时间：2023-06-07 09:27:13
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇进出口贸易的现状，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
摘要： 本文运用图表分析、平稳性检验、协整分析和格兰杰因果关系检验等方法，对1995-2014年广西生产总值、出口总额
>> 海南省进出口贸易与经济增长关系的实证研究 湖北省进出口贸易与经济增长关系的实证研究 我国进出口贸易与经济增长关系的实证研究 吉林省进出口贸易与经济增长关系的实证分析 重庆市进出口贸易与经济增长的实证研究 中国分地区进出口贸易与经济增长关系研究 云南FDI、进出口贸易与经济增长的关系分析 中国进出口贸易与经济增长的关系 广东与云南进出口贸易与经济增长的实证分析比较研究 外商直接投资促进江西进出口贸易的实证研究 湖北省进出口贸易与经济增长的计量分析 进出口贸易与碳排放关系的研究 进出口贸易与反倾销会计的关系研究 体育用品出口贸易与中国进出口贸易互动关系的实证研究 进出口贸易对广西经济增长贡献的比较分析 广西进出口贸易的现状及对策分析 广西与东盟进出口贸易研究――基于引力模型的实证分析 高技术产品进出口贸易对中国经济增长作用的实证研究 FDI\进出口贸易对中国经济增长区域差异的实证研究 进出口贸易对地区生产总值增长贡献的实证研究 常见问题解答 当前所在位置：l，2014，3，12.
[2]赵江红.广西进出口贸易与经济增长关系探析[J].中国商贸，2010（12）：176-177.
[3]彭红玉.探索进出口贸易对我国经济的影响[J].现代经济信息，2014（04）：139.
[4]王森.我国进出口贸易与经济增长关系的分析[J].经济问题，2010（07）：52-54.
[5]赵青平，张玉姗.中国进口贸易对经济增长的拉动作用浅析[J].理论学习与探索，2010（01）：83-85.
[6]董辉.广西进出口贸易分析与对策的实证研究[J].特区经济，2011（10）：212-215.
[7]胡静.江苏进出口贸易与经济增长关系的实证研究[J].江苏大学学报（社会科学版），2014（02）：57-63.
[8]王风云.进出口贸易与地区经济增长关系的实证研究――基于北京市的数据分析[J].北京师范大学学报（社会科学版），2010（03）：106-113.
[9]边菲斐.我国进出口贸易与经济增长关系的实证研究[J].调研世界，2014（09）：13-17.
[10]童荟颖.新疆喀什地区对外贸易与经济增长实证分析[D].新疆大学，2010.
【关键词】零关税 进出口贸易 贸易壁垒
“零关税”是指进出口商品在经过一国关境时海关不向进出口国征收关税的政策。随着零关税的逐步实施，我国的进出口贸易整体上呈现出蓬勃发展的势头。但是，伴随进出口贸易活动的增加，进出口贸易过程中的摩擦也不断增加，这也给经济贸易的宏观调控造成了一定的难度。因此，不断扩大进出口并对其结构进行优化和合理配置已经成为当前我国对外贸易的重要内容。本文针对关税对进出口贸易的影响，分析零关税对我国的进出口贸易带来的变化，并在对我国进出口贸易的发展进行展望。
零关税背景下我国进出口贸易现状
从世界经济整体发展的角度来看，科技的进步与信息技术的广泛运用在一定程度上促进了全球各个国家或地区之间的贸易、投资和国际资本流动等，世界经济全球化、区域经济一体化、贸易与投资自由化的发展趋势益发鲜明。
我国在2001年加入世界贸易组织后，就不断降低对外进出口关税，降低贸易壁垒，开放国内市场。经过连续四年的大幅度降税，我国已经履行了绝大部分入世承诺的降税义务。从2006年1月1日起我国进一步降低100多个税目的进口关税，涉及植物油、化工原料、汽车及汽车零部件等产品，至今共降低了9000种商品的关税税率。其中，和东盟六国的一轨正常产品和二轨正常产品的关税分别在2010年1月1日和2012年1月1日降为零，并实质性开放服务贸易市场。东盟新成员的一轨正常产品和二轨正常产品的关税将在2015年1月1日和2018年1月1日取消。
在此形势下，我国进出口贸易发展迅猛。2011年我国全年进出口贸易总额达到3.6万亿美元，增幅超过20%。尽管国外需求减弱，新兴经济体的增长速度预计2012全年进出口额仍将在4.2万亿至4.32万亿美元之间，增幅在14%至17.5%之间。不断增长的进出口贸易总额使我国成为世界范围内的第二大进出口贸易大国。
我国在世界经济体系中占据举足轻重的地位。然而，根据国家统计局统计，我国的GDP增长有很大一部分是依靠外贸出口带动而实现的。①这反映我国的国民经济增长对外依赖程度不断提高，也是我国在世界经济体系中地位上升的表现，但另一方面又给我国的经济发展敲响了警钟。由于过分依赖于外国经济的发展，一旦其他国家出现任何经济危机，产生的“蝴蝶效应”很有可能严重影响我国经济发展，因此也造成了目前我国对世界其他国家或地区的经济动荡异常敏感。
零关税背景下我国进出口贸易所面临的问题
进出口贸易的发展是一把双刃剑。一方面，进出口贸易的增长有效促进了我国经济的整体发展，对我国内部经济局面的稳定性起到不容忽视的作用；另一方面，进出口贸易对我国的国民经济有着潜在的不利因素，一旦其他国家在经济发展上出现任何问题，进出口贸易活动频繁、自身经济的发展过多依赖于进出口贸易增长的国家就会受到严重影响。
目前，我国进出口贸易中所存在的问题主要有以下几个方面：
首先，进出口贸易增长速度趋缓，个别行业出现衰退趋势。从2007年5月爆发次贷危机以来，我国的出口贸易额增速在2007年第3季度开始下滑，进出口总值也从2008年的增长18%下降至2009年的5%，虽然2011年的贸易增长额达到了22.5%，但总体发展前景还是比较严峻。当中受冲击最为严重的是纺织与成衣产品。由于出口总额的明显减少，许多外贸纺织企业也因此受到不小的冲击，有的甚至因开工不足而倒闭。
其次，贸易保护主义的重新抬头使我国产品遭遇的反倾销案件急剧增加。随着世界经济一体化程度的加深，目前无论是发达国家还是发展中国家都纷纷采取了贸易保护主义举措来保护本国某些行业的发展，以避免其他国家对本国的冲击。部分发达国家为了保护本国的经济发展及某些特定行业的增长，或是对我国出口产品的标准提出更为苛刻的要求，或是增收反倾销税，限制我国产品的出口。例如，美国政府对中国轮胎征税，进而抬高中国产品进入其本土市场的门槛。这些行为都使我国进出口贸易中的企业产品出口面临着更加艰难的局面。②
最后，多种商品进口关税持续降低，势必造成大量进出口商品的进入，国内相关产业必然会受到损害，最终也会造成这些进口商品形成垄断，进而使价格提高。以制鞋业为例，零关税使进口鞋价格下降，从而引发国外鞋类产品涌入中国市场，在品牌及价格等方面对中国的制鞋企业形成挑战，并且国际知名的品牌对国内正在发展的品牌形成的冲击会更大。
零关税对我国进出口贸易的积极影响
入世以来，我国不断下调关税税率和打开关税壁垒，进出口贸易展更为畅通。零关税政策使我国的进出口贸易活动呈现出可喜的发展势头。
一是整体规模及发展速度都在不断增长，且增幅也在不断上升。2011年我国全年进出口贸易总额达到3.6万亿美元，同比增长22.5%。随着经济全球化的步伐不断加快，我国也不断地推出相应政策，调整进出口贸易活动，以应对日新月异的国际市场变化。
二是形成一个比较理想的进出口贸易环境。优良的贸易环境为我国的高新技术产业产品的进出口贸易奠定了坚实基础，也使出口贸易环境得到优化，对市场的国际化、进出口产品结构的调整及产品发展的多元化起到了重要的推动作用。相对于我国改革开放之初，目前凭借零关税贸易措施，进出口贸易活动由起初的单一性向多元化进一步发展，趋势鲜明。
三是关税对一国进出口贸易具有调节作用。进口关税降低，可以减少进口商品的成本，使进口商品的价格适当降低，从而可以在一定时期内改善人民生活。2006年，我国降低了一百多种与人民生活密切相关产品的进口关税，使国民得到实惠。
四是政府通过对贸易分类管理的不断强化来构建一个“零关税”的国际贸易环境。这改变了传统上外资企业和国内本土企业之间的不平等关系，可以起到吸引外资企业的投资及入驻，带动国内本土企业的发展，在提升国内市场整体实力的同时带动产业结构的不断升级与优化，由此也带动进出口贸易的发展。
五是零关税政策的实施强化了我国对外开放的程度。这使我国能够更加充分地与世界经济接轨，从整体上促进了我国的国民经济发展，并与进出口贸易活动形成良性互动。
基于零关税对进出口贸易的未来展望
零关税的贸易政策对我国进出口贸易的发展起到了巨大推动作用。然而，零关税措施的施行，有利也有弊。
首先受到影响的就是能源资源行业。零关税贸易政策给能源市场带来极大冲击，在经济全球化的大背景下，某些外国企业利用资源独占来形成垄断，肆意抬高价格，国际能源价格的上涨将通过传递效应影响我国的国内物价，进而对我国国民经济造成极其严重的危害。这应引起相关部门注意，要进一步建立和完善长效运行的贸易协调机制， 及时磋商解决好经贸合作中出现的问题。③
其次，零关税的贸易政策对我国高新技术进出口战略的完善与优化起到了一定的促进作用。通过零税率可以吸引一些特殊的外国企业，这些企业原本不愿意转让的核心技术，但是通过双方合作可在一定程度上突破高新技术限制的枷锁。
此外，零税率贸易政策对一般贸易的发展也有积极影响。零关税措施极大地促进了我国国内产业贸易的结构优化和质量提升，减少劳动密集型加工贸易在贸易结构中所占的比重。在市场能够充分发挥其调节功能的前提下，不断鼓励与支持国内企业进行相关先进技术与高新设备的研发与生产，通过设备更新不断提高生产效率，而且国内市场与国际市场的接轨将促进国外先进管理理念及方法的引进，进一步推动我国国民经济的长足发展。
（作者为海南大学管理学院校外硕士生导师，高级经济师）
注释
①胡绍山：“ 零关税对我国进出口贸易的影响分析”，《中国商贸》，2012年第8期。
一、问题的提出
随着世界经济一体化程度的不断提高，各个国家、各个经济体之间的关联程度不断提高，某一国家、某一经济体出现问题时对世界经济的影响程度也在加大，各国、各经济体之间的贸易摩擦也在加剧，世界经济发展的不确定性也在加大，各国企业进行国际化运营的风险也在加大。发达国家的企业较早地融入了市场经济，较早地参与了国际化运营进程，积累了丰富的国际化运营经验，适时开展了贸易管理体系的创新，构建了比较完善的贸易管理体系。例如，发达国家的企业都非常重视市场调查和预测，许多企业都建立了专门的市场分析机构，通过缜密的市场分析发现贸易机会，为贸易战略及策略的制定提供决策依据；例如，在20世纪中叶的美国，针对信用交易迅速扩大、信用交易违约现象大量发生的现状，美国政府、社会和企业开始进行有关信用管理的研究与探索，从而诞生了贸易管理体系的重要组成部分――信用管理制度，许多企业建立了专门的信用管理机构以保证企业货款的及时、足额回笼；在20世纪90年代至21世纪10年代，伴随着金融风险日益加剧、财务欺诈频繁发生的现状，美国政府、社会和企业加快了内部控制研究的步伐，推出了与贸易管理体系息息相关的风险控制制度，许多企业都建立了专门的风险管理机构以规避、降低或化解由于贸易环境发生变化产生的各种风险。
我国企业实施国际化运营是一种大趋势，是企业融入全球经济一体化的历史必然。为此，我国企业必须克服体制上的障碍，建立满足国际化运营的治理结构，形成紧跟全球经济一体化进程的体制与机制，这也是我国企业参与国际市场竞争、实现资源全球范围内的合理配置必须破解的重要课题之一。近年来，国内许多专家学者从具体业务操作层面进行了大量的论述，提出了很好的运营对策。本文力图从如何构建满足国际化运营要求的贸易管理体系方面进行论述，该体系的建立、有效运行、持续改进是企业在国际市场中求得长期生存与发展的充分必要条件。
二、我国企业进出口贸易管理体系现状
纵观我国外贸企业的发展历程，一类是由上世纪70年代末，改革开放前的国有进出口公司演变形成；一类是上世纪90年代末，国家放开进出口权以后新成立的专业外贸公司或企业的专业外贸机构。原国有进出口公司演变而成的外贸公司开展国际贸易较早，但长期是在计划经济体制下开展国际贸易运营，此类外贸公司实质性自主开展国际化运营是在我国建立社会主义市场经济之后，为其不满20年；上世纪90年代末以后建立的外贸企业或企业中的外贸机构中的大多数则是在本世纪初，我国加入世贸组织后，才实质性开展国际化运营的，为其不过10年左右。因此，我国外贸企业或企业中的外贸机构参与国际化运营的经验远不如发达国家的企业，绝大多数企业建立的贸易管理体系与发达国家企业相比还处在较低的层次。分析我国企业建立贸易管理体系的现状，大致可分为如下四类：
第一类，企业没有专设的进出口贸易管理机构，进出口业务基本上采取业务流程服务外包（BPO）运营模式进行。也就是说，从市场调查、客户资信调查到进出口贸易合同签订、履行（包括外贸融资、报关、报检、保险、物流、外汇收付、缴纳税费、退税办理、外汇核销等）到合同纠纷处理、保险理赔等全部委托专业的公司进行。此类企业进出口贸易管理体系存在五个重大缺陷，一是由于专业的贸易机构不可能对贸易国的行业保护政策了解，不可能洞察到贸易国有可能发生的“突发事件”，加上存在贸易国“贸易壁垒”、“国家违约”等问题发生，使我国企业进出口贸易蒙受损失的风险；二是由于企业实施进出口贸易全过程“信用管理”难度大，落实机构、岗位、职责设置的“相互制衡原则”、“不相容原则”难度大，存在因业务流程当事人（包括本企业员工）不当操作、不规范操作、不法操作使企业进出口业务蒙受损失的风险；三是企业的进出口业务流程没有实现计算机信息管理，存在监督与被监督之间、监控与被监控之间因“信息不对称”，使企业蒙受损失的风险；四是缺少企业文化建设管理体系或企业进出口专业系统子文化建设体系，存在不能以先进的价值观引领员工思潮，导致不能抓住最佳进出口贸易时机或无寻找最佳贸易时机的意识，使企业蒙受“机会损失”的风险；五是缺少风险识别、风险控制、风险监督、风险考核与评价管理子体系，难以及时发现有关进出口组织架构、人力资源、业务运营、供应链管理、子文化建设等方面的风险并及时采取应对措施。我们称其为C类“企业进出口贸易管理体系”。
第二类，企业设立有进出口贸易机构，为该机构及其下属机构分配了相应职责、建立了相应的规章制度，但是没有形成体制上或制度上的相互制衡。例如，进出口机构缺少专设的市场分析科室及信用（风险）管理科室，进出口贸易活动除合同结算外全部由进出口机构下属的外贸科室负责，结算由其下属的财务科室负责，杂务由其下属的综合科室负责。此类进出口贸易管理体系与C类体系的区别仅仅是全部业务流程由企业自己运作，但是没有形成实质意义的体制上的制衡和机制上的制衡以及岗位设置上的“不相容设置”，所以存在重大缺陷，我们称其为B类“企业进出口贸易管理体系”。
第三类，在企业层级或企业的进出口业务部门内部设立了信用（风险）管理机构及市场分析机构，在管理体制上、运行机制上、管理职责及岗位职责分配上均体现了“相互制衡”、“不相容设置”的原则。能够对进出口贸易业务实施“事前、事中、事后”全过程信用管理，能够根据市场的变化及时调整企业的进出口贸易策略，并建立健全了考核、评价、激励机制。但是，进出口业务风险识别、控制、监督及考核评价子体系不完善，存在部分风险不能化解的风险；没有建立计算机管理信息系统，缺少信息化与业务流程的有机融合，存在因“信息不对称”产生风险的可能性；缺少进出口业务系统“企业子文化建设”管理体系，存在不能始终以先进的企业子文化引领员工思潮、不能最大限度地调动员工主观能动性的风险。我们称其为A类“企业进出口贸易管理体系”。
第四类，在A类“企业进出口贸易管理体系”的基础上完善了风险管理控制子体系，对涉及进出口业务的各类风险进行识别、控制、监督及考核与评价，建立了计算机管理信息系统，实现了全部业务流程的电子信息化处理，降低了因“信息不对称”产生的风险。建立了进出口业务系统“企业子文化建设”管理体系，以先进的进出口业务系统子文化潜移默化员工的作业活动，用先进的核心价值观引领员工思潮，提升其创造力。我们称其为A+ 类“企业进出口贸易管理体系”。
三、构建企业国际化运营要求贸易管理体系的做法
（一）健全满足国际运营要求的组织机构并分配相应职责
对于大中型企业应根据“相互制衡”和“不相容”原则进行组织机构、职责的设计。例如，在进出口贸易机构下至少应分别设置市场（信息）科、信用（风险）管理科、外贸科、综合科等科室，对于大型企业集团在进出口机构下至少还应设置财务科室。
市场（信息）科的主要职责为：对各种进出口贸易市场环境进行动态分析、形成分析及预测报告，为董事会调整进出口贸易发展战略提供决策参考，为管理层调整进出口贸易策略提供参考，为外贸科实施具体贸易操作提供信息参考，为信用（风险）管理科实施进出口贸易全过程（事前、事中、事后）控制提供信息参考，为财务科实施货币保值提供“汇率变动”参考。
信用（风险）管理科的主要职责为：复核进出口贸易客户的资质、审核及鉴证进出口贸易合同、审核贸易合同项下的结算单据，审核信用证（付汇）条款，会签产品出库单。对客户的资信状况进行动态跟踪，根据客户的履约情况对其实施信用等级评定，根据客户的信用等级评定结果对其授予不同的“信用结算条件”。对进出口贸易全过程实施信用（风险）监督、监控、预警和警报。
外贸科室的主要职责为：对信用（风险）管理科提出的进出口业务预警或警报实施风险控制并实时进行信息反馈。对客户进行资信调查、获取客户有关资质证明等书面材料并实施审核。签订并履行合同、为信用管理科提供贸易合同及其项下的有关单据，提出信用证开据条款，开具产品出库单等。配合信用管理科实施合同违约处理、合同仲裁或法律诉讼等。根据信用管理科动态跟踪的结果，对存在较大以上问题的合同中止或终止合同履行。
综合科室的主要职责为：对信用（风险）管理科提出的进出口业务预警或警报实施风险控制并实时进行信息反馈。配合企业相关部门，对进出口货物依据合同约定（例如国际标准或货物到达地国家标准，或行业标准，或合同约定标准）实施验收、未经验收的货物不得放行（入库或出库）。根据信用管理科动态跟踪的结果，对存在较大以上问题的合同中止或终止原料入库或产品出库验收手续。
财务科室的主要职责为：对信用（风险）管理科提出的进出口业务预警或警报实施风险控制并实时进行信息反馈。复核合同项下的“信用结算条件”是否与信用管理科的授予条件相一致，会签合同审批单、产品出库单，复核贸易项下的结算单据等。根据合同约定收汇或付汇（复核信用证条款、办理信用证或其他付汇手续）。根据信用管理科动态跟踪的结果，对存在较大以上问题的合同中止或终止会签产品出库手续、中止或终止支付货款等。
（二）建立健全外贸计算机管理信息系统平台
建立健全对外贸易计算机管理信息系统平台，是提高进出口贸易运营效率、降低人为因素、降低信息传递不对称风险的必要手段。注意其必须实现与企业网的互联及信息传递、处理流畅，切忌搭建进出口贸易计算机信息管理系统的“孤岛”，在进出口机构内部和企业层级，实现进出口业务流程处理无障碍电子信息化，实现监督与被监督、监控与被监控的“信息传递对称”。在企业互联网层级上，通过企业层级的计算机管理信息系统，实现整个供应链的“信息传递对称”，实现管理层与部门之间、部门与部门之间有关进出口业务“信息传递对称”。从而最大限度地降低由于信息传递不对称使进出口贸易运营蒙受损失的风险。
（三）建立健全市场分析及预测机制
进行市场分析及预测的主要目的，一是为巩固原有市场、开拓新的市场、扩大企业的市场占有率、提高企业品牌的知名度及美誉度提供决策参考信息；二是为企业在原料、物资设备进口市场抓住价格低位、在产品出口市场抓住价格高位提供决策参考信息；三是为原材料进口保值、产品出口保值提供决策参考信息。市场分析及预测应该坚持“五位一体”原则：（1）通过供求关系变化（要关注宏观政策，如财政、金融、产业政策等可能对供求关系产生的影响）进行市场分析及预测；（2）通过周期性规律变化对原料市场、产品市场进行技术图形分析及预测；（3）通过相关产品市场或相关衍生品市场的相关性变化规律进行分析及预测；（4）密切关注世界范围内大型基金对市场的炒作；（5）分析“预判突发事件（例如预判可能发生战争、动乱、罢工等）”及“已发生突发事件（例如已经发生的战争、动乱、罢工等）”可能对市场产生的影响。同时，依据分析预测结果制定出原材料进口及产品出口保值方案或应对措施并上报。
（四）建立健全风险管控机制
建立健全风险识别、控制、监督、考核与评价机制主要有五大步骤：第一步，通过各类官方、非官方渠道获得各类有关风险信息，例如可以通过政府商务网站或行业协会网站获得行业（产业）预警信息，通过国家驻外机构网站获得进出口贸易所在国的预警信息、政策信息，通过国内外金融机构网站获得有关金融政策变化、汇率变化可能带来的收、付汇风险信息，通过有偿或无偿信息服务机构获取有关风险信息，在情况紧急时还须进行实地考察、走访获取有关风险信息等。对进出口客户合同履约情况进行动态跟踪及监控，发现合同履约过程的风险信息等；第二步，归纳、整理、分类上述获取的有关风险信息，进行风险识别，制定出风险控制方案或风险应对措施；第三步，根据识别出的风险向有关科室发出风险预警或风险警报，并监督、监控其风险控制过程直至风险预警或风险警报解除；第四步，对各科室的风险控制进行月、季、年考核与评价，其结果作为经济责任制考核的重要指标；第五步，要求各业务科室通过计算机管理信息系统实时向信用（风险）管理科传递风险管控动态，保证进出口机构内部有关风险管控信息传递的对称，定期向企业层级的风险识别、控制、监督、考核与评价体系传递有关管控信息，保证企业层级有关进出口业务管控信息传递的对称。
（五）建立健全内部供应链互动联动机制
企业运营的效果与进口环节、生产环节、质量保证环节、出口环节等环节息息相关，整个供应链环节贯穿了一系列重要环节，直接关系到企业运营的好与坏。换句话说，进口环节也好，出口环节也好，都应该与生产等环节形成互动与联动、形成一个以市场为导向的有机整体。建立供应链互动联动机制、及风险管控机制的目的正是将市场变化迅速传递到生产等环节，采取各种应对措施以规避或降低进出口业务涉及的市场价格波动风险、供应链运营风险及其它风险。企业应着重从供应链互动联动机制的建立、内部市场模拟外部市场运作、供应链内部环境，供应链内部控制活动，供应链活动监督、考核、评估与评价，供应链运营机制持续改进等几方面入手，抓好供应链运营机制的建设。
（六）建立健全外贸系统子文化建设体系
从企业文化的生成来看，企业文化是根植于社会文化之上的子（亚）文化。与企业文化是社会文化的子文化一样，每一个下级企业同样具有根植于企业文化之上，但是又具有自己文化差异的企业子文化。同样，由于各专业管理体系（生产管理体系、质量管理体系、技术创新管理体系、安全管理体系、进出口管理体系、计量检验管理体系、供应链管理体系等）的管理理念和运营模式的更加细化，导致各专业管理体系同样具有自身特征的专业管理体系子文化。而此阶段建设活动的成效如何，直接关系到企业文化建设活动能否与企业的制度建设、企业的生产运营机制建设相辅相成、互为促进。换句话说，要通过先进的子文化体系建设潜移默化员工的业务运作，最大可能地调动员工创新、创效的主观能动性。
（七）建立健全贸易管理体系的监督考核与评价机制
企业的进出口贸易管理体系的监督、考核与评价应该从四个方面开展：一是自我监督、考核与评价，主要是指进出口机构下设的信用（风险）管理科室定期对其他业务科室开展的监督、考核与评价（应该每月开展）；二是企业上级部门和企业分管领导依据管理制度定期对进出口管理机构开展的监督、考核与评价（至少每季度开展一次）；三是企业效能监察部门依据效能监察制度定期对进出口管理系统或供应链系统开展的监督、考核与评价（至少每年度开展一次）；四是董事会财经审计部门定期开展的监督、考核与评价（至少每三年一次）。从而，上述四个方面的监督、考核与评价形成了保证进出口贸易管理体系有效运行、持续改进的立体监督、考核与评价机制。
四、结语
为了构建好符合国际化运营的贸易管理体系，企业应该委托具有较高声誉的专业咨询公司对现行的组织架构（主要包括进出口贸易方面的组织机构、管理体制、管理制度、运行机制等）进行梳理与评价，制定新的组织架构方案或对原组织架构进行完善的方案，必要时实施流程再造。企业的主要领导要亲自过问，企业的分管领导要亲自参与并主持实施组织架构的落实和流程再造，这也是体系构建和有效运行的关键因素之一。
企业应该委托具有较高声誉的专业信息设计、开发、服务公司或软件集成商为企业计算机管理信息系统进行设计、开发和服务，该设计须自上而下覆盖企业主要运营流程甚至全部运营流程。设计方案的实施可根据企业的资金情况、发展情况，分专业子系统、分步骤进行。但是，切忌在没有总体规划或设计方案的情况下，建设进出口贸易计算机管理信息系统，否则形成“进出口贸易计算机信息管理系统孤岛”是必然。换句话说，没有总体规划、设计的局部信息化建设，由于存在与企业层级的信息系统互联问题，可能导致“推倒重来”、重复投资的风险。
[关键词]因子分析；进出口贸易；影响因素
1引言
2015年，受到全球经济的影响，中国进出口贸易刷新了出口低速增长的新纪录。2016年进出口贸易呈现出前低后高、逐步回升的好态势，但仍处于乏力的恢复期，其中货物进出口贸易进出口总值达到2433万亿元，与2015年同比下降09%。[1]湖南省也受到中国大环境的影响，进出口贸易疲软。2016年，湖南省进出口总值17822亿元，与上年同比下降21%。其中出口达到12052亿元，增长15%，进口577亿元，下降89%。[2]为了进一步刺激湖南省的M出口贸易，湖南省政府于2017年新增了进一步降低商品暂定税率规定32项，继续对原产于25个国家或者地区的部分进出口商品实施协定税率，同时还取消了氮肥、磷肥和天然石墨等一部分商品的出口关税。[3]
2文献回顾和指标选取
21文献回顾
关于进出口贸易的影响因素，国内外很多的学者都在相关的方面做了深入的研究分析。
在国外，Wei Xian Xue、Rong Guo（2013）通过解释结构模型分析法对相关结构中的14个影响因素做了分析并指出，出口贸易会受到当地政府税收补贴、贷款补贴、降低关税、保险补贴的直接影响。[4]MVPosne（1961）指出进出口贸易会受到技术的改革发展的影响，因为在一个国家中，特定商品的技术的改革将提高效率产生剩余时间价值，从而导致出口。[5]Patel、Krunal、Sankalpa（2016）运用1992―2013年的时间序列数据针对印度进出口贸易做了研究，通过格兰杰因果关系得出，经济的增长与汇率、进出口贸易、FDI存在单项的因果关系。[6]Napshin S、Brouthers LE（2015）通过假设发达国家提高中间产品的使用将会改变跨国企业的企业决策。指出在发达国家中，FDI和进出口贸易之间有很强的联系。[7]
在国内，沈鸽（2015）针对影响中国进出口贸易发展的主要因素进行了定量及定性分析。提出因素主要有人民币汇率变动、金融危机等其他因素。结果表明上述影响因素对中国进出口贸易流量、结构、条件及方式等有着不同程度的影响。[8]韩文文（2014）选取了各省GDP、各省人口数、各省市固定资产投资总额、各省市、进口总额、各省市FDI、各省教育经费，6个变量因子分析对影响各省市出口的因素进行分析。得出经济发展水平和对外贸易程度对出口影响较大。[9]邱爱莲和安玉梅（2016）运用相关理论初步对辽宁省进出口贸易的主要影响因素做了分析，得出GDP对出口影响最大，人力资本的影响存在滞后作用，外商直接投资（FDI）以及科技投入与出口呈负相关的关系，但是科技投入对辽宁省进口贸易呈现出正相关关系。[10]宁大千（2014）通过ADF单位根检验、Johansen协整检验、LOS回归分析和Granger因果关系对人民币实际有效汇率与我国进出口贸易之间的关系进行实证分析。从而得出人民币实际有效汇率与我国进出口贸易之间具有长期的协整关系，人民币实际有效汇率的变动是我国进出口贸易额变动的格兰杰原因。人民币的升值会抑制出口贸易，但也同时会促进我国的进口贸易。[11]
22指标选择
文本基于前人的研究成果，根据数据的可获得性以及全面性、可行性、主观与客观相一致的原则，针对湖南省进出口贸易的特点，选取了全国GDP、湖南省GDP、人民币汇率、实际利用外资（FDI）、人力资源、居民消费指数、外商直接投资、科技水平、人均可支配收入共9个指标作为变量指标体系。全国的GDP（X1），从宏观的角度反映了近几年以来国内生产总值的变动和趋势，整体经济水平上涨的时，会促进贸易的出口，吸引外商的直接投资。湖南省GDP（X2），反映出湖南省近几年以来的经济发展水平和现状，经济规模的扩大将会使得出口增加。人力资源（X3），人才的培养，影响一个地区未来的科技和经济发展的趋势。人均可支配收入（X4），间接地反映出居民的消费水平，购买力的情况，整体人均可支配收入上涨时，消费水平将提高，促进进口的发展。科技水平（X5），技术的提高会带动生产效率的提升，增加总供给，使得出口增加。外商直接投资（FDI）（X6），外商直接投资中当FDI扩大，会带来更多的资本，同时也将促进技术的引进和产业结构的提升，提高生产效率，增加产出刺激出口。实际利用外资（X7），吸引外资利用外资，有利于经济结构的改善，弥补经济发展的资金不足的问题，促进本地区经济发展，有利于出口贸易。人民币汇率（X8），人民币升值时，进口商品在本国市场相对便宜，促进了进口贸易的发展；但是对于本国的商品出口时，在国际市场上价格相对较高，失去竞争力，抑制出口贸易的发展；反之同理。居民消费指数（X9），反映居民家庭一般所购买的消费商品和服务价格水平变动情况。
3因子分析过程
31数据的选取
为了研究湖南省进出口贸易的影响因素，选取了2006―2015年的年度数据作为样本数据。本文的数据主要来源于《中国国家统计局》、Wind数据库。由于有些指标难以直接用数据体现又是必须要用到的，因此本文选取了相对具体的数据作为变量进行研究分析。希望可以从中得出结论。如人力资本（教育经费），科技水平（专利数量）。尽管可能存在一定的误差，但是样本指标的数据的来源都是真实可靠的。
32KMO和 Bartlett检验
KMO（Kaiser-Meyee-Olkin）检验统计量是用来比较变量间简单相关系数和偏相关系数的指标。当KMO检验值越接近于1，表示所有变量间的简单相关系数平方和大于偏相关系数平方和，意味着变量之间的相关性较强，适合做因子分析。Bartlett检验是通过关系数矩阵的行列式得到的。当sig小于005时，则原始变量之间存在相关性，适合做因子分析。本文通过SPSS 230 软件对所有数据进行了KMO和 Bartlett检验，检验结果如表1所示，KMO=0778，大于05的检验标准。Bartlett概率值=0000，表示指标之间的相关性较强。综上所述，所选的样本数据适合做因子分析。
33提取公因子
根据原有变量的相关系数矩阵，通过软件SPSS 230对可能影响湖南省进出口贸易的9个指标进行了主成分分析，得出公共因子的特征值和方差贡献率（表1）。选取特征值大于1的因子，提取了2个公共因子作为主要因子，这两个因子的方差贡献率分别为85925%、11743%。采用最大方差对因子进行旋转，这两个因子的累计贡献率为97668%。这2个主成分可以反映出原始数据9个指标所要反映出的信息，本文将通过选取这2个公共因子进行研究。
34因子命名
如表2所示，根据旋转后的成分矩阵可得：在第一主要成分中人均可支配收入=0997、全国GDP=0995、湖南省GDP=0995、人力资源=0995、实际利用外资=0993、外商直接投资=0992、科技水平=0990这七个指标占有很大的载荷，表示第一主要成分能够反映以上的指标的大部分信息，基本上都代表着生产力水平和购买力的情况，因此将其命名为“内部经济原因”；在第二主要成分中人民币汇率、居民消M指数这两个指标载荷比重较大。反映出价格因素对湖南省进出口贸易影响较大，因而用“价格水平”来命名。
35计算因子的得分
根据主成分分析法得出因子的得分系数矩阵，各个因子的得分系数，将公因子1设置为F1；公因子2设置为F2，根据分数表示各因子之间的函数关系，可得如下：
可知湖南省进出口贸易的整体发展水平受两个因子共同作用，这两个因子分别从不同的方面反映出了影响湖南省进出口贸易发展状况的综合情况，需要两个公因子一起才可以做出客观的评价。因此本文通过将这两个主因子方差贡献率为权重进行了加权计算，得出综合表达式如下：
式中，F1i、F2i分别表示对湖南省进出口贸易影响的因子得分，Fi表示对湖南省进出口贸易的综合水平。
其中W1=85925、W2=11743、W1+W2=97668，代入公式可得：
通过计算可知（见表3），综合得分分值越高，表示该影响因素的影响力越强。
4数据分析
2006―2015年期间的得分比较规律，都是呈现出上升的趋势。其中F1因子逐年稳步上升，表示“内部经济因子”对湖南省进出口贸易的影响是一个稳定的趋势。但是因子的综合得分在2008年时较前两年有较大的增幅，可能是由于当时人民币升值幅度较大，在一定程度上抑制了出口。再加上受到全球金融危机的影响，物价水平不稳定，通货膨胀压力严峻，也在不同程度上影响了湖南省进出口贸易。2015年时因子综合得分最高，其原因可能是多方面的，比如说人民币持续贬值、人均可支配收入涨幅显著、湖南省GDP、外商直接投资、人力资源的平稳增长，都对湖南省进出口贸易有积极的作用。
5对策和建议
（1）面对人民币汇率下降的大趋势，政府应该抓住机会大力发展出口行业，并对进口行业给予优惠政策。发展湖南省的优势产业，政府应该对这些产业的出口予以鼓励，例如烟花、陶瓷、杂交水稻。
（2）扩大具有知识产权的高新技术的产品出口。同时政府进行人才的引进，人才的较量才能促使更好地从劳动密集型产业转化为高新技术产业。根据数据反映，2015年湖南省的劳动密集型产业都有所下降。鼓励科研技术的发展，加快科技向技术的转化的同时促进生产效率水平的提高。使得出口的产品更有竞争力。
（3）充分利用好国家推行的中部崛起的战略，改善经济发展中薄弱环节，加快产业结构优化转型，促进湖南省自身的GDP，提高经济发展水平，才能更好地促进民众的消费意愿和消费需求。
参考文献：
[1]中华人民共和国海关总署2016年我国外贸进出口情况[Z].2017-01-31.
[2][3]湖南省人民政府 2016年湖南省外贸进出口情况[Z].2017-01-22.
[4]Wei Xian Xue，RongGuoRelative Structure on Main Influence Factors of International Trade of New Energy Materials[J].Advanced Materials Research，2013，2300（655）
[5]Posner，MVInternational Trade and Technical Change[EB/OL].http：//wwwjstororg/stable/2662034
[6]Patel，Krunal，SankalpaJournal of Management & Research[Z].2016（1-6）：1-11
[7]Napshin，Sand Brouthers，LEIntermediary Products：FDI Strategies，Imports，Exports，and Trade Balances in Developed Economies[J].Thunderbird International Business Review，2015（57）：311-322
[8]沈鸽2000年以来中国进出口贸易的主要影响因素分析[J].现代物业（中），2015（1）：12-15
[9]韩文文我国各省市出口影响因素的因子分析[J].山西财政税务专科学校学报，2014（3）：61-64.
[10]邱爱莲，安玉梅辽宁省进出口贸易影响因素实证分析[J].沈阳工业大学学报：社会科学版，2016，9（3）：207-213
[11]宁大千基于人民币汇率数据的我国进出口贸易影响因素分析[J].中国电子商务，2014（13）：196-197
（一）研究背景
中国加入自由贸易区以来，传统的线下贸易方式已经不能满足新常态下对外贸易的发展。同时，随着互联网的日益普及，经济全球化和信息网络技术逐渐实现融合，跨境电子商务实现了贸易发展模式的创新，并成为国际贸易发展的主要竞争力。2012年底，设立了上海、杭州、宁波、广州等跨境电商服务试点，2014年又增加了深圳、苏州等十几个城市作为跨境电商试点城市，山东青岛、烟台作为其中的试点城市，带动了山东跨境电商的发展，为山东省对外贸易注入新的生机。2015年设立中国（杭州）跨境电子商务综合试验区，2016年推广增加跨境电子商务综合试验区至12个，山东青岛位列其中。随着政策的完善以及企业的积极推动，山东逐步开展跨境电子商务交易，并在2016年设立了济南、烟台、威海、日照、潍坊等五个省级跨境电子商务综合试验区，山东跨境电子商务发展蓬勃发展。
（二）研究意义
一方面，本文采用计量分析方法，针对山东省的相关数据，对新常态下跨境电子商务对进出口贸易的影响进行定量分析，研究跨境电子商务、进口贸易和出口贸易之间的相互变动关系，并在此基础上分析其之间的影响强度。分析结果有利于完善以往学者研究的遗漏。
另一方面，分析得出的结论有利于政府和企业明确跨境电子商务在对外贸易中的重要地位，为经济体制改革和企业发展方向提供依据，从而进一步促进山东省进出口贸易的稳步提升。
（三）创新点和不足
从目前已有文献来看，关于跨境电子商务对进出口贸易影响的研究，主要是从全国的角度出发，研究国内的整体现状，也有个别关于先进省市的分析，但还没有针对山东省现状的实证分析。本文的研究就弥补了这方面的不足。
本文在写作中出现的困难：由于跨境电子商务近几年才兴起，相关电商网站上的数据比较分散且不全面，在数据搜集上花费了较大精力，部分数据由本人计算所得。
二、数据来源
本文研究的是跨境电子商务对山东省进出口贸易的影响，不包括国内贸易部分。选取的时间序列为2003～2016年的年度数据，样本容量为14。各变量的数据来源：山东省进出口总额来源于《山东省统计年鉴》，跨境电子商务交易额部分来源于中国电子商务研究中心网站。由于数据之间可能存在异方差，对以上述数据进行对数处理，从而实现时间序列的稳定性，对数处理后的变量变为LKJDS、LJK、LCK。
三、建立模型
（一）数据平稳性检验及滞后阶数的确定
1.数据平稳性检验。为提高回归结果的准确性，先对各时间序列进行平稳性检验。本文采用单位根检验法对三个序列的平稳性进行检验。从检验结果中可以看出：经过一阶差分以后，各变量ADF统计值均大于10%置信水平，小于5%置信水平，实现平稳。因此，?J为所有变量的一阶差分值是稳定的一阶单整时间序列。
2.VAR模型滞后阶数的选择。根据AIC和SC标准，选择无约束VAR模型的滞后阶数。5个评价指标中有4个评价指标均显示应选择的滞后阶数为2，即建立VAR（2）。
四、数据分析
（一）稳定性检验及
从检验结果中得到，出口贸易VARCK模型和进口贸易VARJK模型所有根模的倒数点都在单位圆内，所以判定两个模型都是稳定的。
（二）脉冲响应函数分析与方差分解
1.脉冲响应函数分析。从分析结果可以看出，当在本期给跨境电子商务交易一个正向冲击之后，山东省进口贸易在短期内会呈现上下波动，进口贸易的增长在第二期达到正向最大值，然后开始收敛。这表明，在短期内跨境电子商务交易对进口贸易具有一定的滞后效应，跨境电子商务在短期内会对山东省进口贸易带来明显的带动作用，但该作用在长期内会相对减弱。在第一只第四期形成正的响应，在第四到第六期形成负的响应，从第六期开始，持续形成对进口贸易增长的正的响应，但响应程度逐渐减弱。这表明，跨境电子商务的一个正冲击在短期内对进口贸易影响较大，并有一定的波动性，总体来说，跨境电商对山东省进口贸易具有正向带动作用。
当在本期给跨境电子商务交易一个正向冲击之后，山东省出口贸易在短期内会出现较大波动，在第二期达到正向最大值，在第五期形成最大的负响应。但从第七期开始跨境电商对出口贸易又形成持续的正的响应。由此可以看出，虽然跨境电商在短期内对出口贸易增长的影响波动较大，但在长期内对出口贸易有着正向带动作用。
2.方差分解分析。通过方差分解，我们发现在山东省进出口贸易中，除了受其自身影响外，跨境电子商务的发展对其影响也较大，但通过比较分析，电子商务在出口贸易中发挥的作用要大于其对进口贸易的影响，主要是因为出口贸易主要是贸易企业大规模的海外营销，份额比较大，而进口贸易中电子商务主要是应用于个体消费者海淘、代购等，份额相对较小。
五、政策建议
第一，强化电商意识，推动电子商务与进出口贸易的融合。政府应充分认识跨境电子商务的重要性，制定并完善相关优惠政策，深化其在进出口贸易中的应用范围，促进山东对外贸易方式升级。
第二，建立并完善国际物流体系，满足进出口贸易需求。充分依托青岛港、日照港等海港口岸，打通跨境电子商务国际物流通道，加强面向国际物流的基础设施建设。发挥对韩贸易物流优势，充分利用中韩电商通道。
第三，加大跨境电商人才的培养力度，提高专业素质。首先，应积极引导企业、院校、行业协会及社会培训机构开展跨境电商领域的课程培训，有针对性的培养适应市场需求的跨境电商人才。其次，应注重引进优秀的海外跨境电商人才，制定合理的人才引进的配套措施。
关键词：FDI；协整分析；误差修正模型
作者简介：胡再勇(1976―)，男，湖北浠水人，经济学博士，外交学院国际经济系讲师，主要从事国际货币理论与政策研究。
中图分类号：F114
文献标识码：A
文章编号：1006―1096(2006)06-0039-04
收稿日期：2006―08―14
一、外国直接投资促进我国国fi,贸易的现状分析
根据小岛清的理论，当外资投资于东道国的比较优势产业时，将会创造贸易。外国直接投资充分利用我国的廉价劳动力、相对完善的基础设施以及广阔的国内市场，并与自身的资本、先进技术和管理结合起来，从而在国际市场上获得了竞争优势，并拉动我国出口。此外，外国直接投资的进人，本身也会带来一些重要的资本品的进口，而且随着国际产业的转移，尤其是一些跨国公司在发展中国家垂直型投资的发展，即跨国公司到发展中国家建立与其国内的产品有关联的子公司，并在总公司与子公司之间形成专业化分工合作，这也会促进东道国进口的增加。
从图1可以看到，外商投资企业进出口贸易、出口贸易、进口贸易占我国进出口贸易总额、出口贸易总额、进口贸易总额的比重逐年上升。外商投资企业对我国出口贸易的促进作用逐年增加，外商投资企业的出口能力已经成为我国外贸出口竞争力的重要构成要素和增长源泉，相对应的是国有企业出口竞争能力的逐渐衰退。
由于在外国直接投资中扮演主角的跨国公司拥有庞大的全球生产与分销体系，这为中国企业进入国际市场提供了广阔的进出口渠道，也促进了我国进出口贸易的发展。我国利用外资最多的国家和地区如中国香港、日本、韩国、美国、中国台湾、新加坡等同时也是与我国开展进出口贸易最紧密的国家，这种现象表明外国直接投资的确促进了对外贸易的发展。因此，本文将采用协整分析的方法来实证研究外国直接投资对我国进出口贸易总额、出口总额、进口总额的定量贡献。
二、本文采用的方法
1．单位根检验。采用ADF(AugmentedDickey―Full)检验法检验变量的平稳性。假设序列yt服从P阶自回归过程。检验方程为
其中c为常数项、St为趋势项。作假设检验为HO：y=0；H1：r＜0。如果接受元假设则说明序列yt没有单位根。方程中加人p个滞后项，是为了使残差项εt成为白噪声。对于非平稳序列，还需检验其差分的平稳性，如果变量的n阶差分是乎稳的，则称它是n阶单整的，记作I(n)。而变量同阶单整是变量之间存在协整关系的必要条件。
2．协整检验。对于服从I(1)过程的变量的协整检验，从检验的手段上可分为两种：一种是基于回归残差的EC两步法协整检验；另一种是基于回归系数的Johansen检验，Jo-hansen和JuseliusL提出了一种在VAR系统下用极大似然估计来检验多变量间协整关系的方法，即Johansen协整检验，这里我们采用前者进行分析。对存在协整关系的平稳时间序列，可以直接使用普通最小二乘法(OLS)进行变量间的回归，这时最小二乘法估计量不仅是一致的，而且快于平稳时间序列OLS估计量的收敛速度，因此，可以直接对FDI和贸易变量进行回归。
其中lnFDIt是t期实际FDI的自然对数，InXt是t期贸易额的自然对数，c为常数项。引入对数后更容易得到平稳数据而且不会改变时间序列的性质和相互关系。考察方程(2)的回归残差εt是否平稳，可以采用ADF检验，如果平稳，则表明存在协整过程，且方程(2)描述了FDI和贸易额之间的长期稳定关系。
3．格兰杰(Granger)因果检验。格兰杰因果检验是在考察序列x是否是序列y产生的原因时采取的办法：先估计当前的y值被其自身滞后值所能解释的程度，然后验证通过引入序列x的滞后值是否可以提高y的被解释程度。如果是，则称序列x是y的格兰杰成因(Granger Cause)，此时x的滞后期系数只有明显的统计显著性。一般的，还应该考虑问题的另一方面，即序列y是否是x的格兰杰成因。检验方程为
其中，k是最大滞后阶数，通常可以取稍大一些。检验的原假设是序列x(y)不是序列y(x)的格兰杰成因，即
检验的指标是F统计量利相伴概率。
三、本文采用的数据及来源
以实际利用外商直接投资额来度量FDI，以进出口总额、出口总额、进口总额来度量国际贸易。
四、实证分析
1．时间序列的平稳性检验。由于经济模型中非平稳时间序列之间经常发生伪回归现象而造成结论失效，所以，对经济变量的时间序列进行回归分析之前，先进行平稳性检验，只有平稳的时间序列数据，才能进行回归分析。本文主要采用ADF检验。检验结果见表2。
从检验结果可知，LFDI、LEI、LE、U在10％的显著性水平下都没有通过平稳性检验，即它们都是非平稳时间序列。而这些变量的一阶滞后差分DLFDI、DLEI、DLE、DLI在5％的显著性水平下都通过了显著性检验，表明LFDI、LEI、LE、LI都是一阶单整I(1)的。
2．E―C协整检验。根据协整理论，由于LFDI、LEI、LE、LI都是I(1)的，所以，可以进行协整分析以验证LFDI与国际贸易变量之间是否存在协整关系，如果两个非平稳序列之间存在协整关系，则这两个变量之间就存在长期稳定的关系，从而可以有效避免伪回归。本文采用Johansen提出的基于VAR模型的协整检验方法，我们首先分别建立LFDI与LEI、LE、LI之间的向量自回归模型，假设其滞后期数为p，通常希望滞后期数足够大以反映模型的动态特征，但是另一方面滞后期数越大，自由度越小，因此在本文中采取AIC和SC最小的原则来确定滞后阶数；当AIC和SC出现矛盾时，利用似然比(LR)来确定滞后阶数，以便在动态性与自由度之间寻求一种均衡。在滞后期数确定后，再对协整方程中是否存在常数项和趋势项进行验证，然后对数据进行协整测试，最终结果如表3。
从表3可以看到，由于似然率22．8829大于1％临界值20．04表明应拒绝原假设，HO：r＝0，而接受备择假设H1：r＝1；另一方面，由于似然率3．5308小于5％的临界值3．76，因而接受Hl：r＝1的原假设。结合这两个假设检验的结果可知，
在1％的显著水平下，LEI与LFDI存在且仅存在一个协整关系。
对于LE与LFDI，由于16．34366大于5％的临界值15．41，表明应拒绝原假设HO：r＝0，而接受备择假设H1：r＝1；似然率4．397493小于1％的临界值6．65，因而接受H1：r＝1的原假设。因此，在5％的显著水平下，LE与LFDI存在且仅存在一个协整关系。
对于LI与LFDI，由于16．16805大于5％的临界值15．41，表明应拒绝原假设HO：r＝0，而接受备择假设H1：r＝1，由似然率2．176960小于5％的临界值3．76，因而接受H1：r＝1的原假设，结合这两个假设检验的结果可知，在1％的显著水平下，LI与LFDI存在且仅存在一个协整关系。
3．Granger因果检验。经济时间序列经常出现伪回归问题，即经济意义表明几乎没有联系的序列却可能计算出较大的相关系数，实际却毫无意义。本文对我国的外国直接投资与进出口贸易总额、出口额、进口额进行了Granger因果检验，检验结果见表4。
从表4可见，关于LFDI不是LEI的Granger成因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是0．02921，应该拒绝原假设，表明至少可以在95％的置信水平下，认为LFDI是LEI的Granger成因，而LEI不是LFDI的Granger成因的原假设，其相伴概率是0．7745，不能拒绝原假设，表明LEI不是LFDI的Granger成因的概率较大。同样，表明至少可以在95％的置信水平下，认为LFDI是LE的Granger成因，但LFDI是U的Granger成因的概率只有77％，不是很大。
4．协整方程与向量误差修正模型。根据上述Johansen检验以及Granger检验可知，LFDI确实是LEI、I凰、LI的成因，且LEI、LK、L1分别与LFDI之间都存在长期均衡关系，故可以分别建立LFDI与LEI、LE、U之间的长期协整方程，结果如表5。
协整分析表明外国直接投资与我国进出口贸易总额、出口总额、进口总额之间存在长期均衡关系。从方程(5)的协整回归结果可知，LFDI每变动一个百分点，会带动进出口贸易总额的自然对数值0．442个百分点的同方向变动；从方程(6)的协整回归结果可知，LFDI每变动一个百分点，会带动出口贸易总额的自然对数值同方向变动0．508个百分点；从方程(7)的协整回归结果可知，LFDI每变动一个百分点，会带动进口贸易总额的自然对数值同方向变动0．298个百分点。从上述数据可以看到，FDI与出口贸易之间的正向关系要大于其与进口贸易之间的关系。因此，就LEI、LE、L1分别与LFDI间建立的向量误差修正模型为
(1)构建的LEI与LFDI间的向量误差修正模型为
由于AIC＝-4．814207，SC＝―4．117194都比较小，且R―squared＝0．54，对数似然函数值为62．14207，所以模型整体拟合效果较好。其中括号中的数值是相应参数的T检验值。同时，本文还对模型(8)、(9)、(10)进行了一系列检验，DW检验表明这3个模型的残差没有自相关，JB检验表明这3个模型的残差分布是正态分布，ARCH检验表明这3个模型不存在条件异方差，RESET检验表明3个模型的设置基本正确。
从误差修正模型(6)、(8)、(10)可以看出，三个方程中误差修正项的系数分别为0．3342、0．2736、0．2157，表明上一年非均衡的程度分别为33．42％、27．36％、21．57％，表明从非均衡向长期均衡状态调整的速度不是很快，同时也表明我国的进出口、出口、进口波动程度不是很大。与长期均衡相比，在短期动态中，LFDI对LEI、I丑、L1的影响要小于长期均衡方程中的影响。从方程(6)、(8)、(10)可以看出，在短期内外国直接投资对我国进出口、出口、进口都具有促进作用，其中，滞后2期的LFDI显著影响LE(滞后1期的LFDI因估计系数没有通过T检验而省去)，这表明外国直接投资对出口的促进作用具有滞后性，一般只有到第2年才能发挥出来。
五、结论及建议
首先，协整分析表明外国直接投资与我国进出口贸易总额、出口总额、进口总额之间存在长期均衡关系。FDI的自然对数每变动一个百分点，会带动进出口贸易总额、出口贸易总额和进口贸易总额的自然对数值分别同方向变动0．442个百分点、0．508个百分点和0．298个百分点。从上述数据可以看到，外国直接投资对我国出口贸易的推动作用要大于其对进口贸易的推动作用。
其次，误差修正模型表明上一年非均衡的程度分别为33．42％、27．36％、21．57％，这说明从非均衡向长期均衡状态调整的速度不是很快，同时也表明我国进出口、出口、进口的波动程度不是很大。与长期均衡相比，在短期动态中，外国直接投资的自然对数对进出口贸易总额、出口总额、进口总额的自然对数的影响要小于长期均衡方程中的FDI所造成的影响。在短期内外国直接投资对我国进出口、出口、进口都具有促进作用，其中滞后2期的外国直接投资的自然对数显著影响出口贸易总额的自然对数(滞后1期的外国直接投资的自然对数因估计系数没有通过T检验而省去)，这表明外国直接投资对出口的促进作用具有滞后性，一般只有第2年才发挥出来。
最后，从对外国直接投资对我国国际贸易贡献的现状分析中，我们发现外商投资企业的进出口贸易对我国进出口贸易的促进作用已经超过国有企业，而外商投资企业进口贸易额占我国进口贸易总额的比重与外商投资企业进出口贸易额占我国进出口贸易总额的比重的差额也在逐渐缩小，从1993年相差12．73％逐渐缩小到2004年的0．76％，这表明外商投资企业对我国出口贸易的促进作用逐年增加，外商投资企业的出口能力已经成为我国外贸出口竞争力的重要构成要素和增长源泉，相对应的是国有企业出口竞争能力的逐渐衰退。
当下风险管理研究还处在一个比较狭小的范围之内,仅仅停留在在企业的财务风险预算、金融方面的投资、生产经营风险等领域,有针对性的、系统的研究属于国际贸易之间的进出口能源的风险管理还在少数,大多数国际当中的进出口公司,在对待风险管理这一问题上,依然还在摸索探求阶段,只有很少数大的企业集团,在经过多年的实践总结之后,形成了一套适用于自身的风险管理理论,所以在这一方面,我们可以说是刚刚起步,虽然技术还不成熟,但是风险却每天都在发生,对于所有的进出口公司来说,当务之急是找出一套切实可行、适合于企业运行的风险管理方式,从而解决现有的危机,从而提高公司的生存质量。正是基于这一理念,笔者结合多年经验就化工品进口贸易中的风险管理为主要探讨方向,从现状、类型、问题和解决方法入手,为大家细致的分析一下。
一、化工品进出口贸易特点
(一)化工品贸易形势良好,进出口高速增长
化工品贸易快速增长,2003年进入新世纪以来发展最好的年份,之后逐年保持良好的发展势头。
(二)化工品进口额远远高于出口额,保持贸易逆差
化工进口规模继续扩大,进口数量增长是引起进口进口贸易用汇增加的主要原因。化工品出口额仍靠数量拉动,使得占半数以上化工产品的进口数量增加,同时一部分化工品进口价格下降,减少进口用汇,两相抵消,实际进口用汇净增长,进口产品仍集中在高分子聚合物和有机化工原料上,这部分产品仍不能满足国内需求,需大力发展。
(三)国有企业在化工品贸易中仍占主导地位
在化工品进出口贸易中,国有企业一直是最重要的力量,其出口额与进口额都占总额的一半,三资企业是进出口贸易的另一个主要力量,比重仅次于国有企业。从发展速度看,私人企业化工贸易增速成倍增长,独占鳌头,在出口方面,集体企业和中外合资企业增速高于国有企业,进口方面,国有企业增长速度居第二位。但目前化工品的进出口额的增长仍主要依靠国有企业推动。
(四)一般贸易和进料加工贸易是化工品进出口的主要贸易方式
一般贸易的进出口额占总贸易额的60%左右,进料加工贸易进出口额占总贸易额的30%左右,一般贸易进出口总额增长快于进料加工贸易增长速度。
二、化工品进口业务的风险管理现状
我国贸易自改革开放到二十一世纪以来,产生了巨大的发展,风险因素也在这一过程中增多。贸易企业化工品出口业务风险管理的行业现状呈现除了四种特征:第一,贸易经营企业数量大,情况多变。其中国有大中企业、私营企业、集体所有制等不同经营模式企业,无法在管理上统一。第二,外贸行业风险管理没有专业机构做出规范和管理,我国的政府管理部门在贸易中的工作重点都投放在贸易发展上,疏于风险管理问题,一直都没有法规、意见做出明确规范。第三,现阶段贸易企业的分析、控制、管理还都是由企业自身完成的,不同企业对于风险管理的重视程度不同,运用的方式也不同,虽有针对性但缺乏统一规范。第四,风险管理的措施主观性较大,科学性较低。在大部分的贸易企业中风险管理的部门、人员等都没有形成专业化,在进出口贸易业务时,企业对于风险管理的防范、规避、转嫁、管理上就存在较大的主观和随意性,规则和制度不能够统一。
三、化工品进口贸易主要风险类型
我国全球化经济不断发展,外贸企业贸易业务不断扩大,经营模式主要由合资经营、对外投资等组成,外贸企业就面临许多国际市场上的风险。在化工品进口贸易中风险主要有五种:1、由于外方违约造成的信用风险,国际贸易双方处在两个国家中,交易中交货与付款就不能同时进行,贸易中就会出现与实际不符的情况,造成信用风险。2、卖方供货不及时、无货等情况造成市场风险,贸易环境对交易的限制,卖方由于种种原因延迟或不交货,就会给国内的企业造成损失。3、卖方与用户串通欺骗商造成经营风险,外贸企业在没进行资质审查时就进行交易,通常第一单贸易都很顺利,建立了信用之后就会进行骗取,然后逃跑。给贸易企业带来风险,近年来时常发生。4、在贸易中多种付款方式带来的商业信用风险,在国际贸易中付款方式一般为即期、远期、托收、信用证、预付、后附等多种形式,每种方式都存在风险。5、作为化工品来说,其自身的易燃易爆属性限定了其运输当中的风险性,同时也加大了仓储的风险性。
四、化工品进口业务风险管理存在的主要问题
大多数的外贸企业化工品进口中风险管理不符合规范,每年的经济损失都十分严重,我国企业在进出口贸易中风险管理存在以下问题:
1、合同签订时,条款不清晰明确,给履行时带来隐患。国际贸易中遵循的通则,在实际的贸易中不同国家的贸易买卖合同就会出现差异,矛盾主要是各国法律及对合同争端解决机制等问题。贸易中我国企业对外国法律体系不熟悉使得合同纠纷解决带来了风险。
2、进口贸易中另外两方的资信调查不清晰,将会增大信用风险。进口企业不但与外国的客户贸易进行国际买卖合同的签订,还同国内企业签销售合同,明确两家企业的资信情况就十分重要,然而外国的中小企业调查就十分困难。
3、国际市场的多变,化工品市场行情情况的把握就相对困难。自2008年石油化工品价格大起大落,即使资深专业人士也无法准确判断。判断时不仅要了解化工品本身,还有对整个产业链及有关因素有一个宏观的认识。
4、在运输物流中控制有限,使得产品在运输中出现灭失风险。贸易中流通环节是十分重要的,这个过程中风险较多,不好控制。流通中的准备货源、确认货物发货情况、货物运送接收、整理储藏这些环节直接关系到合同的执行。当下外贸企业为了减少损失或保险转嫁,通常情况下会严格控制进口贸易当中的风险因素,做好对其流程当中的全方面控制,防备其在输送过程当中因认为火天灾等种种原因所造成的损失。
5、缺乏对货控制权,经常在货权转移的过程当中发生风险。在现有的进出口贸易当中,货物的所属全,也就是货权是非常重要的事项,所以这一问题也是进出口贸易当中最为常见的问题。通常情况下,掌握货权的一方在进出口贸易当中占主动权的比重值较大,掌握好了货权,就可以在通常贸易当中无限的缩小风险。一般来说,为了保障货权的主动权以及进出口贸易的主动性,国际间的贸易网来通常会采取款到发货这一原则,而并非是通常情况下的货到付款,这就牢牢把握住了控制权利,为企业的正常运行提供了有利的资金保障。
6、报关、商检这些规定的检查也会造成一定的风险问题。当进出口贸易成功抵达货港后,就面临着申报以及规定商检等必要流程。这时管理方如果申报不及时,就会造成货物停滞、违规处罚、附加货物港口管理费用等一系列的问题,不仅耽误了货物出港运输的时间,也造成了一定的现金损失。
7、在国际贸易当中,并非仅仅在细微处造成贸易风险,有时一些大的宏观控制环节也经常会出现风险,比如反倾销与汇率问题等。由于国际之间的贸易往来是国与国的交易,这时就会出现货币兑换的问题,而货币兑换往往会伴随着汇率风险。我国的贸易一般面对非欧洲国家时,一般采取的策略是美元报价,面对欧洲时则直接采用欧元报价,但在外币兑换的过程当中,常常由于拖沓、繁琐,经常会造成“等待”风险,即外汇结算值的变化。这一风险随着近期来人民币的不稳定增长,显得越发严重。
8、不可逆因素带来的风险,防范这一风险的最为有效途径就是产品货物投保。
五、应对化工品进口业务中各类风险的管理方法
对于上述化工品进口业务中的风险问题,基本可以通过以下五种方法进行较为有效的管理:
(一)建立公司专职风险管理的决策和管理机构
应挑选进出口业务经验丰富,责任心强的管理人员组建专职风险管理机构。该机构应纳入公司内部控制制度的范畴,并尽可能地提高该机构的专业化程度,以提高决策的科学性、系统性和准确度。
(二)实施客户资信调查制度,建立客户档案,进行有效的客户管理
特别是较大数额的贸易项目,在动态的资信调查的前提下,还要考虑采用保险、担保甚至是国际保理等手段,将风险转移或分散。特别在化工品进口业务中,当外经贸企业使用自己的授信额度开立信用证时,要注意以下几点:1、用户部分保证金必须到账。2、其余部分货款在信用证到期前几个工作日内必须到账。3、如用户逾期付款,外经贸企业对货物应有处置权。4、如是远期信用证,则必须是担保提货或是一手交钱,一手交货。
(三)建立详细的用户来款台账制度
在财务早已经电算化的今天,为化工品进口用户建立用户来款台账制度是风险管理所必须的。进口业务的结算周期相对较长,用户的来款及结算都是滚动进行的;在某一时点上,财务的账务上难以直接真实反映用户货款收回的全部实际情况。
(四)建立财务预警机制
在公司内部建立的客户信息系统里,对逾期付款的用户,都应对其亮起黄灯,以提醒业务人员,同时提醒风险管理机构及企业高层管理人员,更为严重的则亮起红灯。
(五)将进口业务流程细分,使业务人员分工专业化
现在许多进出口公司采用的是一个业务人员“全程包办”一项进出口业务的全流程。这种作法弊端甚多。
六、结束语
关键词：外商直接投资；国内生产总值；国际贸易
中图分类号：F742文献标识码：A
文章编号：1000-176X(2007)01-0089-09
一、引言
近年来，全球外资流量的增长率超过了其他任何世界经济主要综合指数，全球对外直接投资流量由1990年的201亿美元迅速升至为2000年的15 092亿美元，增长了374．1倍（IMF资料）。在中国，随着改革开放后我国经济实力的不断增强和融入世界经济一体化进程的加快，越来越多的外商直接投资涌向中国。自1994年起我国已连续12年居发展中国家利用外商投资第一位，在全球仅次于美国居第二位，并且在2002年实际利用FDI（指外商直接投资，以下均同）规模超过500亿美元，首次超越美国，成为世界上利用FDI最多的国家，FDI对我国的经济增长起了很大的推动作用，伴随着FDI的大量涌入，我国的国内生产总值和进出口贸易也不断创下新高，FDI成了中国经济增长的强大动力。
外商直接投资与国民经济增长方面：从2002年开始，我国利用外资的规模持续超过500亿美元，外商直接投资成为我国GDP持续快速发展的一个有力支撑。由于FDI拓宽了融资渠道，克服了自有发展资金的不足，并且摆脱了银行储蓄投资的约束，从而直接和间接地促进了经济的增长，使资金达到更高的效用水平，在资本相对贫乏的国家在不减少消费的情况下，可以通过更多的外来投资来促进经济的增长。在FDI与经济增长方面，陈景煌、陈浪南（2002）认为我国FDI与GDP的关系是正线性相关；任永菊（2003）实证分析证明了FDI与GDP存在长期关系, 其因果关系随着滞后期的不同而不同；陈伟国、赵兵（2004）、杜江（2002）等都认为FDI对资本形成和积累有积极作用，并推动了我国经济的发展。FDI与GDP之间的良性互动关系将在后面的实证分析中得到证明。
外商直接投资（FDI）与国际贸易方面：外商直接投资被普遍认为正在取代国际贸易，成为全球经济增长的发动机，是促使东道国经济发展和加快全球经济一体化进程的催化剂（葛顺奇［3］）。小岛清［9］指出FDI可以在投资国与东道国之间创造新的贸易机会，使贸易在更大的规模上进行，当东道国具有了基于FDI的“生产函数改变后的比较优势”时，显然会导致东道国对外贸易能力的增强，国际贸易与FDI之间呈现互补效应。杨迤（2000），钱晓英、赖明勇、张大奇（2001），李琴［1］等通过实证分析，得出我国FDI流入与进出口存在长期正相关关系，FDI提升了我国贸易产品的竞争力，改善了进出口结构，促进了国际贸易；李平、范跃进（2003）通过“综合动因模型”及经验分析，认为我国贸易自由化促进了FDI流入；王创（2005）认为FDI与出口在长期范围内存在互补关系，但FDI与进口的长短期关系却有所不同，在短期内FDI与进口贸易互补，但在长期却表现为相互替代。对外直接投资与国际贸易（主要是出口贸易）之间主要是互补或者是替代的关系，国外的学者们已经证明了这一点，具体要根据母国（或跨国公司）投资的动机、类型和发展阶段而定。Helmberger和Schmitz(1970)指出，国际贸易和对外直接投资之间是互补关系还是替代关系其实是一个实证问题而非理论问题，在不同的国家实证结果可能会显示出差异性。作为贸易大国，FDI对中国进出口贸易的影响不容忽视，因此相关的实证研究具有重要的现实意义。
国民经济增长（GDP）与国际贸易方面：FDI既作为直接的因果关系出现，同时也作为联系国际贸易与真实经济增长的桥梁存在。我国的出口贸易主要通过劳动投资来促进经济增长，从弹性系数看，出口劳动投资增长以及投资劳动经济增长的作用都很大，我国的出口贸易主要是通过带动国内投资和外商投资来促进经济增长的。对于我国是否为出口导向型经济增长国家一直有着广泛的争论，大部分实证分析表明，二者存在双向因果关系笔者认为，出口贸易对于经济增长有着明确的直接推动作用，而经济增长是间接通过诸如吸引FDI等因素来影响出口贸易，二者影响的方式有所不同而已。在后文国民经济增长与国际贸易的数据分析中也可以体现出这一点，即中国属于出口导向型经济增长国家。
随着经济全球化速度的加快，FDI成为全球化浪潮的一个重要特征。中国作为发展中国家中吸收FDI的第一大国和全球经济增长最快的国家之一，常常被引以为例说明FDI的有力影响。研究FDI、GDP以及进出口贸易三者之间的关系将有助于深入了解我国的经济发展现状以及形成对宏观经济决策的参考，以下将基于我国1983―2005年间的相关统计数据进行实证分析，从定性和定量的角度揭示以上三者之间的相互关系。
一、 FDI与GDP相关性的实证研究
在相关的理论中，以美国经济学家H．钱纳里和A．斯特劳特1969年创立的两缺口模型最具代表性。该模型认为，经济发展主要受三种因素约束：一是储蓄约束，即国内需求水平低,不足以支持国内投资需求的扩张，影响经济发展；二是外汇约束，有限的外汇收入不足以支付经济发展所需要的资本品和消费品进口，阻碍经济发展；三是吸收能力约束，即由于缺乏必需的技术和管理，无法有效地使用外资和各种资源，从而影响生产率的提高和经济发展。因此，钱纳里等人认为，如果发展中国家能成功利用外资便可以逐渐克服储蓄、外汇和技术的约束，增加国民总储蓄和总投资，进而促进经济增长。对于我国体现国民经济增长的GDP而言，FDI的作用是显著的，表一是我国1983―2005年共23年间的GDP、进出口额、FDI的数据统计：
数据来源：国家统计局网站www．stats．gov．cn 及商务部网站www．mofcom．gov．cn 公布数据整理而得。
1．FDI对于GDP的作用：根据其中的GDP和FDI数据绘成图一显示二者不同年份的变化（为了便于更直观的显示二者变化，GDP的单位为百亿元，FDI的单位仍为亿美元）：
图一GDP&FDI年份变化图
由图一并结合我国的经济发展史可以大致定性地看出，1983―1991年我国的经济受益于改革开放政策而开始显示活力并快速发展，对于FDI的吸引作用自1991年起凸显，1991―1997年FDI开始快速增长，得益于此我国的GDP在这段时间内加速增长。1997―2001年FDI增长的势头减缓甚至开始回落，相应地GDP虽然持续增长，但是增长速度开始趋缓，这段时期处于对过去FDI进行消化和调整的阶段。2002―2005年FDI再次迅速增长，并突破500亿美元，GDP也相应地迎来了又一次加速增长，这些表现大致可以从表一的数据中得到验证。为了进一步研究二者之间的相关性，同时也为了增加模型建立的准确性增强确定系数R SQUARE的说服力，我们继续根据表一的数据绘出GDP与FDI之间关系的平滑散点图，如图二所示：
图二GDP―FDI关系散点图
图二中的散点图与幂函数曲线类似，即y=a0+a1xb+e，根据散点图确定模型可以增强确定系数R方的解释力度与可靠性。由于对幂函数本身不便于做相关分析，而引入对数后更容易得到平稳数据且不会改变时间序列的性质和相互关系，因此我们对函数本身进行对数变换后得到如下模型：
lnGDPt=a0+a1lnGDPt-1+a2lnFDIt+a3lnFDIt-1+e （1）
其中，GDPt为当年的国内生产总值，LnGDPt作为被解释变量即因变量出现；GDPt-1为上一年度的国内生产总值；FDIt为当年的外商直接投资，FDIt-1为上一年度的外商直接投资，三者的自然对数作为解释变量即自变量出现；a0为常数项，a1、a2、a3为自变量系数，e为误差。FDI对于GDP是一个累计作用，考虑到较t-1期更早的变量对于GDP的作用相对t期和t-1期的贡献度较低，在模型中只考虑到t-1期(在后面的分析结果中可以得到这一结论)；而其他影响GDP的因素我们都归结到GDPt-1中，这样便于模型集中研究GDP―FDI之间的关系。基于表一的数据整理后经SPSS11．0统计分析软件进行多元线性回归分析，得到结果如表二：
表三的相关和回归分析输出结果显示，原模型中的t-1期FDI无需考虑，这也验证了最初我们对于FDI年份变量的引入设置上是正确的，而同时常数项也可以从模型中去除，这一点很容易理解，t-1期的GDP已经涵盖了常数项的作用。而其他两个主要变量的t值均通过了1%的显著水平检验。根据分析的结论，模型应该重新调整为：
lnGDPt=0．923lnGDPt-1+0．195lnFDIt+e （2）
模型表明，FDIt增加一个百分点，对于GDPt的贡献则有0．476个百分点，也就是说，FDI增长10%可以拉动GDP增长4．76%。可见目前FDI对于我国的GDP增长作用很明显，其中一个可能的原因就是博取人民币的升值带来的资本收益而流入，FDI还欠缺适当的管理和引导。为了同时比较GDP对于FDI的吸引作用，以下我们进行GDP对于FDI的作用的实证分析。
2．GDP对于FDI的作用：二者随年份的变化见图一所示，二者之间的关系散点图可以参考图二，只是横轴和纵轴变量互换，由于篇幅所限，在此不再显示。我们依据上述同样思路，建立模型：
lnFDIt=a0+a1lnGDPt+a2lnGDPt-1+a3lnFDIt-1+e（3）模型中的变量说明同A中的解释，通过SPSS11．0分析结果如下：
表四中调整后的确定系数为0．972，说明自变量对于因变量的解释比较充分；而通过F检验说明方程变量间的显著关系成立；D-W值显示不存在明显的序列相关性。
上述自变量中LnGDPt-1通过检验结果可以从原模型中剔除，其他自变量的相关系数均通过了1%显著水平的t检验，即拒绝原假设H0，从而得到FDIt-1、GDPt与因变量FDIt显著相关的结论。原模型修正为
lnFDIt=1．216lnGDPt+0．911lnFDIt-1+e （4）
根据模型计算，GDP增长10%，吸引的FDI将会增加4．76%。通过1、2两项分析结果比较（特别是对比标准相关系数和偏相关系数）以及上述的计算结果可以得出一个结论，即目前我国GDP增长对于FDI的吸引力相比FDI对于GDP的贡献来讲，两者的相互作用很接近；另一个方面，GDP的增长比例中一个重要的原因在于我国吸引的FDI的高速增长。
二、FDI与国际贸易相关性的实证研究
在世界经济中，国际直接投资是最能体现经济全球化概念的经济运作方式之一，且与国际贸易有着密不可分的内在联系。随着经济全球化的进程加快，从总体上看，国际对外直接投资与国际贸易相互作用、相互促进，都在大幅度增加和日益扩大。影响国际贸易增长的因素有许多，从理论上讲，仅就国际贸易与国际直接投资的关系而言，直接投资究竟是构成对贸易的替代，还是产生了对贸易的创造，这主要取决于国际直接投资的类型。在FDI与国际贸易相互数量关系上，蒙代尔的替代模型、Markusen和小岛清的互补模型是对国际贸易和国际直接投资数量关系进行界定的一般理论模型。以下首先根据表一数据绘出进出口贸易与FDI之间的关系图（为了更直观的比较二者的年份变化，进出口额的单位选为十亿美元）：
图三进出口额&FDI年份变化图
图三中进出口额与FDI随年份的变化过程大致与图一中GDP与FDI的变化阶段相同，在1991―1997年间以及2001―2005年间随着FDI的快速增长，进出口贸易额相应地得到一段加速增长期，并于2004年突破万亿美元关口，使我国的国际贸易进入了一个新的阶段。同第二部分研究方法一样，为了进一步凸显二者的相关关系以及增加模型建立的可靠性，我们继续绘制出进出口额与FDI之间的散点图：
图四进出口额―FDI关系散点图
图四中的散点图同样与幂函数曲线类似，为此我们建立相同的模型：
lnExImt=a0+a1lnExImt-1+a2lnFDIt+a3lnFDIt-1+e （5）
模型中ExImt和ExImt-1分别表示t期（当年）和t-1期（上一年）的进出口额，其余变量说明同前，通过SPSS11．0分析结果如下：
表六中调整后的确定系数为0．991，方程显著通过F统计，D-W约为2（2．061）表明模型误差项不存在序列相关性。表七是相关与回归分析输出结果：
上述结果排除了FDIt-1对于当期进出口额的影响，可见FDI对于进出口的影响是滞后性的，主要是对第二年的进出口额产生影响，这与经验上的理解也是吻合的，投资不会产生即时效应。T检验依然通过了1%的显著水平测试，共线性统计应用的方差膨胀因子表明自变量之间不存在明显的共线性作用。根据以上分析结果，模型修正为：
lnExImt=1．08lnExImt-1+0．143lnFDIt+e （6）
FDI增长10%将会带来进出口贸易2．73%的增长，这一比例并不高，FDI对于进出口贸易的直接的作用并不是很明显，外资大量流入的目的并不主要是增大出口换取利润，而是由于其他原因，如人民币升值带来的资本收益、QFII投资等，与前面关于FDI的作用的结论相吻合。
三、GDP与国际贸易相关性的实证研究
近年来我国的GDP与进出口贸易均保持了高速增长，由于进出口贸易对于GDP的直接贡献作用以及贡献比例，二者随时间的变化曲线的趋势应该比较吻合，这一点从图五中可以看出，1991―1997年以及2001―2005年GDP和进出口贸易增长均大幅增长。
图五GDP―进出口额年份变化图
图六GDP―进出口额关系散点图
图六GDP与进出口额的散点图示与前面研究的两种相关关系略有不同，图中显示二者的相关关系既类似于前面的幂函数形式同时也类似于线性关系（如果去除1997―2001年之间的异常数据，这种类似则非常明显），而在我们的经验中进出口贸易额直接贡献于国内生产总值，为此，我们同时设立两个模型――幂函数与线性函数模型进行验证比较，首先与前面的分析相同采用幂函数模型并应用SPSS11．0统计分析：
lnGDPt=a0+a1lnGDPt-1+a2lnExImt+e（7）
上述分析中调整后的确定系数R Square为0．996，方程和系数各自通过了相应地F和t统计检验，从而接受H1假设，即接受修正后的模型：
lnGDPt=0．842lnGDPt-1+0．16lnExImt+e （8）
该模型中进出口贸易增长10%将会带来GDP 5．33%的增长，也就是说GDP增长1/2以上的动力源自国际贸易，表明进出口贸易在我国的国内生产总值中占有很重要的地位。
其次，我们假设线性模型：
GDPt=a0+a1GDPt-1+a2ExImt+e（9）
同样成立，以下通过SPSS对其进行统计分析：
在这里ExImt的偏相关系数达到了0．78，即进出口贸易自身的78%直接贡献给了GDP（此比例可以理解为有效程度，不代表占GDP总值的比例）。综合上述结论以及图七有关历年进出口额占据GDP的比例直方图可以说我国经济基本上属于出口导向型国家，或者说是准出口导向型（下图中2003―2005年进出口贸易总额占国民生产总值的比例都在60%以上）。
图七进出口额占GDP比例直方图
注：1．以上实证分析中最优方程的选择一律采用全部输入法（Enter）；
2．计算贡献比例时采用的是变量的偏相关系数，这样才能准确显示其他控制变量不变时目标变量的独自贡献值；
3．上述研究中，如果把1997―2001年的数据作为异常数据剔除，无论是图形或是函数都会拟合得更好，在散点图中已经体现明显，本文篇幅所限，不再列出研究。
四、结语
从以上的图示中可以定性地看出，FDI与我国经济运行、对外贸易的轨迹基本平行，在一定程度上这是外商直接投资对我国经济增长、对外贸易贡献显著的反映；通过实证分析，显示FDI与我国经济增长、对外贸易具有较高的正相关关系，特别是国际贸易对经济增长的促进关系。综合前面的研究可以得出下列结论：
1．FDI与GDP（国民经济增长）：
快速增长的GDP是吸引FDI增长的原动力，而FDI的增长对于GDP的带动作用也是同等的；FDI增长10%可以拉动GDP增长4．76%，GDP增长10%将吸引FDI增加4．76%。
2．FDI与国际贸易：
进出口贸易与FDI存在显著的正相关关系，FDI增长10%将会带来进出口贸易2．73%的增长。但是我国吸引的FDI并非都出自于贸易以及分享经济高速增长的需求，而是带有另外一些投机性的因素在其中，如博取人民币升值带来的资本收益；投资房地产以及证券市场（如QFII）享受双重收益等。
3．GDP与国际贸易：
进出口贸易主要是通过带动投资来促进经济增长；进出口贸易在国民经济中的作用非常重要，其中GDP增长的50%以上来自于进出口贸易（进出口贸易增长10%将会带来GDP 5．33%的增长）；从定性和定量上看，我国经济都属于出口导向型国家，只是程度并不是目前所流传的那么深。
我国目前吸引的FDI金额已经较高，FDI居第一位并不代表全部，中国也并非在所有的吸引外资项目上都超过了美国，FDI在美国的外来投资中只占一小部分，而我国的FDI比重基本上在外资结构中占了全部，从这方面看我国对国际资本的吸引力在深度和广度方面还不够。另外，过高的FDI在产业流向分布不合理以及使用不充分情况下其弊端同样不可忽视，在增加外汇储备的同时，FDI也带来了利润汇出对国际收支平衡产生潜在压力的风险，使经常项目的顺差减少，从而导致一国的国际收支情况恶化；而大量的外汇储备在我国常被用于大量购买美国国债，相当于中国以较高的成本吸引来了外国投资，却又将吸引来的资本以较低的收益率借给美国使用，这是一种很不合理的现象。
因此，目前我国对于FDI注重的不应该只是数量，更重要的是吸引来的外资如何分布合理化，通过资金的正确带动引导和促进合理以及科学的产业布局，从而促使整体经济结构更加合理有效，以便更好地实现国民经济的可持续发展。针对我国的国民经济发展，我们应在维系第一、第二产业增长的同时，加强第三产业以及国内贸易的发展，使产业结构合理化，降低国民经济对出口贸易的依存度；在国际贸易方面一方面引导合理的进口需求，更重要的是增加出口贸易的附加值与含金量，改变过去以粗加工和原材料出口等劳动力密集型产品出口的特征（例如：商务部部长在中美贸易争端中曾经打了一个生动的比方，我国出口美国几亿双袜子的利润值还抵不过美方向中国出售一架波音747的利润值）。因此合理利用FDI、调整出口布局以形成合理分布对于国民经济的长期、稳定、健康的可持续发展至关重要。
参考文献：
［1］李琴．FDI流入与中国对外贸易关系的实证分析［J］．世界经济研究，2004，（9）．
康赞亮，张必松．FDI、国际贸易及我国经济增长的协差分析与VECM模型［J］．国际贸易问题，2006，（2）．
［3］葛顺奇．跨国公司国际直接投资：回顾与展望［J］．世界经济，2003，（3）．
［2］张金杰．止跌回升态势――2003―2004年国际直接投资趋势分析［J］．国际贸易，2003，（10）．
［3］陈志刚．外国直接投资与经济发展：理论、实证和政策［M］．北京：经济科学出版社， 2004．
［4］沈坤荣等．我国贸易发展与经济增长影响机制的经验研究［J］．经济研究，2003，（5）．
［5］吴一丁，毛克贞．我国出口贸易影响经济增长的路径研究［J］．国际贸易问题，2006，（2）．
［6］黄华民．外商直接投资与我国实质经济关系的实证分析［J］．天津：南开经济研究，2000，（5）．
关键词：进出口贸易通货膨胀贸易顺差
一、我国对外贸易发展状况
改革开放之前，我国实行计划经济体制，进出口贸易都受到严格的管制，对外贸易发展缓慢，改革开放以来中国的经济迅速起飞，取得了举世瞩目的成就，这中间，对外贸易的快速发展起到了关键作用，从建立了经济特区、沿海开放城市、开发区等特殊经济区域，到进出口管理与经营政策、外汇政策等方面试点实行更灵活、更优惠的特殊政策，再到正式加入WTO，中国的对外贸易取得了许多突破性的成就，2011年，中国的外贸进出口总额达到3.64万亿美元，仅次于美国，居世界第二。我国是个长期保持贸易顺差的国家，贸易顺差一直保持着高速的增长。这种贸易双顺差在我国对外贸易和我国整体经济发展的过程中扮演了重要的角色，从一定意义上来讲，我国经济的快速发展和贸易顺差是分不开的，贸易顺差在拉动我国经济增长，增加就业，吸引资本进入，促进我国产业结构升级等方面发挥了巨大的作用，但是，长期的贸易双顺差也给我国经济带来例如人民币快速升值，国际关系更加复杂化，通货膨胀的压力增大经济增长模式风险增大等诸多问题。
二、我国通货膨胀的基本状况
（一）通货膨胀和通货膨胀成因分析
通货膨胀是指在纸币流通的情况下，由于货币供给大于货币实际需求，即现实购买力大于产出供给，导致纸币贬值，而引起的一段时间内物价持续而普遍的一种上涨现象。西方经济学，对于通胀出现的原因主要是从货币数量、总供求失衡和产业结构这三方面来阐述通货膨胀产生的成因。
1、货币数量引起的通货膨胀
货币论者认为，通货膨胀是一种纯粹的货币现象，控制货币供给的中央银行最终控制通货膨胀率。如果中央银行保持货币供给稳定，物价水平也将稳定；如果中央银行迅速增加货币供给，物价水平将迅速上升。这一理论说明的是过多的货币在流通产生了通货膨胀。
2、总供求失衡引起的通货膨胀
从需求拉上的原因来说，通货膨胀因总需求增加而引起的一般价格水平普遍和持续的上涨，造成了过多的货币追逐过少的商品的的现象。从成本推动的原因来说，在没有超额需求的情况下由于供给方面成本的提高所引起的一般价格水平持续和显著的上涨。从需求和供给二方面来说，这是一种混合通货膨胀，是总需求的相对增长带来的通货膨胀，当总需求大于总供给，劳动和设备已经被充分利用，产量的继续增加已经不再可能，超过部分的需求就会引起物价的上涨，带来通货膨胀。
3、结构性引起的通货膨胀
经济结构的非均衡状况所引起的一般价格水平普遍和持续的上涨，主要有供求结构、产业结构、生产率结构、开放结构的不平衡。是由于在总供求关系基本平衡情况下由个别关键性商品供不应求拉动的物价全面上涨。
（二）我国通货膨胀现状
据相关调查，中国通货膨胀的压力将贯穿至2013年年中，中国2012年3月 CPI 涨幅料达 4.5%，中国 2011 年国内生产总值 (GDP)将增长 9.25%,稍低于前次调查的9.3%，从季度 GDP 预估中值来看，经济增速或于三季度的 9.4%见顶，2013年二季度回落至 9.0%.调查结果并显示，居民消费价格指数(CPI)料于2012年二季度达到高点,但在2013年年中以前, 季度 CPI 涨幅都将保持在 3.2%上方.2012年全年 CPI 料达 4.5%，较上期调查上升0.2个百分点，2013年全年 CPI 亦料同比上涨 3.8%。2011年，我国面临着严重的通货膨胀压力，CPI数据以年初月度同比涨幅4.9%为基点一路上扬，7月份甚至涨到6.5%，创下37个月的新高。高物价压力下，食品和日用品价格的大幅上涨已经成了人们最关注的话题，流通性过剩和通货膨胀被更多的提及，通货膨胀问题作为关乎到民计民生的重要问题，从根本上影响着广大群众生活的质量和水平，更关系到整个社会安定团结，本文从分析通货膨胀的成因和如何控制通货膨胀来进行探讨。
三、进出口贸易对通货膨胀的影响
（一）进出口贸易通过影响国内流通的货币量造成通货膨胀
首先，当一国的国际收支出现长期的对外贸易顺差时，国际收支的差额外币将以外汇的形式随着商品的输出流入国内，为收购出口所得外汇，中央银行要增加货币投放，这样就增加了市场上流通的货币量，造成通货膨胀；其次，国外的投资也会以外汇的形式并留在国内，外汇是不能直接流通的，中央银行也会采取发行本币的方式来收购外汇，这部分增发的货币就是外汇占款，外汇占款的增加也直接导致了实际在国内流通的本币数量增加，造成国内的通货膨胀。
我国是个长期处于贸易双顺差的国家，长期的贸易顺差会以快速增加的外汇储备的形式留在国内。截止2011年年末，我国外汇储备已达到31811亿美元，这些外汇虽然不能直接以货币的形式在市面上流通，但中央银行却需要发行本币来购买这些积累下来的外汇，而这些本币的发行使实际货币量的增大，直接导致物价上涨，带来通货膨胀压力，同时，由于外汇的不断累积，央行又会进行一些外汇冲销行为，很多时候，外汇被用于购买其它国家的国债，但是，很大程度上，这些买入国债的外汇回到国外后，由于中国经济快速发展，前景广阔，又被重新以投资的形式输送到国内，形成新的外汇，再次以外汇占款的形式，重新加大了国内货币数量的压力，形成新的通货膨胀因素。所以，于是本国货币的投放量随之增加从而引发价格上涨，引起巨大的通货膨胀压力，由此将影响国内经济的稳定运行。
（二）进出口贸易通过影响需求引起通货膨胀
当一个长期处于贸易顺差，即出口大于进口的国家，出口的商品的数量越多，其生产商品所需原材料就越多，造成了生产者也是最大的需求者，生产的越多，其需求就越大。因此，导致国内部分产品的需求的增加。我国市场上商品价格就会受国外市场影响，比如，当我们出口的商品在国外市场价格上涨时，那此时，该商品所需要的原材价格约会上涨，这就是由于对外贸易价格传递作用引起的，这样会引起国内对进口商品的需求减少，从而增加国内产品的消费，拉动了国内商品的需求，会加大国内通货膨胀的压力。
我国的经济增长很大程度上依赖于进出口贸易的拉动，长期处于出口导向型的经济模式下。在贸易顺差和出口商品数量不断增多的情况下，伴随着这种情况，主要面向出口的制造业企业也不断的增加，这也直接导致了这些以出口为主的企业的需求不断增加，而这部分需求很大程度需要在国内得到满足，这直接的引起了社会总需求的增加，这种需求的增加如果超过一定程度必然会引起需求的失调，带来通货膨胀的压力。同时，作为改变我国经济增长模式的重要一步，我国政府不断强调扩大需求，将扩大内需作为我国经济转型的重要任务来抓，但是，在扩大内需政策初见成效的同时，种种增加居民收入，加大政府支出，完善社会保障体系的政策在一定程度由于需求的因素上也加大了通货膨胀的压力。
当国外出现通货膨胀时，在价格机制的作用下，一方面，由于国外商品的价格上涨会导致该国对外国商品出口的增加，从而增加该国的对外贸易出口需求；另一方面，由于国外商品的价格上涨，又会减少本国居民对国外进口商品的消费，而转为增加对本国商品的消费，由此，一增一减，最终引起整个社会总需求的增加，就会引起通货膨胀。
（三）进出口贸易通过影响成本引起通货膨胀
随着经济全球化步伐的加快，社会分工的逐渐形成和自然资源需要的扩大，以进口贸易的方式满足国内粮食，能源和矿产等大宗商品的需求已成为经越来越多的国家赖以为继的手段，当一个国家大量的需要大宗商品的进口来满足其国内经济发展需要时，国家内部的企业的生产成本对国际市场的进口资源的价格变动的敏感程度将会大大增加，而国际大宗商品又往往垄断在部分大型跨国出口企业中，当国际大宗商品的价格不稳定时，进口国的国内制造成本将会随着大宗商品的价格的波动而震荡，而如果例如石油，粮食等某些与人们生活息息相关，需求巨大，或者作为为其他行业生产原料的大宗商品的价格在短期内快速上涨，很容易造成国内制造成本因原材料价格的快速上涨而造成成本失控，加大了通货膨胀的压力或者成为通货膨胀爆发的原因。
我国经济的快速发展和对外贸易规模的不断扩大使得国内的资源已经很难满足快速发展的经济的需要。有越来越多的商品依赖于进口，近年来，国际大宗商品的价格大幅上涨。大宗商品价格的上涨直接导致上游企业成本的快速上升，上游成本的增加又很自然的被转嫁到下游产品上，从而形成由于进出口贸易对成本造成的影响导致的输入型通货膨胀。
因此，一国商品和服务的进口形成了国内总供给的一部分，而出口则构成总需求的一部分，在国内供给量和需求量一定情况下，进出口贸易会改变该国总供给—总需求平衡状况，从而促使国内通货膨胀水平发生变化。
四、如何通过调节进出口贸易控制通货膨胀
（一）缩小贸易顺差，平衡国际收支
中国对外贸易的发展，为我国积累了大量的外汇储备，即带来了货币量的增大，同时也引起了通货膨胀现象，对于进出口贸易来说，无论是顺差过大还是逆差过大，都会为一个国家经济发展带来风险和不确定性。要通过中国不断加大从国外的进口力度，并不断放开对一些产品的进口限制，努力克服进出口贸易带来的不利影响，在保证外汇储备的必要数量的同时，将外汇储备控制在合理的范围之内，保持流通货币数量上的稳定，从而防止和抑制通货膨胀的目的。总之，就是在保证对外贸易的畅通的前提下，就要缩小贸易顺差，保证收支平衡。
（二）保证国内大宗商品的供应量
随着我国经济的快速增长，国内的资源和商品已经满足不了经济发展的要求，都需要通过进口来满足，期中部分大宗商品作为上游原材料，其价格的波动直接影响下游产品的价格，国际大宗商品的价格一旦上涨，会直接导致我国物价的上涨。面对这种情况，政府应积极投入到一些关系到民计民生，涉及经济命脉的战略商品和重要物质的储备上，建立和健全储备机制，当国际市场价格波动较大波动时，以储备量对价格变动经行缓冲。
（三）建立和健全价格监督机制
面对复杂的国际经济形势，还有商品价格的波动，应该以政府为主导，建立权威的价格预警和监督部门，建立一套切实有效，权威可信的价格监督机制，提供可靠的价格提示，能及时发现价格变化，预防国际商品价格变化对国内物价产生的影响，一旦发生影响，要及时的解决和处理,将可能的危害降到最低，来控制通货膨胀的发生。
五、结语
通货膨胀的成因是复杂多样的。进出口贸易规模的不断扩大在为经济发展作出巨大贡献的同时，在一定程度上也成为通货膨胀的诱因。我国是一个长期处于贸易双顺差的国家，这种进出口贸易与通货膨胀的关系尤为突出，进出口贸易引起货币量，总供给，总需求的变化变产生通货膨胀。通货膨胀作为国民经济发展中必须正视和着手解决的问题，很大程度上影响着人们的生活水平，关系到民计民生，影响社会稳定和谐，对国民经济的健康发产生重要。在保证对外贸易发展的同时，预防好，处理好进出口贸易可能引起的通货膨胀。
参考文献：
[1]中国进出口贸易发展白皮书(2011）[R].2011
[2]刘小旭.黑龙江史志[J].2011
[3]李怡婷.对2010-2011中国通货膨胀的分析.《中国城市经济》[J].2011
[4]白明.国际市场价格之动与大宗商品进口之稳[J].2009
[5]高鸿业.西方经济学第三版宏观部分[M].北京:中国人民大学出版社,2005
关键词：对外贸易；经济增长；Granger因果关系检验；协整检验
中图分类号：F752 文献标识码：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.07.53 文章编号：1672-3309（2013）07-117-03
一、引言
对外贸易对经济增长的影响在很早就引起了经济学家和学者的关注，同时也进行了大量的定性和定量研究。我国自改革开放和加入WTO以来，对外贸易规模不断扩大，其增长速度远远超过了国内生产总值的增长速度，对经济增长的作用也日渐明显。因此，我国许多学者也对我国对外贸易与经济增长的关系进行了大量研究分析，观点各异。例如，姚丽芳（1998年）对对外贸易中多个影响因素进行了实证分析，得到国民经济和进出口的影响是相互的、双向的结论[1]；沈程翔（1999年）利用Granger因果关系检验和协整检验方法分析出口与产出之间的关系，结果发现中国的出口与产出之间存在着互为因果的双向联系[2]；季涛（2002年）利用国民收入公式对进出口贸易与经济增长进行动态分析，表明在一定条件下进口和出口一样可以成为经济增长的增量因子[3]；王风云（2010年）对进出口贸易与地区经济增长进行了Granger因果关系和协整检验，表明进出口与地区经济增长之间也存在长期均衡关系[4]。国内对于进出口贸易与经济增长的研究还有很多，如有利用回归分析角度、投入产出表、对贸易乘数、ECM误差修正模型进行分析的。
从以上国内外的研究情况可以看到，对于进口贸易与经济增长的关系，由于选取的方法不同，并且在不同时期和不同地区得到的结果有可能不同。而且更多的是倾向于单方面研究出口或进口与经济增长的相关关系，忽略了进出口贸易的平衡发展。本文以吉林省为背景，通过选用Granger因果关系检验与协整检验来对进口、出口与经济增长的关系进行全面的研究分析，通过分析结果提出合理、科学、适用的建议。
二、实证分析
（一）变量选取及数据处理
本文选取吉林省地区生产总值GDP、吉林省进口IM、出口EX及进出口总额TOTAL（单位：万元）作为研究变量，样本采用1990-2010年的年度数据（数据来源于《吉林省统计年鉴2011》）。为了消除异方差并考虑数据的平稳性，将数据进行对数处理，其对应的序列为LGDP、LIM、LEX、LTOTAL。
（二）对外贸易与经济增长关系的基本判断
图1显示地区生产总值和进出口总额持续增长，地区生产总值从1990年的425.28亿元增长到2010年的8667.58亿元，年均增长率为11.31%；进出口贸易总额从1990年的44.98亿元增长到2010年的1140.42亿元，年均增长率为17.54%。在大部分时间里，吉林省的对外贸易额与地区生产总值一起增长，发展的方向与轨迹基本保持一致。
对外贸易对经济增长的促进作用，也可以从对外贸易依存度入手，对外贸依存度，又称“外贸系数”。一般用对外贸易进出口总值在国民生产总值或国内生产总值所占比重表示，作为一国经济开放程度的重要指标，是衡量一国或地区融入经济全球化，参与国际分工程度和内部市场对外开放水平的标志之一，此外它还可以分为进口依存度和出口依存度。
从图2中可以看出，在中国逐步融入全球经济一体化，对外依存程度不断提高的进程中，吉林省也加快对外开放步伐，对外贸易有了较快的发展，外贸依存度有所提高，但与全国水平仍有较大差距。在1990-2010年期间，可以分为两个阶段，1990—1997年为第一阶段，此时对外贸易依存度增减变化起伏较大，依存度最高达到36.1%，最低仅为10.5%；1998—2010年为第二阶段，此期间对外依存度是稳步增长阶段，起伏变化较小，比较平稳。
通过对吉林省对外贸易依存度的比较研究可知，经济增长对对外贸易的依赖程度在经历了大起大落之后，进入了平稳增长阶段，与全国相比较，对外贸易依存度提高不是很大，但是对外贸易在地区经济发展中的地位和作用却越来越重要。
通过对现状分析，对外贸易总额和地区生产总值都保持了强势的增长势头，各变量都有不断增长的趋势，并且变动方向一致。这说明其间可能存在较强的相关关系，下面我们计算变量之间的相关系数。
通过相关系数表可以看到，变量之间的相关性很高，为了研究这种相关关系，一般可以利用样本数据拟合回归方程，但要求数据必须是平稳的，否则会出现伪回归问题。而现实中变量的时间序列带有明显的变化趋势，不满足平稳性这个条件，因此不能用简单的回归方程来解决，而协整理论提供了解决问题的办法。
（二）平稳性和Granger因果关系检验
1.平稳性检验。为了防止出现伪回归问题，首先对样本数据进行平稳性检验，本文选取的方法是ADF检验法。
表2 平稳性检验结果
注：检验类型中c表示常数项，t表示趋势项，k表示滞后阶数，滞后阶数根据SIC原则确定；**表示5%水平下的临界值。
从平稳性检验结果可知，原序列LGDP、LTOTAL、LIM、LEX均是非平稳的，在经过两次差分之后均变为平稳序列，因此它们都是I（2）的单位根过程。
2.Granger因果关系检验。为了进一步明确进出口额与GDP的关系，对变量进行Granger因果关系检验分析变量之间的相互影响关系，然后实证分析变量之间的定量关系。
表3中P概率值越小，表明拒绝原假设越充分，检验结论以10%为置信水平得出。结果表明，出口与GDP之间不存在因果关系，进口与GDP之间存在着双向因果关系，而进出口总额与GDP之间存在单向因果关系。这说明进口与GDP之间相互促进，相互影响，同时进出口总额也能够促进经济增长。
（三）协整分析
由于LGDP、LTOTAL、LEX、LIM都是2阶单整的I（2）过程，并且进口LIM与GDP之间存在双向Granger因果关系，我们运用E-G两步法检验进口与GDP是否协整。
首先建立如下方程：
检验结果表明，残差序列εt是平稳的，证明进口与GDP之间是存在协整关系的，表明了两者之间的一种长期均衡的关系。
（四）结果分析
通过对吉林省1990—2010年地区生产总值和进出口贸易的平稳性检验、Granger因果关系和协整分析，我们得到了一些有用的结果，具体分析如下：
首先，从Granger因果关系检验结果来看，进口额与经济增长之间存在着双向的Granger因果关系，说明进口变动是经济增长变动的原因，反之也成立。这与近年来一些学者的研究成果相同，例如，杜江（2007）基于误差修正模型（ECM）分析进口与经济增长的因果关系，得到进口与经济增长存在双向因果关系，进口对经济增长起着促进作用。通过协整分析发现，进口与经济增长之间还存在长期均衡关系，当进口额增加1%时，GDP的值将会增加0.71%，可以看到进口对于经济增长的促进作用是十分明显的。
其次，从Granger因果关系检验结果来看，进出口总额与经济增长存在进出口总额到经济增长的单向Granger因果关系，而出口与经济增长则不存在因果关系。这与近年一些学者的研究成果不同，例如，陈伟国（2004）利用协整检验与VAR模型的Granger因果关系检验分析我国对外贸易与经济增长的关系得出，出口与经济增长之间是存在因果关系的，导致结论的不一致，可能是不同的研究对象与背景造成的，本文针对的是吉林省一个地区的研究，而前者则是针对全国范围的。
最后，总体来看，进口额与经济增长是双向因果关系，而进出口总额与经济增长是单向因果关系，主要原因可能是进口是促进经济增长的主要因素，而出口则是促进经济增长的间接因素。因此，吉林省应该提升出口贸易对经济增长的影响效率，形成出口导向型经济。
四、对策与建议
通过上述实证分析，我们明确了吉林省的进出口贸易促进了经济增长，而且进口贸易与经济增长之间是存在着长期均衡关系的，但是出口与经济增长之间不存在因果关系。为了使吉林省对外贸易与经济增长能够更好的协调发展，根据分析结果本文提出以下几点对策和建议：
1.使进口贸易与出口贸易协调发展。吉林省从1998年以来一直处于贸易逆差的状态，其主要原因有可能是地理条件不及沿海城市、对外开放意识落后、产业结构不合理等外生因素，另一方面可能是由于劳动力丰富的比较优势没有得到充分发挥，而资本和技术密集型产业的比较劣势明显等内生因素。
2.优化出口商品结构、丰富出口品种、扩大出口规模。通过优化出口商品结构，同时丰富出口品种来扩大出口规模，使得进出口贸易协调发展，从而提升出口对于经济增长的推动效应。
3.进一步加强与东北亚及周边国家的经贸合作，扩大出口规模。充分利用自身地理的优势，抓住与东北亚及周边国家开展经贸合作的机会，扩大出口规模，促使对外贸易良好快速的向前发展。
4.进一步深化对外开放体制改革和关税改革。吉林省可以从体制上进行改革，为对外开放提供更好的发展道路，建立规范透明、保障有力、监督有效的对外经贸促进体系和服务体系；同时，从关税税率和关税结构方面深化关税改革，推动对外贸易的发展。
参考文献：
[1] 姚丽芳.中国外贸进出口影响因素实证分析[J].统计研究，1998，（05）.
[2] 沈程翔.中国出口导向型经济增长的实证分析：1977-1998[J].世界经济，1999，（12）.
[3] 季涛.进口贸易与经济增长的动态分析[J].财贸经济，2002，（11）.
[4] 王风云.进出口贸易与地区经济增长关系的实证研究——基于北京市的数据分析[J].北京师范大学学报（社会科学版），2010，（03）.
[5] 杜江.进口与经济增长的因果关系实证分析——兼论“重新审视进口在经济增长的作用”[J].国际贸易问题，2007，（04）.
[6] 陈伟国.我国对外贸易与经济增长关系的实证分析[J].云南财经学院学报，2004，（08）.
关键词：进出口贸易 汇率 人民币升值
一、人民币汇率与进出口贸易关系的分析
传统理论认为，汇率对进出口贸易的影响主要体现在价格变动及由此引发的数量变化这两个方面，涉及汇率变动的价格传导和价格数量之间的弹性问题。本币贬值使出口产品价格下降，销售量增加，进口产品价格上升，销售量减少，从而使贸易顺差拉大。有关商品弹性理论提出后，人们开始更深入的研究不同弹性商品的外贸变动效应。“马歇尔—勒纳条件”明确指出了贸易数量与价格变动之间的关系，也即只有当出口商品的需求价格弹性与进口商品的需求价格弹性之和大于1时本币贬值才能改善贸易收支。持“吸收分析法”观点的人认为，考虑窖藏因素后，在贬值可以改善自主性贸易余额时，还必须满足由此引起的国民收入的增加超过国内吸收的增加幅度，即要求边际吸收倾向小于1，此时本币贬值才能真正改善贸易余额。1985年以后的美元大幅贬值，贸易逆差却仍在增加，这一现象与传统弹性分析法的理论背道而驰，研究者们开始从汇率变动对进出口价格的传导问题入手，假定厂商只关心本币表示的收益，该由谁承担或者承担多少因汇率波动所带来的成本调整。在汇率波动与实际贸易之间，往往存在不同步性，这种有关贬值对贸易余额的时滞效应就是“J曲线效应”。Meade(1998)年指出，要使这种时滞效应明显，减少短期内汇率波动对贸易的较大影响，这个国家就需要有灵活的汇率浮动机制和较高的对外开放程度。
一般贸易企业面临的汇率风险包括交易风险和经营风险。交易风险与汇率的波动密切相关，如果本币升值，出口企业在收到外币货款后，兑换的本币就会减少，遭受经济损失；进口企业则会享受到同等人民币兑换更多外汇购买外国货物的好处。汇率波动对企业的订单影响存在一个时滞，短期内汇率升值对外贸影响不明显。时滞期过后，企业的经营风险将会凸显。汇率升值使产品的相对价格发生变化，出口导向的企业从而影响进出口企业的外贸收入，产品价格弹性较大的企业受到的影响更大。对于加工贸易而言，特别是主要原材料进口、产品出口的企业，汇率升值增加的成本和收益会相互抵消，总体上对其影响不大。
历史资料显示，受人民币升值影响，2005～2008年我国外贸顺差增长率逐年下降，由217%的年顺差增长率下降到14%，但顺差总额依然保持增长势头，由2005年的1020亿美元顺差上升到2008年的2981亿美元，我国的外贸状况并没有想象中的那样被沉重打击。金融危机爆发后，2009年外贸总额有所下降，2009～2011年的外贸顺差额分别是1957亿美元、1815亿美元和1551亿美元，连续三年进出口差额呈缩小态势，众多关别的进口额大于出口额。2011年外贸总额创出新高，达到36421亿美元，顺差额却达到近六年的最低水平。这一方面说明我国对外贸易无可避免的受到世界经济状况的影响，同时也反映出前几年人民币升值对外贸的影响开始有大幅度变化。我国正大幅度提高进口，缩小外贸顺差，积极顺应人民币升值的大趋势，利用进口的优势减轻出口丧失竞争力的下降和汇兑损失。
二、人民币升值对我国进出口贸易的深层次影响
首先，对出口贸易总额和创汇能力的复杂影响。自汇改以来人民币相对于美元、欧元有了较大幅度的升值，而美国和欧盟是中国最主要的两个贸易伙伴，在长期的升值趋势下，前期人民币升值的时滞效应将会逐渐远去，加之这两大贸易伙伴经济有下滑趋势，同时为了减少与中国贸易逆差，从中国的进口量会适当减少。虽然从目前情况看，出口增速除了2009年下降外，其他年份都呈较快增长势头，但理论上说，这并不能否认随后几年外贸出口总额将会受到的不利影响。通过我国出口贸易企业的不断创新，增强自身竞争力，也许会中和本币升值对出口的不利影响，但这需要一定的时间，短期内出口贸易及创汇能力受到一定影响。同时，由于出口对于GDP具有重要的贡献作用，出口额的减少势必会影响国内经济的发展，对国民收入、就业、消费等方面都会有较大的影响。
其次，优化贸易方式和产业结构，提升对外贸易水平。优胜劣汰是市场竞争的核心法则，我国加入全球大市场这个广阔舞台当中，必然受到市场经济规则的制约和影响。对于出口企业来说，由于我国市场化推行较晚，以“人口红利”和资源优势带来的外贸快速增长成就了我国贸易大国的地位，人民币升值将会使众多企业的这种比较优势地位下降，降低产品的国际竞争力。2011年一般贸易和加工贸易占总贸易的85%以上，其中出口贸易中两种贸易方式的规模相当，而在进口中一般贸易是加工贸易的2倍左右，这对于进口企业而言，特别是进口国内需求较大的原材料、工业制成品和高新技术产品来说，人民币购买力的增加使其收益提高。技术产品、稀缺原材料的进口，将会填补国内市场的空缺部分，国内企业引进吸收再创新，创造出新的竞争优势。
再次，减少贸易摩擦，促进贸易双方之间更宽泛领域的合作与共赢。长久以来我国的对外贸易均处于顺差地位，较大的外贸逆差成为他国压迫人民币升值的主要依据。然而通过理论与实践的多方证明，由于贸易双方经济发展水平、物质资源、人文地理等方面的差异，本币的贬值与贸易的顺差并无必然联系。随着经济社会的发展以及我国国力的逐步提升，外界要求人民币升值的呼声依然高涨，人民币汇率的合理上升可以避免将人民币推向全球风口浪尖之中。人民币适当升值可以改善进出口贸易结构，促进出口产品和企业竞争力的提升，有益于降低外贸顺差，减少贸易争端和摩擦，实现贸易国家或地区之间各方面长久的互利共赢。
三、我国外贸业应对人民币升值的战略选择
第一，企业加强自主创新，积极、灵活应对汇率波动，充分利用人民币升值带来的益处。共同的大背景下，不利的发展因素是对企业的严峻考验。初级产品出口企业需要谋求提高产品附加值的新路，转变粗放经济增长方式，加强出口产品的生产管理，并提高自身对于人民币升值而采取对策的针对性和有效性。比如在合约签订时，双方约定因汇率变动带来损失的各自分担比例，采取提前、延后或者差额结汇方式，尽量转移和降低损失。随着衍生品市场的发展，外贸企业可以利用外汇期权、出口押汇、远期外汇交易等相关金融衍生工具规避风险，避免中短期汇率波动带来的不利影响。目前，我国不少地区外贸政策有了较大的改变，众多省份出现外贸逆差情况。特别是对北京而言，其外贸逆差在全国具有典型代表性，2011年出口额仅占进出口总额的15%左右，达到历史最低值，电话机、成品油、钢材、船舶是其主要出口产品，进口则主要是能源资源、机电和高新技术产品，北京高额的外贸逆差对全国贸易顺差的缩减贡献较大，总体而言人民币升值对北京外贸是利大于弊，北京的外贸政策及结构对全国外贸业应对人民币升值具有重要借鉴意义。
第二，继续改革汇率形成机制，完善结售汇、外汇储备等相关政策。目前人民币汇率的掌控权还在政府手中，政策制定对汇率的形成有很大的影响，如何改革汇率形成机制，协调人民币对外与对内价值的统一，促使人民币健康发展，是一个十分艰巨的任务。2010年6月19日，我国重启了人民币汇率形成机制改革，希望能通过有效的汇率形成机制解决当前汇率争端问题。三五年内，人民币仍将保持升值预期，政府面临于人民币汇率稳步上升和一步升值到位的两难困境之中，目前也只能采取保守的措施，尽量使汇率保持在相对稳定的水平。在汇率改革与外汇储备、资本开放之间的关系方面，政府需要一个更深入的认识。保持合理的外汇储备水平和结构，协调人民币汇率制度改革与资本项目开放，设定合理的汇率波幅，完善央行的干预机制等等。多种汇改政策的推行，将使人民币汇率趋于均衡水平，保持在合理范围内的波动，有利于我国进出口贸易的稳定与发展。
第三，转变外贸政策，合理引导进出口企业的发展。转变外贸政策，走出高外贸依存度和低国内消费水平的发展误区，是适应新市场环境的必然选择。政府需要出台新的政策引导进出口企业的发展，在关税、出口退税、配额等方面优化管理，鼓励高效率、高附加值产品的出口，限制低附加值和国内稀缺资源产品的出口，对高技术、国内难以生产的产品和服务，采取优惠措施鼓励企业引进。行业组织、协会同样需要给予进出口企业更多的指导，最新的产业动向和市场行情，联合国内企业应对外贸风险，反击外国的贸易壁垒。
参考文献：
[1]周江银.人民币升值趋势下我国进出口贸易分析[D].厦门大学,2008
[关键词]外贸依存度；泰尔指数；协整理论
[中图分类号]F752 [文献标识码]A [文章编号]1002-736X（2015）05-0160-05
中国对外贸易的发展和贸易自由化程度的加深，使中国的经济取得了飞速发展，但与此同时，中国的收入分配不平等程度也在加剧，贫富差距问题逐渐显现出来，行业间收入分配差距问题是近年来国内外学者的研究热点。那么，中国对外贸易发展与行业间收入分配差距是否存在某种关系，其作用方向和力度如何？一方面，笔者运用定性和定量相结合的方法，对两者的发展现状进行系统详尽的分析；另一方面，运用协整理论，对两者之间的关系进行实证研究，对完善中国对外贸易政策，缓解行业收入分配差距提供一种思路。
一、中国对外贸易现状分析
（一）中国对外贸易的发展历程
1978年实行改革开放以来，中国的对外贸易开始了一个迅速增长的过程。1995年，中国贸易主管部门积极推进贸易自由化，建立了一个具有中国特色的、能与世界贸易制度相接轨的自由贸易制度。2001年11月10日，中国加入世界贸易组织，贸易自由化的步伐不断加快，进出口贸易总量迅速增长。数据表明：中国进出口贸易总额从1985年的2066.7亿元上升到2008年的17.99万亿元。20年间进出口贸易总额增长了86倍。尽管受世界金融危机的影响，进出口贸易指标在2009年有所回落，但危机过后，贸易进出口额较上一年份都有稳步的增长，2012年中国进出口贸易总额达到24.42万亿元。
从进出口贸易总额的趋势图中，我们可以把中国对外贸易发展轨迹大致分成四个阶段。第一阶段：1985-1993年，其增长速度较为平缓，从1985年的2066.7亿元增长到1993年的11271亿元，年增长率为23%。第二阶段：1994-2001年，其增长速度比第一阶段有了提高，甚至在2000年其增速有了较大的波动，与1999年进出口总额相比，增加了9377亿元，比上一年增长了31.4%。第三阶段：2002-2008年，这一阶段中国实行了全方位的贸易自由化，进出口总额增速有了进一步提高。2008年中国的进出口贸易总量达到17.99万亿元，其中，出口总额为10.04万亿元，进口总额为7.95万亿元。第四阶段：2009-2012年，2009年进出口贸易总额15.06万亿元，比上年减少2.93万亿元；2010年对外贸易形势好转，进出口贸易总额比2009年增长33.9%，进出口贸易差额达到1831.03亿美元（参见图-1）。
（二）中国对外贸易的度量
中国对外贸易主要包括商品进出口、技术进出口、引进外国投资、对外承包劳务、对海外投资和国际援助六个部分，其中的重点和主体部分是商品进出口和引进外国投资。因此，本文在选择贸易依存度作为主要指标的同时也选取了外资依存度这个指标来衡量中国的贸易自由化程度。其中，贸易依存度是指进出口总额与国内生产总值之比，计算公式为：贸易依存度=进出口总额/GDP×100%。
由于经济全球化和跨国公司的迅速发展，各国参与国际经济活动的程度越来越深，仅仅以贸易依存度已经不能完全反映贸易自由化的程度。随着资本等其它因素在全球贸易活动中的作用越来越明显，外资依存度作为衡量贸易自由化的指标有其现实意义。外资依存度是指实际利用外资额与GDP之比，从投资方面反映中国贸易自由化程度。
从图-2和图-3可以看出，外资依存度与贸易依存度的趋势变化有较大差别，中国贸易依存度总体上呈现上升趋势，2006年达到最高峰值0.67，2009年受全球金融海啸的影响跌至0.44，仍可以看出近几年指标有所回升，说明对外贸易在中国经济发展中起着举足轻重的作用。图-3表明从1994年起，中国外资依存度在不断下降，在一定程度上说明FDI对国内经济发展的影响已经越来越小。数据显示：实际利用外资的规模在不断扩大，2008年实际利用外资总额达到952.53亿美元，但与之相对的，外资依存度仅为0.23，反映了中国实际利用外资增长速度不及GDP增长速度。综上所述，通过贸易依存度指标来看，贸易自由化进程正在不断加快，尤其是加入WTO以来中国对外贸易规模不断扩大，国内生产总值受进出口贸易总额的影响呈现上升趋势。但从资本角度看，外资依存度在1994年达到顶峰0.75之后反而呈现下降趋势，说明外资开放程度并没有随着国内经济规模的扩大而加深。
二、中国各行业收入分配现状分析
（一）中国各行业收入分配状况
中国行业间收入分配差距正在不断扩大。首先从绝对差额来看，1985年行业间最高收入与最低收入差额为629元，2012年其行业间差额达到6.71万元，并且差额的增速在不断加快。行业间收入差距在2001年首次突破万元，在随后的十几年来行业间的收入差距越来越大。从绝对差额的增长率来看，除了1986年和2009年增长率为负值，近30年来绝对差额的增长率均为正值。1985-1995年增长率出现较大波动，可见行业收入并不稳定，1994年增长速度最快，其增长率甚至达到70.9%，使得行业问收入差距出现了一个大的跃进。在此基础上，收入差距增速趋于缓和，数值仍保持在10%～30%之间。
作为衡量差距的测度指标，相对值比绝对值更加具有现实意义。当平均工资为200元，人们认为100元的绝对差距是巨大的，而当平均工资达到2000元，人们会认为100元的绝对差距并不大。因此，笔者结合相对差额指标，共同反映行业间收入分配差距，得出行业间收入分配差距正在不断扩大。图-5反映了收入差距1985--2012年的增长趋势，绝对差额的增长趋势较为平稳，相对差额的变化在1994年出现较明显的增长。2009年收入差距扩大趋势才有所缓解，行业间绝对差额首次出现负增长，相对差额也在逐年下降。
（二）中国行业收入差距指标分析
在测量收入差距的指标中，基尼系数运用得最为广泛，因为基尼系数能以一个数值非常方便地反映出总体收入差距状况；而Theil指数最大的优点是它可用作群体分割分析，即可将收入依据某种特性分成若干单位，从而得出造成收入差距大小的是哪一个单位，同时也可知道单位间差异性的大小。Theil指数在一定程度上克服了基尼系数的不足，因此，笔者采用Theil指数作为衡量行业问收入分配差距的指标。计算方法为式（1）。
从图-6可以看出，Theil指数总体上趋于上升，进一步论证了行业间收入分配差距不断扩大的结论。但具体分析Theil指数变化，发现Theil指数呈现阶段性变化的特征。1985-1988年Theil指数趋于下降，说明行业间收人分配差距在减少，这一阶段行业最高收入与最低收入的绝对差额与相对差额基本持平。1989―1994年Theil指数不断上升，尤其是1994年，从1993年0.056上升到0.0828，说明这6年间，行业收人差距在不断扩大。1995-2008年，Theil指数略有波动，但仍处于上升趋势，2008年达到最高点0.1123的水平。2009-2012年，Theil指数逐年下降，说明近年来国家针对部分行业收入过高的问题实施了必要的宏观调控，有效地缓解了行业间收入分配差距的扩大。
三、中国对外贸易与行业收入分配不均实证研究
（一）模型设定与数据说明
本文关注的是中国对外贸易对行业收入分配差距的影响，笔者选取时间序列数据，为1985-2012年中国进出口额、国内生产总值、分行业职工收入。为了保证数据的完整性和统计口径的一致性，回归模型分析中的数据均来自国家统计局。Theil指数、贸易依存度指标经过笔者计算获得，为消除数据的异方差，对变量取对数，模型选取Theil指数的对数为因变量，选取贸易依存度的对数为解释变量，建立一元回归模型。
ADF检验值大于单位根的临界值，同理，在1%、5%、10%三
个显著水平下，lnY的ADF检验值大于单位根的临界值，从而
接受单位根假设。因此，lnX、InY序列存在单位根，是非平
稳序列。在对lnX、lnY进行一阶差分后，在5%的显著水平
下，ADF检验值分别小于相应的临界值，服从I（O）的过程。
说明dlnX、dlnY序列是平稳的，可以进行计量模型分析。
（三）协整检验
协整存在的一个重要条件是协整回归方程的残差估计量
ut是平稳的。利用Engle-Granger两步法，首先对方程（2）进
行OLS估计，再对方程（3）进行检验，其检验方法与单整检
验基本相同，我们利用eviews7.2对ut：进行单位根检验，其结
果如表-3所示。
检验结果显示，ut为I（O），即ut是平稳的，表明在l%
显著水平下，lnX、lnY存在一阶协整关系。
（四）协整方程
根据协整关系，可以得出泰尔指数与贸易依存度之间存
在长期稳定的均衡关系，相应的协整方程为式（4）。
根据协整方程，可以得出以泰尔指数表示的行业收入分
配不均与以外贸依存度表示的中国对外贸易发展二者之间存
在着长期稳定的关系。外贸依存度每增加1%，行业间收入差
距将同方向变动0.9580%，两者之间具备显著的正相关性。从
而得出1985-2012年期间，对外贸易在促进国内经济增长的
同时，也不可避免地带来了行业间收人分配差距的不断加大。
（五）误差修正模型
误差修正模型，简称ECM，是由Engle和Grangerl987年
提出的，用来表示协整系统的动态过程，揭示长期关系和短
期调节的关系。由于两个变量都是一阶差分平稳序列，可以
建立如式（5）的误差修正模型。
利用OLS法，通过eviews7.2进行回归，得到误差修正模型为式（6）。
根据回归的t检验结果显示，贸易依存度当期波动对泰尔指数的当期波动有显著影响，上期误差对当期波动的影响也同样显著。从回归系数上看，外贸依存度每增加1个百分点，泰尔指数相对增加0.4770个百分点。另外，泰尔指数的变化-还取决于上一期泰尔指数对均衡水平的偏离，误差修正项系数为0.2706，符合误差修正机制。综上所述，泰尔指数差分与外贸依存度差分呈正相关，说明无论是长期关系还是短期调节，外贸依存度的上升会导致行业收入分配差距的扩大，而长期稳定关系的失衡对泰尔指数的影响更大。
四、启示
