進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題精選(九篇)

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第1篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題范文

關(guān)鍵詞：一帶一路；廣西農(nóng)產(chǎn)品；進(jìn)出口貿(mào)易；風(fēng)險(xiǎn)控制

基金項(xiàng)目：廣西高校人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地――老區(qū)精神與老少邊地區(qū)發(fā)展研究中心2016年科研項(xiàng)目（編號(hào)：LQ15A02，負(fù)責(zé)人：周叮波）；百色學(xué)院2015年特色優(yōu)勢(shì)專業(yè)建設(shè)項(xiàng)目（編號(hào)：2015TSZY02）

一帶一路戰(zhàn)略使得我國與周邊國家的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易往來變得更加密切，對(duì)廣西農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展起到了十分關(guān)鍵的促進(jìn)作用。然而，隨著一帶一路戰(zhàn)略的實(shí)施，使得全球經(jīng)濟(jì)一體化趨勢(shì)不斷強(qiáng)化，貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)由此不斷加大。在一帶一路背景下，廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)控制具有十分重要的意義，為其貿(mào)易的進(jìn)一步發(fā)展帶來了新的歷史機(jī)遇，是促進(jìn)廣西經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的關(guān)鍵舉措。但是，在一帶一路背景下廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)控制還存在諸多方面的問題，因此，必須對(duì)其進(jìn)行有效的分析，并制定針對(duì)性的策略，全面強(qiáng)化廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)控制能力。

1.一帶一路背景下廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)控制的重要性

1.1 我國一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略實(shí)施的重要要求

一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施進(jìn)程不斷加快，對(duì)我國整個(gè)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展都起到了十分重要的推動(dòng)作用。廣西作為我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大省，其各項(xiàng)農(nóng)產(chǎn)品在出口貿(mào)易中具有較高的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，近些年來其對(duì)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口的需求也在不斷擴(kuò)大。而在一帶一路背景下實(shí)施有效的貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)控制成為當(dāng)前廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的重要舉措，同時(shí)也是我國實(shí)施一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略的重要要求，其風(fēng)險(xiǎn)控制情況將直接關(guān)系到我國一帶一路沿線各省及各國農(nóng)產(chǎn)品乃至整個(gè)貿(mào)易的發(fā)展，對(duì)一帶一路戰(zhàn)略的順利實(shí)施產(chǎn)生了十分重要的影響。因此，從一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施來看，廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)施有效的風(fēng)險(xiǎn)控制顯得十分必要。

1.2 廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易健康發(fā)展的重要基礎(chǔ)

近年來廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易取得了高速的發(fā)展成效，其所帶來的收益不斷增多，尤其是在一帶一路建設(shè)背景下，廣西農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易更是呈現(xiàn)出不斷高速發(fā)展的趨勢(shì)。而在貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)不斷加大的當(dāng)前，其對(duì)廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展產(chǎn)生了十分重要的影響，所以必須全面強(qiáng)化對(duì)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)的控制，以此提升廣西農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展的有效性，爭(zhēng)取更多的利潤(rùn)。進(jìn)出口貿(mào)易能否取得健康長(zhǎng)期發(fā)展，關(guān)鍵在于對(duì)全球化背景下貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)的控制情況，因此從當(dāng)前一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略的不斷實(shí)施情況來看，全面強(qiáng)化風(fēng)險(xiǎn)控制是廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)現(xiàn)健康發(fā)展的重要基礎(chǔ)。

1.3 有助于減小廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的風(fēng)險(xiǎn)和損失

貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)的存在使得廣西農(nóng)產(chǎn)品在實(shí)施進(jìn)出口貿(mào)易的過程中不可避免地面臨很多的損失，而隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化趨勢(shì)的不斷加強(qiáng)，尤其是在一帶一路建設(shè)背景下，沿線各國經(jīng)濟(jì)金融的聯(lián)系更加密切，貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)在一定程度上將被放大，各項(xiàng)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口風(fēng)險(xiǎn)會(huì)威脅廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。在一帶一路建設(shè)背景下，強(qiáng)化風(fēng)險(xiǎn)控制時(shí)減小廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)及其損失的關(guān)鍵所在，也是當(dāng)前我國整個(gè)貿(mào)易發(fā)展所面臨及需要解決的重要問題，必須要給予其充分的重視。

1.4 能夠有效提升農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的整體競(jìng)爭(zhēng)力

隨著一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略的不斷實(shí)施，使得廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易變得越來越頻繁，廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)現(xiàn)了新的發(fā)展契機(jī)，其可以在現(xiàn)有的基礎(chǔ)上充分借助于一帶一路發(fā)展的機(jī)遇，加強(qiáng)與周邊國家之間的貿(mào)易往來，強(qiáng)化風(fēng)險(xiǎn)控制，減小風(fēng)險(xiǎn)損失，進(jìn)而提升其農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的整體競(jìng)爭(zhēng)力。在農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口方面，其可以根據(jù)現(xiàn)實(shí)需求選擇性的進(jìn)口所需要的農(nóng)產(chǎn)品，實(shí)現(xiàn)全放聯(lián)動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)控制模式，有效降低農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口的成本，更好地滿足本地區(qū)市場(chǎng)的需求。

2.一帶一路背景下廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)控制存在的問題

2.1 對(duì)一帶一路的把握和利用程度有限

一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施是我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展到一定階段所實(shí)施的必然性戰(zhàn)略，其關(guān)系到我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的多個(gè)方面，對(duì)各行業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生了巨大的影響。目前廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易在風(fēng)險(xiǎn)控制方面還存在諸多的問題，首先是對(duì)一帶一路的把握和利用程度不高，使其難以通過與貿(mào)易國家之間的深入合作實(shí)現(xiàn)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的有效控制。從比較優(yōu)勢(shì)來看，一帶一路沿線各國在農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)和進(jìn)出口方面都具有各自的優(yōu)勢(shì)，而隨著貿(mào)易的不斷發(fā)展，其風(fēng)險(xiǎn)性因素不斷增加，對(duì)其控制程度將直接影響到整個(gè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展。廣西在進(jìn)行農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的過程中還沒有對(duì)其有效的把握，使其難以通過有效的風(fēng)險(xiǎn)防范措施來服務(wù)于農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)出口貿(mào)易，進(jìn)而限制了其貿(mào)易的健康有序發(fā)展。

2.2 政府部門的支持和引導(dǎo)政策不到位

政府部門相關(guān)政策的支持和引導(dǎo)對(duì)一帶一路背景下廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易具有十分關(guān)鍵的影響。當(dāng)前在廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的過程中，政府部門的相關(guān)工作還存在諸多的不足之處，使其所面臨的貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)具有不斷加強(qiáng)的趨勢(shì)，長(zhǎng)期來看將嚴(yán)重影響廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的健康發(fā)展。一方面，目前政府部門對(duì)廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的整體把握程度有限，難以根據(jù)一帶一路制定出有效的政策來服務(wù)于廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展，對(duì)各項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)因素的考量不周，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的具體識(shí)別與規(guī)避沒有進(jìn)行有效的指導(dǎo)。另一方面，政府部門現(xiàn)有的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)控制措施還沒有得到有效的施行，使得廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易在實(shí)施風(fēng)險(xiǎn)控制的過程中還存在一定的盲目性，難以強(qiáng)化風(fēng)險(xiǎn)控制能力，進(jìn)而限制了其農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的健康發(fā)展。

2.3 對(duì)國際貿(mào)易市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)測(cè)和應(yīng)對(duì)能力有限

隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化趨勢(shì)的不斷強(qiáng)化，使得國際貿(mào)易所面臨的風(fēng)險(xiǎn)因素不斷增多，其復(fù)雜性不斷提升，尤其是在一帶一路背景下，各國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易往來更加密切，其風(fēng)險(xiǎn)的識(shí)別與控制難度不斷提升。廣西農(nóng)a品進(jìn)出口貿(mào)易在發(fā)展的過程中還缺乏對(duì)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)測(cè)和應(yīng)對(duì)能力。一方面，隨著一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略的推進(jìn)，各項(xiàng)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)因素變得越來越復(fù)雜，其預(yù)測(cè)的難度不斷提升，而大部分農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口企業(yè)的規(guī)模較小、能力有限，因此在風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)方面存在事實(shí)上的難度。另一方面，由于在一帶一路背景下農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)具有不斷變化和增強(qiáng)的趨勢(shì)，使得廣西農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易企業(yè)在風(fēng)險(xiǎn)控制方面難以采取傳統(tǒng)的方法與模式，貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)控制的難度不斷增大，進(jìn)而在很大程度上限制了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的順利發(fā)展。

2.4 缺乏專業(yè)化的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)控制人才

一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施對(duì)各方面人才的需求不斷提升。在廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)控制方面，其還缺乏專業(yè)化的貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)控制人才，對(duì)其整個(gè)貿(mào)易的發(fā)展都造成了諸多的不利影響。一方面，行業(yè)內(nèi)現(xiàn)有的從業(yè)人員難以得到關(guān)于貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)方面的有效培訓(xùn)，使其在農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)控制方面的各項(xiàng)技能得不到有效的提升，進(jìn)而限制了整個(gè)廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易在一帶一路背景下的風(fēng)險(xiǎn)控制能力。另一方面，如前所述廣西農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易企業(yè)的整體規(guī)模較小，其利潤(rùn)水平有限，使其在實(shí)施對(duì)外貿(mào)易的過程中難以通過制定和實(shí)施完善的人力資源管理機(jī)制等從外部引進(jìn)專業(yè)化的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)控制人才，現(xiàn)有的風(fēng)險(xiǎn)控制人員團(tuán)隊(duì)得不到有效強(qiáng)化，限制了其貿(mào)易的整體發(fā)展，因此使其在一帶一路背景下的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易變得更為艱難。

3.一帶一路背景下廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)控制的對(duì)策建議

3.1 全面提升對(duì)一帶一路戰(zhàn)略的把握和利用程度

在一帶一路背景下，廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易要想實(shí)施有效的風(fēng)險(xiǎn)控制，必須要首先提升對(duì)一帶一路戰(zhàn)略的把握和利用程度，充分借助現(xiàn)有的機(jī)遇，提升風(fēng)險(xiǎn)控制意識(shí)。一方面，要對(duì)一帶一路沿線各國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易需求進(jìn)行分析，對(duì)其各項(xiàng)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易政策進(jìn)行解讀，在此基礎(chǔ)上完善其農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口策略，根據(jù)一帶一路戰(zhàn)略的實(shí)施情況逐步推進(jìn)其貿(mào)易策略。另一方面，要通過有效的市場(chǎng)分析，對(duì)一帶一路戰(zhàn)略可能會(huì)帶來的諸多層面的影響進(jìn)行分析，并在此基礎(chǔ)上對(duì)廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)防范，提升整個(gè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易行業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)，充分借助一帶一路戰(zhàn)略促進(jìn)廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。

3.2 強(qiáng)化政府部門相關(guān)政策的支持和引導(dǎo)能力

政府部門相關(guān)政策的支持和引導(dǎo)能力是廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易在一帶一路背景下得以實(shí)施有效的風(fēng)險(xiǎn)控制的關(guān)鍵性舉措。一方面，政府部門要通過對(duì)一帶一路背景下農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)因素及其變化進(jìn)行分析，對(duì)現(xiàn)有的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易政策進(jìn)行修正和完善，根據(jù)廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的現(xiàn)實(shí)發(fā)展情況，對(duì)其風(fēng)險(xiǎn)控制情況進(jìn)行有效的指導(dǎo)，避免其在貿(mào)易過程中面臨較大的損失。另一方面，要根據(jù)整個(gè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展情況，創(chuàng)新貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)控制機(jī)制，充分提升對(duì)一帶一路未來發(fā)展的預(yù)測(cè)能力，完善政府部門的各項(xiàng)職能，制定有效的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)防和控制機(jī)制，使得廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易在一帶一路背景下的風(fēng)險(xiǎn)控制能夠具有充分完善的保障。

3.3 加強(qiáng)對(duì)國際貿(mào)易市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)測(cè)與應(yīng)對(duì)能力

有效的風(fēng)險(xiǎn)控制得益于對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)測(cè)和應(yīng)對(duì)能力，在一帶一路背景下，廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易要想不斷提升其風(fēng)險(xiǎn)控制能力，首先要通過建立完善的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警機(jī)制，對(duì)整個(gè)市場(chǎng)的變化進(jìn)行有效的分析，通過充分借助歷史數(shù)據(jù)的分析，在此基礎(chǔ)上對(duì)各項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)因素進(jìn)行分析，找出其根源，以一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略為依托，提升對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)測(cè)能力，便于實(shí)施進(jìn)一步的風(fēng)險(xiǎn)控制。另外，要不斷提升風(fēng)險(xiǎn)控制能力，通過在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易企業(yè)內(nèi)部建立完善的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避體系、風(fēng)險(xiǎn)控制實(shí)施體系等方法，對(duì)各項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行識(shí)別，形成協(xié)調(diào)高效的風(fēng)險(xiǎn)控制模式，全面提升廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的風(fēng)險(xiǎn)控制能力。

3.4 實(shí)施農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)控制人才戰(zhàn)略

廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易企業(yè)一方面要根據(jù)一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略沿線各國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易情況，對(duì)現(xiàn)有的從業(yè)人員進(jìn)行關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)預(yù)防與控制方面的培訓(xùn)，使其掌握先進(jìn)的風(fēng)險(xiǎn)控制理念與方法，在實(shí)際的工作過程中不斷提升對(duì)風(fēng)險(xiǎn)控制方法的應(yīng)用能力，切實(shí)提升廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易各企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)控制能力。另一方面，要促使各貿(mào)易企業(yè)通過實(shí)施完善的人力資源管理機(jī)制，從外部高校、企業(yè)及科研院所中引進(jìn)一批專業(yè)化的貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)管理人才，充實(shí)現(xiàn)有的人才團(tuán)隊(duì)，使先進(jìn)的風(fēng)險(xiǎn)控制理念與方法能夠順利流入各貿(mào)易企業(yè)中，保證廣西農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易能夠在一帶一路建設(shè)背景下得以實(shí)現(xiàn)健康長(zhǎng)期發(fā)展。

結(jié)語

有效的貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)控制是一帶一路背景下廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的關(guān)鍵所在，但是其在貿(mào)易發(fā)展過程中所面臨的風(fēng)險(xiǎn)具有不斷加大的趨勢(shì)。從本文的研究來看，廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易應(yīng)該從全面提升對(duì)一帶一路戰(zhàn)略的把握和利用程度、強(qiáng)化政府部門相關(guān)政策的支持和引導(dǎo)、加強(qiáng)對(duì)國際貿(mào)易市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)測(cè)和應(yīng)對(duì)能力、實(shí)施農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)控制人才戰(zhàn)略等方面出發(fā)，全面提升對(duì)各項(xiàng)貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)的控制。以此實(shí)現(xiàn)廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易在一帶一路戰(zhàn)略背景下的健康長(zhǎng)期發(fā)展。

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第2篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題范文

關(guān)鍵詞：進(jìn)出口貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；國內(nèi)生產(chǎn)總值；最小二乘法

一、引言

改革開放以來，我國對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展十分迅猛。進(jìn)出口總額從1990年的5560.1億元上升到2014年的264300億元，僅僅25年間貿(mào)易總額就增加了47倍。與此同時(shí)，GDP從1990年的18667.8億元上升到2014年的636463億元，增加了33倍，首次突破60億元的大關(guān)。進(jìn)出口總額占GDP的比重，1990年為29.8%，而2014年則達(dá)到了41.5%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)外貿(mào)的依賴性越來越大，對(duì)外貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的地位越來越高，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系也因此成為經(jīng)濟(jì)學(xué)者研究的一個(gè)熱點(diǎn)問題。

然而傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論告訴我們，國內(nèi)生產(chǎn)總值按支出法可表示為Y=C+I+G+X-M，這一公式會(huì)讓我們直觀的認(rèn)為出口增加，GDP也會(huì)隨之增加，而進(jìn)口增加則會(huì)導(dǎo)致GDP下降。實(shí)踐中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與進(jìn)出口貿(mào)易真的只是這樣簡(jiǎn)單的關(guān)系嗎？進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到底有多大的推動(dòng)作用？經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是與進(jìn)口額還是出口額亦或是凈出口額有關(guān)？本文將通過實(shí)證分析來回答這些問題。

二、 研究文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外關(guān)于進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的相關(guān)研究非常多。張世晴（2009）基于1978～2007年的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用HP濾波以及協(xié)整分析方法來研究進(jìn)出口貿(mào)易總額與我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，結(jié)果表明在反映對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用時(shí)，使用進(jìn)出口貿(mào)易總額這一指標(biāo)比單純的出口額、進(jìn)口額、凈出口額指標(biāo)更為恰當(dāng)；劉秀梅（2013）利用我國1990～2011年的相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，通過SPSS軟件對(duì)我國的GDP與出口額、進(jìn)口額、凈出口額分別進(jìn)行回歸分析，指出GDP與進(jìn)出口總額的相關(guān)性較大，進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系主要體現(xiàn)在對(duì)外貿(mào)易總額上，而不是單一的出口或凈出口；張兵兵（2013）運(yùn)用回歸模型以及CF濾波分析等方法，根據(jù)1952～2011年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，指出只有出口總額與GDP增長(zhǎng)有顯著相關(guān)關(guān)系，只有出口是促進(jìn)我國GDP增加的正向因素；周建萌（2012）采用格蘭杰檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)方法進(jìn)行研究，指出短期內(nèi)進(jìn)出口總額與GDP之間的關(guān)系不顯著，但從長(zhǎng)期來看對(duì)外貿(mào)易總額對(duì)GDP的影響顯著，而GDP對(duì)外貿(mào)總額的影響不顯著。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)多側(cè)重于研究出口或凈出口對(duì)GDP的作用，而研究進(jìn)口額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的文獻(xiàn)則較少，將四個(gè)指標(biāo)集中在一起進(jìn)行分析的更是少之又少。本文將基于我國1990～2014年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，采用最小二乘法分別對(duì)這四個(gè)指標(biāo)與GDP之間的關(guān)系進(jìn)行回歸分析，從而更準(zhǔn)確的說明我國對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

三、對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的理論基礎(chǔ)

早在19世紀(jì)古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的產(chǎn)生時(shí)代，貿(mào)易在一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位就受到了極大的關(guān)注。英國古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家亞當(dāng)?斯密最早提出了自由貿(mào)易可以提高世界資源配置效率。約翰?穆勒指出貿(mào)易具有兩種利益，即直接利益和間接利益，直接利益表現(xiàn)在通過國際分工，可以使生產(chǎn)資源向效率較高的部門轉(zhuǎn)移，從而提高經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出和實(shí)際收入，此外通過貿(mào)易還可以得到本國不能生產(chǎn)的原材料、設(shè)備等；間接利益表現(xiàn)在通過專業(yè)化分工推動(dòng)國內(nèi)生產(chǎn)過程的創(chuàng)新和改良，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，同時(shí)通過進(jìn)口造成新的需求，刺激儲(chǔ)蓄的增加，加速資本積累。

之后也有很多經(jīng)濟(jì)學(xué)家進(jìn)一步研究了貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。羅伯特遜指出“貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)動(dòng)機(jī)”的命題，認(rèn)為貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有很大的拉動(dòng)作用；納克斯對(duì)這一命題進(jìn)行進(jìn)一步的深入研究，指出較高的出口增長(zhǎng)率可以通過多種途徑來帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

四、我國進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

1990～2014年間，我國的進(jìn)出口貿(mào)易總額與GDP基本呈逐年增長(zhǎng)的趨勢(shì)，個(gè)別年份雖有波動(dòng)但波幅較小。直觀的來說，GDP增速比對(duì)外貿(mào)易總額增速要快得多，并在2014年突破了60億元的大關(guān)，但理性分析之后可以發(fā)現(xiàn)，進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比重在逐年提高，由1990年的29.8%上升到2014年的41.5%，對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響越來越大。

1. 變量選擇與數(shù)據(jù)來源

本文在假定其他因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不變的前提下，采用GDP來衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，用Y來表示，作為被解釋變量。出口額、進(jìn)口額、凈出口額和進(jìn)出口總額這四個(gè)指標(biāo)為解釋變量，分別用X1，X2，X3，X4來表示。然后搜集相關(guān)年份的GDP以及貿(mào)易數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于1990-2014年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2. 模型建立與分析

本文用Y表示GDP，以此衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，作為被解釋變量，用X1，X2，X3，X4分別代表出口額、進(jìn)口額、凈出口額和進(jìn)出口總額這四個(gè)指標(biāo)，建立各自的一元線性回歸模型：Y=a+bX（i）+e，i=1，2，3，4.其中a為常數(shù)項(xiàng)，b為各個(gè)變量的回歸系數(shù)，e為誤差項(xiàng)，服從正態(tài)分布。運(yùn)用Eviews7.2軟件進(jìn)行回歸，結(jié)果如表1。

（1）GDP與出口總額

對(duì)解釋變量進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，其中t=21.80825，p值小于0.001，F(xiàn)=475.6，方程的各個(gè)系數(shù)均可以通過顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為正，調(diào)整后的R平方=0.951865，說明模型的擬合優(yōu)度較高，表明我國GDP與出口額之間具有很強(qiáng)的正相關(guān)性，出口額每增加1個(gè)單位，GDP增加3.756786個(gè)單位。

（2）GDP與進(jìn)口總額

傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論告訴我們，進(jìn)口增加會(huì)導(dǎo)致GDP下降，然而從另一種角度來說，進(jìn)口能夠彌補(bǔ)國內(nèi)所缺乏的資源，節(jié)約生產(chǎn)成本，提高資源利用效率，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極的作用。GDP與進(jìn)口總額究竟存在怎樣的關(guān)系？

其中t=23.68115，p值小于0.001，F(xiàn)=560.7970，各個(gè)系數(shù)都可以通過顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為正，調(diào)整后的R平方=0.958890，說明模型的擬合優(yōu)度很高，表明GDP與進(jìn)口總額之間也存在極強(qiáng)的正相關(guān)性，進(jìn)口額每增加1個(gè)單位，GDP增加4.380834個(gè)單位，否定了進(jìn)口增加會(huì)導(dǎo)致GDP下降這一說法。

（3）GDP與凈出口額

凈出口額=出口額-進(jìn)口額。

（4）GDP與進(jìn)出口總額

從以上回歸可以發(fā)現(xiàn)，GDP與出口總額和進(jìn)口總額之間都存在很強(qiáng)的相關(guān)性，因此與進(jìn)出口總額的相關(guān)性也應(yīng)當(dāng)很強(qiáng)。為了進(jìn)行驗(yàn)證，本文對(duì)GDP與進(jìn)出口總額也進(jìn)行了簡(jiǎn)單的回歸。

其中t=23.00874，p值小于0.001，F(xiàn)=529.4023，調(diào)整后的R平方=0.958364，各個(gè)系數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)，而且模型的擬合優(yōu)度很高，表明GDP與進(jìn)出口總額之間存在極強(qiáng)的正相關(guān)性，進(jìn)出口貿(mào)易總額每增加1個(gè)單位，GDP增長(zhǎng)2.025368個(gè)單位。

綜上我們可以發(fā)現(xiàn)：出口額、進(jìn)口額以及進(jìn)出口總額與GDP增長(zhǎng)之間都存在很強(qiáng)的相關(guān)性，而凈出口額與GDP之間的回歸方程擬合優(yōu)度較差，兩者的相關(guān)性較弱。因此，我國進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系主要體現(xiàn)在進(jìn)出口總額上，而不是由單一的凈出口或出口總額所決定。

五、結(jié)論與政策建議

回歸結(jié)果表明，進(jìn)口額、出口額以及進(jìn)出口總額與我國的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間都存在很強(qiáng)的相關(guān)性，而且各項(xiàng)系數(shù)均為正數(shù)，表明無論是出口還是進(jìn)口，對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有顯著的正向影響。出口額每增加1個(gè)單位，GDP增加3.756786個(gè)單位，進(jìn)口額每增加1個(gè)單位，GDP增加4.380834個(gè)單位。單純認(rèn)為進(jìn)口增加會(huì)導(dǎo)致GDP下降的觀點(diǎn)缺乏實(shí)證依據(jù)的支撐，我們應(yīng)該重視進(jìn)出口總額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。

傳統(tǒng)的觀點(diǎn)認(rèn)為出口越多越好，這固然可以促進(jìn)我國GDP的增加，但是通過回歸分析我們發(fā)現(xiàn)進(jìn)口總額的增加對(duì)GDP也有很強(qiáng)的推動(dòng)作用，因此我國應(yīng)該堅(jiān)持進(jìn)口與出口并重的外貿(mào)策略，不能一味的只強(qiáng)調(diào)出口，而應(yīng)保證進(jìn)出口貿(mào)易平衡發(fā)展，此外政府部門應(yīng)規(guī)范對(duì)我國對(duì)外貿(mào)易的管理，減少對(duì)進(jìn)口的人為干預(yù)，在保護(hù)國內(nèi)市場(chǎng)免受外國干擾的同時(shí)，適度擴(kuò)大資源相對(duì)稀缺、缺少相關(guān)技術(shù)的產(chǎn)業(yè)的進(jìn)口，充分發(fā)揮進(jìn)口的技術(shù)替代效應(yīng)，從而推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

參考文獻(xiàn)：

[1]劉秀梅，尤佳，等.進(jìn)出口貿(mào)易與中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的統(tǒng)計(jì)分析[J].曲阜師范大學(xué)學(xué)報(bào)，2013（04）.

[2]張世晴，陳文政.進(jìn)出口總額與GDP增長(zhǎng)的聯(lián)動(dòng)關(guān)系――基于1978-2007年數(shù)據(jù)的分析[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2009（12）.

[3]張兵兵.進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)動(dòng)性關(guān)系研究――基于1952-2011年中國數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].國際貿(mào)易問題，2013（04）.

[4]周建萌，陳瑤.中國進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)GDP影響的實(shí)證分析[J].企業(yè)導(dǎo)報(bào)，2012（16）.

第3篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題范文

自上世紀(jì)70年代末廣東省簽訂第一份毛紡織品來料加工協(xié)議,在珠海創(chuàng)辦了我國首家加工貿(mào)易企業(yè)之后,加工貿(mào)易在我國開始出現(xiàn)并獲得了迅速發(fā)展。改革開放三十年來,我國經(jīng)濟(jì)建設(shè)取得了巨大進(jìn)步,對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展尤其迅速,1978年中國對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口總額僅有206.4億美元,而2008年全國對(duì)外貿(mào)易總額達(dá)到了25697億美元,增長(zhǎng)了124.5倍。加工貿(mào)易在我國對(duì)外貿(mào)易中起著至關(guān)重要的作用,1981年中國加工貿(mào)易進(jìn)出口總額為24.85億美元,約占中國對(duì)外貿(mào)易總量的5.64%,這一比例隨著年代的增長(zhǎng)而不斷增大,2007年中國加工貿(mào)易進(jìn)出口總額達(dá)到了9861億美元,比1981年增長(zhǎng)367.4倍,占我國對(duì)外貿(mào)易總量的45.4%;到2008年,我國加工貿(mào)易進(jìn)出口10535.9億美元,增長(zhǎng)6.8%,占我國對(duì)外貿(mào)易總量的41%,已成為我國對(duì)外貿(mào)易發(fā)展中的“半壁江山”。加工貿(mào)易的蓬勃發(fā)展增加了國民收入,創(chuàng)造了大量的就業(yè)機(jī)會(huì),帶動(dòng)了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級(jí),而且在國外先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)的引進(jìn)等方面也發(fā)揮了重要作用。那么,加工貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易總額之間的關(guān)系如何?本文將對(duì)此問題進(jìn)行分析。

二、協(xié)整分析的基本理論

宏觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域研究過程涉及的變量大多為非平穩(wěn)變量。對(duì)這些非平穩(wěn)變量,如果我們僅僅采用傳統(tǒng)的回歸建模方法進(jìn)行研究,有時(shí)可能會(huì)產(chǎn)生虛假相關(guān)和虛假回歸現(xiàn)象。在虛假相關(guān)和虛假回歸基礎(chǔ)上得出的結(jié)論,必然是不正確的結(jié)論;在這些不正確的結(jié)論基礎(chǔ)上所做的決策,也必然是不正確的決策。為避免由虛假相關(guān)、虛假回歸導(dǎo)致的不正確結(jié)論和決策,我們有必要摒棄傳統(tǒng)的建模方法,采用適合非平穩(wěn)變量的新方法對(duì)相關(guān)問題進(jìn)行研究。最近幾十年來發(fā)展起來的協(xié)整分析正是解決這一問題的一種非常好的方法。

協(xié)整分析要求所研究的變量是同階單整的。檢驗(yàn)變量序列單整性的常用方法是單位根檢驗(yàn),這里我們采用迪基、富勒提出的ADF檢驗(yàn)方法。

假設(shè)要檢驗(yàn)序列是否為形式的單位根過程,可以對(duì)模型進(jìn)行估計(jì),然后檢驗(yàn)或。這一檢驗(yàn)不能采用傳統(tǒng)的t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn),為解決這一問題,迪基、富勒給出了檢驗(yàn)所需的臨界值表。檢驗(yàn)時(shí),研究者只需將t統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量與給定自由度和給定顯著性水平下的臨界值相比較即可。這一檢驗(yàn)被稱為DF檢驗(yàn)。

由于DF檢驗(yàn)中不能保證方程的殘差為白噪聲,為解決這一問題,迪基、富勒假設(shè)隨機(jī)過程服從AR(P)過程,對(duì)DF檢驗(yàn)進(jìn)行了修正,形成了增廣的DF檢驗(yàn)即ADF檢驗(yàn)。

當(dāng)變量序列經(jīng)ADF檢驗(yàn)證明為同階單整時(shí),它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系,此時(shí)可對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。常用的協(xié)整檢驗(yàn)方法包括恩格爾-格蘭杰兩步法和Johansen的系統(tǒng)分析法。這里我們采用恩格爾-格蘭杰提出的E-G兩步法。其檢驗(yàn)過程是,首先不考慮變量之間的協(xié)整性,對(duì)其進(jìn)行普通最小二乘回歸,這一步常被稱為協(xié)整回歸?；貧w后對(duì)模型的殘差做單位根檢驗(yàn)。如果檢驗(yàn)結(jié)果表明殘差序列為平穩(wěn)的,則說明所研究的兩變量之間存在協(xié)整關(guān)系;如果檢驗(yàn)結(jié)果表明殘差序列非平穩(wěn),則所研究變量間不存在協(xié)整關(guān)系。由于整個(gè)檢驗(yàn)過程分為兩步,因此習(xí)慣上將此方法稱為E-G兩步法。

當(dāng)兩個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系時(shí),我們可以區(qū)分二者之間的長(zhǎng)期關(guān)系和短期動(dòng)態(tài),并分別進(jìn)行研究。而誤差修正模型是一種能同時(shí)考慮變量間這兩種關(guān)系的模型。

在協(xié)整分析基礎(chǔ)上建立誤差修正模型的基本步驟是:首先做變量之間的協(xié)整分析,發(fā)現(xiàn)其協(xié)整關(guān)系,即長(zhǎng)期均衡關(guān)系,求出協(xié)整向量,并以其滯后一期作為誤差修正項(xiàng)。然后,將誤差修正項(xiàng)作為一個(gè)解釋變量,與其他反映短期波動(dòng)的解釋變量一起,建立短期模型,即誤差修正模型。

三、我國加工貿(mào)易與進(jìn)出口總額關(guān)系分析

我國加工貿(mào)易和進(jìn)出口總額關(guān)系的協(xié)整分析涉及到的變量序列主要為加工貿(mào)易進(jìn)出口總額和進(jìn)出口貿(mào)易總額。其數(shù)據(jù)均取自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)理論,首先對(duì)變量序列做單位根檢驗(yàn)。考慮到可能存在的異方差等問題,我們對(duì)變量序列本身、對(duì)變量序列的對(duì)數(shù)、變量序列對(duì)數(shù)的一階差分分別做ADF檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見表(其中manu表示加工貿(mào)易進(jìn)出口總額,為加工貿(mào)易進(jìn)出口總額的對(duì)數(shù),為加工貿(mào)易進(jìn)出口總額對(duì)數(shù)的一階差分;tot表示我國進(jìn)出口貿(mào)易總額,為進(jìn)出口貿(mào)易總額的對(duì)數(shù),為進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)出口總額對(duì)數(shù)的一階差分):

檢驗(yàn)結(jié)果表明,加工貿(mào)易進(jìn)出口總額和進(jìn)出口貿(mào)易總額序列均為非平穩(wěn)序列,其對(duì)數(shù)序列也為非平穩(wěn)序列,而其一階差分序列均為平穩(wěn)序列。也就是說,兩變量同為I(1)過程,是同階單整的。

由于兩變量序列為同階單整,因此可以采用E-G兩步法對(duì)我國加工貿(mào)易進(jìn)出口總額與進(jìn)出口貿(mào)易總額之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

根據(jù)相關(guān)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論,首先建立協(xié)整回歸模型:

對(duì)其殘差進(jìn)行檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)殘差序列為平穩(wěn)序列,因此可認(rèn)為我國加工貿(mào)易與進(jìn)出口總額之間存在協(xié)整關(guān)系。

第4篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題范文

近年來，隨著信息技術(shù)的深入發(fā)展以及全球經(jīng)濟(jì)化的進(jìn)一步推進(jìn)，電子商務(wù)交易額突飛猛進(jìn)地增長(zhǎng)。據(jù)我國商務(wù)部統(tǒng)計(jì)，2015年我國電子交易的規(guī)模達(dá)到了20.8萬億元，預(yù)計(jì)2016年其規(guī)模達(dá)到22萬億元，然而2015年來我國對(duì)外貿(mào)易持續(xù)走低，2015年其增長(zhǎng)率為－7.1%，2016年其增長(zhǎng)率為－0.89%。在這樣的背景下，通過分析電子商務(wù)與國際貿(mào)易的具體關(guān)聯(lián)程度，對(duì)充分利用電子商務(wù)開展國際貿(mào)易顯得尤為重要。

2文獻(xiàn)綜述

隨著電子商務(wù)與國際貿(mào)易聯(lián)系的日益緊密，關(guān)于電子商務(wù)與國際貿(mào)易之間關(guān)系的研究也逐漸成為一個(gè)熱門的課題，國內(nèi)外學(xué)者從不同的角度深入分析了前者對(duì)后者的影響。在國外，TerziN.(2011)通過調(diào)查電子商務(wù)對(duì)國際貿(mào)易影響發(fā)現(xiàn)電子商務(wù)基本上能夠給所有國家?guī)斫?jīng)濟(jì)效益。但是短期內(nèi)這些收益可能集中在發(fā)達(dá)國家，但從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，對(duì)發(fā)展中國家將更有利。電子商務(wù)增加國際貿(mào)易的總額。［1］WarfB認(rèn)為不同媒體的數(shù)字融合開啟的互聯(lián)網(wǎng)視頻使得電子商務(wù)將為大多數(shù)中小型企業(yè)提供接觸國家和全球市場(chǎng)的機(jī)會(huì)成為可能，使得國際貿(mào)易的主體更加多元化。［2］DaCostaE.(2016)認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)對(duì)于美國小型企業(yè)發(fā)展國際業(yè)務(wù)發(fā)揮著日益強(qiáng)大的作用。他把電子商務(wù)戰(zhàn)略描述成為全世界中小企業(yè)開展國際貿(mào)易的重要機(jī)會(huì)。［3］SandvigJ.C.通過對(duì)527個(gè)全球頂級(jí)購物網(wǎng)站的登錄頁面以及移動(dòng)技術(shù)如何影響Google移動(dòng)搜索結(jié)果進(jìn)行技術(shù)分析。發(fā)現(xiàn)動(dòng)員技術(shù)對(duì)于全球電子商務(wù)的發(fā)展發(fā)揮至關(guān)重要的作用。［4］在國內(nèi)，喬陽(2012)把跨境電子商務(wù)看成一把“雙刃劍”，認(rèn)為其對(duì)國際貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。它通過簡(jiǎn)化貿(mào)易流程，變革企業(yè)的經(jīng)營模式積極推動(dòng)了后者的發(fā)展，但同時(shí)也拉大了發(fā)展中國家與發(fā)達(dá)國家之間的差距，惡化了發(fā)展中國家的貿(mào)易環(huán)境，并且由于電子商務(wù)的“虛擬性”，造成了大量稅款的流失。［5］張淮亮(2016)從定性和定量?jī)煞矫娣治隽丝缇畴娮由虅?wù)對(duì)國際貿(mào)易的影響，認(rèn)為跨境電子商務(wù)通過改變經(jīng)營主體，縮短交易流程以及降低企業(yè)的交易成本，極大地促進(jìn)了我國國際貿(mào)易的發(fā)展。［6］趙旭明(2016)認(rèn)為跨境電子商務(wù)通過帶動(dòng)對(duì)外貿(mào)易增長(zhǎng)以及改善外貿(mào)企業(yè)的管理進(jìn)一步推進(jìn)我國外貿(mào)的轉(zhuǎn)型。［7］張愛琴(2016)和鄭紅明(2016)基于產(chǎn)業(yè)鏈的視角，對(duì)跨境電子商務(wù)與國際貿(mào)易二者之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明跨境電子商務(wù)交易額與國際貿(mào)易總額之間存在長(zhǎng)期均衡的正向相關(guān)關(guān)系，并且二者的波動(dòng)呈同向變化。［8］［9］李伯杏(2016)和李子(2014)基于國家的層面，通過理論模型與實(shí)證分析相結(jié)合的方法對(duì)二者關(guān)系進(jìn)行研究，得出二者存在長(zhǎng)期的正向影響關(guān)系的結(jié)論。［10］［11］總體來看，國內(nèi)外的研究基本都是基于國家的角度，只有少數(shù)幾個(gè)學(xué)者研究了具體省份的電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系，但是基于湖南省的研究幾乎沒有。當(dāng)前，湖南省作為“一帶一路”戰(zhàn)略的核心省份，其進(jìn)出口貿(mào)易的總額相對(duì)較低，研究?jī)烧叩年P(guān)系，對(duì)實(shí)現(xiàn)湖南省的崛起具有重大的意義?；诖耍疚膶⒗脜f(xié)整分析的方法，對(duì)湖南省電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行深入探討。

3電子商務(wù)對(duì)國際貿(mào)易影響的作用機(jī)制

隨著電子商務(wù)的發(fā)展，國際貿(mào)易從各個(gè)方面都發(fā)生改變。第一，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的高速發(fā)展，使得信息在全球范圍內(nèi)的傳播速度顯著提高，同時(shí)，企業(yè)可以通過互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)實(shí)現(xiàn)與境外的合作公司“面對(duì)面”交流，大幅度地降低企業(yè)的生產(chǎn)成本，提高企業(yè)的盈利能力;第二，電子商務(wù)降低了行業(yè)的進(jìn)入門檻，使得更多的中小企業(yè)開始從事國際貿(mào)易，極大地拓寬了國際貿(mào)易交易主體的范圍;第三，電子商務(wù)獨(dú)特的優(yōu)勢(shì)弱化了地理位置的重要性，使得各生產(chǎn)要素能夠在全球范圍內(nèi)實(shí)現(xiàn)最優(yōu)配置，進(jìn)一步擴(kuò)大了國際貿(mào)易的市場(chǎng)規(guī)模;第四，國家可以通過在全國范圍內(nèi)推行電子商務(wù)打破傳統(tǒng)的以關(guān)稅為主的貿(mào)易壁壘和部分發(fā)達(dá)國家的新貿(mào)易壁壘，有效地促進(jìn)跨國企業(yè)的發(fā)展，提高我國對(duì)外貿(mào)易總額;第五，電子商務(wù)平臺(tái)的搭建可以實(shí)現(xiàn)外貿(mào)企業(yè)與相關(guān)部門之間的網(wǎng)上對(duì)接，減少傳統(tǒng)國際貿(mào)易中的大多數(shù)環(huán)節(jié)，進(jìn)一步提高企業(yè)的交易效率以及優(yōu)化國際貿(mào)易的流程。電子商務(wù)通過以上五個(gè)方面很大程度地提高了進(jìn)出口貿(mào)易的總量，其傳導(dǎo)機(jī)制如下圖所示。

4實(shí)證分析過程

4.1指標(biāo)的選取以及數(shù)據(jù)的來源。文章基于研究的需要，從數(shù)據(jù)的可獲取性，以及主客觀相一致的原則，最終選取湖南省進(jìn)出口貿(mào)易總額(Y)作為被解釋變量，用湖南省電子商務(wù)交易額(X1)、網(wǎng)民規(guī)模(X2)來衡量湖南省電子商務(wù)的發(fā)展水平，作為模型的解釋變量。網(wǎng)民規(guī)模代表電子商務(wù)發(fā)展的基礎(chǔ)設(shè)施，另外，電子商務(wù)交易額能更加直觀地反映電子商務(wù)的發(fā)展?fàn)顩r，所以基本可以用這兩個(gè)指標(biāo)來衡量其發(fā)展水平。同時(shí)電子商務(wù)的應(yīng)用起步較晚，所以本文只截取了湖南省2010年到2016年的數(shù)據(jù)作為樣本。本文所選取的數(shù)據(jù)主要來源于2010—2015年湖南省統(tǒng)計(jì)局的《湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒》與中國電子商務(wù)研究中心的《湖南省電子商務(wù)發(fā)展報(bào)告》。數(shù)據(jù)真實(shí)可靠，能夠用來做模型分析。4.2變量的單位根檢驗(yàn)。為了消除時(shí)間序列可能存在的異方差現(xiàn)象，本研究將對(duì)變量取自然對(duì)數(shù)，分別用LNY，LNX1，LNX2表示，同時(shí)用DLNY，DLNX1，DLNX2來表示變量之間的一階差分，并且鑒于文章所使用的數(shù)據(jù)為時(shí)間序列，為了有效地減少模型的虛假回歸現(xiàn)象，因此在做協(xié)整檢驗(yàn)之間，筆者將運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)方法對(duì)各變量的自然對(duì)數(shù)和差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。根據(jù)表1，可以看到變量LNY，LNX1，LNX2都是不平穩(wěn)的，但是其一階差分DLNY，DLNX1，DLNX2都是平穩(wěn)的，這說明湖南省電子商務(wù)水平和進(jìn)出口貿(mào)易之間可能存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，因此，本文接下來將使用OLS來確定三者之間的協(xié)整關(guān)系，文章接下來對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。4.3Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。筆者通過反復(fù)對(duì)模型的變量數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)其滯后階數(shù)為2時(shí)，AR根均落于位圓內(nèi)，所以此時(shí)的模型是最優(yōu)的，其被估參數(shù)也是最有效的。因此，為了確保檢驗(yàn)結(jié)果的盡可能合理有效，故選擇滯后二階。同時(shí)，文章根據(jù)有特征根跡檢驗(yàn)方法對(duì)三個(gè)變量LNX1，LNX2，LNY之間協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果見表2。由表2可以看出在5%的顯著性水平下，LNX1，LNX2，LNY三個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系。這說明，有95%的可靠性表明電子商務(wù)發(fā)展水平與進(jìn)出口貿(mào)易存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，同時(shí)接下來，文章用最小二乘法來確定這三個(gè)變量具體的協(xié)整關(guān)系，其數(shù)學(xué)公式如下:LNY=0.2786LNX1+0.7214LNX2+6.229(1)AdjustR－square:0.97Durbin－watsonStat:1.93通過Eviews檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，得到R2為0.97，表明這三個(gè)變量之間有很好擬合度，回歸可靠性為97%，即電子商務(wù)總額、網(wǎng)民規(guī)模能夠?qū)M(jìn)出口貿(mào)易總額的97%做出解釋，D.W的檢驗(yàn)值為1.93，很接近2，表明這三個(gè)變量之間不存在多重共線性。同時(shí)變量的回歸系數(shù)都在1%的顯著性在水平下顯著。以上參數(shù)表明，模型中的變量對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響因素具有較好的關(guān)系表征。通過公式(1)，我們可以看出電子商務(wù)交易額和網(wǎng)民規(guī)模對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易總額有著正面的影響。電子商務(wù)交易額每提高1%，進(jìn)出口貿(mào)易總額將提升0.2786%;網(wǎng)民規(guī)模每提高1%，會(huì)促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易總額提升0.7214%，從長(zhǎng)期來看，電子商務(wù)交易額對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易總額的正向作用大于網(wǎng)民規(guī)模對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易總額的影響。這與湖南省現(xiàn)階段的實(shí)際情況相符。從2010年開始，電子商務(wù)總額的提高與進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展一直保持著同一增長(zhǎng)趨勢(shì)。

5結(jié)論

第一，電子商務(wù)的發(fā)展水平與進(jìn)出口貿(mào)易之間存在長(zhǎng)期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系，同時(shí)實(shí)證結(jié)果還表明電子商務(wù)的總額和網(wǎng)民規(guī)模的擴(kuò)大是湖南省進(jìn)出口貿(mào)易增加的格蘭杰原因，說明電子商務(wù)的發(fā)展對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易存在正向的影響，我們可以利用電子商務(wù)這一新時(shí)代的產(chǎn)物來提高進(jìn)出口貿(mào)易總額。第二，網(wǎng)民規(guī)模對(duì)湖南省進(jìn)出口貿(mào)易的正向影響要大于電子商務(wù)對(duì)其的影響。這說明湖南省電子商務(wù)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響有限，對(duì)于電子商務(wù)在國際貿(mào)易領(lǐng)域的應(yīng)用還有待提高，這與湖南省的省情也是相符合的，湖南省電子商務(wù)的發(fā)展落后于浙江、江蘇、廣東等東部沿海地區(qū)，在其發(fā)展中還存在很多問題，例如:基礎(chǔ)設(shè)施不完善，法制不健全，電子商務(wù)人才短缺等。

6政策建議

第5篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題范文

關(guān)鍵詞：外商直接投資；國內(nèi)生產(chǎn)總值；國際貿(mào)易

中圖分類號(hào)：F742文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X(2007)01-0089-09

一、引言

近年來，全球外資流量的增長(zhǎng)率超過了其他任何世界經(jīng)濟(jì)主要綜合指數(shù)，全球?qū)ν庵苯油顿Y流量由1990年的201億美元迅速升至為2000年的15 092億美元，增長(zhǎng)了374．1倍（IMF資料）。在中國，隨著改革開放后我國經(jīng)濟(jì)實(shí)力的不斷增強(qiáng)和融入世界經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程的加快，越來越多的外商直接投資涌向中國。自1994年起我國已連續(xù)12年居發(fā)展中國家利用外商投資第一位，在全球僅次于美國居第二位，并且在2002年實(shí)際利用FDI（指外商直接投資，以下均同）規(guī)模超過500億美元，首次超越美國，成為世界上利用FDI最多的國家，F(xiàn)DI對(duì)我國的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起了很大的推動(dòng)作用，伴隨著FDI的大量涌入，我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值和進(jìn)出口貿(mào)易也不斷創(chuàng)下新高，F(xiàn)DI成了中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的強(qiáng)大動(dòng)力。

外商直接投資與國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面：從2002年開始，我國利用外資的規(guī)模持續(xù)超過500億美元，外商直接投資成為我國GDP持續(xù)快速發(fā)展的一個(gè)有力支撐。由于FDI拓寬了融資渠道，克服了自有發(fā)展資金的不足，并且擺脫了銀行儲(chǔ)蓄投資的約束，從而直接和間接地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，使資金達(dá)到更高的效用水平，在資本相對(duì)貧乏的國家在不減少消費(fèi)的情況下，可以通過更多的外來投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。在FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，陳景煌、陳浪南（2002）認(rèn)為我國FDI與GDP的關(guān)系是正線性相關(guān)；任永菊（2003）實(shí)證分析證明了FDI與GDP存在長(zhǎng)期關(guān)系, 其因果關(guān)系隨著滯后期的不同而不同；陳偉國、趙兵（2004）、杜江（2002）等都認(rèn)為FDI對(duì)資本形成和積累有積極作用，并推動(dòng)了我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。FDI與GDP之間的良性互動(dòng)關(guān)系將在后面的實(shí)證分析中得到證明。

外商直接投資（FDI）與國際貿(mào)易方面：外商直接投資被普遍認(rèn)為正在取代國際貿(mào)易，成為全球經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)動(dòng)機(jī)，是促使東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和加快全球經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程的催化劑（葛順奇［3］）。小島清［9］指出FDI可以在投資國與東道國之間創(chuàng)造新的貿(mào)易機(jī)會(huì)，使貿(mào)易在更大的規(guī)模上進(jìn)行，當(dāng)東道國具有了基于FDI的“生產(chǎn)函數(shù)改變后的比較優(yōu)勢(shì)”時(shí)，顯然會(huì)導(dǎo)致東道國對(duì)外貿(mào)易能力的增強(qiáng)，國際貿(mào)易與FDI之間呈現(xiàn)互補(bǔ)效應(yīng)。楊迤（2000），錢曉英、賴明勇、張大奇（2001），李琴［1］等通過實(shí)證分析，得出我國FDI流入與進(jìn)出口存在長(zhǎng)期正相關(guān)關(guān)系，F(xiàn)DI提升了我國貿(mào)易產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力，改善了進(jìn)出口結(jié)構(gòu)，促進(jìn)了國際貿(mào)易；李平、范躍進(jìn)（2003）通過“綜合動(dòng)因模型”及經(jīng)驗(yàn)分析，認(rèn)為我國貿(mào)易自由化促進(jìn)了FDI流入；王創(chuàng)（2005）認(rèn)為FDI與出口在長(zhǎng)期范圍內(nèi)存在互補(bǔ)關(guān)系，但FDI與進(jìn)口的長(zhǎng)短期關(guān)系卻有所不同，在短期內(nèi)FDI與進(jìn)口貿(mào)易互補(bǔ)，但在長(zhǎng)期卻表現(xiàn)為相互替代。對(duì)外直接投資與國際貿(mào)易（主要是出口貿(mào)易）之間主要是互補(bǔ)或者是替代的關(guān)系，國外的學(xué)者們已經(jīng)證明了這一點(diǎn)，具體要根據(jù)母國（或跨國公司）投資的動(dòng)機(jī)、類型和發(fā)展階段而定。Helmberger和Schmitz(1970)指出，國際貿(mào)易和對(duì)外直接投資之間是互補(bǔ)關(guān)系還是替代關(guān)系其實(shí)是一個(gè)實(shí)證問題而非理論問題，在不同的國家實(shí)證結(jié)果可能會(huì)顯示出差異性。作為貿(mào)易大國，F(xiàn)DI對(duì)中國進(jìn)出口貿(mào)易的影響不容忽視，因此相關(guān)的實(shí)證研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）與國際貿(mào)易方面：FDI既作為直接的因果關(guān)系出現(xiàn)，同時(shí)也作為聯(lián)系國際貿(mào)易與真實(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的橋梁存在。我國的出口貿(mào)易主要通過勞動(dòng)投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，從彈性系數(shù)看，出口勞動(dòng)投資增長(zhǎng)以及投資勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用都很大，我國的出口貿(mào)易主要是通過帶動(dòng)國內(nèi)投資和外商投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的。對(duì)于我國是否為出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)國家一直有著廣泛的爭(zhēng)論，大部分實(shí)證分析表明，二者存在雙向因果關(guān)系筆者認(rèn)為，出口貿(mào)易對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著明確的直接推動(dòng)作用，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是間接通過諸如吸引FDI等因素來影響出口貿(mào)易，二者影響的方式有所不同而已。在后文國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與國際貿(mào)易的數(shù)據(jù)分析中也可以體現(xiàn)出這一點(diǎn)，即中國屬于出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)國家。

隨著經(jīng)濟(jì)全球化速度的加快，F(xiàn)DI成為全球化浪潮的一個(gè)重要特征。中國作為發(fā)展中國家中吸收FDI的第一大國和全球經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最快的國家之一，常常被引以為例說明FDI的有力影響。研究FDI、GDP以及進(jìn)出口貿(mào)易三者之間的關(guān)系將有助于深入了解我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀以及形成對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)決策的參考，以下將基于我國1983―2005年間的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，從定性和定量的角度揭示以上三者之間的相互關(guān)系。

一、 FDI與GDP相關(guān)性的實(shí)證研究

在相關(guān)的理論中，以美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家H．錢納里和A．斯特勞特1969年創(chuàng)立的兩缺口模型最具代表性。該模型認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要受三種因素約束：一是儲(chǔ)蓄約束，即國內(nèi)需求水平低,不足以支持國內(nèi)投資需求的擴(kuò)張，影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展；二是外匯約束，有限的外匯收入不足以支付經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需要的資本品和消費(fèi)品進(jìn)口，阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展；三是吸收能力約束，即由于缺乏必需的技術(shù)和管理，無法有效地使用外資和各種資源，從而影響生產(chǎn)率的提高和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，錢納里等人認(rèn)為，如果發(fā)展中國家能成功利用外資便可以逐漸克服儲(chǔ)蓄、外匯和技術(shù)的約束，增加國民總儲(chǔ)蓄和總投資，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。對(duì)于我國體現(xiàn)國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的GDP而言，F(xiàn)DI的作用是顯著的，表一是我國1983―2005年共23年間的GDP、進(jìn)出口額、FDI的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)：

數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站www．stats．gov．cn 及商務(wù)部網(wǎng)站www．mofcom．gov．cn 公布數(shù)據(jù)整理而得。

1．FDI對(duì)于GDP的作用：根據(jù)其中的GDP和FDI數(shù)據(jù)繪成圖一顯示二者不同年份的變化（為了便于更直觀的顯示二者變化，GDP的單位為百億元，F(xiàn)DI的單位仍為億美元）：

圖一GDP&FDI年份變化圖

由圖一并結(jié)合我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展史可以大致定性地看出，1983―1991年我國的經(jīng)濟(jì)受益于改革開放政策而開始顯示活力并快速發(fā)展，對(duì)于FDI的吸引作用自1991年起凸顯，1991―1997年FDI開始快速增長(zhǎng)，得益于此我國的GDP在這段時(shí)間內(nèi)加速增長(zhǎng)。1997―2001年FDI增長(zhǎng)的勢(shì)頭減緩甚至開始回落，相應(yīng)地GDP雖然持續(xù)增長(zhǎng)，但是增長(zhǎng)速度開始趨緩，這段時(shí)期處于對(duì)過去FDI進(jìn)行消化和調(diào)整的階段。2002―2005年FDI再次迅速增長(zhǎng)，并突破500億美元，GDP也相應(yīng)地迎來了又一次加速增長(zhǎng)，這些表現(xiàn)大致可以從表一的數(shù)據(jù)中得到驗(yàn)證。為了進(jìn)一步研究二者之間的相關(guān)性，同時(shí)也為了增加模型建立的準(zhǔn)確性增強(qiáng)確定系數(shù)R SQUARE的說服力，我們繼續(xù)根據(jù)表一的數(shù)據(jù)繪出GDP與FDI之間關(guān)系的平滑散點(diǎn)圖，如圖二所示：

圖二GDP―FDI關(guān)系散點(diǎn)圖

圖二中的散點(diǎn)圖與冪函數(shù)曲線類似，即y=a0+a1xb+e，根據(jù)散點(diǎn)圖確定模型可以增強(qiáng)確定系數(shù)R方的解釋力度與可靠性。由于對(duì)冪函數(shù)本身不便于做相關(guān)分析，而引入對(duì)數(shù)后更容易得到平穩(wěn)數(shù)據(jù)且不會(huì)改變時(shí)間序列的性質(zhì)和相互關(guān)系，因此我們對(duì)函數(shù)本身進(jìn)行對(duì)數(shù)變換后得到如下模型：

lnGDPt=a0+a1lnGDPt-1+a2lnFDIt+a3lnFDIt-1+e （1）

其中，GDPt為當(dāng)年的國內(nèi)生產(chǎn)總值，LnGDPt作為被解釋變量即因變量出現(xiàn)；GDPt-1為上一年度的國內(nèi)生產(chǎn)總值；FDIt為當(dāng)年的外商直接投資，F(xiàn)DIt-1為上一年度的外商直接投資，三者的自然對(duì)數(shù)作為解釋變量即自變量出現(xiàn)；a0為常數(shù)項(xiàng)，a1、a2、a3為自變量系數(shù)，e為誤差。FDI對(duì)于GDP是一個(gè)累計(jì)作用，考慮到較t-1期更早的變量對(duì)于GDP的作用相對(duì)t期和t-1期的貢獻(xiàn)度較低，在模型中只考慮到t-1期(在后面的分析結(jié)果中可以得到這一結(jié)論)；而其他影響GDP的因素我們都?xì)w結(jié)到GDPt-1中，這樣便于模型集中研究GDP―FDI之間的關(guān)系?；诒硪坏臄?shù)據(jù)整理后經(jīng)SPSS11．0統(tǒng)計(jì)分析軟件進(jìn)行多元線性回歸分析，得到結(jié)果如表二：

表三的相關(guān)和回歸分析輸出結(jié)果顯示，原模型中的t-1期FDI無需考慮，這也驗(yàn)證了最初我們對(duì)于FDI年份變量的引入設(shè)置上是正確的，而同時(shí)常數(shù)項(xiàng)也可以從模型中去除，這一點(diǎn)很容易理解，t-1期的GDP已經(jīng)涵蓋了常數(shù)項(xiàng)的作用。而其他兩個(gè)主要變量的t值均通過了1%的顯著水平檢驗(yàn)。根據(jù)分析的結(jié)論，模型應(yīng)該重新調(diào)整為：

lnGDPt=0．923lnGDPt-1+0．195lnFDIt+e （2）

模型表明，F(xiàn)DIt增加一個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)于GDPt的貢獻(xiàn)則有0．476個(gè)百分點(diǎn)，也就是說，F(xiàn)DI增長(zhǎng)10%可以拉動(dòng)GDP增長(zhǎng)4．76%。可見目前FDI對(duì)于我國的GDP增長(zhǎng)作用很明顯，其中一個(gè)可能的原因就是博取人民幣的升值帶來的資本收益而流入，F(xiàn)DI還欠缺適當(dāng)?shù)墓芾砗鸵龑?dǎo)。為了同時(shí)比較GDP對(duì)于FDI的吸引作用，以下我們進(jìn)行GDP對(duì)于FDI的作用的實(shí)證分析。

2．GDP對(duì)于FDI的作用：二者隨年份的變化見圖一所示，二者之間的關(guān)系散點(diǎn)圖可以參考圖二，只是橫軸和縱軸變量互換，由于篇幅所限，在此不再顯示。我們依據(jù)上述同樣思路，建立模型：

lnFDIt=a0+a1lnGDPt+a2lnGDPt-1+a3lnFDIt-1+e（3）模型中的變量說明同A中的解釋，通過SPSS11．0分析結(jié)果如下：

表四中調(diào)整后的確定系數(shù)為0．972，說明自變量對(duì)于因變量的解釋比較充分；而通過F檢驗(yàn)說明方程變量間的顯著關(guān)系成立；D-W值顯示不存在明顯的序列相關(guān)性。

上述自變量中LnGDPt-1通過檢驗(yàn)結(jié)果可以從原模型中剔除，其他自變量的相關(guān)系數(shù)均通過了1%顯著水平的t檢驗(yàn)，即拒絕原假設(shè)H0，從而得到FDIt-1、GDPt與因變量FDIt顯著相關(guān)的結(jié)論。原模型修正為

lnFDIt=1．216lnGDPt+0．911lnFDIt-1+e （4）

根據(jù)模型計(jì)算，GDP增長(zhǎng)10%，吸引的FDI將會(huì)增加4．76%。通過1、2兩項(xiàng)分析結(jié)果比較（特別是對(duì)比標(biāo)準(zhǔn)相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)）以及上述的計(jì)算結(jié)果可以得出一個(gè)結(jié)論，即目前我國GDP增長(zhǎng)對(duì)于FDI的吸引力相比FDI對(duì)于GDP的貢獻(xiàn)來講，兩者的相互作用很接近；另一個(gè)方面，GDP的增長(zhǎng)比例中一個(gè)重要的原因在于我國吸引的FDI的高速增長(zhǎng)。

二、FDI與國際貿(mào)易相關(guān)性的實(shí)證研究

在世界經(jīng)濟(jì)中，國際直接投資是最能體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)全球化概念的經(jīng)濟(jì)運(yùn)作方式之一，且與國際貿(mào)易有著密不可分的內(nèi)在聯(lián)系。隨著經(jīng)濟(jì)全球化的進(jìn)程加快，從總體上看，國際對(duì)外直接投資與國際貿(mào)易相互作用、相互促進(jìn)，都在大幅度增加和日益擴(kuò)大。影響國際貿(mào)易增長(zhǎng)的因素有許多，從理論上講，僅就國際貿(mào)易與國際直接投資的關(guān)系而言，直接投資究竟是構(gòu)成對(duì)貿(mào)易的替代，還是產(chǎn)生了對(duì)貿(mào)易的創(chuàng)造，這主要取決于國際直接投資的類型。在FDI與國際貿(mào)易相互數(shù)量關(guān)系上，蒙代爾的替代模型、Markusen和小島清的互補(bǔ)模型是對(duì)國際貿(mào)易和國際直接投資數(shù)量關(guān)系進(jìn)行界定的一般理論模型。以下首先根據(jù)表一數(shù)據(jù)繪出進(jìn)出口貿(mào)易與FDI之間的關(guān)系圖（為了更直觀的比較二者的年份變化，進(jìn)出口額的單位選為十億美元）：

圖三進(jìn)出口額&FDI年份變化圖

圖三中進(jìn)出口額與FDI隨年份的變化過程大致與圖一中GDP與FDI的變化階段相同，在1991―1997年間以及2001―2005年間隨著FDI的快速增長(zhǎng)，進(jìn)出口貿(mào)易額相應(yīng)地得到一段加速增長(zhǎng)期，并于2004年突破萬億美元關(guān)口，使我國的國際貿(mào)易進(jìn)入了一個(gè)新的階段。同第二部分研究方法一樣，為了進(jìn)一步凸顯二者的相關(guān)關(guān)系以及增加模型建立的可靠性，我們繼續(xù)繪制出進(jìn)出口額與FDI之間的散點(diǎn)圖：

圖四進(jìn)出口額―FDI關(guān)系散點(diǎn)圖

圖四中的散點(diǎn)圖同樣與冪函數(shù)曲線類似，為此我們建立相同的模型：

lnExImt=a0+a1lnExImt-1+a2lnFDIt+a3lnFDIt-1+e （5）

模型中ExImt和ExImt-1分別表示t期（當(dāng)年）和t-1期（上一年）的進(jìn)出口額，其余變量說明同前，通過SPSS11．0分析結(jié)果如下：

表六中調(diào)整后的確定系數(shù)為0．991，方程顯著通過F統(tǒng)計(jì)，D-W約為2（2．061）表明模型誤差項(xiàng)不存在序列相關(guān)性。表七是相關(guān)與回歸分析輸出結(jié)果：

上述結(jié)果排除了FDIt-1對(duì)于當(dāng)期進(jìn)出口額的影響，可見FDI對(duì)于進(jìn)出口的影響是滯后性的，主要是對(duì)第二年的進(jìn)出口額產(chǎn)生影響，這與經(jīng)驗(yàn)上的理解也是吻合的，投資不會(huì)產(chǎn)生即時(shí)效應(yīng)。T檢驗(yàn)依然通過了1%的顯著水平測(cè)試，共線性統(tǒng)計(jì)應(yīng)用的方差膨脹因子表明自變量之間不存在明顯的共線性作用。根據(jù)以上分析結(jié)果，模型修正為：

lnExImt=1．08lnExImt-1+0．143lnFDIt+e （6）

FDI增長(zhǎng)10%將會(huì)帶來進(jìn)出口貿(mào)易2．73%的增長(zhǎng)，這一比例并不高，F(xiàn)DI對(duì)于進(jìn)出口貿(mào)易的直接的作用并不是很明顯，外資大量流入的目的并不主要是增大出口換取利潤(rùn)，而是由于其他原因，如人民幣升值帶來的資本收益、QFII投資等，與前面關(guān)于FDI的作用的結(jié)論相吻合。

三、GDP與國際貿(mào)易相關(guān)性的實(shí)證研究

近年來我國的GDP與進(jìn)出口貿(mào)易均保持了高速增長(zhǎng)，由于進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)于GDP的直接貢獻(xiàn)作用以及貢獻(xiàn)比例，二者隨時(shí)間的變化曲線的趨勢(shì)應(yīng)該比較吻合，這一點(diǎn)從圖五中可以看出，1991―1997年以及2001―2005年GDP和進(jìn)出口貿(mào)易增長(zhǎng)均大幅增長(zhǎng)。

圖五GDP―進(jìn)出口額年份變化圖

圖六GDP―進(jìn)出口額關(guān)系散點(diǎn)圖

圖六GDP與進(jìn)出口額的散點(diǎn)圖示與前面研究的兩種相關(guān)關(guān)系略有不同，圖中顯示二者的相關(guān)關(guān)系既類似于前面的冪函數(shù)形式同時(shí)也類似于線性關(guān)系（如果去除1997―2001年之間的異常數(shù)據(jù)，這種類似則非常明顯），而在我們的經(jīng)驗(yàn)中進(jìn)出口貿(mào)易額直接貢獻(xiàn)于國內(nèi)生產(chǎn)總值，為此，我們同時(shí)設(shè)立兩個(gè)模型――冪函數(shù)與線性函數(shù)模型進(jìn)行驗(yàn)證比較，首先與前面的分析相同采用冪函數(shù)模型并應(yīng)用SPSS11．0統(tǒng)計(jì)分析：

lnGDPt=a0+a1lnGDPt-1+a2lnExImt+e（7）

上述分析中調(diào)整后的確定系數(shù)R Square為0．996，方程和系數(shù)各自通過了相應(yīng)地F和t統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，從而接受H1假設(shè)，即接受修正后的模型：

lnGDPt=0．842lnGDPt-1+0．16lnExImt+e （8）

該模型中進(jìn)出口貿(mào)易增長(zhǎng)10%將會(huì)帶來GDP 5．33%的增長(zhǎng)，也就是說GDP增長(zhǎng)1/2以上的動(dòng)力源自國際貿(mào)易，表明進(jìn)出口貿(mào)易在我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值中占有很重要的地位。

其次，我們假設(shè)線性模型：

GDPt=a0+a1GDPt-1+a2ExImt+e（9）

同樣成立，以下通過SPSS對(duì)其進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析：

在這里ExImt的偏相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0．78，即進(jìn)出口貿(mào)易自身的78%直接貢獻(xiàn)給了GDP（此比例可以理解為有效程度，不代表占GDP總值的比例）。綜合上述結(jié)論以及圖七有關(guān)歷年進(jìn)出口額占據(jù)GDP的比例直方圖可以說我國經(jīng)濟(jì)基本上屬于出口導(dǎo)向型國家，或者說是準(zhǔn)出口導(dǎo)向型（下圖中2003―2005年進(jìn)出口貿(mào)易總額占國民生產(chǎn)總值的比例都在60%以上）。

圖七進(jìn)出口額占GDP比例直方圖

注：1．以上實(shí)證分析中最優(yōu)方程的選擇一律采用全部輸入法（Enter）；

2．計(jì)算貢獻(xiàn)比例時(shí)采用的是變量的偏相關(guān)系數(shù)，這樣才能準(zhǔn)確顯示其他控制變量不變時(shí)目標(biāo)變量的獨(dú)自貢獻(xiàn)值；

3．上述研究中，如果把1997―2001年的數(shù)據(jù)作為異常數(shù)據(jù)剔除，無論是圖形或是函數(shù)都會(huì)擬合得更好，在散點(diǎn)圖中已經(jīng)體現(xiàn)明顯，本文篇幅所限，不再列出研究。

四、結(jié)語

從以上的圖示中可以定性地看出，F(xiàn)DI與我國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行、對(duì)外貿(mào)易的軌跡基本平行，在一定程度上這是外商直接投資對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易貢獻(xiàn)顯著的反映；通過實(shí)證分析，顯示FDI與我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易具有較高的正相關(guān)關(guān)系，特別是國際貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)關(guān)系。綜合前面的研究可以得出下列結(jié)論：

1．FDI與GDP（國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)）：

快速增長(zhǎng)的GDP是吸引FDI增長(zhǎng)的原動(dòng)力，而FDI的增長(zhǎng)對(duì)于GDP的帶動(dòng)作用也是同等的；FDI增長(zhǎng)10%可以拉動(dòng)GDP增長(zhǎng)4．76%，GDP增長(zhǎng)10%將吸引FDI增加4．76%。

2．FDI與國際貿(mào)易：

進(jìn)出口貿(mào)易與FDI存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，F(xiàn)DI增長(zhǎng)10%將會(huì)帶來進(jìn)出口貿(mào)易2．73%的增長(zhǎng)。但是我國吸引的FDI并非都出自于貿(mào)易以及分享經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的需求，而是帶有另外一些投機(jī)性的因素在其中，如博取人民幣升值帶來的資本收益；投資房地產(chǎn)以及證券市場(chǎng)（如QFII）享受雙重收益等。

3．GDP與國際貿(mào)易：

進(jìn)出口貿(mào)易主要是通過帶動(dòng)投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；進(jìn)出口貿(mào)易在國民經(jīng)濟(jì)中的作用非常重要，其中GDP增長(zhǎng)的50%以上來自于進(jìn)出口貿(mào)易（進(jìn)出口貿(mào)易增長(zhǎng)10%將會(huì)帶來GDP 5．33%的增長(zhǎng)）；從定性和定量上看，我國經(jīng)濟(jì)都屬于出口導(dǎo)向型國家，只是程度并不是目前所流傳的那么深。

我國目前吸引的FDI金額已經(jīng)較高，F(xiàn)DI居第一位并不代表全部，中國也并非在所有的吸引外資項(xiàng)目上都超過了美國，F(xiàn)DI在美國的外來投資中只占一小部分，而我國的FDI比重基本上在外資結(jié)構(gòu)中占了全部，從這方面看我國對(duì)國際資本的吸引力在深度和廣度方面還不夠。另外，過高的FDI在產(chǎn)業(yè)流向分布不合理以及使用不充分情況下其弊端同樣不可忽視，在增加外匯儲(chǔ)備的同時(shí)，F(xiàn)DI也帶來了利潤(rùn)匯出對(duì)國際收支平衡產(chǎn)生潛在壓力的風(fēng)險(xiǎn)，使經(jīng)常項(xiàng)目的順差減少，從而導(dǎo)致一國的國際收支情況惡化；而大量的外匯儲(chǔ)備在我國常被用于大量購買美國國債，相當(dāng)于中國以較高的成本吸引來了外國投資，卻又將吸引來的資本以較低的收益率借給美國使用，這是一種很不合理的現(xiàn)象。

因此，目前我國對(duì)于FDI注重的不應(yīng)該只是數(shù)量，更重要的是吸引來的外資如何分布合理化，通過資金的正確帶動(dòng)引導(dǎo)和促進(jìn)合理以及科學(xué)的產(chǎn)業(yè)布局，從而促使整體經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)更加合理有效，以便更好地實(shí)現(xiàn)國民經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。針對(duì)我國的國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展，我們應(yīng)在維系第一、第二產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的同時(shí)，加強(qiáng)第三產(chǎn)業(yè)以及國內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，降低國民經(jīng)濟(jì)對(duì)出口貿(mào)易的依存度；在國際貿(mào)易方面一方面引導(dǎo)合理的進(jìn)口需求，更重要的是增加出口貿(mào)易的附加值與含金量，改變過去以粗加工和原材料出口等勞動(dòng)力密集型產(chǎn)品出口的特征（例如：商務(wù)部部長(zhǎng)在中美貿(mào)易爭(zhēng)端中曾經(jīng)打了一個(gè)生動(dòng)的比方，我國出口美國幾億雙襪子的利潤(rùn)值還抵不過美方向中國出售一架波音747的利潤(rùn)值）。因此合理利用FDI、調(diào)整出口布局以形成合理分布對(duì)于國民經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期、穩(wěn)定、健康的可持續(xù)發(fā)展至關(guān)重要。

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第6篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題范文

【關(guān)鍵詞】進(jìn)出口額；匯率波動(dòng)；協(xié)整檢驗(yàn)；格蘭杰檢驗(yàn)

一、引言

自1978年中國改革開放特別是2001年中國加入世貿(mào)組織以來，我國貿(mào)易實(shí)現(xiàn)了連續(xù)的雙順差，經(jīng)濟(jì)也呈現(xiàn)出較快的發(fā)展態(tài)勢(shì)。但伴隨而來的是美、日、歐等主要貿(mào)易國對(duì)我國的強(qiáng)烈不滿。由此即引起了中國與其貿(mào)易國“貿(mào)易摩擦”的不斷升級(jí)。為改變這種不利局面，順應(yīng)國際國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢(shì)的需要，我國即在2005年7月21日啟動(dòng)了第二次匯改，人民幣不再盯住單一美元，而是實(shí)行了“以市場(chǎng)為基礎(chǔ)的，參考一籃子貨幣匯率進(jìn)行調(diào)整的、有管理的浮動(dòng)匯率制度”。

特別是近兩年，我國的國際經(jīng)濟(jì)地位不斷提高，2010年國民生產(chǎn)總值曾一度超過日本，躍居世界第二。因此研究我國的市場(chǎng)貿(mào)易，匯率波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系就變得十分必要。故本文以進(jìn)出口額、匯率波動(dòng)和國民生產(chǎn)總值GDP等變量為依托，對(duì)各變量間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，總結(jié)出匯率波動(dòng)與進(jìn)出口、進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、匯率波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在的關(guān)系及其影響。并希望研究結(jié)果能加強(qiáng)我國進(jìn)出口廠商的匯率風(fēng)險(xiǎn)控制意識(shí)，加強(qiáng)政府對(duì)匯率波動(dòng)的調(diào)節(jié)和控制，從而對(duì)調(diào)節(jié)我國進(jìn)出口結(jié)構(gòu)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到積極的作用。

二、文獻(xiàn)綜述

1973年布雷頓森林體系解體以后，各國實(shí)際匯率波動(dòng)增大，全球的國際貿(mào)易增長(zhǎng)速度也明顯放緩，這引起了諸多專家學(xué)家的關(guān)注。但是對(duì)匯率的波動(dòng)、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界并沒有一致定論。有的學(xué)者認(rèn)為名義匯率對(duì)出口有顯著的負(fù)面影響（ChoudhCry，2005）。有的學(xué)者通過研究并沒有發(fā)現(xiàn)它們之間存在的必然聯(lián)系，他們認(rèn)為“匯率波動(dòng)對(duì)貿(mào)易的影響要視不同的國家和產(chǎn)業(yè)具體情況而定。”（Christine，1987、Chou，2000），而有些學(xué)者給出了更具體的結(jié)論：匯率波動(dòng)對(duì)發(fā)展中國家出口產(chǎn)生負(fù)面影響（Sauer、Bohara，2001）。

隨著國際上對(duì)中國人名幣匯率改革壓力的增大，近年來國內(nèi)對(duì)人民幣匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響的研究也越來越多。部分學(xué)者采用CARCH模型、協(xié)整理論和向量誤差修正模型就匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行了實(shí)證分析，實(shí)證研究結(jié)果表明：長(zhǎng)期中，持續(xù)的匯率波動(dòng)對(duì)中國的進(jìn)口具有積極作用，而且對(duì)出口有顯著的負(fù)面影響；短期內(nèi)，進(jìn)出口貿(mào)易流量受匯率波動(dòng)的影響則較?。ㄙR剛，2006）。也有部分學(xué)者對(duì)人民幣匯率變動(dòng)對(duì)義烏出口貿(mào)易影響進(jìn)行了實(shí)證分析，研究表明人民幣匯率變動(dòng)與義烏出口貿(mào)易呈正向變化，但義烏出口貿(mào)易的長(zhǎng)期發(fā)展并不是匯率波動(dòng)本身造成的（李春麗，2010）。同時(shí)也有部分學(xué)者通過運(yùn)用CARCH模型、協(xié)整模型、誤差修正模型對(duì)中國匯率改革之間的長(zhǎng)短期關(guān)系和人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)對(duì)中歐進(jìn)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行了研究，結(jié)果表明出口在長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)隨匯率波動(dòng)而增加，而進(jìn)口（亦即歐元區(qū)對(duì)中國出口）卻隨匯率波動(dòng)而減少（李天鋒，2012）。

雖然，關(guān)于匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響的研究越來越多，但是綜合衡量中國市場(chǎng)貿(mào)易、匯率波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間關(guān)系的研究卻并不多見。本文即是在前人研究的基礎(chǔ)上，綜合分析了匯率波動(dòng)、進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的相關(guān)性。

三、實(shí)證分析

本文在總結(jié)相關(guān)學(xué)者關(guān)于影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)各因素的基礎(chǔ)上，嘗試著通過單位根分析、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)及誤差修正檢驗(yàn)等實(shí)證分析方法，從對(duì)外貿(mào)易、人民幣匯率波動(dòng)等角度研究各相關(guān)變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

（一）變量說明及數(shù)據(jù)來源

考慮到進(jìn)出口是市場(chǎng)貿(mào)易的重要組成部分，本文用進(jìn)出口額來表示中國的市場(chǎng)貿(mào)易。變量和數(shù)據(jù)說明如下：1、國內(nèi)生產(chǎn)總值：由于國內(nèi)生產(chǎn)總值是衡量一國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要指標(biāo)，本文用國內(nèi)生產(chǎn)總值來描述經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，以表示；2、商品進(jìn)出口額：出口是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)重要因素，本文以商品的進(jìn)出口額來描述市場(chǎng)貿(mào)易，分別以表示我國對(duì)外貿(mào)易進(jìn)程中的進(jìn)口額與出口額；3、匯率：中國的進(jìn)出口貿(mào)易大多用美元結(jié)算，本文選擇人民幣兌美元匯率進(jìn)行分析，以表示。

為了消除數(shù)據(jù)存在的異方差性和自相關(guān)性，故本文對(duì)各變量作了對(duì)數(shù)處理，分別以表示，并建立回歸方程如下：

（二）相關(guān)分析

1、單位根檢驗(yàn)

本文運(yùn)用Eview3.1軟件，采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)變量的二階差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

由表1知，原序列均為非平穩(wěn)序列，而其二階差分序列則為平穩(wěn)序列，故序列二階單整，可進(jìn)一步檢驗(yàn)變量間的協(xié)整關(guān)系。

2、協(xié)整檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步分析進(jìn)出口額，匯率波動(dòng)與國民生產(chǎn)總值之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，我們需要對(duì)進(jìn)行協(xié)整分析。本文采用Engle-Granger兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，即先使用最小二乘法對(duì)進(jìn)行回歸，再通過對(duì)回歸得到的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)來判定變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。如果殘差序列是平穩(wěn)的，就說明回歸方程中各變量之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，否則，它們之間不存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

首先，以1995-2011年近20年的樣本數(shù)據(jù)為研究依托，對(duì)各變量進(jìn)行最小二乘法估計(jì)，其結(jié)果為：

其中：R2表明模型的擬合優(yōu)度較高，DW基本排除了模型自相關(guān)問題。

其次，檢驗(yàn)殘差序列是否是平穩(wěn)序列，對(duì)（2）式的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)采用不包括常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)方程進(jìn)行檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：

3、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

通常而言，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)主要檢驗(yàn)一個(gè)變量被另一個(gè)變量解釋的程度，是一種分析變量間因果關(guān)系的檢驗(yàn)方法。本文根據(jù)AIC準(zhǔn)則，通過對(duì)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法的分析，最終得出如表3所示的各種檢驗(yàn)結(jié)果。

故由表3不難看出，對(duì)外貿(mào)易過程中的的進(jìn)口額與出口額均是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger成因，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則不是進(jìn)口額與出口額的Granger成因；同時(shí)，人民幣匯率不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger成因，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則是人民幣匯率的Granger成因。并且，通過研究也發(fā)現(xiàn)：貿(mào)易過程中的進(jìn)出口額之間也具有單向的Granger成因，即：進(jìn)口額是出口額的Granger成因，而出口額則不是進(jìn)口額的Granger成因；進(jìn)口額、出口額等變量均是人民幣匯率的Granger成因，而人民幣匯率則不是進(jìn)口額與出口額的Granger成因。

4、短期動(dòng)態(tài)的誤差修正模型

協(xié)整檢驗(yàn)證實(shí)了之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，但短期內(nèi)各變量是否存在關(guān)系，需要用誤差修正模型進(jìn)行檢驗(yàn)，通過分析可得出如下式（3）所示的誤差修正回歸方程：

（3）

其中：R2表明模型的擬合優(yōu)度較高，DW的值基本排除了模型自相關(guān)的問題，而變量的符號(hào)與長(zhǎng)期均衡關(guān)系的符號(hào)一致，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。表明短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以51.2%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。

四、結(jié)論與建議

本文運(yùn)用實(shí)證分析方法，采用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)對(duì)進(jìn)出口額、匯率波動(dòng)和國內(nèi)生產(chǎn)總值等變量間的相關(guān)性進(jìn)行了分析，通過分析不難發(fā)現(xiàn)：第一，進(jìn)出口的變動(dòng)對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較明顯的正向影響。從短期動(dòng)態(tài)誤差修正模型中我們可以得出，短期內(nèi)出口每增加1個(gè)單位，國內(nèi)生產(chǎn)總值將增加0.16個(gè)單位，進(jìn)口每增加1個(gè)單位，國內(nèi)生產(chǎn)總值將增加0.16個(gè)單位；從協(xié)整檢驗(yàn)的方程式（2）中，可以得出：長(zhǎng)期內(nèi)出口每增加1個(gè)單位，國內(nèi)生產(chǎn)總值將增加0.34個(gè)單位，進(jìn)口每增加1個(gè)單位，國內(nèi)生產(chǎn)總值將增加0.23個(gè)單位。因此，進(jìn)出口的變動(dòng)對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向的影響，并且它們之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。第二，無論在長(zhǎng)期還是在短期內(nèi)，匯率波動(dòng)與我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均呈負(fù)向關(guān)系。在短期內(nèi)人民幣匯率每上升1個(gè)單位，國內(nèi)生產(chǎn)總值將下降1.09個(gè)單位；在長(zhǎng)期內(nèi)人民幣匯率每上升1個(gè)單位，國民生產(chǎn)總值將下降2.73 個(gè)單位，可見長(zhǎng)期內(nèi)人民幣匯率的上升對(duì)我國經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生較深的負(fù)面影響。第三，進(jìn)出口的變動(dòng)會(huì)對(duì)我國國內(nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)生較直接的影響。格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明進(jìn)出口是國內(nèi)生產(chǎn)總值增加的Granger原因。因此企業(yè)、政府在做出相關(guān)的決策時(shí)要綜合考慮各方面的影響因素，不可顧此失彼。另外，人民幣升值已是大勢(shì)所趨，出口企業(yè)只有積極采取應(yīng)對(duì)措施，化被動(dòng)為主動(dòng)、提高自己的定價(jià)話語權(quán)，才能應(yīng)對(duì)人民幣升值所帶來的各種壓力。

1、調(diào)整貿(mào)易政策，積極實(shí)行進(jìn)出口并重的貿(mào)易政策

長(zhǎng)期以來，我國一直實(shí)行的是出口導(dǎo)向型的對(duì)外貿(mào)易政策，采取出口退稅等政策，鼓勵(lì)出口，限制進(jìn)口。但是隨著我國經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，尤其是加入WTO以后，我國的對(duì)外貿(mào)易進(jìn)入了一個(gè)新的階段，國際貿(mào)易環(huán)境也發(fā)生了很大的變化。具體表現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：

首先，隨著世界經(jīng)濟(jì)的不斷融合，中國憑借著勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)使越來越多的中國產(chǎn)品進(jìn)入了外國市場(chǎng)，并受到了外國顧客的歡迎，這無疑引起了所在國政府和企業(yè)的恐慌，由此引起了貿(mào)易保護(hù)主義的抬頭，尤其是隨著美國經(jīng)濟(jì)的下滑，中國和美國之間的貿(mào)易摩擦不斷加劇，對(duì)我國的對(duì)外貿(mào)易環(huán)境造成了嚴(yán)重的影響。其次，貿(mào)易順差使我國的外匯儲(chǔ)備不斷提高，人民幣面臨著越來越大的升值壓力，長(zhǎng)期的貿(mào)易順差一定程度上推高了我國人民幣的匯率走勢(shì)。

長(zhǎng)期以來，我國的“鼓勵(lì)多出口、少出口”的貿(mào)易政策導(dǎo)向?qū)е铝顺隹谏唐饭┙o的急劇增加，進(jìn)而致使出口品價(jià)格不斷下降、利潤(rùn)空間持續(xù)壓縮，企業(yè)面臨的出口環(huán)境日益惡劣。因此，我國應(yīng)進(jìn)一步調(diào)整國際貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，鼓勵(lì)高新技術(shù)產(chǎn)品、高附加值產(chǎn)品的出口，同時(shí)也應(yīng)積極實(shí)行進(jìn)出口并重的貿(mào)易政策，在擴(kuò)大出口的同時(shí)，也應(yīng)充分利用出口外匯來進(jìn)口本國所需的各種資源和技術(shù)，以期實(shí)現(xiàn)進(jìn)出口貿(mào)易的國際收支平衡，進(jìn)而促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。

2、采取有效措施，盡力緩解人民幣升值壓力

一定程度上，人民幣升值對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的進(jìn)一步提升、進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)等均產(chǎn)生了較大影響，故相關(guān)管理部門應(yīng)積極采取有效措施以緩解人民幣升值的壓力。首先，相關(guān)管理部門應(yīng)采取有效措施促進(jìn)產(chǎn)品出口退稅率的適當(dāng)降低。因?yàn)楦哳~出口退稅率制度的存在使得我國部分企業(yè)為了獲得這部分出口退稅率而相互之間惡性競(jìng)爭(zhēng)，實(shí)際上高額出口退稅率的存在一定程度上等于我國在向國外出口時(shí)做的是賠本買賣，故在目前人民幣匯率不斷升值的情況下，政府可以本著“適度、穩(wěn)妥、可行”的原則，根據(jù)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的不同適當(dāng)調(diào)整出口退稅率。其次，應(yīng)適當(dāng)放寬對(duì)外匯的管制。適當(dāng)減少國內(nèi)居民對(duì)外匯需求的限制、適當(dāng)消化外匯儲(chǔ)備，并適當(dāng)增加企業(yè)和個(gè)人所持外匯比例，同時(shí)適當(dāng)減少國家的外匯儲(chǔ)備。再者，應(yīng)積極完善現(xiàn)行的結(jié)匯制度，進(jìn)而從根本上降低人民幣升值壓力。目前我國的外匯儲(chǔ)備足以保障對(duì)外貿(mào)易活動(dòng)中的外匯資金需求，也為選擇更加寬松的外匯管理制度創(chuàng)造了條件。故我國相關(guān)管理部門可進(jìn)一步放寬出口企業(yè)的留匯額度，并逐步變一些項(xiàng)目的強(qiáng)制結(jié)匯為意愿結(jié)匯，進(jìn)而完善我國現(xiàn)行的結(jié)匯制度。

注釋：

①表示變量的二階差分；檢驗(yàn)形式中的c表示帶有常數(shù)項(xiàng)，t表示帶有趨勢(shì)項(xiàng)，k表示帶有滯后階數(shù)。

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作者簡(jiǎn)介：

第7篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題范文

一、問題的提出

改革開放以來，我國綜合國力顯著增強(qiáng)，經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了持續(xù)的高速增長(zhǎng)。中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過程也是對(duì)外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過程，隨著外貿(mào)管理體制改革的深化和運(yùn)作機(jī)制的不斷完善，我國在擴(kuò)大對(duì)外出口的同時(shí)，也進(jìn)一步擴(kuò)大國內(nèi)市場(chǎng)的對(duì)外開放，我國進(jìn)出口增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的反映也越來越靈敏。隨著中國申請(qǐng)加入世貿(mào)組織，中國在進(jìn)出口體制方面已發(fā)生了顯著變化.非關(guān)稅壁壘的種類和范圍大為縮小以到取消，進(jìn)口關(guān)稅水平大幅度下降。由此可見，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)我國經(jīng)濟(jì)乃至政策上的變化有重大影響。所以，關(guān)于影響我國進(jìn)出口的決定因素是值得深入研究的問題。對(duì)它的研究能為我國進(jìn)出口貿(mào)易政策的制定提供有益的定量依據(jù)。

二、理論綜述

從目前的理論研究看，影響我國進(jìn)出口發(fā)展的因素主要有匯率，GDP，服務(wù)業(yè)比重，關(guān)稅稅率，價(jià)格指數(shù)，利用外資等。本文將通過構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，對(duì)各種因素與進(jìn)出口總額的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

1．匯率對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響。一般情況下，如果人民幣升值，以外幣表示的中國出口產(chǎn)品的價(jià)格將上升，這會(huì)削弱中國產(chǎn)品在國際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)能力，導(dǎo)致出口減少。反之，如果人民幣貶值，以外幣表示的中國出口產(chǎn)品的價(jià)格將下降，這樣就能增強(qiáng)中國產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力，使得出口增加。

2．GDP對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響。一國進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展程度很大程度上依賴于這個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，衡量一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的最有效的指標(biāo)就是GDP。國民經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，與國外的聯(lián)系也會(huì)越緊密，從而推動(dòng)國家進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。服務(wù)業(yè)比重對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響。

3．服務(wù)業(yè)比重對(duì)進(jìn)出口的影響。一般而言，由于“服務(wù)不出國”，所以第三產(chǎn)業(yè)的可貿(mào)易程度較低，因此，第三產(chǎn)業(yè)的比重越高，進(jìn)出口總額在經(jīng)濟(jì)總量中的比重就會(huì)越低。

4．進(jìn)口關(guān)稅稅率對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響。進(jìn)口關(guān)稅稅率是調(diào)節(jié)進(jìn)口商品數(shù)量和結(jié)構(gòu)，保護(hù)國內(nèi)幼稚工業(yè)，增加國家財(cái)政收入的重要手段，在改革開放初期，為了保護(hù)我國工業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，中國一直實(shí)行高關(guān)稅稅率政策。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和國際形勢(shì)的變化，逐漸調(diào)低關(guān)稅率，進(jìn)而增加進(jìn)出口貿(mào)易總額。

5．價(jià)格指數(shù)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響。改革開放十幾年來，我國國民經(jīng)濟(jì)得到飛速發(fā)展，但物價(jià)指數(shù)居高不下。這樣，出口商品成本上升，對(duì)出口不利；進(jìn)口商品價(jià)格可能低于國產(chǎn)同類商品的價(jià)格，而對(duì)進(jìn)口有利。

6．利用外資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響。1978 年，中國打開了封閉已久的大門，外商、外資、外國產(chǎn)品便接踵而至。利用外資大大促進(jìn)了我國對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。一方面，利用的外資大部分直接用于進(jìn)口。另一方面，外資，雄厚的資本、先進(jìn)的技術(shù)和我國廉價(jià)的勞動(dòng)力結(jié)合起來，生產(chǎn)出質(zhì)優(yōu)價(jià)廉，在國際市場(chǎng)上極具競(jìng)爭(zhēng)力的產(chǎn)品。

三、模型的設(shè)定

基于以上分析，建立進(jìn)出口總額與匯率，國民生產(chǎn)總值，服務(wù)業(yè)比重，進(jìn)口關(guān)稅稅率，價(jià)格指數(shù)，利用外資之間的多元線性回歸方程，同時(shí)引入虛擬變量來反映國家匯率政策的變化。方程可以表示為：

Yt=β0+β1X1t+β2X2t+β3X3t+β4X4t+β5X5t+β6X6t+β7X1tDt+Ut

其中：Yt：進(jìn)出口總額；X1t：匯率；X2t：國民生產(chǎn)總值；X3t：服務(wù)業(yè)比重；X4t：進(jìn)口關(guān)稅稅率；X5t：價(jià)格指數(shù)；X6t：利用外資；Dt：虛擬變量；Ut：隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)

這里將t=1995 作為臨界點(diǎn)，因?yàn)?994 年國家實(shí)行匯率并軌，考慮到政策的滯后效應(yīng)，匯率并軌對(duì)當(dāng)年影響不會(huì)很大，而1995年之后，這種影響會(huì)突顯出來。

四、數(shù)據(jù)的收集

由于資源的限制，本文只獲取了從1981年到1996年的數(shù)據(jù)，如下表：

6.所有數(shù)據(jù)均為現(xiàn)價(jià)值。

五、模型的估計(jì)與調(diào)整

本文運(yùn)用EVIEWS通過對(duì)中國1981年-1996年進(jìn)出口總額數(shù)據(jù)與匯率（X1），GDP（X2），服務(wù)業(yè)比重（X3），進(jìn)口關(guān)稅稅率（X4），價(jià)格指數(shù)（X5），利用外資（X6），虛擬變量（X1Dt）進(jìn)行回歸分析，方程形式為：Yt=β0+β1X1t+β2X2t+β3X3t+β4X4t+β5X5t+β6X6t+β7Dt+Ut

EVIEWS的回歸結(jié)果如下表所示：

從表中的結(jié)果可以看出，在給定的顯著性水平a=0.05下，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量1278.227，明顯顯著?？蓻Q系數(shù)R2=0.999107，模型擬合程度較高。但X1，X5，X1Dt參數(shù)的t值，卻不顯著。這可能是因?yàn)榇嬖诙嘀毓簿€性的原因，所以下面對(duì)模型進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)和處理。

首先計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，看出它們存在很強(qiáng)的相關(guān)性。然后用逐步回歸法對(duì)模型進(jìn)行處理。

最后修正嚴(yán)重多重共線性影響后的回歸結(jié)果為：

六、模型檢驗(yàn)

1．經(jīng)濟(jì)意義上的檢驗(yàn)

從回歸結(jié)果可以看出，GDP每增加1元，平均來說引起進(jìn)出口總額增加0.042474億元；服務(wù)業(yè)比重每增加1%，進(jìn)出口總額增加25.79033億元；進(jìn)出口關(guān)稅稅率每增加1%，進(jìn)出口總額增加27.28523億元；利用外資每增加1元，進(jìn)出口總額平均增加0.7284445億元；1994年以后，由于實(shí)行了匯率并軌，匯率也對(duì)進(jìn)出口總額產(chǎn)生了重大的影響。匯率每增大一個(gè)百分點(diǎn)，進(jìn)出口總額平均減少17.26333億元。

2．統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

（1）擬合優(yōu)度：由表2.0中數(shù)據(jù)可以得到R2=0.999082，修正的可決系數(shù)為0.998623，這說明模型對(duì)樣本的擬合很好。

（2）F檢驗(yàn)：在給定顯著水平a=0.05，F(xiàn)a（5，10）=2.52.由表2.0中得到F=2176.085大于2.52，說明回歸方程顯著，即“國民生產(chǎn)總值，關(guān)稅稅率，服務(wù)業(yè)比重，利用外資，匯率”等聯(lián)合起來確實(shí)對(duì)“進(jìn)出口總額”有顯著影響。

（3）T檢驗(yàn)：在給定顯著水平a=0.05，臨界值可以粗略等于2.由表2.0中數(shù)據(jù)可以得到各個(gè)參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量都大于2，說明在顯著性水平a=0.05下，在其他條件不變是情況下，解釋變量“國民生產(chǎn)總值，關(guān)稅稅率，服務(wù)業(yè)比重，利用外資，匯率”等分別對(duì)被解釋變量進(jìn)出口總額有顯著的影響。

3．計(jì)量經(jīng)濟(jì)意義上的檢驗(yàn)

（1）多重共線性的檢驗(yàn)

第一次對(duì)模型進(jìn)行OLS模型估計(jì)的時(shí)候，F(xiàn)值明顯顯著，可決系數(shù)R2也很大，說明擬合效果很好。但是匯率，價(jià)格指數(shù)，虛擬變量參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量都小于2，對(duì)被解釋變量不顯著。此時(shí)模型存在多重共線性，后來對(duì)多重共線性進(jìn)行了處理。因此這里已經(jīng)不存在多重共線性的影響了。

（2）異方差的檢驗(yàn)

用EVIEWS繪制e2對(duì)X2，x3，x4，x6，x1，Dt散點(diǎn)圖。從圖中可以看出，殘差平方e2對(duì)X2，x3，x4，x6，x1Dt的變動(dòng)沒有太大的變化，因此，認(rèn)定模型不存在異方差。

（3）自相關(guān)的檢驗(yàn)

當(dāng)給定顯著性水平0.05時(shí)，查DW表，當(dāng)n=16，k=2時(shí)，得dL=0.615，dU=2.157。由回歸結(jié)果可知，DW統(tǒng)計(jì)量為1.905784，大于dL =0.615，小于dU=2.157，所以不能判定是否為自相關(guān)。為了驗(yàn)證是不是存在自相關(guān)問題，采用廣義差分法進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)不存在自相關(guān)。

七、本文結(jié)論

1．人民幣匯率下調(diào)是要改變我國人民幣幣值對(duì)外高估狀況，使用美元表示的我國出口商品價(jià)格下降，增強(qiáng)在國際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力；使用人民幣表示的進(jìn)口商品價(jià)格升高，使其在國內(nèi)市場(chǎng)上處于不利地位，從而達(dá)到擴(kuò)大出口，限制進(jìn)口。匯率單獨(dú)對(duì)進(jìn)口和出口產(chǎn)生重大的影響，但是對(duì)進(jìn)出口總額則沒有太大的影響。

2．1981-1996年，我國GDP平均每年以19%的速度增長(zhǎng)。GDP 的快速增長(zhǎng)帶動(dòng)了外貿(mào)進(jìn)出口的高速增長(zhǎng)。一方面，國內(nèi)許多企業(yè)的生產(chǎn)直接面向國際市場(chǎng)，生產(chǎn)的目的就是為了出口創(chuàng)匯，而且，隨著國家產(chǎn)業(yè)政策的調(diào)整，產(chǎn)品加速更新?lián)Q代和升級(jí)，出口商品結(jié)構(gòu)也不斷優(yōu)化，制成品出口比重逐年上升，

3．隨著新興產(chǎn)業(yè)的不斷興起，服務(wù)業(yè)比重在逐年增加，由原來的20%多增加到35%以上。由于“服務(wù)不出國”的理念，服務(wù)業(yè)比重的增加確實(shí)在一定程度上影響中國進(jìn)出口總額。

4．進(jìn)出口關(guān)稅稅率是進(jìn)出口貿(mào)易的一個(gè)門坎，是進(jìn)出口貿(mào)易比較要遵守的義務(wù)。它對(duì)進(jìn)出口總額產(chǎn)生了顯著的影響。

5．價(jià)格指數(shù)單獨(dú)對(duì)進(jìn)口和出口產(chǎn)生重大的影響，但對(duì)進(jìn)出口總額影響不夠顯著。

6．隨著外資的不斷引進(jìn)，中國的進(jìn)出口總額在一定程度上依賴于外資的促進(jìn)作用。它對(duì)進(jìn)出口總額產(chǎn)生顯著的影響。

7．1994年匯率并軌，對(duì)當(dāng)年沒有產(chǎn)生太大的作用。但之后確實(shí)對(duì)中國進(jìn)出口總額產(chǎn)生了顯著性影響。

八、政策性建議

1．充分吸收和利用外資，降低進(jìn)口關(guān)稅，深化外貿(mào)體制及與之相配套的改革，擴(kuò)大外匯儲(chǔ)備。

2．調(diào)整國內(nèi)的產(chǎn)業(yè)調(diào)整。（1）大力發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，減少對(duì)國外技術(shù)的依賴，降低該類產(chǎn)品的進(jìn)口。（2）大力發(fā)展能夠吸納勞動(dòng)力的輕工業(yè)和服務(wù)業(yè)，有效提高國民的收入，進(jìn)而進(jìn)一步推動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

3．在現(xiàn)有的人民幣匯率基礎(chǔ)上，通過漸進(jìn)的人民幣升值來實(shí)現(xiàn)進(jìn)出口總額的下降，進(jìn)而促進(jìn)外貿(mào)依存度的降低。（1）人民幣升值，意味著勞動(dòng)力收入提高，這可以提高我國居民的購買力。（2）人民幣升值，意味著勞動(dòng)力成本上升，會(huì)導(dǎo)致一些競(jìng)爭(zhēng)力差的企業(yè)放棄出口，減少我國的出口額。另外，本幣升值還可以在間接上起到調(diào)整出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的作用。

參考文獻(xiàn)：

[1]商場(chǎng)現(xiàn)代化.2007.6(中旬刊)(總第506期).

[2]龐皓.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué).西南財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社.2006.1.

第8篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題范文

關(guān)鍵詞：FDI；人民幣；有效匯率；進(jìn)出口貿(mào)易；廣義矩估計(jì)

中圖分類號(hào)：F830 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2013）35-0179-02

一、 研究方法與數(shù)據(jù)選取

（一）模型的建立

本文構(gòu)建如下動(dòng)態(tài)面板模型：

（二）數(shù)據(jù)說明

本文所采用的人民幣有效匯率來源于BIS（國際清算銀行）所公布的名義有效匯率，年度數(shù)據(jù)為經(jīng)過月度平均處理。31個(gè)省、市、自治區(qū)的GDP、FDI、進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫及各期《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。本文所采用數(shù)據(jù)區(qū)間為1996—2011年。為了比較人民幣有效匯率、FDI對(duì)不同地區(qū)進(jìn)口和出口貿(mào)易的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，本文分別以中國各省、市、自治區(qū)及歸類后的東部、中部和西部三個(gè)地區(qū)的省、市、自治區(qū)作為橫截面單元，從而形成1996—2011年的兩種、四組面板數(shù)據(jù)。

二、模型估計(jì)分析

本文根據(jù)Arellano-Bond估計(jì)原理，使用軟件STATA12.0對(duì)模型（1）到（4）進(jìn)行GMM估計(jì)。表1至表3為動(dòng)態(tài)面板模型（1）至（4）的GMM兩步法估計(jì)結(jié)果。

從表1出口的基本動(dòng)態(tài)面板模型的估計(jì)結(jié)果可以看出，無論是在全國范圍內(nèi)，還是各區(qū)域，前期出口越多，當(dāng)期出口也越多；FDI的中部系數(shù)為正，表明FDI對(duì)中部地區(qū)的出口具有創(chuàng)造效應(yīng)。匯率對(duì)出口的影響為負(fù)，這和傳統(tǒng)理論相符。各地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模即GDP與出口呈正相關(guān)關(guān)系，但從系數(shù)上看，東部地區(qū)的系數(shù)明顯高于中西部，這主要與東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最高相關(guān)。

表2為加入解釋變量滯后項(xiàng)后的估計(jì)結(jié)果，前期出口對(duì)當(dāng)期出口的影響仍然是正的，除中部地區(qū)外，均是顯著的。當(dāng)期FDI對(duì)出口具有創(chuàng)造效應(yīng)，同時(shí)東部的系數(shù)要高于全國系數(shù)。人民幣有效匯率當(dāng)期值對(duì)出口的影響，除中部地區(qū)外均是負(fù)的，但匯率滯后一期的值為正數(shù)，此時(shí)人民幣有效匯率升值反而有利于出口，這與中國的現(xiàn)實(shí)情況并不相符。但人民幣有效匯率各期的系數(shù)較小，表明中國出口對(duì)人民幣匯率并不敏感。經(jīng)濟(jì)規(guī)模的影響情況和基本模型大致相同。同時(shí)發(fā)現(xiàn)中部地區(qū)的各項(xiàng)數(shù)據(jù)幾乎都不顯著，這有可能存在數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)等問題。

表3是進(jìn)口動(dòng)態(tài)面板基本模型的估計(jì)結(jié)果。各地區(qū)上一年度進(jìn)口對(duì)當(dāng)期進(jìn)口的影響顯著為正。FDI對(duì)進(jìn)口具有促進(jìn)作用，因?yàn)橥馍虂砣A投資時(shí)，也引進(jìn)了先進(jìn)的技術(shù)和設(shè)備，從而拉動(dòng)當(dāng)年的進(jìn)口。從系數(shù)上看，F(xiàn)DI對(duì)進(jìn)口的促進(jìn)作用，東部地區(qū)顯著，中部和西部地區(qū)不顯著；而匯率對(duì)進(jìn)口影響均顯著為負(fù)且系數(shù)較小，表明中國進(jìn)口對(duì)匯率也并不敏感。GDP對(duì)進(jìn)口具有拉動(dòng)作用，經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，進(jìn)口需求越高。

三、結(jié)論及政策建議

首先，前期進(jìn)出口與當(dāng)期進(jìn)出口具有顯著的正相關(guān)性，前期進(jìn)出口越高，當(dāng)期進(jìn)出口也越高，表明進(jìn)出口影響因素作用的滯后性。其次，當(dāng)期FDI對(duì)出口具有創(chuàng)造效應(yīng)，F(xiàn)DI流入越多，出口越多；加入解釋變量滯后項(xiàng)的模型估計(jì)結(jié)果表明，這種創(chuàng)造效應(yīng)存在較明顯的地區(qū)差異，其中東部地區(qū)的創(chuàng)造效應(yīng)最大。當(dāng)期FDI對(duì)進(jìn)口具有促進(jìn)作用，且存在區(qū)域差異，東部地區(qū)較小，中部和西部大致相同。再次，人民幣有效匯率當(dāng)期值和滯后一期值對(duì)進(jìn)出口的影響均是負(fù)的，而滯后兩期對(duì)進(jìn)出口的影響均轉(zhuǎn)為正的，但從系數(shù)上看，東部地區(qū)進(jìn)出口對(duì)匯率敏感性要大于中、西部地區(qū)，這主要是因?yàn)闁|部地區(qū)更多是資本密集型企業(yè)，而總體來看，人民幣匯率對(duì)中國進(jìn)出口的影響并不大。最后，進(jìn)出口與各地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模與之間存在正相關(guān)關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，進(jìn)出口的規(guī)模也越大。

由以上結(jié)論可以看出，中國進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)人民幣匯率的變動(dòng)并不敏感，因此國際社會(huì)指責(zé)人民幣匯率低估是中國貿(mào)易順差的主要原因，并頻頻施壓人民幣升值，試圖減少中國貿(mào)易順差的做法是不合理的。而從以上對(duì)中國進(jìn)出口貿(mào)易影響因素的區(qū)域差異的分析中可以看出，中國中、西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平落后，投資收益率低是其FDI流入較少，進(jìn)出口貿(mào)易不發(fā)達(dá)的主要因素。因此，通過各種政策，提高中西部地區(qū)的生產(chǎn)率水平、勞動(dòng)者素質(zhì)，吸引FDI流入，在充分發(fā)揮東部地區(qū)發(fā)展優(yōu)勢(shì)的同時(shí)，推進(jìn)動(dòng)中、西部經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，逐漸縮小區(qū)域差異，才能使中國經(jīng)濟(jì)保持均衡和可持續(xù)發(fā)展。

第9篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題范文

關(guān)鍵詞：人民幣匯率；進(jìn)出口貿(mào)易；OLS估計(jì)；ADF檢驗(yàn)；新疆

中圖分類號(hào)：F74 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2012）09-0160-02

一、問題的提出

隨著中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展，對(duì)外依存度不斷提高，有關(guān)人民幣升值、匯率波動(dòng)對(duì)中國進(jìn)出口貿(mào)易影響的問題討論非常激烈。國內(nèi)外許多學(xué)者專家就人民幣匯率波動(dòng)對(duì)一國進(jìn)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行了大量理論研究和實(shí)證分析。

大多數(shù)學(xué)者采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)、面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建匯率與進(jìn)、出口模型，在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)回歸、檢驗(yàn)基礎(chǔ)上分析二者之間的相關(guān)關(guān)系并提出相應(yīng)政策建議。新疆進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展受人民幣匯率波動(dòng)影響的實(shí)證研究略顯不足。作為向西開放的橋頭堡，新疆能夠保持均衡、健康發(fā)展的對(duì)外貿(mào)易尤為重要。人民幣匯率作為影響進(jìn)出口貿(mào)易的重要因素，它對(duì)新疆進(jìn)出口發(fā)展有怎樣的影響、影響是否顯著、在匯率波動(dòng)情況下應(yīng)該怎樣規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)、保持進(jìn)出口良好發(fā)展等問題具有研究?jī)r(jià)值。本文采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，選取2002年1月至2011年9月的月度數(shù)據(jù)，包括進(jìn)口月度總額、出口月度總額、工業(yè)增加值月度數(shù)據(jù)、人民幣匯率月度數(shù)據(jù)等，根據(jù)本地市場(chǎng)理論以及匯率與進(jìn)出口相關(guān)理論構(gòu)建出口模型和進(jìn)口模型，在Eviews6.0當(dāng)中進(jìn)行計(jì)量分析，就回歸結(jié)果解釋經(jīng)濟(jì)意義并提出相應(yīng)政策建議。

二、構(gòu)建模型及計(jì)量分析

（一）數(shù)據(jù)說明

第一，本文采用2002年1月至2011年9月的月度數(shù)據(jù)（共117個(gè)樣本）。所有數(shù)值均是名義值。第二，新疆進(jìn)、出口月度總額、新疆工業(yè)增加值月度總額等數(shù)據(jù)來自：國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、新疆統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)、烏魯木齊海關(guān)、《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》等。第三，人民幣對(duì)美元名義匯率月度加權(quán)平均數(shù)據(jù)來自：中國人民銀行官方網(wǎng)站。第四，由于中國GDP只有季度數(shù)據(jù)，為了研究方便，用工業(yè)增加值的月度數(shù)據(jù)作為月度GDP數(shù)據(jù)的替代量。這樣的數(shù)據(jù)處理方法在國外幾篇實(shí)證中曾采用過，如Koray，Lastrapes（1989）；Lastrapes，Koray（1990）；Kroner，lastrapes（1993）。國內(nèi)學(xué)者盧向前，戴國強(qiáng)（2005）也采用過相同的數(shù)據(jù)處理方法。

（二）構(gòu)建出口模型和進(jìn)口模型

依據(jù)本國市場(chǎng)效應(yīng)理論，一國或一地區(qū)的出口變動(dòng)與其市場(chǎng)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模相關(guān)。一般來說，一國或地區(qū)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，出口量相應(yīng)越大，反之則越小，本文中的分析用本國GDP代表與出口相關(guān)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)規(guī)模和進(jìn)口的收入效應(yīng)。同時(shí)，匯率的變動(dòng)對(duì)進(jìn)出口有著重要的影響，在既定條件下，一國匯率貶值增加出口而減少進(jìn)口。結(jié)合時(shí)間序列數(shù)據(jù)，出口和進(jìn)口模型分別寫為：

lnXt=α+β1lnYt+β2 lnEt

lnMt=η+φ1lnYt+φ2lnEt

其中，lnXt代表t時(shí)期新疆月度出口總額的對(duì)數(shù)值；lnMt代表t時(shí)期新疆月度進(jìn)口總額的對(duì)數(shù)值；lnYt代表t時(shí)期新疆工業(yè)增加值名義月度總額的對(duì)數(shù)值；lnEt代表t時(shí)期人民幣兌美元名義匯率的月度加權(quán)平均值的對(duì)數(shù)值；

（三）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析

1.時(shí)間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。時(shí)間序列數(shù)據(jù)往往存在數(shù)據(jù)非平穩(wěn)的情況，為避免偽回歸，對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。在Eviews6.0當(dāng)中對(duì)2002年1月至2011年9月新疆月度出口總額、月度進(jìn)口總額、月度工業(yè)增加值、月度人民幣匯率等數(shù)據(jù)進(jìn)行數(shù)據(jù)平穩(wěn)性ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果（如下頁表1所示），可以看到lnXt、lnMt、lnYt、lnEt均為一階單整。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。由于數(shù)據(jù)均為一階單整，因此有必要進(jìn)行協(xié)整分析?，F(xiàn)在作lnXt與lnYt lnEt的OLS回歸，消除自相關(guān)性后得回歸結(jié)果如下：

lnXt=α+β1lnYt+ β2lnEt

（-8.961393）（1.460054） （1.398236）

（-3.667187）（15.26050） （2.005825）

R-squared=0.874531

Adjusted R-squared=0.872330

從回歸結(jié)果看，模型擬合優(yōu)度較高，回歸系數(shù)全部通過t檢驗(yàn)，不存在自相關(guān)。

作lnMt與lnYt lnEt的OLS回歸，消除自相關(guān)性后得回歸結(jié)果如下：

lnMt= η+φ1lnYt+φ2lnEt

（5.638043） （0.362022） （0.039951）

（1.678637） （2.752993） （0.041698）

R-squared=0.829207

Adjusted R-squared=0.815509

從回歸結(jié)果來看，工業(yè)增加值回歸系數(shù)顯著，其他回歸系數(shù)均未能通過t檢驗(yàn)。

下面分別對(duì)出口方程和進(jìn)口方程的殘差序列ei進(jìn)行ADF檢驗(yàn)（如表2所示）：

Eviews6.0當(dāng)中對(duì)殘差序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)的輸出結(jié)果表明：出口模型和進(jìn)口模型的殘差序列ei的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的t值大于1%臨界值且P值接近零，殘差序列平穩(wěn)，出口、進(jìn)口方程通過協(xié)整檢驗(yàn)，方程中變量之間的關(guān)系是長(zhǎng)期穩(wěn)定的。其中出口模型擬合優(yōu)度較高，回歸系數(shù)全部通過t檢驗(yàn)，說明新疆出口貿(mào)易受匯率波動(dòng)的影響較為顯著且影響長(zhǎng)期穩(wěn)定。進(jìn)口方程的OLS回歸系數(shù)均不顯著，數(shù)據(jù)的一階單整和變量之間的協(xié)整分析說明人民幣匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)口的影響不顯著。

三、結(jié)論與政策建議

1.實(shí)證分析結(jié)論。實(shí)證研究結(jié)果表明：匯率波動(dòng)對(duì)于新疆出口貿(mào)易有顯著影響，且這種影響長(zhǎng)期穩(wěn)定；匯率波動(dòng)對(duì)于新疆進(jìn)口貿(mào)易的影響不顯著。具體來講，人民幣兌美元名義匯率波動(dòng)對(duì)新疆出口貿(mào)易影響表現(xiàn)為：匯率每變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)，出口額將同方向變動(dòng)1.398個(gè)百分點(diǎn)。同時(shí)，出口額更顯著地受到工業(yè)增加值影響，與出口成同方向變動(dòng)。人民幣匯率波動(dòng)對(duì)新疆進(jìn)口貿(mào)易影響不顯著，進(jìn)口額變化和匯率波動(dòng)之間沒有表現(xiàn)出長(zhǎng)期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系；工業(yè)增加值對(duì)新疆進(jìn)口貿(mào)易有顯著影響。

2.政策建議。對(duì)新疆發(fā)展進(jìn)出口貿(mào)易有如下一些政策建議。首先，應(yīng)該健全以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣、有管理的浮動(dòng)匯率體制，保持人民幣匯率在合理、均衡水平上的基本穩(wěn)定。只有穩(wěn)定匯率制度，發(fā)揮匯率調(diào)節(jié)作用，才能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)健康發(fā)展。其次，提高新疆出口產(chǎn)品的國際競(jìng)爭(zhēng)力。匯率變動(dòng)對(duì)外貿(mào)發(fā)展的長(zhǎng)期有利效果并不是匯率本身變化造成的，而是以匯率的變化為契機(jī)，通過比較優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)換為競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)所形成的。所以，我們不能過分夸大匯率變化對(duì)出口的促進(jìn)或阻礙作用，而應(yīng)該從貿(mào)易角度解讀：要不斷提高出口企業(yè)和產(chǎn)品的國際競(jìng)爭(zhēng)力。增強(qiáng)出口產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力，優(yōu)化進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)化比較優(yōu)勢(shì)成為國際競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)可以促進(jìn)新疆進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展，獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)為目標(biāo)，充分利用新疆比較優(yōu)勢(shì)，積極創(chuàng)造競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。再次，應(yīng)積極推進(jìn)實(shí)施面向中亞的擴(kuò)大對(duì)外開放戰(zhàn)略，制定鼓勵(lì)合理進(jìn)出口的政策。利用好國家的投資，加大產(chǎn)業(yè)優(yōu)化和升級(jí)步伐，積極挖掘潛能優(yōu)勢(shì)，引導(dǎo)企業(yè)開發(fā)中下游產(chǎn)品，延長(zhǎng)產(chǎn)業(yè)鏈。優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)，在擴(kuò)大出口的同時(shí)，合理加大進(jìn)口力度。最后，科學(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力，應(yīng)以科技為動(dòng)力推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。對(duì)于新疆來說，利用先進(jìn)技術(shù)加快新型工業(yè)化發(fā)展應(yīng)當(dāng)緊密依托新疆的優(yōu)勢(shì)資源和優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，以石油等重化工業(yè)為中心，積極發(fā)展以農(nóng)副產(chǎn)品深加工為主的附加值高、能發(fā)揮區(qū)域優(yōu)勢(shì)的企業(yè)。只有將外貿(mào)發(fā)展與科技進(jìn)步緊密結(jié)合起來，兩者相輔相成，才能促進(jìn)新疆對(duì)外貿(mào)易均衡、持續(xù)、健康地發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

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