贸易出口论文范文

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一、简单的文献综述

FDI和国际贸易是要素在不同国家之间流动的两种不同形式，FDI是资本要素和知识要素等在不同国家之间的直接流动;国际贸易是多种生产要素隐含在物化的产品中，通过商品的流动实现要素的间接流动。 关于FDI和国际贸易的关系，许多学者在这个领域贡献了大量的笔墨，也奉献出大量经典文献。目前部分学者都专注于争论FDI流出的贸易效应，FDI与贸易出口是替代关系还是促进关系，这方面的研究可以追溯到很久以前，Mundell R. A.(1957)发表在AER上的文章修正了H-O理论，放松了H-O理论中要素不可流动的假设，认为国际贸易和国际资本流动相互替代。

小岛清(1987)认为，FDI的母国通过在东道国投资建立生产基地的垂直型投资于贸易有互补关系。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，认为商品贸易和要素流动之间的相互关系是替代还是互补，取决于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作”。如果是合作，两者会相互促进是互补关系，反之，则表现为一种替代关系。

这方面的研究也逐渐由定性分析转向定量分析，不同学者采用不同的研究方法，采集不同的数据得出不同的结论，所以争论仍在继续。此外，还有大量的学者倾向于对FDI流入对东道国贸易的影响，Hein(1992)和Lucas(1993)分别对拉美各国以及东南亚各国数据进行分析研究认为，实施促进出口贸易政策的国家明显更多地吸引了大量的FDI，出口贸易显著有利于吸引FDI，但是两者存在时滞。Zhang and Felmingham(2001)通过对中国利用外资与出口关系的研究得出与Hein同样的结论。不过，Bayonmi， Lipworth(1995)，Muchielli， Chedor(1999)等人的研究结论得出相反的因果关系，他们认为是FDI的增长导致一国出口规模的增加，先有FDI增长后有出口贸易的繁荣。

二、实证分析

目前，在理论角度上普遍认为，流入东道国的FDI可以促进东道国的贸易出口，改善、提升贸易结构;东道国贸易结构的改善象征着其国内产业结构的升级，加上贸易出口的增加，必然会推动经济的增长;经济增长反过来又进一步吸引FDI的流入。所以，FDI流入、贸易出口结构和GNP三者之间的关系是复杂而且相互作用的，在实证分析过程中，我们不能简单地进行回归就草率地得出其相关的结论，而要注意到变量之间的双向相关关系。 本文着重考察中国FDI流入和贸易结构升级之间的关系，通过对历史数据的实证分析，以明确流入的FDI是否有利于国内贸易结构的升级，或者是国内贸易结构的升级是否促进了FDI的流入。在考察这两者关系的同时，我们必须考虑到另一个变量，即经济增长，因为其跟要考察的两个变量之间都有千丝万缕的联系。忽略对经济增长变量的考察，将会导致我们结论的牵强和不准确。

首先，我们采集中国1984—2011年期间的数据。数据包括： GNP、FDI流入额、初级产品出口额、制造品出口额。 构造变量，令Y代表出口贸易结构=制造品出口额/初级产品出口额;X代表FDI的流入金额;Z代表历年国民生产总值。为了消除变量之间因为数量级的差异而产生的波动，我们以1984年为基期，构造了各变量的指数数据，表1所示。 然后，对变量分别进行单位根检验，以检验变量是否平稳。运用统计软件测算结果： 三个变量本身都是非平稳的，不能直接进行回归分析;对变量进行差分，消除变量的非平稳性，经过二阶差分后，在10%的显著水平下各变量都是平稳的，存在协整关系。

第三，在前面检验后的 基础上，对X， Y， Z三个变量之间的关系做Granger检验： Granger检验结果显示，在5%的显著水平下，变量Y是变量X的Granger成因;变量Y是变量Z的Granger成因;变量Z和变量X互为成因，两者的作用是双向的。 所以，虽然中国的贸易出口结构与FDI流入呈现显著的正相关关系，但是仅从历史数据实证分析结果来看，FDI流入对我国贸易出口结构的改善没有明显的作用;相反我国贸易出口结构的改善促进了FDI的流入。此外，贸易出口结构的提升促进了国民经济的增长，而国内经济增长和FDI的流入存在相互促进的双向关系。 第四，对变量X和变量Y，以及变量Y和变量Z分别回归：X=1.06*Y+1.31*X(-1)-0.56*X(-2) (2.56) (6.25)(-2.78) R2=0.97 D.W=1.86 Z=0.55*Y+1.56*Z(-1)-0.86*Z(-2)-55.2 (5.18) (10.69) (-6.30)(-3.64) R2=0.998D.W=1.85

三、结论

通过前面部分的对历史数据的实证分析，我们可以得出结论：第一，贸易出口结构的升级会促进FDI的流入，但是FDI对贸易出口结构的影响并不显著;第二，贸易出口结构的升级同样对经济增长有促进作用，但是经济增长对贸易出口结构的影响也不显著;第三，FDI的流入会促进经济的增长，反之，经济的增长也会吸引更多FDI的流入。 理论上普遍认为FDI流入可以改善贸易出口的结构，但是历史数据显示结果却是恰恰相反。仔细分析一下，所谓贸易结构的改善并非简单的贸易部门本身出口结构的变化，其背后是整个国民经济产业结构的变化，正是由于产业结构的变化，国内产业结构的升级影响到贸易部门出口结构的变化。相对于外在因素的作用，国内产业结构对贸易结构的影响明显更为基本和深刻，所以，一个国家贸易结构的改善和升级，在根本上是需要以本国的产业升级为基础和前提;外部因素，像国外资本的流入对我国贸易结构升级的作用并不明显。

贸易出口结构提升对FDI的影响是通过两个方面进行的：直接作用，贸易出口结构的升级意味着国内产业结构的升级，国内产业结构的升级为国内制造业的发展提供了良好的基础和条件，为制造业的发展提供了良好的外部环境和行业效应。国外资本看到国内较为完善的基础设施、成熟的宏观环境、廉价的劳动力以及广阔的市场前景，在追求利润最大化的驱动下，自然有进入中国的动机;间接方面，贸易出口结构的升级促进本国经济的发展，东道国经济发展对外资的吸收效应已经被学者们深刻讨论并证明。所以，贸易出口结构升级可以直接的和间接的通过多种途径吸引国外FDI的流入。 中国贸易结构的升级与外资流入有显著的正相关性。其实，本质上是国内产业结构的升级促进了贸易出口结构的变化，同时吸引了更多FDI的流入。在另一个方面，根据历史数据测算，FDI流入对促进中国贸易结构升级的作用并不明显。我国贸易结构的升级需要以国内产业结构升级为基础，单纯的依赖外资的策略是值得商榷的。

Vernon R，1966.International Investment and International Trade in the Product Cycle[J].Quarterly Journal of Economics， 1996，

(2):190. Fontagne L.and Pajot M，1997.How Foreign Direct Investment affect International Trade and Competitiveness:an Empirical Assessment [J].CEPII，document de travail N. 97-167， Dec. 陈波.FDI与中 国对外贸易的实证分析[J].财经论丛，2006，

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一、引言

2001年世界银行公布了题为“全球化，增长和贫困：建立一个包罗万象的世界经济”的报告。该报告中指出，24个发展中国家在不断融入世界经济后，其收入水平得到提高，人均寿命得以增加，教育事业得到发展。除了外国的直接投资，出口是连接这些发展中国家与世界经济的最为重要的渠道之一。通过出口，发展中国家的出口企业可以扩大其市场份额并从规模经济中获益。本文分为两部分：首先对有关出口行为决定因素的文献进行回顾，然后具体解释出口规模与技术及脑力资本间的联系。

二、出口的决定因素

经济学家已经提出一些理论来解释国际贸易。很长时间以来居于主导地位的范例是代表新古典贸易理论的郝克谢尔——俄林模型。该模型指出，由于特定生产要素的丰裕，国家专门生产和出口本国具有相对成本优势的产品。

尽管上述理论被广泛用来解释国家间的贸易形式，同时此理论对于出口的低水平聚集也提供了有效的解释。除了以往实证研究认为的具有比较优势的成本外，规模经济，完全竞争和技术对于企业和部门来说，决定出口的重要因素，因此本文将在下一节对这两个基本点进行预测。

1.出口规模

传统理论多集中于对企业规模和贸易间的关系研究。（Bonaccorsi，1992；Berry，1992）。在以往文献已经证明，商品生产，出口销售，应对风险能力，有效资金筹集和管理，财务，研发和营销渠道等方面产生的规模经济对出口规模产生积极效应。虽然规模优势可以促进出口，但并不适用于那些主要面向国内市场的大公司。（Wakelin，1998，第833页）。

2.研发（R&D），技术能力和（人力）资本

研发对于一些专业供应商来说并不是非常必要的，首先，研发对于出口的重要性在不同部门和国家间存在着差异；其次，研发没有将产品和加工程序的逐步改进考虑在内，所以只能作为衡量技术的一个因素。这种现象主要存在于没有设立正式研发部门的中小企业（Brouwer&Kleinknecht，1993），以及发展中国家的企业，因为这些企业由于技术变化正处于适应状态，所以研发水平大都比较低（Kumar&Siddharthan，1994）。

技术能力是指可以提高并管理技能变化的技术，管理和组织的能力。此外，高学历人才具备一定专业能力，如精通外语能力将更易于与外国客户建立和维持联系，而后者将有可能促进发展中国家的经济发展。因此，在成本劣势与技术和人力资本优势间可以存在一定的权衡关系。

三、发展中国家出口行为的全球分析

我们不能简单地认为，出口行为对于具有高需求的产品生产是惟一的出路。其实，出口需要结合供应能力及国际营销渠道等其他因素，同时需要考虑这些因素在出口行为中的重要性程度。

由于世界贸易组织的贸易谈判，以及由布里顿木材机构提出的旨在促进发展中国家的国际贸易而进行的自主改革方案，在过去的二十年中，贸易壁垒不断下降，尽管这些谈判和改革方案改善了市场准入环境，但是有必要对促进发展中国家的供给能力继续保持关注。

一般来说，对不同国家的出口行为存在很大的差异性。在过去的20年内，世界出口增加了将近220%，在东亚和太平洋国家出口增长了720%，而撒哈拉以南国家的出口却下降了80%（Marcofurgazza，2004）。

世界出口量很少的国家，大都属于非洲和拉丁美洲国家，其出口年增长在过去10年均处于负增长状态。与世界出口大国，如韩国，中国，柬埔寨和越南相比，其年均出口量比后者低15%。因此，这些国家的经济增长水平仍然保持相对较低水平，在一些情况下甚至停滞不前。

由于出口行为受到多种因素的影响，本文将这些影响因素分为两类：一类是与贸易伙伴国市场准入条件相关的外部因素，另一类是与供应情况相关的内部因素。外国市场准入条件，除贸易壁垒（关税和非关税贸易壁垒）外，竞争因素也有可能受地理因素的影响，除了受到距离的限制外，限制因素也扩展到影响进口需求的其他因素，如具有购买能力的目的市场。

联合国贸发会议（UNCTAD）最近的研究报告中提供了深入处理这些问题的办法，通过提高改善市场准入条件，促进潜在福利和贸易收益。三十年前关贸总协定成员制定的“临时”措施，即普遍优惠制（普惠制）和类似的非相互的市场准入程序，现已纳入多边贸易谈判中，成为发展世界议程的主要措施。然而，这些措施和其他一些促进措施对于提高发展中国家的出口行为没有显著影响（CaglarOzden&EricReinhardt，2004）。

我们应当注意到，在真实的贸易世界中将关税作为贸易壁垒，从一开始就不具有普遍性。最明显的问题在于关税高峰和关税升级削减了附加价值，也造成发展中国家出口价格的削减。

但是，这些发展中国家非常看好的出口行为数据，却统计显示出令人失望的下降率。大家认为一个主要原因就在于发达国家一直进行的关税和非关税贸易壁垒间的战略选择。另一方面由于这些国家的供应能力完全依靠当地的生产条件，因此影响供给能力的因素包括：有形基础设施，软件基础设施，健全的宏观调控框架，机构水平，政府政策，以及企业发展。

此外，国外市场准入方面也起到重要影响作用。国外市场准入是指向目标市场销售商品的自由程度，从而实现销售。根据国际协会的规定，市场准入受到政治经济保护主义的约束，国外市场自由度根据“绝对保护主义——绝对自由主义”间的连续区域位置衡量。由于国际上施用关税和非关税贸易壁垒措施，导致这种国外市场自由度大大减小。

关税是一种强加在进口产品上的间接关税，通过提高进口产品的价格来减少出口商的竞争力。对于一个经济运营商而言，关税在交易成本和运输成本上对于运输货物具有同等影响力，因此，关税是影响国际价格的一个重要因素，可以说没有关税的话，国际价格将会趋同，最终均衡国内和国外市场的价格。

虽然降低关税一直是世界贸易组织的主要议程，但非关税贸易壁垒对于最不发达国家来说仍然是一个削弱和破坏贸易的关键因素。关税对价格的影响不会限制进口国本身，但它通过影响出口国，导致进口需求停滞，进而造成虚拟过剩需求。由于出口量的减少，出口国国内形成供应过剩，从而引起出口国国内价格比进口国的价格要低得多。

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1．2出口贸易与经济增长的协整分析为了进一步分析出口贸易与国内生产总值增长之间是否存在长期的均衡关系，下面对出口贸易水平变量与国内生产总值变量进行协整分析。通过上面分析可知，两变量序列lnGDP、lnEX均为一阶单整I(1)，满足协整检验前提，故可考虑两者之间是否存在协整关系。现用E－G两步法对lnGDP、lnEX变量进行协整关系检验。第二步，检验上述模型的残差项是否为平稳序列，即检验是否是I(0)序列。上述回归方程估计残差序列e的取值如图5所示。由表4可知，ADF检验统计量－3.05795小于显著性水平5%、10%时的临界值，因此可认为估计残差序列e为平稳序列，这表明lnGDP与lnEX之间存在协整关系。根据E－G两步法原理，上述回归方程不仅揭示了出口贸易对国内生产总值的影响度，且表明它们之间存在长期均衡关系。从回归方程可看出，出口总额(EX)增加一个百分点，国内生产总值(GDP)增加0.837个百分点。因此，该协整回归方程具有现实意义。

1．3格兰杰因果检验从协整检验结果可以看出，出口总额与国内生产总值之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系，还需进一步验证。下面对出口总额与国内生产总值进行Granger因果关系的检验结果见表5。从Granger因果检验结果可以看出，在10%的显著检验水平下，只有出口额的检验结果拒绝了原假设。也就是说，安徽省出口贸易与经济增长之间只存在单向的Granger因果关系，即出口贸易是经济增长的Granger原因，但没发现经济增长是出口贸易的Granger原因。综上，本文通过对1992－2013年的数据运用协整检验和Granger因果检验，对安徽省出口与经济增长的关系进行了分析，得出:从长期来看，出口额与安徽省GDP的增长具有显著的正向关系。这表明，扩大出口是安徽经济增长的重要推动因素之一。因此，安徽省要想方设法扩大出口贸易，发挥出口贸易在经济增长中的作用。

2安徽省出口贸易面临的问题分析

其一，企业竞争力不足，缺乏自主品牌。目前安徽省的企业规模较小，技术设备落后，加工行业的技术水平低，很少能达到国际先进水平。安徽省的低成本竞争优势实质上依赖于低价竞销，产品附加值低，不利于企业培育核心竞争力，也不能充分发挥安徽劳动力资源丰富的优势，而且容易引发国外对我省产品反倾销或保障措施的贸易壁垒。我国企业的很多核心技术都是在模仿国外企业的技术，安徽省的一些企业也是跟在外企后面模仿，缺乏自主品牌，得不到高额垄断利润，只是微利［10］。其二，出口体制不健全，缺乏有效的出口服务。安徽省外贸体制不完善，还没有建立起行之有效的体制。通常拥有进出口权的贸易公司收购或者事先签订订单获得货源，然后经过进一步加工和包装对外出口。生产与出口主体分离，造成主体利益的不一致，致使交易双方掌握的信息不对称。其次政府支持政策不完善，没有出台针对相关产品出口的促进措施，不能激发企业出口的动力。再则就是缺乏有效的出口服务，如信息服务。由于安徽省出口企业规模较小，进入国际市场的时间较短，所以还没有建立起有效的国际市场信息渠道，缺乏信息收集、处理、分析的能力。其三，出口商品的技术含量低，缺乏技术创新。安徽省出口以农产品、茶叶、机电产品为主，农产品出口虽然在不断增长，但是一些农产品生产成本高，缺乏价格优势，而且结构不合理，出口层次低，创汇率不高;其次是安徽农产品技术含量低，创新产品少，基本上出口的都是传统产品，所以在世界市场上可能会受到威胁和挑战。其四，出口市场过分集中，使出口容易受到发达国家保护主义措施的冲击。安徽省出口市场主要集中于亚洲、北美，而对中东、拉美、非洲等地区出口较少。这种集中的市场格局，容易受到发达国家对出口产品保护主义措施的冲击。目前安徽省产品难以达到发达国家的要求，如严格的技术标准直接限制了产品出口;严格的环保标准削弱了农产品在出口贸易中的优势。

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2004年TBT通报居前十位的WTO成员中，发展中成员占了5个（表1），而在2004年1—8月的SPS通报中，前12位成员有6个是发展中国家（表2）：

从统计表可以看出，TBT通报前十位中的5个发展中成员共发出TBT通报173件，占前十个成员总通报量的55.5%，另外一些发展中成员也正在积极履行成员的义务，赞比亚、中非共和国、德国和牙买加都在今年第一次提交了TBT通报。SPS通报的前6个发展中成员共发出SPS通报128件，占前12个成员通报总量的25.4%，与去年同期的76件增长了70%。可见，未来WTO/TBT—SPS通报中发展中国家和地区的比例和数量将会不断上升。

（2）TBT通报中居前三位的产品类别与湖南省主要出口产品类别基本吻合。

TBT协议所覆盖的产品范围极为广泛，包括所有的工业产品和农业产品，现对2004年的TBT通报进行初步归类，如表3：

2004年WTO成员共发出TBT通报727件，其中食品类通报107件，居通报之首，占全部TBT通报的14.7%；其次就是轻工（77件）和机电（76件），分别占全部TBT通报的10.6%和10.5%。湖南省2004年的出口产品中，农产品、纺织品服装（主要包括纺织纱线、织物及制品和服装及衣着附件）和机电产品的出口额分别为2.3亿美元、4.11亿美元和6.06亿美元，占湖南省出口总额的7.4%、13.3%和19.6%，是湖南省主要出口产品。据统计，在湖南省出口产品因技术性壁垒而遭受的损失中，这三类产品最为严重，这与通报中居前三位的产品类别基本吻合。

（3）农药残限量成为食品安全与农产品贸易的重点竞争领域。

农药残限量问题已经成为发达国家越来越关注的问题，对湖南省出口贸易的影响也将越来越大。

2技术性贸易壁垒对湖南省出口贸易的影响

2.1提高了湖南省产品出口的成本

技术性贸易壁垒对湖南省出口最直接的影响就是提高了产品的出口成本。主要表现在：一是技术、环境保护、安全的投入都直接增加了湖南省出口产品的成本；二是企业需要获取相关认证的费用使产品的出口成本增加；三是缺乏先进的检验设备，进口国高昂的检验费用也相应增加了产品的出口成本。

2.2降低了湖南省出口产品的竞争力

技术性壁垒往往会通过影响出口商品的成本，进而形成对商品价格的控制作用，通过商品价格的变化降低出口商品的竞争力，如图1所示：

图1技术性壁垒对出口产品的价格控制

假定存在规模经济，则单位成本曲线AC如图所示，若在未设置技术性壁垒的情况下，该商品的出口量为Q，价格为P，单位产品的利润为MN。当设置技术性壁垒后，出口企业势必要调整生产过程或付出额外费用使其产品符合进口国的要求，从而使单位成本曲线上移至AC，此时若产量仍为Q，则销售价格至少需要提高到P才不至于亏损。而价格的提高，无疑降低了该出口商品相对于进口国同类商品的竞争力。湖南省的出口产品大部分以资源密集型为主，其竞争的主要优势就在于成本、价格较低，提高价格则恰好失去其最大优势，严重降低了产品的竞争力。

2.3严重影响了湖南省出口贸易额

自20世纪90年代以来，湖南省出口贸易整体上呈上升趋势，但增长速度缓慢，低于我国平均增长速度，且出口总额在我国出口贸易中的比重持续下降，见表4。

由表4分析可知，上世纪90年代中后期（1994—1999）湖南省出口贸易增长很不稳定，起伏较大，甚至一度出现负增长，到2000年开始才有所好转，但仍低于全国增长速度，与1994年相比，2003年我国出口总额增长了262.1%，但同期湖南省出口额的增幅只有49.8%。我省出口额在全国出口贸易中的比重持续下降，1994年占我国出口额的1.18%，到2003年下降为0.49%，下降了6.9个百分点。这主要是因为从上世纪90年代中期开始，技术性贸易壁垒逐渐成为发达国家贸易保护的主要措施，湖南省企业技术水平不高，对国外层出不穷的各项技术标准疲于应付，从而使湖南省出口产品的资源优势丧失，技术含量和附加值普遍偏低的资源密集型产品逐渐失去其在发达国家的市场，导致出口贸易损失惨重。

2.4引起了湖南省出口市场的变化

美国、日本、欧盟一直是湖南省最大的三个贸易伙伴，每年对这三大经济实体的出口是湖南省出口贸易发展的关键。然而近几年来，在技术性贸易壁垒的影响下，湖南省对美，日，欧盟（其中7国）的出口贸易额比重却有所变化（表5）：

整体来讲，对美、日、欧盟的出口额虽有所增加，但相对比重都有所下降。1999年对美国出口比重为14.92%，到2003年下降为13.80%，下降了1.12个百分点；同期对欧盟的出口额比重下降了2.92个百分点，下降幅度最大；相比1999年，2003年对日本的出口额比重虽略有上升，但前几年一直不太稳定，且呈下降趋势。这与发达国家近几年来不断完善其技术壁垒体系，对湖南省出口产品设置重重障碍是分不开的，特别是中国加入WTO后，这种影响更加明显。而对亚洲、非洲等主要发展中地区的出口额比重迅速增加，2003年对亚洲的出口额比重为53.22%，同比上年增长23.74%；对非洲的出口额比重为5.01%，同比上年增长42.79%，是湖南省出口贸易增长最快的两个市场。这在很大程度上是因为发展中地区的技术相对比较落后，特别是在农兽残限量、食品添加剂等领域的措施还处于起步阶段，从而使我省的出口优势得到充分体现。种种迹象表明，湖南省的出口市场在技术性壁垒的影响下开始向多元化方向发展。

2.5改变了湖南省出口产品的结构

湖南省的出口优势主要体现在农业大省的出口资源上，初级产品的出口占有相当大的优势。随着技术性壁垒的发展，技术含量和附加值偏低成为了湖南省出口产品遭遇国外技术性壁垒的主要原因，初级产品的出口比重迅速下降（表6）。

1988年湖南省出口贸易中初级产品2.32亿美元，占湖南省出口的36.36%，2003年初级产品出口2.18亿美元，仅占湖全省出口的10.16%，下降了26.2%。这说明在技术性壁垒的影响下，湖南省出口产品的资源优势逐渐丧失，出口贸易开始向高附加值的产品结构方向发展，一定程度上优化了我省的产品结构。这从另一方面说明了技术性壁垒在阻碍湖南声出口贸易发展的同时，对我省出口产品结构与方向的调整也起到了积极的促进与推动作用。

3湖南省出口贸易突破技术性壁垒的对策分析

3.1建立湖南省出口贸易技术性壁垒预警机制

从技术性壁垒的发展趋势可以看出，随着各国贸易保护主义的不断加强，技术性壁垒对湖南省出口贸易的影响将会更加广泛、全面，对出口产品的要求也将越来越苛刻，因此，要及时了解WTO各成员国采取的技术性贸易壁垒细节，针对性地研究湖南省各主要出口市场的技术性壁垒体系，及时收集、整理跟踪国外的技术性壁垒状况，研究其特征及未来的发展趋势，结合湖南省出口贸易的特点，建立每种出口产品的技术性壁垒预警机制。湖南省的出口优势主要体现在农产品和纺织品等方面，而这又恰好是国外技术性壁垒最严格，技术标准最多的几个行业，随着农兽残限量、食品安全等方面的不断被关注，以及纺织品行业“后配额时代”的来临，农产品，纺织品等领域的贸易战争将会日趋激烈。因此，及早建立湖南省相关产品的预警系统，提早对未来的贸易发展趋势进行预测，将是应对技术性贸易壁垒最有效的方法。

3.2开展技术创新，调整出口产品结构，提高湖南省出口产品的竞争力

湖南省是典型的农业大省，其出口的产品大多为资源密集型、劳动密集型产品，技术含量和附加值普遍偏低，在技术不断进步的情况下，湖南省出口产品的竞争力不断下降。要突破技术性贸易壁垒的影响，提高湖南省出口产品的竞争力，关键是将高新技术与我省的资源优势相结合。一方面，对原有产品企业进行技术投入，提高企业的密集度，优化产品结构，提高产品的技术含量；另一方面，加强科技公关，增加科研投入，除利用高新技术生产高附加值产品外，还同时研究相应的配套技术，改进出口产品的加工工艺和包装，搞好管理，以提高产品的整体质量。所以，坚持科技开发以市场为向导，不断调整湖南省产品的出口结构，加快对传统产品的技术改造，提高产品的技术含量，是湖南省突破技术性贸易壁垒的根本途径。

3.3实施多元化战略，大力开拓新兴市场

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二、出口企业应对国际贸易风险的对策

1.调查交易对象的资信状况出口企业在社会转型期进行国际贸易时，规避贸易风险的前提是对交易对象的资信状况进行调查，考察其真实性，从而选择较好的交易对象。主要应从以下方面进行调查：一是对对方企业的营业执照进行查看，了解其货物情况以及注册资本等信息，确定其进行的经营活动真实合法；二是对对方企业的资产信用和主体资格进行查看，了解其经营管理能力并对主体资格进行辨别，确定对方的身份是自然人还是法人，或者是其他身份；三是对对方企业的信誉度进行调查，查看对方企业是否存在不良行为。只有通过对对方企业进行调查，明确交易对象具有良好的资信状况，才能更好的规避国际贸易风险。

2.加强风险管理体系的建设在社会转型期，为了更好的应对国际贸易中的风险，出口企业应当加强自身的风险管理能力，建立完善的风险管理制度和风险管理体系。首先，建立风险预警机制。在风险控制的过程中，出口企业可以将风险分为不同的等级，比如可以分为预警级、警告级和上报级。风险管理部门可以根据不同等级的风险采取相应的措施。其次，出口企业要提升员工的风险管理能力，因为员工是出口企业进行国际贸易的核心和关键。出口企业可以定期或不定期的对员工进行培训，传授关于风险管理方面的知识，提高员工的风险意识以及风险处理能力。最后，出口企业应该加强自身的信息收集能力。只有收集了更多的信息，才能更充分的了解国际贸易中可能出现的风险，才能找到更好的解决措施。

3.充分利用金融衍生工具社会转型期是一个特殊的时期，为了防范在社会转型期进行国际贸易的风险，出口企业应充分并合理得利用金融衍生工具，进行有效的风险管理和控制，从而增加企业的附加价值。首先，出口企业可以利用金融衍生工具对交易过程中出现的风险进行识别和控制，从而以最小的成本获得最大的安全保障。其次，出口企业在利用金融衍生工具进行国际贸易时，可以选择与等级和信用较高的金融机构进行合作，这样一方面可以防范金融风险，另一方面也能从对方企业获得有益的指导和建议。最后，出口企业要运用科学的手段和方法对金融衍生工具的风险进行评价和分析，从而对其进行内部制衡和风险管理。

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【关键词】出口;金融危机;出口退税;对策

2008年10月份我国出口额同比增幅低于20%,11月份的出口额同比增长仅为-2.2%,出现7年来的首次负增长。国家信息中心研究报告预计,2009年我国出口将大体保持2008年的规模,进口比2008年下降5-10%,导致“衰退型顺差”扩大,使净出口对GDP增长的贡献率提高,但与总出口对总产出的实际贡献下降相背离,出口总量下降对总产出增长的拉动作用将明显减弱。截止到2009年5月,我国第一季度的出口形势也已知晓,如何在今年下半年和未来几年内恢复我国出口大国地位,保持中国经济增长高速增长,将成为拉动中国经济发展的关键。

1我国出口整体形势分析

2009年第一季度,我国进出口形势仍很严峻,进出口贸易额相抵,进出口贸易总额4287亿美元,贸易顺差623亿美元,同比增加209亿美元。其中,出口贸易额2455亿美元,同比去年第一季度下降19.7%;进口贸易额1832亿美元,同比去年第一季度下降30.9%。第一季度,我国实际使用外商直接投资218亿美元,同比去年第一季度减少56亿美元。具体形势可以从以下几方面进行分析(截止到2009年4月):

1.1出口对国民经济的拉动效应:出口的贡献要远低于最终消费对国民经济的贡献。据国家统计局测算,在2009年一季度GDP增速6.1%中,净出口对经济的贡献仅仅是-0.2个百分点,而最终消费对国民经济的贡献则达到4.3个百分点,最终投资对经济的贡献为2个百分点。最终消费大大高于投资与净出口的贡献,充当了第一驱动力,成为支撑GDP增长的中流砥柱。

在进出口贸易方面,我国对外贸易开始出现明显的好转迹象,2月份出口增长额是-25.7%,3月份达到-17.1%,形势仍然严峻。虽然整体趋势下滑,但是,从月度环比状况看,我国出口下滑趋势在收窄,我国各主要的经济指标出现了较好、向上、积极的迹象。单从采购经理指数(PMI)上来看,我国经济在今年第一季度捷报频传,这有可能成为扭转全年整体出口的良好开头。

1.2出口产品的整体结构:我国的出口产品结构进一步优化,机电产品和高新技术产品出口大幅下降但在出口产品结构中的比例上升势头明显,其中机电产品出口累计1981.28亿美元,同比下降21.22%,但环比增长逾四分之一;高新技术产品出口累计982.50亿美元,同比下降23.1%,占同期我国出口总值的29%。其中,3月份当月出口274.5亿美元,同比下降20.8%,为连续第5个月同比下降(图1所示)。劳动密集型产品作为我国具有市场竞争优势的产品出口增长减缓并出现不同程度下降。其中纺织品出口202.15亿美元,同期下降15.2%;服装出口315.0亿美元,同期下降6.6%。部分高能耗、高污染和资源性产品出口量大幅度下降。其中钢材出口持续低位运行,净出口量迅速下降47.8%,钢坯和粗煅材下降96.8%。农产品出口量下降显著,玉米出口量下降88.9%,大米下降12.5%。

1.3出口贸易方式:我国以加工贸易方式进出口5994.1亿美元,比去年同期(下同)下降24.6%,降幅大于同期一般贸易降幅5个百分点,但较前两个月加工贸易进出口总体降幅收窄2个百分点。其中,出口3374.2亿美元,下降20.5%;进口2619.9亿美元,下降28.7%;其项下累计贸易顺差754.3亿美元,比去年同期下降6.6%。(表1、表2)

1.4出口的国别:到2009年4月份,中美双边贸易进出口大幅下降,进出口总额858.2亿美元,比去年同期(下同)下降18.9%,占同期我国外贸进出口总值的14.32%。其中,我国对美出口626.8亿美元,下降15.7%;自美进口231.4亿美元,下降17.4%;累计实现对美贸易顺差395.4亿美元。截止至今年4月,我国对欧盟进出口贸易持续下降。我国与欧盟双边进出口贸易总值达到1024.9亿美元,比去年同期下降19.8%,降幅低于同期我国外贸总体降幅5.1个百分点,欧盟继续为我国第一大贸易伙伴。其中,我国对欧盟出口674.9亿美元,下降22.1%;我国自欧盟进口350亿美元,下降15.1%;累计实现对欧盟贸易顺差334.9亿美元。截止至4月,中日双边贸易降幅居前3大贸易伙伴之首,日本从我国最大进口来源地位置回退至次席。中日双边贸易额为645亿美元,下降23.15%,降幅列前3大贸易伙伴之首,分别高出同期我国与欧盟和美国的双边贸易降幅3.4个和8.8个百分点,占同期我国外贸进出口总额的10.7%。其中,自日本进口348.0亿美元,下降29.6%,被欧盟超越退到我国第二大进口来源地位置;对日出口297.0亿美元,下降16.2%。累计贸易逆差51.0亿美元,下降71.9%。(表3)

2我国出口增幅下降的原因分析

当前世界主要经济体加强了对宏观政策的协调,各国联手应对危机的力度不断加大,但是全球经济形势仍不容乐观。今年第一季度我国出口增幅出现大幅度下降,是全球金融危机等国内外多种因素综合作用的结果。

(1)国际上,金融危机还在发展和蔓延,世界经济短期内明显复苏的可能性不大,美欧日经济很可能在底部震荡一段时间,中国对外贸易发展面临的困难依然很多。

首先,外部需求严重萎缩。金融危机对我国宏观经济增长的最重要冲击是外需下降。我国外贸依存度较大,尤其是对美国出口的依赖程度高,在美国消费疲软及其对世界其他国家的负面影响下,出口受到严重冲击在所难免。受发达国家衰退影响,许多发展中国家进出口下滑,贸易收入下降,外来投资减少,经济面临的困难还在加剧。世界贸易组织(WTO)年初曾预测,2009年全球货物贸易量将下降9%,将出现二战以来最大降幅。再加上国际市场价格持续下降,贸易额降幅可能更大。

其次,国际贸易融资困难。目前,全球流动性紧缺尚未有效缓解,金融机构纷纷收缩信贷规模,各国贸易融资条件普遍恶化,国外进口商和经销商资金压力加大,纷纷采取减库存、压订单等方式规避风险。据出口普遍企业反映,国外进口商订单短期化现象越来越明显。同时,由于进口商贸易融资困难,出口企业收款延长,收汇风险上升,出口坏账增加。由于这场危机,如果进口商要求把信用证支付改为托收支付,即期付款改为远期付款、拖延付款,甚至赖账,出口企业将无能为力。再加上国内银行为防范风险对出口企业慎贷、惜贷等现象普遍,贷款规模迅速收缩,出口企业特别是中小企业资金紧张状况尚未得到根本有效缓解。对于出口商来说,贷款规模收缩导致企业流动性资金减少,现金链断裂影响支付,这将引起连锁反应。原本融资已经相当困难的出口企业无法回笼资金,资金链断掉就有可能使我国出口企业面临严峻的财务危机,最终导致恶性循环。

第三,贸易保护主义加剧。据2009年3月份WTO审核成员国应对金融危机措施的报告,过去几个月各国贸易限制措施显著增多,主要是提高关税、设置非关税壁垒、滥用反倾销措施等,中国是主要受害者。贸易摩擦出现从劳动密集型产品向资本、技术密集型产品扩展,从发达国家向发展中国家蔓延,从反倾销等传统领域向反补贴、技术壁垒的新的形势延伸,从具体产品层面向宏观经济政策、体制层面发展。今年一季度,共有11个国家和地区对我国发起“两反两保”调查25起,其中反倾销18起,反补贴1起,保障措施3起,特殊保障措施3起。目前,世界各国就业形势相当严峻,许多国家可能进一步寄希望于贸易保护转嫁国内就业矛盾。

(2)国内方面,人民币对美元快速升值、劳动力成本提高、能源原材料价格上涨、国家降低部分商品出口退税等因素也造成我国出口增速放缓。

首先,部分出口企业面临劳动力成本、制造成本和环保成本急升的困境。自2005年7月21日我国汇率改革以来,以外贸导向为主的生产型企业面临着更多的挑战。主要是以下问题:(1)劳动力的短缺与人力成本的提高:我国沿海地区大量的加工贸易企业和外商投资出口型企业,多是劳动密集型企业,其赢利来源在一定程度上依靠廉价工资。随着新的《劳动合同法》的贯彻实施,企业要依法为工人上“三险”,支付加班工资,造成企业人力成本普遍上升,也导致了制造成本迅速提高。这对中小型劳动密集型企业和出口加工企业影响尤其突出,(2)制造成本的急剧提升。近年来在国际市场初级产品价格高涨的推动下,国内市场相关产品如石油、煤炭、金属和农副产品等价格也大幅上涨,出口企业成本加大。综合计算,由于原材料及上游产品价格上涨,国内企业生产成本上升了20%至30%,成为推动企业成本上升的第一因素。(3)环保执行力度的加大和环保成本的提高。在科学发展观的指引下,节能减排法的实施,各级政府开始强化环境保护的执法和惩治力度,污水处理、废气回收净化等强制性环保措施成为企业运行的先决条件,对排放不达标企业和环境违法企业实施限期整改、依法关闭等措施,从根本上加大了污染企业的环境违法成本。

其次,人民币升值使我国出口企业经营利润空间受到严重挤压,出口增长深受制约。从2007年下半年人民币对美元汇率升值开始,尤其是2007年11月份以来人民币升值呈现出加速之势后,我国的出口企业,尤其是传统的劳动密集型出口行业受到较大的冲击,产品竞争优势下降。人民币的加速升值不仅导致出口企业承受汇率变动的风险,而且迫使出口加工企业压力陡然提升,直接影响到出口加工工业的利润。伴随着人民币的汇率升值,同样美元的收汇转换成人民币的数字在急剧下降,同时这个数字还直接冲销了出口企业的利润。

第三,出口退税政策的调整,直接影响我国出口商品的结构。我国自1985年开始实行出口退税制度,根据经济形势的发展变化经历了多次调整。实施出口退税制度以来,我国出口商品结构明显改善,严格控制高污染、高能耗和资源型产品的出口,工业制成品成为出口的主要商品,高新技术产品出口也逐年增长。2006年9月和2007年,按照保护国内资源、缓解贸易摩擦、鼓励高科技和高附加值产品出口的原则,国家取消了对大部分非金属类矿物产品、煤炭、金属陶瓷等商品的出口退税,降低了对钢材、陶瓷、纺织品等低附加值加工贸易产品和完全劳动密集型产品的出口退税率,提高了对重大技术装备、生物医疗产品等高科技、高附加值产品的出口退税率。这些措施推动了我国企业在加工贸易价值链地位的提升和我国出口商品结构的升级。然而政策的出台却造成了我国出口增长的明显减缓,这些都减小了我国出口商品的规模和数量。从2008年12月1日起,财政部与国家税务总局上调3770项商品的出口退税率,约占中国海关税则中全部商品总数的25.8%。这是2004年以来中国调整出口退税政策涉及税则号最多、力度最大的一次。出口退税的降低将直接提高相关企业的成本和定价,影响出口产品的市场竞争力,使相当部分的出口企业利润减少。

此外,我国出口退税制度也存在一些问题,如出口退税率调整过于频繁,对经济的正常运行产生了负面影响;退税率不合理,不利于提高我国产品的国际竞争力;出口退税周期过长也是突出问题,长达数月的出口退税周期,令出口企业无法及时利用这笔资金。因此,要进一步规范出口退税制度,以达到优化出口商品结构的目的。

3金融危机背景下我国出口相关对策分析

随着金融全球化的加深,美国金融危机已经影响到其他国家的金融市场稳定,同时也增加了中国经济的外部风险。外需明显放缓、人民币升值、贸易融资困难、国际贸易保护主义加剧等内外综合因素的作用,将继续影响我国的出口。中国的出口形势依然很严峻,为帮助国内出口企业度过难关,改善我国出口贸易困境,应当主要从出退税、汇率稳定和国家金融政策支持等几个方面积极应对:

第一、国家应加强出口退税制度的连续性和稳定性。出口退税制度作为国家相机抉择的宏观经济调控政策,此政策的频繁变动,不利于企业生产经营活动的长期规划,更无法避免由此所损失的制度稳定性与可预测性。因此,要依据我国对外贸易长远发展规划和国民经济发展计划来规范出口退税制度,加强出口退税制度的连续性和稳定性,使出口生产企业能根据稳定的出口退税制度合理规划其生产经营活动,服务于经济发展的全局。从长期来看,这有利于产业结构升级,进而带动出口商品结构优化。此外,国家还要适时加大出口退税政策的执行力度。目前我国出口退税是纳入国家财政预算的,按计划分配,带有极强的计划性。这与出口贸易市场化相矛盾,也使得国家退税政策不能及时兑现,对优化出口商品结构有重要贡献的高新技术产业等行业的出口也产生了不利影响。因此,要进一步加大出口退税政策的执行力度,提高出口退税在促进出口商品结构优化过程中的调控力度。

第二、国家金融政策性支持。国家目前的一些金融优惠政策集中于大型央企,一般中小型出口企业难以受惠。在当前出口企业新订单数量明显减少的背景下,政府在金融方面应考虑给予中小型出口企业适当的扶持,应加大向出口企业提供法律服务和财税金融政策支持,稳步推进加工贸易转型升级,协调金融部门切实改善出口的金融环境。加大对企业的信贷支持力度,改善企业融资担保条件,发展资本市场。尽快规范民间借贷市场,开拓新型融资方式建立融资租赁市场。健全出口信用风险保障机制等措施,保持外贸稳定增长。另外,政府作为主导建立一个由政府、商协会、企业三位一体的应对国外贸易壁垒的工作机制。

第三、优化出口结构,实现出口战略转型。我国外贸的根本出路在转型,高度依赖外需的经济增长模式将难以为继。这就需要在巩固和发展具有优势的劳动密集型产品的基础上,逐步转型升级,按照节能减排目标控制“两高一资”的产品出口,优化出口产品结构。尽管我国的出口产品现在具有低成本优势,但随着时间的推延,人工成本、制造成本不断上涨,以及国家相关政策和环境等因素综合影响下,产品的价格优势将愈来愈小,甚至有可能被挤出部分市场。金融危机或为中国经济转型创造了良机,出口增长模式的转型才能实现。出口企业接受金融风暴最好的洗礼方式,就是迅速抓住机遇,进行更快更充分的产业升级和转型,最终化“危”为“机”。

第四、出口企业做强品牌转内销。当前在各种因素综合作用的影响下,我国出口产品在国外已经失去了价格优势。在此情况下,出口企业需要把眼光更多地转向国内市场,培养企业的核心竞争力,采取做强品牌转攻内销市场的策略,摆脱在出口市场低价竞争的僵局。从宏观背景来看,我国经济结构也正在进行大的结构调整,扩大内需被提高到了与出口、投资同等甚至更加重要的地位,出口企业加大投入转型做内销也就顺理成章。尽管这种转型决非易事,不仅需要较高的资金支持、技术支持和人力支持,企业还会面临较大的转型风险,但有所作为总胜过坐以待毙。

第五、多元化地开拓其他市场,努力开展国际化经营。出口市场的调整是目前外贸出口企业着重考虑的办法,而且,调整的步伐要在稳健中尽量加快。在当前我国出口产品居前三位的贸易伙伴欧盟、美国、日本需求疲软的情况下,必须实行市场多元化战略,大力开拓发展中国家和周边国家市场。外贸企业为缓解出口压力,应摆脱单一贸易依赖,考虑更加广阔的出口渠道。放眼全球,近些年来,拉丁美洲、南亚、东盟、南非、东欧等国家和地区出现飞跃式发展,这些市场拥有蓬勃商机,经济充满活力,进口需求越来越大,值得中国外贸出口企业更加关注,把这些活力市场纳入本企业的出口市场考虑范围,适时调整自己的出口市场,实施市场多元化战略,开展国际化经营。

参考文献

[1]龚红莲,刘博韬.规范出口退税制度.优化出口商品结构[J].中国财政,2008(13),P72

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二、中国林化产品出口贸易影响因素分析

（一）贸易引力模型及其扩展

贸易引力模型起源于牛顿力学中的万有引力定律。Tinbergen（1962）和Poyhonen（1963）将万有引力定律引入到国际贸易领域，他们通过研究指出两国之间的双边贸易流量规模与两国各自的经济总量成正比，与两国之间的距离成反比，这就是贸易引力模型的基本形式。之后许多学者对贸易引力模型进行了扩展，引入一些影响双边贸易流量与流向的其它因素，如Linnemann（1966）引入人口数量和贸易政策变量，Bergstrand（1985）用人均收入代替了人口数量，并引入汇率和是否同属一个经济组织等变量，AndersonandWincoop（2003）引入是否拥有共同边界变量，AndersonandMarcouiller（2002）引入一系列经济制度变量（如交易成本等），DeGroot等人（2004）引入政治稳定性、管制质量和腐败程度等制度变量。近几年，文化差异也被作为影响双边贸易流量的因素引入到贸易引力模型中（Felbermayr，2010）。随着贸易引力模型的发展与应用，国内外不少学者运用该模型来预测某些国家之间的贸易潜力（Sohn，2005；Batra，2006；张英，2012）、检验某些国家的贸易格局（EvenettandKeller，2002）、分析影响某类产品对外贸易的因素（戴明辉，2010；张凤娟，2013）、估计两国双边贸易中可能存在的本地市场效应（刘磊，2013）等。这些研究为我国林化产品出口贸易研究提供了重要的方法借鉴，因此，本文拟建立中国林化产品出口贸易引力模型对林化产品出口的主要影响因素、影响程度及出口潜力进行实证分析。根据中国林化产品出口贸易的特点和出口实际，综合考虑本国供给、进口国需求、贸易成本等因素，在贸易引力模型基本形式的基础上引入以下变量。

1．森林资源差异。

林化产品是以森林资源为基础，通过化学加工生产的产品。森林资源与林化产品之间有着直接联系，不同林化产品需要不同森林资源来支撑。因此本文构建贸易引力模型时，引入贸易双方之间的森林资源差异这一变量。由于很难区分林化产品具体来源于那种森林资源，以及考虑到森林资源数据的可获取性，这里没有考虑生产不同林化产品的森林资源差异，而是用贸易双方之间的人均占有森林总面积差额的绝对值（DFAij）来反映他们之间的森林资源差异。计算方法为：DFAij＝｜FAiPi－FAjPj｜，其中FAi与FAj分别表示i国与j国的森林总面积，Pi与Pj分别表示i国与j国的总人口数，这样，FA／P就反映了各国森林资源的丰裕程度。

2．人均收入水平差异。

根据瑞典经济学家Linder提出的需求相似理论，国际贸易是国内贸易的延伸，产品的出口结构、流向和贸易量的大小取决于两国需求偏好的相似程度，而某个国家的需求偏好又取决于该国的人均收入水平，两国之间的人均收入水平差异越小，需求偏好就越相似，两国之间贸易的可能性就越大（李国疆，2005）。因此，这里引入贸易双方之间的人均收入水平差异变量来反映他们之间的林化产品贸易需求偏好的相似程度。人均收入水平差异（DPCIij）用两国之间人均国民总收入的差额的绝对值来反映，计算方法为：DPCIij＝｜PGNIi－PGNIj｜，其中PGNIi与PGNIj分别表示i国与j国的人均国民总收入。

3．人民币对出口国货币汇率。

汇率是一个国家进行国际经济活动时最重要的综合性价格指标，它的变动对一国对外贸易的平衡与国内经济活动的波动都具有深刻的影响，因此，许多国家通过调整汇率达到调节贸易收支的作用（施伟，2008）。汇率升值会使出口商品的价格上涨，导致出口贸易的减少，汇率的贬值则能够提高出口商品的国际竞争力。所以，这里引入人民币对出口国货币汇率这一变量，来观测汇率的变化是否会对中国林化产品出口贸易有所影响。

4．其它变量。

除了以上影响林化产品出口贸易的因素外，这里也考虑了多数研究者考虑的出口国人口数、出口对象国人口数、是否拥有共同边界、是否属于同一贸易组织等变量。一般而言，出口国人口越多，国内市场需求规模越大，出口贸易量就越少，出口对象国人口越多，国际市场需求规模越大，进口贸易量就越多。当贸易双方拥有共同边界时，贸易成本将会下降，贸易量因而会增加，这里拥有共同边界指的是与中国陆地上接壤和海上相邻的国家。当贸易双方属于同一贸易组织时，由于优惠性贸易的安排，会使双方间的贸易量增加，考虑到中国林化产品出口对象国中APEC成员占大部分，所以这里引入是否属于APEC成员这一虚拟变量。引入以上变量后，适当扩展的贸易引力模型为：LnTij＝c＋α1Ln（GDPi×GDPj）＋α2Ln（POPi×POPj）＋α3LnDij＋α4LnDFAij＋α5LnDPCIij＋α6LnEij＋α7BORDER＋α8APEC其中，Tij表示某年中国对出口对象国j国的林化产品出口贸易额，其它各解释变量的含义及对被解释变量的理论预期符号见表3。

（二）样本确定与数据说明

本文采用2002～2011年中国对其主要林化产品出口贸易国的面板数据来进行多元回归分析。这样可以避免横截面数据的偶然性。回归方程中的变量，除了虚拟变量，都做了对数化处理，这样有利于消除异方差，同时方便解释说明。具体选择的是2012年中国林化产品出口贸易额排名前30位的日本、比利时等国家（地区）。2012年中国对这30个国家（地区）的林化产品整体出口额约为565．95百万美元，占出口世界总额的91．04％，因此，这些国家（地区）的选取能够反映中国林化产品的主要出口贸易状况。林化产品出口贸易流量数据来源于联合国COMTRADE数据库。各国GDP、总人口数、人均GNI、汇率数据均来自于世界银行的世界发展指标数据库。中国与各贸易国之间的距离数据来源于http：／／www．timeanddate．com，这里计算的是北京到各贸易国家首都之间的理论空中距离。关于各个贸易国家的森林总面积数据，由于联合国粮农组织（FAO）的全球森林资源评估周期为5年，只有逢尾数为5和0年份的国家森林总面积数据，所以样本期内其它年份的数据只能通过森林面积年度变化率来间接计算。

（三）贸易引力模型回归结果

首先利用整理后的面板数据建立个体随机效应模型，然后对该模型进行Hausman检验，检验结果显示拒绝个体随机效应模型。又考虑到本文选取的解释变量个数相对较多，而面板数据中时间序列个数相对较少，横截面数据相对较多，不适合建立个体固定效应模型，因而这里选择混合模型进行估计。由于面板数据具有两个维度的特性，使用普通最小二乘法进行估计时，容易产生异方差和序列相关等问题，而且文中横截面个数大于时间序列的个数，所以本文使用PanelEGLS方法，先后对扩展后的贸易引力模型做截面加权回归（Cross－SectionWeights）、时期加权回归（PeriodWeights）和时期似不相关回归（PeriodSUR），这些估计方法的应用可以有效的处理复杂的面板误差结构，回归估计结果见表4。从回归估计结果可以看出，在三种方法的模型回归估计中，所有变量系数符号都与预期符号一致，大部分变量的系数估计通过5％显著性水平下的T检验，整体方程也通过1％显著性水平下的F检验，调整可决系数（分别为0．859672、0．582569、0．561207）较为理想，这说明构建的贸易引力扩展模型可以用来解释中国林化产品出口贸易。但是，进一步观察DW值可以发现，模型一与模型二的DW值较小，分别为0．49、0．22。根据经验，DW值接近于0时，模型存在自相关。由此，前两种模型存在严重的序列自相关，可能会导致模型存在谬误回归。所以，这里选择模型三，但是模型三中的变量Ln（DPCIij）和APEC没有通过10％显著性水平下的T检验，因此剔除这些变量后对模型进行重新回归，即模型四。最后，确定模型四中的方程为表达中国林化产品整体出口贸易的引力模型。

（四）基于回归结果的林化产品出口贸易影响因素分析

贸易引力模型回归结果表明中国林化产品整体出口贸易额与两国经济总量的乘积成正相关，与两国人口数量的乘积成负相关，与两国之间的距离成负相关，与两国森林资源的差异成正相关，与人民币对出口国货币汇率成负相关，与两国是否拥有共同边界成正相关。具体分析如下：

1．反映出口国供给效应的因素。

两国森林资源差异的弹性系数是0．1517，表明在其它条件不变的情况下，中国与出口对象国森林资源的差异每增加1％，中国对出口对象国j的林化产品出口贸易额将增加0．1517％。说明两国森林资源差异是影响中国林化产品出口贸易的重要因素。林化产品是以森林资源为原料来进行生产的，没有足够的资源，就不能保障林化产品的供给，进而影响出口贸易。因此，针对不同林化原料林资源，优化其结构、提高其质量，能够增强林化原料林资源的林化产品供给能力，将会推动中国林化产品出口贸易的发展。

2．反映出口对象国需求效应的因素。

（1）经济规模的弹性系数是0．6110，表明在其它条件不变的情况下，出口国i或出口对象国j的GDP每增加1％，中国对出口对象国j的林化产品出口贸易额将增加0．6110％。在世界经济稳定发展的背景下，以松香、活性炭等为原料的深加工产品具有强劲的市场需求前景，为中国松香、活性炭等林化产品出口贸易提供了广阔的需求空间。（2）人口数量的弹性系数是－0．1757，表明在其它条件不变的情况下，出口国i或出口对象国j的人口数量每增加1％，中国对出口对象国j的林化产品出口贸易额将减少0．1757％。这一结果的合理解释是人口越多，国内市场规模越大，对国际市场的依赖越小，从而双边贸易流量也越小。（3）人均收入水平差异这一变量没有通过显著性检验。说明这一因素对中国林化产品出口贸易的影响较小。主要是由于影响两国之间林化产品贸易需求的因素多而复杂，人均收入差异难以很好的反映两国之间林化产品贸易需求的偏好。

3．反映两国贸易成本和制度安排的因素。

（1）两国之间距离的弹性系数是－0．8770，表明在其它条件不变的情况下，中国与出口对象国之间的距离每增加1％，中国对出口对象国j的林化产品出口贸易额将减少0．8770％。由此看来，因为距离所带来的运输成本、通讯成本等因素对中国林化产品出口贸易起阻碍作用。（2）人民币对出口国货币汇率的弹性系数是－0．0626，表明在其它条件不变的情况下，人民币对出口国货币汇率每升值1％，中国对出口对象国j的林化产品出口贸易额将减少0．0626％。人民币对出口国货币汇率的升值，将导致林化产品出口企业利润的下降，从而消弱了其在国际市场上的竞争力。（3）两国是否拥有共同边界的弹性系数是0．3315，表明拥有共同边界对中国林化产品出口贸易产生正面的影响。拥有共同边界的国家与中国距离较近，因而贸易成本较低，另外，拥有共同边界的国家一般在语言、文化上有相似的地方，对林化产品出口也有促进的作用。这也解释了中国林化产品出口市场一部分集中在周边国家，如2012年中国对周边的日本、韩国、印度等国家的林化产品出口贸易额占出口世界总贸易额的43．33％。（4）两国是否同属于APEC组织这一变量没有通过显著性检验。说明这一因素对中国林化产品出口贸易的影响较小。主要是由于目前中国已经与多数有贸易往来的国家签订了双边贸易协定，因而APEC组织的影响作用较小。四、中国林化产品出口贸易潜力测算贸易引力模型的回归结果还可以用来测算中国与出口贸易国之间的出口贸易潜力。其原理是运用贸易引力模型模拟出的理论出口贸易额与实际出口贸易额进行比较，如果模拟贸易额超过了实际贸易额，说明“贸易不足”，如果模拟贸易额低于实际贸易额，说明“贸易过度”，把实际贸易额与模拟贸易额的比值称之为出口贸易潜力系数。刘青峰和姜书竹（2002）根据出口贸易潜力系数将贸易伙伴国分为三类，比值大于或等于1．2属于“潜力再造型”，比值在0．8到1．2之间属于“潜力开拓型”，比值小于或等于0．8属于“潜力巨大型”。根据上面估计出的贸易引力模型，推导出测算理论出口贸易额的方程：Tij＝e9．0790＋0．3315BORDER×（GDPi×GDPj）0．6110×（POPi×POPj）－0．1757×Dij－0．8770×DFAij0．1517×Eij－0．06262011年中国与样本国家林化产品出口贸易潜力的测算结果见表5。从测算结果来看，属于“潜力再造型”的国家有比利时、印度等13个国家，中国对这些国家的林化产品出口贸易潜力已经用完，对这些国家进行林化产品出口贸易的主要思路是在保持现有积极出口贸易因素的同时，争取发展培育其它的新的促进出口贸易发展的因素。属于“潜力开拓型”的国家有韩国、澳大利亚等4个国家。中国对这些国家的林化产品出口贸易已初具规模，但还有扩大的空间，应该充分利用现有的条件进一步促进对这些国家的林化产品出口贸易发展。属于“潜力巨大型”的国家有德国、新加坡等13个国家。中国对这些国家的林化产品出口贸易尚处于发展阶段，发展空间很大，应该充分发挥对这些国家林化产品出口贸易的潜力。通过加强贸易谈判和重视开发新兴贸易市场，以增加对这些国家的林化产品出口贸易。

三、结论与建议

（一）研究结论

基于2002到2011年中国林化产品出口贸易的面板数据，建立贸易引力扩展模型，对林化产品出口贸易的影响因素及发展潜力进行分析。研究结果表明：1．中国与出口对象国的经济规模、森林资源的差异、共同边界等变量对中国林化产品出口贸易具有显著的正向影响；中国与出口对象国的人口数量、两国之间的距离、人民币对出口国货币的汇率等变量对中国林化产品出口贸易具有显著的负向影响；而人均收入差异、是否同属于APEC组织这两个变量对中国林化产品出口贸易的影响不显著。从回归系数来看，两国之间距离、两国的经济规模、共同边界等变量对林化产品出口贸易的影响作用相对较大，而森林资源差异、人民币对出口国货币汇率等变量的影响作用相对较小。2．中国对德国、新加坡、俄罗斯等13个国家的林化产品出口贸易仍然具有巨大的出口潜力，应重视这类出口市场，进一步发挥对这些国家林化产品出口贸易的潜力。而对比利时、印度、日本等传统市场，其出口贸易已趋于稳定，应在保持出口贸易稳定发展的同时，争取培育新的促进出口贸易发展的因素。

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1.2种子选育技术优势。安徽省种植的芝麻品种总体归为3类，地方品种、引进外省品种和自育品种。近年来，一些高产优势芝麻品种不断被挖掘，安徽省自育品种品质也逐渐提升，这是芝麻单产连年增加的一个主要因素。

2安徽省芝麻出口的不利因素

2.1种植面积不断缩小。油料作物的种植面积连年减少，而芝麻的种植面积也不断缩水。最新统计数据，2012年芝麻的种植面积减少到45.67千公顷，占油料作物播种面积的5.4%。

2.2价格高，市场小近年来，由于国内需求的不断上升，芝麻采购价不断上升。芝麻的国内价格不断攀升，以至于芝麻制品的原料成本不断上扬，许多食品加工厂考虑成本、利润，不得不调整生产配方，限制芝麻原料的采购。安徽省芝麻产品类型较为丰富。2013年安徽省芝麻创汇约5618万美元，占全国芝麻出口1/3还强，但经外贸分析网统计发现，安徽省芝麻出口相对集中，近年来主要的芝麻制品出口贸易公司出口到韩国的芝麻及芝麻制品占到90%。

3质量安全问题

近年来，农田中氮肥的使用量在增长，逐渐超出农作物生长最适宜的量，许多农户不懂种植管理过程中多种营养元素配比平衡，导致氮肥用量过多且不能被农作物完全吸收，不仅使产品质量严重受损，而且使得环境污染越来越严重。

4对策分析

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国内学者范祚军等［3］运用1994—2010年人民币双边汇率、人均国民收入等年度数据，分别研究了人民币汇率变动与中国对东盟10国贸易收支之间的关系，发现短期人民币汇率贬值可以改善我国对其中7国的贸易收支。张慧等［4］的研究认为，人民币汇率贬值有助于改善我国贸易收支。韩斌等［5］以1994—2011年我国与主要贸易伙伴国的双边贸易季度数据为基础，探究了人民币汇率变动与我国对贸易伙伴国贸易收支的关系，指出人民币汇率贬值使我国贸易收支得到改善。而以下学者的研究却表明，汇率贬值不能改善贸易收支。Taufiq等［6］根据1974—1998年美国分别对日本、加拿大的贸易数据进行研究，得出的结论是汇率的波动对贸易收支会产生负面影响。张晓月等［7］认为人民币汇率贬值总的净效应为我国贸易顺差的减少。何建奎等［8］研究了人民币实际有效汇率与我国贸易收支的关系，发现贸易收支的汇率弹性为负。第二种观点认为:汇率变动对贸易收支没有显著影响。Wilson［9］的分析表明，新加坡、马来西亚货币的实际汇率变动与它们贸易收支之间的显著影响关系不存在。SilvanaT［10］基于名义汇率的角度，探讨了其与贸易收支的关系，发现名义汇率变动不引起贸易收支变化。Wilson［11］采用1970—2004年的年度数据，研究了韩国、美国和日本之间的多边贸易，得到实际汇率的变动不会显著影响韩美和韩日之间的贸易收支的结论。曹永福［12］对我国进出口需求价格弹性进行了测算，算得两者绝对值之和为0.3079(0.611)，小于马歇尔—勒纳条件临界值，说明人民币汇率变动对贸易收支的影响很小。刘林［13］通过构建非线性MS-VAR模型，选择1994—2010年的季度数据，实证研究了人民币实际有效汇率贬值与升值分别对一般贸易收支和加工贸易收支的影响，指出人民币实际有效汇率变动不会影响总的贸易收支。左晓慧等［14］以2005年1月至2012年8月的月度数据为研究样本，实证分析了人民币实际汇率与我国进出口额的关系，结果表明人民币实际汇率变动对进出口额的影响不显著，人民币升值不能使我国贸易顺差得到根本改变。冯宗宪等［15］构建了中美两国TV-FAVAR模型，对人民币实际汇率波动对中美贸易差额的影响进行了探析，认为人民币实际汇率波动不是中美贸易顺差的主要原因。

1.2文献评述

既有研究对汇率变动与贸易收支之间的关系进行了积极探索，但不难发现，国内外学者在研究汇率变动对贸易收支的影响时由于研究方法、研究样本、数据选取等的不同，尚未得出关于汇率变动对贸易收支影响的统一结论。本文在前人研究的基础上，试图通过理论推导出人民币汇率变动对我国贸易收支影响的模型。鉴于人民币名义汇率不能准确反映汇率变动对贸易收支的影响，故而运用人民币实际汇率数据，实证分析人民币实际汇率变动对我国贸易收支的影响。

2汇率变动对进出口贸易收支影响的机制分析

汇率变动主要通过价格竞争机制对贸易收支产生影响。由绝对购买力平价理论可知，用不同货币计价的某种商品，折算成同一种货币后价格应相等，即:P=eP*。其中，P为一国某种商品的国内价格，P*为该国这种商品的国外价格，e是用直接标价法表示的汇率。在满足不同地区该商品价格相同且同质的前提下，汇率变动对贸易收支影响的作用机制可表现为汇率变动首先引起进出口商品价格变动，进出口商品价格变化后使进出口商品的国际竞争力发生变化，而进出口商品的国际竞争力发生变化后又会使进出口商品的供给弹性和需求弹性发生变化，最终使贸易收支发生变化［16］。

3人民币汇率变动对我国进出口贸易收支影响的实证分析

3.1模型推导

首先根据不完全替论，建立人民币汇率变动对我国出口贸易影响的模型。该理论假定:作为研究对象的国家进出口的商品与国内生产的商品不具有完全替代性。不完全替论对于我国来说是适用的［17］。本文参照国内学者厉以宁等采用C-D函数的形式研究人民币汇率变动对我国出口贸易的影响，即Xt=A(et)α(GNP*t)β。其中:t为时间，Xt表示我国历年出口额，et表示历年人民币名义汇率，α是出口的汇率弹性，β是出口的收入弹性，GNP*t表示我国贸易伙伴国的国民收入水平。两边取自然对数后设定模型为lnXt=λ+αln(et)+βln(GNP*t)+μ(1)同理，研究人民币汇率变动对我国进口贸易影响时也采用C-D函数形式，即Mt=A0(et)α0(GNPt)β0。其中，t为时间，Mt为我国历年进口额，et为历年人民币名义汇率，α0为进口的汇率弹性，β0为进口的收入弹性，GNPt表示我国国民收入水平。两边取自然对数后设定模型为lnMt=λ0+α0ln(et)+β0ln(GNPt)+μ0。(2)式(1)－式(2)，并化简得到贸易收支模型lnXt－lnMt=c+γln(et)+βln(GNP*t)+δln(GNPt)+μt，令lnTBt=lnXt－lnMt，分别用人民币实际汇率RERt替代et、我国国内生产总值GDP1t替代GNPt、外国国内生产总值GDP2t替代GNP*t，上式变为lnTBt=c+γlnRERt+δlnGDP1t+βlnGDP2t+μt。(3)其中:μt为随机扰动项，即为本文的贸易收支模型。

3.2变量选取与数据说明

贸易收支(TB)。与大多数关于汇率变动对贸易收支影响的文献不同，本文选取出口额与进口额比值(X/M)指标来衡量我国的贸易收支水平。实际汇率水平(RER)。考虑到人民币名义汇率不能准确反映汇率变动对贸易收支的影响，故本文采用人民币实际汇率。当人民币汇率贬值时，即RER上升，我国出口商品的外币价格下降，国外对我国商品的需求增加，使该商品出口量上升;而以本币表示的外国商品价格上升，从而抑制对国外商品的进口，贸易收支增加。因此，预期γ的符合为正。我国国民收入水平(GDP1)。有很多指标可以反映我国国民收入水平，例如国民生产总值、国内生产总值、人均国民生产总值、人均国内生产总值等。本文选取我国国内生产总值以衡量我国国民收入水平。当我国国民收入水平提高时，即GDP1增加，我国居民对国外商品的需求增加，进口增加，贸易收支减少，预期δ的符号为负。外国国民收入水平(GDP2)。我国与美国的双边贸易在我国对外贸易中占很大的比重，故本文以美国国民收入水平代表外国国民收入水平。同上，选取美国国内生产总值来衡量美国国民收入水平。当外国国民收入水平提高时，即GDP2增加，国外对我国出口商品的需求增加，出口增加，贸易收支增加，预期β的符号为正。考虑到数据的可获得性，本文选取1994—2010年的年度数据。我国进出口贸易额、人民币名义汇率、我国国内生产总值、美国国内生产总值、我国CPI、美国CPI原始数据均来源于历年《中国统计年鉴》。由于原始数据为名义数据，为了实证结果的可靠性，以1994年为基期(1994=100)，对我国CPI、美国CPI进行调整，由此算出我国实际进出口贸易额、人民币实际汇率水平、我国实际国内生产总值、美国实际国内生产总值。为消除数据的异方差，对上述所有变量进行对数化处理，即lnX、lnM、lnRER、lnGDP1、lnGDP2。根据lnTB=lnX－lnM算出贸易收支的对数值。

3.3实证结果分析

3.3.1单位根检验时间序列数据要对其进行平稳性检验，否则会出现“伪回归”。本文使用ADF检验法对时间序列数据进行平稳性检验。按照ADF检验方法，运用Eviews6.0软件对lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2的原始序列和一阶差分序列进行平稳性检验，按照AIC和SC取值最小原则对滞后期进行选择。检验结果，如表1所示。根据表1中各变量的ADF检验结果，可知各变量的原始序列即lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2均是非平稳序列。分别对它们的一阶差分序列lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2进行单位根检验，结果显示lnTB在5%的显著水平是平稳序列，lnRER、lnGDP1、lnGDP2在1%的显著水平都是平稳序列，则lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2都是一阶单整序列，即I(1)。由于lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2是同阶单整序列，可对它们进行协整检验。3.3.2协整检验协整检验用于检验变量之间是否存在长期稳定的均衡关系，检验的方法主要有EG检验和JJ检验。EG检验主要是针对2个变量进行协整关系的检验，JJ检验则可以检验多个变量之间是否存在协整关系。本文使用Eviews6.0软件对lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2进行Johansen协整检验，如表2、表3所示。由表2和表3的Johansen协整检验结果看出，我国贸易收支与人民币实际汇率、我国国民收入即我国GDP、外国国民收入即美国GDP之间在5%显著水平上存在长期稳定的协整关系，且仅存在一个协整方程。由Eviews6.0软件，得到下面的协整方程:lnTB=1.908lnGDP2－0.415lnGDP1+1.099lnRER+15.480(0.383)(0.088)(0.140)(3.360)协整方程括号内数字为各变量系数估计值的标准误差。根据协整方程可知，我国贸易收支与外国国民收入之间呈正相关关系，与我国国民收入之间呈负相关关系。外国国民收入增加1%，我国贸易收支增加1.908%;我国国民收入水平提高1%，导致我国贸易收支下降0.415%。而人民币实际汇率贬值1%，我国贸易收支仅增加1.099%，这说明人民币实际汇率变动会对我国贸易收支产生影响，但其对我国贸易收支的影响并不大。3.3．3Granger因果检验由前面的分析知，我国贸易收支与外国国民收入、我国国民收入及人民币实际汇率之间存在协整关系，以下运用格兰杰因果检验法对lnGDP2、lnGDP1、lnRER与lnTB的因果关系进行检验，检验结果，如表4所示。根据表4的Granger因果检验结果不难看出，在10%显著性水平上，lnGDP2是lnTB的格兰杰原因，即外国国民收入的增加是我国贸易收支变化的格兰杰原因。反之，则不成立。在5%显著性水平上，lnGDP1是lnTB的格兰杰原因，即我国国民收入的变动会引起我国贸易收支的变动。反之，也不成立。在10%显著性水平上，人民币实际汇率变动与我国贸易收支之间存在双向Granger因果关系。

4结论与建议

4.1结论

第一，协整分析表明，我国贸易收支与外国国民收入、我国国民收入及人民币实际汇率之间存在长期稳定的均衡关系，且外国国民收入的变化对我国贸易收支的影响较大。外国国民收入每增加1%，会引起我国贸易收支增加1.908%;而人民币实际汇率贬值1%，只引起我国贸易收支增加1.099%，说明人民币实际汇率变动对我国贸易收支的影响不大。因此，仅仅依靠对人民币汇率的调节来维持我国对外贸易收支的平衡是不够的。第二，格兰杰因果检验结果显示，外国国民收入、我国国民收入的变化是我国贸易收支变化的单向格兰杰原因，人民币实际汇率变动与我国贸易收支变化互为格兰杰因果关系。从我国的实际情况来看，随着我国对外贸易额的不断增大，我国贸易收支呈逐渐扩大的趋势。国际上要求人民币升值的呼声也越来越大，人民币升值压力越来越大，使人民币兑美元实际汇率自2005年7月汇改以来一直保持稳定的升值态势。人民币在升值的同时，我国贸易收支也一直在发生变化。可以看出，我国贸易收支与人民币实际汇率之间是相互影响的，尽管后者对前者的影响较小。

篇10

二、中国钢铁出口贸易目前面临的风险

（一）出口退税的风险

由于近期的出口退税预期调整的幅度比较大，因此给目前的钢材出口带来了较大的影响，许多钢铁企业和贸易商纷纷大幅度的提高价格，国内许多大型钢铁钢铁公司目前已经开始按照钢材出口退税率为零来报价，来规避可能出现的风险，目前螺纹钢的FOB价格已经由两个月前的USD450/MTFOB上涨到USD500从TFOB,己经大幅度提高了50美金，同样板材类的出口价格也有明显的上升，由于价格的大幅提高,致使一些国外买盘怯步，不少中东买家即暂时停购我国货物"与此同时,型钢及棒材产品也受到波及，韩国在与我国签订新的采购合约时，加注取消退税各半付担条款。

（二）贸易摩擦的风险

在经济全球化这种背景下，在国际范围内，全球资源进行了合理优化配置，不断深化调整国际产业结构，许多传统的劳动力密集型产业从劳动力成本高的发达国家转移到发展中国家。但是发达国家还有一部分劳动力密集型产业尚未实现转移，从而必然会面临来自劳动力成本较低的发展中国家产品的冲击，因此在竞争处于劣势的情况下，他们就会很容易诉诸于反倾销这种贸易救济方式，而钢铁产业就是这样的一种典型的传统产业。

三、中国钢铁出口贸易发展形势的展望

中国的钢铁工业已经具备了良好的竞争优势,这是中国钢铁出口贸易良好发展的基础。在现实经济中，一国产业的国际竞争力受许多因素的影响,而从经济学理论看，所有这些因素可以归结为两类，即比较优势和竞争优势，比较优势最终归结为一国的资源优势或产业发展的有利条件，而竞争优势则强调产业内企业的策略行为，比较优势是由土地!劳动力、资本、能源、自然资源等基本生产要素决定的，是一种低层次的、先天的竞争力，它的有效发挥还依赖于其他因素的配合，如一定的规模、资本运营和技术开发等。中国钢铁产业在土地、劳动力、能源等方面有着较大的比较优势。在自然资源方面，中国钢铁产业相对于欧美、日韩等国家和地区只有一定的比较优势。因此，中国钢铁产业要想培育持久的竞争优势，既要从硬要素方面，通过装备和技术的更新换代、品种质量的调整来不断提高产品竞争力，也要从软要素方面，在知识、技术、管理制度上进行不断创新。软硬要素共同作用的结果就是中国钢铁产业或企业的产品在国际市场竞争中，在市场份额!利润或增长率等方面超越竞争对手，处于相对有利的地位。

篇11

一、技术性贸易壁垒

技术性贸易壁垒(TBT)是指一国以维护国家安全、保障人类健康和安全、保护生态环境、防止欺诈行为、保证产品质量为由，采取一些强制性或非强制性的技术性措施，从而给他国商品和服务自由进入该国市场设置障碍。TBT措施对国际贸易的影响越来越大，也对我国的出口贸易产生了负面影响。

二、TBT对我国出口贸易的影响

1.TBT在市场准入方面对我国出口贸易的影响

严格的市场准入条件限制了我国商品的出口。发达国家凭借经济和技术优势，不仅制定了严格的法规和苛刻的技术标准，还实行严格且繁琐的进口检疫制度，抬高了市场准入的“门槛”，使我国许多产品无法进入国际市场。

(1)技术标准、法规方面。进口国主要是通过制定高标准来阻止外国商品的进口。这些标准，往往带有歧视性。通过这些方法制定的TBT得以阻碍我国商品进口的例子屡见不鲜，如由于大米市场的疲软，日本对中国大米进行104项药残和农残检测，不但技术指标项目多，而且检测手段也相当繁杂，而对市场上国内生产的其他部分产品却没有如此多项的检测。

(2)商品包装、标签方面。有关包装和标签的规定也限制了我国商品的出口，很多国家规定包装和标签不合格的进口产品禁止进口。其中发达国家对进口产品的包装材料、包装形式、标签,甚至包装的形状都有严格的规定,差异很大,使我们难以应付。例如:我国农副产品加工行业起步较晚,产品的标签及包装水平不高,为了符合进口国的规定,避免进口限制,不得不对出口产品重新包装或改换标签,增加了生产成本,削弱了产品的国际竞争能力。

(3)认证和合格评定方面

目前，很多国家都制定了产品质量认证制度和合格评定标准。从整体上看，美、日、欧盟的认证制度最为完善，也是阻止出口商品进入其市场的重要因素之一。例如，进入欧盟市场的产品必须至少达到下列三个条件之一:符合欧洲标准EN;取得欧洲标准化委员会CEN认证标志;与人身安全有关的产品，要取得欧盟安全认证标志CE;取得IS09000合格证书。所有这些苛刻、繁琐的产品质量认证制度和合格评定标准无疑限制了我国产品的出口。

2.TBT在出口成本方面对我国出口贸易的影响

TBT对出口企业最大的影响是“提高成本”。有些技术壁垒如认证认可制度、检验程序与检验标准，虽然并不对产品市场准入直接设限，但为了满足实施技术壁垒国家的要求和克服TBT对出口的不利影响，我国的出口企业被迫投入大量的人、财、物力，增加了出口产品的成本，从而在国际市场上失去比较价格优势，国际竞争力大大削弱。

(1)认证认可制度方面。我国的出口产品若想打入进口国市场，就必须取得该进口国或国际通行的认证标志，为了取得相关认证标志，这些企业往往要花费高昂的认证费用由国外认证机构主证，增加了我国产品的出口成本。(2)检验程序方面。TBT的实施涉及到产品生产的各个环节。它要求将环境科学、生态科学的原理运用到产品的生产、加工、储藏、运输、使用、销毁等环节中去，形成一个完整的、无公害、无污染的环境管理体系。而我国在一定程度上缺乏测试评价方法，检验设备陈旧、技术标准落后，为了达到进口国的标准，很多出口企业在设备、人才等方面投入巨大，大大增加了出口成本。同时，我国认证体制的不完善使得同一产品进入不同国家市场要多次重复检验并为此承担昂贵的检验费用。

此外，苛刻的检验标准也是我国出口企业面前一道难以逾越的技术壁垒。

3.TBT在市场时机方面对我国出口贸易的影响

(1)过程性TBT。它是特指对出口产品的影响已经从其本身的性能、质量标准，发展到覆盖产品生产、加工、运输等全过程的TBT。进口国市场对进口产品进行项目繁多的检查，只要有一项不合格，便禁止进口。

(2)检验时间过长。一些国家通过延长检验时间，拖延产品进入的市场时机。如日本《家畜传染病预防实施细则》规定，日本允许进口部分活家畜，但要经过1～4个月的申报，产品出口前需要隔离35天，到岸后实行逐个体检，需耗时10天～15天。

(3)收集信息方面。鉴于TBT的隐蔽性和灵活性，以及我国信息系统的欠发达。我国很多出口企业往往对进口国技术限制缺乏了解，这使得它们延误市场时机而造成大量损失。

(4)技术创新和技术引进方面。我国大量的外向型企业多是通过引进国外先进的技术，结合企业情况而获得了后发优势。而始创于发达国家的先进技术在扩散中存在必然的“时滞”，这些创新国家往往利用这种技术传播的“时滞”来构筑TBT。

我们应增强危机感与紧迫感,密切关注全球经济走势,加快我国相关技术标准法律法规的建设,并大力推广国际标准,改善国内企业的生产管理水平,提高出口产品质量,加速国内技术创新,削减国际贸易中技术性贸易壁垒对我国出口产品的负面影响,提高我国出口企业的国际竞争力,促进我国对外贸易的良好发展。

参考文献:

[1]宋明顺:WTO《贸易技术性贸易壁垒协议》规则、实践及对策[M].中国计量出版社,2002年

篇12

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。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（ErrorCorrectionModel）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。