時間：2023-06-02 09:23:20
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，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篇進出口貿易相關問題，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
[關鍵詞] 外國直接投資;進出口貿易;相互作用
[中圖分類號] F750 [文獻標識碼] B
從20世紀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，隨著經濟全球化的迅猛發展，國際直接投資與進出口貿易同時作為當前世界經濟一體化的重要組成部分聯系也日益密切。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展中國家中最大的FDI流入國[1]。并且，早在1992年起，我國連續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展中國家中最大的國際直接投資地區[3]。根據統計局數據，2008年我國實際使用國際直接投資總額呈現大幅度上升，比上年增加16914百萬美元，增長了21.6%，進口總額從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，對于我國的經濟增長、外貿進出口等都有重要的影響，為了準確的權衡國際直接投資對進出口貿易規模的產生的效應，充分利用外商直接投資帶來的資本，提升我國在世界經濟全球化深入發展時代的應對能力，促進我國開放型經濟的穩定發展，對在經濟全球化形勢下FDI對我國進出口貿易規模的影響進行實證分析和研究具有十分重要的意義。
一、國內外相關研究綜述
各國經濟學家對FDI和進出口貿易的關系展開了大量的實證研究，得出國際直接投資與國際進出口貿易之間主要體現三種關系：首先，FDI與國際進出口貿易的替代效應;然后，國際直接投資與國際進出口貿易的互補效應;最后，國際直接投資與國際進出口貿易的轉移效應。不管是在美國等發達國家的實證研究方面還是巴西、印度、墨西哥等發展中國家的實證研究方面，均得到基本一致的結論，即兩者之間的互補效應得到更多的支持。美國經濟學家帕特瑞（P.Patrie）對國際直接投資的動機差異進行研究得出結論，認為，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出口貿易關系、規模影響也不同。帕特瑞把國際直接投資分成三類：市場導向型直接投資、生產導向型直接投資以及貿易促進型直接投資[4]。并提出對于生產導向型直接投資和貿易促進型直接投資則將會增加投資國和東道國之間的貿易，即擴大投資國與東道國兩國的進出口貿易規模。國內學者關于FDI對于進出口貿易規模的影響相關研究都有各自的結論與代表性觀點。周愛農認為，國際直接投資與國際進出口貿易之間存在均衡發展的關系;朱廷B從理論上闡述了日漸趨向一體化經濟的國際經濟環境導致了國際直接投資與貿易流動的同步性[5];劉志彪從產業經濟層面揭示國際直接投資對進出口貿易的促進作用。
國內學者主要通過分析宏觀數據來進行實證研究FDI對于國際進出口貿易的影響，筆者認為主要包括以下幾種類型：一是研究整個國家FDI與進出口貿易之間的相關關系;二是通過數據進行FDI總額、進口總額、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FDI對本國或本地區經濟發展的影響。
二、我國目前FDI與進出口貿易規模概況描述
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較1997年有所降低，但在以1995為基年上看都是呈現出穩步上升的趨勢[6]，特別在2008年達到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。隨著我國經濟在世界貿易格局中占有的重要地位，2014年我國實際使用的FDI總額已經達到119705百萬美元。而在2015年，隨著外商直接投資穩步增長，其總額達到了了1263億美元，同比2014年增速高達6.4%。總的來說，FDI在我國包括以下方面的特點：一是來自發達國家的FDI比重不斷上升，尤其是來自歐美等發達國家的FDI所占比例增大到40%;二是FDI流入主要集中在制造業，近年來，隨著經濟全球化的發展和改革開放的深入，流入零售和金融服務等行業的FDI也呈現出增長的趨勢。同時，關于我國進出口貿易的發展，與FDI流入表現出非常密切的關系。與FDI大量流入的同時發生的是我國進出口貿易額的大幅度增加，從1995年到2014年我國的進出口總額從大約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到18.05%。十以來，由于全方位的對外開放戰略加上“一路一帶”的建設與推進，更是讓我國進出口貿易總額再創歷史新高，連續三年位居全世界前列。
三、外國直接投資對進出口貿易規模計量分析
表1 1995-2014年FDI與進出口總額[7]
（單位：百萬美元）
注：1.進出口數據來源于海關總署。1978年為外貿業務統計數，1980年起為海關進出口統計數。2.貨物進出口差額負數為逆差。
（一）OLS模型的建立
外國直接投資對于我國進出口貿易規模的影響是極其明顯的。現在我們對FDI對于進出口貿易規模的影響進行實證分析。
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：β0、β1、β2、β3
根據計量分析結果的相關數據可得，F1=287.034，R21=0.941，F2=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
結論：兩個一元線性模型回歸效果較顯著
由此可以認為，外國直接投資與進出口貿易規模之間存在顯著的線性相關關系。并且，從兩個模型中我們可以得出這樣的結論：①外國直接投資與進口和出口都表現為正相關關系，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，進口商品總額增長24.99174個單位，即邊際進口商品總額為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R21、R22的值相接近，所以認為兩個模型對于觀測值的擬合程度差不多。④回歸系數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作用大于對我國進口商品總額的促進作用。
（二）序列相關問題及修正
1.回歸檢驗
根據回歸結果，對模型進行圖形檢驗。
模型一：ê～t，êt～êt-1
模型二：êt～t，êt～êt-1
根據以上兩個模型的隨機擾動項的散點圖可以看出，隨機擾動項呈現正的序列相關，即在一定水平上，進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階序列相關的原假設，故得出存在正自相關，意味著進出口商品總額還受上一年進出口商品總額的影響。
3.拉格朗日乘數檢驗（GB檢驗）
由于D.W檢驗僅適用于一階序列相關，為了驗證模型是否存在高階序列相關，需要進一步進行驗證。
ρ階序列相關：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
根據計量分析得到：
表2 進口模型中的相關統計量
表3 出口模型中的相關統計量
根據LM檢驗中的數據可知，兩個模型均只存在一階自相關，根據P值檢驗法和F統計量二階自相關無法通過檢驗，新模型失去意義，則表示進出口商品總額受上僅一年進出口貿易總額的影響。
4.序列相關的修正
被檢驗證明存在序列相關，則需要采用適當的方法進行修正。這里利用廣義最小二乘法進行修正。
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不存在序列相關，則意味著進出口商品總額不受上一年進出口商品總額的影響。并且，當把進出口商品總額作為自變量，把外國直接投資總額作為應變量時，觀測值對模型的擬合效果更好，模型效果顯著，說明進出口貿易對外國直接投資的流入影響較外國直接投資流入對進出口貿易的影響更加明顯，更有促進效果。
四、結論和政策建議
改革開放以來，隨著外國直接投資的流入增加，我國的進出口貿易規模不斷擴大。同時，不能忽視的是由于開放政策的深入實施促進我國進出口貿易發展為我國帶來了更多的外國直接投資。
根據普通最小二乘法研究FDI和進出口貿易之間的相互作用，建立適當的一元線性模型，研究兩者直接的相關關系。首先，探究外國直接投資對進出口貿易的影響，以進出口商品總額Y為因變量，外國直接投資X為自變量，對建立的模型進行檢驗。認為，在一定的條件下，外國直接投資對進出口商品貿易具有較大且明顯的作用，但進出口商品總額也受到上一年進出口商品總額的影響：然后，分析進出口貿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行研究與修正;最后，根據修正模型，證明外國直接投資與進出口貿易之間的關系，且得出進出口貿易對外國直接投資的流入影響較外國直接投資流入對進出口貿易的影響更加明顯，更有促進效果。
FDI對我國進出口貿易在一定程度上具有明顯的促進作用，帶動我國外貿規模的不斷擴大與深入發展，同時，進出口商品的貿易還與上期的進出口貿易存在一定的相關關系。除此之外，進出口貿易也對外國直接投資的流入呈現出顯著的促進作用，其作用較外國直接投資流入對進出口貿易的影響更加明顯。FDI企業外貿是我國外貿的主要增長點，在目前我國進出口貿易環境下，要合理調整我國經濟發展格局，優化市場環境，充分吸收和利用外國直接投資以促進我國外貿經濟的穩步發展，帶動進出口貿易的適當增長。同時，堅持開放的發展政策和戰略，進一步為海外投資提供平臺和機會，使世界經濟全球化下的我國在國際舞臺上占據一席之地。
[參 考 文 獻]
[1]孫潔.外商直接投資對我國外貿經濟的影響分析[J].商貿流通，2015（34）
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[3]宣燁，周長富.外商直接投資對進出口貿易的影響[J].南京財經大學學報，2007（3）
[4]韓玉軍.國際貿易學[M].北京：中國人民大學出版社，2009-11：250-251
[5]王蕙，郭顯光.外國直接投資對我國進出口規模的影響[J].國際貿易問題，2007
[6]趙倩倩.FDI對中國進出口貿易的影響效應研究[J].經濟研究導刊，2014（24）
[7]中國統計局網站[EB/OL].2016
[8]史小龍，張峰.外商直接投資對我國進出口貿易影響的協整分析[J].跨國公司研討，2004
關鍵詞：當前 貿易形勢 進出口貿易 影響
2008年，美國次貸危機引起的金融風暴襲席卷了全球，對全球經濟貿易都造成了巨大的影響，在一定程度上影響了我國進出口貿易中的穩定性。隨著國際金融貿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口貿易的發展，在一定程度上促進著出口貿易的發展。當前貿易形勢在給我國進出口貿易帶來挑戰的同時，也給我國進出口貿易帶來了機遇，如何處理好進出口貿易中面臨的挑戰、把握好機遇，對于我國進出口貿易的發展有著十分重要的意義。
一、當前國際貿易形勢的現狀
就目前來看，美國次貸危機引起的金融危機，給歐美國家的經濟帶來了巨大的影響，對歐美國家的經濟發展產生了強烈的沖擊，給歐美國家的造成了巨大的經濟損失，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易的形勢，雖然金融危機所產生的影響呈現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，嚴重的影響了國際金融貿易市場的持續、穩定發展，當前國際貿易形勢仍處于一個低迷的階段，但是也逐漸的開始呈現復蘇的狀態。
歐美地區中的一些發達國家，開始將發展的重點放在制造業，主要的原因是金融危機給服務業與金融業造成了巨大的影響，在短時間之內還沒有辦法進行快速、有效的恢復，歐美國家在經濟發展中的這一轉變，嚴重的影響了我國進出口貿易的發展，歐美國家還加大了對外貿易中的一系列關稅。
二、當前貿易形勢對進出口貿易造成的不利影響
1.我國出口貿易項目逐漸減少
就當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貶值的狀態，這就導致我國人民幣處于一個不斷升值的狀態，在很大程度上削減了我國出口貿易中的產品在國際市場中存在的價格優勢，極大的降低了我國在出口貿易中的經濟收入。針對這一現實情況，人民幣匯率不斷的上升，國外各個地區中的資金大量的涌入中國經濟市場，這在很大程度上推進了美元的貶值，我國在美國這一方面的出口貿易的局勢也就越來越復雜，目前我國出口貿易中企業的產品還是主要以價格為優勢，在當前國際貿易形勢，這一種出口貿易局面中對出口貿易額的增長有很大的阻礙作用，使我國出口貿易處于一個非常被動的局勢。
2.主要貿易國的消費需求呈現降低的趨勢
主要貿易國，是我國對外出口貿易中主要的經濟來往者，直接影響著我國進出口貿易的經濟收入，主要貿易國的消費需求關系著我國出口貿易的局勢，如果消費需求大，那么我國出口貿易中的產品就能夠有一個廣闊的市場作為基礎，在一定程度上刺激了我國的出口貿易，如果主要貿易國中的消費需求低，則會嚴重的影響我國出口貿易中貿易額的上漲，導致我國出口貿易額大幅度的降低。
3.出口貿易產品在市場中的競爭力不足
就目前來看，我國出口貿易中的產品，高新技術產品非常的稀缺，出口貿易產品的品牌效應也非常的低，在國外經濟市場中主要是以價格優勢為核心競爭力，但是也很容易受到國外金融市場環境中一系列因素的影響。根據對我國出口貿易的實際情況進行調查，調查結果顯示我國在加工貿易這一方面呈現著不穩定的狀態，而普通貿易所受到的影響要遠遠低于加工貿易，高新技術產品在我國出口貿易中所占份額非常的少，這就致使我國出口貿易產品的競爭力出現嚴重不足的現象。
4.進口貿易額降低
我國是一個貿易出口的大國，在進口這一方面主要以一些稀缺能源為主，在當前國際貿易形勢下，我國在進口貿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濟的緩慢發展，在貿易中提升產品的價格，這就需要更多的資金成本對進口貿易進行支撐，不僅影響了進口貿易額的下降，還在一定程度上增加了我國政府、企業在財政方面的負擔。
三、當前貿易形勢下，進出口貿易的應對措施
1.政府要合理的對進出口貿易政策進行調整，推動進出口貿易
我國在進出口貿易中，要堅持“走出去”這一戰略方針，加強與其他國家之間的經濟往來，政府要針對進出口貿易的實際情況，對相關的政策進行適當的調整，對一些新的國際貿易項目進行擴展，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易壁壘，將進出口貿易中的被動局面轉變為主動的局面。
2.擴展內部市場，將一些出口貿易產品在我國經濟市場中進行銷售
在當前國際貿易形勢下，我國可以對內部經濟市場中的資源進行合理的優化配置，將一些出口貿易中的產品在內部經濟市場中進行銷售，一些外貿企業可以將貿易目標轉向滿足國內經濟市場需求，滿足我國在經濟發展過程中的需求，還要采取有效的措施拉動我國內需。
3.加強進出口貿易中服務與技術的創新，完善進出口貿易體系
進出口貿易中的外貿企業，應當加強在服務與技術這兩個方面的創新，提升出口貿易產品的技術含量，在服務這一方面要堅持以人為本的理念，提升出口貿易產品在國際市場中的競爭力；政府要完善進出口貿易體系，對進出口貿易進行宏觀調控，確保外貿企業基本的經濟利益。
四、結語
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，嚴重的影響了我國經濟市場的穩定性，增大了我國經濟市場中的風險，面對這一實際情況要制定一系列合理的應對方案，提升我國進出口貿易中的穩定性，切實解決進出口貿易中存在的一些問題，這對于我國進出口貿易的發展有著十分重要的意義。
參考文獻
關鍵詞:實際有效匯率;進出口貿易;協整分析
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”，發揮“僑、海、山、特”等省情優勢，不斷深化改革，擴大開放，大力發展外向型經濟，對外貿易取得了令人矚目的成就。2007年福建省進出口貿易額達到744.58億美元，年均增長22.16%，總體規模比1979年擴大了272倍。其中出口額達到499.43億美元，年均增長20.89%，擴大203倍；進口額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，在全國對外貿易中具有舉足輕重的地位。進出口貿易是福建省經濟貿易的重要組成部分，其變動會對全省經貿產生較大影響。自2005年7月21日人民幣對美元交易價格調整為1美元兌8.11元人民幣以來，人民幣持續升值，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11.03％。在這種形勢下，福建省進出口貿易與人民幣匯率變動的關系如何，人民幣匯率變動特別是人民幣持續升值究竟會對福建省的進出口貿易產生什么樣的影響，影響程度如何，這些問題，無論是從現實意義的角度來看，還是從長遠發展的需要出發，都是值得分析和研究的。
一、基本理論綜述和研究現狀
1.基本理論綜述
有關匯率變動對進出口貿易影響的理論很多，最早起源于重商主義學派的有關論述，后來出現了馬歇爾-勒納-羅賓遜的有關匯率變動對貿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）為代表的經濟學家用凱恩斯的宏觀經濟理論和乘數理論分析收入變動對國際收支的調節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)以凱恩斯的宏觀經濟理論為基礎提出的吸收分析理論以及20世紀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。
彈性分析理論產生于20世紀30年代，由英國經濟學家馬歇爾提出，后經英國女經濟學家瓊·羅賓遜和美國經濟學家勒納等人發展而成，它主要是通過對進出口商品的供求彈性的分析來研究匯率變動對進出口貿易的影響程度。
一般地說，一國貨幣貶值有利于擴大出口，抑制進口，而貨幣升值有利于擴大進口，抑制出口。彈性分析理論認為，在只考慮匯率變化對進出口商品的影響、貿易商品的供給完全有彈性、充分就業與收入不變、沒有資本移動等假設條件下，只有當進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出口商品價格的變化引起進出口數量的變化，改善一國對外貿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，則出口數量增加得越多，出口額增加得越大；進口商品以本幣表示的價格相對提高，于是進口減少，如果國內的需求彈性越大，則進口減少得越多，進口額下降得越大，結果是出口額增加，進口額減少，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下降，但出口量因本國企業調整生產、增加產量、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口商品的價格已經上升，但進口量因國內消費者在認識、決策甚至找到進口替代品和生產這些進口替代品也都需要一段時間而沒有明顯減少，結果，貿易收支非但沒有得到改善，反而進一步惡化。只有經過一段時間當以上慣性消失，貿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”。 這一變化過程可能會維持數月甚至一兩年，根據各國不同情況而定。
2.研究現狀
匯率變動對進出口貿易影響的研究，一直是國際金融領域的熱點問題和難點問題。近年來，我國學者關于人民幣匯率與進出口貿易關系的研究也取得了不少實證分析方面的成果，但是由于不同學者研究的角度不盡相同，選取的樣本區間有所不同，使用的方法參數也不太一樣，因此，研究的結論大相徑庭，意見分歧也很大。
盧向前、戴國強（2005）運用協整向量自回歸（cointegrating VAR）的分析方法，對1994－2003年人民幣實際匯率波動與我國進出口之間的長期關系進行實證檢驗，結果表明，人民幣實際匯率波動對我國進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出口的影響存在J曲線效應；李亞瓊、黃立宏（2006）采用1978—2000年的數據，通過實證研究，計算出我國的進出口需求彈性絕對值之和為1.643，認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年的數據對中國對外貿易收支差額與人民幣實際匯率之間的關系進行分析，發現二者間不僅判定系數低（Adj-R2=0.2160），且協整檢驗和Granger因果關系分析均顯示不存在長期均衡關系；沈國兵、楊毅（2005）對1990—2004年月度數據進行Johansen檢驗，結果表明，中國進出口與人民幣實際有效匯率之間沒有穩定的協整關系，也沒有系統性相互影響和決定關系；陳晨子（2007）使用協整理論分析1986年1月至2007年1月的數據，得出了人民幣匯率與中國對外貿易額不存在長期均衡關系的結論；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、我國進口總額、出口總額的月度數據進行相關處理，利用向量自回歸模型和格蘭杰因果檢驗模型，研究表明，隨著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出口的影響正在減小。
當人們在研究人民幣匯率變動與進出口貿易的關系的同時，也有一部分人把目光轉向區域領域，研究人民幣匯率變動與區域進出口貿易的關系，也取得了一些進展，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，發現江蘇省出口貿易額的增長與匯率變動明顯正相關；戴世宏（2006）采用對數形式進行實證分析，結果表明，人民幣匯率貶值有力地促進了上海市出口貿易的增長；王春平、劉傳哲（2007）通過協整檢驗發現人民幣實際有效匯率與山東出口貿易額呈顯著的正相關關系；康慧、盧方元（2007）采用協整分析方法研究表明人民幣實際匯率與河南省進出口存在長期均衡的關系且進出口商品需求彈性系數的絕對值之和大于1；馬麟艷、肖留春（2007）通過實證分析，認為人民幣實際匯率變動對云南進出口影響不大；韓萍、任梅春（2006）通過計量分析的結果表明福建省對外貿易出口額、進口額與人民幣實際匯率之間存在的彈性關系不大，相關性較弱，而GDP對福建省的進出口貿易影響顯著。
二、人民幣匯率變動對福建省進出口貿易影響的實證分析
1.模型的設立
根據一般經濟理論，影響一國進出口貿易最主要因素是進出口商品的相對價格，而影響進出口商品相對價格的關鍵因素就是匯率，除此之外，實際國民收入水平也是影響一國進出口貿易的重要因素。但根據彈性分析理論的假設條件，我們假定國內外消費者的實際收入不變，只考慮匯率變化對進出口貿易的影響，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，建立模型：
其中，t為時間，Xt為出口額，Mt為進口額，REERt為人民幣匯率。
2.數據來源及說明
(1)采用的數據是年度數據，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出口貿易的調節作用才日益凸顯。
(2)按匯率是否經過價格調整，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平均數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）是以貿易比重為權數的有效匯率，它所反映的是一國貨幣在國際貿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年的相對物價指數，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出口貿易的影響。
(3)福建省進口額、出口額數據均來自歷年《福建統計年鑒》，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計。實際有效匯率上升表示本幣升值，下降表示本幣貶值。
[關鍵詞]：中韓貿易 出入境旅游 旅游與貿易互動 推拉方程
縱觀歷史進程，國際旅游和國際貿易具有較強的時間同步性，在發達國家和新興工業化國家亦是如此。而數據間的趨同性是否代表著兩者有著一定的聯系，是需要進一步研究的問題。國外的相關研究較少，2001年Jordan Shan和Wilson以中國等為樣本，得出旅游與貿易的關系是互動的。Khalid以伊斯蘭國家的旅游與貿易為對象，細分了貿易方式，得出旅游與貿易間存在長期的平衡。國內旅游與貿易間關系的研究鳳毛麟角，而多是將旅游作為國際服務貿易的組成加以研究，如高靜等對于我國旅游服務貿易競爭力的評估等。這些研究并未跳出國際服務貿易的范疇，從更寬泛的視角分析國際旅游與貿易的關系。從中韓兩國出入境旅游發展看，我國逐漸成為韓國主要的入境客源國，在進出口貿易關系上，中韓貿易國規模大，經濟互補性強。
本文選取2005-2014年的統計數據，從兩個層面分析中韓旅游與貿易的互動關系：（1）根據推拉模式，建立中韓出入境旅游客流量與中韓進出口貿易的推拉方程。（2）從中韓層面出發，分析占入境旅游比和貿易依存度之間的相關性，為從時間軸上分析旅游和貿易的互動關系提供參考。
1模型假設和數據來源
1.1旅游和貿易互動的模型假設
馬可波羅假設。早期的國際貿易始于商務旅游。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，作為早期的商務旅行者確實引發了兩國間的貿易。通常來講，商務者出境其他國家始發動機是買賣貨物，從而引起進出口貿易，一經成功還會產生反饋效應，從而導致進一步的商務旅游與國際貿易。
興趣和關注假設。商務旅游者的成功會因人員與經濟的國家性和社會性而引發廣泛的效仿和嘗試。先鋒商務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注，從而引發更大的旅游流與貿易流，這是其商務旅游的外部效應。
發現與擴大商機假設。國際旅游對國際貿易的貢獻作用不止于商務旅行者，非商務旅行者的海外探親，求學或者休閑都有助于國際貿易的繁榮。因此，國際旅游誘發國際貿易，國際貿易提高了旅游地的興趣與關注，從而引發更大的國際旅游流。
本文以“商務旅游引起國際貿易”“國際貿易提高了居民的關注與興趣”“關注和興趣促進非商務旅游”“非商務旅游促進雙邊貿易”的循環模式詮釋旅游與貿易的關系。立足從更廣闊的視角探析國際旅游和國際貿易間的關系，為科學了解中韓雙向旅游和進出口貿易提供依據。
1.2數據來源和變量定義
本文搜集的統計數據主要包含中韓出入境旅游人次和中韓進出口貿易額兩個序列：（1）中韓出入境旅游數據，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）中韓進出口貿易額，包括中韓進口貿易額，中韓出口貿易額，中韓進出口貿易總額，韓國進出口貿易總額，中國進出口貿易總額。數據來源于中國商務部，國家旅游局，全球經濟數據以及韓國觀光旅游局網站。
由于中韓在政策，人口，土地面積，發展階段，經濟模式，國際旅游等方面的不同。本文著眼于出入境客流量和進出口貿易間的推拉模式，還定義了兩組變量（表1），為從更廣闊的視角分析旅游和貿易依存度提供參考。
需要指出的是，國際旅游與貿易均易受到國際宏觀環境的影響。受2007年到2009年全球經濟危機的影響，國際旅游與貿易均出現不同程度的下滑，為了在相對穩定的環境下探析旅游與貿易的關系，本文采用趨勢線理論對經濟危機時期的統計數據進行模擬。
2出入境客流量和進出口貿易相關性的分析
2.1韓國入境中國客流量和中韓進出口貿易的相關性
自2005年來，韓國入境中國客流量和進出口貿易增長緩慢。2005-2014年，韓國入境客流量從3.55百萬次增加為4.18百萬次，向中國出口貿易由768.2億美元增加為1453.4億美元，由中國進口貿易從351.08億美元增加為900.7億美元，而受2007年-2009年全球經濟危機的影響，中韓出入境旅游與貿易額都出現了嚴重的下滑。為了定量地探析韓國入境中國客流量對中韓雙邊貿易的影響，本文選用2005-2014年的相關統計數據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易的相關性
商務出游者的最初目的是銷售產品，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易的發展進程可分為三個時期：2005年-2007年韓國入境流和出口貿易增長顯著，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，受全球經濟危機的影響，入境客流量與出口貿易同步快速下滑，入境旅游減少到3.2百萬人次，下降速率為66.93%，出口貿易減少到1025.5億美元，下降速率為98.84%。2009-2014年，全球經濟回暖，入境客流量和出口貿易同步上升，入境客流量從3.2百萬人次增加為4.18百萬人次，出口貿易從1025.5億美元增加為1453.3億美元，增速為141.72%。利用統計數據，采用趨勢線模擬韓國入境中國客流量對出口貿易的推拉方程：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口貿易的相關性
商務客國際旅游很大程度上是依據公司和國家需要而選擇性的購進商品。10年來韓國入境中國客流量和中韓進口貿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口貿易增長顯著，入境客流量從3.55百萬次上升為4.78百萬次，增速為134.7%，進口貿易從351.08億美元增加為560.99億美元，增速為135.06%。2007到2009年，受全球經濟危機影響，入境客流量與進口貿易同步快速下滑，入境旅游減少為3.2百萬人次，下降速率為66.93%，進口貿易減少到536.7億美元，降速為98.84%。2009年到2014年，在全球經濟危機的尾音中，各國經濟復蘇，韓國入境中國客流量與進口中國貿易在經過09年到11年的較快增長后，趨于平穩增長。截止2014年入境客流量與進口貿易分別達到4.18百萬人次和900.7億美元。利用統計數據，采用趨勢線模擬韓國入境中國客流量對進口貿易的推拉方程：ITKC=-3.0923IQKC2+95.901IQKC+275.53R2=0.88 （2）
式中，ITKC為韓國進口中國貿易額（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易的拉力而言，其對進口貿易的作用更強。在中韓出入境旅游中，中國由旅游順差變為旅游逆差，韓國反之；在中韓進出口貿易中，中國處于貿易逆差，韓國反之。這種由入境旅游的順差而引起的進出口貿易的逆差，在貿易和旅游的關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出口貿易的相關性
馬可波羅假設：商務客出境旅游，其目的是買賣商品，進而引發進出口貿易。本文通過將2005年-2014年的進口貿易和出口貿易加總，得到中韓進出口貿易總額，再將其與韓國入境客流量進行分析，得到入境流量對進出口貿易的推拉方程：ITKC=-9.99IQKC2+279.8IQKC+812.8 R2=0.8765 （3）
式中，ITKC為韓國進出口中國貿易額（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出口貿易間的相關性
鑒于經濟發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展，現已與全球上百個國家簽訂旅游協定，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，向韓國出口貿易由351億美元，增速為189.18%。本文選用2005-2014年的有關統計數據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易的相關性
由圖3可見，中國出境客流量和出口韓國的貿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濟的迅速發展，中國出境韓國客流量與出國貿易增幅很大，分別為147.76%與210.59%；2007年底到2009年受全球經濟危機的影響，中國對韓國出口貿易顯現了較大幅度的下滑，跌落為537億美元。2009年到2014年出境客流量與出口貿易同步穩定發展，呈現雙旺發展格局。利用相關統計數據，采用趨勢線模擬出境客流量對出口貿易的推拉方程：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口貿易的相關性
由圖4可見，出境韓國客流量和進口韓國的貿易額自2005-2013年同步增長，而2014年的進口韓國貿易額有所下降。自2005-2007年低，中國出境客流量與進口貿易同步快速增長，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%，進口貿易額從1025.5億美元上升為1453.3億美元，增速為141.72%。除2014年中國進口韓國貿易額有所下降外，中國出境韓國客流量和進口貿易均快速增長。而從2014年進口貿易額的下降可以預測到在今后的幾年，中國出境人數與進出口貿易額會出現下降的趨勢。利用統計數據，采用趨勢線模擬出境客流量對進口貿易的推拉方程：ITCK=435.86ln（0QCK）+624.84 R2=0.7736 （5）
式中，ITCK為中國進口韓國貿易額（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口貿易而言，其對進出口貿易的拉動作用強于進口貿易。
2.2.3中國出境韓國客流量和中韓進出口貿易的相關性
將2005年-2014年的中國出口貿易和進口貿易加總，得出中韓進出口貿易總額，再將其與中國出境客流量進行相關性分析，得到出境客流量對進出口貿易的推拉方程：ITCK=690.03ln（0QCK）+924.85 R2=0.829 （6）
式中，ITCK為中國進出口韓國貿易額（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易依存度的關系
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中地位越來越重要；同時，韓國對華貿易依存度除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易依存度的聯動關系，本文采用的直線方程進行回歸分析，其關聯帶動方程：TRIK-C=0.3195RITK-C+20.742 R2=0.4236 （7）
其中，TRIK-C為韓國對華貿易依存度，RITK-C中國游客占韓國入境旅游比。依據邊際彈性，當中國游客占韓國入境旅游比上升1個百分點，韓國對華貿易依存度就會上升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，中國對韓國貿易依存度伴隨市場化的不斷深入與經濟的不斷發展，而逐漸下降。受全球經濟危機的影響，韓國占中國入境旅游比從2007年的18%下降為2009年的15%。中國對韓國貿易依存度和韓國游客占華入境旅游比兩組指標的縱向波動顯現較強的時間趨同性及相關性。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易依存度的聯動關系，本文采用的直線方程對其進行回歸分析，其關聯帶動方程：TRIC-K=-0.2066RITC-K+8.0942 R2=0.8709 （8）式中，TRIC-K為中國對韓貿易依存度，RITC-K為韓國游客占中國入境旅游比。依據邊際彈性，當中國占韓國入境旅游比每上升1個百分點，韓國對華貿易依存度會減少0.2066個百分點。
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[6]Susan Horner著.程盡能，盧滌非等譯.商務旅游[M].北京：旅游教育出版社，2004.3-27.
（紹興縣職業教育中心，浙江 紹興 312000）
【摘 要】進出口貿易實務課程是國際貿易及相關專業學生必修的核心課程。為了適應新的國際經濟形勢的變化、知識經濟的挑戰和中職學生實際擇業就業競爭壓力日趨激烈的需要，傳統的教學改革勢在必行。本文從市場需求出發，結合國際經濟形勢的發展，重新規劃進出口貿易實務課程的教學內容、教學方法和重新調整教育教學側重點，在不改變中職教學目標的基礎上對進出口貿易實務課程的教學進行改革。
【關鍵詞】進出口貿易實務；教學改革；探索
《進出口貿易實務》在整個國際貿易及商務英語等相關專業中具有重要的學科地位。首先，進出口貿易實務是國際貿易類專業的專業必修課程，是一門研究國際貿易過程中涉及到的進出口業務流程操作的學科，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用學科，故這門課的掌握與否，將直接影響學生對外貿這個專業的理解。其次，它還是國際物流管理、電子商務等專業的主干基礎課程。作為外貿專業類普遍開設的專業必修課，進出口貿易實務課遵循理論部分“必需、夠用”的原則，在教學中較多地體現實踐性，密切結合我國進出口貿易工作實際，突出重點，加強案例和實訓教學，通過本門課程的學習，讓學生能真正理解進出口貿易流程。本文從市場需求出發，結合國際經濟形勢的發展，重新規劃進出口貿易實務課程的教學內容、教學方法和重新調整教育教學側重點，對進出口貿易實務課程的教學進行改革。
一、合理規劃教學內容
（一）科學安排教學內容
進出口貿易實務課程作為外貿類的核心課程，應該說內容都很重要，進出口貿易實務的教學內容包括了以下方面：商品的品名、品質、數量與包裝；貿易術語和商品的價格；國際貨物運輸；貨物運輸保險；國際貨款的收付；爭議的預防與處理；交易的磋商與合同的簽訂；出口合同的履行；進口合同的履行；國際貿易方式。我們應結合國際經濟形勢的變化，本著以實用為目的，夠用為尺度的原則，對內容進行科學合理的安排。
1.結合當前實際，以商品的標的、貿易術語和價格、貨款的收付及合同的履行作為重點。因為現在往往由貨代做運輸、報關，所以對運輸重點掌握訂艙及運費。又現在的海運相對風險小，且出口報價以FOB、CFR居多，故對保險、不可抗力等只作了解。在學習交易磋商中適當的結合函電，并讓學生了解電子商務在外貿中的應用。對于結匯的學習，可適當增加核銷及退稅的內容，以便更好地與實踐結合。
2.國際貿易實務是以出口為導向展開的，在過去符合國家的實際狀況，現在我們應該適當做些調整，在教學中適當增加進口貿易的內容，結合形勢，讓學生重視進口。
3.與地方經濟結軌。紹興是輕紡城，故在涉及到商品的品質、數量、包裝時，可以紡織品為例讓學生了解面料，了解印花染整工藝，為學生走上社會打下基礎。
（二）及時更新教學內容
進出口貿易實務課程是一門與國際貿易發展相結合，密切聯系國際貿易政策措施、聯系國際貿易規則的課程，這些內容都是不斷變化和發展的。如《進出口貿易實務》（高等教育出版社第二版）教材現還引用《UCP500》（《跟單信用證統一慣例500》）及《2000年國際貿易術語解釋通則》，事實上外貿業務中已使用《UCP600》（《跟單信用證統一慣例600》）及《2010年國際貿易術語解釋通則》。
二、大膽改革教學方法和手段
我們說，課改除了內容整合，更多的是教學方法和手段的改革。因此，對于進出口貿易實務的課程教學改革，我們也要大膽的改革教學方法和手段。現在的國際貿易實務基本上是圍繞合同的內容展開的，對于關鍵的東西只談它的一些定義或含義，本質上看并非實務，學生也難以理解。在教學中我們可以從以下方面著手，充分調動學生學習的主動性，讓學生走進貿易，真正動起來，以便于更好地掌握進出口貿易實務這門課。
1.充分利用好網絡等資源，為學習者提供學習主題相關的豐富資源。
在如今網絡風靡的時代，學生迷戀網絡，如何正確利用網絡資源，使網絡為學習服務。我們可引導學生去專業論壇交流學習，如福步外貿論壇；去相應的貿易平臺網站比如阿里巴巴網站了解相關知識。我們更可為學生布置拓展性問題，引導學生根據自己的興趣，翻閱更多的資料，經過閱讀自學、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購任務，事后討論其中的得失及注意點，再結合外貿予以展開。這樣的活動能讓學生融入其中，充分收集資源。
2.為學習者提供探索思考的空間。
在教學中，我們要結合學生實際，注重情境教學、案例教學、問題引入式教學等，把專業術語生活化，從身邊事例出發探究專業知識。面向全體，給學生留出獨立思考的時間、空間，通過思考，激發學習興趣，促進全體學生積極參與教學的全過程。例如價格，讓學生從身邊買賣中的價格引入，探究、引導、糾錯，得出國際貿易報價的特點及與國內買賣價格的相同與不同，進而從實踐中理解貿易術語的定義。
3.為學習者提供交流協作、成果展示的平臺。
對于進出口貿易實務的內容，教學時內容支解得七零八落，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，前后銜接。所以，我們要給學生提供一個實習實訓的平臺，把這些內容結合外貿函電等知識完整串聯，學以致用。我們可以充分利用已開發的軟件系統，如世格軟件，把學生分成進口商、出口商、生產供應商、出口地銀行、進口地銀行、船公司、保險公司等，讓學生分角色的進行仿真模擬操作，在操作中培養學生交流協作的能力。且在操作完成后，讓各個學生交流其中的心得體會。當然若能為學生提供資源，讓學生自行去完成一筆交易，如到阿里巴巴網站熟悉其交易流程，使學生真正做到理論與實踐結合。熟悉了國內的貿易網站，就可以到外國的貿易平臺網站去，如B2B等網站去尋找客戶、談判、簽訂合同，進一步在操作中提高其實踐能力。當然我們也應該在平時教學中多讓學生熟悉流程，例如在學信用證時，就可以讓學生分角色演示，一方面增強其交流協作的能力，另一方面更是對自己知識掌握的一個展示。
在教學中，我們要通過改變教師的思想觀念，激發學生自主學習的熱情和動力，促成學生在課堂上動手、動口又動腦，激發學生的潛能，培養學生會聽、會質疑、會表述、會交流的能力。
三、重新調整教育教學側重點
對于中職學校，我們要培養的是具有操作能力的技工型人才。本科院校課程體系強調學科完整性，現在我們職業學校提出要以行動導向為體系，即基于工作過程的課程設計，就是說，按照實際進出口流程來安排知識內容。我校外貿專業的專業課程主要開設有《國際貿易基礎知識》、《進出口貿易實務》、《外貿單證實務》、《外貿跟單實務》、《商務英語函電》等。而這些課程，在教學過程別是實踐應用中并不是單獨存在，而是相互交融、互有聯系。基于這樣的原因，《進出口貿易實務》、《外貿單證實務》、《商務英語函電》三門課程就需要整合，在整合中，我們更強調實用性，這無疑成為當今教育教學的側重點。在這些課的教學中，我們可以把《外貿單證實務》融合到《進出口貿易實務》中，例如在學國際貨物運輸時講到提單，同時插入提單的填寫；學到貨物運輸保險時，講講保單的填寫；學到國際貨款的收付時，分析結匯單據的填寫。這樣可以免去有關單據內容的重復教學。同時在學到磋商時，可結合簡單的《商務英語函電》知識，學習合同條款時，我們也可以讓學生了解條款的英語表達，這樣就能使《進出口貿易實務》、《外貿單證實務》、《商務英語函電》真正合為一體，學以致用。當然這對學生是個挑戰，對教師更是一個挑戰。
綜上所述，《進出口貿易實務》的課程改革勢在必行，我們不僅要改內容，更要改教學方法，讓學生學中用，用中學，培養出有較高操作能力、學習能力、溝通能力、協作能力的技工型人才。
參考文獻：
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關鍵詞:政策導向；中國煤炭；進出口；貿易
我國的經濟在不斷的發展，而煤炭進出口的工作也為我國的經濟發展帶來了很大的積極作用，推動了我國基礎產業的不斷發展。我國是一個能源大國，同時也是一個消費大國，煤炭行業在國家的總體能源消費、資源供給等各個方面中占據著很大的份額。國家經濟在不斷地上升，經濟結構也會有所轉變。尤其是在煤炭進出口貿易調控方面，政府力度也有所加大。這主要是因為煤炭的數量較多，而消費消化確是有限。針對這種煤炭資源的發展狀況以及市場的需求，國家必須實施相關的政策，從而促進我國的煤炭貿易獲得長遠的發展，因此本文即將對于中國煤炭行業的進出口貿易發展情況，以及影響因素進行深入探討，旨在幫助煤炭行業能夠獲得可持續性與的發展。
一、我國煤炭的進出口貿易發展基本情況
(一)我國煤炭的進出口貿易發展變化。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。根據我國煤炭行業的發展情況來分析，進出口政策也在隨著國際形式以及我國的發展狀況而不斷地改變。根據市場的變化以及消費者的需求，煤炭進出口的貿易量也在及時地調整與控制。根據過去的經驗，我國曾經對于煤炭的進出口貿易方面的政策有所放松，大力支持去進口那些優質的煤炭。當然也會出現對于煤炭進出口量數量進行嚴格的控制階段。從政策的角度分析，也會在很大程度上影響煤炭的進出口的比例。例如將2004年的煤炭進出口的數量于2014年的煤炭進出口數量，二者進行對比。就會發現煤炭出口的數量是遠遠減少了，進口的數量是大大增加了。在近幾年國家的政策也發展了很大的變化，比如堅持踐行科學發展觀，進行多元、多角度的發展。國家通過對煤炭貿易稅收的調整，促進煤炭進出口的健康發展，從而達到節約環保的目的。當然了，國際市場的發展變化是一個動態的過程，對于煤炭的需求量也是會隨之而產生一定的變動。(二)我國煤炭進出口貿易的形式分析。從最近幾年來論述，世界對于煤炭的生產以及消費等方面都呈現出不斷增長的趨勢，對于發電時所需要的煤炭數量也是在不斷地增加。所以，煤炭在運輸成本上也有所降低，也就極大地促進了煤炭在國際貿易方面的發展。實際上中國煤炭的發展變化是非常大的，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、穩定性高的特點，這也就更增加了煤炭在我國的經濟發展中不可或缺的地位。當然了，隨著政策的發展與變化，煤炭貿易也會存在著一定的波動，這是不可避免的現實。所以，了解貿易的形勢一定是要放眼整個國際市場，不能僅僅局限于當下的發展形式。更重要的是，能夠使用一種長遠的眼光，進行客觀合理的進出口貿易情報分析。此外，也要關注國內市場的發展變化，從而抓住抓住國家的優惠政策，進行煤炭進出口貿易的長遠發展。因此，關注國內外的政策變化，及時發現市場的動態，二者最為關鍵。而抓住機遇、隨機應變是提高進出口貿易發展的基礎。(三)對煤炭進出口貿易發展產生影響的政策條件。隨著社會市場的發展，國家對于煤炭進出口貿易也會進行及時的調整與變化，旨在推動煤炭進出口貿易的良好發展。根據我國煤炭進出口貿易，在1998年之前的發展狀況是得益于經濟的不斷增長，一定程度上推動了煤炭進出口貿易的發展。而在2006年的時候，國家就開始對煤炭的出口政策進行緊縮，相反支持煤炭出口。而從2014年開始，煤炭行業經濟發展勢頭減弱，導致很多的煤炭企業則面臨著巨大的虧損現實。因而，我國在無煙煤和煉焦煤的進口稅率設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出口具體發展的方向，有著極其密切、不可分割的關系。在我國煤炭進出口貿易發展的時候，也會受到匯率政策的影響。在我國經濟發展的過程當中，人民幣匯率對于各行各業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，在國際貿易過程一般會以美元作為結算的基礎，在出口煤炭的時候，價格也是會受到市場的嚴重影響，所以，人民幣對于美元匯率的變化情況，也是非常重要的。當然了，匯率的政策也會對煤炭的價格產生很大的變化。當在進行國際煤炭的貿易時，使用美元作為結算的標準，而我國的人民幣在升值方面，就會難度較大。同時，導致煤炭在進出口的價格難以上漲；價格難以產生優勢，煤炭的進出口需求有所增加，煤炭在國內的發展空間也會有所降低。煤炭進出口貿易的發展一定是根據國際的貿易形式以及市場的需求情況，從而進行有計劃的、科學的調整，才能夠將進出口煤炭的比例進行合理的分配，從而促進我國煤炭貿易的良性發展，促進國家經濟的可持續性進步。
二、政策在我國煤炭進出口貿易當中的作用
(一)政策的正向影響。首先，從政策的積極影響角度來論述，政策在我國煤炭進出口貿易當中的作用。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展效率，能夠獲得可持續性的、健康性的發展，有效增強煤炭公司企業在國際上的競爭力。當國家大力支持煤炭出口，實際上是能夠實現煤炭在我國內部的供應與需求的有效平衡，從而使得國家的產業結構更加合理化，推動國家的經濟的健康發展，從而帶動相關的資源環境的良性變化；進一步推動我國的煤炭產業及時轉型與升級，強調的是不斷地促進經濟的循環發展；從而使企業不斷地朝多樣化、多元化以及長久化方向發展。如果國內的煤炭經營出現了一定的難題，國家在政策上支持出口，可以實現創匯的效果。實際上，這對于促進我國的煤炭供應和需求的平衡也有很大的積極作用。同時，也能夠對于國家的產業結構起到一定的調整作用，提高國家在能源儲備方面的實力。從而也能夠使國家的經濟發展更為穩健，有效地改善氣候環境條件。從我國煤炭能源分布的現實情況來分析，東南沿海地區的煤炭資源相對比較貧瘠。所以，國家制定了“東進西出，南進北出”這一煤炭政策。而這個政策可以有效的減少地區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，有力地促進煤炭企業技術的改進和提高，促進經濟的可循環發展。同時，我國實行走出去的政策，或者是進行國外的市場投資，再或者是企業收購。同時，還可以進行跨國煤炭企業的擴建。這一系列政策都是積極的、正面的，對于煤炭企業進行健康的發展有著很大的幫助。煤炭企業更應該主動地進行產業結構的優化，主動追求突破，進而在市場上獲得一席之地。(二)政策的負向影響。煤炭行業也是在政府以及市場兩方面的影響之下，獲得一定的發展。當政府通過對于產能、進口的限制等政策來幫助解決煤炭貿易問題時，實際上，很難從根本上解決煤炭產能釋放量大，而與下游的產業需求不想匹配。所以單單只是通過相關的進口控制政策，以此來進行國內的煤炭企業的發展，但是卻很難使得國內的企業走出口門，在整個國際化的大環境之下的取得良性競爭與發展。此外，不僅僅受到整個中央政策的宏觀調控，還有地方政府性的政策，也會使得國內的煤炭價格出現變動，使得企業面臨著虧損的風險。比如，地方的保護性措施使得省外的煤炭行業發展受到了很大的限制，導致市場發展不夠多元化，也不夠活躍。同時，在電力以及其他相關行業也會對于其他省煤炭進出口進行一定的打壓。這一切都是因為煤炭行業僅僅是所有行業發展鏈條當中的一部分，對于上下游的行業市場發展也有一定的影響。所以，當處于生態鏈條上的煤炭行業發展出現了困難，就會導致其他的行業造成一定的損失。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口的政策上，從另一個角度來分析，也會對于我國煤炭企業在整個國際市場中的長期發展。當我國的煤炭價格普遍下降，導致很多的企業基本上都是存在著虧損。而實際上，國家在煤炭政策的時間，遠遠是遲于整個煤炭行業的現實狀況變動速度，也就會導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出口貿易政策的過程當中，一定是可以進行適當調整，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整，使得整個煤炭進出口貿易的政策處于穩定的狀態，使得進出口貿易的發展呈現一種穩定的健康發展狀態。(三)關于政策導向的重要性。在我國進出口煤炭進出口貿易發展的過程當中，國家政策的指導一定是非常有必要的。國際經濟在不斷的向前發展，市場也是異常活躍，而我國也在不斷的進行產業結構的變化與調整，所以，國家的煤炭行業在需求方面速度增快，煤炭行業的發展也出現了一種新的狀態。而從煤炭企業發展的角度來論述，企業必須及時地調整發展的模式，逐步地向高質量、高效益、集約型的方向發展。而從國家的方面論述，使用一定的政策，對于煤炭貿易行業的發展有一定的控制，進行正確而合理的布局。同時，讓能源供給逐步走向穩定化，才能夠保證煤炭企業獲得穩定性的發展，從而一定程度上使得國家的經濟發展也逐步走向可持續性。總言之，政策的變化是同時受國際以及我國的經濟發展的影響。我國煤炭進出口貿易的長遠發展，也不再是取決于煤炭發展的數量或者是速度。更為關鍵的是，依靠整個進出口貿易發展的模式以及正確的發展手段。在政策的影響之下，進行合理的貿易發展，促進能源發展的平衡性，引導煤炭行業的健康發展。
三、推動我國煤炭進出口貿易政策的發展策略
(一)調節總量，優化結構。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，使得煤炭行業在國際上獲得一定的發展。而在國內，如果煤炭能量過于剩下的話，國家就會制定一系列限制產出的政策。同時，市場也需要很長的時間去將剩余的產能消化掉。那么，現實情況就一定會給煤炭行業帶來很大的發展壓力。而國內供應和需求上的關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在煤炭能源分布不均勻的情況之下，進行合理的戰略布局。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和需求方面達到一定的平衡。第二點，就是要讓相關的煤炭企業經營關閉或者是合并轉讓，實現資源重組能夠使得資源得到合理的利用，從而使得企業走向往集約方向發展的道路。實際上，這種策略不僅僅使得煤炭企業有更為強大的發展能力，也挽救了那些處于困難中的企業。第三，就是要加強對于煤炭企業的監督和管理。因而，一定要建立一個較為完善的開采煤炭的法律法規，使得煤炭的開采工作走向標準化和科學化。所以，在進行煤炭開采的過程當中，一定要注重與生態環境的協調一致，努力保護資源，從而實現可持續性的發展目標。第四點，就是要對于煤炭企業進行一定的政策支持與幫扶，才能夠幫助企業進行及時的產業升級和改造，提高它們在煤炭生產方面的能力，淘汰落后的硬件設備，減輕企業發展負擔，進而在根本上保護煤炭企業的發展，從而推動企業長遠性的發展。 (二)發揮市場作用，政策幫扶。在影響煤炭企業發展的各類因素中，市場一定是最為關鍵、最為重要的影響因素。因為一切都是從實際出發，市場的供應和需求的變化，直接影響著企業發展的目標。所以，根據市場的現實狀況，我國也應該制定相應的政策，從而跟上時代的發展步伐。例如，國家通過實施進出口關稅的支持，推動我國從煤炭出口向煤炭進口發展。而近幾年，過的煤炭數量存在著一定的積壓。所以，企業在經濟上虧損，最終導致整個煤炭行業處于進退兩難的發展困境。所以，國家根據這種現狀就制定了一定的調整政策。比如，減少煤炭品種出口的關稅、提高對于煤炭進出口在結構、數量以及發展方向等方面的管理。同時，還要及時關注國內外的市場發展的變化，進而給出最及時的煤炭進出口發展政策。因此，市場在整個資源配置中占據主導地位。而國內外市場都應該得到廣泛的關注，才能夠在整個國際市場上取得一定的競爭地位，推動我國煤炭進出口貿易的良好發展。政策幫扶，既是立足于市場之上，更是在進行一定的市場調控，進而促進煤炭進出口的健康發展。(三)兩手抓，兩促進。實施兩手抓，兩促進的策略，能夠使煤炭進出口保持一定的平衡。如果煤炭進出口不能夠健康地發展，那么政府就應該采取一定的調控手段進行合理的調控，從而在一定時間內取得良好的效果。實際上，這也是能夠提高我國煤炭貿易發展的一種有效手段。從我國煤炭市場進出口的速度，逐漸的放慢的現實狀況來分析，我國應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，使得優質的煤炭能夠多多進口，而那些劣質的煤炭進口可以得到有效的控制，從而使我國在進行資源開發的過程當中，減少對環境造成的巨大壓力。此外，政府也可以進行政策鼓勵方面的實施，減少關稅、資源稅，從而使貨源以及鐵路運輸等各個環節得到相關有力的保證。而煤炭企業在實力上得到增強，在國際的市場當中也可以占據一定的比例，獲得一定的地位，使得我國在國際市場上的話語權增加。
四、結束語
首先，本文對于我國的煤炭進出口發展的基本情況，進行了簡單的介紹。同時，針對政策在我國進出口貿易當中起到的相關作用，也進行了詳細的論述。最為關鍵的是，本文給出了推動我國煤炭進出口貿易政策發展的策略。而國家政策的變動，這也主要是根據國內外的市場發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，旨在推動煤炭企業能夠獲得更為長遠性的發展，進而一定程度上推動經濟的可持續性發展。縱覽本篇論文，我國在煤炭進出口的數量上，也發生了很大的變動，從不出口、出口少，到出口多、進口少。現在也主要是出口變少了，而進口在慢慢的變多。而煤炭企業要想獲得長遠的發展，一定要及時關注我國制定的相關煤炭政策，不斷地拓展企業的實際競爭力，從而在市場上站穩腳跟獲得持續性的發展。
參考文獻
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關鍵詞：FD 對外貿易 總體效應 時空差異
一、文獻綜述
（一）國外文獻 關于FDI與國際貿易國外學者主要討論兩方面：一是FDI與國際貿易之間的因果關系。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）的研究結論是出口規模的擴張能吸引FDI的流入。二是FDI與國際貿易之間是替代效應還是互補效應。替代關系理論認為貿易障礙在一定條件下會導致資本的國際流動，即表現為投資對貿易的替代，同時國際資本流動的障礙也會產生國際貿易。Belderbos和Sleuwaegen（1998）、Blonigen（2000）等學者研究證實了此觀點。互補關系理論認為FDI 可以在投資國與東道國之間創造新的貿易機會，使貿易在更大的規模上進行，即表現為投資與貿易的互補。Goldberg 和 Klein（1999）、Mariam Camarero（2004）等研究結果表明貿易與FDI之間存在互補關系。
（二）國內文獻 國內學者蔡小勇、余子鵬（2005）利用2003年中國30個省份的出口總值、機電產品出口總值及當年實際利用FDI值，分析了FDI對中國出口及地區差異影響，結果表明FDI對西部落后地區出口的帶動作用最大，對中部地區出口的帶動作用最小。王少平等（2006）利用1992年至2003年我國三大地區省份的面板數據考察FDI 對不同地區進出口貿易的動態效應。結果表明東部地區FDI對出口有顯著的創造效應和較強的替代效應，而對中、西部地區其創造效應不顯著并且替代效應相對較弱。梁瑞（2008）研究發現我國FDI對出口貿易的促進作用在東部和西部地區較為顯著，但FDI對東部地區出口貿易的促進作用最大，西部次之。國內外相關研究主要集中在FDI對兩國貿易流量的影響方面，即替代性和互補性問題。國內學者的研究大部分結果表明FDI對我國進出口貿易增長的貢獻越來越大，但這些研究沒有充分考慮到我國各區域由于自然和經濟條件不同而導致FDI的貿易效應可能具有顯著差異，在更深層次上分析FDI對我國區域貿易失衡狀況、轉移效應等方面問題。基于此，本文利用1987年至2009年中國30個省市的面板數據對FDI對我國區域對外貿易的階段性影響進行實證，從而對我國FDI的貿易總體效應進行全面分析。
二、研究設計
（一）樣本及數據選取 本文采用中國30個省市（因部分數據缺失）1987年至2009年的面板數據。1987年合資2008年各省進出口額、實際利用FDI、GDP與公路鐵路總長度，2009年實際利用FDI數據來源于各省統計年鑒及各省統計信息網，2009年其他變量的數據來源于《中國統計年鑒-2010》。其中各省的進出口額和實際利用FDI以萬美元為單位；各省的國內生產總值是以2000年的名義GDP為基期調整得到實際GDP，然后按當期匯率調整為萬美元；匯率是IFS所公布的人民幣實際有效匯率，以2000年為基期進行了指數化調整；各省鐵路與公路總長度以公里為單位，所有數據均采用對數形式。
（二）模型設立 為研究FDI 對我國三大區域對外貿易的影響，在實證分析中除了把當年實際FDI作為解釋變量，還將各地區貿易績效與其經濟規模聯系起來。經濟規模是決定外商直接投資的關鍵因素，因此，引入各省GDP這一變量作為經濟規模的測量指標。同時，根據影響貿易收支的一般理論，影響一國進出口貿易的變量主要是進出口商品的相對價格及國內外的實際國民收入水平，而影響進出口相對價格的關鍵因素是匯率。因此，引入匯率這一解釋變量，在文中用人民幣實際有效匯率REER表示。另外，根據國際貿易理論和國際投資理論，基礎設施除了是影響對外貿易的重要因素，也是影響FDI 的關鍵因素。因此，引入各省公路和鐵路里程數作為基礎設施狀況的替代變量，該替代變量用ROAD表示。基于上述分析，選取影響對外貿易的四個主要經濟變量——外商直接投資、國民在截面間的異方差性和相關性造成估計結果偏差，對個體固定效應模型和個體隨機效應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）進行估計。
三、實證檢驗
（一）FDI對我國對外貿易影響總體效應分析 本文首先對解釋變量回歸，并依據面板模型的F檢驗和隨機效應檢驗結果選擇合適的模型進行估計。模型 1、2、3見表（1）是FDI對解釋變量的混合效應、個體固定效應和個體隨機效應模型的擬合結果。模型1由于面板模型F檢驗統計量對應的p值趨近于0，故拒絕混合模型；而個體隨機效應的Hausman檢驗值，在1%的顯著性水平下拒絕隨機效應模型。由模型2中冗余固定效應檢驗的F值和模型3的Hausman檢驗結果可知，建立個體固定效應模型是較為合適的，因此認為模型2的回歸結果較為準確。結論顯示，FDI對我國進出口貿易均有顯著的創造效應，當我國FDI流入量增加1個百分點，出口將增加約0.06個百分點，進口約增加0.18個百分點。此外，GDP與基礎設施對我國對外貿易的影響顯著正相關。人民幣實際有效匯率的系數顯著為負，表明在我國匯率變動顯著影響進出口，即人民幣貶值1%，出口將上升0.61%，進口上升1.09%。
（二）FDI對我國對外貿易影響時空差異分析 1987-2009年時期，我國經歷了對外開放、金融危機、加入 WTO等重大經濟事件，我國經濟結構和對外貿易環境有可能產生了相應變化。政府積極引入 FDI的同時，開始注意到引導FDI轉型，使外商直接投資在區域、產業內的分布也發生了巨大變化。單純通過1987年至2009年數據對FDI與我國三大區域對外貿易關系進行研究，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，沿用前文設定的方程，對三個階段分別進行GLS回歸分析，通過計量結果來比較隨著時間的推移FDI對各區域的貿易影響有怎樣的改變。（1）不同階段FDI對我國東部地區進出口貿易的影響分析。計量結果見表（2）顯示：在不同階段，東部地區FDI 對貿易影響產生了一些明顯的改變。1987-1992年東部地區FDI對進出口貿易均具有創造效應，對于進口FDI系數為0.21，即增加1單位 FDI，會拉動東部 0.21 單位的進口，大于出口的FDI系數0.1。1993年至2001年東部地區 FDI對進出口貿易表現出顯著的創造效應，進口的FDI系數為 0.9大于出口的FDI系數0.32。而在2002年至2009年東部地區 FDI 對進出口貿易均無顯著影響。1987年至1992和1993年至2001年間，東部進口創造效應明顯的原因可能是由于東部地區憑借著地理優勢、廉價勞動力和較低的運輸成本吸引大量外資企業進入投資建廠并開展加工貿易。建廠期間，需要從國外進口大量的機器設備、技術專利以及人才，無疑會拉動東部進口貿易。 2002年至2009 年間，東部地區FDI對進出口貿易均沒有顯著影響的原因可能是經過前期外資企業的發展，其已經完成了生產所必需的基礎建設。另一方面，東部地區已形成圍繞外資企業的產業需求的加工貿易服務產業鏈，不用通過進口就可以在國內完成所需生產資料的采購。（2）不同階段FDI對我國中部地區進出口貿易的影響分析。通過FDI對中部地區進出口貿易影響的實證分析，結果見表（3）顯示：1987年至1992年，中部地區FDI對進出口貿易均無顯著影響。1993年至2001 年，FDI 對進口貿易表現出顯著的創造效應，對出口沒有顯著的影響。進口FDI系數為0.12，即增加1單位 FDI，會拉動中部 0.12 單位的進口。2002年至2009年，FDI 對出口貿易則表現出顯著的替代效應，出口FDI系數為-0.15，對進口無顯著的影響。1993年至2001年間中部地區FDI的進口創造效應明顯的原因可能是在東部地區產業鏈基本形成和生產成本逐步上升，而中部地區有豐富的自然資源和人力資源，并且相對于西部地區還有著便利的交通和良好的基礎設施，大量產業開始向中部轉移。在這一階段中部地區吸引大量FDI 的流入，對進口貿易有顯著帶動作用。在2002年至2009年間，FDI 對出口呈現顯著替代效應并不意味著FDI 對中部經濟發展的促進作用在減小。相反，這是正確利用FDI推動地區經濟發展的起點。雖然中部地區不具備東部地區天然地理優勢，運輸成本等因素也制約出口導向型FDI的流入，但非常適合引入市場導向型FDI。同時中部地區經濟發展水平相對落后，引入外資有著較大的發展潛力。（3）不同階段FDI對我國西部地區進出口貿易的影響分析。通過FDI對西部地區進出口貿易影響的實證分析，結果見表（4）顯示：1987年至1992、1993年至2001年兩階段，西部地區FDI對進出口貿易均無顯著影響；2002年至2009年間西部FDI對進出口貿易則表現出顯著的創造效應。FDI的系數進出口系數分別為0.14和0.11，即增加1單位FDI，會拉動西部地區0.14單位的進口和0.11單位的出口。前兩個階段西部地區FDI系數不顯著的原因可能與中部較一致。主要是由于西部地區比較惡劣的自然條件和薄弱的基礎設施，給對外貿易帶來巨大的運輸成本，引入西部地區的FDI數量較少，一定程度上導致對外貿易發展水平較低。而在2002年至2009年間，西部FDI 對進出口貿易表現出顯著的創造效應。其可能是隨著西部地區基礎設施的發展，西部地區較大潛在的自然資源和低廉的勞動力成本等優勢對經濟發展的作用得到了充分發揮，吸引大量的外商直接投資。這種 FDI 與中部地區 FDI 類型（市場導向型）一致，這種市場導向型外資企業可以利用西部地區優勢投資設廠和發展產業，同時也大大推動了西部地區經濟的發展。
四、結論與建議
本文分析我國FDI對三大區域對外貿易的階段性影響結論如下：（1）1987年至1992、1993年至2001年間東部FDI對進出口貿易均有顯著的創造效應；2002年至2009，東部FDI對進出口貿易均無顯著影響。（2）1987年至1992年中部FDI對進出口貿易均無顯著影響；1993年至2001年中部FDI對進口有顯著的創造效應；2002年至2009年中部 FDI 對出口有顯著的替代效應。（3）1987年至1992、1993年至2001年間西部FDI 對進出口貿易均無顯著的影響；2002年至2009，西部FDI對進出口貿易均有顯著的創造效應。根據上述結論，提出如下建議：（1）加強西部地區基礎實施建設，積極引導市場導向型FDI流入。地理區域決定西部引資環境的競爭力較弱，要大規模的引資必須加強教育、水電、通訊等基礎設施建設。因此，西部應繼續推進鐵路建設，加快高速公路建設，適當擴大航空運輸能力，解決西部交通中通道少、密度低的瓶頸問題。（2）利用中部地區資源和勞動力，大力引入市場導向性FDI流入。中部在制定招商引資政策時，應該提供相應的產業導向，引導外商直接投資于具有一定技術含量的企業。引入外資能帶來先進的技術和設備，通過技術外溢，以及外資企業的輻射作用，能提高中部企業的競爭力并大大帶動中部地區與外資企業配套的產業發展。（3）利用東部地區的良好投資環境，積極引導FDI 轉型。FDI 進入東部地區之后，能夠迅速形成生產能力，外商可以得到較高和較快的投資回報，促進對外貿易的發展。東部地區大量出口導向型外資企業推動我國貿易順差的同時，也帶來了人民幣升值的巨大壓力和嚴重的通貨膨脹。因此，限制東部地區加工貿易業的發展，引導東部地區FDI 投向高附加值、高科技產業。通過這種轉型東部地區 FDI的貿易創造效應必然會得到顯著增強。
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經過長時間的醞釀和準備，4月13日，中國農藥工業協會在杭州召開會議，正式成立協會國際貿易委員會。中國農藥工業協會羅海章理事長、郭衛主任、委員會成員共30余人出席會議。
委員會宗旨是根據中華人民共和國的法律、法規，參照國際慣例，開展中國農藥行業與世界各國、各地區之間的農藥進出口貿易的交流活動，參與針對中國農藥出口的反傾銷應訴案和貿易壁壘的反訴，配合國家相關部門參與國際組織對農藥限制法規的申訴，增進同世界各國、各地區農藥行業的相互了解和友誼，不斷促進國際農藥行業間的交流，推動中國農藥行業進出口貿易的健康發展。
國際貿易委員會是隸屬于中國農藥工業協會的專業委員會，常務委員會由行業企業中的生產企業外貿部門、農化專業外貿公司、地方行業協會共27個單位組成，常務委員會負責制定委員會的主要工作任務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《工作細則》、委員會成立、會員發展以及開展國際農藥市場拓展計劃進行了討論。
4月13日在杭州召開了籌備會第二次工作會議，產生了第一屆常務委員會，討論了目前外貿進出口行業所存在的問題，明確了委員會在中國農藥進出口貿易活動中應發揮的作用；會上選舉出一位主任委員和四位副主任委員，常務委員會全體通過了委員會《工作細則》。委員會的工作重點是：向政府反映農藥行業外貿進出口企業的訴求和愿望，爭取有利于行業進出口政策；傳達政府對農藥進出口貿易管理的相關政策和規范，在政府、企業之間發揮橋梁和紐帶作用；引導、規范農藥進出口行業健康有序的發展；邀請和接待國外農藥貿易代表團來訪，組織相關的交流和參觀活動；組織會員企業出國訪問及考察，與有關國際組織、區域性組織及各國貿促機構和商會、協會、駐華使領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：中國農藥工業協會會員以及農藥貿易進出口額在500萬美元以上。非農藥行業企業（相關助劑和中間體、機械、包裝設備、物流公司）申請入會需滿足以下二個條件：①兩個以上常務委員會成員推薦，②三分之二以上常務委員會成員同意。
委員會成立儀式將于2012年10月在上海舉行，將邀請相關領導、跨國公司和海外客商參加，同時將舉辦相關海外市場深度研討活動。
關鍵詞：外商直接投資；進出口貿易；區域經濟增長
一、數據來源、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域經濟帶中直接投資的波動水平，1993年至2006年的數據來源于中國對外經濟統計年鑒和中國區域經濟統計年鑒，2007年的數據值來源于國家統計局的全國各省、自治區和直轄市統計公報。利用進口額和出口額（根據商品經營所在地）的年度數據表示各個區域經濟帶進出口貿易的波動情況，數據來源于各年的中國統計年鑒。使用國內生產總值數據代表不同區域經濟帶經濟增長的現狀，數據來源于各年的中國統計年鑒數據。為了消除統計數據中的價格變動的影響以及數據波動的不平穩性，對數據均進行對數變換，分別用LNGDP、LNFDI、LNIM和LNEX表示取對數后的地區生產總值、實際外商直接投資額、進口額和出口額。這樣的處理不會改變原序列的協整關系，相對而言，更接近經典線性模型（CLM）假定，尤其對于嚴格為正的變量，其條件分布常常具有異方差性或偏態性，對數化能夠緩和這方面的問題。同時，為使所有變量量綱一致，根據人民幣對美元各年的年均匯率進行了換算。
三大經濟區域的劃分按傳統的方法，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南，中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區包括內蒙古、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年以前的部分數據嚴重缺乏，故將重慶市1997年至2007年的統計數據并入到四川省統計數據中，而地區經濟結構的特殊性，未將這一地區的數據納入分析范圍）。這樣，本文的樣本地區為29個省、自治區和直轄市。東、中、西部各變量的數據值均由各自對應的省、自治區和直轄市數據加總所得。
二、實證分析結果及解釋
（一）單位根檢驗
由于所選取的FDI、進出口貿易與GDP都是年度時間序列數據，在進行協整和因果檢驗之前，必須先檢驗時間序列的平穩性（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）方法來檢驗樣本數據的時間序列特征。先后對相關變量的對數序列和一階差分序列進行ADF檢驗，在滯后期數的選擇上，參照赤池信息準則AIC（Akaike info criterion）和施瓦茨準則SC（Schwarz criterion），結果如表1。
由表1可知，三個經濟區域的LNGDP、LNFDI、LNIM和LNEX時間序列ADF的統計量均大于5%顯著水平下的臨界值，接受原假設，時間序列含有單位根，是非平穩序列，其一階差分序列的ADF 值均小于10%顯著水平下的臨界值，是平穩序列。由于LNGDP、LNFDI、LNIM和LNEX都是一階單整的序列，這就構成了序列進行協整檢驗的前提條件，下文將通過協整檢驗模型來判斷外商直接投資、進出口貿易與經濟增長分別在三大經濟區域內是否都存在長期均衡的協整關系。
（二）滯后期選取與協整檢驗
Johansen協整檢驗是一種基于向量自回歸模型的檢驗方法，因此在進行協整檢驗之前，必須首先確定之后階數。如果滯后期太少，誤差項的自相關很嚴重，將會導致參數的非一致性估計，但滯后期太大又會導致自由度減少，直接影響模型參數估計量的有效性。我們根據LR、AIS、SC等指標，并考慮模型的自由度來判別對VAR模型合適的滯后結構選擇。檢驗結果表明在東部、中部和西部地區分別構建的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準進行模型的構建。我們利用Eviews6.0對相關變量進行協整檢驗，結果如表2所示。
通過跡值檢驗結果可知，東部、中部和西部在1993年至2007年間的協整檢驗統計量都拒絕了協整向量個數為0的原假設，三大地區的Johansen檢驗分別接收了協整向量為2、4、2的備擇假設，因此，我們有理由判定在5%的顯著性水平下三個經濟地區中的FDI、進出口貿易與經濟增長是相互影響的，它們之間存在長期均衡的協整關系。
（三）格蘭杰因果檢驗
協整檢驗說明了經濟增長與FDI、進出口額之間存在長期穩定的均衡關系，但并沒有給出FDI、進出口額和GDP三者之間是否存在因果關系及因果關系的方向如何，為此采用Granger因果檢驗對序列DLNGDP、DLNFDI、DLNIM和DLNEX進行短期Granger因果檢驗，嘗試不同的滯后期，在10%顯著性水平下，檢驗結果如右表3：
從表3中我們可以看到三大地區的FDI、進出口貿易與經濟增長的Granger因果檢驗結果：首先東部地區的外商直接投資與經濟增長互為Granger因果關系，而在中、西部地區沒有出現相互的因果關系；其次，東部和中部地區的進口貿易是本土經濟增長的Granger原因，而進口貿易沒有在西部地區形成經濟增長的Granger原因；最后出口貿易和經濟增長的單向Granger關系僅發生在東部地區，這與張戰梅（2007）的實證結果是一致的。
三、本文小結
根據以上的實證分析結果，我們可以綜合得出以下兩點結論：協整檢驗和Granger因果關系說明，外商直接投資、進出口貿易與經濟增長存在一定的相關性，進口貿易所帶來的技術、管理效應有一定的顯現，但FDI、出口引起的促進貿易、擴大就業、培育人力資源等長期效應在中、西部地區并不明顯。
筆者認為，引進外資和加大開放力度是為了更好地促進經濟發展。如果只關注外資總量的縱向增長，而不深入研究外資對當地經濟的帶動效果，只會陷入盲目引資陷阱，并最終喪失對外資的吸引力。作為經濟落后、資金欠缺的中、西部地區，在積極引進外資、不斷擴大對外開放的同時，需要進一步通過加大基礎設施建設力度、深入發展特色產業，尋求后發優勢，擴大內需、完善市場環境、保護生態環境等措施促使經濟總量迅速增長，經濟社會協調發展，從而更有效地吸引外商投資，形成經濟增長促進外商投資，同時外商直接投資和進出口貿易又有效促進經濟增長的一個良性互動態勢，才可以使外資和進出口貿易真正成為中、西部地區經濟發展的助推器
參考文獻：
[1]高鐵梅，2006：《計量經濟分析方法與建模》，清華大學出版社。
[2]康贊亮，2006：《FDI、國際貿易及我國經濟增長的協整分析與VECM模型》，《國際貿易問題》第2期。
美國次貸危機所引發的金融危機對實體經濟的影響正在各個國家逐步顯現。在金融全球化不斷推進的背景下，金融危機的傳染效應在逐漸放大。主流觀點將危機傳染效應概括為四個方面，即季風效應、貿易溢出效應、金融溢出效應和凈傳染效應。其中，貿易溢出效應源于貿易關系密切的國家，即危機國家通過貿易渠道對其他國家造成影響。作為美國主要貿易伙伴國之一的中國，兩國間貿易額在我國貿易總額中比重較大，因此此次百年不遇的金融危機對我國進出口貿易的沖擊是否顯著令人關注。
在已有的文獻中，許多學者對貿易溢出效應在危機傳染過程中的作用進行了檢驗，大多數研究認為危機傳染的貿易溢出是顯著的，Eichengreen等(1996)最早使用Probit模型對20多個工業國家在1959～1993年間發生危機的條件概率進行了估計，發現在危機擴散過程中，貿易溢出效應的影響要比宏觀經濟基本面的相似性更為重要。Glick和Rose(1999)對1971～1997年間發生的五次危機的研究發現，貿易聯系是金融危機的重要傳染途徑，1997年的亞洲金融危機也導致包括中國在內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據，驗證了貿易溢出的價格效應和收入效應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個發達國家和新興市場國家的金融危機，發現大多數危機是通過貿易渠道傳染的。在國內相關文獻中，裴平等(2009)、胡求光和李洪英(2010)等學者針對全球金融危機對我國出口貿易影響的實證分析中發現，危機對我國出口貿易負面影響是顯著的。
由于各次金融危機特點不同，危機國家與非危機國家在貿易關系上存在差別，所以在此問題上的研究結論不同。本文將以2003年1月至2010年6月的月度數據為樣本，主要就美國金融危機對我國進出口貿易沖擊的原理和程度進行理論研究和實證檢驗。
二、危機對中國進出口貿易沖擊理論分析
金融危機的貿易溢出主要是通過收入效應和價格效應實現的。如果一國是危機國家重要的貿易伙伴，雙方存在互補型貿易關系，隨著危機國貨幣的大幅貶值、居民實際收入的急劇下降等，都可能導致與之有直接貿易聯系的國家產生貿易溢出的價格效應和收入效應。收入效應是指危機國經濟增長放緩，居民實際收入下降，該國整體消費能力降低，其對外進口商品與勞務的需求減少，進而造成其貿易聯系國出口的降低。價格效應是指危機國貨幣的持續貶值，進口品在危機國市場上以本幣標示的價格相對上升，出口品在國外市場上以外幣標示的價格相對下降，從而相對增強危機國商品和勞務出口的價格競爭力，致使其貿易伙伴國或其競爭對手出口下降與進口增加。危機將導致貿易伙伴國間的出口商品在另一個價格較低和數量較少的狀態達到平衡，而進口商品在另一個價格較低和數量較多的狀態達到平衡，金融危機通過收入效應和價格效應易對互補型經濟體的雙邊貿易直接發生作用。
長期以來，中美兩國雙邊貿易合作關系緊密。中國對美國進出口額占我國貿易總額的比重從2002年以來一直穩定在14%左右，并且在2005～2010年間中美貿易額年均增長9%。從美方來看，中國是美國的第二大貿易伙伴、第三大出口市場和第一大進口來源，在其經貿發展中扮演著重要角色。從中方來看，較美國不同的是，我國經濟帶有較為典型的出口導向型特點，對外貿易對于本國經濟增長的拉動作用十分重要。2000～2010年，我國僅出口貿易就占GDP比重的20%以上，而對外貿易依存度均在40%以上，2005～2007年我國對外貿易依存度更高達70%左右。較高的貿易依存度使我國國內經濟對于外部環境的變化更為敏感。因此，美國經濟的穩定對中國的出口及經濟增長有著至關重要的作用，從中美貿易的特點來看，美國金融危機會通過直接雙邊貿易渠道對中國產生沖擊。
從貿易溢出的收入效應看，由于美國社會保障體系相對完善，在經濟運行平穩的時候，現實收入和未來收入預期良好，居民消費支出強烈，形成了依賴借貸消費的美國消費模式。金融危機爆發將導致美國失業率上升，國民財富大幅縮水，信用規模急劇收縮，實際收入水平下降，居民可支配收入減少，收入預期也會逐步下調，借貸消費的美國消費模式難以維持，消費者信心下降，美國人必然緊縮現實消費，從而抑制進口消費需求。從貿易溢出的價格效應來看，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，這又進一步增加了中國出口企業的生產成本，進一步削弱了我國出口產業的競爭力。
從上述分析可以看出，中美兩國直接貿易聯系緊密，中國對美國經濟波動的易感強度高，直接貿易溢出的收入效應對中國進出口貿易形成沖擊。同時，中美兩國屬于互補型貿易關系，美國金融危機導致貨幣貶值，必然也將通過價格效應對中國進出口貿易構成影響。本文將在下文中采用基于VAR框架下的Granger因果關系檢驗和脈沖響應函數的分析，通過危機前后美國收入水平和價格水平與中國的進出口貿易互動關系變化的對比分析，研究美國金融危機對我國進出口貿易產生的沖擊。
三、危機對中國貿易溢出效應實證分析
(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事件對分析數據產生影響，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月的月度數據，共計102個研究樣本。
本文采用失業率、個人可支配收入和消費者信心指數作為美國收入水平的衡量指標，其中，個人可支配收入和消費者信心指數是美國個人收入水平的衡量指標，前者直接反映個人當前收入狀況，后者反映個人對未來收入狀況的預期。而相比而言，失業率是個人收入水平的間接衡量指標，因為失業率是從較為宏觀層面反映當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。本文采用CPI和PPI作為美國國內價格水平的衡量指標，采用實際美元指數作為美國對外價格水平變化的衡量指標。
衡量中國進出口貿易狀況的指標較多，而中美進出口額是直接反映中國貿易受美國危機溢出影響最直接的衡量指標，因中美貿易額占中國貿易額的比重較大，本文不必再以中國進出口總額作為貿易狀況衡量指標，而采用了總的進出口數量指數和進出口價格指數分別衡量中國進出口貨物的數量水平和價格水平產生的變化(見表1)。
本文涉及所有變量的原始數據均來自Wind資訊終端的經濟數據庫，從數據庫獲取的未經季度調整的中國對美國出口額和中國對美國進口額這兩個原始統計變量季節性特征明顯，因此本文采用移動平均比率法對這兩個變量進行季度調整，同時，除CPI、PPI和UNRATE這三個變量之外，其他所有變量均進行了對數處理。
美國次貸危機是從2006年春季開始逐步顯現的，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月為平穩期，2007年7月到2010年6月為美國金融危機導致的動蕩期，金融危機對經濟的影響屬于事件沖擊，一般在爆發后的24個月至36個月產生的影響較為明顯，為了防止時間過長可能使事件沖擊被經濟周期性的長期趨勢所掩蓋，本文選擇美國金融危機爆發后的36個月的時間段進行研究。
本文的實證方法主要采用VAR模型框架下的Granger因果關系檢驗，通過構建F統計量分析美國收入水平和價格水平對我國貿易狀況的影響程度，再通過平穩期和危機期實證數據的對比分析，檢驗美國金融危機是否對中國存在貿易溢出效應，最終影響中國的貿易狀況。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對中國進出口貿易狀況沒有引導作用，或者有但程度相當，則說明危機并沒有通過價格溢出效應或收入溢出效應對中國進出口貿易產生沖擊;如果危機前價格水平或收入水平的指標對中國進出口貿易狀況沒有引導作用，而危機后引導作用顯著，則表明危機通過價格溢出效應或收入溢出效應對中國進出口貿易產生沖擊;如果危機后僅僅是中國進出口貿易狀況對美國價格水平或收入水平指標的引導作用加強，則只能說明危機對變量間的互動關系產生沖擊，但不能說明通過價格溢出效應或收入溢出效應對我國貿易狀況的沖擊顯著。
本文采用脈沖響應函數描述我國進出口貿易指標對美國價格水平和收入水平新息沖擊的響應軌跡。脈沖響應函數用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來取值的影響，其可以追蹤針對VAR系統中的變量的各個脈沖的時間路徑，其計算方法在此省略。
(二)實證分析結果
表2是分別對12個變量在平穩期和危機期原始序列和1階差分序列進行單位根檢驗的結果，從表2中的數據發現，無論在平穩期還是危機期，12個變量都是1階單整I(1)變量，即其1階差分值是平穩的。
表3和表4是對美國經濟變量(X)和中國貿易變量(Y)1階差分序列之間在平穩期和危機期分別進行的Granger因果關系檢驗結果。其中，表3為X不是Y的Granger原因的零假設檢驗，表4為Y不是X的Granger原因的零假設檢驗。在平穩期，衡量美國國內收入水平的三個指標中，個人可支配收入和消費者信心指數均不是中國貿易狀況的Grang-er原因，這說明美國個人現實收入和預期收入水平在平穩期對中國貿易狀況沒有明顯影響;而失業率是中國對美國的進口額和中國出口數量指數的Granger原因，說明美國國內失業情況會影響中美貿易和中國整體出口數量。而中國對美國出口額和中國出口數量指數是美國生產者物價指數PPI的Granger原因，則說明在平穩期中美貿易對美國國內生產成本有一定影響。美國對外的價格水平(即美元匯率水平)不是中國貿易狀況的Granger原因，而美國國內價格水平的兩個變量中也只有CPI對中國進口數量指數有較為顯著的Granger影響。
在危機期間，美國失業率、個人可支配收入和消費者信心指數均不是中國貿易狀況的Granger原因，金融危機并沒有在短期內增加美國國內收入水平變化對中國進出口貿易狀況引導關系。中國對美國的進出口額、進口價格指數和出口數量指數均是美國失業率的Granger原因，與危機前的實證數據對比不難發現，金融危機使美國失業率與中國貿易狀況的引導關系發生了變化，由危機前失業率引導進出口貿易的關系轉變為危機后的進出口貿易引導失業率，表明金融危機對美國失業率與中國進出口貿易狀況的聯動性產生了顯著沖擊，但不能說明危機通過美國社會水平的變化對我國進出口貿易狀況產生沖擊。危機期間美國CPI和PPI均是衡量中國貿易狀況的六個指標的Granger原因，與危機前的數據相比，美國CPI和PPI在危機后對中國進出口貿易的引導作用顯著增強。并且，危機后美元實際有效匯率也是中國對美國進口額、中國出口價格指數和中國進口數量指數的Granger原因，對這三個變量的引導作用也顯著增強。這說明美國金融危機通過價格水平的變化對中國貿易已經產生明顯的溢出效應。
總之，在平穩期，無論是美國收入水平還是價格水平，對中國進出口貿易狀況的引導作用都是不明顯的。在危機期，美國金融危機通過美國對內和對外價格水平變化對中國進出口貿易狀況的溢出效應是顯著的。同時，以失業率所代表的美國社會收入狀況與中國進出口貿易狀況存在顯著互動關系，只是危機期間失業率不是中國進出口貿易狀況指標的Granger原因，但美國金融危機對這種互動關系的引導方向產生了顯著沖擊。而美國個人收入水平對中國進出口貿易溢出效應不顯著的主要原因，可能是由中國對美國出口商品的結構以及美國消費者對這些商品的需求剛性造成的。
為了動態地描述美國金融危機對中國進出口貿易的溢出效應，特別是關注美國價格水平對中國出口貿易狀況沖擊和持續時間，同時考慮到美國失業率與中國出口貿易的互動關系，本文根據估計的VAR模型，給出了美國CPI、PPI、失業率和實際有效匯率對衡量中國貿易出口狀況的三個變量分別在平穩期和危機期沖擊的響應圖(見圖1、圖2)。其中，響應函數的追蹤期數為18期。
從中國對美國出口額、中國出口價格指數和數量指數對美國CPI、PPI、失業率和實際有效匯率的脈沖響應函數來看，與平穩期相比，危機期間中國貿易出口狀況的三個衡量指標對新息的反應呈現以下特點:一是對一個標準差新息的反應強度顯著增加，危機后新息沖擊對我國出口狀況指標的影響均擴大了一個數量級;二是新息沖擊所造成影響的衰減時間顯著增加，在平穩期，對沖擊響應的正負標準差線滯后6到8期后呈水平分布，而在危機期間，正負標準差線呈喇叭口狀，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無規律的衰減特征，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，衰減過程更顯無規律性。從脈沖響應函數的分析來看，在危機期間，美國失業率和價格水平對中國貿易出口狀況的影響強度、影響持續時間和影響衰減方式都發生了顯著變化，這正是美國金融危機對中國貿易出口狀況溢出效應的表現特征。
四、主要結論及政策含義
本文采用基于VAR框架下的Granger因果關系檢驗和脈沖響應函數的分析方法，對危機前后美國收入水平和價格水平與中國的進出口貿易互動關系進行了實證研究，并通過危機前后互動關系變化的對比，分析美國金融危機對我國進出口貿易產生的沖擊，得到了以下主要結論:
1.在平穩期，美國個人現實收入和預期收入對中國貿易狀況沒有明顯影響。而衡量社會收入狀況的失業率指標是中國對美國的進口額和中國出口數量指數的Granger原因。在危機期間，美國收入水平的三個指標均不是中國貿易狀況的Granger原因，金融危機并沒有在短期內增加美國國內收入水平變化對中國進出口貿易狀況的引導關系。而金融危機使美國失業率與中國貿易狀況的引導關系發生了變化，由危機前的失業率引導進出口貿易的關系轉變為危機后的進出口貿易引導失業率，表明金融危機對美國失業率與中國進出口貿易狀況的聯動性產生了顯著沖擊，但不能說明危機通過美國收入水平的變化對我國進出口貿易狀況產生沖擊。
2.在平穩期，美國國內價格水平CPI和PPI和實際有效匯率均不是中國貿易狀況的Granger原因，危機期間，美國國內價格水平CPI和PPI均是衡量中國貿易狀況的六個指標的Granger原因，與危機前的數據相比，美國CPI和PPI在危機后對中國進出口貿易的引導作用顯著增強。危機后美元實際有效匯率也是中國對美國進口額、中國出口價格指數和中國進口數量指數的Granger原因，并對這三個變量的引導作用也顯著增加。這說明美國金融危機通過價格水平的變化對中國貿易已經產生明顯的溢出效應。
關鍵詞：人民幣升值;進出口貿易;調整產業結構
1 引言
近年來，人民幣升值成為國內外備受關注的問題，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、一籃子貨幣進行調節、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的關口以來，人民幣匯率持續走高。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濟增長的重要驅動力。商務部于2010年9月6日在北京舉辦了“2010中國進口論壇”，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出口貿易的相關性具有很現實的意義。
2 人民幣升值與我國進出口貿易相關性的實證分析 1 模型指標解釋及數據選取
（1）國民收入及進出口數據：本國國民收入用我國gdp（ggdp）表示，貿易伙伴國的國民收入用oecd成員國gdp指數（fgdp）表示，進口和出口數據分別用我國進口（import）、出口總額（export）表示。
（2）物價指數：本國出口價格采用中國cpi指數（gcpi）表示，同樣選用oecd國家的綜合cpi指數（fcpi）表示我國貿易伙伴國的出口商品價格。
（3）匯率數據：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。
以上所有數據均來源于《中國經濟統計數據庫》，用單位根檢驗方法變量進行平穩性檢驗。檢驗結果如下表所示（表1表示總進出口數據檢驗結果）：
注：（1）表中的臨界值是由mackirmon給出的數據計算出來的，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，模型結果
gcpi沒有通過檢驗，本文認為主要是我國出口的多是些輕工業、制造業的商品，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易影響較小，因而gcpi沒有通過檢驗。
除去gcpi后需求函數為：
結果表明，擬合度較高，方程整體f檢驗十分顯著，通過整體性檢驗，各個變量的系數均通過t檢驗，說明該協整方程個變量系數顯著。據協整方程知，人民幣匯率對我國出口額有一定影響，即當人民幣貶值時，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，人民幣升值預期己經累積了較長一段時期，市場預測政府將啟動匯率改革解決人民幣升值壓力。因此，匯率改革預示著未來匯率風險增加，企業為規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，企業為釋放產能過剩壓力，擴大出口能力，積極開拓國際市場，改善產品結構，帶動競爭力提高，促進了出口增加。
（2）匯率變動對進口需求的影響。
人民幣大幅升值將顯著增強中國企業的購買力，對企業加大當前對經濟發所急需的資源類產品、生產設備將產生明顯的帶動作用。根據進口需求函數模型結果
由方程可知，匯率改革政策沒有通過檢驗。本文認為匯率改革重點影響的是我國的出口貿易。由于匯率政策，匯率的不確定性增大，出口貿易企業加緊出口，但是，進口貿易企業卻不敢輕易采取行動，因為不穩定，導致進口的成本大小存在不穩定性，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。因此進口企業多處于觀望狀態，因此進口貿易比較保守，所以，匯率改革對進口貿易影響較小，因此匯率改革k沒通過檢驗。
由方程可知，ggdp沒有通過檢驗。本文認為有以下原因：根據支出法核算gdp，gdp中包含凈出口，同時根據我國實際的國情，我國存在長期的貿易順差，因此出口額遠遠的超過進口額，因而在整個ggdp測算中進口額占據較小比例，所以導致我國的ggdp對進口影響較小，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。
協整檢驗結果表明，模型擬合度較高，方程整體f檢驗十分顯著，各變量系數均通過t檢驗，協整方程變量系數顯著成立。
據協整方程可知：除了外國的fcpi對我國進口貿易有顯著影響外，匯率對進口貿易也有很大影響。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 結論
雖然人民幣升值對我國經濟發展短期內會有一些不利影響，人民幣升值短期內會增加設備和原材料的進口，擴大貿易逆差，但從長期來看，有利于提高出口部門的經濟效率，有利于促進結構調整，提高出口競爭能力，同時人民幣升值可以降低進口成本，促進國內企業進口國外先進的設備、技術等，這將有利于國內企業進行升級改造，也有助于提高國內企業的效率，最終會扭轉貿易逆差，從而改善我國的貿易收支;有效消除人民幣升值對我國進出口貿易的不利影響。
［1］盧向前，戴國強.人民幣實際匯率波動對我國進出口的影響［j］.經濟研究，2005，（5）：31-39.
隨著經濟的發展,我國在逐步融入全球化的進程中。進出口貿易總額占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%;同時年度貿易順差額也迅速增長,2008年達到最高點2981.3億美元,自2005年以來,年平均增長率50%左右;金融危機后,我國的進出口貿易額雙雙下滑,順差收窄,2009年為1956億美元,2010年1815億美元①。但是,這與一些發達國家巨額的貿易赤字仍舊形成了鮮明的對比。全球貿易的不平衡成為金融危機后亟待解決的問題之一。我國作為典型的貿易順差國,人民幣面臨巨大的升值壓力,有關其匯率和貿易問題的爭論與研究再次成為政界和學術界的焦點之一。
二、文獻回顧在貿易收支與匯率關系的研究中,Robinson[1]最早應用彈性分析法研究進出口的供求彈性。彈性分析法在Lerner[2]
等研究下得出了以數學表達的馬歇爾—勒納條件,即進出口彈性之和大于1,本幣貶值將改善貿易收支,彈性之和小于1,本幣貶值會惡化貿易收支。考慮到匯率變動對貿易影響的時滯性,Mag-gee[3]發現了短期內本幣貶值可能惡化貿易收支,于是J曲線效應由此而誕生。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易余額和真實匯率之間的關系,結果發現只有韓國的貿易與匯率關系存在J曲線效應。MarquezandSchindler[5]以中國進出口貿易占世界貿易的比例為因變量,研究其與人民幣有效匯率之間的關系,同時考慮外商直接投資和中間品進口的影響,結果顯示,人民幣升值10%,中國出口占世界的比例降低0.5%,進口降低0.1%。Kandil[6]分別對發達國家和發展中國家的進出口貿易受匯率波動的影響進行分析,發現,對于工業化國家而言,進出口的匯率彈性均高于發展中國家,出口需求的彈性相對較低,所以進口需求的彈性是決定經常賬戶余額變化方向的主要因素;對于發展中國家,進口的匯率彈性較低,升值并沒有引起進口需求的增加,出口對匯率無彈性。Kharroubi[7]認為匯率彈性同時受到產業內貿易和垂直專業化貿易的共同影響,由于各國貿易的結構不同,因此匯率變動對貿易不平衡的調整也不同。較早開始研究人民幣匯率與我國貿易余額之間關系的學者中,如Zhang[8]研究發現進出口的變動是匯率變動的格蘭杰原因,卻沒有發現匯率變動是引起貿易余額變動的格蘭杰原因,而且我國的貿易余額不存在J曲線效應。盧向前、戴國強[9]采用協整向量自回歸模型驗證馬歇爾—勒納條件在我國是否存在,結果表明,人民幣實際匯率波動對我國進出口存在顯著影響,馬歇爾—勒納條件成立,且存在J曲線效應。葉永剛等[10]研究表明人民幣有效匯率與中美貿易收支之間不存在短期或長期因果關系,而與中日貿易收支互為因果關系,但J曲線效應不明顯。金洪飛、周繼忠[11]采用自回歸分布滯后(ARDL)模型分析中美貿易,發現我國對美國進出口的實際匯率彈性均不顯著。劉堯成等[12]將人民幣匯率對貿易的影響分解為純粹的匯率變動影響和匯率變動引起產出、收入等變動間接對貿易產生影響,采用對結構性沖擊影響進行長期約束的方法,分析了人民幣實際有效匯率變動對我國貿易余額的動態影響。認為我國存在修正的J曲線效應,而且人民幣升值有產生貿易逆差的壓力。LiandXu[13]采用比較靜態一般均衡模型模擬了人民幣升值10%后,對中美貿易順差和美國就業的影響,發現人民幣升值對于我國的一般貿易產出的負面影響較大,中美貿易不平衡狀態會進一步加劇,一般貿易的順差會下降,加工貿易順差增加,因此綜合效應不明顯。以上研究中有的支持馬歇爾—勒納條件、J曲線效應在我國存在,有的卻得出我國貿易缺乏匯率彈性的結論。這可能因為研究的數據期間不同,方法也有所差異。此外,有的是分析雙邊匯率與貿易的關系,有的分析多邊匯率與貿易的關系。雙邊的貿易與匯率關系雖具有針對性,但由于貿易比重占我國貿易總額較低,不能綜合反映我國整體貿易與匯率的情況。而且有的以美元兌人民幣匯率作為多邊匯率的替代,也缺乏科學性。隨著我國經濟的發展,國際經濟環境、一國經濟的開放程度、匯率政策與貿易結構也處在不斷變化之中。我國貿易與匯率是否存在一定的長期的均衡關系,短期匯率波動又是如何影響進出口貿易的,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,通常假定進出口由國內外收入和進出口商品的價格(即實際匯率)決定,同時假設出口的供給彈性無窮大,因而沒有考慮供給的影響。本文在研究進出口匯率彈性時,同時考慮進出口的需求、供給和價格因素的影響,以國內收入分別代替進口需求和出口供給,國外收入分別代替出口需求和進口供給,以人民幣實際有效匯率作為價格因素。因此設定進出口貿易的方程如下: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、進口貿易額;TB=EX/IM,以出口比進口的相對額表示貿易余額;REER代表人民幣實際有效匯率指數,指數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收入,代表進出口的供給和需求因素;εi表示隨機擾動項。根據經濟學的理論,人民幣匯率升值會引起出口下降,進口增加,貿易順差減少,因此系數a1、b1、c1的理論符號分別為負、正、負。而供給和需求的增加都會促進出口、進口的增加,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。由于進出口貿易、國內外收入和人民幣實際有效匯率都具有內生性,因此,本文采用VAR模型進行分析。根據計量經濟學理論,在時間序列數據平穩的前提下,VAR模型才是穩定的;如果時間序列不平穩,但是滿足同階單整,且存在協整關系時,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整性,分析進出口貿易與匯率之間的長期均衡關系,通過建立VCE模型,分析進出口貿易與匯率的短期動態關系。
(二)數據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年美國互聯網泡沫,以及最近的一次經濟危機,樣本期間包含了經濟的擴張與衰退,更適合研究長期均衡關系。在本文選取的研究樣本中,進出口貿易數據來源于Wind資訊數據庫;人民幣實際有效匯率來源于國際清算銀行(BIS)網站;由于缺乏GDP月度統計數據,因此以工業增加值指數替代,國內外數據均來源于OECD網絡數據庫,其中,國外收入以美國、英國、日本、韓國、歐盟等的工業增加值指數按照BIS的貿易權數加權平均來代替;同時以月度CPI指數(1995年1月為基期,根據環比數據計算得出,來源于Wind資訊數據庫)對進出口貿易數額進行調整,相關數據均采用X12加法模型進行季節調整并取自然對數。
(三)單位根檢驗在求解協整方程和建立VEC模型之前需要對時間序列數據進行單位根檢驗。本文采用ADF單位根檢驗方法,結果如表1,所有變量除TB(進出口相對額)外均屬于非平穩時間序列,一階差分后所有變量均平穩,滿足同階單整的條件。
(四)協整檢驗本文采用Johansen檢驗法進行協整檢驗,其是在VAR系統下檢驗多變量之間協整關系的一種方法。協整檢驗滯后期的選擇是基于VAR系統根據AIC和HQ準則選取的。從協整檢驗結果可以看到,在5%的顯著性水平下,存在0個協整方程的假設被拒絕,存在一個協整方程的假設沒有被拒絕,因此,lnEX、lnIM、lnTB均與lnREER、lnWY、lnCY存在唯一的協整關系,即存在長期均衡關系。在此基礎上,可以得到三個標準化的協整方程:從協整方程的結果看,出口的匯率彈性為正,但數值非常低(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。進口的匯率彈性也為正,約為0.37,但是也不顯著;進口的收入彈性約為1,國內需求是進口增長的重要因素。貿易差額的匯率彈性雖然為負,但是也不顯著,國外需求是貿易順差持續增長的主要動因。這與Kandil[6]對于發展中國家的研究的結果類似,即發展中國家,進口的匯率彈性較低,升值并沒有引起進口需求的顯著增加,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,我國進出口貿易卻沒有顯著的匯率彈性。原因可能在于:1、我國的進出口貿易中加工貿易占很大一部分,屬于“大進大出”型貿易,匯率升值一方面降低加工出口產品的市場競爭力,另一方面又降低了中間產品進口的成本,二者相互抵消。2、從進口方面來看,一般貿易進口中資源及能源類國有企業占主導地位,根據畢玉江的研究,國有企業對與進口產品價格敏感性較低[14]。
3、經濟全球化對與貿易的匯率彈性存在兩方面的影響,一方面產業內貿易的增加會增大貿易的匯率彈性,因為一國進口產品的國內可替代品增加,需求的價格彈性增大;另一方面,跨國公司及全球產業鏈的發展,使得一國貿易的垂直專業化程度加深,一國的進口產品和出口產品具有很強互補性,進口與出口的價格彈性均降低;最終貿易的匯率彈性決定于二者的綜合影響。就我國的狀況而言,進口產品的國內可替代性較低,垂直化程度較高,因此貿易的匯率彈性不明顯。
(五)VEC模型分析因為各相關變量之間均存在協整關系,因此可以進行VEC模型的估計,分析短期貿易與匯率的動態關系。滯后期的選擇也是基于VAR系統的AIC和HQ準則選取的,因此各個回歸模型的滯后階數不一定相同,如下表,從左到右的滯后階數分別為2、2、1。向量誤差修正模型的結果如下表所示: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項的系數均為負,說明當進出口貿易大于其長期均衡時,會向負的方向調整,小于其長期均衡時,會向正的方向調整,系數的大小反映了調整的力度。三者相比而言,出口的調整力度較大,進口的調整力度最小,貿易差額居中;但整體來看,調整力度不大,說明我國目前的貿易不平衡狀態短期內難以改善。匯率短期升值對出口有負的影響,且滯后兩期,影響系數約為0.45;匯率升值對于進口也有負的影響,同樣滯后兩期比較明顯,影響系數約為0.66;說明匯率升值,短期內進出口都會減少,導致貿易差額的變化對匯率不敏感。
