進出口貿易相關問題精選(九篇)

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第1篇：進出口貿易相關問題范文

關鍵詞：一帶一路；廣西農產品；進出口貿易；風險控制

基金項目：廣西高校人文社會科學重點研究基地――老區精神與老少邊地區發展研究中心2016年科研項目（編號：LQ15A02，負責人：周叮波）；百色學院2015年特色優勢專業建設項目（編號：2015TSZY02）

一帶一路戰略使得我國與周邊國家的經濟貿易往來變得更加密切，對廣西農產品的進出口貿易發展起到了十分關鍵的促進作用。然而，隨著一帶一路戰略的實施，使得全球經濟一體化趨勢不斷強化，貿易風險由此不斷加大。在一帶一路背景下，廣西農產品進出口貿易風險控制具有十分重要的意義，為其貿易的進一步發展帶來了新的歷史機遇，是促進廣西經濟社會發展的關鍵舉措。但是，在一帶一路背景下廣西農產品進出口貿易風險控制還存在諸多方面的問題，因此，必須對其進行有效的分析，并制定針對性的策略，全面強化廣西農產品進出口貿易風險控制能力。

1.一帶一路背景下廣西農產品進出口貿易風險控制的重要性

1.1 我國一帶一路發展戰略實施的重要要求

一帶一路發展戰略的實施進程不斷加快，對我國整個對外貿易的發展都起到了十分重要的推動作用。廣西作為我國農業生產大省，其各項農產品在出口貿易中具有較高的競爭優勢，近些年來其對農產品進口的需求也在不斷擴大。而在一帶一路背景下實施有效的貿易風險控制成為當前廣西農產品進出口貿易發展的重要舉措，同時也是我國實施一帶一路發展戰略的重要要求，其風險控制情況將直接關系到我國一帶一路沿線各省及各國農產品乃至整個貿易的發展，對一帶一路戰略的順利實施產生了十分重要的影響。因此，從一帶一路發展戰略的實施來看，廣西農產品進出口貿易實施有效的風險控制顯得十分必要。

1.2 廣西農產品進出口貿易健康發展的重要基礎

近年來廣西農產品進出口貿易取得了高速的發展成效，其所帶來的收益不斷增多，尤其是在一帶一路建設背景下，廣西農產品貿易更是呈現出不斷高速發展的趨勢。而在貿易風險不斷加大的當前，其對廣西農產品進出口貿易發展產生了十分重要的影響，所以必須全面強化對農產品貿易風險的控制，以此提升廣西農產品貿易發展的有效性，爭取更多的利潤。進出口貿易能否取得健康長期發展，關鍵在于對全球化背景下貿易風險的控制情況，因此從當前一帶一路發展戰略的不斷實施情況來看，全面強化風險控制是廣西農產品進出口貿易實現健康發展的重要基礎。

1.3 有助于減小廣西農產品進出口貿易的風險和損失

貿易風險的存在使得廣西農產品在實施進出口貿易的過程中不可避免地面臨很多的損失，而隨著全球經濟一體化趨勢的不斷加強，尤其是在一帶一路建設背景下，沿線各國經濟金融的聯系更加密切，貿易風險在一定程度上將被放大，各項農產品進出口風險會威脅廣西農產品進出口貿易的發展。在一帶一路建設背景下，強化風險控制時減小廣西農產品進出口貿易風險及其損失的關鍵所在，也是當前我國整個貿易發展所面臨及需要解決的重要問題，必須要給予其充分的重視。

1.4 能夠有效提升農產品進出口貿易的整體競爭力

隨著一帶一路發展戰略的不斷實施，使得廣西農產品進出口貿易變得越來越頻繁，廣西農產品進出口貿易實現了新的發展契機，其可以在現有的基礎上充分借助于一帶一路發展的機遇，加強與周邊國家之間的貿易往來，強化風險控制，減小風險損失，進而提升其農產品出口貿易的整體競爭力。在農產品進口方面，其可以根據現實需求選擇性的進口所需要的農產品，實現全放聯動的風險控制模式，有效降低農產品進口的成本，更好地滿足本地區市場的需求。

2.一帶一路背景下廣西農產品進出口貿易風險控制存在的問題

2.1 對一帶一路的把握和利用程度有限

一帶一路發展戰略的實施是我國經濟社會發展到一定階段所實施的必然性戰略，其關系到我國經濟社會發展的多個方面，對各行業的發展產生了巨大的影響。目前廣西農產品進出口貿易在風險控制方面還存在諸多的問題，首先是對一帶一路的把握和利用程度不高，使其難以通過與貿易國家之間的深入合作實現對風險的有效控制。從比較優勢來看，一帶一路沿線各國在農產品生產和進出口方面都具有各自的優勢，而隨著貿易的不斷發展，其風險性因素不斷增加，對其控制程度將直接影響到整個農產品貿易的發展。廣西在進行農產品進出口貿易的過程中還沒有對其有效的把握，使其難以通過有效的風險防范措施來服務于農產品的進出口貿易，進而限制了其貿易的健康有序發展。

2.2 政府部門的支持和引導政策不到位

政府部門相關政策的支持和引導對一帶一路背景下廣西農產品進出口貿易具有十分關鍵的影響。當前在廣西農產品進出口貿易的過程中，政府部門的相關工作還存在諸多的不足之處，使其所面臨的貿易風險具有不斷加強的趨勢，長期來看將嚴重影響廣西農產品進出口貿易的健康發展。一方面，目前政府部門對廣西農產品進出口貿易的整體把握程度有限，難以根據一帶一路制定出有效的政策來服務于廣西農產品進出口貿易的發展，對各項風險因素的考量不周，對風險的具體識別與規避沒有進行有效的指導。另一方面，政府部門現有的農產品進出口貿易風險控制措施還沒有得到有效的施行，使得廣西農產品進出口貿易在實施風險控制的過程中還存在一定的盲目性，難以強化風險控制能力，進而限制了其農產品進出口貿易的健康發展。

2.3 對國際貿易市場風險的預測和應對能力有限

隨著全球經濟一體化趨勢的不斷強化，使得國際貿易所面臨的風險因素不斷增多，其復雜性不斷提升，尤其是在一帶一路背景下，各國的農產品貿易往來更加密切，其風險的識別與控制難度不斷提升。廣西農a品進出口貿易在發展的過程中還缺乏對市場風險的預測和應對能力。一方面，隨著一帶一路發展戰略的推進，各項農產品進出口貿易風險因素變得越來越復雜，其預測的難度不斷提升，而大部分農產品進出口企業的規模較小、能力有限，因此在風險預測方面存在事實上的難度。另一方面，由于在一帶一路背景下農產品貿易風險具有不斷變化和增強的趨勢，使得廣西農產品貿易企業在風險控制方面難以采取傳統的方法與模式，貿易風險控制的難度不斷增大，進而在很大程度上限制了農產品貿易的順利發展。

2.4 缺乏專業化的農產品貿易風險控制人才

一帶一路發展戰略的實施對各方面人才的需求不斷提升。在廣西農產品進出口貿易風險控制方面，其還缺乏專業化的貿易風險控制人才，對其整個貿易的發展都造成了諸多的不利影響。一方面，行業內現有的從業人員難以得到關于貿易風險方面的有效培訓，使其在農產品進出口貿易風險控制方面的各項技能得不到有效的提升，進而限制了整個廣西農產品進出口貿易在一帶一路背景下的風險控制能力。另一方面，如前所述廣西農產品貿易企業的整體規模較小，其利潤水平有限，使其在實施對外貿易的過程中難以通過制定和實施完善的人力資源管理機制等從外部引進專業化的農產品貿易風險控制人才，現有的風險控制人員團隊得不到有效強化，限制了其貿易的整體發展，因此使其在一帶一路背景下的農產品貿易變得更為艱難。

3.一帶一路背景下廣西農產品進出口貿易風險控制的對策建議

3.1 全面提升對一帶一路戰略的把握和利用程度

在一帶一路背景下，廣西農產品進出口貿易要想實施有效的風險控制，必須要首先提升對一帶一路戰略的把握和利用程度，充分借助現有的機遇，提升風險控制意識。一方面，要對一帶一路沿線各國的農產品貿易需求進行分析，對其各項農產品貿易政策進行解讀，在此基礎上完善其農產品進出口策略，根據一帶一路戰略的實施情況逐步推進其貿易策略。另一方面，要通過有效的市場分析，對一帶一路戰略可能會帶來的諸多層面的影響進行分析，并在此基礎上對廣西農產品進出口貿易進行風險防范，提升整個農產品貿易行業的風險意識，充分借助一帶一路戰略促進廣西農產品進出口貿易的發展。

3.2 強化政府部門相關政策的支持和引導能力

政府部門相關政策的支持和引導能力是廣西農產品進出口貿易在一帶一路背景下得以實施有效的風險控制的關鍵性舉措。一方面，政府部門要通過對一帶一路背景下農產品貿易風險因素及其變化進行分析，對現有的農產品貿易政策進行修正和完善，根據廣西農產品進出口貿易的現實發展情況，對其風險控制情況進行有效的指導，避免其在貿易過程中面臨較大的損失。另一方面，要根據整個農產品貿易的發展情況，創新貿易風險控制機制，充分提升對一帶一路未來發展的預測能力，完善政府部門的各項職能，制定有效的風險預防和控制機制，使得廣西農產品進出口貿易在一帶一路背景下的風險控制能夠具有充分完善的保障。

3.3 加強對國際貿易市場風險的預測與應對能力

有效的風險控制得益于對風險的預測和應對能力，在一帶一路背景下，廣西農產品進出口貿易要想不斷提升其風險控制能力，首先要通過建立完善的風險預警機制，對整個市場的變化進行有效的分析，通過充分借助歷史數據的分析，在此基礎上對各項風險因素進行分析，找出其根源，以一帶一路發展戰略為依托，提升對風險的預測能力，便于實施進一步的風險控制。另外，要不斷提升風險控制能力，通過在農產品貿易企業內部建立完善的風險規避體系、風險控制實施體系等方法，對各項風險進行識別，形成協調高效的風險控制模式，全面提升廣西農產品進出口貿易的風險控制能力。

3.4 實施農產品貿易風險控制人才戰略

廣西農產品進出口貿易企業一方面要根據一帶一路發展戰略沿線各國的農產品貿易情況，對現有的從業人員進行關于風險預防與控制方面的培訓，使其掌握先進的風險控制理念與方法，在實際的工作過程中不斷提升對風險控制方法的應用能力，切實提升廣西農產品進出口貿易各企業的風險控制能力。另一方面，要促使各貿易企業通過實施完善的人力資源管理機制，從外部高校、企業及科研院所中引進一批專業化的貿易風險管理人才，充實現有的人才團隊，使先進的風險控制理念與方法能夠順利流入各貿易企業中，保證廣西農產品貿易能夠在一帶一路建設背景下得以實現健康長期發展。

結語

有效的貿易風險控制是一帶一路背景下廣西農產品進出口貿易發展的關鍵所在，但是其在貿易發展過程中所面臨的風險具有不斷加大的趨勢。從本文的研究來看，廣西農產品進出口貿易應該從全面提升對一帶一路戰略的把握和利用程度、強化政府部門相關政策的支持和引導、加強對國際貿易市場風險的預測和應對能力、實施農產品貿易風險控制人才戰略等方面出發，全面提升對各項貿易風險的控制。以此實現廣西農產品進出口貿易在一帶一路戰略背景下的健康長期發展。

參考文獻：

[1]劉波.“一帶一路”戰略背景下廣西外貿的機遇、挑戰及對策[J].桂海論叢，2015（07）

[2]閆德忱，王秀珠.我國農產品貿易問題研究[J].中國商貿，2009（21）

[3]成榕.貿易風險防控新機制[J].世界農業，2014（11）

[4]郭緒全.廣西農產品進出口貿易十年（2000-2010年）變化史與發展對策[J].西南農業學報，2011（04）

第2篇：進出口貿易相關問題范文

關鍵詞：進出口貿易；經濟增長；國內生產總值；最小二乘法

一、引言

改革開放以來，我國對外貿易的發展十分迅猛。進出口總額從1990年的5560.1億元上升到2014年的264300億元，僅僅25年間貿易總額就增加了47倍。與此同時，GDP從1990年的18667.8億元上升到2014年的636463億元，增加了33倍，首次突破60億元的大關。進出口總額占GDP的比重，1990年為29.8%，而2014年則達到了41.5%，經濟增長對外貿的依賴性越來越大，對外貿易在經濟增長中的地位越來越高，經濟增長與進出口貿易之間的關系也因此成為經濟學者研究的一個熱點問題。

然而傳統的經濟理論告訴我們，國內生產總值按支出法可表示為Y=C+I+G+X-M，這一公式會讓我們直觀的認為出口增加，GDP也會隨之增加，而進口增加則會導致GDP下降。實踐中經濟增長與進出口貿易真的只是這樣簡單的關系嗎？進出口貿易對經濟增長到底有多大的推動作用？經濟增長是與進口額還是出口額亦或是凈出口額有關？本文將通過實證分析來回答這些問題。

二、 研究文獻綜述

國內外關于進出口貿易與經濟增長關系的相關研究非常多。張世晴（2009）基于1978～2007年的相關數據，采用HP濾波以及協整分析方法來研究進出口貿易總額與我國經濟增長之間的關系，結果表明在反映對外貿易對經濟增長的推動作用時，使用進出口貿易總額這一指標比單純的出口額、進口額、凈出口額指標更為恰當；劉秀梅（2013）利用我國1990～2011年的相關經濟數據，通過SPSS軟件對我國的GDP與出口額、進口額、凈出口額分別進行回歸分析，指出GDP與進出口總額的相關性較大，進出口貿易與經濟增長的關系主要體現在對外貿易總額上，而不是單一的出口或凈出口；張兵兵（2013）運用回歸模型以及CF濾波分析等方法，根據1952～2011年的數據進行研究，指出只有出口總額與GDP增長有顯著相關關系，只有出口是促進我國GDP增加的正向因素；周建萌（2012）采用格蘭杰檢驗和協整檢驗方法進行研究，指出短期內進出口總額與GDP之間的關系不顯著，但從長期來看對外貿易總額對GDP的影響顯著，而GDP對外貿總額的影響不顯著。

綜上所述，現有文獻多側重于研究出口或凈出口對GDP的作用，而研究進口額對經濟增長的文獻則較少，將四個指標集中在一起進行分析的更是少之又少。本文將基于我國1990～2014年的經濟數據，采用最小二乘法分別對這四個指標與GDP之間的關系進行回歸分析，從而更準確的說明我國對外貿易與經濟增長之間的關系。

三、對外貿易與經濟增長關系的理論基礎

早在19世紀古典經濟學的產生時代，貿易在一國經濟發展中的地位就受到了極大的關注。英國古典經濟學家亞當?斯密最早提出了自由貿易可以提高世界資源配置效率。約翰?穆勒指出貿易具有兩種利益，即直接利益和間接利益，直接利益表現在通過國際分工，可以使生產資源向效率較高的部門轉移，從而提高經濟的產出和實際收入，此外通過貿易還可以得到本國不能生產的原材料、設備等；間接利益表現在通過專業化分工推動國內生產過程的創新和改良，提高勞動生產率，同時通過進口造成新的需求，刺激儲蓄的增加，加速資本積累。

之后也有很多經濟學家進一步研究了貿易對經濟增長的作用。羅伯特遜指出“貿易是經濟增長的發動機”的命題，認為貿易對經濟增長具有很大的拉動作用；納克斯對這一命題進行進一步的深入研究，指出較高的出口增長率可以通過多種途徑來帶動經濟的增長。

四、我國進出口貿易與經濟增長關系的實證分析

1990～2014年間，我國的進出口貿易總額與GDP基本呈逐年增長的趨勢，個別年份雖有波動但波幅較小。直觀的來說，GDP增速比對外貿易總額增速要快得多，并在2014年突破了60億元的大關，但理性分析之后可以發現，進出口貿易總額占GDP的比重在逐年提高，由1990年的29.8%上升到2014年的41.5%，對外貿易對經濟增長的影響越來越大。

1. 變量選擇與數據來源

本文在假定其他因素對經濟增長的影響不變的前提下，采用GDP來衡量經濟增長，用Y來表示，作為被解釋變量。出口額、進口額、凈出口額和進出口總額這四個指標為解釋變量，分別用X1，X2，X3，X4來表示。然后搜集相關年份的GDP以及貿易數據，數據來源于1990-2014年的《中國統計年鑒》。

2. 模型建立與分析

本文用Y表示GDP，以此衡量經濟增長，作為被解釋變量，用X1，X2，X3，X4分別代表出口額、進口額、凈出口額和進出口總額這四個指標，建立各自的一元線性回歸模型：Y=a+bX（i）+e，i=1，2，3，4.其中a為常數項，b為各個變量的回歸系數，e為誤差項，服從正態分布。運用Eviews7.2軟件進行回歸，結果如表1。

（1）GDP與出口總額

對解釋變量進行顯著性檢驗，其中t=21.80825，p值小于0.001，F=475.6，方程的各個系數均可以通過顯著性檢驗，且系數為正，調整后的R平方=0.951865，說明模型的擬合優度較高，表明我國GDP與出口額之間具有很強的正相關性，出口額每增加1個單位，GDP增加3.756786個單位。

（2）GDP與進口總額

傳統的經濟理論告訴我們，進口增加會導致GDP下降，然而從另一種角度來說，進口能夠彌補國內所缺乏的資源，節約生產成本，提高資源利用效率，從而對經濟增長有積極的作用。GDP與進口總額究竟存在怎樣的關系？

其中t=23.68115，p值小于0.001，F=560.7970，各個系數都可以通過顯著性檢驗，且系數均為正，調整后的R平方=0.958890，說明模型的擬合優度很高，表明GDP與進口總額之間也存在極強的正相關性，進口額每增加1個單位，GDP增加4.380834個單位，否定了進口增加會導致GDP下降這一說法。

（3）GDP與凈出口額

凈出口額=出口額-進口額。

（4）GDP與進出口總額

從以上回歸可以發現，GDP與出口總額和進口總額之間都存在很強的相關性，因此與進出口總額的相關性也應當很強。為了進行驗證，本文對GDP與進出口總額也進行了簡單的回歸。

其中t=23.00874，p值小于0.001，F=529.4023，調整后的R平方=0.958364，各個系數均通過顯著性檢驗，而且模型的擬合優度很高，表明GDP與進出口總額之間存在極強的正相關性，進出口貿易總額每增加1個單位，GDP增長2.025368個單位。

綜上我們可以發現：出口額、進口額以及進出口總額與GDP增長之間都存在很強的相關性，而凈出口額與GDP之間的回歸方程擬合優度較差，兩者的相關性較弱。因此，我國進出口貿易與經濟增長之間的關系主要體現在進出口總額上，而不是由單一的凈出口或出口總額所決定。

五、結論與政策建議

回歸結果表明，進口額、出口額以及進出口總額與我國的經濟增長之間都存在很強的相關性，而且各項系數均為正數，表明無論是出口還是進口，對我國經濟增長都具有顯著的正向影響。出口額每增加1個單位，GDP增加3.756786個單位，進口額每增加1個單位，GDP增加4.380834個單位。單純認為進口增加會導致GDP下降的觀點缺乏實證依據的支撐，我們應該重視進出口總額對經濟增長的促進作用。

傳統的觀點認為出口越多越好，這固然可以促進我國GDP的增加，但是通過回歸分析我們發現進口總額的增加對GDP也有很強的推動作用，因此我國應該堅持進口與出口并重的外貿策略，不能一味的只強調出口，而應保證進出口貿易平衡發展，此外政府部門應規范對我國對外貿易的管理，減少對進口的人為干預，在保護國內市場免受外國干擾的同時，適度擴大資源相對稀缺、缺少相關技術的產業的進口，充分發揮進口的技術替代效應，從而推動我國經濟的增長。

參考文獻：

[1]劉秀梅，尤佳，等.進出口貿易與中國經濟增長關系的統計分析[J].曲阜師范大學學報，2013（04）.

[2]張世晴，陳文政.進出口總額與GDP增長的聯動關系――基于1978-2007年數據的分析[J].財經科學，2009（12）.

[3]張兵兵.進出口貿易與經濟增長的協動性關系研究――基于1952-2011年中國數據的經驗分析[J].國際貿易問題，2013（04）.

[4]周建萌，陳瑤.中國進出口貿易對GDP影響的實證分析[J].企業導報，2012（16）.

第3篇：進出口貿易相關問題范文

自上世紀70年代末廣東省簽訂第一份毛紡織品來料加工協議,在珠海創辦了我國首家加工貿易企業之后,加工貿易在我國開始出現并獲得了迅速發展。改革開放三十年來,我國經濟建設取得了巨大進步,對外貿易的發展尤其迅速,1978年中國對外貿易進出口總額僅有206.4億美元,而2008年全國對外貿易總額達到了25697億美元,增長了124.5倍。加工貿易在我國對外貿易中起著至關重要的作用,1981年中國加工貿易進出口總額為24.85億美元,約占中國對外貿易總量的5.64%,這一比例隨著年代的增長而不斷增大,2007年中國加工貿易進出口總額達到了9861億美元,比1981年增長367.4倍,占我國對外貿易總量的45.4%;到2008年,我國加工貿易進出口10535.9億美元,增長6.8%,占我國對外貿易總量的41%,已成為我國對外貿易發展中的“半壁江山”。加工貿易的蓬勃發展增加了國民收入,創造了大量的就業機會,帶動了我國產業結構的優化和升級,而且在國外先進技術和管理經驗的引進等方面也發揮了重要作用。那么,加工貿易與我國進出口貿易總額之間的關系如何?本文將對此問題進行分析。

二、協整分析的基本理論

宏觀經濟領域研究過程涉及的變量大多為非平穩變量。對這些非平穩變量,如果我們僅僅采用傳統的回歸建模方法進行研究,有時可能會產生虛假相關和虛假回歸現象。在虛假相關和虛假回歸基礎上得出的結論,必然是不正確的結論;在這些不正確的結論基礎上所做的決策,也必然是不正確的決策。為避免由虛假相關、虛假回歸導致的不正確結論和決策,我們有必要摒棄傳統的建模方法,采用適合非平穩變量的新方法對相關問題進行研究。最近幾十年來發展起來的協整分析正是解決這一問題的一種非常好的方法。

協整分析要求所研究的變量是同階單整的。檢驗變量序列單整性的常用方法是單位根檢驗,這里我們采用迪基、富勒提出的ADF檢驗方法。

假設要檢驗序列是否為形式的單位根過程,可以對模型進行估計,然后檢驗或。這一檢驗不能采用傳統的t檢驗和F檢驗,為解決這一問題,迪基、富勒給出了檢驗所需的臨界值表。檢驗時,研究者只需將t統計量和F統計量與給定自由度和給定顯著性水平下的臨界值相比較即可。這一檢驗被稱為DF檢驗。

由于DF檢驗中不能保證方程的殘差為白噪聲,為解決這一問題,迪基、富勒假設隨機過程服從AR(P)過程,對DF檢驗進行了修正,形成了增廣的DF檢驗即ADF檢驗。

當變量序列經ADF檢驗證明為同階單整時,它們之間可能存在協整關系,此時可對其進行協整檢驗。常用的協整檢驗方法包括恩格爾-格蘭杰兩步法和Johansen的系統分析法。這里我們采用恩格爾-格蘭杰提出的E-G兩步法。其檢驗過程是,首先不考慮變量之間的協整性,對其進行普通最小二乘回歸,這一步常被稱為協整回歸。回歸后對模型的殘差做單位根檢驗。如果檢驗結果表明殘差序列為平穩的,則說明所研究的兩變量之間存在協整關系;如果檢驗結果表明殘差序列非平穩,則所研究變量間不存在協整關系。由于整個檢驗過程分為兩步,因此習慣上將此方法稱為E-G兩步法。

當兩個變量之間存在協整關系時,我們可以區分二者之間的長期關系和短期動態,并分別進行研究。而誤差修正模型是一種能同時考慮變量間這兩種關系的模型。

在協整分析基礎上建立誤差修正模型的基本步驟是:首先做變量之間的協整分析,發現其協整關系,即長期均衡關系,求出協整向量,并以其滯后一期作為誤差修正項。然后,將誤差修正項作為一個解釋變量,與其他反映短期波動的解釋變量一起,建立短期模型,即誤差修正模型。

三、我國加工貿易與進出口總額關系分析

我國加工貿易和進出口總額關系的協整分析涉及到的變量序列主要為加工貿易進出口總額和進出口貿易總額。其數據均取自歷年《中國統計年鑒》。

根據計量經濟學相關理論,首先對變量序列做單位根檢驗。考慮到可能存在的異方差等問題,我們對變量序列本身、對變量序列的對數、變量序列對數的一階差分分別做ADF檢驗,檢驗結果見表(其中manu表示加工貿易進出口總額,為加工貿易進出口總額的對數,為加工貿易進出口總額對數的一階差分;tot表示我國進出口貿易總額,為進出口貿易總額的對數,為進出口貿易進出口總額對數的一階差分):

檢驗結果表明,加工貿易進出口總額和進出口貿易總額序列均為非平穩序列,其對數序列也為非平穩序列,而其一階差分序列均為平穩序列。也就是說,兩變量同為I(1)過程,是同階單整的。

由于兩變量序列為同階單整,因此可以采用E-G兩步法對我國加工貿易進出口總額與進出口貿易總額之間的協整關系進行檢驗。

根據相關計量經濟學理論,首先建立協整回歸模型:

對其殘差進行檢驗,發現殘差序列為平穩序列,因此可認為我國加工貿易與進出口總額之間存在協整關系。

第4篇：進出口貿易相關問題范文

近年來，隨著信息技術的深入發展以及全球經濟化的進一步推進，電子商務交易額突飛猛進地增長。據我國商務部統計，2015年我國電子交易的規模達到了20.8萬億元，預計2016年其規模達到22萬億元，然而2015年來我國對外貿易持續走低，2015年其增長率為－7.1%，2016年其增長率為－0.89%。在這樣的背景下，通過分析電子商務與國際貿易的具體關聯程度，對充分利用電子商務開展國際貿易顯得尤為重要。

2文獻綜述

隨著電子商務與國際貿易聯系的日益緊密，關于電子商務與國際貿易之間關系的研究也逐漸成為一個熱門的課題，國內外學者從不同的角度深入分析了前者對后者的影響。在國外，TerziN.(2011)通過調查電子商務對國際貿易影響發現電子商務基本上能夠給所有國家帶來經濟效益。但是短期內這些收益可能集中在發達國家，但從長遠來看，對發展中國家將更有利。電子商務增加國際貿易的總額。［1］WarfB認為不同媒體的數字融合開啟的互聯網視頻使得電子商務將為大多數中小型企業提供接觸國家和全球市場的機會成為可能，使得國際貿易的主體更加多元化。［2］DaCostaE.(2016)認為互聯網對于美國小型企業發展國際業務發揮著日益強大的作用。他把電子商務戰略描述成為全世界中小企業開展國際貿易的重要機會。［3］SandvigJ.C.通過對527個全球頂級購物網站的登錄頁面以及移動技術如何影響Google移動搜索結果進行技術分析。發現動員技術對于全球電子商務的發展發揮至關重要的作用。［4］在國內，喬陽(2012)把跨境電子商務看成一把“雙刃劍”，認為其對國際貿易既有積極影響又有消極影響。它通過簡化貿易流程，變革企業的經營模式積極推動了后者的發展，但同時也拉大了發展中國家與發達國家之間的差距，惡化了發展中國家的貿易環境，并且由于電子商務的“虛擬性”，造成了大量稅款的流失。［5］張淮亮(2016)從定性和定量兩方面分析了跨境電子商務對國際貿易的影響，認為跨境電子商務通過改變經營主體，縮短交易流程以及降低企業的交易成本，極大地促進了我國國際貿易的發展。［6］趙旭明(2016)認為跨境電子商務通過帶動對外貿易增長以及改善外貿企業的管理進一步推進我國外貿的轉型。［7］張愛琴(2016)和鄭紅明(2016)基于產業鏈的視角，對跨境電子商務與國際貿易二者之間的關系進行了實證分析，結果表明跨境電子商務交易額與國際貿易總額之間存在長期均衡的正向相關關系，并且二者的波動呈同向變化。［8］［9］李伯杏(2016)和李子(2014)基于國家的層面，通過理論模型與實證分析相結合的方法對二者關系進行研究，得出二者存在長期的正向影響關系的結論。［10］［11］總體來看，國內外的研究基本都是基于國家的角度，只有少數幾個學者研究了具體省份的電子商務與進出口貿易的關系，但是基于湖南省的研究幾乎沒有。當前，湖南省作為“一帶一路”戰略的核心省份，其進出口貿易的總額相對較低，研究兩者的關系，對實現湖南省的崛起具有重大的意義。基于此，本文將利用協整分析的方法，對湖南省電子商務與進出口貿易的關系進行深入探討。

3電子商務對國際貿易影響的作用機制

隨著電子商務的發展，國際貿易從各個方面都發生改變。第一，互聯網技術的高速發展，使得信息在全球范圍內的傳播速度顯著提高，同時，企業可以通過互聯網技術實現與境外的合作公司“面對面”交流，大幅度地降低企業的生產成本，提高企業的盈利能力;第二，電子商務降低了行業的進入門檻，使得更多的中小企業開始從事國際貿易，極大地拓寬了國際貿易交易主體的范圍;第三，電子商務獨特的優勢弱化了地理位置的重要性，使得各生產要素能夠在全球范圍內實現最優配置，進一步擴大了國際貿易的市場規模;第四，國家可以通過在全國范圍內推行電子商務打破傳統的以關稅為主的貿易壁壘和部分發達國家的新貿易壁壘，有效地促進跨國企業的發展，提高我國對外貿易總額;第五，電子商務平臺的搭建可以實現外貿企業與相關部門之間的網上對接，減少傳統國際貿易中的大多數環節，進一步提高企業的交易效率以及優化國際貿易的流程。電子商務通過以上五個方面很大程度地提高了進出口貿易的總量，其傳導機制如下圖所示。

4實證分析過程

4.1指標的選取以及數據的來源。文章基于研究的需要，從數據的可獲取性，以及主客觀相一致的原則，最終選取湖南省進出口貿易總額(Y)作為被解釋變量，用湖南省電子商務交易額(X1)、網民規模(X2)來衡量湖南省電子商務的發展水平，作為模型的解釋變量。網民規模代表電子商務發展的基礎設施，另外，電子商務交易額能更加直觀地反映電子商務的發展狀況，所以基本可以用這兩個指標來衡量其發展水平。同時電子商務的應用起步較晚，所以本文只截取了湖南省2010年到2016年的數據作為樣本。本文所選取的數據主要來源于2010—2015年湖南省統計局的《湖南省統計年鑒》與中國電子商務研究中心的《湖南省電子商務發展報告》。數據真實可靠，能夠用來做模型分析。4.2變量的單位根檢驗。為了消除時間序列可能存在的異方差現象，本研究將對變量取自然對數，分別用LNY，LNX1，LNX2表示，同時用DLNY，DLNX1，DLNX2來表示變量之間的一階差分，并且鑒于文章所使用的數據為時間序列，為了有效地減少模型的虛假回歸現象，因此在做協整檢驗之間，筆者將運用ADF單位根檢驗方法對各變量的自然對數和差分序列進行平穩性檢驗。根據表1，可以看到變量LNY，LNX1，LNX2都是不平穩的，但是其一階差分DLNY，DLNX1，DLNX2都是平穩的，這說明湖南省電子商務水平和進出口貿易之間可能存在長期穩定的協整關系，因此，本文接下來將使用OLS來確定三者之間的協整關系，文章接下來對變量進行協整檢驗。4.3Johansen協整檢驗。筆者通過反復對模型的變量數據進行實驗，發現其滯后階數為2時，AR根均落于位圓內，所以此時的模型是最優的，其被估參數也是最有效的。因此，為了確保檢驗結果的盡可能合理有效，故選擇滯后二階。同時，文章根據有特征根跡檢驗方法對三個變量LNX1，LNX2，LNY之間協整關系進行檢驗，其檢驗結果見表2。由表2可以看出在5%的顯著性水平下，LNX1，LNX2，LNY三個變量之間存在協整關系。這說明，有95%的可靠性表明電子商務發展水平與進出口貿易存在長期穩定的協整關系，同時接下來，文章用最小二乘法來確定這三個變量具體的協整關系，其數學公式如下:LNY=0.2786LNX1+0.7214LNX2+6.229(1)AdjustR－square:0.97Durbin－watsonStat:1.93通過Eviews檢驗模型，得到R2為0.97，表明這三個變量之間有很好擬合度，回歸可靠性為97%，即電子商務總額、網民規模能夠對進出口貿易總額的97%做出解釋，D.W的檢驗值為1.93，很接近2，表明這三個變量之間不存在多重共線性。同時變量的回歸系數都在1%的顯著性在水平下顯著。以上參數表明，模型中的變量對進出口貿易的影響因素具有較好的關系表征。通過公式(1)，我們可以看出電子商務交易額和網民規模對進出口貿易總額有著正面的影響。電子商務交易額每提高1%，進出口貿易總額將提升0.2786%;網民規模每提高1%，會促進進出口貿易總額提升0.7214%，從長期來看，電子商務交易額對進出口貿易總額的正向作用大于網民規模對進出口貿易總額的影響。這與湖南省現階段的實際情況相符。從2010年開始，電子商務總額的提高與進出口貿易的發展一直保持著同一增長趨勢。

5結論

第一，電子商務的發展水平與進出口貿易之間存在長期平穩的協整關系，同時實證結果還表明電子商務的總額和網民規模的擴大是湖南省進出口貿易增加的格蘭杰原因，說明電子商務的發展對進出口貿易存在正向的影響，我們可以利用電子商務這一新時代的產物來提高進出口貿易總額。第二，網民規模對湖南省進出口貿易的正向影響要大于電子商務對其的影響。這說明湖南省電子商務對進出口貿易的影響有限，對于電子商務在國際貿易領域的應用還有待提高，這與湖南省的省情也是相符合的，湖南省電子商務的發展落后于浙江、江蘇、廣東等東部沿海地區，在其發展中還存在很多問題，例如:基礎設施不完善，法制不健全，電子商務人才短缺等。

6政策建議

第5篇：進出口貿易相關問題范文

關鍵詞：外商直接投資；國內生產總值；國際貿易

中圖分類號：F742文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X(2007)01-0089-09

一、引言

近年來，全球外資流量的增長率超過了其他任何世界經濟主要綜合指數，全球對外直接投資流量由1990年的201億美元迅速升至為2000年的15 092億美元，增長了374．1倍（IMF資料）。在中國，隨著改革開放后我國經濟實力的不斷增強和融入世界經濟一體化進程的加快，越來越多的外商直接投資涌向中國。自1994年起我國已連續12年居發展中國家利用外商投資第一位，在全球僅次于美國居第二位，并且在2002年實際利用FDI（指外商直接投資，以下均同）規模超過500億美元，首次超越美國，成為世界上利用FDI最多的國家，FDI對我國的經濟增長起了很大的推動作用，伴隨著FDI的大量涌入，我國的國內生產總值和進出口貿易也不斷創下新高，FDI成了中國經濟增長的強大動力。

外商直接投資與國民經濟增長方面：從2002年開始，我國利用外資的規模持續超過500億美元，外商直接投資成為我國GDP持續快速發展的一個有力支撐。由于FDI拓寬了融資渠道，克服了自有發展資金的不足，并且擺脫了銀行儲蓄投資的約束，從而直接和間接地促進了經濟的增長，使資金達到更高的效用水平，在資本相對貧乏的國家在不減少消費的情況下，可以通過更多的外來投資來促進經濟的增長。在FDI與經濟增長方面，陳景煌、陳浪南（2002）認為我國FDI與GDP的關系是正線性相關；任永菊（2003）實證分析證明了FDI與GDP存在長期關系, 其因果關系隨著滯后期的不同而不同；陳偉國、趙兵（2004）、杜江（2002）等都認為FDI對資本形成和積累有積極作用，并推動了我國經濟的發展。FDI與GDP之間的良性互動關系將在后面的實證分析中得到證明。

外商直接投資（FDI）與國際貿易方面：外商直接投資被普遍認為正在取代國際貿易，成為全球經濟增長的發動機，是促使東道國經濟發展和加快全球經濟一體化進程的催化劑（葛順奇［3］）。小島清［9］指出FDI可以在投資國與東道國之間創造新的貿易機會，使貿易在更大的規模上進行，當東道國具有了基于FDI的“生產函數改變后的比較優勢”時，顯然會導致東道國對外貿易能力的增強，國際貿易與FDI之間呈現互補效應。楊迤（2000），錢曉英、賴明勇、張大奇（2001），李琴［1］等通過實證分析，得出我國FDI流入與進出口存在長期正相關關系，FDI提升了我國貿易產品的競爭力，改善了進出口結構，促進了國際貿易；李平、范躍進（2003）通過“綜合動因模型”及經驗分析，認為我國貿易自由化促進了FDI流入；王創（2005）認為FDI與出口在長期范圍內存在互補關系，但FDI與進口的長短期關系卻有所不同，在短期內FDI與進口貿易互補，但在長期卻表現為相互替代。對外直接投資與國際貿易（主要是出口貿易）之間主要是互補或者是替代的關系，國外的學者們已經證明了這一點，具體要根據母國（或跨國公司）投資的動機、類型和發展階段而定。Helmberger和Schmitz(1970)指出，國際貿易和對外直接投資之間是互補關系還是替代關系其實是一個實證問題而非理論問題，在不同的國家實證結果可能會顯示出差異性。作為貿易大國，FDI對中國進出口貿易的影響不容忽視，因此相關的實證研究具有重要的現實意義。

國民經濟增長（GDP）與國際貿易方面：FDI既作為直接的因果關系出現，同時也作為聯系國際貿易與真實經濟增長的橋梁存在。我國的出口貿易主要通過勞動投資來促進經濟增長，從彈性系數看，出口勞動投資增長以及投資勞動經濟增長的作用都很大，我國的出口貿易主要是通過帶動國內投資和外商投資來促進經濟增長的。對于我國是否為出口導向型經濟增長國家一直有著廣泛的爭論，大部分實證分析表明，二者存在雙向因果關系筆者認為，出口貿易對于經濟增長有著明確的直接推動作用，而經濟增長是間接通過諸如吸引FDI等因素來影響出口貿易，二者影響的方式有所不同而已。在后文國民經濟增長與國際貿易的數據分析中也可以體現出這一點，即中國屬于出口導向型經濟增長國家。

隨著經濟全球化速度的加快，FDI成為全球化浪潮的一個重要特征。中國作為發展中國家中吸收FDI的第一大國和全球經濟增長最快的國家之一，常常被引以為例說明FDI的有力影響。研究FDI、GDP以及進出口貿易三者之間的關系將有助于深入了解我國的經濟發展現狀以及形成對宏觀經濟決策的參考，以下將基于我國1983―2005年間的相關統計數據進行實證分析，從定性和定量的角度揭示以上三者之間的相互關系。

一、 FDI與GDP相關性的實證研究

在相關的理論中，以美國經濟學家H．錢納里和A．斯特勞特1969年創立的兩缺口模型最具代表性。該模型認為，經濟發展主要受三種因素約束：一是儲蓄約束，即國內需求水平低,不足以支持國內投資需求的擴張，影響經濟發展；二是外匯約束，有限的外匯收入不足以支付經濟發展所需要的資本品和消費品進口，阻礙經濟發展；三是吸收能力約束，即由于缺乏必需的技術和管理，無法有效地使用外資和各種資源，從而影響生產率的提高和經濟發展。因此，錢納里等人認為，如果發展中國家能成功利用外資便可以逐漸克服儲蓄、外匯和技術的約束，增加國民總儲蓄和總投資，進而促進經濟增長。對于我國體現國民經濟增長的GDP而言，FDI的作用是顯著的，表一是我國1983―2005年共23年間的GDP、進出口額、FDI的數據統計：

數據來源：國家統計局網站www．stats．gov．cn 及商務部網站www．mofcom．gov．cn 公布數據整理而得。

1．FDI對于GDP的作用：根據其中的GDP和FDI數據繪成圖一顯示二者不同年份的變化（為了便于更直觀的顯示二者變化，GDP的單位為百億元，FDI的單位仍為億美元）：

圖一GDP&FDI年份變化圖

由圖一并結合我國的經濟發展史可以大致定性地看出，1983―1991年我國的經濟受益于改革開放政策而開始顯示活力并快速發展，對于FDI的吸引作用自1991年起凸顯，1991―1997年FDI開始快速增長，得益于此我國的GDP在這段時間內加速增長。1997―2001年FDI增長的勢頭減緩甚至開始回落，相應地GDP雖然持續增長，但是增長速度開始趨緩，這段時期處于對過去FDI進行消化和調整的階段。2002―2005年FDI再次迅速增長，并突破500億美元，GDP也相應地迎來了又一次加速增長，這些表現大致可以從表一的數據中得到驗證。為了進一步研究二者之間的相關性，同時也為了增加模型建立的準確性增強確定系數R SQUARE的說服力，我們繼續根據表一的數據繪出GDP與FDI之間關系的平滑散點圖，如圖二所示：

圖二GDP―FDI關系散點圖

圖二中的散點圖與冪函數曲線類似，即y=a0+a1xb+e，根據散點圖確定模型可以增強確定系數R方的解釋力度與可靠性。由于對冪函數本身不便于做相關分析，而引入對數后更容易得到平穩數據且不會改變時間序列的性質和相互關系，因此我們對函數本身進行對數變換后得到如下模型：

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

其中，GDPt為當年的國內生產總值，LnGDPt作為被解釋變量即因變量出現；GDPt-1為上一年度的國內生產總值；FDIt為當年的外商直接投資，FDIt-1為上一年度的外商直接投資，三者的自然對數作為解釋變量即自變量出現；a0為常數項，a1、a2、a3為自變量系數，e為誤差。FDI對于GDP是一個累計作用，考慮到較t-1期更早的變量對于GDP的作用相對t期和t-1期的貢獻度較低，在模型中只考慮到t-1期(在后面的分析結果中可以得到這一結論)；而其他影響GDP的因素我們都歸結到GDPt-1中，這樣便于模型集中研究GDP―FDI之間的關系。基于表一的數據整理后經SPSS11．0統計分析軟件進行多元線性回歸分析，得到結果如表二：

表三的相關和回歸分析輸出結果顯示，原模型中的t-1期FDI無需考慮，這也驗證了最初我們對于FDI年份變量的引入設置上是正確的，而同時常數項也可以從模型中去除，這一點很容易理解，t-1期的GDP已經涵蓋了常數項的作用。而其他兩個主要變量的t值均通過了1%的顯著水平檢驗。根據分析的結論，模型應該重新調整為：

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

模型表明，FDIt增加一個百分點，對于GDPt的貢獻則有0．476個百分點，也就是說，FDI增長10%可以拉動GDP增長4．76%。可見目前FDI對于我國的GDP增長作用很明顯，其中一個可能的原因就是博取人民幣的升值帶來的資本收益而流入，FDI還欠缺適當的管理和引導。為了同時比較GDP對于FDI的吸引作用，以下我們進行GDP對于FDI的作用的實證分析。

2．GDP對于FDI的作用：二者隨年份的變化見圖一所示，二者之間的關系散點圖可以參考圖二，只是橫軸和縱軸變量互換，由于篇幅所限，在此不再顯示。我們依據上述同樣思路，建立模型：

lnFDIt=a0+a1lnGDPt+a2lnGDPt-1+a3lnFDIt-1+e（3）模型中的變量說明同A中的解釋，通過SPSS11．0分析結果如下：

表四中調整后的確定系數為0．972，說明自變量對于因變量的解釋比較充分；而通過F檢驗說明方程變量間的顯著關系成立；D-W值顯示不存在明顯的序列相關性。

上述自變量中LnGDPt-1通過檢驗結果可以從原模型中剔除，其他自變量的相關系數均通過了1%顯著水平的t檢驗，即拒絕原假設H0，從而得到FDIt-1、GDPt與因變量FDIt顯著相關的結論。原模型修正為

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

根據模型計算，GDP增長10%，吸引的FDI將會增加4．76%。通過1、2兩項分析結果比較（特別是對比標準相關系數和偏相關系數）以及上述的計算結果可以得出一個結論，即目前我國GDP增長對于FDI的吸引力相比FDI對于GDP的貢獻來講，兩者的相互作用很接近；另一個方面，GDP的增長比例中一個重要的原因在于我國吸引的FDI的高速增長。

二、FDI與國際貿易相關性的實證研究

在世界經濟中，國際直接投資是最能體現經濟全球化概念的經濟運作方式之一，且與國際貿易有著密不可分的內在聯系。隨著經濟全球化的進程加快，從總體上看，國際對外直接投資與國際貿易相互作用、相互促進，都在大幅度增加和日益擴大。影響國際貿易增長的因素有許多，從理論上講，僅就國際貿易與國際直接投資的關系而言，直接投資究竟是構成對貿易的替代，還是產生了對貿易的創造，這主要取決于國際直接投資的類型。在FDI與國際貿易相互數量關系上，蒙代爾的替代模型、Markusen和小島清的互補模型是對國際貿易和國際直接投資數量關系進行界定的一般理論模型。以下首先根據表一數據繪出進出口貿易與FDI之間的關系圖（為了更直觀的比較二者的年份變化，進出口額的單位選為十億美元）：

圖三進出口額&FDI年份變化圖

圖三中進出口額與FDI隨年份的變化過程大致與圖一中GDP與FDI的變化階段相同，在1991―1997年間以及2001―2005年間隨著FDI的快速增長，進出口貿易額相應地得到一段加速增長期，并于2004年突破萬億美元關口，使我國的國際貿易進入了一個新的階段。同第二部分研究方法一樣，為了進一步凸顯二者的相關關系以及增加模型建立的可靠性，我們繼續繪制出進出口額與FDI之間的散點圖：

圖四進出口額―FDI關系散點圖

圖四中的散點圖同樣與冪函數曲線類似，為此我們建立相同的模型：

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

模型中ExImt和ExImt-1分別表示t期（當年）和t-1期（上一年）的進出口額，其余變量說明同前，通過SPSS11．0分析結果如下：

表六中調整后的確定系數為0．991，方程顯著通過F統計，D-W約為2（2．061）表明模型誤差項不存在序列相關性。表七是相關與回歸分析輸出結果：

上述結果排除了FDIt-1對于當期進出口額的影響，可見FDI對于進出口的影響是滯后性的，主要是對第二年的進出口額產生影響，這與經驗上的理解也是吻合的，投資不會產生即時效應。T檢驗依然通過了1%的顯著水平測試，共線性統計應用的方差膨脹因子表明自變量之間不存在明顯的共線性作用。根據以上分析結果，模型修正為：

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

FDI增長10%將會帶來進出口貿易2．73%的增長，這一比例并不高，FDI對于進出口貿易的直接的作用并不是很明顯，外資大量流入的目的并不主要是增大出口換取利潤，而是由于其他原因，如人民幣升值帶來的資本收益、QFII投資等，與前面關于FDI的作用的結論相吻合。

三、GDP與國際貿易相關性的實證研究

近年來我國的GDP與進出口貿易均保持了高速增長，由于進出口貿易對于GDP的直接貢獻作用以及貢獻比例，二者隨時間的變化曲線的趨勢應該比較吻合，這一點從圖五中可以看出，1991―1997年以及2001―2005年GDP和進出口貿易增長均大幅增長。

圖五GDP―進出口額年份變化圖

圖六GDP―進出口額關系散點圖

圖六GDP與進出口額的散點圖示與前面研究的兩種相關關系略有不同，圖中顯示二者的相關關系既類似于前面的冪函數形式同時也類似于線性關系（如果去除1997―2001年之間的異常數據，這種類似則非常明顯），而在我們的經驗中進出口貿易額直接貢獻于國內生產總值，為此，我們同時設立兩個模型――冪函數與線性函數模型進行驗證比較，首先與前面的分析相同采用冪函數模型并應用SPSS11．0統計分析：

lnGDPt=a0+a1lnGDPt-1+a2lnExImt+e（7）

上述分析中調整后的確定系數R Square為0．996，方程和系數各自通過了相應地F和t統計檢驗，從而接受H1假設，即接受修正后的模型：

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

該模型中進出口貿易增長10%將會帶來GDP 5．33%的增長，也就是說GDP增長1/2以上的動力源自國際貿易，表明進出口貿易在我國的國內生產總值中占有很重要的地位。

其次，我們假設線性模型：

GDPt=a0+a1GDPt-1+a2ExImt+e（9）

同樣成立，以下通過SPSS對其進行統計分析：

在這里ExImt的偏相關系數達到了0．78，即進出口貿易自身的78%直接貢獻給了GDP（此比例可以理解為有效程度，不代表占GDP總值的比例）。綜合上述結論以及圖七有關歷年進出口額占據GDP的比例直方圖可以說我國經濟基本上屬于出口導向型國家，或者說是準出口導向型（下圖中2003―2005年進出口貿易總額占國民生產總值的比例都在60%以上）。

圖七進出口額占GDP比例直方圖

注：1．以上實證分析中最優方程的選擇一律采用全部輸入法（Enter）；

2．計算貢獻比例時采用的是變量的偏相關系數，這樣才能準確顯示其他控制變量不變時目標變量的獨自貢獻值；

3．上述研究中，如果把1997―2001年的數據作為異常數據剔除，無論是圖形或是函數都會擬合得更好，在散點圖中已經體現明顯，本文篇幅所限，不再列出研究。

四、結語

從以上的圖示中可以定性地看出，FDI與我國經濟運行、對外貿易的軌跡基本平行，在一定程度上這是外商直接投資對我國經濟增長、對外貿易貢獻顯著的反映；通過實證分析，顯示FDI與我國經濟增長、對外貿易具有較高的正相關關系，特別是國際貿易對經濟增長的促進關系。綜合前面的研究可以得出下列結論：

1．FDI與GDP（國民經濟增長）：

快速增長的GDP是吸引FDI增長的原動力，而FDI的增長對于GDP的帶動作用也是同等的；FDI增長10%可以拉動GDP增長4．76%，GDP增長10%將吸引FDI增加4．76%。

2．FDI與國際貿易：

進出口貿易與FDI存在顯著的正相關關系，FDI增長10%將會帶來進出口貿易2．73%的增長。但是我國吸引的FDI并非都出自于貿易以及分享經濟高速增長的需求，而是帶有另外一些投機性的因素在其中，如博取人民幣升值帶來的資本收益；投資房地產以及證券市場（如QFII）享受雙重收益等。

3．GDP與國際貿易：

進出口貿易主要是通過帶動投資來促進經濟增長；進出口貿易在國民經濟中的作用非常重要，其中GDP增長的50%以上來自于進出口貿易（進出口貿易增長10%將會帶來GDP 5．33%的增長）；從定性和定量上看，我國經濟都屬于出口導向型國家，只是程度并不是目前所流傳的那么深。

我國目前吸引的FDI金額已經較高，FDI居第一位并不代表全部，中國也并非在所有的吸引外資項目上都超過了美國，FDI在美國的外來投資中只占一小部分，而我國的FDI比重基本上在外資結構中占了全部，從這方面看我國對國際資本的吸引力在深度和廣度方面還不夠。另外，過高的FDI在產業流向分布不合理以及使用不充分情況下其弊端同樣不可忽視，在增加外匯儲備的同時，FDI也帶來了利潤匯出對國際收支平衡產生潛在壓力的風險，使經常項目的順差減少，從而導致一國的國際收支情況惡化；而大量的外匯儲備在我國常被用于大量購買美國國債，相當于中國以較高的成本吸引來了外國投資，卻又將吸引來的資本以較低的收益率借給美國使用，這是一種很不合理的現象。

因此，目前我國對于FDI注重的不應該只是數量，更重要的是吸引來的外資如何分布合理化，通過資金的正確帶動引導和促進合理以及科學的產業布局，從而促使整體經濟結構更加合理有效，以便更好地實現國民經濟的可持續發展。針對我國的國民經濟發展，我們應在維系第一、第二產業增長的同時，加強第三產業以及國內貿易的發展，使產業結構合理化，降低國民經濟對出口貿易的依存度；在國際貿易方面一方面引導合理的進口需求，更重要的是增加出口貿易的附加值與含金量，改變過去以粗加工和原材料出口等勞動力密集型產品出口的特征（例如：商務部部長在中美貿易爭端中曾經打了一個生動的比方，我國出口美國幾億雙襪子的利潤值還抵不過美方向中國出售一架波音747的利潤值）。因此合理利用FDI、調整出口布局以形成合理分布對于國民經濟的長期、穩定、健康的可持續發展至關重要。

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［3］陳志剛．外國直接投資與經濟發展：理論、實證和政策［M］．北京：經濟科學出版社， 2004．

［4］沈坤榮等．我國貿易發展與經濟增長影響機制的經驗研究［J］．經濟研究，2003，（5）．

［5］吳一丁，毛克貞．我國出口貿易影響經濟增長的路徑研究［J］．國際貿易問題，2006，（2）．

［6］黃華民．外商直接投資與我國實質經濟關系的實證分析［J］．天津：南開經濟研究，2000，（5）．

第6篇：進出口貿易相關問題范文

【關鍵詞】進出口額；匯率波動；協整檢驗；格蘭杰檢驗

一、引言

自1978年中國改革開放特別是2001年中國加入世貿組織以來，我國貿易實現了連續的雙順差，經濟也呈現出較快的發展態勢。但伴隨而來的是美、日、歐等主要貿易國對我國的強烈不滿。由此即引起了中國與其貿易國“貿易摩擦”的不斷升級。為改變這種不利局面，順應國際國內經濟發展形勢的需要，我國即在2005年7月21日啟動了第二次匯改，人民幣不再盯住單一美元，而是實行了“以市場為基礎的，參考一籃子貨幣匯率進行調整的、有管理的浮動匯率制度”。

特別是近兩年，我國的國際經濟地位不斷提高，2010年國民生產總值曾一度超過日本，躍居世界第二。因此研究我國的市場貿易，匯率波動與經濟增長的關系就變得十分必要。故本文以進出口額、匯率波動和國民生產總值GDP等變量為依托，對各變量間的關系進行實證研究，總結出匯率波動與進出口、進出口與經濟增長、匯率波動與經濟增長之間存在的關系及其影響。并希望研究結果能加強我國進出口廠商的匯率風險控制意識，加強政府對匯率波動的調節和控制，從而對調節我國進出口結構，促進經濟發展起到積極的作用。

二、文獻綜述

1973年布雷頓森林體系解體以后，各國實際匯率波動增大，全球的國際貿易增長速度也明顯放緩，這引起了諸多專家學家的關注。但是對匯率的波動、進出口貿易與經濟增長之間存在的關系，國內外學術界并沒有一致定論。有的學者認為名義匯率對出口有顯著的負面影響（ChoudhCry，2005）。有的學者通過研究并沒有發現它們之間存在的必然聯系，他們認為“匯率波動對貿易的影響要視不同的國家和產業具體情況而定。”（Christine，1987、Chou，2000），而有些學者給出了更具體的結論：匯率波動對發展中國家出口產生負面影響（Sauer、Bohara，2001）。

隨著國際上對中國人名幣匯率改革壓力的增大，近年來國內對人民幣匯率波動對進出口貿易、經濟增長的影響的研究也越來越多。部分學者采用CARCH模型、協整理論和向量誤差修正模型就匯率波動對進出口貿易的影響進行了實證分析，實證研究結果表明：長期中，持續的匯率波動對中國的進口具有積極作用，而且對出口有顯著的負面影響；短期內，進出口貿易流量受匯率波動的影響則較小（賀剛，2006）。也有部分學者對人民幣匯率變動對義烏出口貿易影響進行了實證分析，研究表明人民幣匯率變動與義烏出口貿易呈正向變化，但義烏出口貿易的長期發展并不是匯率波動本身造成的（李春麗，2010）。同時也有部分學者通過運用CARCH模型、協整模型、誤差修正模型對中國匯率改革之間的長短期關系和人民幣實際匯率波動對中歐進出口貿易的影響進行了研究，結果表明出口在長期內會隨匯率波動而增加，而進口（亦即歐元區對中國出口）卻隨匯率波動而減少（李天鋒，2012）。

雖然，關于匯率波動對進出口貿易的影響的研究越來越多，但是綜合衡量中國市場貿易、匯率波動與經濟增長間關系的研究卻并不多見。本文即是在前人研究的基礎上，綜合分析了匯率波動、進出口與經濟增長間的相關性。

三、實證分析

本文在總結相關學者關于影響經濟增長各因素的基礎上，嘗試著通過單位根分析、協整檢驗、格蘭杰因果檢驗及誤差修正檢驗等實證分析方法，從對外貿易、人民幣匯率波動等角度研究各相關變量對經濟增長的影響。

（一）變量說明及數據來源

考慮到進出口是市場貿易的重要組成部分，本文用進出口額來表示中國的市場貿易。變量和數據說明如下：1、國內生產總值：由于國內生產總值是衡量一國經濟增長的重要指標，本文用國內生產總值來描述經濟增長，以表示；2、商品進出口額：出口是拉動經濟增長的一個重要因素，本文以商品的進出口額來描述市場貿易，分別以表示我國對外貿易進程中的進口額與出口額；3、匯率：中國的進出口貿易大多用美元結算，本文選擇人民幣兌美元匯率進行分析，以表示。

為了消除數據存在的異方差性和自相關性，故本文對各變量作了對數處理，分別以表示，并建立回歸方程如下：

（二）相關分析

1、單位根檢驗

本文運用Eview3.1軟件，采用ADF檢驗法對變量的二階差分序列進行平穩性檢驗，檢驗結果如表1所示：

由表1知，原序列均為非平穩序列，而其二階差分序列則為平穩序列，故序列二階單整，可進一步檢驗變量間的協整關系。

2、協整檢驗

為了進一步分析進出口額，匯率波動與國民生產總值之間是否存在長期的均衡關系，我們需要對進行協整分析。本文采用Engle-Granger兩步法進行協整檢驗，即先使用最小二乘法對進行回歸，再通過對回歸得到的殘差進行單位根檢驗來判定變量之間是否存在長期均衡關系。如果殘差序列是平穩的，就說明回歸方程中各變量之間存在長期的均衡關系，否則，它們之間不存在長期的均衡關系。

首先，以1995-2011年近20年的樣本數據為研究依托，對各變量進行最小二乘法估計，其結果為：

其中：R2表明模型的擬合優度較高，DW基本排除了模型自相關問題。

其次，檢驗殘差序列是否是平穩序列，對（2）式的殘差序列進行單位根檢驗，ADF檢驗采用不包括常數項和趨勢項的檢驗方程進行檢驗，其檢驗結果如表2所示：

3、格蘭杰因果關系檢驗

通常而言，Granger因果關系檢驗主要檢驗一個變量被另一個變量解釋的程度，是一種分析變量間因果關系的檢驗方法。本文根據AIC準則，通過對Granger因果關系檢驗方法的分析，最終得出如表3所示的各種檢驗結果。

故由表3不難看出，對外貿易過程中的的進口額與出口額均是經濟增長的Granger成因，而經濟增長則不是進口額與出口額的Granger成因；同時，人民幣匯率不是經濟增長的Granger成因，而經濟增長則是人民幣匯率的Granger成因。并且，通過研究也發現：貿易過程中的進出口額之間也具有單向的Granger成因，即：進口額是出口額的Granger成因，而出口額則不是進口額的Granger成因；進口額、出口額等變量均是人民幣匯率的Granger成因，而人民幣匯率則不是進口額與出口額的Granger成因。

4、短期動態的誤差修正模型

協整檢驗證實了之間存在長期的協整關系，但短期內各變量是否存在關系，需要用誤差修正模型進行檢驗，通過分析可得出如下式（3）所示的誤差修正回歸方程：

（3）

其中：R2表明模型的擬合優度較高，DW的值基本排除了模型自相關的問題，而變量的符號與長期均衡關系的符號一致，誤差修正項的系數為負，符合反向修正機制。表明短期波動偏離長期均衡時，將以51.2%的調整力度將非均衡狀態拉回均衡狀態。

四、結論與建議

本文運用實證分析方法，采用單位根檢驗、協整檢驗、格蘭杰因果檢驗對進出口額、匯率波動和國內生產總值等變量間的相關性進行了分析，通過分析不難發現：第一，進出口的變動對我國經濟增長具有較明顯的正向影響。從短期動態誤差修正模型中我們可以得出，短期內出口每增加1個單位，國內生產總值將增加0.16個單位，進口每增加1個單位，國內生產總值將增加0.16個單位；從協整檢驗的方程式（2）中，可以得出：長期內出口每增加1個單位，國內生產總值將增加0.34個單位，進口每增加1個單位，國內生產總值將增加0.23個單位。因此，進出口的變動對我國經濟增長有正向的影響，并且它們之間存在長期的均衡關系。第二，無論在長期還是在短期內，匯率波動與我國經濟增長均呈負向關系。在短期內人民幣匯率每上升1個單位，國內生產總值將下降1.09個單位；在長期內人民幣匯率每上升1個單位，國民生產總值將下降2.73 個單位，可見長期內人民幣匯率的上升對我國經濟的增長會產生較深的負面影響。第三，進出口的變動會對我國國內生產總值產生較直接的影響。格蘭杰因果檢驗結果表明進出口是國內生產總值增加的Granger原因。因此企業、政府在做出相關的決策時要綜合考慮各方面的影響因素，不可顧此失彼。另外，人民幣升值已是大勢所趨，出口企業只有積極采取應對措施，化被動為主動、提高自己的定價話語權，才能應對人民幣升值所帶來的各種壓力。

1、調整貿易政策，積極實行進出口并重的貿易政策

長期以來，我國一直實行的是出口導向型的對外貿易政策，采取出口退稅等政策，鼓勵出口，限制進口。但是隨著我國經濟實力的增強，尤其是加入WTO以后，我國的對外貿易進入了一個新的階段，國際貿易環境也發生了很大的變化。具體表現在以下兩個方面：

首先，隨著世界經濟的不斷融合，中國憑借著勞動力優勢使越來越多的中國產品進入了外國市場，并受到了外國顧客的歡迎，這無疑引起了所在國政府和企業的恐慌，由此引起了貿易保護主義的抬頭，尤其是隨著美國經濟的下滑，中國和美國之間的貿易摩擦不斷加劇，對我國的對外貿易環境造成了嚴重的影響。其次，貿易順差使我國的外匯儲備不斷提高，人民幣面臨著越來越大的升值壓力，長期的貿易順差一定程度上推高了我國人民幣的匯率走勢。

長期以來，我國的“鼓勵多出口、少出口”的貿易政策導向導致了出口商品供給的急劇增加，進而致使出口品價格不斷下降、利潤空間持續壓縮，企業面臨的出口環境日益惡劣。因此，我國應進一步調整國際貿易的產業結構，鼓勵高新技術產品、高附加值產品的出口，同時也應積極實行進出口并重的貿易政策，在擴大出口的同時，也應充分利用出口外匯來進口本國所需的各種資源和技術，以期實現進出口貿易的國際收支平衡，進而促進我國經濟的健康發展。

2、采取有效措施，盡力緩解人民幣升值壓力

一定程度上，人民幣升值對我國經濟增長方式的轉變、經濟增長速度的進一步提升、進出口貿易產業結構的升級等均產生了較大影響，故相關管理部門應積極采取有效措施以緩解人民幣升值的壓力。首先，相關管理部門應采取有效措施促進產品出口退稅率的適當降低。因為高額出口退稅率制度的存在使得我國部分企業為了獲得這部分出口退稅率而相互之間惡性競爭，實際上高額出口退稅率的存在一定程度上等于我國在向國外出口時做的是賠本買賣，故在目前人民幣匯率不斷升值的情況下，政府可以本著“適度、穩妥、可行”的原則，根據產品結構的不同適當調整出口退稅率。其次，應適當放寬對外匯的管制。適當減少國內居民對外匯需求的限制、適當消化外匯儲備，并適當增加企業和個人所持外匯比例，同時適當減少國家的外匯儲備。再者，應積極完善現行的結匯制度，進而從根本上降低人民幣升值壓力。目前我國的外匯儲備足以保障對外貿易活動中的外匯資金需求，也為選擇更加寬松的外匯管理制度創造了條件。故我國相關管理部門可進一步放寬出口企業的留匯額度，并逐步變一些項目的強制結匯為意愿結匯，進而完善我國現行的結匯制度。

注釋：

①表示變量的二階差分；檢驗形式中的c表示帶有常數項，t表示帶有趨勢項，k表示帶有滯后階數。

參考文獻：

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[5]高鐵梅.人民幣匯率波動性對中國進出口影響的分析[J].世界經濟，2007（10）.

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作者簡介：

第7篇：進出口貿易相關問題范文

一、問題的提出

改革開放以來，我國綜合國力顯著增強，經濟實現了持續的高速增長。中國經濟增長的過程也是對外貿易經濟增長的過程，隨著外貿管理體制改革的深化和運作機制的不斷完善，我國在擴大對外出口的同時，也進一步擴大國內市場的對外開放，我國進出口增長對經濟增長的反映也越來越靈敏。隨著中國申請加入世貿組織，中國在進出口體制方面已發生了顯著變化.非關稅壁壘的種類和范圍大為縮小以到取消，進口關稅水平大幅度下降。由此可見，進出口貿易對我國經濟乃至政策上的變化有重大影響。所以，關于影響我國進出口的決定因素是值得深入研究的問題。對它的研究能為我國進出口貿易政策的制定提供有益的定量依據。

二、理論綜述

從目前的理論研究看，影響我國進出口發展的因素主要有匯率，GDP，服務業比重，關稅稅率，價格指數，利用外資等。本文將通過構建計量經濟模型，對各種因素與進出口總額的關系進行實證研究。

1．匯率對進出口貿易的影響。一般情況下，如果人民幣升值，以外幣表示的中國出口產品的價格將上升，這會削弱中國產品在國際市場上的競爭能力，導致出口減少。反之，如果人民幣貶值，以外幣表示的中國出口產品的價格將下降，這樣就能增強中國產品的競爭力，使得出口增加。

2．GDP對進出口貿易的影響。一國進出口貿易的發展程度很大程度上依賴于這個國家的經濟發展水平，衡量一個國家經濟發展水平的最有效的指標就是GDP。國民經濟越發達，與國外的聯系也會越緊密，從而推動國家進出口貿易的發展。服務業比重對進出口貿易的影響。

3．服務業比重對進出口的影響。一般而言，由于“服務不出國”，所以第三產業的可貿易程度較低，因此，第三產業的比重越高，進出口總額在經濟總量中的比重就會越低。

4．進口關稅稅率對進出口貿易的影響。進口關稅稅率是調節進口商品數量和結構，保護國內幼稚工業，增加國家財政收入的重要手段，在改革開放初期，為了保護我國工業產業的發展，中國一直實行高關稅稅率政策。隨著經濟的發展和國際形勢的變化，逐漸調低關稅率，進而增加進出口貿易總額。

5．價格指數對進出口貿易的影響。改革開放十幾年來，我國國民經濟得到飛速發展，但物價指數居高不下。這樣，出口商品成本上升，對出口不利；進口商品價格可能低于國產同類商品的價格，而對進口有利。

6．利用外資對進出口貿易的影響。1978 年，中國打開了封閉已久的大門，外商、外資、外國產品便接踵而至。利用外資大大促進了我國對外貿易的發展。一方面，利用的外資大部分直接用于進口。另一方面，外資，雄厚的資本、先進的技術和我國廉價的勞動力結合起來，生產出質優價廉，在國際市場上極具競爭力的產品。

三、模型的設定

基于以上分析，建立進出口總額與匯率，國民生產總值，服務業比重，進口關稅稅率，價格指數，利用外資之間的多元線性回歸方程，同時引入虛擬變量來反映國家匯率政策的變化。方程可以表示為：

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

其中：Yt：進出口總額；X1t：匯率；X2t：國民生產總值；X3t：服務業比重；X4t：進口關稅稅率；X5t：價格指數；X6t：利用外資；Dt：虛擬變量；Ut：隨機擾動項

這里將t=1995 作為臨界點，因為1994 年國家實行匯率并軌，考慮到政策的滯后效應，匯率并軌對當年影響不會很大，而1995年之后，這種影響會突顯出來。

四、數據的收集

由于資源的限制，本文只獲取了從1981年到1996年的數據，如下表：

6.所有數據均為現價值。

五、模型的估計與調整

本文運用EVIEWS通過對中國1981年-1996年進出口總額數據與匯率（X1），GDP（X2），服務業比重（X3），進口關稅稅率（X4），價格指數（X5），利用外資（X6），虛擬變量（X1Dt）進行回歸分析，方程形式為：Yt=β0+β1X1t+β2X2t+β3X3t+β4X4t+β5X5t+β6X6t+β7Dt+Ut

EVIEWS的回歸結果如下表所示：

從表中的結果可以看出，在給定的顯著性水平a=0.05下，F統計量1278.227，明顯顯著。可決系數R2=0.999107，模型擬合程度較高。但X1，X5，X1Dt參數的t值，卻不顯著。這可能是因為存在多重共線性的原因，所以下面對模型進行多重共線性檢驗和處理。

首先計算各解釋變量的相關系數，看出它們存在很強的相關性。然后用逐步回歸法對模型進行處理。

最后修正嚴重多重共線性影響后的回歸結果為：

六、模型檢驗

1．經濟意義上的檢驗

從回歸結果可以看出，GDP每增加1元，平均來說引起進出口總額增加0.042474億元；服務業比重每增加1%，進出口總額增加25.79033億元；進出口關稅稅率每增加1%，進出口總額增加27.28523億元；利用外資每增加1元，進出口總額平均增加0.7284445億元；1994年以后，由于實行了匯率并軌，匯率也對進出口總額產生了重大的影響。匯率每增大一個百分點，進出口總額平均減少17.26333億元。

2．統計檢驗

（1）擬合優度：由表2.0中數據可以得到R2=0.999082，修正的可決系數為0.998623，這說明模型對樣本的擬合很好。

（2）F檢驗：在給定顯著水平a=0.05，Fa（5，10）=2.52.由表2.0中得到F=2176.085大于2.52，說明回歸方程顯著，即“國民生產總值，關稅稅率，服務業比重，利用外資，匯率”等聯合起來確實對“進出口總額”有顯著影響。

（3）T檢驗：在給定顯著水平a=0.05，臨界值可以粗略等于2.由表2.0中數據可以得到各個參數的t統計量都大于2，說明在顯著性水平a=0.05下，在其他條件不變是情況下，解釋變量“國民生產總值，關稅稅率，服務業比重，利用外資，匯率”等分別對被解釋變量進出口總額有顯著的影響。

3．計量經濟意義上的檢驗

（1）多重共線性的檢驗

第一次對模型進行OLS模型估計的時候，F值明顯顯著，可決系數R2也很大，說明擬合效果很好。但是匯率，價格指數，虛擬變量參數的t統計量都小于2，對被解釋變量不顯著。此時模型存在多重共線性，后來對多重共線性進行了處理。因此這里已經不存在多重共線性的影響了。

（2）異方差的檢驗

用EVIEWS繪制e2對X2，x3，x4，x6，x1，Dt散點圖。從圖中可以看出，殘差平方e2對X2，x3，x4，x6，x1Dt的變動沒有太大的變化，因此，認定模型不存在異方差。

（3）自相關的檢驗

當給定顯著性水平0.05時，查DW表，當n=16，k=2時，得dL=0.615，dU=2.157。由回歸結果可知，DW統計量為1.905784，大于dL =0.615，小于dU=2.157，所以不能判定是否為自相關。為了驗證是不是存在自相關問題，采用廣義差分法進行檢驗，發現不存在自相關。

七、本文結論

1．人民幣匯率下調是要改變我國人民幣幣值對外高估狀況，使用美元表示的我國出口商品價格下降，增強在國際市場上的競爭力；使用人民幣表示的進口商品價格升高，使其在國內市場上處于不利地位，從而達到擴大出口，限制進口。匯率單獨對進口和出口產生重大的影響，但是對進出口總額則沒有太大的影響。

2．1981-1996年，我國GDP平均每年以19%的速度增長。GDP 的快速增長帶動了外貿進出口的高速增長。一方面，國內許多企業的生產直接面向國際市場，生產的目的就是為了出口創匯，而且，隨著國家產業政策的調整，產品加速更新換代和升級，出口商品結構也不斷優化，制成品出口比重逐年上升，

3．隨著新興產業的不斷興起，服務業比重在逐年增加，由原來的20%多增加到35%以上。由于“服務不出國”的理念，服務業比重的增加確實在一定程度上影響中國進出口總額。

4．進出口關稅稅率是進出口貿易的一個門坎，是進出口貿易比較要遵守的義務。它對進出口總額產生了顯著的影響。

5．價格指數單獨對進口和出口產生重大的影響，但對進出口總額影響不夠顯著。

6．隨著外資的不斷引進，中國的進出口總額在一定程度上依賴于外資的促進作用。它對進出口總額產生顯著的影響。

7．1994年匯率并軌，對當年沒有產生太大的作用。但之后確實對中國進出口總額產生了顯著性影響。

八、政策性建議

1．充分吸收和利用外資，降低進口關稅，深化外貿體制及與之相配套的改革，擴大外匯儲備。

2．調整國內的產業調整。（1）大力發展高新技術產業，減少對國外技術的依賴，降低該類產品的進口。（2）大力發展能夠吸納勞動力的輕工業和服務業，有效提高國民的收入，進而進一步推動第三產業的發展。

3．在現有的人民幣匯率基礎上，通過漸進的人民幣升值來實現進出口總額的下降，進而促進外貿依存度的降低。（1）人民幣升值，意味著勞動力收入提高，這可以提高我國居民的購買力。（2）人民幣升值，意味著勞動力成本上升，會導致一些競爭力差的企業放棄出口，減少我國的出口額。另外，本幣升值還可以在間接上起到調整出口產品結構的作用。

參考文獻：

[1]商場現代化.2007.6(中旬刊)(總第506期).

[2]龐皓.計量經濟學.西南財經大學出版社.2006.1.

第8篇：進出口貿易相關問題范文

關鍵詞：FDI；人民幣；有效匯率；進出口貿易；廣義矩估計

中圖分類號：F830 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）35-0179-02

一、 研究方法與數據選取

（一）模型的建立

本文構建如下動態面板模型：

（二）數據說明

本文所采用的人民幣有效匯率來源于BIS（國際清算銀行）所公布的名義有效匯率，年度數據為經過月度平均處理。31個省、市、自治區的GDP、FDI、進出口貿易數據均來自中經網數據庫及各期《中國統計年鑒》。本文所采用數據區間為1996—2011年。為了比較人民幣有效匯率、FDI對不同地區進口和出口貿易的動態效應，本文分別以中國各省、市、自治區及歸類后的東部、中部和西部三個地區的省、市、自治區作為橫截面單元，從而形成1996—2011年的兩種、四組面板數據。

二、模型估計分析

本文根據Arellano-Bond估計原理，使用軟件STATA12.0對模型（1）到（4）進行GMM估計。表1至表3為動態面板模型（1）至（4）的GMM兩步法估計結果。

從表1出口的基本動態面板模型的估計結果可以看出，無論是在全國范圍內，還是各區域，前期出口越多，當期出口也越多；FDI的中部系數為正，表明FDI對中部地區的出口具有創造效應。匯率對出口的影響為負，這和傳統理論相符。各地區經濟規模即GDP與出口呈正相關關系，但從系數上看，東部地區的系數明顯高于中西部，這主要與東部地區經濟發展水平最高相關。

表2為加入解釋變量滯后項后的估計結果，前期出口對當期出口的影響仍然是正的，除中部地區外，均是顯著的。當期FDI對出口具有創造效應，同時東部的系數要高于全國系數。人民幣有效匯率當期值對出口的影響，除中部地區外均是負的，但匯率滯后一期的值為正數，此時人民幣有效匯率升值反而有利于出口，這與中國的現實情況并不相符。但人民幣有效匯率各期的系數較小，表明中國出口對人民幣匯率并不敏感。經濟規模的影響情況和基本模型大致相同。同時發現中部地區的各項數據幾乎都不顯著，這有可能存在數據統計等問題。

表3是進口動態面板基本模型的估計結果。各地區上一年度進口對當期進口的影響顯著為正。FDI對進口具有促進作用，因為外商來華投資時，也引進了先進的技術和設備，從而拉動當年的進口。從系數上看，FDI對進口的促進作用，東部地區顯著，中部和西部地區不顯著；而匯率對進口影響均顯著為負且系數較小，表明中國進口對匯率也并不敏感。GDP對進口具有拉動作用，經濟規模越大，進口需求越高。

三、結論及政策建議

首先，前期進出口與當期進出口具有顯著的正相關性，前期進出口越高，當期進出口也越高，表明進出口影響因素作用的滯后性。其次，當期FDI對出口具有創造效應，FDI流入越多，出口越多；加入解釋變量滯后項的模型估計結果表明，這種創造效應存在較明顯的地區差異，其中東部地區的創造效應最大。當期FDI對進口具有促進作用，且存在區域差異，東部地區較小，中部和西部大致相同。再次，人民幣有效匯率當期值和滯后一期值對進出口的影響均是負的，而滯后兩期對進出口的影響均轉為正的，但從系數上看，東部地區進出口對匯率敏感性要大于中、西部地區，這主要是因為東部地區更多是資本密集型企業，而總體來看，人民幣匯率對中國進出口的影響并不大。最后，進出口與各地區經濟規模與之間存在正相關關系，即經濟規模越大，進出口的規模也越大。

由以上結論可以看出，中國進出口貿易對人民幣匯率的變動并不敏感，因此國際社會指責人民幣匯率低估是中國貿易順差的主要原因，并頻頻施壓人民幣升值，試圖減少中國貿易順差的做法是不合理的。而從以上對中國進出口貿易影響因素的區域差異的分析中可以看出，中國中、西部經濟發展水平落后，投資收益率低是其FDI流入較少，進出口貿易不發達的主要因素。因此，通過各種政策，提高中西部地區的生產率水平、勞動者素質，吸引FDI流入，在充分發揮東部地區發展優勢的同時，推進動中、西部經濟的發展，逐漸縮小區域差異，才能使中國經濟保持均衡和可持續發展。

第9篇：進出口貿易相關問題范文

關鍵詞：人民幣匯率；進出口貿易；OLS估計；ADF檢驗；新疆

中圖分類號：F74 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）09-0160-02

一、問題的提出

隨著中國經濟持續發展，對外依存度不斷提高，有關人民幣升值、匯率波動對中國進出口貿易影響的問題討論非常激烈。國內外許多學者專家就人民幣匯率波動對一國進出口貿易的影響進行了大量理論研究和實證分析。

大多數學者采用時間序列數據、面板數據，構建匯率與進、出口模型，在計量經濟學回歸、檢驗基礎上分析二者之間的相關關系并提出相應政策建議。新疆進出口貿易發展受人民幣匯率波動影響的實證研究略顯不足。作為向西開放的橋頭堡，新疆能夠保持均衡、健康發展的對外貿易尤為重要。人民幣匯率作為影響進出口貿易的重要因素，它對新疆進出口發展有怎樣的影響、影響是否顯著、在匯率波動情況下應該怎樣規避風險、保持進出口良好發展等問題具有研究價值。本文采用時間序列數據進行實證研究，選取2002年1月至2011年9月的月度數據，包括進口月度總額、出口月度總額、工業增加值月度數據、人民幣匯率月度數據等，根據本地市場理論以及匯率與進出口相關理論構建出口模型和進口模型，在Eviews6.0當中進行計量分析，就回歸結果解釋經濟意義并提出相應政策建議。

二、構建模型及計量分析

（一）數據說明

第一，本文采用2002年1月至2011年9月的月度數據（共117個樣本）。所有數值均是名義值。第二，新疆進、出口月度總額、新疆工業增加值月度總額等數據來自：國家統計局網站、新疆統計信息網、烏魯木齊海關、《新疆統計年鑒》等。第三，人民幣對美元名義匯率月度加權平均數據來自：中國人民銀行官方網站。第四，由于中國GDP只有季度數據，為了研究方便，用工業增加值的月度數據作為月度GDP數據的替代量。這樣的數據處理方法在國外幾篇實證中曾采用過，如Koray，Lastrapes（1989）；Lastrapes，Koray（1990）；Kroner，lastrapes（1993）。國內學者盧向前，戴國強（2005）也采用過相同的數據處理方法。

（二）構建出口模型和進口模型

依據本國市場效應理論，一國或一地區的出口變動與其市場的經濟規模相關。一般來說，一國或地區的市場經濟規模越大，出口量相應越大，反之則越小，本文中的分析用本國GDP代表與出口相關的市場經濟規模和進口的收入效應。同時，匯率的變動對進出口有著重要的影響，在既定條件下，一國匯率貶值增加出口而減少進口。結合時間序列數據，出口和進口模型分別寫為：

lnXt=α+β1lnYt+β2 lnEt

lnMt=η+φ1lnYt+φ2lnEt

其中，lnXt代表t時期新疆月度出口總額的對數值；lnMt代表t時期新疆月度進口總額的對數值；lnYt代表t時期新疆工業增加值名義月度總額的對數值；lnEt代表t時期人民幣兌美元名義匯率的月度加權平均值的對數值；

（三）計量經濟學分析

1.時間序列數據平穩性檢驗。時間序列數據往往存在數據非平穩的情況，為避免偽回歸，對數據的平穩性進行ADF檢驗。在Eviews6.0當中對2002年1月至2011年9月新疆月度出口總額、月度進口總額、月度工業增加值、月度人民幣匯率等數據進行數據平穩性ADF檢驗，檢驗結果（如下頁表1所示），可以看到lnXt、lnMt、lnYt、lnEt均為一階單整。

2.協整檢驗。由于數據均為一階單整，因此有必要進行協整分析。現在作lnXt與lnYt lnEt的OLS回歸，消除自相關性后得回歸結果如下：

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

從回歸結果看，模型擬合優度較高，回歸系數全部通過t檢驗，不存在自相關。

作lnMt與lnYt lnEt的OLS回歸，消除自相關性后得回歸結果如下：

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

從回歸結果來看，工業增加值回歸系數顯著，其他回歸系數均未能通過t檢驗。

下面分別對出口方程和進口方程的殘差序列ei進行ADF檢驗（如表2所示）：

Eviews6.0當中對殘差序列進行ADF檢驗的輸出結果表明：出口模型和進口模型的殘差序列ei的ADF檢驗統計量的t值大于1%臨界值且P值接近零，殘差序列平穩，出口、進口方程通過協整檢驗，方程中變量之間的關系是長期穩定的。其中出口模型擬合優度較高，回歸系數全部通過t檢驗，說明新疆出口貿易受匯率波動的影響較為顯著且影響長期穩定。進口方程的OLS回歸系數均不顯著，數據的一階單整和變量之間的協整分析說明人民幣匯率波動對進口的影響不顯著。

三、結論與政策建議

1.實證分析結論。實證研究結果表明：匯率波動對于新疆出口貿易有顯著影響，且這種影響長期穩定；匯率波動對于新疆進口貿易的影響不顯著。具體來講，人民幣兌美元名義匯率波動對新疆出口貿易影響表現為：匯率每變動1個百分點，出口額將同方向變動1.398個百分點。同時，出口額更顯著地受到工業增加值影響，與出口成同方向變動。人民幣匯率波動對新疆進口貿易影響不顯著，進口額變化和匯率波動之間沒有表現出長期穩定的相關關系；工業增加值對新疆進口貿易有顯著影響。

2.政策建議。對新疆發展進出口貿易有如下一些政策建議。首先，應該健全以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣、有管理的浮動匯率體制，保持人民幣匯率在合理、均衡水平上的基本穩定。只有穩定匯率制度，發揮匯率調節作用，才能促進經濟平穩健康發展。其次，提高新疆出口產品的國際競爭力。匯率變動對外貿發展的長期有利效果并不是匯率本身變化造成的，而是以匯率的變化為契機，通過比較優勢轉換為競爭優勢所形成的。所以，我們不能過分夸大匯率變化對出口的促進或阻礙作用，而應該從貿易角度解讀：要不斷提高出口企業和產品的國際競爭力。增強出口產品競爭力，優化進出口商品結構，轉化比較優勢成為國際競爭優勢可以促進新疆進出口貿易發展，獲取競爭優勢為目標，充分利用新疆比較優勢，積極創造競爭優勢。再次，應積極推進實施面向中亞的擴大對外開放戰略，制定鼓勵合理進出口的政策。利用好國家的投資，加大產業優化和升級步伐，積極挖掘潛能優勢，引導企業開發中下游產品，延長產業鏈。優化貿易結構，在擴大出口的同時，合理加大進口力度。最后，科學技術是第一生產力，應以科技為動力推進產業結構升級。對于新疆來說，利用先進技術加快新型工業化發展應當緊密依托新疆的優勢資源和優勢產業，以石油等重化工業為中心，積極發展以農副產品深加工為主的附加值高、能發揮區域優勢的企業。只有將外貿發展與科技進步緊密結合起來，兩者相輔相成，才能促進新疆對外貿易均衡、持續、健康地發展。

參考文獻：

[1] 盧向前，戴國強.人民幣實際匯率波動對中國進出口的影響:1994—2003[J].經濟研究，2005，(5).

[2] 姚允柱，張國強.人民幣匯率波動對中國區域間貿易收支的影響[J].世界經濟與政治論壇，2006，(4).