人民幣匯率變動對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響
——基于2005年匯率制度改革的實(shí)證研究

姜義昌，丁曉輝，邢治斌

人民幣匯率變動對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響
——基于2005年匯率制度改革的實(shí)證研究

姜義昌1，丁曉輝2，邢治斌2

（1．煙臺汽車工程職業(yè)學(xué)院，山東煙臺 265500；2．西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西西安 710061）

應(yīng)用盧萬青和陳建梁（2007）構(gòu)建的匯率通過乘數(shù)和反饋效應(yīng)影響經(jīng)濟(jì)增長的模型，考察了我國2005年7月匯率制度改革至2012年6月，人民幣匯率變動對我國總產(chǎn)出的影響。結(jié)果表明，人民幣匯率升值1%將使我國的總產(chǎn)出上升約0．09%，與盧萬青等對2005年之前數(shù)據(jù)的實(shí)證分析結(jié)果相比，匯率制度的變革使得人民幣匯率對經(jīng)濟(jì)增長的調(diào)節(jié)作用逐步顯現(xiàn)出來，但同時值得注意的是人民幣匯率不宜出現(xiàn)大幅度的波動。

匯率；進(jìn)出口；外商直接投資；總產(chǎn)出

一、引 言

匯率是國際金融學(xué)領(lǐng)域一個有爭議的核心問題。匯率作為開放經(jīng)濟(jì)條件下一國調(diào)節(jié)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)平衡的重要工具之一，它的變動將對該國的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生直接影響。2005年7月21日，我國開始實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度，形成了更富彈性的人民幣匯率機(jī)制，實(shí)現(xiàn)了人民幣對美元2%的一次性升值。2008年的金融危機(jī)又收窄了人民幣匯率的自由浮動空間。然而，人民幣匯率的變動對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響到底如何？本文將對這一問題進(jìn)行探討。

縱觀國內(nèi)關(guān)于人民幣匯率變動對宏觀經(jīng)濟(jì)增長影響機(jī)制的研究，根據(jù)其研究思路，可以分為以下兩類：（1）人民幣匯率變動對宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的影響研究。如張秀艷、石柱鮮［1］通過對人民幣與若干指標(biāo)（美元匯率、工業(yè)總產(chǎn)值、進(jìn)口和出口等）之間的制約關(guān)系研究說明匯率穩(wěn)定是經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的基礎(chǔ)；范金等［2］采用社會核算矩陣方法對人民幣匯率變動的影響進(jìn)行了一般均衡分析，結(jié)論顯示：人民幣匯率升值除了對國際游資有吸引作用外，并不能改變中國的貿(mào)易順差狀況，而且人民幣升值對FDI的中性影響使得人民幣升值對宏觀經(jīng)濟(jì)增長的最終影響效應(yīng)并不大；巴曙松、王群［3］對人民幣匯率變動的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)進(jìn)行了研究，結(jié)果表明，從總體上來說，人民幣匯率升值對我國經(jīng)濟(jì)具有改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的長期效應(yīng)和加劇就業(yè)壓力的短期效應(yīng)。（2）人民幣匯率變動對宏觀經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出（GDP）的影響研究。陳國偉和夏江［4］運(yùn)用單方程協(xié)整模型實(shí)證檢驗(yàn)了人民幣匯率與總產(chǎn)出之間的關(guān)系，即人民幣匯率下降1%，僅僅帶來總產(chǎn)出上升0．019%；魏巍賢［5］通過研究發(fā)現(xiàn)人民幣升值對中國實(shí)際GDP增長產(chǎn)生了非線性的影響，當(dāng)人民幣分別升值5%、10%和20%時，實(shí)際GDP分別下降0．29%、0．73%和2．18%；盧萬青、陳建梁［6］研究發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率每上升1個百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)增長就下滑0．12個百分點(diǎn)。

然而，從研究結(jié)論來看，已有研究基本上都是升值的經(jīng)濟(jì)緊縮論，只是得到的匯率產(chǎn)出彈性不同，而且這些研究都以人民幣的小幅升值為條件，而人民幣匯率一旦出現(xiàn)大幅度的升值不僅對經(jīng)濟(jì)形成緊縮效應(yīng)，還會造成整個經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的崩潰。如李建偉和余明［7］認(rèn)為人民幣匯率的大幅升值不只會對中國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生嚴(yán)重的負(fù)面沖擊，并且會對世界經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生不良影響；張海森、鄭建明［8］認(rèn)為人民幣的升值對我國經(jīng)濟(jì)增長具有很強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)緊縮效應(yīng)；趙永亮等［9］的研究表明人民幣匯率變動對產(chǎn)出具有短暫的增長效應(yīng)和長期的水平效應(yīng)。

從上述文獻(xiàn)來看，直接將匯率納入經(jīng)濟(jì)增長模型對匯率產(chǎn)出效應(yīng)進(jìn)行研究的文獻(xiàn)并不多見，對于學(xué)者們大相徑庭的研究結(jié)果，究其原因，與各學(xué)者使用的具體變量、數(shù)據(jù)頻率以及計(jì)量方法等存在較為密切的關(guān)系。同時，我國在1994年和2005年分別進(jìn)行了匯率制度改革，許多研究的實(shí)證樣本區(qū)間橫跨不同的匯率制度時期，但數(shù)據(jù)的這種差別在方程設(shè)定中并沒有體現(xiàn)出來?；谝延醒芯?，本文從國外收入對象國的選取、樣本數(shù)據(jù)的跨時期特征以及數(shù)據(jù)頻率的可取性等因素綜合考慮，借鑒盧萬青、陳建梁［6］的研究方法對我國2005年7月匯率制度改革之后的人民幣實(shí)際有效匯率變動的產(chǎn)出效應(yīng)進(jìn)行研究，所不同的是其研究只考慮了乘數(shù)效應(yīng)，而本文綜合考慮了匯率的乘數(shù)效應(yīng)和反饋效應(yīng)，從而可以與其研究形成對比，發(fā)現(xiàn)不同匯率制度時期匯率變動的不同經(jīng)濟(jì)影響。

二、模型構(gòu)建

盧萬青、陳建梁［6］認(rèn)為匯率對經(jīng)濟(jì)增長（本文以GDP代表經(jīng)濟(jì)增長）的影響主要表現(xiàn)為兩個效應(yīng)：首先，匯率變動會通過一國凈出口和外商直接投資直接引起國內(nèi)生產(chǎn)總值的變動，即乘數(shù)效應(yīng)；其次，匯率變動還會通過各經(jīng)濟(jì)變量之間的相互作用間接引起國內(nèi)生產(chǎn)總值的進(jìn)一步變動，即反饋效應(yīng)。國內(nèi)生產(chǎn)總值的初始變化會帶動進(jìn)口的變動，而進(jìn)口的變動又會對匯率產(chǎn)生一定的作用，于是，匯率的變動再次帶動國內(nèi)生產(chǎn)總值的進(jìn)一步變化。因此，我們可以從匯率變動的乘數(shù)和反饋效應(yīng)入手，構(gòu)建匯率影響國內(nèi)生產(chǎn)總值的模型，具體如下：

（一）匯率變動的乘數(shù)效應(yīng)

開放經(jīng)濟(jì)條件下的國民收入（Y）可表示為消費(fèi)（C，包括居民和政府消費(fèi)）、投資（I）以及凈出口（X－M，出口減進(jìn)口）之和，即：

設(shè)消費(fèi)函數(shù)為：

C0表示與收入水平無關(guān)的自發(fā)性消費(fèi)，bY是隨收入水平變動而變動的引致性消費(fèi)，b為邊際消費(fèi)傾向，且b＝ΔC／ΔY，0＜b＜1。同理，進(jìn)口函數(shù)也可表示成自主性進(jìn)口（M0）與引致性進(jìn)口（mY）之和，即：

則m表示邊際進(jìn)口傾向，且m＝ΔM／ΔY，0＜m＜1。

把（2）式和（3）式代入（1）式并經(jīng)過整理可以得到：

1／（1－b＋m）就是開放經(jīng)濟(jì)條件下的凱恩斯乘數(shù)。上式表明，只要投資、政府支出或出口中的任何一項(xiàng)發(fā)生變化，國民收入均會通過凱恩斯乘數(shù)產(chǎn)生成倍的變化。對上式求導(dǎo)，得到增量方程為：

單獨(dú)考慮匯率變動而不考慮其他因素的影響，根據(jù)乘數(shù)效應(yīng)和（4）式，得到匯率變動影響國內(nèi)生產(chǎn)總值的公式：

即匯率變動通過改變外商直接投資、出口和自主性進(jìn)口從而對Y產(chǎn)生作用，并在乘數(shù)作用下使得Y發(fā)生翻倍的變化。

為了更清晰地看到匯率對Y的影響，我們在（5）式左右兩邊同時除以Y，并采取變換措施，得到匯率變動引起Y變動的具體公式：

公式（6）表明，匯率變動首先引起外商直接投資、出口和自主性進(jìn)口的變動，且變動幅度分別為ΔFDI／FDI、ΔX／X和ΔM0／M，繼而又會通過乘數(shù)效應(yīng)引起Y發(fā)生1／（1－b＋m）倍的變動。

（二）匯率變動的乘數(shù)與反饋綜合效應(yīng)影響

考慮反饋效應(yīng)之后，根據(jù)進(jìn)口傾向的定義，GDP的變動會帶來進(jìn)口的變動（m×ΔY／Y），進(jìn)口的變動帶來的匯率反向變動為－μm×ΔY／Y（μ為貿(mào)易余額對匯率的影響系數(shù)），因此，匯率變動再次通過乘數(shù)效應(yīng)帶來GDP的變動－μm／（1－b＋m）×ΔY／Y，這是第一次反饋效應(yīng)。然而，GDP會經(jīng)過多次反饋效應(yīng)，且每次變動均為－μm／（1－b＋m）×ΔY／Y，多次反饋效應(yīng)經(jīng)過迭加并整理，可以得到綜合考慮匯率變動乘數(shù)與反饋效應(yīng)的GDP的最終變動為：

三、實(shí)證研究

（一）數(shù)據(jù)來源與說明

本文的實(shí)證研究采用2005年匯率制度改革之后到2012年6月的季度數(shù)據(jù)，REER為人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)（來源于BIS網(wǎng)站，以2005年為基期），REER上升代表人民幣匯率升值，下降則代表貶值。EX、IM、FDI、Y和Y*分別表示我國的實(shí)際出口總額、實(shí)際進(jìn)口總額、實(shí)際利用外資總額、實(shí)際國內(nèi)收入（以我國GDP代替）和實(shí)際國外收入，其中，EX、IM、FDI和Y的數(shù)據(jù)來源于財(cái)新網(wǎng)，Y*是我國主要貿(mào)易伙伴國（美國、日本、歐盟、英國、法國、德國、加拿大和澳大利亞）的GDP的加權(quán)平均值，數(shù)據(jù)來源于OECD數(shù)據(jù)庫，權(quán)重為2005年各國占我國進(jìn)出口總額的比重。EX、IM、FDI、Y以及Y*均是經(jīng)過價格調(diào)整的實(shí)際變量（以2005年為基期）。

變量的自然對數(shù)變換不僅不會改變原有變量之間的協(xié)整關(guān)系，而且還能使數(shù)據(jù)的趨勢線性化，并消除時間序列之間的異方差現(xiàn)象。因此，本文對變量EX、IM、FDI、Y和Y*的處理是經(jīng)過X－12季節(jié)調(diào)整后再取自然對數(shù)，對REER直接取自然對數(shù)，分別得到ln EX、ln IM、ln FDI、ln Y、ln Y*和ln REER六個變量。

（二）變量系數(shù)ΔIM／IM0、ΔEX／EX和ΔFDI／FDI的估算

本文采用EG兩步法對匯率與進(jìn)出口以及實(shí)際利用外資之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，在協(xié)整檢驗(yàn)之前首先需要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。使用ADF檢驗(yàn)方法對各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明這些時間序列的原始序列均是非平穩(wěn)的，經(jīng)過二階差分后都變?yōu)槠椒€(wěn)序列，即這六個時間序列均是I（2）序列。

EG兩步法的第一步是，使用Eviews5．0軟件對我國貿(mào)易進(jìn)出口決定方程式進(jìn)行OLS估計(jì)，結(jié)果如下：

第二步，對以上兩個估計(jì)方程式的殘差進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)的結(jié)果：εt1的ADF值為－4．016098，εt2的ADF值為－3．076168，1%顯著水平的臨界值為－3．8572，5%顯著水平的臨界值為－3．0400，ADF值都小于－3．0400，因此，回歸殘差均是5%顯著性水平下的平穩(wěn)序列，因此，式（8）和式（9）都是協(xié)整方程式。

（8）式和（9）式顯示出進(jìn)口模型中l(wèi)n（REER）的系數(shù)為2．42635，出口模型中l(wèi)n（REER）的系數(shù)為2．35853，說明在其他條件不變的情況下，人民幣實(shí)際有效匯率上升，我國的進(jìn)出口貿(mào)易額均呈上升趨勢，由于進(jìn)口額的上漲幅度大于出口額，因而，最終表現(xiàn)為凈進(jìn)口的增加；相反，如果人民幣實(shí)際有效匯率下降，進(jìn)口和出口都會下降，但進(jìn)口額的下降幅度大于出口額，因而凈出口增加。由此可見，雖然我國進(jìn)口和出口的變化方向與國際收支彈性論的結(jié)果不一致，但是凈進(jìn)口和凈出口的變動方向與彈性論的結(jié)論是一致的。同時，與盧萬青學(xué)者2007年的研究結(jié)果相比，我們發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際有效匯率變動所帶來的進(jìn)口和出口變動的方向完全相反，但是最終的凈進(jìn)口和凈出口的變動方向是一樣的。這是因?yàn)?005年匯率制度改革之后，我國的人民幣匯率形成機(jī)制更加完善，對宏觀經(jīng)濟(jì)的調(diào)節(jié)作用得到進(jìn)一步發(fā)揮，同時隨著我國經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展以及經(jīng)濟(jì)金融全球化趨勢的不斷加強(qiáng)，除了匯率之外，還有許多其他的因素同樣會對進(jìn)出口產(chǎn)生重要的影響，如國際需求Y*會影響我國的出口貿(mào)易，國內(nèi)居民的消費(fèi)需求會影響進(jìn)口需求。國內(nèi)外復(fù)雜的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境還會使得匯率以外的其他因素可能主導(dǎo)著我國的進(jìn)出口貿(mào)易，一旦這些因素處于主導(dǎo)地位，我國的進(jìn)出口便呈現(xiàn)出不斷上升的趨勢，而人民幣匯率的上下浮動只會產(chǎn)生微小的延緩或促進(jìn)作用。

下面我們需要估計(jì)匯率變動影響外商直接投資的方程式。根據(jù)市場經(jīng)濟(jì)的規(guī)模效應(yīng)原理，在其他條件保持不變的情況下，一國或地區(qū)市場規(guī)模的擴(kuò)大對外資的流入具有較強(qiáng)的吸引力，因此，我們用實(shí)際收入水平（實(shí)際GDP）作為市場規(guī)模的替代變量引入外商直接投資的方程當(dāng)中，得到外商直接投資的估計(jì)方程，即方程（10）。從方程（10）我們可以看到，我國實(shí)際GDP水平確實(shí)對吸引外資流入具有顯著性的影響。但人民幣匯率對我國外商直接投資的影響并不顯著。本文將人民幣匯率變動對外商直接投資的影響系數(shù)（△FDI／FDI）設(shè)為零。

（三）外貿(mào)乘數(shù)m和變量系數(shù)IM／Y、EX／Y以及FDI／Y的計(jì)算

根據(jù)上文計(jì)算的外貿(mào)乘數(shù)公式，我們首先需要計(jì)算邊際消費(fèi)傾向b和邊際進(jìn)口傾向m，其中，b等于最終消費(fèi)增長額（△C）除以國內(nèi)生產(chǎn)總值增長額（△GDP）；m為進(jìn)口增長額（△M）除以國內(nèi)生產(chǎn)總值增長額（△GDP）。

經(jīng)過計(jì)算，我們得到邊際消費(fèi)傾向、邊際進(jìn)口傾向和外貿(mào)乘數(shù)的平均值分別是0．434、0．163和2．319，如表1所示?？紤]了反饋效應(yīng)，我們還需要知道μ的大小，對于μ的取值，本文借鑒胡海林［10］在其論文中所測算的貿(mào)易差額對實(shí)際有效匯率的影響系數(shù)是0．001128，把μ的值代入1／（1－b＋m＋μ×m），并計(jì)算其平均值，可以得到考慮乘數(shù)效應(yīng)和反饋效應(yīng)后匯率變動對經(jīng)濟(jì)增長影響系數(shù)的平均值是1．466。

接下來，我們需要計(jì)算進(jìn)口、出口以及外商直接投資占我國GDP的比重，如表2的計(jì)算結(jié)果所示，進(jìn)出口和FDI占GDP比重的平均值分別是11．31%、13．49%和0．94%。

表1 外貿(mào)乘數(shù)的測算

表2 IM／GDP、EX／GDP和FDI／GDP的計(jì)算

（四）匯率變動對我國GDP增長的影響

根據(jù)（8）式和（9）式，人民幣匯率上升1%，進(jìn)口和出口分別增加2．42635%和2．35853%，即△IM0／IM＝2．42635%，△EX／EX＝2．35853%，而△FDI／FDI＝0，考慮乘數(shù)效應(yīng)和反饋效應(yīng)的凱恩斯乘數(shù)的平均值是1．466，同時，IM／GDP＝11．31%，EX／GDP＝13．49%，F(xiàn)DI／GDP＝0．94%，因此，根據(jù)式（7）我們得到：

即2005年匯制度改革之后，我國人民幣匯率升值1%，經(jīng)濟(jì)增長0．08512%，匯率變動在一定限度內(nèi)推動了我國經(jīng)濟(jì)的增長，但是這種影響較小。

四、結(jié) 論

研究結(jié)果表明，匯率制度改革之后，人民幣匯率上升1%，我國進(jìn)口和出口分別上升1．010775%和1．378712%，經(jīng)濟(jì)增長上漲0．08512個百分點(diǎn)，由于這段時期我國的宏觀經(jīng)濟(jì)形勢發(fā)展良好，匯率之外的其他因素對外商直接投資的影響較大，因此，匯率變動對外商直接投資的影響并不明顯。而盧萬青等［6］對1995年至2005年數(shù)據(jù)的研究表明，人民幣實(shí)際有效匯率上升1%，出口和進(jìn)口分別下降2．370%和2．192%，經(jīng)濟(jì)增長下降0．12個百分點(diǎn)。出現(xiàn)此現(xiàn)象的原因從根本上來說是2005年匯率制度改革之后，我國改變了以往的事實(shí)上緊釘美元的固定匯率制度，開始真正實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度，并且逐步建立了更具彈性的匯率形成機(jī)制，使人民幣匯率對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動作用逐步顯現(xiàn)出來。同時，本文對國外收入變量的選取不再單一以美國GDP代替，而是采取了我國主要貿(mào)易伙伴國GDP的加權(quán)平均值。

根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果我們可以看出，人民幣匯率的變動對我國出口貿(mào)易的影響呈現(xiàn)顯著的正向變化，對進(jìn)口貿(mào)易的影響也呈正向，但是相對來說較弱。顯然，這與升值不利于出口的理論相矛盾。但是從我國的現(xiàn)實(shí)情況來看，出口貿(mào)易在人民幣匯率升值的條件下確實(shí)呈現(xiàn)出不降反升的趨勢，2005年匯率制度改革之后，隨著人民幣幣值的穩(wěn)步升值，我國進(jìn)出口貿(mào)易額也不斷增加，貿(mào)易順差不斷加大，這體現(xiàn)出我國特有的經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢。全球性產(chǎn)業(yè)分工格局所導(dǎo)致的國際經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)長期失衡狀態(tài)以及我國外商投資主導(dǎo)的出口模式，使得人民幣升值并沒有改變出口快速增長的局面，相反卻拉大了我國的貿(mào)易順差。同時，我國的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)（特別是進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)）在人民幣升值的過程中也不斷得到優(yōu)化，資源得到了優(yōu)化合理配置，因而，進(jìn)出口貿(mào)易快速增長，拉動了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。另外，該時間段處于國際經(jīng)濟(jì)的商品繁榮時期也是推動我國出口貿(mào)易不斷增長的原因之一。

雖然本文的實(shí)證結(jié)果認(rèn)為人民幣匯率的小幅升值對我國的經(jīng)濟(jì)增長有推動作用，但這并不意味著人民幣匯率升值是推動我國經(jīng)濟(jì)增長的手段。本文僅僅從貿(mào)易渠道和投資渠道探討了經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出效應(yīng)，如果人民幣呈現(xiàn)出大幅的升值，則匯率除了通過乘數(shù)效應(yīng)和反饋效應(yīng)影響經(jīng)濟(jì)增長，還會通過資產(chǎn)負(fù)債表、預(yù)期效應(yīng)以及信心等其他渠道作用于經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，其合力對于產(chǎn)出的作用方向和作用效應(yīng)很可能與本文的結(jié)果截然不同。因此，政府當(dāng)局應(yīng)當(dāng)謹(jǐn)慎調(diào)整匯率政策，當(dāng)人民幣匯率面臨升值壓力時，切忌采取大幅升值的手段，不斷完善市場化的人民幣匯率形成機(jī)制才是根本。

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［8］張海森，鄭建明．人民幣實(shí)際有效匯率升值對我國宏觀經(jīng)濟(jì)影響的實(shí)證研究［J］．統(tǒng)計(jì)與決策，2009（9）：97－99．

［9］趙永亮，干杏娣，熊德平．人民幣實(shí)際有效匯率升值對中國產(chǎn)出影響的實(shí)證研究［J］．世界經(jīng)濟(jì)研究，2011（6）：16－27．

［10］胡海林．人民幣實(shí)際有效匯率影響因素的經(jīng)驗(yàn)分析［J］．經(jīng)濟(jì)社會體制比較，2010（3）：31－39．

Effects of RMB Real Effective Exchange Rate Changes on Econom ic Grow th in China——An Empirical Research Based on the Exchange Rate System Reform in 2005

JIANG Yi-chang1，DING Xiao-hui2，XING Zhi-bin2
（1．Yantai Automobile Engineering Professional College，Yantai265500，China；2．School of Economics and Finance，Xian Jiaotong University，Xian 710061，China）

Based on the economic growth model by Lu Wan-Qing and Chen Jianl-iang（2006），this paper analyzes the RMB real effective exchange rate changes’impacton China’s total output by using quarterly data from July 2005 to June 2010．The empirical results show that1%appreciation of the real effective exchange rate will bring about0．13%rise of China’s total output．In contrast with the empirical analysis of the data before 2005 made by such authors as Lu Wan-qing’，the regulating effect of RMB exchange rate on economic growth has been emerging gradually as a result of the exchange rate regime reform．At themeantime，it isworth noting that there should be no drastic fluctuation in RMB exchange rate．

RMB exchange rate；export and import；FDI；gross product

F830

A

1008－2670（2013）05－0041－07

（責(zé)任編輯高 瓊）

2013－07－29

姜義昌，男，山東煙臺人，煙臺汽車工程職業(yè)學(xué)院副教授，研究方向：數(shù)學(xué)建模及應(yīng)用；丁曉輝，男，陜西西安人，西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院博士后，研究方向：區(qū)域可持續(xù)發(fā)展；邢治斌，男，河北邯鄲人，西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院博士研究生，研究方向：地方債務(wù)、金融經(jīng)濟(jì)學(xué)。