進出口貿易的現狀精選(九篇)

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第1篇：進出口貿易的現狀范文

【關鍵詞】上海自貿區(qū) 進出口貿易 機遇與挑戰(zhàn)

一、前言

上海自貿區(qū)的建立在一定程度上將刺激我國進出口貿易的發(fā)展，為我國進出口貿易提供了不少的有利條件，如：進出口退稅及附加的優(yōu)惠條件、自由貿易、自主管理、市場范圍更廣等。但是在自貿區(qū)提供的優(yōu)越條件下，我國進出口貿易業(yè)同樣也面臨著創(chuàng)新改革的挑戰(zhàn)。

二、上海自貿區(qū)建立的目的

上海自貿區(qū)建立的首要核心目的就是想要“改革”，借助新的經濟交易平臺，為我國經濟貿易提供更多的交易渠道。上海自貿區(qū)的市場管理主要是由政府干預的經濟活動轉變?yōu)橹饕墒袌鲋黧w的主導權，借此讓政府職能的性質從管理型變?yōu)榉招?。其次，上海自貿區(qū)的建立是為了提高人民幣在世界貿易中的認知度。上海自貿區(qū)建立還有一個重要的目的：便于中國和太平洋戰(zhàn)略經濟伙伴關系協議（TPP）接軌、融合、合作。以此實現經濟自由化，增加經濟的開放程度[1]。

三、上海自貿區(qū)建立帶來我國進出口貿易的機遇及挑戰(zhàn)

世上任何事物都有其兩面性，對于上海自貿區(qū)帶給我國進出貿易的影響也是存在兩面性的，這既是機遇也同樣面臨著挑戰(zhàn)。這就需要我們全面分析，才能夠較好的理解、處理好這究竟是什么樣的機遇以及什么樣的挑戰(zhàn)。

（一）上海自貿區(qū)建立帶來我國進出口貿易的機遇

進出口貿易是一個與時俱進的行業(yè)，必須抓住時機，創(chuàng)新改革才能得以快速發(fā)展。上海自貿區(qū)的建立為我國進出口貿易提供了很好的發(fā)展機會。

1.加大監(jiān)督管理制度。針對上海自貿區(qū)的建立，我國政府實行“簡政放權”，政府將原有的管理形式改為監(jiān)督監(jiān)理。具體來說就是政府首要任務減少管理權，增加我國進出口貿易的獨立自主管理，在一定程度上刺激其積極性；其次對進出口貿易實行大力度、高透明度的監(jiān)管。在已有的監(jiān)管制度基礎上，上海自貿區(qū)對我國進出口貿易的監(jiān)督管理做出了如下改革：（1）建設自貿區(qū)的信息資源共享以及服務中心，實行“一口受理、綜合辦理”的服務形式，以此便利我國進出口貿易；（2）大力發(fā)展社會信用體系，對我國進出口貿易實行全面的經濟貿易信用信息記錄并建立披露機制，對信用度高的企業(yè)進行獎勵和對信用度不高的進行懲罰；（3）逐步實現市場經濟的綜合監(jiān)督管理體系，增加我國進出口貿易的綜合監(jiān)督管理能力。

2.增強我國進出口貿易開發(fā)和國際接軌的多元化。上海自貿區(qū)的建立擴大了我國進出口貿易的開發(fā)，讓我國的國際貿易行業(yè)努力實現于與TPP接軌、合作。首先，上海自貿區(qū)金融業(yè)的創(chuàng)新業(yè)務發(fā)展給我國進出口貿易的離岸交易以及海外市場開拓提供了充足的資金保障，較寬松的金融管理制度，給國際貿易結算以及一些跨國公司的資金周轉帶來了便利。其次，上海自貿區(qū)對進出口貿易的貿易資金管理實行先限額管理，再逐步擴大到無限額管理的方式，同時也給我國進出口貿易的貨物交易實行期貨交易和商品期貨的交割倉庫。由此看來，上海自貿區(qū)的建立給我國進出口貿易的擴大提供了更大的市場平臺，并且提供了資金、物資的巨大幫助。

3.優(yōu)化政策，增加進出口貿易的開發(fā)度。隨著上海自貿區(qū)的發(fā)展，政府也在不斷優(yōu)化其對進出口貿易的相關政策。鼓勵中內外投資者加入自貿區(qū)，擴大服務行業(yè)，并給進出口貿易提供全面的服務。同時創(chuàng)新、改進出口貿易的出口退稅、海關手續(xù)程序等?！昂喺艡唷?、大膽地讓進出口企業(yè)獨當一面[2]。

（二）上海自貿區(qū)建立帶來我國進出口貿易的挑戰(zhàn)以及應對措施

上海自貿區(qū)建立給我國進出口貿易帶來了很多機遇，但是利益面前難免都會存在一些風險，這就要求我國今后的進出口貿易行業(yè)能擔得起這些風險，勇于面對挑戰(zhàn)，開拓創(chuàng)新。

1.離岸金融體系。我國進出口貿易在創(chuàng)立上海自貿區(qū)前，處于國家控股、國家掌托狀態(tài)，對于資金流入、流出大都有國家的支持。而現在政府大膽放手任其自主管理、自主運行，這一巨大轉變讓進出口貿易在總體管理上發(fā)生了變化。進出口貿易管理者負責對企業(yè)進行管理，進出口貿易的資金要自主籌資，這給企業(yè)帶來巨大的挑戰(zhàn)。如何運行、獲得、周轉、管理、使用資金，怎樣才能更好地保障資金流動順暢？進出口貿易可以借助自貿區(qū)的金融服務，借助離岸金融體系管理出口貨物的資金流動問題，讓國內外的貿易活動能夠井然有序的展開。

2.減少進出口貿易順差。我國的進出口貿易長期處于順差，人民幣迫于國際形勢壓力不斷升值，并且我國進出口貿易的商品大多為初級商品，出口量多。這種長期的進出口順差給我國進出口貿易帶來了壓力，交易過多的出口產品導致資金外流，不利于國內經濟的增長。為了緩解貿易順差，進出口貿易可以借助上海自貿區(qū)提供的開發(fā)平臺，吸引外商到國內投資，大力“拓市場、調V結構、促平衡”，借助有力資源，開發(fā)貿易平臺，全面提升服務，提高進出口貿易的管理以及調整相應政策（如：低稅率等），這樣可以一定程度的轉變我國當前的貿易方式，減少我國的進出口貿易順差。

3.加強進出口貿易管理。在上海自貿區(qū)建立前，我國進出口貿易是由國家控股管理，其發(fā)展方向明確?，F在自貿區(qū)建立后，進出口貿易實現了自主管理，這需要更系統(tǒng)化的管理模式和管理辦法，包括進出口貨物、程序、資金、單證以及國際貿易的從業(yè)人員管理等都需要緊跟時代步伐加強管理。

四、總結

綜上所述，上海自貿區(qū)的建立是一把雙刃劍，利用好了，它能給我國的經濟添磚加瓦，利用不好，它會導致我國經濟的流失。全面分析上海自貿區(qū)的建立對我國進出口貿易的機遇和挑戰(zhàn)，能夠讓我們更加自如的運用自貿區(qū)帶來的優(yōu)勢，創(chuàng)造更多的經濟財富。

參考文獻

[1]黃麗薇.上海自貿區(qū)面臨的機遇與挑戰(zhàn)研究――與香港發(fā)展的比較[J].經營管理者，2014（04）：180-181.

[2]張明，郭子睿.上海自貿區(qū)：進展、內涵與挑戰(zhàn)[J].金融與經濟，2013（12）：19-22.

第2篇：進出口貿易的現狀范文

關鍵詞：深圳經濟；電子市場；進出口貿易

中圖分類號：F713.36 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）012-000-01

一、緒論

電子產業(yè)作為未來經濟發(fā)展的基礎，其市場前景非常的被看好，深圳華強北電子市場目前已經在世界范圍內都有著極其重要的作用，其進出口貿易也極大的帶動了深圳的經濟發(fā)展。

二、深圳華強北電子市場進出口貿易的現狀

目前電子市場分布開始面向整個亞洲以及環(huán)太平洋地區(qū)擴散，美國和日本分列世界第一、第二大電子信息產品生產國與銷售市場，而同時我國的電子產品制造業(yè)已經成為全球最大的生產基地，覆蓋了通信、高性能計算機、手機、數字電視等方面。由此可預見電子產品市場進出口貿易在逐漸的向亞太地區(qū)擴散。華強北電子市場由于其在中國電子市場特殊的作用以及歷史地位，全國的各種電子企業(yè)和個人都聚集在了華強北，這就造成了華強北出現了繁多的電子商城，例如賽格廣場華強電子世界、華強廣場、賽博數碼商城等，同時各類電子產品生產企業(yè)紛紛在這里落戶。隨著社會的需求以及計算機技術的發(fā)展，電子產品的市場重心逐漸的向計算機及手機通信產品偏離。降低電子產品的生產成本就成了眾多電子生產廠家主要的競爭手段，在降低生產成本的同時又能夠保證產品質量的手段莫過于電子產品生產的規(guī)模化。隨著電子商務的興起，電子市場的貿易手段，也逐漸的從實體店向網絡虛擬店鋪發(fā)展，這樣一方面可以節(jié)省企業(yè)的成本，另一方面可以讓企業(yè)與時代接軌，增加企業(yè)的競爭力，提升企業(yè)的知名度。而企業(yè)模式的網絡化，在未來也將成為電子市場的主流。

三、華強北電子市場進出口貿易發(fā)展中面臨的問題

1.進出口貿易對象減少

由于世界電子產品科技的發(fā)展，華強北的優(yōu)勢在減弱，貿易對象有了更多的貿易選擇，并且在世界范圍內，進出口貿易的范圍也在發(fā)生改變。這都減少了華強北電子市場的貿易對象。

2.山寨的盛行，影響了市場信譽

由于在山寨手機時代，華強電子市場在進出口貿易中留下的名聲大多為山寨貨，導致在現今這個山寨不流行的時代，其山寨的形象嚴重影響了進出口貿易達到發(fā)展。

3.店鋪繁多，分散了的在對外出口時的優(yōu)勢

在華強北電子市場中，每一個柜臺后面幾乎都是一個單獨的企業(yè)，這也就造成了競爭力的加大，同時不利于資源的規(guī)?；?，也就在進出口貿易中失去了優(yōu)勢。

4.電子商城的興起

隨著社會的發(fā)展以及互聯網的盛行，很多的電子產品不在選擇華強北作為其主要的銷售場所，而是通過網上的電子商城。這就給華強北的實體店面造成了一定的影響

5.核心競爭力不足

現在的電子行業(yè)，已經不是之前的模式，隨著智能手機和平白電腦的盛行，其他的電子產品受到了很大的影響，而華強電子市場的進出口貿易在以前主要依靠的是山寨手機和其他電子產品，在智能手機等核心競爭能力中嚴重不足。

四、未來華強北電子市場進出口貿易發(fā)展對策

1.擴大貿易范圍

隨著世界電子貿易經濟向亞太地區(qū)發(fā)展的改變，華強北電子市場的進出口貿易也應該進行轉變，需要把重心更多的轉向亞太地區(qū)。適應進出口貿易發(fā)展的趨勢，發(fā)揮其本身電子元件的優(yōu)勢。

2.規(guī)范市場，恢復市場權威性

在經歷了山寨貨風潮之后，華強北已經被貼上了山寨的名詞，想要撕掉這一說法，需要我們華強北所有的商家共同努力，并且建立一個良好的市場規(guī)范，制定市場的規(guī)則，嚴厲打擊盜版、山寨。目前，華強北已經成立了相關的街道辦事處，但是這還不夠仍需要更完善的法律制度去監(jiān)督它，約束它。從而重新恢復人們對華強北電子市場的看法。

3.商場整合，發(fā)揮優(yōu)勢

華強北電子市場有著繁多的電子商場，這就導致了很多外來客戶沒法集中快速的對比商品的優(yōu)劣，從而降低了客戶來華強北的感官體驗，影響了貿易交易等行為，為此，華強北應當加大對商場的整合力度，讓華強北的優(yōu)勢展現在客戶面前，真正的發(fā)揮出華強北電子市場的能力。

4.加強電子商城的建設力度

目前華強北電子市場順應時代的發(fā)展，建立了華強在線電子商城。在未來仍需要加大對電子商城的投入，讓更多的人知道華強在線，從而可以使更多的人可以選擇華強北作為其電子產品購買的首選地。

第3篇：進出口貿易的現狀范文

關鍵詞:實際有效匯率;進出口貿易;協整分析

福建省是中國距離東南亞、西亞、東非和大洋洲最近的省份之一，是中國與世界交流的重要門戶。改革開放30年以來，福建充分利用中央賦予的“特殊政策、靈活措施”，發(fā)揮“僑、海、山、特”等省情優(yōu)勢，不斷深化改革，擴大開放，大力發(fā)展外向型經濟，對外貿易取得了令人矚目的成就。2007年福建省進出口貿易額達到744.58億美元，年均增長22.16%，總體規(guī)模比1979年擴大了272倍。其中出口額達到499.43億美元，年均增長20.89%，擴大203倍；進口額245.15億美元，年均增長27.45%，擴大891倍；增速均高于全國平均水平。進出口總額占全國比重從1979年的0.9%上升為2007年的3.4%，2007年進出口總值位居全國第七位，其中出口名列第六，在全國對外貿易中具有舉足輕重的地位。進出口貿易是福建省經濟貿易的重要組成部分，其變動會對全省經貿產生較大影響。自2005年7月21日人民幣對美元交易價格調整為1美元兌8.11元人民幣以來，人民幣持續(xù)升值，2007年12月28日，人民幣對美元匯率中間價為1美元兌7.3046元人民幣，累計升值幅度達11.03％。在這種形勢下，福建省進出口貿易與人民幣匯率變動的關系如何，人民幣匯率變動特別是人民幣持續(xù)升值究竟會對福建省的進出口貿易產生什么樣的影響，影響程度如何，這些問題，無論是從現實意義的角度來看，還是從長遠發(fā)展的需要出發(fā)，都是值得分析和研究的。

一、基本理論綜述和研究現狀

1.基本理論綜述

有關匯率變動對進出口貿易影響的理論很多，最早起源于重商主義學派的有關論述，后來出現了馬歇爾-勒納-羅賓遜的有關匯率變動對貿易收支的彈性分析理論，哈羅德（R.F.Harrod）、勞埃德·梅茨勒（L.Metzler）、弗里茨·馬克魯普（Fritz Machlup）為代表的經濟學家用凱恩斯的宏觀經濟理論和乘數理論分析收入變動對國際收支的調節(jié)作用的收入分析理論，詹姆士·米德（James.Meade）和西德尼·亞力山大(S.Alexander)以凱恩斯的宏觀經濟理論為基礎提出的吸收分析理論以及20世紀60年代的匯率不完全傳遞理論等等。其中，彈性分析理論是最有影響力的理論之一。

彈性分析理論產生于20世紀30年代，由英國經濟學家馬歇爾提出，后經英國女經濟學家瓊·羅賓遜和美國經濟學家勒納等人發(fā)展而成，它主要是通過對進出口商品的供求彈性的分析來研究匯率變動對進出口貿易的影響程度。

一般地說，一國貨幣貶值有利于擴大出口，抑制進口，而貨幣升值有利于擴大進口，抑制出口。彈性分析理論認為，在只考慮匯率變化對進出口商品的影響、貿易商品的供給完全有彈性、充分就業(yè)與收入不變、沒有資本移動等假設條件下，只有當進口商品和出口商品需求彈性的絕對值之和大于1，即滿足著名的馬歇爾－勒納條件，本幣貶值才能通過進出口商品價格的變化引起進出口數量的變化，改善一國對外貿易從而改善國際收支。因為，如果這兩種彈性的絕對值之和大于1，一國貨幣貶值后，出口商品以外幣表示的價格相對降低，于是出口增加，如果國外的需求彈性越大，則出口數量增加得越多，出口額增加得越大；進口商品以本幣表示的價格相對提高，于是進口減少，如果國內的需求彈性越大，則進口減少得越多，進口額下降得越大，結果是出口額增加，進口額減少，從而國際收支得到改善。

但是，彈性分析理論忽視了時間因素對貨幣貶值改善國際收支效果的影響。大量實踐表示，即使具備了馬歇爾－勒納條件，貨幣貶值也不能馬上改善貿易收支，而是存在一定的“時滯”。即在貨幣貶值初期，以外國貨幣表示的出口商品的價格已經下降，但出口量因本國企業(yè)調整生產、增加產量、增加對外銷售都需要一段時間而沒有明顯增加，同時，以本國貨幣表示的進口商品的價格已經上升，但進口量因國內消費者在認識、決策甚至找到進口替代品和生產這些進口替代品也都需要一段時間而沒有明顯減少，結果，貿易收支非但沒有得到改善，反而進一步惡化。只有經過一段時間當以上慣性消失，貿易收支才會得到改善。這個過程用曲線描述出來，就像英文字母“J”，所以稱作“J曲線效應”。 這一變化過程可能會維持數月甚至一兩年，根據各國不同情況而定。

2.研究現狀

匯率變動對進出口貿易影響的研究，一直是國際金融領域的熱點問題和難點問題。近年來，我國學者關于人民幣匯率與進出口貿易關系的研究也取得了不少實證分析方面的成果，但是由于不同學者研究的角度不盡相同，選取的樣本區(qū)間有所不同，使用的方法參數也不太一樣，因此，研究的結論大相徑庭，意見分歧也很大。

盧向前、戴國強（2005）運用協整向量自回歸（cointegrating VAR）的分析方法，對1994－2003年人民幣實際匯率波動與我國進出口之間的長期關系進行實證檢驗，結果表明，人民幣實際匯率波動對我國進出口存在著顯著的影響，馬歇爾－勒納條件成立，人民幣實際匯率波動對進出口的影響存在J曲線效應；李亞瓊、黃立宏（2006）采用1978—2000年的數據，通過實證研究，計算出我國的進出口需求彈性絕對值之和為1.643，認為我國滿足匯率貶值改善國際收支的必要條件。而任兆璋、寧忠忠（2004）使用1978－2002年的數據對中國對外貿易收支差額與人民幣實際匯率之間的關系進行分析，發(fā)現二者間不僅判定系數低（Adj-R2=0.2160），且協整檢驗和Granger因果關系分析均顯示不存在長期均衡關系；沈國兵、楊毅（2005）對1990—2004年月度數據進行Johansen檢驗，結果表明，中國進出口與人民幣實際有效匯率之間沒有穩(wěn)定的協整關系，也沒有系統(tǒng)性相互影響和決定關系；陳晨子（2007）使用協整理論分析1986年1月至2007年1月的數據，得出了人民幣匯率與中國對外貿易額不存在長期均衡關系的結論；徐煒、孫俊（2008）通過對1994年1月至2005年7月、2005年8月至2006年11月這兩個階段的人民幣實際有效匯率、我國進口總額、出口總額的月度數據進行相關處理，利用向量自回歸模型和格蘭杰因果檢驗模型，研究表明，隨著2005年7月21日匯率制度改革的實施，人民幣實際有效匯率對我國進出口的影響正在減小。

當人們在研究人民幣匯率變動與進出口貿易的關系的同時，也有一部分人把目光轉向區(qū)域領域，研究人民幣匯率變動與區(qū)域進出口貿易的關系，也取得了一些進展，但總的來說，研究成果相對較少。

劉傳哲、陳寒凝、賈彥利（2004）通過實證分析，發(fā)現江蘇省出口貿易額的增長與匯率變動明顯正相關；戴世宏（2006）采用對數形式進行實證分析，結果表明，人民幣匯率貶值有力地促進了上海市出口貿易的增長；王春平、劉傳哲（2007）通過協整檢驗發(fā)現人民幣實際有效匯率與山東出口貿易額呈顯著的正相關關系；康慧、盧方元（2007）采用協整分析方法研究表明人民幣實際匯率與河南省進出口存在長期均衡的關系且進出口商品需求彈性系數的絕對值之和大于1；馬麟艷、肖留春（2007）通過實證分析，認為人民幣實際匯率變動對云南進出口影響不大；韓萍、任梅春（2006）通過計量分析的結果表明福建省對外貿易出口額、進口額與人民幣實際匯率之間存在的彈性關系不大，相關性較弱，而GDP對福建省的進出口貿易影響顯著。

二、人民幣匯率變動對福建省進出口貿易影響的實證分析

1.模型的設立

根據一般經濟理論，影響一國進出口貿易最主要因素是進出口商品的相對價格，而影響進出口商品相對價格的關鍵因素就是匯率，除此之外，實際國民收入水平也是影響一國進出口貿易的重要因素。但根據彈性分析理論的假設條件，我們假定國內外消費者的實際收入不變，只考慮匯率變化對進出口貿易的影響，同時為了使各個序列趨勢線性化，以消除異方差性，對各個序列取自然對數，建立模型：

其中，t為時間，Xt為出口額，Mt為進口額，REERt為人民幣匯率。

2.數據來源及說明

(1)采用的數據是年度數據，樣本期為1980－2005年，選擇從1980年開始主要是考慮改革開放以后，隨著我國外貿體制、外匯管理體制改革的深入，人民幣匯率作為價格杠桿對進出口貿易的調節(jié)作用才日益凸顯。

(2)按匯率是否經過價格調整，人們通常把匯率分為名義匯率（Nominal Exchange Rate）和有效匯率（Effective Exchange Rate）。名義匯率即現實外匯市場交易中的匯率。有效匯率是一種貨幣相對于其他多種貨幣雙邊匯率的加權平均數1。在實證過程中，人們通常把有效匯率分為名義有效匯率和實際有效匯率。

名義有效匯率（Nominal Effective Exchange Rate，簡稱為NEER）是以貿易比重為權數的有效匯率，它所反映的是一國貨幣在國際貿易中的總體競爭力和總體波動程度。將名義有效匯率剔除該國當年的相對物價指數，就得到實際有效匯率（Real Effective Exchange Rate，簡稱為REER）。與名義匯率、名義有效匯率相比，實際有效匯率不僅考慮了一國的主要貿易伙伴國貨幣的變動，而且剔除了通貨膨脹因素，能夠更加全面地反映一國貨幣的對外價值。本文采用人民幣實際有效匯率來研究匯率變動對進出口貿易的影響。

(3)福建省進口額、出口額數據均來自歷年《福建統(tǒng)計年鑒》，人民幣實際有效匯率來自國際貨幣基金組織提供的國際金融統(tǒng)計。實際有效匯率上升表示本幣升值，下降表示本幣貶值。

第4篇：進出口貿易的現狀范文

關鍵詞：農業(yè)經濟;進出口貿易;影響;建議

1我國農業(yè)經濟發(fā)展的重要意義

1.1農業(yè)可持續(xù)發(fā)展是建設有中國特色的農村發(fā)展道路的新階段

發(fā)展農業(yè)經濟是我國開展進出口貿易的根基。實現農業(yè)經濟可持續(xù)發(fā)展更是全社會實現可持續(xù)發(fā)展的重要基礎，也是進出口貿易的基礎。但是，從當前我國農業(yè)經濟發(fā)展現狀來看，目前還存在諸多不如意的地方，對我國進出口貿易造成了一定的影響。我們應該加大對農業(yè)經濟發(fā)展的研究和分析，強化農業(yè)經濟在我國進出口貿易中的地位，全面促進我國農業(yè)經濟實現快速發(fā)展。我國改革開放發(fā)展至今，農業(yè)經濟尤其是糧食經濟取得了較大的成就，并且實現了較大幅度的出口增長，有效促進了我國朝著現代化方向發(fā)展。然而我們也應該看到，當前我國農業(yè)經濟的發(fā)展過程中面臨著較為嚴重的技術問題，隨著環(huán)境、資源以及人口等困境和壓力越來越多，對于農業(yè)經濟的發(fā)展也會造成極大的阻礙。所以，未來我國農業(yè)經濟的發(fā)展必須要從傳統(tǒng)的粗放式經營轉向集約式經營，高效利用各類農業(yè)資源，實現農業(yè)資源高效消耗，利用現代科學技術，實現農業(yè)經濟快速發(fā)展，為帶動我國進出口貿易注入新機。

1.2科學地認識和深入研究是農業(yè)可持續(xù)發(fā)展思想的需要

從目前我國農業(yè)經濟整體發(fā)展情況來看，農業(yè)經濟的發(fā)展事實上是一種全新的發(fā)展理念以及發(fā)展戰(zhàn)略。農業(yè)經濟的發(fā)展對于促進我國進出口貿易實現快速增長也被世界不同社會制度、不同意識形態(tài)以及不同的信仰國家逐漸接受。針對農業(yè)經濟發(fā)展情況，世界各國都形成了農業(yè)經濟發(fā)展學、生態(tài)學以及社會學等諸多研究項目。針對農業(yè)經濟如何實現可持續(xù)發(fā)展的問題在理論規(guī)范當中也實現了進一步地融合，由此說明實現農業(yè)經濟快速發(fā)展理論必將成為世界廣泛關注的焦點，正確認識并且深入研究當前農業(yè)經濟發(fā)展是社會發(fā)展的需要，更是提升我國進出口貿易水平的需要。

1.3我國農業(yè)的發(fā)展狀況迫切需要開展對農業(yè)可持續(xù)發(fā)展問題的研究

歷時20余年的發(fā)展歷程，我國農業(yè)經濟實現了長足的發(fā)展。然而，我們也應該看到，農業(yè)是我國進出口貿易中十分薄弱的一個環(huán)節(jié)，尤其是農業(yè)經濟發(fā)展過程中所面臨的問題逐漸凸顯。在當前市場經濟快速發(fā)展的進程中，因為需要尊重價值規(guī)律的發(fā)展和應用，農業(yè)經濟為我國工業(yè)建設實現快速發(fā)展提供了豐富的原料、資金以及勞動力等諸多元素，但是眾多領域在向農業(yè)經濟領域輸送資源的情況并不多見。很多地區(qū)出現了十分嚴重的土地、資金以及技術瓶頸，導致我國農業(yè)經濟整體發(fā)展后勁存在著明顯不足。

1.4農業(yè)可持續(xù)發(fā)展的研究具有一定的國際意義

目前我國還是一個名符其實的農業(yè)大國。第一，我們應該針對這個問題開展深入研究，并且制定出有效的解決措施，并要付諸實踐改善我國農業(yè)經濟發(fā)展滯后的問題，從而有效保障農業(yè)經濟發(fā)展腳步加快，跟上我國進出口貿易的發(fā)展水平，甚至能夠帶動我國進出口貿易發(fā)展水平。第二，改革開放發(fā)展至今，雖然我國的農業(yè)經濟得到了一定的發(fā)展，但是總體發(fā)展水平還偏低。如果能夠開創(chuàng)出有著典型發(fā)展意義的、成熟的農業(yè)經濟發(fā)展模式，對于實現我國進出口貿易快速增長有良好的促進作用，對于其他發(fā)展中國家也可以起到借鑒作用。

2我國農業(yè)經濟的發(fā)展現狀

2.1信息不靈

隨著當今世界經濟不斷發(fā)展，信息引導能夠幫助進行農業(yè)經濟發(fā)展結構調整?？墒菑哪壳扒闆r看來，各級政府還有相關部門對于我國農業(yè)經濟發(fā)展結構調整相關的信息指導工作根本沒有做到位，尤其是針對市場信息方面的統(tǒng)計、分析以及研究等方面的信息資料太少，很難準確地有利于市場供需方面的農產品信息。在以下三個方面表現最為明顯。其一是市鄉(xiāng)兩級和村民之間還沒有建立起信息溝通渠道。市鄉(xiāng)兩級之間比較容易收集到有關農產品市場供應方面的信息，但是對于農民來說，將很難獲得農產品市場供應信息，這些信息在農民當中是不流通的，農民也根本接收不到此類信息。其二是農民和企業(yè)之間出現信息斷層的局面。因此在這方面主要依靠一些龍頭農產品公司和農民之間建立起供銷合作關系才能夠解決農民農產品供銷難的問題，這也是萊陽推動農業(yè)經濟發(fā)展結構調整一個非常有效的途徑，是增加我國農民收入的一個主要渠道。在我國，最為典型的就是進行食品加工，這成為了促進我國經濟發(fā)展的一個重大方面。萊陽的食品加工企業(yè)直接供銷往國際市場，在某些方面來說，能夠直接指導我國農民做出有效的信息參考?？墒菑哪壳翱磥恚髽I(yè)和農民之間并沒有真正建立起直接聯系，而且這二者之間也缺少了基本的中間載體，沒有信息傳輸渠道，企業(yè)也只能夠通過極個別的大戶和企業(yè)之間建立合作，然后逐步擴散到別的種植戶，進而影響到農業(yè)經濟發(fā)展結構調整，能夠幫助農戶增收效益。其三是在信息傳播的空間和時間上有斷層的情況發(fā)生。往往因為一些原因，有的單位或者是企業(yè)的和農業(yè)產品有關的市場信息都沒能夠準時到達農戶的手中，這些都使得農產品會經常出現供求失衡的情況。

2.2生搬硬套

不同地區(qū)有著不同的自然條件以及經濟狀況，而且農業(yè)產業(yè)發(fā)展的現狀以及歷史方面都存在著非常大的差別。所以說，在進行農業(yè)經濟發(fā)展結構調整的時候一定要采取因地制宜的辦法，要根據當地真實的情況以及優(yōu)勢特點來制定具體的調整結構規(guī)劃，選擇出具有主導型的產業(yè)以及主導產品，并且多種產品之間還可以形成相互之間的補充，形成一個優(yōu)勢互補，并且具有特色的，帶有良性循環(huán)的農業(yè)經濟發(fā)展結構新格局，這樣的做法能夠有效避免出現產業(yè)結構處于較低水平?？墒?，我們在調查的過程當中發(fā)現，很多農戶根本不顧及自身種植的客觀情況，所有的都是聽從別人的說法，一切都是依照他人的選擇作為種植參考的，看到別人做什么種植項目并獲得了較好收益就跟隨他人腳步也跟著種起來了。這種盲目跟風的狀況非常嚴重，等到自己種植的產品豐收的時候卻發(fā)現市場已經不時興了。長此以往發(fā)展下去的話，很有可能造成一個“種啥啥不值錢”的狀況。

2.3資金短缺，缺乏調整能力

進行農業(yè)經濟發(fā)展結構調整以及增加農民收入，這些都需要獲得金融方面的支持。如果沒有投入，要想進行農業(yè)經濟發(fā)展結構調整是非常困難的。所以說，應該增加農村信貸，要讓更多的農民都享受到金融服務，這是一個非常重要的問題。但是我們從目前的情況來看，大部分的銀行信貸政策以及農民的市場購買力都在不斷降低，而使得要真正進行農業(yè)經濟發(fā)展結構調整是非常艱難的，很多鄉(xiāng)鎮(zhèn)、企業(yè)以及農戶都想要進行產業(yè)結構調整，但是沒有足夠資金，這一切都很難運作。比如說萊勵公司從事奶制品加工業(yè)務，奶制品非常暢銷，達到了日產袋裝純牛奶總量10多噸。由于擴大了市場，市場反響比較良好，公司在2001年底的時候計劃投資800多萬元從芬蘭購買新型設備，開通第二條生產線，但是因為資金緊張，遲遲沒有開工。

2.4顧慮重重，不敢大膽去做

在這次調查中，我們發(fā)現很多鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部普遍心里都有想法，其一是很多人都在做產業(yè)結構調整，大部分的農戶都在從事種菜以及養(yǎng)雞等農業(yè)生產活動，但是很多人發(fā)現就算調整了產業(yè)結構也未必能夠獲得良好的經濟效益，一旦松懈就再也不想繼續(xù)了。其二是前幾年出現了我國的“土豆事件”，還有傳播非常廣泛的“大蒜事件”，這些都使得鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部對于進行農業(yè)經濟發(fā)展結構調整感到心有余悸，都很擔心一旦發(fā)動所有民眾都進行農業(yè)經濟發(fā)展結構調整還不能夠獲得良好的效益，農民生產出來的農產品賣不出去，將直接找到鄉(xiāng)鎮(zhèn)領導對峙，而且農民自身也比較擔心，萬一自己的投入沒有產出的話將會失去更多，所以，思前想后，最終就放棄了進行農業(yè)經濟發(fā)展結構調整的想法。

3農業(yè)經濟的發(fā)展對進出口貿易的影響

3.1農業(yè)在進出口貿易中的地位

農業(yè)是國民經濟的基礎，在進出口貿易中占有重要地位。農業(yè)的重要性主要從以下兩個方面表現出來：首先，農業(yè)是提供人類生存必需品的生產部門。其次，農業(yè)的發(fā)展是社會分工和進出口貿易其他部門成為獨立的生產部門的前提和進一步發(fā)展的基礎。

3.2農業(yè)在進出口貿易中的貢獻

首先,食品是人們生活中最基本的必需品，非農業(yè)部門的食品消費品主要源自農業(yè)部門。其次,農業(yè)還對國家工業(yè)的發(fā)展做出了原料貢獻。在工業(yè)化的早期階段，一般國家的工業(yè)以農業(yè)原料加工業(yè)為主，所以工業(yè)的發(fā)展狀況與農業(yè)的發(fā)展狀況密切相關。

3.3農業(yè)在進出口貿易中展現的多功能性

3.3.1糧食安全功能

一個國家的農業(yè)在糧食安全方面的功能除了提供糧食這一特殊的商品外，還具有非商品功能，即保證一定的糧食自給水平，減少過度依賴國際市場的擔憂，增加糧食安全的保障感，確保國家宏觀戰(zhàn)略的實現。對于面臨糧食短缺和購買力不足的國家，農業(yè)生產具有消除饑餓和營養(yǎng)不良的特殊功能。

3.3.2環(huán)境功能

農業(yè)的直接環(huán)境收益包括，通過管理土壤和植物減少污染，通過多種植物輪作增加生物量和養(yǎng)分固定量，通過控制土壤侵蝕技術，提高生態(tài)系統(tǒng)的彈性等。

3.3.3經濟功能

農業(yè)除了與其他部門一樣具有提品和就業(yè)機會等傳統(tǒng)的經濟功能外，還具有其他經濟方面的非商品產出功能，如：保障勞動力就業(yè)、經濟緩沖作用、保持國土空間上的平衡發(fā)展、促進社會公平等功能。

3.3.4社會功能

由于農業(yè)所具有的地域性分布特點，農業(yè)不僅為農村居民提供了謀生手段和就業(yè)機會，而且還為他們提供了生活和社交場所，有助于形成和維持農村生活模式及農村社區(qū)活力，具有減少農村人口盲目向城市流動，保持社會穩(wěn)定。

4結語

本文通過對農業(yè)可持續(xù)發(fā)展歷史的深刻反思和現狀的系統(tǒng)把握，以及有針對性的國際比較，力求對問題作一較深層次的理論闡釋，在此基礎上，對中國農業(yè)可持續(xù)發(fā)展與支持問題進行理論探討和政策分析，以期建立起適合中國國情的、操作性較強的農業(yè)可持續(xù)發(fā)展體系。農業(yè)在我國經濟和社會發(fā)展中具有特殊的重要性。

作者:楊婧 單位:新疆農業(yè)科學院農業(yè)經濟與科技信息研究所

參考文獻

[1]姚延婷,陳萬明,李曉寧.環(huán)境友好農業(yè)技術創(chuàng)新與農業(yè)經濟增長關系研究[J].中國人口•資源與環(huán)境,2014(7).

第5篇：進出口貿易的現狀范文

關鍵詞：行業(yè)標準化；進出口貿易；截據模型；系數模型

中圖分類號：F820

文獻標識碼：A

文章編號：1003-7217(2010)03-0103-06

行業(yè)標準化被用作貿易保護工具，具有隱蔽性較強、透明度較低、不易監(jiān)督和預測等特點，給我國及其他發(fā)展中國家的對外貿易造成了很大的障礙，是目前國際貿易中最難對付的一種貿易壁壘。

雖然行業(yè)標準化的背后存在著較為嚴重的貿易保護主義陰影，但不得不承認其已成為貿易進出口中的通用準則，具有普遍適用性。如果企業(yè)不能適應或者不愿意去適應它，結果是自己的產品的國際競爭力受到嚴重削弱，甚至被迫退出國際市場?？刂茦藴食蔀閼獙κ袌龈偁幍挠辛ξ淦?，開發(fā)標準同開發(fā)產品一樣具有戰(zhàn)略意義。

以下將運用現代經濟學和管理學的相關理論，就行業(yè)標準化對我國進出口貿易的影響進行研究，希望本文能為我國行業(yè)標準化戰(zhàn)略的實施提供一些可操作的思路。

一、相關研究綜述

國際標準化組織與國際電工委員會把“標準化”定義為對實際與潛在問題作出統(tǒng)一規(guī)定，供共同和重復使用，以在相關領域內獲得最佳秩序的效益活動。行業(yè)標準化是在特定工業(yè)行業(yè)中對重復性事物或概念通過制定、和實施標準，達到統(tǒng)一，以獲得最佳秩序和社會效益。

在行業(yè)標準化對國際貿易的影響研究方面，Swann(2000)認為標準的兼容性可以帶來網絡效應，標準的多樣化減少作用能使得產品達到臨界量，取得規(guī)模經濟作用；Seinerjian和Watters(2000)認為標準是進行貿易進出口和消除技術壁壘的重要工具；Mark A.Lemley(2002)研究了知識產權與標準設定組織的關系，認為知識產權會促進產業(yè)創(chuàng)新，同時在某種程度上也會存在一定的負面影響，這樣標準設定組織便會協調二者之間的矛盾，改善在某些行業(yè)上出現的知識產權重疊的現象。

在數據分析方法的選擇上，Johannes Moenius運用引力模型分析了1980～1995年期間來自12個國家的471個行業(yè)的國家特定標準與雙邊共享標準對貿易進出口的影響；Bab001 and Michael R.Reed(2007)運用引力模型對16個OECD國家和亞太國家17年的加工食品出口的雙邊數據進行了分析，研究了標準化對發(fā)展中國家加工食品出口的影響。Joshua P.Fershee(2008)研究了國家恢復皮革標準對于美國能源產業(yè)的影響，分析指出國家恢復皮革標準將會對消費者長短期的電力消耗產生影響。

國內劉冰、侯俊軍(2008)利用1987～2005年數據進行實證檢驗，建立協整方程分析指出標準化與經濟增長之間具有長期均衡關系。王耀中、陳文娟(2007)利用協整分析技術和誤差修正模型分析了1985～2005年機械制造行業(yè)標準對中國機械制造行業(yè)進出口貿易的影響，指出行業(yè)標準增量是進出口貿易增額的格蘭杰原因。葛京、誼(2008)搜集了1996～2005年超過60個產業(yè)的標準和貿易進出口數據，建立面板數據回歸模型并進行多元分析，得出標準對在發(fā)展中國家與發(fā)達國家之間以及發(fā)達國家之間的貿易進出口的影響效應以及影響機制，并提出了我國標準化活動的政策建議。

國內外研究現狀表明，該領域的研究主要采用了計量經濟學和局部均衡分析等方法，主要集中于標準化和特定背景下標準化與知識產權或者壁壘相關性的研究。下面將在此基礎上，從行業(yè)標準化對進出口貿易的影響機制及作用結果方面進行分析。

二、研究設計和理論模型

(一)研究假設

在Semerjian、Watters(2000)、Mark A.Lemley(2002)、劉冰、侯俊軍(2008)、王耀中、陳文娟(2007)、葛京、誼(2008)等的研究基礎上，提出研究假設如下：

假設H1行業(yè)標準化對我國貿易出口額存在正面影響；行業(yè)標準化對我國貿易進口額存在正面影響。

假設H2　在機械制造、服裝、鋼鐵、家電、食品加工、煤炭6個行業(yè)中，行業(yè)標準化對貿易進出口額存在正面影響。

(二)樣本數據的選取

以下在工標網對行業(yè)和《中國工業(yè)經濟年鑒》的劃分標準的基礎上，考慮獲取數據的可操作性，選擇了機械制造、服裝、鋼鐵、家電、食品加工、煤炭6個行業(yè)作為研究對象，取自中國1993～2008年上述6個行業(yè)的年度數據。其中標準數據是當年制定或修改的標準數，來源于工標網并由本研究相應整理而得，數據來源于《中國工業(yè)經濟年鑒》、《中國機械制造工業(yè)年鑒》。

(三)研究方法

本文利用面板數據的方法分析行業(yè)標準化對進出口貿易的影響。面板數據模型通常能為研究者提供大量的數據點，并能夠反映研究對象在時間和截面兩個方向上的變化，在實證研究中具有較好的操作性。

(四)理論模型

在一個行業(yè)內行業(yè)標準越多，說明該行業(yè)的標準化程度越深。用行業(yè)標準的數量來表示“行業(yè)標準化”，在文獻研究的基礎上，從多截面多時序的角度進行研究，選取的是行業(yè)標準增量作為衡量標準化活動的指標。

由于國家的資源稟賦、政府的貿易政策、廠商的競爭優(yōu)勢等眾多因素都對進出口貿易活動有著顯著的影響，所以，在探討行業(yè)標準化與進出口貿易關系的同時，需要將上述因素簡煉而全面地引入模型當中，將每個行業(yè)各年貿易額的和作為一個自變量引入模型。本文研究的是標準化活動對我國進出口貿易的影響，由于這種影響效應是具有連續(xù)性和時序性的，在一個時間節(jié)點或較短的時間區(qū)間內無法完整、準確地觀測，因此需要建立多截面的計量模型(6)。在已有研究的基礎上得到模型(1)和模型(2)：

表1數據分析表明，模型1通過了顯著性水平1％的F檢驗，且模型的R2和調整后R2均達到了0.98，模型的擬合優(yōu)度較好，變量InS和InTE分別通過了顯著性水平為5％和1％的T檢驗，證明回歸方程有意義。因此，由以上的回歸分析可以得出我國行業(yè)標準化對出口的影響模型為：

InE=0.689+0.0648In S+0.77In TE

由此模型可知行業(yè)標準化對我國的出口存在正面影響，影響系數為0.0648，即行業(yè)標準化數目每增加1個，我國的出口額將增加6.48％，也就是說行業(yè)標準數目越多出口額越大，即行業(yè)標準化的程度

的加深會促進出口。

表1數據分析表明，模型2通過了顯著性水平1％的F檢驗，且模型的R2和調整后R2均達到了0.95，模型的擬合優(yōu)度較好，變量InS和InTE都通過了顯著性水平為5％的T檢驗，證明回歸方程有意義。因此，由以上的回歸分析可以得出我國行業(yè)標準化對進口的影響模型為：

In I=28.37+0.01951n S+0.1851n TI

由此模型可知我國的行業(yè)標準化對進口額的影響程度為0.0195，即行業(yè)標準數目每增加1，我國的進口額將增加1.95％，也就是說行業(yè)標準數目越多進口額越大，即行業(yè)標準化的程度的加深同樣會促進進口。

(二)行業(yè)標準化對我國進出口貿易影響的分行業(yè)分析

(6)家電行業(yè)：

InE=0.58+(-0.02)InS+0.73InTE

InI=51.27+0.26InS+0.14InTI

家電行業(yè)標準的實施阻礙了貿易的出口，其影響系數分別為－0.02，即標準化數目每增加1個，出口將減少2％。因家電行業(yè)產品本身有其特殊性：我國的家電產品大多是勞動密集型產品，行業(yè)技術水平總體上不高，而我國家電行業(yè)實施的標準水平大多是中等偏上，這就導致了我國家電行業(yè)的技術水平達不到國內標準的要求程度。

四、結論和政策建議

以上分析表明：(1)我國的行業(yè)標準化與進出口貿易正相關，影響系數分別為0.0648和0.0195，證明了假設是成立的，即行業(yè)標準化對我國貿易進出口額均存在正面影響。(2)檢驗結果顯示，對出口額的影響要大于對進口額的影響，但其影響彈性都較小，究其原因，進出口貿易大多采用的是國際標準，而我國的行業(yè)標準絕大部分是國內標準，還未上升到國際標準。使得行業(yè)標準化雖然對進出口貿易產生正面效應，但貢獻程度不大。

數據分析表明假設基本成立，行業(yè)標準對鋼鐵、煤炭行業(yè)的進出口及對家電的出口均產生負面的影響，對服裝、食品加工、機械制造及家電的出口均產生正面的影響。由實證結果可知：在這六個行業(yè)當中，食品加工行業(yè)標準化對進出口貿易的影響最大，其次為服裝行業(yè)?？梢?，行業(yè)標準化對進出口貿易的影響隨著標準化程度的加深和國際采標率的提高而加強。

在實證研究結論的基礎上，提出以下政策建議：

(1)不斷追蹤國外先進標準，及時調整產品質量。從對六個行業(yè)標準的整理過程中發(fā)現，我國標準的更新周期很長，修訂不及時，耗費的時間等現象極為普遍。為此，需要提高行業(yè)標準的制定效率，縮短標準的制定周期，特別是要盡快制定對我國經濟發(fā)展有重要推動作用的重點產業(yè)或行業(yè)標準。

第6篇：進出口貿易的現狀范文

關鍵詞：口岸進出口總額；青島；LS分析

一、青島經濟與對外貿易增長現狀

（一）青島經濟增長現狀

1.青島經濟增長總量特征。青島，是我國的副省級城市、計劃單列市，是世界性區(qū)域貿易中心，東北亞國際航運中心。青島擁有國際性海港，是全國21個性物流節(jié)點城市之一、42個全國性綜合交通樞紐（節(jié)點城市）之一。隨著我國改革和發(fā)展戰(zhàn)略的逐步實施，青島經濟快速發(fā)展。據資料顯示，1990年青島市GDP是168億，2000年為1150億，2014年8692億。

（二）對外貿易增長現狀

1892年，青島第一座人工碼頭興建，即今天的棧橋。1898年，德國在租借地內開建青島大港，建成后即被譽為東亞第一良港，9月作為自由港向全世界開放，青島遂逐步成為中國最重要的港口城市之一。1998年，青島港成為國內第三個吞吐量達到億噸的大港。2002年，青島港完成西移，前灣港躋身國際集裝箱大港行列，后期配建了保稅港區(qū)。2008年以來，青島港成為我國對外貿易第二大港，集裝箱吞吐量超過1000萬標準箱，貨物吞吐量超過3億噸?？瓦\站有通達韓國平澤、群山、仁川以及日本下關的客輪。

近年來，隨著青島經濟的發(fā)展，國內外海運貿易量猛增，口岸工作取得佳績，口岸事業(yè)得到進一步發(fā)展，通關能力大幅度提高，通關過貨量以及進出口貿易總額都有了大幅度的增長。青島口岸進出口比例趨于平衡，口岸進出口貿易額不斷增長，且成加速增長的趨勢。1985―2014年青島口岸進出口貿易額具體情況如圖1所示。

圖1 1985-2014年青島口岸進出口貿易額

數據來源：青島市統(tǒng)計年鑒

二、青島口岸進出口總額與經濟增長關系的實證分析

1.樣本的選取

在實證分析中，本文選取了1985-2014年青島GDP和口岸進出口總額的統(tǒng)計數據，樣本容量為25。在處理換算過程中，采用1985-2014年以人民幣計算的總量，利用當年平均匯率換算成美元。

2.數據的處理

考慮到時間序列中的異方差現象，為了消除這種現象，對數據進行自然對數的變換，這一變換不會改變變量的長期關系，而且可以使其趨勢線性化。所以對青島得生產總值（Y）和口岸進出口總額（X）取自然對數，分別用LY和LX表示，數據用Eviews6.0計量經濟軟件進行處理。

2.1 平穩(wěn)性檢驗

在對時間序列資料進行實證分析時，為了避免偽回歸問題，首先應該對各變量進行平穩(wěn)性檢驗。單位根檢驗法目前來說是很有效的一種序列檢驗工具，也就是ADF檢驗方法。對于LY和LX的平穩(wěn)性檢驗，用Eviews6.0計量經濟軟件分析，檢驗結果如下表所示。

檢驗形式中（c，t，k）分別表示單位根檢驗方程常數項、時間趨勢項、滯后階數，D表示一階差分。

通過分析，LY、LX序列均接受原假設，即存在單位根，為非平穩(wěn)序列，但LY和LX一階差分后的序列在1%的顯著性水平下均拒絕原假設，都是平穩(wěn)序列。

2.2協整檢驗

協整的概念是上世紀80年代恩格爾（Engle）和格蘭杰（Granger）提出的。協整檢驗是為了確定變量之間是否存在長期穩(wěn)定的關系而進行的檢驗。協整理論認為，雖然一些經濟變量本身是非平穩(wěn)序列，但它們的線性組合卻有可能是平穩(wěn)的。協整目的是決定一組非平穩(wěn)序列的線性組合是否具有長期穩(wěn)定的均衡關系，也就是說，在短期內，由于各種隨機因素干擾，各個變量有可能偏離均值，但是這只是暫時的，隨著時間的推移這種偏離將會回到均衡狀態(tài)。Engle-Granger檢驗通常用于兩變量之間協整關系的檢驗。本文檢驗青島口岸進出口總額與GDP的協整關系，所以可以采用Engle-Granger兩步檢驗法。并且以AIC、SC信息準則和LR統(tǒng)計量作為確定協整檢驗滯后期數的檢驗標準。經過比較，滯后階數為1時，AIC和SC值最小。

由上文單位根檢驗可知，LX和LY時間序列都是一階平穩(wěn)的，可以進行協整檢驗，我們分兩步進行。

第一步，協整回歸，用最小二乘法（OLS）估計LX和LY之間的方程，得到：

由上式知，可決系數為R2=0.980737，說明所建模型在整體上對樣本的數據擬合較好，即解釋變量“青島口岸進出口總額”對被解釋變量“青島GDP”的絕大部分差異給出了解釋。對于回歸系數的t檢驗，LX的系數的標準誤差和t值分別為0.025577和37.75671，t檢驗通過。F值為1425.569，檢驗通過。

殘差的計算公式為

第二步，檢驗et的平穩(wěn)性，看殘差et是否是平穩(wěn)序列，檢驗的結果如表2所示。

2.3因果關系檢驗

上文的結果證明了青島市LY和LX存在長期的穩(wěn)定關系，下面對這二者之間的關系進行進一步探索。對其進行Granger因果關系檢驗，該檢驗方法由2003年諾貝爾經濟學獎得主克萊夫?格蘭杰所開創(chuàng)，用于分析經濟變量之間的因果關系。在時間序列情形下，兩個經濟變量X、Y之間的格蘭杰因果關系定義為：若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預測效果要優(yōu)于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的Granger原因。該檢驗規(guī)定原假設為：X不是引起Y變化的原因，把Y對Y的滯后值及對X的滯后值進行回歸，再將Y對Y的滯后值進行回歸。然后用F統(tǒng)計量來確定X的滯后階值是否對第一個回歸的解釋能力有顯著的貢獻，若貢獻顯著，則拒絕原假設，認為“X是引起Y變化的原因”；若貢獻不顯著，則不能拒絕原假設。運用Granger因果檢驗原理，對上述變量進行Granger因果檢驗，得到結果如表3所示。

對2個變量進行滯后一到四階的Granger因果檢驗。表中的Prob值表示接受零假設的概率，數值越小，表明自變量引起因變量的能力越強。從上述檢驗結果可看出，在滯后一期時，5%的顯著水平下可以認為LX是引起LY的原因，LY不是引起LX的原因；滯后兩期時，也可以認為LX是引起LY的原因，LY不是引起LX的原因。即青島口岸進出口總額和GDP之間是單向因果關系，口岸進出口總額是GDP的Granger原因，而GDP不是口岸進出口總額的Granger原因。

三、建議

積極搶抓我國啟動實施自貿區(qū)戰(zhàn)略機遇，對標東京、新加坡、中國香港等國際中心城市，實現傳統(tǒng)國際貿易向現代對外貿易轉變，抓住電子商務帶來的新機遇、努力提升國際貨物貿易發(fā)展、實現國際轉口貿易突破性發(fā)展以及國際服務貿易跨越式發(fā)展。

第7篇：進出口貿易的現狀范文

關鍵詞：匯率；國際收支；協整分析；格蘭杰檢驗

一、引言

匯率是指用一種貨幣表示另一種貨幣的價格，對國民經濟內外均衡和穩(wěn)健發(fā)展乃至世界經濟的運行發(fā)揮日益重要的作用，是影響一個國家或地區(qū)進出口貿易發(fā)展的重要因素之一。2005年我國開始實施以市場供求為基礎的、參考一籃子貨幣進行調節(jié)的、有管理的浮動匯率制度。而浮動匯率制度下的匯率波動可能會對我國的進出口貿易產生影響，目前針對匯率波動影響我國進出口貿易的研究結果并未達成一致。

關于匯率變動對一國進出口的影響，國內外學者展開了廣泛深入的研究。Marshall（1923）最先提出在均衡條件下，當各國總體需求彈性小于1時匯率貶值對貿易收支不會有積極的影響，Lerner（1946）在其研究中也闡述了類似的觀點。Robinson（1937）提出了匯率貶值能改善貿易收支狀況的條件是進口和出口的相對價格彈性之和大于1，即著名的馬歇爾-勒納條件。后續(xù)的研究多圍繞ML條件展開，Marquez et al.（2007）在傳統(tǒng)的OLS模型下驗證了ML條件的存在性，Baharumshah（2002）運用協整理論也證ML條件滿足，即匯率貶值可以在長期內提高貿易余額。然而，Eckaus（2004）、Ahmed（2009）等卻認為馬歇爾-勒納條件不滿足，即貨幣的貶值不能改善貿易余額。

中國學者也圍繞這一問題展開研究，其中，厲以寧（1991）發(fā)現，中國進出口商品的需求價格彈性嚴重不足，人民幣匯率貶值會導致出口狀況的惡化。謝建國和陳漓高（2002）認為人民幣匯率貶值對中國貿易收支的改善并沒有明顯影響，中國貿易收支短期主要取決于國內需求狀況，而長期則取決于國內供給狀況。沈國兵（2005）研究發(fā)現，美中貿易收支與人民幣匯率之間沒有長期穩(wěn)定的協整關系，人民幣匯率浮動并不能解決美中貿易逆差問題。

二、匯率變動對貿易收支影響的現狀分析

在2006-2012年期間，人民幣對美元分別升值4.9%、5.7%、2.7%和2.6%，而同期的貿易順差依次為1453.1億美元、1724.9億美元、1859.6億美元和1933.85億美元。2014年1-2月，人民幣對美元匯率中間價從6.1053貶值為6.1189，但同期的貿易順差卻從184.8398億美元下降到69.8232億美元。從以上數據可以看出，在06年至12年期間雖然人民幣對美元保持穩(wěn)健升值的態(tài)勢，但中國對美國的貿易順差卻也一路飆升；而在2014年1-2月，人民幣出現貶值，同期的貿易順差下降。由此可見，人民幣升值并沒有直接惡化中國進出口貿易，而人民幣貶值也沒有給中國的對外貿易帶來改善。本文將協整分析方法，分析人民幣匯率的變動對我國貿易出口、進口和凈出口行為的影響。

三、實證分析

（一）數據與變量

本文采用中國進、出口貿易額作為因變量，實際匯率水平是作為模型的主要解釋變量，而國內外產出水平、國內外價格水平為控制變量。國內產出水平用國內GDP來表示，國外產出水平數據選擇具有代表性的美國GDP為代表，國內價格由中國的CPI增長率，通過月度同比和等比增長率以2005年作為基期換算得到，國外價格水平以美國CPI月度數據代表，數據都來源于中經網經濟統(tǒng)計數據庫與IMF。研究跨度從2006年1月到2012年年末，共有84期，并進行對數化的處理。

（二）實證模型

式（1）中出口額（EX）受到國外產出水平（GDP*）、國內價格水平（P）、國外價格水平（P*）以及人民幣真實匯率（REER）影響；式（2）中進口額（IM）受到國內產出水平（GDP）、國內價格水平（P）、國外價格水平（P*）以及人民幣真實匯率（REER）影響。將（1）式減去（2）式，可以討論貿易余額變化受到各因素的影響。本文采用Johansen檢驗法對上述方程展開協整分析，以討論人民幣匯率變動對貿易收支影響的變化。

（三）平穩(wěn)性檢驗

對數據進行季節(jié)調整后，分別進行單位根檢驗。分別對變量水平值及其一階差分做檢驗作ADF單位根檢驗。結果顯示，水平值在5%的顯著水平下是不平穩(wěn)的，進行一階差分后是平穩(wěn)的。

（四）實證結果

1.出口方程式

在對出口方程式進行回歸后得到（4）式。表2匯報了出口方程的協整分析結果，為了對變量之間的關系作進一步地描述，分別對出口方程各個變量之間的關系進行格蘭杰因果關系檢驗。由檢驗結果可知，在5%的顯著性水平下，國外GDP是造成出口額變動的原因。國外物價水平、我國物價水平及實際匯率的變動不是造成出口額變動的原因。

在對進口方程式進行回歸后得到（5）式。表3匯報了協整分析結果，為了對變量之間關系作進一步描述，本文分別對出口方程的各個變量之間的關系進行格蘭杰因果關系檢驗。由檢驗結果可知，在5%的顯著性水平下，實際匯率及國內物價水平的變動會造成我國進口額的變動，而國外物價水平、國內GDP不是造成我國進口貿易變動的原因。

在對進出口余額方程式進行回歸后得到（6）式。表4匯報了協整分析結果，并對出口方程的各個變量之間的關系進行格蘭杰因果關系檢驗。由結果可知，在5%的水平下，國外GDP、國內物價水平、國內GDP是影響我國進出口貿易差額的原因，而實際匯率的波動并不是造成我國進出口貿易收支變動的顯著原因。

四、結論及政策建議

從研究結果來看，盡管人民幣幣值變動會影響我國進口額，但人民幣匯率波動并不能直接影響我國的貿易收支關系，人民幣貶值并不能直接改善我國的對外貿易狀況。原因可能有以下幾點：一是馬歇爾-勒納條件更加適合貿易小國，而我國是典型的貿易大國；二是我國的出口商品物美價廉，即使人民幣有升值的壓力，其在國際市場上的相對價格優(yōu)勢依然非常明顯；三是我國政府一直提倡出口創(chuàng)匯，并因此實行出口退稅等優(yōu)惠政策，這些政策會不斷降低我國企業(yè)的出口成本，提高其在國際上的競爭優(yōu)勢。綜上所述，針對我國如何應對來自美國等貿易伙伴的施壓，以提升我國的貿易經濟實力，本文提出以下政策建議：首先，轉變我國的外貿方式，提高出口商品附加值；第二，擴大內需，降低外貿依存度；第三，繼續(xù)積極主動的調整進出口貿易政策來消減順差。（作者單位：武漢大學經濟與管理學院）

參考文獻：

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[3] Marquez， J.， Schindler， J. Exchange-rate Effects on China’s Trade[J]. Review of International Economics， 2007（5）：837-853.

[4] 羅爽. 人民幣匯率波動對我國進出口貿易的影響[J]. 國際商貿， 2013（4）： 132-133.

第8篇：進出口貿易的現狀范文

關鍵詞：FDI；國際貿易；湖南；創(chuàng)新產出；專利申請量

0 引言

自從改革開放以來，湖南省進出口貿易和外商直接投資迅速發(fā)展。2012年，進口貿易由1978年的2，718萬美元增加到93.41億美元，平均年增長率為18.74%；出口貿易額為1978年的9.54倍；外商直接投資占全國FDI流量的比重由1983年的1.15%增加到6.43%。對于進出口貿易和FDI與技術創(chuàng)新的關系，國內學者從不同角度做了較多的研究。鄒武鷹等（2002）、李平等（2010）等研究了出口貿易對技術進步的影響；楊建波（2009）、謝建國等（2009）研究了進口貿易與技術進步的關系；何潔等（1999）、潘文卿（2003）、范黎波等（2008）、張中元等（2012）等認為FDI存在正的溢出效應，對母國的技術進步或創(chuàng)新具有重大影響。此外，李小平等（2006）、黃志勇（2013）同時研究進口貿易和出口貿易兩者對我國技術創(chuàng)新的影響?？蒂澚恋龋?006）、羅良文等（2012）研究成果表明長期內FDI、國際貿易和經濟增長三者間有著均衡關系。從所搜集的文獻來看，目前大多數研究主要是從進口貿易、出口貿易和外商直接投資中的某一個或兩個渠道來探討其與我技術進步或創(chuàng)新的關系，而很少把這三種渠道同時納入一個分析框架，直接研究它們和技術創(chuàng)新的關系，且多數研究以全國為研究對象。這種以全國為研究對象得出的結論是否適合湖南??？湖南省進出口貿易和外商直接投資的高速發(fā)展是否能促進其創(chuàng)新能力的提高？這些都是我們實施建設創(chuàng)新型湖南戰(zhàn)略中需要考慮的重要問題。本文在梳理已有文獻的基礎上，同時把進口貿易、出口貿易和外商直接投資納入一個研究框架，利用協整分析、誤差修正模型和Granger因果關系檢驗考察它們和湖南省創(chuàng)新能力的內在聯系。

1 湖南省FDI和進出口貿易的現狀分析

1.1 IM、EX和FDI發(fā)展現狀

自從改革開放以來，湖南省進出口貿易和外商直接投資迅速發(fā)展。由圖1可知，從整體上來看湖南省進口、出口和外商直接投資有著類似的增長趨勢。1985-2001年期間，盡管進出口貿易和FDI呈現上升趨勢，但增長速度十分緩慢；2002年，隨著我國進入WTO，湖南省的市場經濟秩序得到了很大改善，對外貿易和外商直接投資迅速發(fā)展。特別是出口貿易，在2003年首次突破20億美元，高達21.4626億美元；在2012年突破100億美元，高達126億美元，年均增長率為21.51%。而IM和FDI分別由2002年的10.81億美元和10.31億美元增加到2012年的93.41億美元和72.8億美元。2008年，由于全球金融危機的影響，盡管IM和FDI保持增長，但增長幅度都下降，而EX甚至出現了負增長，由2008年的84.1億美元下降到2009年的54.92億美元，下跌34.7%。

圖1 湖南省1985-2012年進出口貿易額和

外商直接額

1.2 湖南省對外貿易結構

隨著湖南省貿易規(guī)模的變大，其貿易結構也發(fā)生了變化。從貿易方式來看，盡管仍然以一般貿易為主，但該比重逐年下降。一般貿易在進口貿易和出口貿易中的比重分別由2004年的83.72%和89.15%下降到70.84%和68.63%。從貿易對象來看，機電產品和高新技術產品在進口貿易總額中所占比例不大，且近年來在進口貿易中所占的比重跌漲不定；盡管機電產品和高新技術產品在出口貿易中的比重在2004年僅有1.94%，但一直保持上升趨勢。特別是高新技術產品，由2004年1.94%上升至2012年的10.98%，所占比例翻了5倍。

1.3 外商直接投資方式和產業(yè)分布

自從1978年以來，隨著湖南省各種吸引外資的優(yōu)惠政策出臺，大量外資涌入湖南。外商在華投資主要有中外合資、中外合作和外商獨資三種方式。在1997年，又新出現了外商直接投資股份制這種方式。在湖南，FDI主要以外商獨資為主，所占比例高達70%-81%；中外合資和中外合作兩種方式所占比重之和呈現下降的趨勢，由2004年的28.49%下降到2011的16.83%。從產業(yè)分布來看，外商對湖南省的投資主要集中在第二、第三產業(yè)，而對第一產業(yè)的投資比重很低。2011年，第一產業(yè)使用外資34489萬美元，占總額5.61%；第二和第三產業(yè)分別投資473463萬美元和107079萬美元，分別占總額的76.98%和17.41%。

2 FDI、進出口貿易與湖南省創(chuàng)新能力的實證分析

2.1 研究變量與數據選取

本文樣本數據來源于各年的《湖南統(tǒng)計年鑒》、《湖南省國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》中的外商直接投資（FDI）、進口貿易（IM）、出口貿易（EX）和專利申請量（P），其中，FDI、IM和EX都以萬美元為單位，P以件為單位。為了消除物價變動對實證結果的影響，用物價指數對其原始數據進行平減，將其折算成以1985年為基年的不變價格。對原始數據去對數既能降低數據間異方差性而又不會改變變量間的協整關系，所以對所有變量都取其自然對數。關于創(chuàng)新能力，由于專利申請量所囊括的信息在很大范圍內包含了專利授權量，且專利授權量存在時滯效應，因此本文選擇專利申請量來做湖南創(chuàng)新產出水平的變量。

2.2 單位根檢驗

在經典計量經濟學建模過程中，通常假定經濟時間序列是平穩(wěn)的，而事實上絕大多數經濟時間序列都是非平穩(wěn)的。如果直接對非平穩(wěn)的時間序列進行回歸分析會造成“偽回歸”，估計的結果也會失效。因此在對經濟變量的時間序列進行回歸分析之前，應首先進行平穩(wěn)性檢驗。由表1的結果可以看出，各變量的原序列在5%的顯著水平上都沒有通過ADF檢驗，都是非平穩(wěn)序列；而經過一階差分后的數據，都通過了平穩(wěn)性檢驗，即為I（1）單整序列。因此這些序列間可能存在協整關系。

表1 各序列平穩(wěn)性檢驗結果

2.3 協整檢驗

根據協整理論，假如非平穩(wěn)的時間序列的某種線性組合是平穩(wěn)的，那么這些變量之間就存在協整關系。根據上文的ADF檢驗，得知所有的序列都為一階單整，滿足協整關系的前提。本文構造以專利申請量P為因變量，進口貿易、出口貿易和外商直接投資為自變量的對數回歸模型：

根據E-G兩步法，首先運用OLS對（1）式進行回歸，其回歸結果如下：

其中，括號內數字為t統(tǒng)計量的值，*、**、***分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

從上面的實證結果看來，（2）式調整后的可決系數為0.8771，表明模型的整體擬合效果較好，但DW值僅為0.6191，遠遠低于2，這表明誤差項存在正相關，參數的估計值盡管是無偏的，但卻不是有效的，顯著性檢驗失效。為了消除誤差項的自相關性，根據SIC和AIC最小準則，建立建立AR（4）模型，其結果如下：

修改后模型的可決系數提高到0.9606，表明模型的整體擬合效果很好；DW值提高到1.5915，表明殘差不存在自相關。為了進一步驗證模型的合理性，本文對回歸方程的殘差進行了平穩(wěn)性檢驗，結果表明殘差為平穩(wěn)序列（見表2）。這說明模型的設定是合理的，進口貿易、出口貿易和外商直接投資與專利申請量之間存在穩(wěn)定的長期關系。

表2 殘差的ADF檢驗

2.4 誤差修正模型

協整關系只表明了進口、出口、外商直接投資和專利產出間的具有穩(wěn)定的長期關系，而忽略了它們之間在短期內的關系。根據Granger定理，一組具有長期穩(wěn)定關系的變量，一定能建立誤差修正模型。用（3）式的殘差建立如下誤差修正模型：

由誤差修正模型（4）結果可知，調整后的可決系數為0.4803，不是很高，可能是缺少其它必要變量的關系，并不影響其他變量之間的相互關系；ECM系數為負，符合反向修復機制，并在1%的顯著性水平下通過了檢驗；IM和EX的系數在5%的顯著性水平下通過檢驗，表明在短期內，進出口貿易對湖南省的創(chuàng)新能力均具有促進作用；FDI的系數沒有通過檢驗，說明在短期內FDI對創(chuàng)新產出的作用不明顯。

2.5 Granger因果關系檢驗

協整檢驗結果證明了變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，但這種均衡關系是否存在因果關系，還有待驗證。

表3 P與FDI、IM、EX的Granger因果關系檢驗

由表3 的結果可知，在滯后一階的情況下，LnEX和LnP之間不存在Granger因果關系；LnIM和LnP之間存在雙向的Granger因果關系；LnP是引起LnFDI變化的Granger原因，反之不成立，即LnP與LnFDI之間存在單向的因果關系。在滯后二階的情況下，LnFDI和LnP之間存在雙向的Granger因果關系；LnP是引起LnEX和LnIM變化的Granger原因，反之不成立，即LnPLnEX和與LnIM之間存在單向的因果關系。

3 結論與啟示

利用湖南省1985-2012年時間序列數據，通過協整分析、誤差修正和Granger因果檢驗考察了進口貿易、出口貿易、FDI與我省創(chuàng)新產出的關系，可以得到以下結論：

1）協整關系表明進口貿易、出口貿易、FDI與專利申請量存在穩(wěn)定的長期關系。實證結果表明，IM、EX和FDI均對湖南創(chuàng)新產出具有明顯的促進作用，其中出口的貢獻最大，進口每增加1%，創(chuàng)新產出增加0.4973%；FDI對其作用最小，FDI每增加1%，創(chuàng)新產出增加0.2183%。

2）在滯后一階的情況下，進口貿易和專利申請量之間存在雙向的Granger因果關系；而出口貿易與專利申請量之間不存在Granger因果關系；在滯后二階的情況下，專利申請量的變化是引起進口貿易和出口貿易變化的Granger原因，反之不成立，即專利申請量與進口貿易和出口貿易間存在單向的Granger因果關系；進口貿易和出口貿易的增長均促進了技術創(chuàng)新能力的提高，但長期的作用效果比短期要大?？赡艿脑蚴?，進出口貿易都主要以一般貿易為主，且高新技術產品在進口總額中所占的比重不大。盡管它在出口總額中所占的比重保持持續(xù)上升的趨勢，但該比重仍然不大，2011年所占出口總額的10.98%。為了充分地利用國際貿易的技術外溢，來提高湖南省的技術創(chuàng)新水平，政府應當調整好國際貿易的產品結構，加大高新技術產品在進出口總額的比重。

3）在滯后一階和二階的情況下，FDI和專利申請量之間分別存在單向和雙向的Granger因果關系。盡管在長期內，FDI促進了創(chuàng)新能力的提高，但短期內FDI對其影響不顯著。這可能是以中外合資或中外合作方式來華投資的外資在FDI中所占比例小，而這種投資方式能加快省內科研人員了解前沿技術知識及和技術人員的交流。此外，FDI的關聯效應具有一定的時滯效應。在長期內，外商直接投資可以通過競爭效應、示范-模仿效應、人員流動效應和前向與后向關聯效應促進我國創(chuàng)新能力的提高。因此，湖南省政府要調整政策，來激勵外商以中外合資或中外合作的方式來華投資。

參考文獻：

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第9篇：進出口貿易的現狀范文

關鍵詞：閩臺貿易；經濟增長；協整；脈沖響應方差分解

中圖分類號：F710　文獻標識碼：A　文章編號：1009-9107(2012)01-0072-05

閩臺經貿合作是海峽兩岸經濟關系中最具特色的重要組成部分。改革開放以來，在海峽兩岸局勢的演變和閩臺之間內在因素的推動下，閩臺經貿關系不斷向前發(fā)展。進入21世紀后，對臺先行先試的海峽西岸經濟區(qū)建設，及海峽兩岸經濟合作框架協議(ECFA)的簽訂，為閩臺經貿合作提供了更為廣闊的發(fā)展空間，閩臺交流與合作不斷向縱深拓展。閩臺貿易往來不斷擴大，貿易形式更加多樣化。2009年，閩臺貿易總額達69.91億美元，其中福建對臺出口15.4億美元，自臺進口54.51億美元。臺灣目前已是福建省的第三大貿易伙伴、第一大進口市場和第七大出口地區(qū)，閩臺貿易合作已成為福建經濟發(fā)展的重要推動力量。

也因此，閩臺經濟貿易合作關系問題引起了學界較多專家學者的關注，形成了較多的研究成果。郭麗立足于閩臺經貿合作的現狀，揭示了閩臺經貿合作存在的主要問題。楊小紅探討了閩臺經貿合作的現狀特點，分析了制約閩臺經貿合作發(fā)展的因素，提出了進一步深化閩臺經貿合作的對策。單玉麗定性分析了閩臺經貿合作的互動效應，探討了經貿合作對閩臺相互依存度的影響，提出了推進閩臺經貿互動，加快海峽西岸經濟區(qū)建設的基本思路。戴淑庚計量研究表明閩臺貿易在促進海峽西岸經濟區(qū)的經濟發(fā)展方面的績效顯著。王瓊編制并測量了閩臺經濟合作緊密程度指數，分析兩地經濟合作的發(fā)展現狀和趨勢，得到閩臺經濟合作緊密程度在不斷提高的實證結果。

以上相關研究大部分是從定性角度分析兩岸經貿的現狀、互動和經貿關系走向，而從計量角度探討閩臺貿易對福建經濟發(fā)展影響的研究相對較少，且多數僅停留在貿易總體層面，未能揭示閩臺貿易中進口或出口對福建省經濟發(fā)展的影響。為此，在已有研究基礎上，本文擬用協整、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應和方差分解等分析方法，對閩臺進出口貿易對福建經濟增長的效應進行實證研究。

二、閩臺貿易的經濟增長效應實證分析

1.數據的選取與說明。統(tǒng)計數據取自1992-2009年的年度數據，來源于《福建統(tǒng)計年鑒》及《福建省對外經貿年鑒》(1993-2010)。用福建地區(qū)生產總值表示福建的經濟增長水平，用符號GDP加以代表，并根據《中國統(tǒng)計年鑒2010年》中歷年人民幣匯率(年平均價)全部折算成美元，以億美元作為單位。分別用EX及IM表示福建對臺出口額及自臺進口額，單位同樣為億美元。為消除樣本時間序列中存在的異方差現象，對原有數據進行對數轉換，轉換之后的序列則分別用LNGDP、LNEX及LNIM來表示。下文所作的所有統(tǒng)計分析均以轉換序列為樣本。有關變量的變化趨勢圖及它們一階差分圖見

圖1可以看出，三個變量都呈現不斷增長的趨勢，變化趨勢大體一致，說明變量之間存在一定的相關關系。圖2則反映了各變量經一階差分后，序列趨勢消失，大致可以看出各變量一階差分呈現平穩(wěn)的特征。

2.ADF平穩(wěn)性檢驗。由于LNGDP、LNEX以及LNIM三個變量都屬于時間序列數據，為避免出現偽回歸問題，本文使用ADF單位根檢驗法分別就每個變量的時間序列數據的水平和一階差分形式進行平穩(wěn)性檢驗。

檢驗的結果顯示(見表1)，變量LNGDP、LNEX及LNIM的水平序列的ADF檢驗值均大于5％的顯著性水平下的臨界值，表明上述三個變量都是非平穩(wěn)序列。LNGDP、LNIM兩變量的一階差分的ADF檢驗值均小于1％的顯著性水平下的臨界值；LNEX變量的一階差分的ADF檢驗值雖大于1％的顯著性水平下的臨界值，卻小于5％的顯著性水平下的臨界值。表明在5％的顯著性水平下，三個變量的一階差分都是平穩(wěn)序列，即變量LNG―DP、LNEX及LNIM都是I(1)序列。對于一階單整的時間序列可以進行進一步的變量間的協整分析。

3.協整檢驗。通過ADF平穩(wěn)性檢驗得知，LNGDP、LNEX及LNIM序列都是非平穩(wěn)的序列，但都是一階單整序列。對非平穩(wěn)變量建立OLS回歸模型分析可能產生虛假回歸，因而本文采用Johansen協整檢驗方法對樣本序列進行協整性分析。具體協整檢驗結果見表2。

從表2檢驗結果可以看出，不論是跡檢驗還是最大特征值檢驗，在1％的顯著性水平下，拒絕了不存在協整關系(r=0)的零假設，接受了至少存在一個協整關系(r≤1)的零假設，這充分表明了LNGDP、LNEX、LNIM三個序列之間存在而且僅存在1個協整關系。

根據表3所給出的數據，得到估計出的三個變量之間協整關系表達式如下：

ECM=LNGDP-0.050186LNEX-1.761597LNIM-1.805 594

(0.18568)　(0.28083)　(0.65926)

所列協整關系表達式中協整系數下方括號中的數字為漸近標準差。重新利用ADF檢驗法，對ECM進行單位根檢驗，得到ECM的ADF檢驗統(tǒng)計量(-3.492713)小于1％的顯著性水平臨界值(-2.708094)，反映出此時ECM序列已經是平穩(wěn)序列。因而就進一步表明了I.NGDP、LNEX及LNIM之間的協整關系是正確的，它們之間確實存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

4.Granger因果檢驗。協整檢驗結果表明各變量之間存在長期均衡關系，但是這種均衡關系是否構成因果關系，還需要進行Granger因果檢驗。利用Eviews5.0統(tǒng)計軟件，根據AIC準則確定了各變量的滯后項為2，得到Granger因果檢驗結果如表4所示。

從表4 Granger因果檢驗結果中可以看出，在1％的顯著性水平之上，福建經濟增長是福建對臺出口的Granger原因，但不是自臺進口的Granger原因；福建對臺出口(5％的顯著性水平)及自臺進口都是自身經濟增長(LNGDP)的Granger原因；自臺進口是對臺出口的Granger因果關系，對臺出口不是自臺進口的Granger原因。

5.脈沖響應分析。Granger因果性檢驗識別并說明了各變量之間的因果關系，卻不能很好地揭示各變量之間的短期關系。脈沖響應函數可以彌補Granger因果檢驗的不足。由于LNGDP、LNEX、LNIM均可看做內生變量，符合建立向量自回歸VAR模型的條件。經VAR模型滯后階數的各種準則綜合考慮比較，選取滯后階數為1。經過檢驗，模型是顯著的，所有特征根根模的倒數都小于l(見圖3)。

為了避免在使用Cholesky分解技術時，南于變

量排序的不同會得出不同的結果，本文采用廣義脈沖響應方法進行分析，脈沖響應見圖4。圖4中的橫軸表示新息沖擊作用的滯后期數，縱軸表示因變量對解釋變量的響應程度，在模型中將新息沖擊作用的滯后期設定為10。圖4顯示，福建地區(qū)生產總值GDP在受到來自對臺灣出口及自臺灣進口的新息沖擊后，變化大體相同，在當期即顯示出較強的正向效應，在第2期達到最高點之后逐漸回落，在第4期后則保持較為平穩(wěn)發(fā)展態(tài)勢。這足以反應了閩臺進出口貿易對福建經濟增長的沖擊具有明顯的促進作用和較長的持續(xù)效應。

在脈沖響應分析基礎上，根據方差分解方法的基本原理，可以進一步分析閩臺進出口貿易對福建經濟增長的貢獻程度，方差分解結果見表5。表5顯示，從第1期開始，福建GDP的波動對來自于自身的擾動有所下降，最終大致穩(wěn)定在89％左右；來自對臺出口LNEX的擾動逐漸上升，對臺出口的福建經濟增長貢獻度大致為6％；來自自臺進口LNIM的擾動亦不斷攀升，其對LNGDP的最大貢獻度約為4％。

總體而言，脈沖響應及方差分解分析結果，基本反映了閩臺進出口貿易是拉動福建經濟增長的積極力量，這與前面的Granger因果檢驗結果相互一致。

三、實證結論

通過對閩臺貿易對福建經濟增長系的效應實證分析，不難得出：福建經濟增長與閩臺進出口貿易之間，存在長期唯一的協整關系。

1.從長期來看，閩臺進出口貿易對福建的經濟增長具有一定的推動作用。福建自臺灣的進口貿易每增長1％，福建GDP將增長1.761597％；對臺出口貿易每增長1％，福建GDP將增長0.050186％。自臺灣進口對福建經濟增長具有較強的推動作用，對臺出口對福建經濟增長的作用則較弱。

2.通過Granger因果檢驗可以發(fā)現，對臺出口貿易與福建經濟增長互為Granger原因；自臺進口貿易是福建經濟增長及福建出口貿易增長的Granger原因。表明了短期內，不管是向臺灣出口或是自臺灣進口，都能夠起到推動福建省的經濟增長的作用，自臺進口的增長亦能帶動對臺出口貿易的增長。

3.脈沖響應與方差分解分析結果也顯示，向臺灣出口或是自臺灣進口的增長都給福建經濟增長帶來顯著及持久的正向沖擊，且在短期內，對臺出口貿易的經濟增長貢獻度大于自臺進口的貢獻。