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關鍵詞：對外直接投資；進出口貿易；影響機制；面板格蘭杰因果檢驗
基金項目：教育部重點研究基地重大項目（11JJD790024）。
作者簡介：胡昭玲(1972-)，女，天津人，南開大學跨國公司研究中心、南開大學國際經濟貿易系教授，博士生導師，經濟學博士，主要從事國際經濟學研究；宋 平(1987-)，女，山東濟寧人，南開大學國際經濟貿易系碩士研究生，主要從事國際貿易理論與政策研究。
中圖分類號：F720 文獻標識碼：A 文章編號：1006-1096(2012)03-0065-05收稿日期：2011-09-07
一、問題的提出與文獻綜述
國際直接投資與國際貿易的關系一直是理論界關注和爭論的問題。國際直接投資包括外國直接投資（inward FDI）和對外直接投資（outward FDI）兩個方面， 分別涉及外資的流入與流出。本文研究的是后一方面，即中國對外直接投資對母國進出口貿易的影響。①中國對外直接投資起步較晚，大大滯后于引進外資的步伐，規模也相對較小。但是，近年來，在“走出去”戰略的引導下，在綜合國力增強、外匯儲備大幅增加、人民幣升值等一系列綜合因素的作用下，中國對外直接投資獲得了迅速發展，2010年我國對外直接投資首次達到680億美元，位居世界第五。在這一背景下，研究不斷發展擴大的對外直接投資對進出口貿易具有怎樣的影響、二者之間是替代還是互補關系、如何更好地利用對外直接投資促進對外貿易發展，不僅具有理論價值，而且對我國對外開放與經貿政策的制定具有現實借鑒意義。
Mundell（1957）最早正式研究了國際直接投資與國際貿易間的關系，在要素稟賦理論模型框架下證明了二者是相互替代的。與此相反，Kojima（1978）的邊際產業擴張理論提出了國際直接投資與貿易的互補關系。目前多數學者認為，從理論上分析國際直接投資與國際貿易的關系不存在確定的結論，在不同的模型及前提假定下可能得到不同的結果。
與理論研究相類似，有關對外直接投資與對外貿易關系的實證研究也沒有統一的結論。國外有關對外直接投資與進出口貿易關系的實證文獻大多以發達國家為研究對象，其中又以美國和日本居多。從研究結論看，主要有3類：一類支持替代關系，一類支持互補關系，還有一類認為結果不確定，但以驗證互補效應的居多。在國內的實證研究方面，蔡銳等（2004）基于小島清的邊際產業理論，運用零回歸方法的實證分析表明：中國對發達國家的直接投資對進口有一定的促進作用，但作用不大，與出口的關系則不顯著；中國對非發達國家的直接投資對進口沒有顯著影響，對出口則有一定影響。張如慶（2005）綜合運用協整理論、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗等方法，認為我國進口和出口分別與對外直接投資存在單向因果關系，對外直接投資不是進出口變化的原因。王英等（2007）考察了中國對外直接投資對出口的影響，指出二者為互補關系，雖然后者認為這一作用的程度極小。項本武（2009）運用面板協整模型和誤差修正模型，驗證了我國長期對外直接投資對進出口貿易具有創造效應，但二者對短期的效應持不同觀點。
綜上所述，有關我國對外直接投資貿易效應的研究還相對較少，并且結論并不一致。筆者就對外直接投資對進出口貿易的影響機制進行理論分析，并對中國的情況加以實證研究。在實證方法上，國內學者大多使用時間序列或截面數據，利用傳統的引力模型以及協整和誤差修正模型進行分析，而筆者利用1993年~2009年中國對105個國家（地區）直接投資和進出口貿易的面板數據，應用動態VAR模型和面板格蘭杰因果檢驗方法考察我國對外直接投資與進出口貿易的關系。
二、對外直接投資對進出口貿易的影響機制
（一）對外直接投資對出口的影響
圖1~圖3歸納了對外直接投資帶動出口增加的途徑。一方面，在海外新建子公司初期投產建設時，一般需要從母公司購買資本設備、原材料等；另一方面，在國外子公司經營過程中，可能在較長時期內從母國進口零部件和中間產品，從而對出口形成持續性的帶動作用，尤其是在加工裝配行業這一效應更為明顯。實際上，不同類型的對外直接投資都可能對出口形成促進作用：以擴大和開辟海外市場、以為出口服務為目的的市場導向型對外直接投資，通過在世界其他國家（地區）設立貿易服務機構，構筑國際市場營銷網絡可以促使出口增加；資源導向型對外直接投資帶動了開采所需設備和相關產品的出口，并且隨著母國進口開采出的資源，該國此類資源加工品或制成品的出口可能增加；技術導向型對外直接投資可以獲得反向技術溢出效應，提高母國產品的技術含量和出口競爭力。
圖1 對外直接投資的出口促進效應
對外直接投資對出口既有促進作用，也有替代作用。首先，無論是為規避貿易壁壘或將國內生產能力過剩、市場相對飽和的產業轉移到國外而進行的市場導向型對外直接投資，還是為降低生產與運輸成本進行效率導向型對外直接投資，生產基地轉移到國外后，在東道國生產的產品將直接在當地銷售或轉銷到其他國家，從而替代母國同類產品的出口。其次，東道國企業利用技術擴散與模仿大量生產該產品，替代進口甚至進行出口，進一步減少了母國的出口。此外，國外分支機構在東道國的當地采購也會替代母國中間產品的出口。
圖2 對外直接投資的出口替代效應
（二）對外直接投資對進口的影響
與出口的情況相類似，對外直接投資對進口貿易規模的影響也有兩方面：在進口促進作用方面，資源導向型對外直接投資以開發國外資源、保證母國供給為目的，會增加母國資源類產品的進口；效率導向型對外直接投資將生產轉移到生產成本更低的國家后，有可能將東道國生產的產品返銷回母國以滿足國內需求；技術導向型對外直接投資在國外開發和生產出技術與知識密集型產品后，可能通過公司內貿易等形式銷售給母國。在進口替代作用方面，如果企業認為通過直接投資在國外購買原材料進行生產比進口生產所需的原材料更有效率，那么這種投資就會減少母國原材料的進口；如果企業通過技術導向型投資代替通過高技術產品進口來獲取技術，就有可能減少母國部分高技術產品的進口。
圖3 對外直接投資的進口促進與替代效應
（三）中國對外直接投資貿易效應的直觀分析
基于上述對外直接投資對進出口貿易的影響機制，可以就中國對外直接投資的貿易效應加以直觀分析。
中國的對外直接投資起步于改革開放以后，早期投資的主要目的是為外貿服務，勞務工程承包也是當時的主營項目。20世紀90年代末開始，在國家的支持下一些大型央企和國企以獲取能源和資源為目的進行對外投資，投資目的比較單純，經營方式相對簡單。2000年以后，中國對外直接投資有了突飛猛進的發展，復雜的經營方式開始出現。目前，中國對外直接投資“市場導向型”、“資源導向型”、“效率導向型”等投資動機都存在，但仍以市場尋求型投資動機為主。從對外直接投資的流向分布看，行業多元而聚集度較高，截至2010年末，我國對外直接投資覆蓋了國民經濟所有行業類別，其中存量在100億美元以上的行業包括商務服務業、金融業、采礦業、批發零售業、交通運輸業和制造業，這6個行業占據我國對外直接投資存量總額的88.3%。④
由于在我國的對外直接投資中為商品貿易提供便利的服務類投資占比重最大，2010年流向租賃和商務服務業以及批發和零售業的投資超過50%，可以預計，我國對外直接投資對貿易特別是出口貿易應有較強的促進作用。此外，采礦業在我國對外直接投資中也占有較大份額，2010年末采礦業的投資存量占對外直接投資總存量的14.1%，⑤這也會對出口和進口產生雙向的拉動作用。但是，我們也應注意到，我國對外直接投資的動機與產業分布呈現多元化趨勢，制造業及其他行業多種動機的對外投資也占一定比重，這些投資會同時影響到出口和進口，產生正向和反向的貿易效應。因此，難以從理論上就我國對外直接投資對貿易規模的總體影響做出確切判斷，下文將使用計量方法就對外直接投資對我國出口和進口貿易規模的影響進行實證檢驗。
三、中國對外直接投資對進出口貿易影響的實證分析
（一）實證方法與模型設定
筆者應用Hurlin等（2001）提出的固定系數面板格蘭杰因果檢驗方法來考察我國對外直接投資對進出口貿易的影響，這一方法是基于面板數據的向量自回歸（VAR）過程實現的。
為檢驗對外直接投資與出口的關系，建立如下面板向量自回歸模型。為了減少異方差和異常項對平穩性的影響，模型中的變量均采用對數形式。
其中，ofdi為我國的對外直接投資，exp為出口額。νit=αi+εit，εit～iid. (0, σ2ε)；αi為個體的異質性，它表示我國對各個國家對外直接投資所具有的不同特性，屬于非時序變量；εit為隨機擾動項，表示除方程（1）、（2）中所列變量外的其他影響因素。對于任意給定的i∈［1,N］，模型自回歸系數γ(k)和回歸系數β(k)i是不變的，即對所有的個體來說γ(k)都是一樣的。
方程（1）考察對外直接投資對出口的影響，方程（2）考察出口對對外直接投資的影響。以上2個方程組成了面板向量自回歸模型，其中每個方程都是一個動態面板，需要對其進行差分估計。由于方程存在內生變量，要用到工具變量，先直接對每個方程進行差分廣義矩估計（Difference-GMM），檢驗單個變量系數的顯著性，然后根據GMM估計結果，對上述模型進行面板格蘭杰因果關系檢驗，驗證我國對外直接投資與出口之間的格蘭杰因果關系。
其中，imp為我國的進口額，其他變量的解釋同上。方程（3）考察對外直接投資對進口的影響，方程（4）考察進口對對外直接投資的影響，進口模型的估計和檢驗方法與出口模型相同。
（二）樣本數據及來源
筆者根據世界各國的經濟地理特點，按照《中國統計年鑒》依地理分布和投資額劃分的方法，選取亞洲、非洲、歐洲、拉丁美洲、北美洲和大洋洲六大地區的105個樣本國家（地區）進行研究。
筆者利用1993年~2009年我國對上述105個國家（地區）的對外直接投資和進出口貿易數據進行實證分析。我國對各個國家（地區）的進出口數據取自1994年~2010年《中國統計年鑒》，1993年~2002年的對外直接投資數據來自相關年份《中國對外經濟統計年鑒》，2003年~2009年的對外直接投資數據來自相關年份《中國對外直接投資統計公報》。
（三）面板數據的單位根檢驗
為了增強檢驗結果的穩健性，筆者采用LLC、IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP 4種方法進行面板單位根檢驗，使用的軟件為Eviews6.1，結果見表1。
對lnofdi、lnexp、lnimp的面板單位根檢驗結果顯示，在4種檢驗方法下，在1%的顯著性水平下lnofdi、lnexp、lnimp均不存在單位根，可見對外直接投資
表1 面板單位根檢驗結果
檢驗方法lnofdi統計量P值 結論lnexp統計量P值 結論lnimp統計量P值結論LLC -18.36120.0000平穩-4.169340.0000平穩-9.639560.0000平穩IPS-13.7620.0000平穩-14.17930.0000平穩-7.212420.0000平穩Fisher-ADF515.5720.0000平穩456.4800.0000平穩385.103 0.0000平穩Fisher-PP596.9120.0000平穩521.7710.0000平穩441.8890.0000平穩
和出口、進口變量都是穩定的，因此，無需對變量之間的關系進行協整檢驗即可直接就對外直接投資與出口以及對外直接投資與進口的關系進行格蘭杰因果檢驗。
（四）面板格蘭杰因果檢驗結果
1．對外直接投資與出口的關系
筆者根據AIC值最小的標準確定最佳滯后期，利用Eviews6.1軟件進行AIC檢驗，確定最佳滯后期為2。
筆者分別對方程（1）、（2）進行動態面板廣義矩估計，在估計中利用stata11.0軟件中的xtabond2命令，由于最佳滯后期為2，因此可以選取因變量的二階差分作為工具變量，即選取D.lnexpit－2作為D.lnexpit－1的工具變量，選取D.lnofdiit－2，作為D.lnofdiit－1的工具變量，使用GMM兩步估計法，估計結果如表2所示。
由表2中對方程（1）的估計結果可見，lnofdi一階滯后項的系數為0.047，P值為0.015，其二階滯后項的系數為0.028，P值為0.040，均通過了5%的顯著性檢驗，這表明我國的對外直接投資對出口存在正向的滯后影響，對外直接投資對出口有一定的促進效應。但是，lnofdi一階和二階滯后項的系數都很小，說明投資對出口的帶動作用較為有限。
筆者對對外直接投資和出口的關系進行格蘭杰因果關系檢驗，原假設H0：βi(k)=0，i∈［1,p］，即對外直接投資與出口之間不存在格蘭杰因果關系；備擇假設H1：βi(k)≠0 (i,k)，即模型中滯后變量的回歸系數不全為零，二者之間存在格蘭杰因果關系。表2中對方程（1）的估計結果顯示，lnofdiit-1和lnofdiit-2的系數在5%水平下均顯著，因此拒絕原假設，接受備擇假設，即lnofdi滯后變量的回歸系數不全為零，對外直接投資是出口的格蘭杰原因。
由表2中對方程（2）的回歸結果可見，lnexp一階滯后項的系數為0. 015，P值為0.015，lnexp二階滯后項的系數為0.041，P值為0.034，在5%的統計水平下都是顯著的，所以原假設H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格蘭杰因果關系中的備擇假設，即出口是對外直接投資變化的格蘭杰原因。
綜上，我國對外直接投資與出口之間存在雙向的格蘭杰因果關系。
2.對外直接投資與進口的關系
分別對方程（3）、（4）進行GMM估計。根據AIC值最小的標準，利用Eviews6.1軟件進行AIC檢驗，確定最佳滯后期為2。選取因變量的二階差分作為工具變量，使用GMM兩步估計法，利用stata11.0軟件進行估計，結果如表3所示。
由表3中對方程（3）的估計結果看出，lnofdiit-1的系數為0.112，P值為0.035，lnofdiit-2的系數為0.045，P值為0.011，在5%水平下均顯著，這說明我國對外直接投資對進口存在正向的滯后影響，對外直接投資對進口具有促進效應。由于lnofdi的一階和二階滯后項系數均顯著，因此格蘭杰因果檢驗的原假設H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受備擇假設，即對外直接投資是進口變化的格蘭杰原因。
由表3中對方程（4）的估計結果看出，lnimp一階滯后項的系數為0.152，P值為0.035，在5%水平下顯著；lnimp二階滯后項的系數為0.064，P值為0.006，在1%水平下顯著。因此，原假設H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格蘭杰因果關系中的備擇假設，進口是對外直接投資變化的格蘭杰原因。
綜上，我國的對外直接投資對進口具有帶動作用，即進口額會隨著對外直接投資的增加而增加，并且二者互為格蘭杰因果關系。
（五）實證結果分析
由上文對外直接投資與出口關系的實證分析結果可以看出，我國對外直接投資和出口之間存在雙向格蘭杰因果關系。對外直接投資的一階和二階滯后項對出口具有正向影響，并具有統計顯著性，說明對外直接投資對出口具有促進作用。總體看來，我國對外直接投資對出口貿易的促進作用超過了替代作用，對外直接投資對我國的出口貿易起到了一定的推動作用，雖然這種作用的程度較小。
由對外直接投資與進口關系的實證分析結果可以看出，我國對外直接投資和進口之間存在雙向格蘭杰因果關系，尤其是對外直接投資對進口具有帶動作用。這說明在我國對外直接投資中占有一定比重的資源導向型投資促進了資源性產品的進口，而將其他類型的對外直接投資考慮進來，投資與進口貿易總體上也呈現互補關系。
四、結論與政策建議
我國對外直接投資與出口及進口之間均存在雙向格蘭杰因果關系，對外直接投資是貿易創造型的,對出口和進口均有促進作用，這一結果與我國當前對外直接投資以市場開拓和資源引進等為主要目的的現實密切相關。然而，我國對外直接投資還處于起步階段，規模還相對較小，對貿易（特別是出口）產生的創造效應還較為有限。因此，如何促進對外直接投資的健康發展，并發揮其與貿易的良性互動關系，是我國需要解決的重要問題。
我國應當繼續積極發展對外直接投資，有效利用國際、國內2個市場、2種資源，充分發揮對外直接投資對貿易的促進作用。對外直接投資有利于開拓海外市場, 通過跨國生產可以帶動設備、原材料、中間品的出口。通過對外直接投資還可以獲得國內經濟發展所需的資源，獲取一些高新技術與先進的管理經驗等，帶動國內產業結構優化和技術水平提升，不斷提高本國企業和產品的國際競爭力。
在擴大對外直接投資規模的同時，我國還應調整對外直接投資結構，改善投資質量。以制造業的對外直接投資為例，目前很大部分投資于初級加工業，生產附加值較低，對出口的帶動作用有限。今后可以更多地投資于產品附加值較高和后向關聯度強的行業，如機械制造業，由于其技術是與原材料、零部件等高度結合的，因此這類行業的對外直接投資具有明顯的出口創造效應。另外，可以增加技術導向型的對外直接投資，利用獲取的先進技術制造深加工產品并出口，以提高產品的附加值，擴大出口的效益。
① 對外直接投資的貿易效應包括對貿易規模和貿易結構的影響，本文研究的是前者，即對外直接投資和對外貿易之間的替代或互補關系。
② UNCTAD：《2011年世界投資報告》，2011年7月。
③ 根據Vernon的產品生命周期理論，創新國的對外直接投資首先替代母國的出口貿易，而后又創造了母國從東道國的進口貿易。
④ 商務部，國家統計局，國家外匯管理局：《2010年度中國對外直接投資統計公報》， hzs.mofcom.省略，2011-09-15。
⑤ 同④。
⑥ Hurlin和Venet在傳統Granger因果檢驗思想的基礎上，于2001年率先提出了固定系數面板數據的Granger檢驗方法，并在2004年進一步提出固定系數異質面板數據的Granger檢驗方法。
⑦ Arellano和Bond（1991）在工具變量法的基礎上給出了差分的廣義矩估計法，該方法采用 t-2 期前的因變量的滯后項作為因變量一階差分滯后項的工具變量，從而得到一致且更為有效的估計結果。
參考文獻：
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王英，劉思峰．2007.中國對外直接投資的出口效應：一個實證分析［J］．世界經濟與政治論壇（1）：36-41．
項本武．2009.中國對外直接投資的貿易效應研究――基于面板數據的協整分析［J］．財貿經濟（4）：77-82．
張如慶．2005.中國對外直接投資與對外貿易的關系分析［J］．世界經濟研究（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.
(編校：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)
張 蕾（1982），女，浙江杭州人，浙江工商大學經濟學院碩士生，主要研究方向為國際貿易理論與政策。
基金項目：浙江省哲學社會科學規劃重點課題（Z05LJ03），教育部省屬高校人文社科重點研究基地――浙江工商大學現代商貿研究中心重點資助課題。
摘 要：本文在回顧了國內外關于對外直接投資與對外貿易關系的理論和文獻的基礎上，利用浙江省1989-2005年宏觀經濟數據，對浙江省對外直接投資與對外貿易關系進行了實證研究。分析結果表明，浙江省對外直接投資與對外貿易存在長期穩定關系，短期均衡關系顯著，對外直接投資對進出口貿易產生了積極的促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。
關鍵詞：對外直接投資；協整檢驗；誤差修正模型
改革開放以來，浙江對外貿易發展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現不斷增長的態勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。
一、文獻回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清 (1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優劣勢的態勢，從而直接創造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有統計方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter 和 Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統計數據，研究了這些發達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發達國家的對外直接投資對同行業的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983) 和Svensson (1984) 對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析, 指出它們之間表現為替代性還是互補性, 依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的, 那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的, 那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。
上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統計數據，采用協整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。
二、實證分析
（一）數據選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發展統計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為, FFDI 在中國發揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI )。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規模和經濟增長。
（二）時間序列的平穩性檢驗
在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩性檢驗，表明這些變量是平穩的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩性檢驗，即二階單整。
綜上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。
（三）協整檢驗
近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t （1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t （2）
綜合考察這些變量之間的協整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩性檢驗結果如表4所示。
回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。
由回歸方程(2)可知， CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。
（四）誤差修正模型
誤差修正模型（Error Correction Model）是一種具有特殊形式的計量經濟模型，成為協整分析的一個延伸。若變量之間存在協整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩定的關系，而這種穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。
由協整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：
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）
在誤差修正模型(3)中，協整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態調整過程具有一定穩定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩定。
在誤差修正模型(4)中，協整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態調整過程具有穩定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩定關系。
三、結論與建議
通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：
（1）從長期關系看， CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。
從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協整關系，即它們之間存在長期穩定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發展。
縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發展是非常必要的, 也是可行的。
（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發展歷程(齊曉華,2004)。由于其規模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。
本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。
從浙江省當前貿易戰略出發, 政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創造效應的對外直接投資給予各種政策優惠,從而鼓勵企業積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業步入國際化發展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業結構。
對企業界而言，加入WT0 后,國內市場上國內外企業的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業的生存空間，增強企業的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。
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[關鍵詞] 外商直接投資 進出口貿易 協整檢驗
隨著經濟全球化程度的逐步實現，各國之間的經濟往來越來越密切，國際投資和貿易規模不斷擴大。FDI與經濟增長的關系,以及進出口貿易與經濟增長的關系成為了20世紀70年代以來國內外學者研究的熱點問題。湖北省作為國家“中部崛起”戰略重鎮，有著獨特的歷史傳統、地理位置和自然資源。改革開放，特別是近年來，湖北省積極引進外資、大力發展對外貿易。然而，雖然其近幾年的貿易額一直居于中部六省的前列，與東部沿海省市相比，仍存在著較大的差距。本文擬采用實證研究的方法，運用OLS法和協整檢驗得到FDI與進出口貿易之間的關系，以期得出正確結論，為湖北對外貿易的增長獻計獻策。
一、國內外文獻綜述
迄今為止，各國對外貿易與FDI關系的研究為數眾多。理論分析所得出的代表性結論有二個:一是以Mundell為代表的相互替代關系理論;二是以小島清為代表的相互補充關系理論。在實證研究方面則主要有:Nakamura和MaryAmiti的研究表明兩者呈互補關系;Eaton和Tamura、Goldberg和Klein對日本的檢驗證明FDI對進出口貿易有促進作用。
二、實證分析
由于湖北省對外貿易起步較晚，加之統計數據并不完整，樣本設定在1986年～2006年之間。本文選取湖北省統計年鑒中的外商直接投資(FDI)衡量外商對湖北省直接投資，以出口額(EX）、進口額(IM)來衡量對外貿易。由于FDI在中國發揮作用時，中國吸收能力存在時滯問題，所以本文在模型中加入了到上一年為止累積的湖北省內外商直接投資總和（AFDI）。同時經濟增長迅速對其影響也不容忽視。于是引入變量“湖北省生產總值指數（GDP）”來衡量湖北省經濟規模和經濟增長。
1.數據處理。單位根檢驗模型建立在正態分布假設上的，但檢驗卻發現變量不顯著具有正態性，所以取各數據的自然對數，得lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFDI。可以證明變換后的數據均滿足正態分布。
2.時間序列的平穩性檢驗。在回歸分析之前,首先要對每組數據進行單位根檢驗,以判別序列的平穩性。因為當數據非平穩時，有可能存在偽回歸,需要進行協整檢驗。對序列lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFD進行ADF檢驗，發現以在95%的顯著性水平上，ln EX、ln IM都為一階單整的時間序列,而lnFDI則為二階單整。可見,序列lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、ln AFDI并不都是平穩的。
3.協整檢驗。對湖北省外商直接投資及其滯后因素與進口、出口額運用OLS法，同時考慮考察變量之間的協整關系，根據DW值與t值，用后向回歸法進一步篩選變量，刪除t值不顯著的變量，得出估計模型如下：
(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
此時，對兩個殘差序列進行單位根檢驗，發現它們是平穩的置信度為95%，可以認為模型變量間有協整關系。湖北省外商直接投資額對出口額、進總額的作用顯著，模型擬合優度較高，兩個回歸方程的殘差序列都是平穩的，由協整定理可知數據之間存在協整關系，即湖北省外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。
4.誤差修正模型。上述模型描述了變量間的長期穩定關系，是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。因此可以建立誤差修正模型，將長期和短期結合起來：
(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
由參數的t檢驗可知，滯后殘差項的系數都顯著不為0，說明模型的動態調整具有穩定性。協整關系對EX和IM的增長起到了反向修正作用，彈性系數為-1.3559和-1.42937。
三、結論
FDI、GDP與進出口貿易額IM，EX之間存在穩定顯著的均衡關系,外商直接投資額的增長能夠促進本國進、出口貿易額的增長。然而AFD的反向作用提示我們,在長期過程中,若保持現有的貿易模式和結構不變,當外資積累達到一定水平時,國際貿易額將不再增加,甚至有可能減少。因為隨著外商從跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯,外商直接投資與對外貿易的替代作用將逐步顯現。同時,由于生產和銷售本地化的實現，進口額將大大減少。
“中部崛起”，最關鍵的是實現經濟的崛起，因此發展外貿易事業的重要性不容忽視。在追求FDI額增加的同時，不能忽視了我們在外貿易模式和結構上存在的問題；要積極制定各種相關政策，提高政府部門辦事效率，完善服務體系吸引外資；同時大力推動本土企業的技術化，創新化進程，提高企業的綜合競爭能力，實現湖北省在經濟上的騰飛。
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關鍵詞：出口退稅；對外貿易；促進；發展
中圖分類號：F746 文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2011）18-0016-03
出口退（免）稅指一個國家或地區對符合一定條件的出口貨物在報關時免征國內或區內間接稅和退還出口貨物在國內或區內生產、流通或出口環節已繳納的間接稅的一項稅收制度。出口退（免）稅是為了平衡稅負，使本國出口貨物與其他國家或地區貨物具有相對平等競爭的稅收條件，在客觀上有利于發展外向型經濟，增加出口，擴大出口創匯。目前，對出口產品實行退稅已經成為一種國際慣例，符合世貿組織規則。加入WTO后，中國宏觀經濟政策自由空間相對縮小，在一定范圍內出口退稅可以成為一種相機抉擇的政策手段，通過對外需的調節而對整個經濟增長起到拉動作用，這樣出口退稅政策就可以被看做積極財政政策的一部分，在鼓勵外貿出口、優化經濟結構、促進經濟發展中都發揮了積極的作用。
一、中國出口退稅制度的發展歷程及其對經濟的影響
中國出口退稅政策的發展總共經歷了五個時期：早期發展時期（1949―1957）；停滯時期（1957―1978）；初步恢復時期（1978―1983）；形成時期（1983―1994）；建立與調整時期（1994至今）。
1994年中國稅制進行了重大改革，隨之出口退稅政策進入建立與調整時期，由于經濟的發展和國際貿易形勢的不斷變化，中國也對出口退稅政策進行了適時的調整。當年依據國際慣例，中國增值稅暫行條例規定對出口貨物稅收實行零稅率的政策，對從一般納稅人購進的出口貨物實行退稅率為17%和13%的政策；對從小規模的納稅人購進的特準退稅的出口貨物實行退稅率為6%的政策。出口退稅和零稅率政策執行不久，由于在進出口稅收政策實施過程中，存在少征多退、出口騙稅和中央財政出口退稅財力不足等問題，1995年和1996年國務院先后兩次調低了出口退稅率，即由原來的17%和13%下調到9%、6%、3%，綜合退稅率從16.63%下調到12.86%，下調3.77個百分點。1997年由于受到亞洲金融危機的沖擊，中國外貿進出口遇到困難，其增長速度呈現持續下降的態勢。為了抵消東南亞金融危機對中國出口造成的不利影響，1999年7月1日，國務院決定提高一些大類出口商品的出口退稅率，由9%、6%和3%提高到17%、15%和13%，退稅率從12.56%上調到15.51%，上調了2.95個百分點。2007年，為了進一步抑制外貿出口的過快增長，緩解中國外貿順差過大帶來的突出矛盾，同時，進一步落實科學發展觀，優化出口商品結構，抑制“高耗能、高污染、資源性”產品的出口，促進外貿增長方式的轉變和進出口貿易的平衡，減少貿易摩擦，促進經濟增長方式的轉變和經濟社會的可持續發展，2007年7月1日，中國政府取消了553項“高耗能、高污染、資源性”產品的出口退稅，降低了2 268項容易引起貿易摩擦的商品的出口退稅率。2008年7月至2010年7月，為支持外貿出口，提振經濟，保證就業，國家連續六次提高出口退稅率，以緩解美國金融危機對中國出口產業的沖擊。
從前幾次調整的經驗看，出口退稅率與出口增長率表現出較為明顯的負相關性。如1995年7月1日，中國的出口退稅率從16.63%下調到12.86%，下調3.77%，相應地，當年出口增長率從上半年的44.2%急劇降為下半年的8.8%，下調出口退稅率的出口彈性系數高達9.39。1999年7月1日，中國將出口退稅率從12.56%上調到15.51%，上調了2.95%，相應地，當年出口增長率從上半年下降4.7%提高到下半年的增長15.8%，增幅提高20.5%，上調出口退稅率的出口彈性系數為6.95。由此可見，出口退稅率調整對出口增長的影響非常明顯，出口退稅政策是國家進行宏觀調控的重要手段，如何有效利用這一手段為中國對外貿易的發展服務是目前經濟刺激計劃有效實施的重要保證。
二、應對金融危機的出口退稅政策調整
金融危機爆發后，世界經濟受到了很大沖擊，中國的對外貿易也不可避免地遭受巨大影響，這對于對外依存度非常高的中國經濟發展來說無異于是一次地震。為盡量緩解金融危機對中國經濟的沖擊，中國提出了一系列的經濟刺激計劃，上調出口退稅率就是其中的一項政策。
（一）應對金融危機的出口退稅政策調整
為支持外貿出口，提振經濟，保證就業，國家從2008年下半年起，已經連續六次提高產品的出口退稅率，分別是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。相關統計顯示，出口退稅率提高后，中國實際辦理的出口退稅明顯增加，不僅緩解了出口企業的資金周轉壓力，部分調高出口退稅率的產品還表現出跌勢趨緩的積極現象。
（二）出口退稅率上調的積極作用
1．減輕出口企業經營壓力，提高企業出口競爭力。據了解，紡織服裝出口退稅率每上調1個百分點，即可為紡織服裝出口企業獲得76億元人民幣的退稅額。商務部的數據顯示，2008年8月和11月，國家先后將紡織品、服裝等產品的出口退稅率提高了2個和1個百分點，很快紡織工業產品出口形勢就得到好轉，2009年1月在工業出口下降了17.6%的情況下，紡織工業出口卻能基本與2008年持平，僅下降0.2%。此次將紡織品、服裝的退稅率提高到16％，對于相關企業降低成本、提升盈利水平將帶來實質性利好影響。
2．配合產業調整規劃，提振企業信心。商務部新聞發言人姚堅指出，可能是受到出口退稅政策調整的影響，部分勞動密集型產品的出口在2008年12月實現小幅加快增長。11月出口同比下滑3.8%的紡織紗線、纖維和相關產品，12月出口同比增長0.4%，服裝及衣著附件和鞋類出口12月份分別同比增長10.9%和23.6%，較11月4.8%和21.8%的同比增速有所上揚。2009年3月國家稅務總局有關人士表示，上調出口退稅率，是為了配合十大產業調整振興規劃的實施，在之前出臺的調整振興規劃里就已經提出了通過增加出口退稅率、降低出口關稅的辦法來減輕負擔。因此，上調出口退稅率是中國主動應對當前國內外復雜多變的經濟形勢所采取的措施，有利于緩解出口企業困難，恢復出口企業信心。
（三）出口退稅上調的局限
1．出口退稅率上調不能從根本上改變進出口形勢。退稅率上調對出口來說只是一個短期利好，并不能徹底改變外貿形勢，因為中國進出口形勢在很大程度上是由外部需求決定的。金融危機引發全球經濟衰退后，主要出口國家和地區的需求大幅縮減，企業出口訂單銳減。雖然企業可以通過迅速調整產品出口方向，將出口方向從歐美日轉向南美等國家，有的企業也確實已經重新拿到訂單、開工生產，似乎最困難的日子已經過去了。但每次出口退稅上調后，很快就會收到外商提出降低產品報價的要求，導致企業并沒有真正獲得收益，這在一定程度上相當于政府補貼了外商，使得提高出口退稅率實際效果有限。
2．出口退稅率再上調的空間已非常小。目前中國的增值稅稅率為17%，按照國際貿易組織有關公平貿易政策出口產品零關稅的內容，企業出口退稅率最高可至17%，一些企業人士和專家都表示，希望將出口退稅率一次調整到位，甚至有些行業可望與國際接軌，實現零稅率。但是在經歷了近一年連續六次產品出口退稅率的調高，大部分行業的出口退稅率繼續上調空間都非常有限。
3．出口退稅率上調可能使貿易出口摩擦抬頭。國際貿易對一國進出口政策十分敏感，由于出口退稅率的上調降低了中國出口商品的成本，使得中國商品的國際競爭力得以加強，影響了一些國家國產商品的生產和銷售，可能造成貿易摩擦抬頭。從中國有色金屬工業協會了解到，2009年1月末，印度財政部保障措施局，對從中國進口的鋁平滑輥和鋁箔產品，發起特別保障措施調查，要求利害關系方在2月27日前向該局表明立場。2月份又傳出消息，加拿大對從中國進口的鋁擠壓材反傾銷反補貼案做出終裁，認為中國鋁擠壓材行業不屬市場導向行業，并裁定高額反傾銷稅與反補貼稅。日前加拿大、印度等國已經開始向從中國進口的商品實施貿易保護政策。
三、完善出口退稅政策的建議
為使中國盡快走出出口大幅度下降對中國經濟影響的困境，在出口退稅政策的調整上應該加強出口退稅機制的法制化建設，確定最優出口退稅率。
（一）加強出口退稅機制的法制化建設
中國現行的出口退稅機制一直存在一些亟待解決的矛盾和問題，主要是出口退稅機制不利于深化外貿體制改革，出口退稅結構不能適應優化產業結構的要求，出口退稅的負擔機制不盡合理，出口退稅缺乏穩定的資金來源等。
中國加入WTO后，將以前所未有的廣度和深度融入到經濟一體化和貿易自由化浪潮中去，我們在享受世貿成員權力的同時，也將不可推卸地要承擔相應的義務。盡快建立和完善與WTO相適應的市場經濟法制體系，已成為我們刻不容緩的任務。稅收作為中國市場經濟體系的一個重要組成部分，其法定主義原則已成為現代世界各國稅法中的一條最為重要的基本原則。目前，中國出口退稅立法級次普遍較低，嚴重影響了稅法的權威性和執法效率，也使稅法缺乏透明度和穩定性，有悖于稅法的公平和效率原則。在中國經濟已駛上高速發展道路并已融入國際大循環的今天，這樣的稅收法律級次著實讓人感到有點落伍。不僅退稅資金長期不到位，得不到法律的保障，即使是日常的退稅管理各個地區也自成體系，出現了大量的外部不規行為，使出口退稅管理失去了統一性和規范性，也使中國出口退稅難以形成一個良好的外部環境，進而導致出口退稅的政策效果扭曲，產生負效應。另外，也正是由于這種管理缺乏統一性，導致了出口騙稅的屢屢發生。出口退稅是促進對外貿易的財政手段，而外貿出口又是拉動國內經濟增長的重要因素，隨著經濟全球化趨勢的發展，國際間的貿易往來將成為國際交往的重要組成部分，因而，加快出口退稅的立法步伐，在加快中國稅收基本法的進程中，進一步充實和完善出口退稅程序法的立法工作，創造良好的退稅外部環境，使之具有更強的適應性和可操作性，將是目前中國出口退稅管理工作的重中之重，也是中國加入WTO后認真、嚴格貫徹稅收法定主義原則的迫切需要。
（二）確定最優出口退稅率
進口征稅、出口退稅的消費地課稅原則已被世界各國普遍接受。世界貿易組織也鼓勵各國通過進口征稅、出口退稅的辦法實現自由貿易，并且強調各成員方不得將出口退稅視為出口補貼。當然，世界貿易組織允許各國對出口商品退還已征的國內商品稅，但是并沒有規定一定要全部退還。這就給各國處理出口商品已征的國內商品稅留下了較大自由決定的空間，即各國可以自行確定退稅的程度，如全部退還或部分退還，甚至還可以不退還。稅收政策的目的是追求國家福利的最大化，最優出口退稅理論就是研究在不違背經過國際協調的國內商品稅課稅基本原則的前提下，多大程度的出口退稅能夠實現國家福利的最大化。
最優出口商品稅稅率是外國對本國出口商品的需求彈性的倒數，其經濟學含義在于：外國對本國出口商品的需求彈性越低，意味著外國消費者對出口征稅引起的國際市場價格的上升反應越差，那么其需求數量變化就小，越利于出口國將出口征稅轉嫁給國外，這樣最優出口商品稅稅率就越高（最優出口退稅率越低）。反之，外國對本國出口商品的需求彈性越大，最優出口商品稅稅率就越低（最優出口退稅率越高）。如果外國對本國出口商品的需求彈性無限大，本國對出口商品征收出口稅無法使外國消費者接受更高的價格，出口征稅只能使本國的福利減少，此時最優出口商品稅稅率應為零（最優出口退稅率為國內商品稅征稅率）。
從中國出口產品的性質上看，很多出口產品由于國際市場競爭激烈，需求彈性比較大，只有部分產品在國際市場占有較大份額甚至占有壟斷地位，需求彈性很小。根據最優出口退稅理論，考慮行政管理和實踐的可行性，確定中國出口退稅程度的基本思路應是：大多數產品實行完全退稅政策；對少數國外需求彈性很小的產品，如工藝品、土特產品和稀有礦產品等實行不完全退稅或不退稅政策。
參考文獻：
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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）
關鍵詞：外商直接投資 農產品 出口貿易
改革開放以來，世界農產品貿易快速增長導致我國農產品所面臨的國際市場競爭態勢日趨激烈。我國農產品產業的整體競爭實力弱化，部分省份及部分主要農產品的對外貿易出現大規模貿易逆差且呈現逐步擴大態勢。我國農產品產業應對上述威脅與挑戰的首要手段，是強化農產品產業的內在競爭優勢。通過大力引入外商直接投資，可有助于增強我國農產品產業整體競爭實力，促進我國農產品出口貿易水平的提升。
制約我國農產品出口貿易水平提升的關鍵因素
（一）制約我國農產品出口貿易的比較優勢因素
我國農產品的對外貿易的可持續發展能力應當建立在比較優勢基礎上。其一，我國主要農產品缺乏與其他國家農產品展開國際競爭的比較優勢。從近年來我國農產品的進出口貿易狀況來看，我國農產品主要品種的比較優勢值呈現大幅下滑態勢。我國的資源稟賦現狀是決定我國農產品主要品種逐步喪失其比較優勢地位的根源。根據基姆?安德森和速水佑次郎在《農業保護政治經濟學》中提出的觀點，耕地資源匱乏且經濟增長迅速的國家的農產品比較優勢值下滑速度較快（基姆?安德森等，1996）。當前我國宏觀經濟發展速度較快，城鎮化戰略的大力實施使得城市管理者通過占用農業用地的方式來實現城市地區的擴張，這使得我國傳統的土地密集型農產品的比較競爭優勢在逐漸喪失。隨著我國農村大量的剩余勞動力向城市地區快速轉移，我國農村地區直接從事農業作業的人口銳減，這將進一步使得我國傳統的勞動密集型農產品的比較優勢也在逐步喪失。由于我國農業產業屬于各級政府嚴密控制的民生型產業，農產品的價格漲跌直接影響區域內城鎮居民的生活質量，農業用地流轉亦受到諸多制度限制，這導致非農資本缺乏投資我國農業產業的動力。其二，我國農產品企業缺乏在國際生態農產品需求市場展開競爭的比較優勢。我國的工業化進程導致各地農業生產環境遭受嚴重破壞，生態農產品產出總量難以滿足國內外市場的需求，加之我國國內農產品生產企業缺乏生態農產品的制造技術，使得我國生態型農產品缺乏有效的市場競爭能力。
（二）制約我國農產品出口貿易的制度
其一，非關稅壁壘是制約我國農產品出口貿易健康發展的重要制度。非關稅壁壘通常表現為外國政府運用非關稅手段來對我國出口到其國家的貿易活動實施調控的政策措施的集合，其目的是限制我國農產品按常規路徑向其出口的總量。鑒于非關稅壁壘措施是對市場化自由交易精神的背離，世界貿易組織所以反對濫用非關稅壁壘措施。在當前美國后金融危機時代，西方發達國家為保護本國農業產業市場而紛紛采取非關稅手段制約我國農產品向其出口。為運用技術壁壘手段限制我國農產品出口，歐美諸國為我國的外貿導向型農產品量身定做了一整套內容復雜、程序繁瑣的技術性出口障礙，通過以過于嚴格的技術指標限制和苛刻的產品品質檢驗等方式打壓我外貿型農產品企業。其二，關稅壁壘對我國農產品出口貿易的健康發展亦造成顯著的制度障礙。當前世界各國紛紛以地緣和意識形態為標準來締結區域性關稅協定。各國間的關稅協定在為締約國之間提供關稅減免優惠政策的同時，亦導致非締約國享受歧視性政策。我國雖然在世界貿易協定和若干雙邊關稅協定締約領域取得一定進展，但是卻未能與歐美日等主要工業化國家和世界貿易核心國家達成高水平的雙邊關稅協定，在與歐美日等國展開農產品貿易時仍然受到不對稱的歧視性關稅待遇，這嚴重影響我國農產品出口貿易的穩健發展。
（三）制約我國農產品出口貿易的品牌運營障礙
其一，部分農產品生產者所采取的機會主義策略削弱我國農產品品牌形象（馬春林等，2010）。我國農產品的生產者數量龐大，生產者的農產品生產規模相對較小，該問題的根源在于出口貿易中的農產品缺乏明晰的品牌標識，農產品生產者缺乏建立品牌的利益驅動。某農產品生產者的產品品質的降低使得該企業在國際市場競爭中享有低成本優勢，可為該企業帶來短期銷售量增加的切實受益，但單個生產者的農產品品質下滑可導致同類農產品的生產者共同受損。其二，我國高品質的農產品品牌缺乏系統性運營，品牌流失情況嚴重（馬春林等，2010）。鑒于農產品的品牌資產具有多家生產商共享的特點，某一生產商提升農產品品牌價值的行動將使得共享該品牌的其他生產者通過正外部經濟渠道而受益。雖然我國傳統農業產業孕育了豐富的品牌資產，但由于缺乏專業化農產品品牌資產運作機構的品牌運營策劃，農產品供應鏈各成員企業缺乏動力來維護農產品品牌價值。農產品生產者因此降低對品牌產品的技術投入水平，導致其產品理化品質退化，產品品牌知名度與美譽度下降。其三，我國農產品品牌資產運作缺乏深度。深層品牌資產涉及品牌美譽度和品牌忠誠度，及由此引致的品牌溢價收益能力。我國農產品運營企業在深層品牌資產運營層面的缺失，導致其產品缺乏鮮明個性和卓越溢價能力，使得企業停滯于世界農產品產業鏈的低端環節而難獲突破性發展空間。
外商直接投資對農產品出口貿易的促進路徑
（一）外商直接投資的技術溢出促進農產品出口貿易
其一，外商直接投資于我國農業產業有助于先進產業技術向國內農業企業轉移，進而提升國內農業企業的研發能力。外商投資企業通過投資我國農產品市場，有助于將其所掌握的世界先進農產品生產技術轉移到我國農產品生產領域中。通常而言，跨國型農產品公司以對外直接投資的方式將其所掌握的先進技術轉移給其在我國境內的生產企業。跨國公司內部農產品生產技術的轉讓策略有助于以技術溢出的形式給接受投資的我國農產品產業帶來外部經濟效益。外商投資農產品企業的外部技術溢出效應水平屬于正外部效應，它可有效促進我國國內農業企業提升研發能力，為我國農業產業及農產品消費者帶來利益。外商直接投資有利于國際先進農業產業對國內相關企業的轉移，以有效提升國內農業企業的技術研發水平增強和生產效率提升，將我國農業科技研發從傳統的技術吸收型研究轉型為基礎型及創新型研究。其二，外商直接投資有助于激發我國農業產業領域的人力資源活力。外商直接投資農業產業項目多為其員工及其供應商和經銷商提供人力資源培訓，外資企業員工及其供應鏈上下游企業可以籍此提升其人力資源的技術含量，為我國農業產業技術的自主型研發提供契機。外商直接投資農業產業項目亦可用高薪和良好的工作環境來吸引國外高端人才來華工作和留學生回流，增強我國在高端農業產業科技人才領域與西方發達國家展開競爭的能力，進而增強我國高端農產品出口貿易的國際市場競爭力。
（二）外商直接投資優化我國外貿型農產品品牌形象
其一，品牌持有企業通常制定完備的農產品原產地保護準則來確保農產品企業品牌與產品質量。世界各國消費者多為品牌推斷型的消費者，傳統的價格推斷型消費者數量日漸減少。消費者通過識別農產品原產地標識的方式來辨識該農產品的品質，進而做出相應的消費決策。隨著世界經濟的穩步增長，消費者對于食品安全的要求日益提升，這要求農產品生產及出口企業需要通過強化原產地標識的方式來為消費者提供有保障的高品質農產品。外商直接投資企業利用消費者的這一心態，通過強化對其所投資的農產品項目的原產地標識保護的方式，來強化其投資項目的市場競爭能力。同時，原產地標識方式有助于隔離不良農產品事件對我國知名農產品品牌形象的侵害，扭轉進口國消費者對我國農產品品質低劣的錯誤定位。其二，外商投資企業通過推行合理的品牌延伸戰略來促使農產品品牌形象的改善。跨國外資企業傳統品牌具有強大的市場知名度與美譽度，通過恰當的品牌延展策略，跨國公司將其既有品牌向我國農產品生產及銷售領域擴張，從而形成門類繁多的產品鏈。當前我國農產品市場尚處于發育初期，品牌延展戰略可以有效地增強我國農產品的品牌形象。借助外資企業成熟的產品品牌營銷戰略和市場營銷渠道，我國農產品可迅速向世界農產品市場擴張。
（三）外商直接投資力促我國農產品突破非關稅壁壘
其一，外商直接投資企業通過技術創新來提升農產品品質。外資企業可以依賴其自身的農產品技術優勢，以農業科技進步來調整產品出口品類，促進農產品產業升級。外資企業通常在農產品技術研發領域的投入高于國內企業，在新能源、新種植技藝、新化肥配方、新種子品種等方面獲得創新型突破，從而提升產品科技含量，推動傳統農業產業向高附加值的農業產業方向轉型。同時，外資企業通過提升農產品的加工深度的方式來拉長農產品的供應鏈，從而提升企業的單位產品利潤率水平，以規避部分國家對初級產品的非關稅壁壘。其二，外商直接投資企業利于我國農產品非關稅壁壘預警機制的建立。通過大力引入農產品產業領域的外商直接投資企業，有助于我國農產品出口貿易的非關稅壁壘預警機制的建立。外資企業對于其所在國的進出口相關法律法規及政府規章制度較為熟悉，能夠及時獲取其目標市場的外貿政策措施的最新動態和消費者市場需求的即時變動趨勢。外商直接投資企業可將其所獲取的農產品出口目標市場相關信息迅速向其國內供應鏈成員企業擴散，以確保其上游供應商能有效配合其農產品出口戰略的實施。這使得我國國內農產品出口導向型企業及時獲取國外農產品進口市場動向，并作出及時的出口策略調整，降低國外新設立的非關稅壁壘對國內農產品出口型企業的影響。
（四）外商直接投資助力我國農產品開拓新市場
其一，外商投資企業可以通過市場多元化戰略來增加我國農產品在國際市場上的競爭實力。我國傳統農產品的出口貿易主要面向西方發達國家市場。農產品市場多元化戰略對我國農產品外貿導向型企業的要求，是在繼續鞏固我國農產品外貿的傳統市場的同時，大力挖掘發展中國家的農產品外貿市場，力爭對發展中國家的農產品外貿市場的出口比重有實質性增加，以避免我國農產品外貿受少數國家市場購買方的控制，保持我國農產品外貿事業的健康可持續發展。外資企業的市場多元化戰略可以使得我國農產品在全球市場上的占有率更為均勻，從而有效規避了我國與部分西方發達國家農產品外貿市場的沖突。我國的農產品外貿市場導向型企業可以通過均衡貿易對象國的方式來降低國際間貿易戰的損失。其二，外商直接投資企業可以推動農產品出口企業的產業集聚，增強農產品企業出口能力（蘇李等，2010）。我國農產品出口企業的實力相對較弱，導致企業出口農產品的附加值相對較低，亦缺乏應對國外進口市場日益升級的農產品進口質量檢驗和檢疫措施。為克服單個企業的國際競爭力不足的問題，有必要通過產業集聚的方式來凝聚農產品企業的生產與銷售實力，有效提升我國農產品企業參與國際市場競爭的能力。外商投資企業憑借自身強大的農產品技術研發能力和對農產品終端需求市場渠道的控制力，可作為核心企業來組織國內農產品企業形成農產品產業集聚效應，大力提升農業產業集群在資金、人才與技術等各領域的市場競爭能力，以產業集群的形式合力搶占國際農產品市場。
參考文獻：
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2.基姆?安德森，速水佑次郎.農業保護政治經濟學[M].天津出版社，1996
關鍵詞:進口貿易;技術溢出效應;研究綜述
中圖分類號:F74
文獻標識碼:A
文章編號:1672-3198(2010)07-0120-01
技術溢出是指通過技術的非自愿擴散,促進了當地技術和生產力水平的提高,是技術外在性的一種表現。20世紀80年代以來,對進口貿易技術溢出效應的研究引起了經濟學界的廣泛關注,其中國外學者取得了較為豐富的理論和實踐成果。
1 國外關于進口貿易技術溢出效應的理論基礎
1.1 新增長理論中的技術溢出效應
新增長理論將技術進步內生化,認為技術進步是經濟增長的最終源泉,它是由研發投入、人力資本、干中學以及勞動分工等各種內生因素決定的,其中基于外部性效應的內生增長模型已成為刻畫技術進步的一條重要線索。
Arrow (1962)最早用知識的外部性揭示了溢出效應對經濟增長的作用。他認為技術是從學習過程中獲得的,而學習來自于實踐經驗以及生產投資活動。他假定技術進步或生產率的提高是資本積累的副產品,即投資具有溢出效應,進行投資的廠商可以通過積累經驗來提高生產率,其他廠商也可以通過“學習”提高生產率。
Romer (1986)沿著Arrow的內生技術進步理論,提出了知識溢出模型。他強調知識的外部性,其具有的溢出效應使得任何廠商所生產的知識都能提高全社會的生產率,由此帶來的遞增報酬是經濟增長的主要源泉,而資本的邊際生產率不會因固定生產要素的存在而遞減,內生的技術進步是經濟增長的動力。
Lucas (1988)構建了一個人力資本外部性增長模型,將人力資本內生化,假定人力資本是人們在生產過程中“邊干邊學”的結果,指出整個經濟系統的外部性是由人力資本的溢出效應造成的。
根據新增長理論,技術創新是推動生產率提高的核心因素,創新活動的顯著特征是具有溢出效應和外部收益。如果對外貿易能夠促進一國的創新活動,便能促進該國的經濟增長。
1.2 新貿易理論中的技術溢出效應
20世紀80年代初,新貿易理論開始將進口貿易作為主要因素來解釋技術進步,認為進口貿易是促進技術進步的一個重要因素。在將技術內生化的同時把經濟增長引入這一分析框架,研究技術變動、進口貿易、經濟增長三者間的互動關系。其中最具代表性的是Grossman和Helpman ( 1991)首次運用一般均衡模型分析開放經濟中貿易、增長和技術進步之間的關系。研究表明,進口貿易作為物化型技術溢出渠道,不僅可以引進國外高質量的最終制成品,而且可以通過引進國外先進的中間產品來提高本國最終產品的技術含量,改善進口國的技術吸收能力,從而促進進口國生產率的提高。一國通過進口貿易往往能更直接分享到貿易伙伴國R&D投入的成果進而促進本國全要素生產率的提高。
2 國外對進口貿易技術溢出效應的實證研究回顧
Grossman and Helpman,在1991年《全球經濟中的創新與增長》一書中,運用Lucas的兩部門內生經濟增長模型,分析了中間產品貿易和最終產品貿易對長期經濟增長的影響。發現,貿易的開放促進了國內資源在物質生產部門和知識產品生產部門之間的要素優化配置,從而促進了經濟增長。
Coe和Helpman ( 1995 )使用雙邊進口份額作為權重構造國外R&D存量,采用21個國家的面板數據,考察進口貿易對國際技術溢出和TFP增長的影響。研究表明:一國的TFP不僅取決于本國的國內R&D資本,還依賴于國外的R&D存量,國外的R&D存量可以通過貿易的方式對國內的GDP產生正面作用,一國的貿易開放度越高,所獲得的國際技術溢出效應越大。
Hejazi and Safarian (1996)使用Coe and Helpman(1995)論文中的數據,分析美國R&D資本存量怎樣通過出口和對外FDI影響其余20個工業化國家,認為美國R&D的確通過上述渠道給其他國家帶來收益。
Coe,Helpman和Hoffmaister ( 1997)在CH模型的基礎上引入了進口滲透率和人力資本存量作為變量,采用77個發展中國家的面板數據,驗證了貿易伙伴國R&D資本存量對發展中國家全要素生產率的影響。
Misa Okabe (2002)選取東亞七國為樣本,考察OECD國家R&D投入對發展中國家TFP的影響,最終證實了進口貿易技術溢出對TFP增長的促進作用。
Jakob (2005)運用國內人口數量將國內技術存量進行標準化,用國外實際GDP對國外技術存量進行平減,以人均進口量作為權重對國外R&D進行加權,采用13個OECD國家的面板數據,實證檢驗結果表明進口貿易技術溢出能夠給OECD國家帶來200%的TFP增長。
3 進口貿易技術溢出效應影晌因素研究回顧
盡管國際貿易作為國際技術溢出的一個渠道已經得到了廣泛的認同,但對不同國家和地區的實證檢驗表明,技術溢出的效果存在很大的差異性,國際貿易產生的技術溢出要受到許多因素的制約:
第一,人力資本存量。人力資本以勞動者為載體,體現了勞動者的素質和技能,是技術進步的重要源泉。人力資本的積累一方面直接促進了本國的技術進步,另一方面可以增強吸收貿易溢出的先進技術知識的能力,從而更有效地分享國外的 R&D 成果,提升本國的全要素生產率。
Coe,Helpman和Hoffmaister (1997)在CH模型基礎上引入進口滲透率和人力資本變量,采用77個欠發達國家的面板數據進行分析,結論表明,發展中國家的TFP與其工業化的貿易伙伴國的R&D以及本國的人力資本存量呈顯著的正相關關系。
Jorge,Carmela和Francisco( 2002)通過增加進口滲透率變量,同樣使用OECD國家的數據,證明了進口貿易技術溢出效應對這些國家經濟增長的重要性。他們認為,國內R&D存量和人力資本才是國外技術外溢的關鍵。
Falvey、Foster 和Greenaway(2002,2004)在模型中引入人力資本,采用52 個發展中國家的面板數據,研究5 個 OECD 國家的技術溢出效應,檢驗結論表明人力資本對進口貿易的技術溢出效應具有顯著的促進作用。
第二,地理因素。由于商品貿易存在與地理距離正相關的運輸成本,貿易的發生量與貿易伙伴國之間的地理距離成反向關系。因此,地理距離對貿易量具有一定的限制作用,從而對國際技術溢出具有一定的負面影響。
Maurice Schiff 和 Yanling Wang(2004)從區域貿易協議(RTA)的角度研究了南北貿易的技術擴散效應。他們分別檢驗了國際貿易的技術溢出效應對韓國、墨西哥和波蘭等國 TFP 的影響,結果表明技術溢出的效果具有“區域化”的特點,即韓國、墨西哥和波蘭分別主要從其同日本、美國和歐盟之間的貿易中獲益,其原因可能是RTA 下的貿易伙伴之間的貿易量較大或是距離近、運輸成本較低。
Keller (2002)在引入地理距離指數化衰減函數對經合組織成員國間的國際技術溢出進行分析后發現,國際技術溢出程度確實與地理距離成反向關系。
第三,貿易結構。貿易產品結構和產業結構同樣會對進口貿易技術溢出產生影響,不同的貿易產業結構和產品結構會導致不同的技術擴散效應。
Keller ( 2001)指出,在OECD國家80%的制造業的研發集中于四類ISIC產業:化學產品、電子的和非電子的機械、運輸設備,國際貿易技術擴散效應的發揮因為產業的不同而有差異。
Blyde (2001)研究發現OECD的進口貿易比拉丁美洲的進口具有更強的擴散效應,原因是OECD的進口貿易產品比拉丁美洲的進口產品有更高的技術含量。
Schiff,Wang和Olarreaga ( 2002)把行業按照研發的密集程度分為高、低兩類,結果發現高研發密集的行業主要受益于北――南之間的R&D擴散,而低研發密集的行業主要受益于南――南之間的技術擴散。
參考文獻
關鍵詞:匯率變化；進出口貿易；人民幣匯率；應對策略
人民幣匯率的變化仍然影響著進出口貿易的發展，并且影響著眾多參與進出口貿易行業的經營，對匯率變化進行探討并探索進出口貿易的發展對策，值得我們進行深入思考。
1人民幣匯率變化基本情況
匯率是一個國家貨幣與另一個國家貨幣兌換比率的簡稱。人民幣是貨幣，在對外貿易中，使用人民幣與之交易的另一種貨幣是國際通用貨幣———美元。因此，對人民幣匯率進行討論，通常是討論美元對人民幣的匯率。總體而言，人民幣匯率波動較小，但人民幣匯率在固定范圍內變化幅度較大，10年內最大匯率與最小匯率的差值為1.3372。相對穩定的匯率有助于我國進出口貿易的發展，但匯率變化仍然對進出口貿易產生了一定的影響。
2匯率變化對進出口貿易的影響
2.1影響進出口貿易利潤。匯率變化代表著人民幣兌換美元的數額變化。從進口的角度來看，當商品價格不變時，匯率下跌意味著人民幣購入的商品數量減少，內銷的成本提高，企業利潤會有所降低。從出口的角度看，人民幣匯率下跌意味著出口商品對外的價格發生變化，在商品成本不變的情況下，價格越低，利潤也越低。匯率上漲同樣對進出口貿易有不利的影響，對于進口貿易來講，人民幣匯率上漲意味著購買力提高，而國內市場需求不變，企業必須降低售價，利潤會降低；而匯率上漲意味著出口商品售價提高，其他國家購買力不變的情況下，出口數量會相對減少，同樣影響貿易利潤。2.2影響進出口貿易經營策略。由于匯率變化對進出口貿易利潤產生影響，很多企業在經營的過程中，采用改變經營策略的方式規避匯率變化的不利影響，這樣一來，我國進出口貿易的經營策略不穩定，很容易導致貿易糾紛。在人民幣匯率上漲時，進口商品可能會被囤積，等待匯率穩定或降低時進行出售，則在匯率降低時，進口貿易會減少，部分中小型企業對匯率變化應對能力弱，可能選擇暫時退出市場。同樣，出口貿易必須進行大量的宣傳或者進行市場開發，以保證出口利潤的達成，這又影響了企業對外貿易的成本應用，甚至影響某一類產品的品牌價值。2.3影響進出口貿易市場發展。客觀來講，進出口貿易發展應是平衡的，或者，進口基本生產資源、出口成品，才能形成穩定的貿易利潤。但由于匯率變化和我國生產特征，進出口貿易的市場發展存在著不平衡現象，原材料出口和廉價勞動出口始終高于高新產品出口，而進口貿易正好相反。長此以往，不利于我國經濟的可持續發展。
3進出口貿易應對匯率變化影響的策略
3.1擴大進出口貿易利潤來源。進出口貿易利潤的以商品交易的形式出現，勢必會受到匯率的影響，很多企業由于自身經營因素，缺乏應對匯率變化的能力，導致經營問題。對此，最有效的解決方式是擴大進出口貿易利潤的來源，簡單來講，即將利潤以其他形式表現出來。3.2及時調整進出口貿易經營策略。需要根據匯率變化去調整經營策略，經營策略的變化，應與外貿市場的環境相對應，即形成向外的策略調整，而不僅僅是被動地調整企業經營狀態。3.3加速人民幣匯率國際化進程。為了更好地促進我國進出口貿易，同時能夠有效抵擋人民幣匯率帶來的影響，可以進一步推進人民幣國際化的進程，例如，促進進出口貿易中使用人民幣結算的進程，這樣我國的人民幣匯率會更加穩定，同時也可以提高企業處理匯率波動風險的能力，對于我國的進出口貿易有著良好的促進作用。另外，經濟的不斷發展才能夠進一步提高我國的整體實力，同時可以在進出口貿易中保持人民幣匯率的穩定，可以確保我國的自身利益。
4結語
綜上所述，匯率變化對進出口貿易的利潤、經營策略以及市場發展均有影響，我國進出口貿易要應對匯率變化，需要進一步擴大利潤來源、及時調整經營策略并加速人民幣國際化進程以引導市場，這是保證我國匯率穩定、進出口貿易健康發展的有效措施。
參考文獻
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[2]畢耀文.人民幣匯率對進出口貿易影響研究[J].現代商業,2017(02):108-110.
【關鍵詞】進出口貿易 經濟增長 貢獻度 拉動度
一、引言
改革開放以來，河南省進出口貿易呈現良好的增長趨勢，出口額由1978年的1.782億元增長到2010年的712.828億元，增長了400.16倍，進口額由1978年的0.270億元增長到2010年的491.466億元，增長了1814.86倍，進出口貿易已成為河南省經濟增長的重要推動力量。1978-2010年間河南省經濟發展和貿易一樣也取得了巨大成就，GDP由1978年的162.9億元增長到2010年的22942.68億元，增長了140.84倍，年均增長率為11.3%左右。根據貿易理論，進出口貿易對經濟持續增長應該起到了促進作用，為了準確的揭示河南省進出口貿易與經濟增長的關系，本文將從統計和計量兩個視角對河南省進出口貿易與GDP之間的關系進行實證研究。
二、進出口貿易促進經濟增長的貢獻度及拉動度分析
本文研究的進出口貿易對經濟增長的拉動作用是通過開放經濟條件下的凱恩斯國民收入恒等式Y=C+I+G+(X-M)推導得到。根據國民收入恒等式獲得增量恒等式：
（1）
其中，Y， C， I， G， X 和M分別表示國內生產總值、消費、投資、政府購買、出口和進口，NE=X-M表示凈出口，表示增加值。當凈出口增加時，對外貿易正向拉動國內生產總值增長，當凈出口減少時，對外貿易對國內生產總值增長產生負拉動作用。根據①式，可以獲得貿易對經濟增長貢獻度的量化公式。
即:凈出口對GDP增長的貢獻度= （2)
根據①式，對兩邊的變量同時除以Y，可以獲得GDP增長率分解式：
(3)
根據③式可以獲得貿易對GDP增長拉動度的量化公式，
即:貿易對GDP增長的拉動度= （4）
根據②和④量化公式及整理的相關數據計算得到1978-2010年間河南省進出口貿易對經濟增長的貢獻度和拉動度（表1），由表1可以看出：
（1）除外部環境發生重大變化的年份，各年凈出口增加值基本上都是大于0，進出口對河南省經濟增長的貢獻度和拉動度也基本為正值，貿易正向拉動河南省經濟增長，凈出口貿易與GDP總體呈正相關。
（2）1978～2010年間進出口貿易對河南省經濟增長的年均貢獻度為1.96%，年均拉動度為0.17%，這兩個數值明顯低于全國平均水平。同時可以看出1978～2000年間的貢獻度和拉動度平均值明顯高于2001～2010年間的，由此可見，河南省對外貿易對經濟增長的貢獻度和拉動度在下降，這與加入WTO后，河南省經濟高速增長不相匹配，河南省有必要提高貿易對經濟增長貢獻度和拉動度。1978～2010年間的貢獻度和拉動度的?Std.Dev.（標準差）越來越大，說明2001～2010年間的貢獻度和拉動度較1978～2000年的波動大，可見河南省對外貿易對經濟增長的貢獻度和拉動度受國際環境的影響越來越大，如2009年的貢獻度和拉動度分別為-13.09%和-1.43%，是1978年以來最低的一年。
（3）根據凱恩斯的對外貿易乘數理論，當外國進入經濟增長衰退期或經濟增長不景氣時，則本國出口將下降，甚至會引起本國經濟衰退，如2009年金融危機雖然沒有引起河南省經濟衰退（GDP增長率為10.9%），但凈出口額下降到只有85.70億人民幣。
三、結論與啟示
通過運用統計方法對河南省1978-2010年間相關數據實證研究表明：
河南省對外貿易對經濟的年均貢獻度為1.96%，年均拉動度只有0.17%，這些數據遠遠低于全國的同期水平，如2007年，我國進出口貿易對經濟增長的貢獻率為20%，拉動經濟增長達到2.4%，而河南省進出口貿易對經濟增長的貢獻率為0.89%，拉動經濟增長只有0.13%。河南省進出口貿易總量比較小，對GDP的貢獻度和拉動度偏低，說明進出口貿易是發展河南省經濟的一塊短板。原因可能是河南省地處中原，作為傳統的農業大省，發展第二產業（第二產業是出口主導產業）不具有政策優勢、產業優勢和區位優勢，但隨著中原經濟區建設上升到國家戰略層面，河南省進出口貿易對GDP 的貢獻度及拉動度也會有所提高。
參考文獻
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