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国内学者范祚军等［3］运用1994—2010年人民币双边汇率、人均国民收入等年度数据，分别研究了人民币汇率变动与中国对东盟10国贸易收支之间的关系，发现短期人民币汇率贬值可以改善我国对其中7国的贸易收支。张慧等［4］的研究认为，人民币汇率贬值有助于改善我国贸易收支。韩斌等［5］以1994—2011年我国与主要贸易伙伴国的双边贸易季度数据为基础，探究了人民币汇率变动与我国对贸易伙伴国贸易收支的关系，指出人民币汇率贬值使我国贸易收支得到改善。而以下学者的研究却表明，汇率贬值不能改善贸易收支。Taufiq等［6］根据1974—1998年美国分别对日本、加拿大的贸易数据进行研究，得出的结论是汇率的波动对贸易收支会产生负面影响。张晓月等［7］认为人民币汇率贬值总的净效应为我国贸易顺差的减少。何建奎等［8］研究了人民币实际有效汇率与我国贸易收支的关系，发现贸易收支的汇率弹性为负。第二种观点认为:汇率变动对贸易收支没有显著影响。Wilson［9］的分析表明，新加坡、马来西亚货币的实际汇率变动与它们贸易收支之间的显著影响关系不存在。SilvanaT［10］基于名义汇率的角度，探讨了其与贸易收支的关系，发现名义汇率变动不引起贸易收支变化。Wilson［11］采用1970—2004年的年度数据，研究了韩国、美国和日本之间的多边贸易，得到实际汇率的变动不会显著影响韩美和韩日之间的贸易收支的结论。曹永福［12］对我国进出口需求价格弹性进行了测算，算得两者绝对值之和为0.3079(0.611)，小于马歇尔—勒纳条件临界值，说明人民币汇率变动对贸易收支的影响很小。刘林［13］通过构建非线性MS-VAR模型，选择1994—2010年的季度数据，实证研究了人民币实际有效汇率贬值与升值分别对一般贸易收支和加工贸易收支的影响，指出人民币实际有效汇率变动不会影响总的贸易收支。左晓慧等［14］以2005年1月至2012年8月的月度数据为研究样本，实证分析了人民币实际汇率与我国进出口额的关系，结果表明人民币实际汇率变动对进出口额的影响不显著，人民币升值不能使我国贸易顺差得到根本改变。冯宗宪等［15］构建了中美两国TV-FAVAR模型，对人民币实际汇率波动对中美贸易差额的影响进行了探析，认为人民币实际汇率波动不是中美贸易顺差的主要原因。
1.2文献评述
既有研究对汇率变动与贸易收支之间的关系进行了积极探索，但不难发现，国内外学者在研究汇率变动对贸易收支的影响时由于研究方法、研究样本、数据选取等的不同，尚未得出关于汇率变动对贸易收支影响的统一结论。本文在前人研究的基础上，试图通过理论推导出人民币汇率变动对我国贸易收支影响的模型。鉴于人民币名义汇率不能准确反映汇率变动对贸易收支的影响，故而运用人民币实际汇率数据，实证分析人民币实际汇率变动对我国贸易收支的影响。
2汇率变动对进出口贸易收支影响的机制分析
汇率变动主要通过价格竞争机制对贸易收支产生影响。由绝对购买力平价理论可知，用不同货币计价的某种商品，折算成同一种货币后价格应相等，即:P=eP*。其中，P为一国某种商品的国内价格，P*为该国这种商品的国外价格，e是用直接标价法表示的汇率。在满足不同地区该商品价格相同且同质的前提下，汇率变动对贸易收支影响的作用机制可表现为汇率变动首先引起进出口商品价格变动，进出口商品价格变化后使进出口商品的国际竞争力发生变化，而进出口商品的国际竞争力发生变化后又会使进出口商品的供给弹性和需求弹性发生变化，最终使贸易收支发生变化［16］。
3人民币汇率变动对我国进出口贸易收支影响的实证分析
3.1模型推导
首先根据不完全替论，建立人民币汇率变动对我国出口贸易影响的模型。该理论假定:作为研究对象的国家进出口的商品与国内生产的商品不具有完全替代性。不完全替论对于我国来说是适用的［17］。本文参照国内学者厉以宁等采用C-D函数的形式研究人民币汇率变动对我国出口贸易的影响，即Xt=A(et)α(GNP*t)β。其中:t为时间，Xt表示我国历年出口额，et表示历年人民币名义汇率，α是出口的汇率弹性，β是出口的收入弹性，GNP*t表示我国贸易伙伴国的国民收入水平。两边取自然对数后设定模型为lnXt=λ+αln(et)+βln(GNP*t)+μ(1)同理，研究人民币汇率变动对我国进口贸易影响时也采用C-D函数形式，即Mt=A0(et)α0(GNPt)β0。其中，t为时间，Mt为我国历年进口额，et为历年人民币名义汇率，α0为进口的汇率弹性，β0为进口的收入弹性，GNPt表示我国国民收入水平。两边取自然对数后设定模型为lnMt=λ0+α0ln(et)+β0ln(GNPt)+μ0。(2)式(1)－式(2)，并化简得到贸易收支模型lnXt－lnMt=c+γln(et)+βln(GNP*t)+δln(GNPt)+μt，令lnTBt=lnXt－lnMt，分别用人民币实际汇率RERt替代et、我国国内生产总值GDP1t替代GNPt、外国国内生产总值GDP2t替代GNP*t，上式变为lnTBt=c+γlnRERt+δlnGDP1t+βlnGDP2t+μt。(3)其中:μt为随机扰动项，即为本文的贸易收支模型。
3.2变量选取与数据说明
贸易收支(TB)。与大多数关于汇率变动对贸易收支影响的文献不同，本文选取出口额与进口额比值(X/M)指标来衡量我国的贸易收支水平。实际汇率水平(RER)。考虑到人民币名义汇率不能准确反映汇率变动对贸易收支的影响，故本文采用人民币实际汇率。当人民币汇率贬值时，即RER上升，我国出口商品的外币价格下降，国外对我国商品的需求增加，使该商品出口量上升;而以本币表示的外国商品价格上升，从而抑制对国外商品的进口，贸易收支增加。因此，预期γ的符合为正。我国国民收入水平(GDP1)。有很多指标可以反映我国国民收入水平，例如国民生产总值、国内生产总值、人均国民生产总值、人均国内生产总值等。本文选取我国国内生产总值以衡量我国国民收入水平。当我国国民收入水平提高时，即GDP1增加，我国居民对国外商品的需求增加，进口增加，贸易收支减少，预期δ的符号为负。外国国民收入水平(GDP2)。我国与美国的双边贸易在我国对外贸易中占很大的比重，故本文以美国国民收入水平代表外国国民收入水平。同上，选取美国国内生产总值来衡量美国国民收入水平。当外国国民收入水平提高时，即GDP2增加，国外对我国出口商品的需求增加，出口增加，贸易收支增加，预期β的符号为正。考虑到数据的可获得性，本文选取1994—2010年的年度数据。我国进出口贸易额、人民币名义汇率、我国国内生产总值、美国国内生产总值、我国CPI、美国CPI原始数据均来源于历年《中国统计年鉴》。由于原始数据为名义数据，为了实证结果的可靠性，以1994年为基期(1994=100)，对我国CPI、美国CPI进行调整，由此算出我国实际进出口贸易额、人民币实际汇率水平、我国实际国内生产总值、美国实际国内生产总值。为消除数据的异方差，对上述所有变量进行对数化处理，即lnX、lnM、lnRER、lnGDP1、lnGDP2。根据lnTB=lnX－lnM算出贸易收支的对数值。
3.3实证结果分析
3.3.1单位根检验时间序列数据要对其进行平稳性检验，否则会出现“伪回归”。本文使用ADF检验法对时间序列数据进行平稳性检验。按照ADF检验方法，运用Eviews6.0软件对lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2的原始序列和一阶差分序列进行平稳性检验，按照AIC和SC取值最小原则对滞后期进行选择。检验结果，如表1所示。根据表1中各变量的ADF检验结果，可知各变量的原始序列即lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2均是非平稳序列。分别对它们的一阶差分序列lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2进行单位根检验，结果显示lnTB在5%的显著水平是平稳序列，lnRER、lnGDP1、lnGDP2在1%的显著水平都是平稳序列，则lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2都是一阶单整序列，即I(1)。由于lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2是同阶单整序列，可对它们进行协整检验。3.3.2协整检验协整检验用于检验变量之间是否存在长期稳定的均衡关系，检验的方法主要有EG检验和JJ检验。EG检验主要是针对2个变量进行协整关系的检验，JJ检验则可以检验多个变量之间是否存在协整关系。本文使用Eviews6.0软件对lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2进行Johansen协整检验，如表2、表3所示。由表2和表3的Johansen协整检验结果看出，我国贸易收支与人民币实际汇率、我国国民收入即我国GDP、外国国民收入即美国GDP之间在5%显著水平上存在长期稳定的协整关系，且仅存在一个协整方程。由Eviews6.0软件，得到下面的协整方程:lnTB=1.908lnGDP2－0.415lnGDP1+1.099lnRER+15.480(0.383)(0.088)(0.140)(3.360)协整方程括号内数字为各变量系数估计值的标准误差。根据协整方程可知，我国贸易收支与外国国民收入之间呈正相关关系，与我国国民收入之间呈负相关关系。外国国民收入增加1%，我国贸易收支增加1.908%;我国国民收入水平提高1%，导致我国贸易收支下降0.415%。而人民币实际汇率贬值1%，我国贸易收支仅增加1.099%，这说明人民币实际汇率变动会对我国贸易收支产生影响，但其对我国贸易收支的影响并不大。3.3．3Granger因果检验由前面的分析知，我国贸易收支与外国国民收入、我国国民收入及人民币实际汇率之间存在协整关系，以下运用格兰杰因果检验法对lnGDP2、lnGDP1、lnRER与lnTB的因果关系进行检验，检验结果，如表4所示。根据表4的Granger因果检验结果不难看出，在10%显著性水平上，lnGDP2是lnTB的格兰杰原因，即外国国民收入的增加是我国贸易收支变化的格兰杰原因。反之，则不成立。在5%显著性水平上，lnGDP1是lnTB的格兰杰原因，即我国国民收入的变动会引起我国贸易收支的变动。反之，也不成立。在10%显著性水平上，人民币实际汇率变动与我国贸易收支之间存在双向Granger因果关系。
4结论与建议
4.1结论
第一，协整分析表明，我国贸易收支与外国国民收入、我国国民收入及人民币实际汇率之间存在长期稳定的均衡关系，且外国国民收入的变化对我国贸易收支的影响较大。外国国民收入每增加1%，会引起我国贸易收支增加1.908%;而人民币实际汇率贬值1%，只引起我国贸易收支增加1.099%，说明人民币实际汇率变动对我国贸易收支的影响不大。因此，仅仅依靠对人民币汇率的调节来维持我国对外贸易收支的平衡是不够的。第二，格兰杰因果检验结果显示，外国国民收入、我国国民收入的变化是我国贸易收支变化的单向格兰杰原因，人民币实际汇率变动与我国贸易收支变化互为格兰杰因果关系。从我国的实际情况来看，随着我国对外贸易额的不断增大，我国贸易收支呈逐渐扩大的趋势。国际上要求人民币升值的呼声也越来越大，人民币升值压力越来越大，使人民币兑美元实际汇率自2005年7月汇改以来一直保持稳定的升值态势。人民币在升值的同时，我国贸易收支也一直在发生变化。可以看出，我国贸易收支与人民币实际汇率之间是相互影响的，尽管后者对前者的影响较小。
2物流业与进出口贸易关系分析
一般来说，物流业与进出口贸易存在正相关关系，基于以上认识，本文选取货物周转量指标代表华北地区物流业发展水平，进出口总额代表华北地区进出口贸易发展水平，并运用相关性分析和弹性分析两种统计学分析方法，实证检验物流业对华北地区进出口贸易的发展是否有影响，以及影响程度。
3.1货物周转量和进出口总额的相关性分析对货物周转量和进出口总额进行相关性分析，其目的是验证物流业对进出口贸易是否有积极的影响，如果有影响，影响程度的显著性如何。华北地区2003-2012年间货物周转量和进出口总额的统计数据
3.2货物周转量和进出口总额的弹性分析以上研究通过相关性分析验证了华北地区物流业发展对其进出口贸易具有正面的促进作用，但无法计算出影响程度有多大。本部分研究以经济学原理中的弹性理论为依据，力求定量分析出华北地区物流业发展的变化引起进出口贸易变化的幅度有多大。
(2)洽谈目标明确在商务洽谈前我们必须明确通过这次洽谈想获得什么?我们就要静下心来，想想我们最低目标是什么？其次可以接受的目标是什么？最后我们最期望的目标是什么？整个商务洽谈都会紧紧围绕这一系列目标来进行,都为实现这一目标而服务。因此洽谈具体目标的确定，必须认真而慎重地考虑。最低目标，它是洽谈必须实现的目标，是洽谈最低的要求，是我们的底线，若不实现，宁愿洽谈破裂也没有讨价还价，妥协让步的余地。可以接受目标，它是洽谈中可以努力争取或作出让步的范围。可以根据具体洽谈的氛围来争取更好的贸易条件，或我方因长远考虑，也可以向对方作出一定的让步，以取得对方的信任，从而建立一种长期合作关系。最高目标，它是我方在商务洽谈中所追求的最终目标，也往往是对方所能认可的最高程度。因此，洽谈人员应充分发挥个人才智，为我方争取最高目标，但也不妨为我方谋取最大利益的前提下给对方适当的让步，双方在友好和谐的气氛中谋求一致，皆大欢喜。
二、我国企业进出口贸易管理的现状分析
1.企业没有建立专门的进出口贸易管理机构，导致管理上的混乱。我国企业在开展国际贸易的过程中没有建立专门的管理机构，将进出口业务实行外包的形式。从市场调查、客户信用调查、进出口贸易合同的签订以及后期的执行等都依靠公司进行操作，这种管理模式存在比较大的风险。例如公司并不对企业的经营和发展负责，所以对于风险的投入和关注比较低。结构不能够全面详尽的分析行业的市场发展情况，难以对进出口贸易提供准确的预测，例如不能够洞察到国外的行业保护政策的影响以及贸易壁垒的影响等，导致企业的进出口贸易暴露在风险下。同时在全面的外包下，企业对于进出口贸易的过程难以进行监管，容易导致贸易过程中的不规范操作，使企业存在经营中的风险。
2.企业没有建立完善的进出口贸易管理制度。部分企业虽然建立了自己的进出口贸易管理部门，但是在管理方面还不够严谨，使企业的进出口贸易体系不够完善。例如企业没有注重对进出口贸易的风险考察和分析，没有建立专门的部门为企业的进出口贸易提供参考资料，没有做好进出口贸易的风险管控。同时在企业的进出口贸易管理部门内部，不能实现资源和信息的有效的整合，各个分部门之间的沟通不够顺畅，难以充分的发挥管理上的优势，使进出口贸易管理无章可循，管理效率底下。
3.企业的进出口贸易运营风险比较大。企业在进出口贸易的管理过程中没有明确各个部门的职责，没有加强贸易过程中的事前、事中、事后风险管理，使企业遭受了比较大的经济损失。例如在进出口贸易中不重视事前的分析，使企业不能够快速的根据市场的变化而调整企业的进出口贸易策略，使企业在进出口贸易中处于被动的地位。企业没有认真的分析进出口贸易中存在的风险因素，没有采取有效的措施降低或者化解风险，特别是存在信息不对称的局面，导致企业进出口贸易风险的加大。
三、构建符合企业需要的贸易体系的方法与措施
1.建立针对性的进出口贸易机构。企业应当结合运行的实际，建立自己的进出口贸易机构，并且明确其组织的职责。在建立进出口贸易部门的过程中应当借鉴西方先进企业的经验，建立切实有效的管理部门，例如专门的风险管理、市场管理、综合管理等部门，并且加强各个部门的交流和沟通，做到信息的互联互通，提高进出口贸易决策的质量和效率。市场部门应当着重对企业的进出口贸易市场进行分析和预测，并且形成完整的分析和预测报告，为进出口贸易管理提供有效的参考资料，提高管理的科学性和针对性。风险管理部门应当加强对进出口贸易过程中的风险分析和预测，为财务部门提供信息参考，降低汇率变动所带来的风险。风险管理部门还应当加强对交易对象的研究，审核进出口贸易合同，调查和了解客户的信用资质，审查付款条件等。加强对客户履约过程的监督，加强对客户资信情况的跟踪，并且对客户进行信用等级评价，为企业结算提供依据和参考。综合管理部门对风险部门提出的风险进行控制并且进行反馈，配合进出口贸易管理的其它部门对合同的实施过程进行监督、验收等，同时对于风险比较大合同进行中止以及停止产品的出库验收等。
2.建立完善的进出口贸易管理制度。企业应当从实际出发，建立完善的进出口贸易管理制度，加强进出口贸易各个管理部门的内部协同能力，提高管理的效率和质量。进出口贸易包含了许多环节，例如生产环节、质量管理环节、出口环节、进口环节等，在供应链中每个环节都至关重要，都和企业的经营具有密切的关系。只有明确各个管理部门的职责，才能实现对各个环节的有效管理。企业的各个部门都应当按照企业的发展需要和市场的要求，按照进出口管理的要求，建立内部的联动机制，使企业能够根据市场的变化快速的采取措施降低企业的经济损失，提高企业的经济效益。
3.建立进出口贸易的风险管理机制。进出口贸易面临着比较大的风险，特别是世界各地存在着许多潜在的风险，因此在企业的进出口贸易中应当加强风险管理，降低企业进出口贸易的风险。企业应当从风险的识别、监督和控制等建立完善的风险管理体系，例如注重对各种官方、非官方风险信息的搜集，通过政府部门或者行业部门获得风险信息，通过国外金融结构以及政府部门得到金融政策的变化，在必要时还可以通过实地考察等方式了解和获得风险信息。要及时对客户履行合同的情况进行追踪，发现合同履行过程中的风险因素，降低合同履行过程中的风险。通过对获得的风险信息进行科学的分析和预测，制定专门的风险预案和应对措施，并且将分析的资料和其它部门进行沟通，进行交易风险预警以及风险控制等。要在企业内部建立分析控制的考核和评价体系，实现风险控制的动态管理，使风险控制能够真正的融入到企业的进出口贸易管理中，更好的为企业的进出口贸易服务。
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（ErrorCorrectionModel）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：
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我国能源贸易在矿产品进出口贸易中占有举足轻重的地位，能源贸易额占全部矿产品进出口贸易额的比重从2001年的24.1%增长到2006年的26.1%；能源产品贸易额迅速增长，2006年能源贸易额1001.87亿美元，比2001年232.71亿美元增加330.5%，年均增长率达到33.9%。
我国能源产品贸易量大幅增长，2006年石油、煤炭和天然气产品进出口贸易总量达到37396万吨标准煤，比2001年21974万吨标准煤增加70.2%，年均增长率11.2%。2001年以来，我国能源产品贸易额的增长幅度远远大于能源贸易量的增长幅度，能源产品贸易量的持续稳定增长，是其贸易额不断创出新高的重要原因，同时，能源产品价格的上涨更是导致能源产品贸易额不断增长的重要原因。
石油对进口的依赖程度不断提高，2006年我国石油消费对进口的依赖程度已经达到47.3%。我国石油进口贸易向着多元化方向发展，2006年从9个国家合计进口石油13018万吨，占当年我国石油总进口量的71.7%。
二、2001-2006年我国能源贸易额占矿产品贸易额的比重
2001年我国能源产品进出口贸易额为232.71亿美元，占当年我国全部矿产品进出口贸易额966.56亿美元的24.1%，2006年能源产品进出口贸易额为1001.87亿美元，占当年我国全部矿产品进出口贸易额3839.01亿美元的26.1%。我国能源贸易额占矿产品贸易额的比重总体上呈上升趋势。
2006年我国能源产品进出口贸易额为1001.87亿美元，其中，石油917.54亿美元，占我国能源产品进出口贸易额的比重91.6%，煤炭50.7亿美元，占5.0%，天然气33.63亿美元，占3.4%，石油的进出口贸易在我国能源产品进出口贸易中我国占绝对的优势。
三、我国石油进口额占矿产品进口额的比重
2001年我国石油进口额为154.06亿美元，占当年我国全部矿产品进口额565.46亿美元的27.2%，2006年石油进口额为819.52亿美元，占当年我国全部矿产品进口额2302.93亿美元的35.6%，近年来我国能源贸易额占矿产品贸易额的比重呈现明显上升趋势。
四、2001-2006年中国石油进出口贸易特点和趋势
我国石油消费巨大，严重依赖进口，2006年我国石油净进口量16286万吨。从我国石油的进口贸易情况看，我国石油进口量不断增长，自2001年的8163.2万吨迅速增长到2006年的18157.0万吨，2006年比2001年增长了122.4%，年平均增长率为17.3%，从目前的趋势看，我国石油的进口量还会进一步增长；另一方面，我国石油的进口额增长幅度更大，自2001年的154.06亿美元迅速增长到2006年的819.52亿美元，2006年比2001年增长了432.0%，年平均增长率为39.7%。2005年我国石油进口量约占世界石油贸易量的6.8%，我国已经成为继美国、日本之后的第三大石油进口国。从我国石油的出口贸易情况看，我国石油的出口量从2001年1674.1万吨到2006年的1871.4万吨，最高的年份2005年为2207.7万吨，我国石油的出口量变化不大。
2006年位居我国石油进口前九位的国家为：沙特阿拉伯（2471万吨）、安哥拉（2345万吨）、俄罗斯（2113万吨）、伊朗（1864万吨）、阿曼（1318万吨）、韩国（1106万吨）、委内瑞拉（732万吨）、刚果（542万吨）和赤道几内亚（527万吨），9个国家合计进口量为13018万吨，占我国石油总进口量的71.7%，我国石油进口贸易向着多元化方向发展。
五、2001-2006中国石油消费对进口的依赖程度
2001年我国石油消费对进口的依赖程度只有29.1%，2006年上升到47.3%，近年来我国经济持续快速发展导致了能源需求，特别是石油需求的快速增长。为缓解国内石油供求的突出矛盾，我国石油进口量逐年增加，石油消费对进口的依赖程度不断提高。
六、2001-2006中国天然气、煤炭进出口贸易变化趋势
2001年我国天然气出口量为223.30万吨，2006年为225.24万吨，近年来我国天然气的出口量基本上维持在200余万吨的水平上，变化不大，从我国天然气资源和产量分析，未来我国天然气出口量不会有大的变化。
2001年我国天然气进口量为489.62万吨，2006年为605.81万吨，近年来我国天然气的进口量维持在600余万吨的水平上，增长不大，由于我国进口的主要是液化天然气，而天然气的大规模输送必须通过管道，未来我国天然气进口量增长变化在很大程度取决于天然气进口输送管道基础设施建设的前景。
2001年我国煤炭出口量为9012万吨，2006年下降到6330万吨，近年来我国煤炭的出口量逐年下降，由于国家限制高耗能产品的出口，取消了煤炭出口退税，预计未来我国煤炭的出口量还会有所减少。
2001年我国煤炭进口量只有249万吨，2006年迅速增长到3836万吨，近年来我国煤炭进口量逐年大幅增长，年增长率达到72.8%。由于我国煤炭资源在地域上分布不均，北煤南运，陆路运输成本较高，在符合比较效益的情况下，预计未来我国煤炭的进口量还会进一步增长。
七、我国能源进出口贸易中存在的主要问题
1.我国石油消费对进口的依赖程度很高，增长很快
2001年我国石油消费对进口的依赖程度只有29.1%，2006年已经上升到47.3%，近年来我国经济持续快速增长导致了能源需求，特别是石油需求的快速增长，在国内石油产量增长缓慢，而石油消费增长迅速，从而导致石油进口量连年大幅增长，使我国石油消费对进口的依赖程度不断提高，预计我国石油消费对进口的依赖程度将很快超过50%。巨额的石油进口以及对石油进口依赖程度的快速提高，使我国的石油消费严重地依赖于国际市场。
2.我国利用国外石油资源的成本在大幅度上升
人民币升值过程中首先受到冲击的就是纺织业等低附加值的传统劳动密集型产业。据中国纺织品进出口商会测算，在其他生产要素成本和价格不变的情况下人民币每升值1％，企业利润将减少1％，出口企业消化人民币升值的利润空间进一步被挤压。但另一方面，人民币升值后，一个单位的人民币可以兑换更多的外币资产，在国际市场上能够购买更多的产品，这对于国家产业安全建设和满足居民消费来说都是有利的，但这同时加剧了我国进口替代性行业间的竞争。人民币升值降低了进口价格，从而对国内同类产品带来冲击，尤其是那些在技术含量、品牌及质量方面与世界先进水平有一定差距的产品，必将影响其价格和市场份额，导致盈利恶化。因此改进工艺、提高质量、发展技术、打造核心竞争力成为国内一些企业生存下来的唯一选择，从长远看这是一种良性循环，将成为我国优化产业结构和振兴民族企业的重要推动力。
1.2人民币升值改变我国进出口贸易的成本
我国是一个资源匮乏的国家，进口依存度较高的行业主要有石油与天然气开采、钢铁、石化、航空、电力设备等，在国际能源和原材料价格不断上涨的情况下，企业承受了巨大的成本压力。以进口原油为例，2012年一季度，我国进口原油平均价格为689美元／吨，同比上涨了24．3％。面对疯涨的国际原材料价格，人民币升值在一定程度上能够降低大宗交易的进口成本，改善相关行业的盈利。以造纸为例，我国造纸业原材料平均35％来自国外，原材料进口比重最高的可达到60％~70％，人民币升值将直接促进造纸业成本下降。但是人民币升值对出口企业的生产成本来说是雪上加霜［2］。人民币持续升值的2008－2011年，也是国内通货膨胀显现并持续的时期。受国内原材料成本和劳动力成本上升的影响，国内企业生产成本大幅上升。人民币升值使出口企业灵活定价能力大打折扣，企业之间没有建立良好的价格协调机制，出口议价能力并未随着市场份额的扩大而提高，成本的上升很难通过产品价格的提高得到转嫁，对我国出口企业造成了严重的影响。
1.3人民币升值蚕食我国中小企业的利润
首先，人民币升值将提高企业出口成本，再加上出口退税率降低导致中小企业不断丧失国际竞争力。中小企业立足的根本是“薄利多销”，如今成了利薄少销甚至不销，汇率的微小变动，都可能导致企业亏损。其次，人民币升值加大了企业运营的不确定性。虽然汇率升值已经持续6年之久，但是中小企业抵抗汇率风险的能力仍然十分薄弱，很多企业甚至没有树立起防范风险的意识。我国企业进出口习惯用美元报价，如果企业不能准确把握汇率走势，那么就会面临更大的损失。目前，我国中小企业就业人员占城镇就业总量的75％以上，占全部工业就业总量的83％以上。中小企业所具有的开业快、投资少、经营灵活、对劳动者技能要求低等特点使其在吸收劳动力方面具有重要作用。由于人民币升值迫使大量的企业停产停业甚至破产倒闭，大批劳动力面临重新寻找工作的困境，在一定程度上影响了社会就业，就业压力增大。可见人民币升值不仅会侵蚀中小企业的利润，还可能引发一系列的倒闭潮，更可能诱发国民经济其他环节出现问题。
1.4人民币升值缓解我国和其他国家的贸易摩擦
由于我国出口的不断增长和贸易顺差的不断扩大，人民币汇率问题一度成为政治问题。我国凭借出口价格优势已经占领了国际劳动密集型产业的中低端市场，近年来，针对我国出口产品的反倾销诉讼案件急剧增加。2005年，法国政府认为大量涌入的中国纺织品使欧洲面临严重的挑战，可能导致数百万人失业，因此法国政府对我国和欧盟施压，认为中国和欧盟应该就保护欧洲本土纺织品行业达成协议。欧盟从2006年开始就对我国出口彩电征收44．6％的反倾销关税。美国从2009年开始对我国钢格板征收高额反倾销关税。2010年韩国、巴西、印尼先后对我国出口的陶瓷展开反倾销调查等。通过汇率机制适当提升出口产品的外币价格，一方面可以缓解反倾销压力，另一方面也表明我国作为一个负责任的贸易大国努力促进世界贸易健康发展，构建公平、合理的贸易规则，维护与贸易伙伴的密切合作关系的决心［3］。
2人民币升值的诱发原因
2.1政治压力是人民币升值的根本原因
多年以来，美国对我国经常项目逆差形势不仅没有好转反而有不断扩大的趋势，美国政府联合其他国家在多次外交场合提出人民币应该升值，企图把人民币问题国际化。自2002年以来，美、日、欧盟等国家不断施压要求人民币升值。在2003年的七国集团财长会议上，日本财长提请其他国家一起强行要求人民币升值，美国和欧盟先后呼应日本，美国财政部长斯诺和美联储主席格林斯潘相继表示人民币汇率应该更加富有弹性。美国在2011年甚至单方面通过了主要针对人民币汇率问题的《货币汇率监督改革法案》，为对于来自“汇率被低估”国家的商品征收惩罚性关税提供了法律依据。主流媒体如《经济学家》《金融时报》等关于人民币汇率问题展开激烈的争论。
2.2美国量化宽松的货币政策是人民币升值的外部原因
自2008年金融危机爆发以来，美国的经济陷入持续的低迷期，复苏无望，美联储为了刺激经济的增长，已经连续实施了三轮的量化宽松政策（QE），但这项政策的出台对中国的进出口贸易而言是一把双刃剑。一方面，宽松的货币政策带来美元利率下降，刺激了美国企业投资和居民消费，拉动美国的产出和收入增长，在一定程度上会增加美国对中国的进口。另一方面，宽松的货币政策导致美元贬值，人民币升值，打击中国低端产品出口，可能减少美国对中国的进口。此外，中国90％的贸易使用美元结算，贬值还不利于中国对其他国家的出口。
2.3利率的持续倒挂是人民币升值的内在原因
2008年金融危机后，西方各国普遍采取了低利率的货币政策。以美国为例，美国2008－2012年前后三次推出了大规模的量化宽松政策，政府大量购买国债，向市场投放基础货币，增加货币供给，利率一次次创历史新低，在此期间，美国的贴现率、银行同业拆借利率接近零甚至为零。相反，在走出金融危机低谷后，我国采取了收缩银根的政策，货币政策从积极走向稳健。2010年央行6次上调存款准备金率收于18．5％，2011年6次上调准备金率达到21．5％，并且两年内累计加息5次。中美两国利率的倒挂吸引了大量的国际资本涌入中国进行套利、保值，客观上促进了人民币的升值［4］。
2.4国际收支的顺差是人民币升值的直接原因
2010年我国进出口贸易总额以29727．6亿美元超过德国排在世界第二位，成为世界第二大贸易国。我国不仅贸易总额数量巨大，而且从1994年起对外贸易就一直处于顺差。2005年我国实行有管理的浮动汇率制以后，人民币汇率的波动越来越受到国际收支状况的影响，我国的经常账户常常处于顺差的状态，而且顺差的规模越来越大，过大的国际收支顺差导致外汇市场上人民币供不应求，造成人民币升值的压力越来越大。
2.5市场预期的加强进一步推动了人民币升值
我国经济的快速发展和国际收支双顺差的事实，加上西方国家对人民币升值的要求和海外媒体的舆论压力将继续推动市场对人民币升值的预期。而这种预期势必会进一步推动资本和投资的流入。2004年我国的贸易顺差只有319．5亿美元，2010年激增到1831亿美元，6年时间内增长了将近5倍，这其中的一个原因就是对人民币持续升值的预期使得大量短期资本借贸易渠道流入我国。资本和贸易相互作用相互影响直接导致我国贸易顺差的激增，贸易顺差反过来又加剧了人民币的升值预期。短期资本不仅流向一般性的实体经济，还大量流入股市和房地产市场，股市和房市价格上扬，出现了不同程度的泡沫。2007－2012年我国经受着从未有过的通货膨胀压力，人民币进入了一个对外升值和对内贬值的困境［5-6］。
3应对人民币升值对我国进出口贸易影响的措施
纵观世界各国经济的发展历程，我们可以发现本国货币都是在巨额的贸易顺差和国际储备两个重大的背景之下进行升值的，各国采取了多项措施减轻本币升值带来的一系列不利影响，包括调整产业结构、放松外汇管制、整顿和完善金融市场。以史为鉴，我国应对人民币升值和规避汇率风险可以从几下4个方面做起。
3.1提高出口产品的技术含量，调整和升级产业结构
我国的出口往往以低成本的劳动密集型产品占优，人民币升值无疑会对劳动密集型产品的出口造成冲击。金融危机的爆发使出口企业有意识地尝试淘汰一些技术含量低、档次低的产品，使有限的资源流向技术密集型产业，注意技术引进和高科技产品的研发，减少如光学、医疗、精密仪器和设备的进口依赖程度，创造民族优良产业和品牌。此外，我国政府也有必要为出口企业提供政策支持帮助他们渡过难关。对符合条件的企业提供出口补贴，完善出口信用保险制度。此外，政府还可以设置专门机构帮助国内企业学习国际贸易原则、开拓国际市场、培养跨国企业，提供咨询服务，为企业提供国际市场行情、国际投资环境、市场调查等方面的信息，成为企业发展的坚强后盾。
3.2采用灵活的贸易结算方式和计价货币进行国际贸易结算
汇改以前，人民币汇率一直盯住美元基本不动，我国出口企业也习惯于在相对固定的汇率环境下用美元进行商务谈判和贸易结算，对美元的价格过于依赖和敏感。2005年汇改以后，外贸企业不得不学会应对人民币升值带来的后果和关注人民币的走势。实际上，人民币对美元升值的这几年，也是人民币对日元等货币贬值的时期，人民币对美元升值不代表对其他货币也一定升值。在出口结算时，企业要学会灵活变通计价货币，如出口欧洲可以采用欧元进行结算，出口到日本可以采用日元进行结算，这样一来就能尽可能地减轻人民币对美元升值带来的损失。在贸易结算方式的选择上，当人民币有升值预期时，外贸企业要尽可能选择那些即期结算方式，如即期信用证、即期付款交单，争取早日收到货款，或者在合约中规定客户支付一定比例的预付款等。选择合适的贸易结算方式和结算货币看似不是什么大智慧但却是能够巧妙地为企业规避风险、提高利润的好办法［7］。
3.3保持货币政策独立性，进一步推动人民币汇率形成机制改革
根据蒙代尔的“不可能三角”理论，一个国家不能同时实现资本自由流动、货币政策的独立性和汇率稳定性，一个国家只能实现其中两项。在我国货币市场和资本市场逐渐开放的过程中，维护货币政策的独立性并最大限度地保持汇率稳定是我们追求的目标。推动人民币汇率形成机制改革，参考一揽子货币进行调节，进一步释放人民币汇率弹性的举措，使得我国央行的货币政策不拘泥于单一盯住美元，而可以根据自身利益进行更大幅度的调整。为了保持货币政策的独立性和汇率稳定，放缓资本流动脚步可能更适合我国国情［8］。
2.国际金融危机对我国进出口贸易的影响
2.1我国的进出口企业市场萎缩或供应不足
我国有很多专业的进出口企业，其盈利方式单一，主要依靠进出口业务。这些企业的产品主要销往国外，或者这些企业的原料只能从国外进口。美国是我国最重要的国际贸易合作伙伴之一。美国的超市里的大部分产品都在中国制造。因此，2008年美国金融危机发生以来，美国的国内消费需求下降，导致我国的进出口企业国外市场萎缩。我国的很多进出口企业出现了大量的产品积压。另外，虽然我国是制造大国，但不是制造强国。我国的企业普遍缺乏创新意识，产品的原创性比较低，大多是电子、化纤、服装、玩具、鞋类等劳动密集型产品，产品的附加值比较低。在金融危机时期，各国的贸易保护政策都出现一定的变化，使得国际贸易壁垒增加，导致我国的产品市场占有率急剧缩小。如我国的纺织、服装、玩具等行业，其出口依存度高达30%-80%，在国际金融危机的影响下，其经营业绩比较差。江浙一带的服装出口企业的利润率仅有0.2%，但是当前的订单却只有原来的三分之一。
2.2人民币升值使我国的进出口企业面临经营困境
金融危机加速了人民币的升值，却使得美元不断贬值。这使得中国出口到国外的产品价格不断上涨。在金融危机时期很多国家的内需逐渐缩小的情况下，使得我国的产品市场份额逐渐缩小，使得我国的进出口企业的经营压力逐渐增大。另外，在中国随着经济的发展和科学技术的进步、生产自动化程度的加大，中国的人力资源成本也逐渐上升。这使得中国的企业失去一项很重要的优势，使得企业的利润率进一步下降。2008年美国金融危机持续时间比较长，美元还有继续贬值的趋势，这将使得我国的出口企业在很长一段时间内无法走出经营困境。此外，人民币升值，导致外商在中国的投资成本升高，如购置设备、劳动力成本等。在盈利不景气的情况下，很多外商选择撤资。这对于一些中外合资的进出口企业而言，无异于晴天霹雳，对企业的长期经营不利，甚至会导致企业的破产。
2.3国际金融危机使我国的进出口贸易面临更大的风险
金融危机时期，很多国家的经济发展前景不够乐观。企业的利润率降低、就业率下降等现象使得各国开始实施相应的贸易保护主义，来改变贸易逆差的现状，如技术性、绿色的贸易保护手段。这使得我国的附加值比较低的产品在出口时备受冲击。如食品、纺织品、低端服装等。其他形式的贸易保护政策，也使得国际贸易壁垒增高，我国的进出口企业经营难度加大。如美国肆意炒作我国的食品、水产品安全问题等，对我国的产品的声誉产生不良影响。贸易保护政策的抬头使得国际贸易摩擦越来越多。如果企业忍气吞声，选择接受退回的产品，而不捍卫自己的权益，那么企业会遭受很多的损失；如果企业选择通过国际官司的方式捍卫自己的权益，高额的费用也会为企业的发展带来很大的经济负担。另外，为了暂时获取国外订单，我国企业在越来越大的国际市场竞争压力下，接受赊销结算方式。赊销结算使得企业的受到国外商业的风险的影响，收汇风险增大。金融危机的影响，使得企业的国内融资以及海外融资难度加大，企业的一旦出现资金周转不良，就要依靠银行解决资金问题。这种情况下，企业需要承担高额的利率。
3.应对金融危机的策略
3.1合理地进行人民币汇率机制改革
我国的人民币汇率改革应该根据当前国内、国外经济发展的情况，与时俱进地进行改革，使之有助于我国的经济发展。当前我国的人民币汇率的自由浮动空间比较小，为了适应全球化经济发展的趋势，使我国的市场经济发展更加深化，我国需要进行一定的人民币汇率改革，使得汇率的浮动的空间逐渐加大，以增强汇率对国际收支不平衡的调节能力。汇率的浮动空间增大也有助于提高我国进出口企业的国际贸易风险防范能力。另外，我国的相关单位应该保持一定程度的外汇市场干预，采用渐进式的干预方式，根据当前的经济发展状况相应地调整目标区宽度，以避免出现汇率超调，使得汇率在不断波动的情况下保持相对稳定。
3.2转变经济增长方式
我国的经济发展，在2008年国际金融危机中，之所以受到如此大的冲击，是因为我国的经济发展方式有一定的问题。中国的很多行业的对外出口依存度比较大。我国国内消费者对该类企业的产品需求比较少。在出现金融危机时，一旦国外的市场份额缩减，那么企业的经营将受到重创。为了应对这个问题，我国应该积极转变经济增长方式。政府需要通过一系列的手段刺激国内消费，如兼顾收入分配、提高城镇居民工资等方式。另外，我国的农村消费潜力巨大，有待于充分挖掘。对此，我国政府可以采取一些惠农政策，如家电、汽车下乡等，扩大农村市场。最后，企业需要优化自身产品组合，提高产品的附加值。使得国外在消费需求缩小的情况依然依赖我国的产品。
3.3企业健全风险防范机制
面对金融危机中各国的贸易保护政策以及其他市场的不稳定因素的增加，企业面临更大的经营风险。为了安全度过国际金融危机时期，并使企业获得长足的进步和发展，企业需要健全自身的风险防范机制。首先，在与国外客户建立合作关系之前，充分地了解客户的信息，如商业信用、债务偿还能力等，在签订合同时，通过合理地设置约束，避免交易风险。然后，我国的进出口企业需要选择合适的结算方式，避免赊销等结算方式，如选择信用证、银行保函风险较小的结算方式。企业在各种活动中要严格遵守合同条款要求，避免对方以不符合同为由拒付货款。
3.4企业需要积极开拓新市场
虽然，金融危机已经严重影响了很多国家，但是仍然有很多国家和地区的经济发展相对独立，避免了国际金融危机的影响。因此，我国的进出口企业在出现原有市场份额缩减的情况下，可以积极拓展新的市场。如企业可以实施产品多元化战略，以新的产品组合来获得新的市场。企业不仅可以向非洲、拉丁美洲等国家和地区拓展新的市场，也可以生产国内需求的产品的方式，暂时规避金融危机的不良影响。新市场的发展不仅可以使我国的进出口企业安全度过危机，而且对于企业长期的发展壮大具有很大的好处。
3.5企业要提高自主创新能力
（二）区域不均衡地区的不均衡发展严重阻碍了重庆市经济的整体发展，重庆市提出构建“一圈两翼”区域新格局，“一圈”加速领跑，“两翼”全力助推。目前，“一小时经济圈”地区生产总值占了全市生产总值的77.68%，“两翼”仅占22.32%；在第二、第三产业上，“一圈”第二产业产值分别是东北翼、东南翼的5.41倍和16.47倍，第三产业产值分别是东北翼、东南翼的5.2倍和16.4倍。
（三）产业发展矛盾重庆第一产业由于地理因素，很难实现机械化和现代化耕作，属于劳动密集型产业，效率低，成本高；第二产业历来是重庆市的支柱产业，重庆市的经济发展对其依赖度高，而产业设备技术更新慢，存在很大的市场风险；第三产业起步晚、底子薄，还没有充分发展起来，已有的产品存在科技含量低、附加值不高等问题。
二、重庆市对外贸易的现状
重庆近年来对外贸易成效显著。2009年全市进出口总额38.6亿美元，同比增长48.7％；其中出口20.9亿美元，同比增长31.9%；进口17.7亿美元，同比增长74.9％。2010年全市进出口总额124.26亿美元，同比增长61.1%；其中出口74.89亿美元，增长75.0%。进出口总额在我国西部12个省、自治区、直辖市中列第4位，全国第23位。重庆市对外贸易以国有企业、外资企业为主体，民营企业大幅增长。民营企业1998—2008年累计实现出口96.04亿美元，占全市累计出口的38.8％，年均增长104.5％。外资企业累计实现出口16.84亿美元，占全市累计出口的11.6％，年均增长24.1％。在2008年，民营企业出口比重提高到了55.4％，超过国有企业出口比重29个百分点，成为重庆市出口的主体。进口以外资企业为主体，据统计，直辖15年间，外资企业进口份额保持在7成左右，累计实现进口11191亿美元，占全市累计进口的63.0％，年均增长13.3％；国有企业累计实现进口43.87亿美元，占全市累计进口的39.8％，年均增长0.5％；民营企业在1998年后逐渐发展，累计实现进口3.49亿美元，年均增长117.4％。目前，以力帆集团、隆鑫集团、银翔摩托、宗申集团为代表的民营企业成为外贸出口的骨干企业，其出口总额居重庆市出口企业前五位，成为重庆最具活力的出口主体。
三、重庆市对外贸易中看出产业结构存在的问题及建议
（一）发展思路不清晰，应明确产业发展方式重庆市在过去的重点支柱产业和将来的重点支柱产业这两点的转换方式上思路尚不清晰。这主要表现在进出口贸易中，传统制造业在科技创新浅升级之后仍然占据进出口量的较高比重，但实际其发展水平仍然滞后，制约了经济的快速增长。而新兴的现代服务业如软件业、航空航天、生物等行业的进出口总量较低，甚至接近零，发展速度相当缓慢。针对重庆现状，一方面对于适合发展第一产业的地区，要积极发展“一乡一产品、一县一产业”，实现产业规模化、集约化和标准化；对于适合发展第二、第三产业的地区，积极革新，采用现代设施和先进技术的配套设施，大力提高企业自主创新能力，促进相关产业的协调发展。市政府建立健全法规，营造好的自由贸易氛围。在市场上培育扶持一批具有核心竞争力的龙头企业，开发一批在国内外市场具有较大潜力和较高市场占有率的名牌产品。金融机构也要配合政府给予相关的金融支持，及时满足企业发展合理的资金需求等。
（二）产业发展失衡，积极调整重庆市作为老工业基地，产业结构演进呈非均衡状态。其重工业即第二产业在全市工业产值中占绝对主导地位，主要是依靠汽车、摩托车行业出口打天下。2011年重庆一般贸易进出口总额达430.09亿美元，但问题是进出口结构却极不平衡。产业结构决定对外贸易结构，重庆市第一产业发展随着农民工的转移持续下降，出口额度一直不高，第三产业如通讯服务、保险服务、金融服务、专有权利使用和特许资格等行业项目非常弱小，几乎是零出口，发展相当缓慢。
知识产权壁垒的内涵
知识产权壁垒是占有知识产权优势和先进技术水平的发达国家及其跨国公司，利用国际和国内的知识产权制度以及相关的国家政策，通过海关扣押、专利围堵、产权诉讼等方式利用知识产权法所授予的独占权或超越有限垄断权的范围，在保护知识产权的名义下，来限制我国企业在国内和国际市场进一步扩张的种种市场竞争措施和策略，以此达到维护其知识产权优势的目的。知识产权壁垒实质上是一种非关税国际贸易壁垒，在反倾销和反补贴等措施为国人所熟知以后，它已经逐渐取代前两者成为困扰我国企业的贸易障碍。
我国进出口贸易应对知识产权壁垒现状
相关法律及预警机制有待完善。我国在入世前，政府已经修改了专利法、商标法和著作权法等知识产权法律，并制定了其他有关知识产权的法律、条例。然而TRIPS协议《与贸易有关的知识产权（包括假冒商品贸易）协议（草案）》生效以来，发生了许多当年无法预料的知识产权垄断及滥用问题。对于将产品出口国外的企业，专利预警机制是要事先调查目的国与出口产品有关的专利信息进行分析，以正确的指导下一步的工作。而我国的预警机制的不成熟使我国的产品出口增加了盲目性。
自主知识产权不足。加强对知识产权的保护不仅有利于技术创新和企业竞争力的加强，而且有利于国家经济实力的增长。而我国拥有的自主知识产权及专利技术远落后于发达国家。有关资料显示，我国的申请量不到全球总量的2%，并且标准整体水平偏低。如果我国在标准制定过程中一味以低标准换取某个行业的大部分企业的生存，就无法逾越出口贸易中的技术壁垒。
研发投入不足。我国财政对于研发的投入，远远落后于发达国家。另外，企业本身对研发的投入也与世界水平存在差距。由于国家和企业对科技投入的力度不够，研究和开发的经费投入过少，我国企业的自主开发新技术能力普遍较低。
不重视专利文献检索。根据“专利一国独立原则”，外国专利如果在一定期限内不另行在中国申请，就永远不能在中国申请专利、不受中国专利法保护。据悉，全球每年诞生的专利85％没有申请中国专利，跨国集团迄今在我国获得授权的专利不到17万。因此，如果没有很好地进行专利文献查询，很容易导致在进出口贸易中产生侵权行为或在企业引进国外技术时，掉进竞争对手设置的专利陷阱。
知识产权人才匮乏。知识产权人才培养的严重滞后，使得目前国内知识产权方面的人才十分短缺，人才的供需出现严重的失衡现象。
我国进出口贸易应对知识产权壁垒的对策
完善法规及预警机制。我国应针对立法的薄弱环节，完善知识产权法律法规体系，重视运用法律手段保护知识产权。完善专利预警机制，通过对知识产权及专利信息的搜集、分析、预警，为外贸企业提供必要的服务。
增强企业创新能力。我国企业应重视自身的技术创新，一方面，充分调动现有大学、科研单位的力量，建立起知识产权研发、生产基地；另一方面，企业应尽快提高品牌价值，增加品牌的科技含量，以此带动我国品牌的对外输出，加快我国品牌建设步伐。
提供资金扶持。企业在开发和形成自主知识产权的过程中，国家应通过多种途径和方式加大资金扶持力度，壮大其经济实力。对高校和科研院所为企业进行定向研究优先提供经费，对有技术创新的企业进行重点扶持和奖励。
注重专利文献检索。据统计，世界上每年完成的发明成果的92％可在文献中检索到。据世界知识产权组织（WIPO）的统计，充分利用专利检索文献，可节省40％的研究时间和60％的研究费用。进行专利开发前，应合理高效地进行专利检索。
实施知识产权人才战略。知识产权是一门综合性的学科，这种综合性决定了知识产权人才的专业素质应当是具有多门学科知识融合交叉的知识结构，科技与法律并举，并兼有国际贸易、外语等方面的知识。我国的企业应该改变固有观念，来培训自己的复合型知识产权人才。
参考文献：
1.陈宇山.从海外比较研究看广东知识产权发展与战略.现代情报，2007（1）
一.引言
从亚当.斯密提出“剩余产品出路”的学说以来，对外贸易与经济增长的关系一直都是经济学家们研究的重要课题。这方面的主要贡献包括：凯恩斯的对外贸易乘数理论；E.哈根等从出口贸易对技术进步的促进来探讨其推动经济增长的作用；罗默的内生经济增长理论等[1]。
李京文(1996)[2]通过经济增长模型的实证分析，指出出口增长对我国经济增长具有拉动作用。彭福伟(1999)[3]发现净出口与经济增长的相关度较弱。陈家勤(1999)[4]认为出口贸易对经济增长具有巨大的推动作用。杨全发(1999)[5]对巴拉萨(Balassa)[6]建立的模型带入我国数据进行检验，认为出口对于经济增长具有正向促进作用。刘晓鹏(2001)[7]认为出口与经济增长的相关度较弱。Lawrence(2000)[8]在部门的层次上检验了日本1964～1985年和韩国1963～1983年的进口和产业政策与劳动生产率的关系，发现进口是促进劳动生产率增长的一个重要因素。Onnolly(2005)[9]用75个国1965-1990年的专利数据来代表这些国家的模仿与创新，量化了高科技产品进口对进口国(发展中国家)模仿与创新的溢出效应，来自发达国家的外来技术对进口国单位资本GDP增长的贡献大于其国内的创新。
Lawrence(1999)[8]在美国对20世纪80年代100多个制造业产业中国际竞争力对其全要素生产率的影响进行了研究，发现进口竞争刺激了全要素生产率的提高。Wang和Xu(2000)[10]考察了工业化国家间通过资本品贸易和外商投资而产生的R8D溢出效应。
以上研究成果在运用计量模型进行实证分析时因忽略了相关重要变量而使得检验和经济解释具有相当大的局限性。跨国(地区)的截面数据的研究方法存在一定的局限性，OLS回归分析方法要求所使用的数据是平稳的，如果用OLS回归分析方法分析非平稳的时间序列关系，则容易出现伪回归现象[11]，另外，已有的研究假设所选的国家具有共同的经济结构和相似的生产技术，这在现实生活中无法满足，对于所研究变量的定义和时期的选取也会影响经验结论等。上述对于单个国家(地区)时间序列研究得出了不一致甚至相互矛盾的结论，其主要原因有以下三点：实证模型中信息集的选取的差异；模型滞后期选择的差异；模型方法及检验统计量选择的差异。例如，进出口对于经济增长的作用往往是经历一定的时滞，若忽略这一因素而进行最小二乘估计就会得出片面甚至错误的结论。基于上述考虑，笔者通过分析进口、出口和经济增长三者的协整关系，并进而建立误差修正模型，深入地探讨了进口和出口对于经济增长的影响。
二.数据和模型分析
本文采用出口总额(EX)、进口总额(IM)来反映对外贸易状况，通过国内生产总值(GDP)反映经济增长。本文依据各年《中国统计年鉴》从1985年至2005年的以当年价格计算的国内生产总值和以1985年为基期的按可比价格计算的国内生产总值指数，折算出1985年为基期的国内实际生产总值。为消除数据中可能存在的异方差性，分别对上述三个变量进行对数变换，其对应序列记为LEX、LIM和LGDP。
图2：实际国内生产总值、出口额和进口额对数差分的变化趋势
贸易,经济增长
1.单位根检验
从图1可以判断它们之间具有一定的共同趋势性，为消除共同趋势的影响，本文对变量采取差分处理(见图2)。从图2中可以看出GDP、进口和出口的差分序列呈现出平稳的特征，笔者使用ADF单位根检验，检验的结果如表1所示。
注：1．对GDP、出口和进口对数序列的ADF检验中，包含了位移项（intercept）和趋势顶(trend)，因为从图1中可以看出，这二个序列都包含一定的位移和趋势，如果不考虑位移和趋势就可能产生错误的单位根判断；而对差分序列的ADF检验中，则既不包含移位顶，也不包含趋势顶，因为图2显示这二个序列都不包含位移和趋势。
2.*表示在1%的显著水平下，拒绝原假设；**表示在5%的显著水平下拒绝原假设；***表示在10%的显著水平下拒绝原假设。
GDP、出口和进口的对数序列ADF统计量的绝对值均小于在10%显著水平下临界值的绝对值，不能通过ADF检验，这三个序列都存在单位根，是非平稳序列。而这三个差分序列的ADF统计量绝对值均大于在5%显著水平下临界值的绝对值，不存在单位根，都是平稳序列。GDP、出口和进口的对数序列是一阶平稳序列，因此可以进一步检验三个变量之间是否存在协整性。
2.协整检验和误差修正模型ECM
本文采用使用Johansen极大拟然估计法检验经差分修正后的平稳序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型对滞后期的选择比较敏感，所以采用AIC准则来确定最佳滞后期。在滞后期数确定之后，再对协整中是否具有常数项和时间趋势进行验证，然后再对数据进行协整检验[12]。结果见表2。
由表2可以看出，在5%的显著水平下，经济增长与出口、进口之间存在唯一的协整关系。根据Granger定理，一组具有协整关系的变量一定存在误差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger两步法来建立误差修正模型。
第一步，先建立长期关系模型，即对水平变量(ordinaryvariable)进行OLS估计，其方程如下：
LGDP=4.526845+0.623032LEX-0.049701LIM(1)
(13.53709)(4.293514)(0.291202)
=0.967508S.E.=0.096935
从进出口总额与GDP之间的长期关系来看，GDP对出口的弹性为0.623，而对进口的弹性为0.0497，出口比进口对经济增长具有更强的影响，而且进口项的系数未能通过t检验，即在统计上是不显著的。
第二步，建立短期动态关系，即误差修正模型。将长期关系模型中的各变量以1阶差分的形式重新构造，井将长期关系模型所产生的残差序列作为解释变量引入，在一个从一般到特殊的过程中，对短期动态关系逐个进行检验，不显著的项逐渐剔除掉，直到找出最适当的表达式。笔者用EC表示长期关系方程(1)中的残差，通过试验，得到两个比较适当的表示短期动态关系的误差修正方程方程(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
这两个方程中的回归系数都通过了显著性检验，误差修正项系数为负，符合反向修正机制。方程(2)说明从短期动态关系来看，我国的GDP和出口、进口序列之间存在着密切的联系，但进口比出口对GDP的增长具有更强的促进作用，这不仅表现在进口项和出口项系数的大小上，而且也表现在进口项的系数在1%的显著水平上通过检验，而出口项的系数在10%的显著水平上才通过检验。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增长率的含义，因此，进口增长率每增加1%，GDP的增长率将增加0.047%，出口增长率每增加1%,GDP的增长率将增加0.025%，而上年度GDP、出口和进口的非均衡误差以0.229的比率对本年的GDP增长率做出修正。
方程(3)是在进一步剔除了不太显著的出口项后得到的误差修正模型。它表示在短期内不考虑出口对GDP的影响时，进口对GDP增长的促进作用。进口项的系数说明进口增长率每增加1%，GDP的增长率将增加0.063%，而上年度GDP、出口和进口的非均衡误差以0.217的比率对本年的GDP增长率做出修正。
3.向量误差修正模型VEC
Granger(1987)[13]指出，若变量之间存在协整，则这些变量之间至少存在一个方向的Granger因果关系：要么滞后差分项的系数联合检验(一般用F检验)显著，因而存在短期因果关系，或者误差纠正项系数显著而存在长期因果关系。因此，在确定变量之间存在协整关系后，就可以构造向量误差修正模型，以确定它们之间的相互调整速率及短期互动影响井观察变量间的因果关系。表3为根据向量误差修正模型得到的估计结果，对表3的结果进行分析，可以得出以下结论。
(1)根据表3第一列数据分析各变量对GDP增长的短期影响及长期均衡关系，从短期来看，进口对GDP的影响仅在两个时滞后在10﹪的水平上对GDP有正向影响，可能是因为进口相对减少了内需。另一方面进口的增加将会淘汰落后厂商，所以起初进口的增加对产出增长有负向作用，但两个时滞后，进口的机械设备或原料会提高生产效率或加工后的产品销往国外赚取附加值，从而促进经济增长[14]。我国长期以来所实施的进口政策是鼓励生产性资本品的进口而限制消费品的进口，在我国的进口中包括了大量的先进设备和技术以及我国短缺的原材料，这无疑也会对我国的经济增长产生重要的推动作用；各变量均通过长期均衡关系来影响GDP的增长，每年LGDP的实际值与均衡值的偏差的约6.6﹪被纠正。这在一定程度上也证实了黄国祥(1999)[15]和贾金思(1998)[16]的观点。
(2)总产出对进出口影响不显著，主要的原因在于我国的出口产品结构升级战略仍处于外延式、粗放型增长阶段[17]，出口以价格竞争为主，未能有效提高出口产品的质量和增加值，从而影响了出口对经济增长的促进作用。现阶段我国实行的不断提高制成品出口比例的出口导向贸易战略仍然是停留在粗放型、数量型的增长上，还未能实现有效提高出口产品质量及附加值的集约型发展方式的转变[2]。
三.主要结论与政策建议
通过协整检验分析，得出的结果具有明显的经济意义：出口对国民经济增长具有推动作用，进口对国民经济增长具有一定的抑制作用，但进口对国民经济增长的抑制作用要比出口的促进作用小得多，这与新古典经济学“出口促进经济增长”的假说相吻合。现代经济理论认为，一国对外贸易对经济增长的贡献，可以从短期贡献和长期贡献两个角度来分析。从短期来看，一国经济增长主要取决于投资需求、消费需求和净出口需求三个因素。但是，如果从长期供给的角度分析，经济增长的主要因素则是要素供给的增加和全要素生产率((TFP)的提高两大类。要素供给投入的增加包括资本和劳动供给的增加。全要素生产率的提高则包括产业结构优化、规模经济、制度创新、知识进展等等，全要素生产率的高低反映了一国经济增长的方式一，经济增长集约化的程度.对一国经济增长具有及其重要的意义，而这些因素都与进口和利用外资有着密切的关系。
从短期动态关系来看，出口和进口都对国民经济的增长具有促进作用，但出口对国民经济增长的促进作用比进口小得多，而且出口项系数不能通过5%显著水平的统计检验。这说明就短期动态关系而言，对外贸易对经济增长的促进作用主要是通过进口来实现的。就当前情况而言，扩大出口是促进经济增长的有效途径，但要在扩大出口的同时尽可能的保持进口的同步增长，要尽量保持进出口平衡，因为我国现阶段还不是完全意义上的出口导向型，进口对于经济增长的弹性仍然相当大。
格兰杰因果检验显示我国出口与经济增长的相关关系较弱，主要是因为传统上我国出口的扩大对经济增长的促进作用主要是依赖对闲置资源的利用。我国正逐步放弃传统出口增长的贸易战略，我国的初级产品出口基本上是符合市场调节机制的。我国的出口增长是可以获得贸易利益，并可为剩余资源找出路，故而对经济增长具有一定的促进作用。我国的制成品出口主要还集中于一些劳动密集型产品，以便发挥我国劳力和资源的优势，在国际上，这必然会面临劳动力和资源更加低廉的东南亚国家的有力的竞争，致使贸易条件进一步恶化。根据我国要素禀赋的特点，大力发展具有比较优势的劳动密集型产业，促进出口迅速发展和出口商品结构的优化，同时能够扩大就业，缓解就业压力。
从中长期来看，为了发挥出口贸易在经济增长中的作用，应该推进高新技术产业的发展，进一步提高技术进步的增长贡献，加强附加值高的产品的出口，是贸易出口尽快实现从劳动力和资源为主的粗放型向质量和技术为主的集约型的出口方式的转变，努力提高出口产品的国际竞争力。
参考文献：
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