黃萬陽

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析與預(yù)測研究中心，遼寧 大連 116025)

改革開放以來，遼寧對(duì)外出口持續(xù)高速發(fā)展，出口從1978年的15.2億美元增長到2010年的431.2億美元，增長了27倍，年均復(fù)合增長率為11%，2009年遼寧出口自1998年以來首次出現(xiàn)絕對(duì)額下降，從2008年的420.5億美元大幅度下降為2009年的334.4億美元，年下降率為20.48%。盡管在全球經(jīng)濟(jì)從經(jīng)濟(jì)危機(jī)中恢復(fù)的有利形勢下，遼寧出口在2010年也出現(xiàn)了恢復(fù)性增長，但全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的基礎(chǔ)不牢固，在歐債危機(jī)不斷惡化的情況下，遼寧出口的發(fā)展態(tài)勢存在巨大的不確定性。遼寧出口的增長是否可持續(xù)?在外需存在巨大的不確定性的情況下，如何保持遼寧出口增長的持續(xù)性?這些是遼寧政府面臨的重大現(xiàn)實(shí)問題。

出口決定的實(shí)證研究非常豐富，按研究方法主要分為 4 種:統(tǒng)計(jì)方法［1－2］、局部均衡模型方法［3－9］、引力模型(gravity model)方法［10－11］、二元選擇模型方法［12－13］。局部均衡模型方法分3種思路:第一種思路假設(shè)出口供給具有無限彈性，均衡出口由出口需求決定，出口需求建立在國外消費(fèi)者效用最大化的微觀基礎(chǔ)上，出口的決定因素是外國GDP和相對(duì)價(jià)格，在模型中加入?yún)R率波動(dòng)研究出口的匯率波動(dòng)效應(yīng)［3－5］;第二種思路假設(shè)出口需求具有無限彈性，均衡出口由出口供給決定，出口供給建立在國內(nèi)生產(chǎn)者利潤最大化的微觀基礎(chǔ)上，出口的決定因素是本國GDP和相對(duì)成本，在模型中加入出口退稅、出口補(bǔ)貼等研究戰(zhàn)略性貿(mào)易政策的出口效應(yīng)［6－7］;第三種思路是前兩種思路的綜合，假設(shè)出口需求和出口供給具有有限彈性，均衡出口由出口需求和出口供給共同決定，出口的決定因素是外國GDP、相對(duì)價(jià)格、本國 GDP、FDI、第三國匯率、出口退稅、出口補(bǔ)貼等［8－9］。本文基于局部均衡模型方法第一種思路和第三種思路建立出口決定的實(shí)證模型，從總量、出口國別(地區(qū))、出口區(qū)域(城市)、出口按性質(zhì)分多維度對(duì)遼寧省出口進(jìn)行計(jì)量研究。

一、遼寧省總量出口的經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析

基于局部均衡模型方法第一種思路建立遼寧省總量出口決定的實(shí)證模型。需求面因素考慮美國GDP、德國GDP、日本GDP、人民幣對(duì)美元雙邊實(shí)際匯率、人民幣對(duì)德國貨幣雙邊實(shí)際匯率、人民幣對(duì)日元雙邊實(shí)際匯率、2001年中國加入WTO虛擬變量、2005年人民幣匯率制度改革虛擬變量?？偭砍隹谀Ｐ驮O(shè)定為

式中，XLN表示遼寧省總量出口總額美元值，GDPUS、GDPGM、GDPJP分別表示美、德、日實(shí)際GDP，RERUS、RERGM、RERJP 分別表示人民幣對(duì)美元、德國貨幣、日元雙邊實(shí)際匯率。RERI=NERI×CPII/CPI，NERI表示直接標(biāo)價(jià)法下人民幣對(duì)I國貨幣名義匯率，CPII、CPI分別表示I國、中國消費(fèi)物價(jià)指數(shù)。RERI數(shù)值變大，代表人民幣對(duì)I國貨幣貶值。D01表示反映2001年中國加入WTO虛擬變量，1995年1季度至2000年4季度取值為0，其余季度取值為1。D05表示反映2005年人民幣匯率制度改革虛擬變量，1995年1季度至2005年1季度取值為0，其余季度取值為1。理論上，國外 GDP上升，國外對(duì)遼寧出口的需求上升，導(dǎo)致遼寧出口增加;RERI上升，人民幣對(duì)I國貨幣貶值，遼寧出口產(chǎn)品變得相對(duì)便宜，導(dǎo)致遼寧出口增加;所有解釋變量的系數(shù)的符號(hào)一般為正。

由于數(shù)據(jù)限制和1994年我國經(jīng)濟(jì)體制出現(xiàn)一系列重大變化，選取樣本為1995年1季度至2010年4季度的季度數(shù)據(jù)。XLN數(shù)據(jù)來源于“中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫”中“海關(guān)月度庫”，GDPUS、GDPGM、GDPJP數(shù)據(jù)來源于“中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫”中“OECD月度庫”，NERI、CPII、CPI的數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織的“IFS數(shù)據(jù)庫”。GDPUS、GDPGM、GDPJP數(shù)據(jù)是季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)，XLN數(shù)據(jù)采用X12方法進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整。最后對(duì)變量 XLN、GDPUS、GDPGM、GDPJP、RERUS、RERGM、RERJP 進(jìn)行了取自然對(duì)數(shù)處理。實(shí)證研究采用的軟件是EViews 6.1。

對(duì)所有模型變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)表明所有變量都是單整序列。E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)表明模型(1)協(xié)整關(guān)系成立，協(xié)整方程結(jié)果見表1。

表1 遼寧省總量出口模型的協(xié)整方程結(jié)果(1995年1季度至2010年4季度)

從表1可以看出，模型的解釋力極強(qiáng)。美國GDP、日本GDP、人民幣對(duì)美元雙邊實(shí)際匯率、人民幣對(duì)德國貨幣雙邊實(shí)際匯率、人民幣對(duì)日元雙邊實(shí)際匯率、2001年中國加入WTO、2005年人民幣匯率制度改革對(duì)遼寧省總量出口有顯著影響。人民幣對(duì)美元雙邊實(shí)際匯率的系數(shù)的符號(hào)為負(fù)與理論預(yù)期不完全吻合，可能的解釋有:美元在國際貿(mào)易中作為標(biāo)價(jià)貨幣的特殊地位，遼寧出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的特殊性。其余所有解釋變量的系數(shù)的符號(hào)為正與理論預(yù)期完全吻合。遼寧省總量出口的美國GDP、日本GDP、人民幣對(duì)美元雙邊實(shí)際匯率、人民幣對(duì)德國貨幣雙邊實(shí)際匯率、人民幣對(duì)日元雙邊實(shí)際匯率的彈性系數(shù)分別為2.20、4.05、2.44、0.44、0.78。2001 年中國加入WTO和2005年人民幣匯率制度改革對(duì)遼寧省總量出口產(chǎn)生較大的促進(jìn)作用。

二、遼寧省出口決定的實(shí)證研究——基于主要國別(地區(qū))的面板數(shù)據(jù)

基于局部均衡模型方法第三種思路，遼寧省主要國別(地區(qū))出口的決定因素選擇為:國外GDP、雙邊實(shí)際匯率、遼寧省來自出口伙伴的FDI、遼寧省來自出口伙伴的進(jìn)口、2001年中國加入WTO虛擬變量、2005年人民幣匯率制度改革虛擬變量。不考慮同一決定因素對(duì)遼寧省主要國別(地區(qū))出口影響的國別差異，采用固定系數(shù)面板數(shù)據(jù)模型，面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定為

由于數(shù)據(jù)不完整，面板數(shù)據(jù)選擇13個(gè)樣本國家(地區(qū)):日本、美國、韓國、新加坡、中國香港、德國、英國、意大利、馬來西亞、加拿大、澳大利亞、泰國、法國，選取樣本區(qū)間為1995—2010年的年度數(shù)據(jù)。X、FDI、M數(shù)據(jù)來源于1996—2011年《遼寧省統(tǒng)計(jì)年鑒》，GDP、RER數(shù)據(jù)來源于“中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫”中“OECD月度庫”和國際貨幣基金組織的“IFS數(shù)據(jù)庫”。對(duì)變量 X、GDP、RER、FDI、M 進(jìn)行了取自然對(duì)數(shù)處理。

面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明所有變量都是單整序列。E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)表明面板模型協(xié)整關(guān)系成立。表2給出了遼寧省主要國別(地區(qū))出口面板回歸模型的協(xié)整方程結(jié)果。

表2 遼寧省主要國別(地區(qū))出口面板回歸模型的協(xié)整方程結(jié)果(1995—2010年)

從表2可以看出，4個(gè)估計(jì)模型的解釋力較強(qiáng)，其中FE、FEGLS、SUR的解釋力很強(qiáng)。遼寧出口伙伴國家(地區(qū))GDP的系數(shù)都顯著為正，遼寧出口的外國GDP彈性系數(shù)在0.02～1.75之間。人民幣對(duì)遼寧出口伙伴國家(地區(qū))貨幣實(shí)際匯率的系數(shù)都顯著為正，遼寧出口的匯率彈性系數(shù)在0.21～0.62之間。遼寧來自出口伙伴國家(地區(qū))FDI的系數(shù)都顯著為正，遼寧出口的外國FDI彈性系數(shù)在0.11～0.51之間。遼寧來自出口伙伴國家(地區(qū))進(jìn)口的系數(shù)都顯著為正，遼寧出口的出口伙伴國家(地區(qū))進(jìn)口彈性系數(shù)在0.15～0.50之間。D05的系數(shù)都顯著為正，數(shù)值在0.33～0.74之間。遼寧出口的外國GDP效應(yīng)、匯率效應(yīng)、外國FDI效應(yīng)、出口伙伴國家(地區(qū))進(jìn)口效應(yīng)、2005年人民幣匯率制度改革導(dǎo)致的結(jié)構(gòu)變化效應(yīng)的存在性和方向性不受面板模型估計(jì)方法選擇的影響，而其強(qiáng)弱受面板模型估計(jì)方法選擇的嚴(yán)重影響。FE、FEGLS估計(jì)模型的D01的系數(shù)都不顯著，SUR估計(jì)模型的D01的系數(shù)顯著為負(fù)，RE估計(jì)模型的D01的系數(shù)顯著為正，遼寧出口的2001年我國加入WTO導(dǎo)致的結(jié)構(gòu)變化效應(yīng)的存在性、方向性、強(qiáng)弱受面板模型估計(jì)方法選擇的嚴(yán)重影響。

三、遼寧省區(qū)域出口的經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析

基于局部均衡模型方法第三種思路選擇的遼寧省主要區(qū)域(城市)出口的決定因素有:美國GDP、德國GDP、日本GDP、人民幣對(duì)美元雙邊實(shí)際匯率、人民幣對(duì)德國貨幣雙邊實(shí)際匯率、人民幣對(duì)日元雙邊實(shí)際匯率、遼寧省主要區(qū)域(城市)的FDI、遼寧省主要區(qū)域(城市)的進(jìn)口、2005年人民幣匯率制度改革虛擬變量。不考慮同一決定因素對(duì)遼寧省主要區(qū)域(城市)出口影響的區(qū)域差異，采用固定系數(shù)面板數(shù)據(jù)模型，面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定為

面板數(shù)據(jù)選擇14個(gè)樣本區(qū)域(城市):沈陽、大連、鞍山、撫順、本溪、丹東、錦州、營口、阜新、遼陽、盤錦、鐵嶺、朝陽、葫蘆島，樣本區(qū)間采用2000—2010年的年度數(shù)據(jù)，區(qū)域(城市)X、FDI、M 數(shù)據(jù)來源于1996—2011年《遼寧省統(tǒng)計(jì)年鑒》。

面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明所有變量都是單整序列。E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)表明面板模型協(xié)整關(guān)系成立。表3給出了遼寧省主要區(qū)域(城市)出口面板回歸模型的協(xié)整方程結(jié)果。

表3 遼寧省主要區(qū)域(城市)出口面板回歸模型的協(xié)整方程結(jié)果(2000—2010年)

從表3可以看出，3個(gè)估計(jì)模型的解釋力較強(qiáng)，其中FE、FEGLS的解釋力很強(qiáng)。采用不同估計(jì)方法得到的遼寧省主要區(qū)域(城市)出口顯著決定因素有非常大的差異，遼寧省主要區(qū)域(城市)出口的一般固定系數(shù)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)的結(jié)果有很大的不確定性。遼寧省主要區(qū)域(城市)出口美國GDP的系數(shù)都顯著為正，遼寧出口的美國GDP彈性系數(shù)在4.32～9.13之間，遼寧出口的美國GDP效應(yīng)的存在性和方向性不受面板模型估計(jì)方法選擇的影響，而其強(qiáng)弱受面板模型估計(jì)方法選擇的嚴(yán)重影響。遼寧主要區(qū)域(城市)出口日本GDP的系數(shù)采用FE、FEGLS估計(jì)都不顯著，采用RE估計(jì)顯著為正，遼寧出口的日本GDP效應(yīng)的存在性受面板模型估計(jì)方法選擇的嚴(yán)重影響。遼寧主要區(qū)域(城市)出口人民幣對(duì)日元實(shí)際匯率的系數(shù)采用FE、FEGLS估計(jì)都不顯著，采用RE估計(jì)顯著為正，遼寧出口的人民幣對(duì)日元實(shí)際匯率效應(yīng)的存在性受面板模型估計(jì)方法選擇的嚴(yán)重影響。遼寧出口主要區(qū)域(城市)FDI的系數(shù)采用FE、FEGLS估計(jì)都不顯著，采用RE估計(jì)顯著為正，遼寧出口的遼寧省主要區(qū)域(城市)FDI效應(yīng)的存在性受面板模型估計(jì)方法選擇的嚴(yán)重影響。遼寧出口主要區(qū)域(城市)進(jìn)口的系數(shù)都顯著為正，遼寧出口的主要區(qū)域(城市)進(jìn)口彈性系數(shù)在0.36～0.57之間，遼寧出口的主要區(qū)域(城市)進(jìn)口效應(yīng)的存在性和方向性不受面板模型估計(jì)方法選擇的影響，而其強(qiáng)弱受面板模型估計(jì)方法選擇的影響。D05的系數(shù)采用FE、RE估計(jì)都不顯著，采用FEGLS估計(jì)顯著為負(fù)，遼寧出口的2005年人民幣匯率制度改革導(dǎo)致的結(jié)構(gòu)變化效應(yīng)的存在性受面板模型估計(jì)方法選擇的嚴(yán)重影響。

四、遼寧省按性質(zhì)分出口的經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析

基于局部均衡模型方法第三種思路，根據(jù)研究目標(biāo)和數(shù)據(jù)的可獲得性，選取的遼寧省按性質(zhì)分出口的決定因素有:美國 GDP、德國GDP、日本 GDP、人民幣對(duì)美元雙邊實(shí)際匯率、人民幣對(duì)德國貨幣雙邊實(shí)際匯率、人民幣對(duì)日元雙邊實(shí)際匯率、遼寧省的FDI、遼寧省按性質(zhì)分的進(jìn)口、2005年人民幣匯率制度改革虛擬變量。采用的最一般出口決定模型設(shè)定如下:

式中，XI、MI分別表示按性質(zhì)分第I類遼寧省出口、第 I類遼寧省進(jìn)口，I取 1、2、3、4，分別表示一般貿(mào)易、加工貿(mào)易、來料加工裝配貿(mào)易、進(jìn)料加工貿(mào)易。FDILN表示遼寧FDI。樣本區(qū)間采用2001—2010年的年度數(shù)據(jù)，XI、MI、FDILN 數(shù)據(jù)來源于2002—2011年《遼寧省統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于樣本容量很小，用普通最小二乘法估計(jì)模型。表4給出了遼寧省按性質(zhì)分出口回歸模型結(jié)果。

表4 遼寧省按性質(zhì)分出口模型的回歸結(jié)果(2001—2010年)

從表4可以看出，所有模型D-W值遠(yuǎn)大于Adj-R2值，回歸不太可能是“偽回歸”。所有模型解釋力都非常強(qiáng)。

(1)遼寧省一般貿(mào)易出口的顯著決定因素是美國GDP、德國GDP、人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率、人民幣對(duì)德國貨幣實(shí)際匯率、遼寧省FDI。美國GDP、德國GDP對(duì)遼寧省一般貿(mào)易出口的影響為正，遼寧省一般貿(mào)易出口的美國GDP、德國GDP彈性系數(shù)分別為6.45、3.66;人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率對(duì)遼寧省一般貿(mào)易出口的影響為負(fù)，遼寧省一般貿(mào)易出口的人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率彈性系數(shù)為2.41;人民幣對(duì)德國貨幣實(shí)際匯率對(duì)遼寧省一般貿(mào)易出口的影響為正，遼寧省一般貿(mào)易出口的人民幣對(duì)德國貨幣實(shí)際匯率彈性系數(shù)為0.63;遼寧省FDI對(duì)遼寧省一般貿(mào)易出口的影響為負(fù)，遼寧省一般貿(mào)易出口的遼寧省FDI彈性系數(shù)為0.26。

(2)遼寧省加工貿(mào)易出口的顯著決定因素是美國GDP、人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率。美國GDP對(duì)遼寧省加工貿(mào)易出口的影響為正，遼寧省加工貿(mào)易出口的美國GDP彈性系數(shù)為6.00;人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率對(duì)遼寧省加工貿(mào)易出口的影響為負(fù)，遼寧省加工貿(mào)易出口的人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率彈性系數(shù)為1.16。將遼寧省加工貿(mào)易出口模型與遼寧省一般貿(mào)易出口模型對(duì)比發(fā)現(xiàn):美國GDP對(duì)兩者的影響都顯著為正，人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率對(duì)兩者的影響都顯著為負(fù)，兩個(gè)模型結(jié)果存在一定的一致性。德國GDP、人民幣對(duì)德國貨幣實(shí)際匯率、遼寧省FDI對(duì)遼寧省加工貿(mào)易出口影響都不顯著，而對(duì)遼寧省一般貿(mào)易出口影響都顯著，兩個(gè)模型結(jié)果存在一定的差異性。

(3)遼寧省來料加工裝配貿(mào)易出口的顯著決定因素是美國GDP、德國GDP、人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率、人民幣對(duì)德國貨幣實(shí)際匯率。美國GDP對(duì)遼寧省來料加工裝配貿(mào)易出口的影響為正，遼寧省來料加工裝配貿(mào)易出口的美國GDP彈性系數(shù)為10.82;德國GDP對(duì)遼寧省來料加工裝配貿(mào)易出口的影響為負(fù)，遼寧省來料加工裝配貿(mào)易出口的德國GDP彈性系數(shù)為6.13;人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率、人民幣對(duì)德國貨幣實(shí)際匯率對(duì)遼寧省來料加工裝配貿(mào)易出口的影響都為負(fù)，遼寧省來料加工裝配貿(mào)易出口的人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率、人民幣對(duì)德國貨幣實(shí)際匯率彈性系數(shù)分別為 2.22、1.29。

(4)遼寧省進(jìn)料加工貿(mào)易出口的顯著決定因素是美國GDP、人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率。美國GDP對(duì)遼寧省進(jìn)料加工貿(mào)易出口的影響為正，遼寧省進(jìn)料加工貿(mào)易出口的美國GDP彈性系數(shù)為6.20;人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率對(duì)遼寧省進(jìn)料加工貿(mào)易出口的影響為負(fù)，遼寧省進(jìn)料加工貿(mào)易出口的人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率彈性系數(shù)為0.61。將遼寧省進(jìn)料加工貿(mào)易出口模型與遼寧省來料加工裝配貿(mào)易出口模型對(duì)比發(fā)現(xiàn):美國GDP對(duì)兩者的影響都顯著為正，人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率對(duì)兩者的影響都顯著為負(fù)，兩個(gè)模型結(jié)果存在一定的一致性。德國GDP、人民幣對(duì)德國貨幣實(shí)際匯率對(duì)遼寧省進(jìn)料加工貿(mào)易出口影響都不顯著，而對(duì)遼寧省來料加工裝配貿(mào)易出口影響都顯著，兩個(gè)模型結(jié)果存在一定的差異性。

五、主要政策建議

(1)根據(jù)不同出口市場特點(diǎn)，制定有針對(duì)性的政策措施，通過利用出口國別分布特征，保持出口可持續(xù)發(fā)展。日本是遼寧省第一大出口對(duì)象國，從總量角度和國別角度，日本經(jīng)濟(jì)陷入衰退和人民幣對(duì)日元升值對(duì)遼寧省出口具有較大負(fù)面影響。美國是遼寧省第二大出口對(duì)象國，從總量角度和國別角度，美國經(jīng)濟(jì)陷入衰退對(duì)遼寧省出口具有較大負(fù)面影響，從總量角度人民幣對(duì)美元升值對(duì)遼寧省出口具有較大正面影響，從國別角度人民幣對(duì)美元升值對(duì)遼寧省出口影響不顯著。德國是遼寧省第七大出口對(duì)象國，從總量角度和國別角度，人民幣對(duì)德國貨幣升值對(duì)遼寧省出口具有一定程度的負(fù)面影響，從總量角度德國經(jīng)濟(jì)陷入衰退對(duì)遼寧省出口影響不顯著，從國別角度德國經(jīng)濟(jì)陷入衰退對(duì)遼寧省出口具有很大的負(fù)面影響。因此要根據(jù)這些出口市場特點(diǎn)，利用日、美、歐經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異，人民幣對(duì)美元、歐元、日元匯率變動(dòng)的差異性，制定相應(yīng)的出口支持政策，實(shí)現(xiàn)遼寧省出口的均衡持續(xù)發(fā)展。

(2)要堅(jiān)持積極引進(jìn)FDI的政策不動(dòng)搖，充分發(fā)揮FDI對(duì)遼寧出口發(fā)展的促進(jìn)作用，通過FDI的持續(xù)引進(jìn)保持出口持續(xù)健康快速發(fā)展。隨著我國外匯儲(chǔ)備的大幅度上升和人民幣匯率升值壓力的不時(shí)加大，國內(nèi)出現(xiàn)了要不要用優(yōu)惠政策吸引FDI的理論爭鳴，我國的引資政策出現(xiàn)了較大幅度的調(diào)整。外商對(duì)投資中國的前景預(yù)期的不確定性增大，信心出現(xiàn)下降趨勢。對(duì)遼寧出口的多國面板協(xié)整模型研究表明，F(xiàn)DI對(duì)遼寧省出口具有積極的促進(jìn)作用，因此要保持引進(jìn)FDI政策的穩(wěn)定性和連續(xù)性，不可過度調(diào)整引進(jìn)FDI政策，在內(nèi)外資企業(yè)平等競爭政策調(diào)整上矯枉過正，增強(qiáng)外商對(duì)投資遼寧的信心，繼續(xù)發(fā)揮FDI對(duì)遼寧省出口發(fā)展所起的關(guān)鍵性作用，保持遼寧省出口持續(xù)發(fā)展。

(3)要重視進(jìn)口，充分發(fā)揮進(jìn)口對(duì)遼寧出口發(fā)展的促進(jìn)作用，通過進(jìn)口的持續(xù)增長保持出口持續(xù)健康快速發(fā)展。我國長期實(shí)施出口導(dǎo)向經(jīng)濟(jì)增長戰(zhàn)略，這種戰(zhàn)略所取得的成功舉世矚目。任何戰(zhàn)略的成功都是有代價(jià)的，隨著時(shí)間的推移，代價(jià)也越來越大:外匯儲(chǔ)備大幅度上升，人民幣匯率升值壓力不時(shí)加大，外貿(mào)摩擦不斷升級(jí)，環(huán)境惡化，國民經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)畸形發(fā)展。對(duì)遼寧出口的多國面板協(xié)整模型研究表明，進(jìn)口對(duì)遼寧省出口具有積極的促進(jìn)作用，因此要改變“重出口、輕進(jìn)口”的重商主義觀念，高度重視進(jìn)口，通過進(jìn)口的持續(xù)增長促進(jìn)遼寧經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變，提高遼寧經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量，在世界經(jīng)濟(jì)面臨歐債危機(jī)、美國和日本政府債務(wù)比例很高的現(xiàn)實(shí)背景下，對(duì)全球經(jīng)濟(jì)恢復(fù)健康增長作出積極貢獻(xiàn)。全球經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長是遼寧出口持續(xù)增長的根本保證，通過進(jìn)口增長推動(dòng)遼寧省出口持續(xù)增長。

(4)深化改革，漸進(jìn)地促進(jìn)遼寧省出口結(jié)構(gòu)升級(jí)，保持出口持續(xù)健康快速發(fā)展。出口結(jié)構(gòu)升級(jí)從根本上來說，是一個(gè)長期問題，出口結(jié)構(gòu)升級(jí)的根本驅(qū)動(dòng)力是人力資本、知識(shí)、技術(shù)水平等生產(chǎn)要素的升級(jí)。我國出口結(jié)構(gòu)低級(jí)化，出口增長過度依賴投入和FDI，這些都是我國深層次的體制原因形成的長期問題。這些問題的解決只能依靠深化改革，不能因?yàn)槊绹钨J危機(jī)的沖擊使改革停滯不前，更不能走回頭路。改革應(yīng)該采取漸進(jìn)方式，美國次貸危機(jī)對(duì)我國沖擊較大的原因很大程度上是危機(jī)前我國在促進(jìn)出口結(jié)構(gòu)升級(jí)、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式上有些操之過急，降低出口退稅、出臺(tái)勞動(dòng)合同法、加強(qiáng)環(huán)保等一系列政策措施密集實(shí)施。在突如其來的美國次貸危機(jī)面前，沿海城市大批中小企業(yè)倒閉，教訓(xùn)是深刻的。保持出口結(jié)構(gòu)升級(jí)，需要在引進(jìn)發(fā)達(dá)國家先進(jìn)技術(shù)、增加科技投入、改革教育體制、培養(yǎng)自主創(chuàng)新能力、加大創(chuàng)新激勵(lì)、提高R＆D投入使用效率等方面多做文章，制定協(xié)調(diào)配合的政策組合。

［1］傅朝陽，陳 煜.中國出口商品比較優(yōu)勢:1980—2000［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2006(1):579 －590.

［2］沈國兵.顯性比較優(yōu)勢、產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易與中美雙邊貿(mào)易平衡［J］.管理世界，2007(2):5－16.

［3］BAHMANI-OSKOOEE M，GOSWAMI G G.Exchange rate sensitivity of Japan’s bilateral trade flows［J］.Japan and the World Economy，2004，16(1):1 －15.

［4］盧向前，戴國強(qiáng).人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)對(duì)我國進(jìn)出口的影響:1994—2003［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2005(5):31 －39.

［5］BAAK S.The bilateral real exchange rates and trade between China and the U.S［J］.China Economic Review，2008，19(2):117－127.

［6］鐘昌標(biāo).影響中國電子行業(yè)出口決定因素的經(jīng)驗(yàn)分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2007(9):62 －70.

［7］楊全發(fā)，陳 平.外商直接投資對(duì)中國出口貿(mào)易的作用分析［J］.管理世界，2005(5):65－69.

［8］岳昌君.實(shí)際匯率與中國雙邊貿(mào)易［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2003(2):633－646.

［9］CHEN Kunming，RAU Hsiuhua，CHIU Rulin.Determinants of China’s exports to the United States and Japan［J］.Chinese Economy，2011，44(4):19 －41.

［10］ANDERSON J E，VAN WINCOOP E.Gravity with gravitas:a solution to the border puzzle［J］.American Economic Review，2003，93(1):170 －192.

［11］CARRERE C.Revisiting the effects of regional trade agreements on trade flows with proper specification of the gravity model［J］.European Economic Review，2006，50(2):223－247.

［12］HELPMAN E，MELITZ M，YEAPLE S.Export versus FDI with heterogeneous firms［J］.American Economic Review，2004，94(1):300 －316.

［13］易靖韜.企業(yè)異質(zhì)性、市場進(jìn)入成本、技術(shù)溢出效應(yīng)與出口參與決定［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2009(9):106－115.