进出口贸易论文8篇

时间：2023-03-07 15:01:59

进出口贸易论文

进出口贸易论文篇1

关键词：人民币升值进出口贸易

引言

2005年7月21日，中国政府出其不意地进行了人民币汇率形成机制改革和汇率调整，中国人民银行宣布自即日起，我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。人民币汇率不再盯住单一美元，形成更富弹性的人民币汇率机制，同时宣布人民币对美元升值2%，实现汇改以来已一年整，人民币汇率弹性循序增加。根据中国人民银行授权中国外汇交易中心公布的数据，2006年7月31日人民币对美元汇率中间价再创新高，达人民币7.9732元兑1美元。与2005年7月汇改前相比，人民币升值了约3.66%。金融市场这一新的变化，无疑将对中国乃至世界的经济产生深远的影响。

一、人民币升值的背景及原因

（一）人民币升值的背景

近年来，人民币升值问题已经成为大家关注的焦点，人民币汇率存在升值压力的原因是一个与国际间错综复杂的社会、政治、经济利益相糅合的问题。国际上要求人民币升值的呼声日益高涨，主要依据在于中国的贸易顺差，巨额外汇储备等。

2003年，中国经济在扩大内需投资和对外贸易增长的带动下，经济保持年增8.2%的强劲势头。一般来说，若一国能保持稳定的经济增长，则会支持本国的货币稳定升值。另一方面，我国近10年来的贸易顺差持续扩大，尤其是来自美国的顺差，目前已成为排在日本之后全球第二大贸易顺差的国家，这是国外要求人民币升值的主要原因。还有一个原因就是中国巨额的外汇储备。国家都需要保持一定数量的外汇储备，以支持本国货币汇率的稳定。外汇储备的增加，不仅可以增强宏观调控能力，而且有利于维护国家和企业在国际上的信誉，我国自1994年外汇体制改革以来，外汇储备的绝对规模和增长速度都持续攀高，至2005年9月底，己达到7690亿美元，成为仅次于日本的第二大外汇储备国。虽然外汇储备对一个国家的经济运行至关重要，但外汇储备并非越多越好；目前我国外汇储备的各项指标远远高于国际警戒线，国内的一些实证研究也表明，我国外汇储备的增加在长期内影响着人民币名义和实际有效汇率，使得人民币面临着长期持续的升值压力。

（二）人民币升值的原因

根据我国经济和对外贸易情况，我国曾多次调整人民币汇率。加入WTO以后，我国经济和对外贸易持续快速发展，人民币的国际影响力不断扩大，中国与美、日、欧盟等经济体的贸易摩擦进入高发期，这些经济体基于本国内经济和政治需要持续要求人民币升值，并对我国施加各种压力。在综合考虑我国经济持续增长需要和整体承受能力的基础上，以国外要价合理让步和对我发展整体有利为前提，我国政府宣布自2005年7月21日起我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币(包括美国、日本、香港、欧盟、印尼、马来西亚、新加坡、泰国、韩国、台湾地区、澳大利亚、加拿大等12个国家和地区的货币)进行调节的、有管理的浮动汇率制度，人民币对美元汇率上调0.2%，并在一定范围内浮动，人民币升值是我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节，人民币汇率不再紧盯单一美元，形成更富弹性的人民币汇率机制的标志，这是为建立和完善我国社会主义市场经济体制，充分发挥市场在资源配置中的基础性作用采取的改革措施，其宏观意义不言而喻。这种变化对于我国出口贸易将产生多种影响。

二、人民币升值对进出口贸易影响分析

汇率变动对出口贸易的影响主要是通过价格调节机制传导的，而影响这一机制传递效果的因素很多。在我国，由于加工贸易多是进口原材料和机械设备后在我国进行生产然后再出口，因此进口的原材料在加工贸易中所占的比重较大，这也是由于我国目前所处的经济发展阶段所导致的。而随着我国产业结构的升级，基础产业的迅速发展，出口产品生产所需的原材料、零部件和半成品将更多地由国内厂家生产，汇率的调整也将对其出口贸易产生一定的扩展效果。本币升值对出口的影响表现为：当生产出口商品使用本国原材料时，本币国内价值贬值的情况下，本币汇率升值会使出口商品的价格大幅度上涨，导致出口减少；本币国内价值稳定的情况下，本币升值仍会使出口商品的外币价格上涨，导致商品的出口减少；本币国内价值升值，出口商品的外币价格是否上涨及上涨幅度的大小，由本币国内升值使出口商品本币价格下降的幅度和本币升值使出口商品的外币价格上升的幅度共同决定，若前者大于后者，则引起出口增加；若前者等于后者，则不影响出口；若前者小于后者，则只会较少地减少商品出口。而当生产原材料来自海外时，本币升值对出口的影响与进口原材料在出口商品生产中所占的比重高低成反比，比重越大，则汇率升值减少出口的作用效果越小；反之，效果就越大。

（一）人民币升值对我国进出口贸易的有利影响

第一，人民币升值可以改善贸易条件。伴随贸易顺差急剧增加的同时，我国贸易条件近年来正在不断恶化。商务部的一份调查报告显示，1993——2000年，以1995年为基期的中国整体贸易条件指数下降了13%。其中制成品贸易条件下降了14%，初级产品贸易条件下降了2%。2003年出口商品价格指数为104.7进口商品价格指数为109.7，贸易条件指数为95.4%，低于上年的98.8%。这就是说，我国的出口商品价格相对于进口商品价格的比值在下降，即我国必须出口更多的商品才能换回同样数量的进口商品，国民福利向外流失。

近些年来，我国政府主导的固定资产投资增长居高不下.进口的能源和原材料等初级产品所占比重，以及技术含量较高的化学制品、机械和交通设备等制成品进口比重大幅攀升。近年来，大部分初级产品和资本、技术密集型产品的美元单价均有不同程度的上升。1993—2000年，中国进口价格总指数上升了19%，其中制成品上升20%，初级产品上升16%。同时，我国经济的迅速发展导致进口需求的上升无疑在一定程度上提高了国际原材料、技术密集型产品的价格，进一步造成贸易条件的恶化。

人民币升值将会降低进口产品价格，特别是原材料和高科技设备价格的降低，企业将会加速技术引进，提高生产效率，进行产品更新换代，实现产品动态比较升级。同时由于进口产品绝大部分用于复出口。故随着企业生产率提高，出口产品质最得到提高，有助于我国企业从产品产业链低端向中高端延伸，使贸易条件得到改善。这样会有利于我们更好地利用世界资源，增加国民福利，总体上提升我国产品国际竞争力。

第二，人民币升值可以优化对外贸易的商品结构。目前，中国的贸易结构很不合理，大多数企业都处在劳动密集型且技术含量不高的水平上，仅有的部分高技术、深加工出品的出口往往也存在加工过程短暂，增值不高的问题，真正体现技术水平和要素含且的高新技术设备和中间投入品等生产要素要从国外进口，加工收益近80%属于外国产值的转移。一方面是企业加工作业深度差，企业深加工链条短，进口原抖和部件大最侵占增加值的份额；另一方面，由于大量产品处于价值链的末端，普遍缺乏核心技术、自主品牌和营销网络，容易受到跨国公司的制约，出现无自主产权和技术空心化局面。

通过人民币升值的手段，可以最有效率地把制造业中那些技术含量与附加值低的、管理不善地挤出去，这符合中国产业结构转变的发展方向。同时。人民币升值会引起行业内更加激烈的竞争，激励企业通过技术管理创新增强竞争力。让那些富于创新、有竞争力的制造业强者变得更强，并且能减少无效率的企业在海外的相互恶性竞争，另外还能加快企业“走出去”的步伐。从国际经验看，日本、德国等许多国家的国际品牌都是在本国货币升值的过程中慢慢成长起来的。因为本国货币的持续升值让它们面临“优胜劣汰”的压力，从而不断激励企业创新、再创新。最终走向世界知名品牌之路。可见，人民币升值对于推动我国企业贸易结构调整并激发其自主创新，实现可持续发展具有重要意义。

第三，人民币升值可以减少我国出口产品所遭受的反倾销诉讼。长期以来，我国主要依靠廉价劳动密集型产品的数量扩张来实现出口导向战略，凭着价格优势迅速占领国际劳动密集型产业的中低端市场。根据商务部统计资料显示，2005年美国从中国进口纺织品(61、62和63类)207.79亿美元，占同类商品总进口额的26.01%；鞋类制品(64类)金额为127.21亿美元，占总进口额的70.94%；箱包制品(42类)金额为62.59亿美元，占同类总进口额的71.66%；家具制品(94类)金额为170.55亿美元，占总进口额的45.79%；玩具和游戏用品(95类)金额为191.41亿美元，占总进口额的78.24%。在其他发达国家的情况也是大致如此。

HS编码商品类别金额(单位：亿美元)占同类进口商品比率%

42皮革制品；旅行箱包；动物肠线制品22.2250.68

61针织或钩编的服装及衣着附件83.1284.98

62非针织或非钩编的服装及衣着附件91.3280.09

64鞋靴、护腿和类似品及其零件24.9369.31

94家具；寝具等；灯具；活动房28.2149.39

95玩具、游戏或运动用品及其零附件38.8878.78

表12005年日本从中国进口的部分商品及构成(资料来源:商务部网站)

面对如此高的市场占有率，必然会加大中国与其他国家的贸易冲突。近几年来，我国一直是世界上受到反倾销诉讼最多的国家。通过人民币升值，适当提升出口产品的外币价格，缓解国外市场对我国出口产品的反倾销压力，同时适当削减外汇留成、出口补贴、贸易信贷等方面的出口扶持政策也有利于提高出口企业自身的竞争能力。另外，人民币升值也可以提高国内非贸易品的价格，消除贸易品和非贸易品相对价格的扭曲，有利于各产业尤其是第三产业的平衡发展。

（二）人民币升值对我国进出口贸易的不利影响

第一，实际有效汇率的进一步上升会削弱出口。考察汇率波动对贸易收支的影响主要是看实际汇率和实际有效汇率，而不是名义汇率，衡量实际汇率变化主要是看汇率和通货膨胀率之间变化的相对速度，当汇率贬值速度超过通货膨胀速度则实际汇率下降，反之，则实际汇率上升。从1993年到2003年，中国的通货膨胀率先是高于世界平均水平，然后逐渐趋于平稳，所以我国的实际有效汇率水平普遍提高之后在一定范围内小幅波动。自1990年到2003年，人民币名义有效汇率虽然贬值近40个基点，但人民币实际有效汇率却升值3.59%，使中国出口商品的国际竞争力下降。然而，因为人民币实际有效汇率升值所带来的贸易下降效应被影响更大的国外收入增长效应给抵消掉了，所以，我国几个主要贸易伙伴容易将本国的对中国的贸易逆差和人民币汇率联系起来。在人民币实际有效汇率升值的条件下，如果对人民币进行升值操作，则会进一步提高人民币的实际有效汇率，而实际有效汇率又是决定一国多边贸易的一个决定性因素，因此，人民币升值会在一定程度上缩小我国现有的贸易顺差。

第二，影响外商对我国投资的积极性。中国自实行改革开放以来，优惠的条件吸引了大批外资企业和跨国公司进入我国，而他们生产的产品除在中国国内销售外，很大一部分份额都用来出口。20年来外商投资企业出口份额在中国总出口额中的比重保持了较快增长，2001年已超过总出口额的50%。人民币汇率的升高意味着外商对华投资成本的增加，受此影响，国外资金可能会转向流入中国的资本市场，影响对我国“三资企业”的资金投入。同时，“三资企业”是我国进出口贸易的主要载体，在中国进出口贸易额中占有很大比重。因此，从这个角度看，人民币升值可能会对我国的进出口贸易产生一定程度不同的负面作用。

三、发展我国出口贸易的对策

（一）缓解人民币升值压力的财政对策

第一，调整出口退税率，减少对高能耗低附加值商品的出口补贴。我国目前平均出口退税率高达15%，但财政却又无力支付，可考虑合理利用外汇储备加快拖欠款的偿还，以加快企业资金的周转和减轻国家财政支出压力。税率下调的结果会使我国的出口增长放慢，经常项目余额减少，从而减轻人民币升值的压力；另外税率的调整也可以促进我国的产业结构升级。

第二，加强对短期资本流动的管制是降低人民币进一步升值的重要途径。对于像企业境外直接投资、大型中资跨国公司的全球资金调拨以及银行持有更多的海外资产等应逐步放宽，扩大国内企业和居民用汇的权利等。实行差别准备金制度，适当提高对新增非居民人民币存款的准备金要求，从而降低银行支付给新增非居民人民币存款的利率；鼓励境外机构发行人民币债券、并放宽境内机构发行外币债务管制。

第三，降低人民币存款利率或提高贷款利率。存款利率应下调到使人民币的收益率低于其他国家货币如美元的收益率，从而有助于避免大量“热钱”流入我国，降低人民币来自资本项目盈余的升值压力；提高贷款利率会增加出口企业的成本从而会引起出口增长放慢，降低人民币来自经常项目盈余的升值压力。另一方面，对于投机性的热钱要严格监控坚决杜绝，以维护我国汇率制度和宏观经济的稳定。

第四，适度控制、合理利用我国的外汇储备。合理利用我国充足的外汇储备，提高企业出口竞争力，这是应对人民币升值贸易冲击的关键。由人民币升值压力微观基础的分析可知,由于人民币升值压力很大程度来源于大量外汇储备,所以利用我国目前大量外汇储备来进口石油、粮食、矿砂和技术设备等我国紧缺资源和急需技术，不单可以缓解大量外汇储备所累积的人民币升值压力，而且可以提高我国企业生产能力和整体素质，最终有利于对外国的产品出口，充分发挥人民币升值对我国贸易的有利作用。可以考虑的具体使用途径有:可以在国际金融市场上建立和完善我国重要战略资源的期货储备机制,诸如石油、铜、铁矿砂等我国稀缺资源,为保障国家安全作必须的准备；放宽外汇管制,提高优秀企业的用汇比例,鼓励国内优秀企业向外直接投资,提高外汇使用效率；购买国内紧缺商品，平衡国内物价，利用人民币升值减轻部分行业、部分产品物价上升过快的压力，对我国可能出现的通货膨胀也会起到一定的抵消作用。

第五，循序渐进地改革人民币汇率形成机制。浮动汇率制度是我国汇率形成机制未来的改革方向,所以最终缓解人民币升值压力,保障我国对外贸易快速平稳发展，必须落实到汇率形成机制改革上来。当前，我国的经济发展水平和经济体制改进的程度尚不足以让中国完全开放外汇交易市场和资本市场，因而汇率水平现在还不应该也不能够对资本账户变动做出反应。完善和改革人民币汇率形成机制必须循序渐进,在条件成熟时,可以扩大人民币对美元的浮动区间，在此基础上逐步改变人民币盯住美元的单一联系汇率机制,改为盯住一揽子货币的联系机制。经过汇率制度必要的过度和经验积累，以及我国对外贸易的整体驾驭能力和国民经济的综合实力不断强大之后，再实现对外资本项目的完全开放和人民币汇率的完全浮动，到那时就可以实现人民币作为强势货币所支持下的我国对外贸易的发展壮大

（二）我国外贸体制应对人民币升值的对策

第一，转变我国发展战略，由外向型向内需型转变。由于国内内需不足，对外贸易曾经是我国经济发展的主要拉动力；入世以后，面对经济的日益全球化，发展对外贸易依然是我国发展经济的必然选择。但是，作为世界上人口最多的发展中国家，单纯的依靠出口导向的发展战略是非常危险的，过度的依赖国际市场，很容易受到国外市场的冲击，进而影响经济的持续发展。从国外的发展经验看，发达国家的外贸依存度是逐步下降的。因此，我国必须在积极发展对外开放的同时，努力推进对内开放，积极转变发展战略，由外向型向内需型转变，我国地域辽阔，消费人口多，国内需求巨大且市场潜力更大，当受到国际经济变化的冲击时，国内的回旋余地也很大，这不仅有利于改善经济增长方式，还可以直接消化一部分出口，并增加进口需求扩大内需的政策可以冲销人民币升值后可能下降的外需。虽然人民币汇率上升本身就会自动扩大内需，但这是远远不够的，而且这部分新增加的需求将主要是对外国产品的需求。总体来看，中国扩大内需的政策空间还很大，比如降税、调整个税征收点、减费、增支、取消对民营企业的融资歧视、取消外资企业享有的税收特权等。

第二，调整我国进出口商品的贸易结构、促进产业升级。我国目前较低层次的产业结构决定了我国贸易商品结构具有如下特点:劳动密集型产品占有较大比重，是我国国际贸易的比较优势所在；工业制成品的出口有了快速发展，但是技术含量和知识含量仍很低，依然是高科技产品的主要进口国；服务贸易所占比重仍然很小，新兴服务业的出口竞争力明显不足。从我国的贸易商品结构可以看出，我国出口的劳动密集型产品的外国需求弹性较小，而且面临发展中国家的激烈竞争，而进口的高科技产品和机器设备的国内需求弹性相对较高，这一贸易结构特点不利于我国对外贸易的改善。出口依存度在产品上的不平衡使少数产品的发展增大了风险。出口依存度高特别集中表现在个别产品上，如纺织服装产品高达50%，使这一产业对外部市场的依赖性特别强，一旦国外发动反倾销，对国内相关产业发展和工人就业会立即产生重大影响。所以我们要努力提高出口商品中工业制成品的比重，提高出口产品的供给弹性，同时也要注意技术引进和产品研发，注重质量，创品牌效应，提高出口商品的技术含量，减少高科技产品如光学、医疗、精密仪器和设备等对国外的依赖，通过在进出口两方面的努力来减轻人民币升值对我国贸易的不利影响。

第三，积极推进对外贸易创新，降低我国进出口贸易的国别依赖。要进行贸易观念上的创新。目前我国的出口仍以价格为主要竞争手段，包括人民币价值低估造成的出口产品外币价格较低和出口企业竞相压价，使许多产品不断招致反倾销调查和制裁，导致一些出口市场萎缩，同时，出口数量优势难以转化为收入优势和利润优势。这种观念必须转变，要重新评估出口对经济的促进作用，不将危机转嫁到国外，使经济增长真正回到主要依靠国内市场，经济发展利用国际市场的轨道上来

第四，健全外贸服务体系。国家应该健全外贸服务体系，扫除非市场障碍。非市场因素对企业出口贸易有很大的影响，政府部门应在行业政策调控、提高办事效率、规范经济秩序、避免低水平竞争、提高海关通关速度、切实落实出口优惠政策、加快退税等方面，努力为企业营造“软环境”，避免企业受到不必要的损失，为企业树起坚实的“保护伞”。这里，建议充分发挥政府职能，健全外贸服务体系，如重点跟踪落实国家和省里的出口退税政策，用好各项扶持政策；加强应对贸易技术壁垒和反倾销工作，做好进出口公平贸易和维护产业安全工作；积极宣传有关促进外贸出口的鼓励政策，最大限度地调动民营、国有、外资企业的出口积极性，培育出口大户，扩大出口规模。

（三）外贸企业自身的应对措施

第一，优化出口产品结构，提高产品的技术含量和附加值，增强产业竞争力。企业要加快产品结构调整步伐，进一步转换经营机制，努力提高出口产品的竞争力。汇率机制改革后，出口企业如果不能摆脱以往低科技含量、低附加值、低出口价格的“三低局面”，将很容易减少其在国际市场所占的份额。因此，出口企业应加强技术创新、管理创新和品牌创新，提高产品的科技含量和附加值，提高劳动生产率等措施，从根本上提高出口企业的竞争力。另外，挖掘内部潜力，降低产品成本，提高经济效益。为节省不必要的费用，大多数出口企业应从抓内部管理入手，充分挖掘内部潜力，降能节耗，尽量减少原材料采购环节，降低采购成本，提高生产效率。在世界经济全球化的今天，中国企业面临的是与世界品牌竞争的市场。出口企业要尽快提高出口产品档次，提升产品的品牌内涵和设计能力，创建出口产品品牌优势，走高端名牌之路。只有这样才能避免国外频繁以反倾销、特保等措施来给中国企业施压。

第二，增强规避汇率风险的意识和能力。一方面，出口企业应积极应用汇率避险工具，包括及时结算现有的外汇；使用多币种开展业务；加强银企协作，利用银行提供的远期结汇、外汇期货产品、外汇期权产品、互换产品金融工具以及信息咨询财务顾问服务，来规避汇率风险。另一方面，出口企业应逐步进行资源整合，合理利用财务杠杆，通过收购兼并等手段，适度加大海外扩张的步伐，建立全球化生产贸易体系。这样可以提高对汇率变动的抵抗能力，减少个别市场波动带来的影响。

进出口贸易论文篇2

一、问题的提出美国和欧盟于2009年6月23日就中国限制部分工业原材料出口向世界贸易组织提出申诉，要求与中国在世贸组织争端解决机制下展开磋商，墨西哥于8月21日也提出同样磋商请求。美欧申诉书中提到的原材料包括矾土、焦炭、氟石、镁、碳化硅、金属硅、黄磷和锌等。美欧认为，中国对这些产品采取的出口配额、出口税以及最低出口限价等措施对美欧利益造成损害，也违反世贸组织规则和中国加入世贸组织时所作的承诺。中国商务部有关负责人随即作出回应，表示中国有关原材料出口政策的主要目的是保护环境、保护自然资源，中方的相关政策符合世贸组织规则和入世承诺，称中方将根据世贸组织争端解决程序妥善处理有关美欧的磋商请求。美欧的申诉提出了一个重大问题，即一国有无权利管制本国产品出口。在经济全球化和国际金融危机大背景下的今天，有充分理由相信这类问题还会接踵而至，一旦“安全阀”失控，贸易管制被突破，其负面影响不可低估。所以，对这一问题的正本清源与据理力争应具有重大的理论和现实意义。本文拟从进出口贸易管制的历史角度，分析研讨WTO和我国外贸法的相关规定，结合主要贸易大国进出口贸易管制的理论与实践，对上述问题谈谈笔者的看法，供理论研究与实务部门参考。二、贸易管制：政府一项义不容辞的重大职责对外贸易离不开对外贸易管制（READE REGULATION，亦称“管理”、“规制”），因为对外贸易活动是一种涉外经济活动，而涉外经济活动必然产生涉外经济关系，在纵向层面这种关系由国家或政府颁布的具有公法性质的法律和政策加以调整和管理。纵观国际贸易的发展史，自古以来贸易管制一直处于商务外交的中心，早期的贸易协定在处理领土与和平问题的同时就规制贸易管理。一国政府对其进出口贸易实施管制由来已久，世界各国无一例外地采取各种形式对本国的对外贸易活动加以规范。可以说，一国政府通过立法和政策管制进出口贸易，依法保护本国的产业和市场，维护国家的至高利益，长期以来都是政府的一项义不容辞的重大职责。政府运用法律和政策手段，对货物和技术的进出口、服务贸易的准入、关税的征收、外汇的使用、商品的检验检疫等实施管制。这些管制的措施和手段，在不同的历史时期虽然其形式和程度有所不同，但从实质上分析都充分体现了一国经济发展水平和处理对外贸易关系的总政策，成为政府管理和监督对外贸易强有力的工具。以申诉方之一的美国贸易管制史为例，从政治独立走向产业壮大、经济强盛乃至独霸天下，美国第25任总统麦金利做了精彩的诠释：“美国成为世界第一工业生产大国，靠的是坚持了几十年的关税保护政策。”美国在建国之初，汉密尔顿就力主借保护贸易走工业化道路，激励年轻的美国发展制造业，与欧洲一比高低。美国政府通过了一系列的立法和贸易管制政策，促进制造业发展，促进商业和航运的发展。这些贸易管制立法和政策主要包括：征收保护性关税、禁止竞争性产品进口、禁止制造业原材料出口、向制造业发放补贴和奖金、免除或返还制造业原料进口税、鼓励发展和引进新技术和机器、加强对制成品的质量检验、提供便利汇兑和信贷、改善国内交通设施等1项措施。随后，“禁运、战争、高关税”助推美国日益强盛。特别是保护性关税，提升为美国的核心贸易管制国策，一直延伸至第二次世界大战结束。二战后，美国赢得了“自由贸易”的资格，凭借其雄霸世界的实力，开始在国际贸易自由化进程中扮演“导演”和“警察”的角色，表明“致力于废除国际贸易中任何形式的歧视待遇，并削减关税以及其他形式的贸易壁垒。”但是，从战后国际经济新秩序创建初始，“利己主义”便渗透于美国的贸易管制政策，“国家安全”被置为美国贸易管制的突出地位，对于共产主义国家的贸易美国更是严加管制。如1948年美国针对所谓“战略性物质”拟定的一律禁止类和需要出口许可证类两张清单，包括了美国全部出口商品2700大类中的2300大类。 GATT的多轮谈判，美国在公平贸易的大旗下，一方面根据自身利益的需要植入大量非关税壁垒措施于国际多边贸易法律制度，另一方面又利用其独特地位寻求例外性待遇，着眼于打开他国市场大门从而保护本国的产业和市场。从农产品、纺织品贸易长期游离于GATT，以及美国与他国不胜枚举的“自动出口限制”等“灰色措施”便可窥一斑而见全豹。据统计，仅在1985年，美国参众两院共提出了530项法案，其中半数以上是要求征收反补贴税、实现进口限制、提高关税以及与涉案国家达成“自动出口限制协议”的贸易管制法案。乌拉圭回合谈判及WTO的实践更是历历在目，从服务贸易、知识产权、投资措施及传统贸易规则的修订，美国谈判团队的作为和表现无不深深打上美国贸易管制的烙印，体现美国国家利益至上的原则。以上对美国贸易管制发展史的简要回顾与评介，表明美国一贯奉行的贸易管制政策，无论是在单边还是多边贸易体制框架内，是充分服务于美国的产业和市场的，一刻也离不开美国的国家至高利益。三、中国限制部分原材料出口符合贸易管制规则必须指出，正如美国等西方国家有权按照本国的贸易管制政策和法律对其进出口贸易进行管制一样，中国政府也有权按照自己的政策和法律对本国的进出口贸易实施管制。在管制与反管制的论战中，西方国家从保护国内产业出发纷纷发表指责中国政府的评论，媒体也借题发挥，“妖魔化”中国的进出口贸易管制措施，诸如 “中国对原材料的限制扰乱了竞争，推高了国际价格，让欧美企业的处境更为艰难” 、“中国对炼焦煤等原材料实施的出口关税扰乱了国际市场，损害了欧美的钢铁等产品制造商的利益”等等。为迫使中国政府取消业已实施的出口贸易管制措施，美欧还不断挑起新的贸易摩擦，加大对中国的外交抗议力度。如美国商务部随后在10天之内宣布三起针对中国反倾销反补贴调查，涉及中国出口产品均高达1亿美元左右。同年9月11日，美国总统奥巴马又签署法令，对涉及20亿美元、影响中方10万人就业、从中国进口的所有小轿车和轻型卡车轮胎征收为期3年的惩罚性关税等等，其贸易摩擦力度不断升级、前所未有。以上种种论调与做法无不表明了发达国家在“公平贸易”旗帜下一贯的保护贸易理念，以及国际规则“为我所用”、“利益至上”的惯常行径，值得我们深思、警惕与回击。中国对部分原材料的出口贸易管制真的如欧美国家所言有悖WTO规则吗？回答当然是否定的。笔者认为，我国的出口贸易政策完全符合WTO规则，符合世界各国包括欧美贸易大国的出口贸易管制之实践，具有国际法和国内法的法律依据。第一，政府管制贸易属于国际法所允许的政府一项重大社会职能（见前一部分）。第二，政府管制出口贸易并不违背WTO的总体方针。WTO旨在“开放市场”，主要规范进口贸易措施。WTO的基本职能通常表述为“开放市场、制定规则、解决争端”。所谓“开放市场”，即指通过实施“无歧视”、“透明度”、“一般取消数量限制”等基本原则来降低关税、撤除非关税壁垒、放松贸易管制，给国外的进口产品与服务提供一个自由竞争、公平贸易的平台和竞技场，扫除进口贸易障碍，为进口产品与服务打开“绿色通道”。在这一总方针下，WTO致力于削减并约束关税，撤除并规范非关税壁垒，有条件地开放服务贸易市场，保护知识产权及贸易等。所以，WTO所制定的各项基本原则以及各领域的具体协议，无不围绕着“开放国内市场”而运作。第三，中国政府的管制措施符合中国外贸法的相关规定。新修订的《中华人民共和国对外贸易法》第16条明确规定，“国家基于下列原因，可以限制或者禁止有关货物、技术的进口或者出口”，这些特定原因共计11项之多。其中“国内供应短缺或者为有效保护可能用竭的自然资源，需要限制或禁止出口的”的规定，明确授权政府对“可能用竭的自然资源”在必要时实施限制甚至禁止出口。可见，中国政府对部分不可再生的自然资源实施出口限制，完全符合中国外贸法的相关规定，是行使法律赋予的合法权利的行政行为。最后，国际贸易历史上各个国家在不同阶段实施的限制、禁止出口的大量案例，也可以作为我国政府援引参照的依据。在国际贸易的发展史上，西方贸易大国为保护和发展国内产业，保护本国自然资源，对本国的重要工业原料、战略资源物资特别是战略性高新技术及设备，实施出口限制或者出口禁止的案例比比皆是、数不胜数。时至今日，美欧等西方国家的所谓高新技术及产品，对中国仍实现严格的出口管制，美国仍然保留了一些冷战时期限制与前苏联等国家贸易的法律。我们赞成“公平贸易”，但主张权利义务平衡，决不能接受“双重标准”！四、中国限制部分原材料出口没有违背WTO相关规定 1. WTO规则主要针对成员进口贸易管制措施。正如前述，WTO其宗旨是“开放市场”，帮助产品制造者、服务提供者和进出口商进行商业活动，促进世界经济增长，并在世界范围内扩大贸易和投资，增加就业和收入。就货物贸易的“开放市场”而言，WTO规则针对的主要是一国的进口贸易管制措施，即：约束进口关税，约束非关税措施，对他国的进口货物开放国内市场。否则，简单地把一国的出口管制措施与进口管制措施混为一谈，不分轻重缓急和原则例外，牵强附会一概将其置于WTO多边贸易体制的“自由贸易原则”之下，这种理解和强求是不符合WTO“开放市场”的初衷的，也不符合GATT/WTO的理论与实践。 2. 中国实行限制部分原材料出口措施符合WTO“最惠国待遇”与“国民待遇”原则。众所周知，最惠国待遇与国民待遇构成WTO的基石。最惠国待遇本质上意味着一成员平等地对待其他成员，不在成员之间实现歧视待遇。国民待遇要求平等地对待外国和本国的产品和服务，在出口成员和进口成员之间实现非歧视待遇。在货物贸易领域，WTO的“最惠国待遇”原则，要求成员给予任何其他国家产品的关税优惠，或其他与产品有关的优惠、优待、特权或豁免，均应立即和无条件地给予其他成员的相同产品（GATT第1条）。“国民待遇”原则要求成员不对进口产品征收超过对本国同类产品所征收的国内税与其他国内费用等（GATT第3 条）。WTO的“最惠国待遇”与“国民待遇”原则，在货物贸易领域主要针对和规范的是进口产品，通过平等对待其他成员的进口产品，平等对待外国产品与本国的同类产品，达到开放本国市场之目的。显然，中国政府的相关管制出口措施及其具体实施是遵循上述规则的。 3.限制部分原材料出口并未违反“一般取消数量限制”的规定。鉴于禁止数量限制是实现贸易自由化的一种基本理念和奋斗目标，同时考虑兼顾各国不同的眼前利益，尤其要兼顾涉及一国国计民生大计或特别紧急情况，WTO作出了“原则+例外”的“普遍取消数量限制”的规定（GATT第11条）。认真研究不难发现，WTO在规定了“普遍禁止”的同时，又作出了几项重大例外规定。其中一个规定，就是当涉及出口产品“国内供货短缺”、“可用竭的资源”、“农林渔矿产品”等，在一国国内市场“紧急”和“必须”的情况下，出口成员政府有权采取措施限制产品出口。由此可见，中国政府限制部分原材料出口并未违反WTO“一般取消数量限制”的规定。 4.中国政府所采取之措施还完全符合WTO货物贸易法（GATT）第20条“一般例外”和第21条“安全例外”之规定。WTO货物贸易法（GATT）有关“一般例外”和“安全例外”的规定值得认真研究与探讨，特别是其中“与保护可用尽的自然资源有关的措施”的规定，对发展中国家具有极为重要的意义。事实上，我国新修订的《中华人民共和国对外贸易法》，有关贸易管制措施的例外规定及我国的贸易管制实践，与WTO货物贸易法“一般例外”、“安全例外”的规定是完全一致的，也符合WTO的宗旨和实践。综上所述，我国政府对部分不可再生资源原材料出口实施一定的出口限制，是依法行使其行政权力的合法行为，这些措施既遵循了我国外贸法的规定，也符合WTO的规则，具有国际法和国内法的依据。同时，与国际贸易的理论与实践也是完全一致的

进出口贸易论文篇3

摘要：本文在回顾了国内外关于对外直接投资与对外贸易关系的理论和文献的基础上，利用浙江省1989-2005年宏观经济数据，对浙江省对外直接投资与对外贸易关系进行了实证研究。分析结果表明，浙江省对外直接投资与对外贸易存在长期稳定关系，短期均衡关系显著，对外直接投资对进出口贸易产生了积极的促进作用，两者之间存在较强的互补关系。 投资，贸易-[飞诺网FENO.CN] 论文关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型  改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。 一、文献回顾 迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell，1957)；二是以小岛清 (1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。 从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter 和 Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983) 和Svensson (1984) 对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析，指出它们之间表现为替代性还是互补性，依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的，那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的，那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析，而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析，最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。 > 上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。 二、实证分析 （一）数据选取 由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为， FFDI 在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题，同理，浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI )。同时浙江省经济增长较快，其影响不容忽视，于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。 （二）时间序列的平稳性检验 在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。 综上所述，序列lnEX、lnIM、 lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。 （三）协整检验 近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆，2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型： lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t （1） lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t  综合考察这些变量之间的协整关系，并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。 对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论： 浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。 由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。 由回归方程(2)可知， CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长，说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化，需要进口的原料更多地来自本土，从国外的进口减少了。（四）误差修正模型 误差修正模型（Error Correction Model）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。 由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下： 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） 在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。 在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。 三、结论与建议 通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：（1）从长期关系看， CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内，对外直接投资在浙江省已经逐渐转型，从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的，无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。 从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GD P与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成，1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易威胁论（张如庆，2005），从而进一步促进对外贸易的发展。 纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比，比重还很小，2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2011年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的，也是可行的。 从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著，证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成，1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华，2004)。由于其规模太小，对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。 本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。 从浙江省当前贸易战略出发，政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠，从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施，而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策，使浙江省企业步入国际化发展阶段，逐步建立自己的跨国公司，提升产业结构。 对企业界而言，加入WT0 后，国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈，如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场，那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识，积极“走出去”，进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。

进出口贸易论文篇4

摘要:国际间的技术扩散通过进口贸易这一形式作为一个重要的溢出渠道，其效果已经越来越显著｡我国的进口贸易通过国外研发的投入，极大地促进了新技术的流动和知识的传播｡通过利用Lichtenberg & Potterie模型并加入人力资本因素对模型改进后发现，国内研发投入对我国全要素生产率的作用一般，国外研发投入对提高我国全要素生产率有明显的作用｡关键词:技术溢出;全要素生产率;LP模型 Abstract: International technology diffusion through the import trade as an important form of the spillover channels， the effect has been more significant. By China＇s import trade through foreign investment in R&D， new technology has greatly promoted the flow and the dissemination of knowledge. This paper uses Lichtenberg & Potterie model to deal with the dataes， proves that the foreign investment in R&D significantly improve total factor productivity(TFP)， and inspects the domestic R&D to the role of China＇s total factor productivity in general， and the end， put forward a proposal on this basis. Key Words: technology spillover; TFP; LP model 一､引言所谓的技术溢出，是指跨国企业在实现技术的当地化过程中，通过技术的非自愿扩散，促进了当地企业技术和生产力的提高｡在开放经济下，国际贸易被视为国际技术传递和扩散的最主要渠道之一，发展中国家由于受资金､科研､技术等原因的限制，采取同世界技术领先的发达国家进行有关新技术和新产品的国际贸易来吸收国外的先进技术，更是一种缩短其与发达国家之间技术差距的捷径｡一国通过进口贸易不仅可以购买高质量的外国最终制成品，而且还可以通过引入国外先进的中间产品来提高本国生产活动的技术含量｡可见，与出口贸易相比，进口贸易是一种更为直接的技术扩散的外溢的方式｡ Coe等人(1997)的研究表明，国际贸易是经济体之间技术转移和扩散的一条重要渠道，国际技术扩散及技术溢出借助于进口贸易促进国内经济水平的提高主要是基于中间品的进口和国际技术转移｡Keller(2002)估算出研发活动对一个产业生产力增长的贡献中，来自本产业的研发占50%，来自国内其他产业占了20%，来自国外的研发占到了30%｡在开放的经济条件下，贸易伙伴国的研发活动通过进口贸易对本国的全要素生产率的提高没有特别显著的作用｡国内外大量研究表明，能够标示着经济水平发展的一国的全要素生产率的变化不仅依赖于本国的R&D存量，还依赖于外国的R&D存量｡这也就是说，一国国内的研发行为可以直接促进本国的技术进步，同时，与本国进行贸易的其他国家的研发行为也可以通过国际贸易这一渠道产生技术溢出，进而直接或间接作用于本国的技术进步｡本文选取了1981—2001年的数据，根据LP模型考虑了人力资本来研究进口贸易的溢出效应对我国的影响｡同时，通过确定最符合当前中国的实际资本产出弹性来进行实证分析｡二､模型的建立 CH95模型是刻画技术进步与贸易关系的重要模型，它是由Coe和Helpman于1995年在Grossman和H elpman的创新驱动增长理论模型的基础上提出的，通过将进口份额作为权重构建国外R&D存量，第一次就贸易对一国TFP的影响进行了分析，并从实证角度考察了来自贸易伙伴R&D的投入如何通过进口贸易这个渠道产生技术外溢进而影响本国的技术进步的｡其表达形式如下: log(F：)=c：+α：：logS：：+α：：log(S：：)+ε：(1) S：：=：：·S：： M：=：M：其中，S：：表示CH95方法计算出来的t时刻国家i的外国研发资本存量，M：表示国家i在t时期从贸易伙伴国j进口的总额，M：表示国家i在t时期从所有贸易伙伴国进口的总额｡S：：表示国家i在t时期国内的研发资本存量｡ CH95模型虽然采用进口份额对贸易伙伴国的R&D进行加权的方法普遍被研究进口贸易技术溢出效应的学者们使用，但是，CH95存在了设定偏误，即用以测度国外研发存量溢出的方法按照CH95模型，如果将两个国家合并成一个国家，就会得出合并后溢出的研发资本远远大于合并前两国分别溢出的研发资本之和，对于这一结果显然难以做出合理的解释｡针对这个结果，Lichtenberg和Potterie(后文简称:LP)(1996)指出，Coe和Helpman计算国外研发存量采用的加权方法存在“总量偏差”｡为了减小这种偏差，LP提出了以贸易伙伴国的总产出替代本国的进口总额作为权重，这样既能体现国际研发溢出的方向，又可反映其密度大小｡其计算公式为: S：：=：：·M：(2) 其中，S：：表示LP方法计算出来的t时刻国家i的外国研发资本存量，：表示国家j在t时期产出的R&D资本密集度｡基于以上，本文确定的测度我国进口贸易溢出的模型为: log(F：)=c：+α：：logS：：+α：：log(S：：)+ε：(3) 此外，由于知识的非垄断性或非专有性等特征，使技术型员工的流动成为技术溢出的一条重要路径，且通过技术工人之间面对面的接触而获得大量的技术信息，使人力资本流动所产生的技术溢出现象更加明显｡同时，人力资本在新产品方面贡献了自己的力量也使得本国技术得以进步｡在运用LP模型测算进口贸易溢出所带来影响的同时，本文也把人力资源对TFP所产生的影响加入模型中｡我们将TFP定义为下面的柯布—道格拉斯形式: F：=A：S：：=：(4) 其中，A：为技术水平，Y：为总产出，K：为资本存量，L：为劳动力，H：为人力资本，α为劳动产出弹性，β为资本产出弹性｡三､数据的准备与处理我们将TFP定义为下面的柯布—道格拉斯形式: 本文主要采用我国1981—2001年的数据来对我国进口贸易技术溢出加以分析研究｡ 1. 全要素生产率TFP (1)Y､L的数据可直接来源于《中国统计年鉴》各册｡ (2)K的确定，我们根据每年的固定资产投资额，采用永续盘存法来进行计算每年中国的资本存量数值(1981年为不变价)，公式为: K：=(1-δ：)K：+I：/P：其中，δ：表示资本折旧率，我们取值为7%，P：表示投资价格指数(1981=1)，I：表示为每年的名义固定资产投资额｡ (3)H的来源是依据Yan Wang， Yudong Yao(2003)所提到的公式计算得出: H：=(1-δ：)H：+(PRI：-JUNIOR：) H：=(1-δ：)H：+(JUNIOR：-SENIOR：-SPECIAL：) H：=(1-δ：)H：+(SENIOR：-HIGH：) H：=(1-δ：)H：+SPECIAL： H：=(1-δ：)H：+HIGH： H：=(5H：+8H：+11H：+10H：+14.5H：)/Pop：数据来源于《新中国五十年统计资料汇编》，《中国统计年鉴》，《中国人口统计年鉴》｡ (4)在计算中国的资本产出弹性时，考虑到在超越对数生产函数假设下，资本产出弹性将会随技术或资本密集程度的改变而变化，因而不同地区､不同时期的资本产出弹性也可能不同，因此α､β的取值依据了傅晓霞､吴利学(2006)加入人力资本的测算计算结果，分别取值为:α=0.306，β=0.694｡ 2.我国国内R&D资本存量S：我国对R&D的支出统计是从1987年开始的，我国在1987年以前的研发投入一直是以政府财政科研拨款的形式存在，因此1981—1986年的数据采用这一项数据，从1987年后的数据来源于《中国科技年鉴》｡ 3.国外R&D资本存量S：由于2002年，OECD的研发总量占全世界研发投入总量的82%左右(合652亿美元)，而其中又以G-7国家的研发总量所占份额最大，占OECD研发总额的83%，美国､日本､德国又综合占到了OECD研发总额的2/3｡特别是到2001年，日本､美国､欧盟中的国家在我国进口来源和在进口比重上都占了较大份额｡因此，本文采用G-7国家的研发数据对进口贸易溢出进行测算｡四､计量结果与政策建议利用所需要的数据，通过使用Eviews3.1软件对论文中的LP模型进行了回归，结果如上表所示｡首先，我们不难看出，以进口贸易作为溢出渠道的国外研发资本存量对我国全要素生产率的增长有着很强的促进作用｡国外研发存量每溢出一个单位，我国全要素生产率的水平就能相应地提高1.135个单位，这与贸易增长理论是一致的｡之所以得出这一结论，主要是由于全球经济一体化，使得国外先进的创新知识不可避免地在全球范围内扩散｡贸易尤其是有形的资本品贸易成为了知识溢出的载体，而这些溢出的知识增加了我国的资本存量｡从而促进我国全要素生产率的增长｡其次，计量结果显示出我国研发投入对我国全要素生产率的增长作用不是很明显，这可能主要是因为在1987年以前我国没有专项运用于研发的经费投入，而且在改革开放初期到20世纪90年代这一较长时期，我国主要是以加工为主的贸易形式较多，没有给予独立自主研发更多的资金支持和技术应用，从而致使我国虽然在20世纪90年代后期快速进行研发投入，但是，对我国的全要素生产率的贡献不是占主导地位｡为了对比看出人力资本对我国全要素生产率的贡献，又将模型剔除了人力资本这一变量进行计算，结果如下所示: 将此计量结果与之前的结果相比较，我们可以看出忽略了人力资本要素会高估国外溢出研发存量对我国全要素生产率的贡献｡在剔出了人力资本变量的结果中，国外研发资本存量的溢出对我国全要素生产率的弹性为1.169，加入了人力资本变量的结果，国外研发资本存量的溢出对我国全要素生产率的弹性为1.135｡通过以上分析，我们有以下建议: 我国在稳步扩大对外贸易的同时，要扩大与研发投入实力雄厚的国家进行贸易活动，特别是G-7国家的国际间贸易｡因为在对外贸易的同时，通过国家间贸易渠道而产生的技术溢出､知识溢出都能够为我国的全要素生产率增长带来极大的推动力｡同时，我国自身的研发投入应大力加强｡一方面，可以为增长我国的全要素生产率做出贡献，另一方面，可以帮助我国更好地吸收､消化､引进那些尖端或是高科技含量更高､更专业的新型技术和知识，进而创新出我国的新技术｡另外，加强本国研发投入不仅要重视资金的投入，还要重视人才的投入和投资｡如果我国的高级人才流失太快､或是具有高等知识教育程度的人才所占比例不高，那么，我国的全要素生产率的发展也会进展缓慢｡人力资本的流动可以带来新技术，也可以让高新技术流失，所以，我们在注重人力资本的质量和加大对人才培养的同时，也要把人才留住｡ European Economic Review 39，1995. Wang， Y. and Yao，Y. Sources of China＇s Economic Growth 1952—1999: Incorporating Human Capital Accumulation[J]. China Economic Review， 2003， Vol.14， pp.32-52. Kokko， A. Technology， Market Characteristics， and Spillovers[J].Journal of Development Economics，1994，(32):279-293. Romer P. M.. Endogenous technical change[J].Journal of Political Economy，1990，(98):71-102. Griliches，Z.. Productivity puzzles and R&D： Another no explanationJ].Journal of Economic Perspectives″，1988，(2):9-21. 傅晓霞，吴利学.全要素生产率在中国地区差异中的贡献[J].世界经济，2006，(9):12-22. 郭庆旺，贾俊雪.中国潜在产出与产出缺口的估算[J].经济研究，2004，(5):31-39. 郭庆旺，贾俊雪.中国全要素生产率的估算[J].经济研究，2005，(6):51-60. 海闻，P.林德特，王新奎.国际贸易[M].上海:上海人民出版社，2003:20-21. 何洁.外商直接投资对中国工业部门外溢效应的进一步精确量化[J].世界经济，2000，(12):29-36. [11] 方希桦，包群，赖明勇.国际技术溢出:基于进口传导机制的实证研究[J].中国软科学，2004，(7):58-64.

进出口贸易论文篇5

所谓的技术溢出,是指跨国企业在实现技术的当地化过程中,通过技术的非自愿扩散,促进了当地企业技术和生产力的提高｡在开放经济下,国际贸易被视为国际技术传递和扩散的最主要渠道之一,发展中国家由于受资金､科研､技术等原因的限制,采取同世界技术领先的发达国家进行有关新技术和新产品的国际贸易来吸收国外的先进技术,更是一种缩短其与发达国家之间技术差距的捷径｡一国通过进口贸易不仅可以购买高质量的外国最终制成品,而且还可以通过引入国外先进的中间产品来提高本国生产活动的技术含量｡可见,与出口贸易相比,进口贸易是一种更为直接的技术扩散的外溢的方式｡

Coe等人(1997)的研究表明,国际贸易是经济体之间技术转移和扩散的一条重要渠道,国际技术扩散及技术溢出借助于进口贸易促进国内经济水平的提高主要是基于中间品的进口和国际技术转移｡Keller(2002)估算出研发活动对一个产业生产力增长的贡献中,来自本产业的研发占50%,来自国内其他产业占了20%,来自国外的研发占到了30%｡在开放的经济条件下,贸易伙伴国的研发活动通过进口贸易对本国的全要素生产率的提高没有特别显著的作用｡

国内外大量研究表明,能够标示着经济水平发展的一国的全要素生产率的变化不仅依赖于本国的R&D存量,还依赖于外国的R&D存量｡这也就是说,一国国内的研发行为可以直接促进本国的技术进步,同时,与本国进行贸易的其他国家的研发行为也可以通过国际贸易这一渠道产生技术溢出,进而直接或间接作用于本国的技术进步｡

本文选取了1981—2001年的数据,根据LP模型考虑了人力资本来研究进口贸易的溢出效应对我国的影响｡同时,通过确定最符合当前中国的实际资本产出弹性来进行实证分析｡

二､模型的建立

CH95模型是刻画技术进步与贸易关系的重要模型,它是由Coe和Helpman于1995年在Grossman和Helpman的创新驱动增长理论模型的基础上提出的,通过将进口份额作为权重构建国外R&D存量,第一次就贸易对一国TFP的影响进行了分析,并从实证角度考察了来自贸易伙伴R&D的投入如何通过进口贸易这个渠道产生技术外溢进而影响本国的技术进步的｡其表达形式如下:

log(F：)=c：+α：：logS：：+α：：log(S：：)+ε：(1)

S：：=：：·S：：

M：=：M：

其中,S：：表示CH95方法计算出来的t时刻国家i的外国研发资本存量,M：表示国家i在t时期从贸易伙伴国j进口的总额,M：表示国家i在t时期从所有贸易伙伴国进口的总额｡S：：表示国家i在t时期国内的研发资本存量｡

CH95模型虽然采用进口份额对贸易伙伴国的R&D进行加权的方法普遍被研究进口贸易技术溢出效应的学者们使用,但是,CH95存在了设定偏误,即用以测度国外研发存量溢出的方法按照CH95模型,如果将两个国家合并成一个国家,就会得出合并后溢出的研发资本远远大于合并前两国分别溢出的研发资本之和,对于这一结果显然难以做出合理的解释｡针对这个结果,Lichtenberg和Potterie(后文简称:LP)(1996)指出,Coe和Helpman计算国外研发存量采用的加权方法存在“总量偏差”｡为了减小这种偏差,LP提出了以贸易伙伴国的总产出替代本国的进口总额作为权重,这样既能体现国际研发溢出的方向,又可反映其密度大小｡其计算公式为:

S：：=：：·M：(2)

其中,S：：表示LP方法计算出来的t时刻国家i的外国研发资本存量,：表示国家j在t时期产出的R&D资本密集度｡

基于以上,本文确定的测度我国进口贸易溢出的模型为:

log(F：)=c：+α：：logS：：+α：：log(S：：)+ε：(3)

此外,由于知识的非垄断性或非专有性等特征,使技术型员工的流动成为技术溢出的一条重要路径,且通过技术工人之间面对面的接触而获得大量的技术信息,使人力资本流动所产生的技术溢出现象更加明显｡同时,人力资本在新产品方面贡献了自己的力量也使得本国技术得以进步｡在运用LP模型测算进口贸易溢出所带来影响的同时,本文也把人力资源对TFP所产生的影响加入模型中｡

我们将TFP定义为下面的柯布—道格拉斯形式:

F：=A：S：：=：(4)

其中,A：为技术水平,Y：为总产出,K：为资本存量,L：为劳动力,H：为人力资本,α为劳动产出弹性,β为资本产出弹性｡

三､数据的准备与处理

我们将TFP定义为下面的柯布—道格拉斯形式:

本文主要采用我国1981—2001年的数据来对我国进口贸易技术溢出加以分析研究｡

1.全要素生产率TFP

(1)Y､L的数据可直接来源于《中国统计年鉴》各册｡

(2)K的确定,我们根据每年的固定资产投资额,采用永续盘存法来进行计算每年中国的资本存量数值(1981年为不变价),公式为:

K：=(1-δ：)K：+I：/P：

其中,δ：表示资本折旧率,我们取值为7%,P：表示投资价格指数(1981=1),I：表示为每年的名义固定资产投资额｡

(3)H的来源是依据YanWang，YudongYao(2003)所提到的公式计算得出:

H：=(1-δ：)H：+(PRI：-JUNIOR：)

H：=(1-δ：)H：+(JUNIOR：-SENIOR：-SPECIAL：)

H：=(1-δ：)H：+(SENIOR：-HIGH：)

H：=(1-δ：)H：+SPECIAL：

H：=(1-δ：)H：+HIGH：

H：=(5H：+8H：+11H：+10H：+14.5H：)/Pop：

数据来源于《新中国五十年统计资料汇编》,《中国统计年鉴》,《中国人口统计年鉴》｡

(4)在计算中国的资本产出弹性时,考虑到在超越对数生产函数假设下,资本产出弹性将会随技术或资本密集程度的改变而变化,因而不同地区､不同时期的资本产出弹性也可能不同,因此α､β的取值依据了傅晓霞､吴利学(2006)加入人力资本的测算计算结果,分别取值为:α=0.306,β=0.694｡

2.我国国内R&D资本存量S：

我国对R&D的支出统计是从1987年开始的,我国在1987年以前的研发投入一直是以政府财政科研拨款的形式存在,因此1981—1986年的数据采用这一项数据,从1987年后的数据来源于《中国科技年鉴》｡

3.国外R&D资本存量S：

由于2002年,OECD的研发总量占全世界研发投入总量的82%左右(合652亿美元),而其中又以G-7国家的研发总量所占份额最大,占OECD研发总额的83%,美国､日本､德国又综合占到了OECD研发总额的2/3｡特别是到2001年,日本､美国､欧盟中的国家在我国进口来源和在进口比重上都占了较大份额｡因此,本文采用G-7国家的研发数据对进口贸易溢出进行测算｡

四､计量结果与政策建议

利用所需要的数据,通过使用Eviews3.1软件对论文中的LP模型进行了回归,结果如上表所示｡

首先,我们不难看出,以进口贸易作为溢出渠道的国外研发资本存量对我国全要素生产率的增长有着很强的促进作用｡国外研发存量每溢出一个单位,我国全要素生产率的水平就能相应地提高1.135个单位,这与贸易增长理论是一致的｡之所以得出这一结论,主要是由于全球经济一体化,使得国外先进的创新知识不可避免地在全球范围内扩散｡贸易尤其是有形的资本品贸易成为了知识溢出的载体,而这些溢出的知识增加了我国的资本存量｡从而促进我国全要素生产率的增长｡

其次,计量结果显示出我国研发投入对我国全要素生产率的增长作用不是很明显,这可能主要是因为在1987年以前我国没有专项运用于研发的经费投入,而且在改革开放初期到20世纪90年代这一较长时期,我国主要是以加工为主的贸易形式较多,没有给予独立自主研发更多的资金支持和技术应用,从而致使我国虽然在20世纪90年代后期快速进行研发投入,但是,对我国的全要素生产率的贡献不是占主导地位｡

为了对比看出人力资本对我国全要素生产率的贡献,又将模型剔除了人力资本这一变量进行计算,结果如下所示:

将此

计量结果与之前的结果相比较,我们可以看出忽略了人力资本要素会高估国外溢出研发存量对我国全要素生产率的贡献｡在剔出了人力资本变量的结果中,国外研发资本存量的溢出对我国全要素生产率的弹性为1.169,加入了人力资本变量的结果,国外研发资本存量的溢出对我国全要素生产率的弹性为1.135｡

通过以上分析,我们有以下建议:

我国在稳步扩大对外贸易的同时,要扩大与研发投入实力雄厚的国家进行贸易活动,特别是G-7国家的国际间贸易｡因为在对外贸易的同时,通过国家间贸易渠道而产生的技术溢出､知识溢出都能够为我国的全要素生产率增长带来极大的推动力｡

同时,我国自身的研发投入应大力加强｡一方面,可以为增长我国的全要素生产率做出贡献,另一方面,可以帮助我国更好地吸收､消化､引进那些尖端或是高科技含量更高､更专业的新型技术和知识,进而创新出我国的新技术｡

另外,加强本国研发投入不仅要重视资金的投入,还要重视人才的投入和投资｡如果我国的高级人才流失太快､或是具有高等知识教育程度的人才所占比例不高,那么,我国的全要素生产率的发展也会进展缓慢｡人力资本的流动可以带来新技术,也可以让高新技术流失,所以,我们在注重人力资本的质量和加大对人才培养的同时,也要把人才留住｡

参考文献:

[1]CoeandHelpman，InternationalR&DSpillovers[J].EuropeanEconomicReview39，1995.

[2]Wang，Y.andYao，Y.SourcesofChina＇sEconomicGrowth1952—1999:IncorporatingHumanCapitalAccumulation[J].

ChinaEconomicReview，2003，Vol.14，pp.32-52.

[3]Kokko，A.Technology，MarketCharacteristics，andSpillovers[J].JournalofDevelopmentEconomics，1994,(32):279-293.

[4]RomerP.M..Endogenoustechnicalchange[J].JournalofPoliticalEconomy,1990,(98):71-102.

[5]Griliches,Z..ProductivitypuzzlesandR&D：AnothernoexplanationJ].JournalofEconomicPerspectives″，1988,(2):9-21.

[6]傅晓霞,吴利学.全要素生产率在中国地区差异中的贡献[J].世界经济,2006,(9):12-22.

[7]郭庆旺,贾俊雪.中国潜在产出与产出缺口的估算[J].经济研究,2004,(5):31-39.

[8]郭庆旺,贾俊雪.中国全要素生产率的估算[J].经济研究,2005,(6):51-60.

[9]海闻,P.林德特,王新奎.国际贸易[M].上海:上海人民出版社,2003:20-21.

进出口贸易论文篇6

关键词：经济增长，进口，出口，误差修正模型

一.引言

从亚当.斯密提出“剩余产品出路”的学说以来，对外贸易与经济增长的关系一直都是经济学家们研究的重要课题。这方面的主要贡献包括：凯恩斯的对外贸易乘数理论；E.哈根等从出口贸易对技术进步的促进来探讨其推动经济增长的作用；罗默的内生经济增长理论等[1]。

李京文(1996)[2]通过经济增长模型的实证分析，指出出口增长对我国经济增长具有拉动作用。彭福伟(1999)[3]发现净出口与经济增长的相关度较弱。陈家勤(1999)[4]认为出口贸易对经济增长具有巨大的推动作用。杨全发(1999)[5]对巴拉萨(Balassa)[6]建立的模型带入我国数据进行检验，认为出口对于经济增长具有正向促进作用。刘晓鹏(2001)[7]认为出口与经济增长的相关度较弱。Lawrence(2000)[8]在部门的层次上检验了日本1964～1985年和韩国1963～1983年的进口和产业政策与劳动生产率的关系，发现进口是促进劳动生产率增长的一个重要因素。Onnolly(2005)[9]用75个国1965-1990年的专利数据来代表这些国家的模仿与创新，量化了高科技产品进口对进口国(发展中国家)模仿与创新的溢出效应，来自发达国家的外来技术对进口国单位资本GDP增长的贡献大于其国内的创新。

Lawrence(1999)[8]在美国对20世纪80年代100多个制造业产业中国际竞争力对其全要素生产率的影响进行了研究，发现进口竞争刺激了全要素生产率的提高。Wang和Xu(2000)[10]考察了工业化国家间通过资本品贸易和外商投资而产生的R8D溢出效应。

以上研究成果在运用计量模型进行实证分析时因忽略了相关重要变量而使得检验和经济解释具有相当大的局限性。跨国(地区)的截面数据的研究方法存在一定的局限性，OLS回归分析方法要求所使用的数据是平稳的，如果用OLS回归分析方法分析非平稳的时间序列关系，则容易出现伪回归现象[11]，另外，已有的研究假设所选的国家具有共同的经济结构和相似的生产技术，这在现实生活中无法满足，对于所研究变量的定义和时期的选取也会影响经验结论等。上述对于单个国家(地区)时间序列研究得出了不一致甚至相互矛盾的结论，其主要原因有以下三点：实证模型中信息集的选取的差异；模型滞后期选择的差异；模型方法及检验统计量选择的差异。例如，进出口对于经济增长的作用往往是经历一定的时滞，若忽略这一因素而进行最小二乘估计就会得出片面甚至错误的结论。基于上述考虑，笔者通过分析进口、出口和经济增长三者的协整关系，并进而建立误差修正模型，深入地探讨了进口和出口对于经济增长的影响。

二.数据和模型分析

本文采用出口总额(EX)、进口总额(IM)来反映对外贸易状况，通过国内生产总值(GDP)反映经济增长。本文依据各年《中国统计年鉴》从1985年至2005年的以当年价格计算的国内生产总值和以1985年为基期的按可比价格计算的国内生产总值指数，折算出1985年为基期的国内实际生产总值。为消除数据中可能存在的异方差性，分别对上述三个变量进行对数变换，其对应序列记为LEX、LIM和LGDP。

图2：实际国内生产总值、出口额和进口额对数差分的变化趋势

贸易,经济增长

1.单位根检验

从图1可以判断它们之间具有一定的共同趋势性，为消除共同趋势的影响，本文对变量采取差分处理(见图2)。从图2中可以看出GDP、进口和出口的差分序列呈现出平稳的特征，笔者使用ADF单位根检验，检验的结果如表1所示。

注：1．对GDP、出口和进口对数序列的ADF检验中，包含了位移项（intercept）和趋势顶(trend)，因为从图1中可以看出，这二个序列都包含一定的位移和趋势，如果不考虑位移和趋势就可能产生错误的单位根判断；而对差分序列的ADF检验中，则既不包含移位顶，也不包含趋势顶，因为图2显示这二个序列都不包含位移和趋势。

2.*表示在1%的显著水平下，拒绝原假设；**表示在5%的显著水平下拒绝原假设；***表示在10%的显著水平下拒绝原假设。

GDP、出口和进口的对数序列ADF统计量的绝对值均小于在10%显著水平下临界值的绝对值，不能通过ADF检验，这三个序列都存在单位根，是非平稳序列。而这三个差分序列的ADF统计量绝对值均大于在5%显著水平下临界值的绝对值，不存在单位根，都是平稳序列。GDP、出口和进口的对数序列是一阶平稳序列，因此可以进一步检验三个变量之间是否存在协整性。

2.协整检验和误差修正模型ECM

本文采用使用Johansen极大拟然估计法检验经差分修正后的平稳序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型对滞后期的选择比较敏感，所以采用AIC准则来确定最佳滞后期。在滞后期数确定之后，再对协整中是否具有常数项和时间趋势进行验证，然后再对数据进行协整检验[12]。结果见表2。

由表2可以看出，在5%的显著水平下，经济增长与出口、进口之间存在唯一的协整关系。根据Granger定理，一组具有协整关系的变量一定存在误差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger两步法来建立误差修正模型。

第一步，先建立长期关系模型，即对水平变量(ordinaryvariable)进行OLS估计，其方程如下：

LGDP=4.526845+0.623032LEX-0.049701LIM(1)

(13.53709)(4.293514)(0.291202)

=0.967508S.E.=0.096935

从进出口总额与GDP之间的长期关系来看，GDP对出口的弹性为0.623，而对进口的弹性为0.0497，出口比进口对经济增长具有更强的影响，而且进口项的系数未能通过t检验，即在统计上是不显著的。

第二步，建立短期动态关系，即误差修正模型。将长期关系模型中的各变量以1阶差分的形式重新构造，井将长期关系模型所产生的残差序列作为解释变量引入，在一个从一般到特殊的过程中，对短期动态关系逐个进行检验，不显著的项逐渐剔除掉，直到找出最适当的表达式。笔者用EC表示长期关系方程(1)中的残差，通过试验，得到两个比较适当的表示短期动态关系的误差修正方程方程(2)和方程(3)。

DLGDP=0.0797+0.0246DLEX+0.04695DLIM-0.22869EC(-1)(2)

(13.1998)(0.6363)(1.1951)(-4.5138)

=0.62412S.E.=0.017467DW=1.16937

DLGDP=0.0813+0.06274DLIM-0.217152EC(-1)(3)

(15.0472)(2.1034)(-4.683832)

=0.61325S.E.=0.01712DW=1.2987

这两个方程中的回归系数都通过了显著性检验，误差修正项系数为负，符合反向修正机制。方程(2)说明从短期动态关系来看，我国的GDP和出口、进口序列之间存在着密切的联系，但进口比出口对GDP的增长具有更强的促进作用，这不仅表现在进口项和出口项系数的大小上，而且也表现在进口项的系数在1%的显著水平上通过检验，而出口项的系数在10%的显著水平上才通过检验。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增长率的含义，因此，进口增长率每增加1%，GDP的增长率将增加0.047%，出口增长率每增加1%,GDP的增长率将增加0.025%，而上年度GDP、出口和进口的非均衡误差以0.229的比率对本年的GDP增长率做出修正。

方程(3)是在进一步剔除了不太显著的出口项后得到的误差修正模型。它表示在短期内不考虑出口对GDP的影响时，进口对GDP增长的促进作用。进口项的系数说明进口增长率每增加1%，GDP的增长率将增加0.063%，而上年度GDP、出口和进口的非均衡误差以0.217的比率对本年的GDP增长率做出修正。

3.向量误差修正模型VEC

Granger(1987)[13]指出，若变量之间存在协整，则这些变量之间至少存在一个方向的Granger因果关系：要么滞后差分项的系数联合检验(一般用F检验)显著，因而存在短期因果关系，或者误差纠正项系数显著而存在长期因果关系。因此，在确定变量之间存在协整关系后，就可以构造向量误差修正模型，以确定它们之间的相互调整速率及短期互动影响井观察变量间的因果关系。表3为根据向量误差修正模型得到的估计结果，对表3的结果进行分析，可以得出以下结论。

(1)根据表3第一列数据分析各变量对GDP增长的短期影响及长期均衡关系，从短期来看，进口对GDP的影响仅在两个时滞后在10﹪的水平上对GDP有正向影响，可能是因为进口相对减少了内需。另一方面进口的增加将会淘汰落后厂商，所以起初进口的增加对产出增长有负向作用，但两个时滞后，进口的机械设备或原料会提高生产效率或加工后的产品销往国外赚取附加值，从而促进经济增长[14]。我国长期以来所实施的进口政策是鼓励生产性资本品的进口而限制消费品的进口，在我国的进口中包括了大量的先进设备和技术以及我国短缺的原材料，这无疑也会对我国的经济增长产生重要的推动作用；各变量均通过长期均衡关系来影响GDP的增长，每年LGDP的实际值与均衡值的偏差的约6.6﹪被纠正。这在一定程度上也证实了黄国祥(1999)[15]和贾金思(1998)[16]的观点。

(2)总产出对进出口影响不显著，主要的原因在于我国的出口产品结构升级战略仍处于外延式、粗放型增长阶段[17]，出口以价格竞争为主，未能有效提高出口产品的质量和增加值，从而影响了出口对经济增长的促进作用。现阶段我国实行的不断提高制成品出口比例的出口导向贸易战略仍然是停留在粗放型、数量型的增长上，还未能实现有效提高出口产品质量及附加值的集约型发展方式的转变[2]。

三.主要结论与政策建议

通过协整检验分析，得出的结果具有明显的经济意义：出口对国民经济增长具有推动作用，进口对国民经济增长具有一定的抑制作用，但进口对国民经济增长的抑制作用要比出口的促进作用小得多，这与新古典经济学“出口促进经济增长”的假说相吻合。现代经济理论认为，一国对外贸易对经济增长的贡献，可以从短期贡献和长期贡献两个角度来分析。从短期来看，一国经济增长主要取决于投资需求、消费需求和净出口需求三个因素。但是，如果从长期供给的角度分析，经济增长的主要因素则是要素供给的增加和全要素生产率((TFP)的提高两大类。要素供给投入的增加包括资本和劳动供给的增加。全要素生产率的提高则包括产业结构优化、规模经济、制度创新、知识进展等等，全要素生产率的高低反映了一国经济增长的方式一，经济增长集约化的程度.对一国经济增长具有及其重要的意义，而这些因素都与进口和利用外资有着密切的关系。

从短期动态关系来看，出口和进口都对国民经济的增长具有促进作用，但出口对国民经济增长的促进作用比进口小得多，而且出口项系数不能通过5%显著水平的统计检验。这说明就短期动态关系而言，对外贸易对经济增长的促进作用主要是通过进口来实现的。就当前情况而言，扩大出口是促进经济增长的有效途径，但要在扩大出口的同时尽可能的保持进口的同步增长，要尽量保持进出口平衡，因为我国现阶段还不是完全意义上的出口导向型，进口对于经济增长的弹性仍然相当大。

格兰杰因果检验显示我国出口与经济增长的相关关系较弱，主要是因为传统上我国出口的扩大对经济增长的促进作用主要是依赖对闲置资源的利用。我国正逐步放弃传统出口增长的贸易战略，我国的初级产品出口基本上是符合市场调节机制的。我国的出口增长是可以获得贸易利益，并可为剩余资源找出路，故而对经济增长具有一定的促进作用。我国的制成品出口主要还集中于一些劳动密集型产品，以便发挥我国劳力和资源的优势，在国际上，这必然会面临劳动力和资源更加低廉的东南亚国家的有力的竞争，致使贸易条件进一步恶化。根据我国要素禀赋的特点，大力发展具有比较优势的劳动密集型产业，促进出口迅速发展和出口商品结构的优化，同时能够扩大就业，缓解就业压力。

从中长期来看，为了发挥出口贸易在经济增长中的作用，应该推进高新技术产业的发展，进一步提高技术进步的增长贡献，加强附加值高的产品的出口，是贸易出口尽快实现从劳动力和资源为主的粗放型向质量和技术为主的集约型的出口方式的转变，努力提高出口产品的国际竞争力。

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[13]GrangerCliveWJ.SomeRecentDevelopmentsinaConceptofCausality[J].JournalofEconometrics,1988,(39):199-211

[14]郭友群，周国霞.中国对外贸易与经济增长的实证分析[J].经济经纬，2006,(2):42-45.

[15]黄国祥，沈茹.美国的高科技产业与贸易[J].国际贸易问题，1999,(12):33-37.

进出口贸易论文篇7

关键词：经济增长，进口，出口，误差修正模型

一.引言

二.数据和模型分析

图2：实际国内生产总值、出口额和进口额对数差分的变化趋势

贸易,经济增长-[飞诺网]

1.单位根检验

表1：ADF单位根检验的结果

变量

ADF统计量

10%

LGDP

-2.749153*

-4.7315

-3.7611

-3.3228

LEX

-2.499933*

-4.6193

-3.7119

-3.2964

LIM

-1.898012*

-4.6193

-3.7119

-3.2964

DLGDP

-3.821426**

-3.9228

-3.0659

-2.6745

DLEX

-4.517673*

-3.9228

-3.0659

-2.6745

DLIM

-3.208629***

-4.0681

-3.1222

-2.7042

2.*表示在1%的显著水平下，拒绝原假设；**表示在5%的显著水平下拒绝原假设；***表示在10%的显著水平下拒绝原假设。

2.协整检验和误差修正模型ECM

表2：Johansen协整检验结果

特征值

拟然比

5﹪

1﹪

HypothesizedNo.ofCE(s)

0.803660

38.32605

29.68

35.65

None**

0.465393

10.65160

15.41

20.04

Atmost1

0.000341

0.005795

3.76

6.65

Atmost2

注：*表示在1%的显著水平下，拒绝原假设。

第一步，先建立长期关系模型，即对水平变量(ordinaryvariable)进行OLS估计，其方程如下：

LGDP=4.526845+0.623032LEX-0.049701LIM(1)

(13.53709)(4.293514)(0.291202)

=0.967508S.E.=0.096935

DLGDP=0.0797+0.0246DLEX+0.04695DLIM-0.22869EC(-1)(2)

(13.1998)(0.6363)(1.1951)(-4.5138)

=0.62412S.E.=0.017467DW=1.16937

DLGDP=0.0813+0.06274DLIM-0.217152EC(-1)(3)

(15.0472)(2.1034)(-4.683832)

=0.61325S.E.=0.01712DW=1.2987

3.向量误差修正模型VEC

表3：误差修正模型系数向量

VEC

DLGDP

DLEX

DLIM

VEC

DLGDP

DLEX

DLIM

EC(-1)

-0.06556

0.25685

0.064258

DLEX(-2)

0.042078

-0.421

-0.31757

0.04903

0.38001

0.37468

0.05889

0.45643

0.45003

(-1.33710)

-0.67589

-0.1715

-0.71452

(-0.92238)

(-0.70565)

DLGDP(-1)

0.759915

-2.34517

-0.55878

DLIM(-1)

-0.00414

0.436486

0.442668

0.32902

2.55008

2.5143

0.06828

0.52922

0.5218

2.30964)

(-0.91964)

(-0.22224)

(-0.06061)

-0.82477

-0.84835

DLGDP(-2)

-0.53883

-0.37218

-3.12298

DLIM(-2)

0.077974

0.33243

0.355703

0.36301

2.81357

2.7741

0.06636

0.51432

0.5071

(-1.48433)

(-0.13228)

(-1.12576)

-1.17503

-0.64635

-0.70144

DLEX(-1)

0.020493

-0.44598

-0.44381

0.06836

0.407792

0.473521

0.05668

0.43927

0.43311

0.02463

0.19091

0.18823

-0.36159

(-1.01528)

(-1.02470)

-2.77526

-2.13603

-2.51561

注：括号内的数字为t检验统计量，EC为反映短期对长期均衡调整的误差纠正项。

4.格兰杰因果检验

对各变量的因果关系检验如表4所示。从表中可以看出，在10﹪显著水平上，出口是经济增长的原因，但经济增长不是出口的原因；经济增长与进口之间以及出口与进口之间都不存在因果关系。

表4：格兰杰因果检验

原假设

F统计量

P值

结论

LEXdoesnotGrangerCauseLGDP

3.63402

0.05835

拒绝

LGDPdoesnotGrangerCauseLEX

1.35992

0.29354

不拒绝

LIMdoesnotGrangerCauseLGDP

1.73367

0.21807

不拒绝

LGDPdoesnotGrangerCauseLIM

1.36476

0.29239

不拒绝

LIMdoesnotGrangerCauseLEX

0.78556

0.47796

不拒绝

LEXdoesnotGrangerCauseLIM

0.55511

0.58807