進出口貿(mào)易相關(guān)理論范文
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篇1
現(xiàn)代物流是經(jīng)濟發(fā)展的加速器?!拔锪魍苿诱摗闭J為:現(xiàn)代物流業(yè)的發(fā)展促進社會分工的深化,從而促進了經(jīng)濟的增長[1];物流聯(lián)盟的出現(xiàn)通過交易費用的降低,促進了經(jīng)濟的增長[2]。除定性分析外,許多學者從定量視角對物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行研究,得出物流業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長具有正向促進作用的類似結(jié)論[3-5]。近年來,浙江省開放型經(jīng)濟發(fā)展快速,形成了全方位、多層次的對外開放格局。隨著外向型經(jīng)濟的發(fā)展,對外貿(mào)易發(fā)展迅速。1986—2009年間,浙江省進出口總額從12.93億美元達到增長到1877.35億美元,增長了145倍。浙江省進出口貿(mào)易能取得如此成績,與現(xiàn)代物流業(yè)的發(fā)展是分不開的。物流業(yè)的發(fā)展有利于進出口貿(mào)易成本的下降,推動進出口貿(mào)易的發(fā)展。戎梅(2011)就單位物流成本對國際貿(mào)易的影響問題進行了研究,結(jié)果表明單位貨物貿(mào)易額與單位貨物周轉(zhuǎn)費用成反比,單位物流成本的降低對國際貿(mào)易具有明顯的促進作用[6]。楊長春(2008)[7]、侯方淼(2008)[8]等利用協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗得出:我國對外貿(mào)易與物流之間存在著反饋性的因果關(guān)系,而物流對貿(mào)易的促進作用比貿(mào)易對物流的促進作用要稍大一些。就物流對進出口貿(mào)易的促進程度而言,張寶友(2010)運用彈性分析法,分別從物流的需求和供給兩個方面檢驗華東地區(qū)物流業(yè)對進出口貿(mào)易的影響程度,結(jié)果表明物流需求每變化1%,進出口貿(mào)易額相應的變化2.56%;而物流供給每變化1%,進出口貿(mào)易額就相應的變化6.08%[9]。也有學者提出不同的意見,王領(lǐng)(2010)運用協(xié)整理論和Granger因果檢驗法,利用上海市1978-2008年貨物運輸量、港口貨物吞吐量與進出口總額相關(guān)數(shù)據(jù),對上海市對外貿(mào)易與現(xiàn)代物流的關(guān)系進行了實證分析,得出不同的結(jié)論:進出口的增加會在長期內(nèi)促進港口吞吐量和貨物運輸量的增加,但吞吐量的增加并未對上海市進出口增長起到推動作用,運輸量的變化對外貿(mào)增長的作用有很大的時滯效應。綜上所述,有關(guān)物流業(yè)發(fā)展能否促進我國進出口貿(mào)易增長存在不一致看法。而且還可以從以下角度進一步思考:如果物流對進出口貿(mào)易具有促進作用,那么其影響程度是多少?本文就以上問題進行分析,以浙江省為例,考察物流業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易是否具有促進作用,如果有,那么影響程度是多少,影響程度是否隨時間的變化有所差異,并提出相應的建議。
2方法、變量及數(shù)據(jù)
2.1研究方法
本文首先對物流與進出口貿(mào)易的關(guān)系進行相關(guān)分析,目的是驗證物流業(yè)對進出口貿(mào)易是否有促進作用,影響是否顯著。然后,運用彈性理論,通過計算“物流-進出口貿(mào)易彈性”,即物流發(fā)展速度與進出口貿(mào)易增長速度之間的變動比率,來測算現(xiàn)代物流發(fā)展對進出口貿(mào)易增長的影響程度,以及其程度隨時間的變動趨勢。
2.2變量及數(shù)據(jù)來源
衡量進出口貿(mào)易的指標,一般選取具有代表性的進出口總額。而衡量現(xiàn)代物流發(fā)展水平的指標,由于缺乏統(tǒng)一的統(tǒng)計口徑,不同學者選擇的指標沒有統(tǒng)一的標準,已有研究大多以貨運量、貨物周轉(zhuǎn)量或港口貨物吞吐量等指標為代表。從進出口貿(mào)易涉及的物流系統(tǒng)來看,其物流環(huán)節(jié)包含運輸、倉儲、檢驗、報關(guān)、包裝、裝卸搬運,以及信息處理等作業(yè)內(nèi)容,其中,運輸是必須的環(huán)節(jié),故本文選擇了貨物周轉(zhuǎn)量作為衡量物流發(fā)展水平的指標。數(shù)據(jù)來源于《浙江省統(tǒng)計年鑒》(2010),考慮到數(shù)據(jù)的可得性和一致性,選取1986—2009年間的數(shù)據(jù)。
3實證分析
3.1物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與進出口貿(mào)易增長的相關(guān)性
在相關(guān)性分析之前,首先對進出口總額和貨物周轉(zhuǎn)量的逐年變化情況作描述性分析,以掌握其變化的總體趨勢,表1是浙江省1986—2009年進出口總額和貨物周轉(zhuǎn)量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。依據(jù)表1,繪制出1986—2009年浙江省進出口總額與貨物周轉(zhuǎn)量變化趨勢圖①,見圖1。由圖1可知,進出口總額與貨物周轉(zhuǎn)量的變化趨勢大體一致,這初步說明浙江省物流業(yè)與進出口貿(mào)易之間存在正向相關(guān)關(guān)系,即物流業(yè)的發(fā)展對進出口貿(mào)易具有促進作用。為了說明物流業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易增長的顯著影響,下面利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行回歸分析。以進出口總額為因變量,設(shè)為Y,貨物周轉(zhuǎn)量為自變量,設(shè)為X。根據(jù)表1的進出口總額與貨物周轉(zhuǎn)量相關(guān)數(shù)據(jù),運用SPSS軟件進行回歸分析,通過比較多種擬和方法得知,二次曲線(Quad-rati)擬和模型較好地反映浙江省物流與進出口貿(mào)易之間的變化趨勢?;貧w結(jié)果見表2,調(diào)整后判定系數(shù)為0.9923,接近1,表明方程解釋能力強,變量以5%的顯著性通過t檢驗?;貧w方程顯著性經(jīng)過檢驗,F(xiàn)=1482.790,P=0.000<0.01,表明回歸方程是顯著有效的?;貧w方程如式(1):Y=-121.873+0.3129X+0.0000118X2(1)
3.2物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易增長促進程度的彈性分析
(1)測算模型
通過相關(guān)性分析,得知浙江省物流業(yè)的發(fā)展對進出口貿(mào)易具有顯著的促進作用。為了進一步分析物流對進出口貿(mào)易增長的影響程度,本文利用經(jīng)濟學中的彈性理論進行定量測算。彈性分析是計算一個變量對另一個變量變化的敏感性的工具。本文以“區(qū)域物流-進出口貿(mào)易彈性”一詞作為衡量浙江省進出口貿(mào)易對物流業(yè)變化的敏感程度。進出口貿(mào)易額設(shè)為變量Y,貨物周轉(zhuǎn)量設(shè)為變量X,物流-進出口貿(mào)易彈性計算模型如式(2):E=dYdX•XY(2)
(2)物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易增長影響程度的測算
根據(jù)回歸方程Y=-121.873+0.3129+0.0000118X2可得式(3):dYdX=0.3129+0.0000236X(3)運用物流-進出口貿(mào)易彈性計算模型,求得彈性系數(shù)E,見表3,1986—2009年間,浙江省區(qū)域物流-進出口貿(mào)易平均彈性為2.9,表示在其他因素不變的情況下,貨物周轉(zhuǎn)量每提高1%,進出口總額約提高2.9%,說明浙江省物流業(yè)較大程度上推動了進出口貿(mào)易的增長。
(3)不同時段物流業(yè)對進出口貿(mào)易影響程度的比較表3顯示,1986—2009年間不同年份的物流-進出口貿(mào)易彈性差異較大,從具體數(shù)據(jù)來看,彈性系數(shù)從1986年的8.4694,下降到2009年的1.3460。為了分析不同時間段物流對進出口貿(mào)易的影響程度,以每5年為一個時間段,計算1986—2009年不同時間段的物流-進出口貿(mào)易彈性平均值,結(jié)果表明,不同時間段的彈性均值從1986-1990年的6.57,下降到2006—2009年的1.25,彈性均值呈現(xiàn)下降的趨勢,表明浙江省物流業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易增長的促進作用有所趨緩。為了分析物流業(yè)對進出口貿(mào)易的影響隨時間的變動趨勢,以1986年作為時間t=1,對物流—進出口貿(mào)易彈性與時間t的關(guān)系進行回歸分析。通過比較多種擬合模型,決定采用三次曲線(CUBIC)模型。擬合曲線如圖2所示,回歸結(jié)果見表4,調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.98915,與1極為接近,表明方程解釋能力強。變量均以1%的顯著性通過t檢驗?;貧w方程顯著性經(jīng)檢驗,F(xiàn)=700.05937,P=0.000<0.01,表明回歸方程顯著有效。擬合方程如式(4):E=9.790957-1.3076t-0.0689t2-0.001232t3
(4)由方程(4)計算2010—2014年的物流-進出口貿(mào)易彈性指標值,見表5,浙江省物流-進出口貿(mào)易彈性呈下降趨勢,表明浙江省物流業(yè)應進行產(chǎn)業(yè)調(diào)整,轉(zhuǎn)變增長方式,從“粗放型增長”轉(zhuǎn)變?yōu)椤凹s型增長”,以促進進出口貿(mào)易的增長。
4結(jié)論與建議
4.1結(jié)論
本文運用相關(guān)性分析和彈性分析等工具,就物流業(yè)對進出口貿(mào)易影響問題進行實證研究,得到結(jié)論如下:第一,物流業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易增長的影響是正向的,物流業(yè)有力地推動了進出口貿(mào)易的增長。以浙江省為例,1986—2009年間,浙江省物流業(yè)每提高一個百分點,進出口總額相應增長2.9%。現(xiàn)代物流業(yè)促進進出口貿(mào)易的原因有:1)物流業(yè)的發(fā)展降低了運營成本,推動進出口貿(mào)易的增長。在國際貿(mào)易中,商品的價格與成本對國際貿(mào)易的效益有重要影響。隨著全球經(jīng)濟的發(fā)展,產(chǎn)品的生產(chǎn)成本下降的空間有限,而物流成本有較大的降低空間。物流業(yè)的發(fā)展,使得對外貿(mào)易中的物流活動運作效率越來越高,降低了物流成本,導致進出口貿(mào)易的成本降低,從而刺激進出口貿(mào)易的發(fā)展。2)現(xiàn)代物流的發(fā)展改善了國際貿(mào)易的環(huán)境,促進國際貿(mào)易的便利化。隨著現(xiàn)代物流的發(fā)展,第三方物流產(chǎn)業(yè)不斷壯大,第三方物流公司則通過貨運等形式,減少了生產(chǎn)企業(yè)的物流負擔,使對外貿(mào)易中的運輸、報關(guān)等物流環(huán)節(jié)運作效率得到了提高。3)現(xiàn)代物流業(yè)的發(fā)展拓展了消費者的購買空間。由于物流速度的提高,消費者在購買國外商品時,花費在物流運輸上的等待時間大大減少,使得消費者愿意在全球范圍內(nèi)購買商品,這有利于外貿(mào)企業(yè)發(fā)現(xiàn)新市場,促進進出口貿(mào)易的發(fā)展。第二,不同時間段物流業(yè)對進出口貿(mào)易的促進作用有所強弱。以浙江為例,1986-1990年間,物流-進出口貿(mào)易彈性值為6.57,而到2006—2009年,物流-進出口貿(mào)易彈性值下降為1.25,表明不同時間段物流對進出口貿(mào)易的影響差異較大,且從整體上來看,浙江省物流-進出口貿(mào)易彈性值呈下降趨勢,表明浙江省應進行物流產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級,以更好地促進進出口貿(mào)易的增長。
篇2
摘 要:以2004年1月-2007年6月全國進出口總額、進口總額、出口總額和體 育用品出口額為 分析樣本,運用相關(guān)分析、單位根檢驗、協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數(shù)及方差 分解技術(shù)等方法,對體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的互動關(guān)系進行實證研究。結(jié)果表 明:體育用品出口貿(mào)易與我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易存在較高關(guān)聯(lián)度,且4個時 間序列變量均為一階單整I(1)序列。體育用品出口貿(mào)易與我國進出口貿(mào)易不存在長期穩(wěn)定的 均衡關(guān)系,但與出口貿(mào)易、進口貿(mào)易存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。體育用品出口貿(mào)易不是我國 進出口貿(mào)易和出口貿(mào)易增長的原因,而進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易卻是體育用品出口貿(mào)易增長的 原因,體育用品出口貿(mào)易與進口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。進出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易、進口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應表現(xiàn)為“短期效應明顯,長期效 應較弱”。進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進口貿(mào)易增長的波動主要歸因于自身因素,體育用品出 口貿(mào)易對我國進出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻程度均維持在較低的水平。
關(guān)鍵詞:體育用品;出口;進出口貿(mào)易;互動關(guān)系;實證研究;中國
中圖分類號:G80-05文獻標識碼:A文章編號 :1007-3612(2009)03-0020-05
A Positive Research on Interaction between Sporting Goods Export and China's Import and Export Trade
CHEN Po ZHAO Heng XIA ChongDe
(1. College of Physical Education, Chongqing Normal University, Chongqing 401331, China;
2. College of Physical Education, Southwest Un iversity, Chongqing 400715, China)
Abstract: The national gross of imports and exports, imports, exports and sporti ng goods exports from January 2004 to June 2007 are analyzed by the methods of c orrelation analysis, unit root test, cointegration analysis, Granger causalitytest, pulse response function and variance decomposition technique in the positi ve research of interaction between sporting goods export trade and China's impor t and export trade. The results show that there exists high correlative between sporting goods, China's export and import trade, import trade and export trade, and the four time series variables are in a whole bandI (1) sequence. There isno long term, stable balance between sporting goods export trade and China's imp ort and export trade, but it exists between export trade and import trade. Sport ing goods export trade is not the reason for growth, while import and export tra de and export trade is responding for sporting goods export growth. There is no oneway on the Granger causality reasons for sporting goods export trade and im p ort trade. Influence of import and export trade, export, import export trade on the sporting goods trade growth fluctuations responses for the overall performan ce as significant in shortterm effects, weak in longterm effects. The fluctu at ion and the growth mainly attribute to their own factors. Sporting goods export contributes to China's import and export trade at a low level.
Key words: sporting goods; export; import and export trade; interaction; positive research; China
在我國進出口貿(mào)易與體育用品出口貿(mào)易雙重因素的作用下,國內(nèi)社會經(jīng)濟發(fā)展水平得到 較大幅度提高。基于此背景,本研究選取體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易為研究對象, 驗證二者之間的互動關(guān)系,把握其內(nèi)在作用機制,實現(xiàn)共同繁榮發(fā)展目標,進一步促進我國 經(jīng)濟發(fā)展,有著重要的現(xiàn)實意義。近年來,關(guān)于體育用品的研究成果頗多,但大部分還是純 粹的定性描 述,多以抽象的語言概括為主,定量與定性相結(jié)合的實證性研究成果甚少。鑒于此,本文利 用2004年1月~2007年6月的月度數(shù)據(jù),運用多種計量經(jīng)濟學分析方法,重點考察體育用品出 口貿(mào)易與我國進出口貿(mào)易的互動關(guān)系,考證二者之間的彼此貢獻程度。旨在為進一步明確體 育用品出口貿(mào)易與我國進出口貿(mào)易之間的量化關(guān)系,完善體育用品出口貿(mào)易發(fā)展策略,不斷 壯大中國進出口貿(mào)易規(guī)模,提高國內(nèi)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平,進而提升國內(nèi)整體競爭實力提供理 論參考。
1 研究對象與方法
1.1 研究對象 本文選取2004年1月-2007年6月為樣本區(qū)間值。以我國進出口貿(mào)易總額、進口貿(mào)易總額 、出口貿(mào)易總額和體育用品出口貿(mào)易總額共42個月度數(shù)據(jù)為具體分析指標,數(shù)據(jù)分別源于《 中經(jīng)專網(wǎng)》(newibe.cei.省略)和《中國統(tǒng)計》(2005年第1期-2007年第8期 )。
1.2 研究方法
1.2.1 文獻資料法
從《中國統(tǒng)計》和《中經(jīng)專網(wǎng)》獲取國家進出口貿(mào)易總額、進口貿(mào)易總額、出口貿(mào)易總額與體育用品出口貿(mào)易總額42個月度數(shù)據(jù)。同時,參考相關(guān)經(jīng)濟學研究論文35篇,查閱計量經(jīng)濟學專著5本,為完成本課題提供了資料保障。
1.2.2 數(shù)理統(tǒng)計法
分別運用計量經(jīng)濟學軟件Eviews5.0和社會學統(tǒng)計分析軟件SPSS12.0對數(shù)據(jù)資料進行收集整理,并完成對數(shù)據(jù)必要的數(shù)理統(tǒng)計處理。
2 國內(nèi)外關(guān)于體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系研究
通過總結(jié)國內(nèi)外關(guān)于體育用品分類的相關(guān)研究文獻[10-11],本文現(xiàn)將中國與歐洲 國家關(guān)于體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系簡要列出(表1)。
由國內(nèi)外關(guān)于體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系(表1)可發(fā)現(xiàn),目前我國對體育用品的分類尚沒有統(tǒng)一標準,主要包含5大產(chǎn)品分類系列,而每一產(chǎn)品分類中又包括不同的產(chǎn)品內(nèi)容。近些年,國內(nèi)針對體育用品的分類現(xiàn)狀,國家體育總局裝備中心所編輯的《中國體育商鑒》和近幾屆體育用品博覽會對體育用品參展單位的分類基本大同小異。但總體上講,這些分類不夠系統(tǒng),彼此間界定比較模糊,主要適用于商業(yè)目的??v觀歐洲國家對體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系,該分類體系簡單、清晰、明了,故其對本研究具有較大借鑒意義。
3 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的總體情況分析
運用社會學統(tǒng)計分析軟件包SPSS12.0繪制我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易與體育用 品出口貿(mào)易的時間動態(tài)序列圖(Time Sequence Charts),如圖1所示。
從圖1看出,從2004年1月~2007年6月我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易和體育用品出口貿(mào)易保持著持續(xù)增長態(tài)勢,但存在周期性波動。進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進口貿(mào)易總額有著相同的周期性波動規(guī)律,在每年1~3月之間均會出現(xiàn)進出口貿(mào)易經(jīng)濟的低谷期,但調(diào)整期限較短,對外貿(mào)易經(jīng)濟能迅速恢復初始增長狀態(tài)。中國體育用品出口貿(mào)易也同樣具有相似的變化規(guī)律,但從數(shù)量規(guī)模上講,體育用品出口貿(mào)易與我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易還存在著非常大的差距,其所占國內(nèi)進出口貿(mào)易份額偏低。
4 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的相關(guān)分析
為初步明確體育用品出口貿(mào)易與我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易的關(guān)聯(lián)程度,運用社 會學統(tǒng)計分析軟件包SPSS12.0對該4個對外貿(mào)易經(jīng)濟指標進行皮爾遜相關(guān)分析(Pearson Co rrelation),結(jié)果如表2所示。
由表2可知,我國體育用品出口貿(mào)易與進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易的相關(guān)系數(shù)分別為0 .828、0.826和0.805,均達到較高關(guān)聯(lián)程度,且具有非常顯著性意義(P
5 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易互動關(guān)系的計量分析
對體育用品出口貿(mào)易與我國進出口貿(mào)易的互動關(guān)系進行計量分析的步驟如下:1) 對中國進 出口總額、出口總額、進口總額與體育用品出口額取自然對數(shù)值,分別以LNJCK、LNCK、LNJ K及LNTYCK表示;2) 對這4個時間序列指標進行單位根檢驗(平穩(wěn)性檢驗);3) 對體育用 品出口貿(mào)易與進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易的協(xié)整關(guān)系進行檢驗;4) 對體育用品出口 貿(mào)易與進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易進行格蘭杰因果關(guān)系驗證;5) 采用脈沖響應函數(shù) 分析我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應;6)
運用方差分解技術(shù)考察體育用品出口貿(mào)易對進出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻程度。
5.1 單位根檢驗(平穩(wěn)性檢驗)
在對該4個時間序列指標取自然對數(shù)值之后,采用ADF單位根檢驗方法來驗證時間序列的平穩(wěn)性。其操作過程借助Eviews5.0軟件完成,結(jié)果如表3所示。
從表3看出,LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK的ADF統(tǒng)計量均大于在10%、5%、1%水平下的臨界值 ,即4個變量的原序列均未通過ADF檢驗,全為非平穩(wěn)時間序列。綜合考慮時間趨勢因素,并 對LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK進行一階差分處理,差分后的時間序列均通過了10%、5%、1% 水平的顯著性檢驗,說明LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK是一階單整I(1)序列。
5.2 協(xié)整關(guān)系檢驗 本研究采 用E-G(Engle-Granger)兩步法,用一個變量(LNTYCK)對其它3個變量(LNJCK、LNCK、LN JK)分別作對數(shù)回歸,并根據(jù)回歸模型及模型殘差值的單位根檢驗結(jié)果,判斷體育用品出口 貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。因本文所 涉及的4個時間序列變量均為一階單整I(1)序列,可直接用最小二乘法(OLS)進行協(xié)整回歸[13-14]。所有操作過 程均借助Eviews5.0軟件完成,結(jié)果如表4、表5所示。
注: R表示判定系數(shù),AdjustedR表示調(diào)整判定系數(shù),S.E表示標準誤差,F(xiàn) -statistic表示模型的F檢驗值,Prob表示顯著性概率。
1) 由變量組LNJCK、LNTYCK的協(xié)整回歸模型可知,模型擬合優(yōu)度較高,解釋能力較強(R=68.85%),并具有顯著性意義(P
2) 從變量組LNCK、LNTYCK的協(xié)整回歸模型看出,模型擬合優(yōu)度較高,解釋能力較強(R=68.44%),模型存在顯著性意義(P
3) 由變量組LNJK、LNTYCK的協(xié)整回歸模型可知,模型擬合優(yōu)度較高,解釋能力略低于前兩個模型(R =64.20%),也具有顯著性意義(P
5.3 格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗
格蘭杰因果關(guān)系檢驗要求變量必須是平穩(wěn)的[14],經(jīng)ADF統(tǒng)計量檢驗,得知變量D(LNJCK)、D(LNCK)、D(LNJK)和D(LNTYCK)均為平穩(wěn)時間序列,故可對該4個變量進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗,根據(jù)AIC和SC最小化準則,本文確定滯后期為2,采用Eviews5.0軟件進行處理,結(jié)果如表7所示。
由表7可知,對于D(LNTYCK)不是D(LNJCK)的格蘭杰原因的原假設(shè),F(xiàn)統(tǒng)計值較小,顯著性概率P大于0.05,故接受原假設(shè),表明體育用品出口貿(mào)易不是我國進出口貿(mào)易增長的原因。就D(LNJCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設(shè),F(xiàn)統(tǒng)計值為4.25 389,顯著性概率P小于0.05,拒絕原假設(shè),說明進出口貿(mào)易是體育用品出口貿(mào)易增長的原因;對 于D(LNTYCK)不是D(LNCK)的格蘭杰原因的原假設(shè),F(xiàn)統(tǒng)計值偏小,顯著性概率P也大于0.05,因此接受原假設(shè),表明體育用品出口貿(mào)易也不是中國出口貿(mào)易增長的原因。就D(LNCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設(shè),F(xiàn)統(tǒng)計值為3.89 591,顯著性概率P小于0.05,由此拒絕原假設(shè),說明出口貿(mào)易同樣也是體育用品出口貿(mào)易增長的原因;對于D(LNTYCK)不是D(LNJK)的格蘭杰原因與D(LNJK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的兩個原假設(shè),F(xiàn)統(tǒng)計值均較小,顯著性概率P大于0.05,故接受原假設(shè),表明體育用品出口貿(mào)易與我國進口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。從中不難看出,因受中國體育用品業(yè)發(fā)展內(nèi)外環(huán)境的影響,體育用品出口貿(mào)易的規(guī)模還差強人意,但其經(jīng)濟效益還有待于進一步提高。因此,近些年,體育用品出口貿(mào)易的快速發(fā)展并不是我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易增長的直接原因,而進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易的發(fā)展卻對體育用品出口貿(mào)易增長產(chǎn)生了積極作用。
5.4 脈沖響應函數(shù)分析
脈沖響應函數(shù)是基于向量自回歸(VAR)模型得出的,主要反映來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內(nèi)生變量當前值和未來值的影響,刻畫內(nèi)生變量對隨機擾動的動態(tài)反映,顯示任意變量的隨機擾動(新息Innovation)如何通過模型影響其他變量,并反饋到自身的動態(tài)過程[14-15]。本文運用脈沖響應函數(shù)(Impulse response functions)重點考察 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易之間的互動關(guān)系。
進行脈沖響應函數(shù)分析之前,必須構(gòu)建理想的VAR模型。根據(jù)AIC和SC最小化原則,借助Eviews5.0軟件對不同滯后量模型的AIC和SC值進行反復比較,結(jié)果如表7所示,從中選出AIC和SC值最小的VAR模型,即3個向量自回歸模型的滯后期均為5,說明滯后期為5時,3個向量自回歸模型(LNJCK與LNTYCK、LNCK與LNTYCK、LNJK與LNTYCK)的回歸效果最為理想。
根據(jù)上述3個VAR(5)模型,研究運用模擬沖擊法,對模型系統(tǒng)施加一個外部沖擊,借助Eviews5.0軟件計算各變量對沖擊的反應,考察中國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易的反應狀況。圖2、圖3、圖4分別顯示我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易對來自體育用品出口貿(mào)易增長一個標準差沖擊的反應。
分析圖2、圖3與圖4可得出,在短時期內(nèi),體育用品出口貿(mào)易的變動會對我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口貿(mào)易產(chǎn)生較大影響,即在1~3期之間,體育用品出口貿(mào)易增長的波動對中國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口貿(mào)易增長的波動產(chǎn)生直接作用。但從長遠來看,體育用品出口貿(mào)易增長的波動并未對進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口貿(mào)易產(chǎn)生明顯的影響?;诖?,研究認為我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應表現(xiàn)為“短期效應明顯,長期效應較弱”。
5.5 方差分解技術(shù)
方差分解(Variance decomposition)技術(shù)也是根據(jù)VAR模型得來的,其可將系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動(K步預測方差)按其成因分解為與各方程新息(Innovation)相關(guān)聯(lián)的組成部分,從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要程度[14-15]。本文采用該 技術(shù)的主要目的是考察體育用品出口貿(mào)易在不同時期對我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口貿(mào)易的具體貢獻程度。借助Eviews5.0軟件進行計算,結(jié)果如表8所示。
由表8可知,我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào) 易與進口貿(mào)易增長的波動主要歸因于自身因素,解釋能力分別達84.61%、77.24%和91.92 %。 而受體育用品出口貿(mào)易擾動項的沖擊影響的成分較低,其對中國進出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻程度 均維持在較低的水平,解釋能力分別為15.39%、22.76%、8.08%,說明體育用品出口貿(mào)易 對我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口貿(mào)易的貢獻程度非常有限。
6 結(jié) 論
1) 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的總體情況分析得出,我國進出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易、進口貿(mào)易及體育用品出口貿(mào)易保持著持續(xù)增長態(tài)勢,但存在周期性波動。從數(shù)量規(guī) 模上講,體育用品出口總額與進出口總額、出口總額、進口總額還存在著非常大的差距,所 占中國進出口貿(mào)易的份額偏低。
2) 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的相關(guān)分析表明,我國體育用品出口貿(mào)易與 進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易的相關(guān)系數(shù)分別為0.828、0.826和0.805,均達到較高 的關(guān)聯(lián)程度,且具有非常顯著性意義(P
3) 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的單位根檢驗顯示,我國進出口貿(mào)易、出口 貿(mào)易、進口貿(mào)易和體育用品出口貿(mào)易的自然對數(shù)時間序列(LNJCK、LNCK、LNJK、LNTYCK) 均為一階單整I(1)序列。
4) 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的協(xié)整關(guān)系檢驗可知,體育用品出口貿(mào)易與 我國進出口貿(mào)易不存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,但與出口貿(mào)易、進口貿(mào)易存在長期穩(wěn)定的均衡 關(guān)系。
5) 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的格蘭杰因果關(guān)系檢驗表明,體育用品出口 貿(mào)易不是進出口貿(mào)易增長的原因,而進出口貿(mào)易則是體育用品出口貿(mào)易增長的原因;體育用 品出口貿(mào)易也不是出口貿(mào)易增長的原因,但出口貿(mào)易是體育用品出口貿(mào)易增長的原因;體育 用品出口貿(mào)易與進口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果關(guān)系。
6) 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的脈沖響應函數(shù)分析得出,我國進出口貿(mào)易 、出口貿(mào)易與進口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應表現(xiàn)為“短期效應明顯,長 期效應較弱”。
7) 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的方差分解技術(shù)說明,我國進出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易與進口貿(mào)易增長的波動主要歸因于自身因素,體育用品出口貿(mào)易對進出口貿(mào)易事業(yè)的 貢獻程度均維持在較低的水平,說明體育用品出口貿(mào)易對我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口 貿(mào)易的貢獻程度非常有限。
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篇3
[關(guān)鍵詞]山東??;WTO;貿(mào)易潛力
[DOI]1013939/jcnkizgsc201643017
1引言
中國進出口總額自1978年的206億美元、占世界比重的078%,增長到2014年的26424177億美元、成為全球第二大經(jīng)濟體。37年來中國進出口貿(mào)易的增長速度令人驚嘆,尤其是2001年中國加入WTO以來,更是增長迅猛。如今中國成為全球第一大外貿(mào)國家,再次表明中國加入WTO的決定是正確的。中國入世后除了獲得了巨大的成就和經(jīng)濟收益,也受到了全球金融危機等負影響,入世有利也有弊。
就山東省來說,山東省2014年進出口總額占全國進出口總額的763%,而山東省總面積約占全國的164%,人口占全國的716%,山東的進出口水平與山東省的基本人口地理狀況持平。
2變量與數(shù)據(jù)的處理
21變量的處理
一省的進出口貿(mào)易額受多種因素的影響,如貿(mào)易壁壘、國家的政治狀況、地理位置因素、產(chǎn)品種類與質(zhì)量等。在本文的研究中,假定外界條件不變,僅研究山東省內(nèi)的部分自身因素對其進出口貿(mào)易額的影響(詳情見下表)。
解釋變量說明表
解釋變量具體含義預期符號理論解釋
X2一次能源生產(chǎn)總量+體現(xiàn)山東省一次能源生產(chǎn)總量,一次能源生產(chǎn)總量越大,則各行業(yè)生產(chǎn)能力可能越大,進而促進進出口貿(mào)易
X3社會固定資產(chǎn)投資額+社會固定資產(chǎn)投資額越大,則社會生產(chǎn)的基礎(chǔ)設(shè)施可能越完善,進而有利于提高生產(chǎn)效力,促進進出口
22數(shù)據(jù)的處理
本文選取山東省一次能源生產(chǎn)總量和社會固定資產(chǎn)投資額兩個方面研究其對山東省進出口貿(mào)易額的作用。分析這兩方面對山東省進出口貿(mào)易額的影響,尋找到限制山東省進出口貿(mào)易的原因,提出在中國進入WTO十六周年的大背景下,促進山東省進出口貿(mào)易的對策。本文的數(shù)據(jù)來源為《中國統(tǒng)計年鑒》和《山東省統(tǒng)計年鑒》。
3模型的實證結(jié)果
31模型設(shè)定
運用EViews 80分析和估模型,認為山東省進出口貿(mào)易額與山東省一次能源生產(chǎn)總量和社會固定資產(chǎn)投資額差異明顯,相互間可能具有一定的相關(guān)性。根據(jù)經(jīng)濟理論和現(xiàn)實經(jīng)驗,設(shè)定模型為如下線性回歸模型形式:
Yij=β1+β2X2i+β3X3i+ui
32估計參數(shù)
利用EViews估計模型參數(shù),對數(shù)據(jù)進行計算得到回歸結(jié)果。根據(jù)回歸結(jié)果整理得到模型的參數(shù)方程:
Yi=3002470-3562836X2+3808580X3
(1369623)(1498828)(2881129)
t=(21921)(-23771)(132191)
R2=09642F=2958912n=31
該模型R2=09642,修正可決系數(shù)為09609,可決系數(shù)很高,F(xiàn)檢驗值為2958912,明顯顯著。但是當α=005時,tα2(n-k)=t0025(31-3)=2048,X2的系數(shù)不顯著,且X2的符號與預期相反,這表明可能存在多重共線性。
33數(shù)據(jù)調(diào)整與處理
對各變量數(shù)據(jù)進行對數(shù)變換,并對依照如下的對數(shù)模型進行估計。
lnYt=β1+β2lnX2t+β3lnX3t+εt
利用EViews軟件,對Yt、X2、X3分別取對數(shù),分別生成lnY、lnX2、lnX3的數(shù)據(jù),采用OLS方法估計模型參數(shù),得到的回歸結(jié)果。模型估計結(jié)果為:
lnYi=1110095-03576lnX2+08950lnX3
(46250) (05601)(00807)
t=(24002)(-06383)(110966)
R2=09830F=8124283n=31
該模型R2=09830,修正可決系數(shù)為09819,可決系數(shù)很高,F(xiàn)檢驗值為8124283,明顯顯著。如果當α=005時,tα2(n-k)=t0025(31-3)=2048,lnX2的系數(shù)極為不顯著,且lnX2的符號與預期相反,因此,模型可能存在有設(shè)定誤差過擬合的情況。即X2山東省一次能源生產(chǎn)總量與山東省進出口貿(mào)易無明顯的相關(guān)關(guān)系,所以應當舍棄變量X2。
利用EViews對模型自變量X3重新進行參數(shù)估計得如下結(jié)果:
Yi=6239941+7358135X3
4中國入世十六周年背景下山東省進出口貿(mào)易面臨的壓力
41國際經(jīng)濟形勢錯綜復雜
入世十六年來,與世界各國之間的貿(mào)易往來不斷加深的同時受到全球經(jīng)濟大環(huán)境的影響也更為深刻。經(jīng)濟一體化進程的加快、各國之間復雜多樣的政治經(jīng)濟關(guān)系、國際社會局勢的變化與動蕩、各種國際勢力之間的制衡和對抗都給進出口貿(mào)易帶來了巨大的壓力,整體進出口貿(mào)易受到世界形勢的影響變得格外突出,尤其是對于中歐等局部地區(qū),貿(mào)易環(huán)境極為不穩(wěn)定。
42進出口貿(mào)易領(lǐng)域競爭激烈
美日歐盟等國家和地區(qū)采用貿(mào)易壁壘限制我國產(chǎn)品的出口,僅山東省2014年一年受到的反壟斷調(diào)查就高達50多起,主要是由美國、澳大利亞、韓國發(fā)起,主要涉及紡織品等山東省重點出口產(chǎn)業(yè)。
43山東省的進出口外貿(mào)競爭優(yōu)勢不突出
山東省曾經(jīng)是我國的勞動力輸出大省,但是隨著我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整,第三產(chǎn)業(yè)和新型產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展,使勞動力從制造業(yè)向服務(wù)業(yè)流動,這也就造成了勞動力成本的不斷攀升,2010年到2015年間山東省的勞動力成本漲幅超10%。勞動密集型出口產(chǎn)業(yè)的競爭優(yōu)勢不再明顯,加之東南亞勞動密集型產(chǎn)業(yè)的快速崛起使山東省的主要訂單在流失,市場份額逐漸被蠶食。
5貿(mào)易壓力下的山東進出口貿(mào)易競爭力培育的對策建議
51提高出口產(chǎn)品的技術(shù)含量
現(xiàn)形勢下,核心技術(shù)越來越成為全球競爭的主要表現(xiàn)形式,推動了世界產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級。山東要從經(jīng)濟大省邁向經(jīng)濟強省,不但要繼續(xù)增加產(chǎn)品出口貿(mào)易額,更要提高技術(shù)等無形貿(mào)易出口。大力發(fā)展知識密集型、技術(shù)密集型企業(yè),確立自己的核心技術(shù),提升出口產(chǎn)品整體質(zhì)量技術(shù)水平。鼓勵企業(yè)自主研發(fā),大力支持出口企業(yè)向價值鏈高端進行延伸,強化技術(shù)核心研發(fā),突破重點領(lǐng)域,實現(xiàn)出口產(chǎn)品技術(shù)高端化。
52推動出口服務(wù)貿(mào)易的快速發(fā)展
依據(jù)國家的《關(guān)于加快發(fā)展服務(wù)貿(mào)易的若干意見》,應把握山東出口貿(mào)易競爭新優(yōu)勢培育發(fā)展的良好時機,擴大服務(wù)貿(mào)易出口規(guī)模,增強出口貿(mào)易的競爭優(yōu)勢。
(1)完善服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)。以高知識水平、高科技含量行業(yè)作為山東出口發(fā)展的重中之重。針對通信、金融、商務(wù)服務(wù)和服務(wù)外包等服務(wù)貿(mào)易,應做大產(chǎn)業(yè)規(guī)模,實現(xiàn)重點地區(qū)政策傾斜,形成產(chǎn)業(yè)集群。
(2)擴大出口市場。鞏固山東服務(wù)貿(mào)易的傳統(tǒng)市場,并在此基礎(chǔ)之上,把握“一帶一路”建設(shè)的重要歷史機遇,增加山東對“一帶一路”沿線市場的開發(fā)力度。組織企業(yè)參加廣交會、文博會、軟交會等境內(nèi)外展會。
參考文獻:
篇4
【關(guān)鍵詞】人民幣升值;匯率變動;進出口貿(mào)易;相關(guān)分析;回歸分析
匯率作為一種經(jīng)濟杠桿,是影響一個國家或地區(qū)的對外貿(mào)易發(fā)展的重要因素。因此,研究對外貿(mào)易之間的關(guān)系和匯率變化對我國具有重要的現(xiàn)實意義。
一、實證分析
本文主要研究分析時間段是1995~2008年。這段時間人民幣匯率制度進行了重大的改變,主要以市場供求為基礎(chǔ)的,有管理的浮動匯率。因為在這一階段,人民幣匯率變動和中國對美國進出口貿(mào)易額都主要是受市場影響。同時也是在近幾年國內(nèi)GDP增速開始放緩。本文采用相關(guān)分析和回歸分析來解釋說明兩者之間的關(guān)系。(1)在選取的兩個變量中,將1995~2008年的年均匯率設(shè)定為自變量X,將進出口總額設(shè)定為因變量Y。運用spss軟件得到相關(guān)結(jié)果如下:
進出口總額和年均匯率的簡單相關(guān)系數(shù)為-0.827,說明兩者之間存在負的強相關(guān)關(guān)系。其中p值都近似為零,拒絕原假設(shè),從而認為兩個總體不是零相關(guān)。而且簡單相關(guān)系數(shù)值為
-0.827,非常接近于1,即兩者之間存在很強的相關(guān)性。通過對進出口總額與年均匯率的分析,得出兩點結(jié)論:第一,人民幣的匯率變動確實對中國的進出口產(chǎn)生了較為顯著的影響。這表現(xiàn)在,當人民幣對美元明顯升值時,進口增速明顯上升。第二,綜合看來,我國的出口總額并沒有因為人民幣升值而減少,進口總額增速繼續(xù)上升。(2)由于以上分析所得出的結(jié)論為兩者之間存在很強的相關(guān)性,所以應該選擇進行線性回歸分析,建立線性回歸模型。然后,用SPSS選擇強制進入策略模型,處理數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)處理結(jié)果如下:
二、分析結(jié)論
通過用相關(guān)軟件處理并分析數(shù)據(jù)研究人民幣匯率變動對我國外貿(mào)進出口情況,發(fā)現(xiàn)匯率變化對進出口貿(mào)易在我國有一定的影響。但是我國的匯率變動對對外貿(mào)易的影響卻與傳統(tǒng)的經(jīng)濟學理論不符,1995年以來人民幣升值過程中,出口進口持續(xù)增長,順差并沒有因為人民幣的升值而減少。這是因為中國的巨額貿(mào)易順差是國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移形成的“遷移效應”,人民幣小幅升值難以阻礙貿(mào)易順差擴大的態(tài)勢。
在面對人民幣可能將進一步升值的情況下,采取一定的措施是必要的。通過整理和分析我國的貿(mào)易狀況之后,采取政策控制外匯儲備過度增長,還可以調(diào)整我國的貿(mào)易戰(zhàn)略,優(yōu)化我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等一系列方法來控制人民幣的進一步升值,避免匯率的波動帶來的不利影響。另外,擴大我國企業(yè)對外直的接投資,鼓勵資本的輸出;加快人民幣衍生產(chǎn)品市場建設(shè)等等都對我國有相當大的作用。
參 考 文 獻
[1]朱孟楠.國際金融學[M].廈門大學出版社,1999
篇5
面對金融危機“保增長”的重要性
面對全球金融危機的巨大壓力,“保增長”是現(xiàn)階段各項經(jīng)濟工作的重中之重。在國際市場需求疲軟的情況下,為了能夠使“保增長”的目標落到實處,理所當然要將“擴內(nèi)需”擺放到更加重要的位置。然而,“擴內(nèi)需”并非意味著就可以忽視對外貿(mào)易在“保增長”過程中的作用。在“擴內(nèi)需”的同時,如果也能夠盡可能發(fā)揮對外貿(mào)易的積極作用,可供選擇的手段增加了,“保增長”的把握性自然也會增大,“擴內(nèi)需”過程因此也會相對輕松一些。
總體來看,受到全球金融危機的影響,最近一段時間中國對外貿(mào)易增長有所放慢。從2002年到2007年,中國的進出口貿(mào)易總額增長幅度連續(xù)6年都超過了兩成,但2008年進出口貿(mào)易總額的增長幅度卻只有17.8%,其中,出口貿(mào)易和進口貿(mào)易的增長幅度分別為17.2%和18.5%,增長速度比前幾年明顯放慢。
現(xiàn)階段進出口貿(mào)易的增長速度雖然放慢,但2008年的全年統(tǒng)計只不過是由“顯著”增長變?yōu)椤皽睾汀痹鲩L。可是,如果像證券分析師那樣也做一張《分時走勢圖》,則不難看出,2008年中國的進出口貿(mào)易增長基本上可以用“高開低走”這個股評術(shù)語加以概括。2008年10月以前,進出口貿(mào)易增長或快或慢,但基本上能夠保持增長勢頭。據(jù)海關(guān)統(tǒng)計,2008年前10個月,出口和進口分別累計增長21.9%和27.6%??稍?0月之后,進出口貿(mào)易的發(fā)展形勢卻可以用“晚節(jié)不?!眮硇稳荨?jù)統(tǒng)計,2008年11月全國出口貿(mào)易和進口貿(mào)易比上年同期分別下降2.2%和17.9%,特別是出口貿(mào)易自2002年以來首次出現(xiàn)了月度負增長。更有甚者,進出口貿(mào)易的月度負增長并非“間歇”性,而是漸成趨勢。2008年12月,出口貿(mào)易和進口貿(mào)易又比上年同期分別下降2.8%和21.3%。
貿(mào)易順差的“貧困化”擴張
值得注意的是,近些年來中國的對外貿(mào)易順差越來越大。即使對外貿(mào)易規(guī)模受到全球金融危機的影響而有所萎縮,貿(mào)易順差擴大的勢頭也依然得以持續(xù)。由于進口貿(mào)易的下降幅度要超過出口貿(mào)易的下降幅度,2008年11月貿(mào)易順差達到400.9億美元,成為有史以來中國對外貿(mào)易順差最大的一個月,而12月貿(mào)易順差也達到了389.8億美元的歷史次高點。再看一看整個2008年,全年貿(mào)易順差達到2954.6億美元。
一般來講,許多人都會認為出口越多,經(jīng)濟增長受到對外貿(mào)易的拉動也就越大;而進口越多,經(jīng)濟增長受到對外貿(mào)易的拖累也就越大。近期,由于貿(mào)易順差創(chuàng)下歷史最高紀錄,凈出口對經(jīng)濟增長的拉動進一步強化。
可是,在全球金融危機的大背景之下,盡管貿(mào)易順差還在擴大,開展進出口業(yè)務(wù)的難度卻在加大,許多企業(yè)苦不堪言。當下,眼看著一些出口企業(yè)停工甚至關(guān)閉,眼看著出口企業(yè)的打工仔、打工妹甚至白領(lǐng)們丟掉飯碗,又有何理由為貿(mào)易順差的增加而自我欣慰?僅從量的角度看,順差加大應當會對經(jīng)濟增長起到拉動作用。然而,若從質(zhì)的角度來看,凈出口規(guī)模的大小并不一定等同于對經(jīng)濟增長貢獻的大小。由此,筆者開始思考這樣一個命題:小貿(mào)易的大順差不足為喜,其對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的積極影響不一定比得上大貿(mào)易下的小順差,甚至有可能還不如大貿(mào)易下出現(xiàn)的適度逆差。2008年11月貿(mào)易順差創(chuàng)新高就能印證這一命題。否則,中央也就沒有必要在當前形勢下特別強調(diào)要靠“擴內(nèi)需”來保增長了。
就對外貿(mào)易而言,凈出口因素固然可以對經(jīng)濟增長起到至關(guān)重要的作用,但凈出口因素絕非影響經(jīng)濟增長的唯一因素。事實上,對外貿(mào)易也會出現(xiàn)貧困化增長的情況,而這種情況本身就是對上述凈出口因素起“推動作用”的唯一性提出挑戰(zhàn)。按發(fā)展經(jīng)濟學的概念,貧困化增長是指貿(mào)易條件嚴重惡化導致社會福利下降程度大于社會福利改善程度,最終會出現(xiàn)越增長越貧窮。在貧困化增長的條件下,出口越多,外貿(mào)對經(jīng)濟增長的拉動作用越弱。隨著全球金融危機愈演愈烈,現(xiàn)階段中國的進出口貿(mào)易規(guī)模出現(xiàn)萎縮,貧困化增長的先決條件不復存在。在進出口貿(mào)易出現(xiàn)負增長的情況下,隨著貿(mào)易順差的增加,對外貿(mào)易或許不會出現(xiàn)傳統(tǒng)意義上的貧困化增長,但“貧困化”的特征卻依然存在,索性將這種情況稱之為貿(mào)易順差的“貧困化擴張”,又何妨?
的確,從宏觀角度來看,對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的拉動作用就應當體現(xiàn)在凈出口方面??墒?,如果將微觀層面也納入觀察視野,僅從凈出口角度來看待對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的拉動作用未免有些狹隘。單獨來看,無論是出口貿(mào)易還是進口貿(mào)易,都會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極的拉動作用,只不過這種拉動作用并不是直接作用于宏觀層面,而是通過微觀層面間接作用于宏觀層面。
雖然具有某種程度的重商主義色彩,但對不同國家來說,通過追求對外貿(mào)易的順差來推動經(jīng)濟增長或許具有可行性,動機也無可厚非??墒?,就整個世界貿(mào)易體系而言,各國對貿(mào)易順差的追求恰似一場“零合游戲”:一個國家出現(xiàn)貿(mào)易順差必然要以另外一個國家出現(xiàn)貿(mào)易逆差為前提。不難看出,在經(jīng)濟全球化的今天,世界貿(mào)易之所以能夠取得長足發(fā)展,關(guān)鍵在于對外貿(mào)易能夠產(chǎn)生福利的“正合效應”,而非“零合效應”或者“負合游戲”。否則,比較利益學說、要素稟賦論、規(guī)模經(jīng)濟理論等國際貿(mào)易理論也就失去了用武之地。
“保增長”絕非單靠貿(mào)易順差
在經(jīng)濟全球化的今天,隨著資源的全球配置力度不斷強化,過分追求貿(mào)易順差不僅無助于整個世界貿(mào)易的發(fā)展,而且也未必就對各國的經(jīng)濟增長有利。事實上,在當今世界存在巨額貿(mào)易逆差的富國并不少見,而存在巨額貿(mào)易順差的窮國也屢見不鮮。
不難看出,對外貿(mào)易在經(jīng)濟增長過程中所發(fā)揮的作用不能僅僅靠貿(mào)易順差的大小來加以簡單評價。現(xiàn)實狀況表明,近期的貿(mào)易順差加大頗具“貧困化”特征。
首先,在當前進出口貿(mào)易規(guī)模均出現(xiàn)萎縮的狀況下,月度和年度貿(mào)易順差卻達到歷史最高水平,說明這一順差本身就存在質(zhì)量上的隱患。在出口保持對經(jīng)濟增長產(chǎn)生較大貢獻度的情況下,隨著出口貿(mào)易出現(xiàn)萎縮、國內(nèi)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展受到壓制,不僅會導致出口企業(yè)的生存空間收窄,開工率下降,贏利減少,也會對就業(yè)和稅收等方面造成壓力。與此同時,隨著進口貿(mào)易規(guī)模出現(xiàn)大面積萎縮,各種資源在全球范圍內(nèi)的優(yōu)化配置機會也相應減少,中國在經(jīng)濟發(fā)展過程中難以有效借助“外力”,很難更多利用各種外部資源來彌補內(nèi)在資源的“瓶頸”約束。
其次,在當今國際市場上,競爭與合作都要立足于一個為相關(guān)各國所接受的共同平臺。一般來說,在這個平臺之上,一個國家的順差大一些就有可能對經(jīng)濟產(chǎn)生的拉動作用強一些;而順差小一些就有可能對經(jīng)濟產(chǎn)生的牽制作用強一些??墒牵艿饺蚪鹑谖C的影響,這個平臺已經(jīng)不再穩(wěn)固,凈出口規(guī)模擴大對經(jīng)濟增長的拉動作用如何的確很難說。將進出口貿(mào)易結(jié)合起來看,中國的進出口貿(mào)易規(guī)模在2008年11月出現(xiàn)雙向萎縮,對中國經(jīng)濟而言尤為不同尋常。在當代國際分工的基本格局之下,中國處在國際產(chǎn)業(yè)鏈條的中間位置。因此,長期以來,加工貿(mào)易在中國的對外貿(mào)易發(fā)展過程中占據(jù)十分重要的地位?,F(xiàn)在遇到全球金融危機,國際產(chǎn)業(yè)鏈條上自然也會出現(xiàn)相當多的斷裂點。在這種情況下,中國的加工貿(mào)易受到的損害最大。由于加工貿(mào)易具有大進大出的特征,加工貿(mào)易的下滑還有可能會導致進出口貿(mào)易規(guī)模出現(xiàn)雙向萎縮。
再次,近期貿(mào)易順差的迭創(chuàng)新高也存在一定程度的價格變化因素。面對著全球金融危機,國際市場上的反應并非完全都具有對稱性??傮w來看,初級產(chǎn)品價格對全球金融危機的反應最為立竿見影。相反,工業(yè)制成品價格對全球金融危機的反應是逐步顯現(xiàn)的,需要一個過程?,F(xiàn)階段,初級產(chǎn)品在中國進口貿(mào)易中所占比例相對要高一些,而工業(yè)制成品在中國出口貿(mào)易中所占比例卻相當大。因此,目前中國進口萎縮速度要快于出口萎縮速度,貿(mào)易順差規(guī)模也就越來越大。現(xiàn)階段中國對外貿(mào)易的巨大順差規(guī)模很難保得住,甚至有可能轉(zhuǎn)為逆差。即使貿(mào)易順差能夠進一步擴張,也很難擺脫“貧困化擴張”之嫌。
總之,無論是出口規(guī)模下降,還是進口規(guī)模下降,對經(jīng)濟增長來說不一定都是利好因素,而進出口貿(mào)易規(guī)模的整體萎縮對經(jīng)濟增長來說則進一步構(gòu)成了利空因素。因此,我們應該對當前對外貿(mào)易順差創(chuàng)歷史最高紀錄時刻保持警惕。
表面上看,貿(mào)易順差的擴大與否關(guān)乎“保增長”的大局,而具體的進出口業(yè)務(wù)只不過關(guān)系到相關(guān)企業(yè)的“小算盤”。然而,事實并非完全如此。對出口企業(yè)來說,只要做好每一筆進出口業(yè)務(wù),都有利于“保增長”。
一方面,為了推動出口貿(mào)易,今后應當通過進一步挖掘商業(yè)機會,強化出口企業(yè)的技術(shù)投入與管理水平,擴大出口企業(yè)的贏利空間。這些努力看起來是針對出口企業(yè)的微觀層面,但最終會對宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生積極的推動作用。事實上,出口企業(yè)在國際市場上找到了“飯碗”,有利于增加稅收和就業(yè),從官方和民間的立場去面對出口企業(yè)的福利“溢出”,最終會為宏觀經(jīng)濟帶來活力;另一方面,推動進口貿(mào)易,要利用好國際市場需求疲軟的時機,在全球范圍內(nèi)強化資源的優(yōu)化配置,在通過進一步引進技術(shù)促進產(chǎn)業(yè)升級的同時,也要通過在國際市場上選擇性價比更高的中間產(chǎn)品,來加大相關(guān)企業(yè)的贏利空間。
篇6
關(guān)鍵詞:人民幣匯率;進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu);影響分析
2005年人民幣匯率制度改革以后,我國不再單一盯住美元,而是實行參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度。我國對外貿(mào)易伙伴日益增多,對外貿(mào)易規(guī)模日益擴大,我國的國際地位得到有效提升。在當前開放經(jīng)濟環(huán)境的背景下,匯率作為核心工具變量,成為影響一國宏觀經(jīng)濟的重要因素,各國政府把匯率制度作為穩(wěn)定經(jīng)濟正常運行與發(fā)展的重要手段。由于世界經(jīng)濟發(fā)展不平衡、我國長期對外貿(mào)易順差以及因此形成的巨額外匯儲備,在這樣的情況下,匯率作為外匯市場上我國貨幣與貿(mào)易國貨幣相互交換的比率,是我國對外貿(mào)易過程中最為直接也是最為重要的調(diào)節(jié)杠桿,對商品的進出口貿(mào)易、資本的流出流入、國內(nèi)的物價水平都有著重要的影響作用、匯率的問題一直以來就是經(jīng)濟學研究的熱點領(lǐng)域,面對現(xiàn)如今我國人民幣匯制的改革以及人民幣成為世界五大支付貨幣之一這樣的全新變化形勢,結(jié)合我國的實際的情況,研究人民幣匯率的變動對我國進出口貿(mào)易的影響有著十分重要的理論意義與現(xiàn)實意義。
一、人民幣匯率變動帶來我國進出口貿(mào)易狀況的變化
人民幣匯率改制以來其對于國際貿(mào)易的影響力明顯加強,也帶來了我國進出口貿(mào)易形勢的一些變化:1.我國對外貿(mào)易的規(guī)模持續(xù)擴大。2005年是我國人民幣匯率改制的第一年,在對外經(jīng)濟貿(mào)易方面已經(jīng)取得了非常顯著的經(jīng)濟成果,1994年我國進出口貿(mào)易總額僅為2366.2億美元,而2005年我國的進出口貿(mào)易總額達到了14219.1億美元,對外貿(mào)易的規(guī)模明顯擴大,相比于同期的2004年也有23.3%的經(jīng)濟增長點。其中,進口貿(mào)易總額6601.2億美元,同比增長17.6%,出口貿(mào)易總額高達7620億美元,同比增長為28.4%,僅僅單方面的貿(mào)易規(guī)模就遠超過了1994年的全面貿(mào)易總額。而往后我國對外貿(mào)易規(guī)模持續(xù)擴大,2010年對外貿(mào)易總額就達到了全球第二的位置,2012年進出口總額高達33740億美元,同比增長16.8%,其中實現(xiàn)貿(mào)易順差1831億美元,整體貿(mào)易規(guī)模和貿(mào)易形勢都非常良好;2.對外貿(mào)易依賴程度逐年增強。隨著我國改革開放進程的加快和對外貿(mào)易發(fā)展的不斷深入,進出口貿(mào)易帶來的經(jīng)濟增長在總GDP中所占到的份額越來越重,我國經(jīng)濟發(fā)展對進出口貿(mào)易依存度越來越高,對外貿(mào)易逐漸成為我國經(jīng)濟增長中最為重要的貿(mào)易形式。早在2000年,我國的外貿(mào)依存度僅為39.58%,在2005年人民幣匯率改革以來,2006年我國的對外貿(mào)易依存比率高達66.52%,近幾年隨著國外經(jīng)濟危機的影響和國際貿(mào)易形勢的變化有所回落,但總體比率還在50%以上,2013年最新數(shù)據(jù)顯示,我國的對外貿(mào)易依存度為63.1%,而且還在持續(xù)增長,這說明我國目前的國際開放型市場經(jīng)濟體制對國際貿(mào)易依賴性逐年增強,進出口貿(mào)易在國家總的經(jīng)濟增長方面發(fā)揮作用巨大;3.出口商品結(jié)構(gòu)的變化。我國的對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)在人民幣匯率變化形勢下也有著比較大的變動和調(diào)整。在人民幣匯率變化的影響下,為了維持貿(mào)易的順差和持續(xù)對外貿(mào)易規(guī)模的擴大,我國出口商品結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向第二第三產(chǎn)業(yè)明顯傾斜,出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)也有農(nóng)產(chǎn)品等初級產(chǎn)品逐步向工業(yè)精加工產(chǎn)品和高新技術(shù)產(chǎn)品轉(zhuǎn)型,以優(yōu)化的商品出口結(jié)構(gòu)擠占國際貿(mào)易市場。在出口商品結(jié)構(gòu)中工業(yè)制成品開始占據(jù)絕對的出口優(yōu)勢,同時機電產(chǎn)品和高新技術(shù)產(chǎn)品也在出口商品結(jié)構(gòu)中占據(jù)重要的份額,而且出口商品中開始都注重科技元素的附加,實現(xiàn)初級加工和粗加工形式開始向高級加工和精加工方式轉(zhuǎn)變;4.進口商品結(jié)構(gòu)的變化。在人民幣匯率變動的作用影響下,人民幣升值實現(xiàn)了人民幣更大的購買力和購買價值,于是在進口的商品結(jié)構(gòu)中國外的資本密集型產(chǎn)品成為我國主要的進口商品,尤其是國外科技先進技術(shù)領(lǐng)先的機電或高新技術(shù)產(chǎn)品在匯率變化的作用下相比以前更便宜了,當然會成為我國主要的進口方向。
二、人民幣匯率變動對我國進出口貿(mào)易收支的影響
人民幣匯率改制以來,人民幣升值成為必然,雖然近幾年,在我國相關(guān)政策的調(diào)整控制下,人民幣的升值空間被壓縮,匯率有壓下來的趨勢,但整體的變化形勢還是上升的大范圍之內(nèi)。人民幣升值,對于我國的進出口貿(mào)易來說,我國出口的商品在國外市場價格增加,國際競爭力就會相對表現(xiàn)弱勢,同時,國外的輸出商品也就是我國需要進口的商品在人民幣匯率的影響下顯然相對便宜很多,此消彼長,很明顯會是一個貿(mào)易逆差增長的發(fā)展趨勢。
我國的人民幣匯率改制現(xiàn)在都是以國際市場的供需關(guān)系來進行調(diào)整的,隨著我國對外開放進程的加快和國際貿(mào)易形勢的好轉(zhuǎn),人民幣持續(xù)增值是必然的發(fā)展趨勢,這對于我國的對外貿(mào)易的發(fā)展來說并不是一件好事。2005年以來,我國開始參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié),實行有管理的浮動匯率制,人民幣開始比較穩(wěn)定的逐漸升值,2010年的人民幣第二次匯改,人民幣升值幅度再次拉高,雖然近倆年我國通過宏觀經(jīng)濟政策的調(diào)控和進出口導向政策的適應性調(diào)整,人民幣穩(wěn)住了持續(xù)升值的勢頭,并在硬性控制下有所回落,但相對于人民幣匯率改制之前,整體的升值幅度是巨大的。這樣的變化情況對于我國進出口貿(mào)易收支的影響主要體現(xiàn)在兩個方面:一是人民幣升值預期影響。每次人民幣匯率改制,都會有一個人民幣升值的估計,這種估計會對目前的進出口貿(mào)易產(chǎn)生一種假定影響作用,貿(mào)易順差將會縮小,貿(mào)易逆差將會同比明顯增加,這樣的預期會直接影響到當下的進出口貿(mào)易。因為各企業(yè)匯率風險意識的強烈,會主動的采取一些企業(yè)的應急措施來規(guī)避接下來一段時間可能的人民幣升值風險。預感到未來我國貿(mào)易順逆差形勢的變化,很多企業(yè)會加緊商品的出口,控制商品的進口,為變化后留足盈利空間。但其實國家的宏觀經(jīng)濟政策和國際形勢是時刻變化的,萬一人民幣匯率的變動沒有帶來預期的人民幣大幅升值或升值空間十分有限,這目前各企業(yè)對外貿(mào)易的處理措施就會打亂我國進出口貿(mào)易的發(fā)展步調(diào),造成國內(nèi)商品緊缺,帶來嚴重的影響后果;二是匯率變動對進出口貿(mào)易收支的影響。按照供需理論的原理來分析,人民幣貶值有利于我國的對外貿(mào)易收支,因為人民幣的貶值,會大大降低我國出口商品的國際市場價格,在成本上取得國際市場競爭力,增加我國對外貿(mào)易的商品出口量,與此同時,人民幣貶值造成人民幣購買力降低,又會對進口產(chǎn)生一定的抑制作用,這樣的對外貿(mào)易變化,必然會帶來貿(mào)易順差,實現(xiàn)國內(nèi)財富的積累。反之,人民幣升值,我國的出口商品國際市場價格增加,原來的成本優(yōu)勢蕩然無存,失去價格優(yōu)勢的國內(nèi)出口商品因為質(zhì)量科技品質(zhì)的相對落后會不再具有國際競爭力,而隨著人民幣購買力的增強進口貿(mào)易獲得巨大的發(fā)展空間,但正與人民幣貶值相反,升值會帶來對外貿(mào)易的逆差。所以一般來說,理想的對外貿(mào)易形勢是保持小額的貿(mào)易順差增長,所以人民幣匯率不穩(wěn)定反復調(diào)整帶來的人民幣增值對我國進出口貿(mào)易的影響就明顯了,類似我國這樣的勞動密集型產(chǎn)品出口國,對外貿(mào)易的經(jīng)濟依賴性又這么強,如果不能實現(xiàn)理想的貿(mào)易順差,對我國長遠的經(jīng)濟發(fā)展是非常不利的。
三、人民幣匯率變動對我國進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響
(一)人民幣匯率變動對我國進出口商品結(jié)構(gòu)的影響
人民幣匯率變動造成的人民幣升值,必然會引起我國出口商品價格的變動,只是一些商品因為價格浮動空間不大,在人民幣升值的影響下價格變化也不是十分顯著,但有些商品卻會有明顯的價格上升,這些商品在國際市場的競爭力就會大幅減弱,為總量的出口帶來巨大的影響。而商品價格主要受匯率變動的重要影響因素就是出口商品在國際商場的彈性需求程度,一般彈性需求較小的商品在人民幣升值的影響下價格變化不明顯,也不會造成過大的影響,但彈性需求較大商品就會有明顯的價格上漲,帶來嚴重的影響。而對于我國出口商品的結(jié)構(gòu)來說,彈性需求較大的商品會為我國帶來較大的經(jīng)濟利益,這樣,人民幣匯率變動造成的出口商品結(jié)構(gòu)的變化會直接影響到我國出口貿(mào)易經(jīng)濟利益的增加。
(二)人民幣匯率變動對我國進出口貿(mào)易主體結(jié)構(gòu)的影響
人民幣匯率變動帶來的人民幣增值會帶來我國進出口不同類別商品的價格差變動,而出口商品價格的變動會直接對進出口貿(mào)易企業(yè)帶來巨大影響。一般我國進出口貿(mào)易的市場主體有國有企業(yè)、私營企業(yè)和外商企業(yè)。在穩(wěn)定的進出口貿(mào)易主體結(jié)構(gòu)組成中私營企業(yè)是最大的出口主體,因為私營企業(yè)相對很多而且貿(mào)易形式靈活,是我國以往最為重要的出口市場主體。但是一般的私營企業(yè)規(guī)模有限,科技加工水平更是遠遠落后于實力雄厚的國有企業(yè)和外商企業(yè),一旦私營企業(yè)主要出口的勞動密集型產(chǎn)品因為人民匯率調(diào)整造成價格上升,唯一的成本優(yōu)勢不復存在,那么必然會對私營企業(yè)帶來難以想象的沖擊。與此同時,進口市場原料價格升高,又會增加私營企業(yè)的生產(chǎn)成本,私營企業(yè)沒有國有企業(yè)和外商企業(yè)那么底蘊雄厚,很容易在這樣的變化影響下遇到經(jīng)營危機,私營企業(yè)慢慢失去進出口貿(mào)易市場的影響力,國有企業(yè)外商企業(yè)開始發(fā)揮作用,我國進出口貿(mào)易市場主體的結(jié)構(gòu)也因此而改變。
(三)人民幣匯率變動對我國進出口貿(mào)易市場結(jié)構(gòu)的影響
人民幣匯率的變動直接造成人民幣對一些國家貨幣幣種價值的變化增加,比如美國、日本、韓國以及西歐一些國家,而這些國家正是我國商品進出口貿(mào)易的主要合作國。人民幣對美元匯率增加,直接造成人民幣在美國購買力上升,而美元在中國購買力下降,這樣以往銷售業(yè)績不錯的許多中國商品在美國就可能因為價格的上升遭遇滑鐵盧,再也沒有合適的供銷渠道。同時,以往為我國帶來巨大外匯收入的美國人民也會開始“吝嗇”美元的使用,造成中國內(nèi)需影響力的減弱,當然最主要的影響還是美國作為以前中國最重要的進出口貿(mào)易市場,作用會隨著人民幣匯率的變化調(diào)整而明顯減弱。不止如此,日本、韓國、波蘭等其他我國以前比較大出貿(mào)易國際市場都會逐漸縮小我國出口商品的額度,同時加大對我國國內(nèi)市場的外商投資,造成我國國內(nèi)企業(yè)的發(fā)展危機。這樣不僅會為我國進出口貿(mào)易帶來嚴重的影響,更會極大的改變我國進出口貿(mào)易原有的市場結(jié)構(gòu)。
(四)人民幣成為世界主流貨幣對我國進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響
隨著我國對外經(jīng)濟發(fā)展的不斷深入以及人民幣國際影響力的不斷提升,人民幣國際化進程迎來重要里程碑,人民幣成為了美元、英鎊、歐元、日元并駕齊驅(qū)的世界五大支付貨幣之一,這相當于肯定了我國在國際進出口貿(mào)易中的重大影響力。這不僅意味著人民幣在未來的國際支付中會成為新常態(tài),對我國的進出口貿(mào)易來說也會產(chǎn)生非常積極的作用和影響。人民幣國際化使得我國的進出口貿(mào)易更加方便化和快捷化,也會實現(xiàn)我國進出口企業(yè)國際化對接,同時會更加穩(wěn)定我國進出口的貿(mào)易結(jié)構(gòu),在原有的規(guī)模和貿(mào)易合作國基礎(chǔ)上更加穩(wěn)定的進行擴張和進一步發(fā)展,為我國的經(jīng)貿(mào)發(fā)展和進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)帶來非常有利的影響和積極的作用,
四、結(jié)語
綜上所述,人民幣匯率的變動對我國對外貿(mào)易的形勢、收支情況和對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)都會帶來非常大的影響和變化,總體表現(xiàn)來看,匯率的變動頻繁對各方面的影響都是弊大于利,尤其是對于對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響,會極大的改變原有的相對成熟和穩(wěn)定的貿(mào)易結(jié)構(gòu),造成國際貿(mào)易形勢的極大變化。所以,在未來的經(jīng)濟發(fā)展中,我們要特別注意保持人民幣匯率的穩(wěn)定,實現(xiàn)其緩慢有規(guī)律的增長,注意控制貿(mào)易順差,實現(xiàn)我國對外貿(mào)易更大的發(fā)展和進步。
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篇7
關(guān)鍵詞:進出口貿(mào)易;FDI;協(xié)整分析;Granger檢驗;西安市
中圖分類號:F752.8 文獻標志碼:A 文章編號:1673-291X(2017)08-0133-03
引言
隨著經(jīng)濟全球化步伐的加快,F(xiàn)DI在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展過程中將扮演著更加重要的角色,各個地區(qū)紛紛將引進外資與擴大對外貿(mào)易作為一項重要的發(fā)展戰(zhàn)略。改革開放以來,西安市緊緊抓住西部大開發(fā)、國家級西咸新區(qū)、關(guān)中天水經(jīng)濟區(qū)、全面創(chuàng)新改革試驗區(qū)、“一帶一路”國家戰(zhàn)略等重大發(fā)展機遇,一方面積極實施出口導向戰(zhàn)略,大力發(fā)展出口工業(yè),另一方面積極吸引外資與引進國外先進技術(shù),由此促使了進出口貿(mào)易與外商直接投資的快速發(fā)展。2015年,西安市進出口總額為240億美元,是“十一五”末的2.3倍;實際引進外資153.23億美元,是“十一五”末的2.6倍。西安市進出口貿(mào)易與FDI的同步快速增長是否存在某種內(nèi)在聯(lián)系,或者說FDI是否促進了對外貿(mào)易的發(fā)展與對外貿(mào)易增長、是否有利于吸引外資,是一個頗具現(xiàn)實意義的經(jīng)濟問題。
近年來,學者們對進出口貿(mào)易與FDI的關(guān)系進行了大量研究。楊迤[1]、胡恒松[2]分別采用回歸分析和狀態(tài)空間模型研究了我國FDI與進出口貿(mào)易之間的關(guān)系,得出FDI能夠顯著促進我國的對外貿(mào)易。劉曉玲[3]、王華[4]、陳一鳴[5]分別運用虛擬變量回歸、協(xié)整理論與VAR模型分析了湖南省、江蘇省與山東省等中部、東部省份FDI對進出口貿(mào)易的影響,結(jié)果均表明FDI能夠促進相應省份對外貿(mào)易額的增長??偟膩碚f,已有文獻的研究范圍主要集中在國家層面與中東部省份,較少涉及西部省份及其省會城市。因此,本文選擇西部省會城市西安作為研究對象,運用協(xié)整理論與格蘭杰檢驗研究了西安市進出口貿(mào)易與FDI的內(nèi)在關(guān)系。
一、西安市對外經(jīng)貿(mào)的發(fā)展狀況分析
長期以來,西安市進出口貿(mào)易呈現(xiàn)“出口強、進口弱”的發(fā)展現(xiàn)狀,出口吸引外資的能力明顯強于進口。具體來說,1993―2008年期間,出口貿(mào)易額均超過進口貿(mào)易額,貿(mào)易~大小關(guān)系表現(xiàn)為出口強于進口;2009―2012年期間進出口貿(mào)易進入調(diào)整期,貿(mào)易額大小關(guān)系表現(xiàn)為不斷更替;2013年以來,進口貿(mào)易額超過出口貿(mào)易額,貿(mào)易額大小關(guān)系表現(xiàn)為進口強于出口。從出口的地區(qū)與國別來看,主要的出口地區(qū)是亞洲,其次是北美洲和歐洲;主要的出口目的地是香港、美國與韓國;主要的進出口貿(mào)易方式為進料加工貿(mào)易、一般貿(mào)易、海關(guān)區(qū)域進口設(shè)備與物流貨物;主要的進出口商品是核反應堆、機器、鍋爐、機械器具、電氣設(shè)備、電視圖像、電機、錄音機與放聲機等。
隨著“一帶一路”國家戰(zhàn)略的深度融入與內(nèi)陸型改革開放新高地的快速推進,西安市對外開放取得新突破,經(jīng)濟外向度明顯提高,吸引外資規(guī)模逐漸擴大,2015年外商直接投資40.08億美元,合同金額19.37億美元。從外商投資的方式、行業(yè)、來源地與目的地來看,外商直接投資的方式較為單一,主要的投資方式為外商獨資企業(yè);外商投資的領(lǐng)域較為廣泛,主要的投資行業(yè)為制造業(yè),其次為信息傳輸與批發(fā)零售業(yè)、計算機服務(wù)與軟件業(yè);外商投資的來源地較為聚集,主要的投資來源地為亞洲的韓國,其次是香港和新加坡;外商投資的區(qū)域較為集中,主要的投資目的地為西安高新區(qū)與經(jīng)濟開發(fā)區(qū),其次為城六區(qū)??偟膩碚f,按照外商投資的規(guī)??梢詫⑽靼彩蠪DI的發(fā)展歷程分為4個階段:(1)1983―1991年的探索階段,這一階段的FDI表現(xiàn)為規(guī)模小、基數(shù)低。(2)1992―1996年的高速發(fā)展階段,這一階段的FDI表現(xiàn)為投資領(lǐng)域拓寬、基數(shù)增大。(3)1997―2003年的調(diào)整階段,這一階段的FDI表現(xiàn)為受金融危機的影響出現(xiàn)上下波動。(4)2004年至今的快速發(fā)展階段,這一階段的FDI增幅較明顯。
二、實證分析
(一)變量與數(shù)據(jù)選取
選取西安市1993―2015年的進出口貿(mào)易與外商直接投資的樣本數(shù)據(jù),分別用IM、EX和FDI表示進口值、出口值和外商直接投資;為了消除可能的異方差,分別對上述變量取自然對數(shù)。數(shù)據(jù)來自《西安統(tǒng)計年鑒》。
(二)平穩(wěn)性檢驗
為了避免可能的偽回歸現(xiàn)象,對時間序列變量lnIM、lnEX、lnFDI進行ADF單位根檢驗,結(jié)果見表1。當檢驗形式為存在趨勢項、截距項時,lnIM、lnEX、lnFDI三個時間序列ADF檢驗的P值分別為0.513 9、0.723 4、0.854 1,均遠大于0.05,說明在5%的顯著性水平下三個變量均存在單位根,是不平穩(wěn)序列。而以上三個變量的一階差分ADF檢驗的P值分別為0.000 1、0.000 4、0.039 7,均小于0.05,說明三個變量的一階差分是平穩(wěn)的。
(三)Johansen協(xié)整檢驗
通過滯后期準則檢測發(fā)現(xiàn),2階滯后的VAR模型較優(yōu),選擇Trace統(tǒng)計量對變量lnIM、lnEX、lnFDI進行協(xié)整檢驗,結(jié)果見表2。在5%的檢驗水平下,lnIM、lnEX、lnFDI存在長期的協(xié)整關(guān)系,運用OLS法確定的協(xié)整關(guān)系式為:lnFDI=
-4.4825+0.1014lnIM+1.1463lnEX,調(diào)整R2為0.9721,DW值為1.5317,說明模型的擬合度較優(yōu),解釋能力為97.21%。對殘差項進行平穩(wěn)性檢驗,得到ADF檢驗的P值為0.000 9,可以認為殘差項是平穩(wěn)的,所以協(xié)整方程能夠解釋lnIM、lnEX、lnFDI之間的長期平衡關(guān)系。由協(xié)整方程可知,西安市出口與進口貿(mào)易都對外商直接投資產(chǎn)生正向促進作用,但出口貿(mào)易的促進作用更加明顯。出口貿(mào)易每增長1%將促進外商直接投資增長1.1463%,而進口貿(mào)易每增長1%僅僅促進外商直接投資增長0.1014%。
(四)格蘭杰因果檢驗
協(xié)整檢驗表明出口額、進口額與外商直接投資之間存在平衡關(guān)系,但這些變量是否存在因果關(guān)系可以進行Granger因果檢驗,結(jié)果見表3。在5%的顯著性水平下,滯后期分別為1、2、3時,進口既不是外商直接投資的Granger原因,也不是出口的Granger原因;外商直接投資不是出口的Granger原因,卻是進口的Granger原因;出口既是外商直接投資的Granger原因,又是進口的Granger原因。
三、結(jié)論與建議
通過對西安市進出口貿(mào)易與FDI的實證分析,得到以下結(jié)論:(1)出口額、進口額與FDI存在長期協(xié)整關(guān)系,出口與進口貿(mào)易都對FDI產(chǎn)生正向促進作用,但出口貿(mào)易的促進作用更加明顯。出口貿(mào)易每增長1%將促進FDI增長1.1463%,而進口貿(mào)易每增長1%僅僅促進FDI增長0.1014%。(2)出口貿(mào)易有利于擴大FDI與進口額,同時FDI促進了進口貿(mào)易的發(fā)展,進口貿(mào)易對出口與FDI的影響有限。需要說明的是,雖然經(jīng)過多年建設(shè)與發(fā)展,西安市的對外開放能力已得到顯著提升,但也存在一些明顯不足,如在金融服務(wù)、信息來源、市場開放等方面的投資環(huán)境仍需改善;投資結(jié)構(gòu)不合理、大型項目的引進稀缺;外資企業(yè)投資方式單一、技術(shù)溢出效應有限。
為了促進西安市進出口貿(mào)易與FDI更加協(xié)調(diào)、快速的發(fā)展,本文提出以下建議:(1)優(yōu)化對外貿(mào)易環(huán)境。進一步強化企業(yè)與政府在對外貿(mào)易過程中的主導作用,針對企業(yè)在技術(shù)、資金、人才方面的困難,政府部門應加大扶持力度,努力提高公共服務(wù)水平,完善網(wǎng)絡(luò)平臺建設(shè),創(chuàng)新引資的體制機制,為企業(yè)營造高效化、法制化、便利化、國際化的營商環(huán)境。(2)加快對外合作載體建設(shè)。依托高新保稅區(qū)與西安保稅區(qū)的平臺基礎(chǔ),積極申報陜西航空保稅區(qū)、自由貿(mào)易@區(qū),加快電子口岸建設(shè),提升口岸的貨物通關(guān)能力,努力將“西安港”建設(shè)成為國際中轉(zhuǎn)樞紐港。(3)提高對外貿(mào)易發(fā)展水平。搶抓絲綢之路國家戰(zhàn)略機遇,大力發(fā)展對外貿(mào)易經(jīng)濟,擴大對外開放程度。加快外貿(mào)結(jié)構(gòu)升級,優(yōu)化進口結(jié)構(gòu),推動新型外貿(mào)業(yè)態(tài)與進口融資租賃快速發(fā)展。依據(jù)西安市發(fā)展需要,及時調(diào)整具體策略與發(fā)展規(guī)劃,加大短缺資源與原料的貿(mào)易規(guī)模。深化對外投資合作,提高FDI利用效益,積極引導外資向現(xiàn)代服務(wù)業(yè)、戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)與先進制造業(yè)轉(zhuǎn)型。
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[關(guān)鍵詞] 外商直接投資 進出口貿(mào)易 協(xié)整檢驗
隨著經(jīng)濟全球化程度的逐步實現(xiàn),各國之間的經(jīng)濟往來越來越密切,國際投資和貿(mào)易規(guī)模不斷擴大。FDI與經(jīng)濟增長的關(guān)系,以及進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系成為了20世紀70年代以來國內(nèi)外學者研究的熱點問題。湖北省作為國家“中部崛起”戰(zhàn)略重鎮(zhèn),有著獨特的歷史傳統(tǒng)、地理位置和自然資源。改革開放,特別是近年來,湖北省積極引進外資、大力發(fā)展對外貿(mào)易。然而,雖然其近幾年的貿(mào)易額一直居于中部六省的前列,與東部沿海省市相比,仍存在著較大的差距。本文擬采用實證研究的方法,運用OLS法和協(xié)整檢驗得到FDI與進出口貿(mào)易之間的關(guān)系,以期得出正確結(jié)論,為湖北對外貿(mào)易的增長獻計獻策。
一、國內(nèi)外文獻綜述
迄今為止,各國對外貿(mào)易與FDI關(guān)系的研究為數(shù)眾多。理論分析所得出的代表性結(jié)論有二個:一是以Mundell為代表的相互替代關(guān)系理論;二是以小島清為代表的相互補充關(guān)系理論。在實證研究方面則主要有:Nakamura和MaryAmiti的研究表明兩者呈互補關(guān)系;Eaton和Tamura、Goldberg和Klein對日本的檢驗證明FDI對進出口貿(mào)易有促進作用。
二、實證分析
由于湖北省對外貿(mào)易起步較晚,加之統(tǒng)計數(shù)據(jù)并不完整,樣本設(shè)定在1986年~2006年之間。本文選取湖北省統(tǒng)計年鑒中的外商直接投資(FDI)衡量外商對湖北省直接投資,以出口額(EX)、進口額(IM)來衡量對外貿(mào)易。由于FDI在中國發(fā)揮作用時,中國吸收能力存在時滯問題,所以本文在模型中加入了到上一年為止累積的湖北省內(nèi)外商直接投資總和(AFDI)。同時經(jīng)濟增長迅速對其影響也不容忽視。于是引入變量“湖北省生產(chǎn)總值指數(shù)(GDP)”來衡量湖北省經(jīng)濟規(guī)模和經(jīng)濟增長。
1.數(shù)據(jù)處理。單位根檢驗模型建立在正態(tài)分布假設(shè)上的,但檢驗卻發(fā)現(xiàn)變量不顯著具有正態(tài)性,所以取各數(shù)據(jù)的自然對數(shù),得lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFDI??梢宰C明變換后的數(shù)據(jù)均滿足正態(tài)分布。
2.時間序列的平穩(wěn)性檢驗。在回歸分析之前,首先要對每組數(shù)據(jù)進行單位根檢驗,以判別序列的平穩(wěn)性。因為當數(shù)據(jù)非平穩(wěn)時,有可能存在偽回歸,需要進行協(xié)整檢驗。對序列l(wèi)nGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFD進行ADF檢驗,發(fā)現(xiàn)以在95%的顯著性水平上,ln EX、ln IM都為一階單整的時間序列,而lnFDI則為二階單整??梢?序列l(wèi)nGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、ln AFDI并不都是平穩(wěn)的。
3.協(xié)整檢驗。對湖北省外商直接投資及其滯后因素與進口、出口額運用OLS法,同時考慮考察變量之間的協(xié)整關(guān)系,根據(jù)DW值與t值,用后向回歸法進一步篩選變量,刪除t值不顯著的變量,得出估計模型如下:
(1)
t:(15.35790) (4.452752) (3.204279) (-5.100194) (7.572159)
Adjust R2=0.968223 F-statistic=130.4936 D.W.=2.351472
(2)
t:(23.66483) (4.368699) (-5.775317) (8.443606)
Adjust R2=0.93778 F-statistic=86.4066 D.W.=1.72673
此時,對兩個殘差序列進行單位根檢驗,發(fā)現(xiàn)它們是平穩(wěn)的置信度為95%,可以認為模型變量間有協(xié)整關(guān)系。湖北省外商直接投資額對出口額、進總額的作用顯著,模型擬合優(yōu)度較高,兩個回歸方程的殘差序列都是平穩(wěn)的,由協(xié)整定理可知數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關(guān)系,即湖北省外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。
4.誤差修正模型。上述模型描述了變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系,是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。因此可以建立誤差修正模型,將長期和短期結(jié)合起來:
(3)
t:(-2.99871) (3.90033) (-5.49269) (5.18711) (-7.48029)(-4.15686)
Adjust R2=0.865637 F-statistic=21.61615 D.W.=1.846710
(4)
t:(-2.96907) (3.99931) (-2.60799) (-4.46029)
Adjust R2=0.55277 F-statistic=7.59195 D.W.=1.97099
由參數(shù)的t檢驗可知,滯后殘差項的系數(shù)都顯著不為0,說明模型的動態(tài)調(diào)整具有穩(wěn)定性。協(xié)整關(guān)系對EX和IM的增長起到了反向修正作用,彈性系數(shù)為-1.3559和-1.42937。
三、結(jié)論
FDI、GDP與進出口貿(mào)易額IM,EX之間存在穩(wěn)定顯著的均衡關(guān)系,外商直接投資額的增長能夠促進本國進、出口貿(mào)易額的增長。然而AFD的反向作用提示我們,在長期過程中,若保持現(xiàn)有的貿(mào)易模式和結(jié)構(gòu)不變,當外資積累達到一定水平時,國際貿(mào)易額將不再增加,甚至有可能減少。因為隨著外商從跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯,外商直接投資與對外貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。同時,由于生產(chǎn)和銷售本地化的實現(xiàn),進口額將大大減少。
“中部崛起”,最關(guān)鍵的是實現(xiàn)經(jīng)濟的崛起,因此發(fā)展外貿(mào)易事業(yè)的重要性不容忽視。在追求FDI額增加的同時,不能忽視了我們在外貿(mào)易模式和結(jié)構(gòu)上存在的問題;要積極制定各種相關(guān)政策,提高政府部門辦事效率,完善服務(wù)體系吸引外資;同時大力推動本土企業(yè)的技術(shù)化,創(chuàng)新化進程,提高企業(yè)的綜合競爭能力,實現(xiàn)湖北省在經(jīng)濟上的騰飛。
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[關(guān)鍵詞] 人民幣;匯率變動;農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易;影響的研究綜述
[中圖分類號] F224;F752;F832.6 [文獻標識碼] A
我國是人口大國,是農(nóng)產(chǎn)品消費大國,農(nóng)業(yè)是我國社會安全穩(wěn)定的基礎(chǔ),也是我國經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)。農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易不僅是我國對外貿(mào)易的重要組成部分,也是我國解決農(nóng)業(yè)問題的重要舉措。在世界貿(mào)易經(jīng)濟中,匯率作為各個國家經(jīng)濟發(fā)展往來重要影響要素,會對我國社會經(jīng)濟各方面產(chǎn)生深遠的影響。中國人民銀行決定自2014年3月17日起,銀行間即期外匯市場人民幣兌美元交易價浮動幅度由1%擴大至2%,擴大匯率波動幅度,加大市場決定匯率的力度,建立以市場供求為基礎(chǔ)、有管理的浮動匯率制度,增強人民幣匯率雙向浮動彈性。隨著人民幣匯率機制的不斷完善和發(fā)展,人民幣匯率無論是升值還是貶值,人民幣匯率變動將成為一種常態(tài),人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易究竟會產(chǎn)生哪些影響?應該如何應對人民幣匯率帶來的風險?這些問題成為研究重點。我國專家學者針對人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響進行了大量的深入的研究,迄今為止,研究的成果多達80多篇,本文專門綜述人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的研究。
由于主要綜述人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響研究,而對此問題的研究主要是中國的專家學者,所以,本綜述主要綜述國內(nèi)專家學者對本問題的研究。
一、研究時間的綜述
眾所周知,中國人民銀行自2005年7月21日正式宣布人民幣匯率開始實施以市場供求為基礎(chǔ),參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)的,有管理的浮動匯率制度。因此,在研究時間劃分上,以2005年為劃分界限,2005年之前為第一時間段,2005年(含2005年)至現(xiàn)在為第二時間段。
(一)第一時間段
人民幣匯率機制在1994年之前執(zhí)行的是固定匯率制,自1994年開始實施浮動匯率制度,所以最早關(guān)于人民幣匯率與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易關(guān)系的研究始于1994年顧煥章、李岳云、鐘甫寧的人民幣匯率并軌對農(nóng)業(yè)貿(mào)易影響,具體研究人民幣匯率與中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易關(guān)系最早始于1999年,鄭琰、馮中朝(1999)和鄭琰(2000)年時發(fā)表兩篇文章分別定性分析和定量分析了人民幣貶值對中國農(nóng)產(chǎn)品出口的影響,并得出中國農(nóng)產(chǎn)品出口額的變動對匯率的變動是缺乏彈性的結(jié)論。在以后的3年中對此問題的研究基本沒有,直到2004年,李岳云、宋海英(2004)和宋海英、趙慧娥(2004)根據(jù)彈性需求理論,對人民幣匯率變動影響我國農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易的條件和過程進行了分析,同年,肖梅(2004)分析了在人民幣升值下動植物衛(wèi)生檢疫壁壘、知識產(chǎn)權(quán)壁壘等對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響。
(二)第二時間段
從2005年開始,我國對人民幣匯率對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的研究越來越多,一方面人民幣匯率不再單一盯住美元,而是參照一籃子貨幣,同時根據(jù)市場供求關(guān)系進行浮動,人民幣匯率波動頻繁且波動大,人民幣對美元名義匯率從2005年7月21日的1美元兌8.11元人民幣,到2015年1月21日的1美元兌人民幣6.12,人民幣升值率為33%。另一方面,我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易也逐年增長,2013年中國農(nóng)產(chǎn)品進出口金額為1,850.0億美元,那么,人民幣匯率與農(nóng)產(chǎn)品進出口之間的關(guān)系問題成為研究熱點。
二、研究方法的綜述
人民幣匯率對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的研究之所以成為研究熱點,得力于計算機技術(shù)的支持,已有的研究利用大量的統(tǒng)計數(shù)據(jù),依賴于SPPS、EVIEWS等計算機軟件,更多地采用定量分析方法,對研究的事實和現(xiàn)象解釋得更有說服力,研究朝著精確化方向發(fā)展。當然,定性分析法也不失為一種重要的歸納分析法。
(一)定性分析法綜述
定性分析法是在分析時運用非計量經(jīng)濟模型的方法,基本有20余篇文章用了定性分析的方法,包括不同時間匯率絕對值的比較,匯率的相對數(shù)值的比較分析,不同時間農(nóng)產(chǎn)品進出口量或進出口額的比較;定性分析的另一種方法是圖表法,運用圖表法更直觀地反映人民幣匯率和農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展變化。特別是用定性分析法對人民幣匯率變動影響我國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的一般原理、馬歇爾――勒納條件及J曲線效應理論等進行詳細的總結(jié)歸納。
(二)定量分析法綜述
定量分析法是分析時運用計量經(jīng)濟模型的方法對人民幣匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響進行分析。盡管不同的專家學者用的具體計量經(jīng)濟模型可能不同,但基本都是以普通最小二乘法(OLS)為最基本最基礎(chǔ)的分析方法,并在此基礎(chǔ)上進行以下檢驗:
第一,平穩(wěn)性檢驗:為了避免經(jīng)濟時間序列偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn),首先檢驗人民幣匯率、農(nóng)產(chǎn)品進出口相關(guān)變量的平穩(wěn)性。用的較多的方法是ADF單位根檢驗。
第二,協(xié)整性檢驗:在對變量進行平穩(wěn)性檢驗的基礎(chǔ)上,利用協(xié)整檢驗判斷中國農(nóng)產(chǎn)品進出口與各影響因素之間是否存在協(xié)整關(guān)系,以此確定變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。協(xié)整檢驗的方法運用較多的Johansen協(xié)整檢驗和EG協(xié)整檢驗。
第三,誤差修正模型的建立:協(xié)整檢驗只是用來檢驗變量之間的是否存在長期穩(wěn)定的平穩(wěn)關(guān)系,短期內(nèi)我國農(nóng)產(chǎn)品進出口變動與人民幣匯率的關(guān)系可通過建立誤差修正模型進行說明,考察各變量之間的短期變動關(guān)系。常用的模型有ECM模型,它能夠較好的反映變量之間的短期擾動情況。
第四,格蘭杰Granger因果檢驗:協(xié)整檢驗結(jié)果證明的是變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系,變量之間是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要做進一步驗證。研究農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易與人民幣匯率之間的因果關(guān)系常用的方法是格蘭杰Granger因果檢驗法。
第五,脈沖響應函數(shù):脈沖響應函數(shù)用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內(nèi)生變量當前值和未來值的影響。人民幣匯率等自變量對農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的現(xiàn)在和未來將呈現(xiàn)怎樣的影響,脈沖響應函數(shù)能進行很好的刻畫。
有些學者在研究人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響時用加權(quán)最小二乘法(WLS),以解決模型的異方差性,提高模型擬合度。還有的學者在分析時用向量自回歸VAR模型、自回歸分布滯后模型ADL等。
三、研究數(shù)據(jù)綜述
在定性研究中,由于僅僅是相關(guān)數(shù)據(jù)的簡單比較分析,所以選擇數(shù)據(jù)進行定性分析時較少具有連續(xù)性,多是有針對性的選擇數(shù)據(jù),選擇或計算的數(shù)據(jù)要么是具有代表性的數(shù)據(jù),如計算的近幾年的平均匯率,2005年7月21日人民幣匯率機制改革當天的匯率;選擇或計算的數(shù)據(jù)要么是特殊的數(shù)據(jù),如人民幣匯率近幾年的最大值或最小值,農(nóng)產(chǎn)品進出口的最大值或最小值。只有陳偉(2006)在利用重力模型定性分析人民幣名義匯率對水產(chǎn)品進出口貿(mào)易的影響時選擇了1994-2005年度數(shù)據(jù)進行了分析。
在定量研究中,由于是建立數(shù)學模型進行實證分析,所以數(shù)據(jù)的選擇都是連續(xù)的,都是選擇某一段時間的數(shù)據(jù)進行研究,有選擇一段時間的年度數(shù)據(jù),也有選擇季度數(shù)據(jù)的,還有選擇月度數(shù)據(jù)的,這種選擇主要考慮數(shù)據(jù)的可獲得性,選取季度或月度數(shù)據(jù)進行研究的,所選數(shù)據(jù)較多是近10年的數(shù)據(jù),如果選取的數(shù)據(jù)是年度數(shù)據(jù),為了滿足模型對樣本量的要求,所選數(shù)據(jù)基本是2000年之前到最近的。選取數(shù)據(jù)年份最早的是顧煥章、李岳云、鐘甫寧(1994),選取1978至1991年的年度數(shù)據(jù)進行研究,其次是曹永峰(2007),他選取的是1980年至2005年的年度數(shù)據(jù)進行的研究。
四、研究對象綜述
(一)人民幣匯率的選擇
綜觀已有的研究成果,盡管都是研究人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品進出口的影響,但不同研究者選擇的人民幣匯率也不盡相同,概括起來,不同的研究者根據(jù)自己的研究所需主要分別用了人民幣名義匯率(NER)、人民幣名義有效匯率(NEER)和人民幣實際有效匯率(REER)三種匯率。大部分定性研究都是對人民幣名義匯率進行研究。人民幣名義匯率、人民幣名義有效匯率和人民幣實際有效匯率都可以在相關(guān)資料和網(wǎng)站查詢,對于實際有效匯率研究人員也可以根據(jù)自己的特殊目的來設(shè)計加權(quán)平均數(shù)的計算方法、樣本貨幣范圍和貿(mào)易權(quán)重等相關(guān)參數(shù),得出的結(jié)果可能存在一定的差異。
另外,只要不是研究人民幣匯率變動對某一國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的影響,基本都是選擇人民幣兌美元的匯率進行研究。
(二)中國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易
作為另一個主要研究對象的我國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易,現(xiàn)有的研究主要集中于以下幾方面:
第一,國家角度:許多研究是以整個中國的農(nóng)產(chǎn)品進口額和出口額作為研究對象,也有以整個中國的農(nóng)產(chǎn)品進口量和出口量作為研究對象。還有的僅研究人民幣匯率變動對中國農(nóng)產(chǎn)品進口或?qū)χ袊r(nóng)產(chǎn)品出口影響的研究。
第二,研究人民幣匯率變動對地方省際農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的影響:專門研究人民幣匯率變動對某省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的研究也較多,共有9篇文章對浙江省、山東省、江蘇省等省份的農(nóng)產(chǎn)品進出口額的影響進行了研究。
第三,研究人民幣匯率變動對某一種農(nóng)產(chǎn)品或某幾種農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的影響:對于人民幣匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的研究已經(jīng)越來越細化,細化到了對某種農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的研究,如對小麥進口貿(mào)易、大豆進口量、水產(chǎn)品進出口貿(mào)易等的影響研究。
第四,研究人民幣匯率變動對不同進口來源地、不同出口目的地農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的影響以及研究人民幣匯率變動對我國出口企業(yè)出口農(nóng)產(chǎn)品或進口農(nóng)產(chǎn)品影響研究也越來越多。
隨著統(tǒng)計數(shù)據(jù)的豐富和研究技術(shù)的支持,除了將人民幣匯率和農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易作為研究對象外,現(xiàn)有的大量研究中還將影響農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的國民收入(國內(nèi)生產(chǎn)總值、工業(yè)增加值)、國內(nèi)國際價格水平(消費者物價指數(shù))、出口退稅等因素作為研究對象引入模型。更值得綜述的是,在研究人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響時,除了考慮匯率、農(nóng)產(chǎn)品進出口、國民生產(chǎn)總值等定量解釋變量外,還涉及了一些外貿(mào)政策、技術(shù)性貿(mào)易壁壘、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、季節(jié)變化、匯率機制等非定量解釋變量即定性變量的影響,對定性變量通過引入虛擬變量得以解決。
五、研究內(nèi)容綜述
在綜述了以上研究對象后,我們對研究內(nèi)容進行綜述,研究內(nèi)容是用一定的研究方法研究人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易之間的關(guān)系是研究的主要內(nèi)容。概括起來,已有的研究對以上研究對象運用最小二乘法、單位根檢驗、協(xié)整檢驗和誤差修正模型等實證分析了以下主要幾個方面的研究內(nèi)容:
第一,研究人民幣匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響是否符合馬歇爾-勒納條件:根據(jù)馬歇爾-勒納條件(即ML條件),只有當農(nóng)產(chǎn)品進出口商品的價格需求彈性絕對值之和大于1,匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易收支的影響效果才明顯。否則,影響效果不顯著。則人民幣匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易是否有影響,是否符合馬歇爾-勒納條件成為此問題的基本研究內(nèi)容。
第二,研究人民幣匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的J曲線效應:J曲線效應是指匯率貶值以后國際收支不會立即改善,等貶值一段時間后貶值的作用逐漸發(fā)揮,貿(mào)易收支逐漸發(fā)生改善。貿(mào)易收支隨時間的變化大致類似于字母J的形狀,故被稱為“J曲線效應”。那么,人民幣匯率對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響是否也符合這種J曲線效應,如果符合,人民幣匯率變動多長時間后會對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易產(chǎn)生影響,即匯率變動的時滯問題成為此問題的研究內(nèi)容之一。
第三,人民幣匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的影響是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,是否有短期影響效果也是重要的研究內(nèi)容。
總之,縱觀人民幣匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的已有研究,運用越來越成熟的研究方法對人民幣匯率對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的馬歇爾-勒納條件、影響的時滯、影響的長短期均衡關(guān)系等展開深入的研究,并對不同的研究結(jié)論提出了許多建設(shè)性對策,這些對策無論對于我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展還是農(nóng)業(yè)的發(fā)展都具有深遠影響。
[參 考 文 獻]
[1]顧煥章,李岳云,鐘甫寧.人民幣匯率并軌對中國農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易及農(nóng)業(yè)利用外資的影響分析與對策建議[J].南京農(nóng)業(yè)大學學報,1994(3):95-101
[2]鄭琰,馮中朝.人民幣匯率變動與我國農(nóng)產(chǎn)品出口對策[J].河南農(nóng)業(yè),1999(12):24
[3]鄭琰.人民幣匯率政策選擇對我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響[J].國際貿(mào)易問題,2000(4):15-18
[4]李岳云,宋海英.人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易的影響機理[J].齊魯學刊,200(4):85-87
[5]宋海英,趙慧娥.人民幣匯率變動對中國農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易的影響[J].世界農(nóng)業(yè),200(7):4-8
篇10
關(guān)鍵詞:人民幣升值 進出口貿(mào)易額 回歸分析 對策
改革開放多年來,我國經(jīng)濟迅猛發(fā)展,尤其在加入世界貿(mào)易組織后,我國經(jīng)濟已經(jīng)成為世界經(jīng)濟的重要組成部分,與世界經(jīng)濟的聯(lián)系越來越密切。據(jù)“海關(guān)統(tǒng)計資訊網(wǎng)”的統(tǒng)計數(shù)據(jù),2012年我國出口貿(mào)易總金額2.05萬億美元。出口貿(mào)易的增長使國內(nèi)的外匯儲備順差不斷上升,美國等西方國家一致強烈要求人民幣升值。在人民幣升值的情況下,鑒于出口貿(mào)易作為我國經(jīng)濟發(fā)展的動力之一,對我國經(jīng)濟增長具有重要意義,人民幣升值對進出口貿(mào)易的影響亦引起了國內(nèi)外學者和業(yè)界的廣泛關(guān)注。本文將通過構(gòu)建計量經(jīng)濟學模型,實證探討人民幣匯率升值對我國進出口貿(mào)易的影響。
一、人民幣兌美元匯率變動趨勢
美國作為當今世界上最大的經(jīng)濟體,它在全球經(jīng)濟中的領(lǐng)導地位短期內(nèi)沒有任何國家或經(jīng)濟體能夠撼動,這也使美元成為國際上流通最廣泛和被認可的貨幣,因此任何一個國家貨幣相對美元匯率的變動將會對一個國家的經(jīng)濟帶來很大的影響。人民幣匯率在一段時間內(nèi)盯住單一美元,匯率在相對長的一段時間內(nèi)變動不大。自2005年7月21日人民幣匯率改革以來,人民幣對美元持續(xù)升值,截至2012年12月,累計升值22.36%,圖1是2005年1月-2012年12月人民幣平均匯率的走勢曲線圖,單位為1美元兌換的人民幣數(shù)值。
從圖1我們可以看出,2005年7月21日人民幣匯率改革以來,人民幣對美元匯率的變化總體趨勢為升值態(tài)勢。第一時期是2005年7月-2008年7月。2005年7月21日,中國人民銀行宣布實行以市場供求為基礎(chǔ),參考一攬子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度,該階段人民幣對美元持續(xù)升值,連續(xù)突破1美元兌換8元人民幣和1美元兌換7元人民幣兩個整數(shù)位,累計升值16%,平均每年升值5%。第二時期是2008年8月-2010年5月。該階段人民幣對美元匯率相對穩(wěn)定,基本維持在1美元兌換6.82元人民幣水平上下浮動,匯率振蕩不大。第三時期是2010年6月-2012年12月。全球經(jīng)濟危機得到有效緩解,美國等主要發(fā)達資本主義國家經(jīng)濟也開始復蘇,我國出口迅速恢復到經(jīng)濟危機之前的水平,人民幣匯率改革重新啟動,人民幣匯率彈性明顯增強,但總體趨勢是升值。
二、人民幣匯率升值對我國進出口貿(mào)易額影響的實證分析
彈性分析理論認為,匯率水平的調(diào)整是調(diào)節(jié)國際收支不平衡的基本手段,在符合“馬歇爾―勒納”條件時,貨幣貶值具有促進出口、抑制進口的作用;相反,貨幣升值具有促進進口、抑制出口的作用。本文依據(jù)彈性分析理論,基于人民幣匯率變動對我國進出口的影響能滿足“馬歇爾―勒納”條件,同時根據(jù)人民幣匯率升值對進出口的影響原理,實證分析以下兩個假設(shè):一是人民幣匯率升值與進口貿(mào)易呈正向相關(guān)關(guān)系。人民幣升值國外產(chǎn)品的價格相對下降,因此我國進口額增加。二是人民幣匯率升值與出口貿(mào)易呈負向相關(guān)關(guān)系。人民幣升值會提高出口產(chǎn)品在國際市場上的相對價格,削弱了我國產(chǎn)品的國際競爭力。因此相應地使得我國產(chǎn)品的出口驟降。采用2005年1月-2012年12月的進出口統(tǒng)計數(shù)據(jù)和人民幣匯率進行實證檢驗。利用人民幣匯率時間序列數(shù)據(jù)及外貿(mào)進出口額,通過計量經(jīng)濟學方法來驗證上述假設(shè)。產(chǎn)品進出口貿(mào)易額數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國海關(guān)網(wǎng),人民幣兌美元匯率數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(wǎng)公布的匯率中間價。
(一)人民幣匯率變動與我國進出口額的相關(guān)分析。一般來說,本幣匯率下降,即本幣對外幣的比值降低,能起到促進出口、抑制進口的作用;若本幣匯率上升,即本幣對外幣的比值上升,則有利于進口,不利于出口。我們利用2005-2012年我國進口額和出口額統(tǒng)計表來進行分析說明。
從圖2可以看出,人民幣兌美元名義匯率不斷下降,即人民幣不斷升值,我國的進口額也呈現(xiàn)上升的趨勢。另一方面,人民幣升值后,將會對我國的出口產(chǎn)生一定的抑制作用,但我國的出口額也呈現(xiàn)著上升的趨勢。
從圖3和圖4可以看出,人民幣兌美元名義匯率分別與進口額和出口額存在著線性關(guān)系。為進一步說明線性相關(guān)程度,建立如下的回歸模型:
Y1=aX+c1
Y2=aX+c2
Y1表示進口額,Y2表示出口額,X表示人民幣匯率;即分析各變量的變動關(guān)系。通過SPSS 17進行相關(guān)性分析,計算相關(guān)系數(shù)均為r=0.991。根據(jù)匯率與進出口貿(mào)易額的關(guān)系圖及計量經(jīng)濟學統(tǒng)計軟件分析結(jié)果,人民幣匯率變動與進出口額相關(guān)性顯著(見表1)。
(二)人民幣名義匯率與進出口額之間的回歸分析。利用SPSS 17統(tǒng)計軟件,首先對進口額與人民幣兌美元匯率進行回歸分析,得出結(jié)果如下:
Y1=51 371.447-5 533.357X (方程1)
從方程1可以看出,模型的線性關(guān)系較強,進口額與人民幣兌美元匯率呈現(xiàn)出一種關(guān)系緊密的正相關(guān)性,這一線性回歸方程式說明:人民幣名義匯率每升值一個單位,進口額增加5 533.357億美元,從實證分析結(jié)果來看,研究假設(shè)1成立,人民幣匯率升值使進口額顯著增加。
同理,再利用SPSS 17統(tǒng)計軟件,進行出口額與人民幣兌美元匯率的回歸分析,得出結(jié)果如下:
Y2=55 435.159- 5 822.093X(方程2)
方程2表明模型的線性關(guān)系較強。出口額與人民幣兌美元匯率呈現(xiàn)出一種關(guān)系緊密的正相關(guān)性,這一線性回歸方程式說明:人民幣名義匯率每升值一個單位,出口額增加5 822.093億美元,從實證分析結(jié)果來看,研究假設(shè)2不成立,人民幣匯率升值使出口貿(mào)易額也呈現(xiàn)增加趨勢。
(三)人民幣匯率與出口額增長率之間的分析。從以上實證分析結(jié)果來看,研究假設(shè)2不成立,人民幣匯率升值使得出口貿(mào)易額也呈現(xiàn)增加趨勢。為進一步分析人民幣匯率升值與出口貿(mào)易額的關(guān)系,本文對人民幣匯率升值對我國出口貿(mào)易額增長率進行分析(見表2)。
由于經(jīng)濟危機影響,造成2009年貿(mào)易額明顯降低,本文對數(shù)據(jù)進行修正,剔除2009年數(shù)據(jù),分析結(jié)果如下頁圖5。
從圖5結(jié)果看,在我國經(jīng)濟持續(xù)增長的情況下,出口貿(mào)易額增長速度呈現(xiàn)總體下降趨勢,說明人民幣升值后,盡管出口貿(mào)易額短期內(nèi)持續(xù)增加,但從長遠看人民幣升值對我國出口貿(mào)易起到抑制作用。
通過構(gòu)建計量經(jīng)濟學模型,以人民幣匯率和進出口貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進行研究,結(jié)果表明,研究假說1成立,研究假說2不成立。即人民幣匯率升值已導致進口顯著增加,但短期內(nèi)尚未對出口貿(mào)易造成顯著的不利影響。毋庸置疑,面對人民幣匯率不斷升值的態(tài)勢,從長期來看我國的出口貿(mào)易必然會受到很大的負面影響。
三、對人民幣匯率變動影響的對策建議
(一)加強成本控制,保證國際市場份額。進出口貿(mào)易是加快經(jīng)濟發(fā)展的必要條件,利潤是貿(mào)易永恒的追求目標,但市場是實現(xiàn)利潤的載體。在人民幣匯率升值在市場和利潤不可兼得的情況下,應堅持要市場,而不要拘泥于一時的利益得失。只有市場在,才會存在發(fā)展的轉(zhuǎn)機,在匯率升值影響利潤危及市場時應堅持寧可一時利潤受損,也要千方百計保住市場的原則。在保證質(zhì)量的基礎(chǔ)上不斷降低出口成本。通過降低出口成本,努力化解匯率升值造成的利潤損失。從原材料選購到生產(chǎn)、加工、包裝、運輸直至出口全過程的每個環(huán)節(jié)都要強化管理,精打細算,節(jié)約挖潛,把成本費用降至最低。需要注意的是,在降低成本的同時不能忽視產(chǎn)品質(zhì)量的保證,這樣才有可能在市場競爭中取得優(yōu)勢。
(二)調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),促進產(chǎn)業(yè)升級。我國外貿(mào)出口企業(yè)以中小型企業(yè)為主,很多企業(yè)都處在求生存的階段,缺乏品牌長遠規(guī)劃,出口產(chǎn)品大多以低價取勝。在人民幣升值的背景下,許多缺乏競爭力的中小企業(yè)因抵抗風險能力弱而紛紛倒閉,大大降低了國內(nèi)出口,出口企業(yè)要加大技改投入,加快產(chǎn)品升級換代,努力提高產(chǎn)品質(zhì)量和附加值,減少價低利薄的低檔次產(chǎn)品出口,擴大質(zhì)量效益和有自有品牌的產(chǎn)品出口,提高出口產(chǎn)品的綜合競爭力,走差異化、品牌化之路。人民幣升值有可能迫使一些企業(yè)進行產(chǎn)品的升級換代,從質(zhì)量上和品牌上提升出口競爭力,在這段期間內(nèi),企業(yè)的管理者和決策者應該制定出與經(jīng)濟政策變動相適應的生產(chǎn)、銷售、研發(fā)策略,合理利用國內(nèi)和國際市場兩種資源,優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),加快企業(yè)創(chuàng)新,增加對工作人員的技術(shù)培訓,提高企業(yè)抗風險的能力,實現(xiàn)制造業(yè)的整合和現(xiàn)代化,使人民幣升值對出口貿(mào)易的不利影響最小化,同時,隨著勞動力成本和其他管理成本的提高,簡單勞動密集型生產(chǎn)的加工企業(yè)逐漸喪失了比較優(yōu)勢,企業(yè)決策者應該抓住機遇,把資金、技術(shù)、土地、人力資源用于具有高競爭力產(chǎn)業(yè)的發(fā)展上,促進出口產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和技術(shù)升級,轉(zhuǎn)變外貿(mào)增長方式。
(三)轉(zhuǎn)變我國發(fā)展戰(zhàn)略,由外向型向內(nèi)需型轉(zhuǎn)變。人民幣升值會加速我國的通貨緊縮,減少經(jīng)濟增長,增加失業(yè)壓力。通貨緊縮給進出口企業(yè)的融資和國內(nèi)需求都將帶來負面影響。而人民幣升值從長期來看,會迫使我國出口規(guī)模收縮,加大國內(nèi)就業(yè)壓力。我國出口企業(yè)應積極調(diào)整市場戰(zhàn)略,在積極發(fā)展對外貿(mào)易的同時,也要努力開拓國內(nèi)市場,刺激國內(nèi)需求,減少對外貿(mào)出口的依賴,以彌補人民幣升值對出口抑制的損失。作為世界上人口最多、最大的發(fā)展中國家,單純的依靠出口導向的外向型發(fā)展戰(zhàn)略是非常危險的,過度的依賴國際市場,很容易受到國際市場的沖擊,影響經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。因此我們要實施擴大內(nèi)需的政策來拉動我國經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展,實現(xiàn)經(jīng)濟增長的又好又快發(fā)展。
(四)調(diào)整市場營銷策略,靈活選擇結(jié)匯幣種。根據(jù)不同的出口地區(qū),可與外商協(xié)調(diào),選擇其他在國際市場流通且匯率穩(wěn)定的幣種作為結(jié)匯外幣,如歐元、日元、英鎊等,而不要單一盯美元一種外幣,這也是國家建立彈性匯率體制所提倡的。因此,企業(yè)要注意培養(yǎng)積累懂外匯知識的專業(yè)人才,密切關(guān)注各幣種匯率的變化,采取有效措施選擇結(jié)匯外幣品種,避免風險。J
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