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出口贸易论文范文1
[论文摘要]随着世界经济一体化和区域集团化的不断加深，各国之间的经济联系和贸易交往也日益增加。传统的贸易保护主义不能适应新时代的要求。需要一种更隐蔽，更高级的形式来代替，绿色壁垒就产生了。本文在分析绿色壁垒的含义、表现的基础上，结合我国出口贸易的现状和绿色壁垒对我国出口贸易的影响，揭示了绿色壁垒的贸易保护主义实质。
所谓绿色贸易壁垒，实质上是指进口国政府以保护生态环境为纲，以限制进口保护贸易为目的，通过颁布复杂多样的环保法规、条例、建立严格的环境技术标准和产品包装要求，建立繁琐的检验认证和审批税、实行环境构想制度，以及保证环境进口税方式对进口产品设置的贸易障碍。绿色贸易壁垒通常分为两类：一类是政府引导型的绿色壁垒，另一类是非政府引导型的绿色壁垒。绿色贸易壁垒的内容主要包括环境进口附加税、绿色技术标准、绿色环境标准、绿色市场准入制度、消费者的绿色消费意识等方面的内容。将环保措施纳入国际贸易的规则和目标，是环境保护发展的大趋势。由于西方国家的公众和政治家对环境的关注，环境保护逐渐成为服务于各国贸易保护主义政策的一种武器，而且成为在国际贸易谈判中讨价还价的筹码。
一、绿色贸易壁垒的表现形式
环境保护与贸易保护的契合决定着绿色壁垒的应用较为广泛，涉及到的不仅包括制成品，还包括中间产品；不仅包括产品的质量，也包括产品的加工生产方法以及产品的设计和消费处理过程。绿色壁垒应用的广泛性，使其表现形式多种多样。
1.绿色关税制度
发达国家对一些污染环境和影响生态，可能对环境造成威胁及破坏的产品征收进口附加税，或者限制和禁止商品进口，甚至对其实行贸易制裁。但是，在标准的实行上常常内外有别，明显带有歧视性，可以说是以绿色之名行贸易保护之实。
2.绿色技术标准制度
通过立法手段，制定严格的强制性技术标准，限制国外商品进口。发达国家凭借自己的经济技术优势和垄断地位，不考虑或很少考虑发展中国家的实际情况，对进口产品不分国别一律采取非常严格的技术标准，事实上导致发展中国家产品被排斥在发达国家市场之外。
3.绿色环境标志制度
绿色环境标志又称绿色标签或环境标签，是环保产品的证明性商标。发展中国家产品为进入发达国家市场，必须提出申请，经批准取得绿色环境标志。目前已有40多个国家和地区推行绿色环境标志制度，并趋向于协调一致，相互承认，对发展中国家产品进入发达国家市场形成了巨大障碍。
4.绿色包装制度
发达国家制定的较高且比较完善的包装材料标准，包括废弃物的回收、复用和再生等制度，是为了防止包装材料及其形成的包装废弃物给环境造成危害，结构不合理的包装容器可能损害使用者的健康而采取的环境保护措施。但某些过于严格的绿色包装措施，则可能事实上妨碍发展中国家的对外贸易，引发贸易争端。
5.绿色补贴制度
发达国家认为，如果一个国家内部采用比较宽松的环境标准，这些国家的产品就不必支付高昂的环境成本，与本国产品竞争时就具有明显的成本优势。其实质是政府在对企业及其产品提供消极的环境补贴，所以进口国基于环境保护和本国的利益而有权征收反补贴税。
6.绿色卫生检疫制度
绿色卫生检疫制度是指国家有关部门为了确保人类及动植物免受污染物、毒素、微生物、添加剂等的影响，对产品实施全面的严格检查，防止超标产品进入国内市场。绿色卫生检疫制度影响最大的产品是药品和食品，为保障食品安全，许多国家采取了严格的检疫制度，有些国家通过立法建立了近似苛刻的检疫标准和措施，形成了实质上的贸易保护。
二、绿色贸易壁垒对我国出口贸易的影响
由于世界经济的不平衡，发达国家对环保的标准和认识往往超过发展中国家。发达国家运用绿色保护来实施其对发展中国家的贸易限制和歧视行为，使发展中国家的产品被排斥在世界市场之外。我国处在发展阶段，绿色保护对我国产品出口已经产生很大的影响。主要有：(1)缩小出口产品市场范围；(2)增加出口产品成本；(3)引发出口贸易摩擦；(4)高污染产业的转移。
三、应对发达国家绿色贸易壁垒的对策
通过以上分析我们可以看出西方国家以环境保护为幌子实行贸易保护主义，因其发展较早在环境方面的标准和措施远远超越了发展中国家。所谓的绿色壁垒对我国形成了歧视性，并严重限制了我国的出口贸易。1.正确认识绿色贸易壁垒
要对绿色贸易壁垒有一个客观认识。绿色贸易壁垒存在着有利于市场发展和国际贸易一面，也有阻碍国际贸易发展一面。以保护环境为目的而采取的绿色壁垒措施，一方面限制甚至禁止了严重危害生态环境产品的国际贸易与投资。另一方面也为有利于可持续发展的产业创造了新的发展空间，使这些产业成为国际贸易和投资新的增长点，从而促进产业结构的调整。
2.加大对绿色产业资金投入
要使我国的环境问题得到有效控制，同时增强我国绿色产业的国际竞争力使绿色产品和技术走出国门，离不开财政金融部门的扶植。财政部门应给予绿色产业以优惠的鼓励政策，加大对绿色产业的资金投放。金融部门应在信贷资金上给予大力支持。
3.实施出口贸易可持续发展战略
可持续发展战略已经成为我国国家的基本战略，出口贸易也就必须服从于这个基本战略，这就要求出口不仅要追求增长的数量，还要追求增长的质量，及其与生态环境保护、劳动条件和整个社会的协调发展。
4.发展环保产业，推行绿色管理
以环保产业作为提升出口产业结构的重点。政府应制定财政、信贷、税收等方面的优惠政策，支持和鼓励环保产业的发展，把环保产业培育作为提升出口产业结构的重点和带动国民经济发展的新的经济增长点；应设立绿色银行和绿色产业基金，为环保产品的开发与出口提供专项贷款和信贷担保基金。
对我国的出口企业而言，应积极推行绿色管理。绿色管理是指将环境保护的思想观念融入企业的经营管理之中。这一思想可概括为“5R”原则，即研究(Research)，将环保纳入企业的决策要素中，重视研究企业的环境对策；消减(Reduce)，采用新技术、新工艺，减少或消除有害废弃物的排放；再开发(Reuse)，变传统产品为环保产品，积极采取环保标志；循环(Recycle)，对废旧产品进行回收处理，循环利用；保护(Rescue)，积极参与社区内的环境整洁活动，对员工和公众进行环保宣传，树立环保企业形象。
参考文献：
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出口贸易论文范文2
可以这么说，中国在前几年的钢铁产能的飞速增长其实是有合理的一面，主要原因是由于中国的经济环境处于相对较良好的状态中，并且中国各级政府把GDP的增长作为政府的硬性指标来完成，这样的经济环境真正刺激了下游产业对于钢铁的需求，也是由于这巨大的需求，才能拉动钢铁产业的飞速发展。
二、中国钢铁出口贸易目前面临的风险
（一）出口退税的风险
由于近期的出口退税预期调整的幅度比较大，因此给目前的钢材出口带来了较大的影响，许多钢铁企业和贸易商纷纷大幅度的提高价格，国内许多大型钢铁钢铁公司目前已经开始按照钢材出口退税率为零来报价，来规避可能出现的风险，目前螺纹钢的FOB价格已经由两个月前的USD450/MTFOB上涨到USD500从TFOB,己经大幅度提高了50美金，同样板材类的出口价格也有明显的上升，由于价格的大幅提高,致使一些国外买盘怯步，不少中东买家即暂时停购我国货物"与此同时,型钢及棒材产品也受到波及，韩国在与我国签订新的采购合约时，加注取消退税各半付担条款。
（二）贸易摩擦的风险
在经济全球化这种背景下，在国际范围内，全球资源进行了合理优化配置，不断深化调整国际产业结构，许多传统的劳动力密集型产业从劳动力成本高的发达国家转移到发展中国家。但是发达国家还有一部分劳动力密集型产业尚未实现转移，从而必然会面临来自劳动力成本较低的发展中国家产品的冲击，因此在竞争处于劣势的情况下，他们就会很容易诉诸于反倾销这种贸易救济方式，而钢铁产业就是这样的一种典型的传统产业。
三、中国钢铁出口贸易发展形势的展望
中国的钢铁工业已经具备了良好的竞争优势,这是中国钢铁出口贸易良好发展的基础。在现实经济中，一国产业的国际竞争力受许多因素的影响,而从经济学理论看，所有这些因素可以归结为两类，即比较优势和竞争优势，比较优势最终归结为一国的资源优势或产业发展的有利条件，而竞争优势则强调产业内企业的策略行为，比较优势是由土地!劳动力、资本、能源、自然资源等基本生产要素决定的，是一种低层次的、先天的竞争力，它的有效发挥还依赖于其他因素的配合，如一定的规模、资本运营和技术开发等。中国钢铁产业在土地、劳动力、能源等方面有着较大的比较优势。在自然资源方面，中国钢铁产业相对于欧美、日韩等国家和地区只有一定的比较优势。因此，中国钢铁产业要想培育持久的竞争优势，既要从硬要素方面，通过装备和技术的更新换代、品种质量的调整来不断提高产品竞争力，也要从软要素方面，在知识、技术、管理制度上进行不断创新。软硬要素共同作用的结果就是中国钢铁产业或企业的产品在国际市场竞争中，在市场份额!利润或增长率等方面超越竞争对手，处于相对有利的地位。
四、总结语
出口贸易论文范文3
中国2004年以前，对炼焦煤的出口政策为，出口关税13%，出口退税13%。2003年10月13日，国务院关于改革现行出口退税机制的决定，对现行出口退税机制进行改革。经国务院批准，财政部和国家税务总局发出《关于调整出口货物退税率的通知》，对现行出口货物增值税退税率进行调整。自2004年1月1日起，炼焦煤出口退税率由13%调低到5%。经国务院同意，经商国家发改委通知：从2004年5月24日起，对出口商品代码为270400lO的焦炭及半焦炭、出口商品代码为27011210的炼焦煤，一律停止增值税出口退税。
二、炼焦煤进出口概况
在这一节中，我们首先列出中国近11年来炼焦煤的进出口概况，进行纵向的对比。澳大利亚、美国和加拿大可供炼焦的优质烟煤储量丰富，2002年3国的炼焦煤总产量占世界贸易总量的81%。接着，本文就对这几个世界上主要的几个炼焦煤出口大国进行了概况分析，与中国进行横向对比，及统计描述分析。
(一)中国炼焦煤近11年进出口概况
中国在2002年，炼焦煤的出口达到2308百万美元。2002年至2004年，中国的炼焦煤出口从2308百万美元上升到3520百万美元，出口额增长了50%。至2005年，出口额小幅上升，只增长了8%。到2006年甚至开始出现了衰退。衰退的迹象一直持续到2007年。直到2008年，出口额才比2005年稍微升高。不仅严重倒退，并且持续低迷，从2009年开始，出口额甚至比2002年更低，到了2012年，已经跌破1000百万，只有903百万美元。出口的增长率从2006年开始为负值，只有2008年和2011年例外。增长率的趋势大致是下降的，并且降幅很大。图1还反映了进口额的上升。从2001至2008年，进口额缓慢爬升，从264百万美元至1794万美元，2009年开始突然飙升，高达7161百万美元。随后几年仍然是飞速增长，从11711百万美元飙升至18118百万美元。
(二)各国近11年炼焦煤出口对比
中国、美国、加拿大在2002年的炼焦煤出口额都是相近的，甚至中国略占优势。各国的出口额都呈现整体上升的趋势，澳大利亚的上升趋势最显著，美国也较明显，而中国却有明显下滑。在最初发展的3年里，中国的斜率是三个国家中最高的，发展的最快，而在2005年，中国、美国与加拿大的出口额相近，三个点有相交的趋势，2006年达到了最接近点。此后，美国一路稳健上升，加拿大也没有落下，只有中国逐步下降，甚至大幅下滑。政策对炼焦煤出口的影响是显而易见的。中国对炼焦煤的出口退税政策的调整是2004年出台的，但是由于滞后性，对炼焦煤出口的影响似乎是从2005年开始的。
三、计量分析
(一)国家虚拟变量
根据UN-COMTRADE数据库得到的中国、美国、加拿大及澳大利亚的炼焦煤进出口额，对其进行回归分析。根据图表，我们发现出口额分别与年份和进口相关。根据先前的图表，我们发现各国的出口之间虽然有趋势相似，但是截距明显不同。所以我考虑设立国家虚拟变量，来表示各国之间独立的区别，如煤炭资源储量、人口、生产结构等因素造成的综合影响。国家的虚拟变量分别为china，usa，和canada。当国家为中国时，china等于1，usa和canada等于0。当国家为美国时，usa等于1，china和canada等于0。当国家为加拿大时，canada等于1，china和usa等于0。我们对出口退税政策调整出台设立虚拟变量tax1。tax1代表所有国家出口退税的政策调整。回归后的tax1的系数进行经济检验，看出口退税政策的调整对出口额是否有影响。再通过回归的t检验，看其统计意义是否显著。中国出口退税政策调整前，即2002年，2003年，2004年时的tax1等于0，调整后的年份时的tax1等于1。由于其他国家查阅资料似乎没有对其进行出口退税政策，所以tax1等于0。我们可以发现，拟合优度为77.96%，调整后的拟合优度为75.07%，税收政策的t统计量在5%的水平上被拒绝了，其他变量可以在1%的水平下被拒绝，非常显著。由此我们发现，出口与年份、国家和出口退税政策有很大的关系。随着年份的增加，出口增加，随着炼焦煤出口退税政策调整的出台，出口减少。从这里，我们进一步的可以肯定在第三部分中的判断，即中国炼焦煤出口退税政策的调整对中国炼焦煤出口的影响是十分显著的。
(二)定量分析
在2004年以前，出口退税额为13%，2005年后，出口退税额为0%。因此，我们设立tax变量，代表出口退税的额度。回归后的tax的系数可以进行经济意义检验，看出口退税的额度对出口额的影响是否明显。再通过回归的t检验，看其统计意义是否显著。当2004年及以前时，为0.13，当2005年及以后为0。我们建模为：，对其进行定量分析。我们发现，炼焦煤的出口随着年份的增加而增加，随着出口退税的增加而增加。我们估计出口退税每减少1%，每年的贸易量平均减少794百万美元。由此可见，退税税率对炼焦煤出口贸易的影响十分显著。
四、总结与问题
(一)总结及意义
根据上述的统计描述分析和计量经济分析，我们都得出了一致的结论，即中国出口退税政策的调整不仅对炼焦煤有影响，并且影响十分显著。因此，国家如果合理的制定出口退税政策，通过该政策可以有效的控制炼焦煤出口的数量，从而有效的调节炼焦煤出口的结构。
(二)存在的问题
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生存分析的统计工具可以将贸易持续时间模型化为一系列条件概率，即给定贸易关系已经生存了t期的条件下，贸易关系在t期后仍然持续的概率。生存分析（SurvivalAnalysis）是将事件的结果（终点事件）和出现这一结果所经历的时间结合起来分析的一种统计分析方法，广泛应用于生物学、医学、保险学、社会学、经济学等方面主要分连续时间生存分析模型（COX比例风险模型）和离散时间生存分析模型（LogitProbit和Cloglog模型），同时可以采用生存函数（K－M法乘积极限法）和危险函数估计来描述研究对象的生存时间。它区别于其它多因素分析的主要不同点在于生存分析考虑了每个观测出现某一结局的时间长短，主要可用于探索和了解影响生存时间长短的因素。基于此将贸易关系失败的概率（危机函数hazardfunction）定义为某一贸易关系已经持续了t期，而在t期以后不再持续的概率。其正式的表示形式如下，假设T为一个非负的随机变量表示某一事件在时刻t失败，则关于T的生存函数可以表示为。本文的数据来自于BACI数据库，是由CEPII提供的HS6分位产品层面的全球贸易数据库，包括世界各国双边贸易商品的价值量数量和单位价UNCOMTRADE数据库是其唯一的数据来源，BACI数据库是由UNCOMTRADE数据库的初始数据经调整后得到的，它弥补了UNCOMTRADE数据库的缺陷：（1）BACI数据库提供的进出口贸易是一致的金额和数量，便于国际间的比较以及保证数据的完整性。而在UNCOMTRADE数据库中，出口商一般提供的是FOB价，而进口商提供的则是CIF价，双边贸易商在价格申报上并不统一；（2）BACI数据库提供了可供比较的贸易数量和单位价值。鉴于UNCOMTRADE数据库提供的贸易数据单位和数量不尽相同，因此BACI数据库通过转换系数将贸易单位统一转换成吨，便于产品贸易数量与价格的国际比较，因此BACI数据库相较于UNCOMTRADE数据库在高度细分的国际贸易研究中更为适用。在数据处理过程中需要注意：（1）根据Lall（2000）的分类方式识别出属于制造业的HS6分位产品，但由于Lall（2000）的分类方式是基于SITC2编码的商品分类，因此本文通过SITC2与HS6的对应方式，筛选出属于制造业的HS6分位产品。（2）多持续时间段问题。一个贸易关系在样本研究期间可能存在一个以上的持续时间，即一国向某一特定国家出口某种产品，持续一段时间后停止了对该市场的出口，之后又对该市场出口同一种产品本文将这种情形称之为多持续时间段（Multi-pleSpells）。BesedeandPrusa（2006b）认为，无论同一贸易关系经历了多个持续时间段均将第一个持续时间段视为唯一一个持续时间段的处理方法，与将多个持续段视为相互独立的若干持续时间段的情形下，贸易关系持续时间段长度的分布基本相同，也就是说，多个持续时间段的存在不会对样本观测值持续时间长度的分布产生实质性的影响。因此，本文假定贸易关系的多持续时间段是相互独立的，从而得到出口持续时间段的全样本数据，同时将第一个持续时间段作为最终的制造业出口贸易关系持续时间。（3）数据删失问题。删失，是指某些随机因素使得变量的观测值缺失，需要注意的是，当采用标准的方法进行分析时，造成删失的原因必须与所关心的事件相互独立。本文利用1998-2010年的数据对贸易持续时间进行研究，无法预测2010年以后的出口持续时间，因此存在数据删失问题，为了得到无偏估计量，本文将无法预测的2010年以后情况都定义为右删失。本文采用非参数的K-M估计方法，参考联合国的《世界各国制造业竞争力排名》，选取其中排名前10的国家，分别对其制造业出口的持续时间总体分布进行估计，这些国家是：中国、德国、美国、巴西、印度、墨西哥、加拿大、新加坡、韩国以及日本。首先，本文给出了总观测数量与第一个持续时间段的个数，同时也给出了各国制造业出口贸易关系生存时间的三个四分位数，结果如表1所示。
从表中生存时间的三个四分位数据结果来看，中国已经与德国、美国、日本这些传统的制造业强国在维持制造业出口贸易关系上处于同一位置，例如上述四个国家制造业出口贸易持续时间的第三个分位数都是13，也就是说与样本的时间跨度完全一致，这说明从粗略的分布情况来看，中、美、德、日4个国家相当部分的制造业出口能够维持长久的贸易关系，尤其是德国优势更加明显。制造业竞争力较强的其余6国中韩国制造业出口的稳定性略好，而巴西、印度以及墨西哥在维持制造业出口的持久性方面也与处于发达国家阵营的加拿大、新加坡等国相差无几，体现出这3个新兴市场国家制造业出口的后发优势。为了更好地刻画出上述制造业最具优势诸国在出口持续时间上的细节，仅仅通过分位数进行统计描述是远远不够的。基于此，本文采用非参数的K-M估计方法进一步估计出各个可能的时间区间内制造业出口贸易关系的生存率及其他相应的统计指标。如表2所示。当完全刻画出各个样本国制造业出口贸易生存率的时候，可以发现仅仅用生存时间的四个分位数来刻画各国制造业出口持续时间的特征是远远不够的。以中国为例，从生存时间的四个分位数来看，中国俨然与德国、美国以及日本等制造业强国平起平坐，然而从各个时间区间生存率的累积大小来看，情况就不容乐观了。就本文选择的世界制造业竞争力排名前10的国家来看，中国制造业出口生存率累积下降幅度很大，从0.7039下降为0.2751，下降幅度达到60.9%；而德国制造业出口生存率累积变化仅从0.7162下降为0.4352，下降幅度为39.2%；美国制造业出口生存率累积变化从0.6816下降为0.3641下降幅度为46.5%；日本制造业出口生存率累积变化从0.6012下降为0.2804，下降幅度为53.3%。这说明相比这些传统的制造业强国，中国制造业出口贸易还是存在较大的不稳定性，这一不稳定性将是我国未来制造业出口贸易存在的隐患。随着我国劳动力成本的进一步提升，人口红利释放殆尽，如何提升制造业出口贸易的持久性和稳定性将是中国出口贸易亟待解决的问题。其他样本国制造业出口生存率累积变化情况如下，韩国制造业出口生存率累积变化从0.5646下降为0.1933下降幅度为65.7%；加拿大制造业出口生存率累积变化从0.4463下降为0.1193下降幅度为73.2%；新加坡制造业出口生存率累积变化从0.5032下降为0.1627下降幅度为67.6%；印度制造业出口生存率累积变化从0.5198下降为0.1532下降幅度为70.5%；巴西制造业出口生存率累积变化从0.5154下降为0.1412下降幅度为72.6%；墨西哥制造业出口生存率累积变化从0.5024下降为0.1329下降幅度为73.5%。由此发现，以中国为分水岭，在制造业竞争力排名前10的国家中，传统的制造业强国德国、美国以及日本制造业出口贸易体现了较强的持久性与稳定性，而中国的制造业出口贸易在持久性上已经达到贸易强国的水平，但是从稳定性上看还有较大差距。其余的样本国家，从目前看在制造业出口贸易的持久性方面都不及中国。接下来为了更直观地体现生存率的变化情况，本文基于K-M估计，进一步绘制了各样本国生存函数图见图1。生存函数图可以直观地看出各样本国生存率变化与生存时间的关系。从图中可以发现：总体而言，样本国随着制造业出口贸易关系持续时间的增加，生存率都呈下降趋势，但是下降的幅度明显趋缓，这说明一个维持了更长时间的贸易关系再多维持一年相比一个处在贸易关系确立初期的贸易关系再多维持一年而遭遇失败的风险要小一些。从图中可以明显地看出，德国与美国的生存函数相比其他国家更加平缓，这意味着德国与美国制造业出口稳定性更好风险更小。与其他国家不同，中国制造业出口生存函数在整个时间内的倾斜程度变化不大，在某个阈值之后趋缓的形态不明显，而其他国家制造业出口生存函数往往在贸易关系确立时间较短的区间内比较陡峭，而在某一阈值以后就逐渐变得平缓。这一特征说明，虽然从分布情况来看，中国制造业出口贸易持续时间在全球制造业最有竞争力的国家中处于有利的位置，但是其稳定性不好，即使是那些已经确立较长时间的制造业贸易关系，相比其他国家仍然面临着较大的失败风险。而从图中还可以发现，巴西、印度以及墨西哥在维持制造业出口的持久性方面也基本与处于发达国家阵营的加拿大、新加坡等国相差无几，体现出这三个新兴市场国家制造业出口的后发优势。加拿大、新加坡以及韩国这三个国家，虽然其制造业出口贸易持续时间的分布情况并不理想，但是一旦确立了长期的贸易关系则这种贸易关系相比其他新兴市场国家所建立的贸易关系更加稳定。
二、影响因素分析与跨国比较
对于生存问题影响因素分析的经验模型选择，一直存在争议。本文根据Be-sedeandPrusa（2006b）、BesedeandNair-Reichert（2009）、BesedeandBlyde（2010）等的选择，认为Cox比例风险模型适合用于对贸易持续时间进行影响因素分析，其理由是其他模型大都需要假设待估计参数与危机率（PHmodel）或者生存时间（AFTmodel）的特殊函数关系，从而存在需要指定危机函数的形式的弱点。而Cox比例风险模型采用局部极大似然估计使得既可以从PHmodel中估计出斜率参数又不限制危机函数的具体形式。具体而言对于CoxPHmodel考虑如下的一般化函数形式：h(t,x,θ)=h0(t)exp(xθ)其中x为包含解释变量的向量，θ是待估计的参数，基准危机h0(t)体现了生存函数怎样随时间变化的特征。CoxPHmodel的优势即在于就感兴趣的θ而言，并不需要特别指定h0(t)的函数形式，因此CoxPHmodel也可以被归为一种半参数估计。本文中x包含解释变量有：
（一）出口目的国或地区的特征变量在出口目标国国家特征变量中，大量文献（BesedeandPrusa，2006b；Obashi，2009）将经典的引力变量反映经济规模的目的国GDP总量纳入估计，进口国的GDP总量反映了进口国的需求规模，其数值越大也意味着需求规模或进口潜力越大，因此将使得出口到该国的产品退出市场的危机越小。本文用其对数形式lnGDP表示。同时本文进一步纳入了出口目标国的人均GDP估计，大量文献（Nitsch，2009；HessandPersson，2010b）认为，一国的人均GDP反映了一国的需求结构，若假设一国的消费者需求偏好为位似函数的话，将与GDP总量一起从规模和结构两个方面共同刻画一国的需求情况。与反映需求规模的GDP总量不同，反映需求结构的人均GDP变量越大，表示该国需求层次越高，从而对进口产品的要求也越高，因此其符号应根据实际情况予以解释。本文用其对数形式lnGDPPER表示。再者，与出口国的距离可以刻画运输成本的高低，也是经典的引力变量，因此本文也将之纳入估计，可以预计出口国与目标国的距离越远，其运输风险也越大，维持长久贸易关系的概率越低，本文用其对数形式lndistwces表示。与此同时本文还纳入三个反映进出口国关系的虚拟变量，分别是两国是否有至少9%以上的人口使用同种语言，两国是否接壤以及两国是否曾经存在殖民关系。这三者都反映了两国贸易伙伴国之间历史、文化以及地理方面的紧密程度，对于维持贸易关系降低退出风险都有明显的影响。本文分别用comlang（comlang=1表示两贸易伙伴国至少有9%以上的人口使用同种语言，comlang=0则表示不具有这一特征）、contig（contig=1表示两贸易伙伴国在地理上是接壤的，contig=0则表示非接壤）和colony（colony=1表示两贸易伙伴国曾经有过殖民关系，colony=0则表示不存在殖民关系）表示。
（二）出口的制造业产品的特征变量首先本文考虑每年出口到各个目标国制造业产品的种类数，有研究认为，每年出口到各个目标国制造业产品的种类越多从产品大类来看其维持长久贸易关系的概率越高或者说退出危机越低，然而从细分产品的视角来看，也表示该产品在出口目标国面对的竞争越激烈，从而退出风险反而会增加，因此其符号应根据实际情况予以解释。本文用其对数形式lnpronum表示。其次本文还考虑了每年各种制造业产品出口目标国的数量。出口目标国的数量越多，一方面表示该产品受认可的程度越高，因此其维持长久贸易关系的概率越高或者说退出危机越低；另一方面从全球贸易网络的视角来看，出口目标国的数量越多该产品嵌入贸易网络的程度也越深，这同样意味着其维持长久贸易关系的概率越高或者说退出危机越低。本文用其对数形式lncounum表示。本文还考虑了出口制造业产品的单位价值，产品单位价值越高表示该产品复杂度越高质量越好，因此意味着其维持长久贸易关系的概率越高或者说退出危机越低。本文用其对数形式lnUV表示。最后本文还将单一制造业产品的初始贸易值纳入其中，前文的理论研究表明初始贸易值越小贸易关系相对不稳定，因此预计其符号为负，本文用其对数形式lninivalue表示。本文参考联合国的《世界各国制造业竞争力排名》，选取其中排名前10的国家，分别对其制造业出口的危机率的影响因素进行估计，这些国家是：中国、德国、美国、巴西、印度、墨西哥、加拿大、新加坡、韩国以及日本。从表3和表4中发现，在出口目标国的特征变量中，反映经济规模或者说总需求的GDP每提高一倍，则会使得中国制造业出口贸易关系失败的概率下降36.8%，这说明中国与世界上那些经济总量较大的国家在制造业上维持了更好的贸易关系。反映出口目标国收入水平或者说需求结构的人均GDP每提高一倍反而将使得中国制造业出口贸易关系失败的概率上升2.71%，这说明当需求规模一定的情况下，中国制造业对那些人均收入更高的国家吸引力有限，可能的原因是目标国需求层次越高，从而对进口产品的要求也越高，而中国制造业在满足目标国高层次需求的方面还有待加强。反映运输成本的两国距离变量每增加一倍，将使得中国制造业出口贸易关系失败的概率上升15.33%，所以运输成本也是导致贸易关系难以维系的一大重要因素。从虚拟变量的估计结果来看，中国与那些使用汉语人数更多的目标国家（至少9%的人口）相比使用汉语人数更少的国家维持的贸易关系更稳定，其制造业贸易关系失败的概率下降66.2%。中国与地理上接壤的贸易伙伴国相比非接壤的贸易伙伴国，制造业贸易关系失败的概率上升15.57%，这说明中国与周边的国家制造业贸易关系并不理想，可能的原因是由于中国接壤的大部分东南亚国家在制造业出口上与中国有一定的相似性，产品在同一市场上竞争激烈，因此出现了这一现象。从出口的制造业产品的特征变量来看，每年出口到各个目标国制造业产品的种类数越多，贸易关系反而更不稳定，对此可能的原因本文认为是出口产品面临更激烈的竞争，因为从细分产品数据来看，出口产品的种类数越多也意味着目标国可选择的余地越大，同时产品也面临同质竞争的风险。每年各制造业产品出口目标国的数量越多，则中国与目标国制造业贸易关系越稳定，这与本文预期是一致的，这是因为一方面表示该产品受认可的程度越高；另一方面从全球贸易网络的视角来看，出口目标国的数量越多该产品嵌入贸易网络的程度也越深。出口制造业产品的单位价值越高，则中国与目标国制造业贸易关系越稳定，这说明产品质量或者说复杂度是维系贸易关系的重要因素。最后出口产品初始贸易额越大则中国与目标国制造业的贸易伙伴关系越稳定，这也与本文预期一致，较大的初始贸易额说明建立贸易关系的双方信息更充分，这一信息可能包括双方的偏好，对贸易标的的认可程度以及与支付相应的财务状况等方面，无需通过小额的试探性贸易行为。再者，较大的初始贸易也可能反映了双方前期在贸易中介和渠道建设上更多的沉没成本投入，需要双方维系更久的贸易关系来分摊成本，享有规模经济带来的好处。接下来，本文进一步分析其他制造业极具竞争力的国家制造业贸易持续时间的影响因素。首先，本文将排名前10的其他9个国家分为三大类，第一类的代表为德国和美国，第二类是韩国、日本、新加坡以及加拿大，第三类是墨西哥、印度以及巴西。首先作为第一类的代表，德国和美国，作为全球高端制造业出口的典范，相比其他样本国家，其制造业贸易关系持续性更好。从影响因素来看主要体现在：反映出口目标国收入水平或者说需求结构的人均GDP每提高一倍，德国和美国制造业出口关系失败的概率分别下降6.5%和3.7%，这说明进口国人均收入水平或者说需求结构层次越高就愈发青睐德国和美国的制造业产品，这是德国和美国作为全球制造业金字塔最顶端的国家的显著特征，同时这也是其他样本国，包括日本这一传统的制造业贸易大国都不具备的特征。其次是作为第二类制造业代表的韩国、日本、新加坡以及加拿大，这些国家是传统的发达国家，高收入的OECD成员国，从制造业出口贸易关系的维系情况来看，与其他的具有竞争力的新兴市场国家相比已经没有太多特殊的优势。但需要指出的是，和德国、美国一样，这些国家有一个特征，即每年出口到各个目标国制造业产品的种类数越多贸易关系越稳定是其他新兴市场国家并不普遍具备的特征，对于这一现象的解释，本文认为从细分产品来看这些发达国家的制造业出口很大程度上来自于个别规模极大的跨国公司，这些大型的跨国公司都是典型的多产品出口公司，由于被同一跨国集团控制，所以在细分产品层面上可以有效地避免产品出现同质竞争的情况。出口产品种类数越多，也反映了该国的某些大型跨国公司国际影响力越强，因此贸易关系越稳定。最后是墨西哥、印度以及巴西这些新兴市场国家的代表，从前文的分析可知，这些国家的制造业在出口持续时间的维系方面已经与第二类中的发达国家不相上下，仅在稳定性上略有不及，而从各因素的影响来看方向上这些国家表现出与中国更多的相似性，仅在程度上与中国略有差异，不难理解，同样作为新兴市场国家在国内经济特征和制造业出口产品特征上具有某些共性，在此不再详细分析。
三、政策建议
出口贸易论文范文5
汇率水平是影响进出口贸易的一个重大因素。经济学的常识告诉我们，本币升值，意味着其它国家的货币贬值，在进行出口贸易的时候，同样的货物进口国需要拿出更多的本国货币，因此进口国可能转而求其它国的商品，不利于本国的出口。而本币贬值，意味这他国的货币升值，进口同样的货品需要更多的本币，不利于他国出口。
汇率变动会影响进出口贸易以及贸易收支，主要体现在以下两个方面：
1.汇率变动引起收入变化，影响进出口贸易
汇率变动的最直接体现就是本币的升值或贬值。货币升值会造成进口商品价格下降，而出口商品价格上升，虽然不利于出口，但是可以改善国际收支，货币贬值则可以达到相反的效果。但是实际上，货币的贬值对收入的影响主要来自两个方面：贬值会造成进口商品价格上升，出口商品价格下降，从而使得贸易条件恶化。与此同时，在同样名义收入水平下，消费者只能购买较少的商品，也就是导致实际收入的下降，这必然导致该国支出的下降，从而改善贸易收支。另外，如该国存在尚未得到充分利用的资源，则贬值可以刺激国内外居民对本国该种产品的需求。根据凯恩斯经济学的原理，民众的经济支出会通过凯恩斯乘数而数倍提高国民收入，国民收入的提高又会提高国内支出，达到良性循环的结果。
2.汇率变动引起价格传递，影响进出口贸易
前面说到，汇率变动的最直接体现是货币的相对价格上升或下降，这首先在进出口贸易中体现出来。但在金融全球化的今天，国际市场的价格变动最终也会影响国内市场的一般价格。因此汇率的变动会引起国内一般价格水平，从而影响进出口商的贸易额和国家的贸易收支，这从以下两个方面体现：首先，货币的升值是以本币表示的进口商品价格下跌，如原料或半成品，然后通过价格传递，影响最终商品成本的下跌和价格的下跌。其次，汇率变动会使得贸易收支发生变化，如货币贬值后会出现贸易收支顺差，然后使得外汇储备增加，而外汇储备的增加，又使得央行必须通过购买外汇而在国内市场上投放更多的基础货币。显然，更多的基础货币会导致通货膨胀。近两年中国的外汇储备不断的增长，尽管不是人民币贬值的结果，但是大量的外汇储备和国际经济的变化，使得中国的通货膨胀率一直较高就是很好的说明。当通货膨胀出现的时候，其实是鼓励人们消费，因为在名义货币不变的情况下，公众更有意愿将货币转化成有形的资产，客观上又会推动物价上升。
二、应对汇率变化的一般对策
应对汇率变化的一般对策主要从进出口贸易中多样化的进口来源，结算货币的选择，以及利用各种金融工具。
1.选择多样化的进口来源
如同一国货币紧盯着另一国货币有很大风险一样，进口来源的单一很容易使得出口商转移汇率风险，甚至操纵价格。因为如果进口来源过于单一，反映了该国的某种资源对其贸易对象国或者地区的高度依赖。2007年底和2008年7月发生的两次大的石油涨价行为可以说明这一切，因为全球的石油资源过渡依赖一些产油国或地区。某些资源过于依赖单一国家或地区，必然导致企业的经营严重受制于该国的货币汇率的波动，该国进而将汇率的风险转嫁到进口商。这种单独的依赖本来就是不明智的选择，再加上当前全球经济的不明朗，进口商的经营风险进一步放大。因此，必须适当地扩大进出口业务的地域分布，在国际范围内分散原料来源和销售地点，在多个资金市场上以多种货币筹措资金，按照汇率走势和国际贸易形势，建立一定的货币组合，就可以在很大程度上分散国际贸易和投融资中的外汇风险。
2.进出口贸易中选择合理或多种交易币种
进出口贸易中的出口，特别是出口商要选择合理的货币作为结算和付款的币种，当然这一般是进出口商双方博弈的结果。因此，在有关对外贸易和借贷等经济交易中，签订合同时选择何种币种，作为计价结算的货币或计值清偿的货币，直接关系到交易双方是否将承担汇率风险。一般而言，出口贸易采取硬币计价，以防汇率贬值给自己带来损失，而进口商会选择软币，以避免升值造成的汇兑损失。如当前的国际贸易中，欧元和人民币有升值的压力，而美元贬值已经成为现实，因此出口商更多意愿是以欧元和人民币作为结算和付款的币种，而进口上则更愿意选择美元结算。当然在实际进出口贸易中，双方博弈的结果一般是约定采用一部分硬币和一部分软币，甚至多种货币计价和付款。其结果是进出口商共同承担汇率的风险，增大了谈判的成功率。在长期合同中，还可以使用货币保值的方式，即选择某种与合同货币不一致的、价值稳定的货币，将合同金额转换成用所选的货币来表示，在结算或清偿时，按所选货币表示的金额以合同货币来完成支付。还有一种降低汇率风险的办法是，出口时虽然选择了软币，但可以适当提高价格以防货币贬值风险，进口时选择了硬币，则可以适当压低价格以防范升值损失。
3.充分利用国际金融工具低于汇率风险
金融工具的出现本身就是因为汇率风险转嫁的必然结果，而通过一定的金融工具，进出口商也共同承担了汇率风险，或者向后推迟了承担汇率风险的必然结果。对于金融业发达的国家而言，积极地利用金融工具已经司空见惯，因此发展中国家对金融工具的利用显得更为迫切。这些国家一方面要加快国家的外汇市场建设，推出各类外汇业务，一方面企业则需要积极利用外汇市场及其金融衍生工具来规避外汇风险。企业可以运用远期外汇交易、外汇期权交易、出口押汇、出口商业发票贴现、无本金交割远期外汇(NDF)业务、外汇借款等多种方式转嫁汇率风险。
三、结束语
当前国际经济形势非常不明朗，国际金融中心华尔街被拯救，石油价格风险较高，日本经济长期的疲软以及世界经济经近几年高速发展之后也出现减缓的迹象，即使保持高速增长的中国经济，也因为内外因素出现了很大的不确定性。而当前国际经济已经融为一体，休戚相关，因此国家之间的货币比值变得比以往更加敏感。近日，美欧等六国的中央银行集体宣布降息以促进经济发展足以表明世界经济的一体化程度非常之高。但是对于进出口商而言，汇率变化的巨大风险不能仅仅靠国家的财政政策来进行规避，他们需要选择更多进口来源，需要更灵活的结算货币，以及选择更多金融工具。
参考文献：
[1]何璋.国际金融[M].北京：中国金融出版社，2001.
[2]左柏云，陈德恒.国际金融.北京：中国金融出版社，2003.
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[5]姜波克.国际金融新编(第三版)[M].上海：复旦大学出版社，2001.
出口贸易论文范文6
关键词：外商直接投资；进出口贸易；协整检验；误差纠正模型；因果检验
一、引言
随着山东省经济的快速发展和国际经济环境的不断改善，山东省在对外贸易和利用外资方面取得了很大的进步。据山东省统计年鉴资料显示，截至2004年底，累计已有113家世界500强在山东省兴办企业262家。2004年，新批合同外商直接投资214.5亿美元，比上年增长53.7%，实际外商直接投资87.0亿美元，增长22.7%；新签外商直接投资项目5891个，增长11.1%。与此同时，山东省的进出口贸易也得到了迅猛发展，年出口额由1985年的23.4652亿美元增加到2004年的358.7286亿美元；年进口额由1985年的17.9796亿美元增加到2004年的249.0850亿美元。
对于国际直接投资东道国而言，外商直接投资与进口或出口的关系表现为二者的互补性、替代性或是相互关系的不确定性。本文通过实证分析来探讨山东省FDI与进、出口贸易的关系。
二、实证分析
（一）数据来源和研究方法
为了从定量角度考察山东省外商直接投资与进出口贸易的相关性，本文选取山东省1980年至2004年的年度经济数据，运用协整方法进行分析，建立误差纠正模型描述变量之间的长短期关系，并对变量进行Granger因果关系检验。其中，FDI是各年度的实际利用外商直接投资金额，EX代表各年度的出口贸易额，IM代表各年度的进口贸易额。本文为了研究方便，并且考虑到在分析中取各变量的自然对数后不会改变变量之间的关系，在这里对各序列进行自然对数变换，变换后各变量序列分别取LNFDI、LNEX、LNIM。
（二）平稳性检验
所谓时间序列的平稳性，是指时间序列的统计规律不随时间的位移而发生改变，也就是说，生成变量时间序列数据的随机过程的特征（数学期望、方差及协方差）不随时间变化而变化。在对时间序列进行计量分析时，首先要对各变量进行平稳性检验。在现实经济中，许多经济变量的时间序列是非平稳的，对非平稳的时间序列进行回归可能会出现谬误回归（spuriousregression）的现象，导致标准的t和F检验无效。本文采用ADF检验法对变量LNFDI、LNEX、LNIM进行单位根检验，考察序列是否平稳。检验结果见表2：
注：（C,T,K）分别代表所设定的检验方程含有截距、时间趋势及滞后阶数，N指不含C或T，K的选择标准是以和值最小为准则。
以上对时间序列LNFDI、LNEX、LNIM的平稳性检验表明，在10%的显著水平下，不能拒绝三个变量存在单位根的假设，LNFDI、LNEX、LNIM均为非平稳序列，而它们的一阶差分LNFDI、LNEX、LNIM均为平稳序列。由此可知，LNFDI、LNEX、LNIM均为I(1)序列。
（三）协整检验
为了分析外商直接投资于山东省进出口贸易的关系，本文分别对LNFDI与LNEX、LNFDI与LNIM的关系进行协整检验。协整分析技术是20世纪80年展起来的一种分析方法。协整分析是由若干服从单位根过程的变量组成的系统，若这些变量的某一线性组合式平稳的，则称这一稳定线性组合为协整关系。协整分析描述了这些变量之间的长期稳定关系。
关于协整检验的方法主要有以下两种:一是Engle和Granger提出的基于协整回归残差的ADF检验的EG两步法；二是Johansen提出的基于VAR模型对协整向量系数进行极大似然估计和检验。本文采用的世恩格尔——格兰杰（Engle-Granger）两步法分别对LNFDI与LNEX、LNFDI与LNIM之间的关系进行协整检验。
1、对LNFDI与LNEX的协整检验
首先用LNEX对LNFDI做普通最小二乘回归，然后对回归残差做单位根检验。单位根检验的方法采用ADF检验法，ADF检验采用带有趋势项带有常数项的形式，滞后阶数选为6。检验结果
根据残差的ADF检验结果知，残差不存在单位根，即残差是平稳序列。这说明LNFDI与LNEX之间存在协整关系。协整方程为：
LNEX=3.607857+0.35751LNFDI(1)
(30.26889)(7.415309)
R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.405013
从方程(1)可以看出，变量LNFDI的系数为0.35751,说明FDI对EX的弹性系数为0.35751，即FDI每增长1%，EX将增长0.35752%。
用LNEX对LNFDI做普通最小二乘回归，得到协整方程为：
LNFDI=-8.304089+2.419141LNEX(2)
(-5.994780)(7.415309)
R^2=0.763846AD.R^2=0.749954F=54.98681DW=0.423218
方程(2)说明，LNEX对LNFEI的弹性系数为2.419141,即EX每增长1%,FDI将增长2.419141%。
2、LNFDI与LNIM的协整检验
首先用LNIM对LNFDI做普通最小二乘回归，然后对回归残差做单位根检验。仍采用ADF检验法，检验结果如
根据表4的检验结果知，残差存在单位根，使非平稳序列。这说明LNFDI与LNIM之间不存在长期的均衡关系，即二者之间不存在协整关系。
（五）因果关系检验
协整检验的结果表明，山东省外商直接投资与出口之间存在长期稳定的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系，还需进一步验证，本文采用Granger因果关系检验法验证。Granger曾指出，因果关系检验只有在两个变量协整的情况下才是有效的。由于前面已经验证出山东省外商直接投资与出口之间存在显著的协整关系；而山东省外商直接投资与进口之间不存在协整关系，因此，此处只须进一步对山东省外商直接投资与出口这两个变量序列进行Granger因果关系检验。在Granger因果关系检验过程中，滞后阶数取5，检验结果见表5论
从表5的检验结果中可以看出，山东省外商直接投资与出口之间存在着单向的因果关系。在10%的显著性水平下，外商直接投资是对外出口的格兰杰原因，而出口不是外商直接投资的格兰杰原因。
三、结论与建议
本文通过运用协整检验和Granger因果关系检验来研究山东省外商直接投资与进出口贸易的关系，结果表明：
1、山东省外商直接投资与出口之间存在长期稳定的均衡关系，与进口之间的长期关系不明显。即山东省外商直接投资与出口之间存在协整关系，与进口之间不存在协整关系。外商直接投资对山东省出口的影响表现为互补关系，这与小岛清的互补理论模型是一致的。按照小岛清的理论，投资国的对外投资应当从处于或即将处于比较劣势的边际产业依次进行，这样就可以把东道国的比较优势挖掘出来，使两国间的比较成本差距扩大，为更大规模的贸易创造条件。外商直接投资能够促进山东省出口贸易的上升说明外商直接投资对山东省出口贸易具有创造效应，具体表现为：外商直接投资和山东省出口之间存在着一种长期稳定的均衡关系，外商直接投资流入量的增加对山东省出口贸易有很强的促进作用。其中，外商直接投资流入量增加1个百分点，山东省出口贸易将增加0.35751个百分点。
2、山东省外商直接投资是出口贸易的Granger原因，但出口不是外商直接投资的Granger原因；外商直接投资与进口之间没有明显的因果关系。外商直接投资充分利用山东省的资源优势，在山东省进行生产，再将产品出口到国际市场，因此山东省的外商直接投资情况直接影响对外贸易出口。同时，外商直接投资在山东省内通过技术溢出效应、效应等间接影响对外贸易出口。
3、山东省外商直接投资与进出口贸易的关系表明，积极引进外商直接投资能极大地促进山东省出口贸易的增长。应此，我们应采取积极有效的措施促进山东省外商直接投资的流入。如：加强引进外商直接投资的战略研究，制定战略规划；扩大外商直接投资来源地，多吸收欧美等西方发达国家一些具有先进技术和管理经验的大型跨国公司在山东省投资；加强对外商直接投资引进、使用的监督管理。对外商直接投资在山东省的行为和绩效应逐步探索建立起一套可行的跟踪、评估体系，保证流入山东省的外商直接投资的质量。
参考文献：
[1]高铁梅.计量经济分析方法与建模——Eviews应用及实例[M].清华大学出版社,2006(1)
