出口贸易论文范例

一、我国出口贸易现状及特点

1.出口贸易总量增长迅速，对外贸易顺差不断扩大。

从2003年到2012年10十年间，我国出口贸易额由4382亿美元增长到20488亿美元，年平均增幅达18.9%。2009年，在全球经济危机的大背景下，中国超越德国，成为世界第一大商品出口国。在出口贸易额迅速增长的同时，进口贸易额的增长相对缓慢，因此我国对外贸易顺差不断扩大。2003年对外贸易顺差额为254.7亿美元，2008年对外贸易顺差额为2981.3亿美元，6年间增长了11倍多。受全球金融危机影响，我国对外贸易顺差额出现三连降，2009年、2010年和2011年分别为1956.9亿美元、1815.1亿美和1551.4亿美，但2012年又出现回升，对外贸易顺差额为2311亿美元。

2.对外贸易出口依存度较高。

2003年我国对外贸易出口依存度为26.7%，2006年高达35.7%，虽然近年来有所下降，2010年、2011年和2012年分别为：27.5%、26.1%、24.9%，但由于中国经济增长模式所形成的长期惯性，我国经济依赖出口增长的趋势还将延续。目前，美国、日本、巴西和印度等国的对外贸易出口依存度都在10%左右，我国的出口贸易依存度不仅远高于美国、日本等发展国家和地区，也高于同为发展中大国的印度、巴西等，中国的出口贸易依存度长期同GDP增长率脱节，经济存在严重的出口贸易依赖性，也由此引发许多的贸易争端和摩擦。

3.出口产品中的资本密集型产品比重不断上升，但仍以低附加值产品为主。

根据联合国的分类方法，工业制成品中的第5和第7大类属于资本密集型产品。改革开放以来，尽管我国工业制成品的出口比重不断上升，由1980年的46.5%上升到2010年的94.8%，2012年达到95.1%，资本密集型产品比重由1980年的22%上升到2011年的57%，我国出口商品结构得到了一定的优化，但其完全的优化转型远未完成，因为我国大部分出口生产企业仍然处于资本与技术密集型产品生产中的劳动密集型加工环节。例如2010年我国机电产品出口、高新技术产品出口分别占出口总额的比重分别为59.2%和31.2%，但如果再进行细分，这些出口产品中大部分依然属于低附加值的劳动密集型产品，马源(2013)的分析得出2010年我国出口欧盟的机电产品中，66%属于劳动密集型产品，只有34%属于资本和技术密集型产品。总体来看，我国出口的机电产品大部分属于中低档次，产品附加值低和技术和知识含量较低，和发达国家出口的“高、精、尖”机械设备相比依然属于劳动密集型产品。目前我国高新技术产品主要以来料加工和装配贸易为主，主要生产和出口计算机、通信和电子技术等产品的中间产品和零部件，依然以劳动力为比较优势，缺乏核心技术。

摘要:自2001年我国加入WTO起至今，我国食品进出口贸易总额逐年提升，食品贸易在国际贸易中所占比例也稳步提升。食品进出口贸易作为国际贸易中最为常见、基础的一环，对国际贸易的整体发展起着“引擎”的作用，但近些年来，因我国国内立法与国际条约间的冲突及“食品安全”与“贸易发展”间的内在矛盾，负面问题频发，久而久之将形成贸易壁垒影响食品进出口贸易的良性发展。本文通过分析食品进出口贸易的国内立法与国际条约内容及二者间的冲突，并列举相关实务案例，挖掘贸易壁垒成因，提出合理性建议。

关键词:食品进出口贸易;食品安全;贸易壁垒;检验检疫

自我国加入WTO以来，我国的进出口贸易总额逐年提升，在食品进出口贸易方面更为突出，但同时食品进出口贸易带来了诸如食品安全、贸易壁垒等问题，而在实践生活中，国际条约、区域性立法、国内立法的相关规定和他们之间的矛盾与冲突是产生这些问题的主要原因。尤其是近期发生的“非洲猪瘟”疫情导致全面禁售俄罗斯进口肉制品事件，引发笔者深入思考，因此，笔者在此就我国食品进出口贸易相关法律问题，列举现实食品贸易实例进行浅析论述。

一、食品安全与食品进出口贸易存在冲突关系

食品安全与食品进出口贸易在追求各自的价值取向上有不同侧重点。一方面，对于食品进出口贸易而言，实现利润最大化是食品进出口贸易一个重要的追求点，即以最小成本来实现利益的最大化，达到最有效的利润化;另一方面，食品安全从人类的角度出发，更多关注的是人的健康权﹑生命权。为了实现此目标，贸易国都在食品安全的立法体制和监管模式上做足了文章，有针对性地对进口食品安全设置了严格的行业标准和国家标准及认证程序。食品安全与国际贸易的冲突关系，必然会导致各国为了维护国家利益和保护本国消费者的生命健康权而采取必要的贸易措施和制定相关的法律规制来避免食品安全问题的出现，这种措施的实施久而久之就会演变成贸易壁垒，导致食品贸易的市场环境恶化，造成贸易国的经济损失，利益受到冲击。

二、WTO框架下有关食品进出口贸易的国际条约

本文选取具有代表性的WTO框架下《TBT协议》中有关食品进出口贸易的相关规定和《SPS协议》作以下分析阐述。技术性贸易壁垒(TechnicalBarriertoTrade，TBT)，是指一国以维护国家利益、保障本国国民生命健康和动植物的生命健康免受侵害，积极主动地采取相关的技术法规﹑标准﹑合格评定程序﹑包装盒标签制度﹑检验检疫制度等技术性贸易措施，无论是在主观还是在客观上这些技术性贸易措施的施行都会对国际贸易带来一定的障碍［1］。技术性贸易壁垒的存在对国际贸易的健康发展带来了前所未有的挑战，为了消除这种技术性贸易壁垒的限制，在这样的背景下《TBT协议》于1973年在东京回合谈判上问世。《TBT协议》的立法目的是消除不合理的技术壁垒措施对国际贸易的阻碍，因此，该协议的规定均是围绕着对成员国产品的包装、标记和标签等技术规范的制定作出限制，并通过要求成员国不得对一些重要条款作出保留的强制性规定来达到该目的，但值得注意的是，《TBT协议》的适用范围并不包含动植物卫生检疫措施。《卫生与植物检疫措施》协议(SPS)，该协议于WTO乌拉圭谈判回合中问世，并与《TBT协议》在适用范围与具体内容两方面呈互补之态［2］。该协议主要对成员国关于动植物及其产品进出口检验﹑检疫措施、检疫方法、检疫标准及制定等方面作出规制，具体包括:成员国所采取的检疫措施只能限于保护动植物生命或健康的范围;检验检疫应以科学原理为根据(指国际标准、准则或建议);检疫措施要有透明度，各国应及时公开本国所制定的检验检疫标准等内容;对发展中国家的特殊或差别待遇提供技术帮助等内容。

改革开放以来，江苏省出口贸易不断发展，但是环境问题也越来越突出。生态环境的恶化严重制约了江苏省经济的可持续发展，如何协调江苏省出口贸易与环境问题已经成为江苏省当今最为迫切的问题。   1相关研究综述   关于出口贸易与环境的关系问题，早在20世纪70年代就有国外学者对此进行了研究。目前以下观点较为权威。1993年，Grossman和Krueger在对北美自由贸易区的环境效行分析时将出口贸易的环境效应分为结构效应、规模效应和技术效应。他们的研究成果表明贸易对环境影响是3种效应之和，出口贸易对环境的影响要受到3种效应的共同影响，而不是由其中一种效应所决定的。1994年Chilchilnisky认为出口贸易对发展中国家的消极影响将大于发达国家，他通过分析得出这样的结论：在私有产权没有得到明确界定的条件下，贸易自由化将会加速发展中国家环境破坏，进一步对全球的环境造成污染。   近年来，我国学者也对出口贸易与环境的关系问题进行了大量的研究。例如，2007年党玉婷、万能利用Grossman和Kruger的分析方法对中国1994—2003年间主要制造行业出口贸易对环境的影响进行了分析研究。其研究成果表明：中国出口贸易对环境影响的规模效应为负、结构效应和技术效应为正，但是负的规模效应大于正的结构效应与技术效应，所以总效应仍为负，即出口贸易总体上破坏了中国的生态环境。若要改变中国对外贸易的对环境产生的不利影响应该降低污染程度，增加正的结构效应和技术效应。从以上研究成果可以发现：中外学者大多基于国际与全国层面，而且得出结论也不相同。在上述学者的研究基础之上，本文利用江苏省的出口贸易与环境污染的数据，从江苏省的层面进行实证分析研究，得出江苏省出口贸易对环境影响的结论［4］。   2江苏省出口贸易现状与环境现状分析   2.1出口贸易规模不断扩大，出口增长幅度趋缓；对外贸易依存度扩大近年来，江苏省对外贸易额不断增长，产品结构优化，出口贸易一直名列前茅。从图4中可以发现，自2000年以来，江苏省出口贸易额占全国的10%以上，并呈现出不断上升的趋势。到2010年江苏省出口贸易额仍然达到2705.50亿美元，维持在较高的水平。虽然江苏省出口总额不断扩大，但是增长幅度下降明显。对外贸易依存度是指用一个国家或地区进出口贸易总额在其国内生产总值中所占的比重，用来表示一国国民经济对外贸易的依赖程度，它反映一国或地区对外贸易在国民经济中的地位。从图4中可以看出：2008年以前江苏省对外贸易依存度不断上升。由于金融危机的影响，2008年以后对外贸易依存度出现下降趋势。   2.2工业三废的排放量基本呈现出上升趋势   近年来，随着江苏省对外贸易的不断增长，严重影响了江苏省的环境质量，虽然不断推进资源节约型与环境友好型社会的建设，但是形势依然严峻。   2.2.1工业废水排量始终处于较高水平   由于近几年出口贸易的迅速发展，江苏省的废水排放量持续扩大。从图形中可以发现：在2000年至2010年期间，2005年排放量为29.63亿，达到最大值，接下来几年呈现小幅下降趋势，但是污水排放总量依然处于较高水平。   2.2.2工业废气排放量总体呈上升趋势随着工业发展和出口贸易的扩大，特别是煤和石油的大量使用，产生大量的有害物质，造成严重的大气污染。从图中可以分析发现，江苏省工业废气排放呈现出先上升后下降再上升趋势。   2.2.3固体废弃物污染排放量总体上呈现出上升趋势   工业固体废弃物的排放量总体上呈现出上升趋势，从2000年的3038.19亿t上升到2010年的9064亿t。   2.3小结   通过以上分析，我们可以发现江苏省出口贸易对环境产生了影响。目前，江苏省经济处于由低到高发展过程之中，资源的消耗大大超过了资源的再生能力。因此，随着出口贸易发展与人均收入的不断上升，环境也不断地恶化。   3出口贸易对环境影响的实证分析   在20世纪70年代，中外学者中外学者就开始研究出口贸易与环境之间的关系，但是到目前为止始终没有一致的定论。本文应用了江苏省的相关数据，对江苏省的出口贸易与环境之间的关系进行了实证分析，进而得出江苏省出口贸易对环境产生的影响。   3.1相关变量的选取与数据来源   江苏省的工业废气排放量处于较高水平，而且增长速度较快，与工业废水和工业废气相比对环境的影响更大，所以论文以工业废气排放量作为环境污染的衡量指标，于此同时将废气排放量作为被解释变量。此外，除了考虑外贸出口额对环境产生影响之外，还将出口依存度与资本劳动比作为解释变量。出口依存度即出口总额与人均国民生产总值之比，可以用来反映不同经济发展水平对环境的影响。资本劳动比是全社会的固定资产投资总额与全体社会产业人员的数量之比。它大体上可以表示一个国家的要素禀赋，主要反映了贸易对环境的污染的结构效应。如果一个国家或者地区的资本劳动比上升，则说明该国家或地区有从劳动密集型向资本密集型转变的趋势，即表示产品的技术含量不断增加。反之，则说明产品的技术含量不断下降。本文采用的江苏省工业废气排放量的数据以及江苏省外贸出口额、出口依存度、社会固定资产投资额与社会从业人员的数量等数据均来自历年的《江苏统计年鉴》，数据选取的时间范围为1990—2010年［5］。   3.2模型设定   柯布—道格拉斯生产函数是研究投入与产出关系的生产函数，在一般生产函数的基础之上进行了改进，引进了技术资源这一要素；该模型用来预测一个国家或者地区的工业系统或者大企业的生产，来分析生产发展途径的经济数学模型。本文研究江苏省出口贸易对环境的影响，需要引入资本劳动比、工业废气排放总量等变量，借鉴柯布—道格拉斯生产函数的基本形式。为了避免异方差等问题的干扰，本文将回归模型设为如下的对数模型：lngas=β0+β1lnexi+β2lndeg+β3lnk+e（1）其中exi、deg、k分别代表了外贸出口额、出口依存度与资本劳动比，而gas代表工业废气排放总量。#p#分页标题#e#   3.3平稳性检验和协整检验   因为解释变量与被解释变量所采用的数据都为时间序列数据，所以在进行回归分析之前对其进行平稳性检验。本文主要通过Eviews5.0软件采用单位根ADF检验法检测数据平稳性。根据检测可以发现解释变量与被解释变量的数据都是不平稳的，但它们却都是一阶单整的，所以它们之间可能存在着协整关系。接下来采用Engle-Granger两步检验法进行检验，对协整回归方程估计残差序列进行ADF检验。检测结果表明：1%显著性水平下残差序列e是平稳的。这进一步说明，在95%的置信水平下变量lngas与lnexi、lndeg、lnk之间存在协整关系，即江苏省工业废气排放总量与外贸出口额、出口依存度、资本劳动比具有长期稳定的均衡关系。   3.4回归结果   通过Eviews5.0软件采用最小二乘法（OLS）对模型进行回归分析：由此可得，回归方程为：lngas=8.085738+0.350886lnexi+0.216694lndeg-0.028948lnk其中，R2=0.977571，调整的R2=0.973613，F值为246.9871，表明在整体上拟合得较好，DW=1.603240，表明方程不存在自相关。   3.5回归结果分析   3.5.1出口贸易额与环境污染之间呈正相关   江苏省的工业废气排放量与江苏省的外贸出口总额呈显著正相关；其中江苏省的外贸出口总额每增加1%，其产生的工业废气排放总量就会增加0.350886%。这种局面形成的主要原因在于以下两个方面。首先，在江苏省的产品出口结构之中，污染型企业占据了一定的比重，这部分出口产品是通过高污染与高能耗生产出来的，例如钢材、纺织品等。其次，江苏省的环境标准相对于发达国家较宽松，同时江苏省的地方监管机构监管不够严格，使得一些外资企业充分利用这些机会，将一些在本国和境外受到严格限制以及达不到环境要求的产业转移至江苏省。   3.5.2出口依存度与环境污染之间呈正相关   江苏省的工业废气排放总量与出口依存度呈显著正相关，如果江苏省出口依存度每增加1%，其工业废气排放总量会增加0.216694%。这表明：近几十年了，随着江苏省出口贸易依存度的不断加大，对环境的污染也不断地加强。如果环境库兹涅茨EKC曲线所描述的现象适用于江苏省的话，由于江苏省目前还属于低收入地区（人均低于5000美元），其工业废气的排放量还没有超过倒U形曲线的最高点。即随着江苏省出口依存度的不断加强，污染物的排放量还会进一步增加，但是增加的速度可能会下降。同时说明，江苏省出口贸易对环境的规模效应超过了其技术效应。其原因是：江苏省的出口贸易促进了经济规模的迅速扩大，同时消费者对清洁产品的需求还不十分大，江苏省对清洁技术的使用还不多。江苏省的增长方式还属于粗放型的增长方式，需要向集约型逐步转变。   3.5.3资本劳动比与环境污染之间呈负相关   江苏省的工业废气排放量与资本劳动比呈负相关，江苏省资本劳动比每增加1%，其工业废气排放总量会减少0.028948%。资本劳动比可以反映一个地区的要素禀赋，反映贸易对环境污染的结构效应为负。这说明：江苏省由于出口贸易的不断发展，资本存量迅速增加，使得产品的资本投入不断地加大，技术含金量不断上升，从而不断降低环境污染物质的排放，使得环境质量逐步得到改善。但是江苏省资本劳动比对环境的影响不十分显著，其原因主要是单位产品资本投入量的不断上升还没有全部用于先进环境保护技术的推广，说明资本的增加还没有带来产品环境保护技术的明显提升［6］。   4江苏省促进贸易与环境协调发展的对策与建议   4.1积极采取措施实现环境成本内部化   环境成本外部化是导致江苏省出口贸易与环境冲突的根本原因。因为出口贸易的不断发展导致市场失灵，使得市场价格不能如实地反映产品的真正价值，因此产生了严重的环境问题。环境成本内部化是解决贸易与环境问题的有效措施。江苏省政府应该界定环境资源的所有权，政府部门应该依据有关法律法规界定环境资源的所有权，来实现资源有效配置，减少环境污染。如实施排污收费制度，即根据所排放到环境中的污染物的量和质征收费用。   4.2以科学发展观为理念，建立资源节约型、环境友好型社会，大力发展绿色环保产业   首先，江苏省应该引导第二产业合理发展。对那些高污染、高能耗的企业进行限期整改；如果限期内整改不合格应该及时关闭；如果整改期过后仍然排放超标污染物质，应该进行严厉的经济制裁。对于那些积极采用技术，减少污染物质排放的企业应该给予政策优惠，鼓励技术创新。其次，江苏省的初级产品出口在出口贸易中占有一定比重，而初级产品出口往往会造出生态破坏，因此江苏省应该减少造成生态破坏和附加值小的初级产品的出口，促进绿色环保产业发展，鼓励科技含量高、附加值高的工业制成品的出口。   4.3加大环保资金和技术投入，提高能源利用效率，大力支持和发展低碳型贸易产业   江苏省各级地方政府应该制订区域性能耗与碳减排政策，鼓励和支持高污染、高能耗的企业转变为低碳经济转型，并提高资金、技术和政策上的支持。江苏省必须改变传统的对外贸易发展战略，加快向对外贸易低碳贸易新战略转型，改变出口贸易中高污染、高能耗等高碳排放的初级产品的出口结构与产量，发展低碳型对外贸易产业结构，引导加工贸易不断转型升级，为低耗能产品的出口提供政策支持。

一、引言   自1978年实行改革开放之后，我国综合国力得到了大大提高，从国家统计局GDP数据可知，我国GDP从1978年的3619.86亿元人民币增加到了2009年的117411.79亿元人民币（已剔除价格因素），增长幅度达3143.55%，年平均复合增长率高达11.49%。与此同时，从我国在联合国的合法席位恢复开始，我国在国际上的地位和话语权逐步恢复和加重。尤其是在2001年，我国成功加入世界贸易组织(WTO)，使得我国与国际间的贸易与交流进一步得到增加。Ellis、Davies和Wong(2010)研究发现，转轨经济体总是与出口密集度联系在一起。事实上，中国经济的发展证明了这一观点，随着中国在世界上活动广度与深度的发展，一方面，我国国际贸易蓬勃发展，进出口贸易额（特别是出口贸易额）大幅度增加，为我国带来了可观的外汇收入。据统计数据显示，我国的货物贸易出口额从1978年的97.5亿美元飙升至2009年的12016.1亿美元，剔除价格因素，也由1978年的14.62亿美元上升到2009年的546.87亿美元，上涨幅度为3640.56%，年均复合增长率达到了11.98%，甚至高于了我国GDP的年均复合增长率，使我国成为名符其实的“世界工厂”。另一方面，我国经济的迅速发展与出口制造业的大量扩张使我国的能源供给面临巨大压力。统计数据显示，我国的能源消费量从1978年的57144万吨标准煤飙升至2009年的306647万吨标准煤[2]，上涨幅度达到436.62%，年平均复合增长率达到了5.70%。剔除人口增加因素，我国能源消费量也从1978年的人均0.59吨标准煤上升至2009年的2.30吨标准煤，上涨了289.83%，年平均复合增长率也达4.34%之多。剔除生活能源消费因素，我国生产能源消费从1980年的50692万吨标准煤上升到了2008年的259550万吨标准煤，上涨幅度为412.01%，年平均复合增长率达5.79%。   高速的经济增长使人们对能源的需求日益增加，随着近年来世界范围内极端天气事件的增加，以及持续的气候变暖趋势，使得人们开始反思工业革命以来人类活动对气候变化所造成的巨大影响。随着低碳、节能、环保等概念的蓬勃发展，人们逐渐认识到经济增长在带给人们便利的同时，也对环境、能源带来了巨大的破坏和挑战。   由统计年鉴数据显示，随着我国出口贸易以年均11.98%的复合增长率增加，我国货物和服务净出口的GDP占比，从1978年的-0.32%，增加至2008年的7.69%，因此，鉴于出口贸易对我国经济增长的巨大贡献，有必要对出口贸易与我国能源消费之间的关系进行研究和探讨。   二、文献回顾   董斌昌与杜希垚(2006)对我国的出口贸易与能源消费之间的关系进行了研究，指出了能源当期消费、出口贸易前一期消费对当期出口的线性关系，并用1978-2004年的统计数据进行了实证检验。我们利用同样的数据，做了类似的工作，可以得到类似的结论，但唯一不足之处在于方程回归元的选择上。文中使用了带参数的ADL(1，1)模型，但在能源滞后期上选择了零期滞后，即仅考虑当期能源消费对出口的影响，我认为有失偏颇。由偏自相关函数分析可知，当期能源消费与滞后一期能源消费有关系，而当期出口与当期能源消费有关系，因此，该种做法会导致解释变量不足，使得解释出现偏差。同时，计量结果也显示，采用第4章的计量模型，参数的显著性大大超过董文模型。   吴国兵(2008)在对中国能源与出口关系的研究中得到了能源与出口的协整关系，并构造了二者的误差校正模型。然而研究发现，出口额与能源消费虽然均为I(2)序列，但是经过对数化以后，出口额变成了I(1)序列（0.05%显著水平下），能源消费依然为I(2)序列，二者之间的协整关系缺乏存在的前提。并且，我们选取ECM模型进行进一步拟合发现，误差校正项参数的结尾概率为0.3760，甚至通不过0.1的显著性检验。此外，为了减小数据的剧烈波动以及抑制异方差产生等目的，陈刚(2008)、贺桂欣等(2007)与朱启荣(2007)等人同样使用了类似的对数化处理方法。   任建军(2008)在其研究成果中着重阐述了进口、出口与能源消费之间的格兰杰因果关系，并得出结论，即出口是能源消费的格兰杰原因，然而由检验可知，该因果关系并不存在。吴献金、黄飞、付晓燕(2008)等则采用了东部11个出口大省的出口数据与能源消费量进行拟合研究，得到了二者长期以来的协整关系，并得到了能源消费与出口互为格兰杰因果关系的结论。对于三人的研究，由于1993年我国对美元大幅贬值，使得1993-1994年人民币兑美元汇率不连续，不利于研究的进行。由于美元具有币值稳定性的特点，没有必要将其换算成人民币进行处理，因此，应该直接采用美元数据，并且由美元指数得出实际出口贸易额进行研究。   在以上研究的基础上，采用多元协整理论与方法，对我国1980-2008年能源消费与出口贸易额之间的关系进行数据拟合，以此证明我国能源消费与出口贸易额之间存在着多元协整关系。由此做出结论，并提出相应政策建议。   三、方法论及数据   1.协整理论   Park与Phillips(1989)[1]从理论上证明了对于两个具有明显趋势的非平稳随机序列进行回归拟合，将会出现错误的结论，即伪回归问题。因此，必须在解决序列非平稳性问题之后才能对序列进行回归拟合处理。其中一个方法就是对序列进行单位根检验，在得到接受单位根假定后对序列进行差分处理以得到平稳序列。但这种办法通常会丢失掉重要的水平数据信息。Engle和Granger(1989)[2]给出了协整的定义，即对于m维向量时间序列{Xt}，如果{Xt}的分量序列为I(d)序列，且存在一个向量α≠0，使得αTXt~I(d-b)，b＞0，则称{Xt}的分量序列存在(d，b)阶协整关系，记为Xt~CI(d，b)，而α称作协整向量。在随后的研究中(1990)[3]，这种方法得到了进一步发展和运用。因此，协整理论的提出，为非平稳的多变量时间序列分析提供了有力的理论和方法。它的重要特点，就是将模型设定的短期、动态性与数量经济学中均衡关系的长期、确定的特点融为一体，使得对于非平稳时间序列的研究，既能克服伪回归问题揭示其内在规律所在，又不会失去水平数据的特征，是一种行之有效的方法。#p#分页标题#e#   2.数据来源及形成   研究所需数据分为两部分，其一为研究周期内我国历年的贸易出口额，其二为对应的能源消费量。贸易出口额由两部分原始数据构成，一是以美元计我国历年名义出口额，二是历年的美元指数。出口额数据来源于《中国统计年鉴》[4]“6-3货物进出口总额”，以美元计价，为使得价格剔除通货膨胀等因素，利用美元指数得到不变价格。美元指数来自美国劳工局。根据“实际出口额=100×名义出口额/美元指数”的公式得到实际贸易出口额数值。能源消费量由两部分数据构成，能源消费总量年度统计与生活能源消费量年度统计，由这两项数据相减得到生产能源消费量。能源数据（1980-2008年）均来自于中华人民共和国国家统计局出版的《统计年鉴》，子数据来自于“七、能源”项下的“7-2能源消费总量及构成”和“7-12生活能源消费量”。   四、结果及讨论   1.格兰杰因果检验   在数据拟合之前，应首先对数据列做格兰杰因果检验，以确定数据列之间因果关系的存在性。利用Eviews6.0对生产能源序列以及实际出口贸易额序列进行格兰杰因果关系检验，检验结果如下表1所示：由于格兰杰检验对于滞后项非常敏感，因此，为使结论更具一般性，表1列出了含2阶至6阶滞后项的检验结果。如表中数据所示，我们可以接受能源到出口的单向格兰杰因果关系。因此，实际出口额与能源消费之间有研究二者之间所存在的协整关系的必要。   2.数据拟合及检验   使用Eviews6.0分别对实际贸易出口额(Export_real)与能源消费量(Energy)序列进行自相关检验，检验得知，二者均具有拖尾的自相关函数与一阶截尾的偏相关函数。且对于两序列而言，当k>1时，偏相关函数准赞kk均落在数值±2姨1/28即(-0.3780，+0.3780)范围内[5]，则可知，二者均满足AR(1)过程。也就是说，二者均对于其滞后一期数据敏感。因此，为了研究二者之间的关系，决定采用ADL(1，1)模型。不失一般性，首先考虑带截距项的回归方程模型，即yt=β0+β1yt-1+β2xt+β3xt-1+ut其中，ut为残差序列。回归结果如下表2所示：由表2可知，截距项t检验量截尾概率为0.7148（已在表中加粗显示），故可拒绝其显著性。因此，我们考虑不带截距项的回归方程，即yt=β1yt-1+β2xt+β3xt-1+ut其中，ut为残差序列。回归结果如表3所示，表示拟合曲线、实际曲线与残差之间关系的拟合效果图如图1所示。由上表3可知，不带截距项的模型拟合优度达到了0.9963，各回归元系数均非常显著。由D-W统计量可知，残差序列不显著存在序列相关性。拟合关系由图1可知，拟合是令人满意的，残差序列之间没有表现出某种特定的规律性。   同时，对残差序列进行平稳性检验。为使得检验更具有一般性，避免检验方法的选取不同而对结果产生不同影响，同时使用ADF检验以及PP检验对残差序列进行了平稳性检验，检验结果如下表4所示，其中，残差序列为平稳列。异方差性检验采用了B-P-G检验、怀特检验等多种检验方法，检验结果如表5所示。由结果可知，大体上可以接受残差序列的同方差零假设，模型不存在明显的异方差现象。由于最小二乘法经典假定还要求残差序列为正态列，因此，还应该对残差列的正态性进行检验。检验结果如图2所示，残差序列的Jarque-Bera值为0.5593，截尾概率为0.7560，因此，接受残差序列正态性假设。因此，综合所有信息可知，在ADL(1，1)模型拟合下，能源消费与出口额之间存在稳定的协整关系。所拟合方程如下：Energyt=319.69×Exportt+1.06×Energyt-1-373.78×Exportt-1   五、结论与建议   1.结论   从数据的预分析可知，能源与出口都是一阶自相关的，通过Eviews分析可知，出口曲线可由Export=1.19×Export(-1)拟合得出，按照研究得出的协整关系分析，那么在不考虑人口极限、资源极限存量、市场需求极限等约束的前提下，未来我国将面临“能源消费爆炸”。因此，能源密集型的加工方式必须改变，否则，未来我国将面临极其严峻的能源形势。由拟合方程可知，出口额对能源消费量有正相关关系。此外，虽然滞后一期之能源消费和滞后一期出口额也以变量形式出现在了方程中，但是在实际估计中，由于其值已知，因此方程实际上还是出口额与能源消费二者的关系。能源消费量为一阶自相关，并且存在较为稳定的关系。其原因在于，在现实中，能源也是商品，能源企业为了取得最大化市场利益，必须鼓励其他市场参与者使用能源———尤其是不可储存的电力，其生产出来就必须马上被消耗掉———才能获取货币利益。否则的话，当期利润下滑会导致投资者对企业经营者的质疑。同时，随着我国经济的快速增长，能源需求随着经济的增长同向逐年增加。因此，能源消费量形成了某种以上期消费为“锚”的特征。从方程中我们也可以看出，上期能源消费量对当期能源消费量的向前驱动力相当大，已经达到了106%，由于我国能源消费量总量大，6%的相对增量所导致的能源消费的绝对增量是一个相当大的数字。在实际应用中，我们还应该注意滞后一期出口额对当期能源消费量的后拉作用。这种作用力的实际存在，在我们需要减少能源消费的时候提供了思路。由于技术进步和资本化的存在，因此猜测这种节能效应是由于技术进步和产业资本化引起的，在出口额不变的情况下，由出口所引起的净能量消费增量为负，且这种效应是稳定可测的。但是对技术进步和产业资本化的讨论已经超出了论文的研究范围，故在此不再多做阐述。   2.建议   根据研究结果，我国能源消费存在向前的自我推动力，未来能源需求压力堪忧；出口与能源同时存在推动及拉后两种作用力，在出口同比不变的情况下，能源消费被拉低。因此，试对我国宏观能源、经济政策建议如下：   （1）现期出口对能源具有显著的推动作用，同时，滞后一期出口额对于能源消费具有显著的减少效应，因此，在制定重大国家战略、市场战略时，应该重视我国出口产业的模式转变，鼓励技术进步，加速产业升级。首先，在制造业依然是我国出口产品支柱产业的前提下，大力推动制造业的技术进步，使得产生同样出口价值商品的生产过程耗费更少的能源、资源。其次，加速产业资本化进程，使我国摆脱能源密集型、劳动密集型的出口模式，使我国稳定向资本密集型产业转变，从而使我国的经济增长摆脱对能源、资源的极大依赖和消耗，转而向价值附加型企业转变，真正改变我国的产业结构和在国际产业链中的地位。#p#分页标题#e#   （2）由于滞后一期能源消费对于当期能源消费具有显著的推动作用，因此，当期节能减排能有效减少下一期能源消费。自1978年改革开放开始，我国的经济发展模式逐渐由计划经济向市场经济转变，公司治理逐渐完善。其中，能源企业的公开化既是机遇，也是挑战。一方面，应该鼓励能源企业的公开化，使我国的能源企业建立起较为完善的公司治理机制，适应市场竞争；另一方面，应充分发挥社会主义国家的优势，对于有关国计民生的能源、资源的相关企业，不应该片面追求货币利益，造成能源消费的被动增长。同时，应该厉行节约、增加能源利用效率，使单位GDP能耗减少，以保证经济增长的同时维持能源与环境的可持续发展。   （3）由于现代经济的发展离不开充足的能源供给，在煤、石油等传统能源因不断消耗导致价格不断攀升的背景下，有必要在我国加快新能源的开发和利用，保障我国的能源安全。我国在今后的发展中，一方面应当减小对于如煤、石油等的传统不可再生能源的依赖，另一方面，应加大对如天然气、风能、太阳能、核能、水能等清洁能源、新能源、可再生能源的的投入和开发。从而一方面使能源供给与经济增长协调发展，使我国的能源安全与经济安全得到保障，另一方面使经济与环境得以协调发展。

[摘要]新疆处于“一带一路”中心地带，是重要边境省份。借助边境贸易方面的资源优势，整合社会资源对经济发展的投入，获取了更多的发展驱动力。本论文以2001-2019年的新疆边境贸易和经济增长的代表数据，用ADF单位根、最小二乘法、Granger检验对两者的关系进行了实证分析。结果表明：新疆边境贸易对新疆经济增长有促进作用，但格兰杰因果检验结果为，边贸进口额的促进水平不如边贸出口额。最后，结合新疆边境贸易对新疆经济经济增长的影响结论和检验结果提出了促进新疆边境贸易发展的相关建议。

[关键词]新疆；边境贸易；经济增长；实证分析

边境贸易是个特殊的贸易形式，是衡量沿边开放成效的重要指标，有利于促进与周边国家的经济文化交流，巩固和睦友好的外交关系。目前国内外学者大多认为出口贸易对经济增长的贡献最为明显，而对于边境贸易的研究更着重于国家战略和地缘战略的研究。因此，国内外学者也开始从边境贸易与经济增长的关系研究入手，通过各种方法检验了边境贸易对经济增长的影响研究。学者对边境贸易与经济增长的关系的研究结果如下：徐楚乾以新疆塔城地区巴克图口岸为研究对象，对比分析广西东兴口岸现状及发展历史，借鉴经济发展过程中遇到的难点及解决方法，针对新疆塔城地区巴克图口岸现状与问题提出了相应的建议。张希平定量分析云南地区边境贸易对地区社会经济发展的影响，表明边贸促进云南地区经济发展，但依旧存在影响边贸持续发展的障碍因素，并提出了结合边境贸易优势，借助地区社会经济发展水平的建议。矫德阳以黑龙江省边境口岸绥芬河市为例,采用计量软件对边境贸易总量对GDP变化的相关性进行回归分析，得出对外贸易的发展与GDP变化有相关性,其中一般贸易的显著性比边境贸易显著。张宏昊等人利用贸易数据分析西藏边境贸易对区域经济增长的影响,利用格兰杰因果检验分析二者的关系,得出西藏边境贸易对西藏经济增长有正相关性。王垚等认为，边贸对边疆地区GDP的增长有正向的促进作用，但相比投资等经典要素，边境贸易的影响力度不太理想，作用还是较弱。国内大部分边境贸易对地区经济发展是正相关的。以上不同的结论，部分学者比较赞成边疆贸易在一定程度上能够拉动经济增长，助推地区经济发展。而另一部分学者认为，虽然边境贸易在GDP所占一定的比例，但是对经济增长的作用不够明显，远远不能成为经济增长的主要拉动力。主要是因为各研究地区具有独特地理环境、地源特征等。

一、新疆经济增长与边境贸易发展现状

（一）新疆经济发展状况

根据地区生产总值核算结果，2019年全区实现GDP为13597.11亿元，同比增长11.5%。其中第一产业增加值1981.28亿元，同比增长17.1%；第二产业总增加值4744.45亿元；第三产业增加值7071.85亿元，同比增长26.64%。

（二）新疆边境贸易发展状况

汇率作为联系国内外商品市场和金融市场的重要纽带，是开放经济中居于核心地位的经济变量。一国汇率制度的变动会直接影响国内经济和对外经济贸易往来以及一国金融体系的稳定完善，主要国家的汇率制度还会直接影响世界经济的发展。因此汇率制度的选择和改革是国际金融领域中一个非常重要的问题，也是我国经济走向开放过程中无法绕开的重大理论与现实课题。2005年7月21日中国人民银行公告，宣布我国实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。此次人民币汇率制度改革在我国复杂的社会经济领域和新型发展的金融市场中间翻开崭新的一页。自此，人民币对美元的汇率摆脱长期在8.27附近的徘徊，开始了持续的升值过程。2006年5月15日一举突破1美元兑8元人民币大关，截至2008年第三季度初，与调整初期8.11元的汇价相比，人民币相对美元累计升值15.4%，2010年全年，人民币对美元升值幅度为3.1%，2011年4月29日，人民币对美元汇率中间价一举突破6.50重要整数关口，2011年前4个月人民币对美元汇率中间价累计升幅已达1.9%，加速升值态势明显。值得注意的是，自2011年8月人民币对美元汇率中间价突破6.4关口后，近半年时间人民币对美元汇率中间价始终于6.3至6.4区间反复震荡，双向波动特征十分明显。时至2012年2月10日，银行间外汇市场人民币对美元汇率中间价首度升破6.30，步入6.2时代，再创2005年汇改以来新高。分析人士认为，人民币升破6.3关口一定程度上打开了人民币对美元汇率继续走强的空间。经济学家也表示，美元已进入调整期，在美元走势疲软，中国经济数据好于预期，以及国家领导人访美的因素带动下，人民币中间价之后还有可能不断创出新高，承受升值压力。作为国内外经济“桥梁”的汇率是一个国家进行国际经济活动时最重要的综合性价格指标，在国际金融和国际贸易中执行着价格转换的职能。各种宏观经济变量、微观经济因素及其政策制度的建立都会通过种种途径引起其变动，而它自身变动也会对一国经济产生诸多方面的影响，而一直以来，人民币汇率问题都是中美等国家贸易摩擦的焦点。   汇改后人民币对美元的升值变动，对我国进出口贸易势必产生重要影响，了解这些影响体系，就能够完整认识开放经济的运行特点制定相应的执行政策。本文基于事件研究方法，将“2005年7月21日人民币汇率制度改革”看作特定的经济事件，选取我国对外贸易中的“出口贸易”为研究对象，采用汇改后相关时间段的出口贸易数据，建立统计计量模型，就“汇改事件”对我国出口贸易的影响进行实证研究，最后在研究结果的基础上给出相关政策建议。   1事件研究方法   事件研究［1—4］(eventstudy)方法最早是由Fama和Roll等人在1969年分析股票拆细信息对股票价格的影响时提出。其原理是根据研究目的，选择某一特定事件以研究事件发生前后某一段时间内样本股票价格或者收益率的变化，进而解释特定事件对样本股票价格或收益率的影响。此后事件研究方法被普遍应用于与企业有关事件和经济类事件的分析中，例如公司兼并与收购、盈利公布、新股增发、财务报表公布、资产重组、宏观经济变量和政策的变化等事件对股票价格的影响。综上，事件研究方法主要是指应用社会经济及金融市场的时间序列数据来研究某一特定的经济事件对其中目标对象的影响。就目前国内外研究状况来看，事件研究方法也大都被应用到研究与股票价格相关的特定事件对股价及其收益率的影响［5—10］。一般而言，事件研究包括定义事件以及事件研究窗口、选择研究样本对象、选择度量正常变化值的模型、估计异常变化量、检验异常变化量的显著性、结果与解释等几个步骤。   1.1定义所要研究   的具体事件及其相应的事件窗口根据研究目的选择特定的事件或者信息，然后就研究目标对象对事件或者信息的反应程度，确定对其进行检验的时间区间，这个时间区间称为事件窗。事件分析的时间轴可表示如图1。用t=0表示事件发生日期，t=T0到t=T1表示估计窗口，t=T1到T2表示事件窗。设L1=T1－T0，L2=T－T1分别表示估计窗和事件窗的长度。位于事件窗的异常变化用于衡量因事件发生而对研究对象的影响程度，估计窗口用于衡量事件未发生时的正常变化。如果还考虑事件对目标对象以后的更长影响则还可以设定从t=T2+1到t=T3为事件后窗口。   1.2正常预期值和异常变化量的度量   为了评价特定事件对所研究目标对象的影响，需要对异常变化量进行度量。假设事件没有发生或没有这个事件时，此时研究目标对象的值称为正常值，一般用事件没有发生时的预期值E［Vt|It］来表示。但现在由于事件发生了，其值成为事后或实际值Vt，异常值AVt则可表示如下:AVt=Vt－E［Vt|It］，t∈［T1+1，T2］(1)显然如何设计和选择计算正常预期值的模型是整个事件研究法的基础性步骤。在计算正常预期值时，可根据研究事件和对象数据变化的不同选择合适的预期模型。   1.3检验异常变化量的显著性得出研究结论   得到异常变化量AVt序列后，就可以设立合适的统计检验量或者计量统计方法等对其显著性进行检验，根据检验结果可以得到实证研究结论。   2实证研究   根据事件研究方法的基本理论原理，以“2005年7月21日央行宣布人民币汇率制度进行改革”这一公告事件为特定事件，选择对外贸易出口为研究目标对象，通过设定事件各窗口的时间区域选择相应数据建立度量正常预期值的计量模型，然后计算异常变化值，最后检验得出人民币汇率制度改革后汇率持续升值变动对外贸出口影响效应的相关实证结论。   2.1数据选取与分析处理   中国人民银行于2005年7月21日宣布新的人民币汇率制度改革随即人民币升值约2%，考虑传导时滞，选取1999年1月到2005年7月为“汇改事件”的事件估计窗口，区间共计79个我国出口贸易额的月度数据，用于度量预期没有发生“汇改事件”时我国贸易出口额的实际演变状况;因为统计计量模型的预期值会随着区间增大而精度逐渐降低，故选取2005年8月至2008年7月为此“汇改事件”的事件窗口，区间共计36个出口贸易额的月度数据，用之与度量预期的出口额进行比较，以考察其它因素不变的情况下，汇改后人民币浮动对我国出口贸易的影响效益。就国内、外经济环境来看，此研究期间也没有再度发生影响我国进出口贸易状况的“大事件”，因此在研究结果的检验部分统统将之纳入随机扰动范畴。图2为1999年1月至2008年7月我国外贸出口额的月度数据演变趋势图，由图可知，外贸出口额的月度数据有着显著的季节趋势和长期增长趋势，季节趋势中每年春节期间是我国出口贸易额的低谷，其余基本保持循环增长态势。根据出口数据的实际特征，首先对原始出口额月度数据序列EXt进行对数化处理，消除其可能的异方差;再对其进行k=12的季节差分，得到对数同比增长率序列Rt定义如下:代替出口额原始数据，下面全部采用出口贸易额的月度对数同比增长率Rt来进行实证研究。加以区别，将估计窗口区间的对数同比增长率Rt标记为ERt，时间窗口区间的对数同比增长率Rt标记为RRt。因为要用估计窗口区间的数据进行预期度量模型的构建，出于实证数据平稳性的考虑，用ADF单位根检验法来考察估计窗口对数同比增长率ERt及其一阶差分的平稳性如图3所示。从表1可以看出，原序列ERt的ADF检验值都大于各显著性水平下的临界值，显示序列不平稳。而其一阶差分序列ΔERt的ADF检验值在1%显著水平下显著，拒绝存在单位根的原假设，为平稳序列。ERt为一阶单整I(1)序列，下面就通过平稳序列ΔERt进行事件估计窗口中度量模型的构建，然后对事件窗口中“没有事件影响”情况下的出口额对数同比增长率E［RRt|It］进行预期度量。#p#分页标题#e#   2.2预期度量模型的构建与结果检验   ARMA类模型是一种精确度较高的时序短期预测方法，其原理简单，应用方便、易于估计。因此实证将根据事件估计窗口时序数据的具体特征建立ARMA类模型作为预期度量模型，用于对没有“汇改事件”影响下出口贸易额的对数同比增长率进行预期度量。   2.2.1模型介绍   ARMA模型有三种基本类型:自回归(AR:Au-to-regressive)模型、移动平均(MA:MovingAverage)模型以及自回归移动平均(ARMA:Auto-regressiveMovingAverage)模型。(i)自回归(AR:Auto-regressive)模型。时间序列Yt是它的前期值和随机项的线性函数，一个p阶自回归模型AR(p)的表达式为:Yt=c+φ1Yt－1+φ2Yt－2+…+φpYt－p+εt(3)实参数φ1，φ2…，φp称为自回归系数，是模型的待估参数。随机项εt是相互独立的白噪声序列，为E(εt)=0，Var(εt)=σ2的正态分布。随机项εt与滞后变量Yt－1，Yt－2，…Yt－p不相关。记Bk为k步滞后算子，即BkYt=Yt－k，则式(3)模型可表示为:Yt=φ1BYt+φ2B2Yt+…+φpBpYt+εt(4)令φ(B)=1－φ1B－φ2B2－…－φpBp，式(3)模型可简化为:φ(B)Yt=εt(5)AR(p)平稳性条件为特征方程φ(B)=1－φ1B－φ2B2－…－φpBp=0的根均在单位圆外，根倒数全在单位圆内。(ii)移动平均(MA:MovingAverage)模型。时间序列Yt是它的当期和前期随机误差项的线性函数，一个q阶移动平均模型MA(q)表达式为:Yt=μ+εt+θ1εt－1+θ2εt－2+…+θqεt－q(6)实参数θ1，θ2，…，θq为移动平均系数，是模型的待估参数。引入滞后算子，并令θ(B)=1－θ1B－θ2B2－…－θqBq，则上述模型可简化为:Yt=θ(B)εt(7)(iii)自回归移动平均模型ARMA(p，q)。时间序列Yt是它的当期和前期随机误差项以及前期值的线性函数，即自回归移动平均过程ARMA(p，q)是由移动平均MA模型和自回归模型AR组合而成的，ARMA(p，q)表达式为:Yt=c+φ1Yt－1+φ2Yt－2+…+φpYt－p+εt+θ1εt－1+…+θqεt－q(8)实参数φ1，φ2…，φp为自回归系数，θ1，θ2…θq为移动平均系数，都是模型的待估参数。引入滞后算子上述模型简化为:φ(B)Yt=θ(B)εt(9)ARMA(p，q)过程的平稳性完全取决于回归参数(φ1，φ2，…，φp)，而与移动平均参数无关。即ARMA(p，q)过程的平稳性条件为特征方程φ(B)=1－φ1B－φ2B2－…－φpBp=0的根均在单位圆外，根倒数全在单位圆内。上述AR(p)序列的偏自相关函数(PACF)是p阶截尾的，自相关函数(ACF)呈指数或者正弦波衰减;而MA(q)序列刚好相反，ACF是q阶截尾的，PACF呈指数或者正弦波衰减;ARMA(p，q)的PACF和ACF均是拖尾的。因此PACF和ACF是识别ARMA类模型及其定阶的主要工具。   2.2.2模型识别、参数估计及检验   由图4中ΔERt序列的AC—PAC分析图可以看出，ΔERt序列的样本自相关系数(AC)和偏自相关系数(PAC)都表现为拖尾性，因此选用ARMA类模型拟合ΔERt序列;又AC在lag=1、7、11、12都明显不为0，PAC在lag=1，2，3，6，9，11时都明显不为0，因此需要利用Eviews5.0统计计量软件对所有可能滞后期的ARMA(p，q)模型进行多次试验拟合，最后以AIC、CS最小准则和模型参数通过显著性t检验为选择依据，筛选得到最优模型的参数估计及相关检验参考值如表2。由表2各估计系数都通过了显著性检验，同时拟合模型的判定系数R2=0.712907较大，AIC=－3.156843、CS=－2.937862，得到最小，DW=2.231502，特征方程根的倒数都在单位圆内，拟合最后，应该对拟合模型的适合性进行进一步检验，即对模型的残差序列εt进行白噪声检验，若残差序列不是白噪声序列，则意味着残差中还存在有用信息没有被提取，需要进一步改进模型。常用的检验方法为Ljung-Box-Q统计量的χ2检验［12］。图5中最后两列用于χ2检验，包括Q统计量和检验的相伴概率。该残差序列样本量n为55不是很大，最大滞后期m可以取［n/4］即14，从图中k=14一行找到检验统计量Q的值为6.4377，从Prob列读出相应的拒绝原假设所犯第一类错误的概率为0.598，所以不能拒绝残差序列εt是白噪声序列的零假设，检验通过。   2.2.3异常增长率检验与实证结果   经过对度量模型类别的识别、定阶、参数估计和模型检验，获得较大满意的序列模型后，就可以对2005年8月至2008年7月事件窗区间中假定不受“汇改事件”影响的正常预期增长率序列E［RRt|It］进行预测度量，进而可以和实际增长率序列RRt进行比较，最后得到因为“汇改事件”的发生而影响的异常增长率序列ART．根据式(1)，定义异常增长率序列ARt=E［RRt|It］－RRt。通过Eviews5.0计量软件可以预测得到2005年8月至2008年7月事件窗区间内的正常预期增长率序列E［RRt|It］，图6为正常预期增长率序列E［RRt|It］和实际增长率序列走势变化图。由图6可以直观地看出，没有“汇改事件”也就是说不考虑此事件影响下的我国对外贸易出口增长率序列的正常预期值大多位于实际出口增长率的上方且垂直间距逐渐增大。前面已经说过二者之间有差距，还并不能说明“汇改事件”对我国出口贸易有影响效应，因为二者间可能存在现实环境下各种各样的随机扰动影响及实证研究操作误差。还须进一步对ARt序列是否为随机扰动的白噪声进行检验，如果为白噪声序列则说明在研究期间内“汇改事件”对我国出口贸易没有影响，反之若检验不通过，则说明2005年的汇率制度改革对我国对外贸易中的出口贸易产生影响。图7是对异常增长率ARt序列进行白噪声的χ2检验结果图，由图可以看出，所有检验的相伴概率与0无异，检验不通过，即可以认为异常增长率ARt序列不是随机扰动的白噪声序列。由此说明此次“汇制改革”确实对我国外贸的出口贸易产生影响。根据图6，出口增长率序列的正常预期值大多位于实际出口增长率的上方，且随着时间的推移差距有增大的趋势，说明这个影响为负向影响即有抑制出口贸易的效应，且随着时间推移影响有逐渐增大的趋势。但从图中也可以看出二者间的垂直差距不是太过大，通过计算ARt的均值仅为0.022370，同时说明了这种抑制负效应在短期内还不是很强烈。#p#分页标题#e#   3结论分析与政策建议   本论文基于事件研究方法，将“2005年7月21日人民币汇率制度改革”作为特定的经济事件，通过构建恰当的预期统计计量模型，进而检验外贸出口异常增长率的显著性，就“汇改事件”对我国外贸出口的影响效应进行研究分析。研究结果表明，汇制改革后人民币对美元的升值变动，对我国出口贸易的增长有抑制约束效应，且随着升值幅度的加大和时间的推移，有逐渐增大的抑制约束趋向，不过这种抑制负效应不是很强烈。人民币对主要货币美元的升值变动对我国出口贸易的增长有抑制约束效应，根据相关经济学理论不难理解。人民币升值必将提高我国出口商品的外币价格，直接削弱出口产品的价格竞争优势，影响相对比较优势的发挥，加大开拓国际市场的难度，从而从整体上降低我国出口产品的出口竞争力，尤其是对技术含量低、附加值低、劳动密集型的行业企业造成较大的冲击。同时，由于对人民币升值速度和幅度缺乏判断依据，加大了出口产品定价难度，为出口企业带来汇率风险，因而也会影响出口企业的出口积极性。随着人民币汇率持续升值和升值区间的加大，我国出口产品的价格相对外币会进一步抬高，价格优势进一步地削弱，波动区间加大伴随的外汇风险也进一步地增强，无疑这种抑制约束效应也将不断增大。   至于短期内影响不是很强烈，一方面因为我国的经济增长方式一直是外贸主导型，内需不旺，我国过剩的产品对国际市场形成很强的依赖性，即使人民币升值，企业也难以通过提价将升值效应转移给国外进口商，只能牺牲利润换取市场份额;另一方面，与我国出口贸易方式的特殊性有关，在我国的出口贸易中，加工贸易占一半以上的比重，人民币升值又使得进口中间产品和原材料的成本降低，因此出口额不一定会减少。   鉴于以上研究结论与分析，为了应对新汇制下人民币升值波动给我国外贸出口带来的不利影响，我国应该加快外贸增长方式和经济增长方式的转变且继续深化改革与我国经济发展相适应、相协调的汇率机制。最主要的，我国的企业尤其是出口导向型企业要加快转变生产方式和经营机制。一方面可从目前的产品入手，通过技术革新，减少能耗、降级成本，以保持既有的竞争优势。另一方面要把更多精力放在研发高科技和高附加值产品上，通过加强技术创新，提高产品的技术含量和质量，创造品牌效应，调整结构，优化配置，从而得到改变出口结构，提高出口效益。做到把依赖增加数量和依靠价格竞争的出口模式转移到主要依靠提高产品质量、技术含量和经济效益的模式上来。同时，也可以利用人民币升值对进口有利的机会，引进先进技术和高新技术，增强自主创新能力和开拓出口品牌，以提升出口竞争力、提高国际竞争力和抵抗风险的能力，在以后的中美战略与经济对话及其它国际贸易活动与金融实务中赢得更多的合理性与更大的主动权。

【摘要】2020年最新数据显示，中国进出口贸易总额达到4.7万亿美元，排名世界第一。其中70%的份额由中小企业贡献，可见，中小企业对我国经济社会发展的重要作用。但是，由于规模小，中小企业一直面临融资难的问题，这严重限制了企业的发展。论文以中小企业贸易融资难为突破口，探索问题症结所在，并试图找到可能的解决方案。

【关键词】国际贸易；中小企业；融资

1引言

改革开放40年，中国经济持续飞速增长，其中国际贸易更是飞速发展，对我国的经济贡献率达50%以上。WTO2020年最新数据显示，中国进出口贸易总额达到4.7万亿美元，继续领跑世界各国。可以说中国的贸易发展了自己，也带动了世界。中国能取得如此佳绩，中小企业功不可没。自加入WTO后，中小企业得到空前的发展，无数“中国制造”被销往国外，为国家创造了巨额外汇。可以说中小企业是经济增长的真正支柱，然而他们得到的待遇却与他们的贡献有天壤之别———几乎所有中小型外贸企业都面临资金短缺问题。近年来，我国政府一直致力于改善这种局面，但效果却不尽人意，总结起来，原因有二：一是中小企业先天规模不大，抗风险能力不强；二是由于宏观环境还不够完善，中小企业融资困难重重。长此以往，必将严重制约我国贸易的发展，因此，中小企业贸易融资难已成为亟待解决的问题。

2国际贸易融资的概念

所谓贸易融资是指银行对进口商或出口商提供的与进出口贸易结算相关的短期融资或信用便利。具体方式有授信开证、进口押汇、提货担保等。这种融资最大特点是融资周期短而且流动性很高，对于进出口企业的业务特点来说贸易融资非常适用，反过来对银行来说，这些特点能增加银行收入，风险也相对较低。因为在国际贸易整个过程当中，银行作为第三方结算人全程参与，所有的物权单据都要首先经过银行，因此，银行可以依托对物权凭证的占有为企业融资或提供金融信用，企业获得融资后进行下一步商业活动，最后还本付息，同时银行也获得更多收入。

3中小企业融资现状

摘  要：由于人民币升值与1985年广场协议后日元的升值有许多相似性，因此，本文从中日两国货币升值的初始条件、应对措施与效应等方面入手，对日元升值与人民币升值对对外贸易影响进行全面深入的比较研究，以期为有效地化解人民币升值对我国对外贸易的不利影响，实现我国经济实现平稳较快发展提供决策依据。

关键词：日元升值；人民币升值；比较

    人民币升值问题已引起了国内外的高度关注。人民币升值将会对我国的对外贸易产生巨大影响甚至是严重后果，尤其是在世界经济还没有完全走出金融危机的阴影的背景下更是如此。有效地化解人民币升值对我国对外贸易的不利影响是我国经济实现平稳较快发展的重要一环。由于人民币升值与1985年广场协议后日元的升值有许多相似性，因此，从货币升值的初始条件、原因及应对措施等方面入手，对日元升值与人民币升值对对外贸易影响进行全面深入的比较研究，有着重要的理论与实践意义。

    一、中日货币升值的背景比较

    1．日元升值的背景

    （1）日元升值的国际环境

    日元升值的国际环境源于20世纪60年代末的美国周期性经济危机，由于美元汇率高估，美国对日本贸易逆差严重。同时，日本在美国的直接投资也不断增长，日本积累起的巨额经济财富使其成了世界级的银行家，而同时美国也失去了世界放贷者的地位，成为了日本最大的债务国，这就加剧了美日之间的摩擦。