導(dǎo)語(yǔ)：如何才能寫(xiě)好一篇進(jìn)出口貿(mào)易理論，這就需要搜集整理更多的資料和文獻(xiàn)，歡迎閱讀由公務(wù)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(chǎng)的完全竟?fàn)帪榍疤幔F(xiàn)實(shí)中大多數(shù)產(chǎn)品市場(chǎng)不完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)，美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家多恩布什和克魯格曼等從市場(chǎng)的不完全競(jìng)爭(zhēng)以及產(chǎn)業(yè)組織角度來(lái)分析解釋匯率的不完全傳遞問(wèn)題。

他們認(rèn)為傳統(tǒng)的匯率傳遞理論是以世界市場(chǎng)是完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)為前提的，即進(jìn)出口廠(chǎng)商是貿(mào)易產(chǎn)品進(jìn)出口價(jià)格的接受者，無(wú)法左右進(jìn)出口價(jià)格，在這種前提下，當(dāng)匯率變動(dòng)時(shí)則會(huì)引起進(jìn)出口商品價(jià)格的同等變動(dòng)。然而事實(shí)上，世界市場(chǎng)是不完全競(jìng)爭(zhēng)的，在不完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)，大部分產(chǎn)品是差別產(chǎn)品，出口商有決定價(jià)格和產(chǎn)量的權(quán)力。在升值的情況下，出口商一般會(huì)通過(guò)降低成本等方式來(lái)抑制因貨幣升值而造成的價(jià)格上漲壓力，從而導(dǎo)致不完全匯率傳遞。通常，市場(chǎng)集中程度越高、進(jìn)口商品用國(guó)內(nèi)貨幣標(biāo)價(jià)的范圍越大，匯率的傳遞系數(shù)越低;而產(chǎn)品的同質(zhì)和替代程度提高、國(guó)外廠(chǎng)商相對(duì)于國(guó)內(nèi)競(jìng)爭(zhēng)者的市場(chǎng)份額擴(kuò)大，匯率的傳遞系數(shù)就越高。

多恩布什認(rèn)為一些產(chǎn)業(yè)組織因素也會(huì)影響匯率的傳遞，這些因素包括:市場(chǎng)集中程度、產(chǎn)品的同質(zhì)性和替代程度等。一般說(shuō)來(lái)，市場(chǎng)集中程度越高，廠(chǎng)商的壟斷勢(shì)力也越強(qiáng)，所以匯率的傳遞系數(shù)就越低:產(chǎn)品越具相似性，產(chǎn)品間的替代程度越強(qiáng)，則廠(chǎng)商的壟斷勢(shì)力越小，匯率的傳遞系數(shù)就越大。

2、沉淀成本

美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)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(shí)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(chǎn)品存在差異的情況的情形下，出口廠(chǎng)商不僅要為消費(fèi)者提供高質(zhì)量的產(chǎn)品和確定合理的價(jià)格，還必須投入一部分資源用于開(kāi)發(fā)市場(chǎng)，建立分銷(xiāo)網(wǎng)絡(luò)，針對(duì)外國(guó)人的需求進(jìn)行研發(fā)以使產(chǎn)品適應(yīng)外國(guó)市場(chǎng)等。這些投入成本是為進(jìn)入外國(guó)市場(chǎng)而支出的，然而這些成本一旦支出就可以被看作沉淀了，因?yàn)閺S(chǎng)商不能輕而易舉地廉價(jià)出售它的資產(chǎn)，無(wú)論是無(wú)形資產(chǎn)還是有形資產(chǎn)。由于沉淀成本的不可逆轉(zhuǎn)性，以只有當(dāng)廠(chǎng)商預(yù)期能夠彌補(bǔ)沉淀成本時(shí)，他才會(huì)進(jìn)入一個(gè)市場(chǎng)，一旦成本己經(jīng)沉淀，即使廠(chǎng)商只能彌補(bǔ)可變成本，它也仍然會(huì)留在市場(chǎng)中不會(huì)退出。

事實(shí)上，當(dāng)存在沉淀成本時(shí)，廠(chǎng)商會(huì)對(duì)未來(lái)利潤(rùn)的貼現(xiàn)值與當(dāng)前利潤(rùn)進(jìn)行比較然后做出決策，而不會(huì)一直因?yàn)橛辛顺恋沓杀径贿M(jìn)入市場(chǎng)。因此該模型有一定的缺陷。

3、市場(chǎng)份額

美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家弗路特與克蘭帕爾從分析廠(chǎng)商的市場(chǎng)份額角度研究了匯率傳遞問(wèn)題。他們認(rèn)為如果壟斷廠(chǎng)商以其市場(chǎng)份額作為經(jīng)營(yíng)目標(biāo)，那么對(duì)未來(lái)匯率的預(yù)期會(huì)影響廠(chǎng)商目前的定價(jià)策略與市場(chǎng)份額[47l。

篇2

關(guān)鍵詞:對(duì)外直接投資;進(jìn)出口貿(mào)易;協(xié)整;誤差修正模型

中圖分類(lèi)號(hào):F71 文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A文章編號(hào):1673-291X(2010)17-0143-03

阿瑟?劉易斯在其《經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論》中提出,促使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三個(gè)近因?yàn)榻?jīng)濟(jì)活動(dòng)、增進(jìn)知識(shí)和增加資本。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是社會(huì)物質(zhì)財(cái)富不斷增加的過(guò)程,通常表現(xiàn)為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值即GDP的增加。在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下,一國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)除了取決于國(guó)內(nèi)消費(fèi)和投資的拉動(dòng)外,國(guó)際貿(mào)易和國(guó)際投資已成為國(guó)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的基本形式,拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

一、相關(guān)研究和文獻(xiàn)回顧

將國(guó)際直接投資與國(guó)際貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)聯(lián)系起來(lái)的理論,是在國(guó)際直接投資和國(guó)際貿(mào)易理論經(jīng)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(mào)易置于同一框架下研究后,才有了出現(xiàn)的可能。作此嘗試的首推日本一橋大學(xué)的小島清教授,他將國(guó)際直接投資理論建立在國(guó)際貿(mào)易理論的同一基石即國(guó)際分工基礎(chǔ)上,提出邊際產(chǎn)業(yè)理論,認(rèn)為對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易以互補(bǔ)形式存在,從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

實(shí)證研究方面,真正將進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展、對(duì)外投資聯(lián)系在一起是鄧寧等(2001)在投資周期理論的基礎(chǔ)上,考察了韓國(guó)和中國(guó)臺(tái)灣的貿(mào)易與直接投資的發(fā)展軌跡,認(rèn)為一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的進(jìn)口行為增加將導(dǎo)致外資流入增加,外資流入增加會(huì)導(dǎo)致出口增加,而出口增加又會(huì)最終導(dǎo)致向外投資增加。

以上成果說(shuō)明了一國(guó)的對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間確實(shí)存在一定關(guān)系,并探索對(duì)外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者的關(guān)系提供了有益的借鑒。但現(xiàn)有研究仍多是集中在單一的對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)或是對(duì)外直接投資的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)上,對(duì)對(duì)外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者之間關(guān)系的實(shí)證研究還比較有限。本文要解決的主要問(wèn)題包括:我國(guó)對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系?它們之間的因果關(guān)系如何?

二、實(shí)證分析

前面已對(duì)對(duì)外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)理論進(jìn)行了簡(jiǎn)要闡述,現(xiàn)在此基礎(chǔ)上,運(yùn)用協(xié)整理論、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對(duì)我國(guó)的對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者間關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析,以期對(duì)相關(guān)理論進(jìn)行檢驗(yàn),同時(shí)也是對(duì)筆者所提待解決的問(wèn)題進(jìn)行解答。

(一)計(jì)量模型與數(shù)據(jù)說(shuō)明

根據(jù)前文的假設(shè)及要解決的問(wèn)題,選取的變量為1985―2007年我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值(GDP),進(jìn)出口貿(mào)易總額(EXI)和對(duì)外直接投資額(OFDI)。根據(jù)理論,對(duì)外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)有促進(jìn)作用,但是一國(guó)的經(jīng)濟(jì)還會(huì)受到除該兩者之外很多因素的影響。為論證三者之間的關(guān)系,現(xiàn)引入以下函數(shù):

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

其中,Q是除對(duì)外直接投資及進(jìn)出口貿(mào)易以外的所有其他因素,如社會(huì)中的就業(yè)狀況即勞動(dòng)投入的大小、社會(huì)中的資本要素狀況、人力資源情況、R&D情況等。u為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。假設(shè)所有其他因素Q不變,即固定Q時(shí)得到以下計(jì)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(duì)各變量取自然對(duì)數(shù),得到方程:

InGDP= β0+β1*InEXI+β2*InOFDI +u

為了直觀(guān)地描述OFDI、EXI和DGP三者的長(zhǎng)期關(guān)系,將三者按樣本數(shù)據(jù)首先繪制時(shí)間序列變化趨勢(shì)圖,如圖:所有數(shù)據(jù)均取自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》,其中GDP數(shù)值以當(dāng)年匯率折算換成美元。

從圖中可看出,各變量都有不斷增長(zhǎng)的趨勢(shì),且變動(dòng)方向一致,說(shuō)明其可能存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系,計(jì)算各變量之間的相關(guān)系數(shù),結(jié)果見(jiàn)表1。

從圖1中可看出:時(shí)間序列數(shù)據(jù)有明顯的增長(zhǎng)趨勢(shì),且由表1可見(jiàn),各變量之間的相關(guān)系數(shù)較高,甚至接近于1,表明各變量之間有較緊密的相關(guān)關(guān)系,是非平穩(wěn)的時(shí)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(xié)整關(guān)系,而存在協(xié)整關(guān)系的前提就是各變量是同階單整的,為此必須進(jìn)行變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

(二)變量的單位根檢驗(yàn)

本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)單位根檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性。為了研究的方便,并考慮到對(duì)各時(shí)序數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)后不會(huì)改變時(shí)序的性質(zhì)及關(guān)系,且所得到的數(shù)據(jù)容易得到平穩(wěn)序列,對(duì)這些時(shí)序數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理后,得到的變量分別記為:LNGDP、LNOFDI、LNEXI。采用ADF檢驗(yàn)進(jìn)行單位根檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

通過(guò)表3可以看出,GDP、QI、EXI的原對(duì)數(shù)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(jīng)過(guò)一階差分后,三個(gè)序列都通過(guò)了5%顯著性水平下的平穩(wěn)性檢驗(yàn),即不存在單位根,這表明了三個(gè)序列都是一階單整序列,可用I(1)表示。由此可見(jiàn),若僅對(duì)LNQI、LNEXI、LNGDP進(jìn)行簡(jiǎn)單回歸而不做平穩(wěn)性檢驗(yàn)所得出的回歸結(jié)果是難以令人信服的。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

要建立經(jīng)濟(jì)變量的關(guān)系模型,還要檢驗(yàn)它們之間的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整(Co-integration)方法是研究非平穩(wěn)時(shí)間序列之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系的有力工具。下面以Engle和Granger提出的基于協(xié)整回歸殘差的ADF檢驗(yàn)進(jìn)行分析,其結(jié)果見(jiàn)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(xiàng)的穩(wěn)定性檢驗(yàn):

由表3和表4可知,其殘差的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(shuō)明LNEXI與LNGDP是(1,1)階協(xié)整,并且它們?cè)?%的顯著性水平下存在協(xié)整關(guān)系,這表明我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易與GDP經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定均衡關(guān)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(yàn)統(tǒng)計(jì)值-4.299759小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9592,故此時(shí)殘差是平穩(wěn)序列,說(shuō)明LNOFDI與LNGDP是(2,1)階單整,表明我國(guó)對(duì)外直接投資與GDP經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

可得模型3:

LNOFDI=-4.722841+0.972615*LNEXI

由表8知其殘差的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值-2.913675小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9583,故此時(shí)殘差是平穩(wěn)序列,說(shuō)明LNOFDI與LEXI是(1,1)階單整,并且它們具有協(xié)整關(guān)系。且由模型3中系數(shù)0.972615為正,可知兩者存在同向的正相關(guān)關(guān)系,這表明我國(guó)對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易之間存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,且兩者之間不存在明顯的替代關(guān)系,長(zhǎng)期來(lái)看,兩者是相互促進(jìn)的。這一點(diǎn)與前文小島清的貿(mào)易與投資互補(bǔ)理論模型是較吻合的,也即從長(zhǎng)期來(lái)看,我國(guó)的對(duì)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易互補(bǔ)互促,產(chǎn)生的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)促進(jìn)了GDP經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

(四)格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整分析的結(jié)果反映了我國(guó)GDP、OFDI、EXI變量?jī)蓛芍g存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系,三者之間又是怎樣的一個(gè)關(guān)系模式還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。為使所建立的模型正確反映出我國(guó)貨物進(jìn)出口總額、我國(guó)對(duì)外直接投資與我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值之間的關(guān)系,下面進(jìn)行變量之間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn),可得如下結(jié)果(見(jiàn)表9)?？紤]到經(jīng)濟(jì)中常出現(xiàn)的時(shí)滯效應(yīng),本文不是只用一種滯后階數(shù)來(lái)得到是否存在因果關(guān)系結(jié)論的。

我國(guó)的對(duì)外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)很有可能存在這樣一種模式:進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又促進(jìn)對(duì)外直接投資。對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易在長(zhǎng)期中相互促進(jìn)和補(bǔ)充,從而進(jìn)一步促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

三、結(jié)論與討論

總之,通過(guò)上述數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn),可以發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易以互補(bǔ)互促關(guān)系存在,從而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),這與我國(guó)實(shí)際較為吻合。對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資對(duì)推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、增強(qiáng)綜合國(guó)力的作用是巨大的。

第一,從協(xié)整分析的結(jié)果可以看出,國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)和進(jìn)出口增長(zhǎng)、對(duì)外直接投資增長(zhǎng)之間存在著唯一的協(xié)整關(guān)系,表明三者之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系,進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又促進(jìn)對(duì)外直接投資。對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易在長(zhǎng)期中相互促進(jìn)和補(bǔ)充,從而進(jìn)一步促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

第二,中國(guó)的對(duì)外直接投資與貿(mào)易基本上符合互補(bǔ)關(guān)系。對(duì)外直接投資QI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易總額長(zhǎng)期內(nèi)是促進(jìn)作用,但對(duì)貿(mào)易的替代作用不明顯。首先,這可能與我國(guó)對(duì)外直接投資的規(guī)模有關(guān),凈對(duì)外直接投資仍為負(fù)值。其次,進(jìn)出口貿(mào)易的增長(zhǎng)速度加快、貿(mào)易規(guī)模的迅速擴(kuò)大使得對(duì)外直接投資對(duì)貿(mào)易的影響弱化。這個(gè)結(jié)果很好地說(shuō)明,有關(guān)我國(guó)日益增長(zhǎng)的對(duì)外直接投資會(huì)帶來(lái)貿(mào)易或國(guó)際收支失衡的疑慮盡可打消。

第三,對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易基本上是互補(bǔ)的,也就是說(shuō)還是會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起促進(jìn)作用的。這意味著我國(guó)的對(duì)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易需要朝著相互促進(jìn)和相互補(bǔ)充的一體化趨勢(shì)發(fā)展,以促進(jìn)世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

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改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，進(jìn)出口貿(mào)易在很大程度上促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系做了大量研究，但大多數(shù)都是從進(jìn)出口單方面分析對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，考慮進(jìn)出口兩方面對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響分析較少。本文主要根據(jù)我國(guó)1980-2010年的樣本數(shù)據(jù)，對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的軌跡進(jìn)行分析，并測(cè)算了外貿(mào)依存度、貢獻(xiàn)率和拉動(dòng)度三個(gè)指標(biāo)，運(yùn)用協(xié)整理論和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性進(jìn)行實(shí)證分析和檢驗(yàn)。

1. 中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的現(xiàn)狀

進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性分析。中國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)，隨著對(duì)外開(kāi)放力度的逐步擴(kuò)大，中國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易飛速增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)舉世矚目。圖1為進(jìn)出口貿(mào)易與中國(guó)GDP增長(zhǎng)趨勢(shì)折線(xiàn)圖。

從圖中可知，1980年以來(lái)，中國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易額和GDP總體呈增長(zhǎng)的趨勢(shì)。1980年到2010年，中國(guó)商品出口額從181.2億美元增長(zhǎng)到15779億美元，年均增速15.5%；同期，中國(guó)商品進(jìn)口額從200.2 億美元增長(zhǎng)到13949億美元，年均增長(zhǎng)率14.7%。1980年到2010年，中國(guó)的GDP從4545.6 億元增長(zhǎng)到397983億元，年均增長(zhǎng)率15.5%。中國(guó)加入WTO以后，中國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易更是迅猛增長(zhǎng)，從2001至2010年年均增長(zhǎng)19.3%。中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易和GDP呈現(xiàn)相同的變化趨勢(shì)，充分說(shuō)明了中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。

中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)分析：出口商品結(jié)構(gòu)中初級(jí)產(chǎn)品份額大幅下降，工業(yè)制成品份額大幅上升。出口商品結(jié)構(gòu)是衡量一個(gè)國(guó)家外貿(mào)結(jié)構(gòu)的重要依據(jù)。1980年初級(jí)產(chǎn)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(jí)產(chǎn)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(dá)94.7%，在很大程度上改善了中國(guó)商品的出口結(jié)構(gòu)，大大提高了國(guó)際市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力。

中國(guó)對(duì)工業(yè)制成品的進(jìn)口需求急劇上升。中國(guó)的進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)受?chē)?guó)內(nèi)工業(yè)發(fā)展的影響，主要是進(jìn)口機(jī)械設(shè)備等資本品。中國(guó)商品進(jìn)口尤其是資本品的大量進(jìn)口為中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)添加了新的動(dòng)力，導(dǎo)致高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展，設(shè)備更新?lián)Q代加快以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。

2. 中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)性的實(shí)證分析

數(shù)據(jù)的處理和各變量相關(guān)系數(shù)分析。本文使用1980-2010年中國(guó)進(jìn)出口額（MX）、進(jìn)口額（M）、出口額（X）以及國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。為了避免樣本數(shù)據(jù)中所存在的異方差，對(duì)各變量取對(duì)數(shù)。

首先進(jìn)行相關(guān)系數(shù)分析。用簡(jiǎn)單線(xiàn)性相關(guān)系數(shù)來(lái)表示兩個(gè)變量之間線(xiàn)性相關(guān)，用相關(guān)系數(shù)公式 ，來(lái)計(jì)算兩個(gè)變量之間的相關(guān)系數(shù)。借助EViews 5.1對(duì)中國(guó)GDP和進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)系數(shù)計(jì)算，計(jì)算結(jié)果表明GDP與MX、M、X之間的相關(guān)系數(shù)均在0.994045以上，說(shuō)明它們之間相關(guān)性很強(qiáng)。

基于時(shí)間序列的實(shí)證檢驗(yàn)：協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)是指：如果兩個(gè)（或兩個(gè)以上）同階的時(shí)間序列向量單個(gè)來(lái)看是非平穩(wěn)的，但它們的一種或幾種線(xiàn)性組合卻是平穩(wěn)的，則這兩個(gè)（或兩個(gè)以上）序列向量之間存在的關(guān)系稱(chēng)為協(xié)整關(guān)系。本文運(yùn)用JJ方法檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

在5%的顯著性水平下，對(duì)于協(xié)整方程個(gè)數(shù)的原假設(shè)依次檢驗(yàn)，跡統(tǒng)計(jì)量

25.5965大于臨界值24.2758，所以拒絕原假設(shè)，也就是說(shuō)三個(gè)變量存在協(xié)整關(guān)系；跡統(tǒng)計(jì)量9.1018小于臨界值12.3198，所以接受原假設(shè)，因此lnGDP、lnX、lnM在5%的顯著性水平下存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)說(shuō)明了中國(guó)的GDP與進(jìn)出口存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但它們之間是否存在因果關(guān)系，需要根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法作進(jìn)一步的檢驗(yàn)。要使模型參數(shù)具有較強(qiáng)的說(shuō)服力，必須確定一個(gè)合適的自由度，根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則確定各變量的滯后階數(shù)為1，對(duì)各變量的因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，在1%顯著水平上，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是進(jìn)口的原因，進(jìn)口是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因；同時(shí)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是出口的原因，出口是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。即存在出口和進(jìn)口到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都存在的單向因果關(guān)系；中國(guó)出口不是進(jìn)口增長(zhǎng)的原因，但進(jìn)口是出口增長(zhǎng)的原因。他們也存在進(jìn)口到出口的單向因果關(guān)系。所以，中國(guó)進(jìn)出口的增長(zhǎng)都促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)進(jìn)出口的增長(zhǎng)沒(méi)有很大的影響。

通過(guò)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)表明，中國(guó)GDP與進(jìn)、出口之間長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系說(shuō)明三者之間存在內(nèi)在的穩(wěn)定機(jī)制。中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與出口之間是正相關(guān)的關(guān)系，出口增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的促進(jìn)作用，同時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與進(jìn)口之間也是正相關(guān)的關(guān)系，因此，可以看出中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的增長(zhǎng)都促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

篇4

關(guān)鍵詞：進(jìn)出口貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；最小二乘法

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展十分迅猛。進(jìn)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(mào)易總額就增加了47倍。與此同時(shí)，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(guān)。進(jìn)出口總額占GDP的比重，1990年為29.8%，而2014年則達(dá)到了41.5%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)外貿(mào)的依賴(lài)性越來(lái)越大，對(duì)外貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的地位越來(lái)越高，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系也因此成為經(jīng)濟(jì)學(xué)者研究的一個(gè)熱點(diǎn)問(wèn)題。

然而傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論告訴我們，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值按支出法可表示為Y=C+I+G+X-M，這一公式會(huì)讓我們直觀(guān)的認(rèn)為出口增加，GDP也會(huì)隨之增加，而進(jìn)口增加則會(huì)導(dǎo)致GDP下降。實(shí)踐中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與進(jìn)出口貿(mào)易真的只是這樣簡(jiǎn)單的關(guān)系嗎？進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到底有多大的推動(dòng)作用？經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是與進(jìn)口額還是出口額亦或是凈出口額有關(guān)？本文將通過(guò)實(shí)證分析來(lái)回答這些問(wèn)題。

二、 研究文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)外關(guān)于進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的相關(guān)研究非常多。張世晴（2009）基于1978～2007年的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用HP濾波以及協(xié)整分析方法來(lái)研究進(jìn)出口貿(mào)易總額與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，結(jié)果表明在反映對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用時(shí)，使用進(jìn)出口貿(mào)易總額這一指標(biāo)比單純的出口額、進(jìn)口額、凈出口額指標(biāo)更為恰當(dāng)；劉秀梅（2013）利用我國(guó)1990～2011年的相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，通過(guò)SPSS軟件對(duì)我國(guó)的GDP與出口額、進(jìn)口額、凈出口額分別進(jìn)行回歸分析，指出GDP與進(jìn)出口總額的相關(guān)性較大，進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系主要體現(xiàn)在對(duì)外貿(mào)易總額上，而不是單一的出口或凈出口；張兵兵（2013）運(yùn)用回歸模型以及CF濾波分析等方法，根據(jù)1952～2011年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，指出只有出口總額與GDP增長(zhǎng)有顯著相關(guān)關(guān)系，只有出口是促進(jìn)我國(guó)GDP增加的正向因素；周建萌（2012）采用格蘭杰檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)方法進(jìn)行研究，指出短期內(nèi)進(jìn)出口總額與GDP之間的關(guān)系不顯著，但從長(zhǎng)期來(lái)看對(duì)外貿(mào)易總額對(duì)GDP的影響顯著，而GDP對(duì)外貿(mào)總額的影響不顯著。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)多側(cè)重于研究出口或凈出口對(duì)GDP的作用，而研究進(jìn)口額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的文獻(xiàn)則較少，將四個(gè)指標(biāo)集中在一起進(jìn)行分析的更是少之又少。本文將基于我國(guó)1990～2014年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，采用最小二乘法分別對(duì)這四個(gè)指標(biāo)與GDP之間的關(guān)系進(jìn)行回歸分析，從而更準(zhǔn)確的說(shuō)明我國(guó)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

三、對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的理論基礎(chǔ)

早在19世紀(jì)古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的產(chǎn)生時(shí)代，貿(mào)易在一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位就受到了極大的關(guān)注。英國(guó)古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家亞當(dāng)?斯密最早提出了自由貿(mào)易可以提高世界資源配置效率。約翰?穆勒指出貿(mào)易具有兩種利益，即直接利益和間接利益，直接利益表現(xiàn)在通過(guò)國(guó)際分工，可以使生產(chǎn)資源向效率較高的部門(mén)轉(zhuǎn)移，從而提高經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出和實(shí)際收入，此外通過(guò)貿(mào)易還可以得到本國(guó)不能生產(chǎn)的原材料、設(shè)備等；間接利益表現(xiàn)在通過(guò)專(zhuān)業(yè)化分工推動(dòng)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)過(guò)程的創(chuàng)新和改良，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，同時(shí)通過(guò)進(jìn)口造成新的需求，刺激儲(chǔ)蓄的增加，加速資本積累。

之后也有很多經(jīng)濟(jì)學(xué)家進(jìn)一步研究了貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。羅伯特遜指出“貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)動(dòng)機(jī)”的命題，認(rèn)為貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有很大的拉動(dòng)作用；納克斯對(duì)這一命題進(jìn)行進(jìn)一步的深入研究，指出較高的出口增長(zhǎng)率可以通過(guò)多種途徑來(lái)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

四、我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

1990～2014年間，我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易總額與GDP基本呈逐年增長(zhǎng)的趨勢(shì)，個(gè)別年份雖有波動(dòng)但波幅較小。直觀(guān)的來(lái)說(shuō)，GDP增速比對(duì)外貿(mào)易總額增速要快得多，并在2014年突破了60億元的大關(guān)，但理性分析之后可以發(fā)現(xiàn)，進(jìn)出口貿(mào)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(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響越來(lái)越大。

1. 變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文在假定其他因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不變的前提下，采用GDP來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，用Y來(lái)表示，作為被解釋變量。出口額、進(jìn)口額、凈出口額和進(jìn)出口總額這四個(gè)指標(biāo)為解釋變量，分別用X1，X2，X3，X4來(lái)表示。然后搜集相關(guān)年份的GDP以及貿(mào)易數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于1990-2014年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2. 模型建立與分析

本文用Y表示GDP，以此衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，作為被解釋變量，用X1，X2，X3，X4分別代表出口額、進(jìn)口額、凈出口額和進(jìn)出口總額這四個(gè)指標(biāo)，建立各自的一元線(xiàn)性回歸模型：Y=a+bX（i）+e，i=1，2，3，4.其中a為常數(shù)項(xiàng)，b為各個(gè)變量的回歸系數(shù)，e為誤差項(xiàng)，服從正態(tài)分布。運(yùn)用Eviews7.2軟件進(jìn)行回歸，結(jié)果如表1。

（1）GDP與出口總額

對(duì)解釋變量進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，其中t=21.80825，p值小于0.001，F(xiàn)=475.6，方程的各個(gè)系數(shù)均可以通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為正，調(diào)整后的R平方=0.951865，說(shuō)明模型的擬合優(yōu)度較高，表明我國(guó)GDP與出口額之間具有很強(qiáng)的正相關(guān)性，出口額每增加1個(gè)單位，GDP增加3.756786個(gè)單位。

（2）GDP與進(jìn)口總額

傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論告訴我們，進(jìn)口增加會(huì)導(dǎo)致GDP下降，然而從另一種角度來(lái)說(shuō)，進(jìn)口能夠彌補(bǔ)國(guó)內(nèi)所缺乏的資源，節(jié)約生產(chǎn)成本，提高資源利用效率，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極的作用。GDP與進(jìn)口總額究竟存在怎樣的關(guān)系？

其中t=23.68115，p值小于0.001，F(xiàn)=560.7970，各個(gè)系數(shù)都可以通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為正，調(diào)整后的R平方=0.958890，說(shuō)明模型的擬合優(yōu)度很高，表明GDP與進(jìn)口總額之間也存在極強(qiáng)的正相關(guān)性，進(jìn)口額每增加1個(gè)單位，GDP增加4.380834個(gè)單位，否定了進(jìn)口增加會(huì)導(dǎo)致GDP下降這一說(shuō)法。

（3）GDP與凈出口額

凈出口額=出口額-進(jìn)口額。

（4）GDP與進(jìn)出口總額

從以上回歸可以發(fā)現(xiàn)，GDP與出口總額和進(jìn)口總額之間都存在很強(qiáng)的相關(guān)性，因此與進(jìn)出口總額的相關(guān)性也應(yīng)當(dāng)很強(qiáng)。為了進(jìn)行驗(yàn)證，本文對(duì)GDP與進(jìn)出口總額也進(jìn)行了簡(jiǎn)單的回歸。

其中t=23.00874，p值小于0.001，F(xiàn)=529.4023，調(diào)整后的R平方=0.958364，各個(gè)系數(shù)均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而且模型的擬合優(yōu)度很高，表明GDP與進(jìn)出口總額之間存在極強(qiáng)的正相關(guān)性，進(jìn)出口貿(mào)易總額每增加1個(gè)單位，GDP增長(zhǎng)2.025368個(gè)單位。

綜上我們可以發(fā)現(xiàn)：出口額、進(jìn)口額以及進(jìn)出口總額與GDP增長(zhǎng)之間都存在很強(qiáng)的相關(guān)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(guān)性較弱。因此，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系主要體現(xiàn)在進(jìn)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(jié)論與政策建議

回歸結(jié)果表明，進(jìn)口額、出口額以及進(jìn)出口總額與我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間都存在很強(qiáng)的相關(guān)性，而且各項(xiàng)系數(shù)均為正數(shù)，表明無(wú)論是出口還是進(jìn)口，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有顯著的正向影響。出口額每增加1個(gè)單位，GDP增加3.756786個(gè)單位，進(jìn)口額每增加1個(gè)單位，GDP增加4.380834個(gè)單位。單純認(rèn)為進(jìn)口增加會(huì)導(dǎo)致GDP下降的觀(guān)點(diǎn)缺乏實(shí)證依據(jù)的支撐，我們應(yīng)該重視進(jìn)出口總額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。

傳統(tǒng)的觀(guān)點(diǎn)認(rèn)為出口越多越好，這固然可以促進(jìn)我國(guó)GDP的增加，但是通過(guò)回歸分析我們發(fā)現(xiàn)進(jìn)口總額的增加對(duì)GDP也有很強(qiáng)的推動(dòng)作用，因此我國(guó)應(yīng)該堅(jiān)持進(jìn)口與出口并重的外貿(mào)策略，不能一味的只強(qiáng)調(diào)出口，而應(yīng)保證進(jìn)出口貿(mào)易平衡發(fā)展，此外政府部門(mén)應(yīng)規(guī)范對(duì)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的管理，減少對(duì)進(jìn)口的人為干預(yù)，在保護(hù)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)免受外國(guó)干擾的同時(shí)，適度擴(kuò)大資源相對(duì)稀缺、缺少相關(guān)技術(shù)的產(chǎn)業(yè)的進(jìn)口，充分發(fā)揮進(jìn)口的技術(shù)替代效應(yīng)，從而推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

參考文獻(xiàn)：

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篇5

【關(guān)鍵詞】反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)；進(jìn)出口貿(mào)易額；關(guān)系研究

一、反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)的理論框架

所謂反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)，是指特定主體運(yùn)用會(huì)計(jì)知識(shí)、反傾銷(xiāo)法知識(shí)和國(guó)際貿(mào)易知識(shí)，就反傾銷(xiāo)中的問(wèn)題提供會(huì)計(jì)支持，進(jìn)行會(huì)計(jì)規(guī)避、會(huì)計(jì)舉證、會(huì)計(jì)調(diào)查、會(huì)計(jì)鑒定活動(dòng)。

近年來(lái)，越來(lái)越多的國(guó)家針對(duì)我國(guó)出口產(chǎn)品提起反傾銷(xiāo)訴訟。在反傾銷(xiāo)應(yīng)訴調(diào)查中，會(huì)計(jì)信息提供著權(quán)威的訴訟支持。反傾銷(xiāo)調(diào)查涉及國(guó)際貿(mào)易、反傾銷(xiāo)法律和會(huì)計(jì)學(xué)等不同學(xué)科的知識(shí)，所以在反傾銷(xiāo)應(yīng)訴中，應(yīng)訴企業(yè)面臨著巨大的挑戰(zhàn)。因此構(gòu)建我國(guó)企業(yè)應(yīng)對(duì)反傾銷(xiāo)的會(huì)計(jì)概念框架，正確指導(dǎo)企業(yè)的內(nèi)部會(huì)計(jì)核算，提供令反傾銷(xiāo)調(diào)查當(dāng)局信服的會(huì)計(jì)記載資料，獲得反傾銷(xiāo)調(diào)查中的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)正常調(diào)查待遇，就顯得尤為必要。

反傾銷(xiāo)的會(huì)計(jì)概念框架可以為企業(yè)提供實(shí)務(wù)運(yùn)作上的指導(dǎo)，它可以從財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)、管理會(huì)計(jì)、信息披露三個(gè)方面來(lái)進(jìn)一步闡述，這三個(gè)方面又分別可以從企業(yè)日常會(huì)計(jì)核算專(zhuān)題、調(diào)查中的成本結(jié)構(gòu)分析及問(wèn)卷填列以及反傾銷(xiāo)中的盈余管理三點(diǎn)來(lái)分別加以說(shuō)明。

二、研究假設(shè)

反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)主要用于應(yīng)訴反傾銷(xiāo)案件，以及在反傾銷(xiāo)案件中提供對(duì)我方有利的經(jīng)濟(jì)證據(jù)。自1995年以來(lái)，各國(guó)對(duì)華反傾銷(xiāo)案件逐年增加，與此同時(shí)我國(guó)反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)學(xué)有了更深的發(fā)展，反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)人員的隊(duì)伍也逐年擴(kuò)大。由此可見(jiàn)，反傾銷(xiāo)案件與反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)人員的數(shù)量存在著一定的關(guān)聯(lián)。由于反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)人員的數(shù)量不易統(tǒng)計(jì)，本文利用反傾銷(xiāo)案件的數(shù)量來(lái)替代反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)的發(fā)展這一變量。進(jìn)出口貿(mào)易是本文研究的另外一個(gè)變量，這個(gè)變量易于量化，本文利用我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額來(lái)替代我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。

因此，本文的研究假設(shè)可歸納如下：假設(shè):進(jìn)出口貿(mào)易額為自變量JCK，反傾銷(xiāo)案件的數(shù)量為因變量y，進(jìn)出口貿(mào)易額與反傾銷(xiāo)案件的數(shù)量呈正相關(guān)關(guān)系。

本文利用最簡(jiǎn)單的線(xiàn)性模型來(lái)對(duì)此假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，即：y=α+β*log（JCK）。

三、樣本選取

（一）1995～2009年我國(guó)遭遇反傾銷(xiāo)指控的案件統(tǒng)計(jì)

從反傾銷(xiāo)的立案調(diào)查數(shù)量來(lái)看，我國(guó)世界上遭遇反傾銷(xiāo)立案調(diào)查最多的國(guó)家。從1995年到2009年，世界范圍內(nèi)共發(fā)起3865起反傾銷(xiāo)立案調(diào)查。自1979年歐盟對(duì)我國(guó)出口的糖精鈉發(fā)起第一起反傾銷(xiāo)調(diào)查來(lái)，國(guó)外對(duì)華反傾銷(xiāo)愈演愈烈，一個(gè)最重要的例證就是我國(guó)產(chǎn)品遭遇反傾銷(xiāo)調(diào)查案件數(shù)量的增加，我國(guó)已經(jīng)連續(xù)15 年成為全球遭遇反傾銷(xiāo)立案調(diào)查最多的國(guó)家。

從1995～2009年的15年間，全球發(fā)起的反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)達(dá)3865起，其中2009年最高，達(dá)到437起；1995年最低，為157起。而我國(guó)遭遇的反傾銷(xiāo)立案調(diào)查數(shù)量也高達(dá)746起，從1995年的20起，到2009年的75起逐年增長(zhǎng)。

國(guó)外對(duì)華反傾銷(xiāo)數(shù)占全球反傾銷(xiāo)發(fā)起總數(shù)的比重呈明顯上升趨勢(shì)。國(guó)外對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)占其全球反傾銷(xiāo)發(fā)起總數(shù)的比重由1995年的12.73％上升到2008年的35.1％增長(zhǎng)了22.37％。如此快的增長(zhǎng)趨勢(shì)，不僅說(shuō)明我國(guó)已成為全球反傾銷(xiāo)運(yùn)動(dòng)的主要目標(biāo)國(guó)，也使我國(guó)成為反傾銷(xiāo)的“最大受害國(guó)”，對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易構(gòu)成了嚴(yán)重的威脅。

（二）1995～2009年我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易額的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)

自1995年以來(lái)，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易額呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢(shì)。其中，進(jìn)出口總額從23499.9億元上升至150648.1億元，最高達(dá)150648.1億元。本文主要研究進(jìn)出口總額對(duì)我國(guó)反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)的影響，其變化趨勢(shì)可用折線(xiàn)圖表現(xiàn)，如圖1所示。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

本文運(yùn)用Eviews對(duì)假設(shè)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖2所示：

圖2 實(shí)證結(jié)果

實(shí)證結(jié)果表明，進(jìn)出口貿(mào)易額與反傾銷(xiāo)案件的數(shù)量呈正相關(guān)關(guān)系，即進(jìn)出口貿(mào)易額的增加一定程度上導(dǎo)致了反傾銷(xiāo)案件的增加，而反傾銷(xiāo)案件的增加將促進(jìn)反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)的發(fā)展，從而進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展在一定程度上促進(jìn)了反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)的發(fā)展。在今后幾年，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易仍將不斷擴(kuò)大，我國(guó)仍然無(wú)法擺脫國(guó)際貿(mào)易爭(zhēng)端的障礙，我國(guó)的反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)將發(fā)揮其重要作用，其發(fā)展也將順應(yīng)潮流，成為我國(guó)會(huì)計(jì)體系中的重要一環(huán)，同時(shí)也是維護(hù)我國(guó)國(guó)家利益的關(guān)鍵一環(huán)。

參 考 文 獻(xiàn)

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篇6

美國(guó)次貸危機(jī)所引發(fā)的金融危機(jī)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響正在各個(gè)國(guó)家逐步顯現(xiàn)。在金融全球化不斷推進(jìn)的背景下，金融危機(jī)的傳染效應(yīng)在逐漸放大。主流觀(guān)點(diǎn)將危機(jī)傳染效應(yīng)概括為四個(gè)方面，即季風(fēng)效應(yīng)、貿(mào)易溢出效應(yīng)、金融溢出效應(yīng)和凈傳染效應(yīng)。其中，貿(mào)易溢出效應(yīng)源于貿(mào)易關(guān)系密切的國(guó)家，即危機(jī)國(guó)家通過(guò)貿(mào)易渠道對(duì)其他國(guó)家造成影響。作為美國(guó)主要貿(mào)易伙伴國(guó)之一的中國(guó)，兩國(guó)間貿(mào)易額在我國(guó)貿(mào)易總額中比重較大，因此此次百年不遇的金融危機(jī)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的沖擊是否顯著令人關(guān)注。

在已有的文獻(xiàn)中，許多學(xué)者對(duì)貿(mào)易溢出效應(yīng)在危機(jī)傳染過(guò)程中的作用進(jìn)行了檢驗(yàn)，大多數(shù)研究認(rèn)為危機(jī)傳染的貿(mào)易溢出是顯著的，Eichengreen等(1996)最早使用Probit模型對(duì)20多個(gè)工業(yè)國(guó)家在1959～1993年間發(fā)生危機(jī)的條件概率進(jìn)行了估計(jì)，發(fā)現(xiàn)在危機(jī)擴(kuò)散過(guò)程中，貿(mào)易溢出效應(yīng)的影響要比宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)基本面的相似性更為重要。Glick和Rose(1999)對(duì)1971～1997年間發(fā)生的五次危機(jī)的研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易聯(lián)系是金融危機(jī)的重要傳染途徑，1997年的亞洲金融危機(jī)也導(dǎo)致包括中國(guó)在內(nèi)的許多國(guó)家出口下滑。Forbes(2002)則從微觀(guān)角度利用公司層面的數(shù)據(jù)，驗(yàn)證了貿(mào)易溢出的價(jià)格效應(yīng)和收入效應(yīng)都是亞洲和俄羅斯危機(jī)中重要的傳染機(jī)制。Haile和Pozo(2008)研究了1960～1998年期間37個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家和新興市場(chǎng)國(guó)家的金融危機(jī)，發(fā)現(xiàn)大多數(shù)危機(jī)是通過(guò)貿(mào)易渠道傳染的。在國(guó)內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)中，裴平等(2009)、胡求光和李洪英(2010)等學(xué)者針對(duì)全球金融危機(jī)對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易影響的實(shí)證分析中發(fā)現(xiàn)，危機(jī)對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易負(fù)面影響是顯著的。

由于各次金融危機(jī)特點(diǎn)不同，危機(jī)國(guó)家與非危機(jī)國(guó)家在貿(mào)易關(guān)系上存在差別，所以在此問(wèn)題上的研究結(jié)論不同。本文將以2003年1月至2010年6月的月度數(shù)據(jù)為樣本，主要就美國(guó)金融危機(jī)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易沖擊的原理和程度進(jìn)行理論研究和實(shí)證檢驗(yàn)。

二、危機(jī)對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易沖擊理論分析

金融危機(jī)的貿(mào)易溢出主要是通過(guò)收入效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的。如果一國(guó)是危機(jī)國(guó)家重要的貿(mào)易伙伴，雙方存在互補(bǔ)型貿(mào)易關(guān)系，隨著危機(jī)國(guó)貨幣的大幅貶值、居民實(shí)際收入的急劇下降等，都可能導(dǎo)致與之有直接貿(mào)易聯(lián)系的國(guó)家產(chǎn)生貿(mào)易溢出的價(jià)格效應(yīng)和收入效應(yīng)。收入效應(yīng)是指危機(jī)國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放緩，居民實(shí)際收入下降，該國(guó)整體消費(fèi)能力降低，其對(duì)外進(jìn)口商品與勞務(wù)的需求減少，進(jìn)而造成其貿(mào)易聯(lián)系國(guó)出口的降低。價(jià)格效應(yīng)是指危機(jī)國(guó)貨幣的持續(xù)貶值，進(jìn)口品在危機(jī)國(guó)市場(chǎng)上以本幣標(biāo)示的價(jià)格相對(duì)上升，出口品在國(guó)外市場(chǎng)上以外幣標(biāo)示的價(jià)格相對(duì)下降，從而相對(duì)增強(qiáng)危機(jī)國(guó)商品和勞務(wù)出口的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力，致使其貿(mào)易伙伴國(guó)或其競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手出口下降與進(jìn)口增加。危機(jī)將導(dǎo)致貿(mào)易伙伴國(guó)間的出口商品在另一個(gè)價(jià)格較低和數(shù)量較少的狀態(tài)達(dá)到平衡，而進(jìn)口商品在另一個(gè)價(jià)格較低和數(shù)量較多的狀態(tài)達(dá)到平衡，金融危機(jī)通過(guò)收入效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)易對(duì)互補(bǔ)型經(jīng)濟(jì)體的雙邊貿(mào)易直接發(fā)生作用。

長(zhǎng)期以來(lái)，中美兩國(guó)雙邊貿(mào)易合作關(guān)系緊密。中國(guó)對(duì)美國(guó)進(jìn)出口額占我國(guó)貿(mào)易總額的比重從2002年以來(lái)一直穩(wěn)定在14%左右，并且在2005～2010年間中美貿(mào)易額年均增長(zhǎng)9%。從美方來(lái)看，中國(guó)是美國(guó)的第二大貿(mào)易伙伴、第三大出口市場(chǎng)和第一大進(jìn)口來(lái)源，在其經(jīng)貿(mào)發(fā)展中扮演著重要角色。從中方來(lái)看，較美國(guó)不同的是，我國(guó)經(jīng)濟(jì)帶有較為典型的出口導(dǎo)向型特點(diǎn)，對(duì)外貿(mào)易對(duì)于本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用十分重要。2000～2010年，我國(guó)僅出口貿(mào)易就占GDP比重的20%以上，而對(duì)外貿(mào)易依存度均在40%以上，2005～2007年我國(guó)對(duì)外貿(mào)易依存度更高達(dá)70%左右。較高的貿(mào)易依存度使我國(guó)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)對(duì)于外部環(huán)境的變化更為敏感。因此，美國(guó)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定對(duì)中國(guó)的出口及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著至關(guān)重要的作用，從中美貿(mào)易的特點(diǎn)來(lái)看，美國(guó)金融危機(jī)會(huì)通過(guò)直接雙邊貿(mào)易渠道對(duì)中國(guó)產(chǎn)生沖擊。

從貿(mào)易溢出的收入效應(yīng)看，由于美國(guó)社會(huì)保障體系相對(duì)完善，在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行平穩(wěn)的時(shí)候，現(xiàn)實(shí)收入和未來(lái)收入預(yù)期良好，居民消費(fèi)支出強(qiáng)烈，形成了依賴(lài)借貸消費(fèi)的美國(guó)消費(fèi)模式。金融危機(jī)爆發(fā)將導(dǎo)致美國(guó)失業(yè)率上升，國(guó)民財(cái)富大幅縮水，信用規(guī)模急劇收縮，實(shí)際收入水平下降，居民可支配收入減少，收入預(yù)期也會(huì)逐步下調(diào)，借貸消費(fèi)的美國(guó)消費(fèi)模式難以維持，消費(fèi)者信心下降，美國(guó)人必然緊縮現(xiàn)實(shí)消費(fèi)，從而抑制進(jìn)口消費(fèi)需求。從貿(mào)易溢出的價(jià)格效應(yīng)來(lái)看，金融危機(jī)后美元的貶值有效地刺激了美國(guó)出口的增長(zhǎng)，降低了中國(guó)出口商品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。同時(shí)鑒于美元的國(guó)際地位，國(guó)際原材料價(jià)格大多以美元定價(jià)，美元的貶值使得國(guó)際能源和資源價(jià)格上漲加速，這又進(jìn)一步增加了中國(guó)出口企業(yè)的生產(chǎn)成本，進(jìn)一步削弱了我國(guó)出口產(chǎn)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力。

從上述分析可以看出，中美兩國(guó)直接貿(mào)易聯(lián)系緊密，中國(guó)對(duì)美國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的易感強(qiáng)度高，直接貿(mào)易溢出的收入效應(yīng)對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易形成沖擊。同時(shí)，中美兩國(guó)屬于互補(bǔ)型貿(mào)易關(guān)系，美國(guó)金融危機(jī)導(dǎo)致貨幣貶值，必然也將通過(guò)價(jià)格效應(yīng)對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易構(gòu)成影響。本文將在下文中采用基于VAR框架下的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析，通過(guò)危機(jī)前后美國(guó)收入水平和價(jià)格水平與中國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易互動(dòng)關(guān)系變化的對(duì)比分析，研究美國(guó)金融危機(jī)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生的沖擊。

三、危機(jī)對(duì)中國(guó)貿(mào)易溢出效應(yīng)實(shí)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(jī)和2001年的9.11事件對(duì)分析數(shù)據(jù)產(chǎn)生影響，并使得兩個(gè)子樣本研究的時(shí)間段基本匹配，本文選取2003年1月至2010年6月的月度數(shù)據(jù)，共計(jì)102個(gè)研究樣本。

本文采用失業(yè)率、個(gè)人可支配收入和消費(fèi)者信心指數(shù)作為美國(guó)收入水平的衡量指標(biāo)，其中，個(gè)人可支配收入和消費(fèi)者信心指數(shù)是美國(guó)個(gè)人收入水平的衡量指標(biāo)，前者直接反映個(gè)人當(dāng)前收入狀況，后者反映個(gè)人對(duì)未來(lái)收入狀況的預(yù)期。而相比而言，失業(yè)率是個(gè)人收入水平的間接衡量指標(biāo)，因?yàn)槭I(yè)率是從較為宏觀(guān)層面反映當(dāng)前或者未來(lái)一段時(shí)間整體的收入狀況，因此可以看作美國(guó)社會(huì)收入水平的衡量指標(biāo)。本文采用CPI和PPI作為美國(guó)國(guó)內(nèi)價(jià)格水平的衡量指標(biāo)，采用實(shí)際美元指數(shù)作為美國(guó)對(duì)外價(jià)格水平變化的衡量指標(biāo)。

衡量中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易狀況的指標(biāo)較多，而中美進(jìn)出口額是直接反映中國(guó)貿(mào)易受美國(guó)危機(jī)溢出影響最直接的衡量指標(biāo)，因中美貿(mào)易額占中國(guó)貿(mào)易額的比重較大，本文不必再以中國(guó)進(jìn)出口總額作為貿(mào)易狀況衡量指標(biāo)，而采用了總的進(jìn)出口數(shù)量指數(shù)和進(jìn)出口價(jià)格指數(shù)分別衡量中國(guó)進(jìn)出口貨物的數(shù)量水平和價(jià)格水平產(chǎn)生的變化(見(jiàn)表1)。

本文涉及所有變量的原始數(shù)據(jù)均來(lái)自Wind資訊終端的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，從數(shù)據(jù)庫(kù)獲取的未經(jīng)季度調(diào)整的中國(guó)對(duì)美國(guó)出口額和中國(guó)對(duì)美國(guó)進(jìn)口額這兩個(gè)原始統(tǒng)計(jì)變量季節(jié)性特征明顯，因此本文采用移動(dòng)平均比率法對(duì)這兩個(gè)變量進(jìn)行季度調(diào)整，同時(shí)，除CPI、PPI和UNRATE這三個(gè)變量之外，其他所有變量均進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理。

美國(guó)次貸危機(jī)是從2006年春季開(kāi)始逐步顯現(xiàn)的，2007年7月開(kāi)始席卷美國(guó)、歐盟和日本等世界主要金融市場(chǎng)。因此，本文將2007年7月作為危機(jī)起始點(diǎn)，將總樣本分為兩個(gè)時(shí)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(guó)金融危機(jī)導(dǎo)致的動(dòng)蕩期，金融危機(jī)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響屬于事件沖擊，一般在爆發(fā)后的24個(gè)月至36個(gè)月產(chǎn)生的影響較為明顯，為了防止時(shí)間過(guò)長(zhǎng)可能使事件沖擊被經(jīng)濟(jì)周期性的長(zhǎng)期趨勢(shì)所掩蓋，本文選擇美國(guó)金融危機(jī)爆發(fā)后的36個(gè)月的時(shí)間段進(jìn)行研究。

本文的實(shí)證方法主要采用VAR模型框架下的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，通過(guò)構(gòu)建F統(tǒng)計(jì)量分析美國(guó)收入水平和價(jià)格水平對(duì)我國(guó)貿(mào)易狀況的影響程度，再通過(guò)平穩(wěn)期和危機(jī)期實(shí)證數(shù)據(jù)的對(duì)比分析，檢驗(yàn)美國(guó)金融危機(jī)是否對(duì)中國(guó)存在貿(mào)易溢出效應(yīng)，最終影響中國(guó)的貿(mào)易狀況?？紤]如下的雙變量向量自回歸方程(B－VAR):

如果危機(jī)前后價(jià)格水平或收入水平的指標(biāo)對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易狀況沒(méi)有引導(dǎo)作用，或者有但程度相當(dāng)，則說(shuō)明危機(jī)并沒(méi)有通過(guò)價(jià)格溢出效應(yīng)或收入溢出效應(yīng)對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生沖擊;如果危機(jī)前價(jià)格水平或收入水平的指標(biāo)對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易狀況沒(méi)有引導(dǎo)作用，而危機(jī)后引導(dǎo)作用顯著，則表明危機(jī)通過(guò)價(jià)格溢出效應(yīng)或收入溢出效應(yīng)對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生沖擊;如果危機(jī)后僅僅是中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易狀況對(duì)美國(guó)價(jià)格水平或收入水平指標(biāo)的引導(dǎo)作用加強(qiáng)，則只能說(shuō)明危機(jī)對(duì)變量間的互動(dòng)關(guān)系產(chǎn)生沖擊，但不能說(shuō)明通過(guò)價(jià)格溢出效應(yīng)或收入溢出效應(yīng)對(duì)我國(guó)貿(mào)易狀況的沖擊顯著。

本文采用脈沖響應(yīng)函數(shù)描述我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易指標(biāo)對(duì)美國(guó)價(jià)格水平和收入水平新息沖擊的響應(yīng)軌跡。脈沖響應(yīng)函數(shù)用于衡量來(lái)自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來(lái)取值的影響，其可以追蹤針對(duì)VAR系統(tǒng)中的變量的各個(gè)脈沖的時(shí)間路徑，其計(jì)算方法在此省略。

(二)實(shí)證分析結(jié)果

表2是分別對(duì)12個(gè)變量在平穩(wěn)期和危機(jī)期原始序列和1階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的結(jié)果，從表2中的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，無(wú)論在平穩(wěn)期還是危機(jī)期，12個(gè)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(duì)美國(guó)經(jīng)濟(jì)變量(X)和中國(guó)貿(mào)易變量(Y)1階差分序列之間在平穩(wěn)期和危機(jī)期分別進(jìn)行的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果。其中，表3為X不是Y的Granger原因的零假設(shè)檢驗(yàn)，表4為Y不是X的Granger原因的零假設(shè)檢驗(yàn)。在平穩(wěn)期，衡量美國(guó)國(guó)內(nèi)收入水平的三個(gè)指標(biāo)中，個(gè)人可支配收入和消費(fèi)者信心指數(shù)均不是中國(guó)貿(mào)易狀況的Grang-er原因，這說(shuō)明美國(guó)個(gè)人現(xiàn)實(shí)收入和預(yù)期收入水平在平穩(wěn)期對(duì)中國(guó)貿(mào)易狀況沒(méi)有明顯影響;而失業(yè)率是中國(guó)對(duì)美國(guó)的進(jìn)口額和中國(guó)出口數(shù)量指數(shù)的Granger原因，說(shuō)明美國(guó)國(guó)內(nèi)失業(yè)情況會(huì)影響中美貿(mào)易和中國(guó)整體出口數(shù)量。而中國(guó)對(duì)美國(guó)出口額和中國(guó)出口數(shù)量指數(shù)是美國(guó)生產(chǎn)者物價(jià)指數(shù)PPI的Granger原因，則說(shuō)明在平穩(wěn)期中美貿(mào)易對(duì)美國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)成本有一定影響。美國(guó)對(duì)外的價(jià)格水平(即美元匯率水平)不是中國(guó)貿(mào)易狀況的Granger原因，而美國(guó)國(guó)內(nèi)價(jià)格水平的兩個(gè)變量中也只有CPI對(duì)中國(guó)進(jìn)口數(shù)量指數(shù)有較為顯著的Granger影響。

在危機(jī)期間，美國(guó)失業(yè)率、個(gè)人可支配收入和消費(fèi)者信心指數(shù)均不是中國(guó)貿(mào)易狀況的Granger原因，金融危機(jī)并沒(méi)有在短期內(nèi)增加美國(guó)國(guó)內(nèi)收入水平變化對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易狀況引導(dǎo)關(guān)系。中國(guó)對(duì)美國(guó)的進(jìn)出口額、進(jìn)口價(jià)格指數(shù)和出口數(shù)量指數(shù)均是美國(guó)失業(yè)率的Granger原因，與危機(jī)前的實(shí)證數(shù)據(jù)對(duì)比不難發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)使美國(guó)失業(yè)率與中國(guó)貿(mào)易狀況的引導(dǎo)關(guān)系發(fā)生了變化，由危機(jī)前失業(yè)率引導(dǎo)進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系轉(zhuǎn)變?yōu)槲C(jī)后的進(jìn)出口貿(mào)易引導(dǎo)失業(yè)率，表明金融危機(jī)對(duì)美國(guó)失業(yè)率與中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易狀況的聯(lián)動(dòng)性產(chǎn)生了顯著沖擊，但不能說(shuō)明危機(jī)通過(guò)美國(guó)社會(huì)水平的變化對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易狀況產(chǎn)生沖擊。危機(jī)期間美國(guó)CPI和PPI均是衡量中國(guó)貿(mào)易狀況的六個(gè)指標(biāo)的Granger原因，與危機(jī)前的數(shù)據(jù)相比，美國(guó)CPI和PPI在危機(jī)后對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的引導(dǎo)作用顯著增強(qiáng)。并且，危機(jī)后美元實(shí)際有效匯率也是中國(guó)對(duì)美國(guó)進(jìn)口額、中國(guó)出口價(jià)格指數(shù)和中國(guó)進(jìn)口數(shù)量指數(shù)的Granger原因，對(duì)這三個(gè)變量的引導(dǎo)作用也顯著增強(qiáng)。這說(shuō)明美國(guó)金融危機(jī)通過(guò)價(jià)格水平的變化對(duì)中國(guó)貿(mào)易已經(jīng)產(chǎn)生明顯的溢出效應(yīng)。

總之，在平穩(wěn)期，無(wú)論是美國(guó)收入水平還是價(jià)格水平，對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易狀況的引導(dǎo)作用都是不明顯的。在危機(jī)期，美國(guó)金融危機(jī)通過(guò)美國(guó)對(duì)內(nèi)和對(duì)外價(jià)格水平變化對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易狀況的溢出效應(yīng)是顯著的。同時(shí)，以失業(yè)率所代表的美國(guó)社會(huì)收入狀況與中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易狀況存在顯著互動(dòng)關(guān)系，只是危機(jī)期間失業(yè)率不是中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易狀況指標(biāo)的Granger原因，但美國(guó)金融危機(jī)對(duì)這種互動(dòng)關(guān)系的引導(dǎo)方向產(chǎn)生了顯著沖擊。而美國(guó)個(gè)人收入水平對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易溢出效應(yīng)不顯著的主要原因，可能是由中國(guó)對(duì)美國(guó)出口商品的結(jié)構(gòu)以及美國(guó)消費(fèi)者對(duì)這些商品的需求剛性造成的。

為了動(dòng)態(tài)地描述美國(guó)金融危機(jī)對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的溢出效應(yīng)，特別是關(guān)注美國(guó)價(jià)格水平對(duì)中國(guó)出口貿(mào)易狀況沖擊和持續(xù)時(shí)間，同時(shí)考慮到美國(guó)失業(yè)率與中國(guó)出口貿(mào)易的互動(dòng)關(guān)系，本文根據(jù)估計(jì)的VAR模型，給出了美國(guó)CPI、PPI、失業(yè)率和實(shí)際有效匯率對(duì)衡量中國(guó)貿(mào)易出口狀況的三個(gè)變量分別在平穩(wěn)期和危機(jī)期沖擊的響應(yīng)圖(見(jiàn)圖1、圖2)。其中，響應(yīng)函數(shù)的追蹤期數(shù)為18期。

從中國(guó)對(duì)美國(guó)出口額、中國(guó)出口價(jià)格指數(shù)和數(shù)量指數(shù)對(duì)美國(guó)CPI、PPI、失業(yè)率和實(shí)際有效匯率的脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)看，與平穩(wěn)期相比，危機(jī)期間中國(guó)貿(mào)易出口狀況的三個(gè)衡量指標(biāo)對(duì)新息的反應(yīng)呈現(xiàn)以下特點(diǎn):一是對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的反應(yīng)強(qiáng)度顯著增加，危機(jī)后新息沖擊對(duì)我國(guó)出口狀況指標(biāo)的影響均擴(kuò)大了一個(gè)數(shù)量級(jí);二是新息沖擊所造成影響的衰減時(shí)間顯著增加，在平穩(wěn)期，對(duì)沖擊響應(yīng)的正負(fù)標(biāo)準(zhǔn)差線(xiàn)滯后6到8期后呈水平分布，而在危機(jī)期間，正負(fù)標(biāo)準(zhǔn)差線(xiàn)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(jī)期間新息沖擊的影響呈現(xiàn)無(wú)規(guī)律的衰減特征，危機(jī)前隨著滯后期的增加，沖擊的影響強(qiáng)度逐漸減少，而危機(jī)后隨著滯后期的增加，沖擊的影響強(qiáng)度存在反復(fù)，衰減過(guò)程更顯無(wú)規(guī)律性。從脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析來(lái)看，在危機(jī)期間，美國(guó)失業(yè)率和價(jià)格水平對(duì)中國(guó)貿(mào)易出口狀況的影響強(qiáng)度、影響持續(xù)時(shí)間和影響衰減方式都發(fā)生了顯著變化，這正是美國(guó)金融危機(jī)對(duì)中國(guó)貿(mào)易出口狀況溢出效應(yīng)的表現(xiàn)特征。

四、主要結(jié)論及政策含義

本文采用基于VAR框架下的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析方法，對(duì)危機(jī)前后美國(guó)收入水平和價(jià)格水平與中國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，并通過(guò)危機(jī)前后互動(dòng)關(guān)系變化的對(duì)比，分析美國(guó)金融危機(jī)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生的沖擊，得到了以下主要結(jié)論:

1.在平穩(wěn)期，美國(guó)個(gè)人現(xiàn)實(shí)收入和預(yù)期收入對(duì)中國(guó)貿(mào)易狀況沒(méi)有明顯影響。而衡量社會(huì)收入狀況的失業(yè)率指標(biāo)是中國(guó)對(duì)美國(guó)的進(jìn)口額和中國(guó)出口數(shù)量指數(shù)的Granger原因。在危機(jī)期間，美國(guó)收入水平的三個(gè)指標(biāo)均不是中國(guó)貿(mào)易狀況的Granger原因，金融危機(jī)并沒(méi)有在短期內(nèi)增加美國(guó)國(guó)內(nèi)收入水平變化對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易狀況的引導(dǎo)關(guān)系。而金融危機(jī)使美國(guó)失業(yè)率與中國(guó)貿(mào)易狀況的引導(dǎo)關(guān)系發(fā)生了變化，由危機(jī)前的失業(yè)率引導(dǎo)進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系轉(zhuǎn)變?yōu)槲C(jī)后的進(jìn)出口貿(mào)易引導(dǎo)失業(yè)率，表明金融危機(jī)對(duì)美國(guó)失業(yè)率與中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易狀況的聯(lián)動(dòng)性產(chǎn)生了顯著沖擊，但不能說(shuō)明危機(jī)通過(guò)美國(guó)收入水平的變化對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易狀況產(chǎn)生沖擊。

2.在平穩(wěn)期，美國(guó)國(guó)內(nèi)價(jià)格水平CPI和PPI和實(shí)際有效匯率均不是中國(guó)貿(mào)易狀況的Granger原因，危機(jī)期間，美國(guó)國(guó)內(nèi)價(jià)格水平CPI和PPI均是衡量中國(guó)貿(mào)易狀況的六個(gè)指標(biāo)的Granger原因，與危機(jī)前的數(shù)據(jù)相比，美國(guó)CPI和PPI在危機(jī)后對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的引導(dǎo)作用顯著增強(qiáng)。危機(jī)后美元實(shí)際有效匯率也是中國(guó)對(duì)美國(guó)進(jìn)口額、中國(guó)出口價(jià)格指數(shù)和中國(guó)進(jìn)口數(shù)量指數(shù)的Granger原因，并對(duì)這三個(gè)變量的引導(dǎo)作用也顯著增加。這說(shuō)明美國(guó)金融危機(jī)通過(guò)價(jià)格水平的變化對(duì)中國(guó)貿(mào)易已經(jīng)產(chǎn)生明顯的溢出效應(yīng)。

篇7

[關(guān)鍵詞] 外商直接投資 進(jìn)出口貿(mào)易 協(xié)整檢驗(yàn)

隨著經(jīng)濟(jì)全球化程度的逐步實(shí)現(xiàn)，各國(guó)之間的經(jīng)濟(jì)往來(lái)越來(lái)越密切，國(guó)際投資和貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大。FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系,以及進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系成為了20世紀(jì)70年代以來(lái)國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究的熱點(diǎn)問(wèn)題。湖北省作為國(guó)家“中部崛起”戰(zhàn)略重鎮(zhèn)，有著獨(dú)特的歷史傳統(tǒng)、地理位置和自然資源。改革開(kāi)放，特別是近年來(lái)，湖北省積極引進(jìn)外資、大力發(fā)展對(duì)外貿(mào)易。然而，雖然其近幾年的貿(mào)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(shí)證研究的方法，運(yùn)用OLS法和協(xié)整檢驗(yàn)得到FDI與進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系，以期得出正確結(jié)論，為湖北對(duì)外貿(mào)易的增長(zhǎng)獻(xiàn)計(jì)獻(xiàn)策。

一、國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)綜述

迄今為止，各國(guó)對(duì)外貿(mào)易與FDI關(guān)系的研究為數(shù)眾多。理論分析所得出的代表性結(jié)論有二個(gè):一是以Mundell為代表的相互替代關(guān)系理論;二是以小島清為代表的相互補(bǔ)充關(guān)系理論。在實(shí)證研究方面則主要有:Nakamura和MaryAmiti的研究表明兩者呈互補(bǔ)關(guān)系;Eaton和Tamura、Goldberg和Klein對(duì)日本的檢驗(yàn)證明FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易有促進(jìn)作用。

二、實(shí)證分析

由于湖北省對(duì)外貿(mào)易起步較晚，加之統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)并不完整，樣本設(shè)定在1986年～2006年之間。本文選取湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒中的外商直接投資(FDI)衡量外商對(duì)湖北省直接投資，以出口額(EX）、進(jìn)口額(IM)來(lái)衡量對(duì)外貿(mào)易。由于FDI在中國(guó)發(fā)揮作用時(shí)，中國(guó)吸收能力存在時(shí)滯問(wèn)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(nèi)外商直接投資總和（AFDI）。同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)迅速對(duì)其影響也不容忽視。于是引入變量“湖北省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來(lái)衡量湖北省經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

1.數(shù)據(jù)處理。單位根檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒⒃谡龖B(tài)分布假設(shè)上的，但檢驗(yàn)卻發(fā)現(xiàn)變量不顯著具有正態(tài)性，所以取各數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)，得lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFDI?？梢宰C明變換后的數(shù)據(jù)均滿(mǎn)足正態(tài)分布。

2.時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在回歸分析之前,首先要對(duì)每組數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn),以判別序列的平穩(wěn)性。因?yàn)楫?dāng)數(shù)據(jù)非平穩(wěn)時(shí)，有可能存在偽回歸,需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。對(duì)序列l(wèi)nGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFD進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)以在95%的顯著性水平上，ln EX、ln IM都為一階單整的時(shí)間序列,而lnFDI則為二階單整?？梢?jiàn),序列l(wèi)nGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、ln AFDI并不都是平穩(wěn)的。

3.協(xié)整檢驗(yàn)。對(duì)湖北省外商直接投資及其滯后因素與進(jìn)口、出口額運(yùn)用OLS法，同時(shí)考慮考察變量之間的協(xié)整關(guān)系，根據(jù)DW值與t值，用后向回歸法進(jìn)一步篩選變量，刪除t值不顯著的變量，得出估計(jì)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(shí)，對(duì)兩個(gè)殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)它們是平穩(wěn)的置信度為95%，可以認(rèn)為模型變量間有協(xié)整關(guān)系。湖北省外商直接投資額對(duì)出口額、進(jìn)總額的作用顯著，模型擬合優(yōu)度較高，兩個(gè)回歸方程的殘差序列都是平穩(wěn)的，由協(xié)整定理可知數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關(guān)系，即湖北省外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

4.誤差修正模型。上述模型描述了變量間的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，是在短期動(dòng)態(tài)過(guò)程的不斷調(diào)整下得以維持的。因此可以建立誤差修正模型，將長(zhǎng)期和短期結(jié)合起來(lái)：

(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(shù)的t檢驗(yàn)可知，滯后殘差項(xiàng)的系數(shù)都顯著不為0，說(shuō)明模型的動(dòng)態(tài)調(diào)整具有穩(wěn)定性。協(xié)整關(guān)系對(duì)EX和IM的增長(zhǎng)起到了反向修正作用，彈性系數(shù)為-1.3559和-1.42937。

三、結(jié)論

FDI、GDP與進(jìn)出口貿(mào)易額IM，EX之間存在穩(wěn)定顯著的均衡關(guān)系,外商直接投資額的增長(zhǎng)能夠促進(jìn)本國(guó)進(jìn)、出口貿(mào)易額的增長(zhǎng)。然而AFD的反向作用提示我們,在長(zhǎng)期過(guò)程中,若保持現(xiàn)有的貿(mào)易模式和結(jié)構(gòu)不變,當(dāng)外資積累達(dá)到一定水平時(shí),國(guó)際貿(mào)易額將不再增加,甚至有可能減少。因?yàn)殡S著外商從跨國(guó)公司賺取壟斷利潤(rùn)的動(dòng)機(jī)越來(lái)越明顯,外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。同時(shí),由于生產(chǎn)和銷(xiāo)售本地化的實(shí)現(xiàn)，進(jìn)口額將大大減少。

“中部崛起”，最關(guān)鍵的是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的崛起，因此發(fā)展外貿(mào)易事業(yè)的重要性不容忽視。在追求FDI額增加的同時(shí)，不能忽視了我們?cè)谕赓Q(mào)易模式和結(jié)構(gòu)上存在的問(wèn)題；要積極制定各種相關(guān)政策，提高政府部門(mén)辦事效率，完善服務(wù)體系吸引外資；同時(shí)大力推動(dòng)本土企業(yè)的技術(shù)化，創(chuàng)新化進(jìn)程，提高企業(yè)的綜合競(jìng)爭(zhēng)能力，實(shí)現(xiàn)湖北省在經(jīng)濟(jì)上的騰飛。

參考文獻(xiàn):

[1]高 峰 高 越:外國(guó)直接投資與我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系――基于不同貿(mào)易方式的實(shí)證分析國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題[J].2006

[2]冼國(guó)明 嚴(yán) 兵 張岸元:中國(guó)出口與外商在華直接投資――1983年～2000年數(shù)據(jù)的計(jì)量研究南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究[J].2003

篇8

關(guān)鍵詞：對(duì)外貿(mào)易投資；實(shí)際有效匯率；進(jìn)出口貿(mào)易；VEC模型

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“強(qiáng)制性生育政策、低生育陷阱與中國(guó)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)：微觀(guān)機(jī)理與實(shí)證檢驗(yàn)”（項(xiàng)目編號(hào)：71473118）；教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大目“長(zhǎng)江三角洲全面建設(shè)小康社會(huì)中的開(kāi)放發(fā)展研究”（項(xiàng)目編號(hào)：16JJD790025）

中圖分類(lèi)號(hào)：F752 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-854X（2017）03-0097-05

一、引言與相關(guān)文獻(xiàn)綜述

對(duì)外貿(mào)易、投資和消費(fèi)是推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿?，加入WTO以來(lái)，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易迅猛發(fā)展，進(jìn)出口貿(mào)易總額從2001年的4.22萬(wàn)億元人民幣，增長(zhǎng)到2015年的24.59萬(wàn)億元人民幣。中國(guó)已成為世界第一大出口國(guó)，第二大進(jìn)口國(guó)，進(jìn)出口總額居世界第一。2015年，受低迷的國(guó)際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)和國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易出現(xiàn)了“雙降”，全年進(jìn)出口總值24.59萬(wàn)億元，同比下降7%。其中，出口14.14萬(wàn)億元，同比下降1.8%；進(jìn)口10.45萬(wàn)億元，同比下降13.2%，但進(jìn)出口貿(mào)易總額仍占GDP的36.3%，其中出口占GDP的20.9%，進(jìn)口占GDP的15.4%。在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，對(duì)外貿(mào)易在我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中仍起著重要作用，更是新形勢(shì)下提振我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿χ弧?/p>

影響進(jìn)出口貿(mào)易的因素很多，而匯率水平無(wú)疑是最直接最重要的因素之一。匯率水平，尤其是實(shí)際有效匯率水平直接影響了進(jìn)出口商品的價(jià)格。本國(guó)匯率貶值將降低以外幣計(jì)價(jià)的出口商品價(jià)格，從而增強(qiáng)本國(guó)出口商品競(jìng)爭(zhēng)力，有利于出口；本國(guó)匯率貶值將提高以本幣計(jì)價(jià)的外國(guó)商品的價(jià)格，從而不利于進(jìn)口。相反，匯率升值則有利于進(jìn)口，不利于出口。自2005年7月21日人民幣實(shí)行有管理的浮動(dòng)匯率制度以來(lái)，人民幣名義匯率和實(shí)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(shí)際有效匯率升值55.75%。匯改后人民幣匯率的波動(dòng)性進(jìn)一步加大，這無(wú)疑將直接影響未來(lái)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的走勢(shì)。

關(guān)于匯率與對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系，國(guó)內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)做了大量的研究?；趪?guó)際收支調(diào)節(jié)理論的馬歇爾―勒納條件（Marshall-Lerner Condition）認(rèn)為：當(dāng)出口商品的匯率彈性與進(jìn)口商品的匯率彈性之和大于1時(shí)，本幣貶值有利于改善一國(guó)的國(guó)際收支；相反，當(dāng)進(jìn)出口商品的匯率彈性之和小于1時(shí)，本幣貶值會(huì)惡化一國(guó)的貿(mào)易收支。隨后的大量研究圍繞著馬歇爾―勒納條件的驗(yàn)證展開(kāi)。Rose（1991）利用1974年到1986之間的年度數(shù)據(jù)對(duì)5個(gè)主要OECD國(guó)家貿(mào)易收支的實(shí)證研究表明，實(shí)際有效匯率水平對(duì)貿(mào)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(xié)整方法研究了發(fā)展中國(guó)家的貿(mào)易彈性，結(jié)果表明大多數(shù)發(fā)展中國(guó)家的貿(mào)易彈性足夠大，貨幣貶值有利于改善貿(mào)易收支，馬歇爾―勒納條件成立②。Wilson（2001）通過(guò)分析貨幣貶值對(duì)馬來(lái)西亞、韓國(guó)和新加坡的貿(mào)易收支的影響，得出馬歇爾―勒納條件在這些國(guó)家不成立③。Inrandoust，Ekblad和Parmler（2006）利用基于似然估計(jì)的面板向量協(xié)整方法分析了1960年到2001年瑞典和主要貿(mào)易伙伴之間雙邊貿(mào)易的價(jià)格彈性和收入彈性，結(jié)果顯示8個(gè)主要貿(mào)易伙伴國(guó)中僅有兩個(gè)國(guó)家滿(mǎn)足馬歇爾―勒納條件④。Sastre（2012）通過(guò)實(shí)證研究認(rèn)為貶值有利于改善西班牙的貿(mào)易收支⑤。從已有的研究來(lái)看，匯率對(duì)國(guó)際收支的影響還沒(méi)有一致的結(jié)論。

學(xué)者們對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率和中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易也做了大量的研究，但研究結(jié)論差異較大。謝建國(guó)、陳漓高（2002）通過(guò)協(xié)整分析及沖擊分解，驗(yàn)證人民幣匯率貶值對(duì)中國(guó)貿(mào)易收支的改善并沒(méi)有明顯影響，中國(guó)貿(mào)易收支短期主要取決于國(guó)內(nèi)需求狀況，而長(zhǎng)期則取決于國(guó)內(nèi)供給狀況⑥。盧向前、戴國(guó)強(qiáng)（2005）利用1994―2003年月度數(shù)據(jù)對(duì)人民幣實(shí)際匯率與進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口存在著顯著的影響⑦。谷宇、高鐵梅（2007）認(rèn)為在長(zhǎng)期，人民幣匯率波動(dòng)性對(duì)進(jìn)口、出口的影響顯著不同，對(duì)進(jìn)口表現(xiàn)為正向沖擊，對(duì)出口表現(xiàn)為負(fù)向沖擊；在短期，對(duì)進(jìn)口、出口都表現(xiàn)為負(fù)向沖擊，但對(duì)進(jìn)口的沖擊效應(yīng)稍大⑧。Zhang和Sato（2012）利用1987―2009季度數(shù)據(jù)建立和估計(jì)了VAR模型，研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)的貿(mào)易平衡受到人民幣匯率變動(dòng)的影響不大，主要影響為外部需求沖擊⑨。丁正良、紀(jì)成君（2014）建立VAR模型對(duì)1978―2012年中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、進(jìn)出口貿(mào)易以及實(shí)際匯率進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明實(shí)際匯率貶值促進(jìn)出口貿(mào)易，對(duì)進(jìn)口貿(mào)易影響較弱；實(shí)際匯率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系⑩。楊凱文、臧日宏（2015）使用GARCH模型測(cè)算人民幣匯率波動(dòng)，運(yùn)用ARDL協(xié)整方法研究在現(xiàn)行匯率制度下人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易的傳導(dǎo)效應(yīng)，研究結(jié)果表明人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易具有負(fù)面的傳導(dǎo)效應(yīng)，國(guó)際貿(mào)易尤其是出口貿(mào)易會(huì)受到人民幣匯率波動(dòng)的影響{11}。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者從不同角度，利用不同的計(jì)量方法對(duì)匯率和進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行了研究，得出很多有價(jià)值的結(jié)論。但由于數(shù)據(jù)來(lái)源、模型建立、計(jì)量方法等方面的不同，所得結(jié)論并不相同，有的甚至截然相反。本文在國(guó)內(nèi)外研究的基礎(chǔ)上，采用2001年1月至2015年9月的月度數(shù)據(jù)作為樣本，研究實(shí)際有效匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響。與以往的研究相比，本文以月度數(shù)據(jù)代替年度數(shù)據(jù)與季度數(shù)據(jù)，建立向量誤差修正模型，且在構(gòu)建模型時(shí)加入外商直接投資這一變量，從而更好地評(píng)估實(shí)際有效匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的短期與長(zhǎng)期影響。

二、模型的構(gòu)建和數(shù)據(jù)、變量的選取

1. 分析框架

考慮一個(gè)不完全替代模型，進(jìn)口商品與出口商品均為非完全替代品。我們假定本國(guó)的進(jìn)口需求M是本國(guó)的國(guó)民收入水平Y(jié)D、本國(guó)商品價(jià)格P、貿(mào)易伙伴國(guó)的出口商品價(jià)格PX*，人民幣名義匯率E的函數(shù)。本國(guó)的出口需求X是貿(mào)易伙伴國(guó)的國(guó)民收入水平Y(jié)W、本國(guó)出口商品價(jià)格PX、貿(mào)易伙伴國(guó)的商品價(jià)格P*、人民幣名義匯率E的函數(shù)。假定本國(guó)的出口商品價(jià)格PX等于本國(guó)的商品價(jià)格P，貿(mào)易伙伴國(guó)的出口商品價(jià)格PX*等于其國(guó)內(nèi)的商品價(jià)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(wú)窮大，則進(jìn)出口貿(mào)易的函數(shù)可以表示為：

實(shí)際有效匯率REER（Real effective exchange rate）是對(duì)名義匯率進(jìn)行物價(jià)調(diào)整后得到的匯率，反映了兩國(guó)貨幣的購(gòu)買(mǎi)力之比，有：

因此，式（1）和式（2）可改寫(xiě)為：

為了甄別外商直接投資（FDI）對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，我們進(jìn)一步將FDI這一變量引入進(jìn)出口方程，有：

本文將對(duì)模型（6）和模型（7）分別建立向量誤差修正（VEC）模型。

2. 數(shù)據(jù)和變量的選取

鑒于人民幣實(shí)際有效匯率和進(jìn)出口貿(mào)易的短期波動(dòng)性大，本文采用月度數(shù)據(jù)，樣本期為2001年1月至2015年9月。進(jìn)出口月度數(shù)據(jù)來(lái)自EIU數(shù)據(jù)庫(kù)，并根據(jù)進(jìn)出口價(jià)格指數(shù)調(diào)整為定基數(shù)據(jù)。進(jìn)出口價(jià)格指數(shù)來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)月度數(shù)據(jù)庫(kù)，并根據(jù)2009年1-12月《中國(guó)對(duì)外貿(mào)易指數(shù)》各期進(jìn)行了向前和向后的定基轉(zhuǎn)換為以2005年為100的定基數(shù)據(jù)。人民幣實(shí)際有效匯率REER來(lái)自國(guó)際清算銀行（BIS）數(shù)據(jù)庫(kù)。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(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)，由于缺乏GDP的月度數(shù)據(jù)，所以國(guó)內(nèi)收入水平Y(jié)D以工業(yè)增加值指數(shù)代替，工業(yè)增加值指數(shù)來(lái)自BVD的EIU數(shù)據(jù)庫(kù)。國(guó)外收入水平Y(jié)W是以美元衡量的實(shí)際的外國(guó)收入，由中國(guó)主要的出口貿(mào)易伙伴國(guó)的國(guó)民收入按照各國(guó)占中國(guó)出口貿(mào)易的權(quán)重加權(quán)得出，YW=∑wiYi。其中，i槲夜主要的十大出口貿(mào)易伙伴國(guó)，即美國(guó)、日本、韓國(guó)、德國(guó)、荷蘭、英國(guó)、俄羅斯、新加坡、印度和澳大利亞。wi為貿(mào)易權(quán)重，根據(jù)IMF《國(guó)際貿(mào)易方向統(tǒng)計(jì)》各期貿(mào)易伙伴國(guó)占中國(guó)出口貿(mào)易的權(quán)重計(jì)算得出。Yi為各國(guó)的月度GDP，由各國(guó)季度GDP通過(guò)二次函數(shù)插值法計(jì)算得出。以上數(shù)據(jù)都轉(zhuǎn)換為以2005年為基期的定基數(shù)據(jù)，并采用X12加法模型進(jìn)行季節(jié)調(diào)整后取自然對(duì)數(shù)，分別記為lnexport，lnimport，lnreer，lnfdi，lnyd，lnyw。

三、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

由于進(jìn)口、出口、國(guó)內(nèi)收入水平、國(guó)外收入水平、外商直接投資和人民幣實(shí)際有效匯率都具有內(nèi)生性，因此本文采用向量自回歸 （Vector Auto-Regressive，VAR）模型進(jìn)行分析。VAR模型是由Sims（1980）最先提出的一種多變量數(shù)據(jù)分析方法。該模型不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)，直接考慮時(shí)間序列中各經(jīng)濟(jì)變量間的關(guān)系，采用多個(gè)方程聯(lián)立的形式，把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造模型，模型的每一個(gè)方程中，內(nèi)生變量對(duì)模型的全部?jī)?nèi)生變量的滯后值進(jìn)行回歸，進(jìn)而估計(jì)全部?jī)?nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系。VAR模型的一般形式為：

其中，yt是k維內(nèi)生變量列向量，xt是d維外生變量列向量，p為滯后階數(shù)，T為樣本個(gè)數(shù)，k*k維矩陣Φ1，∧，Φp和k*d維矩陣H是待估計(jì)的參數(shù)，ξt為k維擾動(dòng)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(shí)間序列不平穩(wěn)，但變量之間存在協(xié)整關(guān)系，可以建立具有協(xié)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(dá)式為：

其中，ecm是誤差修正向量，反映變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。系數(shù)矩陣a反映了變量之間偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度，系數(shù)矩陣Γi反映各個(gè)變量的短期波動(dòng)對(duì)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(zhǎng)期均衡關(guān)系，也反映了變量之間的短期變化。

1. 變量單位根及協(xié)整檢驗(yàn)

在利用變量建立模型之前，需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用擴(kuò)展的迪克―富勒（ADF）檢驗(yàn)對(duì)lnexport，lnimport，lnreer，lnfdi，lnyd，lnyw進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上拒絕零假設(shè)。

由ADF檢驗(yàn)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(xiàng)是平穩(wěn)的時(shí)間序列。因此，所有的變量均為一階非平穩(wěn)的時(shí)間序列I（1）。它們之間可能存在著協(xié)整關(guān)系。Johansen在1988年及1990年與Juselius一起提出了一種以VAR模型為基礎(chǔ)的多變量協(xié)整檢驗(yàn)方法，將所有的變量都視為內(nèi)生變量，相對(duì)于單變量協(xié)整模型而言，殘差更小，解釋力更強(qiáng)。我們對(duì)模型（6）和模型（7）分別進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）確定合適的滯后期。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2、表3。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模型（6）和模型（7）都在5%的顯著性水平上拒絕沒(méi)有協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)，并接受至多有一個(gè)協(xié)整向量的零假設(shè)。因此，模型（6）和模型（7）存在協(xié)整關(guān)系，且僅存在一個(gè)協(xié)整向量。

括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為t統(tǒng)計(jì)量。進(jìn)口協(xié)整方程顯示，長(zhǎng)期內(nèi)，實(shí)際有效匯率會(huì)對(duì)進(jìn)口形成正向的沖擊，匯率升值增加進(jìn)口，匯率貶值減少進(jìn)口，但這種影響并不顯著。國(guó)內(nèi)收入對(duì)進(jìn)口產(chǎn)生正向的影響，外商直接投資對(duì)進(jìn)口產(chǎn)生負(fù)向的影響，并且兩者在統(tǒng)計(jì)上都是顯著的。國(guó)內(nèi)收入和外商直接投資對(duì)進(jìn)口的影響的彈性都大于1。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，實(shí)際有效匯率對(duì)進(jìn)口的長(zhǎng)期影響不顯著。我們認(rèn)為主要有以下兩個(gè)方面的原因：一方面，進(jìn)口主要受?chē)?guó)內(nèi)需求的拉動(dòng)。2001年以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，年均增長(zhǎng)率達(dá)到9.6%，國(guó)民收入水平大幅提高，拉動(dòng)了對(duì)進(jìn)口商品的需求，進(jìn)口商品的需求受價(jià)格因素的影響較??；另一方面，我國(guó)的進(jìn)口貿(mào)易主要以初級(jí)品和資本品的進(jìn)口為主，這些產(chǎn)品的需求價(jià)格彈性小，因此匯率水平導(dǎo)致的進(jìn)口價(jià)格變化對(duì)需求量的影響也較小。出口協(xié)整方程顯示，長(zhǎng)期內(nèi)，實(shí)際有效匯率對(duì)出口形成負(fù)向的沖擊，國(guó)外收入和外商直接投資對(duì)出口形成正向的沖擊，并且統(tǒng)計(jì)上都是顯著的。這一結(jié)果表明，人民幣實(shí)際有效匯率的升值將不利于中國(guó)出口的長(zhǎng)期增長(zhǎng)，相反，實(shí)際匯率的貶值則將促進(jìn)中國(guó)出口的長(zhǎng)期增長(zhǎng)。由出口協(xié)整方程可以看出，國(guó)外收入的提高和外商直接投資的擴(kuò)大對(duì)中國(guó)的長(zhǎng)期出口也有顯著的正向促進(jìn)作用。從變量的系數(shù)大小來(lái)看，匯率、國(guó)外收入和外商直接投資對(duì)出口的影響的彈性都大于1。

2. VEC模型

由Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果可知，進(jìn)出口與人民幣實(shí)際有效匯率、國(guó)內(nèi)收入或國(guó)外收入、外商直接投資之間存在著協(xié)整關(guān)系，我們可以在此基礎(chǔ)上建立VEC模型研究各變量之間動(dòng)態(tài)的短期和長(zhǎng)期關(guān)系，VEC模型的最優(yōu)滯后期根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）確定，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

從進(jìn)口VEC模型可以看出，短期內(nèi)，人民幣實(shí)際有效匯率和外商直接投資對(duì)進(jìn)口產(chǎn)生負(fù)向沖擊，國(guó)內(nèi)收入對(duì)進(jìn)口產(chǎn)生正向沖擊，并且這些影響都是顯著的。實(shí)際有效匯率在短期內(nèi)會(huì)對(duì)進(jìn)口產(chǎn)生負(fù)向沖擊，匯率升值會(huì)抑制進(jìn)口。匯率升值1個(gè)百分點(diǎn)，進(jìn)口將在滯后兩期時(shí)減少1.2個(gè)百分點(diǎn)。國(guó)內(nèi)收入在滯后兩期對(duì)進(jìn)口產(chǎn)生正向的影響，國(guó)內(nèi)收入上升增加進(jìn)口需求，收入每增加1個(gè)百分點(diǎn)，進(jìn)口將增加0.626個(gè)百分點(diǎn)。外商直接投資在短期對(duì)進(jìn)口產(chǎn)生正向的影響，但影響較小，外商直接投資每增加1個(gè)百分點(diǎn)，進(jìn)口增加0.08個(gè)百分點(diǎn)。這與外商直接投資對(duì)進(jìn)口的長(zhǎng)期影響方向相反，表明我國(guó)的外商直接投資短期內(nèi)會(huì)帶動(dòng)相關(guān)設(shè)備、產(chǎn)品的進(jìn)口，增加進(jìn)口，而長(zhǎng)期則會(huì)產(chǎn)生替代進(jìn)口的作用。進(jìn)口VEC模型表明，短期內(nèi)匯率對(duì)進(jìn)口會(huì)形成負(fù)向沖擊，出現(xiàn)匯率升值抑制進(jìn)口的現(xiàn)象，與谷宇、高鐵梅研究得出的結(jié)論相似。這一結(jié)論與傳統(tǒng)的國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)理論相悖。我們認(rèn)為可以從以下兩個(gè)方面去解釋?zhuān)阂环矫?，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(jià)格和市場(chǎng)的滯后反應(yīng)，需要經(jīng)過(guò)一段時(shí)間的滯后才會(huì)對(duì)進(jìn)口產(chǎn)生正向的影響。另一方面，這與市場(chǎng)的匯率升值預(yù)期有關(guān)。當(dāng)市場(chǎng)存在升值預(yù)期時(shí)，理性的進(jìn)口商會(huì)推遲進(jìn)口，以獲得更多的利益。2001年以來(lái)，我國(guó)實(shí)際有效匯率升值幅度較大，市場(chǎng)的確普遍存在著人民幣升值的預(yù)期。此外，長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系對(duì)短期進(jìn)口貿(mào)易的調(diào)整非常微弱并且不顯著。

從出口VEC模型可以看出，短期內(nèi)，除了實(shí)際有效匯率對(duì)出口的影響是統(tǒng)計(jì)顯著外，國(guó)外收入和外商直接投資對(duì)出口的影響并不顯著。短期內(nèi)，匯率對(duì)出口形成負(fù)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(chǎn)生效果，匯率升值1個(gè)百分點(diǎn)，短期出口將下降1.315個(gè)百分點(diǎn)，低于長(zhǎng)期中的出口匯率彈性，但大于短期的進(jìn)口匯率彈性。國(guó)外收入的增加轉(zhuǎn)化為出口需求要經(jīng)過(guò)一段時(shí)間的時(shí)滯，因此短期內(nèi)不影響進(jìn)口需求，長(zhǎng)期會(huì)對(duì)進(jìn)口需求有正向的影響。同樣，外商直接投資短期內(nèi)無(wú)法轉(zhuǎn)化為出口生產(chǎn)力，不影響出口；長(zhǎng)期有促進(jìn)出口的作用。當(dāng)變量之間偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)出口的短期波動(dòng)的調(diào)整也是非常微弱的。

3. 匯率變化的脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR和VEC模型中的一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來(lái)的影響，觀(guān)察模型中的各變量隨著時(shí)間的推移對(duì)于沖擊是如何反應(yīng)的。在VEC模型的基礎(chǔ)上，我們運(yùn)用脈沖響應(yīng)分析我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易、出口貿(mào)易受到國(guó)內(nèi)外收入水平、實(shí)際有效匯率、外商直接投資擾動(dòng)時(shí)變動(dòng)的方向與變動(dòng)的范圍。

圖1顯示了我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易對(duì)實(shí)際有效匯率、國(guó)外收入和外商直接投資的沖擊響應(yīng)。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)（單位：月度），縱軸表示進(jìn)口對(duì)沖擊的反應(yīng)。本期匯率的一個(gè)沖擊會(huì)對(duì)進(jìn)口產(chǎn)生負(fù)向的影響，這種負(fù)向影響并沒(méi)有立即形成，從滯后兩期開(kāi)始，在滯后三期達(dá)到最大值，并且此影響具有較長(zhǎng)的持續(xù)效應(yīng)。國(guó)內(nèi)收入沖擊會(huì)對(duì)進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生正向的影響，在滯后三期時(shí)達(dá)到峰值，并從第五期開(kāi)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(shí)間較長(zhǎng)。外商直接投資對(duì)進(jìn)口貿(mào)易會(huì)形成正向沖擊，沖擊在滯后兩期時(shí)達(dá)到最大值，然后逐步減弱，直至沖擊影響消失。從進(jìn)口貿(mào)易的脈沖響應(yīng)可以看出，進(jìn)口主要受匯率和國(guó)內(nèi)收入的沖擊影響，且匯率的沖擊影響大于國(guó)內(nèi)收入的沖擊影響。

下圖2顯示了我國(guó)出口貿(mào)易對(duì)實(shí)際有效匯率、國(guó)外收入和外商直接投資的脈沖響應(yīng)。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)（單位：月度），縱軸表示出口對(duì)沖擊的反應(yīng)。從圖中可以看出實(shí)際有效匯率沖擊對(duì)出口會(huì)形成負(fù)向的影響，在滯后三期時(shí)達(dá)到最大值，且影響具有較長(zhǎng)的持續(xù)效應(yīng)。比較圖1和圖2可以看出，匯率沖擊對(duì)出口的影響要大于對(duì)進(jìn)口的影響。國(guó)外收入沖擊對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易短期內(nèi)幾乎沒(méi)有影響。外商直接投資會(huì)對(duì)我國(guó)出口形成正向的沖擊，在滯后兩期時(shí)形成最大的沖擊，且沖擊的影響時(shí)間較長(zhǎng)，但沖擊的影響幅度較小。從出口貿(mào)易的脈沖響應(yīng)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(yīng)分析結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了前文的結(jié)論。

四、結(jié)論及啟示

本文利用2001年1月到2015年9月的月度數(shù)據(jù)，建立VEC模型分析了我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易與實(shí)際有效匯率、國(guó)內(nèi)收入、外商直接投資的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，研究結(jié)果顯示：（1）在短期，實(shí)際有效匯率、國(guó)內(nèi)收入和外商直接投資對(duì)進(jìn)口的影響都是顯著的。實(shí)際有效匯率對(duì)進(jìn)口表現(xiàn)為負(fù)向沖擊，匯率升值減少進(jìn)口，匯率貶值增加進(jìn)口；國(guó)內(nèi)收入和外商直接投資對(duì)進(jìn)口都表現(xiàn)為正向沖擊。在長(zhǎng)期，實(shí)際有效匯率對(duì)進(jìn)口產(chǎn)生正向沖擊，但并不顯著；國(guó)內(nèi)收入對(duì)進(jìn)口產(chǎn)生正向沖擊；外商直接投資對(duì)進(jìn)口產(chǎn)生負(fù)向沖擊。（2）在短期，實(shí)際有效匯率對(duì)出口表現(xiàn)為負(fù)向沖擊，即匯率升值減少出口，匯率貶值增加出口；國(guó)外收入和外商直接投資對(duì)出口沒(méi)有短期影響。在長(zhǎng)期，實(shí)際有效匯率、國(guó)外收入和外商直接投資對(duì)出口的影響都是顯著的，實(shí)際有效匯率對(duì)出口產(chǎn)生負(fù)向沖擊，而國(guó)外收入和外商直接投資對(duì)出口產(chǎn)生正向沖擊。（3）人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)出口的影響大于對(duì)進(jìn)口的影響，出口的匯率彈性大于進(jìn)口的匯率彈性。

本文的分析結(jié)果表明，無(wú)論在短期還是長(zhǎng)期，人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響都是顯著的，尤其對(duì)出口貿(mào)易。實(shí)際有效匯率波動(dòng)影響國(guó)際收支的路徑主要是通過(guò)影響出口而非進(jìn)口，從實(shí)證分析結(jié)果來(lái)看，匯率貶值無(wú)論在短期還是長(zhǎng)期都能增加出口，進(jìn)而帶動(dòng)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。實(shí)際有效匯率的升值將不利于中國(guó)出口的長(zhǎng)期增長(zhǎng)，相反，實(shí)際有效匯率的貶值則將促進(jìn)中國(guó)出口的長(zhǎng)期增長(zhǎng)。一直以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的外貿(mào)依存度很高，出口是拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車(chē)”之一。在進(jìn)出口出現(xiàn)雙降的2015年，我國(guó)的外貿(mào)依存度仍達(dá)到36.3%。在國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)下行壓力增大的情況下，人民幣匯率直接影響著我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易，關(guān)系著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、穩(wěn)定和健康發(fā)展。人民幣實(shí)際有效匯率水平受名義匯率、價(jià)格水平、外部沖擊等多方面的影響，匯率的調(diào)整要綜合考慮國(guó)內(nèi)外多方面的因素，謹(jǐn)慎行事。

注釋?zhuān)?/p>

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(guó)、陳漓高：《人民幣匯率與貿(mào)易收支協(xié)整研究與沖擊分解》，《世界經(jīng)濟(jì)》2002年第9期。

⑦ 盧向前、戴國(guó)強(qiáng)：《人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口的影響：1994―2003》，《經(jīng)濟(jì)研究》2005年第5期。

⑧ 谷宇、高鐵梅：《人民幣匯率波動(dòng)性對(duì)中國(guó)進(jìn)出口影響的分析》，《世界經(jīng)濟(jì)》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(jì)成君：《基于VAR模型的中國(guó)進(jìn)口、出口、實(shí)際匯率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究》，《國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題》2014年第12期。

篇9

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì);進(jìn)出口貿(mào)易;影響;建議

1我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要意義

1.1農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展是建設(shè)有中國(guó)特色的農(nóng)村發(fā)展道路的新階段

發(fā)展農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)是我國(guó)開(kāi)展進(jìn)出口貿(mào)易的根基。實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展更是全社會(huì)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要基礎(chǔ)，也是進(jìn)出口貿(mào)易的基礎(chǔ)。但是，從當(dāng)前我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀來(lái)看，目前還存在諸多不如意的地方，對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易造成了一定的影響。我們應(yīng)該加大對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究和分析，強(qiáng)化農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)在我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易中的地位，全面促進(jìn)我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)快速發(fā)展。我國(guó)改革開(kāi)放發(fā)展至今，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)尤其是糧食經(jīng)濟(jì)取得了較大的成就，并且實(shí)現(xiàn)了較大幅度的出口增長(zhǎng)，有效促進(jìn)了我國(guó)朝著現(xiàn)代化方向發(fā)展。然而我們也應(yīng)該看到，當(dāng)前我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展過(guò)程中面臨著較為嚴(yán)重的技術(shù)問(wèn)題，隨著環(huán)境、資源以及人口等困境和壓力越來(lái)越多，對(duì)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展也會(huì)造成極大的阻礙。所以，未來(lái)我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展必須要從傳統(tǒng)的粗放式經(jīng)營(yíng)轉(zhuǎn)向集約式經(jīng)營(yíng)，高效利用各類(lèi)農(nóng)業(yè)資源，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)資源高效消耗，利用現(xiàn)代科學(xué)技術(shù)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，為帶動(dòng)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易注入新機(jī)。

1.2科學(xué)地認(rèn)識(shí)和深入研究是農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展思想的需要

從目前我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展情況來(lái)看，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展事實(shí)上是一種全新的發(fā)展理念以及發(fā)展戰(zhàn)略。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對(duì)于促進(jìn)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)現(xiàn)快速增長(zhǎng)也被世界不同社會(huì)制度、不同意識(shí)形態(tài)以及不同的信仰國(guó)家逐漸接受。針對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，世界各國(guó)都形成了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展學(xué)、生態(tài)學(xué)以及社會(huì)學(xué)等諸多研究項(xiàng)目。針對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)如何實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的問(wèn)題在理論規(guī)范當(dāng)中也實(shí)現(xiàn)了進(jìn)一步地融合，由此說(shuō)明實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展理論必將成為世界廣泛關(guān)注的焦點(diǎn)，正確認(rèn)識(shí)并且深入研究當(dāng)前農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展是社會(huì)發(fā)展的需要，更是提升我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易水平的需要。

1.3我國(guó)農(nóng)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r迫切需要開(kāi)展對(duì)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展問(wèn)題的研究

歷時(shí)20余年的發(fā)展歷程，我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了長(zhǎng)足的發(fā)展。然而，我們也應(yīng)該看到，農(nóng)業(yè)是我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易中十分薄弱的一個(gè)環(huán)節(jié)，尤其是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中所面臨的問(wèn)題逐漸凸顯。在當(dāng)前市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的進(jìn)程中，因?yàn)樾枰鹬貎r(jià)值規(guī)律的發(fā)展和應(yīng)用，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)為我國(guó)工業(yè)建設(shè)實(shí)現(xiàn)快速發(fā)展提供了豐富的原料、資金以及勞動(dòng)力等諸多元素，但是眾多領(lǐng)域在向農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域輸送資源的情況并不多見(jiàn)。很多地區(qū)出現(xiàn)了十分嚴(yán)重的土地、資金以及技術(shù)瓶頸，導(dǎo)致我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展后勁存在著明顯不足。

1.4農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的研究具有一定的國(guó)際意義

目前我國(guó)還是一個(gè)名符其實(shí)的農(nóng)業(yè)大國(guó)。第一，我們應(yīng)該針對(duì)這個(gè)問(wèn)題開(kāi)展深入研究，并且制定出有效的解決措施，并要付諸實(shí)踐改善我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后的問(wèn)題，從而有效保障農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展腳步加快，跟上我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展水平，甚至能夠帶動(dòng)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展水平。第二，改革開(kāi)放發(fā)展至今，雖然我國(guó)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)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(kāi)創(chuàng)出有著典型發(fā)展意義的、成熟的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，對(duì)于實(shí)現(xiàn)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易快速增長(zhǎng)有良好的促進(jìn)作用，對(duì)于其他發(fā)展中國(guó)家也可以起到借鑒作用。

2我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展現(xiàn)狀

2.1信息不靈

隨著當(dāng)今世界經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，信息引導(dǎo)能夠幫助進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整?？墒菑哪壳扒闆r看來(lái)，各級(jí)政府還有相關(guān)部門(mén)對(duì)于我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整相關(guān)的信息指導(dǎo)工作根本沒(méi)有做到位，尤其是針對(duì)市場(chǎng)信息方面的統(tǒng)計(jì)、分析以及研究等方面的信息資料太少，很難準(zhǔn)確地有利于市場(chǎng)供需方面的農(nóng)產(chǎn)品信息。在以下三個(gè)方面表現(xiàn)最為明顯。其一是市鄉(xiāng)兩級(jí)和村民之間還沒(méi)有建立起信息溝通渠道。市鄉(xiāng)兩級(jí)之間比較容易收集到有關(guān)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)供應(yīng)方面的信息，但是對(duì)于農(nóng)民來(lái)說(shuō)，將很難獲得農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)供應(yīng)信息，這些信息在農(nóng)民當(dāng)中是不流通的，農(nóng)民也根本接收不到此類(lèi)信息。其二是農(nóng)民和企業(yè)之間出現(xiàn)信息斷層的局面。因此在這方面主要依靠一些龍頭農(nóng)產(chǎn)品公司和農(nóng)民之間建立起供銷(xiāo)合作關(guān)系才能夠解決農(nóng)民農(nóng)產(chǎn)品供銷(xiāo)難的問(wèn)題，這也是萊陽(yáng)推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整一個(gè)非常有效的途徑，是增加我國(guó)農(nóng)民收入的一個(gè)主要渠道。在我國(guó)，最為典型的就是進(jìn)行食品加工，這成為了促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)重大方面。萊陽(yáng)的食品加工企業(yè)直接供銷(xiāo)往國(guó)際市場(chǎng)，在某些方面來(lái)說(shuō)，能夠直接指導(dǎo)我國(guó)農(nóng)民做出有效的信息參考。可是從目前看來(lái)，企業(yè)和農(nóng)民之間并沒(méi)有真正建立起直接聯(lián)系，而且這二者之間也缺少了基本的中間載體，沒(méi)有信息傳輸渠道，企業(yè)也只能夠通過(guò)極個(gè)別的大戶(hù)和企業(yè)之間建立合作，然后逐步擴(kuò)散到別的種植戶(hù)，進(jìn)而影響到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整，能夠幫助農(nóng)戶(hù)增收效益。其三是在信息傳播的空間和時(shí)間上有斷層的情況發(fā)生。往往因?yàn)橐恍┰?，有的單位或者是企業(yè)的和農(nóng)業(yè)產(chǎn)品有關(guān)的市場(chǎng)信息都沒(méi)能夠準(zhǔn)時(shí)到達(dá)農(nóng)戶(hù)的手中，這些都使得農(nóng)產(chǎn)品會(huì)經(jīng)常出現(xiàn)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(jīng)濟(jì)狀況，而且農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀以及歷史方面都存在著非常大的差別。所以說(shuō)，在進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整的時(shí)候一定要采取因地制宜的辦法，要根據(jù)當(dāng)?shù)卣鎸?shí)的情況以及優(yōu)勢(shì)特點(diǎn)來(lái)制定具體的調(diào)整結(jié)構(gòu)規(guī)劃，選擇出具有主導(dǎo)型的產(chǎn)業(yè)以及主導(dǎo)產(chǎn)品，并且多種產(chǎn)品之間還可以形成相互之間的補(bǔ)充，形成一個(gè)優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，并且具有特色的，帶有良性循環(huán)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)新格局，這樣的做法能夠有效避免出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處于較低水平。可是，我們?cè)谡{(diào)查的過(guò)程當(dāng)中發(fā)現(xiàn)，很多農(nóng)戶(hù)根本不顧及自身種植的客觀(guān)情況，所有的都是聽(tīng)從別人的說(shuō)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(xiàng)目并獲得了較好收益就跟隨他人腳步也跟著種起來(lái)了。這種盲目跟風(fēng)的狀況非常嚴(yán)重，等到自己種植的產(chǎn)品豐收的時(shí)候卻發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)已經(jīng)不時(shí)興了。長(zhǎng)此以往發(fā)展下去的話(huà)，很有可能造成一個(gè)“種啥啥不值錢(qián)”的狀況。

2.3資金短缺，缺乏調(diào)整能力

進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整以及增加農(nóng)民收入，這些都需要獲得金融方面的支持。如果沒(méi)有投入，要想進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整是非常困難的。所以說(shuō)，應(yīng)該增加農(nóng)村信貸，要讓更多的農(nóng)民都享受到金融服務(wù)，這是一個(gè)非常重要的問(wèn)題。但是我們從目前的情況來(lái)看，大部分的銀行信貸政策以及農(nóng)民的市場(chǎng)購(gòu)買(mǎi)力都在不斷降低，而使得要真正進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整是非常艱難的，很多鄉(xiāng)鎮(zhèn)、企業(yè)以及農(nóng)戶(hù)都想要進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，但是沒(méi)有足夠資金，這一切都很難運(yùn)作。比如說(shuō)萊勵(lì)公司從事奶制品加工業(yè)務(wù)，奶制品非常暢銷(xiāo)，達(dá)到了日產(chǎn)袋裝純牛奶總量10多噸。由于擴(kuò)大了市場(chǎng)，市場(chǎng)反響比較良好，公司在2001年底的時(shí)候計(jì)劃投資800多萬(wàn)元從芬蘭購(gòu)買(mǎi)新型設(shè)備，開(kāi)通第二條生產(chǎn)線(xiàn)，但是因?yàn)橘Y金緊張，遲遲沒(méi)有開(kāi)工。

2.4顧慮重重，不敢大膽去做

在這次調(diào)查中，我們發(fā)現(xiàn)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，大部分的農(nóng)戶(hù)都在從事種菜以及養(yǎng)雞等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)，但是很多人發(fā)現(xiàn)就算調(diào)整了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也未必能夠獲得良好的經(jīng)濟(jì)效益，一旦松懈就再也不想繼續(xù)了。其二是前幾年出現(xiàn)了我國(guó)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(duì)于進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整感到心有余悸，都很擔(dān)心一旦發(fā)動(dòng)所有民眾都進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整還不能夠獲得良好的效益，農(nóng)民生產(chǎn)出來(lái)的農(nóng)產(chǎn)品賣(mài)不出去，將直接找到鄉(xiāng)鎮(zhèn)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)峙，而且農(nóng)民自身也比較擔(dān)心，萬(wàn)一自己的投入沒(méi)有產(chǎn)出的話(huà)將會(huì)失去更多，所以，思前想后，最終就放棄了進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)調(diào)整的想法。

3農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響

3.1農(nóng)業(yè)在進(jìn)出口貿(mào)易中的地位

農(nóng)業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，在進(jìn)出口貿(mào)易中占有重要地位。農(nóng)業(yè)的重要性主要從以下兩個(gè)方面表現(xiàn)出來(lái)：首先，農(nóng)業(yè)是提供人類(lèi)生存必需品的生產(chǎn)部門(mén)。其次，農(nóng)業(yè)的發(fā)展是社會(huì)分工和進(jìn)出口貿(mào)易其他部門(mén)成為獨(dú)立的生產(chǎn)部門(mén)的前提和進(jìn)一步發(fā)展的基礎(chǔ)。

3.2農(nóng)業(yè)在進(jìn)出口貿(mào)易中的貢獻(xiàn)

首先,食品是人們生活中最基本的必需品，非農(nóng)業(yè)部門(mén)的食品消費(fèi)品主要源自農(nóng)業(yè)部門(mén)。其次,農(nóng)業(yè)還對(duì)國(guó)家工業(yè)的發(fā)展做出了原料貢獻(xiàn)。在工業(yè)化的早期階段，一般國(guó)家的工業(yè)以農(nóng)業(yè)原料加工業(yè)為主，所以工業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r與農(nóng)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r密切相關(guān)。

3.3農(nóng)業(yè)在進(jìn)出口貿(mào)易中展現(xiàn)的多功能性

3.3.1糧食安全功能

一個(gè)國(guó)家的農(nóng)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(guò)度依賴(lài)國(guó)際市場(chǎng)的擔(dān)憂(yōu)，增加糧食安全的保障感，確保國(guó)家宏觀(guān)戰(zhàn)略的實(shí)現(xiàn)。對(duì)于面臨糧食短缺和購(gòu)買(mǎi)力不足的國(guó)家，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有消除饑餓和營(yíng)養(yǎng)不良的特殊功能。

3.3.2環(huán)境功能

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

3.3.3經(jīng)濟(jì)功能

農(nóng)業(yè)除了與其他部門(mén)一樣具有提品和就業(yè)機(jī)會(huì)等傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)功能外，還具有其他經(jīng)濟(jì)方面的非商品產(chǎn)出功能，如：保障勞動(dòng)力就業(yè)、經(jīng)濟(jì)緩沖作用、保持國(guó)土空間上的平衡發(fā)展、促進(jìn)社會(huì)公平等功能。

3.3.4社會(huì)功能

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

4結(jié)語(yǔ)

本文通過(guò)對(duì)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展歷史的深刻反思和現(xiàn)狀的系統(tǒng)把握，以及有針對(duì)性的國(guó)際比較，力求對(duì)問(wèn)題作一較深層次的理論闡釋?zhuān)诖嘶A(chǔ)上，對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展與支持問(wèn)題進(jìn)行理論探討和政策分析，以期建立起適合中國(guó)國(guó)情的、操作性較強(qiáng)的農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展體系。農(nóng)業(yè)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展中具有特殊的重要性。

作者:楊婧 單位:新疆農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與科技信息研究所

參考文獻(xiàn)

[1]姚延婷,陳萬(wàn)明,李曉寧.環(huán)境友好農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究[J].中國(guó)人口•資源與環(huán)境,2014(7).

篇10

【關(guān)鍵詞】 FDI;進(jìn)出口貿(mào)易;ADF檢驗(yàn);協(xié)整檢驗(yàn);Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

目前,國(guó)內(nèi)關(guān)于FDI(外商直接投資)與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的研究,對(duì)全國(guó)的多,對(duì)地方的少;對(duì)東部的多,對(duì)中西部的少。湖南屬于內(nèi)陸省份,其進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展相對(duì)滯后,而根據(jù)發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)的發(fā)展經(jīng)驗(yàn),FDI因其帶來(lái)的技術(shù)轉(zhuǎn)移效應(yīng)是促進(jìn)東道國(guó)或地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿χ?。因?筆者擬通過(guò)實(shí)證研究湖南FDI與進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系,旨在為相應(yīng)的政策制定提供理論依據(jù)。

一、研究方法

在經(jīng)濟(jì)學(xué)上,確定一個(gè)變量的變化是否是另一個(gè)變量變化的原因,一般采用Granger(格蘭杰)因果關(guān)系檢驗(yàn),其完整的檢驗(yàn)過(guò)程包括:時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)、非平穩(wěn)時(shí)間序列之間的協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

(一)時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在建立計(jì)量模型之前,先采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)法對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),時(shí)間序列為非平穩(wěn)時(shí),則采用差分對(duì)其進(jìn)行平穩(wěn)化[如果非平穩(wěn)時(shí)間序列yt經(jīng)過(guò)d次差分達(dá)到平穩(wěn),則稱(chēng)其為d階單整序列,記作I(d)],實(shí)行平穩(wěn)化后的d階單整序列可以用來(lái)建立回歸模型。

(二)非平穩(wěn)時(shí)間序列之間的協(xié)整檢驗(yàn)

平穩(wěn)性檢驗(yàn)避免了偽回歸問(wèn)題,但這種做法忽略了原時(shí)間序列包含的有用信息,而這些信息對(duì)于分析問(wèn)題來(lái)說(shuō)又是必要的。為解決此問(wèn)題,必須檢驗(yàn)非平穩(wěn)時(shí)間序列之間是否存在協(xié)整關(guān)系。根據(jù)EG(Engle-Granger)法,非平穩(wěn)時(shí)間序列的協(xié)整檢驗(yàn)過(guò)程分為兩步。

1.采用OLS(普通最小二乘法)對(duì)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(shù),εt為殘差。

2.對(duì)方程(1)進(jìn)行移項(xiàng),得出殘差方程:

εt=yt-α-βxt (2)

根據(jù)方程(2)得到殘差序列resid,采用ADF法對(duì)其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如果εt～I(xiàn)(0),則xt和yt具有協(xié)整關(guān)系。

(三)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果揭示了X與Y之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系,還須采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法進(jìn)行驗(yàn)證。此方法的基本原理是:如果變量X有助于預(yù)測(cè)變量Y,即根據(jù)Y的過(guò)去值對(duì)Y進(jìn)行自回歸時(shí),若再加上X的過(guò)去值,能顯著增強(qiáng)回歸解釋能力,則稱(chēng)X是Y的Granger原因,否則為非Granger原因(Granger,1988)。

二、數(shù)據(jù)處理及變量設(shè)定

基于研究對(duì)象,本文主要考慮湖南1983-2008年的四個(gè)時(shí)間序列:進(jìn)出口總額(T)、出口額(EX)、進(jìn)口額(IM)和FDI總額(FDI)。數(shù)據(jù)處理過(guò)程如下:1.為確保數(shù)據(jù)的一致性,將以上四個(gè)時(shí)間序列用當(dāng)年年終(12月31日)的人民幣對(duì)美元匯率(ER0)換算成以?xún)|元為單位的人民幣額(結(jié)果①)。2.為確保數(shù)據(jù)的可比性,將結(jié)果①用當(dāng)年的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI0)換算成以1983年不變價(jià)格計(jì)算的數(shù)額(結(jié)果②)。3.為了消除各數(shù)據(jù)中可能存在的異方差(異方差將導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)值無(wú)效、變量的顯著性檢驗(yàn)失去意義、模型的預(yù)測(cè)失效等),對(duì)結(jié)果②的四個(gè)時(shí)間序列分別進(jìn)行對(duì)數(shù)處理(結(jié)果③)。結(jié)果③即為設(shè)定的研究變量(見(jiàn)表1)。

三、分析過(guò)程

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在Eviews6.0中,采用ADF法對(duì)結(jié)果③的四個(gè)時(shí)間序列T、EX、IM和FDI進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由表2的檢驗(yàn)結(jié)果可知,T、EX、IM和FDI的原值在10%顯著水平下均無(wú)法通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn),但一階差分后都拒絕了存在單位根的原假設(shè),說(shuō)明這四個(gè)時(shí)間序列都是一階單整序列,可對(duì)其進(jìn)行協(xié)整分析。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)EG兩步法:第一步,采用OLS對(duì)三組變量T和FDI、EX和FDI、IM和FDI進(jìn)行協(xié)整回歸;第二步,采用ADF對(duì)協(xié)整回歸方程的估計(jì)殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由表3的檢驗(yàn)結(jié)果可知,T和FDI之間存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系,EX和FDI之間存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系,IM和FDI之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。

(三)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

在三組變量T和FDI、EX和FDI、IM和FDI之間存在協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上,對(duì)滿(mǎn)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(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。由表4的檢驗(yàn)結(jié)果可知,D(T)和D(FDI)之間不存在任何單向的因果關(guān)系,D(EX)和D(FDI)之間存在雙向的因果關(guān)系,D(IM)和D(FDI)之間存在一種單向的因果關(guān)系。

四、基本結(jié)論及對(duì)策建議

第一,湖南FDI與進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,FDI每增長(zhǎng)1%,就能引起進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易分別增長(zhǎng)0.2669%、0.2272%和0.3921%。

第二,湖南FDI與進(jìn)出口貿(mào)易之間不存在任何單向的Granger因果關(guān)系,說(shuō)明湖南FDI尚處于起步階段,其對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易增長(zhǎng)的“發(fā)動(dòng)機(jī)”效應(yīng)還未很好地發(fā)揮出來(lái)。

第三,湖南FDI與出口貿(mào)易之間存在雙向的Granger因果關(guān)系,說(shuō)明兩者存在較強(qiáng)的互補(bǔ)關(guān)系。一方面,FDI產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)將帶動(dòng)當(dāng)?shù)叵嚓P(guān)企業(yè)的出口,再加上FDI企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品會(huì)有較大部分返銷(xiāo)或向國(guó)外出售,從而形成FDI對(duì)出口貿(mào)易的引致效應(yīng);另一方面,湖南出口貿(mào)易總額的增加、產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的升級(jí)以及投資環(huán)境的改善等都將有利于增強(qiáng)國(guó)外投資者的信心,從而促進(jìn)FDI更好的吸收。

第四,湖南FDI是進(jìn)口貿(mào)易的Granger原因,說(shuō)明前者對(duì)后者具有一定的促進(jìn)作用。這是因?yàn)楹螰DI流入后,當(dāng)?shù)赝獜膰?guó)外或子公司進(jìn)口原材料、機(jī)器設(shè)備以及中間產(chǎn)品等,由此形成一定的進(jìn)口刺激。

終上所述,湖南為了進(jìn)一步提高吸收、利用和轉(zhuǎn)化FDI的質(zhì)量和水平,從而帶動(dòng)當(dāng)?shù)剡M(jìn)出口貿(mào)易的快速增長(zhǎng),應(yīng)著重考慮以下幾點(diǎn):一是投資主體上,優(yōu)先選擇大型的跨國(guó)公司;二是投資內(nèi)容上,重點(diǎn)引進(jìn)國(guó)外的先進(jìn)技術(shù)和現(xiàn)代化管理經(jīng)驗(yàn);三是投資產(chǎn)業(yè)上,積極引導(dǎo)外資投向貿(mào)易貢獻(xiàn)率更高的資金、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)特別是高新技術(shù)產(chǎn)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(chǔ)設(shè)施)和軟環(huán)境(主要是產(chǎn)業(yè)配套以及財(cái)稅支持)。

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