时间：2022-09-18 07:32:39
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篇贸易进出口论文，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。
论文摘要:2005年7月21日，我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，随着中国经济的发展和经济实力的增强，人民币在国际市场上面对严峻的升值压力。人民币汇率形成机制的全面改革对未来我国的进出口贸易定会产生深远影响。所以，本文通过考察此次汇率微调在短期内对我国进出口的影响，分析汇率改革给我国外贸行业和企业带来的负面影响和有利作用，进而研究出应对汇率改革的策略。
一、汇率变动影响贸易收支的几个路径
从以上的理论发展我们可以看出，汇率变动可以通过以下几种渠道影响贸易收支。
1、汇率变动引起的贸易商品价格变化对贸易收支影响
汇率变动可通过引起国内和国际市场商品相对价格的变化来影响进出口和贸易收支。在马歇尔一勒纳条件成立时，本币贬值可降低本国产品相对价格，提高国外产品相对价格，这样出口商品价格竞争力增强，进口商品价格上涨，有利于扩大出口量，限制进口，促进贸易收支的改善。但是贸易收支对汇率变动的这种价格传递和竞争效果，受到两方面因素的影响。一方面受汇率变动到进出口商品价格的调整是否存在时滞以及时滞长短影响。在国际市场中，汇率变动引导的金融资产价格的变动可在瞬间完成，但其引导的进出口价格的变动相对迟缓，因此本币贬值可能导致本国贸易收支先恶化后再逐步改善，存在J曲线效应。另一方面受汇率变动引起的进出口商品价格变动程度的影响。现今大部分国际市场并不是完全竞争市场，大部分商品也不是同质产品。在这种情况下，进出口价格变动幅度可能并不等于汇率变动的幅度。由于进口和出口是相对的，将汇率传递定义成汇率变动引起价格变动幅度。但是由于出口商有一定的决定价格和产量的权利，而商品价格的变动必然引起需求弹性的变动，使得本国货币贬值并不一定引起进口商品价格同比例上升，一般进口商品价格上涨幅度要小于汇率贬值的幅度，这就是不完全汇率传递。
2、汇率变动引起的收入变化对贸易收支影响
汇率变动可以通过影响国民收入来对贸易收支产生影响。主要有两个方面:一方面，如若贬值国存在尚未得到充分利用的资源，则贬值可以刺激国内外居民对本国该种产品的需求。贬值的这种支出转换效应会改善自主性贸易余额，自主性贸易余额的改善会通过凯恩斯乘数的作用，提高一国国民收入。国民收入的增加会相应提高国内支出。如果贬值引起的自主贸易余额改善超过因国民收入增加而带来的进口增幅，即满足罗宾逊一梅茨勒条件，则货币贬值的主要影响仍然是改善贸易收支。另一方面，贬值通常会造成进口商品价格上升，出口商品价格下降，从而导致贸易条件恶化。若国民收入中支出于进口的比重很高，则贸易条件对支出有相当重要的影响。在国内货币贬值后，在同样名义收入水平下，消费者只能购买较少的商品(包括国内商品和国外商品)，也就是导致实际收入的下降。这必然导致贬值国支出的下降，从而改善贸易收支。
3、汇率变动引起的价格水平变化对贸易收支影响
汇率变动除了影响贸易品相对价格外，还会影响本国一般价格水平，进而影响贸易收支。在货币贬值后，主要可以通过三条渠道影响国内物价水平。首先，贬值使得以本币表示的进口品价格上涨。进口品本币价格上升，一方面直接影响进口原料与半成品的价格，进而使得本国商品成本提高，就比如当前的能源价格；另一方面由于进口消费品价格上涨，必然会推动本国工资水平上升，间接影响本国商品成本。这两方面共同导致本国国内价格水平上升。其次，若贬值在短期内促进了贸易收支的改善，则引起贬值国的出口需求增加，从而总需求增加。在充分就业条件下，在出口大于进口时，意味着该国总收入水平大于供给国内需求的产品和劳务。在此条件下，国内会由于过度出口造成国内产品供应不足导致通货膨胀。在短缺经济条件下，这种状况会尤其加剧。相反，在国内需求不足时，出口会缓解通货紧缩压力，促进经济发展。如果一国尚未实现充分就业，经济增长只会使资源利用程度提高，更接近充分就业程度。再次，贬值后出现贸易收支顺差，则外汇储备会增加。外汇储备的增加，将使央行通过购买外汇而投放的基础货币增多。实际上，当国际储备增加时，很可能会导致国内物价上扬。国内价格上升，从两方面对贸易收支产生影响。第一，在名义货币供应不变的情况下，价格上涨使得公众所持有真实现金余额下降。为让真实现金余额恢复到意愿持有水平，公众一方面会出卖有价证券，从而使市场利率上升，投资下降；一方面会减少消费支出，两方面作用结果是国内总支出下降。这样必然影响贸易收支的变动。第二，国内价格上涨幅度超过本币名义汇率贬值幅度，同时假定国外价格水平不变，则名义贬值不但不会引起货币实际贬值，反而会导致实际汇率上升，最终会恶化贸易收支。
4、汇率变动引起的支出变化对贸易收支影响
汇率变动能够通过影响支出变化进而影响贸易收支。支出变化有两种形式，一种是代表结构变动的支出转移，另一种是代表数量变动的支出改变。汇率变动对贸易收支的影响是通过支出转移和支出改变共同完成的。汇率的变动会引起两国商品的相对价格的变化，本币贬值则本国出口商品的外币价格下降，而本国进口商品的本币价格上升，所以本国商品相对于外国商品而言更便宜了。这样贬值就会使得国内外支出从外国商品转移到本国商品。支出转移能否实现以及其效果是否显著则取决于国内外商品的供求弹性一。供求弹性大时，则汇率变动后通过影响支出转移就可以改变贸易收支状况。汇率的变动对贸易收支的影响不只是通过影响支出转移来达到，还会通过改变支出规模达到。本币贬值则本国出口增加进口减少，贸易收支改善。但是随着本国出口商品的增加，本国的国民收入将增加，从而本国的支出规模就会扩大，从而就会导致进口增长，这样贸易收支的改善程度将减小。这就是汇率变动通过支出数量的改变进而影响贸易收支的原理。如果考虑回传效应，那么本币贬值后本国的国民收入提高，则本国的支出规模扩大，从而提高了外国的国民收入，反过来又增加了对本国产品的需求，从而扩大了本国产品的出口。这样汇率变动对贸易收支的影响就更为复杂。
二、人民币升值对我国进出口贸易的正面影响
1、人民币升值有助于减轻贸易摩擦长期以来，我国主要依靠劳动密集型产品的数量扩张来实现出口导向战略，凭着价格优势占领国际劳动密集型产业的中低端市场。面对如此高的市场占有率，必然会加大中国与其他国家的贸易冲突。
2、人民币升值可带来贸易条件的改善人民币升值将会降低进口产品价格，特别是原材料和高科技设备的价格。企业将会加速技术引进，提高生产效率，实现产品动态比较升级。同时由于进口产品绝大部分用于复出口，故随着企业生产率提高，出口产品质量得到提高，有助于我国企业从产品产业链低端向中高端延伸，使贸易条件得到改善。
3、人民币升值将促进贸易结构优化升级。通过人民币升值的手段，可以有效率地把制造业中那些技术含量与附加值低的、管理不善的挤出去，这符合中国产业结构转变的发展方向。同时，人民币升值会引起行业内更加激烈的竞争，激励企业通过技术管理创新增强竞争力，让那些富于创新、有竞争力的制造业强者变得更强，并能减少无效率的企业在海外的相互恶性竞争，另外还能加快企业“走出去”的步伐。
三、人民币升值通过进出口可能表现出来的负面效应
1.由人民币升值产生的商品结构变化将影响部分地区和居民的利益
资源性商品、一部分大宗农产品和低附加值制成品出口增长的放慢甚至下降,短期内对中西部资源依赖程度较高、农业比重较大地方的经济发展,对一部分以农业为主的农民的收入、一部分低技能劳动者的就业可能会产生一定的不利影响。2.人民币升值可能给大型成套设备出口造成一定困难
有一些大型成套设备出口从签约到交付使用需要5-10年,付款时间可能更长。如果人民币长期保持升势,企业难以预测远期汇率水平,而金融机构一般只提供一年左右的外汇对冲工具,所以企业承担的汇率风险以及规避风险的成本将较大。
3.人民币如果升值过快过猛,将造成出口下滑,影响国民经济平稳增长
如果人民币升值过快和幅度过大,那么它对进出口增长的影响可能就不那么温和了。一是可能造成出口增长速度大幅回落,那样不仅对资源性、低价位和低附加值商品,也会对整个出口加工产业发展以及就业造成较大打击；二是可能刺激一部分商品大量进口,冲击国内市场,甚至引起一定通货紧缩。
4.对美、欧的贸易不平衡仍会继续,但顺差增长可能减缓
由于存在着需求刚性和结构互补性,即使人民币对美、欧、日三大贸易伙伴货币的汇率出现5%以上的升值,我国与美、欧贸易的较大顺差和对日、韩等贸易的较大逆差仍然将存在,但是顺(逆差)的增长速度将会放慢。这有利于缓解我国与主要贸易伙伴的争端和摩擦。
四、对策与建议
1、转变我国发展战略,由外向型向内需型转变。作为世界上人口最多的发展中国家,单纯的依靠出口导向的发展战略是非常危险的,过度的依赖国际市场,很容易受到国外市场的冲击,进而影响经济的持续发展。扩大内需的政策可以冲销人民币升值后可能下降的外需。
2、理顺汇率与贸易条件之间的互动关联,改善贸易状况,促进经济的发展。其着眼点在于短期内,人民币实际有效汇率的适度升值将改善不断恶化的贸易条件,不仅可以限制由于出口量的增大而导致的贫困化增长,同时对国内要素成本与进出口商品结构将产生影响。参与经济全球化的国家或地区,尤其像我国这样的发展中大国,必须协调增长与发展的关系,既要发挥本国比较优势,更要注重动态比较优势的形成,在数量增长的同时更加注重提升质量与水平。
3、调整我国进出口商品的贸易结构、促进产业升级。从我国的贸易商品结构可以看出,我国出口的劳动密集型产品的外国需求弹性较小,而且面临发展中国家的激烈竞争,而进口的高科技产品和机器设备的国内需求弹性相对较高,这一贸易结构特点不利于我国对外贸易的改善。我们要努力提高出口商品中工业制成品的比重,提高出口产品的供给弹性,同时也要注意技术引进和产品研发,注重质量,创品牌效应,提高出口商品的技术含量,减少高科技产品如光学、医疗、精密仪器和设备等对国外的依赖,通过在进出口两方面的努力来减轻人民币升值对我国贸易的不利影响。
4、大力发展各种形式的对外贸易。
我们要加快实施走出去战略，建立境外投资保险制度和风险预警机制，鼓励有能力的企业去国外投资，增加能源、资源导向型对外投资。这样既可以增强我国企业的经营能力，又可以绕开贸易壁垒，减少贸易摩擦，扩大出口，同时还可以满足我国能源和原材料依赖型企业对能源以及原材料的需求。
参考文献：
[1]熊其康：人民币汇率改革对我国外贸进出口企业影响的研究，2007年[2][2]魏英梅：人民币升值对我国外贸经济的影响及对策．经济理论研究
关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型
改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。
一、文献回顾
迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。
从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。
上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。
二、实证分析
（一）数据选取
由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。
（二）时间序列的平稳性检验
在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。
综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。
（三）协整检验
近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。
对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。
回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：
浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。
由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。
由回归方程(2)可知，CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。（四）误差修正模型
误差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。
由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：
lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1
t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）
lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1
t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）
在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。
在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。
三、结论与建议
通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：
（1）从长期关系看，CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。
从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。
纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的,也是可行的。
（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。
本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。
从浙江省当前贸易战略出发,政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。
对企业界而言，加入WT0后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。
参考文献：
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论文摘要:针对国内外迫切关注的人民币升值问题,从正反面分析人民币升值给江西省进出口企业带来的影响入手,阐述何类型企业影响较为严重及企业面临的问题,并在此基础上提出企业的应对策略及政府的政策支持建议。
1江西省进出口贸易现状分析
人民币升值对中国经济具有正反两方面的影响。从正面来说,人民币升值意味着人民币的国际购买力增强,有利于降低进口商品价格,使国内消费者受益,同时,也可以降低以进口原材料为主的出口企业的生产成本。从长期来看,人民币升值有利于促使国内企业努力提高产品竞争力,增强中国企业国外投资能力。
人民币升值,对出口导向型行业最直接的影响就是出口价格的相对提高,这意味中国产品在国外价格竞争力的下降。另外,出口企业还会遭受出口收入转化成人民币时的汇兑损失,以及由于出口量减少造成的损失。
人民币升值对外贸企业的负面影响主要体现在以下几个方面:
(1)直接汇兑损失。企业从签订合同到合同真正履行需要几天甚至一月时间,买方按合同付价,随着人民币对美元的不断升值,外贸出口企业结汇时就会产生较大的汇兑损失,影响企业盈利。以纺织业为例,我国纺织品出口基本上是用结算方式,一季度人民币兑美元的升值使该行业出口企业普遍遇到很大困难,企业的利润空间基本上消失。
(2)对于国内采购企业,人民币升值导致成本上升,国际上成本优势逐渐丧失。
(3)出口成交难度加大且具有不确定性。针对人民币兑美元汇率变化较大的情况,大部分中小企业出口成交具有不确定性。例如,多数出口加工企业交货期一般在3-5个月,企业计价时要考虑到几个月以后的汇率水平,多数企业用6.6-6.7的水平计算,由于产品多数属于低附加值产品且没有定价权,客户往往不能接受美元报价进行提价,订单因而转向越南等其他国家。
据南昌海关统计,2008年上半年,江西省进出口总值达62.2亿美元,同比增长55.3%。在人民币大幅升值的前提下,江西省对外贸易保持50%以上的高速增长,主要是得益于进口的大幅增长和多晶硅等少数出口产品的迅猛增长。
虽然2008年上半年的出口保持高速增长,但主要是由少数出口产品带动的,在此次调研中,多数出口企业目前处于艰难境地,处于困难的企业整体出现以下几大特点:
①低附加值,劳动密集型产业受损严重。产品附加值低,其出口利润空间小,人民币升值以后,其经营、生存压力较高附加值产品更大,有些甚至将无法继续出口。以纺织业为例,2007年三分之一的纺织企业利润率有6%-10%,整个行业的平均利润率只有3.9%,2008年一季度人民币对美元升值达到4.49%,使得很多企业面临的是做多亏多的境地。
相对而言,高附加值的产品,由于其有较大的利润空间,且有一定的定价权,人民币升值造成的损失可以在一定范围内得到消化。
②原材料国内采购,出口采用美元结算的企业影响较大。
调研中,一家名为广盛电子的企业称,人民币升值对企业影响很大,他们采用的模式是内购外销,也就是原材料国内采购,产品国外销售,2008年以来,仅汇兑损失就高达800万,而公司的年净利润也仅800万,汇兑损失完全挤占利润空间。相对而言,储科电子采取的是原材料进口,产品外销的模式,该公司工作人员称几乎感觉不到人民币升值压力。
2江西省进出口企业目前面临的主要问题
2.1企业避险意识和能力较差
由于长期以来人民币汇率相对稳定,企业规避汇率风险的观念较为淡薄。在此次调研的众多企业中,绝大多数企业没有采取任何经济手段规避或管理汇率风险,仅仅把汇率风险归于政策性因素,仅有一家公司利用外汇市场进行套期保值来规避风险。
2.2金融体制改革和金融产品服务创新相对滞后
由于我国金融机构还不具备承担外汇风险的能力,放开人民币汇率,未知的风险和冲击可能给我国金融市场造成很大压力。
2.3产品附加值低
产品附加值低的加工贸易导致企业没有定价权,在国际市场上处于被动地位,人民币升值挤压利润空间,产品涨价又不被顾客接受,所受冲击比较大。超级秘书网
3对策建议
(1)原材料与上游产品价格大幅上涨。综合计算,由于原材料及上游产品价格上涨,国内企业生产成本上升了20%-30%,成为推动企业成本上升的第一因素。
(2)国内外贸政策的变化。近几年来,由于国际贸易顺差不断拉大,国内被迫调整了外贸的出口政策。调整的基本方向就是对劳动密集型低加工工业的出口予以限制,给企业制造了很大的成本。尤其是对纺织鞋帽、珠宝首饰、皮革、加工、饲料等传统优势产业冲击较大,这些企业又集中在珠三角地区。
(3)央行实施货币从紧政策影响。央行严格限制贷款规模,进一步加剧了出口加工企业资金困难。
在此次调研中,我们发现,从产品需求弹性的角度分析,人民币有限升值对出口会产生一定影响,但是不会对出口产生严重打击。出口企业的艰难情况是由多方面因素造成的,在政策制定方面也需考虑到上述几大因素。从企业自身角度来看,应对策略的选择比较重要,政府积极地对外贸企业应进行该方面的引导。
①外贸企业应该高度关注外汇市场,采用金融手段积极规避外汇风险。
要引导企业转变经营理念,提高企业的主动避险意识,并引导企业加大该方面专业知识和人才的引进,使企业掌握汇率避险方法、工具,进行主动避险。
②开拓新的出口市场,同时扩大内销,双管齐下。
长期以来,江西的三大出口市场分别是欧盟、美国、中国香港。今年上半年则发生巨大变化,排名前三位的为欧盟、美国、东盟,出口额分别为6.8亿美元、3.8亿美元、3.5亿美元,东盟跃升为江西省第三大出口市场。这一现象也表明,在人民币升值的环境下,为了更大的利润空间,存在出口市场转换的趋势,这种转移也缓解了人民币升值对江西省外贸的影响。同时,大多数出口企业在此刻都在积极地拓展国内市场,保存利润空间。
③优化产品出口结构。
外贸企业提高应对能力的根本措施是优化产品出口结构,转变外贸增长方式,走高质量、品牌化之路,提高出口产品的国际竞争力,确保我国外贸企业具有长期的竞争优势。在适当的时候,我国外贸企业更要大胆的走出去,减轻国内货币升值带来的冲击力,提高自身的竞争实力,在激烈的国际市场竞争中立于不败之地。
(4)结汇多元化。
外贸企业应该从自身效益出发,在出口结汇时,不要单盯美元一种外币。根据出口地区不同,经与外商协商,选择其它在国际市场流通且汇率稳定可靠的币种作为结汇外币,如欧元、日元、英镑等。
从政府角度来说,可以主要从以下几方面着手:
①调整产业结构。结合自身情况,鼓励全省各进出口企业坚持以科技进步为推动力,改变过去以初级产品出口为主的格局,大力调整和优化出口产品结构,对高附加值企业给予一定的政策支持。
②鼓励原材料海外采购。人民币升值使原材料海外采购具有优势,由于进口关税,运输成本等导致众多企业对原材料海外采购望而却步,针对这种现象,政府可以对外贸企业进行一定的进出口运费补贴等政策支持。
参考文献
[1]林宗卿.人民币汇率升值对温州进出口贸易的影响[J].经济论坛,2008,(8).
[2]唐立楠.人民币升值对中国经济影响分析[J].消费导刊,2008,(5).
1.1对外贸易取得巨大成就的同时平衡进出口贸易成为国策
改革开放30年来我国对外贸易取得了重大成就，2013年中国进出口贸易总额从206亿美元增加到4.16万亿美元，增长了202倍，占世界货物贸易比重的12%，成为世界第一大贸易国。当前，加大进口规模，改善进出口贸易不平衡的现状已经成为国策。2006年，总理在广交会开幕式上就提出了要更好适应对外开放新形势，扩大进口，增加出口，推动进出口贸易协调发展的要求。商务部研究院专家也表示，今后我国的经济增长模式必然要从高度依赖外需转向内外需并重，相对应的贸易政策取向必然从“扩大出口创汇”转向“国际收支基本平衡”。由此可见，扩大进口，优化进口贸易结构是推动我国经济可持续发展的重要举措。
1.2进口结构不合理，新兴生活消费品进口规模亟待提升
中国是世界第一大贸易国，也是第三大进口国，中国高速增长的经济进一步扩大了对进口的需求。然而在进口贸易结构上，传统的资源性和机电类商品进口始终占据了绝大部分比例，据官方的统计数据显示，我国主要的进口产品有以下几大类:电机、电气、机械器具、零件以及矿物燃料、矿物油等原材料。这几个类别占到中国进口额的50％以上，而一些能够在国内消费市场产生内需拉动作用和消费品质提升作用，并最终通过经济和技术传导机制推动我国产业链升级的生活消费品，其进口严重不足。2010年中国消费品进口占全社会消费品零售总额的比重只有3%。由此可见，我国进口贸易结构不合理，资源性、传统性的商品进口渐趋饱和，具有很大增长潜力的新兴生活消费品进口不足，影响进口贸易科学健康发展。
2中国进口消费品需求空间巨大
2.1消费增长为进口商品需求打开巨大空间
随着中国成为世界消费大国的步伐加快，国内消费水平和层次不断提高，受国内扩大进口政策和消费需求双重拉动，各种各样的精神消费品、生活方式、消费理念随同各种媒介对中国进行传播，精神上的“渗透”为国外产品进入中国市场开辟了道路。近五年里，中国最终消费率分别为59.8%、58.2%、55.5%、53.9%、55.4％，基本呈持续下降趋势，且10年来我国最终消费率平均为58.5%，这比世界平均消费率78％～79％低了近20个百分点。可见进口消费需求增长潜力和空间巨大。以服装为例，我国对进口服装需求巨大，按年产服装200亿件近一半出口计，中国国内缺口约30亿件。
2.2富裕阶层的兴起成为进口商品消费的中坚力量
万事达卡国际组织近日公布的一份报告指出，随着中国经济在过去数年间的高速发展，目前国内个人消费年增速已达12%，占GDP的46.5%。在未来的10年间，以40岁以下人群为主力的居民个人消费实际增长率有望达18％，收入在5000美元以上的消费者数量将以每年24%的速度增长。中国的富裕人士拥有亚太地区22.3％的财富，人均拥有资产达到510万美元，仅次于日本。富裕消费者更青睐外国商品，并且尝试新技术的可能性更大，他们通常是购买新技术的第一批消费者，而且为高质量商品支付溢价的意愿比主流消费者高很多。福布斯研究院一份关于千万富翁的研究报告称，这些富豪平均年消费达200万人民币。
2.3巨大的进口商品消费需求
通过代购形式来释放中国居民对进口消费品的需求日趋旺盛，根据高盛公司的研究报告，在中国大陆总共有1亿7千万人曾经消费过进口商品，占总人口数的13％。目前相对于国内市场，国外商品品种多、质量好而且新产品在欧美的上市时间总比国内早3～6个月。商品价格普遍较低如数码产品、图书、首饰运动产品等都有50%～60%的折扣，如此低价，对国内消费者有着相当的诱惑力。国内消费者对进口产品的兴趣越来越集中到消费品，尤其是国外创新、时尚、绿色产品上。在缺乏有效供给的情况下，这种需求主要通过“代购”形式来释放，特别是近年来人民币升值带来了海外代购的飙升，主要集中在以美元为主要货币的欧美区域。代购的商品主要集中在价格比较高昂的化妆品、保健品和服饰箱包三大类。比如不少有机会去香港旅游的游客往往都要受别人的委托，代购一些商品回来；内地旅游团赴港旅游的一项重要内容就是购物；南方一些城市已经出现专业的赴港代购人员；有的甚至已经开起了网上商店或者网下实体店，通过网络渠道从国外代购商品等“，代购”形式给更多的购买者“全球扫货”的机会，已成为越来越多人的选择。
2.3.1网上代购异军突起
各大网上交易平台纷纷推出的“海外代购”服务项目，网上代购异军突起，随着网络的触角延伸到世界各个商品集散地。国内某购物网站打出的广告语称“：要跑在CPI的前面”“，用人民币买美货”。这和传统的需要各种关系和渠道的“海外代购”比较起来“，网上代购”确实给了更多的购买者“全球扫货”的机会。易趣网在2008年6月推出“美国直送”业务，每月成交量均以3～5倍的速度增长。
2.3.2国际代购
国际代购通过资源整合，极大地丰富了消费者的购物范围，拓宽了选购的空间。国内的网上国际代购分为两种形式：专业国际代购网站和个人代购网店。前者通常是与国外网上购物网站联系组成一个大的网络，如国际代购网()里面的商品齐全，并且价格低廉，消费者可通过它们选购国外网站上看到的商品；而后者通常是依附于大的购物网站如eBay、淘宝、拍拍等的个人经营网店。
3传统渠道和平台难以推动平衡进出口贸易发展
3.1三大现有进口渠道分析目前，国外商品主要通过直设渠道、渠道、进口公司等三大渠道进入中国。
3.1.1直设渠道外国商品制造商或品牌拥有者取得出口中国的经营权，直接参与到该商品或品牌在国内的分销，或者外国生产商或品牌拥有者在国内设立分支机构或办事处，包括直接设置零售终端和同内资合作组建分销渠道。
3.1.2渠道外国商品制造商或品牌拥有者同中国商签订合同，由中国商负责商品分销。3.1.3进口公司由具备进口经营权的中国企业，通过直接采购、参加展会等形式进口国外商品，然后在国内进行分销，这是最主要的进口贸易渠道。
3.2现有进口贸易平台分析
在经济全球化时代，以及国家鼓励扩大进口以平衡贸易发展的大环境下，展会贸易和网络电子商务也为国外商品和品牌打入中国市场提供了进口平台。
3.2.1展会平台将众多国外商品或品牌汇聚一地，吸引各类商、经销商和进口贸易公司前往洽谈采购。以广交会为代表展会平台是国外商品和品牌打入中国市场时不多的选择之一。
3.2.2网络平台利用网络商品的供求信息，交易双方在网络中实现商流、信息流和资金流的交易过程。万事达卡国际组织的最新一期透视报告《经济危机与亚太、中东和非洲区网上购物偏好》显示，在中国大陆市场，82%的受访者有过网上购物经历。书籍和艺术品是网上消费者最常购买的物品，有61%的受访者选择此项，家居用品与电子产品(59%)和女性服饰(56%)则位列其后。冲动性消费主要发生在女性服饰(49%)和家居及电子产品(45%)两类商品上。总体而言，以直设、和进口公司为主要渠道的进口贸易无法完成沟通世界消费文化、培育国民消费兴趣的使命“，扩内需”国策不能有效开展。而以展会和网络为代表的进口贸易平台又无法提供商品进口的一揽子解决方案，阻碍了国外消费品进入中国市场的步伐。
4构建全新模式拉动进口贸易增长
4.1国外企业对全新模式需求意愿强烈
当前，中国正出现从“世界工厂”向“世界市场”转变的趋势，各国企业对于进入中国市场的兴趣也来越浓，许多国家各类企业已经将中国作为第一市场，正伺机敲开中国的市场之门。中国市场已经成为世界各国生产企业争相进入之地，各国丰富的消费品为本项目开展进口商品的贸易和零售提供了取之不尽的资源。截至目前，国外企业进入北京比例不高，世界500强零售企业42家仅有14家(表1)进入，全球零售商250强中有38家企业已进入北京，还有212家企业没有进入北京。由此可以看出，国外企业急需以一种全新的模式进入中国市场。
4.2国内零售企业“一站式”采购需求旺盛
论文关键词：外贸持续恢复增长，下半年变数犹存
今年上半年以来，世界经济继续复苏，国内经济回升向好势头进一步加强。在国内外良好经济环境的支持下，我国对外贸易也延续了去年年底以来较快的恢复性增长态势。但是，由于主要发达经济体持续的高失业率，消费仍然不振，以及由欧洲债务危机的影响将逐步显现，下半年，世界经济复苏的步伐可能放缓，我国外贸发展仍面临诸多不确定因素。纵观全年，我国外贸形势仍不容过分乐观。
1、我国外贸持续恢复性增长
从2009年11月起，我国进出口已经延续了8个月的恢复性增长。据海关统计，今年1-6月国际贸易论文，进出口总值13548.81亿美元，同比增长43.1%。其中出口7050.90亿美元，增长35.2%；进口6497.92亿美元，增长52.7%；贸易顺差552.98亿美元。与金融危机前2008年1-6月相比较，进出口、出口和进口分别增长9.8%、5.8%和14.5%。除了全球经济逐步复苏，进出口商回补库存的因素外，今年上半年我国进出口较快的恢复性增长也与去年同期全球经济下滑，进出口商品价格下跌，外贸基数较低有很大关系。
6月当月进出口增速放缓，而顺差有所扩大。6月进出口值2547.69亿美元，增长39.2%。其中，出口1373.96亿美元，增长43.9%；进口1173.74亿美元，增长34.1%。当月贸易顺差200.22亿美元。
表1 2010年以来我国月度进出口情况
年 月
出 口
进 口
贸易差额
(亿美元)
金额(亿美元)
同比(％)
金额(亿美元)
同比(％)
2010.01
1094.75
21.0
953.07
85.5
141.68
2010.02
945.23
45.7
869.10
44.7
76.12
2010.03
1121.12
24.3
1193.48
66.0
-72.36
2010.04
1199.21
30.5
1182.39
49.7
16.81
2010.05
1317.61
48.5
1122.28
48.3
195.33
2010.06
1373.96
43.9
1173.74
34.1
200.22
2008.1-6
6662.51
21.8
5675.49
30.6
987.03
2009.1-6
5215.29
-21.8
4245.95
－25.4
969.33
2010.1-6
7050.90
35.2
6497.92
52.7
论文关键词：中亚五国，农产品贸易，互补性
中亚五国与中国毗邻，地域辽阔，土地资源丰富，属于典型的大陆气候，具有得天独厚的农业生产条件，农业生产以种植业和畜牧业为主。中亚五国在以土地密集型为主的农产品生产上具有较强的比较优势，如哈萨克斯坦的小麦，乌兹别克斯坦的棉花等。然而，在以资本和技术密集型为主的农产品生产上还比较欠缺国际贸易论文，尤其是反季节水果、蔬菜以及加工农产品等。我国是农业生产大国，农业生产的优势不在于农业生产资源而在于农业生产水平高，因此，我国与中亚五国在农业合作领域，尤其是农产品贸易方面存在着十分广阔的合作前景。随着上海合作组织自由贸易区进程的不断推进，中国和中亚五国农产品贸易会得到更进一步的发展（布娲鹣·阿布拉2008）。总的来说，积极开展与中亚五国的农产品贸易，加强农业区域经济合作，对于我国农业“走出去”战略和农产品贸易市场多元化战略的实施，对于提高我国粮食安全和资源性短缺农产品的供给程度具有十分重要的战略意义期刊网。
一、中国与中亚五国农产品贸易现状
（一）农产品贸易总量与趋势
中国与中亚五国的经贸合作由来已久，闻名与世的古丝绸之路就是双方经济贸易与文化往来的有力见证。在经贸交往的过程中，中国与中亚五国在农产品贸易领域形成了较好的历史基础。自2000年以来，中国与中亚五国农产品贸易进入了一个快速发展的新时期。2001年上海合作组织的成立给双边农产品贸易合作搭建了一个良好的合作平台。2003年《上海合作组织多边经贸合作纲要》规定把农业等领域作为经济合作的优先方向，并制定出了相应的实施措施和计划。2006年上合组织部长级会议也再次强调，要把农产品贸易和农业合作作为重大的合作领域。在近十年中，中国与中亚五国农产品贸易得到的高速的发展。
2000年中国与中亚五国农产品贸易总额仅为10102万美元，其中出口2941万美元，进口7161万美元。到2009年国际贸易论文，双边农产品贸易总额已经上升到52386万美元，其中出口27335万美元，进口25051万美元。不考虑物价与汇率的情况下，总贸易额增加了4.2倍，年均增长17.89%，其中出口增加了8.3倍，进口增加了2.5倍。从贸易趋势来看，在过去的十年中，除2002年和2009年外，中国从中亚进口农产品要大于出口农产品，双边贸易一直呈逆差。从贸易总量来看，中国与中亚五国农产品贸易规模还较小，农产品贸易额占中国农产品贸易的比重不到1%。
表1中国与中亚五国的农产品贸易额单位：百万美元、%
年份
进出口额
哈萨克
斯坦
吉尔吉
斯斯坦
塔吉克
斯坦
土库曼
斯坦
乌兹别
克斯坦
中亚五
国合计
占中国农产品进口、出口及总额比重
2000年
出口额
13.49
2.97
0.27
2.09
10.59
29.41
0.18
进口额
47.30
7.16
3.43
3.71
10.01
71.61
0.37
进出口总额
60.79
10.13
3.70
5.80
20.60
101.02
0.28
2001年
出口额
16.55
3.50
0.51
2.47
11.68
34.71
0.21
进口额
49.22
13.10
2.12
1.12
2.99
68.56
0.03
进出口总额
65.77
16.60
2.63
3.59
14.67
103.27
0.05
2002年
出口额
29.28
5.60
1.14
2.42
11.77
50.21
0.27
进口额
17.32
3.04
0.77
0.42
24.66
46.22
0.21
进出口总额
46.60
8.64
1.91
2.84
36.43
96.43
0.24
2003年
出口额
34.81
7.90
4.12
1.49
10.17
58.48
0.26
进口额
48.05
6.74
13.60
3.50
162.84
234.72
0.77
进出口总额
82.86
14.64
17.72
4.99
173.01
293.20
0.56
2004年
出口额
30.14
7.80
2.27
1.66
15.46
57.33
0.24
进口额
51.90
13.56
3.36
9.91
339.40
418.13
0.99
进出口总额
82.04
21.36
5.63
11.57
354.86
475.46
0.72
2005年
出口额
53.83
21.90
2.38
3.07
15.38
96.57
0.35
进口额
42.90
17.74
5.49
16.90
389.98
473.00
1.05
进出口总额
96.73
39.64
7.87
19.97
405.36
569.57
0.78
2006年
出口额
54.12
60.05
3.78
1.80
15.92
135.67
0.42
进口额
61.45
28.86
7.42
9.40
512.28
619.41
1.20
进出口总额
115.57
88.91
11.20
11.20
528.20
755.08
0.90
2007年
出口额
85.19
74.79
6.68
2.59
24.81
194.07
0.50
进口额
35.22
34.17
1.45
21.48
320.15
412.47
0.63
进出口总额
120.41
108.97
8.13
24.07
344.96
606.54
0.58
2008年
出口额
123.62
90.67
9.23
6.71
39.57
269.79
0.81
进口额
26.72
42.76
3.82
24.73
291.60
389.64
0.45
进出口总额
150.34
133.43
13.05
31.44
331.17
659.43
0.55
2009年
出口额
127.16
94.01
12.12
6.31
33.75
273.35
0.67
进口额
19.19
10.50
3.28
27.65
189.88
250.51
0.33
进出口总额
146.35
104.51
15.40
33.96
223.63
523.86
0.45
资料来源：根据UN Comtrade 数据库数据计算期刊网。
中国与哈萨克斯坦的农产品贸易额总体呈上升趋势，2000年为6079万美元，2009年为14635万美元，年均增长9.18%，；出口稳步增长，进口在波动中呈下降趋势国际贸易论文，2007年开始出口大于进口。中国与吉尔吉斯坦的农产品贸易额较小，2000年为1013万美元，2009年为10451万美元，但发展速度很快，年均增长率为26.29%，2005年开始出口大于进口。中国与塔吉克斯坦和土库曼斯坦的贸易额最小，2009年与两国的贸易额为4936万美元，只占中国与中亚农产品总贸易的9.4%，但年均增长率分别为15.34%和19.33%，具有很大的发展潜力。中国与乌兹别克斯坦的农产品贸易发展最快，2000年为2060万美元，2009年为22363万美元，年均增长26.93%，其中进、出口年均增长率分别为34.2%和12.3%，进口远大于出口。
图1中国与中亚国家的贸易变动趋势
（二）农产品贸易结构
1．市场分布
表2 中国在中亚五国农产品市场中的贸易比重 单位：%
年份
哈萨克斯坦
吉尔吉斯斯坦
塔吉克斯坦
土库曼斯坦
乌兹别克斯坦
2000年
60.2
10.0
3.7
5.7
20.4
2001年
63.7
16.1
2.5
3.5
14.2
2002年
48.3
9.0
2.0
3.0
37.8
2003年
28.3
5.0
6.0
1.7
59.0
2004年
17.3
4.5
1.2
2.4
74.6
2005年
17.0
7.0
1.4
3.5
71.2
2006年
15.3
11.8
1.5
1.5
70.0
2007年
19.9
18.0
1.3
4.0
56.9
2008年
22.8
20.2
2.0
4.8
50.2
2009年
27.9
20.0
2.9
6.5
42.7
资料来源：根据UN Comtrade 数据库数据计算。
中国与中亚五国农产品贸易中，中哈贸易所占的比重在缩小，由2000年的60.2%下降到2009年的27.9%，其中出口比重有所上升国际贸易论文，由2000年的45.9%上升到2009年的46.5%，进口比重大幅度下降，由2000年的66.1%下降到2009年的7.7%。中吉农产品贸易比重增大，2000年为10%，2009年为20%，其中出口比重由10.1%上升到34.4%，进口比重由10%下降到4.2%。中塔、中土农产品贸易比重很小，变化也不大。中乌农产品贸易比重从2000年的20.4%先上升到2004年的74.6%，后又下降到2009年的42.7%，其中的出口比重由2000年的23%下降到2009年的12%，进口比重由2000年的53%上升到2009年的76%。可见，中国与中亚国家的农产品贸易市场逐渐呈现多元化，哈萨克斯坦和吉尔吉斯斯坦是我国在中亚最大的出口市场，而乌兹别克斯坦是我国在中亚最大的进口市场。
2.产品结构
联合国统计委员会（SITC）将农产品分为四大类，第一大类（代码为0）为食物及活动物，第二大类（代码为1）为饮料及烟类，第三大类（代码为2）为非食用原料（燃料除外），第四大类（代码为4）为矿物燃料、油及有关原料。表3是2000—2009年中国与中亚五国各类农产品贸易额的平均值国际贸易论文，具体反映出中国与中亚的农产品贸易结构状况。
表3 中国与中亚五国四大类农产品的贸易状况单位：万美元
农产品
种类
进出口
哈萨克
斯坦
吉尔吉
斯斯坦
塔吉克
斯塔
土库曼
斯坦
乌兹别
克斯坦
中亚
五国
第一类
进口
102.1
68.4
0.0
0.2
8.0
178.8
出口
5469.3
3518.2
375.0
262.7
1778.9
11404.1
第二类
进口
1.2
0.2
0.0
0.0
0.0
1.5
出口
80.8
95.2
0.7
0.0
0.6
177.3
第三类
进口
3886.5
1707.8
447.4
1188
22430
29660
出口
105.1
39.4
19.3
43.0
107.2
314.0
第四类
进口
2.9
0.0
0.0
0.0
0.0
2.9
出口
26.8
39.0
30.1
0.4
4.3
100.5
资料来源：根据UN Comtrade 数据库数据计算期刊网。
中国对中亚国家主要出口第一大类农产品，即食物及活动物这类劳动密集型产品，占出口总额的95%，中亚国家对中国主要出口第三大类农产品即非食用原料（燃料除外），占出口总额的99.3%，其中主要是纺织纤维和未加工动植物原料等农产品；其他两类农产品贸易量较小，主要是我国对中亚的出口，而且在同一类农产品上，进、出口额差距很大。可见，中国与中亚国家的农产品贸易呈现产业间特征，总体上贸易结构较单一。
在具体农产品类别上，我国与哈萨克斯坦的农产品贸易结构比较多样化，2009年除了烟草及烟草制品、动物油脂外，在其余类农产品上均发生了贸易，主要出口奶产品和蛋类、鱼及鱼制品、谷物及谷物制品、蔬菜及水果和混合食物制品，主要进口生皮及皮革、纺织纤维和未加工动植物原料。我国与吉尔吉斯斯坦的农产品贸易中，出口类别较多，大量出口肉及肉制品、谷物及谷物制品、蔬菜及水果和混合食物制品；进口类别较少国际贸易论文，主要进口生皮及皮革和纺织纤维。中国与塔吉克斯坦和土库曼斯坦的贸易中，出口类别多于进口类别，对塔吉克斯坦主要出口谷物及谷物制品和混合食物原料，进口生皮及皮革；对土库曼斯坦主要出口咖啡、茶、可可粉及香料，进口纺织纤维和未加工动植物原料。中乌农产品贸易中，中国对乌兹别克斯坦大量出口咖啡、茶、可可粉及香料，进口只有纺织纤维和未加工动植物原料，值得注意的是，纺织纤维的进口远远大于对乌兹别克斯坦的农产品总出口，贸易结构单一，且极度不平衡。
二、研究方法及指标选择
（一）研究方法
两国间贸易的互补性可以从产品和贸易比重等角度来考察。从产品的角度看，显示性比较优势指数反映了某类产品的出口竞争力，如果两国在同类商品上的比较优势相似，则存在较强的竞争性，反之则互补性较强；产业内贸易指数反映了两国同类产品的双边贸易，通常该指数较低表明贸易呈产业间贸易特征，互补性强。从贸易比重的角度看，贸易强度指数反映了一国对另一国某类产品出口的比重与世界该类产品出口比重的比值国际贸易论文，该指数越大说明对方市场对于本国的重要性越高（凌振春2006）。
由于各个指标分别从不同角度来分析，单独用其中某个指标来衡量两国间的贸易关系可能存在片面性，因此本文综合采用这些指标来判断中国与中亚五国农产品贸易的互补性。
（二）指标选择
1．显示性比较优势指数(Revealed Comparative Advantage)
显示性比较优势指数由Balassa1965 年提出，通常被用来衡量一国出口商品的竞争力。其公式为：
RCAij=
其中Xij表示国家j的i 类商品的出口值，Xtj表示国家j 的出口总值，Xiw 表示世界上i 类商品的出口总值，Xtw 表示世界出口总值。一般认为，RCA>1 表明该国在该类商品上具有比较优势，RCA>2.5表明具有极强的比较优势期刊网。用显示性比较优势指数衡量一国商品的竞争力有其局限性。首先，显示性比较优势指数所揭示的是商品流通领域的相对优势而非生产领域的相对优势。其次，它容易受产业和贸易政策的干扰；政府对本国产业的干预会引起显示性比较优势指数失真。
2．贸易强度指数(Trade Intensity Degree)
贸易强度指数反映两国间双边贸易额与他们在世界贸易中的重要性的关系。其公式为：
TIij=
其中Xij为国家i对国家j 的出口额；Xit为国家i 的出口总额；Xwj为世界对国家j 的出口额；Xwt为世界出口总额。TI 指数大于1表示i 国对j 国某商品的出口水平高于同期j 国在世界该商品进口市场中所占的份额；两国贸易关系较为紧密，反之亦然。贸易强度指数是一种反映结果的指标；通常两国间贸易互补性越强，该指数越高。
3．产业内贸易指数( Intraindustry Trade Index)
产业内贸易指数通常用来分析工业制成品贸易，笔者认为用来分析农产品产业内贸易同样可行。衡量产业内贸易的指标有多种，本文采用Grubel 和L loyd 1975 年提出的产业内贸易指数。其公式为：
IITij=1-
为i国k类别产品对j国的出口额；为i国k类别产品从j国的进口额。IIT的取值范围为[0，1]，当IIT=0时，即有=0 或=0 国际贸易论文，表明该类农产品的全部贸易都为产业间贸易；IIT=1时，即有=，表明该类农产品的全部贸易都为产业内贸易。产业内贸易指数越低，反映两国的贸易特征越呈产业间贸易，互补性也就越强。
（三）数据来源及农产品统计范围
本文采用的数据主要来源于联合国商品贸易数据库（UN Comtrade）期刊网。该数据库按协调编码制度(HS) 和标准国际贸易分类(SITC)两种商品分类方法提供了160 多个国家和地区分产品和分流向的贸易统计数据。本文采用的分类方法是联合国统计委员会对外贸易商品目录的SITC Rev. 3 分类。
农产品的统计范围。世界贸易组织(WTO )、联合国贸易与发展会议(UNCTAD )、欧盟及世界各国的统计机构对农产品有不同的定义。本文采用W TO 对农产品的定义，包括SITC 分类第0、1、2、4 条中的全部商品减去第2 条中的第27、28 款商品，也就是以0、1、2、4为首代码的四大类、具体分为22个子项目的农产品。
三、农产品贸易互补性实证分析
哈萨克斯斯坦和吉尔吉斯坦是我国在中亚最大的贸易出口国，贸易种类比较齐全，与我国的农产品贸易非常具有代表性和重要性；另外，塔吉克斯坦、土库曼斯坦、乌兹别克斯坦的部分贸易数据不可得，无法计算其贸易指数，所以在实证分析中只对中国与哈萨克斯坦、吉尔吉斯斯坦的农产品贸易指数进行分析，具体结果见表4。
（一）显示性比较优势RCA
从三个国家的RCA值可以看出，它们的优势农产品有很大的差异性，中国具有较强比较优势的产品有：鱼及鱼制品（3.59）、蔬菜及水果（2.54）、未加工动植物原料（2.34），在纺织纤维上也有比较优势，但相对哈萨克斯坦和吉尔吉斯斯坦来说，处于比较劣势；哈萨克斯坦具有较强比较优势的产品有：谷物及谷物制品（6.44）、纺织纤维（2.42）；吉尔吉斯斯坦具有较强比较优势的产品有：奶产品和蛋类（2.48）、蔬菜及水果（3.85）、烟草及烟草制品（3.28）、生皮及皮革（1.71）、纺织纤维（5.80）。
哈萨克斯坦和吉尔吉斯斯坦在小麦、棉花等土地密集型产品上具有出口比较优势国际贸易论文，而我国在鱼及鱼制品、纺织加工品等劳动和资本密集型产品上具有出口优势。不同的出口优势是因为各国的资源禀赋存在很大差异，中亚国家具有丰富的农业资源，特别是我国稀缺的土地密集型产品如粮食、棉花等所需的土地等资源，其自然资源条件也很适宜农业生产，但缺乏农业生产所需的技术和资金；而我国一直以来就是农业生产大国，由于人口的压力不得不在农业生产与加工技术上不断地创新突破，积累了丰富的资金和技术，建立起了完备的工业体系，在劳动、技术和资本密集型农产品上也就有很强的比较优势（布娲鹣·阿布拉2008）。
表4 2009年中国与哈萨克斯坦、吉尔吉斯斯坦农产品贸易指数
农产品类别（SITC Rev.3)
显示性优势指数RCA
贸易强度指数TI
产业内贸易指数IIT
中
哈
吉
中哈
哈中
中吉
吉中
中哈
中吉
00 活动物
0.76
0.02
1.76
0.00
6.50
0.00
0.00
0.00
1.00
01 肉及肉制品
0.52
0.00
0.08
0.00
31.96
46.44
0.00
0.00
0.00
02 奶产品和蛋类
0.09
0.11
2.48
1.51
0.00
0.63
0.00
0.00
0.00
03 鱼及鱼制品
3.59
0.72
0.03
0.29
0.12
0.15
0.00
0.33
0.00
04 谷物及谷物制品
0.28
6.44
0.28
2.39
0.00
5.04
0.00
0.00
0.00
05 蔬菜及水果
2.54
0.35
3.85
2.91
0.01
8.13
0.39
0.00
0.07
06 糖、糖制品及蜂蜜
0.76
0.24
0.10
0.02
0.00
0.03
0.00
0.00
0.00
07 咖啡、茶、可可粉及香料
0.79
0.13
0.37
0.15
0.16
0.60
0.00
0.02
0.00
08 动物饲料
0.92
0.45
0.00
0.12
0.00
0.00
0.00
0.00
1.00
09 混合食物制品
0.98
0.30
1.11
0.72
0.00
1.83
0.00
0.00
0.00
11 饮料
0.23
0.10
0.35
0.03
0.05
0.10
0.23
0.36
0.53
12 烟草及烟草制品
0.80
0.84
3.28
0.00
0.00
0.53
0.00
1.00
0.00
21 生皮及皮革
0.02
0.16
1.71
0.00
4.51
0.00
11.52
0.00
0.00
22 含油种子及油质水果
0.36
0.29
0.06
0.00
0.01
5.88
0.00
0.00
0.00
23 天然橡胶
0.31
0.00
0.00
2.08
0.00
95.01
0.00
0.00
0.00
24 软木及木材
0.58
0.00
0.00
0.49
0.00
0.00
0.00
0.00
1.00
25 纸浆与废纸
0.08
0.00
0.05
0.08
0.00
0.00
0.00
0.00
1.00
26 纺织纤维
1.71
2.42
5.80
0.33
0.49
0.14
0.35
0.08
0.05
29 未加工动植物原料
2.34
0.11
0.52
0.24
13.76
1.73
0.13
0.63
0.09
41 动物油脂
0.51
0.04
0.02
0.00
0.00
28.01
0.00
1.00
0.00
42 固态植物油脂
0.09
0.31
0.00
0.16
0.00
3.15
0.00
0.00
0.00
43 加工后的动植物油脂类
0.29
0.12
0.01
0.08
0.00
0.31
0.00
0.00
0.00
资料来源：根据UN Comtrade 数据库数据计算。
（二）贸易强度指数TI
在大部分农产品类别上，中哈、中吉贸易国之间的TI指数存在很大的差异，说明对方市场对本国的重要性在各类农产品上都基本不同，也就是说双方在这些产品上的贸易互补性很强。中哈贸易中，在奶产品和蛋类、谷物及谷物制品、蔬菜及水果、天然橡胶等产品上，中哈TI指数大于1，说明在这些产品上中国对哈萨克斯坦的出口水平高于同期世界对哈萨克斯坦的出口水平；而在活动物、肉及肉制品、生皮及皮革、未加工动植物原料等产品上，哈中TI指数大于1，哈萨克斯坦对中国的出口水平高于同期世界水平，两国在上述农产品上贸易关系较为紧密，具有很强的互补性。中吉贸易中国际贸易论文，在肉及肉制品、谷物及谷物制品、蔬菜及水果、含油种子及油质水果、天然橡胶、动物油脂、固态植物油脂等产品上，中国对吉尔吉斯斯坦的出口水平远大于同期世界对吉尔吉斯斯坦的出口水平；在生皮及皮革产品上，中国从吉尔吉斯斯坦的进口大于同期从世界的进口，可见，吉尔吉斯斯坦是我国农产品的重要出口市场，与我国的农产品贸易合作有很大的发展空间期刊网。
（三）产业内贸易指数IIT
从中哈、中吉的产业内贸易指数看，在很多类农产品上IIT都为0 ，属于典型的产业间贸易。需要说明的是，产业内贸易指数为1的农产品，不是因为双边贸易的进出口额相等，而是根本没有进出口额，在那些农产品上不存在贸易。中国与哈萨克斯坦的IIT指数超过0.5的只有未加工动植物原料，与吉尔吉斯斯坦的只有饮料，其他产品的IIT指数都很小，说明中国与哈萨克斯坦、吉尔吉斯斯坦的农产品贸易竞争性很小，基本上属于产业间贸易。
五、结论与政策建议
根据上述分析，可以得出以下结论：
第一，中国与中亚五国的农产品贸易迅速增长国际贸易论文，但整体贸易规模还很小；贸易结构单一。除中哈农产品贸易外，中国与其他国家农产品贸易结构呈现单一性，主要出口第一大类农产品食物及活动物，进口第三大类农产品非食用原料中的纺织纤维、未加工动植物原料和生皮及皮革等农产品，其他两类农产品的贸易额很小，且主要是我国的出口。
第二，中国与中亚国家在不同类的农产品上具有各自的比较优势，符合各国的资源禀赋现状。中亚在我国稀缺的土地密集型农产品上具有比较优势，而我国在劳动和资本密集型农产品上具有比较优势，不同的优势产品使双方贸易具有很强的互补优势。
第三，中国与中亚的农产品贸易属于产业间贸易，对方市场对本国具有不可忽视的重要性，双边贸易呈现很强的互补性和互利性，贸易的潜力和发展空间很大。
针对中国与中亚国家的农产品贸易情况及互补性分析，提出几点政策建议：第一，在上海合作组织的框架下，积极寻求与中亚五国在农产品贸易、投资与贸易协定方面的谈判，争取早日签订双边农业合作、贸易与投资框架协议国际贸易论文，进而建立持续长效的农业经贸合作机制。第二，积极实施“走出去”战略，充分发挥农产品的比较优势，将潜在的互补性转化为现实的互利性，进一步扩大贸易规模；第三，鼓励企业走出去，创新营销技术和策略，积极开拓潜在市场，促进贸易结构多样化以及农产品贸易市场的多元化；第四，把开展农产品贸易与农业援助结合起来。参照中非农业合作的成功经验，对中亚国家中存在粮食安全的吉尔吉斯斯坦和塔吉克斯坦开展无偿农业援助，以“政府搭台，企业唱戏”的模式帮助这些国家开展农产品生产和加工。
参考文献
1．凌振春.中澳农产品贸易互补性与竞争性分析[J].上海经济研究，2006(11).
2．布娲鹣·阿布拉.中亚五国农业与中国农业的互补性分析[J].农业经济问题，2008（3）.
3．刘小波等.中国农产品出口哈萨克斯坦的结构与比较优势分析[J].农业经济问题，2009（3）.
4．陈建军，肖晨明.中国与东盟主要国家贸易互补性比较研究[J].世界经济研究，2004（8）.
5．王琦，孙咏华，田志宏.农产品对外贸易的产品分类问题研究[J].世界农业，2007（7）.
论文关键词：国际贸易相对利益，绝对利益适应能力，供求关系
一、什么是国际贸易？
国际贸易通常是指国家之间的商品、劳务和其他生产要素的交换活动，是世界各国在国际分工的基础上通过国际市场的交易活动，实现商品以及劳动、科技等生产要素的合理配置，达到互通有无，取得绝对和相对利益的行为方式和过程。一方面，国际贸易的规模和结构是由各国经济发展水平和特点决定的；另一方面，一国对外贸易的状况又对本国经济发展速度和供求总量平衡的实现产生重要作用。
二、国际贸易政策
国际贸易政策是一个国家的总政策国际贸易相对利益，特别是经济政策的重要组成部分。它的目的在于发挥本国优势：一方面，优化产业结构和产品结构，提高产品在国际市场上的竞争能力，并利用国家力量扩大出口；另一方面，利用经济和其他手段限制进口，保护本国国内市场，达到平衡国际收支，扩大社会需求，刺激经济增长的要求。具体政策主要有：一、贸易保护政策，二、自由贸易政策论文格式模板。
三、国际贸易的绝对利益和相对利益
在国际贸易中，贸易利益及其如何在贸易参与国之间进行分配涉及到两个方面的问题：一是确定应当出口什么，进口什么，它与一个国家参与国际分工的产业结构和产品结构相关；二是如何确定进出口商品要达到的目标，它是指在国际贸易条件下进行什么样的商品交换更有利。那些基本上是自给自足的经济国家国际贸易相对利益，经济结构以国内分工为基础，开放程度较低，对外贸易通常以互通有无、调剂余缺、满足需要为主要目标。而经济开放型国家则以国际分工为背景组织国内生产，国际交换突破了转换使用价值的局限，而注重贸易中的比较利益。依据比较利益原则确定其以何种方式参与国际分工，确定进出口商品的结构和流向，通过对外贸易求得利益的增长。
1、国际贸易的绝对利益
从对分工极大地有利于老公生产力率的提高这一规律的认识出发，出现了以绝对优势为基础的国际分工和贸易，以致贸易双方都能从国际贸易中得益。不同国家在具体产品的生产上具有绝对成本的差异。所谓绝对成本差异是指在某种产品的生产上一个国家 所耗费的劳动成本绝对低于其他国家。
2、国际贸易的相对利益
通过对两个国家生产成本的比较，如果某一个国家并不拥有任何绝对优势，而是居于绝对劣势，那么，国际贸易的结果，仍然可以使贸易双方取得贸易利益。只要各国商品之间的价格比率有所不同国际贸易相对利益，在进行贸易时，每个国家都会有一种比较或相对优势。也就是说，一个国家生产任何商品的成本均比其他国家都高，然而，这个国家生产的某种商品的成本相对于生产其他商品的成本相对较低，那么，这个国家在生产这种商品上便具有比较优势，就应该生产并出口它，通过国际贸易来交换本国生产处于相对劣势的产品，从而取得相对利益论文格式模板。
四、国际贸易的供求关系
国际贸易与国内贸易一样，是在一定的供求关系条件下进行的。国际贸易的供求关系对国际贸易的价格有着重大影响，也决定着一国对外贸易的战略、策略和进出口格局及结构。
1、影响国际贸易供求关系的因素
经济发展周期的影响、贸易保护的影响、国际垄断的影响、国际或地区性经济事件或政治、军事局势的变化的影响。
2、增强对国际贸易供求关系变化的适应能力
国际贸易供求关系的变化，对于一个国家进出口业务、国际收支及国内经济发展产生的影响越来越大。为了适应这种变化，提高国际竞争能力国际贸易相对利益，通常根据本国国情和国际贸易发展的趋势，适时调整对外贸易的战略和策略，调整国内的产业结构，充分发挥本国在生产上占绝对优势和相对优势产品的生产，在国际贸易中获得绝对和相对利益。
五、结束语
发展中国家要从根本上改变在国际贸易中的不利地位，最终途径还是要加快本国技术进步，提高整体经济实力，逐步增加高技术产品、高附加值产品的出口比重，才能立于不败之地。
参考文献
1、经济学基础（第三版）李明泉主编东北财经大学出版社2010、8
2、西方经济学王瑞芬主编清华大学出版社2009
论文摘要：对于对外贸易迅猛发展的中国而言，人民币汇率波动的贸易效应受到了学术界广泛关注和思考，本文将对相关文献按照总体和区际分类的角度的进行评述。
1．人民币汇率波动与中国总体贸易效应研究评述
近年来，由于中国经济持续发展，对外依存度不断提高，关于人民币币值汇率波动对我国总体贸易影响的讨论一直十分激烈。纵观这些成果的研究结论，大致可以分为三种观点：人民币汇率波动对贸易有着正面影响；人民币汇率波动对贸易有着负面影响；人民币汇率波动对贸易影响不大。
1．1人民币汇率波动对中国总体贸易有正面影响
魏巍贤早在1997年发表于《统计研究》的《中国出口与有效汇率的关系分析》一文对此有比较详细具体的实证分析研究，最终笔者得出结论：从长期来看，改革开放以来出口总量的不断增大与有效汇率的持续贬值密切相关，因此这意味着两方面内容，一是我国以促进出口增长为目标的汇率政策是长期有效的，改革以来的汇率贬值确实起到促进出口长期增长的作用；二是我国出口商品的国际竞争力不尽人意，长期的出口增长过分依赖于汇率的贬值。临时眭政策因素在短期内也百弱f起出口总量的变化使之脱离它与有效汇率的均衡关系水平。
另外，李海菠2003年在《世界经济研究》发表的一文《人民币实际汇率与中国对外贸易的关系》根据1973—2001年的年度统计数据，采用与魏巍贤相类似的方法．即用单方程协整分析检验调整后的实际汇率ARER、中国外贸进出口总额、出口额和进口额的协整关系。加之EG两法估计它们之间的长期关系，最后使用Granger因果关系检验等实证分析方法，研究了人民币实际汇率与中国对外贸易之间的关系，也得出了相类似的结论，即人民币实际汇率与中国对外贸易之间存在着长期的均衡关系。并且笔者还证实了实际汇率可以改善短期内中国的对外贸易状况。
通过检索文献发现．该类文献的数量相对而言比较少，原因应该是我国经济发展的总体事实与该理论有所不一致。
1．2人民币汇率波动对中国总体贸易有负面影响
郑恺2006年发表于《财贸经济》的一文《实际汇率波动对我国出口的影响——基于SITC比较》对“人民币汇率波动对中国总体贸易有负面影响”进行了实证研究，简要综述如下：
根据有关的国际贸易理论，决定对外贸易通常有3个变量。第一是外国收人大小，第二是相对于外国商品的贸易条件，第三是货币比价即汇率大小。由此，为了度量汇率波动对贸易的影响，必须控制以上3个变量。但由于GNI不存在月度统计数据，笔者采用美国的工业生产指数来代替GNI或GDP数据，此外由于我国不存在进出口价格的完整时间序列数据，因此可以利用实际汇率进行替代。在构造实证模型时，笔者将波动率作为外生变量，在存在协整的情况下，相应采用VAR的扩展VEC模型来估计估计短期内波动率对贸易波动的影响。其构造的模型为：
其中，EX为中国对美国的出口数量的自然对数值，i表示为不同的行业，IPF为美国工业，生产指数的大小，R表示人民币兑美元的实际汇率的自然对数值，v表示实际汇率的波动率，ecm为误差修正项，反映了贸易变化的长期趋势。J表示变量滞后阶数。
笔者运用了以上VAR的扩展模型进行分析，由于VAR可以解决不平稳数据造成的不稳定性以及内生变量之间的相互影响。因此可以更好的估算出汇率波动对贸易的影响，他研究了自1994年以来中国对美国按SITC出口贸易与实际汇率波动的关系，结果表明我国的一些行业受汇率波动的负面影响较大。
此外，李建伟、余明2003年在《世界经济》发表的《人民币有效汇率的波动及其对中同经济增长的影响》一文也对“人民币汇率波动对中围总体贸易有负而影响”这-fq题进行了实证研究．笔者利用的是1995年1月一2003年6月的季度数据，与郑恺使用的方法不同．李建伟、余明两位学者运用的是两阶段最小二乘法，对人民币实际有效汇率与进出口贸易和利用外资的十日关关系进行回归分析．结果显示人民币实际有效汇率是影响中国进出口贸易和利用外资的重要因素，从而他们认为人民币有效汇率大幅度波动会对中国经济增长形成巨大负面冲击。
1．3人民币汇率波动对中国总体贸易影响不大
曹阳、李剑武于2006年在《世界经济研究》发表的《人民币实际汇率水平与波动对进出口贸易的影响》一文基于1980—2004年的年度数据，首先用AK—GARCH模型测算出人民币实际汇率的波动率。最后采用Engle—Grnager两步法，进行了协整分析，从而对“实际汇率波动对我国进出口贸易的影响”进行研究，笔者发现人民币汇率波动的增加对我国的进出口贸易的影响不显著。
强永昌等2004年于《世界经济研究》发表《有关人民币汇率问题的对外贸易分析》一文．笔者通过对我国1990—2001年各种价格研究了1990年以后的人民币汇率和中国对外贸易的关系。首先分别构建了出口方程以及进口方程，根据1990—2001年的样本数据，用Eviews软件进行回归分析，最终得出了中国对外贸易出口额、进口额与人民币实际汇率之间存在的弹性关系不大，相关性较弱的结论。
综上所述，以上三类文献分别从人民币汇率波动对贸易的正面影响、负面影响和影响不大三个方面进行了实证研究。
2．人民币汇率波动与中国区际贸易效应研究评述
刘巍、郭友群2003在《国际经贸探索》发表了《对人民币汇率与广东省进出口额之间关系的实证分析》一文，笔者运用广东省1987-2001年的数据进行了实证分析，指出人民币牌价汇率变动1个单位，广东省的出口额就同方向变动O．15亿美元．人民币牌价变动1％，广东省出口额就同方向变动29％。这个结论说明，人民币贬值有利于广东省出口的增长。得出同样结论的有关研究文献是戴世宏2006年发表于《上海金融》的《人民币汇率变动对上海市贸易收支的影响》一文，笔者采用ADF检验，对上海1993—2004年度的GDP、进口额及人民币实际有效汇率进行研究．发现人民币汇率贬值有力地促进了上海市出口贸易的增长，这种促进作用随着贸易自由化程度的提高而不断增强；进口方面，人民币贬值对上海市进口产生了一定的抑制作用。
以上两篇文献主要是基于实际汇率与进出口量的关系分析，而陈志昂2001年发表于《商业经济与管理》的《人民币汇率与浙江出口变动的实证研究》一文则是分别考虑了实际汇率和名义汇率对贸易的影响，在泰米姆·贝佑米估计的贸易方程的基础上，利用浙江省1990-1998年的相关数据，建立了以汇率和贸易国国内生产总值为变量的长期和短期回归模型，实证分析分析得出结论：人民币名义汇率对浙江出口正相关，实际有效汇率对浙江出口负相关，但汇率弹性较低。
所以，结合以上文献总的来看，人民币汇率波动对各省对外贸易的影响的不同结果符合中国经济改革开放以来市场规模不断扩大，“中国制造”和“世界加工厂”逐渐形成的事实，并且市场规模的出口效应大都分布在中国的沿海发达地区，基本与经验判断一致。
论文关键词：对外贸易和,欠发达地区,经济发展
一、欠发达地区对外贸易对经济发展的影响
自改革开放以来，对外开放对东部经济发展产生了巨大的推动作用，而对西部欠发达地区的经济增长的贡献甚微。贵州是西部欠发达地区最具典型意义的一个区域，一方面，它具有较先进的电子、航空、煤化工冶金等产业及丰富的自然资源，但另一方面，它的GDP占全国的比重极其小。2009年贵州省GDP占全国的比重仅为1.16%，造成欠发达地区的经济落后的一个重要原因就是对外开放的滞后。鉴于此，本文选取具有典型意义的地区贵州为代表，分析欠发达地区对外开放滞后与经济发展的关系。
1.对外贸易现状
贵州的进出口总额在1990年之前一直处于10亿元以下的水平，大大落后于其他省份，直到1990年才突破了11亿元。上世纪90年代，贵州对外贸易总额稳步增长，但占全国进出口总额的比重依然很小。“十五”期间贵州推出了一系列加强对外贸易的措施，使得对外贸易得到了长足发展，其中2004年突破了百亿，“十五”末期比“九五”末期增长了110.52%。在“十一五”期间的2008年对外贸易总额达234.08亿元，创了历史新高，同比增长35.44%（图1）。
图11980-2009年贵州省对外贸易和GDP关系（单位：亿元）
对外贸易贡献率是判断对外开放对经济发展贡献的重要指标。近年来，贵州对外出口贸易对经济增长的贡献率在5%左右波动，贡献较小，甚至在亚洲金融危机后出现负贡献。这反映了出口结构较落后的贵州，在正常情况下对外贸易对经济增长贡献不大，在国际市场不景气时负面作用较大（参见图2）。
对外贸易依存度是指一国经济对贸易的依赖程度，是用来判断对外开放程度的另一重要指标。如图2所示，贵州的外贸依存度一直徘徊在6%左右，从来没有突破10%。贵州经济发展对进出口贸易的依存度不仅远低于东、中部地区，与我国外贸依存度相比差距则更大。我国外贸依存度一直保持两位数，2007年达到最高峰，受金融危机的影响，2008、2009年有下降的趋势，2009年为44.96%。
图2贵州与全国贸易依存度及出口对经济增长的贡献率（单位：%）
通过上述分析发现，以贵州为代表的欠发达地区对外贸易和GDP增长基本同步。当GDP增长时，对外贸易同步增长，但是出口对经济增长的贡献率却呈现出不同步的状况，对经济发展（工业增长）贡献度最大的电力、有色冶金、饮料、烟草和黑色冶金五大优势行业外向度低，显示欠发达地区经济增长的自我循环，反映了欠发达地区GDP的内向型特征，缺乏竞争力，显然，欠发达地区对外开放滞后是其经济发展落后于东部的一个重要原因。
2.实证分析
为了进一步分析欠发达地区对外贸易对GDP的影响，这里采用贵州30年的数据进行实证分析，利用Eviews软件，将进口、出口、进出口及GDP等作为变量，并对这些变量进行相关性检验，检验结果显示：GDP与出口贸易、进口贸易、进出口贸易都有很显著的相关性（参见表1）。
表1贵州省进出口贸易与GDP的相关性
GDP
EX
IM
TOTAL_TRADE
GDP
1
0.954
0.949
0.957
EX
0.954
1
0.980
0.997
IM
0.949
0.980
1
0.993
TOTAL_TRADE
0.957
0.997
l)由协整分析结果可知，长期内我国进出口商品需求弹性分别为0.601%和0.861%，进出口商品需求弹性之和大于“马歇尔一勒纳条件”的临界值，说明人民币实际有效汇率变动对我国商品进出口贸易有一定影响。我国改革开放二十多年来，汇率变动对贸易收支的影响是比较显著的。由误差修正模型结果可知，短期内汇率变动不是影响我国进出口总额变化的重要原因，即短期内人民币实际有效汇率变动对我国进出口贸易不会产生很大的影响，短期内影响我国进出口贸易额的因素跟我国的宏观经济背景及商品结构影响更大。
2)由协整分析结果可知，长期内国内收入水平对进口的影响是正向相关关系;国外收入水平对出口的影响也是正向相关关系，但长期内国外收入水平跟我国出口关系并不显著。由误差修正模型结果可知，短期内国内、国外收入水平的变动对我国进、出口的变动影响都不大。这是由于我国经济是主要是依靠自身的发展，是依靠我国国内生产结构优化和升级、技术提高、宏观政策等因素。
3)由协整分析结果可知，长期内外商投资实际利用额和进口之间是显著的负相关关系，即外商投资实际利用额的增加会降低我国进口量，在一定程度上说明这两者存在着一定的替代关系。同时，外商投资的硕士论文实际利用额对出口影响也是显著的负向效应。由误差修正模型结果可知，在短期内外商投资实际利用额的提高能带动我国进口总额的增加，并且效果较明显。同时，外商投资实际利用额和出口之间却不存在短期显著的正向关系。主要是由于外商投资开始时需要的先进技术设备都要靠国外引进，因此短期内会对我国的进口总量产生明显的正向冲击，而对出口的影响则不大。
4)由协整分析结果可知，长期内我国对外的加工贸易和出口之间是显著的正向相关，说明加工贸易的确能推动我国出口的增长。而我国的贸易顺差也大多数是由于加工贸易的增长引起的。
5)由granger因果关系检验结果可知，长期内人民币实际有效汇率变动不是我国出口变动的主要原因。即人民币实际有效汇率的变动对我国商品出口影响不显著。这是由于我国出口商品的结构不断优化和升级，技术含量不断提高，竞争力不断加强使得出口额增长迅速，而不是由于汇率的贬值引起的。即长期内我国商品的出口不是依靠低廉价格而是依靠日渐成熟的技术。而实际上自从2000年以来我国工业制成品的出口增速一直就快于初级产品。
6)由granger因果关系检验结果可知，人民币实际有效汇率变动是我国进口变动的主要原因。即人民币实际有效汇率的变动对我国商品进口影响显著。这是由于随着我国国内商品技术的提升，进口商品在国内的竞争将越来越激烈，从而增加了进口对汇率变动的敏感度。
【论文摘要】汇率调控的功能在于优化国际收支状况，更好地利用国际市场上的资源，但由于得不到均衡汇率水平的完备信息，中央银行对汇率的调控变得非常低效，汇率的变动非常被动。文章试图从国际贸易收支可持续的角度，利用马歇尔一勒纳条件，确定汇率变动的正确方向和经济可承受的变动幅度，进而为我国的汇率调控提供一种积极、有效的调控机制。
人民币汇率关系到我国外向型经济的健康发展，人民币汇率的形成机制问题长期以来是我国经济界探讨的重大问题之一。在20世纪50年代～70年代，争论的焦点主要是应该以购买力平价还是出口创汇平均成本来决定人民币兑美元汇率(金中夏，1996)。在改革开放后，人民币汇率改革市场化的取向逐渐成为理论界的共识，人们讨论更多的是汇率形成机制的体制安排(李扬，余维彬，2005)，汇率制度设计的效率(陈平，王曦，2002)，以及均衡汇率的存在性(金中夏，1996)等问题。而对人民币汇率进行调控的客观依据，浮动空间的科学设置等具体操作层面上的问题研究尚少。由于得不到关于人民币均衡汇率的完备信息，使得中央银行在汇率调控上显得效率低下，汇率变动相对于经济需要显得僵化、被动。例如：在具体银行间外汇市场上遇到满仓性失衡时，中央银行将无法确定合理的交易空问在何处(陈平，王曦，2002)。
汇率调控的功能在于优化国际收支状况，更好地利用国际市场上的资源，而经常项目下的国际贸易收支的优化是国际收支优化的基石。wWW.133229.CoM在国际贸易收支与汇率关系的理论中，马歇尔一勒纳条件是最重要的理论之一。本文就是利用这一理论，从国际贸易收支的可持续性角度出发，寻求人民币汇率变动的客观依据，和汇率浮动的合理区间。
一、对于马歇尔一勒纳条件的再认识
马歇尔一勒纳条件是指：在两国贸易收支均衡且出口供给弹性为无限大的前提下，如果两国的需求弹性之和大于1，则一国货币贬值会产生正的贸易差额。两国需求弹性之和大于1是国际贸易收支顺差的充分必要条件(胡代光等，1997)。
从马歇尔勒纳条件的推导过程中，1)我们可以获得以下五点启示：
1．条件成立的前提有两点。一是国内外供给曲线的价格弹性为无限大。而供给曲线的价格弹性要无限大，首先供给方的经济体不应太小，如果太小必然会遇到资源的瓶颈制约；其次供给方的经济应没有达到充分就业，存在着生产能力的巨大过剩，否则供给曲线将不会是水平；再次，供给方不存在垄断，接近于完全竞争状态，否则，供给曲线将会是一点、或不存在、或为非水平的斜线。二是起始点的贸易差额为零。起始点贸易差额为零的要求可以通过假设在年度贸易的终结时，顺差方将所有的顺差额用于购买逆差方的某种特殊商品而实现，如国债等。
可以通过坐标原点的平移实现，即，此时我们可以通过每次初始贸易额的清零来完成。
2．条件仅适用于短期分析。供给曲线的弹性为无限大的前提，说明供给价格的变化完全取决与汇率的变化，汇率的变化使得供给和需求在需求曲线的不同位置上达到均衡状态，然后再结合需求价格弹性的公式，计算出相应的进出口需求曲线的价格弹性值。从这里我们可以看出，由于在此处供给曲线自身变动的因素被排除在外，所以此条件仅能适用于短期分析，对于长期而言，供给曲线自身的变动将是不容忽视的重要因素。
3．对于需求弹性的认识。因为对一般商品而言，价格上升，需求将减少，所以在推导过程中，为了避免需求弹性出现负值，在一般弹性定义式的前面加上了负号，是取其相反数，而不是取绝对值。
4．从马歇尔一勒纳条件可推导出：在以外贸顺差为追求目标的前提下，在国内外商品需求弹性之和大于1时，人民币汇率应该贬值，在国内外商品需求弹性之和小于1时，人民币汇率应该升值。
5．从推导的过程可以看出：在对贸易商品的考察上仅是对两个商品，即一个出口商品和一个进口商品而言，没有特别的要求，这就说明在出现部分商品需求弹性不具有可计算性时，分开处理在理论上是可行的。
二、对于马歇尔一勒纳条件的实证研究
(一)我国经济对马歇尔一勒纳条件前提的适应性分析
首先，我国是一个拥有l3亿人口的大国，劳动力资源充足，在充分利用国际、国内市场资源的前提下，对国际市场需求的供给存在着巨大的潜力。同时，由于我国的外贸企业联合对外的程度还很低，存在着无序竞争的状况，因此，假定国内对国际市场的供给曲线的价格弹性为无限大，具有一定的现实性。
其次，考虑到我国的经济总量占世界经济总量的比重不到7％，世界市场供给相对于我国的需求而言比较大，我国的对外需求在绝大多数情况下不足以对世界商品市场价格产生大的影响，所以假定世界商品市场对于我国的供给曲线具有供给弹性无限大的特征也是可行的。从国际市场上大宗商品的价格决定上看，我国在价格决定方面大都处于价格接收者的地位，这也间接验证了这一假设。
(二)实证检验分析的说明
本文将主要利用《中国统计年鉴》上可获得的年度贸易数据进行实证检验。按照运算的需要，根据是否可同时获得数量和价格信息，将我国的进出口商品分为两部分：
一部分是可以得到具体数量和贸易金额的商品。对于这一部分商品，通过分别计算各种商品的年度间的中间需求弹性，再以每种商品在此类商品贸易总额中的比重为权重，对所得需求弹性求加权平均数，以此复合的需求弹性表示此类商品的总需求弹性，再运用马歇尔一勒纳条件进行推导，将所得结论与实际贸易收支状况进行对比，以此来判断马歇尔一勒纳条件在我国的适用性。
另一部分商品为仅能获得贸易金额，而无法获得贸易数量的商品。此时不能对其进行弹性分析，故而不能将马歇尔一勒纳条件用于分析汇率对这一部分商品贸易的影响。在本文中将不对这一部分商品给予考虑。①
(三)马歇尔～勒纳条件适应性实证分析
从表l中我们看到：在1999年～2000年间，人民币相对美元略有贬值，对于此类的商品贸易顺差额没有扩大反而减少，由1999年的顺差412603万美元，变为2000年的逆差119567万美元。从马歇尔一勒纳条件看，此间的出口弹性与进口弹性之和表现为大于1，汇率的贬值应引起贸易收支状况的改善，这里表现出了实际情况与马歇尔一勒纳条件的背离。从2000年～2001年的贸易收支状况看，人民币对美元的汇率出现小幅升值，这时此类商品的贸易收支状况出现了进一步的恶化，由2000年的逆差119567万美元扩大到2001年的逆差741775万美元。这里的表现与马歇尔一勒纳条件的推导结论完全一致，此间的进出口需求弹性之和为1．437大于1，所以汇率升值导致贸易收支状况恶化。在随后的2001年～2002年人民币汇率保持了基本的稳定，我们看到此类商品的贸易收支状况的恶化程度有所减轻，贸易赤字增量由2000年～2001年的622208万美元降到2001年～2002年的215875万美元，此类商品的贸易赤字加剧的趋势大为缓解。对于1999年～2000年间的异常情况，可以从1998年的东南亚金融危机中得到较好的解释：1998年下半年东南亚金融危机爆发，在1999年我国周边国家的货币大幅度贬值，使我国的货币对美元虽只是小幅度贬值，但对周边国家的货币却大幅升值，所以从理论上看，进出口需求弹性之和大于1，本币升值引起贸易收支的恶化是理所当然。至于在2001年～2002年，汇率没有改变，而贸易收支的恶化情况有所解缓，则是因为离金融危机爆发也已有3年，周边国家货币已经由危机时的过度贬值出现了回升，经济已经得到了恢复，这时的人民币对美元汇率的稳定，而对于周边国家货币则已经是在贬值。参照这一期间的进出口需求弹性之和(2001—2002)，如果去掉一个特殊的项(电视出口的需求弹性为一26．242)，则在此期间的此类商品的出口需求弹性为1．251，由马歇尔一勒纳条件知，进出口需求弹性之和大于1，本币贬值会有利于平衡贸易的逆差，本币升值会加剧贸易逆差，这与上述的汇率变化与贸易额变化的描述基本吻合，所以运用马歇尔一勒纳条件对这几年此类商品贸易差额变化情况的解释是合乎情理的。
我们注意到，从2002年起，此类商品的进出口需求弹性和发生了意想不到的变化，进出口需求弹性之和出现了负值。在2002年人民币对美元汇率保持了稳定，如上所述，在周边国家经济复苏已经很明显的情况下，东南亚各国的货币在回调，这意味着我国的货币对周边国家的货币在贬值。在进出口需求弹性为负值(远小于1)的情况下，由马歇尔一勒纳条件知，此时，货币贬值就意味着贸易收支状况的将恶化，事实上也确实如此。我们看到：在2002年一2003年，本已在上一年度里得到有效遏制的贸易赤字在此期间又有了进～步的恶化。贸易赤字的增量由2001年～2002年的215875万美元又增加到2002年～2003年的1933935万美元。从2003年起，人民币对美元汇率出现了小幅度的上扬，人民币开始升值，而且升值的变化趋势是在逐年增大。由马歇尔一勒纳条件可推之，在进出口需求弹性之和小于1时，汇率的提高，将会带来此类商品进出口贸易的顺差。2003年～2006年，这四年的贸易收支额证实了这一点。人民币出现了小幅度的升值后，此类商品的贸易额在2003年是逆差2891585万美元，到了2004年就实现了贸易顺差2757117万美元，而且在此后的两年里贸易顺差额的变化趋势是随着人民币的升值而逐年大幅度的上涨，在2006年实现贸易顺差82350l1万美元。
从以上分析，我们可以得出以下结论：在2002年以前的几年中，人民币兑美元的汇率保持了基本的稳定，我们发现在名义上的人民币汇率的变动对贸易收支状况的影响与马歇尔一勒纳条件推导的结论有一定的出入。但是，如果考虑到东南亚金融危机的影响，马歇尔一勒纳条件仍能很好的解释我国贸易收支变动的现实。2002年以后的几年里，贸易收支的变化与马歇尔一勒纳条件的推导结论完全一致。所以，马歇尔一勒纳条件基本上可以刻画出汇率变化对于我国贸易收支状况的影响。
(四)马歇尔一勒纳条件在人民币汇率形成机制中的实践探索
从表2中，我们发现我国进出口弹性的数值在不同的年份里表现出不同的数值。其原因为：在同一需求曲线上，不同线段处所对应的需求弹性值不同。由于供给曲线被视为水平，具有无限供给弹性，所以成本函数和汇率水平共同决定着价格水平，在成本函数不变的前提下，汇率的变动决定着价格的变动，进而共同决定着所求需求弹性对应的起始点，及对应的需求曲线段位置，决定着经济中进出口需求的不同需求弹性，所以进出口需求弹性与汇率及汇率变动之间存在着函数关系，进而，进出口需求弹性之和与初始汇率及相应的汇率变动之间存在着函数关系。
进出口需求弹性数值是年度间的变量，汇率的值为进出口需求弹性的起始年度的平均汇率，汇率变动指标为后一年度与前一年度间的汇率差额，同时，我们注意到在加入wto后，进出口需求弹性发生较大变化，因此在此设定一个虚拟变量以反映此变化。为了便于进行回归分析，在此假设进出口需求弹性之和与各变量的关系式为：yt=31o+31。xt+312z。+13，h+31一+￡”其中：y表示第t期的进出口需求弹性之和，x表示第t期的汇率改变量，z表示第t期时的起始汇率，h表示虚拟变量，加入wto前为0，加入wto后为1，y表示第卜1期的进出口需求弹性之和为随机扰动项。这里为了消除变量的自相关性和其它遗漏因素对于回归分析的不利影响，将上一期的进出口弹性之和作为回归方程的一个自变量，对2000年～2006年的数据，运用最／b-乘法对变量间的关系进行回归分析方程式如下：
y,=-9461．845_0．126x+1．14z。-4．708h一0．227y一1拟合优度r2=0．993，方程系数对应的t检验值依次为一0．6，一2．716，0．61，一9．86，一2．297．显然汇率(zt)与进出口需求弹性和的线性关系不能通过显着性检验，这可能是因为在此处汇率与弹性相比太大，并且变化也不显着所致。下面将这一因素排除后，重新进行回归分析，得如下方程：
yf1．844—0．1olxt一4．742ht一0．227y l方程的拟合优度为r=0．991，方程系数对应的t检验值依次为6．777，一6．296，一12．07，一2．768。前面三个都可以通过5％水平上的显着性检验，最后一个也可以通过10％水平上的显着性检验，方程很好地拟合了需求弹性与汇率变化间的变化规律。
下面我们利用这一关系式来说明其在汇率调控中的设想。以2007年为例。
我们知道2006年的进出口弹性之和为一0．332，根据马歇尔一勒纳条件知，此时人民币升值会带来国际贸易收支的改善，因此2007年的汇率走势应该是升值，但是最高的升值幅度该是多少呢?我们可以用上面的回归方程进行计算：
此时，y一0．332，虚拟变量h|=1，为了使人民币汇率升值不至于导致贸易收支恶化，则要保证此时升值不至于使进出口需求弹性之和大于1，即下式成立：
y=1．844—0．101x一4．742-0．227×(一0．332)≤1
解之得：x1≥一37．851
【关键词】对外贸易；进出口；经济增长
1.引言
目前有关我国对外贸易的经济增长效应的实证研究不仅未能得出一致结论，而且仍然存在以下问题：首先，大部分研究只对进出口额与GDP进行简单回归分析，没有对时间序列平稳性进行检验，非平稳时间序列可能导致伪回归；其次，在数据处理上没有考虑到物价水平对统计量的影响，使用未处理过含有物价影响的统计量，对外贸易对经济增长的作用可能会被放大或缩小；最后，许多研究仅考虑出口对经济增长的影响，而忽略了进口。实际上进口与出口是两个相互影响的变量，它们对一国经济增长都能产生影响。进口更多受到国内因素的影响，同时进口反过来又可以影响国内消费、投资、出口需求等，而出口更多受到国外因素的影响，它反过来也可以影响国内消费、投资、进口等，因此，仅仅用净出口衡量贸易对经济增长的作用是不合适的，它基本上是按照凯恩斯国民收入恒等式把进口当作国民收入漏出来处理。
本文将在平稳性检验、数据处理和变量选取上进行一定改进，分析我国贸易、进出口是否促进我国经济增长并进行格兰杰因果检验。
2.模型的建立与实证分析
2.1 数据的选择与处理
本文研究对外贸易与经济增长相关关系时采用出口总额（EX）、进口总额（IM）、进出口总额（TOTAL）三个指标来反映对外经济贸易的状况，同时通过宏观经济总量指标国内生产总值（GDP）来衡量经济增长。样本数据选取了1980年-2010年年度数据31个，这些数据均来自《中国统计年鉴》。然后，我们以1980年为基期的消费物价指数对国内生产总值、出口总额、进口总额、进出口总额进行平减，以消除物价因素影响，
本文采用一般分析方法：根据样本数据资料建立合适的模型进行回归分析。传统简单回归分析一般假设时间序列是平稳的，但现实中经济时间序列往往是非平稳的，就像前面趋势图所揭示那样，数据存在变化趋势，这就意味着用传统回归分析会产生伪回归现象。为了使研究更有价值，更符合现实，需要对时间序列进行平稳性检验。
为了数据趋势线性化，对实际国内生产总值（RGDP）、实际出口总额（REX）、实际进口总额（RIM）以及实际进出口总额（RTOTAL）取自然对数，这种变换不会改变原来数据的协整关系，分别用LNRGDP、LNREX、LNRIM、LNRTOTAL来表示自然自然对数的实际国内生产总值、实际出口总额、实际进口总额以及实际进出口总额。
2.2 时间序列平稳性检验
（1）采用最为常用单位根检验—ADF检验。实际国内生产总值（LNRGDP）与实际进出口总额（LNRTOTAL）的ADF检验.
注：①检验类型中c，t，k分别表示截距项、趋势项和滞后期数，0表示不含有；②表中的临界值是由Eviews自动生成的，表示10%显著水平下的临界值；③DLNRGDP、DLNRTOTAL分别表示LNRGDP与LNRTOTAL的一阶差分值。
（2）实际国内生产总值（LNRGDP）、实际出口总额（LNREX）与实际进口总额（LNRIM）的ADF检验。
（1）（2）两步的ADF单位根检验结果表明在选择截距项、趋势项以及10%的显著水平下原始序列的ADF值均大于临界值，说明原始时间序列都是不平稳的；在选择截距项以及10%或者1%的显著水平下一阶差分序列的ADF值均小于临界值，可以认为原始时间序列在一阶差分后达到平稳，即原始时间序列具有一阶单整性，因此，实际国内生产总值与实际出口额、实际进口额、实际进出口总额之间可能存在长期均衡的稳定关系，下面利用协整理论就对外贸易与经济发展关系进行定量分析。
注：①检验类型中c，t，k分别表示截距项、趋势项和滞后期数，0表示不含有。②表中的临界值是由Eviews自动生成的，其中*表示1%显著水平下的临界值，其它的表示10%显著水平下的临界值。③DLNRGDP、DLNREX、DLNRIM分别表示LNRGDP与LNREX和LNRIM的一阶差分值。
2.3 协整分析
由时间序列平稳性检验可知，实际国内生产总值、实际进出口总额、实际出口总额与实际进口总额为一阶单整性，于是对上述四个变量的一阶差分（见下表）进行协整分析。
协整这一概念是由恩格尔-格兰杰（Engle-Granger）在20世纪80年代提出的，而协整关系的研究在80年代末90年代初也成为计量经济学理论的一个重大突破，它是对非平稳经济变量长期均衡关系的一种统计描述。如果一组非平稳时间序列存在一个平稳的线性组合，即该组合不具有随机趋势，那么这组序列就是协整的，这个线性组合被称为协整方程，表示一种长期均衡关系。如果经济变量间存在一种长期均衡状态或者说经济系统具有内在均衡机制，那么在不断出现非均衡误差的过程中，内在均衡机制就会不断地去消除偏差，以维持经济系统原先的均衡状态。目前关于协整关系的检验与估计有许多模型，主要可以分为两种方法：一种是恩格尔-格兰杰（Engle-Granger）两步检验法，首先用最小二乘法对变量进行协整回归，然后再把线性回归所得到的残差进行单位根检验，若残差序列是平稳的，则说明存在协整关系，否则就不存在。另一种是约翰森（Johansen）的极大似然检验法，通过计算似然比统计量来确定协整方程的个数。由于文中数据选取的只有31个样本，属于小样本，所以本文采用第二种Johansen的极大似然检验法。
检验结果显示：在1%的显著水平下，DLNRGDP与DLNRTOTAL之间存在协整关系。同理，从后面三组协整边量的迹统计量与临界值的对比中可以看出DLNRGDP不仅分别与DLNREX、DLNRIM具有协整关系，DLNRGDP还同时与DLNREX和DLNRIM三者之间具有协整关系。总之，由上述协整分析我们可以得出经济增长与出口、进口、进出口之间都存在着长期稳定的均衡关系。
（1）估计有关DLNRGDP 与DLNRTOTAL 的协整方程：
DLNRGDP=0.150346*DLNRTOTAL+0.073411 ①
t 值： （2.842700） （7.007071）
协整方程①表明，从长期看，实际国内生产总值与实际贸易总额之间存在稳定均衡关系，实际贸易总额每增长一个百分点，实际国内生产总值就增长0.15个百分点。
（2）估计有关DLNRGDP 与DLNREX、DLNRIM 的协整方程：
DLNRGDP=-0.035691*DLNREX+0.166932*DLNRIM+0.077537 ②
t 值： （-0.585669） （3.193279） （7.579308）
由回归分析得到的②式，常数值和DLNRIM系数的显著性都很高，但是DLNREX系数的t值不高，并且为负值，效果不好。同时，方程的拟合优度指数为0.33，也不是很高，于是，对DLNRGDP与DLNRIM进行一元回归分析。
（3）估计有关DLNRGDP和DLNREX的协整方程：
DLNRGDP = 0.079238*DLNREX + 0.083776
T值 （1.384858） （7.170295）
由一元回归方程的T值可知，DLNREX的回归系数不显著，同时方程的R指数只有0.068696，因此说明，实际的出口值与实际的GDP没有太大的关系，因此，实际出口值对于GDP的影响可以直接剔除多元回归模型之中。
2.4 格兰杰（Granger）因果检验
协整检验结果说明我国对外贸易与经济增长之间存在长期均衡关系，但与二者相关关系不能确定因果关系一样，这种均衡关系也并不能确定对外贸易与经济增长之间的因果关系，即是对外贸易推动经济增长还是经济增长带动对外贸易的发展。为了验证二者之间的因果关系，我们利用格兰杰（Granger）因果检验进行分析。格兰杰因果检验是确定一个变量是否能预测另外一个变量。如果变量x能预测变量y，即根据y的过去值对y进行自回归时，如果再加上x的过去值，能显著地增强回归的解释能力，则称x是y的格兰杰原因；否则成为非格兰杰原因。其数学模型为：
有约束条件回归：yt=c + Σαi yt-I + Σβj xt - i + ut
无约束条件回归：yt=c + Σβj xt - i + ut
通过格兰杰检验就可以知道两个经济变量之间是单向因果关系，互为因果关系，还是相互之间没有任何关系。
检验结果：
（1）实际进出口总额（LNRTOTAL）不是实际国内生产总值（LNRGDP）的格兰杰原因。实际国内生产总值（LNRGDP）是实际进出口总额（LNRTOTAL）的格兰杰原因。
（2）实际国内生产总值（LNRGDP）是实际进口（LNRIM）、实际出口（LNREX）的格兰杰原因，实际进口（LNRIM）、实际出口（LNREX）不是实际国内生产总值（LNRGDP）的格兰杰原因，实际出口与实际进口难以判断。
3.结论
我们对进出口与GDP值进行时间序列平稳性检验，用实际GDP，实际进出口额代替名义GDP和名义进出口额，剔除了物价影响；在此基础上，分析我国贸易、进出口是否促进我国经济增长，并进行格兰杰因果检验，得出主要结论：进出口总额、进口额、出口额与经济增长之间存在较强的相关关系，尽管各自增长是非平稳的，但通过协整检验分析可以得出经济增长分别与进口、出口及进出口之间存在长期稳定均衡关系；从协整方程可以看出进口与出口长期对经济增长都有促进作用；格兰杰因果检验表明从总体上看，对外贸易与经济增长只存在单方向因果关系，即出口，进口的扩大不是经济增长的原因但经济增长是出口、进口扩大的原因，这可能与我国经济增长方式和技术进步类型有关。
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