一、我國出口貿易現狀及特點

1.出口貿易總量增長迅速，對外貿易順差不斷擴大。

從2003年到2012年10十年間，我國出口貿易額由4382億美元增長到20488億美元，年平均增幅達18.9%。2009年，在全球經濟危機的大背景下，中國超越德國，成為世界第一大商品出口國。在出口貿易額迅速增長的同時，進口貿易額的增長相對緩慢，因此我國對外貿易順差不斷擴大。2003年對外貿易順差額為254.7億美元，2008年對外貿易順差額為2981.3億美元，6年間增長了11倍多。受全球金融危機影響，我國對外貿易順差額出現三連降，2009年、2010年和2011年分別為1956.9億美元、1815.1億美和1551.4億美，但2012年又出現回升，對外貿易順差額為2311億美元。

2.對外貿易出口依存度較高。

2003年我國對外貿易出口依存度為26.7%，2006年高達35.7%，雖然近年來有所下降，2010年、2011年和2012年分別為：27.5%、26.1%、24.9%，但由于中國經濟增長模式所形成的長期慣性，我國經濟依賴出口增長的趨勢還將延續。目前，美國、日本、巴西和印度等國的對外貿易出口依存度都在10%左右，我國的出口貿易依存度不僅遠高于美國、日本等發展國家和地區，也高于同為發展中大國的印度、巴西等，中國的出口貿易依存度長期同GDP增長率脫節，經濟存在嚴重的出口貿易依賴性，也由此引發許多的貿易爭端和摩擦。

3.出口產品中的資本密集型產品比重不斷上升，但仍以低附加值產品為主。

根據聯合國的分類方法，工業制成品中的第5和第7大類屬于資本密集型產品。改革開放以來，盡管我國工業制成品的出口比重不斷上升，由1980年的46.5%上升到2010年的94.8%，2012年達到95.1%，資本密集型產品比重由1980年的22%上升到2011年的57%，我國出口商品結構得到了一定的優化，但其完全的優化轉型遠未完成，因為我國大部分出口生產企業仍然處于資本與技術密集型產品生產中的勞動密集型加工環節。例如2010年我國機電產品出口、高新技術產品出口分別占出口總額的比重分別為59.2%和31.2%，但如果再進行細分，這些出口產品中大部分依然屬于低附加值的勞動密集型產品，馬源(2013)的分析得出2010年我國出口歐盟的機電產品中，66%屬于勞動密集型產品，只有34%屬于資本和技術密集型產品。總體來看，我國出口的機電產品大部分屬于中低檔次，產品附加值低和技術和知識含量較低，和發達國家出口的“高、精、尖”機械設備相比依然屬于勞動密集型產品。目前我國高新技術產品主要以來料加工和裝配貿易為主，主要生產和出口計算機、通信和電子技術等產品的中間產品和零部件，依然以勞動力為比較優勢，缺乏核心技術。

摘要:自2001年我國加入WTO起至今，我國食品進出口貿易總額逐年提升，食品貿易在國際貿易中所占比例也穩步提升。食品進出口貿易作為國際貿易中最為常見、基礎的一環，對國際貿易的整體發展起著“引擎”的作用，但近些年來，因我國國內立法與國際條約間的沖突及“食品安全”與“貿易發展”間的內在矛盾，負面問題頻發，久而久之將形成貿易壁壘影響食品進出口貿易的良性發展。本文通過分析食品進出口貿易的國內立法與國際條約內容及二者間的沖突，并列舉相關實務案例，挖掘貿易壁壘成因，提出合理性建議。

關鍵詞:食品進出口貿易;食品安全;貿易壁壘;檢驗檢疫

自我國加入WTO以來，我國的進出口貿易總額逐年提升，在食品進出口貿易方面更為突出，但同時食品進出口貿易帶來了諸如食品安全、貿易壁壘等問題，而在實踐生活中，國際條約、區域性立法、國內立法的相關規定和他們之間的矛盾與沖突是產生這些問題的主要原因。尤其是近期發生的“非洲豬瘟”疫情導致全面禁售俄羅斯進口肉制品事件，引發筆者深入思考，因此，筆者在此就我國食品進出口貿易相關法律問題，列舉現實食品貿易實例進行淺析論述。

一、食品安全與食品進出口貿易存在沖突關系

食品安全與食品進出口貿易在追求各自的價值取向上有不同側重點。一方面，對于食品進出口貿易而言，實現利潤最大化是食品進出口貿易一個重要的追求點，即以最小成本來實現利益的最大化，達到最有效的利潤化;另一方面，食品安全從人類的角度出發，更多關注的是人的健康權﹑生命權。為了實現此目標，貿易國都在食品安全的立法體制和監管模式上做足了文章，有針對性地對進口食品安全設置了嚴格的行業標準和國家標準及認證程序。食品安全與國際貿易的沖突關系，必然會導致各國為了維護國家利益和保護本國消費者的生命健康權而采取必要的貿易措施和制定相關的法律規制來避免食品安全問題的出現，這種措施的實施久而久之就會演變成貿易壁壘，導致食品貿易的市場環境惡化，造成貿易國的經濟損失，利益受到沖擊。

二、WTO框架下有關食品進出口貿易的國際條約

本文選取具有代表性的WTO框架下《TBT協議》中有關食品進出口貿易的相關規定和《SPS協議》作以下分析闡述。技術性貿易壁壘(TechnicalBarriertoTrade，TBT)，是指一國以維護國家利益、保障本國國民生命健康和動植物的生命健康免受侵害，積極主動地采取相關的技術法規﹑標準﹑合格評定程序﹑包裝盒標簽制度﹑檢驗檢疫制度等技術性貿易措施，無論是在主觀還是在客觀上這些技術性貿易措施的施行都會對國際貿易帶來一定的障礙［1］。技術性貿易壁壘的存在對國際貿易的健康發展帶來了前所未有的挑戰，為了消除這種技術性貿易壁壘的限制，在這樣的背景下《TBT協議》于1973年在東京回合談判上問世。《TBT協議》的立法目的是消除不合理的技術壁壘措施對國際貿易的阻礙，因此，該協議的規定均是圍繞著對成員國產品的包裝、標記和標簽等技術規范的制定作出限制，并通過要求成員國不得對一些重要條款作出保留的強制性規定來達到該目的，但值得注意的是，《TBT協議》的適用范圍并不包含動植物衛生檢疫措施。《衛生與植物檢疫措施》協議(SPS)，該協議于WTO烏拉圭談判回合中問世，并與《TBT協議》在適用范圍與具體內容兩方面呈互補之態［2］。該協議主要對成員國關于動植物及其產品進出口檢驗﹑檢疫措施、檢疫方法、檢疫標準及制定等方面作出規制，具體包括:成員國所采取的檢疫措施只能限于保護動植物生命或健康的范圍;檢驗檢疫應以科學原理為根據(指國際標準、準則或建議);檢疫措施要有透明度，各國應及時公開本國所制定的檢驗檢疫標準等內容;對發展中國家的特殊或差別待遇提供技術幫助等內容。

改革開放以來，江蘇省出口貿易不斷發展，但是環境問題也越來越突出。生態環境的惡化嚴重制約了江蘇省經濟的可持續發展，如何協調江蘇省出口貿易與環境問題已經成為江蘇省當今最為迫切的問題。   1相關研究綜述   關于出口貿易與環境的關系問題，早在20世紀70年代就有國外學者對此進行了研究。目前以下觀點較為權威。1993年，Grossman和Krueger在對北美自由貿易區的環境效行分析時將出口貿易的環境效應分為結構效應、規模效應和技術效應。他們的研究成果表明貿易對環境影響是3種效應之和，出口貿易對環境的影響要受到3種效應的共同影響，而不是由其中一種效應所決定的。1994年Chilchilnisky認為出口貿易對發展中國家的消極影響將大于發達國家，他通過分析得出這樣的結論：在私有產權沒有得到明確界定的條件下，貿易自由化將會加速發展中國家環境破壞，進一步對全球的環境造成污染。   近年來，我國學者也對出口貿易與環境的關系問題進行了大量的研究。例如，2007年黨玉婷、萬能利用Grossman和Kruger的分析方法對中國1994—2003年間主要制造行業出口貿易對環境的影響進行了分析研究。其研究成果表明：中國出口貿易對環境影響的規模效應為負、結構效應和技術效應為正，但是負的規模效應大于正的結構效應與技術效應，所以總效應仍為負，即出口貿易總體上破壞了中國的生態環境。若要改變中國對外貿易的對環境產生的不利影響應該降低污染程度，增加正的結構效應和技術效應。從以上研究成果可以發現：中外學者大多基于國際與全國層面，而且得出結論也不相同。在上述學者的研究基礎之上，本文利用江蘇省的出口貿易與環境污染的數據，從江蘇省的層面進行實證分析研究，得出江蘇省出口貿易對環境影響的結論［4］。   2江蘇省出口貿易現狀與環境現狀分析   2.1出口貿易規模不斷擴大，出口增長幅度趨緩；對外貿易依存度擴大近年來，江蘇省對外貿易額不斷增長，產品結構優化，出口貿易一直名列前茅。從圖4中可以發現，自2000年以來，江蘇省出口貿易額占全國的10%以上，并呈現出不斷上升的趨勢。到2010年江蘇省出口貿易額仍然達到2705.50億美元，維持在較高的水平。雖然江蘇省出口總額不斷擴大，但是增長幅度下降明顯。對外貿易依存度是指用一個國家或地區進出口貿易總額在其國內生產總值中所占的比重，用來表示一國國民經濟對外貿易的依賴程度，它反映一國或地區對外貿易在國民經濟中的地位。從圖4中可以看出：2008年以前江蘇省對外貿易依存度不斷上升。由于金融危機的影響，2008年以后對外貿易依存度出現下降趨勢。   2.2工業三廢的排放量基本呈現出上升趨勢   近年來，隨著江蘇省對外貿易的不斷增長，嚴重影響了江蘇省的環境質量，雖然不斷推進資源節約型與環境友好型社會的建設，但是形勢依然嚴峻。   2.2.1工業廢水排量始終處于較高水平   由于近幾年出口貿易的迅速發展，江蘇省的廢水排放量持續擴大。從圖形中可以發現：在2000年至2010年期間，2005年排放量為29.63億，達到最大值，接下來幾年呈現小幅下降趨勢，但是污水排放總量依然處于較高水平。   2.2.2工業廢氣排放量總體呈上升趨勢隨著工業發展和出口貿易的擴大，特別是煤和石油的大量使用，產生大量的有害物質，造成嚴重的大氣污染。從圖中可以分析發現，江蘇省工業廢氣排放呈現出先上升后下降再上升趨勢。   2.2.3固體廢棄物污染排放量總體上呈現出上升趨勢   工業固體廢棄物的排放量總體上呈現出上升趨勢，從2000年的3038.19億t上升到2010年的9064億t。   2.3小結   通過以上分析，我們可以發現江蘇省出口貿易對環境產生了影響。目前，江蘇省經濟處于由低到高發展過程之中，資源的消耗大大超過了資源的再生能力。因此，隨著出口貿易發展與人均收入的不斷上升，環境也不斷地惡化。   3出口貿易對環境影響的實證分析   在20世紀70年代，中外學者中外學者就開始研究出口貿易與環境之間的關系，但是到目前為止始終沒有一致的定論。本文應用了江蘇省的相關數據，對江蘇省的出口貿易與環境之間的關系進行了實證分析，進而得出江蘇省出口貿易對環境產生的影響。   3.1相關變量的選取與數據來源   江蘇省的工業廢氣排放量處于較高水平，而且增長速度較快，與工業廢水和工業廢氣相比對環境的影響更大，所以論文以工業廢氣排放量作為環境污染的衡量指標，于此同時將廢氣排放量作為被解釋變量。此外，除了考慮外貿出口額對環境產生影響之外，還將出口依存度與資本勞動比作為解釋變量。出口依存度即出口總額與人均國民生產總值之比，可以用來反映不同經濟發展水平對環境的影響。資本勞動比是全社會的固定資產投資總額與全體社會產業人員的數量之比。它大體上可以表示一個國家的要素稟賦，主要反映了貿易對環境的污染的結構效應。如果一個國家或者地區的資本勞動比上升，則說明該國家或地區有從勞動密集型向資本密集型轉變的趨勢，即表示產品的技術含量不斷增加。反之，則說明產品的技術含量不斷下降。本文采用的江蘇省工業廢氣排放量的數據以及江蘇省外貿出口額、出口依存度、社會固定資產投資額與社會從業人員的數量等數據均來自歷年的《江蘇統計年鑒》，數據選取的時間范圍為1990—2010年［5］。   3.2模型設定   柯布—道格拉斯生產函數是研究投入與產出關系的生產函數，在一般生產函數的基礎之上進行了改進，引進了技術資源這一要素；該模型用來預測一個國家或者地區的工業系統或者大企業的生產，來分析生產發展途徑的經濟數學模型。本文研究江蘇省出口貿易對環境的影響，需要引入資本勞動比、工業廢氣排放總量等變量，借鑒柯布—道格拉斯生產函數的基本形式。為了避免異方差等問題的干擾，本文將回歸模型設為如下的對數模型：lngas=β0+β1lnexi+β2lndeg+β3lnk+e（1）其中exi、deg、k分別代表了外貿出口額、出口依存度與資本勞動比，而gas代表工業廢氣排放總量。#p#分頁標題#e#   3.3平穩性檢驗和協整檢驗   因為解釋變量與被解釋變量所采用的數據都為時間序列數據，所以在進行回歸分析之前對其進行平穩性檢驗。本文主要通過Eviews5.0軟件采用單位根ADF檢驗法檢測數據平穩性。根據檢測可以發現解釋變量與被解釋變量的數據都是不平穩的，但它們卻都是一階單整的，所以它們之間可能存在著協整關系。接下來采用Engle-Granger兩步檢驗法進行檢驗，對協整回歸方程估計殘差序列進行ADF檢驗。檢測結果表明：1%顯著性水平下殘差序列e是平穩的。這進一步說明，在95%的置信水平下變量lngas與lnexi、lndeg、lnk之間存在協整關系，即江蘇省工業廢氣排放總量與外貿出口額、出口依存度、資本勞動比具有長期穩定的均衡關系。   3.4回歸結果   通過Eviews5.0軟件采用最小二乘法（OLS）對模型進行回歸分析：由此可得，回歸方程為：lngas=8.085738+0.350886lnexi+0.216694lndeg-0.028948lnk其中，R2=0.977571，調整的R2=0.973613，F值為246.9871，表明在整體上擬合得較好，DW=1.603240，表明方程不存在自相關。   3.5回歸結果分析   3.5.1出口貿易額與環境污染之間呈正相關   江蘇省的工業廢氣排放量與江蘇省的外貿出口總額呈顯著正相關；其中江蘇省的外貿出口總額每增加1%，其產生的工業廢氣排放總量就會增加0.350886%。這種局面形成的主要原因在于以下兩個方面。首先，在江蘇省的產品出口結構之中，污染型企業占據了一定的比重，這部分出口產品是通過高污染與高能耗生產出來的，例如鋼材、紡織品等。其次，江蘇省的環境標準相對于發達國家較寬松，同時江蘇省的地方監管機構監管不夠嚴格，使得一些外資企業充分利用這些機會，將一些在本國和境外受到嚴格限制以及達不到環境要求的產業轉移至江蘇省。   3.5.2出口依存度與環境污染之間呈正相關   江蘇省的工業廢氣排放總量與出口依存度呈顯著正相關，如果江蘇省出口依存度每增加1%，其工業廢氣排放總量會增加0.216694%。這表明：近幾十年了，隨著江蘇省出口貿易依存度的不斷加大，對環境的污染也不斷地加強。如果環境庫茲涅茨EKC曲線所描述的現象適用于江蘇省的話，由于江蘇省目前還屬于低收入地區（人均低于5000美元），其工業廢氣的排放量還沒有超過倒U形曲線的最高點。即隨著江蘇省出口依存度的不斷加強，污染物的排放量還會進一步增加，但是增加的速度可能會下降。同時說明，江蘇省出口貿易對環境的規模效應超過了其技術效應。其原因是：江蘇省的出口貿易促進了經濟規模的迅速擴大，同時消費者對清潔產品的需求還不十分大，江蘇省對清潔技術的使用還不多。江蘇省的增長方式還屬于粗放型的增長方式，需要向集約型逐步轉變。   3.5.3資本勞動比與環境污染之間呈負相關   江蘇省的工業廢氣排放量與資本勞動比呈負相關，江蘇省資本勞動比每增加1%，其工業廢氣排放總量會減少0.028948%。資本勞動比可以反映一個地區的要素稟賦，反映貿易對環境污染的結構效應為負。這說明：江蘇省由于出口貿易的不斷發展，資本存量迅速增加，使得產品的資本投入不斷地加大，技術含金量不斷上升，從而不斷降低環境污染物質的排放，使得環境質量逐步得到改善。但是江蘇省資本勞動比對環境的影響不十分顯著，其原因主要是單位產品資本投入量的不斷上升還沒有全部用于先進環境保護技術的推廣，說明資本的增加還沒有帶來產品環境保護技術的明顯提升［6］。   4江蘇省促進貿易與環境協調發展的對策與建議   4.1積極采取措施實現環境成本內部化   環境成本外部化是導致江蘇省出口貿易與環境沖突的根本原因。因為出口貿易的不斷發展導致市場失靈，使得市場價格不能如實地反映產品的真正價值，因此產生了嚴重的環境問題。環境成本內部化是解決貿易與環境問題的有效措施。江蘇省政府應該界定環境資源的所有權，政府部門應該依據有關法律法規界定環境資源的所有權，來實現資源有效配置，減少環境污染。如實施排污收費制度，即根據所排放到環境中的污染物的量和質征收費用。   4.2以科學發展觀為理念，建立資源節約型、環境友好型社會，大力發展綠色環保產業   首先，江蘇省應該引導第二產業合理發展。對那些高污染、高能耗的企業進行限期整改；如果限期內整改不合格應該及時關閉；如果整改期過后仍然排放超標污染物質，應該進行嚴厲的經濟制裁。對于那些積極采用技術，減少污染物質排放的企業應該給予政策優惠，鼓勵技術創新。其次，江蘇省的初級產品出口在出口貿易中占有一定比重，而初級產品出口往往會造出生態破壞，因此江蘇省應該減少造成生態破壞和附加值小的初級產品的出口，促進綠色環保產業發展，鼓勵科技含量高、附加值高的工業制成品的出口。   4.3加大環保資金和技術投入，提高能源利用效率，大力支持和發展低碳型貿易產業   江蘇省各級地方政府應該制訂區域性能耗與碳減排政策，鼓勵和支持高污染、高能耗的企業轉變為低碳經濟轉型，并提高資金、技術和政策上的支持。江蘇省必須改變傳統的對外貿易發展戰略，加快向對外貿易低碳貿易新戰略轉型，改變出口貿易中高污染、高能耗等高碳排放的初級產品的出口結構與產量，發展低碳型對外貿易產業結構，引導加工貿易不斷轉型升級，為低耗能產品的出口提供政策支持。

一、引言   自1978年實行改革開放之后，我國綜合國力得到了大大提高，從國家統計局GDP數據可知，我國GDP從1978年的3619.86億元人民幣增加到了2009年的117411.79億元人民幣（已剔除價格因素），增長幅度達3143.55%，年平均復合增長率高達11.49%。與此同時，從我國在聯合國的合法席位恢復開始，我國在國際上的地位和話語權逐步恢復和加重。尤其是在2001年，我國成功加入世界貿易組織(WTO)，使得我國與國際間的貿易與交流進一步得到增加。Ellis、Davies和Wong(2010)研究發現，轉軌經濟體總是與出口密集度聯系在一起。事實上，中國經濟的發展證明了這一觀點，隨著中國在世界上活動廣度與深度的發展，一方面，我國國際貿易蓬勃發展，進出口貿易額（特別是出口貿易額）大幅度增加，為我國帶來了可觀的外匯收入。據統計數據顯示，我國的貨物貿易出口額從1978年的97.5億美元飆升至2009年的12016.1億美元，剔除價格因素，也由1978年的14.62億美元上升到2009年的546.87億美元，上漲幅度為3640.56%，年均復合增長率達到了11.98%，甚至高于了我國GDP的年均復合增長率，使我國成為名符其實的“世界工廠”。另一方面，我國經濟的迅速發展與出口制造業的大量擴張使我國的能源供給面臨巨大壓力。統計數據顯示，我國的能源消費量從1978年的57144萬噸標準煤飆升至2009年的306647萬噸標準煤[2]，上漲幅度達到436.62%，年平均復合增長率達到了5.70%。剔除人口增加因素，我國能源消費量也從1978年的人均0.59噸標準煤上升至2009年的2.30噸標準煤，上漲了289.83%，年平均復合增長率也達4.34%之多。剔除生活能源消費因素，我國生產能源消費從1980年的50692萬噸標準煤上升到了2008年的259550萬噸標準煤，上漲幅度為412.01%，年平均復合增長率達5.79%。   高速的經濟增長使人們對能源的需求日益增加，隨著近年來世界范圍內極端天氣事件的增加，以及持續的氣候變暖趨勢，使得人們開始反思工業革命以來人類活動對氣候變化所造成的巨大影響。隨著低碳、節能、環保等概念的蓬勃發展，人們逐漸認識到經濟增長在帶給人們便利的同時，也對環境、能源帶來了巨大的破壞和挑戰。   由統計年鑒數據顯示，隨著我國出口貿易以年均11.98%的復合增長率增加，我國貨物和服務凈出口的GDP占比，從1978年的-0.32%，增加至2008年的7.69%，因此，鑒于出口貿易對我國經濟增長的巨大貢獻，有必要對出口貿易與我國能源消費之間的關系進行研究和探討。   二、文獻回顧   董斌昌與杜希垚(2006)對我國的出口貿易與能源消費之間的關系進行了研究，指出了能源當期消費、出口貿易前一期消費對當期出口的線性關系，并用1978-2004年的統計數據進行了實證檢驗。我們利用同樣的數據，做了類似的工作，可以得到類似的結論，但唯一不足之處在于方程回歸元的選擇上。文中使用了帶參數的ADL(1，1)模型，但在能源滯后期上選擇了零期滯后，即僅考慮當期能源消費對出口的影響，我認為有失偏頗。由偏自相關函數分析可知，當期能源消費與滯后一期能源消費有關系，而當期出口與當期能源消費有關系，因此，該種做法會導致解釋變量不足，使得解釋出現偏差。同時，計量結果也顯示，采用第4章的計量模型，參數的顯著性大大超過董文模型。   吳國兵(2008)在對中國能源與出口關系的研究中得到了能源與出口的協整關系，并構造了二者的誤差校正模型。然而研究發現，出口額與能源消費雖然均為I(2)序列，但是經過對數化以后，出口額變成了I(1)序列（0.05%顯著水平下），能源消費依然為I(2)序列，二者之間的協整關系缺乏存在的前提。并且，我們選取ECM模型進行進一步擬合發現，誤差校正項參數的結尾概率為0.3760，甚至通不過0.1的顯著性檢驗。此外，為了減小數據的劇烈波動以及抑制異方差產生等目的，陳剛(2008)、賀桂欣等(2007)與朱啟榮(2007)等人同樣使用了類似的對數化處理方法。   任建軍(2008)在其研究成果中著重闡述了進口、出口與能源消費之間的格蘭杰因果關系，并得出結論，即出口是能源消費的格蘭杰原因，然而由檢驗可知，該因果關系并不存在。吳獻金、黃飛、付曉燕(2008)等則采用了東部11個出口大省的出口數據與能源消費量進行擬合研究，得到了二者長期以來的協整關系，并得到了能源消費與出口互為格蘭杰因果關系的結論。對于三人的研究，由于1993年我國對美元大幅貶值，使得1993-1994年人民幣兌美元匯率不連續，不利于研究的進行。由于美元具有幣值穩定性的特點，沒有必要將其換算成人民幣進行處理，因此，應該直接采用美元數據，并且由美元指數得出實際出口貿易額進行研究。   在以上研究的基礎上，采用多元協整理論與方法，對我國1980-2008年能源消費與出口貿易額之間的關系進行數據擬合，以此證明我國能源消費與出口貿易額之間存在著多元協整關系。由此做出結論，并提出相應政策建議。   三、方法論及數據   1.協整理論   Park與Phillips(1989)[1]從理論上證明了對于兩個具有明顯趨勢的非平穩隨機序列進行回歸擬合，將會出現錯誤的結論，即偽回歸問題。因此，必須在解決序列非平穩性問題之后才能對序列進行回歸擬合處理。其中一個方法就是對序列進行單位根檢驗，在得到接受單位根假定后對序列進行差分處理以得到平穩序列。但這種辦法通常會丟失掉重要的水平數據信息。Engle和Granger(1989)[2]給出了協整的定義，即對于m維向量時間序列{Xt}，如果{Xt}的分量序列為I(d)序列，且存在一個向量α≠0，使得αTXt~I(d-b)，b＞0，則稱{Xt}的分量序列存在(d，b)階協整關系，記為Xt~CI(d，b)，而α稱作協整向量。在隨后的研究中(1990)[3]，這種方法得到了進一步發展和運用。因此，協整理論的提出，為非平穩的多變量時間序列分析提供了有力的理論和方法。它的重要特點，就是將模型設定的短期、動態性與數量經濟學中均衡關系的長期、確定的特點融為一體，使得對于非平穩時間序列的研究，既能克服偽回歸問題揭示其內在規律所在，又不會失去水平數據的特征，是一種行之有效的方法。#p#分頁標題#e#   2.數據來源及形成   研究所需數據分為兩部分，其一為研究周期內我國歷年的貿易出口額，其二為對應的能源消費量。貿易出口額由兩部分原始數據構成，一是以美元計我國歷年名義出口額，二是歷年的美元指數。出口額數據來源于《中國統計年鑒》[4]“6-3貨物進出口總額”，以美元計價，為使得價格剔除通貨膨脹等因素，利用美元指數得到不變價格。美元指數來自美國勞工局。根據“實際出口額=100×名義出口額/美元指數”的公式得到實際貿易出口額數值。能源消費量由兩部分數據構成，能源消費總量年度統計與生活能源消費量年度統計，由這兩項數據相減得到生產能源消費量。能源數據（1980-2008年）均來自于中華人民共和國國家統計局出版的《統計年鑒》，子數據來自于“七、能源”項下的“7-2能源消費總量及構成”和“7-12生活能源消費量”。   四、結果及討論   1.格蘭杰因果檢驗   在數據擬合之前，應首先對數據列做格蘭杰因果檢驗，以確定數據列之間因果關系的存在性。利用Eviews6.0對生產能源序列以及實際出口貿易額序列進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果如下表1所示：由于格蘭杰檢驗對于滯后項非常敏感，因此，為使結論更具一般性，表1列出了含2階至6階滯后項的檢驗結果。如表中數據所示，我們可以接受能源到出口的單向格蘭杰因果關系。因此，實際出口額與能源消費之間有研究二者之間所存在的協整關系的必要。   2.數據擬合及檢驗   使用Eviews6.0分別對實際貿易出口額(Export_real)與能源消費量(Energy)序列進行自相關檢驗，檢驗得知，二者均具有拖尾的自相關函數與一階截尾的偏相關函數。且對于兩序列而言，當k>1時，偏相關函數準贊kk均落在數值±2姨1/28即(-0.3780，+0.3780)范圍內[5]，則可知，二者均滿足AR(1)過程。也就是說，二者均對于其滯后一期數據敏感。因此，為了研究二者之間的關系，決定采用ADL(1，1)模型。不失一般性，首先考慮帶截距項的回歸方程模型，即yt=β0+β1yt-1+β2xt+β3xt-1+ut其中，ut為殘差序列。回歸結果如下表2所示：由表2可知，截距項t檢驗量截尾概率為0.7148（已在表中加粗顯示），故可拒絕其顯著性。因此，我們考慮不帶截距項的回歸方程，即yt=β1yt-1+β2xt+β3xt-1+ut其中，ut為殘差序列。回歸結果如表3所示，表示擬合曲線、實際曲線與殘差之間關系的擬合效果圖如圖1所示。由上表3可知，不帶截距項的模型擬合優度達到了0.9963，各回歸元系數均非常顯著。由D-W統計量可知，殘差序列不顯著存在序列相關性。擬合關系由圖1可知，擬合是令人滿意的，殘差序列之間沒有表現出某種特定的規律性。   同時，對殘差序列進行平穩性檢驗。為使得檢驗更具有一般性，避免檢驗方法的選取不同而對結果產生不同影響，同時使用ADF檢驗以及PP檢驗對殘差序列進行了平穩性檢驗，檢驗結果如下表4所示，其中，殘差序列為平穩列。異方差性檢驗采用了B-P-G檢驗、懷特檢驗等多種檢驗方法，檢驗結果如表5所示。由結果可知，大體上可以接受殘差序列的同方差零假設，模型不存在明顯的異方差現象。由于最小二乘法經典假定還要求殘差序列為正態列，因此，還應該對殘差列的正態性進行檢驗。檢驗結果如圖2所示，殘差序列的Jarque-Bera值為0.5593，截尾概率為0.7560，因此，接受殘差序列正態性假設。因此，綜合所有信息可知，在ADL(1，1)模型擬合下，能源消費與出口額之間存在穩定的協整關系。所擬合方程如下：Energyt=319.69×Exportt+1.06×Energyt-1-373.78×Exportt-1   五、結論與建議   1.結論   從數據的預分析可知，能源與出口都是一階自相關的，通過Eviews分析可知，出口曲線可由Export=1.19×Export(-1)擬合得出，按照研究得出的協整關系分析，那么在不考慮人口極限、資源極限存量、市場需求極限等約束的前提下，未來我國將面臨“能源消費爆炸”。因此，能源密集型的加工方式必須改變，否則，未來我國將面臨極其嚴峻的能源形勢。由擬合方程可知，出口額對能源消費量有正相關關系。此外，雖然滯后一期之能源消費和滯后一期出口額也以變量形式出現在了方程中，但是在實際估計中，由于其值已知，因此方程實際上還是出口額與能源消費二者的關系。能源消費量為一階自相關，并且存在較為穩定的關系。其原因在于，在現實中，能源也是商品，能源企業為了取得最大化市場利益，必須鼓勵其他市場參與者使用能源———尤其是不可儲存的電力，其生產出來就必須馬上被消耗掉———才能獲取貨幣利益。否則的話，當期利潤下滑會導致投資者對企業經營者的質疑。同時，隨著我國經濟的快速增長，能源需求隨著經濟的增長同向逐年增加。因此，能源消費量形成了某種以上期消費為“錨”的特征。從方程中我們也可以看出，上期能源消費量對當期能源消費量的向前驅動力相當大，已經達到了106%，由于我國能源消費量總量大，6%的相對增量所導致的能源消費的絕對增量是一個相當大的數字。在實際應用中，我們還應該注意滯后一期出口額對當期能源消費量的后拉作用。這種作用力的實際存在，在我們需要減少能源消費的時候提供了思路。由于技術進步和資本化的存在，因此猜測這種節能效應是由于技術進步和產業資本化引起的，在出口額不變的情況下，由出口所引起的凈能量消費增量為負，且這種效應是穩定可測的。但是對技術進步和產業資本化的討論已經超出了論文的研究范圍，故在此不再多做闡述。   2.建議   根據研究結果，我國能源消費存在向前的自我推動力，未來能源需求壓力堪憂；出口與能源同時存在推動及拉后兩種作用力，在出口同比不變的情況下，能源消費被拉低。因此，試對我國宏觀能源、經濟政策建議如下：   （1）現期出口對能源具有顯著的推動作用，同時，滯后一期出口額對于能源消費具有顯著的減少效應，因此，在制定重大國家戰略、市場戰略時，應該重視我國出口產業的模式轉變，鼓勵技術進步，加速產業升級。首先，在制造業依然是我國出口產品支柱產業的前提下，大力推動制造業的技術進步，使得產生同樣出口價值商品的生產過程耗費更少的能源、資源。其次，加速產業資本化進程，使我國擺脫能源密集型、勞動密集型的出口模式，使我國穩定向資本密集型產業轉變，從而使我國的經濟增長擺脫對能源、資源的極大依賴和消耗，轉而向價值附加型企業轉變，真正改變我國的產業結構和在國際產業鏈中的地位。#p#分頁標題#e#   （2）由于滯后一期能源消費對于當期能源消費具有顯著的推動作用，因此，當期節能減排能有效減少下一期能源消費。自1978年改革開放開始，我國的經濟發展模式逐漸由計劃經濟向市場經濟轉變，公司治理逐漸完善。其中，能源企業的公開化既是機遇，也是挑戰。一方面，應該鼓勵能源企業的公開化，使我國的能源企業建立起較為完善的公司治理機制，適應市場競爭；另一方面，應充分發揮社會主義國家的優勢，對于有關國計民生的能源、資源的相關企業，不應該片面追求貨幣利益，造成能源消費的被動增長。同時，應該厲行節約、增加能源利用效率，使單位GDP能耗減少，以保證經濟增長的同時維持能源與環境的可持續發展。   （3）由于現代經濟的發展離不開充足的能源供給，在煤、石油等傳統能源因不斷消耗導致價格不斷攀升的背景下，有必要在我國加快新能源的開發和利用，保障我國的能源安全。我國在今后的發展中，一方面應當減小對于如煤、石油等的傳統不可再生能源的依賴，另一方面，應加大對如天然氣、風能、太陽能、核能、水能等清潔能源、新能源、可再生能源的的投入和開發。從而一方面使能源供給與經濟增長協調發展，使我國的能源安全與經濟安全得到保障，另一方面使經濟與環境得以協調發展。

匯率作為聯系國內外商品市場和金融市場的重要紐帶，是開放經濟中居于核心地位的經濟變量。一國匯率制度的變動會直接影響國內經濟和對外經濟貿易往來以及一國金融體系的穩定完善，主要國家的匯率制度還會直接影響世界經濟的發展。因此匯率制度的選擇和改革是國際金融領域中一個非常重要的問題，也是我國經濟走向開放過程中無法繞開的重大理論與現實課題。2005年7月21日中國人民銀行公告，宣布我國實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度。此次人民幣匯率制度改革在我國復雜的社會經濟領域和新型發展的金融市場中間翻開嶄新的一頁。自此，人民幣對美元的匯率擺脫長期在8.27附近的徘徊，開始了持續的升值過程。2006年5月15日一舉突破1美元兌8元人民幣大關，截至2008年第三季度初，與調整初期8.11元的匯價相比，人民幣相對美元累計升值15.4%，2010年全年，人民幣對美元升值幅度為3.1%，2011年4月29日，人民幣對美元匯率中間價一舉突破6.50重要整數關口，2011年前4個月人民幣對美元匯率中間價累計升幅已達1.9%，加速升值態勢明顯。值得注意的是，自2011年8月人民幣對美元匯率中間價突破6.4關口后，近半年時間人民幣對美元匯率中間價始終于6.3至6.4區間反復震蕩，雙向波動特征十分明顯。時至2012年2月10日，銀行間外匯市場人民幣對美元匯率中間價首度升破6.30，步入6.2時代，再創2005年匯改以來新高。分析人士認為，人民幣升破6.3關口一定程度上打開了人民幣對美元匯率繼續走強的空間。經濟學家也表示，美元已進入調整期，在美元走勢疲軟，中國經濟數據好于預期，以及國家領導人訪美的因素帶動下，人民幣中間價之后還有可能不斷創出新高，承受升值壓力。作為國內外經濟“橋梁”的匯率是一個國家進行國際經濟活動時最重要的綜合性價格指標，在國際金融和國際貿易中執行著價格轉換的職能。各種宏觀經濟變量、微觀經濟因素及其政策制度的建立都會通過種種途徑引起其變動，而它自身變動也會對一國經濟產生諸多方面的影響，而一直以來，人民幣匯率問題都是中美等國家貿易摩擦的焦點。   匯改后人民幣對美元的升值變動，對我國進出口貿易勢必產生重要影響，了解這些影響體系，就能夠完整認識開放經濟的運行特點制定相應的執行政策。本文基于事件研究方法，將“2005年7月21日人民幣匯率制度改革”看作特定的經濟事件，選取我國對外貿易中的“出口貿易”為研究對象，采用匯改后相關時間段的出口貿易數據，建立統計計量模型，就“匯改事件”對我國出口貿易的影響進行實證研究，最后在研究結果的基礎上給出相關政策建議。   1事件研究方法   事件研究［1—4］(eventstudy)方法最早是由Fama和Roll等人在1969年分析股票拆細信息對股票價格的影響時提出。其原理是根據研究目的，選擇某一特定事件以研究事件發生前后某一段時間內樣本股票價格或者收益率的變化，進而解釋特定事件對樣本股票價格或收益率的影響。此后事件研究方法被普遍應用于與企業有關事件和經濟類事件的分析中，例如公司兼并與收購、盈利公布、新股增發、財務報表公布、資產重組、宏觀經濟變量和政策的變化等事件對股票價格的影響。綜上，事件研究方法主要是指應用社會經濟及金融市場的時間序列數據來研究某一特定的經濟事件對其中目標對象的影響。就目前國內外研究狀況來看，事件研究方法也大都被應用到研究與股票價格相關的特定事件對股價及其收益率的影響［5—10］。一般而言，事件研究包括定義事件以及事件研究窗口、選擇研究樣本對象、選擇度量正常變化值的模型、估計異常變化量、檢驗異常變化量的顯著性、結果與解釋等幾個步驟。   1.1定義所要研究   的具體事件及其相應的事件窗口根據研究目的選擇特定的事件或者信息，然后就研究目標對象對事件或者信息的反應程度，確定對其進行檢驗的時間區間，這個時間區間稱為事件窗。事件分析的時間軸可表示如圖1。用t=0表示事件發生日期，t=T0到t=T1表示估計窗口，t=T1到T2表示事件窗。設L1=T1－T0，L2=T－T1分別表示估計窗和事件窗的長度。位于事件窗的異常變化用于衡量因事件發生而對研究對象的影響程度，估計窗口用于衡量事件未發生時的正常變化。如果還考慮事件對目標對象以后的更長影響則還可以設定從t=T2+1到t=T3為事件后窗口。   1.2正常預期值和異常變化量的度量   為了評價特定事件對所研究目標對象的影響，需要對異常變化量進行度量。假設事件沒有發生或沒有這個事件時，此時研究目標對象的值稱為正常值，一般用事件沒有發生時的預期值E［Vt|It］來表示。但現在由于事件發生了，其值成為事后或實際值Vt，異常值AVt則可表示如下:AVt=Vt－E［Vt|It］，t∈［T1+1，T2］(1)顯然如何設計和選擇計算正常預期值的模型是整個事件研究法的基礎性步驟。在計算正常預期值時，可根據研究事件和對象數據變化的不同選擇合適的預期模型。   1.3檢驗異常變化量的顯著性得出研究結論   得到異常變化量AVt序列后，就可以設立合適的統計檢驗量或者計量統計方法等對其顯著性進行檢驗，根據檢驗結果可以得到實證研究結論。   2實證研究   根據事件研究方法的基本理論原理，以“2005年7月21日央行宣布人民幣匯率制度進行改革”這一公告事件為特定事件，選擇對外貿易出口為研究目標對象，通過設定事件各窗口的時間區域選擇相應數據建立度量正常預期值的計量模型，然后計算異常變化值，最后檢驗得出人民幣匯率制度改革后匯率持續升值變動對外貿出口影響效應的相關實證結論。   2.1數據選取與分析處理   中國人民銀行于2005年7月21日宣布新的人民幣匯率制度改革隨即人民幣升值約2%，考慮傳導時滯，選取1999年1月到2005年7月為“匯改事件”的事件估計窗口，區間共計79個我國出口貿易額的月度數據，用于度量預期沒有發生“匯改事件”時我國貿易出口額的實際演變狀況;因為統計計量模型的預期值會隨著區間增大而精度逐漸降低，故選取2005年8月至2008年7月為此“匯改事件”的事件窗口，區間共計36個出口貿易額的月度數據，用之與度量預期的出口額進行比較，以考察其它因素不變的情況下，匯改后人民幣浮動對我國出口貿易的影響效益。就國內、外經濟環境來看，此研究期間也沒有再度發生影響我國進出口貿易狀況的“大事件”，因此在研究結果的檢驗部分統統將之納入隨機擾動范疇。圖2為1999年1月至2008年7月我國外貿出口額的月度數據演變趨勢圖，由圖可知，外貿出口額的月度數據有著顯著的季節趨勢和長期增長趨勢，季節趨勢中每年春節期間是我國出口貿易額的低谷，其余基本保持循環增長態勢。根據出口數據的實際特征，首先對原始出口額月度數據序列EXt進行對數化處理，消除其可能的異方差;再對其進行k=12的季節差分，得到對數同比增長率序列Rt定義如下:代替出口額原始數據，下面全部采用出口貿易額的月度對數同比增長率Rt來進行實證研究。加以區別，將估計窗口區間的對數同比增長率Rt標記為ERt，時間窗口區間的對數同比增長率Rt標記為RRt。因為要用估計窗口區間的數據進行預期度量模型的構建，出于實證數據平穩性的考慮，用ADF單位根檢驗法來考察估計窗口對數同比增長率ERt及其一階差分的平穩性如圖3所示。從表1可以看出，原序列ERt的ADF檢驗值都大于各顯著性水平下的臨界值，顯示序列不平穩。而其一階差分序列ΔERt的ADF檢驗值在1%顯著水平下顯著，拒絕存在單位根的原假設，為平穩序列。ERt為一階單整I(1)序列，下面就通過平穩序列ΔERt進行事件估計窗口中度量模型的構建，然后對事件窗口中“沒有事件影響”情況下的出口額對數同比增長率E［RRt|It］進行預期度量。#p#分頁標題#e#   2.2預期度量模型的構建與結果檢驗   ARMA類模型是一種精確度較高的時序短期預測方法，其原理簡單，應用方便、易于估計。因此實證將根據事件估計窗口時序數據的具體特征建立ARMA類模型作為預期度量模型，用于對沒有“匯改事件”影響下出口貿易額的對數同比增長率進行預期度量。   2.2.1模型介紹   ARMA模型有三種基本類型:自回歸(AR:Au-to-regressive)模型、移動平均(MA:MovingAverage)模型以及自回歸移動平均(ARMA:Auto-regressiveMovingAverage)模型。(i)自回歸(AR:Auto-regressive)模型。時間序列Yt是它的前期值和隨機項的線性函數，一個p階自回歸模型AR(p)的表達式為:Yt=c+φ1Yt－1+φ2Yt－2+…+φpYt－p+εt(3)實參數φ1，φ2…，φp稱為自回歸系數，是模型的待估參數。隨機項εt是相互獨立的白噪聲序列，為E(εt)=0，Var(εt)=σ2的正態分布。隨機項εt與滯后變量Yt－1，Yt－2，…Yt－p不相關。記Bk為k步滯后算子，即BkYt=Yt－k，則式(3)模型可表示為:Yt=φ1BYt+φ2B2Yt+…+φpBpYt+εt(4)令φ(B)=1－φ1B－φ2B2－…－φpBp，式(3)模型可簡化為:φ(B)Yt=εt(5)AR(p)平穩性條件為特征方程φ(B)=1－φ1B－φ2B2－…－φpBp=0的根均在單位圓外，根倒數全在單位圓內。(ii)移動平均(MA:MovingAverage)模型。時間序列Yt是它的當期和前期隨機誤差項的線性函數，一個q階移動平均模型MA(q)表達式為:Yt=μ+εt+θ1εt－1+θ2εt－2+…+θqεt－q(6)實參數θ1，θ2，…，θq為移動平均系數，是模型的待估參數。引入滯后算子，并令θ(B)=1－θ1B－θ2B2－…－θqBq，則上述模型可簡化為:Yt=θ(B)εt(7)(iii)自回歸移動平均模型ARMA(p，q)。時間序列Yt是它的當期和前期隨機誤差項以及前期值的線性函數，即自回歸移動平均過程ARMA(p，q)是由移動平均MA模型和自回歸模型AR組合而成的，ARMA(p，q)表達式為:Yt=c+φ1Yt－1+φ2Yt－2+…+φpYt－p+εt+θ1εt－1+…+θqεt－q(8)實參數φ1，φ2…，φp為自回歸系數，θ1，θ2…θq為移動平均系數，都是模型的待估參數。引入滯后算子上述模型簡化為:φ(B)Yt=θ(B)εt(9)ARMA(p，q)過程的平穩性完全取決于回歸參數(φ1，φ2，…，φp)，而與移動平均參數無關。即ARMA(p，q)過程的平穩性條件為特征方程φ(B)=1－φ1B－φ2B2－…－φpBp=0的根均在單位圓外，根倒數全在單位圓內。上述AR(p)序列的偏自相關函數(PACF)是p階截尾的，自相關函數(ACF)呈指數或者正弦波衰減;而MA(q)序列剛好相反，ACF是q階截尾的，PACF呈指數或者正弦波衰減;ARMA(p，q)的PACF和ACF均是拖尾的。因此PACF和ACF是識別ARMA類模型及其定階的主要工具。   2.2.2模型識別、參數估計及檢驗   由圖4中ΔERt序列的AC—PAC分析圖可以看出，ΔERt序列的樣本自相關系數(AC)和偏自相關系數(PAC)都表現為拖尾性，因此選用ARMA類模型擬合ΔERt序列;又AC在lag=1、7、11、12都明顯不為0，PAC在lag=1，2，3，6，9，11時都明顯不為0，因此需要利用Eviews5.0統計計量軟件對所有可能滯后期的ARMA(p，q)模型進行多次試驗擬合，最后以AIC、CS最小準則和模型參數通過顯著性t檢驗為選擇依據，篩選得到最優模型的參數估計及相關檢驗參考值如表2。由表2各估計系數都通過了顯著性檢驗，同時擬合模型的判定系數R2=0.712907較大，AIC=－3.156843、CS=－2.937862，得到最小，DW=2.231502，特征方程根的倒數都在單位圓內，擬合最后，應該對擬合模型的適合性進行進一步檢驗，即對模型的殘差序列εt進行白噪聲檢驗，若殘差序列不是白噪聲序列，則意味著殘差中還存在有用信息沒有被提取，需要進一步改進模型。常用的檢驗方法為Ljung-Box-Q統計量的χ2檢驗［12］。圖5中最后兩列用于χ2檢驗，包括Q統計量和檢驗的相伴概率。該殘差序列樣本量n為55不是很大，最大滯后期m可以取［n/4］即14，從圖中k=14一行找到檢驗統計量Q的值為6.4377，從Prob列讀出相應的拒絕原假設所犯第一類錯誤的概率為0.598，所以不能拒絕殘差序列εt是白噪聲序列的零假設，檢驗通過。   2.2.3異常增長率檢驗與實證結果   經過對度量模型類別的識別、定階、參數估計和模型檢驗，獲得較大滿意的序列模型后，就可以對2005年8月至2008年7月事件窗區間中假定不受“匯改事件”影響的正常預期增長率序列E［RRt|It］進行預測度量，進而可以和實際增長率序列RRt進行比較，最后得到因為“匯改事件”的發生而影響的異常增長率序列ART．根據式(1)，定義異常增長率序列ARt=E［RRt|It］－RRt。通過Eviews5.0計量軟件可以預測得到2005年8月至2008年7月事件窗區間內的正常預期增長率序列E［RRt|It］，圖6為正常預期增長率序列E［RRt|It］和實際增長率序列走勢變化圖。由圖6可以直觀地看出，沒有“匯改事件”也就是說不考慮此事件影響下的我國對外貿易出口增長率序列的正常預期值大多位于實際出口增長率的上方且垂直間距逐漸增大。前面已經說過二者之間有差距，還并不能說明“匯改事件”對我國出口貿易有影響效應，因為二者間可能存在現實環境下各種各樣的隨機擾動影響及實證研究操作誤差。還須進一步對ARt序列是否為隨機擾動的白噪聲進行檢驗，如果為白噪聲序列則說明在研究期間內“匯改事件”對我國出口貿易沒有影響，反之若檢驗不通過，則說明2005年的匯率制度改革對我國對外貿易中的出口貿易產生影響。圖7是對異常增長率ARt序列進行白噪聲的χ2檢驗結果圖，由圖可以看出，所有檢驗的相伴概率與0無異，檢驗不通過，即可以認為異常增長率ARt序列不是隨機擾動的白噪聲序列。由此說明此次“匯制改革”確實對我國外貿的出口貿易產生影響。根據圖6，出口增長率序列的正常預期值大多位于實際出口增長率的上方，且隨著時間的推移差距有增大的趨勢，說明這個影響為負向影響即有抑制出口貿易的效應，且隨著時間推移影響有逐漸增大的趨勢。但從圖中也可以看出二者間的垂直差距不是太過大，通過計算ARt的均值僅為0.022370，同時說明了這種抑制負效應在短期內還不是很強烈。#p#分頁標題#e#   3結論分析與政策建議   本論文基于事件研究方法，將“2005年7月21日人民幣匯率制度改革”作為特定的經濟事件，通過構建恰當的預期統計計量模型，進而檢驗外貿出口異常增長率的顯著性，就“匯改事件”對我國外貿出口的影響效應進行研究分析。研究結果表明，匯制改革后人民幣對美元的升值變動，對我國出口貿易的增長有抑制約束效應，且隨著升值幅度的加大和時間的推移，有逐漸增大的抑制約束趨向，不過這種抑制負效應不是很強烈。人民幣對主要貨幣美元的升值變動對我國出口貿易的增長有抑制約束效應，根據相關經濟學理論不難理解。人民幣升值必將提高我國出口商品的外幣價格，直接削弱出口產品的價格競爭優勢，影響相對比較優勢的發揮，加大開拓國際市場的難度，從而從整體上降低我國出口產品的出口競爭力，尤其是對技術含量低、附加值低、勞動密集型的行業企業造成較大的沖擊。同時，由于對人民幣升值速度和幅度缺乏判斷依據，加大了出口產品定價難度，為出口企業帶來匯率風險，因而也會影響出口企業的出口積極性。隨著人民幣匯率持續升值和升值區間的加大，我國出口產品的價格相對外幣會進一步抬高，價格優勢進一步地削弱，波動區間加大伴隨的外匯風險也進一步地增強，無疑這種抑制約束效應也將不斷增大。   至于短期內影響不是很強烈，一方面因為我國的經濟增長方式一直是外貿主導型，內需不旺，我國過剩的產品對國際市場形成很強的依賴性，即使人民幣升值，企業也難以通過提價將升值效應轉移給國外進口商，只能犧牲利潤換取市場份額;另一方面，與我國出口貿易方式的特殊性有關，在我國的出口貿易中，加工貿易占一半以上的比重，人民幣升值又使得進口中間產品和原材料的成本降低，因此出口額不一定會減少。   鑒于以上研究結論與分析，為了應對新匯制下人民幣升值波動給我國外貿出口帶來的不利影響，我國應該加快外貿增長方式和經濟增長方式的轉變且繼續深化改革與我國經濟發展相適應、相協調的匯率機制。最主要的，我國的企業尤其是出口導向型企業要加快轉變生產方式和經營機制。一方面可從目前的產品入手，通過技術革新，減少能耗、降級成本，以保持既有的競爭優勢。另一方面要把更多精力放在研發高科技和高附加值產品上，通過加強技術創新，提高產品的技術含量和質量，創造品牌效應，調整結構，優化配置，從而得到改變出口結構，提高出口效益。做到把依賴增加數量和依靠價格競爭的出口模式轉移到主要依靠提高產品質量、技術含量和經濟效益的模式上來。同時，也可以利用人民幣升值對進口有利的機會，引進先進技術和高新技術，增強自主創新能力和開拓出口品牌，以提升出口競爭力、提高國際競爭力和抵抗風險的能力，在以后的中美戰略與經濟對話及其它國際貿易活動與金融實務中贏得更多的合理性與更大的主動權。

[摘要]新疆處于“一帶一路”中心地帶，是重要邊境省份。借助邊境貿易方面的資源優勢，整合社會資源對經濟發展的投入，獲取了更多的發展驅動力。本論文以2001-2019年的新疆邊境貿易和經濟增長的代表數據，用ADF單位根、最小二乘法、Granger檢驗對兩者的關系進行了實證分析。結果表明：新疆邊境貿易對新疆經濟增長有促進作用，但格蘭杰因果檢驗結果為，邊貿進口額的促進水平不如邊貿出口額。最后，結合新疆邊境貿易對新疆經濟經濟增長的影響結論和檢驗結果提出了促進新疆邊境貿易發展的相關建議。

[關鍵詞]新疆；邊境貿易；經濟增長；實證分析

邊境貿易是個特殊的貿易形式，是衡量沿邊開放成效的重要指標，有利于促進與周邊國家的經濟文化交流，鞏固和睦友好的外交關系。目前國內外學者大多認為出口貿易對經濟增長的貢獻最為明顯，而對于邊境貿易的研究更著重于國家戰略和地緣戰略的研究。因此，國內外學者也開始從邊境貿易與經濟增長的關系研究入手，通過各種方法檢驗了邊境貿易對經濟增長的影響研究。學者對邊境貿易與經濟增長的關系的研究結果如下：徐楚乾以新疆塔城地區巴克圖口岸為研究對象，對比分析廣西東興口岸現狀及發展歷史，借鑒經濟發展過程中遇到的難點及解決方法，針對新疆塔城地區巴克圖口岸現狀與問題提出了相應的建議。張希平定量分析云南地區邊境貿易對地區社會經濟發展的影響，表明邊貿促進云南地區經濟發展，但依舊存在影響邊貿持續發展的障礙因素，并提出了結合邊境貿易優勢，借助地區社會經濟發展水平的建議。矯德陽以黑龍江省邊境口岸綏芬河市為例,采用計量軟件對邊境貿易總量對GDP變化的相關性進行回歸分析，得出對外貿易的發展與GDP變化有相關性,其中一般貿易的顯著性比邊境貿易顯著。張宏昊等人利用貿易數據分析西藏邊境貿易對區域經濟增長的影響,利用格蘭杰因果檢驗分析二者的關系,得出西藏邊境貿易對西藏經濟增長有正相關性。王垚等認為，邊貿對邊疆地區GDP的增長有正向的促進作用，但相比投資等經典要素，邊境貿易的影響力度不太理想，作用還是較弱。國內大部分邊境貿易對地區經濟發展是正相關的。以上不同的結論，部分學者比較贊成邊疆貿易在一定程度上能夠拉動經濟增長，助推地區經濟發展。而另一部分學者認為，雖然邊境貿易在GDP所占一定的比例，但是對經濟增長的作用不夠明顯，遠遠不能成為經濟增長的主要拉動力。主要是因為各研究地區具有獨特地理環境、地源特征等。

一、新疆經濟增長與邊境貿易發展現狀

（一）新疆經濟發展狀況

根據地區生產總值核算結果，2019年全區實現GDP為13597.11億元，同比增長11.5%。其中第一產業增加值1981.28億元，同比增長17.1%；第二產業總增加值4744.45億元；第三產業增加值7071.85億元，同比增長26.64%。

（二）新疆邊境貿易發展狀況

【摘要】2020年最新數據顯示，中國進出口貿易總額達到4.7萬億美元，排名世界第一。其中70%的份額由中小企業貢獻，可見，中小企業對我國經濟社會發展的重要作用。但是，由于規模小，中小企業一直面臨融資難的問題，這嚴重限制了企業的發展。論文以中小企業貿易融資難為突破口，探索問題癥結所在，并試圖找到可能的解決方案。

【關鍵詞】國際貿易；中小企業；融資

1引言

改革開放40年，中國經濟持續飛速增長，其中國際貿易更是飛速發展，對我國的經濟貢獻率達50%以上。WTO2020年最新數據顯示，中國進出口貿易總額達到4.7萬億美元，繼續領跑世界各國。可以說中國的貿易發展了自己，也帶動了世界。中國能取得如此佳績，中小企業功不可沒。自加入WTO后，中小企業得到空前的發展，無數“中國制造”被銷往國外，為國家創造了巨額外匯。可以說中小企業是經濟增長的真正支柱，然而他們得到的待遇卻與他們的貢獻有天壤之別———幾乎所有中小型外貿企業都面臨資金短缺問題。近年來，我國政府一直致力于改善這種局面，但效果卻不盡人意，總結起來，原因有二：一是中小企業先天規模不大，抗風險能力不強；二是由于宏觀環境還不夠完善，中小企業融資困難重重。長此以往，必將嚴重制約我國貿易的發展，因此，中小企業貿易融資難已成為亟待解決的問題。

2國際貿易融資的概念

所謂貿易融資是指銀行對進口商或出口商提供的與進出口貿易結算相關的短期融資或信用便利。具體方式有授信開證、進口押匯、提貨擔保等。這種融資最大特點是融資周期短而且流動性很高，對于進出口企業的業務特點來說貿易融資非常適用，反過來對銀行來說，這些特點能增加銀行收入，風險也相對較低。因為在國際貿易整個過程當中，銀行作為第三方結算人全程參與，所有的物權單據都要首先經過銀行，因此，銀行可以依托對物權憑證的占有為企業融資或提供金融信用，企業獲得融資后進行下一步商業活動，最后還本付息，同時銀行也獲得更多收入。

3中小企業融資現狀

摘  要：由于人民幣升值與1985年廣場協議后日元的升值有許多相似性，因此，本文從中日兩國貨幣升值的初始條件、應對措施與效應等方面入手，對日元升值與人民幣升值對對外貿易影響進行全面深入的比較研究，以期為有效地化解人民幣升值對我國對外貿易的不利影響，實現我國經濟實現平穩較快發展提供決策依據。

關鍵詞：日元升值；人民幣升值；比較

    人民幣升值問題已引起了國內外的高度關注。人民幣升值將會對我國的對外貿易產生巨大影響甚至是嚴重后果，尤其是在世界經濟還沒有完全走出金融危機的陰影的背景下更是如此。有效地化解人民幣升值對我國對外貿易的不利影響是我國經濟實現平穩較快發展的重要一環。由于人民幣升值與1985年廣場協議后日元的升值有許多相似性，因此，從貨幣升值的初始條件、原因及應對措施等方面入手，對日元升值與人民幣升值對對外貿易影響進行全面深入的比較研究，有著重要的理論與實踐意義。

    一、中日貨幣升值的背景比較

    1．日元升值的背景

    （1）日元升值的國際環境

    日元升值的國際環境源于20世紀60年代末的美國周期性經濟危機，由于美元匯率高估，美國對日本貿易逆差嚴重。同時，日本在美國的直接投資也不斷增長，日本積累起的巨額經濟財富使其成了世界級的銀行家，而同時美國也失去了世界放貸者的地位，成為了日本最大的債務國，這就加劇了美日之間的摩擦。