進出口貿(mào)易相關(guān)理論精選(九篇)

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第1篇：進出口貿(mào)易相關(guān)理論范文

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

中圖分類號：F812．4文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2008）10-0119-04

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

一、背景和方法

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

加入WTO后我國所要履行的重要義務之一，就是要大幅度削減關(guān)稅。從世界范圍看，關(guān)稅減讓是一個大趨勢，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，我國不斷地實施自主降低關(guān)稅政策，新的關(guān)稅政策對進出口貿(mào)易沖擊直接影響著宏觀經(jīng)濟的運行狀況，因此對進出口貿(mào)易與宏觀經(jīng)濟運行之間關(guān)系進行計量研究，對檢驗和評判關(guān)稅政策的合理性，調(diào)控宏觀經(jīng)濟運行提供了數(shù)量依據(jù)，有著重要的指導意義。

傳統(tǒng)的經(jīng)濟計量方法是以經(jīng)濟理論為基礎來描述變量關(guān)系的模型，不足的是，經(jīng)濟理論通常并不足以對變量間的動態(tài)聯(lián)系提供一個嚴密的說明，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和推斷變得更加復雜。向量自回歸（VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立的模型，向量自回歸模型把系統(tǒng)中的每一個內(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間序列變量組成的“向量”自回歸模型。對進出口貿(mào)易、財政收入和外匯匯率多個相關(guān)經(jīng)濟指標之間關(guān)系的分析與預測，向量自回歸模型是最容易操作的模型之一[8]。

本文應用非結(jié)構(gòu)性的向量自回歸VAR方法建立變量間的關(guān)系模型研究進出口貿(mào)易、財政收入和外匯匯率之間的關(guān)聯(lián)影響及動態(tài)關(guān)系，檢驗進出口貿(mào)易、財政收入以及外匯匯率之間動態(tài)關(guān)聯(lián)性。為了進一步分析各個經(jīng)濟指標相互沖擊對系統(tǒng)產(chǎn)生的動態(tài)影響，我們應用沖擊響應函數(shù)分析一個經(jīng)濟指標的改變對于其他經(jīng)濟指標產(chǎn)生的沖擊和影響，對評判政策效果進行定性分析。

二、實證研究

本文為了研究進出口貿(mào)易和宏觀經(jīng)濟指標的關(guān)聯(lián)關(guān)系，我們選擇的經(jīng)濟變量包括海關(guān)進出口商品總額（LIO_TC）、海關(guān)進口商品總額（LI_TC）、海關(guān)出口商品總額（LO_TC）、財政收入完成額（LF_TC）和美元對人民幣的匯率（LEX）。數(shù)據(jù)時間長度為從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)取其對數(shù)值作為實證研究的數(shù)據(jù)。

由于宏觀經(jīng)濟相關(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)波動現(xiàn)象，因而我們應該首先考慮數(shù)據(jù)的季節(jié)性調(diào)整問題，從研究序列中去除季節(jié)變動要素，從而顯示出序列潛在的趨勢循環(huán)分量，這個趨勢循環(huán)分量才能真實反映研究的數(shù)據(jù)序列運動的客觀規(guī)律。消除時間序列的季節(jié)趨勢的方法一共有四種，即Census X12方法、X11方法、移動平均方法和Tramo/Seats方法。四種方法各有特點，我們在本文中采用美國商務部人口普查局的X12方法，它是在X11方法基礎上發(fā)展而來的，見圖1―4。

圖1―4是調(diào)整后的進出口貿(mào)易額序列和財政收入序列，從以上各圖中我們可以看出季節(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，財政收入的時間趨勢和進出口貿(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，也同時說明了進出口貿(mào)易對于我國經(jīng)濟增長所做出的貢獻，因為我國經(jīng)濟近年來持續(xù)高速增長的動力正是源于出口和消費，消費一方面可以歸于對于進口產(chǎn)品的消費，匯率因素是影響進出口貿(mào)易量的重要因素，進出口貿(mào)易、財政收入和匯率之間長期均衡分析，對于我國長期經(jīng)濟趨勢分析，制定合理的關(guān)稅進出口原則，合理的控制匯率水平都有著重要深遠的意義。

向量自回歸模型把系統(tǒng)中的每一個內(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，它是多個相關(guān)經(jīng)濟指標的分析與預測最容易操作的模型之一。下面我們分別用進出口貿(mào)易總額、進口貿(mào)易總額和出口貿(mào)易總額分別同財政收入和外匯匯率建立VAR模型，分析變量之間的均衡關(guān)系。通過圖2我們可以看到，進出口貿(mào)易額和財政收入有著共同的時間趨勢，而且進出口貿(mào)易額又明顯地受外匯匯率波動的影響，因此我們應用向量自回歸方法建立以下VAR方程。

上面三個方程組中，最顯著的系數(shù)是每個變量的自回歸系數(shù)。我們重點分析每一組方程組中的第一個方程其他兩個相關(guān)系數(shù)――財政收入系數(shù)和外匯匯率系數(shù)的性質(zhì)。方程（1）和（3）的第一個方程中，外匯匯率項的回歸系數(shù)要比財政收入項的系數(shù)顯著，說明外匯匯率對于進出口總額和出口總額的影響要比財政收入波動的影響顯著，這與實際情況是相符的，因為一個國家的匯率水平直接影響著這個國家的進出口貿(mào)易的情況。同時我們注意到以上兩個方程中除常數(shù)項外，其余各項系數(shù)都是正的，這說明財政收入和匯率同進出口總額以及出口總額是成正比關(guān)系，即說明貿(mào)易總額有利于財政收入增加，美元對人民幣升值有利于增加出口額，這可以便于我們通過財政收入來分析進出口額的變化比例，通過匯率變動情況來分析聯(lián)動的出口貿(mào)易增量。方程（2）中的第一個方程我們采用的二階滯后的向量自回歸VAR方程，這是由于方程在一階回歸下，回歸是不穩(wěn)定的。方程（2）中我們還是重點分析第一個方程，為了便于分析，我們可以近似地用每一個變量的均值來代替一階和二階之后變量的值，這樣我們可以粗略地對兩個同一變量不同滯后階數(shù)的系數(shù)求和。首先看自回歸項系數(shù)和是大于0的，且是最顯著的。而財政收入項系數(shù)和是大于0的，不過其系數(shù)和是百分位小數(shù)，相對其他兩項系數(shù)不明顯。而外匯匯率項的系數(shù)和為負，說明外匯匯率和進口總額之間存在負相關(guān)，即美元對人民幣升值會導致進口總額的減少，這與實際情況也是相符的。其次我們給出每個方程的回歸平穩(wěn)性檢驗，見表1所示。

表1中，三個向量自回歸方程的根和摩數(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，認為回歸系數(shù)是可靠的。

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

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

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

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

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

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

圖10是外匯匯率對出口的沖擊響應圖，當同樣施以一個接近于零的沖擊時，進出口的響應要相對財政劇烈得多，說明出口對于匯率相當敏感。截止到2008年7月人民幣匯率改革以來3年，人民幣升值的幅度已經(jīng)累計達到21%，這勢必會對以出口為主的企業(yè)造成巨大的壓力，出口是推動我國宏觀經(jīng)濟近年來高速增長的原動力，出口額的降低會對我國經(jīng)濟增長帶來巨大的負面影響，因此海關(guān)監(jiān)管部門應對相關(guān)產(chǎn)業(yè)建立相應的出口退稅等優(yōu)惠政策，以保障我國宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)步運行。

三、結(jié) 論

關(guān)稅的減讓和匯率的升值是否會導致財政收入的下降，影響國家的宏觀經(jīng)濟運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，針對關(guān)稅稅率降低和人民幣升值對我國進出口貿(mào)易產(chǎn)生的負面沖擊，我國政府出臺了一系列適時合理的海關(guān)關(guān)稅政策，適度保護了一些受沖擊強烈的行業(yè)如汽車業(yè)和醫(yī)藥行業(yè)，對紡織業(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)和人民幣升值對我國的財政平衡并沒有產(chǎn)生太大的影響，這些關(guān)稅政策促進了我國宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定運行。

關(guān)稅政策對調(diào)節(jié)進出口貿(mào)易有著重要影響，在我國實施的自主降低關(guān)稅政策下，進出口貿(mào)易額的變化直接影響著宏觀經(jīng)濟的運行狀況。本文應用向量自回歸的VAR模型和沖擊響應函數(shù)對進出口額、財政收入和匯率建立模型，分析進出口貿(mào)易額、財政收入和匯率幾個變量變動時對其他指標的影響關(guān)系。實證結(jié)果表明進出口貿(mào)易額和財政收入有著正向關(guān)聯(lián)；匯率與進口額存在正向變動，即人民幣升值會導致進口額增加；匯率與出口額存在正向變動關(guān)聯(lián)，當人民幣貶值時，會促使出口額增加。實證結(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)部門針對海關(guān)關(guān)稅降低和人民幣升值制定的一系列應對政策，有效地保護了我國的進出口貿(mào)易，使我國的財政收入并未受到強烈沖擊，保障了宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定運行。本文從數(shù)量角度分析關(guān)稅政策對宏觀經(jīng)濟的影響，為實際的理論分析提供了可靠的數(shù)量依據(jù)，同時也為我國適時調(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：

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

［2］ 金祥榮，林承亮．對中國歷次關(guān)稅調(diào)整及其有效保護結(jié)構(gòu)的實證研究［J］．世界經(jīng)濟，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)濟研究，1996，（8）．

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

［5］ 姜勇，劉華．對我國關(guān)稅降低條件下產(chǎn)業(yè)保護的思考［J］．財經(jīng)理論與實踐，1997，（6）．

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

第2篇：進出口貿(mào)易相關(guān)理論范文

近年來，進出口貿(mào)易在我國經(jīng)濟增長中發(fā)揮了擴大需求規(guī)模與優(yōu)化資源配置的雙重功能， 對工業(yè)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級起到重要的促進作用，進出口貿(mào)易與我國經(jīng)濟增長進出口貿(mào)易在經(jīng)濟發(fā)展中的基本功能是擴大總需求，通過擴大進出口貿(mào)易規(guī)模和凈出口，可以促進相關(guān)產(chǎn)業(yè)的快速增長，并間接增加國內(nèi)就業(yè)與稅收。同時，一國利用自身的比較優(yōu)勢，參與國際分工，擴大具有比較優(yōu)勢產(chǎn)品的出口、增加比較劣勢產(chǎn)品的進口，可以優(yōu)化資源配置，提高生產(chǎn)要素的生產(chǎn)效率和利用率，最大限度地促進本國經(jīng)濟增長。對發(fā)展中國家而言，進口與出口結(jié)構(gòu)上的不同，使進出口貿(mào)易對經(jīng)濟發(fā)展又具有資源轉(zhuǎn)移和促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的功能，即通過初級產(chǎn)品和一般加工產(chǎn)品的出口和投資品的進口，實現(xiàn)國內(nèi)資源在不同產(chǎn)業(yè)之間的間接轉(zhuǎn)移，促進國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和工業(yè)化進程，進而推動經(jīng)濟增長。

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

進出口貿(mào)易總額和出口總額占GDP比重的演變情況。改革開放之前，受經(jīng)濟發(fā)展水平較低、國際環(huán)境限制等多種因素的影響，我國進出口貿(mào)易增長相對較慢，進出口貿(mào)易在我國經(jīng)濟增長中的需求作用十分微弱。改革開放以后，隨著進出口貿(mào)易規(guī)模的快速擴張，進出口貿(mào)易總額和出口占GDP的比重大幅度提升，分別從2003年的9.8%和4.62%提高到2010年的49.03%和25.72%，進出口貿(mào)易作為需求因素在經(jīng)濟增長中的作用也大幅度增強，成為影響我國經(jīng)濟增長的重要需求因素。

下面就以進口總額為例研究進口總額的的影響因素。

二、理論綜述

根據(jù)國際經(jīng)濟學的知識可知：

一個國家進口和出口量主要是有一個國家的要素稟賦決定的，H-O理論表明一鍋出口密集使用其豐富要素的產(chǎn)品，進口密集使用其稀缺要素的產(chǎn)品。一個國家的絕對優(yōu)勢和相對優(yōu)勢也是決定一個國家進出口狀況的決定性因素。根據(jù)這些理論可以找到影響中國進口總額的影響因素。

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

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

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

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

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

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

所以，再加上一些其他的影響因素就形成了進口總額的影響因素的假設模型。

三、模型的設定

1、影響因素的分析

（1）GDP

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

（2）出口總額

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

（3）城鄉(xiāng)居民儲蓄

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

（4）匯率

人民幣匯率升高，即人民幣更值錢，即可用相對來說少量的人民幣就可以買到外國產(chǎn)品。例如，假設以前的匯率是1：8，即一美元可以換8元人民幣，若某商品為20美元，以前要花￥160才可買到，現(xiàn)在匯率上升只要花￥140元就可買到了，因而有利于進口貿(mào)易；若某商品為￥160，以前只要花20美元就可以買到現(xiàn)在要花20多美元才可買到，因為由于匯率上升20美元只相當于￥140了，因此不利于出口貿(mào)易。所以匯率與進口總額成正相關(guān)。且由于美元最具代表性，所以選擇人民幣與美元之間的匯率作為研究對象。所以選擇匯率作為解釋變量X4.

（5）外匯儲備量

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

（6）其他因素

此外還有很多影響進口量的因素，如匯率、反傾銷率、國外的商品價格指數(shù)等，由于這些因素有些對進口量的影響不是很顯著，或者是數(shù)據(jù)收集比較困難，要把它們作為被解釋變量建立模型比較困難，所以歸為其他因素，其他因素在本文中用隨機擾動項 來表示。

2、模型的設定

Y代表進口總額

X1代表GDP

X2代表出口總額

X3代表城鄉(xiāng)居民儲蓄

X4代表匯率

X5代表外匯儲備量

基于以上數(shù)據(jù)，初步建立模型

四、數(shù)據(jù)的收集

五、模型的估計與調(diào)整

本文收集了我國1990-2010年進口量的相關(guān)數(shù)據(jù)： 注：以上數(shù)據(jù)來源各年份中國統(tǒng)計年鑒

用最小二乘法，利用Eviews軟件可得估計結(jié)果如下：

報告形式：

統(tǒng)計檢驗：

給定顯著性水平 為0.05

判定系數(shù)：R2=0.9967接近于1，表明模型對樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度高。

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

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

2.131，表明匯率對Y無顯著影響；外匯儲備量回歸系數(shù)的T統(tǒng)計量絕對值為0.2940 ，表明外匯儲備量對Y無顯著影響。

模型經(jīng)濟意義：

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

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

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

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

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

但由于本題中Std. Error過大，可能存在多重共線性，現(xiàn)對其進行計量經(jīng)濟檢驗：

計量經(jīng)濟檢驗：

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

通過計算表明，x1與x2、x3、x5高度相關(guān)，許多相關(guān)系數(shù)大于0.9，如果決定用表中全部變量作為解釋變量，很可能會出現(xiàn)嚴重多重共線性問題。先按照逐步回歸原理建立回歸模型。

逐步回歸法：

首先修正理論假設，在高度相關(guān)的變量中選擇相關(guān)程度最高的變量進行回歸建立模型。我們發(fā)現(xiàn)出口總額x2與進口額Y相關(guān)程度最高達0.996347，故可先建立這兩者之間的一元回歸模型，結(jié)果如下：

以x2為基礎，順次加入其他變量逐步回歸。二元回歸模型估計結(jié)果如下表：

經(jīng)過以上的逐步引入檢驗過程，最終確定j進口額函數(shù)

=693.5633+0.6873X2+0.0578X3

（711.4128） （0.0489） （0.0200）

T=（0.9749） （14.0610） （2.8956）

統(tǒng)計檢驗：

判定系數(shù)：R2=0.9950接近于1，表明模型對樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度高。

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

0.05，說明各個解釋變量對出口總額Y有顯著影響，模型線性關(guān)系顯著。

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

計量經(jīng)濟學檢驗：

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

偏相關(guān)系數(shù)檢驗：

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

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

異方差的White檢驗如下表所示：檢驗知Obs*R-squared=11.53904，表明不存在異方差性。

nR2=8.1660，其伴隨概率為0.0857，大于給定的顯著性水平 =0.05，接受原假設，認為回歸模型不存在異方差。

所以本文的最終模型估計結(jié)果為：

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

六、本文的結(jié)論與建議

第3篇：進出口貿(mào)易相關(guān)理論范文

（紹興縣職業(yè)教育中心，浙江 紹興 312000）

【摘 要】進出口貿(mào)易實務課程是國際貿(mào)易及相關(guān)專業(yè)學生必修的核心課程。為了適應新的國際經(jīng)濟形勢的變化、知識經(jīng)濟的挑戰(zhàn)和中職學生實際擇業(yè)就業(yè)競爭壓力日趨激烈的需要，傳統(tǒng)的教學改革勢在必行。本文從市場需求出發(fā)，結(jié)合國際經(jīng)濟形勢的發(fā)展，重新規(guī)劃進出口貿(mào)易實務課程的教學內(nèi)容、教學方法和重新調(diào)整教育教學側(cè)重點，在不改變中職教學目標的基礎上對進出口貿(mào)易實務課程的教學進行改革。

【關(guān)鍵詞】進出口貿(mào)易實務；教學改革；探索

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

一、合理規(guī)劃教學內(nèi)容

（一）科學安排教學內(nèi)容

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

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

2.國際貿(mào)易實務是以出口為導向展開的，在過去符合國家的實際狀況，現(xiàn)在我們應該適當做些調(diào)整，在教學中適當增加進口貿(mào)易的內(nèi)容，結(jié)合形勢，讓學生重視進口。

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

（二）及時更新教學內(nèi)容

進出口貿(mào)易實務課程是一門與國際貿(mào)易發(fā)展相結(jié)合，密切聯(lián)系國際貿(mào)易政策措施、聯(lián)系國際貿(mào)易規(guī)則的課程，這些內(nèi)容都是不斷變化和發(fā)展的。如《進出口貿(mào)易實務》（高等教育出版社第二版）教材現(xiàn)還引用《UCP500》（《跟單信用證統(tǒng)一慣例500》）及《2000年國際貿(mào)易術(shù)語解釋通則》，事實上外貿(mào)業(yè)務中已使用《UCP600》（《跟單信用證統(tǒng)一慣例600》）及《2010年國際貿(mào)易術(shù)語解釋通則》。

二、大膽改革教學方法和手段

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

1.充分利用好網(wǎng)絡等資源，為學習者提供學習主題相關(guān)的豐富資源。

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

2.為學習者提供探索思考的空間。

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

3.為學習者提供交流協(xié)作、成果展示的平臺。

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

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

三、重新調(diào)整教育教學側(cè)重點

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

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

參考文獻：

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

[2]劉紅燕.構(gòu)建以應用型人才培養(yǎng)為中心的高職類外貿(mào)專業(yè)實踐教學體系[J].武漢職業(yè)學院學報,2006年第五卷第六期.

第4篇：進出口貿(mào)易相關(guān)理論范文

關(guān)鍵詞：FD 對外貿(mào)易 總體效應 時空差異

一、文獻綜述

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

（二）國內(nèi)文獻 國內(nèi)學者蔡小勇、余子鵬（2005）利用2003年中國30個省份的出口總值、機電產(chǎn)品出口總值及當年實際利用FDI值，分析了FDI對中國出口及地區(qū)差異影響，結(jié)果表明FDI對西部落后地區(qū)出口的帶動作用最大，對中部地區(qū)出口的帶動作用最小。王少平等（2006）利用1992年至2003年我國三大地區(qū)省份的面板數(shù)據(jù)考察FDI 對不同地區(qū)進出口貿(mào)易的動態(tài)效應。結(jié)果表明東部地區(qū)FDI對出口有顯著的創(chuàng)造效應和較強的替代效應，而對中、西部地區(qū)其創(chuàng)造效應不顯著并且替代效應相對較弱。梁瑞（2008）研究發(fā)現(xiàn)我國FDI對出口貿(mào)易的促進作用在東部和西部地區(qū)較為顯著，但FDI對東部地區(qū)出口貿(mào)易的促進作用最大，西部次之。國內(nèi)外相關(guān)研究主要集中在FDI對兩國貿(mào)易流量的影響方面，即替代性和互補性問題。國內(nèi)學者的研究大部分結(jié)果表明FDI對我國進出口貿(mào)易增長的貢獻越來越大，但這些研究沒有充分考慮到我國各區(qū)域由于自然和經(jīng)濟條件不同而導致FDI的貿(mào)易效應可能具有顯著差異，在更深層次上分析FDI對我國區(qū)域貿(mào)易失衡狀況、轉(zhuǎn)移效應等方面問題?；诖耍疚睦?987年至2009年中國30個省市的面板數(shù)據(jù)對FDI對我國區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的階段性影響進行實證，從而對我國FDI的貿(mào)易總體效應進行全面分析。

二、研究設計

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

（二）模型設立 為研究FDI 對我國三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的影響，在實證分析中除了把當年實際FDI作為解釋變量，還將各地區(qū)貿(mào)易績效與其經(jīng)濟規(guī)模聯(lián)系起來。經(jīng)濟規(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)濟規(guī)模的測量指標。同時，根據(jù)影響貿(mào)易收支的一般理論，影響一國進出口貿(mào)易的變量主要是進出口商品的相對價格及國內(nèi)外的實際國民收入水平，而影響進出口相對價格的關(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，基礎設施除了是影響對外貿(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)作為基礎設施狀況的替代變量，該替代變量用ROAD表示?；谏鲜龇治觯x取影響對外貿(mào)易的四個主要經(jīng)濟變量——外商直接投資、國民在截面間的異方差性和相關(guān)性造成估計結(jié)果偏差，對個體固定效應模型和個體隨機效應模型分別采用廣義最小二乘法（GLS）和可行的廣義最小二乘估計（FGLS）進行估計。

三、實證檢驗

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

（二）FDI對我國對外貿(mào)易影響時空差異分析 1987-2009年時期，我國經(jīng)歷了對外開放、金融危機、加入 WTO等重大經(jīng)濟事件，我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和對外貿(mào)易環(huán)境有可能產(chǎn)生了相應變化。政府積極引入 FDI的同時，開始注意到引導FDI轉(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FDI與我國三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易關(guān)系進行研究，很可能會遺漏掉一些重要的階段性影響。因此考慮到這種階段性的變化，將 1987年至1992年作為第一階段，1993年至2001年作為第二階段，2002年至2009年作為第三階段，沿用前文設定的方程，對三個階段分別進行GLS回歸分析，通過計量結(jié)果來比較隨著時間的推移FDI對各區(qū)域的貿(mào)易影響有怎樣的改變。（1）不同階段FDI對我國東部地區(qū)進出口貿(mào)易的影響分析。計量結(jié)果見表（2）顯示：在不同階段，東部地區(qū)FDI 對貿(mào)易影響產(chǎn)生了一些明顯的改變。1987-1992年東部地區(qū)FDI對進出口貿(mào)易均具有創(chuàng)造效應，對于進口FDI系數(shù)為0.21，即增加1單位 FDI，會拉動東部 0.21 單位的進口，大于出口的FDI系數(shù)0.1。1993年至2001年東部地區(qū) FDI對進出口貿(mào)易表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應，進口的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 對進出口貿(mào)易均無顯著影響。1987年至1992和1993年至2001年間，東部進口創(chuàng)造效應明顯的原因可能是由于東部地區(qū)憑借著地理優(yōu)勢、廉價勞動力和較低的運輸成本吸引大量外資企業(yè)進入投資建廠并開展加工貿(mào)易。建廠期間，需要從國外進口大量的機器設備、技術(shù)專利以及人才，無疑會拉動東部進口貿(mào)易。 2002年至2009 年間，東部地區(qū)FDI對進出口貿(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)所必需的基礎建設。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)易服務產(chǎn)業(yè)鏈，不用通過進口就可以在國內(nèi)完成所需生產(chǎn)資料的采購。（2）不同階段FDI對我國中部地區(qū)進出口貿(mào)易的影響分析。通過FDI對中部地區(qū)進出口貿(mào)易影響的實證分析，結(jié)果見表（3）顯示：1987年至1992年，中部地區(qū)FDI對進出口貿(mào)易均無顯著影響。1993年至2001 年，F(xiàn)DI 對進口貿(mào)易表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應，對出口沒有顯著的影響。進口FDI系數(shù)為0.12，即增加1單位 FDI，會拉動中部 0.12 單位的進口。2002年至2009年，F(xiàn)DI 對出口貿(mào)易則表現(xiàn)出顯著的替代效應，出口FDI系數(shù)為-0.15，對進口無顯著的影響。1993年至2001年間中部地區(qū)FDI的進口創(chuàng)造效應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，并且相對于西部地區(qū)還有著便利的交通和良好的基礎設施，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，對進口貿(mào)易有顯著帶動作用。在2002年至2009年間，F(xiàn)DI 對出口呈現(xiàn)顯著替代效應并不意味著FDI 對中部經(jīng)濟發(fā)展的促進作用在減小。相反，這是正確利用FDI推動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的起點。雖然中部地區(qū)不具備東部地區(qū)天然地理優(yōu)勢，運輸成本等因素也制約出口導向型FDI的流入，但非常適合引入市場導向型FDI。同時中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后，引入外資有著較大的發(fā)展?jié)摿?。?）不同階段FDI對我國西部地區(qū)進出口貿(mào)易的影響分析。通過FDI對西部地區(qū)進出口貿(mào)易影響的實證分析，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對進出口貿(mào)易均無顯著影響；2002年至2009年間西部FDI對進出口貿(mào)易則表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應。FDI的系數(shù)進出口系數(shù)分別為0.14和0.11，即增加1單位FDI，會拉動西部地區(qū)0.14單位的進口和0.11單位的出口。前兩個階段西部地區(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設施，給對外貿(mào)易帶來巨大的運輸成本，引入西部地區(qū)的FDI數(shù)量較少，一定程度上導致對外貿(mào)易發(fā)展水平較低。而在2002年至2009年間，西部FDI 對進出口貿(mào)易表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應。其可能是隨著西部地區(qū)基礎設施的發(fā)展，西部地區(qū)較大潛在的自然資源和低廉的勞動力成本等優(yōu)勢對經(jīng)濟發(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（市場導向型）一致，這種市場導向型外資企業(yè)可以利用西部地區(qū)優(yōu)勢投資設廠和發(fā)展產(chǎn)業(yè)，同時也大大推動了西部地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展。

四、結(jié)論與建議

本文分析我國FDI對三大區(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對進出口貿(mào)易均有顯著的創(chuàng)造效應；2002年至2009，東部FDI對進出口貿(mào)易均無顯著影響。（2）1987年至1992年中部FDI對進出口貿(mào)易均無顯著影響；1993年至2001年中部FDI對進口有顯著的創(chuàng)造效應；2002年至2009年中部 FDI 對出口有顯著的替代效應。（3）1987年至1992、1993年至2001年間西部FDI 對進出口貿(mào)易均無顯著的影響；2002年至2009，西部FDI對進出口貿(mào)易均有顯著的創(chuàng)造效應。根據(jù)上述結(jié)論，提出如下建議：（1）加強西部地區(qū)基礎實施建設，積極引導市場導向型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)模的引資必須加強教育、水電、通訊等基礎設施建設。因此，西部應繼續(xù)推進鐵路建設，加快高速公路建設，適當擴大航空運輸能力，解決西部交通中通道少、密度低的瓶頸問題。（2）利用中部地區(qū)資源和勞動力，大力引入市場導向性FDI流入。中部在制定招商引資政策時，應該提供相應的產(chǎn)業(yè)導向，引導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的技術(shù)和設備，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FDI 轉(zhuǎn)型。FDI 進入東部地區(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，促進對外貿(mào)易的發(fā)展。東部地區(qū)大量出口導向型外資企業(yè)推動我國貿(mào)易順差的同時，也帶來了人民幣升值的巨大壓力和嚴重的通貨膨脹。因此，限制東部地區(qū)加工貿(mào)易業(yè)的發(fā)展，引導東部地區(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)造效應必然會得到顯著增強。

參考文獻：

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

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

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

第5篇：進出口貿(mào)易相關(guān)理論范文

【關(guān)鍵詞】進出口額；匯率波動；協(xié)整檢驗；格蘭杰檢驗

一、引言

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

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

二、文獻綜述

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

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

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

三、實證分析

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

（一）變量說明及數(shù)據(jù)來源

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

為了消除數(shù)據(jù)存在的異方差性和自相關(guān)性，故本文對各變量作了對數(shù)處理，分別以表示，并建立回歸方程如下：

（二）相關(guān)分析

1、單位根檢驗

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

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

2、協(xié)整檢驗

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

首先，以1995-2011年近20年的樣本數(shù)據(jù)為研究依托，對各變量進行最小二乘法估計，其結(jié)果為：

其中：R2表明模型的擬合優(yōu)度較高，DW基本排除了模型自相關(guān)問題。

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

3、格蘭杰因果關(guān)系檢驗

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

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

4、短期動態(tài)的誤差修正模型

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

（3）

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

四、結(jié)論與建議

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

1、調(diào)整貿(mào)易政策，積極實行進出口并重的貿(mào)易政策

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

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

長期以來，我國的“鼓勵多出口、少出口”的貿(mào)易政策導向?qū)е铝顺隹谏唐饭┙o的急劇增加，進而致使出口品價格不斷下降、利潤空間持續(xù)壓縮，企業(yè)面臨的出口環(huán)境日益惡劣。因此，我國應進一步調(diào)整國際貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，鼓勵高新技術(shù)產(chǎn)品、高附加值產(chǎn)品的出口，同時也應積極實行進出口并重的貿(mào)易政策，在擴大出口的同時，也應充分利用出口外匯來進口本國所需的各種資源和技術(shù)，以期實現(xiàn)進出口貿(mào)易的國際收支平衡，進而促進我國經(jīng)濟的健康發(fā)展。

2、采取有效措施，盡力緩解人民幣升值壓力

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

注釋：

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

參考文獻：

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

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作者簡介：

第6篇：進出口貿(mào)易相關(guān)理論范文

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

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

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

    三、實證分析

    (一)模型建立說明

    在實證研究中,通常假定進出口由國內(nèi)外收入和進出口商品的價格(即實際匯率)決定,同時假設出口的供給彈性無窮大,因而沒有考慮供給的影響。本文在研究進出口匯率彈性時,同時考慮進出口的需求、供給和價格因素的影響,以國內(nèi)收入分別代替進口需求和出口供給,國外收入分別代替出口需求和進口供給,以人民幣實際有效匯率作為價格因素。因此設定進出口貿(mào)易的方程如下:lnEX=a0+a1lnREER+a2lnWY+a3lnCY+ε1lnIM=b0+b1lnREER+b2lnWY+b3lnCY+ε2lnTB=c0+c1lnREER+c2lnWY+c3lnCY+ε3其中EX、IM分別表示出口、進口貿(mào)易額;TB=EX/IM,以出口比進口的相對額表示貿(mào)易余額;REER代表人民幣實際有效匯率指數(shù),指數(shù)的上升代表人民幣升值,下降表示人民幣貶值;WY、CY分別表示國外收入和國內(nèi)收入,代表進出口的供給和需求因素;εi表示隨機擾動項。根據(jù)經(jīng)濟學的理論,人民幣匯率升值會引起出口下降,進口增加,貿(mào)易順差減少,因此系數(shù)a1、b1、c1的理論符號分別為負、正、負。而供給和需求的增加都會促進出口、進口的增加,因此a2、a3、b2、b3的理論符號均為正;c2、c3為前者的綜合影響因素,因此符號不確定。由于進出口貿(mào)易、國內(nèi)外收入和人民幣實際有效匯率都具有內(nèi)生性,因此,本文采用VAR模型進行分析。根據(jù)計量經(jīng)濟學理論,在時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)的前提下,VAR模型才是穩(wěn)定的;如果時間序列不平穩(wěn),但是滿足同階單整,且存在協(xié)整關(guān)系時,可以采用有限制條件的VAR模型,即向量誤差修正(VEC)模型。因此,本文通過檢驗變量之間的協(xié)整性,分析進出口貿(mào)易與匯率之間的長期均衡關(guān)系,通過建立VCE模型,分析進出口貿(mào)易與匯率的短期動態(tài)關(guān)系。

    (二)數(shù)據(jù)來源與說明而且本文選取的樣本期間為1995年1月-2011年9月,一方面始于匯率改革后,匯率市場化程度提高;另一方面,在整個樣本期間,包括了97年的亞洲金融危機、2001年美國互聯(lián)網(wǎng)泡沫,以及最近的一次經(jīng)濟危機,樣本期間包含了經(jīng)濟的擴張與衰退,更適合研究長期均衡關(guān)系。在本文選取的研究樣本中,進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于Wind資訊數(shù)據(jù)庫;人民幣實際有效匯率來源于國際清算銀行(BIS)網(wǎng)站;由于缺乏GDP月度統(tǒng)計數(shù)據(jù),因此以工業(yè)增加值指數(shù)替代,國內(nèi)外數(shù)據(jù)均來源于OECD網(wǎng)絡數(shù)據(jù)庫,其中,國外收入以美國、英國、日本、韓國、歐盟等的工業(yè)增加值指數(shù)按照BIS的貿(mào)易權(quán)數(shù)加權(quán)平均來代替;同時以月度CPI指數(shù)(1995年1月為基期,根據(jù)環(huán)比數(shù)據(jù)計算得出,來源于Wind資訊數(shù)據(jù)庫)對進出口貿(mào)易數(shù)額進行調(diào)整,相關(guān)數(shù)據(jù)均采用X12加法模型進行季節(jié)調(diào)整并取自然對數(shù)。

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

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

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

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

第7篇：進出口貿(mào)易相關(guān)理論范文

關(guān)鍵詞：FDI；內(nèi)外資企業(yè)；出口貿(mào)易

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

一、外資企業(yè)對內(nèi)資企業(yè)出口增長作用機制分析

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

FDI對東道國本土企業(yè)進出口貿(mào)易影響，可以分解成以下方面：積極的擠入效應和消極的擠出效應。一方面，出口部門外資企業(yè)的發(fā)展與出口競爭力的提高，會通過對東道國相關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的帶動作用、技術(shù)外溢效應、加強國內(nèi)外相互企業(yè)分工合作關(guān)系，從而加強內(nèi)資企業(yè)出口競爭力的提高和出口規(guī)模的擴大；另一方面，外資企業(yè)出口規(guī)模和競爭力提高，也會通過與內(nèi)資企業(yè)出口的競爭效應和替代效應，從而對內(nèi)資企業(yè)出口產(chǎn)生擠出效應，同時建立在垂直化分工下的內(nèi)外資貿(mào)易模式，容易造成內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)生路徑依賴，導致專業(yè)化生產(chǎn)和出口資源和勞動密集型產(chǎn)品，不利于內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)業(yè)升級和出口競爭力的提高?；谝陨侠碚摶A，我們利用計量分析方法，從檢驗內(nèi)外資進出口是否存在長期線性關(guān)系角度入手，考察中國外資企業(yè)是否會對內(nèi)資的進出口產(chǎn)生擠入基礎效應。研究表明，外資企業(yè)進口對內(nèi)資企業(yè)進口的影響，主要體現(xiàn)相互替代關(guān)系。

二、外資企業(yè)對內(nèi)資企業(yè)出口增長影響的區(qū)域特征

分析歷年內(nèi)外資企業(yè)出口規(guī)模，不難發(fā)現(xiàn)：內(nèi)外資企業(yè)進出口均存在線性長期均衡關(guān)系，且與東部地區(qū)相比，中西部地區(qū)外資企業(yè)出口增長對內(nèi)資企業(yè)出口增長作用更強，結(jié)合中國實際發(fā)展情況，我們認為中國在制定對外經(jīng)貿(mào)政策時，更應注意以下幾點：

第一，改善中西部地區(qū)吸引外資和自主創(chuàng)新環(huán)境，是解決中國東、中西部進出口貿(mào)易非均衡發(fā)展的有效方法。從模型和相關(guān)數(shù)據(jù)分析可以看到，一方面，中西部地區(qū)外資企業(yè)出口對內(nèi)資企業(yè)出口增長提升水平遠遠高于東部地區(qū)；另一方面，中西部地區(qū)流入FDI相對規(guī)模又遠遠小于東部地區(qū)，所以充分利用FDI對中西部地區(qū)貿(mào)易擠入效應，通過政策傾斜政府支持的辦法，鼓勵中西部地區(qū)大力吸引外資，加強內(nèi)外資經(jīng)貿(mào)、技術(shù)創(chuàng)新合作與交流，通過大力提高本地企業(yè)技術(shù)水平和創(chuàng)新能力，擴大中西部地區(qū)內(nèi)資企業(yè)的出口貿(mào)易規(guī)模和競爭力，從而有效地解決中國東西部地區(qū)FDI流入和出口貿(mào)易規(guī)模長期非均衡發(fā)展問題。 轉(zhuǎn)貼于

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

第三，加強內(nèi)資企業(yè)部門出口競爭力的培育。就中國目前情況而言，外貿(mào)增長對外資企業(yè)依賴性過強，2010年全國共有天津、江蘇、廣東、上海、福建、遼寧、山東共7個省市外資企業(yè)出口超過了該地區(qū)總出口的50%，全國凈出口2009年的58%、2010年的51%均來自外資企業(yè)，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和加工貿(mào)易出口對外資企業(yè)同樣具有較強的依賴性。同時，中國外貿(mào)增長的大部分利潤被外資企業(yè)獨得，這種出口部門外資企業(yè)一家獨大的發(fā)展趨勢，顯然不利于內(nèi)資企業(yè)通過國際貿(mào)易自身技術(shù)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和出口競爭力的提升，所以在以后的政策制定中，更應向發(fā)展中國相關(guān)行業(yè)和地區(qū)內(nèi)資企業(yè)的出口規(guī)模和競爭力，向促進中國民族企業(yè)發(fā)展的方向傾斜，通過稅收、政府R&D投資和各項優(yōu)惠政策，鼓勵內(nèi)資企業(yè)尤其是出口部門的內(nèi)資企業(yè)快速健康發(fā)展，從而保持民族企業(yè)在經(jīng)貿(mào)發(fā)展中的主體地位，實現(xiàn)三資企業(yè)、私有企業(yè)和國有企業(yè)的和諧發(fā)展。

參考文獻：

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

2、王少平，封福育.外商直接投資對中國貿(mào)易的效應與地區(qū)差異:基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的分析[J].世界經(jīng)濟，2006(8).

3、江小涓.中國出口增長與結(jié)構(gòu)變化:外商投資企業(yè)的貢獻[J].南開經(jīng)濟研究，2002(2).

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

第8篇：進出口貿(mào)易相關(guān)理論范文

關(guān)鍵詞：人民幣匯率;相關(guān)分析;對數(shù)模型

一、引言

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

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

長久以來，經(jīng)濟學家們在不同理論的基礎上進行推導，然后用數(shù)據(jù)檢驗，發(fā)展出了諸多理論模型，但是令人遺憾的是，這些模型往往是互相對立的，似乎每個模型都存在另一個模型與它有相反的結(jié)論，這樣的情況就讓這些模型的可信度受到了質(zhì)疑，也讓模型的應用受到了限制。

從總體上來說，國內(nèi)外學者對匯率的研究有著悠久的歷史，尤其是匯率決定模型的發(fā)展可謂是百家爭鳴，其中最著名的兩個匯率決定模型，一個是從需求角度出發(fā)的“H-M-K假說”，還有一個是從供給角度出發(fā)的“巴拉薩-薩繆爾森效應”。但是，研究匯率對國際貿(mào)易的影響機制的模型比較少，針對中國進出口貿(mào)易的更是稀少。直到最近的次貸危機，才有一批學者開始著手研究相關(guān)的經(jīng)濟問題，但是其中的結(jié)論仍然得不到統(tǒng)一。還有另外一個問題，目前大多數(shù)模型都是研究實際匯率對國際貿(mào)易的影響，極少研究名義匯率的，但是實際匯率的推算模型本身還有待商榷，只有名義匯率是我們能直觀得到，而且也是匯率政策直接操作的對象，因此在我們看來這是一個研究的空白之處。

二、進出口貿(mào)易與宏觀經(jīng)濟指標關(guān)系模型的推導

1.由計量經(jīng)濟學的基本模型可知，

出口供給與需求方程為：

lnXd=aln（px/pxw）+blnYw…………（1）

lnXs=cln（px/pxd）+dlnYd…………（2）

進口供給與需求方程為：

lnMd=aln（pm/pmw）+blnYd…………（3）

lnMs=cln（pm/pmw）+dlnYw…………（4）

其中，Xd為出口需求，Md為本國的進口需求，px為本國出口品的出口價格，pxw為本國出口品競爭產(chǎn)品的價格，pm為本國進口品的進口價格，pmw為國內(nèi)市場上競爭產(chǎn)品的價格，Yw為進口國實際收入，Yd本國實際收入。

2.由出口需求與出口供給的均衡：

lnXd=lnXs=lnX可得出：

lnX=a1lnpxw-a1lnpxd+a2lnYd-a3lnYw…………（5）

由進口需求與進口供給的均衡：可得出：

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

其中，a1=aca-c，a2=ada-c，a3=bca-c。

3、考慮進出口，令lnTB=lnX-lnM，則貿(mào)易方程為：

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

可簡寫為：

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

三、匯率對進出口貿(mào)易的影響分析

匯率對進出口貿(mào)易的影響有兩個方面：一方面，匯率水平的升降經(jīng)由價格機制作用而促進或阻礙出口;另一方面，匯率波動性所帶來的匯率風險而影響廠商的決策而影響了貿(mào)易，以及波動性所帶來的不同預期使得流動性資金的流入或逃出。因此，我們要研究匯率水平升降的影響效應，以及波動性在其升降水平上產(chǎn)生的進一步影響。

以中日進出口貿(mào)易為案例，研究匯率以及匯率波動與出進口貿(mào)易比值的相關(guān)性。其結(jié)果如下：

Pearson相關(guān)性

匯率對數(shù)匯率標準差對數(shù)

出進口貿(mào)易比值的對數(shù)-0.3497-0.520

從上表可以看出，匯率和匯率波動均與出進口貿(mào)易比值有著一定的負相關(guān)關(guān)系。

四、綜合因素建立對數(shù)模型

綜合以上因素我們建立以下模型：

lnx=α1lny1+α2lny2+α3lnp1+α4lnp2+α5lnr+α6lnδ+ε

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

對上述模型進行求解，模型擬合效果如下：

RR 方調(diào)整 R 方標準估計的誤差

.980a.961.884.0428300

R方為0.961說明模型的擬合效果非常顯著。

對參數(shù)的求解結(jié)果如下：

參數(shù)常量中國GDP

對數(shù)日本GDP

對數(shù)

中國CPI

對數(shù)日本CPI

對數(shù)匯率

對數(shù)

匯率標準

差對數(shù)

系數(shù)-48.89430.1117-0.00062

2.93717.5844-0.59165-0.16410

對其參數(shù)的意義作出以下解釋：

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

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

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

參考文獻：

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[4]黃燕君、何嗣江.國際金融[M].浙江大學出版社，2005，1.

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

第9篇：進出口貿(mào)易相關(guān)理論范文

關(guān)鍵詞：外商直接投資；貿(mào)易；協(xié)整檢驗

中圖分類號：F7文獻標識碼：A

外商直接投資（FDI）與國際貿(mào)易之間具有密切的聯(lián)系。改革開放以來，江蘇外商直接投資發(fā)展迅速，實際利用外資從1985年的0.1191億美元增加到2006年的174.3億美元，成為吸引外資較多的省份之一。毫無疑問，外資在各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展過程中發(fā)揮了積極的作用。與此同時，江蘇的外貿(mào)進出口也是增長迅速，2006年達到2，840.0億美元，比上年增長24.6%。可見，江蘇省的外商直接投資與進出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量外商直接投資對進出口貿(mào)易的影響，有必要進行相應的實證分析。本文基于江蘇省的歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析外商直接投資對貿(mào)易的影響，研究兩者之間的長期均衡關(guān)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(guān)系，同時通過貿(mào)易績效指標進一步分析。

一、江蘇外商直接投資與進出口貿(mào)易

從20世紀八十年代，江蘇省的對外貿(mào)易和吸收利用外資都取得了快速的發(fā)展，在數(shù)量上呈現(xiàn)出穩(wěn)步快速增長的良好態(tài)勢。外商直接投資有助于形成高質(zhì)量的新增資產(chǎn)，提升存量資產(chǎn)的質(zhì)量，促進關(guān)聯(lián)企業(yè)改善資產(chǎn)質(zhì)量，促進工業(yè)增長，產(chǎn)業(yè)升級，引進技術(shù)含量較高的資本品、加工工藝，以及先進的管理能力，提升國內(nèi)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平，使高技術(shù)含量和高附加值產(chǎn)品的產(chǎn)出比重增加。

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

二、實證分析

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

（二）模型的建立

1、時間序列的平穩(wěn)性檢驗。三個變量在顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而其差分后，DLNEX在10%的顯著性水平上、DLNFDI在5%的顯著性水平上、DLNIM在1%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明各經(jīng)濟變量都為一階單整。依據(jù)協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。

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

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

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

模型估計式的殘差序列為平穩(wěn)性，模型中的三個變量在1％的顯著性水平上存在著協(xié)整關(guān)系，即江蘇省進出口額與FDI之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。（表1）

3、誤差修正模型。誤差修正模型是一種具有特殊形式的計量經(jīng)濟模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結(jié)合在一個模型中。

初始模型設定如下：

DLNEX=αDLNFDI+αDLNIM+αECM+α+ε（3）

DLNEX=αDLNEX+αDLNIM+αDLNIM+αLNFDI+αLNFDI+αECM+α+ε（4）

DLNIM=αDLNFDI+αDLNEX+αECM+α+ε（5）

DLNIM=αDLNIM+αDLNEX+αDLNEX+αLNFDI+αLNFDI+αECM+α+ε（6）

采用Eviews5.0軟件分別對模型進行回歸估計，并逐步略去不顯著變量：

D（LNEX）=-0.1484×D（LNFDI）+0.4388×D（LNIM）-0.4847×ECM+0.1490（式3）

R=0.4636A-R=0.3689DW=1.9219LM=0.0184 LM=0.0758ARCH=0.7617

D（LNEX）=0.4735×D（LNIM）+0.5115×D（LNIM（-1））-0.1795×D（LNFDI（-1））-0.5553×ECM（式4）

R=0.4188A-R=0.3098 DW=1.8879LM=0.0000 LM=0.8537ARCH=0.0003

D（LNIM）=0.2232×D（LNFDI）+0.8848×D（LNEX）-0.7260×ECM（式5）

R=0.4810A-R=0.4234DW=2.1677LM=1.3135 LM=1.5186ARCH=0.1307

D（LNIM）=-0.7071×D（LNIM（-1））+0.6692×D（LNEX）+0.8181×D（LNEX（-1））+0.1575×D（LNFDI）+0.2658×D（LNFDI（-1））-0.7343×ECM （式6）

R=0.6285A-R=0.4959DW=1.5726LM=3.2797 LM=3.5899ARCH=0.1325

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

三、基本結(jié)論

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

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

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

（作者單位：東南大學經(jīng)濟管理學院）

參考文獻：

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