對外進出口貿易精選(五篇)

序言：作為思想的載體和知識的探索者，寫作是一種獨特的藝術，我們為您準備了不同風格的5篇對外進出口貿易，期待它們能激發您的靈感。

篇1

關鍵詞：對外直接投資；協整檢驗；誤差修正模型

改革開放以來，浙江對外貿易發展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現不斷增長的態勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優劣勢的態勢，從而直接創造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有統計方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統計數據，研究了這些發達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發達國家的對外直接投資對同行業的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。

上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統計數據，采用協整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。

二、實證分析

（一）數據選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發展統計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規模和經濟增長。

（二）時間序列的平穩性檢驗

在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩性檢驗，表明這些變量是平穩的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩性檢驗，即二階單整。

綜上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。

（三）協整檢驗

近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）

綜合考察這些變量之間的協整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。

對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩性檢驗結果如表4所示。

回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。

由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。

由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。

（四）誤差修正模型

誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經濟模型，成為協整分析的一個延伸。若變量之間存在協整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩定的關系，而這種穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。

由協整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：

lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1

t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）

lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1

t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）

在誤差修正模型(3)中，協整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態調整過程具有一定穩定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩定。

在誤差修正模型(4)中，協整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態調整過程具有穩定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩定關系。

三、結論與建議

通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：

（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。

從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協整關系，即它們之間存在長期穩定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發展。

縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發展是非常必要的,也是可行的。

（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發展歷程(齊曉華,2004)。由于其規模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。

本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。

從浙江省當前貿易戰略出發,政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創造效應的對外直接投資給予各種政策優惠,從而鼓勵企業積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業步入國際化發展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業結構。

對企業界而言，加入WT0后,國內市場上國內外企業的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業的生存空間，增強企業的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。

參考文獻：

蔡銳,劉泉.2004.中國的國際直接投資與貿易是互補的嗎?——基于小島清“邊際產業理論”的實證分析［J］.世界經濟研究(8).

齊曉華.2004.當代國際直接投資現狀與趨勢分析［J］.投資研究(3).

邱立成.1999.論國際直接投資與國際貿易之間的聯系［J］.南開經濟研究(6).

小島清.1987.對外貿易論［M］.天津:南開大學出版社:437-442.

王亞平.2004.“十一五”期間中國經濟參與國際分工趨勢展望［J］.經濟研究參考(49).

張如慶.2005.中國對外直接投資與對外貿易的關系分析［J］.世界經濟研究(3).

AGARWALJP.1986.Thirdworldmultionalsandbalanceofpaymentseffectsonhomecountries:acasestudyofIndia［M］//KHUSHIMK.MultinationalsfromtheSowth.London:Maemillan.

MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.

MARKUSONJR,JAMESRM.1983.Factormovementsandcommoditytradeascomplements［J］.JournalofInternationalEconomics,14:341-356.

篇2

關鍵詞:對外直接投資;進出口貿易;協整;誤差修正模型

中圖分類號:F71 文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)17-0143-03

阿瑟?劉易斯在其《經濟增長理論》中提出,促使經濟增長的三個近因為經濟活動、增進知識和增加資本。經濟增長是社會物質財富不斷增加的過程,通常表現為國內生產總值即GDP的增加。在開放經濟條件下,一國的經濟增長除了取決于國內消費和投資的拉動外,國際貿易和國際投資已成為國際經濟活動的基本形式,拉動經濟增長。

一、相關研究和文獻回顧

將國際直接投資與國際貿易及經濟增長聯系起來的理論,是在國際直接投資和國際貿易理論經歷了由分歧到交叉融合直至逐步一體化,可以將直接投資與貿易置于同一框架下研究后,才有了出現的可能。作此嘗試的首推日本一橋大學的小島清教授,他將國際直接投資理論建立在國際貿易理論的同一基石即國際分工基礎上,提出邊際產業理論,認為對外直接投資與對外貿易以互補形式存在,從而促進經濟增長。

實證研究方面,真正將進出口貿易與經濟發展、對外投資聯系在一起是鄧寧等(2001)在投資周期理論的基礎上,考察了韓國和中國臺灣的貿易與直接投資的發展軌跡,認為一個國家或地區的進口行為增加將導致外資流入增加,外資流入增加會導致出口增加,而出口增加又會最終導致向外投資增加。

以上成果說明了一國的對外直接投資與進出口貿易及經濟增長之間確實存在一定關系,并探索對外直接投資、進出口貿易與經濟增長三者的關系提供了有益的借鑒。但現有研究仍多是集中在單一的對外直接投資的貿易效應或是對外直接投資的經濟效應上,對對外直接投資、進出口貿易及經濟增長三者之間關系的實證研究還比較有限。本文要解決的主要問題包括:我國對外直接投資與對外貿易、經濟增長之間是否存在著長期穩定的均衡關系?它們之間的因果關系如何?

二、實證分析

前面已對對外直接投資、進出口貿易與經濟增長的相關理論進行了簡要闡述,現在此基礎上,運用協整理論、Granger因果關系檢驗等計量經濟學方法對我國的對外直接投資與進出口貿易及經濟增長三者間關系進行實證分析,以期對相關理論進行檢驗,同時也是對筆者所提待解決的問題進行解答。

(一)計量模型與數據說明

根據前文的假設及要解決的問題,選取的變量為1985―2007年我國國民生產總值(GDP),進出口貿易總額(EXI)和對外直接投資額(OFDI)。根據理論,對外直接投資、進出口貿易對經濟有促進作用,但是一國的經濟還會受到除該兩者之外很多因素的影響。為論證三者之間的關系,現引入以下函數:

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

其中,Q是除對外直接投資及進出口貿易以外的所有其他因素,如社會中的就業狀況即勞動投入的大小、社會中的資本要素狀況、人力資源情況、R&D情況等。u為隨機擾動項。假設所有其他因素Q不變,即固定Q時得到以下計量模型:

GDP=β0+β1*EXI+β2*OFDI +u

為了消除或減少可能存在的異方差,對各變量取自然對數,得到方程:

InGDP= β0+β1*InEXI+β2*InOFDI +u

為了直觀地描述OFDI、EXI和DGP三者的長期關系,將三者按樣本數據首先繪制時間序列變化趨勢圖,如圖:所有數據均取自《中國統計年鑒》,其中GDP數值以當年匯率折算換成美元。

從圖中可看出,各變量都有不斷增長的趨勢,且變動方向一致,說明其可能存在較強的相關關系,計算各變量之間的相關系數,結果見表1。

從圖1中可看出:時間序列數據有明顯的增長趨勢,且由表1可見,各變量之間的相關系數較高,甚至接近于1,表明各變量之間有較緊密的相關關系,是非平穩的時間序列變量。因此,要使建立的回歸模型有意義,就必須要求這些非平穩變量之間存在協整關系,而存在協整關系的前提就是各變量是同階單整的,為此必須進行變量的平穩性檢驗。

(二)變量的單位根檢驗

本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)單位根檢驗方法來檢驗變量的平穩性。為了研究的方便,并考慮到對各時序數據取自然對數后不會改變時序的性質及關系,且所得到的數據容易得到平穩序列,對這些時序數據進行對數處理后,得到的變量分別記為:LNGDP、LNOFDI、LNEXI。采用ADF檢驗進行單位根檢驗,檢驗結果見表2。

通過表3可以看出,GDP、QI、EXI的原對數序列在5%的顯著性水平下均存在單位根,即都是非平穩的。而經過一階差分后,三個序列都通過了5%顯著性水平下的平穩性檢驗,即不存在單位根,這表明了三個序列都是一階單整序列,可用I(1)表示。由此可見,若僅對LNQI、LNEXI、LNGDP進行簡單回歸而不做平穩性檢驗所得出的回歸結果是難以令人信服的。

(三)協整檢驗

要建立經濟變量的關系模型,還要檢驗它們之間的協整關系。協整(Co-integration)方法是研究非平穩時間序列之間是否存在長期均衡關系的有力工具。下面以Engle和Granger提出的基于協整回歸殘差的ADF檢驗進行分析,其結果見表3。

可得模型1為:

LNEXI=0.265761+0.271422*LNGDP-0.352590*LNGDP(-1)+1.074312*LNEXI(-1)

殘差項的穩定性檢驗:

由表3和表4可知,其殘差的ADF檢驗統計值-3.391788小于在5%的顯著水平下-1.9592值,故該序列是平穩的,說明LNEXI與LNGDP是(1,1)階協整,并且它們在5%的顯著性水平下存在協整關系,這表明我國的進出口貿易與GDP經濟增長之間存在長期的穩定均衡關系。

同理,可得表5。

可得模型2為:

LNOFDI=-9.32714+1.439447LNGDP

由表5和表6知其殘差的ADF檢驗統計值-4.299759小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9592,故此時殘差是平穩序列,說明LNOFDI與LNGDP是(2,1)階單整,表明我國對外直接投資與GDP經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系。

可得模型3:

LNOFDI=-4.722841+0.972615*LNEXI

由表8知其殘差的ADF檢驗統計值-2.913675小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9583,故此時殘差是平穩序列,說明LNOFDI與LEXI是(1,1)階單整,并且它們具有協整關系。且由模型3中系數0.972615為正,可知兩者存在同向的正相關關系,這表明我國對外直接投資與進出口貿易之間存在一個長期穩定的均衡關系,且兩者之間不存在明顯的替代關系,長期來看,兩者是相互促進的。這一點與前文小島清的貿易與投資互補理論模型是較吻合的,也即從長期來看,我國的對外直接投資和對外貿易互補互促,產生的貿易創造效應促進了GDP經濟增長。

(四)格蘭杰(Granger)因果關系檢驗

協整分析的結果反映了我國GDP、OFDI、EXI變量兩兩之間存在長期穩定的均衡關系,但是這種關系是否構成因果關系,三者之間又是怎樣的一個關系模式還需要進一步驗證。為使所建立的模型正確反映出我國貨物進出口總額、我國對外直接投資與我國國民生產總值之間的關系,下面進行變量之間的格蘭杰因果關系檢驗。通過格蘭杰因果關系檢驗,可得如下結果(見表9)。考慮到經濟中常出現的時滯效應,本文不是只用一種滯后階數來得到是否存在因果關系結論的。

我國的對外直接投資、進出口貿易與經濟增長很有可能存在這樣一種模式:進出口貿易發展促進經濟增長,經濟增長又促進對外直接投資。對外直接投資與進出口貿易在長期中相互促進和補充,從而進一步促進國民經濟的增長。

三、結論與討論

總之,通過上述數據的實證檢驗,可以發現對外直接投資與進出口貿易以互補互促關系存在,從而推動經濟增長,這與我國實際較為吻合。對外貿易與對外直接投資對推動我國經濟增長、增強綜合國力的作用是巨大的。

第一,從協整分析的結果可以看出,國民經濟的增長和進出口增長、對外直接投資增長之間存在著唯一的協整關系,表明三者之間存在著長期穩定的動態均衡關系,進出口貿易發展促進經濟增長,經濟增長又促進對外直接投資。對外直接投資與進出口貿易在長期中相互促進和補充,從而進一步促進國民經濟的增長。

第二,中國的對外直接投資與貿易基本上符合互補關系。對外直接投資QI對進出口貿易總額長期內是促進作用,但對貿易的替代作用不明顯。首先,這可能與我國對外直接投資的規模有關,凈對外直接投資仍為負值。其次,進出口貿易的增長速度加快、貿易規模的迅速擴大使得對外直接投資對貿易的影響弱化。這個結果很好地說明,有關我國日益增長的對外直接投資會帶來貿易或國際收支失衡的疑慮盡可打消。

第三,對外直接投資與對外貿易基本上是互補的,也就是說還是會對經濟增長起促進作用的。這意味著我國的對外直接投資和對外貿易需要朝著相互促進和相互補充的一體化趨勢發展,以促進世界經濟增長。

參考文獻:

[1] 王小紅,等.改革開放30年我國對外直接投資的回顧與展望[J].國際貿易,2008,(9).

[2] 孫敬水,張蕾.對外直接投資與進出口貿易關系的協整分析――以浙江省為例[J].財貿研究,2007,(1).

[3] 龔曉鶯.中國對外貿易與國際直接投資關系的實證分析[J].經濟理論與經濟管理,2007,(1).

[4] 江小涓.中國對外開放進入新階段:更均衡合理地融入全球經濟[J].經濟研究,2006, (3).

[5] 項本武.對外直接投資的貿易效應研究[J].中南財經政法大學學報,2007, (3).

[6] 張應武.對外直接投資與貿易的關系:互補或替代[J].國際貿易問題,2007, (6) .

[7] 姚樹杰,韋開蕾.中國經濟增長、外商直接投資與出口貿易的互動實證分析[J].經濟學,2007,(1).

[8] 張驍,等.國際直接投資理論的發展脈絡及最新進展[J].國際貿易問題,2006,(2).

[9] 張鵬,李榮林.外商直接投資對中國貿易影響的動態分析[J].世界經濟研究,2006,(6).

[10] 張如慶.中國對外貿易與對外直接投資的關系[J].世界經濟研究,2005, (3).

[11] Dunning J. H, Chang-Su Kim and Jyh-Der Lin.2001.rporating Trade into the Investment Development Path: A Case Study of Korea and Taiwan[J].Oxford Development Studies, 29.

[12] Dunning J. H.1981,“ExplainingThe International Direct InvestmentPosition of Countries: Towards a Dynamic or Development Approach”,Weltwirtschaftliches Archiv, Vol. 119: 30-64.

篇3

關鍵詞：中國對外貿易“雙降”；成因；傳統外貿；貿易競爭優勢

2016年7月13日，海關總署正式對外公布了我國2016年1-6月進出口數據：貨物貿易進出口總值為11.13萬億元人民幣，同比下降3.3%。其中，出口6.4萬億元，下降2.1%；進口4.73萬億元，下降4.7%；貿易順差1.67萬億元，擴大5.9%，繼續延續2015年，我國進出口同比下降的態勢。在世界經濟形勢依然錯綜復雜，全球貿易延續萎縮態勢下，解析“雙降”產生的根本原因，并積極探尋其背后所隱藏的貿易新的發展路徑，將直接關系我國貿易結構的轉型和新的競爭優勢的培育。

一、中國對外貿易“雙降”現狀解析

（一）雖然我國目前在全球貿易市場所占份額呈穩步上升趨勢，但貿易額絕對值呈下降態勢

自2008年世界金融危機以來，消費市場、就業市場的持續低迷狀況嚴重制約了全球貿易發展，據WTO最新數據統計顯示，2015年全球主要經濟主體美國、德國、歐盟、日本等國家與地區貨物貿易出口額仍呈現負增長態勢，而作為新興市場國家代表的印度、南非、巴西等國家出口額也未保持曾經的高速增長態勢，分別下降-17.5、-9.5%和-16%。我國2015年貨物貿易出口額為14.14萬億元，較2014年下降了1.8%，相比較而言，在下降幅度上遠低于上述國家0.6至15個百分點，在國際市場份額擴大至約13.4%，也因此繼續保持第一貨物貿易大國地位。但必須指出，從我國貿易出口額的絕對值變化來看，2015年，進出口總值為24.59萬億元人民幣（約為36818億美元），比2014年43030.4億美元的總額下降了7%。其中，出口14.14萬億元，較2014年14.39萬億的出口額下降1.8%；進口10.45萬億元也低于2014年12.04萬億元的總額。從貿易進出口額的絕對值來看，2015年我國外貿進出口均呈現下降態勢。

（二）我國進出口貿易額在年度中所出現的短暫、有限上升態勢仍無法充分傳遞未來貿易市場好轉的信息，外貿壓力依然較大

據海關相關數據統計顯示，2016年1月份，我國一般貿易進出口1.08萬億元，占外貿總值的57.4%，較去年同期上升0.5個百分點，成為拉動出口的主要力量；當月民營企業進出口7730.5億元，增長1.1%，占外貿總值的41.1%，較去年同期提升4.4個百分點。但在2016年上半年，我國貨物貿易進出口總值中，一季度的進出口、出口和進口值分別下降6.9%、5.7%和8.4%；二季度的進出口、出口值分別增長0.1%和1.2%，呈現正增長；進口值下降1.2%，降幅較一季度收窄7.2個百分點。從總額來看，2016年上半年我國出口價格總體下跌3.2%，據此進一步測算2016年上半年貿易價格條件指數為105.2，即我國出口一定數量的商品可以多換回5.2%的進口商品，這雖然表明我國貿易價格條件有繼續改善的態勢，但內外需求的持續疲弱使得短暫的、有限的貿易改善態勢，并不足以抵消整體外貿水平下行的壓力。

（三）勞動在密集型產品出口占比最多的紡織品、服裝和鞋類三大產品出口下滑嚴重，導致我國出口貿易整體呈下滑態勢

海關的最新數據顯示，截止2015年，箱包及類似容器累計出口1579.8億元，服裝及衣著附件出口9731.9億元，紡織品6172.3億元，鞋類2988億元，紡織品、服裝、箱包、鞋類等7大類勞動密集型產品合計出口2.64萬億元，同比下降2.6%。其中占比超過七成的紡織品、服裝和鞋類則分別下滑1.8%、7%和4.8%。不可否認，傳統產業出口的下降，實現了我國貿易結構的進一步優化，使得以出口機電產品為代表的技術密集型產品的出口額達到8.15萬億元，同比增長1.2%，在出口總值中的占比也突破50%達到57.7%，雖然能為我國對外貿易提供長期發展動力，但新興產業的發展仍無法實現對整體下降態勢的扭轉，還不足以支撐整體數據回暖。

（四）大宗商品進口額減少，導致國際能源資源商品總體上供過于求，價格持續下跌，引致我國貿易進口額呈現大幅下降態勢

據國際原油市場價格顯示，2015年紐交所輕質原油期貨價格比年終最高點跌幅超過40%，截止2016年第一季度，價格接近每桶30美元額；而2015年我國原油進口平均價格也經歷了年初的每噸2856元人民幣到年底的每噸2020元人民幣的下跌過程，累計下跌了29.3%。總體來看，2015年全年進口平均價格比上一年下跌45.3%。同時，我國海關數據統計也顯示，2015年我國鐵礦砂、成品油、銅等大宗商品進口均呈下跌態勢，同比跌幅分別為39%、21.8%和 17.1%.《2015年1-10月大宗商品進出口數據分析報告》還顯示，近7成大宗商品進口量同比負增長，其中作為代表性品種動力煤2015年前三季度進口量6360萬噸，與去年同期相比縮減38%，天然橡膠進口300萬噸，較2014年相比縮減23%；浮法玻璃出口83.7萬噸，較2014年縮減43%，棉花2015年出口 735.6萬噸，同期相比縮減35%。

二、進出口“雙降”的形成原因

（一）從出口方面看，國際市場尚處于回復期，外部需求低迷徘徊的狀態限制了我國對外貿易發展速度

自2008年國際金融危機爆發至今，為使經濟水平快速回升，各國均采取了一系列刺激措施，但刺激效應卻無法持久。國際貨幣基金組織的《世界經濟展望》指出，世界經濟復蘇動力明顯不足，2015年全球經濟和貿易量僅分別增長3.1%和3.2%，又重新回落至2012年前4%以下的低增長，并預計這一低速增長態勢在2016年還將繼續維持，直至2020都難以達到危機前5年5%和8%左右的年均增速。WTO公布數據也顯示，2015年全球出口值下降幅度已超過11%，這是自金融危機爆發后的再次下降。我國海關統計數據也顯示，2015年，我國與歐盟、日本雙邊貿易分別下降了7.2%和9.9%。從企業屬性來看，無論是外商投資還是國企自營，2015年進出口也分別下降了6.5%和12.1%。而2015年12月，中國外貿出口先導指數為31.2，該值較11也已回落了0.8。這均意味著目前低速增長的國際經濟使國際市場需求始終無法走出低迷狀態，這極大影響了我國對外貿易出口的增長。

（二）從進口方面看，國際大宗商品價格大幅下跌，使得我國進口量較大的能源、資源產品呈現“量增價跌”的態勢，這直接拉低了我國對外貿易進口總體增速

國際金融危機爆發使得各個國家與地區經濟均受到不同程度的影響，直接導致了全球市場對原材料需求的嚴重不足。作為直接反映國際海運情況的權威指數，波羅的海干散貨指數BDI在2015年僅為1100左右，這甚至不及巔峰時期最高點11800點的十分之一，BDI的暴跌表明國際航運業陷入冰河期，國際間貿易十分清淡，也從另一個側面證明了全球市場對于原材料需求的減弱，這就必然直接導致商品供應價格的大幅下降。高盛集團前亞洲地區副董事長肯尼思?庫提斯就指出，油價和其他大宗商品價格暴跌，讓中國成為近期全球市場震蕩中的“大贏家”，令其可以節約石油、煤炭和天然氣開支，以低價增加戰略能源儲備。根據其計算，大宗商品價格暴跌讓中國一年省下了4600億美元，其中3200億美元源自廉價石油，剩余1400億美元源自其他能源、金屬、煤炭和農業大宗商品價格的暴跌。而我國商務部統計數據也顯示，受大宗商品價格下跌、國內需求走弱等因素影響，進口仍在低位運行，2015年，中國原油、塑料、大豆、天然氣、紙漿、谷物、銅精礦等10類大宗商品進口量增價跌，合計減少付匯1880億美元。

（三）隨著我國經濟發展進入新常態，國內經濟面臨較大的下行壓力，導致我國對一些大宗商品進口量的增速放緩，這也直接拉低了我國對外貿易進口額

我國經濟轉型的持續推進使得國內經濟發展也進入了穩定時期，目前正面臨較大的下行壓力，增速的放緩就使得對于一些大宗商品的進口量隨之減少。海關相關數據顯示，2015年，中國原油進口量增長8.8%，鐵礦砂進口量增長2.2%，煤、銅、鋼材進口量則分別下降29.9%、0.3%和11.4%，均較2014年有不同程度的回落。2015年上半年，原油、成品油、天然氣、煤炭、鐵礦石、銅精礦、鋼材、銅材、塑料原料、化肥、天然橡膠、大豆、谷物、原木和紙漿等15類商務部重點監測的大宗商品累計進口2152億美元，同比下降32%，拉低外貿進口12.6個百分點。而截至2015年底，我國進口價格總體下跌11.6%，鐵礦砂、煤、成品油、銅等大宗商品進口平均價格同比跌幅分別為39%、21.8%、38.3%和17.1%。可見，我國國內對大宗商品進口量需求的放緩，也是導致我國進口值出現下降的重要原因之一。

（四）在全球貿易結構性困境下，我國作為世界貿易重要參與國，本國對外貿易自然難以獨善其身

作為全球價值鏈的主導經濟體，發達國家的中間品進口額的增長狀況是全球價值鏈貿易發展的重要標志，而以美國和德國為例，WTO相關數據統計顯示，2015年兩國均繼續維持消費品增長態勢，增速提高到6.9%和8.3%；而美國中間品進口額下降幅度卻擴大至25.2%，德國也下降2.8%，這意味著發達國家主導的全球價值鏈發展依然呈現收縮態勢。受發達國家居民消費和企業投資缺乏增長動力、新興經濟體受到內生增長動力不足和政策空間有限的雙重制約，國際經濟下行壓力必然隨之加大，市場需求也將持續萎縮。一些國家為刺激國內經濟增長，推動貨幣貶值，更是進一步強化了國際市場份額競爭。據中國商務部對國內重點進出口企業的調查也顯示，我國近8成的企業反映外需不足，則是當前面臨的最大困難。加之一些國家試圖通過貿易限制措施保護國內產業，我國外貿所面臨的外部政策環境趨緊。可見，在全球貿易處于結構性困境的背景下，我國對外貿易發展所能爭取的市場、產品所能被接受的程度均受到不同程度的影響，這必然直接影響我國整體外貿發展速度。

三、創新競爭優勢視角下的對外貿易發展路徑

（一）擺脫對建立于人口紅利基礎上的傳統競爭優勢的依賴，優先發展服務貿易，培育新的貿易競爭優勢

經總理批準，國務院近日印發了《關于加快發展服務貿易的若干意見》，這正是目前國際經濟形勢復雜嚴峻，國內經濟下行壓力態勢仍舊存在的情況下，推進外貿結構的優化和培育經濟新動能和帶動產業發展的有效舉措。具體而言，一是在科學定位我國各經濟發展區域的絕對優勢和比較優勢的基礎上，抓住當前國際服務業轉移的新機遇，積極承接服務業國際間的轉移，融入全球服務貿易的產業鏈中，助推我國服務貿易全方位參與國際分工；二是通過政策引導實現資金與技術向服務業的的轉移，尤其是具有豐富科學技術基礎和雄厚資金存量的外資直接進入我國服務業市場；三是分階段有重點的助推高層次技術人力資本密集型服務行業發展，避免“一把抓”“全面開花”下產業規模的盲目擴張，實現服務業的發展真正建立在提高勞動力的基礎上；四是以穩妥穩健原則為指導，有計劃的在國家級新區開展服務貿易創新發展試點，專門進行服務貿易管理體制、發展模式、便利化等方面制度建設的探索，實現服務業開放準入的有序性。

（二）積極推進“一帶一路”戰略，提升我國與沿線國家間的經貿水平，有效推進我國外貿結構轉型升級

海關總署指出，2016年上半年，在出口下降2.1%，進口下降4.7%，形成進出口值雙降的形勢下，中國對部分“一帶一路”沿線國家出口卻呈現增長勢頭：我國對巴基斯坦、俄羅斯、孟加拉國、印度和埃及等國出口分別增長22.5%、16.6%、9%、7.8%和4.7%。同期，我國對歐盟出口增長1.3%、對美國出口下降4.6%、對東盟出口下降2.9%，3者合計占同期我國出口總值的46.4%。這既增強了我國在區域合作中的主導力又有效開拓了新市場，有利于順利推動產業跨境轉移，形成區域生產價值鏈。未來一是要進一步完善合作區域間的治理框架，通過對協商機制的不斷優化，確保“一帶一路”戰略要點落到實處；二是要為戰略的實施提供相應的融資合作配套機制，尤其是在基礎實施建設方面，為改變目前沿線國家基礎設施較弱的現狀應優先實現基礎設施的互聯互通；三是要優先構建一批兼具示范效應和收益效應的標志性項目，以確保沿線國家參與戰略的信心和熱情，在此基礎進一步推進貿易投資合作； 四是要進一步推進貿易投資便利化建設，為我國產業未來的區域轉移奠定必要的物質基礎、技術基礎，可通過深化與沿線國家海關、質檢、電子商務、過境運輸等領域的合作，提升整體貿易便利化水平。

（三）在當下傳統競爭優勢不斷削弱的背景下，重點發展高新技術產業，積極實現我國由“貿易大國”向“貿易強國”的轉變

2016年上半年，全國外貿進出口延續“雙降”態勢，武漢出口總值卻逆市上揚，增幅為12.4%，據武漢海關統計的數據來看，高新技術產品進出口對全省外貿增長拉動作用明顯：湖北省高新技術產品進出口418.8億元，其中，出口247.7億元，增長超三成。在出口產品中，部分新興產業產品出口大幅增長，如手機出口增長1.7倍；平板電腦出口增長超四成。此外，上半年出口值排名前三的企業均在武漢，分別為聯想移動通信貿易（武漢）有限公司，摩托羅拉（武漢）移動技術運營中心有限公司、鴻富錦精密工業（武漢）有限公司，其均是高新技術產品出口的“主力軍”。 2016年4月24日全國高新技術發展及產業化工作會的召開更是強調了當下“大力推動大眾創業萬眾創新，為經濟社會發展注入新活力”的首要任務。基于此，未來要圍繞國家急需解決的關鍵問題或技術公關難度，組織或鼓勵企業與專門的的科研機構進行深度合作，幫助企業掌握核心技術搶占競爭競爭制高點，提升原始創新能力；另一方面應積極調動企業自我主動創新的積極性，使其真正成為國家創新需求主體、研發主體、科技成果應用主體，并最終實現自我知識技術的實際運用能力。

（四）積極促進政策著力點從傳統外貿企業向跨境電子商務企業轉變，助推跨境電商成為我國外貿增長的新引擎

據中國電子商務研究中心的數據顯示，2015年，中國電子商務繼續保持快速發展的勢頭，交易額達到20.8萬億元人民幣（下同），同比增長約27%；進易額接近6000億元，較2008年增加16.6倍，年均復合增長率達59.71%；2016年上半年電子商務交易額達2萬億，同比增長42.8%，較2015年增速提高12.2個百分點，占我國進出口總值的17.3%。可見，跨境電子商務已經成為進出口貿易的重要組成部分。而從跨境出口電商貿易對象看，美國和歐盟市場較為穩定，電商交易額在交易總額中的占比分別為16.6%和15.3%，而東盟地區則是我國第三大跨境電商貿易對象，交易額占比為11%。除此以外，我國與俄羅斯、印度、巴西等新興國家的交易也在迅速增長。這無疑是外貿“雙降”現狀下的又一條助推外貿結構轉型升級的新路徑。未來一是要通過對外開放的頂層設計，從更高的層次、更長遠的角度來制定跨境電子商務發展戰略，完善對外開放的機制保障，提高駕馭對外開放的能力；二是要健全對外開放的風險防范機制，提高摩擦應對能力和貿易救濟能力，培育出具有全球有影響力的跨境電子商務企業；三是要利用跨境電子商務的快速發展，倒逼傳統外貿企業轉型，治愈抑制外貿可持續發展的諸多沉疴痼疾。四是要鼓勵國內有條件的跨境電子商務企業積極“走出去”，到海外建設倉儲設施，通過批量發貨，降低跨境運輸成本，縮短當地配送時間，提升客戶響應速度，融入境外零售體系。

參考文獻：

[1]祝坤福，陳錫康，楊翠紅.中國出口的國內增加值及其影響因素分析[J].國際經濟評論，2013（04）.

[2]羅長遠，張軍.附加值貿易：基于中國的實證分析[J].經濟研究，2014（06）.

[3]中國社科院世界經濟與政治研究所.2015年世界經濟黃皮書[R].北京：社會科學文獻出版社，2014.

篇4

[關鍵詞]FDI；我國對外直接投資；體育用品制造業；進出口貿易

[中圖分類號]F4 [文獻標識碼]A [文章編號]1671-5918（2016）07-0103-04

自20世紀90年代以來，受國外體育用品制造業產業轉移和本土發展環境優化等因素影響，我國體育用品制造業發展迅猛，并逐漸成為體育產業的重要組成部分。據統計，全國體育用品制造業行業總產值以每年493億元的規模增長，全球65%的體育用品在中國生產制造，我國已成為世界體育用品制造大國。近年來，我國體育用品出口保持著較高的增長幅度，根據國家信息中心中經專網（http：//ibe.cei.gov.en/）和國家海關數據顯示，2012年全國894家規模以上體育用品制造業企業實現出貨值509.94億元，同比增長10.58%；從出口性質來看，體育用品出口以外資企業、私營企業和國有企業為主，合計出口占全部出口總額的98.5%，其中外商投資企業出口占六成以上，這表明外商投資對我國體育用品制造業出口貿易產生重要影響。

改革開放以來，我國對外貿易和吸引外資都取得了較快發展，根據國家統計局公布的數據，我國實際利用外商直接投資（FDI）額和對外直接投資額分別從2002年的527.43億美元、27億美元躍升至2012年的1117.2億美元、850億美元，年均增幅分別為7.79%和41.19%；而與此同期，我國體育用品制造業FDI和對外直接投資年均增幅為9.22%和31.4%。根據相關研究結果顯示，FDI和本國對外直接投資對進出口貿易產生重要影響，但體育用品制造業進出口貿易是否也受到FDI和我國對外直接投資影響？影響是否顯著，是怎么樣影響的？面對新形勢和新挑戰，這些問題是值得深思的。因此，本文通過建立外商直接投資（FDI）和我國對外國直接投資對體育用品制造業進出口貿易影響的回歸模型，以實證的定量分析來研究兩者之間的相關性，以期得出有意義的結論。

一、相關文獻回顧

1960年，美國經濟學家海默的博士論文《國內企業的國際經營：對外直接投資的研究》提出了壟斷優勢理論，標志著對外直接投資理論的興起；這一時期，以商品貿易為主的國際經濟交往格局被打破，國際分工深入到生產領域，進而滲透到產業內部，這使得對外直接投資和國際貿易之間的互動關系加強，融合程度加深。對外直接投資與貿易理論主要有兩大體系，一是宏觀角度下以國際貿易理論為基礎，如郝克歇爾一俄林的要素稟賦論（靜態比較優勢），小島清邊邊際產業擴張論（動態比較優勢）和錢鈉里的“兩缺口”理論等；二是微觀角度下以產業組織理論為基礎，如壟斷優勢論、內部化理論和鄧寧的國際生產折中論等。從實證角度來看，國外學者主要有兩種觀點，一是以Mundell為代表的“替代性關系”，如Blonigen（2005）指出為逃避貿易壁壘，FDI對貿易具有替代性關系；二是以小島清（1973）為代表的“互補性關系”，如Lipsey和Weiss（1984）指出對外直接投資可以帶動與其相關或配套的技術品和服務的母國供應商對東道國的直接投資和出口，在長期中，FDI和母國出口趨于互補；Marchant（2002）、Rose和Spiegel（2004）也通過實證檢驗證明了FDI與國際貿易存在正相關關系。我國學者對FDI和對外直接投資對本國外貿影響的研究面較廣，研究重點主要集中在出口總量、結構升級和技術外溢出等方面，如李春頂（2009）以新一新貿易理論為基礎，研究了我國不同行業企業應選擇不同的國際化路徑（繼續擴大出還是轉向對外直接投資）；孫少勤，邱斌（2010）從市場體制、外資政策、金融市場效率和市場分割等四個制度入手，分析了上述四個制度因素對我國制造業FDI技術溢出效應的影響。

通過文獻回顧，可以發現國內外對此研究在宏觀經濟領域、中觀產業層面、微觀企業角度都有較寬、較深的研究，但關于FDI對我國體育用品制造業的影響研究方面則較少，只有張宏偉（2010）和王自清（2010）等少數學者對此有相關研究；張宏偉通過測算體育用品制造業全要素生產率來分析FDI對我國體育用品制造業的技術溢出效應，王自清研究了三資企業資產與我國文教體育用品制造業工業總產值之間的關系，而關于FDI對進出口貿易影響的研究則鮮有。基于上述背景和相關研究成果，本文選取2003-2012年體育用品制造業對外貿易數據作為研究樣本，運用單位根檢驗（ADF）、協整關系檢驗和向量誤差修正模型（VEC）等方法對FDI與我國體育用品制造業進出口貿易的影響效果進行了分析，同時也把我國對外國直接投資作為變量因素考察其是否對體育用品制造業進出口貿易產生影響，進而為改善我國體育用品制造業對外貿易提供相關建議。

二、數據來源與模型構建

（一）數據來源

1.體育用品制造業進出口貿易數據

本文照國家體育總局制定的《體育及相關產業分類（試行）》選取體育用品制造業的相關數據，數據來源于國務院發展研究中心信息網（該平臺是由國務院發展研究中心主管、國務院發展研究中心信息中心主辦、北京國研網信息有限公司承辦的）、中經網統計數據庫（國家信息中心主辦）和國家海關公布的分行業月度數據，本文將各年的月度數據匯總得出我國體育用品制造業進出口貿易額。

2.FDI和我國對外直接投資額

本文研究所需的我國全部行業FDI和對外直接投資額數據來源于國家統計局編撰的歷年《國家統計年鑒》，體育用品制造業的FDI來源于中經網統計數據庫；由于體育用品制造業的對外直接投資額沒有直接數據，本文根據國家統計局公布的20行業對外直接投資額（其中包括文化、體育和娛樂業）和商務部編撰的歷年《中國對外直接投資統計公報》（其中對文化服務業有做概述）對體育用品制造業對外直接投資額進行估算，由于文化、體育和娛樂業對外直接投資總額明顯小于體育用品制造業FDI額，所以在做回歸模型分析時，估算的體育用品制造業對外直接投資額數據對本文的研究結論影響很小。

（二）模型構建

根據上述FDI和國際貿易相關理論，假定出口需求EX和進口需求IM是該行業對外直接投資（CDI）和受到外商直接投資（FDI）等變量的函數，由此得到的進出口需求函數為：

EX=EX（CDI，FDI） （1）

IM=IM（CDI，FDI） （2）

由于對進出口貿易產生影響的不僅僅是該年的CDI和FDI，往年流入和流出的FDI和CDI對該行業的對外貿易也會產生影響（于薇薇，2007），本文將考察往年的FDI和CDI是否也對體育用品制造業進出口貿易產生影響，故把FDI和CDI的累計額也作為變量因素來分析，兩者的累計額分別采用截止到該年的累計額；由于本文不僅研究長期靜態效應，也關注短期動態效應，故選擇“滯后一期”帶來的短期影響，進而研究數據以2002年為初始年，2003年的累計額是2002年和2003年的總和，2004年則是2002、2003和2004年的總和，以此類推。故上述（1）和（2）式可以完善為：

EX=EX（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （3）

IM=IM（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （4）

（3）和（4）式中AFDI和ACDI分別表示FDI和CDI的累計值。

為減少估值誤差可以將上述數據轉換為對數形式，通過最小二乘法（OLS）回歸，則有計量模型：

lnEX=αex+βexlnCDI+γexlnFDI+λexlnAFDI+πexlnACDI+ρex （5）

lnIM=αim+βimlnCDI+γimlnFDI+λimlnAVDI+πimlnACDI+ρim （6）

上述（5）和（6）式是本文實證分析的基準模型，其中α為常數項，β、γ、λ、π為各自變量的系數，ρ表示隨機擾動項。

三、實證分析

（一）我國體育用品制造業進出口貿易和FDI現狀分析

自2002年正式加入世貿組織后，我國對外貿易規模持續擴大，2003至2012年出口和進口貿易增長速度年均增幅分別超過21%和20%，2012年我國在全球貨物貿易額排名中位列第二，而與此同期我國體育用品制造業進出口貿易增速放緩，圖1和圖2分別顯示的是我國體育用品制造業進出口貿易和FDI增速、體育用品制造業進出口貿易和FDI占全國進出口貿易總額和FDI總額的比例。

圖1顯示除2010年外，我國體育用品制造業出口貿易增幅呈現下降態勢，并且2012年出口額出現首次下降，這表明我國體育用品制造業出口面臨嚴峻形勢，出口產品結構競爭優勢降低和國際競爭加劇是主要原因；進口增速則呈現“降一升一降”的來回波動趨勢，這與國內居民收入狀況和體育消費環境有很大關系，如受金融危機影響，但受惠于2008年北京奧運會的舉辦，當年進口增幅達到9.8%，而2009年則受到金融危機滯后效應影響，下降幅度超過11%；外商對我國體育用品制造業的直接投資也呈現來回波動趨勢，北京奧運會前的2007年增幅達87%，而最近幾年，我國體育用品制造業發展受到諸如產品科技含量低、惡性競爭嚴重、支持力度需要加強等因素影響，2012年FDI增速只有10%左右，投資環境需要進一步改善。

圖2顯示2008年北京奧運會前，我國體育用品制造業出口額占全國出口額比重持續下跌，但2009-2011年出口比重明顯高于2009年之前，這和國家建設體育強國和國務院出臺加快發展體育產業的相關政策有較大關系；進口比重則保持平穩態勢；雖然2012年體育用品制造業FDI增速只有10%，但全國FDI增速為負增長，體育用品制造業FDI比重則保持穩中有升態勢，這表明越來越多的外商投資我國的體育用品制造業，體育用品制造業企業競爭加劇。

（二）FDI和我國對外直接投資對體育用品制造業進出口貿易的影響

在做時間序列回歸分析中，一般假定時間序列是平穩的，否則在做回歸分析時可能出現“偽回歸”現象，在實踐中較多宏觀經濟數據的時間序列是非平穩的，為避免“偽回歸”現象，本文將采用Engle-Granger（1987）提出的兩步法，首先根據基準方程（5）和（6）對相關變量做ADF單位根檢驗，然后衡量各變量與進出口貿易之間是否存在長期協整關系，因為當且僅當各非平穩變量同階單整且具有協整關系時，建立的回歸模型才有意義，最后進一步在此基礎上運用向量誤差修正模型（VEC）分析變量間的短期效應。

1.ADF根檢驗

運用Eviews軟件對基準方程中的變量進行平穩性檢驗，檢驗結果如表1，在5%的顯著性水平下，只有原始數據lnEX和lnAFDI單整，而在二階差分后，則都是平穩的時間序列。注：如果ADF檢驗值小于T值，則表明數據平整通過檢驗；表示二階差分

2.協整關系檢驗和VEC模型

利用Eviews軟件，將相關變量帶入上述基準方程（5）和（6）中，采用普通最小二乘法（OLS）進行測算，出口和進口方程分別為：

lnEX=5.57+0.12lnFDI+0.71lnAFDI+0.04CDI+0.01lnACDI+ρex （7）

其中R2=0.991983，D-W=2.18503。

lnIM=1.63+0.13lnFDI+0.84lnAFDI+0.01CDI+0.003lnACDI+ρim （8）

其中R2=0.965257，D-W=2.656159。

上述（7）和（8）式的擬合優度均超過0.95，說明方程整體線性情況較優；根據回歸結果顯示，雖然整體方程線性較優，但只有AFDI變量對進出口貿易額的影響較為顯著，其余三個變量均不顯著（見表2）。

為契合外商直接投資累計額（AFDI）對我國體育用品制造業進出口貿易額影響顯著的結果，本文把AFDI單獨拿出來與出口和進口做回歸分析，測算的出口方程和進口方程分別為：

lnEX=3.193309+0.832585lnAFDI+ρex （9）

其中R2=0.979767，D-W=1.451246，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

lnIM=0.491375+0.817216lnAFDI+ρim （10）

其中R2=0.960327，D-W=2.63312，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

上述（9）和（10）式為長期靜態進出口回歸方程。為避免直接回歸造成的偽回歸，需要對出口和進口回歸方程中的殘差序列p進行單整分析，對殘差序列進行單位根檢驗，測得ADF值分別為-2.771129和-3.761541，小于5%顯著性水平下的-2.309527和-3.259808，拒絕殘差存在單位根的原假設，因此，各變量之間存在長期的穩定關系。將殘差項resid加入VEC模型，采用OLS得出短期出口和進口動態方程分別為：

lnEX=2.275895+0.906402lnAFDI-0.038154ρ（-1） （11）

其中R2=0.979825，D-W=1.190602，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

lnIM=0.026562+0.854723lnAFDI-0.341169ρ（-1） （12）

其中R2=0.942080，D-W=1.514908，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

由于本文在計算AFDI累計值是從2002年開始，故（11）和（12）式中表示了滯后一期的回歸模型，ρ（-1）表示滯后一期。

3.分析與討論

（1）本文考察了外商直接投資及其累計值和對外直接投資及其累計值對我國體育用品制造業進出口貿易的影響，從（7）和（8）式可以看出體育用品制造業進出口貿易額與上述四個因素均呈正比；從影響系數來看，外商直接投資及其累計值對進出口貿易額產生較大影響。歷年流人的外商直接投資累計值是影響我國體育用品制造業進出口貿易的主要因素，這說明外商直接投資對其有滯后效應。

（2）（9）、（10）和（11）、（12）式中方程擬合度均超過0.9，說明方程整體線性情況較優；且ADFI的檢驗值為0.0000

（3）FDI流入帶來體育用品制造業出口的增長是和我國出口導向政策、產業結構調整升級，更廣泛參與國際分工密切相關的；日本經濟學家小島清提出了FDI與國際貿易互補效應的模型，他認為FDI是資金、技術以及管理經營等的綜合轉移，根據其理論可以推測FDI促進我國體育用品制造業出口貿易很可能是FDI流入改善了資本質量，同時帶來了先進的技術和管理經驗，并且對體育用品制造業部門產生了競爭效應，有力地提高了供給能力和出口競爭力。從理論上而言，進口替代政策和FDI的替代效應會使FDI與進口規模呈現反比例關系，但從實踐的角度看，我國體育用品制造業還處于追趕階段，在技術、管理、品牌等方面還有待于進一步提高，FDI流入則會大量進口先進的設備和原材料等，因此，實證分析才會出現FDI導致了進口的增加。

（4）從短期誤差修正模型來看（（11）、（12）式），FDI累計值與出口的關系，每年對上一年的偏離糾正速度為3.8%（p（-1）的系數），即當年FDI變動不會導致出口的迅速反應，因為FDI從實際使用到產品出口需要一定周期，這也佐證了FDI的累計值是影響出口貿易的主要因素；FDI累計值與進口的關系，每年對上一年的偏離糾正速度明顯高于出口，達到34.1%，即當年FDI變動對進口影響較大，這主要由于外商投資初期需要從國外進口大量的設備和原材料；由于p的系數為負，表明當年FDI變動與進出口呈負相關，這也佐證了在長期內FDI累計值對進出口影響大致相同，而短期內對出口的促進作用高于進口。

四、結論與對策建議

（一）主要結論

1.最近幾年，我國體育用品制造業出口貿易增幅及占全國出口貿易總額的比重呈現下滑態勢；體育用品制造業FDI增速表現來回波動趨勢，其占全國FDI比重則穩中有升。

2.本文利用ADF單位根檢驗、協整關系檢驗和向量誤差修正（VEC）模型分析了FDI和我國對外直接投資對體育用品制造業進出口貿易的影響。結果表明體育用品制造業FDI和我國對外直接投資均促進了進出口貿易，但FDI累計值是影響進出口貿易的主要原因；體育用品制造業FDI累計值對出口影響略大于進口影響，短期影響大于長期影響；當年FDI變動對進口影響高于出口。

3.FDI對我國體育用品制造業進出口貿易起到了促進作用。一方面，外資進入體育用品制造行業，有效地延伸了體育用品產業鏈，有助于發揮關聯投資效應、技術示范和擴散效應、管理示范效應，進而導致我國體育用品制造業外向型經濟發展，有效地促進了出口貿易；另一方面，我國體育用品消費市場雖然龐大，但仍存在較大的貿易壁壘，國外資金為了獲得市場占有率，提升出口貿易，進而轉向以FDI的形式替代直接出口，FDI的大量流入則會帶動先進設備、原材料等的進口。

（二）對策建議

1.鑒于我國體育用品制造業FDI對進出口貿易影響有滯后效應，且對出口影響大于進口影響，短期內可以加大引入FDI，但從長期來看，還需體育用品制造業行業自身不斷加大技術創新力度，加強內部管理，轉變出口貿易增長方式由數量型向效益型轉變，由勞動密集型向技術、資金、知識密集型轉變，提高出口產品科技含量和競爭優勢；

2.進一步加大體育用品制造業開放力度，處理好合理開放與適度保護的關系。加大開放有助于進一步吸引FDI的流入，進而可以擴大出口貿易；由于現階段我國體育用品制造業發展效益不高，仍處于追趕階段，競爭力不強，因此在公平競爭的市場環境下，可以充分利用WTO中的一般和特殊條款，如《GATS》中“例外條款”和“逐步自由化原則”等，對我國體育用品制造業進行適度保護；

篇5

關鍵詞：外貿 利用外資 進出口貿易

利用外資和貿易收支是我國對外經濟的兩大組成部分。其中，利用外資主要包括對外借款、外商直接投資和外商其他投資。貿易收支則分為進口貿易和出口貿易兩類。近年來，利用外資在我國國民經濟發展占有越來越重的比重，并深刻影響著我國的進出口貿易。隨著中國更深層次、更大范圍地融入世界經濟，要培育更多的出口企業走向世界，突破口就在于外商直接投資企業。在未來的相當長時間里，要充分發展我國現有的比較優勢和努力創造新的競爭優勢，才能保持對外貿易的健康發展，而在這一過程中吸引并利用好外商直接投資無疑是關鍵。

1利用外資對進出口貿易的影響分析

1.1外國直接投資成為我國進出口貿易高速增長的關鍵因素

中國引進外資已經連續 10多年居發展中國家第一，去年更成為世界上流入 FDI 最多的國家。根據商務部公布的數據顯示，2009年，我國實際利用外資900.33 億美元。在這些外資投向中，絕大部分投向了制造業。在現有外資企業中，制造業占了7成，今年新批外資企業中，72%的企業和75%的金額繼續投向制造業，主要集中在通信設備、計算機、電子、通用和專用設備領域，集群化投資的特征明顯。外資向中國制造業集中的結果，使得中國制造加工業日益融入全球生產和營銷的分工體系，產品因此而出現大規模跨國流動，成為世界貿易鏈條中的重要一環。FDI 與中國對外貿易的關聯度比以往任何時候都密切，極大地影響了我國進出口規模。目前，中國外商投資企業的出口額已經占全國出口總值的57%，進口占58%，對外依存度（出口額占工業產值比）高達45.5%。可以肯定地說，只要外資繼續向中國制造業投資的趨勢不變，我國進出口將繼續維持高速增長的態勢。

1.2外國直接投資影響我國進出口貿易結構

1.2.1外商直接投資進一步推動我國產品結構升級。與開放初期外資政策單純注重吸引資金不同，近年以跨國公司資本和技術密集型產業大規模轉移為標志，外資大量進入的同時帶來了三樣我國缺乏的要素：國際營銷網絡、高新技術和現代管理。這三要素與我國的良好的基礎設施、完整的工業部類、質優價廉的勞動力三個比較優勢相結合，使得中國工業技術能力成長迅速，具體表現在工業配套能力加強，產品技術含量提高，產業結構提升很快，形成了強大的產業國際競爭力。

中國外貿經歷了從輕工紡織品到機電產品，再到高新技術產品為主要支撐和新增長點的三個階段，成功地駕馭著出口產品結構逐步升級的過程。近三年來，全球信息技術 100 強中已有 90% 到中國投資，使中國迅速成為全球第三大信息通信技術的產品制造基地。以信息技術為代表的高新技術產品越來越顯示出活躍的生命力，正在成為推動我國進出口高速增長的新亮點。2009年高新技術產品的出口迅猛增長52%，高于總出口增速17個百分點，占全部出口的比重已達27.4%，對出口產品結構的影響日益加深。其中，筆記本電腦、移動通信設備、集成電路等產品的出口增速甚至達到70-90%，高新技術產品直接拉動外貿出口增長13個百分點，充分打開了未來發展的空間。

1.2.2引進外資使我國傳統進出口貿易形式發生了深刻變化。長期以來，我國外貿出口的主要成份是一般貿易，但這種格局近年被打破。加工貿易異軍突起，超過了一般貿易的增長，目前已經占到出口總額的55%，進口總額的39%。在產品構成上，加工貿易中的機電產品出口占全國機電產品出口的73%，高新技術產品出口占全國的89%。其中，外資企業的加工貿易出口占全國加工貿易出口79%，進口占66%。

加工貿易的進出口以外資企業占主導地位的特點，使得外資與外貿之間的關聯度日趨緊密，利用外資的規模和程度對進出口貿易的數量、金額和產品結構產生了重要影響。在中國被冠以“世界工廠”名稱的經濟全球化大背景下，對加工貿易的歷史地位和作用應做新的分析和評價。商務部一份分析報告顯示，加工貿易的產業聚集、配套和輻射效應，已經使得這種貿易形式的國內增值率達48% 左右。加工貿易不僅推動了產業結構的升級和產品結構的優化，吸納了2000 萬以上的勞動力就業，而且每年由此獲得了較大的貿易順差，為增加進口提供了安全保障。2009 年，加工貿易的順差達千億美元，將一般貿易的逆差予以彌補，為全年貿易平衡做出了最重要的貢獻。

從總體情況及現有支撐條件看，未來相當長一段時期內，中國進出口仍將維持高于國民經濟和世界貿易增長速度的發展趨勢，并與積極吸引外資互連互動，共存共榮。這是由兩個基本因素決定的：一是中國宏觀經濟正處在新一輪增長期，其內在生產能力和消費潛力非常巨大，以城市化、工業化進程為標志的國內經濟建設將長期持續，經濟規模與總量的擴張對國際市場與貨物貿易帶來越來越重要的影響。所謂“中國景氣”現象，將首先從周邊國家開始，逐漸向歐美國家輻射。二是世界產業，無論制造業或服務業“外包化”已成潮流，由此帶來全球產業分工的新一輪配置，制造業、特別是 IT 產業向中國轉移的趨勢還方興未艾。作為一種發展模式，中國經濟正前所未有地融入到經濟全球化的進程中，成為國際大循環中的重要一環。在中國外貿可持續發展中，堅定不移地積極吸收外資，依然將起到不可或缺的重要作用。

2利用外資促進進出口發展應注意的問題

2.1注重提高吸引外資的質量和效益，提高利用外資的水平

應該看到，中國出口產品在一定時期內主要依靠數量增長和加工貿易的方式獲得高增長，是我國走向成熟工業化國家的進程中一個必不可缺的階段。中國從這個階段獲得了巨大利益，但也為此付出了資源、環保等方面的代價。從可持續發展的角度看，轉變外貿增長方式，提高產品附加值，提升出口質量和效益已經成為當前緊迫的工作。因此，我們利用外資政策今后要更多地注重引進技術、人才和現代化管理，以此提升產業競爭力。要鼓勵跨國公司把高技術、高增值、低消耗的高端產業和研發機構轉移到中國，并給予必要的政策優惠和支持，充分發揮外資技術的“溢出”效應，形成國內高技術含量的產業聚集群，逐步走向依靠質量效益實現可持續增長。此外，圍繞跨國公司出現的全球化服務業項目外包、業務離岸化、服務業開拓新市場的趨勢，要積極承接服務業的國際轉移，穩妥有序地開放服務市場，在服務業外包、信息服務、專業服務、物流、商業、旅游、金融、電信等領域獲得發展先機，贏得新的國際競爭。

2.2在保持積極吸收外資政策的穩定性、連續性基礎上，統一認識，適時解決當前存在的問題

首先，應繼續堅持積極有效的吸引外資政策。要重視當前國際引資競爭日趨激烈，區域經濟合作中貿易、投資自由化加速發展的趨勢，保持我國引資的競爭力，以此緊緊把握住這次國際產業結構調整的戰略機遇期，促進我國產業結構調整升級和經濟持續高速發展。現階段的中國經濟屬于成長型經濟，在外資政策考量上，應優先考慮中國經濟增長率和就業率需要等宏觀經濟指標，同時充分關注引進外資與進出口增長的互動與影響，仔細權衡利弊進行政策選擇。

其次，要加強投資軟環境的建設，注重建立規范、透明、公平的法治市場環境。（1）各地應嚴格執行統一、規范的外資政策，遏止招商引資中的“四亂”行為。（2）加強知識產權保護，維護知識經濟的健康發展環境。（3）繼續按國際通常做法，實施外資優惠政策的同時，調整優惠目標的指向，使外資向特定行業和地區傾斜，提高外資使用效率；要積極調整優惠政策，逐步取消對進入一般加工業的外資優惠政策，要針對項目而不是產業提供支持政策，要優先引進技術先進、技術溢出顯著的項目。（4）吸收外資的同時加快對內開放，提升民企待遇，營造平等的市場準入條件。（5）要在政策上逐步向內、外資企業創造公平的競爭環境轉變，取消一切妨礙公平競爭的政策，重視反壟斷、反不正當競爭等法律的創建，提供市場經濟的公平競爭環境。要促進農業、中小企業吸收外資。要注重服務貿易領域的利用外資，逐步提升服務業的水平和參與國際競爭能力。