对外进出口贸易精选(五篇)

序言：作为思想的载体和知识的探索者，写作是一种独特的艺术，我们为您准备了不同风格的5篇对外进出口贸易，期待它们能激发您的灵感。

篇1

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：

蔡锐,刘泉.2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗?——基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］.世界经济研究(8).

齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).

邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).

小岛清.1987.对外贸易论［M］.天津:南开大学出版社:437-442.

王亚平.2004.“十一五”期间中国经济参与国际分工趋势展望［J］.经济研究参考(49).

张如庆.2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］.世界经济研究(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

关键词:对外直接投资;进出口贸易;协整;误差修正模型

中图分类号:F71 文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)17-0143-03

阿瑟・刘易斯在其《经济增长理论》中提出,促使经济增长的三个近因为经济活动、增进知识和增加资本。经济增长是社会物质财富不断增加的过程,通常表现为国内生产总值即GDP的增加。在开放经济条件下,一国的经济增长除了取决于国内消费和投资的拉动外,国际贸易和国际投资已成为国际经济活动的基本形式,拉动经济增长。

一、相关研究和文献回顾

将国际直接投资与国际贸易及经济增长联系起来的理论,是在国际直接投资和国际贸易理论经历了由分歧到交叉融合直至逐步一体化,可以将直接投资与贸易置于同一框架下研究后,才有了出现的可能。作此尝试的首推日本一桥大学的小岛清教授,他将国际直接投资理论建立在国际贸易理论的同一基石即国际分工基础上,提出边际产业理论,认为对外直接投资与对外贸易以互补形式存在,从而促进经济增长。

实证研究方面,真正将进出口贸易与经济发展、对外投资联系在一起是邓宁等(2001)在投资周期理论的基础上,考察了韩国和中国台湾的贸易与直接投资的发展轨迹,认为一个国家或地区的进口行为增加将导致外资流入增加,外资流入增加会导致出口增加,而出口增加又会最终导致向外投资增加。

以上成果说明了一国的对外直接投资与进出口贸易及经济增长之间确实存在一定关系,并探索对外直接投资、进出口贸易与经济增长三者的关系提供了有益的借鉴。但现有研究仍多是集中在单一的对外直接投资的贸易效应或是对外直接投资的经济效应上,对对外直接投资、进出口贸易及经济增长三者之间关系的实证研究还比较有限。本文要解决的主要问题包括:我国对外直接投资与对外贸易、经济增长之间是否存在着长期稳定的均衡关系?它们之间的因果关系如何?

二、实证分析

前面已对对外直接投资、进出口贸易与经济增长的相关理论进行了简要阐述,现在此基础上,运用协整理论、Granger因果关系检验等计量经济学方法对我国的对外直接投资与进出口贸易及经济增长三者间关系进行实证分析,以期对相关理论进行检验,同时也是对笔者所提待解决的问题进行解答。

(一)计量模型与数据说明

根据前文的假设及要解决的问题,选取的变量为1985―2007年我国国民生产总值(GDP),进出口贸易总额(EXI)和对外直接投资额(OFDI)。根据理论,对外直接投资、进出口贸易对经济有促进作用,但是一国的经济还会受到除该两者之外很多因素的影响。为论证三者之间的关系,现引入以下函数:

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

其中,Q是除对外直接投资及进出口贸易以外的所有其他因素,如社会中的就业状况即劳动投入的大小、社会中的资本要素状况、人力资源情况、R&D情况等。u为随机扰动项。假设所有其他因素Q不变,即固定Q时得到以下计量模型:

GDP=β0+β1*EXI+β2*OFDI +u

为了消除或减少可能存在的异方差,对各变量取自然对数,得到方程:

InGDP= β0+β1*InEXI+β2*InOFDI +u

为了直观地描述OFDI、EXI和DGP三者的长期关系,将三者按样本数据首先绘制时间序列变化趋势图,如图:所有数据均取自《中国统计年鉴》,其中GDP数值以当年汇率折算换成美元。

从图中可看出,各变量都有不断增长的趋势,且变动方向一致,说明其可能存在较强的相关关系,计算各变量之间的相关系数,结果见表1。

从图1中可看出:时间序列数据有明显的增长趋势,且由表1可见,各变量之间的相关系数较高,甚至接近于1,表明各变量之间有较紧密的相关关系,是非平稳的时间序列变量。因此,要使建立的回归模型有意义,就必须要求这些非平稳变量之间存在协整关系,而存在协整关系的前提就是各变量是同阶单整的,为此必须进行变量的平稳性检验。

(二)变量的单位根检验

本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)单位根检验方法来检验变量的平稳性。为了研究的方便,并考虑到对各时序数据取自然对数后不会改变时序的性质及关系,且所得到的数据容易得到平稳序列,对这些时序数据进行对数处理后,得到的变量分别记为:LNGDP、LNOFDI、LNEXI。采用ADF检验进行单位根检验,检验结果见表2。

通过表3可以看出,GDP、QI、EXI的原对数序列在5%的显著性水平下均存在单位根,即都是非平稳的。而经过一阶差分后,三个序列都通过了5%显著性水平下的平稳性检验,即不存在单位根,这表明了三个序列都是一阶单整序列,可用I(1)表示。由此可见,若仅对LNQI、LNEXI、LNGDP进行简单回归而不做平稳性检验所得出的回归结果是难以令人信服的。

(三)协整检验

要建立经济变量的关系模型,还要检验它们之间的协整关系。协整(Co-integration)方法是研究非平稳时间序列之间是否存在长期均衡关系的有力工具。下面以Engle和Granger提出的基于协整回归残差的ADF检验进行分析,其结果见表3。

可得模型1为:

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

残差项的稳定性检验:

由表3和表4可知,其残差的ADF检验统计值-3.391788小于在5%的显著水平下-1.9592值,故该序列是平稳的,说明LNEXI与LNGDP是(1,1)阶协整,并且它们在5%的显著性水平下存在协整关系,这表明我国的进出口贸易与GDP经济增长之间存在长期的稳定均衡关系。

同理,可得表5。

可得模型2为:

LNOFDI=-9.32714+1.439447LNGDP

由表5和表6知其残差的ADF检验统计值-4.299759小于在5%的显著水平的临界值-1.9592,故此时残差是平稳序列,说明LNOFDI与LNGDP是(2,1)阶单整,表明我国对外直接投资与GDP经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。

可得模型3:

LNOFDI=-4.722841+0.972615*LNEXI

由表8知其残差的ADF检验统计值-2.913675小于在5%的显著水平的临界值-1.9583,故此时残差是平稳序列,说明LNOFDI与LEXI是(1,1)阶单整,并且它们具有协整关系。且由模型3中系数0.972615为正,可知两者存在同向的正相关关系,这表明我国对外直接投资与进出口贸易之间存在一个长期稳定的均衡关系,且两者之间不存在明显的替代关系,长期来看,两者是相互促进的。这一点与前文小岛清的贸易与投资互补理论模型是较吻合的,也即从长期来看,我国的对外直接投资和对外贸易互补互促,产生的贸易创造效应促进了GDP经济增长。

(四)格兰杰(Granger)因果关系检验

协整分析的结果反映了我国GDP、OFDI、EXI变量两两之间存在长期稳定的均衡关系,但是这种关系是否构成因果关系,三者之间又是怎样的一个关系模式还需要进一步验证。为使所建立的模型正确反映出我国货物进出口总额、我国对外直接投资与我国国民生产总值之间的关系,下面进行变量之间的格兰杰因果关系检验。通过格兰杰因果关系检验,可得如下结果(见表9)。考虑到经济中常出现的时滞效应,本文不是只用一种滞后阶数来得到是否存在因果关系结论的。

我国的对外直接投资、进出口贸易与经济增长很有可能存在这样一种模式:进出口贸易发展促进经济增长,经济增长又促进对外直接投资。对外直接投资与进出口贸易在长期中相互促进和补充,从而进一步促进国民经济的增长。

三、结论与讨论

总之,通过上述数据的实证检验,可以发现对外直接投资与进出口贸易以互补互促关系存在,从而推动经济增长,这与我国实际较为吻合。对外贸易与对外直接投资对推动我国经济增长、增强综合国力的作用是巨大的。

第一,从协整分析的结果可以看出,国民经济的增长和进出口增长、对外直接投资增长之间存在着唯一的协整关系,表明三者之间存在着长期稳定的动态均衡关系,进出口贸易发展促进经济增长,经济增长又促进对外直接投资。对外直接投资与进出口贸易在长期中相互促进和补充,从而进一步促进国民经济的增长。

第二,中国的对外直接投资与贸易基本上符合互补关系。对外直接投资QI对进出口贸易总额长期内是促进作用,但对贸易的替代作用不明显。首先,这可能与我国对外直接投资的规模有关,净对外直接投资仍为负值。其次,进出口贸易的增长速度加快、贸易规模的迅速扩大使得对外直接投资对贸易的影响弱化。这个结果很好地说明,有关我国日益增长的对外直接投资会带来贸易或国际收支失衡的疑虑尽可打消。

第三,对外直接投资与对外贸易基本上是互补的,也就是说还是会对经济增长起促进作用的。这意味着我国的对外直接投资和对外贸易需要朝着相互促进和相互补充的一体化趋势发展,以促进世界经济增长。

参考文献:

[1] 王小红,等.改革开放30年我国对外直接投资的回顾与展望[J].国际贸易,2008,(9).

[2] 孙敬水,张蕾.对外直接投资与进出口贸易关系的协整分析――以浙江省为例[J].财贸研究,2007,(1).

[3] 龚晓莺.中国对外贸易与国际直接投资关系的实证分析[J].经济理论与经济管理,2007,(1).

[4] 江小涓.中国对外开放进入新阶段:更均衡合理地融入全球经济[J].经济研究,2006, (3).

[5] 项本武.对外直接投资的贸易效应研究[J].中南财经政法大学学报,2007, (3).

[6] 张应武.对外直接投资与贸易的关系:互补或替代[J].国际贸易问题,2007, (6) .

[7] 姚树杰,韦开蕾.中国经济增长、外商直接投资与出口贸易的互动实证分析[J].经济学,2007,(1).

[8] 张骁,等.国际直接投资理论的发展脉络及最新进展[J].国际贸易问题,2006,(2).

[9] 张鹏,李荣林.外商直接投资对中国贸易影响的动态分析[J].世界经济研究,2006,(6).

[10] 张如庆.中国对外贸易与对外直接投资的关系[J].世界经济研究,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

关键词：中国对外贸易“双降”；成因；传统外贸；贸易竞争优势

2016年7月13日，海关总署正式对外公布了我国2016年1-6月进出口数据：货物贸易进出口总值为11.13万亿元人民币，同比下降3.3%。其中，出口6.4万亿元，下降2.1%；进口4.73万亿元，下降4.7%；贸易顺差1.67万亿元，扩大5.9%，继续延续2015年，我国进出口同比下降的态势。在世界经济形势依然错综复杂，全球贸易延续萎缩态势下，解析“双降”产生的根本原因，并积极探寻其背后所隐藏的贸易新的发展路径，将直接关系我国贸易结构的转型和新的竞争优势的培育。

一、中国对外贸易“双降”现状解析

（一）虽然我国目前在全球贸易市场所占份额呈稳步上升趋势，但贸易额绝对值呈下降态势

自2008年世界金融危机以来，消费市场、就业市场的持续低迷状况严重制约了全球贸易发展，据WTO最新数据统计显示，2015年全球主要经济主体美国、德国、欧盟、日本等国家与地区货物贸易出口额仍呈现负增长态势，而作为新兴市场国家代表的印度、南非、巴西等国家出口额也未保持曾经的高速增长态势，分别下降-17.5、-9.5%和-16%。我国2015年货物贸易出口额为14.14万亿元，较2014年下降了1.8%，相比较而言，在下降幅度上远低于上述国家0.6至15个百分点，在国际市场份额扩大至约13.4%，也因此继续保持第一货物贸易大国地位。但必须指出，从我国贸易出口额的绝对值变化来看，2015年，进出口总值为24.59万亿元人民币（约为36818亿美元），比2014年43030.4亿美元的总额下降了7%。其中，出口14.14万亿元，较2014年14.39万亿的出口额下降1.8%；进口10.45万亿元也低于2014年12.04万亿元的总额。从贸易进出口额的绝对值来看，2015年我国外贸进出口均呈现下降态势。

（二）我国进出口贸易额在年度中所出现的短暂、有限上升态势仍无法充分传递未来贸易市场好转的信息，外贸压力依然较大

据海关相关数据统计显示，2016年1月份，我国一般贸易进出口1.08万亿元，占外贸总值的57.4%，较去年同期上升0.5个百分点，成为拉动出口的主要力量；当月民营企业进出口7730.5亿元，增长1.1%，占外贸总值的41.1%，较去年同期提升4.4个百分点。但在2016年上半年，我国货物贸易进出口总值中，一季度的进出口、出口和进口值分别下降6.9%、5.7%和8.4%；二季度的进出口、出口值分别增长0.1%和1.2%，呈现正增长；进口值下降1.2%，降幅较一季度收窄7.2个百分点。从总额来看，2016年上半年我国出口价格总体下跌3.2%，据此进一步测算2016年上半年贸易价格条件指数为105.2，即我国出口一定数量的商品可以多换回5.2%的进口商品，这虽然表明我国贸易价格条件有继续改善的态势，但内外需求的持续疲弱使得短暂的、有限的贸易改善态势，并不足以抵消整体外贸水平下行的压力。

（三）劳动在密集型产品出口占比最多的纺织品、服装和鞋类三大产品出口下滑严重，导致我国出口贸易整体呈下滑态势

海关的最新数据显示，截止2015年，箱包及类似容器累计出口1579.8亿元，服装及衣着附件出口9731.9亿元，纺织品6172.3亿元，鞋类2988亿元，纺织品、服装、箱包、鞋类等7大类劳动密集型产品合计出口2.64万亿元，同比下降2.6%。其中占比超过七成的纺织品、服装和鞋类则分别下滑1.8%、7%和4.8%。不可否认，传统产业出口的下降，实现了我国贸易结构的进一步优化，使得以出口机电产品为代表的技术密集型产品的出口额达到8.15万亿元，同比增长1.2%，在出口总值中的占比也突破50%达到57.7%，虽然能为我国对外贸易提供长期发展动力，但新兴产业的发展仍无法实现对整体下降态势的扭转，还不足以支撑整体数据回暖。

（四）大宗商品进口额减少，导致国际能源资源商品总体上供过于求，价格持续下跌，引致我国贸易进口额呈现大幅下降态势

据国际原油市场价格显示，2015年纽交所轻质原油期货价格比年终最高点跌幅超过40%，截止2016年第一季度，价格接近每桶30美元额；而2015年我国原油进口平均价格也经历了年初的每吨2856元人民币到年底的每吨2020元人民币的下跌过程，累计下跌了29.3%。总体来看，2015年全年进口平均价格比上一年下跌45.3%。同时，我国海关数据统计也显示，2015年我国铁矿砂、成品油、铜等大宗商品进口均呈下跌态势，同比跌幅分别为39%、21.8%和 17.1%.《2015年1-10月大宗商品进出口数据分析报告》还显示，近7成大宗商品进口量同比负增长，其中作为代表性品种动力煤2015年前三季度进口量6360万吨，与去年同期相比缩减38%，天然橡胶进口300万吨，较2014年相比缩减23%；浮法玻璃出口83.7万吨，较2014年缩减43%，棉花2015年出口 735.6万吨，同期相比缩减35%。

二、进出口“双降”的形成原因

（一）从出口方面看，国际市场尚处于回复期，外部需求低迷徘徊的状态限制了我国对外贸易发展速度

自2008年国际金融危机爆发至今，为使经济水平快速回升，各国均采取了一系列刺激措施，但刺激效应却无法持久。国际货币基金组织的《世界经济展望》指出，世界经济复苏动力明显不足，2015年全球经济和贸易量仅分别增长3.1%和3.2%，又重新回落至2012年前4%以下的低增长，并预计这一低速增长态势在2016年还将继续维持，直至2020都难以达到危机前5年5%和8%左右的年均增速。WTO公布数据也显示，2015年全球出口值下降幅度已超过11%，这是自金融危机爆发后的再次下降。我国海关统计数据也显示，2015年，我国与欧盟、日本双边贸易分别下降了7.2%和9.9%。从企业属性来看，无论是外商投资还是国企自营，2015年进出口也分别下降了6.5%和12.1%。而2015年12月，中国外贸出口先导指数为31.2，该值较11也已回落了0.8。这均意味着目前低速增长的国际经济使国际市场需求始终无法走出低迷状态，这极大影响了我国对外贸易出口的增长。

（二）从进口方面看，国际大宗商品价格大幅下跌，使得我国进口量较大的能源、资源产品呈现“量增价跌”的态势，这直接拉低了我国对外贸易进口总体增速

国际金融危机爆发使得各个国家与地区经济均受到不同程度的影响，直接导致了全球市场对原材料需求的严重不足。作为直接反映国际海运情况的权威指数，波罗的海干散货指数BDI在2015年仅为1100左右，这甚至不及巅峰时期最高点11800点的十分之一，BDI的暴跌表明国际航运业陷入冰河期，国际间贸易十分清淡，也从另一个侧面证明了全球市场对于原材料需求的减弱，这就必然直接导致商品供应价格的大幅下降。高盛集团前亚洲地区副董事长肯尼思・库提斯就指出，油价和其他大宗商品价格暴跌，让中国成为近期全球市场震荡中的“大赢家”，令其可以节约石油、煤炭和天然气开支，以低价增加战略能源储备。根据其计算，大宗商品价格暴跌让中国一年省下了4600亿美元，其中3200亿美元源自廉价石油，剩余1400亿美元源自其他能源、金属、煤炭和农业大宗商品价格的暴跌。而我国商务部统计数据也显示，受大宗商品价格下跌、国内需求走弱等因素影响，进口仍在低位运行，2015年，中国原油、塑料、大豆、天然气、纸浆、谷物、铜精矿等10类大宗商品进口量增价跌，合计减少付汇1880亿美元。

（三）随着我国经济发展进入新常态，国内经济面临较大的下行压力，导致我国对一些大宗商品进口量的增速放缓，这也直接拉低了我国对外贸易进口额

我国经济转型的持续推进使得国内经济发展也进入了稳定时期，目前正面临较大的下行压力，增速的放缓就使得对于一些大宗商品的进口量随之减少。海关相关数据显示，2015年，中国原油进口量增长8.8%，铁矿砂进口量增长2.2%，煤、铜、钢材进口量则分别下降29.9%、0.3%和11.4%，均较2014年有不同程度的回落。2015年上半年，原油、成品油、天然气、煤炭、铁矿石、铜精矿、钢材、铜材、塑料原料、化肥、天然橡胶、大豆、谷物、原木和纸浆等15类商务部重点监测的大宗商品累计进口2152亿美元，同比下降32%，拉低外贸进口12.6个百分点。而截至2015年底，我国进口价格总体下跌11.6%，铁矿砂、煤、成品油、铜等大宗商品进口平均价格同比跌幅分别为39%、21.8%、38.3%和17.1%。可见，我国国内对大宗商品进口量需求的放缓，也是导致我国进口值出现下降的重要原因之一。

（四）在全球贸易结构性困境下，我国作为世界贸易重要参与国，本国对外贸易自然难以独善其身

作为全球价值链的主导经济体，发达国家的中间品进口额的增长状况是全球价值链贸易发展的重要标志，而以美国和德国为例，WTO相关数据统计显示，2015年两国均继续维持消费品增长态势，增速提高到6.9%和8.3%；而美国中间品进口额下降幅度却扩大至25.2%，德国也下降2.8%，这意味着发达国家主导的全球价值链发展依然呈现收缩态势。受发达国家居民消费和企业投资缺乏增长动力、新兴经济体受到内生增长动力不足和政策空间有限的双重制约，国际经济下行压力必然随之加大，市场需求也将持续萎缩。一些国家为刺激国内经济增长，推动货币贬值，更是进一步强化了国际市场份额竞争。据中国商务部对国内重点进出口企业的调查也显示，我国近8成的企业反映外需不足，则是当前面临的最大困难。加之一些国家试图通过贸易限制措施保护国内产业，我国外贸所面临的外部政策环境趋紧。可见，在全球贸易处于结构性困境的背景下，我国对外贸易发展所能争取的市场、产品所能被接受的程度均受到不同程度的影响，这必然直接影响我国整体外贸发展速度。

三、创新竞争优势视角下的对外贸易发展路径

（一）摆脱对建立于人口红利基础上的传统竞争优势的依赖，优先发展服务贸易，培育新的贸易竞争优势

经总理批准，国务院近日印发了《关于加快发展服务贸易的若干意见》，这正是目前国际经济形势复杂严峻，国内经济下行压力态势仍旧存在的情况下，推进外贸结构的优化和培育经济新动能和带动产业发展的有效举措。具体而言，一是在科学定位我国各经济发展区域的绝对优势和比较优势的基础上，抓住当前国际服务业转移的新机遇，积极承接服务业国际间的转移，融入全球服务贸易的产业链中，助推我国服务贸易全方位参与国际分工；二是通过政策引导实现资金与技术向服务业的的转移，尤其是具有丰富科学技术基础和雄厚资金存量的外资直接进入我国服务业市场；三是分阶段有重点的助推高层次技术人力资本密集型服务行业发展，避免“一把抓”“全面开花”下产业规模的盲目扩张，实现服务业的发展真正建立在提高劳动力的基础上；四是以稳妥稳健原则为指导，有计划的在国家级新区开展服务贸易创新发展试点，专门进行服务贸易管理体制、发展模式、便利化等方面制度建设的探索，实现服务业开放准入的有序性。

（二）积极推进“一带一路”战略，提升我国与沿线国家间的经贸水平，有效推进我国外贸结构转型升级

海关总署指出，2016年上半年，在出口下降2.1%，进口下降4.7%，形成进出口值双降的形势下，中国对部分“一带一路”沿线国家出口却呈现增长势头：我国对巴基斯坦、俄罗斯、孟加拉国、印度和埃及等国出口分别增长22.5%、16.6%、9%、7.8%和4.7%。同期，我国对欧盟出口增长1.3%、对美国出口下降4.6%、对东盟出口下降2.9%，3者合计占同期我国出口总值的46.4%。这既增强了我国在区域合作中的主导力又有效开拓了新市场，有利于顺利推动产业跨境转移，形成区域生产价值链。未来一是要进一步完善合作区域间的治理框架，通过对协商机制的不断优化，确保“一带一路”战略要点落到实处；二是要为战略的实施提供相应的融资合作配套机制，尤其是在基础实施建设方面，为改变目前沿线国家基础设施较弱的现状应优先实现基础设施的互联互通；三是要优先构建一批兼具示范效应和收益效应的标志性项目，以确保沿线国家参与战略的信心和热情，在此基础进一步推进贸易投资合作； 四是要进一步推进贸易投资便利化建设，为我国产业未来的区域转移奠定必要的物质基础、技术基础，可通过深化与沿线国家海关、质检、电子商务、过境运输等领域的合作，提升整体贸易便利化水平。

（三）在当下传统竞争优势不断削弱的背景下，重点发展高新技术产业，积极实现我国由“贸易大国”向“贸易强国”的转变

2016年上半年，全国外贸进出口延续“双降”态势，武汉出口总值却逆市上扬，增幅为12.4%，据武汉海关统计的数据来看，高新技术产品进出口对全省外贸增长拉动作用明显：湖北省高新技术产品进出口418.8亿元，其中，出口247.7亿元，增长超三成。在出口产品中，部分新兴产业产品出口大幅增长，如手机出口增长1.7倍；平板电脑出口增长超四成。此外，上半年出口值排名前三的企业均在武汉，分别为联想移动通信贸易（武汉）有限公司，摩托罗拉（武汉）移动技术运营中心有限公司、鸿富锦精密工业（武汉）有限公司，其均是高新技术产品出口的“主力军”。 2016年4月24日全国高新技术发展及产业化工作会的召开更是强调了当下“大力推动大众创业万众创新，为经济社会发展注入新活力”的首要任务。基于此，未来要围绕国家急需解决的关键问题或技术公关难度，组织或鼓励企业与专门的的科研机构进行深度合作，帮助企业掌握核心技术抢占竞争竞争制高点，提升原始创新能力；另一方面应积极调动企业自我主动创新的积极性，使其真正成为国家创新需求主体、研发主体、科技成果应用主体，并最终实现自我知识技术的实际运用能力。

（四）积极促进政策着力点从传统外贸企业向跨境电子商务企业转变，助推跨境电商成为我国外贸增长的新引擎

据中国电子商务研究中心的数据显示，2015年，中国电子商务继续保持快速发展的势头，交易额达到20.8万亿元人民币（下同），同比增长约27%；进易额接近6000亿元，较2008年增加16.6倍，年均复合增长率达59.71%；2016年上半年电子商务交易额达2万亿，同比增长42.8%，较2015年增速提高12.2个百分点，占我国进出口总值的17.3%。可见，跨境电子商务已经成为进出口贸易的重要组成部分。而从跨境出口电商贸易对象看，美国和欧盟市场较为稳定，电商交易额在交易总额中的占比分别为16.6%和15.3%，而东盟地区则是我国第三大跨境电商贸易对象，交易额占比为11%。除此以外，我国与俄罗斯、印度、巴西等新兴国家的交易也在迅速增长。这无疑是外贸“双降”现状下的又一条助推外贸结构转型升级的新路径。未来一是要通过对外开放的顶层设计，从更高的层次、更长远的角度来制定跨境电子商务发展战略，完善对外开放的机制保障，提高驾驭对外开放的能力；二是要健全对外开放的风险防范机制，提高摩擦应对能力和贸易救济能力，培育出具有全球有影响力的跨境电子商务企业；三是要利用跨境电子商务的快速发展，倒逼传统外贸企业转型，治愈抑制外贸可持续发展的诸多沉疴痼疾。四是要鼓励国内有条件的跨境电子商务企业积极“走出去”，到海外建设仓储设施，通过批量发货，降低跨境运输成本，缩短当地配送时间，提升客户响应速度，融入境外零售体系。

参考文献：

[1]祝坤福，陈锡康，杨翠红.中国出口的国内增加值及其影响因素分析[J].国际经济评论，2013（04）.

[2]罗长远，张军.附加值贸易：基于中国的实证分析[J].经济研究，2014（06）.

[3]中国社科院世界经济与政治研究所.2015年世界经济黄皮书[R].北京：社会科学文献出版社，2014.

篇4

[关键词]FDI；我国对外直接投资；体育用品制造业；进出口贸易

[中图分类号]F4 [文献标识码]A [文章编号]1671-5918（2016）07-0103-04

自20世纪90年代以来，受国外体育用品制造业产业转移和本土发展环境优化等因素影响，我国体育用品制造业发展迅猛，并逐渐成为体育产业的重要组成部分。据统计，全国体育用品制造业行业总产值以每年493亿元的规模增长，全球65%的体育用品在中国生产制造，我国已成为世界体育用品制造大国。近年来，我国体育用品出口保持着较高的增长幅度，根据国家信息中心中经专网（http：//ibe.cei.gov.en/）和国家海关数据显示，2012年全国894家规模以上体育用品制造业企业实现出货值509.94亿元，同比增长10.58%；从出口性质来看，体育用品出口以外资企业、私营企业和国有企业为主，合计出口占全部出口总额的98.5%，其中外商投资企业出口占六成以上，这表明外商投资对我国体育用品制造业出口贸易产生重要影响。

改革开放以来，我国对外贸易和吸引外资都取得了较快发展，根据国家统计局公布的数据，我国实际利用外商直接投资（FDI）额和对外直接投资额分别从2002年的527.43亿美元、27亿美元跃升至2012年的1117.2亿美元、850亿美元，年均增幅分别为7.79%和41.19%；而与此同期，我国体育用品制造业FDI和对外直接投资年均增幅为9.22%和31.4%。根据相关研究结果显示，FDI和本国对外直接投资对进出口贸易产生重要影响，但体育用品制造业进出口贸易是否也受到FDI和我国对外直接投资影响？影响是否显著，是怎么样影响的？面对新形势和新挑战，这些问题是值得深思的。因此，本文通过建立外商直接投资（FDI）和我国对外国直接投资对体育用品制造业进出口贸易影响的回归模型，以实证的定量分析来研究两者之间的相关性，以期得出有意义的结论。

一、相关文献回顾

1960年，美国经济学家海默的博士论文《国内企业的国际经营：对外直接投资的研究》提出了垄断优势理论，标志着对外直接投资理论的兴起；这一时期，以商品贸易为主的国际经济交往格局被打破，国际分工深入到生产领域，进而渗透到产业内部，这使得对外直接投资和国际贸易之间的互动关系加强，融合程度加深。对外直接投资与贸易理论主要有两大体系，一是宏观角度下以国际贸易理论为基础，如郝克歇尔一俄林的要素禀赋论（静态比较优势），小岛清边边际产业扩张论（动态比较优势）和钱钠里的“两缺口”理论等；二是微观角度下以产业组织理论为基础，如垄断优势论、内部化理论和邓宁的国际生产折中论等。从实证角度来看，国外学者主要有两种观点，一是以Mundell为代表的“替代性关系”，如Blonigen（2005）指出为逃避贸易壁垒，FDI对贸易具有替代性关系；二是以小岛清（1973）为代表的“互补性关系”，如Lipsey和Weiss（1984）指出对外直接投资可以带动与其相关或配套的技术品和服务的母国供应商对东道国的直接投资和出口，在长期中，FDI和母国出口趋于互补；Marchant（2002）、Rose和Spiegel（2004）也通过实证检验证明了FDI与国际贸易存在正相关关系。我国学者对FDI和对外直接投资对本国外贸影响的研究面较广，研究重点主要集中在出口总量、结构升级和技术外溢出等方面，如李春顶（2009）以新一新贸易理论为基础，研究了我国不同行业企业应选择不同的国际化路径（继续扩大出还是转向对外直接投资）；孙少勤，邱斌（2010）从市场体制、外资政策、金融市场效率和市场分割等四个制度入手，分析了上述四个制度因素对我国制造业FDI技术溢出效应的影响。

通过文献回顾，可以发现国内外对此研究在宏观经济领域、中观产业层面、微观企业角度都有较宽、较深的研究，但关于FDI对我国体育用品制造业的影响研究方面则较少，只有张宏伟（2010）和王自清（2010）等少数学者对此有相关研究；张宏伟通过测算体育用品制造业全要素生产率来分析FDI对我国体育用品制造业的技术溢出效应，王自清研究了三资企业资产与我国文教体育用品制造业工业总产值之间的关系，而关于FDI对进出口贸易影响的研究则鲜有。基于上述背景和相关研究成果，本文选取2003-2012年体育用品制造业对外贸易数据作为研究样本，运用单位根检验（ADF）、协整关系检验和向量误差修正模型（VEC）等方法对FDI与我国体育用品制造业进出口贸易的影响效果进行了分析，同时也把我国对外国直接投资作为变量因素考察其是否对体育用品制造业进出口贸易产生影响，进而为改善我国体育用品制造业对外贸易提供相关建议。

二、数据来源与模型构建

（一）数据来源

1.体育用品制造业进出口贸易数据

本文照国家体育总局制定的《体育及相关产业分类（试行）》选取体育用品制造业的相关数据，数据来源于国务院发展研究中心信息网（该平台是由国务院发展研究中心主管、国务院发展研究中心信息中心主办、北京国研网信息有限公司承办的）、中经网统计数据库（国家信息中心主办）和国家海关公布的分行业月度数据，本文将各年的月度数据汇总得出我国体育用品制造业进出口贸易额。

2.FDI和我国对外直接投资额

本文研究所需的我国全部行业FDI和对外直接投资额数据来源于国家统计局编撰的历年《国家统计年鉴》，体育用品制造业的FDI来源于中经网统计数据库；由于体育用品制造业的对外直接投资额没有直接数据，本文根据国家统计局公布的20行业对外直接投资额（其中包括文化、体育和娱乐业）和商务部编撰的历年《中国对外直接投资统计公报》（其中对文化服务业有做概述）对体育用品制造业对外直接投资额进行估算，由于文化、体育和娱乐业对外直接投资总额明显小于体育用品制造业FDI额，所以在做回归模型分析时，估算的体育用品制造业对外直接投资额数据对本文的研究结论影响很小。

（二）模型构建

根据上述FDI和国际贸易相关理论，假定出口需求EX和进口需求IM是该行业对外直接投资（CDI）和受到外商直接投资（FDI）等变量的函数，由此得到的进出口需求函数为：

EX=EX（CDI，FDI） （1）

IM=IM（CDI，FDI） （2）

由于对进出口贸易产生影响的不仅仅是该年的CDI和FDI，往年流入和流出的FDI和CDI对该行业的对外贸易也会产生影响（于薇薇，2007），本文将考察往年的FDI和CDI是否也对体育用品制造业进出口贸易产生影响，故把FDI和CDI的累计额也作为变量因素来分析，两者的累计额分别采用截止到该年的累计额；由于本文不仅研究长期静态效应，也关注短期动态效应，故选择“滞后一期”带来的短期影响，进而研究数据以2002年为初始年，2003年的累计额是2002年和2003年的总和，2004年则是2002、2003和2004年的总和，以此类推。故上述（1）和（2）式可以完善为：

EX=EX（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （3）

IM=IM（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （4）

（3）和（4）式中AFDI和ACDI分别表示FDI和CDI的累计值。

为减少估值误差可以将上述数据转换为对数形式，通过最小二乘法（OLS）回归，则有计量模型：

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

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

上述（5）和（6）式是本文实证分析的基准模型，其中α为常数项，β、γ、λ、π为各自变量的系数，ρ表示随机扰动项。

三、实证分析

（一）我国体育用品制造业进出口贸易和FDI现状分析

自2002年正式加入世贸组织后，我国对外贸易规模持续扩大，2003至2012年出口和进口贸易增长速度年均增幅分别超过21%和20%，2012年我国在全球货物贸易额排名中位列第二，而与此同期我国体育用品制造业进出口贸易增速放缓，图1和图2分别显示的是我国体育用品制造业进出口贸易和FDI增速、体育用品制造业进出口贸易和FDI占全国进出口贸易总额和FDI总额的比例。

图1显示除2010年外，我国体育用品制造业出口贸易增幅呈现下降态势，并且2012年出口额出现首次下降，这表明我国体育用品制造业出口面临严峻形势，出口产品结构竞争优势降低和国际竞争加剧是主要原因；进口增速则呈现“降一升一降”的来回波动趋势，这与国内居民收入状况和体育消费环境有很大关系，如受金融危机影响，但受惠于2008年北京奥运会的举办，当年进口增幅达到9.8%，而2009年则受到金融危机滞后效应影响，下降幅度超过11%；外商对我国体育用品制造业的直接投资也呈现来回波动趋势，北京奥运会前的2007年增幅达87%，而最近几年，我国体育用品制造业发展受到诸如产品科技含量低、恶性竞争严重、支持力度需要加强等因素影响，2012年FDI增速只有10%左右，投资环境需要进一步改善。

图2显示2008年北京奥运会前，我国体育用品制造业出口额占全国出口额比重持续下跌，但2009-2011年出口比重明显高于2009年之前，这和国家建设体育强国和国务院出台加快发展体育产业的相关政策有较大关系；进口比重则保持平稳态势；虽然2012年体育用品制造业FDI增速只有10%，但全国FDI增速为负增长，体育用品制造业FDI比重则保持稳中有升态势，这表明越来越多的外商投资我国的体育用品制造业，体育用品制造业企业竞争加剧。

（二）FDI和我国对外直接投资对体育用品制造业进出口贸易的影响

在做时间序列回归分析中，一般假定时间序列是平稳的，否则在做回归分析时可能出现“伪回归”现象，在实践中较多宏观经济数据的时间序列是非平稳的，为避免“伪回归”现象，本文将采用Engle-Granger（1987）提出的两步法，首先根据基准方程（5）和（6）对相关变量做ADF单位根检验，然后衡量各变量与进出口贸易之间是否存在长期协整关系，因为当且仅当各非平稳变量同阶单整且具有协整关系时，建立的回归模型才有意义，最后进一步在此基础上运用向量误差修正模型（VEC）分析变量间的短期效应。

1.ADF根检验

运用Eviews软件对基准方程中的变量进行平稳性检验，检验结果如表1，在5%的显著性水平下，只有原始数据lnEX和lnAFDI单整，而在二阶差分后，则都是平稳的时间序列。注：如果ADF检验值小于T值，则表明数据平整通过检验；表示二阶差分

2.协整关系检验和VEC模型

利用Eviews软件，将相关变量带入上述基准方程（5）和（6）中，采用普通最小二乘法（OLS）进行测算，出口和进口方程分别为：

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）式的拟合优度均超过0.95，说明方程整体线性情况较优；根据回归结果显示，虽然整体方程线性较优，但只有AFDI变量对进出口贸易额的影响较为显著，其余三个变量均不显著（见表2）。

为契合外商直接投资累计额（AFDI）对我国体育用品制造业进出口贸易额影响显著的结果，本文把AFDI单独拿出来与出口和进口做回归分析，测算的出口方程和进口方程分别为：

lnEX=3.193309+0.832585lnAFDI+ρex （9）

其中R2=0.979767，D-W=1.451246，AFDI检验值为0.0000，效果显著。

lnIM=0.491375+0.817216lnAFDI+ρim （10）

其中R2=0.960327，D-W=2.63312，AFDI检验值为0.0000，效果显著。

上述（9）和（10）式为长期静态进出口回归方程。为避免直接回归造成的伪回归，需要对出口和进口回归方程中的残差序列p进行单整分析，对残差序列进行单位根检验，测得ADF值分别为-2.771129和-3.761541，小于5%显著性水平下的-2.309527和-3.259808，拒绝残差存在单位根的原假设，因此，各变量之间存在长期的稳定关系。将残差项resid加入VEC模型，采用OLS得出短期出口和进口动态方程分别为：

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

其中R2=0.979825，D-W=1.190602，AFDI检验值为0.0000，效果显著。

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

其中R2=0.942080，D-W=1.514908，AFDI检验值为0.0000，效果显著。

由于本文在计算AFDI累计值是从2002年开始，故（11）和（12）式中表示了滞后一期的回归模型，ρ（-1）表示滞后一期。

3.分析与讨论

（1）本文考察了外商直接投资及其累计值和对外直接投资及其累计值对我国体育用品制造业进出口贸易的影响，从（7）和（8）式可以看出体育用品制造业进出口贸易额与上述四个因素均呈正比；从影响系数来看，外商直接投资及其累计值对进出口贸易额产生较大影响。历年流人的外商直接投资累计值是影响我国体育用品制造业进出口贸易的主要因素，这说明外商直接投资对其有滞后效应。

（2）（9）、（10）和（11）、（12）式中方程拟合度均超过0.9，说明方程整体线性情况较优；且ADFI的检验值为0.0000

（3）FDI流入带来体育用品制造业出口的增长是和我国出口导向政策、产业结构调整升级，更广泛参与国际分工密切相关的；日本经济学家小岛清提出了FDI与国际贸易互补效应的模型，他认为FDI是资金、技术以及管理经营等的综合转移，根据其理论可以推测FDI促进我国体育用品制造业出口贸易很可能是FDI流入改善了资本质量，同时带来了先进的技术和管理经验，并且对体育用品制造业部门产生了竞争效应，有力地提高了供给能力和出口竞争力。从理论上而言，进口替代政策和FDI的替代效应会使FDI与进口规模呈现反比例关系，但从实践的角度看，我国体育用品制造业还处于追赶阶段，在技术、管理、品牌等方面还有待于进一步提高，FDI流入则会大量进口先进的设备和原材料等，因此，实证分析才会出现FDI导致了进口的增加。

（4）从短期误差修正模型来看（（11）、（12）式），FDI累计值与出口的关系，每年对上一年的偏离纠正速度为3.8%（p（-1）的系数），即当年FDI变动不会导致出口的迅速反应，因为FDI从实际使用到产品出口需要一定周期，这也佐证了FDI的累计值是影响出口贸易的主要因素；FDI累计值与进口的关系，每年对上一年的偏离纠正速度明显高于出口，达到34.1%，即当年FDI变动对进口影响较大，这主要由于外商投资初期需要从国外进口大量的设备和原材料；由于p的系数为负，表明当年FDI变动与进出口呈负相关，这也佐证了在长期内FDI累计值对进出口影响大致相同，而短期内对出口的促进作用高于进口。

四、结论与对策建议

（一）主要结论

1.最近几年，我国体育用品制造业出口贸易增幅及占全国出口贸易总额的比重呈现下滑态势；体育用品制造业FDI增速表现来回波动趋势，其占全国FDI比重则稳中有升。

2.本文利用ADF单位根检验、协整关系检验和向量误差修正（VEC）模型分析了FDI和我国对外直接投资对体育用品制造业进出口贸易的影响。结果表明体育用品制造业FDI和我国对外直接投资均促进了进出口贸易，但FDI累计值是影响进出口贸易的主要原因；体育用品制造业FDI累计值对出口影响略大于进口影响，短期影响大于长期影响；当年FDI变动对进口影响高于出口。

3.FDI对我国体育用品制造业进出口贸易起到了促进作用。一方面，外资进入体育用品制造行业，有效地延伸了体育用品产业链，有助于发挥关联投资效应、技术示范和扩散效应、管理示范效应，进而导致我国体育用品制造业外向型经济发展，有效地促进了出口贸易；另一方面，我国体育用品消费市场虽然庞大，但仍存在较大的贸易壁垒，国外资金为了获得市场占有率，提升出口贸易，进而转向以FDI的形式替代直接出口，FDI的大量流入则会带动先进设备、原材料等的进口。

（二）对策建议

1.鉴于我国体育用品制造业FDI对进出口贸易影响有滞后效应，且对出口影响大于进口影响，短期内可以加大引入FDI，但从长期来看，还需体育用品制造业行业自身不断加大技术创新力度，加强内部管理，转变出口贸易增长方式由数量型向效益型转变，由劳动密集型向技术、资金、知识密集型转变，提高出口产品科技含量和竞争优势；

2.进一步加大体育用品制造业开放力度，处理好合理开放与适度保护的关系。加大开放有助于进一步吸引FDI的流入，进而可以扩大出口贸易；由于现阶段我国体育用品制造业发展效益不高，仍处于追赶阶段，竞争力不强，因此在公平竞争的市场环境下，可以充分利用WTO中的一般和特殊条款，如《GATS》中“例外条款”和“逐步自由化原则”等，对我国体育用品制造业进行适度保护；

篇5

关键词：外贸 利用外资 进出口贸易

利用外资和贸易收支是我国对外经济的两大组成部分。其中，利用外资主要包括对外借款、外商直接投资和外商其他投资。贸易收支则分为进口贸易和出口贸易两类。近年来，利用外资在我国国民经济发展占有越来越重的比重，并深刻影响着我国的进出口贸易。随着中国更深层次、更大范围地融入世界经济，要培育更多的出口企业走向世界，突破口就在于外商直接投资企业。在未来的相当长时间里，要充分发展我国现有的比较优势和努力创造新的竞争优势，才能保持对外贸易的健康发展，而在这一过程中吸引并利用好外商直接投资无疑是关键。

1利用外资对进出口贸易的影响分析

1.1外国直接投资成为我国进出口贸易高速增长的关键因素

中国引进外资已经连续 10多年居发展中国家第一，去年更成为世界上流入 FDI 最多的国家。根据商务部公布的数据显示，2009年，我国实际利用外资900.33 亿美元。在这些外资投向中，绝大部分投向了制造业。在现有外资企业中，制造业占了7成，今年新批外资企业中，72%的企业和75%的金额继续投向制造业，主要集中在通信设备、计算机、电子、通用和专用设备领域，集群化投资的特征明显。外资向中国制造业集中的结果，使得中国制造加工业日益融入全球生产和营销的分工体系，产品因此而出现大规模跨国流动，成为世界贸易链条中的重要一环。FDI 与中国对外贸易的关联度比以往任何时候都密切，极大地影响了我国进出口规模。目前，中国外商投资企业的出口额已经占全国出口总值的57%，进口占58%，对外依存度（出口额占工业产值比）高达45.5%。可以肯定地说，只要外资继续向中国制造业投资的趋势不变，我国进出口将继续维持高速增长的态势。

1.2外国直接投资影响我国进出口贸易结构

1.2.1外商直接投资进一步推动我国产品结构升级。与开放初期外资政策单纯注重吸引资金不同，近年以跨国公司资本和技术密集型产业大规模转移为标志，外资大量进入的同时带来了三样我国缺乏的要素：国际营销网络、高新技术和现代管理。这三要素与我国的良好的基础设施、完整的工业部类、质优价廉的劳动力三个比较优势相结合，使得中国工业技术能力成长迅速，具体表现在工业配套能力加强，产品技术含量提高，产业结构提升很快，形成了强大的产业国际竞争力。

中国外贸经历了从轻工纺织品到机电产品，再到高新技术产品为主要支撑和新增长点的三个阶段，成功地驾驭着出口产品结构逐步升级的过程。近三年来，全球信息技术 100 强中已有 90% 到中国投资，使中国迅速成为全球第三大信息通信技术的产品制造基地。以信息技术为代表的高新技术产品越来越显示出活跃的生命力，正在成为推动我国进出口高速增长的新亮点。2009年高新技术产品的出口迅猛增长52%，高于总出口增速17个百分点，占全部出口的比重已达27.4%，对出口产品结构的影响日益加深。其中，笔记本电脑、移动通信设备、集成电路等产品的出口增速甚至达到70-90%，高新技术产品直接拉动外贸出口增长13个百分点，充分打开了未来发展的空间。

1.2.2引进外资使我国传统进出口贸易形式发生了深刻变化。长期以来，我国外贸出口的主要成份是一般贸易，但这种格局近年被打破。加工贸易异军突起，超过了一般贸易的增长，目前已经占到出口总额的55%，进口总额的39%。在产品构成上，加工贸易中的机电产品出口占全国机电产品出口的73%，高新技术产品出口占全国的89%。其中，外资企业的加工贸易出口占全国加工贸易出口79%，进口占66%。

加工贸易的进出口以外资企业占主导地位的特点，使得外资与外贸之间的关联度日趋紧密，利用外资的规模和程度对进出口贸易的数量、金额和产品结构产生了重要影响。在中国被冠以“世界工厂”名称的经济全球化大背景下，对加工贸易的历史地位和作用应做新的分析和评价。商务部一份分析报告显示，加工贸易的产业聚集、配套和辐射效应，已经使得这种贸易形式的国内增值率达48% 左右。加工贸易不仅推动了产业结构的升级和产品结构的优化，吸纳了2000 万以上的劳动力就业，而且每年由此获得了较大的贸易顺差，为增加进口提供了安全保障。2009 年，加工贸易的顺差达千亿美元，将一般贸易的逆差予以弥补，为全年贸易平衡做出了最重要的贡献。

从总体情况及现有支撑条件看，未来相当长一段时期内，中国进出口仍将维持高于国民经济和世界贸易增长速度的发展趋势，并与积极吸引外资互连互动，共存共荣。这是由两个基本因素决定的：一是中国宏观经济正处在新一轮增长期，其内在生产能力和消费潜力非常巨大，以城市化、工业化进程为标志的国内经济建设将长期持续，经济规模与总量的扩张对国际市场与货物贸易带来越来越重要的影响。所谓“中国景气”现象，将首先从周边国家开始，逐渐向欧美国家辐射。二是世界产业，无论制造业或服务业“外包化”已成潮流，由此带来全球产业分工的新一轮配置，制造业、特别是 IT 产业向中国转移的趋势还方兴未艾。作为一种发展模式，中国经济正前所未有地融入到经济全球化的进程中，成为国际大循环中的重要一环。在中国外贸可持续发展中，坚定不移地积极吸收外资，依然将起到不可或缺的重要作用。

2利用外资促进进出口发展应注意的问题

2.1注重提高吸引外资的质量和效益，提高利用外资的水平

应该看到，中国出口产品在一定时期内主要依靠数量增长和加工贸易的方式获得高增长，是我国走向成熟工业化国家的进程中一个必不可缺的阶段。中国从这个阶段获得了巨大利益，但也为此付出了资源、环保等方面的代价。从可持续发展的角度看，转变外贸增长方式，提高产品附加值，提升出口质量和效益已经成为当前紧迫的工作。因此，我们利用外资政策今后要更多地注重引进技术、人才和现代化管理，以此提升产业竞争力。要鼓励跨国公司把高技术、高增值、低消耗的高端产业和研发机构转移到中国，并给予必要的政策优惠和支持，充分发挥外资技术的“溢出”效应，形成国内高技术含量的产业聚集群，逐步走向依靠质量效益实现可持续增长。此外，围绕跨国公司出现的全球化服务业项目外包、业务离岸化、服务业开拓新市场的趋势，要积极承接服务业的国际转移，稳妥有序地开放服务市场，在服务业外包、信息服务、专业服务、物流、商业、旅游、金融、电信等领域获得发展先机，赢得新的国际竞争。

2.2在保持积极吸收外资政策的稳定性、连续性基础上，统一认识，适时解决当前存在的问题

首先，应继续坚持积极有效的吸引外资政策。要重视当前国际引资竞争日趋激烈，区域经济合作中贸易、投资自由化加速发展的趋势，保持我国引资的竞争力，以此紧紧把握住这次国际产业结构调整的战略机遇期，促进我国产业结构调整升级和经济持续高速发展。现阶段的中国经济属于成长型经济，在外资政策考量上，应优先考虑中国经济增长率和就业率需要等宏观经济指标，同时充分关注引进外资与进出口增长的互动与影响，仔细权衡利弊进行政策选择。

其次，要加强投资软环境的建设，注重建立规范、透明、公平的法治市场环境。（1）各地应严格执行统一、规范的外资政策，遏止招商引资中的“四乱”行为。（2）加强知识产权保护，维护知识经济的健康发展环境。（3）继续按国际通常做法，实施外资优惠政策的同时，调整优惠目标的指向，使外资向特定行业和地区倾斜，提高外资使用效率；要积极调整优惠政策，逐步取消对进入一般加工业的外资优惠政策，要针对项目而不是产业提供支持政策，要优先引进技术先进、技术溢出显著的项目。（4）吸收外资的同时加快对内开放，提升民企待遇，营造平等的市场准入条件。（5）要在政策上逐步向内、外资企业创造公平的竞争环境转变，取消一切妨碍公平竞争的政策，重视反垄断、反不正当竞争等法律的创建，提供市场经济的公平竞争环境。要促进农业、中小企业吸收外资。要注重服务贸易领域的利用外资，逐步提升服务业的水平和参与国际竞争能力。