(chuàng)作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進(jìn)步。
[關(guān)鍵詞] 外國直接投資;進(jìn)出口貿(mào)易;相互作用
[中圖分類號] F750 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼] B
從20世紀(jì)50年代，對外直接投資就取代國際借貸成為國際資本流動的主要形式，隨著經(jīng)濟全球化的迅猛發(fā)展，國際直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易同時作為當(dāng)前世界經(jīng)濟一體化的重要組成部分聯(lián)系也日益密切。從改革開放以來，由于我國吸收了大量的國際直接投資，便成為了世界上主要的也是發(fā)展中國家中最大的FDI流入國[1]。并且，早在1992年起，我國連續(xù)13年成為世界上FDI總量僅次于美國的國家[2]。在2005年我國又一次成為世界上所有發(fā)展中國家中最大的國際直接投資地區(qū)[3]。根據(jù)統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)，2008年我國實際使用國際直接投資總額呈現(xiàn)大幅度上升，比上年增加16914百萬美元，增長了21.6%，進(jìn)口總額從791460.9百萬美元增加的1132567百萬美元，出口總額增加了210237百萬美元。最近幾年，我國國際直接投資依然保持不斷增長的趨勢。到2015年，達(dá)到1263億美元，比2014年增長6.4%（按RMB算），并且僅次于美國與香港，位居世界前三。
改革開放之后，對于外資的利用，特別是大量的FDI的注入，對于我國的經(jīng)濟增長、外貿(mào)進(jìn)出口等都有重要的影響，為了準(zhǔn)確的權(quán)衡國際直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的產(chǎn)生的效應(yīng)，充分利用外商直接投資帶來的資本，提升我國在世界經(jīng)濟全球化深入發(fā)展時代的應(yīng)對能力，促進(jìn)我國開放型經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展，對在經(jīng)濟全球化形勢下FDI對我國進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的影響進(jìn)行實證分析和研究具有十分重要的意義。
一、國內(nèi)外相關(guān)研究綜述
各國經(jīng)濟學(xué)家對FDI和進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系展開了大量的實證研究，得出國際直接投資與國際進(jìn)出口貿(mào)易之間主要體現(xiàn)三種關(guān)系：首先，F(xiàn)DI與國際進(jìn)出口貿(mào)易的替代效應(yīng);然后，國際直接投資與國際進(jìn)出口貿(mào)易的互補效應(yīng);最后，國際直接投資與國際進(jìn)出口貿(mào)易的轉(zhuǎn)移效應(yīng)。不管是在美國等發(fā)達(dá)國家的實證研究方面還是巴西、印度、墨西哥等發(fā)展中國家的實證研究方面，均得到基本一致的結(jié)論，即兩者之間的互補效應(yīng)得到更多的支持。美國經(jīng)濟學(xué)家帕特瑞（P.Patrie）對國際直接投資的動機差異進(jìn)行研究得出結(jié)論，認(rèn)為，跨國公司的國際直接投資的動機存在差別，不盡相同，使投資與兩國之間的進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系、規(guī)模影響也不同。帕特瑞把國際直接投資分成三類：市場導(dǎo)向型直接投資、生產(chǎn)導(dǎo)向型直接投資以及貿(mào)易促進(jìn)型直接投資[4]。并提出對于生產(chǎn)導(dǎo)向型直接投資和貿(mào)易促進(jìn)型直接投資則將會增加投資國和東道國之間的貿(mào)易，即擴大投資國與東道國兩國的進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模。國內(nèi)學(xué)者關(guān)于FDI對于進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的影響相關(guān)研究都有各自的結(jié)論與代表性觀點。周愛農(nóng)認(rèn)為，國際直接投資與國際進(jìn)出口貿(mào)易之間存在均衡發(fā)展的關(guān)系;朱廷B從理論上闡述了日漸趨向一體化經(jīng)濟的國際經(jīng)濟環(huán)境導(dǎo)致了國際直接投資與貿(mào)易流動的同步性[5];劉志彪從產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟層面揭示國際直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用。
國內(nèi)學(xué)者主要通過分析宏觀數(shù)據(jù)來進(jìn)行實證研究FDI對于國際進(jìn)出口貿(mào)易的影響，筆者認(rèn)為主要包括以下幾種類型：一是研究整個國家FDI與進(jìn)出口貿(mào)易之間的相關(guān)關(guān)系;二是通過數(shù)據(jù)進(jìn)行FDI總額、進(jìn)口總額、出口總額在量上的回歸分析;三是通過計量模型探究某個國家或地區(qū)FDI對本國或本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響。
二、我國目前FDI與進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模概況描述
改革開放初期，從1979年到1984年，我國實際利用外資額181.87億美元，其中外商直接投資為41.04億美元，1985年我國實際利用了外資額19.56億美元，到1995年我國實際使用FDI總額高達(dá)48133百萬美元，到1997年增加到64408百萬美元，較1995年增長了33.8個百分點，雖然在接下來的幾年內(nèi)較1997年有所降低，但在以1995為基年上看都是呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升的趨勢[6]，特別在2008年達(dá)到95253百萬美元，在這一年就比前一年上升了21.6個百分點。1985年到2007年的23年時間里，增長了23倍。隨著我國經(jīng)濟在世界貿(mào)易格局中占有的重要地位，2014年我國實際使用的FDI總額已經(jīng)達(dá)到119705百萬美元。而在2015年，隨著外商直接投資穩(wěn)步增長，其總額達(dá)到了了1263億美元，同比2014年增速高達(dá)6.4%。總的來說，F(xiàn)DI在我國包括以下方面的特點：一是來自發(fā)達(dá)國家的FDI比重不斷上升，尤其是來自歐美等發(fā)達(dá)國家的FDI所占比例增大到40%;二是FDI流入主要集中在制造業(yè)，近年來，隨著經(jīng)濟全球化的發(fā)展和改革開放的深入，流入零售和金融服務(wù)等行業(yè)的FDI也呈現(xiàn)出增長的趨勢。同時，關(guān)于我國進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展，與FDI流入表現(xiàn)出非常密切的關(guān)系。與FDI大量流入的同時發(fā)生的是我國進(jìn)出口貿(mào)易額的大幅度增加，從1995年到2014年我國的進(jìn)出口總額從大約280864百萬美元增長到4301528百萬美元，其中，出口的增長尤為明顯，從148780百萬美元上升到2014年的2342293百萬美元，增加了約16倍，出口額年均增長速度達(dá)到18.05%。十以來，由于全方位的對外開放戰(zhàn)略加上“一路一帶”的建設(shè)與推進(jìn)，更是讓我國進(jìn)出口貿(mào)易總額再創(chuàng)歷史新高，連續(xù)三年位居全世界前列。
三、外國直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模計量分析
表1 1995-2014年FDI與進(jìn)出口總額[7]
（單位：百萬美元）
注：1.進(jìn)出口數(shù)據(jù)來源于海關(guān)總署。1978年為外貿(mào)業(yè)務(wù)統(tǒng)計數(shù)，1980年起為海關(guān)進(jìn)出口統(tǒng)計數(shù)。2.貨物進(jìn)出口差額負(fù)數(shù)為逆差。
（一）OLS模型的建立
外國直接投資對于我國進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的影響是極其明顯的。現(xiàn)在我們對FDI對于進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的影響進(jìn)行實證分析。
分別建立兩個獨立的一元線性回歸模型：
Ⅰ.Y1=β0+β1X1+μ1 Ⅱ.Y2=β2+β3X2+μ2
其中，X1，X2：解釋變量，表示我國1995-2015年每年的實際利用外國直接投資總額。
Y1：被解釋變量，表示我國進(jìn)口商品總額，
Y2：被解釋變量，表示我國出口商品總額。
回歸系數(shù)：β0、β1、β2、β3
根據(jù)計量分析結(jié)果的相關(guān)數(shù)據(jù)可得，F(xiàn)1=287.034，R21=0.941，F(xiàn)2=287.034，R21=0.941
Y1=-1135874+24.99174X1
（-9.483386） （16.94207）
在顯著性水平α=0.01下，t1>t0.005=2.861，t2>t0.005=2.861
Y2=-1299196+28.74140X2
（-9.011578） （16.18717）
在顯著性水平α=0.01下，t3>t0.005=2.861，t4>t0.005=2.861
結(jié)論：兩個一元線性模型回歸效果較顯著
由此可以認(rèn)為，外國直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模之間存在顯著的線性相關(guān)關(guān)系。并且，從兩個模型中我們可以得出這樣的結(jié)論：①外國直接投資與進(jìn)口和出口都表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，外國直接投資總額增加一個單位，在其他條件不變的情況下，進(jìn)口商品總額增長24.99174個單位，即邊際進(jìn)口商品總額為24.99174;②外國直接投資增加一個單位，在其他條件不變的情況下，出口商品總額增加28.74414個單位，邊際出口商品總額為28.74414;③兩個模型的可決系數(shù)R21、R22的值相接近，所以認(rèn)為兩個模型對于觀測值的擬合程度差不多。④回歸系數(shù)b2>b1，表明在一定的條件下，外國直接投資（FDI）的流入對我國出口商品總額的促進(jìn)作用大于對我國進(jìn)口商品總額的促進(jìn)作用。
（二）序列相關(guān)問題及修正
1.回歸檢驗
根據(jù)回歸結(jié)果，對模型進(jìn)行圖形檢驗。
模型一：ê～t，êt～êt-1
模型二：êt～t，êt～êt-1
根據(jù)以上兩個模型的隨機擾動項的散點圖可以看出，隨機擾動項呈現(xiàn)正的序列相關(guān)，即在一定水平上，進(jìn)出口商品總額不僅由外國直接投資總額決定，還受到上一年進(jìn)出口商品總額的影響。
2.D.W檢驗
由表2、表3中D.W1=0.673784，D.W2=0.670858，在1%的顯著性水平下，n=21，k=2，查表得dL=0.97，dU=1.16，由于D.W1<0.97，D.W2<0.97，拒絕不存在1階序列相關(guān)的原假設(shè)，故得出存在正自相關(guān)，意味著進(jìn)出口商品總額還受上一年進(jìn)出口商品總額的影響。
3.拉格朗日乘數(shù)檢驗（GB檢驗）
由于D.W檢驗僅適用于一階序列相關(guān)，為了驗證模型是否存在高階序列相關(guān)，需要進(jìn)一步進(jìn)行驗證。
ρ階序列相關(guān)：μ1 = ρ1 μt-1+ρ2 μt-2+…+ρn μt-n
受約束回歸方程為：
Yt = β0+β1 Xt1+…+βk Xtk+ρ1 μt-1+…+ρp μt-p+εt
有約束條件為：H0：ρ1 = ρ2 =…= ρp=0，p=2
根據(jù)計量分析得到：
表2 進(jìn)口模型中的相關(guān)統(tǒng)計量
表3 出口模型中的相關(guān)統(tǒng)計量
根據(jù)LM檢驗中的數(shù)據(jù)可知，兩個模型均只存在一階自相關(guān)，根據(jù)P值檢驗法和F統(tǒng)計量二階自相關(guān)無法通過檢驗，新模型失去意義，則表示進(jìn)出口商品總額受上僅一年進(jìn)出口貿(mào)易總額的影響。
4.序列相關(guān)的修正
被檢驗證明存在序列相關(guān)，則需要采用適當(dāng)?shù)姆椒ㄟM(jìn)行修正。這里利用廣義最小二乘法進(jìn)行修正。
計量分析得新模型，X1=46031.77+0.038891Y1
（14.329） （9.8143）
R21=0.969，D.W1=2.148
X2=46259.79+0.033116Y2
（13.647） （11.258）
R22=0.966，D.W2=2.12
此時，D.W1=2.148，D.W2=2.12，大于1%顯著性水平下樣本容量為21的D.W檢驗的臨界值上限dU=1.16，接近等于2，表明修正后的模型已經(jīng)不存在序列相關(guān)，則意味著進(jìn)出口商品總額不受上一年進(jìn)出口商品總額的影響。并且，當(dāng)把進(jìn)出口商品總額作為自變量，把外國直接投資總額作為應(yīng)變量時，觀測值對模型的擬合效果更好，模型效果顯著，說明進(jìn)出口貿(mào)易對外國直接投資的流入影響較外國直接投資流入對進(jìn)出口貿(mào)易的影響更加明顯，更有促進(jìn)效果。
四、結(jié)論和政策建議
改革開放以來，隨著外國直接投資的流入增加，我國的進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模不斷擴大。同時，不能忽視的是由于開放政策的深入實施促進(jìn)我國進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展為我國帶來了更多的外國直接投資。
根據(jù)普通最小二乘法研究FDI和進(jìn)出口貿(mào)易之間的相互作用，建立適當(dāng)?shù)囊辉€性模型，研究兩者直接的相關(guān)關(guān)系。首先，探究外國直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響，以進(jìn)出口商品總額Y為因變量，外國直接投資X為自變量，對建立的模型進(jìn)行檢驗。認(rèn)為，在一定的條件下，外國直接投資對進(jìn)出口商品貿(mào)易具有較大且明顯的作用，但進(jìn)出口商品總額也受到上一年進(jìn)出口商品總額的影響：然后，分析進(jìn)出口貿(mào)易與外國直接投資的流入之間的影響，對建立的模型存在的問題進(jìn)行研究與修正;最后，根據(jù)修正模型，證明外國直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系，且得出進(jìn)出口貿(mào)易對外國直接投資的流入影響較外國直接投資流入對進(jìn)出口貿(mào)易的影響更加明顯，更有促進(jìn)效果。
FDI對我國進(jìn)出口貿(mào)易在一定程度上具有明顯的促進(jìn)作用，帶動我國外貿(mào)規(guī)模的不斷擴大與深入發(fā)展，同時，進(jìn)出口商品的貿(mào)易還與上期的進(jìn)出口貿(mào)易存在一定的相關(guān)關(guān)系。除此之外，進(jìn)出口貿(mào)易也對外國直接投資的流入呈現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用，其作用較外國直接投資流入對進(jìn)出口貿(mào)易的影響更加明顯。FDI企業(yè)外貿(mào)是我國外貿(mào)的主要增長點，在目前我國進(jìn)出口貿(mào)易環(huán)境下，要合理調(diào)整我國經(jīng)濟發(fā)展格局，優(yōu)化市場環(huán)境，充分吸收和利用外國直接投資以促進(jìn)我國外貿(mào)經(jīng)濟的穩(wěn)步發(fā)展，帶動進(jìn)出口貿(mào)易的適當(dāng)增長。同時，堅持開放的發(fā)展政策和戰(zhàn)略，進(jìn)一步為海外投資提供平臺和機會，使世界經(jīng)濟全球化下的我國在國際舞臺上占據(jù)一席之地。
[參 考 文 獻(xiàn)]
[1]孫潔.外商直接投資對我國外貿(mào)經(jīng)濟的影響分析[J].商貿(mào)流通，2015（34）
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[5]王蕙，郭顯光.外國直接投資對我國進(jìn)出口規(guī)模的影響[J].國際貿(mào)易問題，2007
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關(guān)鍵詞：當(dāng)前 貿(mào)易形勢 進(jìn)出口貿(mào)易 影響
2008年，美國次貸危機引起的金融風(fēng)暴襲席卷了全球，對全球經(jīng)濟貿(mào)易都造成了巨大的影響，在一定程度上影響了我國進(jìn)出口貿(mào)易中的穩(wěn)定性。隨著國際金融貿(mào)易市場中的不斷變化，人民幣匯率處于一個逐漸升值的階段，在很大程度上刺激了我國進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展，在一定程度上促進(jìn)著出口貿(mào)易的發(fā)展。當(dāng)前貿(mào)易形勢在給我國進(jìn)出口貿(mào)易帶來挑戰(zhàn)的同時，也給我國進(jìn)出口貿(mào)易帶來了機遇，如何處理好進(jìn)出口貿(mào)易中面臨的挑戰(zhàn)、把握好機遇，對于我國進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展有著十分重要的意義。
一、當(dāng)前國際貿(mào)易形勢的現(xiàn)狀
就目前來看，美國次貸危機引起的金融危機，給歐美國家的經(jīng)濟帶來了巨大的影響，對歐美國家的經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了強烈的沖擊，給歐美國家的造成了巨大的經(jīng)濟損失，這一狀況改變了歐美國家人民的消費觀念。金融危機到來之后，一些歐美人民開始逐漸的積攢積蓄，這就導(dǎo)致歐美等一些國家的消費水平處于一個逐漸降低的趨勢，在很大程度上影響了國際貿(mào)易的形勢，雖然金融危機所產(chǎn)生的影響呈現(xiàn)著一種逐漸消退的景象，但是這還不足以使歐美國家的消費水平得到迅速的提升，反而歐美國家消費水平所顯示出來的是一種非常緩慢的上升速度，嚴(yán)重的影響了國際金融貿(mào)易市場的持續(xù)、穩(wěn)定發(fā)展，當(dāng)前國際貿(mào)易形勢仍處于一個低迷的階段，但是也逐漸的開始呈現(xiàn)復(fù)蘇的狀態(tài)。
歐美地區(qū)中的一些發(fā)達(dá)國家，開始將發(fā)展的重點放在制造業(yè)，主要的原因是金融危機給服務(wù)業(yè)與金融業(yè)造成了巨大的影響，在短時間之內(nèi)還沒有辦法進(jìn)行快速、有效的恢復(fù)，歐美國家在經(jīng)濟發(fā)展中的這一轉(zhuǎn)變，嚴(yán)重的影響了我國進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展，歐美國家還加大了對外貿(mào)易中的一系列關(guān)稅。
二、當(dāng)前貿(mào)易形勢對進(jìn)出口貿(mào)易造成的不利影響
1.我國出口貿(mào)易項目逐漸減少
就當(dāng)前國際金融市場中的實際情況來看，美元在國際匯率市場中處于一個持續(xù)貶值的狀態(tài)，這就導(dǎo)致我國人民幣處于一個不斷升值的狀態(tài)，在很大程度上削減了我國出口貿(mào)易中的產(chǎn)品在國際市場中存在的價格優(yōu)勢，極大的降低了我國在出口貿(mào)易中的經(jīng)濟收入。針對這一現(xiàn)實情況，人民幣匯率不斷的上升，國外各個地區(qū)中的資金大量的涌入中國經(jīng)濟市場，這在很大程度上推進(jìn)了美元的貶值，我國在美國這一方面的出口貿(mào)易的局勢也就越來越復(fù)雜，目前我國出口貿(mào)易中企業(yè)的產(chǎn)品還是主要以價格為優(yōu)勢，在當(dāng)前國際貿(mào)易形勢，這一種出口貿(mào)易局面中對出口貿(mào)易額的增長有很大的阻礙作用，使我國出口貿(mào)易處于一個非常被動的局勢。
2.主要貿(mào)易國的消費需求呈現(xiàn)降低的趨勢
主要貿(mào)易國，是我國對外出口貿(mào)易中主要的經(jīng)濟來往者，直接影響著我國進(jìn)出口貿(mào)易的經(jīng)濟收入，主要貿(mào)易國的消費需求關(guān)系著我國出口貿(mào)易的局勢，如果消費需求大，那么我國出口貿(mào)易中的產(chǎn)品就能夠有一個廣闊的市場作為基礎(chǔ)，在一定程度上刺激了我國的出口貿(mào)易，如果主要貿(mào)易國中的消費需求低，則會嚴(yán)重的影響我國出口貿(mào)易中貿(mào)易額的上漲，導(dǎo)致我國出口貿(mào)易額大幅度的降低。
3.出口貿(mào)易產(chǎn)品在市場中的競爭力不足
就目前來看，我國出口貿(mào)易中的產(chǎn)品，高新技術(shù)產(chǎn)品非常的稀缺，出口貿(mào)易產(chǎn)品的品牌效應(yīng)也非常的低，在國外經(jīng)濟市場中主要是以價格優(yōu)勢為核心競爭力，但是也很容易受到國外金融市場環(huán)境中一系列因素的影響。根據(jù)對我國出口貿(mào)易的實際情況進(jìn)行調(diào)查，調(diào)查結(jié)果顯示我國在加工貿(mào)易這一方面呈現(xiàn)著不穩(wěn)定的狀態(tài)，而普通貿(mào)易所受到的影響要遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于加工貿(mào)易，高新技術(shù)產(chǎn)品在我國出口貿(mào)易中所占份額非常的少，這就致使我國出口貿(mào)易產(chǎn)品的競爭力出現(xiàn)嚴(yán)重不足的現(xiàn)象。
4.進(jìn)口貿(mào)易額降低
我國是一個貿(mào)易出口的大國，在進(jìn)口這一方面主要以一些稀缺能源為主，在當(dāng)前國際貿(mào)易形勢下，我國在進(jìn)口貿(mào)易中的處于一個被動、不利的地位，一些能源資源大國由于自身經(jīng)濟的緩慢發(fā)展，在貿(mào)易中提升產(chǎn)品的價格，這就需要更多的資金成本對進(jìn)口貿(mào)易進(jìn)行支撐，不僅影響了進(jìn)口貿(mào)易額的下降，還在一定程度上增加了我國政府、企業(yè)在財政方面的負(fù)擔(dān)。
三、當(dāng)前貿(mào)易形勢下，進(jìn)出口貿(mào)易的應(yīng)對措施
1.政府要合理的對進(jìn)出口貿(mào)易政策進(jìn)行調(diào)整，推動進(jìn)出口貿(mào)易
我國在進(jìn)出口貿(mào)易中，要堅持“走出去”這一戰(zhàn)略方針，加強與其他國家之間的經(jīng)濟往來，政府要針對進(jìn)出口貿(mào)易的實際情況，對相關(guān)的政策進(jìn)行適當(dāng)?shù)恼{(diào)整，對一些新的國際貿(mào)易項目進(jìn)行擴展，參與到國際市場的分工中去，合理的利用一些國際資源，可以采取有效的措施避開各個國家中存在的貿(mào)易壁壘，將進(jìn)出口貿(mào)易中的被動局面轉(zhuǎn)變?yōu)橹鲃拥木置妗?/p>
2.擴展內(nèi)部市場，將一些出口貿(mào)易產(chǎn)品在我國經(jīng)濟市場中進(jìn)行銷售
在當(dāng)前國際貿(mào)易形勢下，我國可以對內(nèi)部經(jīng)濟市場中的資源進(jìn)行合理的優(yōu)化配置，將一些出口貿(mào)易中的產(chǎn)品在內(nèi)部經(jīng)濟市場中進(jìn)行銷售，一些外貿(mào)企業(yè)可以將貿(mào)易目標(biāo)轉(zhuǎn)向滿足國內(nèi)經(jīng)濟市場需求，滿足我國在經(jīng)濟發(fā)展過程中的需求，還要采取有效的措施拉動我國內(nèi)需。
3.加強進(jìn)出口貿(mào)易中服務(wù)與技術(shù)的創(chuàng)新，完善進(jìn)出口貿(mào)易體系
進(jìn)出口貿(mào)易中的外貿(mào)企業(yè)，應(yīng)當(dāng)加強在服務(wù)與技術(shù)這兩個方面的創(chuàng)新，提升出口貿(mào)易產(chǎn)品的技術(shù)含量，在服務(wù)這一方面要堅持以人為本的理念，提升出口貿(mào)易產(chǎn)品在國際市場中的競爭力；政府要完善進(jìn)出口貿(mào)易體系，對進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)行宏觀調(diào)控，確保外貿(mào)企業(yè)基本的經(jīng)濟利益。
四、結(jié)語
就目前來看，我國人民幣的匯率正處于一個不斷上升的階段，造成一些國家中的熱錢不斷的涌向我國，嚴(yán)重的影響了我國經(jīng)濟市場的穩(wěn)定性，增大了我國經(jīng)濟市場中的風(fēng)險，面對這一實際情況要制定一系列合理的應(yīng)對方案，提升我國進(jìn)出口貿(mào)易中的穩(wěn)定性，切實解決進(jìn)出口貿(mào)易中存在的一些問題，這對于我國進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展有著十分重要的意義。
參考文獻(xiàn)
關(guān)鍵詞:實際有效匯率;進(jìn)出口貿(mào)易;協(xié)整分析
福建省是中國距離東南亞、西亞、東非和大洋洲最近的省份之一，是中國與世界交流的重要門戶。改革開放30年以來，福建充分利用中央賦予的“特殊政策、靈活措施”，發(fā)揮“僑、海、山、特”等省情優(yōu)勢，不斷深化改革，擴大開放，大力發(fā)展外向型經(jīng)濟，對外貿(mào)易取得了令人矚目的成就。2007年福建省進(jìn)出口貿(mào)易額達(dá)到744.58億美元，年均增長22.16%，總體規(guī)模比1979年擴大了272倍。其中出口額達(dá)到499.43億美元，年均增長20.89%，擴大203倍；進(jìn)口額245.15億美元，年均增長27.45%，擴大891倍；增速均高于全國平均水平。進(jìn)出口總額占全國比重從1979年的0.9%上升為2007年的3.4%，2007年進(jìn)出口總值位居全國第七位，其中出口名列第六，在全國對外貿(mào)易中具有舉足輕重的地位。進(jìn)出口貿(mào)易是福建省經(jīng)濟貿(mào)易的重要組成部分，其變動會對全省經(jīng)貿(mào)產(chǎn)生較大影響。自2005年7月21日人民幣對美元交易價格調(diào)整為1美元兌8.11元人民幣以來，人民幣持續(xù)升值，2007年12月28日，人民幣對美元匯率中間價為1美元兌7.3046元人民幣，累計升值幅度達(dá)11.03％。在這種形勢下，福建省進(jìn)出口貿(mào)易與人民幣匯率變動的關(guān)系如何，人民幣匯率變動特別是人民幣持續(xù)升值究竟會對福建省的進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生什么樣的影響，影響程度如何，這些問題，無論是從現(xiàn)實意義的角度來看，還是從長遠(yuǎn)發(fā)展的需要出發(fā)，都是值得分析和研究的。
一、基本理論綜述和研究現(xiàn)狀
1.基本理論綜述
有關(guān)匯率變動對進(jìn)出口貿(mào)易影響的理論很多，最早起源于重商主義學(xué)派的有關(guān)論述，后來出現(xiàn)了馬歇爾-勒納-羅賓遜的有關(guān)匯率變動對貿(mào)易收支的彈性分析理論，哈羅德（R.F.Harrod）、勞埃德·梅茨勒（L.Metzler）、弗里茨·馬克魯普（Fritz Machlup）為代表的經(jīng)濟學(xué)家用凱恩斯的宏觀經(jīng)濟理論和乘數(shù)理論分析收入變動對國際收支的調(diào)節(jié)作用的收入分析理論，詹姆士·米德（James.Meade）和西德尼·亞力山大(S.Alexander)以凱恩斯的宏觀經(jīng)濟理論為基礎(chǔ)提出的吸收分析理論以及20世紀(jì)60年代的匯率不完全傳遞理論等等。其中，彈性分析理論是最有影響力的理論之一。
彈性分析理論產(chǎn)生于20世紀(jì)30年代，由英國經(jīng)濟學(xué)家馬歇爾提出，后經(jīng)英國女經(jīng)濟學(xué)家瓊·羅賓遜和美國經(jīng)濟學(xué)家勒納等人發(fā)展而成，它主要是通過對進(jìn)出口商品的供求彈性的分析來研究匯率變動對進(jìn)出口貿(mào)易的影響程度。
一般地說，一國貨幣貶值有利于擴大出口，抑制進(jìn)口，而貨幣升值有利于擴大進(jìn)口，抑制出口。彈性分析理論認(rèn)為，在只考慮匯率變化對進(jìn)出口商品的影響、貿(mào)易商品的供給完全有彈性、充分就業(yè)與收入不變、沒有資本移動等假設(shè)條件下，只有當(dāng)進(jìn)口商品和出口商品需求彈性的絕對值之和大于1，即滿足著名的馬歇爾－勒納條件，本幣貶值才能通過進(jìn)出口商品價格的變化引起進(jìn)出口數(shù)量的變化，改善一國對外貿(mào)易從而改善國際收支。因為，如果這兩種彈性的絕對值之和大于1，一國貨幣貶值后，出口商品以外幣表示的價格相對降低，于是出口增加，如果國外的需求彈性越大，則出口數(shù)量增加得越多，出口額增加得越大；進(jìn)口商品以本幣表示的價格相對提高，于是進(jìn)口減少，如果國內(nèi)的需求彈性越大，則進(jìn)口減少得越多，進(jìn)口額下降得越大，結(jié)果是出口額增加，進(jìn)口額減少，從而國際收支得到改善。
但是，彈性分析理論忽視了時間因素對貨幣貶值改善國際收支效果的影響。大量實踐表示，即使具備了馬歇爾－勒納條件，貨幣貶值也不能馬上改善貿(mào)易收支，而是存在一定的“時滯”。即在貨幣貶值初期，以外國貨幣表示的出口商品的價格已經(jīng)下降，但出口量因本國企業(yè)調(diào)整生產(chǎn)、增加產(chǎn)量、增加對外銷售都需要一段時間而沒有明顯增加，同時，以本國貨幣表示的進(jìn)口商品的價格已經(jīng)上升，但進(jìn)口量因國內(nèi)消費者在認(rèn)識、決策甚至找到進(jìn)口替代品和生產(chǎn)這些進(jìn)口替代品也都需要一段時間而沒有明顯減少，結(jié)果，貿(mào)易收支非但沒有得到改善，反而進(jìn)一步惡化。只有經(jīng)過一段時間當(dāng)以上慣性消失，貿(mào)易收支才會得到改善。這個過程用曲線描述出來，就像英文字母“J”，所以稱作“J曲線效應(yīng)”。 這一變化過程可能會維持?jǐn)?shù)月甚至一兩年，根據(jù)各國不同情況而定。
2.研究現(xiàn)狀
匯率變動對進(jìn)出口貿(mào)易影響的研究，一直是國際金融領(lǐng)域的熱點問題和難點問題。近年來，我國學(xué)者關(guān)于人民幣匯率與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的研究也取得了不少實證分析方面的成果，但是由于不同學(xué)者研究的角度不盡相同，選取的樣本區(qū)間有所不同，使用的方法參數(shù)也不太一樣，因此，研究的結(jié)論大相徑庭，意見分歧也很大。
盧向前、戴國強（2005）運用協(xié)整向量自回歸（cointegrating VAR）的分析方法，對1994－2003年人民幣實際匯率波動與我國進(jìn)出口之間的長期關(guān)系進(jìn)行實證檢驗，結(jié)果表明，人民幣實際匯率波動對我國進(jìn)出口存在著顯著的影響，馬歇爾－勒納條件成立，人民幣實際匯率波動對進(jìn)出口的影響存在J曲線效應(yīng)；李亞瓊、黃立宏（2006）采用1978—2000年的數(shù)據(jù)，通過實證研究，計算出我國的進(jìn)出口需求彈性絕對值之和為1.643，認(rèn)為我國滿足匯率貶值改善國際收支的必要條件。而任兆璋、寧忠忠（2004）使用1978－2002年的數(shù)據(jù)對中國對外貿(mào)易收支差額與人民幣實際匯率之間的關(guān)系進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)二者間不僅判定系數(shù)低（Adj-R2=0.2160），且協(xié)整檢驗和Granger因果關(guān)系分析均顯示不存在長期均衡關(guān)系；沈國兵、楊毅（2005）對1990—2004年月度數(shù)據(jù)進(jìn)行Johansen檢驗，結(jié)果表明，中國進(jìn)出口與人民幣實際有效匯率之間沒有穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，也沒有系統(tǒng)性相互影響和決定關(guān)系；陳晨子（2007）使用協(xié)整理論分析1986年1月至2007年1月的數(shù)據(jù)，得出了人民幣匯率與中國對外貿(mào)易額不存在長期均衡關(guān)系的結(jié)論；徐煒、孫俊（2008）通過對1994年1月至2005年7月、2005年8月至2006年11月這兩個階段的人民幣實際有效匯率、我國進(jìn)口總額、出口總額的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)處理，利用向量自回歸模型和格蘭杰因果檢驗?zāi)Ｐ停芯勘砻鳎S著2005年7月21日匯率制度改革的實施，人民幣實際有效匯率對我國進(jìn)出口的影響正在減小。
當(dāng)人們在研究人民幣匯率變動與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系的同時，也有一部分人把目光轉(zhuǎn)向區(qū)域領(lǐng)域，研究人民幣匯率變動與區(qū)域進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系，也取得了一些進(jìn)展，但總的來說，研究成果相對較少。
劉傳哲、陳寒凝、賈彥利（2004）通過實證分析，發(fā)現(xiàn)江蘇省出口貿(mào)易額的增長與匯率變動明顯正相關(guān)；戴世宏（2006）采用對數(shù)形式進(jìn)行實證分析，結(jié)果表明，人民幣匯率貶值有力地促進(jìn)了上海市出口貿(mào)易的增長；王春平、劉傳哲（2007）通過協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)人民幣實際有效匯率與山東出口貿(mào)易額呈顯著的正相關(guān)關(guān)系；康慧、盧方元（2007）采用協(xié)整分析方法研究表明人民幣實際匯率與河南省進(jìn)出口存在長期均衡的關(guān)系且進(jìn)出口商品需求彈性系數(shù)的絕對值之和大于1；馬麟艷、肖留春（2007）通過實證分析，認(rèn)為人民幣實際匯率變動對云南進(jìn)出口影響不大；韓萍、任梅春（2006）通過計量分析的結(jié)果表明福建省對外貿(mào)易出口額、進(jìn)口額與人民幣實際匯率之間存在的彈性關(guān)系不大，相關(guān)性較弱，而GDP對福建省的進(jìn)出口貿(mào)易影響顯著。
二、人民幣匯率變動對福建省進(jìn)出口貿(mào)易影響的實證分析
1.模型的設(shè)立
根據(jù)一般經(jīng)濟理論，影響一國進(jìn)出口貿(mào)易最主要因素是進(jìn)出口商品的相對價格，而影響進(jìn)出口商品相對價格的關(guān)鍵因素就是匯率，除此之外，實際國民收入水平也是影響一國進(jìn)出口貿(mào)易的重要因素。但根據(jù)彈性分析理論的假設(shè)條件，我們假定國內(nèi)外消費者的實際收入不變，只考慮匯率變化對進(jìn)出口貿(mào)易的影響，同時為了使各個序列趨勢線性化，以消除異方差性，對各個序列取自然對數(shù)，建立模型：
其中，t為時間，Xt為出口額，Mt為進(jìn)口額，REERt為人民幣匯率。
2.數(shù)據(jù)來源及說明
(1)采用的數(shù)據(jù)是年度數(shù)據(jù)，樣本期為1980－2005年，選擇從1980年開始主要是考慮改革開放以后，隨著我國外貿(mào)體制、外匯管理體制改革的深入，人民幣匯率作為價格杠桿對進(jìn)出口貿(mào)易的調(diào)節(jié)作用才日益凸顯。
(2)按匯率是否經(jīng)過價格調(diào)整，人們通常把匯率分為名義匯率（Nominal Exchange Rate）和有效匯率（Effective Exchange Rate）。名義匯率即現(xiàn)實外匯市場交易中的匯率。有效匯率是一種貨幣相對于其他多種貨幣雙邊匯率的加權(quán)平均數(shù)1。在實證過程中，人們通常把有效匯率分為名義有效匯率和實際有效匯率。
名義有效匯率（Nominal Effective Exchange Rate，簡稱為NEER）是以貿(mào)易比重為權(quán)數(shù)的有效匯率，它所反映的是一國貨幣在國際貿(mào)易中的總體競爭力和總體波動程度。將名義有效匯率剔除該國當(dāng)年的相對物價指數(shù)，就得到實際有效匯率（Real Effective Exchange Rate，簡稱為REER）。與名義匯率、名義有效匯率相比，實際有效匯率不僅考慮了一國的主要貿(mào)易伙伴國貨幣的變動，而且剔除了通貨膨脹因素，能夠更加全面地反映一國貨幣的對外價值。本文采用人民幣實際有效匯率來研究匯率變動對進(jìn)出口貿(mào)易的影響。
(3)福建省進(jìn)口額、出口額數(shù)據(jù)均來自歷年《福建統(tǒng)計年鑒》，人民幣實際有效匯率來自國際貨幣基金組織提供的國際金融統(tǒng)計。實際有效匯率上升表示本幣升值，下降表示本幣貶值。
[關(guān)鍵詞]：中韓貿(mào)易 出入境旅游 旅游與貿(mào)易互動 推拉方程
縱觀歷史進(jìn)程，國際旅游和國際貿(mào)易具有較強的時間同步性，在發(fā)達(dá)國家和新興工業(yè)化國家亦是如此。而數(shù)據(jù)間的趨同性是否代表著兩者有著一定的聯(lián)系，是需要進(jìn)一步研究的問題。國外的相關(guān)研究較少，2001年Jordan Shan和Wilson以中國等為樣本，得出旅游與貿(mào)易的關(guān)系是互動的。Khalid以伊斯蘭國家的旅游與貿(mào)易為對象，細(xì)分了貿(mào)易方式，得出旅游與貿(mào)易間存在長期的平衡。國內(nèi)旅游與貿(mào)易間關(guān)系的研究鳳毛麟角，而多是將旅游作為國際服務(wù)貿(mào)易的組成加以研究，如高靜等對于我國旅游服務(wù)貿(mào)易競爭力的評估等。這些研究并未跳出國際服務(wù)貿(mào)易的范疇，從更寬泛的視角分析國際旅游與貿(mào)易的關(guān)系。從中韓兩國出入境旅游發(fā)展看，我國逐漸成為韓國主要的入境客源國，在進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系上，中韓貿(mào)易國規(guī)模大，經(jīng)濟互補性強。
本文選取2005-2014年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，從兩個層面分析中韓旅游與貿(mào)易的互動關(guān)系：（1）根據(jù)推拉模式，建立中韓出入境旅游客流量與中韓進(jìn)出口貿(mào)易的推拉方程。（2）從中韓層面出發(fā)，分析占入境旅游比和貿(mào)易依存度之間的相關(guān)性，為從時間軸上分析旅游和貿(mào)易的互動關(guān)系提供參考。
1模型假設(shè)和數(shù)據(jù)來源
1.1旅游和貿(mào)易互動的模型假設(shè)
馬可波羅假設(shè)。早期的國際貿(mào)易始于商務(wù)旅游。早在300多年之前，馬可波羅懷著買賣商品的目的，從意大利來到中國，作為早期的商務(wù)旅行者確實引發(fā)了兩國間的貿(mào)易。通常來講，商務(wù)者出境其他國家始發(fā)動機是買賣貨物，從而引起進(jìn)出口貿(mào)易，一經(jīng)成功還會產(chǎn)生反饋效應(yīng)，從而導(dǎo)致進(jìn)一步的商務(wù)旅游與國際貿(mào)易。
興趣和關(guān)注假設(shè)。商務(wù)旅游者的成功會因人員與經(jīng)濟的國家性和社會性而引發(fā)廣泛的效仿和嘗試。先鋒商務(wù)旅行者作為所在國商品與文化的載物，會引起入境國居民的興趣與關(guān)注，從而引發(fā)更大的旅游流與貿(mào)易流，這是其商務(wù)旅游的外部效應(yīng)。
發(fā)現(xiàn)與擴大商機假設(shè)。國際旅游對國際貿(mào)易的貢獻(xiàn)作用不止于商務(wù)旅行者，非商務(wù)旅行者的海外探親，求學(xué)或者休閑都有助于國際貿(mào)易的繁榮。因此，國際旅游誘發(fā)國際貿(mào)易，國際貿(mào)易提高了旅游地的興趣與關(guān)注，從而引發(fā)更大的國際旅游流。
本文以“商務(wù)旅游引起國際貿(mào)易”“國際貿(mào)易提高了居民的關(guān)注與興趣”“關(guān)注和興趣促進(jìn)非商務(wù)旅游”“非商務(wù)旅游促進(jìn)雙邊貿(mào)易”的循環(huán)模式詮釋旅游與貿(mào)易的關(guān)系。立足從更廣闊的視角探析國際旅游和國際貿(mào)易間的關(guān)系，為科學(xué)了解中韓雙向旅游和進(jìn)出口貿(mào)易提供依據(jù)。
1.2數(shù)據(jù)來源和變量定義
本文搜集的統(tǒng)計數(shù)據(jù)主要包含中韓出入境旅游人次和中韓進(jìn)出口貿(mào)易額兩個序列：（1）中韓出入境旅游數(shù)據(jù)，包括韓國入境中國國旅游人次，中國接待人次，中國出境韓國旅游人次，韓國接待人次。（2）中韓進(jìn)出口貿(mào)易額，包括中韓進(jìn)口貿(mào)易額，中韓出口貿(mào)易額，中韓進(jìn)出口貿(mào)易總額，韓國進(jìn)出口貿(mào)易總額，中國進(jìn)出口貿(mào)易總額。數(shù)據(jù)來源于中國商務(wù)部，國家旅游局，全球經(jīng)濟數(shù)據(jù)以及韓國觀光旅游局網(wǎng)站。
由于中韓在政策，人口，土地面積，發(fā)展階段，經(jīng)濟模式，國際旅游等方面的不同。本文著眼于出入境客流量和進(jìn)出口貿(mào)易間的推拉模式，還定義了兩組變量（表1），為從更廣闊的視角分析旅游和貿(mào)易依存度提供參考。
需要指出的是，國際旅游與貿(mào)易均易受到國際宏觀環(huán)境的影響。受2007年到2009年全球經(jīng)濟危機的影響，國際旅游與貿(mào)易均出現(xiàn)不同程度的下滑，為了在相對穩(wěn)定的環(huán)境下探析旅游與貿(mào)易的關(guān)系，本文采用趨勢線理論對經(jīng)濟危機時期的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行模擬。
2出入境客流量和進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)性的分析
2.1韓國入境中國客流量和中韓進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)性
自2005年來，韓國入境中國客流量和進(jìn)出口貿(mào)易增長緩慢。2005-2014年，韓國入境客流量從3.55百萬次增加為4.18百萬次，向中國出口貿(mào)易由768.2億美元增加為1453.4億美元，由中國進(jìn)口貿(mào)易從351.08億美元增加為900.7億美元，而受2007年-2009年全球經(jīng)濟危機的影響，中韓出入境旅游與貿(mào)易額都出現(xiàn)了嚴(yán)重的下滑。為了定量地探析韓國入境中國客流量對中韓雙邊貿(mào)易的影響，本文選用2005-2014年的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)繪制如下兩條增長曲線（圖1、圖2）。
2.1.1韓國入境中國的客流量和中韓出口貿(mào)易的相關(guān)性
商務(wù)出游者的最初目的是銷售產(chǎn)品，這對于開拓市場，提高市場占有率和利潤額都是有益的。從圖1可見，10年間韓國入境中國客流量和中韓出口貿(mào)易的發(fā)展進(jìn)程可分為三個時期：2005年-2007年韓國入境流和出口貿(mào)易增長顯著，入境客流量由3.55百萬次增加為4.78百萬次，增速為134.7%，出口貿(mào)易從768.2億美元增加為1037.5億美元，增速為135.06%。2007-2009年，受全球經(jīng)濟危機的影響，入境客流量與出口貿(mào)易同步快速下滑，入境旅游減少到3.2百萬人次，下降速率為66.93%，出口貿(mào)易減少到1025.5億美元，下降速率為98.84%。2009-2014年，全球經(jīng)濟回暖，入境客流量和出口貿(mào)易同步上升，入境客流量從3.2百萬人次增加為4.18百萬人次，出口貿(mào)易從1025.5億美元增加為1453.3億美元，增速為141.72%。利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用趨勢線模擬韓國入境中國客流量對出口貿(mào)易的推拉方程：0TKC=-6.8972IQKC2+183.9IQKC+537.27R2=0.8319 （1） 式中，0TKC為韓國出口中國貿(mào)易額（億美元），IQKC為韓國入境中國客流量（百萬人次）。
2.1.2 韓國入境中國客流量和中韓進(jìn)口貿(mào)易的相關(guān)性
商務(wù)客國際旅游很大程度上是依據(jù)公司和國家需要而選擇性的購進(jìn)商品。10年來韓國入境中國客流量和中韓進(jìn)口貿(mào)易有著較強的時間同步性，處在微妙的平衡中（圖2）。從2005年到2007年，韓國入境中國客流量與中韓進(jìn)口貿(mào)易增長顯著，入境客流量從3.55百萬次上升為4.78百萬次，增速為134.7%，進(jìn)口貿(mào)易從351.08億美元增加為560.99億美元，增速為135.06%。2007到2009年，受全球經(jīng)濟危機影響，入境客流量與進(jìn)口貿(mào)易同步快速下滑，入境旅游減少為3.2百萬人次，下降速率為66.93%，進(jìn)口貿(mào)易減少到536.7億美元，降速為98.84%。2009年到2014年，在全球經(jīng)濟危機的尾音中，各國經(jīng)濟復(fù)蘇，韓國入境中國客流量與進(jìn)口中國貿(mào)易在經(jīng)過09年到11年的較快增長后，趨于平穩(wěn)增長。截止2014年入境客流量與進(jìn)口貿(mào)易分別達(dá)到4.18百萬人次和900.7億美元。利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用趨勢線模擬韓國入境中國客流量對進(jìn)口貿(mào)易的推拉方程：ITKC=-3.0923IQKC2+95.901IQKC+275.53R2=0.88 （2）
式中，ITKC為韓國進(jìn)口中國貿(mào)易額（億美元），IQKC為韓國入境中國客流量（百萬人次）。
韓國入境中國的客流量相對于其對出口貿(mào)易的拉力而言，其對進(jìn)口貿(mào)易的作用更強。在中韓出入境旅游中，中國由旅游順差變?yōu)槁糜文娌睿n國反之；在中韓進(jìn)出口貿(mào)易中，中國處于貿(mào)易逆差，韓國反之。這種由入境旅游的順差而引起的進(jìn)出口貿(mào)易的逆差，在貿(mào)易和旅游的關(guān)系之中是值得廣泛驗證和重視的。
2.1.3韓國入境中國客流量和中韓進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)性
馬可波羅假設(shè)：商務(wù)客出境旅游，其目的是買賣商品，進(jìn)而引發(fā)進(jìn)出口貿(mào)易。本文通過將2005年-2014年的進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易加總，得到中韓進(jìn)出口貿(mào)易總額，再將其與韓國入境客流量進(jìn)行分析，得到入境流量對進(jìn)出口貿(mào)易的推拉方程：ITKC=-9.99IQKC2+279.8IQKC+812.8 R2=0.8765 （3）
式中，ITKC為韓國進(jìn)出口中國貿(mào)易額（億美元），IQKC為韓國入境中國客流量（百萬人次）。
2.2中國出境韓國客流量和中韓進(jìn)出口貿(mào)易間的相關(guān)性
鑒于經(jīng)濟發(fā)展水平與政策的約束，中國出境游起步較晚。1990年中國最先開放的赴新馬泰旅游，開啟了中國出境觀光旅游的先河。此后，隨著對外開放的逐步擴大，中國居民出境旅游獲得了快速的發(fā)展，現(xiàn)已與全球上百個國家簽訂旅游協(xié)定，成為出境旅游增長最快的國家。從2005-2014年，中國出境韓國的客流量從31百萬次增加為109百萬次，向韓國出口貿(mào)易由351億美元，增速為189.18%。本文選用2005-2014年的有關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)繪制如下兩條增長曲線（圖3，圖4）。
2.2.1中國出境韓國客流量和出口貿(mào)易的相關(guān)性
由圖3可見，中國出境客流量和出口韓國的貿(mào)易額有較強的時間趨同性。從2005年到2007年底，隨著中國對外開放的擴大以及經(jīng)濟的迅速發(fā)展，中國出境韓國客流量與出國貿(mào)易增幅很大，分別為147.76%與210.59%；2007年底到2009年受全球經(jīng)濟危機的影響，中國對韓國出口貿(mào)易顯現(xiàn)了較大幅度的下滑，跌落為537億美元。2009年到2014年出境客流量與出口貿(mào)易同步穩(wěn)定發(fā)展，呈現(xiàn)雙旺發(fā)展格局。利用相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用趨勢線模擬出境客流量對出口貿(mào)易的推拉方程：0TCK=254.18ln（0QKC）+300.01 R2=0.8565 （4）
式中，0TCK為中國出口韓國貿(mào)易額（億美元），0QCK為中國出境韓國客流量（百萬人次）。
2.2.2中國出境韓國客流量和進(jìn)口貿(mào)易的相關(guān)性
由圖4可見，出境韓國客流量和進(jìn)口韓國的貿(mào)易額自2005-2013年同步增長，而2014年的進(jìn)口韓國貿(mào)易額有所下降。自2005-2007年低，中國出境客流量與進(jìn)口貿(mào)易同步快速增長，增速分別為103.95%與145.97%。2007年底到2009年，中國的出口貿(mào)易額下降到1025.5億美元，增長幅度驟降72.59%。2009年到2014年，中國出境旅游人次由47.7百萬上升為109百萬，增速為228.72%，進(jìn)口貿(mào)易額從1025.5億美元上升為1453.3億美元，增速為141.72%。除2014年中國進(jìn)口韓國貿(mào)易額有所下降外，中國出境韓國客流量和進(jìn)口貿(mào)易均快速增長。而從2014年進(jìn)口貿(mào)易額的下降可以預(yù)測到在今后的幾年，中國出境人數(shù)與進(jìn)出口貿(mào)易額會出現(xiàn)下降的趨勢。利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用趨勢線模擬出境客流量對進(jìn)口貿(mào)易的推拉方程：ITCK=435.86ln（0QCK）+624.84 R2=0.7736 （5）
式中，ITCK為中國進(jìn)口韓國貿(mào)易額（億美元），0QCK為中國出境韓國客流量（百萬人次）。
中國出境韓國客流量相對于進(jìn)口貿(mào)易而言，其對進(jìn)出口貿(mào)易的拉動作用強于進(jìn)口貿(mào)易。
2.2.3中國出境韓國客流量和中韓進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)性
將2005年-2014年的中國出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易加總，得出中韓進(jìn)出口貿(mào)易總額，再將其與中國出境客流量進(jìn)行相關(guān)性分析，得到出境客流量對進(jìn)出口貿(mào)易的推拉方程：ITCK=690.03ln（0QCK）+924.85 R2=0.829 （6）
式中，ITCK為中國進(jìn)出口韓國貿(mào)易額（億美元），0QCK為中國出境韓國客流量（百萬人次）。
3兩個斷面旅游互動和貿(mào)易依存度的關(guān)系
3.1韓國斷面
圖5是2005-2014年中國出境游客占韓國入境旅游比以及韓國對中國貿(mào)易依存度。從圖中可見，2005-2014年中國出境游客占韓國入境旅游比從14%上升為43%，中韓旅游在韓國的旅游業(yè)中地位越來越重要；同時，韓國對華貿(mào)易依存度除2014年有所下降外，一直處于緩慢增加中。大致分為2個階段：第一階段2005-2013年中國占韓國入境旅游比從14%增加到35%，而韓國對華貿(mào)易依存度從05年的21%上升到13年的26%，而14年又回落到21%。第二階段為2013-2014年，對華貿(mào)易依存度下降了6個百分點，而中國游客占韓國入境旅游比緩慢增加，僅為8個百分比。預(yù)計未來幾年，中國占韓國入境旅游比的迅猛勢頭會有所減慢。為了從韓國斷面定量地分析中國出境旅游客流量占韓國入境旅游比和對中國貿(mào)易依存度的聯(lián)動關(guān)系，本文采用的直線方程進(jìn)行回歸分析，其關(guān)聯(lián)帶動方程：TRIK-C=0.3195RITK-C+20.742 R2=0.4236 （7）
其中，TRIK-C為韓國對華貿(mào)易依存度，RITK-C中國游客占韓國入境旅游比。依據(jù)邊際彈性，當(dāng)中國游客占韓國入境旅游比上升1個百分點，韓國對華貿(mào)易依存度就會上升0.3195個百分點。
3.2中國斷面
圖6是2005-2014年韓國占中國入境旅游比和中國對韓貿(mào)易依存度。由圖可見，10年來韓國占華入境旅游比在波動中逐漸下降，中國對韓國貿(mào)易依存度伴隨市場化的不斷深入與經(jīng)濟的不斷發(fā)展，而逐漸下降。受全球經(jīng)濟危機的影響，韓國占中國入境旅游比從2007年的18%下降為2009年的15%。中國對韓國貿(mào)易依存度和韓國游客占華入境旅游比兩組指標(biāo)的縱向波動顯現(xiàn)較強的時間趨同性及相關(guān)性。為了從中國斷面定量地分析韓國占中國入境旅游比和中國對韓貿(mào)易依存度的聯(lián)動關(guān)系，本文采用的直線方程對其進(jìn)行回歸分析，其關(guān)聯(lián)帶動方程：TRIC-K=-0.2066RITC-K+8.0942 R2=0.8709 （8）式中，TRIC-K為中國對韓貿(mào)易依存度，RITC-K為韓國游客占中國入境旅游比。依據(jù)邊際彈性，當(dāng)中國占韓國入境旅游比每上升1個百分點，韓國對華貿(mào)易依存度會減少0.2066個百分點。
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（紹興縣職業(yè)教育中心，浙江 紹興 312000）
【摘 要】進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)課程是國際貿(mào)易及相關(guān)專業(yè)學(xué)生必修的核心課程。為了適應(yīng)新的國際經(jīng)濟形勢的變化、知識經(jīng)濟的挑戰(zhàn)和中職學(xué)生實際擇業(yè)就業(yè)競爭壓力日趨激烈的需要，傳統(tǒng)的教學(xué)改革勢在必行。本文從市場需求出發(fā)，結(jié)合國際經(jīng)濟形勢的發(fā)展，重新規(guī)劃進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)課程的教學(xué)內(nèi)容、教學(xué)方法和重新調(diào)整教育教學(xué)側(cè)重點，在不改變中職教學(xué)目標(biāo)的基礎(chǔ)上對進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)課程的教學(xué)進(jìn)行改革。
【關(guān)鍵詞】進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)；教學(xué)改革；探索
《進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)》在整個國際貿(mào)易及商務(wù)英語等相關(guān)專業(yè)中具有重要的學(xué)科地位。首先，進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)是國際貿(mào)易類專業(yè)的專業(yè)必修課程，是一門研究國際貿(mào)易過程中涉及到的進(jìn)出口業(yè)務(wù)流程操作的學(xué)科，是一門具有較強實踐操作性的具有涉外活動特點的綜合性應(yīng)用學(xué)科，故這門課的掌握與否，將直接影響學(xué)生對外貿(mào)這個專業(yè)的理解。其次，它還是國際物流管理、電子商務(wù)等專業(yè)的主干基礎(chǔ)課程。作為外貿(mào)專業(yè)類普遍開設(shè)的專業(yè)必修課，進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)課遵循理論部分“必需、夠用”的原則，在教學(xué)中較多地體現(xiàn)實踐性，密切結(jié)合我國進(jìn)出口貿(mào)易工作實際，突出重點，加強案例和實訓(xùn)教學(xué)，通過本門課程的學(xué)習(xí)，讓學(xué)生能真正理解進(jìn)出口貿(mào)易流程。本文從市場需求出發(fā)，結(jié)合國際經(jīng)濟形勢的發(fā)展，重新規(guī)劃進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)課程的教學(xué)內(nèi)容、教學(xué)方法和重新調(diào)整教育教學(xué)側(cè)重點，對進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)課程的教學(xué)進(jìn)行改革。
一、合理規(guī)劃教學(xué)內(nèi)容
（一）科學(xué)安排教學(xué)內(nèi)容
進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)課程作為外貿(mào)類的核心課程，應(yīng)該說內(nèi)容都很重要，進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)的教學(xué)內(nèi)容包括了以下方面：商品的品名、品質(zhì)、數(shù)量與包裝；貿(mào)易術(shù)語和商品的價格；國際貨物運輸；貨物運輸保險；國際貨款的收付；爭議的預(yù)防與處理；交易的磋商與合同的簽訂；出口合同的履行；進(jìn)口合同的履行；國際貿(mào)易方式。我們應(yīng)結(jié)合國際經(jīng)濟形勢的變化，本著以實用為目的，夠用為尺度的原則，對內(nèi)容進(jìn)行科學(xué)合理的安排。
1.結(jié)合當(dāng)前實際，以商品的標(biāo)的、貿(mào)易術(shù)語和價格、貨款的收付及合同的履行作為重點。因為現(xiàn)在往往由貨代做運輸、報關(guān)，所以對運輸重點掌握訂艙及運費。又現(xiàn)在的海運相對風(fēng)險小，且出口報價以FOB、CFR居多，故對保險、不可抗力等只作了解。在學(xué)習(xí)交易磋商中適當(dāng)?shù)慕Y(jié)合函電，并讓學(xué)生了解電子商務(wù)在外貿(mào)中的應(yīng)用。對于結(jié)匯的學(xué)習(xí)，可適當(dāng)增加核銷及退稅的內(nèi)容，以便更好地與實踐結(jié)合。
2.國際貿(mào)易實務(wù)是以出口為導(dǎo)向展開的，在過去符合國家的實際狀況，現(xiàn)在我們應(yīng)該適當(dāng)做些調(diào)整，在教學(xué)中適當(dāng)增加進(jìn)口貿(mào)易的內(nèi)容，結(jié)合形勢，讓學(xué)生重視進(jìn)口。
3.與地方經(jīng)濟結(jié)軌。紹興是輕紡城，故在涉及到商品的品質(zhì)、數(shù)量、包裝時，可以紡織品為例讓學(xué)生了解面料，了解印花染整工藝，為學(xué)生走上社會打下基礎(chǔ)。
（二）及時更新教學(xué)內(nèi)容
進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)課程是一門與國際貿(mào)易發(fā)展相結(jié)合，密切聯(lián)系國際貿(mào)易政策措施、聯(lián)系國際貿(mào)易規(guī)則的課程，這些內(nèi)容都是不斷變化和發(fā)展的。如《進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)》（高等教育出版社第二版）教材現(xiàn)還引用《UCP500》（《跟單信用證統(tǒng)一慣例500》）及《2000年國際貿(mào)易術(shù)語解釋通則》，事實上外貿(mào)業(yè)務(wù)中已使用《UCP600》（《跟單信用證統(tǒng)一慣例600》）及《2010年國際貿(mào)易術(shù)語解釋通則》。
二、大膽改革教學(xué)方法和手段
我們說，課改除了內(nèi)容整合，更多的是教學(xué)方法和手段的改革。因此，對于進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)的課程教學(xué)改革，我們也要大膽的改革教學(xué)方法和手段。現(xiàn)在的國際貿(mào)易實務(wù)基本上是圍繞合同的內(nèi)容展開的，對于關(guān)鍵的東西只談它的一些定義或含義，本質(zhì)上看并非實務(wù)，學(xué)生也難以理解。在教學(xué)中我們可以從以下方面著手，充分調(diào)動學(xué)生學(xué)習(xí)的主動性，讓學(xué)生走進(jìn)貿(mào)易，真正動起來，以便于更好地掌握進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)這門課。
1.充分利用好網(wǎng)絡(luò)等資源，為學(xué)習(xí)者提供學(xué)習(xí)主題相關(guān)的豐富資源。
在如今網(wǎng)絡(luò)風(fēng)靡的時代，學(xué)生迷戀網(wǎng)絡(luò)，如何正確利用網(wǎng)絡(luò)資源，使網(wǎng)絡(luò)為學(xué)習(xí)服務(wù)。我們可引導(dǎo)學(xué)生去專業(yè)論壇交流學(xué)習(xí)，如福步外貿(mào)論壇；去相應(yīng)的貿(mào)易平臺網(wǎng)站比如阿里巴巴網(wǎng)站了解相關(guān)知識。我們更可為學(xué)生布置拓展性問題，引導(dǎo)學(xué)生根據(jù)自己的興趣，翻閱更多的資料，經(jīng)過閱讀自學(xué)、獨立思考、討論交流獲取更多的知識。如布置分組策劃完成一次網(wǎng)購任務(wù)，事后討論其中的得失及注意點，再結(jié)合外貿(mào)予以展開。這樣的活動能讓學(xué)生融入其中，充分收集資源。
2.為學(xué)習(xí)者提供探索思考的空間。
在教學(xué)中，我們要結(jié)合學(xué)生實際，注重情境教學(xué)、案例教學(xué)、問題引入式教學(xué)等，把專業(yè)術(shù)語生活化，從身邊事例出發(fā)探究專業(yè)知識。面向全體，給學(xué)生留出獨立思考的時間、空間，通過思考，激發(fā)學(xué)習(xí)興趣，促進(jìn)全體學(xué)生積極參與教學(xué)的全過程。例如價格，讓學(xué)生從身邊買賣中的價格引入，探究、引導(dǎo)、糾錯，得出國際貿(mào)易報價的特點及與國內(nèi)買賣價格的相同與不同，進(jìn)而從實踐中理解貿(mào)易術(shù)語的定義。
3.為學(xué)習(xí)者提供交流協(xié)作、成果展示的平臺。
對于進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)的內(nèi)容，教學(xué)時內(nèi)容支解得七零八落，如合同中的各個條款、合同的磋商、合同的履行，而工作中卻是很多東西交替出現(xiàn)，前后銜接。所以，我們要給學(xué)生提供一個實習(xí)實訓(xùn)的平臺，把這些內(nèi)容結(jié)合外貿(mào)函電等知識完整串聯(lián)，學(xué)以致用。我們可以充分利用已開發(fā)的軟件系統(tǒng)，如世格軟件，把學(xué)生分成進(jìn)口商、出口商、生產(chǎn)供應(yīng)商、出口地銀行、進(jìn)口地銀行、船公司、保險公司等，讓學(xué)生分角色的進(jìn)行仿真模擬操作，在操作中培養(yǎng)學(xué)生交流協(xié)作的能力。且在操作完成后，讓各個學(xué)生交流其中的心得體會。當(dāng)然若能為學(xué)生提供資源，讓學(xué)生自行去完成一筆交易，如到阿里巴巴網(wǎng)站熟悉其交易流程，使學(xué)生真正做到理論與實踐結(jié)合。熟悉了國內(nèi)的貿(mào)易網(wǎng)站，就可以到外國的貿(mào)易平臺網(wǎng)站去，如B2B等網(wǎng)站去尋找客戶、談判、簽訂合同，進(jìn)一步在操作中提高其實踐能力。當(dāng)然我們也應(yīng)該在平時教學(xué)中多讓學(xué)生熟悉流程，例如在學(xué)信用證時，就可以讓學(xué)生分角色演示，一方面增強其交流協(xié)作的能力，另一方面更是對自己知識掌握的一個展示。
在教學(xué)中，我們要通過改變教師的思想觀念，激發(fā)學(xué)生自主學(xué)習(xí)的熱情和動力，促成學(xué)生在課堂上動手、動口又動腦，激發(fā)學(xué)生的潛能，培養(yǎng)學(xué)生會聽、會質(zhì)疑、會表述、會交流的能力。
三、重新調(diào)整教育教學(xué)側(cè)重點
對于中職學(xué)校，我們要培養(yǎng)的是具有操作能力的技工型人才。本科院校課程體系強調(diào)學(xué)科完整性，現(xiàn)在我們職業(yè)學(xué)校提出要以行動導(dǎo)向為體系，即基于工作過程的課程設(shè)計，就是說，按照實際進(jìn)出口流程來安排知識內(nèi)容。我校外貿(mào)專業(yè)的專業(yè)課程主要開設(shè)有《國際貿(mào)易基礎(chǔ)知識》、《進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)》、《外貿(mào)單證實務(wù)》、《外貿(mào)跟單實務(wù)》、《商務(wù)英語函電》等。而這些課程，在教學(xué)過程別是實踐應(yīng)用中并不是單獨存在，而是相互交融、互有聯(lián)系。基于這樣的原因，《進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)》、《外貿(mào)單證實務(wù)》、《商務(wù)英語函電》三門課程就需要整合，在整合中，我們更強調(diào)實用性，這無疑成為當(dāng)今教育教學(xué)的側(cè)重點。在這些課的教學(xué)中，我們可以把《外貿(mào)單證實務(wù)》融合到《進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)》中，例如在學(xué)國際貨物運輸時講到提單，同時插入提單的填寫；學(xué)到貨物運輸保險時，講講保單的填寫；學(xué)到國際貨款的收付時，分析結(jié)匯單據(jù)的填寫。這樣可以免去有關(guān)單據(jù)內(nèi)容的重復(fù)教學(xué)。同時在學(xué)到磋商時，可結(jié)合簡單的《商務(wù)英語函電》知識，學(xué)習(xí)合同條款時，我們也可以讓學(xué)生了解條款的英語表達(dá)，這樣就能使《進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)》、《外貿(mào)單證實務(wù)》、《商務(wù)英語函電》真正合為一體，學(xué)以致用。當(dāng)然這對學(xué)生是個挑戰(zhàn)，對教師更是一個挑戰(zhàn)。
綜上所述，《進(jìn)出口貿(mào)易實務(wù)》的課程改革勢在必行，我們不僅要改內(nèi)容，更要改教學(xué)方法，讓學(xué)生學(xué)中用，用中學(xué)，培養(yǎng)出有較高操作能力、學(xué)習(xí)能力、溝通能力、協(xié)作能力的技工型人才。
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關(guān)鍵詞:政策導(dǎo)向；中國煤炭；進(jìn)出口；貿(mào)易
我國的經(jīng)濟在不斷的發(fā)展，而煤炭進(jìn)出口的工作也為我國的經(jīng)濟發(fā)展帶來了很大的積極作用，推動了我國基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展。我國是一個能源大國，同時也是一個消費大國，煤炭行業(yè)在國家的總體能源消費、資源供給等各個方面中占據(jù)著很大的份額。國家經(jīng)濟在不斷地上升，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)也會有所轉(zhuǎn)變。尤其是在煤炭進(jìn)出口貿(mào)易調(diào)控方面，政府力度也有所加大。這主要是因為煤炭的數(shù)量較多，而消費消化確是有限。針對這種煤炭資源的發(fā)展?fàn)顩r以及市場的需求，國家必須實施相關(guān)的政策，從而促進(jìn)我國的煤炭貿(mào)易獲得長遠(yuǎn)的發(fā)展，因此本文即將對于中國煤炭行業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展情況，以及影響因素進(jìn)行深入探討，旨在幫助煤炭行業(yè)能夠獲得可持續(xù)性與的發(fā)展。
一、我國煤炭的進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展基本情況
(一)我國煤炭的進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展變化。我是人口大國，因而對于各種各樣能源的消費量龐大的，帶動需求也是在源源不斷地擴大。根據(jù)我國煤炭行業(yè)的發(fā)展情況來分析，進(jìn)出口政策也在隨著國際形式以及我國的發(fā)展?fàn)顩r而不斷地改變。根據(jù)市場的變化以及消費者的需求，煤炭進(jìn)出口的貿(mào)易量也在及時地調(diào)整與控制。根據(jù)過去的經(jīng)驗，我國曾經(jīng)對于煤炭的進(jìn)出口貿(mào)易方面的政策有所放松，大力支持去進(jìn)口那些優(yōu)質(zhì)的煤炭。當(dāng)然也會出現(xiàn)對于煤炭進(jìn)出口量數(shù)量進(jìn)行嚴(yán)格的控制階段。從政策的角度分析，也會在很大程度上影響煤炭的進(jìn)出口的比例。例如將2004年的煤炭進(jìn)出口的數(shù)量于2014年的煤炭進(jìn)出口數(shù)量，二者進(jìn)行對比。就會發(fā)現(xiàn)煤炭出口的數(shù)量是遠(yuǎn)遠(yuǎn)減少了，進(jìn)口的數(shù)量是大大增加了。在近幾年國家的政策也發(fā)展了很大的變化，比如堅持踐行科學(xué)發(fā)展觀，進(jìn)行多元、多角度的發(fā)展。國家通過對煤炭貿(mào)易稅收的調(diào)整，促進(jìn)煤炭進(jìn)出口的健康發(fā)展，從而達(dá)到節(jié)約環(huán)保的目的。當(dāng)然了，國際市場的發(fā)展變化是一個動態(tài)的過程，對于煤炭的需求量也是會隨之而產(chǎn)生一定的變動。(二)我國煤炭進(jìn)出口貿(mào)易的形式分析。從最近幾年來論述，世界對于煤炭的生產(chǎn)以及消費等方面都呈現(xiàn)出不斷增長的趨勢，對于發(fā)電時所需要的煤炭數(shù)量也是在不斷地增加。所以，煤炭在運輸成本上也有所降低，也就極大地促進(jìn)了煤炭在國際貿(mào)易方面的發(fā)展。實際上中國煤炭的發(fā)展變化是非常大的，從二十年里就可以窺見一斑。這主要是因為煤炭是一種最基本的能源，需求量還是較大的。與石油相比，煤炭資源就具備可靠性高、穩(wěn)定性高的特點，這也就更增加了煤炭在我國的經(jīng)濟發(fā)展中不可或缺的地位。當(dāng)然了，隨著政策的發(fā)展與變化，煤炭貿(mào)易也會存在著一定的波動，這是不可避免的現(xiàn)實。所以，了解貿(mào)易的形勢一定是要放眼整個國際市場，不能僅僅局限于當(dāng)下的發(fā)展形式。更重要的是，能夠使用一種長遠(yuǎn)的眼光，進(jìn)行客觀合理的進(jìn)出口貿(mào)易情報分析。此外，也要關(guān)注國內(nèi)市場的發(fā)展變化，從而抓住抓住國家的優(yōu)惠政策，進(jìn)行煤炭進(jìn)出口貿(mào)易的長遠(yuǎn)發(fā)展。因此，關(guān)注國內(nèi)外的政策變化，及時發(fā)現(xiàn)市場的動態(tài)，二者最為關(guān)鍵。而抓住機遇、隨機應(yīng)變是提高進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的基礎(chǔ)。(三)對煤炭進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展產(chǎn)生影響的政策條件。隨著社會市場的發(fā)展，國家對于煤炭進(jìn)出口貿(mào)易也會進(jìn)行及時的調(diào)整與變化，旨在推動煤炭進(jìn)出口貿(mào)易的良好發(fā)展。根據(jù)我國煤炭進(jìn)出口貿(mào)易，在1998年之前的發(fā)展?fàn)顩r是得益于經(jīng)濟的不斷增長，一定程度上推動了煤炭進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。而在2006年的時候，國家就開始對煤炭的出口政策進(jìn)行緊縮，相反支持煤炭出口。而從2014年開始，煤炭行業(yè)經(jīng)濟發(fā)展勢頭減弱，導(dǎo)致很多的煤炭企業(yè)則面臨著巨大的虧損現(xiàn)實。因而，我國在無煙煤和煉焦煤的進(jìn)口稅率設(shè)置等方面就將其完全取消了。同時，還提出了最惠國國稅。由此可見，國家的政策對于煤炭的進(jìn)出口具體發(fā)展的方向，有著極其密切、不可分割的關(guān)系。在我國煤炭進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的時候，也會受到匯率政策的影響。在我國經(jīng)濟發(fā)展的過程當(dāng)中，人民幣匯率對于各行各業(yè)的影響是非常明顯的。人民幣匯率是價格的無形杠桿。人民幣匯率的浮動都會對于國際的收支平衡，也都有著很大的影響，在國際貿(mào)易過程一般會以美元作為結(jié)算的基礎(chǔ)，在出口煤炭的時候，價格也是會受到市場的嚴(yán)重影響，所以，人民幣對于美元匯率的變化情況，也是非常重要的。當(dāng)然了，匯率的政策也會對煤炭的價格產(chǎn)生很大的變化。當(dāng)在進(jìn)行國際煤炭的貿(mào)易時，使用美元作為結(jié)算的標(biāo)準(zhǔn)，而我國的人民幣在升值方面，就會難度較大。同時，導(dǎo)致煤炭在進(jìn)出口的價格難以上漲；價格難以產(chǎn)生優(yōu)勢，煤炭的進(jìn)出口需求有所增加，煤炭在國內(nèi)的發(fā)展空間也會有所降低。煤炭進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展一定是根據(jù)國際的貿(mào)易形式以及市場的需求情況，從而進(jìn)行有計劃的、科學(xué)的調(diào)整，才能夠?qū)⑦M(jìn)出口煤炭的比例進(jìn)行合理的分配，從而促進(jìn)我國煤炭貿(mào)易的良性發(fā)展，促進(jìn)國家經(jīng)濟的可持續(xù)性進(jìn)步。
二、政策在我國煤炭進(jìn)出口貿(mào)易當(dāng)中的作用
(一)政策的正向影響。首先，從政策的積極影響角度來論述，政策在我國煤炭進(jìn)出口貿(mào)易當(dāng)中的作用。我國的政策變動，通常情況下，都是為了能夠提高國家的煤炭發(fā)展效率，能夠獲得可持續(xù)性的、健康性的發(fā)展，有效增強煤炭公司企業(yè)在國際上的競爭力。當(dāng)國家大力支持煤炭出口，實際上是能夠?qū)崿F(xiàn)煤炭在我國內(nèi)部的供應(yīng)與需求的有效平衡，從而使得國家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更加合理化，推動國家的經(jīng)濟的健康發(fā)展，從而帶動相關(guān)的資源環(huán)境的良性變化；進(jìn)一步推動我國的煤炭產(chǎn)業(yè)及時轉(zhuǎn)型與升級，強調(diào)的是不斷地促進(jìn)經(jīng)濟的循環(huán)發(fā)展；從而使企業(yè)不斷地朝多樣化、多元化以及長久化方向發(fā)展。如果國內(nèi)的煤炭經(jīng)營出現(xiàn)了一定的難題，國家在政策上支持出口，可以實現(xiàn)創(chuàng)匯的效果。實際上，這對于促進(jìn)我國的煤炭供應(yīng)和需求的平衡也有很大的積極作用。同時，也能夠?qū)τ趪业漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)起到一定的調(diào)整作用，提高國家在能源儲備方面的實力。從而也能夠使國家的經(jīng)濟發(fā)展更為穩(wěn)健，有效地改善氣候環(huán)境條件。從我國煤炭能源分布的現(xiàn)實情況來分析，東南沿海地區(qū)的煤炭資源相對比較貧瘠。所以，國家制定了“東進(jìn)西出，南進(jìn)北出”這一煤炭政策。而這個政策可以有效的減少地區(qū)煤炭資源之間的差異，解決能源的需求問題。所以，我國就能夠在很大程度上，有力地促進(jìn)煤炭企業(yè)技術(shù)的改進(jìn)和提高，促進(jìn)經(jīng)濟的可循環(huán)發(fā)展。同時，我國實行走出去的政策，或者是進(jìn)行國外的市場投資，再或者是企業(yè)收購。同時，還可以進(jìn)行跨國煤炭企業(yè)的擴建。這一系列政策都是積極的、正面的，對于煤炭企業(yè)進(jìn)行健康的發(fā)展有著很大的幫助。煤炭企業(yè)更應(yīng)該主動地進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，主動追求突破，進(jìn)而在市場上獲得一席之地。(二)政策的負(fù)向影響。煤炭行業(yè)也是在政府以及市場兩方面的影響之下，獲得一定的發(fā)展。當(dāng)政府通過對于產(chǎn)能、進(jìn)口的限制等政策來幫助解決煤炭貿(mào)易問題時，實際上，很難從根本上解決煤炭產(chǎn)能釋放量大，而與下游的產(chǎn)業(yè)需求不想匹配。所以單單只是通過相關(guān)的進(jìn)口控制政策，以此來進(jìn)行國內(nèi)的煤炭企業(yè)的發(fā)展，但是卻很難使得國內(nèi)的企業(yè)走出口門，在整個國際化的大環(huán)境之下的取得良性競爭與發(fā)展。此外，不僅僅受到整個中央政策的宏觀調(diào)控，還有地方政府性的政策，也會使得國內(nèi)的煤炭價格出現(xiàn)變動，使得企業(yè)面臨著虧損的風(fēng)險。比如，地方的保護性措施使得省外的煤炭行業(yè)發(fā)展受到了很大的限制，導(dǎo)致市場發(fā)展不夠多元化，也不夠活躍。同時，在電力以及其他相關(guān)行業(yè)也會對于其他省煤炭進(jìn)出口進(jìn)行一定的打壓。這一切都是因為煤炭行業(yè)僅僅是所有行業(yè)發(fā)展鏈條當(dāng)中的一部分，對于上下游的行業(yè)市場發(fā)展也有一定的影響。所以，當(dāng)處于生態(tài)鏈條上的煤炭行業(yè)發(fā)展出現(xiàn)了困難，就會導(dǎo)致其他的行業(yè)造成一定的損失。其次，從政策實施的消極影響來分析，如果只是單純的通過控制進(jìn)口的政策上，從另一個角度來分析，也會對于我國煤炭企業(yè)在整個國際市場中的長期發(fā)展。當(dāng)我國的煤炭價格普遍下降，導(dǎo)致很多的企業(yè)基本上都是存在著虧損。而實際上，國家在煤炭政策的時間，遠(yuǎn)遠(yuǎn)是遲于整個煤炭行業(yè)的現(xiàn)實狀況變動速度，也就會導(dǎo)致政策缺乏一定的時效性和有用性。所以，客觀地來講，我國的在制定煤炭進(jìn)出口貿(mào)易政策的過程當(dāng)中，一定是可以進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整，但卻無法做出最及時的解決辦法。所以，如果國際政策以及我國的政策同時做出一定的調(diào)整，使得整個煤炭進(jìn)出口貿(mào)易的政策處于穩(wěn)定的狀態(tài)，使得進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展呈現(xiàn)一種穩(wěn)定的健康發(fā)展?fàn)顟B(tài)。(三)關(guān)于政策導(dǎo)向的重要性。在我國進(jìn)出口煤炭進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的過程當(dāng)中，國家政策的指導(dǎo)一定是非常有必要的。國際經(jīng)濟在不斷的向前發(fā)展，市場也是異常活躍，而我國也在不斷的進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化與調(diào)整，所以，國家的煤炭行業(yè)在需求方面速度增快，煤炭行業(yè)的發(fā)展也出現(xiàn)了一種新的狀態(tài)。而從煤炭企業(yè)發(fā)展的角度來論述，企業(yè)必須及時地調(diào)整發(fā)展的模式，逐步地向高質(zhì)量、高效益、集約型的方向發(fā)展。而從國家的方面論述，使用一定的政策，對于煤炭貿(mào)易行業(yè)的發(fā)展有一定的控制，進(jìn)行正確而合理的布局。同時，讓能源供給逐步走向穩(wěn)定化，才能夠保證煤炭企業(yè)獲得穩(wěn)定性的發(fā)展，從而一定程度上使得國家的經(jīng)濟發(fā)展也逐步走向可持續(xù)性。總言之，政策的變化是同時受國際以及我國的經(jīng)濟發(fā)展的影響。我國煤炭進(jìn)出口貿(mào)易的長遠(yuǎn)發(fā)展，也不再是取決于煤炭發(fā)展的數(shù)量或者是速度。更為關(guān)鍵的是，依靠整個進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的模式以及正確的發(fā)展手段。在政策的影響之下，進(jìn)行合理的貿(mào)易發(fā)展，促進(jìn)能源發(fā)展的平衡性，引導(dǎo)煤炭行業(yè)的健康發(fā)展。
三、推動我國煤炭進(jìn)出口貿(mào)易政策的發(fā)展策略
(一)調(diào)節(jié)總量，優(yōu)化結(jié)構(gòu)。煤炭的替代品實際上是石油，如果石油在國際上的價格大幅度地下降，那么煤炭在國際市場需求非常的旺盛，使得煤炭行業(yè)在國際上獲得一定的發(fā)展。而在國內(nèi)，如果煤炭能量過于剩下的話，國家就會制定一系列限制產(chǎn)出的政策。同時，市場也需要很長的時間去將剩余的產(chǎn)能消化掉。那么，現(xiàn)實情況就一定會給煤炭行業(yè)帶來很大的發(fā)展壓力。而國內(nèi)供應(yīng)和需求上的關(guān)系也不會有太大的變化，價格也會有所降低。針對上述的相關(guān)情況，第一點一定要在總量上實行一定的控制，針對我國東西南北地區(qū)在煤炭能源分布不均勻的情況之下，進(jìn)行合理的戰(zhàn)略布局。這樣，能夠使得煤炭資源得到合理的分配，使得煤炭資源在供應(yīng)和需求方面達(dá)到一定的平衡。第二點，就是要讓相關(guān)的煤炭企業(yè)經(jīng)營關(guān)閉或者是合并轉(zhuǎn)讓，實現(xiàn)資源重組能夠使得資源得到合理的利用，從而使得企業(yè)走向往集約方向發(fā)展的道路。實際上，這種策略不僅僅使得煤炭企業(yè)有更為強大的發(fā)展能力，也挽救了那些處于困難中的企業(yè)。第三，就是要加強對于煤炭企業(yè)的監(jiān)督和管理。因而，一定要建立一個較為完善的開采煤炭的法律法規(guī)，使得煤炭的開采工作走向標(biāo)準(zhǔn)化和科學(xué)化。所以，在進(jìn)行煤炭開采的過程當(dāng)中，一定要注重與生態(tài)環(huán)境的協(xié)調(diào)一致，努力保護資源，從而實現(xiàn)可持續(xù)性的發(fā)展目標(biāo)。第四點，就是要對于煤炭企業(yè)進(jìn)行一定的政策支持與幫扶，才能夠幫助企業(yè)進(jìn)行及時的產(chǎn)業(yè)升級和改造，提高它們在煤炭生產(chǎn)方面的能力，淘汰落后的硬件設(shè)備，減輕企業(yè)發(fā)展負(fù)擔(dān)，進(jìn)而在根本上保護煤炭企業(yè)的發(fā)展，從而推動企業(yè)長遠(yuǎn)性的發(fā)展。 (二)發(fā)揮市場作用，政策幫扶。在影響煤炭企業(yè)發(fā)展的各類因素中，市場一定是最為關(guān)鍵、最為重要的影響因素。因為一切都是從實際出發(fā)，市場的供應(yīng)和需求的變化，直接影響著企業(yè)發(fā)展的目標(biāo)。所以，根據(jù)市場的現(xiàn)實狀況，我國也應(yīng)該制定相應(yīng)的政策，從而跟上時代的發(fā)展步伐。例如，國家通過實施進(jìn)出口關(guān)稅的支持，推動我國從煤炭出口向煤炭進(jìn)口發(fā)展。而近幾年，過的煤炭數(shù)量存在著一定的積壓。所以，企業(yè)在經(jīng)濟上虧損，最終導(dǎo)致整個煤炭行業(yè)處于進(jìn)退兩難的發(fā)展困境。所以，國家根據(jù)這種現(xiàn)狀就制定了一定的調(diào)整政策。比如，減少煤炭品種出口的關(guān)稅、提高對于煤炭進(jìn)出口在結(jié)構(gòu)、數(shù)量以及發(fā)展方向等方面的管理。同時，還要及時關(guān)注國內(nèi)外的市場發(fā)展的變化，進(jìn)而給出最及時的煤炭進(jìn)出口發(fā)展政策。因此，市場在整個資源配置中占據(jù)主導(dǎo)地位。而國內(nèi)外市場都應(yīng)該得到廣泛的關(guān)注，才能夠在整個國際市場上取得一定的競爭地位，推動我國煤炭進(jìn)出口貿(mào)易的良好發(fā)展。政策幫扶，既是立足于市場之上，更是在進(jìn)行一定的市場調(diào)控，進(jìn)而促進(jìn)煤炭進(jìn)出口的健康發(fā)展。(三)兩手抓，兩促進(jìn)。實施兩手抓，兩促進(jìn)的策略，能夠使煤炭進(jìn)出口保持一定的平衡。如果煤炭進(jìn)出口不能夠健康地發(fā)展，那么政府就應(yīng)該采取一定的調(diào)控手段進(jìn)行合理的調(diào)控，從而在一定時間內(nèi)取得良好的效果。實際上，這也是能夠提高我國煤炭貿(mào)易發(fā)展的一種有效手段。從我國煤炭市場進(jìn)出口的速度，逐漸的放慢的現(xiàn)實狀況來分析，我國應(yīng)該在煤炭的情況方面充分的利用市場以及資源，能夠讓煤炭的微量元素的控制逐漸減少，使得優(yōu)質(zhì)的煤炭能夠多多進(jìn)口，而那些劣質(zhì)的煤炭進(jìn)口可以得到有效的控制，從而使我國在進(jìn)行資源開發(fā)的過程當(dāng)中，減少對環(huán)境造成的巨大壓力。此外，政府也可以進(jìn)行政策鼓勵方面的實施，減少關(guān)稅、資源稅，從而使貨源以及鐵路運輸?shù)雀鱾€環(huán)節(jié)得到相關(guān)有力的保證。而煤炭企業(yè)在實力上得到增強，在國際的市場當(dāng)中也可以占據(jù)一定的比例，獲得一定的地位，使得我國在國際市場上的話語權(quán)增加。
四、結(jié)束語
首先，本文對于我國的煤炭進(jìn)出口發(fā)展的基本情況，進(jìn)行了簡單的介紹。同時，針對政策在我國進(jìn)出口貿(mào)易當(dāng)中起到的相關(guān)作用，也進(jìn)行了詳細(xì)的論述。最為關(guān)鍵的是，本文給出了推動我國煤炭進(jìn)出口貿(mào)易政策發(fā)展的策略。而國家政策的變動，這也主要是根據(jù)國內(nèi)外的市場發(fā)展的實際情況而變化的。國家對于政策的制定也是三思而后行的，旨在推動煤炭企業(yè)能夠獲得更為長遠(yuǎn)性的發(fā)展，進(jìn)而一定程度上推動經(jīng)濟的可持續(xù)性發(fā)展。縱覽本篇論文，我國在煤炭進(jìn)出口的數(shù)量上，也發(fā)生了很大的變動，從不出口、出口少，到出口多、進(jìn)口少。現(xiàn)在也主要是出口變少了，而進(jìn)口在慢慢的變多。而煤炭企業(yè)要想獲得長遠(yuǎn)的發(fā)展，一定要及時關(guān)注我國制定的相關(guān)煤炭政策，不斷地拓展企業(yè)的實際競爭力，從而在市場上站穩(wěn)腳跟獲得持續(xù)性的發(fā)展。
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關(guān)鍵詞：FD 對外貿(mào)易 總體效應(yīng) 時空差異
一、文獻(xiàn)綜述
（一）國外文獻(xiàn) 關(guān)于FDI與國際貿(mào)易國外學(xué)者主要討論兩方面：一是FDI與國際貿(mào)易之間的因果關(guān)系。Muchielli和Chedor（1999）、Graham（2000）等分析得出FDI對東道國出口具有顯著的帶動作用。而Zhang和Felmingham（2001）的研究結(jié)論是出口規(guī)模的擴張能吸引FDI的流入。二是FDI與國際貿(mào)易之間是替代效應(yīng)還是互補效應(yīng)。替代關(guān)系理論認(rèn)為貿(mào)易障礙在一定條件下會導(dǎo)致資本的國際流動，即表現(xiàn)為投資對貿(mào)易的替代，同時國際資本流動的障礙也會產(chǎn)生國際貿(mào)易。Belderbos和Sleuwaegen（1998）、Blonigen（2000）等學(xué)者研究證實了此觀點。互補關(guān)系理論認(rèn)為FDI 可以在投資國與東道國之間創(chuàng)造新的貿(mào)易機會，使貿(mào)易在更大的規(guī)模上進(jìn)行，即表現(xiàn)為投資與貿(mào)易的互補。Goldberg 和 Klein（1999）、Mariam Camarero（2004）等研究結(jié)果表明貿(mào)易與FDI之間存在互補關(guān)系。
（二）國內(nèi)文獻(xiàn) 國內(nèi)學(xué)者蔡小勇、余子鵬（2005）利用2003年中國30個省份的出口總值、機電產(chǎn)品出口總值及當(dāng)年實際利用FDI值，分析了FDI對中國出口及地區(qū)差異影響，結(jié)果表明FDI對西部落后地區(qū)出口的帶動作用最大，對中部地區(qū)出口的帶動作用最小。王少平等（2006）利用1992年至2003年我國三大地區(qū)省份的面板數(shù)據(jù)考察FDI 對不同地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的動態(tài)效應(yīng)。結(jié)果表明東部地區(qū)FDI對出口有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)和較強的替代效應(yīng)，而對中、西部地區(qū)其創(chuàng)造效應(yīng)不顯著并且替代效應(yīng)相對較弱。梁瑞（2008）研究發(fā)現(xiàn)我國FDI對出口貿(mào)易的促進(jìn)作用在東部和西部地區(qū)較為顯著，但FDI對東部地區(qū)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用最大，西部次之。國內(nèi)外相關(guān)研究主要集中在FDI對兩國貿(mào)易流量的影響方面，即替代性和互補性問題。國內(nèi)學(xué)者的研究大部分結(jié)果表明FDI對我國進(jìn)出口貿(mào)易增長的貢獻(xiàn)越來越大，但這些研究沒有充分考慮到我國各區(qū)域由于自然和經(jīng)濟條件不同而導(dǎo)致FDI的貿(mào)易效應(yīng)可能具有顯著差異，在更深層次上分析FDI對我國區(qū)域貿(mào)易失衡狀況、轉(zhuǎn)移效應(yīng)等方面問題。基于此，本文利用1987年至2009年中國30個省市的面板數(shù)據(jù)對FDI對我國區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的階段性影響進(jìn)行實證，從而對我國FDI的貿(mào)易總體效應(yīng)進(jìn)行全面分析。
二、研究設(shè)計
（一）樣本及數(shù)據(jù)選取 本文采用中國30個省市（因部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失）1987年至2009年的面板數(shù)據(jù)。1987年合資2008年各省進(jìn)出口額、實際利用FDI、GDP與公路鐵路總長度，2009年實際利用FDI數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計年鑒及各省統(tǒng)計信息網(wǎng)，2009年其他變量的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒-2010》。其中各省的進(jìn)出口額和實際利用FDI以萬美元為單位；各省的國內(nèi)生產(chǎn)總值是以2000年的名義GDP為基期調(diào)整得到實際GDP，然后按當(dāng)期匯率調(diào)整為萬美元；匯率是IFS所公布的人民幣實際有效匯率，以2000年為基期進(jìn)行了指數(shù)化調(diào)整；各省鐵路與公路總長度以公里為單位，所有數(shù)據(jù)均采用對數(shù)形式。
（二）模型設(shè)立 為研究FDI 對我國三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的影響，在實證分析中除了把當(dāng)年實際FDI作為解釋變量，還將各地區(qū)貿(mào)易績效與其經(jīng)濟規(guī)模聯(lián)系起來。經(jīng)濟規(guī)模是決定外商直接投資的關(guān)鍵因素，因此，引入各省GDP這一變量作為經(jīng)濟規(guī)模的測量指標(biāo)。同時，根據(jù)影響貿(mào)易收支的一般理論，影響一國進(jìn)出口貿(mào)易的變量主要是進(jìn)出口商品的相對價格及國內(nèi)外的實際國民收入水平，而影響進(jìn)出口相對價格的關(guān)鍵因素是匯率。因此，引入?yún)R率這一解釋變量，在文中用人民幣實際有效匯率REER表示。另外，根據(jù)國際貿(mào)易理論和國際投資理論，基礎(chǔ)設(shè)施除了是影響對外貿(mào)易的重要因素，也是影響FDI 的關(guān)鍵因素。因此，引入各省公路和鐵路里程數(shù)作為基礎(chǔ)設(shè)施狀況的替代變量，該替代變量用ROAD表示。基于上述分析，選取影響對外貿(mào)易的四個主要經(jīng)濟變量——外商直接投資、國民在截面間的異方差性和相關(guān)性造成估計結(jié)果偏差，對個體固定效應(yīng)模型和個體隨機效應(yīng)模型分別采用廣義最小二乘法（GLS）和可行的廣義最小二乘估計（FGLS）進(jìn)行估計。
三、實證檢驗
（一）FDI對我國對外貿(mào)易影響總體效應(yīng)分析 本文首先對解釋變量回歸，并依據(jù)面板模型的F檢驗和隨機效應(yīng)檢驗結(jié)果選擇合適的模型進(jìn)行估計。模型 1、2、3見表（1）是FDI對解釋變量的混合效應(yīng)、個體固定效應(yīng)和個體隨機效應(yīng)模型的擬合結(jié)果。模型1由于面板模型F檢驗統(tǒng)計量對應(yīng)的p值趨近于0，故拒絕混合模型；而個體隨機效應(yīng)的Hausman檢驗值，在1%的顯著性水平下拒絕隨機效應(yīng)模型。由模型2中冗余固定效應(yīng)檢驗的F值和模型3的Hausman檢驗結(jié)果可知，建立個體固定效應(yīng)模型是較為合適的，因此認(rèn)為模型2的回歸結(jié)果較為準(zhǔn)確。結(jié)論顯示，F(xiàn)DI對我國進(jìn)出口貿(mào)易均有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)，當(dāng)我國FDI流入量增加1個百分點，出口將增加約0.06個百分點，進(jìn)口約增加0.18個百分點。此外，GDP與基礎(chǔ)設(shè)施對我國對外貿(mào)易的影響顯著正相關(guān)。人民幣實際有效匯率的系數(shù)顯著為負(fù)，表明在我國匯率變動顯著影響進(jìn)出口，即人民幣貶值1%，出口將上升0.61%，進(jìn)口上升1.09%。
（二）FDI對我國對外貿(mào)易影響時空差異分析 1987-2009年時期，我國經(jīng)歷了對外開放、金融危機、加入 WTO等重大經(jīng)濟事件，我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和對外貿(mào)易環(huán)境有可能產(chǎn)生了相應(yīng)變化。政府積極引入 FDI的同時，開始注意到引導(dǎo)FDI轉(zhuǎn)型，使外商直接投資在區(qū)域、產(chǎn)業(yè)內(nèi)的分布也發(fā)生了巨大變化。單純通過1987年至2009年數(shù)據(jù)對FDI與我國三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易關(guān)系進(jìn)行研究，很可能會遺漏掉一些重要的階段性影響。因此考慮到這種階段性的變化，將 1987年至1992年作為第一階段，1993年至2001年作為第二階段，2002年至2009年作為第三階段，沿用前文設(shè)定的方程，對三個階段分別進(jìn)行GLS回歸分析，通過計量結(jié)果來比較隨著時間的推移FDI對各區(qū)域的貿(mào)易影響有怎樣的改變。（1）不同階段FDI對我國東部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的影響分析。計量結(jié)果見表（2）顯示：在不同階段，東部地區(qū)FDI 對貿(mào)易影響產(chǎn)生了一些明顯的改變。1987-1992年東部地區(qū)FDI對進(jìn)出口貿(mào)易均具有創(chuàng)造效應(yīng)，對于進(jìn)口FDI系數(shù)為0.21，即增加1單位 FDI，會拉動?xùn)|部 0.21 單位的進(jìn)口，大于出口的FDI系數(shù)0.1。1993年至2001年東部地區(qū) FDI對進(jìn)出口貿(mào)易表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應(yīng)，進(jìn)口的FDI系數(shù)為 0.9大于出口的FDI系數(shù)0.32。而在2002年至2009年東部地區(qū) FDI 對進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著影響。1987年至1992和1993年至2001年間，東部進(jìn)口創(chuàng)造效應(yīng)明顯的原因可能是由于東部地區(qū)憑借著地理優(yōu)勢、廉價勞動力和較低的運輸成本吸引大量外資企業(yè)進(jìn)入投資建廠并開展加工貿(mào)易。建廠期間，需要從國外進(jìn)口大量的機器設(shè)備、技術(shù)專利以及人才，無疑會拉動?xùn)|部進(jìn)口貿(mào)易。 2002年至2009 年間，東部地區(qū)FDI對進(jìn)出口貿(mào)易均沒有顯著影響的原因可能是經(jīng)過前期外資企業(yè)的發(fā)展，其已經(jīng)完成了生產(chǎn)所必需的基礎(chǔ)建設(shè)。另一方面，東部地區(qū)已形成圍繞外資企業(yè)的產(chǎn)業(yè)需求的加工貿(mào)易服務(wù)產(chǎn)業(yè)鏈，不用通過進(jìn)口就可以在國內(nèi)完成所需生產(chǎn)資料的采購。（2）不同階段FDI對我國中部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的影響分析。通過FDI對中部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易影響的實證分析，結(jié)果見表（3）顯示：1987年至1992年，中部地區(qū)FDI對進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著影響。1993年至2001 年，F(xiàn)DI 對進(jìn)口貿(mào)易表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應(yīng)，對出口沒有顯著的影響。進(jìn)口FDI系數(shù)為0.12，即增加1單位 FDI，會拉動中部 0.12 單位的進(jìn)口。2002年至2009年，F(xiàn)DI 對出口貿(mào)易則表現(xiàn)出顯著的替代效應(yīng)，出口FDI系數(shù)為-0.15，對進(jìn)口無顯著的影響。1993年至2001年間中部地區(qū)FDI的進(jìn)口創(chuàng)造效應(yīng)明顯的原因可能是在東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈基本形成和生產(chǎn)成本逐步上升，而中部地區(qū)有豐富的自然資源和人力資源，并且相對于西部地區(qū)還有著便利的交通和良好的基礎(chǔ)設(shè)施，大量產(chǎn)業(yè)開始向中部轉(zhuǎn)移。在這一階段中部地區(qū)吸引大量FDI 的流入，對進(jìn)口貿(mào)易有顯著帶動作用。在2002年至2009年間，F(xiàn)DI 對出口呈現(xiàn)顯著替代效應(yīng)并不意味著FDI 對中部經(jīng)濟發(fā)展的促進(jìn)作用在減小。相反，這是正確利用FDI推動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的起點。雖然中部地區(qū)不具備東部地區(qū)天然地理優(yōu)勢，運輸成本等因素也制約出口導(dǎo)向型FDI的流入，但非常適合引入市場導(dǎo)向型FDI。同時中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后，引入外資有著較大的發(fā)展?jié)摿Α＃?）不同階段FDI對我國西部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的影響分析。通過FDI對西部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易影響的實證分析，結(jié)果見表（4）顯示：1987年至1992、1993年至2001年兩階段，西部地區(qū)FDI對進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著影響；2002年至2009年間西部FDI對進(jìn)出口貿(mào)易則表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應(yīng)。FDI的系數(shù)進(jìn)出口系數(shù)分別為0.14和0.11，即增加1單位FDI，會拉動西部地區(qū)0.14單位的進(jìn)口和0.11單位的出口。前兩個階段西部地區(qū)FDI系數(shù)不顯著的原因可能與中部較一致。主要是由于西部地區(qū)比較惡劣的自然條件和薄弱的基礎(chǔ)設(shè)施，給對外貿(mào)易帶來巨大的運輸成本，引入西部地區(qū)的FDI數(shù)量較少，一定程度上導(dǎo)致對外貿(mào)易發(fā)展水平較低。而在2002年至2009年間，西部FDI 對進(jìn)出口貿(mào)易表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應(yīng)。其可能是隨著西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展，西部地區(qū)較大潛在的自然資源和低廉的勞動力成本等優(yōu)勢對經(jīng)濟發(fā)展的作用得到了充分發(fā)揮，吸引大量的外商直接投資。這種 FDI 與中部地區(qū) FDI 類型（市場導(dǎo)向型）一致，這種市場導(dǎo)向型外資企業(yè)可以利用西部地區(qū)優(yōu)勢投資設(shè)廠和發(fā)展產(chǎn)業(yè)，同時也大大推動了西部地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展。
四、結(jié)論與建議
本文分析我國FDI對三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的階段性影響結(jié)論如下：（1）1987年至1992、1993年至2001年間東部FDI對進(jìn)出口貿(mào)易均有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)；2002年至2009，東部FDI對進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著影響。（2）1987年至1992年中部FDI對進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著影響；1993年至2001年中部FDI對進(jìn)口有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)；2002年至2009年中部 FDI 對出口有顯著的替代效應(yīng)。（3）1987年至1992、1993年至2001年間西部FDI 對進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著的影響；2002年至2009，西部FDI對進(jìn)出口貿(mào)易均有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)。根據(jù)上述結(jié)論，提出如下建議：（1）加強西部地區(qū)基礎(chǔ)實施建設(shè)，積極引導(dǎo)市場導(dǎo)向型FDI流入。地理區(qū)域決定西部引資環(huán)境的競爭力較弱，要大規(guī)模的引資必須加強教育、水電、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。因此，西部應(yīng)繼續(xù)推進(jìn)鐵路建設(shè)，加快高速公路建設(shè)，適當(dāng)擴大航空運輸能力，解決西部交通中通道少、密度低的瓶頸問題。（2）利用中部地區(qū)資源和勞動力，大力引入市場導(dǎo)向性FDI流入。中部在制定招商引資政策時，應(yīng)該提供相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向，引導(dǎo)外商直接投資于具有一定技術(shù)含量的企業(yè)。引入外資能帶來先進(jìn)的技術(shù)和設(shè)備，通過技術(shù)外溢，以及外資企業(yè)的輻射作用，能提高中部企業(yè)的競爭力并大大帶動中部地區(qū)與外資企業(yè)配套的產(chǎn)業(yè)發(fā)展。（3）利用東部地區(qū)的良好投資環(huán)境，積極引導(dǎo)FDI 轉(zhuǎn)型。FDI 進(jìn)入東部地區(qū)之后，能夠迅速形成生產(chǎn)能力，外商可以得到較高和較快的投資回報，促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展。東部地區(qū)大量出口導(dǎo)向型外資企業(yè)推動我國貿(mào)易順差的同時，也帶來了人民幣升值的巨大壓力和嚴(yán)重的通貨膨脹。因此，限制東部地區(qū)加工貿(mào)易業(yè)的發(fā)展，引導(dǎo)東部地區(qū)FDI 投向高附加值、高科技產(chǎn)業(yè)。通過這種轉(zhuǎn)型東部地區(qū) FDI的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)必然會得到顯著增強。
參考文獻(xiàn)：
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經(jīng)過長時間的醞釀和準(zhǔn)備，4月13日，中國農(nóng)藥工業(yè)協(xié)會在杭州召開會議，正式成立協(xié)會國際貿(mào)易委員會。中國農(nóng)藥工業(yè)協(xié)會羅海章理事長、郭衛(wèi)主任、委員會成員共30余人出席會議。
委員會宗旨是根據(jù)中華人民共和國的法律、法規(guī)，參照國際慣例，開展中國農(nóng)藥行業(yè)與世界各國、各地區(qū)之間的農(nóng)藥進(jìn)出口貿(mào)易的交流活動，參與針對中國農(nóng)藥出口的反傾銷應(yīng)訴案和貿(mào)易壁壘的反訴，配合國家相關(guān)部門參與國際組織對農(nóng)藥限制法規(guī)的申訴，增進(jìn)同世界各國、各地區(qū)農(nóng)藥行業(yè)的相互了解和友誼，不斷促進(jìn)國際農(nóng)藥行業(yè)間的交流，推動中國農(nóng)藥行業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的健康發(fā)展。
國際貿(mào)易委員會是隸屬于中國農(nóng)藥工業(yè)協(xié)會的專業(yè)委員會，常務(wù)委員會由行業(yè)企業(yè)中的生產(chǎn)企業(yè)外貿(mào)部門、農(nóng)化專業(yè)外貿(mào)公司、地方行業(yè)協(xié)會共27個單位組成，常務(wù)委員會負(fù)責(zé)制定委員會的主要工作任務(wù)和新入會會員的審議，提出委員會工作思路和議題。
委員會籌備工作從2011年開始，2012年3月在上海召開了委員會籌備會，共有12家單位參加，會上就委員會《工作細(xì)則》、委員會成立、會員發(fā)展以及開展國際農(nóng)藥市場拓展計劃進(jìn)行了討論。
4月13日在杭州召開了籌備會第二次工作會議，產(chǎn)生了第一屆常務(wù)委員會，討論了目前外貿(mào)進(jìn)出口行業(yè)所存在的問題，明確了委員會在中國農(nóng)藥進(jìn)出口貿(mào)易活動中應(yīng)發(fā)揮的作用；會上選舉出一位主任委員和四位副主任委員，常務(wù)委員會全體通過了委員會《工作細(xì)則》。委員會的工作重點是：向政府反映農(nóng)藥行業(yè)外貿(mào)進(jìn)出口企業(yè)的訴求和愿望，爭取有利于行業(yè)進(jìn)出口政策；傳達(dá)政府對農(nóng)藥進(jìn)出口貿(mào)易管理的相關(guān)政策和規(guī)范，在政府、企業(yè)之間發(fā)揮橋梁和紐帶作用；引導(dǎo)、規(guī)范農(nóng)藥進(jìn)出口行業(yè)健康有序的發(fā)展；邀請和接待國外農(nóng)藥貿(mào)易代表團來訪，組織相關(guān)的交流和參觀活動；組織會員企業(yè)出國訪問及考察，與有關(guān)國際組織、區(qū)域性組織及各國貿(mào)促機構(gòu)和商會、協(xié)會、駐華使領(lǐng)館開展交流與合作等。
委員會入會遵循自愿的原則，入會的條件是：中國農(nóng)藥工業(yè)協(xié)會會員以及農(nóng)藥貿(mào)易進(jìn)出口額在500萬美元以上。非農(nóng)藥行業(yè)企業(yè)（相關(guān)助劑和中間體、機械、包裝設(shè)備、物流公司）申請入會需滿足以下二個條件：①兩個以上常務(wù)委員會成員推薦，②三分之二以上常務(wù)委員會成員同意。
委員會成立儀式將于2012年10月在上海舉行，將邀請相關(guān)領(lǐng)導(dǎo)、跨國公司和海外客商參加，同時將舉辦相關(guān)海外市場深度研討活動。
關(guān)鍵詞：外商直接投資；進(jìn)出口貿(mào)易；區(qū)域經(jīng)濟增長
一、數(shù)據(jù)來源、變量的選取及樣本說明
本文用外商實際投資中的直接投資額表示外商在各個區(qū)域經(jīng)濟帶中直接投資的波動水平，1993年至2006年的數(shù)據(jù)來源于中國對外經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒和中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒，2007年的數(shù)據(jù)值來源于國家統(tǒng)計局的全國各省、自治區(qū)和直轄市統(tǒng)計公報。利用進(jìn)口額和出口額（根據(jù)商品經(jīng)營所在地）的年度數(shù)據(jù)表示各個區(qū)域經(jīng)濟帶進(jìn)出口貿(mào)易的波動情況，數(shù)據(jù)來源于各年的中國統(tǒng)計年鑒。使用國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)代表不同區(qū)域經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長的現(xiàn)狀，數(shù)據(jù)來源于各年的中國統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)。為了消除統(tǒng)計數(shù)據(jù)中的價格變動的影響以及數(shù)據(jù)波動的不平穩(wěn)性，對數(shù)據(jù)均進(jìn)行對數(shù)變換，分別用LNGDP、LNFDI、LNIM和LNEX表示取對數(shù)后的地區(qū)生產(chǎn)總值、實際外商直接投資額、進(jìn)口額和出口額。這樣的處理不會改變原序列的協(xié)整關(guān)系，相對而言，更接近經(jīng)典線性模型（CLM）假定，尤其對于嚴(yán)格為正的變量，其條件分布常常具有異方差性或偏態(tài)性，對數(shù)化能夠緩和這方面的問題。同時，為使所有變量量綱一致，根據(jù)人民幣對美元各年的年均匯率進(jìn)行了換算。
三大經(jīng)濟區(qū)域的劃分按傳統(tǒng)的方法，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆（由于重慶市1996年以前的部分?jǐn)?shù)據(jù)嚴(yán)重缺乏，故將重慶市1997年至2007年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)并入到四川省統(tǒng)計數(shù)據(jù)中，而地區(qū)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的特殊性，未將這一地區(qū)的數(shù)據(jù)納入分析范圍）。這樣，本文的樣本地區(qū)為29個省、自治區(qū)和直轄市。東、中、西部各變量的數(shù)據(jù)值均由各自對應(yīng)的省、自治區(qū)和直轄市數(shù)據(jù)加總所得。
二、實證分析結(jié)果及解釋
（一）單位根檢驗
由于所選取的FDI、進(jìn)出口貿(mào)易與GDP都是年度時間序列數(shù)據(jù)，在進(jìn)行協(xié)整和因果檢驗之前，必須先檢驗時間序列的平穩(wěn)性（stationary），即檢驗序列是否服從單位根過程。本文利用擴展的迪基-富勒（Augmented Dickey-Fuller，簡稱ADF）方法來檢驗樣本數(shù)據(jù)的時間序列特征。先后對相關(guān)變量的對數(shù)序列和一階差分序列進(jìn)行ADF檢驗，在滯后期數(shù)的選擇上，參照赤池信息準(zhǔn)則AIC（Akaike info criterion）和施瓦茨準(zhǔn)則SC（Schwarz criterion），結(jié)果如表1。
由表1可知，三個經(jīng)濟區(qū)域的LNGDP、LNFDI、LNIM和LNEX時間序列ADF的統(tǒng)計量均大于5%顯著水平下的臨界值，接受原假設(shè)，時間序列含有單位根，是非平穩(wěn)序列，其一階差分序列的ADF 值均小于10%顯著水平下的臨界值，是平穩(wěn)序列。由于LNGDP、LNFDI、LNIM和LNEX都是一階單整的序列，這就構(gòu)成了序列進(jìn)行協(xié)整檢驗的前提條件，下文將通過協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ蛠砼袛嗤馍讨苯油顿Y、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長分別在三大經(jīng)濟區(qū)域內(nèi)是否都存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。
（二）滯后期選取與協(xié)整檢驗
Johansen協(xié)整檢驗是一種基于向量自回歸模型的檢驗方法，因此在進(jìn)行協(xié)整檢驗之前，必須首先確定之后階數(shù)。如果滯后期太少，誤差項的自相關(guān)很嚴(yán)重，將會導(dǎo)致參數(shù)的非一致性估計，但滯后期太大又會導(dǎo)致自由度減少，直接影響模型參數(shù)估計量的有效性。我們根據(jù)LR、AIS、SC等指標(biāo)，并考慮模型的自由度來判別對VAR模型合適的滯后結(jié)構(gòu)選擇。檢驗結(jié)果表明在東部、中部和西部地區(qū)分別構(gòu)建的VAR模型最佳滯后期均為2期，下面本文將以此作為建立VAR模型的滯后選擇的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行模型的構(gòu)建。我們利用Eviews6.0對相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗，結(jié)果如表2所示。
通過跡值檢驗結(jié)果可知，東部、中部和西部在1993年至2007年間的協(xié)整檢驗統(tǒng)計量都拒絕了協(xié)整向量個數(shù)為0的原假設(shè)，三大地區(qū)的Johansen檢驗分別接收了協(xié)整向量為2、4、2的備擇假設(shè)，因此，我們有理由判定在5%的顯著性水平下三個經(jīng)濟地區(qū)中的FDI、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長是相互影響的，它們之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。
（三）格蘭杰因果檢驗
協(xié)整檢驗說明了經(jīng)濟增長與FDI、進(jìn)出口額之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但并沒有給出FDI、進(jìn)出口額和GDP三者之間是否存在因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向如何，為此采用Granger因果檢驗對序列DLNGDP、DLNFDI、DLNIM和DLNEX進(jìn)行短期Granger因果檢驗，嘗試不同的滯后期，在10%顯著性水平下，檢驗結(jié)果如右表3：
從表3中我們可以看到三大地區(qū)的FDI、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的Granger因果檢驗結(jié)果：首先東部地區(qū)的外商直接投資與經(jīng)濟增長互為Granger因果關(guān)系，而在中、西部地區(qū)沒有出現(xiàn)相互的因果關(guān)系；其次，東部和中部地區(qū)的進(jìn)口貿(mào)易是本土經(jīng)濟增長的Granger原因，而進(jìn)口貿(mào)易沒有在西部地區(qū)形成經(jīng)濟增長的Granger原因；最后出口貿(mào)易和經(jīng)濟增長的單向Granger關(guān)系僅發(fā)生在東部地區(qū)，這與張戰(zhàn)梅（2007）的實證結(jié)果是一致的。
三、本文小結(jié)
根據(jù)以上的實證分析結(jié)果，我們可以綜合得出以下兩點結(jié)論：協(xié)整檢驗和Granger因果關(guān)系說明，外商直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長存在一定的相關(guān)性，進(jìn)口貿(mào)易所帶來的技術(shù)、管理效應(yīng)有一定的顯現(xiàn)，但FDI、出口引起的促進(jìn)貿(mào)易、擴大就業(yè)、培育人力資源等長期效應(yīng)在中、西部地區(qū)并不明顯。
筆者認(rèn)為，引進(jìn)外資和加大開放力度是為了更好地促進(jìn)經(jīng)濟發(fā)展。如果只關(guān)注外資總量的縱向增長，而不深入研究外資對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的帶動效果，只會陷入盲目引資陷阱，并最終喪失對外資的吸引力。作為經(jīng)濟落后、資金欠缺的中、西部地區(qū)，在積極引進(jìn)外資、不斷擴大對外開放的同時，需要進(jìn)一步通過加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)力度、深入發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)，尋求后發(fā)優(yōu)勢，擴大內(nèi)需、完善市場環(huán)境、保護生態(tài)環(huán)境等措施促使經(jīng)濟總量迅速增長，經(jīng)濟社會協(xié)調(diào)發(fā)展，從而更有效地吸引外商投資，形成經(jīng)濟增長促進(jìn)外商投資，同時外商直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易又有效促進(jìn)經(jīng)濟增長的一個良性互動態(tài)勢，才可以使外資和進(jìn)出口貿(mào)易真正成為中、西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的助推器
參考文獻(xiàn)：
[1]高鐵梅，2006：《計量經(jīng)濟分析方法與建模》，清華大學(xué)出版社。
[2]康贊亮，2006：《FDI、國際貿(mào)易及我國經(jīng)濟增長的協(xié)整分析與VECM模型》，《國際貿(mào)易問題》第2期。
美國次貸危機所引發(fā)的金融危機對實體經(jīng)濟的影響正在各個國家逐步顯現(xiàn)。在金融全球化不斷推進(jìn)的背景下，金融危機的傳染效應(yīng)在逐漸放大。主流觀點將危機傳染效應(yīng)概括為四個方面，即季風(fēng)效應(yīng)、貿(mào)易溢出效應(yīng)、金融溢出效應(yīng)和凈傳染效應(yīng)。其中，貿(mào)易溢出效應(yīng)源于貿(mào)易關(guān)系密切的國家，即危機國家通過貿(mào)易渠道對其他國家造成影響。作為美國主要貿(mào)易伙伴國之一的中國，兩國間貿(mào)易額在我國貿(mào)易總額中比重較大，因此此次百年不遇的金融危機對我國進(jìn)出口貿(mào)易的沖擊是否顯著令人關(guān)注。
在已有的文獻(xiàn)中，許多學(xué)者對貿(mào)易溢出效應(yīng)在危機傳染過程中的作用進(jìn)行了檢驗，大多數(shù)研究認(rèn)為危機傳染的貿(mào)易溢出是顯著的，Eichengreen等(1996)最早使用Probit模型對20多個工業(yè)國家在1959～1993年間發(fā)生危機的條件概率進(jìn)行了估計，發(fā)現(xiàn)在危機擴散過程中，貿(mào)易溢出效應(yīng)的影響要比宏觀經(jīng)濟基本面的相似性更為重要。Glick和Rose(1999)對1971～1997年間發(fā)生的五次危機的研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易聯(lián)系是金融危機的重要傳染途徑，1997年的亞洲金融危機也導(dǎo)致包括中國在內(nèi)的許多國家出口下滑。Forbes(2002)則從微觀角度利用公司層面的數(shù)據(jù)，驗證了貿(mào)易溢出的價格效應(yīng)和收入效應(yīng)都是亞洲和俄羅斯危機中重要的傳染機制。Haile和Pozo(2008)研究了1960～1998年期間37個發(fā)達(dá)國家和新興市場國家的金融危機，發(fā)現(xiàn)大多數(shù)危機是通過貿(mào)易渠道傳染的。在國內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)中，裴平等(2009)、胡求光和李洪英(2010)等學(xué)者針對全球金融危機對我國出口貿(mào)易影響的實證分析中發(fā)現(xiàn)，危機對我國出口貿(mào)易負(fù)面影響是顯著的。
由于各次金融危機特點不同，危機國家與非危機國家在貿(mào)易關(guān)系上存在差別，所以在此問題上的研究結(jié)論不同。本文將以2003年1月至2010年6月的月度數(shù)據(jù)為樣本，主要就美國金融危機對我國進(jìn)出口貿(mào)易沖擊的原理和程度進(jìn)行理論研究和實證檢驗。
二、危機對中國進(jìn)出口貿(mào)易沖擊理論分析
金融危機的貿(mào)易溢出主要是通過收入效應(yīng)和價格效應(yīng)實現(xiàn)的。如果一國是危機國家重要的貿(mào)易伙伴，雙方存在互補型貿(mào)易關(guān)系，隨著危機國貨幣的大幅貶值、居民實際收入的急劇下降等，都可能導(dǎo)致與之有直接貿(mào)易聯(lián)系的國家產(chǎn)生貿(mào)易溢出的價格效應(yīng)和收入效應(yīng)。收入效應(yīng)是指危機國經(jīng)濟增長放緩，居民實際收入下降，該國整體消費能力降低，其對外進(jìn)口商品與勞務(wù)的需求減少，進(jìn)而造成其貿(mào)易聯(lián)系國出口的降低。價格效應(yīng)是指危機國貨幣的持續(xù)貶值，進(jìn)口品在危機國市場上以本幣標(biāo)示的價格相對上升，出口品在國外市場上以外幣標(biāo)示的價格相對下降，從而相對增強危機國商品和勞務(wù)出口的價格競爭力，致使其貿(mào)易伙伴國或其競爭對手出口下降與進(jìn)口增加。危機將導(dǎo)致貿(mào)易伙伴國間的出口商品在另一個價格較低和數(shù)量較少的狀態(tài)達(dá)到平衡，而進(jìn)口商品在另一個價格較低和數(shù)量較多的狀態(tài)達(dá)到平衡，金融危機通過收入效應(yīng)和價格效應(yīng)易對互補型經(jīng)濟體的雙邊貿(mào)易直接發(fā)生作用。
長期以來，中美兩國雙邊貿(mào)易合作關(guān)系緊密。中國對美國進(jìn)出口額占我國貿(mào)易總額的比重從2002年以來一直穩(wěn)定在14%左右，并且在2005～2010年間中美貿(mào)易額年均增長9%。從美方來看，中國是美國的第二大貿(mào)易伙伴、第三大出口市場和第一大進(jìn)口來源，在其經(jīng)貿(mào)發(fā)展中扮演著重要角色。從中方來看，較美國不同的是，我國經(jīng)濟帶有較為典型的出口導(dǎo)向型特點，對外貿(mào)易對于本國經(jīng)濟增長的拉動作用十分重要。2000～2010年，我國僅出口貿(mào)易就占GDP比重的20%以上，而對外貿(mào)易依存度均在40%以上，2005～2007年我國對外貿(mào)易依存度更高達(dá)70%左右。較高的貿(mào)易依存度使我國國內(nèi)經(jīng)濟對于外部環(huán)境的變化更為敏感。因此，美國經(jīng)濟的穩(wěn)定對中國的出口及經(jīng)濟增長有著至關(guān)重要的作用，從中美貿(mào)易的特點來看，美國金融危機會通過直接雙邊貿(mào)易渠道對中國產(chǎn)生沖擊。
從貿(mào)易溢出的收入效應(yīng)看，由于美國社會保障體系相對完善，在經(jīng)濟運行平穩(wěn)的時候，現(xiàn)實收入和未來收入預(yù)期良好，居民消費支出強烈，形成了依賴借貸消費的美國消費模式。金融危機爆發(fā)將導(dǎo)致美國失業(yè)率上升，國民財富大幅縮水，信用規(guī)模急劇收縮，實際收入水平下降，居民可支配收入減少，收入預(yù)期也會逐步下調(diào)，借貸消費的美國消費模式難以維持，消費者信心下降，美國人必然緊縮現(xiàn)實消費，從而抑制進(jìn)口消費需求。從貿(mào)易溢出的價格效應(yīng)來看，金融危機后美元的貶值有效地刺激了美國出口的增長，降低了中國出口商品的國際競爭力。同時鑒于美元的國際地位，國際原材料價格大多以美元定價，美元的貶值使得國際能源和資源價格上漲加速，這又進(jìn)一步增加了中國出口企業(yè)的生產(chǎn)成本，進(jìn)一步削弱了我國出口產(chǎn)業(yè)的競爭力。
從上述分析可以看出，中美兩國直接貿(mào)易聯(lián)系緊密，中國對美國經(jīng)濟波動的易感強度高，直接貿(mào)易溢出的收入效應(yīng)對中國進(jìn)出口貿(mào)易形成沖擊。同時，中美兩國屬于互補型貿(mào)易關(guān)系，美國金融危機導(dǎo)致貨幣貶值，必然也將通過價格效應(yīng)對中國進(jìn)出口貿(mào)易構(gòu)成影響。本文將在下文中采用基于VAR框架下的Granger因果關(guān)系檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析，通過危機前后美國收入水平和價格水平與中國的進(jìn)出口貿(mào)易互動關(guān)系變化的對比分析，研究美國金融危機對我國進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生的沖擊。
三、危機對中國貿(mào)易溢出效應(yīng)實證分析
(一)樣本變量及研究方法
為了避免1997年亞洲金融危機和2001年的9.11事件對分析數(shù)據(jù)產(chǎn)生影響，并使得兩個子樣本研究的時間段基本匹配，本文選取2003年1月至2010年6月的月度數(shù)據(jù)，共計102個研究樣本。
本文采用失業(yè)率、個人可支配收入和消費者信心指數(shù)作為美國收入水平的衡量指標(biāo)，其中，個人可支配收入和消費者信心指數(shù)是美國個人收入水平的衡量指標(biāo)，前者直接反映個人當(dāng)前收入狀況，后者反映個人對未來收入狀況的預(yù)期。而相比而言，失業(yè)率是個人收入水平的間接衡量指標(biāo)，因為失業(yè)率是從較為宏觀層面反映當(dāng)前或者未來一段時間整體的收入狀況，因此可以看作美國社會收入水平的衡量指標(biāo)。本文采用CPI和PPI作為美國國內(nèi)價格水平的衡量指標(biāo)，采用實際美元指數(shù)作為美國對外價格水平變化的衡量指標(biāo)。
衡量中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況的指標(biāo)較多，而中美進(jìn)出口額是直接反映中國貿(mào)易受美國危機溢出影響最直接的衡量指標(biāo)，因中美貿(mào)易額占中國貿(mào)易額的比重較大，本文不必再以中國進(jìn)出口總額作為貿(mào)易狀況衡量指標(biāo)，而采用了總的進(jìn)出口數(shù)量指數(shù)和進(jìn)出口價格指數(shù)分別衡量中國進(jìn)出口貨物的數(shù)量水平和價格水平產(chǎn)生的變化(見表1)。
本文涉及所有變量的原始數(shù)據(jù)均來自Wind資訊終端的經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫，從數(shù)據(jù)庫獲取的未經(jīng)季度調(diào)整的中國對美國出口額和中國對美國進(jìn)口額這兩個原始統(tǒng)計變量季節(jié)性特征明顯，因此本文采用移動平均比率法對這兩個變量進(jìn)行季度調(diào)整，同時，除CPI、PPI和UNRATE這三個變量之外，其他所有變量均進(jìn)行了對數(shù)處理。
美國次貸危機是從2006年春季開始逐步顯現(xiàn)的，2007年7月開始席卷美國、歐盟和日本等世界主要金融市場。因此，本文將2007年7月作為危機起始點，將總樣本分為兩個時間段，2003年1月至2007年6月為平穩(wěn)期，2007年7月到2010年6月為美國金融危機導(dǎo)致的動蕩期，金融危機對經(jīng)濟的影響屬于事件沖擊，一般在爆發(fā)后的24個月至36個月產(chǎn)生的影響較為明顯，為了防止時間過長可能使事件沖擊被經(jīng)濟周期性的長期趨勢所掩蓋，本文選擇美國金融危機爆發(fā)后的36個月的時間段進(jìn)行研究。
本文的實證方法主要采用VAR模型框架下的Granger因果關(guān)系檢驗，通過構(gòu)建F統(tǒng)計量分析美國收入水平和價格水平對我國貿(mào)易狀況的影響程度，再通過平穩(wěn)期和危機期實證數(shù)據(jù)的對比分析，檢驗美國金融危機是否對中國存在貿(mào)易溢出效應(yīng)，最終影響中國的貿(mào)易狀況。考慮如下的雙變量向量自回歸方程(B－VAR):
如果危機前后價格水平或收入水平的指標(biāo)對中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況沒有引導(dǎo)作用，或者有但程度相當(dāng)，則說明危機并沒有通過價格溢出效應(yīng)或收入溢出效應(yīng)對中國進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生沖擊;如果危機前價格水平或收入水平的指標(biāo)對中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況沒有引導(dǎo)作用，而危機后引導(dǎo)作用顯著，則表明危機通過價格溢出效應(yīng)或收入溢出效應(yīng)對中國進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生沖擊;如果危機后僅僅是中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況對美國價格水平或收入水平指標(biāo)的引導(dǎo)作用加強，則只能說明危機對變量間的互動關(guān)系產(chǎn)生沖擊，但不能說明通過價格溢出效應(yīng)或收入溢出效應(yīng)對我國貿(mào)易狀況的沖擊顯著。
本文采用脈沖響應(yīng)函數(shù)描述我國進(jìn)出口貿(mào)易指標(biāo)對美國價格水平和收入水平新息沖擊的響應(yīng)軌跡。脈沖響應(yīng)函數(shù)用于衡量來自隨機擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響，其可以追蹤針對VAR系統(tǒng)中的變量的各個脈沖的時間路徑，其計算方法在此省略。
(二)實證分析結(jié)果
表2是分別對12個變量在平穩(wěn)期和危機期原始序列和1階差分序列進(jìn)行單位根檢驗的結(jié)果，從表2中的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，無論在平穩(wěn)期還是危機期，12個變量都是1階單整I(1)變量，即其1階差分值是平穩(wěn)的。
表3和表4是對美國經(jīng)濟變量(X)和中國貿(mào)易變量(Y)1階差分序列之間在平穩(wěn)期和危機期分別進(jìn)行的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果。其中，表3為X不是Y的Granger原因的零假設(shè)檢驗，表4為Y不是X的Granger原因的零假設(shè)檢驗。在平穩(wěn)期，衡量美國國內(nèi)收入水平的三個指標(biāo)中，個人可支配收入和消費者信心指數(shù)均不是中國貿(mào)易狀況的Grang-er原因，這說明美國個人現(xiàn)實收入和預(yù)期收入水平在平穩(wěn)期對中國貿(mào)易狀況沒有明顯影響;而失業(yè)率是中國對美國的進(jìn)口額和中國出口數(shù)量指數(shù)的Granger原因，說明美國國內(nèi)失業(yè)情況會影響中美貿(mào)易和中國整體出口數(shù)量。而中國對美國出口額和中國出口數(shù)量指數(shù)是美國生產(chǎn)者物價指數(shù)PPI的Granger原因，則說明在平穩(wěn)期中美貿(mào)易對美國國內(nèi)生產(chǎn)成本有一定影響。美國對外的價格水平(即美元匯率水平)不是中國貿(mào)易狀況的Granger原因，而美國國內(nèi)價格水平的兩個變量中也只有CPI對中國進(jìn)口數(shù)量指數(shù)有較為顯著的Granger影響。
在危機期間，美國失業(yè)率、個人可支配收入和消費者信心指數(shù)均不是中國貿(mào)易狀況的Granger原因，金融危機并沒有在短期內(nèi)增加美國國內(nèi)收入水平變化對中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況引導(dǎo)關(guān)系。中國對美國的進(jìn)出口額、進(jìn)口價格指數(shù)和出口數(shù)量指數(shù)均是美國失業(yè)率的Granger原因，與危機前的實證數(shù)據(jù)對比不難發(fā)現(xiàn)，金融危機使美國失業(yè)率與中國貿(mào)易狀況的引導(dǎo)關(guān)系發(fā)生了變化，由危機前失業(yè)率引導(dǎo)進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系轉(zhuǎn)變?yōu)槲C后的進(jìn)出口貿(mào)易引導(dǎo)失業(yè)率，表明金融危機對美國失業(yè)率與中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況的聯(lián)動性產(chǎn)生了顯著沖擊，但不能說明危機通過美國社會水平的變化對我國進(jìn)出口貿(mào)易狀況產(chǎn)生沖擊。危機期間美國CPI和PPI均是衡量中國貿(mào)易狀況的六個指標(biāo)的Granger原因，與危機前的數(shù)據(jù)相比，美國CPI和PPI在危機后對中國進(jìn)出口貿(mào)易的引導(dǎo)作用顯著增強。并且，危機后美元實際有效匯率也是中國對美國進(jìn)口額、中國出口價格指數(shù)和中國進(jìn)口數(shù)量指數(shù)的Granger原因，對這三個變量的引導(dǎo)作用也顯著增強。這說明美國金融危機通過價格水平的變化對中國貿(mào)易已經(jīng)產(chǎn)生明顯的溢出效應(yīng)。
總之，在平穩(wěn)期，無論是美國收入水平還是價格水平，對中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況的引導(dǎo)作用都是不明顯的。在危機期，美國金融危機通過美國對內(nèi)和對外價格水平變化對中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況的溢出效應(yīng)是顯著的。同時，以失業(yè)率所代表的美國社會收入狀況與中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況存在顯著互動關(guān)系，只是危機期間失業(yè)率不是中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況指標(biāo)的Granger原因，但美國金融危機對這種互動關(guān)系的引導(dǎo)方向產(chǎn)生了顯著沖擊。而美國個人收入水平對中國進(jìn)出口貿(mào)易溢出效應(yīng)不顯著的主要原因，可能是由中國對美國出口商品的結(jié)構(gòu)以及美國消費者對這些商品的需求剛性造成的。
為了動態(tài)地描述美國金融危機對中國進(jìn)出口貿(mào)易的溢出效應(yīng)，特別是關(guān)注美國價格水平對中國出口貿(mào)易狀況沖擊和持續(xù)時間，同時考慮到美國失業(yè)率與中國出口貿(mào)易的互動關(guān)系，本文根據(jù)估計的VAR模型，給出了美國CPI、PPI、失業(yè)率和實際有效匯率對衡量中國貿(mào)易出口狀況的三個變量分別在平穩(wěn)期和危機期沖擊的響應(yīng)圖(見圖1、圖2)。其中，響應(yīng)函數(shù)的追蹤期數(shù)為18期。
從中國對美國出口額、中國出口價格指數(shù)和數(shù)量指數(shù)對美國CPI、PPI、失業(yè)率和實際有效匯率的脈沖響應(yīng)函數(shù)來看，與平穩(wěn)期相比，危機期間中國貿(mào)易出口狀況的三個衡量指標(biāo)對新息的反應(yīng)呈現(xiàn)以下特點:一是對一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的反應(yīng)強度顯著增加，危機后新息沖擊對我國出口狀況指標(biāo)的影響均擴大了一個數(shù)量級;二是新息沖擊所造成影響的衰減時間顯著增加，在平穩(wěn)期，對沖擊響應(yīng)的正負(fù)標(biāo)準(zhǔn)差線滯后6到8期后呈水平分布，而在危機期間，正負(fù)標(biāo)準(zhǔn)差線呈喇叭口狀，滯后18期后沖擊的累積影響仍再增加;三是危機期間新息沖擊的影響呈現(xiàn)無規(guī)律的衰減特征，危機前隨著滯后期的增加，沖擊的影響強度逐漸減少，而危機后隨著滯后期的增加，沖擊的影響強度存在反復(fù)，衰減過程更顯無規(guī)律性。從脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析來看，在危機期間，美國失業(yè)率和價格水平對中國貿(mào)易出口狀況的影響強度、影響持續(xù)時間和影響衰減方式都發(fā)生了顯著變化，這正是美國金融危機對中國貿(mào)易出口狀況溢出效應(yīng)的表現(xiàn)特征。
四、主要結(jié)論及政策含義
本文采用基于VAR框架下的Granger因果關(guān)系檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析方法，對危機前后美國收入水平和價格水平與中國的進(jìn)出口貿(mào)易互動關(guān)系進(jìn)行了實證研究，并通過危機前后互動關(guān)系變化的對比，分析美國金融危機對我國進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生的沖擊，得到了以下主要結(jié)論:
1.在平穩(wěn)期，美國個人現(xiàn)實收入和預(yù)期收入對中國貿(mào)易狀況沒有明顯影響。而衡量社會收入狀況的失業(yè)率指標(biāo)是中國對美國的進(jìn)口額和中國出口數(shù)量指數(shù)的Granger原因。在危機期間，美國收入水平的三個指標(biāo)均不是中國貿(mào)易狀況的Granger原因，金融危機并沒有在短期內(nèi)增加美國國內(nèi)收入水平變化對中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況的引導(dǎo)關(guān)系。而金融危機使美國失業(yè)率與中國貿(mào)易狀況的引導(dǎo)關(guān)系發(fā)生了變化，由危機前的失業(yè)率引導(dǎo)進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系轉(zhuǎn)變?yōu)槲C后的進(jìn)出口貿(mào)易引導(dǎo)失業(yè)率，表明金融危機對美國失業(yè)率與中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況的聯(lián)動性產(chǎn)生了顯著沖擊，但不能說明危機通過美國收入水平的變化對我國進(jìn)出口貿(mào)易狀況產(chǎn)生沖擊。
2.在平穩(wěn)期，美國國內(nèi)價格水平CPI和PPI和實際有效匯率均不是中國貿(mào)易狀況的Granger原因，危機期間，美國國內(nèi)價格水平CPI和PPI均是衡量中國貿(mào)易狀況的六個指標(biāo)的Granger原因，與危機前的數(shù)據(jù)相比，美國CPI和PPI在危機后對中國進(jìn)出口貿(mào)易的引導(dǎo)作用顯著增強。危機后美元實際有效匯率也是中國對美國進(jìn)口額、中國出口價格指數(shù)和中國進(jìn)口數(shù)量指數(shù)的Granger原因，并對這三個變量的引導(dǎo)作用也顯著增加。這說明美國金融危機通過價格水平的變化對中國貿(mào)易已經(jīng)產(chǎn)生明顯的溢出效應(yīng)。
關(guān)鍵詞：人民幣升值;進(jìn)出口貿(mào)易;調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)
1 引言
近年來，人民幣升值成為國內(nèi)外備受關(guān)注的問題，特別是2005年7月21日央行宣布，我同開始實行以市場供求為基礎(chǔ)、一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度，人民幣匯率不再盯住單一美元，形成更富彈性的人民幣匯率機制。自2009年9月9日人民幣匯率突破6.83的關(guān)口以來，人民幣匯率持續(xù)走高。西歐各國在各種公開場合對人民幣升值施加壓力，在g20匹茲堡峰會、g7意大利峰會等國際多邊論壇上，人民幣匯率低估與國際收支失衡成為討論焦點。眾所周知，出口一直是拉動我國經(jīng)濟增長的重要驅(qū)動力。商務(wù)部于2010年9月6日在北京舉辦了“2010中國進(jìn)口論壇”，旨在為中外各方搭建溝通的平臺，詮釋中國在擴大進(jìn)口方面采取的措施和成效，分析探討中國市場的潛力和機遇。在這樣的大背景下，研究人民幣升值與我國進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)性具有很現(xiàn)實的意義。
2 人民幣升值與我國進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)性的實證分析 1 模型指標(biāo)解釋及數(shù)據(jù)選取
（1）國民收入及進(jìn)出口數(shù)據(jù)：本國國民收入用我國gdp（ggdp）表示，貿(mào)易伙伴國的國民收入用oecd成員國gdp指數(shù)（fgdp）表示，進(jìn)口和出口數(shù)據(jù)分別用我國進(jìn)口（import）、出口總額（export）表示。
（2）物價指數(shù)：本國出口價格采用中國cpi指數(shù)（gcpi）表示，同樣選用oecd國家的綜合cpi指數(shù)（fcpi）表示我國貿(mào)易伙伴國的出口商品價格。
（3）匯率數(shù)據(jù)：用人民幣實際有效匯率，同時，為考察2005年匯率改革對我國宏觀經(jīng)濟的影響，將2005年人民幣匯率形成機制改革事件定義為虛擬變量k，即匯率改革前的年份，k為0，自2005年以后，k為1。
以上所有數(shù)據(jù)均來源于《中國經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》，用單位根檢驗方法變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結(jié)果如下表所示（表1表示總進(jìn)出口數(shù)據(jù)檢驗結(jié)果）：
注：（1）表中的臨界值是由mackirmon給出的數(shù)據(jù)計算出來的，表示5%顯著性水平下的臨界值；
（2）變量名稱前加字母“d”表示一階差分后的變量。“dd”表示二階差分后的變量。 2 匯率變動對進(jìn)出口影響的實證檢驗
（1）匯率變動對出口需求的影響。
分別構(gòu)建以真實有效匯率rate的匯率因素對我國出口影響的出口需求模型，模型結(jié)果
gcpi沒有通過檢驗，本文認(rèn)為主要是我國出口的多是些輕工業(yè)、制造業(yè)的商品，價格較低，同時這些商品的價格彈性非常小，所以價格對我國出口貿(mào)易影響較小，因而gcpi沒有通過檢驗。
除去gcpi后需求函數(shù)為：
結(jié)果表明，擬合度較高，方程整體f檢驗十分顯著，通過整體性檢驗，各個變量的系數(shù)均通過t檢驗，說明該協(xié)整方程個變量系數(shù)顯著。據(jù)協(xié)整方程知，人民幣匯率對我國出口額有一定影響，即當(dāng)人民幣貶值時，若人民幣兌美元的匯率每上升一個百分點，出口額將上升近1.2個百分點，反之，人民幣升值時，若人民幣兌美元的匯率下降一個百分點，出口額將下降近1.2個百分點；匯率改革前，人民幣升值預(yù)期己經(jīng)累積了較長一段時期，市場預(yù)測政府將啟動匯率改革解決人民幣升值壓力。因此，匯率改革預(yù)示著未來匯率風(fēng)險增加，企業(yè)為規(guī)避匯率一次性大幅升值帶來的損失，加速出口的欲望強烈；同時，企業(yè)為釋放產(chǎn)能過剩壓力，擴大出口能力，積極開拓國際市場，改善產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，帶動競爭力提高，促進(jìn)了出口增加。
（2）匯率變動對進(jìn)口需求的影響。
人民幣大幅升值將顯著增強中國企業(yè)的購買力，對企業(yè)加大當(dāng)前對經(jīng)濟發(fā)所急需的資源類產(chǎn)品、生產(chǎn)設(shè)備將產(chǎn)生明顯的帶動作用。根據(jù)進(jìn)口需求函數(shù)模型結(jié)果
由方程可知，匯率改革政策沒有通過檢驗。本文認(rèn)為匯率改革重點影響的是我國的出口貿(mào)易。由于匯率政策，匯率的不確定性增大，出口貿(mào)易企業(yè)加緊出口，但是，進(jìn)口貿(mào)易企業(yè)卻不敢輕易采取行動，因為不穩(wěn)定，導(dǎo)致進(jìn)口的成本大小存在不穩(wěn)定性，特別是在人民幣升值壓力極大，所以在這種成本降低的可能性較大。因此進(jìn)口企業(yè)多處于觀望狀態(tài)，因此進(jìn)口貿(mào)易比較保守，所以，匯率改革對進(jìn)口貿(mào)易影響較小，因此匯率改革k沒通過檢驗。
由方程可知，ggdp沒有通過檢驗。本文認(rèn)為有以下原因：根據(jù)支出法核算gdp，gdp中包含凈出口，同時根據(jù)我國實際的國情，我國存在長期的貿(mào)易順差，因此出口額遠(yuǎn)遠(yuǎn)的超過進(jìn)口額，因而在整個ggdp測算中進(jìn)口額占據(jù)較小比例，所以導(dǎo)致我國的ggdp對進(jìn)口影響較小，因此ggdp沒有通過檢驗。
r2=0.984783 adj-r2=0.982993 aic=-0.991817 sc=-0.842457 f=550.1019。
協(xié)整檢驗結(jié)果表明，模型擬合度較高，方程整體f檢驗十分顯著，各變量系數(shù)均通過t檢驗，協(xié)整方程變量系數(shù)顯著成立。
據(jù)協(xié)整方程可知：除了外國的fcpi對我國進(jìn)口貿(mào)易有顯著影響外，匯率對進(jìn)口貿(mào)易也有很大影響。即人民幣升值時，若匯率下降一個百分點，出口額將上升近1.12個百分點，反之，當(dāng)人民幣貶值時，若匯率每上升一個百分點，出口額將下降近1.12個百分點。
3 結(jié)論
雖然人民幣升值對我國經(jīng)濟發(fā)展短期內(nèi)會有一些不利影響，人民幣升值短期內(nèi)會增加設(shè)備和原材料的進(jìn)口，擴大貿(mào)易逆差，但從長期來看，有利于提高出口部門的經(jīng)濟效率，有利于促進(jìn)結(jié)構(gòu)調(diào)整，提高出口競爭能力，同時人民幣升值可以降低進(jìn)口成本，促進(jìn)國內(nèi)企業(yè)進(jìn)口國外先進(jìn)的設(shè)備、技術(shù)等，這將有利于國內(nèi)企業(yè)進(jìn)行升級改造，也有助于提高國內(nèi)企業(yè)的效率，最終會扭轉(zhuǎn)貿(mào)易逆差，從而改善我國的貿(mào)易收支;有效消除人民幣升值對我國進(jìn)出口貿(mào)易的不利影響。
［1］盧向前，戴國強.人民幣實際匯率波動對我國進(jìn)出口的影響［j］.經(jīng)濟研究，2005，（5）：31-39.
隨著經(jīng)濟的發(fā)展,我國在逐步融入全球化的進(jìn)程中。進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比例由1990年的30%一度增長到2006年的65%,隨后稍有下降,2010年約為49%;同時年度貿(mào)易順差額也迅速增長,2008年達(dá)到最高點2981.3億美元,自2005年以來,年平均增長率50%左右;金融危機后,我國的進(jìn)出口貿(mào)易額雙雙下滑,順差收窄,2009年為1956億美元,2010年1815億美元①。但是,這與一些發(fā)達(dá)國家巨額的貿(mào)易赤字仍舊形成了鮮明的對比。全球貿(mào)易的不平衡成為金融危機后亟待解決的問題之一。我國作為典型的貿(mào)易順差國,人民幣面臨巨大的升值壓力,有關(guān)其匯率和貿(mào)易問題的爭論與研究再次成為政界和學(xué)術(shù)界的焦點之一。
二、文獻(xiàn)回顧在貿(mào)易收支與匯率關(guān)系的研究中,Robinson[1]最早應(yīng)用彈性分析法研究進(jìn)出口的供求彈性。彈性分析法在Lerner[2]
等研究下得出了以數(shù)學(xué)表達(dá)的馬歇爾—勒納條件,即進(jìn)出口彈性之和大于1,本幣貶值將改善貿(mào)易收支,彈性之和小于1,本幣貶值會惡化貿(mào)易收支。考慮到匯率變動對貿(mào)易影響的時滯性,Mag-gee[3]發(fā)現(xiàn)了短期內(nèi)本幣貶值可能惡化貿(mào)易收支,于是J曲線效應(yīng)由此而誕生。隨后,大量的研究主要圍繞馬歇爾—勒納條件和J曲線的驗證。在比較近期的文獻(xiàn)中,Wilson[4]采用不完全替代模型實證分析了新加坡、韓國、馬來西亞與美日之間的貿(mào)易余額和真實匯率之間的關(guān)系,結(jié)果發(fā)現(xiàn)只有韓國的貿(mào)易與匯率關(guān)系存在J曲線效應(yīng)。MarquezandSchindler[5]以中國進(jìn)出口貿(mào)易占世界貿(mào)易的比例為因變量,研究其與人民幣有效匯率之間的關(guān)系,同時考慮外商直接投資和中間品進(jìn)口的影響,結(jié)果顯示,人民幣升值10%,中國出口占世界的比例降低0.5%,進(jìn)口降低0.1%。Kandil[6]分別對發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的進(jìn)出口貿(mào)易受匯率波動的影響進(jìn)行分析,發(fā)現(xiàn),對于工業(yè)化國家而言,進(jìn)出口的匯率彈性均高于發(fā)展中國家,出口需求的彈性相對較低,所以進(jìn)口需求的彈性是決定經(jīng)常賬戶余額變化方向的主要因素;對于發(fā)展中國家,進(jìn)口的匯率彈性較低,升值并沒有引起進(jìn)口需求的增加,出口對匯率無彈性。Kharroubi[7]認(rèn)為匯率彈性同時受到產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易和垂直專業(yè)化貿(mào)易的共同影響,由于各國貿(mào)易的結(jié)構(gòu)不同,因此匯率變動對貿(mào)易不平衡的調(diào)整也不同。較早開始研究人民幣匯率與我國貿(mào)易余額之間關(guān)系的學(xué)者中,如Zhang[8]研究發(fā)現(xiàn)進(jìn)出口的變動是匯率變動的格蘭杰原因,卻沒有發(fā)現(xiàn)匯率變動是引起貿(mào)易余額變動的格蘭杰原因,而且我國的貿(mào)易余額不存在J曲線效應(yīng)。盧向前、戴國強[9]采用協(xié)整向量自回歸模型驗證馬歇爾—勒納條件在我國是否存在,結(jié)果表明,人民幣實際匯率波動對我國進(jìn)出口存在顯著影響,馬歇爾—勒納條件成立,且存在J曲線效應(yīng)。葉永剛等[10]研究表明人民幣有效匯率與中美貿(mào)易收支之間不存在短期或長期因果關(guān)系,而與中日貿(mào)易收支互為因果關(guān)系,但J曲線效應(yīng)不明顯。金洪飛、周繼忠[11]采用自回歸分布滯后(ARDL)模型分析中美貿(mào)易,發(fā)現(xiàn)我國對美國進(jìn)出口的實際匯率彈性均不顯著。劉堯成等[12]將人民幣匯率對貿(mào)易的影響分解為純粹的匯率變動影響和匯率變動引起產(chǎn)出、收入等變動間接對貿(mào)易產(chǎn)生影響,采用對結(jié)構(gòu)性沖擊影響進(jìn)行長期約束的方法,分析了人民幣實際有效匯率變動對我國貿(mào)易余額的動態(tài)影響。認(rèn)為我國存在修正的J曲線效應(yīng),而且人民幣升值有產(chǎn)生貿(mào)易逆差的壓力。LiandXu[13]采用比較靜態(tài)一般均衡模型模擬了人民幣升值10%后,對中美貿(mào)易順差和美國就業(yè)的影響,發(fā)現(xiàn)人民幣升值對于我國的一般貿(mào)易產(chǎn)出的負(fù)面影響較大,中美貿(mào)易不平衡狀態(tài)會進(jìn)一步加劇,一般貿(mào)易的順差會下降,加工貿(mào)易順差增加,因此綜合效應(yīng)不明顯。以上研究中有的支持馬歇爾—勒納條件、J曲線效應(yīng)在我國存在,有的卻得出我國貿(mào)易缺乏匯率彈性的結(jié)論。這可能因為研究的數(shù)據(jù)期間不同,方法也有所差異。此外,有的是分析雙邊匯率與貿(mào)易的關(guān)系,有的分析多邊匯率與貿(mào)易的關(guān)系。雙邊的貿(mào)易與匯率關(guān)系雖具有針對性,但由于貿(mào)易比重占我國貿(mào)易總額較低,不能綜合反映我國整體貿(mào)易與匯率的情況。而且有的以美元兌人民幣匯率作為多邊匯率的替代,也缺乏科學(xué)性。隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展,國際經(jīng)濟環(huán)境、一國經(jīng)濟的開放程度、匯率政策與貿(mào)易結(jié)構(gòu)也處在不斷變化之中。我國貿(mào)易與匯率是否存在一定的長期的均衡關(guān)系,短期匯率波動又是如何影響進(jìn)出口貿(mào)易的,這正是本文研究的重點。
三、實證分析
(一)模型建立說明
在實證研究中,通常假定進(jìn)出口由國內(nèi)外收入和進(jìn)出口商品的價格(即實際匯率)決定,同時假設(shè)出口的供給彈性無窮大,因而沒有考慮供給的影響。本文在研究進(jìn)出口匯率彈性時,同時考慮進(jìn)出口的需求、供給和價格因素的影響,以國內(nèi)收入分別代替進(jìn)口需求和出口供給,國外收入分別代替出口需求和進(jìn)口供給,以人民幣實際有效匯率作為價格因素。因此設(shè)定進(jìn)出口貿(mào)易的方程如下:lnEX=a0+a1lnREER+a2lnWY+a3lnCY+ε1lnIM=b0+b1lnREER+b2lnWY+b3lnCY+ε2lnTB=c0+c1lnREER+c2lnWY+c3lnCY+ε3其中EX、IM分別表示出口、進(jìn)口貿(mào)易額;TB=EX/IM,以出口比進(jìn)口的相對額表示貿(mào)易余額;REER代表人民幣實際有效匯率指數(shù),指數(shù)的上升代表人民幣升值,下降表示人民幣貶值;WY、CY分別表示國外收入和國內(nèi)收入,代表進(jìn)出口的供給和需求因素;εi表示隨機擾動項。根據(jù)經(jīng)濟學(xué)的理論,人民幣匯率升值會引起出口下降,進(jìn)口增加,貿(mào)易順差減少,因此系數(shù)a1、b1、c1的理論符號分別為負(fù)、正、負(fù)。而供給和需求的增加都會促進(jìn)出口、進(jìn)口的增加,因此a2、a3、b2、b3的理論符號均為正;c2、c3為前者的綜合影響因素,因此符號不確定。由于進(jìn)出口貿(mào)易、國內(nèi)外收入和人民幣實際有效匯率都具有內(nèi)生性,因此,本文采用VAR模型進(jìn)行分析。根據(jù)計量經(jīng)濟學(xué)理論,在時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)的前提下,VAR模型才是穩(wěn)定的;如果時間序列不平穩(wěn),但是滿足同階單整,且存在協(xié)整關(guān)系時,可以采用有限制條件的VAR模型,即向量誤差修正(VEC)模型。因此,本文通過檢驗變量之間的協(xié)整性,分析進(jìn)出口貿(mào)易與匯率之間的長期均衡關(guān)系,通過建立VCE模型,分析進(jìn)出口貿(mào)易與匯率的短期動態(tài)關(guān)系。
(二)數(shù)據(jù)來源與說明而且本文選取的樣本期間為1995年1月-2011年9月,一方面始于匯率改革后,匯率市場化程度提高;另一方面,在整個樣本期間,包括了97年的亞洲金融危機、2001年美國互聯(lián)網(wǎng)泡沫,以及最近的一次經(jīng)濟危機,樣本期間包含了經(jīng)濟的擴張與衰退,更適合研究長期均衡關(guān)系。在本文選取的研究樣本中,進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于Wind資訊數(shù)據(jù)庫;人民幣實際有效匯率來源于國際清算銀行(BIS)網(wǎng)站;由于缺乏GDP月度統(tǒng)計數(shù)據(jù),因此以工業(yè)增加值指數(shù)替代,國內(nèi)外數(shù)據(jù)均來源于OECD網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)庫,其中,國外收入以美國、英國、日本、韓國、歐盟等的工業(yè)增加值指數(shù)按照BIS的貿(mào)易權(quán)數(shù)加權(quán)平均來代替;同時以月度CPI指數(shù)(1995年1月為基期,根據(jù)環(huán)比數(shù)據(jù)計算得出,來源于Wind資訊數(shù)據(jù)庫)對進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)額進(jìn)行調(diào)整,相關(guān)數(shù)據(jù)均采用X12加法模型進(jìn)行季節(jié)調(diào)整并取自然對數(shù)。
(三)單位根檢驗在求解協(xié)整方程和建立VEC模型之前需要對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗。本文采用ADF單位根檢驗方法,結(jié)果如表1,所有變量除TB(進(jìn)出口相對額)外均屬于非平穩(wěn)時間序列,一階差分后所有變量均平穩(wěn),滿足同階單整的條件。
(四)協(xié)整檢驗本文采用Johansen檢驗法進(jìn)行協(xié)整檢驗,其是在VAR系統(tǒng)下檢驗多變量之間協(xié)整關(guān)系的一種方法。協(xié)整檢驗滯后期的選擇是基于VAR系統(tǒng)根據(jù)AIC和HQ準(zhǔn)則選取的。從協(xié)整檢驗結(jié)果可以看到,在5%的顯著性水平下,存在0個協(xié)整方程的假設(shè)被拒絕,存在一個協(xié)整方程的假設(shè)沒有被拒絕,因此,lnEX、lnIM、lnTB均與lnREER、lnWY、lnCY存在唯一的協(xié)整關(guān)系,即存在長期均衡關(guān)系。在此基礎(chǔ)上,可以得到三個標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程:從協(xié)整方程的結(jié)果看,出口的匯率彈性為正,但數(shù)值非常低(僅為0.006794),而且不顯著,所以我國的出口幾乎沒有匯率彈性;出口對于國外需求的收入彈性約為1.4,是出口增長的重要因素。進(jìn)口的匯率彈性也為正,約為0.37,但是也不顯著;進(jìn)口的收入彈性約為1,國內(nèi)需求是進(jìn)口增長的重要因素。貿(mào)易差額的匯率彈性雖然為負(fù),但是也不顯著,國外需求是貿(mào)易順差持續(xù)增長的主要動因。這與Kandil[6]對于發(fā)展中國家的研究的結(jié)果類似,即發(fā)展中國家,進(jìn)口的匯率彈性較低,升值并沒有引起進(jìn)口需求的顯著增加,出口對匯率無彈性。綜合來看,雖然市場化程度,國際化程度不斷加深,我國進(jìn)出口貿(mào)易卻沒有顯著的匯率彈性。原因可能在于:1、我國的進(jìn)出口貿(mào)易中加工貿(mào)易占很大一部分,屬于“大進(jìn)大出”型貿(mào)易,匯率升值一方面降低加工出口產(chǎn)品的市場競爭力,另一方面又降低了中間產(chǎn)品進(jìn)口的成本,二者相互抵消。2、從進(jìn)口方面來看,一般貿(mào)易進(jìn)口中資源及能源類國有企業(yè)占主導(dǎo)地位,根據(jù)畢玉江的研究,國有企業(yè)對與進(jìn)口產(chǎn)品價格敏感性較低[14]。
3、經(jīng)濟全球化對與貿(mào)易的匯率彈性存在兩方面的影響,一方面產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的增加會增大貿(mào)易的匯率彈性,因為一國進(jìn)口產(chǎn)品的國內(nèi)可替代品增加,需求的價格彈性增大;另一方面,跨國公司及全球產(chǎn)業(yè)鏈的發(fā)展,使得一國貿(mào)易的垂直專業(yè)化程度加深,一國的進(jìn)口產(chǎn)品和出口產(chǎn)品具有很強互補性,進(jìn)口與出口的價格彈性均降低;最終貿(mào)易的匯率彈性決定于二者的綜合影響。就我國的狀況而言,進(jìn)口產(chǎn)品的國內(nèi)可替代性較低,垂直化程度較高,因此貿(mào)易的匯率彈性不明顯。
(五)VEC模型分析因為各相關(guān)變量之間均存在協(xié)整關(guān)系,因此可以進(jìn)行VEC模型的估計,分析短期貿(mào)易與匯率的動態(tài)關(guān)系。滯后期的選擇也是基于VAR系統(tǒng)的AIC和HQ準(zhǔn)則選取的,因此各個回歸模型的滯后階數(shù)不一定相同,如下表,從左到右的滯后階數(shù)分別為2、2、1。向量誤差修正模型的結(jié)果如下表所示:各個差分項反映各變量的波動,被解釋變量的波動可以分為兩部分:一是對于偏離長期均衡的調(diào)整,二是短期影響因素波動引起的。從上表可以看出,三個方程的ECMt-1項的系數(shù)均為負(fù),說明當(dāng)進(jìn)出口貿(mào)易大于其長期均衡時,會向負(fù)的方向調(diào)整,小于其長期均衡時,會向正的方向調(diào)整,系數(shù)的大小反映了調(diào)整的力度。三者相比而言,出口的調(diào)整力度較大,進(jìn)口的調(diào)整力度最小,貿(mào)易差額居中;但整體來看,調(diào)整力度不大,說明我國目前的貿(mào)易不平衡狀態(tài)短期內(nèi)難以改善。匯率短期升值對出口有負(fù)的影響,且滯后兩期,影響系數(shù)約為0.45;匯率升值對于進(jìn)口也有負(fù)的影響,同樣滯后兩期比較明顯,影響系數(shù)約為0.66;說明匯率升值,短期內(nèi)進(jìn)出口都會減少,導(dǎo)致貿(mào)易差額的變化對匯率不敏感。
