国外进出口贸易精选(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篇国外进出口贸易，期待它们能激发您的灵感。

篇1

[关键词]外汇储备;贸易差额;协整

[中图分类号]F752.6;F124;F224　[文献标识码]A　[文章编号]1009-9646(2010)09-0023-02

一、引言

外汇储备是指世界各国用作国际支付手段的非本国货币,以及该类货币的存款或短期金融资产。一种货币能充当储备货币必须具备的基本特征是:必须是可兑换货币,并且为各国所普遍接受,能随时转变为其他国家的购买力或偿付债务,同时价值相对稳定。如今,在我国的外汇储备中,仍以美元为主,且有大约两万多亿美元的外汇储备,成为世界第一。如何衡量目前中国应持有的外汇储备适度规模,已成为当前中国宏观经济研究中的热点。

二、外汇储备的利与弊分析

(一)外汇储备的增加对我国有着许多积极的作用,具体包括:

1　表明了我国在国际社会中的地位的提高。外汇储备是体现一国综合国力的重要指标,我国外汇储备快速增长标志着我国对外支付能力以及稳定和控制币值幅度的能力的增强,也体现出了我国经济平稳的增长,而这些又极大地增强了国内外对中国经济前景的信心,提高了我国的国际资信和经济地位,在国际经济往来中更容易处于主动地位。

2　有助于拓展国际贸易、吸引外国投资、降低国内企业融资成本、防范和化解国际金融风险等等。

3　一定的外汇储备是一国进行经济调节、实现内外平衡的重要手段。当国际收支出现逆差时,动用外汇储备可以促进国际收支的平衡;当国内宏观经济不平衡,出现总需求大于总供给时,可以动用外汇组织进口,从而调节总供给与总需求的关系,促进宏观经济的平衡。同时可通过干预外汇市场影响汇率间接地调整收支失衡,增加国际清偿力以及达到其他各种目的。

(二)过多的外汇储备仍有可能带来一些负面影响,这体现在:

1　存在着高额的机会成本损失;持有外汇储备会导致我国其它的国内外的投资的减少,可能不利于国民经济的发展。

2　从结构上削弱宏观调控的效果,并加大了人民币升值的压力,使央行调控货币政策的空间减小。我国近几年国际收支持续的双顺差导致了外汇净流入越来越大。正是由于国际收支的双顺差。导致了外汇市场上的外汇资金一直处于供给大于需求的状态,同时这也刺激了套利性投机资金的大量流入,即我们所说的“热钱”,从而形成了人民币升值的压力。

3　外汇储备的快速增长将给我国带来通货膨胀的压力。因为,从理论上讲,外汇储备的增多,将使国内货币的发放量增多,投放的基础货币增多,再通过货币乘数效应,可能会导致货币供应量大幅度增长,给我国带来了中长期的通货膨胀压力。

三、结论及建议

自全球金融危机爆发以来,我国的外汇储备数量就以极快的速度增长,过多的外汇储备在人民币升值压力不断上升的情况下,很可能面临着严重缩水的风险,这对我国的现阶段的经济发展以及尽快度过本次金融危机都有着不利的影响,因此,如何充分利用规模如此巨大的外汇储备便显得异常关键。本文综合已做出的研究结果以及其他方面对外汇储备的全面利用提出以下几点建议:

(一)注重外汇储备与进出口贸易的双向作用。

贸易结构大体上确定了在对外贸易中使用的币种及其比例,因此,通过考察进出口的来源、去向、数量及交易双方的支付惯例有助于初步确立贸易结构对外汇储备的影响。同时,外汇储备也应积极用在进出口贸易上,强调进口与出口的动态平衡。对于需要进口设备、物资、能源的国内企业特别是中小型企业,国家应主动用外汇给它们提供低息贷款,这些企业以后用人民币或者外汇还款。这样,不仅可以缓解中小企业融资难的局面,而且可以在不造成人民币贬值的情况下使外汇储备在国内流动起来,提高储备利用效率,增加国内就业,刺激国内经济。

(二)优化外汇储备的币种结构。

虽然我国外汇储备规模巨大,但美元依然是我国主要的储备货币,这主要是由美国的经济实力所决定的。如今,美国经济在次级债危机中受到了重创,美元贬值的趋势不断加速,在未来的一段时间内,如何处理庞大的美元储备对我国外汇储备的保值甚至是增值都起着至关重要的作用。因此,这就要求我们合理改变并优化当前的币种结构,适当减少美元储备的比重,增加日元、欧元以及其他货币的比重。当今世界经济进入了一个更为动荡的时期,所以外汇储备结构也应当适时进行动态管理,有关部门必须时刻关注国际金融市场的变化,及时调整储备结构,从而降低风险。同时,还应增加黄金储备,这不仅有助于缓解我国外汇储备的风险,而且有利于在重建国际金融秩序过程中增强人民币的话语权,促使人民币走向国际化。

(三)积极推动我国国有商业银行的股份制改造,通过提高资本充足率来增强其抵抗风险的能力,并不断完善金融市场。同时,还要注意外汇储备的投向问题。我国目前GDP的增长速度非常快,基本保持在8%左右,如果把外汇储备过多的用于国内投资,很有可能增加经济泡沫,甚至造成经济过热,所以为了保证国民经济的稳定,有必要将外汇资本投资于科技,教育,医疗,基础设施等有关国计民生的领域。

总之,外汇储备与进出口贸易即贸易差额的关系密切,在关注国际收支时,不仅要重视经常账户对外汇储备的影响,还应更多的了解资本、金融项目和非正常资本流入所形成的外汇储备的增加。充分认识到外汇储备的来源状况,切实发挥外汇储备对我国国民经济的积极促进作用,使我国经济能够更快更好的发展。

参考文献:

[1]庞咏刚,刘凤朝,王君,中国外汇储备与进出口贸易一基于VAR模型的动态分析[J],工业技术经济,2010,(2):114-119

[2]季晓南,增加我国黄金储备,缓解外汇储备风险[J],中国流通经济,2010,(2):13-14

[3]李天德,国际金融学[M],成都:四川大学出版社,2008

[4]王玲玲,我国外汇储备的数量与质量分析[J],财经政法讯,2006,(1):38-43

篇2

关键词：对外直接投资；进出口贸易；影响机制；面板格兰杰因果检验

基金项目：教育部重点研究基地重大项目（11JJD790024）。

作者简介：胡昭玲(1972-)，女，天津人，南开大学跨国公司研究中心、南开大学国际经济贸易系教授，博士生导师，经济学博士，主要从事国际经济学研究；宋 平(1987-)，女，山东济宁人，南开大学国际经济贸易系硕士研究生，主要从事国际贸易理论与政策研究。

中图分类号：F720 文献标识码：A 文章编号：1006-1096(2012)03-0065-05收稿日期：2011-09-07

一、问题的提出与文献综述

国际直接投资与国际贸易的关系一直是理论界关注和争论的问题。国际直接投资包括外国直接投资（inward FDI）和对外直接投资（outward FDI）两个方面， 分别涉及外资的流入与流出。本文研究的是后一方面，即中国对外直接投资对母国进出口贸易的影响。①中国对外直接投资起步较晚，大大滞后于引进外资的步伐，规模也相对较小。但是，近年来，在“走出去”战略的引导下，在综合国力增强、外汇储备大幅增加、人民币升值等一系列综合因素的作用下，中国对外直接投资获得了迅速发展，2010年我国对外直接投资首次达到680亿美元，位居世界第五。在这一背景下，研究不断发展扩大的对外直接投资对进出口贸易具有怎样的影响、二者之间是替代还是互补关系、如何更好地利用对外直接投资促进对外贸易发展，不仅具有理论价值，而且对我国对外开放与经贸政策的制定具有现实借鉴意义。

Mundell（1957）最早正式研究了国际直接投资与国际贸易间的关系，在要素禀赋理论模型框架下证明了二者是相互替代的。与此相反，Kojima（1978）的边际产业扩张理论提出了国际直接投资与贸易的互补关系。目前多数学者认为，从理论上分析国际直接投资与国际贸易的关系不存在确定的结论，在不同的模型及前提假定下可能得到不同的结果。

与理论研究相类似，有关对外直接投资与对外贸易关系的实证研究也没有统一的结论。国外有关对外直接投资与进出口贸易关系的实证文献大多以发达国家为研究对象，其中又以美国和日本居多。从研究结论看，主要有3类：一类支持替代关系，一类支持互补关系，还有一类认为结果不确定，但以验证互补效应的居多。在国内的实证研究方面，蔡锐等（2004）基于小岛清的边际产业理论，运用零回归方法的实证分析表明：中国对发达国家的直接投资对进口有一定的促进作用，但作用不大，与出口的关系则不显著；中国对非发达国家的直接投资对进口没有显著影响，对出口则有一定影响。张如庆（2005）综合运用协整理论、误差修正模型和格兰杰因果检验等方法，认为我国进口和出口分别与对外直接投资存在单向因果关系，对外直接投资不是进出口变化的原因。王英等（2007）考察了中国对外直接投资对出口的影响，指出二者为互补关系，虽然后者认为这一作用的程度极小。项本武（2009）运用面板协整模型和误差修正模型，验证了我国长期对外直接投资对进出口贸易具有创造效应，但二者对短期的效应持不同观点。

综上所述，有关我国对外直接投资贸易效应的研究还相对较少，并且结论并不一致。笔者就对外直接投资对进出口贸易的影响机制进行理论分析，并对中国的情况加以实证研究。在实证方法上，国内学者大多使用时间序列或截面数据，利用传统的引力模型以及协整和误差修正模型进行分析，而笔者利用1993年~2009年中国对105个国家（地区）直接投资和进出口贸易的面板数据，应用动态VAR模型和面板格兰杰因果检验方法考察我国对外直接投资与进出口贸易的关系。

二、对外直接投资对进出口贸易的影响机制

（一）对外直接投资对出口的影响

图1~图3归纳了对外直接投资带动出口增加的途径。一方面，在海外新建子公司初期投产建设时，一般需要从母公司购买资本设备、原材料等；另一方面，在国外子公司经营过程中，可能在较长时期内从母国进口零部件和中间产品，从而对出口形成持续性的带动作用，尤其是在加工装配行业这一效应更为明显。实际上，不同类型的对外直接投资都可能对出口形成促进作用：以扩大和开辟海外市场、以为出口服务为目的的市场导向型对外直接投资，通过在世界其他国家（地区）设立贸易服务机构，构筑国际市场营销网络可以促使出口增加；资源导向型对外直接投资带动了开采所需设备和相关产品的出口，并且随着母国进口开采出的资源，该国此类资源加工品或制成品的出口可能增加；技术导向型对外直接投资可以获得反向技术溢出效应，提高母国产品的技术含量和出口竞争力。

图1 对外直接投资的出口促进效应

对外直接投资对出口既有促进作用，也有替代作用。首先，无论是为规避贸易壁垒或将国内生产能力过剩、市场相对饱和的产业转移到国外而进行的市场导向型对外直接投资，还是为降低生产与运输成本进行效率导向型对外直接投资，生产基地转移到国外后，在东道国生产的产品将直接在当地销售或转销到其他国家，从而替代母国同类产品的出口。其次，东道国企业利用技术扩散与模仿大量生产该产品，替代进口甚至进行出口，进一步减少了母国的出口。此外，国外分支机构在东道国的当地采购也会替代母国中间产品的出口。

图2 对外直接投资的出口替代效应

（二）对外直接投资对进口的影响

与出口的情况相类似，对外直接投资对进口贸易规模的影响也有两方面：在进口促进作用方面，资源导向型对外直接投资以开发国外资源、保证母国供给为目的，会增加母国资源类产品的进口；效率导向型对外直接投资将生产转移到生产成本更低的国家后，有可能将东道国生产的产品返销回母国以满足国内需求；技术导向型对外直接投资在国外开发和生产出技术与知识密集型产品后，可能通过公司内贸易等形式销售给母国。在进口替代作用方面，如果企业认为通过直接投资在国外购买原材料进行生产比进口生产所需的原材料更有效率，那么这种投资就会减少母国原材料的进口；如果企业通过技术导向型投资代替通过高技术产品进口来获取技术，就有可能减少母国部分高技术产品的进口。

图3 对外直接投资的进口促进与替代效应

（三）中国对外直接投资贸易效应的直观分析

基于上述对外直接投资对进出口贸易的影响机制，可以就中国对外直接投资的贸易效应加以直观分析。

中国的对外直接投资起步于改革开放以后，早期投资的主要目的是为外贸服务，劳务工程承包也是当时的主营项目。20世纪90年代末开始，在国家的支持下一些大型央企和国企以获取能源和资源为目的进行对外投资，投资目的比较单纯，经营方式相对简单。2000年以后，中国对外直接投资有了突飞猛进的发展，复杂的经营方式开始出现。目前，中国对外直接投资“市场导向型”、“资源导向型”、“效率导向型”等投资动机都存在，但仍以市场寻求型投资动机为主。从对外直接投资的流向分布看，行业多元而聚集度较高，截至2010年末，我国对外直接投资覆盖了国民经济所有行业类别，其中存量在100亿美元以上的行业包括商务服务业、金融业、采矿业、批发零售业、交通运输业和制造业，这6个行业占据我国对外直接投资存量总额的88.3%。④

由于在我国的对外直接投资中为商品贸易提供便利的服务类投资占比重最大，2010年流向租赁和商务服务业以及批发和零售业的投资超过50%，可以预计，我国对外直接投资对贸易特别是出口贸易应有较强的促进作用。此外，采矿业在我国对外直接投资中也占有较大份额，2010年末采矿业的投资存量占对外直接投资总存量的14.1%，⑤这也会对出口和进口产生双向的拉动作用。但是，我们也应注意到，我国对外直接投资的动机与产业分布呈现多元化趋势，制造业及其他行业多种动机的对外投资也占一定比重，这些投资会同时影响到出口和进口，产生正向和反向的贸易效应。因此，难以从理论上就我国对外直接投资对贸易规模的总体影响做出确切判断，下文将使用计量方法就对外直接投资对我国出口和进口贸易规模的影响进行实证检验。

三、中国对外直接投资对进出口贸易影响的实证分析

（一）实证方法与模型设定

笔者应用Hurlin等（2001）提出的固定系数面板格兰杰因果检验方法来考察我国对外直接投资对进出口贸易的影响，这一方法是基于面板数据的向量自回归（VAR）过程实现的。

为检验对外直接投资与出口的关系，建立如下面板向量自回归模型。为了减少异方差和异常项对平稳性的影响，模型中的变量均采用对数形式。

其中，ofdi为我国的对外直接投资，exp为出口额。νit=αi+εit，εit～iid. (0, σ2ε)；αi为个体的异质性，它表示我国对各个国家对外直接投资所具有的不同特性，属于非时序变量；εit为随机扰动项，表示除方程（1）、（2）中所列变量外的其他影响因素。对于任意给定的i∈［1,N］，模型自回归系数γ(k)和回归系数β(k)i是不变的，即对所有的个体来说γ(k)都是一样的。

方程（1）考察对外直接投资对出口的影响，方程（2）考察出口对对外直接投资的影响。以上2个方程组成了面板向量自回归模型，其中每个方程都是一个动态面板，需要对其进行差分估计。由于方程存在内生变量，要用到工具变量，先直接对每个方程进行差分广义矩估计（Difference-GMM），检验单个变量系数的显著性，然后根据GMM估计结果，对上述模型进行面板格兰杰因果关系检验，验证我国对外直接投资与出口之间的格兰杰因果关系。

其中，imp为我国的进口额，其他变量的解释同上。方程（3）考察对外直接投资对进口的影响，方程（4）考察进口对对外直接投资的影响，进口模型的估计和检验方法与出口模型相同。

（二）样本数据及来源

笔者根据世界各国的经济地理特点，按照《中国统计年鉴》依地理分布和投资额划分的方法，选取亚洲、非洲、欧洲、拉丁美洲、北美洲和大洋洲六大地区的105个样本国家（地区）进行研究。

笔者利用1993年~2009年我国对上述105个国家（地区）的对外直接投资和进出口贸易数据进行实证分析。我国对各个国家（地区）的进出口数据取自1994年~2010年《中国统计年鉴》，1993年~2002年的对外直接投资数据来自相关年份《中国对外经济统计年鉴》，2003年~2009年的对外直接投资数据来自相关年份《中国对外直接投资统计公报》。

（三）面板数据的单位根检验

为了增强检验结果的稳健性，笔者采用LLC、IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP 4种方法进行面板单位根检验，使用的软件为Eviews6.1，结果见表1。

对lnofdi、lnexp、lnimp的面板单位根检验结果显示，在4种检验方法下，在1%的显著性水平下lnofdi、lnexp、lnimp均不存在单位根，可见对外直接投资

表1 面板单位根检验结果

检验方法lnofdi统计量P值 结论lnexp统计量P值 结论lnimp统计量P值结论LLC -18.36120.0000平稳-4.169340.0000平稳-9.639560.0000平稳IPS-13.7620.0000平稳-14.17930.0000平稳-7.212420.0000平稳Fisher-ADF515.5720.0000平稳456.4800.0000平稳385.103 0.0000平稳Fisher-PP596.9120.0000平稳521.7710.0000平稳441.8890.0000平稳

和出口、进口变量都是稳定的，因此，无需对变量之间的关系进行协整检验即可直接就对外直接投资与出口以及对外直接投资与进口的关系进行格兰杰因果检验。

（四）面板格兰杰因果检验结果

1．对外直接投资与出口的关系

笔者根据AIC值最小的标准确定最佳滞后期，利用Eviews6.1软件进行AIC检验，确定最佳滞后期为2。

笔者分别对方程（1）、（2）进行动态面板广义矩估计，在估计中利用stata11.0软件中的xtabond2命令，由于最佳滞后期为2，因此可以选取因变量的二阶差分作为工具变量，即选取D.lnexpit－2作为D.lnexpit－1的工具变量，选取D.lnofdiit－2，作为D.lnofdiit－1的工具变量，使用GMM两步估计法，估计结果如表2所示。

由表2中对方程（1）的估计结果可见，lnofdi一阶滞后项的系数为0.047，P值为0.015，其二阶滞后项的系数为0.028，P值为0.040，均通过了5%的显著性检验，这表明我国的对外直接投资对出口存在正向的滞后影响，对外直接投资对出口有一定的促进效应。但是，lnofdi一阶和二阶滞后项的系数都很小，说明投资对出口的带动作用较为有限。

笔者对对外直接投资和出口的关系进行格兰杰因果关系检验，原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］，即对外直接投资与出口之间不存在格兰杰因果关系；备择假设H1：βi(k)≠0 (i,k)，即模型中滞后变量的回归系数不全为零，二者之间存在格兰杰因果关系。表2中对方程（1）的估计结果显示，lnofdiit-1和lnofdiit-2的系数在5%水平下均显著，因此拒绝原假设，接受备择假设，即lnofdi滞后变量的回归系数不全为零，对外直接投资是出口的格兰杰原因。

由表2中对方程（2）的回归结果可见，lnexp一阶滞后项的系数为0. 015，P值为0.015，lnexp二阶滞后项的系数为0.041，P值为0.034，在5%的统计水平下都是显著的，所以原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格兰杰因果关系中的备择假设，即出口是对外直接投资变化的格兰杰原因。

综上，我国对外直接投资与出口之间存在双向的格兰杰因果关系。

2.对外直接投资与进口的关系

分别对方程（3）、（4）进行GMM估计。根据AIC值最小的标准，利用Eviews6.1软件进行AIC检验，确定最佳滞后期为2。选取因变量的二阶差分作为工具变量，使用GMM两步估计法，利用stata11.0软件进行估计，结果如表3所示。

由表3中对方程（3）的估计结果看出，lnofdiit-1的系数为0.112，P值为0.035，lnofdiit-2的系数为0.045，P值为0.011，在5%水平下均显著，这说明我国对外直接投资对进口存在正向的滞后影响，对外直接投资对进口具有促进效应。由于lnofdi的一阶和二阶滞后项系数均显著，因此格兰杰因果检验的原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受备择假设，即对外直接投资是进口变化的格兰杰原因。

由表3中对方程（4）的估计结果看出，lnimp一阶滞后项的系数为0.152，P值为0.035，在5%水平下显著；lnimp二阶滞后项的系数为0.064，P值为0.006，在1%水平下显著。因此，原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格兰杰因果关系中的备择假设，进口是对外直接投资变化的格兰杰原因。

综上，我国的对外直接投资对进口具有带动作用，即进口额会随着对外直接投资的增加而增加，并且二者互为格兰杰因果关系。

（五）实证结果分析

由上文对外直接投资与出口关系的实证分析结果可以看出，我国对外直接投资和出口之间存在双向格兰杰因果关系。对外直接投资的一阶和二阶滞后项对出口具有正向影响，并具有统计显著性，说明对外直接投资对出口具有促进作用。总体看来，我国对外直接投资对出口贸易的促进作用超过了替代作用，对外直接投资对我国的出口贸易起到了一定的推动作用，虽然这种作用的程度较小。

由对外直接投资与进口关系的实证分析结果可以看出，我国对外直接投资和进口之间存在双向格兰杰因果关系，尤其是对外直接投资对进口具有带动作用。这说明在我国对外直接投资中占有一定比重的资源导向型投资促进了资源性产品的进口，而将其他类型的对外直接投资考虑进来，投资与进口贸易总体上也呈现互补关系。

四、结论与政策建议

我国对外直接投资与出口及进口之间均存在双向格兰杰因果关系，对外直接投资是贸易创造型的,对出口和进口均有促进作用，这一结果与我国当前对外直接投资以市场开拓和资源引进等为主要目的的现实密切相关。然而，我国对外直接投资还处于起步阶段，规模还相对较小，对贸易（特别是出口）产生的创造效应还较为有限。因此，如何促进对外直接投资的健康发展，并发挥其与贸易的良性互动关系，是我国需要解决的重要问题。

我国应当继续积极发展对外直接投资，有效利用国际、国内2个市场、2种资源，充分发挥对外直接投资对贸易的促进作用。对外直接投资有利于开拓海外市场, 通过跨国生产可以带动设备、原材料、中间品的出口。通过对外直接投资还可以获得国内经济发展所需的资源，获取一些高新技术与先进的管理经验等，带动国内产业结构优化和技术水平提升，不断提高本国企业和产品的国际竞争力。

在扩大对外直接投资规模的同时，我国还应调整对外直接投资结构，改善投资质量。以制造业的对外直接投资为例，目前很大部分投资于初级加工业，生产附加值较低，对出口的带动作用有限。今后可以更多地投资于产品附加值较高和后向关联度强的行业，如机械制造业，由于其技术是与原材料、零部件等高度结合的，因此这类行业的对外直接投资具有明显的出口创造效应。另外，可以增加技术导向型的对外直接投资，利用获取的先进技术制造深加工产品并出口，以提高产品的附加值，扩大出口的效益。

① 对外直接投资的贸易效应包括对贸易规模和贸易结构的影响，本文研究的是前者，即对外直接投资和对外贸易之间的替代或互补关系。

② UNCTAD：《2011年世界投资报告》，2011年7月。

③ 根据Vernon的产品生命周期理论，创新国的对外直接投资首先替代母国的出口贸易，而后又创造了母国从东道国的进口贸易。

④ 商务部，国家统计局，国家外汇管理局：《2010年度中国对外直接投资统计公报》， hzs.mofcom.省略，2011-09-15。

⑤ 同④。

⑥ Hurlin和Venet在传统Granger因果检验思想的基础上，于2001年率先提出了固定系数面板数据的Granger检验方法，并在2004年进一步提出固定系数异质面板数据的Granger检验方法。

⑦ Arellano和Bond（1991）在工具变量法的基础上给出了差分的广义矩估计法，该方法采用 t-2 期前的因变量的滞后项作为因变量一阶差分滞后项的工具变量，从而得到一致且更为有效的估计结果。

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）：64-70．

王英，刘思峰．2007.中国对外直接投资的出口效应：一个实证分析［J］．世界经济与政治论坛（1）：36-41．

项本武．2009.中国对外直接投资的贸易效应研究――基于面板数据的协整分析［J］．财贸经济（4）：77-82．

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）：23-27．

HURLIN C, VENET B. 2001. Granger causality tests in panel data models with fixed coefficients ［Z］. University of Paris Dauphine: Working Paper Eurisco 2001-09.

KOJIMA K. 1978. Direct foreign investment: Japanese model versus American model ［C］//Kojima K, ed., Direct Foreign Investment: A Japanese Model of Multinational Business Operations. New York: Praeger Publishers: 83-102.

MUNDELL R A. 1957. International trade and factor mobility ［J］. American Economic Review, 47(3): 321- 335.

(编校：薛 平)

An Analysis of the Effects of OFDI on China’s Foreign Trade

HU Zhao-ling1,2, SONG Ping2

(1. Center for Transnationals’ Studies, Nankai University, Tianjin 300071, China;

2. Department of International Economics and Trade, Nankai University, Tianjin 300071, China)

篇3

根据要素禀赋理论，资本丰富的国家应该出口资本密集型产品，而进口劳动密集型产品，而劳动力资源丰富的国家出口劳动密集型产品，进口资本密集型产品。但是，现实情况中的美国的贸易状况与理论直接相反。作为资本密集型国家，它也会进口资本密集型产品，同时出口劳动密集产品。作为劳动密集型国家的中国，也会进口劳动密集型产品，而出口资本密集型产品。这就说明，传统贸易理论中的要素禀赋理论在解释实际问题上会出现偏差，文章以此为例，从产业经济学的市场结构、公司成本收益以及国内市场绩效等角度分析这种现象存在的原因以及对国际进出口贸易及国际直接投资的方式的选择。 

一、从市场结构角度分析 

产业经济中所提到的市场结构范围十分广泛，主要包括企业的规模及分布、壁垒和进入条件、产品差异以及企业成本结构和政府管制的程度。市场结构一般用市场集中度、进入和退出的壁垒以及产品差异化程度来衡量。 

由于规模经济鼓励一个国家生产一种具有优势的产品，不同国家的企业生产专业化产品之后进行进出口贸易。通过这种方式，将全世界有效资源进行整合，从而达到效益最大化。但产品差别化生产是一种对产品进行多角度开发的方式。通过这种方式，一种产品拥有更多种生产的可能。因此，由规模经济和产品差别化的结合分析得出，国际贸易更加容易被选择，而对外直接投资被选择的可能性较小。 

同时，有一种特殊的情况，一个受到政策保护国内的公司，在国际上将要面临更大的市场竞争。因此，企业为了在国际市场提高其商品的竞争力，会在国外市场确定比国内市场更加低廉的价格。这种情况在贸易规则中是不允许出现的，这是典型的倾销策略，因此对外直接投资就成为这类公司的首选。此外，若这类外国工厂供给低成本并且有差异产品，这种产品的产生容易造成“价格歧视”，这也是贸易规则所不允许的，那么它们进行对外直接投资的可能会变得更大。 

二、从公司成本收益角度分析 

成立一家公司需要投入研发成本、管理成本、宣传成本以及人力资源成本。一家进行对外贸易的公司，除了以上成本之外还得承担进出口所需要的关税和运费。若进行海外直接投资，公司就可以节省进出口所需要的关税和运费，但这也同时会增加海外工厂运营的固定成本，如国外的信息成本及政策性费用。因此，对外贸易或者直接投资的选择并不是一成不变的，而是與微观层面的公司直接相关。因此，利润的高低成为决定选择重要参考因素。 

同时，公司所经营的商品类型也会直接影响对外贸易和直接投资的选择。一般情况下，单位售价较低的大宗产品，如原油、铁矿石、煤矿等，无论是选择何种运输方式，运输成本都是十分高昂的；同时，单位产品售价虽然高，如化妆品、酒水等产品，但含较高关税成本；以上两种均不适宜出口而适宜进行国外直接投资，因此，生产此类商品的公司一般会选择对外直接投资。 

此外，如果一个海外工厂的运营固定成本比较小，对外直接投资基于可以提高利润。例如，中国为吸引外资所给予的外商优惠政策，减少外国投资者的海外工厂运营成本。当公司的管理费用、研发费用等日常费用相对于价格来说较高时，这些无形资产的支出鼓励企业拓展海外直接投资进行全球化运营，例如手机、汽车、电脑等产品。 

三、从国内市场绩效角度分析 

研究表明，受教育时间越长的劳动力，它的人力资本能力越强。美国拥有大量的熟练技术工人，因此它出口那些要求具有熟练劳动力的产品的机率越大。这就使得美国的高科技产品占有比较优势，它的劳动生产率较高。然而，当别国超越了此种优势之后，美国又以提高生产率的方式取得相对于其他国家更大的比较优势，这就出现了一直被追赶却难以被超越的现象。 

由此可见，人力资本高质量不仅可以提高劳动生产率，又能提高产品的不可替代性。2008年的国际金融危机，受破坏程度最低的国家就是那些拥有大量科研人员和大批熟练技术工人的国家，其中最重要的原因就是资本稳定性较强。而这些人力资本能力十分强盛国家，更倾向于进行进出口贸易。 

篇4

商务部国际贸易谈判代表秘书局局长兼办公厅副主任

新时期中国国际商务合作可能呈现以下三个新的趋势，一是进入扩大开放的趋势；二是合作规模持续扩大趋势；三是更加多元、平衡、全面发展的趋势。

趋势一：扩大开放趋势

中国对外开放将更广更深更高，也就是开放的领域将更加宽广，开放的内容将更加深入，开放的角度看将更具备水平。由于中国对外开放将持续拓宽，中国国际商务合作的合作形式、合作区域、重点产业和合作对象等方面，都将得到新的拓展。随着中国与众多经贸伙伴签订自贸协定，以及积极推动贸易平衡，中国进出口进一步开放，进口关税将进一步降低，非关税类措施也将进一步减少。比如最近经国务院关税税则委员会审议，国务院批准，自2014年1月1日起，对进出口关税进行逐步调整，有760多种进口商品实施基于退税国税率的年度进口产品税率平均优惠幅度达到65%。随着行政体制改革的深化，对领域的开放也将继续地扩大。

十八届三中全会非常明确地释放出对外投资管理体制改革方面的信息。提出要扩大企业及个人对外投资，改革涉外投资审批体制。商务部也在研究深化对外投资管理体制改革的具体方案，推动对外投资合作便利化，逐步实现对境外投资实行以备案制为主的管理方式；加强业务统计监测，既引导企业及个人了解国外投资环境和商机，扩大对外投资，也帮助其加强风险防范和应对。

与此同时，十八届三中全会还明确提出要扩大企业及个人对外投资，确立企业及个人对外投资主体地位，允许发挥自身优势到境外开展投资合作，允许自担风险到各国、各地区自由承揽工程和劳务合作项目，允许创新方式走出去开展绿地投资、并购投资、证券投资联合投资的风险。目前中国正在与美国、欧盟等国家开展投资协定谈判，正在和其他十多个国家进行自贸区或者区域经贸合作谈判。经过这个时期，中国企业毫无疑问将会更大范围地走出去。

从开放的企业看，过去开放主要是制造业，未来服务业和农业的开放也将成为重点。从开放的深度看，对外开放将更多地促进经济体制、法制建设、发展战略、合作模式等深层次的问题。上海自由贸易实验区就是通过对外开放，开放促进政府职能，加快转变，探索管理模式创新，为全国深化改革积累新的经验。

随着对外开放广度拓宽，深度加深，今后一个时期，对外开放水平将更高。一方面国家将推动对内对外开放相互促进，引进来和走出去更好地结合，加快培育参与和引领国际竞争机制的优势，要把对外开放与进一步推动工业化、信息化、城镇化、市场化、国际化更加有机地结合起来，使开放本身具备更高水平；另一方面，对外开放必然越来越看重实际的目标，要通过提高就业贡献，经济增长贡献，推动经济发展转型，提高综合国力，提高国际地位。

趋势二：合作规模扩大趋势

“十五”时期，我国出口年均增速高达25%。“十一五”时期这个增速降到57%，近两年已经转为个位数增长。虽然增长速度在逐步下降，但中国仍是全球主要贸易增长最快的国家。

2012年我国出口首次超过了2万亿美元，在全球占到了11.2%的份额。2013年前11个月，中国出口累计就已经超过了2万亿美元。但我认为，我国外贸出口有必要进一步发展。据世贸组织秘书处的有关资料统计，英国1876年出口占全球18.9%，美国1921年达到了22.4%，都明显高于我国水平，这说明我们有进一步提高在全球外贸市场份额的空间。因此未来一个时期，中国出口仍将继续保持适度增长，并继续稳步提高在全球市场的份额。

2012年我国进口达到了1.82万亿美元，仅次于美国成为全球第二大进口国。随着对外开放的扩大，自由贸易区战略的实施以及经济发展的需要，进口势必还会进一步增大。预计未来5年，进口将达到10万亿美元，并将继续保持全球前两大市场份额的地位。

近年来我国服务业发展贸易迅速。2012年我国服务进口总额超过了4700亿美元，比上年增长12.3%，占世界服务贸易进出口总额的5.6%，占我国对外贸易总额10.8%，在全球服务进出口总额的位置从2012年的第四位上升了一位，位于美国和德国之后，居第三位。2013年我国服务贸易预计将达到5200亿美元左右。尽管如此，我国服务贸易目前仅占对外贸易总额的不到11%，而全球的平均水平是25%，说明服务贸易也仍然有比较大的提升空间。随着国家大力发展服务贸易政策的实施和服务贸易开放步伐的加快，预计今后几年，也将是服务贸易快速发展的时期。

利用外资方面，2013年1～10月，我国实际利用外资1055亿美元，同比增长5.5%，连续10个月保持正增长。2013年全年估计在1100亿美元以上，将连续第25年成为发展中国家最大的投资国。

中国对外投资规模大幅度增长是从“十一五”期间开始呈现的。“十一五”期间，对外投资是“十五”时期的7.6倍，年均增长34%，远远高于同期全球跨国直接投资8.4%的增长水平。但由于起步比较晚，我国对外直接投资实际上到2012年底，累计金额是5000亿美元左右，相当于美国的10.2%，英国的26.4%，德国的34.4%，位居全球的第53位。因此可以预计，今后一个时期，中国对外直接投资将保持快速增长的势头，整个“十二五”的对外投资年均增长将在20%以上，未来五年对外投资规模将超过5000亿美元。到“十二五”最后一年的2015年，我国对外投资规模可望达到1200亿美元，并有可能成为全球第二大的对外投资国。

之所以做出中国对外投资将必须保持快速增长的判断是基于国内、国外两大因素的考虑，一方面，从国内角度看，有需求；另一方面，从国外看，2008年以来，世界各国对危机存在一系列刺激经济的计划，一些国家对外国投资的限制流通放宽，部分欧美及新兴国家在基础设施建设、资源、能源、绿色环保产业等领域与我国合作的意愿进一步的增强。在全球经济形势不好，就业困难的情况下，仅2011年，中国对外投资实现境外纳税225亿美元，解决就业人数达到了88.8万人，中国企业走出去受到了欢迎。最近很多国家的元首，国家代表团到中国来，都是到中国来招商引资。

趋势三：全面发展趋势

未来时期，中国国际商务合作将更加多元化，一是市场多元化；二是经营主体的多元化；三是发展领域的多元化。经过多年努力，中国外贸市场多元化引起了良好的成效。从20世纪80年代末，我国对发达国家和地区出口占贸易总额的70%以上，对其他100多个发展中国家、地区出口仅占25%，逐步调整到与发展中国家和发达国家贸易各占半壁江山。而2013年前11个月，我们对欧盟、美国、日本三大发达经济体的出口，已经只占出口总额的38.8%，这就有效地分散了国际市场的风险。但出口多元化也还有发展的空间，比如现在出口，在50多个国家我们占其市场的份额不到5%，与此同时，进口贸易利用外资，对外投资等方面的同样还有很大的空间。

目前中国对外投资遍布全球70多个国家和地区，行业分布广泛，但无论从具体投资国别还是从投资的行业分布看，仍过于集中。比如2012年，我国对中国香港、东盟、欧盟、澳大利亚、美国、俄罗斯、日本这七个主要经济体的投资达到了600亿美元，占直接对外投资的3/4，其中对中国香港直接投资占比高达5%。从2013年前11个月的对外投资领域看，商业服务业和批发零售领域合计占448.5%，采矿业占22.4%，制造业不到10%。今后几年，我国在几乎成熟一些行业，比如轻工、纺织、家电、装备、化工、冶金、制造等领域，以及基础设施等领域的对外投资将会大大降低。

我国对外投资将呈多元化发展趋势，中央企业、地方企业、民营企业、金融机构、个人都将是首要对外投资的主体。就平衡和全面发展而言，我国国际商务合作发展面临着推动进口和突破，引进来与走出去有更好结合起来的需要平衡。十八届三中全会决定提出的要推动引进来和走出去更好地结合，以及扩大企业对外投资的要求来看，今后我国对外投资将会明显提速。

2012年，我国利用外资金额只比对外投资多了345亿美元，2013年前11个月对外投资仅比利用外资少253亿美元。未来五年中国的对外投资规模有可能会超过利用外资。

总之，未来一个时期，中国国际商务合作将坚持改革创新与扩大开放良性互动，对外开放与对内开放良性互动，扩大国内市场准入与开拓国际市场良性互动，深入参与全球化经济防范风险良性互动，巩固传统优势与培育新优势良性互动，努力实现全面、协调发展。无论是对外贸易还是国际投资合作、经济技术合作，都将推动国际商务合作发展的立足点，转到提高质量和效益上来，加快转变发展方式，激发各类市场主体发展的新活力，形成创新驱动与发展新动力，不断增强长期发展的后劲。

篇5

关键词:进口贸易;技术溢出效应;研究综述

中图分类号:F74

文献标识码:A

文章编号:1672-3198(2010)07-0120-01

技术溢出是指通过技术的非自愿扩散,促进了当地技术和生产力水平的提高,是技术外在性的一种表现。20世纪80年代以来,对进口贸易技术溢出效应的研究引起了经济学界的广泛关注,其中国外学者取得了较为丰富的理论和实践成果。

1 国外关于进口贸易技术溢出效应的理论基础

1.1 新增长理论中的技术溢出效应

新增长理论将技术进步内生化,认为技术进步是经济增长的最终源泉,它是由研发投入、人力资本、干中学以及劳动分工等各种内生因素决定的,其中基于外部性效应的内生增长模型已成为刻画技术进步的一条重要线索。

Arrow (1962)最早用知识的外部性揭示了溢出效应对经济增长的作用。他认为技术是从学习过程中获得的,而学习来自于实践经验以及生产投资活动。他假定技术进步或生产率的提高是资本积累的副产品,即投资具有溢出效应,进行投资的厂商可以通过积累经验来提高生产率,其他厂商也可以通过“学习”提高生产率。

Romer (1986)沿着Arrow的内生技术进步理论,提出了知识溢出模型。他强调知识的外部性,其具有的溢出效应使得任何厂商所生产的知识都能提高全社会的生产率,由此带来的递增报酬是经济增长的主要源泉,而资本的边际生产率不会因固定生产要素的存在而递减,内生的技术进步是经济增长的动力。

Lucas (1988)构建了一个人力资本外部性增长模型,将人力资本内生化,假定人力资本是人们在生产过程中“边干边学”的结果,指出整个经济系统的外部性是由人力资本的溢出效应造成的。

根据新增长理论,技术创新是推动生产率提高的核心因素,创新活动的显著特征是具有溢出效应和外部收益。如果对外贸易能够促进一国的创新活动,便能促进该国的经济增长。

1.2 新贸易理论中的技术溢出效应

20世纪80年代初,新贸易理论开始将进口贸易作为主要因素来解释技术进步,认为进口贸易是促进技术进步的一个重要因素。在将技术内生化的同时把经济增长引入这一分析框架,研究技术变动、进口贸易、经济增长三者间的互动关系。其中最具代表性的是Grossman和Helpman ( 1991)首次运用一般均衡模型分析开放经济中贸易、增长和技术进步之间的关系。研究表明,进口贸易作为物化型技术溢出渠道,不仅可以引进国外高质量的最终制成品,而且可以通过引进国外先进的中间产品来提高本国最终产品的技术含量,改善进口国的技术吸收能力,从而促进进口国生产率的提高。一国通过进口贸易往往能更直接分享到贸易伙伴国R&D投入的成果进而促进本国全要素生产率的提高。

2 国外对进口贸易技术溢出效应的实证研究回顾

Grossman and Helpman,在1991年《全球经济中的创新与增长》一书中,运用Lucas的两部门内生经济增长模型,分析了中间产品贸易和最终产品贸易对长期经济增长的影响。发现,贸易的开放促进了国内资源在物质生产部门和知识产品生产部门之间的要素优化配置,从而促进了经济增长。

Coe和Helpman ( 1995 )使用双边进口份额作为权重构造国外R&D存量,采用21个国家的面板数据,考察进口贸易对国际技术溢出和TFP增长的影响。研究表明:一国的TFP不仅取决于本国的国内R&D资本,还依赖于国外的R&D存量,国外的R&D存量可以通过贸易的方式对国内的GDP产生正面作用,一国的贸易开放度越高,所获得的国际技术溢出效应越大。

Hejazi and Safarian (1996)使用Coe and Helpman(1995)论文中的数据,分析美国R&D资本存量怎样通过出口和对外FDI影响其余20个工业化国家,认为美国R&D的确通过上述渠道给其他国家带来收益。

Coe,Helpman和Hoffmaister ( 1997)在CH模型的基础上引入了进口渗透率和人力资本存量作为变量,采用77个发展中国家的面板数据,验证了贸易伙伴国R&D资本存量对发展中国家全要素生产率的影响。

Misa Okabe (2002)选取东亚七国为样本,考察OECD国家R&D投入对发展中国家TFP的影响,最终证实了进口贸易技术溢出对TFP增长的促进作用。

Jakob (2005)运用国内人口数量将国内技术存量进行标准化,用国外实际GDP对国外技术存量进行平减,以人均进口量作为权重对国外R&D进行加权,采用13个OECD国家的面板数据,实证检验结果表明进口贸易技术溢出能够给OECD国家带来200%的TFP增长。

3 进口贸易技术溢出效应影晌因素研究回顾

尽管国际贸易作为国际技术溢出的一个渠道已经得到了广泛的认同,但对不同国家和地区的实证检验表明,技术溢出的效果存在很大的差异性,国际贸易产生的技术溢出要受到许多因素的制约:

第一,人力资本存量。人力资本以劳动者为载体,体现了劳动者的素质和技能,是技术进步的重要源泉。人力资本的积累一方面直接促进了本国的技术进步,另一方面可以增强吸收贸易溢出的先进技术知识的能力,从而更有效地分享国外的 R&D 成果,提升本国的全要素生产率。

Coe,Helpman和Hoffmaister (1997)在CH模型基础上引入进口渗透率和人力资本变量,采用77个欠发达国家的面板数据进行分析,结论表明,发展中国家的TFP与其工业化的贸易伙伴国的R&D以及本国的人力资本存量呈显著的正相关关系。

Jorge,Carmela和Francisco( 2002)通过增加进口渗透率变量,同样使用OECD国家的数据,证明了进口贸易技术溢出效应对这些国家经济增长的重要性。他们认为,国内R&D存量和人力资本才是国外技术外溢的关键。

Falvey、Foster 和Greenaway(2002,2004)在模型中引入人力资本,采用52 个发展中国家的面板数据,研究5 个 OECD 国家的技术溢出效应,检验结论表明人力资本对进口贸易的技术溢出效应具有显著的促进作用。

第二,地理因素。由于商品贸易存在与地理距离正相关的运输成本,贸易的发生量与贸易伙伴国之间的地理距离成反向关系。因此,地理距离对贸易量具有一定的限制作用,从而对国际技术溢出具有一定的负面影响。

Maurice Schiff 和 Yanling Wang(2004)从区域贸易协议(RTA)的角度研究了南北贸易的技术扩散效应。他们分别检验了国际贸易的技术溢出效应对韩国、墨西哥和波兰等国 TFP 的影响,结果表明技术溢出的效果具有“区域化”的特点,即韩国、墨西哥和波兰分别主要从其同日本、美国和欧盟之间的贸易中获益,其原因可能是RTA 下的贸易伙伴之间的贸易量较大或是距离近、运输成本较低。

Keller (2002)在引入地理距离指数化衰减函数对经合组织成员国间的国际技术溢出进行分析后发现,国际技术溢出程度确实与地理距离成反向关系。

第三,贸易结构。贸易产品结构和产业结构同样会对进口贸易技术溢出产生影响,不同的贸易产业结构和产品结构会导致不同的技术扩散效应。

Keller ( 2001)指出,在OECD国家80%的制造业的研发集中于四类ISIC产业:化学产品、电子的和非电子的机械、运输设备,国际贸易技术扩散效应的发挥因为产业的不同而有差异。

Blyde (2001)研究发现OECD的进口贸易比拉丁美洲的进口具有更强的扩散效应,原因是OECD的进口贸易产品比拉丁美洲的进口产品有更高的技术含量。

Schiff,Wang和Olarreaga ( 2002)把行业按照研发的密集程度分为高、低两类,结果发现高研发密集的行业主要受益于北――南之间的R&D扩散,而低研发密集的行业主要受益于南――南之间的技术扩散。

参考文献