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篇1
一、文獻回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優劣勢的態勢，從而直接創造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有統計方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統計數據，研究了這些發達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發達國家的對外直接投資對同行業的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。
上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統計數據，采用協整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。
二、實證分析
（一）數據選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發展統計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規模和經濟增長。
（二）時間序列的平穩性檢驗
在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩性檢驗，表明這些變量是平穩的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩性檢驗，即二階單整。
綜上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。
（三）協整檢驗
近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
綜合考察這些變量之間的協整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩性檢驗結果如表4所示。
回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。
由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。
（四）誤差修正模型
誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經濟模型，成為協整分析的一個延伸。若變量之間存在協整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩定的關系，而這種穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。
由協整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：
lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1
t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）
lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1
t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）
在誤差修正模型(3)中，協整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態調整過程具有一定穩定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩定。
在誤差修正模型(4)中，協整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態調整過程具有穩定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩定關系。
三、結論與建議
通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：
（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。
從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協整關系，即它們之間存在長期穩定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發展。
縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發展是非常必要的,也是可行的。
（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發展歷程(齊曉華,2004)。由于其規模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。
本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。
從浙江省當前貿易戰略出發,政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創造效應的對外直接投資給予各種政策優惠,從而鼓勵企業積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業步入國際化發展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業結構。
對企業界而言，加入WT0后,國內市場上國內外企業的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業的生存空間，增強企業的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。
參考文獻：
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邱立成.1999.論國際直接投資與國際貿易之間的聯系［J］.南開經濟研究(6).
小島清.1987.對外貿易論［M］.天津:南開大學出版社:437-442.
王亞平.2004.“十一五”期間中國經濟參與國際分工趨勢展望［J］.經濟研究參考(49).
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AGARWALJP.1986.Thirdworldmultionalsandbalanceofpaymentseffectsonhomecountries:acasestudyofIndia［M］//KHUSHIMK.MultinationalsfromtheSowth.London:Maemillan.
MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.
篇2
2.進一步維持國際收支平衡狀態
經過對外直接投資的控制，國家收支會得到進一步平衡，在保證匯率穩定的基礎上，規避出口競爭力過低，使得我國對外出口競爭實力和市場份額持續擴大。
3.持續輔助相關企業主動繞過貿易壁壘
通過跨國并購或是在海外設置子公司，可以讓我國企業更快的擠入國際市場，使得因為貿易避雷造成的貿易限制問題得以順勢消除，全面增加產業貿易數量并強化企業國際綜合競爭實力，最終帶動關聯產品出口貿易。
4.快速賦予我國企業強效的逆向技術溢出效應
向發達國家邁進，進行綠地投資并構建起專業化的分支機構，能夠愈加接近東道國的R&D資源，保證及時介入所在產業高端技術集聚區域并加以模仿學習，從中獲取先進的知識和技術。長此以往，令自身所有權優勢得以全面增加，并順勢擴充出口貿易范疇以及對國際的影響效應。最好的例子就是大連機床企業，就是憑借并購渠道，進行逆向技術溢出實時性獲取，躋身于世界十大機床排位。
二、現階段我國對外直接投資工作中面臨的具體挑戰困境
1.政府管理缺乏應有的統一聯帶性
許多企業無法在對外直接投資前深入性調查掌握國外法律法規，致使在并購工作中處于弱勢地位，不能獲得政府可靠的支持。
2.對外直接投資行業分布結構機理嚴重紊亂
自2011年開始，我國對外投資中，占比比較大的分別是租賃、商務服務、采礦、批發和零售制造等領域，大約占據整體投資份額的77%，相比之下，關于軟件、科學研究等高新科技產業占據的比重就顯得較小，幾乎只有2.1%。由此看來，我國對外直接投資層次過低，并且缺乏技術和知識密集型行業的支持。
3.專業型人才資源儲備數量不夠充足
事實上，我國許多跨國行業都缺乏跨國性經營管理人才，致使后期直接投資活動遺留深刻的隨意和盲目患，長此以往便會令海外經營能力持續降低，嚴重情況下直接陷入虧損等被動境遇。如2011年我國陷入虧損的境外企業便已經達到23%。
透過宏觀角度觀察，當前我國對外直接投資，不管是在產業結構、參與企業實力、國際競爭潛質等方面，都和西方發達國家市場競爭規范訴求有著較大差距，在此期間，西方發達國家更利用嚴格規定限制我國對外投資力度。長遠趨勢看來，我國對外直接投資和進出口貿易發展還有較長一段的挑戰適應路途要走。
三、利用對外直接投資途徑改善進出口貿易管理質量的措施
歸結來講，我國就是要持續地革新拓展對外直接投資形式，將國際、國內兩類市場優勢和多元化資源優勢盡數發揮，使得直接投資對貿易的促進效用至此得以長效發揮。對外直接投資本身有助于海外市場的開拓，經過跨國生產途徑迅速帶動高端設備、原材料、中間品的出口支持動力；再就是利用對外直接投資獲取國內經濟發展一切需要的資源，包括高新技術設施和豐富的實踐管制經驗等，借此令國內產業機構快速優化并提升技術水準，令我國企業和產品國際競爭力變得愈加理想。具體措施內容將細化為：
1.適當加大對發達國家的直接投資力度，持續優化并改造相關產業結構
我國以往獲取的大多數西方發達國家已經淘汰的機械和技術，相關行業根本不能得到系統化革新拓展機遇，唯一能夠有效利用的便是自身勞動力資源優勢，而在和其余國家進行出口貿易競爭環節中，既有的勞動力優勢也開始逐漸喪失。因此，有關規劃主體需要持續加大對發達國家對外直接投資力度，完成逆向技術溢出改革指標并快速獲取高端的知識技術，令高新科技產業投入支持力度持續加大，這樣一來，便可在國際貿易中盡快占據主導地位，進一步擴充相關產業整體的對外出口貿易范圍。
2.督促政府快速構筑起完善形式的金融服務機構
在企業開展對外直接投資項目基礎上，地方政府需要全面發揮自身職能效應，在企業實行政策方面予以科學化引導，進一步開放集合融資、稅收、信息咨詢等功能服務。另外，政府還要持續修繕海外投資監督保障體系，主動規避政治風險侵蝕效應，令企業自覺形成發展對外貿易的自信心和積極性。當然，為了優化我國對外直接投資的改革進程，作為政府，有必要結合國民經濟發展現狀、既有產業結構以及國家戰略，人性化的調整投資區域并調整產業運作模式。逐步搭建起對外直接投資的法律指導體系，借此調整我國投資法向引資一邊倒的隱患，同時將西方發達國家出口貿易發展經驗予以充分借鑒，出臺相關法律法規，明確對外投資主體、權責、區域、產業、模式、利潤分配、人才培養等，再就是成立專業化監理機構，令對外投資管理程序在當下予以快速簡化，最終提升管理實效。
3.跨國企業要積極培養金融、財務、貿易、法律等各類專業人才
透過各方合作建立起高效的教學培訓機制，保證在合理時間范圍內培養供應融合財務、貿易、法律、政策管理經驗的應用型人才，進一步規避今后直接投資活動的盲目和隨意性問題，令對外直接投資成功幾率得以大幅度提升，衍生出可靠的企業內部優勢，為今后產業內出口貿易持續增加，創設適應條件。
篇3
2095-3283（2013）03-0018-03
作者簡介：郜志雄（1967-），男，寧波工程學院經濟與管理學院，博士，碩士生導師，研究方向：跨國公司與外國直接投資；郭（1970-），男，寧波工程學院理學院，博士，研究方向：國際金融與投資；李秀娥（1983-），女，山東人，對外經濟貿易大學國際經濟貿易學院博士候選人，英國利茲大學訪問學生，研究方向：跨國公司與外國直接投資。
基金項目：寧波工程學院校級科研項目和教育部人文社會科學重點研究基地2009年度重大項目（2009JJD790006）的階段性研究成果。
一、前言
自1993年成為石油凈進口國以來，中國石油對外依存度逐年提高，1993年僅為71%，2011年達到565%，這意味著中國一半以上的石油消費量來自國外。獲取海外原油需要國家進行能源外交，需憑借一個國家的軟實力來實現，但原油獲取的根本渠道和最終實現形式是對產油國的直接投資或與產油國實現雙邊或多邊經貿合作。“十二五”期間，中國海外投資的實際功效不僅要講企業的實際經營效益，還要把進口中國所需資源和擴大中國海外市場作為戰略目標（裴長洪，2011）。為了研究近年來中國的對外直接投資（OFDI）以及雙邊貿易對中國原油進口量產生的影響，本文選取2003―2010年中國對24個主要進口原油來源國的OFDI流量、OFDI存量、進出口貿易聯系和原油進口量作為研究變量，實證檢驗中國OFDI、進出口貿易對原油進口的影響。首先，計算中國與這24個國家的貨物進口貿易結合度、出口貿易結合度，并檢驗各變量的平穩性。其次，運用面板數據的變截距模型和變系數模型，分析FDI存量、貿易結合度對原油進口量的靜態影響以及FDI流量、貿易結合度對原油進口量的靜態影響；其后，建立VAR模型，檢驗FDI流量、FDI存量、貿易結合度和原油進口量的滯后期對當期原油進口量的動態影響。
二、數據來源與雙邊貿易結合度的計算
1數據來源
2003―2010年中國原油進口量（JK）的數據來自《國際石油經濟》。中國在24個主要原油進口國的FDI流量（Flow）和FDI存量（Stock）的數據來自商務部、統計局和外匯管理局聯合的《2010年度中國對外直接投資統計公報》（2011）。2003―2008年中國與24國的雙邊貿易額數據來自IMF主編的Direction of Trade Statistics Yearbook（2005―2009）；2009年和2010年的數據來自《國際貿易》（其中伊拉克的數據來自UN comtrade；其他數據來自WTO數據庫）。
對上述的原油進口量、FDI流量和FDI存量取對數，即這3個變量為Lflow、Lstock和Ljk。
2進口、出口貿易結合度的計算
本文選取貿易結合度指數表示中國與24個原油進口國之間的貿易聯系。貿易結合度指數最早是由經濟學家布朗提出，后經小島清、德拉斯戴爾和山澤逸平等學者完善，它是指一經濟體對某一個貿易伙伴的出口（進口）占該經濟體出口（進口）總額的比重與該貿易伙伴進口（出口）總額占世界進口（出口）總額的比重之比，該比值反映了兩經濟體貿易相互依存的程度。貿易結合度以1為平均值，數值越大，兩經濟體的貿易聯系越緊密；數值越小則貿易聯系越松散。
按照貿易結合度的計算公式，可計算出中國對24個主要進口原油來源國的貨物出口結合度（ETCD）和進口結合度（ITCD）。
三、中國OFDI、雙邊貿易對原油進口量影響的實證分析
1變量的平穩性檢驗
時間序列或面板數據的平穩性通常通過單位根檢驗來判斷。對于面板數據單位根的檢驗，Levin and Lin（1993）、Im et al（1997）和 Breitung（2000）分別提出LLC 法、IPS法和Breitung 法，Maddala and Wu（1999）提出了ADF-Fisher和PP-Fisher法。LLC 、Breitung的原假設是各截面序列具有一個相同的單位根，IPS、ADF和PP檢驗的原假設是假定各截面序列具有不同的單位根過程。本文采用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher 和PP-Fisher 5種方法對面板數據的單位根進行檢驗，當檢驗結果不一致時，若前兩種檢驗、后三種檢驗結果中各有一個拒絕原假設，本文即認為被檢驗序列為平穩序列。據此，運用Eviews60軟件檢驗，可以判定：在5%的顯著水平下，Lstock、Lflow、Ljk、ETCD和ITCD都是平穩序列（見表1）。
2FDI存量、雙邊貿易關系對進口量的靜態影響
把Lstock、ETCD、ITCD作為自變量，Ljk為因變量，建立計量經濟學模型檢驗中國OFDI存量、貨物進口結合度和貨物出口結合度對原油進口量的影響。利用Eviews60對上述模型進行Hausman檢驗，回歸結果拒絕原假設，應選擇固定效應模型。固定效應模型包括變截距模型和變系數模型。通過變截距模型全面分析FDI存量、ETCD、ITCD對原油進口量的影響情況，運用變系數模型來討論國別之間影響的差異。
變截距模型的回歸結果表明：在1%顯著水平下，中國的OFDI存量對原油進口量的影響效果顯著；10%顯著水平下，出口貿易緊密程度與原油進口量是負相關，影響顯著；進口貿易結合度的影響則不顯著（見表2）。
變系數模型的回歸結果顯示：在1%顯著水平下，中國在哈薩克斯坦、巴西和馬來西亞的FDI存量對原油進口量的影響顯著，中國與利比亞、伊拉克、澳大利亞和尼日利亞出口貿易聯系對原油進口量的影響顯著，中國與科威特和馬來西亞進口貿易聯系對原油進口有顯著影響；在5%顯著水平下，中國在澳大利亞、阿爾及利亞的FDI存量對原油進口量的影響顯著，中國與巴西、馬來西亞出口貿易聯系對原油進口量的影響顯著，中國與阿爾及利亞進口貿易聯系對原油進口量有顯著影響；在10%顯著水平下，中國在安哥拉、委內瑞拉、尼日利亞的FDI存量對原油進口量的影響也非常顯著，中國與越南的出口貿易聯系對原油進口量有顯著影響，中國與哈薩克斯坦進口貿易聯系對原油進口有顯著影響，在其余國家的FDI存量對原油進口的影響不顯著。其中，在馬來西亞與尼日利亞的FDI存量與原油進口量之間呈負相關，巴西、利比亞、澳大利亞的出口貿易聯系與原油進口量之間顯著負相關（見表3）。
對上述變截距模型和變系數模型的回歸殘差進行面板數據的單位根檢驗，結果表明殘差序列是平穩數列，回歸中不存在“偽回歸”現象（見表3）。
3FDI流量、雙邊貿易關系對原油進口量的靜態影響
以原油進口量為因變量，FDI流量、出口結合度和進口結合度為解釋變量分別建立固定效應變截距模型和變系數模型。變截距模型的檢驗結果表明，在1%、5%的顯著水平下，FDI流量、出口貿易聯系對原油進口量有顯著影響，但出口貿易聯系與進口量之間負相關（見表4）。
變系數模型的實證檢驗結果表明，5%顯著水平下，在哈薩克斯坦和巴西的FDI流量對原油進口量的影響顯著，中國與利比亞和澳大利亞的出口貿易聯系對原油進口量有顯著負向影響，中國與馬來西亞、阿爾及利亞的進口貿易聯系對原油進口量有顯著影響；10%顯著水平下，在越南的FDI流量對原油進口量呈負向關系，統計結果顯著。回歸后對殘差進行面板數據的單位根檢驗，結果表明殘差序列是平穩數列，回歸中不存在“偽回歸”。
4FDI流量、雙邊貿易關系對原油進口量的動態影響
分別以Ljk、Lflow、ETCD、ITCD和Ljk、Lstock、ETCD、ITCD為內生變量，建立兩個向量自回歸模型（VAR模型）。根據AIC準則，將模型的滯后階數P確定為1。回歸結果表明，原油進口量的滯后一期對當期原油進口量有正向影響且顯著，FDI存量滯后一期、FDI流量的滯后一期對當期原油進口量有負向顯著影響，而進口結合度和出口結合度的滯后期對當期原油進口量影響不顯著。
四、結論與建議
從靜態角度看，2003年以來，中國的OFDI、雙邊貿易聯系對原油進口的影響作用存在明顯差異。總體看，中國的OFDI流量和存量在一定程度上對中國原油的進口有顯著的促進作用，中國與進口原油來源國的出口貿易聯系對原油進口沒有明顯促進作用，而進口貿易聯系的影響不顯著。就國別而言，中國OFDI、雙邊貿易聯系對原油進口的影響效果不同，可分為七種：FDI流量與存量雙促進作用（如哈薩克斯坦、巴西）、FDI存量促進作用（如安哥拉、委內瑞拉、澳大利亞和阿爾及利亞）、雙邊貿易促進作用（如馬來西亞）、進口貿易促進作用（如阿爾及利亞）、貿易阻礙作用（如澳大利亞、利比亞）、貿易影響模糊（如哈薩克斯坦、伊拉克、科威特、尼日利亞和越南）和沒有影響（其余國家）。從動態影響效果看，原油進口量主要是前期產生的，前期FDI存量與流量對原油進口沒有促進作用，前期貨物貿易聯系的影響甚微。
基于FDI、雙邊貿易關系對原油進口量的不同影響效果，從投資角度來看，中國應進一步發揮FDI的促進作用，加大對原油生產國的投資以穩固原油進口量。據統計，2011年中國OFDI流量的627%流向中國香港、英屬維爾京群島和開曼群島，而流向蘇丹的僅占12%。因此，中國需要通過發放優惠貸款等措施引導中國企業增大在產油國的投資，既可以促進中國原油的進口，也可把過剩的外匯儲備轉變為石油資源。從貿易角度而言，一要鞏固與擴大原油的進口量，二是基于與產油國貨物貿易的現狀，調整國別間的貿易發展方式，逐步優化商品貿易結構。
[參考文獻]
篇4
自20世紀90年代以來，受國外體育用品制造業產業轉移和本土發展環境優化等因素影響，我國體育用品制造業發展迅猛，并逐漸成為體育產業的重要組成部分。據統計，全國體育用品制造業行業總產值以每年493億元的規模增長，全球65%的體育用品在中國生產制造，我國已成為世界體育用品制造大國。近年來，我國體育用品出口保持著較高的增長幅度，根據國家信息中心中經專網（http：//ibe.cei.gov.en/）和國家海關數據顯示，2012年全國894家規模以上體育用品制造業企業實現出貨值509.94億元，同比增長10.58%；從出口性質來看，體育用品出口以外資企業、私營企業和國有企業為主，合計出口占全部出口總額的98.5%，其中外商投資企業出口占六成以上，這表明外商投資對我國體育用品制造業出口貿易產生重要影響。
改革開放以來，我國對外貿易和吸引外資都取得了較快發展，根據國家統計局公布的數據，我國實際利用外商直接投資（FDI）額和對外直接投資額分別從2002年的527.43億美元、27億美元躍升至2012年的1117.2億美元、850億美元，年均增幅分別為7.79%和41.19%；而與此同期，我國體育用品制造業FDI和對外直接投資年均增幅為9.22%和31.4%。根據相關研究結果顯示，FDI和本國對外直接投資對進出口貿易產生重要影響，但體育用品制造業進出口貿易是否也受到FDI和我國對外直接投資影響？影響是否顯著，是怎么樣影響的？面對新形勢和新挑戰，這些問題是值得深思的。因此，本文通過建立外商直接投資（FDI）和我國對外國直接投資對體育用品制造業進出口貿易影響的回歸模型，以實證的定量分析來研究兩者之間的相關性，以期得出有意義的結論。
一、相關文獻回顧
1960年，美國經濟學家海默的博士論文《國內企業的國際經營：對外直接投資的研究》提出了壟斷優勢理論，標志著對外直接投資理論的興起；這一時期，以商品貿易為主的國際經濟交往格局被打破，國際分工深入到生產領域，進而滲透到產業內部，這使得對外直接投資和國際貿易之間的互動關系加強，融合程度加深。對外直接投資與貿易理論主要有兩大體系，一是宏觀角度下以國際貿易理論為基礎，如郝克歇爾一俄林的要素稟賦論（靜態比較優勢），小島清邊邊際產業擴張論（動態比較優勢）和錢鈉里的“兩缺口”理論等；二是微觀角度下以產業組織理論為基礎，如壟斷優勢論、內部化理論和鄧寧的國際生產折中論等。從實證角度來看，國外學者主要有兩種觀點，一是以Mundell為代表的“替代性關系”，如Blonigen（2005）指出為逃避貿易壁壘，FDI對貿易具有替代性關系；二是以小島清（1973）為代表的“互補性關系”，如Lipsey和Weiss（1984）指出對外直接投資可以帶動與其相關或配套的技術品和服務的母國供應商對東道國的直接投資和出口，在長期中，FDI和母國出口趨于互補；Marchant（2002）、Rose和Spiegel（2004）也通過實證檢驗證明了FDI與國際貿易存在正相關關系。我國學者對FDI和對外直接投資對本國外貿影響的研究面較廣，研究重點主要集中在出口總量、結構升級和技術外溢出等方面，如李春頂（2009）以新一新貿易理論為基礎，研究了我國不同行業企業應選擇不同的國際化路徑（繼續擴大出還是轉向對外直接投資）；孫少勤，邱斌（2010）從市場體制、外資政策、金融市場效率和市場分割等四個制度入手，分析了上述四個制度因素對我國制造業FDI技術溢出效應的影響。
通過文獻回顧，可以發現國內外對此研究在宏觀經濟領域、中觀產業層面、微觀企業角度都有較寬、較深的研究，但關于FDI對我國體育用品制造業的影響研究方面則較少，只有張宏偉（2010）和王自清（2010）等少數學者對此有相關研究；張宏偉通過測算體育用品制造業全要素生產率來分析FDI對我國體育用品制造業的技術溢出效應，王自清研究了三資企業資產與我國文教體育用品制造業工業總產值之間的關系，而關于FDI對進出口貿易影響的研究則鮮有。基于上述背景和相關研究成果，本文選取2003-2012年體育用品制造業對外貿易數據作為研究樣本，運用單位根檢驗（ADF）、協整關系檢驗和向量誤差修正模型（VEC）等方法對FDI與我國體育用品制造業進出口貿易的影響效果進行了分析，同時也把我國對外國直接投資作為變量因素考察其是否對體育用品制造業進出口貿易產生影響，進而為改善我國體育用品制造業對外貿易提供相關建議。
二、數據來源與模型構建
（一）數據來源
1.體育用品制造業進出口貿易數據
本文照國家體育總局制定的《體育及相關產業分類（試行）》選取體育用品制造業的相關數據，數據來源于國務院發展研究中心信息網（該平臺是由國務院發展研究中心主管、國務院發展研究中心信息中心主辦、北京國研網信息有限公司承辦的）、中經網統計數據庫（國家信息中心主辦）和國家海關公布的分行業月度數據，本文將各年的月度數據匯總得出我國體育用品制造業進出口貿易額。
2.FDI和我國對外直接投資額
本文研究所需的我國全部行業FDI和對外直接投資額數據來源于國家統計局編撰的歷年《國家統計年鑒》，體育用品制造業的FDI來源于中經網統計數據庫；由于體育用品制造業的對外直接投資額沒有直接數據，本文根據國家統計局公布的20行業對外直接投資額（其中包括文化、體育和娛樂業）和商務部編撰的歷年《中國對外直接投資統計公報》（其中對文化服務業有做概述）對體育用品制造業對外直接投資額進行估算，由于文化、體育和娛樂業對外直接投資總額明顯小于體育用品制造業FDI額，所以在做回歸模型分析時，估算的體育用品制造業對外直接投資額數據對本文的研究結論影響很小。
（二）模型構建
根據上述FDI和國際貿易相關理論，假定出口需求EX和進口需求IM是該行業對外直接投資（CDI）和受到外商直接投資（FDI）等變量的函數，由此得到的進出口需求函數為：
EX=EX（CDI，FDI） （1）
IM=IM（CDI，FDI） （2）
由于對進出口貿易產生影響的不僅僅是該年的CDI和FDI，往年流入和流出的FDI和CDI對該行業的對外貿易也會產生影響（于薇薇，2007），本文將考察往年的FDI和CDI是否也對體育用品制造業進出口貿易產生影響，故把FDI和CDI的累計額也作為變量因素來分析，兩者的累計額分別采用截止到該年的累計額；由于本文不僅研究長期靜態效應，也關注短期動態效應，故選擇“滯后一期”帶來的短期影響，進而研究數據以2002年為初始年，2003年的累計額是2002年和2003年的總和，2004年則是2002、2003和2004年的總和，以此類推。故上述（1）和（2）式可以完善為：
EX=EX（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （3）
IM=IM（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （4）
（3）和（4）式中AFDI和ACDI分別表示FDI和CDI的累計值。
為減少估值誤差可以將上述數據轉換為對數形式，通過最小二乘法（OLS）回歸，則有計量模型：
lnEX=αex+βexlnCDI+γexlnFDI+λexlnAFDI+πexlnACDI+ρex （5）
lnIM=αim+βimlnCDI+γimlnFDI+λimlnAVDI+πimlnACDI+ρim （6）
上述（5）和（6）式是本文實證分析的基準模型，其中α為常數項，β、γ、λ、π為各自變量的系數，ρ表示隨機擾動項。
三、實證分析
（一）我國體育用品制造業進出口貿易和FDI現狀分析
自2002年正式加入世貿組織后，我國對外貿易規模持續擴大，2003至2012年出口和進口貿易增長速度年均增幅分別超過21%和20%，2012年我國在全球貨物貿易額排名中位列第二，而與此同期我國體育用品制造業進出口貿易增速放緩，圖1和圖2分別顯示的是我國體育用品制造業進出口貿易和FDI增速、體育用品制造業進出口貿易和FDI占全國進出口貿易總額和FDI總額的比例。
圖1顯示除2010年外，我國體育用品制造業出口貿易增幅呈現下降態勢，并且2012年出口額出現首次下降，這表明我國體育用品制造業出口面臨嚴峻形勢，出口產品結構競爭優勢降低和國際競爭加劇是主要原因；進口增速則呈現“降一升一降”的來回波動趨勢，這與國內居民收入狀況和體育消費環境有很大關系，如受金融危機影響，但受惠于2008年北京奧運會的舉辦，當年進口增幅達到9.8%，而2009年則受到金融危機滯后效應影響，下降幅度超過11%；外商對我國體育用品制造業的直接投資也呈現來回波動趨勢，北京奧運會前的2007年增幅達87%，而最近幾年，我國體育用品制造業發展受到諸如產品科技含量低、惡性競爭嚴重、支持力度需要加強等因素影響，2012年FDI增速只有10%左右，投資環境需要進一步改善。
圖2顯示2008年北京奧運會前，我國體育用品制造業出口額占全國出口額比重持續下跌，但2009-2011年出口比重明顯高于2009年之前，這和國家建設體育強國和國務院出臺加快發展體育產業的相關政策有較大關系；進口比重則保持平穩態勢；雖然2012年體育用品制造業FDI增速只有10%，但全國FDI增速為負增長，體育用品制造業FDI比重則保持穩中有升態勢，這表明越來越多的外商投資我國的體育用品制造業，體育用品制造業企業競爭加劇。
（二）FDI和我國對外直接投資對體育用品制造業進出口貿易的影響
在做時間序列回歸分析中，一般假定時間序列是平穩的，否則在做回歸分析時可能出現“偽回歸”現象，在實踐中較多宏觀經濟數據的時間序列是非平穩的，為避免“偽回歸”現象，本文將采用Engle-Granger（1987）提出的兩步法，首先根據基準方程（5）和（6）對相關變量做ADF單位根檢驗，然后衡量各變量與進出口貿易之間是否存在長期協整關系，因為當且僅當各非平穩變量同階單整且具有協整關系時，建立的回歸模型才有意義，最后進一步在此基礎上運用向量誤差修正模型（VEC）分析變量間的短期效應。
1.ADF根檢驗
運用Eviews軟件對基準方程中的變量進行平穩性檢驗，檢驗結果如表1，在5%的顯著性水平下，只有原始數據lnEX和lnAFDI單整，而在二階差分后，則都是平穩的時間序列。注：如果ADF檢驗值小于T值，則表明數據平整通過檢驗；表示二階差分
2.協整關系檢驗和VEC模型
利用Eviews軟件，將相關變量帶入上述基準方程（5）和（6）中，采用普通最小二乘法（OLS）進行測算，出口和進口方程分別為：
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）式的擬合優度均超過0.95，說明方程整體線性情況較優；根據回歸結果顯示，雖然整體方程線性較優，但只有AFDI變量對進出口貿易額的影響較為顯著，其余三個變量均不顯著（見表2）。
為契合外商直接投資累計額（AFDI）對我國體育用品制造業進出口貿易額影響顯著的結果，本文把AFDI單獨拿出來與出口和進口做回歸分析，測算的出口方程和進口方程分別為：
lnEX=3.193309+0.832585lnAFDI+ρex （9）
其中R2=0.979767，D-W=1.451246，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。
lnIM=0.491375+0.817216lnAFDI+ρim （10）
其中R2=0.960327，D-W=2.63312，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。
上述（9）和（10）式為長期靜態進出口回歸方程。為避免直接回歸造成的偽回歸，需要對出口和進口回歸方程中的殘差序列p進行單整分析，對殘差序列進行單位根檢驗，測得ADF值分別為-2.771129和-3.761541，小于5%顯著性水平下的-2.309527和-3.259808，拒絕殘差存在單位根的原假設，因此，各變量之間存在長期的穩定關系。將殘差項resid加入VEC模型，采用OLS得出短期出口和進口動態方程分別為：
lnEX=2.275895+0.906402lnAFDI-0.038154ρ（-1） （11）
其中R2=0.979825，D-W=1.190602，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。
lnIM=0.026562+0.854723lnAFDI-0.341169ρ（-1） （12）
其中R2=0.942080，D-W=1.514908，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。
由于本文在計算AFDI累計值是從2002年開始，故（11）和（12）式中表示了滯后一期的回歸模型，ρ（-1）表示滯后一期。
3.分析與討論
（1）本文考察了外商直接投資及其累計值和對外直接投資及其累計值對我國體育用品制造業進出口貿易的影響，從（7）和（8）式可以看出體育用品制造業進出口貿易額與上述四個因素均呈正比；從影響系數來看，外商直接投資及其累計值對進出口貿易額產生較大影響。歷年流人的外商直接投資累計值是影響我國體育用品制造業進出口貿易的主要因素，這說明外商直接投資對其有滯后效應。
（2）（9）、（10）和（11）、（12）式中方程擬合度均超過0.9，說明方程整體線性情況較優；且ADFI的檢驗值為0.0000
（3）FDI流入帶來體育用品制造業出口的增長是和我國出口導向政策、產業結構調整升級，更廣泛參與國際分工密切相關的；日本經濟學家小島清提出了FDI與國際貿易互補效應的模型，他認為FDI是資金、技術以及管理經營等的綜合轉移，根據其理論可以推測FDI促進我國體育用品制造業出口貿易很可能是FDI流入改善了資本質量，同時帶來了先進的技術和管理經驗，并且對體育用品制造業部門產生了競爭效應，有力地提高了供給能力和出口競爭力。從理論上而言，進口替代政策和FDI的替代效應會使FDI與進口規模呈現反比例關系，但從實踐的角度看，我國體育用品制造業還處于追趕階段，在技術、管理、品牌等方面還有待于進一步提高，FDI流入則會大量進口先進的設備和原材料等，因此，實證分析才會出現FDI導致了進口的增加。
（4）從短期誤差修正模型來看（（11）、（12）式），FDI累計值與出口的關系，每年對上一年的偏離糾正速度為3.8%（p（-1）的系數），即當年FDI變動不會導致出口的迅速反應，因為FDI從實際使用到產品出口需要一定周期，這也佐證了FDI的累計值是影響出口貿易的主要因素；FDI累計值與進口的關系，每年對上一年的偏離糾正速度明顯高于出口，達到34.1%，即當年FDI變動對進口影響較大，這主要由于外商投資初期需要從國外進口大量的設備和原材料；由于p的系數為負，表明當年FDI變動與進出口呈負相關，這也佐證了在長期內FDI累計值對進出口影響大致相同，而短期內對出口的促進作用高于進口。
四、結論與對策建議
（一）主要結論
1.最近幾年，我國體育用品制造業出口貿易增幅及占全國出口貿易總額的比重呈現下滑態勢；體育用品制造業FDI增速表現來回波動趨勢，其占全國FDI比重則穩中有升。
2.本文利用ADF單位根檢驗、協整關系檢驗和向量誤差修正（VEC）模型分析了FDI和我國對外直接投資對體育用品制造業進出口貿易的影響。結果表明體育用品制造業FDI和我國對外直接投資均促進了進出口貿易，但FDI累計值是影響進出口貿易的主要原因；體育用品制造業FDI累計值對出口影響略大于進口影響，短期影響大于長期影響；當年FDI變動對進口影響高于出口。
3.FDI對我國體育用品制造業進出口貿易起到了促進作用。一方面，外資進入體育用品制造行業，有效地延伸了體育用品產業鏈，有助于發揮關聯投資效應、技術示范和擴散效應、管理示范效應，進而導致我國體育用品制造業外向型經濟發展，有效地促進了出口貿易；另一方面，我國體育用品消費市場雖然龐大，但仍存在較大的貿易壁壘，國外資金為了獲得市場占有率，提升出口貿易，進而轉向以FDI的形式替代直接出口，FDI的大量流入則會帶動先進設備、原材料等的進口。
（二）對策建議
1.鑒于我國體育用品制造業FDI對進出口貿易影響有滯后效應，且對出口影響大于進口影響，短期內可以加大引入FDI，但從長期來看，還需體育用品制造業行業自身不斷加大技術創新力度，加強內部管理，轉變出口貿易增長方式由數量型向效益型轉變，由勞動密集型向技術、資金、知識密集型轉變，提高出口產品科技含量和競爭優勢；
篇5
隨著山東省經濟的快速發展和國際經濟環境的不斷改善，山東省在對外貿易和利用外資方面取得了很大的進步。據山東省統計年鑒資料顯示，截至2004年底，累計已有113家世界500強在山東省興辦企業262家。2004年，新批合同外商直接投資214.5億美元，比上年增長53.7%，實際外商直接投資87.0億美元，增長22.7%；新簽外商直接投資項目5891個，增長11.1%。與此同時，山東省的進出口貿易也得到了迅猛發展，年出口額由1985年的23.4652億美元增加到2004年的358.7286億美元；年進口額由1985年的17.9796 億美元增加到2004年的249.0850 億美元。
對于國際直接投資東道國而言，外商直接投資與進口或出口的關系表現為二者的互補性、替代性或是相互關系的不確定性。本文通過實證分析來探討山東省FDI與進、出口貿易的關系。
二、實證分析
（一）數據來源和研究方法
為了從定量角度考察山東省外商直接投資與進出口貿易的相關性，本文選取山東省1980年至2004年的年度經濟數據，運用協整方法進行分析，建立誤差糾正模型描述變量之間的長短期關系，并對變量進行Granger因果關系檢驗。其中，FDI是各年度的實際利用外商直接投資金額，EX代表各年度的出口貿易額，IM代表各年度的進口貿易額。本文為了研究方便，并且考慮到在分析中取各變量的自然對數后不會改變變量之間的關系，在這里對各序列進行自然對數變換，變換后各變量序列分別取LNFDI、LNEX、LNIM。
表1 1980年至2004年間各樣本數據的情況 單位：億美元
年份
FDI
EX
IM
LNFDI
LNEX
LNIM
1985
0.0559
23.4652
17.9796
-2.88
3.1555
2.8892
1986
0.1939
19.1926
19.0914
-1.64
2.9545
2.9492
1987
0.2381
28.9938
6.5356
-1.43
3.3671
1.8773
1988
0.3908
30.9773
26.3588
-0.94
3.4333
3.2718
1989
1.3132
32.7015
28.9496
0.2725
3.4874
3.3656
1990
1.5084
34.1719
8.6803
0.41
3.5314
2.1611
1991
1.7950
37.523
10.7970
0.59
3.6250
2.3793
1992
9.7335
43.3752
34.4388
2.28
3.7699
3.5392
1993
18.4319
42.036
30.8226
2.91
3.7385
3.4282
1994
25.3566
58.7011
37.5916
3.23
4.0725
3.6268
1995
26.0719
81.6101
57.8906
3.26
4.4020
4.0586
1996
25.9041
91.8298
69.8096
3.25
4.5199
4.2458
1997
25.0044
108.5888
66.7743
3.22
4.6876
4.2013
1998
22.2262
103.4705
62.7035
3.10
4.6393
4.1384
1999
24.6878
115.7909
66.9185
3.21
4.7518
4.2035
2000
29.7119
155.2905
94.6093
3.39
5.0453
4.5498
2001
36.2093
181.2899
108.3414
3.59
5.2001
4.6835
2002
55.8603
211.1511
128.2664
4.02
5.3526
4.8541
2003
70.9371
265.7285
180.8467
4.26
5.5825
5.1976
2004
87.0064
358.7286
239.0850
4.47
篇6
一、中國出口退稅制度的發展歷程及其對經濟的影響
中國出口退稅政策的發展總共經歷了五個時期：早期發展時期（1949—1957）；停滯時期（1957—1978）；初步恢復時期（1978—1983）；形成時期（1983—1994）；建立與調整時期（1994至今）。
1994年中國稅制進行了重大改革，隨之出口退稅政策進入建立與調整時期，由于經濟的發展和國際貿易形勢的不斷變化，中國也對出口退稅政策進行了適時的調整。當年依據國際慣例，中國增值稅暫行條例規定對出口貨物稅收實行零稅率的政策，對從一般納稅人購進的出口貨物實行退稅率為17%和13%的政策；對從小規模的納稅人購進的特準退稅的出口貨物實行退稅率為6%的政策。出口退稅和零稅率政策執行不久，由于在進出口稅收政策實施過程中，存在少征多退、出口騙稅和中央財政出口退稅財力不足等問題，1995年和1996年國務院先后兩次調低了出口退稅率，即由原來的17%和13%下調到9%、6%、3%，綜合退稅率從16.63%下調到12.86%，下調3.77個百分點。1997年由于受到亞洲金融危機的沖擊，中國外貿進出口遇到困難，其增長速度呈現持續下降的態勢。為了抵消東南亞金融危機對中國出口造成的不利影響，1999年7月1日，國務院決定提高一些大類出口商品的出口退稅率，由9%、6%和3%提高到17%、15%和13%，退稅率從12.56%上調到15.51%，上調了2.95個百分點。2007年，為了進一步抑制外貿出口的過快增長，緩解中國外貿順差過大帶來的突出矛盾，同時，進一步落實科學發展觀，優化出口商品結構，抑制“高耗能、高污染、資源性”產品的出口，促進外貿增長方式的轉變和進出口貿易的平衡，減少貿易摩擦，促進經濟增長方式的轉變和經濟社會的可持續發展，2007年7月1日，中國政府取消了553項“高耗能、高污染、資源性”產品的出口退稅，降低了2 268項容易引起貿易摩擦的商品的出口退稅率。2008年7月至2010年7月，為支持外貿出口，提振經濟，保證就業，國家連續六次提高出口退稅率，以緩解美國金融危機對中國出口產業的沖擊。
從前幾次調整的經驗看，出口退稅率與出口增長率表現出較為明顯的負相關性。如1995年7月1日，中國的出口退稅率從16.63%下調到12.86%，下調3.77%，相應地，當年出口增長率從上半年的44.2%急劇降為下半年的8.8%，下調出口退稅率的出口彈性系數高達9.39.1999年7月1日，中國將出口退稅率從12.56%上調到15.51%，上調了2.95%，相應地，當年出口增長率從上半年下降4.7%提高到下半年的增長15.8%，增幅提高20.5%，上調出口退稅率的出口彈性系數為6.95.由此可見，出口退稅率調整對出口增長的影響非常明顯，出口退稅政策是國家進行宏觀調控的重要手段，如何有效利用這一手段為中國對外貿易的發展服務是目前經濟刺激計劃有效實施的重要保證。
二、應對金融危機的出口退稅政策調整
金融危機爆發后，世界經濟受到了很大沖擊，中國的對外貿易也不可避免地遭受巨大影響，這對于對外依存度非常高的中國經濟發展來說無異于是一次地震。為盡量緩解金融危機對中國經濟的沖擊，中國提出了一系列的經濟刺激計劃，上調出口退稅率就是其中的一項政策。
（一）應對金融危機的出口退稅政策調整
為支持外貿出口，提振經濟，保證就業，國家從2008年下半年起，已經連續六次提高產品的出口退稅率，分別是2008年6月13日、8月1日、11月1日、12月1日、2009年1月1日、4月1日。相關統計顯示，出口退稅率提高后，中國實際辦理的出口退稅明顯增加，不僅緩解了出口企業的資金周轉壓力，部分調高出口退稅率的產品還表現出跌勢趨緩的積極現象。
（二）出口退稅率上調的積極作用
1.減輕出口企業經營壓力，提高企業出口競爭力。據了解，紡織服裝出口退稅率每上調1個百分點，即可為紡織服裝出口企業獲得76億元人民幣的退稅額。商務部的數據顯示，2008年8月和11月，國家先后將紡織品、服裝等產品的出口退稅率提高了2個和1個百分點，很快紡織工業產品出口形勢就得到好轉，2009年1月在工業出口下降了17.6%的情況下，紡織工業出口卻能基本與2008年持平，僅下降0.2%。此次將紡織品、服裝的退稅率提高到16％，對于相關企業降低成本、提升盈利水平將帶來實質性利好影響。
2.配合產業調整規劃，提振企業信心。商務部新聞發言人姚堅指出，可能是受到出口退稅政策調整的影響，部分勞動密集型產品的出口在2008年12月實現小幅加快增長。11月出口同比下滑3.8%的紡織紗線、纖維和相關產品，12月出口同比增長0.4%，服裝及衣著附件和鞋類出口12月份分別同比增長10.9%和23.6%，較11月4.8%和21.8%的同比增速有所上揚。2009年3月國家稅務總局有關人士表示，上調出口退稅率，是為了配合十大產業調整振興規劃的實施，在之前出臺的調整振興規劃里就已經提出了通過增加出口退稅率、降低出口關稅的辦法來減輕負擔。因此，上調出口退稅率是中國主動應對當前國內外復雜多變的經濟形勢所采取的措施，有利于緩解出口企業困難，恢復出口企業信心。
（三）出口退稅上調的局限
1.出口退稅率上調不能從根本上改變進出口形勢。退稅率上調對出口來說只是一個短期利好，并不能徹底改變外貿形勢，因為中國進出口形勢在很大程度上是由外部需求決定的。金融危機引發全球經濟衰退后，主要出口國家和地區的需求大幅縮減，企業出口訂單銳減。雖然企業可以通過迅速調整產品出口方向，將出口方向從歐美日轉向南美等國家，有的企業也確實已經重新拿到訂單、開工生產，似乎最困難的日子已經過去了。但每次出口退稅上調后，很快就會收到外商提出降低產品報價的要求，導致企業并沒有真正獲得收益，這在一定程度上相當于政府補貼了外商，使得提高出口退稅率實際效果有限。
2.出口退稅率再上調的空間已非常小。目前中國的增值稅稅率為17%，按照國際貿易組織有關公平貿易政策出口產品零關稅的內容，企業出口退稅率最高可至17%，一些企業人士和專家都表示，希望將出口退稅率一次調整到位，甚至有些行業可望與國際接軌，實現零稅率。但是在經歷了近一年連續六次產品出口退稅率的調高，大部分行業的出口退稅率繼續上調空間都非常有限。
3.出口退稅率上調可能使貿易出口摩擦抬頭。國際貿易對一國進出口政策十分敏感，由于出口退稅率的上調降低了中國出口商品的成本，使得中國商品的國際競爭力得以加強，影響了一些國家國產商品的生產和銷售，可能造成貿易摩擦抬頭。從中國有色金屬工業協會了解到，2009年1月末，印度財政部保障措施局，對從中國進口的鋁平滑輥和鋁箔產品，發起特別保障措施調查，要求利害關系方在2月27日前向該局表明立場。2月份又傳出消息，加拿大對從中國進口的鋁擠壓材反傾銷反補貼案做出終裁，認為中國鋁擠壓材行業不屬市場導向行業，并裁定高額反傾銷稅與反補貼稅。日前加拿大、印度等國已經開始向從中國進口的商品實施貿易保護政策。
三、完善出口退稅政策的建議
為使中國盡快走出出口大幅度下降對中國經濟影響的困境，在出口退稅政策的調整上應該加強出口退稅機制的法制化建設，確定最優出口退稅率。
（一）加強出口退稅機制的法制化建設
中國現行的出口退稅機制一直存在一些亟待解決的矛盾和問題，主要是出口退稅機制不利于深化外貿體制改革，出口退稅結構不能適應優化產業結構的要求，出口退稅的負擔機制不盡合理，出口退稅缺乏穩定的資金來源等。
中國加入WTO后，將以前所未有的廣度和深度融入到經濟一體化和貿易自由化浪潮中去，我們在享受世貿成員權力的同時，也將不可推卸地要承擔相應的義務。盡快建立和完善與WTO相適應的市場經濟法制體系，已成為我們刻不容緩的任務。稅收作為中國市場經濟體系的一個重要組成部分，其法定主義原則已成為現代世界各國稅法中的一條最為重要的基本原則。目前，中國出口退稅立法級次普遍較低，嚴重影響了稅法的權威性和執法效率，也使稅法缺乏透明度和穩定性，
有悖于稅法的公平和效率原則。在中國經濟已駛上高速發展道路并已融入國際大循環的今天，這樣的稅收法律級次著實讓人感到有點落伍。不僅退稅資金長期不到位，得不到法律的保障，即使是日常的退稅管理各個地區也自成體系，出現了大量的外部不規行為，使出口退稅管理失去了統一性和規范性，也使中國出口退稅難以形成一個良好的外部環境，進而導致出口退稅的政策效果扭曲，產生負效應。另外，也正是由于這種管理缺乏統一性，導致了出口騙稅的屢屢發生。出口退稅是促進對外貿易的財政手段，而外貿出口又是拉動國內經濟增長的重要因素，隨著經濟全球化趨勢的發展，國際間的貿易往來將成為國際交往的重要組成部分，因而，加快出口退稅的立法步伐，在加快中國稅收基本法的進程中，進一步充實和完善出口退稅程序法的立法工作，創造良好的退稅外部環境，使之具有更強的適應性和可操作性，將是目前中國出口退稅管理工作的重中之重，也是中國加入WTO后認真、嚴格貫徹稅收法定主義原則的迫切需要。
（二）確定最優出口退稅率
進口征稅、出口退稅的消費地課稅原則已被世界各國普遍接受。世界貿易組織也鼓勵各國通過進口征稅、出口退稅的辦法實現自由貿易，并且強調各成員方不得將出口退稅視為出口補貼。當然，世界貿易組織允許各國對出口商品退還已征的國內商品稅，但是并沒有規定一定要全部退還。這就給各國處理出口商品已征的國內商品稅留下了較大自由決定的空間，即各國可以自行確定退稅的程度，如全部退還或部分退還，甚至還可以不退還。稅收政策的目的是追求國家福利的最大化，最優出口退稅理論就是研究在不違背經過國際協調的國內商品稅課稅基本原則的前提下，多大程度的出口退稅能夠實現國家福利的最大化。
最優出口商品稅稅率是外國對本國出口商品的需求彈性的倒數，其經濟學含義在于：外國對本國出口商品的需求彈性越低，意味著外國消費者對出口征稅引起的國際市場價格的上升反應越差，那么其需求數量變化就小，越利于出口國將出口征稅轉嫁給國外，這樣最優出口商品稅稅率就越高（最優出口退稅率越低）。反之，外國對本國出口商品的需求彈性越大，最優出口商品稅稅率就越低（最優出口退稅率越高）。如果外國對本國出口商品的需求彈性無限大，本國對出口商品征收出口稅無法使外國消費者接受更高的價格，出口征稅只能使本國的福利減少，此時最優出口商品稅稅率應為零（最優出口退稅率為國內商品稅征稅率）。
從中國出口產品的性質上看，很多出口產品由于國際市場競爭激烈，需求彈性比較大，只有部分產品在國際市場占有較大份額甚至占有壟斷地位，需求彈性很小。根據最優出口退稅理論，考慮行政管理和實踐的可行性，確定中國出口退稅程度的基本思路應是：大多數產品實行完全退稅政策；對少數國外需求彈性很小的產品，如工藝品、土特產品和稀有礦產品等實行不完全退稅或不退稅政策。
參考文獻
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篇7
在全國和四川經濟增長速度放緩，進出口增速下降的趨勢下，英特爾（成都）公司進出口的情況如何？顧儀告訴記者：“2013年英特爾（成都）公司情況比較樂觀，進出口總額約53億美元，其中，進口33億美元，出口20億美元；英特爾西部分撥中心2013年進出貨量是2012年的5倍。2014年，我們的目標是在市場需求為導向下與2013年持平。”
英特爾在追求自身發展的同時，也在強調帶動行業發展與提升老百姓生活品質。顧儀說：我們期望英特爾在成都快速發展的同時，更希望能夠帶動成都IT產業的發展，使其穩坐西部地區的領頭羊，在世界IT產業版圖中占據更重要的位置。今后，我們還將加快實施國家“智能城市”和“城鎮化”建設目標，描繪計算機賦予的科技創新活力，展示未來教育、幸福養老、移動生活、健康醫療、智慧交通等應用新體驗。英特爾期望與成都共同創造更加美好的未來。”
肖曉文（成都海關統計處）
1～11月四川外貿進出口增長8.7%
據海關統計，1～11月四川省累計實現對外貿易進出口總額583.3億美元，比去年同期（下同）增長8.7%，高于同期全國7.7%的整體進出口增速，扭轉了此前連續5個月外貿增速低于全國平均水平的局面。其中出口總值為379.4億美元，增長8.9%，同期全國整體出口增長8.3%；進口總值為203.9億美元，增長8.3%，同期全國整體進口增長7.1%。1～11月四川外貿進出口總值列全國第11位，其中出口總值列全國第11位，進口總值列全國第13位。
11月當月四川外貿進出口總值為68.6億美元，同比增長21.6%，較上月9%的增速顯著提升，環比亦增長26.7%，單月進、出口值雙雙創下歷史新高，其中出口46.7億美元，同比增長25.5%，較上月8.5%的增速大幅提升，環比增長34.9%；進口21.9億美元，同比增長14.1%，較上月10%的增速亦加快，環比增長12.2%。
一般貿易增長，加工貿易下降，海關特殊監管區域物流貨物激增。1～11月四川以一般貿易方式進出口252.7億美元，增長14.5%，高于全省8.7%的整體增速，拉動全省整體外貿增長6個百分點，占全省整體外貿的43.3%；同期以加工貿易方式進出口240.1億美元，下降6.5%，拉低外貿增速3.1個百分點，占比為41.2%；以海關特殊監管區域物流貨物方式進出口56.5億美元，激增1.9倍，拉動全省整體外貿增長6.9個百分點，占比為9.7%。
美國是第一大貿易伙伴，與東盟、香港等新興經濟體貿易快速增長。1～11月四川與美國雙邊貿易額為105.7億美元，下降8.1%，占全省外貿總值的18.1%；與東盟104.4億美元，增長36.4%，占比為17.9%；與歐盟86億美元，下降5.2%，占比為14.7%；與香港44.8億美元，增長82.2%，占比為7.7%；與日本33.5億美元，下降18.2%，占比為5.7%；與韓國31.1億美元，下降6.5%，占比為5.3%；與臺灣省22.2億美元，增長11.7%，占比為3.8%。
全省外貿以成德綿城市群為主，成都獨占鰲頭，另有7市外貿規模超過6億美元。1～11月全省21個市州中，成都以454.7億美元的進出口額獨占鰲頭，增長5.3%，占全省整體外貿的比重高達78%。同期，德陽外貿規模為31.3億美元，增長13.6%，位列全省第二；綿陽為25.5億美元，增長29.7%，居第三位。此外，另有樂山（10.2億美元，增長16.3%）、自貢（9.5億美元，增長15.2%）、廣安（9.3億美元，增長26.5%）、宜賓（7.1億美元，增長2%）和南充（6.2億美元，增長82.2%）等外貿規模超過6億美元。
綜保區占全省外貿逾四成。1～11月，成都高新綜合保稅區進出口總額為241億美元，增長2.9%，占全省外貿總值的41.3%。其中出口總值為143.2億美元，增長4.6%，拉動全省整體出口增長1.8個百分點。其中高新園區出口116億美元，雙流園區出口27.2億美元。
工業制成品比重上升，產品結構進一步優化。1～11月四川出口初級產品7億美元，下降8.5%；出口工業半制品52.1億美元，增長6.5%；出口工業制成品320.3億美元，增長9.8%。四川初級產品、工業半制品和工業制成品出口的比例關系為1.9∶13.7∶84.4，相較于去年同期2.2∶14∶83.8的該比例關系，工業制成品比重明顯上升，初級產品和工業半制品比重下降，結構進一步優化。
1～11月四川出口以便攜式電腦、集成電路等為代表的機電產品合計240.3億美元，增長5.6%，占全省整體出口總值的63.3%，拉動全省整體外貿出口增長3.6個百分點。1～11月，四川六大類傳統勞動密集型產品出口67.2億美元，增長18.3%。
進口商品以機電產品為主。1～11月四川進口機電產品147.6億美元，增長5%，占全省整體進口的比重高達72.4%，拉動全省整體進口增長3.7個百分點，主力產品包括集成電路、飛機、印刷電路和檢測儀器等。此外，進口有機化學品10.5億美元，增長19.4%；金屬礦砂9.6億美元，增長8.2%；農產品3.6億美元，增長37.9%；鋼鐵2.5億美元，銳減38.2%。
王小琪（四川省社科院金融與財貿經濟研究所所長）
需調整對外貿易結構
從全年來看，四川外貿進出口總額增長速度有可能低于全國平均水平。2014年，四川對外貿易需解決以下問題：
貨物貿易占比高，服務業貿易占比低。四川服務業發展水平較低，服務業外貿占比低于全國和世界平均水平。這也反映了四川產業結構的缺陷。
與歐美發達國家貿易占比高，與東南亞、東盟、俄羅斯貿易占比低。從外貿對象來說，四川與歐美發達國家之間外貿放緩，總量占比高；與東南亞、東盟、俄羅斯外貿增長快，但是總量偏小，占比低。因此，四川在外貿對象上有缺陷。
成都外貿占比高，其他市（州）占比低。從四川省外貿區域結構來看，成都占全省整體外貿的比重高達80%左右，其它市（州）約占20%，這與四川省實施的“多點多極支撐發展”戰略不符，因此，全省外貿區域結構要進一步調整。
現階段，發達國家經濟復蘇比較緩慢，反映到外貿上也需要一個逐步復蘇的過程，這對四川省的外貿有一定的影響。從全國和四川來看，經濟正處在轉方式、調結構的關鍵時期，經濟增速下降，外貿放緩。另外，國際市場競爭日趨激烈，外貿保護主義抬頭，發達國家甚至一些發展中國家對中國包括四川省實施了一些反傾銷、反制約的措施，這些也制約了四川外貿的發展。2014年，四川外貿需要作出一些調整。
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2.1研究方法
本文首先對物流與進出口貿易的關系進行相關分析,目的是驗證物流業對進出口貿易是否有促進作用,影響是否顯著。然后,運用彈性理論,通過計算“物流-進出口貿易彈性”,即物流發展速度與進出口貿易增長速度之間的變動比率,來測算現代物流發展對進出口貿易增長的影響程度,以及其程度隨時間的變動趨勢。
2.2變量及數據來源
衡量進出口貿易的指標,一般選取具有代表性的進出口總額。而衡量現代物流發展水平的指標,由于缺乏統一的統計口徑,不同學者選擇的指標沒有統一的標準,已有研究大多以貨運量、貨物周轉量或港口貨物吞吐量等指標為代表。從進出口貿易涉及的物流系統來看,其物流環節包含運輸、倉儲、檢驗、報關、包裝、裝卸搬運,以及信息處理等作業內容,其中,運輸是必須的環節,故本文選擇了貨物周轉量作為衡量物流發展水平的指標。數據來源于《浙江省統計年鑒》(2010),考慮到數據的可得性和一致性,選取1986—2009年間的數據。
3實證分析
3.1物流產業發展與進出口貿易增長的相關性
在相關性分析之前,首先對進出口總額和貨物周轉量的逐年變化情況作描述性分析,以掌握其變化的總體趨勢,表1是浙江省1986—2009年進出口總額和貨物周轉量的統計數據。依據表1,繪制出1986—2009年浙江省進出口總額與貨物周轉量變化趨勢圖①,見圖1。由圖1可知,進出口總額與貨物周轉量的變化趨勢大體一致,這初步說明浙江省物流業與進出口貿易之間存在正向相關關系,即物流業的發展對進出口貿易具有促進作用。為了說明物流業發展對進出口貿易增長的顯著影響,下面利用統計數據進行回歸分析。以進出口總額為因變量,設為Y,貨物周轉量為自變量,設為X。根據表1的進出口總額與貨物周轉量相關數據,運用SPSS軟件進行回歸分析,通過比較多種擬和方法得知,二次曲線(Quad-rati)擬和模型較好地反映浙江省物流與進出口貿易之間的變化趨勢。回歸結果見表2,調整后判定系數為0.9923,接近1,表明方程解釋能力強,變量以5%的顯著性通過t檢驗。回歸方程顯著性經過檢驗,F=1482.790,P=0.000<0.01,表明回歸方程是顯著有效的。回歸方程如式(1):Y=-121.873+0.3129X+0.0000118X2(1)
3.2物流產業發展對進出口貿易增長促進程度的彈性分析
(1)測算模型
通過相關性分析,得知浙江省物流業的發展對進出口貿易具有顯著的促進作用。為了進一步分析物流對進出口貿易增長的影響程度,本文利用經濟學中的彈性理論進行定量測算。彈性分析是計算一個變量對另一個變量變化的敏感性的工具。本文以“區域物流-進出口貿易彈性”一詞作為衡量浙江省進出口貿易對物流業變化的敏感程度。進出口貿易額設為變量Y,貨物周轉量設為變量X,物流-進出口貿易彈性計算模型如式(2):E=dYdX?XY(2)
(2)物流產業發展對進出口貿易增長影響程度的測算
根據回歸方程Y=-121.873+0.3129+0.0000118X2可得式(3):dYdX=0.3129+0.0000236X(3)運用物流-進出口貿易彈性計算模型,求得彈性系數E,見表3,1986—2009年間,浙江省區域物流-進出口貿易平均彈性為2.9,表示在其他因素不變的情況下,貨物周轉量每提高1%,進出口總額約提高2.9%,說明浙江省物流業較大程度上推動了進出口貿易的增長。
(3)不同時段物流業對進出口貿易影響程度的比較表3顯示,1986—2009年間不同年份的物流-進出口貿易彈性差異較大,從具體數據來看,彈性系數從1986年的8.4694,下降到2009年的1.3460。為了分析不同時間段物流對進出口貿易的影響程度,以每5年為一個時間段,計算1986—2009年不同時間段的物流-進出口貿易彈性平均值,結果表明,不同時間段的彈性均值從1986-1990年的6.57,下降到2006—2009年的1.25,彈性均值呈現下降的趨勢,表明浙江省物流業發展對進出口貿易增長的促進作用有所趨緩。為了分析物流業對進出口貿易的影響隨時間的變動趨勢,以1986年作為時間t=1,對物流—進出口貿易彈性與時間t的關系進行回歸分析。通過比較多種擬合模型,決定采用三次曲線(CUBIC)模型。擬合曲線如圖2所示,回歸結果見表4,調整后的擬合優度為0.98915,與1極為接近,表明方程解釋能力強。變量均以1%的顯著性通過t檢驗。回歸方程顯著性經檢驗,F=700.05937,P=0.000<0.01,表明回歸方程顯著有效。擬合方程如式(4):E=9.790957-1.3076t-0.0689t2-0.001232t3
(4)由方程(4)計算2010—2014年的物流-進出口貿易彈性指標值,見表5,浙江省物流-進出口貿易彈性呈下降趨勢,表明浙江省物流業應進行產業調整,轉變增長方式,從“粗放型增長”轉變為“集約型增長”,以促進進出口貿易的增長。
4結論與建議
4.1結論
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2.1林業產業結構優化方面。從本質角度來講，當前我國的林業產業結構尚處于初級發展階段。隨著林產品進出口貿易的不斷發展，經濟效益的獲得及貿易經驗會對林業產業結構產生一定的優化作用。具體表現為：一是由傳統的單一林業產業經濟結構向多維度、多產業經濟結構不斷轉變，在提升林業產業結構完善程度的同時，促進林業產業的有序化、優質化發展；二是發展效率方面，在林產品的進出口貿易發展過程中，我國在對外出口各種林產品資源的同時，也會從其他貿易對象中獲得一些先進的技術和方法[2]。上述技術及方法的應用可以顯著提升我國林業產業的生產效率，促進林業產業由傳統模式向現代化模式不斷轉化。2.2林業產業人才機制構建方面。隨著林產品進出口貿易的不斷發展，對于專業人才的需求在顯著增加。為了實現進出口貿易目的，各個企業或單位將不斷引入大量的林業方面的專業人才，打造符合自身進出口貿易需求的專業人才隊伍。與其他人員相比，長此以往，這些專業的人才逐漸在林業產業中形成良好的引領作用，間接促進我國林業產業的健康發展。2.3資源矛盾緩解方面。從本質上講，可以將林產品進出口貿易看成是一個消耗積累林產品資源、獲取先進技術及短缺資源的過程。在實際的進出口貿易發展過程中，市場之間的貿易交換對我國的林業產業發展空間起到了良好的擴寬作用。從某種程度來講，可以將這個發展過程看成是我國與其他貿易對象進行優勢互補的過程。林產品進出口貿易對我國林產品資源的掠奪化開發模式產生了良好的抑制作用，有利于我國林業產業的可持續發展。2.4促進經濟增長方面。林業產業作為我國經濟的重要組成部分，林產品進出口貿易的發展必然會產生大量的經濟效益，該部分經濟利潤的分配及重新利用將會促進我國經濟的整體增長。
3結語
通過對我國林產品貿易現狀的分析可知，當前我國林產品進出口貿易發展過程中主要存在著對外貿易結構單一，進出口貿易法律體系不夠完善，貿易發展方式較為粗放等問題。為了改善這種狀況，促進我國林產品貿易的良性發展，應在完善法律體系的同時，對貿易結構及貿易方式進行合理調整。從整體角度來講，林產品進出口貿易對林業產業產生的影響主要表現在林業產業人才機制構建、林業資源矛盾緩解、林業產業結構優化、促進經濟增長等方面。為了更好地發揮林產品進出口貿易對林業產業的影響作用，在后續的貿易發展過程中，應加強對林業產業發展需求的分析，結合需求內容制定有針對性的發展戰略。
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篇11
關鍵詞：進口；出口；地區差異；泰爾指數；基尼系數
中圖分類號：F752.6 文獻標識碼：A 文章編號：1002-0594(2007)07-0028-05 收稿日期：2006-12-30
改革開放以來，中國對外貿易發展取得了舉世矚目的成就，進口和出口額分別由1978年的108.9億和97.5億美元增加到2006年的7916.1億與9690.8億姜元，年均增長率高達16.54％和17.85％。但在中國整體對外貿易發展水平上升的同時，不同地區進出口貿易發展卻表現出強烈的非均衡性，如2006年對外貿易量排名前5位的省市占全國對外貿易總額的75％以上其中排名第一的廣東省進口和出口額分別達到2252.63億和3019.53億美元，而排名最后一位的自治區僅為1.06億與2.22億美元。
日益擴大的對外貿易發展差距，引起了國內部分學者的關注，如岳昌君計算了1998年我國各省市按照國際貿易標準分類的各類商品的顯現比較優勢和貿易條件，認為沿海地區和內陸地區出口發展存在顯著差異。謝昭瓊認為，由于在收入水平、技術水平、人力資本、政策支持、資金狀況、運輸條件等方面存在差異，東、西部對外貿易發展差異明顯。許雄奇、張宗益運用不平衡指數、變差系數、集中度指數等指標對1992-2001年中國出口貿易的省際差異和東、中、西部三大地帶差異進行定量分析，根據出口依存度、增長率、出口對經濟增長的拉動度和貢獻率指標對30個省市進行聚類分析。結果顯示，1992-2001年省市之間的出口差異逐漸縮小，但東、中、西三大地帶之間出口發展存在顯著差異，且中國出口發展的地區差異主要表現在三大地區之間。尹希果、雷虹、譚志雄建立了包括進出口總額與增長率、貿易結構、貿易企業性質等28個變量的指標體系，對1999-2002年中國31個省市的面板數據進行因子分析，并根據因子得分將31個省市分為發達型、發展型、成長型、潛力型、開發型5大類，認為中國各省市對外貿易發展差距明顯。
自改革開放以來，中國各省市進出口貿易發展差異呈現出怎樣的規律?進出口貿易發展地區差異與經濟增長差異有何聯系?總體貿易差異在地區構成和產業構成方面如何?本文運用泰爾指數、基尼系數指標對1978-2005年中國進出口貿易發展地區差異的特征和規律進行探討，并對中國進出口貿易的總體差異進行結構分解，從而找到上述問題的答案。
一、進出口貿易發展總體差異
(一)進出口貿易發展總體差異的演變趨勢本文首先采用泰爾指數(T)對1978年以來中國進口和出口貿易發展的地區差異進行定量分析。
泰爾指數的計算公式為：
其中，Xi為各省進口或者出口貿易額。
根據式(1)，本文計算出1978-2006年中國進口和出口貿易發展地區差異的泰爾指數。
中國進口和出口貿易發展地區差異的演變特征不盡相同。進口貿易發展地區差異的演變可以分為四個階段：1978-1986年，進口貿易發展地區差異變化較小；1987年后差異迅速擴大，衡量進口貿易地區發展差異的泰爾指數大幅度提高，1990年達到最高點；1991-1996年，進口貿易發展地區差距逐步縮小，泰爾指數緩慢下降；1996-2006年，衡量進口貿易發展地區差異的泰爾指數在高位上進入相對平穩階段，波動非常小。中國出口貿易發展省際差異則以1986年和1996年為界大致分為三個階段：1978-1986年，出口貿易發展地區差異逐漸縮小，1986年達到最低點；1987年后差異不斷擴大，衡量出口貿易發展地區差異的泰爾指數穩步提高；1996-2006年，出口貿易發展地區差異變化較小。
(二)進出口貿易發展差異演變的成因分析首先，中國對外貿易發展地區差異的變化受到經濟、貿易體制變革的影響。改革開放初，中國實行的是高度集中的外貿經營管理體制，進出口貿易由國營外貿公司壟斷經營，企業基本上沒有經營自，生產多少，出口多少都是由行政命令決定的。因此，在計劃機制在經濟生活中占主導地位的改革開放初期，進出口貿易發展地區差距比較平穩，呈現出緩慢縮小的趨勢。1987年起，承包經營責任制開始在外經貿行業內推行，此舉極大的調動了地方的積極性，各省份開始各顯神通千方百計地增加出口創匯，有著優越的地理條件、良好的經濟基礎和優惠政策導向的上海、廣東等沿海地區對外貿易進入了飛速發展的快車道。與此同時，中央實行的是從沿海向內地逐步推進的對外開放政策，廣東、海南、福建、上海等東部沿海地區率先設立了經濟特區，優先享受到了各項優惠政策，大量外商直接投資涌入東部地區，帶動了東部地區加工貿易的發展，也進一步拉大了東部和中西部地區進出口貿易發展差距。因此，1987年開始中國進出口貿易發展地區差異迅速擴大。20世紀90年代初期，中國自沿海向內地的逐步開放政策漸入，內陸地區的一些城市包括所有的內地省份和自治區省會城市都相繼開放，逐漸形成了全方位的對外開放格局，各省份基本上都設立了不同類型的經濟開放區，優惠政策得到普及。與此同時，中央政府對不斷擴大的地區差距開始有所意識，將地區發展戰略的重心轉向地區經濟的協調發展和地區差距的降低上，相繼出臺了一系列協調區域經濟發展的戰略政策，客觀上阻止了地區進出口貿易發展差距的進一步擴大。所以，1996年后衡量進口和出口貿易發展地區差異的泰爾指數都相對平穩，波動較小。
其次，中國對外貿易發展地區差異與地區經濟發展差異息息相關。根據魏后凱、范劍勇、朱國林等的研究，改革開放后中國的地區經濟發展差異總體上處于“U”字型走勢之中，1978-1985年地區經濟發展差距明顯縮小。地區經濟發展差距的變動軌跡可以部分解釋改革開放后中國進出口貿易發展差異的演變。為了進一步分析地區進出口貿易發展差異與地區經濟發展差異之間的關系，本文選取了衡量進口和出口貿易發展差異的泰爾指數與衡量地區經濟發展差異的泰爾指數進行回歸分析，為了克服異方差性提高計量分析的可靠性，對所有的變量均取自然對數。1978-2005年進出口貿易發展地區差異與GDP差異的回歸分析結果如下：
在上面的回歸分析中，所有的變量都通過了顯著性檢驗，F統計值、R2均在合理水平，對方程進行
Wald檢驗證明不存在異方差性。總體而言，方程的擬合效果良好。回歸結果表明，1978-2005年間，進出口貿易發展地區差異與經濟發展差異之間存在著顯著的正相關關系，經濟發展差異泰爾指數的自然對數每增加l％，進口和出口貿易發展差異泰爾指數的自然對數會相應增加0.84％和0.90％。
再次，各地區自身因素也是導致進出口貿易發展不平衡的重要原因。各省在基礎設施、資源稟賦、人力資本、技術力量等方面均存在顯著差異，而這些因素都會對其進出口貿易發展產生影響。為此，本文利用1978-2005年間省份相關數據的平均值進行相關性分析。
表1顯示各省基礎設施建設、人力資本、資本形成、技術力量、市場化程度、利用外資水平與其進出口貿易發展相關性很大，基礎設施完善、人力資本和物質資本充裕、技術先進、市場化程度高、利用外資較多的省份進出口貿易發展也較好，而進出口貿易的發展又反過來促進其經濟發展，資本積累和市場化程度也進一步提高，從而形成良性發展循環。因此，各省份自身因素的差異也是我國進出口貿易發展地區差異形成的重要原因。
二、進出口貿易發展總體差異的結構分解
接下來，本文分別利用泰爾指數和基尼系數對我國進出口貿易發展的總體差距進行地區結構分解和產業結構分解。
(一)地區結構分解泰爾指數是各地區進出口貿易額的加權幾何平均，它具有表達差距的較好性質，可以將數據按照一定標準進行分組，然后將差距分解為各個組內和組間差距。泰爾指數又可寫成：
其中m為組數，Sk是第K組的權重，Tk為第K組的泰爾指數。等式右邊第一項是各個組泰爾指數的加權平均和，表示的是組內差距，第二項是用組的均值來表示的組間差距。于是，衡量總體差異的泰爾指數可以按東、中、西部地區分解為：
其中，TE、TM、TW分別表示衡量東、中、西部地區內部差異的泰爾指數；XE、XM、XW、X分別表示東、中、西部地區和全國總體的進口或者出口貿易額。式(5)中前面三項分別是東、中、西部地區內部的組內差距，最后三項是用組的均值來表示的組間差距。用T1表示組間差距，式(5)可以進一步表示為：
地區內部差異對總體差異的貢獻率。貢獻率的大小反映了該因素對總體差異的影響程度。
本文將全國30個省市(由于重慶市設立較晚，出于統計口徑一致性考慮，仍將其并入四川省計算)按照國務院西部開發辦公室的標準劃分為東、中、西’部三大地帶，計算出1978-2006年各地區對外貿易發展的泰爾指數，然后，將總體的泰爾指數按東、中、西部進行分解，把進出口貿易發展的省際差距分解成各亞地區內部的差異和各亞地區間的差異。
表2顯示，中國進出口貿易的地區差異主要是由東部地區內部差異以及地區間差異引起的，相對而言，中部與西部地區進口和出口貿易發展差距對總體差距的貢獻非常小，大多數年份其貢獻率甚至不到2％。具體比較東部地區內部差距和區域間差距的貢獻率，可以發現在大多數年份，地區間差距對總體差距的貢獻率大于東部地區內部差距的貢獻率，而且最近幾年，地區間差距的貢獻程度正在不斷增大。
(二)產業結構分解接下來，本文借用基尼系數指標對中國進出口貿易發展省際差異進行產業分解。出于數據可得性和統計口徑一致性考慮，僅對1993-2004年中國進出口貿易發展的省際差異進行產業結構分解。
定義進出口貿易發展基尼系數Gm，計算公式為：
其中Xi為某地區進口(出口)貿易額占全國總體進口(出口)貿易的比重，Wi為該地區的人口比重，Vi為各地區進口(出口)貿易額占全國總體進口(出口)貿易的累計比重。基尼系數可以按產業進行
口)貿易中所占比重，GK為單項產業進口(出口)的基尼系數。本文按照國際貿易標準分類，計算出1993～2004年中國進口(出口)貿易總體的差異以及初級產品和工業制成品分別對總體進口(出口)貿易基尼系數的貢獻，計算結果見表3。
篇12
一、當前國際貿易形勢的現狀
就目前來看，美國次貸危機引起的金融危機，給歐美國家的經濟帶來了巨大的影響，對歐美國家的經濟發展產生了強烈的沖擊，給歐美國家的造成了巨大的經濟損失，這一狀況改變了歐美國家人民的消費觀念。金融危機到來之后，一些歐美人民開始逐漸的積攢積蓄，這就導致歐美等一些國家的消費水平處于一個逐漸降低的趨勢，在很大程度上影響了國際貿易的形勢，雖然金融危機所產生的影響呈現著一種逐漸消退的景象，但是這還不足以使歐美國家的消費水平得到迅速的提升，反而歐美國家消費水平所顯示出來的是一種非常緩慢的上升速度，嚴重的影響了國際金融貿易市場的持續、穩定發展，當前國際貿易形勢仍處于一個低迷的階段，但是也逐漸的開始呈現復蘇的狀態。
歐美地區中的一些發達國家，開始將發展的重點放在制造業，主要的原因是金融危機給服務業與金融業造成了巨大的影響，在短時間之內還沒有辦法進行快速、有效的恢復，歐美國家在經濟發展中的這一轉變，嚴重的影響了我國進出口貿易的發展，歐美國家還加大了對外貿易中的一系列關稅。
二、當前貿易形勢對進出口貿易造成的不利影響
1.我國出口貿易項目逐漸減少
就當前國際金融市場中的實際情況來看，美元在國際匯率市場中處于一個持續貶值的狀態，這就導致我國人民幣處于一個不斷升值的狀態，在很大程度上削減了我國出口貿易中的產品在國際市場中存在的價格優勢，極大的降低了我國在出口貿易中的經濟收入。針對這一現實情況，人民幣匯率不斷的上升，國外各個地區中的資金大量的涌入中國經濟市場，這在很大程度上推進了美元的貶值，我國在美國這一方面的出口貿易的局勢也就越來越復雜，目前我國出口貿易中企業的產品還是主要以價格為優勢，在當前國際貿易形勢，這一種出口貿易局面中對出口貿易額的增長有很大的阻礙作用，使我國出口貿易處于一個非常被動的局勢。
2.主要貿易國的消費需求呈現降低的趨勢
主要貿易國，是我國對外出口貿易中主要的經濟來往者，直接影響著我國進出口貿易的經濟收入，主要貿易國的消費需求關系著我國出口貿易的局勢，如果消費需求大，那么我國出口貿易中的產品就能夠有一個廣闊的市場作為基礎，在一定程度上刺激了我國的出口貿易，如果主要貿易國中的消費需求低，則會嚴重的影響我國出口貿易中貿易額的上漲，導致我國出口貿易額大幅度的降低。
3.出口貿易產品在市場中的競爭力不足
就目前來看，我國出口貿易中的產品，高新技術產品非常的稀缺，出口貿易產品的品牌效應也非常的低，在國外經濟市場中主要是以價格優勢為核心競爭力，但是也很容易受到國外金融市場環境中一系列因素的影響。根據對我國出口貿易的實際情況進行調查，調查結果顯示我國在加工貿易這一方面呈現著不穩定的狀態，而普通貿易所受到的影響要遠遠低于加工貿易，高新技術產品在我國出口貿易中所占份額非常的少，這就致使我國出口貿易產品的競爭力出現嚴重不足的現象。
4.進口貿易額降低
我國是一個貿易出口的大國，在進口這一方面主要以一些稀缺能源為主，在當前國際貿易形勢下，我國在進口貿易中的處于一個被動、不利的地位，一些能源資源大國由于自身經濟的緩慢發展，在貿易中提升產品的價格，這就需要更多的資金成本對進口貿易進行支撐，不僅影響了進口貿易額的下降，還在一定程度上增加了我國政府、企業在財政方面的負擔。
三、當前貿易形勢下，進出口貿易的應對措施
1.政府要合理的對進出口貿易政策進行調整，推動進出口貿易
我國在進出口貿易中，要堅持“走出去”這一戰略方針，加強與其他國家之間的經濟往來，政府要針對進出口貿易的實際情況，對相關的政策進行適當的調整，對一些新的國際貿易項目進行擴展，參與到國際市場的分工中去，合理的利用一些國際資源，可以采取有效的措施避開各個國家中存在的貿易壁壘，將進出口貿易中的被動局面轉變為主動的局面。
2.擴展內部市場，將一些出口貿易產品在我國經濟市場中進行銷售
在當前國際貿易形勢下，我國可以對內部經濟市場中的資源進行合理的優化配置，將一些出口貿易中的產品在內部經濟市場中進行銷售，一些外貿企業可以將貿易目標轉向滿足國內經濟市場需求，滿足我國在經濟發展過程中的需求，還要采取有效的措施拉動我國內需。
3.加強進出口貿易中服務與技術的創新，完善進出口貿易體系
進出口貿易中的外貿企業，應當加強在服務與技術這兩個方面的創新，提升出口貿易產品的技術含量，在服務這一方面要堅持以人為本的理念，提升出口貿易產品在國際市場中的競爭力；政府要完善進出口貿易體系，對進出口貿易進行宏觀調控，確保外貿企業基本的經濟利益。
四、結語
就目前來看，我國人民幣的匯率正處于一個不斷上升的階段，造成一些國家中的熱錢不斷的涌向我國，嚴重的影響了我國經濟市場的穩定性，增大了我國經濟市場中的風險，面對這一實際情況要制定一系列合理的應對方案，提升我國進出口貿易中的穩定性，切實解決進出口貿易中存在的一些問題，這對于我國進出口貿易的發展有著十分重要的意義。
篇13
合理的產業結構在促進資源優化配置、提高經濟效益等方面發揮重要作用。決定產業結構演進的本質變量有三個：需求結構、相對成本和對外貿易。前兩者是封閉條件下影響產業結構的變量，而對外貿易是在開放經濟條件下來自外部的影響產業結構變動的因素。[1]一個地區進出口貿易的不斷發展，不僅能夠促進地區經濟總量的發展，而且進出口商品的種類、數量的變化，能夠對地區的生產供需狀況和地區產業結構產生影響。
在對進出口貿易和產業結構的研究中，孫曉華、王昀（2013）基于半對數模型和結構效應角度，對對外貿易結構是否帶動產業結構升級的問題進行了研究；覃桂鳳、隋丹（2011）對上海市的對外貿易結構和產業結構進行了分析；姜茜、李榮林（2010）對我國對外貿易結構與產業結構的相關性進行了分析。
在云南進出口貿易與產業結構研究方面，現有的文章研究較少，學者們大多側重于對云南的對外貿易效益作分析，或是對云南進行對外貿易的比較優勢進行研究。熊彬、牛峰雅（2014）以橋頭堡戰略為背景，對云南與東盟的農產品貿易進行研究；賴石成、鐘偉（2011）立足于云南煙草產業，分析了中國――東盟自由貿易區建立對云南煙草業發展的影響；屠年松、洪文（2010）對云南與東盟商品貿易的互補性進行了分析。
經過30多年的經濟建設，云南三大產業的發展呈現出穩步上升的趨勢，第一產業產值在1980年為24億美元，33年后增長為308.7億美元。云南第二產業和第三產業的發展速度，較之第一產業表現出較快的發展，現如今二、三產業的產值已突破800億美元，展現出蓬勃發展的態勢。
云南三大產業在數量上快速增長的同時，產業結構也得到優化。在進出口商品結構方面，農產品，特別是溫帶果蔬一直是云南出口的重點，而熱帶果蔬則是云南進口的重點。2014年1-8月，云南共出口農產品約合16億美元。以集成電路、處理器等電子產品為主的出口增長快速，云南省2013年出口機電產品50.7億美元，較之2012年增長2倍，同時，2013年云南農產品進口13.3億美元，下降4.4%。另外，2013年金屬礦砂仍是云南全省最大類進口商品，進口額21.1億美元。2013年，云南省出口玉石3.6億美元，為云南新增的出口產品類別。近年來，茶葉和花卉的出口為云南經濟發展做出了較大貢獻，并且，由于云南得天獨厚的自然條件，云南大力發展旅游業，促進了云南服務業的發展。
云南進出口貿易額不斷增長，進出口商品類別和數量的變化，對云南的產業結構產生了影響，也提出了新的要求。從云南進出口出發，利用實證研究的方法，建立云南進出口與產業結構之間關系的VAR模型，分析進出口與產業結構之間存在的聯動關系，對于今后改善云南進出口貿易，促進云南產業結構優化調整具有借鑒意義。
二、VAR模型下的云南進出口貿易與產業聯動演化的分析
（一）構建云南進出口與產業結構的VAR模型
1. VAR模型介紹及建立
向量自回歸模型（簡稱VAR模型）由克里斯托弗?西姆斯（Christopher Sims）提出。VAR模型是基于數據的統計性質建立模型，把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。該模型用來描述在同一樣本期間內的n個變量（內生變量）可以作為它們過去值的線性函數，估計聯合內生變量的動態關系，而不帶有任何事先約束條件。VAR一般形式為Y（t）=A（1）Y（t-1）+…A（n）Y（t-n）+BX（t）+e（t），其中，Y（t）是一個內生變量列向量，X（t）是外生變量向量，A（1），……，A（n），和B是等估的系數矩陣，e（t）是誤差向量。誤差向量內的誤差變量之間允許相關，但是這些誤差變量不存在自相關，與Y（t）、Y（t-1）……，Y（t-n）和X（t）也不相關。
為分析云南進出口貿易與一、二、三產業之間的聯動關系，建立四變量滯后K階的VAR模型：Y（t）=A（1）Y（t-1）+…A（n）Y（t-n）+BX（t）+e（t），其中Y（t）=（LI1，LI2，LI3，LFT）， e（t） ～∏ D（0，Ω）為4維隨機誤差列向量，A（1），A（2）……A（n）均為4×4階參數矩陣，Ω 為4×4階方差協方差矩陣。該模型記為VAR（n）。
2.數據選取及說明。
從云南省各年統計年鑒和昆明海關相關統計，選取云南省1980年―2013年的進出口總額、第一產業產值、第二產業產值、第三產業產值數據進行分析。各數據已對照相應年份利率轉換為美元。另外，為消除異方差，對各數據進行取自然對數的處理，但這并不改變原時間序列的協整關系。同時，對研究進行實證分析所用的時間序列賦予如表1所示的名稱，并對各時間序列進行單位根檢驗（ADF），分析時間序列的平穩性，檢驗結果如表2所示。
通過ADF檢驗，可以看出，DLI1、DLI2、DLI3、DLFT都是I（1）的，原序列是不平穩的，其一階差分是平穩的，即原序列有一個單位根。
（二）云南進出口貿易與產業結構的協整關系分析
由以上ADF檢驗結果可知，時間序列是一階單整的，它們之間可能存在長期的均衡關系，即協整關系，因此可以對其進行協整檢驗。運用Eviews7.0軟件對時間序列進行Johansen極大似然估計的協整檢驗，檢驗結果如表3所示。
從表3，可以看出，在跡統計量檢驗和最大特征值檢驗下，在%5的顯著性水平下，DLI1、DLI2、DLI3、DLFT四個變量中至少有一個協整關系存在。
（三）云南進出口與產業結構的格蘭杰因果關系檢驗
DLI1、DLI2、DLI3、DLFT四個時間序列之間存在著長期的均衡關系，但其之間是否存在因果關系，我們用格蘭杰（Granger）因果檢驗方法進行檢驗。根據因果關系檢驗結果可知在滯后階數為4時，在10%的顯著性水平下，LFT和LI1之間存在著雙向的因果關系。這表明在云南，其第一產業和進出口貿易中，二者相互促進，共同發展。農業的發展促進了進出口的增長，進出口的發展也帶動了農業的進一步發展。在滯后階數為4時，在10%的顯著性水平下，LFT是LI2的格蘭杰原因，同時，LNLI3是LNFT的格蘭杰原因。這顯示出云南的進出口對云南第二產業的發展起到了良好的促進作用，而服務業即第三產業的興起和繁榮也加快了進出口貿易發展能力的進一步提升。
三、思考與建議
云南進出口貿易的發展，推動了云南產業結構的優化調整，為不斷促進云南產業結構進一步優化，促進進出口貿易的發展，提出以下幾方面建議：
（一）不斷提高進出口產品的附加值
云南要在現有進出口貿易基礎上，加大技術支持和投入，加大出口產品的技術含量，通過拓展加深產品生產的產業鏈，開發精加工深加工產品，打破出口產品以初級產品為主的局面。在進口方面，積極引進先進技術和人才，發展高新技術和高科技產業，以高技術高科技帶動云南現有產業的縱深發展，提高資源的利用效率，以進口帶動出口，以進口促進發展。通過進口和出口雙方面的協調和拉動，發揮進出口貿易對產業結構的優化作用，促進云南產業結構升級。
（二）培育農產品新品種，增強農業活力
云南農業發展和進出口貿易之間存在的雙向因果關系，說明農業發展對云南進出口貿易發展的重要性。云南在農業發展過程中，應該加大對新品種農產品的培育力度，加大培育的資金和技術支持，并和高校合作，開展農業“產―學―研”相結合的模式，打造多品種的具有高原特色的農產品。其次，加大農業資源的整合，促進農業生產的規模化，不斷擴大農業的規模經濟效應。再者，采用先進的包裝、存儲、冷藏等技術，提高云南農產品的市場競爭力，確保鮮活類農產品的價值。
（三）大力發展特色旅游業，促進第三產業蓬勃發展
復雜的地理環境、豐富的生物資源和多樣性的民族文化，為云南旅游業提供了豐富的旅游資源基礎，不斷發展的交通網絡也為云南旅游業提供了便利的交通支持。云南在今后的發展中，要不斷規范旅游市場運行機制，拓展旅游市場，加強宣傳，發展系列旅游產品。另外，還應該要著力打造云南旅游業的知名品牌，加強旅游景區的建設和保護，完善基礎配套設施的建立，建立健全旅游景區及其周邊地區的“休閑―餐飲―住宿―貿易等”的一條龍服務。
（四）提升工業企業競爭力
云南進出口貿易促進了云南第二產業的發展，貿易合作者對工業產品的需求促使云南進一步推動第二產業的發展。為了更好地發展第二產業，云南應該轉變工業企業發展模式，加大工業技術創新，把資源密集型工業轉化為技術創新性工業，減少在工業生產中的資源浪費，用先進技術提升傳統工業企業和制造業的競爭力，實現這一類產業和企業的長足發展。另外，要加強對外的交流與合作，拓展第二產業發展的平臺，為云南第二產業的發展和工業品的進出口貿易提供強有力的支撐。（作者單位：云南師范大學經濟與管理學院）
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