进出口贸易管理精选(九篇)

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第1篇：进出口贸易管理范文

［关键词］ VAR；专利授权；贸易进出口

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

［中图分类号］ F76 ［文献标识码］ A ［文章编号］ 1673 - 0194（2012）20- 0034- 03

0 引 言

自改革开放以来，专利的应用对我国经济增长的支持作用不断上升。随着中国加入WTO以及中国的对外贸易额越来越大，许多企业由劳动密集型向技术密集型转变、同时又推动着制造经济向创意经济转变，比起反补贴、反倾销等贸易壁垒，技术创新密切相关的知识产权才是我国企业走出去的首要障碍。而专利与中国对外贸易的关系也越发紧密起来。

1 中国专利及对外贸易现状

专利是衡量一个国家地区创新活动的重要指标，代表了该地区的科技实力。在中国，社会公众对知识产权的了解有限，更欠缺创造、保护知识产权的意识。一些企业在国际贸易中对有关商品所涉及的知识产权缺乏更深层次的了解，一方面是导致企业创新能力低下，出口产品的科技含量和自主品牌的竞争力不足；另一方面是引起企业无意识的侵权情况不断增加，比如定牌加工企业，由于缺乏知识产权意识，在签订定牌加工合同时，没有审查委托人是否真正拥有所委托使用的专利，经常造成无意识侵权。

鉴于中国对外经济发展的走势，很多企业已经开始了知识产权战略。由于中国的出口业务主要来自于“三来”业务，而非真正的自主生产、发明出口，所以为了推动高端产品的对外贸易，必须加强技术的开发与应用。

从1985年4月到2010年6月，国家知识产权局共受理3种专利申请6 285 211件，其中，国内申请5 305 218件，占总量的84．4％，国外申请979 993件，占总量的15．6％。发明、实用新型、外观设计的专利申请数量分别为2 098 964件、2 169 735件和2 016 512件，在总量中各自占33．4％，34．5％和32．08％。目前专利申请呈现的主要特点：3种专利申请总量持续快速增长，但较前两年不同的是，发明的申请增速大幅提高，改变了之前实用新型、外观设计占主导的局面，实现3种专利申请份额基本持平；在国内的专利授权量排在前10位的国家依次是：日本、美国、德国、韩国、法国、荷兰、瑞士、英国、意大利、瑞典。且累计数量日本以195 243件遥遥领先于位居第二的美国94 135件，足见日本不仅是技术输出大国，并且对于在中国的技术策略是非常明显。

据海关统计，2009年我国进出口22 072．7亿美元，比上年下降13．9％。其中出口12 016．7亿美元，下降16％，出口价格下跌6．2％；进口10 056亿美元，下降11．2％，进口价格下跌12．7％。全年实现贸易顺差1 960．7亿美元，减少34．2％。

从统计数据得知，中国的专利数是不断增长的，但从实际来说中国的专利发展还处于初级阶段。而中国的外贸发展，基本上是呈现上升的趋势。本文将从计量的角度研究我国的专利状况与对外贸易、经济发展之间的相互关系。

2 数据处理及方法选择

2.1 数据处理

本文主要运用了3部分的数据：中国知识产权局所统计的年报数据、联合国UNCOMTRADE提供的中国对外贸易数据以及WIND数据库的宏观经济数据。在专利数据上选择在华的专利授权数，因专利申请数反映的是技术创造者的专利意识，而专利授权数才如实地反映了专利的独创性、新颖性和实用性，即授权数决定了技术是否可以真正应用于实践。考虑到中国对外进出口，将专利数据又分为国外在华3种专利的授权数，中国在国外及港澳台申请专利的授权数。而宏观经济数据主要是国内生产总值GDP。

因此数据包括：GDP、进口额（IM）、出口额（XM）、国内3种专利授权数（DPG）、国外在华3种专利授权数（FPG）、中国在国外及港澳台申请专利授权数（TOF）。

本文采用1987-2007年的数据。选择这21个年份的数据主要是受限于中国的专利年报所提供的数据记录，在1987年之后的数据的统计口径是保持一致的。

为了去除物价变动因素对进出口、GDP的影响，我们用GDP平减指数（deflator）作为通胀率对上述数据进行处理。用这个指数作为价格指数，是由于CPI、PPI等只能反映某一方面的物价变动情况，而GDP平减指数能够比较全面地反映物价走势。转化公式：

上式中，我们以1978年的数据作为基期（GDP指数为100）。GDPdeflatori表示各年GDP平减指数，GDP表示各年GDP名义值， GDPindexi表示各GDP指数。

2.2 方法选择

研究中国专利的发展变化与外贸进出口之间的关系是为确定它们之间的稳定关系和统计学上的依存度。应从整体综合考虑， 而不能仅仅研究两两关系。传统的计量方法不能对变量间的动态关系给予充分说明，而用非结构性方法建立表明各个变量之间关系的模型是对传统模型的一种有力改进。

本文使用的向量自回归模型（VAR）是基于数据的统计性质建立的，VAR模型把系统中每个变量作为所有内生变量滞后的函数来构造模型。实际建模时滞后期p根据赤池信息准则（AIC）和施瓦茨准则（SC）确定， 两者取值都越小越好。所有的数值运用R软件进行分析处理。

第2篇：进出口贸易管理范文

随着社会经济的快速发展，现代科技的不断进步，以及社会公众生活水平的日益提高，绿色环保的概念越来越深入人心，随着低碳经济的提出，各国的服装纺织企业纷纷对于改进服装纺织生产，促进服装贸易可持续发展给予了充分的重视和关注。为了能够在保持并促进服装贸易经济增长水平的同时，不断对于服装纺织行业的生产技术标准进行提高，各国不断采用通过新的行业法规或标准的方式使本国服装纺织产品的质量得到改善和提高，同时，进口国通过国际贸易政策作为壁垒，对于低标准的产品输入进行限制。从服装纺织行业的发展角度看，各国的新法规和新标准确实有助于促使服装纺织企业完成高投入、高耗能、高污染的增长模式的转变，也有助于促进服装纺织产业的升级，同时对于保护生态环境、维护人类的生命健康也有很大的帮助。然而，各国的经济发展水平以及行业技术水平毕竟存在着巨大的差距，国际服装贸易的发展也十分不平衡，这就导致了服装纺织产业的行业标准的国际化进程很难能够在世界的范围内得到一致的认可。假如发达国家以其发达的社会经济背景为支撑，利用先进的行业技术优势在是世界范围内强势推行服装贸易行业的国际化标准，必然会极大程度地扭曲国际服装贸易的发展格局，特别是会极大程度地影响发展中国家的服装进出口贸易。近年来，由于世界经济的发展，发展中国家社会经济的崛起，发达国家的服装贸易逆差正在不断扩大，针对于这一现象，欧、美等发达国家甚至将服装进出口贸易和经济、政治目的相挂钩，通过各种借口和理由对国际服装贸易的自由化进程进行阻挠。

从我国的服装进出口贸易的客观实际看，自进入WTO以来，我国服装进出口贸易在国际贸易中一直遭遇黄灯。在取消配额制度以后，我国的服装进出口贸易并没有因此得到解放，服装进出口贸易的自由化局面并没有因此而出现，以欧美的发达国家为代表，我国服装出口贸易一直遭受到设限，并且受到他们所谓的“中国”的影响，在服装出口贸易方面一直遭受到各种限制措施。随着我国社会经济的不断发展，以及欧美等发达国家所引起的舆论影响和示范效应，其他国家或地区也作出了一些跟风的反应，针对我国的服装纺织产品制订并实施了一系列限制贸易的措施，我国的服装进出口贸易因此受到了巨大的影响。

尽管我国服装进出口贸易在国际贸易环境中受到了很多不公的待遇，但是最终还是要从经济发展的影响上寻找根源，为此，回顾我国经济与服装进出口贸易的发展历程，分析经济发展对于我国服装进出口的影响，有助于我国服装进出口贸易行业明确自身在国际贸易中所处的位置，制订出有效的应对措施。

一、经济起步阶段的服装进出口贸易

建国初期，百废待兴，我国的工业发展几乎是零基础，面对以美国为代表的国际帝国主义在经济上的封锁，在服装纺织行业的目标是要能够尽快地解决我国广大人民的穿衣问题。为了尽快实现这一目标，国家立足国内现有资源，特别是依靠农业基础，凭借天然原材料重点促进棉纺织工业的发展，兼顾丝织、麻、毛以及化纤等服装纺织工业的发展。经过全国人民的团结努力、自力更生，到了20世纪70年代末，我国的服装纺织行业已经发展成为具有丰富品种和齐全工业门类的产业部门，为我国的服装纺织产业和服装进出口贸易的快速发展奠定了基础。

在这一阶段，我国服装纺织工业的发展主要还在于满足国内的需求，产量主要多用于自给自足，服装进出口贸易的量非常少，出口的纺织类产品也主要是初级产品，被出口用于吸引外汇从而进口国内经济建设所必须的物资。举例说明，在1978年，我国的服装进出口贸易额仅仅是24.3亿美元，这一数字在世界服装进出口贸易总额中的比重非常微小，也由于当时我国与国际服装纺织品贸易及世界服装纺织行业的联系很少，因此在我国服装进出口贸易中与国际上的纠纷和摩擦也较少。

二、经济快速发展阶段的服装进出口贸易

20世纪80年代以来的改革开放促使我国服装纺织工业的发展进入了高速发展的阶段，服装纺织产业的发展终于走出自给自足的发展模式，从内需型的导向转变为出口导向型。在这一时期，国内服装纺织工业抓住了改革开放的历史基于，不断进行企业改革的探索和深化，引进了市场经济体制的模式对国有服装纺织企业进行改革，在对外方面，服装纺织工业以增加出口创汇为契机，扩大对外开放，不断向外向型经济进行转变。在经济发展的刺激，以及内外兼顾的发展战略作用下，我国服装纺织行业的工业基础得到了十分显著的提高，服装进出口贸易的能力也得到了持续的增强。根据统计数据显示，在1986年至2001年间，我国的服装纺织品出口的年均增长率达到15.4%，在世界服装纺织品进出口贸易总额中的比重不断攀升。到了1994年，我国已经成为世界第一大的服装纺织品出口国家，并将这一地位一直保持到现在。2001年我国的服装进出口贸易总额达到了534.76亿美元，在世界服装纺织品进出口贸易总额中的比重也从1980年的4.6%上升到了15.71%，说明在服装进出口贸易方面，我国已经跻身成为世界服装进出口贸易大国。

伴随着我国经济实力的不断增强，我国服装进出口贸易能力也在不断得到增强，服装纺织产业的外向型特征不断突显，但是贸易纠纷在贸易摩擦也在不断增加。这一阶段在我国服装进出口贸易所遭遇的贸易纠纷和贸易摩擦中，我国往往处于孤立而被动的境地，总结原因有三个方面的因素：第一，当时我国还未成为GATT（《关税与贸易总协定》）或MFA（《多种纺织品纤维协定》）成员国，因此在进行服装进出口贸易协定的谈判中，始终无法获得GATT或MFA的支持和保护，使我国经常陷入被动、孤立的境地，因此在迫于压力的情况下签订的协议经常是不平等、不合理的；第二，在进行服装进出口贸易的过程中，由于缺少类似于GATT或MFA这种多边贸易组织的监督和约束，贸易进口方经常以各种借口和理由制造贸易纠纷和摩擦，更过分地会单方面地扩大对我国服装进出口贸易的设限额度和设限范围，对我国的服装类产品配额进行扣减，相 比于其他是贸易组织成员的国家，我国服装进出口贸易在国际市场的竞争中处于明显不平等的地位；第三，因为当时我国未成为GATT或MFA成员国，在服装进出口贸易纠纷中无法通过这些机构解决贸易争端，即使能够上诉到这些机构通常也无法得到公正的裁决。

总结这一阶段，在我国经济建设高速发展的情况下，我国服装进出口贸易得到了飞速的发展，但是由于不平等的国际贸易地位，使我国在服装进出口贸易纠纷中遭受了很大的经济利益的损失，在一定程度上阻碍了我国服装进出口贸易的发展。

三、经济发展调整阶段的服装进出口贸易

随着经济实力的不断增长，中国在世界经济发展中的地位越来越重要，2002年之后，我国终于能够以WTO成员国的身份正式参与国际事务和国际贸易。加入世界贸易组织对于促进我国经济增长起到了十分重要的作用，为我国服装进出口贸易的发展带来了无限的商机和活力。加入世界贸易组织极大了减轻了配额对于我国服装进出口贸易的束缚，使我国服装进出口贸易能够在更为广阔和自由的环境中参与国际服装进出口贸易活动，使我国的服装进出口贸易的出口能力得到了很大的增强。在2002年至2004年间，我国对欧、美市场的服装出口贸易增速达到了32.96%，在欧、美等国家的市场占有率也得到了稳步的提升。

与此同时，随着经济的增长和服装进出口贸易业务量的增加，我国在服装进出口贸易中遇到的贸易纠纷和摩擦也在迅速增加，遭遇到的设限范围之广、设限数量之多也是前所未见的。根据世界贸易组织的数据统计，我国在进入世界贸易组织的第一年在世界反倾销案件占了276起中的47起，数量达到了世界第一位。俗话说树大招风，中国经济的快速发展引起了世界上一些国家的警惕，无论是欧、美发达国家，或者是发展中国家，纷纷把矛头对准了中国，加大了对我国服装进出口贸易的打击。在这一阶段，各国对我国服装进出口贸易的摩擦和打击主要通过五个方面的途径进行。第一，故意将世界纺织品配额的释放进程推迟。ATC（《纺织品和服装协议》）规定了成员国要在1995年1月1日到2005年1月1日完成全球范围内的服装进出口贸易一体化进程。然而，实际情况是各国在进行每个阶段的执行时，其增加的一体化金额远远低于数量，并未达到ATC所规定的配额追加增长要求。这种要到最后的时刻才将配额全部释放的行为不但抑制了我国服装进出口贸易的发展，而且使国际服装进出口贸易长期性的处在扭曲的状态，不利于国际服装进出口贸易的发展。第二，欧美等国家长期对中国服装进出口贸易实行高压政策。这些国家利用其强大的经济实力和政治影响力，频繁地对我国服装进出口贸易进行施压，更过分地是在国际社会中肆意鼓吹中国。美国的纺织品行会还通过联合各洲的国会力量以及纺织工人的组织对世界范围内的纺织品贸易相关议题进行施压，矛头指向中国和印度。在欧美等国家的影响下，世界上共计65个国家相关行业组织签署了《伊斯坦布尔公告》，规定世界贸易组织讲纺织品配额制度延长到2007年底，极大了损害了我国服装进出口贸易的利益，影响了我国服装进出口贸易的发展。第三，发达国家通过采取双边协定、补贴以及高关税等各种方法和手段达到限制我国服装进出口贸易的目的。根据世界贸易组织的数据统计，2003年，美国、加拿大和欧盟等国家的服装进口关税平均为7%到10%，甚至有达到30%的高关税，是在所有进出口货物中关税最高的产品。根据国际纺织品服装局的数据统计显示，2001年美国的进口关税收入中，有42%是来自于纺织品或服装类货物。此外，美国、加拿大以及欧盟等国家还通过双边协议的方式对非洲及加勒比国家以及其他一些欠发达国家和地区给予贸易优惠的待遇，例如免配额、免关税等方式，这种行为一方面对于缺乏优势的纺织业生产地区起到了扶持作用，使国际服装进出口贸易格局遭到扭曲，另一方面是发达国家为了扩大面料出口，变相地对本国纺织业进行补贴的手段。由于我国并不属于世界上的任何组织或集团，不仅不能享受到进口国的优惠待遇，还要受到进口国最严厉的限制，使我国的服装进出口贸易的发展遭到了打击，蒙受了不必要是损失。第四，通过各种借口和理由对我国服装出口贸易进行设限。长久以来，欧美国家一直警惕我国的经济发展，对于我国的服装进出口贸易一直保持高度的重视。在我国进入世界贸易组织以后，这些国家不断地对我国服装进出口贸易进行挑衅，同时采取了各种限制措施。由于这些发达国家十分担心我国的服装进出口贸易会对其国内市场造成扰乱，会对其国内经济发展造成威胁或者损害，因此经常寻找借口讲对于我国服装进出口贸易的制裁进行延长。这种对贸易设限的延长，使我国服装进出口贸易在国际贸易的竞争中，长期处于不平等的地位，抑制了我国服装进出口贸易的发展。

四、结束语

随着全球经济的持续发展，世界服装进出口贸易也将更加自由化，更加一体化，但是由于各国经济发展的不平衡，贸易保护的现象还将继续在国际贸易的舞台上继续保留一定的戏份，并且将不断地衍生出更多新的保护措施和贸易保护的相关理论，通过更加灵活而隐蔽的方法对全球服装进出口贸易的各个方面造成影响。因此，为了促进服装进出口贸易的健康发展，加快世界服装进出口贸易的自由化、一体化进程，关键在于保证世界经济的平衡发展，从而减少贸易保护的情况发生，最终使这种现象完全消失。

参考文献：

王丽萍.纺织产业可持续发展战略研究.当代经济管理，2007，（1）.

李钊.中国纺织产业国际竞争力.北京：中国轻工业出版社，2007.

第3篇：进出口贸易管理范文

[关键词]广东省；现代物流；对外贸易；实证分析

[中图分类号]F064.1 [文献标识码]A [文章编号]2095-3283（2014）03-0024-04

一、文献综述

（一）关于国际物流与国际贸易关系的研究

关于定性方面的研究主要有：李永生、张丽芳（2006）认为物流成本对国际贸易具有直接影响；陈世军（2012）从物流成本（国际贸易物流成本主要包括库存成本、运输成本和管理成本）角度研究了国际物流对国际贸易促进机制的影响。张艳丽（2012）通过对我国国际物流以及国际贸易的发展现状及存在问题的分析，阐述了国际物流业的迅速发展在我国经济及国际贸易的发展进程中起着关键性的作用。

关于定量方面的研究主要有：孔原（2010）选取了我国2002―2008年进出口总值、港口外贸货物吞吐量两个指标；林青（2009）选取了1991―2008年间的货物运输周转量、港口集装箱吞吐量以及进出口贸易总额三个指标；黄正松（2011）选取了1992―2008年间的铁路货物周转量、公路货物周转量、水运货物周转量、民用航空货物周转量、管道输油（气）量以及进出口贸易总额6个指标，研究了中国对外贸易与物流发展之间的关系。研究结果表明我国进出口贸易的快速发展对我国国际物流产业的拉动效应非常微弱，而国际物流的快速发展可以有效促进进出口贸易的发展。

（二）以省市为研究对象的区域物流与对外贸易关系的研究

王领（2010）基于上海市1978―2008年货物运输量、港口货物吞吐量与进出口相关数据研究了上海市现代物流与对外贸易的关系；肖慧慧（2011）选取了云南省1989―2008年间货物周转量、货物运输路线长度与进出口贸易总额三个指标；俞雅乖（2012）选取了浙江省1986―2009年间货物运输量、港口货物吞吐量、进出口总额和地区生产总值4个指标，还有学者对北京、辽宁等区域的研究，研究结果表明进出口贸易的快速发展对区域物流产业的拉动效应非常微弱，而区域物流的快速发展可以有效促进进出口贸易的发展。

学者对广东省区域物流的研究则主要侧重于对广东省经济增长与其他行业的互动关系研究。如李松庆（2010）对广东省物流产业与经济增长的互动关系进行分析；曹建新、黄尔妮（2009）从广东省物流业对区域经济发展的效用角度进行了统计分析；吴冬玲（2010）对广东省物流业与现代服务业的关联度进行了研究；杨勇（2012）研究了广东省制造业与物流业联动发展，而对于广东省物流业对对外贸易的影响方面研究比较缺乏。本文基于广东省1991―2011年的统计数据，运用协整检验、Granger 因果检验等方法对广东省物流与对外贸易之间的长期和短期的动态关系进行分析，旨在为发展广东省现代物流和对外贸易提供理论依据。

二、广东省现代物流与对外贸易关系的实证分析

（一）变量的确定及模型

为了研究广东省现代物流与对外贸易之间的关系，必须要选取合适的变量并建立模型。本文选取地区生产总值（GDP）作为衡量经济发展的指标，选择进出口总额（XM）作为对外贸易的衡量指标，而衡量现代物流的指标，目前还没有统一的统计口径，本文选取港口货物吞吐量 （TTL） 和货物运输量 （YSL） 作为衡量现代物流的指标。为了减少数据的波动对结果造成的影响，对数据进行自然对数化的处理。综合考虑各种因素并结合市场化构建如下实证模型：

LNXM=α1LNYSL+α2LNGDP+α3LNTTL+C+μ

C为常数，μ为随机误差项。

本文的样本区间为1991―2011年，数据根据 《广东统计年鉴》整理所得。

（二）模型的时间序列分析

1.单位根检验

为了避免伪回归问题，在对LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM进行分析以前，需要对变量序列进行平稳性检验，以判断各序列是否具有平稳性及单整阶数。首先，使用Eviews软件对变量LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM绘制时序图以确定该时间序列是否含有截距和趋势项。

从表4可以看出存在协整关系，在给定 5%的显著性水平下，无论是迹检验还是特征值检验都表明LNXM与LNGDP、LNTTL、LNYSL个变量之间存在着协整关系，协整方程如下：

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

从协整方程可以看出，进出口贸易总额对数值与GDP对数值是正向的，与预期是一致的，GDP对数值影响着进出口贸易总额对数值。GDP对数值弹性为0.787492，GDP对数值每增1%，进出口贸易总额对数值将增加0.787492%，对应的P值小于0.05，结果显著。港口货物吞吐量总额弹性为0.406238，表明港口货物吞吐量总额上升1%，进出口贸易总额对数值将增加0.406238%，对应的P值小于0.05，结果显著。LNYSL弹性为0.468016，表明LNTTL上升1%， 进出口贸易总额对数值将增加0.468016%，对应的P值小于0.05，结果显著。

3.向量误差修正模型（VEC）

以上检验显示，变量之间存在协整关系，也就是以上的VAR模型中存在协整关系，但是其中存在着某些误差项，为了避免“伪回归”和“异方差”，更好反映经济的运行以及波动状况，需要进行误差修正。

通过表5可以看出误差修正项（ECM）对于进出口贸易总额和各个变量的影响力度。从估计结果可以看出，进出口贸易总额方程的 ECM 系数是0.256672，说明进出口贸易总额的实际值与均衡值大约25%的差距能够得到清除或者修正，当方程发生波动和偏离时，误差修正模型中的误差修正项会用0.256672的调整力度将误差项调整到长期均衡状态下，研究发现误差修正项的系数较小，表明调整力度较弱，本文中的自变量的变动受到其自身滞后项中滞后一年的影响，而且这个影响是显著的，表明和误差修正项对于变量的影响是长期稳定和均衡的。

误差协整后的可决定系数为0.259187，F值为0.909657，最大似然值为20.60587，可知误差修正模型拟合良好。

4.变量的格兰杰因果关系检验

通过以上的协整方程可知：LNGDP、LNTTL、LNYSL与LNXM存在着协整关系，也即说明变量之间存在长期关系且关系稳定。为了检验各个变量之间的因果关系，本文采用Granger的因果分析法对以上变量进行因果关系检验，检验结果见表6。

三、结论及建议

（一）强大的物流产业是对外贸易持续快速发展的基础

协整分析表明，港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP均会对进出口贸易总额产生显著影响，且影响为正。即当港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP增加时，进出口贸易总额均会增加，且呈长期稳定状态；格兰杰因果检验表明，港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP均是进出口贸易总额的格兰杰原因，即港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP增加时，进出口贸易总额也会增加。但是，港口货物吞吐量总额、货物运输量、GDP对进出口贸易总额的影响不是立即显现的，而是存在一定的滞后期。

由此可见，大力发展广东省现代物流业能够为其对外贸易提供良好的物流环境，从而促进第三产业的快速发展，为广东省外贸经济可持续发展奠定坚实基础。因此，广东省物流企业要进一步加强基础设施建设，加快物流标准化和信息化步伐，从而促进广东省物流与进出口企业的互动发展。

（二）广东省港口货物吞吐量和货物运输量与进出口总额之间存在单向因果关系

进出口额增加会在长期内促进广东省货物运输量和港口货物吞吐量的增加，但港口货物吞吐量和货物运输量的增加并不一定对广东省进出口贸易发展起到推动作用。广东省进出口贸易的快速发展对国际物流的拉动效应表现不显著，即快速发展的进出口贸易并没有有效提升国际物流产业水平。

经过三十多年的改革开放，广东省已经成为世界级的加工制造中心，但其进出口贸易的主要形式仍为加工贸易。2012年广东省外贸进出口总值为9838.2亿美元，同比增长7.7%，高于全国增幅1.5个百分点，占同期全国外贸总值的25.4%。其中，加工贸易进出口5298.6亿美元，同比增长4.4%，占同期广东省进出口总值的53.9%。在加工贸易的各项环节中，国内企业往往只从事简单的加工装配环节业务。而现代物流不是传统意义上的仓储、运输服务，而是包括运输、仓储、包装、装卸、流通加工、配送、信息处理等一系列的经济活动。因此，广东省物流企业要加强与进出口企业的对接，充分了解进出口企业的物流需求；加强与外资物流企业合作，深度参与国际分工和国际物流业务，加快提升国际物流服务水平和能力。

[参考文献]

[1]林青.中国对外贸易与物流关系的研究[D].厦门大学，2009.

[2]魏君英.中国对外贸易与经济增长关系的实证研究[J].华中科技大学学报（社会科学版），2010（3）：113-117.

[3]肖慧慧.现代物流与云南进出口贸易关系的实证研究[D].云南大学，2011.

[4]刘南，李燕.中国对外贸易与物流关系的研究[J].管理工程学报，2007（1）：151-152.

[5]魏君英.中国对外贸易与经济增长关系的实证研究[J].华中科技大学学报（社会科学版），2010（3）：113-117.

[6]林吉双，陈娜娜.广东省出口贸易影响因素的实证分析[J].国际经贸探索，2008（9）：113-117.

[7]赵莉，宋国宇.物流业与区域经济一体化协调发展的实证及理论解释[J].技术经济，2012（1）：53-54.

[8]陈世军.国际物流对国际贸易促进机制研究――基于物流成本的视角[J].物流商论，2012（5）：155-156.

[9]高秀丽，王爱虎，房兴超.广东省区域物流与区域经济增长关系的实证研究[J].工业工程，2012（9）：60-65.

[10]孔原.国际物流与国际贸易关系的实证研究[J].沈阳工业大学学报（社会科学版），2011（4）：335-338.

[11]李永生，张丽芳.国际物流成本对国际贸易的影响[J].特区经济，2006（5）：141-142.

[12]黄正松. 我国物流业对进出口贸易影响的实证分析[J].生产力研究，2011（1）：156-157.

[13]曹建新，黄尔妮.广东物流业对区域经济发展的效用统计分析[J].粤港澳市场与价格，2009（10）：24-27.

第4篇：进出口贸易管理范文

关键词：进出口贸易；向量自回归；冲激响应函数

中图分类号：F812．4文献标识码：A

文章编号：1000-176X（2008）10-0119-04

当今世界经济一体化趋势日益明显，通过商品流通而形成的国家之间的生产分工越来越明确，国际贸易在各国经济发展中的地位也愈来愈重要。一个国家的进出口贸易运行在一定程度上是反映这个国家关税保护效用的重要依据之一。因此，相对不发达国家，需要运用幼稚产业保护，通过保护来降低贸易逆差，来发展本国并不发达但是却决定着国计民生的民族产业，使本国产业成熟并且有实力参与国际竞争。关税政策对宏观经济具有重要的调控作用，作为调节经济的一种杠杆，关税政策使货物在跨国界流动中发生价格变动，进而调节供求，影响国家的进出口贸易。

一、背景和方法

改革开放后，我国政府和学者开始日益重视关税政策的调整对进出口贸易的影响，国内学者也对关税政策、进出口贸易和宏观经济之间的关联影响做了大量分析和探讨。金祥荣[1-2]对我国的关税与非关税的壁垒效应做了分析，比较系统全面总结和阐述了关税的壁垒保护效应，同时对中国历次关税调整及其有效保护结构进行了实证研究，分析了调整效果和给出了各个行业的有效保护结构的指标。盛斌[3-4]以中国的汽车制造业为例分析了我国对外贸易产业政策对于我国的支柱产业政策效应。姜勇[5]对我国关税降低条件下产业保护的发展和存在的问题进行了理论性探讨和思考。刘云中[6]对我国履行关税减让的入世承诺后，相关产业有效保护变动情况进行了分析。王元颖[7]利用中国36 个工业行业9个年度（1992、1994、1996―2002年）的实际数据，运用panel 回归的计量方法和Hausman检验的技术，对修正的贸易保护的政治经济模型进行检验。

加入WTO后我国所要履行的重要义务之一，就是要大幅度削减关税。从世界范围看，关税减让是一个大趋势，目前的世贸组织成员的总体平均关税水平为6%左右，其中发达国家为3%，发展中国家为10%。为了满足这一条件，自1992年以来，我国先后5次大规模地自主降低关税，平均进口关税水平已从43%下降到17%。我国已经履行承诺，到2005年将平均关税税率降到10%以下。近年来，我国不断地实施自主降低关税政策，新的关税政策对进出口贸易冲击直接影响着宏观经济的运行状况，因此对进出口贸易与宏观经济运行之间关系进行计量研究，对检验和评判关税政策的合理性，调控宏观经济运行提供了数量依据，有着重要的指导意义。

传统的经济计量方法是以经济理论为基础来描述变量关系的模型，不足的是，经济理论通常并不足以对变量间的动态联系提供一个严密的说明，而且内生变量既可以出现在方程左端又可以出现在方程右端使得估计和推断变得更加复杂。向量自回归（VAR）是基于数据的统计性质建立的模型，向量自回归模型把系统中的每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值函数来构造模型，从而将单变量回归模型推广到由多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型。对进出口贸易、财政收入和外汇汇率多个相关经济指标之间关系的分析与预测，向量自回归模型是最容易操作的模型之一[8]。

本文应用非结构性的向量自回归VAR方法建立变量间的关系模型研究进出口贸易、财政收入和外汇汇率之间的关联影响及动态关系，检验进出口贸易、财政收入以及外汇汇率之间动态关联性。为了进一步分析各个经济指标相互冲击对系统产生的动态影响，我们应用冲击响应函数分析一个经济指标的改变对于其他经济指标产生的冲击和影响，对评判政策效果进行定性分析。

二、实证研究

本文为了研究进出口贸易和宏观经济指标的关联关系，我们选择的经济变量包括海关进出口商品总额（LIO_TC）、海关进口商品总额（LI_TC）、海关出口商品总额（LO_TC）、财政收入完成额（LF_TC）和美元对人民币的汇率（LEX）。数据时间长度为从1997年1月到2006年6月近10年的月度数据。为了消除量纲的差异，我们将原始数据取其对数值作为实证研究的数据。

由于宏观经济相关的月度数据存在季节性趋势，即观测值有可能出现循环波动现象，因而我们应该首先考虑数据的季节性调整问题，从研究序列中去除季节变动要素，从而显示出序列潜在的趋势循环分量，这个趋势循环分量才能真实反映研究的数据序列运动的客观规律。消除时间序列的季节趋势的方法一共有四种，即Census X12方法、X11方法、移动平均方法和Tramo/Seats方法。四种方法各有特点，我们在本文中采用美国商务部人口普查局的X12方法，它是在X11方法基础上发展而来的，见图1―4。

图1―4是调整后的进出口贸易额序列和财政收入序列，从以上各图中我们可以看出季节要素和不规则要素已被消除，新得到的序列包含原序列的趋势循环要素。从图中可以直观看出，财政收入的时间趋势和进出口贸易的增长趋势几近相同，说明他们之间有着紧密的相关联系，也同时说明了进出口贸易对于我国经济增长所做出的贡献，因为我国经济近年来持续高速增长的动力正是源于出口和消费，消费一方面可以归于对于进口产品的消费，汇率因素是影响进出口贸易量的重要因素，进出口贸易、财政收入和汇率之间长期均衡分析，对于我国长期经济趋势分析，制定合理的关税进出口原则，合理的控制汇率水平都有着重要深远的意义。

向量自回归模型把系统中的每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到多变量自回归模型，它是多个相关经济指标的分析与预测最容易操作的模型之一。下面我们分别用进出口贸易总额、进口贸易总额和出口贸易总额分别同财政收入和外汇汇率建立VAR模型，分析变量之间的均衡关系。通过图2我们可以看到，进出口贸易额和财政收入有着共同的时间趋势，而且进出口贸易额又明显地受外汇汇率波动的影响，因此我们应用向量自回归方法建立以下VAR方程。

上面三个方程组中，最显著的系数是每个变量的自回归系数。我们重点分析每一组方程组中的第一个方程其他两个相关系数――财政收入系数和外汇汇率系数的性质。方程（1）和（3）的第一个方程中，外汇汇率项的回归系数要比财政收入项的系数显著，说明外汇汇率对于进出口总额和出口总额的影响要比财政收入波动的影响显著，这与实际情况是相符的，因为一个国家的汇率水平直接影响着这个国家的进出口贸易的情况。同时我们注意到以上两个方程中除常数项外，其余各项系数都是正的，这说明财政收入和汇率同进出口总额以及出口总额是成正比关系，即说明贸易总额有利于财政收入增加，美元对人民币升值有利于增加出口额，这可以便于我们通过财政收入来分析进出口额的变化比例，通过汇率变动情况来分析联动的出口贸易增量。方程（2）中的第一个方程我们采用的二阶滞后的向量自回归VAR方程，这是由于方程在一阶回归下，回归是不稳定的。方程（2）中我们还是重点分析第一个方程，为了便于分析，我们可以近似地用每一个变量的均值来代替一阶和二阶之后变量的值，这样我们可以粗略地对两个同一变量不同滞后阶数的系数求和。首先看自回归项系数和是大于0的，且是最显著的。而财政收入项系数和是大于0的，不过其系数和是百分位小数，相对其他两项系数不明显。而外汇汇率项的系数和为负，说明外汇汇率和进口总额之间存在负相关，即美元对人民币升值会导致进口总额的减少，这与实际情况也是相符的。其次我们给出每个方程的回归平稳性检验，见表1所示。

表1中，三个向量自回归方程的根和摩数都是小于1的，说明根落在单位圆内，即满足向量自回归的平稳性条件，认为回归系数是可靠的。

在实际应用中，由于VAR模型是一种非理论性模型，它无需对变量作任何先验性约束，因此在分析VAR模型时，往往不只分析一个变量的变化对另一个变量的影响，而且还应分析一个误差项发生变化，或者说模型受到某种冲击对系统的影响。这就是冲击响应函数方法。我们接着上一节的VAR回归，给出三个方程的冲击响应函数图。

图5是进出口总额对财政的冲击响应，当财政对进出口施以很小接近于零的冲击时，进出口的响应并不是很剧烈，但是长期来讲是逐步上升的，只是速度并不是那么快，比较平稳，从图5中分析可知进出口总额增加对于财政收入的影响短期内并不明显，而长期来讲会稳步地促进财政收入的增加，这可能是由于贸易顺差在短期内的绝对额并不大，而其对财政收入贡献需要一个逐步积累的过程。

图6是外汇汇率对进出口的冲击响应图，当同样施以一个接近于零的冲击时，进出口的响应要相对财政剧烈的多，说明进出口对于汇率相当敏感。这说明汇率的变动短期内就会对进出口贸易总额产生直接的影响，会对进出口贸易产生强烈的冲击。

图7中初期财政冲击对于进口有一定反向作用，但到第五期后曲线斜率开始调头，财政增加对于进口开始起到促进作用，长期向上。进口额和财政收入短期内的反向冲击说明初期进口增加可能会对财政收入有所削减，但是长期来讲通过对于进口原料及产品的生产消费，会稳步地促进财政收入的增长，因此，我们完全不必过度担心进口增加对于宏观经济增长带来的短期冲击。

图8的汇率冲击变化中，初期施以接近于零的冲击，进口额一直向下，不过斜率比较平缓，说明人民币升值对进口有平抑作用，但是作用并不很明显，对于财政收入的影响完全可以被出口增量所消化。通过对汇率对进口额的冲击图可以看出，人民币汇率的降低会使国内企业的海外采购成本增加，进而导致进口额的降低，会对依赖进口的生产企业产生不利影响，但是从图8中可以看出这个冲击的影响十分有限，我们可以通过进一步扩大出口获利来消化成本增加的不利影响。

图9是财政对出口的冲击响应，当财政对进出口施以很小接近于零的冲击时，出口的响应并不是很剧烈，但是长期来讲是逐步上升的，只是速度并不是那么快，比较平稳。从图9中我们可以分析得到出口额的增加对于财政收入的增长并不会产生剧烈的冲击，其对财政收入的贡献是通过长期稳步的积累显现出来的。

图10是外汇汇率对出口的冲击响应图，当同样施以一个接近于零的冲击时，进出口的响应要相对财政剧烈得多，说明出口对于汇率相当敏感。截止到2008年7月人民币汇率改革以来3年，人民币升值的幅度已经累计达到21%，这势必会对以出口为主的企业造成巨大的压力，出口是推动我国宏观经济近年来高速增长的原动力，出口额的降低会对我国经济增长带来巨大的负面影响，因此海关监管部门应对相关产业建立相应的出口退税等优惠政策，以保障我国宏观经济的稳步运行。

三、结 论

关税的减让和汇率的升值是否会导致财政收入的下降，影响国家的宏观经济运行一直都是最引人关注的问题。近年来我国政府完全履行了加入WTO的承诺，逐步降低我国关税，针对关税税率降低和人民币升值对我国进出口贸易产生的负面冲击，我国政府出台了一系列适时合理的海关关税政策，适度保护了一些受冲击强烈的行业如汽车业和医药行业，对纺织业等轻工制造也制定合理的出口退税政策。通过出台相关的关税政策，关税税率的下调和人民币升值对我国的财政平衡并没有产生太大的影响，这些关税政策促进了我国宏观经济的稳定运行。

关税政策对调节进出口贸易有着重要影响，在我国实施的自主降低关税政策下，进出口贸易额的变化直接影响着宏观经济的运行状况。本文应用向量自回归的VAR模型和冲击响应函数对进出口额、财政收入和汇率建立模型，分析进出口贸易额、财政收入和汇率几个变量变动时对其他指标的影响关系。实证结果表明进出口贸易额和财政收入有着正向关联；汇率与进口额存在正向变动，即人民币升值会导致进口额增加；汇率与出口额存在正向变动关联，当人民币贬值时，会促使出口额增加。实证结果反映出在我国关税降低和人民币升值的双重作用下，进出口贸易仍存在着贸易顺差，这表明加入WTO后，我国海关部门针对海关关税降低和人民币升值制定的一系列应对政策，有效地保护了我国的进出口贸易，使我国的财政收入并未受到强烈冲击，保障了宏观经济的稳定运行。本文从数量角度分析关税政策对宏观经济的影响，为实际的理论分析提供了可靠的数量依据，同时也为我国适时调整关税政策，合理控制贸易顺差，提供了理论参考。

参考文献：

［1］ 金祥荣．关税与非关税壁垒的效应分析［M］．北京：学苑出版社，1993．

［2］ 金祥荣，林承亮．对中国历次关税调整及其有效保护结构的实证研究［J］．世界经济，1999，（8）．

［3］ 盛斌．中国制造业的市场结构与贸易政策［J］．经济研究，1996，（8）．

［4］ 盛斌．中国对外贸易政策的政治经济分析［M］．上海：上海三联书店，上海三联出版社，2002．

［5］ 姜勇，刘华．对我国关税降低条件下产业保护的思考［J］．财经理论与实践，1997，（6）．

［6］ 刘云中，陈辉．中国履行关税减让义务后的产业有效保护分析［J］．管理世界，2002，（8）．

第5篇：进出口贸易管理范文

【关键词】铁路；进出口；思考；对策

1.形势

1.1大力发展铁路非运输企业的形势

根据盛光祖部长在全国铁路工作会议上的报告提出的大力推进铁路多元化经营的新模式，实施多元化战略，必须把握“多元化经营，一体化管理，全口径核算”的总体要求，未来铁路发展要紧紧依托铁路运输优势，大力开发物流业和其他经营业务，建立铁路运输业和非运输业同等重要、同步发展的新格局。在铁路多元化经营新模式的大环境下，铁路进出口贸易公司既迎来了新的发展机遇，也存在着各种各样的风险和挑战。

1.2国际形势对我国进出口贸易的影响

（1）由于金融危机导致了美国经济减速或衰退不仅大幅降低了中国的出口增速，而且也大幅减少了中国的贸易顺差规模。同样，欧债危机的爆发又使得欧元区的国家加大了其产品的对外贸易。这样中国无疑会成为欧元区国家实施贸易保护主义的对象，即造成了我国外部市场竞争异常激烈，需求急剧下降，外贸出口大幅萎缩。

（2）人民币不断升值对我国进出口贸易而言是一把“双刃剑”既带来好处，也带来一定的危害。好处是有利于降低进口产品成本的降低；危害是提高了中国产品的价格，加大了资本投入的成本，降低了我国出口产品的国际市场竞争力，从而引发国内经济的不景气。

1.3周边形势对我国进出口贸易的影响

中国的新亚洲战略：随着经济全球化和克服金融危机影响，亚洲经济快速发展，区域合作更加紧密，成为拉动世界经济恢复和增长的重要引引擎，日益影响着世界经济的发展进程。然而事件的发生，引发两国的贸易之争，大大削弱了中日的贸易往来，我国将会加强与东盟、台湾的经济合作和贸易，同时也可能增加了中美之间的贸易合作。

2.发展铁路进出口贸易的方法

上海雷威进出口贸易公司是上海铁路局唯一拥有全国各口岸报关权集商贸、物流、仓储、咨询及托运等业务于一体的综合性外贸公司。为上海铁路局所属机务段、车辆段、工务段等进口铁路配件和铁路工程机械设备等，如SKF轴承、工装设备等。但是由于公司规模比较小，外贸经验不足，外贸信息比较闭塞，市场竞争力相对薄弱。在高速发展的高铁时代，探索和思考发展铁路进出口贸易的方法，是我们经营铁路进出口贸易的一项责任和使命。

亚当.斯密绝对优势理论认为，一国应该专业化生产和出口那些本国具有绝对优势的产品，进口那些外国具有绝对优势的产品。　铁路进入高铁时代，铁路进出口贸易公司应该借当前铁路大力发展非运输企业的形势，紧紧依靠铁路运输主业，用足政策优势。

2.1进口贸易

与运输主业联手，共同开发做大做强铁路工装设备进口业务，在人民币持续升值的大背景下，可以大大的降低进口成本，为进口贸易带来了优势和空间。

（1）机车车辆配件进口：随着ND5进口机车配件市场正在逐步的萎缩，动车运营公里数已趋近动车的三、四级修程，动车的配件进口业务为我们打开了外贸市场空间。

（2）工装设备进口：高铁时代的到来，铁路许多高科技的检修设备仍然依赖进口，如印刷铁路磁卡票的印刷设备、车辆段的车轴磨床、机务车辆段的不落轮镟车床等。

2.2出口贸易

贸易竞争指数TCli—又称水平分工度指标，它用来反映本国生产的一种产品相对世界市场上供应的它国同种产品来说，是处于效率的竞争优劣的程度。即反映本国生产的一种产品相对世界市场供应的同种产品，处于效率的竞争优劣程度，TCli值越大，优势越大。铁路进出口贸易公司要充分利用在出口贸易中的政策优势，中国率先进入了高铁时代，伴随着铁路高科技产品的制造和生产，我国的路用产品正在逐步成为国际上的先进的，高附加值的铁路产品，正在从亚洲的铁路市场向欧美市场发展，如高铁和动车机车及配件、铁路路用缓冲器等。努力增加路用产品的出口竞争力。

（1）通过各种国内外交易会和网络等为一些只能作为供应商的小工厂和没有外贸出口权的企业做好出口。即充分利用广交会、华交会等，扩大外贸产品的宣传和展示，吸引外商不断做大自营和出口业务。

（2）充分利用外高桥保税区的优势，用足政策优势，努力吸引外资来料加工，逐步做大做强来料加工，仓储、物流一条龙的服务。同时可以把我们现有在外高桥保税区的上海华铁置业公司逐步打造成我们在保税区的铁路窗口，努力使我们的铁路产品走向国际。

（3）加强与铁路路用产品工厂合作，充分利用我们现有向东南亚出口的铁路产品，用全新的包装和宣传，参加国际铁路路用产品的展览会，努力把既有的拳头产品扩大销售市场。增加铁路产品的出口竞争力。

第6篇：进出口贸易管理范文

关键词：进出口贸易；国内生产总值；居民消费价格指数；Eviews

中图分类号：F015 文献标识码：A

原标题：基于计量经济模型的我国进出口贸易定量分析

收录日期：2016年12月22日

一、引言

当前，全球经济仍处在深度调整之中，依然处于经济危机阴影之下，总体持续下滑趋于稳定，情势依旧不明朗，世界经济面临重大挑战，反全球化趋势渐涨。世界经济复苏能力就目前而言较弱，政府债务尤其严重，企业投资和居民消费欠热，新兴产业发展前景不乐观，收入分配不均，投资增速削弱，经济贸易大环境不稳定。随着经济复苏，美国劳动力市场恢复明显，货币宽松量化政策终结，加息带来的外溢效益助长全球金融市场利率，可能引起新一轮金融市场波动。失业率提高，工业化进程加大，多边贸易体制严重受挫。

国内经济面临增速滞缓，房地产去库存情况不容乐观，进出口总量下跌，但对外贸易情况有所进益，总体呈稳中上升态势，发展走向新常态。2001年我国加入WTO，从这以来，我国的对外贸易发展得到了飞速提升，其相关依存度也越来越高，我国在国际市场上的地位也越发重要。

进出口贸易总额作为衡量一个地区经济发展速度的重要指标，基于我国进出口贸易在放眼国民经济领域之中占据了不容小觑的地位，研究进出口贸易对于整体国内经济的宏观平衡和动态增长的把握具有一定的研究意义。

二、进出口贸易模型设定

本文根据中国经济信息网的宏观统计数据资料，收集我国2000～2012年各年份的进出口贸易总额、国内生产总值GDP和居民消费价格指数的数据。利用单方程线性计量经济模型对我国及出口贸易情况做出定量分析。（表1）

（一）指标假设。Y：进出口贸易总额（亿元）；X1：国内生产总值（亿元）；X2：居民消费价格指数（以2000年=100）。

（二）模型建立。y=β1X1+β2X2+μ，模型中μ代表随机误差项。

三、进出口贸易参数估计和统计检验

（一）参数估计。假设模型中的随机误差项满足单方程计量模型的1～5项所有基本假设，由普通最小二乘估计（OLS法），利用Eviews软件得出结果。（表2）

y=-469240+0.047995X1+5245.841X2+μ

由上述分析可得，进出口贸易总额与国内生产总值和居民消费价格指数存在着近似的线性关系，可以利用上面得到的模型对进出口贸易总额进行相关的预测。国内生产总值每增加1个百分点，进出口总额就增加0.047995个单位；居民消费价格指数每增加1个百分点，进出口贸易总额就增加5，245.841单位。

（二）统计检验结果如下：（1）拟合优度检验：R2=0.938901，拟合优度比较高；（2）方程显著性检验：F～Fa（k，n-k-1），方程显著性好；（3）变量显著性检验：在显著性水平a=0.05时，由表2可知，变量不显著，小概率p大于显著性a。

（三）计量经济学检验

1、异方差性检验：本文采用White检验，采用White交叉项检验，结果如表3所示。（表3）

因为伴随概率p=0.369115，故认为模型无异方差性。

2、自相关性检验：本文采用DW检验，结果如表4所示。（表4）由表4中DW检验结果可知，模型不存在自相关性。

3、多重共线性检验：R2=0.990069，VIF

我国应该适当调节相关产业经济结构，把握机会，逐渐削弱贸易经济成本和增加高附加值贸易产品出口率，为调节稳固市场经济，大力发挥货币与财政政策的积极作用，使得我国经济能够在国际市场的风雨中平稳快速发展。

四、进出口贸易模型的不足和展望

（一）模型的不足。本文采用的是最基础的线性回归方法，构造的模型较为简单，考虑的各类影响因素可能会不够完善，也许存在一定的偏差。对于出现的这一系列问题，针对经济研究对象提出的模型笔者认为可以进一步加以拓展，比如考虑非线性的回归模型进行拟合，对于影响因素可以从宏观、中观和微观等多角度进行探索。

（二）进出口贸易发展建议

1、进出口贸易发展需要进出口企业积极配合引导，尽快调整其多方面经营方法理念，针对国外的中高端市场，提高企业技术研究开发技能，降低产品经济成本，提升产品的技术含量，尽可能配合地方情况利用各企业的自身优势。

2、改良商品出口内部结构体制，加快完成出口商品从粗制造、低附加值商品为主到精制造、高附加值商品为主的转变，提升其非价格市场竞争能力，提升贸易加工的普遍增值率。

3、拓展发扬各大自主品牌，更深层次优化提高出口产品的结构，加大改变改良出口盈利模式的力度，以高附加值、高产高质的产品优势迅速抢占登陆国际市场。

4、认真处理与各大国的经贸往来，向外拓宽我国经济的发展领域。美国、日本、欧洲、俄国、东盟是我国重要的经济贸易合作伙伴，不仅仅是国际贸易大国。促进和多方大国及各地区的贸易合作关系更高更好地发展，这是我国对外经贸的一大重头戏。

5、努力发展促进与各区域间经济产业合作和多边经贸协作关系，创建促成有利于我国经济发展情况的全球范围下的自由多边贸易体制。积极参与区域间经济合作，并加合国组织等多方国际经贸活动，以加强我国在联合国等多边机构中的有力作用。

6、加快推动发展区域间经济产业合作和多边经贸协作关系，重点在推动高新技术产业发展和服务业出口产业发展。

五、结语

贸易占很大比重的当代经济全球化对我国经济多边贸易关系都产生重大影响。2016年底我国进口较大幅度增加，表明不仅海外需求上升，并且国内需求也在加速增长，这些都显示中国内需坚实回暖。对于国内相关经济政策实施和产业结构改革致使需求走强，拉动进口回升是必然现象。特别是针对民营企业的政策措施使得进出口向好。总的来说，宏观政策应该继续向进出口发力。我们应该把握和利用进出口贸易的多方影响因素以及宏观层面的条件控制，深刻认识和把握进出口多边贸易的发展特征和走势。我们要辨证地对待我国当下所面对的国际经济贸易环境，不仅要认识到机遇中蕴藏的挑战，还要把握住挑战中隐藏的机遇。著名经济学家林毅夫表示，一个国家经济要发展应该要开放和自由，同时充分利用每个国家国内国外两个市场及国内国外两种资源。所以，对于当下的我国经济，应当倡导自由进出口贸易，继续积极推动RCEP（区域全面经济伙伴关系协定），综合利用经济贸易有利条件，实现“十三五”规划中提出的2016～2020年维持6.5%年增长率，成为世界经济增长的引擎。在开放的贸易经济条件下，我国的经济与各国多边经济贸易有着密切关联，各经济体之间相互影响，相互作用，相互依赖。各国应该积极调控国内外经贸环境，经济与货币政策和国情环境相适应，确立正确的改革方向，加强周边经济往来，实践和改进贸易经济措施，大力宣传贸易监管政策法规，降低金融危机发生概率，促成世界贸易经济平稳快速发展。

主要参考文献：

[1]白冰.中国进出口贸易总额的影响因素分析[J].当代经理人，2006.21.

第7篇：进出口贸易管理范文

关键词：FD 对外贸易 总体效应 时空差异

一、文献综述

（一）国外文献 关于FDI与国际贸易国外学者主要讨论两方面：一是FDI与国际贸易之间的因果关系。Muchielli和Chedor（1999）、Graham（2000）等分析得出FDI对东道国出口具有显著的带动作用。而Zhang和Felmingham（2001）的研究结论是出口规模的扩张能吸引FDI的流入。二是FDI与国际贸易之间是替代效应还是互补效应。替代关系理论认为贸易障碍在一定条件下会导致资本的国际流动，即表现为投资对贸易的替代，同时国际资本流动的障碍也会产生国际贸易。Belderbos和Sleuwaegen（1998）、Blonigen（2000）等学者研究证实了此观点。互补关系理论认为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，即表现为投资与贸易的互补。Goldberg 和 Klein（1999）、Mariam Camarero（2004）等研究结果表明贸易与FDI之间存在互补关系。

（二）国内文献 国内学者蔡小勇、余子鹏（2005）利用2003年中国30个省份的出口总值、机电产品出口总值及当年实际利用FDI值，分析了FDI对中国出口及地区差异影响，结果表明FDI对西部落后地区出口的带动作用最大，对中部地区出口的带动作用最小。王少平等（2006）利用1992年至2003年我国三大地区省份的面板数据考察FDI 对不同地区进出口贸易的动态效应。结果表明东部地区FDI对出口有显著的创造效应和较强的替代效应，而对中、西部地区其创造效应不显著并且替代效应相对较弱。梁瑞（2008）研究发现我国FDI对出口贸易的促进作用在东部和西部地区较为显著，但FDI对东部地区出口贸易的促进作用最大，西部次之。国内外相关研究主要集中在FDI对两国贸易流量的影响方面，即替代性和互补性问题。国内学者的研究大部分结果表明FDI对我国进出口贸易增长的贡献越来越大，但这些研究没有充分考虑到我国各区域由于自然和经济条件不同而导致FDI的贸易效应可能具有显著差异，在更深层次上分析FDI对我国区域贸易失衡状况、转移效应等方面问题。基于此，本文利用1987年至2009年中国30个省市的面板数据对FDI对我国区域对外贸易的阶段性影响进行实证，从而对我国FDI的贸易总体效应进行全面分析。

二、研究设计

（一）样本及数据选取 本文采用中国30个省市（因部分数据缺失）1987年至2009年的面板数据。1987年合资2008年各省进出口额、实际利用FDI、GDP与公路铁路总长度，2009年实际利用FDI数据来源于各省统计年鉴及各省统计信息网，2009年其他变量的数据来源于《中国统计年鉴-2010》。其中各省的进出口额和实际利用FDI以万美元为单位；各省的国内生产总值是以2000年的名义GDP为基期调整得到实际GDP，然后按当期汇率调整为万美元；汇率是IFS所公布的人民币实际有效汇率，以2000年为基期进行了指数化调整；各省铁路与公路总长度以公里为单位，所有数据均采用对数形式。

（二）模型设立 为研究FDI 对我国三大区域对外贸易的影响，在实证分析中除了把当年实际FDI作为解释变量，还将各地区贸易绩效与其经济规模联系起来。经济规模是决定外商直接投资的关键因素，因此，引入各省GDP这一变量作为经济规模的测量指标。同时，根据影响贸易收支的一般理论，影响一国进出口贸易的变量主要是进出口商品的相对价格及国内外的实际国民收入水平，而影响进出口相对价格的关键因素是汇率。因此，引入汇率这一解释变量，在文中用人民币实际有效汇率REER表示。另外，根据国际贸易理论和国际投资理论，基础设施除了是影响对外贸易的重要因素，也是影响FDI 的关键因素。因此，引入各省公路和铁路里程数作为基础设施状况的替代变量，该替代变量用ROAD表示。基于上述分析，选取影响对外贸易的四个主要经济变量——外商直接投资、国民在截面间的异方差性和相关性造成估计结果偏差，对个体固定效应模型和个体随机效应模型分别采用广义最小二乘法（GLS）和可行的广义最小二乘估计（FGLS）进行估计。

三、实证检验

（一）FDI对我国对外贸易影响总体效应分析 本文首先对解释变量回归，并依据面板模型的F检验和随机效应检验结果选择合适的模型进行估计。模型 1、2、3见表（1）是FDI对解释变量的混合效应、个体固定效应和个体随机效应模型的拟合结果。模型1由于面板模型F检验统计量对应的p值趋近于0，故拒绝混合模型；而个体随机效应的Hausman检验值，在1%的显著性水平下拒绝随机效应模型。由模型2中冗余固定效应检验的F值和模型3的Hausman检验结果可知，建立个体固定效应模型是较为合适的，因此认为模型2的回归结果较为准确。结论显示，FDI对我国进出口贸易均有显著的创造效应，当我国FDI流入量增加1个百分点，出口将增加约0.06个百分点，进口约增加0.18个百分点。此外，GDP与基础设施对我国对外贸易的影响显著正相关。人民币实际有效汇率的系数显著为负，表明在我国汇率变动显著影响进出口，即人民币贬值1%，出口将上升0.61%，进口上升1.09%。

（二）FDI对我国对外贸易影响时空差异分析 1987-2009年时期，我国经历了对外开放、金融危机、加入 WTO等重大经济事件，我国经济结构和对外贸易环境有可能产生了相应变化。政府积极引入 FDI的同时，开始注意到引导FDI转型，使外商直接投资在区域、产业内的分布也发生了巨大变化。单纯通过1987年至2009年数据对FDI与我国三大区域对外贸易关系进行研究，很可能会遗漏掉一些重要的阶段性影响。因此考虑到这种阶段性的变化，将 1987年至1992年作为第一阶段，1993年至2001年作为第二阶段，2002年至2009年作为第三阶段，沿用前文设定的方程，对三个阶段分别进行GLS回归分析，通过计量结果来比较随着时间的推移FDI对各区域的贸易影响有怎样的改变。（1）不同阶段FDI对我国东部地区进出口贸易的影响分析。计量结果见表（2）显示：在不同阶段，东部地区FDI 对贸易影响产生了一些明显的改变。1987-1992年东部地区FDI对进出口贸易均具有创造效应，对于进口FDI系数为0.21，即增加1单位 FDI，会拉动东部 0.21 单位的进口，大于出口的FDI系数0.1。1993年至2001年东部地区 FDI对进出口贸易表现出显著的创造效应，进口的FDI系数为 0.9大于出口的FDI系数0.32。而在2002年至2009年东部地区 FDI 对进出口贸易均无显著影响。1987年至1992和1993年至2001年间，东部进口创造效应明显的原因可能是由于东部地区凭借着地理优势、廉价劳动力和较低的运输成本吸引大量外资企业进入投资建厂并开展加工贸易。建厂期间，需要从国外进口大量的机器设备、技术专利以及人才，无疑会拉动东部进口贸易。 2002年至2009 年间，东部地区FDI对进出口贸易均没有显著影响的原因可能是经过前期外资企业的发展，其已经完成了生产所必需的基础建设。另一方面，东部地区已形成围绕外资企业的产业需求的加工贸易服务产业链，不用通过进口就可以在国内完成所需生产资料的采购。（2）不同阶段FDI对我国中部地区进出口贸易的影响分析。通过FDI对中部地区进出口贸易影响的实证分析，结果见表（3）显示：1987年至1992年，中部地区FDI对进出口贸易均无显著影响。1993年至2001 年，FDI 对进口贸易表现出显著的创造效应，对出口没有显著的影响。进口FDI系数为0.12，即增加1单位 FDI，会拉动中部 0.12 单位的进口。2002年至2009年，FDI 对出口贸易则表现出显著的替代效应，出口FDI系数为-0.15，对进口无显著的影响。1993年至2001年间中部地区FDI的进口创造效应明显的原因可能是在东部地区产业链基本形成和生产成本逐步上升，而中部地区有丰富的自然资源和人力资源，并且相对于西部地区还有着便利的交通和良好的基础设施，大量产业开始向中部转移。在这一阶段中部地区吸引大量FDI 的流入，对进口贸易有显著带动作用。在2002年至2009年间，FDI 对出口呈现显著替代效应并不意味着FDI 对中部经济发展的促进作用在减小。相反，这是正确利用FDI推动地区经济发展的起点。虽然中部地区不具备东部地区天然地理优势，运输成本等因素也制约出口导向型FDI的流入，但非常适合引入市场导向型FDI。同时中部地区经济发展水平相对落后，引入外资有着较大的发展潜力。（3）不同阶段FDI对我国西部地区进出口贸易的影响分析。通过FDI对西部地区进出口贸易影响的实证分析，结果见表（4）显示：1987年至1992、1993年至2001年两阶段，西部地区FDI对进出口贸易均无显著影响；2002年至2009年间西部FDI对进出口贸易则表现出显著的创造效应。FDI的系数进出口系数分别为0.14和0.11，即增加1单位FDI，会拉动西部地区0.14单位的进口和0.11单位的出口。前两个阶段西部地区FDI系数不显著的原因可能与中部较一致。主要是由于西部地区比较恶劣的自然条件和薄弱的基础设施，给对外贸易带来巨大的运输成本，引入西部地区的FDI数量较少，一定程度上导致对外贸易发展水平较低。而在2002年至2009年间，西部FDI 对进出口贸易表现出显著的创造效应。其可能是随着西部地区基础设施的发展，西部地区较大潜在的自然资源和低廉的劳动力成本等优势对经济发展的作用得到了充分发挥，吸引大量的外商直接投资。这种 FDI 与中部地区 FDI 类型（市场导向型）一致，这种市场导向型外资企业可以利用西部地区优势投资设厂和发展产业，同时也大大推动了西部地区经济的发展。

四、结论与建议

本文分析我国FDI对三大区域对外贸易的阶段性影响结论如下：（1）1987年至1992、1993年至2001年间东部FDI对进出口贸易均有显著的创造效应；2002年至2009，东部FDI对进出口贸易均无显著影响。（2）1987年至1992年中部FDI对进出口贸易均无显著影响；1993年至2001年中部FDI对进口有显著的创造效应；2002年至2009年中部 FDI 对出口有显著的替代效应。（3）1987年至1992、1993年至2001年间西部FDI 对进出口贸易均无显著的影响；2002年至2009，西部FDI对进出口贸易均有显著的创造效应。根据上述结论，提出如下建议：（1）加强西部地区基础实施建设，积极引导市场导向型FDI流入。地理区域决定西部引资环境的竞争力较弱，要大规模的引资必须加强教育、水电、通讯等基础设施建设。因此，西部应继续推进铁路建设，加快高速公路建设，适当扩大航空运输能力，解决西部交通中通道少、密度低的瓶颈问题。（2）利用中部地区资源和劳动力，大力引入市场导向性FDI流入。中部在制定招商引资政策时，应该提供相应的产业导向，引导外商直接投资于具有一定技术含量的企业。引入外资能带来先进的技术和设备，通过技术外溢，以及外资企业的辐射作用，能提高中部企业的竞争力并大大带动中部地区与外资企业配套的产业发展。（3）利用东部地区的良好投资环境，积极引导FDI 转型。FDI 进入东部地区之后，能够迅速形成生产能力，外商可以得到较高和较快的投资回报，促进对外贸易的发展。东部地区大量出口导向型外资企业推动我国贸易顺差的同时，也带来了人民币升值的巨大压力和严重的通货膨胀。因此，限制东部地区加工贸易业的发展，引导东部地区FDI 投向高附加值、高科技产业。通过这种转型东部地区 FDI的贸易创造效应必然会得到显著增强。

参考文献：

[1]王少平、封福育：《外商直接投资对中国贸易的效应与区域差异：基于动态面板数据模型的分析》，《世界经济》2006年第8期。

[2]蔡小勇、余子鹏：《FDI对我国出口及地区差异影响的实证研究》，《国际贸易问题》2005年第11期。

[3]梁瑞：《外商直接投资的出口贸易效应分析》，《经济与管理》2008年第11期。

[4]梁琦、施晓苏：《中国对外贸易和 FDI 相互关系的研究》，《经济学季刊》2004年第4期。

[5]朱捷、张晓萍、贾金荣：《西部利用外商直接投资基本策略研究》，《北京理工大学学报（社会科学版）》2008 年第5期。

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

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

第8篇：进出口贸易管理范文

关键词：人民币汇率；进出口贸易；回归分析

1.人民币汇率制度的发展

2005年的人民币汇改更是人民币汇率走向市场、走向国际的重要进程。此次改革把更多的注意力放在我国汇率是如何形成这一视角，越发强调了市场因素对汇率的决定性作用，同时，也保留了央行对汇率的管理权力，当出现人民币汇率的大幅波动时，便于进行宏观调控，稳定经济发展。2013年我国全年外贸总额首破4万亿美元大关，已然跃居全球最大贸易国，未来将追求向贸易强国转变，估计2014年贸易增速仍将保持稳定增长。

2.相关文献综述

邱林（2012）用了1994年到2008年的数据对我国进出口量与人民币有效汇率之间的关系做了实证研究，研究发现马歇尔勒纳条件在中等科技含量产品中适用，而在高科技和低科技产品中并不适用。

侯文，丁小莉（2012）对人民币升值对于进出口的影响做了理论分析，人民币升值对我国对外贸易的有利影响主要包括益于减少进口成本，促使贸易结构升级，有利于中国企业国际化。不利影响主要包括，对出口企业形成压力，国外企业进入中国，使得国内企业压力更大，国内企业必须技术创新，像资本密集型转变，这又会促使我国就业压力。

胡楚芳，何荣宣（2012）对人民币汇率对中国贸易收支的影响做了分析，发现人民币汇率上升会导致国际贸易收支的减少。建议企业应尽快推动产业结构升级，政府加强宏观调控能力，加强国际间交流合作。

杨烁帆（2012）得出人民币升值能够减少贸易摩擦，改善贸易经济，同时也会加大贸易逆差，不利于吸引外资，减少了外汇收入。应该积极推进汇率改革，建立国际货币合作制，提高我国出口贸易竞争力。

刘政宁（2013）采用了一般的弹性分析法，表明马歇尔勒纳条件在长期适用于中国，人民币汇率对中国进出口调整存在J曲线效应。

刘凯东（2013）对我国对外贸易现状进行分析并给出相应的建议，在贸易总额不断增长的情况下仍就存在着一些问题：商品结构还侧重于劳动密集型商品，对外贸易国家地理分布不均匀，主要集中在美国，欧洲，日韩等国。建议我国积极扩大内需，优化产品结构。

杨亚（2013）基于省面板数据对我国人民币汇率对进出口影响做了分析，结果显示汇率的波动对于进出口贸易有着显著的地区效应，汇率的波动和进出口的规模呈现显著的负相关。地区经济的发展水平，外商的投资规模都能促进贸易总额的增加。

3.人民币汇率变动对我国进出口影响的实证分析

模型构建

令y=Q/Q，x=R/R，则可以建立如下线性回归模型：yt=α+βxt+μt，进出口需求的变化率Q/Q与汇率R/R之比为进出口的弹性β，其中，yt代表第t年进出口量比上年的变化率，xt为第t年汇率比上年的变化率，β是进出口需求量对汇率的弹性，μt为随机误差项。我们选取自2002年至2013年的我国贸易年进出口总额、人民币汇率、我国国内生产总值为实证方程所含的变量。其中，以国内生产总值来代表我国国内的收入水平。因此我们的实证模型如下：

InY=α0+β1InX1+β2InX2+μ1

其中，Y表示的是我国贸易进出口额，X1表示人民币汇率，X2表示国内的收入，μt为误差项。在上述模型中，所有变量选取的数据均来自于国泰安数据库。其中，我国GDP和进出口总额的单位是亿元，汇率数值等于人民币对一百美元的当期兑换金额。

如图所示，因变量Y对两个自变量X1和X2的回归的非标准化回归系数分别为3205和1604，对应的显著性检验值t值为2713和6354。而回归系数β的显著水平Sig都小于005。从而，我们可以认为自变量X1和X2对因变量Y有显著影响。该回归分析得到的回归方程为：

结果分析

在上述回归方差及方差中的变量都是显著的且拟合程度较好的基础上，我们对实证结果做出如下分析：其一，因变量与汇率之间的关系。我国进出口贸易总额的汇率弹性为3205，说明人民币汇率对数值每上升一个单位，我国进出口的对数值会上涨3205个单位。由此可见，人民币汇率升值对我国的进出口贸易较为不利。究其原因，这很可能是由我国产品价格优势弱化所带动的出口锐减所致。从回归结果来看，我国进出口额与国内收入水平呈正相关，这也说明了汇率变动能通过收入变动从而影响贸易商品的进出口情况。

4.应对人民币汇率变动对我国进出口影响的若干建议

1.积极推进汇率制度的改革

首先，我们要完善人民银行的干预机制。当汇率行情出现较大波动时，央行必须减少其人为对货币市场的干预，过渡到由市场供求关系自动自发的调节稳定。但如果市场汇率受到其他特殊影响而导致长时间的低估或高估时，央行必须出面进行干预调节，使得经济能够稳定健康的发展。第三，我们要积极达成与国际货币合作的机制体系。

2.提高风险应对能力

加大对国内金融市场的支持，减少汇率变动对我国进出口贸易的不良影响。例如，企业可以通过选择远期结收汇方式，购买外汇期权等途径，有效转移外汇风险，从而保证我国进出口行业的国际竞争力，进一步推动我国经济更稳定、更持续的发展。

3.努力提高我国出口商品的竞争力

要重新评估出口对经济的正面效应的程度，在利用国际市场的同时，也要在一定程度上依靠国内市场，从而稳定贸易形势。此外，我们还要重视民营企业的发展，同时从产品自身和贸易策略上加强我国商品的国际竞争力，推进贸易经济的进一步发展。（作者单位：上海对外经贸大学）

参考文献：

[1]胡楚芳，何荣宣.《人民币汇率变动对中国贸易收支影响的分析》.宜春学院学报，2012（7）

[2]杨砾帆.《人民币汇率波动性对中国进出口影响的分析》.经营管理者，2012（10）

第9篇：进出口贸易管理范文

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。

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