進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)理論精選(九篇)

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第1篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)理論范文

關(guān)鍵詞：進(jìn)出口貿(mào)易；向量自回歸；沖激響應(yīng)函數(shù)

中圖分類號(hào)：F812．4文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X（2008）10-0119-04

當(dāng)今世界經(jīng)濟(jì)一體化趨勢(shì)日益明顯，通過商品流通而形成的國(guó)家之間的生產(chǎn)分工越來越明確，國(guó)際貿(mào)易在各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位也愈來愈重要。一個(gè)國(guó)家的進(jìn)出口貿(mào)易運(yùn)行在一定程度上是反映這個(gè)國(guó)家關(guān)稅保護(hù)效用的重要依據(jù)之一。因此，相對(duì)不發(fā)達(dá)國(guó)家，需要運(yùn)用幼稚產(chǎn)業(yè)保護(hù)，通過保護(hù)來降低貿(mào)易逆差，來發(fā)展本國(guó)并不發(fā)達(dá)但是卻決定著國(guó)計(jì)民生的民族產(chǎn)業(yè)，使本國(guó)產(chǎn)業(yè)成熟并且有實(shí)力參與國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)。關(guān)稅政策對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)具有重要的調(diào)控作用，作為調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)的一種杠桿，關(guān)稅政策使貨物在跨國(guó)界流動(dòng)中發(fā)生價(jià)格變動(dòng)，進(jìn)而調(diào)節(jié)供求，影響國(guó)家的進(jìn)出口貿(mào)易。

一、背景和方法

改革開放后，我國(guó)政府和學(xué)者開始日益重視關(guān)稅政策的調(diào)整對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，國(guó)內(nèi)學(xué)者也對(duì)關(guān)稅政策、進(jìn)出口貿(mào)易和宏觀經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)聯(lián)影響做了大量分析和探討。金祥榮[1-2]對(duì)我國(guó)的關(guān)稅與非關(guān)稅的壁壘效應(yīng)做了分析，比較系統(tǒng)全面總結(jié)和闡述了關(guān)稅的壁壘保護(hù)效應(yīng)，同時(shí)對(duì)中國(guó)歷次關(guān)稅調(diào)整及其有效保護(hù)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了實(shí)證研究，分析了調(diào)整效果和給出了各個(gè)行業(yè)的有效保護(hù)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)。盛斌[3-4]以中國(guó)的汽車制造業(yè)為例分析了我國(guó)對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)業(yè)政策對(duì)于我國(guó)的支柱產(chǎn)業(yè)政策效應(yīng)。姜勇[5]對(duì)我國(guó)關(guān)稅降低條件下產(chǎn)業(yè)保護(hù)的發(fā)展和存在的問題進(jìn)行了理論性探討和思考。劉云中[6]對(duì)我國(guó)履行關(guān)稅減讓的入世承諾后，相關(guān)產(chǎn)業(yè)有效保護(hù)變動(dòng)情況進(jìn)行了分析。王元穎[7]利用中國(guó)36 個(gè)工業(yè)行業(yè)9個(gè)年度（1992、1994、1996―2002年）的實(shí)際數(shù)據(jù)，運(yùn)用panel 回歸的計(jì)量方法和Hausman檢驗(yàn)的技術(shù)，對(duì)修正的貿(mào)易保護(hù)的政治經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

加入WTO后我國(guó)所要履行的重要義務(wù)之一，就是要大幅度削減關(guān)稅。從世界范圍看，關(guān)稅減讓是一個(gè)大趨勢(shì)，目前的世貿(mào)組織成員的總體平均關(guān)稅水平為6%左右，其中發(fā)達(dá)國(guó)家為3%，發(fā)展中國(guó)家為10%。為了滿足這一條件，自1992年以來，我國(guó)先后5次大規(guī)模地自主降低關(guān)稅，平均進(jìn)口關(guān)稅水平已從43%下降到17%。我國(guó)已經(jīng)履行承諾，到2005年將平均關(guān)稅稅率降到10%以下。近年來，我國(guó)不斷地實(shí)施自主降低關(guān)稅政策，新的關(guān)稅政策對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易沖擊直接影響著宏觀經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行狀況，因此對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易與宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行之間關(guān)系進(jìn)行計(jì)量研究，對(duì)檢驗(yàn)和評(píng)判關(guān)稅政策的合理性，調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行提供了數(shù)量依據(jù)，有著重要的指導(dǎo)意義。

傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法是以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)來描述變量關(guān)系的模型，不足的是，經(jīng)濟(jì)理論通常并不足以對(duì)變量間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系提供一個(gè)嚴(yán)密的說明，而且內(nèi)生變量既可以出現(xiàn)在方程左端又可以出現(xiàn)在方程右端使得估計(jì)和推斷變得更加復(fù)雜。向量自回歸（VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立的模型，向量自回歸模型把系統(tǒng)中的每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型。對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易、財(cái)政收入和外匯匯率多個(gè)相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間關(guān)系的分析與預(yù)測(cè)，向量自回歸模型是最容易操作的模型之一[8]。

本文應(yīng)用非結(jié)構(gòu)性的向量自回歸VAR方法建立變量間的關(guān)系模型研究進(jìn)出口貿(mào)易、財(cái)政收入和外匯匯率之間的關(guān)聯(lián)影響及動(dòng)態(tài)關(guān)系，檢驗(yàn)進(jìn)出口貿(mào)易、財(cái)政收入以及外匯匯率之間動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性。為了進(jìn)一步分析各個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)相互沖擊對(duì)系統(tǒng)產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)影響，我們應(yīng)用沖擊響應(yīng)函數(shù)分析一個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的改變對(duì)于其他經(jīng)濟(jì)指標(biāo)產(chǎn)生的沖擊和影響，對(duì)評(píng)判政策效果進(jìn)行定性分析。

二、實(shí)證研究

本文為了研究進(jìn)出口貿(mào)易和宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的關(guān)聯(lián)關(guān)系，我們選擇的經(jīng)濟(jì)變量包括海關(guān)進(jìn)出口商品總額（LIO_TC）、海關(guān)進(jìn)口商品總額（LI_TC）、海關(guān)出口商品總額（LO_TC）、財(cái)政收入完成額（LF_TC）和美元對(duì)人民幣的匯率（LEX）。數(shù)據(jù)時(shí)間長(zhǎng)度為從1997年1月到2006年6月近10年的月度數(shù)據(jù)。為了消除量綱的差異，我們將原始數(shù)據(jù)取其對(duì)數(shù)值作為實(shí)證研究的數(shù)據(jù)。

由于宏觀經(jīng)濟(jì)相關(guān)的月度數(shù)據(jù)存在季節(jié)性趨勢(shì)，即觀測(cè)值有可能出現(xiàn)循環(huán)波動(dòng)現(xiàn)象，因而我們應(yīng)該首先考慮數(shù)據(jù)的季節(jié)性調(diào)整問題，從研究序列中去除季節(jié)變動(dòng)要素，從而顯示出序列潛在的趨勢(shì)循環(huán)分量，這個(gè)趨勢(shì)循環(huán)分量才能真實(shí)反映研究的數(shù)據(jù)序列運(yùn)動(dòng)的客觀規(guī)律。消除時(shí)間序列的季節(jié)趨勢(shì)的方法一共有四種，即Census X12方法、X11方法、移動(dòng)平均方法和Tramo/Seats方法。四種方法各有特點(diǎn)，我們?cè)诒疚闹胁捎妹绹?guó)商務(wù)部人口普查局的X12方法，它是在X11方法基礎(chǔ)上發(fā)展而來的，見圖1―4。

圖1―4是調(diào)整后的進(jìn)出口貿(mào)易額序列和財(cái)政收入序列，從以上各圖中我們可以看出季節(jié)要素和不規(guī)則要素已被消除，新得到的序列包含原序列的趨勢(shì)循環(huán)要素。從圖中可以直觀看出，財(cái)政收入的時(shí)間趨勢(shì)和進(jìn)出口貿(mào)易的增長(zhǎng)趨勢(shì)幾近相同，說明他們之間有著緊密的相關(guān)聯(lián)系，也同時(shí)說明了進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所做出的貢獻(xiàn)，因?yàn)槲覈?guó)經(jīng)濟(jì)近年來持續(xù)高速增長(zhǎng)的動(dòng)力正是源于出口和消費(fèi)，消費(fèi)一方面可以歸于對(duì)于進(jìn)口產(chǎn)品的消費(fèi)，匯率因素是影響進(jìn)出口貿(mào)易量的重要因素，進(jìn)出口貿(mào)易、財(cái)政收入和匯率之間長(zhǎng)期均衡分析，對(duì)于我國(guó)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)趨勢(shì)分析，制定合理的關(guān)稅進(jìn)出口原則，合理的控制匯率水平都有著重要深遠(yuǎn)的意義。

向量自回歸模型把系統(tǒng)中的每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到多變量自回歸模型，它是多個(gè)相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的分析與預(yù)測(cè)最容易操作的模型之一。下面我們分別用進(jìn)出口貿(mào)易總額、進(jìn)口貿(mào)易總額和出口貿(mào)易總額分別同財(cái)政收入和外匯匯率建立VAR模型，分析變量之間的均衡關(guān)系。通過圖2我們可以看到，進(jìn)出口貿(mào)易額和財(cái)政收入有著共同的時(shí)間趨勢(shì)，而且進(jìn)出口貿(mào)易額又明顯地受外匯匯率波動(dòng)的影響，因此我們應(yīng)用向量自回歸方法建立以下VAR方程。

上面三個(gè)方程組中，最顯著的系數(shù)是每個(gè)變量的自回歸系數(shù)。我們重點(diǎn)分析每一組方程組中的第一個(gè)方程其他兩個(gè)相關(guān)系數(shù)――財(cái)政收入系數(shù)和外匯匯率系數(shù)的性質(zhì)。方程（1）和（3）的第一個(gè)方程中，外匯匯率項(xiàng)的回歸系數(shù)要比財(cái)政收入項(xiàng)的系數(shù)顯著，說明外匯匯率對(duì)于進(jìn)出口總額和出口總額的影響要比財(cái)政收入波動(dòng)的影響顯著，這與實(shí)際情況是相符的，因?yàn)橐粋€(gè)國(guó)家的匯率水平直接影響著這個(gè)國(guó)家的進(jìn)出口貿(mào)易的情況。同時(shí)我們注意到以上兩個(gè)方程中除常數(shù)項(xiàng)外，其余各項(xiàng)系數(shù)都是正的，這說明財(cái)政收入和匯率同進(jìn)出口總額以及出口總額是成正比關(guān)系，即說明貿(mào)易總額有利于財(cái)政收入增加，美元對(duì)人民幣升值有利于增加出口額，這可以便于我們通過財(cái)政收入來分析進(jìn)出口額的變化比例，通過匯率變動(dòng)情況來分析聯(lián)動(dòng)的出口貿(mào)易增量。方程（2）中的第一個(gè)方程我們采用的二階滯后的向量自回歸VAR方程，這是由于方程在一階回歸下，回歸是不穩(wěn)定的。方程（2）中我們還是重點(diǎn)分析第一個(gè)方程，為了便于分析，我們可以近似地用每一個(gè)變量的均值來代替一階和二階之后變量的值，這樣我們可以粗略地對(duì)兩個(gè)同一變量不同滯后階數(shù)的系數(shù)求和。首先看自回歸項(xiàng)系數(shù)和是大于0的，且是最顯著的。而財(cái)政收入項(xiàng)系數(shù)和是大于0的，不過其系數(shù)和是百分位小數(shù)，相對(duì)其他兩項(xiàng)系數(shù)不明顯。而外匯匯率項(xiàng)的系數(shù)和為負(fù)，說明外匯匯率和進(jìn)口總額之間存在負(fù)相關(guān)，即美元對(duì)人民幣升值會(huì)導(dǎo)致進(jìn)口總額的減少，這與實(shí)際情況也是相符的。其次我們給出每個(gè)方程的回歸平穩(wěn)性檢驗(yàn)，見表1所示。

表1中，三個(gè)向量自回歸方程的根和摩數(shù)都是小于1的，說明根落在單位圓內(nèi)，即滿足向量自回歸的平穩(wěn)性條件，認(rèn)為回歸系數(shù)是可靠的。

在實(shí)際應(yīng)用中，由于VAR模型是一種非理論性模型，它無需對(duì)變量作任何先驗(yàn)性約束，因此在分析VAR模型時(shí)，往往不只分析一個(gè)變量的變化對(duì)另一個(gè)變量的影響，而且還應(yīng)分析一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊對(duì)系統(tǒng)的影響。這就是沖擊響應(yīng)函數(shù)方法。我們接著上一節(jié)的VAR回歸，給出三個(gè)方程的沖擊響應(yīng)函數(shù)圖。

圖5是進(jìn)出口總額對(duì)財(cái)政的沖擊響應(yīng)，當(dāng)財(cái)政對(duì)進(jìn)出口施以很小接近于零的沖擊時(shí)，進(jìn)出口的響應(yīng)并不是很劇烈，但是長(zhǎng)期來講是逐步上升的，只是速度并不是那么快，比較平穩(wěn)，從圖5中分析可知進(jìn)出口總額增加對(duì)于財(cái)政收入的影響短期內(nèi)并不明顯，而長(zhǎng)期來講會(huì)穩(wěn)步地促進(jìn)財(cái)政收入的增加，這可能是由于貿(mào)易順差在短期內(nèi)的絕對(duì)額并不大，而其對(duì)財(cái)政收入貢獻(xiàn)需要一個(gè)逐步積累的過程。

圖6是外匯匯率對(duì)進(jìn)出口的沖擊響應(yīng)圖，當(dāng)同樣施以一個(gè)接近于零的沖擊時(shí)，進(jìn)出口的響應(yīng)要相對(duì)財(cái)政劇烈的多，說明進(jìn)出口對(duì)于匯率相當(dāng)敏感。這說明匯率的變動(dòng)短期內(nèi)就會(huì)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易總額產(chǎn)生直接的影響，會(huì)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生強(qiáng)烈的沖擊。

圖7中初期財(cái)政沖擊對(duì)于進(jìn)口有一定反向作用，但到第五期后曲線斜率開始調(diào)頭，財(cái)政增加對(duì)于進(jìn)口開始起到促進(jìn)作用，長(zhǎng)期向上。進(jìn)口額和財(cái)政收入短期內(nèi)的反向沖擊說明初期進(jìn)口增加可能會(huì)對(duì)財(cái)政收入有所削減，但是長(zhǎng)期來講通過對(duì)于進(jìn)口原料及產(chǎn)品的生產(chǎn)消費(fèi)，會(huì)穩(wěn)步地促進(jìn)財(cái)政收入的增長(zhǎng)，因此，我們完全不必過度擔(dān)心進(jìn)口增加對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來的短期沖擊。

圖8的匯率沖擊變化中，初期施以接近于零的沖擊，進(jìn)口額一直向下，不過斜率比較平緩，說明人民幣升值對(duì)進(jìn)口有平抑作用，但是作用并不很明顯，對(duì)于財(cái)政收入的影響完全可以被出口增量所消化。通過對(duì)匯率對(duì)進(jìn)口額的沖擊圖可以看出，人民幣匯率的降低會(huì)使國(guó)內(nèi)企業(yè)的海外采購(gòu)成本增加，進(jìn)而導(dǎo)致進(jìn)口額的降低，會(huì)對(duì)依賴進(jìn)口的生產(chǎn)企業(yè)產(chǎn)生不利影響，但是從圖8中可以看出這個(gè)沖擊的影響十分有限，我們可以通過進(jìn)一步擴(kuò)大出口獲利來消化成本增加的不利影響。

圖9是財(cái)政對(duì)出口的沖擊響應(yīng)，當(dāng)財(cái)政對(duì)進(jìn)出口施以很小接近于零的沖擊時(shí)，出口的響應(yīng)并不是很劇烈，但是長(zhǎng)期來講是逐步上升的，只是速度并不是那么快，比較平穩(wěn)。從圖9中我們可以分析得到出口額的增加對(duì)于財(cái)政收入的增長(zhǎng)并不會(huì)產(chǎn)生劇烈的沖擊，其對(duì)財(cái)政收入的貢獻(xiàn)是通過長(zhǎng)期穩(wěn)步的積累顯現(xiàn)出來的。

圖10是外匯匯率對(duì)出口的沖擊響應(yīng)圖，當(dāng)同樣施以一個(gè)接近于零的沖擊時(shí)，進(jìn)出口的響應(yīng)要相對(duì)財(cái)政劇烈得多，說明出口對(duì)于匯率相當(dāng)敏感。截止到2008年7月人民幣匯率改革以來3年，人民幣升值的幅度已經(jīng)累計(jì)達(dá)到21%，這勢(shì)必會(huì)對(duì)以出口為主的企業(yè)造成巨大的壓力，出口是推動(dòng)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)近年來高速增長(zhǎng)的原動(dòng)力，出口額的降低會(huì)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來巨大的負(fù)面影響，因此海關(guān)監(jiān)管部門應(yīng)對(duì)相關(guān)產(chǎn)業(yè)建立相應(yīng)的出口退稅等優(yōu)惠政策，以保障我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)步運(yùn)行。

三、結(jié) 論

關(guān)稅的減讓和匯率的升值是否會(huì)導(dǎo)致財(cái)政收入的下降，影響國(guó)家的宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行一直都是最引人關(guān)注的問題。近年來我國(guó)政府完全履行了加入WTO的承諾，逐步降低我國(guó)關(guān)稅，針對(duì)關(guān)稅稅率降低和人民幣升值對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生的負(fù)面沖擊，我國(guó)政府出臺(tái)了一系列適時(shí)合理的海關(guān)關(guān)稅政策，適度保護(hù)了一些受沖擊強(qiáng)烈的行業(yè)如汽車業(yè)和醫(yī)藥行業(yè)，對(duì)紡織業(yè)等輕工制造也制定合理的出口退稅政策。通過出臺(tái)相關(guān)的關(guān)稅政策，關(guān)稅稅率的下調(diào)和人民幣升值對(duì)我國(guó)的財(cái)政平衡并沒有產(chǎn)生太大的影響，這些關(guān)稅政策促進(jìn)了我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定運(yùn)行。

關(guān)稅政策對(duì)調(diào)節(jié)進(jìn)出口貿(mào)易有著重要影響，在我國(guó)實(shí)施的自主降低關(guān)稅政策下，進(jìn)出口貿(mào)易額的變化直接影響著宏觀經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行狀況。本文應(yīng)用向量自回歸的VAR模型和沖擊響應(yīng)函數(shù)對(duì)進(jìn)出口額、財(cái)政收入和匯率建立模型，分析進(jìn)出口貿(mào)易額、財(cái)政收入和匯率幾個(gè)變量變動(dòng)時(shí)對(duì)其他指標(biāo)的影響關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明進(jìn)出口貿(mào)易額和財(cái)政收入有著正向關(guān)聯(lián)；匯率與進(jìn)口額存在正向變動(dòng)，即人民幣升值會(huì)導(dǎo)致進(jìn)口額增加；匯率與出口額存在正向變動(dòng)關(guān)聯(lián)，當(dāng)人民幣貶值時(shí)，會(huì)促使出口額增加。實(shí)證結(jié)果反映出在我國(guó)關(guān)稅降低和人民幣升值的雙重作用下，進(jìn)出口貿(mào)易仍存在著貿(mào)易順差，這表明加入WTO后，我國(guó)海關(guān)部門針對(duì)海關(guān)關(guān)稅降低和人民幣升值制定的一系列應(yīng)對(duì)政策，有效地保護(hù)了我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易，使我國(guó)的財(cái)政收入并未受到強(qiáng)烈沖擊，保障了宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定運(yùn)行。本文從數(shù)量角度分析關(guān)稅政策對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，為實(shí)際的理論分析提供了可靠的數(shù)量依據(jù)，同時(shí)也為我國(guó)適時(shí)調(diào)整關(guān)稅政策，合理控制貿(mào)易順差，提供了理論參考。

參考文獻(xiàn)：

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［6］ 劉云中，陳輝．中國(guó)履行關(guān)稅減讓義務(wù)后的產(chǎn)業(yè)有效保護(hù)分析［J］．管理世界，2002，（8）．

第2篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)理論范文

近年來，進(jìn)出口貿(mào)易在我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中發(fā)揮了擴(kuò)大需求規(guī)模與優(yōu)化資源配置的雙重功能， 對(duì)工業(yè)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)起到重要的促進(jìn)作用，進(jìn)出口貿(mào)易與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)出口貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的基本功能是擴(kuò)大總需求，通過擴(kuò)大進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模和凈出口，可以促進(jìn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的快速增長(zhǎng)，并間接增加國(guó)內(nèi)就業(yè)與稅收。同時(shí)，一國(guó)利用自身的比較優(yōu)勢(shì)，參與國(guó)際分工，擴(kuò)大具有比較優(yōu)勢(shì)產(chǎn)品的出口、增加比較劣勢(shì)產(chǎn)品的進(jìn)口，可以優(yōu)化資源配置，提高生產(chǎn)要素的生產(chǎn)效率和利用率，最大限度地促進(jìn)本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。對(duì)發(fā)展中國(guó)家而言，進(jìn)口與出口結(jié)構(gòu)上的不同，使進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展又具有資源轉(zhuǎn)移和促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的功能，即通過初級(jí)產(chǎn)品和一般加工產(chǎn)品的出口和投資品的進(jìn)口，實(shí)現(xiàn)國(guó)內(nèi)資源在不同產(chǎn)業(yè)之間的間接轉(zhuǎn)移，促進(jìn)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和工業(yè)化進(jìn)程，進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

實(shí)證分析結(jié)果表明，改革開放之前進(jìn)出口貿(mào)易的需求功能較弱，以資源配置功能為主。2003年至2010年期間，進(jìn)出口貿(mào)易的需求功能逐步增強(qiáng)，但資源配置功能依然占據(jù)主導(dǎo)地位。2004年以后進(jìn)出口貿(mào)易的需求功能大幅度增強(qiáng)，資源配置逐步成為次要功能，出口作為重要需求因素，成為我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要拉動(dòng)力量之一。

進(jìn)出口貿(mào)易總額和出口總額占GDP比重的演變情況。改革開放之前，受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低、國(guó)際環(huán)境限制等多種因素的影響，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易增長(zhǎng)相對(duì)較慢，進(jìn)出口貿(mào)易在我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的需求作用十分微弱。改革開放以后，隨著進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的快速擴(kuò)張，進(jìn)出口貿(mào)易總額和出口占GDP的比重大幅度提升，分別從2003年的9.8%和4.62%提高到2010年的49.03%和25.72%，進(jìn)出口貿(mào)易作為需求因素在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用也大幅度增強(qiáng)，成為影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要需求因素。

下面就以進(jìn)口總額為例研究進(jìn)口總額的的影響因素。

二、理論綜述

根據(jù)國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)的知識(shí)可知：

一個(gè)國(guó)家進(jìn)口和出口量主要是有一個(gè)國(guó)家的要素稟賦決定的，H-O理論表明一鍋出口密集使用其豐富要素的產(chǎn)品，進(jìn)口密集使用其稀缺要素的產(chǎn)品。一個(gè)國(guó)家的絕對(duì)優(yōu)勢(shì)和相對(duì)優(yōu)勢(shì)也是決定一個(gè)國(guó)家進(jìn)出口狀況的決定性因素。根據(jù)這些理論可以找到影響中國(guó)進(jìn)口總額的影響因素。

一個(gè)國(guó)家的商品進(jìn)口量與該國(guó)居民的需求有關(guān)系，I=Q*P，其中Q為需求的商品數(shù)量，P為商品的價(jià)格，P、Q均大于0。

GDP是顯示一個(gè)國(guó)家生產(chǎn)力水平高低的直接影響因素，GDP會(huì)對(duì)一個(gè)國(guó)家的進(jìn)口量產(chǎn)生影響。

匯率會(huì)對(duì)一個(gè)國(guó)家的進(jìn)出口產(chǎn)生重大的影響，人民幣對(duì)外幣匯率上升會(huì)導(dǎo)致人民幣的購(gòu)買力增加，就可以購(gòu)買更多的商品，可以導(dǎo)致進(jìn)口總額增加；相反匯率降低會(huì)導(dǎo)致進(jìn)口總額降低。

城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄，儲(chǔ)蓄函數(shù)的一般形式為S=S（Yd），儲(chǔ)蓄等于可支配收入與消費(fèi)支出之差，城鄉(xiāng)居民有足夠的儲(chǔ)蓄才有自資金購(gòu)買國(guó)外產(chǎn)品。

出口額是進(jìn)口額的對(duì)立面，出口額的大小會(huì)從多方面影響進(jìn)口總額，一個(gè)國(guó)家的進(jìn)出口總量是衡量一個(gè)國(guó)家外貿(mào)水平高低的重要指標(biāo)。

和城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄一樣，外匯儲(chǔ)備量從購(gòu)買力水平影響進(jìn)口量，從理論上來xcvbnm，./說，外匯儲(chǔ)備量越高，進(jìn)口量就會(huì)越高。

所以，再加上一些其他的影響因素就形成了進(jìn)口總額的影響因素的假設(shè)模型。

三、模型的設(shè)定

1、影響因素的分析

（1）GDP

根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論，GDP即國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是影響出口量的一個(gè)主要因素，只有GDP到了一定水平，居民才有足夠的資金購(gòu)買購(gòu)買國(guó)外產(chǎn)品。進(jìn)口量與GDP呈正相關(guān)，即GDP增加，進(jìn)口量增加；GDP減少，進(jìn)口量減少。所以選擇GDP作為解釋變量X1.

（2）出口總額

出口額是指一定時(shí)期內(nèi)一國(guó)從國(guó)內(nèi)向國(guó)外出口的商品的全部?jī)r(jià)值，稱為出口貿(mào)易總額或出口總額。商品進(jìn)口量和出口量是衡量一個(gè)國(guó)家貿(mào)易發(fā)展水平的重要指標(biāo)，在一定程度上出口額會(huì)影響進(jìn)口額。所以選擇出口總額作為解釋變量X5。

（3）城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄

城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄是另一個(gè)影響進(jìn)口量的主要因素，一個(gè)國(guó)家城鄉(xiāng)居民只有有足夠的儲(chǔ)蓄才能夠有資金購(gòu)買國(guó)外產(chǎn)品，所以城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄直接影響進(jìn)口量，且城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄與進(jìn)口量呈正相關(guān)，所以選擇城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄作為解釋變量X3。

（4）匯率

人民幣匯率升高，即人民幣更值錢，即可用相對(duì)來說少量的人民幣就可以買到外國(guó)產(chǎn)品。例如，假設(shè)以前的匯率是1：8，即一美元可以換8元人民幣，若某商品為20美元，以前要花￥160才可買到，現(xiàn)在匯率上升只要花￥140元就可買到了，因而有利于進(jìn)口貿(mào)易；若某商品為￥160，以前只要花20美元就可以買到現(xiàn)在要花20多美元才可買到，因?yàn)橛捎趨R率上升20美元只相當(dāng)于￥140了，因此不利于出口貿(mào)易。所以匯率與進(jìn)口總額成正相關(guān)。且由于美元最具代表性，所以選擇人民幣與美元之間的匯率作為研究對(duì)象。所以選擇匯率作為解釋變量X4.

（5）外匯儲(chǔ)備量

外匯儲(chǔ)量是另一個(gè)影響進(jìn)口量的主要因素，一個(gè)國(guó)家只有有足夠的外匯才能夠有資金購(gòu)買國(guó)外產(chǎn)品，所以外匯儲(chǔ)備量直接影響進(jìn)口量，且外匯儲(chǔ)備量與進(jìn)口量呈正相關(guān)。所以選擇外匯儲(chǔ)備量作為解釋變量X3。

（6）其他因素

此外還有很多影響進(jìn)口量的因素，如匯率、反傾銷率、國(guó)外的商品價(jià)格指數(shù)等，由于這些因素有些對(duì)進(jìn)口量的影響不是很顯著，或者是數(shù)據(jù)收集比較困難，要把它們作為被解釋變量建立模型比較困難，所以歸為其他因素，其他因素在本文中用隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng) 來表示。

2、模型的設(shè)定

Y代表進(jìn)口總額

X1代表GDP

X2代表出口總額

X3代表城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄

X4代表匯率

X5代表外匯儲(chǔ)備量

基于以上數(shù)據(jù)，初步建立模型

四、數(shù)據(jù)的收集

五、模型的估計(jì)與調(diào)整

本文收集了我國(guó)1990-2010年進(jìn)口量的相關(guān)數(shù)據(jù)： 注：以上數(shù)據(jù)來源各年份中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒

用最小二乘法，利用Eviews軟件可得估計(jì)結(jié)果如下：

報(bào)告形式：

統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)：

給定顯著性水平 為0.05

判定系數(shù)：R2=0.9967接近于1，表明模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度高。

F檢驗(yàn)（回歸方程顯著性檢驗(yàn)）：F=909.5042 表明模型線性關(guān)系顯著，或解釋變量GDP X1、出口總額X2、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄X3、匯率X4和外匯儲(chǔ)備量X5聯(lián)合起來對(duì)被解釋變量進(jìn)口總額Y有顯著影響。

T檢驗(yàn)（解釋變量顯著性檢驗(yàn)）：GDP回歸系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值為1.9676 ，表明GDP對(duì)Y無顯著影響；出口總額回歸系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值為12.2101 ，表明城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄對(duì)Y有顯著影響；匯率回歸系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值為0.5858 =

2.131，表明匯率對(duì)Y無顯著影響；外匯儲(chǔ)備量回歸系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值為0.2940 ，表明外匯儲(chǔ)備量對(duì)Y無顯著影響。

模型經(jīng)濟(jì)意義：

假設(shè)其他解釋變量不變，GDP每增長(zhǎng)1億元，被解釋變量進(jìn)口總額減少0.1661億元；

假設(shè)其他解釋變量不變，出口總額每增長(zhǎng)1元，被解釋變量進(jìn)口總額減少0.7867億元；

假設(shè)其他解釋變量不變，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄每增長(zhǎng)1億美元，被解釋變量進(jìn)口總額增加0.2175億元；

假設(shè)其他解釋變量不變，匯率每增長(zhǎng)1元，被解釋變量進(jìn)口總額增加4.1681億元；

假設(shè)其他解釋變量不變，外匯儲(chǔ)備量每增長(zhǎng)1億元，被解釋變量進(jìn)口總額增加0.1473億元。

但由于本題中Std. Error過大，可能存在多重共線性，現(xiàn)對(duì)其進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)：

計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)：

多重共線性檢驗(yàn)：由于選擇的影響因素過多，所以估計(jì)模型之前，應(yīng)先分析各個(gè)因素與被解釋變量之間的關(guān)系，以及因素之間的相關(guān)程度，利用COR命令進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，得相關(guān)系數(shù)矩陣為：

通過計(jì)算表明，x1與x2、x3、x5高度相關(guān)，許多相關(guān)系數(shù)大于0.9，如果決定用表中全部變量作為解釋變量，很可能會(huì)出現(xiàn)嚴(yán)重多重共線性問題。先按照逐步回歸原理建立回歸模型。

逐步回歸法：

首先修正理論假設(shè)，在高度相關(guān)的變量中選擇相關(guān)程度最高的變量進(jìn)行回歸建立模型。我們發(fā)現(xiàn)出口總額x2與進(jìn)口額Y相關(guān)程度最高達(dá)0.996347，故可先建立這兩者之間的一元回歸模型，結(jié)果如下：

以x2為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸。二元回歸模型估計(jì)結(jié)果如下表：

經(jīng)過以上的逐步引入檢驗(yàn)過程，最終確定j進(jìn)口額函數(shù)

=693.5633+0.6873X2+0.0578X3

（711.4128） （0.0489） （0.0200）

T=（0.9749） （14.0610） （2.8956）

統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)：

判定系數(shù)：R2=0.9950接近于1，表明模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度高。

F檢驗(yàn)：F=1800.098，大于臨界值3.55，其P值0.000000也明顯小于 =

0.05，說明各個(gè)解釋變量對(duì)出口總額Y有顯著影響，模型線性關(guān)系顯著。

T檢驗(yàn)：出口總額X2的回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值為14.0610大于2，表明出口總額對(duì)進(jìn)口總額Y有顯著影響；城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值為2.8956大于2，表明城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄對(duì)進(jìn)口總額Y有顯著影響。

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)：

1）自相關(guān)檢驗(yàn)：給定顯著性水平0.05，查DW表，當(dāng)n=21，k=2時(shí)，得下限值dL=1.125，上限值dU=1.538，因?yàn)镈W統(tǒng)計(jì)量為0.9578

偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)：

（1）自相關(guān)的補(bǔ)救：在LS命令中直接加上AR（1）項(xiàng)來檢測(cè)模型的自相關(guān)性，并與前面的檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行比較。

輸出結(jié)果顯示AR（1）為0.5985，且回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，表明模型確實(shí)存在一階自相關(guān)；調(diào)整后模型DW為1.1409，樣本容量n為21個(gè)，解釋變量個(gè)數(shù)k為2，查5%顯著水平DW統(tǒng)計(jì)表可得dL=1.125，dU=1.538，而dL=1.125

異方差的White檢驗(yàn)如下表所示：檢驗(yàn)知Obs*R-squared=11.53904，表明不存在異方差性。

nR2=8.1660，其伴隨概率為0.0857，大于給定的顯著性水平 =0.05，接受原假設(shè)，認(rèn)為回歸模型不存在異方差。

所以本文的最終模型估計(jì)結(jié)果為：

該模型表示，當(dāng)出口總額增加1億元時(shí)，進(jìn)口總額增加0.6873億元；當(dāng)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄增加1億元時(shí)，進(jìn)口總額增加0.0578億元。

六、本文的結(jié)論與建議

第3篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)理論范文

（紹興縣職業(yè)教育中心，浙江 紹興 312000）

【摘 要】進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)課程是國(guó)際貿(mào)易及相關(guān)專業(yè)學(xué)生必修的核心課程。為了適應(yīng)新的國(guó)際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的變化、知識(shí)經(jīng)濟(jì)的挑戰(zhàn)和中職學(xué)生實(shí)際擇業(yè)就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)壓力日趨激烈的需要，傳統(tǒng)的教學(xué)改革勢(shì)在必行。本文從市場(chǎng)需求出發(fā)，結(jié)合國(guó)際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的發(fā)展，重新規(guī)劃進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)課程的教學(xué)內(nèi)容、教學(xué)方法和重新調(diào)整教育教學(xué)側(cè)重點(diǎn)，在不改變中職教學(xué)目標(biāo)的基礎(chǔ)上對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)課程的教學(xué)進(jìn)行改革。

【關(guān)鍵詞】進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)；教學(xué)改革；探索

《進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)》在整個(gè)國(guó)際貿(mào)易及商務(wù)英語(yǔ)等相關(guān)專業(yè)中具有重要的學(xué)科地位。首先，進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)是國(guó)際貿(mào)易類專業(yè)的專業(yè)必修課程，是一門研究國(guó)際貿(mào)易過程中涉及到的進(jìn)出口業(yè)務(wù)流程操作的學(xué)科，是一門具有較強(qiáng)實(shí)踐操作性的具有涉外活動(dòng)特點(diǎn)的綜合性應(yīng)用學(xué)科，故這門課的掌握與否，將直接影響學(xué)生對(duì)外貿(mào)這個(gè)專業(yè)的理解。其次，它還是國(guó)際物流管理、電子商務(wù)等專業(yè)的主干基礎(chǔ)課程。作為外貿(mào)專業(yè)類普遍開設(shè)的專業(yè)必修課，進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)課遵循理論部分“必需、夠用”的原則，在教學(xué)中較多地體現(xiàn)實(shí)踐性，密切結(jié)合我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易工作實(shí)際，突出重點(diǎn)，加強(qiáng)案例和實(shí)訓(xùn)教學(xué)，通過本門課程的學(xué)習(xí)，讓學(xué)生能真正理解進(jìn)出口貿(mào)易流程。本文從市場(chǎng)需求出發(fā)，結(jié)合國(guó)際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的發(fā)展，重新規(guī)劃進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)課程的教學(xué)內(nèi)容、教學(xué)方法和重新調(diào)整教育教學(xué)側(cè)重點(diǎn)，對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)課程的教學(xué)進(jìn)行改革。

一、合理規(guī)劃教學(xué)內(nèi)容

（一）科學(xué)安排教學(xué)內(nèi)容

進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)課程作為外貿(mào)類的核心課程，應(yīng)該說內(nèi)容都很重要，進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)的教學(xué)內(nèi)容包括了以下方面：商品的品名、品質(zhì)、數(shù)量與包裝；貿(mào)易術(shù)語(yǔ)和商品的價(jià)格；國(guó)際貨物運(yùn)輸；貨物運(yùn)輸保險(xiǎn)；國(guó)際貨款的收付；爭(zhēng)議的預(yù)防與處理；交易的磋商與合同的簽訂；出口合同的履行；進(jìn)口合同的履行；國(guó)際貿(mào)易方式。我們應(yīng)結(jié)合國(guó)際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的變化，本著以實(shí)用為目的，夠用為尺度的原則，對(duì)內(nèi)容進(jìn)行科學(xué)合理的安排。

1.結(jié)合當(dāng)前實(shí)際，以商品的標(biāo)的、貿(mào)易術(shù)語(yǔ)和價(jià)格、貨款的收付及合同的履行作為重點(diǎn)。因?yàn)楝F(xiàn)在往往由貨代做運(yùn)輸、報(bào)關(guān)，所以對(duì)運(yùn)輸重點(diǎn)掌握訂艙及運(yùn)費(fèi)。又現(xiàn)在的海運(yùn)相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)小，且出口報(bào)價(jià)以FOB、CFR居多，故對(duì)保險(xiǎn)、不可抗力等只作了解。在學(xué)習(xí)交易磋商中適當(dāng)?shù)慕Y(jié)合函電，并讓學(xué)生了解電子商務(wù)在外貿(mào)中的應(yīng)用。對(duì)于結(jié)匯的學(xué)習(xí)，可適當(dāng)增加核銷及退稅的內(nèi)容，以便更好地與實(shí)踐結(jié)合。

2.國(guó)際貿(mào)易實(shí)務(wù)是以出口為導(dǎo)向展開的，在過去符合國(guó)家的實(shí)際狀況，現(xiàn)在我們應(yīng)該適當(dāng)做些調(diào)整，在教學(xué)中適當(dāng)增加進(jìn)口貿(mào)易的內(nèi)容，結(jié)合形勢(shì)，讓學(xué)生重視進(jìn)口。

3.與地方經(jīng)濟(jì)結(jié)軌。紹興是輕紡城，故在涉及到商品的品質(zhì)、數(shù)量、包裝時(shí)，可以紡織品為例讓學(xué)生了解面料，了解印花染整工藝，為學(xué)生走上社會(huì)打下基礎(chǔ)。

（二）及時(shí)更新教學(xué)內(nèi)容

進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)課程是一門與國(guó)際貿(mào)易發(fā)展相結(jié)合，密切聯(lián)系國(guó)際貿(mào)易政策措施、聯(lián)系國(guó)際貿(mào)易規(guī)則的課程，這些內(nèi)容都是不斷變化和發(fā)展的。如《進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)》（高等教育出版社第二版）教材現(xiàn)還引用《UCP500》（《跟單信用證統(tǒng)一慣例500》）及《2000年國(guó)際貿(mào)易術(shù)語(yǔ)解釋通則》，事實(shí)上外貿(mào)業(yè)務(wù)中已使用《UCP600》（《跟單信用證統(tǒng)一慣例600》）及《2010年國(guó)際貿(mào)易術(shù)語(yǔ)解釋通則》。

二、大膽改革教學(xué)方法和手段

我們說，課改除了內(nèi)容整合，更多的是教學(xué)方法和手段的改革。因此，對(duì)于進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)的課程教學(xué)改革，我們也要大膽的改革教學(xué)方法和手段。現(xiàn)在的國(guó)際貿(mào)易實(shí)務(wù)基本上是圍繞合同的內(nèi)容展開的，對(duì)于關(guān)鍵的東西只談它的一些定義或含義，本質(zhì)上看并非實(shí)務(wù)，學(xué)生也難以理解。在教學(xué)中我們可以從以下方面著手，充分調(diào)動(dòng)學(xué)生學(xué)習(xí)的主動(dòng)性，讓學(xué)生走進(jìn)貿(mào)易，真正動(dòng)起來，以便于更好地掌握進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)這門課。

1.充分利用好網(wǎng)絡(luò)等資源，為學(xué)習(xí)者提供學(xué)習(xí)主題相關(guān)的豐富資源。

在如今網(wǎng)絡(luò)風(fēng)靡的時(shí)代，學(xué)生迷戀網(wǎng)絡(luò)，如何正確利用網(wǎng)絡(luò)資源，使網(wǎng)絡(luò)為學(xué)習(xí)服務(wù)。我們可引導(dǎo)學(xué)生去專業(yè)論壇交流學(xué)習(xí)，如福步外貿(mào)論壇；去相應(yīng)的貿(mào)易平臺(tái)網(wǎng)站比如阿里巴巴網(wǎng)站了解相關(guān)知識(shí)。我們更可為學(xué)生布置拓展性問題，引導(dǎo)學(xué)生根據(jù)自己的興趣，翻閱更多的資料，經(jīng)過閱讀自學(xué)、獨(dú)立思考、討論交流獲取更多的知識(shí)。如布置分組策劃完成一次網(wǎng)購(gòu)任務(wù)，事后討論其中的得失及注意點(diǎn)，再結(jié)合外貿(mào)予以展開。這樣的活動(dòng)能讓學(xué)生融入其中，充分收集資源。

2.為學(xué)習(xí)者提供探索思考的空間。

在教學(xué)中，我們要結(jié)合學(xué)生實(shí)際，注重情境教學(xué)、案例教學(xué)、問題引入式教學(xué)等，把專業(yè)術(shù)語(yǔ)生活化，從身邊事例出發(fā)探究專業(yè)知識(shí)。面向全體，給學(xué)生留出獨(dú)立思考的時(shí)間、空間，通過思考，激發(fā)學(xué)習(xí)興趣，促進(jìn)全體學(xué)生積極參與教學(xué)的全過程。例如價(jià)格，讓學(xué)生從身邊買賣中的價(jià)格引入，探究、引導(dǎo)、糾錯(cuò)，得出國(guó)際貿(mào)易報(bào)價(jià)的特點(diǎn)及與國(guó)內(nèi)買賣價(jià)格的相同與不同，進(jìn)而從實(shí)踐中理解貿(mào)易術(shù)語(yǔ)的定義。

3.為學(xué)習(xí)者提供交流協(xié)作、成果展示的平臺(tái)。

對(duì)于進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)的內(nèi)容，教學(xué)時(shí)內(nèi)容支解得七零八落，如合同中的各個(gè)條款、合同的磋商、合同的履行，而工作中卻是很多東西交替出現(xiàn)，前后銜接。所以，我們要給學(xué)生提供一個(gè)實(shí)習(xí)實(shí)訓(xùn)的平臺(tái)，把這些內(nèi)容結(jié)合外貿(mào)函電等知識(shí)完整串聯(lián)，學(xué)以致用。我們可以充分利用已開發(fā)的軟件系統(tǒng)，如世格軟件，把學(xué)生分成進(jìn)口商、出口商、生產(chǎn)供應(yīng)商、出口地銀行、進(jìn)口地銀行、船公司、保險(xiǎn)公司等，讓學(xué)生分角色的進(jìn)行仿真模擬操作，在操作中培養(yǎng)學(xué)生交流協(xié)作的能力。且在操作完成后，讓各個(gè)學(xué)生交流其中的心得體會(huì)。當(dāng)然若能為學(xué)生提供資源，讓學(xué)生自行去完成一筆交易，如到阿里巴巴網(wǎng)站熟悉其交易流程，使學(xué)生真正做到理論與實(shí)踐結(jié)合。熟悉了國(guó)內(nèi)的貿(mào)易網(wǎng)站，就可以到外國(guó)的貿(mào)易平臺(tái)網(wǎng)站去，如B2B等網(wǎng)站去尋找客戶、談判、簽訂合同，進(jìn)一步在操作中提高其實(shí)踐能力。當(dāng)然我們也應(yīng)該在平時(shí)教學(xué)中多讓學(xué)生熟悉流程，例如在學(xué)信用證時(shí)，就可以讓學(xué)生分角色演示，一方面增強(qiáng)其交流協(xié)作的能力，另一方面更是對(duì)自己知識(shí)掌握的一個(gè)展示。

在教學(xué)中，我們要通過改變教師的思想觀念，激發(fā)學(xué)生自主學(xué)習(xí)的熱情和動(dòng)力，促成學(xué)生在課堂上動(dòng)手、動(dòng)口又動(dòng)腦，激發(fā)學(xué)生的潛能，培養(yǎng)學(xué)生會(huì)聽、會(huì)質(zhì)疑、會(huì)表述、會(huì)交流的能力。

三、重新調(diào)整教育教學(xué)側(cè)重點(diǎn)

對(duì)于中職學(xué)校，我們要培養(yǎng)的是具有操作能力的技工型人才。本科院校課程體系強(qiáng)調(diào)學(xué)科完整性，現(xiàn)在我們職業(yè)學(xué)校提出要以行動(dòng)導(dǎo)向?yàn)轶w系，即基于工作過程的課程設(shè)計(jì)，就是說，按照實(shí)際進(jìn)出口流程來安排知識(shí)內(nèi)容。我校外貿(mào)專業(yè)的專業(yè)課程主要開設(shè)有《國(guó)際貿(mào)易基礎(chǔ)知識(shí)》、《進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)》、《外貿(mào)單證實(shí)務(wù)》、《外貿(mào)跟單實(shí)務(wù)》、《商務(wù)英語(yǔ)函電》等。而這些課程，在教學(xué)過程別是實(shí)踐應(yīng)用中并不是單獨(dú)存在，而是相互交融、互有聯(lián)系。基于這樣的原因，《進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)》、《外貿(mào)單證實(shí)務(wù)》、《商務(wù)英語(yǔ)函電》三門課程就需要整合，在整合中，我們更強(qiáng)調(diào)實(shí)用性，這無疑成為當(dāng)今教育教學(xué)的側(cè)重點(diǎn)。在這些課的教學(xué)中，我們可以把《外貿(mào)單證實(shí)務(wù)》融合到《進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)》中，例如在學(xué)國(guó)際貨物運(yùn)輸時(shí)講到提單，同時(shí)插入提單的填寫；學(xué)到貨物運(yùn)輸保險(xiǎn)時(shí)，講講保單的填寫；學(xué)到國(guó)際貨款的收付時(shí)，分析結(jié)匯單據(jù)的填寫。這樣可以免去有關(guān)單據(jù)內(nèi)容的重復(fù)教學(xué)。同時(shí)在學(xué)到磋商時(shí)，可結(jié)合簡(jiǎn)單的《商務(wù)英語(yǔ)函電》知識(shí)，學(xué)習(xí)合同條款時(shí)，我們也可以讓學(xué)生了解條款的英語(yǔ)表達(dá)，這樣就能使《進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)》、《外貿(mào)單證實(shí)務(wù)》、《商務(wù)英語(yǔ)函電》真正合為一體，學(xué)以致用。當(dāng)然這對(duì)學(xué)生是個(gè)挑戰(zhàn)，對(duì)教師更是一個(gè)挑戰(zhàn)。

綜上所述，《進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)》的課程改革勢(shì)在必行，我們不僅要改內(nèi)容，更要改教學(xué)方法，讓學(xué)生學(xué)中用，用中學(xué)，培養(yǎng)出有較高操作能力、學(xué)習(xí)能力、溝通能力、協(xié)作能力的技工型人才。

參考文獻(xiàn)：

[1]郝美彥.進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)務(wù)課程改革的探索與實(shí)踐[J].山西經(jīng)濟(jì)管理干部學(xué)院學(xué)報(bào),2011年01期.

[2]劉紅燕.構(gòu)建以應(yīng)用型人才培養(yǎng)為中心的高職類外貿(mào)專業(yè)實(shí)踐教學(xué)體系[J].武漢職業(yè)學(xué)院學(xué)報(bào),2006年第五卷第六期.

第4篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)理論范文

關(guān)鍵詞：FD 對(duì)外貿(mào)易 總體效應(yīng) 時(shí)空差異

一、文獻(xiàn)綜述

（一）國(guó)外文獻(xiàn) 關(guān)于FDI與國(guó)際貿(mào)易國(guó)外學(xué)者主要討論兩方面：一是FDI與國(guó)際貿(mào)易之間的因果關(guān)系。Muchielli和Chedor（1999）、Graham（2000）等分析得出FDI對(duì)東道國(guó)出口具有顯著的帶動(dòng)作用。而Zhang和Felmingham（2001）的研究結(jié)論是出口規(guī)模的擴(kuò)張能吸引FDI的流入。二是FDI與國(guó)際貿(mào)易之間是替代效應(yīng)還是互補(bǔ)效應(yīng)。替代關(guān)系理論認(rèn)為貿(mào)易障礙在一定條件下會(huì)導(dǎo)致資本的國(guó)際流動(dòng)，即表現(xiàn)為投資對(duì)貿(mào)易的替代，同時(shí)國(guó)際資本流動(dòng)的障礙也會(huì)產(chǎn)生國(guó)際貿(mào)易。Belderbos和Sleuwaegen（1998）、Blonigen（2000）等學(xué)者研究證實(shí)了此觀點(diǎn)。互補(bǔ)關(guān)系理論認(rèn)為FDI 可以在投資國(guó)與東道國(guó)之間創(chuàng)造新的貿(mào)易機(jī)會(huì)，使貿(mào)易在更大的規(guī)模上進(jìn)行，即表現(xiàn)為投資與貿(mào)易的互補(bǔ)。Goldberg 和 Klein（1999）、Mariam Camarero（2004）等研究結(jié)果表明貿(mào)易與FDI之間存在互補(bǔ)關(guān)系。

（二）國(guó)內(nèi)文獻(xiàn) 國(guó)內(nèi)學(xué)者蔡小勇、余子鵬（2005）利用2003年中國(guó)30個(gè)省份的出口總值、機(jī)電產(chǎn)品出口總值及當(dāng)年實(shí)際利用FDI值，分析了FDI對(duì)中國(guó)出口及地區(qū)差異影響，結(jié)果表明FDI對(duì)西部落后地區(qū)出口的帶動(dòng)作用最大，對(duì)中部地區(qū)出口的帶動(dòng)作用最小。王少平等（2006）利用1992年至2003年我國(guó)三大地區(qū)省份的面板數(shù)據(jù)考察FDI 對(duì)不同地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。結(jié)果表明東部地區(qū)FDI對(duì)出口有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)和較強(qiáng)的替代效應(yīng)，而對(duì)中、西部地區(qū)其創(chuàng)造效應(yīng)不顯著并且替代效應(yīng)相對(duì)較弱。梁瑞（2008）研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)FDI對(duì)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用在東部和西部地區(qū)較為顯著，但FDI對(duì)東部地區(qū)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用最大，西部次之。國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究主要集中在FDI對(duì)兩國(guó)貿(mào)易流量的影響方面，即替代性和互補(bǔ)性問題。國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究大部分結(jié)果表明FDI對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)越來越大，但這些研究沒有充分考慮到我國(guó)各區(qū)域由于自然和經(jīng)濟(jì)條件不同而導(dǎo)致FDI的貿(mào)易效應(yīng)可能具有顯著差異，在更深層次上分析FDI對(duì)我國(guó)區(qū)域貿(mào)易失衡狀況、轉(zhuǎn)移效應(yīng)等方面問題。基于此，本文利用1987年至2009年中國(guó)30個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)對(duì)FDI對(duì)我國(guó)區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的階段性影響進(jìn)行實(shí)證，從而對(duì)我國(guó)FDI的貿(mào)易總體效應(yīng)進(jìn)行全面分析。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本及數(shù)據(jù)選取 本文采用中國(guó)30個(gè)省市（因部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失）1987年至2009年的面板數(shù)據(jù)。1987年合資2008年各省進(jìn)出口額、實(shí)際利用FDI、GDP與公路鐵路總長(zhǎng)度，2009年實(shí)際利用FDI數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒及各省統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)，2009年其他變量的數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒-2010》。其中各省的進(jìn)出口額和實(shí)際利用FDI以萬(wàn)美元為單位；各省的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是以2000年的名義GDP為基期調(diào)整得到實(shí)際GDP，然后按當(dāng)期匯率調(diào)整為萬(wàn)美元；匯率是IFS所公布的人民幣實(shí)際有效匯率，以2000年為基期進(jìn)行了指數(shù)化調(diào)整；各省鐵路與公路總長(zhǎng)度以公里為單位，所有數(shù)據(jù)均采用對(duì)數(shù)形式。

（二）模型設(shè)立 為研究FDI 對(duì)我國(guó)三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的影響，在實(shí)證分析中除了把當(dāng)年實(shí)際FDI作為解釋變量，還將各地區(qū)貿(mào)易績(jī)效與其經(jīng)濟(jì)規(guī)模聯(lián)系起來。經(jīng)濟(jì)規(guī)模是決定外商直接投資的關(guān)鍵因素，因此，引入各省GDP這一變量作為經(jīng)濟(jì)規(guī)模的測(cè)量指標(biāo)。同時(shí)，根據(jù)影響貿(mào)易收支的一般理論，影響一國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的變量主要是進(jìn)出口商品的相對(duì)價(jià)格及國(guó)內(nèi)外的實(shí)際國(guó)民收入水平，而影響進(jìn)出口相對(duì)價(jià)格的關(guān)鍵因素是匯率。因此，引入?yún)R率這一解釋變量，在文中用人民幣實(shí)際有效匯率REER表示。另外，根據(jù)國(guó)際貿(mào)易理論和國(guó)際投資理論，基礎(chǔ)設(shè)施除了是影響對(duì)外貿(mào)易的重要因素，也是影響FDI 的關(guān)鍵因素。因此，引入各省公路和鐵路里程數(shù)作為基礎(chǔ)設(shè)施狀況的替代變量，該替代變量用ROAD表示。基于上述分析，選取影響對(duì)外貿(mào)易的四個(gè)主要經(jīng)濟(jì)變量——外商直接投資、國(guó)民在截面間的異方差性和相關(guān)性造成估計(jì)結(jié)果偏差，對(duì)個(gè)體固定效應(yīng)模型和個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型分別采用廣義最小二乘法（GLS）和可行的廣義最小二乘估計(jì)（FGLS）進(jìn)行估計(jì)。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）FDI對(duì)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易影響總體效應(yīng)分析 本文首先對(duì)解釋變量回歸，并依據(jù)面板模型的F檢驗(yàn)和隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果選擇合適的模型進(jìn)行估計(jì)。模型 1、2、3見表（1）是FDI對(duì)解釋變量的混合效應(yīng)、個(gè)體固定效應(yīng)和個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型的擬合結(jié)果。模型1由于面板模型F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的p值趨近于0，故拒絕混合模型；而個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)的Hausman檢驗(yàn)值，在1%的顯著性水平下拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型。由模型2中冗余固定效應(yīng)檢驗(yàn)的F值和模型3的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果可知，建立個(gè)體固定效應(yīng)模型是較為合適的，因此認(rèn)為模型2的回歸結(jié)果較為準(zhǔn)確。結(jié)論顯示，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易均有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)，當(dāng)我國(guó)FDI流入量增加1個(gè)百分點(diǎn)，出口將增加約0.06個(gè)百分點(diǎn)，進(jìn)口約增加0.18個(gè)百分點(diǎn)。此外，GDP與基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的影響顯著正相關(guān)。人民幣實(shí)際有效匯率的系數(shù)顯著為負(fù)，表明在我國(guó)匯率變動(dòng)顯著影響進(jìn)出口，即人民幣貶值1%，出口將上升0.61%，進(jìn)口上升1.09%。

（二）FDI對(duì)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易影響時(shí)空差異分析 1987-2009年時(shí)期，我國(guó)經(jīng)歷了對(duì)外開放、金融危機(jī)、加入 WTO等重大經(jīng)濟(jì)事件，我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和對(duì)外貿(mào)易環(huán)境有可能產(chǎn)生了相應(yīng)變化。政府積極引入 FDI的同時(shí)，開始注意到引導(dǎo)FDI轉(zhuǎn)型，使外商直接投資在區(qū)域、產(chǎn)業(yè)內(nèi)的分布也發(fā)生了巨大變化。單純通過1987年至2009年數(shù)據(jù)對(duì)FDI與我國(guó)三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易關(guān)系進(jìn)行研究，很可能會(huì)遺漏掉一些重要的階段性影響。因此考慮到這種階段性的變化，將 1987年至1992年作為第一階段，1993年至2001年作為第二階段，2002年至2009年作為第三階段，沿用前文設(shè)定的方程，對(duì)三個(gè)階段分別進(jìn)行GLS回歸分析，通過計(jì)量結(jié)果來比較隨著時(shí)間的推移FDI對(duì)各區(qū)域的貿(mào)易影響有怎樣的改變。（1）不同階段FDI對(duì)我國(guó)東部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的影響分析。計(jì)量結(jié)果見表（2）顯示：在不同階段，東部地區(qū)FDI 對(duì)貿(mào)易影響產(chǎn)生了一些明顯的改變。1987-1992年?yáng)|部地區(qū)FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易均具有創(chuàng)造效應(yīng)，對(duì)于進(jìn)口FDI系數(shù)為0.21，即增加1單位 FDI，會(huì)拉動(dòng)?xùn)|部 0.21 單位的進(jìn)口，大于出口的FDI系數(shù)0.1。1993年至2001年?yáng)|部地區(qū) FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應(yīng)，進(jìn)口的FDI系數(shù)為 0.9大于出口的FDI系數(shù)0.32。而在2002年至2009年?yáng)|部地區(qū) FDI 對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著影響。1987年至1992和1993年至2001年間，東部進(jìn)口創(chuàng)造效應(yīng)明顯的原因可能是由于東部地區(qū)憑借著地理優(yōu)勢(shì)、廉價(jià)勞動(dòng)力和較低的運(yùn)輸成本吸引大量外資企業(yè)進(jìn)入投資建廠并開展加工貿(mào)易。建廠期間，需要從國(guó)外進(jìn)口大量的機(jī)器設(shè)備、技術(shù)專利以及人才，無疑會(huì)拉動(dòng)?xùn)|部進(jìn)口貿(mào)易。 2002年至2009 年間，東部地區(qū)FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易均沒有顯著影響的原因可能是經(jīng)過前期外資企業(yè)的發(fā)展，其已經(jīng)完成了生產(chǎn)所必需的基礎(chǔ)建設(shè)。另一方面，東部地區(qū)已形成圍繞外資企業(yè)的產(chǎn)業(yè)需求的加工貿(mào)易服務(wù)產(chǎn)業(yè)鏈，不用通過進(jìn)口就可以在國(guó)內(nèi)完成所需生產(chǎn)資料的采購(gòu)。（2）不同階段FDI對(duì)我國(guó)中部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的影響分析。通過FDI對(duì)中部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易影響的實(shí)證分析，結(jié)果見表（3）顯示：1987年至1992年，中部地區(qū)FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著影響。1993年至2001 年，F(xiàn)DI 對(duì)進(jìn)口貿(mào)易表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應(yīng)，對(duì)出口沒有顯著的影響。進(jìn)口FDI系數(shù)為0.12，即增加1單位 FDI，會(huì)拉動(dòng)中部 0.12 單位的進(jìn)口。2002年至2009年，F(xiàn)DI 對(duì)出口貿(mào)易則表現(xiàn)出顯著的替代效應(yīng)，出口FDI系數(shù)為-0.15，對(duì)進(jìn)口無顯著的影響。1993年至2001年間中部地區(qū)FDI的進(jìn)口創(chuàng)造效應(yīng)明顯的原因可能是在東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈基本形成和生產(chǎn)成本逐步上升，而中部地區(qū)有豐富的自然資源和人力資源，并且相對(duì)于西部地區(qū)還有著便利的交通和良好的基礎(chǔ)設(shè)施，大量產(chǎn)業(yè)開始向中部轉(zhuǎn)移。在這一階段中部地區(qū)吸引大量FDI 的流入，對(duì)進(jìn)口貿(mào)易有顯著帶動(dòng)作用。在2002年至2009年間，F(xiàn)DI 對(duì)出口呈現(xiàn)顯著替代效應(yīng)并不意味著FDI 對(duì)中部經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用在減小。相反，這是正確利用FDI推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的起點(diǎn)。雖然中部地區(qū)不具備東部地區(qū)天然地理優(yōu)勢(shì)，運(yùn)輸成本等因素也制約出口導(dǎo)向型FDI的流入，但非常適合引入市場(chǎng)導(dǎo)向型FDI。同時(shí)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后，引入外資有著較大的發(fā)展?jié)摿Α＃?）不同階段FDI對(duì)我國(guó)西部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的影響分析。通過FDI對(duì)西部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易影響的實(shí)證分析，結(jié)果見表（4）顯示：1987年至1992、1993年至2001年兩階段，西部地區(qū)FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著影響；2002年至2009年間西部FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易則表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應(yīng)。FDI的系數(shù)進(jìn)出口系數(shù)分別為0.14和0.11，即增加1單位FDI，會(huì)拉動(dòng)西部地區(qū)0.14單位的進(jìn)口和0.11單位的出口。前兩個(gè)階段西部地區(qū)FDI系數(shù)不顯著的原因可能與中部較一致。主要是由于西部地區(qū)比較惡劣的自然條件和薄弱的基礎(chǔ)設(shè)施，給對(duì)外貿(mào)易帶來巨大的運(yùn)輸成本，引入西部地區(qū)的FDI數(shù)量較少，一定程度上導(dǎo)致對(duì)外貿(mào)易發(fā)展水平較低。而在2002年至2009年間，西部FDI 對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應(yīng)。其可能是隨著西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展，西部地區(qū)較大潛在的自然資源和低廉的勞動(dòng)力成本等優(yōu)勢(shì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用得到了充分發(fā)揮，吸引大量的外商直接投資。這種 FDI 與中部地區(qū) FDI 類型（市場(chǎng)導(dǎo)向型）一致，這種市場(chǎng)導(dǎo)向型外資企業(yè)可以利用西部地區(qū)優(yōu)勢(shì)投資設(shè)廠和發(fā)展產(chǎn)業(yè)，同時(shí)也大大推動(dòng)了西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

四、結(jié)論與建議

本文分析我國(guó)FDI對(duì)三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的階段性影響結(jié)論如下：（1）1987年至1992、1993年至2001年間東部FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易均有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)；2002年至2009，東部FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著影響。（2）1987年至1992年中部FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著影響；1993年至2001年中部FDI對(duì)進(jìn)口有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)；2002年至2009年中部 FDI 對(duì)出口有顯著的替代效應(yīng)。（3）1987年至1992、1993年至2001年間西部FDI 對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著的影響；2002年至2009，西部FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易均有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)。根據(jù)上述結(jié)論，提出如下建議：（1）加強(qiáng)西部地區(qū)基礎(chǔ)實(shí)施建設(shè)，積極引導(dǎo)市場(chǎng)導(dǎo)向型FDI流入。地理區(qū)域決定西部引資環(huán)境的競(jìng)爭(zhēng)力較弱，要大規(guī)模的引資必須加強(qiáng)教育、水電、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。因此，西部應(yīng)繼續(xù)推進(jìn)鐵路建設(shè)，加快高速公路建設(shè)，適當(dāng)擴(kuò)大航空運(yùn)輸能力，解決西部交通中通道少、密度低的瓶頸問題。（2）利用中部地區(qū)資源和勞動(dòng)力，大力引入市場(chǎng)導(dǎo)向性FDI流入。中部在制定招商引資政策時(shí)，應(yīng)該提供相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向，引導(dǎo)外商直接投資于具有一定技術(shù)含量的企業(yè)。引入外資能帶來先進(jìn)的技術(shù)和設(shè)備，通過技術(shù)外溢，以及外資企業(yè)的輻射作用，能提高中部企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力并大大帶動(dòng)中部地區(qū)與外資企業(yè)配套的產(chǎn)業(yè)發(fā)展。（3）利用東部地區(qū)的良好投資環(huán)境，積極引導(dǎo)FDI 轉(zhuǎn)型。FDI 進(jìn)入東部地區(qū)之后，能夠迅速形成生產(chǎn)能力，外商可以得到較高和較快的投資回報(bào)，促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。東部地區(qū)大量出口導(dǎo)向型外資企業(yè)推動(dòng)我國(guó)貿(mào)易順差的同時(shí)，也帶來了人民幣升值的巨大壓力和嚴(yán)重的通貨膨脹。因此，限制東部地區(qū)加工貿(mào)易業(yè)的發(fā)展，引導(dǎo)東部地區(qū)FDI 投向高附加值、高科技產(chǎn)業(yè)。通過這種轉(zhuǎn)型東部地區(qū) FDI的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)必然會(huì)得到顯著增強(qiáng)。

參考文獻(xiàn)：

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[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：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)理論范文

【關(guān)鍵詞】進(jìn)出口額；匯率波動(dòng)；協(xié)整檢驗(yàn)；格蘭杰檢驗(yàn)

一、引言

自1978年中國(guó)改革開放特別是2001年中國(guó)加入世貿(mào)組織以來，我國(guó)貿(mào)易實(shí)現(xiàn)了連續(xù)的雙順差，經(jīng)濟(jì)也呈現(xiàn)出較快的發(fā)展態(tài)勢(shì)。但伴隨而來的是美、日、歐等主要貿(mào)易國(guó)對(duì)我國(guó)的強(qiáng)烈不滿。由此即引起了中國(guó)與其貿(mào)易國(guó)“貿(mào)易摩擦”的不斷升級(jí)。為改變這種不利局面，順應(yīng)國(guó)際國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢(shì)的需要，我國(guó)即在2005年7月21日啟動(dòng)了第二次匯改，人民幣不再盯住單一美元，而是實(shí)行了“以市場(chǎng)為基礎(chǔ)的，參考一籃子貨幣匯率進(jìn)行調(diào)整的、有管理的浮動(dòng)匯率制度”。

特別是近兩年，我國(guó)的國(guó)際經(jīng)濟(jì)地位不斷提高，2010年國(guó)民生產(chǎn)總值曾一度超過日本，躍居世界第二。因此研究我國(guó)的市場(chǎng)貿(mào)易，匯率波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系就變得十分必要。故本文以進(jìn)出口額、匯率波動(dòng)和國(guó)民生產(chǎn)總值GDP等變量為依托，對(duì)各變量間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，總結(jié)出匯率波動(dòng)與進(jìn)出口、進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、匯率波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在的關(guān)系及其影響。并希望研究結(jié)果能加強(qiáng)我國(guó)進(jìn)出口廠商的匯率風(fēng)險(xiǎn)控制意識(shí)，加強(qiáng)政府對(duì)匯率波動(dòng)的調(diào)節(jié)和控制，從而對(duì)調(diào)節(jié)我國(guó)進(jìn)出口結(jié)構(gòu)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到積極的作用。

二、文獻(xiàn)綜述

1973年布雷頓森林體系解體以后，各國(guó)實(shí)際匯率波動(dòng)增大，全球的國(guó)際貿(mào)易增長(zhǎng)速度也明顯放緩，這引起了諸多專家學(xué)家的關(guān)注。但是對(duì)匯率的波動(dòng)、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在的關(guān)系，國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界并沒有一致定論。有的學(xué)者認(rèn)為名義匯率對(duì)出口有顯著的負(fù)面影響（ChoudhCry，2005）。有的學(xué)者通過研究并沒有發(fā)現(xiàn)它們之間存在的必然聯(lián)系，他們認(rèn)為“匯率波動(dòng)對(duì)貿(mào)易的影響要視不同的國(guó)家和產(chǎn)業(yè)具體情況而定。”（Christine，1987、Chou，2000），而有些學(xué)者給出了更具體的結(jié)論：匯率波動(dòng)對(duì)發(fā)展中國(guó)家出口產(chǎn)生負(fù)面影響（Sauer、Bohara，2001）。

隨著國(guó)際上對(duì)中國(guó)人名幣匯率改革壓力的增大，近年來國(guó)內(nèi)對(duì)人民幣匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響的研究也越來越多。部分學(xué)者采用CARCH模型、協(xié)整理論和向量誤差修正模型就匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行了實(shí)證分析，實(shí)證研究結(jié)果表明：長(zhǎng)期中，持續(xù)的匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)的進(jìn)口具有積極作用，而且對(duì)出口有顯著的負(fù)面影響；短期內(nèi)，進(jìn)出口貿(mào)易流量受匯率波動(dòng)的影響則較小（賀剛，2006）。也有部分學(xué)者對(duì)人民幣匯率變動(dòng)對(duì)義烏出口貿(mào)易影響進(jìn)行了實(shí)證分析，研究表明人民幣匯率變動(dòng)與義烏出口貿(mào)易呈正向變化，但義烏出口貿(mào)易的長(zhǎng)期發(fā)展并不是匯率波動(dòng)本身造成的（李春麗，2010）。同時(shí)也有部分學(xué)者通過運(yùn)用CARCH模型、協(xié)整模型、誤差修正模型對(duì)中國(guó)匯率改革之間的長(zhǎng)短期關(guān)系和人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)對(duì)中歐進(jìn)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行了研究，結(jié)果表明出口在長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)隨匯率波動(dòng)而增加，而進(jìn)口（亦即歐元區(qū)對(duì)中國(guó)出口）卻隨匯率波動(dòng)而減少（李天鋒，2012）。

雖然，關(guān)于匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響的研究越來越多，但是綜合衡量中國(guó)市場(chǎng)貿(mào)易、匯率波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間關(guān)系的研究卻并不多見。本文即是在前人研究的基礎(chǔ)上，綜合分析了匯率波動(dòng)、進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的相關(guān)性。

三、實(shí)證分析

本文在總結(jié)相關(guān)學(xué)者關(guān)于影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)各因素的基礎(chǔ)上，嘗試著通過單位根分析、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)及誤差修正檢驗(yàn)等實(shí)證分析方法，從對(duì)外貿(mào)易、人民幣匯率波動(dòng)等角度研究各相關(guān)變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

（一）變量說明及數(shù)據(jù)來源

考慮到進(jìn)出口是市場(chǎng)貿(mào)易的重要組成部分，本文用進(jìn)出口額來表示中國(guó)的市場(chǎng)貿(mào)易。變量和數(shù)據(jù)說明如下：1、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值：由于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是衡量一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要指標(biāo)，本文用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值來描述經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，以表示；2、商品進(jìn)出口額：出口是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)重要因素，本文以商品的進(jìn)出口額來描述市場(chǎng)貿(mào)易，分別以表示我國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)程中的進(jìn)口額與出口額；3、匯率：中國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易大多用美元結(jié)算，本文選擇人民幣兌美元匯率進(jìn)行分析，以表示。

為了消除數(shù)據(jù)存在的異方差性和自相關(guān)性，故本文對(duì)各變量作了對(duì)數(shù)處理，分別以表示，并建立回歸方程如下：

（二）相關(guān)分析

1、單位根檢驗(yàn)

本文運(yùn)用Eview3.1軟件，采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)變量的二階差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

由表1知，原序列均為非平穩(wěn)序列，而其二階差分序列則為平穩(wěn)序列，故序列二階單整，可進(jìn)一步檢驗(yàn)變量間的協(xié)整關(guān)系。

2、協(xié)整檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步分析進(jìn)出口額，匯率波動(dòng)與國(guó)民生產(chǎn)總值之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，我們需要對(duì)進(jìn)行協(xié)整分析。本文采用Engle-Granger兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，即先使用最小二乘法對(duì)進(jìn)行回歸，再通過對(duì)回歸得到的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)來判定變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。如果殘差序列是平穩(wěn)的，就說明回歸方程中各變量之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，否則，它們之間不存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

首先，以1995-2011年近20年的樣本數(shù)據(jù)為研究依托，對(duì)各變量進(jìn)行最小二乘法估計(jì)，其結(jié)果為：

其中：R2表明模型的擬合優(yōu)度較高，DW基本排除了模型自相關(guān)問題。

其次，檢驗(yàn)殘差序列是否是平穩(wěn)序列，對(duì)（2）式的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)采用不包括常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)方程進(jìn)行檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：

3、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

通常而言，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)主要檢驗(yàn)一個(gè)變量被另一個(gè)變量解釋的程度，是一種分析變量間因果關(guān)系的檢驗(yàn)方法。本文根據(jù)AIC準(zhǔn)則，通過對(duì)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法的分析，最終得出如表3所示的各種檢驗(yàn)結(jié)果。

故由表3不難看出，對(duì)外貿(mào)易過程中的的進(jìn)口額與出口額均是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger成因，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則不是進(jìn)口額與出口額的Granger成因；同時(shí)，人民幣匯率不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger成因，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則是人民幣匯率的Granger成因。并且，通過研究也發(fā)現(xiàn)：貿(mào)易過程中的進(jìn)出口額之間也具有單向的Granger成因，即：進(jìn)口額是出口額的Granger成因，而出口額則不是進(jìn)口額的Granger成因；進(jìn)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(jìn)口額與出口額的Granger成因。

4、短期動(dòng)態(tài)的誤差修正模型

協(xié)整檢驗(yàn)證實(shí)了之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，但短期內(nèi)各變量是否存在關(guān)系，需要用誤差修正模型進(jìn)行檢驗(yàn)，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(yōu)度較高，DW的值基本排除了模型自相關(guān)的問題，而變量的符號(hào)與長(zhǎng)期均衡關(guān)系的符號(hào)一致，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。表明短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以51.2%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。

四、結(jié)論與建議

本文運(yùn)用實(shí)證分析方法，采用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)對(duì)進(jìn)出口額、匯率波動(dòng)和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值等變量間的相關(guān)性進(jìn)行了分析，通過分析不難發(fā)現(xiàn)：第一，進(jìn)出口的變動(dòng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較明顯的正向影響。從短期動(dòng)態(tài)誤差修正模型中我們可以得出，短期內(nèi)出口每增加1個(gè)單位，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值將增加0.16個(gè)單位，進(jìn)口每增加1個(gè)單位，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值將增加0.16個(gè)單位；從協(xié)整檢驗(yàn)的方程式（2）中，可以得出：長(zhǎng)期內(nèi)出口每增加1個(gè)單位，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值將增加0.34個(gè)單位，進(jìn)口每增加1個(gè)單位，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值將增加0.23個(gè)單位。因此，進(jìn)出口的變動(dòng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向的影響，并且它們之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。第二，無論在長(zhǎng)期還是在短期內(nèi)，匯率波動(dòng)與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均呈負(fù)向關(guān)系。在短期內(nèi)人民幣匯率每上升1個(gè)單位，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值將下降1.09個(gè)單位；在長(zhǎng)期內(nèi)人民幣匯率每上升1個(gè)單位，國(guó)民生產(chǎn)總值將下降2.73 個(gè)單位，可見長(zhǎng)期內(nèi)人民幣匯率的上升對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生較深的負(fù)面影響。第三，進(jìn)出口的變動(dòng)會(huì)對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)生較直接的影響。格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明進(jìn)出口是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加的Granger原因。因此企業(yè)、政府在做出相關(guān)的決策時(shí)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(shì)所趨，出口企業(yè)只有積極采取應(yīng)對(duì)措施，化被動(dòng)為主動(dòng)、提高自己的定價(jià)話語(yǔ)權(quán)，才能應(yīng)對(duì)人民幣升值所帶來的各種壓力。

1、調(diào)整貿(mào)易政策，積極實(shí)行進(jìn)出口并重的貿(mào)易政策

長(zhǎng)期以來，我國(guó)一直實(shí)行的是出口導(dǎo)向型的對(duì)外貿(mào)易政策，采取出口退稅等政策，鼓勵(lì)出口，限制進(jìn)口。但是隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，尤其是加入WTO以后，我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易進(jìn)入了一個(gè)新的階段，國(guó)際貿(mào)易環(huán)境也發(fā)生了很大的變化。具體表現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：

首先，隨著世界經(jīng)濟(jì)的不斷融合，中國(guó)憑借著勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)使越來越多的中國(guó)產(chǎn)品進(jìn)入了外國(guó)市場(chǎng)，并受到了外國(guó)顧客的歡迎，這無疑引起了所在國(guó)政府和企業(yè)的恐慌，由此引起了貿(mào)易保護(hù)主義的抬頭，尤其是隨著美國(guó)經(jīng)濟(jì)的下滑，中國(guó)和美國(guó)之間的貿(mào)易摩擦不斷加劇，對(duì)我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易環(huán)境造成了嚴(yán)重的影響。其次，貿(mào)易順差使我國(guó)的外匯儲(chǔ)備不斷提高，人民幣面臨著越來越大的升值壓力，長(zhǎng)期的貿(mào)易順差一定程度上推高了我國(guó)人民幣的匯率走勢(shì)。

長(zhǎng)期以來，我國(guó)的“鼓勵(lì)多出口、少出口”的貿(mào)易政策導(dǎo)向?qū)е铝顺隹谏唐饭┙o的急劇增加，進(jìn)而致使出口品價(jià)格不斷下降、利潤(rùn)空間持續(xù)壓縮，企業(yè)面臨的出口環(huán)境日益惡劣。因此，我國(guó)應(yīng)進(jìn)一步調(diào)整國(guó)際貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，鼓勵(lì)高新技術(shù)產(chǎn)品、高附加值產(chǎn)品的出口，同時(shí)也應(yīng)積極實(shí)行進(jìn)出口并重的貿(mào)易政策，在擴(kuò)大出口的同時(shí)，也應(yīng)充分利用出口外匯來進(jìn)口本國(guó)所需的各種資源和技術(shù)，以期實(shí)現(xiàn)進(jìn)出口貿(mào)易的國(guó)際收支平衡，進(jìn)而促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)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(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的進(jìn)一步提升、進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)等均產(chǎn)生了較大影響，故相關(guān)管理部門應(yīng)積極采取有效措施以緩解人民幣升值的壓力。首先，相關(guān)管理部門應(yīng)采取有效措施促進(jìn)產(chǎn)品出口退稅率的適當(dāng)降低。因?yàn)楦哳~出口退稅率制度的存在使得我國(guó)部分企業(yè)為了獲得這部分出口退稅率而相互之間惡性競(jìng)爭(zhēng)，實(shí)際上高額出口退稅率的存在一定程度上等于我國(guó)在向國(guó)外出口時(shí)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(wěn)妥、可行”的原則，根據(jù)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的不同適當(dāng)調(diào)整出口退稅率。其次，應(yīng)適當(dāng)放寬對(duì)外匯的管制。適當(dāng)減少國(guó)內(nèi)居民對(duì)外匯需求的限制、適當(dāng)消化外匯儲(chǔ)備，并適當(dāng)增加企業(yè)和個(gè)人所持外匯比例，同時(shí)適當(dāng)減少國(guó)家的外匯儲(chǔ)備。再者，應(yīng)積極完善現(xiàn)行的結(jié)匯制度，進(jìn)而從根本上降低人民幣升值壓力。目前我國(guó)的外匯儲(chǔ)備足以保障對(duì)外貿(mào)易活動(dòng)中的外匯資金需求，也為選擇更加寬松的外匯管理制度創(chuàng)造了條件。故我國(guó)相關(guān)管理部門可進(jìn)一步放寬出口企業(yè)的留匯額度，并逐步變一些項(xiàng)目的強(qiáng)制結(jié)匯為意愿結(jié)匯，進(jìn)而完善我國(guó)現(xiàn)行的結(jié)匯制度。

注釋：

①表示變量的二階差分；檢驗(yàn)形式中的c表示帶有常數(shù)項(xiàng)，t表示帶有趨勢(shì)項(xiàng)，k表示帶有滯后階數(shù)。

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作者簡(jiǎn)介：

第6篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)理論范文

    隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,我國(guó)在逐步融入全球化的進(jìn)程中。進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比例由1990年的30%一度增長(zhǎng)到2006年的65%,隨后稍有下降,2010年約為49%;同時(shí)年度貿(mào)易順差額也迅速增長(zhǎng),2008年達(dá)到最高點(diǎn)2981.3億美元,自2005年以來,年平均增長(zhǎng)率50%左右;金融危機(jī)后,我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易額雙雙下滑,順差收窄,2009年為1956億美元,2010年1815億美元①。但是,這與一些發(fā)達(dá)國(guó)家巨額的貿(mào)易赤字仍舊形成了鮮明的對(duì)比。全球貿(mào)易的不平衡成為金融危機(jī)后亟待解決的問題之一。我國(guó)作為典型的貿(mào)易順差國(guó),人民幣面臨巨大的升值壓力,有關(guān)其匯率和貿(mào)易問題的爭(zhēng)論與研究再次成為政界和學(xué)術(shù)界的焦點(diǎn)之一。

    二、文獻(xiàn)回顧在貿(mào)易收支與匯率關(guān)系的研究中,Robinson[1]最早應(yīng)用彈性分析法研究進(jìn)出口的供求彈性。彈性分析法在Lerner[2]

    等研究下得出了以數(shù)學(xué)表達(dá)的馬歇爾—勒納條件,即進(jìn)出口彈性之和大于1,本幣貶值將改善貿(mào)易收支,彈性之和小于1,本幣貶值會(huì)惡化貿(mào)易收支。考慮到匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易影響的時(shí)滯性,Mag-gee[3]發(fā)現(xiàn)了短期內(nèi)本幣貶值可能惡化貿(mào)易收支,于是J曲線效應(yīng)由此而誕生。隨后,大量的研究主要圍繞馬歇爾—勒納條件和J曲線的驗(yàn)證。在比較近期的文獻(xiàn)中,Wilson[4]采用不完全替代模型實(shí)證分析了新加坡、韓國(guó)、馬來西亞與美日之間的貿(mào)易余額和真實(shí)匯率之間的關(guān)系,結(jié)果發(fā)現(xiàn)只有韓國(guó)的貿(mào)易與匯率關(guān)系存在J曲線效應(yīng)。MarquezandSchindler[5]以中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易占世界貿(mào)易的比例為因變量,研究其與人民幣有效匯率之間的關(guān)系,同時(shí)考慮外商直接投資和中間品進(jìn)口的影響,結(jié)果顯示,人民幣升值10%,中國(guó)出口占世界的比例降低0.5%,進(jìn)口降低0.1%。Kandil[6]分別對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家的進(jìn)出口貿(mào)易受匯率波動(dòng)的影響進(jìn)行分析,發(fā)現(xiàn),對(duì)于工業(yè)化國(guó)家而言,進(jìn)出口的匯率彈性均高于發(fā)展中國(guó)家,出口需求的彈性相對(duì)較低,所以進(jìn)口需求的彈性是決定經(jīng)常賬戶余額變化方向的主要因素;對(duì)于發(fā)展中國(guó)家,進(jìn)口的匯率彈性較低,升值并沒有引起進(jìn)口需求的增加,出口對(duì)匯率無彈性。Kharroubi[7]認(rèn)為匯率彈性同時(shí)受到產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易和垂直專業(yè)化貿(mào)易的共同影響,由于各國(guó)貿(mào)易的結(jié)構(gòu)不同,因此匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易不平衡的調(diào)整也不同。較早開始研究人民幣匯率與我國(guó)貿(mào)易余額之間關(guān)系的學(xué)者中,如Zhang[8]研究發(fā)現(xiàn)進(jìn)出口的變動(dòng)是匯率變動(dòng)的格蘭杰原因,卻沒有發(fā)現(xiàn)匯率變動(dòng)是引起貿(mào)易余額變動(dòng)的格蘭杰原因,而且我國(guó)的貿(mào)易余額不存在J曲線效應(yīng)。盧向前、戴國(guó)強(qiáng)[9]采用協(xié)整向量自回歸模型驗(yàn)證馬歇爾—勒納條件在我國(guó)是否存在,結(jié)果表明,人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口存在顯著影響,馬歇爾—勒納條件成立,且存在J曲線效應(yīng)。葉永剛等[10]研究表明人民幣有效匯率與中美貿(mào)易收支之間不存在短期或長(zhǎng)期因果關(guān)系,而與中日貿(mào)易收支互為因果關(guān)系,但J曲線效應(yīng)不明顯。金洪飛、周繼忠[11]采用自回歸分布滯后(ARDL)模型分析中美貿(mào)易,發(fā)現(xiàn)我國(guó)對(duì)美國(guó)進(jìn)出口的實(shí)際匯率彈性均不顯著。劉堯成等[12]將人民幣匯率對(duì)貿(mào)易的影響分解為純粹的匯率變動(dòng)影響和匯率變動(dòng)引起產(chǎn)出、收入等變動(dòng)間接對(duì)貿(mào)易產(chǎn)生影響,采用對(duì)結(jié)構(gòu)性沖擊影響進(jìn)行長(zhǎng)期約束的方法,分析了人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)貿(mào)易余額的動(dòng)態(tài)影響。認(rèn)為我國(guó)存在修正的J曲線效應(yīng),而且人民幣升值有產(chǎn)生貿(mào)易逆差的壓力。LiandXu[13]采用比較靜態(tài)一般均衡模型模擬了人民幣升值10%后,對(duì)中美貿(mào)易順差和美國(guó)就業(yè)的影響,發(fā)現(xiàn)人民幣升值對(duì)于我國(guó)的一般貿(mào)易產(chǎn)出的負(fù)面影響較大,中美貿(mào)易不平衡狀態(tài)會(huì)進(jìn)一步加劇,一般貿(mào)易的順差會(huì)下降,加工貿(mào)易順差增加,因此綜合效應(yīng)不明顯。以上研究中有的支持馬歇爾—勒納條件、J曲線效應(yīng)在我國(guó)存在,有的卻得出我國(guó)貿(mào)易缺乏匯率彈性的結(jié)論。這可能因?yàn)檠芯康臄?shù)據(jù)期間不同,方法也有所差異。此外,有的是分析雙邊匯率與貿(mào)易的關(guān)系,有的分析多邊匯率與貿(mào)易的關(guān)系。雙邊的貿(mào)易與匯率關(guān)系雖具有針對(duì)性,但由于貿(mào)易比重占我國(guó)貿(mào)易總額較低,不能綜合反映我國(guó)整體貿(mào)易與匯率的情況。而且有的以美元兌人民幣匯率作為多邊匯率的替代,也缺乏科學(xué)性。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境、一國(guó)經(jīng)濟(jì)的開放程度、匯率政策與貿(mào)易結(jié)構(gòu)也處在不斷變化之中。我國(guó)貿(mào)易與匯率是否存在一定的長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,短期匯率波動(dòng)又是如何影響進(jìn)出口貿(mào)易的,這正是本文研究的重點(diǎn)。

    三、實(shí)證分析

    (一)模型建立說明

    在實(shí)證研究中,通常假定進(jìn)出口由國(guó)內(nèi)外收入和進(jìn)出口商品的價(jià)格(即實(shí)際匯率)決定,同時(shí)假設(shè)出口的供給彈性無窮大,因而沒有考慮供給的影響。本文在研究進(jìn)出口匯率彈性時(shí),同時(shí)考慮進(jìn)出口的需求、供給和價(jià)格因素的影響,以國(guó)內(nèi)收入分別代替進(jìn)口需求和出口供給,國(guó)外收入分別代替出口需求和進(jìn)口供給,以人民幣實(shí)際有效匯率作為價(jià)格因素。因此設(shè)定進(jìn)出口貿(mào)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分別表示出口、進(jìn)口貿(mào)易額;TB=EX/IM,以出口比進(jìn)口的相對(duì)額表示貿(mào)易余額;REER代表人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù),指數(shù)的上升代表人民幣升值,下降表示人民幣貶值;WY、CY分別表示國(guó)外收入和國(guó)內(nèi)收入,代表進(jìn)出口的供給和需求因素;εi表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論,人民幣匯率升值會(huì)引起出口下降,進(jìn)口增加,貿(mào)易順差減少,因此系數(shù)a1、b1、c1的理論符號(hào)分別為負(fù)、正、負(fù)。而供給和需求的增加都會(huì)促進(jìn)出口、進(jìn)口的增加,因此a2、a3、b2、b3的理論符號(hào)均為正;c2、c3為前者的綜合影響因素,因此符號(hào)不確定。由于進(jìn)出口貿(mào)易、國(guó)內(nèi)外收入和人民幣實(shí)際有效匯率都具有內(nèi)生性,因此,本文采用VAR模型進(jìn)行分析。根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論,在時(shí)間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)的前提下,VAR模型才是穩(wěn)定的;如果時(shí)間序列不平穩(wěn),但是滿足同階單整,且存在協(xié)整關(guān)系時(shí),可以采用有限制條件的VAR模型,即向量誤差修正(VEC)模型。因此,本文通過檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整性,分析進(jìn)出口貿(mào)易與匯率之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,通過建立VCE模型,分析進(jìn)出口貿(mào)易與匯率的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

    (二)數(shù)據(jù)來源與說明而且本文選取的樣本期間為1995年1月-2011年9月,一方面始于匯率改革后,匯率市場(chǎng)化程度提高;另一方面,在整個(gè)樣本期間,包括了97年的亞洲金融危機(jī)、2001年美國(guó)互聯(lián)網(wǎng)泡沫,以及最近的一次經(jīng)濟(jì)危機(jī),樣本期間包含了經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)張與衰退,更適合研究長(zhǎng)期均衡關(guān)系。在本文選取的研究樣本中,進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于Wind資訊數(shù)據(jù)庫(kù);人民幣實(shí)際有效匯率來源于國(guó)際清算銀行(BIS)網(wǎng)站;由于缺乏GDP月度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),因此以工業(yè)增加值指數(shù)替代,國(guó)內(nèi)外數(shù)據(jù)均來源于OECD網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)庫(kù),其中,國(guó)外收入以美國(guó)、英國(guó)、日本、韓國(guó)、歐盟等的工業(yè)增加值指數(shù)按照BIS的貿(mào)易權(quán)數(shù)加權(quán)平均來代替;同時(shí)以月度CPI指數(shù)(1995年1月為基期,根據(jù)環(huán)比數(shù)據(jù)計(jì)算得出,來源于Wind資訊數(shù)據(jù)庫(kù))對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)額進(jìn)行調(diào)整,相關(guān)數(shù)據(jù)均采用X12加法模型進(jìn)行季節(jié)調(diào)整并取自然對(duì)數(shù)。

    (三)單位根檢驗(yàn)在求解協(xié)整方程和建立VEC模型之前需要對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)方法,結(jié)果如表1,所有變量除TB(進(jìn)出口相對(duì)額)外均屬于非平穩(wěn)時(shí)間序列,一階差分后所有變量均平穩(wěn),滿足同階單整的條件。

    (四)協(xié)整檢驗(yàn)本文采用Johansen檢驗(yàn)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),其是在VAR系統(tǒng)下檢驗(yàn)多變量之間協(xié)整關(guān)系的一種方法。協(xié)整檢驗(yàn)滯后期的選擇是基于VAR系統(tǒng)根據(jù)AIC和HQ準(zhǔn)則選取的。從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可以看到,在5%的顯著性水平下,存在0個(gè)協(xié)整方程的假設(shè)被拒絕,存在一個(gè)協(xié)整方程的假設(shè)沒有被拒絕,因此,lnEX、lnIM、lnTB均與lnREER、lnWY、lnCY存在唯一的協(xié)整關(guān)系,即存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。在此基礎(chǔ)上,可以得到三個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程:從協(xié)整方程的結(jié)果看,出口的匯率彈性為正,但數(shù)值非常低(僅為0.006794),而且不顯著,所以我國(guó)的出口幾乎沒有匯率彈性;出口對(duì)于國(guó)外需求的收入彈性約為1.4,是出口增長(zhǎng)的重要因素。進(jìn)口的匯率彈性也為正,約為0.37,但是也不顯著;進(jìn)口的收入彈性約為1,國(guó)內(nèi)需求是進(jìn)口增長(zhǎng)的重要因素。貿(mào)易差額的匯率彈性雖然為負(fù),但是也不顯著,國(guó)外需求是貿(mào)易順差持續(xù)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)右颉＿@與Kandil[6]對(duì)于發(fā)展中國(guó)家的研究的結(jié)果類似,即發(fā)展中國(guó)家,進(jìn)口的匯率彈性較低,升值并沒有引起進(jìn)口需求的顯著增加,出口對(duì)匯率無彈性。綜合來看,雖然市場(chǎng)化程度,國(guó)際化程度不斷加深,我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易卻沒有顯著的匯率彈性。原因可能在于:1、我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易中加工貿(mào)易占很大一部分,屬于“大進(jìn)大出”型貿(mào)易,匯率升值一方面降低加工出口產(chǎn)品的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力,另一方面又降低了中間產(chǎn)品進(jìn)口的成本,二者相互抵消。2、從進(jìn)口方面來看,一般貿(mào)易進(jìn)口中資源及能源類國(guó)有企業(yè)占主導(dǎo)地位,根據(jù)畢玉江的研究,國(guó)有企業(yè)對(duì)與進(jìn)口產(chǎn)品價(jià)格敏感性較低[14]。

    3、經(jīng)濟(jì)全球化對(duì)與貿(mào)易的匯率彈性存在兩方面的影響,一方面產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的增加會(huì)增大貿(mào)易的匯率彈性,因?yàn)橐粐?guó)進(jìn)口產(chǎn)品的國(guó)內(nèi)可替代品增加,需求的價(jià)格彈性增大;另一方面,跨國(guó)公司及全球產(chǎn)業(yè)鏈的發(fā)展,使得一國(guó)貿(mào)易的垂直專業(yè)化程度加深,一國(guó)的進(jìn)口產(chǎn)品和出口產(chǎn)品具有很強(qiáng)互補(bǔ)性,進(jìn)口與出口的價(jià)格彈性均降低;最終貿(mào)易的匯率彈性決定于二者的綜合影響。就我國(guó)的狀況而言,進(jìn)口產(chǎn)品的國(guó)內(nèi)可替代性較低,垂直化程度較高,因此貿(mào)易的匯率彈性不明顯。

    (五)VEC模型分析因?yàn)楦飨嚓P(guān)變量之間均存在協(xié)整關(guān)系,因此可以進(jìn)行VEC模型的估計(jì),分析短期貿(mào)易與匯率的動(dòng)態(tài)關(guān)系。滯后期的選擇也是基于VAR系統(tǒng)的AIC和HQ準(zhǔn)則選取的,因此各個(gè)回歸模型的滯后階數(shù)不一定相同,如下表,從左到右的滯后階數(shù)分別為2、2、1。向量誤差修正模型的結(jié)果如下表所示:各個(gè)差分項(xiàng)反映各變量的波動(dòng),被解釋變量的波動(dòng)可以分為兩部分:一是對(duì)于偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整,二是短期影響因素波動(dòng)引起的。從上表可以看出,三個(gè)方程的ECMt-1項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù),說明當(dāng)進(jìn)出口貿(mào)易大于其長(zhǎng)期均衡時(shí),會(huì)向負(fù)的方向調(diào)整,小于其長(zhǎng)期均衡時(shí),會(huì)向正的方向調(diào)整,系數(shù)的大小反映了調(diào)整的力度。三者相比而言,出口的調(diào)整力度較大,進(jìn)口的調(diào)整力度最小,貿(mào)易差額居中;但整體來看,調(diào)整力度不大,說明我國(guó)目前的貿(mào)易不平衡狀態(tài)短期內(nèi)難以改善。匯率短期升值對(duì)出口有負(fù)的影響,且滯后兩期,影響系數(shù)約為0.45;匯率升值對(duì)于進(jìn)口也有負(fù)的影響,同樣滯后兩期比較明顯,影響系數(shù)約為0.66;說明匯率升值,短期內(nèi)進(jìn)出口都會(huì)減少,導(dǎo)致貿(mào)易差額的變化對(duì)匯率不敏感。

第7篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)理論范文

關(guān)鍵詞：FDI；內(nèi)外資企業(yè)；出口貿(mào)易

改革開放以來，中國(guó)通過吸引國(guó)際直接投資建立外資企業(yè)，在促進(jìn)本土經(jīng)濟(jì)發(fā)展和技術(shù)進(jìn)步獲得了顯著成就，2005年外資企業(yè)數(shù)目達(dá)2.6萬(wàn)戶，注冊(cè)資本8120億美元，同時(shí)隨著外資企業(yè)對(duì)外貿(mào)易的迅速增長(zhǎng)，外資企業(yè)已成為中國(guó)最大的貿(mào)易主體，從1997年開始，外資進(jìn)出口額均高于內(nèi)資企業(yè)，2005外資企業(yè)凈出口超過內(nèi)資企業(yè)達(dá)到567億美元，占到當(dāng)年凈出口總額的58%。外資企業(yè)投資規(guī)模與進(jìn)出口規(guī)模迅速發(fā)展，會(huì)對(duì)內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)生兩個(gè)直接效應(yīng)：對(duì)投資規(guī)模的擠入擠出效應(yīng)；對(duì)內(nèi)資企業(yè)進(jìn)出口增長(zhǎng)的正負(fù)面影響。雖然FDI對(duì)東道國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易影響已經(jīng)進(jìn)行了大量理論實(shí)證研究，但從內(nèi)外資企業(yè)的角度，分析外資企業(yè)是否會(huì)對(duì)內(nèi)資企業(yè)進(jìn)出口產(chǎn)生擠入擠出效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)力提升作用的理論實(shí)證研究還相對(duì)較少。

一、外資企業(yè)對(duì)內(nèi)資企業(yè)出口增長(zhǎng)作用機(jī)制分析

按照傳統(tǒng)貿(mào)易理論，F(xiàn)DI對(duì)東道國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易存在的替代性或是互補(bǔ)性的作用，二者主要區(qū)別在于：FDI是為了避開貿(mào)易障礙流入進(jìn)口生產(chǎn)部門從而在東道國(guó)進(jìn)行生產(chǎn)和銷售，還是為了利用東道國(guó)生產(chǎn)要素比較優(yōu)勢(shì)流入出口部門進(jìn)行生產(chǎn)再出口到其他國(guó)家。就中國(guó)情況而言，理論實(shí)證研究結(jié)果表明，從總體情況來講FDI對(duì)中國(guó)貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)大和競(jìng)爭(zhēng)力提高都會(huì)產(chǎn)生積極影響，但是就不同地區(qū)或是不同行業(yè)，影響程度又有所不同。江小涓（2002）分析結(jié)果表明，外商投資企業(yè)對(duì)擴(kuò)大中國(guó)出口規(guī)模和提升中國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)做出了突出的貢獻(xiàn)；楊丹輝（2004），認(rèn)為外商投資對(duì)中國(guó)出口競(jìng)爭(zhēng)力的提高具有積極作用，外資進(jìn)入一定程度上帶動(dòng)了中國(guó)出口規(guī)模擴(kuò)張、出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化以及出口競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的增強(qiáng)，但在部分行業(yè)，隨著外商投資企業(yè)出口的增加內(nèi)資企業(yè)的出口競(jìng)爭(zhēng)力還出現(xiàn)了不同程度的弱化；王少平、封福育（2006）研究結(jié)果顯示FDI對(duì)中國(guó)貿(mào)易影響的區(qū)域性差異較大，對(duì)東部地區(qū)而言，F(xiàn)DI對(duì)出口有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)，表現(xiàn)為對(duì)進(jìn)出口的替代效應(yīng)，而對(duì)中西部地區(qū)這兩種效應(yīng)都不明顯。

FDI對(duì)東道國(guó)本土企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易影響，可以分解成以下方面：積極的擠入效應(yīng)和消極的擠出效應(yīng)。一方面，出口部門外資企業(yè)的發(fā)展與出口競(jìng)爭(zhēng)力的提高，會(huì)通過對(duì)東道國(guó)相關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的帶動(dòng)作用、技術(shù)外溢效應(yīng)、加強(qiáng)國(guó)內(nèi)外相互企業(yè)分工合作關(guān)系，從而加強(qiáng)內(nèi)資企業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的提高和出口規(guī)模的擴(kuò)大；另一方面，外資企業(yè)出口規(guī)模和競(jìng)爭(zhēng)力提高，也會(huì)通過與內(nèi)資企業(yè)出口的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)和替代效應(yīng)，從而對(duì)內(nèi)資企業(yè)出口產(chǎn)生擠出效應(yīng)，同時(shí)建立在垂直化分工下的內(nèi)外資貿(mào)易模式，容易造成內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)生路徑依賴，導(dǎo)致專業(yè)化生產(chǎn)和出口資源和勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，不利于內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)業(yè)升級(jí)和出口競(jìng)爭(zhēng)力的提高。基于以上理論基礎(chǔ)，我們利用計(jì)量分析方法，從檢驗(yàn)內(nèi)外資進(jìn)出口是否存在長(zhǎng)期線性關(guān)系角度入手，考察中國(guó)外資企業(yè)是否會(huì)對(duì)內(nèi)資的進(jìn)出口產(chǎn)生擠入基礎(chǔ)效應(yīng)。研究表明，外資企業(yè)進(jìn)口對(duì)內(nèi)資企業(yè)進(jìn)口的影響，主要體現(xiàn)相互替代關(guān)系。

二、外資企業(yè)對(duì)內(nèi)資企業(yè)出口增長(zhǎng)影響的區(qū)域特征

分析歷年內(nèi)外資企業(yè)出口規(guī)模，不難發(fā)現(xiàn)：內(nèi)外資企業(yè)進(jìn)出口均存在線性長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且與東部地區(qū)相比，中西部地區(qū)外資企業(yè)出口增長(zhǎng)對(duì)內(nèi)資企業(yè)出口增長(zhǎng)作用更強(qiáng)，結(jié)合中國(guó)實(shí)際發(fā)展情況，我們認(rèn)為中國(guó)在制定對(duì)外經(jīng)貿(mào)政策時(shí)，更應(yīng)注意以下幾點(diǎn)：

第一，改善中西部地區(qū)吸引外資和自主創(chuàng)新環(huán)境，是解決中國(guó)東、中西部進(jìn)出口貿(mào)易非均衡發(fā)展的有效方法。從模型和相關(guān)數(shù)據(jù)分析可以看到，一方面，中西部地區(qū)外資企業(yè)出口對(duì)內(nèi)資企業(yè)出口增長(zhǎng)提升水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于東部地區(qū)；另一方面，中西部地區(qū)流入FDI相對(duì)規(guī)模又遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于東部地區(qū)，所以充分利用FDI對(duì)中西部地區(qū)貿(mào)易擠入效應(yīng)，通過政策傾斜政府支持的辦法，鼓勵(lì)中西部地區(qū)大力吸引外資，加強(qiáng)內(nèi)外資經(jīng)貿(mào)、技術(shù)創(chuàng)新合作與交流，通過大力提高本地企業(yè)技術(shù)水平和創(chuàng)新能力，擴(kuò)大中西部地區(qū)內(nèi)資企業(yè)的出口貿(mào)易規(guī)模和競(jìng)爭(zhēng)力，從而有效地解決中國(guó)東西部地區(qū)FDI流入和出口貿(mào)易規(guī)模長(zhǎng)期非均衡發(fā)展問題。 轉(zhuǎn)貼于

第二，制定更加科學(xué)合理的地區(qū)、產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策。中國(guó)內(nèi)資產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)上，主要是資源型和勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，技術(shù)與附加值含量低、競(jìng)爭(zhēng)力弱，而外資企業(yè)生產(chǎn)與出口主要集中在高新技術(shù)產(chǎn)品，因此隨著中國(guó)產(chǎn)業(yè)不斷升級(jí)和出口競(jìng)爭(zhēng)力的不斷提高，今后內(nèi)外資出口競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)會(huì)增強(qiáng)，尤其是東部地區(qū)和高新產(chǎn)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)，外資企業(yè)對(duì)內(nèi)資企業(yè)出口的正面效應(yīng)可能會(huì)弱化甚至是消失，因此雖然從整體角度考慮不存在擠出效應(yīng)，并不代表在某些地區(qū)或是某些產(chǎn)品技術(shù)含量和附加值高的產(chǎn)業(yè)上不存在擠出效應(yīng)。所以未雨綢繆，鼓勵(lì)中西部地區(qū)擴(kuò)大引進(jìn)外資規(guī)模，充分發(fā)揮外資企業(yè)對(duì)內(nèi)資企業(yè)出口貿(mào)易增長(zhǎng)積極作用；對(duì)于東部地區(qū)而言，應(yīng)科學(xué)地、有選擇地引進(jìn)外資，尤其是那些在出口部門外資相對(duì)規(guī)模較高的地區(qū)和行業(yè)，重點(diǎn)應(yīng)該放在引入FDI質(zhì)量上，把是否有利于內(nèi)資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步和出口競(jìng)爭(zhēng)力增長(zhǎng)作為衡量外資的標(biāo)準(zhǔn)。

第三，加強(qiáng)內(nèi)資企業(yè)部門出口競(jìng)爭(zhēng)力的培育。就中國(guó)目前情況而言，外貿(mào)增長(zhǎng)對(duì)外資企業(yè)依賴性過強(qiáng)，2010年全國(guó)共有天津、江蘇、廣東、上海、福建、遼寧、山東共7個(gè)省市外資企業(yè)出口超過了該地區(qū)總出口的50%，全國(guó)凈出口2009年的58%、2010年的51%均來自外資企業(yè)，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和加工貿(mào)易出口對(duì)外資企業(yè)同樣具有較強(qiáng)的依賴性。同時(shí)，中國(guó)外貿(mào)增長(zhǎng)的大部分利潤(rùn)被外資企業(yè)獨(dú)得，這種出口部門外資企業(yè)一家獨(dú)大的發(fā)展趨勢(shì)，顯然不利于內(nèi)資企業(yè)通過國(guó)際貿(mào)易自身技術(shù)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和出口競(jìng)爭(zhēng)力的提升，所以在以后的政策制定中，更應(yīng)向發(fā)展中國(guó)相關(guān)行業(yè)和地區(qū)內(nèi)資企業(yè)的出口規(guī)模和競(jìng)爭(zhēng)力，向促進(jìn)中國(guó)民族企業(yè)發(fā)展的方向傾斜，通過稅收、政府R&D投資和各項(xiàng)優(yōu)惠政策，鼓勵(lì)內(nèi)資企業(yè)尤其是出口部門的內(nèi)資企業(yè)快速健康發(fā)展，從而保持民族企業(yè)在經(jīng)貿(mào)發(fā)展中的主體地位，實(shí)現(xiàn)三資企業(yè)、私有企業(yè)和國(guó)有企業(yè)的和諧發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

1、楊丹輝.外商投資對(duì)中國(guó)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響:實(shí)證分析[J].改革，2004(3).

2、王少平，封福育.外商直接投資對(duì)中國(guó)貿(mào)易的效應(yīng)與地區(qū)差異:基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的分析[J].世界經(jīng)濟(jì)，2006(8).

3、江小涓.中國(guó)出口增長(zhǎng)與結(jié)構(gòu)變化:外商投資企業(yè)的貢獻(xiàn)[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2002(2).

4、延兵.FDI與中國(guó)出口競(jìng)爭(zhēng)力——基于地區(qū)差異視角的分析[J].財(cái)貿(mào)研究，2006(8).

第8篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)理論范文

關(guān)鍵詞：人民幣匯率;相關(guān)分析;對(duì)數(shù)模型

一、引言

在經(jīng)濟(jì)全球化的趨勢(shì)下，國(guó)際貿(mào)易成為了一個(gè)影響一國(guó)經(jīng)濟(jì)的重要因素，而匯率就是這一因素的核心內(nèi)容，匯率設(shè)定是否妥當(dāng)往往會(huì)對(duì)一國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展起到關(guān)鍵性的作用，還會(huì)影響一國(guó)長(zhǎng)期的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。1994年起，我國(guó)外匯管理體制開始實(shí)施重大改革，最終確立了以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、單一的、有管理的浮動(dòng)匯率制度。

自從次貸危機(jī)的爆發(fā)以來，我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易受到了很大的影響，盡管現(xiàn)在我國(guó)正在通過各種手段來努力擴(kuò)大內(nèi)需，但是對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)高度依賴外貿(mào)拉動(dòng)的國(guó)情，匯率因素在這種形勢(shì)下顯得格外重要。因此，在國(guó)際金融危機(jī)的大形勢(shì)下，研究匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響是一個(gè)有價(jià)值的課題。

長(zhǎng)久以來，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們?cè)诓煌碚摰幕A(chǔ)上進(jìn)行推導(dǎo)，然后用數(shù)據(jù)檢驗(yàn)，發(fā)展出了諸多理論模型，但是令人遺憾的是，這些模型往往是互相對(duì)立的，似乎每個(gè)模型都存在另一個(gè)模型與它有相反的結(jié)論，這樣的情況就讓這些模型的可信度受到了質(zhì)疑，也讓模型的應(yīng)用受到了限制。

從總體上來說，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)匯率的研究有著悠久的歷史，尤其是匯率決定模型的發(fā)展可謂是百家爭(zhēng)鳴，其中最著名的兩個(gè)匯率決定模型，一個(gè)是從需求角度出發(fā)的“H-M-K假說”，還有一個(gè)是從供給角度出發(fā)的“巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)”。但是，研究匯率對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響機(jī)制的模型比較少，針對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的更是稀少。直到最近的次貸危機(jī)，才有一批學(xué)者開始著手研究相關(guān)的經(jīng)濟(jì)問題，但是其中的結(jié)論仍然得不到統(tǒng)一。還有另外一個(gè)問題，目前大多數(shù)模型都是研究實(shí)際匯率對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響，極少研究名義匯率的，但是實(shí)際匯率的推算模型本身還有待商榷，只有名義匯率是我們能直觀得到，而且也是匯率政策直接操作的對(duì)象，因此在我們看來這是一個(gè)研究的空白之處。

二、進(jìn)出口貿(mào)易與宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)關(guān)系模型的推導(dǎo)

1.由計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本模型可知，

出口供給與需求方程為：

lnXd=aln（px/pxw）+blnYw…………（1）

lnXs=cln（px/pxd）+dlnYd…………（2）

進(jìn)口供給與需求方程為：

lnMd=aln（pm/pmw）+blnYd…………（3）

lnMs=cln（pm/pmw）+dlnYw…………（4）

其中，Xd為出口需求，Md為本國(guó)的進(jìn)口需求，px為本國(guó)出口品的出口價(jià)格，pxw為本國(guó)出口品競(jìng)爭(zhēng)產(chǎn)品的價(jià)格，pm為本國(guó)進(jìn)口品的進(jìn)口價(jià)格，pmw為國(guó)內(nèi)市場(chǎng)上競(jìng)爭(zhēng)產(chǎn)品的價(jià)格，Yw為進(jìn)口國(guó)實(shí)際收入，Yd本國(guó)實(shí)際收入。

2.由出口需求與出口供給的均衡：

lnXd=lnXs=lnX可得出：

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

由進(jìn)口需求與進(jìn)口供給的均衡：可得出：

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

其中，a1=aca-c，a2=ada-c，a3=bca-c。

3、考慮進(jìn)出口，令lnTB=lnX-lnM，則貿(mào)易方程為：

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

可簡(jiǎn)寫為：

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

三、匯率對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響分析

匯率對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響有兩個(gè)方面：一方面，匯率水平的升降經(jīng)由價(jià)格機(jī)制作用而促進(jìn)或阻礙出口;另一方面，匯率波動(dòng)性所帶來的匯率風(fēng)險(xiǎn)而影響廠商的決策而影響了貿(mào)易，以及波動(dòng)性所帶來的不同預(yù)期使得流動(dòng)性資金的流入或逃出。因此，我們要研究匯率水平升降的影響效應(yīng)，以及波動(dòng)性在其升降水平上產(chǎn)生的進(jìn)一步影響。

以中日進(jìn)出口貿(mào)易為案例，研究匯率以及匯率波動(dòng)與出進(jìn)口貿(mào)易比值的相關(guān)性。其結(jié)果如下：

Pearson相關(guān)性

匯率對(duì)數(shù)匯率標(biāo)準(zhǔn)差對(duì)數(shù)

出進(jìn)口貿(mào)易比值的對(duì)數(shù)-0.3497-0.520

從上表可以看出，匯率和匯率波動(dòng)均與出進(jìn)口貿(mào)易比值有著一定的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

四、綜合因素建立對(duì)數(shù)模型

綜合以上因素我們建立以下模型：

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

其中，x表示中國(guó)的進(jìn)出口比值，y1表示中國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，y2表示外國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，p1表示中國(guó)的CPI指數(shù)，p2表示外國(guó)的CPI指數(shù)，r表示直接標(biāo)價(jià)法下的名義匯率，δ為名義匯率的波動(dòng)率（標(biāo)準(zhǔn)差表示）。

對(duì)上述模型進(jìn)行求解，模型擬合效果如下：

RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)的誤差

.980a.961.884.0428300

R方為0.961說明模型的擬合效果非常顯著。

對(duì)參數(shù)的求解結(jié)果如下：

參數(shù)常量中國(guó)GDP

對(duì)數(shù)日本GDP

對(duì)數(shù)

中國(guó)CPI

對(duì)數(shù)日本CPI

對(duì)數(shù)匯率

對(duì)數(shù)

匯率標(biāo)準(zhǔn)

差對(duì)數(shù)

系數(shù)-48.89430.1117-0.00062

2.93717.5844-0.59165-0.16410

對(duì)其參數(shù)的意義作出以下解釋：

1.關(guān)于的解釋。對(duì)于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的解釋，一般來說，出口國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值越大，本國(guó)國(guó)內(nèi)對(duì)產(chǎn)品的需求量越大，會(huì)抵消一部分產(chǎn)品的出口;進(jìn)口國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值越大，所需產(chǎn)品越多，會(huì)增加本國(guó)的進(jìn)口，但是本國(guó)和外國(guó)的影響哪個(gè)更大并不能直接看出。而在中日貿(mào)易中，| α1|<|α2|，可知要變動(dòng)每一單位的進(jìn)出口比值，中國(guó)的GDP增長(zhǎng)率的變動(dòng)較大，因此可以得到結(jié)論：中國(guó)的GDP增長(zhǎng)率比日本的GDP增長(zhǎng)率對(duì)出口作用相對(duì)較小，即相對(duì)于我國(guó)的增長(zhǎng)率而言，日本的增長(zhǎng)率是限制我國(guó)出口的一個(gè)瓶頸。

2.關(guān)于α3的α4解釋。對(duì)于CPI指數(shù)的解釋，一般來說，CPI指數(shù)的增加意味著單位本國(guó)貨幣購(gòu)買本國(guó)商品的購(gòu)買力減少，但是對(duì)外國(guó)商品沒有影響，因此貨幣持有者會(huì)傾向于增加進(jìn)口商品的量。在中日貿(mào)易中，α3，α4>0，|α3|>|α4|可知中國(guó)的CPI指數(shù)升高并沒有對(duì)將出進(jìn)口比值起到反向的作用，這可能是因?yàn)橹袊?guó)的CPI的副作用被GDP的高速增長(zhǎng)的作用所抵消。與此同時(shí)，美國(guó)CPI增加也有利于中國(guó)的出口，而且在增幅一致的情況下，前者的影響作用更為明顯。

3.對(duì)于匯率的解釋我們?cè)谥敖榻B過，這里中日貿(mào)易的系數(shù)滿足α5<0，α6<0，|α6|≈0.1，從正負(fù)號(hào)可知，匯率水平的升高將對(duì)中國(guó)出口貿(mào)易有負(fù)面作用，這和我們?cè)谥暗亩ㄐ苑治鲋惺欠系?同時(shí)匯率波動(dòng)也會(huì)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易有負(fù)面作用，這和定性分析相符，但是波動(dòng)的影響相對(duì)來說比較小。

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第9篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)理論范文

關(guān)鍵詞：外商直接投資；貿(mào)易；協(xié)整檢驗(yàn)

中圖分類號(hào)：F7文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

外商直接投資（FDI）與國(guó)際貿(mào)易之間具有密切的聯(lián)系。改革開放以來，江蘇外商直接投資發(fā)展迅速，實(shí)際利用外資從1985年的0.1191億美元增加到2006年的174.3億美元，成為吸引外資較多的省份之一。毫無疑問，外資在各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中發(fā)揮了積極的作用。與此同時(shí)，江蘇的外貿(mào)進(jìn)出口也是增長(zhǎng)迅速，2006年達(dá)到2，840.0億美元，比上年增長(zhǎng)24.6%。可見，江蘇省的外商直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。為了衡量外商直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，有必要進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證分析。本文基于江蘇省的歷年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析外商直接投資對(duì)貿(mào)易的影響，研究?jī)烧咧g的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型，研究?jī)烧咧g的短期均衡關(guān)系，同時(shí)通過貿(mào)易績(jī)效指標(biāo)進(jìn)一步分析。

一、江蘇外商直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易

從20世紀(jì)八十年代，江蘇省的對(duì)外貿(mào)易和吸收利用外資都取得了快速的發(fā)展，在數(shù)量上呈現(xiàn)出穩(wěn)步快速增長(zhǎng)的良好態(tài)勢(shì)。外商直接投資有助于形成高質(zhì)量的新增資產(chǎn)，提升存量資產(chǎn)的質(zhì)量，促進(jìn)關(guān)聯(lián)企業(yè)改善資產(chǎn)質(zhì)量，促進(jìn)工業(yè)增長(zhǎng)，產(chǎn)業(yè)升級(jí)，引進(jìn)技術(shù)含量較高的資本品、加工工藝，以及先進(jìn)的管理能力，提升國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平，使高技術(shù)含量和高附加值產(chǎn)品的產(chǎn)出比重增加。

在江蘇省的對(duì)外貿(mào)易發(fā)展中，外商投資企業(yè)的對(duì)外貿(mào)易業(yè)務(wù)占有相當(dāng)重要的位置。隨著外商直接投資總額的增加，外資企業(yè)的商品進(jìn)出口占全省商品進(jìn)出口的比重也逐年增加，1992年外資企業(yè)的商品進(jìn)出口總額為24.87億美元，占全省商品進(jìn)出口總額的35.72%，其中出口占全省出口總額的20.04%；而2006年外資企業(yè)的商品進(jìn)出口總額為2，310.2億美元，占全省商品進(jìn)出口總額的81.35%，其中出口占全省出口總額的77.1%，充分體現(xiàn)了外資企業(yè)在江蘇省對(duì)外貿(mào)易發(fā)展中舉足輕重的地位。但同時(shí)江蘇外資企業(yè)多年貿(mào)易赤字。在宏觀經(jīng)濟(jì)恒等式中，GDP=C+I+G+（X-M）。凈出口（X-M）是總需求的重要組成部分。盡管外資企業(yè)在進(jìn)、出口中的比重較大，對(duì)江蘇省凈出口的貢獻(xiàn)卻不是如此。江蘇全省進(jìn)出口一直保持順差，而外資企業(yè)則除1999年、2005年和2006年微弱順差以外全是逆差，說明外資企業(yè)對(duì)江蘇凈出口的貢獻(xiàn)總體上作用為負(fù)，也反映了外資企業(yè)較強(qiáng)的進(jìn)口意愿。

二、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)采集和方法。筆者采用的樣本數(shù)據(jù)是1985～2006年江蘇省實(shí)際外商直接投資金額（FDI），江蘇省海關(guān)進(jìn)、出口總額（經(jīng)營(yíng)單位）（IM/EX），單位為美元，數(shù)據(jù)來源于江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒。為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，對(duì)以上數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)。協(xié)整理論從分析時(shí)間序列的非平穩(wěn)性入手，目的是探求非平穩(wěn)變量間蘊(yùn)涵的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。本文通過Eviews軟件運(yùn)用協(xié)整理論時(shí)用到的方法有：平穩(wěn)性檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）、協(xié)整檢驗(yàn)及誤差修正模型。

（二）模型的建立

1、時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。三個(gè)變量在顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，而其差分后，DLNEX在10%的顯著性水平上、DLNFDI在5%的顯著性水平上、DLNIM在1%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明各經(jīng)濟(jì)變量都為一階單整。依據(jù)協(xié)整理論，對(duì)于通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)且為同階單整序列來說，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。

2、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。Engle和Granger提出了基于協(xié)整回歸方程殘差項(xiàng)的兩步法平穩(wěn)性檢驗(yàn)即：第一步，對(duì)方程進(jìn)行最小二乘回歸；第二步，對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如果殘差序列是平穩(wěn)的則說明變量間存在協(xié)整關(guān)系即長(zhǎng)期均衡關(guān)系。采用Eviews5.0軟件分別對(duì)LNEX、LNIM進(jìn)行協(xié)整回歸，對(duì)殘差序列作單位根檢驗(yàn)，結(jié)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）

模型估計(jì)式的殘差序列為平穩(wěn)性，模型中的三個(gè)變量在1％的顯著性水平上存在著協(xié)整關(guān)系，即江蘇省進(jìn)出口額與FDI之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。（表1）

3、誤差修正模型。誤差修正模型是一種具有特殊形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，成為協(xié)整分析的一個(gè)延伸。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會(huì)通過對(duì)誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡結(jié)合在一個(gè)模型中。

初始模型設(shè)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軟件分別對(duì)模型進(jìn)行回歸估計(jì)，并逐步略去不顯著變量：

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

上式的回歸系數(shù)都通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。誤差修正系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。式中，LM和LM分別是檢驗(yàn)隨機(jī)項(xiàng)一階和二階自相關(guān)的統(tǒng)計(jì)量。由于對(duì)于兩個(gè)模型都有LM＜λ=3.84，LM＜λ=5.99，所以四個(gè)ECM模型都不存在自相關(guān)，且兩個(gè)模型中的ARCH＜λ=3.84，所以四個(gè)模型都不存在異方差。ECM模型式（3）顯示江蘇省出口增長(zhǎng)量與FDI和進(jìn)口增長(zhǎng)量序列存在著緊密的關(guān)系，就是說從增長(zhǎng)率的角度看，F(xiàn)DI的增長(zhǎng)對(duì)出口增加的作用是負(fù)的。但進(jìn)口增長(zhǎng)率每增加1%，出口則增加43.88%。協(xié)整關(guān)系對(duì)出口的增長(zhǎng)起到了反向修正作用，當(dāng)超出外商直接投資的均衡約束（ECM）時(shí)，則誤差修正作用降低了當(dāng)期出口（彈性系數(shù)-0.4847），EX的動(dòng)態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項(xiàng)對(duì)應(yīng)t值較高，說明江蘇外商直接投資與出口貿(mào)易之間短期比較穩(wěn)定。在ECM模型（4）中，F(xiàn)DI的增長(zhǎng)對(duì)出口仍是替代作用，且上年的FDI增長(zhǎng)量對(duì)本年的出口影響更為顯著，這主要是因?yàn)镕DI對(duì)出口貿(mào)易的滯后影響作用。而上兩年度的FDI與進(jìn)出口非均衡誤差以55.53%的比率對(duì)本年度的出口增長(zhǎng)做出修正。ECM模型式（5）顯示江蘇進(jìn)口增長(zhǎng)量與FDI和出口增長(zhǎng)量序列存在著緊密的關(guān)系，就是說從增長(zhǎng)率的角度看，F(xiàn)DI的增長(zhǎng)對(duì)進(jìn)口的增加是促進(jìn)作用。FDI增長(zhǎng)率每增加1%，進(jìn)口則增加22.32%；而出口每增加1%，進(jìn)口則增加88.48%。協(xié)整關(guān)系對(duì)進(jìn)口的增長(zhǎng)起到了反向修正作用，當(dāng)超出外商直接投資的均衡約束（ECMt-1）時(shí)，則誤差修正作用降低了當(dāng)期進(jìn)口（彈性系數(shù)為-0.7260），進(jìn)口的動(dòng)態(tài)調(diào)整過程具有較好的穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項(xiàng)對(duì)應(yīng)t值較高，說明江蘇外商直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易之間短期比較穩(wěn)定。在ECM模型（6）中，F(xiàn)DI的增長(zhǎng)對(duì)進(jìn)口仍是促進(jìn)作用，而上兩年度的FDI與進(jìn)出口非均衡誤差以73.43%的比率對(duì)本年度的進(jìn)口增長(zhǎng)做出修正。

三、基本結(jié)論

通過江蘇省外商直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易額之間的協(xié)整檢驗(yàn)，以及在此基礎(chǔ)上建立的誤差修正模型的分析，可得出以下結(jié)論：

1、從FDI與EX之間的關(guān)系看，無論是長(zhǎng)期還是短期，外商直接投資對(duì)出口貿(mào)易的影響是負(fù)的，而且在短期內(nèi)，F(xiàn)DI滯后一期的影響超過FDI當(dāng)期值。這主要是由于時(shí)滯作用以及三資企業(yè)在商品銷售市場(chǎng)與內(nèi)資企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)。許多港臺(tái)或東南亞的企業(yè)在我國(guó)投資主要是利用我國(guó)廉價(jià)的勞動(dòng)力，生產(chǎn)的多是與內(nèi)資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的產(chǎn)品，當(dāng)進(jìn)口國(guó)按原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)進(jìn)口商品實(shí)行配額等限制時(shí)，這些三資企業(yè)出口增加的同時(shí)也意味著內(nèi)資企業(yè)可用配額的減少，即三資企業(yè)的出口對(duì)內(nèi)資企業(yè)的出口具有相當(dāng)?shù)奶娲饔谩Ｍ瑫r(shí)，制造業(yè)的直接投資與國(guó)際貿(mào)易具有某種線性的、按部就班的國(guó)際化特征，企業(yè)在從事直接投資以前，一般從國(guó)內(nèi)的生產(chǎn)和銷售開始，然后通過出口、簽發(fā)許可證和其他合同安排，以及在海外設(shè)立分支機(jī)構(gòu)等方式，實(shí)現(xiàn)業(yè)務(wù)的國(guó)際化。由于這種從貿(mào)易到直接投資的線性先后順序，制造業(yè)的直接投資往往被認(rèn)為是對(duì)國(guó)際貿(mào)易的替代。具體到江蘇，從外商投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)看，制造業(yè)無論是在外商投資項(xiàng)目，還是協(xié)議金額或?qū)嶋H投資金額一直占80%左右。這主要是因?yàn)橹圃鞓I(yè)是具有技術(shù)和規(guī)模優(yōu)勢(shì)、投資回收期短、投資利潤(rùn)率高的行業(yè)，而且江蘇省制造業(yè)在較長(zhǎng)時(shí)期擁有巨大的本土市場(chǎng)及勞動(dòng)力供給和低成本等比較優(yōu)勢(shì)，所以近年來，國(guó)際資本加速向長(zhǎng)江三角洲地區(qū)轉(zhuǎn)移，來中國(guó)投資的世界制造業(yè)巨頭紛紛在江蘇駐扎，使江蘇成為全國(guó)市場(chǎng)的重要生產(chǎn)基地，這就不難解釋FDI對(duì)出口的負(fù)相關(guān)作用。

2、從FDI和IM之間的關(guān)系看，無論是長(zhǎng)期還是短期，外商直接投資對(duì)進(jìn)口貿(mào)易是促進(jìn)作用。其原因，是外資企業(yè)大都是以“兩頭在外，中間在內(nèi)”的加工貿(mào)易為主，利用廉價(jià)的生產(chǎn)成本，從海外進(jìn)口原料或半成品，經(jīng)加工后再出口銷售，會(huì)在客觀上帶動(dòng)江蘇進(jìn)口貿(mào)易增長(zhǎng)。外資企業(yè)的產(chǎn)品研發(fā)、原材料供應(yīng)和技術(shù)設(shè)備等都依賴進(jìn)口。根據(jù)我國(guó)的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，外資企業(yè)作為投資而進(jìn)口的技術(shù)設(shè)備等既被視為外國(guó)直接投資，也被視為外商直接投資企業(yè)的進(jìn)口，這樣，F(xiàn)DI的流入就導(dǎo)致了進(jìn)口的增加。隨著東道國(guó)外商直接投資流入的增多，從國(guó)外進(jìn)口先進(jìn)生產(chǎn)設(shè)備數(shù)量增多，其中既有示范作用，又加劇了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，國(guó)內(nèi)企業(yè)為爭(zhēng)奪市場(chǎng)，就需要更先進(jìn)的設(shè)備，這又會(huì)刺激東道國(guó)進(jìn)口增加。

（作者單位：東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院）

參考文獻(xiàn)：

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［2］孫敬水，張蕾.對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的協(xié)整分析――以浙江省為例[J].財(cái)貿(mào)研究，2007，（1）.