時(shí)間：2022-09-18 07:32:39
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篇貿(mào)易進(jìn)出口論文，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。
論文摘要:2005年7月21日，我國開始實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度，隨著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，人民幣在國際市場上面對嚴(yán)峻的升值壓力。人民幣匯率形成機(jī)制的全面改革對未來我國的進(jìn)出口貿(mào)易定會產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。所以，本文通過考察此次匯率微調(diào)在短期內(nèi)對我國進(jìn)出口的影響，分析匯率改革給我國外貿(mào)行業(yè)和企業(yè)帶來的負(fù)面影響和有利作用，進(jìn)而研究出應(yīng)對匯率改革的策略。
一、匯率變動(dòng)影響貿(mào)易收支的幾個(gè)路徑
從以上的理論發(fā)展我們可以看出，匯率變動(dòng)可以通過以下幾種渠道影響貿(mào)易收支。
1、匯率變動(dòng)引起的貿(mào)易商品價(jià)格變化對貿(mào)易收支影響
匯率變動(dòng)可通過引起國內(nèi)和國際市場商品相對價(jià)格的變化來影響進(jìn)出口和貿(mào)易收支。在馬歇爾一勒納條件成立時(shí)，本幣貶值可降低本國產(chǎn)品相對價(jià)格，提高國外產(chǎn)品相對價(jià)格，這樣出口商品價(jià)格競爭力增強(qiáng)，進(jìn)口商品價(jià)格上漲，有利于擴(kuò)大出口量，限制進(jìn)口，促進(jìn)貿(mào)易收支的改善。但是貿(mào)易收支對匯率變動(dòng)的這種價(jià)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(dòng)到進(jìn)出口商品價(jià)格的調(diào)整是否存在時(shí)滯以及時(shí)滯長短影響。在國際市場中，匯率變動(dòng)引導(dǎo)的金融資產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)可在瞬間完成，但其引導(dǎo)的進(jìn)出口價(jià)格的變動(dòng)相對遲緩，因此本幣貶值可能導(dǎo)致本國貿(mào)易收支先惡化后再逐步改善，存在J曲線效應(yīng)。另一方面受匯率變動(dòng)引起的進(jìn)出口商品價(jià)格變動(dòng)程度的影響。現(xiàn)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(zhì)產(chǎn)品。在這種情況下，進(jìn)出口價(jià)格變動(dòng)幅度可能并不等于匯率變動(dòng)的幅度。由于進(jìn)口和出口是相對的，將匯率傳遞定義成匯率變動(dòng)引起價(jià)格變動(dòng)幅度。但是由于出口商有一定的決定價(jià)格和產(chǎn)量的權(quán)利，而商品價(jià)格的變動(dòng)必然引起需求彈性的變動(dòng)，使得本國貨幣貶值并不一定引起進(jìn)口商品價(jià)格同比例上升，一般進(jìn)口商品價(jià)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(dòng)引起的收入變化對貿(mào)易收支影響
匯率變動(dòng)可以通過影響國民收入來對貿(mào)易收支產(chǎn)生影響。主要有兩個(gè)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(nèi)外居民對本國該種產(chǎn)品的需求。貶值的這種支出轉(zhuǎn)換效應(yīng)會改善自主性貿(mào)易余額，自主性貿(mào)易余額的改善會通過凱恩斯乘數(shù)的作用，提高一國國民收入。國民收入的增加會相應(yīng)提高國內(nèi)支出。如果貶值引起的自主貿(mào)易余額改善超過因國民收入增加而帶來的進(jìn)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(mào)易收支。另一方面，貶值通常會造成進(jìn)口商品價(jià)格上升，出口商品價(jià)格下降，從而導(dǎo)致貿(mào)易條件惡化。若國民收入中支出于進(jìn)口的比重很高，則貿(mào)易條件對支出有相當(dāng)重要的影響。在國內(nèi)貨幣貶值后，在同樣名義收入水平下，消費(fèi)者只能購買較少的商品(包括國內(nèi)商品和國外商品)，也就是導(dǎo)致實(shí)際收入的下降。這必然導(dǎo)致貶值國支出的下降，從而改善貿(mào)易收支。
3、匯率變動(dòng)引起的價(jià)格水平變化對貿(mào)易收支影響
匯率變動(dòng)除了影響貿(mào)易品相對價(jià)格外，還會影響本國一般價(jià)格水平，進(jìn)而影響貿(mào)易收支。在貨幣貶值后，主要可以通過三條渠道影響國內(nèi)物價(jià)水平。首先，貶值使得以本幣表示的進(jìn)口品價(jià)格上漲。進(jìn)口品本幣價(jià)格上升，一方面直接影響進(jìn)口原料與半成品的價(jià)格，進(jìn)而使得本國商品成本提高，就比如當(dāng)前的能源價(jià)格；另一方面由于進(jìn)口消費(fèi)品價(jià)格上漲，必然會推動(dòng)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(dǎo)致本國國內(nèi)價(jià)格水平上升。其次，若貶值在短期內(nèi)促進(jìn)了貿(mào)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(yè)條件下，在出口大于進(jìn)口時(shí)，意味著該國總收入水平大于供給國內(nèi)需求的產(chǎn)品和勞務(wù)。在此條件下，國內(nèi)會由于過度出口造成國內(nèi)產(chǎn)品供應(yīng)不足導(dǎo)致通貨膨脹。在短缺經(jīng)濟(jì)條件下，這種狀況會尤其加劇。相反，在國內(nèi)需求不足時(shí)，出口會緩解通貨緊縮壓力，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。如果一國尚未實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)，經(jīng)濟(jì)增長只會使資源利用程度提高，更接近充分就業(yè)程度。再次，貶值后出現(xiàn)貿(mào)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(chǔ)貨幣增多。實(shí)際上，當(dāng)國際儲備增加時(shí)，很可能會導(dǎo)致國內(nèi)物價(jià)上揚(yáng)。國內(nèi)價(jià)格上升，從兩方面對貿(mào)易收支產(chǎn)生影響。第一，在名義貨幣供應(yīng)不變的情況下，價(jià)格上漲使得公眾所持有真實(shí)現(xiàn)金余額下降。為讓真實(shí)現(xiàn)金余額恢復(fù)到意愿持有水平，公眾一方面會出賣有價(jià)證券，從而使市場利率上升，投資下降；一方面會減少消費(fèi)支出，兩方面作用結(jié)果是國內(nèi)總支出下降。這樣必然影響貿(mào)易收支的變動(dòng)。第二，國內(nèi)價(jià)格上漲幅度超過本幣名義匯率貶值幅度，同時(shí)假定國外價(jià)格水平不變，則名義貶值不但不會引起貨幣實(shí)際貶值，反而會導(dǎo)致實(shí)際匯率上升，最終會惡化貿(mào)易收支。
4、匯率變動(dòng)引起的支出變化對貿(mào)易收支影響
匯率變動(dòng)能夠通過影響支出變化進(jìn)而影響貿(mào)易收支。支出變化有兩種形式，一種是代表結(jié)構(gòu)變動(dòng)的支出轉(zhuǎn)移，另一種是代表數(shù)量變動(dòng)的支出改變。匯率變動(dòng)對貿(mào)易收支的影響是通過支出轉(zhuǎn)移和支出改變共同完成的。匯率的變動(dòng)會引起兩國商品的相對價(jià)格的變化，本幣貶值則本國出口商品的外幣價(jià)格下降，而本國進(jìn)口商品的本幣價(jià)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(nèi)外支出從外國商品轉(zhuǎn)移到本國商品。支出轉(zhuǎn)移能否實(shí)現(xiàn)以及其效果是否顯著則取決于國內(nèi)外商品的供求彈性一。供求彈性大時(shí)，則匯率變動(dòng)后通過影響支出轉(zhuǎn)移就可以改變貿(mào)易收支狀況。匯率的變動(dòng)對貿(mào)易收支的影響不只是通過影響支出轉(zhuǎn)移來達(dá)到，還會通過改變支出規(guī)模達(dá)到。本幣貶值則本國出口增加進(jìn)口減少，貿(mào)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(guī)模就會擴(kuò)大，從而就會導(dǎo)致進(jìn)口增長，這樣貿(mào)易收支的改善程度將減小。這就是匯率變動(dòng)通過支出數(shù)量的改變進(jìn)而影響貿(mào)易收支的原理。如果考慮回傳效應(yīng)，那么本幣貶值后本國的國民收入提高，則本國的支出規(guī)模擴(kuò)大，從而提高了外國的國民收入，反過來又增加了對本國產(chǎn)品的需求，從而擴(kuò)大了本國產(chǎn)品的出口。這樣匯率變動(dòng)對貿(mào)易收支的影響就更為復(fù)雜。
二、人民幣升值對我國進(jìn)出口貿(mào)易的正面影響
1、人民幣升值有助于減輕貿(mào)易摩擦長期以來，我國主要依靠勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的數(shù)量擴(kuò)張來實(shí)現(xiàn)出口導(dǎo)向戰(zhàn)略，憑著價(jià)格優(yōu)勢占領(lǐng)國際勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)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(mào)易沖突。
2、人民幣升值可帶來貿(mào)易條件的改善人民幣升值將會降低進(jìn)口產(chǎn)品價(jià)格，特別是原材料和高科技設(shè)備的價(jià)格。企業(yè)將會加速技術(shù)引進(jìn)，提高生產(chǎn)效率，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品動(dòng)態(tài)比較升級。同時(shí)由于進(jìn)口產(chǎn)品絕大部分用于復(fù)出口，故隨著企業(yè)生產(chǎn)率提高，出口產(chǎn)品質(zhì)量得到提高，有助于我國企業(yè)從產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈低端向中高端延伸，使貿(mào)易條件得到改善。
3、人民幣升值將促進(jìn)貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。通過人民幣升值的手段，可以有效率地把制造業(yè)中那些技術(shù)含量與附加值低的、管理不善的擠出去，這符合中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的發(fā)展方向。同時(shí)，人民幣升值會引起行業(yè)內(nèi)更加激烈的競爭，激勵(lì)企業(yè)通過技術(shù)管理創(chuàng)新增強(qiáng)競爭力，讓那些富于創(chuàng)新、有競爭力的制造業(yè)強(qiáng)者變得更強(qiáng)，并能減少無效率的企業(yè)在海外的相互惡性競爭，另外還能加快企業(yè)“走出去”的步伐。
三、人民幣升值通過進(jìn)出口可能表現(xiàn)出來的負(fù)面效應(yīng)
1.由人民幣升值產(chǎn)生的商品結(jié)構(gòu)變化將影響部分地區(qū)和居民的利益
資源性商品、一部分大宗農(nóng)產(chǎn)品和低附加值制成品出口增長的放慢甚至下降,短期內(nèi)對中西部資源依賴程度較高、農(nóng)業(yè)比重較大地方的經(jīng)濟(jì)發(fā)展,對一部分以農(nóng)業(yè)為主的農(nóng)民的收入、一部分低技能勞動(dòng)者的就業(yè)可能會產(chǎn)生一定的不利影響。2.人民幣升值可能給大型成套設(shè)備出口造成一定困難
有一些大型成套設(shè)備出口從簽約到交付使用需要5-10年,付款時(shí)間可能更長。如果人民幣長期保持升勢,企業(yè)難以預(yù)測遠(yuǎn)期匯率水平,而金融機(jī)構(gòu)一般只提供一年左右的外匯對沖工具,所以企業(yè)承擔(dān)的匯率風(fēng)險(xiǎn)以及規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)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(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長
如果人民幣升值過快和幅度過大,那么它對進(jìn)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(jià)位和低附加值商品,也會對整個(gè)出口加工產(chǎn)業(yè)發(fā)展以及就業(yè)造成較大打擊；二是可能刺激一部分商品大量進(jìn)口,沖擊國內(nèi)市場,甚至引起一定通貨緊縮。
4.對美、歐的貿(mào)易不平衡仍會繼續(xù),但順差增長可能減緩
由于存在著需求剛性和結(jié)構(gòu)互補(bǔ)性,即使人民幣對美、歐、日三大貿(mào)易伙伴貨幣的匯率出現(xiàn)5%以上的升值,我國與美、歐貿(mào)易的較大順差和對日、韓等貿(mào)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(mào)易伙伴的爭端和摩擦。
四、對策與建議
1、轉(zhuǎn)變我國發(fā)展戰(zhàn)略,由外向型向內(nèi)需型轉(zhuǎn)變。作為世界上人口最多的發(fā)展中國家,單純的依靠出口導(dǎo)向的發(fā)展戰(zhàn)略是非常危險(xiǎn)的,過度的依賴國際市場,很容易受到國外市場的沖擊,進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展。擴(kuò)大內(nèi)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(mào)易條件之間的互動(dòng)關(guān)聯(lián),改善貿(mào)易狀況,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。其著眼點(diǎn)在于短期內(nèi),人民幣實(shí)際有效匯率的適度升值將改善不斷惡化的貿(mào)易條件,不僅可以限制由于出口量的增大而導(dǎo)致的貧困化增長,同時(shí)對國內(nèi)要素成本與進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)將產(chǎn)生影響。參與經(jīng)濟(jì)全球化的國家或地區(qū),尤其像我國這樣的發(fā)展中大國,必須協(xié)調(diào)增長與發(fā)展的關(guān)系,既要發(fā)揮本國比較優(yōu)勢,更要注重動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢的形成,在數(shù)量增長的同時(shí)更加注重提升質(zhì)量與水平。
3、調(diào)整我國進(jìn)出口商品的貿(mào)易結(jié)構(gòu)、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級。從我國的貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)可以看出,我國出口的勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的外國需求彈性較小,而且面臨發(fā)展中國家的激烈競爭,而進(jìn)口的高科技產(chǎn)品和機(jī)器設(shè)備的國內(nèi)需求彈性相對較高,這一貿(mào)易結(jié)構(gòu)特點(diǎn)不利于我國對外貿(mào)易的改善。我們要努力提高出口商品中工業(yè)制成品的比重,提高出口產(chǎn)品的供給彈性,同時(shí)也要注意技術(shù)引進(jìn)和產(chǎn)品研發(fā),注重質(zhì)量,創(chuàng)品牌效應(yīng),提高出口商品的技術(shù)含量,減少高科技產(chǎn)品如光學(xué)、醫(yī)療、精密儀器和設(shè)備等對國外的依賴,通過在進(jìn)出口兩方面的努力來減輕人民幣升值對我國貿(mào)易的不利影響。
4、大力發(fā)展各種形式的對外貿(mào)易。
我們要加快實(shí)施走出去戰(zhàn)略，建立境外投資保險(xiǎn)制度和風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警機(jī)制，鼓勵(lì)有能力的企業(yè)去國外投資，增加能源、資源導(dǎo)向型對外投資。這樣既可以增強(qiáng)我國企業(yè)的經(jīng)營能力，又可以繞開貿(mào)易壁壘，減少貿(mào)易摩擦，擴(kuò)大出口，同時(shí)還可以滿足我國能源和原材料依賴型企業(yè)對能源以及原材料的需求。
參考文獻(xiàn)：
[1]熊其康：人民幣匯率改革對我國外貿(mào)進(jìn)出口企業(yè)影響的研究，2007年[2][2]魏英梅：人民幣升值對我國外貿(mào)經(jīng)濟(jì)的影響及對策．經(jīng)濟(jì)理論研究
關(guān)鍵詞：閩臺進(jìn)出口貿(mào)易
地理位置、經(jīng)濟(jì)政治背景比較
福建省作為我國一個(gè)沿海開放地區(qū)，地處我國東海之濱，面對臺灣，接近港澳，是距離東南亞、西亞、東非和大洋洲最近的省份之一，并且也是全國第二大僑鄉(xiāng)和臺灣同胞主要祖籍地。華僑港澳臺胞在推動(dòng)福建經(jīng)濟(jì)與國際經(jīng)濟(jì)接軌中起到了重要作用。福建作為我國改革開放的前沿，是最早對外開放的省份之一。全國進(jìn)出口高速增長的大環(huán)境，給福建省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和進(jìn)出口貿(mào)易帶來了良好的氛圍，帶動(dòng)和促進(jìn)了福建的經(jīng)濟(jì)騰飛。正是在這種大環(huán)境下，有利的地理位置和優(yōu)越的國家政策使全省已形成多層次、寬領(lǐng)域的開發(fā)格局，經(jīng)濟(jì)增長速度大大高于全國平均水平，實(shí)現(xiàn)了跨越式發(fā)展。
臺灣省是我國東南沿海的一個(gè)寶島，特殊的地理位置和政治經(jīng)濟(jì)背景使得它更便于與祖國內(nèi)陸和國際地區(qū)進(jìn)行經(jīng)貿(mào)合作。同時(shí)，臺灣與美國、歐洲、日本等東南亞國家也都有著大量的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易，與福建等內(nèi)陸各省更是早有密切的民間文化交流。在兩岸尚未實(shí)現(xiàn)直接“三通”，經(jīng)貿(mào)關(guān)系尚未實(shí)現(xiàn)正常化情況下，兩岸的經(jīng)貿(mào)關(guān)系已發(fā)展到相當(dāng)大的規(guī)模。祖國內(nèi)地已成為臺灣最主要的投資地、最大出口地之一及最主要貿(mào)易順差來源，兩岸經(jīng)貿(mào)關(guān)系對臺灣經(jīng)濟(jì)正產(chǎn)生越來越重大的影響。
進(jìn)出口貿(mào)易總體比較
“九五”期間，福建省累計(jì)出口額大約518億美元，比“八五”翻了近一番，年遞增10.3%。2000年，福建進(jìn)出口貿(mào)易總量首次突破200億美元，達(dá)到212.23億美元，居全國第6位。2001年全省進(jìn)出口貿(mào)易工作取得新的進(jìn)展，進(jìn)出口貿(mào)易總值達(dá)到226.26億美元，比上年增長6.6%。其中出口139.22億美元，增長7.9%，高于全國1.1個(gè)百分點(diǎn)，出口規(guī)模繼續(xù)保持全國第6位；進(jìn)口87.04億美元，增長4.7%，保持了較大的貿(mào)易順差。2002年全省進(jìn)出口貿(mào)易總額達(dá)284億美元，其中出口173.7億美元，比上年增長24.75%；進(jìn)口110.27億美元，比上年增長26.7%。全省已初步形成多層次、全方位的對外開放格局，同世界上200個(gè)國家和地區(qū)建立了經(jīng)貿(mào)合作關(guān)系，全年出口上千萬美元的商品共有60多種。福建外貿(mào)發(fā)展已經(jīng)呈現(xiàn)出由“求量”向“重質(zhì)”的轉(zhuǎn)變。福建經(jīng)濟(jì)快車之所以能夠長期迅跑，很大程度得益于外貿(mào)這匹強(qiáng)勁有力的“黑馬”。福建外貿(mào)發(fā)展呈現(xiàn)出五大特點(diǎn)，即：出口商品結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，檔次不斷提升；貿(mào)易方式有新的轉(zhuǎn)變，高技術(shù)含量、高附加值的加工貿(mào)易項(xiàng)目明顯增多；出口市場趨于相對均衡；對外貿(mào)易實(shí)現(xiàn)“順差順收”的良性局面；外貿(mào)經(jīng)營多元化格局初步形成。
從1995年到2002年的進(jìn)出口貿(mào)易指標(biāo)上看，臺灣的進(jìn)出口貿(mào)易呈現(xiàn)波浪式的起伏波動(dòng)：2000年達(dá)到最高值，進(jìn)出口總額為2883億美元，其中出口額1483億美元，進(jìn)口額1400億美元；而2001年卻呈現(xiàn)出衰退跡象，進(jìn)出口貿(mào)易總額甚至低于1997、1998、1999三年。在經(jīng)歷了2001年前所未有的經(jīng)濟(jì)衰退后，2002年臺灣省的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易開始緩慢復(fù)蘇，其主要原因來自于出口增長，1至9月，對外出口增長5.1%，其中對內(nèi)地出口成為帶動(dòng)臺灣產(chǎn)品出口增長的重要?jiǎng)恿ΑＴ趪H經(jīng)濟(jì)景氣尤其是兩岸貿(mào)易大幅增長的帶動(dòng)下，臺灣對外貿(mào)易扭轉(zhuǎn)頹勢，對帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)走出谷底發(fā)揮了重要作用，但由于島內(nèi)的民間消費(fèi)及民間投資仍然疲弱，使整個(gè)經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)“外溫內(nèi)冷”的狀況，全年經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)低增長態(tài)勢。(見表1)
從以上具體數(shù)據(jù)可以看出，福建省的進(jìn)出口貿(mào)易呈現(xiàn)逐年增長的趨勢，而臺灣則呈現(xiàn)上下起伏波動(dòng)的形勢。雖然福建省的進(jìn)出口貿(mào)易在近年有相當(dāng)快的發(fā)展，在全國也排名前列，但與臺灣相比還是有較大的差距。到2002年為止，福建的進(jìn)出口貿(mào)易總額只為臺灣的1/10左右，進(jìn)口額差距則要更大一些。因此，福建的進(jìn)出口貿(mào)易要達(dá)到臺灣現(xiàn)在的水平仍然需要一定的時(shí)日。
進(jìn)出口市場、地區(qū)比較分析
經(jīng)過改革開放和對外貿(mào)易的短短20年時(shí)間，福建省的出口市場結(jié)構(gòu)進(jìn)一步趨于合理，多元化市場戰(zhàn)略取得新的突破。以前，東南亞一直是福建外貿(mào)出口的傳統(tǒng)市場，近兩年，福建對世界各大洲的出口全面增長，特別是對俄羅斯、東歐、中東、韓國、非洲、中南美洲等新興市場出口增長迅猛。對香港和日本的出口占亞洲的前兩位；對德國、英國、美國也都有大量出口，且呈現(xiàn)逐年增加的趨勢。2001年，全省實(shí)際商品出口國家與地區(qū)達(dá)193個(gè)，對亞洲出口61.9億美元，占全省出口總值的44.5%，對美國、日本、歐盟、香港四大傳統(tǒng)市場合計(jì)出口97.8億美元，占全省出口總值的70.2%，美國已經(jīng)一躍成為福建最大的出口市場。
對臺灣省來說，美國是其出口的第一大市場，占總出口的23.7%，至今仍然穩(wěn)定增加，從1996年的26.866億美元增長到2000年的34.815億美元，平均年增長率14.6%，主要原因是美國的經(jīng)濟(jì)景氣繼續(xù)擴(kuò)大，臺灣對美國的出口（以信息通訊機(jī)器為主）有順暢的增長。其次，香港是臺灣出口的第二大市場，2000年出口額達(dá)31.336億美元。近幾年，中國大陸的出口劇增，從而導(dǎo)致對臺灣原材料、部件等的進(jìn)口需求增大，臺灣經(jīng)由香港對中國大陸的間接出口增長堅(jiān)挺。日本是臺灣的第三大出口市場。但在1997年，對日本的出口由于口蹄疫發(fā)生而導(dǎo)致豬肉出口停止，另外也由于日本經(jīng)濟(jì)恢復(fù)緩慢的影響而劇減，從1996年到2000年出口額平均為13億美元左右。對亞洲出口則為總出口的一半以上，且呈現(xiàn)快速增長，其中同上年相比，對日本出口增長44.1%，對東盟五國增長32.1%，對香港增長24.9%。因此，可以看出美國是福建和臺灣的第一大出口國。福建的出口有往歐洲和美洲擴(kuò)大的趨勢，而臺灣的出口則逐漸向亞洲擴(kuò)展。
進(jìn)口方面，福建省對亞洲的進(jìn)口主要來自于日本，最高時(shí)期（2000年）達(dá)到13.15億美元，對香港、泰國、馬來西亞、新加坡都有較大量的進(jìn)口；歐洲主要從德國、意大利及英國三個(gè)國家進(jìn)口，最高進(jìn)口額為1998年對德國的3.23億美元；美國也是福建省較大的進(jìn)口國之一，且年進(jìn)口量呈逐步遞增趨勢，從1997年的6.23億美元發(fā)展到2001年的8.08億美元。2001年，全省與世界上110個(gè)國家與地區(qū)開展進(jìn)口貿(mào)易，進(jìn)口5000萬美元以上的國家與地區(qū)共有20個(gè)。
臺灣最大的商品進(jìn)口來源是日本，2000年達(dá)到3.86億美元。其次是美國，由于臺灣的有關(guān)信息通訊產(chǎn)品的出口堅(jiān)挺，導(dǎo)致對美國電子部件的進(jìn)口需求旺盛，2000年達(dá)到最高值2.51億美元。但是臺灣對日本和美國的進(jìn)口都呈現(xiàn)了逐年上下波動(dòng)的形勢，可見國際經(jīng)濟(jì)政治和臺灣內(nèi)部的經(jīng)濟(jì)變動(dòng)對進(jìn)出口貿(mào)易都產(chǎn)生相當(dāng)大的影響。同時(shí)，臺灣對韓國、馬來西亞、法國、德國也有較大量的進(jìn)口。
進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)比較分析
近幾年來，福建省不斷加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，外貿(mào)出口格局也不斷優(yōu)化。初級產(chǎn)品所占比重進(jìn)一步下降，工業(yè)制品出口保持較快增長，二者的比例由1999年的17.4:82.6調(diào)整為2001年的9.3∶90.7。2001年全省初級產(chǎn)品出口13億美元，比上年減少近7000萬美元，占全省出口總值的比重由上年的10.6%降到9.3%，工業(yè)制品出口126.3億美元，占全省出口的比重突破90%。2002年機(jī)電產(chǎn)品出口68.04億美元，同比增長41.44%，占全省出口總額的39.17%；高新技術(shù)產(chǎn)品出口32.34億美元，同比增長82.07%，占全省出口總額的18.62%。高新技術(shù)產(chǎn)品、機(jī)電產(chǎn)品成為拉動(dòng)福建外貿(mào)增長的主要?jiǎng)恿Αｋ娮有袠I(yè)有三分之二以上的企業(yè)是通過利用外資改造發(fā)展起來的，新開發(fā)的出口商品有電視機(jī)、錄像機(jī)、電話機(jī)、電腦、音響、電子元器件等六大類，農(nóng)業(yè)、食品制造業(yè)、建材、機(jī)械、石化行業(yè)等也通過利用外資得到很大的提高和發(fā)展。
同樣，在臺灣省的出口產(chǎn)品中，工業(yè)產(chǎn)品所占的比重也是最大，2001年達(dá)到1462.15億美元，其次才是農(nóng)產(chǎn)加工品和農(nóng)產(chǎn)品。可見，福建的工業(yè)制品出口雖然占到全省出口比重的90%，但仍然不及臺灣的十分之一。在出口商品結(jié)構(gòu)方面，電氣機(jī)器、電氣器材與機(jī)械均處于前兩位。臺灣對中國大陸間接出口的主要商品項(xiàng)目有：電機(jī)設(shè)備及部件、機(jī)械設(shè)備、塑料原料及制品、人造纖維絲、工業(yè)用紡織品等。其中電機(jī)設(shè)備所占比重最大，達(dá)到15.9%。另一方面，從增長率看，電機(jī)設(shè)備及其部件比1996年增長30.8%，鋼鐵制品比1996年增長29.5%，這兩項(xiàng)在工業(yè)產(chǎn)品中的出口增長率最為顯著。
進(jìn)口方面，福建省的進(jìn)口商品種類廣泛，主要以工業(yè)制品中的機(jī)器設(shè)備為主。2002年福建省機(jī)電產(chǎn)品進(jìn)口62.08億美元，增長43.7%；高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口28.68億美元，增長65.4%。而臺灣省的進(jìn)口額中，原材料占最大份額，2000年達(dá)到897.78億美元，其次是資本貨物和消費(fèi)品。福建進(jìn)口的原料配件及設(shè)備所占比重相應(yīng)提高到88.4%，初級產(chǎn)品所占比重下降到11.6%。化學(xué)成品、紡紗織物、鋼鐵、機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備等商品占絕大多數(shù)，技術(shù)引進(jìn)和設(shè)備進(jìn)口主要集中在郵電、汽車、輕工、食品等。在所有的進(jìn)口商品中，規(guī)模超過1億美元的就有7大類。
伴隨著科技產(chǎn)品世界市場占有率的不斷提高，臺灣進(jìn)口的機(jī)器設(shè)備和零部件也不斷增加。臺灣與中國大擊的進(jìn)出品貿(mào)易也有了相當(dāng)?shù)陌l(fā)展。受到民間投資活躍等因素的支持，臺灣對中國大陸的間接進(jìn)口額，主要以農(nóng)業(yè)、工業(yè)原材料為主，達(dá)到39.15億美元。
從以上的定性分析可以看出，福建的進(jìn)出口貿(mào)易及整個(gè)經(jīng)濟(jì)水平都與臺灣有相當(dāng)大的差距。這是與它們各自的經(jīng)濟(jì)政策，政治背景緊密相關(guān)的。兩省的進(jìn)出口貿(mào)易有許多共同之處，但也存在著各自的特色。總體來說，由于歷史、政治、經(jīng)濟(jì)的原因，臺灣進(jìn)出口貿(mào)易與福建省進(jìn)出口貿(mào)易無論在規(guī)模上、速度上、結(jié)構(gòu)上都存在著很大的區(qū)別。福建屬祖國大陸同一經(jīng)濟(jì)體，這種與臺灣地區(qū)的差別是正常的，隨著改革開放，內(nèi)地已成為臺灣最重要的投資、出口地之一，內(nèi)地對臺灣的進(jìn)出口貿(mào)易在臺灣經(jīng)濟(jì)的比重越來越大，同時(shí)也加強(qiáng)了內(nèi)地與臺灣的經(jīng)貿(mào)合作。如果兩岸能夠消除人為的屏障，隨著交往的日趨頻繁，閩臺的進(jìn)出口貿(mào)易將呈現(xiàn)越來越緊密、互補(bǔ)、共榮的特征。
參考資料：
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論文摘要:針對國內(nèi)外迫切關(guān)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(jìn)出口企業(yè)帶來的影響入手,闡述何類型企業(yè)影響較為嚴(yán)重及企業(yè)面臨的問題,并在此基礎(chǔ)上提出企業(yè)的應(yīng)對策略及政府的政策支持建議。
1江西省進(jìn)出口貿(mào)易現(xiàn)狀分析
人民幣升值對中國經(jīng)濟(jì)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(qiáng),有利于降低進(jìn)口商品價(jià)格,使國內(nèi)消費(fèi)者受益,同時(shí),也可以降低以進(jìn)口原材料為主的出口企業(yè)的生產(chǎn)成本。從長期來看,人民幣升值有利于促使國內(nèi)企業(yè)努力提高產(chǎn)品競爭力,增強(qiáng)中國企業(yè)國外投資能力。
人民幣升值,對出口導(dǎo)向型行業(yè)最直接的影響就是出口價(jià)格的相對提高,這意味中國產(chǎn)品在國外價(jià)格競爭力的下降。另外,出口企業(yè)還會遭受出口收入轉(zhuǎn)化成人民幣時(shí)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(mào)企業(yè)的負(fù)面影響主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面:
(1)直接匯兌損失。企業(yè)從簽訂合同到合同真正履行需要幾天甚至一月時(shí)間,買方按合同付價(jià),隨著人民幣對美元的不斷升值,外貿(mào)出口企業(yè)結(jié)匯時(shí)就會產(chǎn)生較大的匯兌損失,影響企業(yè)盈利。以紡織業(yè)為例,我國紡織品出口基本上是用結(jié)算方式,一季度人民幣兌美元的升值使該行業(yè)出口企業(yè)普遍遇到很大困難,企業(yè)的利潤空間基本上消失。
(2)對于國內(nèi)采購企業(yè),人民幣升值導(dǎo)致成本上升,國際上成本優(yōu)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(yè)出口成交具有不確定性。例如,多數(shù)出口加工企業(yè)交貨期一般在3-5個(gè)月,企業(yè)計(jì)價(jià)時(shí)要考慮到幾個(gè)月以后的匯率水平,多數(shù)企業(yè)用6.6-6.7的水平計(jì)算,由于產(chǎn)品多數(shù)屬于低附加值產(chǎn)品且沒有定價(jià)權(quán),客戶往往不能接受美元報(bào)價(jià)進(jìn)行提價(jià),訂單因而轉(zhuǎn)向越南等其他國家。
據(jù)南昌海關(guān)統(tǒng)計(jì),2008年上半年,江西省進(jìn)出口總值達(dá)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(mào)易保持50%以上的高速增長,主要是得益于進(jìn)口的大幅增長和多晶硅等少數(shù)出口產(chǎn)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(shù)出口產(chǎn)品帶動(dòng)的,在此次調(diào)研中,多數(shù)出口企業(yè)目前處于艱難境地,處于困難的企業(yè)整體出現(xiàn)以下幾大特點(diǎn):
①低附加值,勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)受損嚴(yán)重。產(chǎn)品附加值低,其出口利潤空間小,人民幣升值以后,其經(jīng)營、生存壓力較高附加值產(chǎn)品更大,有些甚至將無法繼續(xù)出口。以紡織業(yè)為例,2007年三分之一的紡織企業(yè)利潤率有6%-10%,整個(gè)行業(yè)的平均利潤率只有3.9%,2008年一季度人民幣對美元升值達(dá)到4.49%,使得很多企業(yè)面臨的是做多虧多的境地。
相對而言,高附加值的產(chǎn)品,由于其有較大的利潤空間,且有一定的定價(jià)權(quán),人民幣升值造成的損失可以在一定范圍內(nèi)得到消化。
②原材料國內(nèi)采購,出口采用美元結(jié)算的企業(yè)影響較大。
調(diào)研中,一家名為廣盛電子的企業(yè)稱,人民幣升值對企業(yè)影響很大,他們采用的模式是內(nèi)購?fù)怃N,也就是原材料國內(nèi)采購,產(chǎn)品國外銷售,2008年以來,僅匯兌損失就高達(dá)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(jìn)口,產(chǎn)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(jìn)出口企業(yè)目前面臨的主要問題
2.1企業(yè)避險(xiǎn)意識和能力較差
由于長期以來人民幣匯率相對穩(wěn)定,企業(yè)規(guī)避匯率風(fēng)險(xiǎn)的觀念較為淡薄。在此次調(diào)研的眾多企業(yè)中,絕大多數(shù)企業(yè)沒有采取任何經(jīng)濟(jì)手段規(guī)避或管理匯率風(fēng)險(xiǎn),僅僅把匯率風(fēng)險(xiǎn)歸于政策性因素,僅有一家公司利用外匯市場進(jìn)行套期保值來規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)。
2.2金融體制改革和金融產(chǎn)品服務(wù)創(chuàng)新相對滯后
由于我國金融機(jī)構(gòu)還不具備承擔(dān)外匯風(fēng)險(xiǎn)的能力,放開人民幣匯率,未知的風(fēng)險(xiǎn)和沖擊可能給我國金融市場造成很大壓力。
2.3產(chǎn)品附加值低
產(chǎn)品附加值低的加工貿(mào)易導(dǎo)致企業(yè)沒有定價(jià)權(quán),在國際市場上處于被動(dòng)地位,人民幣升值擠壓利潤空間,產(chǎn)品漲價(jià)又不被顧客接受,所受沖擊比較大。超級秘書網(wǎng)
3對策建議
(1)原材料與上游產(chǎn)品價(jià)格大幅上漲。綜合計(jì)算,由于原材料及上游產(chǎn)品價(jià)格上漲,國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)成本上升了20%-30%,成為推動(dòng)企業(yè)成本上升的第一因素。
(2)國內(nèi)外貿(mào)政策的變化。近幾年來,由于國際貿(mào)易順差不斷拉大,國內(nèi)被迫調(diào)整了外貿(mào)的出口政策。調(diào)整的基本方向就是對勞動(dòng)密集型低加工工業(yè)的出口予以限制,給企業(yè)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(tǒng)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)沖擊較大,這些企業(yè)又集中在珠三角地區(qū)。
(3)央行實(shí)施貨幣從緊政策影響。央行嚴(yán)格限制貸款規(guī)模,進(jìn)一步加劇了出口加工企業(yè)資金困難。
在此次調(diào)研中,我們發(fā)現(xiàn),從產(chǎn)品需求彈性的角度分析,人民幣有限升值對出口會產(chǎn)生一定影響,但是不會對出口產(chǎn)生嚴(yán)重打擊。出口企業(yè)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(yè)自身角度來看,應(yīng)對策略的選擇比較重要,政府積極地對外貿(mào)企業(yè)應(yīng)進(jìn)行該方面的引導(dǎo)。
①外貿(mào)企業(yè)應(yīng)該高度關(guān)注外匯市場,采用金融手段積極規(guī)避外匯風(fēng)險(xiǎn)。
要引導(dǎo)企業(yè)轉(zhuǎn)變經(jīng)營理念,提高企業(yè)的主動(dòng)避險(xiǎn)意識,并引導(dǎo)企業(yè)加大該方面專業(yè)知識和人才的引進(jìn),使企業(yè)掌握匯率避險(xiǎn)方法、工具,進(jìn)行主動(dòng)避險(xiǎn)。
②開拓新的出口市場,同時(shí)擴(kuò)大內(nèi)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(fā)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(xiàn)象也表明,在人民幣升值的環(huán)境下,為了更大的利潤空間,存在出口市場轉(zhuǎn)換的趨勢,這種轉(zhuǎn)移也緩解了人民幣升值對江西省外貿(mào)的影響。同時(shí),大多數(shù)出口企業(yè)在此刻都在積極地拓展國內(nèi)市場,保存利潤空間。
③優(yōu)化產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)。
外貿(mào)企業(yè)提高應(yīng)對能力的根本措施是優(yōu)化產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu),轉(zhuǎn)變外貿(mào)增長方式,走高質(zhì)量、品牌化之路,提高出口產(chǎn)品的國際競爭力,確保我國外貿(mào)企業(yè)具有長期的競爭優(yōu)勢。在適當(dāng)?shù)臅r(shí)候,我國外貿(mào)企業(yè)更要大膽的走出去,減輕國內(nèi)貨幣升值帶來的沖擊力,提高自身的競爭實(shí)力,在激烈的國際市場競爭中立于不敗之地。
(4)結(jié)匯多元化。
外貿(mào)企業(yè)應(yīng)該從自身效益出發(fā),在出口結(jié)匯時(shí),不要單盯美元一種外幣。根據(jù)出口地區(qū)不同,經(jīng)與外商協(xié)商,選擇其它在國際市場流通且匯率穩(wěn)定可靠的幣種作為結(jié)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(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。結(jié)合自身情況,鼓勵(lì)全省各進(jìn)出口企業(yè)堅(jiān)持以科技進(jìn)步為推動(dòng)力,改變過去以初級產(chǎn)品出口為主的格局,大力調(diào)整和優(yōu)化出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu),對高附加值企業(yè)給予一定的政策支持。
②鼓勵(lì)原材料海外采購。人民幣升值使原材料海外采購具有優(yōu)勢,由于進(jìn)口關(guān)稅,運(yùn)輸成本等導(dǎo)致眾多企業(yè)對原材料海外采購?fù)鴧s步,針對這種現(xiàn)象,政府可以對外貿(mào)企業(yè)進(jìn)行一定的進(jìn)出口運(yùn)費(fèi)補(bǔ)貼等政策支持。
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關(guān)鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型
改革開放以來，浙江對外貿(mào)易發(fā)展迅速，進(jìn)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(gè)百分點(diǎn)。盡管浙江對外直接投資與對外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實(shí)施“走出去”戰(zhàn)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(lǐng)先水平。可見，浙江的對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響，有必要進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證分析。在國內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國對外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實(shí)證研究尤其是具體到某一省份的實(shí)證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時(shí)間較短，對外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進(jìn)出口的比重都不大，對中國經(jīng)濟(jì)的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，對外直接投資對我國經(jīng)濟(jì)，尤其是對進(jìn)出口貿(mào)易的影響會進(jìn)一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。
一、文獻(xiàn)回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結(jié)論只有二個(gè)：一是以芒德爾為代表的相互替代關(guān)系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補(bǔ)充關(guān)系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認(rèn)為，由于受貿(mào)易保護(hù)主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。而小島清的互補(bǔ)模型則認(rèn)為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補(bǔ)關(guān)系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴(kuò)大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動(dòng)、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴(kuò)大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補(bǔ)模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實(shí)證的檢驗(yàn)。這既有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計(jì)方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿(mào)易之間的互補(bǔ)性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗(yàn)統(tǒng)計(jì)顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進(jìn)、相互補(bǔ)充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達(dá)國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達(dá)國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動(dòng)和商品貿(mào)易之間的相互關(guān)系做了進(jìn)一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補(bǔ)性,依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為互補(bǔ)關(guān)系，如果兩者是非合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關(guān)系。以上主要是對發(fā)達(dá)國家國際貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的理論分析,而對于有其自身特點(diǎn)的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿(mào)易關(guān)系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進(jìn)行的分析，研究結(jié)果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。
上述結(jié)論的差異表明，在對外直接投資與對外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補(bǔ)關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對發(fā)達(dá)國家，對于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的中國來說意義甚微。由于國內(nèi)對對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補(bǔ)這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿(mào)易的影響，研究兩者之間的長期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關(guān)系。
二、實(shí)證分析
（一）數(shù)據(jù)選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)并不完善，樣本僅設(shè)定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進(jìn)口額（IM）來衡量對外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)為,FFDI在中國發(fā)揮作用時(shí)，中國的吸收能力存在時(shí)滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應(yīng)也可能存在時(shí)滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計(jì)的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI)。同時(shí)浙江省經(jīng)濟(jì)增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來度量浙江省經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長。
（二）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)
在對經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列進(jìn)行最小二乘回歸分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時(shí)間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗(yàn)，其結(jié)果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，表明這些變量是平穩(wěn)的時(shí)間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，而其差分后的兩個(gè)變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明這兩個(gè)變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進(jìn)行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即二階單整。
綜上所述，序列l(wèi)nEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)且為同階單整序列來說，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。
（三）協(xié)整檢驗(yàn)
近年來，不少國內(nèi)外研究對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)均重視對外直接投資對出口的拉動(dòng)作用，著重分析兩者直接的相互影響關(guān)系，得到出口貿(mào)易與對外直接投資有長期均衡關(guān)系而進(jìn)口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點(diǎn)只放在對外直接投資對出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進(jìn)口貿(mào)易的滯后推動(dòng)作用。因此，本文為避免忽視進(jìn)口的作用，首先單獨(dú)分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進(jìn)口之間的關(guān)系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
綜合考察這些變量之間的協(xié)整關(guān)系,并依據(jù)DW值與t值，運(yùn)用向后回歸法進(jìn)一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時(shí)消除模型中的多重共線性和自相關(guān)。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進(jìn)口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結(jié)果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。
回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系。根據(jù)表3與表4結(jié)果，可以得出如下結(jié)論：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進(jìn)口總額的作用較顯著，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關(guān)與異方差。模型估計(jì)式(1)、(2)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關(guān)系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻(xiàn)程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對外直接投資已經(jīng)對出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動(dòng)了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當(dāng)年外商直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計(jì)結(jié)果相反。這從一個(gè)側(cè)面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動(dòng)機(jī)越來越明顯，市場導(dǎo)向型外商直接投資與出口貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。
由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進(jìn)口的貢獻(xiàn)程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導(dǎo)致了進(jìn)口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)的投資對浙江省進(jìn)口貿(mào)易有一定的促進(jìn)作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實(shí)情，從而帶動(dòng)了浙江省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，說明更多的外商在浙江省實(shí)現(xiàn)了生產(chǎn)和銷售的本土化,需要進(jìn)口的原料更多地來自本土,從國外的進(jìn)口減少了。
（四）誤差修正模型
誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，成為協(xié)整分析的一個(gè)延伸。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動(dòng)和長期均衡結(jié)合在一個(gè)模型中。
由協(xié)整檢驗(yàn)可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產(chǎn)總指數(shù)與進(jìn)、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)整關(guān)系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結(jié)果如下：
lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1
t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）
lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1
t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）
在誤差修正模型(3)中，協(xié)整關(guān)系對EX的增長起到了反向修正作用，當(dāng)超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時(shí)，則誤差修正作用降低了當(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動(dòng)態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項(xiàng)對應(yīng)t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿(mào)易之間短期比較穩(wěn)定。
在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關(guān)系對IM的增長也起到了反向修正作用，當(dāng)IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時(shí)，修正作用也降低了當(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動(dòng)態(tài)調(diào)整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對外直接投資、外商直接投資與進(jìn)口貿(mào)易的穩(wěn)定關(guān)系。
三、結(jié)論與建議
通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產(chǎn)總指數(shù)GDP與進(jìn)口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額之間的協(xié)整檢驗(yàn)，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進(jìn)口增長、出口增長之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：
（1）從長期關(guān)系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿(mào)易之間存在惟一的協(xié)整關(guān)系。浙江省對外直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用，兩者之間存在較強(qiáng)的互補(bǔ)關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對外直接投資在浙江省已經(jīng)逐漸轉(zhuǎn)型,從追求人力資源優(yōu)勢的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場的市場型投資。這樣的轉(zhuǎn)變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時(shí)，對外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對外直接投資而導(dǎo)致的原材料、零部件或設(shè)備等出口的增加。
從前文實(shí)證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進(jìn)口貿(mào)易之間也存在惟一的協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進(jìn)口貿(mào)易增長的促進(jìn)作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進(jìn)口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟(jì)實(shí)力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產(chǎn)資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進(jìn)口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，而它們對進(jìn)口貿(mào)易無疑有強(qiáng)勁的促進(jìn)作用。其次，隨著浙江省國際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護(hù)本國利益所設(shè)置的關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘的限制。為規(guī)避貿(mào)易壁壘而進(jìn)行的對外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟(jì)關(guān)系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進(jìn)一步促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展。
縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)指標(biāo)計(jì)算得出。），而世界對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報(bào)告》相關(guān)指標(biāo)計(jì)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(dòng)國際貿(mào)易的發(fā)展是非常必要的,也是可行的。
（2）從短期關(guān)系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿(mào)易短期均衡關(guān)系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿(mào)易的關(guān)系存在著一個(gè)由短期向長期均衡調(diào)整的機(jī)制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進(jìn)母國出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經(jīng)歷了一個(gè)從無到有、從限制到鼓勵(lì)的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進(jìn)出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權(quán)威研究報(bào)告預(yù)測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進(jìn)一步擴(kuò)大。浙江省作為全國經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省也首當(dāng)其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進(jìn)一步增大，對外直接投資與出口貿(mào)易直接的正相關(guān)關(guān)系將逐漸增強(qiáng)。
本文實(shí)證表明，浙江省CFDI與進(jìn)口貿(mào)易也存在短期均衡關(guān)系顯著，CFDI與進(jìn)口貿(mào)易的關(guān)系也存在著一個(gè)由短期向長期均衡調(diào)整的機(jī)制。相比之下，CFDI對進(jìn)口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強(qiáng)。
從浙江省當(dāng)前貿(mào)易戰(zhàn)略出發(fā),政府相關(guān)部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產(chǎn)生進(jìn)出口貿(mào)易互補(bǔ)、創(chuàng)造效應(yīng)的對外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵(lì)企業(yè)積極“走出去”進(jìn)行對外直接投資。以往政府有關(guān)對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關(guān)的貿(mào)易措施,而并不直接制定與貿(mào)易有關(guān)的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實(shí)可行的對外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。
對企業(yè)界而言，加入WT0后,國內(nèi)市場上國內(nèi)外企業(yè)的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進(jìn)入國際市場,那么其國內(nèi)市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經(jīng)濟(jì)一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強(qiáng)國際競爭意識,積極“走出去”,進(jìn)行對外直接投資，進(jìn)一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強(qiáng)企業(yè)的國際競爭力，以投資促進(jìn)貿(mào)易，為國際貿(mào)易的發(fā)展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動(dòng)權(quán)。
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論文關(guān)鍵詞：外貿(mào)持續(xù)恢復(fù)增長，下半年變數(shù)猶存
今年上半年以來，世界經(jīng)濟(jì)繼續(xù)復(fù)蘇，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)回升向好勢頭進(jìn)一步加強(qiáng)。在國內(nèi)外良好經(jīng)濟(jì)環(huán)境的支持下，我國對外貿(mào)易也延續(xù)了去年年底以來較快的恢復(fù)性增長態(tài)勢。但是，由于主要發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體持續(xù)的高失業(yè)率，消費(fèi)仍然不振，以及由歐洲債務(wù)危機(jī)的影響將逐步顯現(xiàn)，下半年，世界經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的步伐可能放緩，我國外貿(mào)發(fā)展仍面臨諸多不確定因素。縱觀全年，我國外貿(mào)形勢仍不容過分樂觀。
1、我國外貿(mào)持續(xù)恢復(fù)性增長
從2009年11月起，我國進(jìn)出口已經(jīng)延續(xù)了8個(gè)月的恢復(fù)性增長。據(jù)海關(guān)統(tǒng)計(jì)，今年1-6月國際貿(mào)易論文，進(jìn)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(jìn)口6497.92億美元，增長52.7%；貿(mào)易順差552.98億美元。與金融危機(jī)前2008年1-6月相比較，進(jìn)出口、出口和進(jìn)口分別增長9.8%、5.8%和14.5%。除了全球經(jīng)濟(jì)逐步復(fù)蘇，進(jìn)出口商回補(bǔ)庫存的因素外，今年上半年我國進(jìn)出口較快的恢復(fù)性增長也與去年同期全球經(jīng)濟(jì)下滑，進(jìn)出口商品價(jià)格下跌，外貿(mào)基數(shù)較低有很大關(guān)系。
6月當(dāng)月進(jìn)出口增速放緩，而順差有所擴(kuò)大。6月進(jìn)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(jìn)口1173.74億美元，增長34.1%。當(dāng)月貿(mào)易順差200.22億美元。
表1 2010年以來我國月度進(jìn)出口情況
年 月
出 口
進(jìn) 口
貿(mào)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(guān)鍵詞：中亞五國，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易，互補(bǔ)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(dú)厚的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以種植業(yè)和畜牧業(yè)為主。中亞五國在以土地密集型為主的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)上具有較強(qiáng)的比較優(yōu)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(shù)密集型為主的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)上還比較欠缺國際貿(mào)易論文，尤其是反季節(jié)水果、蔬菜以及加工農(nóng)產(chǎn)品等。我國是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大國，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的優(yōu)勢不在于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源而在于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平高，因此，我國與中亞五國在農(nóng)業(yè)合作領(lǐng)域，尤其是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)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(mào)易區(qū)進(jìn)程的不斷推進(jìn)，中國和中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易會得到更進(jìn)一步的發(fā)展（布媧鶼·阿布拉2008）。總的來說，積極開展與中亞五國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作，對于我國農(nóng)業(yè)“走出去”戰(zhàn)略和農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易市場多元化戰(zhàn)略的實(shí)施，對于提高我國糧食安全和資源性短缺農(nóng)產(chǎn)品的供給程度具有十分重要的戰(zhàn)略意義期刊網(wǎng)。
一、中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易現(xiàn)狀
（一）農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總量與趨勢
中國與中亞五國的經(jīng)貿(mào)合作由來已久，聞名與世的古絲綢之路就是雙方經(jīng)濟(jì)貿(mào)易與文化往來的有力見證。在經(jīng)貿(mào)交往的過程中，中國與中亞五國在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易領(lǐng)域形成了較好的歷史基礎(chǔ)。自2000年以來，中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易進(jìn)入了一個(gè)快速發(fā)展的新時(shí)期。2001年上海合作組織的成立給雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易合作搭建了一個(gè)良好的合作平臺。2003年《上海合作組織多邊經(jīng)貿(mào)合作綱要》規(guī)定把農(nóng)業(yè)等領(lǐng)域作為經(jīng)濟(jì)合作的優(yōu)先方向，并制定出了相應(yīng)的實(shí)施措施和計(jì)劃。2006年上合組織部長級會議也再次強(qiáng)調(diào)，要把農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易和農(nóng)業(yè)合作作為重大的合作領(lǐng)域。在近十年中，中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易得到的高速的發(fā)展。
2000年中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額僅為10102萬美元，其中出口2941萬美元，進(jìn)口7161萬美元。到2009年國際貿(mào)易論文，雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額已經(jīng)上升到52386萬美元，其中出口27335萬美元，進(jìn)口25051萬美元。不考慮物價(jià)與匯率的情況下，總貿(mào)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(jìn)口增加了2.5倍。從貿(mào)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(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品要大于出口農(nóng)產(chǎn)品，雙邊貿(mào)易一直呈逆差。從貿(mào)易總量來看，中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模還較小，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額占中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的比重不到1%。
表1中國與中亞五國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額單位：百萬美元、%
年份
進(jìn)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(jì)
占中國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)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(jìn)口額
47.30
7.16
3.43
3.71
10.01
71.61
0.37
進(jìn)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(jìn)口額
49.22
13.10
2.12
1.12
2.99
68.56
0.03
進(jìn)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(jìn)口額
17.32
3.04
0.77
0.42
24.66
46.22
0.21
進(jìn)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(jìn)口額
48.05
6.74
13.60
3.50
162.84
234.72
0.77
進(jìn)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(jìn)口額
51.90
13.56
3.36
9.91
339.40
418.13
0.99
進(jìn)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(jìn)口額
42.90
17.74
5.49
16.90
389.98
473.00
1.05
進(jìn)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(jìn)口額
61.45
28.86
7.42
9.40
512.28
619.41
1.20
進(jìn)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(jìn)口額
35.22
34.17
1.45
21.48
320.15
412.47
0.63
進(jìn)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(jìn)口額
26.72
42.76
3.82
24.73
291.60
389.64
0.45
進(jìn)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(jìn)口額
19.19
10.50
3.28
27.65
189.88
250.51
0.33
進(jìn)出口總額
146.35
104.51
15.40
33.96
223.63
523.86
0.45
資料來源：根據(jù)UN Comtrade 數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)計(jì)算期刊網(wǎng)。
中國與哈薩克斯坦的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)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(wěn)步增長，進(jìn)口在波動(dòng)中呈下降趨勢國際貿(mào)易論文，2007年開始出口大于進(jìn)口。中國與吉爾吉斯坦的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額較小，2000年為1013萬美元，2009年為10451萬美元，但發(fā)展速度很快，年均增長率為26.29%，2005年開始出口大于進(jìn)口。中國與塔吉克斯坦和土庫曼斯坦的貿(mào)易額最小，2009年與兩國的貿(mào)易額為4936萬美元，只占中國與中亞農(nóng)產(chǎn)品總貿(mào)易的9.4%，但年均增長率分別為15.34%和19.33%，具有很大的發(fā)展?jié)摿ΑＶ袊c烏茲別克斯坦的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)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(jìn)、出口年均增長率分別為34.2%和12.3%，進(jìn)口遠(yuǎn)大于出口。
圖1中國與中亞國家的貿(mào)易變動(dòng)趨勢
（二）農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)
1．市場分布
表2 中國在中亞五國農(nóng)產(chǎn)品市場中的貿(mào)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(jù)UN Comtrade 數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)計(jì)算。
中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中，中哈貿(mào)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(mào)易論文，由2000年的45.9%上升到2009年的46.5%，進(jìn)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(nóng)產(chǎn)品貿(mào)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(jìn)口比重由10%下降到4.2%。中塔、中土農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易比重很小，變化也不大。中烏農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)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(jìn)口比重由2000年的53%上升到2009年的76%。可見，中國與中亞國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易市場逐漸呈現(xiàn)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(jìn)口市場。
2.產(chǎn)品結(jié)構(gòu)
聯(lián)合國統(tǒng)計(jì)委員會（SITC）將農(nóng)產(chǎn)品分為四大類，第一大類（代碼為0）為食物及活動(dòng)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(guān)原料。表3是2000—2009年中國與中亞五國各類農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額的平均值國際貿(mào)易論文，具體反映出中國與中亞的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)狀況。
表3 中國與中亞五國四大類農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易狀況單位：萬美元
農(nóng)產(chǎn)品
種類
進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jù)UN Comtrade 數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)計(jì)算期刊網(wǎng)。
中國對中亞國家主要出口第一大類農(nóng)產(chǎn)品，即食物及活動(dòng)物這類勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，占出口總額的95%，中亞國家對中國主要出口第三大類農(nóng)產(chǎn)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(dòng)植物原料等農(nóng)產(chǎn)品；其他兩類農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易量較小，主要是我國對中亞的出口，而且在同一類農(nóng)產(chǎn)品上，進(jìn)、出口額差距很大。可見，中國與中亞國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易呈現(xiàn)產(chǎn)業(yè)間特征，總體上貿(mào)易結(jié)構(gòu)較單一。
在具體農(nóng)產(chǎn)品類別上，我國與哈薩克斯坦的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)比較多樣化，2009年除了煙草及煙草制品、動(dòng)物油脂外，在其余類農(nóng)產(chǎn)品上均發(fā)生了貿(mào)易，主要出口奶產(chǎn)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(jìn)口生皮及皮革、紡織纖維和未加工動(dòng)植物原料。我國與吉爾吉斯斯坦的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)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(jìn)口類別較少國際貿(mào)易論文，主要進(jìn)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(mào)易中，出口類別多于進(jìn)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(jìn)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(jìn)口紡織纖維和未加工動(dòng)植物原料。中烏農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)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(jìn)口只有紡織纖維和未加工動(dòng)植物原料，值得注意的是，紡織纖維的進(jìn)口遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于對烏茲別克斯坦的農(nóng)產(chǎn)品總出口，貿(mào)易結(jié)構(gòu)單一，且極度不平衡。
二、研究方法及指標(biāo)選擇
（一）研究方法
兩國間貿(mào)易的互補(bǔ)性可以從產(chǎn)品和貿(mào)易比重等角度來考察。從產(chǎn)品的角度看，顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)反映了某類產(chǎn)品的出口競爭力，如果兩國在同類商品上的比較優(yōu)勢相似，則存在較強(qiáng)的競爭性，反之則互補(bǔ)性較強(qiáng)；產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)反映了兩國同類產(chǎn)品的雙邊貿(mào)易，通常該指數(shù)較低表明貿(mào)易呈產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易特征，互補(bǔ)性強(qiáng)。從貿(mào)易比重的角度看，貿(mào)易強(qiáng)度指數(shù)反映了一國對另一國某類產(chǎn)品出口的比重與世界該類產(chǎn)品出口比重的比值國際貿(mào)易論文，該指數(shù)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(gè)指標(biāo)分別從不同角度來分析，單獨(dú)用其中某個(gè)指標(biāo)來衡量兩國間的貿(mào)易關(guān)系可能存在片面性，因此本文綜合采用這些指標(biāo)來判斷中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的互補(bǔ)性。
（二）指標(biāo)選擇
1．顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)(Revealed Comparative Advantage)
顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)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(rèn)為，RCA>1 表明該國在該類商品上具有比較優(yōu)勢，RCA>2.5表明具有極強(qiáng)的比較優(yōu)勢期刊網(wǎng)。用顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)衡量一國商品的競爭力有其局限性。首先，顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)所揭示的是商品流通領(lǐng)域的相對優(yōu)勢而非生產(chǎn)領(lǐng)域的相對優(yōu)勢。其次，它容易受產(chǎn)業(yè)和貿(mào)易政策的干擾；政府對本國產(chǎn)業(yè)的干預(yù)會引起顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)失真。
2．貿(mào)易強(qiáng)度指數(shù)(Trade Intensity Degree)
貿(mào)易強(qiáng)度指數(shù)反映兩國間雙邊貿(mào)易額與他們在世界貿(mào)易中的重要性的關(guān)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(shù)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(jìn)口市場中所占的份額；兩國貿(mào)易關(guān)系較為緊密，反之亦然。貿(mào)易強(qiáng)度指數(shù)是一種反映結(jié)果的指標(biāo)；通常兩國間貿(mào)易互補(bǔ)性越強(qiáng)，該指數(shù)越高。
3．產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)( Intraindustry Trade Index)
產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)通常用來分析工業(yè)制成品貿(mào)易，筆者認(rèn)為用來分析農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易同樣可行。衡量產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的指標(biāo)有多種，本文采用Grubel 和L loyd 1975 年提出的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)。其公式為：
IITij=1-
為i國k類別產(chǎn)品對j國的出口額；為i國k類別產(chǎn)品從j國的進(jìn)口額。IIT的取值范圍為[0，1]，當(dāng)IIT=0時(shí)，即有=0 或=0 國際貿(mào)易論文，表明該類農(nóng)產(chǎn)品的全部貿(mào)易都為產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易；IIT=1時(shí)，即有=，表明該類農(nóng)產(chǎn)品的全部貿(mào)易都為產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易。產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)越低，反映兩國的貿(mào)易特征越呈產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易，互補(bǔ)性也就越強(qiáng)。
（三）數(shù)據(jù)來源及農(nóng)產(chǎn)品統(tǒng)計(jì)范圍
本文采用的數(shù)據(jù)主要來源于聯(lián)合國商品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫（UN Comtrade）期刊網(wǎng)。該數(shù)據(jù)庫按協(xié)調(diào)編碼制度(HS) 和標(biāo)準(zhǔn)國際貿(mào)易分類(SITC)兩種商品分類方法提供了160 多個(gè)國家和地區(qū)分產(chǎn)品和分流向的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。本文采用的分類方法是聯(lián)合國統(tǒng)計(jì)委員會對外貿(mào)易商品目錄的SITC Rev. 3 分類。
農(nóng)產(chǎn)品的統(tǒng)計(jì)范圍。世界貿(mào)易組織(WTO )、聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會議(UNCTAD )、歐盟及世界各國的統(tǒng)計(jì)機(jī)構(gòu)對農(nóng)產(chǎn)品有不同的定義。本文采用W TO 對農(nóng)產(chǎn)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(gè)子項(xiàng)目的農(nóng)產(chǎn)品。
三、農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易互補(bǔ)性實(shí)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(mào)易出口國，貿(mào)易種類比較齊全，與我國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)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(mào)易數(shù)據(jù)不可得，無法計(jì)算其貿(mào)易指數(shù)，所以在實(shí)證分析中只對中國與哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易指數(shù)進(jìn)行分析，具體結(jié)果見表4。
（一）顯示性比較優(yōu)勢RCA
從三個(gè)國家的RCA值可以看出，它們的優(yōu)勢農(nóng)產(chǎn)品有很大的差異性，中國具有較強(qiáng)比較優(yōu)勢的產(chǎn)品有：魚及魚制品（3.59）、蔬菜及水果（2.54）、未加工動(dòng)植物原料（2.34），在紡織纖維上也有比較優(yōu)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(qiáng)比較優(yōu)勢的產(chǎn)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(qiáng)比較優(yōu)勢的產(chǎn)品有：奶產(chǎn)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(chǎn)品上具有出口比較優(yōu)勢國際貿(mào)易論文，而我國在魚及魚制品、紡織加工品等勞動(dòng)和資本密集型產(chǎn)品上具有出口優(yōu)勢。不同的出口優(yōu)勢是因?yàn)楦鲊馁Y源稟賦存在很大差異，中亞國家具有豐富的農(nóng)業(yè)資源，特別是我國稀缺的土地密集型產(chǎn)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(nóng)業(yè)生產(chǎn)，但缺乏農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所需的技術(shù)和資金；而我國一直以來就是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大國，由于人口的壓力不得不在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與加工技術(shù)上不斷地創(chuàng)新突破，積累了豐富的資金和技術(shù)，建立起了完備的工業(yè)體系，在勞動(dòng)、技術(shù)和資本密集型農(nóng)產(chǎn)品上也就有很強(qiáng)的比較優(yōu)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(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易指數(shù)
農(nóng)產(chǎn)品類別（SITC Rev.3)
顯示性優(yōu)勢指數(shù)RCA
貿(mào)易強(qiáng)度指數(shù)TI
產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)IIT
中
哈
吉
中哈
哈中
中吉
吉中
中哈
中吉
00 活動(dòng)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(chǎn)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(dòng)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(zhì)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(dòng)植物原料
2.34
0.11
0.52
0.24
13.76
1.73
0.13
0.63
0.09
41 動(dòng)物油脂
0.51
0.04
0.02
0.00
0.00
28.01
0.00
1.00
0.00
42 固態(tài)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(dòng)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(jù)UN Comtrade 數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)計(jì)算。
（二）貿(mào)易強(qiáng)度指數(shù)TI
在大部分農(nóng)產(chǎn)品類別上，中哈、中吉貿(mào)易國之間的TI指數(shù)存在很大的差異，說明對方市場對本國的重要性在各類農(nóng)產(chǎn)品上都基本不同，也就是說雙方在這些產(chǎn)品上的貿(mào)易互補(bǔ)性很強(qiáng)。中哈貿(mào)易中，在奶產(chǎn)品和蛋類、谷物及谷物制品、蔬菜及水果、天然橡膠等產(chǎn)品上，中哈TI指數(shù)大于1，說明在這些產(chǎn)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(dòng)物、肉及肉制品、生皮及皮革、未加工動(dòng)植物原料等產(chǎn)品上，哈中TI指數(shù)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(nóng)產(chǎn)品上貿(mào)易關(guān)系較為緊密，具有很強(qiáng)的互補(bǔ)性。中吉貿(mào)易中國際貿(mào)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(zhì)水果、天然橡膠、動(dòng)物油脂、固態(tài)植物油脂等產(chǎn)品上，中國對吉爾吉斯斯坦的出口水平遠(yuǎn)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(chǎn)品上，中國從吉爾吉斯斯坦的進(jìn)口大于同期從世界的進(jìn)口，可見，吉爾吉斯斯坦是我國農(nóng)產(chǎn)品的重要出口市場，與我國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易合作有很大的發(fā)展空間期刊網(wǎng)。
（三）產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)IIT
從中哈、中吉的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)看，在很多類農(nóng)產(chǎn)品上IIT都為0 ，屬于典型的產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易。需要說明的是，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)為1的農(nóng)產(chǎn)品，不是因?yàn)殡p邊貿(mào)易的進(jìn)出口額相等，而是根本沒有進(jìn)出口額，在那些農(nóng)產(chǎn)品上不存在貿(mào)易。中國與哈薩克斯坦的IIT指數(shù)超過0.5的只有未加工動(dòng)植物原料，與吉爾吉斯斯坦的只有飲料，其他產(chǎn)品的IIT指數(shù)都很小，說明中國與哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭性很小，基本上屬于產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易。
五、結(jié)論與政策建議
根據(jù)上述分析，可以得出以下結(jié)論：
第一，中國與中亞五國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易迅速增長國際貿(mào)易論文，但整體貿(mào)易規(guī)模還很小；貿(mào)易結(jié)構(gòu)單一。除中哈農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易外，中國與其他國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)單一性，主要出口第一大類農(nóng)產(chǎn)品食物及活動(dòng)物，進(jìn)口第三大類農(nóng)產(chǎn)品非食用原料中的紡織纖維、未加工動(dòng)植物原料和生皮及皮革等農(nóng)產(chǎn)品，其他兩類農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)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(nóng)產(chǎn)品上具有各自的比較優(yōu)勢，符合各國的資源稟賦現(xiàn)狀。中亞在我國稀缺的土地密集型農(nóng)產(chǎn)品上具有比較優(yōu)勢，而我國在勞動(dòng)和資本密集型農(nóng)產(chǎn)品上具有比較優(yōu)勢，不同的優(yōu)勢產(chǎn)品使雙方貿(mào)易具有很強(qiáng)的互補(bǔ)優(yōu)勢。
第三，中國與中亞的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易屬于產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易，對方市場對本國具有不可忽視的重要性，雙邊貿(mào)易呈現(xiàn)很強(qiáng)的互補(bǔ)性和互利性，貿(mào)易的潛力和發(fā)展空間很大。
針對中國與中亞國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易情況及互補(bǔ)性分析，提出幾點(diǎn)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(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易、投資與貿(mào)易協(xié)定方面的談判，爭取早日簽訂雙邊農(nóng)業(yè)合作、貿(mào)易與投資框架協(xié)議國際貿(mào)易論文，進(jìn)而建立持續(xù)長效的農(nóng)業(yè)經(jīng)貿(mào)合作機(jī)制。第二，積極實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略，充分發(fā)揮農(nóng)產(chǎn)品的比較優(yōu)勢，將潛在的互補(bǔ)性轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)的互利性，進(jìn)一步擴(kuò)大貿(mào)易規(guī)模；第三，鼓勵(lì)企業(yè)走出去，創(chuàng)新營銷技術(shù)和策略，積極開拓潛在市場，促進(jìn)貿(mào)易結(jié)構(gòu)多樣化以及農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易市場的多元化；第四，把開展農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)業(yè)援助結(jié)合起來。參照中非農(nóng)業(yè)合作的成功經(jīng)驗(yàn)，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(nóng)業(yè)援助，以“政府搭臺，企業(yè)唱戲”的模式幫助這些國家開展農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)和加工。
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論文關(guān)鍵詞：國際貿(mào)易相對利益，絕對利益適應(yīng)能力，供求關(guān)系
一、什么是國際貿(mào)易？
國際貿(mào)易通常是指國家之間的商品、勞務(wù)和其他生產(chǎn)要素的交換活動(dòng)，是世界各國在國際分工的基礎(chǔ)上通過國際市場的交易活動(dòng)，實(shí)現(xiàn)商品以及勞動(dòng)、科技等生產(chǎn)要素的合理配置，達(dá)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(mào)易的規(guī)模和結(jié)構(gòu)是由各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和特點(diǎn)決定的；另一方面，一國對外貿(mào)易的狀況又對本國經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度和供求總量平衡的實(shí)現(xiàn)產(chǎn)生重要作用。
二、國際貿(mào)易政策
國際貿(mào)易政策是一個(gè)國家的總政策國際貿(mào)易相對利益，特別是經(jīng)濟(jì)政策的重要組成部分。它的目的在于發(fā)揮本國優(yōu)勢：一方面，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，提高產(chǎn)品在國際市場上的競爭能力，并利用國家力量擴(kuò)大出口；另一方面，利用經(jīng)濟(jì)和其他手段限制進(jìn)口，保護(hù)本國國內(nèi)市場，達(dá)到平衡國際收支，擴(kuò)大社會需求，刺激經(jīng)濟(jì)增長的要求。具體政策主要有：一、貿(mào)易保護(hù)政策，二、自由貿(mào)易政策論文格式模板。
三、國際貿(mào)易的絕對利益和相對利益
在國際貿(mào)易中，貿(mào)易利益及其如何在貿(mào)易參與國之間進(jìn)行分配涉及到兩個(gè)方面的問題：一是確定應(yīng)當(dāng)出口什么，進(jìn)口什么，它與一個(gè)國家參與國際分工的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)相關(guān)；二是如何確定進(jìn)出口商品要達(dá)到的目標(biāo)，它是指在國際貿(mào)易條件下進(jìn)行什么樣的商品交換更有利。那些基本上是自給自足的經(jīng)濟(jì)國家國際貿(mào)易相對利益，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)以國內(nèi)分工為基礎(chǔ)，開放程度較低，對外貿(mào)易通常以互通有無、調(diào)劑余缺、滿足需要為主要目標(biāo)。而經(jīng)濟(jì)開放型國家則以國際分工為背景組織國內(nèi)生產(chǎn)，國際交換突破了轉(zhuǎn)換使用價(jià)值的局限，而注重貿(mào)易中的比較利益。依據(jù)比較利益原則確定其以何種方式參與國際分工，確定進(jìn)出口商品的結(jié)構(gòu)和流向，通過對外貿(mào)易求得利益的增長。
1、國際貿(mào)易的絕對利益
從對分工極大地有利于老公生產(chǎn)力率的提高這一規(guī)律的認(rèn)識出發(fā)，出現(xiàn)了以絕對優(yōu)勢為基礎(chǔ)的國際分工和貿(mào)易，以致貿(mào)易雙方都能從國際貿(mào)易中得益。不同國家在具體產(chǎn)品的生產(chǎn)上具有絕對成本的差異。所謂絕對成本差異是指在某種產(chǎn)品的生產(chǎn)上一個(gè)國家 所耗費(fèi)的勞動(dòng)成本絕對低于其他國家。
2、國際貿(mào)易的相對利益
通過對兩個(gè)國家生產(chǎn)成本的比較，如果某一個(gè)國家并不擁有任何絕對優(yōu)勢，而是居于絕對劣勢，那么，國際貿(mào)易的結(jié)果，仍然可以使貿(mào)易雙方取得貿(mào)易利益。只要各國商品之間的價(jià)格比率有所不同國際貿(mào)易相對利益，在進(jìn)行貿(mào)易時(shí)，每個(gè)國家都會有一種比較或相對優(yōu)勢。也就是說，一個(gè)國家生產(chǎn)任何商品的成本均比其他國家都高，然而，這個(gè)國家生產(chǎn)的某種商品的成本相對于生產(chǎn)其他商品的成本相對較低，那么，這個(gè)國家在生產(chǎn)這種商品上便具有比較優(yōu)勢，就應(yīng)該生產(chǎn)并出口它，通過國際貿(mào)易來交換本國生產(chǎn)處于相對劣勢的產(chǎn)品，從而取得相對利益論文格式模板。
四、國際貿(mào)易的供求關(guān)系
國際貿(mào)易與國內(nèi)貿(mào)易一樣，是在一定的供求關(guān)系條件下進(jìn)行的。國際貿(mào)易的供求關(guān)系對國際貿(mào)易的價(jià)格有著重大影響，也決定著一國對外貿(mào)易的戰(zhàn)略、策略和進(jìn)出口格局及結(jié)構(gòu)。
1、影響國際貿(mào)易供求關(guān)系的因素
經(jīng)濟(jì)發(fā)展周期的影響、貿(mào)易保護(hù)的影響、國際壟斷的影響、國際或地區(qū)性經(jīng)濟(jì)事件或政治、軍事局勢的變化的影響。
2、增強(qiáng)對國際貿(mào)易供求關(guān)系變化的適應(yīng)能力
國際貿(mào)易供求關(guān)系的變化，對于一個(gè)國家進(jìn)出口業(yè)務(wù)、國際收支及國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生的影響越來越大。為了適應(yīng)這種變化，提高國際競爭能力國際貿(mào)易相對利益，通常根據(jù)本國國情和國際貿(mào)易發(fā)展的趨勢，適時(shí)調(diào)整對外貿(mào)易的戰(zhàn)略和策略，調(diào)整國內(nèi)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，充分發(fā)揮本國在生產(chǎn)上占絕對優(yōu)勢和相對優(yōu)勢產(chǎn)品的生產(chǎn)，在國際貿(mào)易中獲得絕對和相對利益。
五、結(jié)束語
發(fā)展中國家要從根本上改變在國際貿(mào)易中的不利地位，最終途徑還是要加快本國技術(shù)進(jìn)步，提高整體經(jīng)濟(jì)實(shí)力，逐步增加高技術(shù)產(chǎn)品、高附加值產(chǎn)品的出口比重，才能立于不敗之地。
參考文獻(xiàn)
1、經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ)（第三版）李明泉主編東北財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社2010、8
2、西方經(jīng)濟(jì)學(xué)王瑞芬主編清華大學(xué)出版社2009
論文摘要：對于對外貿(mào)易迅猛發(fā)展的中國而言，人民幣匯率波動(dòng)的貿(mào)易效應(yīng)受到了學(xué)術(shù)界廣泛關(guān)注和思考，本文將對相關(guān)文獻(xiàn)按照總體和區(qū)際分類的角度的進(jìn)行評述。
1．人民幣匯率波動(dòng)與中國總體貿(mào)易效應(yīng)研究評述
近年來，由于中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展，對外依存度不斷提高，關(guān)于人民幣幣值匯率波動(dòng)對我國總體貿(mào)易影響的討論一直十分激烈。縱觀這些成果的研究結(jié)論，大致可以分為三種觀點(diǎn)：人民幣匯率波動(dòng)對貿(mào)易有著正面影響；人民幣匯率波動(dòng)對貿(mào)易有著負(fù)面影響；人民幣匯率波動(dòng)對貿(mào)易影響不大。
1．1人民幣匯率波動(dòng)對中國總體貿(mào)易有正面影響
魏巍賢早在1997年發(fā)表于《統(tǒng)計(jì)研究》的《中國出口與有效匯率的關(guān)系分析》一文對此有比較詳細(xì)具體的實(shí)證分析研究，最終筆者得出結(jié)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(xù)貶值密切相關(guān)，因此這意味著兩方面內(nèi)容，一是我國以促進(jìn)出口增長為目標(biāo)的匯率政策是長期有效的，改革以來的匯率貶值確實(shí)起到促進(jìn)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(shí)眭政策因素在短期內(nèi)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(guān)系水平。
另外，李海菠2003年在《世界經(jīng)濟(jì)研究》發(fā)表的一文《人民幣實(shí)際匯率與中國對外貿(mào)易的關(guān)系》根據(jù)1973—2001年的年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用與魏巍賢相類似的方法．即用單方程協(xié)整分析檢驗(yàn)調(diào)整后的實(shí)際匯率ARER、中國外貿(mào)進(jìn)出口總額、出口額和進(jìn)口額的協(xié)整關(guān)系。加之EG兩法估計(jì)它們之間的長期關(guān)系，最后使用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)等實(shí)證分析方法，研究了人民幣實(shí)際匯率與中國對外貿(mào)易之間的關(guān)系，也得出了相類似的結(jié)論，即人民幣實(shí)際匯率與中國對外貿(mào)易之間存在著長期的均衡關(guān)系。并且筆者還證實(shí)了實(shí)際匯率可以改善短期內(nèi)中國的對外貿(mào)易狀況。
通過檢索文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)．該類文獻(xiàn)的數(shù)量相對而言比較少，原因應(yīng)該是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總體事實(shí)與該理論有所不一致。
1．2人民幣匯率波動(dòng)對中國總體貿(mào)易有負(fù)面影響
鄭愷2006年發(fā)表于《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》的一文《實(shí)際匯率波動(dòng)對我國出口的影響——基于SITC比較》對“人民幣匯率波動(dòng)對中國總體貿(mào)易有負(fù)面影響”進(jìn)行了實(shí)證研究，簡要綜述如下：
根據(jù)有關(guān)的國際貿(mào)易理論，決定對外貿(mào)易通常有3個(gè)變量。第一是外國收人大小，第二是相對于外國商品的貿(mào)易條件，第三是貨幣比價(jià)即匯率大小。由此，為了度量匯率波動(dòng)對貿(mào)易的影響，必須控制以上3個(gè)變量。但由于GNI不存在月度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，筆者采用美國的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)來代替GNI或GDP數(shù)據(jù)，此外由于我國不存在進(jìn)出口價(jià)格的完整時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此可以利用實(shí)際匯率進(jìn)行替代。在構(gòu)造實(shí)證模型時(shí)，筆者將波動(dòng)率作為外生變量，在存在協(xié)整的情況下，相應(yīng)采用VAR的擴(kuò)展VEC模型來估計(jì)估計(jì)短期內(nèi)波動(dòng)率對貿(mào)易波動(dòng)的影響。其構(gòu)造的模型為：
其中，EX為中國對美國的出口數(shù)量的自然對數(shù)值，i表示為不同的行業(yè)，IPF為美國工業(yè)，生產(chǎn)指數(shù)的大小，R表示人民幣兌美元的實(shí)際匯率的自然對數(shù)值，v表示實(shí)際匯率的波動(dòng)率，ecm為誤差修正項(xiàng)，反映了貿(mào)易變化的長期趨勢。J表示變量滯后階數(shù)。
筆者運(yùn)用了以上VAR的擴(kuò)展模型進(jìn)行分析，由于VAR可以解決不平穩(wěn)數(shù)據(jù)造成的不穩(wěn)定性以及內(nèi)生變量之間的相互影響。因此可以更好的估算出匯率波動(dòng)對貿(mào)易的影響，他研究了自1994年以來中國對美國按SITC出口貿(mào)易與實(shí)際匯率波動(dòng)的關(guān)系，結(jié)果表明我國的一些行業(yè)受匯率波動(dòng)的負(fù)面影響較大。
此外，李建偉、余明2003年在《世界經(jīng)濟(jì)》發(fā)表的《人民幣有效匯率的波動(dòng)及其對中同經(jīng)濟(jì)增長的影響》一文也對“人民幣匯率波動(dòng)對中圍總體貿(mào)易有負(fù)而影響”這-fq題進(jìn)行了實(shí)證研究．筆者利用的是1995年1月一2003年6月的季度數(shù)據(jù)，與鄭愷使用的方法不同．李建偉、余明兩位學(xué)者運(yùn)用的是兩階段最小二乘法，對人民幣實(shí)際有效匯率與進(jìn)出口貿(mào)易和利用外資的十日關(guān)關(guān)系進(jìn)行回歸分析．結(jié)果顯示人民幣實(shí)際有效匯率是影響中國進(jìn)出口貿(mào)易和利用外資的重要因素，從而他們認(rèn)為人民幣有效匯率大幅度波動(dòng)會對中國經(jīng)濟(jì)增長形成巨大負(fù)面沖擊。
1．3人民幣匯率波動(dòng)對中國總體貿(mào)易影響不大
曹陽、李劍武于2006年在《世界經(jīng)濟(jì)研究》發(fā)表的《人民幣實(shí)際匯率水平與波動(dòng)對進(jìn)出口貿(mào)易的影響》一文基于1980—2004年的年度數(shù)據(jù)，首先用AK—GARCH模型測算出人民幣實(shí)際匯率的波動(dòng)率。最后采用Engle—Grnager兩步法，進(jìn)行了協(xié)整分析，從而對“實(shí)際匯率波動(dòng)對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響”進(jìn)行研究，筆者發(fā)現(xiàn)人民幣匯率波動(dòng)的增加對我國的進(jìn)出口貿(mào)易的影響不顯著。
強(qiáng)永昌等2004年于《世界經(jīng)濟(jì)研究》發(fā)表《有關(guān)人民幣匯率問題的對外貿(mào)易分析》一文．筆者通過對我國1990—2001年各種價(jià)格研究了1990年以后的人民幣匯率和中國對外貿(mào)易的關(guān)系。首先分別構(gòu)建了出口方程以及進(jìn)口方程，根據(jù)1990—2001年的樣本數(shù)據(jù)，用Eviews軟件進(jìn)行回歸分析，最終得出了中國對外貿(mào)易出口額、進(jìn)口額與人民幣實(shí)際匯率之間存在的彈性關(guān)系不大，相關(guān)性較弱的結(jié)論。
綜上所述，以上三類文獻(xiàn)分別從人民幣匯率波動(dòng)對貿(mào)易的正面影響、負(fù)面影響和影響不大三個(gè)方面進(jìn)行了實(shí)證研究。
2．人民幣匯率波動(dòng)與中國區(qū)際貿(mào)易效應(yīng)研究評述
劉巍、郭友群2003在《國際經(jīng)貿(mào)探索》發(fā)表了《對人民幣匯率與廣東省進(jìn)出口額之間關(guān)系的實(shí)證分析》一文，筆者運(yùn)用廣東省1987-2001年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，指出人民幣牌價(jià)匯率變動(dòng)1個(gè)單位，廣東省的出口額就同方向變動(dòng)O．15億美元．人民幣牌價(jià)變動(dòng)1％，廣東省出口額就同方向變動(dòng)29％。這個(gè)結(jié)論說明，人民幣貶值有利于廣東省出口的增長。得出同樣結(jié)論的有關(guān)研究文獻(xiàn)是戴世宏2006年發(fā)表于《上海金融》的《人民幣匯率變動(dòng)對上海市貿(mào)易收支的影響》一文，筆者采用ADF檢驗(yàn)，對上海1993—2004年度的GDP、進(jìn)口額及人民幣實(shí)際有效匯率進(jìn)行研究．發(fā)現(xiàn)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，這種促進(jìn)作用隨著貿(mào)易自由化程度的提高而不斷增強(qiáng)；進(jìn)口方面，人民幣貶值對上海市進(jìn)口產(chǎn)生了一定的抑制作用。
以上兩篇文獻(xiàn)主要是基于實(shí)際匯率與進(jìn)出口量的關(guān)系分析，而陳志昂2001年發(fā)表于《商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理》的《人民幣匯率與浙江出口變動(dòng)的實(shí)證研究》一文則是分別考慮了實(shí)際匯率和名義匯率對貿(mào)易的影響，在泰米姆·貝佑米估計(jì)的貿(mào)易方程的基礎(chǔ)上，利用浙江省1990-1998年的相關(guān)數(shù)據(jù)，建立了以匯率和貿(mào)易國國內(nèi)生產(chǎn)總值為變量的長期和短期回歸模型，實(shí)證分析分析得出結(jié)論：人民幣名義匯率對浙江出口正相關(guān)，實(shí)際有效匯率對浙江出口負(fù)相關(guān)，但匯率彈性較低。
所以，結(jié)合以上文獻(xiàn)總的來看，人民幣匯率波動(dòng)對各省對外貿(mào)易的影響的不同結(jié)果符合中國經(jīng)濟(jì)改革開放以來市場規(guī)模不斷擴(kuò)大，“中國制造”和“世界加工廠”逐漸形成的事實(shí)，并且市場規(guī)模的出口效應(yīng)大都分布在中國的沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，基本與經(jīng)驗(yàn)判斷一致。
論文關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易和,欠發(fā)達(dá)地區(qū),經(jīng)濟(jì)發(fā)展
一、欠發(fā)達(dá)地區(qū)對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響
自改革開放以來，對外開放對東部經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了巨大的推動(dòng)作用，而對西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)甚微。貴州是西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)最具典型意義的一個(gè)區(qū)域，一方面，它具有較先進(jìn)的電子、航空、煤化工冶金等產(chǎn)業(yè)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(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)落后的一個(gè)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(qū)貴州為代表，分析欠發(fā)達(dá)地區(qū)對外開放滯后與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。
1.對外貿(mào)易現(xiàn)狀
貴州的進(jìn)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(jì)90年代，貴州對外貿(mào)易總額穩(wěn)步增長，但占全國進(jìn)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(qiáng)對外貿(mào)易的措施，使得對外貿(mào)易得到了長足發(fā)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(mào)易總額達(dá)234.08億元，創(chuàng)了歷史新高，同比增長35.44%（圖1）。
圖11980-2009年貴州省對外貿(mào)易和GDP關(guān)系（單位：億元）
對外貿(mào)易貢獻(xiàn)率是判斷對外開放對經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)的重要指標(biāo)。近年來，貴州對外出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率在5%左右波動(dòng)，貢獻(xiàn)較小，甚至在亞洲金融危機(jī)后出現(xiàn)負(fù)貢獻(xiàn)。這反映了出口結(jié)構(gòu)較落后的貴州，在正常情況下對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)不大，在國際市場不景氣時(shí)負(fù)面作用較大（參見圖2）。
對外貿(mào)易依存度是指一國經(jīng)濟(jì)對貿(mào)易的依賴程度，是用來判斷對外開放程度的另一重要指標(biāo)。如圖2所示，貴州的外貿(mào)依存度一直徘徊在6%左右，從來沒有突破10%。貴州經(jīng)濟(jì)發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易的依存度不僅遠(yuǎn)低于東、中部地區(qū)，與我國外貿(mào)依存度相比差距則更大。我國外貿(mào)依存度一直保持兩位數(shù)，2007年達(dá)到最高峰，受金融危機(jī)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(mào)易依存度及出口對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率（單位：%）
通過上述分析發(fā)現(xiàn)，以貴州為代表的欠發(fā)達(dá)地區(qū)對外貿(mào)易和GDP增長基本同步。當(dāng)GDP增長時(shí)，對外貿(mào)易同步增長，但是出口對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率卻呈現(xiàn)出不同步的狀況，對經(jīng)濟(jì)發(fā)展（工業(yè)增長）貢獻(xiàn)度最大的電力、有色冶金、飲料、煙草和黑色冶金五大優(yōu)勢行業(yè)外向度低，顯示欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的自我循環(huán)，反映了欠發(fā)達(dá)地區(qū)GDP的內(nèi)向型特征，缺乏競爭力，顯然，欠發(fā)達(dá)地區(qū)對外開放滯后是其經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后于東部的一個(gè)重要原因。
2.實(shí)證分析
為了進(jìn)一步分析欠發(fā)達(dá)地區(qū)對外貿(mào)易對GDP的影響，這里采用貴州30年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，利用Eviews軟件，將進(jìn)口、出口、進(jìn)出口及GDP等作為變量，并對這些變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示：GDP與出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易、進(jìn)出口貿(mào)易都有很顯著的相關(guān)性（參見表1）。
表1貴州省進(jìn)出口貿(mào)易與GDP的相關(guān)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(xié)整分析結(jié)果可知，長期內(nèi)我國進(jìn)出口商品需求彈性分別為0.601%和0.861%，進(jìn)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(shí)際有效匯率變動(dòng)對我國商品進(jìn)出口貿(mào)易有一定影響。我國改革開放二十多年來，匯率變動(dòng)對貿(mào)易收支的影響是比較顯著的。由誤差修正模型結(jié)果可知，短期內(nèi)匯率變動(dòng)不是影響我國進(jìn)出口總額變化的重要原因，即短期內(nèi)人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對我國進(jìn)出口貿(mào)易不會產(chǎn)生很大的影響，短期內(nèi)影響我國進(jìn)出口貿(mào)易額的因素跟我國的宏觀經(jīng)濟(jì)背景及商品結(jié)構(gòu)影響更大。
2)由協(xié)整分析結(jié)果可知，長期內(nèi)國內(nèi)收入水平對進(jìn)口的影響是正向相關(guān)關(guān)系;國外收入水平對出口的影響也是正向相關(guān)關(guān)系，但長期內(nèi)國外收入水平跟我國出口關(guān)系并不顯著。由誤差修正模型結(jié)果可知，短期內(nèi)國內(nèi)、國外收入水平的變動(dòng)對我國進(jìn)、出口的變動(dòng)影響都不大。這是由于我國經(jīng)濟(jì)是主要是依靠自身的發(fā)展，是依靠我國國內(nèi)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級、技術(shù)提高、宏觀政策等因素。
3)由協(xié)整分析結(jié)果可知，長期內(nèi)外商投資實(shí)際利用額和進(jìn)口之間是顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即外商投資實(shí)際利用額的增加會降低我國進(jìn)口量，在一定程度上說明這兩者存在著一定的替代關(guān)系。同時(shí)，外商投資的碩士論文實(shí)際利用額對出口影響也是顯著的負(fù)向效應(yīng)。由誤差修正模型結(jié)果可知，在短期內(nèi)外商投資實(shí)際利用額的提高能帶動(dòng)我國進(jìn)口總額的增加，并且效果較明顯。同時(shí)，外商投資實(shí)際利用額和出口之間卻不存在短期顯著的正向關(guān)系。主要是由于外商投資開始時(shí)需要的先進(jìn)技術(shù)設(shè)備都要靠國外引進(jìn)，因此短期內(nèi)會對我國的進(jìn)口總量產(chǎn)生明顯的正向沖擊，而對出口的影響則不大。
4)由協(xié)整分析結(jié)果可知，長期內(nèi)我國對外的加工貿(mào)易和出口之間是顯著的正向相關(guān)，說明加工貿(mào)易的確能推動(dòng)我國出口的增長。而我國的貿(mào)易順差也大多數(shù)是由于加工貿(mào)易的增長引起的。
5)由granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可知，長期內(nèi)人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)不是我國出口變動(dòng)的主要原因。即人民幣實(shí)際有效匯率的變動(dòng)對我國商品出口影響不顯著。這是由于我國出口商品的結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化和升級，技術(shù)含量不斷提高，競爭力不斷加強(qiáng)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(nèi)我國商品的出口不是依靠低廉價(jià)格而是依靠日漸成熟的技術(shù)。而實(shí)際上自從2000年以來我國工業(yè)制成品的出口增速一直就快于初級產(chǎn)品。
6)由granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可知，人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)是我國進(jìn)口變動(dòng)的主要原因。即人民幣實(shí)際有效匯率的變動(dòng)對我國商品進(jìn)口影響顯著。這是由于隨著我國國內(nèi)商品技術(shù)的提升，進(jìn)口商品在國內(nèi)的競爭將越來越激烈，從而增加了進(jìn)口對匯率變動(dòng)的敏感度。
【論文摘要】匯率調(diào)控的功能在于優(yōu)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(diào)控變得非常低效，匯率的變動(dòng)非常被動(dòng)。文章試圖從國際貿(mào)易收支可持續(xù)的角度，利用馬歇爾一勒納條件，確定匯率變動(dòng)的正確方向和經(jīng)濟(jì)可承受的變動(dòng)幅度，進(jìn)而為我國的匯率調(diào)控提供一種積極、有效的調(diào)控機(jī)制。
人民幣匯率關(guān)系到我國外向型經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展，人民幣匯率的形成機(jī)制問題長期以來是我國經(jīng)濟(jì)界探討的重大問題之一。在20世紀(jì)50年代～70年代，爭論的焦點(diǎn)主要是應(yīng)該以購買力平價(jià)還是出口創(chuàng)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(jī)制的體制安排(李揚(yáng)，余維彬，2005)，匯率制度設(shè)計(jì)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(jìn)行調(diào)控的客觀依據(jù)，浮動(dòng)空間的科學(xué)設(shè)置等具體操作層面上的問題研究尚少。由于得不到關(guān)于人民幣均衡匯率的完備信息，使得中央銀行在匯率調(diào)控上顯得效率低下，匯率變動(dòng)相對于經(jīng)濟(jì)需要顯得僵化、被動(dòng)。例如：在具體銀行間外匯市場上遇到滿倉性失衡時(shí)，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(diào)控的功能在于優(yōu)化國際收支狀況，更好地利用國際市場上的資源，而經(jīng)常項(xiàng)目下的國際貿(mào)易收支的優(yōu)化是國際收支優(yōu)化的基石。wWW.133229.CoM在國際貿(mào)易收支與匯率關(guān)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(mào)易收支的可持續(xù)性角度出發(fā)，尋求人民幣匯率變動(dòng)的客觀依據(jù)，和匯率浮動(dòng)的合理區(qū)間。
一、對于馬歇爾一勒納條件的再認(rèn)識
馬歇爾一勒納條件是指：在兩國貿(mào)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(chǎn)生正的貿(mào)易差額。兩國需求彈性之和大于1是國際貿(mào)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(dǎo)過程中，1)我們可以獲得以下五點(diǎn)啟示：
1．條件成立的前提有兩點(diǎn)。一是國內(nèi)外供給曲線的價(jià)格彈性為無限大。而供給曲線的價(jià)格彈性要無限大，首先供給方的經(jīng)濟(jì)體不應(yīng)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(jīng)濟(jì)應(yīng)沒有達(dá)到充分就業(yè)，存在著生產(chǎn)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(tài)，否則，供給曲線將會是一點(diǎn)、或不存在、或?yàn)榉撬降男本€。二是起始點(diǎn)的貿(mào)易差額為零。起始點(diǎn)貿(mào)易差額為零的要求可以通過假設(shè)在年度貿(mào)易的終結(jié)時(shí)，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(shí)現(xiàn)，如國債等。
可以通過坐標(biāo)原點(diǎn)的平移實(shí)現(xiàn)，即，此時(shí)我們可以通過每次初始貿(mào)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(jià)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(dá)到均衡狀態(tài)，然后再結(jié)合需求價(jià)格彈性的公式，計(jì)算出相應(yīng)的進(jìn)出口需求曲線的價(jià)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(dòng)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(dòng)將是不容忽視的重要因素。
3．對于需求彈性的認(rèn)識。因?yàn)閷σ话闵唐范裕瑑r(jià)格上升，需求將減少，所以在推導(dǎo)過程中，為了避免需求彈性出現(xiàn)負(fù)值，在一般彈性定義式的前面加上了負(fù)號，是取其相反數(shù)，而不是取絕對值。
4．從馬歇爾一勒納條件可推導(dǎo)出：在以外貿(mào)順差為追求目標(biāo)的前提下，在國內(nèi)外商品需求彈性之和大于1時(shí)，人民幣匯率應(yīng)該貶值，在國內(nèi)外商品需求彈性之和小于1時(shí)，人民幣匯率應(yīng)該升值。
5．從推導(dǎo)的過程可以看出：在對貿(mào)易商品的考察上僅是對兩個(gè)商品，即一個(gè)出口商品和一個(gè)進(jìn)口商品而言，沒有特別的要求，這就說明在出現(xiàn)部分商品需求彈性不具有可計(jì)算性時(shí)，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(shí)證研究
(一)我國經(jīng)濟(jì)對馬歇爾一勒納條件前提的適應(yīng)性分析
首先，我國是一個(gè)擁有l(wèi)3億人口的大國，勞動(dòng)力資源充足，在充分利用國際、國內(nèi)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(shí)，由于我國的外貿(mào)企業(yè)聯(lián)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(nèi)對國際市場的供給曲線的價(jià)格彈性為無限大，具有一定的現(xiàn)實(shí)性。
其次，考慮到我國的經(jīng)濟(jì)總量占世界經(jīng)濟(jì)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(shù)情況下不足以對世界商品市場價(jià)格產(chǎn)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(jià)格決定上看，我國在價(jià)格決定方面大都處于價(jià)格接收者的地位，這也間接驗(yàn)證了這一假設(shè)。
(二)實(shí)證檢驗(yàn)分析的說明
本文將主要利用《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》上可獲得的年度貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。按照運(yùn)算的需要，根據(jù)是否可同時(shí)獲得數(shù)量和價(jià)格信息，將我國的進(jìn)出口商品分為兩部分：
一部分是可以得到具體數(shù)量和貿(mào)易金額的商品。對于這一部分商品，通過分別計(jì)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(mào)易總額中的比重為權(quán)重，對所得需求彈性求加權(quán)平均數(shù)，以此復(fù)合的需求彈性表示此類商品的總需求彈性，再運(yùn)用馬歇爾一勒納條件進(jìn)行推導(dǎo)，將所得結(jié)論與實(shí)際貿(mào)易收支狀況進(jìn)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(mào)易金額，而無法獲得貿(mào)易數(shù)量的商品。此時(shí)不能對其進(jìn)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(mào)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(yīng)性實(shí)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(mào)易順差額沒有擴(kuò)大反而減少，由1999年的順差412603萬美元，變?yōu)?000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(jìn)口彈性之和表現(xiàn)為大于1，匯率的貶值應(yīng)引起貿(mào)易收支狀況的改善，這里表現(xiàn)出了實(shí)際情況與馬歇爾一勒納條件的背離。從2000年～2001年的貿(mào)易收支狀況看，人民幣對美元的匯率出現(xiàn)小幅升值，這時(shí)此類商品的貿(mào)易收支狀況出現(xiàn)了進(jìn)一步的惡化，由2000年的逆差119567萬美元擴(kuò)大到2001年的逆差741775萬美元。這里的表現(xiàn)與馬歇爾一勒納條件的推導(dǎo)結(jié)論完全一致，此間的進(jìn)出口需求彈性之和為1．437大于1，所以匯率升值導(dǎo)致貿(mào)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(wěn)定，我們看到此類商品的貿(mào)易收支狀況的惡化程度有所減輕，貿(mào)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(mào)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(jī)中得到較好的解釋：1998年下半年東南亞金融危機(jī)爆發(fā)，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(jìn)出口需求彈性之和大于1，本幣升值引起貿(mào)易收支的惡化是理所當(dāng)然。至于在2001年～2002年，匯率沒有改變，而貿(mào)易收支的惡化情況有所解緩，則是因?yàn)殡x金融危機(jī)爆發(fā)也已有3年，周邊國家貨幣已經(jīng)由危機(jī)時(shí)的過度貶值出現(xiàn)了回升，經(jīng)濟(jì)已經(jīng)得到了恢復(fù)，這時(shí)的人民幣對美元匯率的穩(wěn)定，而對于周邊國家貨幣則已經(jīng)是在貶值。參照這一期間的進(jìn)出口需求彈性之和(2001—2002)，如果去掉一個(gè)特殊的項(xiàng)(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(jìn)出口需求彈性之和大于1，本幣貶值會有利于平衡貿(mào)易的逆差，本幣升值會加劇貿(mào)易逆差，這與上述的匯率變化與貿(mào)易額變化的描述基本吻合，所以運(yùn)用馬歇爾一勒納條件對這幾年此類商品貿(mào)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(jìn)出口需求彈性和發(fā)生了意想不到的變化，進(jìn)出口需求彈性之和出現(xiàn)了負(fù)值。在2002年人民幣對美元匯率保持了穩(wěn)定，如上所述，在周邊國家經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇已經(jīng)很明顯的情況下，東南亞各國的貨幣在回調(diào)，這意味著我國的貨幣對周邊國家的貨幣在貶值。在進(jìn)出口需求彈性為負(fù)值(遠(yuǎn)小于1)的情況下，由馬歇爾一勒納條件知，此時(shí)，貨幣貶值就意味著貿(mào)易收支狀況的將惡化，事實(shí)上也確實(shí)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(mào)易赤字在此期間又有了進(jìn)～步的惡化。貿(mào)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(xiàn)了小幅度的上揚(yáng)，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(jìn)出口需求彈性之和小于1時(shí)，匯率的提高，將會帶來此類商品進(jìn)出口貿(mào)易的順差。2003年～2006年，這四年的貿(mào)易收支額證實(shí)了這一點(diǎn)。人民幣出現(xiàn)了小幅度的升值后，此類商品的貿(mào)易額在2003年是逆差2891585萬美元，到了2004年就實(shí)現(xiàn)了貿(mào)易順差2757117萬美元，而且在此后的兩年里貿(mào)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(shí)現(xiàn)貿(mào)易順差82350l1萬美元。
從以上分析，我們可以得出以下結(jié)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(wěn)定，我們發(fā)現(xiàn)在名義上的人民幣匯率的變動(dòng)對貿(mào)易收支狀況的影響與馬歇爾一勒納條件推導(dǎo)的結(jié)論有一定的出入。但是，如果考慮到東南亞金融危機(jī)的影響，馬歇爾一勒納條件仍能很好的解釋我國貿(mào)易收支變動(dòng)的現(xiàn)實(shí)。2002年以后的幾年里，貿(mào)易收支的變化與馬歇爾一勒納條件的推導(dǎo)結(jié)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(mào)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(jī)制中的實(shí)踐探索
從表2中，我們發(fā)現(xiàn)我國進(jìn)出口彈性的數(shù)值在不同的年份里表現(xiàn)出不同的數(shù)值。其原因?yàn)椋涸谕恍枨笄€上，不同線段處所對應(yīng)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(shù)和匯率水平共同決定著價(jià)格水平，在成本函數(shù)不變的前提下，匯率的變動(dòng)決定著價(jià)格的變動(dòng)，進(jìn)而共同決定著所求需求彈性對應(yīng)的起始點(diǎn)，及對應(yīng)的需求曲線段位置，決定著經(jīng)濟(jì)中進(jìn)出口需求的不同需求彈性，所以進(jìn)出口需求彈性與匯率及匯率變動(dòng)之間存在著函數(shù)關(guān)系，進(jìn)而，進(jìn)出口需求彈性之和與初始匯率及相應(yīng)的匯率變動(dòng)之間存在著函數(shù)關(guān)系。
進(jìn)出口需求彈性數(shù)值是年度間的變量，匯率的值為進(jìn)出口需求彈性的起始年度的平均匯率，匯率變動(dòng)指標(biāo)為后一年度與前一年度間的匯率差額，同時(shí)，我們注意到在加入wto后，進(jìn)出口需求彈性發(fā)生較大變化，因此在此設(shè)定一個(gè)虛擬變量以反映此變化。為了便于進(jìn)行回歸分析，在此假設(shè)進(jìn)出口需求彈性之和與各變量的關(guān)系式為：yt=31o+31。xt+312z。+13，h+31一+￡”其中：y表示第t期的進(jìn)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(shí)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(jìn)出口需求彈性之和為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。這里為了消除變量的自相關(guān)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(jìn)出口彈性之和作為回歸方程的一個(gè)自變量，對2000年～2006年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用最／b-乘法對變量間的關(guān)系進(jìn)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(yōu)度r2=0．993，方程系數(shù)對應(yīng)的t檢驗(yàn)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(jìn)出口需求彈性和的線性關(guān)系不能通過顯著性檢驗(yàn)，這可能是因?yàn)樵诖颂巺R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(jìn)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(yōu)度為r=0．991，方程系數(shù)對應(yīng)的t檢驗(yàn)值依次為6．777，一6．296，一12．07，一2．768。前面三個(gè)都可以通過5％水平上的顯著性檢驗(yàn)，最后一個(gè)也可以通過10％水平上的顯著性檢驗(yàn)，方程很好地?cái)M合了需求彈性與匯率變化間的變化規(guī)律。
下面我們利用這一關(guān)系式來說明其在匯率調(diào)控中的設(shè)想。以2007年為例。
我們知道2006年的進(jìn)出口彈性之和為一0．332，根據(jù)馬歇爾一勒納條件知，此時(shí)人民幣升值會帶來國際貿(mào)易收支的改善，因此2007年的匯率走勢應(yīng)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(jìn)行計(jì)算：
此時(shí)，y一0．332，虛擬變量h|=1，為了使人民幣匯率升值不至于導(dǎo)致貿(mào)易收支惡化，則要保證此時(shí)升值不至于使進(jìn)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(guān)鍵詞】對外貿(mào)易；進(jìn)出口；經(jīng)濟(jì)增長
1.引言
目前有關(guān)我國對外貿(mào)易的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的實(shí)證研究不僅未能得出一致結(jié)論，而且仍然存在以下問題：首先，大部分研究只對進(jìn)出口額與GDP進(jìn)行簡單回歸分析，沒有對時(shí)間序列平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，非平穩(wěn)時(shí)間序列可能導(dǎo)致偽回歸；其次，在數(shù)據(jù)處理上沒有考慮到物價(jià)水平對統(tǒng)計(jì)量的影響，使用未處理過含有物價(jià)影響的統(tǒng)計(jì)量，對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的作用可能會被放大或縮小；最后，許多研究僅考慮出口對經(jīng)濟(jì)增長的影響，而忽略了進(jìn)口。實(shí)際上進(jìn)口與出口是兩個(gè)相互影響的變量，它們對一國經(jīng)濟(jì)增長都能產(chǎn)生影響。進(jìn)口更多受到國內(nèi)因素的影響，同時(shí)進(jìn)口反過來又可以影響國內(nèi)消費(fèi)、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(nèi)消費(fèi)、投資、進(jìn)口等，因此，僅僅用凈出口衡量貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)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(jìn)口當(dāng)作國民收入漏出來處理。
本文將在平穩(wěn)性檢驗(yàn)、數(shù)據(jù)處理和變量選取上進(jìn)行一定改進(jìn)，分析我國貿(mào)易、進(jìn)出口是否促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長并進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。
2.模型的建立與實(shí)證分析
2.1 數(shù)據(jù)的選擇與處理
本文研究對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)關(guān)系時(shí)采用出口總額（EX）、進(jìn)口總額（IM）、進(jìn)出口總額（TOTAL）三個(gè)指標(biāo)來反映對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的狀況，同時(shí)通過宏觀經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）來衡量經(jīng)濟(jì)增長。樣本數(shù)據(jù)選取了1980年-2010年年度數(shù)據(jù)31個(gè)，這些數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。然后，我們以1980年為基期的消費(fèi)物價(jià)指數(shù)對國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額、進(jìn)口總額、進(jìn)出口總額進(jìn)行平減，以消除物價(jià)因素影響，
本文采用一般分析方法：根據(jù)樣本數(shù)據(jù)資料建立合適的模型進(jìn)行回歸分析。傳統(tǒng)簡單回歸分析一般假設(shè)時(shí)間序列是平穩(wěn)的，但現(xiàn)實(shí)中經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列往往是非平穩(wěn)的，就像前面趨勢圖所揭示那樣，數(shù)據(jù)存在變化趨勢，這就意味著用傳統(tǒng)回歸分析會產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象。為了使研究更有價(jià)值，更符合現(xiàn)實(shí)，需要對時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。
為了數(shù)據(jù)趨勢線性化，對實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值（RGDP）、實(shí)際出口總額（REX）、實(shí)際進(jìn)口總額（RIM）以及實(shí)際進(jìn)出口總額（RTOTAL）取自然對數(shù)，這種變換不會改變原來數(shù)據(jù)的協(xié)整關(guān)系，分別用LNRGDP、LNREX、LNRIM、LNRTOTAL來表示自然自然對數(shù)的實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值、實(shí)際出口總額、實(shí)際進(jìn)口總額以及實(shí)際進(jìn)出口總額。
2.2 時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)
（1）采用最為常用單位根檢驗(yàn)—ADF檢驗(yàn)。實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNRGDP）與實(shí)際進(jìn)出口總額（LNRTOTAL）的ADF檢驗(yàn).
注：①檢驗(yàn)類型中c，t，k分別表示截距項(xiàng)、趨勢項(xiàng)和滯后期數(shù)，0表示不含有；②表中的臨界值是由Eviews自動(dòng)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(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNRGDP）、實(shí)際出口總額（LNREX）與實(shí)際進(jìn)口總額（LNRIM）的ADF檢驗(yàn)。
（1）（2）兩步的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明在選擇截距項(xiàng)、趨勢項(xiàng)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(shí)間序列都是不平穩(wěn)的；在選擇截距項(xiàng)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(rèn)為原始時(shí)間序列在一階差分后達(dá)到平穩(wěn)，即原始時(shí)間序列具有一階單整性，因此，實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值與實(shí)際出口額、實(shí)際進(jìn)口額、實(shí)際進(jìn)出口總額之間可能存在長期均衡的穩(wěn)定關(guān)系，下面利用協(xié)整理論就對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系進(jìn)行定量分析。
注：①檢驗(yàn)類型中c，t，k分別表示截距項(xiàng)、趨勢項(xiàng)和滯后期數(shù)，0表示不含有。②表中的臨界值是由Eviews自動(dòng)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(xié)整分析
由時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值、實(shí)際進(jìn)出口總額、實(shí)際出口總額與實(shí)際進(jìn)口總額為一階單整性，于是對上述四個(gè)變量的一階差分（見下表）進(jìn)行協(xié)整分析。
協(xié)整這一概念是由恩格爾-格蘭杰（Engle-Granger）在20世紀(jì)80年代提出的，而協(xié)整關(guān)系的研究在80年代末90年代初也成為計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的一個(gè)重大突破，它是對非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量長期均衡關(guān)系的一種統(tǒng)計(jì)描述。如果一組非平穩(wěn)時(shí)間序列存在一個(gè)平穩(wěn)的線性組合，即該組合不具有隨機(jī)趨勢，那么這組序列就是協(xié)整的，這個(gè)線性組合被稱為協(xié)整方程，表示一種長期均衡關(guān)系。如果經(jīng)濟(jì)變量間存在一種長期均衡狀態(tài)或者說經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)具有內(nèi)在均衡機(jī)制，那么在不斷出現(xiàn)非均衡誤差的過程中，內(nèi)在均衡機(jī)制就會不斷地去消除偏差，以維持經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)原先的均衡狀態(tài)。目前關(guān)于協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)與估計(jì)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(yàn)法，首先用最小二乘法對變量進(jìn)行協(xié)整回歸，然后再把線性回歸所得到的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若殘差序列是平穩(wěn)的，則說明存在協(xié)整關(guān)系，否則就不存在。另一種是約翰森（Johansen）的極大似然檢驗(yàn)法，通過計(jì)算似然比統(tǒng)計(jì)量來確定協(xié)整方程的個(gè)數(shù)。由于文中數(shù)據(jù)選取的只有31個(gè)樣本，屬于小樣本，所以本文采用第二種Johansen的極大似然檢驗(yàn)法。
檢驗(yàn)結(jié)果顯示：在1%的顯著水平下，DLNRGDP與DLNRTOTAL之間存在協(xié)整關(guān)系。同理，從后面三組協(xié)整邊量的跡統(tǒng)計(jì)量與臨界值的對比中可以看出DLNRGDP不僅分別與DLNREX、DLNRIM具有協(xié)整關(guān)系，DLNRGDP還同時(shí)與DLNREX和DLNRIM三者之間具有協(xié)整關(guān)系。總之，由上述協(xié)整分析我們可以得出經(jīng)濟(jì)增長與出口、進(jìn)口、進(jìn)出口之間都存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。
（1）估計(jì)有關(guān)DLNRGDP 與DLNRTOTAL 的協(xié)整方程：
DLNRGDP=0.150346*DLNRTOTAL+0.073411 ①
t 值： （2.842700） （7.007071）
協(xié)整方程①表明，從長期看，實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值與實(shí)際貿(mào)易總額之間存在穩(wěn)定均衡關(guān)系，實(shí)際貿(mào)易總額每增長一個(gè)百分點(diǎn)，實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值就增長0.15個(gè)百分點(diǎn)。
（2）估計(jì)有關(guān)DLNRGDP 與DLNREX、DLNRIM 的協(xié)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(shù)值和DLNRIM系數(shù)的顯著性都很高，但是DLNREX系數(shù)的t值不高，并且為負(fù)值，效果不好。同時(shí)，方程的擬合優(yōu)度指數(shù)為0.33，也不是很高，于是，對DLNRGDP與DLNRIM進(jìn)行一元回歸分析。
（3）估計(jì)有關(guān)DLNRGDP和DLNREX的協(xié)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(shù)不顯著，同時(shí)方程的R指數(shù)只有0.068696，因此說明，實(shí)際的出口值與實(shí)際的GDP沒有太大的關(guān)系，因此，實(shí)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(yàn)
協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果說明我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系，但與二者相關(guān)關(guān)系不能確定因果關(guān)系一樣，這種均衡關(guān)系也并不能確定對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系，即是對外貿(mào)易推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長還是經(jīng)濟(jì)增長帶動(dòng)對外貿(mào)易的發(fā)展。為了驗(yàn)證二者之間的因果關(guān)系，我們利用格蘭杰（Granger）因果檢驗(yàn)進(jìn)行分析。格蘭杰因果檢驗(yàn)是確定一個(gè)變量是否能預(yù)測另外一個(gè)變量。如果變量x能預(yù)測變量y，即根據(jù)y的過去值對y進(jìn)行自回歸時(shí)，如果再加上x的過去值，能顯著地增強(qiáng)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(shù)學(xué)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(yàn)就可以知道兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量之間是單向因果關(guān)系，互為因果關(guān)系，還是相互之間沒有任何關(guān)系。
檢驗(yàn)結(jié)果：
（1）實(shí)際進(jìn)出口總額（LNRTOTAL）不是實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNRGDP）的格蘭杰原因。實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNRGDP）是實(shí)際進(jìn)出口總額（LNRTOTAL）的格蘭杰原因。
（2）實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNRGDP）是實(shí)際進(jìn)口（LNRIM）、實(shí)際出口（LNREX）的格蘭杰原因，實(shí)際進(jìn)口（LNRIM）、實(shí)際出口（LNREX）不是實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNRGDP）的格蘭杰原因，實(shí)際出口與實(shí)際進(jìn)口難以判斷。
3.結(jié)論
我們對進(jìn)出口與GDP值進(jìn)行時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)，用實(shí)際GDP，實(shí)際進(jìn)出口額代替名義GDP和名義進(jìn)出口額，剔除了物價(jià)影響；在此基礎(chǔ)上，分析我國貿(mào)易、進(jìn)出口是否促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長，并進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，得出主要結(jié)論：進(jìn)出口總額、進(jìn)口額、出口額與經(jīng)濟(jì)增長之間存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，盡管各自增長是非平穩(wěn)的，但通過協(xié)整檢驗(yàn)分析可以得出經(jīng)濟(jì)增長分別與進(jìn)口、出口及進(jìn)出口之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系；從協(xié)整方程可以看出進(jìn)口與出口長期對經(jīng)濟(jì)增長都有促進(jìn)作用；格蘭杰因果檢驗(yàn)表明從總體上看，對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長只存在單方向因果關(guān)系，即出口，進(jìn)口的擴(kuò)大不是經(jīng)濟(jì)增長的原因但經(jīng)濟(jì)增長是出口、進(jìn)口擴(kuò)大的原因，這可能與我國經(jīng)濟(jì)增長方式和技術(shù)進(jìn)步類型有關(guān)。
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