前言：中文期刊网精心挑选了进出口贸易理论范文供你参考和学习，希望我们的参考范文能激发你的文章创作灵感，欢迎阅读。
进出口贸易理论范文1
现代物流是经济发展的加速器。“物流推动论”认为:现代物流业的发展促进社会分工的深化，从而促进了经济的增长［1］;物流联盟的出现通过交易费用的降低，促进了经济的增长［2］。除定性分析外，许多学者从定量视角对物流产业发展与经济增长的关系进行研究，得出物流业发展对经济增长具有正向促进作用的类似结论［3－5］。近年来，浙江省开放型经济发展快速，形成了全方位、多层次的对外开放格局。随着外向型经济的发展，对外贸易发展迅速。1986—2009年间，浙江省进出口总额从12.93亿美元达到增长到1877.35亿美元，增长了145倍。浙江省进出口贸易能取得如此成绩，与现代物流业的发展是分不开的。物流业的发展有利于进出口贸易成本的下降，推动进出口贸易的发展。戎梅(2011)就单位物流成本对国际贸易的影响问题进行了研究，结果表明单位货物贸易额与单位货物周转费用成反比，单位物流成本的降低对国际贸易具有明显的促进作用［6］。杨长春(2008)［7］、侯方淼(2008)［8］等利用协整检验和Granger因果检验得出:我国对外贸易与物流之间存在着反馈性的因果关系，而物流对贸易的促进作用比贸易对物流的促进作用要稍大一些。就物流对进出口贸易的促进程度而言，张宝友(2010)运用弹性分析法，分别从物流的需求和供给两个方面检验华东地区物流业对进出口贸易的影响程度，结果表明物流需求每变化1%，进出口贸易额相应的变化2.56%;而物流供给每变化1%，进出口贸易额就相应的变化6.08%［9］。也有学者提出不同的意见，王领(2010)运用协整理论和Granger因果检验法，利用上海市1978－2008年货物运输量、港口货物吞吐量与进出口总额相关数据，对上海市对外贸易与现代物流的关系进行了实证分析，得出不同的结论:进出口的增加会在长期内促进港口吞吐量和货物运输量的增加，但吞吐量的增加并未对上海市进出口增长起到推动作用，运输量的变化对外贸增长的作用有很大的时滞效应。综上所述，有关物流业发展能否促进我国进出口贸易增长存在不一致看法。而且还可以从以下角度进一步思考:如果物流对进出口贸易具有促进作用，那么其影响程度是多少?本文就以上问题进行分析，以浙江省为例，考察物流业发展对进出口贸易是否具有促进作用，如果有，那么影响程度是多少，影响程度是否随时间的变化有所差异，并提出相应的建议。
2方法、变量及数据
2.1研究方法
本文首先对物流与进出口贸易的关系进行相关分析，目的是验证物流业对进出口贸易是否有促进作用，影响是否显著。然后，运用弹性理论，通过计算“物流－进出口贸易弹性”，即物流发展速度与进出口贸易增长速度之间的变动比率，来测算现代物流发展对进出口贸易增长的影响程度，以及其程度随时间的变动趋势。
2.2变量及数据来源
衡量进出口贸易的指标，一般选取具有代表性的进出口总额。而衡量现代物流发展水平的指标，由于缺乏统一的统计口径，不同学者选择的指标没有统一的标准，已有研究大多以货运量、货物周转量或港口货物吞吐量等指标为代表。从进出口贸易涉及的物流系统来看，其物流环节包含运输、仓储、检验、报关、包装、装卸搬运，以及信息处理等作业内容，其中，运输是必须的环节，故本文选择了货物周转量作为衡量物流发展水平的指标。数据来源于《浙江省统计年鉴》(2010)，考虑到数据的可得性和一致性，选取1986—2009年间的数据。
3实证分析
3.1物流产业发展与进出口贸易增长的相关性
在相关性分析之前，首先对进出口总额和货物周转量的逐年变化情况作描述性分析，以掌握其变化的总体趋势，表1是浙江省1986—2009年进出口总额和货物周转量的统计数据。依据表1，绘制出1986—2009年浙江省进出口总额与货物周转量变化趋势图①，见图1。由图1可知，进出口总额与货物周转量的变化趋势大体一致，这初步说明浙江省物流业与进出口贸易之间存在正向相关关系，即物流业的发展对进出口贸易具有促进作用。为了说明物流业发展对进出口贸易增长的显著影响，下面利用统计数据进行回归分析。以进出口总额为因变量，设为Y，货物周转量为自变量，设为X。根据表1的进出口总额与货物周转量相关数据，运用SPSS软件进行回归分析，通过比较多种拟和方法得知，二次曲线(Quad-rati)拟和模型较好地反映浙江省物流与进出口贸易之间的变化趋势。回归结果见表2，调整后判定系数为0.9923，接近1，表明方程解释能力强，变量以5%的显著性通过t检验。回归方程显著性经过检验，F=1482.790，P=0.000＜0.01，表明回归方程是显著有效的。回归方程如式(1):Y=－121.873+0.3129X+0.0000118X2(1)
3.2物流产业发展对进出口贸易增长促进程度的弹性分析
(1)测算模型
通过相关性分析，得知浙江省物流业的发展对进出口贸易具有显著的促进作用。为了进一步分析物流对进出口贸易增长的影响程度，本文利用经济学中的弹性理论进行定量测算。弹性分析是计算一个变量对另一个变量变化的敏感性的工具。本文以“区域物流－进出口贸易弹性”一词作为衡量浙江省进出口贸易对物流业变化的敏感程度。进出口贸易额设为变量Y，货物周转量设为变量X，物流－进出口贸易弹性计算模型如式(2):E=dYdX•XY(2)
(2)物流产业发展对进出口贸易增长影响程度的测算
根据回归方程Y=－121.873+0.3129+0.0000118X2可得式(3):dYdX=0.3129+0.0000236X(3)运用物流－进出口贸易弹性计算模型，求得弹性系数E，见表3，1986—2009年间，浙江省区域物流－进出口贸易平均弹性为2.9，表示在其他因素不变的情况下，货物周转量每提高1%，进出口总额约提高2.9%，说明浙江省物流业较大程度上推动了进出口贸易的增长。
(3)不同时段物流业对进出口贸易影响程度的比较表3显示，1986—2009年间不同年份的物流－进出口贸易弹性差异较大，从具体数据来看，弹性系数从1986年的8.4694，下降到2009年的1.3460。为了分析不同时间段物流对进出口贸易的影响程度，以每5年为一个时间段，计算1986—2009年不同时间段的物流－进出口贸易弹性平均值，结果表明，不同时间段的弹性均值从1986－1990年的6.57，下降到2006—2009年的1.25，弹性均值呈现下降的趋势，表明浙江省物流业发展对进出口贸易增长的促进作用有所趋缓。为了分析物流业对进出口贸易的影响随时间的变动趋势，以1986年作为时间t=1，对物流—进出口贸易弹性与时间t的关系进行回归分析。通过比较多种拟合模型，决定采用三次曲线(CUBIC)模型。拟合曲线如图2所示，回归结果见表4，调整后的拟合优度为0.98915，与1极为接近，表明方程解释能力强。变量均以1%的显著性通过t检验。回归方程显著性经检验，F=700.05937，P=0.000＜0.01，表明回归方程显著有效。拟合方程如式(4):E=9.790957－1.3076t－0.0689t2－0.001232t3
(4)由方程(4)计算2010—2014年的物流－进出口贸易弹性指标值，见表5，浙江省物流－进出口贸易弹性呈下降趋势，表明浙江省物流业应进行产业调整，转变增长方式，从“粗放型增长”转变为“集约型增长”，以促进进出口贸易的增长。
4结论与建议
4.1结论
本文运用相关性分析和弹性分析等工具，就物流业对进出口贸易影响问题进行实证研究，得到结论如下:第一，物流业发展对进出口贸易增长的影响是正向的，物流业有力地推动了进出口贸易的增长。以浙江省为例，1986—2009年间，浙江省物流业每提高一个百分点，进出口总额相应增长2.9%。现代物流业促进进出口贸易的原因有:1)物流业的发展降低了运营成本，推动进出口贸易的增长。在国际贸易中，商品的价格与成本对国际贸易的效益有重要影响。随着全球经济的发展，产品的生产成本下降的空间有限，而物流成本有较大的降低空间。物流业的发展，使得对外贸易中的物流活动运作效率越来越高，降低了物流成本，导致进出口贸易的成本降低，从而刺激进出口贸易的发展。2)现代物流的发展改善了国际贸易的环境，促进国际贸易的便利化。随着现代物流的发展，第三方物流产业不断壮大，第三方物流公司则通过货运等形式，减少了生产企业的物流负担，使对外贸易中的运输、报关等物流环节运作效率得到了提高。3)现代物流业的发展拓展了消费者的购买空间。由于物流速度的提高，消费者在购买国外商品时，花费在物流运输上的等待时间大大减少，使得消费者愿意在全球范围内购买商品，这有利于外贸企业发现新市场，促进进出口贸易的发展。第二，不同时间段物流业对进出口贸易的促进作用有所强弱。以浙江为例，1986－1990年间，物流－进出口贸易弹性值为6.57，而到2006—2009年，物流－进出口贸易弹性值下降为1.25，表明不同时间段物流对进出口贸易的影响差异较大，且从整体上来看，浙江省物流－进出口贸易弹性值呈下降趋势，表明浙江省应进行物流产业转型升级，以更好地促进进出口贸易的增长。
进出口贸易理论范文2
关键词：国际贸易 进出口贸易 进出口贸易困境 对策
一、我国进出口贸易呈现的特征
我国是发展中国家也是出口贸易大国，从改革开放后的发展，目前每年我国进出口贸易总额占全国GDP总量的30%以上，但是随着国际贸易的大波动，我国每个月进出口贸易总额出现大幅度的双下降，影响我国经济的稳定持续发展。以下是我国进出口贸易出现问题的特点。
（一）进出口不再有万亿美元，顺差呈现降低
由于目前的国际贸易形势，影响了我国进出口，进出口贸易不再呈现双增长率，致使顺差减少，从而影响进出口贸易对GDP的贡献率。
（二）加工出口贸易小幅度降低，一般进口贸易稍微回升
据海关数据分析，我国一般进口贸易出现了增长20.8%，与去年同期增速回升9.9个百分点，然而加工出口贸易所占比重与去年同期相比下降了0.11个百分点。总的来看，这种一升一降的趋势逐渐明显，给我国的进出口贸易打响了警钟。
（三）主要贸易伙伴进、出口额有所变化，贸易顺、逆差来
源地日趋集中。我国与主要贸易伙伴（欧盟、美国、日本）的进、出口规模一直持续高速增长，但是目前数据显示，美国经济萎缩造成我国出口贸易额环比下降了9.1%，跌幅显著。美国作为我国第二大贸易伙伴，因此贸易的顺、逆差来源于美国、日本的趋势日益明显。
（四）进出口产品结构差距大
虽然，近几年我国加大了进出口产业结构的调整和不断优化，虽然一些过去优势不突出的进出口商品逐步显示其竞争能力，初级产品贸易占比也逐步缩小，但是我国进出口商品结构还是具有相当大的差距，这样在面对国际大环境下，存在很大的风险。
（五）服务贸易进出口达不到国际标准
据世界银行统计，发达国家服务业贸易产值占全国GDP的比重一般都在60%以上，虽然我国服务贸易出口增长速度由世界排名第28位上升为第6位，但是我国服务业贸易进出口产值占全国GDP的比重仅为38%。中国服务贸易进出口仅是传统的旅游、运输等行业为主要主流，而资本密集型服务贸易进出口（如航空、建筑以及金融、信息服务等行业贸易的贡献率微弱），我国服务贸易进出口仅以传统的落后方式增长。
二、当前贸易形势对进出口贸易造成的困境
（一）美元持续贬值致使人民币升值，导致出口贸易大幅度减少
由于美元在国际汇率市场中持续疲软，加速其贬值，如此环境下，同时也加速削弱了中国出口产品在国际市场上的价格优势，近段时间明显显示出口贸易额大幅度减少。面对如此困难局面，我国发现人民币利率不断上升导致大量热钱涌进中国市场，加速了美元贬值，对美出口贸易形成挑战。目前我国出口企业竞争力还是主要以价格为主要优势，这种出口贸易局面，面对目前国际贸易形势下，对我国出口贸易额的增长造成了很大的困难。
（三）主要贸易国需求大幅降低
我国主要贸易国由原先的占我国出口贸易总量的60%以上，我国主要贸易国的市场萎缩（据推算，美国经济增长率每降低1%，会造成我国对美出口额相应降低7%～8%），由此可见其直接造成了我国出口贸易的大幅降低。
（三）贸易产品竞争力低，高新技术产品严重缺乏
我国贸易产品品牌影响力不足，企业商品耗能大，附加值低，极易受到外部国际市场环境影响。据海关统计局统计，我国加工贸易持续大波动，而一般贸易受影响很小，高新技术产品占比率仅占全部出口产品的0.5%，贸易产品竞争力低。
（四）各国对我国产品采取贸易保护政策日益增多
国际经济发展形势严峻（如日本进口每年下降4.2%，出口每年下降15.3%），各国为保护本国产业，出台一系列刺激经济增长的金融政策（其中20%是贸易保护措施），例如：美国经济刺激法案中提出一条“购买美货”的附加条款和裁员先裁外籍员工等本国保护政策。这些保护政策造成我国部分外贸企业破产，企业效益大幅下降，出口产品滞销。
（五）外贸企业坏账风险加剧
欧美客户普遍出现推延订单的交货时间等方式来变相推迟付货款和节约仓储费来缓解自己的资金压力，这样造成我国外贸企业承受风险加剧，资金链出现断裂，影响公司运营，有的企业甚至由于资金回笼不及时和死账收不回来而面临破产。数据显示，每年中国出口贸易企业的坏账损失都超过3000亿元人民币，这个数据正在不断增加，严重影响并打击到我国外贸企业的信心。
三、应对策略
（一）政府调整进出口相关政策和“走出去战略”，积极推动进出口贸易
我国可以发展“走出去战略”，继续加强埃及苏伊士经济区的中国工业园、美国天津商贸工业等中外合作项目来帮助企业走出去发展制造业和贸易。这样的形式可以利用国际资源、参与国际市场分工和拓展新的国际贸易，来从另一方面积极推动我国进出口贸易的健康发展。理论和实践证明“，走出去战略”可以避开各国贸易壁垒，实现“销地”变为“产地”。我国政府应该简化审批手续和完善相关政策，建立一体化“走出去”通道。为了使我国企业能消除对外国内部产业一些信息存在信息盲区，我国政府应建立高效的信息支持和完善服务体系。
（二）拉动我国内需，将出口贸易产品转内销
我国应该加大调整优化投资结构，促进国内消费良性发展。将外贸企业的一些产品转向我国内部需求。引导我国向民生、农业、科技技术、资源节能等领域投资，加强和规范政府融资通道以防范投资风险，提高经济效益。鼓励民间投资，引导民间资本投向中西部地区，进一步开发我国内需。
（三）加强外贸技术和贸易服务创新，调整产品结构
我国应该加快健全服务贸易法律法规，完善服务贸易的国内经营环境，通过宏观调控政策推动服务贸易发展。我国金融机构适当建立服务贸易发展基金来完善贸易促进体系，培养国际化人才，促进外贸技术进一步创新发展。我国应该加强引导企业提高产品高科技术含量和附加值，提升贸易档次并向资本和技术密集型企业发展。
参考文献：
进出口贸易理论范文3
[关键词]FDI；我国对外直接投资；体育用品制造业；进出口贸易
[中图分类号]F4 [文献标识码]A [文章编号]1671-5918（2016）07-0103-04
自20世纪90年代以来，受国外体育用品制造业产业转移和本土发展环境优化等因素影响，我国体育用品制造业发展迅猛，并逐渐成为体育产业的重要组成部分。据统计，全国体育用品制造业行业总产值以每年493亿元的规模增长，全球65%的体育用品在中国生产制造，我国已成为世界体育用品制造大国。近年来，我国体育用品出口保持着较高的增长幅度，根据国家信息中心中经专网（http：//ibe.cei.gov.en/）和国家海关数据显示，2012年全国894家规模以上体育用品制造业企业实现出货值509.94亿元，同比增长10.58%；从出口性质来看，体育用品出口以外资企业、私营企业和国有企业为主，合计出口占全部出口总额的98.5%，其中外商投资企业出口占六成以上，这表明外商投资对我国体育用品制造业出口贸易产生重要影响。
改革开放以来，我国对外贸易和吸引外资都取得了较快发展，根据国家统计局公布的数据，我国实际利用外商直接投资（FDI）额和对外直接投资额分别从2002年的527.43亿美元、27亿美元跃升至2012年的1117.2亿美元、850亿美元，年均增幅分别为7.79%和41.19%；而与此同期，我国体育用品制造业FDI和对外直接投资年均增幅为9.22%和31.4%。根据相关研究结果显示，FDI和本国对外直接投资对进出口贸易产生重要影响，但体育用品制造业进出口贸易是否也受到FDI和我国对外直接投资影响？影响是否显著，是怎么样影响的？面对新形势和新挑战，这些问题是值得深思的。因此，本文通过建立外商直接投资（FDI）和我国对外国直接投资对体育用品制造业进出口贸易影响的回归模型，以实证的定量分析来研究两者之间的相关性，以期得出有意义的结论。
一、相关文献回顾
1960年，美国经济学家海默的博士论文《国内企业的国际经营：对外直接投资的研究》提出了垄断优势理论，标志着对外直接投资理论的兴起；这一时期，以商品贸易为主的国际经济交往格局被打破，国际分工深入到生产领域，进而渗透到产业内部，这使得对外直接投资和国际贸易之间的互动关系加强，融合程度加深。对外直接投资与贸易理论主要有两大体系，一是宏观角度下以国际贸易理论为基础，如郝克歇尔一俄林的要素禀赋论（静态比较优势），小岛清边边际产业扩张论（动态比较优势）和钱钠里的“两缺口”理论等；二是微观角度下以产业组织理论为基础，如垄断优势论、内部化理论和邓宁的国际生产折中论等。从实证角度来看，国外学者主要有两种观点，一是以Mundell为代表的“替代性关系”，如Blonigen（2005）指出为逃避贸易壁垒，FDI对贸易具有替代性关系；二是以小岛清（1973）为代表的“互补性关系”，如Lipsey和Weiss（1984）指出对外直接投资可以带动与其相关或配套的技术品和服务的母国供应商对东道国的直接投资和出口，在长期中，FDI和母国出口趋于互补；Marchant（2002）、Rose和Spiegel（2004）也通过实证检验证明了FDI与国际贸易存在正相关关系。我国学者对FDI和对外直接投资对本国外贸影响的研究面较广，研究重点主要集中在出口总量、结构升级和技术外溢出等方面，如李春顶（2009）以新一新贸易理论为基础，研究了我国不同行业企业应选择不同的国际化路径（继续扩大出还是转向对外直接投资）；孙少勤，邱斌（2010）从市场体制、外资政策、金融市场效率和市场分割等四个制度入手，分析了上述四个制度因素对我国制造业FDI技术溢出效应的影响。
通过文献回顾，可以发现国内外对此研究在宏观经济领域、中观产业层面、微观企业角度都有较宽、较深的研究，但关于FDI对我国体育用品制造业的影响研究方面则较少，只有张宏伟（2010）和王自清（2010）等少数学者对此有相关研究；张宏伟通过测算体育用品制造业全要素生产率来分析FDI对我国体育用品制造业的技术溢出效应，王自清研究了三资企业资产与我国文教体育用品制造业工业总产值之间的关系，而关于FDI对进出口贸易影响的研究则鲜有。基于上述背景和相关研究成果，本文选取2003-2012年体育用品制造业对外贸易数据作为研究样本，运用单位根检验（ADF）、协整关系检验和向量误差修正模型（VEC）等方法对FDI与我国体育用品制造业进出口贸易的影响效果进行了分析，同时也把我国对外国直接投资作为变量因素考察其是否对体育用品制造业进出口贸易产生影响，进而为改善我国体育用品制造业对外贸易提供相关建议。
二、数据来源与模型构建
（一）数据来源
1.体育用品制造业进出口贸易数据
本文照国家体育总局制定的《体育及相关产业分类（试行）》选取体育用品制造业的相关数据，数据来源于国务院发展研究中心信息网（该平台是由国务院发展研究中心主管、国务院发展研究中心信息中心主办、北京国研网信息有限公司承办的）、中经网统计数据库（国家信息中心主办）和国家海关公布的分行业月度数据，本文将各年的月度数据汇总得出我国体育用品制造业进出口贸易额。
2.FDI和我国对外直接投资额
本文研究所需的我国全部行业FDI和对外直接投资额数据来源于国家统计局编撰的历年《国家统计年鉴》，体育用品制造业的FDI来源于中经网统计数据库；由于体育用品制造业的对外直接投资额没有直接数据，本文根据国家统计局公布的20行业对外直接投资额（其中包括文化、体育和娱乐业）和商务部编撰的历年《中国对外直接投资统计公报》（其中对文化服务业有做概述）对体育用品制造业对外直接投资额进行估算，由于文化、体育和娱乐业对外直接投资总额明显小于体育用品制造业FDI额，所以在做回归模型分析时，估算的体育用品制造业对外直接投资额数据对本文的研究结论影响很小。
（二）模型构建
根据上述FDI和国际贸易相关理论，假定出口需求EX和进口需求IM是该行业对外直接投资（CDI）和受到外商直接投资（FDI）等变量的函数，由此得到的进出口需求函数为：
EX=EX（CDI，FDI） （1）
IM=IM（CDI，FDI） （2）
由于对进出口贸易产生影响的不仅仅是该年的CDI和FDI，往年流入和流出的FDI和CDI对该行业的对外贸易也会产生影响（于薇薇，2007），本文将考察往年的FDI和CDI是否也对体育用品制造业进出口贸易产生影响，故把FDI和CDI的累计额也作为变量因素来分析，两者的累计额分别采用截止到该年的累计额；由于本文不仅研究长期静态效应，也关注短期动态效应，故选择“滞后一期”带来的短期影响，进而研究数据以2002年为初始年，2003年的累计额是2002年和2003年的总和，2004年则是2002、2003和2004年的总和，以此类推。故上述（1）和（2）式可以完善为：
EX=EX（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （3）
IM=IM（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （4）
（3）和（4）式中AFDI和ACDI分别表示FDI和CDI的累计值。
为减少估值误差可以将上述数据转换为对数形式，通过最小二乘法（OLS）回归，则有计量模型：
lnEX=αex+βexlnCDI+γexlnFDI+λexlnAFDI+πexlnACDI+ρex （5）
lnIM=αim+βimlnCDI+γimlnFDI+λimlnAVDI+πimlnACDI+ρim （6）
上述（5）和（6）式是本文实证分析的基准模型，其中α为常数项，β、γ、λ、π为各自变量的系数，ρ表示随机扰动项。
三、实证分析
（一）我国体育用品制造业进出口贸易和FDI现状分析
自2002年正式加入世贸组织后，我国对外贸易规模持续扩大，2003至2012年出口和进口贸易增长速度年均增幅分别超过21%和20%，2012年我国在全球货物贸易额排名中位列第二，而与此同期我国体育用品制造业进出口贸易增速放缓，图1和图2分别显示的是我国体育用品制造业进出口贸易和FDI增速、体育用品制造业进出口贸易和FDI占全国进出口贸易总额和FDI总额的比例。
图1显示除2010年外，我国体育用品制造业出口贸易增幅呈现下降态势，并且2012年出口额出现首次下降，这表明我国体育用品制造业出口面临严峻形势，出口产品结构竞争优势降低和国际竞争加剧是主要原因；进口增速则呈现“降一升一降”的来回波动趋势，这与国内居民收入状况和体育消费环境有很大关系，如受金融危机影响，但受惠于2008年北京奥运会的举办，当年进口增幅达到9.8%，而2009年则受到金融危机滞后效应影响，下降幅度超过11%；外商对我国体育用品制造业的直接投资也呈现来回波动趋势，北京奥运会前的2007年增幅达87%，而最近几年，我国体育用品制造业发展受到诸如产品科技含量低、恶性竞争严重、支持力度需要加强等因素影响，2012年FDI增速只有10%左右，投资环境需要进一步改善。
图2显示2008年北京奥运会前，我国体育用品制造业出口额占全国出口额比重持续下跌，但2009-2011年出口比重明显高于2009年之前，这和国家建设体育强国和国务院出台加快发展体育产业的相关政策有较大关系；进口比重则保持平稳态势；虽然2012年体育用品制造业FDI增速只有10%，但全国FDI增速为负增长，体育用品制造业FDI比重则保持稳中有升态势，这表明越来越多的外商投资我国的体育用品制造业，体育用品制造业企业竞争加剧。
（二）FDI和我国对外直接投资对体育用品制造业进出口贸易的影响
在做时间序列回归分析中，一般假定时间序列是平稳的，否则在做回归分析时可能出现“伪回归”现象，在实践中较多宏观经济数据的时间序列是非平稳的，为避免“伪回归”现象，本文将采用Engle-Granger（1987）提出的两步法，首先根据基准方程（5）和（6）对相关变量做ADF单位根检验，然后衡量各变量与进出口贸易之间是否存在长期协整关系，因为当且仅当各非平稳变量同阶单整且具有协整关系时，建立的回归模型才有意义，最后进一步在此基础上运用向量误差修正模型（VEC）分析变量间的短期效应。
1.ADF根检验
运用Eviews软件对基准方程中的变量进行平稳性检验，检验结果如表1，在5%的显著性水平下，只有原始数据lnEX和lnAFDI单整，而在二阶差分后，则都是平稳的时间序列。注：如果ADF检验值小于T值，则表明数据平整通过检验；表示二阶差分
2.协整关系检验和VEC模型
利用Eviews软件，将相关变量带入上述基准方程（5）和（6）中，采用普通最小二乘法（OLS）进行测算，出口和进口方程分别为：
lnEX=5.57+0.12lnFDI+0.71lnAFDI+0.04CDI+0.01lnACDI+ρex （7）
其中R2=0.991983，D-W=2.18503。
lnIM=1.63+0.13lnFDI+0.84lnAFDI+0.01CDI+0.003lnACDI+ρim （8）
其中R2=0.965257，D-W=2.656159。
上述（7）和（8）式的拟合优度均超过0.95，说明方程整体线性情况较优；根据回归结果显示，虽然整体方程线性较优，但只有AFDI变量对进出口贸易额的影响较为显著，其余三个变量均不显著（见表2）。
为契合外商直接投资累计额（AFDI）对我国体育用品制造业进出口贸易额影响显著的结果，本文把AFDI单独拿出来与出口和进口做回归分析，测算的出口方程和进口方程分别为：
lnEX=3.193309+0.832585lnAFDI+ρex （9）
其中R2=0.979767，D-W=1.451246，AFDI检验值为0.0000，效果显著。
lnIM=0.491375+0.817216lnAFDI+ρim （10）
其中R2=0.960327，D-W=2.63312，AFDI检验值为0.0000，效果显著。
上述（9）和（10）式为长期静态进出口回归方程。为避免直接回归造成的伪回归，需要对出口和进口回归方程中的残差序列p进行单整分析，对残差序列进行单位根检验，测得ADF值分别为-2.771129和-3.761541，小于5%显著性水平下的-2.309527和-3.259808，拒绝残差存在单位根的原假设，因此，各变量之间存在长期的稳定关系。将残差项resid加入VEC模型，采用OLS得出短期出口和进口动态方程分别为：
lnEX=2.275895+0.906402lnAFDI-0.038154ρ（-1） （11）
其中R2=0.979825，D-W=1.190602，AFDI检验值为0.0000，效果显著。
lnIM=0.026562+0.854723lnAFDI-0.341169ρ（-1） （12）
其中R2=0.942080，D-W=1.514908，AFDI检验值为0.0000，效果显著。
由于本文在计算AFDI累计值是从2002年开始，故（11）和（12）式中表示了滞后一期的回归模型，ρ（-1）表示滞后一期。
3.分析与讨论
（1）本文考察了外商直接投资及其累计值和对外直接投资及其累计值对我国体育用品制造业进出口贸易的影响，从（7）和（8）式可以看出体育用品制造业进出口贸易额与上述四个因素均呈正比；从影响系数来看，外商直接投资及其累计值对进出口贸易额产生较大影响。历年流人的外商直接投资累计值是影响我国体育用品制造业进出口贸易的主要因素，这说明外商直接投资对其有滞后效应。
（2）（9）、（10）和（11）、（12）式中方程拟合度均超过0.9，说明方程整体线性情况较优；且ADFI的检验值为0.0000
（3）FDI流入带来体育用品制造业出口的增长是和我国出口导向政策、产业结构调整升级，更广泛参与国际分工密切相关的；日本经济学家小岛清提出了FDI与国际贸易互补效应的模型，他认为FDI是资金、技术以及管理经营等的综合转移，根据其理论可以推测FDI促进我国体育用品制造业出口贸易很可能是FDI流入改善了资本质量，同时带来了先进的技术和管理经验，并且对体育用品制造业部门产生了竞争效应，有力地提高了供给能力和出口竞争力。从理论上而言，进口替代政策和FDI的替代效应会使FDI与进口规模呈现反比例关系，但从实践的角度看，我国体育用品制造业还处于追赶阶段，在技术、管理、品牌等方面还有待于进一步提高，FDI流入则会大量进口先进的设备和原材料等，因此，实证分析才会出现FDI导致了进口的增加。
（4）从短期误差修正模型来看（（11）、（12）式），FDI累计值与出口的关系，每年对上一年的偏离纠正速度为3.8%（p（-1）的系数），即当年FDI变动不会导致出口的迅速反应，因为FDI从实际使用到产品出口需要一定周期，这也佐证了FDI的累计值是影响出口贸易的主要因素；FDI累计值与进口的关系，每年对上一年的偏离纠正速度明显高于出口，达到34.1%，即当年FDI变动对进口影响较大，这主要由于外商投资初期需要从国外进口大量的设备和原材料；由于p的系数为负，表明当年FDI变动与进出口呈负相关，这也佐证了在长期内FDI累计值对进出口影响大致相同，而短期内对出口的促进作用高于进口。
四、结论与对策建议
（一）主要结论
1.最近几年，我国体育用品制造业出口贸易增幅及占全国出口贸易总额的比重呈现下滑态势；体育用品制造业FDI增速表现来回波动趋势，其占全国FDI比重则稳中有升。
2.本文利用ADF单位根检验、协整关系检验和向量误差修正（VEC）模型分析了FDI和我国对外直接投资对体育用品制造业进出口贸易的影响。结果表明体育用品制造业FDI和我国对外直接投资均促进了进出口贸易，但FDI累计值是影响进出口贸易的主要原因；体育用品制造业FDI累计值对出口影响略大于进口影响，短期影响大于长期影响；当年FDI变动对进口影响高于出口。
3.FDI对我国体育用品制造业进出口贸易起到了促进作用。一方面，外资进入体育用品制造行业，有效地延伸了体育用品产业链，有助于发挥关联投资效应、技术示范和扩散效应、管理示范效应，进而导致我国体育用品制造业外向型经济发展，有效地促进了出口贸易；另一方面，我国体育用品消费市场虽然庞大，但仍存在较大的贸易壁垒，国外资金为了获得市场占有率，提升出口贸易，进而转向以FDI的形式替代直接出口，FDI的大量流入则会带动先进设备、原材料等的进口。
（二）对策建议
1.鉴于我国体育用品制造业FDI对进出口贸易影响有滞后效应，且对出口影响大于进口影响，短期内可以加大引入FDI，但从长期来看，还需体育用品制造业行业自身不断加大技术创新力度，加强内部管理，转变出口贸易增长方式由数量型向效益型转变，由劳动密集型向技术、资金、知识密集型转变，提高出口产品科技含量和竞争优势；
2.进一步加大体育用品制造业开放力度，处理好合理开放与适度保护的关系。加大开放有助于进一步吸引FDI的流入，进而可以扩大出口贸易；由于现阶段我国体育用品制造业发展效益不高，仍处于追赶阶段，竞争力不强，因此在公平竞争的市场环境下，可以充分利用WTO中的一般和特殊条款，如《GATS》中“例外条款”和“逐步自由化原则”等，对我国体育用品制造业进行适度保护；
进出口贸易理论范文4
[关键词]因子分析；进出口贸易；影响因素
1引言
2015年，受到全球经济的影响，中国进出口贸易刷新了出口低速增长的新纪录。2016年进出口贸易呈现出前低后高、逐步回升的好态势，但仍处于乏力的恢复期，其中货物进出口贸易进出口总值达到2433万亿元，与2015年同比下降09%。[1]湖南省也受到中国大环境的影响，进出口贸易疲软。2016年，湖南省进出口总值17822亿元，与上年同比下降21%。其中出口达到12052亿元，增长15%，进口577亿元，下降89%。[2]为了进一步刺激湖南省的M出口贸易，湖南省政府于2017年新增了进一步降低商品暂定税率规定32项，继续对原产于25个国家或者地区的部分进出口商品实施协定税率，同时还取消了氮肥、磷肥和天然石墨等一部分商品的出口关税。[3]
2文献回顾和指标选取
21文献回顾
关于进出口贸易的影响因素，国内外很多的学者都在相关的方面做了深入的研究分析。
在国外，Wei Xian Xue、Rong Guo（2013）通过解释结构模型分析法对相关结构中的14个影响因素做了分析并指出，出口贸易会受到当地政府税收补贴、贷款补贴、降低关税、保险补贴的直接影响。[4]MVPosne（1961）指出进出口贸易会受到技术的改革发展的影响，因为在一个国家中，特定商品的技术的改革将提高效率产生剩余时间价值，从而导致出口。[5]Patel、Krunal、Sankalpa（2016）运用1992―2013年的时间序列数据针对印度进出口贸易做了研究，通过格兰杰因果关系得出，经济的增长与汇率、进出口贸易、FDI存在单项的因果关系。[6]Napshin S、Brouthers LE（2015）通过假设发达国家提高中间产品的使用将会改变跨国企业的企业决策。指出在发达国家中，FDI和进出口贸易之间有很强的联系。[7]
在国内，沈鸽（2015）针对影响中国进出口贸易发展的主要因素进行了定量及定性分析。提出因素主要有人民币汇率变动、金融危机等其他因素。结果表明上述影响因素对中国进出口贸易流量、结构、条件及方式等有着不同程度的影响。[8]韩文文（2014）选取了各省GDP、各省人口数、各省市固定资产投资总额、各省市、进口总额、各省市FDI、各省教育经费，6个变量因子分析对影响各省市出口的因素进行分析。得出经济发展水平和对外贸易程度对出口影响较大。[9]邱爱莲和安玉梅（2016）运用相关理论初步对辽宁省进出口贸易的主要影响因素做了分析，得出GDP对出口影响最大，人力资本的影响存在滞后作用，外商直接投资（FDI）以及科技投入与出口呈负相关的关系，但是科技投入对辽宁省进口贸易呈现出正相关关系。[10]宁大千（2014）通过ADF单位根检验、Johansen协整检验、LOS回归分析和Granger因果关系对人民币实际有效汇率与我国进出口贸易之间的关系进行实证分析。从而得出人民币实际有效汇率与我国进出口贸易之间具有长期的协整关系，人民币实际有效汇率的变动是我国进出口贸易额变动的格兰杰原因。人民币的升值会抑制出口贸易，但也同时会促进我国的进口贸易。[11]
22指标选择
文本基于前人的研究成果，根据数据的可获得性以及全面性、可行性、主观与客观相一致的原则，针对湖南省进出口贸易的特点，选取了全国GDP、湖南省GDP、人民币汇率、实际利用外资（FDI）、人力资源、居民消费指数、外商直接投资、科技水平、人均可支配收入共9个指标作为变量指标体系。全国的GDP（X1），从宏观的角度反映了近几年以来国内生产总值的变动和趋势，整体经济水平上涨的时，会促进贸易的出口，吸引外商的直接投资。湖南省GDP（X2），反映出湖南省近几年以来的经济发展水平和现状，经济规模的扩大将会使得出口增加。人力资源（X3），人才的培养，影响一个地区未来的科技和经济发展的趋势。人均可支配收入（X4），间接地反映出居民的消费水平，购买力的情况，整体人均可支配收入上涨时，消费水平将提高，促进进口的发展。科技水平（X5），技术的提高会带动生产效率的提升，增加总供给，使得出口增加。外商直接投资（FDI）（X6），外商直接投资中当FDI扩大，会带来更多的资本，同时也将促进技术的引进和产业结构的提升，提高生产效率，增加产出刺激出口。实际利用外资（X7），吸引外资利用外资，有利于经济结构的改善，弥补经济发展的资金不足的问题，促进本地区经济发展，有利于出口贸易。人民币汇率（X8），人民币升值时，进口商品在本国市场相对便宜，促进了进口贸易的发展；但是对于本国的商品出口时，在国际市场上价格相对较高，失去竞争力，抑制出口贸易的发展；反之同理。居民消费指数（X9），反映居民家庭一般所购买的消费商品和服务价格水平变动情况。
3因子分析过程
31数据的选取
为了研究湖南省进出口贸易的影响因素，选取了2006―2015年的年度数据作为样本数据。本文的数据主要来源于《中国国家统计局》、Wind数据库。由于有些指标难以直接用数据体现又是必须要用到的，因此本文选取了相对具体的数据作为变量进行研究分析。希望可以从中得出结论。如人力资本（教育经费），科技水平（专利数量）。尽管可能存在一定的误差，但是样本指标的数据的来源都是真实可靠的。
32KMO和 Bartlett检验
KMO（Kaiser-Meyee-Olkin）检验统计量是用来比较变量间简单相关系数和偏相关系数的指标。当KMO检验值越接近于1，表示所有变量间的简单相关系数平方和大于偏相关系数平方和，意味着变量之间的相关性较强，适合做因子分析。Bartlett检验是通过关系数矩阵的行列式得到的。当sig小于005时，则原始变量之间存在相关性，适合做因子分析。本文通过SPSS 230 软件对所有数据进行了KMO和 Bartlett检验，检验结果如表1所示，KMO=0778，大于05的检验标准。Bartlett概率值=0000，表示指标之间的相关性较强。综上所述，所选的样本数据适合做因子分析。
33提取公因子
根据原有变量的相关系数矩阵，通过软件SPSS 230对可能影响湖南省进出口贸易的9个指标进行了主成分分析，得出公共因子的特征值和方差贡献率（表1）。选取特征值大于1的因子，提取了2个公共因子作为主要因子，这两个因子的方差贡献率分别为85925%、11743%。采用最大方差对因子进行旋转，这两个因子的累计贡献率为97668%。这2个主成分可以反映出原始数据9个指标所要反映出的信息，本文将通过选取这2个公共因子进行研究。
34因子命名
如表2所示，根据旋转后的成分矩阵可得：在第一主要成分中人均可支配收入=0997、全国GDP=0995、湖南省GDP=0995、人力资源=0995、实际利用外资=0993、外商直接投资=0992、科技水平=0990这七个指标占有很大的载荷，表示第一主要成分能够反映以上的指标的大部分信息，基本上都代表着生产力水平和购买力的情况，因此将其命名为“内部经济原因”；在第二主要成分中人民币汇率、居民消M指数这两个指标载荷比重较大。反映出价格因素对湖南省进出口贸易影响较大，因而用“价格水平”来命名。
35计算因子的得分
根据主成分分析法得出因子的得分系数矩阵，各个因子的得分系数，将公因子1设置为F1；公因子2设置为F2，根据分数表示各因子之间的函数关系，可得如下：
可知湖南省进出口贸易的整体发展水平受两个因子共同作用，这两个因子分别从不同的方面反映出了影响湖南省进出口贸易发展状况的综合情况，需要两个公因子一起才可以做出客观的评价。因此本文通过将这两个主因子方差贡献率为权重进行了加权计算，得出综合表达式如下：
式中，F1i、F2i分别表示对湖南省进出口贸易影响的因子得分，Fi表示对湖南省进出口贸易的综合水平。
其中W1=85925、W2=11743、W1+W2=97668，代入公式可得：
通过计算可知（见表3），综合得分分值越高，表示该影响因素的影响力越强。
4数据分析
2006―2015年期间的得分比较规律，都是呈现出上升的趋势。其中F1因子逐年稳步上升，表示“内部经济因子”对湖南省进出口贸易的影响是一个稳定的趋势。但是因子的综合得分在2008年时较前两年有较大的增幅，可能是由于当时人民币升值幅度较大，在一定程度上抑制了出口。再加上受到全球金融危机的影响，物价水平不稳定，通货膨胀压力严峻，也在不同程度上影响了湖南省进出口贸易。2015年时因子综合得分最高，其原因可能是多方面的，比如说人民币持续贬值、人均可支配收入涨幅显著、湖南省GDP、外商直接投资、人力资源的平稳增长，都对湖南省进出口贸易有积极的作用。
5对策和建议
（1）面对人民币汇率下降的大趋势，政府应该抓住机会大力发展出口行业，并对进口行业给予优惠政策。发展湖南省的优势产业，政府应该对这些产业的出口予以鼓励，例如烟花、陶瓷、杂交水稻。
（2）扩大具有知识产权的高新技术的产品出口。同时政府进行人才的引进，人才的较量才能促使更好地从劳动密集型产业转化为高新技术产业。根据数据反映，2015年湖南省的劳动密集型产业都有所下降。鼓励科研技术的发展，加快科技向技术的转化的同时促进生产效率水平的提高。使得出口的产品更有竞争力。
（3）充分利用好国家推行的中部崛起的战略，改善经济发展中薄弱环节，加快产业结构优化转型，促进湖南省自身的GDP，提高经济发展水平，才能更好地促进民众的消费意愿和消费需求。
参考文献：
[1]中华人民共和国海关总署2016年我国外贸进出口情况[Z].2017-01-31.
[2][3]湖南省人民政府 2016年湖南省外贸进出口情况[Z].2017-01-22.
[4]Wei Xian Xue，RongGuoRelative Structure on Main Influence Factors of International Trade of New Energy Materials[J].Advanced Materials Research，2013，2300（655）
[5]Posner，MVInternational Trade and Technical Change[EB/OL].http：//wwwjstororg/stable/2662034
[6]Patel，Krunal，SankalpaJournal of Management & Research[Z].2016（1-6）：1-11
[7]Napshin，Sand Brouthers，LEIntermediary Products：FDI Strategies，Imports，Exports，and Trade Balances in Developed Economies[J].Thunderbird International Business Review，2015（57）：311-322
[8]沈鸽2000年以来中国进出口贸易的主要影响因素分析[J].现代物业（中），2015（1）：12-15
[9]韩文文我国各省市出口影响因素的因子分析[J].山西财政税务专科学校学报，2014（3）：61-64.
[10]邱爱莲，安玉梅辽宁省进出口贸易影响因素实证分析[J].沈阳工业大学学报：社会科学版，2016，9（3）：207-213
[11]宁大千基于人民币汇率数据的我国进出口贸易影响因素分析[J].中国电子商务，2014（13）：196-197
进出口贸易理论范文5
关键词：人民币；实际有效汇率；进出口贸易；脉冲函数；方差分解
根据汇率和贸易收支之间的短期动态关系分析，表现为汇率传导对贸易收支的短期效应提供信息，这在实践中也得到验证。对汇率与一国贸易收支之间长期均衡关系在理论上也得到验证，即如果汇率和贸易收支之间存在稳定的长期均衡关系，那么升值有可能减少一国的贸易顺差状况。从实践经验看，名义汇率对一国的资本项目影响较大，而对经常项目特别是贸易收支项目影响较大的是实际有效汇率。
一、前人的研究综述
有效汇率是一个国家外汇市场重要的价格信号，它是由本国与其关系较密切的其他国家双边汇率的加权平均。有效汇率分为名义有效汇率和实际有效汇率，实际有效汇率是对名义有效汇率剔除通胀因素而得到的，它是一国货币真实购买力的体现，因而对宏观经济决策和微观经济主体的行为选择有十分重要的作用。按照传统的国际收支理论，货币贬值会引起进出口商品的相对价格变化，进而引起进出口商品的数量发生变动，最终引起贸易收支的变动。但是，这种影响只有在满足马歇尔-勒纳条件的情况下才会发生作用。在实践中，由于货币合同、汇率传导、商品数量以及人们决策的相对滞后性，汇率贬值在最初可能会恶化贸易收支；只有经过一段时间的调整之后，贸易收支才能逐渐改善，即存在J曲线效应。
国内的一些学者已经在这方面做了研究。陈彪如（1992）得出我国的进出口需求弹性之和为1.02，认为人民币汇率对出口贸易影响甚微。戴祖祥（1997）则认为我国的进出口需求弹性之和为1.33，汇率贬值能够改善贸易收支。魏巍贤（1997）、徐璋勇（1999）等人的研究结论是汇率变动对中国出口的影响是显著的。沈国兵（2005）认为美中贸易收支与人民币汇率之间没有稳定关系。上述研究主要从名义汇率的角度来研究。陈学彬（2007）认为人民币实际有效汇率对我国进出口贸易影响具有同向性。从各种研究结果来看，选用的样本区间不同，得到的结论也不同。国外的一些学者对贸易收支与汇率之间关系进行了研究。Cerra（2003）等人利用1985～2001年的季度数据估计了我国出口供给的价格弹性，出口弹性随着时间发生变化，这也符合我国产业变迁的实际；Marquez Schindler（2006）用1997～2004年的月度数据研究认为我国进出口贸易弹性随时间而变化，且加工贸易与一般贸易弹性显著不同等等。总之，关于汇率与进出口贸易关系研究在学术界基本上采用年度和季度数据为多，且实际有效汇率和进出口贸易数据滞后，因而在学术界并没有形成一致的结论。
二、人民币实际有效汇率对我国进出口贸易影响的实证分析
根据IMF公布的数据，自我国改革开放以来，人民币实际有效汇率总体呈下降趋势，20世纪80年代变化幅度较大，在1994年汇率并轨后逐步升值，其间经历了我国国内高通胀影响和亚洲金融危机期间保持币值稳定政策的影响。2002年至2005年7月，人民币名义汇率稳定，但实际有效汇率呈下降趋势，其原因在于盯住美元的汇率机制，美元相对其他货币贬值，导致人民币汇率相应贬值。也正是从2002年起，国际上要求人民币升值的呼声不断，我国对外贸易摩擦出现的频率较前有所提高，但是，这并没有阻碍我国的进出口贸易旺盛的发展势头。2005年7月汇改后，人民币兑美元名义汇率升值幅度较明显，而人民币实际有效汇率变动幅度较小。
（一）模型构建
根据传统理论，进出口贸易取决于汇率、收入等宏观经济变量，且贸易收支与各宏观经济变量间是一种相互影响、互为因果的关系，因此，应用向量自回归（VAR）方法很好地研究相互之间的关系。这里我们着重考虑我国的出口贸易与实际有效汇率之间的关系、进口贸易和人民币实际有效汇率以及我国GDP之间的关系，建立如下模型：
在上述模型中，EX、IN分别代表我国的出口贸易额和进口贸易额，GDP代表我国国内生产总值，在这里以GDP变化指数形式表示，这三类数据分别来自商务部统计网站，人民币实际有效汇率来自国际货币基金组织国际金融统计（IMF、International Finance Statistics）各期，C1、α1、C2、α2为待定参数，u1、u2为随机误差，L表示取自然对数形式，所有数据以1985-2005年的年度数据为样本。数据处理通过Eview5.0软件实现。
（二）实证分析
1、单位根检验。由于VAR要求数据的平稳性，要考察序列数据之间是否存在长期均衡关系，本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）单位根检验方法。检验结果显示，所以变量的水平序列都是非平稳的，而它们的一阶差分都是平稳的。
2、脉冲结果分析。脉冲反应函数刻画了在扰动项上加一个标准差，对于内生变量当前值和未来值所带来的影响及扰动项对某一变量的冲击影响，通过VAR模型的动态结构传导给其他所有变量。脉冲响应函数图（Impulse Response Function，IRF）能直观反应VAR模型估计的系数关系。图1是实际有效汇率（LREER）与出口贸易（LEX）之间的脉冲响应函数图，图示响应为20个周期。从图1看出，给定LREER的初始一单位冲击，LEX先下降，随后缓慢上升，说明人民币实际有效汇率贬值对我国出口作用存在短滞后效应，其效果开始为负，到第五期变为正作用，并且缓慢上升趋于稳定，说明人民币实际有效汇率对我国出口贸易存在长期正效应，这也与实际存在相一致。图2是实际有效汇率（LREER）、国内生产总值（LGDP）与进口贸易（LIN）之间的脉冲响应函数图，图示响应为20个周期。图例“Response of LREER to LIN”可以看出，当人民币实际有效汇率一个正冲击后，使我国进口贸易量减少，到第二期达到最低点，之后又缓慢上升，使这种冲击作用变得很微弱，原因是由我国的进口贸易特征所决定的，我国的进口贸易不是以消费品为主，而是加工贸易品，我国进口贸易绝大部分是为了加工贸易，进口贸易与出口贸易高度正相关，所以，人民币实际有效汇率贬值，短期明显进口相对下降，长期影响并不十分明显；这与图1中人民币实际有效汇率对我国出口贸易的正效应结论相对应，能够很好地解释我国进出口贸易持续发展的历程。再从图例“Response of LGDP to LIN”可以看出，当本期GDP受到一个正冲击后，进口响应增长，到第四期趋于稳定增长，这也说明了国内生产总值增长对进口增长有一定的促进作用。
3、方差分析。方差分解（Variance Decomposition）是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。图3是实际有效汇率（LREER）与出口贸易（LEX）的方差分解图，图示响应为20个周期。从图例中可以看出，人民币实际有效汇率对出口贸易的贡献率较高，最高达到25%左右，这符合汇率尤其是实际有效汇率对出口贸易影响较大的一般规律。图4是实际有效汇率（LREER）、国内生产总值（LGDP）与出口贸易（LIN）的方差分解图，图示响应为20个周期。从图例“Percent LIN variance due to LREER”可以看出，我国进口贸易的变动受人民币实际有效汇率的影响较为显著，最高达到50%以上，最低也有30%左右，与我国实际相一致，即20世纪90年代中期以来，人民币实际有效汇率总体趋于上升，这对我国进口贸易增长具有一定的带动作用，也符合汇率对进口贸易作用的一般规律。而从图例“Percent LIN variance due to LGDP”可以看出，国内生产总值（GDP）对进口贸易的贡献率并不高，最高也就是13%左右，这与直观的结论相一致。从这两者的比较可以看出，对我国进口贸易影响较大的是汇率因素。
三、结论及政策建议
本文分析了人民币实际有效汇率与我国进出口贸易的长期均衡关系，并适当考虑其它相关因素。从分析结果看，人民币实际有效汇率对我国进口贸易和出口贸易的影响较为明显，且具有同相性特征，即人民币实际有效汇率贬值带来我国进口贸易和出口贸易的长期均衡发展，虽然这与一般的汇率、贸易收支理论相悖，但体现了我国加工贸易的特征。同时也看出人民币实际有效汇率对我国进出口贸易相对于其他因素的影响程度较大。因此，应加快人民币汇率形成机制改革步伐，适当放宽升值幅度，以保证进出口贸易长期均衡发展。
参考文献：
1、陈学彬,徐明东.人民币实际汇率变动对我国进出口贸易影响:1997～2006[J].亚太经济,2007(3).
2、郑勇.人民币汇率与中国对美出口的实证研究[J].发展研究,2007(12).
3、孟晓宏.我国经常项目与资本项目的动态关系分析[J].数量经济技术经济研究,2004(9).
4、许和连,赖明勇.我国对外贸易平衡与实际有效[J].统计与决策,2002(2).
进出口贸易理论范文6
【关键词】农副产品 中欧进出口贸易 贸易对比 国际竞争力
1 引言
入世以来，中欧抓住契机迅速发展农副产品贸易，然而贸易额占双方贸易总额的比重并不理想，还处于缓慢发展的阶段，欧盟国家对中国实行非关税壁垒如绿色贸易壁垒限制中国农副产品的进口，这些苛刻条件使得中国农副产品的进出口得不到充分发挥其优势，也给我国农副产品进出口贸易带来巨大挑战。我国农副产品的生产具有悠久的历史，但生产技术尚比不上欧盟国家，初级加工产品在质量上易遭受欧盟国家的高标准准入制度的限制。
2 中欧农副产品进出口贸易对比分析
2.1中欧农副产品进出口贸易特点分析
中国的土地资源在总量上比起欧盟国家要多得多，加上中国几千年的种植文明使得农产品和农副产品在中国人饮食的结构中占据着不可动摇的地位，在产量上具有优势，而欧盟国家国土面积较小，经济却相对发达，在生产农副产品的技术质量上又远超过我国的生产技术。中欧农副产品的出口贸易有以下特点：
（1）双方农副产品贸易在世界市场上呈互补状态。在2013年以后双方农产品对世界出口结构相似程度仍然呈现下降趋势，双方的进出口贸易互补性会更强，促使中欧农副产品进出口贸易来往更频繁。欧盟与中国农副产品贸易往来之间的互补还体现在谷物制品、油制品、水产品加工以及生鲜加工产品上：中国主要对外进口的奶制品和油料是欧洲联盟国家重点出口产品，而欧盟主要进口的生鲜产品和水产品加工产品又是中国出口最多的。
（2）中欧在一些农副产品的出口中是相P联的。中国对日、美、韩、欧盟等出口农产品数额较大；欧盟农产品重点出口到美、俄、中、日、瑞士，由此可见中欧农产品出口具有一定联系，但不能说双方在出口结构上就相近形成竞争对手，相反，中欧在出口中形成竞争的产品更少，只有部分农副产品能形成对比。
2.2中欧主要的农副产品进出口种类对比分析
（1）我国农副产品进出口贸易种类
2015年1-12月，我国的农产品及副产品进出口额达到1875.6亿美元，较2013年增加8.7亿美元。我国近三年油料物产品的进口额居高，食用油籽在2014年进口额达到最高445亿美元，食用油略有下降，最高为2013年进口额89.4亿美元。总体来说，几种主要进口的农副产品均有所下滑，生鲜果蔬产品进口额较为平均。
（2）欧盟国家农副产品进出口贸易种类
皮革、婴儿食品、奶粉和乳清是欧盟对外出口的重点产品；主要进口农产品及副产品有热带生鲜果蔬和调味料等产品。欧盟国家每年大量引进的产品很大一部分为季节性产品，由此可知，中欧农副产品贸易种类集中于使用油类、水果类和婴儿食品，中国进口率降低，而出口增加，而欧盟则对中国的进口逐步增加。
3 欧盟国家对中国农副产品进出口贸易的影响因素
3.1 欧盟国家绿色贸易壁垒对中国农副产品出口的影响
绿色壁垒又被称为环境壁垒，是非关税壁垒措施的一种体现，欧盟国家为实现自身的贸易利益而指定一系列措施保护内部贸易，阻碍他国向本国出口产品削减本国自身的利益，是不正当的绿色壁垒。正因为我国农副产品价格相对更低使得欧盟国家对我国农副产品出口一直存在质疑，近年来对我国大量农产品出口的危机意识日趋提高，对环境保护问题也呈现出日益重视的趋势，使得欧盟成员国纷纷打着环境保护、生态健康的旗号对我国的农副产品进口严格检查，但我国不具备更为先进的设备来进行检验，还无法达到欧盟国家的准入标准，这就导致我国的农副产品市场被排挤，出口达不到预期。
3.2 欧盟技术贸易壁垒对我国农副产品出口的影响
欧盟在发展时技术设备设施和技术标准均已经有了很成熟的一系列体系，法规健全、标准统一。其通常会采用比国际通用还高的水准来限制进口达到贸易保护，一些标准明显带有歧视性，甚至有专门针对我国农副产品出口的。农副产品进入欧盟的过程中，一般都会经历繁冗的技术标准和极为精细的检验检疫标准检验。进入的产品必须符合欧盟内部设置的标准才可以欧盟市场在市场上流通，有些产品即使能够进入市场也不一定能够在市场上放心销售。同时，技术贸易壁垒的实施会增加我国农副产品生产加工的成本，为成功进入欧盟市场，不得不提高技术设施设备的运用，增强农副产品检验检疫技术，在生产、加工、储藏等各环节都需要投入大量人力无力进去，有时候往往投入了大量成本依然无法达到其进口要求，导致成本增加，创汇减少。
3.3 欧盟的CAP对中欧农副产品贸易的影响
所谓的欧盟CAP即是欧洲共同农业政策，是第二次世界大战后欧共体为实现农业复苏、维护成员国的利益而制定的提高农民生产积极的计划。欧盟CAP政策三项基本原则实质上是以欧洲联盟为贸易中心，旨在内部开放贸易、保障出口而限制他国的进口、排外色彩的政策，通常对外建立联盟统一的对外关税壁垒和非关税壁垒。我国向欧盟出口农副产品遭受严格的质量把关和价格战，致使我国出口困难加大，加上我国出口政策优惠并不如欧盟国家那么成熟，欧盟国家出口有相应的健全完善的出口补贴政策，这对我国农副产品出口贸易来说是不占优势的。
4 我国对发展中欧农副产品进出口贸易的对策和建议
4.1 借鉴欧盟国家的质量监管机制，建立健全我国安全质量监管体系
农业部在r副产品质量安全管理体系标准建设方面共了294项无公害食品行业标准，但现阶段我国农副产品质量安全标准体系的建设还需要更加完善。为提高农副产品的出口份额，政府可以帮扶企业实现标准化生产，安排专业人员到发达国家学习以借鉴发达国家完善的质量安全标准；充分利用媒体等宣传手段加大对农副产品质量安全的宣传工作，提高有关部门参与质量安全的积极性；在注重标准数量时也狠抓质量，制定更全面的质量标准体系，提升农副产品的技术标准水平以及质量标准。
4.2 加大对农副产品生产和贸易的资金投入力度
欧盟国家对我国的农副产品安全质量一直存在质疑，加上我国农副产品价格普遍偏高，对欧的进出口贸易虽有所增加但是增长速度较缓慢，出口补贴不高。在欧盟国家实行的共同农业政策补贴农副产品出口力度相当大，相当于财政支出的四分之一，鼓励农副产品出口，实行健全的制度进口农副产品保证农副产品的质量。我国可以加大对农副产品生产和贸易的资金投入，生产高质量、高品质的农副产品。
4.3 加强农副产品信息数据库建设
随着电子计算机的快速发展，信息数据库建设更新速度随之加快，可以建立专门的用于农副产品贸易的数据库，统计分析中欧农副产品进出口贸易，加快农副产品贸易的互补性，分析欧盟农副产品进出口贸易的优势和劣势，帮助我国制定合理有效的对欧贸易政策。通过对数据库的分析还可以了解我国农副产品进出口贸易的短板，对欧盟农副产品进出口贸易的研究有利于我国研究欧盟农副产品贸易的走向，降低我国向欧盟出口农副产品被扣留或欧盟停止进口的风险，一定程度上可以对中欧贸易的摩擦起到缓冲作用。
4.4 培育大型农副产品进出口贸易中心
在政府加大对农副产品生产和销售的大力投入外，企业也从自身的利益角度考虑如何加大中国农副产品的出口创汇。为了增大农副产品的对外出口，企业在政府的帮助下可以培养大型农副产品进出口贸易集散中心，搞活农副产品贸易市场，合作农副产品供销商，建立起一支底子较硬的进出口贸易团队，各大经销商可以在互相学习、竞争中提高农副产品出口的质量。
5 结论
通过分析中欧双方农副产品的进出口贸易，中欧农副产品贸易程度正在不断加深，持续合作的趋势加强，但是中国农副产品在生产和加工上缺乏核心技术，很容易遭到欧盟国家的非关税壁垒影响，不利于我国农副产品出口。我国农副产品的进出口贸易应该形成“政府扶持，公司与农业专业合作社一体”的生产销售品牌化和高质量化。中国是农业大国，我国农副产品在质量上和加工技术上都没有竞争力，这使得我国的对外出口不占优势。通过对比分析我国农副产品贸易的劣势和短板，制定相应措施，增加我国农副产品进出口的贸易份额。
参考文献：
[1]孙致陆， 李先德. 《中国与欧盟农产品贸易的比较优势和
增长前景研究》[J]. 农业现代化研究. 2015， 34；
521-527.
[2]程国强. 《中国农业对外开放：影响、启示与战略选择》
[J]；中国农村经济， 2012， 3； 4-13（43）.
[3]韩涌.《绿色贸易壁垒对我国蔬菜出口的影响及对策分析》
[J]；国际商贸， 2014.11；125-127.
[4]褚洪德.《欧盟农产品贸易壁垒对中国农产品出口影响及
对策研究》[J]；经济特区，2015，6； 84-86.
[5]牟岚.《欧盟贸易政策的发展趋势及对中欧经贸关系的影
响》[J]；经济特区，2014，1；84-86.
[6]褚洪德. 《欧盟农产品贸易壁垒对中国农产品出口影响及
对策研究》[J]； 经济特区， 2015， 6； 84-86.
[7]张秀玲.《中国农产品农药残留成因与影响研究》[J]；
2013.
[8]王绪龙，纪茂利等. 《农副产品出口加工企业困境成因及
解困对策建议--以辽宁省为例》[J]；中国农学通报，
2013，29（29）， 82-88.
