对外进出口贸易范文
时间：2023-08-17 15:53:31
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篇1
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（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。
本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。
从浙江省当前贸易战略出发,政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。
对企业界而言，加入WT0后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。
参考文献：
蔡锐,刘泉.2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗?——基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］.世界经济研究(8).
齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).
邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).
小岛清.1987.对外贸易论［M］.天津:南开大学出版社:437-442.
王亚平.2004.“十一五”期间中国经济参与国际分工趋势展望［J］.经济研究参考(49).
张如庆.2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］.世界经济研究(3).
AGARWALJP.1986.Thirdworldmultionalsandbalanceofpaymentseffectsonhomecountries:acasestudyofIndia［M］//KHUSHIMK.MultinationalsfromtheSowth.London:Maemillan.
MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.
篇2
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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MARKUSON J R,JAMES R M.1983.Factor movements and commodity trade as complements［J］.Journal of International Economics,14:341-356.
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一、从市场结构角度分析
产业经济中所提到的市场结构范围十分广泛，主要包括企业的规模及分布、壁垒和进入条件、产品差异以及企业成本结构和政府管制的程度。市场结构一般用市场集中度、进入和退出的壁垒以及产品差异化程度来衡量。
由于规模经济鼓励一个国家生产一种具有优势的产品，不同国家的企业生产专业化产品之后进行进出口贸易。通过这种方式，将全世界有效资源进行整合，从而达到效益最大化。但产品差别化生产是一种对产品进行多角度开发的方式。通过这种方式，一种产品拥有更多种生产的可能。因此，由规模经济和产品差别化的结合分析得出，国际贸易更加容易被选择，而对外直接投资被选择的可能性较小。
同时，有一种特殊的情况，一个受到政策保护国内的公司，在国际上将要面临更大的市场竞争。因此，企业为了在国际市场提高其商品的竞争力，会在国外市场确定比国内市场更加低廉的价格。这种情况在贸易规则中是不允许出现的，这是典型的倾销策略，因此对外直接投资就成为这类公司的首选。此外，若这类外国工厂供给低成本并且有差异产品，这种产品的产生容易造成“价格歧视”，这也是贸易规则所不允许的，那么它们进行对外直接投资的可能会变得更大。
二、从公司成本收益角度分析
成立一家公司需要投入研发成本、管理成本、宣传成本以及人力资源成本。一家进行对外贸易的公司，除了以上成本之外还得承担进出口所需要的关税和运费。若进行海外直接投资，公司就可以节省进出口所需要的关税和运费，但这也同时会增加海外工厂运营的固定成本，如国外的信息成本及政策性费用。因此，对外贸易或者直接投资的选择并不是一成不变的，而是與微观层面的公司直接相关。因此，利润的高低成为决定选择重要参考因素。
同时，公司所经营的商品类型也会直接影响对外贸易和直接投资的选择。一般情况下，单位售价较低的大宗产品，如原油、铁矿石、煤矿等，无论是选择何种运输方式，运输成本都是十分高昂的；同时，单位产品售价虽然高，如化妆品、酒水等产品，但含较高关税成本；以上两种均不适宜出口而适宜进行国外直接投资，因此，生产此类商品的公司一般会选择对外直接投资。
此外，如果一个海外工厂的运营固定成本比较小，对外直接投资基于可以提高利润。例如，中国为吸引外资所给予的外商优惠政策，减少外国投资者的海外工厂运营成本。当公司的管理费用、研发费用等日常费用相对于价格来说较高时，这些无形资产的支出鼓励企业拓展海外直接投资进行全球化运营，例如手机、汽车、电脑等产品。
三、从国内市场绩效角度分析
研究表明，受教育时间越长的劳动力，它的人力资本能力越强。美国拥有大量的熟练技术工人，因此它出口那些要求具有熟练劳动力的产品的机率越大。这就使得美国的高科技产品占有比较优势，它的劳动生产率较高。然而，当别国超越了此种优势之后，美国又以提高生产率的方式取得相对于其他国家更大的比较优势，这就出现了一直被追赶却难以被超越的现象。
篇4
[中图分类号]F4 [文献标识码]A [文章编号]1671-5918（2016）07-0103-04
自20世纪90年代以来，受国外体育用品制造业产业转移和本土发展环境优化等因素影响，我国体育用品制造业发展迅猛，并逐渐成为体育产业的重要组成部分。据统计，全国体育用品制造业行业总产值以每年493亿元的规模增长，全球65%的体育用品在中国生产制造，我国已成为世界体育用品制造大国。近年来，我国体育用品出口保持着较高的增长幅度，根据国家信息中心中经专网（http：//ibe.cei.gov.en/）和国家海关数据显示，2012年全国894家规模以上体育用品制造业企业实现出货值509.94亿元，同比增长10.58%；从出口性质来看，体育用品出口以外资企业、私营企业和国有企业为主，合计出口占全部出口总额的98.5%，其中外商投资企业出口占六成以上，这表明外商投资对我国体育用品制造业出口贸易产生重要影响。
改革开放以来，我国对外贸易和吸引外资都取得了较快发展，根据国家统计局公布的数据，我国实际利用外商直接投资（FDI）额和对外直接投资额分别从2002年的527.43亿美元、27亿美元跃升至2012年的1117.2亿美元、850亿美元，年均增幅分别为7.79%和41.19%；而与此同期，我国体育用品制造业FDI和对外直接投资年均增幅为9.22%和31.4%。根据相关研究结果显示，FDI和本国对外直接投资对进出口贸易产生重要影响，但体育用品制造业进出口贸易是否也受到FDI和我国对外直接投资影响？影响是否显著，是怎么样影响的？面对新形势和新挑战，这些问题是值得深思的。因此，本文通过建立外商直接投资（FDI）和我国对外国直接投资对体育用品制造业进出口贸易影响的回归模型，以实证的定量分析来研究两者之间的相关性，以期得出有意义的结论。
一、相关文献回顾
1960年，美国经济学家海默的博士论文《国内企业的国际经营：对外直接投资的研究》提出了垄断优势理论，标志着对外直接投资理论的兴起；这一时期，以商品贸易为主的国际经济交往格局被打破，国际分工深入到生产领域，进而渗透到产业内部，这使得对外直接投资和国际贸易之间的互动关系加强，融合程度加深。对外直接投资与贸易理论主要有两大体系，一是宏观角度下以国际贸易理论为基础，如郝克歇尔一俄林的要素禀赋论（静态比较优势），小岛清边边际产业扩张论（动态比较优势）和钱钠里的“两缺口”理论等；二是微观角度下以产业组织理论为基础，如垄断优势论、内部化理论和邓宁的国际生产折中论等。从实证角度来看，国外学者主要有两种观点，一是以Mundell为代表的“替代性关系”，如Blonigen（2005）指出为逃避贸易壁垒，FDI对贸易具有替代性关系；二是以小岛清（1973）为代表的“互补性关系”，如Lipsey和Weiss（1984）指出对外直接投资可以带动与其相关或配套的技术品和服务的母国供应商对东道国的直接投资和出口，在长期中，FDI和母国出口趋于互补；Marchant（2002）、Rose和Spiegel（2004）也通过实证检验证明了FDI与国际贸易存在正相关关系。我国学者对FDI和对外直接投资对本国外贸影响的研究面较广，研究重点主要集中在出口总量、结构升级和技术外溢出等方面，如李春顶（2009）以新一新贸易理论为基础，研究了我国不同行业企业应选择不同的国际化路径（继续扩大出还是转向对外直接投资）；孙少勤，邱斌（2010）从市场体制、外资政策、金融市场效率和市场分割等四个制度入手，分析了上述四个制度因素对我国制造业FDI技术溢出效应的影响。
通过文献回顾，可以发现国内外对此研究在宏观经济领域、中观产业层面、微观企业角度都有较宽、较深的研究，但关于FDI对我国体育用品制造业的影响研究方面则较少，只有张宏伟（2010）和王自清（2010）等少数学者对此有相关研究；张宏伟通过测算体育用品制造业全要素生产率来分析FDI对我国体育用品制造业的技术溢出效应，王自清研究了三资企业资产与我国文教体育用品制造业工业总产值之间的关系，而关于FDI对进出口贸易影响的研究则鲜有。基于上述背景和相关研究成果，本文选取2003-2012年体育用品制造业对外贸易数据作为研究样本，运用单位根检验（ADF）、协整关系检验和向量误差修正模型（VEC）等方法对FDI与我国体育用品制造业进出口贸易的影响效果进行了分析，同时也把我国对外国直接投资作为变量因素考察其是否对体育用品制造业进出口贸易产生影响，进而为改善我国体育用品制造业对外贸易提供相关建议。
二、数据来源与模型构建
（一）数据来源
1.体育用品制造业进出口贸易数据
本文照国家体育总局制定的《体育及相关产业分类（试行）》选取体育用品制造业的相关数据，数据来源于国务院发展研究中心信息网（该平台是由国务院发展研究中心主管、国务院发展研究中心信息中心主办、北京国研网信息有限公司承办的）、中经网统计数据库（国家信息中心主办）和国家海关公布的分行业月度数据，本文将各年的月度数据汇总得出我国体育用品制造业进出口贸易额。
2.FDI和我国对外直接投资额
本文研究所需的我国全部行业FDI和对外直接投资额数据来源于国家统计局编撰的历年《国家统计年鉴》，体育用品制造业的FDI来源于中经网统计数据库；由于体育用品制造业的对外直接投资额没有直接数据，本文根据国家统计局公布的20行业对外直接投资额（其中包括文化、体育和娱乐业）和商务部编撰的历年《中国对外直接投资统计公报》（其中对文化服务业有做概述）对体育用品制造业对外直接投资额进行估算，由于文化、体育和娱乐业对外直接投资总额明显小于体育用品制造业FDI额，所以在做回归模型分析时，估算的体育用品制造业对外直接投资额数据对本文的研究结论影响很小。
（二）模型构建
根据上述FDI和国际贸易相关理论，假定出口需求EX和进口需求IM是该行业对外直接投资（CDI）和受到外商直接投资（FDI）等变量的函数，由此得到的进出口需求函数为：
EX=EX（CDI，FDI） （1）
IM=IM（CDI，FDI） （2）
由于对进出口贸易产生影响的不仅仅是该年的CDI和FDI，往年流入和流出的FDI和CDI对该行业的对外贸易也会产生影响（于薇薇，2007），本文将考察往年的FDI和CDI是否也对体育用品制造业进出口贸易产生影响，故把FDI和CDI的累计额也作为变量因素来分析，两者的累计额分别采用截止到该年的累计额；由于本文不仅研究长期静态效应，也关注短期动态效应，故选择“滞后一期”带来的短期影响，进而研究数据以2002年为初始年，2003年的累计额是2002年和2003年的总和，2004年则是2002、2003和2004年的总和，以此类推。故上述（1）和（2）式可以完善为：
EX=EX（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （3）
IM=IM（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （4）
（3）和（4）式中AFDI和ACDI分别表示FDI和CDI的累计值。
为减少估值误差可以将上述数据转换为对数形式，通过最小二乘法（OLS）回归，则有计量模型：
lnEX=αex+βexlnCDI+γexlnFDI+λexlnAFDI+πexlnACDI+ρex （5）
lnIM=αim+βimlnCDI+γimlnFDI+λimlnAVDI+πimlnACDI+ρim （6）
上述（5）和（6）式是本文实证分析的基准模型，其中α为常数项，β、γ、λ、π为各自变量的系数，ρ表示随机扰动项。
三、实证分析
（一）我国体育用品制造业进出口贸易和FDI现状分析
自2002年正式加入世贸组织后，我国对外贸易规模持续扩大，2003至2012年出口和进口贸易增长速度年均增幅分别超过21%和20%，2012年我国在全球货物贸易额排名中位列第二，而与此同期我国体育用品制造业进出口贸易增速放缓，图1和图2分别显示的是我国体育用品制造业进出口贸易和FDI增速、体育用品制造业进出口贸易和FDI占全国进出口贸易总额和FDI总额的比例。
图1显示除2010年外，我国体育用品制造业出口贸易增幅呈现下降态势，并且2012年出口额出现首次下降，这表明我国体育用品制造业出口面临严峻形势，出口产品结构竞争优势降低和国际竞争加剧是主要原因；进口增速则呈现“降一升一降”的来回波动趋势，这与国内居民收入状况和体育消费环境有很大关系，如受金融危机影响，但受惠于2008年北京奥运会的举办，当年进口增幅达到9.8%，而2009年则受到金融危机滞后效应影响，下降幅度超过11%；外商对我国体育用品制造业的直接投资也呈现来回波动趋势，北京奥运会前的2007年增幅达87%，而最近几年，我国体育用品制造业发展受到诸如产品科技含量低、恶性竞争严重、支持力度需要加强等因素影响，2012年FDI增速只有10%左右，投资环境需要进一步改善。
图2显示2008年北京奥运会前，我国体育用品制造业出口额占全国出口额比重持续下跌，但2009-2011年出口比重明显高于2009年之前，这和国家建设体育强国和国务院出台加快发展体育产业的相关政策有较大关系；进口比重则保持平稳态势；虽然2012年体育用品制造业FDI增速只有10%，但全国FDI增速为负增长，体育用品制造业FDI比重则保持稳中有升态势，这表明越来越多的外商投资我国的体育用品制造业，体育用品制造业企业竞争加剧。
（二）FDI和我国对外直接投资对体育用品制造业进出口贸易的影响
在做时间序列回归分析中，一般假定时间序列是平稳的，否则在做回归分析时可能出现“伪回归”现象，在实践中较多宏观经济数据的时间序列是非平稳的，为避免“伪回归”现象，本文将采用Engle-Granger（1987）提出的两步法，首先根据基准方程（5）和（6）对相关变量做ADF单位根检验，然后衡量各变量与进出口贸易之间是否存在长期协整关系，因为当且仅当各非平稳变量同阶单整且具有协整关系时，建立的回归模型才有意义，最后进一步在此基础上运用向量误差修正模型（VEC）分析变量间的短期效应。
1.ADF根检验
运用Eviews软件对基准方程中的变量进行平稳性检验，检验结果如表1，在5%的显著性水平下，只有原始数据lnEX和lnAFDI单整，而在二阶差分后，则都是平稳的时间序列。注：如果ADF检验值小于T值，则表明数据平整通过检验；表示二阶差分
2.协整关系检验和VEC模型
利用Eviews软件，将相关变量带入上述基准方程（5）和（6）中，采用普通最小二乘法（OLS）进行测算，出口和进口方程分别为：
lnEX=5.57+0.12lnFDI+0.71lnAFDI+0.04CDI+0.01lnACDI+ρex （7）
其中R2=0.991983，D-W=2.18503。
lnIM=1.63+0.13lnFDI+0.84lnAFDI+0.01CDI+0.003lnACDI+ρim （8）
其中R2=0.965257，D-W=2.656159。
上述（7）和（8）式的拟合优度均超过0.95，说明方程整体线性情况较优；根据回归结果显示，虽然整体方程线性较优，但只有AFDI变量对进出口贸易额的影响较为显著，其余三个变量均不显著（见表2）。
为契合外商直接投资累计额（AFDI）对我国体育用品制造业进出口贸易额影响显著的结果，本文把AFDI单独拿出来与出口和进口做回归分析，测算的出口方程和进口方程分别为：
lnEX=3.193309+0.832585lnAFDI+ρex （9）
其中R2=0.979767，D-W=1.451246，AFDI检验值为0.0000，效果显著。
lnIM=0.491375+0.817216lnAFDI+ρim （10）
其中R2=0.960327，D-W=2.63312，AFDI检验值为0.0000，效果显著。
上述（9）和（10）式为长期静态进出口回归方程。为避免直接回归造成的伪回归，需要对出口和进口回归方程中的残差序列p进行单整分析，对残差序列进行单位根检验，测得ADF值分别为-2.771129和-3.761541，小于5%显著性水平下的-2.309527和-3.259808，拒绝残差存在单位根的原假设，因此，各变量之间存在长期的稳定关系。将残差项resid加入VEC模型，采用OLS得出短期出口和进口动态方程分别为：
lnEX=2.275895+0.906402lnAFDI-0.038154ρ（-1） （11）
其中R2=0.979825，D-W=1.190602，AFDI检验值为0.0000，效果显著。
lnIM=0.026562+0.854723lnAFDI-0.341169ρ（-1） （12）
其中R2=0.942080，D-W=1.514908，AFDI检验值为0.0000，效果显著。
由于本文在计算AFDI累计值是从2002年开始，故（11）和（12）式中表示了滞后一期的回归模型，ρ（-1）表示滞后一期。
3.分析与讨论
（1）本文考察了外商直接投资及其累计值和对外直接投资及其累计值对我国体育用品制造业进出口贸易的影响，从（7）和（8）式可以看出体育用品制造业进出口贸易额与上述四个因素均呈正比；从影响系数来看，外商直接投资及其累计值对进出口贸易额产生较大影响。历年流人的外商直接投资累计值是影响我国体育用品制造业进出口贸易的主要因素，这说明外商直接投资对其有滞后效应。
（2）（9）、（10）和（11）、（12）式中方程拟合度均超过0.9，说明方程整体线性情况较优；且ADFI的检验值为0.0000
（3）FDI流入带来体育用品制造业出口的增长是和我国出口导向政策、产业结构调整升级，更广泛参与国际分工密切相关的；日本经济学家小岛清提出了FDI与国际贸易互补效应的模型，他认为FDI是资金、技术以及管理经营等的综合转移，根据其理论可以推测FDI促进我国体育用品制造业出口贸易很可能是FDI流入改善了资本质量，同时带来了先进的技术和管理经验，并且对体育用品制造业部门产生了竞争效应，有力地提高了供给能力和出口竞争力。从理论上而言，进口替代政策和FDI的替代效应会使FDI与进口规模呈现反比例关系，但从实践的角度看，我国体育用品制造业还处于追赶阶段，在技术、管理、品牌等方面还有待于进一步提高，FDI流入则会大量进口先进的设备和原材料等，因此，实证分析才会出现FDI导致了进口的增加。
（4）从短期误差修正模型来看（（11）、（12）式），FDI累计值与出口的关系，每年对上一年的偏离纠正速度为3.8%（p（-1）的系数），即当年FDI变动不会导致出口的迅速反应，因为FDI从实际使用到产品出口需要一定周期，这也佐证了FDI的累计值是影响出口贸易的主要因素；FDI累计值与进口的关系，每年对上一年的偏离纠正速度明显高于出口，达到34.1%，即当年FDI变动对进口影响较大，这主要由于外商投资初期需要从国外进口大量的设备和原材料；由于p的系数为负，表明当年FDI变动与进出口呈负相关，这也佐证了在长期内FDI累计值对进出口影响大致相同，而短期内对出口的促进作用高于进口。
四、结论与对策建议
（一）主要结论
1.最近几年，我国体育用品制造业出口贸易增幅及占全国出口贸易总额的比重呈现下滑态势；体育用品制造业FDI增速表现来回波动趋势，其占全国FDI比重则稳中有升。
2.本文利用ADF单位根检验、协整关系检验和向量误差修正（VEC）模型分析了FDI和我国对外直接投资对体育用品制造业进出口贸易的影响。结果表明体育用品制造业FDI和我国对外直接投资均促进了进出口贸易，但FDI累计值是影响进出口贸易的主要原因；体育用品制造业FDI累计值对出口影响略大于进口影响，短期影响大于长期影响；当年FDI变动对进口影响高于出口。
3.FDI对我国体育用品制造业进出口贸易起到了促进作用。一方面，外资进入体育用品制造行业，有效地延伸了体育用品产业链，有助于发挥关联投资效应、技术示范和扩散效应、管理示范效应，进而导致我国体育用品制造业外向型经济发展，有效地促进了出口贸易；另一方面，我国体育用品消费市场虽然庞大，但仍存在较大的贸易壁垒，国外资金为了获得市场占有率，提升出口贸易，进而转向以FDI的形式替代直接出口，FDI的大量流入则会带动先进设备、原材料等的进口。
（二）对策建议
1.鉴于我国体育用品制造业FDI对进出口贸易影响有滞后效应，且对出口影响大于进口影响，短期内可以加大引入FDI，但从长期来看，还需体育用品制造业行业自身不断加大技术创新力度，加强内部管理，转变出口贸易增长方式由数量型向效益型转变，由劳动密集型向技术、资金、知识密集型转变，提高出口产品科技含量和竞争优势；
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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
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一、强化企业的风险意识
我国的出口信用保险仍没有发展起来的一个重要原因是企业的风险意识还比较差，大部分企业认为他们的客户一般都是有着长期联系的稳定客户，不存在风险，没有投保的必要。实际上对各户的过度信任就是对自己的不负责任，侥幸心理容易造成企业外贸出口中的重大损失。有的企业甚至不知道出口信用保险的存在，或者是不了解出口信用保险这项业务，对其作用认识不全面。例如，目前资金紧缺是国内企业在海外投资的普遍问题，但许多企业并不知道出口信用保险可以帮助他们的融资。企业保险意识淡薄的观念应当扭转，并在保险公司帮助下培训专门人员负责风险管理。
二、出口企业应深化企业改革，实现企业产权多元化
许多国有企业习惯于在国家优惠政策的庇护下开展经营活动，盈利皆大欢喜，亏损挂在帐上，企业出口收不回贷款，最后都算在国家账上，而且继续照常做买卖。通过深化企业改革，使企业内部的各个方面成为真正的责任中心，完善现代企业制度，进而使之成为能够对自己的生产经营高度负责的完全行为主体。也只有如此，出口企业才会把追求自身赢利作为其行为的最终目标，才可能在现实的经营环境中主动寻找其能够控制、操作或影响信用风险的因素，并不断调整其经营机制及经营内容，从而在经营管理中改变只注重销售业绩而忽视效益的观念，重视信用风险的防范。
三、企业内部应加强管理，健全内部风险管理制度，加强核算和监督，提高风险管理水平
在激烈的国际贸易竞争中，运用信用管理手段防范和降低经营风险是比较普遍的做法，企业应当建立一个在总经理或董事会直接领导下的独立的信用管理部门（或设置信用监理），从而有效地协调企业的销售目标和财务目标，同时在企业内部形成一个科学的风险制约机制。企业集中各个业务员和部门收集的信息，实现对客户的统一管理。管理应全面，做到事前控制（客户资信管理制度）、事中控制（赊销业务管理制度）和事后控制（应收账款监控制度）。
四、注意并不是所有的出口企业都有可保需求，并不是所有希望投保的出口企业都可以满足
如只赚取手续费的“三来一补”型企业一般不会面对出口风险，如果买家信用限额为0或上了黑名单以及投保人诚信出现问题等风险不可控的情况就属于不可保的范围。
五、及时投保，申请限额，注意短期出口险和中长期信用险投保时间规定的不同
短期出口合同一旦签订后可就近向中国出口信用保险公司的北京营业管理部或分公司（天津、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、宁波、厦门、广东、深圳）或营业管理部（合肥、南昌、郑州、长沙、成都、重庆、西安）联系投保，填制《出口信用保险申报单》立即申请限额，因为调查资信需要一段时间，包括内部周转时间、委托国外资信机构进行调查时间，有时长达1个月之久。出运选用空运方式或提单自寄，这样的风险已等同O/A风险，应申请O/A方式的限额。若投保中长期险，需在合同签订前提前一个月提出申请待买方信用限额批准后，企业可在该限额内组织发货。
六、注意保单的生效时间
通常保险生效是从货物装船后开始的，装船前包括生产、运输、仓储的风险出口信用保险公司是不承担任何经济责任的，这一点应引起大家的注意。在短期信用保险业务当中，装船日期必须要晚于保险公司保单批准日期，否则，保险无效。
七、了解相关的免除责任
有些出口企业甚至存在认识上的偏差，误认为做了出口信用保险业务后就等于进了保险箱，不管出现什么问题，只要进口商不付款，保险商就得赔付，从而出现不努力履约的现象。事实上，出口信用保险有一定的免责情况，一旦出现，保险公司是不负责赔偿的。
1、拖欠保费超过规定期限，保险人有权解除责任。出口商投保短期出口信用险保费应在装船后规定时间内限期支付，投保中长期信用险保费必须在保单生效前支付。
2、被保人未履行规定的义务。如被保险人在货物出口后变更销售合同的支付方式、付款期限以及其他可能影响保险人权益的合同内容时，未事先征得保险人的书面同意；出运日期早于限额生效日期等；买方宣告破产或丧失偿付能力后1个月后才告知保险公司；被保险人按规定提交《可能损失通知书》，报损不及时超过规定的时间。
3、被保违约未履行贸易合同交货义务所造成的损失。如出口商品质量与合同要求不符；装运数量不足或溢装；装运日期超过贸易合同规定的最迟期限；单据不符，单单不符等等由此引起进口商拒付。
4、出口企业擅自寄单，银行擅自放单，运输人或承运人擅自放货造成的损失。D/P远期方式下，实际操作中，代收行或承运人以各种方式先行放单或放货给进口商几乎是常见的。一旦到期后，进口商故意拖欠货款或以质量等种种借口干脆赖账不付。
5、超限额出运部分不赔。这里说的限额是指买方信用限额，它是保险公司批给每一买方的特定付款方式的最高信用额度，该额度至少应等于出口企业对买方在该付款方式下任何时候的成交放款额。
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“2003～2013年，10年13亿颗芯片，这是英特尔（成都）公司10年做出的成绩。”英特尔中国华西公共事务总监顾仪高兴地说。“不仅如此，英特尔与成都共同创造了中国速度，从2005年10月英特尔在成都出厂第一颗芯片，到2010年3月第4.8亿颗芯片下线，英特尔用了4年多的时间；而从4.8亿到2012年1月9日第10亿颗芯片下线，英特尔只用了2年左右的时间；到2013年5月23日，英特尔第13亿颗芯片下线了。”
在全国和四川经济增长速度放缓，进出口增速下降的趋势下，英特尔（成都）公司进出口的情况如何？顾仪告诉记者：“2013年英特尔（成都）公司情况比较乐观，进出口总额约53亿美元，其中，进口33亿美元，出口20亿美元；英特尔西部分拨中心2013年进出货量是2012年的5倍。2014年，我们的目标是在市场需求为导向下与2013年持平。”
英特尔在追求自身发展的同时，也在强调带动行业发展与提升老百姓生活品质。顾仪说：我们期望英特尔在成都快速发展的同时，更希望能够带动成都IT产业的发展，使其稳坐西部地区的领头羊，在世界IT产业版图中占据更重要的位置。今后，我们还将加快实施国家“智能城市”和“城镇化”建设目标，描绘计算机赋予的科技创新活力，展示未来教育、幸福养老、移动生活、健康医疗、智慧交通等应用新体验。英特尔期望与成都共同创造更加美好的未来。”
肖晓文（成都海关统计处）
1～11月四川外贸进出口增长8.7%
据海关统计，1～11月四川省累计实现对外贸易进出口总额583.3亿美元，比去年同期（下同）增长8.7%，高于同期全国7.7%的整体进出口增速，扭转了此前连续5个月外贸增速低于全国平均水平的局面。其中出口总值为379.4亿美元，增长8.9%，同期全国整体出口增长8.3%；进口总值为203.9亿美元，增长8.3%，同期全国整体进口增长7.1%。1～11月四川外贸进出口总值列全国第11位，其中出口总值列全国第11位，进口总值列全国第13位。
11月当月四川外贸进出口总值为68.6亿美元，同比增长21.6%，较上月9%的增速显著提升，环比亦增长26.7%，单月进、出口值双双创下历史新高，其中出口46.7亿美元，同比增长25.5%，较上月8.5%的增速大幅提升，环比增长34.9%；进口21.9亿美元，同比增长14.1%，较上月10%的增速亦加快，环比增长12.2%。
一般贸易增长，加工贸易下降，海关特殊监管区域物流货物激增。1～11月四川以一般贸易方式进出口252.7亿美元，增长14.5%，高于全省8.7%的整体增速，拉动全省整体外贸增长6个百分点，占全省整体外贸的43.3%；同期以加工贸易方式进出口240.1亿美元，下降6.5%，拉低外贸增速3.1个百分点，占比为41.2%；以海关特殊监管区域物流货物方式进出口56.5亿美元，激增1.9倍，拉动全省整体外贸增长6.9个百分点，占比为9.7%。
美国是第一大贸易伙伴，与东盟、香港等新兴经济体贸易快速增长。1～11月四川与美国双边贸易额为105.7亿美元，下降8.1%，占全省外贸总值的18.1%；与东盟104.4亿美元，增长36.4%，占比为17.9%；与欧盟86亿美元，下降5.2%，占比为14.7%；与香港44.8亿美元，增长82.2%，占比为7.7%；与日本33.5亿美元，下降18.2%，占比为5.7%；与韩国31.1亿美元，下降6.5%，占比为5.3%；与台湾省22.2亿美元，增长11.7%，占比为3.8%。
全省外贸以成德绵城市群为主，成都独占鳌头，另有7市外贸规模超过6亿美元。1～11月全省21个市州中，成都以454.7亿美元的进出口额独占鳌头，增长5.3%，占全省整体外贸的比重高达78%。同期，德阳外贸规模为31.3亿美元，增长13.6%，位列全省第二；绵阳为25.5亿美元，增长29.7%，居第三位。此外，另有乐山（10.2亿美元，增长16.3%）、自贡（9.5亿美元，增长15.2%）、广安（9.3亿美元，增长26.5%）、宜宾（7.1亿美元，增长2%）和南充（6.2亿美元，增长82.2%）等外贸规模超过6亿美元。
综保区占全省外贸逾四成。1～11月，成都高新综合保税区进出口总额为241亿美元，增长2.9%，占全省外贸总值的41.3%。其中出口总值为143.2亿美元，增长4.6%，拉动全省整体出口增长1.8个百分点。其中高新园区出口116亿美元，双流园区出口27.2亿美元。
工业制成品比重上升，产品结构进一步优化。1～11月四川出口初级产品7亿美元，下降8.5%；出口工业半制品52.1亿美元，增长6.5%；出口工业制成品320.3亿美元，增长9.8%。四川初级产品、工业半制品和工业制成品出口的比例关系为1.9∶13.7∶84.4，相较于去年同期2.2∶14∶83.8的该比例关系，工业制成品比重明显上升，初级产品和工业半制品比重下降，结构进一步优化。
1～11月四川出口以便携式电脑、集成电路等为代表的机电产品合计240.3亿美元，增长5.6%，占全省整体出口总值的63.3%，拉动全省整体外贸出口增长3.6个百分点。1～11月，四川六大类传统劳动密集型产品出口67.2亿美元，增长18.3%。
进口商品以机电产品为主。1～11月四川进口机电产品147.6亿美元，增长5%，占全省整体进口的比重高达72.4%，拉动全省整体进口增长3.7个百分点，主力产品包括集成电路、飞机、印刷电路和检测仪器等。此外，进口有机化学品10.5亿美元，增长19.4%；金属矿砂9.6亿美元，增长8.2%；农产品3.6亿美元，增长37.9%；钢铁2.5亿美元，锐减38.2%。
王小琪（四川省社科院金融与财贸经济研究所所长）
需调整对外贸易结构
从全年来看，四川外贸进出口总额增长速度有可能低于全国平均水平。2014年，四川对外贸易需解决以下问题：
货物贸易占比高，服务业贸易占比低。四川服务业发展水平较低，服务业外贸占比低于全国和世界平均水平。这也反映了四川产业结构的缺陷。
与欧美发达国家贸易占比高，与东南亚、东盟、俄罗斯贸易占比低。从外贸对象来说，四川与欧美发达国家之间外贸放缓，总量占比高；与东南亚、东盟、俄罗斯外贸增长快，但是总量偏小，占比低。因此，四川在外贸对象上有缺陷。
成都外贸占比高，其他市（州）占比低。从四川省外贸区域结构来看，成都占全省整体外贸的比重高达80%左右，其它市（州）约占20%，这与四川省实施的“多点多极支撑发展”战略不符，因此，全省外贸区域结构要进一步调整。
现阶段，发达国家经济复苏比较缓慢，反映到外贸上也需要一个逐步复苏的过程，这对四川省的外贸有一定的影响。从全国和四川来看，经济正处在转方式、调结构的关键时期，经济增速下降，外贸放缓。另外，国际市场竞争日趋激烈，外贸保护主义抬头，发达国家甚至一些发展中国家对中国包括四川省实施了一些反倾销、反制约的措施，这些也制约了四川外贸的发展。2014年，四川外贸需要作出一些调整。
篇8
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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篇9
[中图分类号]F064.1 [文献标识码]A [文章编号]2095-3283（2014）03-0024-04
一、文献综述
（一）关于国际物流与国际贸易关系的研究
关于定性方面的研究主要有：李永生、张丽芳（2006）认为物流成本对国际贸易具有直接影响；陈世军（2012）从物流成本（国际贸易物流成本主要包括库存成本、运输成本和管理成本）角度研究了国际物流对国际贸易促进机制的影响。张艳丽（2012）通过对我国国际物流以及国际贸易的发展现状及存在问题的分析，阐述了国际物流业的迅速发展在我国经济及国际贸易的发展进程中起着关键性的作用。
关于定量方面的研究主要有：孔原（2010）选取了我国2002―2008年进出口总值、港口外贸货物吞吐量两个指标；林青（2009）选取了1991―2008年间的货物运输周转量、港口集装箱吞吐量以及进出口贸易总额三个指标；黄正松（2011）选取了1992―2008年间的铁路货物周转量、公路货物周转量、水运货物周转量、民用航空货物周转量、管道输油（气）量以及进出口贸易总额6个指标，研究了中国对外贸易与物流发展之间的关系。研究结果表明我国进出口贸易的快速发展对我国国际物流产业的拉动效应非常微弱，而国际物流的快速发展可以有效促进进出口贸易的发展。
（二）以省市为研究对象的区域物流与对外贸易关系的研究
王领（2010）基于上海市1978―2008年货物运输量、港口货物吞吐量与进出口相关数据研究了上海市现代物流与对外贸易的关系；肖慧慧（2011）选取了云南省1989―2008年间货物周转量、货物运输路线长度与进出口贸易总额三个指标；俞雅乖（2012）选取了浙江省1986―2009年间货物运输量、港口货物吞吐量、进出口总额和地区生产总值4个指标，还有学者对北京、辽宁等区域的研究，研究结果表明进出口贸易的快速发展对区域物流产业的拉动效应非常微弱，而区域物流的快速发展可以有效促进进出口贸易的发展。
学者对广东省区域物流的研究则主要侧重于对广东省经济增长与其他行业的互动关系研究。如李松庆（2010）对广东省物流产业与经济增长的互动关系进行分析；曹建新、黄尔妮（2009）从广东省物流业对区域经济发展的效用角度进行了统计分析；吴冬玲（2010）对广东省物流业与现代服务业的关联度进行了研究；杨勇（2012）研究了广东省制造业与物流业联动发展，而对于广东省物流业对对外贸易的影响方面研究比较缺乏。本文基于广东省1991―2011年的统计数据，运用协整检验、Granger 因果检验等方法对广东省物流与对外贸易之间的长期和短期的动态关系进行分析，旨在为发展广东省现代物流和对外贸易提供理论依据。
二、广东省现代物流与对外贸易关系的实证分析
（一）变量的确定及模型
为了研究广东省现代物流与对外贸易之间的关系，必须要选取合适的变量并建立模型。本文选取地区生产总值（GDP）作为衡量经济发展的指标，选择进出口总额（XM）作为对外贸易的衡量指标，而衡量现代物流的指标，目前还没有统一的统计口径，本文选取港口货物吞吐量 （TTL） 和货物运输量 （YSL） 作为衡量现代物流的指标。为了减少数据的波动对结果造成的影响，对数据进行自然对数化的处理。综合考虑各种因素并结合市场化构建如下实证模型：
LNXM=α1LNYSL+α2LNGDP+α3LNTTL+C+μ
C为常数，μ为随机误差项。
本文的样本区间为1991―2011年，数据根据 《广东统计年鉴》整理所得。
（二）模型的时间序列分析
1.单位根检验
为了避免伪回归问题，在对LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM进行分析以前，需要对变量序列进行平稳性检验，以判断各序列是否具有平稳性及单整阶数。首先，使用Eviews软件对变量LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM绘制时序图以确定该时间序列是否含有截距和趋势项。
从表4可以看出存在协整关系，在给定 5%的显著性水平下，无论是迹检验还是特征值检验都表明LNXM与LNGDP、LNTTL、LNYSL个变量之间存在着协整关系，协整方程如下：
LNXM=0.787492*LNGDP+0.468016*LNYSL+0.406238*LNTTL+1.265086
从协整方程可以看出，进出口贸易总额对数值与GDP对数值是正向的，与预期是一致的，GDP对数值影响着进出口贸易总额对数值。GDP对数值弹性为0.787492，GDP对数值每增1%，进出口贸易总额对数值将增加0.787492%，对应的P值小于0.05，结果显著。港口货物吞吐量总额弹性为0.406238，表明港口货物吞吐量总额上升1%，进出口贸易总额对数值将增加0.406238%，对应的P值小于0.05，结果显著。LNYSL弹性为0.468016，表明LNTTL上升1%， 进出口贸易总额对数值将增加0.468016%，对应的P值小于0.05，结果显著。
3.向量误差修正模型（VEC）
以上检验显示，变量之间存在协整关系，也就是以上的VAR模型中存在协整关系，但是其中存在着某些误差项，为了避免“伪回归”和“异方差”，更好反映经济的运行以及波动状况，需要进行误差修正。
通过表5可以看出误差修正项（ECM）对于进出口贸易总额和各个变量的影响力度。从估计结果可以看出，进出口贸易总额方程的 ECM 系数是0.256672，说明进出口贸易总额的实际值与均衡值大约25%的差距能够得到清除或者修正，当方程发生波动和偏离时，误差修正模型中的误差修正项会用0.256672的调整力度将误差项调整到长期均衡状态下，研究发现误差修正项的系数较小，表明调整力度较弱，本文中的自变量的变动受到其自身滞后项中滞后一年的影响，而且这个影响是显著的，表明和误差修正项对于变量的影响是长期稳定和均衡的。
误差协整后的可决定系数为0.259187，F值为0.909657，最大似然值为20.60587，可知误差修正模型拟合良好。
4.变量的格兰杰因果关系检验
通过以上的协整方程可知：LNGDP、LNTTL、LNYSL与LNXM存在着协整关系，也即说明变量之间存在长期关系且关系稳定。为了检验各个变量之间的因果关系，本文采用Granger的因果分析法对以上变量进行因果关系检验，检验结果见表6。
三、结论及建议
（一）强大的物流产业是对外贸易持续快速发展的基础
协整分析表明，港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP均会对进出口贸易总额产生显著影响，且影响为正。即当港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP增加时，进出口贸易总额均会增加，且呈长期稳定状态；格兰杰因果检验表明，港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP均是进出口贸易总额的格兰杰原因，即港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP增加时，进出口贸易总额也会增加。但是，港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP对进出口贸易总额的影响不是立即显现的，而是存在一定的滞后期。
由此可见，大力发展广东省现代物流业能够为其对外贸易提供良好的物流环境，从而促进第三产业的快速发展，为广东省外贸经济可持续发展奠定坚实基础。因此，广东省物流企业要进一步加强基础设施建设，加快物流标准化和信息化步伐，从而促进广东省物流与进出口企业的互动发展。
（二）广东省港口货物吞吐量和货物运输量与进出口总额之间存在单向因果关系
进出口额增加会在长期内促进广东省货物运输量和港口货物吞吐量的增加，但港口货物吞吐量和货物运输量的增加并不一定对广东省进出口贸易发展起到推动作用。广东省进出口贸易的快速发展对国际物流的拉动效应表现不显著，即快速发展的进出口贸易并没有有效提升国际物流产业水平。
经过三十多年的改革开放，广东省已经成为世界级的加工制造中心，但其进出口贸易的主要形式仍为加工贸易。2012年广东省外贸进出口总值为9838.2亿美元，同比增长7.7%，高于全国增幅1.5个百分点，占同期全国外贸总值的25.4%。其中，加工贸易进出口5298.6亿美元，同比增长4.4%，占同期广东省进出口总值的53.9%。在加工贸易的各项环节中，国内企业往往只从事简单的加工装配环节业务。而现代物流不是传统意义上的仓储、运输服务，而是包括运输、仓储、包装、装卸、流通加工、配送、信息处理等一系列的经济活动。因此，广东省物流企业要加强与进出口企业的对接，充分了解进出口企业的物流需求；加强与外资物流企业合作，深度参与国际分工和国际物流业务，加快提升国际物流服务水平和能力。
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中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2014）09-0167-01
一、引言
随着经济全球化的发展使得生产要素在世界范围内快速流动，进出口贸易迅速扩张成为各国宏观经济的重要部分。中国的经济飞速发展的现在，日益高涨的进出口贸易起到了不可估量的作用。自布雷顿森林体系瓦解以来人民币汇率频繁波动，使得进出口贸易与人民币汇率利益攸关。通过在正反两个角度进行分析人民币汇率对我国进出口贸易的影响，将有助于我们更加全面的认识这一问题。
二、人民币实际有效汇率升值对进出口贸易的影响
1.人民币实际有效汇率升值对我国进出口贸易的积极影响
首先人民币的升值导致我国进口产品价格下降，从而加大了我国对国外先进设备的进口力度，为我国企业技术的向高层次转变提供良好条件。其次，人民币的升值加大了我国企业外来投资的能力。企业可选择原材料价格高的的行业进行投资，从而减低企业成本、提高利润、增强企业的竞争能力。
2.人民币实际有效汇率升值对我国进出口贸易的消极影响
①人民币的升值冲击了我国的劳动密集型企业的出口。我国大部分出口企业为劳动密集型企业，比如工业制造业、文化用品等行业，属出口优势行业，而化工、交通工具等行业资本比较密集处于劣势状态。结构层次很低出口企业价格弹性比较高，议价能力比较差、而且技术含量不高。出口产品在价格上涨一定百分点的同时，相对应的出口产品数量会增速下降相应的百分点这样的一上一下抵消了我们出口企业原材料、劳动成本以及产品价格低的优势。这样如果人民币快速升值超过企业所能够承受的的压力范围，出口企业就会把部分产品转销到国内从而影响国内市场，导致国内市场竞争加剧。②人民币的升值导致外商以外币投入我国的资本发生相应的贬值。外商通常会以人民币现汇的方式在我国国内直接投资，希望以此来减少相对应的投资成本，从而来避免贬值状况的发生。除了以上如果人民币发生贴水，汇率损失也是不可忽视的，这样就对外资的引进造成了一定的困扰，打消了外商对我国投资的积极性，在很大程度上影响了我国经济的发展。人民币的升值导致了出口成本的增加。加大了企业对外出口机器设备、材料时的成本，进一步加大企业对外经营合作的风险。对外贸易企业和国际公司在进行期末结算时面临着汇率风险的增强，并致使收益减少、损失加大，回国利润缩水情况严重。
三、人民币实际有效汇率贬值对进出口贸易的影响
人民币实际有效汇率贬值实际不影响我国进出口商品的本身价值，它是通过在国际贸易中的相对价格来体现的。
1.人民币实际有效汇率贬值对我国进出口贸易的积极影响
首先，人民币贬值致使我国出口商品的外币价格下降，外国对我国出口商品的需求上升，从而扩大了我国的出口规模。其次，人民币贬值，我国进口商品的本币价格上升，从而抑制我国对进口商品的需求，使进口的规模在一定程度上减少。人民币贬值后在我国所出口商品的外币没有下跌的前提下，我国出口取得的同样数量的外币可以换取更多的本币，从而使得出口厂商的利润增加，有效的提高了企业出口的积极性，扩大了我国的商品出口的规模。最后，人民币贬值后，因进口商品本币的价格提高，一些国内发展不理想的工业可以借此生存和发展起来，所以，即使由于一些原因人民币贬值后我国对进口商品的需求并不大，却依然可以抑制进口。总而言之人民币的贬值，可以起到抑制进口，扩大出口的作用，从而改善我国的进出口贸易。
2.人民币实际有效汇率贬值对我国进出口贸易的消极影响
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摘要：当今世界，经济全球化和一体化发展趋势加强，产业全球化已成为经济发展的方向，这样的经济发展态势，为我国进出口贸易不断提升提供了良好的发展机会。本文首先介绍了我国进出口贸易中存在的问题，然后针对这些问题提出了相应的对策。
关键词：贸易；进出口；经济
进出口贸易是指不同国家或地区之间的商品和劳务的交换活动。当今世界，经济全球化和一体化发展趋势加强，产业全球化已成为经济发展的方向，这样的经济发展态势，为我国进出口贸易不断提升提供了良好的发展机会。2008 年的经济危机，也对我国经济发展产生了巨大影响。进出口贸易在2009年开始出现回升。进出口贸易可以有效地带动我国经济的发展，保持国内经济的稳定。但是应该看到我国的进出口贸易中仍然存在着一些问题，不利于我国出口贸易的顺利进行，所以国家应该引起重视，积极推进我国出口贸易的发展。
一、我国进出口贸易发展中存在的问题
我国的进出口贸易对我国经济的发展有重要的作用，进出口贸易总额的持续增长，一方面可以提高我国企业国际市场竞争力，一方面还能够带动国内经济的发展，提高我国就业率。但是目前来讲，我国的进出口贸易发展中存在着一些问题，贸易顺差过大、进出口结构不合理，人民币升值的压力增大等等，这些都不利于我国进出口贸易的良性发展。
1.我国对外贸易顺差过大。
随着经济的发展，我国最近几年出现了巨额的贸易顺差。我国已经成为世界第一大出口国。这说明了我国经济发展迅速，出口能力较强，但是这也使我国遭遇了多起国外反倾销调查，我国也成了世界上反倾销调查最多的国家。很多的发达国家利用反补贴、技术贸易壁垒等方法来应对我国出口产品，贸易摩擦的增多，给我国的贸易出口带来了巨大的影响。西方发达国家还对人民币升值施加压力。给我国的消费、投资、外贸带来了巨大的影响。人民币升值一方面迫使企业积极采取措施，来提高产品的竞争力，有利于我国企业开拓海外市场。对于国内消费者来说，购买外国商品的价格相对降低，提高了我国人民的生活水平。但是我国出口的产品中，大部分是以低价格取胜的，人民币升值则不利于出口的扩大。同时也对劳动密集型产业出口有更大的影响，导致产品的价格升高，不利于拉动国内的就业和经济发展。
2.我国目前贸易进出口结构不合理。
就目前我国的经济发展状况来看，当前我国的进出口产品在结构上还有很多不合理的因素，我国大多数是劳动密集型产品，一般产品的技术含量低，是以低价取胜，劳动密集型产业的利润率比较低，这些产品通过依靠单纯的降低国内劳动的价值、增加产品出口数量而发展，在知识经济发展的时代，我国出口贸易只有价格优势，竞争力不强，利润低，无法实现可持续发展。而发达国家的高新技术产品，一定程度上具有垄断性，利润率高，收益大。但国内企业却很难实现产业技术升级，不利于企业发展。
二、提高我国进出口贸易发展水平的对策分析
1.我国应该积极扩大国内需求。
目前来讲，对国外市场过度依赖已经成为了我国对外贸易商品出口的一大特点。贸易国都纷纷采取措施限制我国的出口。所以我国企业在开拓国外市场的同时，也应注重国内需求的发展，积极对国内市场进行开发。扩大内需是经济发展的根本动力，同时开发国内市场也是符合我国人口众多的国情的，同时开发国内市场还额可以减少对外贸易的动荡对我国经济发展的不利影响，降低国民经济增长对外贸的依赖度，使我国的经济持续稳定发展。
2.我国应该优化进出口产品结构
我国是以外资企业为主的加工贸易大国，其生产的产品缺乏高新技术和自主品牌，技术含量。所以，我国需要对于出口产品的结构进行不断调整，一方面要注意提高产品的技术含量，另一方面还要注意提高产品的高附加值及成套设备中的比重，努力培育和扶持自主品牌的出口产品。还应该注重减少高污染、高能耗产品的生产和出口，转变我国的贸易增长方式。我国贸易在进口方面，应加大我国的进口优势，扩大高效率企业的规模，促进行业间相应的结构调整。
3.我国企业要注意分散经营风险。
企业加大对新兴市场进出口的支持力度，分散经营风险。我们知道，如果出口市场比较集中，那么企业的经营风险相应会比较集中。所以，企业要想在国际市场竟争中占有一席之地，就必须努力继续拓宽市场，尤其是要注重扩大对非洲、拉美等发展中国家的出口。降低出口依赖性。所以我国企业要加强对各类市场调研的强化，合理分布传统与新兴市场，努力做好市场重点化与多元化的统一，政府要积极发挥其桥梁作用，采取有效措施，积极帮助企业寻找国际市场。
4.国家应该注意稳定人民币汇率。
受经济危机以及各国经济发展的影响，人民币升值的压力越来越大。这对我国进出口很不利，所以，我国外贸企业应加强人民币汇率的风险意识。稳定汇率，促进经济稳定发展。
我国要想实现对外贸易的均衡发展，就必须做好进出口贸易的政策导向工作。应该采取应对措施，稳定汇率，积极促进我国进出口贸易的发展。
