时间：2023-08-30 09:17:05
绪论：在寻找写作灵感吗？爱发表网为您精选了8篇对外进出口贸易，愿这些内容能够启迪您的思维，激发您的创作热情，欢迎您的阅读与分享！
1.全效推动我国出口产业机构革新调试进程
以往我国凭借廉价劳动力资源完成出口贸易和产品竞争任务，经过经济不断发展、劳动力成本全面增加，我国在劳动力成本上的优势地位开始日渐削弱，比如劳动密集型的纺织类制造行业，也开始日渐衰萎并不得不朝东南亚一些国家比如向菲律宾、泰国等转移。归结来讲，我国进行优势产业独立发展，夕阳产业对外投资，对于其日后贸易结构调整十分有利，将会全面带动周边产业的出力。
2.进一步维持国际收支平衡状态
经过对外直接投资的控制，国家收支会得到进一步平衡，在保证汇率稳定的基础上，规避出口竞争力过低，使得我国对外出口竞争实力和市场份额持续扩大。
3.持续辅助相关企业主动绕过贸易壁垒
通过跨国并购或是在海外设置子公司，可以让我国企业更快的挤入国际市场，使得因为贸易避雷造成的贸易限制问题得以顺势消除，全面增加产业贸易数量并强化企业国际综合竞争实力，最终带动关联产品出口贸易。
4.快速赋予我国企业强效的逆向技术溢出效应
向发达国家迈进，进行绿地投资并构建起专业化的分支机构，能够愈加接近东道国的R&D资源，保证及时介入所在产业高端技术集聚区域并加以模仿学习，从中获取先进的知识和技术。长此以往，令自身所有权优势得以全面增加，并顺势扩充出口贸易范畴以及对国际的影响效应。最好的例子就是大连机床企业，就是凭借并购渠道，进行逆向技术溢出实时性获取，跻身于世界十大机床排位。
二、现阶段我国对外直接投资工作中面临的具体挑战困境
1.政府管理缺乏应有的统一联带性
许多企业无法在对外直接投资前深入性调查掌握国外法律法规，致使在并购工作中处于弱势地位，不能获得政府可靠的支持。
2.对外直接投资行业分布结构机理严重紊乱
自2011年开始，我国对外投资中，占比比较大的分别是租赁、商务服务、采矿、批发和零售制造等领域，大约占据整体投资份额的77%，相比之下，关于软件、科学研究等高新科技产业占据的比重就显得较小，几乎只有2.1%。由此看来，我国对外直接投资层次过低，并且缺乏技术和知识密集型行业的支持。
3.专业型人才资源储备数量不够充足
事实上，我国许多跨国行业都缺乏跨国性经营管理人才，致使后期直接投资活动遗留深刻的随意和盲目患，长此以往便会令海外经营能力持续降低，严重情况下直接陷入亏损等被动境遇。如2011年我国陷入亏损的境外企业便已经达到23%。
透过宏观角度观察，当前我国对外直接投资，不管是在产业结构、参与企业实力、国际竞争潜质等方面，都和西方发达国家市场竞争规范诉求有着较大差距，在此期间，西方发达国家更利用严格规定限制我国对外投资力度。长远趋势看来，我国对外直接投资和进出口贸易发展还有较长一段的挑战适应路途要走。
三、利用对外直接投资途径改善进出口贸易管理质量的措施
归结来讲，我国就是要持续地革新拓展对外直接投资形式，将国际、国内两类市场优势和多元化资源优势尽数发挥，使得直接投资对贸易的促进效用至此得以长效发挥。对外直接投资本身有助于海外市场的开拓，经过跨国生产途径迅速带动高端设备、原材料、中间品的出口支持动力；再就是利用对外直接投资获取国内经济发展一切需要的资源，包括高新技术设施和丰富的实践管制经验等，借此令国内产业机构快速优化并提升技术水准，令我国企业和产品国际竞争力变得愈加理想。具体措施内容将细化为：
1.适当加大对发达国家的直接投资力度，持续优化并改造相关产业结构
我国以往获取的大多数西方发达国家已经淘汰的机械和技术，相关行业根本不能得到系统化革新拓展机遇，唯一能够有效利用的便是自身劳动力资源优势，而在和其余国家进行出口贸易竞争环节中，既有的劳动力优势也开始逐渐丧失。因此，有关规划主体需要持续加大对发达国家对外直接投资力度，完成逆向技术溢出改革指标并快速获取高端的知识技术，令高新科技产业投入支持力度持续加大，这样一来，便可在国际贸易中尽快占据主导地位，进一步扩充相关产业整体的对外出口贸易范围。
2.督促政府快速构筑起完善形式的金融服务机构
在企业开展对外直接投资项目基础上，地方政府需要全面发挥自身职能效应，在企业实行政策方面予以科学化引导，进一步开放集合融资、税收、信息咨询等功能服务。另外，政府还要持续修缮海外投资监督保障体系，主动规避政治风险侵蚀效应，令企业自觉形成发展对外贸易的自信心和积极性。当然，为了优化我国对外直接投资的改革进程，作为政府，有必要结合国民经济发展现状、既有产业结构以及国家战略，人性化的调整投资区域并调整产业运作模式。逐步搭建起对外直接投资的法律指导体系，借此调整我国投资法向引资一边倒的隐患，同时将西方发达国家出口贸易发展经验予以充分借鉴，出台相关法律法规，明确对外投资主体、权责、区域、产业、模式、利润分配、人才培养等，再就是成立专业化监理机构，令对外投资管理程序在当下予以快速简化，最终提升管理实效。
3.跨国企业要积极培养金融、财务、贸易、法律等各类专业人才
透过各方合作建立起高效的教学培训机制，保证在合理时间范围内培养供应融合财务、贸易、法律、政策管理经验的应用型人才，进一步规避今后直接投资活动的盲目和随意性问题，令对外直接投资成功几率得以大幅度提升，衍生出可靠的企业内部优势，为今后产业内出口贸易持续增加，创设适应条件。
需要强调的是，在全面扩充对外直接投资规模的前提下，我国还需及时调整对外直接投资的具体结构机理，令投资质量得以全方位改善。单纯拿制造业对外直接投资项目为例，如今许多投资都锁定在初级加工行业范畴之中，具体生产附加值较低，在出口带动效用上面显得极为有限。面对该类状况，需要规划主体在日后更多地投资在产品附加值较高与后向关联度较强的行业，包括机械制造行业等，因为其技术、原材料、零部件等位置高度结合关系，所以该类行业对外直接投资将保留显著性的出口创造效应。同时，规划主体还可以考虑进行导向型的对外直接投资数量增加，借助持续获取的高端技术进行产品深加工制造，借此提升产品整体附加数值并扩充具体出口的经济社会效益。
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：
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关键词：中国对外贸易“双降”；成因；传统外贸；贸易竞争优势
2016年7月13日，海关总署正式对外公布了我国2016年1-6月进出口数据：货物贸易进出口总值为11.13万亿元人民币，同比下降3.3%。其中，出口6.4万亿元，下降2.1%；进口4.73万亿元，下降4.7%；贸易顺差1.67万亿元，扩大5.9%，继续延续2015年，我国进出口同比下降的态势。在世界经济形势依然错综复杂，全球贸易延续萎缩态势下，解析“双降”产生的根本原因，并积极探寻其背后所隐藏的贸易新的发展路径，将直接关系我国贸易结构的转型和新的竞争优势的培育。
一、中国对外贸易“双降”现状解析
（一）虽然我国目前在全球贸易市场所占份额呈稳步上升趋势，但贸易额绝对值呈下降态势
自2008年世界金融危机以来，消费市场、就业市场的持续低迷状况严重制约了全球贸易发展，据WTO最新数据统计显示，2015年全球主要经济主体美国、德国、欧盟、日本等国家与地区货物贸易出口额仍呈现负增长态势，而作为新兴市场国家代表的印度、南非、巴西等国家出口额也未保持曾经的高速增长态势，分别下降-17.5、-9.5%和-16%。我国2015年货物贸易出口额为14.14万亿元，较2014年下降了1.8%，相比较而言，在下降幅度上远低于上述国家0.6至15个百分点，在国际市场份额扩大至约13.4%，也因此继续保持第一货物贸易大国地位。但必须指出，从我国贸易出口额的绝对值变化来看，2015年，进出口总值为24.59万亿元人民币（约为36818亿美元），比2014年43030.4亿美元的总额下降了7%。其中，出口14.14万亿元，较2014年14.39万亿的出口额下降1.8%；进口10.45万亿元也低于2014年12.04万亿元的总额。从贸易进出口额的绝对值来看，2015年我国外贸进出口均呈现下降态势。
（二）我国进出口贸易额在年度中所出现的短暂、有限上升态势仍无法充分传递未来贸易市场好转的信息，外贸压力依然较大
据海关相关数据统计显示，2016年1月份，我国一般贸易进出口1.08万亿元，占外贸总值的57.4%，较去年同期上升0.5个百分点，成为拉动出口的主要力量；当月民营企业进出口7730.5亿元，增长1.1%，占外贸总值的41.1%，较去年同期提升4.4个百分点。但在2016年上半年，我国货物贸易进出口总值中，一季度的进出口、出口和进口值分别下降6.9%、5.7%和8.4%；二季度的进出口、出口值分别增长0.1%和1.2%，呈现正增长；进口值下降1.2%，降幅较一季度收窄7.2个百分点。从总额来看，2016年上半年我国出口价格总体下跌3.2%，据此进一步测算2016年上半年贸易价格条件指数为105.2，即我国出口一定数量的商品可以多换回5.2%的进口商品，这虽然表明我国贸易价格条件有继续改善的态势，但内外需求的持续疲弱使得短暂的、有限的贸易改善态势，并不足以抵消整体外贸水平下行的压力。
（三）劳动在密集型产品出口占比最多的纺织品、服装和鞋类三大产品出口下滑严重，导致我国出口贸易整体呈下滑态势
海关的最新数据显示，截止2015年，箱包及类似容器累计出口1579.8亿元，服装及衣着附件出口9731.9亿元，纺织品6172.3亿元，鞋类2988亿元，纺织品、服装、箱包、鞋类等7大类劳动密集型产品合计出口2.64万亿元，同比下降2.6%。其中占比超过七成的纺织品、服装和鞋类则分别下滑1.8%、7%和4.8%。不可否认，传统产业出口的下降，实现了我国贸易结构的进一步优化，使得以出口机电产品为代表的技术密集型产品的出口额达到8.15万亿元，同比增长1.2%，在出口总值中的占比也突破50%达到57.7%，虽然能为我国对外贸易提供长期发展动力，但新兴产业的发展仍无法实现对整体下降态势的扭转，还不足以支撑整体数据回暖。
（四）大宗商品进口额减少，导致国际能源资源商品总体上供过于求，价格持续下跌，引致我国贸易进口额呈现大幅下降态势
据国际原油市场价格显示，2015年纽交所轻质原油期货价格比年终最高点跌幅超过40%，截止2016年第一季度，价格接近每桶30美元额；而2015年我国原油进口平均价格也经历了年初的每吨2856元人民币到年底的每吨2020元人民币的下跌过程，累计下跌了29.3%。总体来看，2015年全年进口平均价格比上一年下跌45.3%。同时，我国海关数据统计也显示，2015年我国铁矿砂、成品油、铜等大宗商品进口均呈下跌态势，同比跌幅分别为39%、21.8%和 17.1%.《2015年1-10月大宗商品进出口数据分析报告》还显示，近7成大宗商品进口量同比负增长，其中作为代表性品种动力煤2015年前三季度进口量6360万吨，与去年同期相比缩减38%，天然橡胶进口300万吨，较2014年相比缩减23%；浮法玻璃出口83.7万吨，较2014年缩减43%，棉花2015年出口 735.6万吨，同期相比缩减35%。
二、进出口“双降”的形成原因
（一）从出口方面看，国际市场尚处于回复期，外部需求低迷徘徊的状态限制了我国对外贸易发展速度
自2008年国际金融危机爆发至今，为使经济水平快速回升，各国均采取了一系列刺激措施，但刺激效应却无法持久。国际货币基金组织的《世界经济展望》指出，世界经济复苏动力明显不足，2015年全球经济和贸易量仅分别增长3.1%和3.2%，又重新回落至2012年前4%以下的低增长，并预计这一低速增长态势在2016年还将继续维持，直至2020都难以达到危机前5年5%和8%左右的年均增速。WTO公布数据也显示，2015年全球出口值下降幅度已超过11%，这是自金融危机爆发后的再次下降。我国海关统计数据也显示，2015年，我国与欧盟、日本双边贸易分别下降了7.2%和9.9%。从企业属性来看，无论是外商投资还是国企自营，2015年进出口也分别下降了6.5%和12.1%。而2015年12月，中国外贸出口先导指数为31.2，该值较11也已回落了0.8。这均意味着目前低速增长的国际经济使国际市场需求始终无法走出低迷状态，这极大影响了我国对外贸易出口的增长。
（二）从进口方面看，国际大宗商品价格大幅下跌，使得我国进口量较大的能源、资源产品呈现“量增价跌”的态势，这直接拉低了我国对外贸易进口总体增速
国际金融危机爆发使得各个国家与地区经济均受到不同程度的影响，直接导致了全球市场对原材料需求的严重不足。作为直接反映国际海运情况的权威指数，波罗的海干散货指数BDI在2015年仅为1100左右，这甚至不及巅峰时期最高点11800点的十分之一，BDI的暴跌表明国际航运业陷入冰河期，国际间贸易十分清淡，也从另一个侧面证明了全球市场对于原材料需求的减弱，这就必然直接导致商品供应价格的大幅下降。高盛集团前亚洲地区副董事长肯尼思・库提斯就指出，油价和其他大宗商品价格暴跌，让中国成为近期全球市场震荡中的“大赢家”，令其可以节约石油、煤炭和天然气开支，以低价增加战略能源储备。根据其计算，大宗商品价格暴跌让中国一年省下了4600亿美元，其中3200亿美元源自廉价石油，剩余1400亿美元源自其他能源、金属、煤炭和农业大宗商品价格的暴跌。而我国商务部统计数据也显示，受大宗商品价格下跌、国内需求走弱等因素影响，进口仍在低位运行，2015年，中国原油、塑料、大豆、天然气、纸浆、谷物、铜精矿等10类大宗商品进口量增价跌，合计减少付汇1880亿美元。
（三）随着我国经济发展进入新常态，国内经济面临较大的下行压力，导致我国对一些大宗商品进口量的增速放缓，这也直接拉低了我国对外贸易进口额
我国经济转型的持续推进使得国内经济发展也进入了稳定时期，目前正面临较大的下行压力，增速的放缓就使得对于一些大宗商品的进口量随之减少。海关相关数据显示，2015年，中国原油进口量增长8.8%，铁矿砂进口量增长2.2%，煤、铜、钢材进口量则分别下降29.9%、0.3%和11.4%，均较2014年有不同程度的回落。2015年上半年，原油、成品油、天然气、煤炭、铁矿石、铜精矿、钢材、铜材、塑料原料、化肥、天然橡胶、大豆、谷物、原木和纸浆等15类商务部重点监测的大宗商品累计进口2152亿美元，同比下降32%，拉低外贸进口12.6个百分点。而截至2015年底，我国进口价格总体下跌11.6%，铁矿砂、煤、成品油、铜等大宗商品进口平均价格同比跌幅分别为39%、21.8%、38.3%和17.1%。可见，我国国内对大宗商品进口量需求的放缓，也是导致我国进口值出现下降的重要原因之一。
（四）在全球贸易结构性困境下，我国作为世界贸易重要参与国，本国对外贸易自然难以独善其身
作为全球价值链的主导经济体，发达国家的中间品进口额的增长状况是全球价值链贸易发展的重要标志，而以美国和德国为例，WTO相关数据统计显示，2015年两国均继续维持消费品增长态势，增速提高到6.9%和8.3%；而美国中间品进口额下降幅度却扩大至25.2%，德国也下降2.8%，这意味着发达国家主导的全球价值链发展依然呈现收缩态势。受发达国家居民消费和企业投资缺乏增长动力、新兴经济体受到内生增长动力不足和政策空间有限的双重制约，国际经济下行压力必然随之加大，市场需求也将持续萎缩。一些国家为刺激国内经济增长，推动货币贬值，更是进一步强化了国际市场份额竞争。据中国商务部对国内重点进出口企业的调查也显示，我国近8成的企业反映外需不足，则是当前面临的最大困难。加之一些国家试图通过贸易限制措施保护国内产业，我国外贸所面临的外部政策环境趋紧。可见，在全球贸易处于结构性困境的背景下，我国对外贸易发展所能争取的市场、产品所能被接受的程度均受到不同程度的影响，这必然直接影响我国整体外贸发展速度。
三、创新竞争优势视角下的对外贸易发展路径
（一）摆脱对建立于人口红利基础上的传统竞争优势的依赖，优先发展服务贸易，培育新的贸易竞争优势
经总理批准，国务院近日印发了《关于加快发展服务贸易的若干意见》，这正是目前国际经济形势复杂严峻，国内经济下行压力态势仍旧存在的情况下，推进外贸结构的优化和培育经济新动能和带动产业发展的有效举措。具体而言，一是在科学定位我国各经济发展区域的绝对优势和比较优势的基础上，抓住当前国际服务业转移的新机遇，积极承接服务业国际间的转移，融入全球服务贸易的产业链中，助推我国服务贸易全方位参与国际分工；二是通过政策引导实现资金与技术向服务业的的转移，尤其是具有丰富科学技术基础和雄厚资金存量的外资直接进入我国服务业市场；三是分阶段有重点的助推高层次技术人力资本密集型服务行业发展，避免“一把抓”“全面开花”下产业规模的盲目扩张，实现服务业的发展真正建立在提高劳动力的基础上；四是以稳妥稳健原则为指导，有计划的在国家级新区开展服务贸易创新发展试点，专门进行服务贸易管理体制、发展模式、便利化等方面制度建设的探索，实现服务业开放准入的有序性。
（二）积极推进“一带一路”战略，提升我国与沿线国家间的经贸水平，有效推进我国外贸结构转型升级
海关总署指出，2016年上半年，在出口下降2.1%，进口下降4.7%，形成进出口值双降的形势下，中国对部分“一带一路”沿线国家出口却呈现增长势头：我国对巴基斯坦、俄罗斯、孟加拉国、印度和埃及等国出口分别增长22.5%、16.6%、9%、7.8%和4.7%。同期，我国对欧盟出口增长1.3%、对美国出口下降4.6%、对东盟出口下降2.9%，3者合计占同期我国出口总值的46.4%。这既增强了我国在区域合作中的主导力又有效开拓了新市场，有利于顺利推动产业跨境转移，形成区域生产价值链。未来一是要进一步完善合作区域间的治理框架，通过对协商机制的不断优化，确保“一带一路”战略要点落到实处；二是要为战略的实施提供相应的融资合作配套机制，尤其是在基础实施建设方面，为改变目前沿线国家基础设施较弱的现状应优先实现基础设施的互联互通；三是要优先构建一批兼具示范效应和收益效应的标志性项目，以确保沿线国家参与战略的信心和热情，在此基础进一步推进贸易投资合作； 四是要进一步推进贸易投资便利化建设，为我国产业未来的区域转移奠定必要的物质基础、技术基础，可通过深化与沿线国家海关、质检、电子商务、过境运输等领域的合作，提升整体贸易便利化水平。
（三）在当下传统竞争优势不断削弱的背景下，重点发展高新技术产业，积极实现我国由“贸易大国”向“贸易强国”的转变
2016年上半年，全国外贸进出口延续“双降”态势，武汉出口总值却逆市上扬，增幅为12.4%，据武汉海关统计的数据来看，高新技术产品进出口对全省外贸增长拉动作用明显：湖北省高新技术产品进出口418.8亿元，其中，出口247.7亿元，增长超三成。在出口产品中，部分新兴产业产品出口大幅增长，如手机出口增长1.7倍；平板电脑出口增长超四成。此外，上半年出口值排名前三的企业均在武汉，分别为联想移动通信贸易（武汉）有限公司，摩托罗拉（武汉）移动技术运营中心有限公司、鸿富锦精密工业（武汉）有限公司，其均是高新技术产品出口的“主力军”。 2016年4月24日全国高新技术发展及产业化工作会的召开更是强调了当下“大力推动大众创业万众创新，为经济社会发展注入新活力”的首要任务。基于此，未来要围绕国家急需解决的关键问题或技术公关难度，组织或鼓励企业与专门的的科研机构进行深度合作，帮助企业掌握核心技术抢占竞争竞争制高点，提升原始创新能力；另一方面应积极调动企业自我主动创新的积极性，使其真正成为国家创新需求主体、研发主体、科技成果应用主体，并最终实现自我知识技术的实际运用能力。
（四）积极促进政策着力点从传统外贸企业向跨境电子商务企业转变，助推跨境电商成为我国外贸增长的新引擎
据中国电子商务研究中心的数据显示，2015年，中国电子商务继续保持快速发展的势头，交易额达到20.8万亿元人民币（下同），同比增长约27%；进易额接近6000亿元，较2008年增加16.6倍，年均复合增长率达59.71%；2016年上半年电子商务交易额达2万亿，同比增长42.8%，较2015年增速提高12.2个百分点，占我国进出口总值的17.3%。可见，跨境电子商务已经成为进出口贸易的重要组成部分。而从跨境出口电商贸易对象看，美国和欧盟市场较为稳定，电商交易额在交易总额中的占比分别为16.6%和15.3%，而东盟地区则是我国第三大跨境电商贸易对象，交易额占比为11%。除此以外，我国与俄罗斯、印度、巴西等新兴国家的交易也在迅速增长。这无疑是外贸“双降”现状下的又一条助推外贸结构转型升级的新路径。未来一是要通过对外开放的顶层设计，从更高的层次、更长远的角度来制定跨境电子商务发展战略，完善对外开放的机制保障，提高驾驭对外开放的能力；二是要健全对外开放的风险防范机制，提高摩擦应对能力和贸易救济能力，培育出具有全球有影响力的跨境电子商务企业；三是要利用跨境电子商务的快速发展，倒逼传统外贸企业转型，治愈抑制外贸可持续发展的诸多沉疴痼疾。四是要鼓励国内有条件的跨境电子商务企业积极“走出去”，到海外建设仓储设施，通过批量发货，降低跨境运输成本，缩短当地配送时间，提升客户响应速度，融入境外零售体系。
参考文献：
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[2]罗长远，张军.附加值贸易：基于中国的实证分析[J].经济研究，2014（06）.
[3]中国社科院世界经济与政治研究所.2015年世界经济黄皮书[R].北京：社会科学文献出版社，2014.
关键词：外商直接投资；进出口贸易；协整检验；误差纠正模型；因果检验
一、引言
随着山东省经济的快速发展和国际经济环境的不断改善，山东省在对外贸易和利用外资方面取得了很大的进步。据山东省统计年鉴资料显示，截至2004年底，累计已有113家世界500强在山东省兴办企业262家。2004年，新批合同外商直接投资214.5亿美元，比上年增长53.7%，实际外商直接投资87.0亿美元，增长22.7%；新签外商直接投资项目5891个，增长11.1%。与此同时，山东省的进出口贸易也得到了迅猛发展，年出口额由1985年的23.4652亿美元增加到2004年的358.7286亿美元；年进口额由1985年的17.9796 亿美元增加到2004年的249.0850 亿美元。
对于国际直接投资东道国而言，外商直接投资与进口或出口的关系表现为二者的互补性、替代性或是相互关系的不确定性。本文通过实证分析来探讨山东省FDI与进、出口贸易的关系。
二、实证分析
（一）数据来源和研究方法
为了从定量角度考察山东省外商直接投资与进出口贸易的相关性，本文选取山东省1980年至2004年的年度经济数据，运用协整方法进行分析，建立误差纠正模型描述变量之间的长短期关系，并对变量进行Granger因果关系检验。其中，FDI是各年度的实际利用外商直接投资金额，EX代表各年度的出口贸易额，IM代表各年度的进口贸易额。本文为了研究方便，并且考虑到在分析中取各变量的自然对数后不会改变变量之间的关系，在这里对各序列进行自然对数变换，变换后各变量序列分别取LNFDI、LNEX、LNIM。
表1 1980年至2004年间各样本数据的情况 单位：亿美元
年份
FDI
EX
IM
LNFDI
LNEX
LNIM
1985
0.0559
23.4652
17.9796
-2.88
3.1555
2.8892
1986
0.1939
19.1926
19.0914
-1.64
2.9545
2.9492
1987
0.2381
28.9938
6.5356
-1.43
3.3671
1.8773
1988
0.3908
30.9773
26.3588
-0.94
3.4333
3.2718
1989
1.3132
32.7015
28.9496
0.2725
3.4874
3.3656
1990
1.5084
34.1719
8.6803
0.41
3.5314
2.1611
1991
1.7950
37.523
10.7970
0.59
3.6250
2.3793
1992
9.7335
43.3752
34.4388
2.28
3.7699
3.5392
1993
18.4319
42.036
30.8226
2.91
3.7385
3.4282
1994
25.3566
58.7011
37.5916
3.23
4.0725
3.6268
1995
26.0719
81.6101
57.8906
3.26
4.4020
4.0586
1996
25.9041
91.8298
69.8096
3.25
4.5199
4.2458
1997
25.0044
108.5888
66.7743
3.22
4.6876
4.2013
1998
22.2262
103.4705
62.7035
3.10
4.6393
4.1384
1999
24.6878
115.7909
66.9185
3.21
4.7518
4.2035
2000
29.7119
155.2905
94.6093
3.39
5.0453
4.5498
2001
36.2093
181.2899
108.3414
3.59
5.2001
4.6835
2002
55.8603
211.1511
128.2664
4.02
5.3526
4.8541
2003
70.9371
265.7285
180.8467
4.26
5.5825
5.1976
2004
87.0064
358.7286
239.0850
4.47
5.8826
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：
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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）
随着经济全球化进程的不断加快和中部崛起战略的贯彻实施，使外向经济的发展成为各中部地区的发展目标，作为中部省份之一的湖南省，改革开放以来，在外商直接投资和对外贸易方面取得了较大的发展。2013年全省进出口总额251.6亿美元，比上年增长14.7%，其中进口总额和出口总额分别为103.4亿美元和148.2亿美元，比上年分别增长10.7%和17.6%；实际利用外商直接投资87.0亿美元，比上年增长19.6%，实际引进境内省外资金2883.9亿元。由此看来，湖南省对外贸易的发展，对于其经济社会稳中有进、稳中向好、稳中提质的发展，以及“三量齐升”的促进和“四化两型”的全面推进具有重要作用。为了探讨外商直接投资与进出口贸易之间的关系，本文运用协整分析、格兰杰因果检验和误差修正模型等方法分别对湖南省外商直接投资和进口额、外商直接投资和出口额间的关系进行了实证研究。
二、实证分析
根据数据的可得性，本文使用的数据是1987-2012年湖南省外商直接投资额、出口总额和进口总额，原始数据均来自《2013湖南省统计年鉴》。为了反映实际水平的变化，这里将外商直接投资额、出口总额和进口总额，通过按当年美元/人民币的汇率换算成以人民币为单位的金额，并将单位换算为百万元。同时为了剔除价格因素的影响，采用GDP平减指数对其进行了平减，以得到真实的外商直接投资额、出口总额和进口总额。鉴于统计年鉴中没有GDP平减指数，这里借用司春林（2002）的做法，以1952年为基期，具体公式如下：
其中GDP和GDP分别表示第年和1952年湖南省名义GDP，GDPindex和GDPindex分别表示第年和1952年湖南省GDP指数，这里外商直接投资、进口总额和出口总额分别用FDI、IM、EX表示，实际的外商直接投资、出口总额和进口总额分别用AFDI、AIM、AEX表示。为了消除数据中存在的异方差，这里对数据进行统一的标准化处理，并分别用ZAFDI、ZAIM、ZAEX表示标准化后的实际外商直接投资、进口总额、出口总额。
1.平稳性分析
由于传统的计量经济学在利用OLS对非平稳时间序列进行参数估计时，容易产生“伪回归”问题，即参数的统计量不再服从标准正态分布。因此，在进行协整分析前，有必要对序列的平稳性进行检验，这里采用ADF单位根检验。结果表明，在序列无截距项和趋势项，且滞后阶数为0时，ZAFDI、ZAIM和ZAEX的ADF检验值在5%-10%的显著性水平下均是非平稳的，但是经过一阶差分后，ZAFDI、ZAEX和ZAIM的ADF检验值分别为-4.366604、-4.974635、-3.230367，均小于5%-10%显著性水平下的临界值，故可以认为是平稳的，因此三个变量都是一阶单整，即为I（1）。
2.长期均衡关系分析
为了分别揭示湖南省ZAFDI与ZAIM、ZAFDI与ZAEX之间是否存在长期均衡关系，这里采用E-G两步法进行分析。用OLS法进行估计，得到如下方程：
ZAIMt=0.00015+0.95839ZAFDIt
（0.0026） （16.4335）（方程1）
R2=0.918 =0.915 DW=0.908
ZAEXt=-3.14E-06+0.95913ZAFDIt
（-5.55E-05）（16.613）（方程2）
R2=0.920 =0.917 DW=1.585
然后对两个回归方程的残差进行平稳性检验，这里采用ADF单位根检验，结果表明：两方程的残差序列e1和e2的ADF值分别为-3.224734、-3.862373，均小于5%-10%显著性水平下的临界值，故可以认为在90%以上的置信水平下ZAIM和ZAFDI、ZAEX和ZAFDI存在协整关系（长期均衡关系），有利于进行下一步的格兰杰因果关系检验。从回归结果可以看出，湖南省实际外商直接投资对实际进口额的产出弹性和实际出口额的产出弹性分别为0.95839，0.95913。可见湖南省实际外商直接投资的变化对实际出口额的影响大于对实际进口额的影响。
3.因果关系分析
由于格兰杰因果检验对滞后期的改变非常敏感，限于篇幅影响，所以这里尝试对滞后1-4期进行检验。结果表明：在10%的显著性水平下，ZAFDI和ZAIM在滞后1-2期时，具有双向的因果关系，滞后3-4期时，具有单向的因果关系，即实际进口额是实际外商直接投资的Granger原因。ZAFDI和ZAEX在滞后1期时，具有双向的因果关系，滞后2-4期时，呈现单向的因果关系，即实际外商直接投资是实际出口额的Granger原因。
4.短期均衡关系分析
这里利用ZAFDI和ZAIM、ZAEX的一阶差分序列和前期误差序列{ECMti-1}（i=1，2）进行OLS估计，得到误差修正（ECM）模型：
ZAIMt=0.4029ZAFDIt+0.7555ZAIMt-1-0.5281ECMt1-1
（0.4570） （4.83602） （-4.2171）（方程3）
R2=0.4586 =0.4071 DW=1.7631
ZAEXt=0.7310ZAFDIt-0.7575ECMt2-1
（2.5631） （-3.5896）（方程4）
R2=0.3112 =0.2812 DW=1.7785
上式中，ECMt1-1和ECMt2-1分别为方程1和2的前期误差，其前面的系数为误差修正系数，分别表示被解释变量ZAIMt、ZAEXt对误差的调整速度。
从误差修正方程3和方程4可以看出，回归方程有可能缺省了变量，因为两个方程的R2均比较低，但是方程的DW都通过了检验，即方程不存在自相关，说明并不影响已有变量的关系。方程3在10%的显著性水平下，ZAFDI的参数系数不显著，说明实际外商直接投资的当期波动对实际进口额的当期波动没有显著的影响；ZAIMt-1的参数系数显著，说明实际进口额的前期波动对实际进口额的当期波动有显著的影响；方程4在5%的显著性水平下，ZAFDI的参数系数显著，说明实际外商直接投资的当期波动对实际出口额的当期波动有显著的影响，且其变动符号与长期均衡关系的符号一致；此外，两方程的误差修正系数均显著，且均符合反向的修正机制，说明实际外商直接投资和实际进口额、实际外商直接投资和实际出口额之间存在长期稳定的协整关系制约着他们的变化，促使他们走向均衡，即当短期波动偏离长期均衡时，将分别以-0.5281、-0.7575的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
现代物流是经济发展的加速器。“物流推动论”认为:现代物流业的发展促进社会分工的深化,从而促进了经济的增长[1];物流联盟的出现通过交易费用的降低,促进了经济的增长[2]。除定性分析外,许多学者从定量视角对物流产业发展与经济增长的关系进行研究,得出物流业发展对经济增长具有正向促进作用的类似结论[3-5]。近年来,浙江省开放型经济发展快速,形成了全方位、多层次的对外开放格局。随着外向型经济的发展,对外贸易发展迅速。1986—2009年间,浙江省进出口总额从12.93亿美元达到增长到1877.35亿美元,增长了145倍。浙江省进出口贸易能取得如此成绩,与现代物流业的发展是分不开的。物流业的发展有利于进出口贸易成本的下降,推动进出口贸易的发展。戎梅(2011)就单位物流成本对国际贸易的影响问题进行了研究,结果表明单位货物贸易额与单位货物周转费用成反比,单位物流成本的降低对国际贸易具有明显的促进作用[6]。杨长春(2008)[7]、侯方淼(2008)[8]等利用协整检验和Granger因果检验得出:我国对外贸易与物流之间存在着反馈性的因果关系,而物流对贸易的促进作用比贸易对物流的促进作用要稍大一些。就物流对进出口贸易的促进程度而言,张宝友(2010)运用弹性分析法,分别从物流的需求和供给两个方面检验华东地区物流业对进出口贸易的影响程度,结果表明物流需求每变化1%,进出口贸易额相应的变化2.56%;而物流供给每变化1%,进出口贸易额就相应的变化6.08%[9]。也有学者提出不同的意见,王领(2010)运用协整理论和Granger因果检验法,利用上海市1978-2008年货物运输量、港口货物吞吐量与进出口总额相关数据,对上海市对外贸易与现代物流的关系进行了实证分析,得出不同的结论:进出口的增加会在长期内促进港口吞吐量和货物运输量的增加,但吞吐量的增加并未对上海市进出口增长起到推动作用,运输量的变化对外贸增长的作用有很大的时滞效应。综上所述,有关物流业发展能否促进我国进出口贸易增长存在不一致看法。而且还可以从以下角度进一步思考:如果物流对进出口贸易具有促进作用,那么其影响程度是多少?本文就以上问题进行分析,以浙江省为例,考察物流业发展对进出口贸易是否具有促进作用,如果有,那么影响程度是多少,影响程度是否随时间的变化有所差异,并提出相应的建议。
2方法、变量及数据
2.1研究方法
本文首先对物流与进出口贸易的关系进行相关分析,目的是验证物流业对进出口贸易是否有促进作用,影响是否显着。然后,运用弹性理论,通过计算“物流-进出口贸易弹性”,即物流发展速度与进出口贸易增长速度之间的变动比率,来测算现代物流发展对进出口贸易增长的影响程度,以及其程度随时间的变动趋势。
2.2变量及数据来源
衡量进出口贸易的指标,一般选取具有代表性的进出口总额。而衡量现代物流发展水平的指标,由于缺乏统一的统计口径,不同学者选择的指标没有统一的标准,已有研究大多以货运量、货物周转量或港口货物吞吐量等指标为代表。从进出口贸易涉及的物流系统来看,其物流环节包含运输、仓储、检验、报关、包装、装卸搬运,以及信息处理等作业内容,其中,运输是必须的环节,故本文选择了货物周转量作为衡量物流发展水平的指标。数据来源于《浙江省统计年鉴》(2010),考虑到数据的可得性和一致性,选取1986—2009年间的数据。
3实证分析
3.1物流产业发展与进出口贸易增长的相关性
在相关性分析之前,首先对进出口总额和货物周转量的逐年变化情况作描述性分析,以掌握其变化的总体趋势,表1是浙江省1986—2009年进出口总额和货物周转量的统计数据。依据表1,绘制出1986—2009年浙江省进出口总额与货物周转量变化趋势图①,见图1。由图1可知,进出口总额与货物周转量的变化趋势大体一致,这初步说明浙江省物流业与进出口贸易之间存在正向相关关系,即物流业的发展对进出口贸易具有促进作用。为了说明物流业发展对进出口贸易增长的显着影响,下面利用统计数据进行回归分析。以进出口总额为因变量,设为Y,货物周转量为自变量,设为X。根据表1的进出口总额与货物周转量相关数据,运用SPSS软件进行回归分析,通过比较多种拟和方法得知,二次曲线(Quad-rati)拟和模型较好地反映浙江省物流与进出口贸易之间的变化趋势。回归结果见表2,调整后判定系数为0.9923,接近1,表明方程解释能力强,变量以5%的显着性通过t检验。回归方程显着性经过检验,F=1482.790,P=0.000<0.01,表明回归方程是显着有效的。回归方程如式(1):Y=-121.873+0.3129X+0.0000118X2(1)
3.2物流产业发展对进出口贸易增长促进程度的弹性分析
(1)测算模型
通过相关性分析,得知浙江省物流业的发展对进出口贸易具有显着的促进作用。为了进一步分析物流对进出口贸易增长的影响程度,本文利用经济学中的弹性理论进行定量测算。弹性分析是计算一个变量对另一个变量变化的敏感性的工具。本文以“区域物流-进出口贸易弹性”一词作为衡量浙江省进出口贸易对物流业变化的敏感程度。进出口贸易额设为变量Y,货物周转量设为变量X,物流-进出口贸易弹性计算模型如式(2):E=dYdX?XY(2)
(2)物流产业发展对进出口贸易增长影响程度的测算
根据回归方程Y=-121.873+0.3129+0.0000118X2可得式(3):dYdX=0.3129+0.0000236X(3)运用物流-进出口贸易弹性计算模型,求得弹性系数E,见表3,1986—2009年间,浙江省区域物流-进出口贸易平均弹性为2.9,表示在其他因素不变的情况下,货物周转量每提高1%,进出口总额约提高2.9%,说明浙江省物流业较大程度上推动了进出口贸易的增长。
(3)不同时段物流业对进出口贸易影响程度的比较表3显示,1986—2009年间不同年份的物流-进出口贸易弹性差异较大,从具体数据来看,弹性系数从1986年的8.4694,下降到2009年的1.3460。为了分析不同时间段物流对进出口贸易的影响程度,以每5年为一个时间段,计算1986—2009年不同时间段的物流-进出口贸易弹性平均值,结果表明,不同时间段的弹性均值从1986-1990年的6.57,下降到2006—2009年的1.25,弹性均值呈现下降的趋势,表明浙江省物流业发展对进出口贸易增长的促进作用有所趋缓。为了分析物流业对进出口贸易的影响随时间的变动趋势,以1986年作为时间t=1,对物流—进出口贸易弹性与时间t的关系进行回归分析。通过比较多种拟合模型,决定采用三次曲线(CUBIC)模型。拟合曲线如图2所示,回归结果见表4,调整后的拟合优度为0.98915,与1极为接近,表明方程解释能力强。变量均以1%的显着性通过t检验。回归方程显着性经检验,F=700.05937,P=0.000<0.01,表明回归方程显着有效。拟合方程如式(4):E=9.790957-1.3076t-0.0689t2-0.001232t3
(4)由方程(4)计算2010—2014年的物流-进出口贸易弹性指标值,见表5,浙江省物流-进出口贸易弹性呈下降趋势,表明浙江省物流业应进行产业调整,转变增长方式,从“粗放型增长”转变为“集约型增长”,以促进进出口贸易的增长。
4结论与建议
4.1结论
本文运用相关性分析和弹性分析等工具,就物流业对进出口贸易影响问题进行实证研究,得到结论如下:第一,物流业发展对进出口贸易增长的影响是正向的,物流业有力地推动了进出口贸易的增长。以浙江省为例,1986—2009年间,浙江省物流业每提高一个百分点,进出口总额相应增长2.9%。现代物流业促进进出口贸易的原因有:1)物流业的发展降低了运营成本,推动进出口贸易的增长。在国际贸易中,商品的价格与成本对国际贸易的效益有重要影响。随着全球经济的发展,产品的生产成本下降的空间有限,而物流成本有较大的降低空间。物流业的发展,使得对外贸易中的物流活动运作效率越来越高,降低了物流成本,导致进出口贸易的成本降低,从而刺激进出口贸易的发展。2)现代物流的发展改善了国际贸易的环境,促进国际贸易的便利化。随着现代物流的发展,第三方物流产业不断壮大,第三方物流公司则通过货运等形式,减少了生产企业的物流负担,使对外贸易中的运输、报关等物流环节运作效率得到了提高。3)现代物流业的发展拓展了消费者的购买空间。由于物流速度的提高,消费者在购买国外商品时,花费在物流运输上的等待时间大大减少,使得消费者愿意在全球范围内购买商品,这有利于外贸企业发现新市场,促进进出口贸易的发展。第二,不同时间段物流业对进出口贸易的促进作用有所强弱。以浙江为例,1986-1990年间,物流-进出口贸易弹性值为6.57,而到2006—2009年,物流-进出口贸易弹性值下降为1.25,表明不同时间段物流对进出口贸易的影响差异较大,且从整体上来看,浙江省物流-进出口贸易弹性值呈下降趋势,表明浙江省应进行物流产业转型升级,以更好地促进进出口贸易的增长。
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
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