時間：2023-04-03 09:55:27
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貿易偽報下的資本外逃是一種隱蔽的非法行為，其規模難以直接測算。由于貿易偽報下的資本外逃是造成中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的重要原因，因此可以從中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值入手，通過分析主要的可觀測因素，進而間接測算出貿易偽報下資本外逃的規模。
(一)中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值
根據國際收支平衡表的編制原理和國際收支賬戶分析方法，中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值主要受以下5個因素的影響。
1．貿易雙方的統計口徑和方法不同。
統計口徑和方法不同，如統計轄區不同、運輸時滯不同以及再出口內涵不同①等，都會造成中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異。但由于統計口徑和方法不同所產生的影響會相互抵消，其對雙方貿易數據統計差異值的綜合影響是有限的。
2．到岸價與離岸價的差別。
世界各國海關和統計機構通常以到岸價(CIF，貨物價值包括從裝運港至目的地港的運費和保險費)記錄和計算進口貨物價值，同時以離岸價(FOB，貨物價值不包括從轉運港至目的地港的運費和保險費)記錄和計算出口貨物價值。到岸價與離岸價之差主要由出口國(原產國)運送貨物到進口國(目的國)的保險費和運輸費構成，大概為離岸價的10%。
3．轉口貿易及其增加值。
中國經轉口國或地區轉運到貿易伙伴的貨物價值通常高于轉口國或地區直接從中國進口時的貨物價值，這是因為轉運商為追逐利潤而抬高了貨物價格。這部分增加值沒有計入中國的出口統計數據，但被計入了貿易伙伴的進口統計數據。
4．加工貿易增加值和走私。
加工貿易商品在出口后可能被中間商購買，經中間商再轉賣給貿易伙伴，中間商為追逐利潤的加價行為會使貿易伙伴的進口報關價格高于加工貿易商品的出口報關價格。由于沒有足夠信息用于判斷被中間商購買和轉賣的貨物價值，因此很難量化中間商加價行為對中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的影響。同時，貨物走私逃避了海關監管，這也會造成進出口雙方貿易數據統計的差異，如走私的貨物價值未記錄在出口國的出口賬戶，卻記錄在進口國的進口賬戶上。
5．貿易偽報。
貿易偽報是不法分子故意在進出口的貨物價值上弄虛作假，以達到掩蓋非法資本流出或流入的目的。貿易偽報可分為出口偽報和進口偽報。出口偽報，即出口商利用與貿易貨物實際價值不符的報關單證進行貿易活動，包括出口低報和出口高報。出口低報是由出口商開出低于出口貨物實際價值的發票，進口商將發票金額與實際貨物價值的差額存入出口商在國外的賬戶，其目的是騙取外匯，躲避監管，將資本抽逃到海外;出口高報是出口商以高于出口貨物實際價值的發票向本國海關申報，其目的是繞過資本項目監管，使國外資本非法流入國內。進口偽報，即進口商利用與貿易貨物實際價值不符的報關單證進行貿易活動，包括進口高報和進口低報。進口高報是國外供貨商開出高于進口貨物實際價值的發票，國內進口商向貨幣當局申請的用匯高于實際用匯，其差額就存入了進口商的國外賬戶，其目的是騙取外匯，躲避監管，將資本抽逃到海外;進口低報是指進口商向海關申報的進口貨物價值低于實際貨物價值，使本應匯至境外的貿易結算資金滯留國內，其目的是繞過資本項目管制，使國外資本非法流入國內。上述5個因素是造成中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異的主要原因。統計口徑和方法不同以及加工貿易增加值和走私的影響雖然難以測算，但這些因素所產生的影響會彼此抵消，其綜合影響有限，甚至可以忽略不計。到岸價和離岸價的差別可按照國際慣例將其換算成統一的計價方式。轉口貿易及其增加值的影響也可根據中國與轉口國或地區的轉口貿易數據進行估計。貿易偽報是一種隱蔽的非法行為，其影響很難直接測算，但可以從中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值中剔除主要的可觀測因素后進行間接測算。值得注意的是，貿易偽報下會同時產生資本外逃和資本非法流入。出于研究目的，本文剔除資本非法流入的影響，以出口低報導致的資本外逃與進口高報導致的資本外逃之和，對貿易偽報下資本外逃的規模進行測算。
(二)貿易偽報下資本外逃規模的測算模型
基于以上分析，在對中國與貿易伙伴進出口貿易數據，特別是轉口貿易數據進行CIF/FOB轉換①和相應調整后，先計算出中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值;然后再從統計差異值中剔除資本非法流入的影響，就能計算出中國出口低報導致的資本外逃和進口高報導致的資本外逃，兩者之和即為貿易偽報下資本外逃的規模測算值。1．出口低報導致的資本外逃MEit=PIitCi－ΔV()it－DEit(1)式(1)中，MEit為中國與貿易伙伴i在t年出口項下的貿易數據統計差異值;PIit為貿易伙伴i在t年從中國進口的貨物價值;Ci為貿易伙伴i與中國進行貿易的到岸價與離岸價轉換系數(2)，經過轉換，雙邊的貿易統計數據都調整為以離岸價計算的貿易統計數據;ΔVit為中國在t年經轉口國或地區轉出口到貿易伙伴i的轉口貿易增加值;②(PIit/Ci－ΔVit)為貿易伙伴i在t年從中國進口的貨物價值;DEit為中國在t年對貿易伙伴i出口的貨物價值。式(1)中，MEit＞0，說明中國不法分子低報出口貨物價值，其加總就是一定時期內(i=1，2，3，…，n)中國出口低報導致資本外逃的規模測算值;MEit＜0，說明中國不法分子高報出口貨物價值，其加總就是一定時期內中國出口高報導致資本非法流入的規模測算值;MEit=0，說明沒有出現貿易偽報行為。因此，中國出口低報導致資本外逃的規模測算值為：CFE=∑MEit，MEit＞0(2)2．進口高報導致的資本外逃MIit=DIitCi－ΔV''''i()t－PEit(3)式(3)中，MIit為中國與貿易伙伴i在t年進口項下的貿易數據統計差異值;DIit為中國在t年從貿易伙伴i進口的貨物價值;Ci為中國與貿易伙伴i進行貿易的到岸價與離岸價轉換系數(CIF/FOB)，經過轉換，雙邊的貿易統計數據都調整為以離岸價計算的貿易統計數據;ΔV''''it為貿易伙伴i在t年經轉口國或地區轉出口到中國的轉口貿易增加值;③(DIit/Ci－ΔV''''it)為中國在t年從貿易伙伴i進口的貨物價值;PEit為貿易伙伴i在t年對中國出口的貨物價值。式(3)中，MIit＞0，說明中國不法分子高報進口貨物價值，其加總就是一定時期內(i=1，2，3，…，n)中國進口高報導致資本外逃的規模測算值;MIit＜0，說明中國不法分子低報進口貨物價值，其加總就是一定時期內中國進口低報導致資本非法流入的規模測算值;MIit=0，說明沒有出現貿易偽報行為。因此，中國進口高報導致資本外逃的規模測算值為:CFI=∑MIit，MIit＞0(4)綜上，中國貿易偽報下資本外逃規模的測算值(TCF)等于出口低報導致資本外逃的規模測算值(CFE)加上進口高報導致資本外逃的規模測算值(CFI)，即:TCF=CFE+CFI(5)
二、樣本選擇與處理
在具體測算中國貿易偽報下資本外逃的規模時，需要對理論模型中的相關變量及其樣本數據進行選擇和處理，以提高所做測算的合理性和精確度。
1．樣本期為2001—2011年。
2001年加入世界貿易組織后，中國實行了一系列關稅減讓措施，相繼落實了各項改革承諾，中國與海外國家或地區的貿易往來日益頻繁，這為貿易偽報下資本外逃提供了較多的渠道和機會。從樣本數據的可得性和質量考慮，2001—2011年的樣本數據是由加入世界貿易組織后國內外一些權威統計機構提供的，而且截至2011年，研究所需要的年度樣本數據是齊備的。因此，本文選取2001—2011年作為樣本期，樣本數據為年度數據。
2．以香港作為中國與貿易伙伴轉口貿易的第三方。
香港是著名國際自由港。一方面，中國內地是香港轉口貨物最重要的來源地，2001—2011年香港轉口貨物中，原產地為中國內地的貨物價值為19541億美元，占轉口貨物價值的62%;中國內地也是香港轉口貨物的重要目的地，同時期香港轉口貨物中，轉口目的地為中國內地的貨物價值為15219億美元，占轉口貨物價值的48%。另一方面，香港統計和公布的轉口貿易數據比較詳實，包括中國轉口到貿易伙伴的貿易數據和貿易伙伴轉口到中國的貿易數據?？梢哉J為，選擇香港作為中國與貿易伙伴轉口貿易的第三方較為合理。
3．對轉口貿易樣本數據的處理。
為消除香港轉口貿易對中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的影響，就需要知道香港轉口貿易具體的轉口目的地。因為現有樣本數據只包含中國內地通過香港轉口到貿易伙伴的整體貨物價值，以及貿易伙伴通過香港轉口到中國內地的整體貨物價值，并沒有細分到具體國家或地區的轉口貨物價值，所以本文首先計算中國內地通過香港轉口到貿易伙伴的總轉口貿易增加值(∑ni=1ΔVit)和貿易伙伴通過香港轉口到中國內地的總轉口貿易增加值(∑ni=1ΔV''''it);然后將它們從中國與貿易伙伴貿易數據統計的總體差異值中扣除，以消除轉口貿易及其增加值對中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的影響。另外，考慮到香港轉口的到岸價與離岸價的差別，本文借鑒相關文獻，特別是楊汝岱(2008)所做的研究，將中國到香港的CIF/FOB轉換系數Ca和貿易伙伴到香港的CIF/FOB轉換系數C''''a均按104%進行計量。香港轉口貿易的整體增值率為［轉口額－(進口額－留港自用)］/(進口額－留港自用)，根據經濟學家進行的估算，中國內地轉口貿易增值率比香港轉口貿易整體增值率約高出10%，貿易伙伴經過香港轉出口到中國內地的轉口貿易增值率按香港轉口貿易整體增值率計算。香港轉口貿易整體增值率和香港轉口貿易增加值的測算結果見表1。4．主要貿易伙伴國或地區的選擇。由于貿易伙伴國或地區的選擇對最終測算結果有較大影響，為測算中國貿易偽報下資本外逃的規模，本文需分析中國與貿易伙伴的進出口統計數據，并計算兩者之間的統計差異。本文在選擇貿易伙伴國或地區時遵循兩個原則:一是選擇經濟比較發達的國家或地區，因為它們的市場化程度高、資本管制少、統計數據也齊備;二是選擇與中國貿易往來比較密切的國家或地區，因為它們與中國進出口貿易的貨物價值占中國全部進出口貨物價值的比重大，以此測算貿易偽報下資本外逃規模的結果就更加準確?；谶@樣的認識，本文選取美國、日本、德國、荷蘭、法國、意大利、加拿大、西班牙、英國、香港、韓國、新加坡、臺灣、印度尼西亞、印度、俄羅斯、馬來西亞、澳大利亞、泰國、比利時、丹麥、芬蘭、澳門、越南、波蘭、土耳其、伊朗、南非、巴西、墨西哥、巴拿馬和智利等32個國家或地區的樣本數據。樣本期內，這些國家或地區在樣本期內從中國進口的貨物價值平均占中國全部出口貨物價值的87%，其向中國出口的貨物價值平均占中國全部進口貨物價值的80%(表2)。
三、測算結果及其說明
論文關鍵詞：FDI;貿易出口結構;實證分析
一、簡單的文獻綜述
FDI和國際貿易是要素在不同國家之間流動的兩種不同形式，FDI是資本要素和知識要素等在不同國家之間的直接流動;國際貿易是多種生產要素隱含在物化的產品中，通過商品的流動實現要素的間接流動。 關于FDI和國際貿易的關系，許多學者在這個領域貢獻了大量的筆墨，也奉獻出大量經典文獻。目前部分學者都專注于爭論FDI流出的貿易效應，FDI與貿易出口是替代關系還是促進關系，這方面的研究可以追溯到很久以前，Mundell R. A.(1957)發表在AER上的文章修正了H-O理論，放松了H-O理論中要素不可流動的假設，認為國際貿易和國際資本流動相互替代。
小島清(1987)認為，FDI的母國通過在東道國投資建立生產基地的垂直型投資于貿易有互補關系。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析，認為商品貿易和要素流動之間的相互關系是替代還是互補，取決于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作”。如果是合作，兩者會相互促進是互補關系，反之，則表現為一種替代關系。
這方面的研究也逐漸由定性分析轉向定量分析，不同學者采用不同的研究方法，采集不同的數據得出不同的結論，所以爭論仍在繼續。此外，還有大量的學者傾向于對FDI流入對東道國貿易的影響，Hein(1992)和Lucas(1993)分別對拉美各國以及東南亞各國數據進行分析研究認為，實施促進出口貿易政策的國家明顯更多地吸引了大量的FDI，出口貿易顯著有利于吸引FDI，但是兩者存在時滯。Zhang and Felmingham(2001)通過對中國利用外資與出口關系的研究得出與Hein同樣的結論。不過，Bayonmi， Lipworth(1995)，Muchielli， Chedor(1999)等人的研究結論得出相反的因果關系，他們認為是FDI的增長導致一國出口規模的增加，先有FDI增長后有出口貿易的繁榮。
二、實證分析
目前，在理論角度上普遍認為，流入東道國的FDI可以促進東道國的貿易出口，改善、提升貿易結構;東道國貿易結構的改善象征著其國內產業結構的升級，加上貿易出口的增加，必然會推動經濟的增長;經濟增長反過來又進一步吸引FDI的流入。所以，FDI流入、貿易出口結構和GNP三者之間的關系是復雜而且相互作用的，在實證分析過程中，我們不能簡單地進行回歸就草率地得出其相關的結論，而要注意到變量之間的雙向相關關系。 本文著重考察中國FDI流入和貿易結構升級之間的關系，通過對歷史數據的實證分析，以明確流入的FDI是否有利于國內貿易結構的升級，或者是國內貿易結構的升級是否促進了FDI的流入。在考察這兩者關系的同時，我們必須考慮到另一個變量，即經濟增長，因為其跟要考察的兩個變量之間都有千絲萬縷的聯系。忽略對經濟增長變量的考察，將會導致我們結論的牽強和不準確。
首先，我們采集中國1984—2011年期間的數據。數據包括： GNP、FDI流入額、初級產品出口額、制造品出口額。 構造變量，令Y代表出口貿易結構=制造品出口額/初級產品出口額;X代表FDI的流入金額;Z代表歷年國民生產總值。為了消除變量之間因為數量級的差異而產生的波動，我們以1984年為基期，構造了各變量的指數數據，表1所示。 然后，對變量分別進行單位根檢驗，以檢驗變量是否平穩。運用統計軟件測算結果： 三個變量本身都是非平穩的，不能直接進行回歸分析;對變量進行差分，消除變量的非平穩性，經過二階差分后，在10%的顯著水平下各變量都是平穩的，存在協整關系。
第三，在前面檢驗后的 基礎上，對X， Y， Z三個變量之間的關系做Granger檢驗： Granger檢驗結果顯示，在5%的顯著水平下，變量Y是變量X的Granger成因;變量Y是變量Z的Granger成因;變量Z和變量X互為成因，兩者的作用是雙向的。 所以，雖然中國的貿易出口結構與FDI流入呈現顯著的正相關關系，但是僅從歷史數據實證分析結果來看，FDI流入對我國貿易出口結構的改善沒有明顯的作用;相反我國貿易出口結構的改善促進了FDI的流入。此外，貿易出口結構的提升促進了國民經濟的增長，而國內經濟增長和FDI的流入存在相互促進的雙向關系。 第四，對變量X和變量Y，以及變量Y和變量Z分別回歸：X=1.06*Y+1.31*X(-1)-0.56*X(-2) (2.56) (6.25)(-2.78) R2=0.97 D.W=1.86 Z=0.55*Y+1.56*Z(-1)-0.86*Z(-2)-55.2 (5.18) (10.69) (-6.30)(-3.64) R2=0.998D.W=1.85
三、結論
通過前面部分的對歷史數據的實證分析，我們可以得出結論：第一，貿易出口結構的升級會促進FDI的流入，但是FDI對貿易出口結構的影響并不顯著;第二，貿易出口結構的升級同樣對經濟增長有促進作用，但是經濟增長對貿易出口結構的影響也不顯著;第三，FDI的流入會促進經濟的增長，反之，經濟的增長也會吸引更多FDI的流入。 理論上普遍認為FDI流入可以改善貿易出口的結構，但是歷史數據顯示結果卻是恰恰相反。仔細分析一下，所謂貿易結構的改善并非簡單的貿易部門本身出口結構的變化，其背后是整個國民經濟產業結構的變化，正是由于產業結構的變化，國內產業結構的升級影響到貿易部門出口結構的變化。相對于外在因素的作用，國內產業結構對貿易結構的影響明顯更為基本和深刻，所以，一個國家貿易結構的改善和升級，在根本上是需要以本國的產業升級為基礎和前提;外部因素，像國外資本的流入對我國貿易結構升級的作用并不明顯。
貿易出口結構提升對FDI的影響是通過兩個方面進行的：直接作用，貿易出口結構的升級意味著國內產業結構的升級，國內產業結構的升級為國內制造業的發展提供了良好的基礎和條件，為制造業的發展提供了良好的外部環境和行業效應。國外資本看到國內較為完善的基礎設施、成熟的宏觀環境、廉價的勞動力以及廣闊的市場前景，在追求利潤最大化的驅動下，自然有進入中國的動機;間接方面，貿易出口結構的升級促進本國經濟的發展，東道國經濟發展對外資的吸收效應已經被學者們深刻討論并證明。所以，貿易出口結構升級可以直接的和間接的通過多種途徑吸引國外FDI的流入。 中國貿易結構的升級與外資流入有顯著的正相關性。其實，本質上是國內產業結構的升級促進了貿易出口結構的變化，同時吸引了更多FDI的流入。在另一個方面，根據歷史數據測算，FDI流入對促進中國貿易結構升級的作用并不明顯。我國貿易結構的升級需要以國內產業結構升級為基礎，單純的依賴外資的策略是值得商榷的。
Vernon R，1966.International Investment and International Trade in the Product Cycle[J].Quarterly Journal of Economics， 1996，
(2):190. Fontagne L.and Pajot M，1997.How Foreign Direct Investment affect International Trade and Competitiveness:an Empirical Assessment [J].CEPII，document de travail N. 97-167， Dec. 陳波.FDI與中 國對外貿易的實證分析[J].財經論叢，2006，
(1). 康贊亮，張必松.FDI、國際貿易及我國經濟增長的協整分析與VECM模型[J].國際貿易問題，2006，
【論文關鍵詞】 貿易條件 外商直接投資 關稅率 匯率 貿易條件(Net Barter Terms of Trade)的含義是進出口商品比價，它反映了出口相對與進口的盈利能力。貿易條件的優劣直接關系到各國切身的貿易利益，它與比較利益一起被認為是國際貿易的兩個基本問題，各國政府及研究學者對貿易條件的變動也都十分關注。 加入WTO以后，中國的對外貿易經歷了快速增長。據海關統計， 2006年，中國對外貿易總額達17604.0億美元，貿易總量排名第三。然而，伴隨著出口的大量增長，我國對外貿易出現了出口價格相對于進口價格下降的局面。2011年4月，央行副行長郭樹清指出：長期以來中國的出口價格水平下降，進口價格水平上升，這是典型的貿易條件惡化表現。
一、中國貿易條件的變動狀況 1.貿易條件的含義及計算 在國際貿易中，貿易條件的最初含義就是價格貿易條件(NBTT)，它是一國出口商品平均價格與進口商品平均價格的比率，其計算公式為：NBTT=(Px/Pm)·100，Px代表一國出口商品的價格指數，Pm代表一國進口商品的價格指數。本文依據SITC分類標準，采用帕氏公式來計算中國貿易條件指數。 帕式公式：Pxt=∑pitqit/∑pi0qit Pmt=∑pjtqjt/∑pj0qjt 其中，Pxt和Pmt分別表示第t期的出口和進口價格指數。pi0和pj0分別表示基期(1983年為基期)第i種商品的平均出口價格和第j種商品的平均進口價格。pit和pjt分別表示第t期第i種商品的平均出口價格和第j種商品的平均進口價格。qit和qjt分別表示第t期第i種商品的出口數量和第j種商品的進口數量。 2.中國貿易條件的變動趨勢 中國貿易條件變動趨勢圖 從圖1中可清晰的看出，中國貿易條件在1983年～2006年間呈波動性下降，趨于惡化的趨勢。1983年～1985年間，貿易條件階段式上升，由1983年的100下降為75.05。第二個明顯的貿易條件上升階段為1988年～1991年。其他時間段，中國貿易條件均有較為明顯的惡化趨勢。 二、中國貿易條件影響因素的實證分析 現實中，貿易條件變動是一個復雜的過程，那么究竟哪些因素影響中國貿易條件的變動，其影響程度是多少呢。本文運用國際經濟學的相關理論為依據，選取影響因素作為模型參數，搜集1983年～2006年間的樣本數據，建立影響中國貿易條件變動的回歸模型，最終來考察這些因素與中國貿易條件變動的相關程度。
1.模型說明 假設大國情形，且顯著性水平為5%。參數包括：GDP指數，以1983年GDP為基期計算。出口商品結構指數(RMP)=(工業制成品出口總額/初級產品出口總額)×100，以1983年RMP為基期。外商直接投資(FDI)，本文采用實際利用的外商直接投資額，單位為億美元。實際關稅率(T)=(進口關稅實際征收總額/總進口額)×100%。匯率(R)，本文采用人民幣對美元的年平均匯價，來源于歷年《中國統計年鑒》。 2.模型建立與檢驗 利用1983年～2006年的數據，以貿易條件指數(NBTT)為因變量，GDP、出口商品結構指數(RMP)、FDI、實際關稅率(T)、匯率(R)為自變量，建立多元線性回歸模型?？紤]到FDI與GDP的相關性及FDI的滯后效應，將FDI的數據滯后一期處理。 NBTTi=a0+a1GDPi+a 2RMPi+a3FDIi-1+a4Ti+a5Ri+ei(i=1，2…24) 運用SPSS15.0，對以上模型進行線性回歸，得出模型中R2=0.923，R2的修正值等于0.902，模型的擬合優度高。樣本相關系數R=0.961，表明被解釋變量與解釋變量的線形相關性強。 DW=1.755，接近于2，所以模型不存在自相關。 資料來源：SPSS15.0輸出結果 從表2可得出，貿易條件指數與其影響因素之間的多元線性回歸方程：NBTTi=37.672-0.010GDPi+0.015RMPi-0.009FDIi-1+3.818Ti+0.045Ri。 自由度為18的臨界值t0.025(18)=2.10，常數項、GDP、FDI、T和R均通過了t檢驗。表明解釋變量GDP、FDI、實際關稅率和匯率對貿易條件有顯著性影響。 出口結構指數未通過檢驗，因此對回歸模型進行修正，在原來的回歸模型中剔除RMP這個自變量，再進行回歸。結果如下： NBTTi=39.864-0.005GDPi-0.012FDIi-1+3.710Ti+0.045Ri t值: (2.492-2.365-2.877 4.8782.154) t0.025(19)=2.09，各個自變量均通過t檢驗 F=50.847>F0.05(4，19)=2.90，通過F檢驗，說明總體回歸方程是顯著的R=0.965 ，R2=0.915，R2的修正值為0.897，說明模型的擬合優度高。 3.模型結論 從回歸方程中，我們可以得出以下結論:GDP、FDI的變動對貿易條件產生負向影響;實際關稅率和匯率的變動對貿易條件產生正向影響。 (1)經濟增長與貿易條件 中國經濟增長與貿易條件存在負相關關系，符合西方經濟學中的雷布津斯基定理：在其他要素數量不變的情況下，一種要素數量的增加將會降低使用該要素商品的相對價格，如果該商品是出口商品則貿易條件將惡化，反之亦然。 (2)FDI與貿易條件 FDI的增加使得貿易條件惡化，這與外商直接投資的流向有關系。根據國際經濟學的理論，如果FDI流入的是東道國的出口優勢部門，那么將使出口部門的產出增加、價格降低，貿易條件惡化，反之亦然。在我國自2001年起，70%的外商直接投資流向了制造業。制造業部門勞動生產率的提高，導致出口商品價格，尤其是勞動密集型產品價格下降。 (3)關稅與貿易條件 實際關稅率即進口關稅率的系數為正，說明我國征收關稅起到了改善貿易條件的作用，對貿易條件的影響是正向的。但值得注意的是，入世后我國利用關稅來調節貿易條件的空間越來越小。
(4)匯率與貿易條件 中國匯率貶值對貿易條件有改善作用。根據國際經濟學中瓊·羅賓遜夫人的結論，這可能是由于中國與外國的進出口商品的供給彈性之積小于中國與外國的進出口需求彈性。即當 SmSx 三、改善中國貿易條件的措施 針對中國貿易條件總體上趨于惡化這一事實，改善中國貿易條件勢在必行。那么，如何扭轉中國貿易條件惡化的趨勢呢?我們以中國貿易條件實證分析的結論為事實依據，從影響貿易條件惡化的各種因素入手，提出改善貿易條件的可行措施。 1.調整出口型的經濟增長偏向，抑制過熱投資 調整中國經濟增長方向，實現從偏向勞動密集型部門的增長向偏向資本、技術和知識密集型部門增長的轉變。鼓勵技術進步的重點偏向于進口替代部門，引導企業投資于該部門的研發活動，并給予財政補貼、稅收支持、信貸支持。另外，經濟增速的放緩將有利于抑制貿易條件的進一步惡化。其具體政策包括全面加息和能源產品的合理定價，投資降溫及理順國內能源價格等。
關鍵詞：服務貿易區域貿易合作
我國服務貿易發展概況
（一）總量不夠
我國的服務貿易從上世紀80年代開始快速發展，從1982年的服務貿易進出口總額44億美元到2008年的3044.5億元，增長了幾十倍，而且中國服務貿易進出口總額占世界的比重也由0.6%增長到2008年的4.2%。但總的來說，盡管增長的倍數很多，由于基數太小，與其他國家相比，總量還是不夠。2008年我國服務貿易出口額占世界服務貿易出口額的3.7%，遠落后于排名第一、占世界出口額的14%的美國；服務貿易進口額占世界服務貿易進口額的4.4%，落后于排名第一的美國的10.5%。不僅如此，我國服務貿易還呈現出連年逆差且逆差逐漸擴大的趨勢。
（二）結構失衡
我國的服務貿易中，傳統服務貿易占主導地位，新興服務貿易的比重較小。長期以來，旅游和運輸占據了我國服務貿易的大半壁江山。直到2008年，我國運輸和旅游這兩個傳統服務貿易行業進出口額為1657.5億美元，仍占服務貿易總額的54.4%。而金融、保險、計算機信息服務等知識密集型、技術密集型服務產業,近年來增速較快，但比重仍然很低。
（三）管理落后
我國對服務貿易管理落后主要表現為：法律法規不完善，很多服務部門的立法尚未完全建立起來，例如《電信法》歷經多年的討論還是沒有出臺；還未形成各部門密切配合、政府和企業緊密聯系的服務貿易促進協調機制和工作體系，也沒有制訂完善的服務貿易發展中長期規劃；我國的服務貿易統計方法、統計口徑與國際標準存在出入，反映出我國服務貿易管理落后。
針對我國服務貿易存在的問題，很多學者提出了發展對策。但這些對策大多從國內經濟發展角度提出，極少從區域貿易、區域經濟合作的角度提出。筆者認為，區域經濟一體化是目前世界經濟發展的一個熱點問題，而且中國也在積極參與、推動地域經濟一體化。區域貿易不僅促進了地區貨物貿易發展，對促進地區服務貿易的發展也有積極作用。
我國參與區域貿易合作的動因
擴大市場半徑。美國經濟學家杰夫•馬德里克在《經濟為什么增長》一書中，論證了經濟增長的原因。他認為，經濟增長需要創新，但科技創新不是經濟增長的原因，“由貿易發展、殖民地化、國內市場膨脹所導致的市場成長是西方經濟發展的最重要的動因”。在目前WTO談判受挫，全球經濟一體化受挫的情況下，發展區域經濟貿易合作是最佳的替代方案，可以有效的擴大市場半徑，從而促進經濟的發展。
國內政策推動。黨的十七大和中央經濟工作會議上明確要求“大力發展服務貿易”；在中央經濟工作會議上提出“努力擴大服務出口”；商務部于2008年和2009年分別出臺了《商務部關于做好2008年服務貿易工作的指導意見》、《商務部關于做好2009年服務貿易工作的指導意見》。其中都提到：利用多邊和區域渠道加強對重大問題的談判和磋商。緊密結合我國服務業發展現狀和實力，在多邊貿易體制和區域貿易安排（特別是自由貿易區）談判中推動建立平等、自由的國際服務貿易體系。將服務貿易納入雙邊經貿重點促進工作的范疇。深化內地與香港在服務貿易領域的合作。我國參與的主要服務貿易區域一體化組織概況
內地與香港、澳門更緊密經貿關系安排（CEPA）。2003年6月和10月，內地與香港、澳門特區政府分別簽署了《關于建立更緊密經貿關系的安排》（CEPA），均于2004年1月1日起實施。此后，2004年、2005年、2006年、2007年、2008年、2009年內地和香港、澳門特別行政區政府又分別簽署了六個補充協議。CEPA中關于服務貿易制度的內容有5條：市場準入、服務提供者、金融合作、旅游合作、專業人員資格的相互承認。
中國-東盟自由貿易區協議。2002年11月，我國與東盟簽署了《中國-東盟全面經濟合作框架協議》，正式啟動了中國-東盟自貿區的進程。2007年1月，雙方又簽署了自貿區《服務貿易協議》，已于當年7月順利實施。根據《服務貿易協議》規定，我國在WTO承諾的基礎上，在建筑、環保、運輸、體育和商務等5個服務部門的26個分部門，向東盟國家開放市場；東盟10國也分別在金融、電信、教育、旅游、建筑、醫療等行業向我國開放市場。
中國-巴基斯坦自由貿易協定?！吨袊?巴基斯坦自由貿易協定》是2006年11月簽署，2007年1月1日生效的。2009年2月，中巴兩國簽署了《中國——巴基斯坦自由貿易區服務貿易協定》，根據協定，在各自對WTO承諾的基礎上，在全部12個主要服務部門中，巴方將在11個主要服務部門的102個分部門對中國服務提供者進一步開放，包括建筑、電信、金融、分銷、環境、醫療、旅游、運輸、快遞、研發、計算機教育、娛樂文化和體育等眾多服務部門。我國將在6個主要服務部門的28個分部門對巴基斯坦服務提供者進一步開放，具體包括采礦、研發、環保、醫院、旅游、體育、交通、翻譯、房地產、計算機、市場調研、管理咨詢、印刷出版、建筑物清潔、人員提供和安排服務等。
中國-智利自由貿易區。2005年11月，中智兩國簽署《中智自由貿易協定》，自2006年10月1日起開始實施。2008年4月兩國簽署《中智自貿協定關于服務貿易的補充協定》。根據協定，我方在計算機、管理咨詢、采礦、環境、體育、空運等23個部門和分部門，以及智方的法律、建筑設計、工程、計算機、研發、房地產、廣告、管理咨詢、采礦、制造業、租賃、分銷、教育、環境、旅游、體育、空運等37個部門和分部門將在各自WTO承諾基礎上向對方進一步開放。
中國-新西蘭自由貿易協定。2008年4月，中新兩國簽署《中國-新西蘭自由貿易協定》。這是中國與發達國家簽署的第一個自由貿易協定，也是中國與其他國家簽署的第一個涵蓋貨物貿易、服務貿易、投資等多個領域的自由貿易協定?！秴f定》已于2008年10月1日開始生效。目前，新西蘭在商務、建筑、教育、環境等4大部門的16個分部門做出了高于WTO的承諾，中國在商務、環境、體育娛樂、運輸等4大部門的15個分部門做出了高于WTO的承諾。
中國-新加坡自由貿易協定。中國-新加坡自由貿易區談判啟動于2006年8月，于2008年9月圓滿結束談判，簽署《中國-新加坡自由貿易區協定》?！秴f定》涵蓋了貨物貿易、服務貿易、人員流動、海關程序等諸多領域。在服務貿易方面，雙方在醫療、教育、會計等服務貿易領域做出了高于WTO的承諾。
中國-秘魯自由貿易協定。2009年4月28日，中秘兩國簽署了《中國-秘魯自由貿易協定》，這是我國與拉美國家簽署的第一個一攬子自貿協定。
在服務貿易方面，在各自對WTO承諾的基礎上，秘方將在采礦、研發、中文教育、中醫、武術等部門進一步對中方開放，中方則在采礦、咨詢、翻譯、體育、旅游等部門對秘方進一步開放。
我國服務貿易的發展策略
合理利用區域貿易合作機制，有側重的促進我國服務貿易。我國簽署的自由貿易協定，各有不同的合作領域與側重點。例如中新（新加坡）自貿區，雙方在醫療、教育、會計等服務貿易領域做出了高于WTO的承諾，可以在此區域著重發展我國的醫療、教育業的服務貿易。
不同的區域貿易合作機制所涉及的制度有待完善。例如關于服務的原產地制度，CEPA對自然人提供的服務，采取了國籍和永久居留權標準，對商業存在提供的服務采用了業務執行本地化標準。隨著近年來服務外包的飛速發展，將服務的來源等同于服務提供者的來源是不恰當的，剝奪了成員通過合理的原產地規則來追溯服務正是提供者的權利。
繼續推進新興服務在自貿區的合作。我國服務貿易發展中一個很重要的問題是結構失衡，新興服務貿易比重較小，新興服務業發展落后。若適度開放這些行業，是可以促進發展的。而在自貿區內在雙邊合作的基礎上適度開放新興服務行業，例如電信、金融業，負面影響較小，開放度可控。
但我國目前簽署的自由貿易協定，合作領域以傳統的服務貿易為主，新興服務貿易的合作較少。我國和新西蘭、新加坡簽署的自貿協定，都幾乎未涉及新興服務貿易領域。服務業是新加坡經濟的重要支柱之一，其中新加坡在商業服務、交通通訊、批發零售、金融服務等行業優勢較明顯。而雙方合作的主要領域是醫療、教育、會計等服務貿易領域。
參考文獻：
關鍵詞:貿易條件國際貿易貿易惡化論
在經濟全球化的進程中,一些經濟學家認為發展中國家的貿易條件不僅沒有改善,而且有惡化的趨勢,其中最有影響的是“貿易條件惡化論”。我國的對外貿易快速發展,但貿易條件并沒有得到改善,而且有持續惡化的趨勢。
我國貿易條件惡化的原因
(一)我國的比較優勢產業仍然處于劣勢地位
改革開放以來,我國的比較優勢由資源密集型產業轉移到非熟練勞動密集型產業,但仍然處于比較優勢階梯的下端,因此不能避免發展中國家貿易條件普遍惡化的趨勢。而且,由于各種原因的影響,使得我國企業在出口時的一貫策略就是打價格戰,結果導致了企業之間的盲目競爭,使貿易條件更加惡化。
(二)外商投資企業進行企業內貿易的結果
企業內貿易指在同一企業內部所開展的國際貿易,即在跨國企業的母公司與子公司、以及子公司之間的跨國貿易行為。就跨國企業而言,對于發生在內部各實體之間的交易價格,完全可以由企業按照整體規劃來自主確定?？鐕髽I在我國采取高價進口機器設備和原材料而低價出口制成品的策略,來達到其減少企業稅負、避開風險與管制、調撥資金和有效分攤費用的目的。而外資企業在我國貿易額中已占到1/2強,這使我國的貿易條件更趨惡化。
(三)我國鼓勵出口的政策
我國改革開放之初就提出了鼓勵出口的國策,采取了出口退稅、出口補貼等一系列政策。出口退稅和出口補貼使得很多企業采取“只外銷,不內銷”策略,因為出口意味著可以減少成本。同時,這種出口政策也造成了我國出口貿易條件的惡化,或者說是惡化的趨勢,其主要原因是我國強調擴大出口規模,有“一刀切”的現象。
(四)近年來我國進出口產品結構的變化
我國出口產品中制造業產品所占比重不斷上升,初級產品的比重有很大下降,而初級產品的國際價格近年來漲幅高于制造業產品價格。出口方面,產品技術含量高,勞動生產率高,致使某些產品大量出口,從而壓低了國際價格。另外,從進口的構成看,對原油、鐵礦石等初級產品需求的大量增加,其占進口的比重也隨之大幅上升。而這些初級產品的進口價格由于國際政治和經濟環境的影響,在近幾年一路攀升。出口產品價格下降,而進口產品價格上升,這也造成了我國貿易條件的惡化。
提升我國貿易條件的措施和建議
(一)發揮比較優勢并優化升級產業結構
首先,需要加大產業轉移力度,并在確保就業的前提下,大力發展新材料、醫療、生物、信息等高新技術產業,加快知識經濟的發展,從而使我國的出口商品結構從勞動密集型向資本密集型,更要向知識和技術密集型轉變。其次,需要繼續發揮我國勞動力成本低廉和資源豐富的優勢,對其進行現代化的改造。再次,還應當擴充完善產業鏈,強化基礎工業力量,大力發展零部件加工工業,以降低對加工貿易中零部件進口的依賴性,從而大量降低中間產品高價進口對出口效益增長所帶來的負面影響,以促使貿易條件的改善。
(二)深化外貿體制改革以促使外貿企業有序競爭
我國的外貿體制改革使外貿企業有了更大的經營自,除了要繼續放開外貿經營權外,還要促進外貿企業的規模經營,鼓勵一些實力較強的大型外貿企業組建大型的貿易集團,避免“小而全”、“大而全”的重復建設狀況,形成規模經營優勢,使企業避免以價格競爭為主而采取綜合競爭手段進軍國際市場。在外貿體制改革當中不僅要大力扶持有競爭力的國有企業實業集團,同時也要為民營企業實業集團的發展提供有力的支持,從而使外貿企業之間的競爭走上規范有序的良性發展軌道。
(三)完善反不正當競爭立法
以法律形式規范企業的市場行為,建立公平競爭的市場秩序。同時要建立國際市場商品價格的跟蹤、通報機制,我國進出口價格監督、監控機制。取消對三資企業的特殊優惠政策,逐步化解跨國公司內部化行為對我國市場的扭曲和利益侵害。應積極推進關稅體制改革,優化關稅結構。應當逐步取消不合理的減免稅政策,并針對整個產業實施關稅優惠政策;要給予國內外所有企業國民待遇,以建立公平的競爭環境,從而促進公平合理的市場競爭秩序。
參考文獻:
（一）中國價格貿易條件變動的趨勢
造成上述趨勢的原因有：在改革開放以后，中國經濟不斷快速增長，不斷地提高了高新技術產品的管理經驗，增加了高新技術產品的資本以及大型設備等產品的需求。同時，在中國國民收入不斷的提高下，社會總體福利水平也在不斷地增加，提高了中國對進口商品的需求。在國家市場上一些高新技術產品一直處于壟斷地位，進一步加劇了中國價格貿易條件的惡化。如：船舶的進口價格從2000年到2008年，上漲了219.74%，而自動化數據處理翻了164.67倍。由此可見，中國出口的工業制品屬于勞動密集型的產品，隨著加工貿易的發展，在出口價格指數不斷改善的條件下，在中國對進口商品需求增強的背景下，由于提高的幅度沒有進口價格指數大，中國貿易產品附加值一直處于國際分工低價值的鏈端。同時，一些出口商品還存在著惡性低價競銷的現象，導致了中國價格貿易條件不斷地惡化。如：在絲綢的出口上，中國對美國出口的降價幅度是84%，而在大蔥的出口上，中國對日本的價格降低幅度是62%。在惡性價格貿易競爭中，不但喪失了應用的貿易利益，還加重惡化了貿易環境，成為世界上遭遇反傾銷最多的國家。其次，根據《中國統計年鑒》（1996-2009年）統計數據顯示，中國初級產品的價格貿易條件從1981年到1998年，由105.6上升到了123.1，是在波動中上升的；從1999年到2008年，由118.9下降到了87.7，在這段時間中，中國初級產品的價格貿易條件是在波動中下降的。
1981年到1998年，初級產品的價格貿易條件得到了改善，出口價格指數下降了19.87%，同期進口價格指數下降了31.26%，而從1999年到2008年，初級產品價格貿易條件惡化，進出口幾個指數都有所上升，各上漲了204.2%和312.7%。由于惡意低價競爭，導致在國際市場上，中國沒有定價權。如：中國在世界上是鎢生產和出口最大的國家。但是，由于濫挖濫采和惡性循環競爭，使中國失去了鎢定價的話語權。在波動中，中國工業制成品的價格貿易條件只在1984年和1985年之間有反彈，也呈現下降的趨勢。從1981年到2003年，中國工業制成品的出口價格指數波動幅度不大，進口價格指數卻在增加，而到了2003年以后，攀升的幅度不斷地加快。但是，出口價格上升幅度是56.84%，而進口價格指數的曲線上升幅度是119.38%，這兩者之間的差距很大。造成這種趨勢的原因主要有以下四個方面：第一，隨著中國經濟和國民收入不斷的提高，在國家市場上，一些高新技術產品一直處于壟斷地位，提高了中國對一些先進管理經驗、資本以及大型設備的需求，導致中國對這些高新技術產品的進出口價格一直居高不下。根據《中國統計年鑒》中的數據顯示，在中國一些進口商品中，一些自動化數據處理的進口價格提高了164.67%，而船舶的進口價格提高了219.74%。第二，隨著中國經濟快速的發展，中國提高了社會總體福利，提高了國外奢侈品的進口價格。同時隨著中國國民收入的快速增長，增加了中國對耐消品的消費能力，從而導致進口商品提高了進口價格。第三，隨著改革開放不斷的加深，近些年來，加工貿易已經成了中國對外貿易的主要方式。但是，一些勞動密集型產品的加工，一直處于國際分工的低價值鏈端。降低了中國加工和組裝產品的貿易附加值，從而導致工業制成品的出口價格很難得到增加。第四，目前，中國的勞動生產率基數還比較低，但是隨著中國不斷加深對外貿易的程度，大大地提高了國內的勞動生產率，導致了產品單位價值的下降。并且隨著中國外商直接投資向制造業部門的流入，一些跨國公司通過向國外子公司出口原材料和半成品的方法，沒有采用國際市場所決定的價格，在公司的內部實施了“價格轉移”經營策略，從而中國進口商品價格不斷地上漲。另外，隨著中國出口商品結構的變化，在中國國際貿易中，工業制品具有很大的地位，根據《中國統計年鑒》數據顯示，中國價格貿易條件的變化，從1981年到2008年，出口商品結構有1.15上升到了17.35，受到工業制品價格貿易條件變化的影響很大，如圖5所示（戴勇等，2007）。
（二）中國收入貿易條件變動趨勢
根據《中國統計年鑒》（1996-2009年）的數據顯示，中國收入貿易條件在1981年到2008年期間，收入貿易條件從11.8上升到175.3，是在波動中呈上升的趨勢，其中2004年和2008年是下降的趨勢，如圖6所示。而通過出口數量的擴張，中國改善了收入貿易條件，從1981年到2004年，收入貿易指數上漲了16倍，屬于粗放式的增長方式。從表面上看，中國收入貿易條件獲得了貿易利益，得到了改善，但是從實際上來說，在中國總出口額中，外商投資企業出口份額的比重不斷的增加，對中國收入貿易條件指數產生了很大影響。首先，1991年的時候，外商投資企業出口份額17%，而到了2008年的時候，就增加到了55%，已占總出口額的一半。其次，一般情況下，外商投資的形式是加工貿易，在中國貿易方式中占主導地位，使出口商品的價格上漲受到了限制。同時，一部分跨國公司是由于“價格轉移”設立的，實施的是公司內部的轉移價格策略，直接導致中國進口價格的虛高。在存在外商投資企業出口的情況下，作為貿易利益的一個絕對量的衡量，收入貿易條件很難真實地反映中國貿易利益的變動。
（三）中國工業制成品要素貿易條件變動趨勢
首先，一個國家調整產業結構是由貿易利益的分配情況決定的。根據《中國統計年鑒》（1996-2009年）的數據顯示，中國工業制成品在中國出口商品結構中具有主導地位，從1981年到2008年，出口商品結構從1.15飆升到了17.35。在中國價格貿易條件不斷惡化的情況下，隨著勞動生產率指數不斷的增加，提升了工業制成品的單要素貿易條件。中國的勞動生產率指數從1981年到2008年上漲了23倍，而工業制成品的單要素貿易條件也上漲了8倍。中國工業勞動力在2008年時，創造了1299112億元的財富。但是中國勞動生產率提高的瓶頸是：勞動力由于缺乏對人力資源、設備和技術的投資，得不到充分的發揮。中國的勞動力要素比較豐富、廉價。而勞動密集型的產品雖然緩解了中國就業的壓力，在中國出口工業制成品中占了很大的比重。但是也使中國企業失去了對資本、技術等其他生產要素的使用率的能力，造成了中國經濟嚴重的勞動力要素依賴癥。另外，根據《中國統計年鑒》（1996-2009年）的數據顯示，資本、土地和勞動力等資源，在跟風和模仿的過程中，造成了一些技術密集型企業缺乏發展和生存的空間。中國對美國的雙要素貿易條件從1987年到2002年，漲幅達到了204.18%，從38.3上升到了116.5，雙要素貿易條件在不斷地上升改善，如圖7所示。對日本也是如此，從1987年到2002年，勞動密集型的產品在中國出口工業制成品中占了很大的比重，雖然緩解了中國就業的壓力。但是也使中國企業失去了對資本、技術等其他生產要素的使用率的能力，造成了中國經濟嚴重的勞動力要素依賴癥。其次，中國和其他國家的勞動生產率各不相同。根據《中國統計年鑒》（1996-2009年）的數據顯示，自改革開放以來，中國不斷改善對美國雙要素貿易的條件。從1987年到2002年，由38.3增長到了116.5，漲幅達到了204.18%，而對日本的雙要素貿易條件從1987年到2002年，由44.6上升到了119.6，漲幅達到了168.16%。從這些數據上看，中國改善了對美國和日本這些國家的雙要素貿易條件，如圖8所示。
二、中國價格貿易條件變動影響因素分析
在幾種不同涵義的貿易條件中，價格貿易條件最有意義，也最容易根據現有數據進行計算。因此，在此本文僅對價格貿易條件變動影像因素進行分析。首先，在國際市場中，由于貿易大國也是商品價格的制定者，進出口價格指數會受其經濟增長的影響，導致進出口商品的供求結構發生的變化，增加了出口產品的國內供給數量。同時，在消費效應和生產效應的共同作用下，生產要素的增長會導致生產要素的成本降低，從而使貿易條件下降。其次，從技術方面上來說，價格貿易條件的影響分為中性技術、資本節約型和勞動節約型技術進步。價格貿易條件的計算方法是。價格貿易條件會因為進出口商品的平均價格的改變而變動。由此可見，當出口商品結構發生變化的時候，工業制成品占了主導地位，從而，價格貿易條件會受到進出口商品結構的影響。另外，發展中國家的農礦初級產品的需求收入彈性比較小，會導致出口價格難以上漲。但是由于密集型工業制成品價格貿易條件受到類型和國際分工低價值鏈端影響，價格貿易條件受到外商直接投資的影響。這些外商企業按照東道國相關的政策、法規，外商投資在東道國利用現匯、技術等開辦外商獨資企業，會對價格貿易條件產生以下幾點影響：
第一，FDI的“工資外溢”效應。
一般情況下，外資公司的薪金都要比東道國當地的工資高，會影響該地區的流動和勞動力市場。而FDI的集中投入，更增加了工資水平的提高幅度，如中國的制造業和衛生體育等，勞動力工資水平的提高，直接提高了相關產品的勞動成本，從而提高了出口商品的價格；而從供給角度上來看，供給隨著工資水平的提高而減少，從而使FDI的“工資外溢”效應影響到了中國價格貿易條件的改善。
第二，在FDI中，跨國公司子公司的貿易方式主要采用來料加工貿易，產品的原材料或者半成品主要依靠進口。
加工好后再銷往世界各地。首先，外資企業投入壟斷性質的技術密集型和資本密集型產品價格很難下降。其次，進口的原材料價格受到了出口國的壟斷控制，因此，價格也很難降下來。另外，很多跨國公司在貿易投資一體化的戰略下，采用減少稅負、轉移資金和利潤以及逃避風險和管制等“內部轉移價格”策略，使中國的價格貿易條件嚴重惡化。
第三，FDI的部門流向。
中國是供給曲線向外移動的，從而造成了國家市場均衡價格的下降，價格貿易條件惡化；如果FDI流入中國進口部門，增加了競爭部門的產出。從而隨著需求曲線向內移動，使中國價格貿易條件得到了改善。第四，匯率的影響。匯率是調節一國貿易收支的手段，匯率的變動會引起以本幣或者外幣表示的進出口商品比價的變動。當一國貨幣貶值后，外幣會下降。
三、結論
中國對外貿易擴大給世界各國帶來了諸多益處。中國物美價廉的商品輸往世界各地，使中國制造的標簽貼遍全世界，由此看來，中國已經是國際貿易中不可或缺的一員。
然而，驚人的經濟增速背后，卻引發了一系列深刻問題，中國貿易量雖然每年以20%左右的速度持續增長，甚至超過日本成為美國和德國之后第三個世界貿易大國，但是，外貿增加帶來的僅僅只是GDP的增量，卻基本沒有帶來產業的升級換代。
不能不說，這是一種很危險的信號，因為從2008年金融危機以來，這種靠外商直接投資，國內企業代工生產以擴大出口從而拉動中國GDP增長的模式，缺乏可持續性，其脆弱性和依賴性已經越來越顯現，由此可以看出，擁有自主品牌，從而占據GVC高端對于一國的可持續發展而言是多么重要。
過去GVC下的代加工模式優劣分析。
中國改革開放進行了30年，進出口貿易量、經濟總量、國民收入都得到很大的提高，尤其是長三角、珠三角等外向型經濟發展區域。沿海區域帶發展的主要動力就是很大程度上得益于引進外資進行加工貿易，或積極主動地接受發達國家企業的外包訂單，為其進行代加工生產。
