進出口貿易研究分析范文

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關鍵詞:引力模型;面板數據;出口潛力;廣西;東盟;進出口貿易

中圖分類號:F74文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)15-0176-02

一、引力模型的介紹

鑒于其簡約和其在實證上被廣為稱道的穩健性,自從被Tinbergen和Linnemann介紹以來,引力模型在將近四十年間非常受歡迎。的確,隨著相當多的作者運用其去分析兩國之間的潛在貿易,引力模型的應用在20世紀90年代末得到了很大的發展。

引力模型屬于考慮決定因素的相互作用的實證模型范疇。在絕大多數公式中,它將物流人流Fij解釋為從一個區域I向另一個區域J的流動,作為一個關于起點Oi、終點Dj、分離測度Sij的函數:

Fij=OiDjSij,i=1,…,I;j=1,…,J(1)

通常,模型使用對數線性形式。

模型的靈感來自牛頓物理學以及更具體的萬有引力定律,根據理論,體積越大,距離越近,吸引力越強。通過類比,模型用于國家間的貨物流動,強調貿易流隨著貿易伙伴的規模以及它們之間的毗鄰程度的增大而增長。

把公式(1)用對數重寫,雙邊貿易流的矢量Fij被定義為:

Fij=Xβ+ε,ε～N(0,σ2) (2)

其中,X是解釋變量,ε是白噪聲誤差項。

二、模型的建立

本文采用的計量經濟學模型是面板數據模型。廣西東盟貿易中面板引力模型的對數形式一般表述為:

出口引力模型為:

CK=α0+α1GDPit+α2GDPjt+α3DISi+νi+uit (3)

進口引力模型為:

JK=α0+α1GDPit+α2GDPjt+α3DISi+νi+uit(4)

其中,Vi表示個體效應,Uit代表隨機誤差的異質性沖擊,CK、JK分別代表廣西對東盟各國的出口、進口值,廣西的GDP、東盟各國的GDP以及廣西南寧到各國首都的距離由GDPit、GDPit、DISi表示。各變量的含義、預期符合以及理論說明(見表1)。GDPi預期為正,反映了一個地區的出口供給能力, 經濟規?？偭吭酱? 潛在的出口能力越大, 進而雙邊的貿易流量也越大。GDPj預期為正,反映了一國或地區的進口需求能力, 經濟規?？偭吭酱? 潛在的進口能力越大, 進而雙邊的貿易流量也越大。DISi預期為負,通常代表運輸成本的高低, 從而成為阻礙貿易的重要因素。

三、計量方法及數據來源

在根據上文確定的實證檢驗模型后,筆者采用2001―2007年廣西的GDP、CPI、對東盟各國的進出口額(由于數據的可獲得性,本文選取的舊東盟五國剔除文萊,加上越南),以上數據均來源于《廣西統計年鑒》各期,單位為萬美元,東盟各國的GDP來源于國際統計局《國際統計數據》,各國的CPI來自于省略網站,GDP的數據單位均為億美元。GDP需要對CPI進行平減,以剔除價格因素,最后都對實際GDP取對數,進行估計。

四、實證分析

由于采用的變量樣本數據在時間和截面緯度上具有短而寬的特點,數據處理上選用Eviews6. 0提供的面板結構工作文件( Panel Work file) ,側重進行截面分析。

1.出口模型。廣西對東盟貿易的出口效應檢驗。首先,利用Hausman統計量檢驗應該建立個體隨機效應回歸模型還是個體固定效應回歸模型。從Hausman檢驗結果可知,模型在10%的顯著水平下依然接受原假設,所以應該建立隨機效應模型。

2.估計結果。利用Eviews6.0中的估計方法對廣西與六個東盟國的出口額的面板數據樣本進行估計,最終結果為:

CK=8.477396+ 1.0782200GDPi+0.595759GDPj

-1.853519DIS+[gd] (5)

T值 (1.579283) (2.704027)*** (0.825925)(-2.133217)**

R2= 0.754041D.W=1.129918F=38.83243

注: *、**、***分別代表10%、5%、1%的顯著性水平。

模型(5)的回歸結果顯示:引力模型的簡單表述形式可以基本說明廣西對東盟的出口貿易流量的決定,擬合優度達到75.4%。對于廣西GDP這個變量來說,其回歸系數顯著且為正,與預期符號相同,這表明廣西的經濟規模對于其出口有正向的促進作用,其經濟規模越大,經濟發展水平越高,潛在的出口能力越大,進而出口的貿易流量也越大。彈性系數1.078在1%的水平下顯著,這說明廣西的實際GDP每增加1個百分點,將促進廣西出口增加1.078個點。對于東盟經濟體GDP這個變量來說,其回歸系數為正,與預期符號相同,但不顯著,這表明東盟體的經濟規模對于廣西出口沒有顯著的影響。對于距離變量來說,其回歸系數顯著且為負,與預期符號相同,這說明在廣西對東盟的出口中,距離因素的影響依然起一定的作用。表1反映了樣本年限中,廣西對六個東盟成員國的出口情況的比較,我們可以發現,廣西對越南、印度尼西亞的自發性出口比重比較大,其次是泰國、馬來西亞、新加坡、菲律賓在廣西自發出口貿易中所占的比重比較小。

3.進口模型。廣西對東盟貿易的進口效應檢驗。依然利用Hausman統計量檢驗應該建立個體隨機效應回歸模型還是個體固定效應回歸模型。從Hausman檢驗結果可知,模型在10%的顯著水平下依然接受原假設,所以應該建立隨機效應模型。

4.估計結果。利用Eviews6.0中的估計方法對廣西與六個東盟國的出口額的面板數據樣本進行估計,最終結果為:

JK=4.835322+ 1.633838GDPi+0.725958 GDPj

-2.245118DIS+[gd] (6)

T值 (0.602917) (1.837430)*(0.468001) (-1.582613)

R2=0.471276D.W= 2.170595F= 11.29037

注: *、**、***分別代表10%、5%、1%的顯著性水平。

模型(6)的回歸結果顯示:引力模型的簡單表述形式只能部分地說明廣西對東盟進口貿易流量的決定,模型的擬合優度僅為47.1%。對于廣西GDP這個變量來說,其回歸系數顯著且為正,與預期符號相同,這表明廣西的經濟規模對于其進口有正向的促進作用,這是由于其經濟規模越大,經濟發展水平越高,其需求市場也就越大。彈性系數4.25在10%的水平下顯著,這說明廣西的實際GDP每增加1個百分點,將促進廣西進口增加1.63個點,廣西對東盟體的進口還有潛力。對于東盟經濟體GDP這個變量來說,其回歸系數不顯著,這表明東盟體的經濟規模對于廣西進口的作用非常微弱,甚至可以忽略。對于距離變量來說,其回歸系數顯著且為負,與預期符號相同,但不顯著,這說明在廣西對東盟的進口中,距離因素的影響不顯著。

五、對廣西的出口潛力測算

由于出口模型能比較好的刻畫廣西對東盟的出口貿易,所以筆者對出口貿易潛力的估算是運用引力模型模擬“理論”或“自然”狀態下的潛在出口額,然后將一國的實際出口水平與模擬值進行比較。若實際值低于模擬值,就稱之為“貿易不足”,相反則屬于“過度貿易”。采用方程(3)來模擬2007年廣西出口貿易潛力,結果(見表3)。

由表3可以看出,廣西對越南、新加坡的出口貿易存在過度的問題,實際出口額與預測出口額的比例分別達到1.48794、1.510345,廣西對泰國和菲律賓的比例基本處于正常水平,接近1,對印度尼西亞、馬來西亞則顯示出出口貿易的不足。

六、結論

依據前文的計量分析結果,我們可得出如下幾點主要結論:(1)從估計的效果角度來看,引力方程基本能夠解釋廣西與主要貿易國之間的出口貿易量,但是在進口貿易的解釋力上則不夠強。(2)距離因素在廣西向東盟的出口中,依然起到一定的作用,可見中國東盟自由貿易區的建立對廣西東盟出口貿易的作用還沒有得到充分發揮,這需要將來后續工作的進一步說明。(3)根據引力貿易估計出來的潛在出口值說明了廣西對越南、新加坡存在過度出口貿易的問題,對于印度尼西亞和馬來西亞的出口貿易還有很大的潛力可以挖掘。

參考文獻:

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[6]呂玉花.中國進出口貿易流量的影響因素研究――基于引力模型面板數據[J].經濟問題,2009,(10):29-31.

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>> 浙江省FDI存量與進出口貿易的動態關系研究 人民幣匯率波動對浙江省機電產品進出口貿易的影響分析 進出口貿易對安徽省經濟增長的影響研究 外商直接投資對湖南省進出口貿易的影響 湖南省裝備制造業勞動生產率對就業的影響研究 服務業勞動生產率對就業的動態影響 建筑業工資對勞動生產率的影響 時變參數下勞動生產率對經濟增長的影響分析 密度、距離、分割對城市勞動生產率的影響 韓國對華OFDI對母國勞動生產率的影響因素分析 城市經濟集聚對非農勞動生產率的影響 歐債危機對湖北省進出口貿易影響分析 四川省進出口貿易對經濟增長的影響分析 四川省進出口貿易對該省經濟增長影響的實證分析 日本大地震對黑龍江省與日本進出口貿易的影響 歐美債務危機對河北省進出口貿易的影響及對策研究 人民幣匯率變動對遼寧省進出口貿易影響的實證分析 試論當前貿易形勢對進出口貿易的影響 探究當前貿易形勢對進出口貿易的影響 淺談進出口貿易對我國經濟的影響 常見問題解答 當前所在位置：l.

[2]張亞萍.中國制造業勞動力成本的國際比較――中國制造業的發展前景探析[D].陜西師范大學，2006.

[3]毛日升.中國制造業貿易競爭力及其決定因素分析[J].管理世界，2006.8.

[4]徐同道.勞工標準對我國出口影響的實證分析[J].生產力研究，2009.7.

[5]周申，楊紅彥.經濟開放條件下勞動力市場靈活性與內資企業勞動生產率――基于中國省市和行業數據的經驗研究[J].國際貿易問題，2012.3.

[6]李應振，李玉舉.勞動生產率和貿易競爭力的實證研究[J].經濟體制改革，2011.2.

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關鍵詞：進出口貿易；時間序列；二次曲線擬合；殘差自回歸模型 

中圖分類號：F7 文獻標識碼：A 

收錄日期：2015年6月9日 

一、引言 

進出口貿易是指一個國家（地區）與另一個國家（地區）之間的商品和勞務的交易，分為進口貿易和出口貿易，按照類別可分為貨物進出口貿易和服務進出口貿易。改革開放初期，吉林省進出口貿易總額相對較少，直到20世紀80年代中期，全省進出口貿易總額才突破10億元大關，而隨著中國經濟融入世界經濟一體化進程的加快，進出口貿易在全省國民經濟中的地位也越來越重要，到2013年全省進出口貿易總額已達到16，011億元。目前，有大量學者研究我國及各省的進出口總額情況，并對其影響因素進行分析，同時提出相應的政策措施。本文用時間序列分析方法對1978～2013年吉林省進出口貿易總額變動進行分析并預測未來10年的進出口貿易總額。 

二、數據來源 

本文選用的是1978～2013年吉林省進出口貿易總額這一指標進行分析，數據來源于2014年吉林省統計年鑒。（表1） 

三、實證分析 

（一）數據的平穩性檢驗。根據表1中的數據，利用eviews分析軟件進行數據的平穩性檢驗并最終發現：吉林省進出口貿易總額的這一數據并非平穩性數據，而是呈現出一定的線性趨勢。為了更加清楚的說明該序列為非平穩序列，我們對這一序列進行單位根檢驗，檢驗結果見表2。（表2）可以看到，ADF檢驗的t統計量為4.21，大于1%、5%以及10%水平下的臨界值，因此原序列不適合用ARMA模型。 

（二）模型的確定。再次對原數據進行觀察發現，原序列呈現出一定的二次曲線趨勢，于是利用非平穩時間序列的確定性因素進型分析，并采用曲線趨勢進行擬合。得到最終的擬合結果并建立模型： 

Tt=1629999-406152.3t+22101.41t2+et 

t=（2.53） （-4.93） （9.96） 

R2=0.94 ■2=0.93 F=238.73 

（三）模型檢驗。從上述結果可以看出，模型中t與t2的t統計量分別為-4.93以及9.96，其p值都小于0.05，因此拒絕原假設，接受備擇假設，認為該模型的參數估計結果良好，模型中R2=0.93，調整后的R2為0.93，即■2=0.93>0.8，可見模型的擬合程度也十分良好，另外F=238.73，可見F統計量也十分顯著，因此可以認為該模型通過檢驗。但是，為了檢驗該模型的信息是否提取充分，我們仍需對殘差進行進一步的分析，其分析結果見表3。（表3）可以發現，殘差的單位根檢驗P值大于0.05，因此可以認為殘差是平穩的。為了更好的說明模型的信息提取充分，再次對殘差的相關系數進行檢驗，檢驗結果見圖1。（圖1）圖1顯示，殘差的序列相關圖的Q統計量的P值全都小于0.05，因此可以認為殘差為非白噪聲序列，說明模型的信息提取不充分。殘差序列的自相關拖尾，偏自相關一階截尾，因此建立殘差自相關為AR（1）模型。模型估計結果見表4。（表4） 

為了能夠檢驗模型信息提取是否充分，我們對該模型的殘差進行檢驗，檢驗結果見圖2。（圖2）由圖可知，自相關模型的殘差為白噪聲序列，模型信息提取充分，因此可以建立最優模型最優模型為： 

Tt=1629999-406152.3t+22101.41t2+et 

et=0.751et-1+at 

（四）模型預測。從上述檢驗中我們知道，模型提取的信息十分充分，可以利用該模型進行相關的預測。因此，可以對吉林省未來10年的進出口總額作出最優預測，預測結果見表5。（表5） 

四、結論 

從上述分析中可以看到，吉林省進出口貿易總額年度數據是一個不平穩的時間序列。從預測結果中可以發現，吉林省未來10年進出口貿易總額仍呈現逐年上升趨勢，并將在2018年左右突破2，000億元，在2023年左右接近3，000億元。這不僅有利于經濟發展，同時也創造了一定的就業崗位，拉動人民的消費以及生活水平。對此，當地政府首先要把握好長期戰略政策，利用吉林省得天獨厚的資源優勢，開辟并占領海外市場；其次，要加大宣傳力度，以便更好地宣傳吉林省，并向國外輸出產品；最后，要對特色產業進行扶持，以便占有更多的市場份額，從而吸引外資，以拉動吉林省經濟發展。 

主要參考文獻： 

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改革開放以來，中國經濟迅速發展，進出口貿易在很大程度上促進中國經濟的增長。國內外學者對進出口貿易與經濟增長之間的關系做了大量研究，但大多數都是從進出口單方面分析對經濟增長的影響，考慮進出口兩方面對經濟增長的影響分析較少。本文主要根據我國1980-2010年的樣本數據，對進出口貿易和經濟運行的軌跡進行分析，并測算了外貿依存度、貢獻率和拉動度三個指標，運用協整理論和格蘭杰因果關系檢驗方法對中國進出口貿易與經濟增長的相關性進行實證分析和檢驗。

1. 中國進出口貿易發展的現狀

進出口貿易與經濟增長的相關性分析。中國改革開放以來，隨著對外開放力度的逐步擴大，中國的進出口貿易飛速增長，經濟增長舉世矚目。圖1為進出口貿易與中國GDP增長趨勢折線圖。

從圖中可知，1980年以來，中國的進出口貿易額和GDP總體呈增長的趨勢。1980年到2010年，中國商品出口額從181.2億美元增長到15779億美元，年均增速15.5%；同期，中國商品進口額從200.2 億美元增長到13949億美元，年均增長率14.7%。1980年到2010年，中國的GDP從4545.6 億元增長到397983億元，年均增長率15.5%。中國加入WTO以后，中國的進出口貿易更是迅猛增長，從2001至2010年年均增長19.3%。中國進出口貿易和GDP呈現相同的變化趨勢，充分說明了中國進出口貿易與經濟增長的關系。

中國進出口貿易結構分析：出口商品結構中初級產品份額大幅下降，工業制成品份額大幅上升。出口商品結構是衡量一個國家外貿結構的重要依據。1980年初級產品出口額為91.14億美元，其比重為50.3%，工業制成品出口額為90.05億美元，其比重為49.7%。2009年，初級產品出口比重大幅度下降，其比重僅為5.3% ，而工業制成品出口比重大幅度上升，其比重高達94.7%，在很大程度上改善了中國商品的出口結構，大大提高了國際市場的競爭力。

中國對工業制成品的進口需求急劇上升。中國的進口商品結構受國內工業發展的影響，主要是進口機械設備等資本品。中國商品進口尤其是資本品的大量進口為中國經濟增長添加了新的動力，導致高新技術產業的迅速發展，設備更新換代加快以及產業結構的調整。

2. 中國進出口貿易與經濟增長相關性的實證分析

數據的處理和各變量相關系數分析。本文使用1980-2010年中國進出口額（MX）、進口額（M）、出口額（X）以及國內生產總值（GDP）的統計數據。為了避免樣本數據中所存在的異方差，對各變量取對數。

首先進行相關系數分析。用簡單線性相關系數來表示兩個變量之間線性相關，用相關系數公式 ，來計算兩個變量之間的相關系數。借助EViews 5.1對中國GDP和進出口貿易數據進行相關系數計算，計算結果表明GDP與MX、M、X之間的相關系數均在0.994045以上，說明它們之間相關性很強。

基于時間序列的實證檢驗：協整檢驗。協整檢驗是指：如果兩個（或兩個以上）同階的時間序列向量單個來看是非平穩的，但它們的一種或幾種線性組合卻是平穩的，則這兩個（或兩個以上）序列向量之間存在的關系稱為協整關系。本文運用JJ方法檢驗變量之間是否存在協整關系。檢驗結果如表1所示。

在5%的顯著性水平下，對于協整方程個數的原假設依次檢驗，跡統計量

25.5965大于臨界值24.2758，所以拒絕原假設，也就是說三個變量存在協整關系；跡統計量9.1018小于臨界值12.3198，所以接受原假設，因此lnGDP、lnX、lnM在5%的顯著性水平下存在一個協整關系。

格蘭杰因果關系檢驗。協整檢驗說明了中國的GDP與進出口存在長期的均衡關系，但它們之間是否存在因果關系，需要根據格蘭杰因果關系檢驗法作進一步的檢驗。要使模型參數具有較強的說服力，必須確定一個合適的自由度，根據赤池信息準則確定各變量的滯后階數為1，對各變量的因果關系檢驗結果如表2所示。

由檢驗結果可知，在1%顯著水平上，中國經濟增長不是進口的原因，進口是經濟增長的原因；同時，中國經濟增長不是出口的原因，出口是經濟增長的原因。即存在出口和進口到經濟增長都存在的單向因果關系；中國出口不是進口增長的原因，但進口是出口增長的原因。他們也存在進口到出口的單向因果關系。所以，中國進出口的增長都促進了經濟增長，而經濟增長對進出口的增長沒有很大的影響。

通過進行協整檢驗表明，中國GDP與進、出口之間長期的動態均衡關系說明三者之間存在內在的穩定機制。中國經濟增長與出口之間是正相關的關系，出口增長對經濟增長具有明顯的促進作用，同時，經濟增長與進口之間也是正相關的關系，因此，可以看出中國進出口貿易的增長都促進經濟的增長。

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[關鍵詞]匯率波動 平穩性檢驗 協整分析 格蘭杰檢驗

匯率是指用一種貨幣表示另一種貨幣的價格,它的變動會影響到經濟發展的許多方面,如貿易收支、資本流動等。它的變動可能會對一國的對外貿易產生重要影響。本文以定量的方法來估算人民幣匯率的變動對我國進出口貿易的影響程度。

一、實證分析

(一)變量說明

REX表示中國的出口數額,RIM表示進口數額,TOTAL表示進出口總額,都經過商品零售價格指數CPI調整(以1988年=100為定基指數)以消除價格因素影響;REER為以直接標價法表示的人民幣一美元的實際匯率。數據來源于《中國統計年鑒2009》和《中國商務年鑒2008》。

(二)平穩性檢驗

在進行協整分析前,本文采用ADF檢驗進行單位根檢驗,平穩性檢驗的結果如表1。

(三)協整關系檢驗

單位根檢驗結果顯示這四個序列在10%水平上均為一階單整序列。運用 Engel―Granger兩步法進行協整檢驗,驗證LNREX、LNRIM、LNTOTAL與LNREER是否存在協整關系。對LNREX、LNRIM、LNTOTAL與LNREER是做回歸,然后對回歸殘差進行平穩性 ADF檢驗。

根據協整理論,如果兩個序列滿足單整階數相同且之間存在協整關系,則這兩個非平穩序列之間就存在長期穩定的關系,從而可有效避免偽回歸問題。因此,對于經過平穩性檢驗后驗明為同階段的序列,要進行協整性檢驗,分析他們之間的協整關系。下面對LNREX、LNRIM與LNREER是否協整做進一步檢驗。采用EG兩步檢驗法進行檢驗。結果表明,ε的A DF 檢驗值均大于其顯著性水平為l %、5%和10%的臨界值,說明ε是不平穩的。但D(ε) 的ADF檢驗值小于其顯著性水平10%的臨界值,表明ε是一階單整的,即LNREX、LNRIM、LNTOTAL與LNREER存在協整關系。

結果表明:人民幣匯率與我國進出口貿易之間存在著長期穩定的均衡關系。該分析說明了匯率與進出口貿易之間確實存在著相互影響的長期穩定的數量關系。但是這并不代表所選的自變量必然是導致因變量變動的原因,還需要用因果關系檢驗方法分析兩變量之間的因果關系。

(四)格蘭杰因果關系評價

協整檢驗結果說明我國匯率波動與進出口貿易之間存在長期均衡關系, 但與二者相關關系不能確定因果關系一樣,這種均衡關系也不能確定匯率與進出口貿易之間的因果關系。為了驗證二者之間的因果關系,我們利用格蘭杰(Granger)因果檢驗進行分析。

在顯著性水平為10%的前提下,得出格蘭杰檢驗的p值,其中P(LNREER does not Granger Cause LNREX)=0.0637,P(LNREER does not Granger Cause LNRIM)=0.0979?？芍隹诓皇菂R率的格蘭杰因,匯率是出口的格蘭杰因;進口不是匯率的格蘭杰因,匯率是進口的格蘭杰因。

二、結論

通過上述對我國1988-2006年的匯率波動與進出口貿易面板數據的分析,可以得如下結論:

1、協整檢驗結果說明了長期以來,我國進出口貿易與匯率波動之間存在協整關系,匯率的增長會引起出口的增長,進口的降低;而匯率的降低會引起了出口的降低,進口的增加。并且,匯率波動對進口貿易的影響沒有出口貿易那么明顯。

2、格蘭杰因果關系檢驗顯示,匯率的變動與進出口貿易之間均存在因果關系,即對進出口都產生顯著影響。一般貿易理論認為,如果一國的本幣升值,就意味著本國出口商品相對漲價,相對削弱本國的出口競爭力,從而引起出口水平的下降。因此用格蘭杰因果關系檢驗得到同樣的結果,我國匯率的變動對出口也產生影響。

因此,保持人民幣匯率的穩定,以避免國際貿易中的經濟損失,是一個值得當前和今后深思的話題。

參考文獻:

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[2] 谷宇,高鐵梅. 人民幣匯率波動性對中國進出口影響的分析[J]. 世界經濟,2007(10):49-57

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關鍵詞：規避風險 進出口貿易 人民幣結算 策略

隨著我國經濟的迅速發展和人民幣匯率的穩步攀升，人民幣逐漸成為我國周邊國家和地區重視的流通貨幣，這在很大程度上發揮了人民幣計劃結算貨幣的重要作用。自2010年起，我國GDP總量已經躍居世界第二，我國綜合實力的提升更為進出口貿易中人民幣結算提供了堅實的經濟基礎。2008年，全球金融危機爆發后，很多國家出現流動性緊張問題，美元、歐元等主要國際結算貨幣匯率的大幅波動導致我國及周邊國家、地區進出口企業在使用第三貨幣進行貿易結算時面臨較大的匯率波動風險。同時，隨著我國同東盟國家以及內地、港澳地區貿易、人員往來、投資等的迅速發展，以人民幣作為支付手段來合理規避國際貿易風險的呼聲越來越高。另外，我國擁有大量的外匯儲備，隨著美元匯率的不斷降低，我國外匯儲備將會出現大幅縮水，面對這種形勢，人民幣實現國際化的趨勢更加明顯。而邁開人民幣國際化發展第一步就是要實現人民幣的進出口貿易結算。這是加快人民幣國家化發展進程、維護人民幣國際地位、推進我國商業銀行大發展、提高我國在國際金融貨幣體系中的話語權的重要保障。雖然我國已經逐步推行了人民幣結算，但是，人民幣在進出口貿易結算中仍存在一定的失衡現象，這并不利于進出口貿易人民幣結算的發展。因此，必須對我國進出口貿易中人民幣結算風險進行詳盡研究，深挖隱含其中的真正原因，有效規避風險的發生，這對促進我國人民幣國際化發展有著重要意義。

一、進出口貿易人民幣結算相關概念解析

（一）進出口貿易人民幣結算的基本內涵

進出口貿易人民幣結算主要是指我國企業同國外企業之間發生業務往來時，以人民幣的形式計價進行進出口貿易的對外結算，銀行為其提供的利用人民幣作為結算貨幣的國際結算業務。此時，人民幣將在國際貿易中充當計價、結算的貨幣職能。

（二）進出口貿易人民幣結算的重要意義

進出口進行人民幣結算是2009年7月開始的，并逐漸收受各地方政府、商業銀行、企業的普遍歡迎。這對促進我國進出口貿易發展有著積極的作用。進出口貿易人民幣結算方式有利于幫助現代企業合理規避匯率風險、降低交易成本、對促進企業貿易投資的便利有著積極的作用；有利于促進我國與周邊國家或地區的經濟貿易關系、保持穩定的外貿增長；有利于促進我國金融市場的進一步完善和發展，提升我國在國際市場上的金融資源的配置能力；有助于我國商業銀行業務的全面拓展，全面提升商業銀行的競爭力；有助于幫助我國企業抵御外部環境變化的沖擊，提升我國在國際金融體系中的地位和話語權。值得提醒的是：人民幣結算貨幣的選擇并不是由我國單方面決定的，因此，國際上已經形成了一定的基本定律，我們必須嚴格遵守國際定律才會進一步推進進出口貿易人民幣結算的發展進程。

二、進出口貿易人民幣結算方式存在的風險分析

（一）容易造成進出口企業計價能力的降低

在我國從事進出口貿易的企業中，如果采用人民幣進行結算，那么人民幣計價的風險也是存在的，即：人民幣計價能力的高低。目前，縱觀我國進出口企業的現狀，我國大部分進出口貿易企業在國際市場上的定價能力偏低，特別是在一些大宗商品的交易上，我國很多企業甚至并不具備定價能力。例如：有的進出口貿易中，很多外國企業在接受了人民幣的貨款后通常會按照當天的匯率將其折算成美元，國外企業在進行貿易交易時就可以采用美元的交易方式進行?？梢?，人民幣在進出口貿易中并未充分發揮其獨立的計價功能，這在很大程度上增加了人民幣結算方式風險的發生概率。

（二）存在境外交易中人民幣匯率波動幅度較大的風險

在我國進出口企業中，在對計價貨幣進行選擇中，考慮最多的就是匯率的變動情況和穩定程度。目前，由于進出口貿易中人民幣結算方式還尚未形成一定的規模，并且人民幣匯率的波動程度也在提高。由于人民幣在全球經濟中的不斷升值，進出口貿易企業一定會持有一些人民幣，但是，如果一旦人民幣出現貶值的情況，那么企業的盈利就會受到影響?？梢姡嗣駧艆R率的大幅度波動將會導致我國同周邊國家貿易環境的惡化，從而造成進出口貿易人民幣結算風險的增加。

（三）境外人民幣來源少帶來的結算風險

目前，我國境外人民幣的主要來源包括：進出口貿易人民幣結算資金、內地居民的境外人民幣消費、中央銀行的貨幣互換的人民幣資金等。但是，由于我國境外人民幣流通量、金額都比較少，大多數情況下在境外的人民幣處于供不應求的失衡狀態中。因此，境外企業要想獲得一定的人民幣并不是一件容易的事。另外，再加之我國境外還尚未形成完善的人民幣買賣市場，人民幣還不屬于自由兌換的貨幣，因此，在進出口貿易中采用人民幣結算的方式存在自由流動性差的問題。很多進出口企業都在熱切盼望人民幣的升值，但是，這并不是任何企業能夠左右的。因此，在進出口貿易中采用人民幣結算方式的風險還較多。

（四）境外人民幣持有企業存在的信譽風險

在進出口貿易中，企業信譽的好壞是決定企業外貿風險的關鍵。國際上對于通用的可以自由兌換的貨幣風險有很多參照的標準和案例來執行，但是，對于人民幣結算而言，很多信用證貿易在很多國家的中小銀行中難以開展。例如：如果我國進出口貿易企業很難說服客戶接受這種付款方式，如果我方企業堅持以人民幣進行貿易結算，而對方企業又很難找到以人民幣作為貿易貨幣開信用證時，就很容易產生潛在的風險。

四、進出口貿易人民幣結算風險的有效規避

如前所述，由于進出口貿易中以人民幣作為結算方式存在著一定的風險，進出口企業及國家必須根據實際情況采取一定的措施、制定一定的政策來有效規避風險的發生。做到從根本上降低風險，從而保證我國進出口貿易企業的健康、穩定、可持續發展。

（一）加強對人民幣的監管力度，努力提升風險控制能力

防范風險的一個重要環節就是進行必要的監管。因此，加強對進出口貿易人民幣結算業務的力度顯得尤為重要。為了進一步促進我國對外貿易的發展、實現人民幣國際化的發展趨勢、為企業的投資提供便利條件，必須加強對進出口貿易的人民幣結算的監管力度。這就要求我國的金融監管部門必須建立合理、高效、科學、規范的監管體系，減少進出口貿易人民幣結算風險的發生。例如：建立完善的人民幣進出口貿易結算流通監測預警機制、加強對進出口貿易真實性的檢查力度等。

（二）建立完善的人民幣境外運作機制

完善的人民幣境外運作機制是擴大人民幣回流的主要方式和渠道。進出口貿易中以人民幣結算為主要方式存在一定的風險，其中的主要因素之一就是在境外的人民幣使用量較少，因此，必須加快人民幣境外的使用量、擴大人民幣境外的使用范圍，促進境內的人民幣循環力度的加快，這將在很大程度上推動人民幣結算的發展。我國政府可以建設人民幣資金回流通道，放寬對人民幣的管理措施，開放外匯市場，有力推動人民幣國際化循環的進程。例如：在國際中建立股票市場，引進同我國貿易關系較為密切的周邊國家的企業在中國境內發行人民幣計價股票，從而進一步提升人民幣在區域內的影響力和接受力。

（三）進一步完善人民幣支付清算系統

目前，由于我國有限的條件，進出口貿易人民幣支付清算系統在服務效率、服務范圍等方面還存在問題，因此，必須通過切實有效的措施提高人民幣結算清算系統的管理水平、技術水平，增強各子系統之間的契合度，在不斷拓寬支付清算業務服務范圍的同時，進一步加強銀行系統清算的渠道。另外，應根據不同地區、不同業務機構進行人民幣結算時應采用不同的清算渠道。例如：適當擴展人民幣清算系統的開放時間，突破8小時大額支付系統運行時間。

（四）努力提升我國綜合實力，全面促進生產力的發展

要想切實提高進出口貿易人民幣結算的適用范圍和接受程度，避免結算風險的發生，就必須盡快提升我國的綜合國力。例如：促進國內生產力的發展、加快我國產業結構的調整與升級、提升產品的質量、幫助企業掌握核心技術；要加強與發展中國家的經濟貿易往來，為推進進出口貿易人民幣結算的發展奠定基礎。

（五）盡快提升進出口企業的人民幣定價能力

一直以來，我國進出口貿易企業的定價能力受到我國商品結構等因素的制約和影響。在我國的進出口商品結構中，存在大宗商品比例較高的現狀，但是這些大宗商品的定價基本是以美元的形式進行的。這就造成人民幣很難推動美元在國際貿易中的霸主地位。另外，我國進出口貿易企業的定價能力還受到我國加工貿易的影響，這對于境外企業而言，進出和出口采用同一種貨幣計價將幫助企業有效地規避匯率風險的發生?？梢?，人民幣還是無法觸動美元的地位。因此，必須不斷提升我國進出口企業的定價能力，采取有效措施抑制大宗商品的進出口貿易，或者降低我國進出進口加工貿易的比重，從而實現用人民幣計價的最終目標。

總之，隨著我國綜合國力的提升和我國對外貿易的不斷發展，我國進出口貿易人民幣結算方式的風險在短期內還將繼續存在。因此，管理者必須根據實際情況提出相應的規避風險的措施，全面促進人民幣在進出口貿易結算中的發展，推動人民幣國際化的進程。

參考文獻：

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篇7

關鍵詞：實際匯率 對外貿易 城鄉就業 結構VAR

引言

改革開放以來，中國GDP每年以8%-12%左右的速度不斷增加，2009 年，我國一般貿易出口和加工貿易出口增長同比下降 20.1%和 13.1%，進口增長比率同比下降 6.7%和 14.8%， 外部需求減少和匯率升值的雙重沖擊對我國的一般貿易出口和加工貿易進口影響顯得更為明顯。受國際經濟形勢的影響，2012年以來，中國經濟增速有所放慢，GDP增長率前三季度分別是8.1%、7.6%、7.4%，2013年前三季度GDP增加速度達到7.8%，經濟增長中絕大部分的是由對外貿易帶來的。今年上半年，我國進出口總值12.51萬億元人民幣（折合19976.9億美元），扣除匯率因素后同比增長8.6%。其中出口6.59萬億元人民幣，增長10.4%；進口5.92萬億人民幣，增長6.7%；貿易順差6770.6億元人民幣，擴大58.5%。巨大的貿易余額對人民幣升值帶來了壓力。

從2005年開始，人民幣對美元的累計升值已經達11%，國際清算銀行（BIS）公布的9月人民幣實際有效匯率（REER）指數較8月出現小幅升值，而REER累積升值，對我國出口增速帶來明顯的抑制作用，由于匯率變化的滯后效應，強勢的人民幣將繼續對未來出口增長構成壓制。REER升值反映了本國國際收支盈余，外匯供給大于外匯需求，同時也是對一國勞動生產率和經濟增長的反映。美元的疲軟可能將持續下去，在這種情況下經濟的增長將更加依賴于國內需求的增長，同時需要有靈活的匯率政策來加以應對。此外，如果經濟增長可以更多體現在服務業的發展上，就將進一步帶動城市化進程，將會進一步帶動消費和就業的增長。2012年以來，我國實施了積極的就業政策，但是盡管如此，由于經濟形勢對就業產生一定的滯后影響，2013年就業形勢仍然面臨著較大的壓力。

因此，人民幣實際匯率的變動是否對中國就業形勢產生影響，進出口貿易的變化是否會對中國就業形勢帶來影響，以及影響程度如何，在中國經濟市場形勢下如何實施匯率政策以及貿易政策來緩解我國就業問題是值得目前探討的重點。

文獻回顧

匯率變動對進出口貿易的影響的研究，一直是經濟學研究的熱點。國外學者Morten O. Ravn（2010）等人通過面板SVAR研究發現政府支出的增加帶來私人消費的增加、惡化貿易平衡、以及有效匯率的貶值。Mehmet Ivrendi等（2010）通過SVECM模型研究貨幣沖擊、貿易平衡以及匯率之間的關系，研究發現緊縮性貨幣政策導致價格水平下降，產出的減少，匯率升值，在短期改善貿易平衡。學者Kazunobu Hayakawa（2009）對東亞洲匯率波動和國際貿易的關系進行實證研究，發現東亞洲中間產品貿易受匯率波動的影響更為嚴重，并且負面影響程度大于關稅對貿易的影響。

馬歇爾-勒納條件認為任何一個國家只有在其進口商品國內的市場需求價格彈性與其出口商品國外的市場需求價格彈性之和大于1時，其貨幣對外幣的貶值及由此帶來的進出口商品價格的漲跌才能改善外匯收支的狀況；兩者之和小于 1，外匯收支會惡化；兩者之和等于1，外匯收支狀況不變。盧向前和戴國強等（2005）的研究發現馬歇爾-勒納條件在中國成立。谷宇、高鐵梅（2007）從人民幣匯率波動性與進出口關系的研究認為人民幣匯率波動性將對出口產生負向沖擊的結果。李廣眾和Voon（2004）關注了匯率波動性對制造業不同部門的影響，他們的研究表明匯率波動性對制造業中各細分行業出口的影響是不同的，并不都表現為負向沖擊。葉芳、朱孟楠（2012）運用面板數據研究表明，人民幣有效匯率對進出口貿易的影響存在區域差異，但總體而言，人民幣匯率對進出口的影響并不大。黃錦明（2010）通過實證分析發展中國的進口貿易在長期內主要受國內收入和人民幣實際有效匯率水平的影響。在短期，只有進口貿易和人民幣實際有效匯率存在著負相關關系。

關于貿易與就業的理論，比較典型的理論有H-O-S理論，認為國家生產要素稟賦之間的差異是導致國家之間形成貿易關系的主要原因。對于發達國家而言，資金、技術相對豐裕，勞動力成本高昂且相對稀缺，而發展中國家，資金、技術相對短缺，勞動力成本相對低廉而且豐富。由此，發展中國家的勞動力情況會隨著國際貿易的影響而變化，并且能夠反過來影響國際貿易政策的變化。其次有凱恩斯的貿易乘數理論，認為貿易順差能夠通過增加投資需求和消費需求來增加國內有效需求，從而增加國民收入和提高國內就業水平。有國外學者認為對外貿易發展提高了企業的篩選意愿和勞動者搜尋工作的匹配成本，從而降低了就業水平。AlessIia lo Turco（2013）認為進口和出口之間存在互補效應，這在高貿易強度的公司得到加強，只有高強度出口似乎才能促進勞動力技能升級，公司國際化帶來的就業效應對公司生產規模帶來積極的影響。國內學者對國際貿易與就業的影響的研究主要是實證研究，馮其云、朱彤（2012）利用中國 2001-2010 年的省級面板數據，分析中國東、中、西部對外貿易就業效應的差異，認為進口的就業效應具有區域差異性，出口對各地區的就業均為顯著正向效應。陳昊（2011）運用面板數據從進口、出口、貿易順差三個層面考察對外貿易對中國城鎮就業水平當期和滯后影響的調整，認為中國對外貿易的就業抵消效應依然明顯，且存在時滯摩擦。還有學者通過地方性的對外貿易與就業的實證的研究發展，短期內對外貿易出口不僅沒有促進就業增長，反而對失業人數增加有較大的影響。

通過文獻回顧發現，不少學者研究匯率與進出口的關系，但很少將其對就業的影響包括進去；盡管不少學者研究就業的問題，但很少考慮匯率變動的因素。匯率變化影響一國的進出口，而進出口貿易的變化又通過要素價格影響勞動力市場，進而影響就業。鑒于人民幣匯率、進出口、GDP 和就業之間客觀存在的內生性關系，本文通過構建結構 VAR 模型對其動態的影響進行研究。

數據描述和分析

（一）數據描述

本文選取1980-2011年度數據。實際匯率采用了 IMF 的實際有效匯REER指數，人民幣對主要國家貨幣加權實際匯率更能綜合反映人民幣匯率的波動。與其他匯率指標相比，實際有效匯率能更好地反映匯率變動對進出口貿易的影響，此外，實際有效匯率還能更好地表示出匯率的波動性。REER 的數據來源于國際貨幣基金組織（IMF）的 IFS數據庫。對外開放程度 IMP，用進出口額占 GDP 的比重來表示，城鄉就業結構差異（DUR）用城鄉就業人數之比來表示，數據來源于國家統計局網站。為消除異方差的影響，所有變量均進行了對數化處理。

（二）數據平穩性檢驗及模型穩定性檢驗

SVAR模型是在VAR模型的基礎上發展起來的，所以為了避免偽回歸現象，需要對數據進行平穩性檢驗，本文采用ADF檢驗，根據AIC和SC原則，確定最佳滯后階數為1階，所以可以建立VAR模型，進一步確定SVAR模型進行參數約束，識別SVAR模型。單位根檢驗結果如表1所示，本文研究采用EVIEWS6.0進行。

單位根檢驗方程包括常數項、時間趨勢項和滯后階數；0指檢驗方程不包括常數項或時間趨勢項。滯后階數根據 SIC準則自動選擇。

根據表1， REER、EXP、DUR在1%的顯著性水平是一階差分平穩的，即各序列均為一階單整序列。因此，需要對模型中的變量進行協整檢驗。本文采Johanson協整檢驗來檢驗模型是否存在協整關系，其結果顯示在5%的顯著性水平下至少存在一個協整方程，模型中各內生變量之間具有協整關系。另外，被估計的模型所有根的模小于并且位于單位圓內，如圖1所示，因此模型是穩定的。

實證分析―SVAR模型的識別

結構向量自回歸（SVAR）模型是研究變量間動態沖擊效應較成熟的方法，它是基于向量自回歸（VAR）模型提出的。一個n元p階的SVAR模型：

若A可逆，則

其中，

一般而言，簡化式殘差μt是結構式殘差εt的線性組合，是一種復合沖擊。對于n元p階SVAR模型，需對結構式施加n（n-1）/2限制條件才能識別結構沖擊。本文建立的SVAR模型含有3個內生變量，即n =3，需施加3個約束條件。本文采用 Amisano & Giannini（1997）提出的AB模型來識別結構沖擊，即分別對A、B矩陣施加短期約束，將B設為單位矩陣，A矩陣的主對角元素設為1，本文SVAR中變量的排列順序為：實際匯率、貿易開放程度、三次產業就業結構。一般根據經濟理論有長期和短期約束，長期約束最簡單的就是零約束，本文所選取的三個變量之間有著較強的相互影響關系，因此選擇短期約束，根據經濟意義，約束條件為：進出口貿易對就業結構的影響具有滯后性，根據實際情況，可以認為進出口貿易與我國三次產業就業結構變動之間當期不存在相互影響，所以a23=0，a32=0，實際有效匯率REER對三次產業就業結構可能產生影響，但是可以認為當期不存在影響，所以a31=0，應用EVIEWS6.0對三個模型分別進行估計，從而可得矩陣A的解。

結果分析

（一）脈沖響應函數分析

脈沖響應函數用于衡量模型受到某種沖擊時對系統的動態影響，能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動態交互作用及其效應，本文選取默認滯后期為10。根據圖2所示，就業結構差異的增量對人民幣實際有效匯率的沖擊起初是沒有響應的，但從第二期開始逐漸變為負，到第3期開始逐漸趨于平緩，接近于-0.2個百分點，這說明人民幣實際有效匯率對就業結構差異幾乎沒有影響，但后期會增加就業結構差異，并從長遠來看，人民幣實際有效匯率會擴大城鄉就業結構差異。圖3表明，就業結構差異的增量一直呈現下降的趨勢，這可能是馬歇爾-勒納條件在中國的實際應用相吻合，隨著中國經濟市場化進程逐步深入，市場體制、匯率調節的作用越來越大。

進出口貿易沖擊對就業結構差異增量的影響如圖4和圖5所示，圖4中，就業結構差異對進出口貿易沖擊的響應首先是正的，并且在第三期達到最大，之后開始下降，長期來看，接近于0.4個百分點，這表明，進出口貿易短期內擴大了就業結構差異，但從長期來看，進出口貿易的發展控制了就業結構差異的增加。這與凱恩斯貿易乘數理論一致，在這期間，城鄉就業結構差異的增量是不斷增加，如圖5所示。

（二）方差分解分析

應函數描述的是SVAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響，而方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻度，以進一步評價不同結構沖擊的重要性。表2 是跨期為20的城鄉就業差異增量的方差分解。從表2看出，人民幣實際有效匯率對城鄉就業結構差異增量的影響是逐期增強的，而進出口貿易對城鄉就業結構差異的影響先是迅速增強，然后增加速度變緩，但是預測依然有增加的趨勢。由表2可以明顯看出，進出口貿易對就業結構差異增量的作用明顯大于人民幣實際有效匯率對就業結構差異的影響，如在第20期，就業結構差異增量的預測方差48.5%可以由進出口貿易的變動來解釋，而只有10.1%可以由人民幣實際有效匯率來解釋，這可能是匯率影響進出口，從而影響國內城鄉就業需要一定的時滯。

結論

短期內人民幣實際匯率對城鄉就業結構沒有影響（城鄉就業結構差異的增量對實際有效匯率沖擊的響應在短期內接近于零），但是從長期來看，實際有效匯率加劇了城鄉就業結構差異（城鄉就業結構差異增量對實際有效匯率沖擊的響應長期內為負增長）。進出口貿易的發展在短期能夠迅速擴大我國城鄉就業差異，但長期來看，進出口貿易對就業差異的影響將會一直存在（城鄉就業結構差距增量對進出口貿易沖擊的響應長期內趨于穩定不變）。

從以上結論可以看出，人民幣有效匯率雖然對我國城鄉就業結構差異的影響不大，但在面對人民幣升值壓力的情況下，政府也不能忽視對宏觀經濟的調控，要理性地看待人民幣升值。進出口貿易的發展對城鄉就業的作用逐步增強，近年來，我國外貿依存度達到60%以上，在國內消費持續低迷的今天，出口拉動就業的道路已經成為我們解決就業問題的重要途徑之一，但也不能完全依靠對外貿易來解決就業問題，在當前人力資源的供求出現結構性矛盾時，要滿足經濟增長方式轉型的要求，必須充分調動人力資源的積極性、增加科技教育投入提高勞動者素質來緩解我國緊張的就業形勢。政府要改變觀念，響應構建和諧社會的思想，要促進鄉鎮企業發展的貿易發展，以鄉鎮企業帶動小城鎮和農村的發展，以此來減少農村剩余勞動力，解決農村失業問題，最終縮小城鄉差距。

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篇8

現階段，新興市場國家發展迅速，成為全球經濟重要助力，是全球資本重要的流入對象，逐漸由農業經濟轉向現代化及工業化，帶動了世界經濟發展。本文簡單研究新興市場國家匯率制度對中國進出口貿易流量和商品結構的影響，并研究匯率制度與進出口貿易經濟增長、產品結構的關系。

關鍵詞：

新興市場國家；匯率制度；進出口貿易

一直以來，匯率制度對國家進出口貿易影響是宏觀經濟學、國際貿易學和國際經濟學研究重點。匯率制度可引起進出口商品的價格和結構變化，影響貿易流量，并對國際收支有很大影響。為此，認為新興市場國家匯率制度主要從貿易流量和商品結構對我國進出口貿易產生影響。

一、進出口貿易流量影響理論

彈性分析法是國際收支研究重要理論，以此形成馬歇爾—勒納條件式。該理論有6個假設條件：(1)國際收支不存在資本流動，僅源自于貿易收支；(2)收支差額因貨幣貶值受到的影響；(3)假設進出口商品供給的彈性無窮大；(4)在收支調整過程中沒有時滯效應；(5)當產業及就業不變時，進出口商品的需求和價格呈函數關系；(6)收支平衡為彈性模型分析起點。早在1861年，英國名為葛遜的經濟學家就提出了國際借貸理論[1]，認為借貸關系是匯率變動主要影響因素，匯率決定了外匯供給和需求，外匯供給和需求決定了國際借貸，包括資本流動、商品進出口和債券買賣等。此理論假設有6個：(1)匯率由市場完全決定，且完全浮動，政府不干預外匯市場；(2)匯率變動維持外匯市場平衡；(3)國際收支處于平衡；(4)除經常賬戶及資本金融賬戶外，收支不包括其他賬戶；(5)將貿易賬戶視為經常賬戶，不受進出口商品供給影響，僅受到實際匯率和內外需求的影響；(6)資本金融流動僅僅受到外國利率、本國利率的影響，及對未來匯率的影響。在上世紀70年代，有學者提出匯率資產組合分析法[2]，認為：(1)有價證券為龐大投資載體，與貨幣之間有較好替代性，有價證券直接影響貨幣供求存量；(2)在風險因素下，非套補利率平價無法成立，本幣資產和外幣資產僅能部分替代；(3)匯率決定了國際收支及金融資產存量結構。

二、進出口商品結構影響理論

匯率制度與進出口商品結構直接無直接聯系，間接影響貿易結構，在該方面未形成堅實理論基礎。生產結構變化是引起貿易結構改變的根本原因，體現在：生產技術和要素稟賦變化，各行業間匯率不完全傳遞。要素稟賦論于1919年提出，1933年完善[3]，有9個假設，(1)僅存在A、B兩個國家，X、Y兩種商品，L勞動和K資本兩種生產要素；(2)假設A國和B國生產函數相同；(3)X商品屬于勞動密集型，Y商品屬于資產密集型；(4)商品生產方面無規模經濟；(5)A國和B國消費偏好一致；(6)A國和B國無專業化生產；(7)A國和B國在商品、要素市場上完全競爭；(8)在國內，生產要素可自由流動，不可跨國流動；(9)無貿易成本。近年來研究主要將匯率不完全傳遞與匯率制度、貨幣政策等聯系在一起。匯率不完全傳遞對貿易結構作用機制為，各行業間匯率傳遞差異，使各類進出口產品相對價格發生改變，進一步影響貿易流量。

三、匯率制度與經濟增長、產品結構的關系

1.經濟增長

在出口貿易上，經濟增長為出口貿易重要基礎和物質保障，有利于持續維護生產活動，是出口貿易重要物質基礎。在規模經濟下，商品生產效率提高和成本降低都將成為可能，但由于內部市場有限，制約了規模經濟發展。經濟持續增長離不開規模經濟。由此可見，中國正值經濟水平及規模經濟發展重要時期，對出口貿易發展有迫切需求。匯率波動性和水平變化直接影響出口商品的價格變化，但出口商品生產和價值卻決定著我國經濟的發展水平，因此，盡管匯率變動是出口貿易重要因素，但并非決定性因素。匯率變動在經濟體內部不可能完全獨立，經濟增長對匯率變化也有一定影響。在進口貿易上，由于經濟增長，導致進口需求增加。經濟增長作為進口貿易物質保障，在投資、生產和消費等各領域都采用了進口資源，以此確保經濟得到可持續性增長。匯率變動貿易效應對進口貿易有很大影響，經濟增長對匯率變動有一定制約。

2.產業結構

產業結構是我國社會經濟水平的重要體現，是經濟發展決定性因素及要素稟賦體現，出口商品的結構基礎在于產業結構。產業結構決定著各種產品生產的種類和數量，在市場供給中起到主導作用，對出口商品數量及種類有直接影響。在跨國公司水平一體化、垂直一體化及生產網絡化發展下，出口貿易逐漸表現出內部化特點，產業內貿易獲得飛速發展，跨國公司內出口商品結果與產業結構相同。匯率變動影響商品出口價格，但因為出口商品的結構主要由生產結構決定，故匯率不是唯一影響出口商品結構的因素。在進口商品上，匯率制度與進口貿易產業結構的關系體現在：

(1)進口商品結構最終由產業結構所決定；

(2)進口商品結構和產業結構日益相同；

(3)匯率變動對進口商品結構有重要影響。

四、結束語

匯率制度和進出口貿易之間是互相關聯、互相影響的。與其他新興市場國家相比，中國金融的開放程度較低，其他國家匯率制度對我國進出口貿易有極大影響。筆者查閱資料后，分析新興市場國家匯率制度對我國進出口貿易影響，供學者參考。

參考文獻：

[1]谷家奎,陳守東,劉琳琳.匯率變動的貿易溢出效應:時變性與異質性分析[J].山西財經大學學報,2014,5:1-10.

[2]朱孟楠,陳欣銘.新興市場國家匯率制度選擇的分析——經濟結構、經濟沖擊與政治偏好[J].國際貿易問題,2014,5:154-164.

篇9

關鍵詞：對外貿易投資；實際有效匯率；進出口貿易；VEC模型

基金項目：國家自然科學基金項目“強制性生育政策、低生育陷阱與中國經濟的長期增長：微觀機理與實證檢驗”（項目編號：71473118）；教育部人文社會科學重點研究基地重大目“長江三角洲全面建設小康社會中的開放發展研究”（項目編號：16JJD790025）

中圖分類號：F752 文獻標識碼：A 文章編號：1003-854X（2017）03-0097-05

一、引言與相關文獻綜述

對外貿易、投資和消費是推動我國經濟增長的重要動力，加入WTO以來，我國對外貿易迅猛發展，進出口貿易總額從2001年的4.22萬億元人民幣，增長到2015年的24.59萬億元人民幣。中國已成為世界第一大出口國，第二大進口國，進出口總額居世界第一。2015年，受低迷的國際經濟形勢和國內產業結構轉型升級的影響，我國進出口貿易出現了“雙降”，全年進出口總值24.59萬億元，同比下降7%。其中，出口14.14萬億元，同比下降1.8%；進口10.45萬億元，同比下降13.2%，但進出口貿易總額仍占GDP的36.3%，其中出口占GDP的20.9%，進口占GDP的15.4%。在經濟新常態下，對外貿易在我國經濟增長中仍起著重要作用，更是新形勢下提振我國經濟增長的主要動力之一。

影響進出口貿易的因素很多，而匯率水平無疑是最直接最重要的因素之一。匯率水平，尤其是實際有效匯率水平直接影響了進出口商品的價格。本國匯率貶值將降低以外幣計價的出口商品價格，從而增強本國出口商品競爭力，有利于出口；本國匯率貶值將提高以本幣計價的外國商品的價格，從而不利于進口。相反，匯率升值則有利于進口，不利于出口。自2005年7月21日人民幣實行有管理的浮動匯率制度以來，人民幣名義匯率和實際匯率大幅升值。截至2015年6月末，人民幣名義有效匯率升值45.62%，實際有效匯率升值55.75%。匯改后人民幣匯率的波動性進一步加大，這無疑將直接影響未來我國進出口貿易的走勢。

關于匯率與對外貿易的關系，國內外學者已經做了大量的研究?；趪H收支調節理論的馬歇爾―勒納條件（Marshall-Lerner Condition）認為：當出口商品的匯率彈性與進口商品的匯率彈性之和大于1時，本幣貶值有利于改善一國的國際收支；相反，當進出口商品的匯率彈性之和小于1時，本幣貶值會惡化一國的貿易收支。隨后的大量研究圍繞著馬歇爾―勒納條件的驗證展開。Rose（1991）利用1974年到1986之間的年度數據對5個主要OECD國家貿易收支的實證研究表明，實際有效匯率水平對貿易收支的影響并不顯著，馬歇爾―勒納條件不成立①。Bahmani-Oskooee（1998）利用協整方法研究了發展中國家的貿易彈性，結果表明大多數發展中國家的貿易彈性足夠大，貨幣貶值有利于改善貿易收支，馬歇爾―勒納條件成立②。Wilson（2001）通過分析貨幣貶值對馬來西亞、韓國和新加坡的貿易收支的影響，得出馬歇爾―勒納條件在這些國家不成立③。Inrandoust，Ekblad和Parmler（2006）利用基于似然估計的面板向量協整方法分析了1960年到2001年瑞典和主要貿易伙伴之間雙邊貿易的價格彈性和收入彈性，結果顯示8個主要貿易伙伴國中僅有兩個國家滿足馬歇爾―勒納條件④。Sastre（2012）通過實證研究認為貶值有利于改善西班牙的貿易收支⑤。從已有的研究來看，匯率對國際收支的影響還沒有一致的結論。

學者們對人民幣實際有效匯率和中國進出口貿易也做了大量的研究，但研究結論差異較大。謝建國、陳漓高（2002）通過協整分析及沖擊分解，驗證人民幣匯率貶值對中國貿易收支的改善并沒有明顯影響，中國貿易收支短期主要取決于國內需求狀況，而長期則取決于國內供給狀況⑥。盧向前、戴國強（2005）利用1994―2003年月度數據對人民幣實際匯率與進出口貿易進行了實證分析，結果表明人民幣實際匯率波動對我國進出口存在著顯著的影響⑦。谷宇、高鐵梅（2007）認為在長期，人民幣匯率波動性對進口、出口的影響顯著不同，對進口表現為正向沖擊，對出口表現為負向沖擊；在短期，對進口、出口都表現為負向沖擊，但對進口的沖擊效應稍大⑧。Zhang和Sato（2012）利用1987―2009季度數據建立和估計了VAR模型，研究發現中國的貿易平衡受到人民幣匯率變動的影響不大，主要影響為外部需求沖擊⑨。丁正良、紀成君（2014）建立VAR模型對1978―2012年中國經濟增長、進出口貿易以及實際匯率進行實證研究，結果表明實際匯率貶值促進出口貿易，對進口貿易影響較弱；實際匯率與經濟增長存在長期均衡關系⑩。楊凱文、臧日宏（2015）使用GARCH模型測算人民幣匯率波動，運用ARDL協整方法研究在現行匯率制度下人民幣匯率波動對我國國際貿易的傳導效應，研究結果表明人民幣匯率波動對我國國際貿易具有負面的傳導效應，國際貿易尤其是出口貿易會受到人民幣匯率波動的影響{11}。

國內外學者從不同角度，利用不同的計量方法對匯率和進出口貿易的關系進行了研究，得出很多有價值的結論。但由于數據來源、模型建立、計量方法等方面的不同，所得結論并不相同，有的甚至截然相反。本文在國內外研究的基礎上，采用2001年1月至2015年9月的月度數據作為樣本，研究實際有效匯率波動對中國進出口貿易的影響。與以往的研究相比，本文以月度數據代替年度數據與季度數據，建立向量誤差修正模型，且在構建模型時加入外商直接投資這一變量，從而更好地評估實際有效匯率波動對進出口貿易的短期與長期影響。

二、模型的構建和數據、變量的選取

1. 分析框架

考慮一個不完全替代模型，進口商品與出口商品均為非完全替代品。我們假定本國的進口需求M是本國的國民收入水平YD、本國商品價格P、貿易伙伴國的出口商品價格PX*，人民幣名義匯率E的函數。本國的出口需求X是貿易伙伴國的國民收入水平YW、本國出口商品價格PX、貿易伙伴國的商品價格P*、人民幣名義匯率E的函數。假定本國的出口商品價格PX等于本國的商品價格P，貿易伙伴國的出口商品價格PX*等于其國內的商品價格P*。我們不考慮供給方面的影響，假定出口商品的供給彈性無窮大，則進出口貿易的函數可以表示為：

實際有效匯率REER（Real effective exchange rate）是對名義匯率進行物價調整后得到的匯率，反映了兩國貨幣的購買力之比，有：

因此，式（1）和式（2）可改寫為：

為了甄別外商直接投資（FDI）對中國進出口貿易的影響，我們進一步將FDI這一變量引入進出口方程，有：

本文將對模型（6）和模型（7）分別建立向量誤差修正（VEC）模型。

2. 數據和變量的選取

鑒于人民幣實際有效匯率和進出口貿易的短期波動性大，本文采用月度數據，樣本期為2001年1月至2015年9月。進出口月度數據來自EIU數據庫，并根據進出口價格指數調整為定基數據。進出口價格指數來自中經網月度數據庫，并根據2009年1-12月《中國對外貿易指數》各期進行了向前和向后的定基轉換為以2005年為100的定基數據。人民幣實際有效匯率REER來自國際清算銀行（BIS）數據庫。本文中，REER上升表示人民幣升值，REER下降表示人民幣貶值。FDI數據來源于中經網數據庫，由于缺乏GDP的月度數據，所以國內收入水平YD以工業增加值指數代替，工業增加值指數來自BVD的EIU數據庫。國外收入水平YW是以美元衡量的實際的外國收入，由中國主要的出口貿易伙伴國的國民收入按照各國占中國出口貿易的權重加權得出，YW=∑wiYi。其中，i槲夜主要的十大出口貿易伙伴國，即美國、日本、韓國、德國、荷蘭、英國、俄羅斯、新加坡、印度和澳大利亞。wi為貿易權重，根據IMF《國際貿易方向統計》各期貿易伙伴國占中國出口貿易的權重計算得出。Yi為各國的月度GDP，由各國季度GDP通過二次函數插值法計算得出。以上數據都轉換為以2005年為基期的定基數據，并采用X12加法模型進行季節調整后取自然對數，分別記為lnexport，lnimport，lnreer，lnfdi，lnyd，lnyw。

三、實證檢驗結果與分析

由于進口、出口、國內收入水平、國外收入水平、外商直接投資和人民幣實際有效匯率都具有內生性，因此本文采用向量自回歸 （Vector Auto-Regressive，VAR）模型進行分析。VAR模型是由Sims（1980）最先提出的一種多變量數據分析方法。該模型不以經濟理論為基礎，直接考慮時間序列中各經濟變量間的關系，采用多個方程聯立的形式，把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，模型的每一個方程中，內生變量對模型的全部內生變量的滯后值進行回歸，進而估計全部內生變量的動態關系。VAR模型的一般形式為：

其中，yt是k維內生變量列向量，xt是d維外生變量列向量，p為滯后階數，T為樣本個數，k*k維矩陣Φ1，∧，Φp和k*d維矩陣H是待估計的參數，ξt為k維擾動向量。

VAR模型只有在變量是平穩的條件下才是穩定的。如果時間序列不平穩，但變量之間存在協整關系，可以建立具有協整約束的VAR模型，即向量誤差修正（VEC）模型。VEC模型的一般表達式為：

其中，ecm是誤差修正向量，反映變量之間的長期均衡關系。系數矩陣a反映了變量之間偏離長期均衡狀態時將其調整到均衡狀態的調整速度，系數矩陣Γi反映各個變量的短期波動對作為被解釋變量的短期變化的影響。VEC模型既衡量了變量之間的長期均衡關系，也反映了變量之間的短期變化。

1. 變量單位根及協整檢驗

在利用變量建立模型之前，需要對數據進行平穩性檢驗。本文采用擴展的迪克―富勒（ADF）檢驗對lnexport，lnimport，lnreer，lnfdi，lnyd，lnyw進行平穩性檢驗。檢驗結果見表1。

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上拒絕零假設。

由ADF檢驗可以看出，lnexport，lnimport， lnreer， lnfdi， lnyd，lnyw均為非平穩序列，而它們的一階差分項是平穩的時間序列。因此，所有的變量均為一階非平穩的時間序列I（1）。它們之間可能存在著協整關系。Johansen在1988年及1990年與Juselius一起提出了一種以VAR模型為基礎的多變量協整檢驗方法，將所有的變量都視為內生變量，相對于單變量協整模型而言，殘差更小，解釋力更強。我們對模型（6）和模型（7）分別進行協整檢驗，根據赤池信息準則（AIC）確定合適的滯后期。檢驗結果見表2、表3。

檢驗結果顯示，模型（6）和模型（7）都在5%的顯著性水平上拒絕沒有協整關系的零假設，并接受至多有一個協整向量的零假設。因此，模型（6）和模型（7）存在協整關系，且僅存在一個協整向量。

括號內的數字為t統計量。進口協整方程顯示，長期內，實際有效匯率會對進口形成正向的沖擊，匯率升值增加進口，匯率貶值減少進口，但這種影響并不顯著。國內收入對進口產生正向的影響，外商直接投資對進口產生負向的影響，并且兩者在統計上都是顯著的。國內收入和外商直接投資對進口的影響的彈性都大于1。協整檢驗結果表明，實際有效匯率對進口的長期影響不顯著。我們認為主要有以下兩個方面的原因：一方面，進口主要受國內需求的拉動。2001年以來，我國經濟快速增長，年均增長率達到9.6%，國民收入水平大幅提高，拉動了對進口商品的需求，進口商品的需求受價格因素的影響較?。涣硪环矫?，我國的進口貿易主要以初級品和資本品的進口為主，這些產品的需求價格彈性小，因此匯率水平導致的進口價格變化對需求量的影響也較小。出口協整方程顯示，長期內，實際有效匯率對出口形成負向的沖擊，國外收入和外商直接投資對出口形成正向的沖擊，并且統計上都是顯著的。這一結果表明，人民幣實際有效匯率的升值將不利于中國出口的長期增長，相反，實際匯率的貶值則將促進中國出口的長期增長。由出口協整方程可以看出，國外收入的提高和外商直接投資的擴大對中國的長期出口也有顯著的正向促進作用。從變量的系數大小來看，匯率、國外收入和外商直接投資對出口的影響的彈性都大于1。

2. VEC模型

由Johansen協整檢驗的結果可知，進出口與人民幣實際有效匯率、國內收入或國外收入、外商直接投資之間存在著協整關系，我們可以在此基礎上建立VEC模型研究各變量之間動態的短期和長期關系，VEC模型的最優滯后期根據赤池信息準則（AIC）確定，檢驗結果如表4所示。

從進口VEC模型可以看出，短期內，人民幣實際有效匯率和外商直接投資對進口產生負向沖擊，國內收入對進口產生正向沖擊，并且這些影響都是顯著的。實際有效匯率在短期內會對進口產生負向沖擊，匯率升值會抑制進口。匯率升值1個百分點，進口將在滯后兩期時減少1.2個百分點。國內收入在滯后兩期對進口產生正向的影響，國內收入上升增加進口需求，收入每增加1個百分點，進口將增加0.626個百分點。外商直接投資在短期對進口產生正向的影響，但影響較小，外商直接投資每增加1個百分點，進口增加0.08個百分點。這與外商直接投資對進口的長期影響方向相反，表明我國的外商直接投資短期內會帶動相關設備、產品的進口，增加進口，而長期則會產生替代進口的作用。進口VEC模型表明，短期內匯率對進口會形成負向沖擊，出現匯率升值抑制進口的現象，與谷宇、高鐵梅研究得出的結論相似。這一結論與傳統的國際經濟學理論相悖。我們認為可以從以下兩個方面去解釋：一方面，匯率影響具有滯后性。匯率升值后，由于合同期的存在以及價格和市場的滯后反應，需要經過一段時間的滯后才會對進口產生正向的影響。另一方面，這與市場的匯率升值預期有關。當市場存在升值預期時，理性的進口商會推遲進口，以獲得更多的利益。2001年以來，我國實際有效匯率升值幅度較大，市場的確普遍存在著人民幣升值的預期。此外，長期協整關系對短期進口貿易的調整非常微弱并且不顯著。

從出口VEC模型可以看出，短期內，除了實際有效匯率對出口的影響是統計顯著外，國外收入和外商直接投資對出口的影響并不顯著。短期內，匯率對出口形成負向沖簦匯率升值增加出口，匯率貶值減少出口。匯率的影響在滯后兩期才產生效果，匯率升值1個百分點，短期出口將下降1.315個百分點，低于長期中的出口匯率彈性，但大于短期的進口匯率彈性。國外收入的增加轉化為出口需求要經過一段時間的時滯，因此短期內不影響進口需求，長期會對進口需求有正向的影響。同樣，外商直接投資短期內無法轉化為出口生產力，不影響出口；長期有促進出口的作用。當變量之間偏離長期均衡時，長期均衡關系對出口的短期波動的調整也是非常微弱的。

3. 匯率變化的脈沖響應分析

脈沖響應函數描述的是VAR和VEC模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響，觀察模型中的各變量隨著時間的推移對于沖擊是如何反應的。在VEC模型的基礎上，我們運用脈沖響應分析我國進口貿易、出口貿易受到國內外收入水平、實際有效匯率、外商直接投資擾動時變動的方向與變動的范圍。

圖1顯示了我國進口貿易對實際有效匯率、國外收入和外商直接投資的沖擊響應。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數（單位：月度），縱軸表示進口對沖擊的反應。本期匯率的一個沖擊會對進口產生負向的影響，這種負向影響并沒有立即形成，從滯后兩期開始，在滯后三期達到最大值，并且此影響具有較長的持續效應。國內收入沖擊會對進口貿易產生正向的影響，在滯后三期時達到峰值，并從第五期開始形成穩定的正向影響。盡管收入的沖擊影響幅度較小，但影響的持續時間較長。外商直接投資對進口貿易會形成正向沖擊，沖擊在滯后兩期時達到最大值，然后逐步減弱，直至沖擊影響消失。從進口貿易的脈沖響應可以看出，進口主要受匯率和國內收入的沖擊影響，且匯率的沖擊影響大于國內收入的沖擊影響。

下圖2顯示了我國出口貿易對實際有效匯率、國外收入和外商直接投資的脈沖響應。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數（單位：月度），縱軸表示出口對沖擊的反應。從圖中可以看出實際有效匯率沖擊對出口會形成負向的影響，在滯后三期時達到最大值，且影響具有較長的持續效應。比較圖1和圖2可以看出，匯率沖擊對出口的影響要大于對進口的影響。國外收入沖擊對我國出口貿易短期內幾乎沒有影響。外商直接投資會對我國出口形成正向的沖擊，在滯后兩期時形成最大的沖擊，且沖擊的影響時間較長，但沖擊的影響幅度較小。從出口貿易的脈沖響應看出，出口主要受匯率水平和外商直接投資的沖擊影響，且匯率的沖擊影響大于外商直接投資的沖擊影響。脈沖響應分析結果進一步證實了前文的結論。

四、結論及啟示

本文利用2001年1月到2015年9月的月度數據，建立VEC模型分析了我國進出口貿易與實際有效匯率、國內收入、外商直接投資的長期協整關系和短期動態關系，研究結果顯示：（1）在短期，實際有效匯率、國內收入和外商直接投資對進口的影響都是顯著的。實際有效匯率對進口表現為負向沖擊，匯率升值減少進口，匯率貶值增加進口；國內收入和外商直接投資對進口都表現為正向沖擊。在長期，實際有效匯率對進口產生正向沖擊，但并不顯著；國內收入對進口產生正向沖擊；外商直接投資對進口產生負向沖擊。（2）在短期，實際有效匯率對出口表現為負向沖擊，即匯率升值減少出口，匯率貶值增加出口；國外收入和外商直接投資對出口沒有短期影響。在長期，實際有效匯率、國外收入和外商直接投資對出口的影響都是顯著的，實際有效匯率對出口產生負向沖擊，而國外收入和外商直接投資對出口產生正向沖擊。（3）人民幣實際有效匯率對出口的影響大于對進口的影響，出口的匯率彈性大于進口的匯率彈性。

本文的分析結果表明，無論在短期還是長期，人民幣實際有效匯率對進出口貿易的影響都是顯著的，尤其對出口貿易。實際有效匯率波動影響國際收支的路徑主要是通過影響出口而非進口，從實證分析結果來看，匯率貶值無論在短期還是長期都能增加出口，進而帶動國內經濟增長。實際有效匯率的升值將不利于中國出口的長期增長，相反，實際有效匯率的貶值則將促進中國出口的長期增長。一直以來，我國經濟發展的外貿依存度很高，出口是拉動我國經濟增長的“三駕馬車”之一。在進出口出現雙降的2015年，我國的外貿依存度仍達到36.3%。在國內經濟下行壓力增大的情況下，人民幣匯率直接影響著我國的進出口貿易，關系著我國經濟的持續、穩定和健康發展。人民幣實際有效匯率水平受名義匯率、價格水平、外部沖擊等多方面的影響，匯率的調整要綜合考慮國內外多方面的因素，謹慎行事。

注釋：

① A. K. Rose， The Role of Exchange Rates in a Popular Model of International Trade： Does the “Marsholl-Levner” Condition Hold？ Journal of International Economics， 1991， 30（3-4），

pp.301-316.

② M. Bahmani-Oskooee， Cointegration Approach To Estimate the Long-run Trade Elasticities in LCDs， International Economic Journal， 1998， 12（3）， pp.89-96.

③ P. Wilson， Exchange Rates and the Rrade Balance for Dynamic Asian Economies―Does the J-Curve Exist for Singapore， Malaysia and Korea？Open Economic Review， 2001， 12（4）， pp.389-413.

④ M. Irandous， K. Ekblad and J. Parmler， Bilateral Trade Flows and Exchange Rate Sensitivity： Evidence From Likelihood-Based Panel Cointegration， Economic Systems， 2006， 30（2）， pp.170-183.

⑤ L. Sastre， Simultaneity Between Export and Import Flows and the Marshall-Lerner Condition， Economic Modelling， 2012， 29（3）， pp.879-883.

⑥ 謝建國、陳漓高：《人民幣匯率與貿易收支協整研究與沖擊分解》，《世界經濟》2002年第9期。

⑦ 盧向前、戴國強：《人民幣實際匯率波動對我國進出口的影響：1994―2003》，《經濟研究》2005年第5期。

⑧ 谷宇、高鐵梅：《人民幣匯率波動性對中國進出口影響的分析》，《世界經濟》2007年第10期。

⑨ Z. Zhang and K. Sato， Should Chinese Renminbi be Blamed for its Trade Surplus？ A Structural VAR Approach， The World

Economy， 2012， 35（5）， pp.632-650.

⑩ 丁正良、紀成君：《基于VAR模型的中國進口、出口、實際匯率與經濟增長的實證研究》，《國際貿易問題》2014年第12期。

篇10

關鍵詞：閩臺進出口貿易

地理位置、經濟政治背景比較

福建省作為我國一個沿海開放地區，地處我國東海之濱，面對臺灣，接近港澳，是距離東南亞、西亞、東非和大洋洲最近的省份之一，并且也是全國第二大僑鄉和臺灣同胞主要祖籍地。華僑港澳臺胞在推動福建經濟與國際經濟接軌中起到了重要作用。福建作為我國改革開放的前沿，是最早對外開放的省份之一。全國進出口高速增長的大環境，給福建省的經濟發展和進出口貿易帶來了良好的氛圍，帶動和促進了福建的經濟騰飛。正是在這種大環境下，有利的地理位置和優越的國家政策使全省已形成多層次、寬領域的開發格局，經濟增長速度大大高于全國平均水平，實現了跨越式發展。

臺灣省是我國東南沿海的一個寶島，特殊的地理位置和政治經濟背景使得它更便于與祖國內陸和國際地區進行經貿合作。同時，臺灣與美國、歐洲、日本等東南亞國家也都有著大量的經濟貿易，與福建等內陸各省更是早有密切的民間文化交流。在兩岸尚未實現直接“三通”，經貿關系尚未實現正常化情況下，兩岸的經貿關系已發展到相當大的規模。祖國內地已成為臺灣最主要的投資地、最大出口地之一及最主要貿易順差來源，兩岸經貿關系對臺灣經濟正產生越來越重大的影響。

進出口貿易總體比較

“九五”期間，福建省累計出口額大約518億美元，比“八五”翻了近一番，年遞增10.3%。2000年，福建進出口貿易總量首次突破200億美元，達到212.23億美元，居全國第6位。2001年全省進出口貿易工作取得新的進展，進出口貿易總值達到226.26億美元，比上年增長6.6%。其中出口139.22億美元，增長7.9%，高于全國1.1個百分點，出口規模繼續保持全國第6位；進口87.04億美元，增長4.7%，保持了較大的貿易順差。2002年全省進出口貿易總額達284億美元，其中出口173.7億美元，比上年增長24.75%；進口110.27億美元，比上年增長26.7%。全省已初步形成多層次、全方位的對外開放格局，同世界上200個國家和地區建立了經貿合作關系，全年出口上千萬美元的商品共有60多種。福建外貿發展已經呈現出由“求量”向“重質”的轉變。福建經濟快車之所以能夠長期迅跑，很大程度得益于外貿這匹強勁有力的“黑馬”。福建外貿發展呈現出五大特點，即：出口商品結構不斷優化，檔次不斷提升；貿易方式有新的轉變，高技術含量、高附加值的加工貿易項目明顯增多；出口市場趨于相對均衡；對外貿易實現“順差順收”的良性局面；外貿經營多元化格局初步形成。

從1995年到2002年的進出口貿易指標上看，臺灣的進出口貿易呈現波浪式的起伏波動：2000年達到最高值，進出口總額為2883億美元，其中出口額1483億美元，進口額1400億美元；而2001年卻呈現出衰退跡象，進出口貿易總額甚至低于1997、1998、1999三年。在經歷了2001年前所未有的經濟衰退后，2002年臺灣省的經濟貿易開始緩慢復蘇，其主要原因來自于出口增長，1至9月，對外出口增長5.1%，其中對內地出口成為帶動臺灣產品出口增長的重要動力。在國際經濟景氣尤其是兩岸貿易大幅增長的帶動下，臺灣對外貿易扭轉頹勢，對帶動經濟走出谷底發揮了重要作用，但由于島內的民間消費及民間投資仍然疲弱，使整個經濟呈現“外溫內冷”的狀況，全年經濟呈現低增長態勢。(見表1)

從以上具體數據可以看出，福建省的進出口貿易呈現逐年增長的趨勢，而臺灣則呈現上下起伏波動的形勢。雖然福建省的進出口貿易在近年有相當快的發展，在全國也排名前列，但與臺灣相比還是有較大的差距。到2002年為止，福建的進出口貿易總額只為臺灣的1/10左右，進口額差距則要更大一些。因此，福建的進出口貿易要達到臺灣現在的水平仍然需要一定的時日。

進出口市場、地區比較分析

經過改革開放和對外貿易的短短20年時間，福建省的出口市場結構進一步趨于合理，多元化市場戰略取得新的突破。以前，東南亞一直是福建外貿出口的傳統市場，近兩年，福建對世界各大洲的出口全面增長，特別是對俄羅斯、東歐、中東、韓國、非洲、中南美洲等新興市場出口增長迅猛。對香港和日本的出口占亞洲的前兩位；對德國、英國、美國也都有大量出口，且呈現逐年增加的趨勢。2001年，全省實際商品出口國家與地區達193個，對亞洲出口61.9億美元，占全省出口總值的44.5%，對美國、日本、歐盟、香港四大傳統市場合計出口97.8億美元，占全省出口總值的70.2%，美國已經一躍成為福建最大的出口市場。

對臺灣省來說，美國是其出口的第一大市場，占總出口的23.7%，至今仍然穩定增加，從1996年的26.866億美元增長到2000年的34.815億美元，平均年增長率14.6%，主要原因是美國的經濟景氣繼續擴大，臺灣對美國的出口（以信息通訊機器為主）有順暢的增長。其次，香港是臺灣出口的第二大市場，2000年出口額達31.336億美元。近幾年，中國大陸的出口劇增，從而導致對臺灣原材料、部件等的進口需求增大，臺灣經由香港對中國大陸的間接出口增長堅挺。日本是臺灣的第三大出口市場。但在1997年，對日本的出口由于口蹄疫發生而導致豬肉出口停止，另外也由于日本經濟恢復緩慢的影響而劇減，從1996年到2000年出口額平均為13億美元左右。對亞洲出口則為總出口的一半以上，且呈現快速增長，其中同上年相比，對日本出口增長44.1%，對東盟五國增長32.1%，對香港增長24.9%。因此，可以看出美國是福建和臺灣的第一大出口國。福建的出口有往歐洲和美洲擴大的趨勢，而臺灣的出口則逐漸向亞洲擴展。

進口方面，福建省對亞洲的進口主要來自于日本，最高時期（2000年）達到13.15億美元，對香港、泰國、馬來西亞、新加坡都有較大量的進口；歐洲主要從德國、意大利及英國三個國家進口，最高進口額為1998年對德國的3.23億美元；美國也是福建省較大的進口國之一，且年進口量呈逐步遞增趨勢，從1997年的6.23億美元發展到2001年的8.08億美元。2001年，全省與世界上110個國家與地區開展進口貿易，進口5000萬美元以上的國家與地區共有20個。

臺灣最大的商品進口來源是日本，2000年達到3.86億美元。其次是美國，由于臺灣的有關信息通訊產品的出口堅挺，導致對美國電子部件的進口需求旺盛，2000年達到最高值2.51億美元。但是臺灣對日本和美國的進口都呈現了逐年上下波動的形勢，可見國際經濟政治和臺灣內部的經濟變動對進出口貿易都產生相當大的影響。同時，臺灣對韓國、馬來西亞、法國、德國也有較大量的進口。

進出口商品結構比較分析

近幾年來，福建省不斷加快產業結構調整，外貿出口格局也不斷優化。初級產品所占比重進一步下降，工業制品出口保持較快增長，二者的比例由1999年的17.4:82.6調整為2001年的9.3∶90.7。2001年全省初級產品出口13億美元，比上年減少近7000萬美元，占全省出口總值的比重由上年的10.6%降到9.3%，工業制品出口126.3億美元，占全省出口的比重突破90%。2002年機電產品出口68.04億美元，同比增長41.44%，占全省出口總額的39.17%；高新技術產品出口32.34億美元，同比增長82.07%，占全省出口總額的18.62%。高新技術產品、機電產品成為拉動福建外貿增長的主要動力。電子行業有三分之二以上的企業是通過利用外資改造發展起來的，新開發的出口商品有電視機、錄像機、電話機、電腦、音響、電子元器件等六大類，農業、食品制造業、建材、機械、石化行業等也通過利用外資得到很大的提高和發展。

同樣，在臺灣省的出口產品中，工業產品所占的比重也是最大，2001年達到1462.15億美元，其次才是農產加工品和農產品?？梢姡＝ǖ墓I制品出口雖然占到全省出口比重的90%，但仍然不及臺灣的十分之一。在出口商品結構方面，電氣機器、電氣器材與機械均處于前兩位。臺灣對中國大陸間接出口的主要商品項目有：電機設備及部件、機械設備、塑料原料及制品、人造纖維絲、工業用紡織品等。其中電機設備所占比重最大，達到15.9%。另一方面，從增長率看，電機設備及其部件比1996年增長30.8%，鋼鐵制品比1996年增長29.5%，這兩項在工業產品中的出口增長率最為顯著。

進口方面，福建省的進口商品種類廣泛，主要以工業制品中的機器設備為主。2002年福建省機電產品進口62.08億美元，增長43.7%；高新技術產品進口28.68億美元，增長65.4%。而臺灣省的進口額中，原材料占最大份額，2000年達到897.78億美元，其次是資本貨物和消費品。福建進口的原料配件及設備所占比重相應提高到88.4%，初級產品所占比重下降到11.6%?；瘜W成品、紡紗織物、鋼鐵、機械及運輸設備等商品占絕大多數，技術引進和設備進口主要集中在郵電、汽車、輕工、食品等。在所有的進口商品中，規模超過1億美元的就有7大類。

伴隨著科技產品世界市場占有率的不斷提高，臺灣進口的機器設備和零部件也不斷增加。臺灣與中國大擊的進出品貿易也有了相當的發展。受到民間投資活躍等因素的支持，臺灣對中國大陸的間接進口額，主要以農業、工業原材料為主，達到39.15億美元。

從以上的定性分析可以看出，福建的進出口貿易及整個經濟水平都與臺灣有相當大的差距。這是與它們各自的經濟政策，政治背景緊密相關的。兩省的進出口貿易有許多共同之處，但也存在著各自的特色。總體來說，由于歷史、政治、經濟的原因，臺灣進出口貿易與福建省進出口貿易無論在規模上、速度上、結構上都存在著很大的區別。福建屬祖國大陸同一經濟體，這種與臺灣地區的差別是正常的，隨著改革開放，內地已成為臺灣最重要的投資、出口地之一，內地對臺灣的進出口貿易在臺灣經濟的比重越來越大，同時也加強了內地與臺灣的經貿合作。如果兩岸能夠消除人為的屏障，隨著交往的日趨頻繁，閩臺的進出口貿易將呈現越來越緊密、互補、共榮的特征。

參考資料：

1．楊維中，1997年臺灣的對外貿易――1998年日本貿易振興會白皮書：貿易篇，臺灣研究集刊，1999年第二期

2．石廣生，中國對外經濟貿易的發展與展望，國際商報，1998年10月15日

3．對外經貿部，福建外貿首超200億美元，2001年03月02日