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進出口貿易相關理論范文第1篇

關鍵詞:對外直接投資;進出口貿易;協整;誤差修正模型

中圖分類號:F71 文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)17-0143-03

阿瑟?劉易斯在其《經濟增長理論》中提出,促使經濟增長的三個近因為經濟活動、增進知識和增加資本。經濟增長是社會物質財富不斷增加的過程,通常表現為國內生產總值即GDP的增加。在開放經濟條件下,一國的經濟增長除了取決于國內消費和投資的拉動外,國際貿易和國際投資已成為國際經濟活動的基本形式,拉動經濟增長。

一、相關研究和文獻回顧

將國際直接投資與國際貿易及經濟增長聯系起來的理論,是在國際直接投資和國際貿易理論經歷了由分歧到交叉融合直至逐步一體化,可以將直接投資與貿易置于同一框架下研究后,才有了出現的可能。作此嘗試的首推日本一橋大學的小島清教授,他將國際直接投資理論建立在國際貿易理論的同一基石即國際分工基礎上,提出邊際產業理論,認為對外直接投資與對外貿易以互補形式存在,從而促進經濟增長。

實證研究方面,真正將進出口貿易與經濟發展、對外投資聯系在一起是鄧寧等(2001)在投資周期理論的基礎上,考察了韓國和中國臺灣的貿易與直接投資的發展軌跡,認為一個國家或地區的進口行為增加將導致外資流入增加,外資流入增加會導致出口增加,而出口增加又會最終導致向外投資增加。

以上成果說明了一國的對外直接投資與進出口貿易及經濟增長之間確實存在一定關系,并探索對外直接投資、進出口貿易與經濟增長三者的關系提供了有益的借鑒。但現有研究仍多是集中在單一的對外直接投資的貿易效應或是對外直接投資的經濟效應上,對對外直接投資、進出口貿易及經濟增長三者之間關系的實證研究還比較有限。本文要解決的主要問題包括:我國對外直接投資與對外貿易、經濟增長之間是否存在著長期穩定的均衡關系?它們之間的因果關系如何?

二、實證分析

前面已對對外直接投資、進出口貿易與經濟增長的相關理論進行了簡要闡述,現在此基礎上,運用協整理論、Granger因果關系檢驗等計量經濟學方法對我國的對外直接投資與進出口貿易及經濟增長三者間關系進行實證分析,以期對相關理論進行檢驗,同時也是對筆者所提待解決的問題進行解答。

(一)計量模型與數據說明

根據前文的假設及要解決的問題,選取的變量為1985―2007年我國國民生產總值(GDP),進出口貿易總額(EXI)和對外直接投資額(OFDI)。根據理論,對外直接投資、進出口貿易對經濟有促進作用,但是一國的經濟還會受到除該兩者之外很多因素的影響。為論證三者之間的關系,現引入以下函數:

GDP=f(EXI,OFDI,Q)+u

其中,Q是除對外直接投資及進出口貿易以外的所有其他因素,如社會中的就業狀況即勞動投入的大小、社會中的資本要素狀況、人力資源情況、R&D情況等。u為隨機擾動項。假設所有其他因素Q不變,即固定Q時得到以下計量模型:

GDP=β0+β1*EXI+β2*OFDI +u

為了消除或減少可能存在的異方差,對各變量取自然對數,得到方程:

InGDP= β0+β1*InEXI+β2*InOFDI +u

為了直觀地描述OFDI、EXI和DGP三者的長期關系,將三者按樣本數據首先繪制時間序列變化趨勢圖,如圖:所有數據均取自《中國統計年鑒》,其中GDP數值以當年匯率折算換成美元。

從圖中可看出,各變量都有不斷增長的趨勢,且變動方向一致,說明其可能存在較強的相關關系,計算各變量之間的相關系數,結果見表1。

從圖1中可看出:時間序列數據有明顯的增長趨勢,且由表1可見,各變量之間的相關系數較高,甚至接近于1,表明各變量之間有較緊密的相關關系,是非平穩的時間序列變量。因此,要使建立的回歸模型有意義,就必須要求這些非平穩變量之間存在協整關系,而存在協整關系的前提就是各變量是同階單整的,為此必須進行變量的平穩性檢驗。

(二)變量的單位根檢驗

本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)單位根檢驗方法來檢驗變量的平穩性。為了研究的方便,并考慮到對各時序數據取自然對數后不會改變時序的性質及關系,且所得到的數據容易得到平穩序列,對這些時序數據進行對數處理后,得到的變量分別記為:LNGDP、LNOFDI、LNEXI。采用ADF檢驗進行單位根檢驗,檢驗結果見表2。

通過表3可以看出,GDP、QI、EXI的原對數序列在5%的顯著性水平下均存在單位根,即都是非平穩的。而經過一階差分后,三個序列都通過了5%顯著性水平下的平穩性檢驗,即不存在單位根,這表明了三個序列都是一階單整序列,可用I(1)表示。由此可見,若僅對LNQI、LNEXI、LNGDP進行簡單回歸而不做平穩性檢驗所得出的回歸結果是難以令人信服的。

(三)協整檢驗

要建立經濟變量的關系模型,還要檢驗它們之間的協整關系。協整(Co-integration)方法是研究非平穩時間序列之間是否存在長期均衡關系的有力工具。下面以Engle和Granger提出的基于協整回歸殘差的ADF檢驗進行分析,其結果見表3。

可得模型1為:

LNEXI=0.265761+0.271422*LNGDP-0.352590*LNGDP(-1)+1.074312*LNEXI(-1)

殘差項的穩定性檢驗:

由表3和表4可知,其殘差的ADF檢驗統計值-3.391788小于在5%的顯著水平下-1.9592值,故該序列是平穩的,說明LNEXI與LNGDP是(1,1)階協整,并且它們在5%的顯著性水平下存在協整關系,這表明我國的進出口貿易與GDP經濟增長之間存在長期的穩定均衡關系。

同理,可得表5。

可得模型2為:

LNOFDI=-9.32714+1.439447LNGDP

由表5和表6知其殘差的ADF檢驗統計值-4.299759小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9592,故此時殘差是平穩序列,說明LNOFDI與LNGDP是(2,1)階單整,表明我國對外直接投資與GDP經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系。

可得模型3:

LNOFDI=-4.722841+0.972615*LNEXI

由表8知其殘差的ADF檢驗統計值-2.913675小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9583,故此時殘差是平穩序列,說明LNOFDI與LEXI是(1,1)階單整,并且它們具有協整關系。且由模型3中系數0.972615為正,可知兩者存在同向的正相關關系,這表明我國對外直接投資與進出口貿易之間存在一個長期穩定的均衡關系,且兩者之間不存在明顯的替代關系,長期來看,兩者是相互促進的。這一點與前文小島清的貿易與投資互補理論模型是較吻合的,也即從長期來看,我國的對外直接投資和對外貿易互補互促,產生的貿易創造效應促進了GDP經濟增長。

(四)格蘭杰(Granger)因果關系檢驗

協整分析的結果反映了我國GDP、OFDI、EXI變量兩兩之間存在長期穩定的均衡關系,但是這種關系是否構成因果關系,三者之間又是怎樣的一個關系模式還需要進一步驗證。為使所建立的模型正確反映出我國貨物進出口總額、我國對外直接投資與我國國民生產總值之間的關系,下面進行變量之間的格蘭杰因果關系檢驗。通過格蘭杰因果關系檢驗,可得如下結果(見表9)。考慮到經濟中常出現的時滯效應,本文不是只用一種滯后階數來得到是否存在因果關系結論的。

我國的對外直接投資、進出口貿易與經濟增長很有可能存在這樣一種模式:進出口貿易發展促進經濟增長,經濟增長又促進對外直接投資。對外直接投資與進出口貿易在長期中相互促進和補充,從而進一步促進國民經濟的增長。

三、結論與討論

總之,通過上述數據的實證檢驗,可以發現對外直接投資與進出口貿易以互補互促關系存在,從而推動經濟增長,這與我國實際較為吻合。對外貿易與對外直接投資對推動我國經濟增長、增強綜合國力的作用是巨大的。

第一,從協整分析的結果可以看出,國民經濟的增長和進出口增長、對外直接投資增長之間存在著唯一的協整關系,表明三者之間存在著長期穩定的動態均衡關系,進出口貿易發展促進經濟增長,經濟增長又促進對外直接投資。對外直接投資與進出口貿易在長期中相互促進和補充,從而進一步促進國民經濟的增長。

第二,中國的對外直接投資與貿易基本上符合互補關系。對外直接投資QI對進出口貿易總額長期內是促進作用,但對貿易的替代作用不明顯。首先,這可能與我國對外直接投資的規模有關,凈對外直接投資仍為負值。其次,進出口貿易的增長速度加快、貿易規模的迅速擴大使得對外直接投資對貿易的影響弱化。這個結果很好地說明,有關我國日益增長的對外直接投資會帶來貿易或國際收支失衡的疑慮盡可打消。

第三,對外直接投資與對外貿易基本上是互補的,也就是說還是會對經濟增長起促進作用的。這意味著我國的對外直接投資和對外貿易需要朝著相互促進和相互補充的一體化趨勢發展,以促進世界經濟增長。

參考文獻:

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[12] Dunning J. H.1981,“ExplainingThe International Direct InvestmentPosition of Countries: Towards a Dynamic or Development Approach”,Weltwirtschaftliches Archiv, Vol. 119: 30-64.

進出口貿易相關理論范文第2篇

中國在1994年進行了貨幣改革，并軌官方匯率和市場調劑下的匯率之后，實行單一釘住美元的匯率制度，經過有效的貨幣改革之后，在合理的進出口貿易政策合作，中國的進出口貿易迅速從貿易赤字變成一個貿易順差。在2001年，中國進出口貿易總額成為世界第七大的國家，2004年的貿易順差達319.8億美元，年進出口總額的規模超過日本，成為世界進出口貿易總額第三大的國家。在一個單一釘住美元的匯率制度下，各主要貿易伙伴在中國不斷擴大進出口貿易順差的情況下紛紛對中國施壓，對人民幣升值的壓力空前巨大。隨著國際社會對人民幣升值壓力不斷地加劇，迫使中國在2005年不再繼續單一性的釘住美元，而是參考一籃子貨幣匯率改革措施進行主要的貨幣改革。通過小心調整人民幣匯率，來通過人民幣的的靈活性，避免人民幣的價值被高估，導致對經濟貿易產生很大的負面影響。

2005年7月21日，我國正式宣布開始實行進行貨幣改革，不再實行單一釘住美元的匯率制度，而是采取一個務實的態度，通過一個以市場供求為基礎的、人民幣浮動匯率制度，參照一籃子貨幣調控人民幣匯率，最終達到人民幣升值2%的目標。中國的貨幣改革以人民幣匯率機制改革的整體為主體，在未來對中國的進出口貿易將有深遠的影響。因為匯率波動和一國國內物價水平之間存在明顯的正相關關系。與此同時，匯率的變化深刻影響了國家對外經濟貿易平衡，深刻影響著國內經濟活動的波動。匯率貶值或者升值是否最終改善貿易收支受到世界經濟的復雜因素的影響。從當前的經濟形勢看，人民幣升值可以放慢我國進出口貿易順差高速增長的速度，減少和世界主要貿易伙伴的沖突，減少可能產生的貿易摩擦，減輕反傾銷訴訟和其他的貿易爭端。

2010年中國為了應對進出口貿易的實際情況，進一步深入經濟改革，宣布加快人民幣的貨幣改革的進程，采取多種方式逐步推進人民幣匯率機制改革，通過具體得力的措施，進一步增強人民幣匯率彈性，在這種情況下，人民幣連續出現小幅升值。在中國采取可控的貨幣改革的背景下，中國的出口貿易總額增加的速度有所放緩，但是進口貿易總額與出口貿易總額卻還是帶著強勁的勢頭連年上升，成功地實現了有利于進出口貿易發展的貨幣改革的軟著陸。

二、貨幣改革對中國進出口貿易的直接影響

進出口貿易傳統理論是：貨幣經過適度的貶值一般可以提高進出口貿易平衡，通過進出口貿易的價格杠桿作用，達到促進出口和抑制進口總額的目的，人民幣貶值也會帶給總價值進出口貿易總額的增長，但出口的匯率的影響系數的影響匯率超過進口系數，實證研究的結果仍然是使貨幣貶值出口貿易總額的增長超過了進口貿易總量的增加，可以改善貿易收支。運用協整理論和誤差修正模型進行分析的基礎上，經濟變量的時間序列是非平穩的。現實的進出口貿易為核心的國際經濟中，且匯率要對貿易產生顯著的決定作用的話是需要兩個充分條件：一是，在國際市場上可以提供完全替代各貿易國競爭商品；二是，各貿易國競爭商品包含等量資本、等量勞動與等量的技術投入度。在人民幣實際匯率與進出口之間具有正相關關系，短期中進出口貿易總額的變化很難說是人民幣實際匯率發生變動的原因。人民幣貶值會帶動進出口貿易總額的上升，而人民幣升值會導致進出口貿易總額的下降。這樣的結論與現實經濟中國匯率變動和進出口貿易現狀部分相符，從進出口貿易總額的數據看，2008年中國出口總額高達14285.5億美元，進口總額高達11330.9億美元，而耐人尋味的是：2009年出口總額與進口總額分別降為12016.6億美元與10055.6億美元，是與這期間人民幣升值呈明顯的負相關變動關系。

三、貨幣改革對中國進出口貿易的間接影響

進出口貿易相關理論范文第3篇

【關鍵詞】人民幣匯率，匯率制度

對于匯率變動對進出口貿易的影響， 學術界的意見并不是統一的， 最開始的爭論集中在浮動匯率與固定匯率哪個更具優勢的討論。布雷登森林體系崩潰后， 固定匯率制被許多發達國家舍棄了，管理浮動制成了他們的選擇， 而一些發展中國家，特別是一些小國，則選擇釘住某一個國家的貨幣，而通常該國家的貨幣政策通常比較穩健，而且通脹率也比較低，盯住國的貨幣也因此被稱為硬通貨，此外，選擇這種貨幣政策有個前提：該國與盯住國的經濟關系比較密切。

理論上匯率變動使貨幣的價值發生變動，比如說貨幣貶值，實際上進出口商品自身的價值并不發生變化，但是我們需要知道的在進出口貿易中的，更重要的是相對價格，當它發生變化時，將意味它在商品市場上的競爭力發生變化。也就是說當一國商品的出口規模得以擴大，很可能是在貨幣貶值之后，這是因為出口品的外幣價格因為貨幣貶值而降低，國外消費者對該產品的進口的需求會上升，因此該國進口品的本幣價格提的高，將使得國內消費者對該商品的進口的需求下降，由此進口規模也將相應降低了。當然，如果出現在貨幣貶值之后，該國產品作為出口品且外幣的價格并沒有下降的狀況下，在出口同樣數量的商品時，可以獲得更多的數量的本國貨幣，由此產生的外匯收入相應也就增多，綜合來看，做出口貿易的廠商的利潤由此增加，進而對其擴大出口起到了積極的作用。

此外，也不排除以下情況的出現，其他國家對進口商品需求并沒有因為貶值而減少，但值得注意的是提高的還有作為進口的商品本幣價格的，國內同類工業或者替代工業也極有可能因此活存并發展壯大，這些都可能減少進口。總而言之，匯率升高導致貨幣貶值，對于一國的出口貿易是促進的，對進口起著抑制的作用，因而改善整個國家的進出口貿易的整體情況。

然而，決定匯率變化的影響，在進出口貿易方面也需要考慮“時滯”和“彈性”。這兩個方面是由瓊·羅賓遜和Lerner在微觀經濟理論和馬歇爾的局部分析方法的基礎上發展而來的。該理論主要分為馬歇爾勒納條件和j曲線效應兩個部分。

第一部分是馬歇爾勒納條件，此理論對出口品的需求彈性顯得更加的關注，因為貨幣貶值對貿易平衡起到了一定的改善作用，而對于幾乎無限供給彈性的商品交易來說， 進口品和出口品的需求的價格彈性往往決定了這個國家的進口和出口規模以及進出口貿易的平衡。對于貨幣貶值的國家，進出口貿易的平衡的取得其實取決于以下四個彈性：出口品的需求彈性和供給彈性，進口品的需求彈性和供給彈性。在假設匯率升降引起幣值變動的效應取決于需求彈性，只有在進出口產品的需求彈性的絕對值之和大于1，貶值才能有利于一個國家的進出口貿易，否則它將惡化進出口貿易的狀況。這就是著名的馬歇爾——勒納條件。

第二部分是j曲線效應，即使在馬歇爾勒納條件可以滿足的情況下，匯率變動引起幣值變動，最終是否有利于一個國家的國際收支，其最終的結果仍然取決于進口和出口的調整數量。但可以肯定的是壁紙的變動會不會導致貿易平衡的改善，這是一個過程，還是需要時間來進行一定的緩沖，因而導致幣值變動和國際收支的平衡存在一個時間差，，所以人們將這種時滯性稱為“j曲線效應”。此外，貶值使一個國家出口的商品，即它的外幣價格的下降，從而使出口具有一定的優勢，但這并不等同于著可以立即增加出口，這樣也意味著國家的出口商品的數量將不會迅速增加。

同時，該貨物進口到該國的數量不會改變，貶值的進口價格增加立即還原，貶值的作用在于擴大出口，抑制進口超過一段時間就不再起作用。在早期的時間段里，一個國家的進出口貿易狀況會更糟糕，只有在稍后的時間會得到改善。所以要貶值改善一個國家的進出口貿易，還取決于對進口商品的需求彈性和供給彈性，對出口商品的供給彈性。

此外還有其他理論，值得一提的是吸收分析理論，這是詹姆斯·米德和西德尼亞歷山大提出的，他們在凱恩斯的宏觀經濟學的基礎之上得出的理論。這個理論主張國際收支的失衡可以通過改變一個國家總的收入和總的支出來解決。

一方面，一國的進出口貿易的狀況變好可以使實際的國民的收入的增加，一方面，通過減少國內的吸收，當增加的收入大于增加的吸收，整體狀況就可以變好，由于收入和支出是相互依賴，兩方的變化將導致其他貿易條件的改變，所以使用財政政策和貨幣政策的同時，還應使用支出轉換政策，消除某些不利影響的政策。當然在經常賬戶出現盈余時，則應采取相反的相關政策措施，以使該賬戶出現均衡。

最后是貨幣理論，該貨幣理論興起于上世紀70年代的中后期，是一個關于國際收支平衡的調節理論，提出該理論的代表是蒙代爾，約翰遜和弗蘭克爾。這一理論認為，自然的不平衡的國際收支屬于一種貨幣現象，并指出國際收支的貨幣供應和貨幣需求的調控作用。

參考文獻：

[1]崔丹，2010，“人民幣升值與中國國際貿易順差的相關性分析”，《經濟研究導刊》2010年第16期 ，70-72頁

[2]韓青，2010，“匯率波動與國際貿易量的不確定性關系---基于中國的經驗證據”，《經濟學》（季刊）第9卷第2期，447—466頁

進出口貿易相關理論范文第4篇

【關鍵詞】進出口貿易 經濟增長 協整檢驗 Granger因果關系檢驗

一、引言

自改革開放多年來，我國進出口貿易獲得了巨大的發展，進出口市場分布逐漸向多元化發展，我國積極主動地通過出口貨物結構出口方式及出口區域結構的的調整，降低進出口風險，實現經濟穩定的增長。林毅夫和李永軍（2001）采用聯立方程組模型，證實出口有利于經濟的增長，羅伯特.遜提出了“對外貿易是經濟增長的發動機”的命題，那么基于這些貿易理論是否適用于正在發展的重慶市呢？必須結合重慶實際經濟發展進行實證分析。重慶市是西部地區唯一的直轄市、國家中心城市，需要發揮在兩大經濟帶建設中的樞紐和支點作用，在對外貿易中取得了顯著成績，據海關統計，2004年全市進出口總額達到38.6億美元，比上年增長48.7%。其中，出口20.9億美元，增長31.9%，高于全市GDP增長幅度，進口17.66億美元，增長14.9%。2006年重慶市積極應對國際貿易出現的新情況，實現全年外貿進出口總額54.7億美元，比上年增長27.4%。其中，出口33.5億美元，增長33%。2007年重慶的進出口貿易總量僅60億美元，根據以上統計數據可以確定進出口總額與經濟增長存在著某種關系。“十二五”期間，重慶市提出進出口貿易達到上千億美元的更高目標，近年來重慶吸引外資高速增長，日漸改善基礎設施，優惠政策，便利資源要素，吸引跨國公司進行新的戰略布局，重慶正在朝著目標奮進。

二、實證分析

（一）變量的選取及數據處理。

本文以重慶市進出口總值（萬美元）作為解釋變量（用X表示），地區生產總值（億元）作為被解釋變量（用Y表示）。由于數據的缺失，樣本數據選取1987年至2010年的年度數據，數據來自于《重慶統計年鑒》。其中變量時間序列可能是非平穩序列，構建的計量模型可能產生“偽回歸”，所以需要對各變量時間序列的平穩性進行檢驗，因為數據的自然數對數變換不會改變原來的協整關系，并且會消除時間序列數據存在的異方差現象，使其趨勢線性化。所以對上述各個變量取對數，以消除數據的不平穩性，變量GDP（地區生產總值）、IE（進出口總值）取對數lnY、lnX，用、表示變量GDP、IE一階差分，用、表示二階差分，取5%臨界值進行研究。

通過上述的數據處理，可以通過Eviews7.0繪制出處理后的lnY 和lnX 的散點圖，見圖1 ：

由圖1可知：根據散點圖可以看出進出口總額與地區生產總值大致呈現上升趨勢。隨著進出口總額的增加，重慶市地區生產總值不斷的增加，兩者的變動的方向基本一致。進而進出口總值的增加有利于經濟健康持續的增長。

（二）單位根檢驗。

首先在進行計量經濟模型之前，必須確保兩變量序列是平穩的，因此使用單位根方法檢驗變量GDP、IE的平穩性，我們采用ADF檢驗方法，lnY、lnX分別進行單位根檢驗，如果水平序列是非平穩的，就要進行一階或者二階差分來檢驗平穩性，利用Eviews7.0，檢驗結果見表1：

由表1分析可得lnY、lnX在水平序列下不能拒絕單位根假設，因此是非平穩的序列，經過一階差分后，lnX序列拒絕了單位根假設，是平穩的序列，但是lnY不是平穩序列，所以進行二階差分。二階差分后，lnY和 lnX在5%的顯著水平下，兩變量序列顯著平穩。

（三）模型的建立。

由散點圖分析可知，隨著進出口總值的增加，重慶市經濟增長（GDP）越快，分析重慶市地區生產總值隨進出口總值的數量規律性，可以建立如下計量經濟模型：

（四）協整分析。

協整檢驗方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗，從協整理論的思想來看，被解釋變量能被解釋變量的線性組合所解釋，兩者之間在穩定的均衡關系，因變量不能被自變量所解釋的部分構成一個殘差序列，這個殘差序列應該是平穩的，因此，檢驗一組變量之間是否存在協整關系等價于檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩序列。用Eviews7.0軟件進行殘差分析如表2：

由表3可知，殘差的水平序列在5%的置信區間水平是非平穩的，在一階差分和二階差分的序列是平穩的，所以認為估計殘差序列是平穩的，計量經濟模型的設定是合理的，因此lnY與lnX兩序列存在協整關系，因變量與自變量之間存在長期穩定的均衡關系。從回歸分析中可以看出lnY與lnX之間具有較高的相關性。對上述方程的經濟意義的解釋是： 假設在其他條件不變的情況下，進出口總值（IE）每增加1%，對應的生產總值（GDP）將增長1.019%，由此可見，重慶進出口對經濟增長具有較強的拉動作用。

（五）Granger因果關系檢驗。

Granger因果檢驗解決了lnX是否引起lnY的問題，也就是lnY能夠在多大程度上被過去的lnX解釋，加入lnX的滯后值是否使解釋程度提高，如果lnX在lnY的預測中有幫助的話，就可以說lnX領先于lnY。檢驗結果見表3：

由表3得出結果：在10%顯著水平上，滯后階數為1時，拒絕原假設，即進出口總值是引起經濟增長（GDP）的Granger原因，反之不成立，所以進出口總值與經濟增長（GDP）是一個單向相關關系。

三、結論與政策性建議

（一）結論。

第一：本文基于重慶市1987～2010年進出口總值與地區生產總值的數據進行平穩性檢驗與協整檢驗，兩個變量序列是平穩的，并且兩者存在一種長期穩定均衡的關系，重慶市進出口總額（IE）越多，經濟增長越快（GDP）。

第二：根據計量經濟模型方程和Granger因果關系檢驗，重慶進出口與重慶生產總值之間存在一個單向相關關系。進出口總值是經濟增長（GDP）的原因，反之不成立。

（二）政策性建議。

1.進出口結構的優化：從本市經濟整體發展的需要出發，挖掘進出口總量背后深層次的貿易結構問題，切實推進進出口商品結構的優化，實現外貿發展同地區經濟發展的良性互動，促進進出口貿易對經濟增長的貢獻。

2.技術發展：本市應關注進出口產品的技術含量和層次，拓展進出口發展的空間，根據國際國內環境的變化，利用各類機會采取有效方式，繼續保持進出口適度增長，進而促進經濟的增長。

3.品牌、創新、改革：重慶市競爭性企業為了獲得國際市場和實現品牌擴張進行進出口貿易，這就需要企業引進高新技術，打造具有影響力的品牌，實行營銷網絡等方式，打開對外貿易市場，堅持制度創新，深化體制改革，推動地區經濟的協調發展。

參考文獻：

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進出口貿易相關理論范文第5篇

關鍵詞：人民幣；實際有效匯率；進出口貿易；脈沖函數；方差分解

根據匯率和貿易收支之間的短期動態關系分析，表現為匯率傳導對貿易收支的短期效應提供信息，這在實踐中也得到驗證。對匯率與一國貿易收支之間長期均衡關系在理論上也得到驗證，即如果匯率和貿易收支之間存在穩定的長期均衡關系，那么升值有可能減少一國的貿易順差狀況。從實踐經驗看，名義匯率對一國的資本項目影響較大，而對經常項目特別是貿易收支項目影響較大的是實際有效匯率。

一、前人的研究綜述

有效匯率是一個國家外匯市場重要的價格信號，它是由本國與其關系較密切的其他國家雙邊匯率的加權平均。有效匯率分為名義有效匯率和實際有效匯率，實際有效匯率是對名義有效匯率剔除通脹因素而得到的，它是一國貨幣真實購買力的體現，因而對宏觀經濟決策和微觀經濟主體的行為選擇有十分重要的作用。按照傳統的國際收支理論，貨幣貶值會引起進出口商品的相對價格變化，進而引起進出口商品的數量發生變動，最終引起貿易收支的變動。但是，這種影響只有在滿足馬歇爾-勒納條件的情況下才會發生作用。在實踐中，由于貨幣合同、匯率傳導、商品數量以及人們決策的相對滯后性，匯率貶值在最初可能會惡化貿易收支；只有經過一段時間的調整之后，貿易收支才能逐漸改善，即存在J曲線效應。

國內的一些學者已經在這方面做了研究。陳彪如（1992）得出我國的進出口需求彈性之和為1.02，認為人民幣匯率對出口貿易影響甚微。戴祖祥（1997）則認為我國的進出口需求彈性之和為1.33，匯率貶值能夠改善貿易收支。魏巍賢（1997）、徐璋勇（1999）等人的研究結論是匯率變動對中國出口的影響是顯著的。沈國兵（2005）認為美中貿易收支與人民幣匯率之間沒有穩定關系。上述研究主要從名義匯率的角度來研究。陳學彬（2007）認為人民幣實際有效匯率對我國進出口貿易影響具有同向性。從各種研究結果來看，選用的樣本區間不同，得到的結論也不同。國外的一些學者對貿易收支與匯率之間關系進行了研究。Cerra（2003）等人利用1985～2001年的季度數據估計了我國出口供給的價格彈性，出口彈性隨著時間發生變化，這也符合我國產業變遷的實際；Marquez Schindler（2006）用1997～2004年的月度數據研究認為我國進出口貿易彈性隨時間而變化，且加工貿易與一般貿易彈性顯著不同等等。總之，關于匯率與進出口貿易關系研究在學術界基本上采用年度和季度數據為多，且實際有效匯率和進出口貿易數據滯后，因而在學術界并沒有形成一致的結論。

二、人民幣實際有效匯率對我國進出口貿易影響的實證分析

根據IMF公布的數據，自我國改革開放以來，人民幣實際有效匯率總體呈下降趨勢，20世紀80年代變化幅度較大，在1994年匯率并軌后逐步升值，其間經歷了我國國內高通脹影響和亞洲金融危機期間保持幣值穩定政策的影響。2002年至2005年7月，人民幣名義匯率穩定，但實際有效匯率呈下降趨勢，其原因在于盯住美元的匯率機制，美元相對其他貨幣貶值，導致人民幣匯率相應貶值。也正是從2002年起，國際上要求人民幣升值的呼聲不斷，我國對外貿易摩擦出現的頻率較前有所提高，但是，這并沒有阻礙我國的進出口貿易旺盛的發展勢頭。2005年7月匯改后，人民幣兌美元名義匯率升值幅度較明顯，而人民幣實際有效匯率變動幅度較小。

（一）模型構建

根據傳統理論，進出口貿易取決于匯率、收入等宏觀經濟變量，且貿易收支與各宏觀經濟變量間是一種相互影響、互為因果的關系，因此，應用向量自回歸（VAR）方法很好地研究相互之間的關系。這里我們著重考慮我國的出口貿易與實際有效匯率之間的關系、進口貿易和人民幣實際有效匯率以及我國GDP之間的關系，建立如下模型：

在上述模型中，EX、IN分別代表我國的出口貿易額和進口貿易額，GDP代表我國國內生產總值，在這里以GDP變化指數形式表示，這三類數據分別來自商務部統計網站，人民幣實際有效匯率來自國際貨幣基金組織國際金融統計（IMF、International Finance Statistics）各期，C1、α1、C2、α2為待定參數，u1、u2為隨機誤差，L表示取自然對數形式，所有數據以1985-2005年的年度數據為樣本。數據處理通過Eview5.0軟件實現。

（二）實證分析

1、單位根檢驗。由于VAR要求數據的平穩性，要考察序列數據之間是否存在長期均衡關系，本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）單位根檢驗方法。檢驗結果顯示，所以變量的水平序列都是非平穩的，而它們的一階差分都是平穩的。

2、脈沖結果分析。脈沖反應函數刻畫了在擾動項上加一個標準差，對于內生變量當前值和未來值所帶來的影響及擾動項對某一變量的沖擊影響，通過VAR模型的動態結構傳導給其他所有變量。脈沖響應函數圖（Impulse Response Function，IRF）能直觀反應VAR模型估計的系數關系。圖1是實際有效匯率（LREER）與出口貿易（LEX）之間的脈沖響應函數圖，圖示響應為20個周期。從圖1看出，給定LREER的初始一單位沖擊，LEX先下降，隨后緩慢上升，說明人民幣實際有效匯率貶值對我國出口作用存在短滯后效應，其效果開始為負，到第五期變為正作用，并且緩慢上升趨于穩定，說明人民幣實際有效匯率對我國出口貿易存在長期正效應，這也與實際存在相一致。圖2是實際有效匯率（LREER）、國內生產總值（LGDP）與進口貿易（LIN）之間的脈沖響應函數圖，圖示響應為20個周期。圖例“Response of LREER to LIN”可以看出，當人民幣實際有效匯率一個正沖擊后，使我國進口貿易量減少，到第二期達到最低點，之后又緩慢上升，使這種沖擊作用變得很微弱，原因是由我國的進口貿易特征所決定的，我國的進口貿易不是以消費品為主，而是加工貿易品，我國進口貿易絕大部分是為了加工貿易，進口貿易與出口貿易高度正相關，所以，人民幣實際有效匯率貶值，短期明顯進口相對下降，長期影響并不十分明顯；這與圖1中人民幣實際有效匯率對我國出口貿易的正效應結論相對應，能夠很好地解釋我國進出口貿易持續發展的歷程。再從圖例“Response of LGDP to LIN”可以看出，當本期GDP受到一個正沖擊后，進口響應增長，到第四期趨于穩定增長，這也說明了國內生產總值增長對進口增長有一定的促進作用。

3、方差分析。方差分解（Variance Decomposition）是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。圖3是實際有效匯率（LREER）與出口貿易（LEX）的方差分解圖，圖示響應為20個周期。從圖例中可以看出，人民幣實際有效匯率對出口貿易的貢獻率較高，最高達到25%左右，這符合匯率尤其是實際有效匯率對出口貿易影響較大的一般規律。圖4是實際有效匯率（LREER）、國內生產總值（LGDP）與出口貿易（LIN）的方差分解圖，圖示響應為20個周期。從圖例“Percent LIN variance due to LREER”可以看出，我國進口貿易的變動受人民幣實際有效匯率的影響較為顯著，最高達到50%以上，最低也有30%左右，與我國實際相一致，即20世紀90年代中期以來，人民幣實際有效匯率總體趨于上升，這對我國進口貿易增長具有一定的帶動作用，也符合匯率對進口貿易作用的一般規律。而從圖例“Percent LIN variance due to LGDP”可以看出，國內生產總值（GDP）對進口貿易的貢獻率并不高，最高也就是13%左右，這與直觀的結論相一致。從這兩者的比較可以看出，對我國進口貿易影響較大的是匯率因素。

三、結論及政策建議

本文分析了人民幣實際有效匯率與我國進出口貿易的長期均衡關系，并適當考慮其它相關因素。從分析結果看，人民幣實際有效匯率對我國進口貿易和出口貿易的影響較為明顯，且具有同相性特征，即人民幣實際有效匯率貶值帶來我國進口貿易和出口貿易的長期均衡發展，雖然這與一般的匯率、貿易收支理論相悖，但體現了我國加工貿易的特征。同時也看出人民幣實際有效匯率對我國進出口貿易相對于其他因素的影響程度較大。因此，應加快人民幣匯率形成機制改革步伐，適當放寬升值幅度，以保證進出口貿易長期均衡發展。

參考文獻：

1、陳學彬,徐明東.人民幣實際匯率變動對我國進出口貿易影響:1997～2006[J].亞太經濟,2007(3).

2、鄭勇.人民幣匯率與中國對美出口的實證研究[J].發展研究,2007(12).

3、孟曉宏.我國經常項目與資本項目的動態關系分析[J].數量經濟技術經濟研究,2004(9).

4、許和連,賴明勇.我國對外貿易平衡與實際有效[J].統計與決策,2002(2).