時間：2023-08-30 09:17:05
緒論：在尋找寫作靈感嗎？愛發表網為您精選了8篇對外進出口貿易，愿這些內容能夠啟迪您的思維，激發您的創作熱情，歡迎您的閱讀與分享！
1.全效推動我國出口產業機構革新調試進程
以往我國憑借廉價勞動力資源完成出口貿易和產品競爭任務，經過經濟不斷發展、勞動力成本全面增加，我國在勞動力成本上的優勢地位開始日漸削弱，比如勞動密集型的紡織類制造行業，也開始日漸衰萎并不得不朝東南亞一些國家比如向菲律賓、泰國等轉移。歸結來講，我國進行優勢產業獨立發展，夕陽產業對外投資，對于其日后貿易結構調整十分有利，將會全面帶動周邊產業的出力。
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。
需要強調的是，在全面擴充對外直接投資規模的前提下，我國還需及時調整對外直接投資的具體結構機理，令投資質量得以全方位改善。單純拿制造業對外直接投資項目為例，如今許多投資都鎖定在初級加工行業范疇之中，具體生產附加值較低，在出口帶動效用上面顯得極為有限。面對該類狀況，需要規劃主體在日后更多地投資在產品附加值較高與后向關聯度較強的行業，包括機械制造行業等，因為其技術、原材料、零部件等位置高度結合關系，所以該類行業對外直接投資將保留顯著性的出口創造效應。同時，規劃主體還可以考慮進行導向型的對外直接投資數量增加，借助持續獲取的高端技術進行產品深加工制造，借此提升產品整體附加數值并擴充具體出口的經濟社會效益。
張 蕾（1982），女，浙江杭州人，浙江工商大學經濟學院碩士生，主要研究方向為國際貿易理論與政策。
基金項目：浙江省哲學社會科學規劃重點課題（Z05LJ03），教育部省屬高校人文社科重點研究基地――浙江工商大學現代商貿研究中心重點資助課題。
摘 要：本文在回顧了國內外關于對外直接投資與對外貿易關系的理論和文獻的基礎上，利用浙江省1989-2005年宏觀經濟數據，對浙江省對外直接投資與對外貿易關系進行了實證研究。分析結果表明，浙江省對外直接投資與對外貿易存在長期穩定關系，短期均衡關系顯著，對外直接投資對進出口貿易產生了積極的促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。
關鍵詞：對外直接投資；協整檢驗；誤差修正模型
改革開放以來，浙江對外貿易發展迅速，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易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰略之后迅速增長，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，處于全國領先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現不斷增長的態勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，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，主要是我國的企業開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。
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（Error Correction Model）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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關鍵詞：中國對外貿易“雙降”；成因；傳統外貿；貿易競爭優勢
2016年7月13日，海關總署正式對外公布了我國2016年1-6月進出口數據：貨物貿易進出口總值為11.13萬億元人民幣，同比下降3.3%。其中，出口6.4萬億元，下降2.1%；進口4.73萬億元，下降4.7%；貿易順差1.67萬億元，擴大5.9%，繼續延續2015年，我國進出口同比下降的態勢。在世界經濟形勢依然錯綜復雜，全球貿易延續萎縮態勢下，解析“雙降”產生的根本原因，并積極探尋其背后所隱藏的貿易新的發展路徑，將直接關系我國貿易結構的轉型和新的競爭優勢的培育。
一、中國對外貿易“雙降”現狀解析
（一）雖然我國目前在全球貿易市場所占份額呈穩步上升趨勢，但貿易額絕對值呈下降態勢
自2008年世界金融危機以來，消費市場、就業市場的持續低迷狀況嚴重制約了全球貿易發展，據WTO最新數據統計顯示，2015年全球主要經濟主體美國、德國、歐盟、日本等國家與地區貨物貿易出口額仍呈現負增長態勢，而作為新興市場國家代表的印度、南非、巴西等國家出口額也未保持曾經的高速增長態勢，分別下降-17.5、-9.5%和-16%。我國2015年貨物貿易出口額為14.14萬億元，較2014年下降了1.8%，相比較而言，在下降幅度上遠低于上述國家0.6至15個百分點，在國際市場份額擴大至約13.4%，也因此繼續保持第一貨物貿易大國地位。但必須指出，從我國貿易出口額的絕對值變化來看，2015年，進出口總值為24.59萬億元人民幣（約為36818億美元），比2014年43030.4億美元的總額下降了7%。其中，出口14.14萬億元，較2014年14.39萬億的出口額下降1.8%；進口10.45萬億元也低于2014年12.04萬億元的總額。從貿易進出口額的絕對值來看，2015年我國外貿進出口均呈現下降態勢。
（二）我國進出口貿易額在年度中所出現的短暫、有限上升態勢仍無法充分傳遞未來貿易市場好轉的信息，外貿壓力依然較大
據海關相關數據統計顯示，2016年1月份，我國一般貿易進出口1.08萬億元，占外貿總值的57.4%，較去年同期上升0.5個百分點，成為拉動出口的主要力量；當月民營企業進出口7730.5億元，增長1.1%，占外貿總值的41.1%，較去年同期提升4.4個百分點。但在2016年上半年，我國貨物貿易進出口總值中，一季度的進出口、出口和進口值分別下降6.9%、5.7%和8.4%；二季度的進出口、出口值分別增長0.1%和1.2%，呈現正增長；進口值下降1.2%，降幅較一季度收窄7.2個百分點。從總額來看，2016年上半年我國出口價格總體下跌3.2%，據此進一步測算2016年上半年貿易價格條件指數為105.2，即我國出口一定數量的商品可以多換回5.2%的進口商品，這雖然表明我國貿易價格條件有繼續改善的態勢，但內外需求的持續疲弱使得短暫的、有限的貿易改善態勢，并不足以抵消整體外貿水平下行的壓力。
（三）勞動在密集型產品出口占比最多的紡織品、服裝和鞋類三大產品出口下滑嚴重，導致我國出口貿易整體呈下滑態勢
海關的最新數據顯示，截止2015年，箱包及類似容器累計出口1579.8億元，服裝及衣著附件出口9731.9億元，紡織品6172.3億元，鞋類2988億元，紡織品、服裝、箱包、鞋類等7大類勞動密集型產品合計出口2.64萬億元，同比下降2.6%。其中占比超過七成的紡織品、服裝和鞋類則分別下滑1.8%、7%和4.8%。不可否認，傳統產業出口的下降，實現了我國貿易結構的進一步優化，使得以出口機電產品為代表的技術密集型產品的出口額達到8.15萬億元，同比增長1.2%，在出口總值中的占比也突破50%達到57.7%，雖然能為我國對外貿易提供長期發展動力，但新興產業的發展仍無法實現對整體下降態勢的扭轉，還不足以支撐整體數據回暖。
（四）大宗商品進口額減少，導致國際能源資源商品總體上供過于求，價格持續下跌，引致我國貿易進口額呈現大幅下降態勢
據國際原油市場價格顯示，2015年紐交所輕質原油期貨價格比年終最高點跌幅超過40%，截止2016年第一季度，價格接近每桶30美元額；而2015年我國原油進口平均價格也經歷了年初的每噸2856元人民幣到年底的每噸2020元人民幣的下跌過程，累計下跌了29.3%。總體來看，2015年全年進口平均價格比上一年下跌45.3%。同時，我國海關數據統計也顯示，2015年我國鐵礦砂、成品油、銅等大宗商品進口均呈下跌態勢，同比跌幅分別為39%、21.8%和 17.1%.《2015年1-10月大宗商品進出口數據分析報告》還顯示，近7成大宗商品進口量同比負增長，其中作為代表性品種動力煤2015年前三季度進口量6360萬噸，與去年同期相比縮減38%，天然橡膠進口300萬噸，較2014年相比縮減23%；浮法玻璃出口83.7萬噸，較2014年縮減43%，棉花2015年出口 735.6萬噸，同期相比縮減35%。
二、進出口“雙降”的形成原因
（一）從出口方面看，國際市場尚處于回復期，外部需求低迷徘徊的狀態限制了我國對外貿易發展速度
自2008年國際金融危機爆發至今，為使經濟水平快速回升，各國均采取了一系列刺激措施，但刺激效應卻無法持久。國際貨幣基金組織的《世界經濟展望》指出，世界經濟復蘇動力明顯不足，2015年全球經濟和貿易量僅分別增長3.1%和3.2%，又重新回落至2012年前4%以下的低增長，并預計這一低速增長態勢在2016年還將繼續維持，直至2020都難以達到危機前5年5%和8%左右的年均增速。WTO公布數據也顯示，2015年全球出口值下降幅度已超過11%，這是自金融危機爆發后的再次下降。我國海關統計數據也顯示，2015年，我國與歐盟、日本雙邊貿易分別下降了7.2%和9.9%。從企業屬性來看，無論是外商投資還是國企自營，2015年進出口也分別下降了6.5%和12.1%。而2015年12月，中國外貿出口先導指數為31.2，該值較11也已回落了0.8。這均意味著目前低速增長的國際經濟使國際市場需求始終無法走出低迷狀態，這極大影響了我國對外貿易出口的增長。
（二）從進口方面看，國際大宗商品價格大幅下跌，使得我國進口量較大的能源、資源產品呈現“量增價跌”的態勢，這直接拉低了我國對外貿易進口總體增速
國際金融危機爆發使得各個國家與地區經濟均受到不同程度的影響，直接導致了全球市場對原材料需求的嚴重不足。作為直接反映國際海運情況的權威指數，波羅的海干散貨指數BDI在2015年僅為1100左右，這甚至不及巔峰時期最高點11800點的十分之一，BDI的暴跌表明國際航運業陷入冰河期，國際間貿易十分清淡，也從另一個側面證明了全球市場對于原材料需求的減弱，這就必然直接導致商品供應價格的大幅下降。高盛集團前亞洲地區副董事長肯尼思?庫提斯就指出，油價和其他大宗商品價格暴跌，讓中國成為近期全球市場震蕩中的“大贏家”，令其可以節約石油、煤炭和天然氣開支，以低價增加戰略能源儲備。根據其計算，大宗商品價格暴跌讓中國一年省下了4600億美元，其中3200億美元源自廉價石油，剩余1400億美元源自其他能源、金屬、煤炭和農業大宗商品價格的暴跌。而我國商務部統計數據也顯示，受大宗商品價格下跌、國內需求走弱等因素影響，進口仍在低位運行，2015年，中國原油、塑料、大豆、天然氣、紙漿、谷物、銅精礦等10類大宗商品進口量增價跌，合計減少付匯1880億美元。
（三）隨著我國經濟發展進入新常態，國內經濟面臨較大的下行壓力，導致我國對一些大宗商品進口量的增速放緩，這也直接拉低了我國對外貿易進口額
我國經濟轉型的持續推進使得國內經濟發展也進入了穩定時期，目前正面臨較大的下行壓力，增速的放緩就使得對于一些大宗商品的進口量隨之減少。海關相關數據顯示，2015年，中國原油進口量增長8.8%，鐵礦砂進口量增長2.2%，煤、銅、鋼材進口量則分別下降29.9%、0.3%和11.4%，均較2014年有不同程度的回落。2015年上半年，原油、成品油、天然氣、煤炭、鐵礦石、銅精礦、鋼材、銅材、塑料原料、化肥、天然橡膠、大豆、谷物、原木和紙漿等15類商務部重點監測的大宗商品累計進口2152億美元，同比下降32%，拉低外貿進口12.6個百分點。而截至2015年底，我國進口價格總體下跌11.6%，鐵礦砂、煤、成品油、銅等大宗商品進口平均價格同比跌幅分別為39%、21.8%、38.3%和17.1%。可見，我國國內對大宗商品進口量需求的放緩，也是導致我國進口值出現下降的重要原因之一。
（四）在全球貿易結構性困境下，我國作為世界貿易重要參與國，本國對外貿易自然難以獨善其身
作為全球價值鏈的主導經濟體，發達國家的中間品進口額的增長狀況是全球價值鏈貿易發展的重要標志，而以美國和德國為例，WTO相關數據統計顯示，2015年兩國均繼續維持消費品增長態勢，增速提高到6.9%和8.3%；而美國中間品進口額下降幅度卻擴大至25.2%，德國也下降2.8%，這意味著發達國家主導的全球價值鏈發展依然呈現收縮態勢。受發達國家居民消費和企業投資缺乏增長動力、新興經濟體受到內生增長動力不足和政策空間有限的雙重制約，國際經濟下行壓力必然隨之加大，市場需求也將持續萎縮。一些國家為刺激國內經濟增長，推動貨幣貶值，更是進一步強化了國際市場份額競爭。據中國商務部對國內重點進出口企業的調查也顯示，我國近8成的企業反映外需不足，則是當前面臨的最大困難。加之一些國家試圖通過貿易限制措施保護國內產業，我國外貿所面臨的外部政策環境趨緊。可見，在全球貿易處于結構性困境的背景下，我國對外貿易發展所能爭取的市場、產品所能被接受的程度均受到不同程度的影響，這必然直接影響我國整體外貿發展速度。
三、創新競爭優勢視角下的對外貿易發展路徑
（一）擺脫對建立于人口紅利基礎上的傳統競爭優勢的依賴，優先發展服務貿易，培育新的貿易競爭優勢
經總理批準，國務院近日印發了《關于加快發展服務貿易的若干意見》，這正是目前國際經濟形勢復雜嚴峻，國內經濟下行壓力態勢仍舊存在的情況下，推進外貿結構的優化和培育經濟新動能和帶動產業發展的有效舉措。具體而言，一是在科學定位我國各經濟發展區域的絕對優勢和比較優勢的基礎上，抓住當前國際服務業轉移的新機遇，積極承接服務業國際間的轉移，融入全球服務貿易的產業鏈中，助推我國服務貿易全方位參與國際分工；二是通過政策引導實現資金與技術向服務業的的轉移，尤其是具有豐富科學技術基礎和雄厚資金存量的外資直接進入我國服務業市場；三是分階段有重點的助推高層次技術人力資本密集型服務行業發展，避免“一把抓”“全面開花”下產業規模的盲目擴張，實現服務業的發展真正建立在提高勞動力的基礎上；四是以穩妥穩健原則為指導，有計劃的在國家級新區開展服務貿易創新發展試點，專門進行服務貿易管理體制、發展模式、便利化等方面制度建設的探索，實現服務業開放準入的有序性。
（二）積極推進“一帶一路”戰略，提升我國與沿線國家間的經貿水平，有效推進我國外貿結構轉型升級
海關總署指出，2016年上半年，在出口下降2.1%，進口下降4.7%，形成進出口值雙降的形勢下，中國對部分“一帶一路”沿線國家出口卻呈現增長勢頭：我國對巴基斯坦、俄羅斯、孟加拉國、印度和埃及等國出口分別增長22.5%、16.6%、9%、7.8%和4.7%。同期，我國對歐盟出口增長1.3%、對美國出口下降4.6%、對東盟出口下降2.9%，3者合計占同期我國出口總值的46.4%。這既增強了我國在區域合作中的主導力又有效開拓了新市場，有利于順利推動產業跨境轉移，形成區域生產價值鏈。未來一是要進一步完善合作區域間的治理框架，通過對協商機制的不斷優化，確保“一帶一路”戰略要點落到實處；二是要為戰略的實施提供相應的融資合作配套機制，尤其是在基礎實施建設方面，為改變目前沿線國家基礎設施較弱的現狀應優先實現基礎設施的互聯互通；三是要優先構建一批兼具示范效應和收益效應的標志性項目，以確保沿線國家參與戰略的信心和熱情，在此基礎進一步推進貿易投資合作； 四是要進一步推進貿易投資便利化建設，為我國產業未來的區域轉移奠定必要的物質基礎、技術基礎，可通過深化與沿線國家海關、質檢、電子商務、過境運輸等領域的合作，提升整體貿易便利化水平。
（三）在當下傳統競爭優勢不斷削弱的背景下，重點發展高新技術產業，積極實現我國由“貿易大國”向“貿易強國”的轉變
2016年上半年，全國外貿進出口延續“雙降”態勢，武漢出口總值卻逆市上揚，增幅為12.4%，據武漢海關統計的數據來看，高新技術產品進出口對全省外貿增長拉動作用明顯：湖北省高新技術產品進出口418.8億元，其中，出口247.7億元，增長超三成。在出口產品中，部分新興產業產品出口大幅增長，如手機出口增長1.7倍；平板電腦出口增長超四成。此外，上半年出口值排名前三的企業均在武漢，分別為聯想移動通信貿易（武漢）有限公司，摩托羅拉（武漢）移動技術運營中心有限公司、鴻富錦精密工業（武漢）有限公司，其均是高新技術產品出口的“主力軍”。 2016年4月24日全國高新技術發展及產業化工作會的召開更是強調了當下“大力推動大眾創業萬眾創新，為經濟社會發展注入新活力”的首要任務。基于此，未來要圍繞國家急需解決的關鍵問題或技術公關難度，組織或鼓勵企業與專門的的科研機構進行深度合作，幫助企業掌握核心技術搶占競爭競爭制高點，提升原始創新能力；另一方面應積極調動企業自我主動創新的積極性，使其真正成為國家創新需求主體、研發主體、科技成果應用主體，并最終實現自我知識技術的實際運用能力。
（四）積極促進政策著力點從傳統外貿企業向跨境電子商務企業轉變，助推跨境電商成為我國外貿增長的新引擎
據中國電子商務研究中心的數據顯示，2015年，中國電子商務繼續保持快速發展的勢頭，交易額達到20.8萬億元人民幣（下同），同比增長約27%；進易額接近6000億元，較2008年增加16.6倍，年均復合增長率達59.71%；2016年上半年電子商務交易額達2萬億，同比增長42.8%，較2015年增速提高12.2個百分點，占我國進出口總值的17.3%。可見，跨境電子商務已經成為進出口貿易的重要組成部分。而從跨境出口電商貿易對象看，美國和歐盟市場較為穩定，電商交易額在交易總額中的占比分別為16.6%和15.3%，而東盟地區則是我國第三大跨境電商貿易對象，交易額占比為11%。除此以外，我國與俄羅斯、印度、巴西等新興國家的交易也在迅速增長。這無疑是外貿“雙降”現狀下的又一條助推外貿結構轉型升級的新路徑。未來一是要通過對外開放的頂層設計，從更高的層次、更長遠的角度來制定跨境電子商務發展戰略，完善對外開放的機制保障，提高駕馭對外開放的能力；二是要健全對外開放的風險防范機制，提高摩擦應對能力和貿易救濟能力，培育出具有全球有影響力的跨境電子商務企業；三是要利用跨境電子商務的快速發展，倒逼傳統外貿企業轉型，治愈抑制外貿可持續發展的諸多沉疴痼疾。四是要鼓勵國內有條件的跨境電子商務企業積極“走出去”，到海外建設倉儲設施，通過批量發貨，降低跨境運輸成本，縮短當地配送時間，提升客戶響應速度，融入境外零售體系。
參考文獻：
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關鍵詞：外商直接投資；進出口貿易；協整檢驗；誤差糾正模型；因果檢驗
一、引言
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
5.8826
關鍵詞：出口退稅；對外貿易；促進；發展
中圖分類號：F746 文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2011）18-0016-03
出口退（免）稅指一個國家或地區對符合一定條件的出口貨物在報關時免征國內或區內間接稅和退還出口貨物在國內或區內生產、流通或出口環節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，使本國出口貨物與其他國家或地區貨物具有相對平等競爭的稅收條件，在客觀上有利于發展外向型經濟，增加出口，擴大出口創匯。目前，對出口產品實行退稅已經成為一種國際慣例，符合世貿組織規則。加入WTO后，中國宏觀經濟政策自由空間相對縮小，在一定范圍內出口退稅可以成為一種相機抉擇的政策手段，通過對外需的調節而對整個經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，在鼓勵外貿出口、優化經濟結構、促進經濟發展中都發揮了積極的作用。
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。
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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）
隨著經濟全球化進程的不斷加快和中部崛起戰略的貫徹實施，使外向經濟的發展成為各中部地區的發展目標，作為中部省份之一的湖南省，改革開放以來，在外商直接投資和對外貿易方面取得了較大的發展。2013年全省進出口總額251.6億美元，比上年增長14.7%，其中進口總額和出口總額分別為103.4億美元和148.2億美元，比上年分別增長10.7%和17.6%；實際利用外商直接投資87.0億美元，比上年增長19.6%，實際引進境內省外資金2883.9億元。由此看來，湖南省對外貿易的發展，對于其經濟社會穩中有進、穩中向好、穩中提質的發展，以及“三量齊升”的促進和“四化兩型”的全面推進具有重要作用。為了探討外商直接投資與進出口貿易之間的關系，本文運用協整分析、格蘭杰因果檢驗和誤差修正模型等方法分別對湖南省外商直接投資和進口額、外商直接投資和出口額間的關系進行了實證研究。
二、實證分析
根據數據的可得性，本文使用的數據是1987-2012年湖南省外商直接投資額、出口總額和進口總額，原始數據均來自《2013湖南省統計年鑒》。為了反映實際水平的變化，這里將外商直接投資額、出口總額和進口總額，通過按當年美元/人民幣的匯率換算成以人民幣為單位的金額，并將單位換算為百萬元。同時為了剔除價格因素的影響，采用GDP平減指數對其進行了平減，以得到真實的外商直接投資額、出口總額和進口總額。鑒于統計年鑒中沒有GDP平減指數，這里借用司春林（2002）的做法，以1952年為基期，具體公式如下：
其中GDP和GDP分別表示第年和1952年湖南省名義GDP，GDPindex和GDPindex分別表示第年和1952年湖南省GDP指數，這里外商直接投資、進口總額和出口總額分別用FDI、IM、EX表示，實際的外商直接投資、出口總額和進口總額分別用AFDI、AIM、AEX表示。為了消除數據中存在的異方差，這里對數據進行統一的標準化處理，并分別用ZAFDI、ZAIM、ZAEX表示標準化后的實際外商直接投資、進口總額、出口總額。
1.平穩性分析
由于傳統的計量經濟學在利用OLS對非平穩時間序列進行參數估計時，容易產生“偽回歸”問題，即參數的統計量不再服從標準正態分布。因此，在進行協整分析前，有必要對序列的平穩性進行檢驗，這里采用ADF單位根檢驗。結果表明，在序列無截距項和趨勢項，且滯后階數為0時，ZAFDI、ZAIM和ZAEX的ADF檢驗值在5%-10%的顯著性水平下均是非平穩的，但是經過一階差分后，ZAFDI、ZAEX和ZAIM的ADF檢驗值分別為-4.366604、-4.974635、-3.230367，均小于5%-10%顯著性水平下的臨界值，故可以認為是平穩的，因此三個變量都是一階單整，即為I（1）。
2.長期均衡關系分析
為了分別揭示湖南省ZAFDI與ZAIM、ZAFDI與ZAEX之間是否存在長期均衡關系，這里采用E-G兩步法進行分析。用OLS法進行估計，得到如下方程：
ZAIMt=0.00015+0.95839ZAFDIt
（0.0026） （16.4335）（方程1）
R2=0.918 =0.915 DW=0.908
ZAEXt=-3.14E-06+0.95913ZAFDIt
（-5.55E-05）（16.613）（方程2）
R2=0.920 =0.917 DW=1.585
然后對兩個回歸方程的殘差進行平穩性檢驗，這里采用ADF單位根檢驗，結果表明：兩方程的殘差序列e1和e2的ADF值分別為-3.224734、-3.862373，均小于5%-10%顯著性水平下的臨界值，故可以認為在90%以上的置信水平下ZAIM和ZAFDI、ZAEX和ZAFDI存在協整關系（長期均衡關系），有利于進行下一步的格蘭杰因果關系檢驗。從回歸結果可以看出，湖南省實際外商直接投資對實際進口額的產出彈性和實際出口額的產出彈性分別為0.95839，0.95913。可見湖南省實際外商直接投資的變化對實際出口額的影響大于對實際進口額的影響。
3.因果關系分析
由于格蘭杰因果檢驗對滯后期的改變非常敏感，限于篇幅影響，所以這里嘗試對滯后1-4期進行檢驗。結果表明：在10%的顯著性水平下，ZAFDI和ZAIM在滯后1-2期時，具有雙向的因果關系，滯后3-4期時，具有單向的因果關系，即實際進口額是實際外商直接投資的Granger原因。ZAFDI和ZAEX在滯后1期時，具有雙向的因果關系，滯后2-4期時，呈現單向的因果關系，即實際外商直接投資是實際出口額的Granger原因。
4.短期均衡關系分析
這里利用ZAFDI和ZAIM、ZAEX的一階差分序列和前期誤差序列{ECMti-1}（i=1，2）進行OLS估計，得到誤差修正（ECM）模型：
ZAIMt=0.4029ZAFDIt+0.7555ZAIMt-1-0.5281ECMt1-1
（0.4570） （4.83602） （-4.2171）（方程3）
R2=0.4586 =0.4071 DW=1.7631
ZAEXt=0.7310ZAFDIt-0.7575ECMt2-1
（2.5631） （-3.5896）（方程4）
R2=0.3112 =0.2812 DW=1.7785
上式中，ECMt1-1和ECMt2-1分別為方程1和2的前期誤差，其前面的系數為誤差修正系數，分別表示被解釋變量ZAIMt、ZAEXt對誤差的調整速度。
從誤差修正方程3和方程4可以看出，回歸方程有可能缺省了變量，因為兩個方程的R2均比較低，但是方程的DW都通過了檢驗，即方程不存在自相關，說明并不影響已有變量的關系。方程3在10%的顯著性水平下，ZAFDI的參數系數不顯著，說明實際外商直接投資的當期波動對實際進口額的當期波動沒有顯著的影響；ZAIMt-1的參數系數顯著，說明實際進口額的前期波動對實際進口額的當期波動有顯著的影響；方程4在5%的顯著性水平下，ZAFDI的參數系數顯著，說明實際外商直接投資的當期波動對實際出口額的當期波動有顯著的影響，且其變動符號與長期均衡關系的符號一致；此外，兩方程的誤差修正系數均顯著，且均符合反向的修正機制，說明實際外商直接投資和實際進口額、實際外商直接投資和實際出口額之間存在長期穩定的協整關系制約著他們的變化，促使他們走向均衡，即當短期波動偏離長期均衡時，將分別以-0.5281、-0.7575的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。
現代物流是經濟發展的加速器。“物流推動論”認為:現代物流業的發展促進社會分工的深化,從而促進了經濟的增長[1];物流聯盟的出現通過交易費用的降低,促進了經濟的增長[2]。除定性分析外,許多學者從定量視角對物流產業發展與經濟增長的關系進行研究,得出物流業發展對經濟增長具有正向促進作用的類似結論[3-5]。近年來,浙江省開放型經濟發展快速,形成了全方位、多層次的對外開放格局。隨著外向型經濟的發展,對外貿易發展迅速。1986—2009年間,浙江省進出口總額從12.93億美元達到增長到1877.35億美元,增長了145倍。浙江省進出口貿易能取得如此成績,與現代物流業的發展是分不開的。物流業的發展有利于進出口貿易成本的下降,推動進出口貿易的發展。戎梅(2011)就單位物流成本對國際貿易的影響問題進行了研究,結果表明單位貨物貿易額與單位貨物周轉費用成反比,單位物流成本的降低對國際貿易具有明顯的促進作用[6]。楊長春(2008)[7]、侯方淼(2008)[8]等利用協整檢驗和Granger因果檢驗得出:我國對外貿易與物流之間存在著反饋性的因果關系,而物流對貿易的促進作用比貿易對物流的促進作用要稍大一些。就物流對進出口貿易的促進程度而言,張寶友(2010)運用彈性分析法,分別從物流的需求和供給兩個方面檢驗華東地區物流業對進出口貿易的影響程度,結果表明物流需求每變化1%,進出口貿易額相應的變化2.56%;而物流供給每變化1%,進出口貿易額就相應的變化6.08%[9]。也有學者提出不同的意見,王領(2010)運用協整理論和Granger因果檢驗法,利用上海市1978-2008年貨物運輸量、港口貨物吞吐量與進出口總額相關數據,對上海市對外貿易與現代物流的關系進行了實證分析,得出不同的結論:進出口的增加會在長期內促進港口吞吐量和貨物運輸量的增加,但吞吐量的增加并未對上海市進出口增長起到推動作用,運輸量的變化對外貿增長的作用有很大的時滯效應。綜上所述,有關物流業發展能否促進我國進出口貿易增長存在不一致看法。而且還可以從以下角度進一步思考:如果物流對進出口貿易具有促進作用,那么其影響程度是多少?本文就以上問題進行分析,以浙江省為例,考察物流業發展對進出口貿易是否具有促進作用,如果有,那么影響程度是多少,影響程度是否隨時間的變化有所差異,并提出相應的建議。
2方法、變量及數據
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
本文運用相關性分析和彈性分析等工具,就物流業對進出口貿易影響問題進行實證研究,得到結論如下:第一,物流業發展對進出口貿易增長的影響是正向的,物流業有力地推動了進出口貿易的增長。以浙江省為例,1986—2009年間,浙江省物流業每提高一個百分點,進出口總額相應增長2.9%。現代物流業促進進出口貿易的原因有:1)物流業的發展降低了運營成本,推動進出口貿易的增長。在國際貿易中,商品的價格與成本對國際貿易的效益有重要影響。隨著全球經濟的發展,產品的生產成本下降的空間有限,而物流成本有較大的降低空間。物流業的發展,使得對外貿易中的物流活動運作效率越來越高,降低了物流成本,導致進出口貿易的成本降低,從而刺激進出口貿易的發展。2)現代物流的發展改善了國際貿易的環境,促進國際貿易的便利化。隨著現代物流的發展,第三方物流產業不斷壯大,第三方物流公司則通過貨運等形式,減少了生產企業的物流負擔,使對外貿易中的運輸、報關等物流環節運作效率得到了提高。3)現代物流業的發展拓展了消費者的購買空間。由于物流速度的提高,消費者在購買國外商品時,花費在物流運輸上的等待時間大大減少,使得消費者愿意在全球范圍內購買商品,這有利于外貿企業發現新市場,促進進出口貿易的發展。第二,不同時間段物流業對進出口貿易的促進作用有所強弱。以浙江為例,1986-1990年間,物流-進出口貿易彈性值為6.57,而到2006—2009年,物流-進出口貿易彈性值下降為1.25,表明不同時間段物流對進出口貿易的影響差異較大,且從整體上來看,浙江省物流-進出口貿易彈性值呈下降趨勢,表明浙江省應進行物流產業轉型升級,以更好地促進進出口貿易的增長。
關鍵詞:匯率變化；進出口貿易；人民幣匯率；應對策略
人民幣匯率的變化仍然影響著進出口貿易的發展，并且影響著眾多參與進出口貿易行業的經營，對匯率變化進行探討并探索進出口貿易的發展對策，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。總體而言，人民幣匯率波動較小，但人民幣匯率在固定范圍內變化幅度較大，10年內最大匯率與最小匯率的差值為1.3372。相對穩定的匯率有助于我國進出口貿易的發展，但匯率變化仍然對進出口貿易產生了一定的影響。
2匯率變化對進出口貿易的影響
2.1影響進出口貿易利潤。匯率變化代表著人民幣兌換美元的數額變化。從進口的角度來看，當商品價格不變時，匯率下跌意味著人民幣購入的商品數量減少，內銷的成本提高，企業利潤會有所降低。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易有不利的影響，對于進口貿易來講，人民幣匯率上漲意味著購買力提高，而國內市場需求不變，企業必須降低售價，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，出口數量會相對減少，同樣影響貿易利潤。2.2影響進出口貿易經營策略。由于匯率變化對進出口貿易利潤產生影響，很多企業在經營的過程中，采用改變經營策略的方式規避匯率變化的不利影響，這樣一來，我國進出口貿易的經營策略不穩定，很容易導致貿易糾紛。在人民幣匯率上漲時，進口商品可能會被囤積，等待匯率穩定或降低時進行出售，則在匯率降低時，進口貿易會減少，部分中小型企業對匯率變化應對能力弱，可能選擇暫時退出市場。同樣，出口貿易必須進行大量的宣傳或者進行市場開發，以保證出口利潤的達成，這又影響了企業對外貿易的成本應用，甚至影響某一類產品的品牌價值。2.3影響進出口貿易市場發展。客觀來講，進出口貿易發展應是平衡的，或者，進口基本生產資源、出口成品，才能形成穩定的貿易利潤。但由于匯率變化和我國生產特征，進出口貿易的市場發展存在著不平衡現象，原材料出口和廉價勞動出口始終高于高新產品出口，而進口貿易正好相反。長此以往，不利于我國經濟的可持續發展。
3進出口貿易應對匯率變化影響的策略
3.1擴大進出口貿易利潤來源。進出口貿易利潤的以商品交易的形式出現，勢必會受到匯率的影響，很多企業由于自身經營因素，缺乏應對匯率變化的能力，導致經營問題。對此，最有效的解決方式是擴大進出口貿易利潤的來源，簡單來講，即將利潤以其他形式表現出來。3.2及時調整進出口貿易經營策略。需要根據匯率變化去調整經營策略，經營策略的變化，應與外貿市場的環境相對應，即形成向外的策略調整，而不僅僅是被動地調整企業經營狀態。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，促進進出口貿易中使用人民幣結算的進程，這樣我國的人民幣匯率會更加穩定，同時也可以提高企業處理匯率波動風險的能力，對于我國的進出口貿易有著良好的促進作用。另外，經濟的不斷發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易中保持人民幣匯率的穩定，可以確保我國的自身利益。
4結語
綜上所述，匯率變化對進出口貿易的利潤、經營策略以及市場發展均有影響，我國進出口貿易要應對匯率變化，需要進一步擴大利潤來源、及時調整經營策略并加速人民幣國際化進程以引導市場，這是保證我國匯率穩定、進出口貿易健康發展的有效措施。
參考文獻
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