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

篇1

完全的匯率傳遞是以世界市場的完全竟爭為前提，而現實中大多數產品市場不完全競爭市場，美國經濟學家多恩布什和克魯格曼等從市場的不完全競爭以及產業(yè)組織角度來分析解釋匯率的不完全傳遞問題。

他們認為傳統(tǒng)的匯率傳遞理論是以世界市場是完全競爭市場為前提的，即進出口廠商是貿易產品進出口價格的接受者，無法左右進出口價格，在這種前提下，當匯率變動時則會引起進出口商品價格的同等變動。然而事實上，世界市場是不完全競爭的，在不完全競爭市場，大部分產品是差別產品，出口商有決定價格和產量的權力。在升值的情況下，出口商一般會通過降低成本等方式來抑制因貨幣升值而造成的價格上漲壓力，從而導致不完全匯率傳遞。通常，市場集中程度越高、進口商品用國內貨幣標價的范圍越大，匯率的傳遞系數越低;而產品的同質和替代程度提高、國外廠商相對于國內競爭者的市場份額擴大，匯率的傳遞系數就越高。

多恩布什認為一些產業(yè)組織因素也會影響匯率的傳遞，這些因素包括:市場集中程度、產品的同質性和替代程度等。一般說來，市場集中程度越高，廠商的壟斷勢力也越強，所以匯率的傳遞系數就越低:產品越具相似性，產品間的替代程度越強，則廠商的壟斷勢力越小，匯率的傳遞系數就越大。

2、沉淀成本

美國經濟學家迪克希特和克魯格曼從供給角度分析了匯率傳遞不完全的原因，他們同時也建立了匯率傳遞的沉淀成本模型[’61。該模型的思想是:在產品存在差異的情況的情形下，出口廠商不僅要為消費者提供高質量的產品和確定合理的價格，還必須投入一部分資源用于開發(fā)市場，建立分銷網絡，針對外國人的需求進行研發(fā)以使產品適應外國市場等。這些投入成本是為進入外國市場而支出的，然而這些成本一旦支出就可以被看作沉淀了，因為廠商不能輕而易舉地廉價出售它的資產，無論是無形資產還是有形資產。由于沉淀成本的不可逆轉性，以只有當廠商預期能夠彌補沉淀成本時，他才會進入一個市場，一旦成本己經沉淀，即使廠商只能彌補可變成本，它也仍然會留在市場中不會退出。

事實上，當存在沉淀成本時，廠商會對未來利潤的貼現值與當前利潤進行比較然后做出決策，而不會一直因為有了沉淀成本而不進入市場。因此該模型有一定的缺陷。

3、市場份額

美國經濟學家弗路特與克蘭帕爾從分析廠商的市場份額角度研究了匯率傳遞問題。他們認為如果壟斷廠商以其市場份額作為經營目標，那么對未來匯率的預期會影響廠商目前的定價策略與市場份額[47l。

篇2

關鍵詞:對外直接投資;進出口貿易;協整;誤差修正模型

中圖分類號:F71 文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)17-0143-03

阿瑟?劉易斯在其《經濟增長理論》中提出,促使經濟增長的三個近因為經濟活動、增進知識和增加資本。經濟增長是社會物質財富不斷增加的過程,通常表現為國內生產總值即GDP的增加。在開放經濟條件下,一國的經濟增長除了取決于國內消費和投資的拉動外,國際貿易和國際投資已成為國際經濟活動的基本形式,拉動經濟增長。

一、相關研究和文獻回顧

將國際直接投資與國際貿易及經濟增長聯系起來的理論,是在國際直接投資和國際貿易理論經歷了由分歧到交叉融合直至逐步一體化,可以將直接投資與貿易置于同一框架下研究后,才有了出現的可能。作此嘗試的首推日本一橋大學的小島清教授,他將國際直接投資理論建立在國際貿易理論的同一基石即國際分工基礎上,提出邊際產業(yè)理論,認為對外直接投資與對外貿易以互補形式存在,從而促進經濟增長。

實證研究方面,真正將進出口貿易與經濟發(fā)展、對外投資聯系在一起是鄧寧等(2001)在投資周期理論的基礎上,考察了韓國和中國臺灣的貿易與直接投資的發(fā)展軌跡,認為一個國家或地區(qū)的進口行為增加將導致外資流入增加,外資流入增加會導致出口增加,而出口增加又會最終導致向外投資增加。

以上成果說明了一國的對外直接投資與進出口貿易及經濟增長之間確實存在一定關系,并探索對外直接投資、進出口貿易與經濟增長三者的關系提供了有益的借鑒。但現有研究仍多是集中在單一的對外直接投資的貿易效應或是對外直接投資的經濟效應上,對對外直接投資、進出口貿易及經濟增長三者之間關系的實證研究還比較有限。本文要解決的主要問題包括:我國對外直接投資與對外貿易、經濟增長之間是否存在著長期穩(wěn)定的均衡關系?它們之間的因果關系如何?

二、實證分析

前面已對對外直接投資、進出口貿易與經濟增長的相關理論進行了簡要闡述,現在此基礎上,運用協整理論、Granger因果關系檢驗等計量經濟學方法對我國的對外直接投資與進出口貿易及經濟增長三者間關系進行實證分析,以期對相關理論進行檢驗,同時也是對筆者所提待解決的問題進行解答。

(一)計量模型與數據說明

根據前文的假設及要解決的問題,選取的變量為1985―2007年我國國民生產總值(GDP),進出口貿易總額(EXI)和對外直接投資額(OFDI)。根據理論,對外直接投資、進出口貿易對經濟有促進作用,但是一國的經濟還會受到除該兩者之外很多因素的影響。為論證三者之間的關系,現引入以下函數:

GDP=f(EXI,OFDI,Q)+u

其中,Q是除對外直接投資及進出口貿易以外的所有其他因素,如社會中的就業(yè)狀況即勞動投入的大小、社會中的資本要素狀況、人力資源情況、R&D情況等。u為隨機擾動項。假設所有其他因素Q不變,即固定Q時得到以下計量模型:

GDP=β0+β1*EXI+β2*OFDI +u

為了消除或減少可能存在的異方差,對各變量取自然對數,得到方程:

InGDP= β0+β1*InEXI+β2*InOFDI +u

為了直觀地描述OFDI、EXI和DGP三者的長期關系,將三者按樣本數據首先繪制時間序列變化趨勢圖,如圖:所有數據均取自《中國統(tǒng)計年鑒》,其中GDP數值以當年匯率折算換成美元。

從圖中可看出,各變量都有不斷增長的趨勢,且變動方向一致,說明其可能存在較強的相關關系,計算各變量之間的相關系數,結果見表1。

從圖1中可看出:時間序列數據有明顯的增長趨勢,且由表1可見,各變量之間的相關系數較高,甚至接近于1,表明各變量之間有較緊密的相關關系,是非平穩(wěn)的時間序列變量。因此,要使建立的回歸模型有意義,就必須要求這些非平穩(wěn)變量之間存在協整關系,而存在協整關系的前提就是各變量是同階單整的,為此必須進行變量的平穩(wěn)性檢驗。

(二)變量的單位根檢驗

本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)單位根檢驗方法來檢驗變量的平穩(wěn)性。為了研究的方便,并考慮到對各時序數據取自然對數后不會改變時序的性質及關系,且所得到的數據容易得到平穩(wěn)序列,對這些時序數據進行對數處理后,得到的變量分別記為:LNGDP、LNOFDI、LNEXI。采用ADF檢驗進行單位根檢驗,檢驗結果見表2。

通過表3可以看出,GDP、QI、EXI的原對數序列在5%的顯著性水平下均存在單位根,即都是非平穩(wěn)的。而經過一階差分后,三個序列都通過了5%顯著性水平下的平穩(wěn)性檢驗,即不存在單位根,這表明了三個序列都是一階單整序列,可用I(1)表示。由此可見,若僅對LNQI、LNEXI、LNGDP進行簡單回歸而不做平穩(wěn)性檢驗所得出的回歸結果是難以令人信服的。

(三)協整檢驗

要建立經濟變量的關系模型,還要檢驗它們之間的協整關系。協整(Co-integration)方法是研究非平穩(wěn)時間序列之間是否存在長期均衡關系的有力工具。下面以Engle和Granger提出的基于協整回歸殘差的ADF檢驗進行分析,其結果見表3。

可得模型1為:

LNEXI=0.265761+0.271422*LNGDP-0.352590*LNGDP(-1)+1.074312*LNEXI(-1)

殘差項的穩(wěn)定性檢驗:

由表3和表4可知,其殘差的ADF檢驗統(tǒng)計值-3.391788小于在5%的顯著水平下-1.9592值,故該序列是平穩(wěn)的,說明LNEXI與LNGDP是(1,1)階協整,并且它們在5%的顯著性水平下存在協整關系,這表明我國的進出口貿易與GDP經濟增長之間存在長期的穩(wěn)定均衡關系。

同理,可得表5。

可得模型2為:

LNOFDI=-9.32714+1.439447LNGDP

由表5和表6知其殘差的ADF檢驗統(tǒng)計值-4.299759小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9592,故此時殘差是平穩(wěn)序列,說明LNOFDI與LNGDP是(2,1)階單整,表明我國對外直接投資與GDP經濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

可得模型3:

LNOFDI=-4.722841+0.972615*LNEXI

由表8知其殘差的ADF檢驗統(tǒng)計值-2.913675小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9583,故此時殘差是平穩(wěn)序列,說明LNOFDI與LEXI是(1,1)階單整,并且它們具有協整關系。且由模型3中系數0.972615為正,可知兩者存在同向的正相關關系,這表明我國對外直接投資與進出口貿易之間存在一個長期穩(wěn)定的均衡關系,且兩者之間不存在明顯的替代關系,長期來看,兩者是相互促進的。這一點與前文小島清的貿易與投資互補理論模型是較吻合的,也即從長期來看,我國的對外直接投資和對外貿易互補互促,產生的貿易創(chuàng)造效應促進了GDP經濟增長。

(四)格蘭杰(Granger)因果關系檢驗

協整分析的結果反映了我國GDP、OFDI、EXI變量兩兩之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系,但是這種關系是否構成因果關系,三者之間又是怎樣的一個關系模式還需要進一步驗證。為使所建立的模型正確反映出我國貨物進出口總額、我國對外直接投資與我國國民生產總值之間的關系,下面進行變量之間的格蘭杰因果關系檢驗。通過格蘭杰因果關系檢驗,可得如下結果(見表9)?？紤]到經濟中常出現的時滯效應,本文不是只用一種滯后階數來得到是否存在因果關系結論的。

我國的對外直接投資、進出口貿易與經濟增長很有可能存在這樣一種模式:進出口貿易發(fā)展促進經濟增長,經濟增長又促進對外直接投資。對外直接投資與進出口貿易在長期中相互促進和補充,從而進一步促進國民經濟的增長。

三、結論與討論

總之,通過上述數據的實證檢驗,可以發(fā)現對外直接投資與進出口貿易以互補互促關系存在,從而推動經濟增長,這與我國實際較為吻合。對外貿易與對外直接投資對推動我國經濟增長、增強綜合國力的作用是巨大的。

第一,從協整分析的結果可以看出,國民經濟的增長和進出口增長、對外直接投資增長之間存在著唯一的協整關系,表明三者之間存在著長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關系,進出口貿易發(fā)展促進經濟增長,經濟增長又促進對外直接投資。對外直接投資與進出口貿易在長期中相互促進和補充,從而進一步促進國民經濟的增長。

第二,中國的對外直接投資與貿易基本上符合互補關系。對外直接投資QI對進出口貿易總額長期內是促進作用,但對貿易的替代作用不明顯。首先,這可能與我國對外直接投資的規(guī)模有關,凈對外直接投資仍為負值。其次,進出口貿易的增長速度加快、貿易規(guī)模的迅速擴大使得對外直接投資對貿易的影響弱化。這個結果很好地說明,有關我國日益增長的對外直接投資會帶來貿易或國際收支失衡的疑慮盡可打消。

第三,對外直接投資與對外貿易基本上是互補的,也就是說還是會對經濟增長起促進作用的。這意味著我國的對外直接投資和對外貿易需要朝著相互促進和相互補充的一體化趨勢發(fā)展,以促進世界經濟增長。

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篇3

改革開放以來，中國經濟迅速發(fā)展，進出口貿易在很大程度上促進中國經濟的增長。國內外學者對進出口貿易與經濟增長之間的關系做了大量研究，但大多數都是從進出口單方面分析對經濟增長的影響，考慮進出口兩方面對經濟增長的影響分析較少。本文主要根據我國1980-2010年的樣本數據，對進出口貿易和經濟運行的軌跡進行分析，并測算了外貿依存度、貢獻率和拉動度三個指標，運用協整理論和格蘭杰因果關系檢驗方法對中國進出口貿易與經濟增長的相關性進行實證分析和檢驗。

1. 中國進出口貿易發(fā)展的現狀

進出口貿易與經濟增長的相關性分析。中國改革開放以來，隨著對外開放力度的逐步擴大，中國的進出口貿易飛速增長，經濟增長舉世矚目。圖1為進出口貿易與中國GDP增長趨勢折線圖。

從圖中可知，1980年以來，中國的進出口貿易額和GDP總體呈增長的趨勢。1980年到2010年，中國商品出口額從181.2億美元增長到15779億美元，年均增速15.5%；同期，中國商品進口額從200.2 億美元增長到13949億美元，年均增長率14.7%。1980年到2010年，中國的GDP從4545.6 億元增長到397983億元，年均增長率15.5%。中國加入WTO以后，中國的進出口貿易更是迅猛增長，從2001至2010年年均增長19.3%。中國進出口貿易和GDP呈現相同的變化趨勢，充分說明了中國進出口貿易與經濟增長的關系。

中國進出口貿易結構分析：出口商品結構中初級產品份額大幅下降，工業(yè)制成品份額大幅上升。出口商品結構是衡量一個國家外貿結構的重要依據。1980年初級產品出口額為91.14億美元，其比重為50.3%，工業(yè)制成品出口額為90.05億美元，其比重為49.7%。2009年，初級產品出口比重大幅度下降，其比重僅為5.3% ，而工業(yè)制成品出口比重大幅度上升，其比重高達94.7%，在很大程度上改善了中國商品的出口結構，大大提高了國際市場的競爭力。

中國對工業(yè)制成品的進口需求急劇上升。中國的進口商品結構受國內工業(yè)發(fā)展的影響，主要是進口機械設備等資本品。中國商品進口尤其是資本品的大量進口為中國經濟增長添加了新的動力，導致高新技術產業(yè)的迅速發(fā)展，設備更新換代加快以及產業(yè)結構的調整。

2. 中國進出口貿易與經濟增長相關性的實證分析

數據的處理和各變量相關系數分析。本文使用1980-2010年中國進出口額（MX）、進口額（M）、出口額（X）以及國內生產總值（GDP）的統(tǒng)計數據。為了避免樣本數據中所存在的異方差，對各變量取對數。

首先進行相關系數分析。用簡單線性相關系數來表示兩個變量之間線性相關，用相關系數公式 ，來計算兩個變量之間的相關系數。借助EViews 5.1對中國GDP和進出口貿易數據進行相關系數計算，計算結果表明GDP與MX、M、X之間的相關系數均在0.994045以上，說明它們之間相關性很強。

基于時間序列的實證檢驗：協整檢驗。協整檢驗是指：如果兩個（或兩個以上）同階的時間序列向量單個來看是非平穩(wěn)的，但它們的一種或幾種線性組合卻是平穩(wěn)的，則這兩個（或兩個以上）序列向量之間存在的關系稱為協整關系。本文運用JJ方法檢驗變量之間是否存在協整關系。檢驗結果如表1所示。

在5%的顯著性水平下，對于協整方程個數的原假設依次檢驗，跡統(tǒng)計量

25.5965大于臨界值24.2758，所以拒絕原假設，也就是說三個變量存在協整關系；跡統(tǒng)計量9.1018小于臨界值12.3198，所以接受原假設，因此lnGDP、lnX、lnM在5%的顯著性水平下存在一個協整關系。

格蘭杰因果關系檢驗。協整檢驗說明了中國的GDP與進出口存在長期的均衡關系，但它們之間是否存在因果關系，需要根據格蘭杰因果關系檢驗法作進一步的檢驗。要使模型參數具有較強的說服力，必須確定一個合適的自由度，根據赤池信息準則確定各變量的滯后階數為1，對各變量的因果關系檢驗結果如表2所示。

由檢驗結果可知，在1%顯著水平上，中國經濟增長不是進口的原因，進口是經濟增長的原因；同時，中國經濟增長不是出口的原因，出口是經濟增長的原因。即存在出口和進口到經濟增長都存在的單向因果關系；中國出口不是進口增長的原因，但進口是出口增長的原因。他們也存在進口到出口的單向因果關系。所以，中國進出口的增長都促進了經濟增長，而經濟增長對進出口的增長沒有很大的影響。

通過進行協整檢驗表明，中國GDP與進、出口之間長期的動態(tài)均衡關系說明三者之間存在內在的穩(wěn)定機制。中國經濟增長與出口之間是正相關的關系，出口增長對經濟增長具有明顯的促進作用，同時，經濟增長與進口之間也是正相關的關系，因此，可以看出中國進出口貿易的增長都促進經濟的增長。

篇4

關鍵詞：進出口貿易；經濟增長；國內生產總值；最小二乘法

一、引言

改革開放以來，我國對外貿易的發(fā)展十分迅猛。進出口總額從1990年的5560.1億元上升到2014年的264300億元，僅僅25年間貿易總額就增加了47倍。與此同時，GDP從1990年的18667.8億元上升到2014年的636463億元，增加了33倍，首次突破60億元的大關。進出口總額占GDP的比重，1990年為29.8%，而2014年則達到了41.5%，經濟增長對外貿的依賴性越來越大，對外貿易在經濟增長中的地位越來越高，經濟增長與進出口貿易之間的關系也因此成為經濟學者研究的一個熱點問題。

然而傳統(tǒng)的經濟理論告訴我們，國內生產總值按支出法可表示為Y=C+I+G+X-M，這一公式會讓我們直觀的認為出口增加，GDP也會隨之增加，而進口增加則會導致GDP下降。實踐中經濟增長與進出口貿易真的只是這樣簡單的關系嗎？進出口貿易對經濟增長到底有多大的推動作用？經濟增長是與進口額還是出口額亦或是凈出口額有關？本文將通過實證分析來回答這些問題。

二、 研究文獻綜述

國內外關于進出口貿易與經濟增長關系的相關研究非常多。張世晴（2009）基于1978～2007年的相關數據，采用HP濾波以及協整分析方法來研究進出口貿易總額與我國經濟增長之間的關系，結果表明在反映對外貿易對經濟增長的推動作用時，使用進出口貿易總額這一指標比單純的出口額、進口額、凈出口額指標更為恰當；劉秀梅（2013）利用我國1990～2011年的相關經濟數據，通過SPSS軟件對我國的GDP與出口額、進口額、凈出口額分別進行回歸分析，指出GDP與進出口總額的相關性較大，進出口貿易與經濟增長的關系主要體現在對外貿易總額上，而不是單一的出口或凈出口；張兵兵（2013）運用回歸模型以及CF濾波分析等方法，根據1952～2011年的數據進行研究，指出只有出口總額與GDP增長有顯著相關關系，只有出口是促進我國GDP增加的正向因素；周建萌（2012）采用格蘭杰檢驗和協整檢驗方法進行研究，指出短期內進出口總額與GDP之間的關系不顯著，但從長期來看對外貿易總額對GDP的影響顯著，而GDP對外貿總額的影響不顯著。

綜上所述，現有文獻多側重于研究出口或凈出口對GDP的作用，而研究進口額對經濟增長的文獻則較少，將四個指標集中在一起進行分析的更是少之又少。本文將基于我國1990～2014年的經濟數據，采用最小二乘法分別對這四個指標與GDP之間的關系進行回歸分析，從而更準確的說明我國對外貿易與經濟增長之間的關系。

三、對外貿易與經濟增長關系的理論基礎

早在19世紀古典經濟學的產生時代，貿易在一國經濟發(fā)展中的地位就受到了極大的關注。英國古典經濟學家亞當?斯密最早提出了自由貿易可以提高世界資源配置效率。約翰?穆勒指出貿易具有兩種利益，即直接利益和間接利益，直接利益表現在通過國際分工，可以使生產資源向效率較高的部門轉移，從而提高經濟的產出和實際收入，此外通過貿易還可以得到本國不能生產的原材料、設備等；間接利益表現在通過專業(yè)化分工推動國內生產過程的創(chuàng)新和改良，提高勞動生產率，同時通過進口造成新的需求，刺激儲蓄的增加，加速資本積累。

之后也有很多經濟學家進一步研究了貿易對經濟增長的作用。羅伯特遜指出“貿易是經濟增長的發(fā)動機”的命題，認為貿易對經濟增長具有很大的拉動作用；納克斯對這一命題進行進一步的深入研究，指出較高的出口增長率可以通過多種途徑來帶動經濟的增長。

四、我國進出口貿易與經濟增長關系的實證分析

1990～2014年間，我國的進出口貿易總額與GDP基本呈逐年增長的趨勢，個別年份雖有波動但波幅較小。直觀的來說，GDP增速比對外貿易總額增速要快得多，并在2014年突破了60億元的大關，但理性分析之后可以發(fā)現，進出口貿易總額占GDP的比重在逐年提高，由1990年的29.8%上升到2014年的41.5%，對外貿易對經濟增長的影響越來越大。

1. 變量選擇與數據來源

本文在假定其他因素對經濟增長的影響不變的前提下，采用GDP來衡量經濟增長，用Y來表示，作為被解釋變量。出口額、進口額、凈出口額和進出口總額這四個指標為解釋變量，分別用X1，X2，X3，X4來表示。然后搜集相關年份的GDP以及貿易數據，數據來源于1990-2014年的《中國統(tǒng)計年鑒》。

2. 模型建立與分析

本文用Y表示GDP，以此衡量經濟增長，作為被解釋變量，用X1，X2，X3，X4分別代表出口額、進口額、凈出口額和進出口總額這四個指標，建立各自的一元線性回歸模型：Y=a+bX（i）+e，i=1，2，3，4.其中a為常數項，b為各個變量的回歸系數，e為誤差項，服從正態(tài)分布。運用Eviews7.2軟件進行回歸，結果如表1。

（1）GDP與出口總額

對解釋變量進行顯著性檢驗，其中t=21.80825，p值小于0.001，F=475.6，方程的各個系數均可以通過顯著性檢驗，且系數為正，調整后的R平方=0.951865，說明模型的擬合優(yōu)度較高，表明我國GDP與出口額之間具有很強的正相關性，出口額每增加1個單位，GDP增加3.756786個單位。

（2）GDP與進口總額

傳統(tǒng)的經濟理論告訴我們，進口增加會導致GDP下降，然而從另一種角度來說，進口能夠彌補國內所缺乏的資源，節(jié)約生產成本，提高資源利用效率，從而對經濟增長有積極的作用。GDP與進口總額究竟存在怎樣的關系？

其中t=23.68115，p值小于0.001，F=560.7970，各個系數都可以通過顯著性檢驗，且系數均為正，調整后的R平方=0.958890，說明模型的擬合優(yōu)度很高，表明GDP與進口總額之間也存在極強的正相關性，進口額每增加1個單位，GDP增加4.380834個單位，否定了進口增加會導致GDP下降這一說法。

（3）GDP與凈出口額

凈出口額=出口額-進口額。

（4）GDP與進出口總額

從以上回歸可以發(fā)現，GDP與出口總額和進口總額之間都存在很強的相關性，因此與進出口總額的相關性也應當很強。為了進行驗證，本文對GDP與進出口總額也進行了簡單的回歸。

其中t=23.00874，p值小于0.001，F=529.4023，調整后的R平方=0.958364，各個系數均通過顯著性檢驗，而且模型的擬合優(yōu)度很高，表明GDP與進出口總額之間存在極強的正相關性，進出口貿易總額每增加1個單位，GDP增長2.025368個單位。

綜上我們可以發(fā)現：出口額、進口額以及進出口總額與GDP增長之間都存在很強的相關性，而凈出口額與GDP之間的回歸方程擬合優(yōu)度較差，兩者的相關性較弱。因此，我國進出口貿易與經濟增長之間的關系主要體現在進出口總額上，而不是由單一的凈出口或出口總額所決定。

五、結論與政策建議

回歸結果表明，進口額、出口額以及進出口總額與我國的經濟增長之間都存在很強的相關性，而且各項系數均為正數，表明無論是出口還是進口，對我國經濟增長都具有顯著的正向影響。出口額每增加1個單位，GDP增加3.756786個單位，進口額每增加1個單位，GDP增加4.380834個單位。單純認為進口增加會導致GDP下降的觀點缺乏實證依據的支撐，我們應該重視進出口總額對經濟增長的促進作用。

傳統(tǒng)的觀點認為出口越多越好，這固然可以促進我國GDP的增加，但是通過回歸分析我們發(fā)現進口總額的增加對GDP也有很強的推動作用，因此我國應該堅持進口與出口并重的外貿策略，不能一味的只強調出口，而應保證進出口貿易平衡發(fā)展，此外政府部門應規(guī)范對我國對外貿易的管理，減少對進口的人為干預，在保護國內市場免受外國干擾的同時，適度擴大資源相對稀缺、缺少相關技術的產業(yè)的進口，充分發(fā)揮進口的技術替代效應，從而推動我國經濟的增長。

參考文獻：

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[4]周建萌，陳瑤.中國進出口貿易對GDP影響的實證分析[J].企業(yè)導報，2012（16）.

篇5

【關鍵詞】反傾銷會計；進出口貿易額；關系研究

一、反傾銷會計的理論框架

所謂反傾銷會計，是指特定主體運用會計知識、反傾銷法知識和國際貿易知識，就反傾銷中的問題提供會計支持，進行會計規(guī)避、會計舉證、會計調查、會計鑒定活動。

近年來，越來越多的國家針對我國出口產品提起反傾銷訴訟。在反傾銷應訴調查中，會計信息提供著權威的訴訟支持。反傾銷調查涉及國際貿易、反傾銷法律和會計學等不同學科的知識，所以在反傾銷應訴中，應訴企業(yè)面臨著巨大的挑戰(zhàn)。因此構建我國企業(yè)應對反傾銷的會計概念框架，正確指導企業(yè)的內部會計核算，提供令反傾銷調查當局信服的會計記載資料，獲得反傾銷調查中的市場經濟正常調查待遇，就顯得尤為必要。

反傾銷的會計概念框架可以為企業(yè)提供實務運作上的指導，它可以從財務會計、管理會計、信息披露三個方面來進一步闡述，這三個方面又分別可以從企業(yè)日常會計核算專題、調查中的成本結構分析及問卷填列以及反傾銷中的盈余管理三點來分別加以說明。

二、研究假設

反傾銷會計主要用于應訴反傾銷案件，以及在反傾銷案件中提供對我方有利的經濟證據。自1995年以來，各國對華反傾銷案件逐年增加，與此同時我國反傾銷會計學有了更深的發(fā)展，反傾銷會計人員的隊伍也逐年擴大。由此可見，反傾銷案件與反傾銷會計人員的數量存在著一定的關聯。由于反傾銷會計人員的數量不易統(tǒng)計，本文利用反傾銷案件的數量來替代反傾銷會計的發(fā)展這一變量。進出口貿易是本文研究的另外一個變量，這個變量易于量化，本文利用我國進出口貿易總額來替代我國進出口貿易的發(fā)展。

因此，本文的研究假設可歸納如下：假設:進出口貿易額為自變量JCK，反傾銷案件的數量為因變量y，進出口貿易額與反傾銷案件的數量呈正相關關系。

本文利用最簡單的線性模型來對此假設進行檢驗，即：y=α+β*log（JCK）。

三、樣本選取

（一）1995～2009年我國遭遇反傾銷指控的案件統(tǒng)計

從反傾銷的立案調查數量來看，我國世界上遭遇反傾銷立案調查最多的國家。從1995年到2009年，世界范圍內共發(fā)起3865起反傾銷立案調查。自1979年歐盟對我國出口的糖精鈉發(fā)起第一起反傾銷調查來，國外對華反傾銷愈演愈烈，一個最重要的例證就是我國產品遭遇反傾銷調查案件數量的增加，我國已經連續(xù)15 年成為全球遭遇反傾銷立案調查最多的國家。

從1995～2009年的15年間，全球發(fā)起的反傾銷調查數達3865起，其中2009年最高，達到437起；1995年最低，為157起。而我國遭遇的反傾銷立案調查數量也高達746起，從1995年的20起，到2009年的75起逐年增長。

國外對華反傾銷數占全球反傾銷發(fā)起總數的比重呈明顯上升趨勢。國外對華反傾銷調查數占其全球反傾銷發(fā)起總數的比重由1995年的12.73％上升到2008年的35.1％增長了22.37％。如此快的增長趨勢，不僅說明我國已成為全球反傾銷運動的主要目標國，也使我國成為反傾銷的“最大受害國”，對我國出口貿易構成了嚴重的威脅。

（二）1995～2009年我國進出口貿易額的數據統(tǒng)計

自1995年以來，我國進出口貿易額呈現穩(wěn)步上升的趨勢。其中，進出口總額從23499.9億元上升至150648.1億元，最高達150648.1億元。本文主要研究進出口總額對我國反傾銷會計的影響，其變化趨勢可用折線圖表現，如圖1所示。

四、實證結果與分析

本文運用Eviews對假設模型進行檢驗，檢驗結果如圖2所示：

圖2 實證結果

實證結果表明，進出口貿易額與反傾銷案件的數量呈正相關關系，即進出口貿易額的增加一定程度上導致了反傾銷案件的增加，而反傾銷案件的增加將促進反傾銷會計的發(fā)展，從而進出口貿易的發(fā)展在一定程度上促進了反傾銷會計的發(fā)展。在今后幾年，我國進出口貿易仍將不斷擴大，我國仍然無法擺脫國際貿易爭端的障礙，我國的反傾銷會計將發(fā)揮其重要作用，其發(fā)展也將順應潮流，成為我國會計體系中的重要一環(huán)，同時也是維護我國國家利益的關鍵一環(huán)。

參 考 文 獻

[1]白蓉蓉，蔣葵．我國企業(yè)應訴反傾銷中的會計問題及對策研究中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)會計．2008（1）：123～124

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[3]賈軼群．解決企業(yè)反傾銷會計問題的對策研究．商業(yè)經濟．2008（5）：86～87

[4]李昌奎．世界貿易組織《反傾銷協定》釋義．北京：機械工業(yè)出版社，2005，1（73）

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[8]張琦．經濟全球化背景下反傾銷會計問題研究．現代商業(yè)．2009（30）：253～255

[9]李朝良．建立反傾銷預警機制[J]．企業(yè)導報．2009（12）

篇6

美國次貸危機所引發(fā)的金融危機對實體經濟的影響正在各個國家逐步顯現。在金融全球化不斷推進的背景下，金融危機的傳染效應在逐漸放大。主流觀點將危機傳染效應概括為四個方面，即季風效應、貿易溢出效應、金融溢出效應和凈傳染效應。其中，貿易溢出效應源于貿易關系密切的國家，即危機國家通過貿易渠道對其他國家造成影響。作為美國主要貿易伙伴國之一的中國，兩國間貿易額在我國貿易總額中比重較大，因此此次百年不遇的金融危機對我國進出口貿易的沖擊是否顯著令人關注。

在已有的文獻中，許多學者對貿易溢出效應在危機傳染過程中的作用進行了檢驗，大多數研究認為危機傳染的貿易溢出是顯著的，Eichengreen等(1996)最早使用Probit模型對20多個工業(yè)國家在1959～1993年間發(fā)生危機的條件概率進行了估計，發(fā)現在危機擴散過程中，貿易溢出效應的影響要比宏觀經濟基本面的相似性更為重要。Glick和Rose(1999)對1971～1997年間發(fā)生的五次危機的研究發(fā)現，貿易聯系是金融危機的重要傳染途徑，1997年的亞洲金融危機也導致包括中國在內的許多國家出口下滑。Forbes(2002)則從微觀角度利用公司層面的數據，驗證了貿易溢出的價格效應和收入效應都是亞洲和俄羅斯危機中重要的傳染機制。Haile和Pozo(2008)研究了1960～1998年期間37個發(fā)達國家和新興市場國家的金融危機，發(fā)現大多數危機是通過貿易渠道傳染的。在國內相關文獻中，裴平等(2009)、胡求光和李洪英(2010)等學者針對全球金融危機對我國出口貿易影響的實證分析中發(fā)現，危機對我國出口貿易負面影響是顯著的。

由于各次金融危機特點不同，危機國家與非危機國家在貿易關系上存在差別，所以在此問題上的研究結論不同。本文將以2003年1月至2010年6月的月度數據為樣本，主要就美國金融危機對我國進出口貿易沖擊的原理和程度進行理論研究和實證檢驗。

二、危機對中國進出口貿易沖擊理論分析

金融危機的貿易溢出主要是通過收入效應和價格效應實現的。如果一國是危機國家重要的貿易伙伴，雙方存在互補型貿易關系，隨著危機國貨幣的大幅貶值、居民實際收入的急劇下降等，都可能導致與之有直接貿易聯系的國家產生貿易溢出的價格效應和收入效應。收入效應是指危機國經濟增長放緩，居民實際收入下降，該國整體消費能力降低，其對外進口商品與勞務的需求減少，進而造成其貿易聯系國出口的降低。價格效應是指危機國貨幣的持續(xù)貶值，進口品在危機國市場上以本幣標示的價格相對上升，出口品在國外市場上以外幣標示的價格相對下降，從而相對增強危機國商品和勞務出口的價格競爭力，致使其貿易伙伴國或其競爭對手出口下降與進口增加。危機將導致貿易伙伴國間的出口商品在另一個價格較低和數量較少的狀態(tài)達到平衡，而進口商品在另一個價格較低和數量較多的狀態(tài)達到平衡，金融危機通過收入效應和價格效應易對互補型經濟體的雙邊貿易直接發(fā)生作用。

長期以來，中美兩國雙邊貿易合作關系緊密。中國對美國進出口額占我國貿易總額的比重從2002年以來一直穩(wěn)定在14%左右，并且在2005～2010年間中美貿易額年均增長9%。從美方來看，中國是美國的第二大貿易伙伴、第三大出口市場和第一大進口來源，在其經貿發(fā)展中扮演著重要角色。從中方來看，較美國不同的是，我國經濟帶有較為典型的出口導向型特點，對外貿易對于本國經濟增長的拉動作用十分重要。2000～2010年，我國僅出口貿易就占GDP比重的20%以上，而對外貿易依存度均在40%以上，2005～2007年我國對外貿易依存度更高達70%左右。較高的貿易依存度使我國國內經濟對于外部環(huán)境的變化更為敏感。因此，美國經濟的穩(wěn)定對中國的出口及經濟增長有著至關重要的作用，從中美貿易的特點來看，美國金融危機會通過直接雙邊貿易渠道對中國產生沖擊。

從貿易溢出的收入效應看，由于美國社會保障體系相對完善，在經濟運行平穩(wěn)的時候，現實收入和未來收入預期良好，居民消費支出強烈，形成了依賴借貸消費的美國消費模式。金融危機爆發(fā)將導致美國失業(yè)率上升，國民財富大幅縮水，信用規(guī)模急劇收縮，實際收入水平下降，居民可支配收入減少，收入預期也會逐步下調，借貸消費的美國消費模式難以維持，消費者信心下降，美國人必然緊縮現實消費，從而抑制進口消費需求。從貿易溢出的價格效應來看，金融危機后美元的貶值有效地刺激了美國出口的增長，降低了中國出口商品的國際競爭力。同時鑒于美元的國際地位，國際原材料價格大多以美元定價，美元的貶值使得國際能源和資源價格上漲加速，這又進一步增加了中國出口企業(yè)的生產成本，進一步削弱了我國出口產業(yè)的競爭力。

從上述分析可以看出，中美兩國直接貿易聯系緊密，中國對美國經濟波動的易感強度高，直接貿易溢出的收入效應對中國進出口貿易形成沖擊。同時，中美兩國屬于互補型貿易關系，美國金融危機導致貨幣貶值，必然也將通過價格效應對中國進出口貿易構成影響。本文將在下文中采用基于VAR框架下的Granger因果關系檢驗和脈沖響應函數的分析，通過危機前后美國收入水平和價格水平與中國的進出口貿易互動關系變化的對比分析，研究美國金融危機對我國進出口貿易產生的沖擊。

三、危機對中國貿易溢出效應實證分析

(一)樣本變量及研究方法

為了避免1997年亞洲金融危機和2001年的9.11事件對分析數據產生影響，并使得兩個子樣本研究的時間段基本匹配，本文選取2003年1月至2010年6月的月度數據，共計102個研究樣本。

本文采用失業(yè)率、個人可支配收入和消費者信心指數作為美國收入水平的衡量指標，其中，個人可支配收入和消費者信心指數是美國個人收入水平的衡量指標，前者直接反映個人當前收入狀況，后者反映個人對未來收入狀況的預期。而相比而言，失業(yè)率是個人收入水平的間接衡量指標，因為失業(yè)率是從較為宏觀層面反映當前或者未來一段時間整體的收入狀況，因此可以看作美國社會收入水平的衡量指標。本文采用CPI和PPI作為美國國內價格水平的衡量指標，采用實際美元指數作為美國對外價格水平變化的衡量指標。

衡量中國進出口貿易狀況的指標較多，而中美進出口額是直接反映中國貿易受美國危機溢出影響最直接的衡量指標，因中美貿易額占中國貿易額的比重較大，本文不必再以中國進出口總額作為貿易狀況衡量指標，而采用了總的進出口數量指數和進出口價格指數分別衡量中國進出口貨物的數量水平和價格水平產生的變化(見表1)。

本文涉及所有變量的原始數據均來自Wind資訊終端的經濟數據庫，從數據庫獲取的未經季度調整的中國對美國出口額和中國對美國進口額這兩個原始統(tǒng)計變量季節(jié)性特征明顯，因此本文采用移動平均比率法對這兩個變量進行季度調整，同時，除CPI、PPI和UNRATE這三個變量之外，其他所有變量均進行了對數處理。

美國次貸危機是從2006年春季開始逐步顯現的，2007年7月開始席卷美國、歐盟和日本等世界主要金融市場。因此，本文將2007年7月作為危機起始點，將總樣本分為兩個時間段，2003年1月至2007年6月為平穩(wěn)期，2007年7月到2010年6月為美國金融危機導致的動蕩期，金融危機對經濟的影響屬于事件沖擊，一般在爆發(fā)后的24個月至36個月產生的影響較為明顯，為了防止時間過長可能使事件沖擊被經濟周期性的長期趨勢所掩蓋，本文選擇美國金融危機爆發(fā)后的36個月的時間段進行研究。

本文的實證方法主要采用VAR模型框架下的Granger因果關系檢驗，通過構建F統(tǒng)計量分析美國收入水平和價格水平對我國貿易狀況的影響程度，再通過平穩(wěn)期和危機期實證數據的對比分析，檢驗美國金融危機是否對中國存在貿易溢出效應，最終影響中國的貿易狀況?？紤]如下的雙變量向量自回歸方程(B－VAR):

如果危機前后價格水平或收入水平的指標對中國進出口貿易狀況沒有引導作用，或者有但程度相當，則說明危機并沒有通過價格溢出效應或收入溢出效應對中國進出口貿易產生沖擊;如果危機前價格水平或收入水平的指標對中國進出口貿易狀況沒有引導作用，而危機后引導作用顯著，則表明危機通過價格溢出效應或收入溢出效應對中國進出口貿易產生沖擊;如果危機后僅僅是中國進出口貿易狀況對美國價格水平或收入水平指標的引導作用加強，則只能說明危機對變量間的互動關系產生沖擊，但不能說明通過價格溢出效應或收入溢出效應對我國貿易狀況的沖擊顯著。

本文采用脈沖響應函數描述我國進出口貿易指標對美國價格水平和收入水平新息沖擊的響應軌跡。脈沖響應函數用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來取值的影響，其可以追蹤針對VAR系統(tǒng)中的變量的各個脈沖的時間路徑，其計算方法在此省略。

(二)實證分析結果

表2是分別對12個變量在平穩(wěn)期和危機期原始序列和1階差分序列進行單位根檢驗的結果，從表2中的數據發(fā)現，無論在平穩(wěn)期還是危機期，12個變量都是1階單整I(1)變量，即其1階差分值是平穩(wěn)的。

表3和表4是對美國經濟變量(X)和中國貿易變量(Y)1階差分序列之間在平穩(wěn)期和危機期分別進行的Granger因果關系檢驗結果。其中，表3為X不是Y的Granger原因的零假設檢驗，表4為Y不是X的Granger原因的零假設檢驗。在平穩(wěn)期，衡量美國國內收入水平的三個指標中，個人可支配收入和消費者信心指數均不是中國貿易狀況的Grang-er原因，這說明美國個人現實收入和預期收入水平在平穩(wěn)期對中國貿易狀況沒有明顯影響;而失業(yè)率是中國對美國的進口額和中國出口數量指數的Granger原因，說明美國國內失業(yè)情況會影響中美貿易和中國整體出口數量。而中國對美國出口額和中國出口數量指數是美國生產者物價指數PPI的Granger原因，則說明在平穩(wěn)期中美貿易對美國國內生產成本有一定影響。美國對外的價格水平(即美元匯率水平)不是中國貿易狀況的Granger原因，而美國國內價格水平的兩個變量中也只有CPI對中國進口數量指數有較為顯著的Granger影響。

在危機期間，美國失業(yè)率、個人可支配收入和消費者信心指數均不是中國貿易狀況的Granger原因，金融危機并沒有在短期內增加美國國內收入水平變化對中國進出口貿易狀況引導關系。中國對美國的進出口額、進口價格指數和出口數量指數均是美國失業(yè)率的Granger原因，與危機前的實證數據對比不難發(fā)現，金融危機使美國失業(yè)率與中國貿易狀況的引導關系發(fā)生了變化，由危機前失業(yè)率引導進出口貿易的關系轉變?yōu)槲C后的進出口貿易引導失業(yè)率，表明金融危機對美國失業(yè)率與中國進出口貿易狀況的聯動性產生了顯著沖擊，但不能說明危機通過美國社會水平的變化對我國進出口貿易狀況產生沖擊。危機期間美國CPI和PPI均是衡量中國貿易狀況的六個指標的Granger原因，與危機前的數據相比，美國CPI和PPI在危機后對中國進出口貿易的引導作用顯著增強。并且，危機后美元實際有效匯率也是中國對美國進口額、中國出口價格指數和中國進口數量指數的Granger原因，對這三個變量的引導作用也顯著增強。這說明美國金融危機通過價格水平的變化對中國貿易已經產生明顯的溢出效應。

總之，在平穩(wěn)期，無論是美國收入水平還是價格水平，對中國進出口貿易狀況的引導作用都是不明顯的。在危機期，美國金融危機通過美國對內和對外價格水平變化對中國進出口貿易狀況的溢出效應是顯著的。同時，以失業(yè)率所代表的美國社會收入狀況與中國進出口貿易狀況存在顯著互動關系，只是危機期間失業(yè)率不是中國進出口貿易狀況指標的Granger原因，但美國金融危機對這種互動關系的引導方向產生了顯著沖擊。而美國個人收入水平對中國進出口貿易溢出效應不顯著的主要原因，可能是由中國對美國出口商品的結構以及美國消費者對這些商品的需求剛性造成的。

為了動態(tài)地描述美國金融危機對中國進出口貿易的溢出效應，特別是關注美國價格水平對中國出口貿易狀況沖擊和持續(xù)時間，同時考慮到美國失業(yè)率與中國出口貿易的互動關系，本文根據估計的VAR模型，給出了美國CPI、PPI、失業(yè)率和實際有效匯率對衡量中國貿易出口狀況的三個變量分別在平穩(wěn)期和危機期沖擊的響應圖(見圖1、圖2)。其中，響應函數的追蹤期數為18期。

從中國對美國出口額、中國出口價格指數和數量指數對美國CPI、PPI、失業(yè)率和實際有效匯率的脈沖響應函數來看，與平穩(wěn)期相比，危機期間中國貿易出口狀況的三個衡量指標對新息的反應呈現以下特點:一是對一個標準差新息的反應強度顯著增加，危機后新息沖擊對我國出口狀況指標的影響均擴大了一個數量級;二是新息沖擊所造成影響的衰減時間顯著增加，在平穩(wěn)期，對沖擊響應的正負標準差線滯后6到8期后呈水平分布，而在危機期間，正負標準差線呈喇叭口狀，滯后18期后沖擊的累積影響仍再增加;三是危機期間新息沖擊的影響呈現無規(guī)律的衰減特征，危機前隨著滯后期的增加，沖擊的影響強度逐漸減少，而危機后隨著滯后期的增加，沖擊的影響強度存在反復，衰減過程更顯無規(guī)律性。從脈沖響應函數的分析來看，在危機期間，美國失業(yè)率和價格水平對中國貿易出口狀況的影響強度、影響持續(xù)時間和影響衰減方式都發(fā)生了顯著變化，這正是美國金融危機對中國貿易出口狀況溢出效應的表現特征。

四、主要結論及政策含義

本文采用基于VAR框架下的Granger因果關系檢驗和脈沖響應函數的分析方法，對危機前后美國收入水平和價格水平與中國的進出口貿易互動關系進行了實證研究，并通過危機前后互動關系變化的對比，分析美國金融危機對我國進出口貿易產生的沖擊，得到了以下主要結論:

1.在平穩(wěn)期，美國個人現實收入和預期收入對中國貿易狀況沒有明顯影響。而衡量社會收入狀況的失業(yè)率指標是中國對美國的進口額和中國出口數量指數的Granger原因。在危機期間，美國收入水平的三個指標均不是中國貿易狀況的Granger原因，金融危機并沒有在短期內增加美國國內收入水平變化對中國進出口貿易狀況的引導關系。而金融危機使美國失業(yè)率與中國貿易狀況的引導關系發(fā)生了變化，由危機前的失業(yè)率引導進出口貿易的關系轉變?yōu)槲C后的進出口貿易引導失業(yè)率，表明金融危機對美國失業(yè)率與中國進出口貿易狀況的聯動性產生了顯著沖擊，但不能說明危機通過美國收入水平的變化對我國進出口貿易狀況產生沖擊。

2.在平穩(wěn)期，美國國內價格水平CPI和PPI和實際有效匯率均不是中國貿易狀況的Granger原因，危機期間，美國國內價格水平CPI和PPI均是衡量中國貿易狀況的六個指標的Granger原因，與危機前的數據相比，美國CPI和PPI在危機后對中國進出口貿易的引導作用顯著增強。危機后美元實際有效匯率也是中國對美國進口額、中國出口價格指數和中國進口數量指數的Granger原因，并對這三個變量的引導作用也顯著增加。這說明美國金融危機通過價格水平的變化對中國貿易已經產生明顯的溢出效應。

篇7

[關鍵詞] 外商直接投資 進出口貿易 協整檢驗

隨著經濟全球化程度的逐步實現，各國之間的經濟往來越來越密切，國際投資和貿易規(guī)模不斷擴大。FDI與經濟增長的關系,以及進出口貿易與經濟增長的關系成為了20世紀70年代以來國內外學者研究的熱點問題。湖北省作為國家“中部崛起”戰(zhàn)略重鎮(zhèn)，有著獨特的歷史傳統(tǒng)、地理位置和自然資源。改革開放，特別是近年來，湖北省積極引進外資、大力發(fā)展對外貿易。然而，雖然其近幾年的貿易額一直居于中部六省的前列，與東部沿海省市相比，仍存在著較大的差距。本文擬采用實證研究的方法，運用OLS法和協整檢驗得到FDI與進出口貿易之間的關系，以期得出正確結論，為湖北對外貿易的增長獻計獻策。

一、國內外文獻綜述

迄今為止，各國對外貿易與FDI關系的研究為數眾多。理論分析所得出的代表性結論有二個:一是以Mundell為代表的相互替代關系理論;二是以小島清為代表的相互補充關系理論。在實證研究方面則主要有:Nakamura和MaryAmiti的研究表明兩者呈互補關系;Eaton和Tamura、Goldberg和Klein對日本的檢驗證明FDI對進出口貿易有促進作用。

二、實證分析

由于湖北省對外貿易起步較晚，加之統(tǒng)計數據并不完整，樣本設定在1986年～2006年之間。本文選取湖北省統(tǒng)計年鑒中的外商直接投資(FDI)衡量外商對湖北省直接投資，以出口額(EX）、進口額(IM)來衡量對外貿易。由于FDI在中國發(fā)揮作用時，中國吸收能力存在時滯問題，所以本文在模型中加入了到上一年為止累積的湖北省內外商直接投資總和（AFDI）。同時經濟增長迅速對其影響也不容忽視。于是引入變量“湖北省生產總值指數（GDP）”來衡量湖北省經濟規(guī)模和經濟增長。

1.數據處理。單位根檢驗模型建立在正態(tài)分布假設上的，但檢驗卻發(fā)現變量不顯著具有正態(tài)性，所以取各數據的自然對數，得lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFDI。可以證明變換后的數據均滿足正態(tài)分布。

2.時間序列的平穩(wěn)性檢驗。在回歸分析之前,首先要對每組數據進行單位根檢驗,以判別序列的平穩(wěn)性。因為當數據非平穩(wěn)時，有可能存在偽回歸,需要進行協整檢驗。對序列l(wèi)nGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFD進行ADF檢驗，發(fā)現以在95%的顯著性水平上，ln EX、ln IM都為一階單整的時間序列,而lnFDI則為二階單整?？梢?序列l(wèi)nGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、ln AFDI并不都是平穩(wěn)的。

3.協整檢驗。對湖北省外商直接投資及其滯后因素與進口、出口額運用OLS法，同時考慮考察變量之間的協整關系，根據DW值與t值，用后向回歸法進一步篩選變量，刪除t值不顯著的變量，得出估計模型如下：

(1)

t:(15.35790) (4.452752) (3.204279) (-5.100194) (7.572159)

Adjust R2=0.968223 F-statistic=130.4936 D.W.=2.351472

(2)

t:(23.66483) (4.368699) (-5.775317) (8.443606)

Adjust R2=0.93778 F-statistic=86.4066 D.W.=1.72673

此時，對兩個殘差序列進行單位根檢驗，發(fā)現它們是平穩(wěn)的置信度為95%，可以認為模型變量間有協整關系。湖北省外商直接投資額對出口額、進總額的作用顯著，模型擬合優(yōu)度較高，兩個回歸方程的殘差序列都是平穩(wěn)的，由協整定理可知數據之間存在協整關系，即湖北省外商直接投資與對外貿易存在長期穩(wěn)定關系。

4.誤差修正模型。上述模型描述了變量間的長期穩(wěn)定關系，是在短期動態(tài)過程的不斷調整下得以維持的。因此可以建立誤差修正模型，將長期和短期結合起來：

(3)

t:(-2.99871) (3.90033) (-5.49269) (5.18711) (-7.48029)(-4.15686)

Adjust R2=0.865637 F-statistic=21.61615 D.W.=1.846710

(4)

t:(-2.96907) (3.99931) (-2.60799) (-4.46029)

Adjust R2=0.55277 F-statistic=7.59195 D.W.=1.97099

由參數的t檢驗可知，滯后殘差項的系數都顯著不為0，說明模型的動態(tài)調整具有穩(wěn)定性。協整關系對EX和IM的增長起到了反向修正作用，彈性系數為-1.3559和-1.42937。

三、結論

FDI、GDP與進出口貿易額IM，EX之間存在穩(wěn)定顯著的均衡關系,外商直接投資額的增長能夠促進本國進、出口貿易額的增長。然而AFD的反向作用提示我們,在長期過程中,若保持現有的貿易模式和結構不變,當外資積累達到一定水平時,國際貿易額將不再增加,甚至有可能減少。因為隨著外商從跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯,外商直接投資與對外貿易的替代作用將逐步顯現。同時,由于生產和銷售本地化的實現，進口額將大大減少。

“中部崛起”，最關鍵的是實現經濟的崛起，因此發(fā)展外貿易事業(yè)的重要性不容忽視。在追求FDI額增加的同時，不能忽視了我們在外貿易模式和結構上存在的問題；要積極制定各種相關政策，提高政府部門辦事效率，完善服務體系吸引外資；同時大力推動本土企業(yè)的技術化，創(chuàng)新化進程，提高企業(yè)的綜合競爭能力，實現湖北省在經濟上的騰飛。

參考文獻:

[1]高 峰 高 越:外國直接投資與我國進出口貿易的關系――基于不同貿易方式的實證分析國際貿易問題[J].2006

[2]冼國明 嚴 兵 張岸元:中國出口與外商在華直接投資――1983年～2000年數據的計量研究南開經濟研究[J].2003

篇8

關鍵詞：對外貿易投資；實際有效匯率；進出口貿易；VEC模型

基金項目：國家自然科學基金項目“強制性生育政策、低生育陷阱與中國經濟的長期增長：微觀機理與實證檢驗”（項目編號：71473118）；教育部人文社會科學重點研究基地重大目“長江三角洲全面建設小康社會中的開放發(fā)展研究”（項目編號：16JJD790025）

中圖分類號：F752 文獻標識碼：A 文章編號：1003-854X（2017）03-0097-05

一、引言與相關文獻綜述

對外貿易、投資和消費是推動我國經濟增長的重要動力，加入WTO以來，我國對外貿易迅猛發(fā)展，進出口貿易總額從2001年的4.22萬億元人民幣，增長到2015年的24.59萬億元人民幣。中國已成為世界第一大出口國，第二大進口國，進出口總額居世界第一。2015年，受低迷的國際經濟形勢和國內產業(yè)結構轉型升級的影響，我國進出口貿易出現了“雙降”，全年進出口總值24.59萬億元，同比下降7%。其中，出口14.14萬億元，同比下降1.8%；進口10.45萬億元，同比下降13.2%，但進出口貿易總額仍占GDP的36.3%，其中出口占GDP的20.9%，進口占GDP的15.4%。在經濟新常態(tài)下，對外貿易在我國經濟增長中仍起著重要作用，更是新形勢下提振我國經濟增長的主要動力之一。

影響進出口貿易的因素很多，而匯率水平無疑是最直接最重要的因素之一。匯率水平，尤其是實際有效匯率水平直接影響了進出口商品的價格。本國匯率貶值將降低以外幣計價的出口商品價格，從而增強本國出口商品競爭力，有利于出口；本國匯率貶值將提高以本幣計價的外國商品的價格，從而不利于進口。相反，匯率升值則有利于進口，不利于出口。自2005年7月21日人民幣實行有管理的浮動匯率制度以來，人民幣名義匯率和實際匯率大幅升值。截至2015年6月末，人民幣名義有效匯率升值45.62%，實際有效匯率升值55.75%。匯改后人民幣匯率的波動性進一步加大，這無疑將直接影響未來我國進出口貿易的走勢。

關于匯率與對外貿易的關系，國內外學者已經做了大量的研究?；趪H收支調節(jié)理論的馬歇爾―勒納條件（Marshall-Lerner Condition）認為：當出口商品的匯率彈性與進口商品的匯率彈性之和大于1時，本幣貶值有利于改善一國的國際收支；相反，當進出口商品的匯率彈性之和小于1時，本幣貶值會惡化一國的貿易收支。隨后的大量研究圍繞著馬歇爾―勒納條件的驗證展開。Rose（1991）利用1974年到1986之間的年度數據對5個主要OECD國家貿易收支的實證研究表明，實際有效匯率水平對貿易收支的影響并不顯著，馬歇爾―勒納條件不成立①。Bahmani-Oskooee（1998）利用協整方法研究了發(fā)展中國家的貿易彈性，結果表明大多數發(fā)展中國家的貿易彈性足夠大，貨幣貶值有利于改善貿易收支，馬歇爾―勒納條件成立②。Wilson（2001）通過分析貨幣貶值對馬來西亞、韓國和新加坡的貿易收支的影響，得出馬歇爾―勒納條件在這些國家不成立③。Inrandoust，Ekblad和Parmler（2006）利用基于似然估計的面板向量協整方法分析了1960年到2001年瑞典和主要貿易伙伴之間雙邊貿易的價格彈性和收入彈性，結果顯示8個主要貿易伙伴國中僅有兩個國家滿足馬歇爾―勒納條件④。Sastre（2012）通過實證研究認為貶值有利于改善西班牙的貿易收支⑤。從已有的研究來看，匯率對國際收支的影響還沒有一致的結論。

學者們對人民幣實際有效匯率和中國進出口貿易也做了大量的研究，但研究結論差異較大。謝建國、陳漓高（2002）通過協整分析及沖擊分解，驗證人民幣匯率貶值對中國貿易收支的改善并沒有明顯影響，中國貿易收支短期主要取決于國內需求狀況，而長期則取決于國內供給狀況⑥。盧向前、戴國強（2005）利用1994―2003年月度數據對人民幣實際匯率與進出口貿易進行了實證分析，結果表明人民幣實際匯率波動對我國進出口存在著顯著的影響⑦。谷宇、高鐵梅（2007）認為在長期，人民幣匯率波動性對進口、出口的影響顯著不同，對進口表現為正向沖擊，對出口表現為負向沖擊；在短期，對進口、出口都表現為負向沖擊，但對進口的沖擊效應稍大⑧。Zhang和Sato（2012）利用1987―2009季度數據建立和估計了VAR模型，研究發(fā)現中國的貿易平衡受到人民幣匯率變動的影響不大，主要影響為外部需求沖擊⑨。丁正良、紀成君（2014）建立VAR模型對1978―2012年中國經濟增長、進出口貿易以及實際匯率進行實證研究，結果表明實際匯率貶值促進出口貿易，對進口貿易影響較弱；實際匯率與經濟增長存在長期均衡關系⑩。楊凱文、臧日宏（2015）使用GARCH模型測算人民幣匯率波動，運用ARDL協整方法研究在現行匯率制度下人民幣匯率波動對我國國際貿易的傳導效應，研究結果表明人民幣匯率波動對我國國際貿易具有負面的傳導效應，國際貿易尤其是出口貿易會受到人民幣匯率波動的影響{11}。

國內外學者從不同角度，利用不同的計量方法對匯率和進出口貿易的關系進行了研究，得出很多有價值的結論。但由于數據來源、模型建立、計量方法等方面的不同，所得結論并不相同，有的甚至截然相反。本文在國內外研究的基礎上，采用2001年1月至2015年9月的月度數據作為樣本，研究實際有效匯率波動對中國進出口貿易的影響。與以往的研究相比，本文以月度數據代替年度數據與季度數據，建立向量誤差修正模型，且在構建模型時加入外商直接投資這一變量，從而更好地評估實際有效匯率波動對進出口貿易的短期與長期影響。

二、模型的構建和數據、變量的選取

1. 分析框架

考慮一個不完全替代模型，進口商品與出口商品均為非完全替代品。我們假定本國的進口需求M是本國的國民收入水平YD、本國商品價格P、貿易伙伴國的出口商品價格PX*，人民幣名義匯率E的函數。本國的出口需求X是貿易伙伴國的國民收入水平YW、本國出口商品價格PX、貿易伙伴國的商品價格P*、人民幣名義匯率E的函數。假定本國的出口商品價格PX等于本國的商品價格P，貿易伙伴國的出口商品價格PX*等于其國內的商品價格P*。我們不考慮供給方面的影響，假定出口商品的供給彈性無窮大，則進出口貿易的函數可以表示為：

實際有效匯率REER（Real effective exchange rate）是對名義匯率進行物價調整后得到的匯率，反映了兩國貨幣的購買力之比，有：

因此，式（1）和式（2）可改寫為：

為了甄別外商直接投資（FDI）對中國進出口貿易的影響，我們進一步將FDI這一變量引入進出口方程，有：

本文將對模型（6）和模型（7）分別建立向量誤差修正（VEC）模型。

2. 數據和變量的選取

鑒于人民幣實際有效匯率和進出口貿易的短期波動性大，本文采用月度數據，樣本期為2001年1月至2015年9月。進出口月度數據來自EIU數據庫，并根據進出口價格指數調整為定基數據。進出口價格指數來自中經網月度數據庫，并根據2009年1-12月《中國對外貿易指數》各期進行了向前和向后的定基轉換為以2005年為100的定基數據。人民幣實際有效匯率REER來自國際清算銀行（BIS）數據庫。本文中，REER上升表示人民幣升值，REER下降表示人民幣貶值。FDI數據來源于中經網數據庫，由于缺乏GDP的月度數據，所以國內收入水平YD以工業(yè)增加值指數代替，工業(yè)增加值指數來自BVD的EIU數據庫。國外收入水平YW是以美元衡量的實際的外國收入，由中國主要的出口貿易伙伴國的國民收入按照各國占中國出口貿易的權重加權得出，YW=∑wiYi。其中，i槲夜主要的十大出口貿易伙伴國，即美國、日本、韓國、德國、荷蘭、英國、俄羅斯、新加坡、印度和澳大利亞。wi為貿易權重，根據IMF《國際貿易方向統(tǒng)計》各期貿易伙伴國占中國出口貿易的權重計算得出。Yi為各國的月度GDP，由各國季度GDP通過二次函數插值法計算得出。以上數據都轉換為以2005年為基期的定基數據，并采用X12加法模型進行季節(jié)調整后取自然對數，分別記為lnexport，lnimport，lnreer，lnfdi，lnyd，lnyw。

三、實證檢驗結果與分析

由于進口、出口、國內收入水平、國外收入水平、外商直接投資和人民幣實際有效匯率都具有內生性，因此本文采用向量自回歸 （Vector Auto-Regressive，VAR）模型進行分析。VAR模型是由Sims（1980）最先提出的一種多變量數據分析方法。該模型不以經濟理論為基礎，直接考慮時間序列中各經濟變量間的關系，采用多個方程聯立的形式，把系統(tǒng)中每一個內生變量作為系統(tǒng)中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，模型的每一個方程中，內生變量對模型的全部內生變量的滯后值進行回歸，進而估計全部內生變量的動態(tài)關系。VAR模型的一般形式為：

其中，yt是k維內生變量列向量，xt是d維外生變量列向量，p為滯后階數，T為樣本個數，k*k維矩陣Φ1，∧，Φp和k*d維矩陣H是待估計的參數，ξt為k維擾動向量。

VAR模型只有在變量是平穩(wěn)的條件下才是穩(wěn)定的。如果時間序列不平穩(wěn)，但變量之間存在協整關系，可以建立具有協整約束的VAR模型，即向量誤差修正（VEC）模型。VEC模型的一般表達式為：

其中，ecm是誤差修正向量，反映變量之間的長期均衡關系。系數矩陣a反映了變量之間偏離長期均衡狀態(tài)時將其調整到均衡狀態(tài)的調整速度，系數矩陣Γi反映各個變量的短期波動對作為被解釋變量的短期變化的影響。VEC模型既衡量了變量之間的長期均衡關系，也反映了變量之間的短期變化。

1. 變量單位根及協整檢驗

在利用變量建立模型之前，需要對數據進行平穩(wěn)性檢驗。本文采用擴展的迪克―富勒（ADF）檢驗對lnexport，lnimport，lnreer，lnfdi，lnyd，lnyw進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結果見表1。

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上拒絕零假設。

由ADF檢驗可以看出，lnexport，lnimport， lnreer， lnfdi， lnyd，lnyw均為非平穩(wěn)序列，而它們的一階差分項是平穩(wěn)的時間序列。因此，所有的變量均為一階非平穩(wěn)的時間序列I（1）。它們之間可能存在著協整關系。Johansen在1988年及1990年與Juselius一起提出了一種以VAR模型為基礎的多變量協整檢驗方法，將所有的變量都視為內生變量，相對于單變量協整模型而言，殘差更小，解釋力更強。我們對模型（6）和模型（7）分別進行協整檢驗，根據赤池信息準則（AIC）確定合適的滯后期。檢驗結果見表2、表3。

檢驗結果顯示，模型（6）和模型（7）都在5%的顯著性水平上拒絕沒有協整關系的零假設，并接受至多有一個協整向量的零假設。因此，模型（6）和模型（7）存在協整關系，且僅存在一個協整向量。

括號內的數字為t統(tǒng)計量。進口協整方程顯示，長期內，實際有效匯率會對進口形成正向的沖擊，匯率升值增加進口，匯率貶值減少進口，但這種影響并不顯著。國內收入對進口產生正向的影響，外商直接投資對進口產生負向的影響，并且兩者在統(tǒng)計上都是顯著的。國內收入和外商直接投資對進口的影響的彈性都大于1。協整檢驗結果表明，實際有效匯率對進口的長期影響不顯著。我們認為主要有以下兩個方面的原因：一方面，進口主要受國內需求的拉動。2001年以來，我國經濟快速增長，年均增長率達到9.6%，國民收入水平大幅提高，拉動了對進口商品的需求，進口商品的需求受價格因素的影響較??；另一方面，我國的進口貿易主要以初級品和資本品的進口為主，這些產品的需求價格彈性小，因此匯率水平導致的進口價格變化對需求量的影響也較小。出口協整方程顯示，長期內，實際有效匯率對出口形成負向的沖擊，國外收入和外商直接投資對出口形成正向的沖擊，并且統(tǒng)計上都是顯著的。這一結果表明，人民幣實際有效匯率的升值將不利于中國出口的長期增長，相反，實際匯率的貶值則將促進中國出口的長期增長。由出口協整方程可以看出，國外收入的提高和外商直接投資的擴大對中國的長期出口也有顯著的正向促進作用。從變量的系數大小來看，匯率、國外收入和外商直接投資對出口的影響的彈性都大于1。

2. VEC模型

由Johansen協整檢驗的結果可知，進出口與人民幣實際有效匯率、國內收入或國外收入、外商直接投資之間存在著協整關系，我們可以在此基礎上建立VEC模型研究各變量之間動態(tài)的短期和長期關系，VEC模型的最優(yōu)滯后期根據赤池信息準則（AIC）確定，檢驗結果如表4所示。

從進口VEC模型可以看出，短期內，人民幣實際有效匯率和外商直接投資對進口產生負向沖擊，國內收入對進口產生正向沖擊，并且這些影響都是顯著的。實際有效匯率在短期內會對進口產生負向沖擊，匯率升值會抑制進口。匯率升值1個百分點，進口將在滯后兩期時減少1.2個百分點。國內收入在滯后兩期對進口產生正向的影響，國內收入上升增加進口需求，收入每增加1個百分點，進口將增加0.626個百分點。外商直接投資在短期對進口產生正向的影響，但影響較小，外商直接投資每增加1個百分點，進口增加0.08個百分點。這與外商直接投資對進口的長期影響方向相反，表明我國的外商直接投資短期內會帶動相關設備、產品的進口，增加進口，而長期則會產生替代進口的作用。進口VEC模型表明，短期內匯率對進口會形成負向沖擊，出現匯率升值抑制進口的現象，與谷宇、高鐵梅研究得出的結論相似。這一結論與傳統(tǒng)的國際經濟學理論相悖。我們認為可以從以下兩個方面去解釋：一方面，匯率影響具有滯后性。匯率升值后，由于合同期的存在以及價格和市場的滯后反應，需要經過一段時間的滯后才會對進口產生正向的影響。另一方面，這與市場的匯率升值預期有關。當市場存在升值預期時，理性的進口商會推遲進口，以獲得更多的利益。2001年以來，我國實際有效匯率升值幅度較大，市場的確普遍存在著人民幣升值的預期。此外，長期協整關系對短期進口貿易的調整非常微弱并且不顯著。

從出口VEC模型可以看出，短期內，除了實際有效匯率對出口的影響是統(tǒng)計顯著外，國外收入和外商直接投資對出口的影響并不顯著。短期內，匯率對出口形成負向沖簦匯率升值增加出口，匯率貶值減少出口。匯率的影響在滯后兩期才產生效果，匯率升值1個百分點，短期出口將下降1.315個百分點，低于長期中的出口匯率彈性，但大于短期的進口匯率彈性。國外收入的增加轉化為出口需求要經過一段時間的時滯，因此短期內不影響進口需求，長期會對進口需求有正向的影響。同樣，外商直接投資短期內無法轉化為出口生產力，不影響出口；長期有促進出口的作用。當變量之間偏離長期均衡時，長期均衡關系對出口的短期波動的調整也是非常微弱的。

3. 匯率變化的脈沖響應分析

脈沖響應函數描述的是VAR和VEC模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響，觀察模型中的各變量隨著時間的推移對于沖擊是如何反應的。在VEC模型的基礎上，我們運用脈沖響應分析我國進口貿易、出口貿易受到國內外收入水平、實際有效匯率、外商直接投資擾動時變動的方向與變動的范圍。

圖1顯示了我國進口貿易對實際有效匯率、國外收入和外商直接投資的沖擊響應。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數（單位：月度），縱軸表示進口對沖擊的反應。本期匯率的一個沖擊會對進口產生負向的影響，這種負向影響并沒有立即形成，從滯后兩期開始，在滯后三期達到最大值，并且此影響具有較長的持續(xù)效應。國內收入沖擊會對進口貿易產生正向的影響，在滯后三期時達到峰值，并從第五期開始形成穩(wěn)定的正向影響。盡管收入的沖擊影響幅度較小，但影響的持續(xù)時間較長。外商直接投資對進口貿易會形成正向沖擊，沖擊在滯后兩期時達到最大值，然后逐步減弱，直至沖擊影響消失。從進口貿易的脈沖響應可以看出，進口主要受匯率和國內收入的沖擊影響，且匯率的沖擊影響大于國內收入的沖擊影響。

下圖2顯示了我國出口貿易對實際有效匯率、國外收入和外商直接投資的脈沖響應。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數（單位：月度），縱軸表示出口對沖擊的反應。從圖中可以看出實際有效匯率沖擊對出口會形成負向的影響，在滯后三期時達到最大值，且影響具有較長的持續(xù)效應。比較圖1和圖2可以看出，匯率沖擊對出口的影響要大于對進口的影響。國外收入沖擊對我國出口貿易短期內幾乎沒有影響。外商直接投資會對我國出口形成正向的沖擊，在滯后兩期時形成最大的沖擊，且沖擊的影響時間較長，但沖擊的影響幅度較小。從出口貿易的脈沖響應看出，出口主要受匯率水平和外商直接投資的沖擊影響，且匯率的沖擊影響大于外商直接投資的沖擊影響。脈沖響應分析結果進一步證實了前文的結論。

四、結論及啟示

本文利用2001年1月到2015年9月的月度數據，建立VEC模型分析了我國進出口貿易與實際有效匯率、國內收入、外商直接投資的長期協整關系和短期動態(tài)關系，研究結果顯示：（1）在短期，實際有效匯率、國內收入和外商直接投資對進口的影響都是顯著的。實際有效匯率對進口表現為負向沖擊，匯率升值減少進口，匯率貶值增加進口；國內收入和外商直接投資對進口都表現為正向沖擊。在長期，實際有效匯率對進口產生正向沖擊，但并不顯著；國內收入對進口產生正向沖擊；外商直接投資對進口產生負向沖擊。（2）在短期，實際有效匯率對出口表現為負向沖擊，即匯率升值減少出口，匯率貶值增加出口；國外收入和外商直接投資對出口沒有短期影響。在長期，實際有效匯率、國外收入和外商直接投資對出口的影響都是顯著的，實際有效匯率對出口產生負向沖擊，而國外收入和外商直接投資對出口產生正向沖擊。（3）人民幣實際有效匯率對出口的影響大于對進口的影響，出口的匯率彈性大于進口的匯率彈性。

本文的分析結果表明，無論在短期還是長期，人民幣實際有效匯率對進出口貿易的影響都是顯著的，尤其對出口貿易。實際有效匯率波動影響國際收支的路徑主要是通過影響出口而非進口，從實證分析結果來看，匯率貶值無論在短期還是長期都能增加出口，進而帶動國內經濟增長。實際有效匯率的升值將不利于中國出口的長期增長，相反，實際有效匯率的貶值則將促進中國出口的長期增長。一直以來，我國經濟發(fā)展的外貿依存度很高，出口是拉動我國經濟增長的“三駕馬車”之一。在進出口出現雙降的2015年，我國的外貿依存度仍達到36.3%。在國內經濟下行壓力增大的情況下，人民幣匯率直接影響著我國的進出口貿易，關系著我國經濟的持續(xù)、穩(wěn)定和健康發(fā)展。人民幣實際有效匯率水平受名義匯率、價格水平、外部沖擊等多方面的影響，匯率的調整要綜合考慮國內外多方面的因素，謹慎行事。

注釋：

① A. K. Rose， The Role of Exchange Rates in a Popular Model of International Trade： Does the “Marsholl-Levner” Condition Hold？ Journal of International Economics， 1991， 30（3-4），

pp.301-316.

② M. Bahmani-Oskooee， Cointegration Approach To Estimate the Long-run Trade Elasticities in LCDs， International Economic Journal， 1998， 12（3）， pp.89-96.

③ P. Wilson， Exchange Rates and the Rrade Balance for Dynamic Asian Economies―Does the J-Curve Exist for Singapore， Malaysia and Korea？Open Economic Review， 2001， 12（4）， pp.389-413.

④ M. Irandous， K. Ekblad and J. Parmler， Bilateral Trade Flows and Exchange Rate Sensitivity： Evidence From Likelihood-Based Panel Cointegration， Economic Systems， 2006， 30（2）， pp.170-183.

⑤ L. Sastre， Simultaneity Between Export and Import Flows and the Marshall-Lerner Condition， Economic Modelling， 2012， 29（3）， pp.879-883.

⑥ 謝建國、陳漓高：《人民幣匯率與貿易收支協整研究與沖擊分解》，《世界經濟》2002年第9期。

⑦ 盧向前、戴國強：《人民幣實際匯率波動對我國進出口的影響：1994―2003》，《經濟研究》2005年第5期。

⑧ 谷宇、高鐵梅：《人民幣匯率波動性對中國進出口影響的分析》，《世界經濟》2007年第10期。

⑨ Z. Zhang and K. Sato， Should Chinese Renminbi be Blamed for its Trade Surplus？ A Structural VAR Approach， The World

Economy， 2012， 35（5）， pp.632-650.

⑩ 丁正良、紀成君：《基于VAR模型的中國進口、出口、實際匯率與經濟增長的實證研究》，《國際貿易問題》2014年第12期。

篇9

關鍵詞：農業(yè)經濟;進出口貿易;影響;建議

1我國農業(yè)經濟發(fā)展的重要意義

1.1農業(yè)可持續(xù)發(fā)展是建設有中國特色的農村發(fā)展道路的新階段

發(fā)展農業(yè)經濟是我國開展進出口貿易的根基。實現農業(yè)經濟可持續(xù)發(fā)展更是全社會實現可持續(xù)發(fā)展的重要基礎，也是進出口貿易的基礎。但是，從當前我國農業(yè)經濟發(fā)展現狀來看，目前還存在諸多不如意的地方，對我國進出口貿易造成了一定的影響。我們應該加大對農業(yè)經濟發(fā)展的研究和分析，強化農業(yè)經濟在我國進出口貿易中的地位，全面促進我國農業(yè)經濟實現快速發(fā)展。我國改革開放發(fā)展至今，農業(yè)經濟尤其是糧食經濟取得了較大的成就，并且實現了較大幅度的出口增長，有效促進了我國朝著現代化方向發(fā)展。然而我們也應該看到，當前我國農業(yè)經濟的發(fā)展過程中面臨著較為嚴重的技術問題，隨著環(huán)境、資源以及人口等困境和壓力越來越多，對于農業(yè)經濟的發(fā)展也會造成極大的阻礙。所以，未來我國農業(yè)經濟的發(fā)展必須要從傳統(tǒng)的粗放式經營轉向集約式經營，高效利用各類農業(yè)資源，實現農業(yè)資源高效消耗，利用現代科學技術，實現農業(yè)經濟快速發(fā)展，為帶動我國進出口貿易注入新機。

1.2科學地認識和深入研究是農業(yè)可持續(xù)發(fā)展思想的需要

從目前我國農業(yè)經濟整體發(fā)展情況來看，農業(yè)經濟的發(fā)展事實上是一種全新的發(fā)展理念以及發(fā)展戰(zhàn)略。農業(yè)經濟的發(fā)展對于促進我國進出口貿易實現快速增長也被世界不同社會制度、不同意識形態(tài)以及不同的信仰國家逐漸接受。針對農業(yè)經濟發(fā)展情況，世界各國都形成了農業(yè)經濟發(fā)展學、生態(tài)學以及社會學等諸多研究項目。針對農業(yè)經濟如何實現可持續(xù)發(fā)展的問題在理論規(guī)范當中也實現了進一步地融合，由此說明實現農業(yè)經濟快速發(fā)展理論必將成為世界廣泛關注的焦點，正確認識并且深入研究當前農業(yè)經濟發(fā)展是社會發(fā)展的需要，更是提升我國進出口貿易水平的需要。

1.3我國農業(yè)的發(fā)展狀況迫切需要開展對農業(yè)可持續(xù)發(fā)展問題的研究

歷時20余年的發(fā)展歷程，我國農業(yè)經濟實現了長足的發(fā)展。然而，我們也應該看到，農業(yè)是我國進出口貿易中十分薄弱的一個環(huán)節(jié)，尤其是農業(yè)經濟發(fā)展過程中所面臨的問題逐漸凸顯。在當前市場經濟快速發(fā)展的進程中，因為需要尊重價值規(guī)律的發(fā)展和應用，農業(yè)經濟為我國工業(yè)建設實現快速發(fā)展提供了豐富的原料、資金以及勞動力等諸多元素，但是眾多領域在向農業(yè)經濟領域輸送資源的情況并不多見。很多地區(qū)出現了十分嚴重的土地、資金以及技術瓶頸，導致我國農業(yè)經濟整體發(fā)展后勁存在著明顯不足。

1.4農業(yè)可持續(xù)發(fā)展的研究具有一定的國際意義

目前我國還是一個名符其實的農業(yè)大國。第一，我們應該針對這個問題開展深入研究，并且制定出有效的解決措施，并要付諸實踐改善我國農業(yè)經濟發(fā)展滯后的問題，從而有效保障農業(yè)經濟發(fā)展腳步加快，跟上我國進出口貿易的發(fā)展水平，甚至能夠帶動我國進出口貿易發(fā)展水平。第二，改革開放發(fā)展至今，雖然我國的農業(yè)經濟得到了一定的發(fā)展，但是總體發(fā)展水平還偏低。如果能夠開創(chuàng)出有著典型發(fā)展意義的、成熟的農業(yè)經濟發(fā)展模式，對于實現我國進出口貿易快速增長有良好的促進作用，對于其他發(fā)展中國家也可以起到借鑒作用。

2我國農業(yè)經濟的發(fā)展現狀

2.1信息不靈

隨著當今世界經濟不斷發(fā)展，信息引導能夠幫助進行農業(yè)經濟發(fā)展結構調整?？墒菑哪壳扒闆r看來，各級政府還有相關部門對于我國農業(yè)經濟發(fā)展結構調整相關的信息指導工作根本沒有做到位，尤其是針對市場信息方面的統(tǒng)計、分析以及研究等方面的信息資料太少，很難準確地有利于市場供需方面的農產品信息。在以下三個方面表現最為明顯。其一是市鄉(xiāng)兩級和村民之間還沒有建立起信息溝通渠道。市鄉(xiāng)兩級之間比較容易收集到有關農產品市場供應方面的信息，但是對于農民來說，將很難獲得農產品市場供應信息，這些信息在農民當中是不流通的，農民也根本接收不到此類信息。其二是農民和企業(yè)之間出現信息斷層的局面。因此在這方面主要依靠一些龍頭農產品公司和農民之間建立起供銷合作關系才能夠解決農民農產品供銷難的問題，這也是萊陽推動農業(yè)經濟發(fā)展結構調整一個非常有效的途徑，是增加我國農民收入的一個主要渠道。在我國，最為典型的就是進行食品加工，這成為了促進我國經濟發(fā)展的一個重大方面。萊陽的食品加工企業(yè)直接供銷往國際市場，在某些方面來說，能夠直接指導我國農民做出有效的信息參考?？墒菑哪壳翱磥恚髽I(yè)和農民之間并沒有真正建立起直接聯系，而且這二者之間也缺少了基本的中間載體，沒有信息傳輸渠道，企業(yè)也只能夠通過極個別的大戶和企業(yè)之間建立合作，然后逐步擴散到別的種植戶，進而影響到農業(yè)經濟發(fā)展結構調整，能夠幫助農戶增收效益。其三是在信息傳播的空間和時間上有斷層的情況發(fā)生。往往因為一些原因，有的單位或者是企業(yè)的和農業(yè)產品有關的市場信息都沒能夠準時到達農戶的手中，這些都使得農產品會經常出現供求失衡的情況。

2.2生搬硬套

不同地區(qū)有著不同的自然條件以及經濟狀況，而且農業(yè)產業(yè)發(fā)展的現狀以及歷史方面都存在著非常大的差別。所以說，在進行農業(yè)經濟發(fā)展結構調整的時候一定要采取因地制宜的辦法，要根據當地真實的情況以及優(yōu)勢特點來制定具體的調整結構規(guī)劃，選擇出具有主導型的產業(yè)以及主導產品，并且多種產品之間還可以形成相互之間的補充，形成一個優(yōu)勢互補，并且具有特色的，帶有良性循環(huán)的農業(yè)經濟發(fā)展結構新格局，這樣的做法能夠有效避免出現產業(yè)結構處于較低水平?？墒?，我們在調查的過程當中發(fā)現，很多農戶根本不顧及自身種植的客觀情況，所有的都是聽從別人的說法，一切都是依照他人的選擇作為種植參考的，看到別人做什么種植項目并獲得了較好收益就跟隨他人腳步也跟著種起來了。這種盲目跟風的狀況非常嚴重，等到自己種植的產品豐收的時候卻發(fā)現市場已經不時興了。長此以往發(fā)展下去的話，很有可能造成一個“種啥啥不值錢”的狀況。

2.3資金短缺，缺乏調整能力

進行農業(yè)經濟發(fā)展結構調整以及增加農民收入，這些都需要獲得金融方面的支持。如果沒有投入，要想進行農業(yè)經濟發(fā)展結構調整是非常困難的。所以說，應該增加農村信貸，要讓更多的農民都享受到金融服務，這是一個非常重要的問題。但是我們從目前的情況來看，大部分的銀行信貸政策以及農民的市場購買力都在不斷降低，而使得要真正進行農業(yè)經濟發(fā)展結構調整是非常艱難的，很多鄉(xiāng)鎮(zhèn)、企業(yè)以及農戶都想要進行產業(yè)結構調整，但是沒有足夠資金，這一切都很難運作。比如說萊勵公司從事奶制品加工業(yè)務，奶制品非常暢銷，達到了日產袋裝純牛奶總量10多噸。由于擴大了市場，市場反響比較良好，公司在2001年底的時候計劃投資800多萬元從芬蘭購買新型設備，開通第二條生產線，但是因為資金緊張，遲遲沒有開工。

2.4顧慮重重，不敢大膽去做

在這次調查中，我們發(fā)現很多鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部普遍心里都有想法，其一是很多人都在做產業(yè)結構調整，大部分的農戶都在從事種菜以及養(yǎng)雞等農業(yè)生產活動，但是很多人發(fā)現就算調整了產業(yè)結構也未必能夠獲得良好的經濟效益，一旦松懈就再也不想繼續(xù)了。其二是前幾年出現了我國的“土豆事件”，還有傳播非常廣泛的“大蒜事件”，這些都使得鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部對于進行農業(yè)經濟發(fā)展結構調整感到心有余悸，都很擔心一旦發(fā)動所有民眾都進行農業(yè)經濟發(fā)展結構調整還不能夠獲得良好的效益，農民生產出來的農產品賣不出去，將直接找到鄉(xiāng)鎮(zhèn)領導對峙，而且農民自身也比較擔心，萬一自己的投入沒有產出的話將會失去更多，所以，思前想后，最終就放棄了進行農業(yè)經濟發(fā)展結構調整的想法。

3農業(yè)經濟的發(fā)展對進出口貿易的影響

3.1農業(yè)在進出口貿易中的地位

農業(yè)是國民經濟的基礎，在進出口貿易中占有重要地位。農業(yè)的重要性主要從以下兩個方面表現出來：首先，農業(yè)是提供人類生存必需品的生產部門。其次，農業(yè)的發(fā)展是社會分工和進出口貿易其他部門成為獨立的生產部門的前提和進一步發(fā)展的基礎。

3.2農業(yè)在進出口貿易中的貢獻

首先,食品是人們生活中最基本的必需品，非農業(yè)部門的食品消費品主要源自農業(yè)部門。其次,農業(yè)還對國家工業(yè)的發(fā)展做出了原料貢獻。在工業(yè)化的早期階段，一般國家的工業(yè)以農業(yè)原料加工業(yè)為主，所以工業(yè)的發(fā)展狀況與農業(yè)的發(fā)展狀況密切相關。

3.3農業(yè)在進出口貿易中展現的多功能性

3.3.1糧食安全功能

一個國家的農業(yè)在糧食安全方面的功能除了提供糧食這一特殊的商品外，還具有非商品功能，即保證一定的糧食自給水平，減少過度依賴國際市場的擔憂，增加糧食安全的保障感，確保國家宏觀戰(zhàn)略的實現。對于面臨糧食短缺和購買力不足的國家，農業(yè)生產具有消除饑餓和營養(yǎng)不良的特殊功能。

3.3.2環(huán)境功能

農業(yè)的直接環(huán)境收益包括，通過管理土壤和植物減少污染，通過多種植物輪作增加生物量和養(yǎng)分固定量，通過控制土壤侵蝕技術，提高生態(tài)系統(tǒng)的彈性等。

3.3.3經濟功能

農業(yè)除了與其他部門一樣具有提品和就業(yè)機會等傳統(tǒng)的經濟功能外，還具有其他經濟方面的非商品產出功能，如：保障勞動力就業(yè)、經濟緩沖作用、保持國土空間上的平衡發(fā)展、促進社會公平等功能。

3.3.4社會功能

由于農業(yè)所具有的地域性分布特點，農業(yè)不僅為農村居民提供了謀生手段和就業(yè)機會，而且還為他們提供了生活和社交場所，有助于形成和維持農村生活模式及農村社區(qū)活力，具有減少農村人口盲目向城市流動，保持社會穩(wěn)定。

4結語

本文通過對農業(yè)可持續(xù)發(fā)展歷史的深刻反思和現狀的系統(tǒng)把握，以及有針對性的國際比較，力求對問題作一較深層次的理論闡釋，在此基礎上，對中國農業(yè)可持續(xù)發(fā)展與支持問題進行理論探討和政策分析，以期建立起適合中國國情的、操作性較強的農業(yè)可持續(xù)發(fā)展體系。農業(yè)在我國經濟和社會發(fā)展中具有特殊的重要性。

作者:楊婧 單位:新疆農業(yè)科學院農業(yè)經濟與科技信息研究所

參考文獻

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篇10

【關鍵詞】 FDI;進出口貿易;ADF檢驗;協整檢驗;Granger因果關系檢驗

目前,國內關于FDI(外商直接投資)與進出口貿易關系的研究,對全國的多,對地方的少;對東部的多,對中西部的少。湖南屬于內陸省份,其進出口貿易發(fā)展相對滯后,而根據發(fā)達國家和地區(qū)的發(fā)展經驗,FDI因其帶來的技術轉移效應是促進東道國或地區(qū)進出口貿易增長的主要動力之一。因此,筆者擬通過實證研究湖南FDI與進出口貿易之間的關系,旨在為相應的政策制定提供理論依據。

一、研究方法

在經濟學上,確定一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因,一般采用Granger(格蘭杰)因果關系檢驗,其完整的檢驗過程包括:時間序列的平穩(wěn)性檢驗、非平穩(wěn)時間序列之間的協整檢驗和Granger因果關系檢驗。

(一)時間序列的平穩(wěn)性檢驗

在建立計量模型之前,先采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)法對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗,時間序列為非平穩(wěn)時,則采用差分對其進行平穩(wěn)化[如果非平穩(wěn)時間序列yt經過d次差分達到平穩(wěn),則稱其為d階單整序列,記作I(d)],實行平穩(wěn)化后的d階單整序列可以用來建立回歸模型。

(二)非平穩(wěn)時間序列之間的協整檢驗

平穩(wěn)性檢驗避免了偽回歸問題,但這種做法忽略了原時間序列包含的有用信息,而這些信息對于分析問題來說又是必要的。為解決此問題,必須檢驗非平穩(wěn)時間序列之間是否存在協整關系。根據EG(Engle-Granger)法,非平穩(wěn)時間序列的協整檢驗過程分為兩步。

1.采用OLS(普通最小二乘法)對d階單整序列xt和yt建立回歸模型,即有:

yt=α+βxt+εt (1)

其中,α、β為回歸系數,εt為殘差。

2.對方程(1)進行移項,得出殘差方程:

εt=yt-α-βxt (2)

根據方程(2)得到殘差序列resid,采用ADF法對其進行平穩(wěn)性檢驗。如果εt～I(0),則xt和yt具有協整關系。

(三)Granger因果關系檢驗

協整檢驗結果揭示了X與Y之間是否存在長期的均衡關系。但這種關系是否構成因果關系,還須采用Granger因果關系檢驗法進行驗證。此方法的基本原理是:如果變量X有助于預測變量Y,即根據Y的過去值對Y進行自回歸時,若再加上X的過去值,能顯著增強回歸解釋能力,則稱X是Y的Granger原因,否則為非Granger原因(Granger,1988)。

二、數據處理及變量設定

基于研究對象,本文主要考慮湖南1983-2008年的四個時間序列:進出口總額(T)、出口額(EX)、進口額(IM)和FDI總額(FDI)。數據處理過程如下:1.為確保數據的一致性,將以上四個時間序列用當年年終(12月31日)的人民幣對美元匯率(ER0)換算成以億元為單位的人民幣額(結果①)。2.為確保數據的可比性,將結果①用當年的居民消費價格指數(CPI0)換算成以1983年不變價格計算的數額(結果②)。3.為了消除各數據中可能存在的異方差(異方差將導致參數估計值無效、變量的顯著性檢驗失去意義、模型的預測失效等),對結果②的四個時間序列分別進行對數處理(結果③)。結果③即為設定的研究變量(見表1)。

三、分析過程

(一)平穩(wěn)性檢驗

在Eviews6.0中,采用ADF法對結果③的四個時間序列T、EX、IM和FDI進行單位根檢驗。由表2的檢驗結果可知,T、EX、IM和FDI的原值在10%顯著水平下均無法通過平穩(wěn)性檢驗,但一階差分后都拒絕了存在單位根的原假設,說明這四個時間序列都是一階單整序列,可對其進行協整分析。

(二)協整檢驗

根據EG兩步法:第一步,采用OLS對三組變量T和FDI、EX和FDI、IM和FDI進行協整回歸;第二步,采用ADF對協整回歸方程的估計殘差進行平穩(wěn)性檢驗。由表3的檢驗結果可知,T和FDI之間存在1個協整關系,EX和FDI之間存在1個協整關系,IM和FDI之間存在兩個協整關系。

(三)Granger因果關系檢驗

在三組變量T和FDI、EX和FDI、IM和FDI之間存在協整關系的基礎上,對滿足平穩(wěn)性要求的三組一階差分變量D(T)和D(FDI)、D(EX)和D(FDI)、D(IM)和D(FDI)進行Granger因果關系檢驗。由表4的檢驗結果可知,D(T)和D(FDI)之間不存在任何單向的因果關系,D(EX)和D(FDI)之間存在雙向的因果關系,D(IM)和D(FDI)之間存在一種單向的因果關系。

四、基本結論及對策建議

第一,湖南FDI與進出口貿易、出口貿易、進口貿易之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系,FDI每增長1%,就能引起進出口貿易、出口貿易、進口貿易分別增長0.2669%、0.2272%和0.3921%。

第二,湖南FDI與進出口貿易之間不存在任何單向的Granger因果關系,說明湖南FDI尚處于起步階段,其對進出口貿易增長的“發(fā)動機”效應還未很好地發(fā)揮出來。

第三,湖南FDI與出口貿易之間存在雙向的Granger因果關系,說明兩者存在較強的互補關系。一方面,FDI產生的技術溢出效應將帶動當地相關企業(yè)的出口,再加上FDI企業(yè)生產的產品會有較大部分返銷或向國外出售,從而形成FDI對出口貿易的引致效應;另一方面,湖南出口貿易總額的增加、產品結構的升級以及投資環(huán)境的改善等都將有利于增強國外投資者的信心,從而促進FDI更好的吸收。

第四,湖南FDI是進口貿易的Granger原因,說明前者對后者具有一定的促進作用。這是因為湖南FDI流入后,當地往往要從國外或子公司進口原材料、機器設備以及中間產品等,由此形成一定的進口刺激。

終上所述,湖南為了進一步提高吸收、利用和轉化FDI的質量和水平,從而帶動當地進出口貿易的快速增長,應著重考慮以下幾點:一是投資主體上,優(yōu)先選擇大型的跨國公司;二是投資內容上,重點引進國外的先進技術和現代化管理經驗;三是投資產業(yè)上,積極引導外資投向貿易貢獻率更高的資金、技術密集型產業(yè)特別是高新技術產業(yè);四是投資環(huán)境上,著力改善FDI的硬環(huán)境(主要是基礎設施)和軟環(huán)境(主要是產業(yè)配套以及財稅支持)。

【參考文獻】

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