進(jìn)出口貿(mào)易管理精選(九篇)

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第1篇：進(jìn)出口貿(mào)易管理范文

［關(guān)鍵詞］ VAR；專利授權(quán)；貿(mào)易進(jìn)出口

doi : 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2012 . 20. 022

［中圖分類號(hào)］ F76 ［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］ A ［文章編號(hào)］ 1673 - 0194（2012）20- 0034- 03

0 引 言

自改革開放以來，專利的應(yīng)用對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的支持作用不斷上升。隨著中國加入WTO以及中國的對(duì)外貿(mào)易額越來越大，許多企業(yè)由勞動(dòng)密集型向技術(shù)密集型轉(zhuǎn)變、同時(shí)又推動(dòng)著制造經(jīng)濟(jì)向創(chuàng)意經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變，比起反補(bǔ)貼、反傾銷等貿(mào)易壁壘，技術(shù)創(chuàng)新密切相關(guān)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)才是我國企業(yè)走出去的首要障礙。而專利與中國對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系也越發(fā)緊密起來。

1 中國專利及對(duì)外貿(mào)易現(xiàn)狀

專利是衡量一個(gè)國家地區(qū)創(chuàng)新活動(dòng)的重要指標(biāo)，代表了該地區(qū)的科技實(shí)力。在中國，社會(huì)公眾對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的了解有限，更欠缺創(chuàng)造、保護(hù)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的意識(shí)。一些企業(yè)在國際貿(mào)易中對(duì)有關(guān)商品所涉及的知識(shí)產(chǎn)權(quán)缺乏更深層次的了解，一方面是導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新能力低下，出口產(chǎn)品的科技含量和自主品牌的競爭力不足；另一方面是引起企業(yè)無意識(shí)的侵權(quán)情況不斷增加，比如定牌加工企業(yè)，由于缺乏知識(shí)產(chǎn)權(quán)意識(shí)，在簽訂定牌加工合同時(shí)，沒有審查委托人是否真正擁有所委托使用的專利，經(jīng)常造成無意識(shí)侵權(quán)。

鑒于中國對(duì)外經(jīng)濟(jì)發(fā)展的走勢，很多企業(yè)已經(jīng)開始了知識(shí)產(chǎn)權(quán)戰(zhàn)略。由于中國的出口業(yè)務(wù)主要來自于“三來”業(yè)務(wù)，而非真正的自主生產(chǎn)、發(fā)明出口，所以為了推動(dòng)高端產(chǎn)品的對(duì)外貿(mào)易，必須加強(qiáng)技術(shù)的開發(fā)與應(yīng)用。

從1985年4月到2010年6月，國家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局共受理3種專利申請6 285 211件，其中，國內(nèi)申請5 305 218件，占總量的84．4％，國外申請979 993件，占總量的15．6％。發(fā)明、實(shí)用新型、外觀設(shè)計(jì)的專利申請數(shù)量分別為2 098 964件、2 169 735件和2 016 512件，在總量中各自占33．4％，34．5％和32．08％。目前專利申請呈現(xiàn)的主要特點(diǎn)：3種專利申請總量持續(xù)快速增長，但較前兩年不同的是，發(fā)明的申請?jiān)鏊俅蠓岣?，改變了之前?shí)用新型、外觀設(shè)計(jì)占主導(dǎo)的局面，實(shí)現(xiàn)3種專利申請份額基本持平；在國內(nèi)的專利授權(quán)量排在前10位的國家依次是：日本、美國、德國、韓國、法國、荷蘭、瑞士、英國、意大利、瑞典。且累計(jì)數(shù)量日本以195 243件遙遙領(lǐng)先于位居第二的美國94 135件，足見日本不僅是技術(shù)輸出大國，并且對(duì)于在中國的技術(shù)策略是非常明顯。

據(jù)海關(guān)統(tǒng)計(jì)，2009年我國進(jìn)出口22 072．7億美元，比上年下降13．9％。其中出口12 016．7億美元，下降16％，出口價(jià)格下跌6．2％；進(jìn)口10 056億美元，下降11．2％，進(jìn)口價(jià)格下跌12．7％。全年實(shí)現(xiàn)貿(mào)易順差1 960．7億美元，減少34．2％。

從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)得知，中國的專利數(shù)是不斷增長的，但從實(shí)際來說中國的專利發(fā)展還處于初級(jí)階段。而中國的外貿(mào)發(fā)展，基本上是呈現(xiàn)上升的趨勢。本文將從計(jì)量的角度研究我國的專利狀況與對(duì)外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的相互關(guān)系。

2 數(shù)據(jù)處理及方法選擇

2.1 數(shù)據(jù)處理

本文主要運(yùn)用了3部分的數(shù)據(jù)：中國知識(shí)產(chǎn)權(quán)局所統(tǒng)計(jì)的年報(bào)數(shù)據(jù)、聯(lián)合國UNCOMTRADE提供的中國對(duì)外貿(mào)易數(shù)據(jù)以及WIND數(shù)據(jù)庫的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)。在專利數(shù)據(jù)上選擇在華的專利授權(quán)數(shù)，因?qū)＠暾垟?shù)反映的是技術(shù)創(chuàng)造者的專利意識(shí)，而專利授權(quán)數(shù)才如實(shí)地反映了專利的獨(dú)創(chuàng)性、新穎性和實(shí)用性，即授權(quán)數(shù)決定了技術(shù)是否可以真正應(yīng)用于實(shí)踐?？紤]到中國對(duì)外進(jìn)出口，將專利數(shù)據(jù)又分為國外在華3種專利的授權(quán)數(shù)，中國在國外及港澳臺(tái)申請專利的授權(quán)數(shù)。而宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)主要是國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP。

因此數(shù)據(jù)包括：GDP、進(jìn)口額（IM）、出口額（XM）、國內(nèi)3種專利授權(quán)數(shù)（DPG）、國外在華3種專利授權(quán)數(shù)（FPG）、中國在國外及港澳臺(tái)申請專利授權(quán)數(shù)（TOF）。

本文采用1987-2007年的數(shù)據(jù)。選擇這21個(gè)年份的數(shù)據(jù)主要是受限于中國的專利年報(bào)所提供的數(shù)據(jù)記錄，在1987年之后的數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)口徑是保持一致的。

為了去除物價(jià)變動(dòng)因素對(duì)進(jìn)出口、GDP的影響，我們用GDP平減指數(shù)（deflator）作為通脹率對(duì)上述數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。用這個(gè)指數(shù)作為價(jià)格指數(shù)，是由于CPI、PPI等只能反映某一方面的物價(jià)變動(dòng)情況，而GDP平減指數(shù)能夠比較全面地反映物價(jià)走勢。轉(zhuǎn)化公式：

上式中，我們以1978年的數(shù)據(jù)作為基期（GDP指數(shù)為100）。GDPdeflatori表示各年GDP平減指數(shù)，GDP表示各年GDP名義值， GDPindexi表示各GDP指數(shù)。

2.2 方法選擇

研究中國專利的發(fā)展變化與外貿(mào)進(jìn)出口之間的關(guān)系是為確定它們之間的穩(wěn)定關(guān)系和統(tǒng)計(jì)學(xué)上的依存度。應(yīng)從整體綜合考慮， 而不能僅僅研究兩兩關(guān)系。傳統(tǒng)的計(jì)量方法不能對(duì)變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系給予充分說明，而用非結(jié)構(gòu)性方法建立表明各個(gè)變量之間關(guān)系的模型是對(duì)傳統(tǒng)模型的一種有力改進(jìn)。

本文使用的向量自回歸模型（VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立的，VAR模型把系統(tǒng)中每個(gè)變量作為所有內(nèi)生變量滯后的函數(shù)來構(gòu)造模型。實(shí)際建模時(shí)滯后期p根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨準(zhǔn)則（SC）確定， 兩者取值都越小越好。所有的數(shù)值運(yùn)用R軟件進(jìn)行分析處理。

第2篇：進(jìn)出口貿(mào)易管理范文

隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，現(xiàn)代科技的不斷進(jìn)步，以及社會(huì)公眾生活水平的日益提高，綠色環(huán)保的概念越來越深入人心，隨著低碳經(jīng)濟(jì)的提出，各國的服裝紡織企業(yè)紛紛對(duì)于改進(jìn)服裝紡織生產(chǎn)，促進(jìn)服裝貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展給予了充分的重視和關(guān)注。為了能夠在保持并促進(jìn)服裝貿(mào)易經(jīng)濟(jì)增長水平的同時(shí)，不斷對(duì)于服裝紡織行業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行提高，各國不斷采用通過新的行業(yè)法規(guī)或標(biāo)準(zhǔn)的方式使本國服裝紡織產(chǎn)品的質(zhì)量得到改善和提高，同時(shí)，進(jìn)口國通過國際貿(mào)易政策作為壁壘，對(duì)于低標(biāo)準(zhǔn)的產(chǎn)品輸入進(jìn)行限制。從服裝紡織行業(yè)的發(fā)展角度看，各國的新法規(guī)和新標(biāo)準(zhǔn)確實(shí)有助于促使服裝紡織企業(yè)完成高投入、高耗能、高污染的增長模式的轉(zhuǎn)變，也有助于促進(jìn)服裝紡織產(chǎn)業(yè)的升級(jí)，同時(shí)對(duì)于保護(hù)生態(tài)環(huán)境、維護(hù)人類的生命健康也有很大的幫助。然而，各國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及行業(yè)技術(shù)水平畢竟存在著巨大的差距，國際服裝貿(mào)易的發(fā)展也十分不平衡，這就導(dǎo)致了服裝紡織產(chǎn)業(yè)的行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)的國際化進(jìn)程很難能夠在世界的范圍內(nèi)得到一致的認(rèn)可。假如發(fā)達(dá)國家以其發(fā)達(dá)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景為支撐，利用先進(jìn)的行業(yè)技術(shù)優(yōu)勢在是世界范圍內(nèi)強(qiáng)勢推行服裝貿(mào)易行業(yè)的國際化標(biāo)準(zhǔn)，必然會(huì)極大程度地扭曲國際服裝貿(mào)易的發(fā)展格局，特別是會(huì)極大程度地影響發(fā)展中國家的服裝進(jìn)出口貿(mào)易。近年來，由于世界經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，發(fā)展中國家社會(huì)經(jīng)濟(jì)的崛起，發(fā)達(dá)國家的服裝貿(mào)易逆差正在不斷擴(kuò)大，針對(duì)于這一現(xiàn)象，歐、美等發(fā)達(dá)國家甚至將服裝進(jìn)出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)、政治目的相掛鉤，通過各種借口和理由對(duì)國際服裝貿(mào)易的自由化進(jìn)程進(jìn)行阻撓。

從我國的服裝進(jìn)出口貿(mào)易的客觀實(shí)際看，自進(jìn)入WTO以來，我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易在國際貿(mào)易中一直遭遇黃燈。在取消配額制度以后，我國的服裝進(jìn)出口貿(mào)易并沒有因此得到解放，服裝進(jìn)出口貿(mào)易的自由化局面并沒有因此而出現(xiàn)，以歐美的發(fā)達(dá)國家為代表，我國服裝出口貿(mào)易一直遭受到設(shè)限，并且受到他們所謂的“中國”的影響，在服裝出口貿(mào)易方面一直遭受到各種限制措施。隨著我國社會(huì)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，以及歐美等發(fā)達(dá)國家所引起的輿論影響和示范效應(yīng)，其他國家或地區(qū)也作出了一些跟風(fēng)的反應(yīng)，針對(duì)我國的服裝紡織產(chǎn)品制訂并實(shí)施了一系列限制貿(mào)易的措施，我國的服裝進(jìn)出口貿(mào)易因此受到了巨大的影響。

盡管我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易在國際貿(mào)易環(huán)境中受到了很多不公的待遇，但是最終還是要從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響上尋找根源，為此，回顧我國經(jīng)濟(jì)與服裝進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展歷程，分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于我國服裝進(jìn)出口的影響，有助于我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易行業(yè)明確自身在國際貿(mào)易中所處的位置，制訂出有效的應(yīng)對(duì)措施。

一、經(jīng)濟(jì)起步階段的服裝進(jìn)出口貿(mào)易

建國初期，百廢待興，我國的工業(yè)發(fā)展幾乎是零基礎(chǔ)，面對(duì)以美國為代表的國際帝國主義在經(jīng)濟(jì)上的封鎖，在服裝紡織行業(yè)的目標(biāo)是要能夠盡快地解決我國廣大人民的穿衣問題。為了盡快實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)，國家立足國內(nèi)現(xiàn)有資源，特別是依靠農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)，憑借天然原材料重點(diǎn)促進(jìn)棉紡織工業(yè)的發(fā)展，兼顧絲織、麻、毛以及化纖等服裝紡織工業(yè)的發(fā)展。經(jīng)過全國人民的團(tuán)結(jié)努力、自力更生，到了20世紀(jì)70年代末，我國的服裝紡織行業(yè)已經(jīng)發(fā)展成為具有豐富品種和齊全工業(yè)門類的產(chǎn)業(yè)部門，為我國的服裝紡織產(chǎn)業(yè)和服裝進(jìn)出口貿(mào)易的快速發(fā)展奠定了基礎(chǔ)。

在這一階段，我國服裝紡織工業(yè)的發(fā)展主要還在于滿足國內(nèi)的需求，產(chǎn)量主要多用于自給自足，服裝進(jìn)出口貿(mào)易的量非常少，出口的紡織類產(chǎn)品也主要是初級(jí)產(chǎn)品，被出口用于吸引外匯從而進(jìn)口國內(nèi)經(jīng)濟(jì)建設(shè)所必須的物資。舉例說明，在1978年，我國的服裝進(jìn)出口貿(mào)易額僅僅是24.3億美元，這一數(shù)字在世界服裝進(jìn)出口貿(mào)易總額中的比重非常微小，也由于當(dāng)時(shí)我國與國際服裝紡織品貿(mào)易及世界服裝紡織行業(yè)的聯(lián)系很少，因此在我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易中與國際上的糾紛和摩擦也較少。

二、經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展階段的服裝進(jìn)出口貿(mào)易

20世紀(jì)80年代以來的改革開放促使我國服裝紡織工業(yè)的發(fā)展進(jìn)入了高速發(fā)展的階段，服裝紡織產(chǎn)業(yè)的發(fā)展終于走出自給自足的發(fā)展模式，從內(nèi)需型的導(dǎo)向轉(zhuǎn)變?yōu)槌隹趯?dǎo)向型。在這一時(shí)期，國內(nèi)服裝紡織工業(yè)抓住了改革開放的歷史基于，不斷進(jìn)行企業(yè)改革的探索和深化，引進(jìn)了市場經(jīng)濟(jì)體制的模式對(duì)國有服裝紡織企業(yè)進(jìn)行改革，在對(duì)外方面，服裝紡織工業(yè)以增加出口創(chuàng)匯為契機(jī)，擴(kuò)大對(duì)外開放，不斷向外向型經(jīng)濟(jì)進(jìn)行轉(zhuǎn)變。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的刺激，以及內(nèi)外兼顧的發(fā)展戰(zhàn)略作用下，我國服裝紡織行業(yè)的工業(yè)基礎(chǔ)得到了十分顯著的提高，服裝進(jìn)出口貿(mào)易的能力也得到了持續(xù)的增強(qiáng)。根據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，在1986年至2001年間，我國的服裝紡織品出口的年均增長率達(dá)到15.4%，在世界服裝紡織品進(jìn)出口貿(mào)易總額中的比重不斷攀升。到了1994年，我國已經(jīng)成為世界第一大的服裝紡織品出口國家，并將這一地位一直保持到現(xiàn)在。2001年我國的服裝進(jìn)出口貿(mào)易總額達(dá)到了534.76億美元，在世界服裝紡織品進(jìn)出口貿(mào)易總額中的比重也從1980年的4.6%上升到了15.71%，說明在服裝進(jìn)出口貿(mào)易方面，我國已經(jīng)躋身成為世界服裝進(jìn)出口貿(mào)易大國。

伴隨著我國經(jīng)濟(jì)實(shí)力的不斷增強(qiáng)，我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易能力也在不斷得到增強(qiáng)，服裝紡織產(chǎn)業(yè)的外向型特征不斷突顯，但是貿(mào)易糾紛在貿(mào)易摩擦也在不斷增加。這一階段在我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易所遭遇的貿(mào)易糾紛和貿(mào)易摩擦中，我國往往處于孤立而被動(dòng)的境地，總結(jié)原因有三個(gè)方面的因素：第一，當(dāng)時(shí)我國還未成為GATT（《關(guān)稅與貿(mào)易總協(xié)定》）或MFA（《多種紡織品纖維協(xié)定》）成員國，因此在進(jìn)行服裝進(jìn)出口貿(mào)易協(xié)定的談判中，始終無法獲得GATT或MFA的支持和保護(hù)，使我國經(jīng)常陷入被動(dòng)、孤立的境地，因此在迫于壓力的情況下簽訂的協(xié)議經(jīng)常是不平等、不合理的；第二，在進(jìn)行服裝進(jìn)出口貿(mào)易的過程中，由于缺少類似于GATT或MFA這種多邊貿(mào)易組織的監(jiān)督和約束，貿(mào)易進(jìn)口方經(jīng)常以各種借口和理由制造貿(mào)易糾紛和摩擦，更過分地會(huì)單方面地?cái)U(kuò)大對(duì)我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易的設(shè)限額度和設(shè)限范圍，對(duì)我國的服裝類產(chǎn)品配額進(jìn)行扣減，相 比于其他是貿(mào)易組織成員的國家，我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易在國際市場的競爭中處于明顯不平等的地位；第三，因?yàn)楫?dāng)時(shí)我國未成為GATT或MFA成員國，在服裝進(jìn)出口貿(mào)易糾紛中無法通過這些機(jī)構(gòu)解決貿(mào)易爭端，即使能夠上訴到這些機(jī)構(gòu)通常也無法得到公正的裁決。

總結(jié)這一階段，在我國經(jīng)濟(jì)建設(shè)高速發(fā)展的情況下，我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易得到了飛速的發(fā)展，但是由于不平等的國際貿(mào)易地位，使我國在服裝進(jìn)出口貿(mào)易糾紛中遭受了很大的經(jīng)濟(jì)利益的損失，在一定程度上阻礙了我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。

三、經(jīng)濟(jì)發(fā)展調(diào)整階段的服裝進(jìn)出口貿(mào)易

隨著經(jīng)濟(jì)實(shí)力的不斷增長，中國在世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位越來越重要，2002年之后，我國終于能夠以WTO成員國的身份正式參與國際事務(wù)和國際貿(mào)易。加入世界貿(mào)易組織對(duì)于促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長起到了十分重要的作用，為我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展帶來了無限的商機(jī)和活力。加入世界貿(mào)易組織極大了減輕了配額對(duì)于我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易的束縛，使我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易能夠在更為廣闊和自由的環(huán)境中參與國際服裝進(jìn)出口貿(mào)易活動(dòng)，使我國的服裝進(jìn)出口貿(mào)易的出口能力得到了很大的增強(qiáng)。在2002年至2004年間，我國對(duì)歐、美市場的服裝出口貿(mào)易增速達(dá)到了32.96%，在歐、美等國家的市場占有率也得到了穩(wěn)步的提升。

與此同時(shí)，隨著經(jīng)濟(jì)的增長和服裝進(jìn)出口貿(mào)易業(yè)務(wù)量的增加，我國在服裝進(jìn)出口貿(mào)易中遇到的貿(mào)易糾紛和摩擦也在迅速增加，遭遇到的設(shè)限范圍之廣、設(shè)限數(shù)量之多也是前所未見的。根據(jù)世界貿(mào)易組織的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，我國在進(jìn)入世界貿(mào)易組織的第一年在世界反傾銷案件占了276起中的47起，數(shù)量達(dá)到了世界第一位。俗話說樹大招風(fēng)，中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展引起了世界上一些國家的警惕，無論是歐、美發(fā)達(dá)國家，或者是發(fā)展中國家，紛紛把矛頭對(duì)準(zhǔn)了中國，加大了對(duì)我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易的打擊。在這一階段，各國對(duì)我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易的摩擦和打擊主要通過五個(gè)方面的途徑進(jìn)行。第一，故意將世界紡織品配額的釋放進(jìn)程推遲。ATC（《紡織品和服裝協(xié)議》）規(guī)定了成員國要在1995年1月1日到2005年1月1日完成全球范圍內(nèi)的服裝進(jìn)出口貿(mào)易一體化進(jìn)程。然而，實(shí)際情況是各國在進(jìn)行每個(gè)階段的執(zhí)行時(shí)，其增加的一體化金額遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于數(shù)量，并未達(dá)到ATC所規(guī)定的配額追加增長要求。這種要到最后的時(shí)刻才將配額全部釋放的行為不但抑制了我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展，而且使國際服裝進(jìn)出口貿(mào)易長期性的處在扭曲的狀態(tài)，不利于國際服裝進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。第二，歐美等國家長期對(duì)中國服裝進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)行高壓政策。這些國家利用其強(qiáng)大的經(jīng)濟(jì)實(shí)力和政治影響力，頻繁地對(duì)我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)行施壓，更過分地是在國際社會(huì)中肆意鼓吹中國。美國的紡織品行會(huì)還通過聯(lián)合各洲的國會(huì)力量以及紡織工人的組織對(duì)世界范圍內(nèi)的紡織品貿(mào)易相關(guān)議題進(jìn)行施壓，矛頭指向中國和印度。在歐美等國家的影響下，世界上共計(jì)65個(gè)國家相關(guān)行業(yè)組織簽署了《伊斯坦布爾公告》，規(guī)定世界貿(mào)易組織講紡織品配額制度延長到2007年底，極大了損害了我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易的利益，影響了我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。第三，發(fā)達(dá)國家通過采取雙邊協(xié)定、補(bǔ)貼以及高關(guān)稅等各種方法和手段達(dá)到限制我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易的目的。根據(jù)世界貿(mào)易組織的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，2003年，美國、加拿大和歐盟等國家的服裝進(jìn)口關(guān)稅平均為7%到10%，甚至有達(dá)到30%的高關(guān)稅，是在所有進(jìn)出口貨物中關(guān)稅最高的產(chǎn)品。根據(jù)國際紡織品服裝局的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)顯示，2001年美國的進(jìn)口關(guān)稅收入中，有42%是來自于紡織品或服裝類貨物。此外，美國、加拿大以及歐盟等國家還通過雙邊協(xié)議的方式對(duì)非洲及加勒比國家以及其他一些欠發(fā)達(dá)國家和地區(qū)給予貿(mào)易優(yōu)惠的待遇，例如免配額、免關(guān)稅等方式，這種行為一方面對(duì)于缺乏優(yōu)勢的紡織業(yè)生產(chǎn)地區(qū)起到了扶持作用，使國際服裝進(jìn)出口貿(mào)易格局遭到扭曲，另一方面是發(fā)達(dá)國家為了擴(kuò)大面料出口，變相地對(duì)本國紡織業(yè)進(jìn)行補(bǔ)貼的手段。由于我國并不屬于世界上的任何組織或集團(tuán)，不僅不能享受到進(jìn)口國的優(yōu)惠待遇，還要受到進(jìn)口國最嚴(yán)厲的限制，使我國的服裝進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展遭到了打擊，蒙受了不必要是損失。第四，通過各種借口和理由對(duì)我國服裝出口貿(mào)易進(jìn)行設(shè)限。長久以來，歐美國家一直警惕我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，對(duì)于我國的服裝進(jìn)出口貿(mào)易一直保持高度的重視。在我國進(jìn)入世界貿(mào)易組織以后，這些國家不斷地對(duì)我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)行挑釁，同時(shí)采取了各種限制措施。由于這些發(fā)達(dá)國家十分擔(dān)心我國的服裝進(jìn)出口貿(mào)易會(huì)對(duì)其國內(nèi)市場造成擾亂，會(huì)對(duì)其國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成威脅或者損害，因此經(jīng)常尋找借口講對(duì)于我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易的制裁進(jìn)行延長。這種對(duì)貿(mào)易設(shè)限的延長，使我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易在國際貿(mào)易的競爭中，長期處于不平等的地位，抑制了我國服裝進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。

四、結(jié)束語

隨著全球經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，世界服裝進(jìn)出口貿(mào)易也將更加自由化，更加一體化，但是由于各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，貿(mào)易保護(hù)的現(xiàn)象還將繼續(xù)在國際貿(mào)易的舞臺(tái)上繼續(xù)保留一定的戲份，并且將不斷地衍生出更多新的保護(hù)措施和貿(mào)易保護(hù)的相關(guān)理論，通過更加靈活而隱蔽的方法對(duì)全球服裝進(jìn)出口貿(mào)易的各個(gè)方面造成影響。因此，為了促進(jìn)服裝進(jìn)出口貿(mào)易的健康發(fā)展，加快世界服裝進(jìn)出口貿(mào)易的自由化、一體化進(jìn)程，關(guān)鍵在于保證世界經(jīng)濟(jì)的平衡發(fā)展，從而減少貿(mào)易保護(hù)的情況發(fā)生，最終使這種現(xiàn)象完全消失。

參考文獻(xiàn)：

王麗萍.紡織產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略研究.當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理，2007，（1）.

李釗.中國紡織產(chǎn)業(yè)國際競爭力.北京：中國輕工業(yè)出版社，2007.

第3篇：進(jìn)出口貿(mào)易管理范文

[關(guān)鍵詞]廣東省；現(xiàn)代物流；對(duì)外貿(mào)易；實(shí)證分析

[中圖分類號(hào)]F064.1 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A [文章編號(hào)]2095-3283（2014）03-0024-04

一、文獻(xiàn)綜述

（一）關(guān)于國際物流與國際貿(mào)易關(guān)系的研究

關(guān)于定性方面的研究主要有：李永生、張麗芳（2006）認(rèn)為物流成本對(duì)國際貿(mào)易具有直接影響；陳世軍（2012）從物流成本（國際貿(mào)易物流成本主要包括庫存成本、運(yùn)輸成本和管理成本）角度研究了國際物流對(duì)國際貿(mào)易促進(jìn)機(jī)制的影響。張艷麗（2012）通過對(duì)我國國際物流以及國際貿(mào)易的發(fā)展現(xiàn)狀及存在問題的分析，闡述了國際物流業(yè)的迅速發(fā)展在我國經(jīng)濟(jì)及國際貿(mào)易的發(fā)展進(jìn)程中起著關(guān)鍵性的作用。

關(guān)于定量方面的研究主要有：孔原（2010）選取了我國2002―2008年進(jìn)出口總值、港口外貿(mào)貨物吞吐量兩個(gè)指標(biāo)；林青（2009）選取了1991―2008年間的貨物運(yùn)輸周轉(zhuǎn)量、港口集裝箱吞吐量以及進(jìn)出口貿(mào)易總額三個(gè)指標(biāo)；黃正松（2011）選取了1992―2008年間的鐵路貨物周轉(zhuǎn)量、公路貨物周轉(zhuǎn)量、水運(yùn)貨物周轉(zhuǎn)量、民用航空貨物周轉(zhuǎn)量、管道輸油（氣）量以及進(jìn)出口貿(mào)易總額6個(gè)指標(biāo)，研究了中國對(duì)外貿(mào)易與物流發(fā)展之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明我國進(jìn)出口貿(mào)易的快速發(fā)展對(duì)我國國際物流產(chǎn)業(yè)的拉動(dòng)效應(yīng)非常微弱，而國際物流的快速發(fā)展可以有效促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。

（二）以省市為研究對(duì)象的區(qū)域物流與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的研究

王領(lǐng)（2010）基于上海市1978―2008年貨物運(yùn)輸量、港口貨物吞吐量與進(jìn)出口相關(guān)數(shù)據(jù)研究了上海市現(xiàn)代物流與對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系；肖慧慧（2011）選取了云南省1989―2008年間貨物周轉(zhuǎn)量、貨物運(yùn)輸路線長度與進(jìn)出口貿(mào)易總額三個(gè)指標(biāo)；俞雅乖（2012）選取了浙江省1986―2009年間貨物運(yùn)輸量、港口貨物吞吐量、進(jìn)出口總額和地區(qū)生產(chǎn)總值4個(gè)指標(biāo)，還有學(xué)者對(duì)北京、遼寧等區(qū)域的研究，研究結(jié)果表明進(jìn)出口貿(mào)易的快速發(fā)展對(duì)區(qū)域物流產(chǎn)業(yè)的拉動(dòng)效應(yīng)非常微弱，而區(qū)域物流的快速發(fā)展可以有效促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。

學(xué)者對(duì)廣東省區(qū)域物流的研究則主要側(cè)重于對(duì)廣東省經(jīng)濟(jì)增長與其他行業(yè)的互動(dòng)關(guān)系研究。如李松慶（2010）對(duì)廣東省物流產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行分析；曹建新、黃爾妮（2009）從廣東省物流業(yè)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效用角度進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)分析；吳冬玲（2010）對(duì)廣東省物流業(yè)與現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的關(guān)聯(lián)度進(jìn)行了研究；楊勇（2012）研究了廣東省制造業(yè)與物流業(yè)聯(lián)動(dòng)發(fā)展，而對(duì)于廣東省物流業(yè)對(duì)對(duì)外貿(mào)易的影響方面研究比較缺乏。本文基于廣東省1991―2011年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、Granger 因果檢驗(yàn)等方法對(duì)廣東省物流與對(duì)外貿(mào)易之間的長期和短期的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行分析，旨在為發(fā)展廣東省現(xiàn)代物流和對(duì)外貿(mào)易提供理論依據(jù)。

二、廣東省現(xiàn)代物流與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證分析

（一）變量的確定及模型

為了研究廣東省現(xiàn)代物流與對(duì)外貿(mào)易之間的關(guān)系，必須要選取合適的變量并建立模型。本文選取地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)，選擇進(jìn)出口總額（XM）作為對(duì)外貿(mào)易的衡量指標(biāo)，而衡量現(xiàn)代物流的指標(biāo)，目前還沒有統(tǒng)一的統(tǒng)計(jì)口徑，本文選取港口貨物吞吐量 （TTL） 和貨物運(yùn)輸量 （YSL） 作為衡量現(xiàn)代物流的指標(biāo)。為了減少數(shù)據(jù)的波動(dòng)對(duì)結(jié)果造成的影響，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對(duì)數(shù)化的處理。綜合考慮各種因素并結(jié)合市場化構(gòu)建如下實(shí)證模型：

LNXM=α1LNYSL+α2LNGDP+α3LNTTL+C+μ

C為常數(shù)，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

本文的樣本區(qū)間為1991―2011年，數(shù)據(jù)根據(jù) 《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒》整理所得。

（二）模型的時(shí)間序列分析

1.單位根檢驗(yàn)

為了避免偽回歸問題，在對(duì)LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM進(jìn)行分析以前，需要對(duì)變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以判斷各序列是否具有平穩(wěn)性及單整階數(shù)。首先，使用Eviews軟件對(duì)變量LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM繪制時(shí)序圖以確定該時(shí)間序列是否含有截距和趨勢項(xiàng)。

從表4可以看出存在協(xié)整關(guān)系，在給定 5%的顯著性水平下，無論是跡檢驗(yàn)還是特征值檢驗(yàn)都表明LNXM與LNGDP、LNTTL、LNYSL個(gè)變量之間存在著協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程如下：

LNXM=0.787492*LNGDP+0.468016*LNYSL+0.406238*LNTTL+1.265086

從協(xié)整方程可以看出，進(jìn)出口貿(mào)易總額對(duì)數(shù)值與GDP對(duì)數(shù)值是正向的，與預(yù)期是一致的，GDP對(duì)數(shù)值影響著進(jìn)出口貿(mào)易總額對(duì)數(shù)值。GDP對(duì)數(shù)值彈性為0.787492，GDP對(duì)數(shù)值每增1%，進(jìn)出口貿(mào)易總額對(duì)數(shù)值將增加0.787492%，對(duì)應(yīng)的P值小于0.05，結(jié)果顯著。港口貨物吞吐量總額彈性為0.406238，表明港口貨物吞吐量總額上升1%，進(jìn)出口貿(mào)易總額對(duì)數(shù)值將增加0.406238%，對(duì)應(yīng)的P值小于0.05，結(jié)果顯著。LNYSL彈性為0.468016，表明LNTTL上升1%， 進(jìn)出口貿(mào)易總額對(duì)數(shù)值將增加0.468016%，對(duì)應(yīng)的P值小于0.05，結(jié)果顯著。

3.向量誤差修正模型（VEC）

以上檢驗(yàn)顯示，變量之間存在協(xié)整關(guān)系，也就是以上的VAR模型中存在協(xié)整關(guān)系，但是其中存在著某些誤差項(xiàng)，為了避免“偽回歸”和“異方差”，更好反映經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行以及波動(dòng)狀況，需要進(jìn)行誤差修正。

通過表5可以看出誤差修正項(xiàng)（ECM）對(duì)于進(jìn)出口貿(mào)易總額和各個(gè)變量的影響力度。從估計(jì)結(jié)果可以看出，進(jìn)出口貿(mào)易總額方程的 ECM 系數(shù)是0.256672，說明進(jìn)出口貿(mào)易總額的實(shí)際值與均衡值大約25%的差距能夠得到清除或者修正，當(dāng)方程發(fā)生波動(dòng)和偏離時(shí)，誤差修正模型中的誤差修正項(xiàng)會(huì)用0.256672的調(diào)整力度將誤差項(xiàng)調(diào)整到長期均衡狀態(tài)下，研究發(fā)現(xiàn)誤差修正項(xiàng)的系數(shù)較小，表明調(diào)整力度較弱，本文中的自變量的變動(dòng)受到其自身滯后項(xiàng)中滯后一年的影響，而且這個(gè)影響是顯著的，表明和誤差修正項(xiàng)對(duì)于變量的影響是長期穩(wěn)定和均衡的。

誤差協(xié)整后的可決定系數(shù)為0.259187，F(xiàn)值為0.909657，最大似然值為20.60587，可知誤差修正模型擬合良好。

4.變量的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

通過以上的協(xié)整方程可知：LNGDP、LNTTL、LNYSL與LNXM存在著協(xié)整關(guān)系，也即說明變量之間存在長期關(guān)系且關(guān)系穩(wěn)定。為了檢驗(yàn)各個(gè)變量之間的因果關(guān)系，本文采用Granger的因果分析法對(duì)以上變量進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表6。

三、結(jié)論及建議

（一）強(qiáng)大的物流產(chǎn)業(yè)是對(duì)外貿(mào)易持續(xù)快速發(fā)展的基礎(chǔ)

協(xié)整分析表明，港口貨物吞吐量總額、貨物運(yùn)輸量、GDP均會(huì)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易總額產(chǎn)生顯著影響，且影響為正。即當(dāng)港口貨物吞吐量總額、貨物運(yùn)輸量、GDP增加時(shí)，進(jìn)出口貿(mào)易總額均會(huì)增加，且呈長期穩(wěn)定狀態(tài)；格蘭杰因果檢驗(yàn)表明，港口貨物吞吐量總額、貨物運(yùn)輸量、GDP均是進(jìn)出口貿(mào)易總額的格蘭杰原因，即港口貨物吞吐量總額、貨物運(yùn)輸量、GDP增加時(shí)，進(jìn)出口貿(mào)易總額也會(huì)增加。但是，港口貨物吞吐量總額、貨物運(yùn)輸量、GDP對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易總額的影響不是立即顯現(xiàn)的，而是存在一定的滯后期。

由此可見，大力發(fā)展廣東省現(xiàn)代物流業(yè)能夠?yàn)槠鋵?duì)外貿(mào)易提供良好的物流環(huán)境，從而促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，為廣東省外貿(mào)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展奠定堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。因此，廣東省物流企業(yè)要進(jìn)一步加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加快物流標(biāo)準(zhǔn)化和信息化步伐，從而促進(jìn)廣東省物流與進(jìn)出口企業(yè)的互動(dòng)發(fā)展。

（二）廣東省港口貨物吞吐量和貨物運(yùn)輸量與進(jìn)出口總額之間存在單向因果關(guān)系

進(jìn)出口額增加會(huì)在長期內(nèi)促進(jìn)廣東省貨物運(yùn)輸量和港口貨物吞吐量的增加，但港口貨物吞吐量和貨物運(yùn)輸量的增加并不一定對(duì)廣東省進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展起到推動(dòng)作用。廣東省進(jìn)出口貿(mào)易的快速發(fā)展對(duì)國際物流的拉動(dòng)效應(yīng)表現(xiàn)不顯著，即快速發(fā)展的進(jìn)出口貿(mào)易并沒有有效提升國際物流產(chǎn)業(yè)水平。

經(jīng)過三十多年的改革開放，廣東省已經(jīng)成為世界級(jí)的加工制造中心，但其進(jìn)出口貿(mào)易的主要形式仍為加工貿(mào)易。2012年廣東省外貿(mào)進(jìn)出口總值為9838.2億美元，同比增長7.7%，高于全國增幅1.5個(gè)百分點(diǎn)，占同期全國外貿(mào)總值的25.4%。其中，加工貿(mào)易進(jìn)出口5298.6億美元，同比增長4.4%，占同期廣東省進(jìn)出口總值的53.9%。在加工貿(mào)易的各項(xiàng)環(huán)節(jié)中，國內(nèi)企業(yè)往往只從事簡單的加工裝配環(huán)節(jié)業(yè)務(wù)。而現(xiàn)代物流不是傳統(tǒng)意義上的倉儲(chǔ)、運(yùn)輸服務(wù)，而是包括運(yùn)輸、倉儲(chǔ)、包裝、裝卸、流通加工、配送、信息處理等一系列的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。因此，廣東省物流企業(yè)要加強(qiáng)與進(jìn)出口企業(yè)的對(duì)接，充分了解進(jìn)出口企業(yè)的物流需求；加強(qiáng)與外資物流企業(yè)合作，深度參與國際分工和國際物流業(yè)務(wù)，加快提升國際物流服務(wù)水平和能力。

[參考文獻(xiàn)]

[1]林青.中國對(duì)外貿(mào)易與物流關(guān)系的研究[D].廈門大學(xué)，2009.

[2]魏君英.中國對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[J].華中科技大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2010（3）：113-117.

[3]肖慧慧.現(xiàn)代物流與云南進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究[D].云南大學(xué)，2011.

[4]劉南，李燕.中國對(duì)外貿(mào)易與物流關(guān)系的研究[J].管理工程學(xué)報(bào)，2007（1）：151-152.

[5]魏君英.中國對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[J].華中科技大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2010（3）：113-117.

[6]林吉雙，陳娜娜.廣東省出口貿(mào)易影響因素的實(shí)證分析[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2008（9）：113-117.

[7]趙莉，宋國宇.物流業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化協(xié)調(diào)發(fā)展的實(shí)證及理論解釋[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2012（1）：53-54.

[8]陳世軍.國際物流對(duì)國際貿(mào)易促進(jìn)機(jī)制研究――基于物流成本的視角[J].物流商論，2012（5）：155-156.

[9]高秀麗，王愛虎，房興超.廣東省區(qū)域物流與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[J].工業(yè)工程，2012（9）：60-65.

[10]孔原.國際物流與國際貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究[J].沈陽工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2011（4）：335-338.

[11]李永生，張麗芳.國際物流成本對(duì)國際貿(mào)易的影響[J].特區(qū)經(jīng)濟(jì)，2006（5）：141-142.

[12]黃正松. 我國物流業(yè)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易影響的實(shí)證分析[J].生產(chǎn)力研究，2011（1）：156-157.

[13]曹建新，黃爾妮.廣東物流業(yè)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效用統(tǒng)計(jì)分析[J].粵港澳市場與價(jià)格，2009（10）：24-27.

第4篇：進(jìn)出口貿(mào)易管理范文

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

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

文章編號(hào)：1000-176X（2008）10-0119-04

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

一、背景和方法

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

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

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

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

二、實(shí)證研究

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

三、結(jié) 論

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

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

參考文獻(xiàn)：

［1］ 金祥榮．關(guān)稅與非關(guān)稅壁壘的效應(yīng)分析［M］．北京：學(xué)苑出版社，1993．

［2］ 金祥榮，林承亮．對(duì)中國歷次關(guān)稅調(diào)整及其有效保護(hù)結(jié)構(gòu)的實(shí)證研究［J］．世界經(jīng)濟(jì)，1999，（8）．

［3］ 盛斌．中國制造業(yè)的市場結(jié)構(gòu)與貿(mào)易政策［J］．經(jīng)濟(jì)研究，1996，（8）．

［4］ 盛斌．中國對(duì)外貿(mào)易政策的政治經(jīng)濟(jì)分析［M］．上海：上海三聯(lián)書店，上海三聯(lián)出版社，2002．

［5］ 姜勇，劉華．對(duì)我國關(guān)稅降低條件下產(chǎn)業(yè)保護(hù)的思考［J］．財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，1997，（6）．

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

第5篇：進(jìn)出口貿(mào)易管理范文

【關(guān)鍵詞】鐵路；進(jìn)出口；思考；對(duì)策

1.形勢

1.1大力發(fā)展鐵路非運(yùn)輸企業(yè)的形勢

根據(jù)盛光祖部長在全國鐵路工作會(huì)議上的報(bào)告提出的大力推進(jìn)鐵路多元化經(jīng)營的新模式，實(shí)施多元化戰(zhàn)略，必須把握“多元化經(jīng)營，一體化管理，全口徑核算”的總體要求，未來鐵路發(fā)展要緊緊依托鐵路運(yùn)輸優(yōu)勢，大力開發(fā)物流業(yè)和其他經(jīng)營業(yè)務(wù)，建立鐵路運(yùn)輸業(yè)和非運(yùn)輸業(yè)同等重要、同步發(fā)展的新格局。在鐵路多元化經(jīng)營新模式的大環(huán)境下，鐵路進(jìn)出口貿(mào)易公司既迎來了新的發(fā)展機(jī)遇，也存在著各種各樣的風(fēng)險(xiǎn)和挑戰(zhàn)。

1.2國際形勢對(duì)我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響

（1）由于金融危機(jī)導(dǎo)致了美國經(jīng)濟(jì)減速或衰退不僅大幅降低了中國的出口增速，而且也大幅減少了中國的貿(mào)易順差規(guī)模。同樣，歐債危機(jī)的爆發(fā)又使得歐元區(qū)的國家加大了其產(chǎn)品的對(duì)外貿(mào)易。這樣中國無疑會(huì)成為歐元區(qū)國家實(shí)施貿(mào)易保護(hù)主義的對(duì)象，即造成了我國外部市場競爭異常激烈，需求急劇下降，外貿(mào)出口大幅萎縮。

（2）人民幣不斷升值對(duì)我國進(jìn)出口貿(mào)易而言是一把“雙刃劍”既帶來好處，也帶來一定的危害。好處是有利于降低進(jìn)口產(chǎn)品成本的降低；危害是提高了中國產(chǎn)品的價(jià)格，加大了資本投入的成本，降低了我國出口產(chǎn)品的國際市場競爭力，從而引發(fā)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的不景氣。

1.3周邊形勢對(duì)我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響

中國的新亞洲戰(zhàn)略：隨著經(jīng)濟(jì)全球化和克服金融危機(jī)影響，亞洲經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，區(qū)域合作更加緊密，成為拉動(dòng)世界經(jīng)濟(jì)恢復(fù)和增長的重要引引擎，日益影響著世界經(jīng)濟(jì)的發(fā)展進(jìn)程。然而事件的發(fā)生，引發(fā)兩國的貿(mào)易之爭，大大削弱了中日的貿(mào)易往來，我國將會(huì)加強(qiáng)與東盟、臺(tái)灣的經(jīng)濟(jì)合作和貿(mào)易，同時(shí)也可能增加了中美之間的貿(mào)易合作。

2.發(fā)展鐵路進(jìn)出口貿(mào)易的方法

上海雷威進(jìn)出口貿(mào)易公司是上海鐵路局唯一擁有全國各口岸報(bào)關(guān)權(quán)集商貿(mào)、物流、倉儲(chǔ)、咨詢及托運(yùn)等業(yè)務(wù)于一體的綜合性外貿(mào)公司。為上海鐵路局所屬機(jī)務(wù)段、車輛段、工務(wù)段等進(jìn)口鐵路配件和鐵路工程機(jī)械設(shè)備等，如SKF軸承、工裝設(shè)備等。但是由于公司規(guī)模比較小，外貿(mào)經(jīng)驗(yàn)不足，外貿(mào)信息比較閉塞，市場競爭力相對(duì)薄弱。在高速發(fā)展的高鐵時(shí)代，探索和思考發(fā)展鐵路進(jìn)出口貿(mào)易的方法，是我們經(jīng)營鐵路進(jìn)出口貿(mào)易的一項(xiàng)責(zé)任和使命。

亞當(dāng).斯密絕對(duì)優(yōu)勢理論認(rèn)為，一國應(yīng)該專業(yè)化生產(chǎn)和出口那些本國具有絕對(duì)優(yōu)勢的產(chǎn)品，進(jìn)口那些外國具有絕對(duì)優(yōu)勢的產(chǎn)品?！¤F路進(jìn)入高鐵時(shí)代，鐵路進(jìn)出口貿(mào)易公司應(yīng)該借當(dāng)前鐵路大力發(fā)展非運(yùn)輸企業(yè)的形勢，緊緊依靠鐵路運(yùn)輸主業(yè)，用足政策優(yōu)勢。

2.1進(jìn)口貿(mào)易

與運(yùn)輸主業(yè)聯(lián)手，共同開發(fā)做大做強(qiáng)鐵路工裝設(shè)備進(jìn)口業(yè)務(wù)，在人民幣持續(xù)升值的大背景下，可以大大的降低進(jìn)口成本，為進(jìn)口貿(mào)易帶來了優(yōu)勢和空間。

（1）機(jī)車車輛配件進(jìn)口：隨著ND5進(jìn)口機(jī)車配件市場正在逐步的萎縮，動(dòng)車運(yùn)營公里數(shù)已趨近動(dòng)車的三、四級(jí)修程，動(dòng)車的配件進(jìn)口業(yè)務(wù)為我們打開了外貿(mào)市場空間。

（2）工裝設(shè)備進(jìn)口：高鐵時(shí)代的到來，鐵路許多高科技的檢修設(shè)備仍然依賴進(jìn)口，如印刷鐵路磁卡票的印刷設(shè)備、車輛段的車軸磨床、機(jī)務(wù)車輛段的不落輪鏇車床等。

2.2出口貿(mào)易

貿(mào)易競爭指數(shù)TCli—又稱水平分工度指標(biāo)，它用來反映本國生產(chǎn)的一種產(chǎn)品相對(duì)世界市場上供應(yīng)的它國同種產(chǎn)品來說，是處于效率的競爭優(yōu)劣的程度。即反映本國生產(chǎn)的一種產(chǎn)品相對(duì)世界市場供應(yīng)的同種產(chǎn)品，處于效率的競爭優(yōu)劣程度，TCli值越大，優(yōu)勢越大。鐵路進(jìn)出口貿(mào)易公司要充分利用在出口貿(mào)易中的政策優(yōu)勢，中國率先進(jìn)入了高鐵時(shí)代，伴隨著鐵路高科技產(chǎn)品的制造和生產(chǎn)，我國的路用產(chǎn)品正在逐步成為國際上的先進(jìn)的，高附加值的鐵路產(chǎn)品，正在從亞洲的鐵路市場向歐美市場發(fā)展，如高鐵和動(dòng)車機(jī)車及配件、鐵路路用緩沖器等。努力增加路用產(chǎn)品的出口競爭力。

（1）通過各種國內(nèi)外交易會(huì)和網(wǎng)絡(luò)等為一些只能作為供應(yīng)商的小工廠和沒有外貿(mào)出口權(quán)的企業(yè)做好出口。即充分利用廣交會(huì)、華交會(huì)等，擴(kuò)大外貿(mào)產(chǎn)品的宣傳和展示，吸引外商不斷做大自營和出口業(yè)務(wù)。

（2）充分利用外高橋保稅區(qū)的優(yōu)勢，用足政策優(yōu)勢，努力吸引外資來料加工，逐步做大做強(qiáng)來料加工，倉儲(chǔ)、物流一條龍的服務(wù)。同時(shí)可以把我們現(xiàn)有在外高橋保稅區(qū)的上海華鐵置業(yè)公司逐步打造成我們在保稅區(qū)的鐵路窗口，努力使我們的鐵路產(chǎn)品走向國際。

（3）加強(qiáng)與鐵路路用產(chǎn)品工廠合作，充分利用我們現(xiàn)有向東南亞出口的鐵路產(chǎn)品，用全新的包裝和宣傳，參加國際鐵路路用產(chǎn)品的展覽會(huì)，努力把既有的拳頭產(chǎn)品擴(kuò)大銷售市場。增加鐵路產(chǎn)品的出口競爭力。

第6篇：進(jìn)出口貿(mào)易管理范文

關(guān)鍵詞：進(jìn)出口貿(mào)易；國內(nèi)生產(chǎn)總值；居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)；Eviews

中圖分類號(hào)：F015 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

原標(biāo)題：基于計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的我國進(jìn)出口貿(mào)易定量分析

收錄日期：2016年12月22日

一、引言

當(dāng)前，全球經(jīng)濟(jì)仍處在深度調(diào)整之中，依然處于經(jīng)濟(jì)危機(jī)陰影之下，總體持續(xù)下滑趨于穩(wěn)定，情勢依舊不明朗，世界經(jīng)濟(jì)面臨重大挑戰(zhàn)，反全球化趨勢漸漲。世界經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇能力就目前而言較弱，政府債務(wù)尤其嚴(yán)重，企業(yè)投資和居民消費(fèi)欠熱，新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展前景不樂觀，收入分配不均，投資增速削弱，經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大環(huán)境不穩(wěn)定。隨著經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，美國勞動(dòng)力市場恢復(fù)明顯，貨幣寬松量化政策終結(jié)，加息帶來的外溢效益助長全球金融市場利率，可能引起新一輪金融市場波動(dòng)。失業(yè)率提高，工業(yè)化進(jìn)程加大，多邊貿(mào)易體制嚴(yán)重受挫。

國內(nèi)經(jīng)濟(jì)面臨增速滯緩，房地產(chǎn)去庫存情況不容樂觀，進(jìn)出口總量下跌，但對(duì)外貿(mào)易情況有所進(jìn)益，總體呈穩(wěn)中上升態(tài)勢，發(fā)展走向新常態(tài)。2001年我國加入WTO，從這以來，我國的對(duì)外貿(mào)易發(fā)展得到了飛速提升，其相關(guān)依存度也越來越高，我國在國際市場上的地位也越發(fā)重要。

進(jìn)出口貿(mào)易總額作為衡量一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度的重要指標(biāo)，基于我國進(jìn)出口貿(mào)易在放眼國民經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域之中占據(jù)了不容小覷的地位，研究進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)于整體國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的宏觀平衡和動(dòng)態(tài)增長的把握具有一定的研究意義。

二、進(jìn)出口貿(mào)易模型設(shè)定

本文根據(jù)中國經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)的宏觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)資料，收集我國2000～2012年各年份的進(jìn)出口貿(mào)易總額、國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的數(shù)據(jù)。利用單方程線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型對(duì)我國及出口貿(mào)易情況做出定量分析。（表1）

（一）指標(biāo)假設(shè)。Y：進(jìn)出口貿(mào)易總額（億元）；X1：國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）；X2：居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（以2000年=100）。

（二）模型建立。y=β1X1+β2X2+μ，模型中μ代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。

三、進(jìn)出口貿(mào)易參數(shù)估計(jì)和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

（一）參數(shù)估計(jì)。假設(shè)模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)滿足單方程計(jì)量模型的1～5項(xiàng)所有基本假設(shè)，由普通最小二乘估計(jì)（OLS法），利用Eviews軟件得出結(jié)果。（表2）

y=-469240+0.047995X1+5245.841X2+μ

由上述分析可得，進(jìn)出口貿(mào)易總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)存在著近似的線性關(guān)系，可以利用上面得到的模型對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易總額進(jìn)行相關(guān)的預(yù)測。國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1個(gè)百分點(diǎn)，進(jìn)出口總額就增加0.047995個(gè)單位；居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，進(jìn)出口貿(mào)易總額就增加5，245.841單位。

（二）統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果如下：（1）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：R2=0.938901，擬合優(yōu)度比較高；（2）方程顯著性檢驗(yàn)：F～Fa（k，n-k-1），方程顯著性好；（3）變量顯著性檢驗(yàn)：在顯著性水平a=0.05時(shí)，由表2可知，變量不顯著，小概率p大于顯著性a。

（三）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

1、異方差性檢驗(yàn)：本文采用White檢驗(yàn)，采用White交叉項(xiàng)檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。（表3）

因?yàn)榘殡S概率p=0.369115，故認(rèn)為模型無異方差性。

2、自相關(guān)性檢驗(yàn)：本文采用DW檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。（表4）由表4中DW檢驗(yàn)結(jié)果可知，模型不存在自相關(guān)性。

3、多重共線性檢驗(yàn)：R2=0.990069，VIF

我國應(yīng)該適當(dāng)調(diào)節(jié)相關(guān)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，把握機(jī)會(huì)，逐漸削弱貿(mào)易經(jīng)濟(jì)成本和增加高附加值貿(mào)易產(chǎn)品出口率，為調(diào)節(jié)穩(wěn)固市場經(jīng)濟(jì)，大力發(fā)揮貨幣與財(cái)政政策的積極作用，使得我國經(jīng)濟(jì)能夠在國際市場的風(fēng)雨中平穩(wěn)快速發(fā)展。

四、進(jìn)出口貿(mào)易模型的不足和展望

（一）模型的不足。本文采用的是最基礎(chǔ)的線性回歸方法，構(gòu)造的模型較為簡單，考慮的各類影響因素可能會(huì)不夠完善，也許存在一定的偏差。對(duì)于出現(xiàn)的這一系列問題，針對(duì)經(jīng)濟(jì)研究對(duì)象提出的模型筆者認(rèn)為可以進(jìn)一步加以拓展，比如考慮非線性的回歸模型進(jìn)行擬合，對(duì)于影響因素可以從宏觀、中觀和微觀等多角度進(jìn)行探索。

（二）進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展建議

1、進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展需要進(jìn)出口企業(yè)積極配合引導(dǎo)，盡快調(diào)整其多方面經(jīng)營方法理念，針對(duì)國外的中高端市場，提高企業(yè)技術(shù)研究開發(fā)技能，降低產(chǎn)品經(jīng)濟(jì)成本，提升產(chǎn)品的技術(shù)含量，盡可能配合地方情況利用各企業(yè)的自身優(yōu)勢。

2、改良商品出口內(nèi)部結(jié)構(gòu)體制，加快完成出口商品從粗制造、低附加值商品為主到精制造、高附加值商品為主的轉(zhuǎn)變，提升其非價(jià)格市場競爭能力，提升貿(mào)易加工的普遍增值率。

3、拓展發(fā)揚(yáng)各大自主品牌，更深層次優(yōu)化提高出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)，加大改變改良出口盈利模式的力度，以高附加值、高產(chǎn)高質(zhì)的產(chǎn)品優(yōu)勢迅速搶占登陸國際市場。

4、認(rèn)真處理與各大國的經(jīng)貿(mào)往來，向外拓寬我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展領(lǐng)域。美國、日本、歐洲、俄國、東盟是我國重要的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易合作伙伴，不僅僅是國際貿(mào)易大國。促進(jìn)和多方大國及各地區(qū)的貿(mào)易合作關(guān)系更高更好地發(fā)展，這是我國對(duì)外經(jīng)貿(mào)的一大重頭戲。

5、努力發(fā)展促進(jìn)與各區(qū)域間經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)合作和多邊經(jīng)貿(mào)協(xié)作關(guān)系，創(chuàng)建促成有利于我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況的全球范圍下的自由多邊貿(mào)易體制。積極參與區(qū)域間經(jīng)濟(jì)合作，并加合國組織等多方國際經(jīng)貿(mào)活動(dòng)，以加強(qiáng)我國在聯(lián)合國等多邊機(jī)構(gòu)中的有力作用。

6、加快推動(dòng)發(fā)展區(qū)域間經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)合作和多邊經(jīng)貿(mào)協(xié)作關(guān)系，重點(diǎn)在推動(dòng)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和服務(wù)業(yè)出口產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

五、結(jié)語

貿(mào)易占很大比重的當(dāng)代經(jīng)濟(jì)全球化對(duì)我國經(jīng)濟(jì)多邊貿(mào)易關(guān)系都產(chǎn)生重大影響。2016年底我國進(jìn)口較大幅度增加，表明不僅海外需求上升，并且國內(nèi)需求也在加速增長，這些都顯示中國內(nèi)需堅(jiān)實(shí)回暖。對(duì)于國內(nèi)相關(guān)經(jīng)濟(jì)政策實(shí)施和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改革致使需求走強(qiáng)，拉動(dòng)進(jìn)口回升是必然現(xiàn)象。特別是針對(duì)民營企業(yè)的政策措施使得進(jìn)出口向好。總的來說，宏觀政策應(yīng)該繼續(xù)向進(jìn)出口發(fā)力。我們應(yīng)該把握和利用進(jìn)出口貿(mào)易的多方影響因素以及宏觀層面的條件控制，深刻認(rèn)識(shí)和把握進(jìn)出口多邊貿(mào)易的發(fā)展特征和走勢。我們要辨證地對(duì)待我國當(dāng)下所面對(duì)的國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易環(huán)境，不僅要認(rèn)識(shí)到機(jī)遇中蘊(yùn)藏的挑戰(zhàn)，還要把握住挑戰(zhàn)中隱藏的機(jī)遇。著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家林毅夫表示，一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)要發(fā)展應(yīng)該要開放和自由，同時(shí)充分利用每個(gè)國家國內(nèi)國外兩個(gè)市場及國內(nèi)國外兩種資源。所以，對(duì)于當(dāng)下的我國經(jīng)濟(jì)，應(yīng)當(dāng)倡導(dǎo)自由進(jìn)出口貿(mào)易，繼續(xù)積極推動(dòng)RCEP（區(qū)域全面經(jīng)濟(jì)伙伴關(guān)系協(xié)定），綜合利用經(jīng)濟(jì)貿(mào)易有利條件，實(shí)現(xiàn)“十三五”規(guī)劃中提出的2016～2020年維持6.5%年增長率，成為世界經(jīng)濟(jì)增長的引擎。在開放的貿(mào)易經(jīng)濟(jì)條件下，我國的經(jīng)濟(jì)與各國多邊經(jīng)濟(jì)貿(mào)易有著密切關(guān)聯(lián)，各經(jīng)濟(jì)體之間相互影響，相互作用，相互依賴。各國應(yīng)該積極調(diào)控國內(nèi)外經(jīng)貿(mào)環(huán)境，經(jīng)濟(jì)與貨幣政策和國情環(huán)境相適應(yīng)，確立正確的改革方向，加強(qiáng)周邊經(jīng)濟(jì)往來，實(shí)踐和改進(jìn)貿(mào)易經(jīng)濟(jì)措施，大力宣傳貿(mào)易監(jiān)管政策法規(guī)，降低金融危機(jī)發(fā)生概率，促成世界貿(mào)易經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)快速發(fā)展。

主要參考文獻(xiàn)：

[1]白冰.中國進(jìn)出口貿(mào)易總額的影響因素分析[J].當(dāng)代經(jīng)理人，2006.21.

第7篇：進(jìn)出口貿(mào)易管理范文

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

一、文獻(xiàn)綜述

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

（二）國內(nèi)文獻(xiàn) 國內(nèi)學(xué)者蔡小勇、余子鵬（2005）利用2003年中國30個(gè)省份的出口總值、機(jī)電產(chǎn)品出口總值及當(dāng)年實(shí)際利用FDI值，分析了FDI對(duì)中國出口及地區(qū)差異影響，結(jié)果表明FDI對(duì)西部落后地區(qū)出口的帶動(dòng)作用最大，對(duì)中部地區(qū)出口的帶動(dòng)作用最小。王少平等（2006）利用1992年至2003年我國三大地區(qū)省份的面板數(shù)據(jù)考察FDI 對(duì)不同地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。結(jié)果表明東部地區(qū)FDI對(duì)出口有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)和較強(qiáng)的替代效應(yīng)，而對(duì)中、西部地區(qū)其創(chuàng)造效應(yīng)不顯著并且替代效應(yīng)相對(duì)較弱。梁瑞（2008）研究發(fā)現(xiàn)我國FDI對(duì)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用在東部和西部地區(qū)較為顯著，但FDI對(duì)東部地區(qū)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用最大，西部次之。國內(nèi)外相關(guān)研究主要集中在FDI對(duì)兩國貿(mào)易流量的影響方面，即替代性和互補(bǔ)性問題。國內(nèi)學(xué)者的研究大部分結(jié)果表明FDI對(duì)我國進(jìn)出口貿(mào)易增長的貢獻(xiàn)越來越大，但這些研究沒有充分考慮到我國各區(qū)域由于自然和經(jīng)濟(jì)條件不同而導(dǎo)致FDI的貿(mào)易效應(yīng)可能具有顯著差異，在更深層次上分析FDI對(duì)我國區(qū)域貿(mào)易失衡狀況、轉(zhuǎn)移效應(yīng)等方面問題。基于此，本文利用1987年至2009年中國30個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)對(duì)FDI對(duì)我國區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的階段性影響進(jìn)行實(shí)證，從而對(duì)我國FDI的貿(mào)易總體效應(yīng)進(jìn)行全面分析。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本及數(shù)據(jù)選取 本文采用中國30個(gè)省市（因部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失）1987年至2009年的面板數(shù)據(jù)。1987年合資2008年各省進(jìn)出口額、實(shí)際利用FDI、GDP與公路鐵路總長度，2009年實(shí)際利用FDI數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒及各省統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)，2009年其他變量的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒-2010》。其中各省的進(jìn)出口額和實(shí)際利用FDI以萬美元為單位；各省的國內(nèi)生產(chǎn)總值是以2000年的名義GDP為基期調(diào)整得到實(shí)際GDP，然后按當(dāng)期匯率調(diào)整為萬美元；匯率是IFS所公布的人民幣實(shí)際有效匯率，以2000年為基期進(jìn)行了指數(shù)化調(diào)整；各省鐵路與公路總長度以公里為單位，所有數(shù)據(jù)均采用對(duì)數(shù)形式。

（二）模型設(shè)立 為研究FDI 對(duì)我國三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的影響，在實(shí)證分析中除了把當(dāng)年實(shí)際FDI作為解釋變量，還將各地區(qū)貿(mào)易績效與其經(jīng)濟(jì)規(guī)模聯(lián)系起來。經(jīng)濟(jì)規(guī)模是決定外商直接投資的關(guān)鍵因素，因此，引入各省GDP這一變量作為經(jīng)濟(jì)規(guī)模的測量指標(biāo)。同時(shí)，根據(jù)影響貿(mào)易收支的一般理論，影響一國進(jìn)出口貿(mào)易的變量主要是進(jìn)出口商品的相對(duì)價(jià)格及國內(nèi)外的實(shí)際國民收入水平，而影響進(jìn)出口相對(duì)價(jià)格的關(guān)鍵因素是匯率。因此，引入?yún)R率這一解釋變量，在文中用人民幣實(shí)際有效匯率REER表示。另外，根據(jù)國際貿(mào)易理論和國際投資理論，基礎(chǔ)設(shè)施除了是影響對(duì)外貿(mào)易的重要因素，也是影響FDI 的關(guān)鍵因素。因此，引入各省公路和鐵路里程數(shù)作為基礎(chǔ)設(shè)施狀況的替代變量，該替代變量用ROAD表示。基于上述分析，選取影響對(duì)外貿(mào)易的四個(gè)主要經(jīng)濟(jì)變量——外商直接投資、國民在截面間的異方差性和相關(guān)性造成估計(jì)結(jié)果偏差，對(duì)個(gè)體固定效應(yīng)模型和個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型分別采用廣義最小二乘法（GLS）和可行的廣義最小二乘估計(jì)（FGLS）進(jìn)行估計(jì)。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

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

（二）FDI對(duì)我國對(duì)外貿(mào)易影響時(shí)空差異分析 1987-2009年時(shí)期，我國經(jīng)歷了對(duì)外開放、金融危機(jī)、加入 WTO等重大經(jīng)濟(jì)事件，我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和對(duì)外貿(mào)易環(huán)境有可能產(chǎn)生了相應(yīng)變化。政府積極引入 FDI的同時(shí)，開始注意到引導(dǎo)FDI轉(zhuǎn)型，使外商直接投資在區(qū)域、產(chǎn)業(yè)內(nèi)的分布也發(fā)生了巨大變化。單純通過1987年至2009年數(shù)據(jù)對(duì)FDI與我國三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易關(guān)系進(jìn)行研究，很可能會(huì)遺漏掉一些重要的階段性影響。因此考慮到這種階段性的變化，將 1987年至1992年作為第一階段，1993年至2001年作為第二階段，2002年至2009年作為第三階段，沿用前文設(shè)定的方程，對(duì)三個(gè)階段分別進(jìn)行GLS回歸分析，通過計(jì)量結(jié)果來比較隨著時(shí)間的推移FDI對(duì)各區(qū)域的貿(mào)易影響有怎樣的改變。（1）不同階段FDI對(duì)我國東部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的影響分析。計(jì)量結(jié)果見表（2）顯示：在不同階段，東部地區(qū)FDI 對(duì)貿(mào)易影響產(chǎn)生了一些明顯的改變。1987-1992年東部地區(qū)FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易均具有創(chuàng)造效應(yīng)，對(duì)于進(jìn)口FDI系數(shù)為0.21，即增加1單位 FDI，會(huì)拉動(dòng)?xùn)|部 0.21 單位的進(jìn)口，大于出口的FDI系數(shù)0.1。1993年至2001年東部地區(qū) FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應(yīng)，進(jìn)口的FDI系數(shù)為 0.9大于出口的FDI系數(shù)0.32。而在2002年至2009年東部地區(qū) FDI 對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著影響。1987年至1992和1993年至2001年間，東部進(jìn)口創(chuàng)造效應(yīng)明顯的原因可能是由于東部地區(qū)憑借著地理優(yōu)勢、廉價(jià)勞動(dòng)力和較低的運(yùn)輸成本吸引大量外資企業(yè)進(jìn)入投資建廠并開展加工貿(mào)易。建廠期間，需要從國外進(jìn)口大量的機(jī)器設(shè)備、技術(shù)專利以及人才，無疑會(huì)拉動(dòng)?xùn)|部進(jìn)口貿(mào)易。 2002年至2009 年間，東部地區(qū)FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易均沒有顯著影響的原因可能是經(jīng)過前期外資企業(yè)的發(fā)展，其已經(jīng)完成了生產(chǎn)所必需的基礎(chǔ)建設(shè)。另一方面，東部地區(qū)已形成圍繞外資企業(yè)的產(chǎn)業(yè)需求的加工貿(mào)易服務(wù)產(chǎn)業(yè)鏈，不用通過進(jìn)口就可以在國內(nèi)完成所需生產(chǎn)資料的采購。（2）不同階段FDI對(duì)我國中部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的影響分析。通過FDI對(duì)中部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易影響的實(shí)證分析，結(jié)果見表（3）顯示：1987年至1992年，中部地區(qū)FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著影響。1993年至2001 年，F(xiàn)DI 對(duì)進(jìn)口貿(mào)易表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應(yīng)，對(duì)出口沒有顯著的影響。進(jìn)口FDI系數(shù)為0.12，即增加1單位 FDI，會(huì)拉動(dòng)中部 0.12 單位的進(jìn)口。2002年至2009年，F(xiàn)DI 對(duì)出口貿(mào)易則表現(xiàn)出顯著的替代效應(yīng)，出口FDI系數(shù)為-0.15，對(duì)進(jìn)口無顯著的影響。1993年至2001年間中部地區(qū)FDI的進(jìn)口創(chuàng)造效應(yīng)明顯的原因可能是在東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈基本形成和生產(chǎn)成本逐步上升，而中部地區(qū)有豐富的自然資源和人力資源，并且相對(duì)于西部地區(qū)還有著便利的交通和良好的基礎(chǔ)設(shè)施，大量產(chǎn)業(yè)開始向中部轉(zhuǎn)移。在這一階段中部地區(qū)吸引大量FDI 的流入，對(duì)進(jìn)口貿(mào)易有顯著帶動(dòng)作用。在2002年至2009年間，F(xiàn)DI 對(duì)出口呈現(xiàn)顯著替代效應(yīng)并不意味著FDI 對(duì)中部經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用在減小。相反，這是正確利用FDI推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的起點(diǎn)。雖然中部地區(qū)不具備東部地區(qū)天然地理優(yōu)勢，運(yùn)輸成本等因素也制約出口導(dǎo)向型FDI的流入，但非常適合引入市場導(dǎo)向型FDI。同時(shí)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后，引入外資有著較大的發(fā)展?jié)摿?。?）不同階段FDI對(duì)我國西部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的影響分析。通過FDI對(duì)西部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易影響的實(shí)證分析，結(jié)果見表（4）顯示：1987年至1992、1993年至2001年兩階段，西部地區(qū)FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易均無顯著影響；2002年至2009年間西部FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易則表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應(yīng)。FDI的系數(shù)進(jìn)出口系數(shù)分別為0.14和0.11，即增加1單位FDI，會(huì)拉動(dòng)西部地區(qū)0.14單位的進(jìn)口和0.11單位的出口。前兩個(gè)階段西部地區(qū)FDI系數(shù)不顯著的原因可能與中部較一致。主要是由于西部地區(qū)比較惡劣的自然條件和薄弱的基礎(chǔ)設(shè)施，給對(duì)外貿(mào)易帶來巨大的運(yùn)輸成本，引入西部地區(qū)的FDI數(shù)量較少，一定程度上導(dǎo)致對(duì)外貿(mào)易發(fā)展水平較低。而在2002年至2009年間，西部FDI 對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應(yīng)。其可能是隨著西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展，西部地區(qū)較大潛在的自然資源和低廉的勞動(dòng)力成本等優(yōu)勢對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用得到了充分發(fā)揮，吸引大量的外商直接投資。這種 FDI 與中部地區(qū) FDI 類型（市場導(dǎo)向型）一致，這種市場導(dǎo)向型外資企業(yè)可以利用西部地區(qū)優(yōu)勢投資設(shè)廠和發(fā)展產(chǎn)業(yè)，同時(shí)也大大推動(dòng)了西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

四、結(jié)論與建議

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

參考文獻(xiàn)：

[1]王少平、封福育：《外商直接投資對(duì)中國貿(mào)易的效應(yīng)與區(qū)域差異：基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的分析》，《世界經(jīng)濟(jì)》2006年第8期。

[2]蔡小勇、余子鵬：《FDI對(duì)我國出口及地區(qū)差異影響的實(shí)證研究》，《國際貿(mào)易問題》2005年第11期。

[3]梁瑞：《外商直接投資的出口貿(mào)易效應(yīng)分析》，《經(jīng)濟(jì)與管理》2008年第11期。

[4]梁琦、施曉蘇：《中國對(duì)外貿(mào)易和 FDI 相互關(guān)系的研究》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)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(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)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8篇：進(jìn)出口貿(mào)易管理范文

關(guān)鍵詞：人民幣匯率；進(jìn)出口貿(mào)易；回歸分析

1.人民幣匯率制度的發(fā)展

2005年的人民幣匯改更是人民幣匯率走向市場、走向國際的重要進(jìn)程。此次改革把更多的注意力放在我國匯率是如何形成這一視角，越發(fā)強(qiáng)調(diào)了市場因素對(duì)匯率的決定性作用，同時(shí)，也保留了央行對(duì)匯率的管理權(quán)力，當(dāng)出現(xiàn)人民幣匯率的大幅波動(dòng)時(shí)，便于進(jìn)行宏觀調(diào)控，穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)發(fā)展。2013年我國全年外貿(mào)總額首破4萬億美元大關(guān)，已然躍居全球最大貿(mào)易國，未來將追求向貿(mào)易強(qiáng)國轉(zhuǎn)變，估計(jì)2014年貿(mào)易增速仍將保持穩(wěn)定增長。

2.相關(guān)文獻(xiàn)綜述

邱林（2012）用了1994年到2008年的數(shù)據(jù)對(duì)我國進(jìn)出口量與人民幣有效匯率之間的關(guān)系做了實(shí)證研究，研究發(fā)現(xiàn)馬歇爾勒納條件在中等科技含量產(chǎn)品中適用，而在高科技和低科技產(chǎn)品中并不適用。

侯文，丁小莉（2012）對(duì)人民幣升值對(duì)于進(jìn)出口的影響做了理論分析，人民幣升值對(duì)我國對(duì)外貿(mào)易的有利影響主要包括益于減少進(jìn)口成本，促使貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)，有利于中國企業(yè)國際化。不利影響主要包括，對(duì)出口企業(yè)形成壓力，國外企業(yè)進(jìn)入中國，使得國內(nèi)企業(yè)壓力更大，國內(nèi)企業(yè)必須技術(shù)創(chuàng)新，像資本密集型轉(zhuǎn)變，這又會(huì)促使我國就業(yè)壓力。

胡楚芳，何榮宣（2012）對(duì)人民幣匯率對(duì)中國貿(mào)易收支的影響做了分析，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率上升會(huì)導(dǎo)致國際貿(mào)易收支的減少。建議企業(yè)應(yīng)盡快推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，政府加強(qiáng)宏觀調(diào)控能力，加強(qiáng)國際間交流合作。

楊爍帆（2012）得出人民幣升值能夠減少貿(mào)易摩擦，改善貿(mào)易經(jīng)濟(jì)，同時(shí)也會(huì)加大貿(mào)易逆差，不利于吸引外資，減少了外匯收入。應(yīng)該積極推進(jìn)匯率改革，建立國際貨幣合作制，提高我國出口貿(mào)易競爭力。

劉政寧（2013）采用了一般的彈性分析法，表明馬歇爾勒納條件在長期適用于中國，人民幣匯率對(duì)中國進(jìn)出口調(diào)整存在J曲線效應(yīng)。

劉凱東（2013）對(duì)我國對(duì)外貿(mào)易現(xiàn)狀進(jìn)行分析并給出相應(yīng)的建議，在貿(mào)易總額不斷增長的情況下仍就存在著一些問題：商品結(jié)構(gòu)還側(cè)重于勞動(dòng)密集型商品，對(duì)外貿(mào)易國家地理分布不均勻，主要集中在美國，歐洲，日韓等國。建議我國積極擴(kuò)大內(nèi)需，優(yōu)化產(chǎn)品結(jié)構(gòu)。

楊亞（2013）基于省面板數(shù)據(jù)對(duì)我國人民幣匯率對(duì)進(jìn)出口影響做了分析，結(jié)果顯示匯率的波動(dòng)對(duì)于進(jìn)出口貿(mào)易有著顯著的地區(qū)效應(yīng)，匯率的波動(dòng)和進(jìn)出口的規(guī)模呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)。地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平，外商的投資規(guī)模都能促進(jìn)貿(mào)易總額的增加。

3.人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國進(jìn)出口影響的實(shí)證分析

模型構(gòu)建

令y=Q/Q，x=R/R，則可以建立如下線性回歸模型：yt=α+βxt+μt，進(jìn)出口需求的變化率Q/Q與匯率R/R之比為進(jìn)出口的彈性β，其中，yt代表第t年進(jìn)出口量比上年的變化率，xt為第t年匯率比上年的變化率，β是進(jìn)出口需求量對(duì)匯率的彈性，μt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。我們選取自2002年至2013年的我國貿(mào)易年進(jìn)出口總額、人民幣匯率、我國國內(nèi)生產(chǎn)總值為實(shí)證方程所含的變量。其中，以國內(nèi)生產(chǎn)總值來代表我國國內(nèi)的收入水平。因此我們的實(shí)證模型如下：

InY=α0+β1InX1+β2InX2+μ1

其中，Y表示的是我國貿(mào)易進(jìn)出口額，X1表示人民幣匯率，X2表示國內(nèi)的收入，μt為誤差項(xiàng)。在上述模型中，所有變量選取的數(shù)據(jù)均來自于國泰安數(shù)據(jù)庫。其中，我國GDP和進(jìn)出口總額的單位是億元，匯率數(shù)值等于人民幣對(duì)一百美元的當(dāng)期兌換金額。

如圖所示，因變量Y對(duì)兩個(gè)自變量X1和X2的回歸的非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為3205和1604，對(duì)應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)值t值為2713和6354。而回歸系數(shù)β的顯著水平Sig都小于005。從而，我們可以認(rèn)為自變量X1和X2對(duì)因變量Y有顯著影響。該回歸分析得到的回歸方程為：

結(jié)果分析

在上述回歸方差及方差中的變量都是顯著的且擬合程度較好的基礎(chǔ)上，我們對(duì)實(shí)證結(jié)果做出如下分析：其一，因變量與匯率之間的關(guān)系。我國進(jìn)出口貿(mào)易總額的匯率彈性為3205，說明人民幣匯率對(duì)數(shù)值每上升一個(gè)單位，我國進(jìn)出口的對(duì)數(shù)值會(huì)上漲3205個(gè)單位。由此可見，人民幣匯率升值對(duì)我國的進(jìn)出口貿(mào)易較為不利。究其原因，這很可能是由我國產(chǎn)品價(jià)格優(yōu)勢弱化所帶動(dòng)的出口銳減所致。從回歸結(jié)果來看，我國進(jìn)出口額與國內(nèi)收入水平呈正相關(guān)，這也說明了匯率變動(dòng)能通過收入變動(dòng)從而影響貿(mào)易商品的進(jìn)出口情況。

4.應(yīng)對(duì)人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國進(jìn)出口影響的若干建議

1.積極推進(jìn)匯率制度的改革

首先，我們要完善人民銀行的干預(yù)機(jī)制。當(dāng)匯率行情出現(xiàn)較大波動(dòng)時(shí)，央行必須減少其人為對(duì)貨幣市場的干預(yù)，過渡到由市場供求關(guān)系自動(dòng)自發(fā)的調(diào)節(jié)穩(wěn)定。但如果市場匯率受到其他特殊影響而導(dǎo)致長時(shí)間的低估或高估時(shí)，央行必須出面進(jìn)行干預(yù)調(diào)節(jié)，使得經(jīng)濟(jì)能夠穩(wěn)定健康的發(fā)展。第三，我們要積極達(dá)成與國際貨幣合作的機(jī)制體系。

2.提高風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)能力

加大對(duì)國內(nèi)金融市場的支持，減少匯率變動(dòng)對(duì)我國進(jìn)出口貿(mào)易的不良影響。例如，企業(yè)可以通過選擇遠(yuǎn)期結(jié)收匯方式，購買外匯期權(quán)等途徑，有效轉(zhuǎn)移外匯風(fēng)險(xiǎn)，從而保證我國進(jìn)出口行業(yè)的國際競爭力，進(jìn)一步推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)更穩(wěn)定、更持續(xù)的發(fā)展。

3.努力提高我國出口商品的競爭力

要重新評(píng)估出口對(duì)經(jīng)濟(jì)的正面效應(yīng)的程度，在利用國際市場的同時(shí)，也要在一定程度上依靠國內(nèi)市場，從而穩(wěn)定貿(mào)易形勢。此外，我們還要重視民營企業(yè)的發(fā)展，同時(shí)從產(chǎn)品自身和貿(mào)易策略上加強(qiáng)我國商品的國際競爭力，推進(jìn)貿(mào)易經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展。（作者單位：上海對(duì)外經(jīng)貿(mào)大學(xué)）

參考文獻(xiàn)：

[1]胡楚芳，何榮宣.《人民幣匯率變動(dòng)對(duì)中國貿(mào)易收支影響的分析》.宜春學(xué)院學(xué)報(bào)，2012（7）

[2]楊礫帆.《人民幣匯率波動(dòng)性對(duì)中國進(jìn)出口影響的分析》.經(jīng)營管理者，2012（10）

第9篇：進(jìn)出口貿(mào)易管理范文

關(guān)鍵詞：外商直接投資；國內(nèi)生產(chǎn)總值；國際貿(mào)易

中圖分類號(hào)：F742文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X(2007)01-0089-09

一、引言

近年來，全球外資流量的增長率超過了其他任何世界經(jīng)濟(jì)主要綜合指數(shù)，全球?qū)ν庵苯油顿Y流量由1990年的201億美元迅速升至為2000年的15 092億美元，增長了374．1倍（IMF資料）。在中國，隨著改革開放后我國經(jīng)濟(jì)實(shí)力的不斷增強(qiáng)和融入世界經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程的加快，越來越多的外商直接投資涌向中國。自1994年起我國已連續(xù)12年居發(fā)展中國家利用外商投資第一位，在全球僅次于美國居第二位，并且在2002年實(shí)際利用FDI（指外商直接投資，以下均同）規(guī)模超過500億美元，首次超越美國，成為世界上利用FDI最多的國家，F(xiàn)DI對(duì)我國的經(jīng)濟(jì)增長起了很大的推動(dòng)作用，伴隨著FDI的大量涌入，我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值和進(jìn)出口貿(mào)易也不斷創(chuàng)下新高，F(xiàn)DI成了中國經(jīng)濟(jì)增長的強(qiáng)大動(dòng)力。

外商直接投資與國民經(jīng)濟(jì)增長方面：從2002年開始，我國利用外資的規(guī)模持續(xù)超過500億美元，外商直接投資成為我國GDP持續(xù)快速發(fā)展的一個(gè)有力支撐。由于FDI拓寬了融資渠道，克服了自有發(fā)展資金的不足，并且擺脫了銀行儲(chǔ)蓄投資的約束，從而直接和間接地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長，使資金達(dá)到更高的效用水平，在資本相對(duì)貧乏的國家在不減少消費(fèi)的情況下，可以通過更多的外來投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。在FDI與經(jīng)濟(jì)增長方面，陳景煌、陳浪南（2002）認(rèn)為我國FDI與GDP的關(guān)系是正線性相關(guān)；任永菊（2003）實(shí)證分析證明了FDI與GDP存在長期關(guān)系, 其因果關(guān)系隨著滯后期的不同而不同；陳偉國、趙兵（2004）、杜江（2002）等都認(rèn)為FDI對(duì)資本形成和積累有積極作用，并推動(dòng)了我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。FDI與GDP之間的良性互動(dòng)關(guān)系將在后面的實(shí)證分析中得到證明。

外商直接投資（FDI）與國際貿(mào)易方面：外商直接投資被普遍認(rèn)為正在取代國際貿(mào)易，成為全球經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)動(dòng)機(jī)，是促使東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和加快全球經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程的催化劑（葛順奇［3］）。小島清［9］指出FDI可以在投資國與東道國之間創(chuàng)造新的貿(mào)易機(jī)會(huì)，使貿(mào)易在更大的規(guī)模上進(jìn)行，當(dāng)東道國具有了基于FDI的“生產(chǎn)函數(shù)改變后的比較優(yōu)勢”時(shí)，顯然會(huì)導(dǎo)致東道國對(duì)外貿(mào)易能力的增強(qiáng)，國際貿(mào)易與FDI之間呈現(xiàn)互補(bǔ)效應(yīng)。楊迤（2000），錢曉英、賴明勇、張大奇（2001），李琴［1］等通過實(shí)證分析，得出我國FDI流入與進(jìn)出口存在長期正相關(guān)關(guān)系，F(xiàn)DI提升了我國貿(mào)易產(chǎn)品的競爭力，改善了進(jìn)出口結(jié)構(gòu)，促進(jìn)了國際貿(mào)易；李平、范躍進(jìn)（2003）通過“綜合動(dòng)因模型”及經(jīng)驗(yàn)分析，認(rèn)為我國貿(mào)易自由化促進(jìn)了FDI流入；王創(chuàng)（2005）認(rèn)為FDI與出口在長期范圍內(nèi)存在互補(bǔ)關(guān)系，但FDI與進(jìn)口的長短期關(guān)系卻有所不同，在短期內(nèi)FDI與進(jìn)口貿(mào)易互補(bǔ)，但在長期卻表現(xiàn)為相互替代。對(duì)外直接投資與國際貿(mào)易（主要是出口貿(mào)易）之間主要是互補(bǔ)或者是替代的關(guān)系，國外的學(xué)者們已經(jīng)證明了這一點(diǎn)，具體要根據(jù)母國（或跨國公司）投資的動(dòng)機(jī)、類型和發(fā)展階段而定。Helmberger和Schmitz(1970)指出，國際貿(mào)易和對(duì)外直接投資之間是互補(bǔ)關(guān)系還是替代關(guān)系其實(shí)是一個(gè)實(shí)證問題而非理論問題，在不同的國家實(shí)證結(jié)果可能會(huì)顯示出差異性。作為貿(mào)易大國，F(xiàn)DI對(duì)中國進(jìn)出口貿(mào)易的影響不容忽視，因此相關(guān)的實(shí)證研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

國民經(jīng)濟(jì)增長（GDP）與國際貿(mào)易方面：FDI既作為直接的因果關(guān)系出現(xiàn)，同時(shí)也作為聯(lián)系國際貿(mào)易與真實(shí)經(jīng)濟(jì)增長的橋梁存在。我國的出口貿(mào)易主要通過勞動(dòng)投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，從彈性系數(shù)看，出口勞動(dòng)投資增長以及投資勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的作用都很大，我國的出口貿(mào)易主要是通過帶動(dòng)國內(nèi)投資和外商投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的。對(duì)于我國是否為出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)增長國家一直有著廣泛的爭論，大部分實(shí)證分析表明，二者存在雙向因果關(guān)系筆者認(rèn)為，出口貿(mào)易對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長有著明確的直接推動(dòng)作用，而經(jīng)濟(jì)增長是間接通過諸如吸引FDI等因素來影響出口貿(mào)易，二者影響的方式有所不同而已。在后文國民經(jīng)濟(jì)增長與國際貿(mào)易的數(shù)據(jù)分析中也可以體現(xiàn)出這一點(diǎn)，即中國屬于出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)增長國家。

隨著經(jīng)濟(jì)全球化速度的加快，F(xiàn)DI成為全球化浪潮的一個(gè)重要特征。中國作為發(fā)展中國家中吸收FDI的第一大國和全球經(jīng)濟(jì)增長最快的國家之一，常常被引以為例說明FDI的有力影響。研究FDI、GDP以及進(jìn)出口貿(mào)易三者之間的關(guān)系將有助于深入了解我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀以及形成對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)決策的參考，以下將基于我國1983―2005年間的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，從定性和定量的角度揭示以上三者之間的相互關(guān)系。

一、 FDI與GDP相關(guān)性的實(shí)證研究

在相關(guān)的理論中，以美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家H．錢納里和A．斯特勞特1969年創(chuàng)立的兩缺口模型最具代表性。該模型認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要受三種因素約束：一是儲(chǔ)蓄約束，即國內(nèi)需求水平低,不足以支持國內(nèi)投資需求的擴(kuò)張，影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展；二是外匯約束，有限的外匯收入不足以支付經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需要的資本品和消費(fèi)品進(jìn)口，阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展；三是吸收能力約束，即由于缺乏必需的技術(shù)和管理，無法有效地使用外資和各種資源，從而影響生產(chǎn)率的提高和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，錢納里等人認(rèn)為，如果發(fā)展中國家能成功利用外資便可以逐漸克服儲(chǔ)蓄、外匯和技術(shù)的約束，增加國民總儲(chǔ)蓄和總投資，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。對(duì)于我國體現(xiàn)國民經(jīng)濟(jì)增長的GDP而言，F(xiàn)DI的作用是顯著的，表一是我國1983―2005年共23年間的GDP、進(jìn)出口額、FDI的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)：

數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站www．stats．gov．cn 及商務(wù)部網(wǎng)站www．mofcom．gov．cn 公布數(shù)據(jù)整理而得。

1．FDI對(duì)于GDP的作用：根據(jù)其中的GDP和FDI數(shù)據(jù)繪成圖一顯示二者不同年份的變化（為了便于更直觀的顯示二者變化，GDP的單位為百億元，F(xiàn)DI的單位仍為億美元）：

圖一GDP&FDI年份變化圖

由圖一并結(jié)合我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展史可以大致定性地看出，1983―1991年我國的經(jīng)濟(jì)受益于改革開放政策而開始顯示活力并快速發(fā)展，對(duì)于FDI的吸引作用自1991年起凸顯，1991―1997年FDI開始快速增長，得益于此我國的GDP在這段時(shí)間內(nèi)加速增長。1997―2001年FDI增長的勢頭減緩甚至開始回落，相應(yīng)地GDP雖然持續(xù)增長，但是增長速度開始趨緩，這段時(shí)期處于對(duì)過去FDI進(jìn)行消化和調(diào)整的階段。2002―2005年FDI再次迅速增長，并突破500億美元，GDP也相應(yīng)地迎來了又一次加速增長，這些表現(xiàn)大致可以從表一的數(shù)據(jù)中得到驗(yàn)證。為了進(jìn)一步研究二者之間的相關(guān)性，同時(shí)也為了增加模型建立的準(zhǔn)確性增強(qiáng)確定系數(shù)R SQUARE的說服力，我們繼續(xù)根據(jù)表一的數(shù)據(jù)繪出GDP與FDI之間關(guān)系的平滑散點(diǎn)圖，如圖二所示：

圖二GDP―FDI關(guān)系散點(diǎn)圖

圖二中的散點(diǎn)圖與冪函數(shù)曲線類似，即y=a0+a1xb+e，根據(jù)散點(diǎn)圖確定模型可以增強(qiáng)確定系數(shù)R方的解釋力度與可靠性。由于對(duì)冪函數(shù)本身不便于做相關(guān)分析，而引入對(duì)數(shù)后更容易得到平穩(wěn)數(shù)據(jù)且不會(huì)改變時(shí)間序列的性質(zhì)和相互關(guān)系，因此我們對(duì)函數(shù)本身進(jìn)行對(duì)數(shù)變換后得到如下模型：

lnGDPt=a0+a1lnGDPt-1+a2lnFDIt+a3lnFDIt-1+e （1）

其中，GDPt為當(dāng)年的國內(nèi)生產(chǎn)總值，LnGDPt作為被解釋變量即因變量出現(xiàn)；GDPt-1為上一年度的國內(nèi)生產(chǎn)總值；FDIt為當(dāng)年的外商直接投資，F(xiàn)DIt-1為上一年度的外商直接投資，三者的自然對(duì)數(shù)作為解釋變量即自變量出現(xiàn)；a0為常數(shù)項(xiàng)，a1、a2、a3為自變量系數(shù)，e為誤差。FDI對(duì)于GDP是一個(gè)累計(jì)作用，考慮到較t-1期更早的變量對(duì)于GDP的作用相對(duì)t期和t-1期的貢獻(xiàn)度較低，在模型中只考慮到t-1期(在后面的分析結(jié)果中可以得到這一結(jié)論)；而其他影響GDP的因素我們都?xì)w結(jié)到GDPt-1中，這樣便于模型集中研究GDP―FDI之間的關(guān)系?；诒硪坏臄?shù)據(jù)整理后經(jīng)SPSS11．0統(tǒng)計(jì)分析軟件進(jìn)行多元線性回歸分析，得到結(jié)果如表二：

表三的相關(guān)和回歸分析輸出結(jié)果顯示，原模型中的t-1期FDI無需考慮，這也驗(yàn)證了最初我們對(duì)于FDI年份變量的引入設(shè)置上是正確的，而同時(shí)常數(shù)項(xiàng)也可以從模型中去除，這一點(diǎn)很容易理解，t-1期的GDP已經(jīng)涵蓋了常數(shù)項(xiàng)的作用。而其他兩個(gè)主要變量的t值均通過了1%的顯著水平檢驗(yàn)。根據(jù)分析的結(jié)論，模型應(yīng)該重新調(diào)整為：

lnGDPt=0．923lnGDPt-1+0．195lnFDIt+e （2）

模型表明，F(xiàn)DIt增加一個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)于GDPt的貢獻(xiàn)則有0．476個(gè)百分點(diǎn)，也就是說，F(xiàn)DI增長10%可以拉動(dòng)GDP增長4．76%?？梢娔壳癋DI對(duì)于我國的GDP增長作用很明顯，其中一個(gè)可能的原因就是博取人民幣的升值帶來的資本收益而流入，F(xiàn)DI還欠缺適當(dāng)?shù)墓芾砗鸵龑?dǎo)。為了同時(shí)比較GDP對(duì)于FDI的吸引作用，以下我們進(jìn)行GDP對(duì)于FDI的作用的實(shí)證分析。

2．GDP對(duì)于FDI的作用：二者隨年份的變化見圖一所示，二者之間的關(guān)系散點(diǎn)圖可以參考圖二，只是橫軸和縱軸變量互換，由于篇幅所限，在此不再顯示。我們依據(jù)上述同樣思路，建立模型：

lnFDIt=a0+a1lnGDPt+a2lnGDPt-1+a3lnFDIt-1+e（3）模型中的變量說明同A中的解釋，通過SPSS11．0分析結(jié)果如下：

表四中調(diào)整后的確定系數(shù)為0．972，說明自變量對(duì)于因變量的解釋比較充分；而通過F檢驗(yàn)說明方程變量間的顯著關(guān)系成立；D-W值顯示不存在明顯的序列相關(guān)性。

上述自變量中LnGDPt-1通過檢驗(yàn)結(jié)果可以從原模型中剔除，其他自變量的相關(guān)系數(shù)均通過了1%顯著水平的t檢驗(yàn)，即拒絕原假設(shè)H0，從而得到FDIt-1、GDPt與因變量FDIt顯著相關(guān)的結(jié)論。原模型修正為

lnFDIt=1．216lnGDPt+0．911lnFDIt-1+e （4）

根據(jù)模型計(jì)算，GDP增長10%，吸引的FDI將會(huì)增加4．76%。通過1、2兩項(xiàng)分析結(jié)果比較（特別是對(duì)比標(biāo)準(zhǔn)相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)）以及上述的計(jì)算結(jié)果可以得出一個(gè)結(jié)論，即目前我國GDP增長對(duì)于FDI的吸引力相比FDI對(duì)于GDP的貢獻(xiàn)來講，兩者的相互作用很接近；另一個(gè)方面，GDP的增長比例中一個(gè)重要的原因在于我國吸引的FDI的高速增長。

二、FDI與國際貿(mào)易相關(guān)性的實(shí)證研究

在世界經(jīng)濟(jì)中，國際直接投資是最能體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)全球化概念的經(jīng)濟(jì)運(yùn)作方式之一，且與國際貿(mào)易有著密不可分的內(nèi)在聯(lián)系。隨著經(jīng)濟(jì)全球化的進(jìn)程加快，從總體上看，國際對(duì)外直接投資與國際貿(mào)易相互作用、相互促進(jìn)，都在大幅度增加和日益擴(kuò)大。影響國際貿(mào)易增長的因素有許多，從理論上講，僅就國際貿(mào)易與國際直接投資的關(guān)系而言，直接投資究竟是構(gòu)成對(duì)貿(mào)易的替代，還是產(chǎn)生了對(duì)貿(mào)易的創(chuàng)造，這主要取決于國際直接投資的類型。在FDI與國際貿(mào)易相互數(shù)量關(guān)系上，蒙代爾的替代模型、Markusen和小島清的互補(bǔ)模型是對(duì)國際貿(mào)易和國際直接投資數(shù)量關(guān)系進(jìn)行界定的一般理論模型。以下首先根據(jù)表一數(shù)據(jù)繪出進(jìn)出口貿(mào)易與FDI之間的關(guān)系圖（為了更直觀的比較二者的年份變化，進(jìn)出口額的單位選為十億美元）：

圖三進(jìn)出口額&FDI年份變化圖

圖三中進(jìn)出口額與FDI隨年份的變化過程大致與圖一中GDP與FDI的變化階段相同，在1991―1997年間以及2001―2005年間隨著FDI的快速增長，進(jìn)出口貿(mào)易額相應(yīng)地得到一段加速增長期，并于2004年突破萬億美元關(guān)口，使我國的國際貿(mào)易進(jìn)入了一個(gè)新的階段。同第二部分研究方法一樣，為了進(jìn)一步凸顯二者的相關(guān)關(guān)系以及增加模型建立的可靠性，我們繼續(xù)繪制出進(jìn)出口額與FDI之間的散點(diǎn)圖：

圖四進(jìn)出口額―FDI關(guān)系散點(diǎn)圖

圖四中的散點(diǎn)圖同樣與冪函數(shù)曲線類似，為此我們建立相同的模型：

lnExImt=a0+a1lnExImt-1+a2lnFDIt+a3lnFDIt-1+e （5）

模型中ExImt和ExImt-1分別表示t期（當(dāng)年）和t-1期（上一年）的進(jìn)出口額，其余變量說明同前，通過SPSS11．0分析結(jié)果如下：

表六中調(diào)整后的確定系數(shù)為0．991，方程顯著通過F統(tǒng)計(jì)，D-W約為2（2．061）表明模型誤差項(xiàng)不存在序列相關(guān)性。表七是相關(guān)與回歸分析輸出結(jié)果：

上述結(jié)果排除了FDIt-1對(duì)于當(dāng)期進(jìn)出口額的影響，可見FDI對(duì)于進(jìn)出口的影響是滯后性的，主要是對(duì)第二年的進(jìn)出口額產(chǎn)生影響，這與經(jīng)驗(yàn)上的理解也是吻合的，投資不會(huì)產(chǎn)生即時(shí)效應(yīng)。T檢驗(yàn)依然通過了1%的顯著水平測試，共線性統(tǒng)計(jì)應(yīng)用的方差膨脹因子表明自變量之間不存在明顯的共線性作用。根據(jù)以上分析結(jié)果，模型修正為：

lnExImt=1．08lnExImt-1+0．143lnFDIt+e （6）

FDI增長10%將會(huì)帶來進(jìn)出口貿(mào)易2．73%的增長，這一比例并不高，F(xiàn)DI對(duì)于進(jìn)出口貿(mào)易的直接的作用并不是很明顯，外資大量流入的目的并不主要是增大出口換取利潤，而是由于其他原因，如人民幣升值帶來的資本收益、QFII投資等，與前面關(guān)于FDI的作用的結(jié)論相吻合。

三、GDP與國際貿(mào)易相關(guān)性的實(shí)證研究

近年來我國的GDP與進(jìn)出口貿(mào)易均保持了高速增長，由于進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)于GDP的直接貢獻(xiàn)作用以及貢獻(xiàn)比例，二者隨時(shí)間的變化曲線的趨勢應(yīng)該比較吻合，這一點(diǎn)從圖五中可以看出，1991―1997年以及2001―2005年GDP和進(jìn)出口貿(mào)易增長均大幅增長。

圖五GDP―進(jìn)出口額年份變化圖

圖六GDP―進(jìn)出口額關(guān)系散點(diǎn)圖

圖六GDP與進(jìn)出口額的散點(diǎn)圖示與前面研究的兩種相關(guān)關(guān)系略有不同，圖中顯示二者的相關(guān)關(guān)系既類似于前面的冪函數(shù)形式同時(shí)也類似于線性關(guān)系（如果去除1997―2001年之間的異常數(shù)據(jù)，這種類似則非常明顯），而在我們的經(jīng)驗(yàn)中進(jìn)出口貿(mào)易額直接貢獻(xiàn)于國內(nèi)生產(chǎn)總值，為此，我們同時(shí)設(shè)立兩個(gè)模型――冪函數(shù)與線性函數(shù)模型進(jìn)行驗(yàn)證比較，首先與前面的分析相同采用冪函數(shù)模型并應(yīng)用SPSS11．0統(tǒng)計(jì)分析：

lnGDPt=a0+a1lnGDPt-1+a2lnExImt+e（7）

上述分析中調(diào)整后的確定系數(shù)R Square為0．996，方程和系數(shù)各自通過了相應(yīng)地F和t統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，從而接受H1假設(shè)，即接受修正后的模型：

lnGDPt=0．842lnGDPt-1+0．16lnExImt+e （8）

該模型中進(jìn)出口貿(mào)易增長10%將會(huì)帶來GDP 5．33%的增長，也就是說GDP增長1/2以上的動(dòng)力源自國際貿(mào)易，表明進(jìn)出口貿(mào)易在我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值中占有很重要的地位。

其次，我們假設(shè)線性模型：

GDPt=a0+a1GDPt-1+a2ExImt+e（9）

同樣成立，以下通過SPSS對(duì)其進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析：

在這里ExImt的偏相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0．78，即進(jìn)出口貿(mào)易自身的78%直接貢獻(xiàn)給了GDP（此比例可以理解為有效程度，不代表占GDP總值的比例）。綜合上述結(jié)論以及圖七有關(guān)歷年進(jìn)出口額占據(jù)GDP的比例直方圖可以說我國經(jīng)濟(jì)基本上屬于出口導(dǎo)向型國家，或者說是準(zhǔn)出口導(dǎo)向型（下圖中2003―2005年進(jìn)出口貿(mào)易總額占國民生產(chǎn)總值的比例都在60%以上）。

圖七進(jìn)出口額占GDP比例直方圖

注：1．以上實(shí)證分析中最優(yōu)方程的選擇一律采用全部輸入法（Enter）；

2．計(jì)算貢獻(xiàn)比例時(shí)采用的是變量的偏相關(guān)系數(shù)，這樣才能準(zhǔn)確顯示其他控制變量不變時(shí)目標(biāo)變量的獨(dú)自貢獻(xiàn)值；

3．上述研究中，如果把1997―2001年的數(shù)據(jù)作為異常數(shù)據(jù)剔除，無論是圖形或是函數(shù)都會(huì)擬合得更好，在散點(diǎn)圖中已經(jīng)體現(xiàn)明顯，本文篇幅所限，不再列出研究。

四、結(jié)語

從以上的圖示中可以定性地看出，F(xiàn)DI與我國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行、對(duì)外貿(mào)易的軌跡基本平行，在一定程度上這是外商直接投資對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長、對(duì)外貿(mào)易貢獻(xiàn)顯著的反映；通過實(shí)證分析，顯示FDI與我國經(jīng)濟(jì)增長、對(duì)外貿(mào)易具有較高的正相關(guān)關(guān)系，特別是國際貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)關(guān)系。綜合前面的研究可以得出下列結(jié)論：

1．FDI與GDP（國民經(jīng)濟(jì)增長）：

快速增長的GDP是吸引FDI增長的原動(dòng)力，而FDI的增長對(duì)于GDP的帶動(dòng)作用也是同等的；FDI增長10%可以拉動(dòng)GDP增長4．76%，GDP增長10%將吸引FDI增加4．76%。

2．FDI與國際貿(mào)易：

進(jìn)出口貿(mào)易與FDI存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，F(xiàn)DI增長10%將會(huì)帶來進(jìn)出口貿(mào)易2．73%的增長。但是我國吸引的FDI并非都出自于貿(mào)易以及分享經(jīng)濟(jì)高速增長的需求，而是帶有另外一些投機(jī)性的因素在其中，如博取人民幣升值帶來的資本收益；投資房地產(chǎn)以及證券市場（如QFII）享受雙重收益等。

3．GDP與國際貿(mào)易：

進(jìn)出口貿(mào)易主要是通過帶動(dòng)投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；進(jìn)出口貿(mào)易在國民經(jīng)濟(jì)中的作用非常重要，其中GDP增長的50%以上來自于進(jìn)出口貿(mào)易（進(jìn)出口貿(mào)易增長10%將會(huì)帶來GDP 5．33%的增長）；從定性和定量上看，我國經(jīng)濟(jì)都屬于出口導(dǎo)向型國家，只是程度并不是目前所流傳的那么深。

我國目前吸引的FDI金額已經(jīng)較高，F(xiàn)DI居第一位并不代表全部，中國也并非在所有的吸引外資項(xiàng)目上都超過了美國，F(xiàn)DI在美國的外來投資中只占一小部分，而我國的FDI比重基本上在外資結(jié)構(gòu)中占了全部，從這方面看我國對(duì)國際資本的吸引力在深度和廣度方面還不夠。另外，過高的FDI在產(chǎn)業(yè)流向分布不合理以及使用不充分情況下其弊端同樣不可忽視，在增加外匯儲(chǔ)備的同時(shí)，F(xiàn)DI也帶來了利潤匯出對(duì)國際收支平衡產(chǎn)生潛在壓力的風(fēng)險(xiǎn)，使經(jīng)常項(xiàng)目的順差減少，從而導(dǎo)致一國的國際收支情況惡化；而大量的外匯儲(chǔ)備在我國常被用于大量購買美國國債，相當(dāng)于中國以較高的成本吸引來了外國投資，卻又將吸引來的資本以較低的收益率借給美國使用，這是一種很不合理的現(xiàn)象。

因此，目前我國對(duì)于FDI注重的不應(yīng)該只是數(shù)量，更重要的是吸引來的外資如何分布合理化，通過資金的正確帶動(dòng)引導(dǎo)和促進(jìn)合理以及科學(xué)的產(chǎn)業(yè)布局，從而促使整體經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)更加合理有效，以便更好地實(shí)現(xiàn)國民經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。針對(duì)我國的國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展，我們應(yīng)在維系第一、第二產(chǎn)業(yè)增長的同時(shí)，加強(qiáng)第三產(chǎn)業(yè)以及國內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，降低國民經(jīng)濟(jì)對(duì)出口貿(mào)易的依存度；在國際貿(mào)易方面一方面引導(dǎo)合理的進(jìn)口需求，更重要的是增加出口貿(mào)易的附加值與含金量，改變過去以粗加工和原材料出口等勞動(dòng)力密集型產(chǎn)品出口的特征（例如：商務(wù)部部長在中美貿(mào)易爭端中曾經(jīng)打了一個(gè)生動(dòng)的比方，我國出口美國幾億雙襪子的利潤值還抵不過美方向中國出售一架波音747的利潤值）。因此合理利用FDI、調(diào)整出口布局以形成合理分布對(duì)于國民經(jīng)濟(jì)的長期、穩(wěn)定、健康的可持續(xù)發(fā)展至關(guān)重要。

參考文獻(xiàn)：

［1］李琴．FDI流入與中國對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證分析［J］．世界經(jīng)濟(jì)研究，2004，（9）．

康贊亮，張必松．FDI、國際貿(mào)易及我國經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)差分析與VECM模型［J］．國際貿(mào)易問題，2006，（2）．

［3］葛順奇．跨國公司國際直接投資：回顧與展望［J］．世界經(jīng)濟(jì)，2003，（3）．

［2］張金杰．止跌回升態(tài)勢――2003―2004年國際直接投資趨勢分析［J］．國際貿(mào)易，2003，（10）．

［3］陳志剛．外國直接投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展：理論、實(shí)證和政策［M］．北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社， 2004．

［4］沈坤榮等．我國貿(mào)易發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長影響機(jī)制的經(jīng)驗(yàn)研究［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2003，（5）．

［5］吳一丁，毛克貞．我國出口貿(mào)易影響經(jīng)濟(jì)增長的路徑研究［J］．國際貿(mào)易問題，2006，（2）．

［6］黃華民．外商直接投資與我國實(shí)質(zhì)經(jīng)濟(jì)關(guān)系的實(shí)證分析［J］．天津：南開經(jīng)濟(jì)研究，2000，（5）．