國外進出口貿易精選(五篇)

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

篇1

[關鍵詞]外匯儲備;貿易差額;協整

[中圖分類號]F752.6;F124;F224　[文獻標識碼]A　[文章編號]1009-9646(2010)09-0023-02

一、引言

外匯儲備是指世界各國用作國際支付手段的非本國貨幣,以及該類貨幣的存款或短期金融資產。一種貨幣能充當儲備貨幣必須具備的基本特征是:必須是可兌換貨幣,并且為各國所普遍接受,能隨時轉變為其他國家的購買力或償付債務,同時價值相對穩定。如今,在我國的外匯儲備中,仍以美元為主,且有大約兩萬多億美元的外匯儲備,成為世界第一。如何衡量目前中國應持有的外匯儲備適度規模,已成為當前中國宏觀經濟研究中的熱點。

二、外匯儲備的利與弊分析

(一)外匯儲備的增加對我國有著許多積極的作用,具體包括:

1　表明了我國在國際社會中的地位的提高。外匯儲備是體現一國綜合國力的重要指標,我國外匯儲備快速增長標志著我國對外支付能力以及穩定和控制幣值幅度的能力的增強,也體現出了我國經濟平穩的增長,而這些又極大地增強了國內外對中國經濟前景的信心,提高了我國的國際資信和經濟地位,在國際經濟往來中更容易處于主動地位。

2　有助于拓展國際貿易、吸引外國投資、降低國內企業融資成本、防范和化解國際金融風險等等。

3　一定的外匯儲備是一國進行經濟調節、實現內外平衡的重要手段。當國際收支出現逆差時,動用外匯儲備可以促進國際收支的平衡;當國內宏觀經濟不平衡,出現總需求大于總供給時,可以動用外匯組織進口,從而調節總供給與總需求的關系,促進宏觀經濟的平衡。同時可通過干預外匯市場影響匯率間接地調整收支失衡,增加國際清償力以及達到其他各種目的。

(二)過多的外匯儲備仍有可能帶來一些負面影響,這體現在:

1　存在著高額的機會成本損失;持有外匯儲備會導致我國其它的國內外的投資的減少,可能不利于國民經濟的發展。

2　從結構上削弱宏觀調控的效果,并加大了人民幣升值的壓力,使央行調控貨幣政策的空間減小。我國近幾年國際收支持續的雙順差導致了外匯凈流入越來越大。正是由于國際收支的雙順差。導致了外匯市場上的外匯資金一直處于供給大于需求的狀態,同時這也刺激了套利性投機資金的大量流入,即我們所說的“熱錢”,從而形成了人民幣升值的壓力。

3　外匯儲備的快速增長將給我國帶來通貨膨脹的壓力。因為,從理論上講,外匯儲備的增多,將使國內貨幣的發放量增多,投放的基礎貨幣增多,再通過貨幣乘數效應,可能會導致貨幣供應量大幅度增長,給我國帶來了中長期的通貨膨脹壓力。

三、結論及建議

自全球金融危機爆發以來,我國的外匯儲備數量就以極快的速度增長,過多的外匯儲備在人民幣升值壓力不斷上升的情況下,很可能面臨著嚴重縮水的風險,這對我國的現階段的經濟發展以及盡快度過本次金融危機都有著不利的影響,因此,如何充分利用規模如此巨大的外匯儲備便顯得異常關鍵。本文綜合已做出的研究結果以及其他方面對外匯儲備的全面利用提出以下幾點建議:

(一)注重外匯儲備與進出口貿易的雙向作用。

貿易結構大體上確定了在對外貿易中使用的幣種及其比例,因此,通過考察進出口的來源、去向、數量及交易雙方的支付慣例有助于初步確立貿易結構對外匯儲備的影響。同時,外匯儲備也應積極用在進出口貿易上,強調進口與出口的動態平衡。對于需要進口設備、物資、能源的國內企業特別是中小型企業,國家應主動用外匯給它們提供低息貸款,這些企業以后用人民幣或者外匯還款。這樣,不僅可以緩解中小企業融資難的局面,而且可以在不造成人民幣貶值的情況下使外匯儲備在國內流動起來,提高儲備利用效率,增加國內就業,刺激國內經濟。

(二)優化外匯儲備的幣種結構。

雖然我國外匯儲備規模巨大,但美元依然是我國主要的儲備貨幣,這主要是由美國的經濟實力所決定的。如今,美國經濟在次級債危機中受到了重創,美元貶值的趨勢不斷加速,在未來的一段時間內,如何處理龐大的美元儲備對我國外匯儲備的保值甚至是增值都起著至關重要的作用。因此,這就要求我們合理改變并優化當前的幣種結構,適當減少美元儲備的比重,增加日元、歐元以及其他貨幣的比重。當今世界經濟進入了一個更為動蕩的時期,所以外匯儲備結構也應當適時進行動態管理,有關部門必須時刻關注國際金融市場的變化,及時調整儲備結構,從而降低風險。同時,還應增加黃金儲備,這不僅有助于緩解我國外匯儲備的風險,而且有利于在重建國際金融秩序過程中增強人民幣的話語權,促使人民幣走向國際化。

(三)積極推動我國國有商業銀行的股份制改造,通過提高資本充足率來增強其抵抗風險的能力,并不斷完善金融市場。同時,還要注意外匯儲備的投向問題。我國目前GDP的增長速度非常快,基本保持在8%左右,如果把外匯儲備過多的用于國內投資,很有可能增加經濟泡沫,甚至造成經濟過熱,所以為了保證國民經濟的穩定,有必要將外匯資本投資于科技,教育,醫療,基礎設施等有關國計民生的領域。

總之,外匯儲備與進出口貿易即貿易差額的關系密切,在關注國際收支時,不僅要重視經常賬戶對外匯儲備的影響,還應更多的了解資本、金融項目和非正常資本流入所形成的外匯儲備的增加。充分認識到外匯儲備的來源狀況,切實發揮外匯儲備對我國國民經濟的積極促進作用,使我國經濟能夠更快更好的發展。

參考文獻:

[1]龐詠剛,劉鳳朝,王君,中國外匯儲備與進出口貿易一基于VAR模型的動態分析[J],工業技術經濟,2010,(2):114-119

[2]季曉南,增加我國黃金儲備,緩解外匯儲備風險[J],中國流通經濟,2010,(2):13-14

[3]李天德,國際金融學[M],成都:四川大學出版社,2008

[4]王玲玲,我國外匯儲備的數量與質量分析[J],財經政法訊,2006,(1):38-43

篇2

關鍵詞：對外直接投資；進出口貿易；影響機制；面板格蘭杰因果檢驗

基金項目：教育部重點研究基地重大項目（11JJD790024）。

作者簡介：胡昭玲(1972-)，女，天津人，南開大學跨國公司研究中心、南開大學國際經濟貿易系教授，博士生導師，經濟學博士，主要從事國際經濟學研究；宋 平(1987-)，女，山東濟寧人，南開大學國際經濟貿易系碩士研究生，主要從事國際貿易理論與政策研究。

中圖分類號：F720 文獻標識碼：A 文章編號：1006-1096(2012)03-0065-05收稿日期：2011-09-07

一、問題的提出與文獻綜述

國際直接投資與國際貿易的關系一直是理論界關注和爭論的問題。國際直接投資包括外國直接投資（inward FDI）和對外直接投資（outward FDI）兩個方面， 分別涉及外資的流入與流出。本文研究的是后一方面，即中國對外直接投資對母國進出口貿易的影響。①中國對外直接投資起步較晚，大大滯后于引進外資的步伐，規模也相對較小。但是，近年來，在“走出去”戰略的引導下，在綜合國力增強、外匯儲備大幅增加、人民幣升值等一系列綜合因素的作用下，中國對外直接投資獲得了迅速發展，2010年我國對外直接投資首次達到680億美元，位居世界第五。在這一背景下，研究不斷發展擴大的對外直接投資對進出口貿易具有怎樣的影響、二者之間是替代還是互補關系、如何更好地利用對外直接投資促進對外貿易發展，不僅具有理論價值，而且對我國對外開放與經貿政策的制定具有現實借鑒意義。

Mundell（1957）最早正式研究了國際直接投資與國際貿易間的關系，在要素稟賦理論模型框架下證明了二者是相互替代的。與此相反，Kojima（1978）的邊際產業擴張理論提出了國際直接投資與貿易的互補關系。目前多數學者認為，從理論上分析國際直接投資與國際貿易的關系不存在確定的結論，在不同的模型及前提假定下可能得到不同的結果。

與理論研究相類似，有關對外直接投資與對外貿易關系的實證研究也沒有統一的結論。國外有關對外直接投資與進出口貿易關系的實證文獻大多以發達國家為研究對象，其中又以美國和日本居多。從研究結論看，主要有3類：一類支持替代關系，一類支持互補關系，還有一類認為結果不確定，但以驗證互補效應的居多。在國內的實證研究方面，蔡銳等（2004）基于小島清的邊際產業理論，運用零回歸方法的實證分析表明：中國對發達國家的直接投資對進口有一定的促進作用，但作用不大，與出口的關系則不顯著；中國對非發達國家的直接投資對進口沒有顯著影響，對出口則有一定影響。張如慶（2005）綜合運用協整理論、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗等方法，認為我國進口和出口分別與對外直接投資存在單向因果關系，對外直接投資不是進出口變化的原因。王英等（2007）考察了中國對外直接投資對出口的影響，指出二者為互補關系，雖然后者認為這一作用的程度極小。項本武（2009）運用面板協整模型和誤差修正模型，驗證了我國長期對外直接投資對進出口貿易具有創造效應，但二者對短期的效應持不同觀點。

綜上所述，有關我國對外直接投資貿易效應的研究還相對較少，并且結論并不一致。筆者就對外直接投資對進出口貿易的影響機制進行理論分析，并對中國的情況加以實證研究。在實證方法上，國內學者大多使用時間序列或截面數據，利用傳統的引力模型以及協整和誤差修正模型進行分析，而筆者利用1993年~2009年中國對105個國家（地區）直接投資和進出口貿易的面板數據，應用動態VAR模型和面板格蘭杰因果檢驗方法考察我國對外直接投資與進出口貿易的關系。

二、對外直接投資對進出口貿易的影響機制

（一）對外直接投資對出口的影響

圖1~圖3歸納了對外直接投資帶動出口增加的途徑。一方面，在海外新建子公司初期投產建設時，一般需要從母公司購買資本設備、原材料等；另一方面，在國外子公司經營過程中，可能在較長時期內從母國進口零部件和中間產品，從而對出口形成持續性的帶動作用，尤其是在加工裝配行業這一效應更為明顯。實際上，不同類型的對外直接投資都可能對出口形成促進作用：以擴大和開辟海外市場、以為出口服務為目的的市場導向型對外直接投資，通過在世界其他國家（地區）設立貿易服務機構，構筑國際市場營銷網絡可以促使出口增加；資源導向型對外直接投資帶動了開采所需設備和相關產品的出口，并且隨著母國進口開采出的資源，該國此類資源加工品或制成品的出口可能增加；技術導向型對外直接投資可以獲得反向技術溢出效應，提高母國產品的技術含量和出口競爭力。

圖1 對外直接投資的出口促進效應

對外直接投資對出口既有促進作用，也有替代作用。首先，無論是為規避貿易壁壘或將國內生產能力過剩、市場相對飽和的產業轉移到國外而進行的市場導向型對外直接投資，還是為降低生產與運輸成本進行效率導向型對外直接投資，生產基地轉移到國外后，在東道國生產的產品將直接在當地銷售或轉銷到其他國家，從而替代母國同類產品的出口。其次，東道國企業利用技術擴散與模仿大量生產該產品，替代進口甚至進行出口，進一步減少了母國的出口。此外，國外分支機構在東道國的當地采購也會替代母國中間產品的出口。

圖2 對外直接投資的出口替代效應

（二）對外直接投資對進口的影響

與出口的情況相類似，對外直接投資對進口貿易規模的影響也有兩方面：在進口促進作用方面，資源導向型對外直接投資以開發國外資源、保證母國供給為目的，會增加母國資源類產品的進口；效率導向型對外直接投資將生產轉移到生產成本更低的國家后，有可能將東道國生產的產品返銷回母國以滿足國內需求；技術導向型對外直接投資在國外開發和生產出技術與知識密集型產品后，可能通過公司內貿易等形式銷售給母國。在進口替代作用方面，如果企業認為通過直接投資在國外購買原材料進行生產比進口生產所需的原材料更有效率，那么這種投資就會減少母國原材料的進口；如果企業通過技術導向型投資代替通過高技術產品進口來獲取技術，就有可能減少母國部分高技術產品的進口。

圖3 對外直接投資的進口促進與替代效應

（三）中國對外直接投資貿易效應的直觀分析

基于上述對外直接投資對進出口貿易的影響機制，可以就中國對外直接投資的貿易效應加以直觀分析。

中國的對外直接投資起步于改革開放以后，早期投資的主要目的是為外貿服務，勞務工程承包也是當時的主營項目。20世紀90年代末開始，在國家的支持下一些大型央企和國企以獲取能源和資源為目的進行對外投資，投資目的比較單純，經營方式相對簡單。2000年以后，中國對外直接投資有了突飛猛進的發展，復雜的經營方式開始出現。目前，中國對外直接投資“市場導向型”、“資源導向型”、“效率導向型”等投資動機都存在，但仍以市場尋求型投資動機為主。從對外直接投資的流向分布看，行業多元而聚集度較高，截至2010年末，我國對外直接投資覆蓋了國民經濟所有行業類別，其中存量在100億美元以上的行業包括商務服務業、金融業、采礦業、批發零售業、交通運輸業和制造業，這6個行業占據我國對外直接投資存量總額的88.3%。④

由于在我國的對外直接投資中為商品貿易提供便利的服務類投資占比重最大，2010年流向租賃和商務服務業以及批發和零售業的投資超過50%，可以預計，我國對外直接投資對貿易特別是出口貿易應有較強的促進作用。此外，采礦業在我國對外直接投資中也占有較大份額，2010年末采礦業的投資存量占對外直接投資總存量的14.1%，⑤這也會對出口和進口產生雙向的拉動作用。但是，我們也應注意到，我國對外直接投資的動機與產業分布呈現多元化趨勢，制造業及其他行業多種動機的對外投資也占一定比重，這些投資會同時影響到出口和進口，產生正向和反向的貿易效應。因此，難以從理論上就我國對外直接投資對貿易規模的總體影響做出確切判斷，下文將使用計量方法就對外直接投資對我國出口和進口貿易規模的影響進行實證檢驗。

三、中國對外直接投資對進出口貿易影響的實證分析

（一）實證方法與模型設定

筆者應用Hurlin等（2001）提出的固定系數面板格蘭杰因果檢驗方法來考察我國對外直接投資對進出口貿易的影響，這一方法是基于面板數據的向量自回歸（VAR）過程實現的。

為檢驗對外直接投資與出口的關系，建立如下面板向量自回歸模型。為了減少異方差和異常項對平穩性的影響，模型中的變量均采用對數形式。

其中，ofdi為我國的對外直接投資，exp為出口額。νit=αi+εit，εit～iid. (0, σ2ε)；αi為個體的異質性，它表示我國對各個國家對外直接投資所具有的不同特性，屬于非時序變量；εit為隨機擾動項，表示除方程（1）、（2）中所列變量外的其他影響因素。對于任意給定的i∈［1,N］，模型自回歸系數γ(k)和回歸系數β(k)i是不變的，即對所有的個體來說γ(k)都是一樣的。

方程（1）考察對外直接投資對出口的影響，方程（2）考察出口對對外直接投資的影響。以上2個方程組成了面板向量自回歸模型，其中每個方程都是一個動態面板，需要對其進行差分估計。由于方程存在內生變量，要用到工具變量，先直接對每個方程進行差分廣義矩估計（Difference-GMM），檢驗單個變量系數的顯著性，然后根據GMM估計結果，對上述模型進行面板格蘭杰因果關系檢驗，驗證我國對外直接投資與出口之間的格蘭杰因果關系。

其中，imp為我國的進口額，其他變量的解釋同上。方程（3）考察對外直接投資對進口的影響，方程（4）考察進口對對外直接投資的影響，進口模型的估計和檢驗方法與出口模型相同。

（二）樣本數據及來源

筆者根據世界各國的經濟地理特點，按照《中國統計年鑒》依地理分布和投資額劃分的方法，選取亞洲、非洲、歐洲、拉丁美洲、北美洲和大洋洲六大地區的105個樣本國家（地區）進行研究。

筆者利用1993年~2009年我國對上述105個國家（地區）的對外直接投資和進出口貿易數據進行實證分析。我國對各個國家（地區）的進出口數據取自1994年~2010年《中國統計年鑒》，1993年~2002年的對外直接投資數據來自相關年份《中國對外經濟統計年鑒》，2003年~2009年的對外直接投資數據來自相關年份《中國對外直接投資統計公報》。

（三）面板數據的單位根檢驗

為了增強檢驗結果的穩健性，筆者采用LLC、IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP 4種方法進行面板單位根檢驗，使用的軟件為Eviews6.1，結果見表1。

對lnofdi、lnexp、lnimp的面板單位根檢驗結果顯示，在4種檢驗方法下，在1%的顯著性水平下lnofdi、lnexp、lnimp均不存在單位根，可見對外直接投資

表1 面板單位根檢驗結果

檢驗方法lnofdi統計量P值 結論lnexp統計量P值 結論lnimp統計量P值結論LLC -18.36120.0000平穩-4.169340.0000平穩-9.639560.0000平穩IPS-13.7620.0000平穩-14.17930.0000平穩-7.212420.0000平穩Fisher-ADF515.5720.0000平穩456.4800.0000平穩385.103 0.0000平穩Fisher-PP596.9120.0000平穩521.7710.0000平穩441.8890.0000平穩

和出口、進口變量都是穩定的，因此，無需對變量之間的關系進行協整檢驗即可直接就對外直接投資與出口以及對外直接投資與進口的關系進行格蘭杰因果檢驗。

（四）面板格蘭杰因果檢驗結果

1．對外直接投資與出口的關系

筆者根據AIC值最小的標準確定最佳滯后期，利用Eviews6.1軟件進行AIC檢驗，確定最佳滯后期為2。

筆者分別對方程（1）、（2）進行動態面板廣義矩估計，在估計中利用stata11.0軟件中的xtabond2命令，由于最佳滯后期為2，因此可以選取因變量的二階差分作為工具變量，即選取D.lnexpit－2作為D.lnexpit－1的工具變量，選取D.lnofdiit－2，作為D.lnofdiit－1的工具變量，使用GMM兩步估計法，估計結果如表2所示。

由表2中對方程（1）的估計結果可見，lnofdi一階滯后項的系數為0.047，P值為0.015，其二階滯后項的系數為0.028，P值為0.040，均通過了5%的顯著性檢驗，這表明我國的對外直接投資對出口存在正向的滯后影響，對外直接投資對出口有一定的促進效應。但是，lnofdi一階和二階滯后項的系數都很小，說明投資對出口的帶動作用較為有限。

筆者對對外直接投資和出口的關系進行格蘭杰因果關系檢驗，原假設H0：βi(k)=0，i∈［1,p］，即對外直接投資與出口之間不存在格蘭杰因果關系；備擇假設H1：βi(k)≠0 (i,k)，即模型中滯后變量的回歸系數不全為零，二者之間存在格蘭杰因果關系。表2中對方程（1）的估計結果顯示，lnofdiit-1和lnofdiit-2的系數在5%水平下均顯著，因此拒絕原假設，接受備擇假設，即lnofdi滯后變量的回歸系數不全為零，對外直接投資是出口的格蘭杰原因。

由表2中對方程（2）的回歸結果可見，lnexp一階滯后項的系數為0. 015，P值為0.015，lnexp二階滯后項的系數為0.041，P值為0.034，在5%的統計水平下都是顯著的，所以原假設H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格蘭杰因果關系中的備擇假設，即出口是對外直接投資變化的格蘭杰原因。

綜上，我國對外直接投資與出口之間存在雙向的格蘭杰因果關系。

2.對外直接投資與進口的關系

分別對方程（3）、（4）進行GMM估計。根據AIC值最小的標準，利用Eviews6.1軟件進行AIC檢驗，確定最佳滯后期為2。選取因變量的二階差分作為工具變量，使用GMM兩步估計法，利用stata11.0軟件進行估計，結果如表3所示。

由表3中對方程（3）的估計結果看出，lnofdiit-1的系數為0.112，P值為0.035，lnofdiit-2的系數為0.045，P值為0.011，在5%水平下均顯著，這說明我國對外直接投資對進口存在正向的滯后影響，對外直接投資對進口具有促進效應。由于lnofdi的一階和二階滯后項系數均顯著，因此格蘭杰因果檢驗的原假設H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受備擇假設，即對外直接投資是進口變化的格蘭杰原因。

由表3中對方程（4）的估計結果看出，lnimp一階滯后項的系數為0.152，P值為0.035，在5%水平下顯著；lnimp二階滯后項的系數為0.064，P值為0.006，在1%水平下顯著。因此，原假設H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格蘭杰因果關系中的備擇假設，進口是對外直接投資變化的格蘭杰原因。

綜上，我國的對外直接投資對進口具有帶動作用，即進口額會隨著對外直接投資的增加而增加，并且二者互為格蘭杰因果關系。

（五）實證結果分析

由上文對外直接投資與出口關系的實證分析結果可以看出，我國對外直接投資和出口之間存在雙向格蘭杰因果關系。對外直接投資的一階和二階滯后項對出口具有正向影響，并具有統計顯著性，說明對外直接投資對出口具有促進作用。總體看來，我國對外直接投資對出口貿易的促進作用超過了替代作用，對外直接投資對我國的出口貿易起到了一定的推動作用，雖然這種作用的程度較小。

由對外直接投資與進口關系的實證分析結果可以看出，我國對外直接投資和進口之間存在雙向格蘭杰因果關系，尤其是對外直接投資對進口具有帶動作用。這說明在我國對外直接投資中占有一定比重的資源導向型投資促進了資源性產品的進口，而將其他類型的對外直接投資考慮進來，投資與進口貿易總體上也呈現互補關系。

四、結論與政策建議

我國對外直接投資與出口及進口之間均存在雙向格蘭杰因果關系，對外直接投資是貿易創造型的,對出口和進口均有促進作用，這一結果與我國當前對外直接投資以市場開拓和資源引進等為主要目的的現實密切相關。然而，我國對外直接投資還處于起步階段，規模還相對較小，對貿易（特別是出口）產生的創造效應還較為有限。因此，如何促進對外直接投資的健康發展，并發揮其與貿易的良性互動關系，是我國需要解決的重要問題。

我國應當繼續積極發展對外直接投資，有效利用國際、國內2個市場、2種資源，充分發揮對外直接投資對貿易的促進作用。對外直接投資有利于開拓海外市場, 通過跨國生產可以帶動設備、原材料、中間品的出口。通過對外直接投資還可以獲得國內經濟發展所需的資源，獲取一些高新技術與先進的管理經驗等，帶動國內產業結構優化和技術水平提升，不斷提高本國企業和產品的國際競爭力。

在擴大對外直接投資規模的同時，我國還應調整對外直接投資結構，改善投資質量。以制造業的對外直接投資為例，目前很大部分投資于初級加工業，生產附加值較低，對出口的帶動作用有限。今后可以更多地投資于產品附加值較高和后向關聯度強的行業，如機械制造業，由于其技術是與原材料、零部件等高度結合的，因此這類行業的對外直接投資具有明顯的出口創造效應。另外，可以增加技術導向型的對外直接投資，利用獲取的先進技術制造深加工產品并出口，以提高產品的附加值，擴大出口的效益。

① 對外直接投資的貿易效應包括對貿易規模和貿易結構的影響，本文研究的是前者，即對外直接投資和對外貿易之間的替代或互補關系。

② UNCTAD：《2011年世界投資報告》，2011年7月。

③ 根據Vernon的產品生命周期理論，創新國的對外直接投資首先替代母國的出口貿易，而后又創造了母國從東道國的進口貿易。

④ 商務部，國家統計局，國家外匯管理局：《2010年度中國對外直接投資統計公報》， hzs.mofcom.省略，2011-09-15。

⑤ 同④。

⑥ Hurlin和Venet在傳統Granger因果檢驗思想的基礎上，于2001年率先提出了固定系數面板數據的Granger檢驗方法，并在2004年進一步提出固定系數異質面板數據的Granger檢驗方法。

⑦ Arellano和Bond（1991）在工具變量法的基礎上給出了差分的廣義矩估計法，該方法采用 t-2 期前的因變量的滯后項作為因變量一階差分滯后項的工具變量，從而得到一致且更為有效的估計結果。

參考文獻：

蔡銳，劉泉．2004.中國的國際直接投資與貿易是互補的嗎?―基于小島清“邊際產業理論”的實證分析［J］．世界經濟研究（8）：64-70．

王英，劉思峰．2007.中國對外直接投資的出口效應：一個實證分析［J］．世界經濟與政治論壇（1）：36-41．

項本武．2009.中國對外直接投資的貿易效應研究――基于面板數據的協整分析［J］．財貿經濟（4）：77-82．

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

(編校：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

根據要素稟賦理論，資本豐富的國家應該出口資本密集型產品，而進口勞動密集型產品，而勞動力資源豐富的國家出口勞動密集型產品，進口資本密集型產品。但是，現實情況中的美國的貿易狀況與理論直接相反。作為資本密集型國家，它也會進口資本密集型產品，同時出口勞動密集產品。作為勞動密集型國家的中國，也會進口勞動密集型產品，而出口資本密集型產品。這就說明，傳統貿易理論中的要素稟賦理論在解釋實際問題上會出現偏差，文章以此為例，從產業經濟學的市場結構、公司成本收益以及國內市場績效等角度分析這種現象存在的原因以及對國際進出口貿易及國際直接投資的方式的選擇。 

一、從市場結構角度分析 

產業經濟中所提到的市場結構范圍十分廣泛，主要包括企業的規模及分布、壁壘和進入條件、產品差異以及企業成本結構和政府管制的程度。市場結構一般用市場集中度、進入和退出的壁壘以及產品差異化程度來衡量。 

由于規模經濟鼓勵一個國家生產一種具有優勢的產品，不同國家的企業生產專業化產品之后進行進出口貿易。通過這種方式，將全世界有效資源進行整合，從而達到效益最大化。但產品差別化生產是一種對產品進行多角度開發的方式。通過這種方式，一種產品擁有更多種生產的可能。因此，由規模經濟和產品差別化的結合分析得出，國際貿易更加容易被選擇，而對外直接投資被選擇的可能性較小。 

同時，有一種特殊的情況，一個受到政策保護國內的公司，在國際上將要面臨更大的市場競爭。因此，企業為了在國際市場提高其商品的競爭力，會在國外市場確定比國內市場更加低廉的價格。這種情況在貿易規則中是不允許出現的，這是典型的傾銷策略，因此對外直接投資就成為這類公司的首選。此外，若這類外國工廠供給低成本并且有差異產品，這種產品的產生容易造成“價格歧視”，這也是貿易規則所不允許的，那么它們進行對外直接投資的可能會變得更大。 

二、從公司成本收益角度分析 

成立一家公司需要投入研發成本、管理成本、宣傳成本以及人力資源成本。一家進行對外貿易的公司，除了以上成本之外還得承擔進出口所需要的關稅和運費。若進行海外直接投資，公司就可以節省進出口所需要的關稅和運費，但這也同時會增加海外工廠運營的固定成本，如國外的信息成本及政策性費用。因此，對外貿易或者直接投資的選擇并不是一成不變的，而是與微觀層面的公司直接相關。因此，利潤的高低成為決定選擇重要參考因素。 

同時，公司所經營的商品類型也會直接影響對外貿易和直接投資的選擇。一般情況下，單位售價較低的大宗產品，如原油、鐵礦石、煤礦等，無論是選擇何種運輸方式，運輸成本都是十分高昂的；同時，單位產品售價雖然高，如化妝品、酒水等產品，但含較高關稅成本；以上兩種均不適宜出口而適宜進行國外直接投資，因此，生產此類商品的公司一般會選擇對外直接投資。 

此外，如果一個海外工廠的運營固定成本比較小，對外直接投資基于可以提高利潤。例如，中國為吸引外資所給予的外商優惠政策，減少外國投資者的海外工廠運營成本。當公司的管理費用、研發費用等日常費用相對于價格來說較高時，這些無形資產的支出鼓勵企業拓展海外直接投資進行全球化運營，例如手機、汽車、電腦等產品。 

三、從國內市場績效角度分析 

研究表明，受教育時間越長的勞動力，它的人力資本能力越強。美國擁有大量的熟練技術工人，因此它出口那些要求具有熟練勞動力的產品的機率越大。這就使得美國的高科技產品占有比較優勢，它的勞動生產率較高。然而，當別國超越了此種優勢之后，美國又以提高生產率的方式取得相對于其他國家更大的比較優勢，這就出現了一直被追趕卻難以被超越的現象。 

由此可見，人力資本高質量不僅可以提高勞動生產率，又能提高產品的不可替代性。2008年的國際金融危機，受破壞程度最低的國家就是那些擁有大量科研人員和大批熟練技術工人的國家，其中最重要的原因就是資本穩定性較強。而這些人力資本能力十分強盛國家，更傾向于進行進出口貿易。 

篇4

商務部國際貿易談判代表秘書局局長兼辦公廳副主任

新時期中國國際商務合作可能呈現以下三個新的趨勢，一是進入擴大開放的趨勢；二是合作規模持續擴大趨勢；三是更加多元、平衡、全面發展的趨勢。

趨勢一：擴大開放趨勢

中國對外開放將更廣更深更高，也就是開放的領域將更加寬廣，開放的內容將更加深入，開放的角度看將更具備水平。由于中國對外開放將持續拓寬，中國國際商務合作的合作形式、合作區域、重點產業和合作對象等方面，都將得到新的拓展。隨著中國與眾多經貿伙伴簽訂自貿協定，以及積極推動貿易平衡，中國進出口進一步開放，進口關稅將進一步降低，非關稅類措施也將進一步減少。比如最近經國務院關稅稅則委員會審議，國務院批準，自2014年1月1日起，對進出口關稅進行逐步調整，有760多種進口商品實施基于退稅國稅率的年度進口產品稅率平均優惠幅度達到65%。隨著行政體制改革的深化，對領域的開放也將繼續地擴大。

十八屆三中全會非常明確地釋放出對外投資管理體制改革方面的信息。提出要擴大企業及個人對外投資，改革涉外投資審批體制。商務部也在研究深化對外投資管理體制改革的具體方案，推動對外投資合作便利化，逐步實現對境外投資實行以備案制為主的管理方式；加強業務統計監測，既引導企業及個人了解國外投資環境和商機，擴大對外投資，也幫助其加強風險防范和應對。

與此同時，十八屆三中全會還明確提出要擴大企業及個人對外投資，確立企業及個人對外投資主體地位，允許發揮自身優勢到境外開展投資合作，允許自擔風險到各國、各地區自由承攬工程和勞務合作項目，允許創新方式走出去開展綠地投資、并購投資、證券投資聯合投資的風險。目前中國正在與美國、歐盟等國家開展投資協定談判，正在和其他十多個國家進行自貿區或者區域經貿合作談判。經過這個時期，中國企業毫無疑問將會更大范圍地走出去。

從開放的企業看，過去開放主要是制造業，未來服務業和農業的開放也將成為重點。從開放的深度看，對外開放將更多地促進經濟體制、法制建設、發展戰略、合作模式等深層次的問題。上海自由貿易實驗區就是通過對外開放，開放促進政府職能，加快轉變，探索管理模式創新，為全國深化改革積累新的經驗。

隨著對外開放廣度拓寬，深度加深，今后一個時期，對外開放水平將更高。一方面國家將推動對內對外開放相互促進，引進來和走出去更好地結合，加快培育參與和引領國際競爭機制的優勢，要把對外開放與進一步推動工業化、信息化、城鎮化、市場化、國際化更加有機地結合起來，使開放本身具備更高水平；另一方面，對外開放必然越來越看重實際的目標，要通過提高就業貢獻，經濟增長貢獻，推動經濟發展轉型，提高綜合國力，提高國際地位。

趨勢二：合作規模擴大趨勢

“十五”時期，我國出口年均增速高達25%。“十一五”時期這個增速降到57%，近兩年已經轉為個位數增長。雖然增長速度在逐步下降，但中國仍是全球主要貿易增長最快的國家。

2012年我國出口首次超過了2萬億美元，在全球占到了11.2%的份額。2013年前11個月，中國出口累計就已經超過了2萬億美元。但我認為，我國外貿出口有必要進一步發展。據世貿組織秘書處的有關資料統計，英國1876年出口占全球18.9%，美國1921年達到了22.4%，都明顯高于我國水平，這說明我們有進一步提高在全球外貿市場份額的空間。因此未來一個時期，中國出口仍將繼續保持適度增長，并繼續穩步提高在全球市場的份額。

2012年我國進口達到了1.82萬億美元，僅次于美國成為全球第二大進口國。隨著對外開放的擴大，自由貿易區戰略的實施以及經濟發展的需要，進口勢必還會進一步增大。預計未來5年，進口將達到10萬億美元，并將繼續保持全球前兩大市場份額的地位。

近年來我國服務業發展貿易迅速。2012年我國服務進口總額超過了4700億美元，比上年增長12.3%，占世界服務貿易進出口總額的5.6%，占我國對外貿易總額10.8%，在全球服務進出口總額的位置從2012年的第四位上升了一位，位于美國和德國之后，居第三位。2013年我國服務貿易預計將達到5200億美元左右。盡管如此，我國服務貿易目前僅占對外貿易總額的不到11%，而全球的平均水平是25%，說明服務貿易也仍然有比較大的提升空間。隨著國家大力發展服務貿易政策的實施和服務貿易開放步伐的加快，預計今后幾年，也將是服務貿易快速發展的時期。

利用外資方面，2013年1～10月，我國實際利用外資1055億美元，同比增長5.5%，連續10個月保持正增長。2013年全年估計在1100億美元以上，將連續第25年成為發展中國家最大的投資國。

中國對外投資規模大幅度增長是從“十一五”期間開始呈現的。“十一五”期間，對外投資是“十五”時期的7.6倍，年均增長34%，遠遠高于同期全球跨國直接投資8.4%的增長水平。但由于起步比較晚，我國對外直接投資實際上到2012年底，累計金額是5000億美元左右，相當于美國的10.2%，英國的26.4%，德國的34.4%，位居全球的第53位。因此可以預計，今后一個時期，中國對外直接投資將保持快速增長的勢頭，整個“十二五”的對外投資年均增長將在20%以上，未來五年對外投資規模將超過5000億美元。到“十二五”最后一年的2015年，我國對外投資規模可望達到1200億美元，并有可能成為全球第二大的對外投資國。

之所以做出中國對外投資將必須保持快速增長的判斷是基于國內、國外兩大因素的考慮，一方面，從國內角度看，有需求；另一方面，從國外看，2008年以來，世界各國對危機存在一系列刺激經濟的計劃，一些國家對外國投資的限制流通放寬，部分歐美及新興國家在基礎設施建設、資源、能源、綠色環保產業等領域與我國合作的意愿進一步的增強。在全球經濟形勢不好，就業困難的情況下，僅2011年，中國對外投資實現境外納稅225億美元，解決就業人數達到了88.8萬人，中國企業走出去受到了歡迎。最近很多國家的元首，國家代表團到中國來，都是到中國來招商引資。

趨勢三：全面發展趨勢

未來時期，中國國際商務合作將更加多元化，一是市場多元化；二是經營主體的多元化；三是發展領域的多元化。經過多年努力，中國外貿市場多元化引起了良好的成效。從20世紀80年代末，我國對發達國家和地區出口占貿易總額的70%以上，對其他100多個發展中國家、地區出口僅占25%，逐步調整到與發展中國家和發達國家貿易各占半壁江山。而2013年前11個月，我們對歐盟、美國、日本三大發達經濟體的出口，已經只占出口總額的38.8%，這就有效地分散了國際市場的風險。但出口多元化也還有發展的空間，比如現在出口，在50多個國家我們占其市場的份額不到5%，與此同時，進口貿易利用外資，對外投資等方面的同樣還有很大的空間。

目前中國對外投資遍布全球70多個國家和地區，行業分布廣泛，但無論從具體投資國別還是從投資的行業分布看，仍過于集中。比如2012年，我國對中國香港、東盟、歐盟、澳大利亞、美國、俄羅斯、日本這七個主要經濟體的投資達到了600億美元，占直接對外投資的3/4，其中對中國香港直接投資占比高達5%。從2013年前11個月的對外投資領域看，商業服務業和批發零售領域合計占448.5%，采礦業占22.4%，制造業不到10%。今后幾年，我國在幾乎成熟一些行業，比如輕工、紡織、家電、裝備、化工、冶金、制造等領域，以及基礎設施等領域的對外投資將會大大降低。

我國對外投資將呈多元化發展趨勢，中央企業、地方企業、民營企業、金融機構、個人都將是首要對外投資的主體。就平衡和全面發展而言，我國國際商務合作發展面臨著推動進口和突破，引進來與走出去有更好結合起來的需要平衡。十八屆三中全會決定提出的要推動引進來和走出去更好地結合，以及擴大企業對外投資的要求來看，今后我國對外投資將會明顯提速。

2012年，我國利用外資金額只比對外投資多了345億美元，2013年前11個月對外投資僅比利用外資少253億美元。未來五年中國的對外投資規模有可能會超過利用外資。

總之，未來一個時期，中國國際商務合作將堅持改革創新與擴大開放良性互動，對外開放與對內開放良性互動，擴大國內市場準入與開拓國際市場良性互動，深入參與全球化經濟防范風險良性互動，鞏固傳統優勢與培育新優勢良性互動，努力實現全面、協調發展。無論是對外貿易還是國際投資合作、經濟技術合作，都將推動國際商務合作發展的立足點，轉到提高質量和效益上來，加快轉變發展方式，激發各類市場主體發展的新活力，形成創新驅動與發展新動力，不斷增強長期發展的后勁。

篇5

關鍵詞:進口貿易;技術溢出效應;研究綜述

中圖分類號:F74

文獻標識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)07-0120-01

技術溢出是指通過技術的非自愿擴散,促進了當地技術和生產力水平的提高,是技術外在性的一種表現。20世紀80年代以來,對進口貿易技術溢出效應的研究引起了經濟學界的廣泛關注,其中國外學者取得了較為豐富的理論和實踐成果。

1 國外關于進口貿易技術溢出效應的理論基礎

1.1 新增長理論中的技術溢出效應

新增長理論將技術進步內生化,認為技術進步是經濟增長的最終源泉,它是由研發投入、人力資本、干中學以及勞動分工等各種內生因素決定的,其中基于外部性效應的內生增長模型已成為刻畫技術進步的一條重要線索。

Arrow (1962)最早用知識的外部性揭示了溢出效應對經濟增長的作用。他認為技術是從學習過程中獲得的,而學習來自于實踐經驗以及生產投資活動。他假定技術進步或生產率的提高是資本積累的副產品,即投資具有溢出效應,進行投資的廠商可以通過積累經驗來提高生產率,其他廠商也可以通過“學習”提高生產率。

Romer (1986)沿著Arrow的內生技術進步理論,提出了知識溢出模型。他強調知識的外部性,其具有的溢出效應使得任何廠商所生產的知識都能提高全社會的生產率,由此帶來的遞增報酬是經濟增長的主要源泉,而資本的邊際生產率不會因固定生產要素的存在而遞減,內生的技術進步是經濟增長的動力。

Lucas (1988)構建了一個人力資本外部性增長模型,將人力資本內生化,假定人力資本是人們在生產過程中“邊干邊學”的結果,指出整個經濟系統的外部性是由人力資本的溢出效應造成的。

根據新增長理論,技術創新是推動生產率提高的核心因素,創新活動的顯著特征是具有溢出效應和外部收益。如果對外貿易能夠促進一國的創新活動,便能促進該國的經濟增長。

1.2 新貿易理論中的技術溢出效應

20世紀80年代初,新貿易理論開始將進口貿易作為主要因素來解釋技術進步,認為進口貿易是促進技術進步的一個重要因素。在將技術內生化的同時把經濟增長引入這一分析框架,研究技術變動、進口貿易、經濟增長三者間的互動關系。其中最具代表性的是Grossman和Helpman ( 1991)首次運用一般均衡模型分析開放經濟中貿易、增長和技術進步之間的關系。研究表明,進口貿易作為物化型技術溢出渠道,不僅可以引進國外高質量的最終制成品,而且可以通過引進國外先進的中間產品來提高本國最終產品的技術含量,改善進口國的技術吸收能力,從而促進進口國生產率的提高。一國通過進口貿易往往能更直接分享到貿易伙伴國R&D投入的成果進而促進本國全要素生產率的提高。

2 國外對進口貿易技術溢出效應的實證研究回顧

Grossman and Helpman,在1991年《全球經濟中的創新與增長》一書中,運用Lucas的兩部門內生經濟增長模型,分析了中間產品貿易和最終產品貿易對長期經濟增長的影響。發現,貿易的開放促進了國內資源在物質生產部門和知識產品生產部門之間的要素優化配置,從而促進了經濟增長。

Coe和Helpman ( 1995 )使用雙邊進口份額作為權重構造國外R&D存量,采用21個國家的面板數據,考察進口貿易對國際技術溢出和TFP增長的影響。研究表明:一國的TFP不僅取決于本國的國內R&D資本,還依賴于國外的R&D存量,國外的R&D存量可以通過貿易的方式對國內的GDP產生正面作用,一國的貿易開放度越高,所獲得的國際技術溢出效應越大。

Hejazi and Safarian (1996)使用Coe and Helpman(1995)論文中的數據,分析美國R&D資本存量怎樣通過出口和對外FDI影響其余20個工業化國家,認為美國R&D的確通過上述渠道給其他國家帶來收益。

Coe,Helpman和Hoffmaister ( 1997)在CH模型的基礎上引入了進口滲透率和人力資本存量作為變量,采用77個發展中國家的面板數據,驗證了貿易伙伴國R&D資本存量對發展中國家全要素生產率的影響。

Misa Okabe (2002)選取東亞七國為樣本,考察OECD國家R&D投入對發展中國家TFP的影響,最終證實了進口貿易技術溢出對TFP增長的促進作用。

Jakob (2005)運用國內人口數量將國內技術存量進行標準化,用國外實際GDP對國外技術存量進行平減,以人均進口量作為權重對國外R&D進行加權,采用13個OECD國家的面板數據,實證檢驗結果表明進口貿易技術溢出能夠給OECD國家帶來200%的TFP增長。

3 進口貿易技術溢出效應影晌因素研究回顧

盡管國際貿易作為國際技術溢出的一個渠道已經得到了廣泛的認同,但對不同國家和地區的實證檢驗表明,技術溢出的效果存在很大的差異性,國際貿易產生的技術溢出要受到許多因素的制約:

第一,人力資本存量。人力資本以勞動者為載體,體現了勞動者的素質和技能,是技術進步的重要源泉。人力資本的積累一方面直接促進了本國的技術進步,另一方面可以增強吸收貿易溢出的先進技術知識的能力,從而更有效地分享國外的 R&D 成果,提升本國的全要素生產率。

Coe,Helpman和Hoffmaister (1997)在CH模型基礎上引入進口滲透率和人力資本變量,采用77個欠發達國家的面板數據進行分析,結論表明,發展中國家的TFP與其工業化的貿易伙伴國的R&D以及本國的人力資本存量呈顯著的正相關關系。

Jorge,Carmela和Francisco( 2002)通過增加進口滲透率變量,同樣使用OECD國家的數據,證明了進口貿易技術溢出效應對這些國家經濟增長的重要性。他們認為,國內R&D存量和人力資本才是國外技術外溢的關鍵。

Falvey、Foster 和Greenaway(2002,2004)在模型中引入人力資本,采用52 個發展中國家的面板數據,研究5 個 OECD 國家的技術溢出效應,檢驗結論表明人力資本對進口貿易的技術溢出效應具有顯著的促進作用。

第二,地理因素。由于商品貿易存在與地理距離正相關的運輸成本,貿易的發生量與貿易伙伴國之間的地理距離成反向關系。因此,地理距離對貿易量具有一定的限制作用,從而對國際技術溢出具有一定的負面影響。

Maurice Schiff 和 Yanling Wang(2004)從區域貿易協議(RTA)的角度研究了南北貿易的技術擴散效應。他們分別檢驗了國際貿易的技術溢出效應對韓國、墨西哥和波蘭等國 TFP 的影響,結果表明技術溢出的效果具有“區域化”的特點,即韓國、墨西哥和波蘭分別主要從其同日本、美國和歐盟之間的貿易中獲益,其原因可能是RTA 下的貿易伙伴之間的貿易量較大或是距離近、運輸成本較低。

Keller (2002)在引入地理距離指數化衰減函數對經合組織成員國間的國際技術溢出進行分析后發現,國際技術溢出程度確實與地理距離成反向關系。

第三,貿易結構。貿易產品結構和產業結構同樣會對進口貿易技術溢出產生影響,不同的貿易產業結構和產品結構會導致不同的技術擴散效應。

Keller ( 2001)指出,在OECD國家80%的制造業的研發集中于四類ISIC產業:化學產品、電子的和非電子的機械、運輸設備,國際貿易技術擴散效應的發揮因為產業的不同而有差異。

Blyde (2001)研究發現OECD的進口貿易比拉丁美洲的進口具有更強的擴散效應,原因是OECD的進口貿易產品比拉丁美洲的進口產品有更高的技術含量。

Schiff,Wang和Olarreaga ( 2002)把行業按照研發的密集程度分為高、低兩類,結果發現高研發密集的行業主要受益于北――南之間的R&D擴散,而低研發密集的行業主要受益于南――南之間的技術擴散。

參考文獻