对外贸易管制

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对外贸易管制范文第1篇

关键词:对外贸易管理制度;制度演化;路径依赖

中图分类号:F75文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)01-0159-03

一、中国对外贸易管理制度演变的阶段划分

1.外贸管理制度改革的探索时期(1978―1987)

改革开放初期,中国对外贸易制度改革处在探索时期,其主要措施为精简政府管理职能,并向地方政府及微观经营主体下放权力。

首先,下放外贸经营权,简化贸易计划的内容。第二,试行工贸结合和外贸专业进出口公司制度。第三,实行出口承包经营责任制。这一时期,政府已经开始通过改革逐步发挥市场的调节作用,调动微观经营主体的出口积极性,但是改革对外贸企业的财务体制、管理体制并没有真正的触动,外贸宏观调控手段仍以直接调控为主。国家的对外贸易政策由改革开放前的完全封闭逐渐向鼓励出口,有选择的限制进口方向转变。

2.外贸承包经营管理改革时期(1988―1993)

这一时期的外贸管理体制改革处于深化时期,改革的主要任务是推行对外贸易承包责任制,并逐步加以完善。

向国家承包出口收汇的执行主体由外经贸部下属的外贸企业扩展到各省、自治区、直辖市和计划单列市各外贸专业公司,这些公司向国家承包出口收汇、上缴中央外汇额度和经济效益指标。主要目标是建立外贸企业自负盈亏的机制。这一时期的改革使中国的出口企业逐步成长为自负盈亏的市场主体,打破了以往大锅饭式的财务体制。但出口承包责任制只是一种在改革中的过渡体制,存在很多不符合国际贸易规范的做法,而且,外贸经营企业的规模和数量有了很大发展,急需建立一套多层次的、既灵活又规范的宏观管理体制。

3.新型外贸管理体制建立时期(1994―2001)

这一时期的外贸管理体制改革的主要特点是建立符合社会主义市场经济体制的外贸管理制度框架,其主要任务是完善外贸宏观管理体系。

主要措施有:进一步实施对外贸易企业的自负盈亏管理,继续强化经济手段的调控作用,完善出口退税制度,中央财政承担了所有的出口退税。实现汇率并轨和有利于出口的信贷和税收制度。放宽对外贸企业的行政管制,改革经营体制,建立现代企业制度,从注重出口创汇的数量转向注重效益。完善外贸立法。在这一时期,初步建立起对外贸宏观管理制度的基本框架,显著特征是放宽直接的行政管理手段,加强经济和法律手段在调控外贸发展中的作用。这一阶段颁布的《对外贸易法》是中国第一部比较全面、比较系统的对外贸易基本法,对维护对外贸易秩序,促进对外贸易发展,与国际贸易规则接轨发挥重要作用。

4.外贸管理制度不断完善时期(2002至今)

2001年12月11日,中国正式成为世界贸易组织成员,是中国对外贸易管理制度进一步改革和完善的转折点,改革的力度和速度都得到了加强。

这一时期国家及地方政府就对外贸易方面的法律法规进行了大规模清理、修改和重新制定,力求在内容上与WTO法律制度趋同,许多条款吸收了国际贸易的通行做法。制度设计的目标重点在于通过推动对外贸易增长方式的转变,在带动经济增长的同时实现产业结构的持续优化和升级,同时,逐渐提高贸易法规的透明度,简化行政审批制度等。中国在近年也开始逐渐加强与区域经济一体化组织之间的合作,为中国经济发展和对外贸易发展创造良好的周边环境。

目前中国对外贸易管理制度的基本框架已经形成,大体分为三个层次:第一个层面是法律制度,由国家颁布的关于对外贸易管理的多部法律构成,包括《对外贸易法》《海关法》《进出口商品检验法》等,是整个对外贸易管理制度框架中最具权威,最有强制力的一部分,决定了制度的其他层面。第二个层面是由国务院及其各部委制定颁布的各项条例、规定组成的,如《进出口管理条例》《技术进出口管理条例》等等,这一层面的制度规范较法律制度层面在内容上更为具体,是整个框架的主体部分。第三个层面是各省、市级政府部门根据各地区自身的对外贸易状况,针对具体地方产业、具体商品进出口的规定。是第一、二层面制度的具体化、技术化,具备更强的可操作性。

二、中国对外贸易管理制度演变的绩效分析

改革开放近三十年来,中国的对外贸易管理制度不断演变,其根本的目的是为了降低对外贸易的制度成本,促进中国的对外贸易又好又快的发展,每一次变迁都对中国对外贸易的发展产生了巨大的影响。

中国的对外贸易制度的演变对中国的对外贸易的促进效果明显。从图1和图2的对外贸易总额可以看出,中国对外贸易总额一直处于上升趋势,平均增长率高达18.53%,中国的对外贸易总额从改革之初的世界排名第二十六位上升至2006年的世界第三位,中国的对外贸易量占世界总量的百分比由1987年的0.9%上升到2006年的8%。

改革的前三阶段,虽然增长率均值比较高,但是增长率波动性也很大。这是因为改革初期处在探索的阶段,而且表现为“强制性”的方式,在推行的过程中在某些领域或地区并不适用,随着改革的深化和对外贸易的扩大,制度中的不合理因素开始显现,针对各种现象调整政策也会造成数据的波动。第四阶段的波动性最小,因为加入WTO之后,对外贸易管理制度的改革力度加大,并表现为“诱致性”的变迁方式,更适应对外贸易经营主体的需要。

总体而言,中国的对外贸易管理制度改革对中国的对外贸易发展起到了积极的促进作用,增长率的波动性说明了制度的变迁本身就是一个不断探索创新、反复试验、不断完善的过程,没有一种制度是可以完全照搬套用的,探索和创新本身就包含着失败的风险。而中国对外贸易保持持续快速的增长,且增长率的波动性也趋于平缓,说明中国对外贸易管理制度的演化向着更有效率的方向发展

三、中国对外贸易制度演变的背景及影响因素

诺斯的制度演化思想认为,意识形态对制度的变迁和稳定产生至关重要的影响,制度变迁的方式取决于人的学习过程。诺斯后期的制度演化思想强调,制度变迁的起源在于决策者所洞察到的机会,这些机会或者是来自外部环境的变化,或者是来自决策者在给定的心智结构下对各种制度框架在边际上的成本收益分析。所以,外部环境、内部环境和意识形态的变化都影响着中国对外贸易制度的变迁。

1.国际环境的变化。中国抓住经济全球化这一有利时机,适时提出对外开放政策参与国际分工,并逐步改革和建立起适应经济全球化的外贸管理制度。近年来,中国的贸易顺差连年增长,与许多贸易伙伴国产生了贸易摩擦,受到伙伴国的反倾销、反补贴,侵犯知识产权和产品质量问题的投诉越来越多,同时对中国的对外贸易管理制度的改革提出了新的要求。

2.国内环境的变化。(1)国内经济发展的要求。中国制造的产品在国际市场上的竞争力逐步增强,中国企业不仅有能力而且又有必要开拓国际市场。国内经济的发展推动了对外贸易的发展,对外贸易的发展要求对外贸易管理制度的改革、发展和完善。(2)中国经济体制改革的要求。中国的经济体制改革从高度集中的计划经济体制向社会主义市场经济体制的方向过渡,其改革过程影响甚至是主导着中国的对外贸易制度的改革过程。

3.思想意识的变化。(1)对国际贸易作用认识的变化。在社会主义计划经济体制下,只是把对外贸易作为“调剂余缺”的手段,其目标是通过出口换取进口机器设备所必须的外汇。党的明确了对外贸易在中国经济发展中的战略地位,必然要求改革传统的贸易管理制度。(2)理论基础和指导思想的变化。改革开放以后,以社会主义市场经济理论作为指导,经济全球化和贸易自由化的思想,比较优势理论代替了自给自足的思想。随着世界市场竞争的日益加剧,建立在传统比较优势理论基础上的外贸管理制度越来越不能适应外贸企业竞争力提升的需要。为此,以竞争优势为导向的对外贸易管理制度改革就成为现实的需要。

四、中国对外贸易管理制度演变方式和特点

1.中国对外贸易管理制度的演变方式。改革开放以后,通过不断的探索、学习、改革和创新,中国对外贸易管理制度表现出“渐进式强制性”的变迁特征。渐进式表现为“先试点、再推广”的方式。强制性表现在“自上而下”政府推动的制度改革过程。随着中国的对外贸易快速发展,尤其是加入世贸组织以后,中国的开放程度日益加深,要求对外贸易经营主体发挥更大的作用,因此,这一时期变迁方式日益表现为“渐进式诱致性”的变迁。诱致性表现在政府以“立法”的形式建立和完善制度环境,由经济主体来选择和建立微观层面的“制度安排”。

2.中国对外贸易管理制度演变的特点。中国的对外贸易管理制度改革的基本路径是从封闭的高度集中的国家垄断外贸管理制度逐步向开放的外贸企业为主体的对外贸易管理制度过渡并与国际贸易通行规则接轨。中国对外贸易的管理制度的演变是从以经济利益为重,向经济、社会、资源和环境综合利益并重的转变过程,存在着一定程度的路径依赖的问题,不可能完全服从对外贸易效率最优化的原则。

(1)对外贸易管理制度演变过程中,政府始终占主导地位,但其作用的方向和领域不断变化。下放管理权、实行自负盈亏机制等体现 “自上而下”的政府推动型特点。随着改革开放的深化,政府在改革中依然起到主导作用,但其侧重点逐渐从直接的管理和强制性的推动,转变到根据外贸发展的需求来建立合理的制度环境和宏观的管理体系。(2)对外贸易管理制度改革的路径选择采取“由易到难”,“由微观到宏观”的演变过程。在改革的初期改革主要对象是微观层面的外贸管理制度,这些领域在改革过程中较为容易把握。随着改革的深化,改革的重点则转向营造统一的制度环境,如着力于外贸领域的法律法规的修订和制订,对外贸易宏观管理体系的建立等。(3)对外贸易管理制度创新的重点逐步从体系的建立转向结构的优化和内容的完善。在改革的初期,主要的任务是逐步建立从微观到宏观的管理制度的体系。之后,改革的重点转向针对不断出现的新问题新形势完善现有的管理体系。(4)影响对外贸易管理制度变迁的因素逐步从国内扩展到国外。随着中国开放程度的加深和领域的扩大,国际市场竞争状况、贸易伙伴国政府的反应和国际通行的贸易规则的影响加大。

五、中国对外贸易管理制度的演变趋势

随着中国对外贸易的快速发展,中国在国际贸易中地位的提高,国际国内贸易环境的变化,以及政府管理职能的转变,中国对外贸易制度的演变也会出现新的特点。

1.中国的对外贸易法律制度将进一步完善。法律手段是最重要的外贸宏观管理制度手段,处于外贸管理体制结构中的最高层次。虽然中国的对外贸易方面的法律体系的基本架构已经形成,但中国外贸在某些领域缺失,可操作性不强,立法落后于需要的问题依然存在。建立健全中国有效的贸易防御和贸易救济措施的法律体系是将来对外贸易法律制度的趋势。

2.中国对外贸易管理的宏观调控与其他部门的协调将会加强。中国的产业制度,利用外资制度,外汇管理制度,环保制度等都与对外贸易管理制度有着越来越密切的联系,这些制度的改革和完善都深刻的影响着中国的进出口企业。中国的对外贸易管理制度在促进对外贸易发展的同时,在一定程度上会与其他制度产生矛盾,因此对外贸易管理制度与其他制度之间协调将成为发展的新趋势。

3.中国将加强区域国际经济贸易合作制度的建立和完善。在WTO制度存在缺陷和发展缓慢的情况下,越来越多的国家开始转向寻求发展双边或区域性一体化组织为本国经济发展服务。中国的区域性或双边安排也取得了巨大进步,通过对国际上的区域性或双边安排方面的制度进行完善,扩展中国经济发展的空间,将成为中国对外贸易管理制度发展的又一趋势。

4.改善外贸秩序,加强对外贸易非正式制度的建立。当前,中国出口企业之间为争夺国际市场竞相压价的现象十分普遍。这种情况不仅使中国的出口企业的利润大量流失,而且由于价格过低引使中国出口产品频频遭到进口国的反倾销投诉。此外,诚信制度的缺乏也为中国的进出口企业造成巨大的损失,包括因为违约造成的直接经济损失,还包括更大的潜在市场的损失。

与正式制度比较而言,中国外贸领域中的非正式制度处于严重供给不足的状态,此类非正式制度的建立离不开国家政府的强制性推动作用。更应该重视和发挥“行业协会”或“商会”在自律经营和诚信经营方面的作用。

参考文献:

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[2]沈四宝.论WTO后过渡期中国对外贸易法律制度的梳理和完善[J].WTO经济导刊,2006,(7).

[3]谢国娥.中国对外贸易概论新编[M].上海:华东理工大学出版社,2007.

[4]戴志强.中国对外贸易法律制度发展进程评述[J].Economic& TradeUpdate,2006,(4).

对外贸易管制范文第2篇

国家外汇管理局各省、自治区、直辖市分局，计划单列市、经济特区分局；各省、自治区、直辖市外经贸委（厅），计划单列市、经济特区外经贸委（厅）：

为了更好地实施中国人民银行1996年9月25日公布的《境内机构对外担保管理办法》，规范对外商投资企业对外担保的管理，便利外商投资企业正常经营，根据《境内机构对外担保管理办法》的规定，现将有关外商投资企业对外担保管理事宜通知如下，请遵照执行：

一、对外商投资企业以其财产或者权益为自身债务对外提供担保（包括对外抵押和质押）的，除外资企业须经其原审批机关批准外，国家外汇管理局及其分支机构（以下简称外汇局）采用事后监督方式进行管理，即提供对外担保的外商投资企业须在出具对外担保后15天内持主债务合同（如主债务合同未涉及抵押和质押内容，则应随附有关抵押或质押协议）到所在地外汇局办理对外担保备案手续，无需在出具对外担保前到外汇局办理报批手续。

二、对外商投资企业以第三人身份为他人债务提供对外担保的，外汇局采用事前审批与事后监督相结合的管理方式，即外商投资企业出具此类对外担保之前须事先获外汇局的批准，并应在出具对外担保后按本通知第一条规定的内容办理登记备案手续。

三、本通知自下达之日起生效，并于《境内机构对外担保管理办法实施细则》公布之日起失效。

对外贸易管制范文第3篇

张 蕾（1982），女，浙江杭州人，浙江工商大学经济学院硕士生，主要研究方向为国际贸易理论与政策。

基金项目：浙江省哲学社会科学规划重点课题（Z05LJ03），教育部省属高校人文社科重点研究基地――浙江工商大学现代商贸研究中心重点资助课题。

摘 要：本文在回顾了国内外关于对外直接投资与对外贸易关系的理论和文献的基础上，利用浙江省1989-2005年宏观经济数据，对浙江省对外直接投资与对外贸易关系进行了实证研究。分析结果表明，浙江省对外直接投资与对外贸易存在长期稳定关系，短期均衡关系显著，对外直接投资对进出口贸易产生了积极的促进作用，两者之间存在较强的互补关系。

关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型

改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。

一、文献回顾

迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清 (1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。

从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter 和 Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983) 和Svensson (1984) 对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析, 指出它们之间表现为替代性还是互补性, 依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的, 那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的, 那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。

上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。

二、实证分析

（一）数据选取

由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为, FFDI 在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI )。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。

（二）时间序列的平稳性检验

在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。

综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。

（三）协整检验

近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t （1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t （2）

综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。

对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。

回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：

浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。

由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。

由回归方程(2)可知， CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。

（四）误差修正模型

误差修正模型（Error Correction Model）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。

由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：

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）

在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。

在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。

三、结论与建议

通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：

（1）从长期关系看， CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。

从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。

纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的, 也是可行的。

（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。

本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。

从浙江省当前贸易战略出发, 政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。

对企业界而言，加入WT0 后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。

参考文献：

蔡锐,刘泉.2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗? ――基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］.世界经济研究(8).

齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).

邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).

小岛清.1987.对外贸易论［M］.天津:南开大学出版社:437-442.

王亚平.2004.“十一五”期间中国经济参与国际分工趋势展望［J］.经济研究参考(49).

张如庆.2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］.世界经济研究(3).

AGARWAL J P.1986.Third world multionals and balance of payments effects on home countries: a case study of India［M］//KHUSHI M K.Multinationals from the Sowth.London:Maemillan.

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对外贸易管制范文第4篇

关键词：对外直接投资 出口贸易 VAR模型

改革开放以来，我国发展成为一个贸易大国，其中出口贸易成为促进我国经济发展的重要力量，而近年来，我国的对外直接投资也有了突飞猛进的发展。作为推动我国经济快速向前的两大动力，出口贸易与对外直接投资之间存在着不可忽略的相互影响。而在我国，出口贸易与对外直接投资之间是相互替代还是相互促进，它们之间的影响程度等问题至今没有较统一的结论，因此，研究两者之间关系成为一个重要课题。

一、国内外相关文献综述

蒙代尔较早提出贸易与投资相互替论，他认为关税等贸易障碍的出现会对不同国家的资本边际收益产生影响，因此会引起资本的国际流动或直接投资，这种投资的目的是为了绕过关税壁垒以克服贸易障碍对资本效率的抵消作用，表现为投资对贸易的替代。小岛清的边际产业扩张理论认为，投资国的对外投资应从处于或即将处于比较劣势的边际产业依次进行，对外直接投资与东道国的技术差距越小，技术就越容易为东道国吸收和普及，使两国间的比较成本差距扩大，为更大规模的贸易创造条件。可见，国际直接投资和贸易存在互补关系。

在国内研究方面，蔡锐（2004）、刘泉（2004）运用岭回归方法，利用1990-1999年间的数据，考察我国对外直接投资的贸易效应，结果表明我国对发达国家的直接投资对于进口有一定的促进作用，但作用不大，与出口的关系则不显著；我国对非发达国家的直接投资累计对于进口没有影响，而对出口有一定影响。张如庆（2005）对1982至2002年的FDI与EX、FDI与M等时间序列进行经济计量分析。他的结论是出口和对外直接投资之间存在着长期均衡关系，但是不能证明我国进口和对外直接投资之间有长期均衡关系。项本武（2006）通过2000年和2001年我国对49个东道国的年出口流量、年进口流量、直接投资流量和存量以合成数据回归的方法，分别检验我国对外直接投资的出口效应和进口效应，其结果表明我国对外直接投资是出口创作型的。

综合国内外研究成果，我们可以发现对外直接投资和国际贸易的关系具有不确定性，而国外实证研究多以发达国家或地区为研究对象，这与我国作为发展中国家，同时国际贸易和对外直接投资的发展程度不相称的具体情况不相符，此外，国内的实证研究尚处于起步阶段和学者们考虑的时间跨度有所不同等种种原因导致国内实证研究的结果与国外学者具有较大的差异。因此，中国对外直接投资和对外贸易的关系还需进一步验证。

二、实证方法和数据选取

（一）模型选取

假设中国对外直接投资OFDI和中国出口额EX由一个含有两变量的向量自回归模型决定，并假设，，为误差向量，在两个时间序列和的情形中，VAR（P）由以下两个方程组成：

（1）

（2）

其中（p=1，…，p）和（r=1，…，r）是待估计参数

方程（1）的经济含义为，当期的对外直接投资流量受滞后P期的对外直接投资流量和滞后r期的出口贸易额影响。对东道国滞后P期的对外直接投资能形成集聚经济。大量相关企业集中在一定地域上，可以节约生产成本、降低风险和利用外部经济，扩大生产和消费需求，并有利于企业间的竞争与合作，提高管理与办事效能，进而能吸引更多的当期对外直接投资。而我国企业通过对东道国r期的出口贸易能够更好地收集关于东道国的制度安排、市场结构和基础设施等一系列投资环境的相关信息从而影响我国当期的对外直接投资。此外，若我国对东道国的出口贸易过多可能会引起东道国设立关税等贸易壁垒，这也对我国当期的对外直接投资产生影响。

方程（2）的经济含义为，当期的出口贸易额受滞后P期的对外直接投资流量和滞后r期的出口贸易额影响。滞后P期的对外直接投资对当期的出口贸易额的影响具有两面性。例如为了规避贸易壁垒，更接近消费者市场，获得廉价的劳动力和原材料从而降低生产成本而进行的对外直接投资，随着企业由对东道国出口向在东道国直接投资生产的转变，其结果必然导致对外直接投资在一定程度上替资国的出口；另一方面，对外直接投资可以通过以设备作价进行投资或者是设备更新和配套要求等途径带动设备和中间产品的出口，同时，对外直接投资还可以消化传统技术和转移过剩生产能力，推动产业结构调整，促进出口产品结构优化，进而使贸易条件改善。而我国对东道国滞后r期的出口贸易可以搜集更多当地市场的信息，有利于开辟新的出口渠道。

（二）数据选取

本文以1982—2010年为样本区间，文中OFDI表示中国对外直接投资流量的时间序列，EX表示中国出口贸易额的时间序列，各时间序列分别有29个观测值。中国出口贸易额数据来自中国统计局的各年《中国国民经济和社会发展统计公报》，中国对外直接投资数据来自联合国贸易和发展委员会网站。考虑时间序列中的可能出现异方差现象，先对变量分别取其对数得LnOFDI和LnEX。

三、实证检验

（一）平稳性检验

首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。

表1 序列平稳性ADF检验

从表1可知，各对数变量在5%和1%的显著性水平下都通过了平稳性检验，说明这些变量具有一阶单整性。

（二）协整性检验

对于经过平稳性检验后为非平稳的序列来说，需要进行协整检验以分析它们之间的协整关系。检验结果得，当r=0时，似然率统计量的值为13.7123，大于5%显著水平的临界值11.2248，表明应拒绝零假设。而在零假设r=1时，似然率为3.9761，小于5%的临界值4.1299，也就是说lnOFDI和lnEX之间存在一个协整关系，即它们之间存在长期稳定的比例关系。

（三）格兰杰因果检验

协整结果表明变量之间存在长期的均衡关系，但这种关系是否具有因果性还需要进一步验证。

表2 格兰杰因果关系检验结果

由表2得，短期来看，对外直接投资的变化不是导致出口变化的格兰杰原因，而出口的变化却是导致对外直接投资变化的格兰杰原因。

（四）建立VAR模型

根据以上分析，估计的VAR模型为。

1、脉冲响应函数

图1给出了变量之间冲击的影响。横轴代表追溯期数，这里为10；纵轴表示因变量对各变量的响应大小，实线表示响应函数曲线，两条虚线代表两倍标准差的置信区间。

图1 脉冲响应函数显示结果

图1中的左上方是对外直接投资对其自身一个标准差的冲击响应图，可以看出对外直接投资一直是个正的响应，并且慢慢趋向于0。右上方的是出口的冲击引起对外直接投资变化的脉冲响应图。可以看出，但在本期给出口一个标准差的冲击后（即出口增加），对对外直接投资是一个正响应，在第2期到达顶点，之后出现一点小波动，然后慢慢趋向平稳。这基本符合部分学者分析认为出口对一个国家的对外直接投资具有促进作用。左下方是对外直接投资的冲击引起出口变化的脉冲响应图，可以看出，当在本期给对外直接投资一个标准差的冲击后（即增加对外直接投资），在前两期对出口是一个负响应，在第3期后，响应由负变为正，最后慢慢趋向平稳。这基本符合部分学者分析认为一个国家的对外直接投资对该国的出口具有互补作用。右下方是出口对其自身一个标准差的冲击响应图，可以看出出口一直是个正的响应，并且慢慢趋向平稳。

2、方差分解

本文利用方差分解技术分别分析对外直接投资与出口自身对出口的影响比重和出口与对外直接投资自身对对外直接投资的影响比重，从而分析两者的关系。根据最后的分析结果，引起出口发生变化的主要原因是其自身的新息冲击，比重达到88.24%，而对外直接投资的比重只有11.76%，这与前面的格兰杰因果检验结果和脉冲响应的结论基本一致。此外，引起对外直接投资的主要原因也是其自身的新息冲击，比重为63.35%，但出口对对外直接投资也具有不可忽略的影响，比重为36.65%，这也基本符合前面的格兰杰因果检验结果和脉冲响应的结论。

四、结论与政策建议

（一）实证分析结论

1、根据我们的协整性分析表明，我国的对外直接投资与出口之间存在长期稳定的比例关系，估计出协整关系所对应的长期方程分别为：

LnEX =5.54+0.61 lnOFDI （1）

lnOFDI =-6.25+1.26 lnEX （2）

长期来看，对外直接投资每增加1个百分点会相应带动出口增加0.61个百分点。这意味着我国的对外直接投资对出口具有促进作用。出口贸易每增加1个百分点会相应带动对外直接投资增加1.26个百分点。

2、根据上文的格兰杰因果检验表明，对外直接投资对出口的格兰杰因果关系在5%的水平上并不显著，但这一结果并不与对外直接投资对出口具有促进作用这一结论相矛盾，只是说明了对外直接投资对出口的促进作用还不够大，而这也由第一点的方程1中的系数（0.61）体现出来。出现这种情况，主要由于我国对外投资的规模相对偏小，这反映了中国的对外直接投资尚处于起步阶段，他的规模效应和外溢效应还未能完全显现出来。

此外，出口贸易对对外直接投资的格兰杰因果关系在5%的水平上显著，即出口的变化是导致对外直接投资变化的格兰杰原因。由第一点的方程2可知，长期中，出口贸易每增加1个百分点会相应带动对外直接投资1.26个百分点，这意味着我国出口贸易对对外直接投资具有比较显著的促进作用。

3、通过对模型的脉冲响应函数和方差分析的结果观察可知，我国对外直接投资与出口贸易具有互补关系。同时，相比之下，出口贸易对对外直接投资的促进作用大于对外直接投资对出口贸易的促进作用。

（二）相关政策建议

第一，我国的对外直接投资对出口具有促进作用。因此，我国应该加大力度推动对外直接投资的发展，积极改变目前对外直接投资起步晚，缺乏竞争优势，与对外贸易的规模不相适应的状况，鼓励企业在加强自身发展的基础上，制定确实可行的对外直接投资战略目标。同时，政府要加速完善境外投资立法，利用财政、金融等多种手段支持企业开展跨国经营，为企业境外直接投资提供优质服务。

第二，我国出口贸易对直接投资具有比较显著的促进作用。因此，我国政府可通过政策、技术和资金等方面的支持，国内企业自身要着力打造拥有核心竞争力的产品，增强国际竞争力，等产品在出口市场上占据一定的市场份额，并且企业对国外市场有较充分了解后，再转为对这个市场进行直接投资。

第三，我国对外直接投资与出口贸易具有互补关系。因此，企业应在加强自身发展的基础上积极制定适合自身的对外发展战略。在传统优势产业方面，我国企业已经处在由出口向部分直接投资转移的阶段，但我国的高科技企业也应主动“走出去”建立境外高科技工业，促进产业结构和贸易结构的改善。而且在中短期内，可以从总体上实施部分替代战略，即在对外直接投资的同时，继续在同一东道国保留相当比例的出口比重，使我国对外直接投资和对外贸易融合发展。

参考文献：

[1]张文建，何永贵.对外直接投资与国际贸易的互动关系分析[J].商业研究，2005（322）：169-170

[2]吴先明.国际贸易理论与国际直接投资理论的融合发展趋势[J].国家贸易问题，1999（7）：1-6.

[3]蔡锐，刘泉.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗？——基于小岛清“边际产业理论”的实证分析[J].世界经济研究，2004（8）：64-70.

对外贸易管制范文第5篇

1、阻碍了外国资金的流入。由于实行外汇管制，外汇的使用受到严格限制，对外国投资者的吸引力大大减弱。

2、阻碍贸易发展。在外汇管制条件下，外汇汇率往往被高估，提高本国商品在国际市场的价格，降低其国际竞争力，而严格的外汇供给也阻碍了进口的发展。

3、无法获得对外贸易的动态利益。对外贸易是国际分工的结果，阻塞了对外贸易也就是阻塞了国际分工，无法享受由于国际分工发展带来的动态利益。

（来源：文章屋网 ）