對外貿易的方法精選(九篇)

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第1篇：對外貿易的方法范文

【關鍵詞】 中藥益發

摘要: 【目的】觀察中藥益發復方對人頭皮毛囊體外培養的影響。【方法】健康志愿者1名，采血制備空白血清后，給予18.33g/kg劑量的益發復方口服，連續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模型，分為7組:空白對照組加Williams E無血清培養基，空白血清組分別加入體積分數為5%、10%、20%血清，益發復方含藥血清組分別加入體積分數為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。【結果】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

關鍵詞: 禿發/中藥療法; 益發復方/藥物作用; 器官培養; 人

中藥益發復方來源于我院皮膚科名老中醫的經驗方，是根據中醫理論并結合多年的臨床實踐經驗和現代藥理學研究研制開發而成的內服生發制劑，在近年來治療脫發病的臨床應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模型，觀察了該方對游離人發毛囊生長情況的影響。

1 材料與方法

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

1.2 試劑與儀器 毛囊培養基由Williams E無血清培養基（Gibco BRL公司），L-谷氨酰胺（Amresco公司）2mmol/L，Hepes20mmol/L、牛胰島素10μg/mL、轉鐵蛋白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 培養箱（HSO301T-VBA，美國Harris公司）;電熱恒溫水浴箱（HH?W21?600，上海躍進醫療器械廠）;凈化工作臺（SW-CT-IF，蘇 州凈化設備廠）。

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，在離心機內分離血清，取上清液，經56℃、30min滅活處理后，用針頭濾器濾過除菌，-20℃以下保存備用。

1.3.2 中藥含藥血清的制備 ［3-4］ 益發復方由女貞子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，連續給藥7d，于第8天清晨空腹服藥（服藥前應禁食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 ［5-6］ 從手術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，置于無菌培養液中待養。在倒置顯微鏡下選取結構完整的生長早期毛囊（即外毛根鞘完整、毛形態圓潤光滑，第1天即有明顯生長，生長長度l≥0.1mm的毛囊），在超凈臺內將其小心轉移至24孔板內，每孔1根毛囊，再加入毛囊培養基0.5mL，加蓋，置于37℃、含體積分數為5%CO 2 及一定濕度的培養箱中進行培養，每隔4d換培養液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無血清培養基作為空白對照組;第2～4組為分別加入不同容積培養基稀釋后體積分數為5%、10%、20%的空白血清組;第5～7組為分別加入不同容積培養基稀釋后體積分數為5%、10%、20%的中藥含藥血清組。

1.6 觀測指標

1.6.1 毛囊形態觀察 在倒置顯微鏡下連續觀察每日各組毛囊毛球部及其內部結構（包括毛母質、毛以及內、外毛根鞘）的形態變化，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，并計算出前4d的平均生長速度和最終生長長度。

1.7 統計學方法 應用SPSS10.0統計軟件對實驗數據進行統計處理，各組間的比較采用成組t檢驗和方差分析。

2 結果

2.1 毛囊大體形態變化 倒置顯微鏡下動態觀察顯示，各組毛囊逐日延長，表現為毛干和內、外根鞘的共同生長，結締組織鞘未見延長。毛囊快速生長主要集中在前4d，此時各組毛囊總的形態沒有明顯變化，毛囊各層結構清晰，毛球部飽滿，毛與毛母質界線分明且呈錐形嵌入其內。生長初、中期，毛干與內、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，其形態結構開始發生改變，表現為毛囊各層次稍顯模糊，毛球部逐漸增大變圓，毛囊基部與毛母質之間的距離縮短，毛囊中段變粗。毛囊停止生長后開始出現退行期樣改變，毛球部形態變得極不規則，毛囊下段輕度彎曲，毛根呈棒狀;隨后毛母質逐漸上移，與毛距離拉長，直至完全分離。空白對照組的毛囊在培養的第1周形態完好，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。空白血清組的毛囊平均貼壁生長時間為5d，第6天大部分毛囊形態開始發生改變，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。結果見圖1。

2.2 各組毛囊的生長情況 結果見表1。毛囊在Williams E培養基（即無血清空白對照組）中生長良好，毛囊持續生長最長可達11d，最終平均生長長度為（1.25±0.26）mm，培養過程中未發現污染情況。各組毛囊在培養前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于相應的空白血清組（P

3 討論

毛囊是一個由內毛根鞘、外毛根鞘、結締組織鞘（又稱真皮鞘、纖維根鞘）、毛、黑色素細胞等構成的皮膚附屬器官，毛發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，毛發延長主要是由于毛母質細胞分裂增生的結果。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（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、皮質類固醇及藥物對毛囊生長的影響進行了探討 ［7-10］ 。 目前關于中藥對毛囊體外培養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基中在體外與游離毛囊直接作用，其結果尚不足以說明中藥在人體內的藥理效應。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，克服了中藥粗制劑中非有效成分和本身的理化性質對實驗結果的干擾，其實驗條件更接近藥物在體內環境中產生藥理效應的真實過程，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”。黃芪補氣固表，緊束發根;何首烏補肝腎、益精血、烏須發，《本草綱目》謂之“…能養血益肝，固精益腎，健筋骨，烏髭發，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，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、啟竅生發之功效。

本研究使用Williams E培養基成功地采用游離毛囊體外培養技術，對人頭皮毛囊的生長情況進行了觀察。在實驗中我們發現，在含有血清的培養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，我們設立了與中藥含藥血清組相對應的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于相應的空白血清組（P

本研究結果表明中藥益發復方能夠促進毛囊生 長、維持毛囊正常形態，從而達到減少毛發脫落、促進毛發生長的效果，這可能是該方治療脫發的作用機制之一，但關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，而當中藥內服時，其藥物作用于毛發的途經和結果是否與本結果一致，有待進一步研究。

參考文獻:

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第2篇：對外貿易的方法范文

[關鍵詞] 農產品貿易對外貿易價格指數

農產品對外貿易價格指數是研究農產品貿易問題的基礎。我國農產品對外貿易價格指數體系不完善。目前編制并公開農產品對外貿易價格指數的機構只有商務部，從2002年1月起在《農產品進出口月度報告》中公開農產品月度出口價格指數；從2005年2月開始進、出口雙向價格指數。

一、農產品對外貿易價格指數體系現狀

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

事實上，FAO曾經編制并公開過各國農產品的對外貿易價格指數。根據FAO貿易年鑒的解釋，由于缺少新獨立國家在1989-2001年間貿易統計數據，FAO暫時中止（temporarily discontinued）了對按照大陸（by continent）區分的各國農產品貿易指數的測算。這對于保證各國農產品對外貿易價格指數數據的完整性是不利的。

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

二、對外貿易價格指數測算方法回顧

鑒于目前編制并農產品對外貿易價格指數的機構只有WTO和中國商務部，本文首先對上述兩個機構采用的對外貿易價格指數測算方法分別做出討論。

1.WTO的貿易價格指數測算方法 基于SITC（Rev.3)的產品分類標準，WTO的ITS僅僅了部分農產品的全球總體對外貿易指數，并沒有涉及國別數據。相應地，ITS只對全球總體指數的測算程序做了說明，沒有對國別數據的來源或測算方法做出明確解釋。根據WTO的解釋，ITS全球農產品總體對外貿易指數的測算分兩個步驟完成:首先由秘書處做出估計,將各國的缺失數據補齊；然后將各國數據加總得到全球總體指數。對外貿易價格指數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測算程序的解釋并不完整，WTO的對外貿易價格指數測算方法對國別貿易指數的獲得并不具有現實的借鑒意義。

2.商務部的貿易價格指數測算方法 商務部編制并公開的我國農產品對外貿易價格指數數據使用帕氏公式測算得到。就測算方法而言，除了在《農產品進出口月度報告》中注明其報告的價格指數為全樣本指數外，商務部并沒有對價格指數的具體測算程序進一步解釋。考慮到帕氏公式為固定權重的指數公式，公式本身的性質決定了只有在考察期內價格指數的數量權重變化不大的情況下，使用該公式得到的價格指數結果才能較為客觀的反映我國農產品對外貿易價格指數的綜合變動規律；否則使用固定數量權重的價格指數公式進行測算是有風險的。

由于國別對外貿易價格指數的測算方法同樣適用于農產品貿易價格指數的測算，作者將考察的范圍擴大，對國別對外貿易價格指數的測算方法做出討論。除WTO和商務部外，目前測算并國別對外貿易價格指數的國際組織有UNCTAD、IMF和WB等；國內機構包括海關總署和國家統計局。其中只有海關總署對其的對外貿易價格指數的測算方法做了說明。

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

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

三、對外貿易價格指數測算方法評析

現有的農產品對外貿易價格指數測算方法并不完善，不能滿足農產品對外貿易價格指數測算的實際需要。海關總署的貿易價格指數編制程序較為細致，對農產品對外貿易價格指數的編制工作具有較強的借鑒意義。

1.海關總署貿易價格指數測算方法的優勢 海關總署的指數測算方法有三個顯見的優勢:

一是其公開的對外貿易價格指數使用費氏公式測算得到，這種同時考慮兩期數量權重的價格指數公式避免了固定權重公式對指數測算結果可能造成的影響。

二是海關總署的價格指數測算建立在8位稅目數據基礎上，因此能在最大程度上降低價格指數的混頻程度。農產品的經濟屬性差異大，在8位稅目數據層次上進行指數測算的數據處理思路對農產品價格指數的測算有明顯的借鑒意義。

三是海關總署的價格指數測算程序從8位稅目數據開始，進而向6位目、4位目、2位目和全部產品匯總。這種測算程序反映了指數在層級之間的遞推關系。農產品的多樣化特征顯著，使得分類價格指數更能反映農產品貿易價格的變動規律。價格指數在層級之間的遞推關系為建立農產品分類指數提供了思路。

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

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

二是參與測算的樣本數據占全部貿易產品的70%以上，從一定程度上講屬于固定權重的指數測算方法。這種人為剔除數據的處理方法存在的問題是，對貿易產品結構變動產生的影響估計不足。如果貿易產品結構在考察期間變動顯著，則價格指數的測算結果無法反映貿易品價格的真正變動規律。

四、農產品對外貿易價格指數測算中的關鍵問題

我國農產品對外貿易價格指數體系涉及數據少、時間序列短，尚未包括分類層次上的指數信息。對外貿易價格指數體系的不完善影響了農產品貿易領域內相關研究的展開。本文認為，農產品對外貿易價格指數測算應注意以下三個關鍵問題：

1.建立農產品分類指數。農產品范圍廣、產品經濟屬性差異大,使得分類指數更能客觀反映農產品對外貿易價格的變動規律。

2.選擇合適的價格指數測算公式。可供使用的指數公式很多，不同的指數公式具有不同的統計性質，因而適用于不同的情況。因此有必要對現有的價格指數測算公式做比較，并對使用不同公式得到的結果做出預期。根據研究的具體需要選擇某一個或某幾個指數公式用于農產品價格指數測算。

3.測算全樣本價格指數。這種處理方法會將很多變異較大的數據包括在內，但是避免了人為剔除某些稅號上的數據可能導致的某些重要信息的丟失，這樣得到的價格指數結果能夠更為客觀的反映農產品貿易價格的綜合變動規律。

參考文獻:

第3篇：對外貿易的方法范文

關鍵詞：物流供給 物流需求 對外貿易 協整分析

問題的提出

1987年以來，廣東省進出口貿易呈現良好增長趨勢（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，對外貿易已成為廣東省經濟增長的重要推動力量。但是貿易是由商流和物流組成的，為了保證生產和市場之間的銜接，就必須提供與貿易相適應的現代物流業。物流發展水平已成為影響和制約對外貿易進一步發展的瓶頸，只有提高物流業服務水平，才能將市場需要的商品在恰當的時間以恰當的價格送到恰當的地點，從而提高商品在市場上的競爭能力，促進對外貿易發展。

本文通過對廣東省1987-2010年的物流業與對外貿易相關數據整理并進行實證分析，以揭示廣東省物流業發展水平與對外貿易之間是否存在互動關系，整體是否呈現顯著的良性循環，進而提出廣東省調整經濟結構，轉變經濟增長方式的戰略性對策。

指標選取及數據處理

（一）區域對外貿易水平指標

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

（二）區域物流發展水平指標

區域物流發展水平是指廣東省物流業服務的需求與供給能力，即物流業需求、供給總量的大小和水平，它是區域有效開展對外貿易的瓶頸和基礎。物流活動是一個復雜的區域協調過程，選取什么指標能較全面反映某一區域物流業的需求與供給能力，目前還沒有達成共識。本文在考慮計量數據的可得性、復雜性和有效性的基礎上，從區域經濟對物流需求的視角選取物流業產值（CZ）和物流網絡里程（WL）作為指標，衡量廣東省物流業的需求和供給能力。

（三）相關數據處理

本文中1987-2010年的相關數據來源于《廣東省統計年鑒》、《中國統計年鑒》及廣東省統計局網站，對外貿易額和物流業產值單位統一核算為億美元，物流網絡單位統一核算為公里。為了使數據具有可比性，使用CPI指數（1978=100）對歷年對外貿易額和物流業產值進行平減。在做計量分析時，為了消除跨度大的時間數列中可能存在的異方差性，對WL（物流網絡里程）、CZ（物流業產值）及MY（對外貿易額）取自然對數得lnWL、lnCZ及lnMY數據，并運用Eviews6.0軟件對數據進行計算處理。

實證分析

（一）趨勢圖與相關度分析

對外貿易額、物流業產值及物流網絡里程趨勢如圖2所示，從圖2可以明顯看出時間數列變量lnWL、lnCZ及lnMY具有相同的變化趨勢，表明變量lnWL、lnCZ及lnMY之間可能存在協整關系。下面運用PP檢驗和Johansen協整分析等計量方法對廣東省對外貿易與物流業發展水平之間的相關性作進一步分析。

（二）PP檢驗

對于平穩時間序列和非平穩時間序列，由于在建立模型時采用的方法是有區別的，為了避免產生偽回歸，需要在回歸分析之前對時間序列變量進行平穩性檢驗。對數列進行平穩性檢驗的方法很多：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lnMY數列進行平穩性檢驗。為了找到恰當的滯后階數，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lnMY的PP統計值都大于各自的臨界值，數列lnWL、lnCZ及lnMY存在單位根，是非平穩的。為確定lnWL、lnCZ及lnMY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lnMY的PP統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，可以認為序列lnWL、lnCZ及lnMY不包含單位根，所以非平穩序列lnWL、lnCZ及lnMY經過一階差分后平穩，是一階單整的。因此，非平穩的時間序列lnWL、lnCZ及lnMY不能夠用傳統的回歸方程，本文將選擇使用協整分析來研究變量lnWL、lnCZ及lnMY之間的關系。

（三）JJ協整分析

為了檢驗lnWL、lnCZ及lnMY之間是否存在長期穩定關系，還需要對對外貿易額、物流業產值及物流網絡里程之間進行協整分析。由平穩檢驗知：lnWL、lnCZ及lnMY是非平穩序列，且都是1階單整的，所以可以進行協整檢驗。

通過對lnWL、lnCZ及lnMY樣本容量的分析，本文選取JJ協整檢驗方法對外貿易額、物流業產值及物流網絡里程之間進行協整檢驗，通過多次檢驗比較后確定最佳的滯后期為1，利用Eviews6.0計量軟件計算結果如表2所示。由表2知，在1987-2010的樣本區間內，各個變量lnWL、lnCZ及lnMY之間存在一個一致協整向量，即在5%的顯著水平下，可以認為廣東省對外貿易額、物流業產值及物流網絡里程之間存在一個協整關系。

進一步構建協整方程為：

（1）

因而進行協整回歸分析，結果如下：

（2）

（16.216） （3.856） （3.130）

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

方程（2）中lnCZ和lnWL的系數都是正的，系數值也比較合理，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；系數的t值分別為3.856和3.130，表明lnCZ和lnWL的回歸系數顯著異于0，lnCZ和lnWL對lnMY有影響；DW=1.918說明協整方程不存在自相關。且由方程（2）知道，廣東省對外貿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%，將促進對外貿易增長0.435%和0.337%。

（四）Granger因果性檢驗

Granger因果關系檢驗是檢驗變量之間因果關系的有效方法之一。本文由計量軟件Eviews6.0做出的lnWL、lnCZ及lnMY的Granger因果檢驗結果如表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易增長的Granger原因。即廣東省物流供給與貿易增長之間不存在顯著相關性。

結論與啟示

綜上，通過運用計量方法對廣東省1987-2010年間物流業發展水平與對外貿易的統計數據實證研究表明：

長期來看，廣東省物流業發展水平與對外貿易之間的確存在著長期穩定關系，物流業發展水平的變化引起對外貿易同向變化，物流業供給與需求能力的提升對對外貿易增長都有拉動作用，物流業的需求與供給每增加（減少）1%，會引起對外貿易增加（減少）0.435%和0.337%，可以認為提升物流業供給與需求能力對廣東省對外貿易增長的促進作用顯著。隨著廣東省對外貿易的不斷增長，雖然物流業對對外貿易增長有一定的促進作用，但是由于過去對物流業的重視不夠，目前廣東省物流業與對外貿易應有的水平不相匹配，物流業已是對外貿易的一塊短板。原因可能是廣東省地處沿海，作為我國貿易大省，發展第二產業（第二產業是出口主導產業）具有政策優勢、產業優勢和區位優勢，導致對外貿易發展比較迅猛，作為生產服務業的物流業未能及時跟上，導致物流業對加速廣東省貿易發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，優化物流業資源配置，調整物流業結構，轉變物流運營方式，才能促進廣東省對外貿易又好又快地發展。

參考文獻：

1.張寶友.現代物流業對進出口貿易的影響—基于我國1995-2004年數據的實證研究[J].國際貿易問題，2009（1）

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

3.閆奕榮，王滿倉等.西部地區對外貿易與經濟增長的協整及因果關系檢驗[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增長的聯動關系[J].財經科學，2009（12）

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

6.侯方淼.現代物流：國際貿易的加速器[J].財經科學，2008（4）

第4篇：對外貿易的方法范文

關鍵詞：區域物流 對外貿易 協整分析 EMC模型

引言

1990以來，江蘇省對外貿易呈現良好的增長態勢，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，對外貿易已成為江蘇省經濟增長的重要推動力量。貿易運作是由商流和物流組成的，物流是生產和市場之間有效銜接的保證，因此，快速發展的對外貿易需要與其相適應的現代物流業，只有提高了物流業服務水平，才能將市場需要的商品在恰當的時間以恰當的價格送到恰當的地點，從而提高商品在市場上的競爭力，更好地促進對外貿易發展。

變量指標選取及數據處理

（一）變量指標選取

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

（二）數據來源與處理

本文中1990-2010年的相關數據來源于《江蘇省統計年鑒》、《中國統計年鑒》及江蘇省統計局網站，對外貿易額統一核算為億美元，貨物周轉量統一核算為億噸公里，物流網絡單位統一核算為公里。為了使數據具有可比性，使用CPI指數（1990=100）對歷年對外貿易額進行平減。在做計量分析時，需要消除跨度大的時間數列中可能存在的異方差性問題，因此，對時間數列WL（物流網絡里程）、ZZL（貨物周轉量）及MY（對外貿易額）取自然對數得到數列lnWL、lnZZL及lnMY。

實證分析

（一）平穩性檢驗

因為對于平穩時間序列和非平穩時間序列在建立模型時采用的方法是有區別的，為了避免產生偽回歸，需要在回歸分析之前對時間序列變量進行平穩性檢驗。對數列進行平穩性檢驗方法主要有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lnMY數列進行平穩性檢驗。為了找到恰當的滯后階數，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lnMY的PP統計值都大于各自的臨界值，數列lnWL、lnZZL及lnMY存在單位根，是非平穩的。為確定lnWL、lnZZL及lnMY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lnMY的PP統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，可以認為序列lnWL、lnZZL及lnMY不包含單位根，所以非平穩序列lnWL、lnZZL及lnMY經過一階差分后平穩，是一階單整的。因此，非平穩的時間序列lnWL、lnZZL及lnMY不能夠用傳統的回歸方程，本文將選擇使用協整方程來研究變量lnWL、lnZZL及lnMY之間的長期關系。

（二）協整分析

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

由表2可知，在1990-2010的樣本區間內，變量lnWL、lnZZL及lnMY之間存在一個一致協整向量，即在95%的顯著水平下，可以認為江蘇省對外貿易額、貨運周轉量及物流網絡里程之間存在一個協整關系。由以上PP平穩檢驗可知，lnWL、lnZZL及lnMY是非平穩序列，且都是1階單整的，所以構建協整方程如下：

lnMYt=β0+β1lnZZLt+β2lnWLt+εt

對協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的系數都是正的，系數值也比較合理，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系數的t值分別為3.856和3.130，表明回歸系數顯著異于0，即lnZZL和lnWL對lnMY影響顯著；DW=1.932說明協整方程不存在自相關。

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

檢驗誤差項εt的平穩性，回歸結果如下：

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為非平穩序列的原假設，接受εt為平穩序列的備擇假設，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易之間的長期穩定關系。且由方程（1）可知，江蘇省對外貿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%將促進對外貿易增長0.387%和0.462%。

（三）EMC模型分析

雖然通過JJ協整分析可以確定江蘇省物流供給和需求能力與對外貿易之間存在長期均衡的協整關系，但是短期來看，變量lnWL、lnZZL及lnMY是不均衡的，因此筆者根據Engle 與Granger（1987）年提出的Grange表述定理構建EMC（誤差修正模型），分析變量lnWL、lnZZL及lnMY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，此項反應貨物周轉量及物流網絡里程與對外貿易額在短期波動中偏離長期均衡的程度，其系數大小反映了對偏離長期均衡的調整力度。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變量t時期的波動。方程（2）表明江蘇省對外貿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，且ECM模型的系數都通過了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發展水平的短期變動對對外貿易存在正向的影響，這種影響符合國際貿易和物流學科理論預期。

由短期調整系數t=-4.89767可知，短期調整系數是顯著的，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易額與其長期均衡值偏差的36.2%被修正，也就是對外貿易額短期偏離長期均衡，大約需要三年的時間可以調整到位。

結論與啟示

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

江蘇省物流業發展水平與對外貿易之間的確存在著長期穩定的關系，物流業發展水平的變化引起對外貿易同向變化，物流業的需求與供給每增加（減少）1%會引起對外貿易增加（減少）0.435%和0.337%，從長期來看，根據協整方程（1）可以認為，物流業供給與需求能力的提升對江蘇省對外貿易增長的促進作用顯著，盡管物流業供給與需求能力的提升對對外貿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，根據誤差修正模型可知，對外貿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整到位。這說明提升物流業水平有利于促進對外貿易的發展，江蘇省應進一步提升物流業發展，特別是增加物流業的供給方面的能力。

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

因此，今后江蘇省應充分利用國際資源，在加快對外開放步伐的同時，優化物流資源配置，調整物流業結構，轉變物流運營方式，才能更好地促進江蘇省對外貿易又好又快發展。

參考文獻：

1.張寶友.現代物流業對進出口貿易的影響—基于我國1995-2004年數據的實證研究[J].國際貿易問題，2009（1）

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

3.張世晴，陳文政.進出口總額與GDP增長的聯動關系[J].財經科學，2009（12）

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

5.高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].清華大學出版社，2009

第5篇：對外貿易的方法范文

關鍵詞：對外貿易；現狀；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，我國的經濟獲得了高速發展。而出口作為我國經濟增長中的重要方式，成為三駕馬車里最受關注和期待的內容。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。對外貿易實質上通過國內的產業化調整和升級不斷適應國內外需要，并通過提供加工、修理修配等業務的方式促進產業發展。過去十多年來，由于我國制造業發展較快，且勞動力成本較低，我國的對外貿易始終保持高額順差，同時我國煤炭產業等出口因國際煤價高啟等原因也獲得了較好發展。但是隨著國際經濟形勢的不斷惡化，我國貿易順差趨勢逐漸收緊，在這種情況下有必要對我國對外貿易的現狀進行分析，了解其現存問題并對解決方法進行探討，為我國經濟穩定發展做出一定貢獻。

二、當前我國對外貿易的現狀

（一）當前我國對外貿易的貿易構成發生變化

經濟的發展具有其應當遵循的規律，其發展模式不是一成不變的。當前世界經濟的發展也和過去發展模式產生巨大變化，貿易的結構也出現了巨大改變。而這也造成我國對外貿易的構成發生巨大變化。這主要表現在對于高科技產品及精細化加工產品的貿易需求規模上升，而對初次產品尤其是未經加工產品的貿易需求規模不斷下滑。過去，我國大多數出口產品主要以量取勝，單位利潤極低，但是由于巨額規模和數量，對外貿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產品的需求量減少，我國的對外貿易額出現萎縮。其次，當前由于服務業作為第三產業，在眾多國家占據國民生產總值的重要地位，服務業的出口在對外貿易中也逐步占據較為重要的地位。這些變化最終呈現出我國對外貿易的構成結構發生變動。

（二）當前我國對外貿易的自由主義以成為國際貿易的主流

隨著世界范圍內經濟的不斷發展和前進，過去的貿易保護等形式已經難以在激烈的世界競爭中立足，而自由貿易主義已經成為國際貿易的主流。國家進行貿易保護既會使對外貿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易主義促進貿易發展，不能在長期內繼續使用過去貿易保護的思想從事對外貿易。當前雖然在某些行業貿易保護仍然存在立足之地，但是我國各出口行業都必須意識到，貿易保護雖然在短期內可以實行，但是從長期來看無法使用。我國對外貿易政策當前仍然可能存在一定阻礙，不利于國際間貿易往來。例如關稅的歧視性條款，服務行業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）當前我國對外貿易中能源行業的問題突出

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、維持經濟增長都具有重要的戰略性意義。隨著我國經濟發展，國內眾多行業的崛起也對我國能源行業尤其是煤炭行業產生了巨大挑戰。在這種情況下，我國能源行業對于國際環境中的資源依賴程度也在不斷提升。這使得我國的經濟安全在一定程度上受到影響。我國對外貿易中能源行業因受到全球范圍內價格的制約，使得其經常會因為價格的變化而產生巨額損失。在這種情況下，能源行業能否利用對外貿易獲得利潤也成為其發展過程中面臨的重要問題，這也對國家整體經濟的發展帶來了巨大影響。

三、當前改善我國對外貿易現狀的舉措

（一）進行產業升級，適應對外貿易的貿易構成變化

產業升級作為我國經濟發展的持續動力，對于促進并適應對外貿易的貿易構成變化具有重要意義。產業升級即是通過淘汰掉高能耗、高污染、低收益的企業，發展技術水平較高、單位收益較高的行業，最終成功進行產業轉型。在這一過程中，我國需要注意培養并吸引高素質專業人才，這些人才的引進將有利于企業發揮技術優勢，提高技術生產力。貿易結構變動也需要考慮到勞動力的適應性問題，對于現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

在過去的對外貿易過程中，由于我國在某種程度上對于世界貿易規則不熟悉，可能存在違反世界市場上游戲規則的現象，這在一定程度上影響了我國對外貿易的持續性。隨著我國對外貿易規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則，使用符合公平公正交易的原則進行對外貿易。不可隨意進行貿易保護、歧視性規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，我國已經成為世界第三大經濟體，對外貿易額不斷增長，我國的企業也面臨著來自國內外的競爭壓力和世界經濟發展趨勢的沖擊。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，就會對企業的持續發展和盈利情況造成一定的影響。

（三）促進新能源產業發展，傳統能源產業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，這和全球范圍內能源緊缺有密不可分的關系。同時由于對外貿易中，能源的貿易額始終占據總貿易額的很大比重，因此其會對我國的對外貿易帶來重要影響。但是由于能源價格難以預測，且其變動會對經濟生活的方方面面產生巨大影響，因此如果對外貿易極度依賴能源產業，必然使得國家經濟發展的安全系數較低。在這樣的大背景下，我國必須通過促進新能源產業發展，降低傳統能源產業對國際市場的依存度，來實現經濟的穩定發展。而煤炭行業無論是原煤的國外采購進口還是精選煤的對外出口，企業可以采用創新金融工具來降低因價格波動而給企業帶來的巨大經濟風險，只有這樣有出口業務的能源公司才能保持較為穩定的利潤水平，維持企業的穩定發展。

四、結語

對外貿易作為我國經濟發展的動力，會對我國社會發展和技術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易的現狀并對可能面臨的問題進行研究，最終實現我國對外貿易穩定增長的目標，促進我國經濟平穩過渡。

參考文獻：

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

第6篇：對外貿易的方法范文

關鍵詞:江西;貿易投資一體化;實證;對策

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

一、相關研究回顧

貿易投資一體化是指對外貿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、共生發展(陳陽和王延明，2007)。國內外對貿易投資一體化的研究主要集中于兩者之間的關系方面。由于傳統國際貿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，傳統的國際貿易理論與國際直接投資理論是相互獨立的，國際貿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易問題。現代的國際貿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，出現了貿易理論與投資理論的融合與交叉(張天桂，2004)。美國哈佛大學教授Vernon(1966)的產品周期理論較早地把國際貿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系起來的是鄧寧的國際生產折衷理論，它使國際直接投資理論與國際貿易理論得到進一步的融合。迄今為止，理論上已經形成了Mundell(1957)的替代論、K.Kojima(1977)的互補論、Patrie(1994)的不確定論三種關于外商直接投資與對外貿易關系的不同觀點。

國內外學者對外商直接投資與對外貿易的關系進行了大量的經驗檢驗。除早期的實證研究和部分行業研究證明了貿易和投資的替代關系以外(Adler and Stevens，1974;Gopinath eta1.，1999)，大多數實證研究都支持投資與貿易的互補關系。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，結果發現，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關系。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等分別用發達國家的數據對FDI與東道國對外貿易的關系進行了實證研究，結果都認為外商直接投資與東道國的出口競爭力高度相關。Nakamura等和Maryamiti等分別于1998年和2000年對FDI與國際商品貿易間的關系進行了經濟計量檢驗，也均認為兩者呈互補關系。

20世紀90年代以來，國內學者對中國外商直接投資與對外貿易的關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易呈現出相關關系，FDI對我國的進出口規模及結構優化有較大的促進作用。如江小涓(2002)首次對FDI與我國產品出口競爭力的關系進行的定量研究認為，FDI有利于優化我國的出口商品結構，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，學者們的研究結果也并非完全一致，如Goldberg and Klein于1998年的另一實證研究發現，美國在拉丁美洲的直接投資減少了雙邊貿易額，兩者呈替代關系;史小農(2004)采用協整分析方法認為長期內FDI流入對我國商品進出口都存在顯著的促進作用，但短期內對出口的影響不顯著。

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

二、江西貿易投資一體化的實證分析

(一)外商直接投資促進對外貿易的實證分析

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

(1)江西外商直接投資企業進出口規模不斷擴大，在對外貿易總額中所占比重不斷提高，將直接帶動江西對外貿易的發展。從圖1可以看出:第一，近些年來，江西外商投資企業進出口規模不斷擴大。從1995-2007年，江西外商投資企業進出口總額從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易的發展。

(2)回歸分析顯示，江西外商直接投資能夠直接促進對外貿易的發展。為了進一步考察江西外商直接投資對外貿的直接作用，本文利用江西1987-2007年的時間序列數據，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象，對變量進行對數變換。從回歸分析結果可以看出:

第一，外商直接投資對江西對外貿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系。外商直接投資的邊際貿易傾向、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%平均導致對外貿易、出口和進口分別增加0.34%、0.28%和0.51%。可見，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易發展的間接效應。為了考察江西外商直接投資對外貿的間接效應即對進出口商品結構的影響，本文依據江西1987-2007年的時間序列數據，分別以初級產品出口額(EXP)、工業制成品出口額(EXI)、初級產品進口額(IMP)、工業制成品進口額(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象，對變量進行對數變換。從回歸分析結果可以看出:江西外商直接投資有利于優化出口商品結構，對進口商品結構影響不大。

(1)從出口商品結構來看，江西的外商直接投資(FDI)與工業制成品出口(EXI)之間有著密切的線性關系，江西工業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%，平均導致工業品出口約增加0.29%;而江西的外商直接投資與初級產品出口(EXP)之間的回歸系數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，有利于優化出口商品結構。

(2)從進口商品結構來看，江西的外商直接投資(FDI)與初級產品進口(IMP)、工業制成品進口(IMI)之間都有著密切的線性關系，初級品進口和工業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%，平均導致初級產品進口和工業品進口分別增加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構影響不大。

(二)對外貿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易對外商直接投資的促進作用，本文同樣依據江西1987-2007年的時間序列數據，以外商直接投資(FDI)為被解釋變量，分別以外貿總額(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象，對變量進行對數變換。從回歸分析結果可以看出，各回歸結果的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論:(1)江西對外貿易對外商直接投資有較大的促進作用。(2)江西對外貿易促進外商直接投資的作用有不斷下降的趨勢。

(三)對外貿易與外商直接投資的相互關系分析

從以上分析可以看出，江西外商直接投資促進了對外貿易的發展，而對外貿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系呢?本節將通過格蘭杰因果檢驗來考察兩者之間的因果關系。

1.研究方法和數據來源。

(1)Granger因果檢驗是檢驗經濟變量之間因果關系的一種常用方法。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的過去值應該能夠幫助預測Y的未來值，但Y的過去值不應該能夠幫助預測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Granger因果分析的假設前提，所分析的數據要求是平穩的時間序列，因此在進行因果關系檢驗之前先要進行平穩性檢驗即單位根檢驗。

(2)本文的樣本區間為1987年至2007年，所有數據來自于《中國對外經濟貿易年鑒》及《國家商務年鑒定》(1988-2008)。由于4個變量大體上都具有指數特征，為了消除時間序列中存在的異方差現象，對變量進行對數變換。

2.實證結果分析。

(1)變量的平穩性檢驗。本文采取擴充迪基-富勒檢驗即ADF檢驗來進行平穩性檢驗，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，說明序列經過差分后達到平穩，因此，可用其一階差分進行因果關系檢驗。

(2)因果關系檢驗。由于進行格蘭杰因果檢驗的前提是序列必須是平穩的，因此我們用4個變量的平穩序列即一階差分序列通過Granger因果關系檢驗法來進行檢驗。從檢驗結果看出，江西外商直接投資無論是與進出口貿易總額，還是單獨與出口貿易和進口貿易之間都不存在Granger因果關系。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易的發展，對外貿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易與外

商直接投資的總量畢竟相對還較小，并不能構成彼此發展的主要原因。

三、結論與對策建議

通過以上實證分析，本文得出如下結論和建議:

第一，江西對外貿易與外商直接投資之間具有一定的相關關系，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易的發展，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易結構，但對進口貿易結構影響不大。另一方面，江西無論是出口貿易、進口貿易，還是進出口貿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，盡管江西對外貿易與外商之間有相互促進作用，但它們之間不存在因果關系。因果檢驗告訴我們，江西對外貿易與外商投資之間沒有因果關系。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量不高，其外溢效應也沒有充分的顯現出來。另一方面，江西的對外貿易發展也相對落后，外商直接投資進入考慮更多的是江西的軟硬環境、優惠政策、市場規模等等，而不是其對外貿易的發展程度，因此對外貿易也不是江西外商直接投資進入的主要動力，不能構成其Granger原因。

第三，要努力協調外貿與外資政策，促進江西外貿外資共同發展。在目前國際貿易和國際直接投資的關系日益密切的形勢下，對外貿易與外商直接投資已經成為一個國家或地區開放型經濟發展的最為重要的兩個密不可分的組成部分。一個國家或地區在實施對外開放和發展開放型經濟時不可僅僅偏愛于任何一個方面，而要兩者并舉。要努力克服外貿與外資發展過程中的不協調因素，使其同步發展，逐漸實現一體化。因此，江西在制定經貿政策時，就必須要使外資政策和外貿政策協調一致，這樣才能發揮政策的合力，才能實現外資政策與外貿政策的高度結合。目前主要通過外商直接投資促進對外貿易的發展。具體可以包括:第一，由于外資企業的進出口是對外貿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模來提高江西外貿的規模。第二，由于外商直接投資企業的加工貿易所占的比例要大于一般貿易所占比重，而且要遠遠高于內資企業的加工貿易比重，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易的比重，改善貿易方式結構。第三，引導外商直接投資更多地進入資本和技術密集型行業，也將會提升江西產業結構，從而提高國內企業的出口競爭力，改善出口商品結構。第四，逐漸實現外商直接投資來源多元化，可以擴大江西的外貿渠道，有利于推動江西的出口市場多元化。

參考文獻

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[3] 江小涓.中國的外資經濟——對增長、結構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：對外貿易的方法范文

關鍵詞：對外貿易；長三角；珠三角

一、 長三角和珠三角在我國對外貿易中的地位

我國對外貿易發展的主要依托是長三角和珠三角的對外貿易的發展。同時長三角和珠三角的不同的貿易的方式和對外貿易的的不同的產品成為了我我國對外貿易的領軍地區。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，這樣就為其在我國對外貿易中的地位確定了基礎。

（一）長三角的貿易地位

長三角是我國目前經濟總量規模最大、經濟發展速度最快、最具有發展潛力的經濟板塊。長三角的對外貿易主要通過私營企業的對外貿易以及通過主要的硬件設施，擴大引進外資而形成的對外貿易。長三角便利的交通條件，良好的勞動力素質，完善的基礎設施奠定了了在我國對外貿易的地位。隨著經濟的發展，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，加上自身的良好的科學技術的優勢，逐步的成為我國科學技術貿易的領軍地區，成為我國主要的科學技術貿易的地區。

（二）珠三角的貿易地位

珠三角包括我過第一批經濟特區，在政策上得到了優勢，并且依托其靠近僑鄉，面對東南亞，在香港，以后，珠三角的對外貿易更加多元化。珠江三角洲服務業發展較為迅速，服務市場體系逐步完善，開放程度不斷加強。

二、長三角和珠三角對外貿易優勢比較

（一）區位優勢

長三角面向海洋，依托長江，內陸交通發達，三角洲形成初期，人類就在這里從事漁獵和農耕。長三角逐步發展成為我國著名的“魚米之鄉”和“絲綢之鄉”。上海作為長三角的對外貿易的領軍城市，在歷史上就建立了比較強的優勢。珠三角平原廣闊，水網密布，自然條件優越。長期以來，這里人口眾多，經濟發達，具有對外開放的歷史傳統，如廣州就是我國南方歷史悠久的對外通商口岸之一。現在，這個地區已經成為全國的重點僑之一。

（二）中心城市優勢

上海作為國際經濟、金融、貿易和航運中心之一，帶動著“長三角”地區和整個長江流域的發展。上海強大的輻射力及其周邊“近水樓臺”城市的飛速發展，已經使蘇、浙兩省的所有城市都意識到了區域合作的重要性，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，實現共贏，推進長三角經濟一體化，已成為長三角區域內各地政府的共識。深圳作為我國第一批經濟特區，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，有著強勁的經濟支撐與現代化的城市基礎設施。同時深圳的對外貿易主要依靠其自身建立的體系，通過其主要區位優勢，建立在強大的勞動力基礎上的轉口貿易和加工貿易，并根據此貿易模式，影響著珠三角。

（三）勞動力資源優勢

長三角集聚了全國較多的高校，一些在全國各個領域有領先地位的學科，這樣就決定了長三角的勞動力有較強的勞動素質，這樣也就使得長三角的的新興工業的發展，長三角的對外貿易的主要商品就是高新技術的產品，為我國的技術貿易做了很高的貢獻。珠三角的勞動力優勢主要是建立在其較早的成立了經濟特區和經濟開發區，全國主要的勞動力流通到珠三角，主要的勞動力資源是農民工，他們并不具備較高的素質，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，不能跟上經濟發展，這樣就珠三角的主要對外貿易的方式是來料加工或者是過境貿易。

三、 長三角和珠三角對外貿易存在問題

中國的對外貿易都存在著一定的問題，中國的對外貿易的弊端無論是在長三角，珠三角這樣的對外貿易的主要地區，還是在一些對外貿易相對長三角和珠三角并沒有那么發達的地區，在對外貿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組織進行對其的解決，在一些對外貿易公司面對國外的貿易壁壘的時候，甚至忍氣吞聲，接受這樣的對外貿易的不公平待遇。同時國內的同種行業的惡性競爭，也使得中國的對外貿易不能形成明顯的對外優勢。我國服務貿易規模偏小，整體水平差。我國服務業總量不足，這是中國對外貿易的普遍存在的主要問題。

（一）長三角對外貿易存在的問題

長三角對外貿易結構單一。長三角的對外貿易主要是依托其自身的環境等基礎設施的優越性來吸引外資，并不能建立其自身的工業產業，不能有其自身的對外貿易商品，通過對外的外資的吸引和對外技術的吸引而建立的產業。對外貿易的結構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的優勢而創造的貿易。并沒有多少自身的產業和產品。國家政策的優勢，推動了長三角的城市群的發展，長三角城市群的對外貿易的整體型的發展，長三角的單個企業貿易并不能對其整體產生影響，同時企業間對其同地區的同行業的企業的惡性競爭，也使得長三角的對外貿易不能形成規模。

（二）珠三角對外貿易存在的問題

隨著經濟的發展，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勢的衰減。加上華為等一些新的信息產業的加盟，但是其自身的發展并沒有能為那個高新產業提供較好的發展空間，在一定程度上阻礙了珠三角的外貿產業的發展。

四、長三角和珠三角對外貿易問題的解決

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

（一）服務貿易方面

首先，國家應建立中央和地方互動、各部門密切配合、政府和企業緊密聯系的全國服務貿易協調管理機制。其次，應采取多種形式，加強國際交流與合作，建立服務貿易法律體系，完善服務貿易相關法規，最后積極進行服務產品結構的調整，放寬服務業市場準入。

（二）技術性貿易壁壘方面

（1）政府方面。首先建立預警機制，實現對外貿易保護前置化。其次制定優惠措施，發展循環經濟，扶持“綠色”企業發展。然后實施標準化戰略，制定與國際標準一致的國家標準和技術法規。最后政府有關部門要服務和幫助企業開拓其他市場，規避貿易風險。

（2）企業方面。首先企業應強化標準化意識，采用合理適用的國際標準，結合實際情況，創造出適合自身的管理方法，從制度上保證產品的環保品質和質量品質，讓企業在國際市場上處于有利的競爭地位。

其次提高產品以及對產品的檢驗檢測能力，從根本上沖破現在技術性貿易壁壘。最后企業應投入研究開發費用，生產符合外國技術標準特別是苛刻要求的先進產品，還要自覺增強環保意識，努力使自己的產品成為“綠色產品”，預防和避免貿易爭端的發生。

結束語

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

參考文獻：

第8篇：對外貿易的方法范文

摘要：對外貿易的重要功能之一是推動地區經濟增長,但不同的地區對外貿易對其經濟增長的影響程度不一。通過采用1993年―2009年年相關數據,進行計量分析。結果顯示進出口額以及直接利用外資額與GDP的增長具有正相關性,并在分析的基礎上,就增強安徽省對外貿易對經濟增長的促進作用提出建議。

關鍵詞：經濟增長；對外貿易；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

對外貿易與經濟增長的關系問題一直備受國內外學者的關注,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易是“經濟增長的發動機’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易乘數原理、以及20世紀80年代中期后,由羅默和盧卡斯提出的內生性增長理論,為國際貿易和經濟的長期增長與發展的關系提供了更加嚴格的基礎,認為對外貿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濟增長。當然也有一些經濟學家根據有些國家尤其是發展中國家的對外貿易并沒有促進經濟增長的事實,對傳統理論關于對外貿易促進經濟增長的結論提出了置疑。以勞爾?普雷維什和辛格為代表的持否定態度的觀點,他們從分析貿易條件的角度展開了“中心一”論,認為發達國家與發展中國家分別處于國際經濟體系的中心與,認為二者在經濟上是不平等的。他們認為對外貿易會使發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易只是對經濟增長起到了刺激性作用,并不是決定性的因素,因此對外貿易對經濟增長的作用并不確定。

我國學者亦作過相關研究,魏巍賢采用協整分析法和方差分解法得出我國的對外貿易對我國的經濟增長具有31%的貢獻。董秘剛利用1978-1998年間我國的對外貿易與經濟增長的數據驗證表明其相關系數達到94%以上,表明了對外貿易對我國的經濟增長具有明顯的促進作用。許和連、賴明勇采用協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濟增長關系進行了實證分析,結果表明GDP、出口與貿易條件三者之間存在長期的穩定均衡關系,說明對外貿易與我國的經濟增長具有很強的相關性。林毅夫、李永軍利用聯立方程組模型測算出外貿出口每增長10%就能推動GDP增長1%。王坤、張書云利用中國1978-2002年間的年度數據,采用協整性分析方法,其結果表明我國的對外貿易對經濟增長具有長期穩定的促進作用。

眾多國內外學者對二者關系進行了研究,但他們大都選擇某一國為研究對象。然而由于各地區經濟發展水平、開放程度不同,對外貿易對經濟增長的影響各異。即使在同一國家不同的地區也有可能出現不相同的情況。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進行研究,能夠較全面地反映中部對外貿易對經濟增長的影響,具有較強的理論價值和現實意義。

2 變量及樣本數據的選取

本文利用1993-2009年度的數據對安徽省對外貿易與經濟增長進行實證研究。模型以安徽省地區生產總值（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年安徽省地區生產總值、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據,數據來源于國泰安數據服務中心和安徽省商務廳

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 計量模型與結果分析

3.1 安徽進出口貿易額與經濟增長的回歸分析

為檢測進出口額對經濟增長的作用力度,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。考慮到通過對數化以后數據序列易得到平穩序列而不改變變量的特征,故對GDP和進出口總額、出口額,進口額的時序數據分別取自然對數,結果保留兩位有效小數,并相應記為LOGGDP、LOGT、LOGEX、LOGIM。

（1）建立GDP于進出口貿易總額的對數回歸模型為：

參考文獻

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

第9篇：對外貿易的方法范文

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

二、威脅我國對外貿易安全的不利因素

(一)對外貿易依存度過高

在經濟水平的發展之下，我國對外貿易事業不斷的升溫，國家對于對外貿易的依存度也呈現出逐年上升的趨勢，這與其他國家的發展潮流是一致的，自從我國加入世貿組織之后，更是發生了翻天覆地的變化。但是，就我國實際情況來看，很多工業制成品的附加值并不高，生產的產品也多是一些技術含量不高的產品，原料進口率高，高科技應用比例低，很多原料都需要依賴進口才能夠順利生產，實際上，這種狀態并不理想。由于我國外貿依存度較高，致使國家經濟水平的發展過多的依賴其他國家，同時，外貿出口也是一種粗放型發展方向，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，我國經濟發展出現了不確定性，一旦國際貿易出現與國際市場出現波動，就可能嚴重威脅到我國對外貿易的穩定發展。

(二)不斷滋生和翻新的貿易壁壘

基于國內嚴峻的就業形勢和萎靡不振的經濟危機，美國和歐盟等我國的主要出口國相繼將矛頭對準了中國，利用多元化的技術性壁壘做事來控制中國的商品進口。作為貿易保護手段之一的技術性貿易壁壘，在發達國家的國際貿易實踐中常會存在濫用的現象，然而卻對類似中國等的發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易出口額，阻礙了其外貿經濟的發展，是發展中國家外貿巨大障礙。

三、利用國際貿易法保證國家貿易安全的策略

(一)認真研習并熟練國際貿易法的內容和發展趨向

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

(二)主動參與到國際貿易機制之中