數字貿易與數字經濟的關系精選(九篇)

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第1篇：數字貿易與數字經濟的關系范文

關鍵詞：對外貿易；產業結構；協整檢驗；因果檢驗

一、1978—2013年中山市產業結構變動趨勢

根據圖1可以看到，自從改革開放以來，隨著中山經濟的迅速發展，中山市的產業結構也發生了重大的變化。三次產業結構由1978年的47.86：35.10：17.04發展為2013年的2.50：55.50：42.00。經濟增長從主要由第一產業和第二產業帶動轉為主要由第二產業和第三產業帶動，產業結構得到很大的調整，總體上符合世界范圍內產業結構的演變規律?？v觀其演變的過程，可以看到改革開放以來中山市產業結構變動大致具有如下特點。

1、第一產業在國民經濟中所占的比重越來越小

1978，中山第一產業占GDP的47.86%，到2013年所占比重降為2.5%，全年農業總產值僅為111.77億元。自改革開放以來，大量的工業企業進入中山市，可用耕地已經很少，第一產業中的糧食基本上靠外來供給，蔬菜水果也主要來自外地，從事第一產業的勞動人數大大減少。

2、第二產業穩定增加，占主導地位

1978年，中山第二產業占GDP的35.10%，其后一直處于上升趨勢，1998年所占比例首次超過50%，2004年達到61.57%，為歷史的最高點，之后所占比例緩慢下降，到2013年下降為55.50%。這些數字表明中山市在改革開放后迅速發展成為一個工業化的城市。

3、第三產業雖逐步提高，但波動明顯

1978—1995年中山第三產業所占比例處于穩步上升的趨勢，1996—2004年所占比例呈現下降趨勢，2005年后又開始回升。1995年在國民經濟中所占的比例最高，為42.67%，2013年為42%，目前還沒有達到1995年所占的比例水平。

二、中山市對外貿易與產業結構關系的實證分析

1、指標的確定和樣本的選取

為了對比研究中山市對外貿易和產業結構的關系，在指標選取上，本文選擇1987—2006年中山市對外貿易進出口額增加值、第一產業增加值、第二產業增加值和第三產業增加值四個指標。各指標數據均來源于《2013年中山市統計年鑒》?？紤]到以人民幣衡量的一二三產業增加值受國際環境和我國匯率政策的影響，所以將人民幣為單位的一二三產業增加值用當年中國人民銀行公布的中間價格轉化成為以美元為單位的一二三產業增加值。為了消除各指標存在的異方差問題，本研究將上述四個指標取自然對數，分別表示為：取對數后的對外貿易進出口額增加值LnTR；取對數后的第一產業增加值LnFI；取對數后的第二產業增加值LnSI；取對數后的第三產業增加值LnTI。

2、單位根檢驗

由ADF檢驗的結果可知，進出口總額、第二產業、第三產業取對數后的各指標均不能在5%的顯著性水平上拒絕有單位根的原假設，即各指標是非平穩的；第一產業在5%的顯著性水平上拒絕有單位根的原假設，即該指標是平穩的；各指標一階差分后在5%的顯著性水平上拒絕了有單位根的原假設，因此取對數后的各指標均是（Il）單位根的時間序列，即一階差分后都是平穩的。

3、協整檢驗

LnTR=0.850851－0.04953LnFI+1.400716LnSI－0.64631LnT（I1）（1.662074）（-0.24949）（3.37446）（-1.45843）RSquare=0.740779675F=11.43089從此模型可以看到，第一產業和第三產業與對外貿易的變化呈現的是一種反向的關系，第一產業增加值每減少1%會促進對外貿易增加值增加0.04953%，第三產業增加值每減少1%會促進對外貿易增加值增加0.64631%。第二產業與對外貿易呈現一種正相關的關系，第二產業增加值每增加1%會促進對外貿易增加值增加1.400716%，模型同時表明第二產業對對外貿易的影響要遠遠大于第一、三產業。出現這種結果是與中山市的對外貿易結構有著密切關系的。中山市是以加工貿易聞名的工業城市，整個中山市有大量的粗加工型企業，這就導致了在中山的進出口總額中，工業產品占到極大的比例，同時本部分使用的對外貿易進出口總額是根據海關統計的貨物貿易進出口總額，并沒有包括服務貿易進出口額，故一、三產業對對外貿易的影響很小。

4、GRanger因果檢驗

根據表2可以看到，第一、二、三產業增加值對進出口總額的增加值都產生影響，都是對外貿易的影響因素，這說明產業結構的變化會影響到中山對外貿易的發展。因此，要發展中山的對外貿易就必須優化中山的產業結構，這樣才可以促進中山經濟的持續發展。

三、中山市產業結構調整的對策

以上分析表明，第一、二、三產業與對外貿易進出口總額都存在一定的關系，特別是第二產業的增長對對外貿易進出口總額增長產生很大的影響，作為對外貿易在經濟發展中有著特殊地位的中山市，很有必要合理地調整產業結構，促進經濟進一步持續發展。

1、調整產業結構，促進對外貿易與產業結構的互動和優化

在今后產業結構調整中應更加注重產業政策與市場機制的適當結合，促進對外貿易與產業結構的互動和優化。在開放的條件下，在全球范圍配置資源的考慮中進行產業結構的戰略性調整，通過對外貿易與國內的產業結構升級的互動作用，選擇開放型經濟模式來實現產業結構的轉型升級優化。

2、實現外資利用的戰略轉變，調整引資結構

在引資結構上，實行三次產業并舉，在堅持工業招商主體地位的同時，大力拓展第三產業，開發提升第一產業。在引資內容上，注重投資規模大、帶動能力強、產業關聯度高的龍頭型、旗艦型項目的招商；注重資源節約型、能源節約型、環保型項目的招商；注重有利于增加稅收，解決本地就業問題的現代服務業項目的招商，積極主動承接國際服務業產業的轉移機會。

3、積極扶植內資企業，大力開拓和發展國際市場

政府應加大對本地企業的扶植力度，制定和出臺關于資金、土地等方面的政策，向本地企業傾斜，依托技術、創新、差異化等策略實現本地企業競爭力的增強。增加一般貿易在對外貿易中的比重，優先發展高附加值、高技術含量以及成長空間較大的項目，促進一般貿易和加工貿易協調發展。

作者:邢冠 單位:中山職業技術學院

參考文獻

[1]吳雁冰：廣東省對外貿易與經濟增長的實證研究[J].價值工程，2008（5）.

[2]潘蘇、譚硯文：廣東省對外貿易與經濟增長關系的實證分析[J].國際經貿探索，2007（12）.

第2篇：數字貿易與數字經濟的關系范文

[關鍵詞]數字經濟；CFC；避稅；潛在沖擊

[DOI]1013939/jcnkizgsc201637016

最近20年，在新興市場中出現了公司稅收籌劃的新策略，即運用世界范圍內的數字技術信息進行購買、轉讓、產品交換等交易，具有不可預測的靈活性。這種靈活的交易方式，使產品使用地、消費地和處理地等地點難以確定。

然而，行為發生地是CFC規則適用的基本標準。數字經濟模式切斷了產生收入的交易行為與交易地點之間的聯系。納稅人如果與CFC所在國的關聯方進行交易，則可以通過延遲申報交易地點而規避CFC規則的適用。

數字經濟使服務貿易甚至貨物貿易不再局限于固定地點，從而縮小了銷售所得與服務所得的差距。相應地，規范銷售所得與服務所得的法律也變得相似。

此外，數字經濟之下的課稅對象很難界定，產品交易所得、服務交易所得以及權利交易所得難以區分。數字經濟的交易特點，對現行CFC規則產生沖擊。

1CFC規則的核心法律要素

CFC規則是各國針對本國居民利用低稅區的受控外國公司避稅的反避稅規則。CFC規則的可信要素包括主體要素、客體要素、豁免條件。主體要素主要是對受控外國公司的判斷；課體要素主要是判斷對納稅人的何種所得征稅；豁免條件是納稅人所得中無須納稅的那部分收入。

受控外國公司（Controlled Foreign Company，CFC），是指被本國居民控股達到一定比例，比如美國規定控股比例要達到50%以上的境外子公司，才被美國認定為受控外國公司。

我國稅收立法對受控外國公司（CFC）的界定采取雙重的嚴格標準，即我國的納稅居民企業不僅要在外國公司的控股達到50%以上，而且要持有該外國公司10%以上表決權股份，這樣才構成中國居民企業對外國公司的控制，該外國公司才成為中國稅收意義上的法定的受控外國公司（CFC）。我國這種立法模式，明顯是對受控外國公司（CFC）稅收利益持放寬政策，使大部分的外國子公司都不構成受我國征稅管制的受控外國公司（CFC）。

無論受控外國公司（CFC）的控股比例是多少，它們都有兩個共同特點：一是設立在低稅區，只有這樣選址，才能達到最大的避稅效果；二是受控外國公司（CFC）是一個實體，有物理存在，有組織機構、場所、工作人員等物理連接點（Nexus）。

CFC規則的課稅對象即客體要素十分重要，即對外國受控公司的所得征稅，無論該所得是否在當期匯回本國。世界主要的稅收大國，都對這樣的受控外國公司（CFC）的消極所得征稅，無論該消極所得是否在當期匯回股東所在國或者分配給股東。

作為稅收法律關系的課稅對象的消極所得，通常是流動性高的所得，包括保險所得；個人持股公司所得、銷售所得、服務所得、與石油有關的所得等一系列的受控外國公司（CFC）所得。美國CFC規則還規定，與受控外國公司（CFC）有關的一切非法賄賂、回扣等支付，都要向美國聯邦政府納稅。新西蘭CFC規則，則對積極所得免稅，而對消極所得征。在美國，如果一個金融公司有超過30%的毛收入來自非居民納稅的第三方消費者，則這部分收入即被認定為積極所得。

盡管世界各國對CFC納稅豁免的規定不完全一致，但是多數稅收國家對受控外國公司（CFC）的積極所得都是給予豁免的。例如，我國的豁免條款規定在《特別納稅調整辦法》第84條，除了積極所得豁免，還有微量豁免，白名單。但是，積極所得豁免仍然是主要豁免類型。享有稅收豁免的積極經營所得，即真實的生產、經營、銷售、金融所得，在CFC的母國不納稅。

對積極經營所得的法律解讀有兩個層面：一是主營業務，即常規的生產經營所得，受控外國公司（CFC）從事的其營業執照注明的經營范圍的經濟活動，通過這樣的經濟活動取得的所得即使常規的積極所得。這樣的常規的積極所得是與股息、利息、租金、特許權使用費等消極所得相對的；二是真實性，對常規的生產經營所得也必須進行法律考察，考察其是否真實發生，考察的標準要主觀標準與客觀標準相結合，既要考察是否有真實的營業活動及營業所得，而且要考察期營業活動的目的是否具有真實需要。不具有真實生產、銷售需要的經濟活動，而僅僅是為了避稅，這樣的經濟活動即使符合營業執照的范圍，也不能被認定為真實的積極所得，因其活動目的不具備“真實性”。

2數字經濟對CFC規則核心要素的沖擊

數字經濟從電子商務、網絡購物衍生而來，可以說是電子商務的最前沿模式。數字經濟將信息化技術與電子商務結合起來，使消費者、銷售商與廠家中間的購買、供貨、生產便得便利。但是，這種經濟模式的前衛性，對各國的稅收政策、稅法理論及稅法規則，產生前所未有的挑戰。世界各國的國內稅收法律規則，以及國際稅法規則都面臨這來自數字經濟的修改、調整，甚至是重新立法。從受控外國公司（CFC）避稅的角度來說，數字經濟似乎對其提供更便捷、更靈活的避稅環境，這對規制受控外國公司（CFC）的主要稅法規則――CFC規則，便形成挑戰。數字經濟沖擊著現有CFC規則的三大要素：主體要素、客體要素及豁免條件。

21數字經濟對CFC規則主體要素的沖擊

數字經濟增強了企業設立地的流動性，使受控外國公司（CFC）的設立不再局限于低稅區，這對CFC規則的主體要素產生挑戰。

如果是生產型的受控外國公司（CFC），則其設立的時候通常考慮的因素包括：當地的基礎設施水平、消費者距離、國家政策的穩定性等。如果是服務型的受控外國公司（CFC），尤其是金融服務型的受控外國公司（CFC），則其選址通常著眼于稅收利益的最大化，考慮的因素通常不包括基礎設施水平、消費者距離、國際政策穩定性等非稅收因素。

無論是生產銷售型的貨物貿易CFC，還是服務型的CFC，都可以通過數字化交易手段增強其避稅能力。金融服務本身就可以脫離具體地點和身體活動，因為金融服務的數字化已經不是一個新話題。所以，美國的CFC規則對金融服務的所得，通常都看作不征稅的積極所得。各國稅法也效仿美國稅法的做法。

問題的關鍵是生產銷售型受控外國公司（CFC）的設立，在數字經濟的推波助瀾之下，具有很大流動性。全球經濟一體化，已經使多數跨國公司的生產、銷售遍布全球，它們基于逐利與避稅的目的，靈活性是其設立公司的時候選址的首要政策。

從避稅的角度來說，其設立受控外國公司（CFC）的目標即是消滅能被來源國征稅的連接點（Nexus），使其設立在來源國的受控外國公司（CFC）不被來源國征稅。

在沒有數字交易手段的年代，受控外國公司（CFC）的設立選址，只能選擇在低稅區、避稅地，如中國香港、百慕大群島、維爾京群島等地；在數字經濟年代，受控外國公司（CFC）的設立選址就更加靈活了，即使選擇在中國大陸等高稅區，也很容易逃脫來源國――中國大陸的征稅。

原因很簡單，因為如果通過數字化網絡交易，很容易把交易所得從CFC轉移到中國之外的第三國，即使設立在中國的CFC被認為是常設機構，該常設機構通過網絡交易獲取的所得，中國也沒有根據征稅。這大大簡化了以往受控外國公司（CFC）轉移利潤的方法，無須在第三國再設立公司，直接通過網絡交易即可逃避稅收連接點的追蹤。所以，數字經濟對CFC規則的第一個沖擊，即是解放了受控外國公司（CFC）的設立地點，從低稅區遍布全球。

數字經濟對國際稅法來說是一個嚴重的挑戰，現有的避稅地名單列舉的低稅區，已經不足以應對數字經濟的挑戰。在數字經濟的時代，很多高稅區的受控外國公司（CFC）會浮出水面。數字經濟又會使股東會、董事會的設立靈活多樣，很多國家的公司法都對股東、董事的議事規則做出靈活規定，不再局限于以往的見面會談，而是放寬到承認電話會議、視頻會議的法律效力?？鐕{稅人完全可以利用各國的法律漏洞，通過數字化技術信息手段，改變股東會、董事會的地點，逃避納稅主體資格，從而達到避稅目的。

現有的CFC規則對公司實體的物理的、有型的規定，在第一種數字交易之下被完全架空。這些都是數字經濟對CFC規則主體要素的沖擊，必須引起我們重視。

22數字經濟對CFC規則客體要素的沖擊

數字經濟通過網絡進行交易，以往的積極所得一旦通過網絡產生，便不容易征稅。所以，現有的CFC規則對積極所得與消極所得的區分，意義不大。數字經濟使得以往的分銷、零售等中間環節消失，雇用的人員也大大減少，時間、地域、距離的阻隔與障礙，完全可以通過網絡客服。現在的納稅所得具有極大的流動性，即使是真正的積極所得，也很難被來源國征稅，因為在網絡上找不到連接點。所以，來源國只能針對本國的受控外國公司（CFC）征稅，但是這個當地的受控外國公司（CFC）很容易在當地不留任何所得。尤其是跨國公司，利用電子數據手段，很容易逃避來源國當地稅收。

舉個簡單的例子，總部設在美國的A公司，通過與全球范圍內的學者簽訂協議，由某些學者提供學術信息，比如法律考試或者英語考試的資料和課件（mp3），但是智力成果的知識產權屬于美國A公司。

美國A公司在中國的交易模式可以選擇兩種：一是網絡交易；二是租賃教師視頻授課。

第一種交易模式，即網絡交易。在網絡交易模式下，中國的消費者直接與美國A公司通過網絡聯系，購買所需課件，支付也是通過網絡完成。在不考慮外匯管制的情況下，中國消費者支付給美國A公司的費用，中國作為來源國征不到稅，因為美國A公司在中國沒有常設機構，更談不上所謂的通過在中國設立受控外國公司（CFC）避稅。

第二種交易模式，即美國A公司在中國租賃一個教室，雇用一些當地人員組織教學活動，然后報名參加學習班的學員在這個固定的教室里上視頻課程。在這種交易模式下，即使經濟活動在中國有物理存在，但是美國A公司完全可以要求學員通過網絡支付學費，而且學費通常是在開班之前就已經支付完畢。也就是說，所得的部分又流向了美國A公司。中國作為消費地，作為稅收來源國很難征到稅。因為這種情況下征稅的條件是學習班至少開展3個月或者半年，而美國A公司在中國的補習班通常會故意規避這個法定時限，以逃避中國的稅收，而我國目前的法律對此全然無策。

所以，數字經濟之下的網絡交易，對CFC規則的客體要素也會產生沖擊，使CFC規則對積極所得與消極所得的區分，變得意義不大。按照現有的區分，很多積極所得都會帶著避稅的目的，本來應該被受控外國公司（CFC）所在國征稅，而所在國卻掙不到稅。

受控外國公司（CFC）的母國的初衷是把積極所得的稅收利益讓渡給受控外國公司（CFC）所在國，即來源國，但是數字經濟使來源國對積極所得也掙不到稅，而積極所得的稅收利益流向了跨國公司本身。所以，數字經濟之下，現有的CFC規則無法保障來源國對積極所得的征稅利益，這是數字經濟對CFC規則客體要素的最大沖擊。

23數字經濟對CFC規則豁免條件的沖擊

美國的豁免條款是世界上最先進的豁免條款，美國納稅人的全球所得中積極的銀行、金融或者類似經營所得可以免稅。在美國，享受豁免的CFC必須從事積極的經營，獲得積極的經營所得。這種假設建立在一種事實與條件標準（A Facts and Circumstances Test）之上，具體包括：CFC的規模、收入以及雇員人數。

通過上文的分析，僅僅規定對消極所得征稅，而缺乏對積極所得征稅，會給跨國納稅人創造新的避稅機會。世界各國的豁免條款效仿美國而制定。

現有的積極所得豁免條款本身就存在問題，其真實性指得懷疑。例如，美國的CFC規則規定，保險公司對第三方的外購投資即“人為設計的投資”（Making or Arranging for Investments），歸屬于積極的經營。但是，參與投資的第三方多數情況下是消極的CFC。

此外，如果一個金融公司從其母公司獲得資本，并與非關聯第三方從事一些重要的交易，該金融公司將會被界定為“積極的公司”。但是，從真實的經濟意義角度看，此種交易與《美國國內收入法典》第956節規定的母公司自身從事的“上游借貸”（Upstream Loan）或者直接銀行行為相比，并無差別。這種交易缺乏經濟實質，其后果是侵蝕稅基。[3]

積極所得豁免的前提限定在“事實標準”之上，顯然無法與數字交易模式相匹配。CFC通過數字交易，幾乎可以不需要當地雇員，也不需要當地組織規模。正如上文中提及的網絡交易模式。數字經濟使得判斷積極所得的真實性，變得更加復雜。網絡交易沒有當地實體組織，卻是真實發生的，也符合主營業務范圍，但是很可能因為無法在現行CFC規則豁免條款之下得到認可，而不享受免稅待遇。

3我國CFC規則應對數字經濟挑戰的策略

數字經濟對現有CFC規則的沖擊已經露出端倪，我們必須看到這種對國家稅收利益產生威脅的潛在因素。在數字化信息技術如此發達的今天，在經濟活動如此活躍的時代，國家稅收利益的保障是必須考慮、博弈的問題。針對數字經濟對CFC規則三大核心要素的沖擊，我國作為稅收大國，必須未雨綢繆，做好因應之策。否則，一旦稅收利益喪失，國民經濟會受到嚴重影響。

我國現有的CFC規則體現在《特別納稅調整辦法》，而且很不完善，很多專家學者提出修改意見。各種修改意見都沒有考慮數字經濟對其的沖擊，所以，筆者建議，在完善《特別納稅調整辦法》的過程中，一定要考慮數字經濟因素，這樣可以最大限度地減低法律修改的成本，防止出現新的《特別納稅調整辦法》仍然在數字經濟問題上存在漏洞的后患。

31對受控外國公司（CFC）的認定不能局限于低稅區

對受控外國公司（CFC）的認定不能局限于低稅區，還要考慮稅率比我國高的地區，也可能構成受控外國公司（CFC）。建議我國的《特別納稅調整辦法》對受控外國公司（CFC）的認定標準降低，降低的方向是效仿國外的單一標準，只規定股權比例，或者只規定控制權比例，建議這個比例達到10%即可，最大限度地囊括所有的CFC。這樣，就很容易把設在高稅區的子公司也囊括到中國受控外國公司（CFC）的認定范圍之內。對“所得”的認定，不再局限積極所得和消極所得的區分，而是要具體問題具體分析，不能對消極所得一味地征稅，也不能對積極所得一味地免稅。

我國在豁免問題上規定粗糙，在細化其規定的過程中，建議對積極所得的真實性要進行細化規定，不能局限于營業執照的范圍，即使CFC的經濟活動符合營業執照的規定，也要考察其主觀目的是否真的與生產經營有關。

對積極所得的真實性的判斷，不能局限于現有的物理存在標準，而是要放寬考慮的因素，即使沒有物理存在，即使突破傳統的事實因素，也可以享受豁免。

32慎重對待股息、特許權使用費所得的豁免

我國在對外簽訂稅收協定的時候，對股息、特許權使用費所得的豁免要慎重。在具體談判過程中，我國一方面要考慮巨大的經濟利益；另一方面還要考慮潛在的稅收損失。

目前，我國對外簽訂稅收協定的數量超過90個，如果一一談判、修改，則成本太高，而且會影響我國與相關國家的貿易關系，所以我們要在貿易關系與稅收利益的讓渡之間進行博弈、平衡。

筆者建議在稅收協定問題上，我國分兩步走：對于已經簽訂的稅收協定，我們不必主動啟動修改談判，除非該協定已經到期，或者即將到期，而且我們有續簽愿望；對于尚未簽署完畢，或者未來簽署的稅收協定，我們要爭取主動話語權，在打擊數字經濟避稅問題上，保護中國稅收利益上持嚴格態度。同時，我們要建立信息交換機制。這個觀點得到國內權威專家的認可。

33呼吁修改避稅地名單

我國通過國際會議呼吁修改避稅地名單，國際稅法應當重新定義“避稅地”的概念，因為數字經濟之下，避稅不需要“地點”，只需要網絡。這樣做，不僅可以提升我國的國際地位，而且一旦實現，能最大程度地保證我國作為發展中國家，作為收入來源國的稅收利益。

參考文獻：

[1]USDept of TreasuryThe Deferral of Income Earned Through US Controlled Foreign Corporations： A Policy Study[J].Office of Tax Policy，Department of the Treasury，2000（12）：71-75

第3篇：數字貿易與數字經濟的關系范文

關鍵詞：人民幣匯率 進出口 Granger檢驗

中圖分類號：F74文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2011）24-0202-03

一、問題的提出

改革開放三十多年來，中國經濟增長取得了令人矚目的成績，GDP年均增長率達到9.8%，GDP總量從1978年的3 645.2億元，增長到2010年的397 983億元，增長了108倍。在經濟持續快速增長的組成份額中，對外貿易占有極其重要的地位。1978年，中國對外貿易額僅為206.4億美元，2010年這一數字達到29 727.6億美元，增長了143倍?？梢钥闯觯袊鴮ν赓Q易增長速度快于GDP的增長速度，對外貿易中國GDP具有極大的拉動作用。同時，由于中國長期實行出口導向的外貿方式，外貿易依存度逐年增加。以當年平均匯率計算，中國對外貿易依存度從1978年的8.8%（美元對人民幣的年均價為1美元=1.5549元人民幣）增長到2010年的50.6%（美元對人民幣的年均價為1美元=6.7695元人民幣），增長了4.75倍。

同時，隨著中國經濟的快速增長，人民幣面臨升值的壓力不斷加大。2005年7月21日，中國宣布實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣的管理浮動匯率制度，到2010年7月22日，人民幣對美元實際升值22%，到了2011年4月29日，人民幣對美元突破6.5的關口，當日中間價為1美元=6.4990元人民幣。但即便這樣，外界還認為人民幣被低估，要求其進一步升值，可以預期，由于受美元量化寬松的貨幣政策及其他外部沖擊的影響，人民幣升值的壓力會進一步加劇。

面對上述事實，我們不禁會想到以下問題：隨著人民幣的不斷升值，它將對中國的對外貿易將產生怎樣的影響，這種影響是短期的還是長期的，該影響有多大？如果其影響具有長期效應，那應該采取怎樣的措施進行調整、干預，以減小由此產生的損失？本文試就上述問題進行實證分析。

二、研究方法及數據整理

本文通過建立單方程回歸模型，運用協整分析（Cointegration Analysis）及格蘭杰因果檢驗（Granger Causality Test），來研究人民幣匯率變動對中國對外貿易的影響。主要的經濟變量有：（1）匯率（ER）；（2）出口（EX）；（3）進口（IM）。

從相關經濟理論可以得知，一國的貨幣匯率對外貿會產生顯著影響，在不考慮其他因素的情況下，本國貨幣升值，會對該國的出口產生負面影響，而有利于該國進口。本國貨幣貶值，情形則與之相反。因此在本文所假定的模型中，設定本國貨幣幣值變動與出口貿易額呈反向變動關系，與進口貿易額呈正向變動關系。

除了匯率對進出口有顯著的影響外，根據張鶴、劉金全、顧洪梅（2005）的觀點，進出口貿易相互間也存有相關性，并且由于出口與進口間存在“雙重乘數”作用，使得當增加一個單位的進口商品后，出口會大于一個單位，二者間表現為明顯的正向變化關系。劉窮志（2005）從出口退稅的視角，認為中國經濟增長過由于過于依賴對外貿易，政府短期內不會任其隨行就市，而是積極干預；并得出進口與出口表現出正效應，原因在于進口能夠引入先進技術和管理經驗，從而提高中國企業的出口競爭力，增加出口貿易額。因此假定中國進出口之間存在正向變動的關系。

本文根據所收集到的數據，選取中國1985―2010年二十六年的對外貿易額，即出口額（EX）、進口額（IM）以及各年的年平均匯率（ER）（人民幣對美元）作為分析變量，建立回歸方程進行分析。數據來源于相應年份的《中國統計年鑒》，同時考慮到物價因素對進出口貿易額產生的影響，我們使用1985年（作為基年）的商品零售價格指數對其給予調整，以消除物價影響。本文擬建立以下計量模型：

EX＝α0+α1ER+α2IM+μt（1）

IM＝α0+α1ER+α2EX+ξt （2）

其中，EX、IM、ER分別表示出口、進口和人民幣對美元的匯率，α0、α1、α2為系數，μt、ξt為殘差項。

但上述模型一般都存在時間序列的異方差，為了消除其產生的不利影響，我們對上面的模型兩邊取自然對數Ln，這樣方程（1）、（2）可以寫成如下（3）、（4）的形式：

LnEX＝α0+α1LnER+α2LnIM+μt（3）

LnIM＝α0+α1LnER+α2LnEX+ξt（4）

三、數據分析與結果

基于上述的計量模型，我們運用OLS方法進行回歸分析，但通常具有經濟關系的時間序列都存在不平穩的特性，因此在回歸分析前需要判斷序列是否平穩。本文進行平穩性檢驗的方法是ADF單位根檢驗（見表1）。

從表1可以看出，變量LnEX、LnER都在1%的顯著性水平下是平穩的，而變量LnIM，其原序列是不平穩的，對其進行一階差分，發現它的一階差分在1%顯著性水平下是平穩的。這樣，需要對上面（3）、（4）式作進一步調整，即用D（LnIM）代替式中的LnIM，以保證分析的有效性。

我們使用Eviews6.0計量軟件對上述方程進行回歸，得出如下結論：

LnEX=-1.318746+0.171938LnER+0.5716521D（LnIM）（5）

（-2.398745） （41.745386） （3.642514）

R2=0.996312

D（LnIM）=-0.570432-0.189724LnER+0.182891LnEX （6）

（-0.976605） （-1.973528） （9.87620）

R2=0.887694

從方程（5）可以看出，模型的擬合優度達到了0.996312，很好的擬合了樣本數據，從括號中的t值可以看出，LnEX 與LnER、D（LnIM）三者之間有顯著的關系，分別達到了41.745386、3.642514。同時LnER、D（LnIM）的系數表明，當LnER增加1%，LnEX就會增加0.18個百分點，D（LnIM）增加1%，LnEX增加0.57個百分點。

從方程（6）可以看出，模型的擬合優度為0.887694，比較好的擬合了樣本數據，從括號中的t值可以看出，LnER為-1.976605，在5%的臨界值下沒有通過顯著性檢驗，而LnEX是9.87620，在5%的臨界值下通過了顯著性檢驗。同時LnER、LnEX的回歸系數表明，當LnER增加1%，會對DLnIM產生0.19的負影響，而LnEX增加1%時，DLnIM會增加0.18個百分點。

通過對進出口貿易與匯率的回歸分析，得出三者之間具有較為明顯的相關性，但對于三者之間是否存在偽回歸，需要對其進行協整檢驗。從上文的回歸方程中，我們可以使用適合于多變量的Johansen協整檢驗方法，檢驗結果（見表2）。

從表2可以看出，在5%的顯著性水平下，LnER、LnEX、D（LnIM）三者間存在唯一的協整關系，進一步說明了上述假定的模型是合理的。

為了找出模型中兩兩變量間的因果關系，通常要對其進行因果檢驗，常用的方法為Granger因果檢驗。在該方法中，如果某一變量是另一變量的Granger原因，那么該變量就能起到對另一變量的預測作用，但要進行Granger檢驗的前提是其數據序列必須是平穩的。前面我們通過對變量LnER、LnEX、D（LnIM）進行了Johansen協整檢驗，得到變量LnEX、LnER、D（LnIM）之間存有唯一的協整關系，滿足Granger檢驗的條件，得到的結果如下（見下頁表3）。

通過對LnER、LnEX、DLnIM三變量進行Granger因果檢驗我們可以得出，LnEX與LnER之間，前者不是后者的Granger原因，但后者卻是前者的Granger原因；LnER與DLnIM之間，兩者都接受了Granger原假設，即二者互不為Granger原因；LnEX與DLnIM之間，二者都表現出顯著的拒絕原假設的結論，說明它們互為Granger原因。

從上面的Granger因果檢驗結論中我們可以看出，人民幣對美元的匯率同中國對外貿易表現出諸多不合常理的地方。2011年4月29日人民幣對美元的匯率已經突破 6.5的關口，但中國還保持著大量的貿易順差，到2011年3月，中國外匯儲備已經超過3萬億美元。這其中存在的原因需待我們全面而深入的研究。中國目前執行的是基于市場供求，統籌一籃子貨幣的管理浮動匯率制度。進出口貿易除了受市場環境、國外經濟形勢等因素影響外，政府對進出口企業的政策向導也是一個重要的誘因。中國目前的經濟增長，還依賴于對外貿易的拉動，各級政府雖然在全球金融危機的沖擊下已經有了“受制于外貿”的切身感受，并也作出了擴大內需，減少外貿依存度的許多措施，但要實現根本性的轉變，并非一日之功。四、簡要結論

本文以1985―2010年的人民幣對美元的匯率、進出口貿易額等數據為依據，對人民幣匯率升值對中國進出口貿易額（對外貿易額）的影響進行了分析。得到以下幾個主要結論：一是匯率、進出口額三者之間有著緊密聯系。匯率與出口額之間表現出正相關，這與一般的經濟學理論不相穩合，其原因可能是由于中國出口商品的低成本引起的。除此之外，根據J曲線理論，一國匯率增加，在短期內由于消費和生產的“黏性作用”而不會對出口產生明顯的影響，但長期對出口會產生負面作用；匯率與進口額之間表現出負相關，但二者的關系沒有通過顯著性檢驗；進口貿易額與出口貿易額之間表現出正相關性，且具有顯著性。表明進出口貿易二者之間存在促進與激勵效應。二是匯率、進出口貿易額三者表現出不同的決定與被決定關系。匯率是出口的格蘭杰原因，匯率的變動對出口具有預測作用，但匯率不是進口的格蘭杰原因；而無論是出口還是進口，二者都不是匯率的格蘭杰原因；對于進出口貿易額，二者表現出互為格蘭杰原因的關系。三是通過對人民幣匯率、對外貿易的實證分析，可以提出有效的政策建議。雖然短期內中國還表現出強勁的貿易順差，積累了巨額的外匯儲備，但從長期來看，這樣的貿易形勢不利于中國經濟的可持續發展，如果不進行轉變，可能造成對外貿易對中國經濟的“挾持”。因此必須加快轉變經濟增長方式，調整經濟增長結構，逐步減少因對外貿易波動對中國經濟的沖擊；同時，加快產業結構升級，調整與優化對外貿易政策，突出對外貿易“質”的增強，而不單是“量”的增加，保證人民幣匯率的平穩波動，以實現中國經濟又好又快可持續發展。

參考文獻：

[1]劉窮志.出口退稅與中國的出口激勵政策[J].世界經濟，2005，(1).

[2]張鶴，劉金全，顧洪海.國外總需求和總供給對中國經濟增長拉動作用的經驗分析[J].世界經濟，2005，(4).

第4篇：數字貿易與數字經濟的關系范文

[關鍵詞]出口貿易；碳排放；能源消費

[中圖分類號]F224.32 [文獻標識碼]A 文章編號：

一、引言

改革開放以來，遼寧省的對外貿易取得了長足發展，出口額自1985年以來一直保持遞增的趨勢。對外貿易的迅速發展雖然給遼寧省經濟以巨大的拉動力，但隨之帶來的資源消耗、能源消耗、環境污染等壓力業越來越大，特別是碳排放量的不斷增加，制約了遼寧省經濟的可持續健康發展，逐漸引起了人們的廣泛關注。本文旨在厘清遼寧省碳排放與出口貿易之間的關系，客觀闡釋遼寧省碳排放的增長驅動力。

目前研究出口貿易與能源消費或者碳排放之間關系的文獻較多。比如朱啟榮（2007）、劉強等 （2008）、許廣月，宋德勇（2010）、Dabo Guan et al（2008）、Paresh Kumar Narayan and Russell Smyth（2009）、Thomas Wiedmann（2009）等專家學者對此均進行了深入研究。但是結合遼寧省的實際情況，揭示通過貿易結構的調整減少二氧化碳排放途徑的研究還是空白。因此，本文將客觀評估和定量分析遼寧省出口貿易與碳排放量的關系，以期為有關部門制訂科學的外貿政策提供參考依據，從而優化對外貿易結構、提高對外貿易質量，促進遼寧省經濟又好又快地發展。

二、模型設計和數據說明

1.模型設計

一方面出口貿易為遼寧省創造了巨大的經濟效益和大量就業機會，成為遼寧經濟增長的重要拉動力量，另一方面也造成了大量的能源資源消耗和碳排放，給遼寧經濟的進一步持續健康增長帶來了壓力。特別是作為主要溫室氣體的二氧化碳排放直接導致環境污染，不僅會降低本地區人民的生活質量和水平，還是造成氣候變暖主要因素，影響生態環境。所以，出口貿易與碳排放二者間應存在一種長期穩定的關系，并且這種關系在經濟發展的不同階段呈現不同的特征。

為揭示二者之間的動態關系，把出口貿易和碳排放作為自變量和因變量，建立計量經濟模型：

其中， 表示 時期的碳排放量的對數值，單位是萬噸； 表示 時期的出口總額的對數值，單位億美元。 為常數項， 為回歸系數， 為隨機誤差項。顯然，如果式（1）成立，則隨機擾動項 是平穩序列。

如果 值為正，表示出口貿易具有“增排”效應，意味著出口貿易的碳排放轉移效應假說成立；如果為負，說明出口貿易具有“減排”效應。根據遼寧省的實際情況，出口貿易方式仍屬于粗放型，是高能耗、高污染和高排放的。據此，理論預期 為正。

2.數據說明

本模型共涉及兩個變量，分別是碳排放量指標 、出口貿易指標 。其中計算碳排放的基礎數據、出口貿易總額（億美元）來源于2012年《遼寧統計年鑒》。遼寧省碳排放量的估算則是利用對數均值迪氏分解法（LMDI）。該方法依據擴展的Kaya恒等式，推導出碳排放量的計算公式為：

其中， 是碳排放總量， 表示能源消費總量， 為 種能源消費的碳排放量， 為 種能源的消費量，表示 種能源在能源消費總量中所占份額； 表示各類能源的排放系數（強度），即消費單位 種能源的碳排放量。

由式（2）可知，要測算出碳排放量，關鍵要確定各類能源消費的碳排放系數。并由此計算整理出遼寧省1985—2009年的碳排放總量。

根據數據的可得性，本文選取了1985—2010年遼寧省碳排放量及出口總額進行考察，圖1反映了1985—2010年遼寧省碳排放量及出口總額的變化趨勢。

三、實證結果分析

1.單位根檢驗

為避免時間序列的“偽回歸”，首先對序列進行單位根的平穩性檢驗，以測度變量是否滿足協整檢驗的前提條件。采用ADF檢驗法分別對 和 進行單位根檢驗，以考察其是否存在單位根（見表1）。

由表1可以看出， 和 這2個變量的ADF統計量，分別在10%、5%和1%的顯著性水平下不顯著，而 和 的一階差分序列分別在在5%、1%的顯著性水平下通過了平穩的顯著性檢驗，所以兩個變量的水平序列是不平穩的，而一階差分序列是平穩的，即為I（1）。

2.協整檢驗

對序列 和 采用基于殘差的E-G兩步法進行協整檢驗，首先對式（1）進行普通最小二乘回歸（OLS），得到：

括號中的數字為對應的標準誤差項，然后對式（3）的殘差序列進行單位根檢驗（無截距項和趨勢項）。得到殘差序列t統計值為-4.215，查找麥金農（Mackinnon）提供的臨界值表，計算發現t統計值小于1%的顯著性水平上ADF臨界值-2.661，所以拒絕零假設，即殘差序列為穩定序列。進而說明變量 與 之間存在（1，1）階協整關系，表明二者之間存在長期穩定的均衡關系。由協整方程（3）可知，遼寧省出口貿易值增長率每提高1%，其碳排放量的增長率平均提高0.4069%。這表明，遼寧省的出口貿易規模擴大與碳排放量增加之間關系較緊密。

3.格蘭杰因果關系檢驗

協整檢驗證實了 與 這兩個變量之間存在長期協整關系，但是，這兩個變量間的因果關系仍不明確。因此用Granger因果檢驗分析這兩個變量之間具體的因果關系，檢驗結果見表2。

由表2可知，出口貿易規模的變化是導致碳排放變化的格蘭杰原因，這意味著出口貿易在促進遼寧省經濟增長和濟發展的同時，也帶來了碳排放量的增加，表明遼寧省的出口貿易方式是非環境友好型。相反，碳排放不是出口貿易的格蘭杰原因，意味著碳排放的增長并沒有促進出口貿易的增長。

4.脈沖響應分析

運用脈沖響應分析方法，通過 、 作為內生變量得到的誤差項加上一個標準差大小的沖擊分別對 、 的影響，可以清楚看到 、 在序列沖擊時隨著時間的推移產生的影響，如圖2所示。在圖2中，橫軸表示沖擊作用的期間數（年），縱軸分別表示 、 的變化程度，曲線表示了脈沖響應函數，代表了各相應變量沖擊的動態響應；兩側的虛線是脈沖響應函數加減兩倍標準差的值，表明沖擊響應的可能范圍。

由圖2可知，LNC 受自身的脈沖響應當期的效應明顯，為0.047018，隨后不斷減少至第5期的最小值為0.018910，而后又呈微弱的遞增趨勢，總體來說 LNC對自身的影響是呈正向反饋效應的；給定LNEX一個標準信息沖擊，LNEX對LNC的沖擊第1期為0，LNC在第2期開始反應，而后不斷增強，至第5期達到最大為0.053107，隨后反應強度不斷減少，直至達到最小值，總體來看LNEX對LNC的單位沖擊具有持續的正效應，長期趨近0.049579；LNEX對自身的單位沖擊的響應具有長期的正效應，當期的效應明顯，為0.125662，在第2期達到最小值，之后開始遞增，到第5期達到最大值后又開始遞減，總體穩定在0.12的水平上；LNC對LNEX的單位沖擊第1期為0.037846，第2期達到了最大值，為0.061594，而后遞減，但是總體LNC對LNEX的單位沖擊具有持續的正效應，長期趨近0.046918。

四、結論與對策建議

1.結論

首先，遼寧省碳排放量和出口貿易之間存在長期的協整關系，出口貿易的彈性系數為0.4069，這表明，長期以來，出口貿易的增長導致了碳排放的增加。說明遼寧省出口貿易每增加1%， 碳排放增加0.4069%。

其次，從遼寧省碳排放和出口貿易兩變量間的因果關系來看，出口貿易是碳排放的格蘭杰原因，但是碳排放不是出口貿易的格蘭杰原因，表明遼寧省出口貿易在推動經濟增長的同時，也使得碳排放量不斷增加，這種結果與遼寧省高能耗的粗放式外貿增長方式有關，高能耗產品出口增長對能源消費有很強的依賴性，這種增長方式制約了遼寧省經濟的可持續健康發展。

第三，遼寧省碳排放和出口貿易兩變量間的脈沖響應來看，碳排放對出口貿易的響應由零變為正，而后不斷增強，至第5期達到最大值，后雖減小，但影響持續為正；出口貿易對碳排放的響應在第2期就達到了最大值，而后遞減，但具有持續的正效應。

2.對策建議

目前，遼寧省出口貿易產品結構總體看還很不合理。全省出口的29種商品中除去食品外，初級產品尤其是能源類產品和高耗能產品占據了較高的比例。顯然，這些產品尤其是能源類產品在單位附加值出口中負載了更多的能耗。這種貿易方式大量消耗國內的能源和資源，直接導致了能源消費總量的上升，加大了遼寧省節能減排目標實現的難度，而這種由貿易所引發的能耗量和碳排放量，不利于遼寧省出口貿易的可持續發展。因此，有關部門應采取積極措施，對這些高耗能產品的出口進行適當的控制和積極的引導。首先，優化出口產品結構，進一步降低低附加值產品、能源類產品、化工原料、重化工產品等的出口比重，增加高附加值產品及低能耗產品出口比重。其次，優化能源消費結構，促進出口企業進行技術改造，提高能源使用效率，降低出口產品生產的能耗。第三，構建完善的綠色貿易政策體系。對現有貿易政策體系進行改革，探尋一種健康的貿易增長方式，建立綠色貿易體系，如綠色投資政策、環境關稅政策、承接發達國家和地區產業轉移時一些高耗能項目的準入制度等。

[參考文獻]

[1]朱啟榮.山東省出口貿易與能源消費關系的實證分析[J].山東財政學院學報（雙月刊），2007（3）：65-68.

[2]劉強，莊幸，姜克雋，韓文科.中國出口貿易中的載能量及碳排放量分析[J].中國工業經濟，2008（8）：46-55.

[3]許廣月，宋德勇.我國出口貿易、經濟增長與碳排放關系的實證研究[J].國際貿易問題，2010（1）：74-79.

[4]Dabo Guan， etal. The Drivers of Chinese CO2 Emissions from 1980 to 2030[J]. Global Environmental Change，2008（10）：626-634.

第5篇：數字貿易與數字經濟的關系范文

關鍵詞：對外貿易結構 經濟增長 協整分析

改革開放以來，浙江作為我國東部沿海最發達的省份之一，其經濟總量、對外貿易均出現高速增長的態勢。浙江省GDP總值由1978年的123億元增長到2009年的22832億元，年均復合增長率為17.7%。同期，進出口總額從0.7億美元增長到1877.3億美元，年均復合增長率為28%。浙江對外貿易高速發展過程中，呈現出與其他省份不同的特點，具體表現在：浙江省貿易順差較大、民營企業出口在浙江對外貿易發展中作用較強、一般貿易強于加工貿易發展。這些不同于其他省份的外貿發展特點和對外貿易結構對經濟增長的影響如何？對這一問題的研究對于在后危機時代浙江省制定對外貿易政策有著重要的指導意義。

一、浙江外貿結構分析

（一）浙江外貿在全國外貿中的地位

改革開放以來，浙江對外貿易發展迅速，在全國外貿中所占比重迅速提高。1978-2009年，浙江省的出口貿易總額占全國出口貿易總額的比重大體上呈現出逐步提升（1978-1993年）、快速增長（1994-2004年）和穩步發展（2005年至今）三個階段。1978年浙江省的出口總額占全國出口總額比重僅僅為0.5%，之后逐年增加，至1992年增長為4.5%。從1994年開始，浙江外貿出口總額在全國出口貿易中的比重超過5%，浙江外貿出口呈現出快速增長的態勢。2005年，浙江外貿出口在全國所占的比重首次超過了10%，之后浙江外貿出口步入穩步發展階段，在全國外貿出口中所占的比重在10%-11%之間。

相比浙江外貿出口的快速增長，浙江外貿進口發展相對緩慢，在全國所占的比重也較小。1978年浙江外貿進口在全國的比重僅為0.1%，一直到1990年這一數字才上升到1%。2007年，浙江外貿進口在全國的比重才超過5%。

（二）浙江外貿出口方式

一般貿易出口一直是浙江外貿的主要貿易形式，也是浙江外貿有別于全國及沿海主要省市的典型特征。1995年，一般貿易出口在浙江外貿出口中所占的比重為77%，之后雖然有所下降，但是一般貿易出口的比重都在70%以上。2002-2004年，一般貿易出口在浙江外貿出口中所占的比重更是高達80%以上。之后，又開始下降，2009年一般貿易出口所占比重重新回到80%以上。

（三）浙江外貿出口主體分析

1995-2009年，浙江國有企業出口比重逐年下降，而三資企業和民營企業出口比重逐年上升。特別是民營企業出口在浙江外貿出口中所占比重增長較快。加入世界貿易組織之前，浙江民營企業出口在外貿出口中的比重有所反復，從2002年開始，民營企業出口增長迅速。2003年，國有企業、三資企業和民營企業出口基本各占1/3。2004年，浙江民營企業出口占浙江出口比重超過了40%，浙江出口主體結構演變為民營企業、三資企業和國有企業的出口格局。2008年，民營企業出口占浙江出口的比重超過了50%，占據浙江出口的半壁江山。

二、數據與實證模型

（一）數據選取

由于民營企業的系統出口統計數據是從1995年開始的，考慮到數據分析的一致性，本文選取1995-2009年間浙江對外貿易和經濟增長的數據進行分析。經濟增長數據用浙江GDP來反映，來源于浙江統計年鑒。外貿結構數據主要從三個方面說明，外貿進出口額結構、外貿出口方式和外貿出口主體，數據主要來自于浙江統計年鑒和浙江商務年鑒?？紤]到外貿出口價格指數較難獲取，因此本文數據均采用當年價格。為了消除數據可能存在的異方差，本文對外貿和經濟增長數據均進行了對數化處理，處理之后的變量分別為LNGDP、LNEX、LNIM、LNEXGT、LNEXPT、LNS、LNF、 LNP，分別表示GDP、外貿出口額、外貿進口額、一般貿易出口、加工貿易出口、國有企業出口、外資企業出口、民營企業出口的對數變量。

（二）模型建立

為了考察外貿結構對浙江經濟增長的影響，本文建立如下三個模型：

公式1主要考察了進出口貿易對經濟增長的影響，公式2主要考察一般貿易出口與加工貿易出口對經濟增長的影響，公式3主要考察國有企業、外資企業和民營企業出口對經濟增長的不同影響。

三、實證檢驗結果

對時間序列數據進行分析之前，首先需要對時間序列變量進行平穩性檢驗。如果時間序列變量水平值是平穩的，則可用普通OLS回歸。如果時間序列變量水平值不平穩，則需要運用協整檢驗考察時間序列變量是否存在長期的協整關系。因此，本部分首先對變量的平穩性進行檢驗，其次運用Johansen極大似然估計法對變量之間的協整關系進行檢驗，如果存在長期穩定的關系則對方程進行回歸。

（一）變量平穩性檢驗

本文主要運用ADF檢驗方法對變量的是否平穩進行檢驗。檢驗結果表明，變量水平值的ADF結果均小于10%的臨界值，說明這些變量均為非平穩序列。對變量進行一階差分處理之后，LNEX和LNS的檢驗值在90%的置信水平上顯著，其他變量均在95%的置信水平上顯著，表現出平穩的特性，說明這些變量均為一階單整序列，滿足協整檢驗的前提。

（二）協整檢驗

為了考察變量之間是否存在長期關系，本部分對三個方程的變量進行Johansen協整檢驗。協整關系檢驗結果表明，雖然各個變量的發展路徑不同，在發展過程中會有一些波動，但長期來看，浙江國內生產總值與進出口之間存在唯一協整關系，浙江國內生產總值與一般貿易出口、加工貿易出口也存在唯一協整關系，浙江國內生產總值與國有企業出口、外資企業出口和民營企業出口也存在長期穩定的關系。

（三）回歸結果

由于三個方程的變量之間存在唯一協整關系，因此為進一步考察貿易結構對浙江經濟增長的具體影響，需要對三個方程進行OLS回歸。方程1的回歸結果為：

從方程1的回歸結果可以看出，出口和進口的回歸參數均為正數，說明進出口增長均對浙江經濟增長產生了正向影響。回歸后的具體參數表明，進口對經濟增長的影響大于出口對經濟增長的影響，因此長期來看，需要重視進口對浙江經濟增長的促進作用。

方程2的回歸結果為：

從方程2的回歸結果看，一般貿易出口和加工貿易出口對浙江經濟增長的影響為正，但是加工貿易出口對經濟增長的影響大于一般貿易出口對經濟增長的影響。

從方程3的回歸結果看，從長期來看，外資企業出口對經濟增長的影響最大，而國有企業出口對經濟增長的影響非常有限，民營企業出口對經濟增長的影響在統計上并不顯著。

四、政策建議

長期來看，從進出口結構看，進口對經濟增長的促進作用大于出口對經濟增長的促進作用；從貿易方式看，加工貿易出口對浙江經濟的促進作用大于一般貿易出口對經濟增長的促進作用；從貿易主體看，外資企業出口對浙江經濟增長的促進作用最明顯。

第一，為了維持經濟增長與對外貿易之間相互促進的長期均衡關系，浙江應繼續推進進出口貿易的均衡發展，重視進口貿易對經濟增長的促進作用，增加中間產品的進口，提高進口產品的技術外溢效果。

第二，浙江省要加大出口貿易的發展，更需重視優化出口貿易結構，促進出口貿易對經濟增長作用的發揮。

第三，鼓勵外商投資企業出口。浙江外商投資企業出口仍有一定的發展空間，鼓勵外商投資企業出口，關鍵是要發揮外商投資企業出口對技術進步和技術效率的促進作用，從而促進浙江生產率的提高。

參考文獻：

[1]Feder,G..On Exports and Economic Growth[J] .Journal of De

velopmentEconomics，1983

[2]高峰，范炳金，王金田.我國進出口貿易與經濟增長的關系――

基于誤差修正模型的實證分析[J].國際貿易問題，2005（7）.

[3]張麗華.湖北省對外貿易與經濟增長關系的實證分析[J].國

際貿易問題，2008（5）.

[4]魏林.安徽省出口貿易與經濟增長關系的協整分析[J].經

第6篇：數字貿易與數字經濟的關系范文

關鍵詞：FDI；ELG假說；VAR模型；協整分析

中圖分類號：F740；F062.9文獻標識碼：A文章編號：1001-6260（2008）02-0055-08

一、問題的提出

自從新古典貿易理論提出發展中國家應采取出口貿易導向經濟增長（ELG：ExportLed Growth）的政策發展經濟以來，ELG假說一直成為關注的焦點。大量的研究文獻針對不同國家和地區，運用不同的模型與分析方法，得出了不一致的結論，因此直到現在對ELG假說檢驗的研究仍在延續。此前的文獻綜述見包群等（2003）。

已有的文獻主要分為兩類，一類是跨國數據的橫截面分析，另一類是對單個國家的分析，所使用的分析方法是OLS回歸、協整方法和因果檢驗。如果發現代表出口的變量與產出的變量存在顯著的正相關關系，則支持ELG假說。

跨國數據分析中采用OLS和協整回歸方法，增加一些相關變量來分析出口貿易與經濟增長之間的關系。Balassa（1978）采用11個半工業化國家在1960―1966年和1966―1973年期間的數據，協整分析結果表明實際GDP增長率和實際出口增長之間存在顯著正相關關系。并且對同樣的數據增加勞動力增長率、國內投資占產出的比例和外資所占比例等變量，運用OLS回歸結果支持ELG假設。Feder（1982）、Dollars（1992）等的研究也支持ELG假設。

近年來對于單個國家數據主要分析出口貿易和經濟增長的關系。模型設定和選擇的變量不同會導致不一致的結論。Chow(1987)利用年度數據，建立雙變量的VAR模型研究8個新興工業化國家和地區1960―1984年實際制造業出口與產出之間的關系，因果檢驗發現，墨西哥支持ELG假說，阿根廷不存在因果關系，而巴西等其他國家存在雙向的因果關系。Dhawan和Biswal（1999）在考慮了貿易條件變量的基礎上，利用協整分析研究了印度1961―1993年實際GDP與實際出口的關系，發現ELG不存在長期穩定關系。

1978年以后，中國推行改革開放政策，出口的增加導致了國內生產總值的迅速上升。在這種背景下，許多學者開始研究中國經濟是否是出口導向型增長，這類代表性的文獻有楊全發和舒元（1998）、沈程翔（1999）、Shan和Sun（1998）等。

一般文獻從理論上都認為出口貿易能促進經濟增長，但是在ELG假說上都存在以下問題：（1）數據結構。運用跨國數據時并沒有考慮不同國家的特殊性，而是假設所選取的國家具有共同的經濟結構和相似的生產技術。事實上，國家之間不僅在體制、政治與經濟結構方面存在差異，而且對外部沖擊的反應也不一樣，所以當選取不同的國家作為分析的對象時，可能會導致虛假的結論。(注：Michaely（1977）指出，如果出現了“臨界影響”問題，我們就不能認為所有國家一律都存在顯著性正相關關系；Moschos（1989）在一個用截面數據的生產函數分析中發現了一個臨界轉變點，得出結論：存在這樣一個臨界點，在欠發達的國家產出增長主要受出口增長和資本形成的影響。)（2）計量方法的選擇。OLS回歸會出現數據序列不平穩而存在偽回歸，而協整方法只是說明了兩者存在長期的影響關系，它們都不能說明兩者之間的導向因果關系和動態反應。（3）變量的選擇。出口貿易與經濟增長的回歸結果可能與其它解釋變量相關，比如投資占GDP的比重、人口的增長率、國外居民收入，但是卻沒有考慮FDI對出口貿易與經濟增長的影響，于是就出現了模型設定的問題。

本文從實證研究的分歧入手，闡述了FDI與ELG假說的關系，將FDI納入ELG假說檢驗框架中，利用中國季度數據，建立一個包括三變量的VAR和誤差修正模型檢驗中國ELG假說命題。

二、FDI與ELG假說的理論分析

Romer（1990）認為，考慮內生經濟增長的決定因素后生產率對產出的沖擊效應有加強的趨勢，而且這種效應是持久的，因此度量生產率沖擊成為學者關注的焦點，經濟開放度一直被認為是影響勞動生產率的主要因素之一，這里主要討論經濟開放與經濟增長的關系。

經濟開放包括出口貿易開放度的提高和FDI的流入。出口貿易對生產率增長具有顯著的作用：（1）對國內企業的外部性。Feder（1982）的模型顯示，出口貿易具有極強的外部性效應，貿易開放度的增加不僅允許更加有效率的廠商進入到出口市場，而且出口廠商會通過管理模式和改進的生產技術對非出口商的生產率產生正的影響。（2）帶來規模效應。新古典增長理論認為，貿易開放度促進經濟增長的渠道主要來源于貿易開放帶來的規模經濟效應，提高了勞動生產率（Krugman and Helpman,1985）。（3）提高資源配置效率。一些學者認為貿易開放度會通過提高國內的資源配置效率來實現經濟增長，比如貿易開放能夠加大國內投資率（Levine and Renelt,1992）、促進資本形成（Vamvakidis,2002）等。（4）擴展國際市場的需要。Mello (1997)指出，貿易開放度的增加有利于緩解國外匯率和國內市場的限制，更加容易接近世界市場和吸收國際前沿技術。此外內生增長模型強調出口可以帶來更加長期的經濟增長率,這是由于它提高了國家技術創新的速度和不斷從國外學習新技術(Lucas,1988；Grossman and Helpman,1991；Edwards,1992)。根據上述理論基礎，許多實證研究都證實出口貿易促進經濟增長，即ELG假說成立。

檢驗ELG假說的研究專注于特定的國家，忽視了國家之間的聯系，即FDI的流入對生產率的影響。自由化不僅包括貿易的擴大，同時也促進了資本的流入（Edwards,1993）。(注：Edwards（1993）指出，自由化的過程提高了開放度，從而促進了經濟增長，開放度的度量必須考慮貿易開放度的增加和資本的流入。)江小涓(2002)發現，FDI在中國經濟增長中存在著資本效應和外溢效應兩方面的作用，中國GDP每增加一個百分點，就有19.3％是由FDI貢獻的。兩者之間的正相關關系已經被許多學者所證實（趙凌 等，2001；沈坤榮和耿強,2001；等等），主要通過以下途徑來實現：（1）技術轉移效應。跨國公司是國際技術轉移的主要渠道，FDI通過技術外溢效應提高勞動生產率（Borensztein，1998）。（2）產業聯系。白雪梅（1999）研究發現，FDI能夠刺激國內部門的增長，這種產業聯系既包括前向聯系，如為當地企業提供中間投入，也包括后向聯系，如從當地購買投入品，很明顯，FDI所產生的這種誘導性要素需求，將對國內部門產生多方面的需求，由此對國內投資、產出和就業產生乘數和加速作用。（3）外部性。黃新飛和劉登（2005）指出，FDI企業通過R&D比國內企業具有更高的生產率，生產率的差異可以導致國內企業采用新技術，這就產生了生產率的外部性。

經濟開放的過程不僅擴大了出口貿易，而且還增加了FDI的流入。許多學者都證明出口貿易與FDI存在正向關系。Ahmall和Kwan（2001）的模型表明，跨國公司在尋求利潤最大化的過程中，必須提高發展中國家的勞動生產率，其主要途徑就是增加對發展中國家的直接投資和研究與開發資金，相應地提高了貿易開放度，用Granger法分析兩者存在很強的因果關系。劉恩專（1999）總結了貿易與FDI的關系有四個方面：（1）貿易替代效應。作為跨國公司國際化漸進過程（從貿易到FDI的結果）,FDI與貿易存在著相互替代的線性聯系。（2）貿易創造效應。小島清(1987)認為，FDI作為先進生產函數的轉移會帶來成本的降低和效率的提高，因而從長遠和整體來看，FDI會創造新的貿易需求，推動東道國向母國的出口貿易。（3）貿易補充效應，FDI往往要帶來維修等后續支持性活動的發展，從而促進和增加了貿易機會。（4）市場擴張效應。對外投資可增強母公司的總體競爭力，擴大總銷售量，其出口隨著子公司對資本品、中間品需求的增加而擴大，從總量分析和行業分析結果都可以說明FDI對東道國出口具有顯著的帶動作用。Hill（1990）的研究認為FDI增加了東道國進口量。賴明勇等（2003）從直接影響和間接影響兩方面考慮FDI與貿易的關系，并用1979―2000年的年度數據證明FDI與中國出口總額存在長期協整關系。

改革開放以來，中國的FDI迅速增長，從1993年開始中國已經連續多年成為世界上吸收FDI最大的發展中國家。FDI的快速增長帶來了中國貿易總額的大幅度增加。在國際資本流動非常顯著的今天，只將貿易作為開放度的度量可能會引發錯誤的結論（Goldberg and Klein,1999）。大量實證文獻集中于出口貿易而忽視資本流動時，資本流動在經濟開放中對經濟的促進作用卻得到了大部分學者的肯定。越來越多的證據顯示FDI對經濟的影響是多種渠道的。在貿易開放的過程中勢必會帶來FDI的增加，而FDI同時也會對貿易開放和經濟增長產生影響。因此，本文通過建立VAR模型進行分析，將出口貿易和FDI作為開放度的度量指標，檢驗ELG假說以及FDI、出口貿易和經濟增長的因果關系。

三、VAR模型的計量分析

根據上面的分析,當期的經濟增長率與滯后期的經濟增長率相關,并且受到生產率的影響。貿易開放度和FDI影響勞動生產率和經濟增長率,貿易開放度與FDI存在互相促進的關系。這里建立VAR模型研究貿易開放度、FDI與中國經濟增長的關系。

（一）數據的選取和單位根檢驗

根據研究目的，我們選擇出口貿易總額(EXP)、FDI和國內生產總值（GDP）作為變量，數據采用季度時間序列，樣本期從1994年第一季度到2004年第四季度，共44個樣本數據，FDI季度數據來源于劉莉亞（2004）。國內生產總值來源于陳玉宇和譚松濤（2004）。季度匯率采用三個月的匯率平均值，匯率和出口貿易的季度數據來源于中國資訊行網站，貿易開放度（OPE）用出口貿易額除以國內生產總值的比值。

我們利用ADF方法對變量的對數進行單位根檢驗，依據經濟意義、數據軌跡圖選擇合適的檢驗方法，選擇適當的滯后階數使回歸殘差盡可能地接近白噪聲。結果見表1。

從表1中可以看出，各變量序列都存在單位根，它們的一階差分都在10％的顯著性水平下拒絕了單位根假設，從而各變量的序列都是I(1)過程，于是我們可以進行協整分析。

（二）協整分析

我們用Johansen(1988)法分析LnGDP、LnFDI和LnOPE的協整關系。協整變量具有線性趨勢并且有截距項和時間趨勢，綜合AIC和SC等信息選擇滯后3期，具體協整檢驗見表2。

1.ELG假說的協整分析

括號內數字表示各個系數的t統計量， LnOPE和LnFDI的系數都顯著進入協整方程，而時間趨勢系數沒有通過顯著性為10％的檢驗。在長期穩定關系中，出口貿易開放度與FDI都顯著地促進了中國經濟增長。出口貿易開放度每增加1％會引發中國經濟長期增長0.83％，說明中國的數據支持ELG假說。FDI每增加一個百分點，中國經濟可增長0.08％。

2.FDI與出口貿易開放度的長期關系

協整變量具有線性趨勢并且有截距項，綜合AIC和SC等信息選擇滯后1期，見表3。

在1％的顯著性水平上三個變量之間存在一個協整關系，協整向量為：

在長期關系中，出口貿易開放度與FDI呈正向關系，FDI每增加一個百分點，中國出口貿易開放度增長0.87％，這說明我們將FDI納入ELG分析是正確的。

（三）誤差修正模型

通過對變量進行協整分析，可以發現變量之間的長期均衡關系，但是無法得知這些變量的短期動態關系，誤差修正模型可以解決這個問題。根據Granger定理，一組具有協整關系的變量具有誤差修正模型的形式。因此在協整檢驗的基礎上建立誤差修正模型，研究經濟增長與出口貿易開放度、FDI之間的短期動態關系,省去系數不顯著的變量，誤差修正模型為：

誤差修正項的系數為-0.09，模型具有反向修正的機制，表明短期內的非均衡狀態逐漸向長期的均衡狀態趨近。說明保持協整關系的穩定，即提高FDI和出口貿易開放度會提高經濟增長率。

滯后一期至三期的經濟增長率對于當期經濟增長率的效應分別為-0.91、-0.95和-0.94，滯后經濟增長率降低了當前經濟增長率，本文認為，由于中國經濟增長模式仍然處于粗放型方式，高能耗的經濟的增長模式影響了經濟可持續發展。上一期的出口貿易開放度降低了本期的經濟增長率，系數為-0.07，同樣，FDI的變化率對于當期經濟增長具有促退效應，系數為-0.22。出口貿易開放度、FDI對經濟增長率的效應在長期和短期內是不一致的，短期提高出口貿易開放度和FDI的變化率降低了經濟增長率，長期提高出口貿易開放度和FDI的變化率會提高經濟增長率，并且這種影響機制從短期非均衡逐漸趨近于長期均衡狀態。

（四）脈沖響應和方差分解

為了刻畫出口貿易開放度、FDI和中國經濟增長三者之間的動態影響，我們以向量自回歸模型為基礎，利用脈沖響應函數建立經濟增長對FDI、出口貿易開放度的沖擊反應模型。脈沖響應函數反映的是在擾動項上加上一個單位標準差大小的新信息沖擊（innovation）對內生變量的當前值和未來值所帶來的影響。圖1至圖3為脈沖響應分析的結果圖。

（1）FDI對經濟增長的沖擊效應。FDI對經濟增長的沖擊一直存在正向效應，而且正向效應呈遞增趨勢，長期而言，FDI對經濟增長的效應最大。這是因為FDI通過技術外溢和擴大貿易開放度等途徑提高外資企業和內資企業的勞動生產率，從而提高整個經濟的生產率，促進長期經濟增長。

（2）出口貿易開放度對經濟增長的沖擊效應。出口貿易開放度對經濟增長的沖擊作用存在正向效應，一開始正向效應呈遞增趨勢，到第三期后開始下降，此后第七期達到最大效應。就長期而言，出口貿易對經濟增長的促進作用具有遞增趨勢，這說明出口貿易對中國經濟增長的促進作用十分明顯，這一結論同樣驗證了出口貿易導向經濟增長的假說命題成立。

（3）FDI對出口貿易開放度的沖擊效應。FDI對出口貿易開放度的沖擊作用一直是正向效應。正向效應開始逐漸增大，到第二期達到最大，說明在1-2年內FDI的流入會刺激貿易開放度的擴大。此后這種效應呈下降趨勢，長期而言趨于平穩。因此FDI對出口貿易開放度的促進作用非常明顯，中國的FDI具有極大的出口貿易效應。

從圖1至圖3可以看出，出口貿易開放度對中國經濟增長起正向作用，而FDI因自身波動對經濟增長的作用不一定。Sims（1980）運用方差分解法，通過求解擾動項對向量自回歸模型預測均方誤差的貢獻度，可得到各類因素對經濟增長的沖擊作用，方差分解見表4至表6。

現階段中國經濟增長的變動中，大約有10.79％的波動可以由出口貿易開放度的波動來解釋，大約有4％的波動可以由FDI的波動來解釋，剩下85％的波動由自身的波動來解釋。隨著開放的不斷深入，出口貿易開放度和FDI對經濟增長的解釋力度逐步加大，分別增加至36％和6％，兩者作為影響中國經濟增長的因素不可或缺。

從出口貿易開放度的變動來看，中國經濟增長的波動是主要影響因素，可以解釋18.42％的出口貿易開放度的波動，FDI只能解釋0.55％的波動。而從FDI的波動來看，出口貿易開放度能夠解釋1％的波動，中國經濟增長能夠解釋2.8％的波動。從長期來看，經濟增長的波動有接近40％左右可由出口貿易開放度來解釋，FDI的解釋力度也上升至6％以上。盡管現階段FDI與出口貿易開放度的波動由雙方的波動解釋力度不大，但是我們無法忽視兩者之間存在互相影響的關系。

（五）因果檢驗

為了揭示各變量的因果關系，我們采用Granger（1980）提出的因果分析法，對各個變量之間的因果關系進行分析，檢驗結果見表7。

表7的結果可以表明：出口貿易開放度和FDI都是引起經濟增長的Granger原因，同時經濟增長是引起兩者變化的Granger原因。而FDI與出口貿易開放度互為因果關系。

四、結論

本文在一個簡單的分析框架內，將FDI納入ELG假說檢驗框架中，利用中國季度數據，建立一個包括三變量的VAR和誤差修正模型檢驗中國ELG假說命題，結果發現：

（1）改革開放以來，中國確實是出口導向型經濟增長，即ELG假說命題在中國是成立的。每增長1％的出口貿易開放度，會引發經濟長期增長0.83％。利用脈沖響應模型和方差分解可知，出口貿易開放度是影響中國經濟增長波動的主要因素，長期而言出口貿易開放度對中國經濟增長的促進作用有遞增的趨勢。

（2）FDI是促進中國經濟增長的另一個因素。FDI每增長1％可拉動長期經濟增長0.08％。FDI受到自身變化的影響，對中國經濟增長的作用并不穩定，FDI是引發中國經濟增長的Granger原因。

（3）FDI與出口貿易開放度互為因果關系，FDI可以促進出口貿易開放度的增長，中國的FDI具有長期的出口貿易效應，兩者的變化均可由對方互相解釋。

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Test of the Hypothesis of ExportLed Growth in

China Based on VAR Model

HUANG Xinfei ZHANG Na2

注：“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。”（1.International Business School, Sun Yatsen University, Guangzhou 510275；

2.Yuexiu Branch, China Construction Bank, Guangzhou 510120）[JZ)]

Abstract:Analysis of the hypothesis of ELG（Exportled Growth）gets different conclusions because of different data structure, econometric method and variables. This paper makes a systematic analysis of the relations between FDI, exports and economic growth. It tests the hypothesis of ELG with VAR model which includes FDI. The conclusion is that China is a country of export led economic growth. It shows that economic growth increases 0.83% when the openness of export trade rises 1%. It is a major factor that fluctuates China′s economic growth. Finally, FDI can increase China′s export openness constantly and improve economic growth in the long run. FDI is the cause of Granger leading to China export trade openness and economic growth.

第7篇：數字貿易與數字經濟的關系范文

[關鍵詞]電子商務避稅原因反避稅建議

20世紀90年代中期以來,電子信息技術的迅猛發展和互聯網的普及，形成了一個高效、便捷的全球性電子虛擬市場，十多年來，全球電子商務呈爆炸式地迅猛發展。據國際著名咨詢公司Forrester估計，到2007年全球電子商務市場將會達到8.8萬億美元，占全球零售額的18%，年平均增長率在30%以上。一方面，電子商務的發展給世界經濟注入了新的活力;另一方面，電子商務改變了傳統的貿易形態，打破了由傳統稅收法律解決稅收及相關問題的平衡狀態，產生了新的避稅問題，對各國稅制造成了很大沖擊。如不及時加強對電子商務避稅問題的研究并制定相應的對策，將會損害我國稅收利益，減少我國稅收收入。

一、電子商務避稅的原因

電子商務的飛速發展，網絡交易急劇膨脹，使以無紙化、無址化、無形化、無界化、虛擬化為特點的電子商務成為企業避稅的溫床。要規制電子商務活動中出現的避稅行為，首先要弄清電子商務活動避稅的原因:

1.電子商務的直接性和非中介化特點，使常設機構的概念受到挑戰

傳統的稅收是以常設機構（即一個企業進行全部或部分經營活動的固定經營場所）來確定經營所得來源地。而電子商務是完全建立在一個虛擬的市場上，企業的貿易活動不再需要原有的固定經營場所、商等有形機構來完成，大多數產品和勞務的提供也不需要企業實際出現，僅需要一個網站和能夠從事相關交易的軟件。分處不同國家的當事人之間通過國際互聯網絡可以直接在計算機上完成談判、定貨、付款等交易行為。電子商務完全打破了空間界限，使傳統意義上的固定營業場所的界限變得非常模糊，因此在電子交易環境下的常設機構便很難判斷。從而使我國以物理存在標志為行使條件的來源地征稅管轄權受到規避，必然造成稅收大量流失，嚴重威脅我國的財政收入。

2.電子商務的無形化特點，使納稅主體難確定

傳統方式下交易雙方明確，確立納稅義務人較為容易。但在互聯網上網址并不對應現實世界的地址，網站名稱與設立人的地址或所有者身份并無必然一致性。因此電子商務下的納稅主體呈現多樣化，模糊化和邊緣化等特征。傳統的稅制是以屬地、屬人原則確定管理權的，而現行電子商務的發展使經濟活動與特定地點的關系弱化，從而對通過互聯網提供的貿易或服務很難控制和管理。由于消費者可以匿名，制造商可以匿其居住地，因而電子消費很容易隱藏。如此網絡交易納稅人勢必利用電子商務主體難以確定的特點進行避稅。

3.電子商務數字化商品的性質，造成交易環節模糊不清

隨著現代信息通訊技術的發展，書籍、報刊、音像制品等各種有形商品的計算機軟件、專有技術等無形商品,以及各種咨詢服務，都可以通過數據處理而直接經過互聯網傳送，按照交易標的性質和交易形式來區分交易所得性質的傳統稅法規則，對網上交易的數字化產品和服務難以適用。對一些不易劃清名目的所得，納稅人可以利用各國采用的稅率種類和稅率高低的差別規避高稅負。例如:通過查詢計算機數據單元并下載文件而支付的款項對于所得方而言，究竟應歸入財產銷售所得、財產出租所得、勞務所得或者特許權使用費所得，性質十分模糊。而在實踐中，很多稅收協定允許來源國以較低的稅率對財產租賃所得、特許權使用費,以及某些勞務所得征稅,而且適用不用的稅率，因而跨國納稅人可以對其所得按最低稅率的項目申報,以達到避稅目的。

4.電子商務無紙化的特點，侵蝕傳統的帳冊憑證計稅方式，加大了稅務稽查難度

在傳統貿易方式下，稅務機關要進行有效的征管稽查，必須根據非居民企業會計賬簿、合同、票據等資料確定企業的營業額及利潤，可以從銀行獲取有關核實納稅人納稅申報表真實性的信息。而在電子商務中，由于認購、支付等都在網上進行，數字合同、數字現金取代了傳統貿易中的書面合同、結算票據，削弱了稅務機關獲取納稅人經營狀況和財務信息的能力,且電子商務采用的其他保密措施也將提高了稅務機關掌握納稅人財務信息的難度。在某些交易無據可查的情形下，納稅人的申報額將會大大降低，應納稅所得和所征稅款都將少于實際所應達到的數量，從而引起國家稅收的流失。

綜上所述，我國現行稅制面對電子商務的挑戰漏洞百出，致使一些企業或個人渾水摸魚偷逃稅收。這不但極大地影響了正常的國家財政收入，而且對當前以價格機制為主要調節手段的社會主義市場經濟的發展造成不利影響。因此，當務之急就是要完善我國的財稅機制，以便和電子商務發展的要求相適應。

二、對我國電子商務反避稅的建議

1.完善稅法

(1)為了使電子商務有法可依，更好地解決這種新的交易方式給稅收帶來的問題，應在現行稅法中增加有關電子商務的規范性條款。在不對電子商務增加新稅種的情況下，對我國現有增值稅、營業稅、消費稅、所得稅、關稅等稅種補充有關電子商務的條款，完善現行稅法。

(2)修訂公司法、會計法等相關法律、法規，完善對電子商務企業設立、營運的監管措施，促進電子商務企業建立財務會計制度、保存相關資料、辦理稅務登記、依法辦理納稅事項。

(3)在電子商務交易方式下，常設機構、固定場所等有形物理標志已失去標示非居民的經濟活動與來源國存在持續性、實質性經濟聯系的作用，突破傳統概念框架尋找新的連結因素，修改常設機構、固定場所等概念用語，代之為“在境內實際從事工商經貿活動”等涵蓋性較廣的用語。

2.采取有效措施，加強電子商務稅收的征管稽查

(1)建立專門網絡貿易稅務登記和申報制度。對從事電子商務的單位和個人，各級稅務機關應做好稅收登記工作，使每個從事網上交易的納稅人都擁有專門的稅務登記號，這樣稅務機關就可以對其申報的交易進行準確、及時地審查和稽查。同時，對從事電子商務的企業或個人進行申報時，稅務機關可以要求納稅人申報相應的電子商務資料，并由稅務機關指定的網絡服務商出具有效的證明以保證資料的真實性。上網企業通過網絡提供的勞務、服務及產品銷售業務應單獨建賬核算，以使稅務機關核定其申報收入是否屬實。

(2)加快稅務機關自身的網絡建設，制定一套基于互聯網的稅務征管軟件。各級稅務機關加大投入，盡早實現與國際互聯網、網上用戶、銀行、海關等相關部門的連接。同時設置稅務登記備案、年檢等可供稅務機關下載的標識，使每一位納稅人從事網上交易時，每一條記錄自動加上該稅務標識，便于稅務機關追蹤原始記錄，實現真正的網上監控和稽查，確保國家稅款的不流失。

(3)積極開展電子審計工作。它包括對納稅人的商務軟件、支付系統、電子會計系統的審計。會計系統的設計和數據管理是否符合規定，電子數據有無修改，各系統的設計是否一致和平衡，電子交易和電子支付系統是否數據一致，電子發票是否符合實際，納稅申報交易是否與實際交易一致，數據是否隱藏修改等等。

3.加強相關機構之間的合作與協調

(1)加強國際情報交流與協調。要全面詳細掌握納稅人在互聯網上的經營活動、獲取充足的證據，不僅要充分運用國際互聯網等先進技術，而且要加強與其他國家的配合和情報交流，特別是應該注意納稅人在避稅地開設網址進行交易的情報交流，要防止納稅人利用國際互聯網貿易進行避稅。

(2)加強與避稅地銀行的合作。許多避稅地國家的銀行有著嚴格的保密制度，使得稅務機關的工作受到很大阻礙，因此，我國稅務機關應積極爭取與相關國家銀行的合作。例如：瑞士銀行以其極為嚴格的保密制度著稱于世，通常不允許外國財政當局接近瑞士銀行帳簿。而美國于1973年與瑞士簽訂了一份允許美國國內收入局在某些情形下調查瑞士銀行帳戶的條約。通過這樣的合作，美國取得了反國際間重大逃稅、避稅活動的有效成果。

4.培養面向網絡時代的稅收專業人才

電子商務與稅收征管、避稅與反避稅、歸根結底都是技術與人才的競爭。網絡經濟時代的稅收人才應該是復合型人才，稅務機關應加大投入，培養、引進一批既精通稅收專業知識、以熟練掌握計算機網絡知識和外語適應網絡時代的高素質、應用型的稅收人才，有效地控制電子商務中的應稅活動，使稅收監控走在電子商務的前列。

總之，目前我國電子商務還處于發展的初始階段，雖然電子商務稅收征管困難重重，但如果抓住電子商務在我國剛剛起步的時機，未雨綢繆，完善和建立公平、中性、效率等基本稅收原則的電子商務稅收制度，那將對電子商務的發展起到巨大的推動作用，而且對整個國民經濟的發展也將起到舉足輕重的作用。

參考文獻:

[1]陳建國:《電子商務的國際避稅與對策初探》

[2]程永昌、王君:《國際互聯網貿易引發的稅收問題及對策》

[3]梁平徐晨:《網絡貿易與稅收對策研究》

[4]伍裝:《電子商務稅收問題分析》

第8篇：數字貿易與數字經濟的關系范文

論文關鍵詞：網絡貿易傳統國際貿易

網絡貿易是指通過計算機網絡，如萬維網、互聯網所進行的貿易或商務活動，整個交易過程包括交易磋商、簽約、貨物交付、貨款收付等大都在全球網絡上進行。其交易的產品主要是數字化產品，如金融服務、網上娛樂、售票服務、軟件設計、音像書刊、咨詢服務、信息傳遞等；也有實物產品交易，其交易磋商、簽約、貨款支付在網上進行，實物交付在具體地點進行，即實現“在線交易，離線供貨”。網絡貿易是將互聯網應用到傳統國際貿易中，這使傳統貿易發生了一定的變化。

一、網絡貿易給傳統國際貿易帶來的影響

網絡貿易是對傳統國際貿易的挑戰，同時給傳統國際貿易帶來了劇變。這主要體現在以下五個方面：

(一)國際貿易商務場所和運行模式發生根本性變化

在傳統的國際貿易中，廠商對產品的營銷、談判、訂貨、銷售、分發、支付等貿易流程的商務活動往往分別在不同的場所行，而網絡貿易則把這些國際貿易的商活動集中在網上來進行，即進行以網上營銷、網上談判、網上訂貨、網上銷售、網分發、網上支付等組成的網上國際貿易務，這樣也就使得傳統國際貿易運行發了實物運行與網絡商務運行相結合的國際網絡貿易的新變化，從而大大提高了貿易的效率。有人預測，未來30年內，30％的消費支出將通過國際互聯網絡進行。

國際互聯網的發展使各種貿易形式數字化，信息以電子化的方式很容易被復制和傳播，從而開辟一個全新的網上貿易市場。網絡貿易迅速快捷、費用低、信息量大，甚至可以使人們看到實物照片和錄像資料。通過國際互聯網，企業能夠不受時間與地域限制，買賣雙方可以在網上展開詢價、談判等商務活動，實現網上售貨或訂貨，與供貨商、批發商、零售商直至最終用戶建立密切的聯系。這種通過計算機和網絡來處理業務文件的技術，可大大提高商貿文件的傳輸速度，降低文件成本，提高產品的市場競爭能力，帶來巨大的社會和經濟效益。

(二)國際貿易的主體和客體發生變化

作為國際貿易主體的買者和賣者，由于他們可以從網上獲得更多的信息，因此，成為網絡人的買者和賣者其搜尋信息和獲得信息及根據信息進行決策的流程和方式發生了新的變化，網絡貿易的買者和賣者可以跨越中間商直接結合。當然，應該看到的是中間商在網絡世界中也必須尋找自己在新的網絡市場中的定位。

值得注意的是，一種新的國際貿易主體隨著國際網絡貿易的發展而產生，這就是專門提供國際貿易信息收集、分析、處理、咨詢及交換的網絡公司的出現。這種網絡虛擬公司相對于傳統的國際貿易的賣者和買者可以從信息上操縱、聯合更多的國際貿易的賣者和買者，在一定程度上，它可以使國際貿易中的買者和賣者對其產生定的信息依賴。在國際貿易中，國際貿易的客體也發生了新的變化，這就是國際貿易的客體從傳統的消費品和生產資料產品的商品貿易與旅游、工程等服務貿易的貿易構成，生長出新的網絡信息貿易，其中重要的構成就是電子數據交換。很顯然，隨著國際貿易主體和客體的變化，它們之間的關系必然發生一定的新變化。

(三)網絡貿易削弱了商品和勞務提供音及消費者之間在地理位置上的聯系

國際貿易的地理方向發生了從簡單的國與國、區域與區域向全球化的轉化，網絡國際貿易更傾向于為全球范圍的貿易選擇，使商品或勞務的交易活動由固定場所轉移到了沒有固定場所的、開放的國際互聯網上。傳統的貿易體制下，商品的跨國流通一般通過有固定場所的國際性貿易公司來完成，國際互聯網的出現使跨國貿易可以不通過貿易公司，而是通過聯接世界的國際互聯網來完成。只要貿易公司就近與Internet建立連接，就可以方便地通過互聯網與該網上的任何經濟體建立貿易聯系，進行貿易洽談和交易。

與傳統社會相比，網絡社會最明顯的特點在于全球化趨勢?，F實世界以地理確定邊界，而且網絡本身沒有邊界，網絡社會是開放的，沒有地域的限制，是一個全球性系統，具有資源共享性。因為國際商務的主要媒體——國際互聯網從本質上講就是全球性的。無論在哪個國家，你只要能夠接入國際互聯網，就可以方便地使用國際互聯網所提供的各種服務，享用國際互聯網上龐大的信息資源。盡管大家聯接國際互聯網的方式和程度有所不同，有的企業擁有不間斷的計算機聯接系統，而另外一些企業或個人則通過調制解調器和公共電話網撥號入網的臨時聯接方式，還有的通過無線移動通訊網絡或衛生網絡系統接入國際互聯網，但是無論哪種聯接方式，都可以實現相同的聯接效果，即進入全球市場。

因此，網絡貿易的市場范圍與傳統市場是不同的。傳統市場由于受到國界的限制，國際性的產品或商務的商業交換活動很大程度上要受到政府的直接干預。因此，從一國的角度出發，傳統市場按地域被分為國內和國外兩個市場，這個市場的界限分明。工商企業的發展一般是從國內市場做起或先立足于國內市場，然后再開拓國際市場，因此，從傳統的經營概念出發，企業開拓國際市場是國內市場經營活動的跨國界擴展。而通過國際互聯網進行的網絡貿易使企業從一開始就面對全球市場。

(四)國際貿易經營管理方式發生了重大變化

國際互聯網提供的交互式網絡運行機制為國際貿易提供了一種信息較為完備的市場環境，通過國際貿易這一世界經濟運行的紐帶達到跨國界資源和生產要素的最優配置，使市場機制在全球范圍內充分有效地發揮作用。這種貿易方式突破了傳統貿易以單向物流為主的運作格局，實現“四流一體”，即以物流為依托，資金流為形式，信息流為核心，商流為主體的全新戰略，這種經營戰略通過信息網絡提供全方位、多層次、多角度的互動式的商貿服務。生產者與用戶及消費者通過網絡使及時供貨制度和“零庫存”生產得以實現，商品流動更加順暢，信息網絡成為最大的中問商，國際貿易中由進出口商作為國家問商品買賣媒介的傳統方式受到挑戰，由信息不對稱形成的委托一關系與方式發生動搖，貿易中間商、商和專業進出口公司的地位相對降低，引發了國際貿易中間組織結構的革命。

(五)國際貿易制度結構發生了新變化

世界貿易組織按照《服務貿易總協定》，積極推動占全球電訊服務收入95％國家和地區的基礎電訊服務市場準入的談判，達成了《基礎電訊協議》。并與世界貿易組織中的43個國家和地區代表達成了《信息技術協議》，這些簽字方的信息技術產品貿易額占全球信息技術產品貿易額的92。5％。1997年5月，美國政府宣布了一項互聯網免稅區的建議，而世界貿易組織第二屆部長會議決定不對網絡貿易征收關稅，這個決定很可能還繼續下去，這意味著互聯網可能逐步成為全球最大自由貿易區。實際上，《基礎電訊協議》、《信息技術協議》、《金融服務自由協議》及世界貿易組織批準的不對網絡貿易征收關稅等都是促進國際網絡貿易發展的制度安排，而這些有利于發展網絡貿易的制度安排將減少貿易的“成本”。這樣也就使得國際網絡貿易比傳統貿易得以有更多的貿易創造和貿易增長。相對于舊的、傳統的國際貿易制度，這是國際貿易制度的創新，必將促進國際網絡貿易的發展。

二、網絡貿易引起信息貿易的飛速增長

傳統的貿易以實物貿易為主，而網絡貿易所帶來的深刻變化則更多地表現在無形財產的許可與轉讓，如計算機程序、游戲、書、音樂、各種圖象以及各種可數字化的信息。與傳統貿易相比，這類交易雖然也具有銷售的特征，但銷售的對象卻發生了變化。

作為國民經濟先導產業的信息產業發展是人類歷史上又一次產業革命，在未來的知識經濟社會中，知識作為最重要的生產要素，其產生和傳遞都是通過信息業完成的，因此信息產業將成為未來產業結構中的基礎產業，成為帶動全球經濟發展的火車頭。預計到今年，全球信息產業的銷售額會超10000億美元，從而成為全球第一大產業。信息時代的國際貿易邁向信息化是大勢所趨，國際貿易的機會也因此而得以增加。隨著信息網絡技術和電子商務的發展，與傳統服務貿易中的服務產品要與生產和消費在時空上保持高度一致不同的是，網絡貿易中的服務貿易，服務與生產和消費在時空上有一定的分離，在網絡上，光纖通道可以在網上像運輸產品一樣運送金融、廣告、會計、設計、法律咨詢、技術咨詢、數據處理、文化、教育、醫療等信息化的服務產品，國際信息貿易正從國際服務貿易中分離出來，以一種獨立的新的貿易形式出現。國際信息貿易指的是與信息產品和信息服務有關的一切跨國貿易形式和活動。因此，國際貿易將由商品貿易(消費品、生產資料貿易)、勞務貿易、(運輸、旅游、工程承包)和信息貿易(技術、信息商品和信息服務貿易)三分天下，而國際信息貿易的發展正是國際貿易商品結構高級化、軟件化及國際貿易總量得以不斷擴大的動因之一。這主要表現在以下幾個方面：

信息技術產品在國際貿易中的比重上升。電子計算機、通訊設備、文化信息設備等信息技術的硬件貿易和相應的軟件貿易構成國際信息貿易的主體內容，它們是國際信息貿易的物質形式，也是世界信息經濟的基礎。

信息內容本身成為可貿易的商品。在信息網絡的交互式環境下，宣傳品(廣告)、電影、電視、錄像、書籍、雜志、報紙等產品的貿易，都可以通過網絡終端的傳輸達成交易、網絡貿易將向貿易的信息流動的無形形式轉化：信息內容的交易可以多次重復進行，無形信息流和有載體的信息流成為國際貿易的對象，拓寬了國際貿易商品概念范疇。

國際信息服務貿易的發展。國際信息服務貿易包括國際技術與管理咨詢服務貿易(如工程咨詢、法律、財務服務貿易國際經貿信息服務、國際專家服務(如國際教育、醫療專家服務貿易)等，都可通過信息網絡的“運送服務”方式進行信息的交流和反饋，“足不出戶”即可為全球各地的人們同時提供服務。

第9篇：數字貿易與數字經濟的關系范文

【關鍵詞】對外貿易；外商直接投資；經濟增長；協整；向量誤差修正模型

自2011年3月以來，重慶市政府提出把重慶建設成為內陸開放高地的發展目標，并把開放作為加快重慶發展的根本動力。以“引進來”“走出去”、增強進出口貿易的發展作為帶動重慶的產業結構調整、企業體制機制轉變、人才結構變化的主要方式。

重慶作為西部大開發的中心城市，是否具有與沿海發達城市一樣的出口導向型經濟發展模式，重慶市提出以開放促發展的目標是否可行？本文通過對重慶市對外貿易、FDI和經濟增長關系的實證研究，來回答上述問題，并試圖對其政策目標的有效性進行解析。

一、文獻回顧

對外貿易、FDI與經濟增長關系的研究，國內外學者研究的方向主要以兩兩之間的影響關系分析為主，就目前的研究成果而言，可分為以下三個研究方向。

第一，對外貿易（主要是出口）與經濟增長的關系研究。對于我國是否是出口導向型經濟增長國家，一直有著廣泛的爭論。Jordan Shan和Fiona Sun（1998）[1]通過利用1987年5月~1996年5月的月度數據進行實證分析，認為我國出口與經濟增長之間有雙向因果關系；沈程翔[2]（1999）亦有類似結論，他還說明出口和經濟增長可以通過進口、投資和政府開支等渠道相互影響；但杜江、劉用明（2004）卻得出經濟增長對出口影響并不顯著的結論。

第二，FDI與東道國經濟增長的關系研究。Chuang Chen、Lawrence Chang和Yimin Zhang（1995）[3]從來源、數量和地理分布等方面研究了我國1978年后經濟發展中FDI的作用，表明FDI不僅促進了我國的經濟增長和固定資產投資的增加，而且改善了國內制造業在全球范圍內的競爭力；陳偉國、趙兵（2004），吳涌超（2004），杜江（2002）等都認為FDI對資本形成和積累有積極作用，推動了我國經濟的發展，吳涌超還認為FDI與GDP存在因果反饋關系，但兩者相互影響的程度不同。

第三，對外貿易、FDI與區域經濟增長的關系研究。鄧淇中，許陳生[4]（2009）以湖南省數據為樣本，何衛仙，孫慧，歐娜[5]（2011）利用新疆的年度數據，均表明FDI、對外貿易和經濟增長之間具有長期均衡關系，經濟增長與FDI和出口額都有雙向因果關系。

縱觀目前國內外相關文獻，對FDI、對外貿易與經濟增長同時進行分析的研究較少，我國不同省市之間的經濟發展模式以及發展水平均有很大差異，在不同地區，對外貿易、FDI和經濟增長之間的關系有可能是不同的。

二、樣本選取及數據預處理

本文選取重慶市1987～2009年的年度數據，數據來源于《重慶市統計年鑒2010》[6]。依據經濟學理論和計量經濟學分析指標選取的原則，選擇了國內生產總值（GDP）作為經濟增長狀況的衡量指標，選取對外貿易進口（IM）和對外貿易出口（EX）兩個指標來反映對外貿易狀況，選取外商直接投資（FDI）來衡量國際投資的開放程度。對數據進行匯率折算、并消除了價格變動影響，取對數后分別記為LGDP、LIM、LEX和LFDI；最后，將序列進行一階差分，分別記為：DLGDP、DLIM、DLEX和DLFDI。

三、計量經濟分析

本文以計量經濟學的協整理論和VAR計量模型為基礎，利用Eview5.0軟件對進出口貿易、FDI與經濟增長之間關系進行建模。首先進行平穩性檢驗，之后再進行協整檢驗。

（一）單位根檢驗（Unit Root Test）

由于在經濟模型中非平穩時間序列之間經常發生“虛假回歸”（Spurious Regression），而造成結論無效[7]。所以，對經濟變量的時間序列進行協整分析前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。本文在此采取ADF（Augmented Diekey―Fuller）法來檢驗變量的平穩性。

檢驗結果表明，原序列為非平穩序列，經過一階差分后的四個序列為平穩序列。所以，LGDP、LIM、LEX、LFDI～I(1)，即LGDP、LIM、LEX和LFDI是一階單整時間序列，這就為對時間序列進行協整檢驗提供了必要條件。

（二）協整檢驗

由單位根檢驗知，原序列為不平穩時間序列，因此不能用OLS進行參數估計。協整檢驗充分利用序列中長期信息找出變量間的長期均衡關系，即協整關系。本文采用基于VAR模型回歸系數的Johansen協整檢驗。

經反復試驗，根據AIC、SC準則，我們選取滯后期數為3的VAR模型，對其進行Johansen協整檢驗，另外由于各變量均存在明顯的時間趨勢，故用于檢驗協整關系的模型選擇觀測序列有線性確定性趨勢并且協整方程（CE）僅有截距的類型，檢驗結果見表2。

根據表1所示，第一行的跡檢驗統計量大于5%顯著水平臨界值，因此拒絕原假設，認為存在至少一個長期穩定的協整關系；第二行的跡檢驗統計量大于5%顯著性水平臨界值，因此拒絕原假設，認為存在至少兩個協整關系；第三行的跡檢驗統計量小于5%顯著性水平臨界值，因此接受原假設，認為LGDP、LIM、LEX和LFDI之間至多存在兩個協整關系。

根據本文研究的目的，寫出以經濟增長為被解釋變量的協整方程：

協整方程下方括號內的數字為參數估計的t統計值。由協整方程可以看出，對外貿易進口（LIM）對GDP的彈性系數，為-277.2058，對外貿易出口（LEX）對GDP的彈性系數為225.9703，外商直接投資對GDP的彈性系數為53.7688，可以看出對外貿易進口和出口比FDI對經濟增長具有更強的影響，外貿進口對經濟增長的影響為負，但外貿出口和FDI對經濟增長的影響為正。

（三）Granger因果關系檢驗

從協整檢驗結果知道四個變量之間存在長期穩定關系，但這種關系是否是一種因果關系，還有待于進一步檢驗。因原序列不平穩，我們用一階差分變量，又因Granger因果關系檢驗依賴于檢驗回歸模型的滯后長度，我們嘗試在不同滯后期進行Granger因果關系檢驗。

檢驗結果表明，在10%顯著水平下，經濟增長是長期對外貿易進口和出口的格蘭杰因；在滯后2期下，外商直接投資是經濟增長和對外貿易進口的格蘭杰因；在滯后1期下，對外貿易進口是出口的格蘭杰因。

（四）向量誤差修正（VEC）模型建立和分析

VEC模型是建立在協整基礎上的VAR模型。它不但能夠反映時間序列之間的長期均衡關系，也能反映短期偏離的修正機制。由于VEC模型的滯后期是無約束VAR模型一階差分的滯后期，根據無約束VAR模型最優滯后期為3，故設定VEC模型的滯后期為2，時間序列有確定趨勢但協整方程有截距的形式。由對外貿易進出口、FDI和GDP形成的向量誤差修正模型為：

根據VEC模型可以發現：LGDP受其自身的滯后一期影響較小，系數為0.0435，受其自身滯后二期的影響較大，系數為0.1521，LGDP受到LIM滯后一期較為顯著影響，系數為0.0582，受LEX和LFDI的影響均較小。VEC模型整體檢驗結果顯示，模型整體的對數似然函數值（81.59415）較大，而AIC（-3.759415）和SC（-1.568804）值也比較小，說明模型整體解釋能力較強。

（五）脈沖響應函數（Impulse Response Function，IRF）

脈沖響應函數用來衡量來自某個內生變量的隨即繞動向的一個標準差沖擊（稱之為“脈沖”）對VAR模型中所有內生變量當前值和未來值的影響，它能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動態交互作用及其效應。這里選取滯后長度為10，通過軟件得出以下圖表：

根據脈沖響應函數，可以看出：整體上LGDP對LGDP、LIM、LEX和LFDI的一個標準差大小隨機新量沖擊的反應較弱，從第一到第十期整體反應保持在-0.02~0.04范圍內。LGDP對其自身沖擊的反應較為明顯；從滯后二期開始，對LEX反應的沖擊迅速增加，并在0.03上下波動；對LIM和LFDI沖擊的反應為負，但都比較弱。

四、結論

本文利用協整理論及VAR統計分析方法，對重慶市1987～2009年連續23年的對外貿易、FDI與經濟增長之間的關系進行了分析，并得出以下結論。

（一）通過對重慶市地區生產總值、對外貿易進出口和外商直接投資的趨勢圖分析，發現它們之間具有共同趨勢。對LGDP、LIM、LEX和LFDI進行單位根檢驗，發現這四個時間序列是非平穩的，但是通過經過一階差分后的四個序列是平穩序列。在此基礎上進行的協整檢驗，顯示這四個時間序列存在長期穩定的關系，對外貿易出口和外商直接投資對經濟增長有促進作用，而對外貿易進口對經濟增長產生一定的制約作用。

（二）根據格蘭杰因果關系檢驗的結果，FDI在短期內是GDP的格蘭杰因，FDI通過溢出效應、投資乘數等作用促進了經濟增長，但反過來GDP則不是FDI的格蘭杰因。長期來看，GDP是對外貿易進口和出口的格蘭杰因，反過來則不是，這說明重慶市與我國沿海省市出口導向型的發展存在明顯差異，對外貿易進出口的增加并不能解釋經濟增長，主要是因為重慶的外貿依存度約為10%，遠低于全國平均水平40%，對經濟拉動作用乏力。FDI是對外貿易進口的格蘭杰原因，說明在短期內FDI的變化引起了貿易進口的變化。

根據上述研究結論可知，重慶經濟增長主要依靠投資和消費實現的，出口對經濟增長沒有明顯的促進作用，說明目前重慶還不是出口導向型經濟，重慶制定的以開放促發張的政策效果尚未顯現出來。在短期內，FDI對經濟增長具有促進作用，對此重慶應充分發揮直轄市的政策優勢，增加招商引資的力度，提高技術引進的水平，充分利用外商直接投資和進口，增加要素的供給、提高全要素生產率，實現近期的經濟增長突破。從長期來看，根據脈沖響應函數和方差分解的結果知道，對外貿易出口（LEX）的變動對GDP和FDI影響較大，并隨著時間滯后效果越明顯。因此，重慶作為老工業基地，應充分發揮勞動力成本低廉的優勢，大力發展加工貿易，把出口作為區域經濟發展的下一個增長點，以保證重慶經濟長期穩定的發展。

參考文獻

[1]Jordan Shan,Fiona Sun:“On the export-led growth hypothesis:the econometric evidence from China”,Applied Economics,Volume 30,Issue 8,1998:1055-1065.

[2]沈程翔.中國出口導向型經濟增長的實證分析:1977-1998[J].世界經濟,199(12):26-30.

[3]Chuang Chen,Lawrence Chang,Yimin Zhang:“The Role of Foreign Direct Investment in China's Post-1978 Economic Development”,Word Development,Volume 23,Number 4,1995:691-703(13).

[4]鄧淇中,徐陳生.FDI、對外貿易對區域經濟增長的影響[J].經濟管理,2009(3).

[5]何衛仙,孫慧,歐娜.新疆FDI、對外貿易與經濟增長關系的實證研究[J].新疆大學學報(自然科學版),2011(1).

[6]重慶統計局.重慶統計年鑒[Z].重慶:重慶統計出版社,2010.

[7]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].北京:清華大學出版社,2006.

作者簡介：