孫剛　劉旸

摘要：本文基于1998—2012年我國雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)和細(xì)分行業(yè)數(shù)據(jù)，對我國進出口貿(mào)易的價格彈性和收入彈性進行了測算，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國進口價格彈性為-0.30，出口價格彈性為0.48，說明馬歇爾—勒納條件不成立。無論是國別層面還是行業(yè)層面，出口價格彈性大于進口價格彈性，這主要是由于我國進口以原材料等資源類商品為主，而出口則以制成品為主；進出口收入彈性大于價格彈性，說明我國貿(mào)易順差主要是經(jīng)濟增長的結(jié)果，匯率只是次要因素。

關(guān)鍵詞：馬歇爾—勒納條件；價格彈性；收入彈性

中圖分類號：F742文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000-176X（2014）06-0092-07

我國的對外貿(mào)易發(fā)展迅猛，出口總額和貿(mào)易總額在2012年躍居世界第一，貿(mào)易順差穩(wěn)步增長，人民幣升值壓力也越來越大。盡管2005年啟動的新一輪匯率改革使人民幣兌美元已累計升值24%以上，但貿(mào)易順差卻并未因此而扭轉(zhuǎn)。那么，人民幣升值能否改善我國持續(xù)的雙順差情況？進出口不同行業(yè)受到人民幣升值影響的程度又有何差別？基于此，本文從國別層面和行業(yè)層面對我國進出口貿(mào)易的價格彈性和收入彈性進行了測算。

一、文獻(xiàn)回顧

關(guān)于進出口彈性方面的研究相當(dāng)豐富，多數(shù)以價格彈性為切入點，探討馬歇爾—勒納條件（簡稱M-L條件）是否成立，即貶值能否改善國際收支。Baldwin和Krugman[1]研究發(fā)現(xiàn)，在1985—1987年間，美元貶值并未改善美國的赤字狀況，反而引起赤字持續(xù)增加。Backus[2]將短期分析與長期分析相結(jié)合，認(rèn)為匯率變動只能緩和但不能真正解決日美貿(mào)易失衡。Boyd等[3]以8個OECD國家為研究對象，發(fā)現(xiàn)其中5個國家滿足M-L條件，即本幣貶值能夠增加出口、減少進口。Olugbenga[4]的研究也得出了相近的結(jié)論。Liew等[5]對1986—1999年間的亞洲五國和日本進行了實證檢驗發(fā)現(xiàn)，菲律賓、泰國、馬來西亞和新加坡在本幣貶值時，對日貿(mào)易狀況惡化。Irandoust和Parmler[6]以瑞典及其八個貿(mào)易伙伴的雙邊貿(mào)易狀況為研究對象，采用面板協(xié)整方法進行了檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)瑞典對其中兩國的貿(mào)易符合M-L條件。Kwack等[7]則利用1994—2003年的數(shù)據(jù)估計了亞洲一些國家或地區(qū)進出口貿(mào)易的價格彈性，發(fā)現(xiàn)其數(shù)值在1.05—3.10之間。

對于我國進出口彈性的研究，國內(nèi)學(xué)者也進行了大量的努力。厲以寧[8]利用1970—1983年的數(shù)據(jù)，得出我國的進出口彈性分別為0.69和0.05，顯然不符合M-L條件；殷德生[9]以1990—2004年的數(shù)據(jù)測算出我國進口價格彈性為-0.57，而出口價格彈性為0.01，也不符合M-L條件；戴世宏[10]研究發(fā)現(xiàn)，利用人民幣對日元雙邊實際匯率得出我國對日本的進出口彈性分別為0.30和0.63；另一方面，戴祖祥[11]的實證結(jié)果卻支持M-L條件，發(fā)現(xiàn)我國進出口彈性之和顯著大于1；范金等[12]研究得出我國中長期進出口價格彈性分別為- 1.08和- 0.86；盧向前和戴國強[13]基于1994—2003年的月度數(shù)據(jù)計算得出我國進出口匯率彈性分別為1.96和-1.88；周杰琦和汪同三[14]的研究也支持M-L條件的成立，即其他條件不變時，本幣貶值會促進出口、抑制進口，本幣升值會抑制出口、增加進口。

盡管針對進出口彈性的研究相當(dāng)豐富，但相對于價格彈性而言，收入彈性的研究較少，而且，分行業(yè)的研究也較為缺乏。為了彌補現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足，本文將進行如下改進：首先，將國別層面的雙邊貿(mào)易情況和行業(yè)層面的細(xì)分貿(mào)易情況綜合考慮，使研究更為全面。其次，在行業(yè)層面的研究中，并未對各行業(yè)使用單一的人民幣實際有效匯率和世界實際GDP，而是基于各行業(yè)的情況構(gòu)造了該行業(yè)的人民幣實際匯率及世界實際GDP，這更能準(zhǔn)確反映行業(yè)差別。

二、基于國別層面的價格彈性和收入彈性測算

1.模型設(shè)定及樣本選取

本文借鑒Goldstein和Kahn[15]的研究，根據(jù)不完全替代理論構(gòu)建進出口模型。不完全替代理論假設(shè)：一國進出口商品與國內(nèi)產(chǎn)品之間存在不完全替代關(guān)系。該理論以比較優(yōu)勢原理為基礎(chǔ)，認(rèn)為貿(mào)易國家出口具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品而進口沒有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品。因此，在局部均衡框架下，出口取決于雙邊匯率和外國收入的大小，前者反映替代效應(yīng)，后者反映收入效應(yīng)；進口取決于雙邊匯率和本國收入的大小，前者反映替代效應(yīng)，后者反映收入效應(yīng)。替代效應(yīng)用雙邊實際匯率E來表示，收入效應(yīng)則分別用外國GDP和本國GDP表示，因此，構(gòu)建進出口方程如下：

為了擴大樣本容量，增加回歸結(jié)果的可靠性，本文選取與我國貿(mào)易聯(lián)系緊密的覆蓋六大洲的23個國家或地區(qū)作為研究對象：分別為我國香港、印度、印度尼西亞、日本、韓國、馬來西亞、菲律賓、新加坡、我國臺灣、泰國、越南、法國、德國、意大利、荷蘭、俄羅斯聯(lián)邦、英國、美國、加拿大、澳大利亞、新西蘭、巴西和南非。2012年，我國與這些國家或地區(qū)的出口額占總出口額的77.23%，進口額占總進口額的68.97%，進出口總額則占比73.34%，因此，樣本國家和地區(qū)的選取無論是在地域分布上還是相關(guān)性上都是非常具有代表性的?？紤]到在實際貿(mào)易中，某些貿(mào)易同盟會作為一個整體與我國進行貿(mào)易談判和合作，因此，本文將樣本中的歐盟和東盟分別作為單獨個體進行考慮，既可以簡化模型又符合現(xiàn)實情況，其中，歐盟地區(qū)包括法國、德國、意大利、荷蘭和英國；東盟則包括印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國和越南。這樣，樣本數(shù)量為14個國家和地區(qū)。

考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文將樣本時間定為1998—2012年，之所以沒有選擇季度數(shù)據(jù)，主要是因為在數(shù)據(jù)搜集過程中，各國季度數(shù)據(jù)的來源不一，可能造成統(tǒng)計口徑的不同，從而影響回歸結(jié)果的精確性。我國與各國或地區(qū)的雙邊進出口數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和海關(guān)總署網(wǎng)站；雙邊名義匯率數(shù)據(jù)來自于World Bank和Eurustat，其中，1998年歐元對人民幣匯率通過歐盟各國貨幣與人民幣匯率及各貨幣占?xì)W元比重?fù)Q算所得，東盟地區(qū)匯率根據(jù)東盟六國分別與我國雙邊貿(mào)易額占總額的比例作為權(quán)重，將各國貨幣與人民幣匯率進行加權(quán)平均獲得；雙邊實際匯率根據(jù)名義匯率×外國物價指數(shù)/本國物價指數(shù)求得，物價指數(shù)用CPI代替（2005年=100），除我國臺灣地區(qū)數(shù)據(jù)來自于各年《臺灣統(tǒng)計年鑒》以外，各國或地區(qū)2005年不變價的GDP數(shù)據(jù)均來自World Bank，CPI數(shù)據(jù)來自于IMF2013年4月出版的《World Economic Outlook（WEO）》。歐盟和東盟的GDP是其涵蓋國家的GDP之和，CPI則根據(jù)各國和地區(qū)與我國雙邊貿(mào)易額占比作為權(quán)重進行加權(quán)平均獲得。之所以將所有數(shù)據(jù)都處理成2005年為基期，主要是由于人民幣匯率改革從2005年7月開始，以此為基期可以增強數(shù)據(jù)的可比性。為了消除各數(shù)據(jù)可能存在的異方差，所有數(shù)據(jù)均進行了對數(shù)處理，實證結(jié)果基于Eviews 6.0。

2.實證檢驗

在進行回歸分析前，要對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，以判斷序列是否平穩(wěn)，避免產(chǎn)生“偽回歸”，本文利用LLC和IPS兩種方法來檢驗面板數(shù)據(jù)單位根，檢驗結(jié)果說明各序列的水平值都是非平穩(wěn)的，經(jīng)一階差分后均變?yōu)槠椒€(wěn)序列，可以構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型。根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果拒絕隨機效應(yīng)模型，因此構(gòu)建固定效應(yīng)模型進行研究，它可以控制不可觀測經(jīng)濟變量所引致的OLS估計的偏差，從而得到較準(zhǔn)確的模型參數(shù)估計值?？紤]到可能存在未觀測到的因素對個別國家或地區(qū)進出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，如貿(mào)易政策等，因此樣本數(shù)據(jù)存在截面異方差和同期截面相關(guān)，所以在估計模型參數(shù)時，本文使用截面加權(quán)的GLS方法進行估計。

對進口方程（1）的回歸結(jié)果如表1所示。

3.結(jié)果分析

總體上而言，1998—2012年間，我國的進口價格彈性為-0.30，表明人民幣實際升值1.00%會引起進口增加0.30%；進口收入彈性為1.25，說明我國實際GDP增加1.00%會拉動進口增加1.25%；出口價格彈性為0.48，表明人民幣實際升值1.00%將導(dǎo)致出口減少0.48%；出口收入彈性為1.53，表明世界實際GDP增加1.00%將帶動我國出口上升1.53%。出口價格彈性大于進口價格彈性，這主要是由于進口以原材料等資源類商品為主，而出口則以紡織品、機電等制成品為主；進出口價格彈性絕對值之和小于1，說明馬歇爾—勒納條件不成立，這可以解釋人民幣持續(xù)升值以來我國的貿(mào)易順差依然增長這一現(xiàn)實。收入彈性明顯大于價格彈性，說明相對于匯率而言，我國進出口額主要取決于國內(nèi)外收入水平，在2008—2009年國際金融危機時期，我國進出口增長率驟降至-16.00%和-11.20%，充分說明了收入變動對貿(mào)易的顯著影響，也顯示了我國出口貿(mào)易對外部經(jīng)濟的依賴性較強。

進口方程的回歸結(jié)果顯示，1998—2012年間，我國臺灣的價格彈性絕對值最大，為1.05，巴西的價格彈性絕對值最小，僅為0.23，這主要是由于我國從臺灣地區(qū)進口的商品中，以機電產(chǎn)品、光學(xué)鐘表、醫(yī)療設(shè)備等為主，而從巴西進口的商品則以礦產(chǎn)品和植物產(chǎn)品為主，顯然礦產(chǎn)品等資源類產(chǎn)品的價格彈性要小于機電等制成品的價格彈性。所有價格彈性中，我國香港和俄羅斯聯(lián)邦的系數(shù)符號與預(yù)期不符，說明人民幣升值引起這兩個地區(qū)的進口減少，這與理論相悖，其原因可能在于：首先，我國進口以投資品和原材料（如石油、鐵礦石）為主，其彈性較低，受匯率變動的影響較小。其次，加工貿(mào)易進口與一般貿(mào)易進口受匯率的影響方向相反，當(dāng)實際匯率升值時，國內(nèi)生產(chǎn)成本特別是勞動力成本相對增加，在激烈的國際分工競爭環(huán)境下，勞動密集型產(chǎn)業(yè)的加工貿(mào)易訂單逐漸向其他低成本國家轉(zhuǎn)移，反映在海關(guān)統(tǒng)計賬下，則是加工貿(mào)易進口的下降。收入彈性方面，巴西最大，為2.26，俄羅斯聯(lián)邦最小，僅為0.64；我國香港的收入彈性不顯著，這可能是由于我國和香港地區(qū)的大部分貿(mào)易都是轉(zhuǎn)口貿(mào)易造成的。

出口方程的回歸結(jié)果顯示，在1998—2012年間，我國對印度出口的價格彈性最大，為 1.64，這主要是由于我國對印度出口的第一大類產(chǎn)品是紡織品，而對其他國家或地區(qū)的第一大類出口產(chǎn)品則為機電產(chǎn)品，紡織品的技術(shù)含量較低，比較容易受到匯率波動的影響，而對俄羅斯聯(lián)邦出口的價格彈性最小，僅為0.25，說明人民幣升值對我國向俄羅斯出口的影響較小。收入彈性方面，美國最大，為2.93，因此，次貸危機期間，我國對美出口急劇縮減，引起國內(nèi)經(jīng)濟出現(xiàn)滑坡，這進一步反映了我國出口貿(mào)易對美國經(jīng)濟狀況的高度依賴；新西蘭的收入彈性最小，為0.89，說明相對于其他國家和地區(qū)而言，新西蘭的實際GDP變化引起的我國對新西蘭出口的變化最??；我國臺灣的收入彈性系數(shù)不顯著，這可能是由于臺灣地區(qū)的數(shù)據(jù)來源與其他樣本國家或地區(qū)的來源不一致造成的數(shù)據(jù)偏差所致。

在14個樣本國家或地區(qū)中，加拿大、印度、東盟、日本、韓國、我國臺灣和南非的進出口價格彈性絕對值之和大于1，說明我國與這些國家或地區(qū)雙邊貿(mào)易符合M-L條件，而與其他國家或地區(qū)的雙邊貿(mào)易中則不符合M-L條件，這解釋了匯改以來人民幣持續(xù)升值但并沒有改善中美、中歐貿(mào)易順差這一焦點問題。

進出口方程的回歸結(jié)果都顯示，除我國香港和臺灣地區(qū)的收入彈性不顯著外，其他國家或地區(qū)的收入彈性均大于價格彈性，這意味著我國的貿(mào)易順差主要是經(jīng)濟增長的結(jié)果，匯率變動只是次要因素，因此，以我國存在貿(mào)易順差而要求人民幣升值的論點缺乏充分的依據(jù)。

三、基于行業(yè)層面的價格彈性和收入彈性的測算

Bahmani-Oskooee和Kara[16]指出，以集合數(shù)據(jù)分析匯率對貿(mào)易的影響時，彈性大的商品會被彈性小的商品所掩蓋，從而整體上表現(xiàn)出對匯率變化反應(yīng)不明顯的特征。因此，在國別層面的基礎(chǔ)上，本文將從行業(yè)層面對我國進出口貿(mào)易的價格彈性和收入彈性進行進一步的測算，以避免總量數(shù)據(jù)產(chǎn)生的偏差。

1.模型設(shè)定及樣本選取

HS分類標(biāo)準(zhǔn)

HS（The Harmonized Commodity Description and Coding System，商品名稱及編碼協(xié)調(diào)制度）是指在原《海關(guān)合作理事會商品分類目錄（CCCN）》和《國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類目錄（SITC）》的基礎(chǔ)上，協(xié)調(diào)國際上多種商品分類目錄而制定的一部多用途的國際貿(mào)易商品分類目錄。將貿(mào)易品分為22類，本文結(jié)合SITC標(biāo)準(zhǔn)，參考相關(guān)研究分類思路，選取以下行業(yè)進行研究：農(nóng)業(yè)及食品業(yè)FOOD（HS1-4類）、采礦業(yè)MIN（HS5類）、化工業(yè)CHEM（HS6-7類）、木材及造紙業(yè)WOOD（HS8-10類）、紡織業(yè)TEXT（HS11-12類）、冶金業(yè)METAL（HS15類）、電子電氣業(yè)EMACH（HS16類）和機械運輸業(yè)MACH（HS17-18類）。

計量模型沿用式（1）和（2）。其中，IMi，t和EXi，t分別表示t時期i行業(yè)的進口額和出口額，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。Ei，t表示t時期i行業(yè)的人民幣實際有效匯率，為了更為準(zhǔn)確地顯示行業(yè)之間的差別，本文編制了各行業(yè)的人民幣實際有效匯率，這與Campa和Goldberg[17]以單一有效匯率進行衡量的方法不同。具體而言，先根據(jù)海關(guān)統(tǒng)計月報中《我國對部分國家（地區(qū)）進（出）口商品類章金額統(tǒng)計表》的數(shù)據(jù)，得出本文所研究的8類行業(yè)與23個主要貿(mào)易伙伴的進（出）口額（這些主要貿(mào)易伙伴即為前文第二部分的23個國家或地區(qū)），將各行業(yè)與貿(mào)易伙伴的進（出）口額月度數(shù)據(jù)匯總為年度數(shù)據(jù)，用其與每個貿(mào)易伙伴的進（出）口額占比作為該年的實際匯率權(quán)重，再用各貿(mào)易伙伴國家或地區(qū)貨幣對人民幣的雙邊實際匯率進行加權(quán)平均，最終得到該行業(yè)的實際有效匯率。DGDPi，t表示t時期的國內(nèi)實際GDP，與國別層面數(shù)據(jù)相同。FGDPi，t表示t時期i行業(yè)的世界實際GDP，這里本文也進行了構(gòu)造，各行業(yè)的世界實際GDP以上述23個國家或地區(qū)的實際GDP按照加權(quán)平均計算所得，權(quán)重亦為各行業(yè)我國與貿(mào)易伙伴進（出）口額的各年占比。未說明的數(shù)據(jù)來源與第二部分相同，此處不再贅述。

2.實證檢驗

本文利用LLC、IPS方法來檢驗面板數(shù)據(jù)單位根，檢驗結(jié)果說明各序列的水平值都是非平穩(wěn)的，經(jīng)一階差分后均變?yōu)槠椒€(wěn)序列，可以構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型。

對進口方程的回歸結(jié)果如表3所示。

3.結(jié)果分析

進口方程結(jié)果顯示，各行業(yè)的進口價格彈性較小，說明我國進口的大部分產(chǎn)品在國內(nèi)市場受可替代品的競爭有限，采礦業(yè)和冶金業(yè)的價格彈性為正，意味著當(dāng)匯率升值時，這兩個行業(yè)的進口反而減少，這主要是由于采礦業(yè)和冶金業(yè)的進口主要以原油、鐵礦石等國際大宗資源類商品為主，屬于初級產(chǎn)品，存在“追漲殺跌”的現(xiàn)象。在8個行業(yè)中，紡織業(yè)的價格彈性最大，為-0.86，而采礦業(yè)的價格彈性最小，僅為0.15，這也說明了由于我國紡織品的低價優(yōu)勢對進口紡織品構(gòu)成激烈的競爭，而進口的原油及成品油等采礦產(chǎn)品則具備明顯的不可替代性。收入彈性方面，電子電氣業(yè)最大，為1.89，而農(nóng)業(yè)及食品業(yè)最小，為1.07，說明電子產(chǎn)品屬于提升生活質(zhì)量的非必需品，而農(nóng)產(chǎn)品則是滿足基本生活需要的必需品，因此，當(dāng)國內(nèi)收入增加時，電子產(chǎn)品的進口必然增加較多。

出口方程結(jié)果顯示，除紡織業(yè)外，各行業(yè)的出口價格彈性均小于1，但多數(shù)大于其進口價格彈性，說明相對于進口品在國內(nèi)市場的競爭缺乏而言，出口品在國際市場的競爭卻相對激烈。在8個行業(yè)中，紡織業(yè)的價格彈性最大，為1.40，這主要是由于我國出口的紡織品技術(shù)含量較低，價格優(yōu)勢明顯，一旦出現(xiàn)匯率波動，出口商會受到較大影響；而農(nóng)業(yè)及食品業(yè)的價格彈性最小，僅為0.20，這主要是由于農(nóng)產(chǎn)品的必需品特性決定的。收入彈性方面，除農(nóng)業(yè)及食品業(yè)外，各行業(yè)的出口收入彈性均大于其進口收入彈性，說明我國出口的依賴性較強，容易受到國外經(jīng)濟的影響，這與國別層面的結(jié)論一致。在8個行業(yè)中，紡織業(yè)的收入彈性最大，為3.08，說明國外需求變動對該行業(yè)出口的影響較大，這進一步體現(xiàn)了紡織業(yè)的低附加值特性；而農(nóng)業(yè)及食品業(yè)僅為1.05的收入彈性也是其本身的必需品特性決定的。

進出口方程結(jié)果都顯示，所有行業(yè)的進出口收入彈性均大于價格彈性，說明我國進出口貿(mào)易中，收入影響要大于匯率影響。

四、結(jié)論

本文基于1998—2012年我國雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)和細(xì)分行業(yè)數(shù)據(jù)測算了我國進出口貿(mào)易的價格彈性和收入彈性，結(jié)果顯示，我國進口價格彈性為-0.30，出口價格彈性為0.48，進出口價格彈性絕對值之和小于1，說明馬歇爾—勒納條件不成立。出口價格彈性大于進口價格彈性，這主要是由于進口以原材料等資源類商品為主，而出口則以紡織品、機電等制成品為主。進出口收入彈性分別為1.25和1.53，均大于價格彈性，說明貿(mào)易順差主要是經(jīng)濟增長的結(jié)果，匯率變動只是次要因素，因此，以我國存在貿(mào)易順差而要求人民幣升值的論點缺乏充分的依據(jù)。在14個樣本國家或地區(qū)中，加拿大、印度、東盟、日本、韓國、我國臺灣和南非的進出口價格彈性絕對值之和大于1，說明我國與這些國家或地區(qū)雙邊貿(mào)易符合M-L條件，而與其他國家或地區(qū)的雙邊貿(mào)易中則不符合M-L條件，這解釋了匯改以來人民幣持續(xù)升值但并沒有改善中美、中歐貿(mào)易順差這一焦點問題?？紤]到我國貿(mào)易對象較為集中，容易引起貿(mào)易摩擦，今后應(yīng)在穩(wěn)定亞洲、歐洲和北美洲等國家或地區(qū)的貿(mào)易關(guān)系時，積極開辟新興市場，加強與非洲、拉丁美洲等國家或地區(qū)的貿(mào)易往來，加深不同層次的對話，以減少貿(mào)易摩擦發(fā)生的可能性。

另一方面，我國進出口貿(mào)易價格彈性和收入彈性的行業(yè)差別明顯：多數(shù)行業(yè)的出口價格彈性大于其進口價格彈性，說明相對于進口品在國內(nèi)市場的競爭缺乏而言，出口品在國際市場的競爭卻相對激烈；出口收入彈性均大于其進口收入彈性，說明我國出口的依賴性較強，容易受到國外經(jīng)濟的影響，這與國別層面的結(jié)論一致；各行業(yè)的進出口收入彈性均大于價格彈性，再次印證了收入對我國進出口貿(mào)易影響的顯著性。紡織業(yè)的進口價格彈性最大，而采礦業(yè)最小，說明進口紡織品在國內(nèi)面臨激烈的競爭，而進口的原油及成品油等礦產(chǎn)品則具備明顯的不可替代性；紡織業(yè)的出口價格彈性也最大，這與其技術(shù)含量較低有關(guān)，一旦出現(xiàn)匯率波動，出口商會受到較大影響；而農(nóng)業(yè)及食品業(yè)的價格彈性最小，這主要是由于農(nóng)產(chǎn)品的必需品特性決定的。可見，優(yōu)化商品結(jié)構(gòu)，提升出口競爭力是進口貿(mào)易發(fā)展的又一重點。在合理發(fā)展具有比較優(yōu)勢的勞動密集型產(chǎn)業(yè)的同時，提升資本技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的國際競爭力，并加快推進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，逐步完成外貿(mào)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型升級。

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（責(zé)任編輯：于振榮）

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（責(zé)任編輯：于振榮）