数字贸易与数字经济的关系精选(九篇)

前言：一篇好文章的诞生，需要你不断地搜集资料、整理思路，本站小编为你收集了丰富的数字贸易与数字经济的关系主题范文，仅供参考，欢迎阅读并收藏。

第1篇：数字贸易与数字经济的关系范文

关键词：对外贸易；产业结构；协整检验；因果检验

一、1978—2013年中山市产业结构变动趋势

根据图1可以看到，自从改革开放以来，随着中山经济的迅速发展，中山市的产业结构也发生了重大的变化。三次产业结构由1978年的47.86：35.10：17.04发展为2013年的2.50：55.50：42.00。经济增长从主要由第一产业和第二产业带动转为主要由第二产业和第三产业带动，产业结构得到很大的调整，总体上符合世界范围内产业结构的演变规律。纵观其演变的过程，可以看到改革开放以来中山市产业结构变动大致具有如下特点。

1、第一产业在国民经济中所占的比重越来越小

1978，中山第一产业占GDP的47.86%，到2013年所占比重降为2.5%，全年农业总产值仅为111.77亿元。自改革开放以来，大量的工业企业进入中山市，可用耕地已经很少，第一产业中的粮食基本上靠外来供给，蔬菜水果也主要来自外地，从事第一产业的劳动人数大大减少。

2、第二产业稳定增加，占主导地位

1978年，中山第二产业占GDP的35.10%，其后一直处于上升趋势，1998年所占比例首次超过50%，2004年达到61.57%，为历史的最高点，之后所占比例缓慢下降，到2013年下降为55.50%。这些数字表明中山市在改革开放后迅速发展成为一个工业化的城市。

3、第三产业虽逐步提高，但波动明显

1978—1995年中山第三产业所占比例处于稳步上升的趋势，1996—2004年所占比例呈现下降趋势，2005年后又开始回升。1995年在国民经济中所占的比例最高，为42.67%，2013年为42%，目前还没有达到1995年所占的比例水平。

二、中山市对外贸易与产业结构关系的实证分析

1、指标的确定和样本的选取

为了对比研究中山市对外贸易和产业结构的关系，在指标选取上，本文选择1987—2006年中山市对外贸易进出口额增加值、第一产业增加值、第二产业增加值和第三产业增加值四个指标。各指标数据均来源于《2013年中山市统计年鉴》。考虑到以人民币衡量的一二三产业增加值受国际环境和我国汇率政策的影响，所以将人民币为单位的一二三产业增加值用当年中国人民银行公布的中间价格转化成为以美元为单位的一二三产业增加值。为了消除各指标存在的异方差问题，本研究将上述四个指标取自然对数，分别表示为：取对数后的对外贸易进出口额增加值LnTR；取对数后的第一产业增加值LnFI；取对数后的第二产业增加值LnSI；取对数后的第三产业增加值LnTI。

2、单位根检验

由ADF检验的结果可知，进出口总额、第二产业、第三产业取对数后的各指标均不能在5%的显著性水平上拒绝有单位根的原假设，即各指标是非平稳的；第一产业在5%的显著性水平上拒绝有单位根的原假设，即该指标是平稳的；各指标一阶差分后在5%的显著性水平上拒绝了有单位根的原假设，因此取对数后的各指标均是（Il）单位根的时间序列，即一阶差分后都是平稳的。

3、协整检验

LnTR=0.850851－0.04953LnFI+1.400716LnSI－0.64631LnT（I1）（1.662074）（-0.24949）（3.37446）（-1.45843）RSquare=0.740779675F=11.43089从此模型可以看到，第一产业和第三产业与对外贸易的变化呈现的是一种反向的关系，第一产业增加值每减少1%会促进对外贸易增加值增加0.04953%，第三产业增加值每减少1%会促进对外贸易增加值增加0.64631%。第二产业与对外贸易呈现一种正相关的关系，第二产业增加值每增加1%会促进对外贸易增加值增加1.400716%，模型同时表明第二产业对对外贸易的影响要远远大于第一、三产业。出现这种结果是与中山市的对外贸易结构有着密切关系的。中山市是以加工贸易闻名的工业城市，整个中山市有大量的粗加工型企业，这就导致了在中山的进出口总额中，工业产品占到极大的比例，同时本部分使用的对外贸易进出口总额是根据海关统计的货物贸易进出口总额，并没有包括服务贸易进出口额，故一、三产业对对外贸易的影响很小。

4、GRanger因果检验

根据表2可以看到，第一、二、三产业增加值对进出口总额的增加值都产生影响，都是对外贸易的影响因素，这说明产业结构的变化会影响到中山对外贸易的发展。因此，要发展中山的对外贸易就必须优化中山的产业结构，这样才可以促进中山经济的持续发展。

三、中山市产业结构调整的对策

以上分析表明，第一、二、三产业与对外贸易进出口总额都存在一定的关系，特别是第二产业的增长对对外贸易进出口总额增长产生很大的影响，作为对外贸易在经济发展中有着特殊地位的中山市，很有必要合理地调整产业结构，促进经济进一步持续发展。

1、调整产业结构，促进对外贸易与产业结构的互动和优化

在今后产业结构调整中应更加注重产业政策与市场机制的适当结合，促进对外贸易与产业结构的互动和优化。在开放的条件下，在全球范围配置资源的考虑中进行产业结构的战略性调整，通过对外贸易与国内的产业结构升级的互动作用，选择开放型经济模式来实现产业结构的转型升级优化。

2、实现外资利用的战略转变，调整引资结构

在引资结构上，实行三次产业并举，在坚持工业招商主体地位的同时，大力拓展第三产业，开发提升第一产业。在引资内容上，注重投资规模大、带动能力强、产业关联度高的龙头型、旗舰型项目的招商；注重资源节约型、能源节约型、环保型项目的招商；注重有利于增加税收，解决本地就业问题的现代服务业项目的招商，积极主动承接国际服务业产业的转移机会。

3、积极扶植内资企业，大力开拓和发展国际市场

政府应加大对本地企业的扶植力度，制定和出台关于资金、土地等方面的政策，向本地企业倾斜，依托技术、创新、差异化等策略实现本地企业竞争力的增强。增加一般贸易在对外贸易中的比重，优先发展高附加值、高技术含量以及成长空间较大的项目，促进一般贸易和加工贸易协调发展。

作者:邢冠 单位:中山职业技术学院

参考文献

[1]吴雁冰：广东省对外贸易与经济增长的实证研究[J].价值工程，2008（5）.

[2]潘苏、谭砚文：广东省对外贸易与经济增长关系的实证分析[J].国际经贸探索，2007（12）.

第2篇：数字贸易与数字经济的关系范文

[关键词]数字经济；CFC；避税；潜在冲击

[DOI]1013939/jcnkizgsc201637016

最近20年，在新兴市场中出现了公司税收筹划的新策略，即运用世界范围内的数字技术信息进行购买、转让、产品交换等交易，具有不可预测的灵活性。这种灵活的交易方式，使产品使用地、消费地和处理地等地点难以确定。

然而，行为发生地是CFC规则适用的基本标准。数字经济模式切断了产生收入的交易行为与交易地点之间的联系。纳税人如果与CFC所在国的关联方进行交易，则可以通过延迟申报交易地点而规避CFC规则的适用。

数字经济使服务贸易甚至货物贸易不再局限于固定地点，从而缩小了销售所得与服务所得的差距。相应地，规范销售所得与服务所得的法律也变得相似。

此外，数字经济之下的课税对象很难界定，产品交易所得、服务交易所得以及权利交易所得难以区分。数字经济的交易特点，对现行CFC规则产生冲击。

1CFC规则的核心法律要素

CFC规则是各国针对本国居民利用低税区的受控外国公司避税的反避税规则。CFC规则的可信要素包括主体要素、客体要素、豁免条件。主体要素主要是对受控外国公司的判断；课体要素主要是判断对纳税人的何种所得征税；豁免条件是纳税人所得中无须纳税的那部分收入。

受控外国公司（Controlled Foreign Company，CFC），是指被本国居民控股达到一定比例，比如美国规定控股比例要达到50%以上的境外子公司，才被美国认定为受控外国公司。

我国税收立法对受控外国公司（CFC）的界定采取双重的严格标准，即我国的纳税居民企业不仅要在外国公司的控股达到50%以上，而且要持有该外国公司10%以上表决权股份，这样才构成中国居民企业对外国公司的控制，该外国公司才成为中国税收意义上的法定的受控外国公司（CFC）。我国这种立法模式，明显是对受控外国公司（CFC）税收利益持放宽政策，使大部分的外国子公司都不构成受我国征税管制的受控外国公司（CFC）。

无论受控外国公司（CFC）的控股比例是多少，它们都有两个共同特点：一是设立在低税区，只有这样选址，才能达到最大的避税效果；二是受控外国公司（CFC）是一个实体，有物理存在，有组织机构、场所、工作人员等物理连接点（Nexus）。

CFC规则的课税对象即客体要素十分重要，即对外国受控公司的所得征税，无论该所得是否在当期汇回本国。世界主要的税收大国，都对这样的受控外国公司（CFC）的消极所得征税，无论该消极所得是否在当期汇回股东所在国或者分配给股东。

作为税收法律关系的课税对象的消极所得，通常是流动性高的所得，包括保险所得；个人持股公司所得、销售所得、服务所得、与石油有关的所得等一系列的受控外国公司（CFC）所得。美国CFC规则还规定，与受控外国公司（CFC）有关的一切非法贿赂、回扣等支付，都要向美国联邦政府纳税。新西兰CFC规则，则对积极所得免税，而对消极所得征。在美国，如果一个金融公司有超过30%的毛收入来自非居民纳税的第三方消费者，则这部分收入即被认定为积极所得。

尽管世界各国对CFC纳税豁免的规定不完全一致，但是多数税收国家对受控外国公司（CFC）的积极所得都是给予豁免的。例如，我国的豁免条款规定在《特别纳税调整办法》第84条，除了积极所得豁免，还有微量豁免，白名单。但是，积极所得豁免仍然是主要豁免类型。享有税收豁免的积极经营所得，即真实的生产、经营、销售、金融所得，在CFC的母国不纳税。

对积极经营所得的法律解读有两个层面：一是主营业务，即常规的生产经营所得，受控外国公司（CFC）从事的其营业执照注明的经营范围的经济活动，通过这样的经济活动取得的所得即使常规的积极所得。这样的常规的积极所得是与股息、利息、租金、特许权使用费等消极所得相对的；二是真实性，对常规的生产经营所得也必须进行法律考察，考察其是否真实发生，考察的标准要主观标准与客观标准相结合，既要考察是否有真实的营业活动及营业所得，而且要考察期营业活动的目的是否具有真实需要。不具有真实生产、销售需要的经济活动，而仅仅是为了避税，这样的经济活动即使符合营业执照的范围，也不能被认定为真实的积极所得，因其活动目的不具备“真实性”。

2数字经济对CFC规则核心要素的冲击

数字经济从电子商务、网络购物衍生而来，可以说是电子商务的最前沿模式。数字经济将信息化技术与电子商务结合起来，使消费者、销售商与厂家中间的购买、供货、生产便得便利。但是，这种经济模式的前卫性，对各国的税收政策、税法理论及税法规则，产生前所未有的挑战。世界各国的国内税收法律规则，以及国际税法规则都面临这来自数字经济的修改、调整，甚至是重新立法。从受控外国公司（CFC）避税的角度来说，数字经济似乎对其提供更便捷、更灵活的避税环境，这对规制受控外国公司（CFC）的主要税法规则――CFC规则，便形成挑战。数字经济冲击着现有CFC规则的三大要素：主体要素、客体要素及豁免条件。

21数字经济对CFC规则主体要素的冲击

数字经济增强了企业设立地的流动性，使受控外国公司（CFC）的设立不再局限于低税区，这对CFC规则的主体要素产生挑战。

如果是生产型的受控外国公司（CFC），则其设立的时候通常考虑的因素包括：当地的基础设施水平、消费者距离、国家政策的稳定性等。如果是服务型的受控外国公司（CFC），尤其是金融服务型的受控外国公司（CFC），则其选址通常着眼于税收利益的最大化，考虑的因素通常不包括基础设施水平、消费者距离、国际政策稳定性等非税收因素。

无论是生产销售型的货物贸易CFC，还是服务型的CFC，都可以通过数字化交易手段增强其避税能力。金融服务本身就可以脱离具体地点和身体活动，因为金融服务的数字化已经不是一个新话题。所以，美国的CFC规则对金融服务的所得，通常都看作不征税的积极所得。各国税法也效仿美国税法的做法。

问题的关键是生产销售型受控外国公司（CFC）的设立，在数字经济的推波助澜之下，具有很大流动性。全球经济一体化，已经使多数跨国公司的生产、销售遍布全球，它们基于逐利与避税的目的，灵活性是其设立公司的时候选址的首要政策。

从避税的角度来说，其设立受控外国公司（CFC）的目标即是消灭能被来源国征税的连接点（Nexus），使其设立在来源国的受控外国公司（CFC）不被来源国征税。

在没有数字交易手段的年代，受控外国公司（CFC）的设立选址，只能选择在低税区、避税地，如中国香港、百慕大群岛、维尔京群岛等地；在数字经济年代，受控外国公司（CFC）的设立选址就更加灵活了，即使选择在中国大陆等高税区，也很容易逃脱来源国――中国大陆的征税。

原因很简单，因为如果通过数字化网络交易，很容易把交易所得从CFC转移到中国之外的第三国，即使设立在中国的CFC被认为是常设机构，该常设机构通过网络交易获取的所得，中国也没有根据征税。这大大简化了以往受控外国公司（CFC）转移利润的方法，无须在第三国再设立公司，直接通过网络交易即可逃避税收连接点的追踪。所以，数字经济对CFC规则的第一个冲击，即是解放了受控外国公司（CFC）的设立地点，从低税区遍布全球。

数字经济对国际税法来说是一个严重的挑战，现有的避税地名单列举的低税区，已经不足以应对数字经济的挑战。在数字经济的时代，很多高税区的受控外国公司（CFC）会浮出水面。数字经济又会使股东会、董事会的设立灵活多样，很多国家的公司法都对股东、董事的议事规则做出灵活规定，不再局限于以往的见面会谈，而是放宽到承认电话会议、视频会议的法律效力。跨国纳税人完全可以利用各国的法律漏洞，通过数字化技术信息手段，改变股东会、董事会的地点，逃避纳税主体资格，从而达到避税目的。

现有的CFC规则对公司实体的物理的、有型的规定，在第一种数字交易之下被完全架空。这些都是数字经济对CFC规则主体要素的冲击，必须引起我们重视。

22数字经济对CFC规则客体要素的冲击

数字经济通过网络进行交易，以往的积极所得一旦通过网络产生，便不容易征税。所以，现有的CFC规则对积极所得与消极所得的区分，意义不大。数字经济使得以往的分销、零售等中间环节消失，雇用的人员也大大减少，时间、地域、距离的阻隔与障碍，完全可以通过网络客服。现在的纳税所得具有极大的流动性，即使是真正的积极所得，也很难被来源国征税，因为在网络上找不到连接点。所以，来源国只能针对本国的受控外国公司（CFC）征税，但是这个当地的受控外国公司（CFC）很容易在当地不留任何所得。尤其是跨国公司，利用电子数据手段，很容易逃避来源国当地税收。

举个简单的例子，总部设在美国的A公司，通过与全球范围内的学者签订协议，由某些学者提供学术信息，比如法律考试或者英语考试的资料和课件（mp3），但是智力成果的知识产权属于美国A公司。

美国A公司在中国的交易模式可以选择两种：一是网络交易；二是租赁教师视频授课。

第一种交易模式，即网络交易。在网络交易模式下，中国的消费者直接与美国A公司通过网络联系，购买所需课件，支付也是通过网络完成。在不考虑外汇管制的情况下，中国消费者支付给美国A公司的费用，中国作为来源国征不到税，因为美国A公司在中国没有常设机构，更谈不上所谓的通过在中国设立受控外国公司（CFC）避税。

第二种交易模式，即美国A公司在中国租赁一个教室，雇用一些当地人员组织教学活动，然后报名参加学习班的学员在这个固定的教室里上视频课程。在这种交易模式下，即使经济活动在中国有物理存在，但是美国A公司完全可以要求学员通过网络支付学费，而且学费通常是在开班之前就已经支付完毕。也就是说，所得的部分又流向了美国A公司。中国作为消费地，作为税收来源国很难征到税。因为这种情况下征税的条件是学习班至少开展3个月或者半年，而美国A公司在中国的补习班通常会故意规避这个法定时限，以逃避中国的税收，而我国目前的法律对此全然无策。

所以，数字经济之下的网络交易，对CFC规则的客体要素也会产生冲击，使CFC规则对积极所得与消极所得的区分，变得意义不大。按照现有的区分，很多积极所得都会带着避税的目的，本来应该被受控外国公司（CFC）所在国征税，而所在国却挣不到税。

受控外国公司（CFC）的母国的初衷是把积极所得的税收利益让渡给受控外国公司（CFC）所在国，即来源国，但是数字经济使来源国对积极所得也挣不到税，而积极所得的税收利益流向了跨国公司本身。所以，数字经济之下，现有的CFC规则无法保障来源国对积极所得的征税利益，这是数字经济对CFC规则客体要素的最大冲击。

23数字经济对CFC规则豁免条件的冲击

美国的豁免条款是世界上最先进的豁免条款，美国纳税人的全球所得中积极的银行、金融或者类似经营所得可以免税。在美国，享受豁免的CFC必须从事积极的经营，获得积极的经营所得。这种假设建立在一种事实与条件标准（A Facts and Circumstances Test）之上，具体包括：CFC的规模、收入以及雇员人数。

通过上文的分析，仅仅规定对消极所得征税，而缺乏对积极所得征税，会给跨国纳税人创造新的避税机会。世界各国的豁免条款效仿美国而制定。

现有的积极所得豁免条款本身就存在问题，其真实性指得怀疑。例如，美国的CFC规则规定，保险公司对第三方的外购投资即“人为设计的投资”（Making or Arranging for Investments），归属于积极的经营。但是，参与投资的第三方多数情况下是消极的CFC。

此外，如果一个金融公司从其母公司获得资本，并与非关联第三方从事一些重要的交易，该金融公司将会被界定为“积极的公司”。但是，从真实的经济意义角度看，此种交易与《美国国内收入法典》第956节规定的母公司自身从事的“上游借贷”（Upstream Loan）或者直接银行行为相比，并无差别。这种交易缺乏经济实质，其后果是侵蚀税基。[3]

积极所得豁免的前提限定在“事实标准”之上，显然无法与数字交易模式相匹配。CFC通过数字交易，几乎可以不需要当地雇员，也不需要当地组织规模。正如上文中提及的网络交易模式。数字经济使得判断积极所得的真实性，变得更加复杂。网络交易没有当地实体组织，却是真实发生的，也符合主营业务范围，但是很可能因为无法在现行CFC规则豁免条款之下得到认可，而不享受免税待遇。

3我国CFC规则应对数字经济挑战的策略

数字经济对现有CFC规则的冲击已经露出端倪，我们必须看到这种对国家税收利益产生威胁的潜在因素。在数字化信息技术如此发达的今天，在经济活动如此活跃的时代，国家税收利益的保障是必须考虑、博弈的问题。针对数字经济对CFC规则三大核心要素的冲击，我国作为税收大国，必须未雨绸缪，做好因应之策。否则，一旦税收利益丧失，国民经济会受到严重影响。

我国现有的CFC规则体现在《特别纳税调整办法》，而且很不完善，很多专家学者提出修改意见。各种修改意见都没有考虑数字经济对其的冲击，所以，笔者建议，在完善《特别纳税调整办法》的过程中，一定要考虑数字经济因素，这样可以最大限度地减低法律修改的成本，防止出现新的《特别纳税调整办法》仍然在数字经济问题上存在漏洞的后患。

31对受控外国公司（CFC）的认定不能局限于低税区

对受控外国公司（CFC）的认定不能局限于低税区，还要考虑税率比我国高的地区，也可能构成受控外国公司（CFC）。建议我国的《特别纳税调整办法》对受控外国公司（CFC）的认定标准降低，降低的方向是效仿国外的单一标准，只规定股权比例，或者只规定控制权比例，建议这个比例达到10%即可，最大限度地囊括所有的CFC。这样，就很容易把设在高税区的子公司也囊括到中国受控外国公司（CFC）的认定范围之内。对“所得”的认定，不再局限积极所得和消极所得的区分，而是要具体问题具体分析，不能对消极所得一味地征税，也不能对积极所得一味地免税。

我国在豁免问题上规定粗糙，在细化其规定的过程中，建议对积极所得的真实性要进行细化规定，不能局限于营业执照的范围，即使CFC的经济活动符合营业执照的规定，也要考察其主观目的是否真的与生产经营有关。

对积极所得的真实性的判断，不能局限于现有的物理存在标准，而是要放宽考虑的因素，即使没有物理存在，即使突破传统的事实因素，也可以享受豁免。

32慎重对待股息、特许权使用费所得的豁免

我国在对外签订税收协定的时候，对股息、特许权使用费所得的豁免要慎重。在具体谈判过程中，我国一方面要考虑巨大的经济利益；另一方面还要考虑潜在的税收损失。

目前，我国对外签订税收协定的数量超过90个，如果一一谈判、修改，则成本太高，而且会影响我国与相关国家的贸易关系，所以我们要在贸易关系与税收利益的让渡之间进行博弈、平衡。

笔者建议在税收协定问题上，我国分两步走：对于已经签订的税收协定，我们不必主动启动修改谈判，除非该协定已经到期，或者即将到期，而且我们有续签愿望；对于尚未签署完毕，或者未来签署的税收协定，我们要争取主动话语权，在打击数字经济避税问题上，保护中国税收利益上持严格态度。同时，我们要建立信息交换机制。这个观点得到国内权威专家的认可。

33呼吁修改避税地名单

我国通过国际会议呼吁修改避税地名单，国际税法应当重新定义“避税地”的概念，因为数字经济之下，避税不需要“地点”，只需要网络。这样做，不仅可以提升我国的国际地位，而且一旦实现，能最大程度地保证我国作为发展中国家，作为收入来源国的税收利益。

参考文献：

[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：数字贸易与数字经济的关系范文

关键词：人民币汇率 进出口 Granger检验

中图分类号：F74文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）24-0202-03

一、问题的提出

改革开放三十多年来，中国经济增长取得了令人瞩目的成绩，GDP年均增长率达到9.8%，GDP总量从1978年的3 645.2亿元，增长到2010年的397 983亿元，增长了108倍。在经济持续快速增长的组成份额中，对外贸易占有极其重要的地位。1978年，中国对外贸易额仅为206.4亿美元，2010年这一数字达到29 727.6亿美元，增长了143倍。可以看出，中国对外贸易增长速度快于GDP的增长速度，对外贸易中国GDP具有极大的拉动作用。同时，由于中国长期实行出口导向的外贸方式，外贸易依存度逐年增加。以当年平均汇率计算，中国对外贸易依存度从1978年的8.8%（美元对人民币的年均价为1美元=1.5549元人民币）增长到2010年的50.6%（美元对人民币的年均价为1美元=6.7695元人民币），增长了4.75倍。

同时，随着中国经济的快速增长，人民币面临升值的压力不断加大。2005年7月21日，中国宣布实行以市场供求为基础、参考一篮子货币的管理浮动汇率制度，到2010年7月22日，人民币对美元实际升值22%，到了2011年4月29日，人民币对美元突破6.5的关口，当日中间价为1美元=6.4990元人民币。但即便这样，外界还认为人民币被低估，要求其进一步升值，可以预期，由于受美元量化宽松的货币政策及其他外部冲击的影响，人民币升值的压力会进一步加剧。

面对上述事实，我们不禁会想到以下问题：随着人民币的不断升值，它将对中国的对外贸易将产生怎样的影响，这种影响是短期的还是长期的，该影响有多大？如果其影响具有长期效应，那应该采取怎样的措施进行调整、干预，以减小由此产生的损失？本文试就上述问题进行实证分析。

二、研究方法及数据整理

本文通过建立单方程回归模型，运用协整分析（Cointegration Analysis）及格兰杰因果检验（Granger Causality Test），来研究人民币汇率变动对中国对外贸易的影响。主要的经济变量有：（1）汇率（ER）；（2）出口（EX）；（3）进口（IM）。

从相关经济理论可以得知，一国的货币汇率对外贸会产生显著影响，在不考虑其他因素的情况下，本国货币升值，会对该国的出口产生负面影响，而有利于该国进口。本国货币贬值，情形则与之相反。因此在本文所假定的模型中，设定本国货币币值变动与出口贸易额呈反向变动关系，与进口贸易额呈正向变动关系。

除了汇率对进出口有显著的影响外，根据张鹤、刘金全、顾洪梅（2005）的观点，进出口贸易相互间也存有相关性，并且由于出口与进口间存在“双重乘数”作用，使得当增加一个单位的进口商品后，出口会大于一个单位，二者间表现为明显的正向变化关系。刘穷志（2005）从出口退税的视角，认为中国经济增长过由于过于依赖对外贸易，政府短期内不会任其随行就市，而是积极干预；并得出进口与出口表现出正效应，原因在于进口能够引入先进技术和管理经验，从而提高中国企业的出口竞争力，增加出口贸易额。因此假定中国进出口之间存在正向变动的关系。

本文根据所收集到的数据，选取中国1985―2010年二十六年的对外贸易额，即出口额（EX）、进口额（IM）以及各年的年平均汇率（ER）（人民币对美元）作为分析变量，建立回归方程进行分析。数据来源于相应年份的《中国统计年鉴》，同时考虑到物价因素对进出口贸易额产生的影响，我们使用1985年（作为基年）的商品零售价格指数对其给予调整，以消除物价影响。本文拟建立以下计量模型：

EX＝α0+α1ER+α2IM+μt（1）

IM＝α0+α1ER+α2EX+ξt （2）

其中，EX、IM、ER分别表示出口、进口和人民币对美元的汇率，α0、α1、α2为系数，μt、ξt为残差项。

但上述模型一般都存在时间序列的异方差，为了消除其产生的不利影响，我们对上面的模型两边取自然对数Ln，这样方程（1）、（2）可以写成如下（3）、（4）的形式：

LnEX＝α0+α1LnER+α2LnIM+μt（3）

LnIM＝α0+α1LnER+α2LnEX+ξt（4）

三、数据分析与结果

基于上述的计量模型，我们运用OLS方法进行回归分析，但通常具有经济关系的时间序列都存在不平稳的特性，因此在回归分析前需要判断序列是否平稳。本文进行平稳性检验的方法是ADF单位根检验（见表1）。

从表1可以看出，变量LnEX、LnER都在1%的显著性水平下是平稳的，而变量LnIM，其原序列是不平稳的，对其进行一阶差分，发现它的一阶差分在1%显著性水平下是平稳的。这样，需要对上面（3）、（4）式作进一步调整，即用D（LnIM）代替式中的LnIM，以保证分析的有效性。

我们使用Eviews6.0计量软件对上述方程进行回归，得出如下结论：

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

从方程（5）可以看出，模型的拟合优度达到了0.996312，很好的拟合了样本数据，从括号中的t值可以看出，LnEX 与LnER、D（LnIM）三者之间有显著的关系，分别达到了41.745386、3.642514。同时LnER、D（LnIM）的系数表明，当LnER增加1%，LnEX就会增加0.18个百分点，D（LnIM）增加1%，LnEX增加0.57个百分点。

从方程（6）可以看出，模型的拟合优度为0.887694，比较好的拟合了样本数据，从括号中的t值可以看出，LnER为-1.976605，在5%的临界值下没有通过显著性检验，而LnEX是9.87620，在5%的临界值下通过了显著性检验。同时LnER、LnEX的回归系数表明，当LnER增加1%，会对DLnIM产生0.19的负影响，而LnEX增加1%时，DLnIM会增加0.18个百分点。

通过对进出口贸易与汇率的回归分析，得出三者之间具有较为明显的相关性，但对于三者之间是否存在伪回归，需要对其进行协整检验。从上文的回归方程中，我们可以使用适合于多变量的Johansen协整检验方法，检验结果（见表2）。

从表2可以看出，在5%的显著性水平下，LnER、LnEX、D（LnIM）三者间存在唯一的协整关系，进一步说明了上述假定的模型是合理的。

为了找出模型中两两变量间的因果关系，通常要对其进行因果检验，常用的方法为Granger因果检验。在该方法中，如果某一变量是另一变量的Granger原因，那么该变量就能起到对另一变量的预测作用，但要进行Granger检验的前提是其数据序列必须是平稳的。前面我们通过对变量LnER、LnEX、D（LnIM）进行了Johansen协整检验，得到变量LnEX、LnER、D（LnIM）之间存有唯一的协整关系，满足Granger检验的条件，得到的结果如下（见下页表3）。

通过对LnER、LnEX、DLnIM三变量进行Granger因果检验我们可以得出，LnEX与LnER之间，前者不是后者的Granger原因，但后者却是前者的Granger原因；LnER与DLnIM之间，两者都接受了Granger原假设，即二者互不为Granger原因；LnEX与DLnIM之间，二者都表现出显著的拒绝原假设的结论，说明它们互为Granger原因。

从上面的Granger因果检验结论中我们可以看出，人民币对美元的汇率同中国对外贸易表现出诸多不合常理的地方。2011年4月29日人民币对美元的汇率已经突破 6.5的关口，但中国还保持着大量的贸易顺差，到2011年3月，中国外汇储备已经超过3万亿美元。这其中存在的原因需待我们全面而深入的研究。中国目前执行的是基于市场供求，统筹一篮子货币的管理浮动汇率制度。进出口贸易除了受市场环境、国外经济形势等因素影响外，政府对进出口企业的政策向导也是一个重要的诱因。中国目前的经济增长，还依赖于对外贸易的拉动，各级政府虽然在全球金融危机的冲击下已经有了“受制于外贸”的切身感受，并也作出了扩大内需，减少外贸依存度的许多措施，但要实现根本性的转变，并非一日之功。四、简要结论

本文以1985―2010年的人民币对美元的汇率、进出口贸易额等数据为依据，对人民币汇率升值对中国进出口贸易额（对外贸易额）的影响进行了分析。得到以下几个主要结论：一是汇率、进出口额三者之间有着紧密联系。汇率与出口额之间表现出正相关，这与一般的经济学理论不相稳合，其原因可能是由于中国出口商品的低成本引起的。除此之外，根据J曲线理论，一国汇率增加，在短期内由于消费和生产的“黏性作用”而不会对出口产生明显的影响，但长期对出口会产生负面作用；汇率与进口额之间表现出负相关，但二者的关系没有通过显著性检验；进口贸易额与出口贸易额之间表现出正相关性，且具有显著性。表明进出口贸易二者之间存在促进与激励效应。二是汇率、进出口贸易额三者表现出不同的决定与被决定关系。汇率是出口的格兰杰原因，汇率的变动对出口具有预测作用，但汇率不是进口的格兰杰原因；而无论是出口还是进口，二者都不是汇率的格兰杰原因；对于进出口贸易额，二者表现出互为格兰杰原因的关系。三是通过对人民币汇率、对外贸易的实证分析，可以提出有效的政策建议。虽然短期内中国还表现出强劲的贸易顺差，积累了巨额的外汇储备，但从长期来看，这样的贸易形势不利于中国经济的可持续发展，如果不进行转变，可能造成对外贸易对中国经济的“挟持”。因此必须加快转变经济增长方式，调整经济增长结构，逐步减少因对外贸易波动对中国经济的冲击；同时，加快产业结构升级，调整与优化对外贸易政策，突出对外贸易“质”的增强，而不单是“量”的增加，保证人民币汇率的平稳波动，以实现中国经济又好又快可持续发展。

参考文献：

[1]刘穷志.出口退税与中国的出口激励政策[J].世界经济，2005，(1).

[2]张鹤，刘金全，顾洪海.国外总需求和总供给对中国经济增长拉动作用的经验分析[J].世界经济，2005，(4).

第4篇：数字贸易与数字经济的关系范文

[关键词]出口贸易；碳排放；能源消费

[中图分类号]F224.32 [文献标识码]A 文章编号：

一、引言

改革开放以来，辽宁省的对外贸易取得了长足发展，出口额自1985年以来一直保持递增的趋势。对外贸易的迅速发展虽然给辽宁省经济以巨大的拉动力，但随之带来的资源消耗、能源消耗、环境污染等压力业越来越大，特别是碳排放量的不断增加，制约了辽宁省经济的可持续健康发展，逐渐引起了人们的广泛关注。本文旨在厘清辽宁省碳排放与出口贸易之间的关系，客观阐释辽宁省碳排放的增长驱动力。

目前研究出口贸易与能源消费或者碳排放之间关系的文献较多。比如朱启荣（2007）、刘强等 （2008）、许广月，宋德勇（2010）、Dabo Guan et al（2008）、Paresh Kumar Narayan and Russell Smyth（2009）、Thomas Wiedmann（2009）等专家学者对此均进行了深入研究。但是结合辽宁省的实际情况，揭示通过贸易结构的调整减少二氧化碳排放途径的研究还是空白。因此，本文将客观评估和定量分析辽宁省出口贸易与碳排放量的关系，以期为有关部门制订科学的外贸政策提供参考依据，从而优化对外贸易结构、提高对外贸易质量，促进辽宁省经济又好又快地发展。

二、模型设计和数据说明

1.模型设计

一方面出口贸易为辽宁省创造了巨大的经济效益和大量就业机会，成为辽宁经济增长的重要拉动力量，另一方面也造成了大量的能源资源消耗和碳排放，给辽宁经济的进一步持续健康增长带来了压力。特别是作为主要温室气体的二氧化碳排放直接导致环境污染，不仅会降低本地区人民的生活质量和水平，还是造成气候变暖主要因素，影响生态环境。所以，出口贸易与碳排放二者间应存在一种长期稳定的关系，并且这种关系在经济发展的不同阶段呈现不同的特征。

为揭示二者之间的动态关系，把出口贸易和碳排放作为自变量和因变量，建立计量经济模型：

其中， 表示 时期的碳排放量的对数值，单位是万吨； 表示 时期的出口总额的对数值，单位亿美元。 为常数项， 为回归系数， 为随机误差项。显然，如果式（1）成立，则随机扰动项 是平稳序列。

如果 值为正，表示出口贸易具有“增排”效应，意味着出口贸易的碳排放转移效应假说成立；如果为负，说明出口贸易具有“减排”效应。根据辽宁省的实际情况，出口贸易方式仍属于粗放型，是高能耗、高污染和高排放的。据此，理论预期 为正。

2.数据说明

本模型共涉及两个变量，分别是碳排放量指标 、出口贸易指标 。其中计算碳排放的基础数据、出口贸易总额（亿美元）来源于2012年《辽宁统计年鉴》。辽宁省碳排放量的估算则是利用对数均值迪氏分解法（LMDI）。该方法依据扩展的Kaya恒等式，推导出碳排放量的计算公式为：

其中， 是碳排放总量， 表示能源消费总量， 为 种能源消费的碳排放量， 为 种能源的消费量，表示 种能源在能源消费总量中所占份额； 表示各类能源的排放系数（强度），即消费单位 种能源的碳排放量。

由式（2）可知，要测算出碳排放量，关键要确定各类能源消费的碳排放系数。并由此计算整理出辽宁省1985—2009年的碳排放总量。

根据数据的可得性，本文选取了1985—2010年辽宁省碳排放量及出口总额进行考察，图1反映了1985—2010年辽宁省碳排放量及出口总额的变化趋势。

三、实证结果分析

1.单位根检验

为避免时间序列的“伪回归”，首先对序列进行单位根的平稳性检验，以测度变量是否满足协整检验的前提条件。采用ADF检验法分别对 和 进行单位根检验，以考察其是否存在单位根（见表1）。

由表1可以看出， 和 这2个变量的ADF统计量，分别在10%、5%和1%的显著性水平下不显著，而 和 的一阶差分序列分别在在5%、1%的显著性水平下通过了平稳的显著性检验，所以两个变量的水平序列是不平稳的，而一阶差分序列是平稳的，即为I（1）。

2.协整检验

对序列 和 采用基于残差的E-G两步法进行协整检验，首先对式（1）进行普通最小二乘回归（OLS），得到：

括号中的数字为对应的标准误差项，然后对式（3）的残差序列进行单位根检验（无截距项和趋势项）。得到残差序列t统计值为-4.215，查找麦金农（Mackinnon）提供的临界值表，计算发现t统计值小于1%的显著性水平上ADF临界值-2.661，所以拒绝零假设，即残差序列为稳定序列。进而说明变量 与 之间存在（1，1）阶协整关系，表明二者之间存在长期稳定的均衡关系。由协整方程（3）可知，辽宁省出口贸易值增长率每提高1%，其碳排放量的增长率平均提高0.4069%。这表明，辽宁省的出口贸易规模扩大与碳排放量增加之间关系较紧密。

3.格兰杰因果关系检验

协整检验证实了 与 这两个变量之间存在长期协整关系，但是，这两个变量间的因果关系仍不明确。因此用Granger因果检验分析这两个变量之间具体的因果关系，检验结果见表2。

由表2可知，出口贸易规模的变化是导致碳排放变化的格兰杰原因，这意味着出口贸易在促进辽宁省经济增长和济发展的同时，也带来了碳排放量的增加，表明辽宁省的出口贸易方式是非环境友好型。相反，碳排放不是出口贸易的格兰杰原因，意味着碳排放的增长并没有促进出口贸易的增长。

4.脉冲响应分析

运用脉冲响应分析方法，通过 、 作为内生变量得到的误差项加上一个标准差大小的冲击分别对 、 的影响，可以清楚看到 、 在序列冲击时随着时间的推移产生的影响，如图2所示。在图2中，横轴表示冲击作用的期间数（年），纵轴分别表示 、 的变化程度，曲线表示了脉冲响应函数，代表了各相应变量冲击的动态响应；两侧的虚线是脉冲响应函数加减两倍标准差的值，表明冲击响应的可能范围。

由图2可知，LNC 受自身的脉冲响应当期的效应明显，为0.047018，随后不断减少至第5期的最小值为0.018910，而后又呈微弱的递增趋势，总体来说 LNC对自身的影响是呈正向反馈效应的；给定LNEX一个标准信息冲击，LNEX对LNC的冲击第1期为0，LNC在第2期开始反应，而后不断增强，至第5期达到最大为0.053107，随后反应强度不断减少，直至达到最小值，总体来看LNEX对LNC的单位冲击具有持续的正效应，长期趋近0.049579；LNEX对自身的单位冲击的响应具有长期的正效应，当期的效应明显，为0.125662，在第2期达到最小值，之后开始递增，到第5期达到最大值后又开始递减，总体稳定在0.12的水平上；LNC对LNEX的单位冲击第1期为0.037846，第2期达到了最大值，为0.061594，而后递减，但是总体LNC对LNEX的单位冲击具有持续的正效应，长期趋近0.046918。

四、结论与对策建议

1.结论

首先，辽宁省碳排放量和出口贸易之间存在长期的协整关系，出口贸易的弹性系数为0.4069，这表明，长期以来，出口贸易的增长导致了碳排放的增加。说明辽宁省出口贸易每增加1%， 碳排放增加0.4069%。

其次，从辽宁省碳排放和出口贸易两变量间的因果关系来看，出口贸易是碳排放的格兰杰原因，但是碳排放不是出口贸易的格兰杰原因，表明辽宁省出口贸易在推动经济增长的同时，也使得碳排放量不断增加，这种结果与辽宁省高能耗的粗放式外贸增长方式有关，高能耗产品出口增长对能源消费有很强的依赖性，这种增长方式制约了辽宁省经济的可持续健康发展。

第三，辽宁省碳排放和出口贸易两变量间的脉冲响应来看，碳排放对出口贸易的响应由零变为正，而后不断增强，至第5期达到最大值，后虽减小，但影响持续为正；出口贸易对碳排放的响应在第2期就达到了最大值，而后递减，但具有持续的正效应。

2.对策建议

目前，辽宁省出口贸易产品结构总体看还很不合理。全省出口的29种商品中除去食品外，初级产品尤其是能源类产品和高耗能产品占据了较高的比例。显然，这些产品尤其是能源类产品在单位附加值出口中负载了更多的能耗。这种贸易方式大量消耗国内的能源和资源，直接导致了能源消费总量的上升，加大了辽宁省节能减排目标实现的难度，而这种由贸易所引发的能耗量和碳排放量，不利于辽宁省出口贸易的可持续发展。因此，有关部门应采取积极措施，对这些高耗能产品的出口进行适当的控制和积极的引导。首先，优化出口产品结构，进一步降低低附加值产品、能源类产品、化工原料、重化工产品等的出口比重，增加高附加值产品及低能耗产品出口比重。其次，优化能源消费结构，促进出口企业进行技术改造，提高能源使用效率，降低出口产品生产的能耗。第三，构建完善的绿色贸易政策体系。对现有贸易政策体系进行改革，探寻一种健康的贸易增长方式，建立绿色贸易体系，如绿色投资政策、环境关税政策、承接发达国家和地区产业转移时一些高耗能项目的准入制度等。

[参考文献]

[1]朱启荣.山东省出口贸易与能源消费关系的实证分析[J].山东财政学院学报（双月刊），2007（3）：65-68.

[2]刘强，庄幸，姜克隽，韩文科.中国出口贸易中的载能量及碳排放量分析[J].中国工业经济，2008（8）：46-55.

[3]许广月，宋德勇.我国出口贸易、经济增长与碳排放关系的实证研究[J].国际贸易问题，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：数字贸易与数字经济的关系范文

关键词：对外贸易结构 经济增长 协整分析

改革开放以来，浙江作为我国东部沿海最发达的省份之一，其经济总量、对外贸易均出现高速增长的态势。浙江省GDP总值由1978年的123亿元增长到2009年的22832亿元，年均复合增长率为17.7%。同期，进出口总额从0.7亿美元增长到1877.3亿美元，年均复合增长率为28%。浙江对外贸易高速发展过程中，呈现出与其他省份不同的特点，具体表现在：浙江省贸易顺差较大、民营企业出口在浙江对外贸易发展中作用较强、一般贸易强于加工贸易发展。这些不同于其他省份的外贸发展特点和对外贸易结构对经济增长的影响如何？对这一问题的研究对于在后危机时代浙江省制定对外贸易政策有着重要的指导意义。

一、浙江外贸结构分析

（一）浙江外贸在全国外贸中的地位

改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，在全国外贸中所占比重迅速提高。1978-2009年，浙江省的出口贸易总额占全国出口贸易总额的比重大体上呈现出逐步提升（1978-1993年）、快速增长（1994-2004年）和稳步发展（2005年至今）三个阶段。1978年浙江省的出口总额占全国出口总额比重仅仅为0.5%，之后逐年增加，至1992年增长为4.5%。从1994年开始，浙江外贸出口总额在全国出口贸易中的比重超过5%，浙江外贸出口呈现出快速增长的态势。2005年，浙江外贸出口在全国所占的比重首次超过了10%，之后浙江外贸出口步入稳步发展阶段，在全国外贸出口中所占的比重在10%-11%之间。

相比浙江外贸出口的快速增长，浙江外贸进口发展相对缓慢，在全国所占的比重也较小。1978年浙江外贸进口在全国的比重仅为0.1%，一直到1990年这一数字才上升到1%。2007年，浙江外贸进口在全国的比重才超过5%。

（二）浙江外贸出口方式

一般贸易出口一直是浙江外贸的主要贸易形式，也是浙江外贸有别于全国及沿海主要省市的典型特征。1995年，一般贸易出口在浙江外贸出口中所占的比重为77%，之后虽然有所下降，但是一般贸易出口的比重都在70%以上。2002-2004年，一般贸易出口在浙江外贸出口中所占的比重更是高达80%以上。之后，又开始下降，2009年一般贸易出口所占比重重新回到80%以上。

（三）浙江外贸出口主体分析

1995-2009年，浙江国有企业出口比重逐年下降，而三资企业和民营企业出口比重逐年上升。特别是民营企业出口在浙江外贸出口中所占比重增长较快。加入世界贸易组织之前，浙江民营企业出口在外贸出口中的比重有所反复，从2002年开始，民营企业出口增长迅速。2003年，国有企业、三资企业和民营企业出口基本各占1/3。2004年，浙江民营企业出口占浙江出口比重超过了40%，浙江出口主体结构演变为民营企业、三资企业和国有企业的出口格局。2008年，民营企业出口占浙江出口的比重超过了50%，占据浙江出口的半壁江山。

二、数据与实证模型

（一）数据选取

由于民营企业的系统出口统计数据是从1995年开始的，考虑到数据分析的一致性，本文选取1995-2009年间浙江对外贸易和经济增长的数据进行分析。经济增长数据用浙江GDP来反映，来源于浙江统计年鉴。外贸结构数据主要从三个方面说明，外贸进出口额结构、外贸出口方式和外贸出口主体，数据主要来自于浙江统计年鉴和浙江商务年鉴。考虑到外贸出口价格指数较难获取，因此本文数据均采用当年价格。为了消除数据可能存在的异方差，本文对外贸和经济增长数据均进行了对数化处理，处理之后的变量分别为LNGDP、LNEX、LNIM、LNEXGT、LNEXPT、LNS、LNF、 LNP，分别表示GDP、外贸出口额、外贸进口额、一般贸易出口、加工贸易出口、国有企业出口、外资企业出口、民营企业出口的对数变量。

（二）模型建立

为了考察外贸结构对浙江经济增长的影响，本文建立如下三个模型：

公式1主要考察了进出口贸易对经济增长的影响，公式2主要考察一般贸易出口与加工贸易出口对经济增长的影响，公式3主要考察国有企业、外资企业和民营企业出口对经济增长的不同影响。

三、实证检验结果

对时间序列数据进行分析之前，首先需要对时间序列变量进行平稳性检验。如果时间序列变量水平值是平稳的，则可用普通OLS回归。如果时间序列变量水平值不平稳，则需要运用协整检验考察时间序列变量是否存在长期的协整关系。因此，本部分首先对变量的平稳性进行检验，其次运用Johansen极大似然估计法对变量之间的协整关系进行检验，如果存在长期稳定的关系则对方程进行回归。

（一）变量平稳性检验

本文主要运用ADF检验方法对变量的是否平稳进行检验。检验结果表明，变量水平值的ADF结果均小于10%的临界值，说明这些变量均为非平稳序列。对变量进行一阶差分处理之后，LNEX和LNS的检验值在90%的置信水平上显著，其他变量均在95%的置信水平上显著，表现出平稳的特性，说明这些变量均为一阶单整序列，满足协整检验的前提。

（二）协整检验

为了考察变量之间是否存在长期关系，本部分对三个方程的变量进行Johansen协整检验。协整关系检验结果表明，虽然各个变量的发展路径不同，在发展过程中会有一些波动，但长期来看，浙江国内生产总值与进出口之间存在唯一协整关系，浙江国内生产总值与一般贸易出口、加工贸易出口也存在唯一协整关系，浙江国内生产总值与国有企业出口、外资企业出口和民营企业出口也存在长期稳定的关系。

（三）回归结果

由于三个方程的变量之间存在唯一协整关系，因此为进一步考察贸易结构对浙江经济增长的具体影响，需要对三个方程进行OLS回归。方程1的回归结果为：

从方程1的回归结果可以看出，出口和进口的回归参数均为正数，说明进出口增长均对浙江经济增长产生了正向影响。回归后的具体参数表明，进口对经济增长的影响大于出口对经济增长的影响，因此长期来看，需要重视进口对浙江经济增长的促进作用。

方程2的回归结果为：

从方程2的回归结果看，一般贸易出口和加工贸易出口对浙江经济增长的影响为正，但是加工贸易出口对经济增长的影响大于一般贸易出口对经济增长的影响。

从方程3的回归结果看，从长期来看，外资企业出口对经济增长的影响最大，而国有企业出口对经济增长的影响非常有限，民营企业出口对经济增长的影响在统计上并不显著。

四、政策建议

长期来看，从进出口结构看，进口对经济增长的促进作用大于出口对经济增长的促进作用；从贸易方式看，加工贸易出口对浙江经济的促进作用大于一般贸易出口对经济增长的促进作用；从贸易主体看，外资企业出口对浙江经济增长的促进作用最明显。

第一，为了维持经济增长与对外贸易之间相互促进的长期均衡关系，浙江应继续推进进出口贸易的均衡发展，重视进口贸易对经济增长的促进作用，增加中间产品的进口，提高进口产品的技术外溢效果。

第二，浙江省要加大出口贸易的发展，更需重视优化出口贸易结构，促进出口贸易对经济增长作用的发挥。

第三，鼓励外商投资企业出口。浙江外商投资企业出口仍有一定的发展空间，鼓励外商投资企业出口，关键是要发挥外商投资企业出口对技术进步和技术效率的促进作用，从而促进浙江生产率的提高。

参考文献：

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

velopmentEconomics，1983

[2]高峰，范炳金，王金田.我国进出口贸易与经济增长的关系――

基于误差修正模型的实证分析[J].国际贸易问题，2005（7）.

[3]张丽华.湖北省对外贸易与经济增长关系的实证分析[J].国

际贸易问题，2008（5）.

[4]魏林.安徽省出口贸易与经济增长关系的协整分析[J].经

第6篇：数字贸易与数字经济的关系范文

关键词：FDI；ELG假说；VAR模型；协整分析

中图分类号：F740；F062.9文献标识码：A文章编号：1001-6260（2008）02-0055-08

一、问题的提出

自从新古典贸易理论提出发展中国家应采取出口贸易导向经济增长（ELG：ExportLed Growth）的政策发展经济以来，ELG假说一直成为关注的焦点。大量的研究文献针对不同国家和地区，运用不同的模型与分析方法，得出了不一致的结论，因此直到现在对ELG假说检验的研究仍在延续。此前的文献综述见包群等（2003）。

已有的文献主要分为两类，一类是跨国数据的横截面分析，另一类是对单个国家的分析，所使用的分析方法是OLS回归、协整方法和因果检验。如果发现代表出口的变量与产出的变量存在显著的正相关关系，则支持ELG假说。

跨国数据分析中采用OLS和协整回归方法，增加一些相关变量来分析出口贸易与经济增长之间的关系。Balassa（1978）采用11个半工业化国家在1960―1966年和1966―1973年期间的数据，协整分析结果表明实际GDP增长率和实际出口增长之间存在显著正相关关系。并且对同样的数据增加劳动力增长率、国内投资占产出的比例和外资所占比例等变量，运用OLS回归结果支持ELG假设。Feder（1982）、Dollars（1992）等的研究也支持ELG假设。

近年来对于单个国家数据主要分析出口贸易和经济增长的关系。模型设定和选择的变量不同会导致不一致的结论。Chow(1987)利用年度数据，建立双变量的VAR模型研究8个新兴工业化国家和地区1960―1984年实际制造业出口与产出之间的关系，因果检验发现，墨西哥支持ELG假说，阿根廷不存在因果关系，而巴西等其他国家存在双向的因果关系。Dhawan和Biswal（1999）在考虑了贸易条件变量的基础上，利用协整分析研究了印度1961―1993年实际GDP与实际出口的关系，发现ELG不存在长期稳定关系。

1978年以后，中国推行改革开放政策，出口的增加导致了国内生产总值的迅速上升。在这种背景下，许多学者开始研究中国经济是否是出口导向型增长，这类代表性的文献有杨全发和舒元（1998）、沈程翔（1999）、Shan和Sun（1998）等。

一般文献从理论上都认为出口贸易能促进经济增长，但是在ELG假说上都存在以下问题：（1）数据结构。运用跨国数据时并没有考虑不同国家的特殊性，而是假设所选取的国家具有共同的经济结构和相似的生产技术。事实上，国家之间不仅在体制、政治与经济结构方面存在差异，而且对外部冲击的反应也不一样，所以当选取不同的国家作为分析的对象时，可能会导致虚假的结论。(注：Michaely（1977）指出，如果出现了“临界影响”问题，我们就不能认为所有国家一律都存在显著性正相关关系；Moschos（1989）在一个用截面数据的生产函数分析中发现了一个临界转变点，得出结论：存在这样一个临界点，在欠发达的国家产出增长主要受出口增长和资本形成的影响。)（2）计量方法的选择。OLS回归会出现数据序列不平稳而存在伪回归，而协整方法只是说明了两者存在长期的影响关系，它们都不能说明两者之间的导向因果关系和动态反应。（3）变量的选择。出口贸易与经济增长的回归结果可能与其它解释变量相关，比如投资占GDP的比重、人口的增长率、国外居民收入，但是却没有考虑FDI对出口贸易与经济增长的影响，于是就出现了模型设定的问题。

本文从实证研究的分歧入手，阐述了FDI与ELG假说的关系，将FDI纳入ELG假说检验框架中，利用中国季度数据，建立一个包括三变量的VAR和误差修正模型检验中国ELG假说命题。

二、FDI与ELG假说的理论分析

Romer（1990）认为，考虑内生经济增长的决定因素后生产率对产出的冲击效应有加强的趋势，而且这种效应是持久的，因此度量生产率冲击成为学者关注的焦点，经济开放度一直被认为是影响劳动生产率的主要因素之一，这里主要讨论经济开放与经济增长的关系。

经济开放包括出口贸易开放度的提高和FDI的流入。出口贸易对生产率增长具有显著的作用：（1）对国内企业的外部性。Feder（1982）的模型显示，出口贸易具有极强的外部性效应，贸易开放度的增加不仅允许更加有效率的厂商进入到出口市场，而且出口厂商会通过管理模式和改进的生产技术对非出口商的生产率产生正的影响。（2）带来规模效应。新古典增长理论认为，贸易开放度促进经济增长的渠道主要来源于贸易开放带来的规模经济效应，提高了劳动生产率（Krugman and Helpman,1985）。（3）提高资源配置效率。一些学者认为贸易开放度会通过提高国内的资源配置效率来实现经济增长，比如贸易开放能够加大国内投资率（Levine and Renelt,1992）、促进资本形成（Vamvakidis,2002）等。（4）扩展国际市场的需要。Mello (1997)指出，贸易开放度的增加有利于缓解国外汇率和国内市场的限制，更加容易接近世界市场和吸收国际前沿技术。此外内生增长模型强调出口可以带来更加长期的经济增长率,这是由于它提高了国家技术创新的速度和不断从国外学习新技术(Lucas,1988；Grossman and Helpman,1991；Edwards,1992)。根据上述理论基础，许多实证研究都证实出口贸易促进经济增长，即ELG假说成立。

检验ELG假说的研究专注于特定的国家，忽视了国家之间的联系，即FDI的流入对生产率的影响。自由化不仅包括贸易的扩大，同时也促进了资本的流入（Edwards,1993）。(注：Edwards（1993）指出，自由化的过程提高了开放度，从而促进了经济增长，开放度的度量必须考虑贸易开放度的增加和资本的流入。)江小涓(2002)发现，FDI在中国经济增长中存在着资本效应和外溢效应两方面的作用，中国GDP每增加一个百分点，就有19.3％是由FDI贡献的。两者之间的正相关关系已经被许多学者所证实（赵凌 等，2001；沈坤荣和耿强,2001；等等），主要通过以下途径来实现：（1）技术转移效应。跨国公司是国际技术转移的主要渠道，FDI通过技术外溢效应提高劳动生产率（Borensztein，1998）。（2）产业联系。白雪梅（1999）研究发现，FDI能够刺激国内部门的增长，这种产业联系既包括前向联系，如为当地企业提供中间投入，也包括后向联系，如从当地购买投入品，很明显，FDI所产生的这种诱导性要素需求，将对国内部门产生多方面的需求，由此对国内投资、产出和就业产生乘数和加速作用。（3）外部性。黄新飞和刘登（2005）指出，FDI企业通过R&D比国内企业具有更高的生产率，生产率的差异可以导致国内企业采用新技术，这就产生了生产率的外部性。

经济开放的过程不仅扩大了出口贸易，而且还增加了FDI的流入。许多学者都证明出口贸易与FDI存在正向关系。Ahmall和Kwan（2001）的模型表明，跨国公司在寻求利润最大化的过程中，必须提高发展中国家的劳动生产率，其主要途径就是增加对发展中国家的直接投资和研究与开发资金，相应地提高了贸易开放度，用Granger法分析两者存在很强的因果关系。刘恩专（1999）总结了贸易与FDI的关系有四个方面：（1）贸易替代效应。作为跨国公司国际化渐进过程（从贸易到FDI的结果）,FDI与贸易存在着相互替代的线性联系。（2）贸易创造效应。小岛清(1987)认为，FDI作为先进生产函数的转移会带来成本的降低和效率的提高，因而从长远和整体来看，FDI会创造新的贸易需求，推动东道国向母国的出口贸易。（3）贸易补充效应，FDI往往要带来维修等后续支持性活动的发展，从而促进和增加了贸易机会。（4）市场扩张效应。对外投资可增强母公司的总体竞争力，扩大总销售量，其出口随着子公司对资本品、中间品需求的增加而扩大，从总量分析和行业分析结果都可以说明FDI对东道国出口具有显著的带动作用。Hill（1990）的研究认为FDI增加了东道国进口量。赖明勇等（2003）从直接影响和间接影响两方面考虑FDI与贸易的关系，并用1979―2000年的年度数据证明FDI与中国出口总额存在长期协整关系。

改革开放以来，中国的FDI迅速增长，从1993年开始中国已经连续多年成为世界上吸收FDI最大的发展中国家。FDI的快速增长带来了中国贸易总额的大幅度增加。在国际资本流动非常显著的今天，只将贸易作为开放度的度量可能会引发错误的结论（Goldberg and Klein,1999）。大量实证文献集中于出口贸易而忽视资本流动时，资本流动在经济开放中对经济的促进作用却得到了大部分学者的肯定。越来越多的证据显示FDI对经济的影响是多种渠道的。在贸易开放的过程中势必会带来FDI的增加，而FDI同时也会对贸易开放和经济增长产生影响。因此，本文通过建立VAR模型进行分析，将出口贸易和FDI作为开放度的度量指标，检验ELG假说以及FDI、出口贸易和经济增长的因果关系。

三、VAR模型的计量分析

根据上面的分析,当期的经济增长率与滞后期的经济增长率相关,并且受到生产率的影响。贸易开放度和FDI影响劳动生产率和经济增长率,贸易开放度与FDI存在互相促进的关系。这里建立VAR模型研究贸易开放度、FDI与中国经济增长的关系。

（一）数据的选取和单位根检验

根据研究目的，我们选择出口贸易总额(EXP)、FDI和国内生产总值（GDP）作为变量，数据采用季度时间序列，样本期从1994年第一季度到2004年第四季度，共44个样本数据，FDI季度数据来源于刘莉亚（2004）。国内生产总值来源于陈玉宇和谭松涛（2004）。季度汇率采用三个月的汇率平均值，汇率和出口贸易的季度数据来源于中国资讯行网站，贸易开放度（OPE）用出口贸易额除以国内生产总值的比值。

我们利用ADF方法对变量的对数进行单位根检验，依据经济意义、数据轨迹图选择合适的检验方法，选择适当的滞后阶数使回归残差尽可能地接近白噪声。结果见表1。

从表1中可以看出，各变量序列都存在单位根，它们的一阶差分都在10％的显著性水平下拒绝了单位根假设，从而各变量的序列都是I(1)过程，于是我们可以进行协整分析。

（二）协整分析

我们用Johansen(1988)法分析LnGDP、LnFDI和LnOPE的协整关系。协整变量具有线性趋势并且有截距项和时间趋势，综合AIC和SC等信息选择滞后3期，具体协整检验见表2。

1.ELG假说的协整分析

括号内数字表示各个系数的t统计量， LnOPE和LnFDI的系数都显著进入协整方程，而时间趋势系数没有通过显著性为10％的检验。在长期稳定关系中，出口贸易开放度与FDI都显著地促进了中国经济增长。出口贸易开放度每增加1％会引发中国经济长期增长0.83％，说明中国的数据支持ELG假说。FDI每增加一个百分点，中国经济可增长0.08％。

2.FDI与出口贸易开放度的长期关系

协整变量具有线性趋势并且有截距项，综合AIC和SC等信息选择滞后1期，见表3。

在1％的显著性水平上三个变量之间存在一个协整关系，协整向量为：

在长期关系中，出口贸易开放度与FDI呈正向关系，FDI每增加一个百分点，中国出口贸易开放度增长0.87％，这说明我们将FDI纳入ELG分析是正确的。

（三）误差修正模型

通过对变量进行协整分析，可以发现变量之间的长期均衡关系，但是无法得知这些变量的短期动态关系，误差修正模型可以解决这个问题。根据Granger定理，一组具有协整关系的变量具有误差修正模型的形式。因此在协整检验的基础上建立误差修正模型，研究经济增长与出口贸易开放度、FDI之间的短期动态关系,省去系数不显著的变量，误差修正模型为：

误差修正项的系数为-0.09，模型具有反向修正的机制，表明短期内的非均衡状态逐渐向长期的均衡状态趋近。说明保持协整关系的稳定，即提高FDI和出口贸易开放度会提高经济增长率。

滞后一期至三期的经济增长率对于当期经济增长率的效应分别为-0.91、-0.95和-0.94，滞后经济增长率降低了当前经济增长率，本文认为，由于中国经济增长模式仍然处于粗放型方式，高能耗的经济的增长模式影响了经济可持续发展。上一期的出口贸易开放度降低了本期的经济增长率，系数为-0.07，同样，FDI的变化率对于当期经济增长具有促退效应，系数为-0.22。出口贸易开放度、FDI对经济增长率的效应在长期和短期内是不一致的，短期提高出口贸易开放度和FDI的变化率降低了经济增长率，长期提高出口贸易开放度和FDI的变化率会提高经济增长率，并且这种影响机制从短期非均衡逐渐趋近于长期均衡状态。

（四）脉冲响应和方差分解

为了刻画出口贸易开放度、FDI和中国经济增长三者之间的动态影响，我们以向量自回归模型为基础，利用脉冲响应函数建立经济增长对FDI、出口贸易开放度的冲击反应模型。脉冲响应函数反映的是在扰动项上加上一个单位标准差大小的新信息冲击（innovation）对内生变量的当前值和未来值所带来的影响。图1至图3为脉冲响应分析的结果图。

（1）FDI对经济增长的冲击效应。FDI对经济增长的冲击一直存在正向效应，而且正向效应呈递增趋势，长期而言，FDI对经济增长的效应最大。这是因为FDI通过技术外溢和扩大贸易开放度等途径提高外资企业和内资企业的劳动生产率，从而提高整个经济的生产率，促进长期经济增长。

（2）出口贸易开放度对经济增长的冲击效应。出口贸易开放度对经济增长的冲击作用存在正向效应，一开始正向效应呈递增趋势，到第三期后开始下降，此后第七期达到最大效应。就长期而言，出口贸易对经济增长的促进作用具有递增趋势，这说明出口贸易对中国经济增长的促进作用十分明显，这一结论同样验证了出口贸易导向经济增长的假说命题成立。

（3）FDI对出口贸易开放度的冲击效应。FDI对出口贸易开放度的冲击作用一直是正向效应。正向效应开始逐渐增大，到第二期达到最大，说明在1-2年内FDI的流入会刺激贸易开放度的扩大。此后这种效应呈下降趋势，长期而言趋于平稳。因此FDI对出口贸易开放度的促进作用非常明显，中国的FDI具有极大的出口贸易效应。

从图1至图3可以看出，出口贸易开放度对中国经济增长起正向作用，而FDI因自身波动对经济增长的作用不一定。Sims（1980）运用方差分解法，通过求解扰动项对向量自回归模型预测均方误差的贡献度，可得到各类因素对经济增长的冲击作用，方差分解见表4至表6。

现阶段中国经济增长的变动中，大约有10.79％的波动可以由出口贸易开放度的波动来解释，大约有4％的波动可以由FDI的波动来解释，剩下85％的波动由自身的波动来解释。随着开放的不断深入，出口贸易开放度和FDI对经济增长的解释力度逐步加大，分别增加至36％和6％，两者作为影响中国经济增长的因素不可或缺。

从出口贸易开放度的变动来看，中国经济增长的波动是主要影响因素，可以解释18.42％的出口贸易开放度的波动，FDI只能解释0.55％的波动。而从FDI的波动来看，出口贸易开放度能够解释1％的波动，中国经济增长能够解释2.8％的波动。从长期来看，经济增长的波动有接近40％左右可由出口贸易开放度来解释，FDI的解释力度也上升至6％以上。尽管现阶段FDI与出口贸易开放度的波动由双方的波动解释力度不大，但是我们无法忽视两者之间存在互相影响的关系。

（五）因果检验

为了揭示各变量的因果关系，我们采用Granger（1980）提出的因果分析法，对各个变量之间的因果关系进行分析，检验结果见表7。

表7的结果可以表明：出口贸易开放度和FDI都是引起经济增长的Granger原因，同时经济增长是引起两者变化的Granger原因。而FDI与出口贸易开放度互为因果关系。

四、结论

本文在一个简单的分析框架内，将FDI纳入ELG假说检验框架中，利用中国季度数据，建立一个包括三变量的VAR和误差修正模型检验中国ELG假说命题，结果发现：

（1）改革开放以来，中国确实是出口导向型经济增长，即ELG假说命题在中国是成立的。每增长1％的出口贸易开放度，会引发经济长期增长0.83％。利用脉冲响应模型和方差分解可知，出口贸易开放度是影响中国经济增长波动的主要因素，长期而言出口贸易开放度对中国经济增长的促进作用有递增的趋势。

（2）FDI是促进中国经济增长的另一个因素。FDI每增长1％可拉动长期经济增长0.08％。FDI受到自身变化的影响，对中国经济增长的作用并不稳定，FDI是引发中国经济增长的Granger原因。

（3）FDI与出口贸易开放度互为因果关系，FDI可以促进出口贸易开放度的增长，中国的FDI具有长期的出口贸易效应，两者的变化均可由对方互相解释。

参考文献：

白雪梅. 1999. 我国对外开放与经济增长因果关系的实证研究［J］. 数量经济技术经济研究（11）.

包群,许和连,赖明勇. 2003. 贸易开放度与经济增长：理论及中国的经验研究［J］. 世界经济（1）.

陈玉宇,谭松涛. 2005. 稳态通货膨胀下经济增长率的估计［J］. 经济研究（4）.

黄新飞,刘登. 2005. 跨国公司在华R&D的影响因素分析：一种双头垄断市场下的模型分析［J］. 科研管理（1）.

江小涓. 2002. 中国的FDI经济：对增长、结构升级和竞争力的贡献［M］. 北京:中国人民大学出版社:23-26.

赖明勇,许和连,包群. 2003. 出口贸易与经济增长：理论、模型及实证［M］. 上海:上海三联出版社:134-136.

刘国专. 1999. 外商直接投资的出口贸易效应分析［J］. 当代经济科学（2）.

刘莉亚. 2004. 新兴市场国家（地区）金融危机理论研究［M］. 上海:上海财经大学出版社：:268-273.

沈程翔. 1999. 中国出口导向型经济增长的实证分析：1977―1998［J］. 世界经济（12）.

沈坤荣,耿强. 2001. 外国直接投资、技术外溢与内生经济增长：中国数据的计量检验与实证分析［J］. 中国社会科学（5）.

小岛清. 1987. 对外贸易论［M］. 天津：南开大学出版社：46-48.

杨全发,舒元. 1998. 中国出口贸易对经济增长的影响［J］. 世界经济与政治(8).

赵陵,宋少华,宋泓明. 2001. 中国出口导向型经济增长的检验分析［J］. 世界经济（8）.

AHMALL J, KWAN A C. 2001. Casuality between exports and growth: empirical evidence ［J］. Africa Economics Letters,378:243-248.

BALASSA B. 1978. Exports and economic growth ：further evidence［J］. Journal of Development Economics,5:181-189.

BORENSZTEIN E. 1998. How does foreign direct investment affect economic growth［J］. Journal of International Economics,45:115-135.

CHOW P. 1987. Causality between export growth and industrial development: empirical evidence from the NICs ［J］. Journal of Development Economics,26:55-63.

DHAWAN U,BISWAL B. 1999. Reexamining exportled growth hypothesis: a multivariate analysis for India［J］. Applied Economics,31:525-530.

MELLO D. 1997. Foreign direct investment in developing countries and growth：a selective survey［J］. The Journal of Development Studies,34:1-34.

MICHAELY M. 1977. Exports and growth: an empirical investigation ［J］. Journal of Development Economics, 4:49-53.

DOLLARS D. 1992. Outwardoriented developing economics really do grow more rapidly：evidence from 95 LDCs 1976-1985［J］. Economic Development and Cultural Change,27:523-544.

EDWARDS S. 1992. Trade orientation, distortion, and growth in developing countries ［J］. Journal of Developing Economics,39:31-57.

EDWARDS S. 1993. Openness,trade liberation and growth in developing countries［J］. Journal of Economic Literature,31:1358-1393.

FEDER G. 1982. On exports and economic growth［J］. Journal of Development Economics,12:59-73.

GOLDBERG S,KLEIN W. 1999. International trade and factor mobility：an empirical Investigation ［J］. Quarterly Journal of Economics,146：557-586.

GROSSMAN G,HELPMAN W. 1991. Innovation and growth in the global economy［M］. Cambridge,Mass:MIT Press:24-29.

HILL H. 1990. Foreign direct investment and east Asian economic development［J］. AsianPacific Economic Literature,4:21-58.

JOHANSEN S. 1988. Stasitical analysis of cointegration vectors［J］. Journal of Economic Dynamics and Control,12:231-254.

KRUGMAN P,HELPMAN E. 1985. Market structure and foreign trade［M］.Cambridge,MA:MIT Press:47-51.

LEVINE R,Renelt D. 1992. A sensitivity analysis of crosscountry growth regressions［J］. American Economic Review,82:942-63.

LUCAS R E. 1988. On the mechanics of economic development ［J］. Journal of Monetary Economics,22:3-42.

MOSCHOS D. 1989. Export expansion, growth and the level of economic development: an empirical analysis［J］. Journal of Development Economics,30: 93-102.

ROMER P. 1990. Endogenous technological change ［J］. Journal of Political Economy,98：71-102.

SHAN J,SUN F. 1998. Exportled growth hypothesis for Australia: an empirical reinvestigation［J］. Applied Economics Letters,5:423-428.

SIMS C A. 1980. Macroeconomics and reality ［J］. Econometrica, 48：1-48.

VAMVAKIDIS A. 2002. How robust is the growthopenness connection? historical evidence［J］. Journal of Economic Growth,7:57-80.

Test of the Hypothesis of ExportLed Growth in

China Based on VAR Model

HUANG Xinfei ZHANG Na2

注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。”（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：数字贸易与数字经济的关系范文

[关键词]电子商务避税原因反避税建议

20世纪90年代中期以来,电子信息技术的迅猛发展和互联网的普及，形成了一个高效、便捷的全球性电子虚拟市场，十多年来，全球电子商务呈爆炸式地迅猛发展。据国际著名咨询公司Forrester估计，到2007年全球电子商务市场将会达到8.8万亿美元，占全球零售额的18%，年平均增长率在30%以上。一方面，电子商务的发展给世界经济注入了新的活力;另一方面，电子商务改变了传统的贸易形态，打破了由传统税收法律解决税收及相关问题的平衡状态，产生了新的避税问题，对各国税制造成了很大冲击。如不及时加强对电子商务避税问题的研究并制定相应的对策，将会损害我国税收利益，减少我国税收收入。

一、电子商务避税的原因

电子商务的飞速发展，网络交易急剧膨胀，使以无纸化、无址化、无形化、无界化、虚拟化为特点的电子商务成为企业避税的温床。要规制电子商务活动中出现的避税行为，首先要弄清电子商务活动避税的原因:

1.电子商务的直接性和非中介化特点，使常设机构的概念受到挑战

传统的税收是以常设机构（即一个企业进行全部或部分经营活动的固定经营场所）来确定经营所得来源地。而电子商务是完全建立在一个虚拟的市场上，企业的贸易活动不再需要原有的固定经营场所、商等有形机构来完成，大多数产品和劳务的提供也不需要企业实际出现，仅需要一个网站和能够从事相关交易的软件。分处不同国家的当事人之间通过国际互联网络可以直接在计算机上完成谈判、定货、付款等交易行为。电子商务完全打破了空间界限，使传统意义上的固定营业场所的界限变得非常模糊，因此在电子交易环境下的常设机构便很难判断。从而使我国以物理存在标志为行使条件的来源地征税管辖权受到规避，必然造成税收大量流失，严重威胁我国的财政收入。

2.电子商务的无形化特点，使纳税主体难确定

传统方式下交易双方明确，确立纳税义务人较为容易。但在互联网上网址并不对应现实世界的地址，网站名称与设立人的地址或所有者身份并无必然一致性。因此电子商务下的纳税主体呈现多样化，模糊化和边缘化等特征。传统的税制是以属地、属人原则确定管理权的，而现行电子商务的发展使经济活动与特定地点的关系弱化，从而对通过互联网提供的贸易或服务很难控制和管理。由于消费者可以匿名，制造商可以匿其居住地，因而电子消费很容易隐藏。如此网络交易纳税人势必利用电子商务主体难以确定的特点进行避税。

3.电子商务数字化商品的性质，造成交易环节模糊不清

随着现代信息通讯技术的发展，书籍、报刊、音像制品等各种有形商品的计算机软件、专有技术等无形商品,以及各种咨询服务，都可以通过数据处理而直接经过互联网传送，按照交易标的性质和交易形式来区分交易所得性质的传统税法规则，对网上交易的数字化产品和服务难以适用。对一些不易划清名目的所得，纳税人可以利用各国采用的税率种类和税率高低的差别规避高税负。例如:通过查询计算机数据单元并下载文件而支付的款项对于所得方而言，究竟应归入财产销售所得、财产出租所得、劳务所得或者特许权使用费所得，性质十分模糊。而在实践中，很多税收协定允许来源国以较低的税率对财产租赁所得、特许权使用费,以及某些劳务所得征税,而且适用不用的税率，因而跨国纳税人可以对其所得按最低税率的项目申报,以达到避税目的。

4.电子商务无纸化的特点，侵蚀传统的帐册凭证计税方式，加大了税务稽查难度

在传统贸易方式下，税务机关要进行有效的征管稽查，必须根据非居民企业会计账簿、合同、票据等资料确定企业的营业额及利润，可以从银行获取有关核实纳税人纳税申报表真实性的信息。而在电子商务中，由于认购、支付等都在网上进行，数字合同、数字现金取代了传统贸易中的书面合同、结算票据，削弱了税务机关获取纳税人经营状况和财务信息的能力,且电子商务采用的其他保密措施也将提高了税务机关掌握纳税人财务信息的难度。在某些交易无据可查的情形下，纳税人的申报额将会大大降低，应纳税所得和所征税款都将少于实际所应达到的数量，从而引起国家税收的流失。

综上所述，我国现行税制面对电子商务的挑战漏洞百出，致使一些企业或个人浑水摸鱼偷逃税收。这不但极大地影响了正常的国家财政收入，而且对当前以价格机制为主要调节手段的社会主义市场经济的发展造成不利影响。因此，当务之急就是要完善我国的财税机制，以便和电子商务发展的要求相适应。

二、对我国电子商务反避税的建议

1.完善税法

(1)为了使电子商务有法可依，更好地解决这种新的交易方式给税收带来的问题，应在现行税法中增加有关电子商务的规范性条款。在不对电子商务增加新税种的情况下，对我国现有增值税、营业税、消费税、所得税、关税等税种补充有关电子商务的条款，完善现行税法。

(2)修订公司法、会计法等相关法律、法规，完善对电子商务企业设立、营运的监管措施，促进电子商务企业建立财务会计制度、保存相关资料、办理税务登记、依法办理纳税事项。

(3)在电子商务交易方式下，常设机构、固定场所等有形物理标志已失去标示非居民的经济活动与来源国存在持续性、实质性经济联系的作用，突破传统概念框架寻找新的连结因素，修改常设机构、固定场所等概念用语，代之为“在境内实际从事工商经贸活动”等涵盖性较广的用语。

2.采取有效措施，加强电子商务税收的征管稽查

(1)建立专门网络贸易税务登记和申报制度。对从事电子商务的单位和个人，各级税务机关应做好税收登记工作，使每个从事网上交易的纳税人都拥有专门的税务登记号，这样税务机关就可以对其申报的交易进行准确、及时地审查和稽查。同时，对从事电子商务的企业或个人进行申报时，税务机关可以要求纳税人申报相应的电子商务资料，并由税务机关指定的网络服务商出具有效的证明以保证资料的真实性。上网企业通过网络提供的劳务、服务及产品销售业务应单独建账核算，以使税务机关核定其申报收入是否属实。

(2)加快税务机关自身的网络建设，制定一套基于互联网的税务征管软件。各级税务机关加大投入，尽早实现与国际互联网、网上用户、银行、海关等相关部门的连接。同时设置税务登记备案、年检等可供税务机关下载的标识，使每一位纳税人从事网上交易时，每一条记录自动加上该税务标识，便于税务机关追踪原始记录，实现真正的网上监控和稽查，确保国家税款的不流失。

(3)积极开展电子审计工作。它包括对纳税人的商务软件、支付系统、电子会计系统的审计。会计系统的设计和数据管理是否符合规定，电子数据有无修改，各系统的设计是否一致和平衡，电子交易和电子支付系统是否数据一致，电子发票是否符合实际，纳税申报交易是否与实际交易一致，数据是否隐藏修改等等。

3.加强相关机构之间的合作与协调

(1)加强国际情报交流与协调。要全面详细掌握纳税人在互联网上的经营活动、获取充足的证据，不仅要充分运用国际互联网等先进技术，而且要加强与其他国家的配合和情报交流，特别是应该注意纳税人在避税地开设网址进行交易的情报交流，要防止纳税人利用国际互联网贸易进行避税。

(2)加强与避税地银行的合作。许多避税地国家的银行有着严格的保密制度，使得税务机关的工作受到很大阻碍，因此，我国税务机关应积极争取与相关国家银行的合作。例如：瑞士银行以其极为严格的保密制度著称于世，通常不允许外国财政当局接近瑞士银行帐簿。而美国于1973年与瑞士签订了一份允许美国国内收入局在某些情形下调查瑞士银行帐户的条约。通过这样的合作，美国取得了反国际间重大逃税、避税活动的有效成果。

4.培养面向网络时代的税收专业人才

电子商务与税收征管、避税与反避税、归根结底都是技术与人才的竞争。网络经济时代的税收人才应该是复合型人才，税务机关应加大投入，培养、引进一批既精通税收专业知识、以熟练掌握计算机网络知识和外语适应网络时代的高素质、应用型的税收人才，有效地控制电子商务中的应税活动，使税收监控走在电子商务的前列。

总之，目前我国电子商务还处于发展的初始阶段，虽然电子商务税收征管困难重重，但如果抓住电子商务在我国刚刚起步的时机，未雨绸缪，完善和建立公平、中性、效率等基本税收原则的电子商务税收制度，那将对电子商务的发展起到巨大的推动作用，而且对整个国民经济的发展也将起到举足轻重的作用。

参考文献:

[1]陈建国:《电子商务的国际避税与对策初探》

[2]程永昌、王君:《国际互联网贸易引发的税收问题及对策》

[3]梁平徐晨:《网络贸易与税收对策研究》

[4]伍装:《电子商务税收问题分析》

第8篇：数字贸易与数字经济的关系范文

论文关键词：网络贸易传统国际贸易

网络贸易是指通过计算机网络，如万维网、互联网所进行的贸易或商务活动，整个交易过程包括交易磋商、签约、货物交付、货款收付等大都在全球网络上进行。其交易的产品主要是数字化产品，如金融服务、网上娱乐、售票服务、软件设计、音像书刊、咨询服务、信息传递等；也有实物产品交易，其交易磋商、签约、货款支付在网上进行，实物交付在具体地点进行，即实现“在线交易，离线供货”。网络贸易是将互联网应用到传统国际贸易中，这使传统贸易发生了一定的变化。

一、网络贸易给传统国际贸易带来的影响

网络贸易是对传统国际贸易的挑战，同时给传统国际贸易带来了剧变。这主要体现在以下五个方面：

(一)国际贸易商务场所和运行模式发生根本性变化

在传统的国际贸易中，厂商对产品的营销、谈判、订货、销售、分发、支付等贸易流程的商务活动往往分别在不同的场所行，而网络贸易则把这些国际贸易的商活动集中在网上来进行，即进行以网上营销、网上谈判、网上订货、网上销售、网分发、网上支付等组成的网上国际贸易务，这样也就使得传统国际贸易运行发了实物运行与网络商务运行相结合的国际网络贸易的新变化，从而大大提高了贸易的效率。有人预测，未来30年内，30％的消费支出将通过国际互联网络进行。

国际互联网的发展使各种贸易形式数字化，信息以电子化的方式很容易被复制和传播，从而开辟一个全新的网上贸易市场。网络贸易迅速快捷、费用低、信息量大，甚至可以使人们看到实物照片和录像资料。通过国际互联网，企业能够不受时间与地域限制，买卖双方可以在网上展开询价、谈判等商务活动，实现网上售货或订货，与供货商、批发商、零售商直至最终用户建立密切的联系。这种通过计算机和网络来处理业务文件的技术，可大大提高商贸文件的传输速度，降低文件成本，提高产品的市场竞争能力，带来巨大的社会和经济效益。

(二)国际贸易的主体和客体发生变化

作为国际贸易主体的买者和卖者，由于他们可以从网上获得更多的信息，因此，成为网络人的买者和卖者其搜寻信息和获得信息及根据信息进行决策的流程和方式发生了新的变化，网络贸易的买者和卖者可以跨越中间商直接结合。当然，应该看到的是中间商在网络世界中也必须寻找自己在新的网络市场中的定位。

值得注意的是，一种新的国际贸易主体随着国际网络贸易的发展而产生，这就是专门提供国际贸易信息收集、分析、处理、咨询及交换的网络公司的出现。这种网络虚拟公司相对于传统的国际贸易的卖者和买者可以从信息上操纵、联合更多的国际贸易的卖者和买者，在一定程度上，它可以使国际贸易中的买者和卖者对其产生定的信息依赖。在国际贸易中，国际贸易的客体也发生了新的变化，这就是国际贸易的客体从传统的消费品和生产资料产品的商品贸易与旅游、工程等服务贸易的贸易构成，生长出新的网络信息贸易，其中重要的构成就是电子数据交换。很显然，随着国际贸易主体和客体的变化，它们之间的关系必然发生一定的新变化。

(三)网络贸易削弱了商品和劳务提供音及消费者之间在地理位置上的联系

国际贸易的地理方向发生了从简单的国与国、区域与区域向全球化的转化，网络国际贸易更倾向于为全球范围的贸易选择，使商品或劳务的交易活动由固定场所转移到了没有固定场所的、开放的国际互联网上。传统的贸易体制下，商品的跨国流通一般通过有固定场所的国际性贸易公司来完成，国际互联网的出现使跨国贸易可以不通过贸易公司，而是通过联接世界的国际互联网来完成。只要贸易公司就近与Internet建立连接，就可以方便地通过互联网与该网上的任何经济体建立贸易联系，进行贸易洽谈和交易。

与传统社会相比，网络社会最明显的特点在于全球化趋势。现实世界以地理确定边界，而且网络本身没有边界，网络社会是开放的，没有地域的限制，是一个全球性系统，具有资源共享性。因为国际商务的主要媒体——国际互联网从本质上讲就是全球性的。无论在哪个国家，你只要能够接入国际互联网，就可以方便地使用国际互联网所提供的各种服务，享用国际互联网上庞大的信息资源。尽管大家联接国际互联网的方式和程度有所不同，有的企业拥有不间断的计算机联接系统，而另外一些企业或个人则通过调制解调器和公共电话网拨号入网的临时联接方式，还有的通过无线移动通讯网络或卫生网络系统接入国际互联网，但是无论哪种联接方式，都可以实现相同的联接效果，即进入全球市场。

因此，网络贸易的市场范围与传统市场是不同的。传统市场由于受到国界的限制，国际性的产品或商务的商业交换活动很大程度上要受到政府的直接干预。因此，从一国的角度出发，传统市场按地域被分为国内和国外两个市场，这个市场的界限分明。工商企业的发展一般是从国内市场做起或先立足于国内市场，然后再开拓国际市场，因此，从传统的经营概念出发，企业开拓国际市场是国内市场经营活动的跨国界扩展。而通过国际互联网进行的网络贸易使企业从一开始就面对全球市场。

(四)国际贸易经营管理方式发生了重大变化

国际互联网提供的交互式网络运行机制为国际贸易提供了一种信息较为完备的市场环境，通过国际贸易这一世界经济运行的纽带达到跨国界资源和生产要素的最优配置，使市场机制在全球范围内充分有效地发挥作用。这种贸易方式突破了传统贸易以单向物流为主的运作格局，实现“四流一体”，即以物流为依托，资金流为形式，信息流为核心，商流为主体的全新战略，这种经营战略通过信息网络提供全方位、多层次、多角度的互动式的商贸服务。生产者与用户及消费者通过网络使及时供货制度和“零库存”生产得以实现，商品流动更加顺畅，信息网络成为最大的中问商，国际贸易中由进出口商作为国家问商品买卖媒介的传统方式受到挑战，由信息不对称形成的委托一关系与方式发生动摇，贸易中间商、商和专业进出口公司的地位相对降低，引发了国际贸易中间组织结构的革命。

(五)国际贸易制度结构发生了新变化

世界贸易组织按照《服务贸易总协定》，积极推动占全球电讯服务收入95％国家和地区的基础电讯服务市场准入的谈判，达成了《基础电讯协议》。并与世界贸易组织中的43个国家和地区代表达成了《信息技术协议》，这些签字方的信息技术产品贸易额占全球信息技术产品贸易额的92。5％。1997年5月，美国政府宣布了一项互联网免税区的建议，而世界贸易组织第二届部长会议决定不对网络贸易征收关税，这个决定很可能还继续下去，这意味着互联网可能逐步成为全球最大自由贸易区。实际上，《基础电讯协议》、《信息技术协议》、《金融服务自由协议》及世界贸易组织批准的不对网络贸易征收关税等都是促进国际网络贸易发展的制度安排，而这些有利于发展网络贸易的制度安排将减少贸易的“成本”。这样也就使得国际网络贸易比传统贸易得以有更多的贸易创造和贸易增长。相对于旧的、传统的国际贸易制度，这是国际贸易制度的创新，必将促进国际网络贸易的发展。

二、网络贸易引起信息贸易的飞速增长

传统的贸易以实物贸易为主，而网络贸易所带来的深刻变化则更多地表现在无形财产的许可与转让，如计算机程序、游戏、书、音乐、各种图象以及各种可数字化的信息。与传统贸易相比，这类交易虽然也具有销售的特征，但销售的对象却发生了变化。

作为国民经济先导产业的信息产业发展是人类历史上又一次产业革命，在未来的知识经济社会中，知识作为最重要的生产要素，其产生和传递都是通过信息业完成的，因此信息产业将成为未来产业结构中的基础产业，成为带动全球经济发展的火车头。预计到今年，全球信息产业的销售额会超10000亿美元，从而成为全球第一大产业。信息时代的国际贸易迈向信息化是大势所趋，国际贸易的机会也因此而得以增加。随着信息网络技术和电子商务的发展，与传统服务贸易中的服务产品要与生产和消费在时空上保持高度一致不同的是，网络贸易中的服务贸易，服务与生产和消费在时空上有一定的分离，在网络上，光纤通道可以在网上像运输产品一样运送金融、广告、会计、设计、法律咨询、技术咨询、数据处理、文化、教育、医疗等信息化的服务产品，国际信息贸易正从国际服务贸易中分离出来，以一种独立的新的贸易形式出现。国际信息贸易指的是与信息产品和信息服务有关的一切跨国贸易形式和活动。因此，国际贸易将由商品贸易(消费品、生产资料贸易)、劳务贸易、(运输、旅游、工程承包)和信息贸易(技术、信息商品和信息服务贸易)三分天下，而国际信息贸易的发展正是国际贸易商品结构高级化、软件化及国际贸易总量得以不断扩大的动因之一。这主要表现在以下几个方面：

信息技术产品在国际贸易中的比重上升。电子计算机、通讯设备、文化信息设备等信息技术的硬件贸易和相应的软件贸易构成国际信息贸易的主体内容，它们是国际信息贸易的物质形式，也是世界信息经济的基础。

信息内容本身成为可贸易的商品。在信息网络的交互式环境下，宣传品(广告)、电影、电视、录像、书籍、杂志、报纸等产品的贸易，都可以通过网络终端的传输达成交易、网络贸易将向贸易的信息流动的无形形式转化：信息内容的交易可以多次重复进行，无形信息流和有载体的信息流成为国际贸易的对象，拓宽了国际贸易商品概念范畴。

国际信息服务贸易的发展。国际信息服务贸易包括国际技术与管理咨询服务贸易(如工程咨询、法律、财务服务贸易国际经贸信息服务、国际专家服务(如国际教育、医疗专家服务贸易)等，都可通过信息网络的“运送服务”方式进行信息的交流和反馈，“足不出户”即可为全球各地的人们同时提供服务。

第9篇：数字贸易与数字经济的关系范文

【关键词】对外贸易；外商直接投资；经济增长；协整；向量误差修正模型

自2011年3月以来，重庆市政府提出把重庆建设成为内陆开放高地的发展目标，并把开放作为加快重庆发展的根本动力。以“引进来”“走出去”、增强进出口贸易的发展作为带动重庆的产业结构调整、企业体制机制转变、人才结构变化的主要方式。

重庆作为西部大开发的中心城市，是否具有与沿海发达城市一样的出口导向型经济发展模式，重庆市提出以开放促发展的目标是否可行？本文通过对重庆市对外贸易、FDI和经济增长关系的实证研究，来回答上述问题，并试图对其政策目标的有效性进行解析。

一、文献回顾

对外贸易、FDI与经济增长关系的研究，国内外学者研究的方向主要以两两之间的影响关系分析为主，就目前的研究成果而言，可分为以下三个研究方向。

第一，对外贸易（主要是出口）与经济增长的关系研究。对于我国是否是出口导向型经济增长国家，一直有着广泛的争论。Jordan Shan和Fiona Sun（1998）[1]通过利用1987年5月~1996年5月的月度数据进行实证分析，认为我国出口与经济增长之间有双向因果关系；沈程翔[2]（1999）亦有类似结论，他还说明出口和经济增长可以通过进口、投资和政府开支等渠道相互影响；但杜江、刘用明（2004）却得出经济增长对出口影响并不显著的结论。

第二，FDI与东道国经济增长的关系研究。Chuang Chen、Lawrence Chang和Yimin Zhang（1995）[3]从来源、数量和地理分布等方面研究了我国1978年后经济发展中FDI的作用，表明FDI不仅促进了我国的经济增长和固定资产投资的增加，而且改善了国内制造业在全球范围内的竞争力；陈伟国、赵兵（2004），吴涌超（2004），杜江（2002）等都认为FDI对资本形成和积累有积极作用，推动了我国经济的发展，吴涌超还认为FDI与GDP存在因果反馈关系，但两者相互影响的程度不同。

第三，对外贸易、FDI与区域经济增长的关系研究。邓淇中，许陈生[4]（2009）以湖南省数据为样本，何卫仙，孙慧，欧娜[5]（2011）利用新疆的年度数据，均表明FDI、对外贸易和经济增长之间具有长期均衡关系，经济增长与FDI和出口额都有双向因果关系。

纵观目前国内外相关文献，对FDI、对外贸易与经济增长同时进行分析的研究较少，我国不同省市之间的经济发展模式以及发展水平均有很大差异，在不同地区，对外贸易、FDI和经济增长之间的关系有可能是不同的。

二、样本选取及数据预处理

本文选取重庆市1987～2009年的年度数据，数据来源于《重庆市统计年鉴2010》[6]。依据经济学理论和计量经济学分析指标选取的原则，选择了国内生产总值（GDP）作为经济增长状况的衡量指标，选取对外贸易进口（IM）和对外贸易出口（EX）两个指标来反映对外贸易状况，选取外商直接投资（FDI）来衡量国际投资的开放程度。对数据进行汇率折算、并消除了价格变动影响，取对数后分别记为LGDP、LIM、LEX和LFDI；最后，将序列进行一阶差分，分别记为：DLGDP、DLIM、DLEX和DLFDI。

三、计量经济分析

本文以计量经济学的协整理论和VAR计量模型为基础，利用Eview5.0软件对进出口贸易、FDI与经济增长之间关系进行建模。首先进行平稳性检验，之后再进行协整检验。

（一）单位根检验（Unit Root Test）

由于在经济模型中非平稳时间序列之间经常发生“虚假回归”（Spurious Regression），而造成结论无效[7]。所以，对经济变量的时间序列进行协整分析前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。本文在此采取ADF（Augmented Diekey―Fuller）法来检验变量的平稳性。

检验结果表明，原序列为非平稳序列，经过一阶差分后的四个序列为平稳序列。所以，LGDP、LIM、LEX、LFDI～I(1)，即LGDP、LIM、LEX和LFDI是一阶单整时间序列，这就为对时间序列进行协整检验提供了必要条件。

（二）协整检验

由单位根检验知，原序列为不平稳时间序列，因此不能用OLS进行参数估计。协整检验充分利用序列中长期信息找出变量间的长期均衡关系，即协整关系。本文采用基于VAR模型回归系数的Johansen协整检验。

经反复试验，根据AIC、SC准则，我们选取滞后期数为3的VAR模型，对其进行Johansen协整检验，另外由于各变量均存在明显的时间趋势，故用于检验协整关系的模型选择观测序列有线性确定性趋势并且协整方程（CE）仅有截距的类型，检验结果见表2。

根据表1所示，第一行的迹检验统计量大于5%显著水平临界值，因此拒绝原假设，认为存在至少一个长期稳定的协整关系；第二行的迹检验统计量大于5%显著性水平临界值，因此拒绝原假设，认为存在至少两个协整关系；第三行的迹检验统计量小于5%显著性水平临界值，因此接受原假设，认为LGDP、LIM、LEX和LFDI之间至多存在两个协整关系。

根据本文研究的目的，写出以经济增长为被解释变量的协整方程：

协整方程下方括号内的数字为参数估计的t统计值。由协整方程可以看出，对外贸易进口（LIM）对GDP的弹性系数，为-277.2058，对外贸易出口（LEX）对GDP的弹性系数为225.9703，外商直接投资对GDP的弹性系数为53.7688，可以看出对外贸易进口和出口比FDI对经济增长具有更强的影响，外贸进口对经济增长的影响为负，但外贸出口和FDI对经济增长的影响为正。

（三）Granger因果关系检验

从协整检验结果知道四个变量之间存在长期稳定关系，但这种关系是否是一种因果关系，还有待于进一步检验。因原序列不平稳，我们用一阶差分变量，又因Granger因果关系检验依赖于检验回归模型的滞后长度，我们尝试在不同滞后期进行Granger因果关系检验。

检验结果表明，在10%显著水平下，经济增长是长期对外贸易进口和出口的格兰杰因；在滞后2期下，外商直接投资是经济增长和对外贸易进口的格兰杰因；在滞后1期下，对外贸易进口是出口的格兰杰因。

（四）向量误差修正（VEC）模型建立和分析

VEC模型是建立在协整基础上的VAR模型。它不但能够反映时间序列之间的长期均衡关系，也能反映短期偏离的修正机制。由于VEC模型的滞后期是无约束VAR模型一阶差分的滞后期，根据无约束VAR模型最优滞后期为3，故设定VEC模型的滞后期为2，时间序列有确定趋势但协整方程有截距的形式。由对外贸易进出口、FDI和GDP形成的向量误差修正模型为：

根据VEC模型可以发现：LGDP受其自身的滞后一期影响较小，系数为0.0435，受其自身滞后二期的影响较大，系数为0.1521，LGDP受到LIM滞后一期较为显著影响，系数为0.0582，受LEX和LFDI的影响均较小。VEC模型整体检验结果显示，模型整体的对数似然函数值（81.59415）较大，而AIC（-3.759415）和SC（-1.568804）值也比较小，说明模型整体解释能力较强。

（五）脉冲响应函数（Impulse Response Function，IRF）

脉冲响应函数用来衡量来自某个内生变量的随即绕动向的一个标准差冲击（称之为“脉冲”）对VAR模型中所有内生变量当前值和未来值的影响，它能够比较直观地刻画出变量之间的动态交互作用及其效应。这里选取滞后长度为10，通过软件得出以下图表：

根据脉冲响应函数，可以看出：整体上LGDP对LGDP、LIM、LEX和LFDI的一个标准差大小随机新量冲击的反应较弱，从第一到第十期整体反应保持在-0.02~0.04范围内。LGDP对其自身冲击的反应较为明显；从滞后二期开始，对LEX反应的冲击迅速增加，并在0.03上下波动；对LIM和LFDI冲击的反应为负，但都比较弱。

四、结论

本文利用协整理论及VAR统计分析方法，对重庆市1987～2009年连续23年的对外贸易、FDI与经济增长之间的关系进行了分析，并得出以下结论。

（一）通过对重庆市地区生产总值、对外贸易进出口和外商直接投资的趋势图分析，发现它们之间具有共同趋势。对LGDP、LIM、LEX和LFDI进行单位根检验，发现这四个时间序列是非平稳的，但是通过经过一阶差分后的四个序列是平稳序列。在此基础上进行的协整检验，显示这四个时间序列存在长期稳定的关系，对外贸易出口和外商直接投资对经济增长有促进作用，而对外贸易进口对经济增长产生一定的制约作用。

（二）根据格兰杰因果关系检验的结果，FDI在短期内是GDP的格兰杰因，FDI通过溢出效应、投资乘数等作用促进了经济增长，但反过来GDP则不是FDI的格兰杰因。长期来看，GDP是对外贸易进口和出口的格兰杰因，反过来则不是，这说明重庆市与我国沿海省市出口导向型的发展存在明显差异，对外贸易进出口的增加并不能解释经济增长，主要是因为重庆的外贸依存度约为10%，远低于全国平均水平40%，对经济拉动作用乏力。FDI是对外贸易进口的格兰杰原因，说明在短期内FDI的变化引起了贸易进口的变化。

根据上述研究结论可知，重庆经济增长主要依靠投资和消费实现的，出口对经济增长没有明显的促进作用，说明目前重庆还不是出口导向型经济，重庆制定的以开放促发张的政策效果尚未显现出来。在短期内，FDI对经济增长具有促进作用，对此重庆应充分发挥直辖市的政策优势，增加招商引资的力度，提高技术引进的水平，充分利用外商直接投资和进口，增加要素的供给、提高全要素生产率，实现近期的经济增长突破。从长期来看，根据脉冲响应函数和方差分解的结果知道，对外贸易出口（LEX）的变动对GDP和FDI影响较大，并随着时间滞后效果越明显。因此，重庆作为老工业基地，应充分发挥劳动力成本低廉的优势，大力发展加工贸易，把出口作为区域经济发展的下一个增长点，以保证重庆经济长期稳定的发展。

参考文献

[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.中国出口导向型经济增长的实证分析:1977-1998[J].世界经济,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]邓淇中,徐陈生.FDI、对外贸易对区域经济增长的影响[J].经济管理,2009(3).

[5]何卫仙,孙慧,欧娜.新疆FDI、对外贸易与经济增长关系的实证研究[J].新疆大学学报(自然科学版),2011(1).

[6]重庆统计局.重庆统计年鉴[Z].重庆:重庆统计出版社,2010.

[7]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京:清华大学出版社,2006.

作者简介：