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1、中國出口的影響因素分析 【摘要】 運用基本的計量經(jīng)濟學研究方法，結(jié)合宏觀經(jīng)濟學和國際經(jīng)濟學理論，對影響我國出口的多個因素進行分析后，發(fā)現(xiàn)滯后三期的外商直接投資的對數(shù)及匯率這兩個宏觀因素都對出口有顯著的影響。文章根據(jù)分析結(jié)果，提出一些擴大出口的建議。 【關(guān)鍵詞】 出口 因素 外商直接投資 從1978年改革開放以來，中國的對外經(jīng)濟貿(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)達到3255.7億美元，從當期價格看增長了33倍，出口貿(mào)易總額以16.4％的年平均速度增長，超過了同期國民生產(chǎn)總值GDP的年平均增長率。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。但同時我們也應該看到，中國出口高增長的背后，還隱藏著許多深層次的矛盾和問題，在亞洲金融危機爆發(fā)之后，它們也暴露無遺。亞洲金融危機以后，受多種因素的影響，我國的出口增長率大幅回落，出口增長率由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對還未完全消除的亞洲金融危機帶來的負面影響的同時，又面臨著新的增長契機和挑戰(zhàn)。因此，在這一特殊的經(jīng)濟背景下研究我國出口的影響因素，分析它們對我國出口不同的

3、影響和作用，對促進我國外貿(mào)出口和我國國民經(jīng)濟的發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義和理論意義。 本文將根據(jù)經(jīng)濟理論在對影響我國出口的因素分析基礎(chǔ)上建立計量經(jīng)濟模型，不僅從定性上更注重從定量上深入分析我國的出口問題。進一步找出對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;按迪克西特—斯蒂格利茨(1977) 等人的規(guī)模報酬遞增模型,國際貿(mào)易的產(chǎn)生是因為作為一個經(jīng)濟聯(lián)合體的規(guī)模, 世界市場總是要比一個國家的經(jīng)濟規(guī)模大。國際間的分工與合作，以及資源的流動提高了資源利用率，進而加快了世界經(jīng)濟的發(fā)展。

4、 一． 實際利用外商直接投資 一直以來我國都是人口大國，勞動力資源豐富，但資本卻一直都匱乏。80年代中后期，我國提出并實施了沿海發(fā)展戰(zhàn)略，大力引進外資，承接了周邊發(fā)達國家、新興工業(yè)化國家和地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，勞動力密集型加工出口產(chǎn)業(yè)得以迅速擴張，增強了出口供給能力和出口產(chǎn)品的競爭力。自20世紀90年代以來,我國對外貿(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)增長的來源看,近年來我國對外貿(mào)易的迅速擴張主要是依靠外商投資企業(yè)來推動的。從1992年到2002年,我國外貿(mào)出口額增長的63.4%是依靠外商投資企業(yè)實現(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，將帶動國內(nèi)加工工業(yè)的更快發(fā)展，而這對擴大利用外資特別有利。外商會利用中國的區(qū)位和勞動力等優(yōu)勢，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)，作為其價值增值鏈的一部分。據(jù)預測，外商投資企業(yè)對中國有形商品出口的貢獻率將從1999年的45.47％提高到2010年的60％以上。同時，外資對中國服務(wù)出口也將發(fā)揮重要的推動作用。因此，在建立模型的時候我們將這一對我國出口產(chǎn)生重大影響的因素引入進來。 二．匯率 在國與國的貿(mào)易過程中，價格的影響是肯

6、定的。當一國商品的價格低于另一個國家時，它的產(chǎn)品就具有了優(yōu)勢。在產(chǎn)品交易中，匯率因此也就扮演了一個不可或缺的角色。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)，匯率杠桿開始對進出口產(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有正向變動關(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,出口會增加.因為這意味著從外國人的角度中國貨顯得便宜了對于中國貨物的需求將會增加，因而中國出口將會增長.這是很明顯的從價格上增加了我國商品的優(yōu)勢.因此,匯率成為影響出口的又一重要因素.同時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美元直接標價法下的匯率. 三．虛擬變量 考慮到出口不僅受到匯率等可量化的經(jīng)濟指標，而且同時受到政策因素以及制度的影響，有時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，但其真正引起中國翻天覆地的變化是直到1984年，此前的一段時間，計劃經(jīng)濟還是較為嚴重的影響著大家的生活。1984年后，我國走上了帶計劃性質(zhì)的商品經(jīng)濟時期，經(jīng)濟很快有了起色。1993年底，十四大召開。從1994年，中國開始了有社會主義特色的市場經(jīng)濟時代，制定了新的經(jīng)濟政策，因此中國的經(jīng)濟發(fā)展大致分為三個階段。

8、 四．國內(nèi)生產(chǎn)總值 新古典經(jīng)濟學家得出口導向經(jīng)濟理論認為現(xiàn)實經(jīng)濟系統(tǒng)存著由出口到經(jīng)濟增長的因果關(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)濟學家認為，存在著由經(jīng)濟增長到出口的因果關(guān)系。因為生產(chǎn)率越高，越能降低生產(chǎn)成本，進而促進出口。技術(shù)創(chuàng)新可以提高生產(chǎn)率，進而實現(xiàn)經(jīng)濟增長，從而增強出口品的國際競爭力。如果國內(nèi)生產(chǎn)比國內(nèi)需求增長得快，則廠商必然會向國外出售其產(chǎn)品。 在建模初期，經(jīng)過一系列計量方法處理，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 計量建模 從眾多國際經(jīng)濟學理論,以及現(xiàn)實生活經(jīng)驗,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,以及模型的利用價值,選擇了四個主要變量：人民幣對美元匯率exchange、實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) 真實出口 美國物價 78年=100 我國物價78年=100 匯率 名義GDP 真實GDP FDI 真實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)濟變量的數(shù)據(jù)來自于中國統(tǒng)計年鑒（1990～2003），世界統(tǒng)計年鑒（1983～2003），中國統(tǒng)計局網(wǎng)站。樣本數(shù)據(jù)為1978～2

17、002年，以1978年為基期，用美國消費物價指數(shù)分別對EX，F(xiàn)DI進行平減，獲得了這些變量的真實值。 一. GRANGER因果關(guān)系檢驗，取α＝0.05 滯后長度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)出之間的時間不一致，在模型中

18、運用滯后三期的實際外商直接投資。同時，匯率的影響也有一個時滯，原因是當一國匯率下降時，當期的生產(chǎn)并不能很快的進行調(diào)整。因為當廠商看到這期商品有利可圖時，極大可能預測下期的也是這樣，從而加大投入。并且根據(jù)因果檢驗的結(jié)果，在進行大量嘗試后，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 1．EXPORT的ADF檢驗 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檢驗結(jié)果為：τ＝-1.919734，我們不能拒絕H0：γ＝1，表明出口的對數(shù)序列可能是非平穩(wěn)序列。 2． FDI的ADF檢驗 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數(shù)序列可能是非平穩(wěn)序列。

20、 3. EXCHANGE的ADF檢驗 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,于是我們分別對變量進行兩兩協(xié)整。即兩兩回歸后,對其殘差進行單位根檢驗,經(jīng)四步十二點法均通過，表

21、明它們兩兩之間存在一個長期穩(wěn)定的關(guān)系。具體結(jié)果是: 出口　FDI 協(xié)整?。桑ǎ保? 出口　匯率　協(xié)整　Ｉ（２） FDI 　匯率 協(xié)整?。桑ǎ玻? 同時，對長期模型進行回歸，得其殘差項在水平狀態(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期穩(wěn)定關(guān)系，在以后作出的回歸是真實的，能夠反映出真實的經(jīng)濟關(guān)系。 四．誤差校正 經(jīng)過協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)各變量間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，而這種長期穩(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。就短期而言，各變量可能是不協(xié)整的，但一個時期中不均衡的部分（均衡誤差）將在下一期中得到校正。 第三部分 參數(shù)估計及模型檢驗 對模型：

22、 EXt=β0＋β1FDIt-3 +β2 EXCHANGEt－2 ＋β3D1＋β4 D2 ＋μt 進行回歸的結(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檢驗不顯著，而模型的整體F檢驗效果好，說明

26、可能存在多重共線性，下面進行修正。 對變量進行逐個回歸 經(jīng)分析在四個一元回歸模型中，F(xiàn)DI滯后三期對出口的擬合效果最好，線性關(guān)系強即： 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)計量T值越來越小.說明D1,D2對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 ARCH Test: F-statistic 1.019968 Probability 0.415584 Obs*R-squared 3.239020 Probability 0.356221 對殘差序列進行ARCH檢驗，檢驗有無異方差，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)的觀測誤差。 三.自相關(guān)檢驗 從以上的檢驗中可以看出，DW統(tǒng)計量接近于2，經(jīng)查表在樣本容量為22，解釋變量個數(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)濟行為的滯后性、通過物價指數(shù)最大可能的消除隨機偶然因素的影響后，其設(shè)定偏誤已經(jīng)很小。對經(jīng)濟現(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，外商直接投資對于出口的影響并不是在投資當期就可以明顯的表現(xiàn)出來的，它要經(jīng)過一個較為長期的經(jīng)濟運作過程才能夠體現(xiàn)出他對出口的促進效應。三年前的外商在

34、華直接投資每增加一億美元中國當年的出口額就增加2.27億美元，之所以相對較小的投資額能夠產(chǎn)生較大的出口額，是因為外商在中國的投資主要是資金，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)濟學的角度，投資還存在乘數(shù)效應，當投資數(shù)額為一個單位時對于本國經(jīng)濟增長的拉動將是幾個單位,而本國經(jīng)濟的增長又必然會促進我國對外出口。外商直接投資還有其他傳統(tǒng)意義上的優(yōu)點。比如, 通過吸引外商直接投資, 在引進資金的同時還可以引進先進的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗, 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。相對來講, 應該盡量減少對外借款, 其不僅對我國的對外貿(mào)易沒

35、有貢獻, 而且借款必然涉及到歸還, 對借款管理不當還會帶來風險。因此, 我國要把引資的重點放在引進外商直接投資上。 方程中匯率的變動對于出口的影響特別大，當匯率前兩年的匯率每變動一個單位對于出口的影響將是47.71億美元，如：匯率從1美元兌換8元人民幣變動至1美元兌換9元人民幣，我國的出口額將會增加47.71億美元。從國際經(jīng)濟學的一般觀點來看，匯率變動之所以能起到調(diào)節(jié)出口額的作用是因為它改變了一國出口商品的相對價格。同時匯率的調(diào)節(jié)作用存在時滯，據(jù)西方經(jīng)濟學家的分析，一國貨幣貶值后，由于進出口商品相對價格的變動與貿(mào)易量增減之間存在認識時滯，決策時滯，送貨時滯，取貨時滯和生產(chǎn)時滯，因此貶值不

36、會立即導致貶值國貿(mào)易差額的改善。 由此我們提出了以下的建議： 首先，繼續(xù)引進外資，從質(zhì)和量兩個方面優(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，短期行為十分嚴重，而我國開始對引進外資進行產(chǎn)業(yè)政策導向的時間又相對較晚。針對目前利用外資地區(qū)分布不均、技術(shù)檔次較低等問題，應重點培育吸引外資的新增長點，通過鼓勵外資在新的產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域投資來實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。 其次，我國還應該提高政策透明度，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，制約了外資進入的積極性，所以要簡化外資企業(yè)的進出口、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，鼓勵企業(yè)進行技術(shù)改造，提高產(chǎn)品質(zhì)量，創(chuàng)造中國

37、名牌產(chǎn)品。從長遠的角度來看，中國必須有自己的本土性的出口主導產(chǎn)品，這樣才能保持出口的長期增長勢頭，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，同時發(fā)展自己的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)從而減弱經(jīng)濟發(fā)展對外資的依賴性。 第四，轉(zhuǎn)變引資觀念, 促進我國企業(yè)的對外直接投資傳統(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。但實際上, 開展我國對外直接投資同樣可以達到利用外資的效果。比如, 我國可以在技術(shù)先進的國家進行直接投資, 并力圖使之成為獲取該國研究與開發(fā)成果的手段, 使子公司成為引進當?shù)叵冗M的技術(shù)、生產(chǎn)工藝以及產(chǎn)品設(shè)計的海外基地, 以為本企業(yè)提供適用的先進技術(shù)和管理知識, 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?shù)厣鲜蝎@得資金, 或者在當?shù)刭J款等方法利用直接外資。我國企業(yè)的對外直接投資還處于起步階段。因此, 政府應該積極引導, 加大境外直接投資對企業(yè)發(fā)展的重要性的宣傳力度; 轉(zhuǎn)變職能, 變過去的國家對境外投資企業(yè)的領(lǐng)導管理為企業(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)國家簽訂投資保護協(xié)定,設(shè)立境外直接投資信用擔保公司, 提高我國境外直接投資的融資率等, 進而為我國企業(yè)“走出去”創(chuàng)造良好的投資環(huán)境, 使我國利用外資進入到一個新的層次。 第五，因為匯率的輕微變動對于出口的影響都是巨大的，所以對匯率的調(diào)節(jié)應該保持謹慎。70年代以后，隨著新貿(mào)易保護主義的發(fā)展，非關(guān)稅壁壘成為貿(mào)易保護的主要形式。這種非關(guān)稅壁壘直接影響著出口商品的數(shù)量，致使由匯率變動而引起的價格競爭優(yōu)勢的變化對這些商品的調(diào)節(jié)作用降低。因此政府的在調(diào)節(jié)匯率的同時應謹慎使用其他非關(guān)稅政策。