1、中國(guó)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(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)理論， 對(duì)影響我國(guó)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(lái)，中國(guó)的對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易迅速發(fā)展。 1978 年，我國(guó)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(guò)了同期國(guó)民生產(chǎn)總值 GDP 的年平均增長(zhǎng)率。 1997 年我國(guó)一躍成

2、為世界十大出口貿(mào)易 國(guó)之一。 在此后幾年內(nèi)， 我國(guó)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(guó)出口高增長(zhǎng)的背后，還隱藏著許多深層次的矛盾和問(wèn)題，在亞洲金融危機(jī)爆發(fā)之后，它們 也暴露無(wú)遺。 亞洲金融危機(jī)以后， 受多種因素的影響， 我國(guó)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(guó)加入WTO 也對(duì)我國(guó)的出口貿(mào)易格局產(chǎn)生巨大的沖擊和影響， 它使我國(guó)的出口在應(yīng)對(duì)還未完全消除的亞洲金融危機(jī)帶來(lái)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(guó)出口

3、的影響 因素， 分析它們對(duì)我國(guó)出口不同的影響和作用， 對(duì)促進(jìn)我國(guó)外貿(mào)出口和我國(guó)國(guó)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(guó)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(guó)的出口問(wèn)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(guó)際貿(mào)易的產(chǎn)生是由于國(guó)與國(guó)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(guó)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(guó)家的經(jīng)濟(jì)規(guī)模大。 國(guó)際間的分工與合作， 以及資源的流動(dòng)提高

4、了資源利用率， 進(jìn)而加快了 世界經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。一實(shí)際利用外商直接投資 一直以來(lái)我國(guó)都是人口大國(guó)，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(guó)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(guó)家、新興工業(yè)化國(guó)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(lái) ,我國(guó)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(lái)源看 ,近年來(lái)我國(guó)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(lái)推動(dòng)的。從 1992 年到 2002 年 ,我國(guó)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

5、外， 外商在華將建立更多的出口加工型企業(yè)。 入世后中國(guó)的出口商品可充 分享受最惠國(guó)待遇和國(guó)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(guó)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(guó)的 區(qū)位和勞動(dòng)力等優(yōu)勢(shì)， 在中國(guó)投資設(shè)廠和建立加工基地， 組建營(yíng)銷網(wǎng)絡(luò)， 把在中國(guó)的企業(yè)作為跨國(guó)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(guó)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(guó)服務(wù)出口也將發(fā) 揮重要的推動(dòng)作用。因此，在建立

6、模型的時(shí)候我們將這一對(duì)我國(guó)出口產(chǎn)生重大影響的因素引入進(jìn)來(lái)。二匯率在國(guó)與國(guó)的貿(mào)易過(guò)程中， 價(jià)格的影響是肯定的。 當(dāng)一國(guó)商品的價(jià)格低于另一個(gè)國(guó)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(guó)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(guó)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(guó)人的角度中國(guó)貨顯得便宜了對(duì)于中國(guó)貨物

7、的需求將會(huì)增加，因而中國(guó)出口將會(huì)增長(zhǎng). 這是很明顯的從價(jià)格上增加了我國(guó)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 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(guó)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(guó)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

8、起色。 1993 年底，十四大召開。從 1994 年，中國(guó)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(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展大致分為三個(gè)階段。四國(guó)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(guó)按比較利益分工，實(shí)現(xiàn)資源在國(guó)際間的有效配置，從而增加產(chǎn)出。 2、 出口貿(mào)易可是本國(guó)的閑置資源得以利用，從而使產(chǎn)出增加。但另一方面，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(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。 如

9、果國(guó)內(nèi)生產(chǎn)比國(guó)內(nèi)需求增長(zhǎng)得 快，則廠商必然會(huì)向國(guó)外出售其產(chǎn)品。在建模初期，經(jīng)過(guò)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)系。且在分析中，發(fā)現(xiàn)無(wú)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(wú)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(guó)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(guó)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(lái)表示 :出口 =F（匯率exchange rate;利用外資fdi;本國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP本國(guó)通貨膨脹率inflation;國(guó)開放程度 open）,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

10、exchange 、實(shí)際利用外商直接投資其它、D2 =1 1994 年，0-其它。年份出口真實(shí)出美國(guó)物我國(guó)物（億美口價(jià) 78價(jià) 78 年但在現(xiàn)實(shí)的建模過(guò)程中 , 我們綜合考慮因素的影響程度FDI、虛擬變量 D1= 1 1984年，0真實(shí) 匯率 名義 GDP 真實(shí) GDP FDIFDI元）年=100=1001978 年95.795.701001001.53624.13605.63.543.541979 年136.6122.78111.261021.554038.23879.6263.543.181980 年182.7144.63126.32108.11.54517.84182.4963.542.

11、801981 年220.1157.82139.46110.71.714860.34402.4383.542.541982 年223.2150.70148.11112.81.895301.84799.0543.542.391983 年222.3145.44152.85114.51.985957.45321.8669.26.021984 年261.4163.97159.42117.72.337206.76129.5214.28.911985 年273.5165.60165.16128.12.948989.16955.20219.611.871986 年309.4184.16168.01135.83

12、.4510201.47571.7622.413.331987 年394.4226.59174.06145.73.7211954.58447.92123.113.271988 年475.2261.76181.54172.73.7214922.39399.79931.917.571989 年525.4275.63190.62203.43.7716917.89781.99333.917.781990 年620.9307.00202.25207.74.7818598.410156.9834.917.261991 年719.1344.86208.52213.75.3221661.511090.8343.

13、720.961992 年849.4395.47214.78225.25.5126651.912670.08110.151.261993 年917.4414.70221.22254.95.7634560.514379.13275.2124.401994 年1210.1533.15226.97310.28.624667016199.96337.7148.791995 年1487.8637.64233.33356.18.3557494.917901.8375.2160.801996 年1510.5629.14240.09377.88.3166850.519618.07417.3173.811997

14、年1827.9744.23245.61380.88.2973142.721352.36452.6184.281998 年1837.1736.19249.54370.98.2876967.223021.76454.6182.181999 年1949.3764.34255.03359.88.2880579.424665.91403.2158.102000 年2492910.52273.69354.48.288825426638.17407.2148.782001 年2661943.68281.98351.68.2895727.928582.76468.8166.252002 年3255.71137

15、.84286.133478.28103935.329952.54527.4184.32上述經(jīng)濟(jì)變量的數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（19902003），世界統(tǒng)計(jì)年鑒（19832003），中國(guó)統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。樣本數(shù)據(jù)為19782002年，以1978年為基期，用美國(guó)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)分別對(duì)EX, FDI進(jìn)行平減，獲得了這些變量的真實(shí)值。.GRANGE因果關(guān)系檢驗(yàn)，取a = 0.05滯后長(zhǎng)度m=nGran ger因果性F值P值結(jié)論3FDI t EXPORT4.916390.01419有因果關(guān)系EXPORT t FDI2.402810.10821無(wú)因果關(guān)系2excha ngT export3.934270.03824有

16、因果關(guān)系export t exchang0.663990.52696無(wú)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(guó)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= B 0 +B 1FDIt-3 + B 2EXCHANGE t-2 + B 3D1 + B 4 D2 +卩 t 二平穩(wěn)性檢驗(yàn)1 . EXPORT 的 ADF 檢驗(yàn)ADF Test Statistic-1.919

17、7341% Critical Value*-4.46915%Critical Value-3.645410% Critical Value-3.2602單位根的t檢驗(yàn)結(jié)果為：t = -1.919734，我們不能拒絕Ho： 丫 = 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-1.8914271% Critical Value*-4.53485%Critical Value-3.674610% Critical Value-3.2762單位根的t檢驗(yàn)結(jié)果為：t = -1.891427，我們不能拒絕HO： y = 1，表明外商直接投資的對(duì)數(shù)

18、序列可能 是非平穩(wěn)序列。3. EXCHANGE 的 ADF 檢驗(yàn)ADF Test Statistic-2.5447011% Critical Value*-4.46915%Critical Value-3.645410% Critical Value-3.2602單位根的t檢驗(yàn)結(jié)果為：t = -2.544701，我們不能拒絕H0： 丫= 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(guò)，表明它們兩兩之間存在一個(gè) 長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)

19、系。具體結(jié)果是 ：出口FDI協(xié)整1(1)出口匯率協(xié)整1(2)FDI匯率協(xié)整1(2)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(guò)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(guò)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。(33.88)T= (6.915)(0.36)(10.524)第三部分參數(shù)估計(jì)及模型檢驗(yàn)對(duì)模型：EXt= B 0 +B iFDIt-3 + B

20、 2 EXCHANGE t-2 +B 3DI +B 4 D2 +卩 t 口進(jìn)行回歸的結(jié)果為:EXt =27.155+ 1.705FDI t-3 +49.140 EXCHANGE t- 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)RA2=0.9681RA2 =0.959F=113.69DW=1.8405Depe nde nt Variable: EXPORTMethod: Least SquaresDate: 12/27/04 Time: 21:00Sam

21、ple(adjusted): 1981 2000In cluded observati ons: 20 after adjusti ng en dpo intsVariableCoefficie ntStd. Errort-StatisticProb.EXCHANGE_249.139617.9599996.1733180.0000FDI_31.7051680.4588433.7162290.0021D1-23.9522540.89257-0.5857360.5668D287.1768364.678931.3478400.1977C27.1548834.546210.7860450.4441R-

22、squared0.968069Mean depe ndent var407.4455Adjusted R-squared0.959554S.D. dependent var248.1414S.E. of regressi on49.90420Akaike info criteri on10.87041Sum squared resid37356.44Schwarz criteri on11.11934Log likelihood-103.7041F-statistic113.6904Durb in-Watson stat1.840546Prob(F-statistic)0.000000一多重共

23、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(shuō)明可能存 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+ 3.832FDI t-3F=110.7577RA2=0.847045RA2 =0.839398逐步回歸將其余解釋變量逐一帶入式得到如下幾個(gè)模型EXt =13.55+ 2.27FDIt-3+47.71 EXCHANGE t-2(33.24)(0.23)(6.37)T= (0.408)(9.75)(7.49)RA2=0.963RA2 =0.959F=221.

24、33DW=1.778EXt =139.73+ 3.642FDI t-3 + 122.63 D1(67.34)(0.37)(76.46)T= (2.076)(9.844)(1.604)RA2=0.86528RA2 =0.851103F=61.018EXt =223.01 + 2.445FDI t-3 + 231.59 D2(30.49)(0.64)(92.73)T= (7.314)(3.803)(2.497)RA2=0.88484RA2 =0.87272F=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

25、,匯率的滯后兩期為基礎(chǔ)再進(jìn)行回歸EXt =20.57+ 2.24FDI t-3+51.17 EXCHANGE t-2 30.32 D1(35.06)(0.24)(8.01)(41.64)T= (0.59)(9.295)(6.38)(-0.73)RA2=0.964RA2 =0.957F=143.65DW=1.89EXt =22.01 + 1.70FDI t-3 +46.35 EXCHANGE t-2+91.55 D2(32.71)(0.45)(6.24)(62.91)T= (0.672)(3.79)(7.42)(1.46)RA2=0.967RA2 =0 961F=157.96DW=1.755加入

26、D1, D2后可決系數(shù)無(wú)太大提高.而且其統(tǒng)計(jì)量T值越來(lái)越小.說(shuō)明D1,D2對(duì)EXPORT的影響不顯著, 故將D1, D2剔除。得到無(wú)多重共線性的方程.EXt =13.55+ 2.27FDI t-3+47.71 EXCHANGE t-2(33.24)(0.23)(6.37)T= (0.408)(9.75)(7.49)Ra2=0.963RA2 =0.959F=221.33DW=1.778.異方差檢驗(yàn)ARCH Test:F-statistic1.0199680.415584ProbabilityObs*R-squared3.2390200.356221Probability對(duì)殘差序列進(jìn)行 ARCH檢

27、驗(yàn)，檢驗(yàn)有無(wú)異方差，過(guò)程階數(shù)P= 3假設(shè) H0 : a 1 = a 2= a 3= 0得Obs*RA2= 3.2390 ,查卡方分布表，給定的 a = 0.05，自由度為P= 3,得臨界值為7.815，接受原 假設(shè)，無(wú)異方差。說(shuō)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(wú)自相關(guān)的區(qū)域。說(shuō)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(guò)物價(jià)指數(shù)最大可能的消除隨機(jī)偶然因素的

28、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：EXt =13.55+ 2.27FDIt-3+47.71 EXCHANGE t-2(33.24)(0.23)(6.37)T= (0.408)(9.75)(7.49)RA2=0.963RA2 =0.959F=221.33DW=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(lái)的，它要經(jīng)過(guò)一個(gè)較為長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)運(yùn)作過(guò)程才能夠體現(xiàn)出他對(duì)出口的促進(jìn)效應(yīng)。三年前的外商在華直接投資每增加一億美元中國(guó)當(dāng)年的出口額就增加2.27億美元，之

29、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?guó)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(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(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)將是幾個(gè)單位，而本國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)又必然會(huì)促進(jìn)我國(guó)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(guò)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(guó)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(lái)講，應(yīng)該盡量減少對(duì)外借款，其不僅對(duì)我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易沒有貢獻(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(lái)風(fēng)險(xiǎn)。因此，我國(guó)要

30、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(guó)的出口額將會(huì) 增加 47.71 億美元。從國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)的一般觀點(diǎn)來(lái)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?改變了一國(guó)出口商品的相對(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(guó)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，因此貶值不會(huì)立即導(dǎo)致貶值國(guó)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)。