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時(shí)間：2022-06-18 10:11:05
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國內(nèi)學(xué)者范祚軍等［3］運(yùn)用1994—2010年人民幣雙邊匯率、人均國民收入等年度數(shù)據(jù)，分別研究了人民幣匯率變動與中國對東盟10國貿(mào)易收支之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)短期人民幣匯率貶值可以改善我國對其中7國的貿(mào)易收支。張慧等［4］的研究認(rèn)為，人民幣匯率貶值有助于改善我國貿(mào)易收支。韓斌等［5］以1994—2011年我國與主要貿(mào)易伙伴國的雙邊貿(mào)易季度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，探究了人民幣匯率變動與我國對貿(mào)易伙伴國貿(mào)易收支的關(guān)系，指出人民幣匯率貶值使我國貿(mào)易收支得到改善。而以下學(xué)者的研究卻表明，匯率貶值不能改善貿(mào)易收支。Taufiq等［6］根據(jù)1974—1998年美國分別對日本、加拿大的貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，得出的結(jié)論是匯率的波動對貿(mào)易收支會產(chǎn)生負(fù)面影響。張曉月等［7］認(rèn)為人民幣匯率貶值總的凈效應(yīng)為我國貿(mào)易順差的減少。何建奎等［8］研究了人民幣實(shí)際有效匯率與我國貿(mào)易收支的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易收支的匯率彈性為負(fù)。第二種觀點(diǎn)認(rèn)為:匯率變動對貿(mào)易收支沒有顯著影響。Wilson［9］的分析表明，新加坡、馬來西亞貨幣的實(shí)際匯率變動與它們貿(mào)易收支之間的顯著影響關(guān)系不存在。SilvanaT［10］基于名義匯率的角度，探討了其與貿(mào)易收支的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)名義匯率變動不引起貿(mào)易收支變化。Wilson［11］采用1970—2004年的年度數(shù)據(jù)，研究了韓國、美國和日本之間的多邊貿(mào)易，得到實(shí)際匯率的變動不會顯著影響韓美和韓日之間的貿(mào)易收支的結(jié)論。曹永福［12］對我國進(jìn)出口需求價(jià)格彈性進(jìn)行了測算，算得兩者絕對值之和為0.3079(0.611)，小于馬歇爾—勒納條件臨界值，說明人民幣匯率變動對貿(mào)易收支的影響很小。劉林［13］通過構(gòu)建非線性MS-VAR模型，選擇1994—2010年的季度數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了人民幣實(shí)際有效匯率貶值與升值分別對一般貿(mào)易收支和加工貿(mào)易收支的影響，指出人民幣實(shí)際有效匯率變動不會影響總的貿(mào)易收支。左曉慧等［14］以2005年1月至2012年8月的月度數(shù)據(jù)為研究樣本，實(shí)證分析了人民幣實(shí)際匯率與我國進(jìn)出口額的關(guān)系，結(jié)果表明人民幣實(shí)際匯率變動對進(jìn)出口額的影響不顯著，人民幣升值不能使我國貿(mào)易順差得到根本改變。馮宗憲等［15］構(gòu)建了中美兩國TV-FAVAR模型，對人民幣實(shí)際匯率波動對中美貿(mào)易差額的影響進(jìn)行了探析，認(rèn)為人民幣實(shí)際匯率波動不是中美貿(mào)易順差的主要原因。
1.2文獻(xiàn)評述
既有研究對匯率變動與貿(mào)易收支之間的關(guān)系進(jìn)行了積極探索，但不難發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學(xué)者在研究匯率變動對貿(mào)易收支的影響時(shí)由于研究方法、研究樣本、數(shù)據(jù)選取等的不同，尚未得出關(guān)于匯率變動對貿(mào)易收支影響的統(tǒng)一結(jié)論。本文在前人研究的基礎(chǔ)上，試圖通過理論推導(dǎo)出人民幣匯率變動對我國貿(mào)易收支影響的模型。鑒于人民幣名義匯率不能準(zhǔn)確反映匯率變動對貿(mào)易收支的影響，故而運(yùn)用人民幣實(shí)際匯率數(shù)據(jù)，實(shí)證分析人民幣實(shí)際匯率變動對我國貿(mào)易收支的影響。
2匯率變動對進(jìn)出口貿(mào)易收支影響的機(jī)制分析
匯率變動主要通過價(jià)格競爭機(jī)制對貿(mào)易收支產(chǎn)生影響。由絕對購買力平價(jià)理論可知，用不同貨幣計(jì)價(jià)的某種商品，折算成同一種貨幣后價(jià)格應(yīng)相等，即:P=eP*。其中，P為一國某種商品的國內(nèi)價(jià)格，P*為該國這種商品的國外價(jià)格，e是用直接標(biāo)價(jià)法表示的匯率。在滿足不同地區(qū)該商品價(jià)格相同且同質(zhì)的前提下，匯率變動對貿(mào)易收支影響的作用機(jī)制可表現(xiàn)為匯率變動首先引起進(jìn)出口商品價(jià)格變動，進(jìn)出口商品價(jià)格變化后使進(jìn)出口商品的國際競爭力發(fā)生變化，而進(jìn)出口商品的國際競爭力發(fā)生變化后又會使進(jìn)出口商品的供給彈性和需求彈性發(fā)生變化，最終使貿(mào)易收支發(fā)生變化［16］。
3人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易收支影響的實(shí)證分析
3.1模型推導(dǎo)
首先根據(jù)不完全替論，建立人民幣匯率變動對我國出口貿(mào)易影響的模型。該理論假定:作為研究對象的國家進(jìn)出口的商品與國內(nèi)生產(chǎn)的商品不具有完全替代性。不完全替論對于我國來說是適用的［17］。本文參照國內(nèi)學(xué)者厲以寧等采用C-D函數(shù)的形式研究人民幣匯率變動對我國出口貿(mào)易的影響，即Xt=A(et)α(GNP*t)β。其中:t為時(shí)間，Xt表示我國歷年出口額，et表示歷年人民幣名義匯率，α是出口的匯率彈性，β是出口的收入彈性，GNP*t表示我國貿(mào)易伙伴國的國民收入水平。兩邊取自然對數(shù)后設(shè)定模型為lnXt=λ+αln(et)+βln(GNP*t)+μ(1)同理，研究人民幣匯率變動對我國進(jìn)口貿(mào)易影響時(shí)也采用C-D函數(shù)形式，即Mt=A0(et)α0(GNPt)β0。其中，t為時(shí)間，Mt為我國歷年進(jìn)口額，et為歷年人民幣名義匯率，α0為進(jìn)口的匯率彈性，β0為進(jìn)口的收入彈性，GNPt表示我國國民收入水平。兩邊取自然對數(shù)后設(shè)定模型為lnMt=λ0+α0ln(et)+β0ln(GNPt)+μ0。(2)式(1)－式(2)，并化簡得到貿(mào)易收支模型lnXt－lnMt=c+γln(et)+βln(GNP*t)+δln(GNPt)+μt，令lnTBt=lnXt－lnMt，分別用人民幣實(shí)際匯率RERt替代et、我國國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP1t替代GNPt、外國國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP2t替代GNP*t，上式變?yōu)閘nTBt=c+γlnRERt+δlnGDP1t+βlnGDP2t+μt。(3)其中:μt為隨機(jī)擾動項(xiàng)，即為本文的貿(mào)易收支模型。
3.2變量選取與數(shù)據(jù)說明
貿(mào)易收支(TB)。與大多數(shù)關(guān)于匯率變動對貿(mào)易收支影響的文獻(xiàn)不同，本文選取出口額與進(jìn)口額比值(X/M)指標(biāo)來衡量我國的貿(mào)易收支水平。實(shí)際匯率水平(RER)?？紤]到人民幣名義匯率不能準(zhǔn)確反映匯率變動對貿(mào)易收支的影響，故本文采用人民幣實(shí)際匯率。當(dāng)人民幣匯率貶值時(shí)，即RER上升，我國出口商品的外幣價(jià)格下降，國外對我國商品的需求增加，使該商品出口量上升;而以本幣表示的外國商品價(jià)格上升，從而抑制對國外商品的進(jìn)口，貿(mào)易收支增加。因此，預(yù)期γ的符合為正。我國國民收入水平(GDP1)。有很多指標(biāo)可以反映我國國民收入水平，例如國民生產(chǎn)總值、國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均國民生產(chǎn)總值、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值等。本文選取我國國內(nèi)生產(chǎn)總值以衡量我國國民收入水平。當(dāng)我國國民收入水平提高時(shí)，即GDP1增加，我國居民對國外商品的需求增加，進(jìn)口增加，貿(mào)易收支減少，預(yù)期δ的符號為負(fù)。外國國民收入水平(GDP2)。我國與美國的雙邊貿(mào)易在我國對外貿(mào)易中占很大的比重，故本文以美國國民收入水平代表外國國民收入水平。同上，選取美國國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量美國國民收入水平。當(dāng)外國國民收入水平提高時(shí)，即GDP2增加，國外對我國出口商品的需求增加，出口增加，貿(mào)易收支增加，預(yù)期β的符號為正。考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取1994—2010年的年度數(shù)據(jù)。我國進(jìn)出口貿(mào)易額、人民幣名義匯率、我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、美國國內(nèi)生產(chǎn)總值、我國CPI、美國CPI原始數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于原始數(shù)據(jù)為名義數(shù)據(jù)，為了實(shí)證結(jié)果的可靠性，以1994年為基期(1994=100)，對我國CPI、美國CPI進(jìn)行調(diào)整，由此算出我國實(shí)際進(jìn)出口貿(mào)易額、人民幣實(shí)際匯率水平、我國實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值、美國實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值。為消除數(shù)據(jù)的異方差，對上述所有變量進(jìn)行對數(shù)化處理，即lnX、lnM、lnRER、lnGDP1、lnGDP2。根據(jù)lnTB=lnX－lnM算出貿(mào)易收支的對數(shù)值。
3.3實(shí)證結(jié)果分析
3.3.1單位根檢驗(yàn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)要對其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，否則會出現(xiàn)“偽回歸”。本文使用ADF檢驗(yàn)法對時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。按照ADF檢驗(yàn)方法，運(yùn)用Eviews6.0軟件對lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2的原始序列和一階差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，按照AIC和SC取值最小原則對滯后期進(jìn)行選擇。檢驗(yàn)結(jié)果，如表1所示。根據(jù)表1中各變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果，可知各變量的原始序列即lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2均是非平穩(wěn)序列。分別對它們的一階差分序列l(wèi)nTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示lnTB在5%的顯著水平是平穩(wěn)序列，lnRER、lnGDP1、lnGDP2在1%的顯著水平都是平穩(wěn)序列，則lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2都是一階單整序列，即I(1)。由于lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2是同階單整序列，可對它們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。3.3.2協(xié)整檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，檢驗(yàn)的方法主要有EG檢驗(yàn)和JJ檢驗(yàn)。EG檢驗(yàn)主要是針對2個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，JJ檢驗(yàn)則可以檢驗(yàn)多個(gè)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。本文使用Eviews6.0軟件對lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，如表2、表3所示。由表2和表3的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果看出，我國貿(mào)易收支與人民幣實(shí)際匯率、我國國民收入即我國GDP、外國國民收入即美國GDP之間在5%顯著水平上存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，且僅存在一個(gè)協(xié)整方程。由Eviews6.0軟件，得到下面的協(xié)整方程:lnTB=1.908lnGDP2－0.415lnGDP1+1.099lnRER+15.480(0.383)(0.088)(0.140)(3.360)協(xié)整方程括號內(nèi)數(shù)字為各變量系數(shù)估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)誤差。根據(jù)協(xié)整方程可知，我國貿(mào)易收支與外國國民收入之間呈正相關(guān)關(guān)系，與我國國民收入之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。外國國民收入增加1%，我國貿(mào)易收支增加1.908%;我國國民收入水平提高1%，導(dǎo)致我國貿(mào)易收支下降0.415%。而人民幣實(shí)際匯率貶值1%，我國貿(mào)易收支僅增加1.099%，這說明人民幣實(shí)際匯率變動會對我國貿(mào)易收支產(chǎn)生影響，但其對我國貿(mào)易收支的影響并不大。3.3．3Granger因果檢驗(yàn)由前面的分析知，我國貿(mào)易收支與外國國民收入、我國國民收入及人民幣實(shí)際匯率之間存在協(xié)整關(guān)系，以下運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)法對lnGDP2、lnGDP1、lnRER與lnTB的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果，如表4所示。根據(jù)表4的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果不難看出，在10%顯著性水平上，lnGDP2是lnTB的格蘭杰原因，即外國國民收入的增加是我國貿(mào)易收支變化的格蘭杰原因。反之，則不成立。在5%顯著性水平上，lnGDP1是lnTB的格蘭杰原因，即我國國民收入的變動會引起我國貿(mào)易收支的變動。反之，也不成立。在10%顯著性水平上，人民幣實(shí)際匯率變動與我國貿(mào)易收支之間存在雙向Granger因果關(guān)系。
4結(jié)論與建議
4.1結(jié)論
第一，協(xié)整分析表明，我國貿(mào)易收支與外國國民收入、我國國民收入及人民幣實(shí)際匯率之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且外國國民收入的變化對我國貿(mào)易收支的影響較大。外國國民收入每增加1%，會引起我國貿(mào)易收支增加1.908%;而人民幣實(shí)際匯率貶值1%，只引起我國貿(mào)易收支增加1.099%，說明人民幣實(shí)際匯率變動對我國貿(mào)易收支的影響不大。因此，僅僅依靠對人民幣匯率的調(diào)節(jié)來維持我國對外貿(mào)易收支的平衡是不夠的。第二，格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果顯示，外國國民收入、我國國民收入的變化是我國貿(mào)易收支變化的單向格蘭杰原因，人民幣實(shí)際匯率變動與我國貿(mào)易收支變化互為格蘭杰因果關(guān)系。從我國的實(shí)際情況來看，隨著我國對外貿(mào)易額的不斷增大，我國貿(mào)易收支呈逐漸擴(kuò)大的趨勢。國際上要求人民幣升值的呼聲也越來越大，人民幣升值壓力越來越大，使人民幣兌美元實(shí)際匯率自2005年7月匯改以來一直保持穩(wěn)定的升值態(tài)勢。人民幣在升值的同時(shí)，我國貿(mào)易收支也一直在發(fā)生變化?？梢钥闯觯覈Q(mào)易收支與人民幣實(shí)際匯率之間是相互影響的，盡管后者對前者的影響較小。
2物流業(yè)與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系分析
一般來說，物流業(yè)與進(jìn)出口貿(mào)易存在正相關(guān)關(guān)系，基于以上認(rèn)識，本文選取貨物周轉(zhuǎn)量指標(biāo)代表華北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展水平，進(jìn)出口總額代表華北地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展水平，并運(yùn)用相關(guān)性分析和彈性分析兩種統(tǒng)計(jì)學(xué)分析方法，實(shí)證檢驗(yàn)物流業(yè)對華北地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展是否有影響，以及影響程度。
3.1貨物周轉(zhuǎn)量和進(jìn)出口總額的相關(guān)性分析對貨物周轉(zhuǎn)量和進(jìn)出口總額進(jìn)行相關(guān)性分析，其目的是驗(yàn)證物流業(yè)對進(jìn)出口貿(mào)易是否有積極的影響，如果有影響，影響程度的顯著性如何。華北地區(qū)2003-2012年間貨物周轉(zhuǎn)量和進(jìn)出口總額的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)
3.2貨物周轉(zhuǎn)量和進(jìn)出口總額的彈性分析以上研究通過相關(guān)性分析驗(yàn)證了華北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展對其進(jìn)出口貿(mào)易具有正面的促進(jìn)作用，但無法計(jì)算出影響程度有多大。本部分研究以經(jīng)濟(jì)學(xué)原理中的彈性理論為依據(jù)，力求定量分析出華北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展的變化引起進(jìn)出口貿(mào)易變化的幅度有多大。
(2)洽談目標(biāo)明確在商務(wù)洽談前我們必須明確通過這次洽談想獲得什么?我們就要靜下心來，想想我們最低目標(biāo)是什么？其次可以接受的目標(biāo)是什么？最后我們最期望的目標(biāo)是什么？整個(gè)商務(wù)洽談都會緊緊圍繞這一系列目標(biāo)來進(jìn)行,都為實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)而服務(wù)。因此洽談具體目標(biāo)的確定，必須認(rèn)真而慎重地考慮。最低目標(biāo)，它是洽談必須實(shí)現(xiàn)的目標(biāo)，是洽談最低的要求，是我們的底線，若不實(shí)現(xiàn)，寧愿洽談破裂也沒有討價(jià)還價(jià)，妥協(xié)讓步的余地?？梢越邮苣繕?biāo)，它是洽談中可以努力爭取或作出讓步的范圍?？梢愿鶕?jù)具體洽談的氛圍來爭取更好的貿(mào)易條件，或我方因長遠(yuǎn)考慮，也可以向?qū)Ψ阶鞒鲆欢ǖ淖尣?，以取得對方的信任，從而建立一種長期合作關(guān)系。最高目標(biāo)，它是我方在商務(wù)洽談中所追求的最終目標(biāo)，也往往是對方所能認(rèn)可的最高程度。因此，洽談人員應(yīng)充分發(fā)揮個(gè)人才智，為我方爭取最高目標(biāo)，但也不妨為我方謀取最大利益的前提下給對方適當(dāng)?shù)淖尣?，雙方在友好和諧的氣氛中謀求一致，皆大歡喜。
二、我國企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易管理的現(xiàn)狀分析
1.企業(yè)沒有建立專門的進(jìn)出口貿(mào)易管理機(jī)構(gòu)，導(dǎo)致管理上的混亂。我國企業(yè)在開展國際貿(mào)易的過程中沒有建立專門的管理機(jī)構(gòu)，將進(jìn)出口業(yè)務(wù)實(shí)行外包的形式。從市場調(diào)查、客戶信用調(diào)查、進(jìn)出口貿(mào)易合同的簽訂以及后期的執(zhí)行等都依靠公司進(jìn)行操作，這種管理模式存在比較大的風(fēng)險(xiǎn)。例如公司并不對企業(yè)的經(jīng)營和發(fā)展負(fù)責(zé)，所以對于風(fēng)險(xiǎn)的投入和關(guān)注比較低。結(jié)構(gòu)不能夠全面詳盡的分析行業(yè)的市場發(fā)展情況，難以對進(jìn)出口貿(mào)易提供準(zhǔn)確的預(yù)測，例如不能夠洞察到國外的行業(yè)保護(hù)政策的影響以及貿(mào)易壁壘的影響等，導(dǎo)致企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易暴露在風(fēng)險(xiǎn)下。同時(shí)在全面的外包下，企業(yè)對于進(jìn)出口貿(mào)易的過程難以進(jìn)行監(jiān)管，容易導(dǎo)致貿(mào)易過程中的不規(guī)范操作，使企業(yè)存在經(jīng)營中的風(fēng)險(xiǎn)。
2.企業(yè)沒有建立完善的進(jìn)出口貿(mào)易管理制度。部分企業(yè)雖然建立了自己的進(jìn)出口貿(mào)易管理部門，但是在管理方面還不夠嚴(yán)謹(jǐn)，使企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易體系不夠完善。例如企業(yè)沒有注重對進(jìn)出口貿(mào)易的風(fēng)險(xiǎn)考察和分析，沒有建立專門的部門為企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易提供參考資料，沒有做好進(jìn)出口貿(mào)易的風(fēng)險(xiǎn)管控。同時(shí)在企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易管理部門內(nèi)部，不能實(shí)現(xiàn)資源和信息的有效的整合，各個(gè)分部門之間的溝通不夠順暢，難以充分的發(fā)揮管理上的優(yōu)勢，使進(jìn)出口貿(mào)易管理無章可循，管理效率底下。
3.企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易運(yùn)營風(fēng)險(xiǎn)比較大。企業(yè)在進(jìn)出口貿(mào)易的管理過程中沒有明確各個(gè)部門的職責(zé)，沒有加強(qiáng)貿(mào)易過程中的事前、事中、事后風(fēng)險(xiǎn)管理，使企業(yè)遭受了比較大的經(jīng)濟(jì)損失。例如在進(jìn)出口貿(mào)易中不重視事前的分析，使企業(yè)不能夠快速的根據(jù)市場的變化而調(diào)整企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易策略，使企業(yè)在進(jìn)出口貿(mào)易中處于被動的地位。企業(yè)沒有認(rèn)真的分析進(jìn)出口貿(mào)易中存在的風(fēng)險(xiǎn)因素，沒有采取有效的措施降低或者化解風(fēng)險(xiǎn)，特別是存在信息不對稱的局面，導(dǎo)致企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)的加大。
三、構(gòu)建符合企業(yè)需要的貿(mào)易體系的方法與措施
1.建立針對性的進(jìn)出口貿(mào)易機(jī)構(gòu)。企業(yè)應(yīng)當(dāng)結(jié)合運(yùn)行的實(shí)際，建立自己的進(jìn)出口貿(mào)易機(jī)構(gòu)，并且明確其組織的職責(zé)。在建立進(jìn)出口貿(mào)易部門的過程中應(yīng)當(dāng)借鑒西方先進(jìn)企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)，建立切實(shí)有效的管理部門，例如專門的風(fēng)險(xiǎn)管理、市場管理、綜合管理等部門，并且加強(qiáng)各個(gè)部門的交流和溝通，做到信息的互聯(lián)互通，提高進(jìn)出口貿(mào)易決策的質(zhì)量和效率。市場部門應(yīng)當(dāng)著重對企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易市場進(jìn)行分析和預(yù)測，并且形成完整的分析和預(yù)測報(bào)告，為進(jìn)出口貿(mào)易管理提供有效的參考資料，提高管理的科學(xué)性和針對性。風(fēng)險(xiǎn)管理部門應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對進(jìn)出口貿(mào)易過程中的風(fēng)險(xiǎn)分析和預(yù)測，為財(cái)務(wù)部門提供信息參考，降低匯率變動所帶來的風(fēng)險(xiǎn)。風(fēng)險(xiǎn)管理部門還應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對交易對象的研究，審核進(jìn)出口貿(mào)易合同，調(diào)查和了解客戶的信用資質(zhì)，審查付款條件等。加強(qiáng)對客戶履約過程的監(jiān)督，加強(qiáng)對客戶資信情況的跟蹤，并且對客戶進(jìn)行信用等級評價(jià)，為企業(yè)結(jié)算提供依據(jù)和參考。綜合管理部門對風(fēng)險(xiǎn)部門提出的風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行控制并且進(jìn)行反饋，配合進(jìn)出口貿(mào)易管理的其它部門對合同的實(shí)施過程進(jìn)行監(jiān)督、驗(yàn)收等，同時(shí)對于風(fēng)險(xiǎn)比較大合同進(jìn)行中止以及停止產(chǎn)品的出庫驗(yàn)收等。
2.建立完善的進(jìn)出口貿(mào)易管理制度。企業(yè)應(yīng)當(dāng)從實(shí)際出發(fā)，建立完善的進(jìn)出口貿(mào)易管理制度，加強(qiáng)進(jìn)出口貿(mào)易各個(gè)管理部門的內(nèi)部協(xié)同能力，提高管理的效率和質(zhì)量。進(jìn)出口貿(mào)易包含了許多環(huán)節(jié)，例如生產(chǎn)環(huán)節(jié)、質(zhì)量管理環(huán)節(jié)、出口環(huán)節(jié)、進(jìn)口環(huán)節(jié)等，在供應(yīng)鏈中每個(gè)環(huán)節(jié)都至關(guān)重要，都和企業(yè)的經(jīng)營具有密切的關(guān)系。只有明確各個(gè)管理部門的職責(zé)，才能實(shí)現(xiàn)對各個(gè)環(huán)節(jié)的有效管理。企業(yè)的各個(gè)部門都應(yīng)當(dāng)按照企業(yè)的發(fā)展需要和市場的要求，按照進(jìn)出口管理的要求，建立內(nèi)部的聯(lián)動機(jī)制，使企業(yè)能夠根據(jù)市場的變化快速的采取措施降低企業(yè)的經(jīng)濟(jì)損失，提高企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益。
3.建立進(jìn)出口貿(mào)易的風(fēng)險(xiǎn)管理機(jī)制。進(jìn)出口貿(mào)易面臨著比較大的風(fēng)險(xiǎn)，特別是世界各地存在著許多潛在的風(fēng)險(xiǎn)，因此在企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易中應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)管理，降低企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的風(fēng)險(xiǎn)。企業(yè)應(yīng)當(dāng)從風(fēng)險(xiǎn)的識別、監(jiān)督和控制等建立完善的風(fēng)險(xiǎn)管理體系，例如注重對各種官方、非官方風(fēng)險(xiǎn)信息的搜集，通過政府部門或者行業(yè)部門獲得風(fēng)險(xiǎn)信息，通過國外金融結(jié)構(gòu)以及政府部門得到金融政策的變化，在必要時(shí)還可以通過實(shí)地考察等方式了解和獲得風(fēng)險(xiǎn)信息。要及時(shí)對客戶履行合同的情況進(jìn)行追蹤，發(fā)現(xiàn)合同履行過程中的風(fēng)險(xiǎn)因素，降低合同履行過程中的風(fēng)險(xiǎn)。通過對獲得的風(fēng)險(xiǎn)信息進(jìn)行科學(xué)的分析和預(yù)測，制定專門的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)案和應(yīng)對措施，并且將分析的資料和其它部門進(jìn)行溝通，進(jìn)行交易風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警以及風(fēng)險(xiǎn)控制等。要在企業(yè)內(nèi)部建立分析控制的考核和評價(jià)體系，實(shí)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)控制的動態(tài)管理，使風(fēng)險(xiǎn)控制能夠真正的融入到企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易管理中，更好的為企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易服務(wù)。
改革開放以來，浙江對外貿(mào)易發(fā)展迅速，進(jìn)出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個(gè)百分點(diǎn)。盡管浙江對外直接投資與對外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領(lǐng)先水平?？梢姡憬膶ν庵苯油顿Y與進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響，有必要進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證分析。在國內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國對外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實(shí)證研究尤其是具體到某一省份的實(shí)證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時(shí)間較短，對外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進(jìn)出口的比重都不大，對中國經(jīng)濟(jì)的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，對外直接投資對我國經(jīng)濟(jì)，尤其是對進(jìn)出口貿(mào)易的影響會進(jìn)一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。
一、文獻(xiàn)回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結(jié)論只有二個(gè)：一是以芒德爾為代表的相互替代關(guān)系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補(bǔ)充關(guān)系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認(rèn)為，由于受貿(mào)易保護(hù)主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。而小島清的互補(bǔ)模型則認(rèn)為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補(bǔ)關(guān)系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴(kuò)大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴(kuò)大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補(bǔ)模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實(shí)證的檢驗(yàn)。這既有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計(jì)方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿(mào)易之間的互補(bǔ)性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗(yàn)統(tǒng)計(jì)顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進(jìn)、相互補(bǔ)充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達(dá)國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達(dá)國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿(mào)易之間的相互關(guān)系做了進(jìn)一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補(bǔ)性,依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為互補(bǔ)關(guān)系，如果兩者是非合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關(guān)系。以上主要是對發(fā)達(dá)國家國際貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的理論分析,而對于有其自身特點(diǎn)的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿(mào)易關(guān)系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進(jìn)行的分析，研究結(jié)果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。
上述結(jié)論的差異表明，在對外直接投資與對外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補(bǔ)關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對發(fā)達(dá)國家，對于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的中國來說意義甚微。由于國內(nèi)對對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補(bǔ)這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿(mào)易的影響，研究兩者之間的長期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關(guān)系。
二、實(shí)證分析
（一）數(shù)據(jù)選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)并不完善，樣本僅設(shè)定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進(jìn)口額（IM）來衡量對外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)為,FFDI在中國發(fā)揮作用時(shí)，中國的吸收能力存在時(shí)滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應(yīng)也可能存在時(shí)滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計(jì)的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI)。同時(shí)浙江省經(jīng)濟(jì)增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來度量浙江省經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長。
（二）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)
在對經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列進(jìn)行最小二乘回歸分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時(shí)間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗(yàn)，其結(jié)果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，表明這些變量是平穩(wěn)的時(shí)間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，而其差分后的兩個(gè)變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明這兩個(gè)變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進(jìn)行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即二階單整。
綜上所述，序列l(wèi)nEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)且為同階單整序列來說，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。
（三）協(xié)整檢驗(yàn)
近年來，不少國內(nèi)外研究對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關(guān)系，得到出口貿(mào)易與對外直接投資有長期均衡關(guān)系而進(jìn)口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點(diǎn)只放在對外直接投資對出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進(jìn)口貿(mào)易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進(jìn)口的作用，首先單獨(dú)分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進(jìn)口之間的關(guān)系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
綜合考察這些變量之間的協(xié)整關(guān)系,并依據(jù)DW值與t值，運(yùn)用向后回歸法進(jìn)一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時(shí)消除模型中的多重共線性和自相關(guān)。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進(jìn)口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結(jié)果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。
回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系。根據(jù)表3與表4結(jié)果，可以得出如下結(jié)論：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進(jìn)口總額的作用較顯著，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關(guān)與異方差。模型估計(jì)式(1)、(2)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關(guān)系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻(xiàn)程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對外直接投資已經(jīng)對出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當(dāng)年外商直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計(jì)結(jié)果相反。這從一個(gè)側(cè)面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機(jī)越來越明顯，市場導(dǎo)向型外商直接投資與出口貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。
由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進(jìn)口的貢獻(xiàn)程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導(dǎo)致了進(jìn)口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)的投資對浙江省進(jìn)口貿(mào)易有一定的促進(jìn)作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實(shí)情，從而帶動了浙江省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，說明更多的外商在浙江省實(shí)現(xiàn)了生產(chǎn)和銷售的本土化,需要進(jìn)口的原料更多地來自本土,從國外的進(jìn)口減少了。（四）誤差修正模型
誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，成為協(xié)整分析的一個(gè)延伸。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結(jié)合在一個(gè)模型中。
由協(xié)整檢驗(yàn)可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產(chǎn)總指數(shù)與進(jìn)、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)整關(guān)系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結(jié)果如下：
lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1
t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）
lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1
t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）
在誤差修正模型(3)中，協(xié)整關(guān)系對EX的增長起到了反向修正作用，當(dāng)超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時(shí)，則誤差修正作用降低了當(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項(xiàng)對應(yīng)t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿(mào)易之間短期比較穩(wěn)定。
在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關(guān)系對IM的增長也起到了反向修正作用，當(dāng)IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時(shí)，修正作用也降低了當(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(tài)調(diào)整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對外直接投資、外商直接投資與進(jìn)口貿(mào)易的穩(wěn)定關(guān)系。
三、結(jié)論與建議
通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產(chǎn)總指數(shù)GDP與進(jìn)口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額之間的協(xié)整檢驗(yàn)，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進(jìn)口增長、出口增長之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：
（1）從長期關(guān)系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿(mào)易之間存在惟一的協(xié)整關(guān)系。浙江省對外直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用，兩者之間存在較強(qiáng)的互補(bǔ)關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對外直接投資在浙江省已經(jīng)逐漸轉(zhuǎn)型,從追求人力資源優(yōu)勢的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場的市場型投資。這樣的轉(zhuǎn)變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時(shí)，對外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對外直接投資而導(dǎo)致的原材料、零部件或設(shè)備等出口的增加。
從前文實(shí)證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進(jìn)口貿(mào)易之間也存在惟一的協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進(jìn)口貿(mào)易增長的促進(jìn)作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進(jìn)口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟(jì)實(shí)力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產(chǎn)資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進(jìn)口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，而它們對進(jìn)口貿(mào)易無疑有強(qiáng)勁的促進(jìn)作用。其次，隨著浙江省國際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護(hù)本國利益所設(shè)置的關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘的限制。為規(guī)避貿(mào)易壁壘而進(jìn)行的對外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟(jì)關(guān)系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進(jìn)一步促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展。
縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)指標(biāo)計(jì)算得出。），而世界對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報(bào)告》相關(guān)指標(biāo)計(jì)算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿(mào)易的發(fā)展是非常必要的,也是可行的。
（2）從短期關(guān)系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿(mào)易短期均衡關(guān)系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿(mào)易的關(guān)系存在著一個(gè)由短期向長期均衡調(diào)整的機(jī)制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進(jìn)母國出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經(jīng)歷了一個(gè)從無到有、從限制到鼓勵(lì)的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進(jìn)出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權(quán)威研究報(bào)告預(yù)測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進(jìn)一步擴(kuò)大。浙江省作為全國經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省也首當(dāng)其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進(jìn)一步增大，對外直接投資與出口貿(mào)易直接的正相關(guān)關(guān)系將逐漸增強(qiáng)。
本文實(shí)證表明，浙江省CFDI與進(jìn)口貿(mào)易也存在短期均衡關(guān)系顯著，CFDI與進(jìn)口貿(mào)易的關(guān)系也存在著一個(gè)由短期向長期均衡調(diào)整的機(jī)制。相比之下，CFDI對進(jìn)口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強(qiáng)。
從浙江省當(dāng)前貿(mào)易戰(zhàn)略出發(fā),政府相關(guān)部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產(chǎn)生進(jìn)出口貿(mào)易互補(bǔ)、創(chuàng)造效應(yīng)的對外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵(lì)企業(yè)積極“走出去”進(jìn)行對外直接投資。以往政府有關(guān)對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關(guān)的貿(mào)易措施,而并不直接制定與貿(mào)易有關(guān)的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實(shí)可行的對外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。
對企業(yè)界而言，加入WT0后,國內(nèi)市場上國內(nèi)外企業(yè)的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進(jìn)入國際市場,那么其國內(nèi)市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經(jīng)濟(jì)一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強(qiáng)國際競爭意識,積極“走出去”,進(jìn)行對外直接投資，進(jìn)一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強(qiáng)企業(yè)的國際競爭力，以投資促進(jìn)貿(mào)易，為國際貿(mào)易的發(fā)展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權(quán)。
參考文獻(xiàn)：
蔡銳,劉泉.2004.中國的國際直接投資與貿(mào)易是互補(bǔ)的嗎?——基于小島清“邊際產(chǎn)業(yè)理論”的實(shí)證分析［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究(8).
齊曉華.2004.當(dāng)代國際直接投資現(xiàn)狀與趨勢分析［J］.投資研究(3).
邱立成.1999.論國際直接投資與國際貿(mào)易之間的聯(lián)系［J］.南開經(jīng)濟(jì)研究(6).
小島清.1987.對外貿(mào)易論［M］.天津:南開大學(xué)出版社:437-442.
王亞平.2004.“十一五”期間中國經(jīng)濟(jì)參與國際分工趨勢展望［J］.經(jīng)濟(jì)研究參考(49).
張如慶.2005.中國對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系分析［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究(3).
AGARWALJP.1986.Thirdworldmultionalsandbalanceofpaymentseffectsonhomecountries:acasestudyofIndia［M］//KHUSHIMK.MultinationalsfromtheSowth.London:Maemillan.
MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.
我國能源貿(mào)易在礦產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易中占有舉足輕重的地位，能源貿(mào)易額占全部礦產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額的比重從2001年的24.1%增長到2006年的26.1%；能源產(chǎn)品貿(mào)易額迅速增長，2006年能源貿(mào)易額1001.87億美元，比2001年232.71億美元增加330.5%，年均增長率達(dá)到33.9%。
我國能源產(chǎn)品貿(mào)易量大幅增長，2006年石油、煤炭和天然氣產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易總量達(dá)到37396萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，比2001年21974萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤增加70.2%，年均增長率11.2%。2001年以來，我國能源產(chǎn)品貿(mào)易額的增長幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于能源貿(mào)易量的增長幅度，能源產(chǎn)品貿(mào)易量的持續(xù)穩(wěn)定增長，是其貿(mào)易額不斷創(chuàng)出新高的重要原因，同時(shí)，能源產(chǎn)品價(jià)格的上漲更是導(dǎo)致能源產(chǎn)品貿(mào)易額不斷增長的重要原因。
石油對進(jìn)口的依賴程度不斷提高，2006年我國石油消費(fèi)對進(jìn)口的依賴程度已經(jīng)達(dá)到47.3%。我國石油進(jìn)口貿(mào)易向著多元化方向發(fā)展，2006年從9個(gè)國家合計(jì)進(jìn)口石油13018萬噸，占當(dāng)年我國石油總進(jìn)口量的71.7%。
二、2001-2006年我國能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重
2001年我國能源產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額為232.71億美元，占當(dāng)年我國全部礦產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額966.56億美元的24.1%，2006年能源產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額為1001.87億美元，占當(dāng)年我國全部礦產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額3839.01億美元的26.1%。我國能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重總體上呈上升趨勢。
2006年我國能源產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額為1001.87億美元，其中，石油917.54億美元，占我國能源產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額的比重91.6%，煤炭50.7億美元，占5.0%，天然氣33.63億美元，占3.4%，石油的進(jìn)出口貿(mào)易在我國能源產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易中我國占絕對的優(yōu)勢。
三、我國石油進(jìn)口額占礦產(chǎn)品進(jìn)口額的比重
2001年我國石油進(jìn)口額為154.06億美元，占當(dāng)年我國全部礦產(chǎn)品進(jìn)口額565.46億美元的27.2%，2006年石油進(jìn)口額為819.52億美元，占當(dāng)年我國全部礦產(chǎn)品進(jìn)口額2302.93億美元的35.6%，近年來我國能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重呈現(xiàn)明顯上升趨勢。
四、2001-2006年中國石油進(jìn)出口貿(mào)易特點(diǎn)和趨勢
我國石油消費(fèi)巨大，嚴(yán)重依賴進(jìn)口，2006年我國石油凈進(jìn)口量16286萬噸。從我國石油的進(jìn)口貿(mào)易情況看，我國石油進(jìn)口量不斷增長，自2001年的8163.2萬噸迅速增長到2006年的18157.0萬噸，2006年比2001年增長了122.4%，年平均增長率為17.3%，從目前的趨勢看，我國石油的進(jìn)口量還會進(jìn)一步增長；另一方面，我國石油的進(jìn)口額增長幅度更大，自2001年的154.06億美元迅速增長到2006年的819.52億美元，2006年比2001年增長了432.0%，年平均增長率為39.7%。2005年我國石油進(jìn)口量約占世界石油貿(mào)易量的6.8%，我國已經(jīng)成為繼美國、日本之后的第三大石油進(jìn)口國。從我國石油的出口貿(mào)易情況看，我國石油的出口量從2001年1674.1萬噸到2006年的1871.4萬噸，最高的年份2005年為2207.7萬噸，我國石油的出口量變化不大。
2006年位居我國石油進(jìn)口前九位的國家為：沙特阿拉伯（2471萬噸）、安哥拉（2345萬噸）、俄羅斯（2113萬噸）、伊朗（1864萬噸）、阿曼（1318萬噸）、韓國（1106萬噸）、委內(nèi)瑞拉（732萬噸）、剛果（542萬噸）和赤道幾內(nèi)亞（527萬噸），9個(gè)國家合計(jì)進(jìn)口量為13018萬噸，占我國石油總進(jìn)口量的71.7%，我國石油進(jìn)口貿(mào)易向著多元化方向發(fā)展。
五、2001-2006中國石油消費(fèi)對進(jìn)口的依賴程度
2001年我國石油消費(fèi)對進(jìn)口的依賴程度只有29.1%，2006年上升到47.3%，近年來我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速發(fā)展導(dǎo)致了能源需求，特別是石油需求的快速增長。為緩解國內(nèi)石油供求的突出矛盾，我國石油進(jìn)口量逐年增加，石油消費(fèi)對進(jìn)口的依賴程度不斷提高。
六、2001-2006中國天然氣、煤炭進(jìn)出口貿(mào)易變化趨勢
2001年我國天然氣出口量為223.30萬噸，2006年為225.24萬噸，近年來我國天然氣的出口量基本上維持在200余萬噸的水平上，變化不大，從我國天然氣資源和產(chǎn)量分析，未來我國天然氣出口量不會有大的變化。
2001年我國天然氣進(jìn)口量為489.62萬噸，2006年為605.81萬噸，近年來我國天然氣的進(jìn)口量維持在600余萬噸的水平上，增長不大，由于我國進(jìn)口的主要是液化天然氣，而天然氣的大規(guī)模輸送必須通過管道，未來我國天然氣進(jìn)口量增長變化在很大程度取決于天然氣進(jìn)口輸送管道基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的前景。
2001年我國煤炭出口量為9012萬噸，2006年下降到6330萬噸，近年來我國煤炭的出口量逐年下降，由于國家限制高耗能產(chǎn)品的出口，取消了煤炭出口退稅，預(yù)計(jì)未來我國煤炭的出口量還會有所減少。
2001年我國煤炭進(jìn)口量只有249萬噸，2006年迅速增長到3836萬噸，近年來我國煤炭進(jìn)口量逐年大幅增長，年增長率達(dá)到72.8%。由于我國煤炭資源在地域上分布不均，北煤南運(yùn)，陸路運(yùn)輸成本較高，在符合比較效益的情況下，預(yù)計(jì)未來我國煤炭的進(jìn)口量還會進(jìn)一步增長。
七、我國能源進(jìn)出口貿(mào)易中存在的主要問題
1.我國石油消費(fèi)對進(jìn)口的依賴程度很高，增長很快
2001年我國石油消費(fèi)對進(jìn)口的依賴程度只有29.1%，2006年已經(jīng)上升到47.3%，近年來我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長導(dǎo)致了能源需求，特別是石油需求的快速增長，在國內(nèi)石油產(chǎn)量增長緩慢，而石油消費(fèi)增長迅速，從而導(dǎo)致石油進(jìn)口量連年大幅增長，使我國石油消費(fèi)對進(jìn)口的依賴程度不斷提高，預(yù)計(jì)我國石油消費(fèi)對進(jìn)口的依賴程度將很快超過50%。巨額的石油進(jìn)口以及對石油進(jìn)口依賴程度的快速提高，使我國的石油消費(fèi)嚴(yán)重地依賴于國際市場。
2.我國利用國外石油資源的成本在大幅度上升
人民幣升值過程中首先受到?jīng)_擊的就是紡織業(yè)等低附加值的傳統(tǒng)勞動密集型產(chǎn)業(yè)。據(jù)中國紡織品進(jìn)出口商會測算，在其他生產(chǎn)要素成本和價(jià)格不變的情況下人民幣每升值1％，企業(yè)利潤將減少1％，出口企業(yè)消化人民幣升值的利潤空間進(jìn)一步被擠壓。但另一方面，人民幣升值后，一個(gè)單位的人民幣可以兌換更多的外幣資產(chǎn)，在國際市場上能夠購買更多的產(chǎn)品，這對于國家產(chǎn)業(yè)安全建設(shè)和滿足居民消費(fèi)來說都是有利的，但這同時(shí)加劇了我國進(jìn)口替代性行業(yè)間的競爭。人民幣升值降低了進(jìn)口價(jià)格，從而對國內(nèi)同類產(chǎn)品帶來沖擊，尤其是那些在技術(shù)含量、品牌及質(zhì)量方面與世界先進(jìn)水平有一定差距的產(chǎn)品，必將影響其價(jià)格和市場份額，導(dǎo)致盈利惡化。因此改進(jìn)工藝、提高質(zhì)量、發(fā)展技術(shù)、打造核心競爭力成為國內(nèi)一些企業(yè)生存下來的唯一選擇，從長遠(yuǎn)看這是一種良性循環(huán)，將成為我國優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和振興民族企業(yè)的重要推動力。
1.2人民幣升值改變我國進(jìn)出口貿(mào)易的成本
我國是一個(gè)資源匱乏的國家，進(jìn)口依存度較高的行業(yè)主要有石油與天然氣開采、鋼鐵、石化、航空、電力設(shè)備等，在國際能源和原材料價(jià)格不斷上漲的情況下，企業(yè)承受了巨大的成本壓力。以進(jìn)口原油為例，2012年一季度，我國進(jìn)口原油平均價(jià)格為689美元／噸，同比上漲了24．3％。面對瘋漲的國際原材料價(jià)格，人民幣升值在一定程度上能夠降低大宗交易的進(jìn)口成本，改善相關(guān)行業(yè)的盈利。以造紙為例，我國造紙業(yè)原材料平均35％來自國外，原材料進(jìn)口比重最高的可達(dá)到60％~70％，人民幣升值將直接促進(jìn)造紙業(yè)成本下降。但是人民幣升值對出口企業(yè)的生產(chǎn)成本來說是雪上加霜［2］。人民幣持續(xù)升值的2008－2011年，也是國內(nèi)通貨膨脹顯現(xiàn)并持續(xù)的時(shí)期。受國內(nèi)原材料成本和勞動力成本上升的影響，國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)成本大幅上升。人民幣升值使出口企業(yè)靈活定價(jià)能力大打折扣，企業(yè)之間沒有建立良好的價(jià)格協(xié)調(diào)機(jī)制，出口議價(jià)能力并未隨著市場份額的擴(kuò)大而提高，成本的上升很難通過產(chǎn)品價(jià)格的提高得到轉(zhuǎn)嫁，對我國出口企業(yè)造成了嚴(yán)重的影響。
1.3人民幣升值蠶食我國中小企業(yè)的利潤
首先，人民幣升值將提高企業(yè)出口成本，再加上出口退稅率降低導(dǎo)致中小企業(yè)不斷喪失國際競爭力。中小企業(yè)立足的根本是“薄利多銷”，如今成了利薄少銷甚至不銷，匯率的微小變動，都可能導(dǎo)致企業(yè)虧損。其次，人民幣升值加大了企業(yè)運(yùn)營的不確定性。雖然匯率升值已經(jīng)持續(xù)6年之久，但是中小企業(yè)抵抗匯率風(fēng)險(xiǎn)的能力仍然十分薄弱，很多企業(yè)甚至沒有樹立起防范風(fēng)險(xiǎn)的意識。我國企業(yè)進(jìn)出口習(xí)慣用美元報(bào)價(jià)，如果企業(yè)不能準(zhǔn)確把握匯率走勢，那么就會面臨更大的損失。目前，我國中小企業(yè)就業(yè)人員占城鎮(zhèn)就業(yè)總量的75％以上，占全部工業(yè)就業(yè)總量的83％以上。中小企業(yè)所具有的開業(yè)快、投資少、經(jīng)營靈活、對勞動者技能要求低等特點(diǎn)使其在吸收勞動力方面具有重要作用。由于人民幣升值迫使大量的企業(yè)停產(chǎn)停業(yè)甚至破產(chǎn)倒閉，大批勞動力面臨重新尋找工作的困境，在一定程度上影響了社會就業(yè)，就業(yè)壓力增大。可見人民幣升值不僅會侵蝕中小企業(yè)的利潤，還可能引發(fā)一系列的倒閉潮，更可能誘發(fā)國民經(jīng)濟(jì)其他環(huán)節(jié)出現(xiàn)問題。
1.4人民幣升值緩解我國和其他國家的貿(mào)易摩擦
由于我國出口的不斷增長和貿(mào)易順差的不斷擴(kuò)大，人民幣匯率問題一度成為政治問題。我國憑借出口價(jià)格優(yōu)勢已經(jīng)占領(lǐng)了國際勞動密集型產(chǎn)業(yè)的中低端市場，近年來，針對我國出口產(chǎn)品的反傾銷訴訟案件急劇增加。2005年，法國政府認(rèn)為大量涌入的中國紡織品使歐洲面臨嚴(yán)重的挑戰(zhàn)，可能導(dǎo)致數(shù)百萬人失業(yè)，因此法國政府對我國和歐盟施壓，認(rèn)為中國和歐盟應(yīng)該就保護(hù)歐洲本土紡織品行業(yè)達(dá)成協(xié)議。歐盟從2006年開始就對我國出口彩電征收44．6％的反傾銷關(guān)稅。美國從2009年開始對我國鋼格板征收高額反傾銷關(guān)稅。2010年韓國、巴西、印尼先后對我國出口的陶瓷展開反傾銷調(diào)查等。通過匯率機(jī)制適當(dāng)提升出口產(chǎn)品的外幣價(jià)格，一方面可以緩解反傾銷壓力，另一方面也表明我國作為一個(gè)負(fù)責(zé)任的貿(mào)易大國努力促進(jìn)世界貿(mào)易健康發(fā)展，構(gòu)建公平、合理的貿(mào)易規(guī)則，維護(hù)與貿(mào)易伙伴的密切合作關(guān)系的決心［3］。
2人民幣升值的誘發(fā)原因
2.1政治壓力是人民幣升值的根本原因
多年以來，美國對我國經(jīng)常項(xiàng)目逆差形勢不僅沒有好轉(zhuǎn)反而有不斷擴(kuò)大的趨勢，美國政府聯(lián)合其他國家在多次外交場合提出人民幣應(yīng)該升值，企圖把人民幣問題國際化。自2002年以來，美、日、歐盟等國家不斷施壓要求人民幣升值。在2003年的七國集團(tuán)財(cái)長會議上，日本財(cái)長提請其他國家一起強(qiáng)行要求人民幣升值，美國和歐盟先后呼應(yīng)日本，美國財(cái)政部長斯諾和美聯(lián)儲主席格林斯潘相繼表示人民幣匯率應(yīng)該更加富有彈性。美國在2011年甚至單方面通過了主要針對人民幣匯率問題的《貨幣匯率監(jiān)督改革法案》，為對于來自“匯率被低估”國家的商品征收懲罰性關(guān)稅提供了法律依據(jù)。主流媒體如《經(jīng)濟(jì)學(xué)家》《金融時(shí)報(bào)》等關(guān)于人民幣匯率問題展開激烈的爭論。
2.2美國量化寬松的貨幣政策是人民幣升值的外部原因
自2008年金融危機(jī)爆發(fā)以來，美國的經(jīng)濟(jì)陷入持續(xù)的低迷期，復(fù)蘇無望，美聯(lián)儲為了刺激經(jīng)濟(jì)的增長，已經(jīng)連續(xù)實(shí)施了三輪的量化寬松政策（QE），但這項(xiàng)政策的出臺對中國的進(jìn)出口貿(mào)易而言是一把雙刃劍。一方面，寬松的貨幣政策帶來美元利率下降，刺激了美國企業(yè)投資和居民消費(fèi)，拉動美國的產(chǎn)出和收入增長，在一定程度上會增加美國對中國的進(jìn)口。另一方面，寬松的貨幣政策導(dǎo)致美元貶值，人民幣升值，打擊中國低端產(chǎn)品出口，可能減少美國對中國的進(jìn)口。此外，中國90％的貿(mào)易使用美元結(jié)算，貶值還不利于中國對其他國家的出口。
2.3利率的持續(xù)倒掛是人民幣升值的內(nèi)在原因
2008年金融危機(jī)后，西方各國普遍采取了低利率的貨幣政策。以美國為例，美國2008－2012年前后三次推出了大規(guī)模的量化寬松政策，政府大量購買國債，向市場投放基礎(chǔ)貨幣，增加貨幣供給，利率一次次創(chuàng)歷史新低，在此期間，美國的貼現(xiàn)率、銀行同業(yè)拆借利率接近零甚至為零。相反，在走出金融危機(jī)低谷后，我國采取了收縮銀根的政策，貨幣政策從積極走向穩(wěn)健。2010年央行6次上調(diào)存款準(zhǔn)備金率收于18．5％，2011年6次上調(diào)準(zhǔn)備金率達(dá)到21．5％，并且兩年內(nèi)累計(jì)加息5次。中美兩國利率的倒掛吸引了大量的國際資本涌入中國進(jìn)行套利、保值，客觀上促進(jìn)了人民幣的升值［4］。
2.4國際收支的順差是人民幣升值的直接原因
2010年我國進(jìn)出口貿(mào)易總額以29727．6億美元超過德國排在世界第二位，成為世界第二大貿(mào)易國。我國不僅貿(mào)易總額數(shù)量巨大，而且從1994年起對外貿(mào)易就一直處于順差。2005年我國實(shí)行有管理的浮動匯率制以后，人民幣匯率的波動越來越受到國際收支狀況的影響，我國的經(jīng)常賬戶常常處于順差的狀態(tài)，而且順差的規(guī)模越來越大，過大的國際收支順差導(dǎo)致外匯市場上人民幣供不應(yīng)求，造成人民幣升值的壓力越來越大。
2.5市場預(yù)期的加強(qiáng)進(jìn)一步推動了人民幣升值
我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和國際收支雙順差的事實(shí)，加上西方國家對人民幣升值的要求和海外媒體的輿論壓力將繼續(xù)推動市場對人民幣升值的預(yù)期。而這種預(yù)期勢必會進(jìn)一步推動資本和投資的流入。2004年我國的貿(mào)易順差只有319．5億美元，2010年激增到1831億美元，6年時(shí)間內(nèi)增長了將近5倍，這其中的一個(gè)原因就是對人民幣持續(xù)升值的預(yù)期使得大量短期資本借貿(mào)易渠道流入我國。資本和貿(mào)易相互作用相互影響直接導(dǎo)致我國貿(mào)易順差的激增，貿(mào)易順差反過來又加劇了人民幣的升值預(yù)期。短期資本不僅流向一般性的實(shí)體經(jīng)濟(jì)，還大量流入股市和房地產(chǎn)市場，股市和房市價(jià)格上揚(yáng)，出現(xiàn)了不同程度的泡沫。2007－2012年我國經(jīng)受著從未有過的通貨膨脹壓力，人民幣進(jìn)入了一個(gè)對外升值和對內(nèi)貶值的困境［5-6］。
3應(yīng)對人民幣升值對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響的措施
縱觀世界各國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展歷程，我們可以發(fā)現(xiàn)本國貨幣都是在巨額的貿(mào)易順差和國際儲備兩個(gè)重大的背景之下進(jìn)行升值的，各國采取了多項(xiàng)措施減輕本幣升值帶來的一系列不利影響，包括調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、放松外匯管制、整頓和完善金融市場。以史為鑒，我國應(yīng)對人民幣升值和規(guī)避匯率風(fēng)險(xiǎn)可以從幾下4個(gè)方面做起。
3.1提高出口產(chǎn)品的技術(shù)含量，調(diào)整和升級產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)
我國的出口往往以低成本的勞動密集型產(chǎn)品占優(yōu)，人民幣升值無疑會對勞動密集型產(chǎn)品的出口造成沖擊。金融危機(jī)的爆發(fā)使出口企業(yè)有意識地嘗試淘汰一些技術(shù)含量低、檔次低的產(chǎn)品，使有限的資源流向技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，注意技術(shù)引進(jìn)和高科技產(chǎn)品的研發(fā)，減少如光學(xué)、醫(yī)療、精密儀器和設(shè)備的進(jìn)口依賴程度，創(chuàng)造民族優(yōu)良產(chǎn)業(yè)和品牌。此外，我國政府也有必要為出口企業(yè)提供政策支持幫助他們渡過難關(guān)。對符合條件的企業(yè)提供出口補(bǔ)貼，完善出口信用保險(xiǎn)制度。此外，政府還可以設(shè)置專門機(jī)構(gòu)幫助國內(nèi)企業(yè)學(xué)習(xí)國際貿(mào)易原則、開拓國際市場、培養(yǎng)跨國企業(yè)，提供咨詢服務(wù)，為企業(yè)提供國際市場行情、國際投資環(huán)境、市場調(diào)查等方面的信息，成為企業(yè)發(fā)展的堅(jiān)強(qiáng)后盾。
3.2采用靈活的貿(mào)易結(jié)算方式和計(jì)價(jià)貨幣進(jìn)行國際貿(mào)易結(jié)算
匯改以前，人民幣匯率一直盯住美元基本不動，我國出口企業(yè)也習(xí)慣于在相對固定的匯率環(huán)境下用美元進(jìn)行商務(wù)談判和貿(mào)易結(jié)算，對美元的價(jià)格過于依賴和敏感。2005年匯改以后，外貿(mào)企業(yè)不得不學(xué)會應(yīng)對人民幣升值帶來的后果和關(guān)注人民幣的走勢。實(shí)際上，人民幣對美元升值的這幾年，也是人民幣對日元等貨幣貶值的時(shí)期，人民幣對美元升值不代表對其他貨幣也一定升值。在出口結(jié)算時(shí)，企業(yè)要學(xué)會靈活變通計(jì)價(jià)貨幣，如出口歐洲可以采用歐元進(jìn)行結(jié)算，出口到日本可以采用日元進(jìn)行結(jié)算，這樣一來就能盡可能地減輕人民幣對美元升值帶來的損失。在貿(mào)易結(jié)算方式的選擇上，當(dāng)人民幣有升值預(yù)期時(shí)，外貿(mào)企業(yè)要盡可能選擇那些即期結(jié)算方式，如即期信用證、即期付款交單，爭取早日收到貨款，或者在合約中規(guī)定客戶支付一定比例的預(yù)付款等。選擇合適的貿(mào)易結(jié)算方式和結(jié)算貨幣看似不是什么大智慧但卻是能夠巧妙地為企業(yè)規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)、提高利潤的好辦法［7］。
3.3保持貨幣政策獨(dú)立性，進(jìn)一步推動人民幣匯率形成機(jī)制改革
根據(jù)蒙代爾的“不可能三角”理論，一個(gè)國家不能同時(shí)實(shí)現(xiàn)資本自由流動、貨幣政策的獨(dú)立性和匯率穩(wěn)定性，一個(gè)國家只能實(shí)現(xiàn)其中兩項(xiàng)。在我國貨幣市場和資本市場逐漸開放的過程中，維護(hù)貨幣政策的獨(dú)立性并最大限度地保持匯率穩(wěn)定是我們追求的目標(biāo)。推動人民幣匯率形成機(jī)制改革，參考一攬子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)，進(jìn)一步釋放人民幣匯率彈性的舉措，使得我國央行的貨幣政策不拘泥于單一盯住美元，而可以根據(jù)自身利益進(jìn)行更大幅度的調(diào)整。為了保持貨幣政策的獨(dú)立性和匯率穩(wěn)定，放緩資本流動腳步可能更適合我國國情［8］。
2.國際金融危機(jī)對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響
2.1我國的進(jìn)出口企業(yè)市場萎縮或供應(yīng)不足
我國有很多專業(yè)的進(jìn)出口企業(yè)，其盈利方式單一，主要依靠進(jìn)出口業(yè)務(wù)。這些企業(yè)的產(chǎn)品主要銷往國外，或者這些企業(yè)的原料只能從國外進(jìn)口。美國是我國最重要的國際貿(mào)易合作伙伴之一。美國的超市里的大部分產(chǎn)品都在中國制造。因此，2008年美國金融危機(jī)發(fā)生以來，美國的國內(nèi)消費(fèi)需求下降，導(dǎo)致我國的進(jìn)出口企業(yè)國外市場萎縮。我國的很多進(jìn)出口企業(yè)出現(xiàn)了大量的產(chǎn)品積壓。另外，雖然我國是制造大國，但不是制造強(qiáng)國。我國的企業(yè)普遍缺乏創(chuàng)新意識，產(chǎn)品的原創(chuàng)性比較低，大多是電子、化纖、服裝、玩具、鞋類等勞動密集型產(chǎn)品，產(chǎn)品的附加值比較低。在金融危機(jī)時(shí)期，各國的貿(mào)易保護(hù)政策都出現(xiàn)一定的變化，使得國際貿(mào)易壁壘增加，導(dǎo)致我國的產(chǎn)品市場占有率急劇縮小。如我國的紡織、服裝、玩具等行業(yè)，其出口依存度高達(dá)30%-80%，在國際金融危機(jī)的影響下，其經(jīng)營業(yè)績比較差。江浙一帶的服裝出口企業(yè)的利潤率僅有0.2%，但是當(dāng)前的訂單卻只有原來的三分之一。
2.2人民幣升值使我國的進(jìn)出口企業(yè)面臨經(jīng)營困境
金融危機(jī)加速了人民幣的升值，卻使得美元不斷貶值。這使得中國出口到國外的產(chǎn)品價(jià)格不斷上漲。在金融危機(jī)時(shí)期很多國家的內(nèi)需逐漸縮小的情況下，使得我國的產(chǎn)品市場份額逐漸縮小，使得我國的進(jìn)出口企業(yè)的經(jīng)營壓力逐漸增大。另外，在中國隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步、生產(chǎn)自動化程度的加大，中國的人力資源成本也逐漸上升。這使得中國的企業(yè)失去一項(xiàng)很重要的優(yōu)勢，使得企業(yè)的利潤率進(jìn)一步下降。2008年美國金融危機(jī)持續(xù)時(shí)間比較長，美元還有繼續(xù)貶值的趨勢，這將使得我國的出口企業(yè)在很長一段時(shí)間內(nèi)無法走出經(jīng)營困境。此外，人民幣升值，導(dǎo)致外商在中國的投資成本升高，如購置設(shè)備、勞動力成本等。在盈利不景氣的情況下，很多外商選擇撤資。這對于一些中外合資的進(jìn)出口企業(yè)而言，無異于晴天霹靂，對企業(yè)的長期經(jīng)營不利，甚至?xí)?dǎo)致企業(yè)的破產(chǎn)。
2.3國際金融危機(jī)使我國的進(jìn)出口貿(mào)易面臨更大的風(fēng)險(xiǎn)
金融危機(jī)時(shí)期，很多國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展前景不夠樂觀。企業(yè)的利潤率降低、就業(yè)率下降等現(xiàn)象使得各國開始實(shí)施相應(yīng)的貿(mào)易保護(hù)主義，來改變貿(mào)易逆差的現(xiàn)狀，如技術(shù)性、綠色的貿(mào)易保護(hù)手段。這使得我國的附加值比較低的產(chǎn)品在出口時(shí)備受沖擊。如食品、紡織品、低端服裝等。其他形式的貿(mào)易保護(hù)政策，也使得國際貿(mào)易壁壘增高，我國的進(jìn)出口企業(yè)經(jīng)營難度加大。如美國肆意炒作我國的食品、水產(chǎn)品安全問題等，對我國的產(chǎn)品的聲譽(yù)產(chǎn)生不良影響。貿(mào)易保護(hù)政策的抬頭使得國際貿(mào)易摩擦越來越多。如果企業(yè)忍氣吞聲，選擇接受退回的產(chǎn)品，而不捍衛(wèi)自己的權(quán)益，那么企業(yè)會遭受很多的損失；如果企業(yè)選擇通過國際官司的方式捍衛(wèi)自己的權(quán)益，高額的費(fèi)用也會為企業(yè)的發(fā)展帶來很大的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。另外，為了暫時(shí)獲取國外訂單，我國企業(yè)在越來越大的國際市場競爭壓力下，接受賒銷結(jié)算方式。賒銷結(jié)算使得企業(yè)的受到國外商業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)的影響，收匯風(fēng)險(xiǎn)增大。金融危機(jī)的影響，使得企業(yè)的國內(nèi)融資以及海外融資難度加大，企業(yè)的一旦出現(xiàn)資金周轉(zhuǎn)不良，就要依靠銀行解決資金問題。這種情況下，企業(yè)需要承擔(dān)高額的利率。
3.應(yīng)對金融危機(jī)的策略
3.1合理地進(jìn)行人民幣匯率機(jī)制改革
我國的人民幣匯率改革應(yīng)該根據(jù)當(dāng)前國內(nèi)、國外經(jīng)濟(jì)發(fā)展的情況，與時(shí)俱進(jìn)地進(jìn)行改革，使之有助于我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。當(dāng)前我國的人民幣匯率的自由浮動空間比較小，為了適應(yīng)全球化經(jīng)濟(jì)發(fā)展的趨勢，使我國的市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展更加深化，我國需要進(jìn)行一定的人民幣匯率改革，使得匯率的浮動的空間逐漸加大，以增強(qiáng)匯率對國際收支不平衡的調(diào)節(jié)能力。匯率的浮動空間增大也有助于提高我國進(jìn)出口企業(yè)的國際貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)防范能力。另外，我國的相關(guān)單位應(yīng)該保持一定程度的外匯市場干預(yù)，采用漸進(jìn)式的干預(yù)方式，根據(jù)當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r相應(yīng)地調(diào)整目標(biāo)區(qū)寬度，以避免出現(xiàn)匯率超調(diào)，使得匯率在不斷波動的情況下保持相對穩(wěn)定。
3.2轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式
我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，在2008年國際金融危機(jī)中，之所以受到如此大的沖擊，是因?yàn)槲覈慕?jīng)濟(jì)發(fā)展方式有一定的問題。中國的很多行業(yè)的對外出口依存度比較大。我國國內(nèi)消費(fèi)者對該類企業(yè)的產(chǎn)品需求比較少。在出現(xiàn)金融危機(jī)時(shí)，一旦國外的市場份額縮減，那么企業(yè)的經(jīng)營將受到重創(chuàng)。為了應(yīng)對這個(gè)問題，我國應(yīng)該積極轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式。政府需要通過一系列的手段刺激國內(nèi)消費(fèi)，如兼顧收入分配、提高城鎮(zhèn)居民工資等方式。另外，我國的農(nóng)村消費(fèi)潛力巨大，有待于充分挖掘。對此，我國政府可以采取一些惠農(nóng)政策，如家電、汽車下鄉(xiāng)等，擴(kuò)大農(nóng)村市場。最后，企業(yè)需要優(yōu)化自身產(chǎn)品組合，提高產(chǎn)品的附加值。使得國外在消費(fèi)需求縮小的情況依然依賴我國的產(chǎn)品。
3.3企業(yè)健全風(fēng)險(xiǎn)防范機(jī)制
面對金融危機(jī)中各國的貿(mào)易保護(hù)政策以及其他市場的不穩(wěn)定因素的增加，企業(yè)面臨更大的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)。為了安全度過國際金融危機(jī)時(shí)期，并使企業(yè)獲得長足的進(jìn)步和發(fā)展，企業(yè)需要健全自身的風(fēng)險(xiǎn)防范機(jī)制。首先，在與國外客戶建立合作關(guān)系之前，充分地了解客戶的信息，如商業(yè)信用、債務(wù)償還能力等，在簽訂合同時(shí)，通過合理地設(shè)置約束，避免交易風(fēng)險(xiǎn)。然后，我國的進(jìn)出口企業(yè)需要選擇合適的結(jié)算方式，避免賒銷等結(jié)算方式，如選擇信用證、銀行保函風(fēng)險(xiǎn)較小的結(jié)算方式。企業(yè)在各種活動中要嚴(yán)格遵守合同條款要求，避免對方以不符合同為由拒付貨款。
3.4企業(yè)需要積極開拓新市場
雖然，金融危機(jī)已經(jīng)嚴(yán)重影響了很多國家，但是仍然有很多國家和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對獨(dú)立，避免了國際金融危機(jī)的影響。因此，我國的進(jìn)出口企業(yè)在出現(xiàn)原有市場份額縮減的情況下，可以積極拓展新的市場。如企業(yè)可以實(shí)施產(chǎn)品多元化戰(zhàn)略，以新的產(chǎn)品組合來獲得新的市場。企業(yè)不僅可以向非洲、拉丁美洲等國家和地區(qū)拓展新的市場，也可以生產(chǎn)國內(nèi)需求的產(chǎn)品的方式，暫時(shí)規(guī)避金融危機(jī)的不良影響。新市場的發(fā)展不僅可以使我國的進(jìn)出口企業(yè)安全度過危機(jī)，而且對于企業(yè)長期的發(fā)展壯大具有很大的好處。
3.5企業(yè)要提高自主創(chuàng)新能力
（二）區(qū)域不均衡地區(qū)的不均衡發(fā)展嚴(yán)重阻礙了重慶市經(jīng)濟(jì)的整體發(fā)展，重慶市提出構(gòu)建“一圈兩翼”區(qū)域新格局，“一圈”加速領(lǐng)跑，“兩翼”全力助推。目前，“一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈”地區(qū)生產(chǎn)總值占了全市生產(chǎn)總值的77.68%，“兩翼”僅占22.32%；在第二、第三產(chǎn)業(yè)上，“一圈”第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值分別是東北翼、東南翼的5.41倍和16.47倍，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值分別是東北翼、東南翼的5.2倍和16.4倍。
（三）產(chǎn)業(yè)發(fā)展矛盾重慶第一產(chǎn)業(yè)由于地理因素，很難實(shí)現(xiàn)機(jī)械化和現(xiàn)代化耕作，屬于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，效率低，成本高；第二產(chǎn)業(yè)歷來是重慶市的支柱產(chǎn)業(yè)，重慶市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展對其依賴度高，而產(chǎn)業(yè)設(shè)備技術(shù)更新慢，存在很大的市場風(fēng)險(xiǎn)；第三產(chǎn)業(yè)起步晚、底子薄，還沒有充分發(fā)展起來，已有的產(chǎn)品存在科技含量低、附加值不高等問題。
二、重慶市對外貿(mào)易的現(xiàn)狀
重慶近年來對外貿(mào)易成效顯著。2009年全市進(jìn)出口總額38.6億美元，同比增長48.7％；其中出口20.9億美元，同比增長31.9%；進(jìn)口17.7億美元，同比增長74.9％。2010年全市進(jìn)出口總額124.26億美元，同比增長61.1%；其中出口74.89億美元，增長75.0%。進(jìn)出口總額在我國西部12個(gè)省、自治區(qū)、直轄市中列第4位，全國第23位。重慶市對外貿(mào)易以國有企業(yè)、外資企業(yè)為主體，民營企業(yè)大幅增長。民營企業(yè)1998—2008年累計(jì)實(shí)現(xiàn)出口96.04億美元，占全市累計(jì)出口的38.8％，年均增長104.5％。外資企業(yè)累計(jì)實(shí)現(xiàn)出口16.84億美元，占全市累計(jì)出口的11.6％，年均增長24.1％。在2008年，民營企業(yè)出口比重提高到了55.4％，超過國有企業(yè)出口比重29個(gè)百分點(diǎn)，成為重慶市出口的主體。進(jìn)口以外資企業(yè)為主體，據(jù)統(tǒng)計(jì)，直轄15年間，外資企業(yè)進(jìn)口份額保持在7成左右，累計(jì)實(shí)現(xiàn)進(jìn)口11191億美元，占全市累計(jì)進(jìn)口的63.0％，年均增長13.3％；國有企業(yè)累計(jì)實(shí)現(xiàn)進(jìn)口43.87億美元，占全市累計(jì)進(jìn)口的39.8％，年均增長0.5％；民營企業(yè)在1998年后逐漸發(fā)展，累計(jì)實(shí)現(xiàn)進(jìn)口3.49億美元，年均增長117.4％。目前，以力帆集團(tuán)、隆鑫集團(tuán)、銀翔摩托、宗申集團(tuán)為代表的民營企業(yè)成為外貿(mào)出口的骨干企業(yè)，其出口總額居重慶市出口企業(yè)前五位，成為重慶最具活力的出口主體。
三、重慶市對外貿(mào)易中看出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在的問題及建議
（一）發(fā)展思路不清晰，應(yīng)明確產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式重慶市在過去的重點(diǎn)支柱產(chǎn)業(yè)和將來的重點(diǎn)支柱產(chǎn)業(yè)這兩點(diǎn)的轉(zhuǎn)換方式上思路尚不清晰。這主要表現(xiàn)在進(jìn)出口貿(mào)易中，傳統(tǒng)制造業(yè)在科技創(chuàng)新淺升級之后仍然占據(jù)進(jìn)出口量的較高比重，但實(shí)際其發(fā)展水平仍然滯后，制約了經(jīng)濟(jì)的快速增長。而新興的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)如軟件業(yè)、航空航天、生物等行業(yè)的進(jìn)出口總量較低，甚至接近零，發(fā)展速度相當(dāng)緩慢。針對重慶現(xiàn)狀，一方面對于適合發(fā)展第一產(chǎn)業(yè)的地區(qū)，要積極發(fā)展“一鄉(xiāng)一產(chǎn)品、一縣一產(chǎn)業(yè)”，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)規(guī)?；?、集約化和標(biāo)準(zhǔn)化；對于適合發(fā)展第二、第三產(chǎn)業(yè)的地區(qū)，積極革新，采用現(xiàn)代設(shè)施和先進(jìn)技術(shù)的配套設(shè)施，大力提高企業(yè)自主創(chuàng)新能力，促進(jìn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展。市政府建立健全法規(guī)，營造好的自由貿(mào)易氛圍。在市場上培育扶持一批具有核心競爭力的龍頭企業(yè)，開發(fā)一批在國內(nèi)外市場具有較大潛力和較高市場占有率的名牌產(chǎn)品。金融機(jī)構(gòu)也要配合政府給予相關(guān)的金融支持，及時(shí)滿足企業(yè)發(fā)展合理的資金需求等。
（二）產(chǎn)業(yè)發(fā)展失衡，積極調(diào)整重慶市作為老工業(yè)基地，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)呈非均衡狀態(tài)。其重工業(yè)即第二產(chǎn)業(yè)在全市工業(yè)產(chǎn)值中占絕對主導(dǎo)地位，主要是依靠汽車、摩托車行業(yè)出口打天下。2011年重慶一般貿(mào)易進(jìn)出口總額達(dá)430.09億美元，但問題是進(jìn)出口結(jié)構(gòu)卻極不平衡。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)決定對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)，重慶市第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展隨著農(nóng)民工的轉(zhuǎn)移持續(xù)下降，出口額度一直不高，第三產(chǎn)業(yè)如通訊服務(wù)、保險(xiǎn)服務(wù)、金融服務(wù)、專有權(quán)利使用和特許資格等行業(yè)項(xiàng)目非常弱小，幾乎是零出口，發(fā)展相當(dāng)緩慢。
知識產(chǎn)權(quán)壁壘的內(nèi)涵
知識產(chǎn)權(quán)壁壘是占有知識產(chǎn)權(quán)優(yōu)勢和先進(jìn)技術(shù)水平的發(fā)達(dá)國家及其跨國公司，利用國際和國內(nèi)的知識產(chǎn)權(quán)制度以及相關(guān)的國家政策，通過海關(guān)扣押、專利圍堵、產(chǎn)權(quán)訴訟等方式利用知識產(chǎn)權(quán)法所授予的獨(dú)占權(quán)或超越有限壟斷權(quán)的范圍，在保護(hù)知識產(chǎn)權(quán)的名義下，來限制我國企業(yè)在國內(nèi)和國際市場進(jìn)一步擴(kuò)張的種種市場競爭措施和策略，以此達(dá)到維護(hù)其知識產(chǎn)權(quán)優(yōu)勢的目的。知識產(chǎn)權(quán)壁壘實(shí)質(zhì)上是一種非關(guān)稅國際貿(mào)易壁壘，在反傾銷和反補(bǔ)貼等措施為國人所熟知以后，它已經(jīng)逐漸取代前兩者成為困擾我國企業(yè)的貿(mào)易障礙。
我國進(jìn)出口貿(mào)易應(yīng)對知識產(chǎn)權(quán)壁壘現(xiàn)狀
相關(guān)法律及預(yù)警機(jī)制有待完善。我國在入世前，政府已經(jīng)修改了專利法、商標(biāo)法和著作權(quán)法等知識產(chǎn)權(quán)法律，并制定了其他有關(guān)知識產(chǎn)權(quán)的法律、條例。然而TRIPS協(xié)議《與貿(mào)易有關(guān)的知識產(chǎn)權(quán)（包括假冒商品貿(mào)易）協(xié)議（草案）》生效以來，發(fā)生了許多當(dāng)年無法預(yù)料的知識產(chǎn)權(quán)壟斷及濫用問題。對于將產(chǎn)品出口國外的企業(yè)，專利預(yù)警機(jī)制是要事先調(diào)查目的國與出口產(chǎn)品有關(guān)的專利信息進(jìn)行分析，以正確的指導(dǎo)下一步的工作。而我國的預(yù)警機(jī)制的不成熟使我國的產(chǎn)品出口增加了盲目性。
自主知識產(chǎn)權(quán)不足。加強(qiáng)對知識產(chǎn)權(quán)的保護(hù)不僅有利于技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)競爭力的加強(qiáng)，而且有利于國家經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增長。而我國擁有的自主知識產(chǎn)權(quán)及專利技術(shù)遠(yuǎn)落后于發(fā)達(dá)國家。有關(guān)資料顯示，我國的申請量不到全球總量的2%，并且標(biāo)準(zhǔn)整體水平偏低。如果我國在標(biāo)準(zhǔn)制定過程中一味以低標(biāo)準(zhǔn)換取某個(gè)行業(yè)的大部分企業(yè)的生存，就無法逾越出口貿(mào)易中的技術(shù)壁壘。
研發(fā)投入不足。我國財(cái)政對于研發(fā)的投入，遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于發(fā)達(dá)國家。另外，企業(yè)本身對研發(fā)的投入也與世界水平存在差距。由于國家和企業(yè)對科技投入的力度不夠，研究和開發(fā)的經(jīng)費(fèi)投入過少，我國企業(yè)的自主開發(fā)新技術(shù)能力普遍較低。
不重視專利文獻(xiàn)檢索。根據(jù)“專利一國獨(dú)立原則”，外國專利如果在一定期限內(nèi)不另行在中國申請，就永遠(yuǎn)不能在中國申請專利、不受中國專利法保護(hù)。據(jù)悉，全球每年誕生的專利85％沒有申請中國專利，跨國集團(tuán)迄今在我國獲得授權(quán)的專利不到17萬。因此，如果沒有很好地進(jìn)行專利文獻(xiàn)查詢，很容易導(dǎo)致在進(jìn)出口貿(mào)易中產(chǎn)生侵權(quán)行為或在企業(yè)引進(jìn)國外技術(shù)時(shí)，掉進(jìn)競爭對手設(shè)置的專利陷阱。
知識產(chǎn)權(quán)人才匱乏。知識產(chǎn)權(quán)人才培養(yǎng)的嚴(yán)重滯后，使得目前國內(nèi)知識產(chǎn)權(quán)方面的人才十分短缺，人才的供需出現(xiàn)嚴(yán)重的失衡現(xiàn)象。
我國進(jìn)出口貿(mào)易應(yīng)對知識產(chǎn)權(quán)壁壘的對策
完善法規(guī)及預(yù)警機(jī)制。我國應(yīng)針對立法的薄弱環(huán)節(jié)，完善知識產(chǎn)權(quán)法律法規(guī)體系，重視運(yùn)用法律手段保護(hù)知識產(chǎn)權(quán)。完善專利預(yù)警機(jī)制，通過對知識產(chǎn)權(quán)及專利信息的搜集、分析、預(yù)警，為外貿(mào)企業(yè)提供必要的服務(wù)。
增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新能力。我國企業(yè)應(yīng)重視自身的技術(shù)創(chuàng)新，一方面，充分調(diào)動現(xiàn)有大學(xué)、科研單位的力量，建立起知識產(chǎn)權(quán)研發(fā)、生產(chǎn)基地；另一方面，企業(yè)應(yīng)盡快提高品牌價(jià)值，增加品牌的科技含量，以此帶動我國品牌的對外輸出，加快我國品牌建設(shè)步伐。
提供資金扶持。企業(yè)在開發(fā)和形成自主知識產(chǎn)權(quán)的過程中，國家應(yīng)通過多種途徑和方式加大資金扶持力度，壯大其經(jīng)濟(jì)實(shí)力。對高校和科研院所為企業(yè)進(jìn)行定向研究優(yōu)先提供經(jīng)費(fèi)，對有技術(shù)創(chuàng)新的企業(yè)進(jìn)行重點(diǎn)扶持和獎勵(lì)。
注重專利文獻(xiàn)檢索。據(jù)統(tǒng)計(jì)，世界上每年完成的發(fā)明成果的92％可在文獻(xiàn)中檢索到。據(jù)世界知識產(chǎn)權(quán)組織（WIPO）的統(tǒng)計(jì)，充分利用專利檢索文獻(xiàn)，可節(jié)省40％的研究時(shí)間和60％的研究費(fèi)用。進(jìn)行專利開發(fā)前，應(yīng)合理高效地進(jìn)行專利檢索。
實(shí)施知識產(chǎn)權(quán)人才戰(zhàn)略。知識產(chǎn)權(quán)是一門綜合性的學(xué)科，這種綜合性決定了知識產(chǎn)權(quán)人才的專業(yè)素質(zhì)應(yīng)當(dāng)是具有多門學(xué)科知識融合交叉的知識結(jié)構(gòu)，科技與法律并舉，并兼有國際貿(mào)易、外語等方面的知識。我國的企業(yè)應(yīng)該改變固有觀念，來培訓(xùn)自己的復(fù)合型知識產(chǎn)權(quán)人才。
參考文獻(xiàn)：
1.陳宇山.從海外比較研究看廣東知識產(chǎn)權(quán)發(fā)展與戰(zhàn)略.現(xiàn)代情報(bào)，2007（1）
一.引言
從亞當(dāng).斯密提出“剩余產(chǎn)品出路”的學(xué)說以來，對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系一直都是經(jīng)濟(jì)學(xué)家們研究的重要課題。這方面的主要貢獻(xiàn)包括：凱恩斯的對外貿(mào)易乘數(shù)理論；E.哈根等從出口貿(mào)易對技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)來探討其推動經(jīng)濟(jì)增長的作用；羅默的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論等[1]。
李京文(1996)[2]通過經(jīng)濟(jì)增長模型的實(shí)證分析，指出出口增長對我國經(jīng)濟(jì)增長具有拉動作用。彭福偉(1999)[3]發(fā)現(xiàn)凈出口與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)度較弱。陳家勤(1999)[4]認(rèn)為出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長具有巨大的推動作用。楊全發(fā)(1999)[5]對巴拉薩(Balassa)[6]建立的模型帶入我國數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，認(rèn)為出口對于經(jīng)濟(jì)增長具有正向促進(jìn)作用。劉曉鵬(2001)[7]認(rèn)為出口與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)度較弱。Lawrence(2000)[8]在部門的層次上檢驗(yàn)了日本1964～1985年和韓國1963～1983年的進(jìn)口和產(chǎn)業(yè)政策與勞動生產(chǎn)率的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口是促進(jìn)勞動生產(chǎn)率增長的一個(gè)重要因素。Onnolly(2005)[9]用75個(gè)國1965-1990年的專利數(shù)據(jù)來代表這些國家的模仿與創(chuàng)新，量化了高科技產(chǎn)品進(jìn)口對進(jìn)口國(發(fā)展中國家)模仿與創(chuàng)新的溢出效應(yīng)，來自發(fā)達(dá)國家的外來技術(shù)對進(jìn)口國單位資本GDP增長的貢獻(xiàn)大于其國內(nèi)的創(chuàng)新。
Lawrence(1999)[8]在美國對20世紀(jì)80年代100多個(gè)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)中國際競爭力對其全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口競爭刺激了全要素生產(chǎn)率的提高。Wang和Xu(2000)[10]考察了工業(yè)化國家間通過資本品貿(mào)易和外商投資而產(chǎn)生的R8D溢出效應(yīng)。
以上研究成果在運(yùn)用計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)因忽略了相關(guān)重要變量而使得檢驗(yàn)和經(jīng)濟(jì)解釋具有相當(dāng)大的局限性?？鐕?地區(qū))的截面數(shù)據(jù)的研究方法存在一定的局限性，OLS回歸分析方法要求所使用的數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，如果用OLS回歸分析方法分析非平穩(wěn)的時(shí)間序列關(guān)系，則容易出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象[11]，另外，已有的研究假設(shè)所選的國家具有共同的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和相似的生產(chǎn)技術(shù)，這在現(xiàn)實(shí)生活中無法滿足，對于所研究變量的定義和時(shí)期的選取也會影響經(jīng)驗(yàn)結(jié)論等。上述對于單個(gè)國家(地區(qū))時(shí)間序列研究得出了不一致甚至相互矛盾的結(jié)論，其主要原因有以下三點(diǎn)：實(shí)證模型中信息集的選取的差異；模型滯后期選擇的差異；模型方法及檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量選擇的差異。例如，進(jìn)出口對于經(jīng)濟(jì)增長的作用往往是經(jīng)歷一定的時(shí)滯，若忽略這一因素而進(jìn)行最小二乘估計(jì)就會得出片面甚至錯(cuò)誤的結(jié)論。基于上述考慮，筆者通過分析進(jìn)口、出口和經(jīng)濟(jì)增長三者的協(xié)整關(guān)系，并進(jìn)而建立誤差修正模型，深入地探討了進(jìn)口和出口對于經(jīng)濟(jì)增長的影響。
二.數(shù)據(jù)和模型分析
本文采用出口總額(EX)、進(jìn)口總額(IM)來反映對外貿(mào)易狀況，通過國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)反映經(jīng)濟(jì)增長。本文依據(jù)各年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》從1985年至2005年的以當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的國內(nèi)生產(chǎn)總值和以1985年為基期的按可比價(jià)格計(jì)算的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)，折算出1985年為基期的國內(nèi)實(shí)際生產(chǎn)總值。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差性，分別對上述三個(gè)變量進(jìn)行對數(shù)變換，其對應(yīng)序列記為LEX、LIM和LGDP。
圖2：實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口額和進(jìn)口額對數(shù)差分的變化趨勢
貿(mào)易,經(jīng)濟(jì)增長
1.單位根檢驗(yàn)
從圖1可以判斷它們之間具有一定的共同趨勢性，為消除共同趨勢的影響，本文對變量采取差分處理(見圖2)。從圖2中可以看出GDP、進(jìn)口和出口的差分序列呈現(xiàn)出平穩(wěn)的特征，筆者使用ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的結(jié)果如表1所示。
注：1．對GDP、出口和進(jìn)口對數(shù)序列的ADF檢驗(yàn)中，包含了位移項(xiàng)（intercept）和趨勢頂(trend)，因?yàn)閺膱D1中可以看出，這二個(gè)序列都包含一定的位移和趨勢，如果不考慮位移和趨勢就可能產(chǎn)生錯(cuò)誤的單位根判斷；而對差分序列的ADF檢驗(yàn)中，則既不包含移位頂，也不包含趨勢頂，因?yàn)閳D2顯示這二個(gè)序列都不包含位移和趨勢。
2.*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設(shè)；**表示在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)；***表示在10%的顯著水平下拒絕原假設(shè)。
GDP、出口和進(jìn)口的對數(shù)序列ADF統(tǒng)計(jì)量的絕對值均小于在10%顯著水平下臨界值的絕對值，不能通過ADF檢驗(yàn)，這三個(gè)序列都存在單位根，是非平穩(wěn)序列。而這三個(gè)差分序列的ADF統(tǒng)計(jì)量絕對值均大于在5%顯著水平下臨界值的絕對值，不存在單位根，都是平穩(wěn)序列。GDP、出口和進(jìn)口的對數(shù)序列是一階平穩(wěn)序列，因此可以進(jìn)一步檢驗(yàn)三個(gè)變量之間是否存在協(xié)整性。
2.協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型ECM
本文采用使用Johansen極大擬然估計(jì)法檢驗(yàn)經(jīng)差分修正后的平穩(wěn)序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型對滯后期的選擇比較敏感，所以采用AIC準(zhǔn)則來確定最佳滯后期。在滯后期數(shù)確定之后，再對協(xié)整中是否具有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢進(jìn)行驗(yàn)證，然后再對數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)[12]。結(jié)果見表2。
由表2可以看出，在5%的顯著水平下，經(jīng)濟(jì)增長與出口、進(jìn)口之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量一定存在誤差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger兩步法來建立誤差修正模型。
第一步，先建立長期關(guān)系模型，即對水平變量(ordinaryvariable)進(jìn)行OLS估計(jì)，其方程如下：
LGDP=4.526845+0.623032LEX-0.049701LIM(1)
(13.53709)(4.293514)(0.291202)
=0.967508S.E.=0.096935
從進(jìn)出口總額與GDP之間的長期關(guān)系來看，GDP對出口的彈性為0.623，而對進(jìn)口的彈性為0.0497，出口比進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長具有更強(qiáng)的影響，而且進(jìn)口項(xiàng)的系數(shù)未能通過t檢驗(yàn)，即在統(tǒng)計(jì)上是不顯著的。
第二步，建立短期動態(tài)關(guān)系，即誤差修正模型。將長期關(guān)系模型中的各變量以1階差分的形式重新構(gòu)造，井將長期關(guān)系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個(gè)從一般到特殊的過程中，對短期動態(tài)關(guān)系逐個(gè)進(jìn)行檢驗(yàn)，不顯著的項(xiàng)逐漸剔除掉，直到找出最適當(dāng)?shù)谋磉_(dá)式。筆者用EC表示長期關(guān)系方程(1)中的殘差，通過試驗(yàn)，得到兩個(gè)比較適當(dāng)?shù)谋硎径唐趧討B(tài)關(guān)系的誤差修正方程方程(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
這兩個(gè)方程中的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)，誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。方程(2)說明從短期動態(tài)關(guān)系來看，我國的GDP和出口、進(jìn)口序列之間存在著密切的聯(lián)系，但進(jìn)口比出口對GDP的增長具有更強(qiáng)的促進(jìn)作用，這不僅表現(xiàn)在進(jìn)口項(xiàng)和出口項(xiàng)系數(shù)的大小上，而且也表現(xiàn)在進(jìn)口項(xiàng)的系數(shù)在1%的顯著水平上通過檢驗(yàn)，而出口項(xiàng)的系數(shù)在10%的顯著水平上才通過檢驗(yàn)。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增長率的含義，因此，進(jìn)口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.047%，出口增長率每增加1%,GDP的增長率將增加0.025%，而上年度GDP、出口和進(jìn)口的非均衡誤差以0.229的比率對本年的GDP增長率做出修正。
方程(3)是在進(jìn)一步剔除了不太顯著的出口項(xiàng)后得到的誤差修正模型。它表示在短期內(nèi)不考慮出口對GDP的影響時(shí)，進(jìn)口對GDP增長的促進(jìn)作用。進(jìn)口項(xiàng)的系數(shù)說明進(jìn)口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.063%，而上年度GDP、出口和進(jìn)口的非均衡誤差以0.217的比率對本年的GDP增長率做出修正。
3.向量誤差修正模型VEC
Granger(1987)[13]指出，若變量之間存在協(xié)整，則這些變量之間至少存在一個(gè)方向的Granger因果關(guān)系：要么滯后差分項(xiàng)的系數(shù)聯(lián)合檢驗(yàn)(一般用F檢驗(yàn))顯著，因而存在短期因果關(guān)系，或者誤差糾正項(xiàng)系數(shù)顯著而存在長期因果關(guān)系。因此，在確定變量之間存在協(xié)整關(guān)系后，就可以構(gòu)造向量誤差修正模型，以確定它們之間的相互調(diào)整速率及短期互動影響井觀察變量間的因果關(guān)系。表3為根據(jù)向量誤差修正模型得到的估計(jì)結(jié)果，對表3的結(jié)果進(jìn)行分析，可以得出以下結(jié)論。
(1)根據(jù)表3第一列數(shù)據(jù)分析各變量對GDP增長的短期影響及長期均衡關(guān)系，從短期來看，進(jìn)口對GDP的影響僅在兩個(gè)時(shí)滯后在10﹪的水平上對GDP有正向影響，可能是因?yàn)檫M(jìn)口相對減少了內(nèi)需。另一方面進(jìn)口的增加將會淘汰落后廠商，所以起初進(jìn)口的增加對產(chǎn)出增長有負(fù)向作用，但兩個(gè)時(shí)滯后，進(jìn)口的機(jī)械設(shè)備或原料會提高生產(chǎn)效率或加工后的產(chǎn)品銷往國外賺取附加值，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[14]。我國長期以來所實(shí)施的進(jìn)口政策是鼓勵(lì)生產(chǎn)性資本品的進(jìn)口而限制消費(fèi)品的進(jìn)口，在我國的進(jìn)口中包括了大量的先進(jìn)設(shè)備和技術(shù)以及我國短缺的原材料，這無疑也會對我國的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生重要的推動作用；各變量均通過長期均衡關(guān)系來影響GDP的增長，每年LGDP的實(shí)際值與均衡值的偏差的約6.6﹪被糾正。這在一定程度上也證實(shí)了黃國祥(1999)[15]和賈金思(1998)[16]的觀點(diǎn)。
(2)總產(chǎn)出對進(jìn)出口影響不顯著，主要的原因在于我國的出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級戰(zhàn)略仍處于外延式、粗放型增長階段[17]，出口以價(jià)格競爭為主，未能有效提高出口產(chǎn)品的質(zhì)量和增加值，從而影響了出口對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用?，F(xiàn)階段我國實(shí)行的不斷提高制成品出口比例的出口導(dǎo)向貿(mào)易戰(zhàn)略仍然是停留在粗放型、數(shù)量型的增長上，還未能實(shí)現(xiàn)有效提高出口產(chǎn)品質(zhì)量及附加值的集約型發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變[2]。
三.主要結(jié)論與政策建議
通過協(xié)整檢驗(yàn)分析，得出的結(jié)果具有明顯的經(jīng)濟(jì)意義：出口對國民經(jīng)濟(jì)增長具有推動作用，進(jìn)口對國民經(jīng)濟(jì)增長具有一定的抑制作用，但進(jìn)口對國民經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用要比出口的促進(jìn)作用小得多，這與新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)“出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長”的假說相吻合?，F(xiàn)代經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，一國對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，可以從短期貢獻(xiàn)和長期貢獻(xiàn)兩個(gè)角度來分析。從短期來看，一國經(jīng)濟(jì)增長主要取決于投資需求、消費(fèi)需求和凈出口需求三個(gè)因素。但是，如果從長期供給的角度分析，經(jīng)濟(jì)增長的主要因素則是要素供給的增加和全要素生產(chǎn)率((TFP)的提高兩大類。要素供給投入的增加包括資本和勞動供給的增加。全要素生產(chǎn)率的提高則包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、制度創(chuàng)新、知識進(jìn)展等等，全要素生產(chǎn)率的高低反映了一國經(jīng)濟(jì)增長的方式一，經(jīng)濟(jì)增長集約化的程度.對一國經(jīng)濟(jì)增長具有及其重要的意義，而這些因素都與進(jìn)口和利用外資有著密切的關(guān)系。
從短期動態(tài)關(guān)系來看，出口和進(jìn)口都對國民經(jīng)濟(jì)的增長具有促進(jìn)作用，但出口對國民經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用比進(jìn)口小得多，而且出口項(xiàng)系數(shù)不能通過5%顯著水平的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。這說明就短期動態(tài)關(guān)系而言，對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用主要是通過進(jìn)口來實(shí)現(xiàn)的。就當(dāng)前情況而言，擴(kuò)大出口是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的有效途徑，但要在擴(kuò)大出口的同時(shí)盡可能的保持進(jìn)口的同步增長，要盡量保持進(jìn)出口平衡，因?yàn)槲覈F(xiàn)階段還不是完全意義上的出口導(dǎo)向型，進(jìn)口對于經(jīng)濟(jì)增長的彈性仍然相當(dāng)大。
格蘭杰因果檢驗(yàn)顯示我國出口與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)關(guān)系較弱，主要是因?yàn)閭鹘y(tǒng)上我國出口的擴(kuò)大對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用主要是依賴對閑置資源的利用。我國正逐步放棄傳統(tǒng)出口增長的貿(mào)易戰(zhàn)略，我國的初級產(chǎn)品出口基本上是符合市場調(diào)節(jié)機(jī)制的。我國的出口增長是可以獲得貿(mào)易利益，并可為剩余資源找出路，故而對經(jīng)濟(jì)增長具有一定的促進(jìn)作用。我國的制成品出口主要還集中于一些勞動密集型產(chǎn)品，以便發(fā)揮我國勞力和資源的優(yōu)勢，在國際上，這必然會面臨勞動力和資源更加低廉的東南亞國家的有力的競爭，致使貿(mào)易條件進(jìn)一步惡化。根據(jù)我國要素稟賦的特點(diǎn)，大力發(fā)展具有比較優(yōu)勢的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)出口迅速發(fā)展和出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，同時(shí)能夠擴(kuò)大就業(yè)，緩解就業(yè)壓力。
從中長期來看，為了發(fā)揮出口貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長中的作用，應(yīng)該推進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)一步提高技術(shù)進(jìn)步的增長貢獻(xiàn)，加強(qiáng)附加值高的產(chǎn)品的出口，是貿(mào)易出口盡快實(shí)現(xiàn)從勞動力和資源為主的粗放型向質(zhì)量和技術(shù)為主的集約型的出口方式的轉(zhuǎn)變，努力提高出口產(chǎn)品的國際競爭力。
參考文獻(xiàn)：
[1][日]小島清.對外貿(mào)易論[M].周寶廉譯.天津：南開大學(xué)出版社，1987:17-51.
[2]李京文.生產(chǎn)率與中國經(jīng)濟(jì)增長[J]。數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，1996,(12):27-40.
[3]彭福偉.怎樣看待目前對外貿(mào)易對國民經(jīng)濟(jì)增長的作用[J].經(jīng)貿(mào)論壇，1999,(1):15-19.
[4]陳家勤.適度增加進(jìn)口的幾點(diǎn)思考[J].國際貿(mào)易問題，1999,(7):11-15.
[5]楊全發(fā).中國出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響[J].世界經(jīng)濟(jì)與政治，1998,(8):54-58.
[6]Balassa,Bela.ThePurchasing-PowerDoctrine:APeappraisal.JournalofPoliticalEconomy[J].1964,(72):584-596.
[7]劉曉鵬.我國進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析——從增長率看外貿(mào)對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2001,23(3):43-48.
[8]Bardhan,P.K.EconomicsGrowth,DevelopmentandForeignTrade[M].Wiley,NewYork,1970:25-26.
[9]DollarD.Outward-orientedDevelopingEconomicsReallyDoGrowMoreRapidly:Evidencefor95LDCD,1976-1985[J].EconomicDevelopmentandCulturalChange,1992:59-73.
[10]QiaoYu.CapitalInvestment,InternationalTradeandEconomicGrowthinChina:Evidenceinthe1980～1990s[J].ChinaEconomicReview,1998,9(1):472-511.
[11]ChowPCY.CausalitybetweenExportGrowthandIndustrialDevelopment:EmpiricalEvidencefromtheNICs[J].JournalofDevelopmentEconomics,1987.
[12]Johansen.StatisticalandHypothesisTestingofCoinegratingVectors[J].JournalofEconomicsDynamicsandContral,1998,(12):143-182.
[13]GrangerCliveWJ.SomeRecentDevelopmentsinaConceptofCausality[J].JournalofEconometrics,1988,(39):199-211
[14]郭友群，周國霞.中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2006,(2):42-45.
