時間：2022-09-18 07:32:39
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篇貿易進出口論文，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。
論文摘要:2005年7月21日，我國開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度，隨著中國經濟的發展和經濟實力的增強，人民幣在國際市場上面對嚴峻的升值壓力。人民幣匯率形成機制的全面改革對未來我國的進出口貿易定會產生深遠影響。所以，本文通過考察此次匯率微調在短期內對我國進出口的影響，分析匯率改革給我國外貿行業和企業帶來的負面影響和有利作用，進而研究出應對匯率改革的策略。
一、匯率變動影響貿易收支的幾個路徑
從以上的理論發展我們可以看出，匯率變動可以通過以下幾種渠道影響貿易收支。
1、匯率變動引起的貿易商品價格變化對貿易收支影響
匯率變動可通過引起國內和國際市場商品相對價格的變化來影響進出口和貿易收支。在馬歇爾一勒納條件成立時，本幣貶值可降低本國產品相對價格，提高國外產品相對價格，這樣出口商品價格競爭力增強，進口商品價格上漲，有利于擴大出口量，限制進口，促進貿易收支的改善。但是貿易收支對匯率變動的這種價格傳遞和競爭效果，受到兩方面因素的影響。一方面受匯率變動到進出口商品價格的調整是否存在時滯以及時滯長短影響。在國際市場中，匯率變動引導的金融資產價格的變動可在瞬間完成，但其引導的進出口價格的變動相對遲緩，因此本幣貶值可能導致本國貿易收支先惡化后再逐步改善，存在J曲線效應。另一方面受匯率變動引起的進出口商品價格變動程度的影響?，F今大部分國際市場并不是完全競爭市場，大部分商品也不是同質產品。在這種情況下，進出口價格變動幅度可能并不等于匯率變動的幅度。由于進口和出口是相對的，將匯率傳遞定義成匯率變動引起價格變動幅度。但是由于出口商有一定的決定價格和產量的權利，而商品價格的變動必然引起需求彈性的變動，使得本國貨幣貶值并不一定引起進口商品價格同比例上升，一般進口商品價格上漲幅度要小于匯率貶值的幅度，這就是不完全匯率傳遞。
2、匯率變動引起的收入變化對貿易收支影響
匯率變動可以通過影響國民收入來對貿易收支產生影響。主要有兩個方面:一方面，如若貶值國存在尚未得到充分利用的資源，則貶值可以刺激國內外居民對本國該種產品的需求。貶值的這種支出轉換效應會改善自主性貿易余額，自主性貿易余額的改善會通過凱恩斯乘數的作用，提高一國國民收入。國民收入的增加會相應提高國內支出。如果貶值引起的自主貿易余額改善超過因國民收入增加而帶來的進口增幅，即滿足羅賓遜一梅茨勒條件，則貨幣貶值的主要影響仍然是改善貿易收支。另一方面，貶值通常會造成進口商品價格上升，出口商品價格下降，從而導致貿易條件惡化。若國民收入中支出于進口的比重很高，則貿易條件對支出有相當重要的影響。在國內貨幣貶值后，在同樣名義收入水平下，消費者只能購買較少的商品(包括國內商品和國外商品)，也就是導致實際收入的下降。這必然導致貶值國支出的下降，從而改善貿易收支。
3、匯率變動引起的價格水平變化對貿易收支影響
匯率變動除了影響貿易品相對價格外，還會影響本國一般價格水平，進而影響貿易收支。在貨幣貶值后，主要可以通過三條渠道影響國內物價水平。首先，貶值使得以本幣表示的進口品價格上漲。進口品本幣價格上升，一方面直接影響進口原料與半成品的價格，進而使得本國商品成本提高，就比如當前的能源價格；另一方面由于進口消費品價格上漲，必然會推動本國工資水平上升，間接影響本國商品成本。這兩方面共同導致本國國內價格水平上升。其次，若貶值在短期內促進了貿易收支的改善，則引起貶值國的出口需求增加，從而總需求增加。在充分就業條件下，在出口大于進口時，意味著該國總收入水平大于供給國內需求的產品和勞務。在此條件下，國內會由于過度出口造成國內產品供應不足導致通貨膨脹。在短缺經濟條件下，這種狀況會尤其加劇。相反，在國內需求不足時，出口會緩解通貨緊縮壓力，促進經濟發展。如果一國尚未實現充分就業，經濟增長只會使資源利用程度提高，更接近充分就業程度。再次，貶值后出現貿易收支順差，則外匯儲備會增加。外匯儲備的增加，將使央行通過購買外匯而投放的基礎貨幣增多。實際上，當國際儲備增加時，很可能會導致國內物價上揚。國內價格上升，從兩方面對貿易收支產生影響。第一，在名義貨幣供應不變的情況下，價格上漲使得公眾所持有真實現金余額下降。為讓真實現金余額恢復到意愿持有水平，公眾一方面會出賣有價證券，從而使市場利率上升，投資下降；一方面會減少消費支出，兩方面作用結果是國內總支出下降。這樣必然影響貿易收支的變動。第二，國內價格上漲幅度超過本幣名義匯率貶值幅度，同時假定國外價格水平不變，則名義貶值不但不會引起貨幣實際貶值，反而會導致實際匯率上升，最終會惡化貿易收支。
4、匯率變動引起的支出變化對貿易收支影響
匯率變動能夠通過影響支出變化進而影響貿易收支。支出變化有兩種形式，一種是代表結構變動的支出轉移，另一種是代表數量變動的支出改變。匯率變動對貿易收支的影響是通過支出轉移和支出改變共同完成的。匯率的變動會引起兩國商品的相對價格的變化，本幣貶值則本國出口商品的外幣價格下降，而本國進口商品的本幣價格上升，所以本國商品相對于外國商品而言更便宜了。這樣貶值就會使得國內外支出從外國商品轉移到本國商品。支出轉移能否實現以及其效果是否顯著則取決于國內外商品的供求彈性一。供求彈性大時，則匯率變動后通過影響支出轉移就可以改變貿易收支狀況。匯率的變動對貿易收支的影響不只是通過影響支出轉移來達到，還會通過改變支出規模達到。本幣貶值則本國出口增加進口減少，貿易收支改善。但是隨著本國出口商品的增加，本國的國民收入將增加，從而本國的支出規模就會擴大，從而就會導致進口增長，這樣貿易收支的改善程度將減小。這就是匯率變動通過支出數量的改變進而影響貿易收支的原理。如果考慮回傳效應，那么本幣貶值后本國的國民收入提高，則本國的支出規模擴大，從而提高了外國的國民收入，反過來又增加了對本國產品的需求，從而擴大了本國產品的出口。這樣匯率變動對貿易收支的影響就更為復雜。
二、人民幣升值對我國進出口貿易的正面影響
1、人民幣升值有助于減輕貿易摩擦長期以來，我國主要依靠勞動密集型產品的數量擴張來實現出口導向戰略，憑著價格優勢占領國際勞動密集型產業的中低端市場。面對如此高的市場占有率，必然會加大中國與其他國家的貿易沖突。
2、人民幣升值可帶來貿易條件的改善人民幣升值將會降低進口產品價格，特別是原材料和高科技設備的價格。企業將會加速技術引進，提高生產效率，實現產品動態比較升級。同時由于進口產品絕大部分用于復出口，故隨著企業生產率提高，出口產品質量得到提高，有助于我國企業從產品產業鏈低端向中高端延伸，使貿易條件得到改善。
3、人民幣升值將促進貿易結構優化升級。通過人民幣升值的手段，可以有效率地把制造業中那些技術含量與附加值低的、管理不善的擠出去，這符合中國產業結構轉變的發展方向。同時，人民幣升值會引起行業內更加激烈的競爭，激勵企業通過技術管理創新增強競爭力，讓那些富于創新、有競爭力的制造業強者變得更強，并能減少無效率的企業在海外的相互惡性競爭，另外還能加快企業“走出去”的步伐。
三、人民幣升值通過進出口可能表現出來的負面效應
1.由人民幣升值產生的商品結構變化將影響部分地區和居民的利益
資源性商品、一部分大宗農產品和低附加值制成品出口增長的放慢甚至下降,短期內對中西部資源依賴程度較高、農業比重較大地方的經濟發展,對一部分以農業為主的農民的收入、一部分低技能勞動者的就業可能會產生一定的不利影響。2.人民幣升值可能給大型成套設備出口造成一定困難
有一些大型成套設備出口從簽約到交付使用需要5-10年,付款時間可能更長。如果人民幣長期保持升勢,企業難以預測遠期匯率水平,而金融機構一般只提供一年左右的外匯對沖工具,所以企業承擔的匯率風險以及規避風險的成本將較大。
3.人民幣如果升值過快過猛,將造成出口下滑,影響國民經濟平穩增長
如果人民幣升值過快和幅度過大,那么它對進出口增長的影響可能就不那么溫和了。一是可能造成出口增長速度大幅回落,那樣不僅對資源性、低價位和低附加值商品,也會對整個出口加工產業發展以及就業造成較大打擊；二是可能刺激一部分商品大量進口,沖擊國內市場,甚至引起一定通貨緊縮。
4.對美、歐的貿易不平衡仍會繼續,但順差增長可能減緩
由于存在著需求剛性和結構互補性,即使人民幣對美、歐、日三大貿易伙伴貨幣的匯率出現5%以上的升值,我國與美、歐貿易的較大順差和對日、韓等貿易的較大逆差仍然將存在,但是順(逆差)的增長速度將會放慢。這有利于緩解我國與主要貿易伙伴的爭端和摩擦。
四、對策與建議
1、轉變我國發展戰略,由外向型向內需型轉變。作為世界上人口最多的發展中國家,單純的依靠出口導向的發展戰略是非常危險的,過度的依賴國際市場,很容易受到國外市場的沖擊,進而影響經濟的持續發展。擴大內需的政策可以沖銷人民幣升值后可能下降的外需。
2、理順匯率與貿易條件之間的互動關聯,改善貿易狀況,促進經濟的發展。其著眼點在于短期內,人民幣實際有效匯率的適度升值將改善不斷惡化的貿易條件,不僅可以限制由于出口量的增大而導致的貧困化增長,同時對國內要素成本與進出口商品結構將產生影響。參與經濟全球化的國家或地區,尤其像我國這樣的發展中大國,必須協調增長與發展的關系,既要發揮本國比較優勢,更要注重動態比較優勢的形成,在數量增長的同時更加注重提升質量與水平。
3、調整我國進出口商品的貿易結構、促進產業升級。從我國的貿易商品結構可以看出,我國出口的勞動密集型產品的外國需求彈性較小,而且面臨發展中國家的激烈競爭,而進口的高科技產品和機器設備的國內需求彈性相對較高,這一貿易結構特點不利于我國對外貿易的改善。我們要努力提高出口商品中工業制成品的比重,提高出口產品的供給彈性,同時也要注意技術引進和產品研發,注重質量,創品牌效應,提高出口商品的技術含量,減少高科技產品如光學、醫療、精密儀器和設備等對國外的依賴,通過在進出口兩方面的努力來減輕人民幣升值對我國貿易的不利影響。
4、大力發展各種形式的對外貿易。
我們要加快實施走出去戰略，建立境外投資保險制度和風險預警機制，鼓勵有能力的企業去國外投資，增加能源、資源導向型對外投資。這樣既可以增強我國企業的經營能力，又可以繞開貿易壁壘，減少貿易摩擦，擴大出口，同時還可以滿足我國能源和原材料依賴型企業對能源以及原材料的需求。
參考文獻：
[1]熊其康：人民幣匯率改革對我國外貿進出口企業影響的研究，2007年[2][2]魏英梅：人民幣升值對我國外貿經濟的影響及對策．經濟理論研究
關鍵詞：閩臺進出口貿易
地理位置、經濟政治背景比較
福建省作為我國一個沿海開放地區，地處我國東海之濱，面對臺灣，接近港澳，是距離東南亞、西亞、東非和大洋洲最近的省份之一，并且也是全國第二大僑鄉和臺灣同胞主要祖籍地。華僑港澳臺胞在推動福建經濟與國際經濟接軌中起到了重要作用。福建作為我國改革開放的前沿，是最早對外開放的省份之一。全國進出口高速增長的大環境，給福建省的經濟發展和進出口貿易帶來了良好的氛圍，帶動和促進了福建的經濟騰飛。正是在這種大環境下，有利的地理位置和優越的國家政策使全省已形成多層次、寬領域的開發格局，經濟增長速度大大高于全國平均水平，實現了跨越式發展。
臺灣省是我國東南沿海的一個寶島，特殊的地理位置和政治經濟背景使得它更便于與祖國內陸和國際地區進行經貿合作。同時，臺灣與美國、歐洲、日本等東南亞國家也都有著大量的經濟貿易，與福建等內陸各省更是早有密切的民間文化交流。在兩岸尚未實現直接“三通”，經貿關系尚未實現正?；闆r下，兩岸的經貿關系已發展到相當大的規模。祖國內地已成為臺灣最主要的投資地、最大出口地之一及最主要貿易順差來源，兩岸經貿關系對臺灣經濟正產生越來越重大的影響。
進出口貿易總體比較
“九五”期間，福建省累計出口額大約518億美元，比“八五”翻了近一番，年遞增10.3%。2000年，福建進出口貿易總量首次突破200億美元，達到212.23億美元，居全國第6位。2001年全省進出口貿易工作取得新的進展，進出口貿易總值達到226.26億美元，比上年增長6.6%。其中出口139.22億美元，增長7.9%，高于全國1.1個百分點，出口規模繼續保持全國第6位；進口87.04億美元，增長4.7%，保持了較大的貿易順差。2002年全省進出口貿易總額達284億美元，其中出口173.7億美元，比上年增長24.75%；進口110.27億美元，比上年增長26.7%。全省已初步形成多層次、全方位的對外開放格局，同世界上200個國家和地區建立了經貿合作關系，全年出口上千萬美元的商品共有60多種。福建外貿發展已經呈現出由“求量”向“重質”的轉變。福建經濟快車之所以能夠長期迅跑，很大程度得益于外貿這匹強勁有力的“黑馬”。福建外貿發展呈現出五大特點，即：出口商品結構不斷優化，檔次不斷提升；貿易方式有新的轉變，高技術含量、高附加值的加工貿易項目明顯增多；出口市場趨于相對均衡；對外貿易實現“順差順收”的良性局面；外貿經營多元化格局初步形成。
從1995年到2002年的進出口貿易指標上看，臺灣的進出口貿易呈現波浪式的起伏波動：2000年達到最高值，進出口總額為2883億美元，其中出口額1483億美元，進口額1400億美元；而2001年卻呈現出衰退跡象，進出口貿易總額甚至低于1997、1998、1999三年。在經歷了2001年前所未有的經濟衰退后，2002年臺灣省的經濟貿易開始緩慢復蘇，其主要原因來自于出口增長，1至9月，對外出口增長5.1%，其中對內地出口成為帶動臺灣產品出口增長的重要動力。在國際經濟景氣尤其是兩岸貿易大幅增長的帶動下，臺灣對外貿易扭轉頹勢，對帶動經濟走出谷底發揮了重要作用，但由于島內的民間消費及民間投資仍然疲弱，使整個經濟呈現“外溫內冷”的狀況，全年經濟呈現低增長態勢。(見表1)
從以上具體數據可以看出，福建省的進出口貿易呈現逐年增長的趨勢，而臺灣則呈現上下起伏波動的形勢。雖然福建省的進出口貿易在近年有相當快的發展，在全國也排名前列，但與臺灣相比還是有較大的差距。到2002年為止，福建的進出口貿易總額只為臺灣的1/10左右，進口額差距則要更大一些。因此，福建的進出口貿易要達到臺灣現在的水平仍然需要一定的時日。
進出口市場、地區比較分析
經過改革開放和對外貿易的短短20年時間，福建省的出口市場結構進一步趨于合理，多元化市場戰略取得新的突破。以前，東南亞一直是福建外貿出口的傳統市場，近兩年，福建對世界各大洲的出口全面增長，特別是對俄羅斯、東歐、中東、韓國、非洲、中南美洲等新興市場出口增長迅猛。對香港和日本的出口占亞洲的前兩位；對德國、英國、美國也都有大量出口，且呈現逐年增加的趨勢。2001年，全省實際商品出口國家與地區達193個，對亞洲出口61.9億美元，占全省出口總值的44.5%，對美國、日本、歐盟、香港四大傳統市場合計出口97.8億美元，占全省出口總值的70.2%，美國已經一躍成為福建最大的出口市場。
對臺灣省來說，美國是其出口的第一大市場，占總出口的23.7%，至今仍然穩定增加，從1996年的26.866億美元增長到2000年的34.815億美元，平均年增長率14.6%，主要原因是美國的經濟景氣繼續擴大，臺灣對美國的出口（以信息通訊機器為主）有順暢的增長。其次，香港是臺灣出口的第二大市場，2000年出口額達31.336億美元。近幾年，中國大陸的出口劇增，從而導致對臺灣原材料、部件等的進口需求增大，臺灣經由香港對中國大陸的間接出口增長堅挺。日本是臺灣的第三大出口市場。但在1997年，對日本的出口由于口蹄疫發生而導致豬肉出口停止，另外也由于日本經濟恢復緩慢的影響而劇減，從1996年到2000年出口額平均為13億美元左右。對亞洲出口則為總出口的一半以上，且呈現快速增長，其中同上年相比，對日本出口增長44.1%，對東盟五國增長32.1%，對香港增長24.9%。因此，可以看出美國是福建和臺灣的第一大出口國。福建的出口有往歐洲和美洲擴大的趨勢，而臺灣的出口則逐漸向亞洲擴展。
進口方面，福建省對亞洲的進口主要來自于日本，最高時期（2000年）達到13.15億美元，對香港、泰國、馬來西亞、新加坡都有較大量的進口；歐洲主要從德國、意大利及英國三個國家進口，最高進口額為1998年對德國的3.23億美元；美國也是福建省較大的進口國之一，且年進口量呈逐步遞增趨勢，從1997年的6.23億美元發展到2001年的8.08億美元。2001年，全省與世界上110個國家與地區開展進口貿易，進口5000萬美元以上的國家與地區共有20個。
臺灣最大的商品進口來源是日本，2000年達到3.86億美元。其次是美國，由于臺灣的有關信息通訊產品的出口堅挺，導致對美國電子部件的進口需求旺盛，2000年達到最高值2.51億美元。但是臺灣對日本和美國的進口都呈現了逐年上下波動的形勢，可見國際經濟政治和臺灣內部的經濟變動對進出口貿易都產生相當大的影響。同時，臺灣對韓國、馬來西亞、法國、德國也有較大量的進口。
進出口商品結構比較分析
近幾年來，福建省不斷加快產業結構調整，外貿出口格局也不斷優化。初級產品所占比重進一步下降，工業制品出口保持較快增長，二者的比例由1999年的17.4:82.6調整為2001年的9.3∶90.7。2001年全省初級產品出口13億美元，比上年減少近7000萬美元，占全省出口總值的比重由上年的10.6%降到9.3%，工業制品出口126.3億美元，占全省出口的比重突破90%。2002年機電產品出口68.04億美元，同比增長41.44%，占全省出口總額的39.17%；高新技術產品出口32.34億美元，同比增長82.07%，占全省出口總額的18.62%。高新技術產品、機電產品成為拉動福建外貿增長的主要動力。電子行業有三分之二以上的企業是通過利用外資改造發展起來的，新開發的出口商品有電視機、錄像機、電話機、電腦、音響、電子元器件等六大類，農業、食品制造業、建材、機械、石化行業等也通過利用外資得到很大的提高和發展。
同樣，在臺灣省的出口產品中，工業產品所占的比重也是最大，2001年達到1462.15億美元，其次才是農產加工品和農產品?？梢?，福建的工業制品出口雖然占到全省出口比重的90%，但仍然不及臺灣的十分之一。在出口商品結構方面，電氣機器、電氣器材與機械均處于前兩位。臺灣對中國大陸間接出口的主要商品項目有：電機設備及部件、機械設備、塑料原料及制品、人造纖維絲、工業用紡織品等。其中電機設備所占比重最大，達到15.9%。另一方面，從增長率看，電機設備及其部件比1996年增長30.8%，鋼鐵制品比1996年增長29.5%，這兩項在工業產品中的出口增長率最為顯著。
進口方面，福建省的進口商品種類廣泛，主要以工業制品中的機器設備為主。2002年福建省機電產品進口62.08億美元，增長43.7%；高新技術產品進口28.68億美元，增長65.4%。而臺灣省的進口額中，原材料占最大份額，2000年達到897.78億美元，其次是資本貨物和消費品。福建進口的原料配件及設備所占比重相應提高到88.4%，初級產品所占比重下降到11.6%。化學成品、紡紗織物、鋼鐵、機械及運輸設備等商品占絕大多數，技術引進和設備進口主要集中在郵電、汽車、輕工、食品等。在所有的進口商品中，規模超過1億美元的就有7大類。
伴隨著科技產品世界市場占有率的不斷提高，臺灣進口的機器設備和零部件也不斷增加。臺灣與中國大擊的進出品貿易也有了相當的發展。受到民間投資活躍等因素的支持，臺灣對中國大陸的間接進口額，主要以農業、工業原材料為主，達到39.15億美元。
從以上的定性分析可以看出，福建的進出口貿易及整個經濟水平都與臺灣有相當大的差距。這是與它們各自的經濟政策，政治背景緊密相關的。兩省的進出口貿易有許多共同之處，但也存在著各自的特色。總體來說，由于歷史、政治、經濟的原因，臺灣進出口貿易與福建省進出口貿易無論在規模上、速度上、結構上都存在著很大的區別。福建屬祖國大陸同一經濟體，這種與臺灣地區的差別是正常的，隨著改革開放，內地已成為臺灣最重要的投資、出口地之一，內地對臺灣的進出口貿易在臺灣經濟的比重越來越大，同時也加強了內地與臺灣的經貿合作。如果兩岸能夠消除人為的屏障，隨著交往的日趨頻繁，閩臺的進出口貿易將呈現越來越緊密、互補、共榮的特征。
參考資料：
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2．石廣生，中國對外經濟貿易的發展與展望，國際商報，1998年10月15日
3．對外經貿部，福建外貿首超200億美元，2001年03月02日
論文摘要:針對國內外迫切關注的人民幣升值問題,從正反面分析人民幣升值給江西省進出口企業帶來的影響入手,闡述何類型企業影響較為嚴重及企業面臨的問題,并在此基礎上提出企業的應對策略及政府的政策支持建議。
1江西省進出口貿易現狀分析
人民幣升值對中國經濟具有正反兩方面的影響。從正面來說,人民幣升值意味著人民幣的國際購買力增強,有利于降低進口商品價格,使國內消費者受益,同時,也可以降低以進口原材料為主的出口企業的生產成本。從長期來看,人民幣升值有利于促使國內企業努力提高產品競爭力,增強中國企業國外投資能力。
人民幣升值,對出口導向型行業最直接的影響就是出口價格的相對提高,這意味中國產品在國外價格競爭力的下降。另外,出口企業還會遭受出口收入轉化成人民幣時的匯兌損失,以及由于出口量減少造成的損失。
人民幣升值對外貿企業的負面影響主要體現在以下幾個方面:
(1)直接匯兌損失。企業從簽訂合同到合同真正履行需要幾天甚至一月時間,買方按合同付價,隨著人民幣對美元的不斷升值,外貿出口企業結匯時就會產生較大的匯兌損失,影響企業盈利。以紡織業為例,我國紡織品出口基本上是用結算方式,一季度人民幣兌美元的升值使該行業出口企業普遍遇到很大困難,企業的利潤空間基本上消失。
(2)對于國內采購企業,人民幣升值導致成本上升,國際上成本優勢逐漸喪失。
(3)出口成交難度加大且具有不確定性。針對人民幣兌美元匯率變化較大的情況,大部分中小企業出口成交具有不確定性。例如,多數出口加工企業交貨期一般在3-5個月,企業計價時要考慮到幾個月以后的匯率水平,多數企業用6.6-6.7的水平計算,由于產品多數屬于低附加值產品且沒有定價權,客戶往往不能接受美元報價進行提價,訂單因而轉向越南等其他國家。
據南昌海關統計,2008年上半年,江西省進出口總值達62.2億美元,同比增長55.3%。在人民幣大幅升值的前提下,江西省對外貿易保持50%以上的高速增長,主要是得益于進口的大幅增長和多晶硅等少數出口產品的迅猛增長。
雖然2008年上半年的出口保持高速增長,但主要是由少數出口產品帶動的,在此次調研中,多數出口企業目前處于艱難境地,處于困難的企業整體出現以下幾大特點:
①低附加值,勞動密集型產業受損嚴重。產品附加值低,其出口利潤空間小,人民幣升值以后,其經營、生存壓力較高附加值產品更大,有些甚至將無法繼續出口。以紡織業為例,2007年三分之一的紡織企業利潤率有6%-10%,整個行業的平均利潤率只有3.9%,2008年一季度人民幣對美元升值達到4.49%,使得很多企業面臨的是做多虧多的境地。
相對而言,高附加值的產品,由于其有較大的利潤空間,且有一定的定價權,人民幣升值造成的損失可以在一定范圍內得到消化。
②原材料國內采購,出口采用美元結算的企業影響較大。
調研中,一家名為廣盛電子的企業稱,人民幣升值對企業影響很大,他們采用的模式是內購外銷,也就是原材料國內采購,產品國外銷售,2008年以來,僅匯兌損失就高達800萬,而公司的年凈利潤也僅800萬,匯兌損失完全擠占利潤空間。相對而言,儲科電子采取的是原材料進口,產品外銷的模式,該公司工作人員稱幾乎感覺不到人民幣升值壓力。
2江西省進出口企業目前面臨的主要問題
2.1企業避險意識和能力較差
由于長期以來人民幣匯率相對穩定,企業規避匯率風險的觀念較為淡薄。在此次調研的眾多企業中,絕大多數企業沒有采取任何經濟手段規避或管理匯率風險,僅僅把匯率風險歸于政策性因素,僅有一家公司利用外匯市場進行套期保值來規避風險。
2.2金融體制改革和金融產品服務創新相對滯后
由于我國金融機構還不具備承擔外匯風險的能力,放開人民幣匯率,未知的風險和沖擊可能給我國金融市場造成很大壓力。
2.3產品附加值低
產品附加值低的加工貿易導致企業沒有定價權,在國際市場上處于被動地位,人民幣升值擠壓利潤空間,產品漲價又不被顧客接受,所受沖擊比較大。超級秘書網
3對策建議
(1)原材料與上游產品價格大幅上漲。綜合計算,由于原材料及上游產品價格上漲,國內企業生產成本上升了20%-30%,成為推動企業成本上升的第一因素。
(2)國內外貿政策的變化。近幾年來,由于國際貿易順差不斷拉大,國內被迫調整了外貿的出口政策。調整的基本方向就是對勞動密集型低加工工業的出口予以限制,給企業制造了很大的成本。尤其是對紡織鞋帽、珠寶首飾、皮革、加工、飼料等傳統優勢產業沖擊較大,這些企業又集中在珠三角地區。
(3)央行實施貨幣從緊政策影響。央行嚴格限制貸款規模,進一步加劇了出口加工企業資金困難。
在此次調研中,我們發現,從產品需求彈性的角度分析,人民幣有限升值對出口會產生一定影響,但是不會對出口產生嚴重打擊。出口企業的艱難情況是由多方面因素造成的,在政策制定方面也需考慮到上述幾大因素。從企業自身角度來看,應對策略的選擇比較重要,政府積極地對外貿企業應進行該方面的引導。
①外貿企業應該高度關注外匯市場,采用金融手段積極規避外匯風險。
要引導企業轉變經營理念,提高企業的主動避險意識,并引導企業加大該方面專業知識和人才的引進,使企業掌握匯率避險方法、工具,進行主動避險。
②開拓新的出口市場,同時擴大內銷,雙管齊下。
長期以來,江西的三大出口市場分別是歐盟、美國、中國香港。今年上半年則發生巨大變化,排名前三位的為歐盟、美國、東盟,出口額分別為6.8億美元、3.8億美元、3.5億美元,東盟躍升為江西省第三大出口市場。這一現象也表明,在人民幣升值的環境下,為了更大的利潤空間,存在出口市場轉換的趨勢,這種轉移也緩解了人民幣升值對江西省外貿的影響。同時,大多數出口企業在此刻都在積極地拓展國內市場,保存利潤空間。
③優化產品出口結構。
外貿企業提高應對能力的根本措施是優化產品出口結構,轉變外貿增長方式,走高質量、品牌化之路,提高出口產品的國際競爭力,確保我國外貿企業具有長期的競爭優勢。在適當的時候,我國外貿企業更要大膽的走出去,減輕國內貨幣升值帶來的沖擊力,提高自身的競爭實力,在激烈的國際市場競爭中立于不敗之地。
(4)結匯多元化。
外貿企業應該從自身效益出發,在出口結匯時,不要單盯美元一種外幣。根據出口地區不同,經與外商協商,選擇其它在國際市場流通且匯率穩定可靠的幣種作為結匯外幣,如歐元、日元、英鎊等。
從政府角度來說,可以主要從以下幾方面著手:
①調整產業結構。結合自身情況,鼓勵全省各進出口企業堅持以科技進步為推動力,改變過去以初級產品出口為主的格局,大力調整和優化出口產品結構,對高附加值企業給予一定的政策支持。
②鼓勵原材料海外采購。人民幣升值使原材料海外采購具有優勢,由于進口關稅,運輸成本等導致眾多企業對原材料海外采購望而卻步,針對這種現象,政府可以對外貿企業進行一定的進出口運費補貼等政策支持。
參考文獻
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關鍵詞：對外直接投資；協整檢驗；誤差修正模型
改革開放以來，浙江對外貿易發展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平?？梢姡憬膶ν庵苯油顿Y與進出口貿易都呈現不斷增長的態勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。
一、文獻回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優劣勢的態勢，從而直接創造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有統計方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統計數據，研究了這些發達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發達國家的對外直接投資對同行業的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。
上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統計數據，采用協整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。
二、實證分析
（一）數據選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發展統計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規模和經濟增長。
（二）時間序列的平穩性檢驗
在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩性檢驗，表明這些變量是平穩的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩性檢驗，即二階單整。
綜上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。
（三）協整檢驗
近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
綜合考察這些變量之間的協整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩性檢驗結果如表4所示。
回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。
由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。
（四）誤差修正模型
誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經濟模型，成為協整分析的一個延伸。若變量之間存在協整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩定的關系，而這種穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。
由協整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：
lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1
t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）
lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1
t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）
在誤差修正模型(3)中，協整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態調整過程具有一定穩定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩定。
在誤差修正模型(4)中，協整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態調整過程具有穩定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩定關系。
三、結論與建議
通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：
（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。
從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協整關系，即它們之間存在長期穩定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發展。
縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發展是非常必要的,也是可行的。
（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發展歷程(齊曉華,2004)。由于其規模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。
本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。
從浙江省當前貿易戰略出發,政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創造效應的對外直接投資給予各種政策優惠,從而鼓勵企業積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業步入國際化發展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業結構。
對企業界而言，加入WT0后,國內市場上國內外企業的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業的生存空間，增強企業的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。
參考文獻：
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論文關鍵詞：外貿持續恢復增長，下半年變數猶存
今年上半年以來，世界經濟繼續復蘇，國內經濟回升向好勢頭進一步加強。在國內外良好經濟環境的支持下，我國對外貿易也延續了去年年底以來較快的恢復性增長態勢。但是，由于主要發達經濟體持續的高失業率，消費仍然不振，以及由歐洲債務危機的影響將逐步顯現，下半年，世界經濟復蘇的步伐可能放緩，我國外貿發展仍面臨諸多不確定因素?？v觀全年，我國外貿形勢仍不容過分樂觀。
1、我國外貿持續恢復性增長
從2009年11月起，我國進出口已經延續了8個月的恢復性增長。據海關統計，今年1-6月國際貿易論文，進出口總值13548.81億美元，同比增長43.1%。其中出口7050.90億美元，增長35.2%；進口6497.92億美元，增長52.7%；貿易順差552.98億美元。與金融危機前2008年1-6月相比較，進出口、出口和進口分別增長9.8%、5.8%和14.5%。除了全球經濟逐步復蘇，進出口商回補庫存的因素外，今年上半年我國進出口較快的恢復性增長也與去年同期全球經濟下滑，進出口商品價格下跌，外貿基數較低有很大關系。
6月當月進出口增速放緩，而順差有所擴大。6月進出口值2547.69億美元，增長39.2%。其中，出口1373.96億美元，增長43.9%；進口1173.74億美元，增長34.1%。當月貿易順差200.22億美元。
表1 2010年以來我國月度進出口情況
年 月
出 口
進 口
貿易差額
(億美元)
金額(億美元)
同比(％)
金額(億美元)
同比(％)
2010.01
1094.75
21.0
953.07
85.5
141.68
2010.02
945.23
45.7
869.10
44.7
76.12
2010.03
1121.12
24.3
1193.48
66.0
-72.36
2010.04
1199.21
30.5
1182.39
49.7
16.81
2010.05
1317.61
48.5
1122.28
48.3
195.33
2010.06
1373.96
43.9
1173.74
34.1
200.22
2008.1-6
6662.51
21.8
5675.49
30.6
987.03
2009.1-6
5215.29
-21.8
4245.95
－25.4
969.33
2010.1-6
7050.90
35.2
6497.92
52.7
論文關鍵詞：中亞五國，農產品貿易，互補性
中亞五國與中國毗鄰，地域遼闊，土地資源豐富，屬于典型的大陸氣候，具有得天獨厚的農業生產條件，農業生產以種植業和畜牧業為主。中亞五國在以土地密集型為主的農產品生產上具有較強的比較優勢，如哈薩克斯坦的小麥，烏茲別克斯坦的棉花等。然而，在以資本和技術密集型為主的農產品生產上還比較欠缺國際貿易論文，尤其是反季節水果、蔬菜以及加工農產品等。我國是農業生產大國，農業生產的優勢不在于農業生產資源而在于農業生產水平高，因此，我國與中亞五國在農業合作領域，尤其是農產品貿易方面存在著十分廣闊的合作前景。隨著上海合作組織自由貿易區進程的不斷推進，中國和中亞五國農產品貿易會得到更進一步的發展（布媧鶼·阿布拉2008）。總的來說，積極開展與中亞五國的農產品貿易，加強農業區域經濟合作，對于我國農業“走出去”戰略和農產品貿易市場多元化戰略的實施，對于提高我國糧食安全和資源性短缺農產品的供給程度具有十分重要的戰略意義期刊網。
一、中國與中亞五國農產品貿易現狀
（一）農產品貿易總量與趨勢
中國與中亞五國的經貿合作由來已久，聞名與世的古絲綢之路就是雙方經濟貿易與文化往來的有力見證。在經貿交往的過程中，中國與中亞五國在農產品貿易領域形成了較好的歷史基礎。自2000年以來，中國與中亞五國農產品貿易進入了一個快速發展的新時期。2001年上海合作組織的成立給雙邊農產品貿易合作搭建了一個良好的合作平臺。2003年《上海合作組織多邊經貿合作綱要》規定把農業等領域作為經濟合作的優先方向，并制定出了相應的實施措施和計劃。2006年上合組織部長級會議也再次強調，要把農產品貿易和農業合作作為重大的合作領域。在近十年中，中國與中亞五國農產品貿易得到的高速的發展。
2000年中國與中亞五國農產品貿易總額僅為10102萬美元，其中出口2941萬美元，進口7161萬美元。到2009年國際貿易論文，雙邊農產品貿易總額已經上升到52386萬美元，其中出口27335萬美元，進口25051萬美元。不考慮物價與匯率的情況下，總貿易額增加了4.2倍，年均增長17.89%，其中出口增加了8.3倍，進口增加了2.5倍。從貿易趨勢來看，在過去的十年中，除2002年和2009年外，中國從中亞進口農產品要大于出口農產品，雙邊貿易一直呈逆差。從貿易總量來看，中國與中亞五國農產品貿易規模還較小，農產品貿易額占中國農產品貿易的比重不到1%。
表1中國與中亞五國的農產品貿易額單位：百萬美元、%
年份
進出口額
哈薩克
斯坦
吉爾吉
斯斯坦
塔吉克
斯坦
土庫曼
斯坦
烏茲別
克斯坦
中亞五
國合計
占中國農產品進口、出口及總額比重
2000年
出口額
13.49
2.97
0.27
2.09
10.59
29.41
0.18
進口額
47.30
7.16
3.43
3.71
10.01
71.61
0.37
進出口總額
60.79
10.13
3.70
5.80
20.60
101.02
0.28
2001年
出口額
16.55
3.50
0.51
2.47
11.68
34.71
0.21
進口額
49.22
13.10
2.12
1.12
2.99
68.56
0.03
進出口總額
65.77
16.60
2.63
3.59
14.67
103.27
0.05
2002年
出口額
29.28
5.60
1.14
2.42
11.77
50.21
0.27
進口額
17.32
3.04
0.77
0.42
24.66
46.22
0.21
進出口總額
46.60
8.64
1.91
2.84
36.43
96.43
0.24
2003年
出口額
34.81
7.90
4.12
1.49
10.17
58.48
0.26
進口額
48.05
6.74
13.60
3.50
162.84
234.72
0.77
進出口總額
82.86
14.64
17.72
4.99
173.01
293.20
0.56
2004年
出口額
30.14
7.80
2.27
1.66
15.46
57.33
0.24
進口額
51.90
13.56
3.36
9.91
339.40
418.13
0.99
進出口總額
82.04
21.36
5.63
11.57
354.86
475.46
0.72
2005年
出口額
53.83
21.90
2.38
3.07
15.38
96.57
0.35
進口額
42.90
17.74
5.49
16.90
389.98
473.00
1.05
進出口總額
96.73
39.64
7.87
19.97
405.36
569.57
0.78
2006年
出口額
54.12
60.05
3.78
1.80
15.92
135.67
0.42
進口額
61.45
28.86
7.42
9.40
512.28
619.41
1.20
進出口總額
115.57
88.91
11.20
11.20
528.20
755.08
0.90
2007年
出口額
85.19
74.79
6.68
2.59
24.81
194.07
0.50
進口額
35.22
34.17
1.45
21.48
320.15
412.47
0.63
進出口總額
120.41
108.97
8.13
24.07
344.96
606.54
0.58
2008年
出口額
123.62
90.67
9.23
6.71
39.57
269.79
0.81
進口額
26.72
42.76
3.82
24.73
291.60
389.64
0.45
進出口總額
150.34
133.43
13.05
31.44
331.17
659.43
0.55
2009年
出口額
127.16
94.01
12.12
6.31
33.75
273.35
0.67
進口額
19.19
10.50
3.28
27.65
189.88
250.51
0.33
進出口總額
146.35
104.51
15.40
33.96
223.63
523.86
0.45
資料來源：根據UN Comtrade 數據庫數據計算期刊網。
中國與哈薩克斯坦的農產品貿易額總體呈上升趨勢，2000年為6079萬美元，2009年為14635萬美元，年均增長9.18%，；出口穩步增長，進口在波動中呈下降趨勢國際貿易論文，2007年開始出口大于進口。中國與吉爾吉斯坦的農產品貿易額較小，2000年為1013萬美元，2009年為10451萬美元，但發展速度很快，年均增長率為26.29%，2005年開始出口大于進口。中國與塔吉克斯坦和土庫曼斯坦的貿易額最小，2009年與兩國的貿易額為4936萬美元，只占中國與中亞農產品總貿易的9.4%，但年均增長率分別為15.34%和19.33%，具有很大的發展潛力。中國與烏茲別克斯坦的農產品貿易發展最快，2000年為2060萬美元，2009年為22363萬美元，年均增長26.93%，其中進、出口年均增長率分別為34.2%和12.3%，進口遠大于出口。
圖1中國與中亞國家的貿易變動趨勢
（二）農產品貿易結構
1．市場分布
表2 中國在中亞五國農產品市場中的貿易比重 單位：%
年份
哈薩克斯坦
吉爾吉斯斯坦
塔吉克斯坦
土庫曼斯坦
烏茲別克斯坦
2000年
60.2
10.0
3.7
5.7
20.4
2001年
63.7
16.1
2.5
3.5
14.2
2002年
48.3
9.0
2.0
3.0
37.8
2003年
28.3
5.0
6.0
1.7
59.0
2004年
17.3
4.5
1.2
2.4
74.6
2005年
17.0
7.0
1.4
3.5
71.2
2006年
15.3
11.8
1.5
1.5
70.0
2007年
19.9
18.0
1.3
4.0
56.9
2008年
22.8
20.2
2.0
4.8
50.2
2009年
27.9
20.0
2.9
6.5
42.7
資料來源：根據UN Comtrade 數據庫數據計算。
中國與中亞五國農產品貿易中，中哈貿易所占的比重在縮小，由2000年的60.2%下降到2009年的27.9%，其中出口比重有所上升國際貿易論文，由2000年的45.9%上升到2009年的46.5%，進口比重大幅度下降，由2000年的66.1%下降到2009年的7.7%。中吉農產品貿易比重增大，2000年為10%，2009年為20%，其中出口比重由10.1%上升到34.4%，進口比重由10%下降到4.2%。中塔、中土農產品貿易比重很小，變化也不大。中烏農產品貿易比重從2000年的20.4%先上升到2004年的74.6%，后又下降到2009年的42.7%，其中的出口比重由2000年的23%下降到2009年的12%，進口比重由2000年的53%上升到2009年的76%?？梢?，中國與中亞國家的農產品貿易市場逐漸呈現多元化，哈薩克斯坦和吉爾吉斯斯坦是我國在中亞最大的出口市場，而烏茲別克斯坦是我國在中亞最大的進口市場。
2.產品結構
聯合國統計委員會（SITC）將農產品分為四大類，第一大類（代碼為0）為食物及活動物，第二大類（代碼為1）為飲料及煙類，第三大類（代碼為2）為非食用原料（燃料除外），第四大類（代碼為4）為礦物燃料、油及有關原料。表3是2000—2009年中國與中亞五國各類農產品貿易額的平均值國際貿易論文，具體反映出中國與中亞的農產品貿易結構狀況。
表3 中國與中亞五國四大類農產品的貿易狀況單位：萬美元
農產品
種類
進出口
哈薩克
斯坦
吉爾吉
斯斯坦
塔吉克
斯塔
土庫曼
斯坦
烏茲別
克斯坦
中亞
五國
第一類
進口
102.1
68.4
0.0
0.2
8.0
178.8
出口
5469.3
3518.2
375.0
262.7
1778.9
11404.1
第二類
進口
1.2
0.2
0.0
0.0
0.0
1.5
出口
80.8
95.2
0.7
0.0
0.6
177.3
第三類
進口
3886.5
1707.8
447.4
1188
22430
29660
出口
105.1
39.4
19.3
43.0
107.2
314.0
第四類
進口
2.9
0.0
0.0
0.0
0.0
2.9
出口
26.8
39.0
30.1
0.4
4.3
100.5
資料來源：根據UN Comtrade 數據庫數據計算期刊網。
中國對中亞國家主要出口第一大類農產品，即食物及活動物這類勞動密集型產品，占出口總額的95%，中亞國家對中國主要出口第三大類農產品即非食用原料（燃料除外），占出口總額的99.3%，其中主要是紡織纖維和未加工動植物原料等農產品；其他兩類農產品貿易量較小，主要是我國對中亞的出口，而且在同一類農產品上，進、出口額差距很大?？梢姡袊c中亞國家的農產品貿易呈現產業間特征，總體上貿易結構較單一。
在具體農產品類別上，我國與哈薩克斯坦的農產品貿易結構比較多樣化，2009年除了煙草及煙草制品、動物油脂外，在其余類農產品上均發生了貿易，主要出口奶產品和蛋類、魚及魚制品、谷物及谷物制品、蔬菜及水果和混合食物制品，主要進口生皮及皮革、紡織纖維和未加工動植物原料。我國與吉爾吉斯斯坦的農產品貿易中，出口類別較多，大量出口肉及肉制品、谷物及谷物制品、蔬菜及水果和混合食物制品；進口類別較少國際貿易論文，主要進口生皮及皮革和紡織纖維。中國與塔吉克斯坦和土庫曼斯坦的貿易中，出口類別多于進口類別，對塔吉克斯坦主要出口谷物及谷物制品和混合食物原料，進口生皮及皮革；對土庫曼斯坦主要出口咖啡、茶、可可粉及香料，進口紡織纖維和未加工動植物原料。中烏農產品貿易中，中國對烏茲別克斯坦大量出口咖啡、茶、可可粉及香料，進口只有紡織纖維和未加工動植物原料，值得注意的是，紡織纖維的進口遠遠大于對烏茲別克斯坦的農產品總出口，貿易結構單一，且極度不平衡。
二、研究方法及指標選擇
（一）研究方法
兩國間貿易的互補性可以從產品和貿易比重等角度來考察。從產品的角度看，顯示性比較優勢指數反映了某類產品的出口競爭力，如果兩國在同類商品上的比較優勢相似，則存在較強的競爭性，反之則互補性較強；產業內貿易指數反映了兩國同類產品的雙邊貿易，通常該指數較低表明貿易呈產業間貿易特征，互補性強。從貿易比重的角度看，貿易強度指數反映了一國對另一國某類產品出口的比重與世界該類產品出口比重的比值國際貿易論文，該指數越大說明對方市場對于本國的重要性越高（凌振春2006）。
由于各個指標分別從不同角度來分析，單獨用其中某個指標來衡量兩國間的貿易關系可能存在片面性，因此本文綜合采用這些指標來判斷中國與中亞五國農產品貿易的互補性。
（二）指標選擇
1．顯示性比較優勢指數(Revealed Comparative Advantage)
顯示性比較優勢指數由Balassa1965 年提出，通常被用來衡量一國出口商品的競爭力。其公式為：
RCAij=
其中Xij表示國家j的i 類商品的出口值，Xtj表示國家j 的出口總值，Xiw 表示世界上i 類商品的出口總值，Xtw 表示世界出口總值。一般認為，RCA>1 表明該國在該類商品上具有比較優勢，RCA>2.5表明具有極強的比較優勢期刊網。用顯示性比較優勢指數衡量一國商品的競爭力有其局限性。首先，顯示性比較優勢指數所揭示的是商品流通領域的相對優勢而非生產領域的相對優勢。其次，它容易受產業和貿易政策的干擾；政府對本國產業的干預會引起顯示性比較優勢指數失真。
2．貿易強度指數(Trade Intensity Degree)
貿易強度指數反映兩國間雙邊貿易額與他們在世界貿易中的重要性的關系。其公式為：
TIij=
其中Xij為國家i對國家j 的出口額；Xit為國家i 的出口總額；Xwj為世界對國家j 的出口額；Xwt為世界出口總額。TI 指數大于1表示i 國對j 國某商品的出口水平高于同期j 國在世界該商品進口市場中所占的份額；兩國貿易關系較為緊密，反之亦然。貿易強度指數是一種反映結果的指標；通常兩國間貿易互補性越強，該指數越高。
3．產業內貿易指數( Intraindustry Trade Index)
產業內貿易指數通常用來分析工業制成品貿易，筆者認為用來分析農產品產業內貿易同樣可行。衡量產業內貿易的指標有多種，本文采用Grubel 和L loyd 1975 年提出的產業內貿易指數。其公式為：
IITij=1-
為i國k類別產品對j國的出口額；為i國k類別產品從j國的進口額。IIT的取值范圍為[0，1]，當IIT=0時，即有=0 或=0 國際貿易論文，表明該類農產品的全部貿易都為產業間貿易；IIT=1時，即有=，表明該類農產品的全部貿易都為產業內貿易。產業內貿易指數越低，反映兩國的貿易特征越呈產業間貿易，互補性也就越強。
（三）數據來源及農產品統計范圍
本文采用的數據主要來源于聯合國商品貿易數據庫（UN Comtrade）期刊網。該數據庫按協調編碼制度(HS) 和標準國際貿易分類(SITC)兩種商品分類方法提供了160 多個國家和地區分產品和分流向的貿易統計數據。本文采用的分類方法是聯合國統計委員會對外貿易商品目錄的SITC Rev. 3 分類。
農產品的統計范圍。世界貿易組織(WTO )、聯合國貿易與發展會議(UNCTAD )、歐盟及世界各國的統計機構對農產品有不同的定義。本文采用W TO 對農產品的定義，包括SITC 分類第0、1、2、4 條中的全部商品減去第2 條中的第27、28 款商品，也就是以0、1、2、4為首代碼的四大類、具體分為22個子項目的農產品。
三、農產品貿易互補性實證分析
哈薩克斯斯坦和吉爾吉斯坦是我國在中亞最大的貿易出口國，貿易種類比較齊全，與我國的農產品貿易非常具有代表性和重要性；另外，塔吉克斯坦、土庫曼斯坦、烏茲別克斯坦的部分貿易數據不可得，無法計算其貿易指數，所以在實證分析中只對中國與哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦的農產品貿易指數進行分析，具體結果見表4。
（一）顯示性比較優勢RCA
從三個國家的RCA值可以看出，它們的優勢農產品有很大的差異性，中國具有較強比較優勢的產品有：魚及魚制品（3.59）、蔬菜及水果（2.54）、未加工動植物原料（2.34），在紡織纖維上也有比較優勢，但相對哈薩克斯坦和吉爾吉斯斯坦來說，處于比較劣勢；哈薩克斯坦具有較強比較優勢的產品有：谷物及谷物制品（6.44）、紡織纖維（2.42）；吉爾吉斯斯坦具有較強比較優勢的產品有：奶產品和蛋類（2.48）、蔬菜及水果（3.85）、煙草及煙草制品（3.28）、生皮及皮革（1.71）、紡織纖維（5.80）。
哈薩克斯坦和吉爾吉斯斯坦在小麥、棉花等土地密集型產品上具有出口比較優勢國際貿易論文，而我國在魚及魚制品、紡織加工品等勞動和資本密集型產品上具有出口優勢。不同的出口優勢是因為各國的資源稟賦存在很大差異，中亞國家具有豐富的農業資源，特別是我國稀缺的土地密集型產品如糧食、棉花等所需的土地等資源，其自然資源條件也很適宜農業生產，但缺乏農業生產所需的技術和資金；而我國一直以來就是農業生產大國，由于人口的壓力不得不在農業生產與加工技術上不斷地創新突破，積累了豐富的資金和技術，建立起了完備的工業體系，在勞動、技術和資本密集型農產品上也就有很強的比較優勢（布媧鶼·阿布拉2008）。
表4 2009年中國與哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦農產品貿易指數
農產品類別（SITC Rev.3)
顯示性優勢指數RCA
貿易強度指數TI
產業內貿易指數IIT
中
哈
吉
中哈
哈中
中吉
吉中
中哈
中吉
00 活動物
0.76
0.02
1.76
0.00
6.50
0.00
0.00
0.00
1.00
01 肉及肉制品
0.52
0.00
0.08
0.00
31.96
46.44
0.00
0.00
0.00
02 奶產品和蛋類
0.09
0.11
2.48
1.51
0.00
0.63
0.00
0.00
0.00
03 魚及魚制品
3.59
0.72
0.03
0.29
0.12
0.15
0.00
0.33
0.00
04 谷物及谷物制品
0.28
6.44
0.28
2.39
0.00
5.04
0.00
0.00
0.00
05 蔬菜及水果
2.54
0.35
3.85
2.91
0.01
8.13
0.39
0.00
0.07
06 糖、糖制品及蜂蜜
0.76
0.24
0.10
0.02
0.00
0.03
0.00
0.00
0.00
07 咖啡、茶、可可粉及香料
0.79
0.13
0.37
0.15
0.16
0.60
0.00
0.02
0.00
08 動物飼料
0.92
0.45
0.00
0.12
0.00
0.00
0.00
0.00
1.00
09 混合食物制品
0.98
0.30
1.11
0.72
0.00
1.83
0.00
0.00
0.00
11 飲料
0.23
0.10
0.35
0.03
0.05
0.10
0.23
0.36
0.53
12 煙草及煙草制品
0.80
0.84
3.28
0.00
0.00
0.53
0.00
1.00
0.00
21 生皮及皮革
0.02
0.16
1.71
0.00
4.51
0.00
11.52
0.00
0.00
22 含油種子及油質水果
0.36
0.29
0.06
0.00
0.01
5.88
0.00
0.00
0.00
23 天然橡膠
0.31
0.00
0.00
2.08
0.00
95.01
0.00
0.00
0.00
24 軟木及木材
0.58
0.00
0.00
0.49
0.00
0.00
0.00
0.00
1.00
25 紙漿與廢紙
0.08
0.00
0.05
0.08
0.00
0.00
0.00
0.00
1.00
26 紡織纖維
1.71
2.42
5.80
0.33
0.49
0.14
0.35
0.08
0.05
29 未加工動植物原料
2.34
0.11
0.52
0.24
13.76
1.73
0.13
0.63
0.09
41 動物油脂
0.51
0.04
0.02
0.00
0.00
28.01
0.00
1.00
0.00
42 固態植物油脂
0.09
0.31
0.00
0.16
0.00
3.15
0.00
0.00
0.00
43 加工后的動植物油脂類
0.29
0.12
0.01
0.08
0.00
0.31
0.00
0.00
0.00
資料來源：根據UN Comtrade 數據庫數據計算。
（二）貿易強度指數TI
在大部分農產品類別上，中哈、中吉貿易國之間的TI指數存在很大的差異，說明對方市場對本國的重要性在各類農產品上都基本不同，也就是說雙方在這些產品上的貿易互補性很強。中哈貿易中，在奶產品和蛋類、谷物及谷物制品、蔬菜及水果、天然橡膠等產品上，中哈TI指數大于1，說明在這些產品上中國對哈薩克斯坦的出口水平高于同期世界對哈薩克斯坦的出口水平；而在活動物、肉及肉制品、生皮及皮革、未加工動植物原料等產品上，哈中TI指數大于1，哈薩克斯坦對中國的出口水平高于同期世界水平，兩國在上述農產品上貿易關系較為緊密，具有很強的互補性。中吉貿易中國際貿易論文，在肉及肉制品、谷物及谷物制品、蔬菜及水果、含油種子及油質水果、天然橡膠、動物油脂、固態植物油脂等產品上，中國對吉爾吉斯斯坦的出口水平遠大于同期世界對吉爾吉斯斯坦的出口水平；在生皮及皮革產品上，中國從吉爾吉斯斯坦的進口大于同期從世界的進口，可見，吉爾吉斯斯坦是我國農產品的重要出口市場，與我國的農產品貿易合作有很大的發展空間期刊網。
（三）產業內貿易指數IIT
從中哈、中吉的產業內貿易指數看，在很多類農產品上IIT都為0 ，屬于典型的產業間貿易。需要說明的是，產業內貿易指數為1的農產品，不是因為雙邊貿易的進出口額相等，而是根本沒有進出口額，在那些農產品上不存在貿易。中國與哈薩克斯坦的IIT指數超過0.5的只有未加工動植物原料，與吉爾吉斯斯坦的只有飲料，其他產品的IIT指數都很小，說明中國與哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦的農產品貿易競爭性很小，基本上屬于產業間貿易。
五、結論與政策建議
根據上述分析，可以得出以下結論：
第一，中國與中亞五國的農產品貿易迅速增長國際貿易論文，但整體貿易規模還很??；貿易結構單一。除中哈農產品貿易外，中國與其他國家農產品貿易結構呈現單一性，主要出口第一大類農產品食物及活動物，進口第三大類農產品非食用原料中的紡織纖維、未加工動植物原料和生皮及皮革等農產品，其他兩類農產品的貿易額很小，且主要是我國的出口。
第二，中國與中亞國家在不同類的農產品上具有各自的比較優勢，符合各國的資源稟賦現狀。中亞在我國稀缺的土地密集型農產品上具有比較優勢，而我國在勞動和資本密集型農產品上具有比較優勢，不同的優勢產品使雙方貿易具有很強的互補優勢。
第三，中國與中亞的農產品貿易屬于產業間貿易，對方市場對本國具有不可忽視的重要性，雙邊貿易呈現很強的互補性和互利性，貿易的潛力和發展空間很大。
針對中國與中亞國家的農產品貿易情況及互補性分析，提出幾點政策建議：第一，在上海合作組織的框架下，積極尋求與中亞五國在農產品貿易、投資與貿易協定方面的談判，爭取早日簽訂雙邊農業合作、貿易與投資框架協議國際貿易論文，進而建立持續長效的農業經貿合作機制。第二，積極實施“走出去”戰略，充分發揮農產品的比較優勢，將潛在的互補性轉化為現實的互利性，進一步擴大貿易規模；第三，鼓勵企業走出去，創新營銷技術和策略，積極開拓潛在市場，促進貿易結構多樣化以及農產品貿易市場的多元化；第四，把開展農產品貿易與農業援助結合起來。參照中非農業合作的成功經驗，對中亞國家中存在糧食安全的吉爾吉斯斯坦和塔吉克斯坦開展無償農業援助，以“政府搭臺，企業唱戲”的模式幫助這些國家開展農產品生產和加工。
參考文獻
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論文關鍵詞：國際貿易相對利益，絕對利益適應能力，供求關系
一、什么是國際貿易？
國際貿易通常是指國家之間的商品、勞務和其他生產要素的交換活動，是世界各國在國際分工的基礎上通過國際市場的交易活動，實現商品以及勞動、科技等生產要素的合理配置，達到互通有無，取得絕對和相對利益的行為方式和過程。一方面，國際貿易的規模和結構是由各國經濟發展水平和特點決定的；另一方面，一國對外貿易的狀況又對本國經濟發展速度和供求總量平衡的實現產生重要作用。
二、國際貿易政策
國際貿易政策是一個國家的總政策國際貿易相對利益，特別是經濟政策的重要組成部分。它的目的在于發揮本國優勢：一方面，優化產業結構和產品結構，提高產品在國際市場上的競爭能力，并利用國家力量擴大出口；另一方面，利用經濟和其他手段限制進口，保護本國國內市場，達到平衡國際收支，擴大社會需求，刺激經濟增長的要求。具體政策主要有：一、貿易保護政策，二、自由貿易政策論文格式模板。
三、國際貿易的絕對利益和相對利益
在國際貿易中，貿易利益及其如何在貿易參與國之間進行分配涉及到兩個方面的問題：一是確定應當出口什么，進口什么，它與一個國家參與國際分工的產業結構和產品結構相關；二是如何確定進出口商品要達到的目標，它是指在國際貿易條件下進行什么樣的商品交換更有利。那些基本上是自給自足的經濟國家國際貿易相對利益，經濟結構以國內分工為基礎，開放程度較低，對外貿易通常以互通有無、調劑余缺、滿足需要為主要目標。而經濟開放型國家則以國際分工為背景組織國內生產，國際交換突破了轉換使用價值的局限，而注重貿易中的比較利益。依據比較利益原則確定其以何種方式參與國際分工，確定進出口商品的結構和流向，通過對外貿易求得利益的增長。
1、國際貿易的絕對利益
從對分工極大地有利于老公生產力率的提高這一規律的認識出發，出現了以絕對優勢為基礎的國際分工和貿易，以致貿易雙方都能從國際貿易中得益。不同國家在具體產品的生產上具有絕對成本的差異。所謂絕對成本差異是指在某種產品的生產上一個國家 所耗費的勞動成本絕對低于其他國家。
2、國際貿易的相對利益
通過對兩個國家生產成本的比較，如果某一個國家并不擁有任何絕對優勢，而是居于絕對劣勢，那么，國際貿易的結果，仍然可以使貿易雙方取得貿易利益。只要各國商品之間的價格比率有所不同國際貿易相對利益，在進行貿易時，每個國家都會有一種比較或相對優勢。也就是說，一個國家生產任何商品的成本均比其他國家都高，然而，這個國家生產的某種商品的成本相對于生產其他商品的成本相對較低，那么，這個國家在生產這種商品上便具有比較優勢，就應該生產并出口它，通過國際貿易來交換本國生產處于相對劣勢的產品，從而取得相對利益論文格式模板。
四、國際貿易的供求關系
國際貿易與國內貿易一樣，是在一定的供求關系條件下進行的。國際貿易的供求關系對國際貿易的價格有著重大影響，也決定著一國對外貿易的戰略、策略和進出口格局及結構。
1、影響國際貿易供求關系的因素
經濟發展周期的影響、貿易保護的影響、國際壟斷的影響、國際或地區性經濟事件或政治、軍事局勢的變化的影響。
2、增強對國際貿易供求關系變化的適應能力
國際貿易供求關系的變化，對于一個國家進出口業務、國際收支及國內經濟發展產生的影響越來越大。為了適應這種變化，提高國際競爭能力國際貿易相對利益，通常根據本國國情和國際貿易發展的趨勢，適時調整對外貿易的戰略和策略，調整國內的產業結構，充分發揮本國在生產上占絕對優勢和相對優勢產品的生產，在國際貿易中獲得絕對和相對利益。
五、結束語
發展中國家要從根本上改變在國際貿易中的不利地位，最終途徑還是要加快本國技術進步，提高整體經濟實力，逐步增加高技術產品、高附加值產品的出口比重，才能立于不敗之地。
參考文獻
1、經濟學基礎（第三版）李明泉主編東北財經大學出版社2010、8
2、西方經濟學王瑞芬主編清華大學出版社2009
論文摘要：對于對外貿易迅猛發展的中國而言，人民幣匯率波動的貿易效應受到了學術界廣泛關注和思考，本文將對相關文獻按照總體和區際分類的角度的進行評述。
1．人民幣匯率波動與中國總體貿易效應研究評述
近年來，由于中國經濟持續發展，對外依存度不斷提高，關于人民幣幣值匯率波動對我國總體貿易影響的討論一直十分激烈。縱觀這些成果的研究結論，大致可以分為三種觀點：人民幣匯率波動對貿易有著正面影響；人民幣匯率波動對貿易有著負面影響；人民幣匯率波動對貿易影響不大。
1．1人民幣匯率波動對中國總體貿易有正面影響
魏巍賢早在1997年發表于《統計研究》的《中國出口與有效匯率的關系分析》一文對此有比較詳細具體的實證分析研究，最終筆者得出結論：從長期來看，改革開放以來出口總量的不斷增大與有效匯率的持續貶值密切相關，因此這意味著兩方面內容，一是我國以促進出口增長為目標的匯率政策是長期有效的，改革以來的匯率貶值確實起到促進出口長期增長的作用；二是我國出口商品的國際競爭力不盡人意，長期的出口增長過分依賴于匯率的貶值。臨時眭政策因素在短期內也百弱f起出口總量的變化使之脫離它與有效匯率的均衡關系水平。
另外，李海菠2003年在《世界經濟研究》發表的一文《人民幣實際匯率與中國對外貿易的關系》根據1973—2001年的年度統計數據，采用與魏巍賢相類似的方法．即用單方程協整分析檢驗調整后的實際匯率ARER、中國外貿進出口總額、出口額和進口額的協整關系。加之EG兩法估計它們之間的長期關系，最后使用Granger因果關系檢驗等實證分析方法，研究了人民幣實際匯率與中國對外貿易之間的關系，也得出了相類似的結論，即人民幣實際匯率與中國對外貿易之間存在著長期的均衡關系。并且筆者還證實了實際匯率可以改善短期內中國的對外貿易狀況。
通過檢索文獻發現．該類文獻的數量相對而言比較少，原因應該是我國經濟發展的總體事實與該理論有所不一致。
1．2人民幣匯率波動對中國總體貿易有負面影響
鄭愷2006年發表于《財貿經濟》的一文《實際匯率波動對我國出口的影響——基于SITC比較》對“人民幣匯率波動對中國總體貿易有負面影響”進行了實證研究，簡要綜述如下：
根據有關的國際貿易理論，決定對外貿易通常有3個變量。第一是外國收人大小，第二是相對于外國商品的貿易條件，第三是貨幣比價即匯率大小。由此，為了度量匯率波動對貿易的影響，必須控制以上3個變量。但由于GNI不存在月度統計數據，筆者采用美國的工業生產指數來代替GNI或GDP數據，此外由于我國不存在進出口價格的完整時間序列數據，因此可以利用實際匯率進行替代。在構造實證模型時，筆者將波動率作為外生變量，在存在協整的情況下，相應采用VAR的擴展VEC模型來估計估計短期內波動率對貿易波動的影響。其構造的模型為：
其中，EX為中國對美國的出口數量的自然對數值，i表示為不同的行業，IPF為美國工業，生產指數的大小，R表示人民幣兌美元的實際匯率的自然對數值，v表示實際匯率的波動率，ecm為誤差修正項，反映了貿易變化的長期趨勢。J表示變量滯后階數。
筆者運用了以上VAR的擴展模型進行分析，由于VAR可以解決不平穩數據造成的不穩定性以及內生變量之間的相互影響。因此可以更好的估算出匯率波動對貿易的影響，他研究了自1994年以來中國對美國按SITC出口貿易與實際匯率波動的關系，結果表明我國的一些行業受匯率波動的負面影響較大。
此外，李建偉、余明2003年在《世界經濟》發表的《人民幣有效匯率的波動及其對中同經濟增長的影響》一文也對“人民幣匯率波動對中圍總體貿易有負而影響”這-fq題進行了實證研究．筆者利用的是1995年1月一2003年6月的季度數據，與鄭愷使用的方法不同．李建偉、余明兩位學者運用的是兩階段最小二乘法，對人民幣實際有效匯率與進出口貿易和利用外資的十日關關系進行回歸分析．結果顯示人民幣實際有效匯率是影響中國進出口貿易和利用外資的重要因素，從而他們認為人民幣有效匯率大幅度波動會對中國經濟增長形成巨大負面沖擊。
1．3人民幣匯率波動對中國總體貿易影響不大
曹陽、李劍武于2006年在《世界經濟研究》發表的《人民幣實際匯率水平與波動對進出口貿易的影響》一文基于1980—2004年的年度數據，首先用AK—GARCH模型測算出人民幣實際匯率的波動率。最后采用Engle—Grnager兩步法，進行了協整分析，從而對“實際匯率波動對我國進出口貿易的影響”進行研究，筆者發現人民幣匯率波動的增加對我國的進出口貿易的影響不顯著。
強永昌等2004年于《世界經濟研究》發表《有關人民幣匯率問題的對外貿易分析》一文．筆者通過對我國1990—2001年各種價格研究了1990年以后的人民幣匯率和中國對外貿易的關系。首先分別構建了出口方程以及進口方程，根據1990—2001年的樣本數據，用Eviews軟件進行回歸分析，最終得出了中國對外貿易出口額、進口額與人民幣實際匯率之間存在的彈性關系不大，相關性較弱的結論。
綜上所述，以上三類文獻分別從人民幣匯率波動對貿易的正面影響、負面影響和影響不大三個方面進行了實證研究。
2．人民幣匯率波動與中國區際貿易效應研究評述
劉巍、郭友群2003在《國際經貿探索》發表了《對人民幣匯率與廣東省進出口額之間關系的實證分析》一文，筆者運用廣東省1987-2001年的數據進行了實證分析，指出人民幣牌價匯率變動1個單位，廣東省的出口額就同方向變動O．15億美元．人民幣牌價變動1％，廣東省出口額就同方向變動29％。這個結論說明，人民幣貶值有利于廣東省出口的增長。得出同樣結論的有關研究文獻是戴世宏2006年發表于《上海金融》的《人民幣匯率變動對上海市貿易收支的影響》一文，筆者采用ADF檢驗，對上海1993—2004年度的GDP、進口額及人民幣實際有效匯率進行研究．發現人民幣匯率貶值有力地促進了上海市出口貿易的增長，這種促進作用隨著貿易自由化程度的提高而不斷增強；進口方面，人民幣貶值對上海市進口產生了一定的抑制作用。
以上兩篇文獻主要是基于實際匯率與進出口量的關系分析，而陳志昂2001年發表于《商業經濟與管理》的《人民幣匯率與浙江出口變動的實證研究》一文則是分別考慮了實際匯率和名義匯率對貿易的影響，在泰米姆·貝佑米估計的貿易方程的基礎上，利用浙江省1990-1998年的相關數據，建立了以匯率和貿易國國內生產總值為變量的長期和短期回歸模型，實證分析分析得出結論：人民幣名義匯率對浙江出口正相關，實際有效匯率對浙江出口負相關，但匯率彈性較低。
所以，結合以上文獻總的來看，人民幣匯率波動對各省對外貿易的影響的不同結果符合中國經濟改革開放以來市場規模不斷擴大，“中國制造”和“世界加工廠”逐漸形成的事實，并且市場規模的出口效應大都分布在中國的沿海發達地區，基本與經驗判斷一致。
論文關鍵詞：對外貿易和,欠發達地區,經濟發展
一、欠發達地區對外貿易對經濟發展的影響
自改革開放以來，對外開放對東部經濟發展產生了巨大的推動作用，而對西部欠發達地區的經濟增長的貢獻甚微。貴州是西部欠發達地區最具典型意義的一個區域，一方面，它具有較先進的電子、航空、煤化工冶金等產業及豐富的自然資源，但另一方面，它的GDP占全國的比重極其小。2009年貴州省GDP占全國的比重僅為1.16%，造成欠發達地區的經濟落后的一個重要原因就是對外開放的滯后。鑒于此，本文選取具有典型意義的地區貴州為代表，分析欠發達地區對外開放滯后與經濟發展的關系。
1.對外貿易現狀
貴州的進出口總額在1990年之前一直處于10億元以下的水平，大大落后于其他省份，直到1990年才突破了11億元。上世紀90年代，貴州對外貿易總額穩步增長，但占全國進出口總額的比重依然很小。“十五”期間貴州推出了一系列加強對外貿易的措施，使得對外貿易得到了長足發展，其中2004年突破了百億，“十五”末期比“九五”末期增長了110.52%。在“十一五”期間的2008年對外貿易總額達234.08億元，創了歷史新高，同比增長35.44%（圖1）。
圖11980-2009年貴州省對外貿易和GDP關系（單位：億元）
對外貿易貢獻率是判斷對外開放對經濟發展貢獻的重要指標。近年來，貴州對外出口貿易對經濟增長的貢獻率在5%左右波動，貢獻較小，甚至在亞洲金融危機后出現負貢獻。這反映了出口結構較落后的貴州，在正常情況下對外貿易對經濟增長貢獻不大，在國際市場不景氣時負面作用較大（參見圖2）。
對外貿易依存度是指一國經濟對貿易的依賴程度，是用來判斷對外開放程度的另一重要指標。如圖2所示，貴州的外貿依存度一直徘徊在6%左右，從來沒有突破10%。貴州經濟發展對進出口貿易的依存度不僅遠低于東、中部地區，與我國外貿依存度相比差距則更大。我國外貿依存度一直保持兩位數，2007年達到最高峰，受金融危機的影響，2008、2009年有下降的趨勢，2009年為44.96%。
圖2貴州與全國貿易依存度及出口對經濟增長的貢獻率（單位：%）
通過上述分析發現，以貴州為代表的欠發達地區對外貿易和GDP增長基本同步。當GDP增長時，對外貿易同步增長，但是出口對經濟增長的貢獻率卻呈現出不同步的狀況，對經濟發展（工業增長）貢獻度最大的電力、有色冶金、飲料、煙草和黑色冶金五大優勢行業外向度低，顯示欠發達地區經濟增長的自我循環，反映了欠發達地區GDP的內向型特征，缺乏競爭力，顯然，欠發達地區對外開放滯后是其經濟發展落后于東部的一個重要原因。
2.實證分析
為了進一步分析欠發達地區對外貿易對GDP的影響，這里采用貴州30年的數據進行實證分析，利用Eviews軟件，將進口、出口、進出口及GDP等作為變量，并對這些變量進行相關性檢驗，檢驗結果顯示：GDP與出口貿易、進口貿易、進出口貿易都有很顯著的相關性（參見表1）。
表1貴州省進出口貿易與GDP的相關性
GDP
EX
IM
TOTAL_TRADE
GDP
1
0.954
0.949
0.957
EX
0.954
1
0.980
0.997
IM
0.949
0.980
1
0.993
TOTAL_TRADE
0.957
0.997
l)由協整分析結果可知，長期內我國進出口商品需求彈性分別為0.601%和0.861%，進出口商品需求彈性之和大于“馬歇爾一勒納條件”的臨界值，說明人民幣實際有效匯率變動對我國商品進出口貿易有一定影響。我國改革開放二十多年來，匯率變動對貿易收支的影響是比較顯著的。由誤差修正模型結果可知，短期內匯率變動不是影響我國進出口總額變化的重要原因，即短期內人民幣實際有效匯率變動對我國進出口貿易不會產生很大的影響，短期內影響我國進出口貿易額的因素跟我國的宏觀經濟背景及商品結構影響更大。
2)由協整分析結果可知，長期內國內收入水平對進口的影響是正向相關關系;國外收入水平對出口的影響也是正向相關關系，但長期內國外收入水平跟我國出口關系并不顯著。由誤差修正模型結果可知，短期內國內、國外收入水平的變動對我國進、出口的變動影響都不大。這是由于我國經濟是主要是依靠自身的發展，是依靠我國國內生產結構優化和升級、技術提高、宏觀政策等因素。
3)由協整分析結果可知，長期內外商投資實際利用額和進口之間是顯著的負相關關系，即外商投資實際利用額的增加會降低我國進口量，在一定程度上說明這兩者存在著一定的替代關系。同時，外商投資的碩士論文實際利用額對出口影響也是顯著的負向效應。由誤差修正模型結果可知，在短期內外商投資實際利用額的提高能帶動我國進口總額的增加，并且效果較明顯。同時，外商投資實際利用額和出口之間卻不存在短期顯著的正向關系。主要是由于外商投資開始時需要的先進技術設備都要靠國外引進，因此短期內會對我國的進口總量產生明顯的正向沖擊，而對出口的影響則不大。
4)由協整分析結果可知，長期內我國對外的加工貿易和出口之間是顯著的正向相關，說明加工貿易的確能推動我國出口的增長。而我國的貿易順差也大多數是由于加工貿易的增長引起的。
5)由granger因果關系檢驗結果可知，長期內人民幣實際有效匯率變動不是我國出口變動的主要原因。即人民幣實際有效匯率的變動對我國商品出口影響不顯著。這是由于我國出口商品的結構不斷優化和升級，技術含量不斷提高，競爭力不斷加強使得出口額增長迅速，而不是由于匯率的貶值引起的。即長期內我國商品的出口不是依靠低廉價格而是依靠日漸成熟的技術。而實際上自從2000年以來我國工業制成品的出口增速一直就快于初級產品。
6)由granger因果關系檢驗結果可知，人民幣實際有效匯率變動是我國進口變動的主要原因。即人民幣實際有效匯率的變動對我國商品進口影響顯著。這是由于隨著我國國內商品技術的提升，進口商品在國內的競爭將越來越激烈，從而增加了進口對匯率變動的敏感度。
【論文摘要】匯率調控的功能在于優化國際收支狀況，更好地利用國際市場上的資源，但由于得不到均衡匯率水平的完備信息，中央銀行對匯率的調控變得非常低效，匯率的變動非常被動。文章試圖從國際貿易收支可持續的角度，利用馬歇爾一勒納條件，確定匯率變動的正確方向和經濟可承受的變動幅度，進而為我國的匯率調控提供一種積極、有效的調控機制。
人民幣匯率關系到我國外向型經濟的健康發展，人民幣匯率的形成機制問題長期以來是我國經濟界探討的重大問題之一。在20世紀50年代～70年代，爭論的焦點主要是應該以購買力平價還是出口創匯平均成本來決定人民幣兌美元匯率(金中夏，1996)。在改革開放后，人民幣匯率改革市場化的取向逐漸成為理論界的共識，人們討論更多的是匯率形成機制的體制安排(李揚，余維彬，2005)，匯率制度設計的效率(陳平，王曦，2002)，以及均衡匯率的存在性(金中夏，1996)等問題。而對人民幣匯率進行調控的客觀依據，浮動空間的科學設置等具體操作層面上的問題研究尚少。由于得不到關于人民幣均衡匯率的完備信息，使得中央銀行在匯率調控上顯得效率低下，匯率變動相對于經濟需要顯得僵化、被動。例如：在具體銀行間外匯市場上遇到滿倉性失衡時，中央銀行將無法確定合理的交易空問在何處(陳平，王曦，2002)。
匯率調控的功能在于優化國際收支狀況，更好地利用國際市場上的資源，而經常項目下的國際貿易收支的優化是國際收支優化的基石。wWW.133229.CoM在國際貿易收支與匯率關系的理論中，馬歇爾一勒納條件是最重要的理論之一。本文就是利用這一理論，從國際貿易收支的可持續性角度出發，尋求人民幣匯率變動的客觀依據，和匯率浮動的合理區間。
一、對于馬歇爾一勒納條件的再認識
馬歇爾一勒納條件是指：在兩國貿易收支均衡且出口供給彈性為無限大的前提下，如果兩國的需求彈性之和大于1，則一國貨幣貶值會產生正的貿易差額。兩國需求彈性之和大于1是國際貿易收支順差的充分必要條件(胡代光等，1997)。
從馬歇爾勒納條件的推導過程中，1)我們可以獲得以下五點啟示：
1．條件成立的前提有兩點。一是國內外供給曲線的價格彈性為無限大。而供給曲線的價格彈性要無限大，首先供給方的經濟體不應太小，如果太小必然會遇到資源的瓶頸制約；其次供給方的經濟應沒有達到充分就業，存在著生產能力的巨大過剩，否則供給曲線將不會是水平；再次，供給方不存在壟斷，接近于完全競爭狀態，否則，供給曲線將會是一點、或不存在、或為非水平的斜線。二是起始點的貿易差額為零。起始點貿易差額為零的要求可以通過假設在年度貿易的終結時，順差方將所有的順差額用于購買逆差方的某種特殊商品而實現，如國債等。
可以通過坐標原點的平移實現，即，此時我們可以通過每次初始貿易額的清零來完成。
2．條件僅適用于短期分析。供給曲線的彈性為無限大的前提，說明供給價格的變化完全取決與匯率的變化，匯率的變化使得供給和需求在需求曲線的不同位置上達到均衡狀態，然后再結合需求價格彈性的公式，計算出相應的進出口需求曲線的價格彈性值。從這里我們可以看出，由于在此處供給曲線自身變動的因素被排除在外，所以此條件僅能適用于短期分析，對于長期而言，供給曲線自身的變動將是不容忽視的重要因素。
3．對于需求彈性的認識。因為對一般商品而言，價格上升，需求將減少，所以在推導過程中，為了避免需求彈性出現負值，在一般彈性定義式的前面加上了負號，是取其相反數，而不是取絕對值。
4．從馬歇爾一勒納條件可推導出：在以外貿順差為追求目標的前提下，在國內外商品需求彈性之和大于1時，人民幣匯率應該貶值，在國內外商品需求彈性之和小于1時，人民幣匯率應該升值。
5．從推導的過程可以看出：在對貿易商品的考察上僅是對兩個商品，即一個出口商品和一個進口商品而言，沒有特別的要求，這就說明在出現部分商品需求彈性不具有可計算性時，分開處理在理論上是可行的。
二、對于馬歇爾一勒納條件的實證研究
(一)我國經濟對馬歇爾一勒納條件前提的適應性分析
首先，我國是一個擁有l3億人口的大國，勞動力資源充足，在充分利用國際、國內市場資源的前提下，對國際市場需求的供給存在著巨大的潛力。同時，由于我國的外貿企業聯合對外的程度還很低，存在著無序競爭的狀況，因此，假定國內對國際市場的供給曲線的價格彈性為無限大，具有一定的現實性。
其次，考慮到我國的經濟總量占世界經濟總量的比重不到7％，世界市場供給相對于我國的需求而言比較大，我國的對外需求在絕大多數情況下不足以對世界商品市場價格產生大的影響，所以假定世界商品市場對于我國的供給曲線具有供給彈性無限大的特征也是可行的。從國際市場上大宗商品的價格決定上看，我國在價格決定方面大都處于價格接收者的地位，這也間接驗證了這一假設。
(二)實證檢驗分析的說明
本文將主要利用《中國統計年鑒》上可獲得的年度貿易數據進行實證檢驗。按照運算的需要，根據是否可同時獲得數量和價格信息，將我國的進出口商品分為兩部分：
一部分是可以得到具體數量和貿易金額的商品。對于這一部分商品，通過分別計算各種商品的年度間的中間需求彈性，再以每種商品在此類商品貿易總額中的比重為權重，對所得需求彈性求加權平均數，以此復合的需求彈性表示此類商品的總需求彈性，再運用馬歇爾一勒納條件進行推導，將所得結論與實際貿易收支狀況進行對比，以此來判斷馬歇爾一勒納條件在我國的適用性。
另一部分商品為僅能獲得貿易金額，而無法獲得貿易數量的商品。此時不能對其進行彈性分析，故而不能將馬歇爾一勒納條件用于分析匯率對這一部分商品貿易的影響。在本文中將不對這一部分商品給予考慮。①
(三)馬歇爾～勒納條件適應性實證分析
從表l中我們看到：在1999年～2000年間，人民幣相對美元略有貶值，對于此類的商品貿易順差額沒有擴大反而減少，由1999年的順差412603萬美元，變為2000年的逆差119567萬美元。從馬歇爾一勒納條件看，此間的出口彈性與進口彈性之和表現為大于1，匯率的貶值應引起貿易收支狀況的改善，這里表現出了實際情況與馬歇爾一勒納條件的背離。從2000年～2001年的貿易收支狀況看，人民幣對美元的匯率出現小幅升值，這時此類商品的貿易收支狀況出現了進一步的惡化，由2000年的逆差119567萬美元擴大到2001年的逆差741775萬美元。這里的表現與馬歇爾一勒納條件的推導結論完全一致，此間的進出口需求彈性之和為1．437大于1，所以匯率升值導致貿易收支狀況惡化。在隨后的2001年～2002年人民幣匯率保持了基本的穩定，我們看到此類商品的貿易收支狀況的惡化程度有所減輕，貿易赤字增量由2000年～2001年的622208萬美元降到2001年～2002年的215875萬美元，此類商品的貿易赤字加劇的趨勢大為緩解。對于1999年～2000年間的異常情況，可以從1998年的東南亞金融危機中得到較好的解釋：1998年下半年東南亞金融危機爆發，在1999年我國周邊國家的貨幣大幅度貶值，使我國的貨幣對美元雖只是小幅度貶值，但對周邊國家的貨幣卻大幅升值，所以從理論上看，進出口需求彈性之和大于1，本幣升值引起貿易收支的惡化是理所當然。至于在2001年～2002年，匯率沒有改變，而貿易收支的惡化情況有所解緩，則是因為離金融危機爆發也已有3年，周邊國家貨幣已經由危機時的過度貶值出現了回升，經濟已經得到了恢復，這時的人民幣對美元匯率的穩定，而對于周邊國家貨幣則已經是在貶值。參照這一期間的進出口需求彈性之和(2001—2002)，如果去掉一個特殊的項(電視出口的需求彈性為一26．242)，則在此期間的此類商品的出口需求彈性為1．251，由馬歇爾一勒納條件知，進出口需求彈性之和大于1，本幣貶值會有利于平衡貿易的逆差，本幣升值會加劇貿易逆差，這與上述的匯率變化與貿易額變化的描述基本吻合，所以運用馬歇爾一勒納條件對這幾年此類商品貿易差額變化情況的解釋是合乎情理的。
我們注意到，從2002年起，此類商品的進出口需求彈性和發生了意想不到的變化，進出口需求彈性之和出現了負值。在2002年人民幣對美元匯率保持了穩定，如上所述，在周邊國家經濟復蘇已經很明顯的情況下，東南亞各國的貨幣在回調，這意味著我國的貨幣對周邊國家的貨幣在貶值。在進出口需求彈性為負值(遠小于1)的情況下，由馬歇爾一勒納條件知，此時，貨幣貶值就意味著貿易收支狀況的將惡化，事實上也確實如此。我們看到：在2002年一2003年，本已在上一年度里得到有效遏制的貿易赤字在此期間又有了進～步的惡化。貿易赤字的增量由2001年～2002年的215875萬美元又增加到2002年～2003年的1933935萬美元。從2003年起，人民幣對美元匯率出現了小幅度的上揚，人民幣開始升值，而且升值的變化趨勢是在逐年增大。由馬歇爾一勒納條件可推之，在進出口需求彈性之和小于1時，匯率的提高，將會帶來此類商品進出口貿易的順差。2003年～2006年，這四年的貿易收支額證實了這一點。人民幣出現了小幅度的升值后，此類商品的貿易額在2003年是逆差2891585萬美元，到了2004年就實現了貿易順差2757117萬美元，而且在此后的兩年里貿易順差額的變化趨勢是隨著人民幣的升值而逐年大幅度的上漲，在2006年實現貿易順差82350l1萬美元。
從以上分析，我們可以得出以下結論：在2002年以前的幾年中，人民幣兌美元的匯率保持了基本的穩定，我們發現在名義上的人民幣匯率的變動對貿易收支狀況的影響與馬歇爾一勒納條件推導的結論有一定的出入。但是，如果考慮到東南亞金融危機的影響，馬歇爾一勒納條件仍能很好的解釋我國貿易收支變動的現實。2002年以后的幾年里，貿易收支的變化與馬歇爾一勒納條件的推導結論完全一致。所以，馬歇爾一勒納條件基本上可以刻畫出匯率變化對于我國貿易收支狀況的影響。
(四)馬歇爾一勒納條件在人民幣匯率形成機制中的實踐探索
從表2中，我們發現我國進出口彈性的數值在不同的年份里表現出不同的數值。其原因為：在同一需求曲線上，不同線段處所對應的需求彈性值不同。由于供給曲線被視為水平，具有無限供給彈性，所以成本函數和匯率水平共同決定著價格水平，在成本函數不變的前提下，匯率的變動決定著價格的變動，進而共同決定著所求需求彈性對應的起始點，及對應的需求曲線段位置，決定著經濟中進出口需求的不同需求彈性，所以進出口需求彈性與匯率及匯率變動之間存在著函數關系，進而，進出口需求彈性之和與初始匯率及相應的匯率變動之間存在著函數關系。
進出口需求彈性數值是年度間的變量，匯率的值為進出口需求彈性的起始年度的平均匯率，匯率變動指標為后一年度與前一年度間的匯率差額，同時，我們注意到在加入wto后，進出口需求彈性發生較大變化，因此在此設定一個虛擬變量以反映此變化。為了便于進行回歸分析，在此假設進出口需求彈性之和與各變量的關系式為：yt=31o+31。xt+312z。+13，h+31一+￡”其中：y表示第t期的進出口需求彈性之和，x表示第t期的匯率改變量，z表示第t期時的起始匯率，h表示虛擬變量，加入wto前為0，加入wto后為1，y表示第卜1期的進出口需求彈性之和為隨機擾動項。這里為了消除變量的自相關性和其它遺漏因素對于回歸分析的不利影響，將上一期的進出口彈性之和作為回歸方程的一個自變量，對2000年～2006年的數據，運用最／b-乘法對變量間的關系進行回歸分析方程式如下：
y,=-9461．845_0．126x+1．14z。-4．708h一0．227y一1擬合優度r2=0．993，方程系數對應的t檢驗值依次為一0．6，一2．716，0．61，一9．86，一2．297．顯然匯率(zt)與進出口需求彈性和的線性關系不能通過顯著性檢驗，這可能是因為在此處匯率與彈性相比太大，并且變化也不顯著所致。下面將這一因素排除后，重新進行回歸分析，得如下方程：
yf1．844—0．1olxt一4．742ht一0．227y l方程的擬合優度為r=0．991，方程系數對應的t檢驗值依次為6．777，一6．296，一12．07，一2．768。前面三個都可以通過5％水平上的顯著性檢驗，最后一個也可以通過10％水平上的顯著性檢驗，方程很好地擬合了需求彈性與匯率變化間的變化規律。
下面我們利用這一關系式來說明其在匯率調控中的設想。以2007年為例。
我們知道2006年的進出口彈性之和為一0．332，根據馬歇爾一勒納條件知，此時人民幣升值會帶來國際貿易收支的改善，因此2007年的匯率走勢應該是升值，但是最高的升值幅度該是多少呢?我們可以用上面的回歸方程進行計算：
此時，y一0．332，虛擬變量h|=1，為了使人民幣匯率升值不至于導致貿易收支惡化，則要保證此時升值不至于使進出口需求彈性之和大于1，即下式成立：
y=1．844—0．101x一4．742-0．227×(一0．332)≤1
解之得：x1≥一37．851
【關鍵詞】對外貿易；進出口；經濟增長
1.引言
目前有關我國對外貿易的經濟增長效應的實證研究不僅未能得出一致結論，而且仍然存在以下問題：首先，大部分研究只對進出口額與GDP進行簡單回歸分析，沒有對時間序列平穩性進行檢驗，非平穩時間序列可能導致偽回歸；其次，在數據處理上沒有考慮到物價水平對統計量的影響，使用未處理過含有物價影響的統計量，對外貿易對經濟增長的作用可能會被放大或縮??；最后，許多研究僅考慮出口對經濟增長的影響，而忽略了進口。實際上進口與出口是兩個相互影響的變量，它們對一國經濟增長都能產生影響。進口更多受到國內因素的影響，同時進口反過來又可以影響國內消費、投資、出口需求等，而出口更多受到國外因素的影響，它反過來也可以影響國內消費、投資、進口等，因此，僅僅用凈出口衡量貿易對經濟增長的作用是不合適的，它基本上是按照凱恩斯國民收入恒等式把進口當作國民收入漏出來處理。
本文將在平穩性檢驗、數據處理和變量選取上進行一定改進，分析我國貿易、進出口是否促進我國經濟增長并進行格蘭杰因果檢驗。
2.模型的建立與實證分析
2.1 數據的選擇與處理
本文研究對外貿易與經濟增長相關關系時采用出口總額（EX）、進口總額（IM）、進出口總額（TOTAL）三個指標來反映對外經濟貿易的狀況，同時通過宏觀經濟總量指標國內生產總值（GDP）來衡量經濟增長。樣本數據選取了1980年-2010年年度數據31個，這些數據均來自《中國統計年鑒》。然后，我們以1980年為基期的消費物價指數對國內生產總值、出口總額、進口總額、進出口總額進行平減，以消除物價因素影響，
本文采用一般分析方法：根據樣本數據資料建立合適的模型進行回歸分析。傳統簡單回歸分析一般假設時間序列是平穩的，但現實中經濟時間序列往往是非平穩的，就像前面趨勢圖所揭示那樣，數據存在變化趨勢，這就意味著用傳統回歸分析會產生偽回歸現象。為了使研究更有價值，更符合現實，需要對時間序列進行平穩性檢驗。
為了數據趨勢線性化，對實際國內生產總值（RGDP）、實際出口總額（REX）、實際進口總額（RIM）以及實際進出口總額（RTOTAL）取自然對數，這種變換不會改變原來數據的協整關系，分別用LNRGDP、LNREX、LNRIM、LNRTOTAL來表示自然自然對數的實際國內生產總值、實際出口總額、實際進口總額以及實際進出口總額。
2.2 時間序列平穩性檢驗
（1）采用最為常用單位根檢驗—ADF檢驗。實際國內生產總值（LNRGDP）與實際進出口總額（LNRTOTAL）的ADF檢驗.
注：①檢驗類型中c，t，k分別表示截距項、趨勢項和滯后期數，0表示不含有；②表中的臨界值是由Eviews自動生成的，表示10%顯著水平下的臨界值；③DLNRGDP、DLNRTOTAL分別表示LNRGDP與LNRTOTAL的一階差分值。
（2）實際國內生產總值（LNRGDP）、實際出口總額（LNREX）與實際進口總額（LNRIM）的ADF檢驗。
（1）（2）兩步的ADF單位根檢驗結果表明在選擇截距項、趨勢項以及10%的顯著水平下原始序列的ADF值均大于臨界值，說明原始時間序列都是不平穩的；在選擇截距項以及10%或者1%的顯著水平下一階差分序列的ADF值均小于臨界值，可以認為原始時間序列在一階差分后達到平穩，即原始時間序列具有一階單整性，因此，實際國內生產總值與實際出口額、實際進口額、實際進出口總額之間可能存在長期均衡的穩定關系，下面利用協整理論就對外貿易與經濟發展關系進行定量分析。
注：①檢驗類型中c，t，k分別表示截距項、趨勢項和滯后期數，0表示不含有。②表中的臨界值是由Eviews自動生成的，其中*表示1%顯著水平下的臨界值，其它的表示10%顯著水平下的臨界值。③DLNRGDP、DLNREX、DLNRIM分別表示LNRGDP與LNREX和LNRIM的一階差分值。
2.3 協整分析
由時間序列平穩性檢驗可知，實際國內生產總值、實際進出口總額、實際出口總額與實際進口總額為一階單整性，于是對上述四個變量的一階差分（見下表）進行協整分析。
協整這一概念是由恩格爾-格蘭杰（Engle-Granger）在20世紀80年代提出的，而協整關系的研究在80年代末90年代初也成為計量經濟學理論的一個重大突破，它是對非平穩經濟變量長期均衡關系的一種統計描述。如果一組非平穩時間序列存在一個平穩的線性組合，即該組合不具有隨機趨勢，那么這組序列就是協整的，這個線性組合被稱為協整方程，表示一種長期均衡關系。如果經濟變量間存在一種長期均衡狀態或者說經濟系統具有內在均衡機制，那么在不斷出現非均衡誤差的過程中，內在均衡機制就會不斷地去消除偏差，以維持經濟系統原先的均衡狀態。目前關于協整關系的檢驗與估計有許多模型，主要可以分為兩種方法：一種是恩格爾-格蘭杰（Engle-Granger）兩步檢驗法，首先用最小二乘法對變量進行協整回歸，然后再把線性回歸所得到的殘差進行單位根檢驗，若殘差序列是平穩的，則說明存在協整關系，否則就不存在。另一種是約翰森（Johansen）的極大似然檢驗法，通過計算似然比統計量來確定協整方程的個數。由于文中數據選取的只有31個樣本，屬于小樣本，所以本文采用第二種Johansen的極大似然檢驗法。
檢驗結果顯示：在1%的顯著水平下，DLNRGDP與DLNRTOTAL之間存在協整關系。同理，從后面三組協整邊量的跡統計量與臨界值的對比中可以看出DLNRGDP不僅分別與DLNREX、DLNRIM具有協整關系，DLNRGDP還同時與DLNREX和DLNRIM三者之間具有協整關系?？傊?，由上述協整分析我們可以得出經濟增長與出口、進口、進出口之間都存在著長期穩定的均衡關系。
（1）估計有關DLNRGDP 與DLNRTOTAL 的協整方程：
DLNRGDP=0.150346*DLNRTOTAL+0.073411 ①
t 值： （2.842700） （7.007071）
協整方程①表明，從長期看，實際國內生產總值與實際貿易總額之間存在穩定均衡關系，實際貿易總額每增長一個百分點，實際國內生產總值就增長0.15個百分點。
（2）估計有關DLNRGDP 與DLNREX、DLNRIM 的協整方程：
DLNRGDP=-0.035691*DLNREX+0.166932*DLNRIM+0.077537 ②
t 值： （-0.585669） （3.193279） （7.579308）
由回歸分析得到的②式，常數值和DLNRIM系數的顯著性都很高，但是DLNREX系數的t值不高，并且為負值，效果不好。同時，方程的擬合優度指數為0.33，也不是很高，于是，對DLNRGDP與DLNRIM進行一元回歸分析。
（3）估計有關DLNRGDP和DLNREX的協整方程：
DLNRGDP = 0.079238*DLNREX + 0.083776
T值 （1.384858） （7.170295）
由一元回歸方程的T值可知，DLNREX的回歸系數不顯著，同時方程的R指數只有0.068696，因此說明，實際的出口值與實際的GDP沒有太大的關系，因此，實際出口值對于GDP的影響可以直接剔除多元回歸模型之中。
2.4 格蘭杰（Granger）因果檢驗
協整檢驗結果說明我國對外貿易與經濟增長之間存在長期均衡關系，但與二者相關關系不能確定因果關系一樣，這種均衡關系也并不能確定對外貿易與經濟增長之間的因果關系，即是對外貿易推動經濟增長還是經濟增長帶動對外貿易的發展。為了驗證二者之間的因果關系，我們利用格蘭杰（Granger）因果檢驗進行分析。格蘭杰因果檢驗是確定一個變量是否能預測另外一個變量。如果變量x能預測變量y，即根據y的過去值對y進行自回歸時，如果再加上x的過去值，能顯著地增強回歸的解釋能力，則稱x是y的格蘭杰原因；否則成為非格蘭杰原因。其數學模型為：
有約束條件回歸：yt=c + Σαi yt-I + Σβj xt - i + ut
無約束條件回歸：yt=c + Σβj xt - i + ut
通過格蘭杰檢驗就可以知道兩個經濟變量之間是單向因果關系，互為因果關系，還是相互之間沒有任何關系。
檢驗結果：
（1）實際進出口總額（LNRTOTAL）不是實際國內生產總值（LNRGDP）的格蘭杰原因。實際國內生產總值（LNRGDP）是實際進出口總額（LNRTOTAL）的格蘭杰原因。
（2）實際國內生產總值（LNRGDP）是實際進口（LNRIM）、實際出口（LNREX）的格蘭杰原因，實際進口（LNRIM）、實際出口（LNREX）不是實際國內生產總值（LNRGDP）的格蘭杰原因，實際出口與實際進口難以判斷。
3.結論
我們對進出口與GDP值進行時間序列平穩性檢驗，用實際GDP，實際進出口額代替名義GDP和名義進出口額，剔除了物價影響；在此基礎上，分析我國貿易、進出口是否促進我國經濟增長，并進行格蘭杰因果檢驗，得出主要結論：進出口總額、進口額、出口額與經濟增長之間存在較強的相關關系，盡管各自增長是非平穩的，但通過協整檢驗分析可以得出經濟增長分別與進口、出口及進出口之間存在長期穩定均衡關系；從協整方程可以看出進口與出口長期對經濟增長都有促進作用；格蘭杰因果檢驗表明從總體上看，對外貿易與經濟增長只存在單方向因果關系，即出口，進口的擴大不是經濟增長的原因但經濟增長是出口、進口擴大的原因，這可能與我國經濟增長方式和技術進步類型有關。
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