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进出口贸易范文1
我主要是在单证部实习，在实习期间，我知道了一些基本的单证程序，有些原来在课本上或者实训课程上学的知识还是很实用的，让我感觉上手很快，在单据制作过程中，每个单位是有自己固定的模式，有些东西当然是课本上无法学会的。还是很感谢单证部的胡老师和张颖姐交给我们的一些单证这块需要注意的东西。
最大的收获是让我们自己动手填空票据，也学会了如何从六联单中寻找自己需要的数据，在实际操作中，我们虽然主要的能够填写，但是还是会有一些细小的错误，这就让我以后从事相关的工作一个启示：做单据这块，虽然工作不是很难，但是一定要细心再细心，尤其是对于信用证这样的支付方式。在这期间对于贸易流程需要的基本一套单据有了很深刻的了解，包括：定舱委托书，报关需要的核销单，发票，装箱单，商检的通关单，还有原产地证等，并不是每一票都需要所有的单据，而是根据客户的需要再制作相关的单据。
再就是我们亲自去了湖北贸易促进委员会，去那里盖原产地证书的章子，也是让我们去了解贸易的基本流程，以及需要了解的商检局或者贸促会的基本手续。这些都是无法从学校学会的。在蒲纺进出口公司老员工的带领下，学到了一些贸易基本常识。
进出口贸易范文2
1.1文献回顾
国内学者范祚军等［3］运用1994—2010年人民币双边汇率、人均国民收入等年度数据，分别研究了人民币汇率变动与中国对东盟10国贸易收支之间的关系，发现短期人民币汇率贬值可以改善我国对其中7国的贸易收支。张慧等［4］的研究认为，人民币汇率贬值有助于改善我国贸易收支。韩斌等［5］以1994—2011年我国与主要贸易伙伴国的双边贸易季度数据为基础，探究了人民币汇率变动与我国对贸易伙伴国贸易收支的关系，指出人民币汇率贬值使我国贸易收支得到改善。而以下学者的研究却表明，汇率贬值不能改善贸易收支。Taufiq等［6］根据1974—1998年美国分别对日本、加拿大的贸易数据进行研究，得出的结论是汇率的波动对贸易收支会产生负面影响。张晓月等［7］认为人民币汇率贬值总的净效应为我国贸易顺差的减少。何建奎等［8］研究了人民币实际有效汇率与我国贸易收支的关系，发现贸易收支的汇率弹性为负。第二种观点认为:汇率变动对贸易收支没有显著影响。Wilson［9］的分析表明，新加坡、马来西亚货币的实际汇率变动与它们贸易收支之间的显著影响关系不存在。SilvanaT［10］基于名义汇率的角度，探讨了其与贸易收支的关系，发现名义汇率变动不引起贸易收支变化。Wilson［11］采用1970—2004年的年度数据，研究了韩国、美国和日本之间的多边贸易，得到实际汇率的变动不会显著影响韩美和韩日之间的贸易收支的结论。曹永福［12］对我国进出口需求价格弹性进行了测算，算得两者绝对值之和为0.3079(0.611)，小于马歇尔—勒纳条件临界值，说明人民币汇率变动对贸易收支的影响很小。刘林［13］通过构建非线性MS-VAR模型，选择1994—2010年的季度数据，实证研究了人民币实际有效汇率贬值与升值分别对一般贸易收支和加工贸易收支的影响，指出人民币实际有效汇率变动不会影响总的贸易收支。左晓慧等［14］以2005年1月至2012年8月的月度数据为研究样本，实证分析了人民币实际汇率与我国进出口额的关系，结果表明人民币实际汇率变动对进出口额的影响不显著，人民币升值不能使我国贸易顺差得到根本改变。冯宗宪等［15］构建了中美两国TV-FAVAR模型，对人民币实际汇率波动对中美贸易差额的影响进行了探析，认为人民币实际汇率波动不是中美贸易顺差的主要原因。
1.2文献评述
既有研究对汇率变动与贸易收支之间的关系进行了积极探索，但不难发现，国内外学者在研究汇率变动对贸易收支的影响时由于研究方法、研究样本、数据选取等的不同，尚未得出关于汇率变动对贸易收支影响的统一结论。本文在前人研究的基础上，试图通过理论推导出人民币汇率变动对我国贸易收支影响的模型。鉴于人民币名义汇率不能准确反映汇率变动对贸易收支的影响，故而运用人民币实际汇率数据，实证分析人民币实际汇率变动对我国贸易收支的影响。
2汇率变动对进出口贸易收支影响的机制分析
汇率变动主要通过价格竞争机制对贸易收支产生影响。由绝对购买力平价理论可知，用不同货币计价的某种商品，折算成同一种货币后价格应相等，即:P=eP*。其中，P为一国某种商品的国内价格，P*为该国这种商品的国外价格，e是用直接标价法表示的汇率。在满足不同地区该商品价格相同且同质的前提下，汇率变动对贸易收支影响的作用机制可表现为汇率变动首先引起进出口商品价格变动，进出口商品价格变化后使进出口商品的国际竞争力发生变化，而进出口商品的国际竞争力发生变化后又会使进出口商品的供给弹性和需求弹性发生变化，最终使贸易收支发生变化［16］。
3人民币汇率变动对我国进出口贸易收支影响的实证分析
3.1模型推导
首先根据不完全替论，建立人民币汇率变动对我国出口贸易影响的模型。该理论假定:作为研究对象的国家进出口的商品与国内生产的商品不具有完全替代性。不完全替论对于我国来说是适用的［17］。本文参照国内学者厉以宁等采用C-D函数的形式研究人民币汇率变动对我国出口贸易的影响，即Xt=A(et)α(GNP*t)β。其中:t为时间，Xt表示我国历年出口额，et表示历年人民币名义汇率，α是出口的汇率弹性，β是出口的收入弹性，GNP*t表示我国贸易伙伴国的国民收入水平。两边取自然对数后设定模型为lnXt=λ+αln(et)+βln(GNP*t)+μ(1)同理，研究人民币汇率变动对我国进口贸易影响时也采用C-D函数形式，即Mt=A0(et)α0(GNPt)β0。其中，t为时间，Mt为我国历年进口额，et为历年人民币名义汇率，α0为进口的汇率弹性，β0为进口的收入弹性，GNPt表示我国国民收入水平。两边取自然对数后设定模型为lnMt=λ0+α0ln(et)+β0ln(GNPt)+μ0。(2)式(1)－式(2)，并化简得到贸易收支模型lnXt－lnMt=c+γln(et)+βln(GNP*t)+δln(GNPt)+μt，令lnTBt=lnXt－lnMt，分别用人民币实际汇率RERt替代et、我国国内生产总值GDP1t替代GNPt、外国国内生产总值GDP2t替代GNP*t，上式变为lnTBt=c+γlnRERt+δlnGDP1t+βlnGDP2t+μt。(3)其中:μt为随机扰动项，即为本文的贸易收支模型。
3.2变量选取与数据说明
贸易收支(TB)。与大多数关于汇率变动对贸易收支影响的文献不同，本文选取出口额与进口额比值(X/M)指标来衡量我国的贸易收支水平。实际汇率水平(RER)。考虑到人民币名义汇率不能准确反映汇率变动对贸易收支的影响，故本文采用人民币实际汇率。当人民币汇率贬值时，即RER上升，我国出口商品的外币价格下降，国外对我国商品的需求增加，使该商品出口量上升;而以本币表示的外国商品价格上升，从而抑制对国外商品的进口，贸易收支增加。因此，预期γ的符合为正。我国国民收入水平(GDP1)。有很多指标可以反映我国国民收入水平，例如国民生产总值、国内生产总值、人均国民生产总值、人均国内生产总值等。本文选取我国国内生产总值以衡量我国国民收入水平。当我国国民收入水平提高时，即GDP1增加，我国居民对国外商品的需求增加，进口增加，贸易收支减少，预期δ的符号为负。外国国民收入水平(GDP2)。我国与美国的双边贸易在我国对外贸易中占很大的比重，故本文以美国国民收入水平代表外国国民收入水平。同上，选取美国国内生产总值来衡量美国国民收入水平。当外国国民收入水平提高时，即GDP2增加，国外对我国出口商品的需求增加，出口增加，贸易收支增加，预期β的符号为正。考虑到数据的可获得性，本文选取1994—2010年的年度数据。我国进出口贸易额、人民币名义汇率、我国国内生产总值、美国国内生产总值、我国CPI、美国CPI原始数据均来源于历年《中国统计年鉴》。由于原始数据为名义数据，为了实证结果的可靠性，以1994年为基期(1994=100)，对我国CPI、美国CPI进行调整，由此算出我国实际进出口贸易额、人民币实际汇率水平、我国实际国内生产总值、美国实际国内生产总值。为消除数据的异方差，对上述所有变量进行对数化处理，即lnX、lnM、lnRER、lnGDP1、lnGDP2。根据lnTB=lnX－lnM算出贸易收支的对数值。
3.3实证结果分析
3.3.1单位根检验时间序列数据要对其进行平稳性检验，否则会出现“伪回归”。本文使用ADF检验法对时间序列数据进行平稳性检验。按照ADF检验方法，运用Eviews6.0软件对lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2的原始序列和一阶差分序列进行平稳性检验，按照AIC和SC取值最小原则对滞后期进行选择。检验结果，如表1所示。根据表1中各变量的ADF检验结果，可知各变量的原始序列即lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2均是非平稳序列。分别对它们的一阶差分序列lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2进行单位根检验，结果显示lnTB在5%的显著水平是平稳序列，lnRER、lnGDP1、lnGDP2在1%的显著水平都是平稳序列，则lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2都是一阶单整序列，即I(1)。由于lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2是同阶单整序列，可对它们进行协整检验。3.3.2协整检验协整检验用于检验变量之间是否存在长期稳定的均衡关系，检验的方法主要有EG检验和JJ检验。EG检验主要是针对2个变量进行协整关系的检验，JJ检验则可以检验多个变量之间是否存在协整关系。本文使用Eviews6.0软件对lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2进行Johansen协整检验，如表2、表3所示。由表2和表3的Johansen协整检验结果看出，我国贸易收支与人民币实际汇率、我国国民收入即我国GDP、外国国民收入即美国GDP之间在5%显著水平上存在长期稳定的协整关系，且仅存在一个协整方程。由Eviews6.0软件，得到下面的协整方程:lnTB=1.908lnGDP2－0.415lnGDP1+1.099lnRER+15.480(0.383)(0.088)(0.140)(3.360)协整方程括号内数字为各变量系数估计值的标准误差。根据协整方程可知，我国贸易收支与外国国民收入之间呈正相关关系，与我国国民收入之间呈负相关关系。外国国民收入增加1%，我国贸易收支增加1.908%;我国国民收入水平提高1%，导致我国贸易收支下降0.415%。而人民币实际汇率贬值1%，我国贸易收支仅增加1.099%，这说明人民币实际汇率变动会对我国贸易收支产生影响，但其对我国贸易收支的影响并不大。3.3．3Granger因果检验由前面的分析知，我国贸易收支与外国国民收入、我国国民收入及人民币实际汇率之间存在协整关系，以下运用格兰杰因果检验法对lnGDP2、lnGDP1、lnRER与lnTB的因果关系进行检验，检验结果，如表4所示。根据表4的Granger因果检验结果不难看出，在10%显著性水平上，lnGDP2是lnTB的格兰杰原因，即外国国民收入的增加是我国贸易收支变化的格兰杰原因。反之，则不成立。在5%显著性水平上，lnGDP1是lnTB的格兰杰原因，即我国国民收入的变动会引起我国贸易收支的变动。反之，也不成立。在10%显著性水平上，人民币实际汇率变动与我国贸易收支之间存在双向Granger因果关系。
4结论与建议
4.1结论
第一，协整分析表明，我国贸易收支与外国国民收入、我国国民收入及人民币实际汇率之间存在长期稳定的均衡关系，且外国国民收入的变化对我国贸易收支的影响较大。外国国民收入每增加1%，会引起我国贸易收支增加1.908%;而人民币实际汇率贬值1%，只引起我国贸易收支增加1.099%，说明人民币实际汇率变动对我国贸易收支的影响不大。因此，仅仅依靠对人民币汇率的调节来维持我国对外贸易收支的平衡是不够的。第二，格兰杰因果检验结果显示，外国国民收入、我国国民收入的变化是我国贸易收支变化的单向格兰杰原因，人民币实际汇率变动与我国贸易收支变化互为格兰杰因果关系。从我国的实际情况来看，随着我国对外贸易额的不断增大，我国贸易收支呈逐渐扩大的趋势。国际上要求人民币升值的呼声也越来越大，人民币升值压力越来越大，使人民币兑美元实际汇率自2005年7月汇改以来一直保持稳定的升值态势。人民币在升值的同时，我国贸易收支也一直在发生变化。可以看出，我国贸易收支与人民币实际汇率之间是相互影响的，尽管后者对前者的影响较小。
4.2建议
进出口贸易范文3
【关键词】金融危机 进出口贸易 江苏 策略
美国爆发的金融危机在短短两年内演变成全球性的金融危机，美国次贷危机在内部导致美国经济的衰退，甚至影响到世界经济的发展，尤其对贸易进出口产生了巨大的影响，很多公司因此倒闭，国际市场萧条。在如此严峻的形势下，江苏作为中国的中部省份，正积极发展出口贸易以拉动省内经济的发展。由于金融危机的影响，近几年的江苏贸易数据显示，江苏的出口增长率一直呈明显下降态势，外部需求逐渐减少。
一、江苏进出口贸易现状分析
根据数据统计，江苏省外贸出口占GDP的比重由1988年的2.8%上升到2011年的20.4%，这个比例已高出美国14%的水平。江苏省2011年外贸进出口总额首次突破100亿美元，达137.49亿美元，比上年增长45.1%。其中，出口76.86亿美元，增长40.8%；进口60.64亿美元，增长50.9%；实现贸易顺差16.22亿美元，增长12.6%。在出口中，外商投资企业出口额37.77亿美元，增长1.1倍；私营企业出口额22.45亿美元，增长29.6%；国有企业出口额16.15亿美元，下降11.3%。
二、金融危机对江苏进出口的影响
（一）国际需求较少，出口量下降
全球的金融危机导致整个世界经济遇冷，欧美及亚洲发达国家对江苏出口产品的需求量下降。江苏出口产品主要以轻工业和加工业为主，产品的需求弹性系数较低，完全取决于外部的需求量，对外部经济环境的依赖程度较高。例如，2011年9-10月份，本应是江苏的出口旺季，全省却有732家企业出口订单减少，占全省有出口实绩企业总数的68.4%，订单减少金额达到8.31亿美元。定单减少主要集中在纺织服装、电子、轻工等行业。
（二）汇率波动导致原材料上涨
在金融危机背景下，各国都相应采取降低汇率的货币政策以促进本国的出口贸易。以美元为例，美元兑人民币的汇率从1美元兑6.9元持续到1美元兑6.48元。在汇率波动的情况下，人民币在压力下逆势而涨的现象直接导致了中国内部的通货膨胀。由此而衍生出来的原材料及市场物价的上涨也间接影响到江苏外贸企业接受外来订单的态度。劳动力作为江苏的优势已经在逐步减弱，同时原本微薄的利润已经不能绝对性地盖过汇率带来的成本上升引起的损失。同时过多的汇率波动，增大了企业的外汇风险，对以美元结算的企业造成了极大的压力。
（三）对江苏吸引外来资本的影响
外资作为地域投资的利好资本，是每个地区发展并带动当地经济不可或缺的一部分。根据资料显示，2008年新批外商投资企业689个，其中，新批合同外资1000万美元以上大项目83个；合同金额49.26亿美元，下降9.6%；实际使用外商直接投资36.04亿美元，增长16.1%。新批外商投资企业平均投资规模达715万美元，提高13.8%。赛维、江苏晶科能源有限公司、江苏龙鼎实业有限公司等一批外资企业增资活跃。直至2012年，新批外商投资企业1092个，增长33.0%，其中新批合同外资1000万美元以上大项目147个；实际使用外商直接投资51.01亿美元，增长26.8%。有数据可知，虽然外来资本处于一个增长的趋势，但是从2008年金融危机爆发后与之前相比，外资的数量及投资额都处于逐年减少的状态。
三、应对策略
（一）加大对企业的扶持
江苏的进出口企业主要以中小型企业为主，政府可以从财政、税收以及社会保障方面，采取积极措施，为企业降压减负，帮助企业渡过难关。一是政府统筹安排专项财政资金，用于推动本地产业发展、企业结构调整和技术改造等。二是建立企业税费缓缴机制。对确有特殊困难、不能按期缴纳税款的企业，可对其用纳税款办理一定期限的缓缴手续。三是对一些困难中小企业，一定条件下允许企业延缓上交职工五险一金，并且阶段性降低某些社会保险费费率，让企业有更多的流动资金进行贸易往来。
（二）创造良好的金融环境，给予企业外贸融资支持
相关职能部门可以制定相应政策，建立健全中小企业信用担保体系，积极引导商业银行对中小企业进行信贷支持，建立中小企业信用担保基金，积极探索建立外贸专业性的中小企业担保基金和创业投资基金，放宽对中小企业的贷款额度，为其提供融资支持，帮助企业渡过难关。
（三）扩大出口规模，提高自身应对国际市场风险的能力
一是积极参加国内外各类大型展会和博览会。二是企业要充分利用现行优惠政策以及通关、商检、出口退税等便利条件，积极开拓新的海外市场扩大出口。三是充分运用电子商务平台。互联网能够帮助企业实现跨地区、跨国市场信息收集以及企业和产品形象宣传，并进行购销洽谈及交易。通过电子商务，能极大促进企业与全球范围企业合作，从而推动外贸企业产品销售。四是企业要增强自身抵御风险能力。企业要加强与银行、政府部门的沟通，加强对进口商的信用调查，严肃认真签订合同，加强防范出口收汇风险。
四、总结
总之，金融危机促使了各国采取各种贸易保护措施，严重危害了我国的进出口贸易的发展。全球进口萎缩，我国出口增速放缓对国内经济的负面影响凸显，经济下行的压力明显加大。我国要及时采取有效的应对策略，以便积极应对挑战。
参考文献：
进出口贸易范文4
【关键词】进出口贸易 线性回归模型 国内生产总值 消费者信心指数
近二十年来，中国自身的经济发展越来越好，发展速度保持在一个较高的水平，在全球化进程中占据着越来越重要的国际地位，进出口总额一直保持在一个较高的水平。本文旨在通过构建多个影响指标来衡量美国与中国的进出口总额，并构建计量模型，进一步比较当前条件下美国与中国对不同影响因素的敏感程度，为中美未来的贸易政策提供基础的分析依据。
一、变量与数据选取
本文将被解释变量进出口总额统一表达为Y，Y1表示中国的进出口贸易总额，单位为亿人民币元，Y2表示美国对中国的进出口贸易总额，单位为百万美元。在解释变量方面，影响进出口总额的因素有很多，我们为了能够定量的通过计量模型来进行计算与分析，选取了如下解释变量：
第一，汇率（中国用X1表示，美国用X11表示）：汇率可以通过影响本国产品的表示价格而对产品在世界上的竞争力产生影响，而商品竞争力直接影响着一国的进出口水平。X1表示一百人民币可兑换的美元数；X11表示的是一百美元可兑换的人民币数量。
第二，国内生产总值GDP（中国用X2表示，美国用X12表示）：国内生产总值反映的是一个国家整体的经济发展水平，对于不同的国家来说，经济发展水平越高代表其在国际上竞争力越强，因此对该国的对外贸易情况也有不同的影响，其中X2的单位为亿人民币元，X12的单位为十亿美元。
第三，第三产业所占比重（中国用X3表示，美国用X13表示）：第三产业即服务业，我们选取服务业所占国内生产总值的百分比作为我们的解释变量。服务业相较于农业与工业更多是对国内经济市场的影响，而工农业的产品与原材料则更多地影响对外贸易。产业结构的变化对于不同国家的对外贸易甚至是整体经济市场都有着不可忽视的影响，因此第三产业所占比重能够有效的展示出不同国家在不同时间产业结构如何作用于被解释变量。
第四，消费者信心指数（中国用X4表示，美国用X14表示）：消费者信心指数是反映消费者信心强弱的指标，是综合的反映并量化消费者对当前的经济水平经济形势，预期收入与支出以及消费心理状态的量。我们认为消费者的心理状态与消费观念对于进出口来说存在一定影响，消费者的消费需求作用于进出口市场，进一步的使被解释变量产生变化。
第五，工业企业原料，燃料，动力购进价格指数（PPIRM）（中国用X5表示，美国用X15表示）：是反映工业企业为了生产投入而购买原材料燃料等时所支付的价格，我们用这一指标来衡量国家内部生产机构生产成本的变动，生产成本会对产品价格产量等构成影响，导致对外贸易的变动。数据来源仅仅提供了每一年的该价格指数变化率，因此我们将初始年份2000年的该价格指数设为1000，通过变化率计算出每一年的工业企业原料购进价格指数，来运用在模型中。
文中数据均来源于中国统计局和choice金融终端，由于数据的时间限制，针对中国我们选取2000～2015年作为分析的时间段；针对美国我们选取2000～2013年作为我们分析的时间段。
二、模型构建
我们选取了上述五个指标作为我们的分析依据，通过观察散点图（注：由于篇幅所限，散点图略去）可以发现消费者信心指数可能对进出口贸易的整体情况影响不大，这主要是因为消费者信心指数更多的作用于国内经济市场，而且进出口贸易影响因素较多，具体分析还需要建立计量模型，因此根据上述结论，我们构建以下多元线性计量经济模型：
我们首先对中国的数据用Eviews进行回归，结果如表1：
由回归结果可知，R2=0.994529，X2=0.991793，这表示模型的拟合优度很好，F统计量的值为363.5305，较大的F值表明被解释变量进出口总额与五个解释变量之间的线性关系是显著的。虽然F检验的结果与拟合优度都比较好，但是X3，X4的t统计量较小，其p值较大，表明第三产业所占比例与消费者信心指数χ泄的进出口总额影响不显著，我们可以认为模型中可能存在较为严重的多重共线性。
针对这一问题，我们使用修正Frisch法来解决。我们将五个解释变量分别对被解释变量进行回归，找出其中拟合优度最大的解释变量。通过Eviews的回归结果（如表3、4）我们选择包含X5的回归方程作为我们的基础回归方程。
接下来我们在模型中加入其它的解释变量，重新进行线性回归。如果加入后的模型拟合优度变大，且各变量的参数统计仍然显著，则在模型中保留该变量；否则则不在模型中保留该解释变量。由于篇幅所限，本文略去这些变量的具体回归过程，直接给出回归结果。
通过对X3和X4的回归分析发现，加入解释变量X3，X4后模型的拟合优度没有明显上升，且新加入的解释变量显著程度较低，对于原有的解释变量影响也不大，因此我们不在模型中加入X3，X4。最终我们确定我们的回归模型为：
接下来我们使用之前的回归结果对该计量模型进行假设检验，我们首先对模型进行自相关检验：
原假设H0：模型不存在自相关
备择假设H1：模型存在自相关
模型的DW统计量为1.59，Du
接下来使用Eviews进行异方差检验，回归结果如表13：
由回归结果可知，P=0.1908>0.05，因此我们的模型中不存在异方差，因此我们的模型是正确的。所以关于中国的进出口总额的线性模型可以表示为式3：
Y=68896.66-2309650X1+0.338212X2+220.7906X5 （3）
该模型所表示的经济意义是，当汇率因素变动，其他不变时，1人民币每多兑换0.01美元，中国的进出口总额减少23096.5亿元；国内生产总值每上升一亿元，中国的进出口总额上升0.338212亿元；工业企业原材料燃料购买价格指数每上升1，中国的进出口总额上升220.7906亿元。
同理，我们得出美国对中国的进出口贸易总额可以表示为：
Y2=-3539958+39.71784X12+34872X13+1248.36X14+475.2753X15（4）
该模型的经济学意义是，当其他解释变量不变时，当美国的国内生产总值上升十亿美元时，美国对中国的进出口总额上升3671.784万美元；当第三产业所占比例上涨百分之一时，美国对中国的进出口总额上升348.72亿美元；当消费者信心指数上升1时，美国对中国的进出口总额上升12.4836亿美元；当工业企业原材料燃料购买价格指数上升百分之一时，美国对中国的进出口贸易总额上升4.752753亿美元。
三、主要结论
通过上述的分析我们最终建立出如下两个多元线性回归模型：
Y1表示中国的进出口总额，Y2表示美国对中国的进出口总额。
在我们之前的模型假设里，选择了汇率，国内生产总值，第三产业占GDP的百分比，消费者信心指数以及工业企业原材料燃料购买价格指数作为我们的解释变量。在实际的建模过程中我们发现，中国与美国的对外贸易所受影响的因素是不同的，我们所选取的变量在不同国家的进出口情况中的显著程度也是不同的。对于中国而言，汇率，国内生产总值以及原材料购买价格指数是较为显著的影响因素，其中汇率与进出口总额负相关，而国内生产总值和购买价格指数则与被解释变量正相关；而第三产业占比与消费者的信心指数的影响则并不显著。
对于美国来说，除了汇率外，其余的四个解释变量均会显著影响美国对中国进出口情况，并且都是有显著的正相关关系。这可能是因为中美两国整体的经济水平，产业结构以及消费习惯等等一系列因素造成的。
汇率对于中美两国而言都是国际经济形势上重要的一环，但是中国因为更多的承担着生产国的责任，所以出口商品的标示价格变化可能会更多得影响其整体的对外贸易情况。而美国长期以来处于贸易逆差，相对而言汇率的影响可能比较有限。进口商品价格受关税等其他因素控制，汇率变化可能无法像其他因素那样显著的影响进出口的贸易。同时，与我们在建模之前的散点图分析相反，我们发现这一变量前系数的符号是反的，这或许是因为其影响因素相比其他发生改变的原因。
国内生产总值作为反映一国整体经济水平的最主要因素之一，在中美两国的对外贸易中都起到比较重要的影响，与整体的进出口之间关系很大。因为我们在选取被解释变量是选择的是美国对中国的进出口，因此我们无法将两个式子的系数直接进行比较。但是通过统一单位之后我们可以发现，GDP对中国影响可能要稍大于美国，这主要是因为美国整体处于较高的经济发展水平，各方面的经济形势较为稳定，GDP的提高对于其他领域的促进作用相对于中国这一发展中国家而言比较有限。但总体上而言，国内生产总值依然是影响进出口贸易的一个重要因素。
第三产业占比也是对进出口均有显著影响一个指标。相关理论认为，服务行业的产出一般不出国，因此会导致进出口的反向变动，但是对于中国而言，第三产业占比的变动却未显著影响进出口的总额，这可能是由于其对进出口产生的作用相互抵消，无法在总额上产生明显的影响。美国的服务产业上升可能会导致来自中国的进口上升，另一方面数据中显示的美国服务行业占比较高，变化并不明显，因此产业结构的改革对于其整体的进出口贸易的改变可能很大。
消费者信心指数是衡量消费者消费观念以及消费心理和对未来的预期等的指标，中国整体的消费者信心指数变化不大，因此对于整体的进出口贸易水平影响并不如其他因素那样显著。而且这一因素很大程度上取决于其国内的整体经济形势，因此与国内生产总值等变量可能彼此相关。而对于美国的消费者信心指数，因为其整体的现代化程度与国家化程度更高，可能受世界整体经济形势的影响更大。而且消费者的信心指数的变化对于其与最大的贸易伙伴国中国之间的进出口会造成明显的影响。
工业企业原材料燃料购买价格指数是一个衡量生产成本的指标，这一指标对于中美两国的贸易情况都有显著的影响，这一指标越高，进出口的总额也就越多，这符合固有的经济理论。较高的生产成本是商品与服务的总价值有所上升，造成整体的对外贸易上升。
四、对策性建议
通过对上述两个计量模型的分析可以看出，在过去的几年中，中国的整体对外贸易处于高速发展的状态，进出口总额不断扩大，但是在发展的过程中也存在着许多的问题。为了在新形势下加强自身的国际竞争力，我国应从内外两个方面来进行改革与发展。对外，首要的就是保持当前的国H地位与形势，维持人民币汇率的稳定，作为对外贸易的一大重要影响因素，汇率的稳定对于增大国际竞争力与话语权有着不可磨灭的作用。同时要加强在进出口贸易上的选择。当今的国际形势较为固定，能源供给国，原材料供给国，服务供给国等国际定位比较明确，中国应选择更适合自己的发展道路，在贸易伙伴的选择与交流上更进一步。对内，强有力的经济发展是不可缺少。以此为目标，我们还需要对产业结构，居民整体生活水平，物价指数，收入分配等问题上进行更多的探讨与改革。中国拥有着极高的生产力水平，但是还需要向着科技创造的目标继续努力。从我们的模型2中可以看出，美国对中国的进出口与其内部的经济形势社会形势等关系密切，因此我们还需要多关注其他国家的政治，经济形势，能够对新的变化做出预判或充分的准备。
参考文献
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进出口贸易范文5
近年来，随着信息技术的深入发展以及全球经济化的进一步推进，电子商务交易额突飞猛进地增长。据我国商务部统计，2015年我国电子交易的规模达到了20.8万亿元，预计2016年其规模达到22万亿元，然而2015年来我国对外贸易持续走低，2015年其增长率为－7.1%，2016年其增长率为－0.89%。在这样的背景下，通过分析电子商务与国际贸易的具体关联程度，对充分利用电子商务开展国际贸易显得尤为重要。
2文献综述
随着电子商务与国际贸易联系的日益紧密，关于电子商务与国际贸易之间关系的研究也逐渐成为一个热门的课题，国内外学者从不同的角度深入分析了前者对后者的影响。在国外，TerziN.(2011)通过调查电子商务对国际贸易影响发现电子商务基本上能够给所有国家带来经济效益。但是短期内这些收益可能集中在发达国家，但从长远来看，对发展中国家将更有利。电子商务增加国际贸易的总额。［1］WarfB认为不同媒体的数字融合开启的互联网视频使得电子商务将为大多数中小型企业提供接触国家和全球市场的机会成为可能，使得国际贸易的主体更加多元化。［2］DaCostaE.(2016)认为互联网对于美国小型企业发展国际业务发挥着日益强大的作用。他把电子商务战略描述成为全世界中小企业开展国际贸易的重要机会。［3］SandvigJ.C.通过对527个全球顶级购物网站的登录页面以及移动技术如何影响Google移动搜索结果进行技术分析。发现动员技术对于全球电子商务的发展发挥至关重要的作用。［4］在国内，乔阳(2012)把跨境电子商务看成一把“双刃剑”，认为其对国际贸易既有积极影响又有消极影响。它通过简化贸易流程，变革企业的经营模式积极推动了后者的发展，但同时也拉大了发展中国家与发达国家之间的差距，恶化了发展中国家的贸易环境，并且由于电子商务的“虚拟性”，造成了大量税款的流失。［5］张淮亮(2016)从定性和定量两方面分析了跨境电子商务对国际贸易的影响，认为跨境电子商务通过改变经营主体，缩短交易流程以及降低企业的交易成本，极大地促进了我国国际贸易的发展。［6］赵旭明(2016)认为跨境电子商务通过带动对外贸易增长以及改善外贸企业的管理进一步推进我国外贸的转型。［7］张爱琴(2016)和郑红明(2016)基于产业链的视角，对跨境电子商务与国际贸易二者之间的关系进行了实证分析，结果表明跨境电子商务交易额与国际贸易总额之间存在长期均衡的正向相关关系，并且二者的波动呈同向变化。［8］［9］李伯杏(2016)和李子(2014)基于国家的层面，通过理论模型与实证分析相结合的方法对二者关系进行研究，得出二者存在长期的正向影响关系的结论。［10］［11］总体来看，国内外的研究基本都是基于国家的角度，只有少数几个学者研究了具体省份的电子商务与进出口贸易的关系，但是基于湖南省的研究几乎没有。当前，湖南省作为“一带一路”战略的核心省份，其进出口贸易的总额相对较低，研究两者的关系，对实现湖南省的崛起具有重大的意义。基于此，本文将利用协整分析的方法，对湖南省电子商务与进出口贸易的关系进行深入探讨。
3电子商务对国际贸易影响的作用机制
随着电子商务的发展，国际贸易从各个方面都发生改变。第一，互联网技术的高速发展，使得信息在全球范围内的传播速度显著提高，同时，企业可以通过互联网技术实现与境外的合作公司“面对面”交流，大幅度地降低企业的生产成本，提高企业的盈利能力;第二，电子商务降低了行业的进入门槛，使得更多的中小企业开始从事国际贸易，极大地拓宽了国际贸易交易主体的范围;第三，电子商务独特的优势弱化了地理位置的重要性，使得各生产要素能够在全球范围内实现最优配置，进一步扩大了国际贸易的市场规模;第四，国家可以通过在全国范围内推行电子商务打破传统的以关税为主的贸易壁垒和部分发达国家的新贸易壁垒，有效地促进跨国企业的发展，提高我国对外贸易总额;第五，电子商务平台的搭建可以实现外贸企业与相关部门之间的网上对接，减少传统国际贸易中的大多数环节，进一步提高企业的交易效率以及优化国际贸易的流程。电子商务通过以上五个方面很大程度地提高了进出口贸易的总量，其传导机制如下图所示。
4实证分析过程
4.1指标的选取以及数据的来源。文章基于研究的需要，从数据的可获取性，以及主客观相一致的原则，最终选取湖南省进出口贸易总额(Y)作为被解释变量，用湖南省电子商务交易额(X1)、网民规模(X2)来衡量湖南省电子商务的发展水平，作为模型的解释变量。网民规模代表电子商务发展的基础设施，另外，电子商务交易额能更加直观地反映电子商务的发展状况，所以基本可以用这两个指标来衡量其发展水平。同时电子商务的应用起步较晚，所以本文只截取了湖南省2010年到2016年的数据作为样本。本文所选取的数据主要来源于2010—2015年湖南省统计局的《湖南省统计年鉴》与中国电子商务研究中心的《湖南省电子商务发展报告》。数据真实可靠，能够用来做模型分析。4.2变量的单位根检验。为了消除时间序列可能存在的异方差现象，本研究将对变量取自然对数，分别用LNY，LNX1，LNX2表示，同时用DLNY，DLNX1，DLNX2来表示变量之间的一阶差分，并且鉴于文章所使用的数据为时间序列，为了有效地减少模型的虚假回归现象，因此在做协整检验之间，笔者将运用ADF单位根检验方法对各变量的自然对数和差分序列进行平稳性检验。根据表1，可以看到变量LNY，LNX1，LNX2都是不平稳的，但是其一阶差分DLNY，DLNX1，DLNX2都是平稳的，这说明湖南省电子商务水平和进出口贸易之间可能存在长期稳定的协整关系，因此，本文接下来将使用OLS来确定三者之间的协整关系，文章接下来对变量进行协整检验。4.3Johansen协整检验。笔者通过反复对模型的变量数据进行实验，发现其滞后阶数为2时，AR根均落于位圆内，所以此时的模型是最优的，其被估参数也是最有效的。因此，为了确保检验结果的尽可能合理有效，故选择滞后二阶。同时，文章根据有特征根迹检验方法对三个变量LNX1，LNX2，LNY之间协整关系进行检验，其检验结果见表2。由表2可以看出在5%的显著性水平下，LNX1，LNX2，LNY三个变量之间存在协整关系。这说明，有95%的可靠性表明电子商务发展水平与进出口贸易存在长期稳定的协整关系，同时接下来，文章用最小二乘法来确定这三个变量具体的协整关系，其数学公式如下:LNY=0.2786LNX1+0.7214LNX2+6.229(1)AdjustR－square:0.97Durbin－watsonStat:1.93通过Eviews检验模型，得到R2为0.97，表明这三个变量之间有很好拟合度，回归可靠性为97%，即电子商务总额、网民规模能够对进出口贸易总额的97%做出解释，D.W的检验值为1.93，很接近2，表明这三个变量之间不存在多重共线性。同时变量的回归系数都在1%的显著性在水平下显著。以上参数表明，模型中的变量对进出口贸易的影响因素具有较好的关系表征。通过公式(1)，我们可以看出电子商务交易额和网民规模对进出口贸易总额有着正面的影响。电子商务交易额每提高1%，进出口贸易总额将提升0.2786%;网民规模每提高1%，会促进进出口贸易总额提升0.7214%，从长期来看，电子商务交易额对进出口贸易总额的正向作用大于网民规模对进出口贸易总额的影响。这与湖南省现阶段的实际情况相符。从2010年开始，电子商务总额的提高与进出口贸易的发展一直保持着同一增长趋势。
5结论
第一，电子商务的发展水平与进出口贸易之间存在长期平稳的协整关系，同时实证结果还表明电子商务的总额和网民规模的扩大是湖南省进出口贸易增加的格兰杰原因，说明电子商务的发展对进出口贸易存在正向的影响，我们可以利用电子商务这一新时代的产物来提高进出口贸易总额。第二，网民规模对湖南省进出口贸易的正向影响要大于电子商务对其的影响。这说明湖南省电子商务对进出口贸易的影响有限，对于电子商务在国际贸易领域的应用还有待提高，这与湖南省的省情也是相符合的，湖南省电子商务的发展落后于浙江、江苏、广东等东部沿海地区，在其发展中还存在很多问题，例如:基础设施不完善，法制不健全，电子商务人才短缺等。
6政策建议
进出口贸易范文6
【关键词】石油；进出口贸易；问题
石油在世界能源格局中占有主导地位，对经济发展起着举足轻重的作用。改革开放以来，我国石油供需矛盾突出，这促使国内的生产和生活对进口石油的依赖越来越大，但由于世界石油价格和进口渠道的不稳定，石油资源就有可能成为制裁中国政治、经济的武器。石油对外贸易的健康稳定发展，对中国石油供应安全意义重大。
一、中国石油进出口存在的问题
（1）中国石油对外依存度越来越大。随着我国经济的快速发展，对石油的需求也越来越多。从1993年起我国成为石油的净进口国，从2005年起我国石油进口依存度已突破40%，进入“不安全期”，到2010年，我国石油进口依存度超过60%，进入“危机期”，由此而带来的对于国家经济安全的隐患必须引起高度重视。石油对外依存度度的增加限制了我国经济的发展。（2）进口集中度高，渠道单一。从进口来源来看，中国的进口原油约45%来自中东，32.5%来自非洲，3.5%来自亚太。加上中东、非洲地区是目前政治经济局势动荡，直接对石油进口产生负面影响。从我国石油运输通道看，目前90%进口的石油需要外轮公司从海上船运，这使得中国的原油运输受制于人。不仅如此，从亚太地区、非洲地区、中东地区进口的石油都要经过马六甲海峡这条咽喉水道。对这条水道的过度依赖，给石油安全带来重大的潜在威胁。（3）应对石油风险能力脆弱。从我国目前在国际石油市场上的实力看，我国石油战略储备体系十分落后。从2010年的数据来看，我国石油表观消费量为4.27亿吨，我国的石油消耗量仅次于美国，位居世界第二位。当面对危及原油供应的战争和其他突发事件时，我国应对石油风险的能力明显更加脆弱。（4）中国缺失石油定价权。中国尚未建立起完善的石油市场体系，推出原油期货的条件也还不成熟。尽管我国在世界石油市场上是进口大国，但是由于我国对外采购管理体制的缺陷和期货市场的不健全，使我国的原油进口非但没能引导国际石油市场价格变动，形成对己有利的局面，反而呈现出“越贵越买”的尴尬情景。这说明我国在石油进口上缺乏对国际石油价格的影响力。
二、中国石油进出口贸易存在问题的原因
（1）中国石油行业不成熟。我国石油行业还处在加工生产的低级阶段，不提高生产技术与设备依然能够盈利，粗放型经济增长方式难以改变，大量的石油资源得不到充分合理利用，加大了我国国内市场石油资源紧张的局面。从我国目前理论认识和科技发展的实际情况来看，存在着制约石油增产的地方，急需要突破。我国石油勘探开况复杂，石油分布不均，勘探技术落后等因素制约了我国石油行业的发展。（2）国际市场不确定因素多。中国石油的进出口状况与国际市场是息息相关的。虽然当今世界的主题是和平与发展，但是局部的战争与矛盾不断，尤其是产油区中东，频繁的战乱导致国际石油市场不稳定；国际金融危机对国际油价的影响，证明了国际金融市场与原油市场的密切关联；欧元区债务危机爆发再次证明，国际原油市场对金融市场波动非常敏感，金融市场波动甚至可以在短期内主导国际油价走势。国际市场各种因素的影响也间接或直接地影响了中国石油贸易状况。（3）中国石油风险应急措施不健全。2010年，当国际油价大幅上涨时，中国进口原油2.39亿万吨，比2009年增加了约17.5%；2011年上半年油价超过100美元/桶，2011年7月份中国石油库存数据显示，7月末中国原油库存（不含储备库存）环比增加3.3%。据国家物储局称，我国石油储备量勉强能支撑30天，与美国60天、日本169天等发达国家的石油储备量相比，还不到他们的一半。这表明中国石油战略储备体系十分落后，面对危及原油供应的战争和其他突发事件，应对石油风险的能力很低，亟待建立适合我国国情的战略石油储备体系。
三、改善中国石油进出口贸易现状的对策
（1）完善国内石油价格形成机制。短期内应该重点理顺国内国际价格水平，使进口油价水平保持一个稳定的状态，从长远看，国内石油价格改革的最终目标是放开价格，但在市场竞争不充分的条件下，重点应该是进一步完善石油价格的形成机制。（2）采取措施降低中国石油对外依存度。一方面，提高国内石油的供给能力。另一方面应该制定相关法规引导国内企业对石油资源进行合理性消费，利用石油资源税率的调节，节油技术的创新以及新能源的开发，适度替代对石油资源的过度依赖。（3）实施石油贸易的多元化，提高石油安全。我国的石油贸易应实施进口来源和供应渠道的多元化。采取来料加工和合资、合作等方式作为中国获得稳定石油供应的重要途径。
参考文献
[1]郭爱琴.中国石油进口贸易及影响因素分析[J].知识经济.2007（12）
