進出口貿易管理精選(九篇)

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第1篇：進出口貿易管理范文

［關鍵詞］ VAR；專利授權；貿易進出口

doi : 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2012 . 20. 022

［中圖分類號］ F76 ［文獻標識碼］ A ［文章編號］ 1673 - 0194（2012）20- 0034- 03

0 引 言

自改革開放以來，專利的應用對我國經濟增長的支持作用不斷上升。隨著中國加入WTO以及中國的對外貿易額越來越大，許多企業(yè)由勞動密集型向技術密集型轉變、同時又推動著制造經濟向創(chuàng)意經濟轉變，比起反補貼、反傾銷等貿易壁壘，技術創(chuàng)新密切相關的知識產權才是我國企業(yè)走出去的首要障礙。而專利與中國對外貿易的關系也越發(fā)緊密起來。

1 中國專利及對外貿易現狀

專利是衡量一個國家地區(qū)創(chuàng)新活動的重要指標，代表了該地區(qū)的科技實力。在中國，社會公眾對知識產權的了解有限，更欠缺創(chuàng)造、保護知識產權的意識。一些企業(yè)在國際貿易中對有關商品所涉及的知識產權缺乏更深層次的了解，一方面是導致企業(yè)創(chuàng)新能力低下，出口產品的科技含量和自主品牌的競爭力不足；另一方面是引起企業(yè)無意識的侵權情況不斷增加，比如定牌加工企業(yè)，由于缺乏知識產權意識，在簽訂定牌加工合同時，沒有審查委托人是否真正擁有所委托使用的專利，經常造成無意識侵權。

鑒于中國對外經濟發(fā)展的走勢，很多企業(yè)已經開始了知識產權戰(zhàn)略。由于中國的出口業(yè)務主要來自于“三來”業(yè)務，而非真正的自主生產、發(fā)明出口，所以為了推動高端產品的對外貿易，必須加強技術的開發(fā)與應用。

從1985年4月到2010年6月，國家知識產權局共受理3種專利申請6 285 211件，其中，國內申請5 305 218件，占總量的84．4％，國外申請979 993件，占總量的15．6％。發(fā)明、實用新型、外觀設計的專利申請數量分別為2 098 964件、2 169 735件和2 016 512件，在總量中各自占33．4％，34．5％和32．08％。目前專利申請呈現的主要特點：3種專利申請總量持續(xù)快速增長，但較前兩年不同的是，發(fā)明的申請增速大幅提高，改變了之前實用新型、外觀設計占主導的局面，實現3種專利申請份額基本持平；在國內的專利授權量排在前10位的國家依次是：日本、美國、德國、韓國、法國、荷蘭、瑞士、英國、意大利、瑞典。且累計數量日本以195 243件遙遙領先于位居第二的美國94 135件，足見日本不僅是技術輸出大國，并且對于在中國的技術策略是非常明顯。

據海關統(tǒng)計，2009年我國進出口22 072．7億美元，比上年下降13．9％。其中出口12 016．7億美元，下降16％，出口價格下跌6．2％；進口10 056億美元，下降11．2％，進口價格下跌12．7％。全年實現貿易順差1 960．7億美元，減少34．2％。

從統(tǒng)計數據得知，中國的專利數是不斷增長的，但從實際來說中國的專利發(fā)展還處于初級階段。而中國的外貿發(fā)展，基本上是呈現上升的趨勢。本文將從計量的角度研究我國的專利狀況與對外貿易、經濟發(fā)展之間的相互關系。

2 數據處理及方法選擇

2.1 數據處理

本文主要運用了3部分的數據：中國知識產權局所統(tǒng)計的年報數據、聯合國UNCOMTRADE提供的中國對外貿易數據以及WIND數據庫的宏觀經濟數據。在專利數據上選擇在華的專利授權數，因專利申請數反映的是技術創(chuàng)造者的專利意識，而專利授權數才如實地反映了專利的獨創(chuàng)性、新穎性和實用性，即授權數決定了技術是否可以真正應用于實踐?？紤]到中國對外進出口，將專利數據又分為國外在華3種專利的授權數，中國在國外及港澳臺申請專利的授權數。而宏觀經濟數據主要是國內生產總值GDP。

因此數據包括：GDP、進口額（IM）、出口額（XM）、國內3種專利授權數（DPG）、國外在華3種專利授權數（FPG）、中國在國外及港澳臺申請專利授權數（TOF）。

本文采用1987-2007年的數據。選擇這21個年份的數據主要是受限于中國的專利年報所提供的數據記錄，在1987年之后的數據的統(tǒng)計口徑是保持一致的。

為了去除物價變動因素對進出口、GDP的影響，我們用GDP平減指數（deflator）作為通脹率對上述數據進行處理。用這個指數作為價格指數，是由于CPI、PPI等只能反映某一方面的物價變動情況，而GDP平減指數能夠比較全面地反映物價走勢。轉化公式：

上式中，我們以1978年的數據作為基期（GDP指數為100）。GDPdeflatori表示各年GDP平減指數，GDP表示各年GDP名義值， GDPindexi表示各GDP指數。

2.2 方法選擇

研究中國專利的發(fā)展變化與外貿進出口之間的關系是為確定它們之間的穩(wěn)定關系和統(tǒng)計學上的依存度。應從整體綜合考慮， 而不能僅僅研究兩兩關系。傳統(tǒng)的計量方法不能對變量間的動態(tài)關系給予充分說明，而用非結構性方法建立表明各個變量之間關系的模型是對傳統(tǒng)模型的一種有力改進。

本文使用的向量自回歸模型（VAR）是基于數據的統(tǒng)計性質建立的，VAR模型把系統(tǒng)中每個變量作為所有內生變量滯后的函數來構造模型。實際建模時滯后期p根據赤池信息準則（AIC）和施瓦茨準則（SC）確定， 兩者取值都越小越好。所有的數值運用R軟件進行分析處理。

第2篇：進出口貿易管理范文

隨著社會經濟的快速發(fā)展，現代科技的不斷進步，以及社會公眾生活水平的日益提高，綠色環(huán)保的概念越來越深入人心，隨著低碳經濟的提出，各國的服裝紡織企業(yè)紛紛對于改進服裝紡織生產，促進服裝貿易可持續(xù)發(fā)展給予了充分的重視和關注。為了能夠在保持并促進服裝貿易經濟增長水平的同時，不斷對于服裝紡織行業(yè)的生產技術標準進行提高，各國不斷采用通過新的行業(yè)法規(guī)或標準的方式使本國服裝紡織產品的質量得到改善和提高，同時，進口國通過國際貿易政策作為壁壘，對于低標準的產品輸入進行限制。從服裝紡織行業(yè)的發(fā)展角度看，各國的新法規(guī)和新標準確實有助于促使服裝紡織企業(yè)完成高投入、高耗能、高污染的增長模式的轉變，也有助于促進服裝紡織產業(yè)的升級，同時對于保護生態(tài)環(huán)境、維護人類的生命健康也有很大的幫助。然而，各國的經濟發(fā)展水平以及行業(yè)技術水平畢竟存在著巨大的差距，國際服裝貿易的發(fā)展也十分不平衡，這就導致了服裝紡織產業(yè)的行業(yè)標準的國際化進程很難能夠在世界的范圍內得到一致的認可。假如發(fā)達國家以其發(fā)達的社會經濟背景為支撐，利用先進的行業(yè)技術優(yōu)勢在是世界范圍內強勢推行服裝貿易行業(yè)的國際化標準，必然會極大程度地扭曲國際服裝貿易的發(fā)展格局，特別是會極大程度地影響發(fā)展中國家的服裝進出口貿易。近年來，由于世界經濟的發(fā)展，發(fā)展中國家社會經濟的崛起，發(fā)達國家的服裝貿易逆差正在不斷擴大，針對于這一現象，歐、美等發(fā)達國家甚至將服裝進出口貿易和經濟、政治目的相掛鉤，通過各種借口和理由對國際服裝貿易的自由化進程進行阻撓。

從我國的服裝進出口貿易的客觀實際看，自進入WTO以來，我國服裝進出口貿易在國際貿易中一直遭遇黃燈。在取消配額制度以后，我國的服裝進出口貿易并沒有因此得到解放，服裝進出口貿易的自由化局面并沒有因此而出現，以歐美的發(fā)達國家為代表，我國服裝出口貿易一直遭受到設限，并且受到他們所謂的“中國”的影響，在服裝出口貿易方面一直遭受到各種限制措施。隨著我國社會經濟的不斷發(fā)展，以及歐美等發(fā)達國家所引起的輿論影響和示范效應，其他國家或地區(qū)也作出了一些跟風的反應，針對我國的服裝紡織產品制訂并實施了一系列限制貿易的措施，我國的服裝進出口貿易因此受到了巨大的影響。

盡管我國服裝進出口貿易在國際貿易環(huán)境中受到了很多不公的待遇，但是最終還是要從經濟發(fā)展的影響上尋找根源，為此，回顧我國經濟與服裝進出口貿易的發(fā)展歷程，分析經濟發(fā)展對于我國服裝進出口的影響，有助于我國服裝進出口貿易行業(yè)明確自身在國際貿易中所處的位置，制訂出有效的應對措施。

一、經濟起步階段的服裝進出口貿易

建國初期，百廢待興，我國的工業(yè)發(fā)展幾乎是零基礎，面對以美國為代表的國際帝國主義在經濟上的封鎖，在服裝紡織行業(yè)的目標是要能夠盡快地解決我國廣大人民的穿衣問題。為了盡快實現這一目標，國家立足國內現有資源，特別是依靠農業(yè)基礎，憑借天然原材料重點促進棉紡織工業(yè)的發(fā)展，兼顧絲織、麻、毛以及化纖等服裝紡織工業(yè)的發(fā)展。經過全國人民的團結努力、自力更生，到了20世紀70年代末，我國的服裝紡織行業(yè)已經發(fā)展成為具有豐富品種和齊全工業(yè)門類的產業(yè)部門，為我國的服裝紡織產業(yè)和服裝進出口貿易的快速發(fā)展奠定了基礎。

在這一階段，我國服裝紡織工業(yè)的發(fā)展主要還在于滿足國內的需求，產量主要多用于自給自足，服裝進出口貿易的量非常少，出口的紡織類產品也主要是初級產品，被出口用于吸引外匯從而進口國內經濟建設所必須的物資。舉例說明，在1978年，我國的服裝進出口貿易額僅僅是24.3億美元，這一數字在世界服裝進出口貿易總額中的比重非常微小，也由于當時我國與國際服裝紡織品貿易及世界服裝紡織行業(yè)的聯系很少，因此在我國服裝進出口貿易中與國際上的糾紛和摩擦也較少。

二、經濟快速發(fā)展階段的服裝進出口貿易

20世紀80年代以來的改革開放促使我國服裝紡織工業(yè)的發(fā)展進入了高速發(fā)展的階段，服裝紡織產業(yè)的發(fā)展終于走出自給自足的發(fā)展模式，從內需型的導向轉變?yōu)槌隹趯蛐汀Ｔ谶@一時期，國內服裝紡織工業(yè)抓住了改革開放的歷史基于，不斷進行企業(yè)改革的探索和深化，引進了市場經濟體制的模式對國有服裝紡織企業(yè)進行改革，在對外方面，服裝紡織工業(yè)以增加出口創(chuàng)匯為契機，擴大對外開放，不斷向外向型經濟進行轉變。在經濟發(fā)展的刺激，以及內外兼顧的發(fā)展戰(zhàn)略作用下，我國服裝紡織行業(yè)的工業(yè)基礎得到了十分顯著的提高，服裝進出口貿易的能力也得到了持續(xù)的增強。根據統(tǒng)計數據顯示，在1986年至2001年間，我國的服裝紡織品出口的年均增長率達到15.4%，在世界服裝紡織品進出口貿易總額中的比重不斷攀升。到了1994年，我國已經成為世界第一大的服裝紡織品出口國家，并將這一地位一直保持到現在。2001年我國的服裝進出口貿易總額達到了534.76億美元，在世界服裝紡織品進出口貿易總額中的比重也從1980年的4.6%上升到了15.71%，說明在服裝進出口貿易方面，我國已經躋身成為世界服裝進出口貿易大國。

伴隨著我國經濟實力的不斷增強，我國服裝進出口貿易能力也在不斷得到增強，服裝紡織產業(yè)的外向型特征不斷突顯，但是貿易糾紛在貿易摩擦也在不斷增加。這一階段在我國服裝進出口貿易所遭遇的貿易糾紛和貿易摩擦中，我國往往處于孤立而被動的境地，總結原因有三個方面的因素：第一，當時我國還未成為GATT（《關稅與貿易總協定》）或MFA（《多種紡織品纖維協定》）成員國，因此在進行服裝進出口貿易協定的談判中，始終無法獲得GATT或MFA的支持和保護，使我國經常陷入被動、孤立的境地，因此在迫于壓力的情況下簽訂的協議經常是不平等、不合理的；第二，在進行服裝進出口貿易的過程中，由于缺少類似于GATT或MFA這種多邊貿易組織的監(jiān)督和約束，貿易進口方經常以各種借口和理由制造貿易糾紛和摩擦，更過分地會單方面地擴大對我國服裝進出口貿易的設限額度和設限范圍，對我國的服裝類產品配額進行扣減，相 比于其他是貿易組織成員的國家，我國服裝進出口貿易在國際市場的競爭中處于明顯不平等的地位；第三，因為當時我國未成為GATT或MFA成員國，在服裝進出口貿易糾紛中無法通過這些機構解決貿易爭端，即使能夠上訴到這些機構通常也無法得到公正的裁決。

總結這一階段，在我國經濟建設高速發(fā)展的情況下，我國服裝進出口貿易得到了飛速的發(fā)展，但是由于不平等的國際貿易地位，使我國在服裝進出口貿易糾紛中遭受了很大的經濟利益的損失，在一定程度上阻礙了我國服裝進出口貿易的發(fā)展。

三、經濟發(fā)展調整階段的服裝進出口貿易

隨著經濟實力的不斷增長，中國在世界經濟發(fā)展中的地位越來越重要，2002年之后，我國終于能夠以WTO成員國的身份正式參與國際事務和國際貿易。加入世界貿易組織對于促進我國經濟增長起到了十分重要的作用，為我國服裝進出口貿易的發(fā)展帶來了無限的商機和活力。加入世界貿易組織極大了減輕了配額對于我國服裝進出口貿易的束縛，使我國服裝進出口貿易能夠在更為廣闊和自由的環(huán)境中參與國際服裝進出口貿易活動，使我國的服裝進出口貿易的出口能力得到了很大的增強。在2002年至2004年間，我國對歐、美市場的服裝出口貿易增速達到了32.96%，在歐、美等國家的市場占有率也得到了穩(wěn)步的提升。

與此同時，隨著經濟的增長和服裝進出口貿易業(yè)務量的增加，我國在服裝進出口貿易中遇到的貿易糾紛和摩擦也在迅速增加，遭遇到的設限范圍之廣、設限數量之多也是前所未見的。根據世界貿易組織的數據統(tǒng)計，我國在進入世界貿易組織的第一年在世界反傾銷案件占了276起中的47起，數量達到了世界第一位。俗話說樹大招風，中國經濟的快速發(fā)展引起了世界上一些國家的警惕，無論是歐、美發(fā)達國家，或者是發(fā)展中國家，紛紛把矛頭對準了中國，加大了對我國服裝進出口貿易的打擊。在這一階段，各國對我國服裝進出口貿易的摩擦和打擊主要通過五個方面的途徑進行。第一，故意將世界紡織品配額的釋放進程推遲。ATC（《紡織品和服裝協議》）規(guī)定了成員國要在1995年1月1日到2005年1月1日完成全球范圍內的服裝進出口貿易一體化進程。然而，實際情況是各國在進行每個階段的執(zhí)行時，其增加的一體化金額遠遠低于數量，并未達到ATC所規(guī)定的配額追加增長要求。這種要到最后的時刻才將配額全部釋放的行為不但抑制了我國服裝進出口貿易的發(fā)展，而且使國際服裝進出口貿易長期性的處在扭曲的狀態(tài)，不利于國際服裝進出口貿易的發(fā)展。第二，歐美等國家長期對中國服裝進出口貿易實行高壓政策。這些國家利用其強大的經濟實力和政治影響力，頻繁地對我國服裝進出口貿易進行施壓，更過分地是在國際社會中肆意鼓吹中國。美國的紡織品行會還通過聯合各洲的國會力量以及紡織工人的組織對世界范圍內的紡織品貿易相關議題進行施壓，矛頭指向中國和印度。在歐美等國家的影響下，世界上共計65個國家相關行業(yè)組織簽署了《伊斯坦布爾公告》，規(guī)定世界貿易組織講紡織品配額制度延長到2007年底，極大了損害了我國服裝進出口貿易的利益，影響了我國服裝進出口貿易的發(fā)展。第三，發(fā)達國家通過采取雙邊協定、補貼以及高關稅等各種方法和手段達到限制我國服裝進出口貿易的目的。根據世界貿易組織的數據統(tǒng)計，2003年，美國、加拿大和歐盟等國家的服裝進口關稅平均為7%到10%，甚至有達到30%的高關稅，是在所有進出口貨物中關稅最高的產品。根據國際紡織品服裝局的數據統(tǒng)計顯示，2001年美國的進口關稅收入中，有42%是來自于紡織品或服裝類貨物。此外，美國、加拿大以及歐盟等國家還通過雙邊協議的方式對非洲及加勒比國家以及其他一些欠發(fā)達國家和地區(qū)給予貿易優(yōu)惠的待遇，例如免配額、免關稅等方式，這種行為一方面對于缺乏優(yōu)勢的紡織業(yè)生產地區(qū)起到了扶持作用，使國際服裝進出口貿易格局遭到扭曲，另一方面是發(fā)達國家為了擴大面料出口，變相地對本國紡織業(yè)進行補貼的手段。由于我國并不屬于世界上的任何組織或集團，不僅不能享受到進口國的優(yōu)惠待遇，還要受到進口國最嚴厲的限制，使我國的服裝進出口貿易的發(fā)展遭到了打擊，蒙受了不必要是損失。第四，通過各種借口和理由對我國服裝出口貿易進行設限。長久以來，歐美國家一直警惕我國的經濟發(fā)展，對于我國的服裝進出口貿易一直保持高度的重視。在我國進入世界貿易組織以后，這些國家不斷地對我國服裝進出口貿易進行挑釁，同時采取了各種限制措施。由于這些發(fā)達國家十分擔心我國的服裝進出口貿易會對其國內市場造成擾亂，會對其國內經濟發(fā)展造成威脅或者損害，因此經常尋找借口講對于我國服裝進出口貿易的制裁進行延長。這種對貿易設限的延長，使我國服裝進出口貿易在國際貿易的競爭中，長期處于不平等的地位，抑制了我國服裝進出口貿易的發(fā)展。

四、結束語

隨著全球經濟的持續(xù)發(fā)展，世界服裝進出口貿易也將更加自由化，更加一體化，但是由于各國經濟發(fā)展的不平衡，貿易保護的現象還將繼續(xù)在國際貿易的舞臺上繼續(xù)保留一定的戲份，并且將不斷地衍生出更多新的保護措施和貿易保護的相關理論，通過更加靈活而隱蔽的方法對全球服裝進出口貿易的各個方面造成影響。因此，為了促進服裝進出口貿易的健康發(fā)展，加快世界服裝進出口貿易的自由化、一體化進程，關鍵在于保證世界經濟的平衡發(fā)展，從而減少貿易保護的情況發(fā)生，最終使這種現象完全消失。

參考文獻：

王麗萍.紡織產業(yè)可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略研究.當代經濟管理，2007，（1）.

李釗.中國紡織產業(yè)國際競爭力.北京：中國輕工業(yè)出版社，2007.

第3篇：進出口貿易管理范文

[關鍵詞]廣東??；現代物流；對外貿易；實證分析

[中圖分類號]F064.1 [文獻標識碼]A [文章編號]2095-3283（2014）03-0024-04

一、文獻綜述

（一）關于國際物流與國際貿易關系的研究

關于定性方面的研究主要有：李永生、張麗芳（2006）認為物流成本對國際貿易具有直接影響；陳世軍（2012）從物流成本（國際貿易物流成本主要包括庫存成本、運輸成本和管理成本）角度研究了國際物流對國際貿易促進機制的影響。張艷麗（2012）通過對我國國際物流以及國際貿易的發(fā)展現狀及存在問題的分析，闡述了國際物流業(yè)的迅速發(fā)展在我國經濟及國際貿易的發(fā)展進程中起著關鍵性的作用。

關于定量方面的研究主要有：孔原（2010）選取了我國2002―2008年進出口總值、港口外貿貨物吞吐量兩個指標；林青（2009）選取了1991―2008年間的貨物運輸周轉量、港口集裝箱吞吐量以及進出口貿易總額三個指標；黃正松（2011）選取了1992―2008年間的鐵路貨物周轉量、公路貨物周轉量、水運貨物周轉量、民用航空貨物周轉量、管道輸油（氣）量以及進出口貿易總額6個指標，研究了中國對外貿易與物流發(fā)展之間的關系。研究結果表明我國進出口貿易的快速發(fā)展對我國國際物流產業(yè)的拉動效應非常微弱，而國際物流的快速發(fā)展可以有效促進進出口貿易的發(fā)展。

（二）以省市為研究對象的區(qū)域物流與對外貿易關系的研究

王領（2010）基于上海市1978―2008年貨物運輸量、港口貨物吞吐量與進出口相關數據研究了上海市現代物流與對外貿易的關系；肖慧慧（2011）選取了云南省1989―2008年間貨物周轉量、貨物運輸路線長度與進出口貿易總額三個指標；俞雅乖（2012）選取了浙江省1986―2009年間貨物運輸量、港口貨物吞吐量、進出口總額和地區(qū)生產總值4個指標，還有學者對北京、遼寧等區(qū)域的研究，研究結果表明進出口貿易的快速發(fā)展對區(qū)域物流產業(yè)的拉動效應非常微弱，而區(qū)域物流的快速發(fā)展可以有效促進進出口貿易的發(fā)展。

學者對廣東省區(qū)域物流的研究則主要側重于對廣東省經濟增長與其他行業(yè)的互動關系研究。如李松慶（2010）對廣東省物流產業(yè)與經濟增長的互動關系進行分析；曹建新、黃爾妮（2009）從廣東省物流業(yè)對區(qū)域經濟發(fā)展的效用角度進行了統(tǒng)計分析；吳冬玲（2010）對廣東省物流業(yè)與現代服務業(yè)的關聯度進行了研究；楊勇（2012）研究了廣東省制造業(yè)與物流業(yè)聯動發(fā)展，而對于廣東省物流業(yè)對對外貿易的影響方面研究比較缺乏。本文基于廣東省1991―2011年的統(tǒng)計數據，運用協整檢驗、Granger 因果檢驗等方法對廣東省物流與對外貿易之間的長期和短期的動態(tài)關系進行分析，旨在為發(fā)展廣東省現代物流和對外貿易提供理論依據。

二、廣東省現代物流與對外貿易關系的實證分析

（一）變量的確定及模型

為了研究廣東省現代物流與對外貿易之間的關系，必須要選取合適的變量并建立模型。本文選取地區(qū)生產總值（GDP）作為衡量經濟發(fā)展的指標，選擇進出口總額（XM）作為對外貿易的衡量指標，而衡量現代物流的指標，目前還沒有統(tǒng)一的統(tǒng)計口徑，本文選取港口貨物吞吐量 （TTL） 和貨物運輸量 （YSL） 作為衡量現代物流的指標。為了減少數據的波動對結果造成的影響，對數據進行自然對數化的處理。綜合考慮各種因素并結合市場化構建如下實證模型：

LNXM=α1LNYSL+α2LNGDP+α3LNTTL+C+μ

C為常數，μ為隨機誤差項。

本文的樣本區(qū)間為1991―2011年，數據根據 《廣東統(tǒng)計年鑒》整理所得。

（二）模型的時間序列分析

1.單位根檢驗

為了避免偽回歸問題，在對LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM進行分析以前，需要對變量序列進行平穩(wěn)性檢驗，以判斷各序列是否具有平穩(wěn)性及單整階數。首先，使用Eviews軟件對變量LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM繪制時序圖以確定該時間序列是否含有截距和趨勢項。

從表4可以看出存在協整關系，在給定 5%的顯著性水平下，無論是跡檢驗還是特征值檢驗都表明LNXM與LNGDP、LNTTL、LNYSL個變量之間存在著協整關系，協整方程如下：

LNXM=0.787492*LNGDP+0.468016*LNYSL+0.406238*LNTTL+1.265086

從協整方程可以看出，進出口貿易總額對數值與GDP對數值是正向的，與預期是一致的，GDP對數值影響著進出口貿易總額對數值。GDP對數值彈性為0.787492，GDP對數值每增1%，進出口貿易總額對數值將增加0.787492%，對應的P值小于0.05，結果顯著。港口貨物吞吐量總額彈性為0.406238，表明港口貨物吞吐量總額上升1%，進出口貿易總額對數值將增加0.406238%，對應的P值小于0.05，結果顯著。LNYSL彈性為0.468016，表明LNTTL上升1%， 進出口貿易總額對數值將增加0.468016%，對應的P值小于0.05，結果顯著。

3.向量誤差修正模型（VEC）

以上檢驗顯示，變量之間存在協整關系，也就是以上的VAR模型中存在協整關系，但是其中存在著某些誤差項，為了避免“偽回歸”和“異方差”，更好反映經濟的運行以及波動狀況，需要進行誤差修正。

通過表5可以看出誤差修正項（ECM）對于進出口貿易總額和各個變量的影響力度。從估計結果可以看出，進出口貿易總額方程的 ECM 系數是0.256672，說明進出口貿易總額的實際值與均衡值大約25%的差距能夠得到清除或者修正，當方程發(fā)生波動和偏離時，誤差修正模型中的誤差修正項會用0.256672的調整力度將誤差項調整到長期均衡狀態(tài)下，研究發(fā)現誤差修正項的系數較小，表明調整力度較弱，本文中的自變量的變動受到其自身滯后項中滯后一年的影響，而且這個影響是顯著的，表明和誤差修正項對于變量的影響是長期穩(wěn)定和均衡的。

誤差協整后的可決定系數為0.259187，F值為0.909657，最大似然值為20.60587，可知誤差修正模型擬合良好。

4.變量的格蘭杰因果關系檢驗

通過以上的協整方程可知：LNGDP、LNTTL、LNYSL與LNXM存在著協整關系，也即說明變量之間存在長期關系且關系穩(wěn)定。為了檢驗各個變量之間的因果關系，本文采用Granger的因果分析法對以上變量進行因果關系檢驗，檢驗結果見表6。

三、結論及建議

（一）強大的物流產業(yè)是對外貿易持續(xù)快速發(fā)展的基礎

協整分析表明，港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP均會對進出口貿易總額產生顯著影響，且影響為正。即當港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP增加時，進出口貿易總額均會增加，且呈長期穩(wěn)定狀態(tài)；格蘭杰因果檢驗表明，港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP均是進出口貿易總額的格蘭杰原因，即港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP增加時，進出口貿易總額也會增加。但是，港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP對進出口貿易總額的影響不是立即顯現的，而是存在一定的滯后期。

由此可見，大力發(fā)展廣東省現代物流業(yè)能夠為其對外貿易提供良好的物流環(huán)境，從而促進第三產業(yè)的快速發(fā)展，為廣東省外貿經濟可持續(xù)發(fā)展奠定堅實基礎。因此，廣東省物流企業(yè)要進一步加強基礎設施建設，加快物流標準化和信息化步伐，從而促進廣東省物流與進出口企業(yè)的互動發(fā)展。

（二）廣東省港口貨物吞吐量和貨物運輸量與進出口總額之間存在單向因果關系

進出口額增加會在長期內促進廣東省貨物運輸量和港口貨物吞吐量的增加，但港口貨物吞吐量和貨物運輸量的增加并不一定對廣東省進出口貿易發(fā)展起到推動作用。廣東省進出口貿易的快速發(fā)展對國際物流的拉動效應表現不顯著，即快速發(fā)展的進出口貿易并沒有有效提升國際物流產業(yè)水平。

經過三十多年的改革開放，廣東省已經成為世界級的加工制造中心，但其進出口貿易的主要形式仍為加工貿易。2012年廣東省外貿進出口總值為9838.2億美元，同比增長7.7%，高于全國增幅1.5個百分點，占同期全國外貿總值的25.4%。其中，加工貿易進出口5298.6億美元，同比增長4.4%，占同期廣東省進出口總值的53.9%。在加工貿易的各項環(huán)節(jié)中，國內企業(yè)往往只從事簡單的加工裝配環(huán)節(jié)業(yè)務。而現代物流不是傳統(tǒng)意義上的倉儲、運輸服務，而是包括運輸、倉儲、包裝、裝卸、流通加工、配送、信息處理等一系列的經濟活動。因此，廣東省物流企業(yè)要加強與進出口企業(yè)的對接，充分了解進出口企業(yè)的物流需求；加強與外資物流企業(yè)合作，深度參與國際分工和國際物流業(yè)務，加快提升國際物流服務水平和能力。

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第4篇：進出口貿易管理范文

關鍵詞：進出口貿易；向量自回歸；沖激響應函數

中圖分類號：F812．4文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2008）10-0119-04

當今世界經濟一體化趨勢日益明顯，通過商品流通而形成的國家之間的生產分工越來越明確，國際貿易在各國經濟發(fā)展中的地位也愈來愈重要。一個國家的進出口貿易運行在一定程度上是反映這個國家關稅保護效用的重要依據之一。因此，相對不發(fā)達國家，需要運用幼稚產業(yè)保護，通過保護來降低貿易逆差，來發(fā)展本國并不發(fā)達但是卻決定著國計民生的民族產業(yè)，使本國產業(yè)成熟并且有實力參與國際競爭。關稅政策對宏觀經濟具有重要的調控作用，作為調節(jié)經濟的一種杠桿，關稅政策使貨物在跨國界流動中發(fā)生價格變動，進而調節(jié)供求，影響國家的進出口貿易。

一、背景和方法

改革開放后，我國政府和學者開始日益重視關稅政策的調整對進出口貿易的影響，國內學者也對關稅政策、進出口貿易和宏觀經濟之間的關聯影響做了大量分析和探討。金祥榮[1-2]對我國的關稅與非關稅的壁壘效應做了分析，比較系統(tǒng)全面總結和闡述了關稅的壁壘保護效應，同時對中國歷次關稅調整及其有效保護結構進行了實證研究，分析了調整效果和給出了各個行業(yè)的有效保護結構的指標。盛斌[3-4]以中國的汽車制造業(yè)為例分析了我國對外貿易產業(yè)政策對于我國的支柱產業(yè)政策效應。姜勇[5]對我國關稅降低條件下產業(yè)保護的發(fā)展和存在的問題進行了理論性探討和思考。劉云中[6]對我國履行關稅減讓的入世承諾后，相關產業(yè)有效保護變動情況進行了分析。王元穎[7]利用中國36 個工業(yè)行業(yè)9個年度（1992、1994、1996―2002年）的實際數據，運用panel 回歸的計量方法和Hausman檢驗的技術，對修正的貿易保護的政治經濟模型進行檢驗。

加入WTO后我國所要履行的重要義務之一，就是要大幅度削減關稅。從世界范圍看，關稅減讓是一個大趨勢，目前的世貿組織成員的總體平均關稅水平為6%左右，其中發(fā)達國家為3%，發(fā)展中國家為10%。為了滿足這一條件，自1992年以來，我國先后5次大規(guī)模地自主降低關稅，平均進口關稅水平已從43%下降到17%。我國已經履行承諾，到2005年將平均關稅稅率降到10%以下。近年來，我國不斷地實施自主降低關稅政策，新的關稅政策對進出口貿易沖擊直接影響著宏觀經濟的運行狀況，因此對進出口貿易與宏觀經濟運行之間關系進行計量研究，對檢驗和評判關稅政策的合理性，調控宏觀經濟運行提供了數量依據，有著重要的指導意義。

傳統(tǒng)的經濟計量方法是以經濟理論為基礎來描述變量關系的模型，不足的是，經濟理論通常并不足以對變量間的動態(tài)聯系提供一個嚴密的說明，而且內生變量既可以出現在方程左端又可以出現在方程右端使得估計和推斷變得更加復雜。向量自回歸（VAR）是基于數據的統(tǒng)計性質建立的模型，向量自回歸模型把系統(tǒng)中的每一個內生變量作為系統(tǒng)中所有內生變量的滯后值函數來構造模型，從而將單變量回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。對進出口貿易、財政收入和外匯匯率多個相關經濟指標之間關系的分析與預測，向量自回歸模型是最容易操作的模型之一[8]。

本文應用非結構性的向量自回歸VAR方法建立變量間的關系模型研究進出口貿易、財政收入和外匯匯率之間的關聯影響及動態(tài)關系，檢驗進出口貿易、財政收入以及外匯匯率之間動態(tài)關聯性。為了進一步分析各個經濟指標相互沖擊對系統(tǒng)產生的動態(tài)影響，我們應用沖擊響應函數分析一個經濟指標的改變對于其他經濟指標產生的沖擊和影響，對評判政策效果進行定性分析。

二、實證研究

本文為了研究進出口貿易和宏觀經濟指標的關聯關系，我們選擇的經濟變量包括海關進出口商品總額（LIO_TC）、海關進口商品總額（LI_TC）、海關出口商品總額（LO_TC）、財政收入完成額（LF_TC）和美元對人民幣的匯率（LEX）。數據時間長度為從1997年1月到2006年6月近10年的月度數據。為了消除量綱的差異，我們將原始數據取其對數值作為實證研究的數據。

由于宏觀經濟相關的月度數據存在季節(jié)性趨勢，即觀測值有可能出現循環(huán)波動現象，因而我們應該首先考慮數據的季節(jié)性調整問題，從研究序列中去除季節(jié)變動要素，從而顯示出序列潛在的趨勢循環(huán)分量，這個趨勢循環(huán)分量才能真實反映研究的數據序列運動的客觀規(guī)律。消除時間序列的季節(jié)趨勢的方法一共有四種，即Census X12方法、X11方法、移動平均方法和Tramo/Seats方法。四種方法各有特點，我們在本文中采用美國商務部人口普查局的X12方法，它是在X11方法基礎上發(fā)展而來的，見圖1―4。

圖1―4是調整后的進出口貿易額序列和財政收入序列，從以上各圖中我們可以看出季節(jié)要素和不規(guī)則要素已被消除，新得到的序列包含原序列的趨勢循環(huán)要素。從圖中可以直觀看出，財政收入的時間趨勢和進出口貿易的增長趨勢幾近相同，說明他們之間有著緊密的相關聯系，也同時說明了進出口貿易對于我國經濟增長所做出的貢獻，因為我國經濟近年來持續(xù)高速增長的動力正是源于出口和消費，消費一方面可以歸于對于進口產品的消費，匯率因素是影響進出口貿易量的重要因素，進出口貿易、財政收入和匯率之間長期均衡分析，對于我國長期經濟趨勢分析，制定合理的關稅進出口原則，合理的控制匯率水平都有著重要深遠的意義。

向量自回歸模型把系統(tǒng)中的每一個內生變量作為系統(tǒng)中所有內生變量的滯后值來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到多變量自回歸模型，它是多個相關經濟指標的分析與預測最容易操作的模型之一。下面我們分別用進出口貿易總額、進口貿易總額和出口貿易總額分別同財政收入和外匯匯率建立VAR模型，分析變量之間的均衡關系。通過圖2我們可以看到，進出口貿易額和財政收入有著共同的時間趨勢，而且進出口貿易額又明顯地受外匯匯率波動的影響，因此我們應用向量自回歸方法建立以下VAR方程。

上面三個方程組中，最顯著的系數是每個變量的自回歸系數。我們重點分析每一組方程組中的第一個方程其他兩個相關系數――財政收入系數和外匯匯率系數的性質。方程（1）和（3）的第一個方程中，外匯匯率項的回歸系數要比財政收入項的系數顯著，說明外匯匯率對于進出口總額和出口總額的影響要比財政收入波動的影響顯著，這與實際情況是相符的，因為一個國家的匯率水平直接影響著這個國家的進出口貿易的情況。同時我們注意到以上兩個方程中除常數項外，其余各項系數都是正的，這說明財政收入和匯率同進出口總額以及出口總額是成正比關系，即說明貿易總額有利于財政收入增加，美元對人民幣升值有利于增加出口額，這可以便于我們通過財政收入來分析進出口額的變化比例，通過匯率變動情況來分析聯動的出口貿易增量。方程（2）中的第一個方程我們采用的二階滯后的向量自回歸VAR方程，這是由于方程在一階回歸下，回歸是不穩(wěn)定的。方程（2）中我們還是重點分析第一個方程，為了便于分析，我們可以近似地用每一個變量的均值來代替一階和二階之后變量的值，這樣我們可以粗略地對兩個同一變量不同滯后階數的系數求和。首先看自回歸項系數和是大于0的，且是最顯著的。而財政收入項系數和是大于0的，不過其系數和是百分位小數，相對其他兩項系數不明顯。而外匯匯率項的系數和為負，說明外匯匯率和進口總額之間存在負相關，即美元對人民幣升值會導致進口總額的減少，這與實際情況也是相符的。其次我們給出每個方程的回歸平穩(wěn)性檢驗，見表1所示。

表1中，三個向量自回歸方程的根和摩數都是小于1的，說明根落在單位圓內，即滿足向量自回歸的平穩(wěn)性條件，認為回歸系數是可靠的。

在實際應用中，由于VAR模型是一種非理論性模型，它無需對變量作任何先驗性約束，因此在分析VAR模型時，往往不只分析一個變量的變化對另一個變量的影響，而且還應分析一個誤差項發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊對系統(tǒng)的影響。這就是沖擊響應函數方法。我們接著上一節(jié)的VAR回歸，給出三個方程的沖擊響應函數圖。

圖5是進出口總額對財政的沖擊響應，當財政對進出口施以很小接近于零的沖擊時，進出口的響應并不是很劇烈，但是長期來講是逐步上升的，只是速度并不是那么快，比較平穩(wěn)，從圖5中分析可知進出口總額增加對于財政收入的影響短期內并不明顯，而長期來講會穩(wěn)步地促進財政收入的增加，這可能是由于貿易順差在短期內的絕對額并不大，而其對財政收入貢獻需要一個逐步積累的過程。

圖6是外匯匯率對進出口的沖擊響應圖，當同樣施以一個接近于零的沖擊時，進出口的響應要相對財政劇烈的多，說明進出口對于匯率相當敏感。這說明匯率的變動短期內就會對進出口貿易總額產生直接的影響，會對進出口貿易產生強烈的沖擊。

圖7中初期財政沖擊對于進口有一定反向作用，但到第五期后曲線斜率開始調頭，財政增加對于進口開始起到促進作用，長期向上。進口額和財政收入短期內的反向沖擊說明初期進口增加可能會對財政收入有所削減，但是長期來講通過對于進口原料及產品的生產消費，會穩(wěn)步地促進財政收入的增長，因此，我們完全不必過度擔心進口增加對于宏觀經濟增長帶來的短期沖擊。

圖8的匯率沖擊變化中，初期施以接近于零的沖擊，進口額一直向下，不過斜率比較平緩，說明人民幣升值對進口有平抑作用，但是作用并不很明顯，對于財政收入的影響完全可以被出口增量所消化。通過對匯率對進口額的沖擊圖可以看出，人民幣匯率的降低會使國內企業(yè)的海外采購成本增加，進而導致進口額的降低，會對依賴進口的生產企業(yè)產生不利影響，但是從圖8中可以看出這個沖擊的影響十分有限，我們可以通過進一步擴大出口獲利來消化成本增加的不利影響。

圖9是財政對出口的沖擊響應，當財政對進出口施以很小接近于零的沖擊時，出口的響應并不是很劇烈，但是長期來講是逐步上升的，只是速度并不是那么快，比較平穩(wěn)。從圖9中我們可以分析得到出口額的增加對于財政收入的增長并不會產生劇烈的沖擊，其對財政收入的貢獻是通過長期穩(wěn)步的積累顯現出來的。

圖10是外匯匯率對出口的沖擊響應圖，當同樣施以一個接近于零的沖擊時，進出口的響應要相對財政劇烈得多，說明出口對于匯率相當敏感。截止到2008年7月人民幣匯率改革以來3年，人民幣升值的幅度已經累計達到21%，這勢必會對以出口為主的企業(yè)造成巨大的壓力，出口是推動我國宏觀經濟近年來高速增長的原動力，出口額的降低會對我國經濟增長帶來巨大的負面影響，因此海關監(jiān)管部門應對相關產業(yè)建立相應的出口退稅等優(yōu)惠政策，以保障我國宏觀經濟的穩(wěn)步運行。

三、結 論

關稅的減讓和匯率的升值是否會導致財政收入的下降，影響國家的宏觀經濟運行一直都是最引人關注的問題。近年來我國政府完全履行了加入WTO的承諾，逐步降低我國關稅，針對關稅稅率降低和人民幣升值對我國進出口貿易產生的負面沖擊，我國政府出臺了一系列適時合理的海關關稅政策，適度保護了一些受沖擊強烈的行業(yè)如汽車業(yè)和醫(yī)藥行業(yè)，對紡織業(yè)等輕工制造也制定合理的出口退稅政策。通過出臺相關的關稅政策，關稅稅率的下調和人民幣升值對我國的財政平衡并沒有產生太大的影響，這些關稅政策促進了我國宏觀經濟的穩(wěn)定運行。

關稅政策對調節(jié)進出口貿易有著重要影響，在我國實施的自主降低關稅政策下，進出口貿易額的變化直接影響著宏觀經濟的運行狀況。本文應用向量自回歸的VAR模型和沖擊響應函數對進出口額、財政收入和匯率建立模型，分析進出口貿易額、財政收入和匯率幾個變量變動時對其他指標的影響關系。實證結果表明進出口貿易額和財政收入有著正向關聯；匯率與進口額存在正向變動，即人民幣升值會導致進口額增加；匯率與出口額存在正向變動關聯，當人民幣貶值時，會促使出口額增加。實證結果反映出在我國關稅降低和人民幣升值的雙重作用下，進出口貿易仍存在著貿易順差，這表明加入WTO后，我國海關部門針對海關關稅降低和人民幣升值制定的一系列應對政策，有效地保護了我國的進出口貿易，使我國的財政收入并未受到強烈沖擊，保障了宏觀經濟的穩(wěn)定運行。本文從數量角度分析關稅政策對宏觀經濟的影響，為實際的理論分析提供了可靠的數量依據，同時也為我國適時調整關稅政策，合理控制貿易順差，提供了理論參考。

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［6］ 劉云中，陳輝．中國履行關稅減讓義務后的產業(yè)有效保護分析［J］．管理世界，2002，（8）．

第5篇：進出口貿易管理范文

【關鍵詞】鐵路；進出口；思考；對策

1.形勢

1.1大力發(fā)展鐵路非運輸企業(yè)的形勢

根據盛光祖部長在全國鐵路工作會議上的報告提出的大力推進鐵路多元化經營的新模式，實施多元化戰(zhàn)略，必須把握“多元化經營，一體化管理，全口徑核算”的總體要求，未來鐵路發(fā)展要緊緊依托鐵路運輸優(yōu)勢，大力開發(fā)物流業(yè)和其他經營業(yè)務，建立鐵路運輸業(yè)和非運輸業(yè)同等重要、同步發(fā)展的新格局。在鐵路多元化經營新模式的大環(huán)境下，鐵路進出口貿易公司既迎來了新的發(fā)展機遇，也存在著各種各樣的風險和挑戰(zhàn)。

1.2國際形勢對我國進出口貿易的影響

（1）由于金融危機導致了美國經濟減速或衰退不僅大幅降低了中國的出口增速，而且也大幅減少了中國的貿易順差規(guī)模。同樣，歐債危機的爆發(fā)又使得歐元區(qū)的國家加大了其產品的對外貿易。這樣中國無疑會成為歐元區(qū)國家實施貿易保護主義的對象，即造成了我國外部市場競爭異常激烈，需求急劇下降，外貿出口大幅萎縮。

（2）人民幣不斷升值對我國進出口貿易而言是一把“雙刃劍”既帶來好處，也帶來一定的危害。好處是有利于降低進口產品成本的降低；危害是提高了中國產品的價格，加大了資本投入的成本，降低了我國出口產品的國際市場競爭力，從而引發(fā)國內經濟的不景氣。

1.3周邊形勢對我國進出口貿易的影響

中國的新亞洲戰(zhàn)略：隨著經濟全球化和克服金融危機影響，亞洲經濟快速發(fā)展，區(qū)域合作更加緊密，成為拉動世界經濟恢復和增長的重要引引擎，日益影響著世界經濟的發(fā)展進程。然而事件的發(fā)生，引發(fā)兩國的貿易之爭，大大削弱了中日的貿易往來，我國將會加強與東盟、臺灣的經濟合作和貿易，同時也可能增加了中美之間的貿易合作。

2.發(fā)展鐵路進出口貿易的方法

上海雷威進出口貿易公司是上海鐵路局唯一擁有全國各口岸報關權集商貿、物流、倉儲、咨詢及托運等業(yè)務于一體的綜合性外貿公司。為上海鐵路局所屬機務段、車輛段、工務段等進口鐵路配件和鐵路工程機械設備等，如SKF軸承、工裝設備等。但是由于公司規(guī)模比較小，外貿經驗不足，外貿信息比較閉塞，市場競爭力相對薄弱。在高速發(fā)展的高鐵時代，探索和思考發(fā)展鐵路進出口貿易的方法，是我們經營鐵路進出口貿易的一項責任和使命。

亞當.斯密絕對優(yōu)勢理論認為，一國應該專業(yè)化生產和出口那些本國具有絕對優(yōu)勢的產品，進口那些外國具有絕對優(yōu)勢的產品?！¤F路進入高鐵時代，鐵路進出口貿易公司應該借當前鐵路大力發(fā)展非運輸企業(yè)的形勢，緊緊依靠鐵路運輸主業(yè)，用足政策優(yōu)勢。

2.1進口貿易

與運輸主業(yè)聯手，共同開發(fā)做大做強鐵路工裝設備進口業(yè)務，在人民幣持續(xù)升值的大背景下，可以大大的降低進口成本，為進口貿易帶來了優(yōu)勢和空間。

（1）機車車輛配件進口：隨著ND5進口機車配件市場正在逐步的萎縮，動車運營公里數已趨近動車的三、四級修程，動車的配件進口業(yè)務為我們打開了外貿市場空間。

（2）工裝設備進口：高鐵時代的到來，鐵路許多高科技的檢修設備仍然依賴進口，如印刷鐵路磁卡票的印刷設備、車輛段的車軸磨床、機務車輛段的不落輪鏇車床等。

2.2出口貿易

貿易競爭指數TCli—又稱水平分工度指標，它用來反映本國生產的一種產品相對世界市場上供應的它國同種產品來說，是處于效率的競爭優(yōu)劣的程度。即反映本國生產的一種產品相對世界市場供應的同種產品，處于效率的競爭優(yōu)劣程度，TCli值越大，優(yōu)勢越大。鐵路進出口貿易公司要充分利用在出口貿易中的政策優(yōu)勢，中國率先進入了高鐵時代，伴隨著鐵路高科技產品的制造和生產，我國的路用產品正在逐步成為國際上的先進的，高附加值的鐵路產品，正在從亞洲的鐵路市場向歐美市場發(fā)展，如高鐵和動車機車及配件、鐵路路用緩沖器等。努力增加路用產品的出口競爭力。

（1）通過各種國內外交易會和網絡等為一些只能作為供應商的小工廠和沒有外貿出口權的企業(yè)做好出口。即充分利用廣交會、華交會等，擴大外貿產品的宣傳和展示，吸引外商不斷做大自營和出口業(yè)務。

（2）充分利用外高橋保稅區(qū)的優(yōu)勢，用足政策優(yōu)勢，努力吸引外資來料加工，逐步做大做強來料加工，倉儲、物流一條龍的服務。同時可以把我們現有在外高橋保稅區(qū)的上海華鐵置業(yè)公司逐步打造成我們在保稅區(qū)的鐵路窗口，努力使我們的鐵路產品走向國際。

（3）加強與鐵路路用產品工廠合作，充分利用我們現有向東南亞出口的鐵路產品，用全新的包裝和宣傳，參加國際鐵路路用產品的展覽會，努力把既有的拳頭產品擴大銷售市場。增加鐵路產品的出口競爭力。

第6篇：進出口貿易管理范文

關鍵詞：進出口貿易；國內生產總值；居民消費價格指數；Eviews

中圖分類號：F015 文獻標識碼：A

原標題：基于計量經濟模型的我國進出口貿易定量分析

收錄日期：2016年12月22日

一、引言

當前，全球經濟仍處在深度調整之中，依然處于經濟危機陰影之下，總體持續(xù)下滑趨于穩(wěn)定，情勢依舊不明朗，世界經濟面臨重大挑戰(zhàn)，反全球化趨勢漸漲。世界經濟復蘇能力就目前而言較弱，政府債務尤其嚴重，企業(yè)投資和居民消費欠熱，新興產業(yè)發(fā)展前景不樂觀，收入分配不均，投資增速削弱，經濟貿易大環(huán)境不穩(wěn)定。隨著經濟復蘇，美國勞動力市場恢復明顯，貨幣寬松量化政策終結，加息帶來的外溢效益助長全球金融市場利率，可能引起新一輪金融市場波動。失業(yè)率提高，工業(yè)化進程加大，多邊貿易體制嚴重受挫。

國內經濟面臨增速滯緩，房地產去庫存情況不容樂觀，進出口總量下跌，但對外貿易情況有所進益，總體呈穩(wěn)中上升態(tài)勢，發(fā)展走向新常態(tài)。2001年我國加入WTO，從這以來，我國的對外貿易發(fā)展得到了飛速提升，其相關依存度也越來越高，我國在國際市場上的地位也越發(fā)重要。

進出口貿易總額作為衡量一個地區(qū)經濟發(fā)展速度的重要指標，基于我國進出口貿易在放眼國民經濟領域之中占據了不容小覷的地位，研究進出口貿易對于整體國內經濟的宏觀平衡和動態(tài)增長的把握具有一定的研究意義。

二、進出口貿易模型設定

本文根據中國經濟信息網的宏觀統(tǒng)計數據資料，收集我國2000～2012年各年份的進出口貿易總額、國內生產總值GDP和居民消費價格指數的數據。利用單方程線性計量經濟模型對我國及出口貿易情況做出定量分析。（表1）

（一）指標假設。Y：進出口貿易總額（億元）；X1：國內生產總值（億元）；X2：居民消費價格指數（以2000年=100）。

（二）模型建立。y=β1X1+β2X2+μ，模型中μ代表隨機誤差項。

三、進出口貿易參數估計和統(tǒng)計檢驗

（一）參數估計。假設模型中的隨機誤差項滿足單方程計量模型的1～5項所有基本假設，由普通最小二乘估計（OLS法），利用Eviews軟件得出結果。（表2）

y=-469240+0.047995X1+5245.841X2+μ

由上述分析可得，進出口貿易總額與國內生產總值和居民消費價格指數存在著近似的線性關系，可以利用上面得到的模型對進出口貿易總額進行相關的預測。國內生產總值每增加1個百分點，進出口總額就增加0.047995個單位；居民消費價格指數每增加1個百分點，進出口貿易總額就增加5，245.841單位。

（二）統(tǒng)計檢驗結果如下：（1）擬合優(yōu)度檢驗：R2=0.938901，擬合優(yōu)度比較高；（2）方程顯著性檢驗：F～Fa（k，n-k-1），方程顯著性好；（3）變量顯著性檢驗：在顯著性水平a=0.05時，由表2可知，變量不顯著，小概率p大于顯著性a。

（三）計量經濟學檢驗

1、異方差性檢驗：本文采用White檢驗，采用White交叉項檢驗，結果如表3所示。（表3）

因為伴隨概率p=0.369115，故認為模型無異方差性。

2、自相關性檢驗：本文采用DW檢驗，結果如表4所示。（表4）由表4中DW檢驗結果可知，模型不存在自相關性。

3、多重共線性檢驗：R2=0.990069，VIF

我國應該適當調節(jié)相關產業(yè)經濟結構，把握機會，逐漸削弱貿易經濟成本和增加高附加值貿易產品出口率，為調節(jié)穩(wěn)固市場經濟，大力發(fā)揮貨幣與財政政策的積極作用，使得我國經濟能夠在國際市場的風雨中平穩(wěn)快速發(fā)展。

四、進出口貿易模型的不足和展望

（一）模型的不足。本文采用的是最基礎的線性回歸方法，構造的模型較為簡單，考慮的各類影響因素可能會不夠完善，也許存在一定的偏差。對于出現的這一系列問題，針對經濟研究對象提出的模型筆者認為可以進一步加以拓展，比如考慮非線性的回歸模型進行擬合，對于影響因素可以從宏觀、中觀和微觀等多角度進行探索。

（二）進出口貿易發(fā)展建議

1、進出口貿易發(fā)展需要進出口企業(yè)積極配合引導，盡快調整其多方面經營方法理念，針對國外的中高端市場，提高企業(yè)技術研究開發(fā)技能，降低產品經濟成本，提升產品的技術含量，盡可能配合地方情況利用各企業(yè)的自身優(yōu)勢。

2、改良商品出口內部結構體制，加快完成出口商品從粗制造、低附加值商品為主到精制造、高附加值商品為主的轉變，提升其非價格市場競爭能力，提升貿易加工的普遍增值率。

3、拓展發(fā)揚各大自主品牌，更深層次優(yōu)化提高出口產品的結構，加大改變改良出口盈利模式的力度，以高附加值、高產高質的產品優(yōu)勢迅速搶占登陸國際市場。

4、認真處理與各大國的經貿往來，向外拓寬我國經濟的發(fā)展領域。美國、日本、歐洲、俄國、東盟是我國重要的經濟貿易合作伙伴，不僅僅是國際貿易大國。促進和多方大國及各地區(qū)的貿易合作關系更高更好地發(fā)展，這是我國對外經貿的一大重頭戲。

5、努力發(fā)展促進與各區(qū)域間經濟產業(yè)合作和多邊經貿協作關系，創(chuàng)建促成有利于我國經濟發(fā)展情況的全球范圍下的自由多邊貿易體制。積極參與區(qū)域間經濟合作，并加合國組織等多方國際經貿活動，以加強我國在聯合國等多邊機構中的有力作用。

6、加快推動發(fā)展區(qū)域間經濟產業(yè)合作和多邊經貿協作關系，重點在推動高新技術產業(yè)發(fā)展和服務業(yè)出口產業(yè)發(fā)展。

五、結語

貿易占很大比重的當代經濟全球化對我國經濟多邊貿易關系都產生重大影響。2016年底我國進口較大幅度增加，表明不僅海外需求上升，并且國內需求也在加速增長，這些都顯示中國內需堅實回暖。對于國內相關經濟政策實施和產業(yè)結構改革致使需求走強，拉動進口回升是必然現象。特別是針對民營企業(yè)的政策措施使得進出口向好?？偟膩碚f，宏觀政策應該繼續(xù)向進出口發(fā)力。我們應該把握和利用進出口貿易的多方影響因素以及宏觀層面的條件控制，深刻認識和把握進出口多邊貿易的發(fā)展特征和走勢。我們要辨證地對待我國當下所面對的國際經濟貿易環(huán)境，不僅要認識到機遇中蘊藏的挑戰(zhàn)，還要把握住挑戰(zhàn)中隱藏的機遇。著名經濟學家林毅夫表示，一個國家經濟要發(fā)展應該要開放和自由，同時充分利用每個國家國內國外兩個市場及國內國外兩種資源。所以，對于當下的我國經濟，應當倡導自由進出口貿易，繼續(xù)積極推動RCEP（區(qū)域全面經濟伙伴關系協定），綜合利用經濟貿易有利條件，實現“十三五”規(guī)劃中提出的2016～2020年維持6.5%年增長率，成為世界經濟增長的引擎。在開放的貿易經濟條件下，我國的經濟與各國多邊經濟貿易有著密切關聯，各經濟體之間相互影響，相互作用，相互依賴。各國應該積極調控國內外經貿環(huán)境，經濟與貨幣政策和國情環(huán)境相適應，確立正確的改革方向，加強周邊經濟往來，實踐和改進貿易經濟措施，大力宣傳貿易監(jiān)管政策法規(guī)，降低金融危機發(fā)生概率，促成世界貿易經濟平穩(wěn)快速發(fā)展。

主要參考文獻：

[1]白冰.中國進出口貿易總額的影響因素分析[J].當代經理人，2006.21.

第7篇：進出口貿易管理范文

關鍵詞：FD 對外貿易 總體效應 時空差異

一、文獻綜述

（一）國外文獻 關于FDI與國際貿易國外學者主要討論兩方面：一是FDI與國際貿易之間的因果關系。Muchielli和Chedor（1999）、Graham（2000）等分析得出FDI對東道國出口具有顯著的帶動作用。而Zhang和Felmingham（2001）的研究結論是出口規(guī)模的擴張能吸引FDI的流入。二是FDI與國際貿易之間是替代效應還是互補效應。替代關系理論認為貿易障礙在一定條件下會導致資本的國際流動，即表現為投資對貿易的替代，同時國際資本流動的障礙也會產生國際貿易。Belderbos和Sleuwaegen（1998）、Blonigen（2000）等學者研究證實了此觀點?；パa關系理論認為FDI 可以在投資國與東道國之間創(chuàng)造新的貿易機會，使貿易在更大的規(guī)模上進行，即表現為投資與貿易的互補。Goldberg 和 Klein（1999）、Mariam Camarero（2004）等研究結果表明貿易與FDI之間存在互補關系。

（二）國內文獻 國內學者蔡小勇、余子鵬（2005）利用2003年中國30個省份的出口總值、機電產品出口總值及當年實際利用FDI值，分析了FDI對中國出口及地區(qū)差異影響，結果表明FDI對西部落后地區(qū)出口的帶動作用最大，對中部地區(qū)出口的帶動作用最小。王少平等（2006）利用1992年至2003年我國三大地區(qū)省份的面板數據考察FDI 對不同地區(qū)進出口貿易的動態(tài)效應。結果表明東部地區(qū)FDI對出口有顯著的創(chuàng)造效應和較強的替代效應，而對中、西部地區(qū)其創(chuàng)造效應不顯著并且替代效應相對較弱。梁瑞（2008）研究發(fā)現我國FDI對出口貿易的促進作用在東部和西部地區(qū)較為顯著，但FDI對東部地區(qū)出口貿易的促進作用最大，西部次之。國內外相關研究主要集中在FDI對兩國貿易流量的影響方面，即替代性和互補性問題。國內學者的研究大部分結果表明FDI對我國進出口貿易增長的貢獻越來越大，但這些研究沒有充分考慮到我國各區(qū)域由于自然和經濟條件不同而導致FDI的貿易效應可能具有顯著差異，在更深層次上分析FDI對我國區(qū)域貿易失衡狀況、轉移效應等方面問題?；诖耍疚睦?987年至2009年中國30個省市的面板數據對FDI對我國區(qū)域對外貿易的階段性影響進行實證，從而對我國FDI的貿易總體效應進行全面分析。

二、研究設計

（一）樣本及數據選取 本文采用中國30個省市（因部分數據缺失）1987年至2009年的面板數據。1987年合資2008年各省進出口額、實際利用FDI、GDP與公路鐵路總長度，2009年實際利用FDI數據來源于各省統(tǒng)計年鑒及各省統(tǒng)計信息網，2009年其他變量的數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒-2010》。其中各省的進出口額和實際利用FDI以萬美元為單位；各省的國內生產總值是以2000年的名義GDP為基期調整得到實際GDP，然后按當期匯率調整為萬美元；匯率是IFS所公布的人民幣實際有效匯率，以2000年為基期進行了指數化調整；各省鐵路與公路總長度以公里為單位，所有數據均采用對數形式。

（二）模型設立 為研究FDI 對我國三大區(qū)域對外貿易的影響，在實證分析中除了把當年實際FDI作為解釋變量，還將各地區(qū)貿易績效與其經濟規(guī)模聯系起來。經濟規(guī)模是決定外商直接投資的關鍵因素，因此，引入各省GDP這一變量作為經濟規(guī)模的測量指標。同時，根據影響貿易收支的一般理論，影響一國進出口貿易的變量主要是進出口商品的相對價格及國內外的實際國民收入水平，而影響進出口相對價格的關鍵因素是匯率。因此，引入匯率這一解釋變量，在文中用人民幣實際有效匯率REER表示。另外，根據國際貿易理論和國際投資理論，基礎設施除了是影響對外貿易的重要因素，也是影響FDI 的關鍵因素。因此，引入各省公路和鐵路里程數作為基礎設施狀況的替代變量，該替代變量用ROAD表示。基于上述分析，選取影響對外貿易的四個主要經濟變量——外商直接投資、國民在截面間的異方差性和相關性造成估計結果偏差，對個體固定效應模型和個體隨機效應模型分別采用廣義最小二乘法（GLS）和可行的廣義最小二乘估計（FGLS）進行估計。

三、實證檢驗

（一）FDI對我國對外貿易影響總體效應分析 本文首先對解釋變量回歸，并依據面板模型的F檢驗和隨機效應檢驗結果選擇合適的模型進行估計。模型 1、2、3見表（1）是FDI對解釋變量的混合效應、個體固定效應和個體隨機效應模型的擬合結果。模型1由于面板模型F檢驗統(tǒng)計量對應的p值趨近于0，故拒絕混合模型；而個體隨機效應的Hausman檢驗值，在1%的顯著性水平下拒絕隨機效應模型。由模型2中冗余固定效應檢驗的F值和模型3的Hausman檢驗結果可知，建立個體固定效應模型是較為合適的，因此認為模型2的回歸結果較為準確。結論顯示，FDI對我國進出口貿易均有顯著的創(chuàng)造效應，當我國FDI流入量增加1個百分點，出口將增加約0.06個百分點，進口約增加0.18個百分點。此外，GDP與基礎設施對我國對外貿易的影響顯著正相關。人民幣實際有效匯率的系數顯著為負，表明在我國匯率變動顯著影響進出口，即人民幣貶值1%，出口將上升0.61%，進口上升1.09%。

（二）FDI對我國對外貿易影響時空差異分析 1987-2009年時期，我國經歷了對外開放、金融危機、加入 WTO等重大經濟事件，我國經濟結構和對外貿易環(huán)境有可能產生了相應變化。政府積極引入 FDI的同時，開始注意到引導FDI轉型，使外商直接投資在區(qū)域、產業(yè)內的分布也發(fā)生了巨大變化。單純通過1987年至2009年數據對FDI與我國三大區(qū)域對外貿易關系進行研究，很可能會遺漏掉一些重要的階段性影響。因此考慮到這種階段性的變化，將 1987年至1992年作為第一階段，1993年至2001年作為第二階段，2002年至2009年作為第三階段，沿用前文設定的方程，對三個階段分別進行GLS回歸分析，通過計量結果來比較隨著時間的推移FDI對各區(qū)域的貿易影響有怎樣的改變。（1）不同階段FDI對我國東部地區(qū)進出口貿易的影響分析。計量結果見表（2）顯示：在不同階段，東部地區(qū)FDI 對貿易影響產生了一些明顯的改變。1987-1992年東部地區(qū)FDI對進出口貿易均具有創(chuàng)造效應，對于進口FDI系數為0.21，即增加1單位 FDI，會拉動東部 0.21 單位的進口，大于出口的FDI系數0.1。1993年至2001年東部地區(qū) FDI對進出口貿易表現出顯著的創(chuàng)造效應，進口的FDI系數為 0.9大于出口的FDI系數0.32。而在2002年至2009年東部地區(qū) FDI 對進出口貿易均無顯著影響。1987年至1992和1993年至2001年間，東部進口創(chuàng)造效應明顯的原因可能是由于東部地區(qū)憑借著地理優(yōu)勢、廉價勞動力和較低的運輸成本吸引大量外資企業(yè)進入投資建廠并開展加工貿易。建廠期間，需要從國外進口大量的機器設備、技術專利以及人才，無疑會拉動東部進口貿易。 2002年至2009 年間，東部地區(qū)FDI對進出口貿易均沒有顯著影響的原因可能是經過前期外資企業(yè)的發(fā)展，其已經完成了生產所必需的基礎建設。另一方面，東部地區(qū)已形成圍繞外資企業(yè)的產業(yè)需求的加工貿易服務產業(yè)鏈，不用通過進口就可以在國內完成所需生產資料的采購。（2）不同階段FDI對我國中部地區(qū)進出口貿易的影響分析。通過FDI對中部地區(qū)進出口貿易影響的實證分析，結果見表（3）顯示：1987年至1992年，中部地區(qū)FDI對進出口貿易均無顯著影響。1993年至2001 年，FDI 對進口貿易表現出顯著的創(chuàng)造效應，對出口沒有顯著的影響。進口FDI系數為0.12，即增加1單位 FDI，會拉動中部 0.12 單位的進口。2002年至2009年，FDI 對出口貿易則表現出顯著的替代效應，出口FDI系數為-0.15，對進口無顯著的影響。1993年至2001年間中部地區(qū)FDI的進口創(chuàng)造效應明顯的原因可能是在東部地區(qū)產業(yè)鏈基本形成和生產成本逐步上升，而中部地區(qū)有豐富的自然資源和人力資源，并且相對于西部地區(qū)還有著便利的交通和良好的基礎設施，大量產業(yè)開始向中部轉移。在這一階段中部地區(qū)吸引大量FDI 的流入，對進口貿易有顯著帶動作用。在2002年至2009年間，FDI 對出口呈現顯著替代效應并不意味著FDI 對中部經濟發(fā)展的促進作用在減小。相反，這是正確利用FDI推動地區(qū)經濟發(fā)展的起點。雖然中部地區(qū)不具備東部地區(qū)天然地理優(yōu)勢，運輸成本等因素也制約出口導向型FDI的流入，但非常適合引入市場導向型FDI。同時中部地區(qū)經濟發(fā)展水平相對落后，引入外資有著較大的發(fā)展?jié)摿Α＃?）不同階段FDI對我國西部地區(qū)進出口貿易的影響分析。通過FDI對西部地區(qū)進出口貿易影響的實證分析，結果見表（4）顯示：1987年至1992、1993年至2001年兩階段，西部地區(qū)FDI對進出口貿易均無顯著影響；2002年至2009年間西部FDI對進出口貿易則表現出顯著的創(chuàng)造效應。FDI的系數進出口系數分別為0.14和0.11，即增加1單位FDI，會拉動西部地區(qū)0.14單位的進口和0.11單位的出口。前兩個階段西部地區(qū)FDI系數不顯著的原因可能與中部較一致。主要是由于西部地區(qū)比較惡劣的自然條件和薄弱的基礎設施，給對外貿易帶來巨大的運輸成本，引入西部地區(qū)的FDI數量較少，一定程度上導致對外貿易發(fā)展水平較低。而在2002年至2009年間，西部FDI 對進出口貿易表現出顯著的創(chuàng)造效應。其可能是隨著西部地區(qū)基礎設施的發(fā)展，西部地區(qū)較大潛在的自然資源和低廉的勞動力成本等優(yōu)勢對經濟發(fā)展的作用得到了充分發(fā)揮，吸引大量的外商直接投資。這種 FDI 與中部地區(qū) FDI 類型（市場導向型）一致，這種市場導向型外資企業(yè)可以利用西部地區(qū)優(yōu)勢投資設廠和發(fā)展產業(yè)，同時也大大推動了西部地區(qū)經濟的發(fā)展。

四、結論與建議

本文分析我國FDI對三大區(qū)域對外貿易的階段性影響結論如下：（1）1987年至1992、1993年至2001年間東部FDI對進出口貿易均有顯著的創(chuàng)造效應；2002年至2009，東部FDI對進出口貿易均無顯著影響。（2）1987年至1992年中部FDI對進出口貿易均無顯著影響；1993年至2001年中部FDI對進口有顯著的創(chuàng)造效應；2002年至2009年中部 FDI 對出口有顯著的替代效應。（3）1987年至1992、1993年至2001年間西部FDI 對進出口貿易均無顯著的影響；2002年至2009，西部FDI對進出口貿易均有顯著的創(chuàng)造效應。根據上述結論，提出如下建議：（1）加強西部地區(qū)基礎實施建設，積極引導市場導向型FDI流入。地理區(qū)域決定西部引資環(huán)境的競爭力較弱，要大規(guī)模的引資必須加強教育、水電、通訊等基礎設施建設。因此，西部應繼續(xù)推進鐵路建設，加快高速公路建設，適當擴大航空運輸能力，解決西部交通中通道少、密度低的瓶頸問題。（2）利用中部地區(qū)資源和勞動力，大力引入市場導向性FDI流入。中部在制定招商引資政策時，應該提供相應的產業(yè)導向，引導外商直接投資于具有一定技術含量的企業(yè)。引入外資能帶來先進的技術和設備，通過技術外溢，以及外資企業(yè)的輻射作用，能提高中部企業(yè)的競爭力并大大帶動中部地區(qū)與外資企業(yè)配套的產業(yè)發(fā)展。（3）利用東部地區(qū)的良好投資環(huán)境，積極引導FDI 轉型。FDI 進入東部地區(qū)之后，能夠迅速形成生產能力，外商可以得到較高和較快的投資回報，促進對外貿易的發(fā)展。東部地區(qū)大量出口導向型外資企業(yè)推動我國貿易順差的同時，也帶來了人民幣升值的巨大壓力和嚴重的通貨膨脹。因此，限制東部地區(qū)加工貿易業(yè)的發(fā)展，引導東部地區(qū)FDI 投向高附加值、高科技產業(yè)。通過這種轉型東部地區(qū) FDI的貿易創(chuàng)造效應必然會得到顯著增強。

參考文獻：

[1]王少平、封福育：《外商直接投資對中國貿易的效應與區(qū)域差異：基于動態(tài)面板數據模型的分析》，《世界經濟》2006年第8期。

[2]蔡小勇、余子鵬：《FDI對我國出口及地區(qū)差異影響的實證研究》，《國際貿易問題》2005年第11期。

[3]梁瑞：《外商直接投資的出口貿易效應分析》，《經濟與管理》2008年第11期。

[4]梁琦、施曉蘇：《中國對外貿易和 FDI 相互關系的研究》，《經濟學季刊》2004年第4期。

[5]朱捷、張曉萍、賈金榮：《西部利用外商直接投資基本策略研究》，《北京理工大學學報（社會科學版）》2008 年第5期。

[6]Graham， E.M. The relationships between Trade and Foreign Direct Investment in the Manufacturing Sector： Empirical Results for the United States and Japan. Oxford University Press， 2000.

[7]Zhang Qing and Felmingham， Bruce. The Relationship between Inward Direct Foreign Investment and China's Provincial Export Trade，China Economic Review， 2001.

第8篇：進出口貿易管理范文

關鍵詞：人民幣匯率；進出口貿易；回歸分析

1.人民幣匯率制度的發(fā)展

2005年的人民幣匯改更是人民幣匯率走向市場、走向國際的重要進程。此次改革把更多的注意力放在我國匯率是如何形成這一視角，越發(fā)強調了市場因素對匯率的決定性作用，同時，也保留了央行對匯率的管理權力，當出現人民幣匯率的大幅波動時，便于進行宏觀調控，穩(wěn)定經濟發(fā)展。2013年我國全年外貿總額首破4萬億美元大關，已然躍居全球最大貿易國，未來將追求向貿易強國轉變，估計2014年貿易增速仍將保持穩(wěn)定增長。

2.相關文獻綜述

邱林（2012）用了1994年到2008年的數據對我國進出口量與人民幣有效匯率之間的關系做了實證研究，研究發(fā)現馬歇爾勒納條件在中等科技含量產品中適用，而在高科技和低科技產品中并不適用。

侯文，丁小莉（2012）對人民幣升值對于進出口的影響做了理論分析，人民幣升值對我國對外貿易的有利影響主要包括益于減少進口成本，促使貿易結構升級，有利于中國企業(yè)國際化。不利影響主要包括，對出口企業(yè)形成壓力，國外企業(yè)進入中國，使得國內企業(yè)壓力更大，國內企業(yè)必須技術創(chuàng)新，像資本密集型轉變，這又會促使我國就業(yè)壓力。

胡楚芳，何榮宣（2012）對人民幣匯率對中國貿易收支的影響做了分析，發(fā)現人民幣匯率上升會導致國際貿易收支的減少。建議企業(yè)應盡快推動產業(yè)結構升級，政府加強宏觀調控能力，加強國際間交流合作。

楊爍帆（2012）得出人民幣升值能夠減少貿易摩擦，改善貿易經濟，同時也會加大貿易逆差，不利于吸引外資，減少了外匯收入。應該積極推進匯率改革，建立國際貨幣合作制，提高我國出口貿易競爭力。

劉政寧（2013）采用了一般的彈性分析法，表明馬歇爾勒納條件在長期適用于中國，人民幣匯率對中國進出口調整存在J曲線效應。

劉凱東（2013）對我國對外貿易現狀進行分析并給出相應的建議，在貿易總額不斷增長的情況下仍就存在著一些問題：商品結構還側重于勞動密集型商品，對外貿易國家地理分布不均勻，主要集中在美國，歐洲，日韓等國。建議我國積極擴大內需，優(yōu)化產品結構。

楊亞（2013）基于省面板數據對我國人民幣匯率對進出口影響做了分析，結果顯示匯率的波動對于進出口貿易有著顯著的地區(qū)效應，匯率的波動和進出口的規(guī)模呈現顯著的負相關。地區(qū)經濟的發(fā)展水平，外商的投資規(guī)模都能促進貿易總額的增加。

3.人民幣匯率變動對我國進出口影響的實證分析

模型構建

令y=Q/Q，x=R/R，則可以建立如下線性回歸模型：yt=α+βxt+μt，進出口需求的變化率Q/Q與匯率R/R之比為進出口的彈性β，其中，yt代表第t年進出口量比上年的變化率，xt為第t年匯率比上年的變化率，β是進出口需求量對匯率的彈性，μt為隨機誤差項。我們選取自2002年至2013年的我國貿易年進出口總額、人民幣匯率、我國國內生產總值為實證方程所含的變量。其中，以國內生產總值來代表我國國內的收入水平。因此我們的實證模型如下：

InY=α0+β1InX1+β2InX2+μ1

其中，Y表示的是我國貿易進出口額，X1表示人民幣匯率，X2表示國內的收入，μt為誤差項。在上述模型中，所有變量選取的數據均來自于國泰安數據庫。其中，我國GDP和進出口總額的單位是億元，匯率數值等于人民幣對一百美元的當期兌換金額。

如圖所示，因變量Y對兩個自變量X1和X2的回歸的非標準化回歸系數分別為3205和1604，對應的顯著性檢驗值t值為2713和6354。而回歸系數β的顯著水平Sig都小于005。從而，我們可以認為自變量X1和X2對因變量Y有顯著影響。該回歸分析得到的回歸方程為：

結果分析

在上述回歸方差及方差中的變量都是顯著的且擬合程度較好的基礎上，我們對實證結果做出如下分析：其一，因變量與匯率之間的關系。我國進出口貿易總額的匯率彈性為3205，說明人民幣匯率對數值每上升一個單位，我國進出口的對數值會上漲3205個單位。由此可見，人民幣匯率升值對我國的進出口貿易較為不利。究其原因，這很可能是由我國產品價格優(yōu)勢弱化所帶動的出口銳減所致。從回歸結果來看，我國進出口額與國內收入水平呈正相關，這也說明了匯率變動能通過收入變動從而影響貿易商品的進出口情況。

4.應對人民幣匯率變動對我國進出口影響的若干建議

1.積極推進匯率制度的改革

首先，我們要完善人民銀行的干預機制。當匯率行情出現較大波動時，央行必須減少其人為對貨幣市場的干預，過渡到由市場供求關系自動自發(fā)的調節(jié)穩(wěn)定。但如果市場匯率受到其他特殊影響而導致長時間的低估或高估時，央行必須出面進行干預調節(jié)，使得經濟能夠穩(wěn)定健康的發(fā)展。第三，我們要積極達成與國際貨幣合作的機制體系。

2.提高風險應對能力

加大對國內金融市場的支持，減少匯率變動對我國進出口貿易的不良影響。例如，企業(yè)可以通過選擇遠期結收匯方式，購買外匯期權等途徑，有效轉移外匯風險，從而保證我國進出口行業(yè)的國際競爭力，進一步推動我國經濟更穩(wěn)定、更持續(xù)的發(fā)展。

3.努力提高我國出口商品的競爭力

要重新評估出口對經濟的正面效應的程度，在利用國際市場的同時，也要在一定程度上依靠國內市場，從而穩(wěn)定貿易形勢。此外，我們還要重視民營企業(yè)的發(fā)展，同時從產品自身和貿易策略上加強我國商品的國際競爭力，推進貿易經濟的進一步發(fā)展。（作者單位：上海對外經貿大學）

參考文獻：

[1]胡楚芳，何榮宣.《人民幣匯率變動對中國貿易收支影響的分析》.宜春學院學報，2012（7）

[2]楊礫帆.《人民幣匯率波動性對中國進出口影響的分析》.經營管理者，2012（10）

第9篇：進出口貿易管理范文

關鍵詞：外商直接投資；國內生產總值；國際貿易

中圖分類號：F742文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X(2007)01-0089-09

一、引言

近年來，全球外資流量的增長率超過了其他任何世界經濟主要綜合指數，全球對外直接投資流量由1990年的201億美元迅速升至為2000年的15 092億美元，增長了374．1倍（IMF資料）。在中國，隨著改革開放后我國經濟實力的不斷增強和融入世界經濟一體化進程的加快，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，FDI對我國的經濟增長起了很大的推動作用，伴隨著FDI的大量涌入，我國的國內生產總值和進出口貿易也不斷創(chuàng)下新高，FDI成了中國經濟增長的強大動力。

外商直接投資與國民經濟增長方面：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，并且擺脫了銀行儲蓄投資的約束，從而直接和間接地促進了經濟的增長，使資金達到更高的效用水平，在資本相對貧乏的國家在不減少消費的情況下，可以通過更多的外來投資來促進經濟的增長。在FDI與經濟增長方面，陳景煌、陳浪南（2002）認為我國FDI與GDP的關系是正線性相關；任永菊（2003）實證分析證明了FDI與GDP存在長期關系, 其因果關系隨著滯后期的不同而不同；陳偉國、趙兵（2004）、杜江（2002）等都認為FDI對資本形成和積累有積極作用，并推動了我國經濟的發(fā)展。FDI與GDP之間的良性互動關系將在后面的實證分析中得到證明。

外商直接投資（FDI）與國際貿易方面：外商直接投資被普遍認為正在取代國際貿易，成為全球經濟增長的發(fā)動機，是促使東道國經濟發(fā)展和加快全球經濟一體化進程的催化劑（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)造新的貿易機會，使貿易在更大的規(guī)模上進行，當東道國具有了基于FDI的“生產函數改變后的比較優(yōu)勢”時，顯然會導致東道國對外貿易能力的增強，國際貿易與FDI之間呈現互補效應。楊迤（2000），錢曉英、賴明勇、張大奇（2001），李琴［1］等通過實證分析，得出我國FDI流入與進出口存在長期正相關關系，FDI提升了我國貿易產品的競爭力，改善了進出口結構，促進了國際貿易；李平、范躍進（2003）通過“綜合動因模型”及經驗分析，認為我國貿易自由化促進了FDI流入；王創(chuàng)（2005）認為FDI與出口在長期范圍內存在互補關系，但FDI與進口的長短期關系卻有所不同，在短期內FDI與進口貿易互補，但在長期卻表現為相互替代。對外直接投資與國際貿易（主要是出口貿易）之間主要是互補或者是替代的關系，國外的學者們已經證明了這一點，具體要根據母國（或跨國公司）投資的動機、類型和發(fā)展階段而定。Helmberger和Schmitz(1970)指出，國際貿易和對外直接投資之間是互補關系還是替代關系其實是一個實證問題而非理論問題，在不同的國家實證結果可能會顯示出差異性。作為貿易大國，FDI對中國進出口貿易的影響不容忽視，因此相關的實證研究具有重要的現實意義。

國民經濟增長（GDP）與國際貿易方面：FDI既作為直接的因果關系出現，同時也作為聯系國際貿易與真實經濟增長的橋梁存在。我國的出口貿易主要通過勞動投資來促進經濟增長，從彈性系數看，出口勞動投資增長以及投資勞動經濟增長的作用都很大，我國的出口貿易主要是通過帶動國內投資和外商投資來促進經濟增長的。對于我國是否為出口導向型經濟增長國家一直有著廣泛的爭論，大部分實證分析表明，二者存在雙向因果關系筆者認為，出口貿易對于經濟增長有著明確的直接推動作用，而經濟增長是間接通過諸如吸引FDI等因素來影響出口貿易，二者影響的方式有所不同而已。在后文國民經濟增長與國際貿易的數據分析中也可以體現出這一點，即中國屬于出口導向型經濟增長國家。

隨著經濟全球化速度的加快，FDI成為全球化浪潮的一個重要特征。中國作為發(fā)展中國家中吸收FDI的第一大國和全球經濟增長最快的國家之一，常常被引以為例說明FDI的有力影響。研究FDI、GDP以及進出口貿易三者之間的關系將有助于深入了解我國的經濟發(fā)展現狀以及形成對宏觀經濟決策的參考，以下將基于我國1983―2005年間的相關統(tǒng)計數據進行實證分析，從定性和定量的角度揭示以上三者之間的相互關系。

一、 FDI與GDP相關性的實證研究

在相關的理論中，以美國經濟學家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。該模型認為，經濟發(fā)展主要受三種因素約束：一是儲蓄約束，即國內需求水平低,不足以支持國內投資需求的擴張，影響經濟發(fā)展；二是外匯約束，有限的外匯收入不足以支付經濟發(fā)展所需要的資本品和消費品進口，阻礙經濟發(fā)展；三是吸收能力約束，即由于缺乏必需的技術和管理，無法有效地使用外資和各種資源，從而影響生產率的提高和經濟發(fā)展。因此，錢納里等人認為，如果發(fā)展中國家能成功利用外資便可以逐漸克服儲蓄、外匯和技術的約束，增加國民總儲蓄和總投資，進而促進經濟增長。對于我國體現國民經濟增長的GDP而言，FDI的作用是顯著的，表一是我國1983―2005年共23年間的GDP、進出口額、FDI的數據統(tǒng)計：

數據來源：國家統(tǒng)計局網站www．stats．gov．cn 及商務部網站www．mofcom．gov．cn 公布數據整理而得。

1．FDI對于GDP的作用：根據其中的GDP和FDI數據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，FDI的單位仍為億美元）：

圖一GDP&FDI年份變化圖

由圖一并結合我國的經濟發(fā)展史可以大致定性地看出，1983―1991年我國的經濟受益于改革開放政策而開始顯示活力并快速發(fā)展，對于FDI的吸引作用自1991年起凸顯，1991―1997年FDI開始快速增長，得益于此我國的GDP在這段時間內加速增長。1997―2001年FDI增長的勢頭減緩甚至開始回落，相應地GDP雖然持續(xù)增長，但是增長速度開始趨緩，這段時期處于對過去FDI進行消化和調整的階段。2002―2005年FDI再次迅速增長，并突破500億美元，GDP也相應地迎來了又一次加速增長，這些表現大致可以從表一的數據中得到驗證。為了進一步研究二者之間的相關性，同時也為了增加模型建立的準確性增強確定系數R SQUARE的說服力，我們繼續(xù)根據表一的數據繪出GDP與FDI之間關系的平滑散點圖，如圖二所示：

圖二GDP―FDI關系散點圖

圖二中的散點圖與冪函數曲線類似，即y=a0+a1xb+e，根據散點圖確定模型可以增強確定系數R方的解釋力度與可靠性。由于對冪函數本身不便于做相關分析，而引入對數后更容易得到平穩(wěn)數據且不會改變時間序列的性質和相互關系，因此我們對函數本身進行對數變換后得到如下模型：

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

其中，GDPt為當年的國內生產總值，LnGDPt作為被解釋變量即因變量出現；GDPt-1為上一年度的國內生產總值；FDIt為當年的外商直接投資，FDIt-1為上一年度的外商直接投資，三者的自然對數作為解釋變量即自變量出現；a0為常數項，a1、a2、a3為自變量系數，e為誤差。FDI對于GDP是一個累計作用，考慮到較t-1期更早的變量對于GDP的作用相對t期和t-1期的貢獻度較低，在模型中只考慮到t-1期(在后面的分析結果中可以得到這一結論)；而其他影響GDP的因素我們都歸結到GDPt-1中，這樣便于模型集中研究GDP―FDI之間的關系?；诒硪坏臄祿砗蠼汼PSS11．0統(tǒng)計分析軟件進行多元線性回歸分析，得到結果如表二：

表三的相關和回歸分析輸出結果顯示，原模型中的t-1期FDI無需考慮，這也驗證了最初我們對于FDI年份變量的引入設置上是正確的，而同時常數項也可以從模型中去除，這一點很容易理解，t-1期的GDP已經涵蓋了常數項的作用。而其他兩個主要變量的t值均通過了1%的顯著水平檢驗。根據分析的結論，模型應該重新調整為：

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

模型表明，FDIt增加一個百分點，對于GDPt的貢獻則有0．476個百分點，也就是說，FDI增長10%可以拉動GDP增長4．76%?？梢娔壳癋DI對于我國的GDP增長作用很明顯，其中一個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，FDI還欠缺適當的管理和引導。為了同時比較GDP對于FDI的吸引作用，以下我們進行GDP對于FDI的作用的實證分析。

2．GDP對于FDI的作用：二者隨年份的變化見圖一所示，二者之間的關系散點圖可以參考圖二，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分析結果如下：

表四中調整后的確定系數為0．972，說明自變量對于因變量的解釋比較充分；而通過F檢驗說明方程變量間的顯著關系成立；D-W值顯示不存在明顯的序列相關性。

上述自變量中LnGDPt-1通過檢驗結果可以從原模型中剔除，其他自變量的相關系數均通過了1%顯著水平的t檢驗，即拒絕原假設H0，從而得到FDIt-1、GDPt與因變量FDIt顯著相關的結論。原模型修正為

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

根據模型計算，GDP增長10%，吸引的FDI將會增加4．76%。通過1、2兩項分析結果比較（特別是對比標準相關系數和偏相關系數）以及上述的計算結果可以得出一個結論，即目前我國GDP增長對于FDI的吸引力相比FDI對于GDP的貢獻來講，兩者的相互作用很接近；另一個方面，GDP的增長比例中一個重要的原因在于我國吸引的FDI的高速增長。

二、FDI與國際貿易相關性的實證研究

在世界經濟中，國際直接投資是最能體現經濟全球化概念的經濟運作方式之一，且與國際貿易有著密不可分的內在聯系。隨著經濟全球化的進程加快，從總體上看，國際對外直接投資與國際貿易相互作用、相互促進，都在大幅度增加和日益擴大。影響國際貿易增長的因素有許多，從理論上講，僅就國際貿易與國際直接投資的關系而言，直接投資究竟是構成對貿易的替代，還是產生了對貿易的創(chuàng)造，這主要取決于國際直接投資的類型。在FDI與國際貿易相互數量關系上，蒙代爾的替代模型、Markusen和小島清的互補模型是對國際貿易和國際直接投資數量關系進行界定的一般理論模型。以下首先根據表一數據繪出進出口貿易與FDI之間的關系圖（為了更直觀的比較二者的年份變化，進出口額的單位選為十億美元）：

圖三進出口額&FDI年份變化圖

圖三中進出口額與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，進出口貿易額相應地得到一段加速增長期，并于2004年突破萬億美元關口，使我國的國際貿易進入了一個新的階段。同第二部分研究方法一樣，為了進一步凸顯二者的相關關系以及增加模型建立的可靠性，我們繼續(xù)繪制出進出口額與FDI之間的散點圖：

圖四進出口額―FDI關系散點圖

圖四中的散點圖同樣與冪函數曲線類似，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（當年）和t-1期（上一年）的進出口額，其余變量說明同前，通過SPSS11．0分析結果如下：

表六中調整后的確定系數為0．991，方程顯著通過F統(tǒng)計，D-W約為2（2．061）表明模型誤差項不存在序列相關性。表七是相關與回歸分析輸出結果：

上述結果排除了FDIt-1對于當期進出口額的影響，可見FDI對于進出口的影響是滯后性的，主要是對第二年的進出口額產生影響，這與經驗上的理解也是吻合的，投資不會產生即時效應。T檢驗依然通過了1%的顯著水平測試，共線性統(tǒng)計應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。根據以上分析結果，模型修正為：

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

FDI增長10%將會帶來進出口貿易2．73%的增長，這一比例并不高，FDI對于進出口貿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，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，與前面關于FDI的作用的結論相吻合。

三、GDP與國際貿易相關性的實證研究

近年來我國的GDP與進出口貿易均保持了高速增長，由于進出口貿易對于GDP的直接貢獻作用以及貢獻比例，二者隨時間的變化曲線的趨勢應該比較吻合，這一點從圖五中可以看出，1991―1997年以及2001―2005年GDP和進出口貿易增長均大幅增長。

圖五GDP―進出口額年份變化圖

圖六GDP―進出口額關系散點圖

圖六GDP與進出口額的散點圖示與前面研究的兩種相關關系略有不同，圖中顯示二者的相關關系既類似于前面的冪函數形式同時也類似于線性關系（如果去除1997―2001年之間的異常數據，這種類似則非常明顯），而在我們的經驗中進出口貿易額直接貢獻于國內生產總值，為此，我們同時設立兩個模型――冪函數與線性函數模型進行驗證比較，首先與前面的分析相同采用冪函數模型并應用SPSS11．0統(tǒng)計分析：

lnGDPt=a0+a1lnGDPt-1+a2lnExImt+e（7）

上述分析中調整后的確定系數R Square為0．996，方程和系數各自通過了相應地F和t統(tǒng)計檢驗，從而接受H1假設，即接受修正后的模型：

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

該模型中進出口貿易增長10%將會帶來GDP 5．33%的增長，也就是說GDP增長1/2以上的動力源自國際貿易，表明進出口貿易在我國的國內生產總值中占有很重要的地位。

其次，我們假設線性模型：

GDPt=a0+a1GDPt-1+a2ExImt+e（9）

同樣成立，以下通過SPSS對其進行統(tǒng)計分析：

在這里ExImt的偏相關系數達到了0．78，即進出口貿易自身的78%直接貢獻給了GDP（此比例可以理解為有效程度，不代表占GDP總值的比例）。綜合上述結論以及圖七有關歷年進出口額占據GDP的比例直方圖可以說我國經濟基本上屬于出口導向型國家，或者說是準出口導向型（下圖中2003―2005年進出口貿易總額占國民生產總值的比例都在60%以上）。

圖七進出口額占GDP比例直方圖

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

2．計算貢獻比例時采用的是變量的偏相關系數，這樣才能準確顯示其他控制變量不變時目標變量的獨自貢獻值；

3．上述研究中，如果把1997―2001年的數據作為異常數據剔除，無論是圖形或是函數都會擬合得更好，在散點圖中已經體現明顯，本文篇幅所限，不再列出研究。

四、結語

從以上的圖示中可以定性地看出，FDI與我國經濟運行、對外貿易的軌跡基本平行，在一定程度上這是外商直接投資對我國經濟增長、對外貿易貢獻顯著的反映；通過實證分析，顯示FDI與我國經濟增長、對外貿易具有較高的正相關關系，特別是國際貿易對經濟增長的促進關系。綜合前面的研究可以得出下列結論：

1．FDI與GDP（國民經濟增長）：

快速增長的GDP是吸引FDI增長的原動力，而FDI的增長對于GDP的帶動作用也是同等的；FDI增長10%可以拉動GDP增長4．76%，GDP增長10%將吸引FDI增加4．76%。

2．FDI與國際貿易：

進出口貿易與FDI存在顯著的正相關關系，FDI增長10%將會帶來進出口貿易2．73%的增長。但是我國吸引的FDI并非都出自于貿易以及分享經濟高速增長的需求，而是帶有另外一些投機性的因素在其中，如博取人民幣升值帶來的資本收益；投資房地產以及證券市場（如QFII）享受雙重收益等。

3．GDP與國際貿易：

進出口貿易主要是通過帶動投資來促進經濟增長；進出口貿易在國民經濟中的作用非常重要，其中GDP增長的50%以上來自于進出口貿易（進出口貿易增長10%將會帶來GDP 5．33%的增長）；從定性和定量上看，我國經濟都屬于出口導向型國家，只是程度并不是目前所流傳的那么深。

我國目前吸引的FDI金額已經較高，FDI居第一位并不代表全部，中國也并非在所有的吸引外資項目上都超過了美國，FDI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構中占了全部，從這方面看我國對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，在增加外匯儲備的同時，FDI也帶來了利潤匯出對國際收支平衡產生潛在壓力的風險，使經常項目的順差減少，從而導致一國的國際收支情況惡化；而大量的外匯儲備在我國常被用于大量購買美國國債，相當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象。

因此，目前我國對于FDI注重的不應該只是數量，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引導和促進合理以及科學的產業(yè)布局，從而促使整體經濟結構更加合理有效，以便更好地實現國民經濟的可持續(xù)發(fā)展。針對我國的國民經濟發(fā)展，我們應在維系第一、第二產業(yè)增長的同時，加強第三產業(yè)以及國內貿易的發(fā)展，使產業(yè)結構合理化，降低國民經濟對出口貿易的依存度；在國際貿易方面一方面引導合理的進口需求，更重要的是增加出口貿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力密集型產品出口的特征（例如：商務部部長在中美貿易爭端中曾經打了一個生動的比方，我國出口美國幾億雙襪子的利潤值還抵不過美方向中國出售一架波音747的利潤值）。因此合理利用FDI、調整出口布局以形成合理分布對于國民經濟的長期、穩(wěn)定、健康的可持續(xù)發(fā)展至關重要。

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