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國內(nèi)學者范祚軍等［3］運用1994—2010年人民幣雙邊匯率、人均國民收入等年度數(shù)據(jù)，分別研究了人民幣匯率變動與中國對東盟10國貿(mào)易收支之間的關系，發(fā)現(xiàn)短期人民幣匯率貶值可以改善我國對其中7國的貿(mào)易收支。張慧等［4］的研究認為，人民幣匯率貶值有助于改善我國貿(mào)易收支。韓斌等［5］以1994—2011年我國與主要貿(mào)易伙伴國的雙邊貿(mào)易季度數(shù)據(jù)為基礎，探究了人民幣匯率變動與我國對貿(mào)易伙伴國貿(mào)易收支的關系，指出人民幣匯率貶值使我國貿(mào)易收支得到改善。而以下學者的研究卻表明，匯率貶值不能改善貿(mào)易收支。Taufiq等［6］根據(jù)1974—1998年美國分別對日本、加拿大的貿(mào)易數(shù)據(jù)進行研究，得出的結論是匯率的波動對貿(mào)易收支會產(chǎn)生負面影響。張曉月等［7］認為人民幣匯率貶值總的凈效應為我國貿(mào)易順差的減少。何建奎等［8］研究了人民幣實際有效匯率與我國貿(mào)易收支的關系，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易收支的匯率彈性為負。第二種觀點認為:匯率變動對貿(mào)易收支沒有顯著影響。Wilson［9］的分析表明，新加坡、馬來西亞貨幣的實際匯率變動與它們貿(mào)易收支之間的顯著影響關系不存在。SilvanaT［10］基于名義匯率的角度，探討了其與貿(mào)易收支的關系，發(fā)現(xiàn)名義匯率變動不引起貿(mào)易收支變化。Wilson［11］采用1970—2004年的年度數(shù)據(jù)，研究了韓國、美國和日本之間的多邊貿(mào)易，得到實際匯率的變動不會顯著影響韓美和韓日之間的貿(mào)易收支的結論。曹永福［12］對我國進出口需求價格彈性進行了測算，算得兩者絕對值之和為0.3079(0.611)，小于馬歇爾—勒納條件臨界值，說明人民幣匯率變動對貿(mào)易收支的影響很小。劉林［13］通過構建非線性MS-VAR模型，選擇1994—2010年的季度數(shù)據(jù)，實證研究了人民幣實際有效匯率貶值與升值分別對一般貿(mào)易收支和加工貿(mào)易收支的影響，指出人民幣實際有效匯率變動不會影響總的貿(mào)易收支。左曉慧等［14］以2005年1月至2012年8月的月度數(shù)據(jù)為研究樣本，實證分析了人民幣實際匯率與我國進出口額的關系，結果表明人民幣實際匯率變動對進出口額的影響不顯著，人民幣升值不能使我國貿(mào)易順差得到根本改變。馮宗憲等［15］構建了中美兩國TV-FAVAR模型，對人民幣實際匯率波動對中美貿(mào)易差額的影響進行了探析，認為人民幣實際匯率波動不是中美貿(mào)易順差的主要原因。
1.2文獻評述
既有研究對匯率變動與貿(mào)易收支之間的關系進行了積極探索，但不難發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學者在研究匯率變動對貿(mào)易收支的影響時由于研究方法、研究樣本、數(shù)據(jù)選取等的不同，尚未得出關于匯率變動對貿(mào)易收支影響的統(tǒng)一結論。本文在前人研究的基礎上，試圖通過理論推導出人民幣匯率變動對我國貿(mào)易收支影響的模型。鑒于人民幣名義匯率不能準確反映匯率變動對貿(mào)易收支的影響，故而運用人民幣實際匯率數(shù)據(jù)，實證分析人民幣實際匯率變動對我國貿(mào)易收支的影響。
2匯率變動對進出口貿(mào)易收支影響的機制分析
匯率變動主要通過價格競爭機制對貿(mào)易收支產(chǎn)生影響。由絕對購買力平價理論可知，用不同貨幣計價的某種商品，折算成同一種貨幣后價格應相等，即:P=eP*。其中，P為一國某種商品的國內(nèi)價格，P*為該國這種商品的國外價格，e是用直接標價法表示的匯率。在滿足不同地區(qū)該商品價格相同且同質(zhì)的前提下，匯率變動對貿(mào)易收支影響的作用機制可表現(xiàn)為匯率變動首先引起進出口商品價格變動，進出口商品價格變化后使進出口商品的國際競爭力發(fā)生變化，而進出口商品的國際競爭力發(fā)生變化后又會使進出口商品的供給彈性和需求彈性發(fā)生變化，最終使貿(mào)易收支發(fā)生變化［16］。
3人民幣匯率變動對我國進出口貿(mào)易收支影響的實證分析
3.1模型推導
首先根據(jù)不完全替論，建立人民幣匯率變動對我國出口貿(mào)易影響的模型。該理論假定:作為研究對象的國家進出口的商品與國內(nèi)生產(chǎn)的商品不具有完全替代性。不完全替論對于我國來說是適用的［17］。本文參照國內(nèi)學者厲以寧等采用C-D函數(shù)的形式研究人民幣匯率變動對我國出口貿(mào)易的影響，即Xt=A(et)α(GNP*t)β。其中:t為時間，Xt表示我國歷年出口額，et表示歷年人民幣名義匯率，α是出口的匯率彈性，β是出口的收入彈性，GNP*t表示我國貿(mào)易伙伴國的國民收入水平。兩邊取自然對數(shù)后設定模型為lnXt=λ+αln(et)+βln(GNP*t)+μ(1)同理，研究人民幣匯率變動對我國進口貿(mào)易影響時也采用C-D函數(shù)形式，即Mt=A0(et)α0(GNPt)β0。其中，t為時間，Mt為我國歷年進口額，et為歷年人民幣名義匯率，α0為進口的匯率彈性，β0為進口的收入彈性，GNPt表示我國國民收入水平。兩邊取自然對數(shù)后設定模型為lnMt=λ0+α0ln(et)+β0ln(GNPt)+μ0。(2)式(1)－式(2)，并化簡得到貿(mào)易收支模型lnXt－lnMt=c+γln(et)+βln(GNP*t)+δln(GNPt)+μt，令lnTBt=lnXt－lnMt，分別用人民幣實際匯率RERt替代et、我國國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP1t替代GNPt、外國國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP2t替代GNP*t，上式變?yōu)閘nTBt=c+γlnRERt+δlnGDP1t+βlnGDP2t+μt。(3)其中:μt為隨機擾動項，即為本文的貿(mào)易收支模型。
3.2變量選取與數(shù)據(jù)說明
貿(mào)易收支(TB)。與大多數(shù)關于匯率變動對貿(mào)易收支影響的文獻不同，本文選取出口額與進口額比值(X/M)指標來衡量我國的貿(mào)易收支水平。實際匯率水平(RER)?？紤]到人民幣名義匯率不能準確反映匯率變動對貿(mào)易收支的影響，故本文采用人民幣實際匯率。當人民幣匯率貶值時，即RER上升，我國出口商品的外幣價格下降，國外對我國商品的需求增加，使該商品出口量上升;而以本幣表示的外國商品價格上升，從而抑制對國外商品的進口，貿(mào)易收支增加。因此，預期γ的符合為正。我國國民收入水平(GDP1)。有很多指標可以反映我國國民收入水平，例如國民生產(chǎn)總值、國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均國民生產(chǎn)總值、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值等。本文選取我國國內(nèi)生產(chǎn)總值以衡量我國國民收入水平。當我國國民收入水平提高時，即GDP1增加，我國居民對國外商品的需求增加，進口增加，貿(mào)易收支減少，預期δ的符號為負。外國國民收入水平(GDP2)。我國與美國的雙邊貿(mào)易在我國對外貿(mào)易中占很大的比重，故本文以美國國民收入水平代表外國國民收入水平。同上，選取美國國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量美國國民收入水平。當外國國民收入水平提高時，即GDP2增加，國外對我國出口商品的需求增加，出口增加，貿(mào)易收支增加，預期β的符號為正?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取1994—2010年的年度數(shù)據(jù)。我國進出口貿(mào)易額、人民幣名義匯率、我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、美國國內(nèi)生產(chǎn)總值、我國CPI、美國CPI原始數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。由于原始數(shù)據(jù)為名義數(shù)據(jù)，為了實證結果的可靠性，以1994年為基期(1994=100)，對我國CPI、美國CPI進行調(diào)整，由此算出我國實際進出口貿(mào)易額、人民幣實際匯率水平、我國實際國內(nèi)生產(chǎn)總值、美國實際國內(nèi)生產(chǎn)總值。為消除數(shù)據(jù)的異方差，對上述所有變量進行對數(shù)化處理，即lnX、lnM、lnRER、lnGDP1、lnGDP2。根據(jù)lnTB=lnX－lnM算出貿(mào)易收支的對數(shù)值。
3.3實證結果分析
3.3.1單位根檢驗時間序列數(shù)據(jù)要對其進行平穩(wěn)性檢驗，否則會出現(xiàn)“偽回歸”。本文使用ADF檢驗法對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。按照ADF檢驗方法，運用Eviews6.0軟件對lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2的原始序列和一階差分序列進行平穩(wěn)性檢驗，按照AIC和SC取值最小原則對滯后期進行選擇。檢驗結果，如表1所示。根據(jù)表1中各變量的ADF檢驗結果，可知各變量的原始序列即lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2均是非平穩(wěn)序列。分別對它們的一階差分序列l(wèi)nTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2進行單位根檢驗，結果顯示lnTB在5%的顯著水平是平穩(wěn)序列，lnRER、lnGDP1、lnGDP2在1%的顯著水平都是平穩(wěn)序列，則lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2都是一階單整序列，即I(1)。由于lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2是同階單整序列，可對它們進行協(xié)整檢驗。3.3.2協(xié)整檢驗協(xié)整檢驗用于檢驗變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系，檢驗的方法主要有EG檢驗和JJ檢驗。EG檢驗主要是針對2個變量進行協(xié)整關系的檢驗，JJ檢驗則可以檢驗多個變量之間是否存在協(xié)整關系。本文使用Eviews6.0軟件對lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2進行Johansen協(xié)整檢驗，如表2、表3所示。由表2和表3的Johansen協(xié)整檢驗結果看出，我國貿(mào)易收支與人民幣實際匯率、我國國民收入即我國GDP、外國國民收入即美國GDP之間在5%顯著水平上存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，且僅存在一個協(xié)整方程。由Eviews6.0軟件，得到下面的協(xié)整方程:lnTB=1.908lnGDP2－0.415lnGDP1+1.099lnRER+15.480(0.383)(0.088)(0.140)(3.360)協(xié)整方程括號內(nèi)數(shù)字為各變量系數(shù)估計值的標準誤差。根據(jù)協(xié)整方程可知，我國貿(mào)易收支與外國國民收入之間呈正相關關系，與我國國民收入之間呈負相關關系。外國國民收入增加1%，我國貿(mào)易收支增加1.908%;我國國民收入水平提高1%，導致我國貿(mào)易收支下降0.415%。而人民幣實際匯率貶值1%，我國貿(mào)易收支僅增加1.099%，這說明人民幣實際匯率變動會對我國貿(mào)易收支產(chǎn)生影響，但其對我國貿(mào)易收支的影響并不大。3.3．3Granger因果檢驗由前面的分析知，我國貿(mào)易收支與外國國民收入、我國國民收入及人民幣實際匯率之間存在協(xié)整關系，以下運用格蘭杰因果檢驗法對lnGDP2、lnGDP1、lnRER與lnTB的因果關系進行檢驗，檢驗結果，如表4所示。根據(jù)表4的Granger因果檢驗結果不難看出，在10%顯著性水平上，lnGDP2是lnTB的格蘭杰原因，即外國國民收入的增加是我國貿(mào)易收支變化的格蘭杰原因。反之，則不成立。在5%顯著性水平上，lnGDP1是lnTB的格蘭杰原因，即我國國民收入的變動會引起我國貿(mào)易收支的變動。反之，也不成立。在10%顯著性水平上，人民幣實際匯率變動與我國貿(mào)易收支之間存在雙向Granger因果關系。
4結論與建議
4.1結論
第一，協(xié)整分析表明，我國貿(mào)易收支與外國國民收入、我國國民收入及人民幣實際匯率之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，且外國國民收入的變化對我國貿(mào)易收支的影響較大。外國國民收入每增加1%，會引起我國貿(mào)易收支增加1.908%;而人民幣實際匯率貶值1%，只引起我國貿(mào)易收支增加1.099%，說明人民幣實際匯率變動對我國貿(mào)易收支的影響不大。因此，僅僅依靠對人民幣匯率的調(diào)節(jié)來維持我國對外貿(mào)易收支的平衡是不夠的。第二，格蘭杰因果檢驗結果顯示，外國國民收入、我國國民收入的變化是我國貿(mào)易收支變化的單向格蘭杰原因，人民幣實際匯率變動與我國貿(mào)易收支變化互為格蘭杰因果關系。從我國的實際情況來看，隨著我國對外貿(mào)易額的不斷增大，我國貿(mào)易收支呈逐漸擴大的趨勢。國際上要求人民幣升值的呼聲也越來越大，人民幣升值壓力越來越大，使人民幣兌美元實際匯率自2005年7月匯改以來一直保持穩(wěn)定的升值態(tài)勢。人民幣在升值的同時，我國貿(mào)易收支也一直在發(fā)生變化。可以看出，我國貿(mào)易收支與人民幣實際匯率之間是相互影響的，盡管后者對前者的影響較小。
2物流業(yè)與進出口貿(mào)易關系分析
一般來說，物流業(yè)與進出口貿(mào)易存在正相關關系，基于以上認識，本文選取貨物周轉量指標代表華北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展水平，進出口總額代表華北地區(qū)進出口貿(mào)易發(fā)展水平，并運用相關性分析和彈性分析兩種統(tǒng)計學分析方法，實證檢驗物流業(yè)對華北地區(qū)進出口貿(mào)易的發(fā)展是否有影響，以及影響程度。
3.1貨物周轉量和進出口總額的相關性分析對貨物周轉量和進出口總額進行相關性分析，其目的是驗證物流業(yè)對進出口貿(mào)易是否有積極的影響，如果有影響，影響程度的顯著性如何。華北地區(qū)2003-2012年間貨物周轉量和進出口總額的統(tǒng)計數(shù)據(jù)
3.2貨物周轉量和進出口總額的彈性分析以上研究通過相關性分析驗證了華北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展對其進出口貿(mào)易具有正面的促進作用，但無法計算出影響程度有多大。本部分研究以經(jīng)濟學原理中的彈性理論為依據(jù)，力求定量分析出華北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展的變化引起進出口貿(mào)易變化的幅度有多大。
(2)洽談目標明確在商務洽談前我們必須明確通過這次洽談想獲得什么?我們就要靜下心來，想想我們最低目標是什么？其次可以接受的目標是什么？最后我們最期望的目標是什么？整個商務洽談都會緊緊圍繞這一系列目標來進行,都為實現(xiàn)這一目標而服務。因此洽談具體目標的確定，必須認真而慎重地考慮。最低目標，它是洽談必須實現(xiàn)的目標，是洽談最低的要求，是我們的底線，若不實現(xiàn)，寧愿洽談破裂也沒有討價還價，妥協(xié)讓步的余地?？梢越邮苣繕耍乔⒄勚锌梢耘幦』蜃鞒鲎尣降姆秶??？梢愿鶕?jù)具體洽談的氛圍來爭取更好的貿(mào)易條件，或我方因長遠考慮，也可以向對方作出一定的讓步，以取得對方的信任，從而建立一種長期合作關系。最高目標，它是我方在商務洽談中所追求的最終目標，也往往是對方所能認可的最高程度。因此，洽談人員應充分發(fā)揮個人才智，為我方爭取最高目標，但也不妨為我方謀取最大利益的前提下給對方適當?shù)淖尣?，雙方在友好和諧的氣氛中謀求一致，皆大歡喜。
二、我國企業(yè)進出口貿(mào)易管理的現(xiàn)狀分析
1.企業(yè)沒有建立專門的進出口貿(mào)易管理機構，導致管理上的混亂。我國企業(yè)在開展國際貿(mào)易的過程中沒有建立專門的管理機構，將進出口業(yè)務實行外包的形式。從市場調(diào)查、客戶信用調(diào)查、進出口貿(mào)易合同的簽訂以及后期的執(zhí)行等都依靠公司進行操作，這種管理模式存在比較大的風險。例如公司并不對企業(yè)的經(jīng)營和發(fā)展負責，所以對于風險的投入和關注比較低。結構不能夠全面詳盡的分析行業(yè)的市場發(fā)展情況，難以對進出口貿(mào)易提供準確的預測，例如不能夠洞察到國外的行業(yè)保護政策的影響以及貿(mào)易壁壘的影響等，導致企業(yè)的進出口貿(mào)易暴露在風險下。同時在全面的外包下，企業(yè)對于進出口貿(mào)易的過程難以進行監(jiān)管，容易導致貿(mào)易過程中的不規(guī)范操作，使企業(yè)存在經(jīng)營中的風險。
2.企業(yè)沒有建立完善的進出口貿(mào)易管理制度。部分企業(yè)雖然建立了自己的進出口貿(mào)易管理部門，但是在管理方面還不夠嚴謹，使企業(yè)的進出口貿(mào)易體系不夠完善。例如企業(yè)沒有注重對進出口貿(mào)易的風險考察和分析，沒有建立專門的部門為企業(yè)的進出口貿(mào)易提供參考資料，沒有做好進出口貿(mào)易的風險管控。同時在企業(yè)的進出口貿(mào)易管理部門內(nèi)部，不能實現(xiàn)資源和信息的有效的整合，各個分部門之間的溝通不夠順暢，難以充分的發(fā)揮管理上的優(yōu)勢，使進出口貿(mào)易管理無章可循，管理效率底下。
3.企業(yè)的進出口貿(mào)易運營風險比較大。企業(yè)在進出口貿(mào)易的管理過程中沒有明確各個部門的職責，沒有加強貿(mào)易過程中的事前、事中、事后風險管理，使企業(yè)遭受了比較大的經(jīng)濟損失。例如在進出口貿(mào)易中不重視事前的分析，使企業(yè)不能夠快速的根據(jù)市場的變化而調(diào)整企業(yè)的進出口貿(mào)易策略，使企業(yè)在進出口貿(mào)易中處于被動的地位。企業(yè)沒有認真的分析進出口貿(mào)易中存在的風險因素，沒有采取有效的措施降低或者化解風險，特別是存在信息不對稱的局面，導致企業(yè)進出口貿(mào)易風險的加大。
三、構建符合企業(yè)需要的貿(mào)易體系的方法與措施
1.建立針對性的進出口貿(mào)易機構。企業(yè)應當結合運行的實際，建立自己的進出口貿(mào)易機構，并且明確其組織的職責。在建立進出口貿(mào)易部門的過程中應當借鑒西方先進企業(yè)的經(jīng)驗，建立切實有效的管理部門，例如專門的風險管理、市場管理、綜合管理等部門，并且加強各個部門的交流和溝通，做到信息的互聯(lián)互通，提高進出口貿(mào)易決策的質(zhì)量和效率。市場部門應當著重對企業(yè)的進出口貿(mào)易市場進行分析和預測，并且形成完整的分析和預測報告，為進出口貿(mào)易管理提供有效的參考資料，提高管理的科學性和針對性。風險管理部門應當加強對進出口貿(mào)易過程中的風險分析和預測，為財務部門提供信息參考，降低匯率變動所帶來的風險。風險管理部門還應當加強對交易對象的研究，審核進出口貿(mào)易合同，調(diào)查和了解客戶的信用資質(zhì)，審查付款條件等。加強對客戶履約過程的監(jiān)督，加強對客戶資信情況的跟蹤，并且對客戶進行信用等級評價，為企業(yè)結算提供依據(jù)和參考。綜合管理部門對風險部門提出的風險進行控制并且進行反饋，配合進出口貿(mào)易管理的其它部門對合同的實施過程進行監(jiān)督、驗收等，同時對于風險比較大合同進行中止以及停止產(chǎn)品的出庫驗收等。
2.建立完善的進出口貿(mào)易管理制度。企業(yè)應當從實際出發(fā)，建立完善的進出口貿(mào)易管理制度，加強進出口貿(mào)易各個管理部門的內(nèi)部協(xié)同能力，提高管理的效率和質(zhì)量。進出口貿(mào)易包含了許多環(huán)節(jié)，例如生產(chǎn)環(huán)節(jié)、質(zhì)量管理環(huán)節(jié)、出口環(huán)節(jié)、進口環(huán)節(jié)等，在供應鏈中每個環(huán)節(jié)都至關重要，都和企業(yè)的經(jīng)營具有密切的關系。只有明確各個管理部門的職責，才能實現(xiàn)對各個環(huán)節(jié)的有效管理。企業(yè)的各個部門都應當按照企業(yè)的發(fā)展需要和市場的要求，按照進出口管理的要求，建立內(nèi)部的聯(lián)動機制，使企業(yè)能夠根據(jù)市場的變化快速的采取措施降低企業(yè)的經(jīng)濟損失，提高企業(yè)的經(jīng)濟效益。
3.建立進出口貿(mào)易的風險管理機制。進出口貿(mào)易面臨著比較大的風險，特別是世界各地存在著許多潛在的風險，因此在企業(yè)的進出口貿(mào)易中應當加強風險管理，降低企業(yè)進出口貿(mào)易的風險。企業(yè)應當從風險的識別、監(jiān)督和控制等建立完善的風險管理體系，例如注重對各種官方、非官方風險信息的搜集，通過政府部門或者行業(yè)部門獲得風險信息，通過國外金融結構以及政府部門得到金融政策的變化，在必要時還可以通過實地考察等方式了解和獲得風險信息。要及時對客戶履行合同的情況進行追蹤，發(fā)現(xiàn)合同履行過程中的風險因素，降低合同履行過程中的風險。通過對獲得的風險信息進行科學的分析和預測，制定專門的風險預案和應對措施，并且將分析的資料和其它部門進行溝通，進行交易風險預警以及風險控制等。要在企業(yè)內(nèi)部建立分析控制的考核和評價體系，實現(xiàn)風險控制的動態(tài)管理，使風險控制能夠真正的融入到企業(yè)的進出口貿(mào)易管理中，更好的為企業(yè)的進出口貿(mào)易服務。
改革開放以來，浙江對外貿(mào)易發(fā)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(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平?？梢姡憬膶ν庵苯油顿Y與進出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內(nèi)，有關外商直接投資與中國對外貿(mào)易關系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿(mào)易之間關系的研究卻很少，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(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經(jīng)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(jīng)濟實力的增強，對外直接投資對我國經(jīng)濟，尤其是對進出口貿(mào)易的影響會進一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實意義。
一、文獻回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：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(mào)易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿(mào)易保護主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)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(mào)易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結果表明，發(fā)達國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿(mào)易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補性,依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關系。以上主要是對發(fā)達國家國際貿(mào)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(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿(mào)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(mào)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(mào)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(shù)是針對發(fā)達國家，對于處在轉型經(jīng)濟的中國來說意義甚微。由于國內(nèi)對對外直接投資與對外貿(mào)易關系的實證研究甚少，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(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿(mào)易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，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(shù)據(jù)選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數(shù)據(jù)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(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)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(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發(fā)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(nèi)外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經(jīng)濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來度量浙江省經(jīng)濟規(guī)模和經(jīng)濟增長。
（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗
在對經(jīng)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(wěn)性。只有平穩(wěn)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(wěn)性檢驗，表明這些變量是平穩(wěn)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(wěn)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(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，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(wěn)性檢驗，即二階單整。
綜上所述，序列l(wèi)nEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關系。
（三）協(xié)整檢驗
近年來，不少國內(nèi)外研究對外直接投資與對外貿(mào)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(mào)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(wěn)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(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿(mào)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(xié)整關系,并依據(jù)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(wěn)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(jù)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(yōu)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(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關系。
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(jīng)對出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)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(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。
由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進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(jīng)驗的投資對浙江省進口貿(mào)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(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進口貿(mào)易產(chǎn)生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現(xiàn)了生產(chǎn)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(jīng)濟模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。若變量之間存在協(xié)整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關系，而這種穩(wěn)定的關系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。
由協(xié)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(chǎn)總指數(shù)與進、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)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(xié)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(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿(mào)易之間短期比較穩(wěn)定。
在誤差修正模型(4)中，協(xié)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(shù)為-1.115)。IM的動態(tài)調(diào)整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿(mào)易的穩(wěn)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(chǎn)總指數(shù)GDP與進口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額之間的協(xié)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(mào)易之間存在惟一的協(xié)整關系。浙江省對外直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)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(guī)模的若干年內(nèi),對外直接投資在浙江省已經(jīng)逐漸轉型,從追求人力資源優(yōu)勢的生產(chǎn)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(guī)模。同時，對外直接投資也能產(chǎn)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(mào)易之間也存在惟一的協(xié)整關系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進口貿(mào)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(jīng)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(chǎn)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(jīng)驗，而它們對進口貿(mào)易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規(guī)避貿(mào)易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟關系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿(mào)易的發(fā)展。
縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報告》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(mào)易的發(fā)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(mào)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(mào)易的關系存在著一個由短期向長期均衡調(diào)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(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經(jīng)歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)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(jù)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(jīng)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(mào)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(mào)易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿(mào)易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制。相比之下，CFDI對進口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強。
從浙江省當前貿(mào)易戰(zhàn)略出發(fā),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(chǎn)生進出口貿(mào)易互補、創(chuàng)造效應的對外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵企業(yè)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(mào)易措施,而并不直接制定與貿(mào)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(yè)步入國際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產(chǎn)業(yè)結構。
對企業(yè)界而言，加入WT0后,國內(nèi)市場上國內(nèi)外企業(yè)的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內(nèi)市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經(jīng)濟一體化的大背景下，浙江省企業(yè)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(yè)的生存空間，增強企業(yè)的國際競爭力，以投資促進貿(mào)易，為國際貿(mào)易的發(fā)展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。
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我國能源貿(mào)易在礦產(chǎn)品進出口貿(mào)易中占有舉足輕重的地位，能源貿(mào)易額占全部礦產(chǎn)品進出口貿(mào)易額的比重從2001年的24.1%增長到2006年的26.1%；能源產(chǎn)品貿(mào)易額迅速增長，2006年能源貿(mào)易額1001.87億美元，比2001年232.71億美元增加330.5%，年均增長率達到33.9%。
我國能源產(chǎn)品貿(mào)易量大幅增長，2006年石油、煤炭和天然氣產(chǎn)品進出口貿(mào)易總量達到37396萬噸標準煤，比2001年21974萬噸標準煤增加70.2%，年均增長率11.2%。2001年以來，我國能源產(chǎn)品貿(mào)易額的增長幅度遠遠大于能源貿(mào)易量的增長幅度，能源產(chǎn)品貿(mào)易量的持續(xù)穩(wěn)定增長，是其貿(mào)易額不斷創(chuàng)出新高的重要原因，同時，能源產(chǎn)品價格的上漲更是導致能源產(chǎn)品貿(mào)易額不斷增長的重要原因。
石油對進口的依賴程度不斷提高，2006年我國石油消費對進口的依賴程度已經(jīng)達到47.3%。我國石油進口貿(mào)易向著多元化方向發(fā)展，2006年從9個國家合計進口石油13018萬噸，占當年我國石油總進口量的71.7%。
二、2001-2006年我國能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重
2001年我國能源產(chǎn)品進出口貿(mào)易額為232.71億美元，占當年我國全部礦產(chǎn)品進出口貿(mào)易額966.56億美元的24.1%，2006年能源產(chǎn)品進出口貿(mào)易額為1001.87億美元，占當年我國全部礦產(chǎn)品進出口貿(mào)易額3839.01億美元的26.1%。我國能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重總體上呈上升趨勢。
2006年我國能源產(chǎn)品進出口貿(mào)易額為1001.87億美元，其中，石油917.54億美元，占我國能源產(chǎn)品進出口貿(mào)易額的比重91.6%，煤炭50.7億美元，占5.0%，天然氣33.63億美元，占3.4%，石油的進出口貿(mào)易在我國能源產(chǎn)品進出口貿(mào)易中我國占絕對的優(yōu)勢。
三、我國石油進口額占礦產(chǎn)品進口額的比重
2001年我國石油進口額為154.06億美元，占當年我國全部礦產(chǎn)品進口額565.46億美元的27.2%，2006年石油進口額為819.52億美元，占當年我國全部礦產(chǎn)品進口額2302.93億美元的35.6%，近年來我國能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重呈現(xiàn)明顯上升趨勢。
四、2001-2006年中國石油進出口貿(mào)易特點和趨勢
我國石油消費巨大，嚴重依賴進口，2006年我國石油凈進口量16286萬噸。從我國石油的進口貿(mào)易情況看，我國石油進口量不斷增長，自2001年的8163.2萬噸迅速增長到2006年的18157.0萬噸，2006年比2001年增長了122.4%，年平均增長率為17.3%，從目前的趨勢看，我國石油的進口量還會進一步增長；另一方面，我國石油的進口額增長幅度更大，自2001年的154.06億美元迅速增長到2006年的819.52億美元，2006年比2001年增長了432.0%，年平均增長率為39.7%。2005年我國石油進口量約占世界石油貿(mào)易量的6.8%，我國已經(jīng)成為繼美國、日本之后的第三大石油進口國。從我國石油的出口貿(mào)易情況看，我國石油的出口量從2001年1674.1萬噸到2006年的1871.4萬噸，最高的年份2005年為2207.7萬噸，我國石油的出口量變化不大。
2006年位居我國石油進口前九位的國家為：沙特阿拉伯（2471萬噸）、安哥拉（2345萬噸）、俄羅斯（2113萬噸）、伊朗（1864萬噸）、阿曼（1318萬噸）、韓國（1106萬噸）、委內(nèi)瑞拉（732萬噸）、剛果（542萬噸）和赤道幾內(nèi)亞（527萬噸），9個國家合計進口量為13018萬噸，占我國石油總進口量的71.7%，我國石油進口貿(mào)易向著多元化方向發(fā)展。
五、2001-2006中國石油消費對進口的依賴程度
2001年我國石油消費對進口的依賴程度只有29.1%，2006年上升到47.3%，近年來我國經(jīng)濟持續(xù)快速發(fā)展導致了能源需求，特別是石油需求的快速增長。為緩解國內(nèi)石油供求的突出矛盾，我國石油進口量逐年增加，石油消費對進口的依賴程度不斷提高。
六、2001-2006中國天然氣、煤炭進出口貿(mào)易變化趨勢
2001年我國天然氣出口量為223.30萬噸，2006年為225.24萬噸，近年來我國天然氣的出口量基本上維持在200余萬噸的水平上，變化不大，從我國天然氣資源和產(chǎn)量分析，未來我國天然氣出口量不會有大的變化。
2001年我國天然氣進口量為489.62萬噸，2006年為605.81萬噸，近年來我國天然氣的進口量維持在600余萬噸的水平上，增長不大，由于我國進口的主要是液化天然氣，而天然氣的大規(guī)模輸送必須通過管道，未來我國天然氣進口量增長變化在很大程度取決于天然氣進口輸送管道基礎設施建設的前景。
2001年我國煤炭出口量為9012萬噸，2006年下降到6330萬噸，近年來我國煤炭的出口量逐年下降，由于國家限制高耗能產(chǎn)品的出口，取消了煤炭出口退稅，預計未來我國煤炭的出口量還會有所減少。
2001年我國煤炭進口量只有249萬噸，2006年迅速增長到3836萬噸，近年來我國煤炭進口量逐年大幅增長，年增長率達到72.8%。由于我國煤炭資源在地域上分布不均，北煤南運，陸路運輸成本較高，在符合比較效益的情況下，預計未來我國煤炭的進口量還會進一步增長。
七、我國能源進出口貿(mào)易中存在的主要問題
1.我國石油消費對進口的依賴程度很高，增長很快
2001年我國石油消費對進口的依賴程度只有29.1%，2006年已經(jīng)上升到47.3%，近年來我國經(jīng)濟持續(xù)快速增長導致了能源需求，特別是石油需求的快速增長，在國內(nèi)石油產(chǎn)量增長緩慢，而石油消費增長迅速，從而導致石油進口量連年大幅增長，使我國石油消費對進口的依賴程度不斷提高，預計我國石油消費對進口的依賴程度將很快超過50%。巨額的石油進口以及對石油進口依賴程度的快速提高，使我國的石油消費嚴重地依賴于國際市場。
2.我國利用國外石油資源的成本在大幅度上升
人民幣升值過程中首先受到?jīng)_擊的就是紡織業(yè)等低附加值的傳統(tǒng)勞動密集型產(chǎn)業(yè)。據(jù)中國紡織品進出口商會測算，在其他生產(chǎn)要素成本和價格不變的情況下人民幣每升值1％，企業(yè)利潤將減少1％，出口企業(yè)消化人民幣升值的利潤空間進一步被擠壓。但另一方面，人民幣升值后，一個單位的人民幣可以兌換更多的外幣資產(chǎn)，在國際市場上能夠購買更多的產(chǎn)品，這對于國家產(chǎn)業(yè)安全建設和滿足居民消費來說都是有利的，但這同時加劇了我國進口替代性行業(yè)間的競爭。人民幣升值降低了進口價格，從而對國內(nèi)同類產(chǎn)品帶來沖擊，尤其是那些在技術含量、品牌及質(zhì)量方面與世界先進水平有一定差距的產(chǎn)品，必將影響其價格和市場份額，導致盈利惡化。因此改進工藝、提高質(zhì)量、發(fā)展技術、打造核心競爭力成為國內(nèi)一些企業(yè)生存下來的唯一選擇，從長遠看這是一種良性循環(huán)，將成為我國優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構和振興民族企業(yè)的重要推動力。
1.2人民幣升值改變我國進出口貿(mào)易的成本
我國是一個資源匱乏的國家，進口依存度較高的行業(yè)主要有石油與天然氣開采、鋼鐵、石化、航空、電力設備等，在國際能源和原材料價格不斷上漲的情況下，企業(yè)承受了巨大的成本壓力。以進口原油為例，2012年一季度，我國進口原油平均價格為689美元／噸，同比上漲了24．3％。面對瘋漲的國際原材料價格，人民幣升值在一定程度上能夠降低大宗交易的進口成本，改善相關行業(yè)的盈利。以造紙為例，我國造紙業(yè)原材料平均35％來自國外，原材料進口比重最高的可達到60％~70％，人民幣升值將直接促進造紙業(yè)成本下降。但是人民幣升值對出口企業(yè)的生產(chǎn)成本來說是雪上加霜［2］。人民幣持續(xù)升值的2008－2011年，也是國內(nèi)通貨膨脹顯現(xiàn)并持續(xù)的時期。受國內(nèi)原材料成本和勞動力成本上升的影響，國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)成本大幅上升。人民幣升值使出口企業(yè)靈活定價能力大打折扣，企業(yè)之間沒有建立良好的價格協(xié)調(diào)機制，出口議價能力并未隨著市場份額的擴大而提高，成本的上升很難通過產(chǎn)品價格的提高得到轉嫁，對我國出口企業(yè)造成了嚴重的影響。
1.3人民幣升值蠶食我國中小企業(yè)的利潤
首先，人民幣升值將提高企業(yè)出口成本，再加上出口退稅率降低導致中小企業(yè)不斷喪失國際競爭力。中小企業(yè)立足的根本是“薄利多銷”，如今成了利薄少銷甚至不銷，匯率的微小變動，都可能導致企業(yè)虧損。其次，人民幣升值加大了企業(yè)運營的不確定性。雖然匯率升值已經(jīng)持續(xù)6年之久，但是中小企業(yè)抵抗匯率風險的能力仍然十分薄弱，很多企業(yè)甚至沒有樹立起防范風險的意識。我國企業(yè)進出口習慣用美元報價，如果企業(yè)不能準確把握匯率走勢，那么就會面臨更大的損失。目前，我國中小企業(yè)就業(yè)人員占城鎮(zhèn)就業(yè)總量的75％以上，占全部工業(yè)就業(yè)總量的83％以上。中小企業(yè)所具有的開業(yè)快、投資少、經(jīng)營靈活、對勞動者技能要求低等特點使其在吸收勞動力方面具有重要作用。由于人民幣升值迫使大量的企業(yè)停產(chǎn)停業(yè)甚至破產(chǎn)倒閉，大批勞動力面臨重新尋找工作的困境，在一定程度上影響了社會就業(yè)，就業(yè)壓力增大。可見人民幣升值不僅會侵蝕中小企業(yè)的利潤，還可能引發(fā)一系列的倒閉潮，更可能誘發(fā)國民經(jīng)濟其他環(huán)節(jié)出現(xiàn)問題。
1.4人民幣升值緩解我國和其他國家的貿(mào)易摩擦
由于我國出口的不斷增長和貿(mào)易順差的不斷擴大，人民幣匯率問題一度成為政治問題。我國憑借出口價格優(yōu)勢已經(jīng)占領了國際勞動密集型產(chǎn)業(yè)的中低端市場，近年來，針對我國出口產(chǎn)品的反傾銷訴訟案件急劇增加。2005年，法國政府認為大量涌入的中國紡織品使歐洲面臨嚴重的挑戰(zhàn)，可能導致數(shù)百萬人失業(yè)，因此法國政府對我國和歐盟施壓，認為中國和歐盟應該就保護歐洲本土紡織品行業(yè)達成協(xié)議。歐盟從2006年開始就對我國出口彩電征收44．6％的反傾銷關稅。美國從2009年開始對我國鋼格板征收高額反傾銷關稅。2010年韓國、巴西、印尼先后對我國出口的陶瓷展開反傾銷調(diào)查等。通過匯率機制適當提升出口產(chǎn)品的外幣價格，一方面可以緩解反傾銷壓力，另一方面也表明我國作為一個負責任的貿(mào)易大國努力促進世界貿(mào)易健康發(fā)展，構建公平、合理的貿(mào)易規(guī)則，維護與貿(mào)易伙伴的密切合作關系的決心［3］。
2人民幣升值的誘發(fā)原因
2.1政治壓力是人民幣升值的根本原因
多年以來，美國對我國經(jīng)常項目逆差形勢不僅沒有好轉反而有不斷擴大的趨勢，美國政府聯(lián)合其他國家在多次外交場合提出人民幣應該升值，企圖把人民幣問題國際化。自2002年以來，美、日、歐盟等國家不斷施壓要求人民幣升值。在2003年的七國集團財長會議上，日本財長提請其他國家一起強行要求人民幣升值，美國和歐盟先后呼應日本，美國財政部長斯諾和美聯(lián)儲主席格林斯潘相繼表示人民幣匯率應該更加富有彈性。美國在2011年甚至單方面通過了主要針對人民幣匯率問題的《貨幣匯率監(jiān)督改革法案》，為對于來自“匯率被低估”國家的商品征收懲罰性關稅提供了法律依據(jù)。主流媒體如《經(jīng)濟學家》《金融時報》等關于人民幣匯率問題展開激烈的爭論。
2.2美國量化寬松的貨幣政策是人民幣升值的外部原因
自2008年金融危機爆發(fā)以來，美國的經(jīng)濟陷入持續(xù)的低迷期，復蘇無望，美聯(lián)儲為了刺激經(jīng)濟的增長，已經(jīng)連續(xù)實施了三輪的量化寬松政策（QE），但這項政策的出臺對中國的進出口貿(mào)易而言是一把雙刃劍。一方面，寬松的貨幣政策帶來美元利率下降，刺激了美國企業(yè)投資和居民消費，拉動美國的產(chǎn)出和收入增長，在一定程度上會增加美國對中國的進口。另一方面，寬松的貨幣政策導致美元貶值，人民幣升值，打擊中國低端產(chǎn)品出口，可能減少美國對中國的進口。此外，中國90％的貿(mào)易使用美元結算，貶值還不利于中國對其他國家的出口。
2.3利率的持續(xù)倒掛是人民幣升值的內(nèi)在原因
2008年金融危機后，西方各國普遍采取了低利率的貨幣政策。以美國為例，美國2008－2012年前后三次推出了大規(guī)模的量化寬松政策，政府大量購買國債，向市場投放基礎貨幣，增加貨幣供給，利率一次次創(chuàng)歷史新低，在此期間，美國的貼現(xiàn)率、銀行同業(yè)拆借利率接近零甚至為零。相反，在走出金融危機低谷后，我國采取了收縮銀根的政策，貨幣政策從積極走向穩(wěn)健。2010年央行6次上調(diào)存款準備金率收于18．5％，2011年6次上調(diào)準備金率達到21．5％，并且兩年內(nèi)累計加息5次。中美兩國利率的倒掛吸引了大量的國際資本涌入中國進行套利、保值，客觀上促進了人民幣的升值［4］。
2.4國際收支的順差是人民幣升值的直接原因
2010年我國進出口貿(mào)易總額以29727．6億美元超過德國排在世界第二位，成為世界第二大貿(mào)易國。我國不僅貿(mào)易總額數(shù)量巨大，而且從1994年起對外貿(mào)易就一直處于順差。2005年我國實行有管理的浮動匯率制以后，人民幣匯率的波動越來越受到國際收支狀況的影響，我國的經(jīng)常賬戶常常處于順差的狀態(tài)，而且順差的規(guī)模越來越大，過大的國際收支順差導致外匯市場上人民幣供不應求，造成人民幣升值的壓力越來越大。
2.5市場預期的加強進一步推動了人民幣升值
我國經(jīng)濟的快速發(fā)展和國際收支雙順差的事實，加上西方國家對人民幣升值的要求和海外媒體的輿論壓力將繼續(xù)推動市場對人民幣升值的預期。而這種預期勢必會進一步推動資本和投資的流入。2004年我國的貿(mào)易順差只有319．5億美元，2010年激增到1831億美元，6年時間內(nèi)增長了將近5倍，這其中的一個原因就是對人民幣持續(xù)升值的預期使得大量短期資本借貿(mào)易渠道流入我國。資本和貿(mào)易相互作用相互影響直接導致我國貿(mào)易順差的激增，貿(mào)易順差反過來又加劇了人民幣的升值預期。短期資本不僅流向一般性的實體經(jīng)濟，還大量流入股市和房地產(chǎn)市場，股市和房市價格上揚，出現(xiàn)了不同程度的泡沫。2007－2012年我國經(jīng)受著從未有過的通貨膨脹壓力，人民幣進入了一個對外升值和對內(nèi)貶值的困境［5-6］。
3應對人民幣升值對我國進出口貿(mào)易影響的措施
縱觀世界各國經(jīng)濟的發(fā)展歷程，我們可以發(fā)現(xiàn)本國貨幣都是在巨額的貿(mào)易順差和國際儲備兩個重大的背景之下進行升值的，各國采取了多項措施減輕本幣升值帶來的一系列不利影響，包括調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構、放松外匯管制、整頓和完善金融市場。以史為鑒，我國應對人民幣升值和規(guī)避匯率風險可以從幾下4個方面做起。
3.1提高出口產(chǎn)品的技術含量，調(diào)整和升級產(chǎn)業(yè)結構
我國的出口往往以低成本的勞動密集型產(chǎn)品占優(yōu)，人民幣升值無疑會對勞動密集型產(chǎn)品的出口造成沖擊。金融危機的爆發(fā)使出口企業(yè)有意識地嘗試淘汰一些技術含量低、檔次低的產(chǎn)品，使有限的資源流向技術密集型產(chǎn)業(yè)，注意技術引進和高科技產(chǎn)品的研發(fā)，減少如光學、醫(yī)療、精密儀器和設備的進口依賴程度，創(chuàng)造民族優(yōu)良產(chǎn)業(yè)和品牌。此外，我國政府也有必要為出口企業(yè)提供政策支持幫助他們渡過難關。對符合條件的企業(yè)提供出口補貼，完善出口信用保險制度。此外，政府還可以設置專門機構幫助國內(nèi)企業(yè)學習國際貿(mào)易原則、開拓國際市場、培養(yǎng)跨國企業(yè)，提供咨詢服務，為企業(yè)提供國際市場行情、國際投資環(huán)境、市場調(diào)查等方面的信息，成為企業(yè)發(fā)展的堅強后盾。
3.2采用靈活的貿(mào)易結算方式和計價貨幣進行國際貿(mào)易結算
匯改以前，人民幣匯率一直盯住美元基本不動，我國出口企業(yè)也習慣于在相對固定的匯率環(huán)境下用美元進行商務談判和貿(mào)易結算，對美元的價格過于依賴和敏感。2005年匯改以后，外貿(mào)企業(yè)不得不學會應對人民幣升值帶來的后果和關注人民幣的走勢。實際上，人民幣對美元升值的這幾年，也是人民幣對日元等貨幣貶值的時期，人民幣對美元升值不代表對其他貨幣也一定升值。在出口結算時，企業(yè)要學會靈活變通計價貨幣，如出口歐洲可以采用歐元進行結算，出口到日本可以采用日元進行結算，這樣一來就能盡可能地減輕人民幣對美元升值帶來的損失。在貿(mào)易結算方式的選擇上，當人民幣有升值預期時，外貿(mào)企業(yè)要盡可能選擇那些即期結算方式，如即期信用證、即期付款交單，爭取早日收到貨款，或者在合約中規(guī)定客戶支付一定比例的預付款等。選擇合適的貿(mào)易結算方式和結算貨幣看似不是什么大智慧但卻是能夠巧妙地為企業(yè)規(guī)避風險、提高利潤的好辦法［7］。
3.3保持貨幣政策獨立性，進一步推動人民幣匯率形成機制改革
根據(jù)蒙代爾的“不可能三角”理論，一個國家不能同時實現(xiàn)資本自由流動、貨幣政策的獨立性和匯率穩(wěn)定性，一個國家只能實現(xiàn)其中兩項。在我國貨幣市場和資本市場逐漸開放的過程中，維護貨幣政策的獨立性并最大限度地保持匯率穩(wěn)定是我們追求的目標。推動人民幣匯率形成機制改革，參考一攬子貨幣進行調(diào)節(jié)，進一步釋放人民幣匯率彈性的舉措，使得我國央行的貨幣政策不拘泥于單一盯住美元，而可以根據(jù)自身利益進行更大幅度的調(diào)整。為了保持貨幣政策的獨立性和匯率穩(wěn)定，放緩資本流動腳步可能更適合我國國情［8］。
2.國際金融危機對我國進出口貿(mào)易的影響
2.1我國的進出口企業(yè)市場萎縮或供應不足
我國有很多專業(yè)的進出口企業(yè)，其盈利方式單一，主要依靠進出口業(yè)務。這些企業(yè)的產(chǎn)品主要銷往國外，或者這些企業(yè)的原料只能從國外進口。美國是我國最重要的國際貿(mào)易合作伙伴之一。美國的超市里的大部分產(chǎn)品都在中國制造。因此，2008年美國金融危機發(fā)生以來，美國的國內(nèi)消費需求下降，導致我國的進出口企業(yè)國外市場萎縮。我國的很多進出口企業(yè)出現(xiàn)了大量的產(chǎn)品積壓。另外，雖然我國是制造大國，但不是制造強國。我國的企業(yè)普遍缺乏創(chuàng)新意識，產(chǎn)品的原創(chuàng)性比較低，大多是電子、化纖、服裝、玩具、鞋類等勞動密集型產(chǎn)品，產(chǎn)品的附加值比較低。在金融危機時期，各國的貿(mào)易保護政策都出現(xiàn)一定的變化，使得國際貿(mào)易壁壘增加，導致我國的產(chǎn)品市場占有率急劇縮小。如我國的紡織、服裝、玩具等行業(yè)，其出口依存度高達30%-80%，在國際金融危機的影響下，其經(jīng)營業(yè)績比較差。江浙一帶的服裝出口企業(yè)的利潤率僅有0.2%，但是當前的訂單卻只有原來的三分之一。
2.2人民幣升值使我國的進出口企業(yè)面臨經(jīng)營困境
金融危機加速了人民幣的升值，卻使得美元不斷貶值。這使得中國出口到國外的產(chǎn)品價格不斷上漲。在金融危機時期很多國家的內(nèi)需逐漸縮小的情況下，使得我國的產(chǎn)品市場份額逐漸縮小，使得我國的進出口企業(yè)的經(jīng)營壓力逐漸增大。另外，在中國隨著經(jīng)濟的發(fā)展和科學技術的進步、生產(chǎn)自動化程度的加大，中國的人力資源成本也逐漸上升。這使得中國的企業(yè)失去一項很重要的優(yōu)勢，使得企業(yè)的利潤率進一步下降。2008年美國金融危機持續(xù)時間比較長，美元還有繼續(xù)貶值的趨勢，這將使得我國的出口企業(yè)在很長一段時間內(nèi)無法走出經(jīng)營困境。此外，人民幣升值，導致外商在中國的投資成本升高，如購置設備、勞動力成本等。在盈利不景氣的情況下，很多外商選擇撤資。這對于一些中外合資的進出口企業(yè)而言，無異于晴天霹靂，對企業(yè)的長期經(jīng)營不利，甚至會導致企業(yè)的破產(chǎn)。
2.3國際金融危機使我國的進出口貿(mào)易面臨更大的風險
金融危機時期，很多國家的經(jīng)濟發(fā)展前景不夠樂觀。企業(yè)的利潤率降低、就業(yè)率下降等現(xiàn)象使得各國開始實施相應的貿(mào)易保護主義，來改變貿(mào)易逆差的現(xiàn)狀，如技術性、綠色的貿(mào)易保護手段。這使得我國的附加值比較低的產(chǎn)品在出口時備受沖擊。如食品、紡織品、低端服裝等。其他形式的貿(mào)易保護政策，也使得國際貿(mào)易壁壘增高，我國的進出口企業(yè)經(jīng)營難度加大。如美國肆意炒作我國的食品、水產(chǎn)品安全問題等，對我國的產(chǎn)品的聲譽產(chǎn)生不良影響。貿(mào)易保護政策的抬頭使得國際貿(mào)易摩擦越來越多。如果企業(yè)忍氣吞聲，選擇接受退回的產(chǎn)品，而不捍衛(wèi)自己的權益，那么企業(yè)會遭受很多的損失；如果企業(yè)選擇通過國際官司的方式捍衛(wèi)自己的權益，高額的費用也會為企業(yè)的發(fā)展帶來很大的經(jīng)濟負擔。另外，為了暫時獲取國外訂單，我國企業(yè)在越來越大的國際市場競爭壓力下，接受賒銷結算方式。賒銷結算使得企業(yè)的受到國外商業(yè)的風險的影響，收匯風險增大。金融危機的影響，使得企業(yè)的國內(nèi)融資以及海外融資難度加大，企業(yè)的一旦出現(xiàn)資金周轉不良，就要依靠銀行解決資金問題。這種情況下，企業(yè)需要承擔高額的利率。
3.應對金融危機的策略
3.1合理地進行人民幣匯率機制改革
我國的人民幣匯率改革應該根據(jù)當前國內(nèi)、國外經(jīng)濟發(fā)展的情況，與時俱進地進行改革，使之有助于我國的經(jīng)濟發(fā)展。當前我國的人民幣匯率的自由浮動空間比較小，為了適應全球化經(jīng)濟發(fā)展的趨勢，使我國的市場經(jīng)濟發(fā)展更加深化，我國需要進行一定的人民幣匯率改革，使得匯率的浮動的空間逐漸加大，以增強匯率對國際收支不平衡的調(diào)節(jié)能力。匯率的浮動空間增大也有助于提高我國進出口企業(yè)的國際貿(mào)易風險防范能力。另外，我國的相關單位應該保持一定程度的外匯市場干預，采用漸進式的干預方式，根據(jù)當前的經(jīng)濟發(fā)展狀況相應地調(diào)整目標區(qū)寬度，以避免出現(xiàn)匯率超調(diào)，使得匯率在不斷波動的情況下保持相對穩(wěn)定。
3.2轉變經(jīng)濟增長方式
我國的經(jīng)濟發(fā)展，在2008年國際金融危機中，之所以受到如此大的沖擊，是因為我國的經(jīng)濟發(fā)展方式有一定的問題。中國的很多行業(yè)的對外出口依存度比較大。我國國內(nèi)消費者對該類企業(yè)的產(chǎn)品需求比較少。在出現(xiàn)金融危機時，一旦國外的市場份額縮減，那么企業(yè)的經(jīng)營將受到重創(chuàng)。為了應對這個問題，我國應該積極轉變經(jīng)濟增長方式。政府需要通過一系列的手段刺激國內(nèi)消費，如兼顧收入分配、提高城鎮(zhèn)居民工資等方式。另外，我國的農(nóng)村消費潛力巨大，有待于充分挖掘。對此，我國政府可以采取一些惠農(nóng)政策，如家電、汽車下鄉(xiāng)等，擴大農(nóng)村市場。最后，企業(yè)需要優(yōu)化自身產(chǎn)品組合，提高產(chǎn)品的附加值。使得國外在消費需求縮小的情況依然依賴我國的產(chǎn)品。
3.3企業(yè)健全風險防范機制
面對金融危機中各國的貿(mào)易保護政策以及其他市場的不穩(wěn)定因素的增加，企業(yè)面臨更大的經(jīng)營風險。為了安全度過國際金融危機時期，并使企業(yè)獲得長足的進步和發(fā)展，企業(yè)需要健全自身的風險防范機制。首先，在與國外客戶建立合作關系之前，充分地了解客戶的信息，如商業(yè)信用、債務償還能力等，在簽訂合同時，通過合理地設置約束，避免交易風險。然后，我國的進出口企業(yè)需要選擇合適的結算方式，避免賒銷等結算方式，如選擇信用證、銀行保函風險較小的結算方式。企業(yè)在各種活動中要嚴格遵守合同條款要求，避免對方以不符合同為由拒付貨款。
3.4企業(yè)需要積極開拓新市場
雖然，金融危機已經(jīng)嚴重影響了很多國家，但是仍然有很多國家和地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展相對獨立，避免了國際金融危機的影響。因此，我國的進出口企業(yè)在出現(xiàn)原有市場份額縮減的情況下，可以積極拓展新的市場。如企業(yè)可以實施產(chǎn)品多元化戰(zhàn)略，以新的產(chǎn)品組合來獲得新的市場。企業(yè)不僅可以向非洲、拉丁美洲等國家和地區(qū)拓展新的市場，也可以生產(chǎn)國內(nèi)需求的產(chǎn)品的方式，暫時規(guī)避金融危機的不良影響。新市場的發(fā)展不僅可以使我國的進出口企業(yè)安全度過危機，而且對于企業(yè)長期的發(fā)展壯大具有很大的好處。
3.5企業(yè)要提高自主創(chuàng)新能力
（二）區(qū)域不均衡地區(qū)的不均衡發(fā)展嚴重阻礙了重慶市經(jīng)濟的整體發(fā)展，重慶市提出構建“一圈兩翼”區(qū)域新格局，“一圈”加速領跑，“兩翼”全力助推。目前，“一小時經(jīng)濟圈”地區(qū)生產(chǎn)總值占了全市生產(chǎn)總值的77.68%，“兩翼”僅占22.32%；在第二、第三產(chǎn)業(yè)上，“一圈”第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值分別是東北翼、東南翼的5.41倍和16.47倍，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值分別是東北翼、東南翼的5.2倍和16.4倍。
（三）產(chǎn)業(yè)發(fā)展矛盾重慶第一產(chǎn)業(yè)由于地理因素，很難實現(xiàn)機械化和現(xiàn)代化耕作，屬于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，效率低，成本高；第二產(chǎn)業(yè)歷來是重慶市的支柱產(chǎn)業(yè)，重慶市的經(jīng)濟發(fā)展對其依賴度高，而產(chǎn)業(yè)設備技術更新慢，存在很大的市場風險；第三產(chǎn)業(yè)起步晚、底子薄，還沒有充分發(fā)展起來，已有的產(chǎn)品存在科技含量低、附加值不高等問題。
二、重慶市對外貿(mào)易的現(xiàn)狀
重慶近年來對外貿(mào)易成效顯著。2009年全市進出口總額38.6億美元，同比增長48.7％；其中出口20.9億美元，同比增長31.9%；進口17.7億美元，同比增長74.9％。2010年全市進出口總額124.26億美元，同比增長61.1%；其中出口74.89億美元，增長75.0%。進出口總額在我國西部12個省、自治區(qū)、直轄市中列第4位，全國第23位。重慶市對外貿(mào)易以國有企業(yè)、外資企業(yè)為主體，民營企業(yè)大幅增長。民營企業(yè)1998—2008年累計實現(xiàn)出口96.04億美元，占全市累計出口的38.8％，年均增長104.5％。外資企業(yè)累計實現(xiàn)出口16.84億美元，占全市累計出口的11.6％，年均增長24.1％。在2008年，民營企業(yè)出口比重提高到了55.4％，超過國有企業(yè)出口比重29個百分點，成為重慶市出口的主體。進口以外資企業(yè)為主體，據(jù)統(tǒng)計，直轄15年間，外資企業(yè)進口份額保持在7成左右，累計實現(xiàn)進口11191億美元，占全市累計進口的63.0％，年均增長13.3％；國有企業(yè)累計實現(xiàn)進口43.87億美元，占全市累計進口的39.8％，年均增長0.5％；民營企業(yè)在1998年后逐漸發(fā)展，累計實現(xiàn)進口3.49億美元，年均增長117.4％。目前，以力帆集團、隆鑫集團、銀翔摩托、宗申集團為代表的民營企業(yè)成為外貿(mào)出口的骨干企業(yè)，其出口總額居重慶市出口企業(yè)前五位，成為重慶最具活力的出口主體。
三、重慶市對外貿(mào)易中看出產(chǎn)業(yè)結構存在的問題及建議
（一）發(fā)展思路不清晰，應明確產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式重慶市在過去的重點支柱產(chǎn)業(yè)和將來的重點支柱產(chǎn)業(yè)這兩點的轉換方式上思路尚不清晰。這主要表現(xiàn)在進出口貿(mào)易中，傳統(tǒng)制造業(yè)在科技創(chuàng)新淺升級之后仍然占據(jù)進出口量的較高比重，但實際其發(fā)展水平仍然滯后，制約了經(jīng)濟的快速增長。而新興的現(xiàn)代服務業(yè)如軟件業(yè)、航空航天、生物等行業(yè)的進出口總量較低，甚至接近零，發(fā)展速度相當緩慢。針對重慶現(xiàn)狀，一方面對于適合發(fā)展第一產(chǎn)業(yè)的地區(qū)，要積極發(fā)展“一鄉(xiāng)一產(chǎn)品、一縣一產(chǎn)業(yè)”，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)規(guī)模化、集約化和標準化；對于適合發(fā)展第二、第三產(chǎn)業(yè)的地區(qū)，積極革新，采用現(xiàn)代設施和先進技術的配套設施，大力提高企業(yè)自主創(chuàng)新能力，促進相關產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展。市政府建立健全法規(guī)，營造好的自由貿(mào)易氛圍。在市場上培育扶持一批具有核心競爭力的龍頭企業(yè)，開發(fā)一批在國內(nèi)外市場具有較大潛力和較高市場占有率的名牌產(chǎn)品。金融機構也要配合政府給予相關的金融支持，及時滿足企業(yè)發(fā)展合理的資金需求等。
（二）產(chǎn)業(yè)發(fā)展失衡，積極調(diào)整重慶市作為老工業(yè)基地，產(chǎn)業(yè)結構演進呈非均衡狀態(tài)。其重工業(yè)即第二產(chǎn)業(yè)在全市工業(yè)產(chǎn)值中占絕對主導地位，主要是依靠汽車、摩托車行業(yè)出口打天下。2011年重慶一般貿(mào)易進出口總額達430.09億美元，但問題是進出口結構卻極不平衡。產(chǎn)業(yè)結構決定對外貿(mào)易結構，重慶市第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展隨著農(nóng)民工的轉移持續(xù)下降，出口額度一直不高，第三產(chǎn)業(yè)如通訊服務、保險服務、金融服務、專有權利使用和特許資格等行業(yè)項目非常弱小，幾乎是零出口，發(fā)展相當緩慢。
知識產(chǎn)權壁壘的內(nèi)涵
知識產(chǎn)權壁壘是占有知識產(chǎn)權優(yōu)勢和先進技術水平的發(fā)達國家及其跨國公司，利用國際和國內(nèi)的知識產(chǎn)權制度以及相關的國家政策，通過海關扣押、專利圍堵、產(chǎn)權訴訟等方式利用知識產(chǎn)權法所授予的獨占權或超越有限壟斷權的范圍，在保護知識產(chǎn)權的名義下，來限制我國企業(yè)在國內(nèi)和國際市場進一步擴張的種種市場競爭措施和策略，以此達到維護其知識產(chǎn)權優(yōu)勢的目的。知識產(chǎn)權壁壘實質(zhì)上是一種非關稅國際貿(mào)易壁壘，在反傾銷和反補貼等措施為國人所熟知以后，它已經(jīng)逐漸取代前兩者成為困擾我國企業(yè)的貿(mào)易障礙。
我國進出口貿(mào)易應對知識產(chǎn)權壁壘現(xiàn)狀
相關法律及預警機制有待完善。我國在入世前，政府已經(jīng)修改了專利法、商標法和著作權法等知識產(chǎn)權法律，并制定了其他有關知識產(chǎn)權的法律、條例。然而TRIPS協(xié)議《與貿(mào)易有關的知識產(chǎn)權（包括假冒商品貿(mào)易）協(xié)議（草案）》生效以來，發(fā)生了許多當年無法預料的知識產(chǎn)權壟斷及濫用問題。對于將產(chǎn)品出口國外的企業(yè)，專利預警機制是要事先調(diào)查目的國與出口產(chǎn)品有關的專利信息進行分析，以正確的指導下一步的工作。而我國的預警機制的不成熟使我國的產(chǎn)品出口增加了盲目性。
自主知識產(chǎn)權不足。加強對知識產(chǎn)權的保護不僅有利于技術創(chuàng)新和企業(yè)競爭力的加強，而且有利于國家經(jīng)濟實力的增長。而我國擁有的自主知識產(chǎn)權及專利技術遠落后于發(fā)達國家。有關資料顯示，我國的申請量不到全球總量的2%，并且標準整體水平偏低。如果我國在標準制定過程中一味以低標準換取某個行業(yè)的大部分企業(yè)的生存，就無法逾越出口貿(mào)易中的技術壁壘。
研發(fā)投入不足。我國財政對于研發(fā)的投入，遠遠落后于發(fā)達國家。另外，企業(yè)本身對研發(fā)的投入也與世界水平存在差距。由于國家和企業(yè)對科技投入的力度不夠，研究和開發(fā)的經(jīng)費投入過少，我國企業(yè)的自主開發(fā)新技術能力普遍較低。
不重視專利文獻檢索。根據(jù)“專利一國獨立原則”，外國專利如果在一定期限內(nèi)不另行在中國申請，就永遠不能在中國申請專利、不受中國專利法保護。據(jù)悉，全球每年誕生的專利85％沒有申請中國專利，跨國集團迄今在我國獲得授權的專利不到17萬。因此，如果沒有很好地進行專利文獻查詢，很容易導致在進出口貿(mào)易中產(chǎn)生侵權行為或在企業(yè)引進國外技術時，掉進競爭對手設置的專利陷阱。
知識產(chǎn)權人才匱乏。知識產(chǎn)權人才培養(yǎng)的嚴重滯后，使得目前國內(nèi)知識產(chǎn)權方面的人才十分短缺，人才的供需出現(xiàn)嚴重的失衡現(xiàn)象。
我國進出口貿(mào)易應對知識產(chǎn)權壁壘的對策
完善法規(guī)及預警機制。我國應針對立法的薄弱環(huán)節(jié)，完善知識產(chǎn)權法律法規(guī)體系，重視運用法律手段保護知識產(chǎn)權。完善專利預警機制，通過對知識產(chǎn)權及專利信息的搜集、分析、預警，為外貿(mào)企業(yè)提供必要的服務。
增強企業(yè)創(chuàng)新能力。我國企業(yè)應重視自身的技術創(chuàng)新，一方面，充分調(diào)動現(xiàn)有大學、科研單位的力量，建立起知識產(chǎn)權研發(fā)、生產(chǎn)基地；另一方面，企業(yè)應盡快提高品牌價值，增加品牌的科技含量，以此帶動我國品牌的對外輸出，加快我國品牌建設步伐。
提供資金扶持。企業(yè)在開發(fā)和形成自主知識產(chǎn)權的過程中，國家應通過多種途徑和方式加大資金扶持力度，壯大其經(jīng)濟實力。對高校和科研院所為企業(yè)進行定向研究優(yōu)先提供經(jīng)費，對有技術創(chuàng)新的企業(yè)進行重點扶持和獎勵。
注重專利文獻檢索。據(jù)統(tǒng)計，世界上每年完成的發(fā)明成果的92％可在文獻中檢索到。據(jù)世界知識產(chǎn)權組織（WIPO）的統(tǒng)計，充分利用專利檢索文獻，可節(jié)省40％的研究時間和60％的研究費用。進行專利開發(fā)前，應合理高效地進行專利檢索。
實施知識產(chǎn)權人才戰(zhàn)略。知識產(chǎn)權是一門綜合性的學科，這種綜合性決定了知識產(chǎn)權人才的專業(yè)素質(zhì)應當是具有多門學科知識融合交叉的知識結構，科技與法律并舉，并兼有國際貿(mào)易、外語等方面的知識。我國的企業(yè)應該改變固有觀念，來培訓自己的復合型知識產(chǎn)權人才。
參考文獻：
1.陳宇山.從海外比較研究看廣東知識產(chǎn)權發(fā)展與戰(zhàn)略.現(xiàn)代情報，2007（1）
一.引言
從亞當.斯密提出“剩余產(chǎn)品出路”的學說以來，對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關系一直都是經(jīng)濟學家們研究的重要課題。這方面的主要貢獻包括：凱恩斯的對外貿(mào)易乘數(shù)理論；E.哈根等從出口貿(mào)易對技術進步的促進來探討其推動經(jīng)濟增長的作用；羅默的內(nèi)生經(jīng)濟增長理論等[1]。
李京文(1996)[2]通過經(jīng)濟增長模型的實證分析，指出出口增長對我國經(jīng)濟增長具有拉動作用。彭福偉(1999)[3]發(fā)現(xiàn)凈出口與經(jīng)濟增長的相關度較弱。陳家勤(1999)[4]認為出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長具有巨大的推動作用。楊全發(fā)(1999)[5]對巴拉薩(Balassa)[6]建立的模型帶入我國數(shù)據(jù)進行檢驗，認為出口對于經(jīng)濟增長具有正向促進作用。劉曉鵬(2001)[7]認為出口與經(jīng)濟增長的相關度較弱。Lawrence(2000)[8]在部門的層次上檢驗了日本1964～1985年和韓國1963～1983年的進口和產(chǎn)業(yè)政策與勞動生產(chǎn)率的關系，發(fā)現(xiàn)進口是促進勞動生產(chǎn)率增長的一個重要因素。Onnolly(2005)[9]用75個國1965-1990年的專利數(shù)據(jù)來代表這些國家的模仿與創(chuàng)新，量化了高科技產(chǎn)品進口對進口國(發(fā)展中國家)模仿與創(chuàng)新的溢出效應，來自發(fā)達國家的外來技術對進口國單位資本GDP增長的貢獻大于其國內(nèi)的創(chuàng)新。
Lawrence(1999)[8]在美國對20世紀80年代100多個制造業(yè)產(chǎn)業(yè)中國際競爭力對其全要素生產(chǎn)率的影響進行了研究，發(fā)現(xiàn)進口競爭刺激了全要素生產(chǎn)率的提高。Wang和Xu(2000)[10]考察了工業(yè)化國家間通過資本品貿(mào)易和外商投資而產(chǎn)生的R8D溢出效應。
以上研究成果在運用計量模型進行實證分析時因忽略了相關重要變量而使得檢驗和經(jīng)濟解釋具有相當大的局限性?？鐕?地區(qū))的截面數(shù)據(jù)的研究方法存在一定的局限性，OLS回歸分析方法要求所使用的數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，如果用OLS回歸分析方法分析非平穩(wěn)的時間序列關系，則容易出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象[11]，另外，已有的研究假設所選的國家具有共同的經(jīng)濟結構和相似的生產(chǎn)技術，這在現(xiàn)實生活中無法滿足，對于所研究變量的定義和時期的選取也會影響經(jīng)驗結論等。上述對于單個國家(地區(qū))時間序列研究得出了不一致甚至相互矛盾的結論，其主要原因有以下三點：實證模型中信息集的選取的差異；模型滯后期選擇的差異；模型方法及檢驗統(tǒng)計量選擇的差異。例如，進出口對于經(jīng)濟增長的作用往往是經(jīng)歷一定的時滯，若忽略這一因素而進行最小二乘估計就會得出片面甚至錯誤的結論?；谏鲜隹紤]，筆者通過分析進口、出口和經(jīng)濟增長三者的協(xié)整關系，并進而建立誤差修正模型，深入地探討了進口和出口對于經(jīng)濟增長的影響。
二.數(shù)據(jù)和模型分析
本文采用出口總額(EX)、進口總額(IM)來反映對外貿(mào)易狀況，通過國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)反映經(jīng)濟增長。本文依據(jù)各年《中國統(tǒng)計年鑒》從1985年至2005年的以當年價格計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值和以1985年為基期的按可比價格計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)，折算出1985年為基期的國內(nèi)實際生產(chǎn)總值。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差性，分別對上述三個變量進行對數(shù)變換，其對應序列記為LEX、LIM和LGDP。
圖2：實際國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口額和進口額對數(shù)差分的變化趨勢
貿(mào)易,經(jīng)濟增長
1.單位根檢驗
從圖1可以判斷它們之間具有一定的共同趨勢性，為消除共同趨勢的影響，本文對變量采取差分處理(見圖2)。從圖2中可以看出GDP、進口和出口的差分序列呈現(xiàn)出平穩(wěn)的特征，筆者使用ADF單位根檢驗，檢驗的結果如表1所示。
注：1．對GDP、出口和進口對數(shù)序列的ADF檢驗中，包含了位移項（intercept）和趨勢頂(trend)，因為從圖1中可以看出，這二個序列都包含一定的位移和趨勢，如果不考慮位移和趨勢就可能產(chǎn)生錯誤的單位根判斷；而對差分序列的ADF檢驗中，則既不包含移位頂，也不包含趨勢頂，因為圖2顯示這二個序列都不包含位移和趨勢。
2.*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設；**表示在5%的顯著水平下拒絕原假設；***表示在10%的顯著水平下拒絕原假設。
GDP、出口和進口的對數(shù)序列ADF統(tǒng)計量的絕對值均小于在10%顯著水平下臨界值的絕對值，不能通過ADF檢驗，這三個序列都存在單位根，是非平穩(wěn)序列。而這三個差分序列的ADF統(tǒng)計量絕對值均大于在5%顯著水平下臨界值的絕對值，不存在單位根，都是平穩(wěn)序列。GDP、出口和進口的對數(shù)序列是一階平穩(wěn)序列，因此可以進一步檢驗三個變量之間是否存在協(xié)整性。
2.協(xié)整檢驗和誤差修正模型ECM
本文采用使用Johansen極大擬然估計法檢驗經(jīng)差分修正后的平穩(wěn)序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型對滯后期的選擇比較敏感，所以采用AIC準則來確定最佳滯后期。在滯后期數(shù)確定之后，再對協(xié)整中是否具有常數(shù)項和時間趨勢進行驗證，然后再對數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗[12]。結果見表2。
由表2可以看出，在5%的顯著水平下，經(jīng)濟增長與出口、進口之間存在唯一的協(xié)整關系。根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關系的變量一定存在誤差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger兩步法來建立誤差修正模型。
第一步，先建立長期關系模型，即對水平變量(ordinaryvariable)進行OLS估計，其方程如下：
LGDP=4.526845+0.623032LEX-0.049701LIM(1)
(13.53709)(4.293514)(0.291202)
=0.967508S.E.=0.096935
從進出口總額與GDP之間的長期關系來看，GDP對出口的彈性為0.623，而對進口的彈性為0.0497，出口比進口對經(jīng)濟增長具有更強的影響，而且進口項的系數(shù)未能通過t檢驗，即在統(tǒng)計上是不顯著的。
第二步，建立短期動態(tài)關系，即誤差修正模型。將長期關系模型中的各變量以1階差分的形式重新構造，井將長期關系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個從一般到特殊的過程中，對短期動態(tài)關系逐個進行檢驗，不顯著的項逐漸剔除掉，直到找出最適當?shù)谋磉_式。筆者用EC表示長期關系方程(1)中的殘差，通過試驗，得到兩個比較適當?shù)谋硎径唐趧討B(tài)關系的誤差修正方程方程(2)和方程(3)。
DLGDP=0.0797+0.0246DLEX+0.04695DLIM-0.22869EC(-1)(2)
(13.1998)(0.6363)(1.1951)(-4.5138)
=0.62412S.E.=0.017467DW=1.16937
DLGDP=0.0813+0.06274DLIM-0.217152EC(-1)(3)
(15.0472)(2.1034)(-4.683832)
=0.61325S.E.=0.01712DW=1.2987
這兩個方程中的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗，誤差修正項系數(shù)為負，符合反向修正機制。方程(2)說明從短期動態(tài)關系來看，我國的GDP和出口、進口序列之間存在著密切的聯(lián)系，但進口比出口對GDP的增長具有更強的促進作用，這不僅表現(xiàn)在進口項和出口項系數(shù)的大小上，而且也表現(xiàn)在進口項的系數(shù)在1%的顯著水平上通過檢驗，而出口項的系數(shù)在10%的顯著水平上才通過檢驗。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增長率的含義，因此，進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.047%，出口增長率每增加1%,GDP的增長率將增加0.025%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.229的比率對本年的GDP增長率做出修正。
方程(3)是在進一步剔除了不太顯著的出口項后得到的誤差修正模型。它表示在短期內(nèi)不考慮出口對GDP的影響時，進口對GDP增長的促進作用。進口項的系數(shù)說明進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.063%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.217的比率對本年的GDP增長率做出修正。
3.向量誤差修正模型VEC
Granger(1987)[13]指出，若變量之間存在協(xié)整，則這些變量之間至少存在一個方向的Granger因果關系：要么滯后差分項的系數(shù)聯(lián)合檢驗(一般用F檢驗)顯著，因而存在短期因果關系，或者誤差糾正項系數(shù)顯著而存在長期因果關系。因此，在確定變量之間存在協(xié)整關系后，就可以構造向量誤差修正模型，以確定它們之間的相互調(diào)整速率及短期互動影響井觀察變量間的因果關系。表3為根據(jù)向量誤差修正模型得到的估計結果，對表3的結果進行分析，可以得出以下結論。
(1)根據(jù)表3第一列數(shù)據(jù)分析各變量對GDP增長的短期影響及長期均衡關系，從短期來看，進口對GDP的影響僅在兩個時滯后在10﹪的水平上對GDP有正向影響，可能是因為進口相對減少了內(nèi)需。另一方面進口的增加將會淘汰落后廠商，所以起初進口的增加對產(chǎn)出增長有負向作用，但兩個時滯后，進口的機械設備或原料會提高生產(chǎn)效率或加工后的產(chǎn)品銷往國外賺取附加值，從而促進經(jīng)濟增長[14]。我國長期以來所實施的進口政策是鼓勵生產(chǎn)性資本品的進口而限制消費品的進口，在我國的進口中包括了大量的先進設備和技術以及我國短缺的原材料，這無疑也會對我國的經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要的推動作用；各變量均通過長期均衡關系來影響GDP的增長，每年LGDP的實際值與均衡值的偏差的約6.6﹪被糾正。這在一定程度上也證實了黃國祥(1999)[15]和賈金思(1998)[16]的觀點。
(2)總產(chǎn)出對進出口影響不顯著，主要的原因在于我國的出口產(chǎn)品結構升級戰(zhàn)略仍處于外延式、粗放型增長階段[17]，出口以價格競爭為主，未能有效提高出口產(chǎn)品的質(zhì)量和增加值，從而影響了出口對經(jīng)濟增長的促進作用。現(xiàn)階段我國實行的不斷提高制成品出口比例的出口導向貿(mào)易戰(zhàn)略仍然是停留在粗放型、數(shù)量型的增長上，還未能實現(xiàn)有效提高出口產(chǎn)品質(zhì)量及附加值的集約型發(fā)展方式的轉變[2]。
三.主要結論與政策建議
通過協(xié)整檢驗分析，得出的結果具有明顯的經(jīng)濟意義：出口對國民經(jīng)濟增長具有推動作用，進口對國民經(jīng)濟增長具有一定的抑制作用，但進口對國民經(jīng)濟增長的抑制作用要比出口的促進作用小得多，這與新古典經(jīng)濟學“出口促進經(jīng)濟增長”的假說相吻合?，F(xiàn)代經(jīng)濟理論認為，一國對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻，可以從短期貢獻和長期貢獻兩個角度來分析。從短期來看，一國經(jīng)濟增長主要取決于投資需求、消費需求和凈出口需求三個因素。但是，如果從長期供給的角度分析，經(jīng)濟增長的主要因素則是要素供給的增加和全要素生產(chǎn)率((TFP)的提高兩大類。要素供給投入的增加包括資本和勞動供給的增加。全要素生產(chǎn)率的提高則包括產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化、規(guī)模經(jīng)濟、制度創(chuàng)新、知識進展等等，全要素生產(chǎn)率的高低反映了一國經(jīng)濟增長的方式一，經(jīng)濟增長集約化的程度.對一國經(jīng)濟增長具有及其重要的意義，而這些因素都與進口和利用外資有著密切的關系。
從短期動態(tài)關系來看，出口和進口都對國民經(jīng)濟的增長具有促進作用，但出口對國民經(jīng)濟增長的促進作用比進口小得多，而且出口項系數(shù)不能通過5%顯著水平的統(tǒng)計檢驗。這說明就短期動態(tài)關系而言，對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進作用主要是通過進口來實現(xiàn)的。就當前情況而言，擴大出口是促進經(jīng)濟增長的有效途徑，但要在擴大出口的同時盡可能的保持進口的同步增長，要盡量保持進出口平衡，因為我國現(xiàn)階段還不是完全意義上的出口導向型，進口對于經(jīng)濟增長的彈性仍然相當大。
格蘭杰因果檢驗顯示我國出口與經(jīng)濟增長的相關關系較弱，主要是因為傳統(tǒng)上我國出口的擴大對經(jīng)濟增長的促進作用主要是依賴對閑置資源的利用。我國正逐步放棄傳統(tǒng)出口增長的貿(mào)易戰(zhàn)略，我國的初級產(chǎn)品出口基本上是符合市場調(diào)節(jié)機制的。我國的出口增長是可以獲得貿(mào)易利益，并可為剩余資源找出路，故而對經(jīng)濟增長具有一定的促進作用。我國的制成品出口主要還集中于一些勞動密集型產(chǎn)品，以便發(fā)揮我國勞力和資源的優(yōu)勢，在國際上，這必然會面臨勞動力和資源更加低廉的東南亞國家的有力的競爭，致使貿(mào)易條件進一步惡化。根據(jù)我國要素稟賦的特點，大力發(fā)展具有比較優(yōu)勢的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，促進出口迅速發(fā)展和出口商品結構的優(yōu)化，同時能夠擴大就業(yè)，緩解就業(yè)壓力。
從中長期來看，為了發(fā)揮出口貿(mào)易在經(jīng)濟增長中的作用，應該推進高新技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進一步提高技術進步的增長貢獻，加強附加值高的產(chǎn)品的出口，是貿(mào)易出口盡快實現(xiàn)從勞動力和資源為主的粗放型向質(zhì)量和技術為主的集約型的出口方式的轉變，努力提高出口產(chǎn)品的國際競爭力。
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