進出口貿易相關理論精選(九篇)

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第1篇：進出口貿易相關理論范文

關鍵詞：進出口貿易；向量自回歸；沖激響應函數

中圖分類號：F812．4文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2008）10-0119-04

當今世界經濟一體化趨勢日益明顯，通過商品流通而形成的國家之間的生產分工越來越明確，國際貿易在各國經濟發展中的地位也愈來愈重要。一個國家的進出口貿易運行在一定程度上是反映這個國家關稅保護效用的重要依據之一。因此，相對不發達國家，需要運用幼稚產業保護，通過保護來降低貿易逆差，來發展本國并不發達但是卻決定著國計民生的民族產業，使本國產業成熟并且有實力參與國際競爭。關稅政策對宏觀經濟具有重要的調控作用，作為調節經濟的一種杠桿，關稅政策使貨物在跨國界流動中發生價格變動，進而調節供求，影響國家的進出口貿易。

一、背景和方法

改革開放后，我國政府和學者開始日益重視關稅政策的調整對進出口貿易的影響，國內學者也對關稅政策、進出口貿易和宏觀經濟之間的關聯影響做了大量分析和探討。金祥榮[1-2]對我國的關稅與非關稅的壁壘效應做了分析，比較系統全面總結和闡述了關稅的壁壘保護效應，同時對中國歷次關稅調整及其有效保護結構進行了實證研究，分析了調整效果和給出了各個行業的有效保護結構的指標。盛斌[3-4]以中國的汽車制造業為例分析了我國對外貿易產業政策對于我國的支柱產業政策效應。姜勇[5]對我國關稅降低條件下產業保護的發展和存在的問題進行了理論性探討和思考。劉云中[6]對我國履行關稅減讓的入世承諾后，相關產業有效保護變動情況進行了分析。王元穎[7]利用中國36 個工業行業9個年度（1992、1994、1996―2002年）的實際數據，運用panel 回歸的計量方法和Hausman檢驗的技術，對修正的貿易保護的政治經濟模型進行檢驗。

加入WTO后我國所要履行的重要義務之一，就是要大幅度削減關稅。從世界范圍看，關稅減讓是一個大趨勢，目前的世貿組織成員的總體平均關稅水平為6%左右，其中發達國家為3%，發展中國家為10%。為了滿足這一條件，自1992年以來，我國先后5次大規模地自主降低關稅，平均進口關稅水平已從43%下降到17%。我國已經履行承諾，到2005年將平均關稅稅率降到10%以下。近年來，我國不斷地實施自主降低關稅政策，新的關稅政策對進出口貿易沖擊直接影響著宏觀經濟的運行狀況，因此對進出口貿易與宏觀經濟運行之間關系進行計量研究，對檢驗和評判關稅政策的合理性，調控宏觀經濟運行提供了數量依據，有著重要的指導意義。

傳統的經濟計量方法是以經濟理論為基礎來描述變量關系的模型，不足的是，經濟理論通常并不足以對變量間的動態聯系提供一個嚴密的說明，而且內生變量既可以出現在方程左端又可以出現在方程右端使得估計和推斷變得更加復雜。向量自回歸（VAR）是基于數據的統計性質建立的模型，向量自回歸模型把系統中的每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值函數來構造模型，從而將單變量回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。對進出口貿易、財政收入和外匯匯率多個相關經濟指標之間關系的分析與預測，向量自回歸模型是最容易操作的模型之一[8]。

本文應用非結構性的向量自回歸VAR方法建立變量間的關系模型研究進出口貿易、財政收入和外匯匯率之間的關聯影響及動態關系，檢驗進出口貿易、財政收入以及外匯匯率之間動態關聯性。為了進一步分析各個經濟指標相互沖擊對系統產生的動態影響，我們應用沖擊響應函數分析一個經濟指標的改變對于其他經濟指標產生的沖擊和影響，對評判政策效果進行定性分析。

二、實證研究

本文為了研究進出口貿易和宏觀經濟指標的關聯關系，我們選擇的經濟變量包括海關進出口商品總額（LIO_TC）、海關進口商品總額（LI_TC）、海關出口商品總額（LO_TC）、財政收入完成額（LF_TC）和美元對人民幣的匯率（LEX）。數據時間長度為從1997年1月到2006年6月近10年的月度數據。為了消除量綱的差異，我們將原始數據取其對數值作為實證研究的數據。

由于宏觀經濟相關的月度數據存在季節性趨勢，即觀測值有可能出現循環波動現象，因而我們應該首先考慮數據的季節性調整問題，從研究序列中去除季節變動要素，從而顯示出序列潛在的趨勢循環分量，這個趨勢循環分量才能真實反映研究的數據序列運動的客觀規律。消除時間序列的季節趨勢的方法一共有四種，即Census X12方法、X11方法、移動平均方法和Tramo/Seats方法。四種方法各有特點，我們在本文中采用美國商務部人口普查局的X12方法，它是在X11方法基礎上發展而來的，見圖1―4。

圖1―4是調整后的進出口貿易額序列和財政收入序列，從以上各圖中我們可以看出季節要素和不規則要素已被消除，新得到的序列包含原序列的趨勢循環要素。從圖中可以直觀看出，財政收入的時間趨勢和進出口貿易的增長趨勢幾近相同，說明他們之間有著緊密的相關聯系，也同時說明了進出口貿易對于我國經濟增長所做出的貢獻，因為我國經濟近年來持續高速增長的動力正是源于出口和消費，消費一方面可以歸于對于進口產品的消費，匯率因素是影響進出口貿易量的重要因素，進出口貿易、財政收入和匯率之間長期均衡分析，對于我國長期經濟趨勢分析，制定合理的關稅進出口原則，合理的控制匯率水平都有著重要深遠的意義。

向量自回歸模型把系統中的每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到多變量自回歸模型，它是多個相關經濟指標的分析與預測最容易操作的模型之一。下面我們分別用進出口貿易總額、進口貿易總額和出口貿易總額分別同財政收入和外匯匯率建立VAR模型，分析變量之間的均衡關系。通過圖2我們可以看到，進出口貿易額和財政收入有著共同的時間趨勢，而且進出口貿易額又明顯地受外匯匯率波動的影響，因此我們應用向量自回歸方法建立以下VAR方程。

上面三個方程組中，最顯著的系數是每個變量的自回歸系數。我們重點分析每一組方程組中的第一個方程其他兩個相關系數――財政收入系數和外匯匯率系數的性質。方程（1）和（3）的第一個方程中，外匯匯率項的回歸系數要比財政收入項的系數顯著，說明外匯匯率對于進出口總額和出口總額的影響要比財政收入波動的影響顯著，這與實際情況是相符的，因為一個國家的匯率水平直接影響著這個國家的進出口貿易的情況。同時我們注意到以上兩個方程中除常數項外，其余各項系數都是正的，這說明財政收入和匯率同進出口總額以及出口總額是成正比關系，即說明貿易總額有利于財政收入增加，美元對人民幣升值有利于增加出口額，這可以便于我們通過財政收入來分析進出口額的變化比例，通過匯率變動情況來分析聯動的出口貿易增量。方程（2）中的第一個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，回歸是不穩定的。方程（2）中我們還是重點分析第一個方程，為了便于分析，我們可以近似地用每一個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兩個同一變量不同滯后階數的系數求和。首先看自回歸項系數和是大于0的，且是最顯著的。而財政收入項系數和是大于0的，不過其系數和是百分位小數，相對其他兩項系數不明顯。而外匯匯率項的系數和為負，說明外匯匯率和進口總額之間存在負相關，即美元對人民幣升值會導致進口總額的減少，這與實際情況也是相符的。其次我們給出每個方程的回歸平穩性檢驗，見表1所示。

表1中，三個向量自回歸方程的根和摩數都是小于1的，說明根落在單位圓內，即滿足向量自回歸的平穩性條件，認為回歸系數是可靠的。

在實際應用中，由于VAR模型是一種非理論性模型，它無需對變量作任何先驗性約束，因此在分析VAR模型時，往往不只分析一個變量的變化對另一個變量的影響，而且還應分析一個誤差項發生變化，或者說模型受到某種沖擊對系統的影響。這就是沖擊響應函數方法。我們接著上一節的VAR回歸，給出三個方程的沖擊響應函數圖。

圖5是進出口總額對財政的沖擊響應，當財政對進出口施以很小接近于零的沖擊時，進出口的響應并不是很劇烈，但是長期來講是逐步上升的，只是速度并不是那么快，比較平穩，從圖5中分析可知進出口總額增加對于財政收入的影響短期內并不明顯，而長期來講會穩步地促進財政收入的增加，這可能是由于貿易順差在短期內的絕對額并不大，而其對財政收入貢獻需要一個逐步積累的過程。

圖6是外匯匯率對進出口的沖擊響應圖，當同樣施以一個接近于零的沖擊時，進出口的響應要相對財政劇烈的多，說明進出口對于匯率相當敏感。這說明匯率的變動短期內就會對進出口貿易總額產生直接的影響，會對進出口貿易產生強烈的沖擊。

圖7中初期財政沖擊對于進口有一定反向作用，但到第五期后曲線斜率開始調頭，財政增加對于進口開始起到促進作用，長期向上。進口額和財政收入短期內的反向沖擊說明初期進口增加可能會對財政收入有所削減，但是長期來講通過對于進口原料及產品的生產消費，會穩步地促進財政收入的增長，因此，我們完全不必過度擔心進口增加對于宏觀經濟增長帶來的短期沖擊。

圖8的匯率沖擊變化中，初期施以接近于零的沖擊，進口額一直向下，不過斜率比較平緩，說明人民幣升值對進口有平抑作用，但是作用并不很明顯，對于財政收入的影響完全可以被出口增量所消化。通過對匯率對進口額的沖擊圖可以看出，人民幣匯率的降低會使國內企業的海外采購成本增加，進而導致進口額的降低，會對依賴進口的生產企業產生不利影響，但是從圖8中可以看出這個沖擊的影響十分有限，我們可以通過進一步擴大出口獲利來消化成本增加的不利影響。

圖9是財政對出口的沖擊響應，當財政對進出口施以很小接近于零的沖擊時，出口的響應并不是很劇烈，但是長期來講是逐步上升的，只是速度并不是那么快，比較平穩。從圖9中我們可以分析得到出口額的增加對于財政收入的增長并不會產生劇烈的沖擊，其對財政收入的貢獻是通過長期穩步的積累顯現出來的。

圖10是外匯匯率對出口的沖擊響應圖，當同樣施以一個接近于零的沖擊時，進出口的響應要相對財政劇烈得多，說明出口對于匯率相當敏感。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累計達到21%，這勢必會對以出口為主的企業造成巨大的壓力，出口是推動我國宏觀經濟近年來高速增長的原動力，出口額的降低會對我國經濟增長帶來巨大的負面影響，因此海關監管部門應對相關產業建立相應的出口退稅等優惠政策，以保障我國宏觀經濟的穩步運行。

三、結 論

關稅的減讓和匯率的升值是否會導致財政收入的下降，影響國家的宏觀經濟運行一直都是最引人關注的問題。近年來我國政府完全履行了加入WTO的承諾，逐步降低我國關稅，針對關稅稅率降低和人民幣升值對我國進出口貿易產生的負面沖擊，我國政府出臺了一系列適時合理的海關關稅政策，適度保護了一些受沖擊強烈的行業如汽車業和醫藥行業，對紡織業等輕工制造也制定合理的出口退稅政策。通過出臺相關的關稅政策，關稅稅率的下調和人民幣升值對我國的財政平衡并沒有產生太大的影響，這些關稅政策促進了我國宏觀經濟的穩定運行。

關稅政策對調節進出口貿易有著重要影響，在我國實施的自主降低關稅政策下，進出口貿易額的變化直接影響著宏觀經濟的運行狀況。本文應用向量自回歸的VAR模型和沖擊響應函數對進出口額、財政收入和匯率建立模型，分析進出口貿易額、財政收入和匯率幾個變量變動時對其他指標的影響關系。實證結果表明進出口貿易額和財政收入有著正向關聯；匯率與進口額存在正向變動，即人民幣升值會導致進口額增加；匯率與出口額存在正向變動關聯，當人民幣貶值時，會促使出口額增加。實證結果反映出在我國關稅降低和人民幣升值的雙重作用下，進出口貿易仍存在著貿易順差，這表明加入WTO后，我國海關部門針對海關關稅降低和人民幣升值制定的一系列應對政策，有效地保護了我國的進出口貿易，使我國的財政收入并未受到強烈沖擊，保障了宏觀經濟的穩定運行。本文從數量角度分析關稅政策對宏觀經濟的影響，為實際的理論分析提供了可靠的數量依據，同時也為我國適時調整關稅政策，合理控制貿易順差，提供了理論參考。

參考文獻：

［1］ 金祥榮．關稅與非關稅壁壘的效應分析［M］．北京：學苑出版社，1993．

［2］ 金祥榮，林承亮．對中國歷次關稅調整及其有效保護結構的實證研究［J］．世界經濟，1999，（8）．

［3］ 盛斌．中國制造業的市場結構與貿易政策［J］．經濟研究，1996，（8）．

［4］ 盛斌．中國對外貿易政策的政治經濟分析［M］．上海：上海三聯書店，上海三聯出版社，2002．

［5］ 姜勇，劉華．對我國關稅降低條件下產業保護的思考［J］．財經理論與實踐，1997，（6）．

［6］ 劉云中，陳輝．中國履行關稅減讓義務后的產業有效保護分析［J］．管理世界，2002，（8）．

第2篇：進出口貿易相關理論范文

近年來，進出口貿易在我國經濟增長中發揮了擴大需求規模與優化資源配置的雙重功能， 對工業化和產業結構升級起到重要的促進作用，進出口貿易與我國經濟增長進出口貿易在經濟發展中的基本功能是擴大總需求，通過擴大進出口貿易規模和凈出口，可以促進相關產業的快速增長，并間接增加國內就業與稅收。同時，一國利用自身的比較優勢，參與國際分工，擴大具有比較優勢產品的出口、增加比較劣勢產品的進口，可以優化資源配置，提高生產要素的生產效率和利用率，最大限度地促進本國經濟增長。對發展中國家而言，進口與出口結構上的不同，使進出口貿易對經濟發展又具有資源轉移和促進產業結構升級的功能，即通過初級產品和一般加工產品的出口和投資品的進口，實現國內資源在不同產業之間的間接轉移，促進國內產業結構升級和工業化進程，進而推動經濟增長。

實證分析結果表明，改革開放之前進出口貿易的需求功能較弱，以資源配置功能為主。2003年至2010年期間，進出口貿易的需求功能逐步增強，但資源配置功能依然占據主導地位。2004年以后進出口貿易的需求功能大幅度增強，資源配置逐步成為次要功能，出口作為重要需求因素，成為我國產業結構升級和經濟增長的主要拉動力量之一。

進出口貿易總額和出口總額占GDP比重的演變情況。改革開放之前，受經濟發展水平較低、國際環境限制等多種因素的影響，我國進出口貿易增長相對較慢，進出口貿易在我國經濟增長中的需求作用十分微弱。改革開放以后，隨著進出口貿易規模的快速擴張，進出口貿易總額和出口占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%，進出口貿易作為需求因素在經濟增長中的作用也大幅度增強，成為影響我國經濟增長的重要需求因素。

下面就以進口總額為例研究進口總額的的影響因素。

二、理論綜述

根據國際經濟學的知識可知：

一個國家進口和出口量主要是有一個國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品，進口密集使用其稀缺要素的產品。一個國家的絕對優勢和相對優勢也是決定一個國家進出口狀況的決定性因素。根據這些理論可以找到影響中國進口總額的影響因素。

一個國家的商品進口量與該國居民的需求有關系，I=Q*P，其中Q為需求的商品數量，P為商品的價格，P、Q均大于0。

GDP是顯示一個國家生產力水平高低的直接影響因素，GDP會對一個國家的進口量產生影響。

匯率會對一個國家的進出口產生重大的影響，人民幣對外幣匯率上升會導致人民幣的購買力增加，就可以購買更多的商品，可以導致進口總額增加；相反匯率降低會導致進口總額降低。

城鄉居民儲蓄，儲蓄函數的一般形式為S=S（Yd），儲蓄等于可支配收入與消費支出之差，城鄉居民有足夠的儲蓄才有自資金購買國外產品。

出口額是進口額的對立面，出口額的大小會從多方面影響進口總額，一個國家的進出口總量是衡量一個國家外貿水平高低的重要指標。

和城鄉居民儲蓄一樣，外匯儲備量從購買力水平影響進口量，從理論上來xcvbnm，./說，外匯儲備量越高，進口量就會越高。

所以，再加上一些其他的影響因素就形成了進口總額的影響因素的假設模型。

三、模型的設定

1、影響因素的分析

（1）GDP

根據經濟學的理論，GDP即國內生產總值是影響出口量的一個主要因素，只有GDP到了一定水平，居民才有足夠的資金購買購買國外產品。進口量與GDP呈正相關，即GDP增加，進口量增加；GDP減少，進口量減少。所以選擇GDP作為解釋變量X1.

（2）出口總額

出口額是指一定時期內一國從國內向國外出口的商品的全部價值，稱為出口貿易總額或出口總額。商品進口量和出口量是衡量一個國家貿易發展水平的重要指標，在一定程度上出口額會影響進口額。所以選擇出口總額作為解釋變量X5。

（3）城鄉居民儲蓄

城鄉居民儲蓄是另一個影響進口量的主要因素，一個國家城鄉居民只有有足夠的儲蓄才能夠有資金購買國外產品，所以城鄉居民儲蓄直接影響進口量，且城鄉居民儲蓄與進口量呈正相關，所以選擇城鄉居民儲蓄作為解釋變量X3。

（4）匯率

人民幣匯率升高，即人民幣更值錢，即可用相對來說少量的人民幣就可以買到外國產品。例如，假設以前的匯率是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，現在匯率上升只要花￥140元就可買到了，因而有利于進口貿易；若某商品為￥160，以前只要花20美元就可以買到現在要花20多美元才可買到，因為由于匯率上升20美元只相當于￥140了，因此不利于出口貿易。所以匯率與進口總額成正相關。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象。所以選擇匯率作為解釋變量X4.

（5）外匯儲備量

外匯儲量是另一個影響進口量的主要因素，一個國家只有有足夠的外匯才能夠有資金購買國外產品，所以外匯儲備量直接影響進口量，且外匯儲備量與進口量呈正相關。所以選擇外匯儲備量作為解釋變量X3。

（6）其他因素

此外還有很多影響進口量的因素，如匯率、反傾銷率、國外的商品價格指數等，由于這些因素有些對進口量的影響不是很顯著，或者是數據收集比較困難，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擾動項 來表示。

2、模型的設定

Y代表進口總額

X1代表GDP

X2代表出口總額

X3代表城鄉居民儲蓄

X4代表匯率

X5代表外匯儲備量

基于以上數據，初步建立模型

四、數據的收集

五、模型的估計與調整

本文收集了我國1990-2010年進口量的相關數據： 注：以上數據來源各年份中國統計年鑒

用最小二乘法，利用Eviews軟件可得估計結果如下：

報告形式：

統計檢驗：

給定顯著性水平 為0.05

判定系數：R2=0.9967接近于1，表明模型對樣本數據擬合優度高。

F檢驗（回歸方程顯著性檢驗）：F=909.5042 表明模型線性關系顯著，或解釋變量GDP X1、出口總額X2、城鄉居民儲蓄X3、匯率X4和外匯儲備量X5聯合起來對被解釋變量進口總額Y有顯著影響。

T檢驗（解釋變量顯著性檢驗）：GDP回歸系數的T統計量絕對值為1.9676 ，表明GDP對Y無顯著影響；出口總額回歸系數的T統計量絕對值為12.2101 ，表明城鄉居民儲蓄對Y有顯著影響；匯率回歸系數的T統計量絕對值為0.5858 =

2.131，表明匯率對Y無顯著影響；外匯儲備量回歸系數的T統計量絕對值為0.2940 ，表明外匯儲備量對Y無顯著影響。

模型經濟意義：

假設其他解釋變量不變，GDP每增長1億元，被解釋變量進口總額減少0.1661億元；

假設其他解釋變量不變，出口總額每增長1元，被解釋變量進口總額減少0.7867億元；

假設其他解釋變量不變，城鄉居民儲蓄每增長1億美元，被解釋變量進口總額增加0.2175億元；

假設其他解釋變量不變，匯率每增長1元，被解釋變量進口總額增加4.1681億元；

假設其他解釋變量不變，外匯儲備量每增長1億元，被解釋變量進口總額增加0.1473億元。

但由于本題中Std. Error過大，可能存在多重共線性，現對其進行計量經濟檢驗：

計量經濟檢驗：

多重共線性檢驗：由于選擇的影響因素過多，所以估計模型之前，應先分析各個因素與被解釋變量之間的關系，以及因素之間的相關程度，利用COR命令進行相關系數檢驗，得相關系數矩陣為：

通過計算表明，x1與x2、x3、x5高度相關，許多相關系數大于0.9，如果決定用表中全部變量作為解釋變量，很可能會出現嚴重多重共線性問題。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，在高度相關的變量中選擇相關程度最高的變量進行回歸建立模型。我們發現出口總額x2與進口額Y相關程度最高達0.996347，故可先建立這兩者之間的一元回歸模型，結果如下：

以x2為基礎，順次加入其他變量逐步回歸。二元回歸模型估計結果如下表：

經過以上的逐步引入檢驗過程，最終確定j進口額函數

=693.5633+0.6873X2+0.0578X3

（711.4128） （0.0489） （0.0200）

T=（0.9749） （14.0610） （2.8956）

統計檢驗：

判定系數：R2=0.9950接近于1，表明模型對樣本數據擬合優度高。

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

0.05，說明各個解釋變量對出口總額Y有顯著影響，模型線性關系顯著。

T檢驗：出口總額X2的回歸系數的t統計量絕對值為14.0610大于2，表明出口總額對進口總額Y有顯著影響；城鄉居民儲蓄的回歸系數的t統計量絕對值為2.8956大于2，表明城鄉居民儲蓄對進口總額Y有顯著影響。

計量經濟學檢驗：

1）自相關檢驗：給定顯著性水平0.05，查DW表，當n=21，k=2時，得下限值dL=1.125，上限值dU=1.538，因為DW統計量為0.9578

偏相關系數檢驗：

（1）自相關的補救：在LS命令中直接加上AR（1）項來檢測模型的自相關性，并與前面的檢驗結果進行比較。

輸出結果顯示AR（1）為0.5985，且回歸系數的t檢驗顯著，表明模型確實存在一階自相關；調整后模型DW為1.1409，樣本容量n為21個，解釋變量個數k為2，查5%顯著水平DW統計表可得dL=1.125，dU=1.538，而dL=1.125

異方差的White檢驗如下表所示：檢驗知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，認為回歸模型不存在異方差。

所以本文的最終模型估計結果為：

該模型表示，當出口總額增加1億元時，進口總額增加0.6873億元；當城鄉居民儲蓄增加1億元時，進口總額增加0.0578億元。

六、本文的結論與建議

第3篇：進出口貿易相關理論范文

（紹興縣職業教育中心，浙江 紹興 312000）

【摘 要】進出口貿易實務課程是國際貿易及相關專業學生必修的核心課程。為了適應新的國際經濟形勢的變化、知識經濟的挑戰和中職學生實際擇業就業競爭壓力日趨激烈的需要，傳統的教學改革勢在必行。本文從市場需求出發，結合國際經濟形勢的發展，重新規劃進出口貿易實務課程的教學內容、教學方法和重新調整教育教學側重點，在不改變中職教學目標的基礎上對進出口貿易實務課程的教學進行改革。

【關鍵詞】進出口貿易實務；教學改革；探索

《進出口貿易實務》在整個國際貿易及商務英語等相關專業中具有重要的學科地位。首先，進出口貿易實務是國際貿易類專業的專業必修課程，是一門研究國際貿易過程中涉及到的進出口業務流程操作的學科，是一門具有較強實踐操作性的具有涉外活動特點的綜合性應用學科，故這門課的掌握與否，將直接影響學生對外貿這個專業的理解。其次，它還是國際物流管理、電子商務等專業的主干基礎課程。作為外貿專業類普遍開設的專業必修課，進出口貿易實務課遵循理論部分“必需、夠用”的原則，在教學中較多地體現實踐性，密切結合我國進出口貿易工作實際，突出重點，加強案例和實訓教學，通過本門課程的學習，讓學生能真正理解進出口貿易流程。本文從市場需求出發，結合國際經濟形勢的發展，重新規劃進出口貿易實務課程的教學內容、教學方法和重新調整教育教學側重點，對進出口貿易實務課程的教學進行改革。

一、合理規劃教學內容

（一）科學安排教學內容

進出口貿易實務課程作為外貿類的核心課程，應該說內容都很重要，進出口貿易實務的教學內容包括了以下方面：商品的品名、品質、數量與包裝；貿易術語和商品的價格；國際貨物運輸；貨物運輸保險；國際貨款的收付；爭議的預防與處理；交易的磋商與合同的簽訂；出口合同的履行；進口合同的履行；國際貿易方式。我們應結合國際經濟形勢的變化，本著以實用為目的，夠用為尺度的原則，對內容進行科學合理的安排。

1.結合當前實際，以商品的標的、貿易術語和價格、貨款的收付及合同的履行作為重點。因為現在往往由貨代做運輸、報關，所以對運輸重點掌握訂艙及運費。又現在的海運相對風險小，且出口報價以FOB、CFR居多，故對保險、不可抗力等只作了解。在學習交易磋商中適當的結合函電，并讓學生了解電子商務在外貿中的應用。對于結匯的學習，可適當增加核銷及退稅的內容，以便更好地與實踐結合。

2.國際貿易實務是以出口為導向展開的，在過去符合國家的實際狀況，現在我們應該適當做些調整，在教學中適當增加進口貿易的內容，結合形勢，讓學生重視進口。

3.與地方經濟結軌。紹興是輕紡城，故在涉及到商品的品質、數量、包裝時，可以紡織品為例讓學生了解面料，了解印花染整工藝，為學生走上社會打下基礎。

（二）及時更新教學內容

進出口貿易實務課程是一門與國際貿易發展相結合，密切聯系國際貿易政策措施、聯系國際貿易規則的課程，這些內容都是不斷變化和發展的。如《進出口貿易實務》（高等教育出版社第二版）教材現還引用《UCP500》（《跟單信用證統一慣例500》）及《2000年國際貿易術語解釋通則》，事實上外貿業務中已使用《UCP600》（《跟單信用證統一慣例600》）及《2010年國際貿易術語解釋通則》。

二、大膽改革教學方法和手段

我們說，課改除了內容整合，更多的是教學方法和手段的改革。因此，對于進出口貿易實務的課程教學改革，我們也要大膽的改革教學方法和手段。現在的國際貿易實務基本上是圍繞合同的內容展開的，對于關鍵的東西只談它的一些定義或含義，本質上看并非實務，學生也難以理解。在教學中我們可以從以下方面著手，充分調動學生學習的主動性，讓學生走進貿易，真正動起來，以便于更好地掌握進出口貿易實務這門課。

1.充分利用好網絡等資源，為學習者提供學習主題相關的豐富資源。

在如今網絡風靡的時代，學生迷戀網絡，如何正確利用網絡資源，使網絡為學習服務。我們可引導學生去專業論壇交流學習，如福步外貿論壇；去相應的貿易平臺網站比如阿里巴巴網站了解相關知識。我們更可為學生布置拓展性問題，引導學生根據自己的興趣，翻閱更多的資料，經過閱讀自學、獨立思考、討論交流獲取更多的知識。如布置分組策劃完成一次網購任務，事后討論其中的得失及注意點，再結合外貿予以展開。這樣的活動能讓學生融入其中，充分收集資源。

2.為學習者提供探索思考的空間。

在教學中，我們要結合學生實際，注重情境教學、案例教學、問題引入式教學等，把專業術語生活化，從身邊事例出發探究專業知識。面向全體，給學生留出獨立思考的時間、空間，通過思考，激發學習興趣，促進全體學生積極參與教學的全過程。例如價格，讓學生從身邊買賣中的價格引入，探究、引導、糾錯，得出國際貿易報價的特點及與國內買賣價格的相同與不同，進而從實踐中理解貿易術語的定義。

3.為學習者提供交流協作、成果展示的平臺。

對于進出口貿易實務的內容，教學時內容支解得七零八落，如合同中的各個條款、合同的磋商、合同的履行，而工作中卻是很多東西交替出現，前后銜接。所以，我們要給學生提供一個實習實訓的平臺，把這些內容結合外貿函電等知識完整串聯，學以致用。我們可以充分利用已開發的軟件系統，如世格軟件，把學生分成進口商、出口商、生產供應商、出口地銀行、進口地銀行、船公司、保險公司等，讓學生分角色的進行仿真模擬操作，在操作中培養學生交流協作的能力。且在操作完成后，讓各個學生交流其中的心得體會。當然若能為學生提供資源，讓學生自行去完成一筆交易，如到阿里巴巴網站熟悉其交易流程，使學生真正做到理論與實踐結合。熟悉了國內的貿易網站，就可以到外國的貿易平臺網站去，如B2B等網站去尋找客戶、談判、簽訂合同，進一步在操作中提高其實踐能力。當然我們也應該在平時教學中多讓學生熟悉流程，例如在學信用證時，就可以讓學生分角色演示，一方面增強其交流協作的能力，另一方面更是對自己知識掌握的一個展示。

在教學中，我們要通過改變教師的思想觀念，激發學生自主學習的熱情和動力，促成學生在課堂上動手、動口又動腦，激發學生的潛能，培養學生會聽、會質疑、會表述、會交流的能力。

三、重新調整教育教學側重點

對于中職學校，我們要培養的是具有操作能力的技工型人才。本科院校課程體系強調學科完整性，現在我們職業學校提出要以行動導向為體系，即基于工作過程的課程設計，就是說，按照實際進出口流程來安排知識內容。我校外貿專業的專業課程主要開設有《國際貿易基礎知識》、《進出口貿易實務》、《外貿單證實務》、《外貿跟單實務》、《商務英語函電》等。而這些課程，在教學過程別是實踐應用中并不是單獨存在，而是相互交融、互有聯系。基于這樣的原因，《進出口貿易實務》、《外貿單證實務》、《商務英語函電》三門課程就需要整合，在整合中，我們更強調實用性，這無疑成為當今教育教學的側重點。在這些課的教學中，我們可以把《外貿單證實務》融合到《進出口貿易實務》中，例如在學國際貨物運輸時講到提單，同時插入提單的填寫；學到貨物運輸保險時，講講保單的填寫；學到國際貨款的收付時，分析結匯單據的填寫。這樣可以免去有關單據內容的重復教學。同時在學到磋商時，可結合簡單的《商務英語函電》知識，學習合同條款時，我們也可以讓學生了解條款的英語表達，這樣就能使《進出口貿易實務》、《外貿單證實務》、《商務英語函電》真正合為一體，學以致用。當然這對學生是個挑戰，對教師更是一個挑戰。

綜上所述，《進出口貿易實務》的課程改革勢在必行，我們不僅要改內容，更要改教學方法，讓學生學中用，用中學，培養出有較高操作能力、學習能力、溝通能力、協作能力的技工型人才。

參考文獻：

[1]郝美彥.進出口貿易實務課程改革的探索與實踐[J].山西經濟管理干部學院學報,2011年01期.

[2]劉紅燕.構建以應用型人才培養為中心的高職類外貿專業實踐教學體系[J].武漢職業學院學報,2006年第五卷第六期.

第4篇：進出口貿易相關理論范文

關鍵詞：FD 對外貿易 總體效應 時空差異

一、文獻綜述

（一）國外文獻 關于FDI與國際貿易國外學者主要討論兩方面：一是FDI與國際貿易之間的因果關系。Muchielli和Chedor（1999）、Graham（2000）等分析得出FDI對東道國出口具有顯著的帶動作用。而Zhang和Felmingham（2001）的研究結論是出口規模的擴張能吸引FDI的流入。二是FDI與國際貿易之間是替代效應還是互補效應。替代關系理論認為貿易障礙在一定條件下會導致資本的國際流動，即表現為投資對貿易的替代，同時國際資本流動的障礙也會產生國際貿易。Belderbos和Sleuwaegen（1998）、Blonigen（2000）等學者研究證實了此觀點。互補關系理論認為FDI 可以在投資國與東道國之間創造新的貿易機會，使貿易在更大的規模上進行，即表現為投資與貿易的互補。Goldberg 和 Klein（1999）、Mariam Camarero（2004）等研究結果表明貿易與FDI之間存在互補關系。

（二）國內文獻 國內學者蔡小勇、余子鵬（2005）利用2003年中國30個省份的出口總值、機電產品出口總值及當年實際利用FDI值，分析了FDI對中國出口及地區差異影響，結果表明FDI對西部落后地區出口的帶動作用最大，對中部地區出口的帶動作用最小。王少平等（2006）利用1992年至2003年我國三大地區省份的面板數據考察FDI 對不同地區進出口貿易的動態效應。結果表明東部地區FDI對出口有顯著的創造效應和較強的替代效應，而對中、西部地區其創造效應不顯著并且替代效應相對較弱。梁瑞（2008）研究發現我國FDI對出口貿易的促進作用在東部和西部地區較為顯著，但FDI對東部地區出口貿易的促進作用最大，西部次之。國內外相關研究主要集中在FDI對兩國貿易流量的影響方面，即替代性和互補性問題。國內學者的研究大部分結果表明FDI對我國進出口貿易增長的貢獻越來越大，但這些研究沒有充分考慮到我國各區域由于自然和經濟條件不同而導致FDI的貿易效應可能具有顯著差異，在更深層次上分析FDI對我國區域貿易失衡狀況、轉移效應等方面問題。基于此，本文利用1987年至2009年中國30個省市的面板數據對FDI對我國區域對外貿易的階段性影響進行實證，從而對我國FDI的貿易總體效應進行全面分析。

二、研究設計

（一）樣本及數據選取 本文采用中國30個省市（因部分數據缺失）1987年至2009年的面板數據。1987年合資2008年各省進出口額、實際利用FDI、GDP與公路鐵路總長度，2009年實際利用FDI數據來源于各省統計年鑒及各省統計信息網，2009年其他變量的數據來源于《中國統計年鑒-2010》。其中各省的進出口額和實際利用FDI以萬美元為單位；各省的國內生產總值是以2000年的名義GDP為基期調整得到實際GDP，然后按當期匯率調整為萬美元；匯率是IFS所公布的人民幣實際有效匯率，以2000年為基期進行了指數化調整；各省鐵路與公路總長度以公里為單位，所有數據均采用對數形式。

（二）模型設立 為研究FDI 對我國三大區域對外貿易的影響，在實證分析中除了把當年實際FDI作為解釋變量，還將各地區貿易績效與其經濟規模聯系起來。經濟規模是決定外商直接投資的關鍵因素，因此，引入各省GDP這一變量作為經濟規模的測量指標。同時，根據影響貿易收支的一般理論，影響一國進出口貿易的變量主要是進出口商品的相對價格及國內外的實際國民收入水平，而影響進出口相對價格的關鍵因素是匯率。因此，引入匯率這一解釋變量，在文中用人民幣實際有效匯率REER表示。另外，根據國際貿易理論和國際投資理論，基礎設施除了是影響對外貿易的重要因素，也是影響FDI 的關鍵因素。因此，引入各省公路和鐵路里程數作為基礎設施狀況的替代變量，該替代變量用ROAD表示。基于上述分析，選取影響對外貿易的四個主要經濟變量——外商直接投資、國民在截面間的異方差性和相關性造成估計結果偏差，對個體固定效應模型和個體隨機效應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（FGLS）進行估計。

三、實證檢驗

（一）FDI對我國對外貿易影響總體效應分析 本文首先對解釋變量回歸，并依據面板模型的F檢驗和隨機效應檢驗結果選擇合適的模型進行估計。模型 1、2、3見表（1）是FDI對解釋變量的混合效應、個體固定效應和個體隨機效應模型的擬合結果。模型1由于面板模型F檢驗統計量對應的p值趨近于0，故拒絕混合模型；而個體隨機效應的Hausman檢驗值，在1%的顯著性水平下拒絕隨機效應模型。由模型2中冗余固定效應檢驗的F值和模型3的Hausman檢驗結果可知，建立個體固定效應模型是較為合適的，因此認為模型2的回歸結果較為準確。結論顯示，FDI對我國進出口貿易均有顯著的創造效應，當我國FDI流入量增加1個百分點，出口將增加約0.06個百分點，進口約增加0.18個百分點。此外，GDP與基礎設施對我國對外貿易的影響顯著正相關。人民幣實際有效匯率的系數顯著為負，表明在我國匯率變動顯著影響進出口，即人民幣貶值1%，出口將上升0.61%，進口上升1.09%。

（二）FDI對我國對外貿易影響時空差異分析 1987-2009年時期，我國經歷了對外開放、金融危機、加入 WTO等重大經濟事件，我國經濟結構和對外貿易環境有可能產生了相應變化。政府積極引入 FDI的同時，開始注意到引導FDI轉型，使外商直接投資在區域、產業內的分布也發生了巨大變化。單純通過1987年至2009年數據對FDI與我國三大區域對外貿易關系進行研究，很可能會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，沿用前文設定的方程，對三個階段分別進行GLS回歸分析，通過計量結果來比較隨著時間的推移FDI對各區域的貿易影響有怎樣的改變。（1）不同階段FDI對我國東部地區進出口貿易的影響分析。計量結果見表（2）顯示：在不同階段，東部地區FDI 對貿易影響產生了一些明顯的改變。1987-1992年東部地區FDI對進出口貿易均具有創造效應，對于進口FDI系數為0.21，即增加1單位 FDI，會拉動東部 0.21 單位的進口，大于出口的FDI系數0.1。1993年至2001年東部地區 FDI對進出口貿易表現出顯著的創造效應，進口的FDI系數為 0.9大于出口的FDI系數0.32。而在2002年至2009年東部地區 FDI 對進出口貿易均無顯著影響。1987年至1992和1993年至2001年間，東部進口創造效應明顯的原因可能是由于東部地區憑借著地理優勢、廉價勞動力和較低的運輸成本吸引大量外資企業進入投資建廠并開展加工貿易。建廠期間，需要從國外進口大量的機器設備、技術專利以及人才，無疑會拉動東部進口貿易。 2002年至2009 年間，東部地區FDI對進出口貿易均沒有顯著影響的原因可能是經過前期外資企業的發展，其已經完成了生產所必需的基礎建設。另一方面，東部地區已形成圍繞外資企業的產業需求的加工貿易服務產業鏈，不用通過進口就可以在國內完成所需生產資料的采購。（2）不同階段FDI對我國中部地區進出口貿易的影響分析。通過FDI對中部地區進出口貿易影響的實證分析，結果見表（3）顯示：1987年至1992年，中部地區FDI對進出口貿易均無顯著影響。1993年至2001 年，FDI 對進口貿易表現出顯著的創造效應，對出口沒有顯著的影響。進口FDI系數為0.12，即增加1單位 FDI，會拉動中部 0.12 單位的進口。2002年至2009年，FDI 對出口貿易則表現出顯著的替代效應，出口FDI系數為-0.15，對進口無顯著的影響。1993年至2001年間中部地區FDI的進口創造效應明顯的原因可能是在東部地區產業鏈基本形成和生產成本逐步上升，而中部地區有豐富的自然資源和人力資源，并且相對于西部地區還有著便利的交通和良好的基礎設施，大量產業開始向中部轉移。在這一階段中部地區吸引大量FDI 的流入，對進口貿易有顯著帶動作用。在2002年至2009年間，FDI 對出口呈現顯著替代效應并不意味著FDI 對中部經濟發展的促進作用在減小。相反，這是正確利用FDI推動地區經濟發展的起點。雖然中部地區不具備東部地區天然地理優勢，運輸成本等因素也制約出口導向型FDI的流入，但非常適合引入市場導向型FDI。同時中部地區經濟發展水平相對落后，引入外資有著較大的發展潛力。（3）不同階段FDI對我國西部地區進出口貿易的影響分析。通過FDI對西部地區進出口貿易影響的實證分析，結果見表（4）顯示：1987年至1992、1993年至2001年兩階段，西部地區FDI對進出口貿易均無顯著影響；2002年至2009年間西部FDI對進出口貿易則表現出顯著的創造效應。FDI的系數進出口系數分別為0.14和0.11，即增加1單位FDI，會拉動西部地區0.14單位的進口和0.11單位的出口。前兩個階段西部地區FDI系數不顯著的原因可能與中部較一致。主要是由于西部地區比較惡劣的自然條件和薄弱的基礎設施，給對外貿易帶來巨大的運輸成本，引入西部地區的FDI數量較少，一定程度上導致對外貿易發展水平較低。而在2002年至2009年間，西部FDI 對進出口貿易表現出顯著的創造效應。其可能是隨著西部地區基礎設施的發展，西部地區較大潛在的自然資源和低廉的勞動力成本等優勢對經濟發展的作用得到了充分發揮，吸引大量的外商直接投資。這種 FDI 與中部地區 FDI 類型（市場導向型）一致，這種市場導向型外資企業可以利用西部地區優勢投資設廠和發展產業，同時也大大推動了西部地區經濟的發展。

四、結論與建議

本文分析我國FDI對三大區域對外貿易的階段性影響結論如下：（1）1987年至1992、1993年至2001年間東部FDI對進出口貿易均有顯著的創造效應；2002年至2009，東部FDI對進出口貿易均無顯著影響。（2）1987年至1992年中部FDI對進出口貿易均無顯著影響；1993年至2001年中部FDI對進口有顯著的創造效應；2002年至2009年中部 FDI 對出口有顯著的替代效應。（3）1987年至1992、1993年至2001年間西部FDI 對進出口貿易均無顯著的影響；2002年至2009，西部FDI對進出口貿易均有顯著的創造效應。根據上述結論，提出如下建議：（1）加強西部地區基礎實施建設，積極引導市場導向型FDI流入。地理區域決定西部引資環境的競爭力較弱，要大規模的引資必須加強教育、水電、通訊等基礎設施建設。因此，西部應繼續推進鐵路建設，加快高速公路建設，適當擴大航空運輸能力，解決西部交通中通道少、密度低的瓶頸問題。（2）利用中部地區資源和勞動力，大力引入市場導向性FDI流入。中部在制定招商引資政策時，應該提供相應的產業導向，引導外商直接投資于具有一定技術含量的企業。引入外資能帶來先進的技術和設備，通過技術外溢，以及外資企業的輻射作用，能提高中部企業的競爭力并大大帶動中部地區與外資企業配套的產業發展。（3）利用東部地區的良好投資環境，積極引導FDI 轉型。FDI 進入東部地區之后，能夠迅速形成生產能力，外商可以得到較高和較快的投資回報，促進對外貿易的發展。東部地區大量出口導向型外資企業推動我國貿易順差的同時，也帶來了人民幣升值的巨大壓力和嚴重的通貨膨脹。因此，限制東部地區加工貿易業的發展，引導東部地區FDI 投向高附加值、高科技產業。通過這種轉型東部地區 FDI的貿易創造效應必然會得到顯著增強。

參考文獻：

[1]王少平、封福育：《外商直接投資對中國貿易的效應與區域差異：基于動態面板數據模型的分析》，《世界經濟》2006年第8期。

[2]蔡小勇、余子鵬：《FDI對我國出口及地區差異影響的實證研究》，《國際貿易問題》2005年第11期。

[3]梁瑞：《外商直接投資的出口貿易效應分析》，《經濟與管理》2008年第11期。

[4]梁琦、施曉蘇：《中國對外貿易和 FDI 相互關系的研究》，《經濟學季刊》2004年第4期。

[5]朱捷、張曉萍、賈金榮：《西部利用外商直接投資基本策略研究》，《北京理工大學學報（社會科學版）》2008 年第5期。

[6]Graham， E.M. The relationships between Trade and Foreign Direct Investment in the Manufacturing Sector： Empirical Results for the United States and Japan. Oxford University Press， 2000.

[7]Zhang Qing and Felmingham， Bruce. The Relationship between Inward Direct Foreign Investment and China's Provincial Export Trade，China Economic Review， 2001.

第5篇：進出口貿易相關理論范文

【關鍵詞】進出口額；匯率波動；協整檢驗；格蘭杰檢驗

一、引言

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

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

二、文獻綜述

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

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

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

三、實證分析

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

（一）變量說明及數據來源

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

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

（二）相關分析

1、單位根檢驗

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

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

2、協整檢驗

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

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

其中：R2表明模型的擬合優度較高，DW基本排除了模型自相關問題。

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

3、格蘭杰因果關系檢驗

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

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

4、短期動態的誤差修正模型

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

（3）

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

四、結論與建議

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

1、調整貿易政策，積極實行進出口并重的貿易政策

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

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

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

2、采取有效措施，盡力緩解人民幣升值壓力

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

注釋：

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

參考文獻：

[1]李天峰.人民幣實際匯率波動對中歐進出口貿易影響的實證研究[J].上海經濟研究，2012（1）.

[2]李春麗.人民幣匯率波動對出口貿易影響的實證分析[J].經濟問題探索，2010（12）.

[3]徐禮志.江西省外商直接投資與經濟增長的實證分析[J].中國商界，2010（11）.

[4]賀剛.匯率波動與貿易流量：來自中國的經驗數據[J].國民經濟管理，2006（10）.

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

[6]王帥林.人民幣匯率波動對我國貨幣供給影響的市政研究[J].南京航空航天大學學報，2012（2）.

[7]丁攀，王守貞.人民幣匯率波動對我國與東亞地區雙邊貿易影響的實證研究[J].海南金融，2010（1）.

[8]馬君潞，王博，楊新銘.人民幣匯率波動對我國出口貿易結構的影響研究[J].國際金融研究，2010（12）.

作者簡介：

第6篇：進出口貿易相關理論范文

    隨著經濟的發展,我國在逐步融入全球化的進程中。進出口貿易總額占GDP的比例由1990年的30%一度增長到2006年的65%,隨后稍有下降,2010年約為49%;同時年度貿易順差額也迅速增長,2008年達到最高點2981.3億美元,自2005年以來,年平均增長率50%左右;金融危機后,我國的進出口貿易額雙雙下滑,順差收窄,2009年為1956億美元,2010年1815億美元①。但是,這與一些發達國家巨額的貿易赤字仍舊形成了鮮明的對比。全球貿易的不平衡成為金融危機后亟待解決的問題之一。我國作為典型的貿易順差國,人民幣面臨巨大的升值壓力,有關其匯率和貿易問題的爭論與研究再次成為政界和學術界的焦點之一。

    二、文獻回顧在貿易收支與匯率關系的研究中,Robinson[1]最早應用彈性分析法研究進出口的供求彈性。彈性分析法在Lerner[2]

    等研究下得出了以數學表達的馬歇爾—勒納條件,即進出口彈性之和大于1,本幣貶值將改善貿易收支,彈性之和小于1,本幣貶值會惡化貿易收支。考慮到匯率變動對貿易影響的時滯性,Mag-gee[3]發現了短期內本幣貶值可能惡化貿易收支,于是J曲線效應由此而誕生。隨后,大量的研究主要圍繞馬歇爾—勒納條件和J曲線的驗證。在比較近期的文獻中,Wilson[4]采用不完全替代模型實證分析了新加坡、韓國、馬來西亞與美日之間的貿易余額和真實匯率之間的關系,結果發現只有韓國的貿易與匯率關系存在J曲線效應。MarquezandSchindler[5]以中國進出口貿易占世界貿易的比例為因變量,研究其與人民幣有效匯率之間的關系,同時考慮外商直接投資和中間品進口的影響,結果顯示,人民幣升值10%,中國出口占世界的比例降低0.5%,進口降低0.1%。Kandil[6]分別對發達國家和發展中國家的進出口貿易受匯率波動的影響進行分析,發現,對于工業化國家而言,進出口的匯率彈性均高于發展中國家,出口需求的彈性相對較低,所以進口需求的彈性是決定經常賬戶余額變化方向的主要因素;對于發展中國家,進口的匯率彈性較低,升值并沒有引起進口需求的增加,出口對匯率無彈性。Kharroubi[7]認為匯率彈性同時受到產業內貿易和垂直專業化貿易的共同影響,由于各國貿易的結構不同,因此匯率變動對貿易不平衡的調整也不同。較早開始研究人民幣匯率與我國貿易余額之間關系的學者中,如Zhang[8]研究發現進出口的變動是匯率變動的格蘭杰原因,卻沒有發現匯率變動是引起貿易余額變動的格蘭杰原因,而且我國的貿易余額不存在J曲線效應。盧向前、戴國強[9]采用協整向量自回歸模型驗證馬歇爾—勒納條件在我國是否存在,結果表明,人民幣實際匯率波動對我國進出口存在顯著影響,馬歇爾—勒納條件成立,且存在J曲線效應。葉永剛等[10]研究表明人民幣有效匯率與中美貿易收支之間不存在短期或長期因果關系,而與中日貿易收支互為因果關系,但J曲線效應不明顯。金洪飛、周繼忠[11]采用自回歸分布滯后(ARDL)模型分析中美貿易,發現我國對美國進出口的實際匯率彈性均不顯著。劉堯成等[12]將人民幣匯率對貿易的影響分解為純粹的匯率變動影響和匯率變動引起產出、收入等變動間接對貿易產生影響,采用對結構性沖擊影響進行長期約束的方法,分析了人民幣實際有效匯率變動對我國貿易余額的動態影響。認為我國存在修正的J曲線效應,而且人民幣升值有產生貿易逆差的壓力。LiandXu[13]采用比較靜態一般均衡模型模擬了人民幣升值10%后,對中美貿易順差和美國就業的影響,發現人民幣升值對于我國的一般貿易產出的負面影響較大,中美貿易不平衡狀態會進一步加劇,一般貿易的順差會下降,加工貿易順差增加,因此綜合效應不明顯。以上研究中有的支持馬歇爾—勒納條件、J曲線效應在我國存在,有的卻得出我國貿易缺乏匯率彈性的結論。這可能因為研究的數據期間不同,方法也有所差異。此外,有的是分析雙邊匯率與貿易的關系,有的分析多邊匯率與貿易的關系。雙邊的貿易與匯率關系雖具有針對性,但由于貿易比重占我國貿易總額較低,不能綜合反映我國整體貿易與匯率的情況。而且有的以美元兌人民幣匯率作為多邊匯率的替代,也缺乏科學性。隨著我國經濟的發展,國際經濟環境、一國經濟的開放程度、匯率政策與貿易結構也處在不斷變化之中。我國貿易與匯率是否存在一定的長期的均衡關系,短期匯率波動又是如何影響進出口貿易的,這正是本文研究的重點。

    三、實證分析

    (一)模型建立說明

    在實證研究中,通常假定進出口由國內外收入和進出口商品的價格(即實際匯率)決定,同時假設出口的供給彈性無窮大,因而沒有考慮供給的影響。本文在研究進出口匯率彈性時,同時考慮進出口的需求、供給和價格因素的影響,以國內收入分別代替進口需求和出口供給,國外收入分別代替出口需求和進口供給,以人民幣實際有效匯率作為價格因素。因此設定進出口貿易的方程如下: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、進口貿易額;TB=EX/IM,以出口比進口的相對額表示貿易余額;REER代表人民幣實際有效匯率指數,指數的上升代表人民幣升值,下降表示人民幣貶值;WY、CY分別表示國外收入和國內收入,代表進出口的供給和需求因素;εi表示隨機擾動項。根據經濟學的理論,人民幣匯率升值會引起出口下降,進口增加,貿易順差減少,因此系數a1、b1、c1的理論符號分別為負、正、負。而供給和需求的增加都會促進出口、進口的增加,因此a2、a3、b2、b3的理論符號均為正;c2、c3為前者的綜合影響因素,因此符號不確定。由于進出口貿易、國內外收入和人民幣實際有效匯率都具有內生性,因此,本文采用VAR模型進行分析。根據計量經濟學理論,在時間序列數據平穩的前提下,VAR模型才是穩定的;如果時間序列不平穩,但是滿足同階單整,且存在協整關系時,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,本文通過檢驗變量之間的協整性,分析進出口貿易與匯率之間的長期均衡關系,通過建立VCE模型,分析進出口貿易與匯率的短期動態關系。

    (二)數據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,匯率市場化程度提高;另一方面,在整個樣本期間,包括了97年的亞洲金融危機、2001年美國互聯網泡沫,以及最近的一次經濟危機,樣本期間包含了經濟的擴張與衰退,更適合研究長期均衡關系。在本文選取的研究樣本中,進出口貿易數據來源于Wind資訊數據庫;人民幣實際有效匯率來源于國際清算銀行(BIS)網站;由于缺乏GDP月度統計數據,因此以工業增加值指數替代,國內外數據均來源于OECD網絡數據庫,其中,國外收入以美國、英國、日本、韓國、歐盟等的工業增加值指數按照BIS的貿易權數加權平均來代替;同時以月度CPI指數(1995年1月為基期,根據環比數據計算得出,來源于Wind資訊數據庫)對進出口貿易數額進行調整,相關數據均采用X12加法模型進行季節調整并取自然對數。

    (三)單位根檢驗在求解協整方程和建立VEC模型之前需要對時間序列數據進行單位根檢驗。本文采用ADF單位根檢驗方法,結果如表1,所有變量除TB(進出口相對額)外均屬于非平穩時間序列,一階差分后所有變量均平穩,滿足同階單整的條件。

    (四)協整檢驗本文采用Johansen檢驗法進行協整檢驗,其是在VAR系統下檢驗多變量之間協整關系的一種方法。協整檢驗滯后期的選擇是基于VAR系統根據AIC和HQ準則選取的。從協整檢驗結果可以看到,在5%的顯著性水平下,存在0個協整方程的假設被拒絕,存在一個協整方程的假設沒有被拒絕,因此,lnEX、lnIM、lnTB均與lnREER、lnWY、lnCY存在唯一的協整關系,即存在長期均衡關系。在此基礎上,可以得到三個標準化的協整方程:從協整方程的結果看,出口的匯率彈性為正,但數值非常低(僅為0.006794),而且不顯著,所以我國的出口幾乎沒有匯率彈性;出口對于國外需求的收入彈性約為1.4,是出口增長的重要因素。進口的匯率彈性也為正,約為0.37,但是也不顯著;進口的收入彈性約為1,國內需求是進口增長的重要因素。貿易差額的匯率彈性雖然為負,但是也不顯著,國外需求是貿易順差持續增長的主要動因。這與Kandil[6]對于發展中國家的研究的結果類似,即發展中國家,進口的匯率彈性較低,升值并沒有引起進口需求的顯著增加,出口對匯率無彈性。綜合來看,雖然市場化程度,國際化程度不斷加深,我國進出口貿易卻沒有顯著的匯率彈性。原因可能在于:1、我國的進出口貿易中加工貿易占很大一部分,屬于“大進大出”型貿易,匯率升值一方面降低加工出口產品的市場競爭力,另一方面又降低了中間產品進口的成本,二者相互抵消。2、從進口方面來看,一般貿易進口中資源及能源類國有企業占主導地位,根據畢玉江的研究,國有企業對與進口產品價格敏感性較低[14]。

    3、經濟全球化對與貿易的匯率彈性存在兩方面的影響,一方面產業內貿易的增加會增大貿易的匯率彈性,因為一國進口產品的國內可替代品增加,需求的價格彈性增大;另一方面,跨國公司及全球產業鏈的發展,使得一國貿易的垂直專業化程度加深,一國的進口產品和出口產品具有很強互補性,進口與出口的價格彈性均降低;最終貿易的匯率彈性決定于二者的綜合影響。就我國的狀況而言,進口產品的國內可替代性較低,垂直化程度較高,因此貿易的匯率彈性不明顯。

    (五)VEC模型分析因為各相關變量之間均存在協整關系,因此可以進行VEC模型的估計,分析短期貿易與匯率的動態關系。滯后期的選擇也是基于VAR系統的AIC和HQ準則選取的,因此各個回歸模型的滯后階數不一定相同,如下表,從左到右的滯后階數分別為2、2、1。向量誤差修正模型的結果如下表所示:各個差分項反映各變量的波動,被解釋變量的波動可以分為兩部分:一是對于偏離長期均衡的調整,二是短期影響因素波動引起的。從上表可以看出,三個方程的ECMt-1項的系數均為負,說明當進出口貿易大于其長期均衡時,會向負的方向調整,小于其長期均衡時,會向正的方向調整,系數的大小反映了調整的力度。三者相比而言,出口的調整力度較大,進口的調整力度最小,貿易差額居中;但整體來看,調整力度不大,說明我國目前的貿易不平衡狀態短期內難以改善。匯率短期升值對出口有負的影響,且滯后兩期,影響系數約為0.45;匯率升值對于進口也有負的影響,同樣滯后兩期比較明顯,影響系數約為0.66;說明匯率升值,短期內進出口都會減少,導致貿易差額的變化對匯率不敏感。

第7篇：進出口貿易相關理論范文

關鍵詞：FDI；內外資企業；出口貿易

改革開放以來，中國通過吸引國際直接投資建立外資企業，在促進本土經濟發展和技術進步獲得了顯著成就，2005年外資企業數目達2.6萬戶，注冊資本8120億美元，同時隨著外資企業對外貿易的迅速增長，外資企業已成為中國最大的貿易主體，從1997年開始，外資進出口額均高于內資企業，2005外資企業凈出口超過內資企業達到567億美元，占到當年凈出口總額的58%。外資企業投資規模與進出口規模迅速發展，會對內資企業產生兩個直接效應：對投資規模的擠入擠出效應；對內資企業進出口增長的正負面影響。雖然FDI對東道國進出口貿易影響已經進行了大量理論實證研究，但從內外資企業的角度，分析外資企業是否會對內資企業進出口產生擠入擠出效應和競爭力提升作用的理論實證研究還相對較少。

一、外資企業對內資企業出口增長作用機制分析

按照傳統貿易理論，FDI對東道國進出口貿易存在的替代性或是互補性的作用，二者主要區別在于：FDI是為了避開貿易障礙流入進口生產部門從而在東道國進行生產和銷售，還是為了利用東道國生產要素比較優勢流入出口部門進行生產再出口到其他國家。就中國情況而言，理論實證研究結果表明，從總體情況來講FDI對中國貿易規模擴大和競爭力提高都會產生積極影響，但是就不同地區或是不同行業，影響程度又有所不同。江小涓（2002）分析結果表明，外商投資企業對擴大中國出口規模和提升中國出口商品結構做出了突出的貢獻；楊丹輝（2004），認為外商投資對中國出口競爭力的提高具有積極作用，外資進入一定程度上帶動了中國出口規模擴張、出口結構優化以及出口競爭優勢的增強，但在部分行業，隨著外商投資企業出口的增加內資企業的出口競爭力還出現了不同程度的弱化；王少平、封福育（2006）研究結果顯示FDI對中國貿易影響的區域性差異較大，對東部地區而言，FDI對出口有顯著的創造效應，表現為對進出口的替代效應，而對中西部地區這兩種效應都不明顯。

FDI對東道國本土企業進出口貿易影響，可以分解成以下方面：積極的擠入效應和消極的擠出效應。一方面，出口部門外資企業的發展與出口競爭力的提高，會通過對東道國相關聯產業的帶動作用、技術外溢效應、加強國內外相互企業分工合作關系，從而加強內資企業出口競爭力的提高和出口規模的擴大；另一方面，外資企業出口規模和競爭力提高，也會通過與內資企業出口的競爭效應和替代效應，從而對內資企業出口產生擠出效應，同時建立在垂直化分工下的內外資貿易模式，容易造成內資企業產生路徑依賴，導致專業化生產和出口資源和勞動密集型產品，不利于內資企業產業升級和出口競爭力的提高。基于以上理論基礎，我們利用計量分析方法，從檢驗內外資進出口是否存在長期線性關系角度入手，考察中國外資企業是否會對內資的進出口產生擠入基礎效應。研究表明，外資企業進口對內資企業進口的影響，主要體現相互替代關系。

二、外資企業對內資企業出口增長影響的區域特征

分析歷年內外資企業出口規模，不難發現：內外資企業進出口均存在線性長期均衡關系，且與東部地區相比，中西部地區外資企業出口增長對內資企業出口增長作用更強，結合中國實際發展情況，我們認為中國在制定對外經貿政策時，更應注意以下幾點：

第一，改善中西部地區吸引外資和自主創新環境，是解決中國東、中西部進出口貿易非均衡發展的有效方法。從模型和相關數據分析可以看到，一方面，中西部地區外資企業出口對內資企業出口增長提升水平遠遠高于東部地區；另一方面，中西部地區流入FDI相對規模又遠遠小于東部地區，所以充分利用FDI對中西部地區貿易擠入效應，通過政策傾斜政府支持的辦法，鼓勵中西部地區大力吸引外資，加強內外資經貿、技術創新合作與交流，通過大力提高本地企業技術水平和創新能力，擴大中西部地區內資企業的出口貿易規模和競爭力，從而有效地解決中國東西部地區FDI流入和出口貿易規模長期非均衡發展問題。 轉貼于

第二，制定更加科學合理的地區、產業發展政策。中國內資產品出口結構上，主要是資源型和勞動密集型產品，技術與附加值含量低、競爭力弱，而外資企業生產與出口主要集中在高新技術產品，因此隨著中國產業不斷升級和出口競爭力的不斷提高，今后內外資出口競爭效應會增強，尤其是東部地區和高新產業的競爭，外資企業對內資企業出口的正面效應可能會弱化甚至是消失，因此雖然從整體角度考慮不存在擠出效應，并不代表在某些地區或是某些產品技術含量和附加值高的產業上不存在擠出效應。所以未雨綢繆，鼓勵中西部地區擴大引進外資規模，充分發揮外資企業對內資企業出口貿易增長積極作用；對于東部地區而言，應科學地、有選擇地引進外資，尤其是那些在出口部門外資相對規模較高的地區和行業，重點應該放在引入FDI質量上，把是否有利于內資企業技術進步和出口競爭力增長作為衡量外資的標準。

第三，加強內資企業部門出口競爭力的培育。就中國目前情況而言，外貿增長對外資企業依賴性過強，2010年全國共有天津、江蘇、廣東、上海、福建、遼寧、山東共7個省市外資企業出口超過了該地區總出口的50%，全國凈出口2009年的58%、2010年的51%均來自外資企業，高新技術產業和加工貿易出口對外資企業同樣具有較強的依賴性。同時，中國外貿增長的大部分利潤被外資企業獨得，這種出口部門外資企業一家獨大的發展趨勢，顯然不利于內資企業通過國際貿易自身技術水平、產業結構和出口競爭力的提升，所以在以后的政策制定中，更應向發展中國相關行業和地區內資企業的出口規模和競爭力，向促進中國民族企業發展的方向傾斜，通過稅收、政府R&D投資和各項優惠政策，鼓勵內資企業尤其是出口部門的內資企業快速健康發展，從而保持民族企業在經貿發展中的主體地位，實現三資企業、私有企業和國有企業的和諧發展。

參考文獻：

1、楊丹輝.外商投資對中國出口競爭力的影響:實證分析[J].改革，2004(3).

2、王少平，封福育.外商直接投資對中國貿易的效應與地區差異:基于動態面板數據模型的分析[J].世界經濟，2006(8).

3、江小涓.中國出口增長與結構變化:外商投資企業的貢獻[J].南開經濟研究，2002(2).

4、延兵.FDI與中國出口競爭力——基于地區差異視角的分析[J].財貿研究，2006(8).

第8篇：進出口貿易相關理論范文

關鍵詞：人民幣匯率;相關分析;對數模型

一、引言

在經濟全球化的趨勢下，國際貿易成為了一個影響一國經濟的重要因素，而匯率就是這一因素的核心內容，匯率設定是否妥當往往會對一國宏觀經濟的持續穩定發展起到關鍵性的作用，還會影響一國長期的國際競爭力。1994年起，我國外匯管理體制開始實施重大改革，最終確立了以市場供求為基礎、單一的、有管理的浮動匯率制度。

自從次貸危機的爆發以來，我國的進出口貿易受到了很大的影響，盡管現在我國正在通過各種手段來努力擴大內需，但是對于我國經濟高度依賴外貿拉動的國情，匯率因素在這種形勢下顯得格外重要。因此，在國際金融危機的大形勢下，研究匯率變動對我國宏觀經濟的影響是一個有價值的課題。

長久以來，經濟學家們在不同理論的基礎上進行推導，然后用數據檢驗，發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立的，似乎每個模型都存在另一個模型與它有相反的結論，這樣的情況就讓這些模型的可信度受到了質疑，也讓模型的應用受到了限制。

從總體上來說，國內外學者對匯率的研究有著悠久的歷史，尤其是匯率決定模型的發展可謂是百家爭鳴，其中最著名的兩個匯率決定模型，一個是從需求角度出發的“H-M-K假說”，還有一個是從供給角度出發的“巴拉薩-薩繆爾森效應”。但是，研究匯率對國際貿易的影響機制的模型比較少，針對中國進出口貿易的更是稀少。直到最近的次貸危機，才有一批學者開始著手研究相關的經濟問題，但是其中的結論仍然得不到統一。還有另外一個問題，目前大多數模型都是研究實際匯率對國際貿易的影響，極少研究名義匯率的，但是實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象，因此在我們看來這是一個研究的空白之處。

二、進出口貿易與宏觀經濟指標關系模型的推導

1.由計量經濟學的基本模型可知，

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為本國的進口需求，px為本國出口品的出口價格，pxw為本國出口品競爭產品的價格，pm為本國進口品的進口價格，pmw為國內市場上競爭產品的價格，Yw為進口國實際收入，Yd本國實際收入。

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）

由進口需求與進口供給的均衡：可得出：

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

其中，a1=aca-c，a2=ada-c，a3=bca-c。

3、考慮進出口，令lnTB=lnX-lnM，則貿易方程為：

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

可簡寫為：

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

三、匯率對進出口貿易的影響分析

匯率對進出口貿易的影響有兩個方面：一方面，匯率水平的升降經由價格機制作用而促進或阻礙出口;另一方面，匯率波動性所帶來的匯率風險而影響廠商的決策而影響了貿易，以及波動性所帶來的不同預期使得流動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，以及波動性在其升降水平上產生的進一步影響。

以中日進出口貿易為案例，研究匯率以及匯率波動與出進口貿易比值的相關性。其結果如下：

Pearson相關性

匯率對數匯率標準差對數

出進口貿易比值的對數-0.3497-0.520

從上表可以看出，匯率和匯率波動均與出進口貿易比值有著一定的負相關關系。

四、綜合因素建立對數模型

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表示中國的進出口比值，y1表示中國的國內生產總值，y2表示外國的國內生產總值，p1表示中國的CPI指數，p2表示外國的CPI指數，r表示直接標價法下的名義匯率，δ為名義匯率的波動率（標準差表示）。

對上述模型進行求解，模型擬合效果如下：

RR 方調整 R 方標準估計的誤差

.980a.961.884.0428300

R方為0.961說明模型的擬合效果非常顯著。

對參數的求解結果如下：

參數常量中國GDP

對數日本GDP

對數

中國CPI

對數日本CPI

對數匯率

對數

匯率標準

差對數

系數-48.89430.1117-0.00062

2.93717.5844-0.59165-0.16410

對其參數的意義作出以下解釋：

1.關于的解釋。對于國內生產總值的解釋，一般來說，出口國國內生產總值越大，本國國內對產品的需求量越大，會抵消一部分產品的出口;進口國國內生產總值越大，所需產品越多，會增加本國的進口，但是本國和外國的影響哪個更大并不能直接看出。而在中日貿易中，| α1|<|α2|，可知要變動每一單位的進出口比值，中國的GDP增長率的變動較大，因此可以得到結論：中國的GDP增長率比日本的GDP增長率對出口作用相對較小，即相對于我國的增長率而言，日本的增長率是限制我國出口的一個瓶頸。

2.關于α3的α4解釋。對于CPI指數的解釋，一般來說，CPI指數的增加意味著單位本國貨幣購買本國商品的購買力減少，但是對外國商品沒有影響，因此貨幣持有者會傾向于增加進口商品的量。在中日貿易中，α3，α4>0，|α3|>|α4|可知中國的CPI指數升高并沒有對將出進口比值起到反向的作用，這可能是因為中國的CPI的副作用被GDP的高速增長的作用所抵消。與此同時，美國CPI增加也有利于中國的出口，而且在增幅一致的情況下，前者的影響作用更為明顯。

3.對于匯率的解釋我們在之前介紹過，這里中日貿易的系數滿足α5<0，α6<0，|α6|≈0.1，從正負號可知，匯率水平的升高將對中國出口貿易有負面作用，這和我們在之前的定性分析中是符合的;同時匯率波動也會對進出口貿易有負面作用，這和定性分析相符，但是波動的影響相對來說比較小。

參考文獻：

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[6]徐煒、戴煥、陶澤榮.人民幣名義匯率穩定下的國際收支順差[J].商業時代?學術評論，2006年第3期.

第9篇：進出口貿易相關理論范文

關鍵詞：外商直接投資；貿易；協整檢驗

中圖分類號：F7文獻標識碼：A

外商直接投資（FDI）與國際貿易之間具有密切的聯系。改革開放以來，江蘇外商直接投資發展迅速，實際利用外資從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，外資在各地區的經濟發展過程中發揮了積極的作用。與此同時，江蘇的外貿進出口也是增長迅速，2006年達到2，840.0億美元，比上年增長24.6%。可見，江蘇省的外商直接投資與進出口貿易都呈現不斷增長的態勢。為了衡量外商直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。本文基于江蘇省的歷年統計數據，采用協整分析方法，分析外商直接投資對貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系，同時通過貿易績效指標進一步分析。

一、江蘇外商直接投資與進出口貿易

從20世紀八十年代，江蘇省的對外貿易和吸收利用外資都取得了快速的發展，在數量上呈現出穩步快速增長的良好態勢。外商直接投資有助于形成高質量的新增資產，提升存量資產的質量，促進關聯企業改善資產質量，促進工業增長，產業升級，引進技術含量較高的資本品、加工工藝，以及先進的管理能力，提升國內產業的技術水平，使高技術含量和高附加值產品的產出比重增加。

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

二、實證分析

（一）數據采集和方法。筆者采用的樣本數據是1985～2006年江蘇省實際外商直接投資金額（FDI），江蘇省海關進、出口總額（經營單位）（IM/EX），單位為美元，數據來源于江蘇省統計年鑒。為消除數據中存在的異方差，對以上數據取自然對數。協整理論從分析時間序列的非平穩性入手，目的是探求非平穩變量間蘊涵的長期均衡關系。本文通過Eviews軟件運用協整理論時用到的方法有：平穩性檢驗（ADF檢驗）、協整檢驗及誤差修正模型。

（二）模型的建立

1、時間序列的平穩性檢驗。三個變量在顯著性水平上都沒有通過平穩性檢驗，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，表明各經濟變量都為一階單整。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。

2、協整關系檢驗。Engle和Granger提出了基于協整回歸方程殘差項的兩步法平穩性檢驗即：第一步，對方程進行最小二乘回歸；第二步，對回歸方程的殘差進行平穩性檢驗。如果殘差序列是平穩的則說明變量間存在協整關系即長期均衡關系。采用Eviews5.0軟件分別對LNEX、LNIM進行協整回歸，對殘差序列作單位根檢驗，結果如下：

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

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

模型估計式的殘差序列為平穩性，模型中的三個變量在1％的顯著性水平上存在著協整關系，即江蘇省進出口額與FDI之間存在長期穩定的關系。（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量經濟模型，成為協整分析的一個延伸。若變量之間存在協整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩定的關系，而這種穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。

初始模型設定如下：

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軟件分別對模型進行回歸估計，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

上式的回歸系數都通過了5%的顯著性檢驗。誤差修正系數為負，符合反向修正機制。式中，LM和LM分別是檢驗隨機項一階和二階自相關的統計量。由于對于兩個模型都有LM＜λ=3.84，LM＜λ=5.99，所以四個ECM模型都不存在自相關，且兩個模型中的ARCH＜λ=3.84，所以四個模型都不存在異方差。ECM模型式（3）顯示江蘇省出口增長量與FDI和進口增長量序列存在著緊密的關系，就是說從增長率的角度看，FDI的增長對出口增加的作用是負的。但進口增長率每增加1%，出口則增加43.88%。協整關系對出口的增長起到了反向修正作用，當超出外商直接投資的均衡約束（ECM）時，則誤差修正作用降低了當期出口（彈性系數-0.4847），EX的動態調整過程具有一定穩定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明江蘇外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩定。在ECM模型（4）中，FDI的增長對出口仍是替代作用，且上年的FDI增長量對本年的出口影響更為顯著，這主要是因為FDI對出口貿易的滯后影響作用。而上兩年度的FDI與進出口非均衡誤差以55.53%的比率對本年度的出口增長做出修正。ECM模型式（5）顯示江蘇進口增長量與FDI和出口增長量序列存在著緊密的關系，就是說從增長率的角度看，FDI的增長對進口的增加是促進作用。FDI增長率每增加1%，進口則增加22.32%；而出口每增加1%，進口則增加88.48%。協整關系對進口的增長起到了反向修正作用，當超出外商直接投資的均衡約束（ECMt-1）時，則誤差修正作用降低了當期進口（彈性系數為-0.7260），進口的動態調整過程具有較好的穩定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明江蘇外商直接投資與進出口貿易之間短期比較穩定。在ECM模型（6）中，FDI的增長對進口仍是促進作用，而上兩年度的FDI與進出口非均衡誤差以73.43%的比率對本年度的進口增長做出修正。

三、基本結論

通過江蘇省外商直接投資和進出口貿易額之間的協整檢驗，以及在此基礎上建立的誤差修正模型的分析，可得出以下結論：

1、從FDI與EX之間的關系看，無論是長期還是短期，外商直接投資對出口貿易的影響是負的，而且在短期內，FDI滯后一期的影響超過FDI當期值。這主要是由于時滯作用以及三資企業在商品銷售市場與內資企業的競爭。許多港臺或東南亞的企業在我國投資主要是利用我國廉價的勞動力，生產的多是與內資企業競爭的產品，當進口國按原產地規則對進口商品實行配額等限制時，這些三資企業出口增加的同時也意味著內資企業可用配額的減少，即三資企業的出口對內資企業的出口具有相當的替代作用。同時，制造業的直接投資與國際貿易具有某種線性的、按部就班的國際化特征，企業在從事直接投資以前，一般從國內的生產和銷售開始，然后通過出口、簽發許可證和其他合同安排，以及在海外設立分支機構等方式，實現業務的國際化。由于這種從貿易到直接投資的線性先后順序，制造業的直接投資往往被認為是對國際貿易的替代。具體到江蘇，從外商投資的產業結構看，制造業無論是在外商投資項目，還是協議金額或實際投資金額一直占80%左右。這主要是因為制造業是具有技術和規模優勢、投資回收期短、投資利潤率高的行業，而且江蘇省制造業在較長時期擁有巨大的本土市場及勞動力供給和低成本等比較優勢，所以近年來，國際資本加速向長江三角洲地區轉移，來中國投資的世界制造業巨頭紛紛在江蘇駐扎，使江蘇成為全國市場的重要生產基地，這就不難解釋FDI對出口的負相關作用。

2、從FDI和IM之間的關系看，無論是長期還是短期，外商直接投資對進口貿易是促進作用。其原因，是外資企業大都是以“兩頭在外，中間在內”的加工貿易為主，利用廉價的生產成本，從海外進口原料或半成品，經加工后再出口銷售，會在客觀上帶動江蘇進口貿易增長。外資企業的產品研發、原材料供應和技術設備等都依賴進口。根據我國的統計指標，外資企業作為投資而進口的技術設備等既被視為外國直接投資，也被視為外商直接投資企業的進口，這樣，FDI的流入就導致了進口的增加。隨著東道國外商直接投資流入的增多，從國外進口先進生產設備數量增多，其中既有示范作用，又加劇了市場競爭，國內企業為爭奪市場，就需要更先進的設備，這又會刺激東道國進口增加。

（作者單位：東南大學經濟管理學院）

參考文獻：

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