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進出口貿易論文范文第1篇

催生了大量的物流需求，推動物流業不斷提高服務能力和水平，同時，作為進出口貿易活動中的重要一環，物流業在很大程度上決定了進出口貿易發展的速度，兩者相互作用，共同發展。一方面，隨全球一體化呈爆炸式增長的進出口貿易對物流業發展提出了更高的要求，可以說，現代物流業健康、高速發展已經成為進出口貿易持續發展的先決條件。另一方面，現代物流業的業務流程更加優化，服務水平較高，可以滿足進出口貿易品類不斷豐富、貿易量持續增長的要求，促進進出口貿易的飛速發展。具體來說，物流業的多樣化發展促進了進出口貿易的多品種、小批量發展；物流業的及時性和高效性也促進了進出口貿易的快速發展。綜上所述，物流業的高效發展可以促進進出口貿易的發展。

2物流業與進出口貿易關系分析

一般來說，物流業與進出口貿易存在正相關關系，基于以上認識，本文選取貨物周轉量指標代表華北地區物流業發展水平，進出口總額代表華北地區進出口貿易發展水平，并運用相關性分析和彈性分析兩種統計學分析方法，實證檢驗物流業對華北地區進出口貿易的發展是否有影響，以及影響程度。

3.1貨物周轉量和進出口總額的相關性分析對貨物周轉量和進出口總額進行相關性分析，其目的是驗證物流業對進出口貿易是否有積極的影響，如果有影響，影響程度的顯著性如何。華北地區2003-2012年間貨物周轉量和進出口總額的統計數據

3.2貨物周轉量和進出口總額的彈性分析以上研究通過相關性分析驗證了華北地區物流業發展對其進出口貿易具有正面的促進作用，但無法計算出影響程度有多大。本部分研究以經濟學原理中的彈性理論為依據，力求定量分析出華北地區物流業發展的變化引起進出口貿易變化的幅度有多大。

3結論現

進出口貿易論文范文第2篇

關鍵詞：對外直接投資；協整檢驗；誤差修正模型

改革開放以來，浙江對外貿易發展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現不斷增長的態勢。為了衡量對外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。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優劣勢的態勢，從而直接創造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有統計方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統計數據，研究了這些發達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發達國家的對外直接投資對同行業的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。

上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統計數據，采用協整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，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。

二、實證分析

（一）數據選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發展統計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規模和經濟增長。

（二）時間序列的平穩性檢驗

在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩性檢驗，表明這些變量是平穩的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩性檢驗，即二階單整。

綜上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。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。

（三）協整檢驗

近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）

綜合考察這些變量之間的協整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。

對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩性檢驗結果如表4所示。

回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。

由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。

由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。（四）誤差修正模型

誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）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。

由協整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：

lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1

t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）

lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1

t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）

在誤差修正模型(3)中，協整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，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，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩定。

在誤差修正模型(4)中，協整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態調整過程具有穩定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩定關系。

三、結論與建議

通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：

（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。

從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協整關系，即它們之間存在長期穩定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發展。

縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發展是非常必要的,也是可行的。

（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發展歷程(齊曉華,2004)。由于其規模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。

本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。

從浙江省當前貿易戰略出發,政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創造效應的對外直接投資給予各種政策優惠,從而鼓勵企業積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業步入國際化發展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業結構。

對企業界而言，加入WT0后,國內市場上國內外企業的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業的生存空間，增強企業的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。

參考文獻：

蔡銳,劉泉.2004.中國的國際直接投資與貿易是互補的嗎?——基于小島清“邊際產業理論”的實證分析［J］.世界經濟研究(8).

齊曉華.2004.當代國際直接投資現狀與趨勢分析［J］.投資研究(3).

邱立成.1999.論國際直接投資與國際貿易之間的聯系［J］.南開經濟研究(6).

小島清.1987.對外貿易論［M］.天津:南開大學出版社:437-442.

王亞平.2004.“十一五”期間中國經濟參與國際分工趨勢展望［J］.經濟研究參考(49).

張如慶.2005.中國對外直接投資與對外貿易的關系分析［J］.世界經濟研究(3).

AGARWALJP.1986.Thirdworldmultionalsandbalanceofpaymentseffectsonhomecountries:acasestudyofIndia［M］//KHUSHIMK.MultinationalsfromtheSowth.London:Maemillan.

MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.

MARKUSONJR,JAMESRM.1983.Factormovementsandcommoditytradeascomplements［J］.JournalofInternationalEconomics,14:341-356.

進出口貿易論文范文第3篇

國際金融危機主要表現為全球金融資產價格大幅下跌、金融機構倒閉或瀕臨倒閉以及某個金融市場如股市或債市暴跌等現象。在最近一個世紀的經濟發展中，經濟危機以不同的形式，不同程度地影響著全球經濟的發展。1929年的紐約股市崩盤標志著20世紀30年代的經濟危機，這次危機引起銀行、保險以及整個金融業和實體經濟的危機或衰退。20世紀70年代，新自由主義的興起以及高新技術的發展使得當前的經濟制度不適應經濟的發展現狀，從而產生經濟危機。2008年美國金融危機，導致了很多銀行和金融機構破產。隨著經濟全球化的發展，國際化大企業、海外投資等逐漸增多。這些因素使得2008年的金融危機對全球經濟的影響是空前的。2008年國際金融危機的持續時間也是最長的。到目前為止，很多歐洲國家還沒有從金融危機中恢復過來，很多國家甚至面臨政府倒閉的危險。隨著我國的改革開放程度的加大、進出口貿易的繁榮以及我國外資企業的增多，我國的經濟發展也深受2008年金融危機的影響。在我國國內，出現了大量進出口企業倒閉、外資企業撤離等現象。另外，我國還出現了不同程度的就業困難。針對這個問題，本文重點研究了國際金融危機對我國的進出口貿易的影響。希望這些研究能夠對有效抵御國際金融危機的負面影響有所助益。

2.國際金融危機對我國進出口貿易的影響

2.1我國的進出口企業市場萎縮或供應不足

我國有很多專業的進出口企業，其盈利方式單一，主要依靠進出口業務。這些企業的產品主要銷往國外，或者這些企業的原料只能從國外進口。美國是我國最重要的國際貿易合作伙伴之一。美國的超市里的大部分產品都在中國制造。因此，2008年美國金融危機發生以來，美國的國內消費需求下降，導致我國的進出口企業國外市場萎縮。我國的很多進出口企業出現了大量的產品積壓。另外，雖然我國是制造大國，但不是制造強國。我國的企業普遍缺乏創新意識，產品的原創性比較低，大多是電子、化纖、服裝、玩具、鞋類等勞動密集型產品，產品的附加值比較低。在金融危機時期，各國的貿易保護政策都出現一定的變化，使得國際貿易壁壘增加，導致我國的產品市場占有率急劇縮小。如我國的紡織、服裝、玩具等行業，其出口依存度高達30%-80%，在國際金融危機的影響下，其經營業績比較差。江浙一帶的服裝出口企業的利潤率僅有0.2%，但是當前的訂單卻只有原來的三分之一。

2.2人民幣升值使我國的進出口企業面臨經營困境

金融危機加速了人民幣的升值，卻使得美元不斷貶值。這使得中國出口到國外的產品價格不斷上漲。在金融危機時期很多國家的內需逐漸縮小的情況下，使得我國的產品市場份額逐漸縮小，使得我國的進出口企業的經營壓力逐漸增大。另外，在中國隨著經濟的發展和科學技術的進步、生產自動化程度的加大，中國的人力資源成本也逐漸上升。這使得中國的企業失去一項很重要的優勢，使得企業的利潤率進一步下降。2008年美國金融危機持續時間比較長，美元還有繼續貶值的趨勢，這將使得我國的出口企業在很長一段時間內無法走出經營困境。此外，人民幣升值，導致外商在中國的投資成本升高，如購置設備、勞動力成本等。在盈利不景氣的情況下，很多外商選擇撤資。這對于一些中外合資的進出口企業而言，無異于晴天霹靂，對企業的長期經營不利，甚至會導致企業的破產。

2.3國際金融危機使我國的進出口貿易面臨更大的風險

金融危機時期，很多國家的經濟發展前景不夠樂觀。企業的利潤率降低、就業率下降等現象使得各國開始實施相應的貿易保護主義，來改變貿易逆差的現狀，如技術性、綠色的貿易保護手段。這使得我國的附加值比較低的產品在出口時備受沖擊。如食品、紡織品、低端服裝等。其他形式的貿易保護政策，也使得國際貿易壁壘增高，我國的進出口企業經營難度加大。如美國肆意炒作我國的食品、水產品安全問題等，對我國的產品的聲譽產生不良影響。貿易保護政策的抬頭使得國際貿易摩擦越來越多。如果企業忍氣吞聲，選擇接受退回的產品，而不捍衛自己的權益，那么企業會遭受很多的損失；如果企業選擇通過國際官司的方式捍衛自己的權益，高額的費用也會為企業的發展帶來很大的經濟負擔。另外，為了暫時獲取國外訂單，我國企業在越來越大的國際市場競爭壓力下，接受賒銷結算方式。賒銷結算使得企業的受到國外商業的風險的影響，收匯風險增大。金融危機的影響，使得企業的國內融資以及海外融資難度加大，企業的一旦出現資金周轉不良，就要依靠銀行解決資金問題。這種情況下，企業需要承擔高額的利率。

3.應對金融危機的策略

3.1合理地進行人民幣匯率機制改革

我國的人民幣匯率改革應該根據當前國內、國外經濟發展的情況，與時俱進地進行改革，使之有助于我國的經濟發展。當前我國的人民幣匯率的自由浮動空間比較小，為了適應全球化經濟發展的趨勢，使我國的市場經濟發展更加深化，我國需要進行一定的人民幣匯率改革，使得匯率的浮動的空間逐漸加大，以增強匯率對國際收支不平衡的調節能力。匯率的浮動空間增大也有助于提高我國進出口企業的國際貿易風險防范能力。另外，我國的相關單位應該保持一定程度的外匯市場干預，采用漸進式的干預方式，根據當前的經濟發展狀況相應地調整目標區寬度，以避免出現匯率超調，使得匯率在不斷波動的情況下保持相對穩定。

3.2轉變經濟增長方式

我國的經濟發展，在2008年國際金融危機中，之所以受到如此大的沖擊，是因為我國的經濟發展方式有一定的問題。中國的很多行業的對外出口依存度比較大。我國國內消費者對該類企業的產品需求比較少。在出現金融危機時，一旦國外的市場份額縮減，那么企業的經營將受到重創。為了應對這個問題，我國應該積極轉變經濟增長方式。政府需要通過一系列的手段刺激國內消費，如兼顧收入分配、提高城鎮居民工資等方式。另外，我國的農村消費潛力巨大，有待于充分挖掘。對此，我國政府可以采取一些惠農政策，如家電、汽車下鄉等，擴大農村市場。最后，企業需要優化自身產品組合，提高產品的附加值。使得國外在消費需求縮小的情況依然依賴我國的產品。

3.3企業健全風險防范機制

面對金融危機中各國的貿易保護政策以及其他市場的不穩定因素的增加，企業面臨更大的經營風險。為了安全度過國際金融危機時期，并使企業獲得長足的進步和發展，企業需要健全自身的風險防范機制。首先，在與國外客戶建立合作關系之前，充分地了解客戶的信息，如商業信用、債務償還能力等，在簽訂合同時，通過合理地設置約束，避免交易風險。然后，我國的進出口企業需要選擇合適的結算方式，避免賒銷等結算方式，如選擇信用證、銀行保函風險較小的結算方式。企業在各種活動中要嚴格遵守合同條款要求，避免對方以不符合同為由拒付貨款。

3.4企業需要積極開拓新市場

雖然，金融危機已經嚴重影響了很多國家，但是仍然有很多國家和地區的經濟發展相對獨立，避免了國際金融危機的影響。因此，我國的進出口企業在出現原有市場份額縮減的情況下，可以積極拓展新的市場。如企業可以實施產品多元化戰略，以新的產品組合來獲得新的市場。企業不僅可以向非洲、拉丁美洲等國家和地區拓展新的市場，也可以生產國內需求的產品的方式，暫時規避金融危機的不良影響。新市場的發展不僅可以使我國的進出口企業安全度過危機，而且對于企業長期的發展壯大具有很大的好處。

3.5企業要提高自主創新能力

創新能力不足是我國企業的短板，是我國企業在進出口貿易中遭受重創的重要原因。因此，進出口企業為了增強自身的競爭力，需要重視創新，提高創新能力。首先，企業需要合理地優化產品結構，增加產品的原創性創新以及新產品的市場營銷策略的創新。然后，企業需要重視品牌戰略的設施，積極發展中國的自主品牌，提高企業的核心競爭力。此外，企業還需要創新管理模式，引進先進的管理技術，加強基礎管理和模式創新，以科學管理增強企業的組織效率。最后，企業還可以采取相應的兼并政策，發展產業集群，提高企業抵抗風險的能力。

進出口貿易論文范文第4篇

關鍵詞：經濟增長，進口，出口，誤差修正模型

一.引言

從亞當.斯密提出“剩余產品出路”的學說以來，對外貿易與經濟增長的關系一直都是經濟學家們研究的重要課題。這方面的主要貢獻包括：凱恩斯的對外貿易乘數理論；E.哈根等從出口貿易對技術進步的促進來探討其推動經濟增長的作用；羅默的內生經濟增長理論等[1]。

李京文(1996)[2]通過經濟增長模型的實證分析，指出出口增長對我國經濟增長具有拉動作用。彭福偉(1999)[3]發現凈出口與經濟增長的相關度較弱。陳家勤(1999)[4]認為出口貿易對經濟增長具有巨大的推動作用。楊全發(1999)[5]對巴拉薩(Balassa)[6]建立的模型帶入我國數據進行檢驗，認為出口對于經濟增長具有正向促進作用。劉曉鵬(2001)[7]認為出口與經濟增長的相關度較弱。Lawrence(2000)[8]在部門的層次上檢驗了日本1964～1985年和韓國1963～1983年的進口和產業政策與勞動生產率的關系，發現進口是促進勞動生產率增長的一個重要因素。Onnolly(2005)[9]用75個國1965-1990年的專利數據來代表這些國家的模仿與創新，量化了高科技產品進口對進口國(發展中國家)模仿與創新的溢出效應，來自發達國家的外來技術對進口國單位資本GDP增長的貢獻大于其國內的創新。

Lawrence(1999)[8]在美國對20世紀80年代100多個制造業產業中國際競爭力對其全要素生產率的影響進行了研究，發現進口競爭刺激了全要素生產率的提高。Wang和Xu(2000)[10]考察了工業化國家間通過資本品貿易和外商投資而產生的R8D溢出效應。

以上研究成果在運用計量模型進行實證分析時因忽略了相關重要變量而使得檢驗和經濟解釋具有相當大的局限性。跨國(地區)的截面數據的研究方法存在一定的局限性，OLS回歸分析方法要求所使用的數據是平穩的，如果用OLS回歸分析方法分析非平穩的時間序列關系，則容易出現偽回歸現象[11]，另外，已有的研究假設所選的國家具有共同的經濟結構和相似的生產技術，這在現實生活中無法滿足，對于所研究變量的定義和時期的選取也會影響經驗結論等。上述對于單個國家(地區)時間序列研究得出了不一致甚至相互矛盾的結論，其主要原因有以下三點：實證模型中信息集的選取的差異；模型滯后期選擇的差異；模型方法及檢驗統計量選擇的差異。例如，進出口對于經濟增長的作用往往是經歷一定的時滯，若忽略這一因素而進行最小二乘估計就會得出片面甚至錯誤的結論。基于上述考慮，筆者通過分析進口、出口和經濟增長三者的協整關系，并進而建立誤差修正模型，深入地探討了進口和出口對于經濟增長的影響。

二.數據和模型分析

本文采用出口總額(EX)、進口總額(IM)來反映對外貿易狀況，通過國內生產總值(GDP)反映經濟增長。本文依據各年《中國統計年鑒》從1985年至2005年的以當年價格計算的國內生產總值和以1985年為基期的按可比價格計算的國內生產總值指數，折算出1985年為基期的國內實際生產總值。為消除數據中可能存在的異方差性，分別對上述三個變量進行對數變換，其對應序列記為LEX、LIM和LGDP。

圖2：實際國內生產總值、出口額和進口額對數差分的變化趨勢

貿易,經濟增長

1.單位根檢驗

從圖1可以判斷它們之間具有一定的共同趨勢性，為消除共同趨勢的影響，本文對變量采取差分處理(見圖2)。從圖2中可以看出GDP、進口和出口的差分序列呈現出平穩的特征，筆者使用ADF單位根檢驗，檢驗的結果如表1所示。

注：1．對GDP、出口和進口對數序列的ADF檢驗中，包含了位移項（intercept）和趨勢頂(trend)，因為從圖1中可以看出，這二個序列都包含一定的位移和趨勢，如果不考慮位移和趨勢就可能產生錯誤的單位根判斷；而對差分序列的ADF檢驗中，則既不包含移位頂，也不包含趨勢頂，因為圖2顯示這二個序列都不包含位移和趨勢。

2.*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設；**表示在5%的顯著水平下拒絕原假設；***表示在10%的顯著水平下拒絕原假設。

GDP、出口和進口的對數序列ADF統計量的絕對值均小于在10%顯著水平下臨界值的絕對值，不能通過ADF檢驗，這三個序列都存在單位根，是非平穩序列。而這三個差分序列的ADF統計量絕對值均大于在5%顯著水平下臨界值的絕對值，不存在單位根，都是平穩序列。GDP、出口和進口的對數序列是一階平穩序列，因此可以進一步檢驗三個變量之間是否存在協整性。

2.協整檢驗和誤差修正模型ECM

本文采用使用Johansen極大擬然估計法檢驗經差分修正后的平穩序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型對滯后期的選擇比較敏感，所以采用AIC準則來確定最佳滯后期。在滯后期數確定之后，再對協整中是否具有常數項和時間趨勢進行驗證，然后再對數據進行協整檢驗[12]。結果見表2。

由表2可以看出，在5%的顯著水平下，經濟增長與出口、進口之間存在唯一的協整關系。根據Granger定理，一組具有協整關系的變量一定存在誤差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger兩步法來建立誤差修正模型。

第一步，先建立長期關系模型，即對水平變量(ordinaryvariable)進行OLS估計，其方程如下：

LGDP=4.526845+0.623032LEX-0.049701LIM(1)

(13.53709)(4.293514)(0.291202)

=0.967508S.E.=0.096935

從進出口總額與GDP之間的長期關系來看，GDP對出口的彈性為0.623，而對進口的彈性為0.0497，出口比進口對經濟增長具有更強的影響，而且進口項的系數未能通過t檢驗，即在統計上是不顯著的。

第二步，建立短期動態關系，即誤差修正模型。將長期關系模型中的各變量以1階差分的形式重新構造，井將長期關系模型所產生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個從一般到特殊的過程中，對短期動態關系逐個進行檢驗，不顯著的項逐漸剔除掉，直到找出最適當的表達式。筆者用EC表示長期關系方程(1)中的殘差，通過試驗，得到兩個比較適當的表示短期動態關系的誤差修正方程方程(2)和方程(3)。

DLGDP=0.0797+0.0246DLEX+0.04695DLIM-0.22869EC(-1)(2)

(13.1998)(0.6363)(1.1951)(-4.5138)

=0.62412S.E.=0.017467DW=1.16937

DLGDP=0.0813+0.06274DLIM-0.217152EC(-1)(3)

(15.0472)(2.1034)(-4.683832)

=0.61325S.E.=0.01712DW=1.2987

這兩個方程中的回歸系數都通過了顯著性檢驗，誤差修正項系數為負，符合反向修正機制。方程(2)說明從短期動態關系來看，我國的GDP和出口、進口序列之間存在著密切的聯系，但進口比出口對GDP的增長具有更強的促進作用，這不僅表現在進口項和出口項系數的大小上，而且也表現在進口項的系數在1%的顯著水平上通過檢驗，而出口項的系數在10%的顯著水平上才通過檢驗。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增長率的含義，因此，進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.047%，出口增長率每增加1%,GDP的增長率將增加0.025%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.229的比率對本年的GDP增長率做出修正。

方程(3)是在進一步剔除了不太顯著的出口項后得到的誤差修正模型。它表示在短期內不考慮出口對GDP的影響時，進口對GDP增長的促進作用。進口項的系數說明進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.063%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.217的比率對本年的GDP增長率做出修正。

3.向量誤差修正模型VEC

Granger(1987)[13]指出，若變量之間存在協整，則這些變量之間至少存在一個方向的Granger因果關系：要么滯后差分項的系數聯合檢驗(一般用F檢驗)顯著，因而存在短期因果關系，或者誤差糾正項系數顯著而存在長期因果關系。因此，在確定變量之間存在協整關系后，就可以構造向量誤差修正模型，以確定它們之間的相互調整速率及短期互動影響井觀察變量間的因果關系。表3為根據向量誤差修正模型得到的估計結果，對表3的結果進行分析，可以得出以下結論。

(1)根據表3第一列數據分析各變量對GDP增長的短期影響及長期均衡關系，從短期來看，進口對GDP的影響僅在兩個時滯后在10﹪的水平上對GDP有正向影響，可能是因為進口相對減少了內需。另一方面進口的增加將會淘汰落后廠商，所以起初進口的增加對產出增長有負向作用，但兩個時滯后，進口的機械設備或原料會提高生產效率或加工后的產品銷往國外賺取附加值，從而促進經濟增長[14]。我國長期以來所實施的進口政策是鼓勵生產性資本品的進口而限制消費品的進口，在我國的進口中包括了大量的先進設備和技術以及我國短缺的原材料，這無疑也會對我國的經濟增長產生重要的推動作用；各變量均通過長期均衡關系來影響GDP的增長，每年LGDP的實際值與均衡值的偏差的約6.6﹪被糾正。這在一定程度上也證實了黃國祥(1999)[15]和賈金思(1998)[16]的觀點。

(2)總產出對進出口影響不顯著，主要的原因在于我國的出口產品結構升級戰略仍處于外延式、粗放型增長階段[17]，出口以價格競爭為主，未能有效提高出口產品的質量和增加值，從而影響了出口對經濟增長的促進作用?，F階段我國實行的不斷提高制成品出口比例的出口導向貿易戰略仍然是停留在粗放型、數量型的增長上，還未能實現有效提高出口產品質量及附加值的集約型發展方式的轉變[2]。

三.主要結論與政策建議

通過協整檢驗分析，得出的結果具有明顯的經濟意義：出口對國民經濟增長具有推動作用，進口對國民經濟增長具有一定的抑制作用，但進口對國民經濟增長的抑制作用要比出口的促進作用小得多，這與新古典經濟學“出口促進經濟增長”的假說相吻合?，F代經濟理論認為，一國對外貿易對經濟增長的貢獻，可以從短期貢獻和長期貢獻兩個角度來分析。從短期來看，一國經濟增長主要取決于投資需求、消費需求和凈出口需求三個因素。但是，如果從長期供給的角度分析，經濟增長的主要因素則是要素供給的增加和全要素生產率((TFP)的提高兩大類。要素供給投入的增加包括資本和勞動供給的增加。全要素生產率的提高則包括產業結構優化、規模經濟、制度創新、知識進展等等，全要素生產率的高低反映了一國經濟增長的方式一，經濟增長集約化的程度.對一國經濟增長具有及其重要的意義，而這些因素都與進口和利用外資有著密切的關系。

從短期動態關系來看，出口和進口都對國民經濟的增長具有促進作用，但出口對國民經濟增長的促進作用比進口小得多，而且出口項系數不能通過5%顯著水平的統計檢驗。這說明就短期動態關系而言，對外貿易對經濟增長的促進作用主要是通過進口來實現的。就當前情況而言，擴大出口是促進經濟增長的有效途徑，但要在擴大出口的同時盡可能的保持進口的同步增長，要盡量保持進出口平衡，因為我國現階段還不是完全意義上的出口導向型，進口對于經濟增長的彈性仍然相當大。

格蘭杰因果檢驗顯示我國出口與經濟增長的相關關系較弱，主要是因為傳統上我國出口的擴大對經濟增長的促進作用主要是依賴對閑置資源的利用。我國正逐步放棄傳統出口增長的貿易戰略，我國的初級產品出口基本上是符合市場調節機制的。我國的出口增長是可以獲得貿易利益，并可為剩余資源找出路，故而對經濟增長具有一定的促進作用。我國的制成品出口主要還集中于一些勞動密集型產品，以便發揮我國勞力和資源的優勢，在國際上，這必然會面臨勞動力和資源更加低廉的東南亞國家的有力的競爭，致使貿易條件進一步惡化。根據我國要素稟賦的特點，大力發展具有比較優勢的勞動密集型產業，促進出口迅速發展和出口商品結構的優化，同時能夠擴大就業，緩解就業壓力。

從中長期來看，為了發揮出口貿易在經濟增長中的作用，應該推進高新技術產業的發展，進一步提高技術進步的增長貢獻，加強附加值高的產品的出口，是貿易出口盡快實現從勞動力和資源為主的粗放型向質量和技術為主的集約型的出口方式的轉變，努力提高出口產品的國際競爭力。

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進出口貿易論文范文第5篇

1.1對外貿易取得巨大成就的同時平衡進出口貿易成為國策

改革開放30年來我國對外貿易取得了重大成就，2013年中國進出口貿易總額從206億美元增加到4.16萬億美元，增長了202倍，占世界貨物貿易比重的12%，成為世界第一大貿易國。當前，加大進口規模，改善進出口貿易不平衡的現狀已經成為國策。2006年，總理在廣交會開幕式上就提出了要更好適應對外開放新形勢，擴大進口，增加出口，推動進出口貿易協調發展的要求。商務部研究院專家也表示，今后我國的經濟增長模式必然要從高度依賴外需轉向內外需并重，相對應的貿易政策取向必然從“擴大出口創匯”轉向“國際收支基本平衡”。由此可見，擴大進口，優化進口貿易結構是推動我國經濟可持續發展的重要舉措。

1.2進口結構不合理，新興生活消費品進口規模亟待提升

中國是世界第一大貿易國，也是第三大進口國，中國高速增長的經濟進一步擴大了對進口的需求。然而在進口貿易結構上，傳統的資源性和機電類商品進口始終占據了絕大部分比例，據官方的統計數據顯示，我國主要的進口產品有以下幾大類:電機、電氣、機械器具、零件以及礦物燃料、礦物油等原材料。這幾個類別占到中國進口額的50％以上，而一些能夠在國內消費市場產生內需拉動作用和消費品質提升作用，并最終通過經濟和技術傳導機制推動我國產業鏈升級的生活消費品，其進口嚴重不足。2010年中國消費品進口占全社會消費品零售總額的比重只有3%。由此可見，我國進口貿易結構不合理，資源性、傳統性的商品進口漸趨飽和，具有很大增長潛力的新興生活消費品進口不足，影響進口貿易科學健康發展。

2中國進口消費品需求空間巨大

2.1消費增長為進口商品需求打開巨大空間

隨著中國成為世界消費大國的步伐加快，國內消費水平和層次不斷提高，受國內擴大進口政策和消費需求雙重拉動，各種各樣的精神消費品、生活方式、消費理念隨同各種媒介對中國進行傳播，精神上的“滲透”為國外產品進入中國市場開辟了道路。近五年里，中國最終消費率分別為59.8%、58.2%、55.5%、53.9%、55.4％，基本呈持續下降趨勢，且10年來我國最終消費率平均為58.5%，這比世界平均消費率78％～79％低了近20個百分點?？梢娺M口消費需求增長潛力和空間巨大。以服裝為例，我國對進口服裝需求巨大，按年產服裝200億件近一半出口計，中國國內缺口約30億件。

2.2富裕階層的興起成為進口商品消費的中堅力量

萬事達卡國際組織近日公布的一份報告指出，隨著中國經濟在過去數年間的高速發展，目前國內個人消費年增速已達12%，占GDP的46.5%。在未來的10年間，以40歲以下人群為主力的居民個人消費實際增長率有望達18％，收入在5000美元以上的消費者數量將以每年24%的速度增長。中國的富裕人士擁有亞太地區22.3％的財富，人均擁有資產達到510萬美元，僅次于日本。富裕消費者更青睞外國商品，并且嘗試新技術的可能性更大，他們通常是購買新技術的第一批消費者，而且為高質量商品支付溢價的意愿比主流消費者高很多。福布斯研究院一份關于千萬富翁的研究報告稱，這些富豪平均年消費達200萬人民幣。

2.3巨大的進口商品消費需求

通過代購形式來釋放中國居民對進口消費品的需求日趨旺盛，根據高盛公司的研究報告，在中國大陸總共有1億7千萬人曾經消費過進口商品，占總人口數的13％。目前相對于國內市場，國外商品品種多、質量好而且新產品在歐美的上市時間總比國內早3～6個月。商品價格普遍較低如數碼產品、圖書、首飾運動產品等都有50%～60%的折扣，如此低價，對國內消費者有著相當的誘惑力。國內消費者對進口產品的興趣越來越集中到消費品，尤其是國外創新、時尚、綠色產品上。在缺乏有效供給的情況下，這種需求主要通過“代購”形式來釋放，特別是近年來人民幣升值帶來了海外代購的飆升，主要集中在以美元為主要貨幣的歐美區域。代購的商品主要集中在價格比較高昂的化妝品、保健品和服飾箱包三大類。比如不少有機會去香港旅游的游客往往都要受別人的委托，代購一些商品回來；內地旅游團赴港旅游的一項重要內容就是購物；南方一些城市已經出現專業的赴港代購人員；有的甚至已經開起了網上商店或者網下實體店，通過網絡渠道從國外代購商品等“，代購”形式給更多的購買者“全球掃貨”的機會，已成為越來越多人的選擇。

2.3.1網上代購異軍突起

各大網上交易平臺紛紛推出的“海外代購”服務項目，網上代購異軍突起，隨著網絡的觸角延伸到世界各個商品集散地。國內某購物網站打出的廣告語稱“：要跑在CPI的前面”“，用人民幣買美貨”。這和傳統的需要各種關系和渠道的“海外代購”比較起來“，網上代購”確實給了更多的購買者“全球掃貨”的機會。易趣網在2008年6月推出“美國直送”業務，每月成交量均以3～5倍的速度增長。

2.3.2國際代購

國際代購通過資源整合，極大地豐富了消費者的購物范圍，拓寬了選購的空間。國內的網上國際代購分為兩種形式：專業國際代購網站和個人代購網店。前者通常是與國外網上購物網站聯系組成一個大的網絡，如國際代購網()里面的商品齊全，并且價格低廉，消費者可通過它們選購國外網站上看到的商品；而后者通常是依附于大的購物網站如eBay、淘寶、拍拍等的個人經營網店。

3傳統渠道和平臺難以推動平衡進出口貿易發展

3.1三大現有進口渠道分析目前，國外商品主要通過直設渠道、渠道、進口公司等三大渠道進入中國。

3.1.1直設渠道外國商品制造商或品牌擁有者取得出口中國的經營權，直接參與到該商品或品牌在國內的分銷，或者外國生產商或品牌擁有者在國內設立分支機構或辦事處，包括直接設置零售終端和同內資合作組建分銷渠道。

3.1.2渠道外國商品制造商或品牌擁有者同中國商簽訂合同，由中國商負責商品分銷。3.1.3進口公司由具備進口經營權的中國企業，通過直接采購、參加展會等形式進口國外商品，然后在國內進行分銷，這是最主要的進口貿易渠道。

3.2現有進口貿易平臺分析

在經濟全球化時代，以及國家鼓勵擴大進口以平衡貿易發展的大環境下，展會貿易和網絡電子商務也為國外商品和品牌打入中國市場提供了進口平臺。

3.2.1展會平臺將眾多國外商品或品牌匯聚一地，吸引各類商、經銷商和進口貿易公司前往洽談采購。以廣交會為代表展會平臺是國外商品和品牌打入中國市場時不多的選擇之一。

3.2.2網絡平臺利用網絡商品的供求信息，交易雙方在網絡中實現商流、信息流和資金流的交易過程。萬事達卡國際組織的最新一期透視報告《經濟危機與亞太、中東和非洲區網上購物偏好》顯示，在中國大陸市場，82%的受訪者有過網上購物經歷。書籍和藝術品是網上消費者最常購買的物品，有61%的受訪者選擇此項，家居用品與電子產品(59%)和女性服飾(56%)則位列其后。沖動性消費主要發生在女性服飾(49%)和家居及電子產品(45%)兩類商品上。總體而言，以直設、和進口公司為主要渠道的進口貿易無法完成溝通世界消費文化、培育國民消費興趣的使命“，擴內需”國策不能有效開展。而以展會和網絡為代表的進口貿易平臺又無法提供商品進口的一攬子解決方案，阻礙了國外消費品進入中國市場的步伐。

4構建全新模式拉動進口貿易增長

4.1國外企業對全新模式需求意愿強烈

當前，中國正出現從“世界工廠”向“世界市場”轉變的趨勢，各國企業對于進入中國市場的興趣也來越濃，許多國家各類企業已經將中國作為第一市場，正伺機敲開中國的市場之門。中國市場已經成為世界各國生產企業爭相進入之地，各國豐富的消費品為本項目開展進口商品的貿易和零售提供了取之不盡的資源。截至目前，國外企業進入北京比例不高，世界500強零售企業42家僅有14家(表1)進入，全球零售商250強中有38家企業已進入北京，還有212家企業沒有進入北京。由此可以看出，國外企業急需以一種全新的模式進入中國市場。

4.2國內零售企業“一站式”采購需求旺盛