對外貿(mào)易的方法精選(九篇)

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第1篇：對外貿(mào)易的方法范文

【關(guān)鍵詞】 中藥益發(fā)

摘要: 【目的】觀察中藥益發(fā)復方對人頭皮毛囊體外培養(yǎng)的影響?！?a href="http://www.baojiexiang.com/haowen/224453.html" target="_blank">方法】健康志愿者1名，采血制備空白血清后，給予18.33g/kg劑量的益發(fā)復方口服，連續(xù)7d，于第8天清晨空腹服藥后采血制備含藥血清;復制人頭皮游離毛囊體外培養(yǎng)模型，分為7組:空白對照組加Williams E無血清培養(yǎng)基，空白血清組分別加入體積分數(shù)為5%、10%、20%血清，益發(fā)復方含藥血清組分別加入體積分數(shù)為5%、10%、20%的中藥含藥血清;采用倒置顯微鏡觀察毛囊大體形態(tài)變化，并測量毛囊生長長度和生長時間，計算前4d平均生長速度和最終生長長度?！窘Y(jié)果】不同劑量空白血清組前4d平均生長速度、生長時間、最終生長長度均減少，與空白對照組比較具有顯著性差異（均P

關(guān)鍵詞: 禿發(fā)/中藥療法; 益發(fā)復方/藥物作用; 器官培養(yǎng); 人

中藥益發(fā)復方來源于我院皮膚科名老中醫(yī)的經(jīng)驗方，是根據(jù)中醫(yī)理論并結(jié)合多年的臨床實踐經(jīng)驗和現(xiàn)代藥理學研究研制開發(fā)而成的內(nèi)服生發(fā)制劑，在近年來治療脫發(fā)病的臨床應(yīng)用中已取得較好的療效 ［1-2］ 。為從細胞生物學角度初步探討其作用機理，我們通過在體外建立毛囊器官培養(yǎng)模型，觀察了該方對游離人發(fā)毛囊生長情況的影響。

1 材料與方法

1.1 標本來源 20～40歲腦外科病人手術(shù)過程中廢棄的正常全層頭皮（無禿發(fā)、感染等異常）。

1.2 試劑與儀器 毛囊培養(yǎng)基由Williams E無血清培養(yǎng)基（Gibco BRL公司），L-谷氨酰胺（Amresco公司）2mmol/L，Hepes20mmol/L、牛胰島素10μg/mL、轉(zhuǎn)鐵蛋白10μg/mL（Sigma公司），氫化可的松（揚州制藥廠）0.4μg/mL，青霉素、鏈霉素（華北制藥股份有限公司）100U/mL組成。手術(shù)顯微鏡（YZ20P5，蘇州六六視覺科技有限公司）;倒置顯微鏡（Nikon T300帶目鏡測微尺，日本尼康公司）;CO 2 培養(yǎng)箱（HSO301T-VBA，美國Harris公司）;電熱恒溫水浴箱（HH?W21?600，上海躍進醫(yī)療器械廠）;凈化工作臺（SW-CT-IF，蘇 州凈化設(shè)備廠）。

1.3 血清的制備

1.3.1 空白血清的制備 健康志愿者1名，清晨空腹時肘部淺靜脈采血，取血于無抗凝試管中，常溫靜置一段時間后，在離心機內(nèi)分離血清，取上清液，經(jīng)56℃、30min滅活處理后，用針頭濾器濾過除菌，-20℃以下保存?zhèn)溆谩?/p>

1.3.2 中藥含藥血清的制備 ［3-4］ 益發(fā)復方由女貞子20g、菟絲子20g、黃芪15g、制首烏15g、蒲公英15g、丹參15g、甘草10g組成，生藥由廣東省中醫(yī)院中藥房提供。上述中藥加水1000mL，浸泡30min，煮沸后文火煎至200mL，倒出藥液;加水400mL復煎，煮沸后文火煎至100mL，合并兩次藥液，給同一健康志愿者服用（18.33g/kg），每次1劑，每天2次，連續(xù)給藥7d，于第8天清晨空腹服藥（服藥前應(yīng)禁食12h）后1h采血，血清制備方法同1.3.1。

1.4 游離毛囊的分離與培養(yǎng) ［5-6］ 從手術(shù)室取回新鮮全層頭皮標本，用生理鹽水漂洗血污，并剪除外露的毛干及部分過多的脂肪組織（注意勿傷及毛球），再用D-Hanks液（含青霉素400U/mL、鏈霉素400U/mL）連續(xù)沖洗3遍，每遍3～5min;將頭皮標本剪成0.3～0.5cm寬的皮條，用眼科手術(shù)剪從真皮與皮下組織交界處剪開，棄真皮和表皮部分。在解剖顯微鏡下（×8）用顯微外科鑷夾緊毛根遠端，順毛囊方向輕輕從皮下組織中拔出完整的毛囊，置于無菌培養(yǎng)液中待養(yǎng)。在倒置顯微鏡下選取結(jié)構(gòu)完整的生長早期毛囊（即外毛根鞘完整、毛形態(tài)圓潤光滑，第1天即有明顯生長，生長長度l≥0.1mm的毛囊），在超凈臺內(nèi)將其小心轉(zhuǎn)移至24孔板內(nèi)，每孔1根毛囊，再加入毛囊培養(yǎng)基0.5mL，加蓋，置于37℃、含體積分數(shù)為5%CO 2 及一定濕度的培養(yǎng)箱中進行培養(yǎng)，每隔4d換培養(yǎng)液1次，每次換液50%左右。

1.5 實驗分組 共分為7組，第1組以不加任何中西藥的Williams E無血清培養(yǎng)基作為空白對照組;第2～4組為分別加入不同容積培養(yǎng)基稀釋后體積分數(shù)為5%、10%、20%的空白血清組;第5～7組為分別加入不同容積培養(yǎng)基稀釋后體積分數(shù)為5%、10%、20%的中藥含藥血清組。

1.6 觀測指標

1.6.1 毛囊形態(tài)觀察 在倒置顯微鏡下連續(xù)觀察每日各組毛囊毛球部及其內(nèi)部結(jié)構(gòu)（包括毛母質(zhì)、毛以及內(nèi)、外毛根鞘）的形態(tài)變化，記錄其變化特點，并分別照相。

1.6.2 毛囊的生長速度及其生長時間的測定 在裝有目鏡測微尺的倒置顯微鏡下，測量每24h各組毛囊從毛根基部至毛干游離頂端的長度，直至毛囊不再延長。記錄毛囊的生長長度和生長天數(shù)，并計算出前4d的平均生長速度和最終生長長度。

1.7 統(tǒng)計學方法 應(yīng)用SPSS10.0統(tǒng)計軟件對實驗數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計處理，各組間的比較采用成組t檢驗和方差分析。

2 結(jié)果

2.1 毛囊大體形態(tài)變化 倒置顯微鏡下動態(tài)觀察顯示，各組毛囊逐日延長，表現(xiàn)為毛干和內(nèi)、外根鞘的共同生長，結(jié)締組織鞘未見延長。毛囊快速生長主要集中在前4d，此時各組毛囊總的形態(tài)沒有明顯變化，毛囊各層結(jié)構(gòu)清晰，毛球部飽滿，毛與毛母質(zhì)界線分明且呈錐形嵌入其內(nèi)。生長初、中期，毛干與內(nèi)、外根鞘的增長長度基本相等;到末期，毛干的生長速度稍快，最后毛干稍突出于毛根鞘外。隨著培養(yǎng)時間的延長，部分毛囊開始貼壁生長，生長速度明顯減慢。貼壁后的毛囊稍有延長或長度基本無變化，其形態(tài)結(jié)構(gòu)開始發(fā)生改變，表現(xiàn)為毛囊各層次稍顯模糊，毛球部逐漸增大變圓，毛囊基部與毛母質(zhì)之間的距離縮短，毛囊中段變粗。毛囊停止生長后開始出現(xiàn)退行期樣改變，毛球部形態(tài)變得極不規(guī)則，毛囊下段輕度彎曲，毛根呈棒狀;隨后毛母質(zhì)逐漸上移，與毛距離拉長，直至完全分離?？瞻讓φ战M的毛囊在培養(yǎng)的第1周形態(tài)完好，層次清晰;部分毛囊在第8天開始貼壁，1～2d后毛囊停止生長，呈早期退行變化?？瞻籽褰M的毛囊平均貼壁生長時間為5d，第6天大部分毛囊形態(tài)開始發(fā)生改變，隨即迅速進入退行期。中藥含藥血清組的毛囊平均貼壁生長時間為6～7d，8d后逐漸進入退行期。結(jié)果見圖1。

2.2 各組毛囊的生長情況 結(jié)果見表1。毛囊在Williams E培養(yǎng)基（即無血清空白對照組）中生長良好，毛囊持續(xù)生長最長可達11d，最終平均生長長度為（1.25±0.26）mm，培養(yǎng)過程中未發(fā)現(xiàn)污染情況。各組毛囊在培養(yǎng)前4d生長速度較快，其中前2天長得最快，以后逐漸減慢。10%和20%中藥含藥血清組前4d的平均生長速度和最終生長長度均優(yōu)于相應(yīng)的空白血清組（P

3 討論

毛囊是一個由內(nèi)毛根鞘、外毛根鞘、結(jié)締組織鞘（又稱真皮鞘、纖維根鞘）、毛、黑色素細胞等構(gòu)成的皮膚附屬器官，毛發(fā)的生長和毛囊的周期性再生依賴于毛囊上皮和真皮間的信息傳遞來實現(xiàn)，毛發(fā)延長主要是由于毛母質(zhì)細胞分裂增生的結(jié)果。Philpott等 ［5］ 在1990年首先建立了人頭皮游離毛囊的生長模型，我國從1996年始也逐漸建立了游離毛囊體外培養(yǎng)（小鼠觸須、人頭皮毛囊和豬耳毛囊）的方法，并就一些細胞因子、皮質(zhì)類固醇及藥物對毛囊生長的影響進行了探討 ［7-10］ 。 目前關(guān)于中藥對毛囊體外培養(yǎng)的實驗研究主要為單味中藥及其提取物（單體）對小鼠觸須毛囊生長的影響，作用方式為藥物成分加入培養(yǎng)基中在體外與游離毛囊直接作用，其結(jié)果尚不足以說明中藥在人體內(nèi)的藥理效應(yīng)。我們參照中藥血清藥理學的實驗方法，采用含中藥成分的人血清摻入毛囊培養(yǎng)，克服了中藥粗制劑中非有效成分和本身的理化性質(zhì)對實驗結(jié)果的干擾，其實驗條件更接近藥物在體內(nèi)環(huán)境中產(chǎn)生藥理效應(yīng)的真實過程，在一定程度上更能反映整體給藥的效果 ［11-12］ 。中藥益發(fā)復方中女貞子、菟絲子平補肝腎，為君藥，《本草備要》認為女貞子能“補肝腎，安五臟，強腰膝，明耳目，烏須發(fā)”。黃芪補氣固表，緊束發(fā)根;何首烏補肝腎、益精血、烏須發(fā)，《本草綱目》謂之“…能養(yǎng)血益肝，固精益腎，健筋骨，烏髭發(fā)，為滋補 表1 各組毛囊生長情況的比較良藥”，二者共為臣藥。蒲公英清熱利濕，《本草綱目》謂之有“烏須發(fā)，壯筋骨”之效;丹參清熱涼血、活血啟竅，二藥可防本方過于溫燥，反傷陰血之虞，用為佐藥。甘草補脾益氣、調(diào)和諸藥，為使藥。諸藥合用，共奏補益肝腎、益氣活血、清熱祛濕、啟竅生發(fā)之功效。

本研究使用Williams E培養(yǎng)基成功地采用游離毛囊體外培養(yǎng)技術(shù)，對人頭皮毛囊的生長情況進行了觀察。在實驗中我們發(fā)現(xiàn)，在含有血清的培養(yǎng)基中毛囊雖能保持一定的增長速度，但與無血清空白對照組相比其生長速度相對較低，生長時間有所縮短，貼壁時間提早，因而毛囊總生長長度也相應(yīng)減小。說明血清中的某些成分可誘導毛囊進入退行期，對毛囊的生長具有一定的負影響 ［13］ ，此過程是否類似于自然新陳代謝的退行性變化過程，有待進一步證實。為了排除這種干擾，我們設(shè)立了與中藥含藥血清組相對應(yīng)的3個空白血清組，以確保實驗的可比性。通過毛囊在不同條件下各項生長指標的觀察，結(jié)果顯示10%和20%中藥含藥血清組毛囊的生長速度、生長時間和最終生長長度均優(yōu)于相應(yīng)的空白血清組（P

本研究結(jié)果表明中藥益發(fā)復方能夠促進毛囊生 長、維持毛囊正常形態(tài)，從而達到減少毛發(fā)脫落、促進毛發(fā)生長的效果，這可能是該方治療脫發(fā)的作用機制之一，但關(guān)于中藥的作用方式和靶點仍是一大難題，有待于今后進一步探討研究。當然，本研究是以含藥血清對毛囊進行體外培養(yǎng)，而當中藥內(nèi)服時，其藥物作用于毛發(fā)的途經(jīng)和結(jié)果是否與本結(jié)果一致，有待進一步研究。

參考文獻:

［1］陳達燦，胡東流，國維.中藥益發(fā)治療脂溢性脫發(fā)576例的近期療效觀察［J］.新中醫(yī)，1996，28（8）:49.

［2］國維，陳達燦，胡東流.中藥“益發(fā)”治療脂溢性脫發(fā)的臨 床與實驗研究［J］.實用醫(yī)學雜志，1997，13（4）:265.

［3］李儀奎.中藥血清藥理學實驗方法的若干問題［J］.中藥新藥與臨床藥理，1999，10（2）:96.

［4］李振光，王凈凈.關(guān)于中藥血清藥理學方法的思考［J］.中國 中醫(yī)藥信息雜志，2002，9（2）:5.

［5］ Philpott M P，Green M R，Kealey T.Human hair growth in vitro［J］.J Cell Sci，1990，97（Pt3）:463.

［6］薛慶善.體外培養(yǎng)的原理與技術(shù)［M］.北京:科學出版社，2003:304.

［7］伍津津，劉榮卿，葉慶俏，等.人頭皮游離毛囊培養(yǎng)［J］.中華皮膚科雜志，1996，29（4）:246.

［8］范衛(wèi)新，朱文元，雷鐵池.小鼠觸須毛囊體外培養(yǎng)的研究［J］.中華皮膚科雜志，1999，32（1）:28.

［9］范衛(wèi)新，Lars Mecklenburg，Ralf Paus.毛發(fā)研究的新模型―――豬毛囊體外培養(yǎng)的研究［J］.臨床皮膚科雜志，2002，31（11）:677.

［10］范衛(wèi)新，Mecklenburg L，朱文元，等.環(huán)孢素對毛囊細胞凋亡和部分生長因子mRNA表達的影響［J］.臨床皮膚科雜志，2003，32（8）:435.

［11］曹俊，張紅梅，王旋.中藥血清藥理學研究概況［J］.中國中醫(yī)藥信息雜志，2002，9（1）:80.

［12］張良，徐立，袁冬萍，等.中藥血清藥理學方法的研究進展［J］.南京中醫(yī)藥大學學報（自然科學版），2002，18（4）:254.

［13］唐建兵，陳璧，湯朝武，等.不同條件對人游離毛囊培養(yǎng)的影響［J］.西北國防醫(yī)學雜志，2001，22（1）:57.

第2篇：對外貿(mào)易的方法范文

[關(guān)鍵詞] 農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對外貿(mào)易價格指數(shù)

農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格指數(shù)是研究農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易問題的基礎(chǔ)。我國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格指數(shù)體系不完善。目前編制并公開農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格指數(shù)的機構(gòu)只有商務(wù)部，從2002年1月起在《農(nóng)產(chǎn)品進出口月度報告》中公開農(nóng)產(chǎn)品月度出口價格指數(shù)；從2005年2月開始進、出口雙向價格指數(shù)。

一、農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格指數(shù)體系現(xiàn)狀

目前可以獲得我國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格指數(shù)的來源非常少。各國際機構(gòu)（或組織）中，只有WTO在每年的ITS（International Trade Statistics）中公開報告部分農(nóng)產(chǎn)品的全球出口價格指數(shù)。WTO將農(nóng)產(chǎn)品作為初級產(chǎn)品的一部分在ITS中報告了1995年以后的食品和飲料 和農(nóng)業(yè)原材料 兩個農(nóng)產(chǎn)品大類（各包括若干小類）的出口價格指數(shù)。根據(jù)WTO的統(tǒng)計口徑，ITS的初級產(chǎn)品的統(tǒng)計范圍包括4個大類：食品和飲料、農(nóng)業(yè)原料、礦物和不含鐵的金屬以及能源，其中食品和飲料以及農(nóng)業(yè)原料屬于農(nóng)產(chǎn)品范疇。

事實上，F(xiàn)AO曾經(jīng)編制并公開過各國農(nóng)產(chǎn)品的對外貿(mào)易價格指數(shù)。根據(jù)FAO貿(mào)易年鑒的解釋，由于缺少新獨立國家在1989-2001年間貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)，F(xiàn)AO暫時中止（temporarily discontinued）了對按照大陸（by continent）區(qū)分的各國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易指數(shù)的測算。這對于保證各國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格指數(shù)數(shù)據(jù)的完整性是不利的。

國內(nèi)機構(gòu)中編制并公開我國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格指數(shù)的部門只有商務(wù)部。從2002年1月起，商務(wù)部開始在《農(nóng)產(chǎn)品進出口月度報告》中公開農(nóng)產(chǎn)品月度出口的單向價格指數(shù)；直到2005年2月才開始同時進、出口雙向的價格指數(shù)。此外，商務(wù)部還針對農(nóng)產(chǎn)品的主要進、出口市場分別測算得到針對主要貿(mào)易市場的農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格指數(shù)。特別地，從2005年6月起商務(wù)部針對某些重點產(chǎn)品 進行測算，在重點產(chǎn)品層次上得到進、出口雙向價格指數(shù)。這樣商務(wù)部編制并的我國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格指數(shù)體系是包括總體、重點國別地區(qū)和重點產(chǎn)品三個層次在內(nèi)的指標體系。

二、對外貿(mào)易價格指數(shù)測算方法回顧

鑒于目前編制并農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格指數(shù)的機構(gòu)只有WTO和中國商務(wù)部，本文首先對上述兩個機構(gòu)采用的對外貿(mào)易價格指數(shù)測算方法分別做出討論。

1.WTO的貿(mào)易價格指數(shù)測算方法 基于SITC（Rev.3)的產(chǎn)品分類標準，WTO的ITS僅僅了部分農(nóng)產(chǎn)品的全球總體對外貿(mào)易指數(shù)，并沒有涉及國別數(shù)據(jù)。相應(yīng)地，ITS只對全球總體指數(shù)的測算程序做了說明，沒有對國別數(shù)據(jù)的來源或測算方法做出明確解釋。根據(jù)WTO的解釋，ITS全球農(nóng)產(chǎn)品總體對外貿(mào)易指數(shù)的測算分兩個步驟完成:首先由秘書處做出估計,將各國的缺失數(shù)據(jù)補齊；然后將各國數(shù)據(jù)加總得到全球總體指數(shù)。對外貿(mào)易價格指數(shù)的測算過程分別在國別和國際兩個層次上完成。由于對國別價格指數(shù)測算程序的解釋并不完整，WTO的對外貿(mào)易價格指數(shù)測算方法對國別貿(mào)易指數(shù)的獲得并不具有現(xiàn)實的借鑒意義。

2.商務(wù)部的貿(mào)易價格指數(shù)測算方法 商務(wù)部編制并公開的我國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格指數(shù)數(shù)據(jù)使用帕氏公式測算得到。就測算方法而言，除了在《農(nóng)產(chǎn)品進出口月度報告》中注明其報告的價格指數(shù)為全樣本指數(shù)外，商務(wù)部并沒有對價格指數(shù)的具體測算程序進一步解釋。考慮到帕氏公式為固定權(quán)重的指數(shù)公式，公式本身的性質(zhì)決定了只有在考察期內(nèi)價格指數(shù)的數(shù)量權(quán)重變化不大的情況下，使用該公式得到的價格指數(shù)結(jié)果才能較為客觀的反映我國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格指數(shù)的綜合變動規(guī)律；否則使用固定數(shù)量權(quán)重的價格指數(shù)公式進行測算是有風險的。

由于國別對外貿(mào)易價格指數(shù)的測算方法同樣適用于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易價格指數(shù)的測算，作者將考察的范圍擴大，對國別對外貿(mào)易價格指數(shù)的測算方法做出討論。除WTO和商務(wù)部外，目前測算并國別對外貿(mào)易價格指數(shù)的國際組織有UNCTAD、IMF和WB等；國內(nèi)機構(gòu)包括海關(guān)總署和國家統(tǒng)計局。其中只有海關(guān)總署對其的對外貿(mào)易價格指數(shù)的測算方法做了說明。

3.海關(guān)總署的貿(mào)易價格指數(shù)測算方法 海關(guān)總署從1994年開始試編我國的對外貿(mào)易指數(shù)，這也是國內(nèi)指數(shù)編制方面的最早嘗試。2000年海關(guān)總署對貿(mào)易指數(shù)的編制系統(tǒng)做了修訂，并于2003年正式啟用新方案編制我國對外貿(mào)易指數(shù)并在內(nèi)部資料上刊登。2005年起海關(guān)總署正式編制出版《中國對外貿(mào)易指數(shù)》月刊，并在季末和年末編制季度和年度指數(shù)增刊。

海關(guān)總署的《中國對外貿(mào)易指數(shù)編制說明》是目前所能見到的對外貿(mào)易價格指數(shù)編制說明中最為詳細的一個。根據(jù)編制說明的解釋，海關(guān)總署的對外貿(mào)易價格指數(shù)采用費氏公式編制。價格指數(shù)測算之前首先對樣本數(shù)據(jù)做篩選，根據(jù)最詳細的海關(guān)進、出口記錄計算出同種產(chǎn)品的價格變異系數(shù)，從中挑選出部分HS的8位稅目上的產(chǎn)品作為計算樣本，樣本覆蓋率占全部貿(mào)易產(chǎn)品的70%以上。獲得測算樣本后，在HS的8位稅目數(shù)據(jù)上計算單位價格指數(shù)，然后使用費氏公式測算得到6 位稅目上的價格指數(shù)，進而向4位目、2位目和全部貿(mào)易產(chǎn)品匯總，最后得到我國的對外貿(mào)易價格指數(shù)。

三、對外貿(mào)易價格指數(shù)測算方法評析

現(xiàn)有的農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格指數(shù)測算方法并不完善，不能滿足農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格指數(shù)測算的實際需要。海關(guān)總署的貿(mào)易價格指數(shù)編制程序較為細致，對農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格指數(shù)的編制工作具有較強的借鑒意義。

1.海關(guān)總署貿(mào)易價格指數(shù)測算方法的優(yōu)勢 海關(guān)總署的指數(shù)測算方法有三個顯見的優(yōu)勢:

一是其公開的對外貿(mào)易價格指數(shù)使用費氏公式測算得到，這種同時考慮兩期數(shù)量權(quán)重的價格指數(shù)公式避免了固定權(quán)重公式對指數(shù)測算結(jié)果可能造成的影響。

二是海關(guān)總署的價格指數(shù)測算建立在8位稅目數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，因此能在最大程度上降低價格指數(shù)的混頻程度。農(nóng)產(chǎn)品的經(jīng)濟屬性差異大，在8位稅目數(shù)據(jù)層次上進行指數(shù)測算的數(shù)據(jù)處理思路對農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)的測算有明顯的借鑒意義。

三是海關(guān)總署的價格指數(shù)測算程序從8位稅目數(shù)據(jù)開始，進而向6位目、4位目、2位目和全部產(chǎn)品匯總。這種測算程序反映了指數(shù)在層級之間的遞推關(guān)系。農(nóng)產(chǎn)品的多樣化特征顯著，使得分類價格指數(shù)更能反映農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易價格的變動規(guī)律。價格指數(shù)在層級之間的遞推關(guān)系為建立農(nóng)產(chǎn)品分類指數(shù)提供了思路。

2.海關(guān)總署貿(mào)易價格指數(shù)測算方法的不足 借助變異系數(shù)指標，海關(guān)總署在全部貿(mào)易數(shù)據(jù)中人為地剔除了某些稅號上的數(shù)據(jù)。這種數(shù)據(jù)處理方法顯著降低了數(shù)據(jù)的變異程度、有利于價格指數(shù)的測算；但同時具有兩個明顯不足：

一是這樣得到的價格指數(shù)不再是全樣本指數(shù)。僅僅根據(jù)變異系數(shù)剔除數(shù)據(jù)，有可能導致某些重要信息的丟失，從而無法全面、客觀反映全部貿(mào)易品價格的綜合變動規(guī)律。

二是參與測算的樣本數(shù)據(jù)占全部貿(mào)易產(chǎn)品的70%以上，從一定程度上講屬于固定權(quán)重的指數(shù)測算方法。這種人為剔除數(shù)據(jù)的處理方法存在的問題是，對貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)變動產(chǎn)生的影響估計不足。如果貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)在考察期間變動顯著，則價格指數(shù)的測算結(jié)果無法反映貿(mào)易品價格的真正變動規(guī)律。

四、農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格指數(shù)測算中的關(guān)鍵問題

我國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格指數(shù)體系涉及數(shù)據(jù)少、時間序列短，尚未包括分類層次上的指數(shù)信息。對外貿(mào)易價格指數(shù)體系的不完善影響了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易領(lǐng)域內(nèi)相關(guān)研究的展開。本文認為，農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格指數(shù)測算應(yīng)注意以下三個關(guān)鍵問題：

1.建立農(nóng)產(chǎn)品分類指數(shù)。農(nóng)產(chǎn)品范圍廣、產(chǎn)品經(jīng)濟屬性差異大,使得分類指數(shù)更能客觀反映農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易價格的變動規(guī)律。

2.選擇合適的價格指數(shù)測算公式?？晒┦褂玫闹笖?shù)公式很多，不同的指數(shù)公式具有不同的統(tǒng)計性質(zhì)，因而適用于不同的情況。因此有必要對現(xiàn)有的價格指數(shù)測算公式做比較，并對使用不同公式得到的結(jié)果做出預期。根據(jù)研究的具體需要選擇某一個或某幾個指數(shù)公式用于農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)測算。

3.測算全樣本價格指數(shù)。這種處理方法會將很多變異較大的數(shù)據(jù)包括在內(nèi)，但是避免了人為剔除某些稅號上的數(shù)據(jù)可能導致的某些重要信息的丟失，這樣得到的價格指數(shù)結(jié)果能夠更為客觀的反映農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易價格的綜合變動規(guī)律。

參考文獻:

第3篇：對外貿(mào)易的方法范文

關(guān)鍵詞：物流供給 物流需求 對外貿(mào)易 協(xié)整分析

問題的提出

1987年以來，廣東省進出口貿(mào)易呈現(xiàn)良好增長趨勢（見圖1），出口額由1987年的101.4億元增長到2010年的4531.91億元，增長了44.69倍；進口額由1987年的108.97億元增長到2010年的3317.05億元，增長了30.44倍，對外貿(mào)易已成為廣東省經(jīng)濟增長的重要推動力量。但是貿(mào)易是由商流和物流組成的，為了保證生產(chǎn)和市場之間的銜接，就必須提供與貿(mào)易相適應(yīng)的現(xiàn)代物流業(yè)。物流發(fā)展水平已成為影響和制約對外貿(mào)易進一步發(fā)展的瓶頸，只有提高物流業(yè)服務(wù)水平，才能將市場需要的商品在恰當?shù)臅r間以恰當?shù)膬r格送到恰當?shù)牡攸c，從而提高商品在市場上的競爭能力，促進對外貿(mào)易發(fā)展。

本文通過對廣東省1987-2010年的物流業(yè)與對外貿(mào)易相關(guān)數(shù)據(jù)整理并進行實證分析，以揭示廣東省物流業(yè)發(fā)展水平與對外貿(mào)易之間是否存在互動關(guān)系，整體是否呈現(xiàn)顯著的良性循環(huán)，進而提出廣東省調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式的戰(zhàn)略性對策。

指標選取及數(shù)據(jù)處理

（一）區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易水平指標

對外貿(mào)易是一個十分復雜的經(jīng)濟過程，目前衡量對外貿(mào)易的指標較多，對外貿(mào)易水平既體現(xiàn)在貿(mào)易“量”的方面，也體現(xiàn)在貿(mào)易“質(zhì)”的方面。本文考慮到數(shù)據(jù)的可得性，僅從量的角度對廣東省貿(mào)易水平進行研究，選取對外貿(mào)易額（MY）作為廣東省對外貿(mào)易水平的衡量指標。

（二）區(qū)域物流發(fā)展水平指標

區(qū)域物流發(fā)展水平是指廣東省物流業(yè)服務(wù)的需求與供給能力，即物流業(yè)需求、供給總量的大小和水平，它是區(qū)域有效開展對外貿(mào)易的瓶頸和基礎(chǔ)。物流活動是一個復雜的區(qū)域協(xié)調(diào)過程，選取什么指標能較全面反映某一區(qū)域物流業(yè)的需求與供給能力，目前還沒有達成共識。本文在考慮計量數(shù)據(jù)的可得性、復雜性和有效性的基礎(chǔ)上，從區(qū)域經(jīng)濟對物流需求的視角選取物流業(yè)產(chǎn)值（CZ）和物流網(wǎng)絡(luò)里程（WL）作為指標，衡量廣東省物流業(yè)的需求和供給能力。

（三）相關(guān)數(shù)據(jù)處理

本文中1987-2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《廣東省統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》及廣東省統(tǒng)計局網(wǎng)站，對外貿(mào)易額和物流業(yè)產(chǎn)值單位統(tǒng)一核算為億美元，物流網(wǎng)絡(luò)單位統(tǒng)一核算為公里。為了使數(shù)據(jù)具有可比性，使用CPI指數(shù)（1978=100）對歷年對外貿(mào)易額和物流業(yè)產(chǎn)值進行平減。在做計量分析時，為了消除跨度大的時間數(shù)列中可能存在的異方差性，對WL（物流網(wǎng)絡(luò)里程）、CZ（物流業(yè)產(chǎn)值）及MY（對外貿(mào)易額）取自然對數(shù)得lnWL、lnCZ及l(fā)nMY數(shù)據(jù)，并運用Eviews6.0軟件對數(shù)據(jù)進行計算處理。

實證分析

（一）趨勢圖與相關(guān)度分析

對外貿(mào)易額、物流業(yè)產(chǎn)值及物流網(wǎng)絡(luò)里程趨勢如圖2所示，從圖2可以明顯看出時間數(shù)列變量lnWL、lnCZ及l(fā)nMY具有相同的變化趨勢，表明變量lnWL、lnCZ及l(fā)nMY之間可能存在協(xié)整關(guān)系。下面運用PP檢驗和Johansen協(xié)整分析等計量方法對廣東省對外貿(mào)易與物流業(yè)發(fā)展水平之間的相關(guān)性作進一步分析。

（二）PP檢驗

對于平穩(wěn)時間序列和非平穩(wěn)時間序列，由于在建立模型時采用的方法是有區(qū)別的，為了避免產(chǎn)生偽回歸，需要在回歸分析之前對時間序列變量進行平穩(wěn)性檢驗。對數(shù)列進行平穩(wěn)性檢驗的方法很多：有ADF（Augment Dickey Fuller）檢驗法、PP（Phillips-Perron）檢驗及KPSS檢驗法等。本文采用PP檢驗法對lnWL、lnCZ及l(fā)nMY數(shù)列進行平穩(wěn)性檢驗。為了找到恰當?shù)臏箅A數(shù)，使得AIC和SC最小，通過利用計量軟件Eviews 6.0多次檢驗比較后得出，當滯后期為2時最合適，檢驗結(jié)果如表1所示。由表1可知，在1%、5%及10%的顯著水平下，變量lnWL、lnCZ及l(fā)nMY的PP統(tǒng)計值都大于各自的臨界值，數(shù)列l(wèi)nWL、lnCZ及l(fā)nMY存在單位根，是非平穩(wěn)的。為確定lnWL、lnCZ及l(fā)nMY序列是否是單整的，需要進一步對其一階差分序列進行PP檢驗，經(jīng)比較后，選擇滯后期為1，使得AIC和SC最小。在1%的顯著水平下，lnWL、lnCZ及l(fā)nMY的PP統(tǒng)計值都分別小于它們的臨界值，這表明至少可以在99 %的置信水平下拒絕原假設(shè)，可以認為序列l(wèi)nWL、lnCZ及l(fā)nMY不包含單位根，所以非平穩(wěn)序列l(wèi)nWL、lnCZ及l(fā)nMY經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)，是一階單整的。因此，非平穩(wěn)的時間序列l(wèi)nWL、lnCZ及l(fā)nMY不能夠用傳統(tǒng)的回歸方程，本文將選擇使用協(xié)整分析來研究變量lnWL、lnCZ及l(fā)nMY之間的關(guān)系。

（三）JJ協(xié)整分析

為了檢驗lnWL、lnCZ及l(fā)nMY之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，還需要對對外貿(mào)易額、物流業(yè)產(chǎn)值及物流網(wǎng)絡(luò)里程之間進行協(xié)整分析。由平穩(wěn)檢驗知：lnWL、lnCZ及l(fā)nMY是非平穩(wěn)序列，且都是1階單整的，所以可以進行協(xié)整檢驗。

通過對lnWL、lnCZ及l(fā)nMY樣本容量的分析，本文選取JJ協(xié)整檢驗方法對外貿(mào)易額、物流業(yè)產(chǎn)值及物流網(wǎng)絡(luò)里程之間進行協(xié)整檢驗，通過多次檢驗比較后確定最佳的滯后期為1，利用Eviews6.0計量軟件計算結(jié)果如表2所示。由表2知，在1987-2010的樣本區(qū)間內(nèi)，各個變量lnWL、lnCZ及l(fā)nMY之間存在一個一致協(xié)整向量，即在5%的顯著水平下，可以認為廣東省對外貿(mào)易額、物流業(yè)產(chǎn)值及物流網(wǎng)絡(luò)里程之間存在一個協(xié)整關(guān)系。

進一步構(gòu)建協(xié)整方程為：

（1）

因而進行協(xié)整回歸分析，結(jié)果如下：

（2）

（16.216） （3.856） （3.130）

R2=0.976 Adj.R2=0.971 DW=1.918 F=482.481

方程（2）中l(wèi)nCZ和lnWL的系數(shù)都是正的，系數(shù)值也比較合理，符合物流供給和需求能力的提升有利于對外貿(mào)易增長的理論預期；由R2=0.976和 Adj.R2=0.971可以判斷方程總體擬合的比較好；系數(shù)的t值分別為3.856和3.130，表明lnCZ和lnWL的回歸系數(shù)顯著異于0，lnCZ和lnWL對lnMY有影響；DW=1.918說明協(xié)整方程不存在自相關(guān)。且由方程（2）知道，廣東省對外貿(mào)易的物流需求與供給彈性分別為0.435和0.337，即廣東省物流需求與供給每增加1%，將促進對外貿(mào)易增長0.435%和0.337%。

（四）Granger因果性檢驗

Granger因果關(guān)系檢驗是檢驗變量之間因果關(guān)系的有效方法之一。本文由計量軟件Eviews6.0做出的lnWL、lnCZ及l(fā)nMY的Granger因果檢驗結(jié)果如表3所示。由表3可知，在5%的顯著性水平下，可以認為廣東省物流需求的增長是進出口貿(mào)易額增長的Granger原因，而在10%的顯著性水平下，不可以認為物流供給能力的提高是貿(mào)易增長的Granger原因。即廣東省物流供給與貿(mào)易增長之間不存在顯著相關(guān)性。

結(jié)論與啟示

綜上，通過運用計量方法對廣東省1987-2010年間物流業(yè)發(fā)展水平與對外貿(mào)易的統(tǒng)計數(shù)據(jù)實證研究表明：

長期來看，廣東省物流業(yè)發(fā)展水平與對外貿(mào)易之間的確存在著長期穩(wěn)定關(guān)系，物流業(yè)發(fā)展水平的變化引起對外貿(mào)易同向變化，物流業(yè)供給與需求能力的提升對對外貿(mào)易增長都有拉動作用，物流業(yè)的需求與供給每增加（減少）1%，會引起對外貿(mào)易增加（減少）0.435%和0.337%，可以認為提升物流業(yè)供給與需求能力對廣東省對外貿(mào)易增長的促進作用顯著。隨著廣東省對外貿(mào)易的不斷增長，雖然物流業(yè)對對外貿(mào)易增長有一定的促進作用，但是由于過去對物流業(yè)的重視不夠，目前廣東省物流業(yè)與對外貿(mào)易應(yīng)有的水平不相匹配，物流業(yè)已是對外貿(mào)易的一塊短板。原因可能是廣東省地處沿海，作為我國貿(mào)易大省，發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)（第二產(chǎn)業(yè)是出口主導產(chǎn)業(yè)）具有政策優(yōu)勢、產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢和區(qū)位優(yōu)勢，導致對外貿(mào)易發(fā)展比較迅猛，作為生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的物流業(yè)未能及時跟上，導致物流業(yè)對加速廣東省貿(mào)易發(fā)展具有一定的阻礙作用。故此，今后廣東省只有充分利用國際資源，加快對外開放步伐，優(yōu)化物流業(yè)資源配置，調(diào)整物流業(yè)結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)變物流運營方式，才能促進廣東省對外貿(mào)易又好又快地發(fā)展。

參考文獻：

1.張寶友.現(xiàn)代物流業(yè)對進出口貿(mào)易的影響—基于我國1995-2004年數(shù)據(jù)的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2009（1）

2.郭友群，周國霞.中國對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長作用的實證分析[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2006（2）

3.閆奕榮，王滿倉等.西部地區(qū)對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的協(xié)整及因果關(guān)系檢驗[J].西北大學學報（哲學社會科學版），2007（5）

4.張世晴，陳文政.進出口總額與GDP增長的聯(lián)動關(guān)系[J].財經(jīng)科學，2009（12）

5.沈程翔.中國出口導向型經(jīng)濟增長的實證分析：1977～1998[J].世界經(jīng)濟，1999（12）

6.侯方淼.現(xiàn)代物流：國際貿(mào)易的加速器[J].財經(jīng)科學，2008（4）

第4篇：對外貿(mào)易的方法范文

關(guān)鍵詞：區(qū)域物流 對外貿(mào)易 協(xié)整分析 EMC模型

引言

1990以來，江蘇省對外貿(mào)易呈現(xiàn)良好的增長態(tài)勢，出口額由1990年的29.43億美元增長到2010年的2705.5億美元，增長了91.90倍，進口額由1990年的11.95億美元增長到2010年的1952.4億美元，增長了163.34倍，對外貿(mào)易已成為江蘇省經(jīng)濟增長的重要推動力量。貿(mào)易運作是由商流和物流組成的，物流是生產(chǎn)和市場之間有效銜接的保證，因此，快速發(fā)展的對外貿(mào)易需要與其相適應(yīng)的現(xiàn)代物流業(yè)，只有提高了物流業(yè)服務(wù)水平，才能將市場需要的商品在恰當?shù)臅r間以恰當?shù)膬r格送到恰當?shù)牡攸c，從而提高商品在市場上的競爭力，更好地促進對外貿(mào)易發(fā)展。

變量指標選取及數(shù)據(jù)處理

（一）變量指標選取

對外貿(mào)易是一個復雜的經(jīng)濟運作過程，目前衡量對外貿(mào)易的指標較多，本文考慮到數(shù)據(jù)的可得性和可計算性，僅從量的角度對江蘇省對外貿(mào)易水平進行研究，選取對外貿(mào)易額（MY）作為江蘇省對外貿(mào)易水平的衡量指標。物流活動是一個復雜的區(qū)域協(xié)調(diào)過程，選取什么指標能較全面反映某一區(qū)域物流需求與供給能力，目前還沒有達成共識，本文從區(qū)域經(jīng)濟對物流需求的視角選取貨物周轉(zhuǎn)量（ZZL）和物流網(wǎng)絡(luò)里程（WL）作為衡量江蘇省物流業(yè)的需求和供給能力的指標。

（二）數(shù)據(jù)來源與處理

本文中1990-2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《江蘇省統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》及江蘇省統(tǒng)計局網(wǎng)站，對外貿(mào)易額統(tǒng)一核算為億美元，貨物周轉(zhuǎn)量統(tǒng)一核算為億噸公里，物流網(wǎng)絡(luò)單位統(tǒng)一核算為公里。為了使數(shù)據(jù)具有可比性，使用CPI指數(shù)（1990=100）對歷年對外貿(mào)易額進行平減。在做計量分析時，需要消除跨度大的時間數(shù)列中可能存在的異方差性問題，因此，對時間數(shù)列WL（物流網(wǎng)絡(luò)里程）、ZZL（貨物周轉(zhuǎn)量）及MY（對外貿(mào)易額）取自然對數(shù)得到數(shù)列l(wèi)nWL、lnZZL及l(fā)nMY。

實證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

因為對于平穩(wěn)時間序列和非平穩(wěn)時間序列在建立模型時采用的方法是有區(qū)別的，為了避免產(chǎn)生偽回歸，需要在回歸分析之前對時間序列變量進行平穩(wěn)性檢驗。對數(shù)列進行平穩(wěn)性檢驗方法主要有ADF（Augment Dickey Fuller）檢驗法、PP（Phillips-Perron）檢驗及KPSS檢驗法等。

本文采用PP檢驗法對lnWL、lnZZL及l(fā)nMY數(shù)列進行平穩(wěn)性檢驗。為了找到恰當?shù)臏箅A數(shù)，使得AIC 和SC 最小，本文利用計量軟件Eviews6.0多次檢驗比較后得出滯后期為2時最合適，檢驗結(jié)果如表1所示。由表1可知，在1%、5%及10%的顯著水平下，變量lnWL、lnZZL及l(fā)nMY的PP統(tǒng)計值都大于各自的臨界值，數(shù)列l(wèi)nWL、lnZZL及l(fā)nMY存在單位根，是非平穩(wěn)的。為確定lnWL、lnZZL及l(fā)nMY序列是否是單整的，需要進一步對其一階差分序列進行PP檢驗，經(jīng)比較后，選擇滯后期為1，使得AIC 和SC 最小。由表1可知，在1%的顯著水平下，lnWL、lnZZL及l(fā)nMY的PP統(tǒng)計值都分別小于它們的臨界值，這表明至少可以在99%的置信水平下拒絕原假設(shè)，可以認為序列l(wèi)nWL、lnZZL及l(fā)nMY不包含單位根，所以非平穩(wěn)序列l(wèi)nWL、lnZZL及l(fā)nMY經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)，是一階單整的。因此，非平穩(wěn)的時間序列l(wèi)nWL、lnZZL及l(fā)nMY不能夠用傳統(tǒng)的回歸方程，本文將選擇使用協(xié)整方程來研究變量lnWL、lnZZL及l(fā)nMY之間的長期關(guān)系。

（二）協(xié)整分析

通過對lnWL、lnZZL及l(fā)nMY樣本容量的分析，本文選取JJ法進行協(xié)整檢驗，通過多次檢驗比較后確定最佳的滯后期為2，利用Eviews6.0計量軟件計算結(jié)果如表2所示。

由表2可知，在1990-2010的樣本區(qū)間內(nèi)，變量lnWL、lnZZL及l(fā)nMY之間存在一個一致協(xié)整向量，即在95%的顯著水平下，可以認為江蘇省對外貿(mào)易額、貨運周轉(zhuǎn)量及物流網(wǎng)絡(luò)里程之間存在一個協(xié)整關(guān)系。由以上PP平穩(wěn)檢驗可知，lnWL、lnZZL及l(fā)nMY是非平穩(wěn)序列，且都是1階單整的，所以構(gòu)建協(xié)整方程如下：

lnMYt=β0+β1lnZZLt+β2lnWLt+εt

對協(xié)整方程進行回歸得如下估計方程（1）。

lnMYt=6.53+0.387lnZZLt+0.462lnWLt （1）

（20.375） （3.341） （3.812）

R2=0.979 Adj.R2=0.981 DW=1.932 F=461.325

方程（1）lnZZL和lnWL的系數(shù)都是正的，系數(shù)值也比較合理，符合物流供給和需求能力的提升，有利于對外貿(mào)易增長的理論預期；由R2=0.979和 Adj.R2=

0.981可以判斷方程總體擬合得比較好；lnZZL和lnWL系數(shù)的t值分別為3.856和3.130，表明回歸系數(shù)顯著異于0，即lnZZL和lnWL對lnMY影響顯著；DW=1.932說明協(xié)整方程不存在自相關(guān)。

如果方程（1）正確地顯示了lnWL、lnZZL及l(fā)nMY的長期穩(wěn)定關(guān)系，則lnMY對其均衡點的偏離只是暫時的，那么誤差項εt應(yīng)該是εt～I（0）且E（εt）=0。

檢驗誤差項εt的平穩(wěn)性，回歸結(jié)果如下：

εt=-0.6821εt-1

t=（-4.290）

R2=0.923 DW=1.921

用t=-4.290與τ臨界值表相比較（m=2），若取顯著性水平為a=0.005，臨界值τ=-3.59，則│t│>│τ│，因而可以拒絕εt為非平穩(wěn)序列的原假設(shè)，接受εt為平穩(wěn)序列的備擇假設(shè)，即在95%置信水平下，可以認為誤差項εt～I（0）且E（εt）=0是合理的。因此，方程（1）可以表示江蘇省物流供給和需求與對外貿(mào)易之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。且由方程（1）可知，江蘇省對外貿(mào)易的物流需求與供給彈性分別為0.387和0.462，即江蘇省物流需求與供給每增加1%將促進對外貿(mào)易增長0.387%和0.462%。

（三）EMC模型分析

雖然通過JJ協(xié)整分析可以確定江蘇省物流供給和需求能力與對外貿(mào)易之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系，但是短期來看，變量lnWL、lnZZL及l(fā)nMY是不均衡的，因此筆者根據(jù)Engle 與Granger（1987）年提出的Grange表述定理構(gòu)建EMC（誤差修正模型），分析變量lnWL、lnZZL及l(fā)nMY的短期行為。

VlnMYt=β1VlnZZLt+β2lnWLt-λecmt-1+εt （2）

方程（2）中的ecmt-1表示lnMY在t時期的誤差修正項，此項反應(yīng)貨物周轉(zhuǎn)量及物流網(wǎng)絡(luò)里程與對外貿(mào)易額在短期波動中偏離長期均衡的程度，其系數(shù)大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。其中，ecmt-1=lnMYt-1-6.53-0.387lnZZLt-1-0.462lnWLt-1，方程（2）中的差分序列表示相應(yīng)變量t時期的波動。方程（2）表明江蘇省對外貿(mào)易增長的短期波動不僅僅取決于lnMY、lnZZL和lnWL因子的短期變化，而且還受誤差修正項ecmt-1的影響。由Eviews6.0計算得出ECM模型的估計方程式為：

VlnMYt=0.369VlnCZt+0.256lnWLt-0.362ecmt-1 （3）

（3.23831） （3.25962）

（-4.89767）

R2=0.943 Adj.R2=0.921 DW=1.901

由R2=0.943、Adj.R2=0.921和DW=1.901可知，模型（3）的擬合度較高，不存在自相關(guān)，且ECM模型的系數(shù)都通過了t檢驗，lnZZL和lnWL的變化將引起lnMY同向變化，這就表明江蘇省物流業(yè)發(fā)展水平的短期變動對對外貿(mào)易存在正向的影響，這種影響符合國際貿(mào)易和物流學科理論預期。

由短期調(diào)整系數(shù)t=-4.89767可知，短期調(diào)整系數(shù)是顯著的，由λ=-0.362可知，符合誤差修正項的反向修正機制，即江蘇省每年實際的對外貿(mào)易額與其長期均衡值偏差的36.2%被修正，也就是對外貿(mào)易額短期偏離長期均衡，大約需要三年的時間可以調(diào)整到位。

結(jié)論與啟示

本文運用協(xié)整理論和誤差修正模型分析方法，實證考察了1990-2010年間江蘇省對外貿(mào)易與物流供給和需求增長之間的長期均衡關(guān)系和動態(tài)影響效應(yīng)，得出以下結(jié)論：

江蘇省物流業(yè)發(fā)展水平與對外貿(mào)易之間的確存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，物流業(yè)發(fā)展水平的變化引起對外貿(mào)易同向變化，物流業(yè)的需求與供給每增加（減少）1%會引起對外貿(mào)易增加（減少）0.435%和0.337%，從長期來看，根據(jù)協(xié)整方程（1）可以認為，物流業(yè)供給與需求能力的提升對江蘇省對外貿(mào)易增長的促進作用顯著，盡管物流業(yè)供給與需求能力的提升對對外貿(mào)易增長都有拉動作用。

從短期來看，lnMY、lnZZL和lnWL的短期變量是偏離長期均衡的，根據(jù)誤差修正模型可知，對外貿(mào)易額短期受沖擊偏離長期均衡，大約需要三年的時間可以調(diào)整到位。這說明提升物流業(yè)水平有利于促進對外貿(mào)易的發(fā)展，江蘇省應(yīng)進一步提升物流業(yè)發(fā)展，特別是增加物流業(yè)的供給方面的能力。

總之，江蘇省作為我國的貿(mào)易大省，發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)（第二產(chǎn)業(yè)是出口主導產(chǎn)業(yè)）具有政策優(yōu)勢、產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢和區(qū)位優(yōu)勢，導致對外貿(mào)易發(fā)展的比較迅猛（特別是加入WTO后），作為生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的物流未能及時跟上。隨著江蘇省對外貿(mào)易的不斷增長，雖然物流業(yè)對對外貿(mào)易增長還有一定的促進作用，但是由于過去對物流業(yè)的重視不夠，目前物流業(yè)發(fā)展水平與對外貿(mào)易應(yīng)有的水平不相匹配，對加速江蘇省對外貿(mào)易發(fā)展將具有一定的阻礙作用。

因此，今后江蘇省應(yīng)充分利用國際資源，在加快對外開放步伐的同時，優(yōu)化物流資源配置，調(diào)整物流業(yè)結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)變物流運營方式，才能更好地促進江蘇省對外貿(mào)易又好又快發(fā)展。

參考文獻：

1.張寶友.現(xiàn)代物流業(yè)對進出口貿(mào)易的影響—基于我國1995-2004年數(shù)據(jù)的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2009（1）

2.郭友群，周國霞.中國對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長作用的實證分析[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2006（2）

3.張世晴，陳文政.進出口總額與GDP增長的聯(lián)動關(guān)系[J].財經(jīng)科學，2009（12）

4.劉金缽.物流成本對國際貿(mào)易影響的實證分析[J].河北理工學院學報（社會科學版），2003（12）

5.高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模[M].清華大學出版社，2009

第5篇：對外貿(mào)易的方法范文

關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易；現(xiàn)狀；國際合作；對策

中圖分類號：F752 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）006-000-01

一、引言

自改革開放以來，我國的經(jīng)濟獲得了高速發(fā)展。而出口作為我國經(jīng)濟增長中的重要方式，成為三駕馬車里最受關(guān)注和期待的內(nèi)容。同時隨著全球化趨勢的日益加快，國際間分工合作對于促進國際間交流、提高工作效率，增強競爭都具有重要意義。對外貿(mào)易實質(zhì)上通過國內(nèi)的產(chǎn)業(yè)化調(diào)整和升級不斷適應(yīng)國內(nèi)外需要，并通過提供加工、修理修配等業(yè)務(wù)的方式促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展。過去十多年來，由于我國制造業(yè)發(fā)展較快，且勞動力成本較低，我國的對外貿(mào)易始終保持高額順差，同時我國煤炭產(chǎn)業(yè)等出口因國際煤價高啟等原因也獲得了較好發(fā)展。但是隨著國際經(jīng)濟形勢的不斷惡化，我國貿(mào)易順差趨勢逐漸收緊，在這種情況下有必要對我國對外貿(mào)易的現(xiàn)狀進行分析，了解其現(xiàn)存問題并對解決方法進行探討，為我國經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展做出一定貢獻。

二、當前我國對外貿(mào)易的現(xiàn)狀

（一）當前我國對外貿(mào)易的貿(mào)易構(gòu)成發(fā)生變化

經(jīng)濟的發(fā)展具有其應(yīng)當遵循的規(guī)律，其發(fā)展模式不是一成不變的。當前世界經(jīng)濟的發(fā)展也和過去發(fā)展模式產(chǎn)生巨大變化，貿(mào)易的結(jié)構(gòu)也出現(xiàn)了巨大改變。而這也造成我國對外貿(mào)易的構(gòu)成發(fā)生巨大變化。這主要表現(xiàn)在對于高科技產(chǎn)品及精細化加工產(chǎn)品的貿(mào)易需求規(guī)模上升，而對初次產(chǎn)品尤其是未經(jīng)加工產(chǎn)品的貿(mào)易需求規(guī)模不斷下滑。過去，我國大多數(shù)出口產(chǎn)品主要以量取勝，單位利潤極低，但是由于巨額規(guī)模和數(shù)量，對外貿(mào)易依然具有較好的收益回報。但是隨著我國勞動力成本的上升和國際對于簡單制造業(yè)產(chǎn)品的需求量減少，我國的對外貿(mào)易額出現(xiàn)萎縮。其次，當前由于服務(wù)業(yè)作為第三產(chǎn)業(yè)，在眾多國家占據(jù)國民生產(chǎn)總值的重要地位，服務(wù)業(yè)的出口在對外貿(mào)易中也逐步占據(jù)較為重要的地位。這些變化最終呈現(xiàn)出我國對外貿(mào)易的構(gòu)成結(jié)構(gòu)發(fā)生變動。

（二）當前我國對外貿(mào)易的自由主義以成為國際貿(mào)易的主流

隨著世界范圍內(nèi)經(jīng)濟的不斷發(fā)展和前進，過去的貿(mào)易保護等形式已經(jīng)難以在激烈的世界競爭中立足，而自由貿(mào)易主義已經(jīng)成為國際貿(mào)易的主流。國家進行貿(mào)易保護既會使對外貿(mào)易在國際市場上受到審判，并且需要付出較高額度的成本，在這種情況下，我國也必須依靠自由貿(mào)易主義促進貿(mào)易發(fā)展，不能在長期內(nèi)繼續(xù)使用過去貿(mào)易保護的思想從事對外貿(mào)易。當前雖然在某些行業(yè)貿(mào)易保護仍然存在立足之地，但是我國各出口行業(yè)都必須意識到，貿(mào)易保護雖然在短期內(nèi)可以實行，但是從長期來看無法使用。我國對外貿(mào)易政策當前仍然可能存在一定阻礙，不利于國際間貿(mào)易往來。例如關(guān)稅的歧視性條款，服務(wù)行業(yè)出口稅收問題等仍然亟待解決。這些問題在一定程度上會成為進步的絆腳石。

（三）當前我國對外貿(mào)易中能源行業(yè)的問題突出

能源作為各個國家保障國家安全、民眾基本生活的重要資源，對于安定國家、維持經(jīng)濟增長都具有重要的戰(zhàn)略性意義。隨著我國經(jīng)濟發(fā)展，國內(nèi)眾多行業(yè)的崛起也對我國能源行業(yè)尤其是煤炭行業(yè)產(chǎn)生了巨大挑戰(zhàn)。在這種情況下，我國能源行業(yè)對于國際環(huán)境中的資源依賴程度也在不斷提升。這使得我國的經(jīng)濟安全在一定程度上受到影響。我國對外貿(mào)易中能源行業(yè)因受到全球范圍內(nèi)價格的制約，使得其經(jīng)常會因為價格的變化而產(chǎn)生巨額損失。在這種情況下，能源行業(yè)能否利用對外貿(mào)易獲得利潤也成為其發(fā)展過程中面臨的重要問題，這也對國家整體經(jīng)濟的發(fā)展帶來了巨大影響。

三、當前改善我國對外貿(mào)易現(xiàn)狀的舉措

（一）進行產(chǎn)業(yè)升級，適應(yīng)對外貿(mào)易的貿(mào)易構(gòu)成變化

產(chǎn)業(yè)升級作為我國經(jīng)濟發(fā)展的持續(xù)動力，對于促進并適應(yīng)對外貿(mào)易的貿(mào)易構(gòu)成變化具有重要意義。產(chǎn)業(yè)升級即是通過淘汰掉高能耗、高污染、低收益的企業(yè)，發(fā)展技術(shù)水平較高、單位收益較高的行業(yè)，最終成功進行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型。在這一過程中，我國需要注意培養(yǎng)并吸引高素質(zhì)專業(yè)人才，這些人才的引進將有利于企業(yè)發(fā)揮技術(shù)優(yōu)勢，提高技術(shù)生產(chǎn)力。貿(mào)易結(jié)構(gòu)變動也需要考慮到勞動力的適應(yīng)性問題，對于現(xiàn)有勞動力可以通過組織培訓的方式提升其工作水平來進行。

（二）在世界市場上遵守游戲規(guī)則，建立符合國際慣例的運作體制，注意風險防范

在過去的對外貿(mào)易過程中，由于我國在某種程度上對于世界貿(mào)易規(guī)則不熟悉，可能存在違反世界市場上游戲規(guī)則的現(xiàn)象，這在一定程度上影響了我國對外貿(mào)易的持續(xù)性。隨著我國對外貿(mào)易規(guī)模的擴大和種類的增加，在未來世界市場上，我國必須要遵守游戲規(guī)則，使用符合公平公正交易的原則進行對外貿(mào)易。不可隨意進行貿(mào)易保護、歧視性規(guī)定對待外國投資及商品進口，報復性手段在很大程度上無法解決爭端，只能給雙方都帶來弊端。當前，我國已經(jīng)成為世界第三大經(jīng)濟體，對外貿(mào)易額不斷增長，我國的企業(yè)也面臨著來自國內(nèi)外的競爭壓力和世界經(jīng)濟發(fā)展趨勢的沖擊。在全球化的背景之下，風險管理機制的重要性就變得顯而易見。如果一個企業(yè)沒有建立良好的風險管理機制、缺乏風險管理意識，就會對企業(yè)的持續(xù)發(fā)展和盈利情況造成一定的影響。

（三）促進新能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展，傳統(tǒng)能源產(chǎn)業(yè)逐步降低對國際市場的依存度

新能源在近些年成為眾人討論的話題，這和全球范圍內(nèi)能源緊缺有密不可分的關(guān)系。同時由于對外貿(mào)易中，能源的貿(mào)易額始終占據(jù)總貿(mào)易額的很大比重，因此其會對我國的對外貿(mào)易帶來重要影響。但是由于能源價格難以預測，且其變動會對經(jīng)濟生活的方方面面產(chǎn)生巨大影響，因此如果對外貿(mào)易極度依賴能源產(chǎn)業(yè)，必然使得國家經(jīng)濟發(fā)展的安全系數(shù)較低。在這樣的大背景下，我國必須通過促進新能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展，降低傳統(tǒng)能源產(chǎn)業(yè)對國際市場的依存度，來實現(xiàn)經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展。而煤炭行業(yè)無論是原煤的國外采購進口還是精選煤的對外出口，企業(yè)可以采用創(chuàng)新金融工具來降低因價格波動而給企業(yè)帶來的巨大經(jīng)濟風險，只有這樣有出口業(yè)務(wù)的能源公司才能保持較為穩(wěn)定的利潤水平，維持企業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展。

四、結(jié)語

對外貿(mào)易作為我國經(jīng)濟發(fā)展的動力，會對我國社會發(fā)展和技術(shù)進步起到巨大的激勵作用。在這種情況下有必要深入了解我國對外貿(mào)易的現(xiàn)狀并對可能面臨的問題進行研究，最終實現(xiàn)我國對外貿(mào)易穩(wěn)定增長的目標，促進我國經(jīng)濟平穩(wěn)過渡。

參考文獻：

[1]王松濤.我國對外貿(mào)易產(chǎn)業(yè)升級對策研究――基于全球價值鏈視閾[J].價格月刊，2015（12）.

第6篇：對外貿(mào)易的方法范文

關(guān)鍵詞:江西;貿(mào)易投資一體化;實證;對策

改革開放以來，江西對外貿(mào)易和外商直接投資取得了較快的發(fā)展。從表面上直觀地來看，江西對外貿(mào)易和外商直接投資呈現(xiàn)著較強的相關(guān)性，但是它們之間是否又存在著因果關(guān)系?本文將利用過去20多年的時間序列數(shù)據(jù)，對江西貿(mào)易投資一體化的現(xiàn)狀進行實證分析，并提出相應(yīng)對策建議。

一、相關(guān)研究回顧

貿(mào)易投資一體化是指對外貿(mào)易與直接投資同時存在或融為一體，微觀上兩者有分工又有共同的行為目標，宏觀上二者高度融合、相互依賴、共生發(fā)展(陳陽和王延明，2007)。國內(nèi)外對貿(mào)易投資一體化的研究主要集中于兩者之間的關(guān)系方面。由于傳統(tǒng)國際貿(mào)易理論是建立在新古典主義的分析框架之中，而早期的國際直接投資理論則以市場不完全性作為分析問題的前提。因此，傳統(tǒng)的國際貿(mào)易理論與國際直接投資理論是相互獨立的，國際貿(mào)易理論通常不分析國際直接投資問題，國際直接投資理論也不研究國際貿(mào)易問題?，F(xiàn)代的國際貿(mào)易理論和國際直接投資理論都試圖擴大自己的研究范圍和對象，出現(xiàn)了貿(mào)易理論與投資理論的融合與交叉(張?zhí)旃穑?004)。美國哈佛大學教授Vernon(1966)的產(chǎn)品周期理論較早地把國際貿(mào)易和國際直接投資納入同一分析框架，但真正嘗試建立一種將二者有機地聯(lián)系起來的是鄧寧的國際生產(chǎn)折衷理論，它使國際直接投資理論與國際貿(mào)易理論得到進一步的融合。迄今為止，理論上已經(jīng)形成了Mundell(1957)的替代論、K.Kojima(1977)的互補論、Patrie(1994)的不確定論三種關(guān)于外商直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的不同觀點。

國內(nèi)外學者對外商直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系進行了大量的經(jīng)驗檢驗。除早期的實證研究和部分行業(yè)研究證明了貿(mào)易和投資的替代關(guān)系以外(Adler and Stevens，1974;Gopinath eta1.，1999)，大多數(shù)實證研究都支持投資與貿(mào)易的互補關(guān)系。R.E.Lipsey and M.Y.Weiss(1981)、G.C.Hufbauer(1994)、Gramham(1996)等學者分別對美國上世紀七、八十年代以來的對外直接投資總量與出口總量作比較，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在整個時間跨度中，出口總量與對外直接投資總量一直保持著正相關(guān)關(guān)系。Gokdberg and Klein(1998)、Eaton and Tamura(1994)分別采用引力模型、回歸模型進行研究，都證實日本對外直接投資對商品進出口起到了促進作用。Blomstrom、Brenton、Narula and Wakelin等分別用發(fā)達國家的數(shù)據(jù)對FDI與東道國對外貿(mào)易的關(guān)系進行了實證研究，結(jié)果都認為外商直接投資與東道國的出口競爭力高度相關(guān)。Nakamura等和Maryamiti等分別于1998年和2000年對FDI與國際商品貿(mào)易間的關(guān)系進行了經(jīng)濟計量檢驗，也均認為兩者呈互補關(guān)系。

20世紀90年代以來，國內(nèi)學者對中國外商直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系進行了大量的研究，普遍認為外商直接投資與我國對外貿(mào)易呈現(xiàn)出相關(guān)關(guān)系，F(xiàn)DI對我國的進出口規(guī)模及結(jié)構(gòu)優(yōu)化有較大的促進作用。如江小涓(2002)首次對FDI與我國產(chǎn)品出口競爭力的關(guān)系進行的定量研究認為，F(xiàn)DI有利于優(yōu)化我國的出口商品結(jié)構(gòu)，提高出口商品的競爭力。陳繼勇和秦臻(2006)對1992年至2004年外商對華直接投資對中國商品進出口、出口、進口的影響進行了實證分析，結(jié)果表明，外商對華直接投資對中國商品進出口、出口、進口的增長均存在長期且顯著的促進作用。當然，學者們的研究結(jié)果也并非完全一致，如Goldberg and Klein于1998年的另一實證研究發(fā)現(xiàn)，美國在拉丁美洲的直接投資減少了雙邊貿(mào)易額，兩者呈替代關(guān)系;史小農(nóng)(2004)采用協(xié)整分析方法認為長期內(nèi)FDI流入對我國商品進出口都存在顯著的促進作用，但短期內(nèi)對出口的影響不顯著。

綜觀國內(nèi)外的相關(guān)研究成果，大多數(shù)學者都是從國家宏觀層面來對貿(mào)易與投資關(guān)系進行研究，而就我國各地區(qū)的相關(guān)研究較少，雖然有部分學者對江西開放型經(jīng)濟發(fā)展進行了一些探討，但迄今為止還沒有對江西貿(mào)易投資一體化的深入研究。因此，本文希望通過對江西貿(mào)易投資一體化的相關(guān)研究能給學者們一些有益的啟示。

二、江西貿(mào)易投資一體化的實證分析

(一)外商直接投資促進對外貿(mào)易的實證分析

1.外商直接投資促進對外貿(mào)易發(fā)展的直接效應(yīng)。盡管江西外商直接投資企業(yè)的進出口貿(mào)易占總貿(mào)易的比重還較小，但是這一比重呈現(xiàn)上升趨勢，能夠在一定的程度上直接帶動江西的進出口貿(mào)易的擴大，回歸分析也證明了這一點。

(1)江西外商直接投資企業(yè)進出口規(guī)模不斷擴大，在對外貿(mào)易總額中所占比重不斷提高，將直接帶動江西對外貿(mào)易的發(fā)展。從圖1可以看出:第一，近些年來，江西外商投資企業(yè)進出口規(guī)模不斷擴大。從1995-2007年，江西外商投資企業(yè)進出口總額從2.0億美元增加到49.7億美元，增加了24倍，年均增長率為30%;尤其是近幾年發(fā)展較快，從2002年到2007年6年時間增加了45.6億美元，年均增長率為62.5%。第二，江西外商投資企業(yè)進出口額占全部進出口額的比重有所上升。江西外商投資企業(yè)進出口額占全部進出口額的比重由1995年的11.9%增加到2007年的52.6%，13年增加了40.7個百分點。從1999年開始，這一比重大多維持在1/5以上，1999-2007年年均比重為25.5%。因此，江西不斷增長的外資企業(yè)進出口總額及其所占比重在一定程度上直接推動了對外貿(mào)易的發(fā)展。

(2)回歸分析顯示，江西外商直接投資能夠直接促進對外貿(mào)易的發(fā)展。為了進一步考察江西外商直接投資對外貿(mào)的直接作用，本文利用江西1987-2007年的時間序列數(shù)據(jù)，以進出口總額(TR)、出口額(EX)、進口額(IM)為被解釋變量，以外商直接投資(FDI)為解釋變量，分不同的二個階段進行回歸分析。為了消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對變量進行對數(shù)變換。從回歸分析結(jié)果可以看出:

第一，外商直接投資對江西對外貿(mào)易有一定的促進作用，且對進口的作用大于對出口的作用。從1987-2007年，江西外商直接投資與進出口、出口、進口之間有著密切的線性關(guān)系。外商直接投資的邊際貿(mào)易傾向、邊際出口傾向和邊際進口傾向分別為0.34、0.28和0.51，即外商直接投資每增加1%平均導致對外貿(mào)易、出口和進口分別增加0.34%、0.28%和0.51%?？梢?，外商直接投資對進口的作用大于對出口的作用。

第二，外商直接投資促進江西對外貿(mào)易的作用有不斷加強的趨勢。通過分別對1987-2007和1987-1999兩個不同時期的外商直接投資對外貿(mào)的回歸可以看出，無論是進出口總額，還是單獨就出口和進口而言，1987-2007年的邊際傾向都要大于1987-1999年的邊際傾向。1987-1999年外商直接投資邊際進出口傾向、出口傾向和進口傾向分別為0.25、0.24和0.30，都明顯小于1987-2007的邊際傾向，說明近幾年(2000-2007)江西外商直接投資對進出口、出口和進口的作用有所加強。

2.外商直接投資促進對外貿(mào)易發(fā)展的間接效應(yīng)。為了考察江西外商直接投資對外貿(mào)的間接效應(yīng)即對進出口商品結(jié)構(gòu)的影響，本文依據(jù)江西1987-2007年的時間序列數(shù)據(jù)，分別以初級產(chǎn)品出口額(EXP)、工業(yè)制成品出口額(EXI)、初級產(chǎn)品進口額(IMP)、工業(yè)制成品進口額(IMI)為被解釋變量，以外商直接投資額(FDI)為解釋變量進行回歸分析。為了消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對變量進行對數(shù)變換。從回歸分析結(jié)果可以看出:江西外商直接投資有利于優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)，對進口商品結(jié)構(gòu)影響不大。

(1)從出口商品結(jié)構(gòu)來看，江西的外商直接投資(FDI)與工業(yè)制成品出口(EXI)之間有著密切的線性關(guān)系，江西工業(yè)品出口對外商直接投資的平均彈性為0.29，說明外商直接投資每增加1%，平均導致工業(yè)品出口約增加0.29%;而江西的外商直接投資與初級產(chǎn)品出口(EXP)之間的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，說明江西外商直接直接投資還不能促進初級產(chǎn)品的出口。因此，江西外商直接投資對制成品出口的作用明顯大于對初級品的作用，有利于優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)。

(2)從進口商品結(jié)構(gòu)來看，江西的外商直接投資(FDI)與初級產(chǎn)品進口(IMP)、工業(yè)制成品進口(IMI)之間都有著密切的線性關(guān)系，初級品進口和工業(yè)品進口對外商直接投資的平均彈性分別為0.41和0.49，說明外商直接投資每增加1%，平均導致初級產(chǎn)品進口和工業(yè)品進口分別增加0.41%和0.49%，兩者相差不大，說明江西外商直接投資對進口商品結(jié)構(gòu)影響不大。

(二)對外貿(mào)易促進外商直接投資的實證分析

為了進一步考察江西對外貿(mào)易對外商直接投資的促進作用，本文同樣依據(jù)江西1987-2007年的時間序列數(shù)據(jù)，以外商直接投資(FDI)為被解釋變量，分別以外貿(mào)總額(TR)、出口(EX)、進口(IM)為解釋變量，分不同的二個階段進行回歸分析。為了消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對變量進行對數(shù)變換。從回歸分析結(jié)果可以看出，各回歸結(jié)果的R2值、F檢驗值和T檢驗值都比較顯著，說明回歸效果較好。我們可以得到如下結(jié)論:(1)江西對外貿(mào)易對外商直接投資有較大的促進作用。(2)江西對外貿(mào)易促進外商直接投資的作用有不斷下降的趨勢。

(三)對外貿(mào)易與外商直接投資的相互關(guān)系分析

從以上分析可以看出，江西外商直接投資促進了對外貿(mào)易的發(fā)展，而對外貿(mào)易對外商直接投資也有一定的推動作用。但是，它們之間能夠相互促進是不是就意味著兩者具有因果關(guān)系呢?本節(jié)將通過格蘭杰因果檢驗來考察兩者之間的因果關(guān)系。

1.研究方法和數(shù)據(jù)來源。

(1)Granger因果檢驗是檢驗經(jīng)濟變量之間因果關(guān)系的一種常用方法。因果檢驗認為，如果X是Y的Granger原因，但Y并不是X的Granger原因，則X的過去值應(yīng)該能夠幫助預測Y的未來值，但Y的過去值不應(yīng)該能夠幫助預測X的未來值。因此，Granger因果性檢驗一個變量在多大程度上可由一個變量自身的過去值來解釋以及加入其它解釋變量的過去值，能否增加解釋力度。根據(jù)Granger因果分析的假設(shè)前提，所分析的數(shù)據(jù)要求是平穩(wěn)的時間序列，因此在進行因果關(guān)系檢驗之前先要進行平穩(wěn)性檢驗即單位根檢驗。

(2)本文的樣本區(qū)間為1987年至2007年，所有數(shù)據(jù)來自于《中國對外經(jīng)濟貿(mào)易年鑒》及《國家商務(wù)年鑒定》(1988-2008)。由于4個變量大體上都具有指數(shù)特征，為了消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對變量進行對數(shù)變換。

2.實證結(jié)果分析。

(1)變量的平穩(wěn)性檢驗。本文采取擴充迪基-富勒檢驗即ADF檢驗來進行平穩(wěn)性檢驗，原始序列的ADF值均大于臨界值，說明原始序列都是非平穩(wěn)序列;而一階差分以后的ADF值均小于5%、10%顯著水平的臨界值，說明序列經(jīng)過差分后達到平穩(wěn)，因此，可用其一階差分進行因果關(guān)系檢驗。

(2)因果關(guān)系檢驗。由于進行格蘭杰因果檢驗的前提是序列必須是平穩(wěn)的，因此我們用4個變量的平穩(wěn)序列即一階差分序列通過Granger因果關(guān)系檢驗法來進行檢驗。從檢驗結(jié)果看出，江西外商直接投資無論是與進出口貿(mào)易總額，還是單獨與出口貿(mào)易和進口貿(mào)易之間都不存在Granger因果關(guān)系。這說明盡管江西外商直接投資能夠在一定程度上促進對外貿(mào)易的發(fā)展，對外貿(mào)易也能夠在一定程度上促進外商直接投資的進入，但是由于江西的對外貿(mào)易與外

商直接投資的總量畢竟相對還較小，并不能構(gòu)成彼此發(fā)展的主要原因。

三、結(jié)論與對策建議

通過以上實證分析，本文得出如下結(jié)論和建議:

第一，江西對外貿(mào)易與外商直接投資之間具有一定的相關(guān)關(guān)系，能夠相互促進。一方面，江西外商直接投資不但可以直接促進對外貿(mào)易的發(fā)展，而且回歸分析顯示，這種作用正在不斷加強;同時，江西外商直接投資能夠改善出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，但對進口貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響不大。另一方面，江西無論是出口貿(mào)易、進口貿(mào)易，還是進出口貿(mào)易總額都對外商直接投資有較大的促進作用，但這種作用正在不斷減弱。

第二，盡管江西對外貿(mào)易與外商之間有相互促進作用，但它們之間不存在因果關(guān)系。因果檢驗告訴我們，江西對外貿(mào)易與外商投資之間沒有因果關(guān)系。這說明:一方面，江西利用外商直接投資總額還太小，而且外商直接投資的進出口額占江西進出口額的比例也較小，其對江西對外貿(mào)易的直接作用并不是很大;同時由于引進外商直接投資的質(zhì)量不高，其外溢效應(yīng)也沒有充分的顯現(xiàn)出來。另一方面，江西的對外貿(mào)易發(fā)展也相對落后，外商直接投資進入考慮更多的是江西的軟硬環(huán)境、優(yōu)惠政策、市場規(guī)模等等，而不是其對外貿(mào)易的發(fā)展程度，因此對外貿(mào)易也不是江西外商直接投資進入的主要動力，不能構(gòu)成其Granger原因。

第三，要努力協(xié)調(diào)外貿(mào)與外資政策，促進江西外貿(mào)外資共同發(fā)展。在目前國際貿(mào)易和國際直接投資的關(guān)系日益密切的形勢下，對外貿(mào)易與外商直接投資已經(jīng)成為一個國家或地區(qū)開放型經(jīng)濟發(fā)展的最為重要的兩個密不可分的組成部分。一個國家或地區(qū)在實施對外開放和發(fā)展開放型經(jīng)濟時不可僅僅偏愛于任何一個方面，而要兩者并舉。要努力克服外貿(mào)與外資發(fā)展過程中的不協(xié)調(diào)因素，使其同步發(fā)展，逐漸實現(xiàn)一體化。因此，江西在制定經(jīng)貿(mào)政策時，就必須要使外資政策和外貿(mào)政策協(xié)調(diào)一致，這樣才能發(fā)揮政策的合力，才能實現(xiàn)外資政策與外貿(mào)政策的高度結(jié)合。目前主要通過外商直接投資促進對外貿(mào)易的發(fā)展。具體可以包括:第一，由于外資企業(yè)的進出口是對外貿(mào)易的一個重要組成部分，因此可以通過擴大外商直接投資規(guī)模來提高江西外貿(mào)的規(guī)模。第二，由于外商直接投資企業(yè)的加工貿(mào)易所占的比例要大于一般貿(mào)易所占比重，而且要遠遠高于內(nèi)資企業(yè)的加工貿(mào)易比重，因此可以通過促進外商直接投資的進入來提高江西加工貿(mào)易的比重，改善貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)。第三，引導外商直接投資更多地進入資本和技術(shù)密集型行業(yè)，也將會提升江西產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而提高國內(nèi)企業(yè)的出口競爭力，改善出口商品結(jié)構(gòu)。第四，逐漸實現(xiàn)外商直接投資來源多元化，可以擴大江西的外貿(mào)渠道，有利于推動江西的出口市場多元化。

參考文獻

[1] 陳陽，王延明.我國貿(mào)易投資一體化的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2007(12):24-29.

[2] 陳繼勇，秦臻.2006.外商直接投資對中國商品進出口影響實證分析[J].國際貿(mào)易問題，2006(5):62-68.

[3] 江小涓.中國的外資經(jīng)濟——對增長、結(jié)構(gòu)升級和競爭力的貢獻[M].北京:中國人民大學出版社，2002.

第7篇：對外貿(mào)易的方法范文

關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易；長三角；珠三角

一、 長三角和珠三角在我國對外貿(mào)易中的地位

我國對外貿(mào)易發(fā)展的主要依托是長三角和珠三角的對外貿(mào)易的發(fā)展。同時長三角和珠三角的不同的貿(mào)易的方式和對外貿(mào)易的的不同的產(chǎn)品成為了我我國對外貿(mào)易的領(lǐng)軍地區(qū)。長三角和珠三角都是我國1978年開始實行對外開放的主要地區(qū)，這樣就為其在我國對外貿(mào)易中的地位確定了基礎(chǔ)。

（一）長三角的貿(mào)易地位

長三角是我國目前經(jīng)濟總量規(guī)模最大、經(jīng)濟發(fā)展速度最快、最具有發(fā)展?jié)摿Φ慕?jīng)濟板塊。長三角的對外貿(mào)易主要通過私營企業(yè)的對外貿(mào)易以及通過主要的硬件設(shè)施，擴大引進外資而形成的對外貿(mào)易。長三角便利的交通條件，良好的勞動力素質(zhì)，完善的基礎(chǔ)設(shè)施奠定了了在我國對外貿(mào)易的地位。隨著經(jīng)濟的發(fā)展，長三角在科技方面的投入的加大，同時不斷的引進外來的科學技術(shù)，加上自身的良好的科學技術(shù)的優(yōu)勢，逐步的成為我國科學技術(shù)貿(mào)易的領(lǐng)軍地區(qū)，成為我國主要的科學技術(shù)貿(mào)易的地區(qū)。

（二）珠三角的貿(mào)易地位

珠三角包括我過第一批經(jīng)濟特區(qū)，在政策上得到了優(yōu)勢，并且依托其靠近僑鄉(xiāng)，面對東南亞，在香港，以后，珠三角的對外貿(mào)易更加多元化。珠江三角洲服務(wù)業(yè)發(fā)展較為迅速，服務(wù)市場體系逐步完善，開放程度不斷加強。

二、長三角和珠三角對外貿(mào)易優(yōu)勢比較

（一）區(qū)位優(yōu)勢

長三角面向海洋，依托長江，內(nèi)陸交通發(fā)達，三角洲形成初期，人類就在這里從事漁獵和農(nóng)耕。長三角逐步發(fā)展成為我國著名的“魚米之鄉(xiāng)”和“絲綢之鄉(xiāng)”。上海作為長三角的對外貿(mào)易的領(lǐng)軍城市，在歷史上就建立了比較強的優(yōu)勢。珠三角平原廣闊，水網(wǎng)密布，自然條件優(yōu)越。長期以來，這里人口眾多，經(jīng)濟發(fā)達，具有對外開放的歷史傳統(tǒng)，如廣州就是我國南方歷史悠久的對外通商口岸之一。現(xiàn)在，這個地區(qū)已經(jīng)成為全國的重點僑之一。

（二）中心城市優(yōu)勢

上海作為國際經(jīng)濟、金融、貿(mào)易和航運中心之一，帶動著“長三角”地區(qū)和整個長江流域的發(fā)展。上海強大的輻射力及其周邊“近水樓臺”城市的飛速發(fā)展，已經(jīng)使蘇、浙兩省的所有城市都意識到了區(qū)域合作的重要性，其它城市無不同樣在努力尋找自身的城市定位，在信息、資金、商品、人才的流動中找到城市崛起的機遇。接軌上海，實現(xiàn)共贏，推進長三角經(jīng)濟一體化，已成為長三角區(qū)域內(nèi)各地政府的共識。深圳作為我國第一批經(jīng)濟特區(qū)，深圳是中國口岸最多和惟一擁有海陸空口岸的城市，是中國與世界交往的主要門戶之一，有著強勁的經(jīng)濟支撐與現(xiàn)代化的城市基礎(chǔ)設(shè)施。同時深圳的對外貿(mào)易主要依靠其自身建立的體系，通過其主要區(qū)位優(yōu)勢，建立在強大的勞動力基礎(chǔ)上的轉(zhuǎn)口貿(mào)易和加工貿(mào)易，并根據(jù)此貿(mào)易模式，影響著珠三角。

（三）勞動力資源優(yōu)勢

長三角集聚了全國較多的高校，一些在全國各個領(lǐng)域有領(lǐng)先地位的學科，這樣就決定了長三角的勞動力有較強的勞動素質(zhì)，這樣也就使得長三角的的新興工業(yè)的發(fā)展，長三角的對外貿(mào)易的主要商品就是高新技術(shù)的產(chǎn)品，為我國的技術(shù)貿(mào)易做了很高的貢獻。珠三角的勞動力優(yōu)勢主要是建立在其較早的成立了經(jīng)濟特區(qū)和經(jīng)濟開發(fā)區(qū)，全國主要的勞動力流通到珠三角，主要的勞動力資源是農(nóng)民工，他們并不具備較高的素質(zhì)，主要能進行一些簡單的加工，加上珠三角的后來的高等學校的建設(shè)，不能跟上經(jīng)濟發(fā)展，這樣就珠三角的主要對外貿(mào)易的方式是來料加工或者是過境貿(mào)易。

三、 長三角和珠三角對外貿(mào)易存在問題

中國的對外貿(mào)易都存在著一定的問題，中國的對外貿(mào)易的弊端無論是在長三角，珠三角這樣的對外貿(mào)易的主要地區(qū)，還是在一些對外貿(mào)易相對長三角和珠三角并沒有那么發(fā)達的地區(qū)，在對外貿(mào)易中面對世界各國風起云涌的傾銷與反傾銷訴訟的嚴峻形勢，并沒有組織出一定的行業(yè)組織進行對其的解決，在一些對外貿(mào)易公司面對國外的貿(mào)易壁壘的時候，甚至忍氣吞聲，接受這樣的對外貿(mào)易的不公平待遇。同時國內(nèi)的同種行業(yè)的惡性競爭，也使得中國的對外貿(mào)易不能形成明顯的對外優(yōu)勢。我國服務(wù)貿(mào)易規(guī)模偏小，整體水平差。我國服務(wù)業(yè)總量不足，這是中國對外貿(mào)易的普遍存在的主要問題。

（一）長三角對外貿(mào)易存在的問題

長三角對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)單一。長三角的對外貿(mào)易主要是依托其自身的環(huán)境等基礎(chǔ)設(shè)施的優(yōu)越性來吸引外資，并不能建立其自身的工業(yè)產(chǎn)業(yè)，不能有其自身的對外貿(mào)易商品，通過對外的外資的吸引和對外技術(shù)的吸引而建立的產(chǎn)業(yè)。對外貿(mào)易的結(jié)構(gòu)主要是一些大型跨國公司的分公司，通過利用長三角的勞動力的高素質(zhì)的優(yōu)勢而創(chuàng)造的貿(mào)易。并沒有多少自身的產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品。國家政策的優(yōu)勢，推動了長三角的城市群的發(fā)展，長三角城市群的對外貿(mào)易的整體型的發(fā)展，長三角的單個企業(yè)貿(mào)易并不能對其整體產(chǎn)生影響，同時企業(yè)間對其同地區(qū)的同行業(yè)的企業(yè)的惡性競爭，也使得長三角的對外貿(mào)易不能形成規(guī)模。

（二）珠三角對外貿(mào)易存在的問題

隨著經(jīng)濟的發(fā)展，珠三角的勞動力的價格越來越貴，這樣就讓他原本的一大競爭優(yōu)勢的衰減。加上華為等一些新的信息產(chǎn)業(yè)的加盟，但是其自身的發(fā)展并沒有能為那個高新產(chǎn)業(yè)提供較好的發(fā)展空間，在一定程度上阻礙了珠三角的外貿(mào)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

四、長三角和珠三角對外貿(mào)易問題的解決

針對我國對外貿(mào)易普遍存在的問題，我們必須根據(jù)不同的問題建立不同的問題解決機制。

（一）服務(wù)貿(mào)易方面

首先，國家應(yīng)建立中央和地方互動、各部門密切配合、政府和企業(yè)緊密聯(lián)系的全國服務(wù)貿(mào)易協(xié)調(diào)管理機制。其次，應(yīng)采取多種形式，加強國際交流與合作，建立服務(wù)貿(mào)易法律體系，完善服務(wù)貿(mào)易相關(guān)法規(guī)，最后積極進行服務(wù)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的調(diào)整，放寬服務(wù)業(yè)市場準入。

（二）技術(shù)性貿(mào)易壁壘方面

（1）政府方面。首先建立預警機制，實現(xiàn)對外貿(mào)易保護前置化。其次制定優(yōu)惠措施，發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟，扶持“綠色”企業(yè)發(fā)展。然后實施標準化戰(zhàn)略，制定與國際標準一致的國家標準和技術(shù)法規(guī)。最后政府有關(guān)部門要服務(wù)和幫助企業(yè)開拓其他市場，規(guī)避貿(mào)易風險。

（2）企業(yè)方面。首先企業(yè)應(yīng)強化標準化意識，采用合理適用的國際標準，結(jié)合實際情況，創(chuàng)造出適合自身的管理方法，從制度上保證產(chǎn)品的環(huán)保品質(zhì)和質(zhì)量品質(zhì)，讓企業(yè)在國際市場上處于有利的競爭地位。

其次提高產(chǎn)品以及對產(chǎn)品的檢驗檢測能力，從根本上沖破現(xiàn)在技術(shù)性貿(mào)易壁壘。最后企業(yè)應(yīng)投入研究開發(fā)費用，生產(chǎn)符合外國技術(shù)標準特別是苛刻要求的先進產(chǎn)品，還要自覺增強環(huán)保意識，努力使自己的產(chǎn)品成為“綠色產(chǎn)品”，預防和避免貿(mào)易爭端的發(fā)生。

結(jié)束語

針對其長三角和珠三角的各自的問題，應(yīng)該要各自的解決。對于長三角的技術(shù)問題和外資問題，這樣應(yīng)該加大技術(shù)的投入，對于珠三角的勞動力資源的問題，我們應(yīng)該加大珠三角的科技投入，促進珠三角貿(mào)易方向的轉(zhuǎn)變。在國家政策和珠三角長三角的不斷交流學習的基礎(chǔ)上，促進我過對外貿(mào)易經(jīng)濟的發(fā)展。（作者單位：徐州工程學院經(jīng)濟學院）

參考文獻：

第8篇：對外貿(mào)易的方法范文

摘要：對外貿(mào)易的重要功能之一是推動地區(qū)經(jīng)濟增長,但不同的地區(qū)對外貿(mào)易對其經(jīng)濟增長的影響程度不一。通過采用1993年―2009年年相關(guān)數(shù)據(jù),進行計量分析。結(jié)果顯示進出口額以及直接利用外資額與GDP的增長具有正相關(guān)性,并在分析的基礎(chǔ)上,就增強安徽省對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進作用提出建議。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長；對外貿(mào)易；直接利用外資；實證分析

中圖分類號：F74文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2011）05-0077-02

1 文獻綜述及問題提出

對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系問題一直備受國內(nèi)外學者的關(guān)注,從晚期重商主義學派到亞當?斯密《國富論》中的絕對利益論,到羅伯特遜提出的對外貿(mào)易是“經(jīng)濟增長的發(fā)動機’命題和凱恩斯及其追隨者馬克盧興和哈羅德等人的對外貿(mào)易乘數(shù)原理、以及20世紀80年代中期后,由羅默和盧卡斯提出的內(nèi)生性增長理論,為國際貿(mào)易和經(jīng)濟的長期增長與發(fā)展的關(guān)系提供了更加嚴格的基礎(chǔ),認為對外貿(mào)易通過提供更廣闊的市場、更為頻繁的信息交流和更加激烈的競爭促進該國經(jīng)濟增長。當然也有一些經(jīng)濟學家根據(jù)有些國家尤其是發(fā)展中國家的對外貿(mào)易并沒有促進經(jīng)濟增長的事實,對傳統(tǒng)理論關(guān)于對外貿(mào)易促進經(jīng)濟增長的結(jié)論提出了置疑。以勞爾?普雷維什和辛格為代表的持否定態(tài)度的觀點,他們從分析貿(mào)易條件的角度展開了“中心一”論,認為發(fā)達國家與發(fā)展中國家分別處于國際經(jīng)濟體系的中心與,認為二者在經(jīng)濟上是不平等的。他們認為對外貿(mào)易會使發(fā)展中國家陷人貧困化增長的陷阱,得不償失。克拉維斯則認為對外貿(mào)易只是對經(jīng)濟增長起到了刺激性作用,并不是決定性的因素,因此對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的作用并不確定。

我國學者亦作過相關(guān)研究,魏巍賢采用協(xié)整分析法和方差分解法得出我國的對外貿(mào)易對我國的經(jīng)濟增長具有31%的貢獻。董秘剛利用1978-1998年間我國的對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的數(shù)據(jù)驗證表明其相關(guān)系數(shù)達到94%以上,表明了對外貿(mào)易對我國的經(jīng)濟增長具有明顯的促進作用。許和連、賴明勇采用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗法對中國改革開放以來的出口與經(jīng)濟增長關(guān)系進行了實證分析,結(jié)果表明GDP、出口與貿(mào)易條件三者之間存在長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系,說明對外貿(mào)易與我國的經(jīng)濟增長具有很強的相關(guān)性。林毅夫、李永軍利用聯(lián)立方程組模型測算出外貿(mào)出口每增長10%就能推動GDP增長1%。王坤、張書云利用中國1978-2002年間的年度數(shù)據(jù),采用協(xié)整性分析方法,其結(jié)果表明我國的對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長具有長期穩(wěn)定的促進作用。

眾多國內(nèi)外學者對二者關(guān)系進行了研究,但他們大都選擇某一國為研究對象。然而由于各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、開放程度不同,對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響各異。即使在同一國家不同的地區(qū)也有可能出現(xiàn)不相同的情況。鑒于此,本文選擇了中部的安徽省進行研究。對中部正在崛起的典型地區(qū)進行研究,能夠較全面地反映中部對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響,具有較強的理論價值和現(xiàn)實意義。

2 變量及樣本數(shù)據(jù)的選取

本文利用1993-2009年度的數(shù)據(jù)對安徽省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長進行實證研究。模型以安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）,進出口總額（T）、出口額（EX）、進口額（IM）以及直接利用外資額（FDI）為主要分析變量。樣本選取1993-2009年安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值、出口總額和進口總額與2000-2008年安徽省直接利用外資額的數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)服務(wù)中心和安徽省商務(wù)廳

為了消除時間序列中存在的異方差性,本文將進口總額（IM）、出口總額（EX）、進出口總額（T）直接利用外資（FDI）和GDP分別進行自然對數(shù)變換,變換后的變量分別用LOGIM、LOGEX、LOGT、LOGF和LOGY表示。

3 計量模型與結(jié)果分析

3.1 安徽進出口貿(mào)易額與經(jīng)濟增長的回歸分析

為檢測進出口額對經(jīng)濟增長的作用力度,本文采用Eviews6軟件分別對1993-2009年的安徽進出口總額、出口額和進口額與安徽CDP間做線性回歸分析?？紤]到通過對數(shù)化以后數(shù)據(jù)序列易得到平穩(wěn)序列而不改變變量的特征,故對GDP和進出口總額、出口額,進口額的時序數(shù)據(jù)分別取自然對數(shù),結(jié)果保留兩位有效小數(shù),并相應(yīng)記為LOGGDP、LOGT、LOGEX、LOGIM。

（1）建立GDP于進出口貿(mào)易總額的對數(shù)回歸模型為：

參考文獻

［1］王爽,王晨琪.對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析［J］.中國物價,2010,（3）.

［2］陳自印.FDI對我國經(jīng)濟增長影響的實證分析及對策［J］.商場現(xiàn)代化,2006,（2）.

［3］張?zhí)祉?外商直接投資、傳導機制與中國經(jīng)濟增長［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究,2004,（10）.

［4］李榮富,王麗娟,曹雪峰.安徽對外開放.TFP與經(jīng)濟增長的實證研究［J］.金融縱橫,2008,（11）.

第9篇：對外貿(mào)易的方法范文

安全的貿(mào)易狀態(tài)應(yīng)當從貿(mào)易體系的各個方面都保證國家的經(jīng)濟不受別國經(jīng)濟威脅，創(chuàng)造良好的外部市場環(huán)境和高效能整合國家資源來迅速擴大國家貿(mào)易份額。外貿(mào)的依存度是一個國家的對外貿(mào)易總額與生產(chǎn)總值的比值，一般都是用來衡量這個國家的經(jīng)濟對國際市場依賴程度的高低，低貿(mào)易依賴程度的國家貿(mào)易相對較小而高貿(mào)易依存度的國家所面臨的安全風險則比較大。高貿(mào)易依存度往往表明該國的經(jīng)濟發(fā)展對國際市場依賴較大，即使很小的經(jīng)濟波動也會給經(jīng)濟有恨到的影響，國際市場對貿(mào)易安全的控制性十分強大，有著很大的安全風險。

二、威脅我國對外貿(mào)易安全的不利因素

(一)對外貿(mào)易依存度過高

在經(jīng)濟水平的發(fā)展之下，我國對外貿(mào)易事業(yè)不斷的升溫，國家對于對外貿(mào)易的依存度也呈現(xiàn)出逐年上升的趨勢，這與其他國家的發(fā)展潮流是一致的，自從我國加入世貿(mào)組織之后，更是發(fā)生了翻天覆地的變化。但是，就我國實際情況來看，很多工業(yè)制成品的附加值并不高，生產(chǎn)的產(chǎn)品也多是一些技術(shù)含量不高的產(chǎn)品，原料進口率高，高科技應(yīng)用比例低，很多原料都需要依賴進口才能夠順利生產(chǎn)，實際上，這種狀態(tài)并不理想。由于我國外貿(mào)依存度較高，致使國家經(jīng)濟水平的發(fā)展過多的依賴其他國家，同時，外貿(mào)出口也是一種粗放型發(fā)展方向，順差來源主要集中在歐盟、美國、日本等，在該種因素的影響下，我國經(jīng)濟發(fā)展出現(xiàn)了不確定性，一旦國際貿(mào)易出現(xiàn)與國際市場出現(xiàn)波動，就可能嚴重威脅到我國對外貿(mào)易的穩(wěn)定發(fā)展。

(二)不斷滋生和翻新的貿(mào)易壁壘

基于國內(nèi)嚴峻的就業(yè)形勢和萎靡不振的經(jīng)濟危機，美國和歐盟等我國的主要出口國相繼將矛頭對準了中國，利用多元化的技術(shù)性壁壘做事來控制中國的商品進口。作為貿(mào)易保護手段之一的技術(shù)性貿(mào)易壁壘，在發(fā)達國家的國際貿(mào)易實踐中常會存在濫用的現(xiàn)象，然而卻對類似中國等的發(fā)展中國家都形成了威脅，并一定程度上影響到國家的對外貿(mào)易出口額，阻礙了其外貿(mào)經(jīng)濟的發(fā)展，是發(fā)展中國家外貿(mào)巨大障礙。

三、利用國際貿(mào)易法保證國家貿(mào)易安全的策略

(一)認真研習并熟練國際貿(mào)易法的內(nèi)容和發(fā)展趨向

國際貿(mào)易法的最根本的宗旨和現(xiàn)實中的作用就是維系國際貿(mào)易的順利、安全健康的履行國際貿(mào)易法，這既可以保障國際貿(mào)易的安全，還可以對整個國際貿(mào)易市場起到規(guī)范性作用，同時，國際貿(mào)易法可以有效約束貿(mào)易雙方，要求其嚴格的遵照相應(yīng)的準則進行交易，國際貿(mào)易法處理貿(mào)易爭端進往往會用到調(diào)節(jié)和仲裁的方法。要很好地利用國際貿(mào)易法來保證國家的貿(mào)易安全，為此，必須要深入閱讀對外貿(mào)易法的相關(guān)規(guī)則與具體流程，了解其中蘊含的深刻意義，在這一基礎(chǔ)上，還要根據(jù)國際貿(mào)易法的相關(guān)規(guī)定完善我國的相關(guān)法律制度，及時根據(jù)社會發(fā)展水平還進行調(diào)整，提升對外貿(mào)易事業(yè)的社會適應(yīng)力，及時調(diào)整相關(guān)的規(guī)章制度。此外，還要能夠做到活學活用，合理應(yīng)對發(fā)達國家設(shè)計的貿(mào)易壁壘，促進我國對外貿(mào)易的健康發(fā)展。

(二)主動參與到國際貿(mào)易機制之中