进出口贸易相关问题精选(九篇)

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第1篇：进出口贸易相关问题范文

关键词：一带一路；广西农产品；进出口贸易；风险控制

基金项目：广西高校人文社会科学重点研究基地――老区精神与老少边地区发展研究中心2016年科研项目（编号：LQ15A02，负责人：周叮波）；百色学院2015年特色优势专业建设项目（编号：2015TSZY02）

一带一路战略使得我国与周边国家的经济贸易往来变得更加密切，对广西农产品的进出口贸易发展起到了十分关键的促进作用。然而，随着一带一路战略的实施，使得全球经济一体化趋势不断强化，贸易风险由此不断加大。在一带一路背景下，广西农产品进出口贸易风险控制具有十分重要的意义，为其贸易的进一步发展带来了新的历史机遇，是促进广西经济社会发展的关键举措。但是，在一带一路背景下广西农产品进出口贸易风险控制还存在诸多方面的问题，因此，必须对其进行有效的分析，并制定针对性的策略，全面强化广西农产品进出口贸易风险控制能力。

1.一带一路背景下广西农产品进出口贸易风险控制的重要性

1.1 我国一带一路发展战略实施的重要要求

一带一路发展战略的实施进程不断加快，对我国整个对外贸易的发展都起到了十分重要的推动作用。广西作为我国农业生产大省，其各项农产品在出口贸易中具有较高的竞争优势，近些年来其对农产品进口的需求也在不断扩大。而在一带一路背景下实施有效的贸易风险控制成为当前广西农产品进出口贸易发展的重要举措，同时也是我国实施一带一路发展战略的重要要求，其风险控制情况将直接关系到我国一带一路沿线各省及各国农产品乃至整个贸易的发展，对一带一路战略的顺利实施产生了十分重要的影响。因此，从一带一路发展战略的实施来看，广西农产品进出口贸易实施有效的风险控制显得十分必要。

1.2 广西农产品进出口贸易健康发展的重要基础

近年来广西农产品进出口贸易取得了高速的发展成效，其所带来的收益不断增多，尤其是在一带一路建设背景下，广西农产品贸易更是呈现出不断高速发展的趋势。而在贸易风险不断加大的当前，其对广西农产品进出口贸易发展产生了十分重要的影响，所以必须全面强化对农产品贸易风险的控制，以此提升广西农产品贸易发展的有效性，争取更多的利润。进出口贸易能否取得健康长期发展，关键在于对全球化背景下贸易风险的控制情况，因此从当前一带一路发展战略的不断实施情况来看，全面强化风险控制是广西农产品进出口贸易实现健康发展的重要基础。

1.3 有助于减小广西农产品进出口贸易的风险和损失

贸易风险的存在使得广西农产品在实施进出口贸易的过程中不可避免地面临很多的损失，而随着全球经济一体化趋势的不断加强，尤其是在一带一路建设背景下，沿线各国经济金融的联系更加密切，贸易风险在一定程度上将被放大，各项农产品进出口风险会威胁广西农产品进出口贸易的发展。在一带一路建设背景下，强化风险控制时减小广西农产品进出口贸易风险及其损失的关键所在，也是当前我国整个贸易发展所面临及需要解决的重要问题，必须要给予其充分的重视。

1.4 能够有效提升农产品进出口贸易的整体竞争力

随着一带一路发展战略的不断实施，使得广西农产品进出口贸易变得越来越频繁，广西农产品进出口贸易实现了新的发展契机，其可以在现有的基础上充分借助于一带一路发展的机遇，加强与周边国家之间的贸易往来，强化风险控制，减小风险损失，进而提升其农产品出口贸易的整体竞争力。在农产品进口方面，其可以根据现实需求选择性的进口所需要的农产品，实现全放联动的风险控制模式，有效降低农产品进口的成本，更好地满足本地区市场的需求。

2.一带一路背景下广西农产品进出口贸易风险控制存在的问题

2.1 对一带一路的把握和利用程度有限

一带一路发展战略的实施是我国经济社会发展到一定阶段所实施的必然性战略，其关系到我国经济社会发展的多个方面，对各行业的发展产生了巨大的影响。目前广西农产品进出口贸易在风险控制方面还存在诸多的问题，首先是对一带一路的把握和利用程度不高，使其难以通过与贸易国家之间的深入合作实现对风险的有效控制。从比较优势来看，一带一路沿线各国在农产品生产和进出口方面都具有各自的优势，而随着贸易的不断发展，其风险性因素不断增加，对其控制程度将直接影响到整个农产品贸易的发展。广西在进行农产品进出口贸易的过程中还没有对其有效的把握，使其难以通过有效的风险防范措施来服务于农产品的进出口贸易，进而限制了其贸易的健康有序发展。

2.2 政府部门的支持和引导政策不到位

政府部门相关政策的支持和引导对一带一路背景下广西农产品进出口贸易具有十分关键的影响。当前在广西农产品进出口贸易的过程中，政府部门的相关工作还存在诸多的不足之处，使其所面临的贸易风险具有不断加强的趋势，长期来看将严重影响广西农产品进出口贸易的健康发展。一方面，目前政府部门对广西农产品进出口贸易的整体把握程度有限，难以根据一带一路制定出有效的政策来服务于广西农产品进出口贸易的发展，对各项风险因素的考量不周，对风险的具体识别与规避没有进行有效的指导。另一方面，政府部门现有的农产品进出口贸易风险控制措施还没有得到有效的施行，使得广西农产品进出口贸易在实施风险控制的过程中还存在一定的盲目性，难以强化风险控制能力，进而限制了其农产品进出口贸易的健康发展。

2.3 对国际贸易市场风险的预测和应对能力有限

随着全球经济一体化趋势的不断强化，使得国际贸易所面临的风险因素不断增多，其复杂性不断提升，尤其是在一带一路背景下，各国的农产品贸易往来更加密切，其风险的识别与控制难度不断提升。广西农a品进出口贸易在发展的过程中还缺乏对市场风险的预测和应对能力。一方面，随着一带一路发展战略的推进，各项农产品进出口贸易风险因素变得越来越复杂，其预测的难度不断提升，而大部分农产品进出口企业的规模较小、能力有限，因此在风险预测方面存在事实上的难度。另一方面，由于在一带一路背景下农产品贸易风险具有不断变化和增强的趋势，使得广西农产品贸易企业在风险控制方面难以采取传统的方法与模式，贸易风险控制的难度不断增大，进而在很大程度上限制了农产品贸易的顺利发展。

2.4 缺乏专业化的农产品贸易风险控制人才

一带一路发展战略的实施对各方面人才的需求不断提升。在广西农产品进出口贸易风险控制方面，其还缺乏专业化的贸易风险控制人才，对其整个贸易的发展都造成了诸多的不利影响。一方面，行业内现有的从业人员难以得到关于贸易风险方面的有效培训，使其在农产品进出口贸易风险控制方面的各项技能得不到有效的提升，进而限制了整个广西农产品进出口贸易在一带一路背景下的风险控制能力。另一方面，如前所述广西农产品贸易企业的整体规模较小，其利润水平有限，使其在实施对外贸易的过程中难以通过制定和实施完善的人力资源管理机制等从外部引进专业化的农产品贸易风险控制人才，现有的风险控制人员团队得不到有效强化，限制了其贸易的整体发展，因此使其在一带一路背景下的农产品贸易变得更为艰难。

3.一带一路背景下广西农产品进出口贸易风险控制的对策建议

3.1 全面提升对一带一路战略的把握和利用程度

在一带一路背景下，广西农产品进出口贸易要想实施有效的风险控制，必须要首先提升对一带一路战略的把握和利用程度，充分借助现有的机遇，提升风险控制意识。一方面，要对一带一路沿线各国的农产品贸易需求进行分析，对其各项农产品贸易政策进行解读，在此基础上完善其农产品进出口策略，根据一带一路战略的实施情况逐步推进其贸易策略。另一方面，要通过有效的市场分析，对一带一路战略可能会带来的诸多层面的影响进行分析，并在此基础上对广西农产品进出口贸易进行风险防范，提升整个农产品贸易行业的风险意识，充分借助一带一路战略促进广西农产品进出口贸易的发展。

3.2 强化政府部门相关政策的支持和引导能力

政府部门相关政策的支持和引导能力是广西农产品进出口贸易在一带一路背景下得以实施有效的风险控制的关键性举措。一方面，政府部门要通过对一带一路背景下农产品贸易风险因素及其变化进行分析，对现有的农产品贸易政策进行修正和完善，根据广西农产品进出口贸易的现实发展情况，对其风险控制情况进行有效的指导，避免其在贸易过程中面临较大的损失。另一方面，要根据整个农产品贸易的发展情况，创新贸易风险控制机制，充分提升对一带一路未来发展的预测能力，完善政府部门的各项职能，制定有效的风险预防和控制机制，使得广西农产品进出口贸易在一带一路背景下的风险控制能够具有充分完善的保障。

3.3 加强对国际贸易市场风险的预测与应对能力

有效的风险控制得益于对风险的预测和应对能力，在一带一路背景下，广西农产品进出口贸易要想不断提升其风险控制能力，首先要通过建立完善的风险预警机制，对整个市场的变化进行有效的分析，通过充分借助历史数据的分析，在此基础上对各项风险因素进行分析，找出其根源，以一带一路发展战略为依托，提升对风险的预测能力，便于实施进一步的风险控制。另外，要不断提升风险控制能力，通过在农产品贸易企业内部建立完善的风险规避体系、风险控制实施体系等方法，对各项风险进行识别，形成协调高效的风险控制模式，全面提升广西农产品进出口贸易的风险控制能力。

3.4 实施农产品贸易风险控制人才战略

广西农产品进出口贸易企业一方面要根据一带一路发展战略沿线各国的农产品贸易情况，对现有的从业人员进行关于风险预防与控制方面的培训，使其掌握先进的风险控制理念与方法，在实际的工作过程中不断提升对风险控制方法的应用能力，切实提升广西农产品进出口贸易各企业的风险控制能力。另一方面，要促使各贸易企业通过实施完善的人力资源管理机制，从外部高校、企业及科研院所中引进一批专业化的贸易风险管理人才，充实现有的人才团队，使先进的风险控制理念与方法能够顺利流入各贸易企业中，保证广西农产品贸易能够在一带一路建设背景下得以实现健康长期发展。

结语

有效的贸易风险控制是一带一路背景下广西农产品进出口贸易发展的关键所在，但是其在贸易发展过程中所面临的风险具有不断加大的趋势。从本文的研究来看，广西农产品进出口贸易应该从全面提升对一带一路战略的把握和利用程度、强化政府部门相关政策的支持和引导、加强对国际贸易市场风险的预测和应对能力、实施农产品贸易风险控制人才战略等方面出发，全面提升对各项贸易风险的控制。以此实现广西农产品进出口贸易在一带一路战略背景下的健康长期发展。

参考文献：

[1]刘波.“一带一路”战略背景下广西外贸的机遇、挑战及对策[J].桂海论丛，2015（07）

[2]闫德忱，王秀珠.我国农产品贸易问题研究[J].中国商贸，2009（21）

[3]成榕.贸易风险防控新机制[J].世界农业，2014（11）

[4]郭绪全.广西农产品进出口贸易十年（2000-2010年）变化史与发展对策[J].西南农业学报，2011（04）

第2篇：进出口贸易相关问题范文

关键词：进出口贸易；经济增长；国内生产总值；最小二乘法

一、引言

改革开放以来，我国对外贸易的发展十分迅猛。进出口总额从1990年的5560.1亿元上升到2014年的264300亿元，仅仅25年间贸易总额就增加了47倍。与此同时，GDP从1990年的18667.8亿元上升到2014年的636463亿元，增加了33倍，首次突破60亿元的大关。进出口总额占GDP的比重，1990年为29.8%，而2014年则达到了41.5%，经济增长对外贸的依赖性越来越大，对外贸易在经济增长中的地位越来越高，经济增长与进出口贸易之间的关系也因此成为经济学者研究的一个热点问题。

然而传统的经济理论告诉我们，国内生产总值按支出法可表示为Y=C+I+G+X-M，这一公式会让我们直观的认为出口增加，GDP也会随之增加，而进口增加则会导致GDP下降。实践中经济增长与进出口贸易真的只是这样简单的关系吗？进出口贸易对经济增长到底有多大的推动作用？经济增长是与进口额还是出口额亦或是净出口额有关？本文将通过实证分析来回答这些问题。

二、 研究文献综述

国内外关于进出口贸易与经济增长关系的相关研究非常多。张世晴（2009）基于1978～2007年的相关数据，采用HP滤波以及协整分析方法来研究进出口贸易总额与我国经济增长之间的关系，结果表明在反映对外贸易对经济增长的推动作用时，使用进出口贸易总额这一指标比单纯的出口额、进口额、净出口额指标更为恰当；刘秀梅（2013）利用我国1990～2011年的相关经济数据，通过SPSS软件对我国的GDP与出口额、进口额、净出口额分别进行回归分析，指出GDP与进出口总额的相关性较大，进出口贸易与经济增长的关系主要体现在对外贸易总额上，而不是单一的出口或净出口；张兵兵（2013）运用回归模型以及CF滤波分析等方法，根据1952～2011年的数据进行研究，指出只有出口总额与GDP增长有显著相关关系，只有出口是促进我国GDP增加的正向因素；周建萌（2012）采用格兰杰检验和协整检验方法进行研究，指出短期内进出口总额与GDP之间的关系不显著，但从长期来看对外贸易总额对GDP的影响显著，而GDP对外贸总额的影响不显著。

综上所述，现有文献多侧重于研究出口或净出口对GDP的作用，而研究进口额对经济增长的文献则较少，将四个指标集中在一起进行分析的更是少之又少。本文将基于我国1990～2014年的经济数据，采用最小二乘法分别对这四个指标与GDP之间的关系进行回归分析，从而更准确的说明我国对外贸易与经济增长之间的关系。

三、对外贸易与经济增长关系的理论基础

早在19世纪古典经济学的产生时代，贸易在一国经济发展中的地位就受到了极大的关注。英国古典经济学家亚当・斯密最早提出了自由贸易可以提高世界资源配置效率。约翰・穆勒指出贸易具有两种利益，即直接利益和间接利益，直接利益表现在通过国际分工，可以使生产资源向效率较高的部门转移，从而提高经济的产出和实际收入，此外通过贸易还可以得到本国不能生产的原材料、设备等；间接利益表现在通过专业化分工推动国内生产过程的创新和改良，提高劳动生产率，同时通过进口造成新的需求，刺激储蓄的增加，加速资本积累。

之后也有很多经济学家进一步研究了贸易对经济增长的作用。罗伯特逊指出“贸易是经济增长的发动机”的命题，认为贸易对经济增长具有很大的拉动作用；纳克斯对这一命题进行进一步的深入研究，指出较高的出口增长率可以通过多种途径来带动经济的增长。

四、我国进出口贸易与经济增长关系的实证分析

1990～2014年间，我国的进出口贸易总额与GDP基本呈逐年增长的趋势，个别年份虽有波动但波幅较小。直观的来说，GDP增速比对外贸易总额增速要快得多，并在2014年突破了60亿元的大关，但理性分析之后可以发现，进出口贸易总额占GDP的比重在逐年提高，由1990年的29.8%上升到2014年的41.5%，对外贸易对经济增长的影响越来越大。

1. 变量选择与数据来源

本文在假定其他因素对经济增长的影响不变的前提下，采用GDP来衡量经济增长，用Y来表示，作为被解释变量。出口额、进口额、净出口额和进出口总额这四个指标为解释变量，分别用X1，X2，X3，X4来表示。然后搜集相关年份的GDP以及贸易数据，数据来源于1990-2014年的《中国统计年鉴》。

2. 模型建立与分析

本文用Y表示GDP，以此衡量经济增长，作为被解释变量，用X1，X2，X3，X4分别代表出口额、进口额、净出口额和进出口总额这四个指标，建立各自的一元线性回归模型：Y=a+bX（i）+e，i=1，2，3，4.其中a为常数项，b为各个变量的回归系数，e为误差项，服从正态分布。运用Eviews7.2软件进行回归，结果如表1。

（1）GDP与出口总额

对解释变量进行显著性检验，其中t=21.80825，p值小于0.001，F=475.6，方程的各个系数均可以通过显著性检验，且系数为正，调整后的R平方=0.951865，说明模型的拟合优度较高，表明我国GDP与出口额之间具有很强的正相关性，出口额每增加1个单位，GDP增加3.756786个单位。

（2）GDP与进口总额

传统的经济理论告诉我们，进口增加会导致GDP下降，然而从另一种角度来说，进口能够弥补国内所缺乏的资源，节约生产成本，提高资源利用效率，从而对经济增长有积极的作用。GDP与进口总额究竟存在怎样的关系？

其中t=23.68115，p值小于0.001，F=560.7970，各个系数都可以通过显著性检验，且系数均为正，调整后的R平方=0.958890，说明模型的拟合优度很高，表明GDP与进口总额之间也存在极强的正相关性，进口额每增加1个单位，GDP增加4.380834个单位，否定了进口增加会导致GDP下降这一说法。

（3）GDP与净出口额

净出口额=出口额-进口额。

（4）GDP与进出口总额

从以上回归可以发现，GDP与出口总额和进口总额之间都存在很强的相关性，因此与进出口总额的相关性也应当很强。为了进行验证，本文对GDP与进出口总额也进行了简单的回归。

其中t=23.00874，p值小于0.001，F=529.4023，调整后的R平方=0.958364，各个系数均通过显著性检验，而且模型的拟合优度很高，表明GDP与进出口总额之间存在极强的正相关性，进出口贸易总额每增加1个单位，GDP增长2.025368个单位。

综上我们可以发现：出口额、进口额以及进出口总额与GDP增长之间都存在很强的相关性，而净出口额与GDP之间的回归方程拟合优度较差，两者的相关性较弱。因此，我国进出口贸易与经济增长之间的关系主要体现在进出口总额上，而不是由单一的净出口或出口总额所决定。

五、结论与政策建议

回归结果表明，进口额、出口额以及进出口总额与我国的经济增长之间都存在很强的相关性，而且各项系数均为正数，表明无论是出口还是进口，对我国经济增长都具有显著的正向影响。出口额每增加1个单位，GDP增加3.756786个单位，进口额每增加1个单位，GDP增加4.380834个单位。单纯认为进口增加会导致GDP下降的观点缺乏实证依据的支撑，我们应该重视进出口总额对经济增长的促进作用。

传统的观点认为出口越多越好，这固然可以促进我国GDP的增加，但是通过回归分析我们发现进口总额的增加对GDP也有很强的推动作用，因此我国应该坚持进口与出口并重的外贸策略，不能一味的只强调出口，而应保证进出口贸易平衡发展，此外政府部门应规范对我国对外贸易的管理，减少对进口的人为干预，在保护国内市场免受外国干扰的同时，适度扩大资源相对稀缺、缺少相关技术的产业的进口，充分发挥进口的技术替代效应，从而推动我国经济的增长。

参考文献：

[1]刘秀梅，尤佳，等.进出口贸易与中国经济增长关系的统计分析[J].曲阜师范大学学报，2013（04）.

[2]张世晴，陈文政.进出口总额与GDP增长的联动关系――基于1978-2007年数据的分析[J].财经科学，2009（12）.

[3]张兵兵.进出口贸易与经济增长的协动性关系研究――基于1952-2011年中国数据的经验分析[J].国际贸易问题，2013（04）.

[4]周建萌，陈瑶.中国进出口贸易对GDP影响的实证分析[J].企业导报，2012（16）.

第3篇：进出口贸易相关问题范文

自上世纪70年代末广东省签订第一份毛纺织品来料加工协议,在珠海创办了我国首家加工贸易企业之后,加工贸易在我国开始出现并获得了迅速发展。改革开放三十年来,我国经济建设取得了巨大进步,对外贸易的发展尤其迅速,1978年中国对外贸易进出口总额仅有206.4亿美元,而2008年全国对外贸易总额达到了25697亿美元,增长了124.5倍。加工贸易在我国对外贸易中起着至关重要的作用,1981年中国加工贸易进出口总额为24.85亿美元,约占中国对外贸易总量的5.64%,这一比例随着年代的增长而不断增大,2007年中国加工贸易进出口总额达到了9861亿美元,比1981年增长367.4倍,占我国对外贸易总量的45.4%;到2008年,我国加工贸易进出口10535.9亿美元,增长6.8%,占我国对外贸易总量的41%,已成为我国对外贸易发展中的“半壁江山”。加工贸易的蓬勃发展增加了国民收入,创造了大量的就业机会,带动了我国产业结构的优化和升级,而且在国外先进技术和管理经验的引进等方面也发挥了重要作用。那么,加工贸易与我国进出口贸易总额之间的关系如何?本文将对此问题进行分析。

二、协整分析的基本理论

宏观经济领域研究过程涉及的变量大多为非平稳变量。对这些非平稳变量,如果我们仅仅采用传统的回归建模方法进行研究,有时可能会产生虚假相关和虚假回归现象。在虚假相关和虚假回归基础上得出的结论,必然是不正确的结论;在这些不正确的结论基础上所做的决策,也必然是不正确的决策。为避免由虚假相关、虚假回归导致的不正确结论和决策,我们有必要摒弃传统的建模方法,采用适合非平稳变量的新方法对相关问题进行研究。最近几十年来发展起来的协整分析正是解决这一问题的一种非常好的方法。

协整分析要求所研究的变量是同阶单整的。检验变量序列单整性的常用方法是单位根检验,这里我们采用迪基、富勒提出的ADF检验方法。

假设要检验序列是否为形式的单位根过程,可以对模型进行估计,然后检验或。这一检验不能采用传统的t检验和F检验,为解决这一问题,迪基、富勒给出了检验所需的临界值表。检验时,研究者只需将t统计量和F统计量与给定自由度和给定显著性水平下的临界值相比较即可。这一检验被称为DF检验。

由于DF检验中不能保证方程的残差为白噪声,为解决这一问题,迪基、富勒假设随机过程服从AR(P)过程,对DF检验进行了修正,形成了增广的DF检验即ADF检验。

当变量序列经ADF检验证明为同阶单整时,它们之间可能存在协整关系,此时可对其进行协整检验。常用的协整检验方法包括恩格尔-格兰杰两步法和Johansen的系统分析法。这里我们采用恩格尔-格兰杰提出的E-G两步法。其检验过程是,首先不考虑变量之间的协整性,对其进行普通最小二乘回归,这一步常被称为协整回归。回归后对模型的残差做单位根检验。如果检验结果表明残差序列为平稳的,则说明所研究的两变量之间存在协整关系;如果检验结果表明残差序列非平稳,则所研究变量间不存在协整关系。由于整个检验过程分为两步,因此习惯上将此方法称为E-G两步法。

当两个变量之间存在协整关系时,我们可以区分二者之间的长期关系和短期动态,并分别进行研究。而误差修正模型是一种能同时考虑变量间这两种关系的模型。

在协整分析基础上建立误差修正模型的基本步骤是:首先做变量之间的协整分析,发现其协整关系,即长期均衡关系,求出协整向量,并以其滞后一期作为误差修正项。然后,将误差修正项作为一个解释变量,与其他反映短期波动的解释变量一起,建立短期模型,即误差修正模型。

三、我国加工贸易与进出口总额关系分析

我国加工贸易和进出口总额关系的协整分析涉及到的变量序列主要为加工贸易进出口总额和进出口贸易总额。其数据均取自历年《中国统计年鉴》。

根据计量经济学相关理论,首先对变量序列做单位根检验。考虑到可能存在的异方差等问题,我们对变量序列本身、对变量序列的对数、变量序列对数的一阶差分分别做ADF检验,检验结果见表(其中manu表示加工贸易进出口总额,为加工贸易进出口总额的对数,为加工贸易进出口总额对数的一阶差分;tot表示我国进出口贸易总额,为进出口贸易总额的对数,为进出口贸易进出口总额对数的一阶差分):

检验结果表明,加工贸易进出口总额和进出口贸易总额序列均为非平稳序列,其对数序列也为非平稳序列,而其一阶差分序列均为平稳序列。也就是说,两变量同为I(1)过程,是同阶单整的。

由于两变量序列为同阶单整,因此可以采用E-G两步法对我国加工贸易进出口总额与进出口贸易总额之间的协整关系进行检验。

根据相关计量经济学理论,首先建立协整回归模型:

对其残差进行检验,发现残差序列为平稳序列,因此可认为我国加工贸易与进出口总额之间存在协整关系。

第4篇：进出口贸易相关问题范文

近年来，随着信息技术的深入发展以及全球经济化的进一步推进，电子商务交易额突飞猛进地增长。据我国商务部统计，2015年我国电子交易的规模达到了20.8万亿元，预计2016年其规模达到22万亿元，然而2015年来我国对外贸易持续走低，2015年其增长率为－7.1%，2016年其增长率为－0.89%。在这样的背景下，通过分析电子商务与国际贸易的具体关联程度，对充分利用电子商务开展国际贸易显得尤为重要。

2文献综述

随着电子商务与国际贸易联系的日益紧密，关于电子商务与国际贸易之间关系的研究也逐渐成为一个热门的课题，国内外学者从不同的角度深入分析了前者对后者的影响。在国外，TerziN.(2011)通过调查电子商务对国际贸易影响发现电子商务基本上能够给所有国家带来经济效益。但是短期内这些收益可能集中在发达国家，但从长远来看，对发展中国家将更有利。电子商务增加国际贸易的总额。［1］WarfB认为不同媒体的数字融合开启的互联网视频使得电子商务将为大多数中小型企业提供接触国家和全球市场的机会成为可能，使得国际贸易的主体更加多元化。［2］DaCostaE.(2016)认为互联网对于美国小型企业发展国际业务发挥着日益强大的作用。他把电子商务战略描述成为全世界中小企业开展国际贸易的重要机会。［3］SandvigJ.C.通过对527个全球顶级购物网站的登录页面以及移动技术如何影响Google移动搜索结果进行技术分析。发现动员技术对于全球电子商务的发展发挥至关重要的作用。［4］在国内，乔阳(2012)把跨境电子商务看成一把“双刃剑”，认为其对国际贸易既有积极影响又有消极影响。它通过简化贸易流程，变革企业的经营模式积极推动了后者的发展，但同时也拉大了发展中国家与发达国家之间的差距，恶化了发展中国家的贸易环境，并且由于电子商务的“虚拟性”，造成了大量税款的流失。［5］张淮亮(2016)从定性和定量两方面分析了跨境电子商务对国际贸易的影响，认为跨境电子商务通过改变经营主体，缩短交易流程以及降低企业的交易成本，极大地促进了我国国际贸易的发展。［6］赵旭明(2016)认为跨境电子商务通过带动对外贸易增长以及改善外贸企业的管理进一步推进我国外贸的转型。［7］张爱琴(2016)和郑红明(2016)基于产业链的视角，对跨境电子商务与国际贸易二者之间的关系进行了实证分析，结果表明跨境电子商务交易额与国际贸易总额之间存在长期均衡的正向相关关系，并且二者的波动呈同向变化。［8］［9］李伯杏(2016)和李子(2014)基于国家的层面，通过理论模型与实证分析相结合的方法对二者关系进行研究，得出二者存在长期的正向影响关系的结论。［10］［11］总体来看，国内外的研究基本都是基于国家的角度，只有少数几个学者研究了具体省份的电子商务与进出口贸易的关系，但是基于湖南省的研究几乎没有。当前，湖南省作为“一带一路”战略的核心省份，其进出口贸易的总额相对较低，研究两者的关系，对实现湖南省的崛起具有重大的意义。基于此，本文将利用协整分析的方法，对湖南省电子商务与进出口贸易的关系进行深入探讨。

3电子商务对国际贸易影响的作用机制

随着电子商务的发展，国际贸易从各个方面都发生改变。第一，互联网技术的高速发展，使得信息在全球范围内的传播速度显著提高，同时，企业可以通过互联网技术实现与境外的合作公司“面对面”交流，大幅度地降低企业的生产成本，提高企业的盈利能力;第二，电子商务降低了行业的进入门槛，使得更多的中小企业开始从事国际贸易，极大地拓宽了国际贸易交易主体的范围;第三，电子商务独特的优势弱化了地理位置的重要性，使得各生产要素能够在全球范围内实现最优配置，进一步扩大了国际贸易的市场规模;第四，国家可以通过在全国范围内推行电子商务打破传统的以关税为主的贸易壁垒和部分发达国家的新贸易壁垒，有效地促进跨国企业的发展，提高我国对外贸易总额;第五，电子商务平台的搭建可以实现外贸企业与相关部门之间的网上对接，减少传统国际贸易中的大多数环节，进一步提高企业的交易效率以及优化国际贸易的流程。电子商务通过以上五个方面很大程度地提高了进出口贸易的总量，其传导机制如下图所示。

4实证分析过程

4.1指标的选取以及数据的来源。文章基于研究的需要，从数据的可获取性，以及主客观相一致的原则，最终选取湖南省进出口贸易总额(Y)作为被解释变量，用湖南省电子商务交易额(X1)、网民规模(X2)来衡量湖南省电子商务的发展水平，作为模型的解释变量。网民规模代表电子商务发展的基础设施，另外，电子商务交易额能更加直观地反映电子商务的发展状况，所以基本可以用这两个指标来衡量其发展水平。同时电子商务的应用起步较晚，所以本文只截取了湖南省2010年到2016年的数据作为样本。本文所选取的数据主要来源于2010—2015年湖南省统计局的《湖南省统计年鉴》与中国电子商务研究中心的《湖南省电子商务发展报告》。数据真实可靠，能够用来做模型分析。4.2变量的单位根检验。为了消除时间序列可能存在的异方差现象，本研究将对变量取自然对数，分别用LNY，LNX1，LNX2表示，同时用DLNY，DLNX1，DLNX2来表示变量之间的一阶差分，并且鉴于文章所使用的数据为时间序列，为了有效地减少模型的虚假回归现象，因此在做协整检验之间，笔者将运用ADF单位根检验方法对各变量的自然对数和差分序列进行平稳性检验。根据表1，可以看到变量LNY，LNX1，LNX2都是不平稳的，但是其一阶差分DLNY，DLNX1，DLNX2都是平稳的，这说明湖南省电子商务水平和进出口贸易之间可能存在长期稳定的协整关系，因此，本文接下来将使用OLS来确定三者之间的协整关系，文章接下来对变量进行协整检验。4.3Johansen协整检验。笔者通过反复对模型的变量数据进行实验，发现其滞后阶数为2时，AR根均落于位圆内，所以此时的模型是最优的，其被估参数也是最有效的。因此，为了确保检验结果的尽可能合理有效，故选择滞后二阶。同时，文章根据有特征根迹检验方法对三个变量LNX1，LNX2，LNY之间协整关系进行检验，其检验结果见表2。由表2可以看出在5%的显著性水平下，LNX1，LNX2，LNY三个变量之间存在协整关系。这说明，有95%的可靠性表明电子商务发展水平与进出口贸易存在长期稳定的协整关系，同时接下来，文章用最小二乘法来确定这三个变量具体的协整关系，其数学公式如下:LNY=0.2786LNX1+0.7214LNX2+6.229(1)AdjustR－square:0.97Durbin－watsonStat:1.93通过Eviews检验模型，得到R2为0.97，表明这三个变量之间有很好拟合度，回归可靠性为97%，即电子商务总额、网民规模能够对进出口贸易总额的97%做出解释，D.W的检验值为1.93，很接近2，表明这三个变量之间不存在多重共线性。同时变量的回归系数都在1%的显著性在水平下显著。以上参数表明，模型中的变量对进出口贸易的影响因素具有较好的关系表征。通过公式(1)，我们可以看出电子商务交易额和网民规模对进出口贸易总额有着正面的影响。电子商务交易额每提高1%，进出口贸易总额将提升0.2786%;网民规模每提高1%，会促进进出口贸易总额提升0.7214%，从长期来看，电子商务交易额对进出口贸易总额的正向作用大于网民规模对进出口贸易总额的影响。这与湖南省现阶段的实际情况相符。从2010年开始，电子商务总额的提高与进出口贸易的发展一直保持着同一增长趋势。

5结论

第一，电子商务的发展水平与进出口贸易之间存在长期平稳的协整关系，同时实证结果还表明电子商务的总额和网民规模的扩大是湖南省进出口贸易增加的格兰杰原因，说明电子商务的发展对进出口贸易存在正向的影响，我们可以利用电子商务这一新时代的产物来提高进出口贸易总额。第二，网民规模对湖南省进出口贸易的正向影响要大于电子商务对其的影响。这说明湖南省电子商务对进出口贸易的影响有限，对于电子商务在国际贸易领域的应用还有待提高，这与湖南省的省情也是相符合的，湖南省电子商务的发展落后于浙江、江苏、广东等东部沿海地区，在其发展中还存在很多问题，例如:基础设施不完善，法制不健全，电子商务人才短缺等。

6政策建议

第5篇：进出口贸易相关问题范文

关键词：外商直接投资；国内生产总值；国际贸易

中图分类号：F742文献标识码：A

文章编号：1000-176X(2007)01-0089-09

一、引言

近年来，全球外资流量的增长率超过了其他任何世界经济主要综合指数，全球对外直接投资流量由1990年的201亿美元迅速升至为2000年的15 092亿美元，增长了374．1倍（IMF资料）。在中国，随着改革开放后我国经济实力的不断增强和融入世界经济一体化进程的加快，越来越多的外商直接投资涌向中国。自1994年起我国已连续12年居发展中国家利用外商投资第一位，在全球仅次于美国居第二位，并且在2002年实际利用FDI（指外商直接投资，以下均同）规模超过500亿美元，首次超越美国，成为世界上利用FDI最多的国家，FDI对我国的经济增长起了很大的推动作用，伴随着FDI的大量涌入，我国的国内生产总值和进出口贸易也不断创下新高，FDI成了中国经济增长的强大动力。

外商直接投资与国民经济增长方面：从2002年开始，我国利用外资的规模持续超过500亿美元，外商直接投资成为我国GDP持续快速发展的一个有力支撑。由于FDI拓宽了融资渠道，克服了自有发展资金的不足，并且摆脱了银行储蓄投资的约束，从而直接和间接地促进了经济的增长，使资金达到更高的效用水平，在资本相对贫乏的国家在不减少消费的情况下，可以通过更多的外来投资来促进经济的增长。在FDI与经济增长方面，陈景煌、陈浪南（2002）认为我国FDI与GDP的关系是正线性相关；任永菊（2003）实证分析证明了FDI与GDP存在长期关系, 其因果关系随着滞后期的不同而不同；陈伟国、赵兵（2004）、杜江（2002）等都认为FDI对资本形成和积累有积极作用，并推动了我国经济的发展。FDI与GDP之间的良性互动关系将在后面的实证分析中得到证明。

外商直接投资（FDI）与国际贸易方面：外商直接投资被普遍认为正在取代国际贸易，成为全球经济增长的发动机，是促使东道国经济发展和加快全球经济一体化进程的催化剂（葛顺奇［3］）。小岛清［9］指出FDI可以在投资国与东道国之间创造新的贸易机会，使贸易在更大的规模上进行，当东道国具有了基于FDI的“生产函数改变后的比较优势”时，显然会导致东道国对外贸易能力的增强，国际贸易与FDI之间呈现互补效应。杨迤（2000），钱晓英、赖明勇、张大奇（2001），李琴［1］等通过实证分析，得出我国FDI流入与进出口存在长期正相关关系，FDI提升了我国贸易产品的竞争力，改善了进出口结构，促进了国际贸易；李平、范跃进（2003）通过“综合动因模型”及经验分析，认为我国贸易自由化促进了FDI流入；王创（2005）认为FDI与出口在长期范围内存在互补关系，但FDI与进口的长短期关系却有所不同，在短期内FDI与进口贸易互补，但在长期却表现为相互替代。对外直接投资与国际贸易（主要是出口贸易）之间主要是互补或者是替代的关系，国外的学者们已经证明了这一点，具体要根据母国（或跨国公司）投资的动机、类型和发展阶段而定。Helmberger和Schmitz(1970)指出，国际贸易和对外直接投资之间是互补关系还是替代关系其实是一个实证问题而非理论问题，在不同的国家实证结果可能会显示出差异性。作为贸易大国，FDI对中国进出口贸易的影响不容忽视，因此相关的实证研究具有重要的现实意义。

国民经济增长（GDP）与国际贸易方面：FDI既作为直接的因果关系出现，同时也作为联系国际贸易与真实经济增长的桥梁存在。我国的出口贸易主要通过劳动投资来促进经济增长，从弹性系数看，出口劳动投资增长以及投资劳动经济增长的作用都很大，我国的出口贸易主要是通过带动国内投资和外商投资来促进经济增长的。对于我国是否为出口导向型经济增长国家一直有着广泛的争论，大部分实证分析表明，二者存在双向因果关系笔者认为，出口贸易对于经济增长有着明确的直接推动作用，而经济增长是间接通过诸如吸引FDI等因素来影响出口贸易，二者影响的方式有所不同而已。在后文国民经济增长与国际贸易的数据分析中也可以体现出这一点，即中国属于出口导向型经济增长国家。

随着经济全球化速度的加快，FDI成为全球化浪潮的一个重要特征。中国作为发展中国家中吸收FDI的第一大国和全球经济增长最快的国家之一，常常被引以为例说明FDI的有力影响。研究FDI、GDP以及进出口贸易三者之间的关系将有助于深入了解我国的经济发展现状以及形成对宏观经济决策的参考，以下将基于我国1983―2005年间的相关统计数据进行实证分析，从定性和定量的角度揭示以上三者之间的相互关系。

一、 FDI与GDP相关性的实证研究

在相关的理论中，以美国经济学家H．钱纳里和A．斯特劳特1969年创立的两缺口模型最具代表性。该模型认为，经济发展主要受三种因素约束：一是储蓄约束，即国内需求水平低,不足以支持国内投资需求的扩张，影响经济发展；二是外汇约束，有限的外汇收入不足以支付经济发展所需要的资本品和消费品进口，阻碍经济发展；三是吸收能力约束，即由于缺乏必需的技术和管理，无法有效地使用外资和各种资源，从而影响生产率的提高和经济发展。因此，钱纳里等人认为，如果发展中国家能成功利用外资便可以逐渐克服储蓄、外汇和技术的约束，增加国民总储蓄和总投资，进而促进经济增长。对于我国体现国民经济增长的GDP而言，FDI的作用是显著的，表一是我国1983―2005年共23年间的GDP、进出口额、FDI的数据统计：

数据来源：国家统计局网站www．stats．gov．cn 及商务部网站www．mofcom．gov．cn 公布数据整理而得。

1．FDI对于GDP的作用：根据其中的GDP和FDI数据绘成图一显示二者不同年份的变化（为了便于更直观的显示二者变化，GDP的单位为百亿元，FDI的单位仍为亿美元）：

图一GDP&FDI年份变化图

由图一并结合我国的经济发展史可以大致定性地看出，1983―1991年我国的经济受益于改革开放政策而开始显示活力并快速发展，对于FDI的吸引作用自1991年起凸显，1991―1997年FDI开始快速增长，得益于此我国的GDP在这段时间内加速增长。1997―2001年FDI增长的势头减缓甚至开始回落，相应地GDP虽然持续增长，但是增长速度开始趋缓，这段时期处于对过去FDI进行消化和调整的阶段。2002―2005年FDI再次迅速增长，并突破500亿美元，GDP也相应地迎来了又一次加速增长，这些表现大致可以从表一的数据中得到验证。为了进一步研究二者之间的相关性，同时也为了增加模型建立的准确性增强确定系数R SQUARE的说服力，我们继续根据表一的数据绘出GDP与FDI之间关系的平滑散点图，如图二所示：

图二GDP―FDI关系散点图

图二中的散点图与幂函数曲线类似，即y=a0+a1xb+e，根据散点图确定模型可以增强确定系数R方的解释力度与可靠性。由于对幂函数本身不便于做相关分析，而引入对数后更容易得到平稳数据且不会改变时间序列的性质和相互关系，因此我们对函数本身进行对数变换后得到如下模型：

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

其中，GDPt为当年的国内生产总值，LnGDPt作为被解释变量即因变量出现；GDPt-1为上一年度的国内生产总值；FDIt为当年的外商直接投资，FDIt-1为上一年度的外商直接投资，三者的自然对数作为解释变量即自变量出现；a0为常数项，a1、a2、a3为自变量系数，e为误差。FDI对于GDP是一个累计作用，考虑到较t-1期更早的变量对于GDP的作用相对t期和t-1期的贡献度较低，在模型中只考虑到t-1期(在后面的分析结果中可以得到这一结论)；而其他影响GDP的因素我们都归结到GDPt-1中，这样便于模型集中研究GDP―FDI之间的关系。基于表一的数据整理后经SPSS11．0统计分析软件进行多元线性回归分析，得到结果如表二：

表三的相关和回归分析输出结果显示，原模型中的t-1期FDI无需考虑，这也验证了最初我们对于FDI年份变量的引入设置上是正确的，而同时常数项也可以从模型中去除，这一点很容易理解，t-1期的GDP已经涵盖了常数项的作用。而其他两个主要变量的t值均通过了1%的显著水平检验。根据分析的结论，模型应该重新调整为：

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

模型表明，FDIt增加一个百分点，对于GDPt的贡献则有0．476个百分点，也就是说，FDI增长10%可以拉动GDP增长4．76%。可见目前FDI对于我国的GDP增长作用很明显，其中一个可能的原因就是博取人民币的升值带来的资本收益而流入，FDI还欠缺适当的管理和引导。为了同时比较GDP对于FDI的吸引作用，以下我们进行GDP对于FDI的作用的实证分析。

2．GDP对于FDI的作用：二者随年份的变化见图一所示，二者之间的关系散点图可以参考图二，只是横轴和纵轴变量互换，由于篇幅所限，在此不再显示。我们依据上述同样思路，建立模型：

lnFDIt=a0+a1lnGDPt+a2lnGDPt-1+a3lnFDIt-1+e（3）模型中的变量说明同A中的解释，通过SPSS11．0分析结果如下：

表四中调整后的确定系数为0．972，说明自变量对于因变量的解释比较充分；而通过F检验说明方程变量间的显著关系成立；D-W值显示不存在明显的序列相关性。

上述自变量中LnGDPt-1通过检验结果可以从原模型中剔除，其他自变量的相关系数均通过了1%显著水平的t检验，即拒绝原假设H0，从而得到FDIt-1、GDPt与因变量FDIt显著相关的结论。原模型修正为

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

根据模型计算，GDP增长10%，吸引的FDI将会增加4．76%。通过1、2两项分析结果比较（特别是对比标准相关系数和偏相关系数）以及上述的计算结果可以得出一个结论，即目前我国GDP增长对于FDI的吸引力相比FDI对于GDP的贡献来讲，两者的相互作用很接近；另一个方面，GDP的增长比例中一个重要的原因在于我国吸引的FDI的高速增长。

二、FDI与国际贸易相关性的实证研究

在世界经济中，国际直接投资是最能体现经济全球化概念的经济运作方式之一，且与国际贸易有着密不可分的内在联系。随着经济全球化的进程加快，从总体上看，国际对外直接投资与国际贸易相互作用、相互促进，都在大幅度增加和日益扩大。影响国际贸易增长的因素有许多，从理论上讲，仅就国际贸易与国际直接投资的关系而言，直接投资究竟是构成对贸易的替代，还是产生了对贸易的创造，这主要取决于国际直接投资的类型。在FDI与国际贸易相互数量关系上，蒙代尔的替代模型、Markusen和小岛清的互补模型是对国际贸易和国际直接投资数量关系进行界定的一般理论模型。以下首先根据表一数据绘出进出口贸易与FDI之间的关系图（为了更直观的比较二者的年份变化，进出口额的单位选为十亿美元）：

图三进出口额&FDI年份变化图

图三中进出口额与FDI随年份的变化过程大致与图一中GDP与FDI的变化阶段相同，在1991―1997年间以及2001―2005年间随着FDI的快速增长，进出口贸易额相应地得到一段加速增长期，并于2004年突破万亿美元关口，使我国的国际贸易进入了一个新的阶段。同第二部分研究方法一样，为了进一步凸显二者的相关关系以及增加模型建立的可靠性，我们继续绘制出进出口额与FDI之间的散点图：

图四进出口额―FDI关系散点图

图四中的散点图同样与幂函数曲线类似，为此我们建立相同的模型：

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

模型中ExImt和ExImt-1分别表示t期（当年）和t-1期（上一年）的进出口额，其余变量说明同前，通过SPSS11．0分析结果如下：

表六中调整后的确定系数为0．991，方程显著通过F统计，D-W约为2（2．061）表明模型误差项不存在序列相关性。表七是相关与回归分析输出结果：

上述结果排除了FDIt-1对于当期进出口额的影响，可见FDI对于进出口的影响是滞后性的，主要是对第二年的进出口额产生影响，这与经验上的理解也是吻合的，投资不会产生即时效应。T检验依然通过了1%的显著水平测试，共线性统计应用的方差膨胀因子表明自变量之间不存在明显的共线性作用。根据以上分析结果，模型修正为：

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

FDI增长10%将会带来进出口贸易2．73%的增长，这一比例并不高，FDI对于进出口贸易的直接的作用并不是很明显，外资大量流入的目的并不主要是增大出口换取利润，而是由于其他原因，如人民币升值带来的资本收益、QFII投资等，与前面关于FDI的作用的结论相吻合。

三、GDP与国际贸易相关性的实证研究

近年来我国的GDP与进出口贸易均保持了高速增长，由于进出口贸易对于GDP的直接贡献作用以及贡献比例，二者随时间的变化曲线的趋势应该比较吻合，这一点从图五中可以看出，1991―1997年以及2001―2005年GDP和进出口贸易增长均大幅增长。

图五GDP―进出口额年份变化图

图六GDP―进出口额关系散点图

图六GDP与进出口额的散点图示与前面研究的两种相关关系略有不同，图中显示二者的相关关系既类似于前面的幂函数形式同时也类似于线性关系（如果去除1997―2001年之间的异常数据，这种类似则非常明显），而在我们的经验中进出口贸易额直接贡献于国内生产总值，为此，我们同时设立两个模型――幂函数与线性函数模型进行验证比较，首先与前面的分析相同采用幂函数模型并应用SPSS11．0统计分析：

lnGDPt=a0+a1lnGDPt-1+a2lnExImt+e（7）

上述分析中调整后的确定系数R Square为0．996，方程和系数各自通过了相应地F和t统计检验，从而接受H1假设，即接受修正后的模型：

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

该模型中进出口贸易增长10%将会带来GDP 5．33%的增长，也就是说GDP增长1/2以上的动力源自国际贸易，表明进出口贸易在我国的国内生产总值中占有很重要的地位。

其次，我们假设线性模型：

GDPt=a0+a1GDPt-1+a2ExImt+e（9）

同样成立，以下通过SPSS对其进行统计分析：

在这里ExImt的偏相关系数达到了0．78，即进出口贸易自身的78%直接贡献给了GDP（此比例可以理解为有效程度，不代表占GDP总值的比例）。综合上述结论以及图七有关历年进出口额占据GDP的比例直方图可以说我国经济基本上属于出口导向型国家，或者说是准出口导向型（下图中2003―2005年进出口贸易总额占国民生产总值的比例都在60%以上）。

图七进出口额占GDP比例直方图

注：1．以上实证分析中最优方程的选择一律采用全部输入法（Enter）；

2．计算贡献比例时采用的是变量的偏相关系数，这样才能准确显示其他控制变量不变时目标变量的独自贡献值；

3．上述研究中，如果把1997―2001年的数据作为异常数据剔除，无论是图形或是函数都会拟合得更好，在散点图中已经体现明显，本文篇幅所限，不再列出研究。

四、结语

从以上的图示中可以定性地看出，FDI与我国经济运行、对外贸易的轨迹基本平行，在一定程度上这是外商直接投资对我国经济增长、对外贸易贡献显著的反映；通过实证分析，显示FDI与我国经济增长、对外贸易具有较高的正相关关系，特别是国际贸易对经济增长的促进关系。综合前面的研究可以得出下列结论：

1．FDI与GDP（国民经济增长）：

快速增长的GDP是吸引FDI增长的原动力，而FDI的增长对于GDP的带动作用也是同等的；FDI增长10%可以拉动GDP增长4．76%，GDP增长10%将吸引FDI增加4．76%。

2．FDI与国际贸易：

进出口贸易与FDI存在显著的正相关关系，FDI增长10%将会带来进出口贸易2．73%的增长。但是我国吸引的FDI并非都出自于贸易以及分享经济高速增长的需求，而是带有另外一些投机性的因素在其中，如博取人民币升值带来的资本收益；投资房地产以及证券市场（如QFII）享受双重收益等。

3．GDP与国际贸易：

进出口贸易主要是通过带动投资来促进经济增长；进出口贸易在国民经济中的作用非常重要，其中GDP增长的50%以上来自于进出口贸易（进出口贸易增长10%将会带来GDP 5．33%的增长）；从定性和定量上看，我国经济都属于出口导向型国家，只是程度并不是目前所流传的那么深。

我国目前吸引的FDI金额已经较高，FDI居第一位并不代表全部，中国也并非在所有的吸引外资项目上都超过了美国，FDI在美国的外来投资中只占一小部分，而我国的FDI比重基本上在外资结构中占了全部，从这方面看我国对国际资本的吸引力在深度和广度方面还不够。另外，过高的FDI在产业流向分布不合理以及使用不充分情况下其弊端同样不可忽视，在增加外汇储备的同时，FDI也带来了利润汇出对国际收支平衡产生潜在压力的风险，使经常项目的顺差减少，从而导致一国的国际收支情况恶化；而大量的外汇储备在我国常被用于大量购买美国国债，相当于中国以较高的成本吸引来了外国投资，却又将吸引来的资本以较低的收益率借给美国使用，这是一种很不合理的现象。

因此，目前我国对于FDI注重的不应该只是数量，更重要的是吸引来的外资如何分布合理化，通过资金的正确带动引导和促进合理以及科学的产业布局，从而促使整体经济结构更加合理有效，以便更好地实现国民经济的可持续发展。针对我国的国民经济发展，我们应在维系第一、第二产业增长的同时，加强第三产业以及国内贸易的发展，使产业结构合理化，降低国民经济对出口贸易的依存度；在国际贸易方面一方面引导合理的进口需求，更重要的是增加出口贸易的附加值与含金量，改变过去以粗加工和原材料出口等劳动力密集型产品出口的特征（例如：商务部部长在中美贸易争端中曾经打了一个生动的比方，我国出口美国几亿双袜子的利润值还抵不过美方向中国出售一架波音747的利润值）。因此合理利用FDI、调整出口布局以形成合理分布对于国民经济的长期、稳定、健康的可持续发展至关重要。

参考文献：

［1］李琴．FDI流入与中国对外贸易关系的实证分析［J］．世界经济研究，2004，（9）．

康赞亮，张必松．FDI、国际贸易及我国经济增长的协差分析与VECM模型［J］．国际贸易问题，2006，（2）．

［3］葛顺奇．跨国公司国际直接投资：回顾与展望［J］．世界经济，2003，（3）．

［2］张金杰．止跌回升态势――2003―2004年国际直接投资趋势分析［J］．国际贸易，2003，（10）．

［3］陈志刚．外国直接投资与经济发展：理论、实证和政策［M］．北京：经济科学出版社， 2004．

［4］沈坤荣等．我国贸易发展与经济增长影响机制的经验研究［J］．经济研究，2003，（5）．

［5］吴一丁，毛克贞．我国出口贸易影响经济增长的路径研究［J］．国际贸易问题，2006，（2）．

［6］黄华民．外商直接投资与我国实质经济关系的实证分析［J］．天津：南开经济研究，2000，（5）．

第6篇：进出口贸易相关问题范文

【关键词】进出口额；汇率波动；协整检验；格兰杰检验

一、引言

自1978年中国改革开放特别是2001年中国加入世贸组织以来，我国贸易实现了连续的双顺差，经济也呈现出较快的发展态势。但伴随而来的是美、日、欧等主要贸易国对我国的强烈不满。由此即引起了中国与其贸易国“贸易摩擦”的不断升级。为改变这种不利局面，顺应国际国内经济发展形势的需要，我国即在2005年7月21日启动了第二次汇改，人民币不再盯住单一美元，而是实行了“以市场为基础的，参考一篮子货币汇率进行调整的、有管理的浮动汇率制度”。

特别是近两年，我国的国际经济地位不断提高，2010年国民生产总值曾一度超过日本，跃居世界第二。因此研究我国的市场贸易，汇率波动与经济增长的关系就变得十分必要。故本文以进出口额、汇率波动和国民生产总值GDP等变量为依托，对各变量间的关系进行实证研究，总结出汇率波动与进出口、进出口与经济增长、汇率波动与经济增长之间存在的关系及其影响。并希望研究结果能加强我国进出口厂商的汇率风险控制意识，加强政府对汇率波动的调节和控制，从而对调节我国进出口结构，促进经济发展起到积极的作用。

二、文献综述

1973年布雷顿森林体系解体以后，各国实际汇率波动增大，全球的国际贸易增长速度也明显放缓，这引起了诸多专家学家的关注。但是对汇率的波动、进出口贸易与经济增长之间存在的关系，国内外学术界并没有一致定论。有的学者认为名义汇率对出口有显著的负面影响（ChoudhCry，2005）。有的学者通过研究并没有发现它们之间存在的必然联系，他们认为“汇率波动对贸易的影响要视不同的国家和产业具体情况而定。”（Christine，1987、Chou，2000），而有些学者给出了更具体的结论：汇率波动对发展中国家出口产生负面影响（Sauer、Bohara，2001）。

随着国际上对中国人名币汇率改革压力的增大，近年来国内对人民币汇率波动对进出口贸易、经济增长的影响的研究也越来越多。部分学者采用CARCH模型、协整理论和向量误差修正模型就汇率波动对进出口贸易的影响进行了实证分析，实证研究结果表明：长期中，持续的汇率波动对中国的进口具有积极作用，而且对出口有显著的负面影响；短期内，进出口贸易流量受汇率波动的影响则较小（贺刚，2006）。也有部分学者对人民币汇率变动对义乌出口贸易影响进行了实证分析，研究表明人民币汇率变动与义乌出口贸易呈正向变化，但义乌出口贸易的长期发展并不是汇率波动本身造成的（李春丽，2010）。同时也有部分学者通过运用CARCH模型、协整模型、误差修正模型对中国汇率改革之间的长短期关系和人民币实际汇率波动对中欧进出口贸易的影响进行了研究，结果表明出口在长期内会随汇率波动而增加，而进口（亦即欧元区对中国出口）却随汇率波动而减少（李天锋，2012）。

虽然，关于汇率波动对进出口贸易的影响的研究越来越多，但是综合衡量中国市场贸易、汇率波动与经济增长间关系的研究却并不多见。本文即是在前人研究的基础上，综合分析了汇率波动、进出口与经济增长间的相关性。

三、实证分析

本文在总结相关学者关于影响经济增长各因素的基础上，尝试着通过单位根分析、协整检验、格兰杰因果检验及误差修正检验等实证分析方法，从对外贸易、人民币汇率波动等角度研究各相关变量对经济增长的影响。

（一）变量说明及数据来源

考虑到进出口是市场贸易的重要组成部分，本文用进出口额来表示中国的市场贸易。变量和数据说明如下：1、国内生产总值：由于国内生产总值是衡量一国经济增长的重要指标，本文用国内生产总值来描述经济增长，以表示；2、商品进出口额：出口是拉动经济增长的一个重要因素，本文以商品的进出口额来描述市场贸易，分别以表示我国对外贸易进程中的进口额与出口额；3、汇率：中国的进出口贸易大多用美元结算，本文选择人民币兑美元汇率进行分析，以表示。

为了消除数据存在的异方差性和自相关性，故本文对各变量作了对数处理，分别以表示，并建立回归方程如下：

（二）相关分析

1、单位根检验

本文运用Eview3.1软件，采用ADF检验法对变量的二阶差分序列进行平稳性检验，检验结果如表1所示：

由表1知，原序列均为非平稳序列，而其二阶差分序列则为平稳序列，故序列二阶单整，可进一步检验变量间的协整关系。

2、协整检验

为了进一步分析进出口额，汇率波动与国民生产总值之间是否存在长期的均衡关系，我们需要对进行协整分析。本文采用Engle-Granger两步法进行协整检验，即先使用最小二乘法对进行回归，再通过对回归得到的残差进行单位根检验来判定变量之间是否存在长期均衡关系。如果残差序列是平稳的，就说明回归方程中各变量之间存在长期的均衡关系，否则，它们之间不存在长期的均衡关系。

首先，以1995-2011年近20年的样本数据为研究依托，对各变量进行最小二乘法估计，其结果为：

其中：R2表明模型的拟合优度较高，DW基本排除了模型自相关问题。

其次，检验残差序列是否是平稳序列，对（2）式的残差序列进行单位根检验，ADF检验采用不包括常数项和趋势项的检验方程进行检验，其检验结果如表2所示：

3、格兰杰因果关系检验

通常而言，Granger因果关系检验主要检验一个变量被另一个变量解释的程度，是一种分析变量间因果关系的检验方法。本文根据AIC准则，通过对Granger因果关系检验方法的分析，最终得出如表3所示的各种检验结果。

故由表3不难看出，对外贸易过程中的的进口额与出口额均是经济增长的Granger成因，而经济增长则不是进口额与出口额的Granger成因；同时，人民币汇率不是经济增长的Granger成因，而经济增长则是人民币汇率的Granger成因。并且，通过研究也发现：贸易过程中的进出口额之间也具有单向的Granger成因，即：进口额是出口额的Granger成因，而出口额则不是进口额的Granger成因；进口额、出口额等变量均是人民币汇率的Granger成因，而人民币汇率则不是进口额与出口额的Granger成因。

4、短期动态的误差修正模型

协整检验证实了之间存在长期的协整关系，但短期内各变量是否存在关系，需要用误差修正模型进行检验，通过分析可得出如下式（3）所示的误差修正回归方程：

（3）

其中：R2表明模型的拟合优度较高，DW的值基本排除了模型自相关的问题，而变量的符号与长期均衡关系的符号一致，误差修正项的系数为负，符合反向修正机制。表明短期波动偏离长期均衡时，将以51.2%的调整力度将非均衡状态拉回均衡状态。

四、结论与建议

本文运用实证分析方法，采用单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验对进出口额、汇率波动和国内生产总值等变量间的相关性进行了分析，通过分析不难发现：第一，进出口的变动对我国经济增长具有较明显的正向影响。从短期动态误差修正模型中我们可以得出，短期内出口每增加1个单位，国内生产总值将增加0.16个单位，进口每增加1个单位，国内生产总值将增加0.16个单位；从协整检验的方程式（2）中，可以得出：长期内出口每增加1个单位，国内生产总值将增加0.34个单位，进口每增加1个单位，国内生产总值将增加0.23个单位。因此，进出口的变动对我国经济增长有正向的影响，并且它们之间存在长期的均衡关系。第二，无论在长期还是在短期内，汇率波动与我国经济增长均呈负向关系。在短期内人民币汇率每上升1个单位，国内生产总值将下降1.09个单位；在长期内人民币汇率每上升1个单位，国民生产总值将下降2.73 个单位，可见长期内人民币汇率的上升对我国经济的增长会产生较深的负面影响。第三，进出口的变动会对我国国内生产总值产生较直接的影响。格兰杰因果检验结果表明进出口是国内生产总值增加的Granger原因。因此企业、政府在做出相关的决策时要综合考虑各方面的影响因素，不可顾此失彼。另外，人民币升值已是大势所趋，出口企业只有积极采取应对措施，化被动为主动、提高自己的定价话语权，才能应对人民币升值所带来的各种压力。

1、调整贸易政策，积极实行进出口并重的贸易政策

长期以来，我国一直实行的是出口导向型的对外贸易政策，采取出口退税等政策，鼓励出口，限制进口。但是随着我国经济实力的增强，尤其是加入WTO以后，我国的对外贸易进入了一个新的阶段，国际贸易环境也发生了很大的变化。具体表现在以下两个方面：

首先，随着世界经济的不断融合，中国凭借着劳动力优势使越来越多的中国产品进入了外国市场，并受到了外国顾客的欢迎，这无疑引起了所在国政府和企业的恐慌，由此引起了贸易保护主义的抬头，尤其是随着美国经济的下滑，中国和美国之间的贸易摩擦不断加剧，对我国的对外贸易环境造成了严重的影响。其次，贸易顺差使我国的外汇储备不断提高，人民币面临着越来越大的升值压力，长期的贸易顺差一定程度上推高了我国人民币的汇率走势。

长期以来，我国的“鼓励多出口、少出口”的贸易政策导向导致了出口商品供给的急剧增加，进而致使出口品价格不断下降、利润空间持续压缩，企业面临的出口环境日益恶劣。因此，我国应进一步调整国际贸易的产业结构，鼓励高新技术产品、高附加值产品的出口，同时也应积极实行进出口并重的贸易政策，在扩大出口的同时，也应充分利用出口外汇来进口本国所需的各种资源和技术，以期实现进出口贸易的国际收支平衡，进而促进我国经济的健康发展。

2、采取有效措施，尽力缓解人民币升值压力

一定程度上，人民币升值对我国经济增长方式的转变、经济增长速度的进一步提升、进出口贸易产业结构的升级等均产生了较大影响，故相关管理部门应积极采取有效措施以缓解人民币升值的压力。首先，相关管理部门应采取有效措施促进产品出口退税率的适当降低。因为高额出口退税率制度的存在使得我国部分企业为了获得这部分出口退税率而相互之间恶性竞争，实际上高额出口退税率的存在一定程度上等于我国在向国外出口时做的是赔本买卖，故在目前人民币汇率不断升值的情况下，政府可以本着“适度、稳妥、可行”的原则，根据产品结构的不同适当调整出口退税率。其次，应适当放宽对外汇的管制。适当减少国内居民对外汇需求的限制、适当消化外汇储备，并适当增加企业和个人所持外汇比例，同时适当减少国家的外汇储备。再者，应积极完善现行的结汇制度，进而从根本上降低人民币升值压力。目前我国的外汇储备足以保障对外贸易活动中的外汇资金需求，也为选择更加宽松的外汇管理制度创造了条件。故我国相关管理部门可进一步放宽出口企业的留汇额度，并逐步变一些项目的强制结汇为意愿结汇，进而完善我国现行的结汇制度。

注释：

①表示变量的二阶差分；检验形式中的c表示带有常数项，t表示带有趋势项，k表示带有滞后阶数。

参考文献：

[1]李天峰.人民币实际汇率波动对中欧进出口贸易影响的实证研究[J].上海经济研究，2012（1）.

[2]李春丽.人民币汇率波动对出口贸易影响的实证分析[J].经济问题探索，2010（12）.

[3]徐礼志.江西省外商直接投资与经济增长的实证分析[J].中国商界，2010（11）.

[4]贺刚.汇率波动与贸易流量：来自中国的经验数据[J].国民经济管理，2006（10）.

[5]高铁梅.人民币汇率波动性对中国进出口影响的分析[J].世界经济，2007（10）.

[6]王帅林.人民币汇率波动对我国货币供给影响的市政研究[J].南京航空航天大学学报，2012（2）.

[7]丁攀，王守贞.人民币汇率波动对我国与东亚地区双边贸易影响的实证研究[J].海南金融，2010（1）.

[8]马君潞，王博，杨新铭.人民币汇率波动对我国出口贸易结构的影响研究[J].国际金融研究，2010（12）.

作者简介：

第7篇：进出口贸易相关问题范文

一、问题的提出

改革开放以来，我国综合国力显著增强，经济实现了持续的高速增长。中国经济增长的过程也是对外贸易经济增长的过程，随着外贸管理体制改革的深化和运作机制的不断完善，我国在扩大对外出口的同时，也进一步扩大国内市场的对外开放，我国进出口增长对经济增长的反映也越来越灵敏。随着中国申请加入世贸组织，中国在进出口体制方面已发生了显著变化.非关税壁垒的种类和范围大为缩小以到取消，进口关税水平大幅度下降。由此可见，进出口贸易对我国经济乃至政策上的变化有重大影响。所以，关于影响我国进出口的决定因素是值得深入研究的问题。对它的研究能为我国进出口贸易政策的制定提供有益的定量依据。

二、理论综述

从目前的理论研究看，影响我国进出口发展的因素主要有汇率，GDP，服务业比重，关税税率，价格指数，利用外资等。本文将通过构建计量经济模型，对各种因素与进出口总额的关系进行实证研究。

1．汇率对进出口贸易的影响。一般情况下，如果人民币升值，以外币表示的中国出口产品的价格将上升，这会削弱中国产品在国际市场上的竞争能力，导致出口减少。反之，如果人民币贬值，以外币表示的中国出口产品的价格将下降，这样就能增强中国产品的竞争力，使得出口增加。

2．GDP对进出口贸易的影响。一国进出口贸易的发展程度很大程度上依赖于这个国家的经济发展水平，衡量一个国家经济发展水平的最有效的指标就是GDP。国民经济越发达，与国外的联系也会越紧密，从而推动国家进出口贸易的发展。服务业比重对进出口贸易的影响。

3．服务业比重对进出口的影响。一般而言，由于“服务不出国”，所以第三产业的可贸易程度较低，因此，第三产业的比重越高，进出口总额在经济总量中的比重就会越低。

4．进口关税税率对进出口贸易的影响。进口关税税率是调节进口商品数量和结构，保护国内幼稚工业，增加国家财政收入的重要手段，在改革开放初期，为了保护我国工业产业的发展，中国一直实行高关税税率政策。随着经济的发展和国际形势的变化，逐渐调低关税率，进而增加进出口贸易总额。

5．价格指数对进出口贸易的影响。改革开放十几年来，我国国民经济得到飞速发展，但物价指数居高不下。这样，出口商品成本上升，对出口不利；进口商品价格可能低于国产同类商品的价格，而对进口有利。

6．利用外资对进出口贸易的影响。1978 年，中国打开了封闭已久的大门，外商、外资、外国产品便接踵而至。利用外资大大促进了我国对外贸易的发展。一方面，利用的外资大部分直接用于进口。另一方面，外资，雄厚的资本、先进的技术和我国廉价的劳动力结合起来，生产出质优价廉，在国际市场上极具竞争力的产品。

三、模型的设定

基于以上分析，建立进出口总额与汇率，国民生产总值，服务业比重，进口关税税率，价格指数，利用外资之间的多元线性回归方程，同时引入虚拟变量来反映国家汇率政策的变化。方程可以表示为：

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

其中：Yt：进出口总额；X1t：汇率；X2t：国民生产总值；X3t：服务业比重；X4t：进口关税税率；X5t：价格指数；X6t：利用外资；Dt：虚拟变量；Ut：随机扰动项

这里将t=1995 作为临界点，因为1994 年国家实行汇率并轨，考虑到政策的滞后效应，汇率并轨对当年影响不会很大，而1995年之后，这种影响会突显出来。

四、数据的收集

由于资源的限制，本文只获取了从1981年到1996年的数据，如下表：

6.所有数据均为现价值。

五、模型的估计与调整

本文运用EVIEWS通过对中国1981年-1996年进出口总额数据与汇率（X1），GDP（X2），服务业比重（X3），进口关税税率（X4），价格指数（X5），利用外资（X6），虚拟变量（X1Dt）进行回归分析，方程形式为：Yt=β0+β1X1t+β2X2t+β3X3t+β4X4t+β5X5t+β6X6t+β7Dt+Ut

EVIEWS的回归结果如下表所示：

从表中的结果可以看出，在给定的显著性水平a=0.05下，F统计量1278.227，明显显著。可决系数R2=0.999107，模型拟合程度较高。但X1，X5，X1Dt参数的t值，却不显著。这可能是因为存在多重共线性的原因，所以下面对模型进行多重共线性检验和处理。

首先计算各解释变量的相关系数，看出它们存在很强的相关性。然后用逐步回归法对模型进行处理。

最后修正严重多重共线性影响后的回归结果为：

六、模型检验

1．经济意义上的检验

从回归结果可以看出，GDP每增加1元，平均来说引起进出口总额增加0.042474亿元；服务业比重每增加1%，进出口总额增加25.79033亿元；进出口关税税率每增加1%，进出口总额增加27.28523亿元；利用外资每增加1元，进出口总额平均增加0.7284445亿元；1994年以后，由于实行了汇率并轨，汇率也对进出口总额产生了重大的影响。汇率每增大一个百分点，进出口总额平均减少17.26333亿元。

2．统计检验

（1）拟合优度：由表2.0中数据可以得到R2=0.999082，修正的可决系数为0.998623，这说明模型对样本的拟合很好。

（2）F检验：在给定显著水平a=0.05，Fa（5，10）=2.52.由表2.0中得到F=2176.085大于2.52，说明回归方程显著，即“国民生产总值，关税税率，服务业比重，利用外资，汇率”等联合起来确实对“进出口总额”有显著影响。

（3）T检验：在给定显著水平a=0.05，临界值可以粗略等于2.由表2.0中数据可以得到各个参数的t统计量都大于2，说明在显著性水平a=0.05下，在其他条件不变是情况下，解释变量“国民生产总值，关税税率，服务业比重，利用外资，汇率”等分别对被解释变量进出口总额有显著的影响。

3．计量经济意义上的检验

（1）多重共线性的检验

第一次对模型进行OLS模型估计的时候，F值明显显著，可决系数R2也很大，说明拟合效果很好。但是汇率，价格指数，虚拟变量参数的t统计量都小于2，对被解释变量不显著。此时模型存在多重共线性，后来对多重共线性进行了处理。因此这里已经不存在多重共线性的影响了。

（2）异方差的检验

用EVIEWS绘制e2对X2，x3，x4，x6，x1，Dt散点图。从图中可以看出，残差平方e2对X2，x3，x4，x6，x1Dt的变动没有太大的变化，因此，认定模型不存在异方差。

（3）自相关的检验

当给定显著性水平0.05时，查DW表，当n=16，k=2时，得dL=0.615，dU=2.157。由回归结果可知，DW统计量为1.905784，大于dL =0.615，小于dU=2.157，所以不能判定是否为自相关。为了验证是不是存在自相关问题，采用广义差分法进行检验，发现不存在自相关。

七、本文结论

1．人民币汇率下调是要改变我国人民币币值对外高估状况，使用美元表示的我国出口商品价格下降，增强在国际市场上的竞争力；使用人民币表示的进口商品价格升高，使其在国内市场上处于不利地位，从而达到扩大出口，限制进口。汇率单独对进口和出口产生重大的影响，但是对进出口总额则没有太大的影响。

2．1981-1996年，我国GDP平均每年以19%的速度增长。GDP 的快速增长带动了外贸进出口的高速增长。一方面，国内许多企业的生产直接面向国际市场，生产的目的就是为了出口创汇，而且，随着国家产业政策的调整，产品加速更新换代和升级，出口商品结构也不断优化，制成品出口比重逐年上升，

3．随着新兴产业的不断兴起，服务业比重在逐年增加，由原来的20%多增加到35%以上。由于“服务不出国”的理念，服务业比重的增加确实在一定程度上影响中国进出口总额。

4．进出口关税税率是进出口贸易的一个门坎，是进出口贸易比较要遵守的义务。它对进出口总额产生了显著的影响。

5．价格指数单独对进口和出口产生重大的影响，但对进出口总额影响不够显著。

6．随着外资的不断引进，中国的进出口总额在一定程度上依赖于外资的促进作用。它对进出口总额产生显著的影响。

7．1994年汇率并轨，对当年没有产生太大的作用。但之后确实对中国进出口总额产生了显著性影响。

八、政策性建议

1．充分吸收和利用外资，降低进口关税，深化外贸体制及与之相配套的改革，扩大外汇储备。

2．调整国内的产业调整。（1）大力发展高新技术产业，减少对国外技术的依赖，降低该类产品的进口。（2）大力发展能够吸纳劳动力的轻工业和服务业，有效提高国民的收入，进而进一步推动第三产业的发展。

3．在现有的人民币汇率基础上，通过渐进的人民币升值来实现进出口总额的下降，进而促进外贸依存度的降低。（1）人民币升值，意味着劳动力收入提高，这可以提高我国居民的购买力。（2）人民币升值，意味着劳动力成本上升，会导致一些竞争力差的企业放弃出口，减少我国的出口额。另外，本币升值还可以在间接上起到调整出口产品结构的作用。

参考文献：

[1]商场现代化.2007.6(中旬刊)(总第506期).

[2]庞皓.计量经济学.西南财经大学出版社.2006.1.

第8篇：进出口贸易相关问题范文

关键词：FDI；人民币；有效汇率；进出口贸易；广义矩估计

中图分类号：F830 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）35-0179-02

一、 研究方法与数据选取

（一）模型的建立

本文构建如下动态面板模型：

（二）数据说明

本文所采用的人民币有效汇率来源于BIS（国际清算银行）所公布的名义有效汇率，年度数据为经过月度平均处理。31个省、市、自治区的GDP、FDI、进出口贸易数据均来自中经网数据库及各期《中国统计年鉴》。本文所采用数据区间为1996—2011年。为了比较人民币有效汇率、FDI对不同地区进口和出口贸易的动态效应，本文分别以中国各省、市、自治区及归类后的东部、中部和西部三个地区的省、市、自治区作为横截面单元，从而形成1996—2011年的两种、四组面板数据。

二、模型估计分析

本文根据Arellano-Bond估计原理，使用软件STATA12.0对模型（1）到（4）进行GMM估计。表1至表3为动态面板模型（1）至（4）的GMM两步法估计结果。

从表1出口的基本动态面板模型的估计结果可以看出，无论是在全国范围内，还是各区域，前期出口越多，当期出口也越多；FDI的中部系数为正，表明FDI对中部地区的出口具有创造效应。汇率对出口的影响为负，这和传统理论相符。各地区经济规模即GDP与出口呈正相关关系，但从系数上看，东部地区的系数明显高于中西部，这主要与东部地区经济发展水平最高相关。

表2为加入解释变量滞后项后的估计结果，前期出口对当期出口的影响仍然是正的，除中部地区外，均是显著的。当期FDI对出口具有创造效应，同时东部的系数要高于全国系数。人民币有效汇率当期值对出口的影响，除中部地区外均是负的，但汇率滞后一期的值为正数，此时人民币有效汇率升值反而有利于出口，这与中国的现实情况并不相符。但人民币有效汇率各期的系数较小，表明中国出口对人民币汇率并不敏感。经济规模的影响情况和基本模型大致相同。同时发现中部地区的各项数据几乎都不显著，这有可能存在数据统计等问题。

表3是进口动态面板基本模型的估计结果。各地区上一年度进口对当期进口的影响显著为正。FDI对进口具有促进作用，因为外商来华投资时，也引进了先进的技术和设备，从而拉动当年的进口。从系数上看，FDI对进口的促进作用，东部地区显著，中部和西部地区不显著；而汇率对进口影响均显著为负且系数较小，表明中国进口对汇率也并不敏感。GDP对进口具有拉动作用，经济规模越大，进口需求越高。

三、结论及政策建议

首先，前期进出口与当期进出口具有显著的正相关性，前期进出口越高，当期进出口也越高，表明进出口影响因素作用的滞后性。其次，当期FDI对出口具有创造效应，FDI流入越多，出口越多；加入解释变量滞后项的模型估计结果表明，这种创造效应存在较明显的地区差异，其中东部地区的创造效应最大。当期FDI对进口具有促进作用，且存在区域差异，东部地区较小，中部和西部大致相同。再次，人民币有效汇率当期值和滞后一期值对进出口的影响均是负的，而滞后两期对进出口的影响均转为正的，但从系数上看，东部地区进出口对汇率敏感性要大于中、西部地区，这主要是因为东部地区更多是资本密集型企业，而总体来看，人民币汇率对中国进出口的影响并不大。最后，进出口与各地区经济规模与之间存在正相关关系，即经济规模越大，进出口的规模也越大。

由以上结论可以看出，中国进出口贸易对人民币汇率的变动并不敏感，因此国际社会指责人民币汇率低估是中国贸易顺差的主要原因，并频频施压人民币升值，试图减少中国贸易顺差的做法是不合理的。而从以上对中国进出口贸易影响因素的区域差异的分析中可以看出，中国中、西部经济发展水平落后，投资收益率低是其FDI流入较少，进出口贸易不发达的主要因素。因此，通过各种政策，提高中西部地区的生产率水平、劳动者素质，吸引FDI流入，在充分发挥东部地区发展优势的同时，推进动中、西部经济的发展，逐渐缩小区域差异，才能使中国经济保持均衡和可持续发展。

第9篇：进出口贸易相关问题范文

关键词：人民币汇率；进出口贸易；OLS估计；ADF检验；新疆

中图分类号：F74 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）09-0160-02

一、问题的提出

随着中国经济持续发展，对外依存度不断提高，有关人民币升值、汇率波动对中国进出口贸易影响的问题讨论非常激烈。国内外许多学者专家就人民币汇率波动对一国进出口贸易的影响进行了大量理论研究和实证分析。

大多数学者采用时间序列数据、面板数据，构建汇率与进、出口模型，在计量经济学回归、检验基础上分析二者之间的相关关系并提出相应政策建议。新疆进出口贸易发展受人民币汇率波动影响的实证研究略显不足。作为向西开放的桥头堡，新疆能够保持均衡、健康发展的对外贸易尤为重要。人民币汇率作为影响进出口贸易的重要因素，它对新疆进出口发展有怎样的影响、影响是否显著、在汇率波动情况下应该怎样规避风险、保持进出口良好发展等问题具有研究价值。本文采用时间序列数据进行实证研究，选取2002年1月至2011年9月的月度数据，包括进口月度总额、出口月度总额、工业增加值月度数据、人民币汇率月度数据等，根据本地市场理论以及汇率与进出口相关理论构建出口模型和进口模型，在Eviews6.0当中进行计量分析，就回归结果解释经济意义并提出相应政策建议。

二、构建模型及计量分析

（一）数据说明

第一，本文采用2002年1月至2011年9月的月度数据（共117个样本）。所有数值均是名义值。第二，新疆进、出口月度总额、新疆工业增加值月度总额等数据来自：国家统计局网站、新疆统计信息网、乌鲁木齐海关、《新疆统计年鉴》等。第三，人民币对美元名义汇率月度加权平均数据来自：中国人民银行官方网站。第四，由于中国GDP只有季度数据，为了研究方便，用工业增加值的月度数据作为月度GDP数据的替代量。这样的数据处理方法在国外几篇实证中曾采用过，如Koray，Lastrapes（1989）；Lastrapes，Koray（1990）；Kroner，lastrapes（1993）。国内学者卢向前，戴国强（2005）也采用过相同的数据处理方法。

（二）构建出口模型和进口模型

依据本国市场效应理论，一国或一地区的出口变动与其市场的经济规模相关。一般来说，一国或地区的市场经济规模越大，出口量相应越大，反之则越小，本文中的分析用本国GDP代表与出口相关的市场经济规模和进口的收入效应。同时，汇率的变动对进出口有着重要的影响，在既定条件下，一国汇率贬值增加出口而减少进口。结合时间序列数据，出口和进口模型分别写为：

lnXt=α+β1lnYt+β2 lnEt

lnMt=η+φ1lnYt+φ2lnEt

其中，lnXt代表t时期新疆月度出口总额的对数值；lnMt代表t时期新疆月度进口总额的对数值；lnYt代表t时期新疆工业增加值名义月度总额的对数值；lnEt代表t时期人民币兑美元名义汇率的月度加权平均值的对数值；

（三）计量经济学分析

1.时间序列数据平稳性检验。时间序列数据往往存在数据非平稳的情况，为避免伪回归，对数据的平稳性进行ADF检验。在Eviews6.0当中对2002年1月至2011年9月新疆月度出口总额、月度进口总额、月度工业增加值、月度人民币汇率等数据进行数据平稳性ADF检验，检验结果（如下页表1所示），可以看到lnXt、lnMt、lnYt、lnEt均为一阶单整。

2.协整检验。由于数据均为一阶单整，因此有必要进行协整分析。现在作lnXt与lnYt lnEt的OLS回归，消除自相关性后得回归结果如下：

lnXt=α+β1lnYt+ β2lnEt

（-8.961393）（1.460054） （1.398236）

（-3.667187）（15.26050） （2.005825）

R-squared=0.874531

Adjusted R-squared=0.872330

从回归结果看，模型拟合优度较高，回归系数全部通过t检验，不存在自相关。

作lnMt与lnYt lnEt的OLS回归，消除自相关性后得回归结果如下：

lnMt= η+φ1lnYt+φ2lnEt

（5.638043） （0.362022） （0.039951）

（1.678637） （2.752993） （0.041698）

R-squared=0.829207

Adjusted R-squared=0.815509

从回归结果来看，工业增加值回归系数显著，其他回归系数均未能通过t检验。

下面分别对出口方程和进口方程的残差序列ei进行ADF检验（如表2所示）：

Eviews6.0当中对残差序列进行ADF检验的输出结果表明：出口模型和进口模型的残差序列ei的ADF检验统计量的t值大于1%临界值且P值接近零，残差序列平稳，出口、进口方程通过协整检验，方程中变量之间的关系是长期稳定的。其中出口模型拟合优度较高，回归系数全部通过t检验，说明新疆出口贸易受汇率波动的影响较为显著且影响长期稳定。进口方程的OLS回归系数均不显著，数据的一阶单整和变量之间的协整分析说明人民币汇率波动对进口的影响不显著。

三、结论与政策建议

1.实证分析结论。实证研究结果表明：汇率波动对于新疆出口贸易有显著影响，且这种影响长期稳定；汇率波动对于新疆进口贸易的影响不显著。具体来讲，人民币兑美元名义汇率波动对新疆出口贸易影响表现为：汇率每变动1个百分点，出口额将同方向变动1.398个百分点。同时，出口额更显著地受到工业增加值影响，与出口成同方向变动。人民币汇率波动对新疆进口贸易影响不显著，进口额变化和汇率波动之间没有表现出长期稳定的相关关系；工业增加值对新疆进口贸易有显著影响。

2.政策建议。对新疆发展进出口贸易有如下一些政策建议。首先，应该健全以市场供求为基础、参考一篮子货币、有管理的浮动汇率体制，保持人民币汇率在合理、均衡水平上的基本稳定。只有稳定汇率制度，发挥汇率调节作用，才能促进经济平稳健康发展。其次，提高新疆出口产品的国际竞争力。汇率变动对外贸发展的长期有利效果并不是汇率本身变化造成的，而是以汇率的变化为契机，通过比较优势转换为竞争优势所形成的。所以，我们不能过分夸大汇率变化对出口的促进或阻碍作用，而应该从贸易角度解读：要不断提高出口企业和产品的国际竞争力。增强出口产品竞争力，优化进出口商品结构，转化比较优势成为国际竞争优势可以促进新疆进出口贸易发展，获取竞争优势为目标，充分利用新疆比较优势，积极创造竞争优势。再次，应积极推进实施面向中亚的扩大对外开放战略，制定鼓励合理进出口的政策。利用好国家的投资，加大产业优化和升级步伐，积极挖掘潜能优势，引导企业开发中下游产品，延长产业链。优化贸易结构，在扩大出口的同时，合理加大进口力度。最后，科学技术是第一生产力，应以科技为动力推进产业结构升级。对于新疆来说，利用先进技术加快新型工业化发展应当紧密依托新疆的优势资源和优势产业，以石油等重化工业为中心，积极发展以农副产品深加工为主的附加值高、能发挥区域优势的企业。只有将外贸发展与科技进步紧密结合起来，两者相辅相成，才能促进新疆对外贸易均衡、持续、健康地发展。

参考文献：

[1] 卢向前，戴国强.人民币实际汇率波动对中国进出口的影响:1994—2003[J].经济研究，2005，(5).

[2] 姚允柱，张国强.人民币汇率波动对中国区域间贸易收支的影响[J].世界经济与政治论坛，2006，(4).