进出口贸易相关理论精选(九篇)

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第1篇：进出口贸易相关理论范文

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2篇：进出口贸易相关理论范文

近年来，进出口贸易在我国经济增长中发挥了扩大需求规模与优化资源配置的双重功能， 对工业化和产业结构升级起到重要的促进作用，进出口贸易与我国经济增长进出口贸易在经济发展中的基本功能是扩大总需求，通过扩大进出口贸易规模和净出口，可以促进相关产业的快速增长，并间接增加国内就业与税收。同时，一国利用自身的比较优势，参与国际分工，扩大具有比较优势产品的出口、增加比较劣势产品的进口，可以优化资源配置，提高生产要素的生产效率和利用率，最大限度地促进本国经济增长。对发展中国家而言，进口与出口结构上的不同，使进出口贸易对经济发展又具有资源转移和促进产业结构升级的功能，即通过初级产品和一般加工产品的出口和投资品的进口，实现国内资源在不同产业之间的间接转移，促进国内产业结构升级和工业化进程，进而推动经济增长。

实证分析结果表明，改革开放之前进出口贸易的需求功能较弱，以资源配置功能为主。2003年至2010年期间，进出口贸易的需求功能逐步增强，但资源配置功能依然占据主导地位。2004年以后进出口贸易的需求功能大幅度增强，资源配置逐步成为次要功能，出口作为重要需求因素，成为我国产业结构升级和经济增长的主要拉动力量之一。

进出口贸易总额和出口总额占GDP比重的演变情况。改革开放之前，受经济发展水平较低、国际环境限制等多种因素的影响，我国进出口贸易增长相对较慢，进出口贸易在我国经济增长中的需求作用十分微弱。改革开放以后，随着进出口贸易规模的快速扩张，进出口贸易总额和出口占GDP的比重大幅度提升，分别从2003年的9.8%和4.62%提高到2010年的49.03%和25.72%，进出口贸易作为需求因素在经济增长中的作用也大幅度增强，成为影响我国经济增长的重要需求因素。

下面就以进口总额为例研究进口总额的的影响因素。

二、理论综述

根据国际经济学的知识可知：

一个国家进口和出口量主要是有一个国家的要素禀赋决定的，H-O理论表明一锅出口密集使用其丰富要素的产品，进口密集使用其稀缺要素的产品。一个国家的绝对优势和相对优势也是决定一个国家进出口状况的决定性因素。根据这些理论可以找到影响中国进口总额的影响因素。

一个国家的商品进口量与该国居民的需求有关系，I=Q*P，其中Q为需求的商品数量，P为商品的价格，P、Q均大于0。

GDP是显示一个国家生产力水平高低的直接影响因素，GDP会对一个国家的进口量产生影响。

汇率会对一个国家的进出口产生重大的影响，人民币对外币汇率上升会导致人民币的购买力增加，就可以购买更多的商品，可以导致进口总额增加；相反汇率降低会导致进口总额降低。

城乡居民储蓄，储蓄函数的一般形式为S=S（Yd），储蓄等于可支配收入与消费支出之差，城乡居民有足够的储蓄才有自资金购买国外产品。

出口额是进口额的对立面，出口额的大小会从多方面影响进口总额，一个国家的进出口总量是衡量一个国家外贸水平高低的重要指标。

和城乡居民储蓄一样，外汇储备量从购买力水平影响进口量，从理论上来xcvbnm，./说，外汇储备量越高，进口量就会越高。

所以，再加上一些其他的影响因素就形成了进口总额的影响因素的假设模型。

三、模型的设定

1、影响因素的分析

（1）GDP

根据经济学的理论，GDP即国内生产总值是影响出口量的一个主要因素，只有GDP到了一定水平，居民才有足够的资金购买购买国外产品。进口量与GDP呈正相关，即GDP增加，进口量增加；GDP减少，进口量减少。所以选择GDP作为解释变量X1.

（2）出口总额

出口额是指一定时期内一国从国内向国外出口的商品的全部价值，称为出口贸易总额或出口总额。商品进口量和出口量是衡量一个国家贸易发展水平的重要指标，在一定程度上出口额会影响进口额。所以选择出口总额作为解释变量X5。

（3）城乡居民储蓄

城乡居民储蓄是另一个影响进口量的主要因素，一个国家城乡居民只有有足够的储蓄才能够有资金购买国外产品，所以城乡居民储蓄直接影响进口量，且城乡居民储蓄与进口量呈正相关，所以选择城乡居民储蓄作为解释变量X3。

（4）汇率

人民币汇率升高，即人民币更值钱，即可用相对来说少量的人民币就可以买到外国产品。例如，假设以前的汇率是1：8，即一美元可以换8元人民币，若某商品为20美元，以前要花￥160才可买到，现在汇率上升只要花￥140元就可买到了，因而有利于进口贸易；若某商品为￥160，以前只要花20美元就可以买到现在要花20多美元才可买到，因为由于汇率上升20美元只相当于￥140了，因此不利于出口贸易。所以汇率与进口总额成正相关。且由于美元最具代表性，所以选择人民币与美元之间的汇率作为研究对象。所以选择汇率作为解释变量X4.

（5）外汇储备量

外汇储量是另一个影响进口量的主要因素，一个国家只有有足够的外汇才能够有资金购买国外产品，所以外汇储备量直接影响进口量，且外汇储备量与进口量呈正相关。所以选择外汇储备量作为解释变量X3。

（6）其他因素

此外还有很多影响进口量的因素，如汇率、反倾销率、国外的商品价格指数等，由于这些因素有些对进口量的影响不是很显著，或者是数据收集比较困难，要把它们作为被解释变量建立模型比较困难，所以归为其他因素，其他因素在本文中用随机扰动项 来表示。

2、模型的设定

Y代表进口总额

X1代表GDP

X2代表出口总额

X3代表城乡居民储蓄

X4代表汇率

X5代表外汇储备量

基于以上数据，初步建立模型

四、数据的收集

五、模型的估计与调整

本文收集了我国1990-2010年进口量的相关数据： 注：以上数据来源各年份中国统计年鉴

用最小二乘法，利用Eviews软件可得估计结果如下：

报告形式：

统计检验：

给定显著性水平 为0.05

判定系数：R2=0.9967接近于1，表明模型对样本数据拟合优度高。

F检验（回归方程显著性检验）：F=909.5042 表明模型线性关系显著，或解释变量GDP X1、出口总额X2、城乡居民储蓄X3、汇率X4和外汇储备量X5联合起来对被解释变量进口总额Y有显著影响。

T检验（解释变量显著性检验）：GDP回归系数的T统计量绝对值为1.9676 ，表明GDP对Y无显著影响；出口总额回归系数的T统计量绝对值为12.2101 ，表明城乡居民储蓄对Y有显著影响；汇率回归系数的T统计量绝对值为0.5858 =

2.131，表明汇率对Y无显著影响；外汇储备量回归系数的T统计量绝对值为0.2940 ，表明外汇储备量对Y无显著影响。

模型经济意义：

假设其他解释变量不变，GDP每增长1亿元，被解释变量进口总额减少0.1661亿元；

假设其他解释变量不变，出口总额每增长1元，被解释变量进口总额减少0.7867亿元；

假设其他解释变量不变，城乡居民储蓄每增长1亿美元，被解释变量进口总额增加0.2175亿元；

假设其他解释变量不变，汇率每增长1元，被解释变量进口总额增加4.1681亿元；

假设其他解释变量不变，外汇储备量每增长1亿元，被解释变量进口总额增加0.1473亿元。

但由于本题中Std. Error过大，可能存在多重共线性，现对其进行计量经济检验：

计量经济检验：

多重共线性检验：由于选择的影响因素过多，所以估计模型之前，应先分析各个因素与被解释变量之间的关系，以及因素之间的相关程度，利用COR命令进行相关系数检验，得相关系数矩阵为：

通过计算表明，x1与x2、x3、x5高度相关，许多相关系数大于0.9，如果决定用表中全部变量作为解释变量，很可能会出现严重多重共线性问题。先按照逐步回归原理建立回归模型。

逐步回归法：

首先修正理论假设，在高度相关的变量中选择相关程度最高的变量进行回归建立模型。我们发现出口总额x2与进口额Y相关程度最高达0.996347，故可先建立这两者之间的一元回归模型，结果如下：

以x2为基础，顺次加入其他变量逐步回归。二元回归模型估计结果如下表：

经过以上的逐步引入检验过程，最终确定j进口额函数

=693.5633+0.6873X2+0.0578X3

（711.4128） （0.0489） （0.0200）

T=（0.9749） （14.0610） （2.8956）

统计检验：

判定系数：R2=0.9950接近于1，表明模型对样本数据拟合优度高。

F检验：F=1800.098，大于临界值3.55，其P值0.000000也明显小于 =

0.05，说明各个解释变量对出口总额Y有显著影响，模型线性关系显著。

T检验：出口总额X2的回归系数的t统计量绝对值为14.0610大于2，表明出口总额对进口总额Y有显著影响；城乡居民储蓄的回归系数的t统计量绝对值为2.8956大于2，表明城乡居民储蓄对进口总额Y有显著影响。

计量经济学检验：

1）自相关检验：给定显著性水平0.05，查DW表，当n=21，k=2时，得下限值dL=1.125，上限值dU=1.538，因为DW统计量为0.9578

偏相关系数检验：

（1）自相关的补救：在LS命令中直接加上AR（1）项来检测模型的自相关性，并与前面的检验结果进行比较。

输出结果显示AR（1）为0.5985，且回归系数的t检验显著，表明模型确实存在一阶自相关；调整后模型DW为1.1409，样本容量n为21个，解释变量个数k为2，查5%显著水平DW统计表可得dL=1.125，dU=1.538，而dL=1.125

异方差的White检验如下表所示：检验知Obs*R-squared=11.53904，表明不存在异方差性。

nR2=8.1660，其伴随概率为0.0857，大于给定的显著性水平 =0.05，接受原假设，认为回归模型不存在异方差。

所以本文的最终模型估计结果为：

该模型表示，当出口总额增加1亿元时，进口总额增加0.6873亿元；当城乡居民储蓄增加1亿元时，进口总额增加0.0578亿元。

六、本文的结论与建议

第3篇：进出口贸易相关理论范文

（绍兴县职业教育中心，浙江 绍兴 312000）

【摘 要】进出口贸易实务课程是国际贸易及相关专业学生必修的核心课程。为了适应新的国际经济形势的变化、知识经济的挑战和中职学生实际择业就业竞争压力日趋激烈的需要，传统的教学改革势在必行。本文从市场需求出发，结合国际经济形势的发展，重新规划进出口贸易实务课程的教学内容、教学方法和重新调整教育教学侧重点，在不改变中职教学目标的基础上对进出口贸易实务课程的教学进行改革。

【关键词】进出口贸易实务；教学改革；探索

《进出口贸易实务》在整个国际贸易及商务英语等相关专业中具有重要的学科地位。首先，进出口贸易实务是国际贸易类专业的专业必修课程，是一门研究国际贸易过程中涉及到的进出口业务流程操作的学科，是一门具有较强实践操作性的具有涉外活动特点的综合性应用学科，故这门课的掌握与否，将直接影响学生对外贸这个专业的理解。其次，它还是国际物流管理、电子商务等专业的主干基础课程。作为外贸专业类普遍开设的专业必修课，进出口贸易实务课遵循理论部分“必需、够用”的原则，在教学中较多地体现实践性，密切结合我国进出口贸易工作实际，突出重点，加强案例和实训教学，通过本门课程的学习，让学生能真正理解进出口贸易流程。本文从市场需求出发，结合国际经济形势的发展，重新规划进出口贸易实务课程的教学内容、教学方法和重新调整教育教学侧重点，对进出口贸易实务课程的教学进行改革。

一、合理规划教学内容

（一）科学安排教学内容

进出口贸易实务课程作为外贸类的核心课程，应该说内容都很重要，进出口贸易实务的教学内容包括了以下方面：商品的品名、品质、数量与包装；贸易术语和商品的价格；国际货物运输；货物运输保险；国际货款的收付；争议的预防与处理；交易的磋商与合同的签订；出口合同的履行；进口合同的履行；国际贸易方式。我们应结合国际经济形势的变化，本着以实用为目的，够用为尺度的原则，对内容进行科学合理的安排。

1.结合当前实际，以商品的标的、贸易术语和价格、货款的收付及合同的履行作为重点。因为现在往往由货代做运输、报关，所以对运输重点掌握订舱及运费。又现在的海运相对风险小，且出口报价以FOB、CFR居多，故对保险、不可抗力等只作了解。在学习交易磋商中适当的结合函电，并让学生了解电子商务在外贸中的应用。对于结汇的学习，可适当增加核销及退税的内容，以便更好地与实践结合。

2.国际贸易实务是以出口为导向展开的，在过去符合国家的实际状况，现在我们应该适当做些调整，在教学中适当增加进口贸易的内容，结合形势，让学生重视进口。

3.与地方经济结轨。绍兴是轻纺城，故在涉及到商品的品质、数量、包装时，可以纺织品为例让学生了解面料，了解印花染整工艺，为学生走上社会打下基础。

（二）及时更新教学内容

进出口贸易实务课程是一门与国际贸易发展相结合，密切联系国际贸易政策措施、联系国际贸易规则的课程，这些内容都是不断变化和发展的。如《进出口贸易实务》（高等教育出版社第二版）教材现还引用《UCP500》（《跟单信用证统一惯例500》）及《2000年国际贸易术语解释通则》，事实上外贸业务中已使用《UCP600》（《跟单信用证统一惯例600》）及《2010年国际贸易术语解释通则》。

二、大胆改革教学方法和手段

我们说，课改除了内容整合，更多的是教学方法和手段的改革。因此，对于进出口贸易实务的课程教学改革，我们也要大胆的改革教学方法和手段。现在的国际贸易实务基本上是围绕合同的内容展开的，对于关键的东西只谈它的一些定义或含义，本质上看并非实务，学生也难以理解。在教学中我们可以从以下方面着手，充分调动学生学习的主动性，让学生走进贸易，真正动起来，以便于更好地掌握进出口贸易实务这门课。

1.充分利用好网络等资源，为学习者提供学习主题相关的丰富资源。

在如今网络风靡的时代，学生迷恋网络，如何正确利用网络资源，使网络为学习服务。我们可引导学生去专业论坛交流学习，如福步外贸论坛；去相应的贸易平台网站比如阿里巴巴网站了解相关知识。我们更可为学生布置拓展性问题，引导学生根据自己的兴趣，翻阅更多的资料，经过阅读自学、独立思考、讨论交流获取更多的知识。如布置分组策划完成一次网购任务，事后讨论其中的得失及注意点，再结合外贸予以展开。这样的活动能让学生融入其中，充分收集资源。

2.为学习者提供探索思考的空间。

在教学中，我们要结合学生实际，注重情境教学、案例教学、问题引入式教学等，把专业术语生活化，从身边事例出发探究专业知识。面向全体，给学生留出独立思考的时间、空间，通过思考，激发学习兴趣，促进全体学生积极参与教学的全过程。例如价格，让学生从身边买卖中的价格引入，探究、引导、纠错，得出国际贸易报价的特点及与国内买卖价格的相同与不同，进而从实践中理解贸易术语的定义。

3.为学习者提供交流协作、成果展示的平台。

对于进出口贸易实务的内容，教学时内容支解得七零八落，如合同中的各个条款、合同的磋商、合同的履行，而工作中却是很多东西交替出现，前后衔接。所以，我们要给学生提供一个实习实训的平台，把这些内容结合外贸函电等知识完整串联，学以致用。我们可以充分利用已开发的软件系统，如世格软件，把学生分成进口商、出口商、生产供应商、出口地银行、进口地银行、船公司、保险公司等，让学生分角色的进行仿真模拟操作，在操作中培养学生交流协作的能力。且在操作完成后，让各个学生交流其中的心得体会。当然若能为学生提供资源，让学生自行去完成一笔交易，如到阿里巴巴网站熟悉其交易流程，使学生真正做到理论与实践结合。熟悉了国内的贸易网站，就可以到外国的贸易平台网站去，如B2B等网站去寻找客户、谈判、签订合同，进一步在操作中提高其实践能力。当然我们也应该在平时教学中多让学生熟悉流程，例如在学信用证时，就可以让学生分角色演示，一方面增强其交流协作的能力，另一方面更是对自己知识掌握的一个展示。

在教学中，我们要通过改变教师的思想观念，激发学生自主学习的热情和动力，促成学生在课堂上动手、动口又动脑，激发学生的潜能，培养学生会听、会质疑、会表述、会交流的能力。

三、重新调整教育教学侧重点

对于中职学校，我们要培养的是具有操作能力的技工型人才。本科院校课程体系强调学科完整性，现在我们职业学校提出要以行动导向为体系，即基于工作过程的课程设计，就是说，按照实际进出口流程来安排知识内容。我校外贸专业的专业课程主要开设有《国际贸易基础知识》、《进出口贸易实务》、《外贸单证实务》、《外贸跟单实务》、《商务英语函电》等。而这些课程，在教学过程别是实践应用中并不是单独存在，而是相互交融、互有联系。基于这样的原因，《进出口贸易实务》、《外贸单证实务》、《商务英语函电》三门课程就需要整合，在整合中，我们更强调实用性，这无疑成为当今教育教学的侧重点。在这些课的教学中，我们可以把《外贸单证实务》融合到《进出口贸易实务》中，例如在学国际货物运输时讲到提单，同时插入提单的填写；学到货物运输保险时，讲讲保单的填写；学到国际货款的收付时，分析结汇单据的填写。这样可以免去有关单据内容的重复教学。同时在学到磋商时，可结合简单的《商务英语函电》知识，学习合同条款时，我们也可以让学生了解条款的英语表达，这样就能使《进出口贸易实务》、《外贸单证实务》、《商务英语函电》真正合为一体，学以致用。当然这对学生是个挑战，对教师更是一个挑战。

综上所述，《进出口贸易实务》的课程改革势在必行，我们不仅要改内容，更要改教学方法，让学生学中用，用中学，培养出有较高操作能力、学习能力、沟通能力、协作能力的技工型人才。

参考文献：

[1]郝美彦.进出口贸易实务课程改革的探索与实践[J].山西经济管理干部学院学报,2011年01期.

[2]刘红燕.构建以应用型人才培养为中心的高职类外贸专业实践教学体系[J].武汉职业学院学报,2006年第五卷第六期.

第4篇：进出口贸易相关理论范文

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5篇：进出口贸易相关理论范文

【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6篇：进出口贸易相关理论范文

    随着经济的发展,我国在逐步融入全球化的进程中。进出口贸易总额占GDP的比例由1990年的30%一度增长到2006年的65%,随后稍有下降,2010年约为49%;同时年度贸易顺差额也迅速增长,2008年达到最高点2981.3亿美元,自2005年以来,年平均增长率50%左右;金融危机后,我国的进出口贸易额双双下滑,顺差收窄,2009年为1956亿美元,2010年1815亿美元①。但是,这与一些发达国家巨额的贸易赤字仍旧形成了鲜明的对比。全球贸易的不平衡成为金融危机后亟待解决的问题之一。我国作为典型的贸易顺差国,人民币面临巨大的升值压力,有关其汇率和贸易问题的争论与研究再次成为政界和学术界的焦点之一。

    二、文献回顾在贸易收支与汇率关系的研究中,Robinson[1]最早应用弹性分析法研究进出口的供求弹性。弹性分析法在Lerner[2]

    等研究下得出了以数学表达的马歇尔—勒纳条件,即进出口弹性之和大于1,本币贬值将改善贸易收支,弹性之和小于1,本币贬值会恶化贸易收支。考虑到汇率变动对贸易影响的时滞性,Mag-gee[3]发现了短期内本币贬值可能恶化贸易收支,于是J曲线效应由此而诞生。随后,大量的研究主要围绕马歇尔—勒纳条件和J曲线的验证。在比较近期的文献中,Wilson[4]采用不完全替代模型实证分析了新加坡、韩国、马来西亚与美日之间的贸易余额和真实汇率之间的关系,结果发现只有韩国的贸易与汇率关系存在J曲线效应。MarquezandSchindler[5]以中国进出口贸易占世界贸易的比例为因变量,研究其与人民币有效汇率之间的关系,同时考虑外商直接投资和中间品进口的影响,结果显示,人民币升值10%,中国出口占世界的比例降低0.5%,进口降低0.1%。Kandil[6]分别对发达国家和发展中国家的进出口贸易受汇率波动的影响进行分析,发现,对于工业化国家而言,进出口的汇率弹性均高于发展中国家,出口需求的弹性相对较低,所以进口需求的弹性是决定经常账户余额变化方向的主要因素;对于发展中国家,进口的汇率弹性较低,升值并没有引起进口需求的增加,出口对汇率无弹性。Kharroubi[7]认为汇率弹性同时受到产业内贸易和垂直专业化贸易的共同影响,由于各国贸易的结构不同,因此汇率变动对贸易不平衡的调整也不同。较早开始研究人民币汇率与我国贸易余额之间关系的学者中,如Zhang[8]研究发现进出口的变动是汇率变动的格兰杰原因,却没有发现汇率变动是引起贸易余额变动的格兰杰原因,而且我国的贸易余额不存在J曲线效应。卢向前、戴国强[9]采用协整向量自回归模型验证马歇尔—勒纳条件在我国是否存在,结果表明,人民币实际汇率波动对我国进出口存在显着影响,马歇尔—勒纳条件成立,且存在J曲线效应。叶永刚等[10]研究表明人民币有效汇率与中美贸易收支之间不存在短期或长期因果关系,而与中日贸易收支互为因果关系,但J曲线效应不明显。金洪飞、周继忠[11]采用自回归分布滞后(ARDL)模型分析中美贸易,发现我国对美国进出口的实际汇率弹性均不显着。刘尧成等[12]将人民币汇率对贸易的影响分解为纯粹的汇率变动影响和汇率变动引起产出、收入等变动间接对贸易产生影响,采用对结构性冲击影响进行长期约束的方法,分析了人民币实际有效汇率变动对我国贸易余额的动态影响。认为我国存在修正的J曲线效应,而且人民币升值有产生贸易逆差的压力。LiandXu[13]采用比较静态一般均衡模型模拟了人民币升值10%后,对中美贸易顺差和美国就业的影响,发现人民币升值对于我国的一般贸易产出的负面影响较大,中美贸易不平衡状态会进一步加剧,一般贸易的顺差会下降,加工贸易顺差增加,因此综合效应不明显。以上研究中有的支持马歇尔—勒纳条件、J曲线效应在我国存在,有的却得出我国贸易缺乏汇率弹性的结论。这可能因为研究的数据期间不同,方法也有所差异。此外,有的是分析双边汇率与贸易的关系,有的分析多边汇率与贸易的关系。双边的贸易与汇率关系虽具有针对性,但由于贸易比重占我国贸易总额较低,不能综合反映我国整体贸易与汇率的情况。而且有的以美元兑人民币汇率作为多边汇率的替代,也缺乏科学性。随着我国经济的发展,国际经济环境、一国经济的开放程度、汇率政策与贸易结构也处在不断变化之中。我国贸易与汇率是否存在一定的长期的均衡关系,短期汇率波动又是如何影响进出口贸易的,这正是本文研究的重点。

    三、实证分析

    (一)模型建立说明

    在实证研究中,通常假定进出口由国内外收入和进出口商品的价格(即实际汇率)决定,同时假设出口的供给弹性无穷大,因而没有考虑供给的影响。本文在研究进出口汇率弹性时,同时考虑进出口的需求、供给和价格因素的影响,以国内收入分别代替进口需求和出口供给,国外收入分别代替出口需求和进口供给,以人民币实际有效汇率作为价格因素。因此设定进出口贸易的方程如下:lnEX=a0+a1lnREER+a2lnWY+a3lnCY+ε1lnIM=b0+b1lnREER+b2lnWY+b3lnCY+ε2lnTB=c0+c1lnREER+c2lnWY+c3lnCY+ε3其中EX、IM分别表示出口、进口贸易额;TB=EX/IM,以出口比进口的相对额表示贸易余额;REER代表人民币实际有效汇率指数,指数的上升代表人民币升值,下降表示人民币贬值;WY、CY分别表示国外收入和国内收入,代表进出口的供给和需求因素;εi表示随机扰动项。根据经济学的理论,人民币汇率升值会引起出口下降,进口增加,贸易顺差减少,因此系数a1、b1、c1的理论符号分别为负、正、负。而供给和需求的增加都会促进出口、进口的增加,因此a2、a3、b2、b3的理论符号均为正;c2、c3为前者的综合影响因素,因此符号不确定。由于进出口贸易、国内外收入和人民币实际有效汇率都具有内生性,因此,本文采用VAR模型进行分析。根据计量经济学理论,在时间序列数据平稳的前提下,VAR模型才是稳定的;如果时间序列不平稳,但是满足同阶单整,且存在协整关系时,可以采用有限制条件的VAR模型,即向量误差修正(VEC)模型。因此,本文通过检验变量之间的协整性,分析进出口贸易与汇率之间的长期均衡关系,通过建立VCE模型,分析进出口贸易与汇率的短期动态关系。

    (二)数据来源与说明而且本文选取的样本期间为1995年1月-2011年9月,一方面始于汇率改革后,汇率市场化程度提高;另一方面,在整个样本期间,包括了97年的亚洲金融危机、2001年美国互联网泡沫,以及最近的一次经济危机,样本期间包含了经济的扩张与衰退,更适合研究长期均衡关系。在本文选取的研究样本中,进出口贸易数据来源于Wind资讯数据库;人民币实际有效汇率来源于国际清算银行(BIS)网站;由于缺乏GDP月度统计数据,因此以工业增加值指数替代,国内外数据均来源于OECD网络数据库,其中,国外收入以美国、英国、日本、韩国、欧盟等的工业增加值指数按照BIS的贸易权数加权平均来代替;同时以月度CPI指数(1995年1月为基期,根据环比数据计算得出,来源于Wind资讯数据库)对进出口贸易数额进行调整,相关数据均采用X12加法模型进行季节调整并取自然对数。

    (三)单位根检验在求解协整方程和建立VEC模型之前需要对时间序列数据进行单位根检验。本文采用ADF单位根检验方法,结果如表1,所有变量除TB(进出口相对额)外均属于非平稳时间序列,一阶差分后所有变量均平稳,满足同阶单整的条件。

    (四)协整检验本文采用Johansen检验法进行协整检验,其是在VAR系统下检验多变量之间协整关系的一种方法。协整检验滞后期的选择是基于VAR系统根据AIC和HQ准则选取的。从协整检验结果可以看到,在5%的显着性水平下,存在0个协整方程的假设被拒绝,存在一个协整方程的假设没有被拒绝,因此,lnEX、lnIM、lnTB均与lnREER、lnWY、lnCY存在唯一的协整关系,即存在长期均衡关系。在此基础上,可以得到三个标准化的协整方程:从协整方程的结果看,出口的汇率弹性为正,但数值非常低(仅为0.006794),而且不显着,所以我国的出口几乎没有汇率弹性;出口对于国外需求的收入弹性约为1.4,是出口增长的重要因素。进口的汇率弹性也为正,约为0.37,但是也不显着;进口的收入弹性约为1,国内需求是进口增长的重要因素。贸易差额的汇率弹性虽然为负,但是也不显着,国外需求是贸易顺差持续增长的主要动因。这与Kandil[6]对于发展中国家的研究的结果类似,即发展中国家,进口的汇率弹性较低,升值并没有引起进口需求的显着增加,出口对汇率无弹性。综合来看,虽然市场化程度,国际化程度不断加深,我国进出口贸易却没有显着的汇率弹性。原因可能在于:1、我国的进出口贸易中加工贸易占很大一部分,属于“大进大出”型贸易,汇率升值一方面降低加工出口产品的市场竞争力,另一方面又降低了中间产品进口的成本,二者相互抵消。2、从进口方面来看,一般贸易进口中资源及能源类国有企业占主导地位,根据毕玉江的研究,国有企业对与进口产品价格敏感性较低[14]。

    3、经济全球化对与贸易的汇率弹性存在两方面的影响,一方面产业内贸易的增加会增大贸易的汇率弹性,因为一国进口产品的国内可替代品增加,需求的价格弹性增大;另一方面,跨国公司及全球产业链的发展,使得一国贸易的垂直专业化程度加深,一国的进口产品和出口产品具有很强互补性,进口与出口的价格弹性均降低;最终贸易的汇率弹性决定于二者的综合影响。就我国的状况而言,进口产品的国内可替代性较低,垂直化程度较高,因此贸易的汇率弹性不明显。

    (五)VEC模型分析因为各相关变量之间均存在协整关系,因此可以进行VEC模型的估计,分析短期贸易与汇率的动态关系。滞后期的选择也是基于VAR系统的AIC和HQ准则选取的,因此各个回归模型的滞后阶数不一定相同,如下表,从左到右的滞后阶数分别为2、2、1。向量误差修正模型的结果如下表所示:各个差分项反映各变量的波动,被解释变量的波动可以分为两部分:一是对于偏离长期均衡的调整,二是短期影响因素波动引起的。从上表可以看出,三个方程的ECMt-1项的系数均为负,说明当进出口贸易大于其长期均衡时,会向负的方向调整,小于其长期均衡时,会向正的方向调整,系数的大小反映了调整的力度。三者相比而言,出口的调整力度较大,进口的调整力度最小,贸易差额居中;但整体来看,调整力度不大,说明我国目前的贸易不平衡状态短期内难以改善。汇率短期升值对出口有负的影响,且滞后两期,影响系数约为0.45;汇率升值对于进口也有负的影响,同样滞后两期比较明显,影响系数约为0.66;说明汇率升值,短期内进出口都会减少,导致贸易差额的变化对汇率不敏感。

第7篇：进出口贸易相关理论范文

关键词：FDI；内外资企业；出口贸易

改革开放以来，中国通过吸引国际直接投资建立外资企业，在促进本土经济发展和技术进步获得了显著成就，2005年外资企业数目达2.6万户，注册资本8120亿美元，同时随着外资企业对外贸易的迅速增长，外资企业已成为中国最大的贸易主体，从1997年开始，外资进出口额均高于内资企业，2005外资企业净出口超过内资企业达到567亿美元，占到当年净出口总额的58%。外资企业投资规模与进出口规模迅速发展，会对内资企业产生两个直接效应：对投资规模的挤入挤出效应；对内资企业进出口增长的正负面影响。虽然FDI对东道国进出口贸易影响已经进行了大量理论实证研究，但从内外资企业的角度，分析外资企业是否会对内资企业进出口产生挤入挤出效应和竞争力提升作用的理论实证研究还相对较少。

一、外资企业对内资企业出口增长作用机制分析

按照传统贸易理论，FDI对东道国进出口贸易存在的替代性或是互补性的作用，二者主要区别在于：FDI是为了避开贸易障碍流入进口生产部门从而在东道国进行生产和销售，还是为了利用东道国生产要素比较优势流入出口部门进行生产再出口到其他国家。就中国情况而言，理论实证研究结果表明，从总体情况来讲FDI对中国贸易规模扩大和竞争力提高都会产生积极影响，但是就不同地区或是不同行业，影响程度又有所不同。江小涓（2002）分析结果表明，外商投资企业对扩大中国出口规模和提升中国出口商品结构做出了突出的贡献；杨丹辉（2004），认为外商投资对中国出口竞争力的提高具有积极作用，外资进入一定程度上带动了中国出口规模扩张、出口结构优化以及出口竞争优势的增强，但在部分行业，随着外商投资企业出口的增加内资企业的出口竞争力还出现了不同程度的弱化；王少平、封福育（2006）研究结果显示FDI对中国贸易影响的区域性差异较大，对东部地区而言，FDI对出口有显著的创造效应，表现为对进出口的替代效应，而对中西部地区这两种效应都不明显。

FDI对东道国本土企业进出口贸易影响，可以分解成以下方面：积极的挤入效应和消极的挤出效应。一方面，出口部门外资企业的发展与出口竞争力的提高，会通过对东道国相关联产业的带动作用、技术外溢效应、加强国内外相互企业分工合作关系，从而加强内资企业出口竞争力的提高和出口规模的扩大；另一方面，外资企业出口规模和竞争力提高，也会通过与内资企业出口的竞争效应和替代效应，从而对内资企业出口产生挤出效应，同时建立在垂直化分工下的内外资贸易模式，容易造成内资企业产生路径依赖，导致专业化生产和出口资源和劳动密集型产品，不利于内资企业产业升级和出口竞争力的提高。基于以上理论基础，我们利用计量分析方法，从检验内外资进出口是否存在长期线性关系角度入手，考察中国外资企业是否会对内资的进出口产生挤入基础效应。研究表明，外资企业进口对内资企业进口的影响，主要体现相互替代关系。

二、外资企业对内资企业出口增长影响的区域特征

分析历年内外资企业出口规模，不难发现：内外资企业进出口均存在线性长期均衡关系，且与东部地区相比，中西部地区外资企业出口增长对内资企业出口增长作用更强，结合中国实际发展情况，我们认为中国在制定对外经贸政策时，更应注意以下几点：

第一，改善中西部地区吸引外资和自主创新环境，是解决中国东、中西部进出口贸易非均衡发展的有效方法。从模型和相关数据分析可以看到，一方面，中西部地区外资企业出口对内资企业出口增长提升水平远远高于东部地区；另一方面，中西部地区流入FDI相对规模又远远小于东部地区，所以充分利用FDI对中西部地区贸易挤入效应，通过政策倾斜政府支持的办法，鼓励中西部地区大力吸引外资，加强内外资经贸、技术创新合作与交流，通过大力提高本地企业技术水平和创新能力，扩大中西部地区内资企业的出口贸易规模和竞争力，从而有效地解决中国东西部地区FDI流入和出口贸易规模长期非均衡发展问题。 转贴于

第二，制定更加科学合理的地区、产业发展政策。中国内资产品出口结构上，主要是资源型和劳动密集型产品，技术与附加值含量低、竞争力弱，而外资企业生产与出口主要集中在高新技术产品，因此随着中国产业不断升级和出口竞争力的不断提高，今后内外资出口竞争效应会增强，尤其是东部地区和高新产业的竞争，外资企业对内资企业出口的正面效应可能会弱化甚至是消失，因此虽然从整体角度考虑不存在挤出效应，并不代表在某些地区或是某些产品技术含量和附加值高的产业上不存在挤出效应。所以未雨绸缪，鼓励中西部地区扩大引进外资规模，充分发挥外资企业对内资企业出口贸易增长积极作用；对于东部地区而言，应科学地、有选择地引进外资，尤其是那些在出口部门外资相对规模较高的地区和行业，重点应该放在引入FDI质量上，把是否有利于内资企业技术进步和出口竞争力增长作为衡量外资的标准。

第三，加强内资企业部门出口竞争力的培育。就中国目前情况而言，外贸增长对外资企业依赖性过强，2010年全国共有天津、江苏、广东、上海、福建、辽宁、山东共7个省市外资企业出口超过了该地区总出口的50%，全国净出口2009年的58%、2010年的51%均来自外资企业，高新技术产业和加工贸易出口对外资企业同样具有较强的依赖性。同时，中国外贸增长的大部分利润被外资企业独得，这种出口部门外资企业一家独大的发展趋势，显然不利于内资企业通过国际贸易自身技术水平、产业结构和出口竞争力的提升，所以在以后的政策制定中，更应向发展中国相关行业和地区内资企业的出口规模和竞争力，向促进中国民族企业发展的方向倾斜，通过税收、政府R&D投资和各项优惠政策，鼓励内资企业尤其是出口部门的内资企业快速健康发展，从而保持民族企业在经贸发展中的主体地位，实现三资企业、私有企业和国有企业的和谐发展。

参考文献：

1、杨丹辉.外商投资对中国出口竞争力的影响:实证分析[J].改革，2004(3).

2、王少平，封福育.外商直接投资对中国贸易的效应与地区差异:基于动态面板数据模型的分析[J].世界经济，2006(8).

3、江小涓.中国出口增长与结构变化:外商投资企业的贡献[J].南开经济研究，2002(2).

4、延兵.FDI与中国出口竞争力——基于地区差异视角的分析[J].财贸研究，2006(8).

第8篇：进出口贸易相关理论范文

关键词：人民币汇率;相关分析;对数模型

一、引言

在经济全球化的趋势下，国际贸易成为了一个影响一国经济的重要因素，而汇率就是这一因素的核心内容，汇率设定是否妥当往往会对一国宏观经济的持续稳定发展起到关键性的作用，还会影响一国长期的国际竞争力。1994年起，我国外汇管理体制开始实施重大改革，最终确立了以市场供求为基础、单一的、有管理的浮动汇率制度。

自从次贷危机的爆发以来，我国的进出口贸易受到了很大的影响，尽管现在我国正在通过各种手段来努力扩大内需，但是对于我国经济高度依赖外贸拉动的国情，汇率因素在这种形势下显得格外重要。因此，在国际金融危机的大形势下，研究汇率变动对我国宏观经济的影响是一个有价值的课题。

长久以来，经济学家们在不同理论的基础上进行推导，然后用数据检验，发展出了诸多理论模型，但是令人遗憾的是，这些模型往往是互相对立的，似乎每个模型都存在另一个模型与它有相反的结论，这样的情况就让这些模型的可信度受到了质疑，也让模型的应用受到了限制。

从总体上来说，国内外学者对汇率的研究有着悠久的历史，尤其是汇率决定模型的发展可谓是百家争鸣，其中最著名的两个汇率决定模型，一个是从需求角度出发的“H-M-K假说”，还有一个是从供给角度出发的“巴拉萨-萨缪尔森效应”。但是，研究汇率对国际贸易的影响机制的模型比较少，针对中国进出口贸易的更是稀少。直到最近的次贷危机，才有一批学者开始着手研究相关的经济问题，但是其中的结论仍然得不到统一。还有另外一个问题，目前大多数模型都是研究实际汇率对国际贸易的影响，极少研究名义汇率的，但是实际汇率的推算模型本身还有待商榷，只有名义汇率是我们能直观得到，而且也是汇率政策直接操作的对象，因此在我们看来这是一个研究的空白之处。

二、进出口贸易与宏观经济指标关系模型的推导

1.由计量经济学的基本模型可知，

出口供给与需求方程为：

lnXd=aln（px/pxw）+blnYw…………（1）

lnXs=cln（px/pxd）+dlnYd…………（2）

进口供给与需求方程为：

lnMd=aln（pm/pmw）+blnYd…………（3）

lnMs=cln（pm/pmw）+dlnYw…………（4）

其中，Xd为出口需求，Md为本国的进口需求，px为本国出口品的出口价格，pxw为本国出口品竞争产品的价格，pm为本国进口品的进口价格，pmw为国内市场上竞争产品的价格，Yw为进口国实际收入，Yd本国实际收入。

2.由出口需求与出口供给的均衡：

lnXd=lnXs=lnX可得出：

lnX=a1lnpxw-a1lnpxd+a2lnYd-a3lnYw…………（5）

由进口需求与进口供给的均衡：可得出：

lnM=a1lnpmd-a1lnpmw+a2lnYw-a3lnYd…………（6）

其中，a1=aca-c，a2=ada-c，a3=bca-c。

3、考虑进出口，令lnTB=lnX-lnM，则贸易方程为：

lnTB=a1（lnpxw+lnpmw）-a1（lnpxd+lnpmd）+（a2+a3）lnYd-（a2+a3）lnYw…………（7）

可简写为：

lnTB=a1lnYd-a1lnYw+a2lnpd-a2lnpw…………（8）

三、汇率对进出口贸易的影响分析

汇率对进出口贸易的影响有两个方面：一方面，汇率水平的升降经由价格机制作用而促进或阻碍出口;另一方面，汇率波动性所带来的汇率风险而影响厂商的决策而影响了贸易，以及波动性所带来的不同预期使得流动性资金的流入或逃出。因此，我们要研究汇率水平升降的影响效应，以及波动性在其升降水平上产生的进一步影响。

以中日进出口贸易为案例，研究汇率以及汇率波动与出进口贸易比值的相关性。其结果如下：

Pearson相关性

汇率对数汇率标准差对数

出进口贸易比值的对数-0.3497-0.520

从上表可以看出，汇率和汇率波动均与出进口贸易比值有着一定的负相关关系。

四、综合因素建立对数模型

综合以上因素我们建立以下模型：

lnx=α1lny1+α2lny2+α3lnp1+α4lnp2+α5lnr+α6lnδ+ε

其中，x表示中国的进出口比值，y1表示中国的国内生产总值，y2表示外国的国内生产总值，p1表示中国的CPI指数，p2表示外国的CPI指数，r表示直接标价法下的名义汇率，δ为名义汇率的波动率（标准差表示）。

对上述模型进行求解，模型拟合效果如下：

RR 方调整 R 方标准估计的误差

.980a.961.884.0428300

R方为0.961说明模型的拟合效果非常显著。

对参数的求解结果如下：

参数常量中国GDP

对数日本GDP

对数

中国CPI

对数日本CPI

对数汇率

对数

汇率标准

差对数

系数-48.89430.1117-0.00062

2.93717.5844-0.59165-0.16410

对其参数的意义作出以下解释：

1.关于的解释。对于国内生产总值的解释，一般来说，出口国国内生产总值越大，本国国内对产品的需求量越大，会抵消一部分产品的出口;进口国国内生产总值越大，所需产品越多，会增加本国的进口，但是本国和外国的影响哪个更大并不能直接看出。而在中日贸易中，| α1|<|α2|，可知要变动每一单位的进出口比值，中国的GDP增长率的变动较大，因此可以得到结论：中国的GDP增长率比日本的GDP增长率对出口作用相对较小，即相对于我国的增长率而言，日本的增长率是限制我国出口的一个瓶颈。

2.关于α3的α4解释。对于CPI指数的解释，一般来说，CPI指数的增加意味着单位本国货币购买本国商品的购买力减少，但是对外国商品没有影响，因此货币持有者会倾向于增加进口商品的量。在中日贸易中，α3，α4>0，|α3|>|α4|可知中国的CPI指数升高并没有对将出进口比值起到反向的作用，这可能是因为中国的CPI的副作用被GDP的高速增长的作用所抵消。与此同时，美国CPI增加也有利于中国的出口，而且在增幅一致的情况下，前者的影响作用更为明显。

3.对于汇率的解释我们在之前介绍过，这里中日贸易的系数满足α5<0，α6<0，|α6|≈0.1，从正负号可知，汇率水平的升高将对中国出口贸易有负面作用，这和我们在之前的定性分析中是符合的;同时汇率波动也会对进出口贸易有负面作用，这和定性分析相符，但是波动的影响相对来说比较小。

参考文献：

[1]陈龙江.人民币汇率变动的农产品出口效应的实证研究[M].浙江大学出版社2008，7.

[2]赵大平.人民币汇率传递对中国贸易收支的影响[M].上海世纪出版集团，2006，12.

[3]戴祖祥.我国贸易收支的弹性分析1981―1995[J].经济研究，1997年第1期.

[4]黄燕君、何嗣江.国际金融[M].浙江大学出版社，2005，1.

[5]马丹、徐少强.中国贸易收支、贸易结构与人民币实际有效汇率[J].数量经济技术经济研究，2005年第6期.

[6]徐炜、戴焕、陶泽荣.人民币名义汇率稳定下的国际收支顺差[J].商业时代・学术评论，2006年第3期.

第9篇：进出口贸易相关理论范文

关键词：外商直接投资；贸易；协整检验

中图分类号：F7文献标识码：A

外商直接投资（FDI）与国际贸易之间具有密切的联系。改革开放以来，江苏外商直接投资发展迅速，实际利用外资从1985年的0.1191亿美元增加到2006年的174.3亿美元，成为吸引外资较多的省份之一。毫无疑问，外资在各地区的经济发展过程中发挥了积极的作用。与此同时，江苏的外贸进出口也是增长迅速，2006年达到2，840.0亿美元，比上年增长24.6%。可见，江苏省的外商直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量外商直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。本文基于江苏省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析外商直接投资对贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系，同时通过贸易绩效指标进一步分析。

一、江苏外商直接投资与进出口贸易

从20世纪八十年代，江苏省的对外贸易和吸收利用外资都取得了快速的发展，在数量上呈现出稳步快速增长的良好态势。外商直接投资有助于形成高质量的新增资产，提升存量资产的质量，促进关联企业改善资产质量，促进工业增长，产业升级，引进技术含量较高的资本品、加工工艺，以及先进的管理能力，提升国内产业的技术水平，使高技术含量和高附加值产品的产出比重增加。

在江苏省的对外贸易发展中，外商投资企业的对外贸易业务占有相当重要的位置。随着外商直接投资总额的增加，外资企业的商品进出口占全省商品进出口的比重也逐年增加，1992年外资企业的商品进出口总额为24.87亿美元，占全省商品进出口总额的35.72%，其中出口占全省出口总额的20.04%；而2006年外资企业的商品进出口总额为2，310.2亿美元，占全省商品进出口总额的81.35%，其中出口占全省出口总额的77.1%，充分体现了外资企业在江苏省对外贸易发展中举足轻重的地位。但同时江苏外资企业多年贸易赤字。在宏观经济恒等式中，GDP=C+I+G+（X-M）。净出口（X-M）是总需求的重要组成部分。尽管外资企业在进、出口中的比重较大，对江苏省净出口的贡献却不是如此。江苏全省进出口一直保持顺差，而外资企业则除1999年、2005年和2006年微弱顺差以外全是逆差，说明外资企业对江苏净出口的贡献总体上作用为负，也反映了外资企业较强的进口意愿。

二、实证分析

（一）数据采集和方法。笔者采用的样本数据是1985～2006年江苏省实际外商直接投资金额（FDI），江苏省海关进、出口总额（经营单位）（IM/EX），单位为美元，数据来源于江苏省统计年鉴。为消除数据中存在的异方差，对以上数据取自然对数。协整理论从分析时间序列的非平稳性入手，目的是探求非平稳变量间蕴涵的长期均衡关系。本文通过Eviews软件运用协整理论时用到的方法有：平稳性检验（ADF检验）、协整检验及误差修正模型。

（二）模型的建立

1、时间序列的平稳性检验。三个变量在显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后，DLNEX在10%的显著性水平上、DLNFDI在5%的显著性水平上、DLNIM在1%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明各经济变量都为一阶单整。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。

2、协整关系检验。Engle和Granger提出了基于协整回归方程残差项的两步法平稳性检验即：第一步，对方程进行最小二乘回归；第二步，对回归方程的残差进行平稳性检验。如果残差序列是平稳的则说明变量间存在协整关系即长期均衡关系。采用Eviews5.0软件分别对LNEX、LNIM进行协整回归，对残差序列作单位根检验，结果如下：

μ=LNEX-1.0426×LNIM+0.1808×LNFDI-0.7771（1）

μ=LNIM-0.9277×LNEX-0.1900×LNFDI+0.6426（2）

模型估计式的残差序列为平稳性，模型中的三个变量在1％的显著性水平上存在着协整关系，即江苏省进出口额与FDI之间存在长期稳定的关系。（表1）

3、误差修正模型。误差修正模型是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。

初始模型设定如下：

DLNEX=αDLNFDI+αDLNIM+αECM+α+ε（3）

DLNEX=αDLNEX+αDLNIM+αDLNIM+αLNFDI+αLNFDI+αECM+α+ε（4）

DLNIM=αDLNFDI+αDLNEX+αECM+α+ε（5）

DLNIM=αDLNIM+αDLNEX+αDLNEX+αLNFDI+αLNFDI+αECM+α+ε（6）

采用Eviews5.0软件分别对模型进行回归估计，并逐步略去不显著变量：

D（LNEX）=-0.1484×D（LNFDI）+0.4388×D（LNIM）-0.4847×ECM+0.1490（式3）

R=0.4636A-R=0.3689DW=1.9219LM=0.0184 LM=0.0758ARCH=0.7617

D（LNEX）=0.4735×D（LNIM）+0.5115×D（LNIM（-1））-0.1795×D（LNFDI（-1））-0.5553×ECM（式4）

R=0.4188A-R=0.3098 DW=1.8879LM=0.0000 LM=0.8537ARCH=0.0003

D（LNIM）=0.2232×D（LNFDI）+0.8848×D（LNEX）-0.7260×ECM（式5）

R=0.4810A-R=0.4234DW=2.1677LM=1.3135 LM=1.5186ARCH=0.1307

D（LNIM）=-0.7071×D（LNIM（-1））+0.6692×D（LNEX）+0.8181×D（LNEX（-1））+0.1575×D（LNFDI）+0.2658×D（LNFDI（-1））-0.7343×ECM （式6）

R=0.6285A-R=0.4959DW=1.5726LM=3.2797 LM=3.5899ARCH=0.1325

上式的回归系数都通过了5%的显著性检验。误差修正系数为负，符合反向修正机制。式中，LM和LM分别是检验随机项一阶和二阶自相关的统计量。由于对于两个模型都有LM＜λ=3.84，LM＜λ=5.99，所以四个ECM模型都不存在自相关，且两个模型中的ARCH＜λ=3.84，所以四个模型都不存在异方差。ECM模型式（3）显示江苏省出口增长量与FDI和进口增长量序列存在着紧密的关系，就是说从增长率的角度看，FDI的增长对出口增加的作用是负的。但进口增长率每增加1%，出口则增加43.88%。协整关系对出口的增长起到了反向修正作用，当超出外商直接投资的均衡约束（ECM）时，则误差修正作用降低了当期出口（弹性系数-0.4847），EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明江苏外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。在ECM模型（4）中，FDI的增长对出口仍是替代作用，且上年的FDI增长量对本年的出口影响更为显著，这主要是因为FDI对出口贸易的滞后影响作用。而上两年度的FDI与进出口非均衡误差以55.53%的比率对本年度的出口增长做出修正。ECM模型式（5）显示江苏进口增长量与FDI和出口增长量序列存在着紧密的关系，就是说从增长率的角度看，FDI的增长对进口的增加是促进作用。FDI增长率每增加1%，进口则增加22.32%；而出口每增加1%，进口则增加88.48%。协整关系对进口的增长起到了反向修正作用，当超出外商直接投资的均衡约束（ECMt-1）时，则误差修正作用降低了当期进口（弹性系数为-0.7260），进口的动态调整过程具有较好的稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明江苏外商直接投资与进出口贸易之间短期比较稳定。在ECM模型（6）中，FDI的增长对进口仍是促进作用，而上两年度的FDI与进出口非均衡误差以73.43%的比率对本年度的进口增长做出修正。

三、基本结论

通过江苏省外商直接投资和进出口贸易额之间的协整检验，以及在此基础上建立的误差修正模型的分析，可得出以下结论：

1、从FDI与EX之间的关系看，无论是长期还是短期，外商直接投资对出口贸易的影响是负的，而且在短期内，FDI滞后一期的影响超过FDI当期值。这主要是由于时滞作用以及三资企业在商品销售市场与内资企业的竞争。许多港台或东南亚的企业在我国投资主要是利用我国廉价的劳动力，生产的多是与内资企业竞争的产品，当进口国按原产地规则对进口商品实行配额等限制时，这些三资企业出口增加的同时也意味着内资企业可用配额的减少，即三资企业的出口对内资企业的出口具有相当的替代作用。同时，制造业的直接投资与国际贸易具有某种线性的、按部就班的国际化特征，企业在从事直接投资以前，一般从国内的生产和销售开始，然后通过出口、签发许可证和其他合同安排，以及在海外设立分支机构等方式，实现业务的国际化。由于这种从贸易到直接投资的线性先后顺序，制造业的直接投资往往被认为是对国际贸易的替代。具体到江苏，从外商投资的产业结构看，制造业无论是在外商投资项目，还是协议金额或实际投资金额一直占80%左右。这主要是因为制造业是具有技术和规模优势、投资回收期短、投资利润率高的行业，而且江苏省制造业在较长时期拥有巨大的本土市场及劳动力供给和低成本等比较优势，所以近年来，国际资本加速向长江三角洲地区转移，来中国投资的世界制造业巨头纷纷在江苏驻扎，使江苏成为全国市场的重要生产基地，这就不难解释FDI对出口的负相关作用。

2、从FDI和IM之间的关系看，无论是长期还是短期，外商直接投资对进口贸易是促进作用。其原因，是外资企业大都是以“两头在外，中间在内”的加工贸易为主，利用廉价的生产成本，从海外进口原料或半成品，经加工后再出口销售，会在客观上带动江苏进口贸易增长。外资企业的产品研发、原材料供应和技术设备等都依赖进口。根据我国的统计指标，外资企业作为投资而进口的技术设备等既被视为外国直接投资，也被视为外商直接投资企业的进口，这样，FDI的流入就导致了进口的增加。随着东道国外商直接投资流入的增多，从国外进口先进生产设备数量增多，其中既有示范作用，又加剧了市场竞争，国内企业为争夺市场，就需要更先进的设备，这又会刺激东道国进口增加。

（作者单位：东南大学经济管理学院）

参考文献：

［1］高峰，高越.外国直接投资与我国进出口贸易的关系――基于不同贸易方式的实证分析[J].国际贸易问题，2006，（4）.

［2］孙敬水，张蕾.对外直接投资与进出口贸易关系的协整分析――以浙江省为例[J].财贸研究，2007，（1）.