貿易經濟研究方向精選(九篇)
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第1篇：貿易經濟研究方向范文
金融服務貿易作為服務貿易的重要組成部分，在當前經濟全球化背景下迅速發展，并且在國際貿易和各國經濟中的比重大幅提升，成為國際貿易中新的經濟增長點。我國"十一五"規劃提出轉變經濟發展方式，其中包含轉變服務貿易的方式和結構，金融服務貿易作為生產貿易的重要組成部分，對于經濟增長和對外貿易的可持續發展具有十分關鍵的重要作用。本文對開放經濟下金融服務貿易對經濟增長的影響展開研究，運用理論和實證研究，系統地論述金融服務貿易對于經濟增長的重要作用，并結合研究結論，提出加快我國金融服務貿易發展、促進經濟增長的相關對策建議。
一、國內外研究綜述
（一）國外相關研究成果綜述
早期關于金融服務貿易與經濟增長關系的研究主要集中于銀行部門的開放對于本國銀行業績效的影響。Pigott和Terrell（1986）等人通過收集一些金融機構的經營數據及規模數據，認為外資銀行進入對本國會影響本國銀行的競爭以及銀行的利潤率，從而對本國銀行經營產生不利影響。McFadden（1994）通過分析澳大利亞的外資銀行進入情況，認為外資銀行的進入改善了國內銀行的經營狀況。Bhattacharaya（1993）也通過對個別國家的具體案例進行分析，發現外資銀行的進入有助于本國消費者獲取外國資本。
學術界對金融服務的突破性研究是從Goldsmith（1969）的金融結構理論以及Mckinnon和Shaw（1973）的金融深化理論開始的，他們強調金融服務對推動經濟增長具有積極的作用。Moshirian（2004）研究了金融服務貿易與經濟增長的正相關關系，強調外國直接投資在金融服務領域的貢獻。Demirguc-Kunt（2006）分析發展中國家通過金融發展促進經濟增長的政策選擇問題。Beck（2006）分析了經濟全球化條件下，宏觀經濟穩定、有效而可靠的契約體系及充分的信息框架對創造有效的金融體系的保障作用。Dobson（2007）指出了金融服務貿易自由化存在的影響，同時證實了東道國國內改革對成功實行自由化有重要影響，并提出了一系列貿易政策。
（二）國內相關研究綜述
20世紀90年代開始，國內學者開始對金融服務貿易與經濟增長關系進行研究，在理論與經驗研究方面取得了豐富的成果。謝平（1992）首次對中國的金融資產結構進行分析。白欽先（1998）提出了金融資源論為基礎的金融可持續發展理論。譚儒勇（1999）運用OLS回歸的方法，對銀行和股票市場發展與中國經濟增長的關系進行實證研究，他認為中國金融中介機構和經濟增長之間有顯著的正相關關系，而股票市場發展與經濟增長之間有不顯著的負相關關系。周立和王子明（2002）指出，開放金融業可以提高金融發展質量，有利于經濟增長。梁琪、滕建州（2005）指出，銀行發展與經濟增長具有顯著的雙向因果關系。
二、研究方法
（一）理論分析
本文主要研究在開放經濟的大背景下，金融服務貿易的發展以及國際貿易體制的建立對于我國經濟增長所產生的經濟效應，同時對促進我國金融服務貿易發展的實現機制和保障條件進行探討，提供相關的政策建議。文章主要運用實證分析方法，利用我國1997年至2010年的年度時間序列數據，采用單位根檢驗、協整分析和Granger因果檢驗的分析方法對金融服務貿易與經濟增長的關系進行實證研究。通過實證分析得出金融服務貿易與經濟增長相關關系的結論，并以此提出相關政策建議，完善我國金融服務貿易體制，推動我國金融體系和整個國民經濟的持續健康發展。
（二）變量選取和數據說明
金融服務貿易的相關指標分別選取金融服務貿易總額（FST）、金融服務貿易出口（FSX）、金融服務貿易進口（FSM），經濟增長主要選取國內生產總值作為被解釋變量。本文選取1997～2010年我國金融服務貿易相關指標和國內生產總值的數據，利用Eviews3.0計量工具，檢驗金融服務貿易對我國經濟增長的影響。我們主要采用單位根檢驗、協整分析和Granger因果檢驗，其中單位根檢驗用來說明數據的平穩性，其常用方法為ADF檢驗法，由單位根檢驗可得變量的回歸性，協整檢驗用來說明兩個變量之間是否存有一種長期均衡關系，Granger因果關系檢驗用于驗證變量之間的前因后果的推動關系。
三、實證分析
（一）單位根檢驗
在進行計量分析時，首先要對時間序列數據進行平穩性檢驗，本文主要運用Eviews軟件采用ADF單位根檢驗法來檢驗變量的平穩性，檢驗結果如下：
由上面的檢驗可知，所有的變量都是非平穩的，但是經過二階差分，都變成平穩的，即變量都是二階單整序列I（2），變量單整階數相等，可以建立協整關系。
（二）協整分析
由于金融服務貿易相關變量和GDP變量都是二階單整變量，因此我們用Engle- Granger兩步檢驗法，對金融服務貿易總額FST、金融服務貿易出口FSX、金融服務貿易進口FSM分別與GDP進行協整回歸，并檢驗各組回歸中的兩個變量是否存在協整關系。對各變量進行協整回歸可以得到：
GDP=4227.58+224.24×FST2=0.9694 （1）
（5.2989） （17.8361） F=318.1249
GDP=3769.24+1488.27×FSX 2=0.8937 （2）
（4.3254） （9.2241） F=85.0847
2=0.9632（3）
（5.1656） （16.2019）F=262.5019
其中，括號內的數字為回歸系數的t檢驗值， R2為調整后的擬合優度，F為F的檢驗值。再分別對這三個方程的殘差進行ADF檢驗，檢驗結果如下：
從殘差的單位根檢驗結果可以看到，這三個方程的殘差都是平穩的，說明金融服務貿易總額FST、金融服務貿易出口FSX、金融服務貿易進口FSM與國內生產總值GDP為（0）階協整，具有協整關系。即國內生產總值與金融服務貿易總額、金融服務貿易出口以及與金融服務貿易進口之間都存在穩定的均衡關系。
（三）Granger因果檢驗
用Eviews軟件分別對GDP與FST、GDP和FSX以及GDP和FSM進行Granger因果檢驗，檢驗結果如下：
從檢驗結果可以看出，金融服務貿易總額、金融服務貿易出口以及金融服務貿易進口與經濟增長之間都存在Granger因果關系，即三者都是促進經濟增長的原因。結合協整分析的結果，金融服務貿易總額、金融服務貿易出口、金融服務貿易進口每增加1元，就能分別推動國內生產總值增長224.24元、1488.27元、240.94元。金融服務貿易的邊際產出相當高，這也說明了發展金融服務貿易對我國經濟增長的重要性。
四、結論與政策建議
本文以經濟增長理論和金融服務貿易理論為基礎，對金融服務貿易和經濟增長之間的關系進行研究，運用計量分析方法利用我國1997-2010年的時間序列數據進行實證分析。研究結果表明，金融服務貿易對于經濟增長具有明顯的促進作用，尤其是在當今開放經濟背景下，金融服務貿易作為服務貿易的重要組成部分，對經濟發展的作用日益加強。因此，調整金融服務貿易政策、完善金融服務貿易體制，促進金融服務貿易持續、健康的發展，對于推動我國新世紀的經濟增長具有重要的現實意義。
（一）積極調整服務貿易政策，完善金融體制，最大化地實現金融服務貿易自由化
金融服務貿易的發展將通過競爭壓力、技術轉移、制度創新、吸引外資、產業競爭力五個方面推動經濟發展。為了保持金融服務體系高效而穩健的運行，我們應當為金融服務體系設置恰當的市場準入限制以保障金融體系的可競爭性，并建立激勵相容的市場推出機制，提高金融體系的效率，并為金融體系的穩定性提供系統保障。
（二）抓住國際服務貿易轉移的契機，重視金融服務貿易的直接投資
自上世紀末以來，服務業國際生產轉移不斷以外包的形式迅速向全球擴散，并以年均30%～40%的速度增長，為了順利實現未來經濟發展遠景規劃，我國必須牢牢把握本次產業轉移的歷史機遇，不失時機地改善金融服務貿易發展的軟環境，大力發展金融服務貿易，積極引進國外金融服務投資，促進我國金融服務業乃至整個經濟的發展，培育新的經濟增長點。
（三）加強金融業高素質人才培養與儲備
金融服務貿易的發展離不開金融業高素質的人才，在一定程度上講，金融業的競爭其實就是人才的競爭，培養高素質新型人才是關鍵，也是是金融企業在未來競爭中獲勝的核心競爭力。因此，一方面我們要加強相關人才的培養，鼓勵高校及培訓機構為金融服務貿易的發展培養適應國際化需求的高端人才；另一方面，金融企業要為激烈的競爭儲備高素質人才，提供富有生機的管理體制、切實可行的人事激勵機制應成為金融機構人力資源管理的重點。
（四）改善外部經濟環境，建立良好的國際金融服務貿易體制
良好的外部競爭環境對我國金融服務貿易的發展非常重要，所以我們應該積極運用一切經濟、政治及外交手段改善我國金融服務貿易發展的外部環境，比如積極參與區域經濟合作和多邊貿易談判等，促進我國金融服務貿易的發展，從而促進經濟更好更快發展。另外，政府可以在多邊、諸邊及雙邊的貿易談判中，運用各種外交手段對有利于我國金融服務貿易開展的條文予以全力爭取，并盡量避免對不利條文的承諾，促進金融服務貿易企業提升競爭力。
參考文獻
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第2篇：貿易經濟研究方向范文
張慶君(1974-)，遼寧大連人，渤海大學商學院副教授，研究方向為國際金融與國際貿易。
摘要：近幾年來，我國出口貿易持續增長，出口貿易波動也在增強。為此，采用增長率直接法、增長率趨勢法分析我國出口貿易的短周期、中周期和中長周期波動，并采用協整理論分析我國出口貿易長周期的特征。研究結果表明，自1978年以來，我國出口貿易經歷了八次短周期波動、三次中周期波動(其中第三次中周期波動具有在適度高位的平滑化的特征)和兩次中長周期波動。目前正處在第二個中長周期波動的擴張期；我國出口貿易的長周期與GDP的長周期具有相似的特征。關鍵詞：經濟周期理論；出口貿易；周期波動
中圖分類號：F752.62 文獻標識碼：A 文章編號：1002-0594(2007)07-0023-05 收稿日期：2007-05-08
一、引言
自改革開放以來，我國對外貿易一直保持快速增長態勢，其中出口貿易更是為我國創造了大量的外匯，成為中國經濟增長的重要力量。2006年我國外貿出口額為9690.8億美元，增長了27.2％，我國出口貿易已經連續四年保持20％的增長速度。但是，我們在看到外貿乘數效應的積極作用的同時，應當警惕出口的波動也同樣可能對經濟產生負面沖擊，盡可能避免出口的大起大落。從我國出口貿易的不穩定指數來看，自1992年以來，出口貿易不穩定指數呈上升態勢，偏離長期趨勢的幅度較大。因此，分析和研究我國出口貿易的周期波動規律有十分重要的理論和現實意義。周期波動分析是認識事物變化規律的重要方法，在經濟研究領域，周期波動分析方法被廣泛應用于宏觀經濟的諸多領域。但是相對于經濟學對經濟周期的較為成熟的分析研究而言，對國際貿易收支周期波動循環的分析與研究，還屬于開拓性階段。
我國的對外貿易收支在運行與發展過程中客觀存在著周期波動循環的現象，也引起了國內外學者的廣泛關注，馬曉野提出了我國國際貿易波動分析的理論框架，認為不同類型的宏觀經濟沖擊以及貿易體制改革本身對我國總體貿易規模和進出口余額有很大的影響。孫林根據不同的時期和外部環境條件，對中國對東盟農產品出口額波動的問題進行了研究。王小平對中國服務貿易的周期波動問題進行了研究，指出中國服務貿易在近10年里呈現出前期波動較大而后期趨于平穩的特征；中國服務貿易自1982年以來，經歷了八次短周期波動、三次中周期波動和兩次中長周期波動。曹洪謙研究發現1998年以后的北京服務貿易增速前期波動較大而后期趨于平穩。以上文獻沒有專門針對我國出口貿易周期波動的研究，本文結合中國對外貿易的實踐在出口貿易周期波動研究方面進行有益的探索。
國際貿易收支周期波動是國家貿易經濟系統在運行過程中所呈現的起落更迭、擴張和收縮不斷交替的波浪式運動過程，是國際貿易經濟運行中反復出現的對其均衡狀態的偏離和調整過程。按時間的長短，經濟周期可以分成四種類型：3-5年的短周期，又稱基欽周期；8-10年的中周期，又稱朱格拉周期；15-25年的中長周期，又稱庫茲涅茨周期；50年左右的長周期，又稱康德拉梯也夫周期。在對中國出口貿易周期波動的實證分析中，本文
將采用增長率直接分析出口貿易的短周期；采用增長率趨勢法分析出口貿易的中周期和中長周期；采用協整分析方法研究出口貿易的長波特征。
二、實證分析
(一)短周期分析
增長率直接法是直接用實際增長率來測定變量的周期波動，這是分析經濟波動時通常采用的方法。表1給出了中國出口貿易及其增長率年度數據，增長率的折線。下面從波長、波型、波峰、波谷等方面對我國出口貿易短周期波動進行分析。波長和平均波長從時間的角度反映出口的波動狀態。波長是指一個完整波動周期的時間長度；確定一次完整的波動，可以從一個波峰到另一個波峰，也可以從一個波谷到另一個波谷。評價波長是在一定時期內平均每次波動的時間長度。按照波峰一波峰周期測算方法可以看出我國出口貿易從1978－2005年共有八次周期波動，平均長度為3年。因此，我國出口貿易的短周期波動基本上屬于基欽周期。
出口貿易的波型分為古典型波動和增長型波動。古典型波動是指出口總額出現下降的波動，也就是增長率出現負值的波動，其中必然包含出口貿易額與增長率同時下降的過程；增長型波動是指出口增長率下降但實際絕對額仍在上升的波動。因此，可以區別出我國出口貿易的八次周期波動均為古典型波動。一次完整的波動包括兩個階段和兩個轉折點，兩個階段是擴張階段和收縮階段；兩個轉折點就是波峰和波谷。自1978年以來的八次波動中各次波動年度及其峰值和谷值。峰值最高的年份是1979年，峰值為0.401；波谷最低的年份為1983年，谷值為0.004。
(二)中周期與中長周期分析
中周期與中長周期分析一般采用增長率趨勢法，增長率趨勢法是在增長率變量進行趨勢分離的基礎上來測量變量周期波動的方法，該方法不僅可以識別短周期，而且可以識別中周期和中長周期。假設變量GEXi表示出口貿易增長率序列，用Trendi表示增長率序列中的趨勢成分，用Cycle；表示增長率序列中的周期成分，則有：
Cyclei=GEXi-Trendi
(1)
通過Eviews5.0軟件，采用H-P濾波(Hodrick-Prescott Fiher)方法，脫離時間序列GEXi中的趨勢成分Trendi，生成周期成分Cyclei，分析結果見圖3和表3。圖3中橫坐標是年度時
間，縱坐標實際增長率GExi、趨勢增長率Trend；和周期成分Cyclei相對應的增長率刻度。結合圖3和表3我們可以看出中國出口貿易的短周期、中周期和中長周期特征。從短周期波動來看，1978年以
來我國對外貿易周期成分特征與實際增長率周期波動特征基本相同，因此可以強化短周期波動特征分析的穩健性。
結合圖3和表3中的周期成分，還可以識別出我國出口貿易波動的中周期特征。現將整個周期成分劃分為三個階段：1979-1987年為第一個階段，1988-1994年為第二階段，1995-2004年為第三階段。這三個階段的絕對波幅和相對波幅等具有較大差異的繼起性，而且各個階段的時間跨度均為7-10年，各自內部又包括了三個左右的短周期，因而這三個階段基本上符合中周期即朱格拉周期。對于這三個階段可以從平均位勢(即均值)、標準差(δ)和
波動系數(CV)等角度進行比較分析。平均位勢這里采用各階段內周期成分增長率的算術平均值。標準差，亦稱均方差，是各階段內增長率數值與其相應階段平均位勢離差平方平均數的平方根，反映了波
動對于平均位勢的偏離程度，計算公式如(2)式。由于三個階段的平均位勢不同，應消除平均位勢的不同影響，常用的指標是波動系數，計算方法為標準差與平均位勢之比的絕對值，計算公式如(3)式。
對于三個階段的平均位勢、標準差(δ和波動系數(CV)的計算結果見表4。從平均位勢上看，第一階段到第三階段的平均位勢表現為第三階段最高，第一階段次之，第二階段最小的特征；標準差表現為第二階段最低的特征；而波動系數表現為第三階段最小的特征。由于平均位勢代表平均增長率，第三階段具有平均增長率高但波動幅度小的良好特征。這一良好特征基本上類似目前我國GDP增長率波動所具有的“適度高位平滑”的特征。所謂“經濟周期波動在適度高位的平滑化”，是指經濟在適度增長區間內保持較長時間的平穩增長和輕微波動，使經濟周期由過去那種起伏劇烈、峰谷落差極大的波動軌跡，轉變為起伏平緩、峰谷落差較小的波動軌跡。目前我國出口貿易的第三次中周期波動具有在適度高位的平滑化的特征。
從圖3的趨勢成分的曲線軌跡我們還可以識別出我國出口貿易增長率所體現的中長周期及其特征。從結合圖3和表3的趨勢成分可以發現，從1979至1994年，中國出口貿易經過了一個從波峰到波谷再到波峰的一個周期過程。1985年的增長率為0.401，其后呈總體下降趨勢，到1983年下降到波底，增長率為-0.004；之后又呈現上升趨勢，到1994年達到波峰，增長率為2.3077。這個過程大約包含了兩個中周期和五個短周期，經歷了15年的時間，因此可以認為該周期屬于中長周期即庫茲涅茨周期。從1995年起，我國出口貿易又進入新的逐漸調整并擴張的階段。
(三)長周期趨勢分析
雖然我們不能對我國出口貿易的長周期直接進行識別和分析。但是我們可以借助于計量經濟學分析方法，通過建立出口貿易與相關指標變量的線性模型，來間接反映我國出口貿易長周期的情況。這里我們采用協整理論建立我國出口貿易與GDP之間的長期均衡關系，來間接反映我國出口貿易的長周期波動。采用GDP作為參照系主要是因為關于經濟增長的周期問題得到了廣泛的研究，如陳東琪研究認為，自19世紀80年代以來的120多年的時間里中國經濟經歷了四個長周期，其中20世紀80年代初期開始中國經濟進人第四個長周期。于是本文就將我國出口貿易的波動態勢與GDP第四個長波聯系起來。這里我們首先對1978至2005年的出口貿易額和GDP數據取自然對數，分別表示為LnEX和LnGDP。然后采用Engle-Granger兩步法對LnEX和LnGDP進行協整檢驗。第一步采用ADF方法的單位根檢驗結果表明，LnEX和LnGDP兩個變量均為一階單整，所以可以進一步做協整關系檢驗；第二步首先對這兩個變量的關系進行最小二乘估計，然后用ADF檢驗對估計結果的殘差序列做單位根檢驗，結果表明殘差序列是平穩序列。因此可以確定變量LnEX和LnGDP之間存在長期穩定均衡關系，靜態回歸的方程就是協整方程，即：
LnEX=0.9503LnGDP-2.9488
(4)
(2.6066)(-3.0055)
R20.9712，Adj-R2=0.9701，D.W.=1.8315
第3篇：貿易經濟研究方向范文
關鍵詞：出口企業；競爭力；RCA指數
一、 引言
改革開放30余年來，中國的對外貿易取得了快速發展，出口結構日益優化，產業競爭力也不斷增強。
本文借鑒了楊汝岱和姚洋（2008）對中國出口企業按照所有制形式進行分解，并且在統計出口數據時剔除了包括外商獨資企業和中外合資企業在內的外商投資企業的進出口數據，運用技術復雜度指數、技術含量指數以及顯示比較優勢指數，按照不同的產品分類方法對中國本土出口企業出口產品競爭力進行了全面分析。
二、 出口企業貿易競爭力評價指標體系
1. 貿易產品的技術分類。
（1）國際貿易標準分類（Standard International Trade Classification，簡稱“SITC”分類）。SITC分類方法主要按照商品的加工程度統計和對比國際貿易商品，它適當地考慮了商品的自然屬性，并將其由低級到高級進行編排。
（2）商品名稱及編碼協調制度的國際公約（Internatio-nal Convention for Harmonized Commodity Description and Coding System，簡稱“HS”分類）。HS編碼體系主要用于海關、統計、進出口管理及與國際貿易相關各方的共同使用。HS編碼體系相比之下更為系統、用途更為廣泛，且由于各章均列有一個名為“其他”的子目，使得任何進出口商品都能在這個分類體系中找到自己適當的位置。
（3）Lall（2000）分類。Lall（2000）將上述兩種方法相結合，將產品類別進行了細分。Lall（2000）的分類以生產技術活動匯總可獲得的指標為基礎，與大多數學者對于制造類產品的技術排序概念相一致。他的分類使得生產類別比一般的分類（如SITC分類0～4項目下的初級產品范圍更廣）。
2. 出口貿易競爭力評價指標體系的構建與計算。當前，對于開放經濟條件下對外貿易競爭力的問題已有學者進行了討論，如楊汝岱、朱詩娥（2008）等。然而，其分析指標諸如顯示比較優勢、產業內貿易、國際競爭力系數等，大多只是對某類商品進出口差額等較為粗獷信息的簡單綜合，無法適應國際貿易統計標準的新變化，也沒能對國際貿易商品的技術分布及相關統計數據所包含的信息進行全面的反映。綜合現有的研究成果（Michaely，1984；Hausmann et al.，2005；楊汝岱和姚洋，2008等），本文以HS六位數分類的貿易數據為基礎，分別建立了反映貿易商品技術水平的“技術復雜度指數”和反映一個國家或地區對外貿易技術結構的“商品技術含量指數”（朱詩娥、楊汝岱，2009），并進一步運用RCA指數對中國本土企業在不同技術水平產品上國際競爭力進行測算。
（1）技術復雜度指數（Technological SophisticationInde-x，TSI）。TSI理論和邏輯基礎是李嘉圖的成本比較優勢理論，即：發達國家（或富國）出口的產品處于國際分工鏈的上端，技術含量較高；發展中國家或落后國家出口的產品則處于國際分工鏈的下端，其技術含量較低。
其中，RCAij代表i國第j種產品的顯性比較優勢指數；xij代表i國第j中產品的出口值；Xit代表i國全部產品的出口總值；xwj代表第j種產品在世界上的出口值；Xwt代表世界所有商品的出口額。
三、 中國本土企業出口產品競爭力評價
這一部分，本文根據第二部分提出的評價方法從TSI、TCI和RCA三個方面對中國本土企業出口產品的競爭力進行了動態評價。
1. TSI計算結果。本文按照國際貿易標準分類（“SITC”分類）和“HS”六位碼分類分別計算了1999年～2012年其各自目錄下大類產品的技術復雜指數（TSI）。
根據國際貿易標準分類（“SITC”分類）的計算結果如表1。
從表1中可以看出，出口產品中工業制成品的技術復雜程度要遠遠高于初級產品，而隨著時間的推移，初級產品和工業制成品的技術復雜指數都呈現出上升的趨勢，這也表明我國出口產品的技術含量正在逐漸增加。
根據Lall（2000）分類的計算結果如表2。
2. TCI計算結果。與TSI一樣，本文按照國際貿易標準分類（“SITC”分類）和“HS”六位碼分類分別計算了1999年～2012年其各自目錄下大類產品的技術含量指數（TCI）。
TCI指數的測算與TSI指數測算結果基本一致，2007年～2012五年間工業制成品顯示出了較高的技術含量，且其TCI值逐年增大。根據Lall（2000）分類的測算結果也與前者比較吻合，PP（初級產品）出口的技術含量較低。此外，工業制成品中加工魚肉類、木制品、飲料和植物油等產品（RMB1）TCI平均值僅為1.08，高技術制成品中光學儀器、制藥、航空設備（HTM2）TCI均值為5.49，中等技術制成品的TCI均值也均低于10。相比之下，高技術產品中的電子產品、辦公設備和發電機等產品技術含量顯著較高，也體現出了我國出口產品種類的轉型，以及在全球價值鏈分工中地位的提升。
3. 顯示比較優勢指數。一般認為，RCA值高于2.5，說明該產品具有強競爭力；若RCA值在1.25～2.5之間，則該產品具有較強的競爭力；若RCA值在0.8～1.25，則該產品具有一般競爭力；若RCA值低于0.8，則表明該產品具有弱競爭力（林玨， 2006；姚洋，章林峰，2008）。
由于RCAij是對一國某種產品在世界出口貿易中競爭力的反應，計算中剔除了國家為鼓勵出口或限制進口對其的影響，因此是一種靜態研究方法。考慮到這一點，本文重點考察了我國2005年～2012年全部出口產品的顯示性比較優勢和競爭力。
根據HS2002統計分類，可以測算中國2005年～2012年各年度全部出口產品按“章”分類的RCA值以及近幾年來的平均值，由于測算結果與Lall（2000）測算結果基本一致，此處因篇幅關系省略HS測算結果。（如表2）
綜合表5及HS分類的RCA測算結果可以總結出我國所有出口商品中各類產品的競爭優勢情況：
（1）具有強競爭力的產品（RCA≥2.5）的有：編碼為42、46、50、53、54、55、58、60、61、62，、63、64、65、66、67、69、85、91、93、94和95的產品。除了編號69（陶瓷產品）為資源基礎性產品，以及編號85（鐵路、電車、機車設備）為中等技術含量產品外，其余產品均為低技術含量產品，主要覆蓋了紡織產品、皮革制造、家具、樂器、玩具等制成品。其中，編結材料制品、雨傘和拐杖等制成品在強競爭力產品中RCA均值較高。
（2）具有較強競爭力的產品（1.25≤RCA
（3）具有一般競爭力的產品（0.8≤RCA
（4）具有弱競爭力的產品為除上述產品以外的其他產品。綜上研究，可以看出我國產品的出口額迅速增長，出口產品技術含量得到了較快提升，出口商品結構已經從以低技術密集型產品出口為主轉變到以中等技術密集型產品為主，甚至有趕超發達國家的趨勢，出口產品的整體競爭力隨著時間推移在逐步提高，這與我國對產業結構優化和調整的重視、企業創新能力的增強有很大關系。然而，不容忽視的一個事實是，改革開放以來特別是入世以來，大量的跨國公司將其生產和研發遷移至中國導致外資企業在出口數量大增，因此有必要剔除外資企業數據，對中國本土企業的競爭力進行專門分析。
四、 中國本土出口企業貿易競爭力與外資企業對比
本文借鑒Hausmann（2005），姚洋、章林峰（2007）、楊汝岱、姚洋（2007），朱詩娥、楊汝岱（2009）等學者的相關指標，在對比了HS分類、SITC分類后，將Lall（2000）的技術分類與TSI、RCA相結合結合，對中國本土企業在不同技術層面的國際競爭力加以分析，并將其與外資企業的出口競爭力進行對比。
數據區分了每一筆貿易的出口企業的所有制屬性，這樣就能夠區分本土企業和外資企業的TSI及TCI測算結果。（如表4）
五、 結論
本文從全球商品貿易的角度，運用HS2002產品分類，更為準確地定義了商品的技術含量，并測算了2005年～2012年97章商品各年的技術復雜度指數（TSI）、技術含量（TCI）指數和顯示性比較優勢指數（RCA），考察了中國本土企業的競爭力問題，系統地分析了外向型經濟發展對我國本土企業競爭力提升的影響。主要得出如下幾點結論：
第一，研究顯示，我國產品的出口額迅速增長，出口產品技術含量得到了較快提升，出口商品結構已經從以低技術密集型產品出口為主轉變到以中等技術密集型產品為主，甚至有趕超發達國家的趨勢，出口產品的整體競爭力隨著時間推移在逐步提高，這與我國對產業結構優化和調整的重視、企業創新能力的增強有很大關系。第二，從產品技術復雜度和出口技術指數的變動來看，中國本土企業在近年來保持了出口技術水平的絕對增長，并呈現出追趕在華外商投資企業的態勢，積極融入全球化進程、大力發展外向型經濟仍是我國經濟發展的主要動力。第三，中國本土企業在低技術產品的出口中具有較強競爭力，而高技術含量產品出口中具有一般競爭力，個別類別產品具有弱競爭力，因此仍亟需加強對出口企業，特別是戰略性新興產品出口企業技術創新的推動。
參考文獻：
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[9] 朱詩娥，楊汝岱.中國本土企業出口競爭力研究[J].世界經濟研究，2009，（1）：8-14.
重點項目：北京語言大學院級科研項目（中央高校基本科研業務專項資金資助）（項目號：15YJ0411）。
第4篇：貿易經濟研究方向范文
【關鍵詞】外商直接投資 VAR模型 協整檢驗 產業結構
改革開放以來，隨著世界經濟的聯系越來越密切，湖北省吸引外資的規模也越來越大。全省實際利用外商投資額從1986年的1250萬美元，增加到2011年的465487萬美元。尤其是自從中國2000加入WTO后，外商直接投資增長更加迅速。1986到2000間的FDI增長了75.49倍，而1986到2011間的FDI增長了372.39倍，年均增長率達到30%。從結構上看，2012年湖北省鋼材、農產品出口走弱，同比均有下降，但是機電、高新技術產品及勞動密集型產品出口上行，鞋類出口2.8億美元，同比增長79.9%，實現高幅增長。
一、文獻綜述
有關外商直接投資與進出口貿易的關系的研究很多。國外學者鄧寧Dunning（1981）實證研究結果表明外商直接投資可以促進東道國產業的國際競爭力，從而促進出口；日本學者小島清Kiyoshi Kojima（1978）指出外商直接投資與國際貿易存在互補促進關系；也就是說外商直接投資有助于國際貿易，有助于進出口，同時，進出口的擴大也有助于吸引外商直接投資。國內學者也從各個方面研究了外商直接投資與進出口貿易的關系，張明洲（2011）、王容梅（2012）分別以福建省、四川省的省級時間序列數據為依托，認為外商直接投資與省級進出口貿易存在長期穩定的均衡關系。在產業結構方面，江小涓（2003）利用FDI與高新技術產品的進出口關系的實證分析，研究發現FDI不僅促進了產品出口，而且優化了產品結構。賀衛、伍星、高崇（2004）、張澤勻（2015）對我國FDI與服務貿易出口數據分析表明FDI與我國服務貿易出口成正相關關系。
從上述的文獻綜述可以看出，有研究外商直接投資與我國進出口總體間的關系，與省際進出口貿易的關系，與我國總體產業結構的關系，與單一產業結構的關系等。但缺少綜合研究與省際進出口及省際產業結構的關系。因此，本文旨在研究湖北省實際應用的外商直接投資與湖北省總體進出口貿易的關系，并以此為依托研究外商直接投資對湖北省產業結構的影響。
二、理論分析——外商直接投資對貿易的影響機制分析
理論界認為，外商直接投資一般從這幾個方面影響一國或一地區的貿易經濟：資本積累、技術溢出和產業結構升級。
（一）資本積累效應
在瓦爾拉斯一般均衡理論中，最先將資本和勞動納入模型中，后來的研究又把技術由外生轉為內生，但無論是勞動力的投入還是技術升級都無法離開資本的形成和積累。資本積累在第二、三次科技革命中都扮演著重要角色，目前，中國的經濟發展主要是投資拉動的，湖北省作為中國中部典型的制造業省份，外商直接投資所帶來的資金效應對湖北省的經濟發展具有重大的促進作用。根據數據知道，2011年湖北省出口額約占全省GDP的1%。
（二）技術溢出效應
一般認為，外資企業帶來了先進的技術和管理經驗，通過生產要素在市場中的自由流動，實現技術的溢出、擴散和消化吸收，提高產業的技術。楊先明（2004）在《國際直接投資、技術轉移與中國技術發展》中重點分析了FDI在東道國實現技術轉移以及最終促進東道國技術發展的進程。近年來，湖北省形成了以武漢市為中心的發展高新技術產業的趨勢，光電子信息產業、生物技術與新醫藥、新材料產業、汽車制造業等高新技術產業發展迅速。2007年全省高新技術產品出口30.2億美元，比上年增長16.8%。
（三）產業升級效應
產業升級就是從低附加值的產品轉變為高附加值的產品，也就是高附加值的產品比例越來越高。總體來說第一產業的比重減少，第二產業的比重增加，隨后第二產業的比重減少，第三產業的比重增加，而且第三產業中從傳統服務業向現代服務業轉化。產業升級與技術升級是密切相關的，外資企業大多在技術、管理、營銷等方面具有較大的競爭力，而這些因素又是現代企業的核心競爭力。
三、實證分析——外商直接投資對湖北省進出口的影響
（一）數據來源及變量定義
近年來，湖北省的進出口貿易有了很大提升。本文選取了1978-2011年間的及出口額及實際FDI數據，探索我省進出口與實際FDI在長期內的關系。數據來源于各年的《湖北統計年鑒》，單位是萬美元，fdi、import和export分別表示實際外商直接投資、進口總額和出口總額，total表示今年進出口貿易總額。
（二）協整檢驗結果分析
本文所選數據屬于時間序列數據，在分析時間序列數據時經常取對數，因為在一個較長的時期內，平均來說，時間序列傾向于每年以一定的百分比增長，對數變換后不改變數據的特征，卻可以在一定程度上消除異方差。由于時間序列數據的非平穩性，得到的結果很可能是虛假的，即偽回歸。但是，他們的線性組合卻有可能是平穩序列，即存在協整關系。
因此，在實證分析時采用對數lnfdi， lnimport， lnexport.并對變量進行ADF平穩性檢驗和協整檢驗。
表1 ADF單位根檢驗果
Test統計值 P值 平穩性
Lnimport -0.865 0.7992 不平穩
D.lnimport -5.312 0.0000 平穩
Lnexport 1.409 0.9972 不平穩
D.lnexport -3.060 0.0296 平穩
Lnfdi -2.021 0.2776 不平穩
D.lnfdi -4.862 0.0000 平穩
在5%的顯著性水平下，統計值的臨界值為-3.0000.當檢驗的統計值小于臨界值時，則拒絕原假設H0：序列為非平穩，即序列是平穩的。也可以看p值，p值越大則接受原假設（非平穩），p值越小則拒絕原假設。如表格所示，沒有差分時，統計值都大于臨界值且p值大，說明不平穩；一階差分后，統計值都小于臨界值且p值小，說明序列是一階單整的。
表2 Johansen協整檢驗結果
變量 特征值 跡統計量 5%臨界值 結論
lnimport 0.40447 12.6032 15.41 存在協整關系
lnexport 0.35287 11.6919 15.41
在5%的顯著性水平下，統計量12.6032
加入一階自回歸后的回歸方程：
t：（1.8） （1.42） （6.22） R2 =0.9429 Adj R2=0.9378
t：（-0.82） （0.26） （14.35） R2 =0.9641 Adj R2=0.9609
R2 =0.9429 Adj R2=0.9378
其中，lnimport是對湖北省進口總額取對數作為被解釋變量，是常數項，是自變量系數，是擾動項。說明，括號內的值為t統計量，各回歸系數在0.05顯著性水平下統計顯著。其他條件不變的情況下，fdi每增加一個百分點，進口量平均增加0.12個百分點，出口量平均增加0.08個百分點。說明外商直接投資對湖北省進口的影響要大于出口的影響，并且上一期的進出口量對本期進出口量影響很大。R2和調整后R2說明fdi對進出口的解釋力較高加入一階自回歸后R2有了很大的提高，但截距項和lnfdi系數不顯著。綜上分析，fdi促進了湖北省進出口額，對進出口貿易有擴張效應。
四、政策建議
（一）積極實施引進外資政策，促進外資和技術的引進
由于外商直接投資能夠促進進出口貿易，增加人民的收入，促進產業升級，因此，政府應該繼續加大吸引外資的力度。因為目前資金不足仍是制約經濟增長的主要因素之一。招商引資的重點是合作建立研發機構，引進先進技術，提升我省本土具有國際競爭力的行業，資金應用的重點應該是能促進湖北省經濟增長方式轉變的，技術含量較高的，附加值較高的行業，比如光電信息產業華工激光，通信行業中武漢唯冠科技有限公司。同時發展我省傳統的工業企業，比如武鋼、二汽等老牌企業，提高品牌競爭力。
（二）實施激烈的市場競爭環境，促進技術外溢
雖然外資企業擁有先進的管理模式和技術，但如果內資企業的吸收能力差，那么外資企業的技術溢出效應仍不能充分發揮。跨國公司的技術政策主要取決于當地市場上的競爭程度。一是因為如果當地市場的競爭能力差，外資企業無需耗用最先進的技術就可以與東當地的企業競爭；二是因為跨國公司也在乎他們的技術溢出，因此他們會盡量不采用最先進的技術；三是因為由于當地市場上的競爭能力差，技術水平差，缺少使用高科技的人才，因此，使用高科技所帶來的額外利潤會被高昂的人力資本抵消。
（三）加大資金投入，鼓勵技術創新
未來的競爭是科技的競爭，因此，國內企業要想擁有國際競爭力，不能僅僅依賴于仿效，更重要的是提高自身的核心技術。政府應采取措施來確保核心技術的獨立自主研發，比如加大高科技產業資金的投入，鼓勵創新人才和企業，完善專利保護制度，對科技創新企業實施稅費減免、稅費返還等政策來激勵科技創新。更重要的是對于在國際市場上已具有一定競爭力，而且未來發展趨勢良好的產業給予支持，比如激光，光纖光纜，機電、船舶等資本密集型產業。
參考文獻
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[2]王容梅. 四川省外商直接投資與進出口貿易相關性研究[J].經濟研究導刊，2011（07）.
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[4]賀衛，伍星，高崇.我國服務貿易競爭力影響因素的實證分析[J].國際貿易問題， 2005（02）.
第5篇：貿易經濟研究方向范文
[關鍵詞] 奧運會；測算模型；經濟增長；就業
[中圖分類號] F062；F22[文獻標識碼] A [文章編號] 1006-5024(2008)07-0096-03
[基金項目] 秦皇島發改委資助項目“秦皇島奧運經濟現狀與發展對策研究”(批準號：qhdayjj001)后期成果
[作者簡介] 張 輯，上海華東政法大學商學院副教授，博士，研究方向為貿易經濟、管理經濟；(上海 201620)
胡春陽，安徽科技學院教師，研究方向為數理經濟、競爭力評價。(安徽 蚌埠 233100)
奧運會是舉世矚目的國際大型體育賽事，舉辦奧運會需要舉辦國、舉辦城市在奧運場館、訓練場、奧運村、新聞村、城市交通、環保、賽事組織以及奧運資源開發等方面進行大量的直接和間接支出，這些支出通過乘數效應拉動經濟增長，進而擴大就業。隨著北京奧運會的逼近，本文運用宏觀經濟學原理，在借鑒已有研究成果和實踐的基礎上，嘗試構建北京奧運會宏觀經濟影響測算模型，并據此估計其對北京經濟增長與就業的影響。
一、經濟增長影響估計
舉辦奧運會對經濟增長的影響主要由投資、政府支出、凈出口以及消費者短期消費傾向的變化等通過乘數效應來實現的。乘數效應是指在邊際消費傾向一定的條件下，由自發支出的變動導致收入的成倍增長。乘數就是自發支出的變動導致收入增長的倍數，其計算公式為：
式中t為邊際稅率，c為邊際消費傾向，γ為邊際進口傾向。自發支出A包括自發消費Cα、投資I、政府開支G、政府轉移支付TR、凈出口NX等，其中任意一項發生變動都會引起總收入的成倍變化。
奧運支出通過乘數效應中的動態調整過程來影響產量(收入)，從而影響經濟增長。假定第i輪奧運支出由自發消費、投資、政府支出和凈出口組成，其引起的自發支出增加分別為ΔA1i=ΔCi、ΔA2i=ΔIt、ΔA3i=ΔGi和ΔA4i=ΔNXi，則在第i輪奧運支出引起的自發支出增加為：
ΔAi=ΔCi+ΔIi+ΔGi+ΔNXi=∑ΔAji
假定奧運第1-n輪追加的消費、投資、政府支出和凈出口引起的當輪自發支出增加量之和依次為ΔA1，ΔA2，L，ΔAn則第n輪累計乘數效應即為奧運支出對當輪經濟增長的影響，計算方法如下：
ΔYn=∑κiΔAi(1)
奧運消費變動對經濟增長的影響除了自發消費額變動引起的乘數效應外，其影響主要通過邊際消費傾向改變乘數本身以及因舉辦奧運會人們的消費觀念變化而導致自發消費變動來實現的。運用上述模型測算第29屆奧運會對北京經濟增長的影響，需要事先得出乘數大小和北京奧運會的年度支出情況。
已知總支出AE=C+I+G+NX，我們通過對北京2000～2004年支出法GDP、最終消費、投資形成和凈出口的統計分析得出乘數值的大小。見表1：
對北京GDP與凈出口NX這兩個變量進行線性回歸分析，得凈出口方程：
NX=284.022-0.234GDP(2)
(3.308) (-9.160)
由方程(2)可知邊際進口傾向γ=-0.234，驗證了凈出口反向地取決于國民收入這一基本原理。在不考慮邊際稅率和利率變動的條件下，將表1的有關數據代入到公式c=MPC=ΔC/ΔGDP，得2000～2004年邊際消費傾向；將計算結果和γ=-0.234代入到公式κ=1/(1-c+γ)中，得2000～2004年乘數值大小，見表2：
由于2002年以前我國幾乎沒有奧運支出，2006年以后北京統計年鑒上尚沒有支出法GDP的資料，而2003年又由于受“非典”等因素影響邊際消費傾向增大、邊際出口傾向減小而乘數效應較2002年和2004年均要大，因此，我們采用乘數值α=1.418來計算2005年以后的乘數。
從表2可知，2001年以后消費者邊際消費傾向基本是穩定的，因此，奧運會對北京GDP的影響主要來自奧運會直接支出。根據北京奧組委《奧運行動計劃》，預計奧運會籌備期間北京將在奧運比賽場館及相關設施、新增城市基礎設施、奧運會運營三方面支出279.88、1 068.70、117.35億元。這些支出多為政府購買和私人投資，其中奧運直接投資由奧運場館及相關設施建設和城市基礎設施建設兩個部分組成，分別約為280億元和1 068.7億元。對此我們可以參照北京1990年亞運會的年度支出情況，將以上支出分布到2002～2008年，并將以上各年份支出視為ΔAi(i=1，2，…，n)，直接通過乘數效應ΔY=κΔA來計算奧運會對北京2002～2008年經濟增長的影響。
為了便于統計，我們假定經濟在當年出清，這樣每年的奧運支出所產生的乘數效應就可以統計到當年的GDP中，從而得出2002～2008年奧運會年度支出及其對GDP增長的影響，見表3：
二、城鎮失業率影響估計
估計出北京奧運會對經濟增長的影響后，可按奧肯法則構建模型測算其對減少失業率的貢獻。以第i個奧運支出年為例，假定以第i年為基期，非奧運因素引起的當年失業率變化為Δuni、當年實際GDP增長為ΔYni；奧運因素引起的當年失業率變化為Δuoi、當年實際GDP增長為ΔYoi且有ΔYoi=∑κiΔAi。這樣，當年實際GDP增長為ΔYi=ΔYni+ΔYoi，實際GDP的增長率為：
gyi=ΔYi/Yi-1=(ΔYni+ΔYoi)/Yi-1
當年失業率變動為Δui=Δuni+Δuoi，亦即Δuoi=Δui-Δuni。而由奧肯法則知：
Δui=-β(gyi-g*y)=-β[(ΔYni+ΔYoi)/Yi-1-g*y]，由此得奧運會對就業影響的測算公式為：
Δuoi=-β[(ΔYni+ΔYoi)/Yi-1-g*y]-Δuni (3)
以美國1984年洛杉磯奧運會和1996年亞特蘭大奧運會為例，其對美國就業的影響可以用公式(4)來表示：
Δuoi=-0.4[(ΔYni+ΔYoi)/Yi-1-3]-Δuni (4)
奧肯法則是在美國當時的經濟狀況下產生的，即：經濟結構是一元的、勞動力相對稀缺且在各部門(產業)的邊際生產率相同、人口增長率不變且不存在較大的技術進步(新古典增長理論)，而中國的國情與美國當時的國情是不同的。[1]
中國經濟目前正處于轉型期，市場經濟體制尚不完善，各種法規尚不健全，存在大量的隱性失業。典型的二元經濟，勞動力大量富余，勞動力在農業與非農部門的邊際產出相差懸殊，人口基數大、增長快，技術排擠工人現象嚴重以及失業登記等制度不完善是導致奧肯法則在中國存在偏離現象的主要原因。[2]
許多學者通過實證研究認為，奧肯法則描述的經濟增長與就業的這種內在規律性在任何國家、任何體制下均是成立的，只是由于各國國情不同，對奧肯法則所要求的前提條件滿足程度不同，因而存在不同程度的偏離罷了。上海交通大學周游、秦向東在對我國現有城鎮登記失業率進行修正后提出了符合我國國情的奧肯法則：[3]
Δu=-β(gy-g*y)=-0.19(gy-6.91)
由這一公式可知，北京奧運會對我國城鎮失業率的影響大致可以用公式(5)來表示：
Δuoi=-0.19[(ΔYni+ΔYoi)/Yi-1-6.91]-Δuni (5)
顯然，當ΔAoi=0，Δuoi≈0時，有Δuni=-0.19(ΔYni/Yi-1
-6.91)，由此可知在一定范圍內，公式(5)還可以變形為：
Δuoi=-0.19ΔYoi/Yi-1=-0.19goi(6)
根據上述奧肯法則修正模型公式(6)，可測算出北京奧運會對城鎮失業率的影響。由于此前文中求得的奧運會對GDP的影響都是采用當期價格計算的，而奧肯法則要求的是真實GDP增長率，因此，在測算奧運會對就業影響時本文引入了價格指數。2002～2008年北京奧運對GDP影響、GDP總量、環比價格指數及奧運會對就業的影響如表4：
以上對奧肯法則進行修正時僅計算了城鎮失業率，事實上由于我國二元經濟結構的存在以及部門邊際生產率的不同，當實際GDP增長率較潛在GDP增長率高時，不僅會引起城鎮失業率的變動，也會加速農業部門剩余勞動力向其他部門轉移。
三、農業剩余勞動力轉移影響估計
黎德福早期曾針對二元經濟結構，提出了考慮農業剩余勞動力轉移的“奧肯法則”：[4]
Δut-mt=(ut-ut-1)-mt=-β(gt-g*)
式中Δu為城鎮失業率變動，β=1/θI，θI為非農業部門產出占總產出的比重，mt為農業部門剩余勞動力轉移速度且有mt=Mt/LIt-1，Mt表示t年農業部門轉移過來的勞動力，LIt-1為(t-1)年非農業部門人口，g*為潛在增長率(常數項)。由上式可得失業率的一般表達式為：
Δui=-β(gyi-g*y)+mi
又知奧運當年失業率變動Δui=Δuni+Δuoi，農業部門剩余勞動力轉移速度為：mi=moi+mni代入公式(7)整理得：
Δuoi-moi=-β(gyi-g*y)-Δuni+mni
為簡便分析，假定非農業部門人口等于非農業勞動力，則有：
Δuoi-moi=(ΔUoi-Moi)/LIi-1，又有-β(gyi-g*y)=-β[(ΔYni+ΔYoi)/Yi-1-g*y]
代入上式整理，得奧運會提供的就業機會計算公式：
ΔUoi-Moi=LIi-1×{-β[(ΔYni+ΔYoi)/Yi-1-g*y]
-Δuni+mni} (7)
式中ΔUoi為第i個奧運支出年奧運會引起的城鎮失業人口數量的變動，Moi為第i個奧運支出年奧運會引起的農業部門勞動力轉移數量。
雖然由于失業率統計數據不準確等原因，使得黎德福最初提出的中國二元結構下的奧肯法則在多元回歸分析中無法通過檢驗，但本文通過解讀北京的“十一五”規劃，認為在北京市政府將穩定就業，使城鎮登記失業率保持在3%左右這樣一個宏觀政策背景下，可將黎德福后期提出的中國二元結構下的奧肯法則極限模型mt=β(gt-g*)=1.073gt-7.929簡化修正為以下形式，以測算北京奧運會對農村勞動力轉移的影響：
moi=1.073ΔYoi/Yi-1 (8)
二元經濟結構要求在估計奧運會所提供的就業機會時，必須將農村勞動力納入測算，運用公式(8)來測算奧運會對北京農村勞動力轉移的影響，見表5：
這樣，北京奧運會第i年提供的就業機會是由其對城鎮失業率的影響和對農村勞動力轉移的影響兩部分構成，可表示如下：
Eoi=ΔuoiNi-1+moiLIi-1(9)
由公式(9)可得到2002～2008年北京奧運會對就業的總影響，見表6：
上述三個測算模型根據經濟學的邏輯是連貫一致的，其中農村剩余勞動力轉移影響模型是奧肯定律嵌入奧運具體情況后的一個拓展。將這些模型運用到北京奧運經濟影響的實踐當中，初步測算得出北京奧運會規劃直接投資在2002年～2008年累計促進北京GDP增加2080億元，平均城鎮失業率降低0.87%，平均農村剩余勞動力轉移增加4.90%。
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第6篇：貿易經濟研究方向范文
關鍵詞：跨國零售企業;投資區位;產業安全;政府產業管制
中圖分類號：F713文獻標識碼：A文章編號：1007-5194（2008）01-0089-04
收稿日期：2007－12－10セ金項目：浙江省社會科學界聯合會年度立項課題“跨國零售企業在華投資方式的調整及浙江省應對措施”（項目編號07B01）的階段性成果。
作者簡介：
王俊（1972-），男，安徽蚌埠人。浙江工商大學經濟學院講師。主要研究方向：微觀經濟理論、貿易經濟學。
① 文化距離指的是跨國公司母國與東道國之間的文化差異，Hofstede用權力距離指數（PDI）、個人主義指數（IDV）、男權主義指數（MAS）、不確定性規避指數（UAI）等四個維度來表征民族文化特征指數。
改革開放以來，外商在華直接投資迅速增長，到2005年,我國實際利用外商直接投資的金額已達到6032萬美元，并成為接受FDI最多的國家。從外商直接投資的行業分布來看，制造業占到了七成左右，而零售業屬于吸收外商直接投資最少的行業之一，2005年商業實際使用的外資僅占全部FDI的1.72%。其主要原因在于我國零售業對外開放起步較晚，從1992年開始國務院才允許外商在我國少數特區城市開設外商投資的零售企業，并且為了保護國內商業企業的利益，當時我國政府對外資進入零售領域實施了諸多的限制。我國加入世貿組織，為履行《服務貿易總協定》的承諾，在2004年底取消了外商投資零售業的股權、區域和數量等方面的限制后，基本實現了零售業的完全開放。自此，外資進入我國零售領域呈現出快速發展的態勢，在2006年,零售業已成為我國接受FDI增幅最快的行業。從外商投資零售業的地區來看，2004年以前,外資主要集中在京津地區、長三角地區和珠三角地區等東部地區的大城市。2004年以后，隨著我國零售業市場的完全放開，外資零售業開始在全國各地進行布點，由東部地區的大城市逐步向周邊的中小城市擴張、由東部地區向中西部地區擴張。但外資即使在中西部地區投資，也只是選擇條件較好的大中城市，近期還不會到西部的偏遠、貧困地區投資。本文將分析跨國零售企業在我國區位變化的原因，外資零售企業區位變化對我國產業安全的影響，從而為我國政府制定相應的政府管制措施提供理論上的支持。
ヒ弧⒖綣零售企業區位決策的動因分析
對于外資制造業的區位選擇問題，現有文獻研究得較為深入,如鄧寧把制造業的區位因素歸為四類，即市場因素、貿易壁壘、成本因素和投資環境等。Caves（1971）、Luo（1999）從不確定性和集聚效應方面考慮跨國公司的區位決策。威廉姆森從交易費用角度研究了外資進入東道國的區位選擇等等。而外資零售業區位選擇的動因既有和制造業共同的影響因素，也有與該產業特性有關的特殊因素。大多數的研究認為市場規模、收入水平和文化距離是影響零售企業區位選擇的主要因素（Gripsrud and Benito，2002）①。Alexander(1990)分析了吸引歐洲零售商到美國投資的因素還包括了政府有限干預、工資的低增長。Mooij and Hofstede（2002）則認為文化或心理距離在零售業中的影響遠遠超過制造業，零售商在國際化的過程中，首先選擇文化距離小的國家或地區投資，然后再逐步向文化距離大的國家推進。在已有研究成果的基礎上，本文將從以下幾個層面分析外資零售業在我國投資區位變化的內在原因。
（一）外資零售業偏好于我國東部地區大城市的原因
跨國零售企業在進行區位布局時，非常看重一個地區的市場規模。因為市場規模越大，跨國公司進入后所面臨的外部不確定性就越小，在東道國投資的長期收益越大（Gielens and Dekimpe，2001）。我國東部地區的大城市因其市場容量大，經濟基礎較為雄厚是外商投資的首選區域。從外資零售業的業態選擇來看，外資零售業主要集中在大型超市、大賣場、購物中心等先進業態上，主要的客戶群是中等收入以上的消費者或者是具有支付能力的青年人，東部地區有足夠的客戶群支撐這些新型業態。其次，市場規模大的地區，一般能夠集聚相當數量的制造業，零售企業接近商品的采購地，許多商品就可以就地采購就地銷售，減少了運輸成本和各種信息成本。再次，我國東部地區有著發達而密集的交通通訊網絡，有著快捷而高效的金融服務系統，有著能夠適應市場需要的社會服務業，為零售企業的發展提供了必不可少的基礎條件。跨國零售企業一般采取連鎖經營的方式，由采購部門集中采購然后將商品配送到各個銷售門店，因此，他們對當地運輸條件、物資配送能力等社會化服務體系有較高的要求，在基礎設施完善的地區投資，可以滿足它們對基礎設施的需求。除了上述的三個原因以外，跨國零售企業偏好于東部地區的大城市，還跟這些城市有足夠的人才儲備、技術條件等因素有關。
（二）外資零售業逐步向中西部地區擴張的原因
① 據《2005跨國公司在中國報告》中對我國1萬多個超市的調查發現，經營面積分別在5000平方米、1萬平方米的大型超市中外資企業已經處于優勢地位，而且外資企業在經濟效益、商品銷售增長速度等方面都要優于內資企業。
②美國著名經濟學家加爾布雷思把處于主導地位的大型零售商在市場中所具有的壟斷權稱之為補償權。這種權利主要體現為大型零售商能夠比其他零售商以更低的價格購進商品，從而擠占制造商的部分利潤，并在市場銷售環節中將利潤轉移給消費者。
中西部地區與東部地區相比，在市場規模、消費者購買力、基礎設施等方面都有較大的差距。在我國逐步放開外資進入的區域限制后，外商正加緊在中西部地區投資布點，其主要原因并不是為了獲得短期利潤或者市場份額，而是為了完善在華的采購與銷售體系。如沃爾瑪每年在中國采購120多億美元的商品在世界6500多家連鎖店銷售。其中有相當一批商品是由中西部地區生產的，因此，沃爾瑪在中西部地區布點，并不在意銷售份額提高了多少，而是為了完善在中國的采購體系，更好了解中國商品信息，以滿足全球市場對中國商品的需求。從銷售方面來看，中西部地區商業設施集中度低，商業土地租金較為低廉，也是吸引外資到中西部地區投資的重要因素。我國東部沿海地區人均擁有的營業網點個數、人均擁有的營業面積要高于中西部地區，東部地區市場競爭激烈程度要大于中西部地區。跨國零售企業到中西部地區投資，能夠避開市場競爭的熱點、搶先占有“先行者之利”的優勢。
當然，外資零售業在“西進”的過程中，采取的是“漸進式”推進戰略，首先在中西部地區的大城市投資，然后逐步向二、三線城市擴張。從目前來看，外資到西部地區投資設立零售企業還存在一定的障礙。除了西部地區經濟落后，人均收入低、市場容量有限之外，西部地區觀念落后與跨國公司的文化距離較大也是外資不愿大規模投資西部的重要原因。
ザ、外資零售業區位變化與我國產業安全
按照楊公樸、夏大慰（2002）、景玉琴（2004）等學者對產業安全的界定，一個國家的產業是否安全最終取決于本國對該產業的控制能力。由于零售業是具有較大聯系效應的行業部門，外資零售業所引發的安全問題不僅包括了本國對零售市場的控制能力，即本國是否占有零售市場的主導權，而且還應該包括外資零售業是否構成對相關產業發展安全的影響。
產業控制力主要是指國家對本國產業的調控能力以及對該產業中重點企業的控制能力。產業控制力涉及到外資對本國產業的股權控制、品牌控制、技術控制、行業控制以及市場控制力等方面。由于我國在2004年底才取消外商投資零售業的股權限制，目前國外資本在合資企業中的股權比重還很低，而且外資的品牌控制率、技術控制率在制造業中比較重要，而在零售業中就沒有考慮的必要了。因此，外資市場控制率就成為反映零售業控制力的最為重要的指標。隨著外資零售業投資區位的擴張，外資企業的市場占有率正逐步提高，2005年外資零售企業在我國零售領域中的銷售份額達到了10%。按照國際壟斷法的標準和國內學者的主流看法，零售業屬于競爭性行業，外資企業的市場占有率超過30%才會對東道國產業發展構成威脅。從靜態的數據來看，以目前的外資銷售比重不會對我國零售業造成威脅。但是從外資零售業投資的業態來看，外資在大型超市、購物中心等業態上已占有絕對優勢①。據調查，截至2004年，廈門、大連、上海、天津和北京等向外資開放較早的幾個大城市，5000平米以上的大型超市中外資超市的銷售份額分別為97.3%、43.4%、39.3%、35.3%和28.0%（李飛、汪旭暉，2005）。而且表1的數據還顯示，外資企業市場擴張速度非常迅速，2005年外資零售業銷售額的增長幅度達到了33.13%，門店擴張速度接近50%。因此，伴隨著外資在區域空間上的擴張，及連鎖經營的網絡化效應增強，外資企業市場占有率將會以更大的幅度提高，我們再也不能認為外資零售企業不會對我國零售業產生威脅。
①當然，內外資零售商均存在拖欠貨款的問題，但是外資零售商的拖欠行為更容易產生民族產業安全問題的隱患。
外資在華投資區位的擴張，還將影響到上游的制造業，進而威脅到我國的經濟安全。由于外資零售企業在華投資的規模大，而且實行連鎖化經營，因此，它們可以大批量地向制造商進貨，在與制造商交易中就具有了市場補償權②，從而形成對制造商的控制力，并主要表現在以下幾方面。第一,跨國零售商利用補償權收取通道費控制我國本土制造商。他們利用名目繁多的通道費擠占制造商的利潤，如華潤萬家收取的通道費就包括了新品上架費、促銷費、店慶費、條碼費和堆頭費等30多種。家樂福在銷售貨款中直接扣除的通道費占到了銷售額的30%以上。隨著制造商利潤減少，進一步影響了民族制造業創新能力的培育。第二,零售商憑借市場補償權銷售自有品牌商品進一步弱化了制造商的地位，并切斷了制造商與消費者之間的聯系。由于跨國零售企業進行大量的廣告宣傳，培育顧客對超市的忠誠度。消費者擺脫了對制造商品牌的信任，而轉向對大型外資超市的依賴。長期之后，消費者就會只知道到某個超市購物，選擇超市的自有品牌商品而對制造商原有品牌逐漸淡忘。丟失了民族品牌的制造商長期為外資零售商貼牌生產，就再也沒有實力與國外制造商展開競爭。第三,長期拖欠制造商的貨款，容易引發產業安全問題。盡管我國商務部已經出臺了相關規定，要求零售商的最長付款期限不得超過6個月，但是零售商長期拖欠制造商貨款的現象仍然突出①。拖欠貨款容易造成制造商資金緊張，甚至拖垮制造商。
三、零售業的政府管制措施
在零售業全面開放以后，外資零售業在我國投資區位迅速擴張，對國內零售業及民族制造業都產生了一定程度的威脅。我國如何進行有效的政府管制就成為非常重要的研究課題。本文提出以下的政府管制措施。
1.加強區域經濟協調發展的零售業管制措施。改革開放以來，中國經濟以較快的速度增長，然而中國經濟在發展的過程中，卻存在著區域經濟發展不平衡的問題。東部地區聚集著大量的資本、技術、人才，經濟實力雄厚，而中西部地區和東部地區存在明顯的差距。在我國取消了外資在中國投資零售業的區域限制后，外資開始向中西部地區擴散，但是即使在中西部的投資，也主要集中在省會等大城市，外資對偏遠地區、農村市場還沒有足夠的投資興趣。外資企業的這種區位決策，進一步加劇了中國經濟的不平衡性。我國零售領域吸引外資時，政府應充分考慮到經濟發展的區域均衡問題。具體來說，政府應出臺外資零售企業在中西部地區投資的優惠政策，鼓勵外資到中西部偏遠地區投資。比如，對于超市、大賣場等經營業態匱乏的落后地區可以考慮出臺一些更為優惠的政策，吸引外商投資。
2.制定外資零售業進入管制措施。目前，外資零售企業的銷售份額在我國全社會消費品零售總額中所占比重不大，然而在一些新型業態上外資企業卻占有絕對優勢。因此，政府應對外資零售業進入規模和業態選擇進行相應的規制。就外資零售業投資規模而言，由于東部地區商業網點密度本來就很大，而外資在東部投資單體規模較大，勢必加劇零售業的競爭。我國政府在繼續實施外商投資零售業政府審批制度的同時，對外商投資單體規模加以限制。可以考慮在東部地區新建10000平方米以上的零售門店、在中西部地區建立5000平方米以上的零售門店需由全國的專家委員會投票通過的制度。其次，在商業發展規劃中將商業網點按照城市中心、地區中心、社區中心和鄰里中心等層次分別配置。外商投資的業態選擇應服從各地政府制定的商業網點規劃，而不能任意選擇經營業態。
3.制定鼓勵制造業自主創新的產業政策。外資零售商在我國市場中之所以具有市場補償權，其中的一個重要原因是我國民族制造業自主創新匱乏，產品的同質化程度高，在市場中缺乏競爭力。我國政府應該制定適宜的產業政策，鼓勵制造企業通過加大研發投入和提升人力資本存量等途徑增強自主創新能力，從而能夠改變與大型外資零售商的關系，在市場中占據主動地位。
4.制定保護中小零售商的政府管制措施。跨國零售企業在東道國投資后為了站穩腳跟常采取低價促銷的策略。而外資企業的價格策略尤其是價格歧視策略，對本土中小零售商影響甚大。因此，各國政府為保護國內中小零售商出臺了一系列法律政策。美國國會在1937年通過了關于非法價格歧視的《魯賓遜-帕特曼法》、為保護中小零售商美國還頒布了《米勒-泰丁斯法》。由于大型連鎖店向制造商大規模采購商品得到大幅度的折扣，享受到價格優惠的零售商就可以壓低銷售價格使中小零售商尤其是夫妻老婆店生存困難，《魯賓遜-帕特曼法》法案就將上述的價格行為看做是非法的歧視，從而貼上了有害競爭的標簽，《米勒-泰丁斯法》規定了即使是最小的零售商也可以強迫最大的企業放棄價格折扣行為。外資零售企業進入中國后，為了擴大市場占有率采取了各種價格歧視策略，使中小零售商無力與之抗衡。因此，我國政府應盡快出臺反價格歧視的法律，以切實保護中小零售商。此外，為提高中小零售商生存能力還需要予以融資上的扶持，如對中小零售商的貸款補貼政策，取消中小零售商的貸款抵押政策等。オ
四、結語
從外資零售業的區位擴張態勢來看，外資熱衷于市場規模大的城市，這種投資的區位偏好加劇了我國經濟的區域不平衡，也影響到國內零售商的發展，為此，政府需要制定出相應的產業管制措施，對國內零售業進行適度保護。本文雖沒有提及我國本土零售商如何應對跨國零售企業的區位選擇，但并不是說國內零售企業只坐享政府開出的保護藥方，不積極參與更為激烈的市場競爭之中。
對國內零售企業而言，為了減輕外資進入的沖擊和影響，應該盡快提升企業的核心競爭力。首先，快速擴張規模。對于中小零售商嘗試通過發展連鎖經營增強規模優勢，實現快速擴張。對于大型零售企業，可以通過產權關系為紐帶，實行跨行業、跨地區的兼并與重組，實現規模擴張。其次，零售業加強與制造業的合作，與制造商組成戰略聯盟，甚至是兼并制造業。零售業將經營活動延伸到生產領域，以增強在市場競爭中的地位。第三，提高零售企業的技術水平，以信息技術帶動商業的發展，在全面普及計算機應用的基礎上，改造傳統的業務流程，增加銷售效率，進一步提升零售業的整體競爭力。第四，抓好商業人才引進和在職職工的崗位培訓，促進零售企業“人”的現代化。培養一批具有豐富的專業知識、熟悉國際貿易規則和管理又懂得連鎖經營的管理人才。
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