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第1篇

關(guān)鍵詞：對外直接投資；進出口貿(mào)易；影響機制；面板格蘭杰因果檢驗

基金項目：教育部重點研究基地重大項目（11JJD790024）。

作者簡介：胡昭玲(1972-)，女，天津人，南開大學(xué)跨國公司研究中心、南開大學(xué)國際經(jīng)濟貿(mào)易系教授，博士生導(dǎo)師，經(jīng)濟學(xué)博士，主要從事國際經(jīng)濟學(xué)研究；宋 平(1987-)，女，山東濟寧人，南開大學(xué)國際經(jīng)濟貿(mào)易系碩士研究生，主要從事國際貿(mào)易理論與政策研究。

中圖分類號：F720 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1006-1096(2012)03-0065-05收稿日期：2011-09-07

一、問題的提出與文獻綜述

國際直接投資與國際貿(mào)易的關(guān)系一直是理論界關(guān)注和爭論的問題。國際直接投資包括外國直接投資（inward FDI）和對外直接投資（outward FDI）兩個方面， 分別涉及外資的流入與流出。本文研究的是后一方面，即中國對外直接投資對母國進出口貿(mào)易的影響。①中國對外直接投資起步較晚，大大滯后于引進外資的步伐，規(guī)模也相對較小。但是，近年來，在“走出去”戰(zhàn)略的引導(dǎo)下，在綜合國力增強、外匯儲備大幅增加、人民幣升值等一系列綜合因素的作用下，中國對外直接投資獲得了迅速發(fā)展，2010年我國對外直接投資首次達到680億美元，位居世界第五。在這一背景下，研究不斷發(fā)展擴大的對外直接投資對進出口貿(mào)易具有怎樣的影響、二者之間是替代還是互補關(guān)系、如何更好地利用對外直接投資促進對外貿(mào)易發(fā)展，不僅具有理論價值，而且對我國對外開放與經(jīng)貿(mào)政策的制定具有現(xiàn)實借鑒意義。

Mundell（1957）最早正式研究了國際直接投資與國際貿(mào)易間的關(guān)系，在要素稟賦理論模型框架下證明了二者是相互替代的。與此相反，Kojima（1978）的邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論提出了國際直接投資與貿(mào)易的互補關(guān)系。目前多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，從理論上分析國際直接投資與國際貿(mào)易的關(guān)系不存在確定的結(jié)論，在不同的模型及前提假定下可能得到不同的結(jié)果。

與理論研究相類似，有關(guān)對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究也沒有統(tǒng)一的結(jié)論。國外有關(guān)對外直接投資與進出口貿(mào)易關(guān)系的實證文獻大多以發(fā)達國家為研究對象，其中又以美國和日本居多。從研究結(jié)論看，主要有3類：一類支持替代關(guān)系，一類支持互補關(guān)系，還有一類認(rèn)為結(jié)果不確定，但以驗證互補效應(yīng)的居多。在國內(nèi)的實證研究方面，蔡銳等（2004）基于小島清的邊際產(chǎn)業(yè)理論，運用零回歸方法的實證分析表明：中國對發(fā)達國家的直接投資對進口有一定的促進作用，但作用不大，與出口的關(guān)系則不顯著；中國對非發(fā)達國家的直接投資對進口沒有顯著影響，對出口則有一定影響。張如慶（2005）綜合運用協(xié)整理論、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗等方法，認(rèn)為我國進口和出口分別與對外直接投資存在單向因果關(guān)系，對外直接投資不是進出口變化的原因。王英等（2007）考察了中國對外直接投資對出口的影響，指出二者為互補關(guān)系，雖然后者認(rèn)為這一作用的程度極小。項本武（2009）運用面板協(xié)整模型和誤差修正模型，驗證了我國長期對外直接投資對進出口貿(mào)易具有創(chuàng)造效應(yīng)，但二者對短期的效應(yīng)持不同觀點。

綜上所述，有關(guān)我國對外直接投資貿(mào)易效應(yīng)的研究還相對較少，并且結(jié)論并不一致。筆者就對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響機制進行理論分析，并對中國的情況加以實證研究。在實證方法上，國內(nèi)學(xué)者大多使用時間序列或截面數(shù)據(jù)，利用傳統(tǒng)的引力模型以及協(xié)整和誤差修正模型進行分析，而筆者利用1993年~2009年中國對105個國家（地區(qū)）直接投資和進出口貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)，應(yīng)用動態(tài)VAR模型和面板格蘭杰因果檢驗方法考察我國對外直接投資與進出口貿(mào)易的關(guān)系。

二、對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響機制

（一）對外直接投資對出口的影響

圖1~圖3歸納了對外直接投資帶動出口增加的途徑。一方面，在海外新建子公司初期投產(chǎn)建設(shè)時，一般需要從母公司購買資本設(shè)備、原材料等；另一方面，在國外子公司經(jīng)營過程中，可能在較長時期內(nèi)從母國進口零部件和中間產(chǎn)品，從而對出口形成持續(xù)性的帶動作用，尤其是在加工裝配行業(yè)這一效應(yīng)更為明顯。實際上，不同類型的對外直接投資都可能對出口形成促進作用：以擴大和開辟海外市場、以為出口服務(wù)為目的的市場導(dǎo)向型對外直接投資，通過在世界其他國家（地區(qū)）設(shè)立貿(mào)易服務(wù)機構(gòu)，構(gòu)筑國際市場營銷網(wǎng)絡(luò)可以促使出口增加；資源導(dǎo)向型對外直接投資帶動了開采所需設(shè)備和相關(guān)產(chǎn)品的出口，并且隨著母國進口開采出的資源，該國此類資源加工品或制成品的出口可能增加；技術(shù)導(dǎo)向型對外直接投資可以獲得反向技術(shù)溢出效應(yīng)，提高母國產(chǎn)品的技術(shù)含量和出口競爭力。

圖1 對外直接投資的出口促進效應(yīng)

對外直接投資對出口既有促進作用，也有替代作用。首先，無論是為規(guī)避貿(mào)易壁壘或?qū)鴥?nèi)生產(chǎn)能力過剩、市場相對飽和的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到國外而進行的市場導(dǎo)向型對外直接投資，還是為降低生產(chǎn)與運輸成本進行效率導(dǎo)向型對外直接投資，生產(chǎn)基地轉(zhuǎn)移到國外后，在東道國生產(chǎn)的產(chǎn)品將直接在當(dāng)?shù)劁N售或轉(zhuǎn)銷到其他國家，從而替代母國同類產(chǎn)品的出口。其次，東道國企業(yè)利用技術(shù)擴散與模仿大量生產(chǎn)該產(chǎn)品，替代進口甚至進行出口，進一步減少了母國的出口。此外，國外分支機構(gòu)在東道國的當(dāng)?shù)夭少徱矔娲竾虚g產(chǎn)品的出口。

圖2 對外直接投資的出口替代效應(yīng)

（二）對外直接投資對進口的影響

與出口的情況相類似，對外直接投資對進口貿(mào)易規(guī)模的影響也有兩方面：在進口促進作用方面，資源導(dǎo)向型對外直接投資以開發(fā)國外資源、保證母國供給為目的，會增加母國資源類產(chǎn)品的進口；效率導(dǎo)向型對外直接投資將生產(chǎn)轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)成本更低的國家后，有可能將東道國生產(chǎn)的產(chǎn)品返銷回母國以滿足國內(nèi)需求；技術(shù)導(dǎo)向型對外直接投資在國外開發(fā)和生產(chǎn)出技術(shù)與知識密集型產(chǎn)品后，可能通過公司內(nèi)貿(mào)易等形式銷售給母國。在進口替代作用方面，如果企業(yè)認(rèn)為通過直接投資在國外購買原材料進行生產(chǎn)比進口生產(chǎn)所需的原材料更有效率，那么這種投資就會減少母國原材料的進口；如果企業(yè)通過技術(shù)導(dǎo)向型投資代替通過高技術(shù)產(chǎn)品進口來獲取技術(shù)，就有可能減少母國部分高技術(shù)產(chǎn)品的進口。

圖3 對外直接投資的進口促進與替代效應(yīng)

（三）中國對外直接投資貿(mào)易效應(yīng)的直觀分析

基于上述對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響機制，可以就中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)加以直觀分析。

中國的對外直接投資起步于改革開放以后，早期投資的主要目的是為外貿(mào)服務(wù)，勞務(wù)工程承包也是當(dāng)時的主營項目。20世紀(jì)90年代末開始，在國家的支持下一些大型央企和國企以獲取能源和資源為目的進行對外投資，投資目的比較單純，經(jīng)營方式相對簡單。2000年以后，中國對外直接投資有了突飛猛進的發(fā)展，復(fù)雜的經(jīng)營方式開始出現(xiàn)。目前，中國對外直接投資“市場導(dǎo)向型”、“資源導(dǎo)向型”、“效率導(dǎo)向型”等投資動機都存在，但仍以市場尋求型投資動機為主。從對外直接投資的流向分布看，行業(yè)多元而聚集度較高，截至2010年末，我國對外直接投資覆蓋了國民經(jīng)濟所有行業(yè)類別，其中存量在100億美元以上的行業(yè)包括商務(wù)服務(wù)業(yè)、金融業(yè)、采礦業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、交通運輸業(yè)和制造業(yè)，這6個行業(yè)占據(jù)我國對外直接投資存量總額的88.3%。④

由于在我國的對外直接投資中為商品貿(mào)易提供便利的服務(wù)類投資占比重最大，2010年流向租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)以及批發(fā)和零售業(yè)的投資超過50%，可以預(yù)計，我國對外直接投資對貿(mào)易特別是出口貿(mào)易應(yīng)有較強的促進作用。此外，采礦業(yè)在我國對外直接投資中也占有較大份額，2010年末采礦業(yè)的投資存量占對外直接投資總存量的14.1%，⑤這也會對出口和進口產(chǎn)生雙向的拉動作用。但是，我們也應(yīng)注意到，我國對外直接投資的動機與產(chǎn)業(yè)分布呈現(xiàn)多元化趨勢，制造業(yè)及其他行業(yè)多種動機的對外投資也占一定比重，這些投資會同時影響到出口和進口，產(chǎn)生正向和反向的貿(mào)易效應(yīng)。因此，難以從理論上就我國對外直接投資對貿(mào)易規(guī)模的總體影響做出確切判斷，下文將使用計量方法就對外直接投資對我國出口和進口貿(mào)易規(guī)模的影響進行實證檢驗。

三、中國對外直接投資對進出口貿(mào)易影響的實證分析

（一）實證方法與模型設(shè)定

筆者應(yīng)用Hurlin等（2001）提出的固定系數(shù)面板格蘭杰因果檢驗方法來考察我國對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響，這一方法是基于面板數(shù)據(jù)的向量自回歸（VAR）過程實現(xiàn)的。

為檢驗對外直接投資與出口的關(guān)系，建立如下面板向量自回歸模型。為了減少異方差和異常項對平穩(wěn)性的影響，模型中的變量均采用對數(shù)形式。

其中，ofdi為我國的對外直接投資，exp為出口額。νit=αi+εit，εit～iid. (0, σ2ε)；αi為個體的異質(zhì)性，它表示我國對各個國家對外直接投資所具有的不同特性，屬于非時序變量；εit為隨機擾動項，表示除方程（1）、（2）中所列變量外的其他影響因素。對于任意給定的i∈［1,N］，模型自回歸系數(shù)γ(k)和回歸系數(shù)β(k)i是不變的，即對所有的個體來說γ(k)都是一樣的。

方程（1）考察對外直接投資對出口的影響，方程（2）考察出口對對外直接投資的影響。以上2個方程組成了面板向量自回歸模型，其中每個方程都是一個動態(tài)面板，需要對其進行差分估計。由于方程存在內(nèi)生變量，要用到工具變量，先直接對每個方程進行差分廣義矩估計（Difference-GMM），檢驗單個變量系數(shù)的顯著性，然后根據(jù)GMM估計結(jié)果，對上述模型進行面板格蘭杰因果關(guān)系檢驗，驗證我國對外直接投資與出口之間的格蘭杰因果關(guān)系。

其中，imp為我國的進口額，其他變量的解釋同上。方程（3）考察對外直接投資對進口的影響，方程（4）考察進口對對外直接投資的影響，進口模型的估計和檢驗方法與出口模型相同。

（二）樣本數(shù)據(jù)及來源

筆者根據(jù)世界各國的經(jīng)濟地理特點，按照《中國統(tǒng)計年鑒》依地理分布和投資額劃分的方法，選取亞洲、非洲、歐洲、拉丁美洲、北美洲和大洋洲六大地區(qū)的105個樣本國家（地區(qū)）進行研究。

筆者利用1993年~2009年我國對上述105個國家（地區(qū)）的對外直接投資和進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進行實證分析。我國對各個國家（地區(qū)）的進出口數(shù)據(jù)取自1994年~2010年《中國統(tǒng)計年鑒》，1993年~2002年的對外直接投資數(shù)據(jù)來自相關(guān)年份《中國對外經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，2003年~2009年的對外直接投資數(shù)據(jù)來自相關(guān)年份《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

（三）面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

為了增強檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，筆者采用LLC、IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP 4種方法進行面板單位根檢驗，使用的軟件為Eviews6.1，結(jié)果見表1。

對lnofdi、lnexp、lnimp的面板單位根檢驗結(jié)果顯示，在4種檢驗方法下，在1%的顯著性水平下lnofdi、lnexp、lnimp均不存在單位根，可見對外直接投資

表1 面板單位根檢驗結(jié)果

檢驗方法lnofdi統(tǒng)計量P值 結(jié)論lnexp統(tǒng)計量P值 結(jié)論lnimp統(tǒng)計量P值結(jié)論LLC -18.36120.0000平穩(wěn)-4.169340.0000平穩(wěn)-9.639560.0000平穩(wěn)IPS-13.7620.0000平穩(wěn)-14.17930.0000平穩(wěn)-7.212420.0000平穩(wěn)Fisher-ADF515.5720.0000平穩(wěn)456.4800.0000平穩(wěn)385.103 0.0000平穩(wěn)Fisher-PP596.9120.0000平穩(wěn)521.7710.0000平穩(wěn)441.8890.0000平穩(wěn)

和出口、進口變量都是穩(wěn)定的，因此，無需對變量之間的關(guān)系進行協(xié)整檢驗即可直接就對外直接投資與出口以及對外直接投資與進口的關(guān)系進行格蘭杰因果檢驗。

（四）面板格蘭杰因果檢驗結(jié)果

1．對外直接投資與出口的關(guān)系

筆者根據(jù)AIC值最小的標(biāo)準(zhǔn)確定最佳滯后期，利用Eviews6.1軟件進行AIC檢驗，確定最佳滯后期為2。

筆者分別對方程（1）、（2）進行動態(tài)面板廣義矩估計，在估計中利用stata11.0軟件中的xtabond2命令，由于最佳滯后期為2，因此可以選取因變量的二階差分作為工具變量，即選取D.lnexpit－2作為D.lnexpit－1的工具變量，選取D.lnofdiit－2，作為D.lnofdiit－1的工具變量，使用GMM兩步估計法，估計結(jié)果如表2所示。

由表2中對方程（1）的估計結(jié)果可見，lnofdi一階滯后項的系數(shù)為0.047，P值為0.015，其二階滯后項的系數(shù)為0.028，P值為0.040，均通過了5%的顯著性檢驗，這表明我國的對外直接投資對出口存在正向的滯后影響，對外直接投資對出口有一定的促進效應(yīng)。但是，lnofdi一階和二階滯后項的系數(shù)都很小，說明投資對出口的帶動作用較為有限。

筆者對對外直接投資和出口的關(guān)系進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］，即對外直接投資與出口之間不存在格蘭杰因果關(guān)系；備擇假設(shè)H1：βi(k)≠0 (i,k)，即模型中滯后變量的回歸系數(shù)不全為零，二者之間存在格蘭杰因果關(guān)系。表2中對方程（1）的估計結(jié)果顯示，lnofdiit-1和lnofdiit-2的系數(shù)在5%水平下均顯著，因此拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，即lnofdi滯后變量的回歸系數(shù)不全為零，對外直接投資是出口的格蘭杰原因。

由表2中對方程（2）的回歸結(jié)果可見，lnexp一階滯后項的系數(shù)為0. 015，P值為0.015，lnexp二階滯后項的系數(shù)為0.041，P值為0.034，在5%的統(tǒng)計水平下都是顯著的，所以原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格蘭杰因果關(guān)系中的備擇假設(shè)，即出口是對外直接投資變化的格蘭杰原因。

綜上，我國對外直接投資與出口之間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。

2.對外直接投資與進口的關(guān)系

分別對方程（3）、（4）進行GMM估計。根據(jù)AIC值最小的標(biāo)準(zhǔn)，利用Eviews6.1軟件進行AIC檢驗，確定最佳滯后期為2。選取因變量的二階差分作為工具變量，使用GMM兩步估計法，利用stata11.0軟件進行估計，結(jié)果如表3所示。

由表3中對方程（3）的估計結(jié)果看出，lnofdiit-1的系數(shù)為0.112，P值為0.035，lnofdiit-2的系數(shù)為0.045，P值為0.011，在5%水平下均顯著，這說明我國對外直接投資對進口存在正向的滯后影響，對外直接投資對進口具有促進效應(yīng)。由于lnofdi的一階和二階滯后項系數(shù)均顯著，因此格蘭杰因果檢驗的原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受備擇假設(shè)，即對外直接投資是進口變化的格蘭杰原因。

由表3中對方程（4）的估計結(jié)果看出，lnimp一階滯后項的系數(shù)為0.152，P值為0.035，在5%水平下顯著；lnimp二階滯后項的系數(shù)為0.064，P值為0.006，在1%水平下顯著。因此，原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格蘭杰因果關(guān)系中的備擇假設(shè)，進口是對外直接投資變化的格蘭杰原因。

綜上，我國的對外直接投資對進口具有帶動作用，即進口額會隨著對外直接投資的增加而增加，并且二者互為格蘭杰因果關(guān)系。

（五）實證結(jié)果分析

由上文對外直接投資與出口關(guān)系的實證分析結(jié)果可以看出，我國對外直接投資和出口之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。對外直接投資的一階和二階滯后項對出口具有正向影響，并具有統(tǒng)計顯著性，說明對外直接投資對出口具有促進作用?？傮w看來，我國對外直接投資對出口貿(mào)易的促進作用超過了替代作用，對外直接投資對我國的出口貿(mào)易起到了一定的推動作用，雖然這種作用的程度較小。

由對外直接投資與進口關(guān)系的實證分析結(jié)果可以看出，我國對外直接投資和進口之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，尤其是對外直接投資對進口具有帶動作用。這說明在我國對外直接投資中占有一定比重的資源導(dǎo)向型投資促進了資源性產(chǎn)品的進口，而將其他類型的對外直接投資考慮進來，投資與進口貿(mào)易總體上也呈現(xiàn)互補關(guān)系。

四、結(jié)論與政策建議

我國對外直接投資與出口及進口之間均存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，對外直接投資是貿(mào)易創(chuàng)造型的,對出口和進口均有促進作用，這一結(jié)果與我國當(dāng)前對外直接投資以市場開拓和資源引進等為主要目的的現(xiàn)實密切相關(guān)。然而，我國對外直接投資還處于起步階段，規(guī)模還相對較小，對貿(mào)易（特別是出口）產(chǎn)生的創(chuàng)造效應(yīng)還較為有限。因此，如何促進對外直接投資的健康發(fā)展，并發(fā)揮其與貿(mào)易的良性互動關(guān)系，是我國需要解決的重要問題。

我國應(yīng)當(dāng)繼續(xù)積極發(fā)展對外直接投資，有效利用國際、國內(nèi)2個市場、2種資源，充分發(fā)揮對外直接投資對貿(mào)易的促進作用。對外直接投資有利于開拓海外市場, 通過跨國生產(chǎn)可以帶動設(shè)備、原材料、中間品的出口。通過對外直接投資還可以獲得國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展所需的資源，獲取一些高新技術(shù)與先進的管理經(jīng)驗等，帶動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和技術(shù)水平提升，不斷提高本國企業(yè)和產(chǎn)品的國際競爭力。

在擴大對外直接投資規(guī)模的同時，我國還應(yīng)調(diào)整對外直接投資結(jié)構(gòu)，改善投資質(zhì)量。以制造業(yè)的對外直接投資為例，目前很大部分投資于初級加工業(yè)，生產(chǎn)附加值較低，對出口的帶動作用有限。今后可以更多地投資于產(chǎn)品附加值較高和后向關(guān)聯(lián)度強的行業(yè)，如機械制造業(yè)，由于其技術(shù)是與原材料、零部件等高度結(jié)合的，因此這類行業(yè)的對外直接投資具有明顯的出口創(chuàng)造效應(yīng)。另外，可以增加技術(shù)導(dǎo)向型的對外直接投資，利用獲取的先進技術(shù)制造深加工產(chǎn)品并出口，以提高產(chǎn)品的附加值，擴大出口的效益。

① 對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)包括對貿(mào)易規(guī)模和貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，本文研究的是前者，即對外直接投資和對外貿(mào)易之間的替代或互補關(guān)系。

② UNCTAD：《2011年世界投資報告》，2011年7月。

③ 根據(jù)Vernon的產(chǎn)品生命周期理論，創(chuàng)新國的對外直接投資首先替代母國的出口貿(mào)易，而后又創(chuàng)造了母國從東道國的進口貿(mào)易。

④ 商務(wù)部，國家統(tǒng)計局，國家外匯管理局：《2010年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》， hzs.mofcom.省略，2011-09-15。

⑤ 同④。

⑥ Hurlin和Venet在傳統(tǒng)Granger因果檢驗思想的基礎(chǔ)上，于2001年率先提出了固定系數(shù)面板數(shù)據(jù)的Granger檢驗方法，并在2004年進一步提出固定系數(shù)異質(zhì)面板數(shù)據(jù)的Granger檢驗方法。

⑦ Arellano和Bond（1991）在工具變量法的基礎(chǔ)上給出了差分的廣義矩估計法，該方法采用 t-2 期前的因變量的滯后項作為因變量一階差分滯后項的工具變量，從而得到一致且更為有效的估計結(jié)果。

參考文獻：

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(編校：薛 平)

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

HU Zhao-ling1,2, SONG Ping2

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

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

第2篇

張 蕾（1982），女，浙江杭州人，浙江工商大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院碩士生，主要研究方向為國際貿(mào)易理論與政策。

基金項目：浙江省哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃重點課題（Z05LJ03），教育部省屬高校人文社科重點研究基地――浙江工商大學(xué)現(xiàn)代商貿(mào)研究中心重點資助課題。

摘 要：本文在回顧了國內(nèi)外關(guān)于對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的理論和文獻的基礎(chǔ)上，利用浙江省1989-2005年宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，對浙江省對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系進行了實證研究。分析結(jié)果表明，浙江省對外直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系，短期均衡關(guān)系顯著，對外直接投資對進出口貿(mào)易產(chǎn)生了積極的促進作用，兩者之間存在較強的互補關(guān)系。

關(guān)鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗；誤差修正模型

改革開放以來，浙江對外貿(mào)易發(fā)展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領(lǐng)先水平?？梢?，浙江的對外直接投資與進出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響，有必要進行相應(yīng)的實證分析。在國內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國對外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經(jīng)濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟實力的增強，對外直接投資對我國經(jīng)濟，尤其是對進出口貿(mào)易的影響會進一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結(jié)論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關(guān)系理論(Mundell,1957)；二是以小島清 (1987)為代表的相互補充關(guān)系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認(rèn)為，由于受貿(mào)易保護主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認(rèn)為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關(guān)系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿(mào)易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter 和 Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983) 和Svensson (1984) 對要素流動和商品貿(mào)易之間的相互關(guān)系做了進一步的分析, 指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補性, 依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的, 那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為互補關(guān)系，如果兩者是非合作的, 那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關(guān)系。以上主要是對發(fā)達國家國際貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿(mào)易關(guān)系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結(jié)果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。

上述結(jié)論的差異表明，在對外直接投資與對外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對發(fā)達國家，對于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟的中國來說意義甚微。由于國內(nèi)對對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿(mào)易的影響，研究兩者之間的長期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關(guān)系。

二、實證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數(shù)據(jù)并不完善，樣本僅設(shè)定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)為, FFDI 在中國發(fā)揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應(yīng)也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI )。同時浙江省經(jīng)濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來度量浙江省經(jīng)濟規(guī)模和經(jīng)濟增長。

（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗

在對經(jīng)濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結(jié)果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗，表明這些變量是平穩(wěn)的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明這兩個變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗，即二階單整。

綜上所述，序列l(wèi)nEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。

（三）協(xié)整檢驗

近年來，不少國內(nèi)外研究對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關(guān)系，得到出口貿(mào)易與對外直接投資有長期均衡關(guān)系而進口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿(mào)易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關(guān)系，建立如下模型：

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

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

綜合考察這些變量之間的協(xié)整關(guān)系,并依據(jù)DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關(guān)。

對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結(jié)果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表4所示。

回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系。根據(jù)表3與表4結(jié)果，可以得出如下結(jié)論：

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關(guān)與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關(guān)系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對外直接投資已經(jīng)對出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當(dāng)年外商直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結(jié)果相反。這從一個側(cè)面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導(dǎo)向型外商直接投資與出口貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。

由回歸方程(2)可知， CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導(dǎo)致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗的投資對浙江省進口貿(mào)易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，說明更多的外商在浙江省實現(xiàn)了生產(chǎn)和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。

（四）誤差修正模型

誤差修正模型（Error Correction Model）是一種具有特殊形式的計量經(jīng)濟模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結(jié)合在一個模型中。

由協(xié)整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產(chǎn)總指數(shù)與進、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)整關(guān)系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結(jié)果如下：

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

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

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

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

在誤差修正模型(3)中，協(xié)整關(guān)系對EX的增長起到了反向修正作用，當(dāng)超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應(yīng)t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿(mào)易之間短期比較穩(wěn)定。

在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關(guān)系對IM的增長也起到了反向修正作用，當(dāng)IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(tài)調(diào)整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿(mào)易的穩(wěn)定關(guān)系。

三、結(jié)論與建議

通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產(chǎn)總指數(shù)GDP與進口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額之間的協(xié)整檢驗，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：

（1）從長期關(guān)系看， CFDI、FFDI、GDP與出口貿(mào)易之間存在惟一的協(xié)整關(guān)系。浙江省對外直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生促進作用，兩者之間存在較強的互補關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對外直接投資在浙江省已經(jīng)逐漸轉(zhuǎn)型,從追求人力資源優(yōu)勢的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場的市場型投資。這樣的轉(zhuǎn)變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時，對外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對外直接投資而導(dǎo)致的原材料、零部件或設(shè)備等出口的增加。

從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿(mào)易之間也存在惟一的協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進口貿(mào)易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產(chǎn)資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，而它們對進口貿(mào)易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設(shè)置的關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘的限制。為規(guī)避貿(mào)易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟關(guān)系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿(mào)易的發(fā)展。

縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關(guān)指標(biāo)計算得出。），而世界對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報告》相關(guān)指標(biāo)計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿(mào)易的發(fā)展是非常必要的, 也是可行的。

（2）從短期關(guān)系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿(mào)易短期均衡關(guān)系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿(mào)易的關(guān)系存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經(jīng)歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權(quán)威研究報告預(yù)測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經(jīng)濟強省也首當(dāng)其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿(mào)易直接的正相關(guān)關(guān)系將逐漸增強。

本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿(mào)易也存在短期均衡關(guān)系顯著，CFDI與進口貿(mào)易的關(guān)系也存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制。相比之下，CFDI對進口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強。

從浙江省當(dāng)前貿(mào)易戰(zhàn)略出發(fā), 政府相關(guān)部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產(chǎn)生進出口貿(mào)易互補、創(chuàng)造效應(yīng)的對外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵企業(yè)積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關(guān)對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關(guān)的貿(mào)易措施,而并不直接制定與貿(mào)易有關(guān)的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

對企業(yè)界而言，加入WT0 后,國內(nèi)市場上國內(nèi)外企業(yè)的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內(nèi)市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經(jīng)濟一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強企業(yè)的國際競爭力，以投資促進貿(mào)易，為國際貿(mào)易的發(fā)展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權(quán)。

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第3篇

>> 新常態(tài)下跨境電子商務(wù)與山東省進出口貿(mào)易的關(guān)系研究 山東省對外經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變研究 湖北省進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的計量分析 吉林省進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析 海南省進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究 湖北省進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究 進出口貿(mào)易對安徽省經(jīng)濟增長的影響研究 中國入世十六周年背景下山東省進出口貿(mào)易潛力的實證分析 廣西與東盟進出口貿(mào)易研究――基于引力模型的實證分析 對外直接投資\進出口貿(mào)易及經(jīng)濟增長間的關(guān)系 中國對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響分析 進出口貿(mào)易的政策研究 宏觀經(jīng)濟與進出口貿(mào)易現(xiàn)狀分析 四川省進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響分析 四川省進出口貿(mào)易對該省經(jīng)濟增長影響的實證分析 吉林省進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的動態(tài)作用實證分析 進出口貿(mào)易促進河南省經(jīng)濟增長的拉動度實證分析 基于因子分析的湖南省進出口貿(mào)易影響因素探究 基于貿(mào)易引力模型的中國進出口貿(mào)易流量分析 浙江省FDI存量與進出口貿(mào)易的動態(tài)關(guān)系研究 常見問題解答 當(dāng)前所在位置：. 2013.1.

[2]范振洪，顧春太.后危機時期提升山東對外經(jīng)濟競爭力的戰(zhàn)略思考[J].綜合競爭力，2011，02：55-61.

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第4篇

[關(guān)鍵詞] 外商直接投資 進出口貿(mào)易 協(xié)整檢驗

隨著經(jīng)濟全球化程度的逐步實現(xiàn)，各國之間的經(jīng)濟往來越來越密切，國際投資和貿(mào)易規(guī)模不斷擴大。FDI與經(jīng)濟增長的關(guān)系,以及進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系成為了20世紀(jì)70年代以來國內(nèi)外學(xué)者研究的熱點問題。湖北省作為國家“中部崛起”戰(zhàn)略重鎮(zhèn)，有著獨特的歷史傳統(tǒng)、地理位置和自然資源。改革開放，特別是近年來，湖北省積極引進外資、大力發(fā)展對外貿(mào)易。然而，雖然其近幾年的貿(mào)易額一直居于中部六省的前列，與東部沿海省市相比，仍存在著較大的差距。本文擬采用實證研究的方法，運用OLS法和協(xié)整檢驗得到FDI與進出口貿(mào)易之間的關(guān)系，以期得出正確結(jié)論，為湖北對外貿(mào)易的增長獻計獻策。

一、國內(nèi)外文獻綜述

迄今為止，各國對外貿(mào)易與FDI關(guān)系的研究為數(shù)眾多。理論分析所得出的代表性結(jié)論有二個:一是以Mundell為代表的相互替代關(guān)系理論;二是以小島清為代表的相互補充關(guān)系理論。在實證研究方面則主要有:Nakamura和MaryAmiti的研究表明兩者呈互補關(guān)系;Eaton和Tamura、Goldberg和Klein對日本的檢驗證明FDI對進出口貿(mào)易有促進作用。

二、實證分析

由于湖北省對外貿(mào)易起步較晚，加之統(tǒng)計數(shù)據(jù)并不完整，樣本設(shè)定在1986年～2006年之間。本文選取湖北省統(tǒng)計年鑒中的外商直接投資(FDI)衡量外商對湖北省直接投資，以出口額(EX）、進口額(IM)來衡量對外貿(mào)易。由于FDI在中國發(fā)揮作用時，中國吸收能力存在時滯問題，所以本文在模型中加入了到上一年為止累積的湖北省內(nèi)外商直接投資總和（AFDI）。同時經(jīng)濟增長迅速對其影響也不容忽視。于是引入變量“湖北省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來衡量湖北省經(jīng)濟規(guī)模和經(jīng)濟增長。

1.數(shù)據(jù)處理。單位根檢驗?zāi)Ｐ徒⒃谡龖B(tài)分布假設(shè)上的，但檢驗卻發(fā)現(xiàn)變量不顯著具有正態(tài)性，所以取各數(shù)據(jù)的自然對數(shù)，得lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFDI。可以證明變換后的數(shù)據(jù)均滿足正態(tài)分布。

2.時間序列的平穩(wěn)性檢驗。在回歸分析之前,首先要對每組數(shù)據(jù)進行單位根檢驗,以判別序列的平穩(wěn)性。因為當(dāng)數(shù)據(jù)非平穩(wěn)時，有可能存在偽回歸,需要進行協(xié)整檢驗。對序列l(wèi)nGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFD進行ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)以在95%的顯著性水平上，ln EX、ln IM都為一階單整的時間序列,而lnFDI則為二階單整?？梢?序列l(wèi)nGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、ln AFDI并不都是平穩(wěn)的。

3.協(xié)整檢驗。對湖北省外商直接投資及其滯后因素與進口、出口額運用OLS法，同時考慮考察變量之間的協(xié)整關(guān)系，根據(jù)DW值與t值，用后向回歸法進一步篩選變量，刪除t值不顯著的變量，得出估計模型如下：

(1)

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

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

(2)

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

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

此時，對兩個殘差序列進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)它們是平穩(wěn)的置信度為95%，可以認(rèn)為模型變量間有協(xié)整關(guān)系。湖北省外商直接投資額對出口額、進總額的作用顯著，模型擬合優(yōu)度較高，兩個回歸方程的殘差序列都是平穩(wěn)的，由協(xié)整定理可知數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關(guān)系，即湖北省外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

4.誤差修正模型。上述模型描述了變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系，是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。因此可以建立誤差修正模型，將長期和短期結(jié)合起來：

(3)

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

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

(4)

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

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

由參數(shù)的t檢驗可知，滯后殘差項的系數(shù)都顯著不為0，說明模型的動態(tài)調(diào)整具有穩(wěn)定性。協(xié)整關(guān)系對EX和IM的增長起到了反向修正作用，彈性系數(shù)為-1.3559和-1.42937。

三、結(jié)論

FDI、GDP與進出口貿(mào)易額IM，EX之間存在穩(wěn)定顯著的均衡關(guān)系,外商直接投資額的增長能夠促進本國進、出口貿(mào)易額的增長。然而AFD的反向作用提示我們,在長期過程中,若保持現(xiàn)有的貿(mào)易模式和結(jié)構(gòu)不變,當(dāng)外資積累達到一定水平時,國際貿(mào)易額將不再增加,甚至有可能減少。因為隨著外商從跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯,外商直接投資與對外貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。同時,由于生產(chǎn)和銷售本地化的實現(xiàn)，進口額將大大減少。

“中部崛起”，最關(guān)鍵的是實現(xiàn)經(jīng)濟的崛起，因此發(fā)展外貿(mào)易事業(yè)的重要性不容忽視。在追求FDI額增加的同時，不能忽視了我們在外貿(mào)易模式和結(jié)構(gòu)上存在的問題；要積極制定各種相關(guān)政策，提高政府部門辦事效率，完善服務(wù)體系吸引外資；同時大力推動本土企業(yè)的技術(shù)化，創(chuàng)新化進程，提高企業(yè)的綜合競爭能力，實現(xiàn)湖北省在經(jīng)濟上的騰飛。

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第5篇

關(guān)鍵詞：出口退稅；對外貿(mào)易；促進；發(fā)展

中圖分類號：F746 文獻標(biāo)志碼：A文章編號：1673-291X（2011）18-0016-03

出口退（免）稅指一個國家或地區(qū)對符合一定條件的出口貨物在報關(guān)時免征國內(nèi)或區(qū)內(nèi)間接稅和退還出口貨物在國內(nèi)或區(qū)內(nèi)生產(chǎn)、流通或出口環(huán)節(jié)已繳納的間接稅的一項稅收制度。出口退（免）稅是為了平衡稅負(fù)，使本國出口貨物與其他國家或地區(qū)貨物具有相對平等競爭的稅收條件，在客觀上有利于發(fā)展外向型經(jīng)濟，增加出口，擴大出口創(chuàng)匯。目前，對出口產(chǎn)品實行退稅已經(jīng)成為一種國際慣例，符合世貿(mào)組織規(guī)則。加入WTO后，中國宏觀經(jīng)濟政策自由空間相對縮小，在一定范圍內(nèi)出口退稅可以成為一種相機抉擇的政策手段，通過對外需的調(diào)節(jié)而對整個經(jīng)濟增長起到拉動作用，這樣出口退稅政策就可以被看做積極財政政策的一部分，在鼓勵外貿(mào)出口、優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、促進經(jīng)濟發(fā)展中都發(fā)揮了積極的作用。

一、中國出口退稅制度的發(fā)展歷程及其對經(jīng)濟的影響

中國出口退稅政策的發(fā)展總共經(jīng)歷了五個時期：早期發(fā)展時期（1949―1957）；停滯時期（1957―1978）；初步恢復(fù)時期（1978―1983）；形成時期（1983―1994）；建立與調(diào)整時期（1994至今）。

1994年中國稅制進行了重大改革，隨之出口退稅政策進入建立與調(diào)整時期，由于經(jīng)濟的發(fā)展和國際貿(mào)易形勢的不斷變化，中國也對出口退稅政策進行了適時的調(diào)整。當(dāng)年依據(jù)國際慣例，中國增值稅暫行條例規(guī)定對出口貨物稅收實行零稅率的政策，對從一般納稅人購進的出口貨物實行退稅率為17%和13%的政策；對從小規(guī)模的納稅人購進的特準(zhǔn)退稅的出口貨物實行退稅率為6%的政策。出口退稅和零稅率政策執(zhí)行不久，由于在進出口稅收政策實施過程中，存在少征多退、出口騙稅和中央財政出口退稅財力不足等問題，1995年和1996年國務(wù)院先后兩次調(diào)低了出口退稅率，即由原來的17%和13%下調(diào)到9%、6%、3%，綜合退稅率從16.63%下調(diào)到12.86%，下調(diào)3.77個百分點。1997年由于受到亞洲金融危機的沖擊，中國外貿(mào)進出口遇到困難，其增長速度呈現(xiàn)持續(xù)下降的態(tài)勢。為了抵消東南亞金融危機對中國出口造成的不利影響，1999年7月1日，國務(wù)院決定提高一些大類出口商品的出口退稅率，由9%、6%和3%提高到17%、15%和13%，退稅率從12.56%上調(diào)到15.51%，上調(diào)了2.95個百分點。2007年，為了進一步抑制外貿(mào)出口的過快增長，緩解中國外貿(mào)順差過大帶來的突出矛盾，同時，進一步落實科學(xué)發(fā)展觀，優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)，抑制“高耗能、高污染、資源性”產(chǎn)品的出口，促進外貿(mào)增長方式的轉(zhuǎn)變和進出口貿(mào)易的平衡，減少貿(mào)易摩擦，促進經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變和經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展，2007年7月1日，中國政府取消了553項“高耗能、高污染、資源性”產(chǎn)品的出口退稅，降低了2 268項容易引起貿(mào)易摩擦的商品的出口退稅率。2008年7月至2010年7月，為支持外貿(mào)出口，提振經(jīng)濟，保證就業(yè)，國家連續(xù)六次提高出口退稅率，以緩解美國金融危機對中國出口產(chǎn)業(yè)的沖擊。

從前幾次調(diào)整的經(jīng)驗看，出口退稅率與出口增長率表現(xiàn)出較為明顯的負(fù)相關(guān)性。如1995年7月1日，中國的出口退稅率從16.63%下調(diào)到12.86%，下調(diào)3.77%，相應(yīng)地，當(dāng)年出口增長率從上半年的44.2%急劇降為下半年的8.8%，下調(diào)出口退稅率的出口彈性系數(shù)高達9.39。1999年7月1日，中國將出口退稅率從12.56%上調(diào)到15.51%，上調(diào)了2.95%，相應(yīng)地，當(dāng)年出口增長率從上半年下降4.7%提高到下半年的增長15.8%，增幅提高20.5%，上調(diào)出口退稅率的出口彈性系數(shù)為6.95。由此可見，出口退稅率調(diào)整對出口增長的影響非常明顯，出口退稅政策是國家進行宏觀調(diào)控的重要手段，如何有效利用這一手段為中國對外貿(mào)易的發(fā)展服務(wù)是目前經(jīng)濟刺激計劃有效實施的重要保證。

二、應(yīng)對金融危機的出口退稅政策調(diào)整

金融危機爆發(fā)后，世界經(jīng)濟受到了很大沖擊，中國的對外貿(mào)易也不可避免地遭受巨大影響，這對于對外依存度非常高的中國經(jīng)濟發(fā)展來說無異于是一次地震。為盡量緩解金融危機對中國經(jīng)濟的沖擊，中國提出了一系列的經(jīng)濟刺激計劃，上調(diào)出口退稅率就是其中的一項政策。

（一）應(yīng)對金融危機的出口退稅政策調(diào)整

為支持外貿(mào)出口，提振經(jīng)濟，保證就業(yè)，國家從2008年下半年起，已經(jīng)連續(xù)六次提高產(chǎn)品的出口退稅率，分別是2008年6月13日、8月1日、11月1日、12月1日、2009年1月1日、4月1日。相關(guān)統(tǒng)計顯示，出口退稅率提高后，中國實際辦理的出口退稅明顯增加，不僅緩解了出口企業(yè)的資金周轉(zhuǎn)壓力，部分調(diào)高出口退稅率的產(chǎn)品還表現(xiàn)出跌勢趨緩的積極現(xiàn)象。

（二）出口退稅率上調(diào)的積極作用

1．減輕出口企業(yè)經(jīng)營壓力，提高企業(yè)出口競爭力。據(jù)了解，紡織服裝出口退稅率每上調(diào)1個百分點，即可為紡織服裝出口企業(yè)獲得76億元人民幣的退稅額。商務(wù)部的數(shù)據(jù)顯示，2008年8月和11月，國家先后將紡織品、服裝等產(chǎn)品的出口退稅率提高了2個和1個百分點，很快紡織工業(yè)產(chǎn)品出口形勢就得到好轉(zhuǎn)，2009年1月在工業(yè)出口下降了17.6%的情況下，紡織工業(yè)出口卻能基本與2008年持平，僅下降0.2%。此次將紡織品、服裝的退稅率提高到16％，對于相關(guān)企業(yè)降低成本、提升盈利水平將帶來實質(zhì)性利好影響。

2．配合產(chǎn)業(yè)調(diào)整規(guī)劃，提振企業(yè)信心。商務(wù)部新聞發(fā)言人姚堅指出，可能是受到出口退稅政策調(diào)整的影響，部分勞動密集型產(chǎn)品的出口在2008年12月實現(xiàn)小幅加快增長。11月出口同比下滑3.8%的紡織紗線、纖維和相關(guān)產(chǎn)品，12月出口同比增長0.4%，服裝及衣著附件和鞋類出口12月份分別同比增長10.9%和23.6%，較11月4.8%和21.8%的同比增速有所上揚。2009年3月國家稅務(wù)總局有關(guān)人士表示，上調(diào)出口退稅率，是為了配合十大產(chǎn)業(yè)調(diào)整振興規(guī)劃的實施，在之前出臺的調(diào)整振興規(guī)劃里就已經(jīng)提出了通過增加出口退稅率、降低出口關(guān)稅的辦法來減輕負(fù)擔(dān)。因此，上調(diào)出口退稅率是中國主動應(yīng)對當(dāng)前國內(nèi)外復(fù)雜多變的經(jīng)濟形勢所采取的措施，有利于緩解出口企業(yè)困難，恢復(fù)出口企業(yè)信心。

（三）出口退稅上調(diào)的局限

1．出口退稅率上調(diào)不能從根本上改變進出口形勢。退稅率上調(diào)對出口來說只是一個短期利好，并不能徹底改變外貿(mào)形勢，因為中國進出口形勢在很大程度上是由外部需求決定的。金融危機引發(fā)全球經(jīng)濟衰退后，主要出口國家和地區(qū)的需求大幅縮減，企業(yè)出口訂單銳減。雖然企業(yè)可以通過迅速調(diào)整產(chǎn)品出口方向，將出口方向從歐美日轉(zhuǎn)向南美等國家，有的企業(yè)也確實已經(jīng)重新拿到訂單、開工生產(chǎn)，似乎最困難的日子已經(jīng)過去了。但每次出口退稅上調(diào)后，很快就會收到外商提出降低產(chǎn)品報價的要求，導(dǎo)致企業(yè)并沒有真正獲得收益，這在一定程度上相當(dāng)于政府補貼了外商，使得提高出口退稅率實際效果有限。

2．出口退稅率再上調(diào)的空間已非常小。目前中國的增值稅稅率為17%，按照國際貿(mào)易組織有關(guān)公平貿(mào)易政策出口產(chǎn)品零關(guān)稅的內(nèi)容，企業(yè)出口退稅率最高可至17%，一些企業(yè)人士和專家都表示，希望將出口退稅率一次調(diào)整到位，甚至有些行業(yè)可望與國際接軌，實現(xiàn)零稅率。但是在經(jīng)歷了近一年連續(xù)六次產(chǎn)品出口退稅率的調(diào)高，大部分行業(yè)的出口退稅率繼續(xù)上調(diào)空間都非常有限。

3．出口退稅率上調(diào)可能使貿(mào)易出口摩擦抬頭。國際貿(mào)易對一國進出口政策十分敏感，由于出口退稅率的上調(diào)降低了中國出口商品的成本，使得中國商品的國際競爭力得以加強，影響了一些國家國產(chǎn)商品的生產(chǎn)和銷售，可能造成貿(mào)易摩擦抬頭。從中國有色金屬工業(yè)協(xié)會了解到，2009年1月末，印度財政部保障措施局，對從中國進口的鋁平滑輥和鋁箔產(chǎn)品，發(fā)起特別保障措施調(diào)查，要求利害關(guān)系方在2月27日前向該局表明立場。2月份又傳出消息，加拿大對從中國進口的鋁擠壓材反傾銷反補貼案做出終裁，認(rèn)為中國鋁擠壓材行業(yè)不屬市場導(dǎo)向行業(yè)，并裁定高額反傾銷稅與反補貼稅。日前加拿大、印度等國已經(jīng)開始向從中國進口的商品實施貿(mào)易保護政策。

三、完善出口退稅政策的建議

為使中國盡快走出出口大幅度下降對中國經(jīng)濟影響的困境，在出口退稅政策的調(diào)整上應(yīng)該加強出口退稅機制的法制化建設(shè)，確定最優(yōu)出口退稅率。

（一）加強出口退稅機制的法制化建設(shè)

中國現(xiàn)行的出口退稅機制一直存在一些亟待解決的矛盾和問題，主要是出口退稅機制不利于深化外貿(mào)體制改革，出口退稅結(jié)構(gòu)不能適應(yīng)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的要求，出口退稅的負(fù)擔(dān)機制不盡合理，出口退稅缺乏穩(wěn)定的資金來源等。

中國加入WTO后，將以前所未有的廣度和深度融入到經(jīng)濟一體化和貿(mào)易自由化浪潮中去，我們在享受世貿(mào)成員權(quán)力的同時，也將不可推卸地要承擔(dān)相應(yīng)的義務(wù)。盡快建立和完善與WTO相適應(yīng)的市場經(jīng)濟法制體系，已成為我們刻不容緩的任務(wù)。稅收作為中國市場經(jīng)濟體系的一個重要組成部分，其法定主義原則已成為現(xiàn)代世界各國稅法中的一條最為重要的基本原則。目前，中國出口退稅立法級次普遍較低，嚴(yán)重影響了稅法的權(quán)威性和執(zhí)法效率，也使稅法缺乏透明度和穩(wěn)定性，有悖于稅法的公平和效率原則。在中國經(jīng)濟已駛上高速發(fā)展道路并已融入國際大循環(huán)的今天，這樣的稅收法律級次著實讓人感到有點落伍。不僅退稅資金長期不到位，得不到法律的保障，即使是日常的退稅管理各個地區(qū)也自成體系，出現(xiàn)了大量的外部不規(guī)行為，使出口退稅管理失去了統(tǒng)一性和規(guī)范性，也使中國出口退稅難以形成一個良好的外部環(huán)境，進而導(dǎo)致出口退稅的政策效果扭曲，產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。另外，也正是由于這種管理缺乏統(tǒng)一性，導(dǎo)致了出口騙稅的屢屢發(fā)生。出口退稅是促進對外貿(mào)易的財政手段，而外貿(mào)出口又是拉動國內(nèi)經(jīng)濟增長的重要因素，隨著經(jīng)濟全球化趨勢的發(fā)展，國際間的貿(mào)易往來將成為國際交往的重要組成部分，因而，加快出口退稅的立法步伐，在加快中國稅收基本法的進程中，進一步充實和完善出口退稅程序法的立法工作，創(chuàng)造良好的退稅外部環(huán)境，使之具有更強的適應(yīng)性和可操作性，將是目前中國出口退稅管理工作的重中之重，也是中國加入WTO后認(rèn)真、嚴(yán)格貫徹稅收法定主義原則的迫切需要。

（二）確定最優(yōu)出口退稅率

進口征稅、出口退稅的消費地課稅原則已被世界各國普遍接受。世界貿(mào)易組織也鼓勵各國通過進口征稅、出口退稅的辦法實現(xiàn)自由貿(mào)易，并且強調(diào)各成員方不得將出口退稅視為出口補貼。當(dāng)然，世界貿(mào)易組織允許各國對出口商品退還已征的國內(nèi)商品稅，但是并沒有規(guī)定一定要全部退還。這就給各國處理出口商品已征的國內(nèi)商品稅留下了較大自由決定的空間，即各國可以自行確定退稅的程度，如全部退還或部分退還，甚至還可以不退還。稅收政策的目的是追求國家福利的最大化，最優(yōu)出口退稅理論就是研究在不違背經(jīng)過國際協(xié)調(diào)的國內(nèi)商品稅課稅基本原則的前提下，多大程度的出口退稅能夠?qū)崿F(xiàn)國家福利的最大化。

最優(yōu)出口商品稅稅率是外國對本國出口商品的需求彈性的倒數(shù)，其經(jīng)濟學(xué)含義在于：外國對本國出口商品的需求彈性越低，意味著外國消費者對出口征稅引起的國際市場價格的上升反應(yīng)越差，那么其需求數(shù)量變化就小，越利于出口國將出口征稅轉(zhuǎn)嫁給國外，這樣最優(yōu)出口商品稅稅率就越高（最優(yōu)出口退稅率越低）。反之，外國對本國出口商品的需求彈性越大，最優(yōu)出口商品稅稅率就越低（最優(yōu)出口退稅率越高）。如果外國對本國出口商品的需求彈性無限大，本國對出口商品征收出口稅無法使外國消費者接受更高的價格，出口征稅只能使本國的福利減少，此時最優(yōu)出口商品稅稅率應(yīng)為零（最優(yōu)出口退稅率為國內(nèi)商品稅征稅率）。

從中國出口產(chǎn)品的性質(zhì)上看，很多出口產(chǎn)品由于國際市場競爭激烈，需求彈性比較大，只有部分產(chǎn)品在國際市場占有較大份額甚至占有壟斷地位，需求彈性很小。根據(jù)最優(yōu)出口退稅理論，考慮行政管理和實踐的可行性，確定中國出口退稅程度的基本思路應(yīng)是：大多數(shù)產(chǎn)品實行完全退稅政策；對少數(shù)國外需求彈性很小的產(chǎn)品，如工藝品、土特產(chǎn)品和稀有礦產(chǎn)品等實行不完全退稅或不退稅政策。

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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）

第6篇

關(guān)鍵詞：外商直接投資 農(nóng)產(chǎn)品 出口貿(mào)易

改革開放以來，世界農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易快速增長導(dǎo)致我國農(nóng)產(chǎn)品所面臨的國際市場競爭態(tài)勢日趨激烈。我國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)的整體競爭實力弱化，部分省份及部分主要農(nóng)產(chǎn)品的對外貿(mào)易出現(xiàn)大規(guī)模貿(mào)易逆差且呈現(xiàn)逐步擴大態(tài)勢。我國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)應(yīng)對上述威脅與挑戰(zhàn)的首要手段，是強化農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)的內(nèi)在競爭優(yōu)勢。通過大力引入外商直接投資，可有助于增強我國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)整體競爭實力，促進我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易水平的提升。

制約我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易水平提升的關(guān)鍵因素

（一）制約我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的比較優(yōu)勢因素

我國農(nóng)產(chǎn)品的對外貿(mào)易的可持續(xù)發(fā)展能力應(yīng)當(dāng)建立在比較優(yōu)勢基礎(chǔ)上。其一，我國主要農(nóng)產(chǎn)品缺乏與其他國家農(nóng)產(chǎn)品展開國際競爭的比較優(yōu)勢。從近年來我國農(nóng)產(chǎn)品的進出口貿(mào)易狀況來看，我國農(nóng)產(chǎn)品主要品種的比較優(yōu)勢值呈現(xiàn)大幅下滑態(tài)勢。我國的資源稟賦現(xiàn)狀是決定我國農(nóng)產(chǎn)品主要品種逐步喪失其比較優(yōu)勢地位的根源。根據(jù)基姆?安德森和速水佑次郎在《農(nóng)業(yè)保護政治經(jīng)濟學(xué)》中提出的觀點，耕地資源匱乏且經(jīng)濟增長迅速的國家的農(nóng)產(chǎn)品比較優(yōu)勢值下滑速度較快（基姆?安德森等，1996）。當(dāng)前我國宏觀經(jīng)濟發(fā)展速度較快，城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的大力實施使得城市管理者通過占用農(nóng)業(yè)用地的方式來實現(xiàn)城市地區(qū)的擴張，這使得我國傳統(tǒng)的土地密集型農(nóng)產(chǎn)品的比較競爭優(yōu)勢在逐漸喪失。隨著我國農(nóng)村大量的剩余勞動力向城市地區(qū)快速轉(zhuǎn)移，我國農(nóng)村地區(qū)直接從事農(nóng)業(yè)作業(yè)的人口銳減，這將進一步使得我國傳統(tǒng)的勞動密集型農(nóng)產(chǎn)品的比較優(yōu)勢也在逐步喪失。由于我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)屬于各級政府嚴(yán)密控制的民生型產(chǎn)業(yè)，農(nóng)產(chǎn)品的價格漲跌直接影響區(qū)域內(nèi)城鎮(zhèn)居民的生活質(zhì)量，農(nóng)業(yè)用地流轉(zhuǎn)亦受到諸多制度限制，這導(dǎo)致非農(nóng)資本缺乏投資我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的動力。其二，我國農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)缺乏在國際生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品需求市場展開競爭的比較優(yōu)勢。我國的工業(yè)化進程導(dǎo)致各地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境遭受嚴(yán)重破壞，生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出總量難以滿足國內(nèi)外市場的需求，加之我國國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)缺乏生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品的制造技術(shù)，使得我國生態(tài)型農(nóng)產(chǎn)品缺乏有效的市場競爭能力。

（二）制約我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的制度

其一，非關(guān)稅壁壘是制約我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易健康發(fā)展的重要制度。非關(guān)稅壁壘通常表現(xiàn)為外國政府運用非關(guān)稅手段來對我國出口到其國家的貿(mào)易活動實施調(diào)控的政策措施的集合，其目的是限制我國農(nóng)產(chǎn)品按常規(guī)路徑向其出口的總量。鑒于非關(guān)稅壁壘措施是對市場化自由交易精神的背離，世界貿(mào)易組織所以反對濫用非關(guān)稅壁壘措施。在當(dāng)前美國后金融危機時代，西方發(fā)達國家為保護本國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)市場而紛紛采取非關(guān)稅手段制約我國農(nóng)產(chǎn)品向其出口。為運用技術(shù)壁壘手段限制我國農(nóng)產(chǎn)品出口，歐美諸國為我國的外貿(mào)導(dǎo)向型農(nóng)產(chǎn)品量身定做了一整套內(nèi)容復(fù)雜、程序繁瑣的技術(shù)性出口障礙，通過以過于嚴(yán)格的技術(shù)指標(biāo)限制和苛刻的產(chǎn)品品質(zhì)檢驗等方式打壓我外貿(mào)型農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)。其二，關(guān)稅壁壘對我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的健康發(fā)展亦造成顯著的制度障礙。當(dāng)前世界各國紛紛以地緣和意識形態(tài)為標(biāo)準(zhǔn)來締結(jié)區(qū)域性關(guān)稅協(xié)定。各國間的關(guān)稅協(xié)定在為締約國之間提供關(guān)稅減免優(yōu)惠政策的同時，亦導(dǎo)致非締約國享受歧視性政策。我國雖然在世界貿(mào)易協(xié)定和若干雙邊關(guān)稅協(xié)定締約領(lǐng)域取得一定進展，但是卻未能與歐美日等主要工業(yè)化國家和世界貿(mào)易核心國家達成高水平的雙邊關(guān)稅協(xié)定，在與歐美日等國展開農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易時仍然受到不對稱的歧視性關(guān)稅待遇，這嚴(yán)重影響我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的穩(wěn)健發(fā)展。

（三）制約我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的品牌運營障礙

其一，部分農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者所采取的機會主義策略削弱我國農(nóng)產(chǎn)品品牌形象（馬春林等，2010）。我國農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)者數(shù)量龐大，生產(chǎn)者的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)規(guī)模相對較小，該問題的根源在于出口貿(mào)易中的農(nóng)產(chǎn)品缺乏明晰的品牌標(biāo)識，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者缺乏建立品牌的利益驅(qū)動。某農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者的產(chǎn)品品質(zhì)的降低使得該企業(yè)在國際市場競爭中享有低成本優(yōu)勢，可為該企業(yè)帶來短期銷售量增加的切實受益，但單個生產(chǎn)者的農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)下滑可導(dǎo)致同類農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)者共同受損。其二，我國高品質(zhì)的農(nóng)產(chǎn)品品牌缺乏系統(tǒng)性運營，品牌流失情況嚴(yán)重（馬春林等，2010）。鑒于農(nóng)產(chǎn)品的品牌資產(chǎn)具有多家生產(chǎn)商共享的特點，某一生產(chǎn)商提升農(nóng)產(chǎn)品品牌價值的行動將使得共享該品牌的其他生產(chǎn)者通過正外部經(jīng)濟渠道而受益。雖然我國傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)孕育了豐富的品牌資產(chǎn)，但由于缺乏專業(yè)化農(nóng)產(chǎn)品品牌資產(chǎn)運作機構(gòu)的品牌運營策劃，農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈各成員企業(yè)缺乏動力來維護農(nóng)產(chǎn)品品牌價值。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者因此降低對品牌產(chǎn)品的技術(shù)投入水平，導(dǎo)致其產(chǎn)品理化品質(zhì)退化，產(chǎn)品品牌知名度與美譽度下降。其三，我國農(nóng)產(chǎn)品品牌資產(chǎn)運作缺乏深度。深層品牌資產(chǎn)涉及品牌美譽度和品牌忠誠度，及由此引致的品牌溢價收益能力。我國農(nóng)產(chǎn)品運營企業(yè)在深層品牌資產(chǎn)運營層面的缺失，導(dǎo)致其產(chǎn)品缺乏鮮明個性和卓越溢價能力，使得企業(yè)停滯于世界農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈的低端環(huán)節(jié)而難獲突破性發(fā)展空間。

外商直接投資對農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的促進路徑

（一）外商直接投資的技術(shù)溢出促進農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易

其一，外商直接投資于我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)有助于先進產(chǎn)業(yè)技術(shù)向國內(nèi)農(nóng)業(yè)企業(yè)轉(zhuǎn)移，進而提升國內(nèi)農(nóng)業(yè)企業(yè)的研發(fā)能力。外商投資企業(yè)通過投資我國農(nóng)產(chǎn)品市場，有助于將其所掌握的世界先進農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)技術(shù)轉(zhuǎn)移到我國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)領(lǐng)域中。通常而言，跨國型農(nóng)產(chǎn)品公司以對外直接投資的方式將其所掌握的先進技術(shù)轉(zhuǎn)移給其在我國境內(nèi)的生產(chǎn)企業(yè)。跨國公司內(nèi)部農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)技術(shù)的轉(zhuǎn)讓策略有助于以技術(shù)溢出的形式給接受投資的我國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)帶來外部經(jīng)濟效益。外商投資農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)的外部技術(shù)溢出效應(yīng)水平屬于正外部效應(yīng)，它可有效促進我國國內(nèi)農(nóng)業(yè)企業(yè)提升研發(fā)能力，為我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)及農(nóng)產(chǎn)品消費者帶來利益。外商直接投資有利于國際先進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對國內(nèi)相關(guān)企業(yè)的轉(zhuǎn)移，以有效提升國內(nèi)農(nóng)業(yè)企業(yè)的技術(shù)研發(fā)水平增強和生產(chǎn)效率提升，將我國農(nóng)業(yè)科技研發(fā)從傳統(tǒng)的技術(shù)吸收型研究轉(zhuǎn)型為基礎(chǔ)型及創(chuàng)新型研究。其二，外商直接投資有助于激發(fā)我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的人力資源活力。外商直接投資農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)項目多為其員工及其供應(yīng)商和經(jīng)銷商提供人力資源培訓(xùn)，外資企業(yè)員工及其供應(yīng)鏈上下游企業(yè)可以籍此提升其人力資源的技術(shù)含量，為我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)技術(shù)的自主型研發(fā)提供契機。外商直接投資農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)項目亦可用高薪和良好的工作環(huán)境來吸引國外高端人才來華工作和留學(xué)生回流，增強我國在高端農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)科技人才領(lǐng)域與西方發(fā)達國家展開競爭的能力，進而增強我國高端農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的國際市場競爭力。

（二）外商直接投資優(yōu)化我國外貿(mào)型農(nóng)產(chǎn)品品牌形象

其一，品牌持有企業(yè)通常制定完備的農(nóng)產(chǎn)品原產(chǎn)地保護準(zhǔn)則來確保農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)品牌與產(chǎn)品質(zhì)量。世界各國消費者多為品牌推斷型的消費者，傳統(tǒng)的價格推斷型消費者數(shù)量日漸減少。消費者通過識別農(nóng)產(chǎn)品原產(chǎn)地標(biāo)識的方式來辨識該農(nóng)產(chǎn)品的品質(zhì)，進而做出相應(yīng)的消費決策。隨著世界經(jīng)濟的穩(wěn)步增長，消費者對于食品安全的要求日益提升，這要求農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)及出口企業(yè)需要通過強化原產(chǎn)地標(biāo)識的方式來為消費者提供有保障的高品質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品。外商直接投資企業(yè)利用消費者的這一心態(tài)，通過強化對其所投資的農(nóng)產(chǎn)品項目的原產(chǎn)地標(biāo)識保護的方式，來強化其投資項目的市場競爭能力。同時，原產(chǎn)地標(biāo)識方式有助于隔離不良農(nóng)產(chǎn)品事件對我國知名農(nóng)產(chǎn)品品牌形象的侵害，扭轉(zhuǎn)進口國消費者對我國農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)低劣的錯誤定位。其二，外商投資企業(yè)通過推行合理的品牌延伸戰(zhàn)略來促使農(nóng)產(chǎn)品品牌形象的改善?？鐕赓Y企業(yè)傳統(tǒng)品牌具有強大的市場知名度與美譽度，通過恰當(dāng)?shù)钠放蒲诱共呗?，跨國公司將其既有品牌向我國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)及銷售領(lǐng)域擴張，從而形成門類繁多的產(chǎn)品鏈。當(dāng)前我國農(nóng)產(chǎn)品市場尚處于發(fā)育初期，品牌延展戰(zhàn)略可以有效地增強我國農(nóng)產(chǎn)品的品牌形象。借助外資企業(yè)成熟的產(chǎn)品品牌營銷戰(zhàn)略和市場營銷渠道，我國農(nóng)產(chǎn)品可迅速向世界農(nóng)產(chǎn)品市場擴張。

（三）外商直接投資力促我國農(nóng)產(chǎn)品突破非關(guān)稅壁壘

其一，外商直接投資企業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)新來提升農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)。外資企業(yè)可以依賴其自身的農(nóng)產(chǎn)品技術(shù)優(yōu)勢，以農(nóng)業(yè)科技進步來調(diào)整產(chǎn)品出口品類，促進農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)升級。外資企業(yè)通常在農(nóng)產(chǎn)品技術(shù)研發(fā)領(lǐng)域的投入高于國內(nèi)企業(yè)，在新能源、新種植技藝、新化肥配方、新種子品種等方面獲得創(chuàng)新型突破，從而提升產(chǎn)品科技含量，推動傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)向高附加值的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)方向轉(zhuǎn)型。同時，外資企業(yè)通過提升農(nóng)產(chǎn)品的加工深度的方式來拉長農(nóng)產(chǎn)品的供應(yīng)鏈，從而提升企業(yè)的單位產(chǎn)品利潤率水平，以規(guī)避部分國家對初級產(chǎn)品的非關(guān)稅壁壘。其二，外商直接投資企業(yè)利于我國農(nóng)產(chǎn)品非關(guān)稅壁壘預(yù)警機制的建立。通過大力引入農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的外商直接投資企業(yè)，有助于我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的非關(guān)稅壁壘預(yù)警機制的建立。外資企業(yè)對于其所在國的進出口相關(guān)法律法規(guī)及政府規(guī)章制度較為熟悉，能夠及時獲取其目標(biāo)市場的外貿(mào)政策措施的最新動態(tài)和消費者市場需求的即時變動趨勢。外商直接投資企業(yè)可將其所獲取的農(nóng)產(chǎn)品出口目標(biāo)市場相關(guān)信息迅速向其國內(nèi)供應(yīng)鏈成員企業(yè)擴散，以確保其上游供應(yīng)商能有效配合其農(nóng)產(chǎn)品出口戰(zhàn)略的實施。這使得我國國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品出口導(dǎo)向型企業(yè)及時獲取國外農(nóng)產(chǎn)品進口市場動向，并作出及時的出口策略調(diào)整，降低國外新設(shè)立的非關(guān)稅壁壘對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品出口型企業(yè)的影響。

（四）外商直接投資助力我國農(nóng)產(chǎn)品開拓新市場

其一，外商投資企業(yè)可以通過市場多元化戰(zhàn)略來增加我國農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上的競爭實力。我國傳統(tǒng)農(nóng)產(chǎn)品的出口貿(mào)易主要面向西方發(fā)達國家市場。農(nóng)產(chǎn)品市場多元化戰(zhàn)略對我國農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)導(dǎo)向型企業(yè)的要求，是在繼續(xù)鞏固我國農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)的傳統(tǒng)市場的同時，大力挖掘發(fā)展中國家的農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)市場，力爭對發(fā)展中國家的農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)市場的出口比重有實質(zhì)性增加，以避免我國農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)受少數(shù)國家市場購買方的控制，保持我國農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)事業(yè)的健康可持續(xù)發(fā)展。外資企業(yè)的市場多元化戰(zhàn)略可以使得我國農(nóng)產(chǎn)品在全球市場上的占有率更為均勻，從而有效規(guī)避了我國與部分西方發(fā)達國家農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)市場的沖突。我國的農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)市場導(dǎo)向型企業(yè)可以通過均衡貿(mào)易對象國的方式來降低國際間貿(mào)易戰(zhàn)的損失。其二，外商直接投資企業(yè)可以推動農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚，增強農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)出口能力（蘇李等，2010）。我國農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)的實力相對較弱，導(dǎo)致企業(yè)出口農(nóng)產(chǎn)品的附加值相對較低，亦缺乏應(yīng)對國外進口市場日益升級的農(nóng)產(chǎn)品進口質(zhì)量檢驗和檢疫措施。為克服單個企業(yè)的國際競爭力不足的問題，有必要通過產(chǎn)業(yè)集聚的方式來凝聚農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)的生產(chǎn)與銷售實力，有效提升我國農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)參與國際市場競爭的能力。外商投資企業(yè)憑借自身強大的農(nóng)產(chǎn)品技術(shù)研發(fā)能力和對農(nóng)產(chǎn)品終端需求市場渠道的控制力，可作為核心企業(yè)來組織國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)形成農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，大力提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群在資金、人才與技術(shù)等各領(lǐng)域的市場競爭能力，以產(chǎn)業(yè)集群的形式合力搶占國際農(nóng)產(chǎn)品市場。

參考文獻：

1.劉林青，周潞. 比較優(yōu)勢、FDI與中國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)國際競爭力―基于全球價值鏈背景下的思考[J].國際貿(mào)易問題，2011（12）

2.基姆?安德森，速水佑次郎.農(nóng)業(yè)保護政治經(jīng)濟學(xué)[M].天津出版社，1996

第7篇

關(guān)鍵詞:進口貿(mào)易;技術(shù)溢出效應(yīng);研究綜述

中圖分類號:F74

文獻標(biāo)識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)07-0120-01

技術(shù)溢出是指通過技術(shù)的非自愿擴散,促進了當(dāng)?shù)丶夹g(shù)和生產(chǎn)力水平的提高,是技術(shù)外在性的一種表現(xiàn)。20世紀(jì)80年代以來,對進口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的研究引起了經(jīng)濟學(xué)界的廣泛關(guān)注,其中國外學(xué)者取得了較為豐富的理論和實踐成果。

1 國外關(guān)于進口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的理論基礎(chǔ)

1.1 新增長理論中的技術(shù)溢出效應(yīng)

新增長理論將技術(shù)進步內(nèi)生化,認(rèn)為技術(shù)進步是經(jīng)濟增長的最終源泉,它是由研發(fā)投入、人力資本、干中學(xué)以及勞動分工等各種內(nèi)生因素決定的,其中基于外部性效應(yīng)的內(nèi)生增長模型已成為刻畫技術(shù)進步的一條重要線索。

Arrow (1962)最早用知識的外部性揭示了溢出效應(yīng)對經(jīng)濟增長的作用。他認(rèn)為技術(shù)是從學(xué)習(xí)過程中獲得的,而學(xué)習(xí)來自于實踐經(jīng)驗以及生產(chǎn)投資活動。他假定技術(shù)進步或生產(chǎn)率的提高是資本積累的副產(chǎn)品,即投資具有溢出效應(yīng),進行投資的廠商可以通過積累經(jīng)驗來提高生產(chǎn)率,其他廠商也可以通過“學(xué)習(xí)”提高生產(chǎn)率。

Romer (1986)沿著Arrow的內(nèi)生技術(shù)進步理論,提出了知識溢出模型。他強調(diào)知識的外部性,其具有的溢出效應(yīng)使得任何廠商所生產(chǎn)的知識都能提高全社會的生產(chǎn)率,由此帶來的遞增報酬是經(jīng)濟增長的主要源泉,而資本的邊際生產(chǎn)率不會因固定生產(chǎn)要素的存在而遞減,內(nèi)生的技術(shù)進步是經(jīng)濟增長的動力。

Lucas (1988)構(gòu)建了一個人力資本外部性增長模型,將人力資本內(nèi)生化,假定人力資本是人們在生產(chǎn)過程中“邊干邊學(xué)”的結(jié)果,指出整個經(jīng)濟系統(tǒng)的外部性是由人力資本的溢出效應(yīng)造成的。

根據(jù)新增長理論,技術(shù)創(chuàng)新是推動生產(chǎn)率提高的核心因素,創(chuàng)新活動的顯著特征是具有溢出效應(yīng)和外部收益。如果對外貿(mào)易能夠促進一國的創(chuàng)新活動,便能促進該國的經(jīng)濟增長。

1.2 新貿(mào)易理論中的技術(shù)溢出效應(yīng)

20世紀(jì)80年代初,新貿(mào)易理論開始將進口貿(mào)易作為主要因素來解釋技術(shù)進步,認(rèn)為進口貿(mào)易是促進技術(shù)進步的一個重要因素。在將技術(shù)內(nèi)生化的同時把經(jīng)濟增長引入這一分析框架,研究技術(shù)變動、進口貿(mào)易、經(jīng)濟增長三者間的互動關(guān)系。其中最具代表性的是Grossman和Helpman ( 1991)首次運用一般均衡模型分析開放經(jīng)濟中貿(mào)易、增長和技術(shù)進步之間的關(guān)系。研究表明,進口貿(mào)易作為物化型技術(shù)溢出渠道,不僅可以引進國外高質(zhì)量的最終制成品,而且可以通過引進國外先進的中間產(chǎn)品來提高本國最終產(chǎn)品的技術(shù)含量,改善進口國的技術(shù)吸收能力,從而促進進口國生產(chǎn)率的提高。一國通過進口貿(mào)易往往能更直接分享到貿(mào)易伙伴國R&D投入的成果進而促進本國全要素生產(chǎn)率的提高。

2 國外對進口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的實證研究回顧

Grossman and Helpman,在1991年《全球經(jīng)濟中的創(chuàng)新與增長》一書中,運用Lucas的兩部門內(nèi)生經(jīng)濟增長模型,分析了中間產(chǎn)品貿(mào)易和最終產(chǎn)品貿(mào)易對長期經(jīng)濟增長的影響。發(fā)現(xiàn),貿(mào)易的開放促進了國內(nèi)資源在物質(zhì)生產(chǎn)部門和知識產(chǎn)品生產(chǎn)部門之間的要素優(yōu)化配置,從而促進了經(jīng)濟增長。

Coe和Helpman ( 1995 )使用雙邊進口份額作為權(quán)重構(gòu)造國外R&D存量,采用21個國家的面板數(shù)據(jù),考察進口貿(mào)易對國際技術(shù)溢出和TFP增長的影響。研究表明:一國的TFP不僅取決于本國的國內(nèi)R&D資本,還依賴于國外的R&D存量,國外的R&D存量可以通過貿(mào)易的方式對國內(nèi)的GDP產(chǎn)生正面作用,一國的貿(mào)易開放度越高,所獲得的國際技術(shù)溢出效應(yīng)越大。

Hejazi and Safarian (1996)使用Coe and Helpman(1995)論文中的數(shù)據(jù),分析美國R&D資本存量怎樣通過出口和對外FDI影響其余20個工業(yè)化國家,認(rèn)為美國R&D的確通過上述渠道給其他國家?guī)硎找妗?/p>

Coe,Helpman和Hoffmaister ( 1997)在CH模型的基礎(chǔ)上引入了進口滲透率和人力資本存量作為變量,采用77個發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù),驗證了貿(mào)易伙伴國R&D資本存量對發(fā)展中國家全要素生產(chǎn)率的影響。

Misa Okabe (2002)選取東亞七國為樣本,考察OECD國家R&D投入對發(fā)展中國家TFP的影響,最終證實了進口貿(mào)易技術(shù)溢出對TFP增長的促進作用。

Jakob (2005)運用國內(nèi)人口數(shù)量將國內(nèi)技術(shù)存量進行標(biāo)準(zhǔn)化,用國外實際GDP對國外技術(shù)存量進行平減,以人均進口量作為權(quán)重對國外R&D進行加權(quán),采用13個OECD國家的面板數(shù)據(jù),實證檢驗結(jié)果表明進口貿(mào)易技術(shù)溢出能夠給OECD國家?guī)?00%的TFP增長。

3 進口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)影晌因素研究回顧

盡管國際貿(mào)易作為國際技術(shù)溢出的一個渠道已經(jīng)得到了廣泛的認(rèn)同,但對不同國家和地區(qū)的實證檢驗表明,技術(shù)溢出的效果存在很大的差異性,國際貿(mào)易產(chǎn)生的技術(shù)溢出要受到許多因素的制約:

第一,人力資本存量。人力資本以勞動者為載體,體現(xiàn)了勞動者的素質(zhì)和技能,是技術(shù)進步的重要源泉。人力資本的積累一方面直接促進了本國的技術(shù)進步,另一方面可以增強吸收貿(mào)易溢出的先進技術(shù)知識的能力,從而更有效地分享國外的 R&D 成果,提升本國的全要素生產(chǎn)率。

Coe,Helpman和Hoffmaister (1997)在CH模型基礎(chǔ)上引入進口滲透率和人力資本變量,采用77個欠發(fā)達國家的面板數(shù)據(jù)進行分析,結(jié)論表明,發(fā)展中國家的TFP與其工業(yè)化的貿(mào)易伙伴國的R&D以及本國的人力資本存量呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。

Jorge,Carmela和Francisco( 2002)通過增加進口滲透率變量,同樣使用OECD國家的數(shù)據(jù),證明了進口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)對這些國家經(jīng)濟增長的重要性。他們認(rèn)為,國內(nèi)R&D存量和人力資本才是國外技術(shù)外溢的關(guān)鍵。

Falvey、Foster 和Greenaway(2002,2004)在模型中引入人力資本,采用52 個發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù),研究5 個 OECD 國家的技術(shù)溢出效應(yīng),檢驗結(jié)論表明人力資本對進口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)具有顯著的促進作用。

第二,地理因素。由于商品貿(mào)易存在與地理距離正相關(guān)的運輸成本,貿(mào)易的發(fā)生量與貿(mào)易伙伴國之間的地理距離成反向關(guān)系。因此,地理距離對貿(mào)易量具有一定的限制作用,從而對國際技術(shù)溢出具有一定的負(fù)面影響。

Maurice Schiff 和 Yanling Wang(2004)從區(qū)域貿(mào)易協(xié)議(RTA)的角度研究了南北貿(mào)易的技術(shù)擴散效應(yīng)。他們分別檢驗了國際貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)對韓國、墨西哥和波蘭等國 TFP 的影響,結(jié)果表明技術(shù)溢出的效果具有“區(qū)域化”的特點,即韓國、墨西哥和波蘭分別主要從其同日本、美國和歐盟之間的貿(mào)易中獲益,其原因可能是RTA 下的貿(mào)易伙伴之間的貿(mào)易量較大或是距離近、運輸成本較低。

Keller (2002)在引入地理距離指數(shù)化衰減函數(shù)對經(jīng)合組織成員國間的國際技術(shù)溢出進行分析后發(fā)現(xiàn),國際技術(shù)溢出程度確實與地理距離成反向關(guān)系。

第三,貿(mào)易結(jié)構(gòu)。貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同樣會對進口貿(mào)易技術(shù)溢出產(chǎn)生影響,不同的貿(mào)易產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)會導(dǎo)致不同的技術(shù)擴散效應(yīng)。

Keller ( 2001)指出,在OECD國家80%的制造業(yè)的研發(fā)集中于四類ISIC產(chǎn)業(yè):化學(xué)產(chǎn)品、電子的和非電子的機械、運輸設(shè)備,國際貿(mào)易技術(shù)擴散效應(yīng)的發(fā)揮因為產(chǎn)業(yè)的不同而有差異。

Blyde (2001)研究發(fā)現(xiàn)OECD的進口貿(mào)易比拉丁美洲的進口具有更強的擴散效應(yīng),原因是OECD的進口貿(mào)易產(chǎn)品比拉丁美洲的進口產(chǎn)品有更高的技術(shù)含量。

Schiff,Wang和Olarreaga ( 2002)把行業(yè)按照研發(fā)的密集程度分為高、低兩類,結(jié)果發(fā)現(xiàn)高研發(fā)密集的行業(yè)主要受益于北――南之間的R&D擴散,而低研發(fā)密集的行業(yè)主要受益于南――南之間的技術(shù)擴散。

參考文獻

第8篇

關(guān)鍵詞:匯率變化；進出口貿(mào)易；人民幣匯率；應(yīng)對策略

人民幣匯率的變化仍然影響著進出口貿(mào)易的發(fā)展，并且影響著眾多參與進出口貿(mào)易行業(yè)的經(jīng)營，對匯率變化進行探討并探索進出口貿(mào)易的發(fā)展對策，值得我們進行深入思考。

1人民幣匯率變化基本情況

匯率是一個國家貨幣與另一個國家貨幣兌換比率的簡稱。人民幣是貨幣，在對外貿(mào)易中，使用人民幣與之交易的另一種貨幣是國際通用貨幣———美元。因此，對人民幣匯率進行討論，通常是討論美元對人民幣的匯率?？傮w而言，人民幣匯率波動較小，但人民幣匯率在固定范圍內(nèi)變化幅度較大，10年內(nèi)最大匯率與最小匯率的差值為1.3372。相對穩(wěn)定的匯率有助于我國進出口貿(mào)易的發(fā)展，但匯率變化仍然對進出口貿(mào)易產(chǎn)生了一定的影響。

2匯率變化對進出口貿(mào)易的影響

2.1影響進出口貿(mào)易利潤。匯率變化代表著人民幣兌換美元的數(shù)額變化。從進口的角度來看，當(dāng)商品價格不變時，匯率下跌意味著人民幣購入的商品數(shù)量減少，內(nèi)銷的成本提高，企業(yè)利潤會有所降低。從出口的角度看，人民幣匯率下跌意味著出口商品對外的價格發(fā)生變化，在商品成本不變的情況下，價格越低，利潤也越低。匯率上漲同樣對進出口貿(mào)易有不利的影響，對于進口貿(mào)易來講，人民幣匯率上漲意味著購買力提高，而國內(nèi)市場需求不變，企業(yè)必須降低售價，利潤會降低；而匯率上漲意味著出口商品售價提高，其他國家購買力不變的情況下，出口數(shù)量會相對減少，同樣影響貿(mào)易利潤。2.2影響進出口貿(mào)易經(jīng)營策略。由于匯率變化對進出口貿(mào)易利潤產(chǎn)生影響，很多企業(yè)在經(jīng)營的過程中，采用改變經(jīng)營策略的方式規(guī)避匯率變化的不利影響，這樣一來，我國進出口貿(mào)易的經(jīng)營策略不穩(wěn)定，很容易導(dǎo)致貿(mào)易糾紛。在人民幣匯率上漲時，進口商品可能會被囤積，等待匯率穩(wěn)定或降低時進行出售，則在匯率降低時，進口貿(mào)易會減少，部分中小型企業(yè)對匯率變化應(yīng)對能力弱，可能選擇暫時退出市場。同樣，出口貿(mào)易必須進行大量的宣傳或者進行市場開發(fā)，以保證出口利潤的達成，這又影響了企業(yè)對外貿(mào)易的成本應(yīng)用，甚至影響某一類產(chǎn)品的品牌價值。2.3影響進出口貿(mào)易市場發(fā)展。客觀來講，進出口貿(mào)易發(fā)展應(yīng)是平衡的，或者，進口基本生產(chǎn)資源、出口成品，才能形成穩(wěn)定的貿(mào)易利潤。但由于匯率變化和我國生產(chǎn)特征，進出口貿(mào)易的市場發(fā)展存在著不平衡現(xiàn)象，原材料出口和廉價勞動出口始終高于高新產(chǎn)品出口，而進口貿(mào)易正好相反。長此以往，不利于我國經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

3進出口貿(mào)易應(yīng)對匯率變化影響的策略

3.1擴大進出口貿(mào)易利潤來源。進出口貿(mào)易利潤的以商品交易的形式出現(xiàn)，勢必會受到匯率的影響，很多企業(yè)由于自身經(jīng)營因素，缺乏應(yīng)對匯率變化的能力，導(dǎo)致經(jīng)營問題。對此，最有效的解決方式是擴大進出口貿(mào)易利潤的來源，簡單來講，即將利潤以其他形式表現(xiàn)出來。3.2及時調(diào)整進出口貿(mào)易經(jīng)營策略。需要根據(jù)匯率變化去調(diào)整經(jīng)營策略，經(jīng)營策略的變化，應(yīng)與外貿(mào)市場的環(huán)境相對應(yīng)，即形成向外的策略調(diào)整，而不僅僅是被動地調(diào)整企業(yè)經(jīng)營狀態(tài)。3.3加速人民幣匯率國際化進程。為了更好地促進我國進出口貿(mào)易，同時能夠有效抵擋人民幣匯率帶來的影響，可以進一步推進人民幣國際化的進程，例如，促進進出口貿(mào)易中使用人民幣結(jié)算的進程，這樣我國的人民幣匯率會更加穩(wěn)定，同時也可以提高企業(yè)處理匯率波動風(fēng)險的能力，對于我國的進出口貿(mào)易有著良好的促進作用。另外，經(jīng)濟的不斷發(fā)展才能夠進一步提高我國的整體實力，同時可以在進出口貿(mào)易中保持人民幣匯率的穩(wěn)定，可以確保我國的自身利益。

4結(jié)語

綜上所述，匯率變化對進出口貿(mào)易的利潤、經(jīng)營策略以及市場發(fā)展均有影響，我國進出口貿(mào)易要應(yīng)對匯率變化，需要進一步擴大利潤來源、及時調(diào)整經(jīng)營策略并加速人民幣國際化進程以引導(dǎo)市場，這是保證我國匯率穩(wěn)定、進出口貿(mào)易健康發(fā)展的有效措施。

參考文獻

[1]張博.淺談人民幣匯率對我國進出口貿(mào)易的影響[J].中國商論,2017(02):127-128.

[2]畢耀文.人民幣匯率對進出口貿(mào)易影響研究[J].現(xiàn)代商業(yè),2017(02):108-110.

第9篇

【關(guān)鍵詞】進出口貿(mào)易 經(jīng)濟增長 貢獻度 拉動度

一、引言

改革開放以來，河南省進出口貿(mào)易呈現(xiàn)良好的增長趨勢，出口額由1978年的1.782億元增長到2010年的712.828億元，增長了400.16倍，進口額由1978年的0.270億元增長到2010年的491.466億元，增長了1814.86倍，進出口貿(mào)易已成為河南省經(jīng)濟增長的重要推動力量。1978-2010年間河南省經(jīng)濟發(fā)展和貿(mào)易一樣也取得了巨大成就，GDP由1978年的162.9億元增長到2010年的22942.68億元，增長了140.84倍，年均增長率為11.3%左右。根據(jù)貿(mào)易理論，進出口貿(mào)易對經(jīng)濟持續(xù)增長應(yīng)該起到了促進作用，為了準(zhǔn)確的揭示河南省進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系，本文將從統(tǒng)計和計量兩個視角對河南省進出口貿(mào)易與GDP之間的關(guān)系進行實證研究。

二、進出口貿(mào)易促進經(jīng)濟增長的貢獻度及拉動度分析

本文研究的進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的拉動作用是通過開放經(jīng)濟條件下的凱恩斯國民收入恒等式Y(jié)=C+I+G+(X-M)推導(dǎo)得到。根據(jù)國民收入恒等式獲得增量恒等式：

（1）

其中，Y， C， I， G， X 和M分別表示國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費、投資、政府購買、出口和進口，NE=X-M表示凈出口，表示增加值。當(dāng)凈出口增加時，對外貿(mào)易正向拉動國內(nèi)生產(chǎn)總值增長，當(dāng)凈出口減少時，對外貿(mào)易對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長產(chǎn)生負(fù)拉動作用。根據(jù)①式，可以獲得貿(mào)易對經(jīng)濟增長貢獻度的量化公式。

即:凈出口對GDP增長的貢獻度= （2)

根據(jù)①式，對兩邊的變量同時除以Y，可以獲得GDP增長率分解式：

(3)

根據(jù)③式可以獲得貿(mào)易對GDP增長拉動度的量化公式，

即:貿(mào)易對GDP增長的拉動度= （4）

根據(jù)②和④量化公式及整理的相關(guān)數(shù)據(jù)計算得到1978-2010年間河南省進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻度和拉動度（表1），由表1可以看出：

（1）除外部環(huán)境發(fā)生重大變化的年份，各年凈出口增加值基本上都是大于0，進出口對河南省經(jīng)濟增長的貢獻度和拉動度也基本為正值，貿(mào)易正向拉動河南省經(jīng)濟增長，凈出口貿(mào)易與GDP總體呈正相關(guān)。

（2）1978～2010年間進出口貿(mào)易對河南省經(jīng)濟增長的年均貢獻度為1.96%，年均拉動度為0.17%，這兩個數(shù)值明顯低于全國平均水平。同時可以看出1978～2000年間的貢獻度和拉動度平均值明顯高于2001～2010年間的，由此可見，河南省對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻度和拉動度在下降，這與加入WTO后，河南省經(jīng)濟高速增長不相匹配，河南省有必要提高貿(mào)易對經(jīng)濟增長貢獻度和拉動度。1978～2010年間的貢獻度和拉動度的?Std.Dev.（標(biāo)準(zhǔn)差）越來越大，說明2001～2010年間的貢獻度和拉動度較1978～2000年的波動大，可見河南省對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻度和拉動度受國際環(huán)境的影響越來越大，如2009年的貢獻度和拉動度分別為-13.09%和-1.43%，是1978年以來最低的一年。

（3）根據(jù)凱恩斯的對外貿(mào)易乘數(shù)理論，當(dāng)外國進入經(jīng)濟增長衰退期或經(jīng)濟增長不景氣時，則本國出口將下降，甚至?xí)鸨緡?jīng)濟衰退，如2009年金融危機雖然沒有引起河南省經(jīng)濟衰退（GDP增長率為10.9%），但凈出口額下降到只有85.70億人民幣。

三、結(jié)論與啟示

通過運用統(tǒng)計方法對河南省1978-2010年間相關(guān)數(shù)據(jù)實證研究表明：

河南省對外貿(mào)易對經(jīng)濟的年均貢獻度為1.96%，年均拉動度只有0.17%，這些數(shù)據(jù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于全國的同期水平，如2007年，我國進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻率為20%，拉動經(jīng)濟增長達到2.4%，而河南省進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻率為0.89%，拉動經(jīng)濟增長只有0.13%。河南省進出口貿(mào)易總量比較小，對GDP的貢獻度和拉動度偏低，說明進出口貿(mào)易是發(fā)展河南省經(jīng)濟的一塊短板。原因可能是河南省地處中原，作為傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)大省，發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)（第二產(chǎn)業(yè)是出口主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)）不具有政策優(yōu)勢、產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢和區(qū)位優(yōu)勢，但隨著中原經(jīng)濟區(qū)建設(shè)上升到國家戰(zhàn)略層面，河南省進出口貿(mào)易對GDP 的貢獻度及拉動度也會有所提高。

參考文獻

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