对外进出口贸易优选九篇

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第1篇

关键词：对外直接投资；进出口贸易；影响机制；面板格兰杰因果检验

基金项目：教育部重点研究基地重大项目（11JJD790024）。

作者简介：胡昭玲(1972-)，女，天津人，南开大学跨国公司研究中心、南开大学国际经济贸易系教授，博士生导师，经济学博士，主要从事国际经济学研究；宋 平(1987-)，女，山东济宁人，南开大学国际经济贸易系硕士研究生，主要从事国际贸易理论与政策研究。

中图分类号：F720 文献标识码：A 文章编号：1006-1096(2012)03-0065-05收稿日期：2011-09-07

一、问题的提出与文献综述

国际直接投资与国际贸易的关系一直是理论界关注和争论的问题。国际直接投资包括外国直接投资（inward FDI）和对外直接投资（outward FDI）两个方面， 分别涉及外资的流入与流出。本文研究的是后一方面，即中国对外直接投资对母国进出口贸易的影响。①中国对外直接投资起步较晚，大大滞后于引进外资的步伐，规模也相对较小。但是，近年来，在“走出去”战略的引导下，在综合国力增强、外汇储备大幅增加、人民币升值等一系列综合因素的作用下，中国对外直接投资获得了迅速发展，2010年我国对外直接投资首次达到680亿美元，位居世界第五。在这一背景下，研究不断发展扩大的对外直接投资对进出口贸易具有怎样的影响、二者之间是替代还是互补关系、如何更好地利用对外直接投资促进对外贸易发展，不仅具有理论价值，而且对我国对外开放与经贸政策的制定具有现实借鉴意义。

Mundell（1957）最早正式研究了国际直接投资与国际贸易间的关系，在要素禀赋理论模型框架下证明了二者是相互替代的。与此相反，Kojima（1978）的边际产业扩张理论提出了国际直接投资与贸易的互补关系。目前多数学者认为，从理论上分析国际直接投资与国际贸易的关系不存在确定的结论，在不同的模型及前提假定下可能得到不同的结果。

与理论研究相类似，有关对外直接投资与对外贸易关系的实证研究也没有统一的结论。国外有关对外直接投资与进出口贸易关系的实证文献大多以发达国家为研究对象，其中又以美国和日本居多。从研究结论看，主要有3类：一类支持替代关系，一类支持互补关系，还有一类认为结果不确定，但以验证互补效应的居多。在国内的实证研究方面，蔡锐等（2004）基于小岛清的边际产业理论，运用零回归方法的实证分析表明：中国对发达国家的直接投资对进口有一定的促进作用，但作用不大，与出口的关系则不显著；中国对非发达国家的直接投资对进口没有显著影响，对出口则有一定影响。张如庆（2005）综合运用协整理论、误差修正模型和格兰杰因果检验等方法，认为我国进口和出口分别与对外直接投资存在单向因果关系，对外直接投资不是进出口变化的原因。王英等（2007）考察了中国对外直接投资对出口的影响，指出二者为互补关系，虽然后者认为这一作用的程度极小。项本武（2009）运用面板协整模型和误差修正模型，验证了我国长期对外直接投资对进出口贸易具有创造效应，但二者对短期的效应持不同观点。

综上所述，有关我国对外直接投资贸易效应的研究还相对较少，并且结论并不一致。笔者就对外直接投资对进出口贸易的影响机制进行理论分析，并对中国的情况加以实证研究。在实证方法上，国内学者大多使用时间序列或截面数据，利用传统的引力模型以及协整和误差修正模型进行分析，而笔者利用1993年~2009年中国对105个国家（地区）直接投资和进出口贸易的面板数据，应用动态VAR模型和面板格兰杰因果检验方法考察我国对外直接投资与进出口贸易的关系。

二、对外直接投资对进出口贸易的影响机制

（一）对外直接投资对出口的影响

图1~图3归纳了对外直接投资带动出口增加的途径。一方面，在海外新建子公司初期投产建设时，一般需要从母公司购买资本设备、原材料等；另一方面，在国外子公司经营过程中，可能在较长时期内从母国进口零部件和中间产品，从而对出口形成持续性的带动作用，尤其是在加工装配行业这一效应更为明显。实际上，不同类型的对外直接投资都可能对出口形成促进作用：以扩大和开辟海外市场、以为出口服务为目的的市场导向型对外直接投资，通过在世界其他国家（地区）设立贸易服务机构，构筑国际市场营销网络可以促使出口增加；资源导向型对外直接投资带动了开采所需设备和相关产品的出口，并且随着母国进口开采出的资源，该国此类资源加工品或制成品的出口可能增加；技术导向型对外直接投资可以获得反向技术溢出效应，提高母国产品的技术含量和出口竞争力。

图1 对外直接投资的出口促进效应

对外直接投资对出口既有促进作用，也有替代作用。首先，无论是为规避贸易壁垒或将国内生产能力过剩、市场相对饱和的产业转移到国外而进行的市场导向型对外直接投资，还是为降低生产与运输成本进行效率导向型对外直接投资，生产基地转移到国外后，在东道国生产的产品将直接在当地销售或转销到其他国家，从而替代母国同类产品的出口。其次，东道国企业利用技术扩散与模仿大量生产该产品，替代进口甚至进行出口，进一步减少了母国的出口。此外，国外分支机构在东道国的当地采购也会替代母国中间产品的出口。

图2 对外直接投资的出口替代效应

（二）对外直接投资对进口的影响

与出口的情况相类似，对外直接投资对进口贸易规模的影响也有两方面：在进口促进作用方面，资源导向型对外直接投资以开发国外资源、保证母国供给为目的，会增加母国资源类产品的进口；效率导向型对外直接投资将生产转移到生产成本更低的国家后，有可能将东道国生产的产品返销回母国以满足国内需求；技术导向型对外直接投资在国外开发和生产出技术与知识密集型产品后，可能通过公司内贸易等形式销售给母国。在进口替代作用方面，如果企业认为通过直接投资在国外购买原材料进行生产比进口生产所需的原材料更有效率，那么这种投资就会减少母国原材料的进口；如果企业通过技术导向型投资代替通过高技术产品进口来获取技术，就有可能减少母国部分高技术产品的进口。

图3 对外直接投资的进口促进与替代效应

（三）中国对外直接投资贸易效应的直观分析

基于上述对外直接投资对进出口贸易的影响机制，可以就中国对外直接投资的贸易效应加以直观分析。

中国的对外直接投资起步于改革开放以后，早期投资的主要目的是为外贸服务，劳务工程承包也是当时的主营项目。20世纪90年代末开始，在国家的支持下一些大型央企和国企以获取能源和资源为目的进行对外投资，投资目的比较单纯，经营方式相对简单。2000年以后，中国对外直接投资有了突飞猛进的发展，复杂的经营方式开始出现。目前，中国对外直接投资“市场导向型”、“资源导向型”、“效率导向型”等投资动机都存在，但仍以市场寻求型投资动机为主。从对外直接投资的流向分布看，行业多元而聚集度较高，截至2010年末，我国对外直接投资覆盖了国民经济所有行业类别，其中存量在100亿美元以上的行业包括商务服务业、金融业、采矿业、批发零售业、交通运输业和制造业，这6个行业占据我国对外直接投资存量总额的88.3%。④

由于在我国的对外直接投资中为商品贸易提供便利的服务类投资占比重最大，2010年流向租赁和商务服务业以及批发和零售业的投资超过50%，可以预计，我国对外直接投资对贸易特别是出口贸易应有较强的促进作用。此外，采矿业在我国对外直接投资中也占有较大份额，2010年末采矿业的投资存量占对外直接投资总存量的14.1%，⑤这也会对出口和进口产生双向的拉动作用。但是，我们也应注意到，我国对外直接投资的动机与产业分布呈现多元化趋势，制造业及其他行业多种动机的对外投资也占一定比重，这些投资会同时影响到出口和进口，产生正向和反向的贸易效应。因此，难以从理论上就我国对外直接投资对贸易规模的总体影响做出确切判断，下文将使用计量方法就对外直接投资对我国出口和进口贸易规模的影响进行实证检验。

三、中国对外直接投资对进出口贸易影响的实证分析

（一）实证方法与模型设定

笔者应用Hurlin等（2001）提出的固定系数面板格兰杰因果检验方法来考察我国对外直接投资对进出口贸易的影响，这一方法是基于面板数据的向量自回归（VAR）过程实现的。

为检验对外直接投资与出口的关系，建立如下面板向量自回归模型。为了减少异方差和异常项对平稳性的影响，模型中的变量均采用对数形式。

其中，ofdi为我国的对外直接投资，exp为出口额。νit=αi+εit，εit～iid. (0, σ2ε)；αi为个体的异质性，它表示我国对各个国家对外直接投资所具有的不同特性，属于非时序变量；εit为随机扰动项，表示除方程（1）、（2）中所列变量外的其他影响因素。对于任意给定的i∈［1,N］，模型自回归系数γ(k)和回归系数β(k)i是不变的，即对所有的个体来说γ(k)都是一样的。

方程（1）考察对外直接投资对出口的影响，方程（2）考察出口对对外直接投资的影响。以上2个方程组成了面板向量自回归模型，其中每个方程都是一个动态面板，需要对其进行差分估计。由于方程存在内生变量，要用到工具变量，先直接对每个方程进行差分广义矩估计（Difference-GMM），检验单个变量系数的显著性，然后根据GMM估计结果，对上述模型进行面板格兰杰因果关系检验，验证我国对外直接投资与出口之间的格兰杰因果关系。

其中，imp为我国的进口额，其他变量的解释同上。方程（3）考察对外直接投资对进口的影响，方程（4）考察进口对对外直接投资的影响，进口模型的估计和检验方法与出口模型相同。

（二）样本数据及来源

笔者根据世界各国的经济地理特点，按照《中国统计年鉴》依地理分布和投资额划分的方法，选取亚洲、非洲、欧洲、拉丁美洲、北美洲和大洋洲六大地区的105个样本国家（地区）进行研究。

笔者利用1993年~2009年我国对上述105个国家（地区）的对外直接投资和进出口贸易数据进行实证分析。我国对各个国家（地区）的进出口数据取自1994年~2010年《中国统计年鉴》，1993年~2002年的对外直接投资数据来自相关年份《中国对外经济统计年鉴》，2003年~2009年的对外直接投资数据来自相关年份《中国对外直接投资统计公报》。

（三）面板数据的单位根检验

为了增强检验结果的稳健性，笔者采用LLC、IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP 4种方法进行面板单位根检验，使用的软件为Eviews6.1，结果见表1。

对lnofdi、lnexp、lnimp的面板单位根检验结果显示，在4种检验方法下，在1%的显著性水平下lnofdi、lnexp、lnimp均不存在单位根，可见对外直接投资

表1 面板单位根检验结果

检验方法lnofdi统计量P值 结论lnexp统计量P值 结论lnimp统计量P值结论LLC -18.36120.0000平稳-4.169340.0000平稳-9.639560.0000平稳IPS-13.7620.0000平稳-14.17930.0000平稳-7.212420.0000平稳Fisher-ADF515.5720.0000平稳456.4800.0000平稳385.103 0.0000平稳Fisher-PP596.9120.0000平稳521.7710.0000平稳441.8890.0000平稳

和出口、进口变量都是稳定的，因此，无需对变量之间的关系进行协整检验即可直接就对外直接投资与出口以及对外直接投资与进口的关系进行格兰杰因果检验。

（四）面板格兰杰因果检验结果

1．对外直接投资与出口的关系

笔者根据AIC值最小的标准确定最佳滞后期，利用Eviews6.1软件进行AIC检验，确定最佳滞后期为2。

笔者分别对方程（1）、（2）进行动态面板广义矩估计，在估计中利用stata11.0软件中的xtabond2命令，由于最佳滞后期为2，因此可以选取因变量的二阶差分作为工具变量，即选取D.lnexpit－2作为D.lnexpit－1的工具变量，选取D.lnofdiit－2，作为D.lnofdiit－1的工具变量，使用GMM两步估计法，估计结果如表2所示。

由表2中对方程（1）的估计结果可见，lnofdi一阶滞后项的系数为0.047，P值为0.015，其二阶滞后项的系数为0.028，P值为0.040，均通过了5%的显著性检验，这表明我国的对外直接投资对出口存在正向的滞后影响，对外直接投资对出口有一定的促进效应。但是，lnofdi一阶和二阶滞后项的系数都很小，说明投资对出口的带动作用较为有限。

笔者对对外直接投资和出口的关系进行格兰杰因果关系检验，原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］，即对外直接投资与出口之间不存在格兰杰因果关系；备择假设H1：βi(k)≠0 (i,k)，即模型中滞后变量的回归系数不全为零，二者之间存在格兰杰因果关系。表2中对方程（1）的估计结果显示，lnofdiit-1和lnofdiit-2的系数在5%水平下均显著，因此拒绝原假设，接受备择假设，即lnofdi滞后变量的回归系数不全为零，对外直接投资是出口的格兰杰原因。

由表2中对方程（2）的回归结果可见，lnexp一阶滞后项的系数为0. 015，P值为0.015，lnexp二阶滞后项的系数为0.041，P值为0.034，在5%的统计水平下都是显著的，所以原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格兰杰因果关系中的备择假设，即出口是对外直接投资变化的格兰杰原因。

综上，我国对外直接投资与出口之间存在双向的格兰杰因果关系。

2.对外直接投资与进口的关系

分别对方程（3）、（4）进行GMM估计。根据AIC值最小的标准，利用Eviews6.1软件进行AIC检验，确定最佳滞后期为2。选取因变量的二阶差分作为工具变量，使用GMM两步估计法，利用stata11.0软件进行估计，结果如表3所示。

由表3中对方程（3）的估计结果看出，lnofdiit-1的系数为0.112，P值为0.035，lnofdiit-2的系数为0.045，P值为0.011，在5%水平下均显著，这说明我国对外直接投资对进口存在正向的滞后影响，对外直接投资对进口具有促进效应。由于lnofdi的一阶和二阶滞后项系数均显著，因此格兰杰因果检验的原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受备择假设，即对外直接投资是进口变化的格兰杰原因。

由表3中对方程（4）的估计结果看出，lnimp一阶滞后项的系数为0.152，P值为0.035，在5%水平下显著；lnimp二阶滞后项的系数为0.064，P值为0.006，在1%水平下显著。因此，原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格兰杰因果关系中的备择假设，进口是对外直接投资变化的格兰杰原因。

综上，我国的对外直接投资对进口具有带动作用，即进口额会随着对外直接投资的增加而增加，并且二者互为格兰杰因果关系。

（五）实证结果分析

由上文对外直接投资与出口关系的实证分析结果可以看出，我国对外直接投资和出口之间存在双向格兰杰因果关系。对外直接投资的一阶和二阶滞后项对出口具有正向影响，并具有统计显著性，说明对外直接投资对出口具有促进作用。总体看来，我国对外直接投资对出口贸易的促进作用超过了替代作用，对外直接投资对我国的出口贸易起到了一定的推动作用，虽然这种作用的程度较小。

由对外直接投资与进口关系的实证分析结果可以看出，我国对外直接投资和进口之间存在双向格兰杰因果关系，尤其是对外直接投资对进口具有带动作用。这说明在我国对外直接投资中占有一定比重的资源导向型投资促进了资源性产品的进口，而将其他类型的对外直接投资考虑进来，投资与进口贸易总体上也呈现互补关系。

四、结论与政策建议

我国对外直接投资与出口及进口之间均存在双向格兰杰因果关系，对外直接投资是贸易创造型的,对出口和进口均有促进作用，这一结果与我国当前对外直接投资以市场开拓和资源引进等为主要目的的现实密切相关。然而，我国对外直接投资还处于起步阶段，规模还相对较小，对贸易（特别是出口）产生的创造效应还较为有限。因此，如何促进对外直接投资的健康发展，并发挥其与贸易的良性互动关系，是我国需要解决的重要问题。

我国应当继续积极发展对外直接投资，有效利用国际、国内2个市场、2种资源，充分发挥对外直接投资对贸易的促进作用。对外直接投资有利于开拓海外市场, 通过跨国生产可以带动设备、原材料、中间品的出口。通过对外直接投资还可以获得国内经济发展所需的资源，获取一些高新技术与先进的管理经验等，带动国内产业结构优化和技术水平提升，不断提高本国企业和产品的国际竞争力。

在扩大对外直接投资规模的同时，我国还应调整对外直接投资结构，改善投资质量。以制造业的对外直接投资为例，目前很大部分投资于初级加工业，生产附加值较低，对出口的带动作用有限。今后可以更多地投资于产品附加值较高和后向关联度强的行业，如机械制造业，由于其技术是与原材料、零部件等高度结合的，因此这类行业的对外直接投资具有明显的出口创造效应。另外，可以增加技术导向型的对外直接投资，利用获取的先进技术制造深加工产品并出口，以提高产品的附加值，扩大出口的效益。

① 对外直接投资的贸易效应包括对贸易规模和贸易结构的影响，本文研究的是前者，即对外直接投资和对外贸易之间的替代或互补关系。

② UNCTAD：《2011年世界投资报告》，2011年7月。

③ 根据Vernon的产品生命周期理论，创新国的对外直接投资首先替代母国的出口贸易，而后又创造了母国从东道国的进口贸易。

④ 商务部，国家统计局，国家外汇管理局：《2010年度中国对外直接投资统计公报》， hzs.mofcom.省略，2011-09-15。

⑤ 同④。

⑥ Hurlin和Venet在传统Granger因果检验思想的基础上，于2001年率先提出了固定系数面板数据的Granger检验方法，并在2004年进一步提出固定系数异质面板数据的Granger检验方法。

⑦ Arellano和Bond（1991）在工具变量法的基础上给出了差分的广义矩估计法，该方法采用 t-2 期前的因变量的滞后项作为因变量一阶差分滞后项的工具变量，从而得到一致且更为有效的估计结果。

参考文献：

蔡锐，刘泉．2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗?―基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］．世界经济研究（8）：64-70．

王英，刘思峰．2007.中国对外直接投资的出口效应：一个实证分析［J］．世界经济与政治论坛（1）：36-41．

项本武．2009.中国对外直接投资的贸易效应研究――基于面板数据的协整分析［J］．财贸经济（4）：77-82．

张如庆．2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］．世界经济研究（3）：23-27．

HURLIN C, VENET B. 2001. Granger causality tests in panel data models with fixed coefficients ［Z］. University of Paris Dauphine: Working Paper Eurisco 2001-09.

KOJIMA K. 1978. Direct foreign investment: Japanese model versus American model ［C］//Kojima K, ed., Direct Foreign Investment: A Japanese Model of Multinational Business Operations. New York: Praeger Publishers: 83-102.

MUNDELL R A. 1957. International trade and factor mobility ［J］. American Economic Review, 47(3): 321- 335.

(编校：薛 平)

An Analysis of the Effects of OFDI on China’s Foreign Trade

HU Zhao-ling1,2, SONG Ping2

(1. Center for Transnationals’ Studies, Nankai University, Tianjin 300071, China;

2. Department of International Economics and Trade, Nankai University, Tianjin 300071, China)

第2篇

张 蕾（1982），女，浙江杭州人，浙江工商大学经济学院硕士生，主要研究方向为国际贸易理论与政策。

基金项目：浙江省哲学社会科学规划重点课题（Z05LJ03），教育部省属高校人文社科重点研究基地――浙江工商大学现代商贸研究中心重点资助课题。

摘 要：本文在回顾了国内外关于对外直接投资与对外贸易关系的理论和文献的基础上，利用浙江省1989-2005年宏观经济数据，对浙江省对外直接投资与对外贸易关系进行了实证研究。分析结果表明，浙江省对外直接投资与对外贸易存在长期稳定关系，短期均衡关系显著，对外直接投资对进出口贸易产生了积极的促进作用，两者之间存在较强的互补关系。

关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型

改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。

一、文献回顾

迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清 (1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。

从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter 和 Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983) 和Svensson (1984) 对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析, 指出它们之间表现为替代性还是互补性, 依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的, 那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的, 那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。

上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。

二、实证分析

（一）数据选取

由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为, FFDI 在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI )。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。

（二）时间序列的平稳性检验

在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。

综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。

（三）协整检验

近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t （1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t （2）

综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。

对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。

回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：

浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。

由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。

由回归方程(2)可知， CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。

（四）误差修正模型

误差修正模型（Error Correction Model）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。

由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：

lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1

t :(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397) (-3.837613)（3）

lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1

t ： (1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）

在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。

在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。

三、结论与建议

通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：

（1）从长期关系看， CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。

从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。

纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的, 也是可行的。

（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。

本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。

从浙江省当前贸易战略出发, 政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。

对企业界而言，加入WT0 后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。

参考文献：

蔡锐,刘泉.2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗? ――基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］.世界经济研究(8).

齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).

邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).

小岛清.1987.对外贸易论［M］.天津:南开大学出版社:437-442.

王亚平.2004.“十一五”期间中国经济参与国际分工趋势展望［J］.经济研究参考(49).

张如庆.2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］.世界经济研究(3).

AGARWAL J P.1986.Third world multionals and balance of payments effects on home countries: a case study of India［M］//KHUSHI M K.Multinationals from the Sowth.London:Maemillan.

MUNDELL R A.1957.International trade and factor mobility［J］.American Economic Review, (6):321-335.

MARKUSON J R,JAMES R M.1983.Factor movements and commodity trade as complements［J］.Journal of International Economics,14:341-356.

LISPEY R E, RAMSTETTER E D,BLOMSTROM M.2000.Outword FDI and parent exports and employment: Japan, The United States, and Sweden［R］.NBER Working Paper,No.7623.

第3篇

>> 新常态下跨境电子商务与山东省进出口贸易的关系研究 山东省对外经济发展方式转变研究 湖北省进出口贸易与经济增长的计量分析 吉林省进出口贸易与经济增长关系的实证分析 海南省进出口贸易与经济增长关系的实证研究 湖北省进出口贸易与经济增长关系的实证研究 进出口贸易对安徽省经济增长的影响研究 中国入世十六周年背景下山东省进出口贸易潜力的实证分析 广西与东盟进出口贸易研究――基于引力模型的实证分析 对外直接投资\进出口贸易及经济增长间的关系 中国对外直接投资对进出口贸易的影响分析 进出口贸易的政策研究 宏观经济与进出口贸易现状分析 四川省进出口贸易对经济增长的影响分析 四川省进出口贸易对该省经济增长影响的实证分析 吉林省进出口贸易对经济增长的动态作用实证分析 进出口贸易促进河南省经济增长的拉动度实证分析 基于因子分析的湖南省进出口贸易影响因素探究 基于贸易引力模型的中国进出口贸易流量分析 浙江省FDI存量与进出口贸易的动态关系研究 常见问题解答 当前所在位置：. 2013.1.

[2]范振洪，顾春太.后危机时期提升山东对外经济竞争力的战略思考[J].综合竞争力，2011，02：55-61.

[3]毛清华.山东对外经济发展分析与研究[J].山东经济战略研究，2012，08：18-21.

[4]安佳，陈东景.山东省对外经济合作决定因素的实证分析[J].全国商情（经济理论研究），2009，20：108-109，113.

[5]田卫，高合群.2009年山东对外经济形势预测——基于山东省进出口数据分析[J].现代经济信息，2009，20：23-24.

第4篇

[关键词] 外商直接投资 进出口贸易 协整检验

随着经济全球化程度的逐步实现，各国之间的经济往来越来越密切，国际投资和贸易规模不断扩大。FDI与经济增长的关系,以及进出口贸易与经济增长的关系成为了20世纪70年代以来国内外学者研究的热点问题。湖北省作为国家“中部崛起”战略重镇，有着独特的历史传统、地理位置和自然资源。改革开放，特别是近年来，湖北省积极引进外资、大力发展对外贸易。然而，虽然其近几年的贸易额一直居于中部六省的前列，与东部沿海省市相比，仍存在着较大的差距。本文拟采用实证研究的方法，运用OLS法和协整检验得到FDI与进出口贸易之间的关系，以期得出正确结论，为湖北对外贸易的增长献计献策。

一、国内外文献综述

迄今为止，各国对外贸易与FDI关系的研究为数众多。理论分析所得出的代表性结论有二个:一是以Mundell为代表的相互替代关系理论;二是以小岛清为代表的相互补充关系理论。在实证研究方面则主要有:Nakamura和MaryAmiti的研究表明两者呈互补关系;Eaton和Tamura、Goldberg和Klein对日本的检验证明FDI对进出口贸易有促进作用。

二、实证分析

由于湖北省对外贸易起步较晚，加之统计数据并不完整，样本设定在1986年～2006年之间。本文选取湖北省统计年鉴中的外商直接投资(FDI)衡量外商对湖北省直接投资，以出口额(EX）、进口额(IM)来衡量对外贸易。由于FDI在中国发挥作用时，中国吸收能力存在时滞问题，所以本文在模型中加入了到上一年为止累积的湖北省内外商直接投资总和（AFDI）。同时经济增长迅速对其影响也不容忽视。于是引入变量“湖北省生产总值指数（GDP）”来衡量湖北省经济规模和经济增长。

1.数据处理。单位根检验模型建立在正态分布假设上的，但检验却发现变量不显著具有正态性，所以取各数据的自然对数，得lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFDI。可以证明变换后的数据均满足正态分布。

2.时间序列的平稳性检验。在回归分析之前,首先要对每组数据进行单位根检验,以判别序列的平稳性。因为当数据非平稳时，有可能存在伪回归,需要进行协整检验。对序列lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFD进行ADF检验，发现以在95%的显著性水平上，ln EX、ln IM都为一阶单整的时间序列,而lnFDI则为二阶单整。可见,序列lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、ln AFDI并不都是平稳的。

3.协整检验。对湖北省外商直接投资及其滞后因素与进口、出口额运用OLS法，同时考虑考察变量之间的协整关系，根据DW值与t值，用后向回归法进一步筛选变量，删除t值不显著的变量，得出估计模型如下：

(1)

t:(15.35790) (4.452752) (3.204279) (-5.100194) (7.572159)

Adjust R2=0.968223 F-statistic=130.4936 D.W.=2.351472

(2)

t:(23.66483) (4.368699) (-5.775317) (8.443606)

Adjust R2=0.93778 F-statistic=86.4066 D.W.=1.72673

此时，对两个残差序列进行单位根检验，发现它们是平稳的置信度为95%，可以认为模型变量间有协整关系。湖北省外商直接投资额对出口额、进总额的作用显著，模型拟合优度较高，两个回归方程的残差序列都是平稳的，由协整定理可知数据之间存在协整关系，即湖北省外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。

4.误差修正模型。上述模型描述了变量间的长期稳定关系，是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。因此可以建立误差修正模型，将长期和短期结合起来：

(3)

t:(-2.99871) (3.90033) (-5.49269) (5.18711) (-7.48029)(-4.15686)

Adjust R2=0.865637 F-statistic=21.61615 D.W.=1.846710

(4)

t:(-2.96907) (3.99931) (-2.60799) (-4.46029)

Adjust R2=0.55277 F-statistic=7.59195 D.W.=1.97099

由参数的t检验可知，滞后残差项的系数都显著不为0，说明模型的动态调整具有稳定性。协整关系对EX和IM的增长起到了反向修正作用，弹性系数为-1.3559和-1.42937。

三、结论

FDI、GDP与进出口贸易额IM，EX之间存在稳定显著的均衡关系,外商直接投资额的增长能够促进本国进、出口贸易额的增长。然而AFD的反向作用提示我们,在长期过程中,若保持现有的贸易模式和结构不变,当外资积累达到一定水平时,国际贸易额将不再增加,甚至有可能减少。因为随着外商从跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显,外商直接投资与对外贸易的替代作用将逐步显现。同时,由于生产和销售本地化的实现，进口额将大大减少。

“中部崛起”，最关键的是实现经济的崛起，因此发展外贸易事业的重要性不容忽视。在追求FDI额增加的同时，不能忽视了我们在外贸易模式和结构上存在的问题；要积极制定各种相关政策，提高政府部门办事效率，完善服务体系吸引外资；同时大力推动本土企业的技术化，创新化进程，提高企业的综合竞争能力，实现湖北省在经济上的腾飞。

参考文献:

[1]高 峰 高 越:外国直接投资与我国进出口贸易的关系――基于不同贸易方式的实证分析国际贸易问题[J].2006

[2]冼国明 严 兵 张岸元:中国出口与外商在华直接投资――1983年～2000年数据的计量研究南开经济研究[J].2003

第5篇

关键词：出口退税；对外贸易；促进；发展

中图分类号：F746 文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）18-0016-03

出口退（免）税指一个国家或地区对符合一定条件的出口货物在报关时免征国内或区内间接税和退还出口货物在国内或区内生产、流通或出口环节已缴纳的间接税的一项税收制度。出口退（免）税是为了平衡税负，使本国出口货物与其他国家或地区货物具有相对平等竞争的税收条件，在客观上有利于发展外向型经济，增加出口，扩大出口创汇。目前，对出口产品实行退税已经成为一种国际惯例，符合世贸组织规则。加入WTO后，中国宏观经济政策自由空间相对缩小，在一定范围内出口退税可以成为一种相机抉择的政策手段，通过对外需的调节而对整个经济增长起到拉动作用，这样出口退税政策就可以被看做积极财政政策的一部分，在鼓励外贸出口、优化经济结构、促进经济发展中都发挥了积极的作用。

一、中国出口退税制度的发展历程及其对经济的影响

中国出口退税政策的发展总共经历了五个时期：早期发展时期（1949―1957）；停滞时期（1957―1978）；初步恢复时期（1978―1983）；形成时期（1983―1994）；建立与调整时期（1994至今）。

1994年中国税制进行了重大改革，随之出口退税政策进入建立与调整时期，由于经济的发展和国际贸易形势的不断变化，中国也对出口退税政策进行了适时的调整。当年依据国际惯例，中国增值税暂行条例规定对出口货物税收实行零税率的政策，对从一般纳税人购进的出口货物实行退税率为17%和13%的政策；对从小规模的纳税人购进的特准退税的出口货物实行退税率为6%的政策。出口退税和零税率政策执行不久，由于在进出口税收政策实施过程中，存在少征多退、出口骗税和中央财政出口退税财力不足等问题，1995年和1996年国务院先后两次调低了出口退税率，即由原来的17%和13%下调到9%、6%、3%，综合退税率从16.63%下调到12.86%，下调3.77个百分点。1997年由于受到亚洲金融危机的冲击，中国外贸进出口遇到困难，其增长速度呈现持续下降的态势。为了抵消东南亚金融危机对中国出口造成的不利影响，1999年7月1日，国务院决定提高一些大类出口商品的出口退税率，由9%、6%和3%提高到17%、15%和13%，退税率从12.56%上调到15.51%，上调了2.95个百分点。2007年，为了进一步抑制外贸出口的过快增长，缓解中国外贸顺差过大带来的突出矛盾，同时，进一步落实科学发展观，优化出口商品结构，抑制“高耗能、高污染、资源性”产品的出口，促进外贸增长方式的转变和进出口贸易的平衡，减少贸易摩擦，促进经济增长方式的转变和经济社会的可持续发展，2007年7月1日，中国政府取消了553项“高耗能、高污染、资源性”产品的出口退税，降低了2 268项容易引起贸易摩擦的商品的出口退税率。2008年7月至2010年7月，为支持外贸出口，提振经济，保证就业，国家连续六次提高出口退税率，以缓解美国金融危机对中国出口产业的冲击。

从前几次调整的经验看，出口退税率与出口增长率表现出较为明显的负相关性。如1995年7月1日，中国的出口退税率从16.63%下调到12.86%，下调3.77%，相应地，当年出口增长率从上半年的44.2%急剧降为下半年的8.8%，下调出口退税率的出口弹性系数高达9.39。1999年7月1日，中国将出口退税率从12.56%上调到15.51%，上调了2.95%，相应地，当年出口增长率从上半年下降4.7%提高到下半年的增长15.8%，增幅提高20.5%，上调出口退税率的出口弹性系数为6.95。由此可见，出口退税率调整对出口增长的影响非常明显，出口退税政策是国家进行宏观调控的重要手段，如何有效利用这一手段为中国对外贸易的发展服务是目前经济刺激计划有效实施的重要保证。

二、应对金融危机的出口退税政策调整

金融危机爆发后，世界经济受到了很大冲击，中国的对外贸易也不可避免地遭受巨大影响，这对于对外依存度非常高的中国经济发展来说无异于是一次地震。为尽量缓解金融危机对中国经济的冲击，中国提出了一系列的经济刺激计划，上调出口退税率就是其中的一项政策。

（一）应对金融危机的出口退税政策调整

为支持外贸出口，提振经济，保证就业，国家从2008年下半年起，已经连续六次提高产品的出口退税率，分别是2008年6月13日、8月1日、11月1日、12月1日、2009年1月1日、4月1日。相关统计显示，出口退税率提高后，中国实际办理的出口退税明显增加，不仅缓解了出口企业的资金周转压力，部分调高出口退税率的产品还表现出跌势趋缓的积极现象。

（二）出口退税率上调的积极作用

1．减轻出口企业经营压力，提高企业出口竞争力。据了解，纺织服装出口退税率每上调1个百分点，即可为纺织服装出口企业获得76亿元人民币的退税额。商务部的数据显示，2008年8月和11月，国家先后将纺织品、服装等产品的出口退税率提高了2个和1个百分点，很快纺织工业产品出口形势就得到好转，2009年1月在工业出口下降了17.6%的情况下，纺织工业出口却能基本与2008年持平，仅下降0.2%。此次将纺织品、服装的退税率提高到16％，对于相关企业降低成本、提升盈利水平将带来实质性利好影响。

2．配合产业调整规划，提振企业信心。商务部新闻发言人姚坚指出，可能是受到出口退税政策调整的影响，部分劳动密集型产品的出口在2008年12月实现小幅加快增长。11月出口同比下滑3.8%的纺织纱线、纤维和相关产品，12月出口同比增长0.4%，服装及衣着附件和鞋类出口12月份分别同比增长10.9%和23.6%，较11月4.8%和21.8%的同比增速有所上扬。2009年3月国家税务总局有关人士表示，上调出口退税率，是为了配合十大产业调整振兴规划的实施，在之前出台的调整振兴规划里就已经提出了通过增加出口退税率、降低出口关税的办法来减轻负担。因此，上调出口退税率是中国主动应对当前国内外复杂多变的经济形势所采取的措施，有利于缓解出口企业困难，恢复出口企业信心。

（三）出口退税上调的局限

1．出口退税率上调不能从根本上改变进出口形势。退税率上调对出口来说只是一个短期利好，并不能彻底改变外贸形势，因为中国进出口形势在很大程度上是由外部需求决定的。金融危机引发全球经济衰退后，主要出口国家和地区的需求大幅缩减，企业出口订单锐减。虽然企业可以通过迅速调整产品出口方向，将出口方向从欧美日转向南美等国家，有的企业也确实已经重新拿到订单、开工生产，似乎最困难的日子已经过去了。但每次出口退税上调后，很快就会收到外商提出降低产品报价的要求，导致企业并没有真正获得收益，这在一定程度上相当于政府补贴了外商，使得提高出口退税率实际效果有限。

2．出口退税率再上调的空间已非常小。目前中国的增值税税率为17%，按照国际贸易组织有关公平贸易政策出口产品零关税的内容，企业出口退税率最高可至17%，一些企业人士和专家都表示，希望将出口退税率一次调整到位，甚至有些行业可望与国际接轨，实现零税率。但是在经历了近一年连续六次产品出口退税率的调高，大部分行业的出口退税率继续上调空间都非常有限。

3．出口退税率上调可能使贸易出口摩擦抬头。国际贸易对一国进出口政策十分敏感，由于出口退税率的上调降低了中国出口商品的成本，使得中国商品的国际竞争力得以加强，影响了一些国家国产商品的生产和销售，可能造成贸易摩擦抬头。从中国有色金属工业协会了解到，2009年1月末，印度财政部保障措施局，对从中国进口的铝平滑辊和铝箔产品，发起特别保障措施调查，要求利害关系方在2月27日前向该局表明立场。2月份又传出消息，加拿大对从中国进口的铝挤压材反倾销反补贴案做出终裁，认为中国铝挤压材行业不属市场导向行业，并裁定高额反倾销税与反补贴税。日前加拿大、印度等国已经开始向从中国进口的商品实施贸易保护政策。

三、完善出口退税政策的建议

为使中国尽快走出出口大幅度下降对中国经济影响的困境，在出口退税政策的调整上应该加强出口退税机制的法制化建设，确定最优出口退税率。

（一）加强出口退税机制的法制化建设

中国现行的出口退税机制一直存在一些亟待解决的矛盾和问题，主要是出口退税机制不利于深化外贸体制改革，出口退税结构不能适应优化产业结构的要求，出口退税的负担机制不尽合理，出口退税缺乏稳定的资金来源等。

中国加入WTO后，将以前所未有的广度和深度融入到经济一体化和贸易自由化浪潮中去，我们在享受世贸成员权力的同时，也将不可推卸地要承担相应的义务。尽快建立和完善与WTO相适应的市场经济法制体系，已成为我们刻不容缓的任务。税收作为中国市场经济体系的一个重要组成部分，其法定主义原则已成为现代世界各国税法中的一条最为重要的基本原则。目前，中国出口退税立法级次普遍较低，严重影响了税法的权威性和执法效率，也使税法缺乏透明度和稳定性，有悖于税法的公平和效率原则。在中国经济已驶上高速发展道路并已融入国际大循环的今天，这样的税收法律级次着实让人感到有点落伍。不仅退税资金长期不到位，得不到法律的保障，即使是日常的退税管理各个地区也自成体系，出现了大量的外部不规行为，使出口退税管理失去了统一性和规范性，也使中国出口退税难以形成一个良好的外部环境，进而导致出口退税的政策效果扭曲，产生负效应。另外，也正是由于这种管理缺乏统一性，导致了出口骗税的屡屡发生。出口退税是促进对外贸易的财政手段，而外贸出口又是拉动国内经济增长的重要因素，随着经济全球化趋势的发展，国际间的贸易往来将成为国际交往的重要组成部分，因而，加快出口退税的立法步伐，在加快中国税收基本法的进程中，进一步充实和完善出口退税程序法的立法工作，创造良好的退税外部环境，使之具有更强的适应性和可操作性，将是目前中国出口退税管理工作的重中之重，也是中国加入WTO后认真、严格贯彻税收法定主义原则的迫切需要。

（二）确定最优出口退税率

进口征税、出口退税的消费地课税原则已被世界各国普遍接受。世界贸易组织也鼓励各国通过进口征税、出口退税的办法实现自由贸易，并且强调各成员方不得将出口退税视为出口补贴。当然，世界贸易组织允许各国对出口商品退还已征的国内商品税，但是并没有规定一定要全部退还。这就给各国处理出口商品已征的国内商品税留下了较大自由决定的空间，即各国可以自行确定退税的程度，如全部退还或部分退还，甚至还可以不退还。税收政策的目的是追求国家福利的最大化，最优出口退税理论就是研究在不违背经过国际协调的国内商品税课税基本原则的前提下，多大程度的出口退税能够实现国家福利的最大化。

最优出口商品税税率是外国对本国出口商品的需求弹性的倒数，其经济学含义在于：外国对本国出口商品的需求弹性越低，意味着外国消费者对出口征税引起的国际市场价格的上升反应越差，那么其需求数量变化就小，越利于出口国将出口征税转嫁给国外，这样最优出口商品税税率就越高（最优出口退税率越低）。反之，外国对本国出口商品的需求弹性越大，最优出口商品税税率就越低（最优出口退税率越高）。如果外国对本国出口商品的需求弹性无限大，本国对出口商品征收出口税无法使外国消费者接受更高的价格，出口征税只能使本国的福利减少，此时最优出口商品税税率应为零（最优出口退税率为国内商品税征税率）。

从中国出口产品的性质上看，很多出口产品由于国际市场竞争激烈，需求弹性比较大，只有部分产品在国际市场占有较大份额甚至占有垄断地位，需求弹性很小。根据最优出口退税理论，考虑行政管理和实践的可行性，确定中国出口退税程度的基本思路应是：大多数产品实行完全退税政策；对少数国外需求弹性很小的产品，如工艺品、土特产品和稀有矿产品等实行不完全退税或不退税政策。

参考文献：

[1]李时凯.金融危机的冲击与中国出口退税政策调整的效率[J].税务研究，2009，(1).

[2]谷永芬，吴倩，陈文勇.出口退税政策对中国纺织行业结构调整的实证分析[J].经济问题，2008，(8).

[3]陈旭.出口退税政策调整对中国国际贸易的影响[J].合作经济与科技，2008，(7).

[4]程晨，曾繁银.出口退税调整对出口贸易的影响及对策――以黄山市为例[J].安徽农业大学学报，2008，(3).

[5]佚名.4月1日起提高部分产品出口退税率[N].中国税务报，2009-03-30.

[6]武长海.金融危机对中国出口企业的影响及其对策[EB/OL].新华网，2009-01-20.

[7]杨晓燕.美国金融危机对中国出口贸易的影响及对策建议[J].经济师，2009，(2).

[8]财政部，国家税务总局.关于提高部分商品出口退税率的通知[Z].财税[2008]111号，财税[2008]138号，财税[2008]144号.

Effective Use of Export Tax Rebate Policy to Promote the Health

LU Ping

（Liaoning Foreign Trade Institute of Development of Foreign Trade International Trade，Dalian 116052，China）

第6篇

关键词：外商直接投资 农产品 出口贸易

改革开放以来，世界农产品贸易快速增长导致我国农产品所面临的国际市场竞争态势日趋激烈。我国农产品产业的整体竞争实力弱化，部分省份及部分主要农产品的对外贸易出现大规模贸易逆差且呈现逐步扩大态势。我国农产品产业应对上述威胁与挑战的首要手段，是强化农产品产业的内在竞争优势。通过大力引入外商直接投资，可有助于增强我国农产品产业整体竞争实力，促进我国农产品出口贸易水平的提升。

制约我国农产品出口贸易水平提升的关键因素

（一）制约我国农产品出口贸易的比较优势因素

我国农产品的对外贸易的可持续发展能力应当建立在比较优势基础上。其一，我国主要农产品缺乏与其他国家农产品展开国际竞争的比较优势。从近年来我国农产品的进出口贸易状况来看，我国农产品主要品种的比较优势值呈现大幅下滑态势。我国的资源禀赋现状是决定我国农产品主要品种逐步丧失其比较优势地位的根源。根据基姆・安德森和速水佑次郎在《农业保护政治经济学》中提出的观点，耕地资源匮乏且经济增长迅速的国家的农产品比较优势值下滑速度较快（基姆・安德森等，1996）。当前我国宏观经济发展速度较快，城镇化战略的大力实施使得城市管理者通过占用农业用地的方式来实现城市地区的扩张，这使得我国传统的土地密集型农产品的比较竞争优势在逐渐丧失。随着我国农村大量的剩余劳动力向城市地区快速转移，我国农村地区直接从事农业作业的人口锐减，这将进一步使得我国传统的劳动密集型农产品的比较优势也在逐步丧失。由于我国农业产业属于各级政府严密控制的民生型产业，农产品的价格涨跌直接影响区域内城镇居民的生活质量，农业用地流转亦受到诸多制度限制，这导致非农资本缺乏投资我国农业产业的动力。其二，我国农产品企业缺乏在国际生态农产品需求市场展开竞争的比较优势。我国的工业化进程导致各地农业生产环境遭受严重破坏，生态农产品产出总量难以满足国内外市场的需求，加之我国国内农产品生产企业缺乏生态农产品的制造技术，使得我国生态型农产品缺乏有效的市场竞争能力。

（二）制约我国农产品出口贸易的制度

其一，非关税壁垒是制约我国农产品出口贸易健康发展的重要制度。非关税壁垒通常表现为外国政府运用非关税手段来对我国出口到其国家的贸易活动实施调控的政策措施的集合，其目的是限制我国农产品按常规路径向其出口的总量。鉴于非关税壁垒措施是对市场化自由交易精神的背离，世界贸易组织所以反对滥用非关税壁垒措施。在当前美国后金融危机时代，西方发达国家为保护本国农业产业市场而纷纷采取非关税手段制约我国农产品向其出口。为运用技术壁垒手段限制我国农产品出口，欧美诸国为我国的外贸导向型农产品量身定做了一整套内容复杂、程序繁琐的技术性出口障碍，通过以过于严格的技术指标限制和苛刻的产品品质检验等方式打压我外贸型农产品企业。其二，关税壁垒对我国农产品出口贸易的健康发展亦造成显著的制度障碍。当前世界各国纷纷以地缘和意识形态为标准来缔结区域性关税协定。各国间的关税协定在为缔约国之间提供关税减免优惠政策的同时，亦导致非缔约国享受歧视性政策。我国虽然在世界贸易协定和若干双边关税协定缔约领域取得一定进展，但是却未能与欧美日等主要工业化国家和世界贸易核心国家达成高水平的双边关税协定，在与欧美日等国展开农产品贸易时仍然受到不对称的歧视性关税待遇，这严重影响我国农产品出口贸易的稳健发展。

（三）制约我国农产品出口贸易的品牌运营障碍

其一，部分农产品生产者所采取的机会主义策略削弱我国农产品品牌形象（马春林等，2010）。我国农产品的生产者数量庞大，生产者的农产品生产规模相对较小，该问题的根源在于出口贸易中的农产品缺乏明晰的品牌标识，农产品生产者缺乏建立品牌的利益驱动。某农产品生产者的产品品质的降低使得该企业在国际市场竞争中享有低成本优势，可为该企业带来短期销售量增加的切实受益，但单个生产者的农产品品质下滑可导致同类农产品的生产者共同受损。其二，我国高品质的农产品品牌缺乏系统性运营，品牌流失情况严重（马春林等，2010）。鉴于农产品的品牌资产具有多家生产商共享的特点，某一生产商提升农产品品牌价值的行动将使得共享该品牌的其他生产者通过正外部经济渠道而受益。虽然我国传统农业产业孕育了丰富的品牌资产，但由于缺乏专业化农产品品牌资产运作机构的品牌运营策划，农产品供应链各成员企业缺乏动力来维护农产品品牌价值。农产品生产者因此降低对品牌产品的技术投入水平，导致其产品理化品质退化，产品品牌知名度与美誉度下降。其三，我国农产品品牌资产运作缺乏深度。深层品牌资产涉及品牌美誉度和品牌忠诚度，及由此引致的品牌溢价收益能力。我国农产品运营企业在深层品牌资产运营层面的缺失，导致其产品缺乏鲜明个性和卓越溢价能力，使得企业停滞于世界农产品产业链的低端环节而难获突破性发展空间。

外商直接投资对农产品出口贸易的促进路径

（一）外商直接投资的技术溢出促进农产品出口贸易

其一，外商直接投资于我国农业产业有助于先进产业技术向国内农业企业转移，进而提升国内农业企业的研发能力。外商投资企业通过投资我国农产品市场，有助于将其所掌握的世界先进农产品生产技术转移到我国农产品生产领域中。通常而言，跨国型农产品公司以对外直接投资的方式将其所掌握的先进技术转移给其在我国境内的生产企业。跨国公司内部农产品生产技术的转让策略有助于以技术溢出的形式给接受投资的我国农产品产业带来外部经济效益。外商投资农产品企业的外部技术溢出效应水平属于正外部效应，它可有效促进我国国内农业企业提升研发能力，为我国农业产业及农产品消费者带来利益。外商直接投资有利于国际先进农业产业对国内相关企业的转移，以有效提升国内农业企业的技术研发水平增强和生产效率提升，将我国农业科技研发从传统的技术吸收型研究转型为基础型及创新型研究。其二，外商直接投资有助于激发我国农业产业领域的人力资源活力。外商直接投资农业产业项目多为其员工及其供应商和经销商提供人力资源培训，外资企业员工及其供应链上下游企业可以籍此提升其人力资源的技术含量，为我国农业产业技术的自主型研发提供契机。外商直接投资农业产业项目亦可用高薪和良好的工作环境来吸引国外高端人才来华工作和留学生回流，增强我国在高端农业产业科技人才领域与西方发达国家展开竞争的能力，进而增强我国高端农产品出口贸易的国际市场竞争力。

（二）外商直接投资优化我国外贸型农产品品牌形象

其一，品牌持有企业通常制定完备的农产品原产地保护准则来确保农产品企业品牌与产品质量。世界各国消费者多为品牌推断型的消费者，传统的价格推断型消费者数量日渐减少。消费者通过识别农产品原产地标识的方式来辨识该农产品的品质，进而做出相应的消费决策。随着世界经济的稳步增长，消费者对于食品安全的要求日益提升，这要求农产品生产及出口企业需要通过强化原产地标识的方式来为消费者提供有保障的高品质农产品。外商直接投资企业利用消费者的这一心态，通过强化对其所投资的农产品项目的原产地标识保护的方式，来强化其投资项目的市场竞争能力。同时，原产地标识方式有助于隔离不良农产品事件对我国知名农产品品牌形象的侵害，扭转进口国消费者对我国农产品品质低劣的错误定位。其二，外商投资企业通过推行合理的品牌延伸战略来促使农产品品牌形象的改善。跨国外资企业传统品牌具有强大的市场知名度与美誉度，通过恰当的品牌延展策略，跨国公司将其既有品牌向我国农产品生产及销售领域扩张，从而形成门类繁多的产品链。当前我国农产品市场尚处于发育初期，品牌延展战略可以有效地增强我国农产品的品牌形象。借助外资企业成熟的产品品牌营销战略和市场营销渠道，我国农产品可迅速向世界农产品市场扩张。

（三）外商直接投资力促我国农产品突破非关税壁垒

其一，外商直接投资企业通过技术创新来提升农产品品质。外资企业可以依赖其自身的农产品技术优势，以农业科技进步来调整产品出口品类，促进农产品产业升级。外资企业通常在农产品技术研发领域的投入高于国内企业，在新能源、新种植技艺、新化肥配方、新种子品种等方面获得创新型突破，从而提升产品科技含量，推动传统农业产业向高附加值的农业产业方向转型。同时，外资企业通过提升农产品的加工深度的方式来拉长农产品的供应链，从而提升企业的单位产品利润率水平，以规避部分国家对初级产品的非关税壁垒。其二，外商直接投资企业利于我国农产品非关税壁垒预警机制的建立。通过大力引入农产品产业领域的外商直接投资企业，有助于我国农产品出口贸易的非关税壁垒预警机制的建立。外资企业对于其所在国的进出口相关法律法规及政府规章制度较为熟悉，能够及时获取其目标市场的外贸政策措施的最新动态和消费者市场需求的即时变动趋势。外商直接投资企业可将其所获取的农产品出口目标市场相关信息迅速向其国内供应链成员企业扩散，以确保其上游供应商能有效配合其农产品出口战略的实施。这使得我国国内农产品出口导向型企业及时获取国外农产品进口市场动向，并作出及时的出口策略调整，降低国外新设立的非关税壁垒对国内农产品出口型企业的影响。

（四）外商直接投资助力我国农产品开拓新市场

其一，外商投资企业可以通过市场多元化战略来增加我国农产品在国际市场上的竞争实力。我国传统农产品的出口贸易主要面向西方发达国家市场。农产品市场多元化战略对我国农产品外贸导向型企业的要求，是在继续巩固我国农产品外贸的传统市场的同时，大力挖掘发展中国家的农产品外贸市场，力争对发展中国家的农产品外贸市场的出口比重有实质性增加，以避免我国农产品外贸受少数国家市场购买方的控制，保持我国农产品外贸事业的健康可持续发展。外资企业的市场多元化战略可以使得我国农产品在全球市场上的占有率更为均匀，从而有效规避了我国与部分西方发达国家农产品外贸市场的冲突。我国的农产品外贸市场导向型企业可以通过均衡贸易对象国的方式来降低国际间贸易战的损失。其二，外商直接投资企业可以推动农产品出口企业的产业集聚，增强农产品企业出口能力（苏李等，2010）。我国农产品出口企业的实力相对较弱，导致企业出口农产品的附加值相对较低，亦缺乏应对国外进口市场日益升级的农产品进口质量检验和检疫措施。为克服单个企业的国际竞争力不足的问题，有必要通过产业集聚的方式来凝聚农产品企业的生产与销售实力，有效提升我国农产品企业参与国际市场竞争的能力。外商投资企业凭借自身强大的农产品技术研发能力和对农产品终端需求市场渠道的控制力，可作为核心企业来组织国内农产品企业形成农产品产业集聚效应，大力提升农业产业集群在资金、人才与技术等各领域的市场竞争能力，以产业集群的形式合力抢占国际农产品市场。

参考文献：

1.刘林青，周潞. 比较优势、FDI与中国农产品产业国际竞争力―基于全球价值链背景下的思考[J].国际贸易问题，2011（12）

2.基姆・安德森，速水佑次郎.农业保护政治经济学[M].天津出版社，1996

第7篇

关键词:进口贸易;技术溢出效应;研究综述

中图分类号:F74

文献标识码:A

文章编号:1672-3198(2010)07-0120-01

技术溢出是指通过技术的非自愿扩散,促进了当地技术和生产力水平的提高,是技术外在性的一种表现。20世纪80年代以来,对进口贸易技术溢出效应的研究引起了经济学界的广泛关注,其中国外学者取得了较为丰富的理论和实践成果。

1 国外关于进口贸易技术溢出效应的理论基础

1.1 新增长理论中的技术溢出效应

新增长理论将技术进步内生化,认为技术进步是经济增长的最终源泉,它是由研发投入、人力资本、干中学以及劳动分工等各种内生因素决定的,其中基于外部性效应的内生增长模型已成为刻画技术进步的一条重要线索。

Arrow (1962)最早用知识的外部性揭示了溢出效应对经济增长的作用。他认为技术是从学习过程中获得的,而学习来自于实践经验以及生产投资活动。他假定技术进步或生产率的提高是资本积累的副产品,即投资具有溢出效应,进行投资的厂商可以通过积累经验来提高生产率,其他厂商也可以通过“学习”提高生产率。

Romer (1986)沿着Arrow的内生技术进步理论,提出了知识溢出模型。他强调知识的外部性,其具有的溢出效应使得任何厂商所生产的知识都能提高全社会的生产率,由此带来的递增报酬是经济增长的主要源泉,而资本的边际生产率不会因固定生产要素的存在而递减,内生的技术进步是经济增长的动力。

Lucas (1988)构建了一个人力资本外部性增长模型,将人力资本内生化,假定人力资本是人们在生产过程中“边干边学”的结果,指出整个经济系统的外部性是由人力资本的溢出效应造成的。

根据新增长理论,技术创新是推动生产率提高的核心因素,创新活动的显著特征是具有溢出效应和外部收益。如果对外贸易能够促进一国的创新活动,便能促进该国的经济增长。

1.2 新贸易理论中的技术溢出效应

20世纪80年代初,新贸易理论开始将进口贸易作为主要因素来解释技术进步,认为进口贸易是促进技术进步的一个重要因素。在将技术内生化的同时把经济增长引入这一分析框架,研究技术变动、进口贸易、经济增长三者间的互动关系。其中最具代表性的是Grossman和Helpman ( 1991)首次运用一般均衡模型分析开放经济中贸易、增长和技术进步之间的关系。研究表明,进口贸易作为物化型技术溢出渠道,不仅可以引进国外高质量的最终制成品,而且可以通过引进国外先进的中间产品来提高本国最终产品的技术含量,改善进口国的技术吸收能力,从而促进进口国生产率的提高。一国通过进口贸易往往能更直接分享到贸易伙伴国R&D投入的成果进而促进本国全要素生产率的提高。

2 国外对进口贸易技术溢出效应的实证研究回顾

Grossman and Helpman,在1991年《全球经济中的创新与增长》一书中,运用Lucas的两部门内生经济增长模型,分析了中间产品贸易和最终产品贸易对长期经济增长的影响。发现,贸易的开放促进了国内资源在物质生产部门和知识产品生产部门之间的要素优化配置,从而促进了经济增长。

Coe和Helpman ( 1995 )使用双边进口份额作为权重构造国外R&D存量,采用21个国家的面板数据,考察进口贸易对国际技术溢出和TFP增长的影响。研究表明:一国的TFP不仅取决于本国的国内R&D资本,还依赖于国外的R&D存量,国外的R&D存量可以通过贸易的方式对国内的GDP产生正面作用,一国的贸易开放度越高,所获得的国际技术溢出效应越大。

Hejazi and Safarian (1996)使用Coe and Helpman(1995)论文中的数据,分析美国R&D资本存量怎样通过出口和对外FDI影响其余20个工业化国家,认为美国R&D的确通过上述渠道给其他国家带来收益。

Coe,Helpman和Hoffmaister ( 1997)在CH模型的基础上引入了进口渗透率和人力资本存量作为变量,采用77个发展中国家的面板数据,验证了贸易伙伴国R&D资本存量对发展中国家全要素生产率的影响。

Misa Okabe (2002)选取东亚七国为样本,考察OECD国家R&D投入对发展中国家TFP的影响,最终证实了进口贸易技术溢出对TFP增长的促进作用。

Jakob (2005)运用国内人口数量将国内技术存量进行标准化,用国外实际GDP对国外技术存量进行平减,以人均进口量作为权重对国外R&D进行加权,采用13个OECD国家的面板数据,实证检验结果表明进口贸易技术溢出能够给OECD国家带来200%的TFP增长。

3 进口贸易技术溢出效应影晌因素研究回顾

尽管国际贸易作为国际技术溢出的一个渠道已经得到了广泛的认同,但对不同国家和地区的实证检验表明,技术溢出的效果存在很大的差异性,国际贸易产生的技术溢出要受到许多因素的制约:

第一,人力资本存量。人力资本以劳动者为载体,体现了劳动者的素质和技能,是技术进步的重要源泉。人力资本的积累一方面直接促进了本国的技术进步,另一方面可以增强吸收贸易溢出的先进技术知识的能力,从而更有效地分享国外的 R&D 成果,提升本国的全要素生产率。

Coe,Helpman和Hoffmaister (1997)在CH模型基础上引入进口渗透率和人力资本变量,采用77个欠发达国家的面板数据进行分析,结论表明,发展中国家的TFP与其工业化的贸易伙伴国的R&D以及本国的人力资本存量呈显著的正相关关系。

Jorge,Carmela和Francisco( 2002)通过增加进口渗透率变量,同样使用OECD国家的数据,证明了进口贸易技术溢出效应对这些国家经济增长的重要性。他们认为,国内R&D存量和人力资本才是国外技术外溢的关键。

Falvey、Foster 和Greenaway(2002,2004)在模型中引入人力资本,采用52 个发展中国家的面板数据,研究5 个 OECD 国家的技术溢出效应,检验结论表明人力资本对进口贸易的技术溢出效应具有显著的促进作用。

第二,地理因素。由于商品贸易存在与地理距离正相关的运输成本,贸易的发生量与贸易伙伴国之间的地理距离成反向关系。因此,地理距离对贸易量具有一定的限制作用,从而对国际技术溢出具有一定的负面影响。

Maurice Schiff 和 Yanling Wang(2004)从区域贸易协议(RTA)的角度研究了南北贸易的技术扩散效应。他们分别检验了国际贸易的技术溢出效应对韩国、墨西哥和波兰等国 TFP 的影响,结果表明技术溢出的效果具有“区域化”的特点,即韩国、墨西哥和波兰分别主要从其同日本、美国和欧盟之间的贸易中获益,其原因可能是RTA 下的贸易伙伴之间的贸易量较大或是距离近、运输成本较低。

Keller (2002)在引入地理距离指数化衰减函数对经合组织成员国间的国际技术溢出进行分析后发现,国际技术溢出程度确实与地理距离成反向关系。

第三,贸易结构。贸易产品结构和产业结构同样会对进口贸易技术溢出产生影响,不同的贸易产业结构和产品结构会导致不同的技术扩散效应。

Keller ( 2001)指出,在OECD国家80%的制造业的研发集中于四类ISIC产业:化学产品、电子的和非电子的机械、运输设备,国际贸易技术扩散效应的发挥因为产业的不同而有差异。

Blyde (2001)研究发现OECD的进口贸易比拉丁美洲的进口具有更强的扩散效应,原因是OECD的进口贸易产品比拉丁美洲的进口产品有更高的技术含量。

Schiff,Wang和Olarreaga ( 2002)把行业按照研发的密集程度分为高、低两类,结果发现高研发密集的行业主要受益于北――南之间的R&D扩散,而低研发密集的行业主要受益于南――南之间的技术扩散。

参考文献

第8篇

关键词:汇率变化；进出口贸易；人民币汇率；应对策略

人民币汇率的变化仍然影响着进出口贸易的发展，并且影响着众多参与进出口贸易行业的经营，对汇率变化进行探讨并探索进出口贸易的发展对策，值得我们进行深入思考。

1人民币汇率变化基本情况

汇率是一个国家货币与另一个国家货币兑换比率的简称。人民币是货币，在对外贸易中，使用人民币与之交易的另一种货币是国际通用货币———美元。因此，对人民币汇率进行讨论，通常是讨论美元对人民币的汇率。总体而言，人民币汇率波动较小，但人民币汇率在固定范围内变化幅度较大，10年内最大汇率与最小汇率的差值为1.3372。相对稳定的汇率有助于我国进出口贸易的发展，但汇率变化仍然对进出口贸易产生了一定的影响。

2汇率变化对进出口贸易的影响

2.1影响进出口贸易利润。汇率变化代表着人民币兑换美元的数额变化。从进口的角度来看，当商品价格不变时，汇率下跌意味着人民币购入的商品数量减少，内销的成本提高，企业利润会有所降低。从出口的角度看，人民币汇率下跌意味着出口商品对外的价格发生变化，在商品成本不变的情况下，价格越低，利润也越低。汇率上涨同样对进出口贸易有不利的影响，对于进口贸易来讲，人民币汇率上涨意味着购买力提高，而国内市场需求不变，企业必须降低售价，利润会降低；而汇率上涨意味着出口商品售价提高，其他国家购买力不变的情况下，出口数量会相对减少，同样影响贸易利润。2.2影响进出口贸易经营策略。由于汇率变化对进出口贸易利润产生影响，很多企业在经营的过程中，采用改变经营策略的方式规避汇率变化的不利影响，这样一来，我国进出口贸易的经营策略不稳定，很容易导致贸易纠纷。在人民币汇率上涨时，进口商品可能会被囤积，等待汇率稳定或降低时进行出售，则在汇率降低时，进口贸易会减少，部分中小型企业对汇率变化应对能力弱，可能选择暂时退出市场。同样，出口贸易必须进行大量的宣传或者进行市场开发，以保证出口利润的达成，这又影响了企业对外贸易的成本应用，甚至影响某一类产品的品牌价值。2.3影响进出口贸易市场发展。客观来讲，进出口贸易发展应是平衡的，或者，进口基本生产资源、出口成品，才能形成稳定的贸易利润。但由于汇率变化和我国生产特征，进出口贸易的市场发展存在着不平衡现象，原材料出口和廉价劳动出口始终高于高新产品出口，而进口贸易正好相反。长此以往，不利于我国经济的可持续发展。

3进出口贸易应对汇率变化影响的策略

3.1扩大进出口贸易利润来源。进出口贸易利润的以商品交易的形式出现，势必会受到汇率的影响，很多企业由于自身经营因素，缺乏应对汇率变化的能力，导致经营问题。对此，最有效的解决方式是扩大进出口贸易利润的来源，简单来讲，即将利润以其他形式表现出来。3.2及时调整进出口贸易经营策略。需要根据汇率变化去调整经营策略，经营策略的变化，应与外贸市场的环境相对应，即形成向外的策略调整，而不仅仅是被动地调整企业经营状态。3.3加速人民币汇率国际化进程。为了更好地促进我国进出口贸易，同时能够有效抵挡人民币汇率带来的影响，可以进一步推进人民币国际化的进程，例如，促进进出口贸易中使用人民币结算的进程，这样我国的人民币汇率会更加稳定，同时也可以提高企业处理汇率波动风险的能力，对于我国的进出口贸易有着良好的促进作用。另外，经济的不断发展才能够进一步提高我国的整体实力，同时可以在进出口贸易中保持人民币汇率的稳定，可以确保我国的自身利益。

4结语

综上所述，汇率变化对进出口贸易的利润、经营策略以及市场发展均有影响，我国进出口贸易要应对汇率变化，需要进一步扩大利润来源、及时调整经营策略并加速人民币国际化进程以引导市场，这是保证我国汇率稳定、进出口贸易健康发展的有效措施。

参考文献

[1]张博.浅谈人民币汇率对我国进出口贸易的影响[J].中国商论,2017(02):127-128.

[2]毕耀文.人民币汇率对进出口贸易影响研究[J].现代商业,2017(02):108-110.

第9篇

【关键词】进出口贸易 经济增长 贡献度 拉动度

一、引言

改革开放以来，河南省进出口贸易呈现良好的增长趋势，出口额由1978年的1.782亿元增长到2010年的712.828亿元，增长了400.16倍，进口额由1978年的0.270亿元增长到2010年的491.466亿元，增长了1814.86倍，进出口贸易已成为河南省经济增长的重要推动力量。1978-2010年间河南省经济发展和贸易一样也取得了巨大成就，GDP由1978年的162.9亿元增长到2010年的22942.68亿元，增长了140.84倍，年均增长率为11.3%左右。根据贸易理论，进出口贸易对经济持续增长应该起到了促进作用，为了准确的揭示河南省进出口贸易与经济增长的关系，本文将从统计和计量两个视角对河南省进出口贸易与GDP之间的关系进行实证研究。

二、进出口贸易促进经济增长的贡献度及拉动度分析

本文研究的进出口贸易对经济增长的拉动作用是通过开放经济条件下的凯恩斯国民收入恒等式Y=C+I+G+(X-M)推导得到。根据国民收入恒等式获得增量恒等式：

（1）

其中，Y， C， I， G， X 和M分别表示国内生产总值、消费、投资、政府购买、出口和进口，NE=X-M表示净出口，表示增加值。当净出口增加时，对外贸易正向拉动国内生产总值增长，当净出口减少时，对外贸易对国内生产总值增长产生负拉动作用。根据①式，可以获得贸易对经济增长贡献度的量化公式。

即:净出口对GDP增长的贡献度= （2)

根据①式，对两边的变量同时除以Y，可以获得GDP增长率分解式：

(3)

根据③式可以获得贸易对GDP增长拉动度的量化公式，

即:贸易对GDP增长的拉动度= （4）

根据②和④量化公式及整理的相关数据计算得到1978-2010年间河南省进出口贸易对经济增长的贡献度和拉动度（表1），由表1可以看出：

（1）除外部环境发生重大变化的年份，各年净出口增加值基本上都是大于0，进出口对河南省经济增长的贡献度和拉动度也基本为正值，贸易正向拉动河南省经济增长，净出口贸易与GDP总体呈正相关。

（2）1978～2010年间进出口贸易对河南省经济增长的年均贡献度为1.96%，年均拉动度为0.17%，这两个数值明显低于全国平均水平。同时可以看出1978～2000年间的贡献度和拉动度平均值明显高于2001～2010年间的，由此可见，河南省对外贸易对经济增长的贡献度和拉动度在下降，这与加入WTO后，河南省经济高速增长不相匹配，河南省有必要提高贸易对经济增长贡献度和拉动度。1978～2010年间的贡献度和拉动度的?Std.Dev.（标准差）越来越大，说明2001～2010年间的贡献度和拉动度较1978～2000年的波动大，可见河南省对外贸易对经济增长的贡献度和拉动度受国际环境的影响越来越大，如2009年的贡献度和拉动度分别为-13.09%和-1.43%，是1978年以来最低的一年。

（3）根据凯恩斯的对外贸易乘数理论，当外国进入经济增长衰退期或经济增长不景气时，则本国出口将下降，甚至会引起本国经济衰退，如2009年金融危机虽然没有引起河南省经济衰退（GDP增长率为10.9%），但净出口额下降到只有85.70亿人民币。

三、结论与启示

通过运用统计方法对河南省1978-2010年间相关数据实证研究表明：

河南省对外贸易对经济的年均贡献度为1.96%，年均拉动度只有0.17%，这些数据远远低于全国的同期水平，如2007年，我国进出口贸易对经济增长的贡献率为20%，拉动经济增长达到2.4%，而河南省进出口贸易对经济增长的贡献率为0.89%，拉动经济增长只有0.13%。河南省进出口贸易总量比较小，对GDP的贡献度和拉动度偏低，说明进出口贸易是发展河南省经济的一块短板。原因可能是河南省地处中原，作为传统的农业大省，发展第二产业（第二产业是出口主导产业）不具有政策优势、产业优势和区位优势，但随着中原经济区建设上升到国家战略层面，河南省进出口贸易对GDP 的贡献度及拉动度也会有所提高。

参考文献

[1] Kwan，Cotsomitis.Economic Growth and the Expanding Export Sector: China1952～1985 [J].International Economic Journal，1991(5):76-81.

[2] 沈程翔.中国出口导向型经济增长的实证分析: 1977～1998 [J].世界经济， 1999(12):26-30.