《中國出口的影響因素分析》由會(huì)員分享，可在線閱讀，更多相關(guān)《中國出口的影響因素分析（8頁珍藏版）》請(qǐng)?jiān)谘b配圖網(wǎng)上搜索。

1、中國出口的影響因素分析 【摘要】 運(yùn)用基本的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究方法，結(jié)合宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)和國際經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，對(duì)影響我國出口的多個(gè)因素進(jìn)行分析后，發(fā)現(xiàn)滯后三期的外商直接投資的對(duì)數(shù)及匯率這兩個(gè)宏觀因素都對(duì)出口有顯著的影響。文章根據(jù)分析結(jié)果，提出一些擴(kuò)大出口的建議。 【關(guān)鍵詞】 出口 因素 外商直接投資 從1978年改革開放以來，中國的對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易迅速發(fā)展。1978年，我國的出口額僅為95.7億元/美元，到2002年已經(jīng)達(dá)到3255.7億美元，從當(dāng)期價(jià)格看增長(zhǎng)了33倍，出口貿(mào)易總額以16.4％的年平均速度增長(zhǎng)，超過了同期國民生產(chǎn)總值GDP的年平均增長(zhǎng)率。1997年我國一

2、躍成為世界十大出口貿(mào)易國之一。在此后幾年內(nèi)，我國出口貿(mào)易額占世界出口總額的比重和位次還在繼續(xù)上升。但同時(shí)我們也應(yīng)該看到，中國出口高增長(zhǎng)的背后，還隱藏著許多深層次的矛盾和問題，在亞洲金融危機(jī)爆發(fā)之后，它們也暴露無遺。亞洲金融危機(jī)以后，受多種因素的影響，我國的出口增長(zhǎng)率大幅回落，出口增長(zhǎng)率由1997年的21％下降到1998年的1％，外貿(mào)出口一度陷入了徘徊不前的尷尬局面。而我國加入WTO也對(duì)我國的出口貿(mào)易格局產(chǎn)生巨大的沖擊和影響，它使我國的出口在應(yīng)對(duì)還未完全消除的亞洲金融危機(jī)帶來的負(fù)面影響的同時(shí)，又面臨著新的增長(zhǎng)契機(jī)和挑戰(zhàn)。因此，在這一特殊的經(jīng)濟(jì)背景下研究我國出口的影響因素，分析它們對(duì)我國出口不同的

3、影響和作用，對(duì)促進(jìn)我國外貿(mào)出口和我國國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義和理論意義。 本文將根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論在對(duì)影響我國出口的因素分析基礎(chǔ)上建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，不僅從定性上更注重從定量上深入分析我國的出口問題。進(jìn)一步找出對(duì)出口影響重大的因素，從而得出一些建設(shè)性的意見和建議。 第一部分 主要因素引入 按新古典貿(mào)易理論,國際貿(mào)易的產(chǎn)生是由于國與國之間存在著外生的比較優(yōu)勢(shì);按迪克西特—斯蒂格利茨(1977) 等人的規(guī)模報(bào)酬遞增模型,國際貿(mào)易的產(chǎn)生是因?yàn)樽鳛橐粋€(gè)經(jīng)濟(jì)聯(lián)合體的規(guī)模, 世界市場(chǎng)總是要比一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)規(guī)模大。國際間的分工與合作，以及資源的流動(dòng)提高了資源利用率，進(jìn)而加快了世界經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

4、 一． 實(shí)際利用外商直接投資 一直以來我國都是人口大國，勞動(dòng)力資源豐富，但資本卻一直都匱乏。80年代中后期，我國提出并實(shí)施了沿海發(fā)展戰(zhàn)略，大力引進(jìn)外資，承接了周邊發(fā)達(dá)國家、新興工業(yè)化國家和地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，勞動(dòng)力密集型加工出口產(chǎn)業(yè)得以迅速擴(kuò)張，增強(qiáng)了出口供給能力和出口產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力。自20世紀(jì)90年代以來,我國對(duì)外貿(mào)易尤其是出口貿(mào)易獲得了迅速的發(fā)展。然而,從外貿(mào)增長(zhǎng)的來源看,近年來我國對(duì)外貿(mào)易的迅速擴(kuò)張主要是依靠外商投資企業(yè)來推動(dòng)的。從1992年到2002年,我國外貿(mào)出口額增長(zhǎng)的63.4%是依靠外商投資企業(yè)實(shí)現(xiàn)的。此外，外商在華將建立更多的出口加工型企業(yè)。入世后中國的出口商品可充分享受最惠國待

5、遇和國民待遇，可獲得大幅度減讓關(guān)稅及取消非關(guān)稅壁壘的好處，從而獲得了更加廣闊的貿(mào)易發(fā)展空間，將帶動(dòng)國內(nèi)加工工業(yè)的更快發(fā)展，而這對(duì)擴(kuò)大利用外資特別有利。外商會(huì)利用中國的區(qū)位和勞動(dòng)力等優(yōu)勢(shì)，在中國投資設(shè)廠和建立加工基地，組建營銷網(wǎng)絡(luò)，把在中國的企業(yè)作為跨國公司全球生產(chǎn)與銷售網(wǎng)絡(luò)中的重要一環(huán)，作為其價(jià)值增值鏈的一部分。據(jù)預(yù)測(cè)，外商投資企業(yè)對(duì)中國有形商品出口的貢獻(xiàn)率將從1999年的45.47％提高到2010年的60％以上。同時(shí)，外資對(duì)中國服務(wù)出口也將發(fā)揮重要的推動(dòng)作用。因此，在建立模型的時(shí)候我們將這一對(duì)我國出口產(chǎn)生重大影響的因素引入進(jìn)來。 二．匯率 在國與國的貿(mào)易過程中，價(jià)格的影響是肯

6、定的。當(dāng)一國商品的價(jià)格低于另一個(gè)國家時(shí)，它的產(chǎn)品就具有了優(yōu)勢(shì)。在產(chǎn)品交易中，匯率因此也就扮演了一個(gè)不可或缺的角色。改革開放后，我國改變了以往人民幣匯率幾十年不變的做法，根據(jù)通貨膨脹率、出口換匯成本和國際收支平衡情況，人民幣的官方匯率不斷下調(diào)，匯率杠桿開始對(duì)進(jìn)出口產(chǎn)生一定的調(diào)節(jié)作用。從理論上看，匯率貶值與出口增長(zhǎng)有正向變動(dòng)關(guān)系，即匯率越低如從1美元=8.28元人民幣下降到1美元=9元人民幣時(shí),出口會(huì)增加.因?yàn)檫@意味著從外國人的角度中國貨顯得便宜了對(duì)于中國貨物的需求將會(huì)增加，因而中國出口將會(huì)增長(zhǎng).這是很明顯的從價(jià)格上增加了我國商品的優(yōu)勢(shì).因此,匯率成為影響出口的又一重要因素.同時(shí)由于目前美元是使用

7、最廣泛的世界貨幣,我們采用了人民幣對(duì)美元直接標(biāo)價(jià)法下的匯率. 三．虛擬變量 考慮到出口不僅受到匯率等可量化的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，而且同時(shí)受到政策因素以及制度的影響，有時(shí)這些的影響甚至是起決定性作用的。我們采取用虛擬變量的做法，將這些因素量化。 1978年底召開了十一屆三中全會(huì)，但其真正引起中國翻天覆地的變化是直到1984年，此前的一段時(shí)間，計(jì)劃經(jīng)濟(jì)還是較為嚴(yán)重的影響著大家的生活。1984年后，我國走上了帶計(jì)劃性質(zhì)的商品經(jīng)濟(jì)時(shí)期，經(jīng)濟(jì)很快有了起色。1993年底，十四大召開。從1994年，中國開始了有社會(huì)主義特色的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，制定了新的經(jīng)濟(jì)政策，因此中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展大致分為三個(gè)階段。

8、 四．國內(nèi)生產(chǎn)總值 新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家得出口導(dǎo)向經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)存著由出口到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系，其理由如下：1、出口貿(mào)易可以使各國按比較利益分工，實(shí)現(xiàn)資源在國際間的有效配置，從而增加產(chǎn)出。 2、出口貿(mào)易可是本國的閑置資源得以利用，從而使產(chǎn)出增加?！硪环矫?，也有部分經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為，存在著由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到出口的因果關(guān)系。因?yàn)樯a(chǎn)率越高，越能降低生產(chǎn)成本，進(jìn)而促進(jìn)出口。技術(shù)創(chuàng)新可以提高生產(chǎn)率，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，從而增強(qiáng)出口品的國際競(jìng)爭(zhēng)力。如果國內(nèi)生產(chǎn)比國內(nèi)需求增長(zhǎng)得快，則廠商必然會(huì)向國外出售其產(chǎn)品。 在建模初期，經(jīng)過一系列計(jì)量方法處理，我們發(fā)現(xiàn)GDP與出口之間存在互為因果的關(guān)

9、系。且在分析中，發(fā)現(xiàn)無論是原始GDP與出口額，還是取了對(duì)數(shù)以后的GDP與出口額之間，均無法協(xié)整。于是不將GDP納入模型。 第二部分 計(jì)量建模 從眾多國際經(jīng)濟(jì)學(xué)理論,以及現(xiàn)實(shí)生活經(jīng)驗(yàn),我們知道影響一國出口的因素是眾多的,我們可以建立以下數(shù)學(xué)關(guān)系式來表示: 出口=F(匯率 exchange rate;利用外資fdi;本國國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP;本國通貨膨脹率inflation;一國開放程度open------) 但在現(xiàn)實(shí)的建模過程中,我們綜合考慮因素的影響程度,以及模型的利用價(jià)值,選擇了四個(gè)主要變量：人民幣對(duì)美元匯率exchange、實(shí)際利用外商直接投資FDI、虛擬變量D1＝1——

10、≥1984年，0——其它、D2 =1——≥1994年，0——其它。 年份 出口 (億美元) 真實(shí)出口 美國物價(jià) 78年=100 我國物價(jià)78年=100 匯率 名義GDP 真實(shí)GDP FDI 真實(shí)FDI 1978年 95.7 95.70 100 100 1.5 3624.1 3605.6 3.54 3.54 1979年 136.6 122.78 111.26 102 1.55 4038.2 3879.626 3.54 3.18 1980年 182.7 144.63 126.32 108.1 1.5 451

11、7.8 4182.496 3.54 2.80 1981年 220.1 157.82 139.46 110.7 1.71 4860.3 4402.438 3.54 2.54 1982年 223.2 150.70 148.11 112.8 1.89 5301.8 4799.054 3.54 2.39 1983年 222.3 145.44 152.85 114.5 1.98 5957.4 5321.866 9.2 6.02 1984年 261.4 163.97 159.42 117.7 2.33 7206

12、.7 6129.52 14.2 8.91 1985年 273.5 165.60 165.16 128.1 2.94 8989.1 6955.202 19.6 11.87 1986年 309.4 184.16 168.01 135.8 3.45 10201.4 7571.76 22.4 13.33 1987年 394.4 226.59 174.06 145.7 3.72 11954.5 8447.921 23.1 13.27 1988年 475.2 261.76 181.54 172.7 3.72 1

13、4922.3 9399.799 31.9 17.57 1989年 525.4 275.63 190.62 203.4 3.77 16917.8 9781.993 33.9 17.78 1990年 620.9 307.00 202.25 207.7 4.78 18598.4 10156.98 34.9 17.26 1991年 719.1 344.86 208.52 213.7 5.32 21661.5 11090.83 43.7 20.96 1992年 849.4 395.47 214.78 225.2

14、 5.51 26651.9 12670.08 110.1 51.26 1993年 917.4 414.70 221.22 254.9 5.76 34560.5 14379.13 275.2 124.40 1994年 1210.1 533.15 226.97 310.2 8.62 46670 16199.96 337.7 148.79 1995年 1487.8 637.64 233.33 356.1 8.35 57494.9 17901.8 375.2 160.80 1996年 1510.5 629.14

15、 240.09 377.8 8.31 66850.5 19618.07 417.3 173.81 1997年 1827.9 744.23 245.61 380.8 8.29 73142.7 21352.36 452.6 184.28 1998年 1837.1 736.19 249.54 370.9 8.28 76967.2 23021.76 454.6 182.18 1999年 1949.3 764.34 255.03 359.8 8.28 80579.4 24665.91 403.2 158.10 200

16、0年 2492 910.52 273.69 354.4 8.28 88254 26638.17 407.2 148.78 2001年 2661 943.68 281.98 351.6 8.28 95727.9 28582.76 468.8 166.25 2002年 3255.7 1137.84 286.13 347 8.28 103935.3 29952.54 527.4 184.32 上述經(jīng)濟(jì)變量的數(shù)據(jù)來自于中國統(tǒng)計(jì)年鑒（1990～2003），世界統(tǒng)計(jì)年鑒（1983～2003），中國統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。樣本數(shù)據(jù)為1978～2

17、002年，以1978年為基期，用美國消費(fèi)物價(jià)指數(shù)分別對(duì)EX，F(xiàn)DI進(jìn)行平減，獲得了這些變量的真實(shí)值。 一. GRANGER因果關(guān)系檢驗(yàn)，取α＝0.05 滯后長(zhǎng)度m=n Granger因果性 F值 P值 結(jié)論 3 FDI→EXPORT EXPORT→FDI 4.91639 2.40281 0.01419 0.10821 有因果關(guān)系 無因果關(guān)系 2 exchang→export export→exchang 3.93427 0.66399 0.03824 0.52696 有因果關(guān)系 無因果關(guān)系 考慮到投資與產(chǎn)出之間的時(shí)間不一致，在模型中

18、運(yùn)用滯后三期的實(shí)際外商直接投資。同時(shí)，匯率的影響也有一個(gè)時(shí)滯，原因是當(dāng)一國匯率下降時(shí)，當(dāng)期的生產(chǎn)并不能很快的進(jìn)行調(diào)整。因?yàn)楫?dāng)廠商看到這期商品有利可圖時(shí)，極大可能預(yù)測(cè)下期的也是這樣，從而加大投入。并且根據(jù)因果檢驗(yàn)的結(jié)果，在進(jìn)行大量嘗試后，我們建立如下模型： EXt=β0＋β1FDIt-3 +β2EXCHANGEt－2＋β3D1 +β4 D2 ＋μt 二．平穩(wěn)性檢驗(yàn) 1．EXPORT的ADF檢驗(yàn) ADF Test Statistic -1.919734 1% Critical Value* -4.4691 5% Critical Value -3.6454

19、 10% Critical Value -3.2602 單位根的τ檢驗(yàn)結(jié)果為：τ＝-1.919734，我們不能拒絕H0：γ＝1，表明出口的對(duì)數(shù)序列可能是非平穩(wěn)序列。 2． FDI的ADF檢驗(yàn) ADF Test Statistic -1.891427 1% Critical Value* -4.5348 5% Critical Value -3.6746 10% Critical Value -3.2762 單位根的τ檢驗(yàn)結(jié)果為：τ＝-1.891427，我們不能拒絕H0：γ＝1，表明外商直接投資的對(duì)數(shù)序列可能是非平穩(wěn)序列。

20、 3. EXCHANGE的ADF檢驗(yàn) ADF Test Statistic -2.544701 1% Critical Value* -4.4691 5% Critical Value -3.6454 10% Critical Value -3.2602 單位根的τ檢驗(yàn)結(jié)果為：τ＝-2.544701，我們不能拒絕H0：γ＝1，表明外商直接投資的對(duì)數(shù)序列可能是非平穩(wěn)序列。 三．協(xié)整分析 由于所研究的單個(gè)變量都是非平穩(wěn)序列，在此基礎(chǔ)上做的回歸將是偽回歸,于是我們分別對(duì)變量進(jìn)行兩兩協(xié)整。即兩兩回歸后,對(duì)其殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn),經(jīng)四步十二點(diǎn)法均通過，表

21、明它們兩兩之間存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。具體結(jié)果是: 出口　FDI 協(xié)整　Ｉ（１） 出口　匯率　協(xié)整?。桑ǎ玻? FDI 　匯率 協(xié)整?。桑ǎ玻? 同時(shí)，對(duì)長(zhǎng)期模型進(jìn)行回歸，得其殘差項(xiàng)在水平狀態(tài)下就已經(jīng)平穩(wěn)。從而保證了出口、匯率、外商直接投資之間具有長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，在以后作出的回歸是真實(shí)的，能夠反映出真實(shí)的經(jīng)濟(jì)關(guān)系。 四．誤差校正 經(jīng)過協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)各變量間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，而這種長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持。就短期而言，各變量可能是不協(xié)整的，但一個(gè)時(shí)期中不均衡的部分（均衡誤差）將在下一期中得到校正。 第三部分 參數(shù)估計(jì)及模型檢驗(yàn) 對(duì)模型：

22、 EXt=β0＋β1FDIt-3 +β2 EXCHANGEt－2 ＋β3D1＋β4 D2 ＋μt 進(jìn)行回歸的結(jié)果為： EXt=27.155＋1.705FDIt-3+49.140 EXCHANGEt－2－23.952D1 +87.177 D2 (34.55) (0.46) (7.96) (40.89) (64.68) T= (0.786) (3.716) (6.173) (-0.586) (1.348) R^2=0.9681

23、R^2 =0.959 F=113.69 DW=1.8405 Dependent Variable: EXPORT Method: Least Squares Date: 12/27/04 Time: 21:00 Sample(adjusted): 1981 2000 Included observations: 20 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. EXCHANGE_2 49.13961 7.959999 6.173318

24、0.0000 FDI_3 1.705168 0.458843 3.716229 0.0021 D1 -23.95225 40.89257 -0.585736 0.5668 D2 87.17683 64.67893 1.347840 0.1977 C 27.15488 34.54621 0.786045 0.4441 R-squared 0.968069 Mean dependent var 407.4455 Adjusted R-squared 0.959554 S.D. dependent var 248.1414 S

25、.E. of regression 49.90420 Akaike info criterion 10.87041 Sum squared resid 37356.44 Schwarz criterion 11.11934 Log likelihood -103.7041 F-statistic 113.6904 Durbin-Watson stat 1.840546 Prob(F-statistic) 0.000000 一．多重共線性修正 從回歸結(jié)果可以看出,D1、D2的t檢驗(yàn)不顯著，而模型的整體F檢驗(yàn)效果好，說明

26、可能存在多重共線性，下面進(jìn)行修正。 對(duì)變量進(jìn)行逐個(gè)回歸 經(jīng)分析在四個(gè)一元回歸模型中，F(xiàn)DI滯后三期對(duì)出口的擬合效果最好，線性關(guān)系強(qiáng)即： EXt=234.25＋3.832FDIt-3 (33.88) (0.36) T= (6.915) (10.524) R^2=0.847045 R^2 =0.839398 F=110.7577 逐步回歸將其余解釋變量逐一帶入②式得到如下幾個(gè)模型 EXt=13.55＋2.27FDIt-3+47.71 EXCHANGEt-2

27、 (33.24) (0.23) (6.37) T= (0.408) (9.75) (7.49) R^2=0.963 R^2 =0.959 F=221.33 DW=1.778 EXt=139.73＋3.642FDIt-3＋122.63 D1 (67.34) (0.37) (76.46) T= (2.076) (9.844) (1.604) R^2=0.86528 R^2 =0

28、.851103 F=61.018 EXt=223.01＋2.445FDIt-3＋231.59 D2 (30.49) (0.64) (92.73) T= (7.314) (3.803) (2.497) R^2=0.88484 R^2 =0.87272 F=72.996 從回歸結(jié)果看,加入?yún)R率的滯后兩期后模型的擬合優(yōu)度顯著提高, 而加入D1,D2后效果不明顯,且D1的t值不顯著.因此以出口,FDI, 匯率的滯后兩期為基礎(chǔ)再進(jìn)行回歸 EXt=20.57＋2.24FDIt

29、-3+51.17 EXCHANGEt-2－30.32 D1 (35.06) (0.24) (8.01) (41.64) T= (0.59) (9.295) (6.38) (-0.73) R^2=0.964 R^2 =0.957 F=143.65 DW=1.89 EXt=22.01＋1.70FDIt-3+46.35 EXCHANGEt-2+91.55 D2 (32.71) (0.45) (6.24

30、) (62.91) T= (0.672) (3.79) (7.42) (1.46) R^2=0.967 R^2 =0.961 F=157.96 DW=1.755 加入D1, D2后可決系數(shù)無太大提高.而且其統(tǒng)計(jì)量T值越來越小.說明D1,D2對(duì)EXPORT的影響不顯著，故將D1, D2剔除。得到無多重共線性的方程. EXt=13.55＋2.27FDIt-3+47.71 EXCHANGEt-2 (33.24) (0.23

31、) (6.37) T= (0.408) (9.75) (7.49) R^2=0.963 R^2 =0.959 F=221.33 DW=1.778 二．異方差檢驗(yàn) ARCH Test: F-statistic 1.019968 Probability 0.415584 Obs*R-squared 3.239020 Probability 0.356221 對(duì)殘差序列進(jìn)行ARCH檢驗(yàn)，檢驗(yàn)有無異方差，過程階數(shù)P＝3 假設(shè)H0：α1＝α2＝α3＝0 得Ob

32、s*R^2=3.2390 ,查卡方分布表，給定的α＝0.05，自由度為P＝3，得臨界值為7.815，接受原假設(shè)，無異方差。說明模型中的解釋變量包含了充分的信息，不存在變量的遺漏和樣本數(shù)據(jù)的觀測(cè)誤差。 三.自相關(guān)檢驗(yàn) 從以上的檢驗(yàn)中可以看出，DW統(tǒng)計(jì)量接近于2，經(jīng)查表在樣本容量為22，解釋變量個(gè)數(shù)為2，顯著性水平為0.05的情況下，DL=1.147,DU=1.541 。現(xiàn)在DW=1.778落在了無自相關(guān)的區(qū)域。說明模型的設(shè)定在充分考慮了經(jīng)濟(jì)行為的滯后性、通過物價(jià)指數(shù)最大可能的消除隨機(jī)偶然因素的影響后，其設(shè)定偏誤已經(jīng)很小。對(duì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的解釋已經(jīng)基本上滿足了最小二乘的古典假定。 得到最后模型

33、: EXt=13.55＋2.27FDIt-3+47.71 EXCHANGEt-2 (33.24) (0.23) (6.37) T= (0.408) (9.75) (7.49) R^2=0.963 R^2 =0.959 F=221.33 DW=1.778 第四部分：結(jié)構(gòu)分析及政策建議 從模型得到的回歸方程可以看出，外商直接投資對(duì)于出口的影響并不是在投資當(dāng)期就可以明顯的表現(xiàn)出來的，它要經(jīng)過一個(gè)較為長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)運(yùn)作過程才能夠體現(xiàn)出他對(duì)出口的促進(jìn)效應(yīng)。三年前的外商在

34、華直接投資每增加一億美元中國當(dāng)年的出口額就增加2.27億美元，之所以相對(duì)較小的投資額能夠產(chǎn)生較大的出口額，是因?yàn)橥馍淘谥袊耐顿Y主要是資金，而出口商品中不僅包含了資本這一要素，還包含了人力資源，自然資源等多種本土要素。而且從宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度，投資還存在乘數(shù)效應(yīng)，當(dāng)投資數(shù)額為一個(gè)單位時(shí)對(duì)于本國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)將是幾個(gè)單位,而本國經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)又必然會(huì)促進(jìn)我國對(duì)外出口。外商直接投資還有其他傳統(tǒng)意義上的優(yōu)點(diǎn)。比如, 通過吸引外商直接投資, 在引進(jìn)資金的同時(shí)還可以引進(jìn)先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn), 有助于引資國生產(chǎn)技術(shù)水平的提高和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級(jí)。相對(duì)來講, 應(yīng)該盡量減少對(duì)外借款, 其不僅對(duì)我國的對(duì)外貿(mào)易沒

35、有貢獻(xiàn), 而且借款必然涉及到歸還, 對(duì)借款管理不當(dāng)還會(huì)帶來風(fēng)險(xiǎn)。因此, 我國要把引資的重點(diǎn)放在引進(jìn)外商直接投資上。 方程中匯率的變動(dòng)對(duì)于出口的影響特別大，當(dāng)匯率前兩年的匯率每變動(dòng)一個(gè)單位對(duì)于出口的影響將是47.71億美元，如：匯率從1美元兌換8元人民幣變動(dòng)至1美元兌換9元人民幣，我國的出口額將會(huì)增加47.71億美元。從國際經(jīng)濟(jì)學(xué)的一般觀點(diǎn)來看，匯率變動(dòng)之所以能起到調(diào)節(jié)出口額的作用是因?yàn)樗淖兞艘粐隹谏唐返南鄬?duì)價(jià)格。同時(shí)匯率的調(diào)節(jié)作用存在時(shí)滯，據(jù)西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家的分析，一國貨幣貶值后，由于進(jìn)出口商品相對(duì)價(jià)格的變動(dòng)與貿(mào)易量增減之間存在認(rèn)識(shí)時(shí)滯，決策時(shí)滯，送貨時(shí)滯，取貨時(shí)滯和生產(chǎn)時(shí)滯，因此貶值不

36、會(huì)立即導(dǎo)致貶值國貿(mào)易差額的改善。 由此我們提出了以下的建議： 首先，繼續(xù)引進(jìn)外資，從質(zhì)和量?jī)蓚€(gè)方面優(yōu)化外資流入的方位與行業(yè)。外資的目的主要是降低成本，短期行為十分嚴(yán)重，而我國開始對(duì)引進(jìn)外資進(jìn)行產(chǎn)業(yè)政策導(dǎo)向的時(shí)間又相對(duì)較晚。針對(duì)目前利用外資地區(qū)分布不均、技術(shù)檔次較低等問題，應(yīng)重點(diǎn)培育吸引外資的新增長(zhǎng)點(diǎn)，通過鼓勵(lì)外資在新的產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域投資來實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。 其次，我國還應(yīng)該提高政策透明度，這是國際資本流入的重要參考因素。某些政策調(diào)整或政策不到位，制約了外資進(jìn)入的積極性，所以要簡(jiǎn)化外資企業(yè)的進(jìn)出口、結(jié)售匯環(huán)節(jié)手續(xù)；要優(yōu)化外資經(jīng)營的軟環(huán)境等。 第三，鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)改造，提高產(chǎn)品質(zhì)量，創(chuàng)造中國

37、名牌產(chǎn)品。從長(zhǎng)遠(yuǎn)的角度來看，中國必須有自己的本土性的出口主導(dǎo)產(chǎn)品，這樣才能保持出口的長(zhǎng)期增長(zhǎng)勢(shì)頭，優(yōu)化出口商品的結(jié)構(gòu)，不僅出口為他國加工的產(chǎn)品，同時(shí)發(fā)展自己的優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)從而減弱經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)外資的依賴性。 第四，轉(zhuǎn)變引資觀念, 促進(jìn)我國企業(yè)的對(duì)外直接投資傳統(tǒng)上的利用外資是把外國的資金和技術(shù)引入我國, 然后加以利用。但實(shí)際上, 開展我國對(duì)外直接投資同樣可以達(dá)到利用外資的效果。比如, 我國可以在技術(shù)先進(jìn)的國家進(jìn)行直接投資, 并力圖使之成為獲取該國研究與開發(fā)成果的手段, 使子公司成為引進(jìn)當(dāng)?shù)叵冗M(jìn)的技術(shù)、生產(chǎn)工藝以及產(chǎn)品設(shè)計(jì)的海外基地, 以為本企業(yè)提供適用的先進(jìn)技術(shù)和管理知識(shí), 并為其分布在世界各地的子公

38、司所共享。并且, 我們的公司可以采取在當(dāng)?shù)厣鲜蝎@得資金, 或者在當(dāng)?shù)刭J款等方法利用直接外資。我國企業(yè)的對(duì)外直接投資還處于起步階段。因此, 政府應(yīng)該積極引導(dǎo), 加大境外直接投資對(duì)企業(yè)發(fā)展的重要性的宣傳力度; 轉(zhuǎn)變職能, 變過去的國家對(duì)境外投資企業(yè)的領(lǐng)導(dǎo)管理為企業(yè)的境外投資提供方便快捷的服務(wù); 設(shè)法給予境外投資企業(yè)一定程度的優(yōu)惠, 并積極同有關(guān)國家簽訂投資保護(hù)協(xié)定,設(shè)立境外直接投資信用擔(dān)保公司, 提高我國境外直接投資的融資率等, 進(jìn)而為我國企業(yè)“走出去”創(chuàng)造良好的投資環(huán)境, 使我國利用外資進(jìn)入到一個(gè)新的層次。 第五，因?yàn)閰R率的輕微變動(dòng)對(duì)于出口的影響都是巨大的，所以對(duì)匯率的調(diào)節(jié)應(yīng)該保持謹(jǐn)慎。70年代以后，隨著新貿(mào)易保護(hù)主義的發(fā)展，非關(guān)稅壁壘成為貿(mào)易保護(hù)的主要形式。這種非關(guān)稅壁壘直接影響著出口商品的數(shù)量，致使由匯率變動(dòng)而引起的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的變化對(duì)這些商品的調(diào)節(jié)作用降低。因此政府的在調(diào)節(jié)匯率的同時(shí)應(yīng)謹(jǐn)慎使用其他非關(guān)稅政策。