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序論：好文章的創作是一個不斷探索和完善的過程，我們為您推薦十篇國外進出口貿易范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質，帶來更深刻的閱讀感受。
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，南開大學跨國公司研究中心、南開大學國際經濟貿易系教授，博士生導師，經濟學博士，主要從事國際經濟學研究；宋 平(1987-)，女，山東濟寧人，南開大學國際經濟貿易系碩士研究生，主要從事國際貿易理論與政策研究。
中圖分類號：F720 文獻標識碼：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易的關系一直是理論界關注和爭論的問題。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，規模也相對較小。但是，近年來，在“走出去”戰略的引導下，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，研究不斷發展擴大的對外直接投資對進出口貿易具有怎樣的影響、二者之間是替代還是互補關系、如何更好地利用對外直接投資促進對外貿易發展，不僅具有理論價值，而且對我國對外開放與經貿政策的制定具有現實借鑒意義。
Mundell（1957）最早正式研究了國際直接投資與國際貿易間的關系，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）的邊際產業擴張理論提出了國際直接投資與貿易的互補關系。目前多數學者認為，從理論上分析國際直接投資與國際貿易的關系不存在確定的結論，在不同的模型及前提假定下可能得到不同的結果。
與理論研究相類似，有關對外直接投資與對外貿易關系的實證研究也沒有統一的結論。國外有關對外直接投資與進出口貿易關系的實證文獻大多以發達國家為研究對象，其中又以美國和日本居多。從研究結論看，主要有3類：一類支持替代關系，一類支持互補關系，還有一類認為結果不確定，但以驗證互補效應的居多。在國內的實證研究方面，蔡銳等（2004）基于小島清的邊際產業理論，運用零回歸方法的實證分析表明：中國對發達國家的直接投資對進口有一定的促進作用，但作用不大，與出口的關系則不顯著；中國對非發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）綜合運用協整理論、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗等方法，認為我國進口和出口分別與對外直接投資存在單向因果關系，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，指出二者為互補關系，雖然后者認為這一作用的程度極小。項本武（2009）運用面板協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易具有創造效應，但二者對短期的效應持不同觀點。
綜上所述，有關我國對外直接投資貿易效應的研究還相對較少，并且結論并不一致。筆者就對外直接投資對進出口貿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，國內學者大多使用時間序列或截面數據，利用傳統的引力模型以及協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）直接投資和進出口貿易的面板數據，應用動態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易的關系。
二、對外直接投資對進出口貿易的影響機制
（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建設時，一般需要從母公司購買資本設備、原材料等；另一方面，在國外子公司經營過程中，可能在較長時期內從母國進口零部件和中間產品，從而對出口形成持續性的帶動作用，尤其是在加工裝配行業這一效應更為明顯。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、以為出口服務為目的的市場導向型對外直接投資，通過在世界其他國家（地區）設立貿易服務機構，構筑國際市場營銷網絡可以促使出口增加；資源導向型對外直接投資帶動了開采所需設備和相關產品的出口，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；技術導向型對外直接投資可以獲得反向技術溢出效應，提高母國產品的技術含量和出口競爭力。
圖1 對外直接投資的出口促進效應
對外直接投資對出口既有促進作用，也有替代作用。首先，無論是為規避貿易壁壘或將國內生產能力過剩、市場相對飽和的產業轉移到國外而進行的市場導向型對外直接投資，還是為降低生產與運輸成本進行效率導向型對外直接投資，生產基地轉移到國外后，在東道國生產的產品將直接在當地銷售或轉銷到其他國家，從而替代母國同類產品的出口。其次，東道國企業利用技術擴散與模仿大量生產該產品，替代進口甚至進行出口，進一步減少了母國的出口。此外，國外分支機構在東道國的當地采購也會替代母國中間產品的出口。
圖2 對外直接投資的出口替代效應
（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易規模的影響也有兩方面：在進口促進作用方面，資源導向型對外直接投資以開發國外資源、保證母國供給為目的，會增加母國資源類產品的進口；效率導向型對外直接投資將生產轉移到生產成本更低的國家后，有可能將東道國生產的產品返銷回母國以滿足國內需求；技術導向型對外直接投資在國外開發和生產出技術與知識密集型產品后，可能通過公司內貿易等形式銷售給母國。在進口替代作用方面，如果企業認為通過直接投資在國外購買原材料進行生產比進口生產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；如果企業通過技術導向型投資代替通過高技術產品進口來獲取技術，就有可能減少母國部分高技術產品的進口。
圖3 對外直接投資的進口促進與替代效應
（三）中國對外直接投資貿易效應的直觀分析
基于上述對外直接投資對進出口貿易的影響機制，可以就中國對外直接投資的貿易效應加以直觀分析。
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服務，勞務工程承包也是當時的主營項目。20世紀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展，復雜的經營方式開始出現。目前，中國對外直接投資“市場導向型”、“資源導向型”、“效率導向型”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濟所有行業類別，其中存量在100億美元以上的行業包括商務服務業、金融業、采礦業、批發零售業、交通運輸業和制造業，這6個行業占據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易提供便利的服務類投資占比重最大，2010年流向租賃和商務服務業以及批發和零售業的投資超過50%，可以預計，我國對外直接投資對貿易特別是出口貿易應有較強的促進作用。此外，采礦業在我國對外直接投資中也占有較大份額，2010年末采礦業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生雙向的拉動作用。但是，我們也應注意到，我國對外直接投資的動機與產業分布呈現多元化趨勢，制造業及其他行業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，產生正向和反向的貿易效應。因此，難以從理論上就我國對外直接投資對貿易規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易規模的影響進行實證檢驗。
三、中國對外直接投資對進出口貿易影響的實證分析
（一）實證方法與模型設定
筆者應用Hurlin等（2001）提出的固定系數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易的影響，這一方法是基于面板數據的向量自回歸（VAR）過程實現的。
為檢驗對外直接投資與出口的關系，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性的影響，模型中的變量均采用對數形式。
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γ(k)和回歸系數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面板，需要對其進行差分估計。由于方程存在內生變量，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），檢驗單個變量系數的顯著性，然后根據GMM估計結果，對上述模型進行面板格蘭杰因果關系檢驗，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）樣本數據及來源
筆者根據世界各國的經濟地理特點，按照《中國統計年鑒》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的105個樣本國家（地區）進行研究。
筆者利用1993年~2009年我國對上述105個國家（地區）的對外直接投資和進出口貿易數據進行實證分析。我國對各個國家（地區）的進出口數據取自1994年~2010年《中國統計年鑒》，1993年~2002年的對外直接投資數據來自相關年份《中國對外經濟統計年鑒》，2003年~2009年的對外直接投資數據來自相關年份《中國對外直接投資統計公報》。
（三）面板數據的單位根檢驗
為了增強檢驗結果的穩健性，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，結果見表1。
對lnofdi、lnexp、lnimp的面板單位根檢驗結果顯示，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 面板單位根檢驗結果
檢驗方法lnofdi統計量P值 結論lnexp統計量P值 結論lnimp統計量P值結論LLC -18.36120.0000平穩-4.169340.0000平穩-9.639560.0000平穩IPS-13.7620.0000平穩-14.17930.0000平穩-7.212420.0000平穩Fisher-ADF515.5720.0000平穩456.4800.0000平穩385.103 0.0000平穩Fisher-PP596.9120.0000平穩521.7710.0000平穩441.8890.0000平穩
和出口、進口變量都是穩定的，因此，無需對變量之間的關系進行協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系進行格蘭杰因果檢驗。
（四）面板格蘭杰因果檢驗結果
1．對外直接投資與出口的關系
筆者根據AIC值最小的標準確定最佳滯后期，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，估計結果如表2所示。
由表2中對方程（1）的估計結果可見，lnofdi一階滯后項的系數為0.047，P值為0.015，其二階滯后項的系數為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。但是，lnofdi一階和二階滯后項的系數都很小，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系進行格蘭杰因果關系檢驗，原假設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系；備擇假設H1：βi(k)≠0 (i,k)，即模型中滯后變量的回歸系數不全為零，二者之間存在格蘭杰因果關系。表2中對方程（1）的估計結果顯示，lnofdiit-1和lnofdiit-2的系數在5%水平下均顯著，因此拒絕原假設，接受備擇假設，即lnofdi滯后變量的回歸系數不全為零，對外直接投資是出口的格蘭杰原因。
由表2中對方程（2）的回歸結果可見，lnexp一階滯后項的系數為0. 015，P值為0.015，lnexp二階滯后項的系數為0.041，P值為0.034，在5%的統計水平下都是顯著的，所以原假設H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格蘭杰因果關系中的備擇假設，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系。
2.對外直接投資與進口的關系
分別對方程（3）、（4）進行GMM估計。根據AIC值最小的標準，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，結果如表3所示。
由表3中對方程（3）的估計結果看出，lnofdiit-1的系數為0.112，P值為0.035，lnofdiit-2的系數為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。由于lnofdi的一階和二階滯后項系數均顯著，因此格蘭杰因果檢驗的原假設H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受備擇假設，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）的估計結果看出，lnimp一階滯后項的系數為0.152，P值為0.035，在5%水平下顯著；lnimp二階滯后項的系數為0.064，P值為0.006，在1%水平下顯著。因此，原假設H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格蘭杰因果關系中的備擇假設，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系。
（五）實證結果分析
由上文對外直接投資與出口關系的實證分析結果可以看出，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，并具有統計顯著性，說明對外直接投資對出口具有促進作用。總體看來，我國對外直接投資對出口貿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系的實證分析結果可以看出，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向型投資促進了資源性產品的進口，而將其他類型的對外直接投資考慮進來，投資與進口貿易總體上也呈現互補關系。
四、結論與政策建議
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系，對外直接投資是貿易創造型的,對出口和進口均有促進作用，這一結果與我國當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實密切相關。然而，我國對外直接投資還處于起步階段，規模還相對較小，對貿易（特別是出口）產生的創造效應還較為有限。因此，如何促進對外直接投資的健康發展，并發揮其與貿易的良性互動關系，是我國需要解決的重要問題。
我國應當繼續積極發展對外直接投資，有效利用國際、國內2個市場、2種資源，充分發揮對外直接投資對貿易的促進作用。對外直接投資有利于開拓海外市場, 通過跨國生產可以帶動設備、原材料、中間品的出口。通過對外直接投資還可以獲得國內經濟發展所需的資源，獲取一些高新技術與先進的管理經驗等，帶動國內產業結構優化和技術水平提升，不斷提高本國企業和產品的國際競爭力。
在擴大對外直接投資規模的同時，我國還應調整對外直接投資結構，改善投資質量。以制造業的對外直接投資為例，目前很大部分投資于初級加工業，生產附加值較低，對出口的帶動作用有限。今后可以更多地投資于產品附加值較高和后向關聯度強的行業，如機械制造業，由于其技術是與原材料、零部件等高度結合的，因此這類行業的對外直接投資具有明顯的出口創造效應。另外，可以增加技術導向型的對外直接投資，利用獲取的先進技術制造深加工產品并出口，以提高產品的附加值，擴大出口的效益。
① 對外直接投資的貿易效應包括對貿易規模和貿易結構的影響，本文研究的是前者，即對外直接投資和對外貿易之間的替代或互補關系。
② UNCTAD：《2011年世界投資報告》，2011年7月。
③ 根據Vernon的產品生命周期理論，創新國的對外直接投資首先替代母國的出口貿易，而后又創造了母國從東道國的進口貿易。
④ 商務部，國家統計局，國家外匯管理局：《2010年度中國對外直接投資統計公報》， hzs.mofcom.省略，2011-09-15。
⑤ 同④。
⑥ Hurlin和Venet在傳統Granger因果檢驗思想的基礎上，于2001年率先提出了固定系數面板數據的Granger檢驗方法，并在2004年進一步提出固定系數異質面板數據的Granger檢驗方法。
⑦ Arellano和Bond（1991）在工具變量法的基礎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果。
參考文獻：
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王英，劉思峰．2007.中國對外直接投資的出口效應：一個實證分析［J］．世界經濟與政治論壇（1）：36-41．
項本武．2009.中國對外直接投資的貿易效應研究――基于面板數據的協整分析［J］．財貿經濟（4）：77-82．
張如慶．2005.中國對外直接投資與對外貿易的關系分析［J］．世界經濟研究（3）：23-27．
HURLIN C, VENET B. 2001. Granger causality tests in panel data models with fixed coefficients ［Z］. University of Paris Dauphine: Working Paper Eurisco 2001-09.
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MUNDELL R A. 1957. International trade and factor mobility ［J］. American Economic Review, 47(3): 321- 335.
(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;
[中圖分類號]F74[文獻標識碼]A[文章編號]
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]
[中圖分類號]F4 [文獻標識碼]A [文章編號]1671-5918（2016）07-0103-04
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；
中圖分類號:F74
文獻標識碼:A
文章編號:1672-3198(2010)07-0120-01
技術溢出是指通過技術的非自愿擴散,促進了當地技術和生產力水平的提高,是技術外在性的一種表現。20世紀80年代以來,對進口貿易技術溢出效應的研究引起了經濟學界的廣泛關注,其中國外學者取得了較為豐富的理論和實踐成果。
1 國外關于進口貿易技術溢出效應的理論基礎
1.1 新增長理論中的技術溢出效應
新增長理論將技術進步內生化,認為技術進步是經濟增長的最終源泉,它是由研發投入、人力資本、干中學以及勞動分工等各種內生因素決定的,其中基于外部性效應的內生增長模型已成為刻畫技術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對經濟增長的作用。他認為技術是從學習過程中獲得的,而學習來自于實踐經驗以及生產投資活動。他假定技術進步或生產率的提高是資本積累的副產品,即投資具有溢出效應,進行投資的廠商可以通過積累經驗來提高生產率,其他廠商也可以通過“學習”提高生產率。
Romer (1986)沿著Arrow的內生技術進步理論,提出了知識溢出模型。他強調知識的外部性,其具有的溢出效應使得任何廠商所生產的知識都能提高全社會的生產率,由此帶來的遞增報酬是經濟增長的主要源泉,而資本的邊際生產率不會因固定生產要素的存在而遞減,內生的技術進步是經濟增長的動力。
Lucas (1988)構建了一個人力資本外部性增長模型,將人力資本內生化,假定人力資本是人們在生產過程中“邊干邊學”的結果,指出整個經濟系統的外部性是由人力資本的溢出效應造成的。
根據新增長理論,技術創新是推動生產率提高的核心因素,創新活動的顯著特征是具有溢出效應和外部收益。如果對外貿易能夠促進一國的創新活動,便能促進該國的經濟增長。
1.2 新貿易理論中的技術溢出效應
20世紀80年代初,新貿易理論開始將進口貿易作為主要因素來解釋技術進步,認為進口貿易是促進技術進步的一個重要因素。在將技術內生化的同時把經濟增長引入這一分析框架,研究技術變動、進口貿易、經濟增長三者間的互動關系。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濟中貿易、增長和技術進步之間的關系。研究表明,進口貿易作為物化型技術溢出渠道,不僅可以引進國外高質量的最終制成品,而且可以通過引進國外先進的中間產品來提高本國最終產品的技術含量,改善進口國的技術吸收能力,從而促進進口國生產率的提高。一國通過進口貿易往往能更直接分享到貿易伙伴國R&D投入的成果進而促進本國全要素生產率的提高。
2 國外對進口貿易技術溢出效應的實證研究回顧
Grossman and Helpman,在1991年《全球經濟中的創新與增長》一書中,運用Lucas的兩部門內生經濟增長模型,分析了中間產品貿易和最終產品貿易對長期經濟增長的影響。發現,貿易的開放促進了國內資源在物質生產部門和知識產品生產部門之間的要素優化配置,從而促進了經濟增長。
Coe和Helpman ( 1995 )使用雙邊進口份額作為權重構造國外R&D存量,采用21個國家的面板數據,考察進口貿易對國際技術溢出和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存量可以通過貿易的方式對國內的GDP產生正面作用,一國的貿易開放度越高,所獲得的國際技術溢出效應越大。
Hejazi and Safarian (1996)使用Coe and Helpman(1995)論文中的數據,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個工業化國家,認為美國R&D的確通過上述渠道給其他國家帶來收益。
Coe,Helpman和Hoffmaister ( 1997)在CH模型的基礎上引入了進口滲透率和人力資本存量作為變量,采用77個發展中國家的面板數據,驗證了貿易伙伴國R&D資本存量對發展中國家全要素生產率的影響。
Misa Okabe (2002)選取東亞七國為樣本,考察OECD國家R&D投入對發展中國家TFP的影響,最終證實了進口貿易技術溢出對TFP增長的促進作用。
Jakob (2005)運用國內人口數量將國內技術存量進行標準化,用國外實際GDP對國外技術存量進行平減,以人均進口量作為權重對國外R&D進行加權,采用13個OECD國家的面板數據,實證檢驗結果表明進口貿易技術溢出能夠給OECD國家帶來200%的TFP增長。
3 進口貿易技術溢出效應影晌因素研究回顧
盡管國際貿易作為國際技術溢出的一個渠道已經得到了廣泛的認同,但對不同國家和地區的實證檢驗表明,技術溢出的效果存在很大的差異性,國際貿易產生的技術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,體現了勞動者的素質和技能,是技術進步的重要源泉。人力資本的積累一方面直接促進了本國的技術進步,另一方面可以增強吸收貿易溢出的先進技術知識的能力,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率。
Coe,Helpman和Hoffmaister (1997)在CH模型基礎上引入進口滲透率和人力資本變量,采用77個欠發達國家的面板數據進行分析,結論表明,發展中國家的TFP與其工業化的貿易伙伴國的R&D以及本國的人力資本存量呈顯著的正相關關系。
Jorge,Carmela和Francisco( 2002)通過增加進口滲透率變量,同樣使用OECD國家的數據,證明了進口貿易技術溢出效應對這些國家經濟增長的重要性。他們認為,國內R&D存量和人力資本才是國外技術外溢的關鍵。
Falvey、Foster 和Greenaway(2002,2004)在模型中引入人力資本,采用52 個發展中國家的面板數據,研究5 個 OECD 國家的技術溢出效應,檢驗結論表明人力資本對進口貿易的技術溢出效應具有顯著的促進作用。
第二,地理因素。由于商品貿易存在與地理距離正相關的運輸成本,貿易的發生量與貿易伙伴國之間的地理距離成反向關系。因此,地理距離對貿易量具有一定的限制作用,從而對國際技術溢出具有一定的負面影響。
Maurice Schiff 和 Yanling Wang(2004)從區域貿易協議(RTA)的角度研究了南北貿易的技術擴散效應。他們分別檢驗了國際貿易的技術溢出效應對韓國、墨西哥和波蘭等國 TFP 的影響,結果表明技術溢出的效果具有“區域化”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易中獲益,其原因可能是RTA 下的貿易伙伴之間的貿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化衰減函數對經合組織成員國間的國際技術溢出進行分析后發現,國際技術溢出程度確實與地理距離成反向關系。
第三,貿易結構。貿易產品結構和產業結構同樣會對進口貿易技術溢出產生影響,不同的貿易產業結構和產品結構會導致不同的技術擴散效應。
Keller ( 2001)指出,在OECD國家80%的制造業的研發集中于四類ISIC產業:化學產品、電子的和非電子的機械、運輸設備,國際貿易技術擴散效應的發揮因為產業的不同而有差異。
Blyde (2001)研究發現OECD的進口貿易比拉丁美洲的進口具有更強的擴散效應,原因是OECD的進口貿易產品比拉丁美洲的進口產品有更高的技術含量。
Schiff,Wang和Olarreaga ( 2002)把行業按照研發的密集程度分為高、低兩類,結果發現高研發密集的行業主要受益于北――南之間的R&D擴散,而低研發密集的行業主要受益于南――南之間的技術擴散。
中圖分類號：F127
一、我國省域對外貿易總體形勢分析
2012年，面對世界經濟復蘇明顯減緩，國際市場需求持續低迷，以及國內經濟下行壓力較大的局面，我國各省（區、市）對外貿易受到不同程度的影響。部分地區外貿基本保持了穩定增長，在提升質量、提高效益、優化結構等方面取得一定成效。
（一）外貿出口形勢
從總量看，東部地區是我國率先實行改革開放地區，外向型經濟發達，在產業體系、基礎設施、金融服務、科技研發、國際銷售網絡等方面都已形成一定優勢，產品具有較強的國際競爭力。在當前嚴峻的外貿形勢下，東部地區抵御風險的能力明顯更強，因此仍是我國外貿出口的重點區域。2012年，我國外貿出口排名前9地區共完成出口17，263.5億美元，占全國總量的84.3%，除遼寧省屬于東北地區外，其他8個全部為東部省份。其中，廣東、江蘇、浙江、上海等地位列前四，出口額分別為5，740.5、3，285.4、2，245.5、2，067.4億美元，同比增速分別為7.9%、5.1%、3.8%、-1.4%；占全國比重均超過10%，分別為28.0%、16.0%、11.0%、10.1%。
從地區變動情況看，2010-2012年三年內，前9名省份排名基本沒有變化，說明我國外貿出口的區域格局已經趨于穩定。其他22個地區排名變動明顯，其中重慶、河南、安徽等中西部省份出口增長較快，排名上升幅度較大。2012年重慶、河南、安徽分別完成出口385.7、296.8、267.5億美元，同比分別增長94.5%、54.3%、56.6%；排名分別為第10、第5、第2位，較2010年分別上升了11、5、2位。這些地區外貿出口的快速增長，與近年來我國中西部地區經濟的飛速發展密切相關，2012年重慶、河南、安徽地區生產總值增速分別為13.6%、10.1%、12.1%，遠高于全國7.7%的增速。
此外，黑龍江省出口受國際市場需求低迷的影響明顯，排名下降幅度很大。2012年完成出口144.4億美元，同比下降18.3%；排名第19位，較2010年下降了7位。
（二）外貿進口形勢
從總量看，由于我國外貿出口方式以加工貿易為主，加工貿易有“兩頭在外”的特點，東部地區出口總量大，需要進口的能源、原材料相應也較多；同時，目前東部地區正在加快轉變經濟發展方式和產業結構優化升級，也帶動了對國外重大技術裝備、關鍵零部件和原材料的進口需求。因此，2012年我國外貿進口排名前9的區域格局與出口基本相似，以東部省份為主，只是地區間排名有所不同。9個地區共實現進口15，834.8億美元，占全國總量的87.1%。其中，廣東、北京、上海、江蘇等地位列前四，進口額分別為4，097.9、3，483.8、2，298.5、2，194.9億美元，同比增速分別為7.4%、5.4%、0.9%、-3.3%，占全國比重分別為22.6%、19.2%、12.6%、12.1%。
從地區變動情況看，2010-2012年三年內，前9名省份排名基本穩定，其他22個地區排名變動明顯。黑龍江、河南、重慶等地進口增長較快，排名上升幅度較大。2012年黑龍江、河南、重慶分別實現進口233.9、220.7、146.3億美元，同比分別增長12.2%、64.9%、56.1%；排名分別為第10、第11、第15位，較2010年分別上升了5、8、11位。其中，黑龍江省區位優勢獨特，目前已成為我國對俄開放的“橋頭堡”，2012年黑龍江省對俄貿易由2011年的189.9億美元增至213.1億美元，占全國對俄貿易總量的1/5以上。
此外，由于我國中西部地區經濟基礎薄弱，抵御外部沖擊的力量仍然不足，部分中西部省份進口排名下降明顯。其中，安徽、江西、山西排名下降幅度較大，2012年分別實現進口125.4、82.9、70.2億美元，同比增速分別為-11.9%、-13.5%、-13.8%；分別排名第18、22、24位，較2010年下降了5、6、6位。
二、高新技術產品貿易形勢
在國際金融危機持續影響下，我國對外貿易發展面臨的內外部環境復雜嚴峻，但在一些擁有傳統優勢的東部沿海省份以及經濟飛速增長的中西部省份，高新技術產品貿易有回暖趨勢，呈現出較好的發展態勢。
（一）高新技術產品出口
從總量看，我國各省（區、市）高新技術產品出口集中在少數幾個東部沿海省份，其他地區與這些省份差距較大。2012年，廣東、江蘇、上海三省市排名前三，共實現高新技術產品出口4，435.2億美元，占全國總量的73.8%。其中，廣東、江蘇、上海分別完成出口2，213.8、1，315.6、905.9億美元，同比增速分別為12.3%、1.8%、-2.8%；占全國比重分別為36.8%、21.9%、15.1%，而第四名北京市僅為190.2億美元，占比不足4%。廣東、江蘇、上海三省市是我國傳統的高新產業集聚區，集中了大量的資金、人才、科研機構和高新企業，高新技術產業規模優勢明顯。
從地區變動情況看，2010-2012年三年內，廣東、江蘇、上海三省市，以及第4、5位的北京和天津兩市排名基本沒有變動。其他26個地區排名出現不同程度的變化，其中四川、河南、重慶等三個中西部省市上升幅度較大。2012年，四川、河南、重慶分別實現高新技術產品出口174.8、163.2、149.3億美元，同比分別增長51.4%、191.4%、155.8%；排名分別為第6、第7、第8位，較2010年分別上升了4、11、7位。
究其原因，四川、河南、重慶三省市分別屬于成渝經濟區、中原經濟區，都是我國中西部地區重要增長極。近年來這三個省市的高新技術產業核心競爭力提升很快，帶動高新技術產品出口增長。其中，四川省成都市在電子信息、新材料、生物等領域都已經成為我國西部重要的產業基地；重慶市發展內陸加工貿易模式，引進惠普、宏、華碩、思科等龍頭品牌商，高技術改造傳統產業、電子信息產業和新材料產業等領域發展迅速；河南省2012年規模以上高新技術產業增加值達到2，720億元，同比增長18.3%，河南許繼、中信重工等大型企業集團已經形成很強的國際競爭力。
山東省高新技術產品出口排名有明顯下滑。2012年完成出口144.4億美元，同比下降4.7%；排名第10位，較2010年下降了5位。
（二）高新技術產品進口
從總量看，高新技術產品進口的區域格局與出口基本保持一致。2012年，廣東、江蘇、上海三省市排名前三，共實現高新技術產品進口3，604.2億美元，占全國總量的71.1%。其中，廣東、江蘇、上海分別實現進口1，859.5、921.7、823.0億美元，同比增速分別為12.5%、1.5%、9.6%；占全國比重分別為36.7%、18.2%、16.2%，第四名北京市為298.6億美元，占全國總量的5.9%。
從地區變動情況看，2010-2012年三年內，排名前7位地區沒有變化。其他24個地區中，與前面高新技術產品出口的情況相似，河南省和重慶市排名上升勢頭迅猛。2012年，河南、重慶分別實現高新技術產品進口128.2、83.7億美元，同比分別增長182.2%、112.8%；排名分別為第8、第11位，較2010年分別上升了13、7位。說明河南、重慶兩省市高新企業的快速發展，也相應提高了對國外相關技術、設備的進口需求。
東部地區的浙江、河北兩省高新技術產品進口排名有明顯下滑。2012年浙江、河北分別實現進口87.5、11.2億美元，同比增速分別為-9.6%、-32.6%；分別排名第10、第21位，較2010年分別下降了2、6位。浙江省民營經濟活躍，金融危機以來中小企業的經營管理和融資能力都面臨很大挑戰。河北省產業結構偏向重工業，鋼鐵、建材、石化、電力等“兩高”行業比較集中，面臨的節能減排、環保壓力逐步加大。這些因素都影響了浙江、河北兩省高新技術產品的進口需求。
三、機電產品貿易形勢
在國際市場需求萎縮、貿易保護主義抬頭、國內企業經營環境不樂觀等多重壓力下，我國東部地區仍然保持機電產品對外貿易優勢，少數中西部省份也出現較大幅度增長。
（一）機電產品出口
從總量看，由于我國東部地區的機電產業在規模和技術上擁有傳統優勢，企業風險規避能力更強，在目前嚴峻的外貿形勢下，東部省份發展相對較好，基本保持低速增長態勢。2012年，我國機電產品出口額排名前8地區全部為東部省份，共完成出口10055.1億美元，占全國總量的85.3%。其中，廣東、江蘇、上海、浙江等省市排名前四，分別完成出口3894.6、2175.0、1453.9、959.1億美元，同比增速分別為9.3%、4.7%、-2.0%、3.8%，占全國比重分別為33.0%、18.4%、12.3%、8.1%。除了上海市較2011年減少了29.5億美元外，其他7個省市機電產品出口均實現穩步增長。
從地區變動情況看，2010-2012年三年內，前8名東部省份排名沒有變化。其他23個地區中，重慶、河南機電產品出口排名提升幅度較大。2012年，重慶、河南分別完成出口259.5、193.8億美元，同比分別增長96.9%、130.5%；排名分別為第9、第12位，較2010年分別上升了4、8位。重慶、河南機電產品出口的良好增長態勢，與這兩個中西部省市近年來電子信息產業和汽車、摩托車、通機產品等傳統支柱產業的快速發展有關。
黑龍江、內蒙古機電產品出口排名有明顯下滑。2012年分別完成出口43.9、5.3億美元，同比增速分別為-16.4%、-37.7%；分別排名第21、第29位，較2010年分別下降了6、4位。
（二）機電產品進口
從總量看，2012年，我國機電產品進口額排名前8地區仍然全部為東部省份，共實現進口6760.8億美元，占全國總量的86.4%。其中，廣東、上海、江蘇等省市排名前三，分別實現進口2452.0、1295.5、1288.8億美元，同比增速分別為8.3%、0.9%、-2.3%，占全國比重分別為31.3%、16.6%、16.5%。
從地區變動情況看，2010-2012年三年內，前8名東部省份基本沒有變化，只是地區相對排名有所變動。其他23個地區中，吉林、河南、重慶等地排名上升明顯。2012年，吉林、河南、重慶分別實現機電產品進口157.0、156.5、114.3億美元，同比分別增長11.5、153.0、66.9%；排名分別為第9、第10、第13位，較2010年分別上升了2、11、3位。
安徽、海南機電產品進口排名有明顯下滑。2012年分別實現進口31.3、19.1億美元，安徽同比下降24.0%，海南同比增長6.1%；分別排名第17、第22位，較2010年均下降了4位。
四、船舶出口形勢
國際金融危機對我國船舶產業影響非常顯著，目前我國船舶產業的幾個重要省份都進入調整期，面臨國際市場需求大幅下降、新船訂單不足、成交價格走低、產能過剩等諸多問題。
我國船舶產業出口的區域集中度非常高。從總量看，2012年，船舶出口排名前十地區完成出口373.3億美元，占全國總量的96.5%，除了遼寧省和湖北省，其他8個全部為東部省份。其中，江蘇、浙江、遼寧、上海等省市排名前四，分別完成出口91.9、61.4、53.5、47.8億美元，占全國比重分別為23.7%、15.9%、13.8%、12.4%。這四個省市船舶出口均為負增長，同比增速分別為-12.3%、-6.9%、-1.9%、-23.7%。
從地區變動情況看，2010-2012年三年內，排名前10的省份中，天津市船舶出口逆勢大幅增長成為亮點。2012年天津市實現船舶出口11.9億美元，同比增長298.4%，排名從2010年的第11位上升到2012年的第10位。原因一方面在于天津市船舶出口額與位居前列的江蘇、浙江、遼寧、上海等省市相比，基數仍然較小；另一方面，目前濱海新區已經成為天津市經濟增長的龍頭，而造船業是濱海新區支柱產業之一，2011年底新區臨港修造船基地已形成造船能力，天津船舶企業在自主研發、技術創新、市場開拓和對外貿易等方面的競爭力都在迅速提升。
五、農產品出口形勢
在國際市場需求疲軟、貿易摩擦增多、食品安全問題壓力加大、國內生產綜合成本上升等多方面不利因素影響下，2012年，我國多數地區農產品出口增長較2010和2011年明顯放緩。但是，中西部地區的農業大省和區域經貿合作開展狀況良好的省份仍有亮點，農產品出口保持較快增長。
從總量看，2012年，我國農產品出口排名前9的地區共完成出口479.7億美元，占全國總量的76.6%。其中，山東、福建、廣東等省市排名前三，分別完成出口150.2、75.6、75.1億美元，占全國比重分別為24.0%、12.1%、12.0%；福建、廣東同比分別增長9.8%、7.8%，但山東作為我國農產品貿易大省，受國內外不利環境影響較大，同比下降了2.3%。
從地區變動情況看，2010-2012年三年內，排名前9的省份基本沒有改變。其中，云南省農產品出口的快速增長值得關注。2012年云南實現農產品出口20.5億美元，同比增長16.3%，排名超過上海，從2010年的第8位上升到2012年的第7位。云南省擁有獨特的自然條件、生物資源和區位優勢，近年來該省重點發展咖啡、橡膠、茶葉、甘蔗、蔬菜、水果、蠶桑、花卉、中藥材等高原特色農業，未來農產品出口還有很大上升空間。
其他22個地區的相對排名有不同程度的變動，其中廣西自治區值得關注。2012年廣西實現農產品出口14.5億美元，同比增長24.6%，排名從2010年的第13位上升到2012年的第10位。目前廣西與東盟地區的農業合作發展迅速，2012年廣西與東盟農產品貿易規模13.14億美元，比2002年增長5.8倍，年均增長21.1%，未來雙方區域合作仍有繼續深化拓展的空間，在境外產業基地、農業技術交流等方面的合作前景非常可觀。
六、資源類產品進口形勢
2012年，在我國經濟面臨下行壓力的背景下，實體經濟普遍增長乏力，企業盈利水平下降，投資擴張意愿明顯減弱，影響資源類產品進口需求。同時，國際市場能源、資源類商品價格基本在低位運行，又為國內企業提供了較好的貿易條件。受兩方面因素共同影響，我國資源類產品進口呈現出明顯的地區分化趨勢。
從總量看，由于東部地區經濟發達，產業基礎良好，對資源、能源的需求相對更多，我國資源類產品進口仍然集中在東部省份。但是受部分行業產能過剩、地區產業轉移等因素影響，東部各省進口增長態勢有很大差異。2012年，我國資源類產品進口排名前9地區，除遼寧省外，其他全部為東部省份，共實現進口7475.3億美元，占全國總量的85.1%。其中，北京、廣東、江蘇、山東等省市排名前四，分別實現進口2400.7、1096.0、828.8、827.5億美元，占全國比重分別為27.3%、12.5%、9.4%、9.4%。上述四個省市同比增速差異明顯，北京、山東同比分別增長9.9%、9.3%，而廣東、江蘇同比分別下降4.3%、4.7%，這與國際金融危機以來長三角、珠三角地區勞動密集型產業加速向中西部地區轉移的趨勢相符合。
從地區變動情況看，2010-2012年三年內，排名前9的省份沒有改變，但是從地區相對排名看，山東省超過上海和浙江，從2010年的第6位上升到2012年的第4位，這與山東省實施藍色經濟區戰略、海洋產業體系及現代特色農業的良好發展態勢密切相關。
其他22個地區中，多數中西部省份由于產業基礎薄弱，受經濟不景氣影響較大，資源類產品進口排名下滑明顯。其中，江西、山西、甘肅分別實現進口56.7、54.1、50.3億美元，同比增速分別為-16.3%、-21.8%、-20.3%；分別排名第18、第19、第22位，較2010年分別下降了4、4、6位。
七、技術裝備進口形勢
目前我國正在加快經濟轉型升級和產業結構調整步伐，帶動了對國外重大技術裝備、關鍵零部件的進口需求。2012年，超過一半地區技術裝備進口實現平穩增長，但是也有部分面臨經濟發展和轉型雙重壓力的東部省份，以及經濟基礎薄弱的中西部省份，技術裝備進口下滑明顯。
一、我國進出口貿易發展中存在的問題
（1）貿易順差太大，貿易摩擦增多。我國進出口貿易順差最先起源于歐美國家，還有東亞新興經濟體和我國之間產生的。我國需要從其他國家采購各種原材料以及零配件，還有一些中間產品，經過組裝之后賣到國外。因此，把提高成本以及亞洲對歐美國家產生的貿易順差直接轉嫁給了我國，這就是我國針對歐美等國家產生的貿易順差最為主要的來源。另外，隨著人民幣不斷升值，受到世界金融危機的影響，原材料成本不斷上升，和各國之間的貿易摩擦也在逐漸增多。
（2）進出口貿易處于產業鏈低端，經濟效益低下。我國進出口貿易企業在資本還有技術密集型產業當中經歷的大部分都屬于勞動密集型環節，重點在產品研發以及設計，還有制造以及銷售，還有運輸以及售后等不同的環節共同組成了整個產業鏈條，并且在這個產業鏈條中只進行對零部件做出簡單的進出口。隨著進出口貿易國外增值率其增長速度不斷放緩，所以我國進出口貿易的經濟效益也是比較低下的。大部分的高額利潤都被國外企業拿走了。我國進出口貿易大部分的是依靠出售低生產要素的產品來獲得低價回報的，隨著技術密集型以及資本密集型類別的產品占據的市場比例越來越大，我國在進出口方面有著較低的附加值，目前還處于產業鏈以及價值鏈的最底端。
（3）對外依賴性以及依附性較強。造成我國進出口貿易依賴性以及依附性不斷增強的最主要的原因在于我國進出口貿易的快速發展。一直以來，我國的進出口貿易都呈現出快速增長的趨勢。因此，這種模式在很大程度上就決定了我國進出口貿易的依存度比較高的根本原因所在。到目前為止，我國進出口貿易總體形勢呈現穩步增長的態勢，但是，一旦出現進出口貿易價格波動，對于國內經濟的發展以及穩定都是非常不利的。
二、我國進出口貿易轉型升級路徑
（1）基于產品層面的轉型升級。主要從微觀層面來分析我國進出口貿易實現轉型升級。把所有的進出口商品都按照具體的進出口方式進行分類，主要可以分為禁止類以及限制類，還有允許類等等。用此辦法來限制我國進出口產品生產技術水平以及生產工藝水平較為落后的境況，并且對于容易引起出現貿易摩擦的產品，應該不斷優化產品結構，全面促進進出口產品貿易轉型升級。
（2）基于產業層面的轉型升級。進出口貿易在整個產業層面進行轉型升級主要是通過進出口貿易產品實現轉型升級作為基本條件的，這同時也是進出口貿易產品實現轉型升級最為直接的表現。另外，進出口貿易產品主要是由勞動密集型產品以及資源密集型產品逐步轉向資本以及技術密集型產品方面實現轉型升級的，目的在于帶動我國進出口貿易由原先的資源密集型以及勞動密集型逐步轉向資本以及技術密集型方面轉變，大部分的進出口企業尤其是在產品工業流程方面實現產業升級對于帶動國內進出口貿易實現價值鏈由先前的低端環節逐步轉向高端環節方面升級有著十分重要的作用，并且還能夠更進一步地拉長整個價值鏈進入到產業發展領域，有效帶動進出口貿易產業升級。
（3）基于區域層面的轉型升級。從整個區域層面來看，我國進出口貿易要實現轉型升級就應該針對當前進出口貿易存在較為嚴重的區域分布不均勻這一問題做好解決，全面促進我國進出口貿易區域性經濟獲得協調性發展。進出口貿易表現在區域層面上的產業轉型升級主要體現在我國東南沿海區域，這些地區的進出口貿易相比較中西部地區而言存在著較大差距。因此，全面實現我國進出口貿易轉型升級還應該讓進出口貿易體現在產品層面以及產業層面這兩個方面都做到轉型升級，并且不同的區域都應該同時實現轉型升級，不同區域之間還應該建立起優勢互補以及相互聯系的國際貿易產業價值鏈。
三、小結
目前，進出口貿易仍是我國參與國際分工和國際貿易的重要方式，我國不能否定也不能放棄發展進出口貿易，而要繼續將進出口貿易作為我國的重要貿易戰略。但是，中國作為一個經濟大國，不能僅僅依靠傳統的比較優勢實現國家經濟的長期發展，也不能依靠勞動密集型進出口貿易實現從貿易大國到貿易強國的轉變。因此，我國進出口貿易轉型升級面臨巨大壓力，對進出口貿易轉型升級路徑的研究具有重要的理論意義與現實意義。
參考文獻：
近年來，我國進出口貿易的發展十分迅猛，對外貿易順差持續增加，外匯的儲備也穩步增長，但其對通貨膨脹也產生了不可忽視的影響。盡管進出口貿易與通貨膨脹屬于不同的經濟范疇，但是不可否認的是二者有著一定的聯系和影響。尤其是面對中國通貨膨脹水平不斷攀高，影響到人民的生活，我國經濟即使經歷了金融危機的沖擊仍然呈增長趨勢，這就更使進出口貿易與通貨膨脹之間的關系受到全球范圍內的關注。
一、我國通貨膨脹與進出口貿易現狀分析
通貨膨脹是指貨幣供給大于貨幣實際需求，導致貨幣貶值，引起經濟中大多數商品價格在一定時間內普遍上漲。這就意味著通貨膨脹，按價格上升速度可以分為溫和的、奔騰的和超級通貨膨脹三種不同類型。一般用消費者物價指數，即CPI來衡量通貨膨脹水平，一般CPI>3%的增幅，則已構成通貨膨脹。通貨膨脹變化影響的不是常見的絕對價格，而是相對價格。中國的對外貿易環境伴隨世界經濟復蘇也在逐漸好轉，2010年以來進出口貿易回升幅度呈現出恢復性增長，貿易順差也大幅減小。自2007年以來，我國居民消費指數一直較高，物價飛漲，主要受食品價格上漲驅動。長期的通貨膨脹對于民計民生有著巨大的影響，國民購買力下降，轉而選擇購買理財產品、買房炒房等保值增值的投資渠道，這種傾向會影響金融機構的負債業務，增加市場物價的壓力。
二、通貨膨脹產生的原因
通貨膨脹產生的主要原因大致分為三個方面：第一方面是作為貨幣現象的通貨膨脹，貨幣數量論者認為是貨幣供給的增加導致了通貨膨脹，一定時期平均一元錢可用購買的產品及勞務次數作為這一理論的出發點，解釋了貨幣在通貨膨脹中起的作用第二方面是超額需求引起通貨膨脹，總需求超過總供給、貨幣過多追求過少導致價格顯著上漲，這些總需求包括消費需求、投資需求、政府以及國外需求等。第三方面是指成本上漲引起的通貨膨脹，指的是沒有超額需求情況下成本的提高引起通貨膨脹，這是從經濟結構因素變動的角度來進行討論的。
三、進出口貿易對通貨膨脹的影響途徑
（一）貿易差額導致的貨幣傳遞途徑
通貨膨脹十分復雜，其影響因素是多方面的，其中進出口貿易對它的影響更是不容小覷，各個影響路徑互相滲透互相作用，首先是貨幣供給路徑，當國際收支出現順差，增加外匯儲備，中央銀行要增加貨幣的投放量來收購出口所得外匯，造成流動性過剩，引起通貨膨脹。當國外資本大量流入，需要大量本國貨幣收購外匯，就影響了國內通貨膨脹水平。
（二）外國商品價格傳遞途徑
當國外出現通貨膨脹，價格上調的情況出現時，會增加其對外國商品的出口需求，也會減少該國居民對國外進口商品的消費，增加社會總需求量。當國內消費需求不足時，需要依靠外部市場來吸收過剩的產品，這就是進出口貿易拉動我國經濟增長的原因，同時也造成我國市場價格波動受到國際市場通貨膨脹的影響，造成國內供求的變化。國外商品價格上漲推動出口貿易的增加需求，也會減少國民對進口商品的消費變為消費本國商品，這就保證了社會總需求的增加。
（三）成本傳遞途徑
國家總供給的組成包括商品和服務的進口，國內供給量和需求量一定時，可以通過進出口貿易來改變總需求與總供給的平衡，從而改變通貨膨脹水平。成本傳導機制是石油、原材料等成本價格上漲，導致國內產品價格增加，引起成本型通貨膨脹。隨著經濟的開放，我國與國際市場關系日益密切，因此從成本途徑將國外的價格上漲傳導到國內，尤其是生產必需品，原材料等進口量的比重也在加大，原材料價格的上漲勢必引起廠商生產成本提高、價格上漲，從而引起通貨膨脹。
（四）其他路徑
在沒有需求和成本推動的情況下，生成增長率變化等經濟結構變動可以引起通貨膨脹。生產增長率快慢不同，導致工資增長率也有區別，如果生產率提高慢的部門向提高快的部門看齊，就會導致通貨膨脹。還有一種進出口貿易引起通貨膨脹的途徑就是資本套利途徑，由于我國貿易順差的持續導致了外匯市場中人民幣升值，但卻沒有實例證明人民幣升值能有效改善通貨膨脹。事實上人民幣升值并不能解決貿易順差以及流動性過剩問題，反而會引起國外投機資本向國內涌入。
四、調節進出口貿易對通貨膨脹影響的對策
（一）提高整體競爭力
進出口貿易對我國通貨膨脹的影響已經受到廣泛關注，雖然這些影響不大且是短期影響，但也要加強管理與防范，調節進出口貿易對通貨膨脹的影響，保證我國國民經濟健康發展。首先要提高整體競爭力，優化關稅結構，有效保護我國工業制成品，取締不規范的關稅減免，對最終產品征收較高關稅，同時加強調查反傾銷、反補貼等措施。我國可以利用有關規定，減少與國外企業的不正當競爭，維護自身權益，保障國內產業，提高自身競爭力，是限制國外企業主導市場力量的重要途徑。
（二）調整對外貿易結構與增長方式
近年來，我國貿易持續順差的主要原因在于我國的進出口商品基本是一些紡織品，缺少高科技含量和附加價值的產品。因此為防止結構性通貨膨脹，可以優化對外貿易產業結構，做到各部門效率均等，合理的產業結構有利于平衡通貨膨脹水平。我國進出口貿易面臨的主要任務就是盡最大可能減少貿易順差，通過調整和轉變進出口貿易的結構與增長方式來實現。
（三）建立調節基金制度
為控制國內市場的物價，可以建立調節基金制度。世界經濟一體化，國際市場價格對國內市場的沖擊，很大程度上影響了我國通貨膨脹水平，因此，對于糧食、石油等重要戰略物資，需要通過建立健全的基金制度來減少國際市場需求與價格變動對我國國內市場的影響沖擊。總體來說，就是加強建立重要進出口商品的儲備和價格調節基金制度，因此控制國際市場的物價變動。
（四）加強監督和預警
防范進出口貿易對通貨膨脹影響的重要對策之一是加強監督及預警，監測國際市場價格波動、以及主要進出口商品的數量，調節供求總量的平衡。我國傳統的價格調控一般是指國內市場的調控，對進出口數量與價格的變化對國內市場影響作用重視不足，沒有有效的調節國內市場供求關系。所以我國要加強進出口貿易的監督和預警，對進出口商品數量與價格進行掌握與控制，防止我國經濟出現通貨膨脹。
（五）完善出口措施
可以通過完善出口措施來調節進出口貿易對通貨膨脹的影響。將出口補貼方向轉向產品的研發環節，推進我國國內科研技術以及產品的創新，增強我國產業的動態優勢；宏觀整頓出口秩序，建立與國際接軌的價格運行機制體系，協調管理出口企業，減少企業間因低價競銷產生的矛盾摩擦。
五、結語
我國進出口貿易一直為推動國民經濟起著重要作用，其對通貨膨脹的影響也不容忽視，通過貨幣、成本與國外商品價格等途徑來改變國內通貨膨脹水平。有些通貨膨脹是可以預期的，通過掌握通貨膨脹的愿意以及進出口貿易如何對其產生影響，采取強有力的措施做到未雨綢繆。在全球經濟一體化的今天，我國既享受著經濟開放帶來的收益，也要承擔其負效應，所以需要通過了解通貨膨脹機制，改變進出口貿易方式等手段來調控金融市場，保證我國國民經濟穩步、健康的發展。
參考文獻：
2005年人民幣匯率制度改革以后，我國不再單一盯住美元，而是實行參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度。我國對外貿易伙伴日益增多，對外貿易規模日益擴大，我國的國際地位得到有效提升。在當前開放經濟環境的背景下，匯率作為核心工具變量，成為影響一國宏觀經濟的重要因素，各國政府把匯率制度作為穩定經濟正常運行與發展的重要手段。由于世界經濟發展不平衡、我國長期對外貿易順差以及因此形成的巨額外匯儲備，在這樣的情況下，匯率作為外匯市場上我國貨幣與貿易國貨幣相互交換的比率，是我國對外貿易過程中最為直接也是最為重要的調節杠桿，對商品的進出口貿易、資本的流出流入、國內的物價水平都有著重要的影響作用、匯率的問題一直以來就是經濟學研究的熱點領域，面對現如今我國人民幣匯制的改革以及人民幣成為世界五大支付貨幣之一這樣的全新變化形勢，結合我國的實際的情況，研究人民幣匯率的變動對我國進出口貿易的影響有著十分重要的理論意義與現實意義。
一、人民幣匯率變動帶來我國進出口貿易狀況的變化
人民幣匯率改制以來其對于國際貿易的影響力明顯加強，也帶來了我國進出口貿易形勢的一些變化：1.我國對外貿易的規模持續擴大。2005年是我國人民幣匯率改制的第一年，在對外經濟貿易方面已經取得了非常顯著的經濟成果，1994年我國進出口貿易總額僅為2366.2億美元，而2005年我國的進出口貿易總額達到了14219.1億美元，對外貿易的規模明顯擴大，相比于同期的2004年也有23.3%的經濟增長點。其中，進口貿易總額6601.2億美元，同比增長17.6%，出口貿易總額高達7620億美元，同比增長為28.4%，僅僅單方面的貿易規模就遠超過了1994年的全面貿易總額。而往后我國對外貿易規模持續擴大，2010年對外貿易總額就達到了全球第二的位置，2012年進出口總額高達33740億美元，同比增長16.8%，其中實現貿易順差1831億美元，整體貿易規模和貿易形勢都非常良好；2.對外貿易依賴程度逐年增強。隨著我國改革開放進程的加快和對外貿易發展的不斷深入，進出口貿易帶來的經濟增長在總GDP中所占到的份額越來越重，我國經濟發展對進出口貿易依存度越來越高，對外貿易逐漸成為我國經濟增長中最為重要的貿易形式。早在2000年，我國的外貿依存度僅為39.58%，在2005年人民幣匯率改革以來，2006年我國的對外貿易依存比率高達66.52%，近幾年隨著國外經濟危機的影響和國際貿易形勢的變化有所回落，但總體比率還在50%以上，2013年最新數據顯示，我國的對外貿易依存度為63.1%，而且還在持續增長，這說明我國目前的國際開放型市場經濟體制對國際貿易依賴性逐年增強，進出口貿易在國家總的經濟增長方面發揮作用巨大；3.出口商品結構的變化。我國的對外貿易結構在人民幣匯率變化形勢下也有著比較大的變動和調整。在人民幣匯率變化的影響下，為了維持貿易的順差和持續對外貿易規模的擴大，我國出口商品結構不斷優化，產業結構向第二第三產業明顯傾斜，出口產品結構也有農產品等初級產品逐步向工業精加工產品和高新技術產品轉型，以優化的商品出口結構擠占國際貿易市場。在出口商品結構中工業制成品開始占據絕對的出口優勢，同時機電產品和高新技術產品也在出口商品結構中占據重要的份額，而且出口商品中開始都注重科技元素的附加，實現初級加工和粗加工形式開始向高級加工和精加工方式轉變；4.進口商品結構的變化。在人民幣匯率變動的作用影響下，人民幣升值實現了人民幣更大的購買力和購買價值，于是在進口的商品結構中國外的資本密集型產品成為我國主要的進口商品，尤其是國外科技先進技術領先的機電或高新技術產品在匯率變化的作用下相比以前更便宜了，當然會成為我國主要的進口方向。
二、人民幣匯率變動對我國進出口貿易收支的影響
人民幣匯率改制以來，人民幣升值成為必然，雖然近幾年，在我國相關政策的調整控制下，人民幣的升值空間被壓縮，匯率有壓下來的趨勢，但整體的變化形勢還是上升的大范圍之內。人民幣升值，對于我國的進出口貿易來說，我國出口的商品在國外市場價格增加，國際競爭力就會相對表現弱勢，同時，國外的輸出商品也就是我國需要進口的商品在人民幣匯率的影響下顯然相對便宜很多，此消彼長，很明顯會是一個貿易逆差增長的發展趨勢。
我國的人民幣匯率改制現在都是以國際市場的供需關系來進行調整的，隨著我國對外開放進程的加快和國際貿易形勢的好轉，人民幣持續增值是必然的發展趨勢，這對于我國的對外貿易的發展來說并不是一件好事。2005年以來，我國開始參考一籃子貨幣進行調節，實行有管理的浮動匯率制，人民幣開始比較穩定的逐漸升值，2010年的人民幣第二次匯改，人民幣升值幅度再次拉高，雖然近倆年我國通過宏觀經濟政策的調控和進出口導向政策的適應性調整，人民幣穩住了持續升值的勢頭，并在硬性控制下有所回落，但相對于人民幣匯率改制之前，整體的升值幅度是巨大的。這樣的變化情況對于我國進出口貿易收支的影響主要體現在兩個方面：一是人民幣升值預期影響。每次人民幣匯率改制，都會有一個人民幣升值的估計，這種估計會對目前的進出口貿易產生一種假定影響作用，貿易順差將會縮小，貿易逆差將會同比明顯增加，這樣的預期會直接影響到當下的進出口貿易。因為各企業匯率風險意識的強烈，會主動的采取一些企業的應急措施來規避接下來一段時間可能的人民幣升值風險。預感到未來我國貿易順逆差形勢的變化，很多企業會加緊商品的出口，控制商品的進口，為變化后留足盈利空間。但其實國家的宏觀經濟政策和國際形勢是時刻變化的，萬一人民幣匯率的變動沒有帶來預期的人民幣大幅升值或升值空間十分有限，這目前各企業對外貿易的處理措施就會打亂我國進出口貿易的發展步調，造成國內商品緊缺，帶來嚴重的影響后果；二是匯率變動對進出口貿易收支的影響。按照供需理論的原理來分析，人民幣貶值有利于我國的對外貿易收支，因為人民幣的貶值，會大大降低我國出口商品的國際市場價格，在成本上取得國際市場競爭力，增加我國對外貿易的商品出口量，與此同時，人民幣貶值造成人民幣購買力降低，又會對進口產生一定的抑制作用，這樣的對外貿易變化，必然會帶來貿易順差，實現國內財富的積累。反之，人民幣升值，我國的出口商品國際市場價格增加，原來的成本優勢蕩然無存，失去價格優勢的國內出口商品因為質量科技品質的相對落后會不再具有國際競爭力，而隨著人民幣購買力的增強進口貿易獲得巨大的發展空間，但正與人民幣貶值相反，升值會帶來對外貿易的逆差。所以一般來說，理想的對外貿易形勢是保持小額的貿易順差增長，所以人民幣匯率不穩定反復調整帶來的人民幣增值對我國進出口貿易的影響就明顯了，類似我國這樣的勞動密集型產品出口國，對外貿易的經濟依賴性又這么強，如果不能實現理想的貿易順差，對我國長遠的經濟發展是非常不利的。
三、人民幣匯率變動對我國進出口貿易結構的影響
（一）人民幣匯率變動對我國進出口商品結構的影響
人民幣匯率變動造成的人民幣升值，必然會引起我國出口商品價格的變動，只是一些商品因為價格浮動空間不大，在人民幣升值的影響下價格變化也不是十分顯著，但有些商品卻會有明顯的價格上升，這些商品在國際市場的競爭力就會大幅減弱，為總量的出口帶來巨大的影響。而商品價格主要受匯率變動的重要影響因素就是出口商品在國際商場的彈性需求程度，一般彈性需求較小的商品在人民幣升值的影響下價格變化不明顯，也不會造成過大的影響，但彈性需求較大商品就會有明顯的價格上漲，帶來嚴重的影響。而對于我國出口商品的結構來說，彈性需求較大的商品會為我國帶來較大的經濟利益，這樣，人民幣匯率變動造成的出口商品結構的變化會直接影響到我國出口貿易經濟利益的增加。
（二）人民幣匯率變動對我國進出口貿易主體結構的影響
人民幣匯率變動帶來的人民幣增值會帶來我國進出口不同類別商品的價格差變動，而出口商品價格的變動會直接對進出口貿易企業帶來巨大影響。一般我國進出口貿易的市場主體有國有企業、私營企業和外商企業。在穩定的進出口貿易主體結構組成中私營企業是最大的出口主體，因為私營企業相對很多而且貿易形式靈活，是我國以往最為重要的出口市場主體。但是一般的私營企業規模有限，科技加工水平更是遠遠落后于實力雄厚的國有企業和外商企業，一旦私營企業主要出口的勞動密集型產品因為人民匯率調整造成價格上升，唯一的成本優勢不復存在，那么必然會對私營企業帶來難以想象的沖擊。與此同時，進口市場原料價格升高，又會增加私營企業的生產成本，私營企業沒有國有企業和外商企業那么底蘊雄厚，很容易在這樣的變化影響下遇到經營危機，私營企業慢慢失去進出口貿易市場的影響力，國有企業外商企業開始發揮作用，我國進出口貿易市場主體的結構也因此而改變。
（三）人民幣匯率變動對我國進出口貿易市場結構的影響
人民幣匯率的變動直接造成人民幣對一些國家貨幣幣種價值的變化增加，比如美國、日本、韓國以及西歐一些國家，而這些國家正是我國商品進出口貿易的主要合作國。人民幣對美元匯率增加，直接造成人民幣在美國購買力上升，而美元在中國購買力下降，這樣以往銷售業績不錯的許多中國商品在美國就可能因為價格的上升遭遇滑鐵盧，再也沒有合適的供銷渠道。同時，以往為我國帶來巨大外匯收入的美國人民也會開始“吝嗇”美元的使用，造成中國內需影響力的減弱，當然最主要的影響還是美國作為以前中國最重要的進出口貿易市場，作用會隨著人民幣匯率的變化調整而明顯減弱。不止如此，日本、韓國、波蘭等其他我國以前比較大出貿易國際市場都會逐漸縮小我國出口商品的額度，同時加大對我國國內市場的外商投資，造成我國國內企業的發展危機。這樣不僅會為我國進出口貿易帶來嚴重的影響，更會極大的改變我國進出口貿易原有的市場結構。
（四）人民幣成為世界主流貨幣對我國進出口貿易結構的影響
隨著我國對外經濟發展的不斷深入以及人民幣國際影響力的不斷提升，人民幣國際化進程迎來重要里程碑，人民幣成為了美元、英鎊、歐元、日元并駕齊驅的世界五大支付貨幣之一，這相當于肯定了我國在國際進出口貿易中的重大影響力。這不僅意味著人民幣在未來的國際支付中會成為新常態，對我國的進出口貿易來說也會產生非常積極的作用和影響。人民幣國際化使得我國的進出口貿易更加方便化和快捷化，也會實現我國進出口企業國際化對接，同時會更加穩定我國進出口的貿易結構，在原有的規模和貿易合作國基礎上更加穩定的進行擴張和進一步發展，為我國的經貿發展和進出口貿易結構帶來非常有利的影響和積極的作用，
四、結語
綜上所述，人民幣匯率的變動對我國對外貿易的形勢、收支情況和對外貿易結構都會帶來非常大的影響和變化，總體表現來看，匯率的變動頻繁對各方面的影響都是弊大于利，尤其是對于對外貿易結構的影響，會極大的改變原有的相對成熟和穩定的貿易結構，造成國際貿易形勢的極大變化。所以，在未來的經濟發展中，我們要特別注意保持人民幣匯率的穩定，實現其緩慢有規律的增長，注意控制貿易順差，實現我國對外貿易更大的發展和進步。
參考文獻：
[1]桑璐.人民幣匯率變動對我國進出口貿易的影響分析[D].河北師范大學，2013.
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摘要：當今世界，經濟全球化和一體化發展趨勢加強，產業全球化已成為經濟發展的方向，這樣的經濟發展態勢，為我國進出口貿易不斷提升提供了良好的發展機會。本文首先介紹了我國進出口貿易中存在的問題，然后針對這些問題提出了相應的對策。
關鍵詞：貿易；進出口；經濟
進出口貿易是指不同國家或地區之間的商品和勞務的交換活動。當今世界，經濟全球化和一體化發展趨勢加強，產業全球化已成為經濟發展的方向，這樣的經濟發展態勢，為我國進出口貿易不斷提升提供了良好的發展機會。2008 年的經濟危機，也對我國經濟發展產生了巨大影響。進出口貿易在2009年開始出現回升。進出口貿易可以有效地帶動我國經濟的發展，保持國內經濟的穩定。但是應該看到我國的進出口貿易中仍然存在著一些問題，不利于我國出口貿易的順利進行，所以國家應該引起重視，積極推進我國出口貿易的發展。
一、我國進出口貿易發展中存在的問題
我國的進出口貿易對我國經濟的發展有重要的作用，進出口貿易總額的持續增長，一方面可以提高我國企業國際市場競爭力，一方面還能夠帶動國內經濟的發展，提高我國就業率。但是目前來講，我國的進出口貿易發展中存在著一些問題，貿易順差過大、進出口結構不合理，人民幣升值的壓力增大等等，這些都不利于我國進出口貿易的良性發展。
1.我國對外貿易順差過大。
隨著經濟的發展，我國最近幾年出現了巨額的貿易順差。我國已經成為世界第一大出口國。這說明了我國經濟發展迅速，出口能力較強，但是這也使我國遭遇了多起國外反傾銷調查，我國也成了世界上反傾銷調查最多的國家。很多的發達國家利用反補貼、技術貿易壁壘等方法來應對我國出口產品，貿易摩擦的增多，給我國的貿易出口帶來了巨大的影響。西方發達國家還對人民幣升值施加壓力。給我國的消費、投資、外貿帶來了巨大的影響。人民幣升值一方面迫使企業積極采取措施，來提高產品的競爭力，有利于我國企業開拓海外市場。對于國內消費者來說，購買外國商品的價格相對降低，提高了我國人民的生活水平。但是我國出口的產品中，大部分是以低價格取勝的，人民幣升值則不利于出口的擴大。同時也對勞動密集型產業出口有更大的影響，導致產品的價格升高，不利于拉動國內的就業和經濟發展。
2.我國目前貿易進出口結構不合理。
就目前我國的經濟發展狀況來看，當前我國的進出口產品在結構上還有很多不合理的因素，我國大多數是勞動密集型產品，一般產品的技術含量低，是以低價取勝，勞動密集型產業的利潤率比較低，這些產品通過依靠單純的降低國內勞動的價值、增加產品出口數量而發展，在知識經濟發展的時代，我國出口貿易只有價格優勢，競爭力不強，利潤低，無法實現可持續發展。而發達國家的高新技術產品，一定程度上具有壟斷性，利潤率高，收益大。但國內企業卻很難實現產業技術升級，不利于企業發展。
二、提高我國進出口貿易發展水平的對策分析
1.我國應該積極擴大國內需求。
目前來講，對國外市場過度依賴已經成為了我國對外貿易商品出口的一大特點。貿易國都紛紛采取措施限制我國的出口。所以我國企業在開拓國外市場的同時，也應注重國內需求的發展，積極對國內市場進行開發。擴大內需是經濟發展的根本動力，同時開發國內市場也是符合我國人口眾多的國情的，同時開發國內市場還額可以減少對外貿易的動蕩對我國經濟發展的不利影響，降低國民經濟增長對外貿的依賴度，使我國的經濟持續穩定發展。
2.我國應該優化進出口產品結構
我國是以外資企業為主的加工貿易大國，其生產的產品缺乏高新技術和自主品牌，技術含量。所以，我國需要對于出口產品的結構進行不斷調整，一方面要注意提高產品的技術含量，另一方面還要注意提高產品的高附加值及成套設備中的比重，努力培育和扶持自主品牌的出口產品。還應該注重減少高污染、高能耗產品的生產和出口，轉變我國的貿易增長方式。我國貿易在進口方面，應加大我國的進口優勢，擴大高效率企業的規模，促進行業間相應的結構調整。
3.我國企業要注意分散經營風險。
企業加大對新興市場進出口的支持力度，分散經營風險。我們知道，如果出口市場比較集中，那么企業的經營風險相應會比較集中。所以，企業要想在國際市場竟爭中占有一席之地，就必須努力繼續拓寬市場，尤其是要注重擴大對非洲、拉美等發展中國家的出口。降低出口依賴性。所以我國企業要加強對各類市場調研的強化，合理分布傳統與新興市場，努力做好市場重點化與多元化的統一，政府要積極發揮其橋梁作用，采取有效措施，積極幫助企業尋找國際市場。
4.國家應該注意穩定人民幣匯率。
受經濟危機以及各國經濟發展的影響，人民幣升值的壓力越來越大。這對我國進出口很不利，所以，我國外貿企業應加強人民幣匯率的風險意識。穩定匯率，促進經濟穩定發展。
我國要想實現對外貿易的均衡發展，就必須做好進出口貿易的政策導向工作。應該采取應對措施，穩定匯率，積極促進我國進出口貿易的發展。
一、我國進出口貿易呈現的特征
我國是發展中國家也是出口貿易大國，從改革開放后的發展，目前每年我國進出口貿易總額占全國GDP總量的30%以上，但是隨著國際貿易的大波動，我國每個月進出口貿易總額出現大幅度的雙下降，影響我國經濟的穩定持續發展。以下是我國進出口貿易出現問題的特點。
（一）進出口不再有萬億美元，順差呈現降低
由于目前的國際貿易形勢，影響了我國進出口，進出口貿易不再呈現雙增長率，致使順差減少，從而影響進出口貿易對GDP的貢獻率。
（二）加工出口貿易小幅度降低，一般進口貿易稍微回升
據海關數據分析，我國一般進口貿易出現了增長20.8%，與去年同期增速回升9.9個百分點，然而加工出口貿易所占比重與去年同期相比下降了0.11個百分點。總的來看，這種一升一降的趨勢逐漸明顯，給我國的進出口貿易打響了警鐘。
（三）主要貿易伙伴進、出口額有所變化，貿易順、逆差來
源地日趨集中。我國與主要貿易伙伴（歐盟、美國、日本）的進、出口規模一直持續高速增長，但是目前數據顯示，美國經濟萎縮造成我國出口貿易額環比下降了9.1%，跌幅顯著。美國作為我國第二大貿易伙伴，因此貿易的順、逆差來源于美國、日本的趨勢日益明顯。
（四）進出口產品結構差距大
雖然，近幾年我國加大了進出口產業結構的調整和不斷優化，雖然一些過去優勢不突出的進出口商品逐步顯示其競爭能力，初級產品貿易占比也逐步縮小，但是我國進出口商品結構還是具有相當大的差距，這樣在面對國際大環境下，存在很大的風險。
（五）服務貿易進出口達不到國際標準
據世界銀行統計，發達國家服務業貿易產值占全國GDP的比重一般都在60%以上，雖然我國服務貿易出口增長速度由世界排名第28位上升為第6位，但是我國服務業貿易進出口產值占全國GDP的比重僅為38%。中國服務貿易進出口僅是傳統的旅游、運輸等行業為主要主流，而資本密集型服務貿易進出口（如航空、建筑以及金融、信息服務等行業貿易的貢獻率微弱），我國服務貿易進出口僅以傳統的落后方式增長。
二、當前貿易形勢對進出口貿易造成的困境
（一）美元持續貶值致使人民幣升值，導致出口貿易大幅度減少
由于美元在國際匯率市場中持續疲軟，加速其貶值，如此環境下，同時也加速削弱了中國出口產品在國際市場上的價格優勢，近段時間明顯顯示出口貿易額大幅度減少。面對如此困難局面，我國發現人民幣利率不斷上升導致大量熱錢涌進中國市場，加速了美元貶值，對美出口貿易形成挑戰。目前我國出口企業競爭力還是主要以價格為主要優勢，這種出口貿易局面，面對目前國際貿易形勢下，對我國出口貿易額的增長造成了很大的困難。
（三）主要貿易國需求大幅降低
我國主要貿易國由原先的占我國出口貿易總量的60%以上，我國主要貿易國的市場萎縮（據推算，美國經濟增長率每降低1%，會造成我國對美出口額相應降低7%～8%），由此可見其直接造成了我國出口貿易的大幅降低。
（三）貿易產品競爭力低，高新技術產品嚴重缺乏
我國貿易產品品牌影響力不足，企業商品耗能大，附加值低，極易受到外部國際市場環境影響。據海關統計局統計，我國加工貿易持續大波動，而一般貿易受影響很小，高新技術產品占比率僅占全部出口產品的0.5%，貿易產品競爭力低。
（四）各國對我國產品采取貿易保護政策日益增多
國際經濟發展形勢嚴峻（如日本進口每年下降4.2%，出口每年下降15.3%），各國為保護本國產業，出臺一系列刺激經濟增長的金融政策（其中20%是貿易保護措施），例如：美國經濟刺激法案中提出一條“購買美貨”的附加條款和裁員先裁外籍員工等本國保護政策。這些保護政策造成我國部分外貿企業破產，企業效益大幅下降，出口產品滯銷。
（五）外貿企業壞賬風險加劇
歐美客戶普遍出現推延訂單的交貨時間等方式來變相推遲付貨款和節約倉儲費來緩解自己的資金壓力，這樣造成我國外貿企業承受風險加劇，資金鏈出現斷裂，影響公司運營，有的企業甚至由于資金回籠不及時和死賬收不回來而面臨破產。數據顯示，每年中國出口貿易企業的壞賬損失都超過3000億元人民幣，這個數據正在不斷增加，嚴重影響并打擊到我國外貿企業的信心。
三、應對策略
（一）政府調整進出口相關政策和“走出去戰略”，積極推動進出口貿易
我國可以發展“走出去戰略”，繼續加強埃及蘇伊士經濟區的中國工業園、美國天津商貿工業等中外合作項目來幫助企業走出去發展制造業和貿易。這樣的形式可以利用國際資源、參與國際市場分工和拓展新的國際貿易，來從另一方面積極推動我國進出口貿易的健康發展。理論和實踐證明“，走出去戰略”可以避開各國貿易壁壘，實現“銷地”變為“產地”。我國政府應該簡化審批手續和完善相關政策，建立一體化“走出去”通道。為了使我國企業能消除對外國內部產業一些信息存在信息盲區，我國政府應建立高效的信息支持和完善服務體系。
（二）拉動我國內需，將出口貿易產品轉內銷
我國應該加大調整優化投資結構，促進國內消費良性發展。將外貿企業的一些產品轉向我國內部需求。引導我國向民生、農業、科技技術、資源節能等領域投資，加強和規范政府融資通道以防范投資風險，提高經濟效益。鼓勵民間投資，引導民間資本投向中西部地區，進一步開發我國內需。
（三）加強外貿技術和貿易服務創新，調整產品結構
我國應該加快健全服務貿易法律法規，完善服務貿易的國內經營環境，通過宏觀調控政策推動服務貿易發展。我國金融機構適當建立服務貿易發展基金來完善貿易促進體系，培養國際化人才，促進外貿技術進一步創新發展。我國應該加強引導企業提高產品高科技術含量和附加值，提升貿易檔次并向資本和技術密集型企業發展。
