進(jìn)出口貿(mào)易情況精選(九篇)

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第1篇：進(jìn)出口貿(mào)易情況范文

隨著世界經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的不斷緊密，每個經(jīng)濟(jì)體都成為了經(jīng)濟(jì)鏈條上的一個節(jié)點，當(dāng)某個國家或者經(jīng)濟(jì)體出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)問題時，常常對其它經(jīng)濟(jì)體產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響。同時企業(yè)之間的競爭也日益激烈，國際間的貿(mào)易摩擦也逐漸常態(tài)化，這些都增加了企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的風(fēng)險。對于發(fā)達(dá)國家的企業(yè)來說，它們更早的融入到了市場經(jīng)濟(jì)和國際競爭中，參與了國際化經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程，具有豐富的國際化發(fā)展經(jīng)驗，建立了符合企業(yè)所需要的貿(mào)易管理體系。我國企業(yè)在改革開放之后才逐漸的融入到國際貿(mào)易中，對于開展國際貿(mào)易的經(jīng)驗還比較欠缺。我國企業(yè)真正的開展國際貿(mào)易還是在加入世貿(mào)組織之后，所以在進(jìn)出口貿(mào)易的管理中還存在一些不完善的地方，迫切需要建立符合企業(yè)實際發(fā)展所需要的進(jìn)出口貿(mào)易管理體系，促進(jìn)企業(yè)的發(fā)展。

二、我國企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易管理的現(xiàn)狀分析

1.企業(yè)沒有建立專門的進(jìn)出口貿(mào)易管理機(jī)構(gòu)，導(dǎo)致管理上的混亂。我國企業(yè)在開展國際貿(mào)易的過程中沒有建立專門的管理機(jī)構(gòu)，將進(jìn)出口業(yè)務(wù)實行外包的形式。從市場調(diào)查、客戶信用調(diào)查、進(jìn)出口貿(mào)易合同的簽訂以及后期的執(zhí)行等都依靠公司進(jìn)行操作，這種管理模式存在比較大的風(fēng)險。例如公司并不對企業(yè)的經(jīng)營和發(fā)展負(fù)責(zé)，所以對于風(fēng)險的投入和關(guān)注比較低。結(jié)構(gòu)不能夠全面詳盡的分析行業(yè)的市場發(fā)展情況，難以對進(jìn)出口貿(mào)易提供準(zhǔn)確的預(yù)測，例如不能夠洞察到國外的行業(yè)保護(hù)政策的影響以及貿(mào)易壁壘的影響等，導(dǎo)致企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易暴露在風(fēng)險下。同時在全面的外包下，企業(yè)對于進(jìn)出口貿(mào)易的過程難以進(jìn)行監(jiān)管，容易導(dǎo)致貿(mào)易過程中的不規(guī)范操作，使企業(yè)存在經(jīng)營中的風(fēng)險。

2.企業(yè)沒有建立完善的進(jìn)出口貿(mào)易管理制度。部分企業(yè)雖然建立了自己的進(jìn)出口貿(mào)易管理部門，但是在管理方面還不夠嚴(yán)謹(jǐn)，使企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易體系不夠完善。例如企業(yè)沒有注重對進(jìn)出口貿(mào)易的風(fēng)險考察和分析，沒有建立專門的部門為企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易提供參考資料，沒有做好進(jìn)出口貿(mào)易的風(fēng)險管控。同時在企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易管理部門內(nèi)部，不能實現(xiàn)資源和信息的有效的整合，各個分部門之間的溝通不夠順暢，難以充分的發(fā)揮管理上的優(yōu)勢，使進(jìn)出口貿(mào)易管理無章可循，管理效率底下。

3.企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易運(yùn)營風(fēng)險比較大。企業(yè)在進(jìn)出口貿(mào)易的管理過程中沒有明確各個部門的職責(zé)，沒有加強(qiáng)貿(mào)易過程中的事前、事中、事后風(fēng)險管理，使企業(yè)遭受了比較大的經(jīng)濟(jì)損失。例如在進(jìn)出口貿(mào)易中不重視事前的分析，使企業(yè)不能夠快速的根據(jù)市場的變化而調(diào)整企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易策略，使企業(yè)在進(jìn)出口貿(mào)易中處于被動的地位。企業(yè)沒有認(rèn)真的分析進(jìn)出口貿(mào)易中存在的風(fēng)險因素，沒有采取有效的措施降低或者化解風(fēng)險，特別是存在信息不對稱的局面，導(dǎo)致企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險的加大。

三、構(gòu)建符合企業(yè)需要的貿(mào)易體系的方法與措施

1.建立針對性的進(jìn)出口貿(mào)易機(jī)構(gòu)。企業(yè)應(yīng)當(dāng)結(jié)合運(yùn)行的實際，建立自己的進(jìn)出口貿(mào)易機(jī)構(gòu)，并且明確其組織的職責(zé)。在建立進(jìn)出口貿(mào)易部門的過程中應(yīng)當(dāng)借鑒西方先進(jìn)企業(yè)的經(jīng)驗，建立切實有效的管理部門，例如專門的風(fēng)險管理、市場管理、綜合管理等部門，并且加強(qiáng)各個部門的交流和溝通，做到信息的互聯(lián)互通，提高進(jìn)出口貿(mào)易決策的質(zhì)量和效率。市場部門應(yīng)當(dāng)著重對企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易市場進(jìn)行分析和預(yù)測，并且形成完整的分析和預(yù)測報告，為進(jìn)出口貿(mào)易管理提供有效的參考資料，提高管理的科學(xué)性和針對性。風(fēng)險管理部門應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對進(jìn)出口貿(mào)易過程中的風(fēng)險分析和預(yù)測，為財務(wù)部門提供信息參考，降低匯率變動所帶來的風(fēng)險。風(fēng)險管理部門還應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對交易對象的研究，審核進(jìn)出口貿(mào)易合同，調(diào)查和了解客戶的信用資質(zhì)，審查付款條件等。加強(qiáng)對客戶履約過程的監(jiān)督，加強(qiáng)對客戶資信情況的跟蹤，并且對客戶進(jìn)行信用等級評價，為企業(yè)結(jié)算提供依據(jù)和參考。綜合管理部門對風(fēng)險部門提出的風(fēng)險進(jìn)行控制并且進(jìn)行反饋，配合進(jìn)出口貿(mào)易管理的其它部門對合同的實施過程進(jìn)行監(jiān)督、驗收等，同時對于風(fēng)險比較大合同進(jìn)行中止以及停止產(chǎn)品的出庫驗收等。

2.建立完善的進(jìn)出口貿(mào)易管理制度。企業(yè)應(yīng)當(dāng)從實際出發(fā)，建立完善的進(jìn)出口貿(mào)易管理制度，加強(qiáng)進(jìn)出口貿(mào)易各個管理部門的內(nèi)部協(xié)同能力，提高管理的效率和質(zhì)量。進(jìn)出口貿(mào)易包含了許多環(huán)節(jié)，例如生產(chǎn)環(huán)節(jié)、質(zhì)量管理環(huán)節(jié)、出口環(huán)節(jié)、進(jìn)口環(huán)節(jié)等，在供應(yīng)鏈中每個環(huán)節(jié)都至關(guān)重要，都和企業(yè)的經(jīng)營具有密切的關(guān)系。只有明確各個管理部門的職責(zé)，才能實現(xiàn)對各個環(huán)節(jié)的有效管理。企業(yè)的各個部門都應(yīng)當(dāng)按照企業(yè)的發(fā)展需要和市場的要求，按照進(jìn)出口管理的要求，建立內(nèi)部的聯(lián)動機(jī)制，使企業(yè)能夠根據(jù)市場的變化快速的采取措施降低企業(yè)的經(jīng)濟(jì)損失，提高企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益。

3.建立進(jìn)出口貿(mào)易的風(fēng)險管理機(jī)制。進(jìn)出口貿(mào)易面臨著比較大的風(fēng)險，特別是世界各地存在著許多潛在的風(fēng)險，因此在企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易中應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)風(fēng)險管理，降低企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的風(fēng)險。企業(yè)應(yīng)當(dāng)從風(fēng)險的識別、監(jiān)督和控制等建立完善的風(fēng)險管理體系，例如注重對各種官方、非官方風(fēng)險信息的搜集，通過政府部門或者行業(yè)部門獲得風(fēng)險信息，通過國外金融結(jié)構(gòu)以及政府部門得到金融政策的變化，在必要時還可以通過實地考察等方式了解和獲得風(fēng)險信息。要及時對客戶履行合同的情況進(jìn)行追蹤，發(fā)現(xiàn)合同履行過程中的風(fēng)險因素，降低合同履行過程中的風(fēng)險。通過對獲得的風(fēng)險信息進(jìn)行科學(xué)的分析和預(yù)測，制定專門的風(fēng)險預(yù)案和應(yīng)對措施，并且將分析的資料和其它部門進(jìn)行溝通，進(jìn)行交易風(fēng)險預(yù)警以及風(fēng)險控制等。要在企業(yè)內(nèi)部建立分析控制的考核和評價體系，實現(xiàn)風(fēng)險控制的動態(tài)管理，使風(fēng)險控制能夠真正的融入到企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易管理中，更好的為企業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易服務(wù)。

四、結(jié)語

第2篇：進(jìn)出口貿(mào)易情況范文

摘 要：以2004年1月-2007年6月全國進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額、出口總額和體 育用品出口額為 分析樣本，運(yùn)用相關(guān)分析、單位根檢驗、協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差 分解技術(shù)等方法，對體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的互動關(guān)系進(jìn)行實證研究。結(jié)果表 明：體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易存在較高關(guān)聯(lián)度，且4個時 間序列變量均為一階單整I(1)序列。體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易不存在長期穩(wěn)定的 均衡關(guān)系，但與出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。體育用品出口貿(mào)易不是我國 進(jìn)出口貿(mào)易和出口貿(mào)易增長的原因，而進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易卻是體育用品出口貿(mào)易增長的 原因，體育用品出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。進(jìn)出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)表現(xiàn)為“短期效應(yīng)明顯，長期效 應(yīng)較弱”。進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易增長的波動主要歸因于自身因素，體育用品出 口貿(mào)易對我國進(jìn)出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻(xiàn)程度均維持在較低的水平。

關(guān)鍵詞：體育用品；出口；進(jìn)出口貿(mào)易；互動關(guān)系；實證研究；中國

中圖分類號：G80-05文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號 ：1007-3612(2009)03-0020-05

A Positive Research on Interaction between Sporting Goods Export and China's Import and Export Trade

CHEN Po ZHAO Heng XIA ChongDe

(1. College of Physical Education, Chongqing Normal University, Chongqing 401331, China;

2. College of Physical Education, Southwest Un iversity, Chongqing 400715, China)

Abstract: The national gross of imports and exports, imports, exports and sporti ng goods exports from January 2004 to June 2007 are analyzed by the methods of c orrelation analysis, unit root test, cointegration analysis, Granger causalitytest, pulse response function and variance decomposition technique in the positi ve research of interaction between sporting goods export trade and China's impor t and export trade. The results show that there exists high correlative between sporting goods, China's export and import trade, import trade and export trade, and the four time series variables are in a whole bandI (1) sequence. There isno long term, stable balance between sporting goods export trade and China's imp ort and export trade, but it exists between export trade and import trade. Sport ing goods export trade is not the reason for growth, while import and export tra de and export trade is responding for sporting goods export growth. There is no oneway on the Granger causality reasons for sporting goods export trade and im p ort trade. Influence of import and export trade, export, import export trade on the sporting goods trade growth fluctuations responses for the overall performan ce as significant in shortterm effects, weak in longterm effects. The fluctu at ion and the growth mainly attribute to their own factors. Sporting goods export contributes to China's import and export trade at a low level.

Key words: sporting goods; export; import and export trade; interaction; positive research; China

在我國進(jìn)出口貿(mào)易與體育用品出口貿(mào)易雙重因素的作用下，國內(nèi)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平得到 較大幅度提高?；诖吮尘埃狙芯窟x取體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易為研究對象， 驗證二者之間的互動關(guān)系，把握其內(nèi)在作用機(jī)制，實現(xiàn)共同繁榮發(fā)展目標(biāo)，進(jìn)一步促進(jìn)我國 經(jīng)濟(jì)發(fā)展，有著重要的現(xiàn)實意義。近年來，關(guān)于體育用品的研究成果頗多，但大部分還是純 粹的定性描 述，多以抽象的語言概括為主，定量與定性相結(jié)合的實證性研究成果甚少。鑒于此，本文利 用2004年1月～2007年6月的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用多種計量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法，重點考察體育用品出 口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易的互動關(guān)系，考證二者之間的彼此貢獻(xiàn)程度。旨在為進(jìn)一步明確體 育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易之間的量化關(guān)系，完善體育用品出口貿(mào)易發(fā)展策略，不斷 壯大中國進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模，提高國內(nèi)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，進(jìn)而提升國內(nèi)整體競爭實力提供理 論參考。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象 本文選取2004年1月-2007年6月為樣本區(qū)間值。以我國進(jìn)出口貿(mào)易總額、進(jìn)口貿(mào)易總額 、出口貿(mào)易總額和體育用品出口貿(mào)易總額共42個月度數(shù)據(jù)為具體分析指標(biāo)，數(shù)據(jù)分別源于《 中經(jīng)專網(wǎng)》（newibe.cei.省略）和《中國統(tǒng)計》（2005年第1期-2007年第8期 ）。

1.2 研究方法

1.2.1 文獻(xiàn)資料法

從《中國統(tǒng)計》和《中經(jīng)專網(wǎng)》獲取國家進(jìn)出口貿(mào)易總額、進(jìn)口貿(mào)易總額、出口貿(mào)易總額與體育用品出口貿(mào)易總額42個月度數(shù)據(jù)。同時，參考相關(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究論文35篇，查閱計量經(jīng)濟(jì)學(xué)專著5本，為完成本課題提供了資料保障。

1.2.2 數(shù)理統(tǒng)計法

分別運(yùn)用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews5.0和社會學(xué)統(tǒng)計分析軟件SPSS12.0對數(shù)據(jù)資料進(jìn)行收集整理，并完成對數(shù)據(jù)必要的數(shù)理統(tǒng)計處理。

2 國內(nèi)外關(guān)于體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系研究

通過總結(jié)國內(nèi)外關(guān)于體育用品分類的相關(guān)研究文獻(xiàn)[10-11]，本文現(xiàn)將中國與歐洲 國家關(guān)于體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系簡要列出（表1）。

由國內(nèi)外關(guān)于體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系（表1）可發(fā)現(xiàn)，目前我國對體育用品的分類尚沒有統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，主要包含5大產(chǎn)品分類系列，而每一產(chǎn)品分類中又包括不同的產(chǎn)品內(nèi)容。近些年，國內(nèi)針對體育用品的分類現(xiàn)狀，國家體育總局裝備中心所編輯的《中國體育商鑒》和近幾屆體育用品博覽會對體育用品參展單位的分類基本大同小異。但總體上講，這些分類不夠系統(tǒng)，彼此間界定比較模糊，主要適用于商業(yè)目的?？v觀歐洲國家對體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系，該分類體系簡單、清晰、明了，故其對本研究具有較大借鑒意義。

3 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的總體情況分析

運(yùn)用社會學(xué)統(tǒng)計分析軟件包SPSS12.0繪制我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易與體育用 品出口貿(mào)易的時間動態(tài)序列圖（Time Sequence Charts），如圖1所示。

從圖1看出，從2004年1月～2007年6月我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易和體育用品出口貿(mào)易保持著持續(xù)增長態(tài)勢，但存在周期性波動。進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易總額有著相同的周期性波動規(guī)律，在每年1～3月之間均會出現(xiàn)進(jìn)出口貿(mào)易經(jīng)濟(jì)的低谷期，但調(diào)整期限較短，對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)能迅速恢復(fù)初始增長狀態(tài)。中國體育用品出口貿(mào)易也同樣具有相似的變化規(guī)律，但從數(shù)量規(guī)模上講，體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易還存在著非常大的差距，其所占國內(nèi)進(jìn)出口貿(mào)易份額偏低。

4 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)分析

為初步明確體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易的關(guān)聯(lián)程度，運(yùn)用社 會學(xué)統(tǒng)計分析軟件包SPSS12.0對該4個對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)指標(biāo)進(jìn)行皮爾遜相關(guān)分析（Pearson Co rrelation），結(jié)果如表2所示。

由表2可知，我國體育用品出口貿(mào)易與進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易的相關(guān)系數(shù)分別為0 .828、0.826和0.805，均達(dá)到較高關(guān)聯(lián)程度，且具有非常顯著性意義（P

5 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易互動關(guān)系的計量分析

對體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易的互動關(guān)系進(jìn)行計量分析的步驟如下：1） 對中國進(jìn) 出口總額、出口總額、進(jìn)口總額與體育用品出口額取自然對數(shù)值，分別以LNJCK、LNCK、LNJ K及LNTYCK表示；2） 對這4個時間序列指標(biāo)進(jìn)行單位根檢驗（平穩(wěn)性檢驗）；3） 對體育用 品出口貿(mào)易與進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗；4） 對體育用品出口 貿(mào)易與進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系驗證；5） 采用脈沖響應(yīng)函數(shù) 分析我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)；6）

運(yùn)用方差分解技術(shù)考察體育用品出口貿(mào)易對進(jìn)出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻(xiàn)程度。

5.1 單位根檢驗（平穩(wěn)性檢驗）

在對該4個時間序列指標(biāo)取自然對數(shù)值之后，采用ADF單位根檢驗方法來驗證時間序列的平穩(wěn)性。其操作過程借助Eviews5.0軟件完成，結(jié)果如表3所示。

從表3看出，LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK的ADF統(tǒng)計量均大于在10%、5%、1%水平下的臨界值 ，即4個變量的原序列均未通過ADF檢驗，全為非平穩(wěn)時間序列。綜合考慮時間趨勢因素，并 對LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK進(jìn)行一階差分處理，差分后的時間序列均通過了10%、5%、1% 水平的顯著性檢驗，說明LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK是一階單整I(1)序列。

5.2 協(xié)整關(guān)系檢驗 本研究采 用E-G（Engle-Granger）兩步法，用一個變量（LNTYCK）對其它3個變量（LNJCK、LNCK、LN JK）分別作對數(shù)回歸，并根據(jù)回歸模型及模型殘差值的單位根檢驗結(jié)果，判斷體育用品出口 貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。因本文所 涉及的4個時間序列變量均為一階單整I(1)序列，可直接用最小二乘法（OLS）進(jìn)行協(xié)整回歸[13-14]。所有操作過 程均借助Eviews5.0軟件完成，結(jié)果如表4、表5所示。

注： R表示判定系數(shù)，AdjustedR表示調(diào)整判定系數(shù)，S.E表示標(biāo)準(zhǔn)誤差，F(xiàn) -statistic表示模型的F檢驗值，Prob表示顯著性概率。

1） 由變量組LNJCK、LNTYCK的協(xié)整回歸模型可知，模型擬合優(yōu)度較高，解釋能力較強(qiáng)（R=68.85%），并具有顯著性意義（P

2） 從變量組LNCK、LNTYCK的協(xié)整回歸模型看出，模型擬合優(yōu)度較高，解釋能力較強(qiáng)（R=68.44%），模型存在顯著性意義（P

3） 由變量組LNJK、LNTYCK的協(xié)整回歸模型可知，模型擬合優(yōu)度較高，解釋能力略低于前兩個模型（R =64.20%），也具有顯著性意義（P

5.3 格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗

格蘭杰因果關(guān)系檢驗要求變量必須是平穩(wěn)的[14]，經(jīng)ADF統(tǒng)計量檢驗，得知變量D(LNJCK)、D(LNCK)、D(LNJK)和D(LNTYCK)均為平穩(wěn)時間序列，故可對該4個變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，根據(jù)AIC和SC最小化準(zhǔn)則，本文確定滯后期為2，采用Eviews5.0軟件進(jìn)行處理，結(jié)果如表7所示。

由表7可知，對于D(LNTYCK)不是D(LNJCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值較小，顯著性概率P大于0.05，故接受原假設(shè)，表明體育用品出口貿(mào)易不是我國進(jìn)出口貿(mào)易增長的原因。就D(LNJCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值為4.25 389，顯著性概率P小于0.05，拒絕原假設(shè)，說明進(jìn)出口貿(mào)易是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；對 于D(LNTYCK)不是D(LNCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值偏小，顯著性概率P也大于0.05，因此接受原假設(shè)，表明體育用品出口貿(mào)易也不是中國出口貿(mào)易增長的原因。就D(LNCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值為3.89 591，顯著性概率P小于0.05，由此拒絕原假設(shè)，說明出口貿(mào)易同樣也是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；對于D(LNTYCK)不是D(LNJK)的格蘭杰原因與D(LNJK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的兩個原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值均較小，顯著性概率P大于0.05，故接受原假設(shè)，表明體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。從中不難看出，因受中國體育用品業(yè)發(fā)展內(nèi)外環(huán)境的影響，體育用品出口貿(mào)易的規(guī)模還差強(qiáng)人意，但其經(jīng)濟(jì)效益還有待于進(jìn)一步提高。因此，近些年，體育用品出口貿(mào)易的快速發(fā)展并不是我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易增長的直接原因，而進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易的發(fā)展卻對體育用品出口貿(mào)易增長產(chǎn)生了積極作用。

5.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)是基于向量自回歸（VAR）模型得出的，主要反映來自隨機(jī)擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值的影響，刻畫內(nèi)生變量對隨機(jī)擾動的動態(tài)反映，顯示任意變量的隨機(jī)擾動（新息Innovation）如何通過模型影響其他變量，并反饋到自身的動態(tài)過程[14-15]。本文運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse response functions）重點考察 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易之間的互動關(guān)系。

進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析之前，必須構(gòu)建理想的VAR模型。根據(jù)AIC和SC最小化原則，借助Eviews5.0軟件對不同滯后量模型的AIC和SC值進(jìn)行反復(fù)比較，結(jié)果如表7所示，從中選出AIC和SC值最小的VAR模型，即3個向量自回歸模型的滯后期均為5，說明滯后期為5時，3個向量自回歸模型（LNJCK與LNTYCK、LNCK與LNTYCK、LNJK與LNTYCK）的回歸效果最為理想。

根據(jù)上述3個VAR（5）模型，研究運(yùn)用模擬沖擊法，對模型系統(tǒng)施加一個外部沖擊，借助Eviews5.0軟件計算各變量對沖擊的反應(yīng)，考察中國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易的反應(yīng)狀況。圖2、圖3、圖4分別顯示我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易對來自體育用品出口貿(mào)易增長一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的反應(yīng)。

分析圖2、圖3與圖4可得出，在短時期內(nèi)，體育用品出口貿(mào)易的變動會對我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生較大影響，即在1～3期之間，體育用品出口貿(mào)易增長的波動對中國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易增長的波動產(chǎn)生直接作用。但從長遠(yuǎn)來看，體育用品出口貿(mào)易增長的波動并未對進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生明顯的影響?；诖?，研究認(rèn)為我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)表現(xiàn)為“短期效應(yīng)明顯，長期效應(yīng)較弱”。

5.5 方差分解技術(shù)

方差分解（Variance decomposition）技術(shù)也是根據(jù)VAR模型得來的，其可將系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動（K步預(yù)測方差）按其成因分解為與各方程新息（Innovation）相關(guān)聯(lián)的組成部分，從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要程度[14-15]。本文采用該 技術(shù)的主要目的是考察體育用品出口貿(mào)易在不同時期對我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易的具體貢獻(xiàn)程度。借助Eviews5.0軟件進(jìn)行計算，結(jié)果如表8所示。

由表8可知，我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào) 易與進(jìn)口貿(mào)易增長的波動主要歸因于自身因素，解釋能力分別達(dá)84.61%、77.24%和91.92 %。 而受體育用品出口貿(mào)易擾動項的沖擊影響的成分較低，其對中國進(jìn)出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻(xiàn)程度 均維持在較低的水平，解釋能力分別為15.39%、22.76%、8.08%，說明體育用品出口貿(mào)易 對我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易的貢獻(xiàn)程度非常有限。

6 結(jié) 論

1） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的總體情況分析得出，我國進(jìn)出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易及體育用品出口貿(mào)易保持著持續(xù)增長態(tài)勢，但存在周期性波動。從數(shù)量規(guī) 模上講，體育用品出口總額與進(jìn)出口總額、出口總額、進(jìn)口總額還存在著非常大的差距，所 占中國進(jìn)出口貿(mào)易的份額偏低。

2） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)分析表明，我國體育用品出口貿(mào)易與 進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易的相關(guān)系數(shù)分別為0.828、0.826和0.805，均達(dá)到較高 的關(guān)聯(lián)程度，且具有非常顯著性意義（P

3） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的單位根檢驗顯示，我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口 貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易和體育用品出口貿(mào)易的自然對數(shù)時間序列（LNJCK、LNCK、LNJK、LNTYCK） 均為一階單整I(1)序列。

4） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的協(xié)整關(guān)系檢驗可知，體育用品出口貿(mào)易與 我國進(jìn)出口貿(mào)易不存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但與出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易存在長期穩(wěn)定的均衡 關(guān)系。

5） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的格蘭杰因果關(guān)系檢驗表明，體育用品出口 貿(mào)易不是進(jìn)出口貿(mào)易增長的原因，而進(jìn)出口貿(mào)易則是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；體育用 品出口貿(mào)易也不是出口貿(mào)易增長的原因，但出口貿(mào)易是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；體育 用品出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果關(guān)系。

6） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析得出，我國進(jìn)出口貿(mào)易 、出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)表現(xiàn)為“短期效應(yīng)明顯，長 期效應(yīng)較弱”。

7） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的方差分解技術(shù)說明，我國進(jìn)出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易增長的波動主要歸因于自身因素，體育用品出口貿(mào)易對進(jìn)出口貿(mào)易事業(yè)的 貢獻(xiàn)程度均維持在較低的水平，說明體育用品出口貿(mào)易對我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口 貿(mào)易的貢獻(xiàn)程度非常有限。

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第3篇：進(jìn)出口貿(mào)易情況范文

【關(guān)鍵詞】人民幣匯率 升值 進(jìn)出口貿(mào)易 貿(mào)易順差

一、引言

改革開發(fā)以來，人民幣匯率逐漸發(fā)展為國民經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)健發(fā)展與內(nèi)外均衡的經(jīng)濟(jì)變量。國際金融界一直對我國持續(xù)已久的貿(mào)易順差進(jìn)行著指責(zé)，近年來，鑒于出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)取得的巨大成就，中歐及中美雙邊貿(mào)易都呈現(xiàn)貿(mào)易順差繼續(xù)擴(kuò)大的現(xiàn)狀，人民幣升值已經(jīng)成為必然，因此人民幣匯率成為我國進(jìn)出口貿(mào)易前進(jìn)的主要影響因素之一。隨著世界金融的全球化、一體化發(fā)展，我國的經(jīng)濟(jì)與國際經(jīng)濟(jì)的結(jié)合程度越來越高，這樣人民幣匯率的變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響愈發(fā)顯著。所以有必要進(jìn)行人民幣匯率及我國進(jìn)出口貿(mào)易之間關(guān)系的分析與研究。

二、我國進(jìn)出口貿(mào)易特點

從改革開放發(fā)展至今，我國進(jìn)出口貿(mào)易迅速壯大發(fā)展，大體呈現(xiàn)以下的特點。

（1）對外貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大。隨著我國經(jīng)濟(jì)體制改革的深化，特別是對外開放和外貿(mào)體制改革步伐的加快，我國出口貿(mào)易呈現(xiàn)飛速發(fā)展的狀態(tài)。1988年，我國進(jìn)出口貿(mào)易總額首次突破1000億美元；2004年；我國進(jìn)出口貿(mào)易總額突破1萬億美元，居世界第3位。2007年我國進(jìn)出口貿(mào)易總額首次突破2萬億美元；2008年，我國進(jìn)出口總額達(dá)到頂峰的25616億美元。2009年，由于受全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響，我國進(jìn)出口貿(mào)易總額為22072億美元，依然具有很大的規(guī)模。（2）進(jìn)出口貿(mào)易依存度不斷上升。進(jìn)出口貿(mào)易依存度是指一個國家或地區(qū)國民經(jīng)濟(jì)對進(jìn)出口貿(mào)易活動的依賴程度，通常用本國對外貿(mào)易額占本國GDP的比重來表示，具體可分為進(jìn)口依存度與出口依存度。1997年至今，我國進(jìn)出口依存度一直呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢，盡管2009年金融危機(jī)略有下降，但是整體水平仍然較高。（3）加工貿(mào)易所占比重較大。國內(nèi)企業(yè)使用國外廠商提供的零部件或原材料，并按國外廠商提出的質(zhì)量技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)加工出成品獲取效益的貿(mào)易方式就叫做加工貿(mào)易。一般的商品買賣不同，加工貿(mào)易方式涉及的零部件、原材料及加工后出口的成品都是委托方所有，并沒有發(fā)生貨物所有權(quán)的轉(zhuǎn)移。加工貿(mào)易使我國進(jìn)出口呈現(xiàn)剛性發(fā)展：出口增加的同時，進(jìn)口也在增加。

三、人民幣匯率變動原因

人民幣匯率的變動主要由以下幾個方面影響。

（1）我國貿(mào)易順差促進(jìn)人民幣升值。自從加入WTO后，我國的經(jīng)濟(jì)增長速度一直處于長期平穩(wěn)的增長趨勢中，這為國際貿(mào)易順差創(chuàng)造了先決條件。但是貿(mào)易順差在帶來巨大外匯儲備的同時也對形成了對人民幣的升值壓力，貿(mào)易順差的出現(xiàn)將直接導(dǎo)致人民幣匯率的變動。（2）我國國民經(jīng)濟(jì)的快速持續(xù)增長。由于我國對于投資環(huán)境的建設(shè)以及經(jīng)濟(jì)政策的實施，經(jīng)濟(jì)一直處于顯著增長的階段，促使外匯投資商信賴對人民幣的投資，也加劇人民幣匯率的上升壓力。此外，由于美國次貸危機(jī)引發(fā)的金融危機(jī)的爆發(fā)，國際經(jīng)濟(jì)增長明顯變緩慢，但是我國經(jīng)濟(jì)卻能持續(xù)增長，從而促使外匯逐漸價格下跌，進(jìn)而誘發(fā)人民幣升值。

四、人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響

（一）人民幣升值對我國進(jìn)出口貿(mào)易的積極作用

（1）有利于進(jìn)口成本的降低。人民幣升值使進(jìn)口的原材料、能源及其他生產(chǎn)資料的價格下降，這將大大減少我國引進(jìn)國外先進(jìn)設(shè)備、技術(shù)和其他戰(zhàn)略物資的成本。使大筆交易的進(jìn)口成本將隨著人民幣升值而降低，從而提高了相關(guān)部門的盈利能力，并且提高了產(chǎn)品的競爭力。（2）有利于緩解貿(mào)易摩擦。自加入WTO以來，鑒于出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)取得的巨大成就，中歐及中美雙邊貿(mào)易都呈現(xiàn)貿(mào)易順差繼續(xù)擴(kuò)大的現(xiàn)狀。人民幣升值可增加我國的進(jìn)口總額，從而有助于減少貿(mào)易順差、減少貿(mào)易糾紛，從而緩和我國與歐美主要貿(mào)易伙伴的關(guān)系，促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的和諧發(fā)展。（3）有利于促進(jìn)貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。一直以來，“重出口，輕進(jìn)口”便是我國對外貿(mào)易的戰(zhàn)略，盡管它推動了我國經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，但是也增加了對出口的依存度。人民幣的升值必然會造成一定程度上的進(jìn)口增加及出口減少，可以緩解當(dāng)前我國進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)不均衡的局面。人民幣升值對推動我國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，激發(fā)國內(nèi)企業(yè)自主創(chuàng)新，都具有重要的意義。

（二）人民幣升值對我國進(jìn)出口貿(mào)易的消極影響

（1）削減了我國出口貿(mào)易。相對比國外收入增長幅度而言，人民幣實際有效匯率增長幅度小，其優(yōu)勢就被抵消了。在這種情況下，經(jīng)過人民幣實際匯率的調(diào)整然后升值，會導(dǎo)致我國貿(mào)易順差減少，貿(mào)易出口利益將會縮水。（2）打擊外商的投資積極性。外商在國內(nèi)的貿(mào)易額度在我國出口貿(mào)易額度占據(jù)了重要的地位。人民幣升值將直接減少外商在我國的投資成本，打擊了外資注入的積極性。（3）影響國民經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長。人民幣升值直接影響著國民經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)健康的發(fā)展，人民幣升值首先會增加出口成本，進(jìn)而導(dǎo)致價格體系的變化，這不利于當(dāng)前我國企業(yè)商品的價格體系，而且還會造成企業(yè)的人員流失及結(jié)構(gòu)調(diào)整。另外，人民幣升值還會造成國外商品的盲目進(jìn)口，從而導(dǎo)致供需關(guān)系不平衡，影響國內(nèi)商品市場的穩(wěn)定，甚者會造成通貨緊縮現(xiàn)象。（4）不利于國內(nèi)企業(yè)的發(fā)展。人民幣升值將降低進(jìn)口商品在國內(nèi)的銷售價格，國內(nèi)消費者用同樣的貨幣可以購買質(zhì)量更好、數(shù)量更多的進(jìn)口商品，這將嚴(yán)重影響到國內(nèi)相關(guān)企業(yè)的生存與發(fā)展。（5）加大我國國內(nèi)就業(yè)壓力。人民幣的升值將削弱了勞動密集型產(chǎn)品的出口，導(dǎo)致可以容納眾多勞動力的加工型出口企業(yè)利潤下降。這些企業(yè)轉(zhuǎn)向技術(shù)資本密集型產(chǎn)業(yè)后，必然會使許多素質(zhì)較低的勞動者面臨失業(yè)危機(jī)。

五、結(jié)論

中歐及中美雙邊貿(mào)易都呈現(xiàn)貿(mào)易順差繼續(xù)擴(kuò)大的現(xiàn)狀，人民幣升值已經(jīng)成為趨勢。人民幣升值對于我國進(jìn)出口貿(mào)易有利有弊，為了更好的規(guī)避由人民幣升值帶來的不足，我們需要認(rèn)真分析人民幣匯率變動與我國進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系，研究相應(yīng)的調(diào)整優(yōu)化策略，以保證我國經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易的穩(wěn)步發(fā)展。

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第4篇：進(jìn)出口貿(mào)易情況范文

【關(guān)鍵詞】匯率；匯率波動；進(jìn)出口貿(mào)易；綜述

一、人民幣匯率及其波動對我國整體進(jìn)出口貿(mào)易影響的研究

（一）采用協(xié)整分析方法研究人民幣匯率及其波動對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響

盧向前，戴國強(qiáng)（2005）選取1994-2003年月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整向量自回歸模型研究人民幣實際匯率波動與我國進(jìn)出口的長期關(guān)系，結(jié)果表明人民幣實際匯率波動對進(jìn)出口存在顯著影響，ML條件成立，存在J曲線效應(yīng)。曹陽，李劍武（2006）選取1980-2004年數(shù)據(jù)，使用AR-GARCH模型測度匯率波動性，采用E-G兩步法研究人民幣實際有效匯率波動與我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響，認(rèn)為匯率波動的增加在短期對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響不大，但在長期，隨著匯率波動的增加我國出口量將會減少而進(jìn)口量則會增加。張進(jìn)銘，周才云（2007）運(yùn)用鄒至莊檢驗對1980-2005年樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行參數(shù)穩(wěn)定性檢驗并分為1980-1993年和1994-2005年兩階段進(jìn)行分析，結(jié)果表明，只有在1980-1993年我國出口貿(mào)易與人民幣匯率波動存在長期協(xié)整關(guān)系；人民幣匯率波動與進(jìn)口貿(mào)易不存在格蘭杰因果關(guān)系，與出口貿(mào)易存在單向格蘭杰因果關(guān)系；匯率的正向沖擊對進(jìn)口和出口貿(mào)易影響均為正，其中，對出口貿(mào)易影響較強(qiáng)烈而對進(jìn)口貿(mào)易影響較微弱。谷宇，高鐵梅（2007）選取1997年1季度-2006年3季度數(shù)據(jù)，采用GARCH模型測度匯率波動性，使用E-G兩步法進(jìn)行分析，結(jié)果表明，在短期，人民幣實際有效匯率波動對進(jìn)出口均表現(xiàn)為負(fù)向沖擊且對進(jìn)口的沖擊效應(yīng)更大；在長期，人民幣實際有效匯率波動對進(jìn)口表現(xiàn)為正向沖擊而對出口則表現(xiàn)為負(fù)向沖擊，且人民幣實際有效匯率波動的擴(kuò)大可在一定程度上降低我國貿(mào)易順差。周才云，曹泰松（2008）選取1980-2005年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為我國進(jìn)出口與匯率存在長期協(xié)整關(guān)系，匯率波動對出口貿(mào)易影響較大而對進(jìn)口影響較微弱。胡曉（2009）選取1985-2007年數(shù)據(jù)對中美貿(mào)易進(jìn)行協(xié)整分析，結(jié)果表明，人民幣貶值對我國出口產(chǎn)生正向作用而對進(jìn)口產(chǎn)生負(fù)作用，認(rèn)為現(xiàn)階段人民幣升值可在一定程度上削減美國對中國的巨大貿(mào)易逆差。黃錦明（2010）選取1995年4季度-2009年4季度數(shù)據(jù)，利用GARCH測度匯率波動性，采用E-G兩步法研究人民幣實際有效匯率及其波動對中國進(jìn)出口貿(mào)易的影響。結(jié)果表明，進(jìn)口貿(mào)易和人民幣實際有效匯率在短期和長期均成負(fù)相關(guān)，而出口貿(mào)易僅在長期易受實際有效匯率波動的影響。李文懿（2010）選取1988-2006年數(shù)據(jù)研究人民幣實際有效匯率及其波動對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響，認(rèn)為進(jìn)出口增長與匯率波動之間存在長期協(xié)整關(guān)系且匯率波動對出口貿(mào)易影響更為明顯；出口貿(mào)易與匯率存在格蘭杰因果關(guān)系；匯率提升在短期促進(jìn)出口增長。譚越月，賈建華（2011）選取2005年7月-2010年10月數(shù)據(jù)研究人民幣實際有效匯率對中國進(jìn)出口貿(mào)易的影響，結(jié)果表明，人民幣實際有效匯率與中國的進(jìn)出口貿(mào)易之間不存在長期的協(xié)整關(guān)系且無格蘭杰因果關(guān)系。李天峰（2012）選用2002年4月-2010年4月數(shù)據(jù)，使用GARCH模型測度匯率波動性，在匯率水平值變化和波動率變化兩方面對中歐雙邊進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)行分析。結(jié)果表明，匯率波動在短期推動中國對歐元區(qū)的進(jìn)口抑制出口，人民幣貶值對中國進(jìn)出口均具有推動作用；在長期，中國出口額隨匯率波動增加而進(jìn)口額隨匯率波動減少，人民幣升值對中國與歐元區(qū)出口均造成傷害且我國出口受傷害程度為歐元區(qū)6倍。許可（2012）選取2001年1月-2010年6月數(shù)據(jù)，采用AR-GARCH模型對匯率波動進(jìn)行測度，選用E-G兩步法研究人民幣匯率波動對中國和東盟、日本、美國、歐盟、韓國、中國香港的進(jìn)出口貿(mào)易的影響。結(jié)果表明，人民幣實際有效匯率和多數(shù)貿(mào)易伙伴的出口長期成顯著負(fù)相關(guān)，對與歐盟，東盟，香港出口短期有反向沖擊作用，對韓國進(jìn)口短期有正向沖擊作用。

（二）采用其他方法研究人民幣匯率及其波動對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響

1.采用OLS方法研究人民幣匯率及其波動對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響

張毓卿（2009）選取1998-2007年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果表明，人民幣升值可導(dǎo)致我國進(jìn)出口貿(mào)易額的反向變動，且人民幣匯率波動對我國進(jìn)口影響較大而對出口影響較小。邱禮海（2010）選取2005年3季度-2010年2季度數(shù)據(jù)進(jìn)行人民幣實際有效匯率對進(jìn)出口差額的分析，認(rèn)為人民幣有效匯率指數(shù)與當(dāng)期的進(jìn)出口差額的負(fù)相關(guān)，存在J曲線效應(yīng)。

2.采用最大似然法研究人民幣匯率及其波動對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響

蔣競（2007）選取1989-2004年年度數(shù)據(jù)，采用匯率的方差度量匯率波動性，對中美進(jìn)出口與人民幣匯率波動的關(guān)系運(yùn)用極大似然法進(jìn)行研究，認(rèn)為我國出口總額和美國進(jìn)口總額波動性與人民幣對美元名義匯率的波動性正相關(guān)，我國進(jìn)口總額和美國出口總額波動性則與人民幣對美元名義匯率的波動性負(fù)相關(guān)，從而驗證了匯率波動的價格轉(zhuǎn)移機(jī)制的正確性。

3.采用其他方法研究人民幣匯率及其波動對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響

周宇（2008）選取1992-2005年數(shù)據(jù)，采用不完全替代模型對人民幣升值對我國進(jìn)出口影響進(jìn)行分析，認(rèn)為人民幣匯率與出口正相關(guān)且存在兩年的滯后期，對進(jìn)口的影響雖為正但并不顯著。任再萍，張迎斌，姚大偉（2008）選取1986-2006年數(shù)據(jù)，運(yùn)用皮爾遜相關(guān)系數(shù)對人民幣匯率波動與我國進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)性的研究，結(jié)果表明，出口增長率和匯率波動呈反向變動，進(jìn)口增長率則與匯率波動同向變動。姜昱，邢曙光，楊勝剛（2011）選取1985-2008年數(shù)據(jù)，采用Hansen門限面板模型進(jìn)行研究，結(jié)果表明，雖然在不同匯率區(qū)間均不存在門限效應(yīng)，但在不同的匯率波動幅度下存在門限效應(yīng)。單門限模型的研究結(jié)果表明，人民幣升值并不會減少我國當(dāng)前貿(mào)易收支情況，人民幣貶值不會擴(kuò)大我國貿(mào)易順差；雙門限模型結(jié)果表明，人民幣升值率超過11.78%后將會減少我國國際收支。

二、人民幣匯率及其波動對我國區(qū)域進(jìn)出口貿(mào)易影響的研究

（一）人民幣匯率及其波動對我國區(qū)域進(jìn)出口貿(mào)易影響

姚允柱，張國強(qiáng)（2006）使用面板數(shù)據(jù)分析1981-2004年匯率變動對我國28個省際間進(jìn)出口的影響，結(jié)果表明，匯率變動對我國區(qū)域間進(jìn)出口的影響存在差異，我國整體及大部分地區(qū)的進(jìn)出口貿(mào)易對匯率缺乏彈性，認(rèn)為1992-2004年的市場發(fā)展使得我國出口對匯率變動開始變得敏感。

（二）人民幣匯率及其波動對我國各地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易影響

蔣潔芳（2006）認(rèn)為廣西進(jìn)出口額不大且出口以農(nóng)產(chǎn)品、資源型初級產(chǎn)品、紡織服裝和瓷器為主，進(jìn)口以工業(yè)產(chǎn)品作為原材料為主，匯率變化的影響是有限的，人民幣升值雖然會縮小貿(mào)易順差的規(guī)模，但不會改變市場格局和持續(xù)順差的局面。鄧超，章賢（2007）選取2001-2006年季度數(shù)據(jù)研究人民幣實際有效匯率對湖南省進(jìn)出口貿(mào)易的影響，結(jié)果表明，匯率波動對出口總體影響不大，對出口影響的時滯約為1年，對進(jìn)口的滯后期約為半年；匯率波動對不同行業(yè)影響不同。孔晴（2008）認(rèn)為人民幣加速升值有利于甘肅省擴(kuò)大進(jìn)口，降低進(jìn)口商品成本，增強(qiáng)進(jìn)口企業(yè)在市場上的競爭力，迫使企業(yè)優(yōu)化進(jìn)出口商品的結(jié)構(gòu)?？娐叮?009）選取2005-2007年季度數(shù)據(jù)研究人民幣匯率波動對江蘇省進(jìn)出口貿(mào)易的影響，認(rèn)為匯率波動對進(jìn)口和出口的影響存在不同程度的J曲線效應(yīng)；對出口影響的時滯為5個季度，對進(jìn)口為1個季度。指出，人民幣升值并不能改變江蘇省的貿(mào)易順差狀況，甚至仍會因江蘇省以加工為主的貿(mào)易方式和以外商投資企業(yè)為主的貿(mào)易主體而使得順差不斷擴(kuò)大。施芳芳（2009）分析1998-2008年相關(guān)季度數(shù)據(jù)，認(rèn)為2005年7月匯改前匯率對廣西進(jìn)出口影響都較大，而匯改后影響較小，且匯率波動的影響存在J曲線效應(yīng)。馮梅，劉思格，徐丹（2010）通過研究2005年7月-2010年6月人民幣實際有效匯率與陜西省進(jìn)出口的關(guān)系，認(rèn)為陜西省出口對實際有效匯率具有顯著的格蘭杰影響，但實際匯率變化對出口沒有顯著的反饋作用。張文匯（2011）認(rèn)為重啟匯改后，人民幣匯率波動幅度加大，人民幣升值雖然沒有改變河北省進(jìn)出口恢復(fù)性增長的勢頭，但出口企業(yè)盈利能力有所下降；人民幣升值預(yù)期將會促使企業(yè)調(diào)整財務(wù)及經(jīng)營策略，雖然短期內(nèi)會加大跨境資金流入的壓力，但長期將有利于促使國際收支平衡。陳望遠(yuǎn)，蔡武（2012）選取2005年7月-2010年12月數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整向量自回歸模型研究人民幣匯率波動與廣東省進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系，認(rèn)為匯率波動對廣東省進(jìn)出口存在顯著影響，ML條件成立，存在J曲線效應(yīng)。

三、人民幣匯率及其波動對我國不同行業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易影響的研究

白瑤，李坤坤（2008）認(rèn)為由于我國加工型貿(mào)易產(chǎn)品主要是快速消費品，所以相對與匯率的變動，加工型出口貿(mào)易額的增長更取決于貿(mào)易對象的消費能力。任再萍，姚大偉，陳（2009）采用2005年8月-2008年3月數(shù)據(jù)研究人民幣匯率波動對我國進(jìn)出口企業(yè)的影響，認(rèn)為人民幣對各主要貨幣的匯率波動間存在相關(guān)性，勞動密集型產(chǎn)品的出口額變化與匯率波動之間存在顯著負(fù)相關(guān)，總體上初級產(chǎn)品的進(jìn)口與匯率波動呈現(xiàn)顯著相關(guān)性，大部分工業(yè)成品對匯率波動無顯著相關(guān)性。劉海月（2009）研究了人民幣匯率波動對我國具體行業(yè)進(jìn)出口的影響，認(rèn)為人民幣升值一方面可以降低我國進(jìn)口依存度較高行業(yè)的大宗交易成本，改善相關(guān)行業(yè)的盈利狀況；但另一方面降低了進(jìn)口商品價格，對我國國內(nèi)生產(chǎn)進(jìn)口替代品的行業(yè)構(gòu)成一定的威脅。由于我國目前的出口產(chǎn)品主要以初級產(chǎn)品和勞動密集型加工產(chǎn)品為主，人民幣升值會抵消我國廉價勞動力的成本優(yōu)勢，使我國出口價揚(yáng)量跌。李永寧，任強(qiáng)（2010）認(rèn)為匯率波動對各行業(yè)存在差異，其中對制造業(yè)影響較重。馬峰（2011）選取2001-2009年季度數(shù)據(jù)研究人民幣實際匯率對我國鋼鐵行業(yè)進(jìn)出口的影響，結(jié)果表明，匯率波動對我國的鋼鐵進(jìn)出口貿(mào)易影響較大，在2005年7月-2009年1月間不存在J曲線效應(yīng)。譚越月，賈建華（2011）對不同貿(mào)易方式進(jìn)行分析，認(rèn)為原料來自國內(nèi)的貿(mào)易方式對匯率的敏感程度最大，匯率變動的貿(mào)易效果與進(jìn)口原材料在出口生產(chǎn)中所占比重的高低成反比。劉婷婷（2011）選取2006年8月-2010年12月數(shù)據(jù)，利用GARCH模型測度匯率波動性，運(yùn)用Johansen多變量協(xié)整模型研究人民幣匯率波動對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響，結(jié)果表明，人民幣匯率波動會造成勞動密集型產(chǎn)品、資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品、食品和資源密集型產(chǎn)品出口從長期來看增長率下降，其中，對食品和資源密集型產(chǎn)品的出口影響程度最大；人民幣匯率波動對勞動密集型產(chǎn)品、資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品進(jìn)口增長率產(chǎn)生的影響中，對勞動密集型產(chǎn)品的影響程度最大。人民幣貶值有助于我國進(jìn)出口增長率上漲。

四、評述

回顧以往的研究可以發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率及其波動對我國進(jìn)出口貿(mào)易造成影響的結(jié)論并不一致，有的與理論相符，有的則與之相悖，由此可見人民幣匯率及其波動對于我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響尚無定論。此外，前人的研究主要集中在對我國整體進(jìn)出口貿(mào)易的層面上，對于人民幣匯率及其波動對于我國具體的地區(qū)和行業(yè)影響的研究仍然較少，因此，在這兩方面進(jìn)行人民幣匯率及其波動影響的研究仍有較大的空間。

參考文獻(xiàn)：

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[2]張進(jìn)銘，周才云.人民幣匯率波動的貿(mào)易效應(yīng)—基于1980-2005年的實證研究[J].理論探索，2007（6）：84-86.

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[4]姜星，邢曙光，楊勝剛.匯率波動對我國進(jìn)出口影響的門限效應(yīng)[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2011（7）：36-42.

[5]劉海月.人民幣匯率波動對我國進(jìn)出口的影響——基于具體行業(yè)的分析[J].金融，2009（11）：91-94.

第5篇：進(jìn)出口貿(mào)易情況范文

目前我國是一個能源凈進(jìn)口國，以進(jìn)口石油和天然氣，出口煤炭為主，2005年我國能源凈進(jìn)口（16945萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）占能源消費（223319萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤）的比重約為7.6%，2001年只有1.8%，近年來我國。我國能源凈進(jìn)口占能源消費的比重呈上升趨勢，2005年我國石油進(jìn)口量約占世界石油貿(mào)易量的6.8%。能源產(chǎn)品的進(jìn)出口貿(mào)易一直作為我國利用國內(nèi)外兩種資源和兩個市場的最主要方式，它在保證我國能源滿足國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面發(fā)揮了巨大作用。目前，我國已成為世界最重要的能源產(chǎn)品貿(mào)易大國之一。

我國能源貿(mào)易在礦產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易中占有舉足輕重的地位，能源貿(mào)易額占全部礦產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額的比重從2001年的24.1%增長到2006年的26.1%；能源產(chǎn)品貿(mào)易額迅速增長，2006年能源貿(mào)易額1001.87億美元，比2001年232.71億美元增加330.5%，年均增長率達(dá)到33.9%。

我國能源產(chǎn)品貿(mào)易量大幅增長，2006年石油、煤炭和天然氣產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易總量達(dá)到37396萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤，比2001年21974萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤增加70.2%，年均增長率11.2%。2001年以來，我國能源產(chǎn)品貿(mào)易額的增長幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于能源貿(mào)易量的增長幅度，能源產(chǎn)品貿(mào)易量的持續(xù)穩(wěn)定增長，是其貿(mào)易額不斷創(chuàng)出新高的重要原因，同時，能源產(chǎn)品價格的上漲更是導(dǎo)致能源產(chǎn)品貿(mào)易額不斷增長的重要原因。

石油對進(jìn)口的依賴程度不斷提高，2006年我國石油消費對進(jìn)口的依賴程度已經(jīng)達(dá)到47.3%。我國石油進(jìn)口貿(mào)易向著多元化方向發(fā)展，2006年從9個國家合計進(jìn)口石油13018萬噸，占當(dāng)年我國石油總進(jìn)口量的71.7%。

二、2001-2006年我國能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重

2001年我國能源產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額為232.71億美元，占當(dāng)年我國全部礦產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額966.56億美元的24.1%，2006年能源產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額為1001.87億美元，占當(dāng)年我國全部礦產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額3839.01億美元的26.1%。我國能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重總體上呈上升趨勢。

2006年我國能源產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額為1001.87億美元，其中，石油917.54億美元，占我國能源產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額的比重91.6%，煤炭50.7億美元，占5.0%，天然氣33.63億美元，占3.4%，石油的進(jìn)出口貿(mào)易在我國能源產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易中我國占絕對的優(yōu)勢。

三、我國石油進(jìn)口額占礦產(chǎn)品進(jìn)口額的比重

2001年我國石油進(jìn)口額為154.06億美元，占當(dāng)年我國全部礦產(chǎn)品進(jìn)口額565.46億美元的27.2%，2006年石油進(jìn)口額為819.52億美元，占當(dāng)年我國全部礦產(chǎn)品進(jìn)口額2302.93億美元的35.6%，近年來我國能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重呈現(xiàn)明顯上升趨勢。

四、2001-2006年中國石油進(jìn)出口貿(mào)易特點和趨勢

我國石油消費巨大，嚴(yán)重依賴進(jìn)口，2006年我國石油凈進(jìn)口量16286萬噸。從我國石油的進(jìn)口貿(mào)易情況看，我國石油進(jìn)口量不斷增長，自2001年的8163.2萬噸迅速增長到2006年的18157.0萬噸，2006年比2001年增長了122.4%，年平均增長率為17.3%，從目前的趨勢看，我國石油的進(jìn)口量還會進(jìn)一步增長；另一方面，我國石油的進(jìn)口額增長幅度更大，自2001年的154.06億美元迅速增長到2006年的819.52億美元，2006年比2001年增長了432.0%，年平均增長率為39.7%。2005年我國石油進(jìn)口量約占世界石油貿(mào)易量的6.8%，我國已經(jīng)成為繼美國、日本之后的第三大石油進(jìn)口國。從我國石油的出口貿(mào)易情況看，我國石油的出口量從2001年1674.1萬噸到2006年的1871.4萬噸，最高的年份2005年為2207.7萬噸，我國石油的出口量變化不大。

2006年位居我國石油進(jìn)口前九位的國家為：沙特阿拉伯（2471萬噸）、安哥拉（2345萬噸）、俄羅斯（2113萬噸）、伊朗（1864萬噸）、阿曼（1318萬噸）、韓國（1106萬噸）、委內(nèi)瑞拉（732萬噸）、剛果（542萬噸）和赤道幾內(nèi)亞（527萬噸），9個國家合計進(jìn)口量為13018萬噸，占我國石油總進(jìn)口量的71.7%，我國石油進(jìn)口貿(mào)易向著多元化方向發(fā)展。

五、2001-2006中國石油消費對進(jìn)口的依賴程度

2001年我國石油消費對進(jìn)口的依賴程度只有29.1%，2006年上升到47.3%，近年來我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速發(fā)展導(dǎo)致了能源需求，特別是石油需求的快速增長。為緩解國內(nèi)石油供求的突出矛盾，我國石油進(jìn)口量逐年增加，石油消費對進(jìn)口的依賴程度不斷提高。

六、2001-2006中國天然氣、煤炭進(jìn)出口貿(mào)易變化趨勢

2001年我國天然氣出口量為223.30萬噸，2006年為225.24萬噸，近年來我國天然氣的出口量基本上維持在200余萬噸的水平上，變化不大，從我國天然氣資源和產(chǎn)量分析，未來我國天然氣出口量不會有大的變化。

2001年我國天然氣進(jìn)口量為489.62萬噸，2006年為605.81萬噸，近年來我國天然氣的進(jìn)口量維持在600余萬噸的水平上，增長不大，由于我國進(jìn)口的主要是液化天然氣，而天然氣的大規(guī)模輸送必須通過管道，未來我國天然氣進(jìn)口量增長變化在很大程度取決于天然氣進(jìn)口輸送管道基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的前景。

2001年我國煤炭出口量為9012萬噸，2006年下降到6330萬噸，近年來我國煤炭的出口量逐年下降，由于國家限制高耗能產(chǎn)品的出口，取消了煤炭出口退稅，預(yù)計未來我國煤炭的出口量還會有所減少。

2001年我國煤炭進(jìn)口量只有249萬噸，2006年迅速增長到3836萬噸，近年來我國煤炭進(jìn)口量逐年大幅增長，年增長率達(dá)到72.8%。由于我國煤炭資源在地域上分布不均，北煤南運(yùn)，陸路運(yùn)輸成本較高，在符合比較效益的情況下，預(yù)計未來我國煤炭的進(jìn)口量還會進(jìn)一步增長。

七、我國能源進(jìn)出口貿(mào)易中存在的主要問題

1.我國石油消費對進(jìn)口的依賴程度很高，增長很快

2001年我國石油消費對進(jìn)口的依賴程度只有29.1%，2006年已經(jīng)上升到47.3%，近年來我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長導(dǎo)致了能源需求，特別是石油需求的快速增長，在國內(nèi)石油產(chǎn)量增長緩慢，而石油消費增長迅速，從而導(dǎo)致石油進(jìn)口量連年大幅增長，使我國石油消費對進(jìn)口的依賴程度不斷提高，預(yù)計我國石油消費對進(jìn)口的依賴程度將很快超過50%。巨額的石油進(jìn)口以及對石油進(jìn)口依賴程度的快速提高，使我國的石油消費嚴(yán)重地依賴于國際市場。

2.我國利用國外石油資源的成本在大幅度上升

自2001年到2006年，我國石油進(jìn)口量增長了122.4%，年平均增長率17.3%，而石油的進(jìn)口額卻增長了432.0%，年平均增長率39.7%，石油進(jìn)口額的增長幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于石油進(jìn)口量的增長幅度，這說明我國利用國外石油資源的成本在大幅度的上升。

第6篇：進(jìn)出口貿(mào)易情況范文

關(guān)鍵詞：人民幣 進(jìn)出口貿(mào)易 影響 戰(zhàn)略

一、人民幣升值的重要意義

隨著我國經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展，人民幣的地位在不斷地提高，但是人民幣升值卻與國際貿(mào)易有著密切的關(guān)系。美國的次貸經(jīng)濟(jì)危機(jī)的發(fā)生，對全球經(jīng)濟(jì)有重要的影響，對貨幣的種類也有一定的影響，其中最重要的是美元和歐元。在這次經(jīng)濟(jì)危機(jī)中，我國也受到了不同程度的影響，但是我國在經(jīng)濟(jì)危機(jī)中恢復(fù)得較快，進(jìn)而使人民幣的地位有所提高。近些年來，我國和美國的貿(mào)易順差一直處于擴(kuò)大的狀態(tài)，一定程度上是因我國勞動力和固有資源相對豐富優(yōu)勢。2006年我國和美國的貿(mào)易順差大約為1443億美元，到了2007年我國與美國的貿(mào)易順差已達(dá)到1633.2億美元。我國與美國貿(mào)易順差呈明顯的上升趨勢，這種持續(xù)增長的狀態(tài)已經(jīng)給其他國家?guī)砹艘欢ǖ膲毫Α?/p>

二、人民幣升值原因

隨著市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國國際收支的順差正呈上升趨勢，其對人民幣升值有重要的影響。我國國際收支自九十年代起，就呈逐漸上升的趨勢。這種順差趨勢不僅給我國帶來了大量的外匯儲備，同時也刺激了人民幣升值；我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長，對人民幣升值也有一定的影響。

三、人民幣升值對進(jìn)出口貿(mào)易的影響

（一）人民幣升值對進(jìn)出口貿(mào)易的有利影響

1.對貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級有促進(jìn)作用

由于我國對外貿(mào)易以出口為主，對出口的依賴性較高。在這種情況下，一些企業(yè)出口產(chǎn)品的技術(shù)含量相對較低，貿(mào)易不合理現(xiàn)象時有發(fā)生。如果人民幣升值，這一現(xiàn)象就可以緩解。為了更好地解決這一現(xiàn)象，企業(yè)在制造的過程中，應(yīng)該將技術(shù)含量低、管理薄弱的產(chǎn)品舍棄，同時政府也要對有競爭力的制造業(yè)進(jìn)行相應(yīng)的鼓勵，鼓勵其走出去。這樣人民幣地位在一定程度上將有所提升，可以使進(jìn)出口貿(mào)易值得到平衡，同時也可以適當(dāng)減少出口、增加進(jìn)口，以便更好地對進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化升級。

2.對我國國際貿(mào)易環(huán)境有改善作用

近些年來，我國貿(mào)易順差在不斷地擴(kuò)大，在這種環(huán)境下，我國對外貿(mào)易環(huán)境也在不斷地惡化。以美國為首的發(fā)達(dá)國家對人民幣升值的壓力越來越大，面對多重壓力，我國人民幣只有升值，才能有效地減輕對外貿(mào)易環(huán)境壓力及貿(mào)易摩擦。

3.對國際市場有開拓作用

人民幣升值后，可以使更多的企業(yè)走出去，對國外市場進(jìn)行開拓。人民幣升值后，我國企業(yè)對外直接投資成本將會有所下降，對內(nèi)直接投資成本將會上升。

（二）人民幣升值對進(jìn)出口貿(mào)易的不利影響

1.對吸引外資有阻礙作用

人民幣升值后，外商在中國投資的成本就會增加，會給外商帶來一定的壓力。對于外商來說，他們在中國建廠已經(jīng)有很多年了，各項經(jīng)營項目已經(jīng)趨于成熟，同時外資匯率的需求也在逐年的增大。

2.對出口價格有不利影響

人民幣升值后，我國出口產(chǎn)品的價格將會上調(diào)，我國產(chǎn)品在國際市場上的占有率將會下降，我國產(chǎn)品的價格將失去價格優(yōu)勢。我國出口企業(yè)進(jìn)行對外貿(mào)易時，必然會遇到匯率轉(zhuǎn)換問題。

四、人民幣升值環(huán)境下進(jìn)出口貿(mào)易戰(zhàn)略研究

（一）對對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化升級

就目前來看，我國出口產(chǎn)品主要以資源、勞動密集型附加值較低的產(chǎn)品為主，這類產(chǎn)品對出口依賴程度大且集中，而對于那些技術(shù)密集型及高新技術(shù)產(chǎn)品自主研發(fā)程度和創(chuàng)新比例相對較低，高能耗、高污染及資源性產(chǎn)品的出口總數(shù)較多。人民幣升值后，這類企業(yè)的勞動力成本性對較高，企業(yè)利潤會相對減少，甚至?xí)o出口貿(mào)易帶來不利影響。

（二）轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略

人民幣對進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展有重要的影響，人民幣升值后，出口商品在國際市場上的占有率將會下降。在這種情況下，就應(yīng)該轉(zhuǎn)變我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略。由于我國資源及相應(yīng)產(chǎn)品的不足，需要大量的進(jìn)口，這就使得對外貿(mào)易成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展必不可少的一部分。在大的環(huán)境下，進(jìn)出口貿(mào)易也就成為我國必不可少的策略。然而，從我國的實際狀況來看，僅依靠貿(mào)易戰(zhàn)略是行不通的，甚至?xí)斐山?jīng)濟(jì)安全隱患。

（三）對我國外匯儲備進(jìn)行控制并合理利用

要想更好地應(yīng)對人民幣升值所帶來的損失，就應(yīng)該合理地利用相應(yīng)的外匯儲備。大量的外匯儲備會導(dǎo)致人民幣升值，所以我國在利用外匯儲備的時候，應(yīng)該根據(jù)實際需要適當(dāng)?shù)膶ζ溥M(jìn)行利用。

結(jié)束語

隨著各國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，特別是經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，貨幣已經(jīng)成為國民經(jīng)濟(jì)重要組成部分。其不僅是引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)的杠桿，同時對國家進(jìn)出口貿(mào)易具有重要的影響。人民幣作為我國重要的貨幣，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中有重要作用，人民幣升值與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展是有一定關(guān)系的，同時對我國的對外貿(mào)易也有一定影響，要想保證進(jìn)出口貿(mào)易工作的順利進(jìn)行，就應(yīng)該采取相應(yīng)的戰(zhàn)略性措施，應(yīng)對人民幣升值所帶來的隱患。

參考文獻(xiàn)：

[1]葛幫亮.人民幣升值對江蘇外向型經(jīng)濟(jì)的影響[J].湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報(人文社會科學(xué)版)，2008.2

[2]周江銀.人民幣升值趨勢下我國進(jìn)出口貿(mào)易分析[D].廈門大學(xué)，2008

第7篇：進(jìn)出口貿(mào)易情況范文

美國次貸危機(jī)所引發(fā)的金融危機(jī)對實體經(jīng)濟(jì)的影響正在各個國家逐步顯現(xiàn)。在金融全球化不斷推進(jìn)的背景下，金融危機(jī)的傳染效應(yīng)在逐漸放大。主流觀點將危機(jī)傳染效應(yīng)概括為四個方面，即季風(fēng)效應(yīng)、貿(mào)易溢出效應(yīng)、金融溢出效應(yīng)和凈傳染效應(yīng)。其中，貿(mào)易溢出效應(yīng)源于貿(mào)易關(guān)系密切的國家，即危機(jī)國家通過貿(mào)易渠道對其他國家造成影響。作為美國主要貿(mào)易伙伴國之一的中國，兩國間貿(mào)易額在我國貿(mào)易總額中比重較大，因此此次百年不遇的金融危機(jī)對我國進(jìn)出口貿(mào)易的沖擊是否顯著令人關(guān)注。

在已有的文獻(xiàn)中，許多學(xué)者對貿(mào)易溢出效應(yīng)在危機(jī)傳染過程中的作用進(jìn)行了檢驗，大多數(shù)研究認(rèn)為危機(jī)傳染的貿(mào)易溢出是顯著的，Eichengreen等(1996)最早使用Probit模型對20多個工業(yè)國家在1959～1993年間發(fā)生危機(jī)的條件概率進(jìn)行了估計，發(fā)現(xiàn)在危機(jī)擴(kuò)散過程中，貿(mào)易溢出效應(yīng)的影響要比宏觀經(jīng)濟(jì)基本面的相似性更為重要。Glick和Rose(1999)對1971～1997年間發(fā)生的五次危機(jī)的研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易聯(lián)系是金融危機(jī)的重要傳染途徑，1997年的亞洲金融危機(jī)也導(dǎo)致包括中國在內(nèi)的許多國家出口下滑。Forbes(2002)則從微觀角度利用公司層面的數(shù)據(jù)，驗證了貿(mào)易溢出的價格效應(yīng)和收入效應(yīng)都是亞洲和俄羅斯危機(jī)中重要的傳染機(jī)制。Haile和Pozo(2008)研究了1960～1998年期間37個發(fā)達(dá)國家和新興市場國家的金融危機(jī)，發(fā)現(xiàn)大多數(shù)危機(jī)是通過貿(mào)易渠道傳染的。在國內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)中，裴平等(2009)、胡求光和李洪英(2010)等學(xué)者針對全球金融危機(jī)對我國出口貿(mào)易影響的實證分析中發(fā)現(xiàn)，危機(jī)對我國出口貿(mào)易負(fù)面影響是顯著的。

由于各次金融危機(jī)特點不同，危機(jī)國家與非危機(jī)國家在貿(mào)易關(guān)系上存在差別，所以在此問題上的研究結(jié)論不同。本文將以2003年1月至2010年6月的月度數(shù)據(jù)為樣本，主要就美國金融危機(jī)對我國進(jìn)出口貿(mào)易沖擊的原理和程度進(jìn)行理論研究和實證檢驗。

二、危機(jī)對中國進(jìn)出口貿(mào)易沖擊理論分析

金融危機(jī)的貿(mào)易溢出主要是通過收入效應(yīng)和價格效應(yīng)實現(xiàn)的。如果一國是危機(jī)國家重要的貿(mào)易伙伴，雙方存在互補(bǔ)型貿(mào)易關(guān)系，隨著危機(jī)國貨幣的大幅貶值、居民實際收入的急劇下降等，都可能導(dǎo)致與之有直接貿(mào)易聯(lián)系的國家產(chǎn)生貿(mào)易溢出的價格效應(yīng)和收入效應(yīng)。收入效應(yīng)是指危機(jī)國經(jīng)濟(jì)增長放緩，居民實際收入下降，該國整體消費能力降低，其對外進(jìn)口商品與勞務(wù)的需求減少，進(jìn)而造成其貿(mào)易聯(lián)系國出口的降低。價格效應(yīng)是指危機(jī)國貨幣的持續(xù)貶值，進(jìn)口品在危機(jī)國市場上以本幣標(biāo)示的價格相對上升，出口品在國外市場上以外幣標(biāo)示的價格相對下降，從而相對增強(qiáng)危機(jī)國商品和勞務(wù)出口的價格競爭力，致使其貿(mào)易伙伴國或其競爭對手出口下降與進(jìn)口增加。危機(jī)將導(dǎo)致貿(mào)易伙伴國間的出口商品在另一個價格較低和數(shù)量較少的狀態(tài)達(dá)到平衡，而進(jìn)口商品在另一個價格較低和數(shù)量較多的狀態(tài)達(dá)到平衡，金融危機(jī)通過收入效應(yīng)和價格效應(yīng)易對互補(bǔ)型經(jīng)濟(jì)體的雙邊貿(mào)易直接發(fā)生作用。

長期以來，中美兩國雙邊貿(mào)易合作關(guān)系緊密。中國對美國進(jìn)出口額占我國貿(mào)易總額的比重從2002年以來一直穩(wěn)定在14%左右，并且在2005～2010年間中美貿(mào)易額年均增長9%。從美方來看，中國是美國的第二大貿(mào)易伙伴、第三大出口市場和第一大進(jìn)口來源，在其經(jīng)貿(mào)發(fā)展中扮演著重要角色。從中方來看，較美國不同的是，我國經(jīng)濟(jì)帶有較為典型的出口導(dǎo)向型特點，對外貿(mào)易對于本國經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用十分重要。2000～2010年，我國僅出口貿(mào)易就占GDP比重的20%以上，而對外貿(mào)易依存度均在40%以上，2005～2007年我國對外貿(mào)易依存度更高達(dá)70%左右。較高的貿(mào)易依存度使我國國內(nèi)經(jīng)濟(jì)對于外部環(huán)境的變化更為敏感。因此，美國經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定對中國的出口及經(jīng)濟(jì)增長有著至關(guān)重要的作用，從中美貿(mào)易的特點來看，美國金融危機(jī)會通過直接雙邊貿(mào)易渠道對中國產(chǎn)生沖擊。

從貿(mào)易溢出的收入效應(yīng)看，由于美國社會保障體系相對完善，在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行平穩(wěn)的時候，現(xiàn)實收入和未來收入預(yù)期良好，居民消費支出強(qiáng)烈，形成了依賴借貸消費的美國消費模式。金融危機(jī)爆發(fā)將導(dǎo)致美國失業(yè)率上升，國民財富大幅縮水，信用規(guī)模急劇收縮，實際收入水平下降，居民可支配收入減少，收入預(yù)期也會逐步下調(diào)，借貸消費的美國消費模式難以維持，消費者信心下降，美國人必然緊縮現(xiàn)實消費，從而抑制進(jìn)口消費需求。從貿(mào)易溢出的價格效應(yīng)來看，金融危機(jī)后美元的貶值有效地刺激了美國出口的增長，降低了中國出口商品的國際競爭力。同時鑒于美元的國際地位，國際原材料價格大多以美元定價，美元的貶值使得國際能源和資源價格上漲加速，這又進(jìn)一步增加了中國出口企業(yè)的生產(chǎn)成本，進(jìn)一步削弱了我國出口產(chǎn)業(yè)的競爭力。

從上述分析可以看出，中美兩國直接貿(mào)易聯(lián)系緊密，中國對美國經(jīng)濟(jì)波動的易感強(qiáng)度高，直接貿(mào)易溢出的收入效應(yīng)對中國進(jìn)出口貿(mào)易形成沖擊。同時，中美兩國屬于互補(bǔ)型貿(mào)易關(guān)系，美國金融危機(jī)導(dǎo)致貨幣貶值，必然也將通過價格效應(yīng)對中國進(jìn)出口貿(mào)易構(gòu)成影響。本文將在下文中采用基于VAR框架下的Granger因果關(guān)系檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析，通過危機(jī)前后美國收入水平和價格水平與中國的進(jìn)出口貿(mào)易互動關(guān)系變化的對比分析，研究美國金融危機(jī)對我國進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生的沖擊。

三、危機(jī)對中國貿(mào)易溢出效應(yīng)實證分析

(一)樣本變量及研究方法

為了避免1997年亞洲金融危機(jī)和2001年的9.11事件對分析數(shù)據(jù)產(chǎn)生影響，并使得兩個子樣本研究的時間段基本匹配，本文選取2003年1月至2010年6月的月度數(shù)據(jù)，共計102個研究樣本。

本文采用失業(yè)率、個人可支配收入和消費者信心指數(shù)作為美國收入水平的衡量指標(biāo)，其中，個人可支配收入和消費者信心指數(shù)是美國個人收入水平的衡量指標(biāo)，前者直接反映個人當(dāng)前收入狀況，后者反映個人對未來收入狀況的預(yù)期。而相比而言，失業(yè)率是個人收入水平的間接衡量指標(biāo)，因為失業(yè)率是從較為宏觀層面反映當(dāng)前或者未來一段時間整體的收入狀況，因此可以看作美國社會收入水平的衡量指標(biāo)。本文采用CPI和PPI作為美國國內(nèi)價格水平的衡量指標(biāo)，采用實際美元指數(shù)作為美國對外價格水平變化的衡量指標(biāo)。

衡量中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況的指標(biāo)較多，而中美進(jìn)出口額是直接反映中國貿(mào)易受美國危機(jī)溢出影響最直接的衡量指標(biāo)，因中美貿(mào)易額占中國貿(mào)易額的比重較大，本文不必再以中國進(jìn)出口總額作為貿(mào)易狀況衡量指標(biāo)，而采用了總的進(jìn)出口數(shù)量指數(shù)和進(jìn)出口價格指數(shù)分別衡量中國進(jìn)出口貨物的數(shù)量水平和價格水平產(chǎn)生的變化(見表1)。

本文涉及所有變量的原始數(shù)據(jù)均來自Wind資訊終端的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫，從數(shù)據(jù)庫獲取的未經(jīng)季度調(diào)整的中國對美國出口額和中國對美國進(jìn)口額這兩個原始統(tǒng)計變量季節(jié)性特征明顯，因此本文采用移動平均比率法對這兩個變量進(jìn)行季度調(diào)整，同時，除CPI、PPI和UNRATE這三個變量之外，其他所有變量均進(jìn)行了對數(shù)處理。

美國次貸危機(jī)是從2006年春季開始逐步顯現(xiàn)的，2007年7月開始席卷美國、歐盟和日本等世界主要金融市場。因此，本文將2007年7月作為危機(jī)起始點，將總樣本分為兩個時間段，2003年1月至2007年6月為平穩(wěn)期，2007年7月到2010年6月為美國金融危機(jī)導(dǎo)致的動蕩期，金融危機(jī)對經(jīng)濟(jì)的影響屬于事件沖擊，一般在爆發(fā)后的24個月至36個月產(chǎn)生的影響較為明顯，為了防止時間過長可能使事件沖擊被經(jīng)濟(jì)周期性的長期趨勢所掩蓋，本文選擇美國金融危機(jī)爆發(fā)后的36個月的時間段進(jìn)行研究。

本文的實證方法主要采用VAR模型框架下的Granger因果關(guān)系檢驗，通過構(gòu)建F統(tǒng)計量分析美國收入水平和價格水平對我國貿(mào)易狀況的影響程度，再通過平穩(wěn)期和危機(jī)期實證數(shù)據(jù)的對比分析，檢驗美國金融危機(jī)是否對中國存在貿(mào)易溢出效應(yīng)，最終影響中國的貿(mào)易狀況。考慮如下的雙變量向量自回歸方程(B－VAR):

如果危機(jī)前后價格水平或收入水平的指標(biāo)對中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況沒有引導(dǎo)作用，或者有但程度相當(dāng)，則說明危機(jī)并沒有通過價格溢出效應(yīng)或收入溢出效應(yīng)對中國進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生沖擊;如果危機(jī)前價格水平或收入水平的指標(biāo)對中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況沒有引導(dǎo)作用，而危機(jī)后引導(dǎo)作用顯著，則表明危機(jī)通過價格溢出效應(yīng)或收入溢出效應(yīng)對中國進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生沖擊;如果危機(jī)后僅僅是中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況對美國價格水平或收入水平指標(biāo)的引導(dǎo)作用加強(qiáng)，則只能說明危機(jī)對變量間的互動關(guān)系產(chǎn)生沖擊，但不能說明通過價格溢出效應(yīng)或收入溢出效應(yīng)對我國貿(mào)易狀況的沖擊顯著。

本文采用脈沖響應(yīng)函數(shù)描述我國進(jìn)出口貿(mào)易指標(biāo)對美國價格水平和收入水平新息沖擊的響應(yīng)軌跡。脈沖響應(yīng)函數(shù)用于衡量來自隨機(jī)擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響，其可以追蹤針對VAR系統(tǒng)中的變量的各個脈沖的時間路徑，其計算方法在此省略。

(二)實證分析結(jié)果

表2是分別對12個變量在平穩(wěn)期和危機(jī)期原始序列和1階差分序列進(jìn)行單位根檢驗的結(jié)果，從表2中的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，無論在平穩(wěn)期還是危機(jī)期，12個變量都是1階單整I(1)變量，即其1階差分值是平穩(wěn)的。

表3和表4是對美國經(jīng)濟(jì)變量(X)和中國貿(mào)易變量(Y)1階差分序列之間在平穩(wěn)期和危機(jī)期分別進(jìn)行的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果。其中，表3為X不是Y的Granger原因的零假設(shè)檢驗，表4為Y不是X的Granger原因的零假設(shè)檢驗。在平穩(wěn)期，衡量美國國內(nèi)收入水平的三個指標(biāo)中，個人可支配收入和消費者信心指數(shù)均不是中國貿(mào)易狀況的Grang-er原因，這說明美國個人現(xiàn)實收入和預(yù)期收入水平在平穩(wěn)期對中國貿(mào)易狀況沒有明顯影響;而失業(yè)率是中國對美國的進(jìn)口額和中國出口數(shù)量指數(shù)的Granger原因，說明美國國內(nèi)失業(yè)情況會影響中美貿(mào)易和中國整體出口數(shù)量。而中國對美國出口額和中國出口數(shù)量指數(shù)是美國生產(chǎn)者物價指數(shù)PPI的Granger原因，則說明在平穩(wěn)期中美貿(mào)易對美國國內(nèi)生產(chǎn)成本有一定影響。美國對外的價格水平(即美元匯率水平)不是中國貿(mào)易狀況的Granger原因，而美國國內(nèi)價格水平的兩個變量中也只有CPI對中國進(jìn)口數(shù)量指數(shù)有較為顯著的Granger影響。

在危機(jī)期間，美國失業(yè)率、個人可支配收入和消費者信心指數(shù)均不是中國貿(mào)易狀況的Granger原因，金融危機(jī)并沒有在短期內(nèi)增加美國國內(nèi)收入水平變化對中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況引導(dǎo)關(guān)系。中國對美國的進(jìn)出口額、進(jìn)口價格指數(shù)和出口數(shù)量指數(shù)均是美國失業(yè)率的Granger原因，與危機(jī)前的實證數(shù)據(jù)對比不難發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)使美國失業(yè)率與中國貿(mào)易狀況的引導(dǎo)關(guān)系發(fā)生了變化，由危機(jī)前失業(yè)率引導(dǎo)進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系轉(zhuǎn)變?yōu)槲C(jī)后的進(jìn)出口貿(mào)易引導(dǎo)失業(yè)率，表明金融危機(jī)對美國失業(yè)率與中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況的聯(lián)動性產(chǎn)生了顯著沖擊，但不能說明危機(jī)通過美國社會水平的變化對我國進(jìn)出口貿(mào)易狀況產(chǎn)生沖擊。危機(jī)期間美國CPI和PPI均是衡量中國貿(mào)易狀況的六個指標(biāo)的Granger原因，與危機(jī)前的數(shù)據(jù)相比，美國CPI和PPI在危機(jī)后對中國進(jìn)出口貿(mào)易的引導(dǎo)作用顯著增強(qiáng)。并且，危機(jī)后美元實際有效匯率也是中國對美國進(jìn)口額、中國出口價格指數(shù)和中國進(jìn)口數(shù)量指數(shù)的Granger原因，對這三個變量的引導(dǎo)作用也顯著增強(qiáng)。這說明美國金融危機(jī)通過價格水平的變化對中國貿(mào)易已經(jīng)產(chǎn)生明顯的溢出效應(yīng)。

總之，在平穩(wěn)期，無論是美國收入水平還是價格水平，對中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況的引導(dǎo)作用都是不明顯的。在危機(jī)期，美國金融危機(jī)通過美國對內(nèi)和對外價格水平變化對中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況的溢出效應(yīng)是顯著的。同時，以失業(yè)率所代表的美國社會收入狀況與中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況存在顯著互動關(guān)系，只是危機(jī)期間失業(yè)率不是中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況指標(biāo)的Granger原因，但美國金融危機(jī)對這種互動關(guān)系的引導(dǎo)方向產(chǎn)生了顯著沖擊。而美國個人收入水平對中國進(jìn)出口貿(mào)易溢出效應(yīng)不顯著的主要原因，可能是由中國對美國出口商品的結(jié)構(gòu)以及美國消費者對這些商品的需求剛性造成的。

為了動態(tài)地描述美國金融危機(jī)對中國進(jìn)出口貿(mào)易的溢出效應(yīng)，特別是關(guān)注美國價格水平對中國出口貿(mào)易狀況沖擊和持續(xù)時間，同時考慮到美國失業(yè)率與中國出口貿(mào)易的互動關(guān)系，本文根據(jù)估計的VAR模型，給出了美國CPI、PPI、失業(yè)率和實際有效匯率對衡量中國貿(mào)易出口狀況的三個變量分別在平穩(wěn)期和危機(jī)期沖擊的響應(yīng)圖(見圖1、圖2)。其中，響應(yīng)函數(shù)的追蹤期數(shù)為18期。

從中國對美國出口額、中國出口價格指數(shù)和數(shù)量指數(shù)對美國CPI、PPI、失業(yè)率和實際有效匯率的脈沖響應(yīng)函數(shù)來看，與平穩(wěn)期相比，危機(jī)期間中國貿(mào)易出口狀況的三個衡量指標(biāo)對新息的反應(yīng)呈現(xiàn)以下特點:一是對一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的反應(yīng)強(qiáng)度顯著增加，危機(jī)后新息沖擊對我國出口狀況指標(biāo)的影響均擴(kuò)大了一個數(shù)量級;二是新息沖擊所造成影響的衰減時間顯著增加，在平穩(wěn)期，對沖擊響應(yīng)的正負(fù)標(biāo)準(zhǔn)差線滯后6到8期后呈水平分布，而在危機(jī)期間，正負(fù)標(biāo)準(zhǔn)差線呈喇叭口狀，滯后18期后沖擊的累積影響仍再增加;三是危機(jī)期間新息沖擊的影響呈現(xiàn)無規(guī)律的衰減特征，危機(jī)前隨著滯后期的增加，沖擊的影響強(qiáng)度逐漸減少，而危機(jī)后隨著滯后期的增加，沖擊的影響強(qiáng)度存在反復(fù)，衰減過程更顯無規(guī)律性。從脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析來看，在危機(jī)期間，美國失業(yè)率和價格水平對中國貿(mào)易出口狀況的影響強(qiáng)度、影響持續(xù)時間和影響衰減方式都發(fā)生了顯著變化，這正是美國金融危機(jī)對中國貿(mào)易出口狀況溢出效應(yīng)的表現(xiàn)特征。

四、主要結(jié)論及政策含義

本文采用基于VAR框架下的Granger因果關(guān)系檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析方法，對危機(jī)前后美國收入水平和價格水平與中國的進(jìn)出口貿(mào)易互動關(guān)系進(jìn)行了實證研究，并通過危機(jī)前后互動關(guān)系變化的對比，分析美國金融危機(jī)對我國進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生的沖擊，得到了以下主要結(jié)論:

1.在平穩(wěn)期，美國個人現(xiàn)實收入和預(yù)期收入對中國貿(mào)易狀況沒有明顯影響。而衡量社會收入狀況的失業(yè)率指標(biāo)是中國對美國的進(jìn)口額和中國出口數(shù)量指數(shù)的Granger原因。在危機(jī)期間，美國收入水平的三個指標(biāo)均不是中國貿(mào)易狀況的Granger原因，金融危機(jī)并沒有在短期內(nèi)增加美國國內(nèi)收入水平變化對中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況的引導(dǎo)關(guān)系。而金融危機(jī)使美國失業(yè)率與中國貿(mào)易狀況的引導(dǎo)關(guān)系發(fā)生了變化，由危機(jī)前的失業(yè)率引導(dǎo)進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系轉(zhuǎn)變?yōu)槲C(jī)后的進(jìn)出口貿(mào)易引導(dǎo)失業(yè)率，表明金融危機(jī)對美國失業(yè)率與中國進(jìn)出口貿(mào)易狀況的聯(lián)動性產(chǎn)生了顯著沖擊，但不能說明危機(jī)通過美國收入水平的變化對我國進(jìn)出口貿(mào)易狀況產(chǎn)生沖擊。

2.在平穩(wěn)期，美國國內(nèi)價格水平CPI和PPI和實際有效匯率均不是中國貿(mào)易狀況的Granger原因，危機(jī)期間，美國國內(nèi)價格水平CPI和PPI均是衡量中國貿(mào)易狀況的六個指標(biāo)的Granger原因，與危機(jī)前的數(shù)據(jù)相比，美國CPI和PPI在危機(jī)后對中國進(jìn)出口貿(mào)易的引導(dǎo)作用顯著增強(qiáng)。危機(jī)后美元實際有效匯率也是中國對美國進(jìn)口額、中國出口價格指數(shù)和中國進(jìn)口數(shù)量指數(shù)的Granger原因，并對這三個變量的引導(dǎo)作用也顯著增加。這說明美國金融危機(jī)通過價格水平的變化對中國貿(mào)易已經(jīng)產(chǎn)生明顯的溢出效應(yīng)。

第8篇：進(jìn)出口貿(mào)易情況范文

[關(guān)鍵詞]FDI；我國對外直接投資；體育用品制造業(yè)；進(jìn)出口貿(mào)易

[中圖分類號]F4 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A [文章編號]1671-5918（2016）07-0103-04

自20世紀(jì)90年代以來，受國外體育用品制造業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和本土發(fā)展環(huán)境優(yōu)化等因素影響，我國體育用品制造業(yè)發(fā)展迅猛，并逐漸成為體育產(chǎn)業(yè)的重要組成部分。據(jù)統(tǒng)計，全國體育用品制造業(yè)行業(yè)總產(chǎn)值以每年493億元的規(guī)模增長，全球65%的體育用品在中國生產(chǎn)制造，我國已成為世界體育用品制造大國。近年來，我國體育用品出口保持著較高的增長幅度，根據(jù)國家信息中心中經(jīng)專網(wǎng)（http：//ibe.cei.gov.en/）和國家海關(guān)數(shù)據(jù)顯示，2012年全國894家規(guī)模以上體育用品制造業(yè)企業(yè)實現(xiàn)出貨值509.94億元，同比增長10.58%；從出口性質(zhì)來看，體育用品出口以外資企業(yè)、私營企業(yè)和國有企業(yè)為主，合計出口占全部出口總額的98.5%，其中外商投資企業(yè)出口占六成以上，這表明外商投資對我國體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易產(chǎn)生重要影響。

改革開放以來，我國對外貿(mào)易和吸引外資都取得了較快發(fā)展，根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，我國實際利用外商直接投資（FDI）額和對外直接投資額分別從2002年的527.43億美元、27億美元躍升至2012年的1117.2億美元、850億美元，年均增幅分別為7.79%和41.19%；而與此同期，我國體育用品制造業(yè)FDI和對外直接投資年均增幅為9.22%和31.4%。根據(jù)相關(guān)研究結(jié)果顯示，F(xiàn)DI和本國對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生重要影響，但體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易是否也受到FDI和我國對外直接投資影響？影響是否顯著，是怎么樣影響的？面對新形勢和新挑戰(zhàn)，這些問題是值得深思的。因此，本文通過建立外商直接投資（FDI）和我國對外國直接投資對體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易影響的回歸模型，以實證的定量分析來研究兩者之間的相關(guān)性，以期得出有意義的結(jié)論。

一、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

1960年，美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家海默的博士論文《國內(nèi)企業(yè)的國際經(jīng)營：對外直接投資的研究》提出了壟斷優(yōu)勢理論，標(biāo)志著對外直接投資理論的興起；這一時期，以商品貿(mào)易為主的國際經(jīng)濟(jì)交往格局被打破，國際分工深入到生產(chǎn)領(lǐng)域，進(jìn)而滲透到產(chǎn)業(yè)內(nèi)部，這使得對外直接投資和國際貿(mào)易之間的互動關(guān)系加強(qiáng)，融合程度加深。對外直接投資與貿(mào)易理論主要有兩大體系，一是宏觀角度下以國際貿(mào)易理論為基礎(chǔ)，如郝克歇爾一俄林的要素稟賦論（靜態(tài)比較優(yōu)勢），小島清邊邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張論（動態(tài)比較優(yōu)勢）和錢鈉里的“兩缺口”理論等；二是微觀角度下以產(chǎn)業(yè)組織理論為基礎(chǔ)，如壟斷優(yōu)勢論、內(nèi)部化理論和鄧寧的國際生產(chǎn)折中論等。從實證角度來看，國外學(xué)者主要有兩種觀點，一是以Mundell為代表的“替代性關(guān)系”，如Blonigen（2005）指出為逃避貿(mào)易壁壘，F(xiàn)DI對貿(mào)易具有替代性關(guān)系；二是以小島清（1973）為代表的“互補(bǔ)性關(guān)系”，如Lipsey和Weiss（1984）指出對外直接投資可以帶動與其相關(guān)或配套的技術(shù)品和服務(wù)的母國供應(yīng)商對東道國的直接投資和出口，在長期中，F(xiàn)DI和母國出口趨于互補(bǔ)；Marchant（2002）、Rose和Spiegel（2004）也通過實證檢驗證明了FDI與國際貿(mào)易存在正相關(guān)關(guān)系。我國學(xué)者對FDI和對外直接投資對本國外貿(mào)影響的研究面較廣，研究重點主要集中在出口總量、結(jié)構(gòu)升級和技術(shù)外溢出等方面，如李春頂（2009）以新一新貿(mào)易理論為基礎(chǔ)，研究了我國不同行業(yè)企業(yè)應(yīng)選擇不同的國際化路徑（繼續(xù)擴(kuò)大出還是轉(zhuǎn)向?qū)ν庵苯油顿Y）；孫少勤，邱斌（2010）從市場體制、外資政策、金融市場效率和市場分割等四個制度入手，分析了上述四個制度因素對我國制造業(yè)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響。

通過文獻(xiàn)回顧，可以發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外對此研究在宏觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域、中觀產(chǎn)業(yè)層面、微觀企業(yè)角度都有較寬、較深的研究，但關(guān)于FDI對我國體育用品制造業(yè)的影響研究方面則較少，只有張宏偉（2010）和王自清（2010）等少數(shù)學(xué)者對此有相關(guān)研究；張宏偉通過測算體育用品制造業(yè)全要素生產(chǎn)率來分析FDI對我國體育用品制造業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)，王自清研究了三資企業(yè)資產(chǎn)與我國文教體育用品制造業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值之間的關(guān)系，而關(guān)于FDI對進(jìn)出口貿(mào)易影響的研究則鮮有?；谏鲜霰尘昂拖嚓P(guān)研究成果，本文選取2003-2012年體育用品制造業(yè)對外貿(mào)易數(shù)據(jù)作為研究樣本，運(yùn)用單位根檢驗（ADF）、協(xié)整關(guān)系檢驗和向量誤差修正模型（VEC）等方法對FDI與我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的影響效果進(jìn)行了分析，同時也把我國對外國直接投資作為變量因素考察其是否對體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，進(jìn)而為改善我國體育用品制造業(yè)對外貿(mào)易提供相關(guān)建議。

二、數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

1.體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)

本文照國家體育總局制定的《體育及相關(guān)產(chǎn)業(yè)分類（試行）》選取體育用品制造業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于國務(wù)院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)（該平臺是由國務(wù)院發(fā)展研究中心主管、國務(wù)院發(fā)展研究中心信息中心主辦、北京國研網(wǎng)信息有限公司承辦的）、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（國家信息中心主辦）和國家海關(guān)公布的分行業(yè)月度數(shù)據(jù)，本文將各年的月度數(shù)據(jù)匯總得出我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易額。

2.FDI和我國對外直接投資額

本文研究所需的我國全部行業(yè)FDI和對外直接投資額數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局編撰的歷年《國家統(tǒng)計年鑒》，體育用品制造業(yè)的FDI來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；由于體育用品制造業(yè)的對外直接投資額沒有直接數(shù)據(jù)，本文根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的20行業(yè)對外直接投資額（其中包括文化、體育和娛樂業(yè)）和商務(wù)部編撰的歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》（其中對文化服務(wù)業(yè)有做概述）對體育用品制造業(yè)對外直接投資額進(jìn)行估算，由于文化、體育和娛樂業(yè)對外直接投資總額明顯小于體育用品制造業(yè)FDI額，所以在做回歸模型分析時，估算的體育用品制造業(yè)對外直接投資額數(shù)據(jù)對本文的研究結(jié)論影響很小。

（二）模型構(gòu)建

根據(jù)上述FDI和國際貿(mào)易相關(guān)理論，假定出口需求EX和進(jìn)口需求IM是該行業(yè)對外直接投資（CDI）和受到外商直接投資（FDI）等變量的函數(shù)，由此得到的進(jìn)出口需求函數(shù)為：

EX=EX（CDI，F(xiàn)DI） （1）

IM=IM（CDI，F(xiàn)DI） （2）

由于對進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響的不僅僅是該年的CDI和FDI，往年流入和流出的FDI和CDI對該行業(yè)的對外貿(mào)易也會產(chǎn)生影響（于薇薇，2007），本文將考察往年的FDI和CDI是否也對體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，故把FDI和CDI的累計額也作為變量因素來分析，兩者的累計額分別采用截止到該年的累計額；由于本文不僅研究長期靜態(tài)效應(yīng)，也關(guān)注短期動態(tài)效應(yīng)，故選擇“滯后一期”帶來的短期影響，進(jìn)而研究數(shù)據(jù)以2002年為初始年，2003年的累計額是2002年和2003年的總和，2004年則是2002、2003和2004年的總和，以此類推。故上述（1）和（2）式可以完善為：

EX=EX（CDI，F(xiàn)DI，AFDI，ACDI） （3）

IM=IM（CDI，F(xiàn)DI，AFDI，ACDI） （4）

（3）和（4）式中AFDI和ACDI分別表示FDI和CDI的累計值。

為減少估值誤差可以將上述數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為對數(shù)形式，通過最小二乘法（OLS）回歸，則有計量模型：

lnEX=αex+βexlnCDI+γexlnFDI+λexlnAFDI+πexlnACDI+ρex （5）

lnIM=αim+βimlnCDI+γimlnFDI+λimlnAVDI+πimlnACDI+ρim （6）

上述（5）和（6）式是本文實證分析的基準(zhǔn)模型，其中α為常數(shù)項，β、γ、λ、π為各自變量的系數(shù)，ρ表示隨機(jī)擾動項。

三、實證分析

（一）我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易和FDI現(xiàn)狀分析

自2002年正式加入世貿(mào)組織后，我國對外貿(mào)易規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大，2003至2012年出口和進(jìn)口貿(mào)易增長速度年均增幅分別超過21%和20%，2012年我國在全球貨物貿(mào)易額排名中位列第二，而與此同期我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易增速放緩，圖1和圖2分別顯示的是我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易和FDI增速、體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易和FDI占全國進(jìn)出口貿(mào)易總額和FDI總額的比例。

圖1顯示除2010年外，我國體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易增幅呈現(xiàn)下降態(tài)勢，并且2012年出口額出現(xiàn)首次下降，這表明我國體育用品制造業(yè)出口面臨嚴(yán)峻形勢，出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)競爭優(yōu)勢降低和國際競爭加劇是主要原因；進(jìn)口增速則呈現(xiàn)“降一升一降”的來回波動趨勢，這與國內(nèi)居民收入狀況和體育消費環(huán)境有很大關(guān)系，如受金融危機(jī)影響，但受惠于2008年北京奧運(yùn)會的舉辦，當(dāng)年進(jìn)口增幅達(dá)到9.8%，而2009年則受到金融危機(jī)滯后效應(yīng)影響，下降幅度超過11%；外商對我國體育用品制造業(yè)的直接投資也呈現(xiàn)來回波動趨勢，北京奧運(yùn)會前的2007年增幅達(dá)87%，而最近幾年，我國體育用品制造業(yè)發(fā)展受到諸如產(chǎn)品科技含量低、惡性競爭嚴(yán)重、支持力度需要加強(qiáng)等因素影響，2012年FDI增速只有10%左右，投資環(huán)境需要進(jìn)一步改善。

圖2顯示2008年北京奧運(yùn)會前，我國體育用品制造業(yè)出口額占全國出口額比重持續(xù)下跌，但2009-2011年出口比重明顯高于2009年之前，這和國家建設(shè)體育強(qiáng)國和國務(wù)院出臺加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)的相關(guān)政策有較大關(guān)系；進(jìn)口比重則保持平穩(wěn)態(tài)勢；雖然2012年體育用品制造業(yè)FDI增速只有10%，但全國FDI增速為負(fù)增長，體育用品制造業(yè)FDI比重則保持穩(wěn)中有升態(tài)勢，這表明越來越多的外商投資我國的體育用品制造業(yè)，體育用品制造業(yè)企業(yè)競爭加劇。

（二）FDI和我國對外直接投資對體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的影響

在做時間序列回歸分析中，一般假定時間序列是平穩(wěn)的，否則在做回歸分析時可能出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，在實踐中較多宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的時間序列是非平穩(wěn)的，為避免“偽回歸”現(xiàn)象，本文將采用Engle-Granger（1987）提出的兩步法，首先根據(jù)基準(zhǔn)方程（5）和（6）對相關(guān)變量做ADF單位根檢驗，然后衡量各變量與進(jìn)出口貿(mào)易之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系，因為當(dāng)且僅當(dāng)各非平穩(wěn)變量同階單整且具有協(xié)整關(guān)系時，建立的回歸模型才有意義，最后進(jìn)一步在此基礎(chǔ)上運(yùn)用向量誤差修正模型（VEC）分析變量間的短期效應(yīng)。

1.ADF根檢驗

運(yùn)用Eviews軟件對基準(zhǔn)方程中的變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表1，在5%的顯著性水平下，只有原始數(shù)據(jù)lnEX和lnAFDI單整，而在二階差分后，則都是平穩(wěn)的時間序列。注：如果ADF檢驗值小于T值，則表明數(shù)據(jù)平整通過檢驗；表示二階差分

2.協(xié)整關(guān)系檢驗和VEC模型

利用Eviews軟件，將相關(guān)變量帶入上述基準(zhǔn)方程（5）和（6）中，采用普通最小二乘法（OLS）進(jìn)行測算，出口和進(jìn)口方程分別為：

lnEX=5.57+0.12lnFDI+0.71lnAFDI+0.04CDI+0.01lnACDI+ρex （7）

其中R2=0.991983，D-W=2.18503。

lnIM=1.63+0.13lnFDI+0.84lnAFDI+0.01CDI+0.003lnACDI+ρim （8）

其中R2=0.965257，D-W=2.656159。

上述（7）和（8）式的擬合優(yōu)度均超過0.95，說明方程整體線性情況較優(yōu)；根據(jù)回歸結(jié)果顯示，雖然整體方程線性較優(yōu)，但只有AFDI變量對進(jìn)出口貿(mào)易額的影響較為顯著，其余三個變量均不顯著（見表2）。

為契合外商直接投資累計額（AFDI）對我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易額影響顯著的結(jié)果，本文把AFDI單獨拿出來與出口和進(jìn)口做回歸分析，測算的出口方程和進(jìn)口方程分別為：

lnEX=3.193309+0.832585lnAFDI+ρex （9）

其中R2=0.979767，D-W=1.451246，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

lnIM=0.491375+0.817216lnAFDI+ρim （10）

其中R2=0.960327，D-W=2.63312，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

上述（9）和（10）式為長期靜態(tài)進(jìn)出口回歸方程。為避免直接回歸造成的偽回歸，需要對出口和進(jìn)口回歸方程中的殘差序列p進(jìn)行單整分析，對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗，測得ADF值分別為-2.771129和-3.761541，小于5%顯著性水平下的-2.309527和-3.259808，拒絕殘差存在單位根的原假設(shè)，因此，各變量之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。將殘差項resid加入VEC模型，采用OLS得出短期出口和進(jìn)口動態(tài)方程分別為：

lnEX=2.275895+0.906402lnAFDI-0.038154ρ（-1） （11）

其中R2=0.979825，D-W=1.190602，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

lnIM=0.026562+0.854723lnAFDI-0.341169ρ（-1） （12）

其中R2=0.942080，D-W=1.514908，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

由于本文在計算AFDI累計值是從2002年開始，故（11）和（12）式中表示了滯后一期的回歸模型，ρ（-1）表示滯后一期。

3.分析與討論

（1）本文考察了外商直接投資及其累計值和對外直接投資及其累計值對我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，從（7）和（8）式可以看出體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易額與上述四個因素均呈正比；從影響系數(shù)來看，外商直接投資及其累計值對進(jìn)出口貿(mào)易額產(chǎn)生較大影響。歷年流人的外商直接投資累計值是影響我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的主要因素，這說明外商直接投資對其有滯后效應(yīng)。

（2）（9）、（10）和（11）、（12）式中方程擬合度均超過0.9，說明方程整體線性情況較優(yōu)；且ADFI的檢驗值為0.0000

（3）FDI流入帶來體育用品制造業(yè)出口的增長是和我國出口導(dǎo)向政策、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級，更廣泛參與國際分工密切相關(guān)的；日本經(jīng)濟(jì)學(xué)家小島清提出了FDI與國際貿(mào)易互補(bǔ)效應(yīng)的模型，他認(rèn)為FDI是資金、技術(shù)以及管理經(jīng)營等的綜合轉(zhuǎn)移，根據(jù)其理論可以推測FDI促進(jìn)我國體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易很可能是FDI流入改善了資本質(zhì)量，同時帶來了先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗，并且對體育用品制造業(yè)部門產(chǎn)生了競爭效應(yīng)，有力地提高了供給能力和出口競爭力。從理論上而言，進(jìn)口替代政策和FDI的替代效應(yīng)會使FDI與進(jìn)口規(guī)模呈現(xiàn)反比例關(guān)系，但從實踐的角度看，我國體育用品制造業(yè)還處于追趕階段，在技術(shù)、管理、品牌等方面還有待于進(jìn)一步提高，F(xiàn)DI流入則會大量進(jìn)口先進(jìn)的設(shè)備和原材料等，因此，實證分析才會出現(xiàn)FDI導(dǎo)致了進(jìn)口的增加。

（4）從短期誤差修正模型來看（（11）、（12）式），F(xiàn)DI累計值與出口的關(guān)系，每年對上一年的偏離糾正速度為3.8%（p（-1）的系數(shù)），即當(dāng)年FDI變動不會導(dǎo)致出口的迅速反應(yīng)，因為FDI從實際使用到產(chǎn)品出口需要一定周期，這也佐證了FDI的累計值是影響出口貿(mào)易的主要因素；FDI累計值與進(jìn)口的關(guān)系，每年對上一年的偏離糾正速度明顯高于出口，達(dá)到34.1%，即當(dāng)年FDI變動對進(jìn)口影響較大，這主要由于外商投資初期需要從國外進(jìn)口大量的設(shè)備和原材料；由于p的系數(shù)為負(fù)，表明當(dāng)年FDI變動與進(jìn)出口呈負(fù)相關(guān)，這也佐證了在長期內(nèi)FDI累計值對進(jìn)出口影響大致相同，而短期內(nèi)對出口的促進(jìn)作用高于進(jìn)口。

四、結(jié)論與對策建議

（一）主要結(jié)論

1.最近幾年，我國體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易增幅及占全國出口貿(mào)易總額的比重呈現(xiàn)下滑態(tài)勢；體育用品制造業(yè)FDI增速表現(xiàn)來回波動趨勢，其占全國FDI比重則穩(wěn)中有升。

2.本文利用ADF單位根檢驗、協(xié)整關(guān)系檢驗和向量誤差修正（VEC）模型分析了FDI和我國對外直接投資對體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的影響。結(jié)果表明體育用品制造業(yè)FDI和我國對外直接投資均促進(jìn)了進(jìn)出口貿(mào)易，但FDI累計值是影響進(jìn)出口貿(mào)易的主要原因；體育用品制造業(yè)FDI累計值對出口影響略大于進(jìn)口影響，短期影響大于長期影響；當(dāng)年FDI變動對進(jìn)口影響高于出口。

3.FDI對我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易起到了促進(jìn)作用。一方面，外資進(jìn)入體育用品制造行業(yè)，有效地延伸了體育用品產(chǎn)業(yè)鏈，有助于發(fā)揮關(guān)聯(lián)投資效應(yīng)、技術(shù)示范和擴(kuò)散效應(yīng)、管理示范效應(yīng)，進(jìn)而導(dǎo)致我國體育用品制造業(yè)外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展，有效地促進(jìn)了出口貿(mào)易；另一方面，我國體育用品消費市場雖然龐大，但仍存在較大的貿(mào)易壁壘，國外資金為了獲得市場占有率，提升出口貿(mào)易，進(jìn)而轉(zhuǎn)向以FDI的形式替代直接出口，F(xiàn)DI的大量流入則會帶動先進(jìn)設(shè)備、原材料等的進(jìn)口。

（二）對策建議

1.鑒于我國體育用品制造業(yè)FDI對進(jìn)出口貿(mào)易影響有滯后效應(yīng)，且對出口影響大于進(jìn)口影響，短期內(nèi)可以加大引入FDI，但從長期來看，還需體育用品制造業(yè)行業(yè)自身不斷加大技術(shù)創(chuàng)新力度，加強(qiáng)內(nèi)部管理，轉(zhuǎn)變出口貿(mào)易增長方式由數(shù)量型向效益型轉(zhuǎn)變，由勞動密集型向技術(shù)、資金、知識密集型轉(zhuǎn)變，提高出口產(chǎn)品科技含量和競爭優(yōu)勢；

2.進(jìn)一步加大體育用品制造業(yè)開放力度，處理好合理開放與適度保護(hù)的關(guān)系。加大開放有助于進(jìn)一步吸引FDI的流入，進(jìn)而可以擴(kuò)大出口貿(mào)易；由于現(xiàn)階段我國體育用品制造業(yè)發(fā)展效益不高，仍處于追趕階段，競爭力不強(qiáng)，因此在公平競爭的市場環(huán)境下，可以充分利用WTO中的一般和特殊條款，如《GATS》中“例外條款”和“逐步自由化原則”等，對我國體育用品制造業(yè)進(jìn)行適度保護(hù)；

第9篇：進(jìn)出口貿(mào)易情況范文

關(guān)鍵詞：現(xiàn)代物流業(yè)；進(jìn)出口貿(mào)易；經(jīng)營成本；貿(mào)易規(guī)模；便利化；運(yùn)輸方式

現(xiàn)代物流是相對傳統(tǒng)物流這一概念而提出的，相比較于傳統(tǒng)物流只追求產(chǎn)品出廠后的包裝、運(yùn)輸、裝卸、倉儲，現(xiàn)代物流在保持傳統(tǒng)物流的職能上將物流系統(tǒng)化，根據(jù)客戶的需求，以最經(jīng)濟(jì)的費用，將物品從供給地向需求地轉(zhuǎn)移，克服了傳統(tǒng)物流的供應(yīng)鏈短路、市場反應(yīng)慢、物流總成本高的弊端，以反應(yīng)快速化和功能集成化為主要特征，將各種物流活動綜合起來的一種新型的集成式管理?，F(xiàn)代物流將服務(wù)系列化、作業(yè)規(guī)范化、目標(biāo)系統(tǒng)化、手段現(xiàn)代化、組織網(wǎng)絡(luò)化、經(jīng)營市場化、信息電子化、管理智能化作為物流理念?，F(xiàn)代物流業(yè)是在現(xiàn)代物流的基礎(chǔ)上發(fā)展起來的原材料、產(chǎn)成品從起點至終點及相關(guān)信息有效流動的全過程，是順應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展而出現(xiàn)的為用戶提供多功能、一體化的綜合的一個新型的跨行業(yè)、跨部門、跨區(qū)域、滲透性強(qiáng)的復(fù)合型產(chǎn)業(yè)。其中涉及的產(chǎn)業(yè)包括水陸空交通運(yùn)輸、批發(fā)業(yè)、零售業(yè)等。隨著電子商務(wù)的快速崛起，物流費用在產(chǎn)品成本中的比重也隨之提高，物流費用的高低和產(chǎn)品的競爭緊密的聯(lián)系在一起，而傳統(tǒng)物流因其提供的是被動的沒有統(tǒng)一服務(wù)標(biāo)準(zhǔn)的簡單的位移，大大增加了物流的費用，降低了產(chǎn)品的競爭力，無法滿足當(dāng)前市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，從而促進(jìn)了物流業(yè)從傳統(tǒng)物流業(yè)向現(xiàn)代物流業(yè)的過渡，因此現(xiàn)代物流業(yè)成為引導(dǎo)生產(chǎn)、促進(jìn)消費的先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)。除此之外，現(xiàn)代物流業(yè)憑其行業(yè)特色和優(yōu)勢在優(yōu)化區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、振興第三產(chǎn)業(yè)，降低企業(yè)成本，提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行質(zhì)量和效益，提供就業(yè)崗位、緩解就業(yè)壓力以及改善投資環(huán)境、擴(kuò)大對外開放等方面起著重要的作用。隨著國家之間經(jīng)濟(jì)、政治和文化之間密切的交往，世界成為一個統(tǒng)一的有機(jī)整體，促進(jìn)了進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展和繁榮，而與進(jìn)出口貿(mào)易有著密切關(guān)系的現(xiàn)代物流業(yè)能否促進(jìn)我國進(jìn)出口貿(mào)易增長存在不一致看法。因此從實證分析的角度來分析現(xiàn)代物流業(yè)對進(jìn)出口貿(mào)易的影響是具有重要的研究價值和現(xiàn)實意義的。

一、我國物流業(yè)的概述

（一）我國物流業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀

當(dāng)前發(fā)達(dá)國家的現(xiàn)代物流業(yè)發(fā)展模式主要包括兩種，第一種是以美國為代表的整體化的物流管理系統(tǒng)；第二種是以日本為代表的政府主導(dǎo)的物流系統(tǒng)。我國物流業(yè)的發(fā)展與西方國家相比起步比較晚，直到21世界隨著中國加入世界貿(mào)易組織，現(xiàn)代物流業(yè)才開始廣泛的引起人們的關(guān)注。隨著我國物流業(yè)的持續(xù)升溫，物流業(yè)的發(fā)展呈現(xiàn)出迅猛的勢頭，成為我國市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展中不可或缺的重要組成部分。我國已初步具備了發(fā)展現(xiàn)代物流業(yè)的經(jīng)濟(jì)環(huán)境和市場條件，主要表現(xiàn)在以下幾個方面：第一，在基礎(chǔ)設(shè)施方面，我國在鐵路、公路、水路、航空和管道五個方面都有了長期的發(fā)展和進(jìn)步，例如鐵路運(yùn)力躍居亞洲第一、高速公路里程在世界上排名第三等，為物流業(yè)的快速發(fā)展提供了強(qiáng)大的交通支持；第二，隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷升級以及企業(yè)為了應(yīng)對激烈的市場競爭不得不降低企業(yè)的物流費用，再加上當(dāng)前網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)的興起，網(wǎng)購、電購成為與人們生活密切相關(guān)的消費方式，造成市場上對物流業(yè)的需求呈擴(kuò)張趨勢。在這種背景下，現(xiàn)代物流企業(yè)如雨后春筍般興起，據(jù)統(tǒng)計當(dāng)前我國物流企業(yè)有70萬家左右，其中不乏資金實力雄厚，產(chǎn)業(yè)規(guī)模大的物流企業(yè)。物流企業(yè)的增多一方面帶動了現(xiàn)代物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，另一方面如果物流企業(yè)想在激烈的競爭市場中有一席立足之地，勢必需要提高企業(yè)的核心競爭力，促進(jìn)企業(yè)的轉(zhuǎn)型和升級，為客戶提供更好的物流服務(wù)，以此來應(yīng)對競爭，否則只會被市場淘汰；第三，我國的一些城市憑借其優(yōu)越的地理條件和經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境，利用國家政府頒布的優(yōu)惠政策，加大投資力度，成為具備發(fā)展現(xiàn)代物流業(yè)的基礎(chǔ)條件的城市，從而在新一輪的競爭中搶占了先機(jī)，占領(lǐng)了制高點，進(jìn)而成為我國現(xiàn)代物流發(fā)展的領(lǐng)先城市。其中最具代表的城市包括北方第一大港口城市天津、長江沿岸龍頭城市上海、珠江大三角重要組成部分廣東。除此之外，通過現(xiàn)代物流企業(yè)中的核心城市的帶動，由點帶面我國當(dāng)前已經(jīng)形成了環(huán)渤海物流圈、長江三角洲物流圈、環(huán)臺灣海峽物流圈和珠江三角洲物流圈四大物流圈。四大物流圈通過其對周邊的經(jīng)濟(jì)輻射作用，實現(xiàn)由面及點，從而將經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢的中西部城市納入到物流圈當(dāng)中，擴(kuò)大物流圈的引力范圍，促進(jìn)我國物流格局的形成，使我國的物流業(yè)得到全面的發(fā)展。第四，我國現(xiàn)代物流業(yè)促進(jìn)了我國第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。第三產(chǎn)業(yè)是相對于第一、二產(chǎn)業(yè)而提出的，指的是不生產(chǎn)物質(zhì)產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)，簡而言之就是服務(wù)業(yè)。我國的第三產(chǎn)業(yè)包括流通和服務(wù)兩大部門，由四個部分組成，第一部分是由交通運(yùn)輸業(yè)、餐飲業(yè)等組成的流通部門；第二部分是由金融業(yè)、保險業(yè)和旅游業(yè)等構(gòu)成的為生產(chǎn)和生活服務(wù)的部門；第三部分是由教育、文化、傳播組成的為提高科學(xué)文化水平和居民素質(zhì)服務(wù)的部門；第四部分指的是在國內(nèi)不計入第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和國民生產(chǎn)總值的國家機(jī)關(guān)、政黨機(jī)關(guān)、警察、軍隊等。隨著我國物流業(yè)的快速發(fā)展提高了我國第三產(chǎn)業(yè)在我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的比重，根據(jù)調(diào)查顯示2015年第一季度第三產(chǎn)業(yè)的增長快于第二產(chǎn)業(yè)，增長幅度為7.9%，第三產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重為51.6%，首超50%。

（二）我國現(xiàn)代物流業(yè)發(fā)展存在的問題

雖然當(dāng)前我國的現(xiàn)代物流業(yè)得到了快速的發(fā)展，但是受多種因素的影響我國現(xiàn)代物流業(yè)在發(fā)展的過程中不可避免的存在著一系列的問題，主要表現(xiàn)在以下幾個方面：首先，我國物流領(lǐng)域缺乏配套法規(guī)。當(dāng)前我國法律在物流企業(yè)的融資制造、產(chǎn)權(quán)制度、用人制度和社會保障制度等方面仍然是一片空白，并沒有形成系統(tǒng)的、專門的法律體系，使得我國物流企業(yè)在日常的經(jīng)營和管理當(dāng)中無法可依，造成我國現(xiàn)代物流行業(yè)管理的混亂。除此之外，我國國有企業(yè)為了企業(yè)的更好發(fā)展需要在外部選擇更加高效的物流服務(wù)，但是因為受相關(guān)制度的約束，使得在處置以前的物流設(shè)備和人員時都存在著一系列的問題，從而嚴(yán)重地阻礙了我國物流業(yè)的發(fā)展。其次，缺乏綜合性的物流服務(wù)。當(dāng)前我國物流業(yè)的服務(wù)集中在某一個物流企業(yè)當(dāng)中，主要包括倉儲、運(yùn)輸和搬運(yùn)這三個方面，并沒有在整個現(xiàn)代物流行業(yè)當(dāng)中形成一個系統(tǒng)的、綜合的服務(wù)系統(tǒng)。除此之外，與國外發(fā)達(dá)國家相比，我國不管是在信息的收集、處理還是客戶供應(yīng)鏈中物流需求的管理以及物流的統(tǒng)籌規(guī)范等方面都存在著一定的差距。最后，物流專業(yè)人才的缺乏。隨著科學(xué)技術(shù)的提高，當(dāng)前企業(yè)競爭的實質(zhì)其實就是人才的競爭，這一點在服務(wù)產(chǎn)業(yè)表現(xiàn)得更為明顯?，F(xiàn)代物流業(yè)作為復(fù)合型服務(wù)產(chǎn)業(yè)，物流從業(yè)人員素質(zhì)的高低直接影響著企業(yè)的生存和發(fā)展。因為當(dāng)前我國開設(shè)有物流專業(yè)的高校數(shù)量比較少，造成我國物流專業(yè)的人才在數(shù)量上就比較少，再加上高校在培養(yǎng)物流專業(yè)的學(xué)生時與社會需求相脫鉤，重理論輕實踐，最終造成我國物流專業(yè)人才的缺乏。

二、現(xiàn)代物流對進(jìn)出口貿(mào)易的影響分析

隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化程度的加深，促進(jìn)了進(jìn)出口貿(mào)易的快速發(fā)展，從而帶動了國際物流的產(chǎn)生。另一方面，物流發(fā)展的好壞也直接影響著進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展情況。由此可見，國際物流和進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系十分密切?，F(xiàn)代物流是進(jìn)出口貿(mào)易的必要條件，而為了順應(yīng)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展，現(xiàn)代物流勢必需要朝著優(yōu)質(zhì)化、多樣化、高效化的方向發(fā)展，從而促進(jìn)國際物流的變革，使國際物流朝著合理化的方向發(fā)展。進(jìn)出口貿(mào)易又被稱成為國際貿(mào)易，指的是跨越國境的貨品和服務(wù)交易的活動，包括進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易兩種類型，具有提高國民生活品質(zhì)、增加就業(yè)機(jī)會、加強(qiáng)國際間的經(jīng)濟(jì)合作和技術(shù)交流、調(diào)節(jié)各國市場的供求關(guān)系、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等重要的作用。

（一）降低經(jīng)營成本

進(jìn)出口貿(mào)易是建立在各個國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的優(yōu)缺點的基礎(chǔ)之上而形成的，將本國具有競爭優(yōu)勢的產(chǎn)品出口到其他國家，把本國缺乏的產(chǎn)品從其他國家引進(jìn)而來，而其中所獲得的利潤主要取決于產(chǎn)品的價格與成本。物流費用作為產(chǎn)品的成本之一，因此當(dāng)產(chǎn)品的物流費用變高勢必會引起產(chǎn)品價格的升高，從而降低了產(chǎn)品的競爭力，最終阻礙了進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。實際上，產(chǎn)品的物流費用有著很大的降低空間。現(xiàn)代物流業(yè)因其構(gòu)建了全球服務(wù)領(lǐng)域，從而實現(xiàn)了信息化和標(biāo)準(zhǔn)服務(wù)化的管理，最終為顧客提供了具有增值效果的整體系統(tǒng)優(yōu)化的服務(wù)，減少了企業(yè)的庫存和中間環(huán)節(jié)，從而降低運(yùn)營成本，提高了經(jīng)濟(jì)效益。

（二）促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易便利化

隨著貿(mào)易數(shù)量的增多和當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及人們生活節(jié)奏的加快，再加上貿(mào)易便利化具有降低企業(yè)的行政管理費用和商務(wù)成本、增加商業(yè)機(jī)會、提升客戶價值和安全性以及獲得直接經(jīng)濟(jì)利益的優(yōu)點，使得貿(mào)易便利化得到了越來越多國家的支持和倡導(dǎo)。貿(mào)易便利化是進(jìn)出口貿(mào)易的一個專業(yè)術(shù)語，指的是加速貨物和產(chǎn)品的流通速度，減少中間的貿(mào)易協(xié)調(diào)程序，追求的是國際貿(mào)易程序和制度的簡化和協(xié)調(diào)。而這和現(xiàn)代物流所追求的目標(biāo)是一致的。因此現(xiàn)代物流在進(jìn)出口貿(mào)易中能夠打破時間和空間的局限，特別是當(dāng)前各個國家在交通方面是十分的便利，再加上當(dāng)前和平與發(fā)展是當(dāng)今世界發(fā)展的主題，為進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展提供了穩(wěn)定的社會環(huán)境。在這些因素的共同影響下，促進(jìn)了貿(mào)易便利化的實現(xiàn)。

（三）加快貿(mào)易的進(jìn)程，擴(kuò)大貿(mào)易規(guī)模

隨著各國之間進(jìn)出口貿(mào)易聯(lián)系的增多，資源配置和世界分工變得更加具體和細(xì)致，這就要求在進(jìn)出口貿(mào)易的過程中各個行業(yè)的企業(yè)只有加強(qiáng)合作、交流和溝通才能獲得利益。現(xiàn)代物流業(yè)的快速發(fā)展帶動了第三方物流企業(yè)的發(fā)展。第三方物流企業(yè)指的是某一個企業(yè)作為從產(chǎn)品生產(chǎn)到銷售的第三方，不擁有商品，只是為客戶提供倉儲、配送等物流服務(wù)，通過將供應(yīng)鏈進(jìn)行重新的整合，具有讓企業(yè)致力于核心業(yè)務(wù)，靈活運(yùn)用新技術(shù)、實現(xiàn)以信息換庫存，減少固定資產(chǎn)投資、加速資本周轉(zhuǎn)，提供靈活多樣的顧客服務(wù)、為顧客創(chuàng)造更多的價值的優(yōu)點，大大降低了進(jìn)出口企業(yè)的物流壓力，減少了企業(yè)的成本。根據(jù)調(diào)查顯示，進(jìn)出口企業(yè)通過第三方物流企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)品的轉(zhuǎn)移，至少可以為企業(yè)減少10%的費用，從而加快了貿(mào)易的進(jìn)程，實現(xiàn)貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大。

三、大力發(fā)展現(xiàn)代物流，促進(jìn)我國進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展

（一）加快物流標(biāo)準(zhǔn)化建設(shè)

沒有規(guī)矩不成方圓。現(xiàn)代物流的高效運(yùn)作離不開統(tǒng)一的物流標(biāo)準(zhǔn)，我國應(yīng)該加快對物流標(biāo)準(zhǔn)的建設(shè)。在物流標(biāo)準(zhǔn)的建設(shè)過程中除了要立足當(dāng)前我國物流業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀，更應(yīng)該借鑒和學(xué)習(xí)其他國家的先進(jìn)經(jīng)驗，制定出不僅適和我國國內(nèi)物流市場發(fā)展的標(biāo)準(zhǔn)，同時也能和國際物流標(biāo)準(zhǔn)相接軌，從而為進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展提供便利。

（二）培養(yǎng)物流專業(yè)人才

物流業(yè)作為一門復(fù)合型的產(chǎn)業(yè)類型，對從業(yè)的物流人員提出了更高的要求，這就要求高校在培養(yǎng)物流專業(yè)的學(xué)生過程中除了需要將理論和實踐進(jìn)行有機(jī)的結(jié)合，更應(yīng)該加強(qiáng)各個學(xué)科之間的學(xué)習(xí)，為社會和企業(yè)輸送出一批素質(zhì)高，專業(yè)知識扎實的復(fù)合型人才。除此之外，現(xiàn)代物流企業(yè)應(yīng)該提高物流專業(yè)人才的工資待遇和福利水平，大力引進(jìn)專業(yè)人才，通過出國學(xué)習(xí)和定期組織培訓(xùn)等形式加強(qiáng)對企業(yè)內(nèi)部人才的培養(yǎng)，在幫助員工樹立終身學(xué)習(xí)理念的基礎(chǔ)上，促進(jìn)員工終身學(xué)習(xí)能力的形成，從而完善企業(yè)的人才培養(yǎng)制度和激勵制度，建立適合我國企業(yè)的人才培養(yǎng)模式。

（三）加強(qiáng)國際合作

進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展離不開國家之間的相互合作，而這種合作不應(yīng)該僅僅體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，更應(yīng)該加強(qiáng)政治和文化等其他方面的合作，形成全方位多領(lǐng)域的交流，實現(xiàn)國與國之間貿(mào)易往來的雙贏。

四、總結(jié)

綜上所述，現(xiàn)代物流業(yè)對進(jìn)出口的影響主要表現(xiàn)在降低經(jīng)營成本、促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易便利化和加快貿(mào)易的進(jìn)程、擴(kuò)大貿(mào)易規(guī)模這三個方面。為了將現(xiàn)代物流對進(jìn)出口貿(mào)易的積極作用進(jìn)行更大程度的發(fā)揮，需要加快物流標(biāo)準(zhǔn)化的建設(shè)、物流專業(yè)人才的培養(yǎng)和國際之間的合作，從而促進(jìn)現(xiàn)代物流和進(jìn)出口貿(mào)易長遠(yuǎn)、健康和穩(wěn)定的發(fā)展。

作者:韋莉 單位:長江師范學(xué)院財經(jīng)學(xué)院

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