發(fā)布時間：2022-10-31 10:10:08
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領域的橋梁，我們?yōu)槟x了8篇的進出口貿易論文樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發(fā)，請盡情閱讀。
匯率水平是影響進出口貿易的一個重大因素。經濟學的常識告訴我們，本幣升值，意味著其它國家的貨幣貶值，在進行出口貿易的時候，同樣的貨物進口國需要拿出更多的本國貨幣，因此進口國可能轉而求其它國的商品，不利于本國的出口。而本幣貶值，意味這他國的貨幣升值，進口同樣的貨品需要更多的本幣，不利于他國出口。
匯率變動會影響進出口貿易以及貿易收支，主要體現(xiàn)在以下兩個方面：
1.匯率變動引起收入變化，影響進出口貿易
匯率變動的最直接體現(xiàn)就是本幣的升值或貶值。貨幣升值會造成進口商品價格下降，而出口商品價格上升，雖然不利于出口，但是可以改善國際收支，貨幣貶值則可以達到相反的效果。但是實際上，貨幣的貶值對收入的影響主要來自兩個方面：貶值會造成進口商品價格上升，出口商品價格下降，從而使得貿易條件惡化。與此同時，在同樣名義收入水平下，消費者只能購買較少的商品，也就是導致實際收入的下降，這必然導致該國支出的下降，從而改善貿易收支。另外，如該國存在尚未得到充分利用的資源，則貶值可以刺激國內外居民對本國該種產品的需求。根據(jù)凱恩斯經濟學的原理，民眾的經濟支出會通過凱恩斯乘數(shù)而數(shù)倍提高國民收入，國民收入的提高又會提高國內支出，達到良性循環(huán)的結果。
2.匯率變動引起價格傳遞，影響進出口貿易
前面說到，匯率變動的最直接體現(xiàn)是貨幣的相對價格上升或下降，這首先在進出口貿易中體現(xiàn)出來。但在金融全球化的今天，國際市場的價格變動最終也會影響國內市場的一般價格。因此匯率的變動會引起國內一般價格水平，從而影響進出口商的貿易額和國家的貿易收支，這從以下兩個方面體現(xiàn)：首先，貨幣的升值是以本幣表示的進口商品價格下跌，如原料或半成品，然后通過價格傳遞，影響最終商品成本的下跌和價格的下跌。其次，匯率變動會使得貿易收支發(fā)生變化，如貨幣貶值后會出現(xiàn)貿易收支順差，然后使得外匯儲備增加，而外匯儲備的增加，又使得央行必須通過購買外匯而在國內市場上投放更多的基礎貨幣。顯然，更多的基礎貨幣會導致通貨膨脹。近兩年中國的外匯儲備不斷的增長，盡管不是人民幣貶值的結果，但是大量的外匯儲備和國際經濟的變化，使得中國的通貨膨脹率一直較高就是很好的說明。當通貨膨脹出現(xiàn)的時候，其實是鼓勵人們消費，因為在名義貨幣不變的情況下，公眾更有意愿將貨幣轉化成有形的資產，客觀上又會推動物價上升。
二、應對匯率變化的一般對策
應對匯率變化的一般對策主要從進出口貿易中多樣化的進口來源，結算貨幣的選擇，以及利用各種金融工具。
1.選擇多樣化的進口來源
如同一國貨幣緊盯著另一國貨幣有很大風險一樣，進口來源的單一很容易使得出口商轉移匯率風險，甚至操縱價格。因為如果進口來源過于單一，反映了該國的某種資源對其貿易對象國或者地區(qū)的高度依賴。2007年底和2008年7月發(fā)生的兩次大的石油漲價行為可以說明這一切，因為全球的石油資源過渡依賴一些產油國或地區(qū)。某些資源過于依賴單一國家或地區(qū)，必然導致企業(yè)的經營嚴重受制于該國的貨幣匯率的波動，該國進而將匯率的風險轉嫁到進口商。這種單獨的依賴本來就是不明智的選擇，再加上當前全球經濟的不明朗，進口商的經營風險進一步放大。因此，必須適當?shù)財U大進出口業(yè)務的地域分布，在國際范圍內分散原料來源和銷售地點，在多個資金市場上以多種貨幣籌措資金，按照匯率走勢和國際貿易形勢，建立一定的貨幣組合，就可以在很大程度上分散國際貿易和投融資中的外匯風險。
2.進出口貿易中選擇合理或多種交易幣種
進出口貿易中的出口，特別是出口商要選擇合理的貨幣作為結算和付款的幣種，當然這一般是進出口商雙方博弈的結果。因此，在有關對外貿易和借貸等經濟交易中，簽訂合同時選擇何種幣種，作為計價結算的貨幣或計值清償?shù)呢泿?，直接關系到交易雙方是否將承擔匯率風險。一般而言，出口貿易采取硬幣計價，以防匯率貶值給自己帶來損失，而進口商會選擇軟幣，以避免升值造成的匯兌損失。如當前的國際貿易中，歐元和人民幣有升值的壓力，而美元貶值已經成為現(xiàn)實，因此出口商更多意愿是以歐元和人民幣作為結算和付款的幣種，而進口上則更愿意選擇美元結算。當然在實際進出口貿易中，雙方博弈的結果一般是約定采用一部分硬幣和一部分軟幣，甚至多種貨幣計價和付款。其結果是進出口商共同承擔匯率的風險，增大了談判的成功率。在長期合同中，還可以使用貨幣保值的方式，即選擇某種與合同貨幣不一致的、價值穩(wěn)定的貨幣，將合同金額轉換成用所選的貨幣來表示，在結算或清償時，按所選貨幣表示的金額以合同貨幣來完成支付。還有一種降低匯率風險的辦法是，出口時雖然選擇了軟幣，但可以適當提高價格以防貨幣貶值風險，進口時選擇了硬幣，則可以適當壓低價格以防范升值損失。
3.充分利用國際金融工具低于匯率風險
金融工具的出現(xiàn)本身就是因為匯率風險轉嫁的必然結果，而通過一定的金融工具，進出口商也共同承擔了匯率風險，或者向后推遲了承擔匯率風險的必然結果。對于金融業(yè)發(fā)達的國家而言，積極地利用金融工具已經司空見慣，因此發(fā)展中國家對金融工具的利用顯得更為迫切。這些國家一方面要加快國家的外匯市場建設，推出各類外匯業(yè)務，一方面企業(yè)則需要積極利用外匯市場及其金融衍生工具來規(guī)避外匯風險。企業(yè)可以運用遠期外匯交易、外匯期權交易、出口押匯、出口商業(yè)發(fā)票貼現(xiàn)、無本金交割遠期外匯(NDF)業(yè)務、外匯借款等多種方式轉嫁匯率風險。
三、結束語
當前國際經濟形勢非常不明朗，國際金融中心華爾街被拯救，石油價格風險較高，日本經濟長期的疲軟以及世界經濟經近幾年高速發(fā)展之后也出現(xiàn)減緩的跡象，即使保持高速增長的中國經濟，也因為內外因素出現(xiàn)了很大的不確定性。而當前國際經濟已經融為一體，休戚相關，因此國家之間的貨幣比值變得比以往更加敏感。近日，美歐等六國的中央銀行集體宣布降息以促進經濟發(fā)展足以表明世界經濟的一體化程度非常之高。但是對于進出口商而言，匯率變化的巨大風險不能僅僅靠國家的財政政策來進行規(guī)避，他們需要選擇更多進口來源，需要更靈活的結算貨幣，以及選擇更多金融工具。
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關鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗；誤差修正模型
改革開放以來，浙江對外貿易發(fā)展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現(xiàn)，研究這一經濟現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實意義。
一、文獻回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經驗統(tǒng)計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發(fā)達國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現(xiàn)為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現(xiàn)為替代關系。以上主要是對發(fā)達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。
上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數(shù)是針對發(fā)達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。
二、實證分析
（一）數(shù)據(jù)選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數(shù)據(jù)并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發(fā)揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數(shù)（GDP）”來度量浙江省經濟規(guī)模和經濟增長。
（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗
在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗，表明這些變量是平穩(wěn)的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗，即二階單整。
綜上所述，序列l(wèi)nEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關系。
（三）協(xié)整檢驗
近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
綜合考察這些變量之間的協(xié)整關系,并依據(jù)DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗結果如表4所示。
回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據(jù)表3與表4結果，可以得出如下結論：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩(wěn)定關系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發(fā)展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。
由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現(xiàn)了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。（四）誤差修正模型
誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經濟模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。若變量之間存在協(xié)整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關系，而這種穩(wěn)定的關系是在短期動態(tài)過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。
由協(xié)整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數(shù)與進、出口貿易之間存在著惟一的協(xié)整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：
lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1
t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）
lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1
t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）
在誤差修正模型(3)中，協(xié)整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩(wěn)定。
在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(tài)調整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩(wěn)定關系。
三、結論與建議
通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數(shù)GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協(xié)整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：
（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協(xié)整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優(yōu)勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。
從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協(xié)整關系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規(guī)避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發(fā)展。
縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發(fā)展是非常必要的,也是可行的。
（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。
本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。
從浙江省當前貿易戰(zhàn)略出發(fā),政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創(chuàng)造效應的對外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵企業(yè)積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業(yè)結構。
對企業(yè)界而言，加入WT0后,國內市場上國內外企業(yè)的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強企業(yè)的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發(fā)展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。
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本文采用出口總額(EX)、進口總額(IM)來反映對外貿易狀況，通過國內生產總值(GDP)反映經濟增長。本文依據(jù)各年《中國統(tǒng)計年鑒》從1985年至2005年的以當年價格計算的國內生產總值和以1985年為基期的按可比價格計算的國內生產總值指數(shù)，折算出1985年為基期的國內實際生產總值。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差性，分別對上述三個變量進行對數(shù)變換，其對應序列記為LEX、LIM和LGDP。
圖2：實際國內生產總值、出口額和進口額對數(shù)差分的變化趨勢
貿易,經濟增長-[飛諾網(wǎng)]
1.單位根檢驗
從圖1可以判斷它們之間具有一定的共同趨勢性，為消除共同趨勢的影響，本文對變量采取差分處理(見圖2)。從圖2中可以看出GDP、進口和出口的差分序列呈現(xiàn)出平穩(wěn)的特征，筆者使用ADF單位根檢驗，檢驗的結果如表1所示。
注：1．對GDP、出口和進口對數(shù)序列的ADF檢驗中，包含了位移項（intercept）和趨勢頂(trend)，因為從圖1中可以看出，這二個序列都包含一定的位移和趨勢，如果不考慮位移和趨勢就可能產生錯誤的單位根判斷；而對差分序列的ADF檢驗中，則既不包含移位頂，也不包含趨勢頂，因為圖2顯示這二個序列都不包含位移和趨勢。
2.*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設；**表示在5%的顯著水平下拒絕原假設；***表示在10%的顯著水平下拒絕原假設。
GDP、出口和進口的對數(shù)序列ADF統(tǒng)計量的絕對值均小于在10%顯著水平下臨界值的絕對值，不能通過ADF檢驗，這三個序列都存在單位根，是非平穩(wěn)序列。而這三個差分序列的ADF統(tǒng)計量絕對值均大于在5%顯著水平下臨界值的絕對值，不存在單位根，都是平穩(wěn)序列。GDP、出口和進口的對數(shù)序列是一階平穩(wěn)序列，因此可以進一步檢驗三個變量之間是否存在協(xié)整性。
2.協(xié)整檢驗和誤差修正模型ECM
本文采用使用Johansen極大擬然估計法檢驗經差分修正后的平穩(wěn)序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型對滯后期的選擇比較敏感，所以采用AIC準則來確定最佳滯后期。在滯后期數(shù)確定之后，再對協(xié)整中是否具有常數(shù)項和時間趨勢進行驗證，然后再對數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗[12]。結果見表2。
注：*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設。
由表2可以看出，在5%的顯著水平下，經濟增長與出口、進口之間存在唯一的協(xié)整關系。根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關系的變量一定存在誤差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger兩步法來建立誤差修正模型。
第一步，先建立長期關系模型，即對水平變量(ordinaryvariable)進行OLS估計，其方程如下：
LGDP=4.526845+0.623032LEX-0.049701LIM(1)
(13.53709)(4.293514)(0.291202)
=0.967508S.E.=0.096935
從進出口總額與GDP之間的長期關系來看，GDP對出口的彈性為0.623，而對進口的彈性為0.0497，出口比進口對經濟增長具有更強的影響，而且進口項的系數(shù)未能通過t檢驗，即在統(tǒng)計上是不顯著的。
第二步，建立短期動態(tài)關系，即誤差修正模型。將長期關系模型中的各變量以1階差分的形式重新構造，井將長期關系模型所產生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個從一般到特殊的過程中，對短期動態(tài)關系逐個進行檢驗，不顯著的項逐漸剔除掉，直到找出最適當?shù)谋磉_式。筆者用EC表示長期關系方程(1)中的殘差，通過試驗，得到兩個比較適當?shù)谋硎径唐趧討B(tài)關系的誤差修正方程方程(2)和方程(3)。
DLGDP=0.0797+0.0246DLEX+0.04695DLIM-0.22869EC(-1)(2)
(13.1998)(0.6363)(1.1951)(-4.5138)
=0.62412S.E.=0.017467DW=1.16937
DLGDP=0.0813+0.06274DLIM-0.217152EC(-1)(3)
(15.0472)(2.1034)(-4.683832)
=0.61325S.E.=0.01712DW=1.2987
這兩個方程中的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗，誤差修正項系數(shù)為負，符合反向修正機制。方程(2)說明從短期動態(tài)關系來看，我國的GDP和出口、進口序列之間存在著密切的聯(lián)系，但進口比出口對GDP的增長具有更強的促進作用，這不僅表現(xiàn)在進口項和出口項系數(shù)的大小上，而且也表現(xiàn)在進口項的系數(shù)在1%的顯著水平上通過檢驗，而出口項的系數(shù)在10%的顯著水平上才通過檢驗。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增長率的含義，因此，進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.047%，出口增長率每增加1%,GDP的增長率將增加0.025%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.229的比率對本年的GDP增長率做出修正。
方程(3)是在進一步剔除了不太顯著的出口項后得到的誤差修正模型。它表示在短期內不考慮出口對GDP的影響時，進口對GDP增長的促進作用。進口項的系數(shù)說明進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.063%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.217的比率對本年的GDP增長率做出修正。
3.向量誤差修正模型VEC
Granger(1987)[13]指出，若變量之間存在協(xié)整，則這些變量之間至少存在一個方向的Granger因果關系：要么滯后差分項的系數(shù)聯(lián)合檢驗(一般用F檢驗)顯著，因而存在短期因果關系，或者誤差糾正項系數(shù)顯著而存在長期因果關系。因此，在確定變量之間存在協(xié)整關系后，就可以構造向量誤差修正模型，以確定它們之間的相互調整速率及短期互動影響井觀察變量間的因果關系。表3為根據(jù)向量誤差修正模型得到的估計結果，對表3的結果進行分析，可以得出以下結論。
(1)根據(jù)表3第一列數(shù)據(jù)分析各變量對GDP增長的短期影響及長期均衡關系，從短期來看，進口對GDP的影響僅在兩個時滯后在10﹪的水平上對GDP有正向影響，可能是因為進口相對減少了內需。另一方面進口的增加將會淘汰落后廠商，所以起初進口的增加對產出增長有負向作用，但兩個時滯后，進口的機械設備或原料會提高生產效率或加工后的產品銷往國外賺取附加值，從而促進經濟增長[14]。我國長期以來所實施的進口政策是鼓勵生產性資本品的進口而限制消費品的進口，在我國的進口中包括了大量的先進設備和技術以及我國短缺的原材料，這無疑也會對我國的經濟增長產生重要的推動作用；各變量均通過長期均衡關系來影響GDP的增長，每年LGDP的實際值與均衡值的偏差的約6.6﹪被糾正。這在一定程度上也證實了黃國祥(1999)[15]和賈金思(1998)[16]的觀點。
(2)總產出對進出口影響不顯著，主要的原因在于我國的出口產品結構升級戰(zhàn)略仍處于外延式、粗放型增長階段[17]，出口以價格競爭為主，未能有效提高出口產品的質量和增加值，從而影響了出口對經濟增長的促進作用?，F(xiàn)階段我國實行的不斷提高制成品出口比例的出口導向貿易戰(zhàn)略仍然是停留在粗放型、數(shù)量型的增長上，還未能實現(xiàn)有效提高出口產品質量及附加值的集約型發(fā)展方式的轉變[2]。
注：括號內的數(shù)字為t檢驗統(tǒng)計量，EC為反映短期對長期均衡調整的誤差糾正項。
4.格蘭杰因果檢驗
對各變量的因果關系檢驗如表4所示。從表中可以看出，在10﹪顯著水平上，出口是經濟增長的原因，但經濟增長不是出口的原因；經濟增長與進口之間以及出口與進口之間都不存在因果關系。
三.主要結論與政策建議
通過協(xié)整檢驗分析，得出的結果具有明顯的經濟意義：出口對國民經濟增長具有推動作用，進口對國民經濟增長具有一定的抑制作用，但進口對國民經濟增長的抑制作用要比出口的促進作用小得多，這與新古典經濟學“出口促進經濟增長”的假說相吻合。現(xiàn)代經濟理論認為，一國對外貿易對經濟增長的貢獻，可以從短期貢獻和長期貢獻兩個角度來分析。從短期來看，一國經濟增長主要取決于投資需求、消費需求和凈出口需求三個因素。但是，如果從長期供給的角度分析，經濟增長的主要因素則是要素供給的增加和全要素生產率((TFP)的提高兩大類。要素供給投入的增加包括資本和勞動供給的增加。全要素生產率的提高則包括產業(yè)結構優(yōu)化、規(guī)模經濟、制度創(chuàng)新、知識進展等等，全要素生產率的高低反映了一國經濟增長的方式一，經濟增長集約化的程度.對一國經濟增長具有及其重要的意義，而這些因素都與進口和利用外資有著密切的關系。
從短期動態(tài)關系來看，出口和進口都對國民經濟的增長具有促進作用，但出口對國民經濟增長的促進作用比進口小得多，而且出口項系數(shù)不能通過5%顯著水平的統(tǒng)計檢驗。這說明就短期動態(tài)關系而言，對外貿易對經濟增長的促進作用主要是通過進口來實現(xiàn)的。就當前情況而言，擴大出口是促進經濟增長的有效途徑，但要在擴大出口的同時盡可能的保持進口的同步增長，要盡量保持進出口平衡，因為我國現(xiàn)階段還不是完全意義上的出口導向型，進口對于經濟增長的彈性仍然相當大。
格蘭杰因果檢驗顯示我國出口與經濟增長的相關關系較弱，主要是因為傳統(tǒng)上我國出口的擴大對經濟增長的促進作用主要是依賴對閑置資源的利用。我國正逐步放棄傳統(tǒng)出口增長的貿易戰(zhàn)略，我國的初級產品出口基本上是符合市場調節(jié)機制的。我國的出口增長是可以獲得貿易利益，并可為剩余資源找出路，故而對經濟增長具有一定的促進作用。我國的制成品出口主要還集中于一些勞動密集型產品，以便發(fā)揮我國勞力和資源的優(yōu)勢，在國際上，這必然會面臨勞動力和資源更加低廉的東南亞國家的有力的競爭，致使貿易條件進一步惡化。根據(jù)我國要素稟賦的特點，大力發(fā)展具有比較優(yōu)勢的勞動密集型產業(yè)，促進出口迅速發(fā)展和出口商品結構的優(yōu)化，同時能夠擴大就業(yè)，緩解就業(yè)壓力。
從中長期來看，為了發(fā)揮出口貿易在經濟增長中的作用，應該推進高新技術產業(yè)的發(fā)展，進一步提高技術進步的增長貢獻，加強附加值高的產品的出口，是貿易出口盡快實現(xiàn)從勞動力和資源為主的粗放型向質量和技術為主的集約型的出口方式的轉變，努力提高出口產品的國際競爭力。
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[關鍵詞]人民幣匯制改革人民幣升值貿易效應
自2005年7月21日人民幣匯制改革以來,中國的貿易順差和貿易額以及外匯儲備均不減反而大幅增加,中美貿易的不平衡問題也并未因人民幣的升值而改善,且再次掀起要求人民幣更大幅度升值的風潮。因此,人民幣匯改尤其是由此引發(fā)的人民幣升值的貿易效應,以及中國貿易順差的深層次根源,值得深思。
一、人民幣升值對我國進出口貿易收支的影響
1.基于彈性理論的分析
根據(jù)彈性理論,一國貨幣匯率變動對貿易收支具備改善效應的條件是滿足馬歇爾—勒納條件:其進出、口需求彈性之和大于1,即當EX+EM>1時,其貨幣貶(升)值可使出口收入的增加(減少),進口支出的減少(增加),貿易收支逆差(順差)減少,從而改善貿易收支。否則,當EX+EM=1或<1時,一國貨幣匯率的變動對貿易收支不具備改善效應。但是,馬歇爾—勒納條件通常對貿易小國適用,而對開放經濟大國卻未必適用,因為對于開放經濟大國而言,匯率變動的貿易效應和政策效率受多種因素的制約,或者說其進出口貿易收支受多種因素的影響,如范金就認為馬歇爾—勒納條件不適用于中國。根據(jù)范金計算的我國中長期出口彈性為-0.8579,絕對值小于1,說明人民幣升值使出口價格的提高的幅度超過出口數(shù)量減少的幅度,出口額反而提高了,假設人民幣升值10%,將會使我國的出口額增加1.421%;而我國中長期進口彈性為-1.0774,說明人民幣升值造成我國進口額的增加幅度不大,假設人民幣升值10%將會使我國的進口額僅增加0.774%,小于出口額增加幅度,貿易順差反而增加0.647%,所以其結論是人民幣匯率升值會促使我國貿易順差的進一步增加。
2.人民幣穩(wěn)步升值后我國貿易順差額與匯率變動的數(shù)據(jù)分析
以上單從理論上分析還不足以有說服力,所以收集了自匯改以來匯率隨市場變動與我國貿易順差額的半年度數(shù)據(jù),以此說明我國匯率調整是否會顯著影響我國的貿易順差額。
從05年6月開始到12月,貿易順差額從106.3億美元增長到110.1美元,除9月有所降低外，每月的差額都出現(xiàn)增加的勢頭。但同一時間段,人民幣對美元平均匯價從827.65/100美元一直下降到807.59/100美元,說明在2005年的下半年,人民幣保持穩(wěn)步升值的趨勢.
自2006年1月到11以來貿易順差額從96.1億美元增長到229.2美元,幾乎每月的差額都出現(xiàn)增加的勢頭。但同一時間段,人民幣對美元平均匯價從826.6/100美元一直下降到789/100美元,說明在06年人民幣保持穩(wěn)步升值的趨勢,到2007年9月人民幣對美元平均匯價下降到758/100。但我國貿易順差額仍穩(wěn)步攀升,2006年的貿易順差1765億美元,比上年增73.2%.貿易順差繼續(xù)增高,由此,可得出結論,匯率變化對我國的貿易順差額并無顯著影響。（數(shù)據(jù)來源：中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站）
3.我國高貿易順差的深層次根源的辯證剖析
(1)我國勞動力等要素的低價格形成的比較優(yōu)勢
我國在勞動力、土地等要素價格方面,尤其是勞動力的價格具有很強的比較優(yōu)勢。2002年,中國制造業(yè)工人周工資為22135元,是香港和新加坡的十分之一,美國的三十五分之一,總體上來說,我國勞動力價格廉價優(yōu)勢仍然可以保持20年,可見人民幣的適當升值很難抵消這種比較優(yōu)勢.勞動密集型產品一直對我國貿易順差貢獻較大,就2006年而言,成員國間紡織品貿易配額的取消導致我國紡織品出口的增加,是該年貿易順差增加的主要推動力之一。
（2）國際產業(yè)布局轉移形成的“遷移效應”。由于中國勞動力等要素價格的強比較優(yōu)勢和
巨大的國內市場,使中國成為跨國公司投資的熱土.且近年加工貿易已占我國進出口的50%左右,加工貿易和外商投資企業(yè)已成為我國貿易順差貢獻最大的一項因素,如2006年下半年加工貿易和外商投資企業(yè)對我國商品貿易順差的貢獻率分別是150%和64%。華盛頓國際經濟研究所的一項調查報告顯示,中國對美國貿易順差的75%來自產生的“遷移效應”。
(3)內外儲蓄率的巨大差異
經濟學描述了儲蓄與投資之差、出口與進口之差互為對偶關系(S-I=X-M),即儲蓄過多會產生貿易順差;反之,儲蓄過少會產生貿易逆差.中、美的儲蓄率已分別走向了兩個極端,中國近年的儲蓄率高達40%左右(2006年為42%),而美國的儲蓄率通常在5%以下,有時甚至為負儲蓄率(2005年第三季度為-1.6%).麥金農教授認為,中國的高儲蓄率和歐美的低儲蓄率是導致中國對歐美高順差的主要原因,他強調要重視從儲蓄率角度來觀察失衡問題.二、人民幣升值對我國貿易條件和產業(yè)結構調整的影響
我國的“貧困化增長”,即貿易條件惡化問題已不容樂觀,根據(jù)中國海關編制的貿易條件指數(shù),1993年～2003年中國的整體貿易條件下降了12%(雷達);陳飛翔認為,2004年我國商品價格貿易條件指數(shù)比1995年下降了17%.因為人民幣升值會導致出口價格上升和進口價格下降,從而使貿易條件改善。根據(jù)楊帆等的研究成果:在通貨膨脹率不變的條件下,人民幣升值的貿易條件改善系數(shù)為0.37。查貴勇通過對1994年～2003年的相關數(shù)據(jù)進行回歸分析,得出人民幣每升值一個百分比,中國貿易條件將改善0.353個百分比。關于人民幣適度升值對我國出口商品結構和產業(yè)結構升級的促進作用,應該是肯定的。長期以來,我國出口一直走低價競銷的惡性競爭路子,人民幣升值導致出口產品的外幣價上升,會對那些高成本、低效益的企業(yè)和產品具有擠出效應;同時,人民幣升值會降低先進設備的進口成本,從而有利于促進我國出口商品結構和產業(yè)結構的升級換代。
三、人民幣穩(wěn)步升值趨勢下人民幣匯率調節(jié)政策幾點建議
由上文分析得出,人民幣升值的辦法并不能很好的改善貿易收支不平衡的狀況。如果按照此趨勢發(fā)展下去,很容易讓人聯(lián)想到日本在“廣場協(xié)議”后,日元持續(xù)升值造成日本經濟的長期衰退的后果。因此我們要采取配套措施,避免單純?yōu)榱藨段覈壳百Q易收支持續(xù)順差狀況,而采取不斷調整匯率的做法.為此,我建議如下：
1.完善人民幣匯率改革,為發(fā)揮匯率調節(jié)作用提供制度條件
借鑒日本等發(fā)達國家經驗,穩(wěn)定的匯率制度是經濟健康快速發(fā)展的必要條件。因此我們應該健全以市場供求為基礎的、有管理的浮動匯率體制，保持人民幣匯率在合理、均衡水平上的基本穩(wěn)定。讓“有管理的浮動匯率制”名副其實,促進人民幣匯率生成機制的市場化、科學化.最終逐步推進人民幣資本項目可兌換,實現(xiàn)人民幣的自由浮動和國際化。只有這樣穩(wěn)定合理的人民幣匯率形成機制才有利于貨幣政策操作,實現(xiàn)內部平衡目標,才有利于對外經濟貿易競爭和國內經濟結構調整。
2.加快經濟結構調整，擴大匯率作用機制
我國經濟結構的不合理，是造成巨額貿易順差的主要原因，因此，我們要以匯改為契機，一方面，通過進、出口稅率調整等措施實現(xiàn)出口產業(yè)層次的優(yōu)化和加工貿易的深化，促進國內產業(yè)升級。另一方面，借助貿易增長方式的轉變,大力發(fā)展服務貿易,不斷提高服務業(yè)的發(fā)展層次和開放水平。同時,要逐步統(tǒng)一內外資企業(yè)的稅收、關稅、外貿權、融資及要素獲得等方面的政策措施，改變外資利用方式,提高利用外資質量。這樣既可以加強匯率機制對改善貿易收支的作用效果,又可以弱化人民幣升值的單向預期。
3.持續(xù)擴大內需，配合匯率機制改革
目前國內儲蓄率很高決定了內需在拉動我國經濟增長方面的重要地位。內需的擴大,以社會保障體系的進一步完善為條件.只有解決了人民群眾的后顧之憂,才會改變目前國內儲蓄偏高、消費偏低的現(xiàn)象,才會解決好我國經濟發(fā)展內需不足的問題。內需的擴大,歸根到底取決于人民群眾的收入水平提高。收入水平的提高,來自人民群眾議價水平的提高、勞動力價格水平的提高。要從根本上提高人民群眾的議價水平,提高勞動力的價格,必須繼續(xù)大力發(fā)展教育,提高勞動者的業(yè)務素質和技能水平。只有內需的持續(xù)擴大,才能增加有效供給,促進就業(yè),顯著提高經濟增長質量和效益。在功能上作為以調節(jié)總量為主的匯率政策，才能起到更好的效果。
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摘要：2009年3月開始，我國進出口總額實現(xiàn)連續(xù)8個月的環(huán)比增長，開始進入后金融危機時代。如何在后金融危機時代里及時調整我國出口貿易政策，將是我們面臨的嚴峻的課題。文章通過對今年我國外貿形勢的分析，了解到我們目前所面臨的挑戰(zhàn)，并對出口貿易政策提出相關建議。
關鍵詞：后金融危機時代；出口貿易政策
一、引言
2007年3月13日，作為美國第二大次級抵押貸款機構的新世紀金融公司因瀕臨破產而被紐約證券交易所停牌，這標志著美國次貸危機正式爆發(fā)了。受寬松的貨幣政策和復雜的金融衍生品市場的推波助瀾，次貸危機迅速發(fā)展為席卷全球的金融危機。我國的對外貿易亦深受影響，2008年出口額為14285億美元，增長17.2％，但比2007年增速的25.7％要放緩很多，全年的順差為2955億美元，增長13.5％，相比2007年的47.7％下降很多。2009年前三季度國內生產總值為217817億元，同比增長7.7％，比上半年加快0.6個百分點。這證明我國也正逐漸進入后金融危機時代。在后金融危機時代的背景下，出口政策不能停留在應對金融危機開始時期的短期策略，應該集中在中長期的調整上，應從稅收政策、匯率政策以及信貸政策方面做努力。
二、后金融危機時代我國外貿出口面臨的挑戰(zhàn)
第一，國際市場需求持續(xù)萎縮影響我國出口貿易。我國自21世紀以來，對外貿易依存度便一直居高不下，年均38％以上，2008年更高達63％。對外貿易成為了我國經濟發(fā)展的巨大推動力，同時，金融危機對我國外貿的負面影響也是尤為突出的。2009年前三季度，我國進出口貿易總額為15578.2億美元。歐盟作為我國第一大貿易伙伴和第一大出口市場，雙邊貿易額為2600.5億美元，占同期我國進出口總額的16.7％；同期美國為我國第二大貿易伙伴，中美雙邊貿易額為2118.8億美元，占同期我國進出口總額的13.6％；進入后金融危機時代后，各大經濟體的經濟將持續(xù)很長一段時間的恢復期，而對國際市場的需求也將持續(xù)萎縮。
第二，人民幣的持續(xù)升值壓力對我國出口貿易的影響。在全球金融危機不斷深化的背景下，全球主要經濟體紛紛采取降低利率以穩(wěn)定金融系統(tǒng)和刺激經濟。目前，歐盟、美國、英國和日本等主要發(fā)達國家經濟體的利率都接近于零。同時，寬松的貨幣政策也成為這些國家抑制金融危機的辦法。國際市場上的出口貿易主要以美元為結算貨幣，美聯(lián)儲不斷降低利率的政策，使人民幣與美元的息差會吸引大量美元資本注入我國市場，這將進一步導致美元的泛濫，從而進一步推動美元資本向我國市場的持續(xù)流入，導致我國人民幣幣值更快的升值，僅2009年2月份人民幣有效匯率的上升幅度就超過6％，這將大大削弱我國出口產品的相對競爭力。
第三，貿易保護主義對我國的出口貿易的影響。自由貿易一直是全球經濟發(fā)展的主要基調，但每當國際經濟不景氣的時候，各國為了保護本國經濟發(fā)展，貿易保護主義便會抬頭，值此后金融危機時期也不例外。如2009年11月24日，美國商務部做出終裁，以我國油井管產品存在補貼為由宣稱對相關產品實施10.36％-15.78％的反補貼關稅，該案涉及金額高達27億美元，是迄今為止美國對我國貿易制裁的最大一起案件，這表明后金融危機時代的貿易保護主義將更為嚴重，并將發(fā)展為全球性的貿易保護主義，對我國的外貿出口將形成全面性的制約。
三、后金融危機時代我國出口貿易政策
第一，稅收政策。我國應當有選擇性的提高部分產品出口退稅率，并分析該出口退稅和其他有關政策調整的效果，進行適當評估和微調。同時，我國的海關機關應積極推行“提前申報”、“屬地申報，口岸驗收”等快捷通關措施，進一步提高口岸通關效率，降低企業(yè)通關成本。近期出口退稅率的不斷上調從短期來看是必要的，也刺激部分產品的出口增長，特別是針對2007年和2008年上半年部分產品的退稅率過度下調所采取的糾偏措施更是理所當然的。但要把出口退稅作為從整體上挽救外貿出口下降趨勢的基本政策手段，甚至是唯一手段，從而全面或大面積大幅度提高出口退稅率，對所有出口商品或大多數(shù)商品實行普遍優(yōu)惠政策是不可取的。
第二，信貸政策。貿易融資是最現(xiàn)實和最迫切的問題。中國國際經濟交流中心副理事長馮國經先生說，國外進口商對我國出口商品采購量的下降，其重要原因不是該國居民的購買力，而是進口商難以從金融機構得到流動資金貸款來購貨，因為西方國家的金融機構普遍遇到了流動性困難。根據(jù)WTO的報告，2008年年底全球貿易融資缺口為250億美元。因此，充分發(fā)揮政策性銀行的綜合優(yōu)勢，運用出口賣方信貸、出口買方信貸、外匯擔保等多種政策性金融手段支持企業(yè)出口。積極配合實施科技興國戰(zhàn)略，重點支持高技術、高附加值的機電產品、成套設備、高新技術產品的出口，促進經濟結構的調整和出口商品結構的優(yōu)化。
第三，匯率政策。在新形勢下為了保證外貿穩(wěn)定增長，我們不妨將思路放在人民幣匯率上。后金融危機時代國際貨幣體系將會持續(xù)性地動蕩，匯率風險將會進一步加大，這對我國外貿出口而言將是更為嚴峻的考驗。我國可以通過政策來鼓勵金融機構加強和深化國際金融創(chuàng)新，發(fā)展符合當前出口貿易需要的避險工具與解決方案，以減輕匯率風險對我國外貿出口的負面影響。這對于推動我國與周邊國家和地區(qū)經貿關系發(fā)展，規(guī)避匯率風險，改善貿易條件，保持對外貿出口穩(wěn)定增長，同樣具有十分重要的意義。
參考文獻：
1、李文華.后金融危機時期我國外貿企業(yè)戰(zhàn)略轉型研究[J].經濟與管理研究,2009(6).
論文關鍵詞：貿易結構，實際有效匯率，協(xié)整檢驗
一、引言
2010年福建省進出口貿易額達到1087.8億美元，年均增長21.13％，總體規(guī)模比1985年擴大了121倍。其中出口額達到714.93億美元，年均增長21.43％，擴大128倍；進口額372.87億美元，年均增長20.62％，擴大109倍；增速均高于全國平均水平。進出口總額占全國比重從1985年的1.3％上升為2010年的3.7％，2010年進出口總值位居全國第七位，其中出口名列第六，在全國對外貿易中具有舉足輕重的地位。①進出口貿易是福建省經濟貿易的重要組成部分，其變動會對全省經貿產生較大影響。
自2005年7月21日中國人民銀行發(fā)表關于完善人民幣匯率形成機制改革的公告以來，人民幣匯率不斷升值，從匯改前的1:8.2765到2011年9月30日的1:6.3549，人民幣對美元已累計升值30.24％。②人民幣的不斷升值給我國外貿行業(yè)造成了巨大的沖擊，許多企業(yè)本來就很低的利潤率被匯率升值侵蝕殆盡；2008年全球金融海嘯，國外需求的銳減更使這些企業(yè)雪上加霜，出口企業(yè)面臨整體“洗牌”。但人民幣匯率升值也降低了我國進口的成本協(xié)整檢驗，強勢的人民幣增強了我國企業(yè)應對國際大宗商品價格波動的能力，更重要的是，其帶給我們的增強的國際購買力如果利用得當，也許能夠成為我國貿易結構升級的動力。在這種形勢下，福建省出口貿易結構與人民幣匯率變動的關系如何，人民幣匯率變動特別是人民幣持續(xù)升值究竟會對福建省的出口貿易結構產生什么樣的影響，影響程度如何，這些問題，無論是從現(xiàn)實意義的角度來看，還是從長遠發(fā)展的需要出發(fā)，都是值得分析和研究的。
二、相關文獻綜述
匯率是一國貨幣單位兌換他國貨幣單位的比率，是一個國家進行國際經濟活動時最重要的綜
合性價格指標。在經濟全球化的大背景下，它的變動對一國對外貿易的平衡與國內經濟活動的波動都具有深刻的影響，它將各國之間的經濟往來相互聯(lián)系起來，使得世界經濟貿易發(fā)展順利進行論文服務。目前國際上檢驗一國和地區(qū)的匯率波動與進出口之間的關系比較常見的研究方法是運用“彈性分析法”——馬歇爾一勒納條件是否成立，即進出口的需求彈性之和大于1，則本幣貶值可以改善貿易收支。大部分學者以此條件為基礎，進行研究。
開放經濟條件下，一國的貿易結構取決于經濟體內部各種貿易產業(yè)或貿易產品的產出結構變動，在產出水平受制于貿易競爭力的狀況下，貿易競爭力成為推動貿易結構調整的根本力量，如果匯率變動對經濟體內部各種貿易產業(yè)或貿易產品的貿易競爭力產生了不同的影響，就會帶來貿易結構的變動。目前國內學者對人民幣匯率與進出口貿易關系影響的研究存在著三種觀點：第一，兩者之間存在正相關關系。劉傳哲、陳寒凝和賈彥利(2004) [1]通過實證分析，發(fā)現(xiàn)江蘇省出口貿易額的增長與匯率變動明顯正相關。沈丹紅、壽志敏(2007) [2]認為人民幣升值將激勵出口企業(yè)更多地依靠技術進步和提高附加價值，一些只靠低成本競爭，技術含量低，高污染、高耗能的企業(yè)可能因為人民幣升值被擠出市場，從長遠看，人民幣升值有助于我國外貿增長方式從原來的粗放型轉向高質量和高效益的集約型，這會帶來出口結構的改善。第二，兩者之間存在負相關關系。馬丹、許少強(2005) [3]認為人民幣實際有效匯率的貶值能夠改善中國貿易收支；而中國貿易結構的變化在一定程度上可以解釋人民幣實際有效匯率的變化。郭晶、洪詩茜和應匯康然（2010）[4]通過Granger 因果檢驗以及協(xié)整檢驗等計量分析方法，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率與浙江出口貿易為負向關系。第三，一些學者認為人民幣匯率變動對我國貿易結構的影響并不顯著。歐元明、王少平（2005）[5]運用Granger因果檢驗以及協(xié)整、誤差修正模型、多元回歸模型等計量經濟學分析方法，對中國內資企業(yè)出口與匯率的關系進行實證分析，得出的主要結論是:實際有效匯率與中國企業(yè)內資出口間沒有因果關系， 并且無論在長期和短期實際有效匯率的變動都不能有效地解釋內資出口的變動，說明人民幣匯率的變化對內資出口影響非常小。林筱文、黃劫、宋保慶（2010）[6]在對匯率的基本概念、匯率變動對貿易收支影響關鍵理論進行分析的基礎上，運用協(xié)整分析的方法協(xié)整檢驗，對福建省人民幣實際有效匯率對進出口貿易的影響進行實證研究，結果顯示，人民幣實際有效匯率變動和福建外貿不存在長期協(xié)整關系。
以往學者的研究結果存在較大分歧，且大多集中于匯率和貿易流量的關系，匯率變動對貿易結構的影響只是作為附帶結論，缺乏對這個問題深入的實證分析。本文從出口商品結構角度出發(fā)，采用協(xié)整分析等計量經濟學方法深入考察人民幣匯率變動對我省貿易結構的影響，進而得出一些有益的結論，具有較強的現(xiàn)實意義。
三、 實證分析
（一）模型的設立
根據(jù)一般經濟理論，影響一國進出口貿易最主要因素是進出口商品的相對價格，而影響進出口商品相對價格的關鍵因素就是匯率。除此之外，由于在1985年～2010年的幾十年間， 我國吸引的外商直接投資發(fā)生了巨大的變化，例如鄭月明、吳青青、程雅思（2009）[7]采用實證的方法，認為FDI對于我國初級產品的促進作用并不明顯，而FDI對于制成品的出口具有明顯的促進作用，并且這個效應因地區(qū)和時間不同而有所差異。因此，本文在協(xié)整分析時考慮三個重要變量：貿易結構，匯率和FDI，為避免經濟數(shù)據(jù)時間序列的異方差性，對各個序列取自然對數(shù)，建立模型：
lnYt =β0+β1lnFDIt +β2lnREERt +μt
其中，t為時間，Yt為出口貿易結構，F(xiàn)DIt為外商直接投資，REERt為人民幣實際有效匯率，β0為常數(shù)項，β1、β2為回歸系數(shù)，μt為隨機干擾項。
（二）數(shù)據(jù)來源及說明
1.本文采用的數(shù)據(jù)是年度數(shù)據(jù)，樣本期為1985—2010年。福建省出口總額、工業(yè)制成品和FDI均來自《福建統(tǒng)計年鑒》，人民幣實際有效匯率來自國際貨幣基金組織提供的國際金融統(tǒng)計。
2.本文研究的是狹義的貿易結構，即出口貿易的商品結構論文服務。按照國際貿易標準分類和附加值的高低，出口商品的構成可以分為兩個大類，即初級產品和工業(yè)制成品。相比初級產品而言，工業(yè)制成品附加值高協(xié)整檢驗，競爭能力強，較高水平的集約型外貿增長方式和國內產業(yè)結構多以工業(yè)制成品的出口為主。因此本文取我省工業(yè)制成品在總出口中的比重衡量貿易結構。
根據(jù)《聯(lián)合國國際貿易標準分類》劃分，貿易結構有十類商品：食品及主要供食用的活動物(SITC0)，飲料及煙類(SITC1)，燃料以外的非食用粗原料(SITC2)，礦物燃料、油及有關原料(SITC3)，動植物油脂及油脂(SITC4)，化學品及有關產品(SITC5)，輕紡產品、橡膠制品、礦冶產品及其制品(SITC6)，機械和運輸設備(SITC7)，雜項制品(SITC8)，未分類的其他商品(SITC9)。聯(lián)合國貿易與發(fā)展會議將SITC中第61章、65章、82—85章和894章的工業(yè)制成品歸入勞動密集型產品，將SITC中第5類化學品及有關產品，以及第7類機械和運輸設備中的絕大部分門類歸入資本與技術密集型產品。因此，本文中我們將SITC 0，1，2，3，4類定義為初級產品，第6，8類定義為資源與勞動密集型產品，第5，7類定義為資本與技術密集型產品。
3.按匯率是否經過價格調整，人們通常把匯率分為名義匯率和有效匯率。在實證過程中，又把有效匯率分為名義有效匯率和實際有效匯率。與名義匯率、名義有效匯率相比，實際有效匯率不僅考慮了一國的主要貿易伙伴國貨幣的變動，而且剔除了通貨膨脹因素，能夠更加全面地反映一國貨幣的對外價值。本文采用人民幣實際有效匯率指數(shù)來研究匯率變動對出口貿易結構的影響。
（三）平穩(wěn)性檢驗
由于實際匯率(1nREER)，F(xiàn)DI(1nFDI)和出口貿易結構（lnY）為時間序列，為了對時間序列數(shù)據(jù)進行相關實證分析，首先需要對這些變量進行平穩(wěn)性檢驗，否則可能導致偽回歸。本文采用單位根ADF檢驗的方法，對各變量及其差分分別進行檢驗，利用Eviews5.0得到ADF單位根檢驗結果如下：
表1ADF檢驗結果
變量
檢驗模型類型
ADF統(tǒng)計量
ADF臨界值
是否平穩(wěn)
C
t
p
AIC
SC
1%
5%
10%
lnY
原值
-2.62
-2.52
-4.44
-3.72
-2.99
-2.63
是
lnFDI
原值
1.87
1.97
-1.43 **
-3.72
-2.99
-2.63
否
一階差分
1.42
1.52
-5.5
-3.72
-2.99
-2.63
是
lnREER
原值
-1.99
-1.9
-3.97
-3.72
-2.99
-2.63
是
注：檢驗形式(C協(xié)整檢驗，T，P)分別表示單位根檢驗方程包含常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù)；**表示在三個臨界值的顯著性水平上不能拒絕非平穩(wěn)假設。
（四）協(xié)整檢驗
在現(xiàn)實生活中我們會發(fā)現(xiàn)，雖然有一些經濟變量本身是非平穩(wěn)序列，但它們的線性組合卻可能是平穩(wěn)序列，這種線性組合反映了它們之間具有非常密切的長期均衡關系，稱為協(xié)整關系。根據(jù)Engle和Granger在1987年提出的協(xié)整理論，檢驗因變量和解釋變量之間是否存在協(xié)整關系主要是檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩(wěn)序列。
使用Eviews5.0軟件對模型回歸估計，得到
lnYt=-0.480226+0.098838*lnFDIt -0.214771*lnREERt +
（-0.631779） （5.733194） （-1.596416）
R2 =0.73299對殘差= lnYt+0.480226-0.098838*lnFDIt+0.214771*InREERt 進行單位根檢驗，結果如下：
ADF統(tǒng)計值
-3.740000
1%臨界值
-2.66072
5%臨界值
-1.95502
10%臨界值
-1.60907
檢驗結果顯示，殘差序列拒絕原假設，序列不存在單位根，因此可以確定序列是平穩(wěn)序列，lnYt與lnFDIt、lnREERt之間存在協(xié)整關系，即福建省出口貿易結構與FDI、人民幣實際有效匯率之間存在長期均衡關系。
四、結論與政策建議
本文以1985年至2010年的年度數(shù)據(jù)作為樣本區(qū)間．實證研究了人民幣匯率和FDI對福建省出口貿易結構的影響。結果表明：首先，人民幣匯率與福建出口貿易結構為負向關系。人民幣實際匯率每升值1％，以工業(yè)制成品衡量的出口商品結構(1nY) 下降約0．21％；由于出口匯率彈性的差異，匯率升值對初級產品的影響可能會大于對工業(yè)制成品的影響，這種對于不同類型產品的差異性的“匯率壓力”長期影響可能將改變一國的貿易結構。其次，F(xiàn)DI流入對福建貿易結構升級有正向推動作用。我們了解到，F(xiàn)DI流入每增加1%，貿易結構升級約0.098%；可見外商直接投資的增加對貿易結構升級具有促進作用，且其技術外溢、加快資本積累等作用主要體現(xiàn)在資本技術密集型產品的生產上論文服務。
目前福建省經濟保持較高的增長速度，但主要是建立在高資源能耗的基礎上，整體看來福建省工業(yè)過多集中于低端產業(yè)，資源使用效率不高，長此以往我省資源利用過度會使得貿易條件不斷惡化。因此，貿易結構升級對我省的經濟發(fā)展具有重大的意義。
可以預見的是，在未來的幾年里，隨著人民幣匯率進一步的趨勢性升值，我省出口必然會受到比較大的影響，出口產品競爭力受到嚴峻挑戰(zhàn)。雖然出口企業(yè)將面臨巨大的壓力， 但也得到了一個進行貿易結構、產業(yè)結構調整升級的一個絕好機會。這種壓力將迫使企業(yè)進一步提高產品質量，進行技術革新，提高生產效率協(xié)整檢驗，降低生產成本，轉移一些原來僅憑低廉勞動力成本獲取競爭力的產業(yè)，放棄一些能耗高、污染大的低端產業(yè)，引進技術先進、附加值高、能源消耗少的高端產業(yè)。
為促進福建省出口貿易發(fā)展和出口貿易結構調整的順利實現(xiàn)，本文建議在制定相關政策時應考慮以下三點：
1.目前，在金融危機尚未完全復蘇的背景下，穩(wěn)定人民幣匯率對出口恢復具有重要意義。人民幣匯率升值不利于出口的恢復，因此，短期內維持人民幣匯率穩(wěn)定有助于外貿穩(wěn)定。但在制定中長期匯率政策時，要逐步適當放寬人民幣匯率浮動的管理幅度，更多地發(fā)揮匯率對市場供求的調節(jié)、導向作用。
2.由于外商直接投資能夠促進出口貿易商品結構優(yōu)化和產業(yè)結構升級，因此，政府應該繼續(xù)加大力度吸引外商直接投資。招商引資的重點應該是能夠促進福建省經濟增長方式轉變的、技術含量高的項目，特別是符合福建省產業(yè)政策的、能夠形成產業(yè)集聚效應的項目，從而提高福建省的產業(yè)競爭力。
3.在產業(yè)變革轉型時期，政府應該做好引導工作，提供相應的政策制度環(huán)境，支持引導企業(yè)大力發(fā)展高附加值的資本技術密集型產業(yè)，引進先進的生產設備與技術，利用好人民幣匯率升值為資本技術密集型產業(yè)創(chuàng)造的良好發(fā)展機會，轉變經濟發(fā)展方式。
注釋：
①《福建統(tǒng)計年鑒》
②《中國統(tǒng)計年鑒》
參考文獻
[1]劉傳哲，陳寒凝，賈彥利.實際匯率對江蘇省出口貿易結構的影響分析[J].中國礦業(yè)大學學報，2004(3).
[2]沈丹紅，壽志敏.人民幣升值對我國出口貿易結構的影響陰[J].商場現(xiàn)代化，2007(10) .
[3]馬丹，許少強.中國貿易收支、貿易結構與人民幣實際有效匯率[J].數(shù)量經濟技術經濟研究，2005(6).
[4]郭晶，洪詩茜，應匯康.人民幣匯率變動對浙江出口貿易結構的影響[J].浙江金融，2010(2).
[5]歐元明，王少平.匯率與中國對外出口關系的實證研究[J].國際貿易問題，2005(9).
[6]林筱文，黃劫，宋保慶.人民幣實際有效匯率變動對外貿影響的實證分析[J].福州大學學報，2010(4) .
論文關鍵詞：對外貿易和,欠發(fā)達地區(qū),經濟發(fā)展
一、欠發(fā)達地區(qū)對外貿易對經濟發(fā)展的影響
自改革開放以來，對外開放對東部經濟發(fā)展產生了巨大的推動作用，而對西部欠發(fā)達地區(qū)的經濟增長的貢獻甚微。貴州是西部欠發(fā)達地區(qū)最具典型意義的一個區(qū)域，一方面，它具有較先進的電子、航空、煤化工冶金等產業(yè)及豐富的自然資源，但另一方面，它的GDP占全國的比重極其小。2009年貴州省GDP占全國的比重僅為1.16%，造成欠發(fā)達地區(qū)的經濟落后的一個重要原因就是對外開放的滯后。鑒于此，本文選取具有典型意義的地區(qū)貴州為代表，分析欠發(fā)達地區(qū)對外開放滯后與經濟發(fā)展的關系。
1.對外貿易現(xiàn)狀
貴州的進出口總額在1990年之前一直處于10億元以下的水平，大大落后于其他省份，直到1990年才突破了11億元。上世紀90年代，貴州對外貿易總額穩(wěn)步增長，但占全國進出口總額的比重依然很小。“十五”期間貴州推出了一系列加強對外貿易的措施，使得對外貿易得到了長足發(fā)展，其中2004年突破了百億，“十五”末期比“九五”末期增長了110.52%。在“十一五”期間的2008年對外貿易總額達234.08億元，創(chuàng)了歷史新高，同比增長35.44%（圖1）。
圖11980-2009年貴州省對外貿易和GDP關系（單位：億元）
對外貿易貢獻率是判斷對外開放對經濟發(fā)展貢獻的重要指標。近年來，貴州對外出口貿易對經濟增長的貢獻率在5%左右波動，貢獻較小，甚至在亞洲金融危機后出現(xiàn)負貢獻。這反映了出口結構較落后的貴州，在正常情況下對外貿易對經濟增長貢獻不大，在國際市場不景氣時負面作用較大（參見圖2）。
對外貿易依存度是指一國經濟對貿易的依賴程度，是用來判斷對外開放程度的另一重要指標。如圖2所示，貴州的外貿依存度一直徘徊在6%左右，從來沒有突破10%。貴州經濟發(fā)展對進出口貿易的依存度不僅遠低于東、中部地區(qū)，與我國外貿依存度相比差距則更大。我國外貿依存度一直保持兩位數(shù)，2007年達到最高峰，受金融危機的影響，2008、2009年有下降的趨勢，2009年為44.96%。
圖2貴州與全國貿易依存度及出口對經濟增長的貢獻率（單位：%）
通過上述分析發(fā)現(xiàn)，以貴州為代表的欠發(fā)達地區(qū)對外貿易和GDP增長基本同步。當GDP增長時，對外貿易同步增長，但是出口對經濟增長的貢獻率卻呈現(xiàn)出不同步的狀況，對經濟發(fā)展（工業(yè)增長）貢獻度最大的電力、有色冶金、飲料、煙草和黑色冶金五大優(yōu)勢行業(yè)外向度低，顯示欠發(fā)達地區(qū)經濟增長的自我循環(huán)，反映了欠發(fā)達地區(qū)GDP的內向型特征，缺乏競爭力，顯然，欠發(fā)達地區(qū)對外開放滯后是其經濟發(fā)展落后于東部的一個重要原因。
2.實證分析
為了進一步分析欠發(fā)達地區(qū)對外貿易對GDP的影響，這里采用貴州30年的數(shù)據(jù)進行實證分析，利用Eviews軟件，將進口、出口、進出口及GDP等作為變量，并對這些變量進行相關性檢驗，檢驗結果顯示：GDP與出口貿易、進口貿易、進出口貿易都有很顯著的相關性（參見表1）。
表1貴州省進出口貿易與GDP的相關性
GDP
EX
IM
TOTAL_TRADE
GDP
1
0.954
0.949
0.957
EX
0.954
1
0.980
0.997
IM
0.949
0.980
1
0.993
TOTAL_TRADE
0.957
0.997
金融機構變革對國際貿易與融資的影響研究
一、前言
隨著經濟全球化的發(fā)展，國際間的聯(lián)系越來越密切，我國對外貿易持續(xù)穩(wěn)定增長，受到當前國際金融危機的影響，我國一些進出口企業(yè)出現(xiàn)經營狀況差、融資難等問題，阻礙了我國進出口貿易的發(fā)展，因此，研究金融機構變革下國際貿易融資問題，對推動國際貿易的發(fā)展，增加進出口貿易量具有重要意義。
二、金融機構變革對國際貿易與融資影響的理論基礎
(一)金融機構的相關概念界定
金融機構是指為人們提供金融服務的機構，如銀行、保險公司、基金公司都屬于金融機構，這些金融機構主要為人們提供辦理儲蓄、購買證券、保險、基金管理的服務，每個國家的金融機構大體上可以分為三類，包括銀行、非銀行的金融機構、境內外的外資融資機構，這三種金融機構構成一個完整的金融體系。
(二)國際貿易與融資概念界定
國際貿易是指國際上各個國家地區(qū)進行商品交換的活動，是在各個國家和地區(qū)相互聯(lián)系的基礎上，實現(xiàn)各個國家或地區(qū)在經濟上的流通活動，由各個國家或地區(qū)對外貿易構成了國際貿易。
融資是指在企業(yè)單位或個人直接或間接的從事資金的融入和融出活動。
國際貿易融資是在國際貿易結算中出現(xiàn)的融資活動，國際貿易融資要依托國家或企業(yè)個人的資金實現(xiàn)資金流動，這種融資活動會在國際貿易結算過程中的各個方面出現(xiàn)，包括出口商品的制造、運輸、銷售等過程。因此，金融機構發(fā)生變革會對國際貿易與融資產生重要影響。
(三)國際貿易融資的特點
1.國際貿易在融資過程中，融資的成本比較低，因為在國際貿易融資時有貨物抵押和清楚的還款來源作保障，對于銀行來說，在對貿易融資的處理上就會比較寬松，銀行收取的利息也會相對較少，因此，國際貿易融資要比銀行貸款的成本低，而且容易得到批準。
2.國際貿易融資也存在一定的風險性，融資人不僅要承擔銀行貸款的風險，還要面對利率和匯率的風險，還有國際貿易融資與國際貿易結算聯(lián)系密切，在進行國際貿易結算時會存在欺詐、單交等風險，
3.國際貿易融資的融資人構成復雜，由于融資是在國際背景下進行的，融資人可以本國國民，也可以是外國人，而且如果涉及到國內與國外的融資，就要涉及到兩國貨幣兌換的的問題，在進行國際貿易融資時要根據(jù)貨幣的匯率變化情況，結合具體情況作出是否進行融資的決策。
4.國際貿易融資作為國際資本流通中重要的組成部分，是不同國家的融資資金在國際間的流通和轉移。作為國際貿易中的融資者要遵守本國政府頒布的融資法令，本國政府要從本國的利益出發(fā)，對本國的金融機構進行管制，確保融資過程的安全性。
三、金融機構變革對國際貿易與融資的影響
經濟全球化的發(fā)展，把整個世界的經濟關系聯(lián)系緊密，主要體現(xiàn)在國際金融市場上各國的資金可以流動任何國家和地區(qū)，這就導致當出現(xiàn)金融機構變革時，由于金融的傳導性各國會不同程度的受到影響，國際貿易中的融資風險就會擴大。
(一)金融機構變革對融資環(huán)境和融資需求的影響
在金融機構變革環(huán)境中，我國與世界的經濟聯(lián)系日益緊密，金融機構的變革會在世界范圍內造成極大的動蕩，2012年，歐美等西方發(fā)達國家出現(xiàn)經濟衰退的情況，許多國家還出現(xiàn)了經濟負增長;發(fā)展中國家的出口受到阻礙，發(fā)展中國家的經濟增長速度變慢，許多國家出現(xiàn)失業(yè)率上升，中小型企業(yè)停產倒閉的現(xiàn)象。
金融機構變革對融資需求產生重要影響，以中小企業(yè)為例，中小企在發(fā)展過程中普遍存在資金短缺問題，能夠滿足中小企業(yè)的融資方式很少，中小企業(yè)由于缺乏資金的投入，極大地制約了企業(yè)的發(fā)展。一方面，中小企業(yè)的資金少，規(guī)模小，企業(yè)管理不完善。另一方面國際市場中，對融資標準過高，這就導致中小企業(yè)不能在國際金融市場中進行融資。因此中小企業(yè)陷入了融資困難的危機中[3]。
(二)金融機構變革對國際貿易融資成本的影響
由于國際金融市場利率的波動和貿易出口困難導致了融資成本的增加，由于融資難度的增加，銀行等借貸機構對融資的條件會更加苛刻，辦理的手續(xù)會越來越繁瑣。利率的波動上導致風險的發(fā)生，各國在進行國際貿易融資時一定要把握好匯率的波動規(guī)律，減小損失。
四、金融機構變革中完善國際貿易融資的對策和建議
(一)完善與國際貿易融資相關的法律，為貿易融資提供法律保障
各國應結合當今國際貿易融資的現(xiàn)狀和發(fā)展趨勢，不斷健全貿易融資法律法規(guī)實現(xiàn)與國際接軌，同時還要立足于本國國情出發(fā)，解決本國貿易融資法律與國際慣例間存在的分歧。通過研究當前貿易融資法中存在的問題，制定出切實可行的應對方法，努力實現(xiàn)與國際上的慣例相接軌，以法律保障國際貿易業(yè)務的發(fā)展。
(二)與其他國家積極交流合作，促進國際貿易發(fā)展
國家應出臺一系列的貿易融資措施，幫助我國企業(yè)解決貿易融資問題，推動我國貿易發(fā)展。國家完善進出口貿易政策，發(fā)揮各省市經濟管理部門的作用，實現(xiàn)各部門單位支持進出口貿易發(fā)展的良好環(huán)境。積極參加國際上的貿易融資合作，加大對主要貿易國家的融資支持，推動雙邊貿易融資。
(三)企業(yè)與企業(yè)之間形成良好的合作意識
在國家之間貿易融資合作的大背景下，企業(yè)與企業(yè)之間應形成良好的合作意識，因為多數(shù)企業(yè)的風險意識較弱，而且當經歷經濟困難時自己很難解決，為了應對危機，企業(yè)自身必須樹立風險意識，企業(yè)與企業(yè)之間在貿易融資上積極合作，解決外貿企業(yè)的經濟危機問題。
