導(dǎo)語：如何才能寫好一篇進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)理論，這就需要搜集整理更多的資料和文獻(xiàn)，歡迎閱讀由公務(wù)員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

現(xiàn)代物流是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的加速器?！拔锪魍苿诱摗闭J(rèn)為:現(xiàn)代物流業(yè)的發(fā)展促進(jìn)社會分工的深化，從而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長［1］;物流聯(lián)盟的出現(xiàn)通過交易費(fèi)用的降低，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長［2］。除定性分析外，許多學(xué)者從定量視角對物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行研究，得出物流業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有正向促進(jìn)作用的類似結(jié)論［3－5］。近年來，浙江省開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展快速，形成了全方位、多層次的對外開放格局。隨著外向型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，對外貿(mào)易發(fā)展迅速。1986—2009年間，浙江省進(jìn)出口總額從12.93億美元達(dá)到增長到1877.35億美元，增長了145倍。浙江省進(jìn)出口貿(mào)易能取得如此成績，與現(xiàn)代物流業(yè)的發(fā)展是分不開的。物流業(yè)的發(fā)展有利于進(jìn)出口貿(mào)易成本的下降，推動進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。戎梅(2011)就單位物流成本對國際貿(mào)易的影響問題進(jìn)行了研究，結(jié)果表明單位貨物貿(mào)易額與單位貨物周轉(zhuǎn)費(fèi)用成反比，單位物流成本的降低對國際貿(mào)易具有明顯的促進(jìn)作用［6］。楊長春(2008)［7］、侯方淼(2008)［8］等利用協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)得出:我國對外貿(mào)易與物流之間存在著反饋性的因果關(guān)系，而物流對貿(mào)易的促進(jìn)作用比貿(mào)易對物流的促進(jìn)作用要稍大一些。就物流對進(jìn)出口貿(mào)易的促進(jìn)程度而言，張寶友(2010)運(yùn)用彈性分析法，分別從物流的需求和供給兩個方面檢驗(yàn)華東地區(qū)物流業(yè)對進(jìn)出口貿(mào)易的影響程度，結(jié)果表明物流需求每變化1%，進(jìn)出口貿(mào)易額相應(yīng)的變化2.56%;而物流供給每變化1%，進(jìn)出口貿(mào)易額就相應(yīng)的變化6.08%［9］。也有學(xué)者提出不同的意見，王領(lǐng)(2010)運(yùn)用協(xié)整理論和Granger因果檢驗(yàn)法，利用上海市1978－2008年貨物運(yùn)輸量、港口貨物吞吐量與進(jìn)出口總額相關(guān)數(shù)據(jù)，對上海市對外貿(mào)易與現(xiàn)代物流的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，得出不同的結(jié)論:進(jìn)出口的增加會在長期內(nèi)促進(jìn)港口吞吐量和貨物運(yùn)輸量的增加，但吞吐量的增加并未對上海市進(jìn)出口增長起到推動作用，運(yùn)輸量的變化對外貿(mào)增長的作用有很大的時滯效應(yīng)。綜上所述，有關(guān)物流業(yè)發(fā)展能否促進(jìn)我國進(jìn)出口貿(mào)易增長存在不一致看法。而且還可以從以下角度進(jìn)一步思考:如果物流對進(jìn)出口貿(mào)易具有促進(jìn)作用，那么其影響程度是多少?本文就以上問題進(jìn)行分析，以浙江省為例，考察物流業(yè)發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易是否具有促進(jìn)作用，如果有，那么影響程度是多少，影響程度是否隨時間的變化有所差異，并提出相應(yīng)的建議。

2方法、變量及數(shù)據(jù)

2.1研究方法

本文首先對物流與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行相關(guān)分析，目的是驗(yàn)證物流業(yè)對進(jìn)出口貿(mào)易是否有促進(jìn)作用，影響是否顯著。然后，運(yùn)用彈性理論，通過計算“物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性”，即物流發(fā)展速度與進(jìn)出口貿(mào)易增長速度之間的變動比率，來測算現(xiàn)代物流發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易增長的影響程度，以及其程度隨時間的變動趨勢。

2.2變量及數(shù)據(jù)來源

衡量進(jìn)出口貿(mào)易的指標(biāo)，一般選取具有代表性的進(jìn)出口總額。而衡量現(xiàn)代物流發(fā)展水平的指標(biāo)，由于缺乏統(tǒng)一的統(tǒng)計口徑，不同學(xué)者選擇的指標(biāo)沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，已有研究大多以貨運(yùn)量、貨物周轉(zhuǎn)量或港口貨物吞吐量等指標(biāo)為代表。從進(jìn)出口貿(mào)易涉及的物流系統(tǒng)來看，其物流環(huán)節(jié)包含運(yùn)輸、倉儲、檢驗(yàn)、報關(guān)、包裝、裝卸搬運(yùn)，以及信息處理等作業(yè)內(nèi)容，其中，運(yùn)輸是必須的環(huán)節(jié)，故本文選擇了貨物周轉(zhuǎn)量作為衡量物流發(fā)展水平的指標(biāo)。數(shù)據(jù)來源于《浙江省統(tǒng)計年鑒》(2010)，考慮到數(shù)據(jù)的可得性和一致性，選取1986—2009年間的數(shù)據(jù)。

3實(shí)證分析

3.1物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與進(jìn)出口貿(mào)易增長的相關(guān)性

在相關(guān)性分析之前，首先對進(jìn)出口總額和貨物周轉(zhuǎn)量的逐年變化情況作描述性分析，以掌握其變化的總體趨勢，表1是浙江省1986—2009年進(jìn)出口總額和貨物周轉(zhuǎn)量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。依據(jù)表1，繪制出1986—2009年浙江省進(jìn)出口總額與貨物周轉(zhuǎn)量變化趨勢圖①，見圖1。由圖1可知，進(jìn)出口總額與貨物周轉(zhuǎn)量的變化趨勢大體一致，這初步說明浙江省物流業(yè)與進(jìn)出口貿(mào)易之間存在正向相關(guān)關(guān)系，即物流業(yè)的發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易具有促進(jìn)作用。為了說明物流業(yè)發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易增長的顯著影響，下面利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。以進(jìn)出口總額為因變量，設(shè)為Y，貨物周轉(zhuǎn)量為自變量，設(shè)為X。根據(jù)表1的進(jìn)出口總額與貨物周轉(zhuǎn)量相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用SPSS軟件進(jìn)行回歸分析，通過比較多種擬和方法得知，二次曲線(Quad-rati)擬和模型較好地反映浙江省物流與進(jìn)出口貿(mào)易之間的變化趨勢?；貧w結(jié)果見表2，調(diào)整后判定系數(shù)為0.9923，接近1，表明方程解釋能力強(qiáng)，變量以5%的顯著性通過t檢驗(yàn)?；貧w方程顯著性經(jīng)過檢驗(yàn)，F(xiàn)=1482.790，P=0.000＜0.01，表明回歸方程是顯著有效的?；貧w方程如式(1):Y=－121.873+0.3129X+0.0000118X2(1)

3.2物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易增長促進(jìn)程度的彈性分析

(1)測算模型

通過相關(guān)性分析，得知浙江省物流業(yè)的發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易具有顯著的促進(jìn)作用。為了進(jìn)一步分析物流對進(jìn)出口貿(mào)易增長的影響程度，本文利用經(jīng)濟(jì)學(xué)中的彈性理論進(jìn)行定量測算。彈性分析是計算一個變量對另一個變量變化的敏感性的工具。本文以“區(qū)域物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性”一詞作為衡量浙江省進(jìn)出口貿(mào)易對物流業(yè)變化的敏感程度。進(jìn)出口貿(mào)易額設(shè)為變量Y，貨物周轉(zhuǎn)量設(shè)為變量X，物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性計算模型如式(2):E=dYdX•XY(2)

(2)物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易增長影響程度的測算

根據(jù)回歸方程Y=－121.873+0.3129+0.0000118X2可得式(3):dYdX=0.3129+0.0000236X(3)運(yùn)用物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性計算模型，求得彈性系數(shù)E，見表3，1986—2009年間，浙江省區(qū)域物流－進(jìn)出口貿(mào)易平均彈性為2.9，表示在其他因素不變的情況下，貨物周轉(zhuǎn)量每提高1%，進(jìn)出口總額約提高2.9%，說明浙江省物流業(yè)較大程度上推動了進(jìn)出口貿(mào)易的增長。

(3)不同時段物流業(yè)對進(jìn)出口貿(mào)易影響程度的比較表3顯示，1986—2009年間不同年份的物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性差異較大，從具體數(shù)據(jù)來看，彈性系數(shù)從1986年的8.4694，下降到2009年的1.3460。為了分析不同時間段物流對進(jìn)出口貿(mào)易的影響程度，以每5年為一個時間段，計算1986—2009年不同時間段的物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性平均值，結(jié)果表明，不同時間段的彈性均值從1986－1990年的6.57，下降到2006—2009年的1.25，彈性均值呈現(xiàn)下降的趨勢，表明浙江省物流業(yè)發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易增長的促進(jìn)作用有所趨緩。為了分析物流業(yè)對進(jìn)出口貿(mào)易的影響隨時間的變動趨勢，以1986年作為時間t=1，對物流—進(jìn)出口貿(mào)易彈性與時間t的關(guān)系進(jìn)行回歸分析。通過比較多種擬合模型，決定采用三次曲線(CUBIC)模型。擬合曲線如圖2所示，回歸結(jié)果見表4，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.98915，與1極為接近，表明方程解釋能力強(qiáng)。變量均以1%的顯著性通過t檢驗(yàn)?；貧w方程顯著性經(jīng)檢驗(yàn)，F(xiàn)=700.05937，P=0.000＜0.01，表明回歸方程顯著有效。擬合方程如式(4):E=9.790957－1.3076t－0.0689t2－0.001232t3

(4)由方程(4)計算2010—2014年的物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性指標(biāo)值，見表5，浙江省物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性呈下降趨勢，表明浙江省物流業(yè)應(yīng)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)調(diào)整，轉(zhuǎn)變增長方式，從“粗放型增長”轉(zhuǎn)變?yōu)椤凹s型增長”，以促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的增長。

4結(jié)論與建議

4.1結(jié)論

本文運(yùn)用相關(guān)性分析和彈性分析等工具，就物流業(yè)對進(jìn)出口貿(mào)易影響問題進(jìn)行實(shí)證研究，得到結(jié)論如下:第一，物流業(yè)發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易增長的影響是正向的，物流業(yè)有力地推動了進(jìn)出口貿(mào)易的增長。以浙江省為例，1986—2009年間，浙江省物流業(yè)每提高一個百分點(diǎn)，進(jìn)出口總額相應(yīng)增長2.9%?，F(xiàn)代物流業(yè)促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的原因有:1)物流業(yè)的發(fā)展降低了運(yùn)營成本，推動進(jìn)出口貿(mào)易的增長。在國際貿(mào)易中，商品的價格與成本對國際貿(mào)易的效益有重要影響。隨著全球經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，產(chǎn)品的生產(chǎn)成本下降的空間有限，而物流成本有較大的降低空間。物流業(yè)的發(fā)展，使得對外貿(mào)易中的物流活動運(yùn)作效率越來越高，降低了物流成本，導(dǎo)致進(jìn)出口貿(mào)易的成本降低，從而刺激進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。2)現(xiàn)代物流的發(fā)展改善了國際貿(mào)易的環(huán)境，促進(jìn)國際貿(mào)易的便利化。隨著現(xiàn)代物流的發(fā)展，第三方物流產(chǎn)業(yè)不斷壯大，第三方物流公司則通過貨運(yùn)等形式，減少了生產(chǎn)企業(yè)的物流負(fù)擔(dān)，使對外貿(mào)易中的運(yùn)輸、報關(guān)等物流環(huán)節(jié)運(yùn)作效率得到了提高。3)現(xiàn)代物流業(yè)的發(fā)展拓展了消費(fèi)者的購買空間。由于物流速度的提高，消費(fèi)者在購買國外商品時，花費(fèi)在物流運(yùn)輸上的等待時間大大減少，使得消費(fèi)者愿意在全球范圍內(nèi)購買商品，這有利于外貿(mào)企業(yè)發(fā)現(xiàn)新市場，促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。第二，不同時間段物流業(yè)對進(jìn)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用有所強(qiáng)弱。以浙江為例，1986－1990年間，物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性值為6.57，而到2006—2009年，物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性值下降為1.25，表明不同時間段物流對進(jìn)出口貿(mào)易的影響差異較大，且從整體上來看，浙江省物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性值呈下降趨勢，表明浙江省應(yīng)進(jìn)行物流產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，以更好地促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的增長。

篇2

摘 要：以2004年1月-2007年6月全國進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額、出口總額和體 育用品出口額為 分析樣本，運(yùn)用相關(guān)分析、單位根檢驗(yàn)、協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差 分解技術(shù)等方法，對體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的互動關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果表 明：體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易存在較高關(guān)聯(lián)度，且4個時 間序列變量均為一階單整I(1)序列。體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易不存在長期穩(wěn)定的 均衡關(guān)系，但與出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。體育用品出口貿(mào)易不是我國 進(jìn)出口貿(mào)易和出口貿(mào)易增長的原因，而進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易卻是體育用品出口貿(mào)易增長的 原因，體育用品出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。進(jìn)出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)表現(xiàn)為“短期效應(yīng)明顯，長期效 應(yīng)較弱”。進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易增長的波動主要?dú)w因于自身因素，體育用品出 口貿(mào)易對我國進(jìn)出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻(xiàn)程度均維持在較低的水平。

關(guān)鍵詞：體育用品；出口；進(jìn)出口貿(mào)易；互動關(guān)系；實(shí)證研究；中國

中圖分類號：G80-05文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號 ：1007-3612(2009)03-0020-05

A Positive Research on Interaction between Sporting Goods Export and China's Import and Export Trade

CHEN Po ZHAO Heng XIA ChongDe

(1. College of Physical Education, Chongqing Normal University, Chongqing 401331, China;

2. College of Physical Education, Southwest Un iversity, Chongqing 400715, China)

Abstract: The national gross of imports and exports, imports, exports and sporti ng goods exports from January 2004 to June 2007 are analyzed by the methods of c orrelation analysis, unit root test, cointegration analysis, Granger causalitytest, pulse response function and variance decomposition technique in the positi ve research of interaction between sporting goods export trade and China's impor t and export trade. The results show that there exists high correlative between sporting goods, China's export and import trade, import trade and export trade, and the four time series variables are in a whole bandI (1) sequence. There isno long term, stable balance between sporting goods export trade and China's imp ort and export trade, but it exists between export trade and import trade. Sport ing goods export trade is not the reason for growth, while import and export tra de and export trade is responding for sporting goods export growth. There is no oneway on the Granger causality reasons for sporting goods export trade and im p ort trade. Influence of import and export trade, export, import export trade on the sporting goods trade growth fluctuations responses for the overall performan ce as significant in shortterm effects, weak in longterm effects. The fluctu at ion and the growth mainly attribute to their own factors. Sporting goods export contributes to China's import and export trade at a low level.

Key words: sporting goods; export; import and export trade; interaction; positive research; China

在我國進(jìn)出口貿(mào)易與體育用品出口貿(mào)易雙重因素的作用下，國內(nèi)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平得到 較大幅度提高?；诖吮尘埃狙芯窟x取體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易為研究對象， 驗(yàn)證二者之間的互動關(guān)系，把握其內(nèi)在作用機(jī)制，實(shí)現(xiàn)共同繁榮發(fā)展目標(biāo)，進(jìn)一步促進(jìn)我國 經(jīng)濟(jì)發(fā)展，有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。近年來，關(guān)于體育用品的研究成果頗多，但大部分還是純 粹的定性描 述，多以抽象的語言概括為主，定量與定性相結(jié)合的實(shí)證性研究成果甚少。鑒于此，本文利 用2004年1月～2007年6月的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用多種計量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法，重點(diǎn)考察體育用品出 口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易的互動關(guān)系，考證二者之間的彼此貢獻(xiàn)程度。旨在為進(jìn)一步明確體 育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易之間的量化關(guān)系，完善體育用品出口貿(mào)易發(fā)展策略，不斷 壯大中國進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模，提高國內(nèi)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，進(jìn)而提升國內(nèi)整體競爭實(shí)力提供理 論參考。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象 本文選取2004年1月-2007年6月為樣本區(qū)間值。以我國進(jìn)出口貿(mào)易總額、進(jìn)口貿(mào)易總額 、出口貿(mào)易總額和體育用品出口貿(mào)易總額共42個月度數(shù)據(jù)為具體分析指標(biāo)，數(shù)據(jù)分別源于《 中經(jīng)專網(wǎng)》（newibe.cei.省略）和《中國統(tǒng)計》（2005年第1期-2007年第8期 ）。

1.2 研究方法

1.2.1 文獻(xiàn)資料法

從《中國統(tǒng)計》和《中經(jīng)專網(wǎng)》獲取國家進(jìn)出口貿(mào)易總額、進(jìn)口貿(mào)易總額、出口貿(mào)易總額與體育用品出口貿(mào)易總額42個月度數(shù)據(jù)。同時，參考相關(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究論文35篇，查閱計量經(jīng)濟(jì)學(xué)專著5本，為完成本課題提供了資料保障。

1.2.2 數(shù)理統(tǒng)計法

分別運(yùn)用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews5.0和社會學(xué)統(tǒng)計分析軟件SPSS12.0對數(shù)據(jù)資料進(jìn)行收集整理，并完成對數(shù)據(jù)必要的數(shù)理統(tǒng)計處理。

2 國內(nèi)外關(guān)于體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系研究

通過總結(jié)國內(nèi)外關(guān)于體育用品分類的相關(guān)研究文獻(xiàn)[10-11]，本文現(xiàn)將中國與歐洲 國家關(guān)于體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系簡要列出（表1）。

由國內(nèi)外關(guān)于體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系（表1）可發(fā)現(xiàn)，目前我國對體育用品的分類尚沒有統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，主要包含5大產(chǎn)品分類系列，而每一產(chǎn)品分類中又包括不同的產(chǎn)品內(nèi)容。近些年，國內(nèi)針對體育用品的分類現(xiàn)狀，國家體育總局裝備中心所編輯的《中國體育商鑒》和近幾屆體育用品博覽會對體育用品參展單位的分類基本大同小異。但總體上講，這些分類不夠系統(tǒng)，彼此間界定比較模糊，主要適用于商業(yè)目的。縱觀歐洲國家對體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系，該分類體系簡單、清晰、明了，故其對本研究具有較大借鑒意義。

3 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的總體情況分析

運(yùn)用社會學(xué)統(tǒng)計分析軟件包SPSS12.0繪制我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易與體育用 品出口貿(mào)易的時間動態(tài)序列圖（Time Sequence Charts），如圖1所示。

從圖1看出，從2004年1月～2007年6月我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易和體育用品出口貿(mào)易保持著持續(xù)增長態(tài)勢，但存在周期性波動。進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易總額有著相同的周期性波動規(guī)律，在每年1～3月之間均會出現(xiàn)進(jìn)出口貿(mào)易經(jīng)濟(jì)的低谷期，但調(diào)整期限較短，對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)能迅速恢復(fù)初始增長狀態(tài)。中國體育用品出口貿(mào)易也同樣具有相似的變化規(guī)律，但從數(shù)量規(guī)模上講，體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易還存在著非常大的差距，其所占國內(nèi)進(jìn)出口貿(mào)易份額偏低。

4 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)分析

為初步明確體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易的關(guān)聯(lián)程度，運(yùn)用社 會學(xué)統(tǒng)計分析軟件包SPSS12.0對該4個對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)指標(biāo)進(jìn)行皮爾遜相關(guān)分析（Pearson Co rrelation），結(jié)果如表2所示。

由表2可知，我國體育用品出口貿(mào)易與進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易的相關(guān)系數(shù)分別為0 .828、0.826和0.805，均達(dá)到較高關(guān)聯(lián)程度，且具有非常顯著性意義（P

5 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易互動關(guān)系的計量分析

對體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易的互動關(guān)系進(jìn)行計量分析的步驟如下：1） 對中國進(jìn) 出口總額、出口總額、進(jìn)口總額與體育用品出口額取自然對數(shù)值，分別以LNJCK、LNCK、LNJ K及LNTYCK表示；2） 對這4個時間序列指標(biāo)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（平穩(wěn)性檢驗(yàn)）；3） 對體育用 品出口貿(mào)易與進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)；4） 對體育用品出口 貿(mào)易與進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系驗(yàn)證；5） 采用脈沖響應(yīng)函數(shù) 分析我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)；6）

運(yùn)用方差分解技術(shù)考察體育用品出口貿(mào)易對進(jìn)出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻(xiàn)程度。

5.1 單位根檢驗(yàn)（平穩(wěn)性檢驗(yàn)）

在對該4個時間序列指標(biāo)取自然對數(shù)值之后，采用ADF單位根檢驗(yàn)方法來驗(yàn)證時間序列的平穩(wěn)性。其操作過程借助Eviews5.0軟件完成，結(jié)果如表3所示。

從表3看出，LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK的ADF統(tǒng)計量均大于在10%、5%、1%水平下的臨界值 ，即4個變量的原序列均未通過ADF檢驗(yàn)，全為非平穩(wěn)時間序列。綜合考慮時間趨勢因素，并 對LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK進(jìn)行一階差分處理，差分后的時間序列均通過了10%、5%、1% 水平的顯著性檢驗(yàn)，說明LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK是一階單整I(1)序列。

5.2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn) 本研究采 用E-G（Engle-Granger）兩步法，用一個變量（LNTYCK）對其它3個變量（LNJCK、LNCK、LN JK）分別作對數(shù)回歸，并根據(jù)回歸模型及模型殘差值的單位根檢驗(yàn)結(jié)果，判斷體育用品出口 貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。因本文所 涉及的4個時間序列變量均為一階單整I(1)序列，可直接用最小二乘法（OLS）進(jìn)行協(xié)整回歸[13-14]。所有操作過 程均借助Eviews5.0軟件完成，結(jié)果如表4、表5所示。

注： R表示判定系數(shù)，AdjustedR表示調(diào)整判定系數(shù)，S.E表示標(biāo)準(zhǔn)誤差，F(xiàn) -statistic表示模型的F檢驗(yàn)值，Prob表示顯著性概率。

1） 由變量組LNJCK、LNTYCK的協(xié)整回歸模型可知，模型擬合優(yōu)度較高，解釋能力較強(qiáng)（R=68.85%），并具有顯著性意義（P

2） 從變量組LNCK、LNTYCK的協(xié)整回歸模型看出，模型擬合優(yōu)度較高，解釋能力較強(qiáng)（R=68.44%），模型存在顯著性意義（P

3） 由變量組LNJK、LNTYCK的協(xié)整回歸模型可知，模型擬合優(yōu)度較高，解釋能力略低于前兩個模型（R =64.20%），也具有顯著性意義（P

5.3 格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)要求變量必須是平穩(wěn)的[14]，經(jīng)ADF統(tǒng)計量檢驗(yàn)，得知變量D(LNJCK)、D(LNCK)、D(LNJK)和D(LNTYCK)均為平穩(wěn)時間序列，故可對該4個變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，根據(jù)AIC和SC最小化準(zhǔn)則，本文確定滯后期為2，采用Eviews5.0軟件進(jìn)行處理，結(jié)果如表7所示。

由表7可知，對于D(LNTYCK)不是D(LNJCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值較小，顯著性概率P大于0.05，故接受原假設(shè)，表明體育用品出口貿(mào)易不是我國進(jìn)出口貿(mào)易增長的原因。就D(LNJCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值為4.25 389，顯著性概率P小于0.05，拒絕原假設(shè)，說明進(jìn)出口貿(mào)易是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；對 于D(LNTYCK)不是D(LNCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值偏小，顯著性概率P也大于0.05，因此接受原假設(shè)，表明體育用品出口貿(mào)易也不是中國出口貿(mào)易增長的原因。就D(LNCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值為3.89 591，顯著性概率P小于0.05，由此拒絕原假設(shè)，說明出口貿(mào)易同樣也是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；對于D(LNTYCK)不是D(LNJK)的格蘭杰原因與D(LNJK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的兩個原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值均較小，顯著性概率P大于0.05，故接受原假設(shè)，表明體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。從中不難看出，因受中國體育用品業(yè)發(fā)展內(nèi)外環(huán)境的影響，體育用品出口貿(mào)易的規(guī)模還差強(qiáng)人意，但其經(jīng)濟(jì)效益還有待于進(jìn)一步提高。因此，近些年，體育用品出口貿(mào)易的快速發(fā)展并不是我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易增長的直接原因，而進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易的發(fā)展卻對體育用品出口貿(mào)易增長產(chǎn)生了積極作用。

5.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)是基于向量自回歸（VAR）模型得出的，主要反映來自隨機(jī)擾動項(xiàng)的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值的影響，刻畫內(nèi)生變量對隨機(jī)擾動的動態(tài)反映，顯示任意變量的隨機(jī)擾動（新息Innovation）如何通過模型影響其他變量，并反饋到自身的動態(tài)過程[14-15]。本文運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse response functions）重點(diǎn)考察 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易之間的互動關(guān)系。

進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析之前，必須構(gòu)建理想的VAR模型。根據(jù)AIC和SC最小化原則，借助Eviews5.0軟件對不同滯后量模型的AIC和SC值進(jìn)行反復(fù)比較，結(jié)果如表7所示，從中選出AIC和SC值最小的VAR模型，即3個向量自回歸模型的滯后期均為5，說明滯后期為5時，3個向量自回歸模型（LNJCK與LNTYCK、LNCK與LNTYCK、LNJK與LNTYCK）的回歸效果最為理想。

根據(jù)上述3個VAR（5）模型，研究運(yùn)用模擬沖擊法，對模型系統(tǒng)施加一個外部沖擊，借助Eviews5.0軟件計算各變量對沖擊的反應(yīng)，考察中國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易的反應(yīng)狀況。圖2、圖3、圖4分別顯示我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易對來自體育用品出口貿(mào)易增長一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的反應(yīng)。

分析圖2、圖3與圖4可得出，在短時期內(nèi)，體育用品出口貿(mào)易的變動會對我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生較大影響，即在1～3期之間，體育用品出口貿(mào)易增長的波動對中國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易增長的波動產(chǎn)生直接作用。但從長遠(yuǎn)來看，體育用品出口貿(mào)易增長的波動并未對進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生明顯的影響?；诖耍芯空J(rèn)為我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)表現(xiàn)為“短期效應(yīng)明顯，長期效應(yīng)較弱”。

5.5 方差分解技術(shù)

方差分解（Variance decomposition）技術(shù)也是根據(jù)VAR模型得來的，其可將系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動（K步預(yù)測方差）按其成因分解為與各方程新息（Innovation）相關(guān)聯(lián)的組成部分，從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要程度[14-15]。本文采用該 技術(shù)的主要目的是考察體育用品出口貿(mào)易在不同時期對我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易的具體貢獻(xiàn)程度。借助Eviews5.0軟件進(jìn)行計算，結(jié)果如表8所示。

由表8可知，我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào) 易與進(jìn)口貿(mào)易增長的波動主要?dú)w因于自身因素，解釋能力分別達(dá)84.61%、77.24%和91.92 %。 而受體育用品出口貿(mào)易擾動項(xiàng)的沖擊影響的成分較低，其對中國進(jìn)出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻(xiàn)程度 均維持在較低的水平，解釋能力分別為15.39%、22.76%、8.08%，說明體育用品出口貿(mào)易 對我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易的貢獻(xiàn)程度非常有限。

6 結(jié) 論

1） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的總體情況分析得出，我國進(jìn)出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易及體育用品出口貿(mào)易保持著持續(xù)增長態(tài)勢，但存在周期性波動。從數(shù)量規(guī) 模上講，體育用品出口總額與進(jìn)出口總額、出口總額、進(jìn)口總額還存在著非常大的差距，所 占中國進(jìn)出口貿(mào)易的份額偏低。

2） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)分析表明，我國體育用品出口貿(mào)易與 進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易的相關(guān)系數(shù)分別為0.828、0.826和0.805，均達(dá)到較高 的關(guān)聯(lián)程度，且具有非常顯著性意義（P

3） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的單位根檢驗(yàn)顯示，我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口 貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易和體育用品出口貿(mào)易的自然對數(shù)時間序列（LNJCK、LNCK、LNJK、LNTYCK） 均為一階單整I(1)序列。

4） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)可知，體育用品出口貿(mào)易與 我國進(jìn)出口貿(mào)易不存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但與出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易存在長期穩(wěn)定的均衡 關(guān)系。

5） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，體育用品出口 貿(mào)易不是進(jìn)出口貿(mào)易增長的原因，而進(jìn)出口貿(mào)易則是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；體育用 品出口貿(mào)易也不是出口貿(mào)易增長的原因，但出口貿(mào)易是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；體育 用品出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果關(guān)系。

6） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析得出，我國進(jìn)出口貿(mào)易 、出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)表現(xiàn)為“短期效應(yīng)明顯，長 期效應(yīng)較弱”。

7） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的方差分解技術(shù)說明，我國進(jìn)出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易增長的波動主要?dú)w因于自身因素，體育用品出口貿(mào)易對進(jìn)出口貿(mào)易事業(yè)的 貢獻(xiàn)程度均維持在較低的水平，說明體育用品出口貿(mào)易對我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口 貿(mào)易的貢獻(xiàn)程度非常有限。

參考文獻(xiàn)：

［1］ 傅秋仁,王躍鳳.我國體育用品業(yè)發(fā)展前景的探索與對策研究［J］.商場現(xiàn) 代化,2007,492(1):25.

［2］ 席玉寶,劉應(yīng),金濤.我國體育用品出口狀況分析［J］.體育科學(xué),2005,25(12):22-2 7.

［3］ 王躍鳳,傅秋仁.加入WTO后我國體育用品業(yè)應(yīng)面臨的機(jī)遇與挑戰(zhàn)［J］.商場現(xiàn)代化, 2007,506(6): 262.

［4］ 楊斐,趙景峰,王凱.中國進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究［J］.人文雜志,20 07,1:72-77.

［5］ 李士建.中國體育用品業(yè)國際競爭力問題探討［J］.首都體育學(xué)院學(xué)報,2007,19(2) :9-11.

［6］ 余志健,陳勇.我國體育用品市場現(xiàn)狀及應(yīng)對策略［J］.集團(tuán)經(jīng)濟(jì)研究,2007,217(1) :61-62.

［7］ 李斌,.中國體育用品品牌擴(kuò)展策略研究［J］.河北體育學(xué)院學(xué)報,2007,21(2 ):27-29.

［8］ 楊明,郭良奎.我國體育用品產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展及政府政策研究［J］.體育與科學(xué),2007, 28(3):27-30.

［9］ 祝振軍,常冬冬.我國民營體育用品企業(yè)的發(fā)展環(huán)境及前景［J］.體育學(xué)刊,2007,14 (3):23-26.

［10］ 李驍天,王莉.對我國體育用品產(chǎn)業(yè)市場結(jié)構(gòu)特征的研究［J］.體育科學(xué),2007,27( 5):15-22.

［11］ 林顯鵬.我國體育用品業(yè)挖掘出口潛力措施的思考［J］.體育產(chǎn)業(yè)信息,2003,(2): 13-15.

［12］ 張煥明.我國經(jīng)濟(jì)增長地區(qū)性趨同路徑的實(shí)證分析［J］.財經(jīng)研究,2007,33(1):76 -87.

［13］ 陳龍江,黃祖輝,周文貴.中國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)――基于1981- 2003年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理,2005,33(10):48-54.

［14］ 楊斐,趙景峰,王凱.中國進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究［J］.人文雜志,2 007,1:72-77.

［15］ 王舒健,李釗.中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長互動關(guān)系的脈沖響應(yīng)分析［J］.數(shù)理統(tǒng)計與管理, 2007,26(3):385-390.

篇3

[關(guān)鍵詞]山東??；WTO；貿(mào)易潛力

[DOI]1013939/jcnkizgsc201643017

1引言

中國進(jìn)出口總額自1978年的206億美元、占世界比重的078%，增長到2014年的26424177億美元、成為全球第二大經(jīng)濟(jì)體。37年來中國進(jìn)出口貿(mào)易的增長速度令人驚嘆，尤其是2001年中國加入WTO以來，更是增長迅猛。如今中國成為全球第一大外貿(mào)國家，再次表明中國加入WTO的決定是正確的。中國入世后除了獲得了巨大的成就和經(jīng)濟(jì)收益，也受到了全球金融危機(jī)等負(fù)影響，入世有利也有弊。

就山東省來說，山東省2014年進(jìn)出口總額占全國進(jìn)出口總額的763%，而山東省總面積約占全國的164%，人口占全國的716%，山東的進(jìn)出口水平與山東省的基本人口地理狀況持平。

2變量與數(shù)據(jù)的處理

21變量的處理

一省的進(jìn)出口貿(mào)易額受多種因素的影響，如貿(mào)易壁壘、國家的政治狀況、地理位置因素、產(chǎn)品種類與質(zhì)量等。在本文的研究中，假定外界條件不變，僅研究山東省內(nèi)的部分自身因素對其進(jìn)出口貿(mào)易額的影響（詳情見下表）。

解釋變量說明表

解釋變量具體含義預(yù)期符號理論解釋

X2一次能源生產(chǎn)總量+體現(xiàn)山東省一次能源生產(chǎn)總量，一次能源生產(chǎn)總量越大，則各行業(yè)生產(chǎn)能力可能越大，進(jìn)而促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易

X3社會固定資產(chǎn)投資額+社會固定資產(chǎn)投資額越大，則社會生產(chǎn)的基礎(chǔ)設(shè)施可能越完善，進(jìn)而有利于提高生產(chǎn)效力，促進(jìn)進(jìn)出口

22數(shù)據(jù)的處理

本文選取山東省一次能源生產(chǎn)總量和社會固定資產(chǎn)投資額兩個方面研究其對山東省進(jìn)出口貿(mào)易額的作用。分析這兩方面對山東省進(jìn)出口貿(mào)易額的影響，尋找到限制山東省進(jìn)出口貿(mào)易的原因，提出在中國進(jìn)入WTO十六周年的大背景下，促進(jìn)山東省進(jìn)出口貿(mào)易的對策。本文的數(shù)據(jù)來源為《中國統(tǒng)計年鑒》和《山東省統(tǒng)計年鑒》。

3模型的實(shí)證結(jié)果

31模型設(shè)定

運(yùn)用EViews 80分析和估模型，認(rèn)為山東省進(jìn)出口貿(mào)易額與山東省一次能源生產(chǎn)總量和社會固定資產(chǎn)投資額差異明顯，相互間可能具有一定的相關(guān)性。根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論和現(xiàn)實(shí)經(jīng)驗(yàn)，設(shè)定模型為如下線性回歸模型形式：

Yij=β1+β2X2i+β3X3i+ui

32估計參數(shù)

利用EViews估計模型參數(shù)，對數(shù)據(jù)進(jìn)行計算得到回歸結(jié)果。根據(jù)回歸結(jié)果整理得到模型的參數(shù)方程：

Yi=3002470-3562836X2+3808580X3

（1369623）（1498828）（2881129）

t=（21921）（-23771）（132191）

R2=09642F=2958912n=31

該模型R2=09642，修正可決系數(shù)為09609，可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)值為2958912，明顯顯著。但是當(dāng)α=005時，tα2（n-k）=t0025（31-3）=2048，X2的系數(shù)不顯著，且X2的符號與預(yù)期相反，這表明可能存在多重共線性。

33數(shù)據(jù)調(diào)整與處理

對各變量數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)變換，并對依照如下的對數(shù)模型進(jìn)行估計。

lnYt=β1+β2lnX2t+β3lnX3t+εt

利用EViews軟件，對Yt、X2、X3分別取對數(shù)，分別生成lnY、lnX2、lnX3的數(shù)據(jù)，采用OLS方法估計模型參數(shù)，得到的回歸結(jié)果。模型估計結(jié)果為：

lnYi=1110095-03576lnX2+08950lnX3

（46250） （05601）（00807）

t=（24002）（-06383）（110966）

R2=09830F=8124283n=31

該模型R2=09830，修正可決系數(shù)為09819，可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)值為8124283，明顯顯著。如果當(dāng)α=005時，tα2（n-k）=t0025（31-3）=2048，lnX2的系數(shù)極為不顯著，且lnX2的符號與預(yù)期相反，因此，模型可能存在有設(shè)定誤差過擬合的情況。即X2山東省一次能源生產(chǎn)總量與山東省進(jìn)出口貿(mào)易無明顯的相關(guān)關(guān)系，所以應(yīng)當(dāng)舍棄變量X2。

利用EViews對模型自變量X3重新進(jìn)行參數(shù)估計得如下結(jié)果：

Yi=6239941+7358135X3

4中國入世十六周年背景下山東省進(jìn)出口貿(mào)易面臨的壓力

41國際經(jīng)濟(jì)形勢錯綜復(fù)雜

入世十六年來，與世界各國之間的貿(mào)易往來不斷加深的同時受到全球經(jīng)濟(jì)大環(huán)境的影響也更為深刻。經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程的加快、各國之間復(fù)雜多樣的政治經(jīng)濟(jì)關(guān)系、國際社會局勢的變化與動蕩、各種國際勢力之間的制衡和對抗都給進(jìn)出口貿(mào)易帶來了巨大的壓力，整體進(jìn)出口貿(mào)易受到世界形勢的影響變得格外突出，尤其是對于中歐等局部地區(qū)，貿(mào)易環(huán)境極為不穩(wěn)定。

42進(jìn)出口貿(mào)易領(lǐng)域競爭激烈

美日歐盟等國家和地區(qū)采用貿(mào)易壁壘限制我國產(chǎn)品的出口，僅山東省2014年一年受到的反壟斷調(diào)查就高達(dá)50多起，主要是由美國、澳大利亞、韓國發(fā)起，主要涉及紡織品等山東省重點(diǎn)出口產(chǎn)業(yè)。

43山東省的進(jìn)出口外貿(mào)競爭優(yōu)勢不突出

山東省曾經(jīng)是我國的勞動力輸出大省，但是隨著我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整，第三產(chǎn)業(yè)和新型產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展，使勞動力從制造業(yè)向服務(wù)業(yè)流動，這也就造成了勞動力成本的不斷攀升，2010年到2015年間山東省的勞動力成本漲幅超10%。勞動密集型出口產(chǎn)業(yè)的競爭優(yōu)勢不再明顯，加之東南亞勞動密集型產(chǎn)業(yè)的快速崛起使山東省的主要訂單在流失，市場份額逐漸被蠶食。

5貿(mào)易壓力下的山東進(jìn)出口貿(mào)易競爭力培育的對策建議

51提高出口產(chǎn)品的技術(shù)含量

現(xiàn)形勢下，核心技術(shù)越來越成為全球競爭的主要表現(xiàn)形式，推動了世界產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級。山東要從經(jīng)濟(jì)大省邁向經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省，不但要繼續(xù)增加產(chǎn)品出口貿(mào)易額，更要提高技術(shù)等無形貿(mào)易出口。大力發(fā)展知識密集型、技術(shù)密集型企業(yè)，確立自己的核心技術(shù)，提升出口產(chǎn)品整體質(zhì)量技術(shù)水平。鼓勵企業(yè)自主研發(fā)，大力支持出口企業(yè)向價值鏈高端進(jìn)行延伸，強(qiáng)化技術(shù)核心研發(fā)，突破重點(diǎn)領(lǐng)域，實(shí)現(xiàn)出口產(chǎn)品技術(shù)高端化。

52推動出口服務(wù)貿(mào)易的快速發(fā)展

依據(jù)國家的《關(guān)于加快發(fā)展服務(wù)貿(mào)易的若干意見》，應(yīng)把握山東出口貿(mào)易競爭新優(yōu)勢培育發(fā)展的良好時機(jī)，擴(kuò)大服務(wù)貿(mào)易出口規(guī)模，增強(qiáng)出口貿(mào)易的競爭優(yōu)勢。

（1）完善服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)。以高知識水平、高科技含量行業(yè)作為山東出口發(fā)展的重中之重。針對通信、金融、商務(wù)服務(wù)和服務(wù)外包等服務(wù)貿(mào)易，應(yīng)做大產(chǎn)業(yè)規(guī)模，實(shí)現(xiàn)重點(diǎn)地區(qū)政策傾斜，形成產(chǎn)業(yè)集群。

（2）擴(kuò)大出口市場。鞏固山東服務(wù)貿(mào)易的傳統(tǒng)市場，并在此基礎(chǔ)之上，把握“一帶一路”建設(shè)的重要?dú)v史機(jī)遇，增加山東對“一帶一路”沿線市場的開發(fā)力度。組織企業(yè)參加廣交會、文博會、軟交會等境內(nèi)外展會。

參考文獻(xiàn)：

篇4

【關(guān)鍵詞】人民幣升值；匯率變動；進(jìn)出口貿(mào)易；相關(guān)分析；回歸分析

匯率作為一種經(jīng)濟(jì)杠桿，是影響一個國家或地區(qū)的對外貿(mào)易發(fā)展的重要因素。因此，研究對外貿(mào)易之間的關(guān)系和匯率變化對我國具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、實(shí)證分析

本文主要研究分析時間段是1995～2008年。這段時間人民幣匯率制度進(jìn)行了重大的改變，主要以市場供求為基礎(chǔ)的，有管理的浮動匯率。因?yàn)樵谶@一階段，人民幣匯率變動和中國對美國進(jìn)出口貿(mào)易額都主要是受市場影響。同時也是在近幾年國內(nèi)GDP增速開始放緩。本文采用相關(guān)分析和回歸分析來解釋說明兩者之間的關(guān)系。（1）在選取的兩個變量中，將1995～2008年的年均匯率設(shè)定為自變量X，將進(jìn)出口總額設(shè)定為因變量Y。運(yùn)用spss軟件得到相關(guān)結(jié)果如下：

進(jìn)出口總額和年均匯率的簡單相關(guān)系數(shù)為-0.827，說明兩者之間存在負(fù)的強(qiáng)相關(guān)關(guān)系。其中p值都近似為零，拒絕原假設(shè)，從而認(rèn)為兩個總體不是零相關(guān)。而且簡單相關(guān)系數(shù)值為

-0.827，非常接近于1，即兩者之間存在很強(qiáng)的相關(guān)性。通過對進(jìn)出口總額與年均匯率的分析，得出兩點(diǎn)結(jié)論：第一，人民幣的匯率變動確實(shí)對中國的進(jìn)出口產(chǎn)生了較為顯著的影響。這表現(xiàn)在，當(dāng)人民幣對美元明顯升值時，進(jìn)口增速明顯上升。第二，綜合看來，我國的出口總額并沒有因?yàn)槿嗣駧派刀鴾p少，進(jìn)口總額增速繼續(xù)上升。（2）由于以上分析所得出的結(jié)論為兩者之間存在很強(qiáng)的相關(guān)性，所以應(yīng)該選擇進(jìn)行線性回歸分析，建立線性回歸模型。然后，用SPSS選擇強(qiáng)制進(jìn)入策略模型，處理數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)處理結(jié)果如下：

二、分析結(jié)論

通過用相關(guān)軟件處理并分析數(shù)據(jù)研究人民幣匯率變動對我國外貿(mào)進(jìn)出口情況，發(fā)現(xiàn)匯率變化對進(jìn)出口貿(mào)易在我國有一定的影響。但是我國的匯率變動對對外貿(mào)易的影響卻與傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論不符，1995年以來人民幣升值過程中，出口進(jìn)口持續(xù)增長，順差并沒有因?yàn)槿嗣駧诺纳刀鴾p少。這是因?yàn)橹袊木揞~貿(mào)易順差是國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移形成的“遷移效應(yīng)”，人民幣小幅升值難以阻礙貿(mào)易順差擴(kuò)大的態(tài)勢。

在面對人民幣可能將進(jìn)一步升值的情況下，采取一定的措施是必要的。通過整理和分析我國的貿(mào)易狀況之后，采取政策控制外匯儲備過度增長，還可以調(diào)整我國的貿(mào)易戰(zhàn)略，優(yōu)化我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等一系列方法來控制人民幣的進(jìn)一步升值，避免匯率的波動帶來的不利影響。另外，擴(kuò)大我國企業(yè)對外直的接投資，鼓勵資本的輸出；加快人民幣衍生產(chǎn)品市場建設(shè)等等都對我國有相當(dāng)大的作用。

參 考 文 獻(xiàn)

[1]朱孟楠.國際金融學(xué)[M].廈門大學(xué)出版社，1999

篇5

面對金融危機(jī)“保增長”的重要性

面對全球金融危機(jī)的巨大壓力，“保增長”是現(xiàn)階段各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)工作的重中之重。在國際市場需求疲軟的情況下，為了能夠使“保增長”的目標(biāo)落到實(shí)處，理所當(dāng)然要將“擴(kuò)內(nèi)需”擺放到更加重要的位置。然而，“擴(kuò)內(nèi)需”并非意味著就可以忽視對外貿(mào)易在“保增長”過程中的作用。在“擴(kuò)內(nèi)需”的同時，如果也能夠盡可能發(fā)揮對外貿(mào)易的積極作用，可供選擇的手段增加了，“保增長”的把握性自然也會增大，“擴(kuò)內(nèi)需”過程因此也會相對輕松一些。

總體來看，受到全球金融危機(jī)的影響，最近一段時間中國對外貿(mào)易增長有所放慢。從2002年到2007年，中國的進(jìn)出口貿(mào)易總額增長幅度連續(xù)6年都超過了兩成，但2008年進(jìn)出口貿(mào)易總額的增長幅度卻只有17.8%，其中，出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易的增長幅度分別為17.2%和18.5%，增長速度比前幾年明顯放慢。

現(xiàn)階段進(jìn)出口貿(mào)易的增長速度雖然放慢，但2008年的全年統(tǒng)計只不過是由“顯著”增長變?yōu)椤皽睾汀痹鲩L。可是，如果像證券分析師那樣也做一張《分時走勢圖》，則不難看出，2008年中國的進(jìn)出口貿(mào)易增長基本上可以用“高開低走”這個股評術(shù)語加以概括。2008年10月以前，進(jìn)出口貿(mào)易增長或快或慢，但基本上能夠保持增長勢頭。據(jù)海關(guān)統(tǒng)計，2008年前10個月，出口和進(jìn)口分別累計增長21.9%和27.6%。可在10月之后，進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展形勢卻可以用“晚節(jié)不保”來形容。據(jù)統(tǒng)計，2008年11月全國出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易比上年同期分別下降2.2%和17.9%，特別是出口貿(mào)易自2002年以來首次出現(xiàn)了月度負(fù)增長。更有甚者，進(jìn)出口貿(mào)易的月度負(fù)增長并非“間歇”性，而是漸成趨勢。2008年12月，出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易又比上年同期分別下降2.8%和21.3%。

貿(mào)易順差的“貧困化”擴(kuò)張

值得注意的是，近些年來中國的對外貿(mào)易順差越來越大。即使對外貿(mào)易規(guī)模受到全球金融危機(jī)的影響而有所萎縮，貿(mào)易順差擴(kuò)大的勢頭也依然得以持續(xù)。由于進(jìn)口貿(mào)易的下降幅度要超過出口貿(mào)易的下降幅度，2008年11月貿(mào)易順差達(dá)到400.9億美元，成為有史以來中國對外貿(mào)易順差最大的一個月，而12月貿(mào)易順差也達(dá)到了389.8億美元的歷史次高點(diǎn)。再看一看整個2008年，全年貿(mào)易順差達(dá)到2954.6億美元。

一般來講，許多人都會認(rèn)為出口越多，經(jīng)濟(jì)增長受到對外貿(mào)易的拉動也就越大；而進(jìn)口越多，經(jīng)濟(jì)增長受到對外貿(mào)易的拖累也就越大。近期，由于貿(mào)易順差創(chuàng)下歷史最高紀(jì)錄，凈出口對經(jīng)濟(jì)增長的拉動進(jìn)一步強(qiáng)化。

可是，在全球金融危機(jī)的大背景之下，盡管貿(mào)易順差還在擴(kuò)大，開展進(jìn)出口業(yè)務(wù)的難度卻在加大，許多企業(yè)苦不堪言。當(dāng)下，眼看著一些出口企業(yè)停工甚至關(guān)閉，眼看著出口企業(yè)的打工仔、打工妹甚至白領(lǐng)們丟掉飯碗，又有何理由為貿(mào)易順差的增加而自我欣慰？僅從量的角度看，順差加大應(yīng)當(dāng)會對經(jīng)濟(jì)增長起到拉動作用。然而，若從質(zhì)的角度來看，凈出口規(guī)模的大小并不一定等同于對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的大小。由此，筆者開始思考這樣一個命題:小貿(mào)易的大順差不足為喜，其對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的積極影響不一定比得上大貿(mào)易下的小順差，甚至有可能還不如大貿(mào)易下出現(xiàn)的適度逆差。2008年11月貿(mào)易順差創(chuàng)新高就能印證這一命題。否則，中央也就沒有必要在當(dāng)前形勢下特別強(qiáng)調(diào)要靠“擴(kuò)內(nèi)需”來保增長了。

就對外貿(mào)易而言，凈出口因素固然可以對經(jīng)濟(jì)增長起到至關(guān)重要的作用，但凈出口因素絕非影響經(jīng)濟(jì)增長的唯一因素。事實(shí)上，對外貿(mào)易也會出現(xiàn)貧困化增長的情況，而這種情況本身就是對上述凈出口因素起“推動作用”的唯一性提出挑戰(zhàn)。按發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的概念，貧困化增長是指貿(mào)易條件嚴(yán)重惡化導(dǎo)致社會福利下降程度大于社會福利改善程度，最終會出現(xiàn)越增長越貧窮。在貧困化增長的條件下，出口越多，外貿(mào)對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用越弱。隨著全球金融危機(jī)愈演愈烈，現(xiàn)階段中國的進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模出現(xiàn)萎縮，貧困化增長的先決條件不復(fù)存在。在進(jìn)出口貿(mào)易出現(xiàn)負(fù)增長的情況下，隨著貿(mào)易順差的增加，對外貿(mào)易或許不會出現(xiàn)傳統(tǒng)意義上的貧困化增長，但“貧困化”的特征卻依然存在，索性將這種情況稱之為貿(mào)易順差的“貧困化擴(kuò)張”，又何妨？

的確，從宏觀角度來看，對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用就應(yīng)當(dāng)體現(xiàn)在凈出口方面?？墒?，如果將微觀層面也納入觀察視野，僅從凈出口角度來看待對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用未免有些狹隘。單獨(dú)來看，無論是出口貿(mào)易還是進(jìn)口貿(mào)易，都會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生積極的拉動作用，只不過這種拉動作用并不是直接作用于宏觀層面，而是通過微觀層面間接作用于宏觀層面。

雖然具有某種程度的重商主義色彩，但對不同國家來說，通過追求對外貿(mào)易的順差來推動經(jīng)濟(jì)增長或許具有可行性，動機(jī)也無可厚非?？墒?，就整個世界貿(mào)易體系而言，各國對貿(mào)易順差的追求恰似一場“零合游戲”：一個國家出現(xiàn)貿(mào)易順差必然要以另外一個國家出現(xiàn)貿(mào)易逆差為前提。不難看出，在經(jīng)濟(jì)全球化的今天，世界貿(mào)易之所以能夠取得長足發(fā)展，關(guān)鍵在于對外貿(mào)易能夠產(chǎn)生福利的“正合效應(yīng)”，而非“零合效應(yīng)”或者“負(fù)合游戲”。否則，比較利益學(xué)說、要素稟賦論、規(guī)模經(jīng)濟(jì)理論等國際貿(mào)易理論也就失去了用武之地。

“保增長”絕非單靠貿(mào)易順差

在經(jīng)濟(jì)全球化的今天，隨著資源的全球配置力度不斷強(qiáng)化，過分追求貿(mào)易順差不僅無助于整個世界貿(mào)易的發(fā)展，而且也未必就對各國的經(jīng)濟(jì)增長有利。事實(shí)上，在當(dāng)今世界存在巨額貿(mào)易逆差的富國并不少見，而存在巨額貿(mào)易順差的窮國也屢見不鮮。

不難看出，對外貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長過程中所發(fā)揮的作用不能僅僅靠貿(mào)易順差的大小來加以簡單評價。現(xiàn)實(shí)狀況表明，近期的貿(mào)易順差加大頗具“貧困化”特征。

首先，在當(dāng)前進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模均出現(xiàn)萎縮的狀況下，月度和年度貿(mào)易順差卻達(dá)到歷史最高水平，說明這一順差本身就存在質(zhì)量上的隱患。在出口保持對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生較大貢獻(xiàn)度的情況下，隨著出口貿(mào)易出現(xiàn)萎縮、國內(nèi)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展受到壓制，不僅會導(dǎo)致出口企業(yè)的生存空間收窄，開工率下降，贏利減少，也會對就業(yè)和稅收等方面造成壓力。與此同時，隨著進(jìn)口貿(mào)易規(guī)模出現(xiàn)大面積萎縮，各種資源在全球范圍內(nèi)的優(yōu)化配置機(jī)會也相應(yīng)減少，中國在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中難以有效借助“外力”，很難更多利用各種外部資源來彌補(bǔ)內(nèi)在資源的“瓶頸”約束。

其次，在當(dāng)今國際市場上，競爭與合作都要立足于一個為相關(guān)各國所接受的共同平臺。一般來說，在這個平臺之上，一個國家的順差大一些就有可能對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的拉動作用強(qiáng)一些；而順差小一些就有可能對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的牽制作用強(qiáng)一些。可是，受到全球金融危機(jī)的影響，這個平臺已經(jīng)不再穩(wěn)固，凈出口規(guī)模擴(kuò)大對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用如何的確很難說。將進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)合起來看，中國的進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模在2008年11月出現(xiàn)雙向萎縮，對中國經(jīng)濟(jì)而言尤為不同尋常。在當(dāng)代國際分工的基本格局之下，中國處在國際產(chǎn)業(yè)鏈條的中間位置。因此，長期以來，加工貿(mào)易在中國的對外貿(mào)易發(fā)展過程中占據(jù)十分重要的地位?，F(xiàn)在遇到全球金融危機(jī)，國際產(chǎn)業(yè)鏈條上自然也會出現(xiàn)相當(dāng)多的斷裂點(diǎn)。在這種情況下，中國的加工貿(mào)易受到的損害最大。由于加工貿(mào)易具有大進(jìn)大出的特征，加工貿(mào)易的下滑還有可能會導(dǎo)致進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模出現(xiàn)雙向萎縮。

再次，近期貿(mào)易順差的迭創(chuàng)新高也存在一定程度的價格變化因素。面對著全球金融危機(jī)，國際市場上的反應(yīng)并非完全都具有對稱性?？傮w來看，初級產(chǎn)品價格對全球金融危機(jī)的反應(yīng)最為立竿見影。相反，工業(yè)制成品價格對全球金融危機(jī)的反應(yīng)是逐步顯現(xiàn)的，需要一個過程?，F(xiàn)階段，初級產(chǎn)品在中國進(jìn)口貿(mào)易中所占比例相對要高一些，而工業(yè)制成品在中國出口貿(mào)易中所占比例卻相當(dāng)大。因此，目前中國進(jìn)口萎縮速度要快于出口萎縮速度，貿(mào)易順差規(guī)模也就越來越大。現(xiàn)階段中國對外貿(mào)易的巨大順差規(guī)模很難保得住，甚至有可能轉(zhuǎn)為逆差。即使貿(mào)易順差能夠進(jìn)一步擴(kuò)張，也很難擺脫“貧困化擴(kuò)張”之嫌。

總之，無論是出口規(guī)模下降，還是進(jìn)口規(guī)模下降，對經(jīng)濟(jì)增長來說不一定都是利好因素，而進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的整體萎縮對經(jīng)濟(jì)增長來說則進(jìn)一步構(gòu)成了利空因素。因此,我們應(yīng)該對當(dāng)前對外貿(mào)易順差創(chuàng)歷史最高紀(jì)錄時刻保持警惕。

表面上看，貿(mào)易順差的擴(kuò)大與否關(guān)乎“保增長”的大局，而具體的進(jìn)出口業(yè)務(wù)只不過關(guān)系到相關(guān)企業(yè)的“小算盤”。然而，事實(shí)并非完全如此。對出口企業(yè)來說，只要做好每一筆進(jìn)出口業(yè)務(wù)，都有利于“保增長”。

一方面，為了推動出口貿(mào)易，今后應(yīng)當(dāng)通過進(jìn)一步挖掘商業(yè)機(jī)會，強(qiáng)化出口企業(yè)的技術(shù)投入與管理水平，擴(kuò)大出口企業(yè)的贏利空間。這些努力看起來是針對出口企業(yè)的微觀層面，但最終會對宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生積極的推動作用。事實(shí)上，出口企業(yè)在國際市場上找到了“飯碗”，有利于增加稅收和就業(yè)，從官方和民間的立場去面對出口企業(yè)的福利“溢出”，最終會為宏觀經(jīng)濟(jì)帶來活力；另一方面，推動進(jìn)口貿(mào)易，要利用好國際市場需求疲軟的時機(jī)，在全球范圍內(nèi)強(qiáng)化資源的優(yōu)化配置，在通過進(jìn)一步引進(jìn)技術(shù)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級的同時，也要通過在國際市場上選擇性價比更高的中間產(chǎn)品，來加大相關(guān)企業(yè)的贏利空間。

篇6

關(guān)鍵詞：人民幣匯率；進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)；影響分析

2005年人民幣匯率制度改革以后，我國不再單一盯住美元，而是實(shí)行參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度。我國對外貿(mào)易伙伴日益增多，對外貿(mào)易規(guī)模日益擴(kuò)大，我國的國際地位得到有效提升。在當(dāng)前開放經(jīng)濟(jì)環(huán)境的背景下，匯率作為核心工具變量，成為影響一國宏觀經(jīng)濟(jì)的重要因素，各國政府把匯率制度作為穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)正常運(yùn)行與發(fā)展的重要手段。由于世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡、我國長期對外貿(mào)易順差以及因此形成的巨額外匯儲備，在這樣的情況下，匯率作為外匯市場上我國貨幣與貿(mào)易國貨幣相互交換的比率，是我國對外貿(mào)易過程中最為直接也是最為重要的調(diào)節(jié)杠桿，對商品的進(jìn)出口貿(mào)易、資本的流出流入、國內(nèi)的物價水平都有著重要的影響作用、匯率的問題一直以來就是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的熱點(diǎn)領(lǐng)域，面對現(xiàn)如今我國人民幣匯制的改革以及人民幣成為世界五大支付貨幣之一這樣的全新變化形勢，結(jié)合我國的實(shí)際的情況，研究人民幣匯率的變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響有著十分重要的理論意義與現(xiàn)實(shí)意義。

一、人民幣匯率變動帶來我國進(jìn)出口貿(mào)易狀況的變化

人民幣匯率改制以來其對于國際貿(mào)易的影響力明顯加強(qiáng)，也帶來了我國進(jìn)出口貿(mào)易形勢的一些變化：1.我國對外貿(mào)易的規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大。2005年是我國人民幣匯率改制的第一年，在對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易方面已經(jīng)取得了非常顯著的經(jīng)濟(jì)成果，1994年我國進(jìn)出口貿(mào)易總額僅為2366.2億美元，而2005年我國的進(jìn)出口貿(mào)易總額達(dá)到了14219.1億美元，對外貿(mào)易的規(guī)模明顯擴(kuò)大，相比于同期的2004年也有23.3%的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)。其中，進(jìn)口貿(mào)易總額6601.2億美元，同比增長17.6%，出口貿(mào)易總額高達(dá)7620億美元，同比增長為28.4%，僅僅單方面的貿(mào)易規(guī)模就遠(yuǎn)超過了1994年的全面貿(mào)易總額。而往后我國對外貿(mào)易規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大，2010年對外貿(mào)易總額就達(dá)到了全球第二的位置，2012年進(jìn)出口總額高達(dá)33740億美元，同比增長16.8%，其中實(shí)現(xiàn)貿(mào)易順差1831億美元，整體貿(mào)易規(guī)模和貿(mào)易形勢都非常良好；2.對外貿(mào)易依賴程度逐年增強(qiáng)。隨著我國改革開放進(jìn)程的加快和對外貿(mào)易發(fā)展的不斷深入，進(jìn)出口貿(mào)易帶來的經(jīng)濟(jì)增長在總GDP中所占到的份額越來越重，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易依存度越來越高，對外貿(mào)易逐漸成為我國經(jīng)濟(jì)增長中最為重要的貿(mào)易形式。早在2000年，我國的外貿(mào)依存度僅為39.58%，在2005年人民幣匯率改革以來，2006年我國的對外貿(mào)易依存比率高達(dá)66.52%，近幾年隨著國外經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響和國際貿(mào)易形勢的變化有所回落，但總體比率還在50%以上，2013年最新數(shù)據(jù)顯示，我國的對外貿(mào)易依存度為63.1%，而且還在持續(xù)增長，這說明我國目前的國際開放型市場經(jīng)濟(jì)體制對國際貿(mào)易依賴性逐年增強(qiáng)，進(jìn)出口貿(mào)易在國家總的經(jīng)濟(jì)增長方面發(fā)揮作用巨大；3.出口商品結(jié)構(gòu)的變化。我國的對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)在人民幣匯率變化形勢下也有著比較大的變動和調(diào)整。在人民幣匯率變化的影響下，為了維持貿(mào)易的順差和持續(xù)對外貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大，我國出口商品結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向第二第三產(chǎn)業(yè)明顯傾斜，出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)也有農(nóng)產(chǎn)品等初級產(chǎn)品逐步向工業(yè)精加工產(chǎn)品和高新技術(shù)產(chǎn)品轉(zhuǎn)型，以優(yōu)化的商品出口結(jié)構(gòu)擠占國際貿(mào)易市場。在出口商品結(jié)構(gòu)中工業(yè)制成品開始占據(jù)絕對的出口優(yōu)勢，同時機(jī)電產(chǎn)品和高新技術(shù)產(chǎn)品也在出口商品結(jié)構(gòu)中占據(jù)重要的份額，而且出口商品中開始都注重科技元素的附加，實(shí)現(xiàn)初級加工和粗加工形式開始向高級加工和精加工方式轉(zhuǎn)變；4.進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)的變化。在人民幣匯率變動的作用影響下，人民幣升值實(shí)現(xiàn)了人民幣更大的購買力和購買價值，于是在進(jìn)口的商品結(jié)構(gòu)中國外的資本密集型產(chǎn)品成為我國主要的進(jìn)口商品，尤其是國外科技先進(jìn)技術(shù)領(lǐng)先的機(jī)電或高新技術(shù)產(chǎn)品在匯率變化的作用下相比以前更便宜了，當(dāng)然會成為我國主要的進(jìn)口方向。

二、人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易收支的影響

人民幣匯率改制以來，人民幣升值成為必然，雖然近幾年，在我國相關(guān)政策的調(diào)整控制下，人民幣的升值空間被壓縮，匯率有壓下來的趨勢，但整體的變化形勢還是上升的大范圍之內(nèi)。人民幣升值，對于我國的進(jìn)出口貿(mào)易來說，我國出口的商品在國外市場價格增加，國際競爭力就會相對表現(xiàn)弱勢，同時，國外的輸出商品也就是我國需要進(jìn)口的商品在人民幣匯率的影響下顯然相對便宜很多，此消彼長，很明顯會是一個貿(mào)易逆差增長的發(fā)展趨勢。

我國的人民幣匯率改制現(xiàn)在都是以國際市場的供需關(guān)系來進(jìn)行調(diào)整的，隨著我國對外開放進(jìn)程的加快和國際貿(mào)易形勢的好轉(zhuǎn)，人民幣持續(xù)增值是必然的發(fā)展趨勢，這對于我國的對外貿(mào)易的發(fā)展來說并不是一件好事。2005年以來，我國開始參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)，實(shí)行有管理的浮動匯率制，人民幣開始比較穩(wěn)定的逐漸升值，2010年的人民幣第二次匯改，人民幣升值幅度再次拉高，雖然近倆年我國通過宏觀經(jīng)濟(jì)政策的調(diào)控和進(jìn)出口導(dǎo)向政策的適應(yīng)性調(diào)整，人民幣穩(wěn)住了持續(xù)升值的勢頭，并在硬性控制下有所回落，但相對于人民幣匯率改制之前，整體的升值幅度是巨大的。這樣的變化情況對于我國進(jìn)出口貿(mào)易收支的影響主要體現(xiàn)在兩個方面：一是人民幣升值預(yù)期影響。每次人民幣匯率改制，都會有一個人民幣升值的估計，這種估計會對目前的進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生一種假定影響作用，貿(mào)易順差將會縮小，貿(mào)易逆差將會同比明顯增加，這樣的預(yù)期會直接影響到當(dāng)下的進(jìn)出口貿(mào)易。因?yàn)楦髌髽I(yè)匯率風(fēng)險意識的強(qiáng)烈，會主動的采取一些企業(yè)的應(yīng)急措施來規(guī)避接下來一段時間可能的人民幣升值風(fēng)險。預(yù)感到未來我國貿(mào)易順逆差形勢的變化，很多企業(yè)會加緊商品的出口，控制商品的進(jìn)口，為變化后留足盈利空間。但其實(shí)國家的宏觀經(jīng)濟(jì)政策和國際形勢是時刻變化的，萬一人民幣匯率的變動沒有帶來預(yù)期的人民幣大幅升值或升值空間十分有限，這目前各企業(yè)對外貿(mào)易的處理措施就會打亂我國進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展步調(diào)，造成國內(nèi)商品緊缺，帶來嚴(yán)重的影響后果；二是匯率變動對進(jìn)出口貿(mào)易收支的影響。按照供需理論的原理來分析，人民幣貶值有利于我國的對外貿(mào)易收支，因?yàn)槿嗣駧诺馁H值，會大大降低我國出口商品的國際市場價格，在成本上取得國際市場競爭力，增加我國對外貿(mào)易的商品出口量，與此同時，人民幣貶值造成人民幣購買力降低，又會對進(jìn)口產(chǎn)生一定的抑制作用，這樣的對外貿(mào)易變化，必然會帶來貿(mào)易順差，實(shí)現(xiàn)國內(nèi)財富的積累。反之，人民幣升值，我國的出口商品國際市場價格增加，原來的成本優(yōu)勢蕩然無存，失去價格優(yōu)勢的國內(nèi)出口商品因?yàn)橘|(zhì)量科技品質(zhì)的相對落后會不再具有國際競爭力，而隨著人民幣購買力的增強(qiáng)進(jìn)口貿(mào)易獲得巨大的發(fā)展空間，但正與人民幣貶值相反，升值會帶來對外貿(mào)易的逆差。所以一般來說，理想的對外貿(mào)易形勢是保持小額的貿(mào)易順差增長，所以人民幣匯率不穩(wěn)定反復(fù)調(diào)整帶來的人民幣增值對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響就明顯了，類似我國這樣的勞動密集型產(chǎn)品出口國，對外貿(mào)易的經(jīng)濟(jì)依賴性又這么強(qiáng)，如果不能實(shí)現(xiàn)理想的貿(mào)易順差，對我國長遠(yuǎn)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展是非常不利的。

三、人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響

（一）人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)的影響

人民幣匯率變動造成的人民幣升值，必然會引起我國出口商品價格的變動，只是一些商品因?yàn)閮r格浮動空間不大，在人民幣升值的影響下價格變化也不是十分顯著，但有些商品卻會有明顯的價格上升，這些商品在國際市場的競爭力就會大幅減弱，為總量的出口帶來巨大的影響。而商品價格主要受匯率變動的重要影響因素就是出口商品在國際商場的彈性需求程度，一般彈性需求較小的商品在人民幣升值的影響下價格變化不明顯，也不會造成過大的影響，但彈性需求較大商品就會有明顯的價格上漲，帶來嚴(yán)重的影響。而對于我國出口商品的結(jié)構(gòu)來說，彈性需求較大的商品會為我國帶來較大的經(jīng)濟(jì)利益，這樣，人民幣匯率變動造成的出口商品結(jié)構(gòu)的變化會直接影響到我國出口貿(mào)易經(jīng)濟(jì)利益的增加。

（二）人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易主體結(jié)構(gòu)的影響

人民幣匯率變動帶來的人民幣增值會帶來我國進(jìn)出口不同類別商品的價格差變動，而出口商品價格的變動會直接對進(jìn)出口貿(mào)易企業(yè)帶來巨大影響。一般我國進(jìn)出口貿(mào)易的市場主體有國有企業(yè)、私營企業(yè)和外商企業(yè)。在穩(wěn)定的進(jìn)出口貿(mào)易主體結(jié)構(gòu)組成中私營企業(yè)是最大的出口主體，因?yàn)樗綘I企業(yè)相對很多而且貿(mào)易形式靈活，是我國以往最為重要的出口市場主體。但是一般的私營企業(yè)規(guī)模有限，科技加工水平更是遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于實(shí)力雄厚的國有企業(yè)和外商企業(yè)，一旦私營企業(yè)主要出口的勞動密集型產(chǎn)品因?yàn)槿嗣駞R率調(diào)整造成價格上升，唯一的成本優(yōu)勢不復(fù)存在，那么必然會對私營企業(yè)帶來難以想象的沖擊。與此同時，進(jìn)口市場原料價格升高，又會增加私營企業(yè)的生產(chǎn)成本，私營企業(yè)沒有國有企業(yè)和外商企業(yè)那么底蘊(yùn)雄厚，很容易在這樣的變化影響下遇到經(jīng)營危機(jī)，私營企業(yè)慢慢失去進(jìn)出口貿(mào)易市場的影響力，國有企業(yè)外商企業(yè)開始發(fā)揮作用，我國進(jìn)出口貿(mào)易市場主體的結(jié)構(gòu)也因此而改變。

（三）人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易市場結(jié)構(gòu)的影響

人民幣匯率的變動直接造成人民幣對一些國家貨幣幣種價值的變化增加，比如美國、日本、韓國以及西歐一些國家，而這些國家正是我國商品進(jìn)出口貿(mào)易的主要合作國。人民幣對美元匯率增加，直接造成人民幣在美國購買力上升，而美元在中國購買力下降，這樣以往銷售業(yè)績不錯的許多中國商品在美國就可能因?yàn)閮r格的上升遭遇滑鐵盧，再也沒有合適的供銷渠道。同時，以往為我國帶來巨大外匯收入的美國人民也會開始“吝嗇”美元的使用，造成中國內(nèi)需影響力的減弱，當(dāng)然最主要的影響還是美國作為以前中國最重要的進(jìn)出口貿(mào)易市場，作用會隨著人民幣匯率的變化調(diào)整而明顯減弱。不止如此，日本、韓國、波蘭等其他我國以前比較大出貿(mào)易國際市場都會逐漸縮小我國出口商品的額度，同時加大對我國國內(nèi)市場的外商投資，造成我國國內(nèi)企業(yè)的發(fā)展危機(jī)。這樣不僅會為我國進(jìn)出口貿(mào)易帶來嚴(yán)重的影響，更會極大的改變我國進(jìn)出口貿(mào)易原有的市場結(jié)構(gòu)。

（四）人民幣成為世界主流貨幣對我國進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響

隨著我國對外經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不斷深入以及人民幣國際影響力的不斷提升，人民幣國際化進(jìn)程迎來重要里程碑，人民幣成為了美元、英鎊、歐元、日元并駕齊驅(qū)的世界五大支付貨幣之一，這相當(dāng)于肯定了我國在國際進(jìn)出口貿(mào)易中的重大影響力。這不僅意味著人民幣在未來的國際支付中會成為新常態(tài)，對我國的進(jìn)出口貿(mào)易來說也會產(chǎn)生非常積極的作用和影響。人民幣國際化使得我國的進(jìn)出口貿(mào)易更加方便化和快捷化，也會實(shí)現(xiàn)我國進(jìn)出口企業(yè)國際化對接，同時會更加穩(wěn)定我國進(jìn)出口的貿(mào)易結(jié)構(gòu)，在原有的規(guī)模和貿(mào)易合作國基礎(chǔ)上更加穩(wěn)定的進(jìn)行擴(kuò)張和進(jìn)一步發(fā)展，為我國的經(jīng)貿(mào)發(fā)展和進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)帶來非常有利的影響和積極的作用，

四、結(jié)語

綜上所述，人民幣匯率的變動對我國對外貿(mào)易的形勢、收支情況和對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)都會帶來非常大的影響和變化，總體表現(xiàn)來看，匯率的變動頻繁對各方面的影響都是弊大于利，尤其是對于對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，會極大的改變原有的相對成熟和穩(wěn)定的貿(mào)易結(jié)構(gòu)，造成國際貿(mào)易形勢的極大變化。所以，在未來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，我們要特別注意保持人民幣匯率的穩(wěn)定，實(shí)現(xiàn)其緩慢有規(guī)律的增長，注意控制貿(mào)易順差，實(shí)現(xiàn)我國對外貿(mào)易更大的發(fā)展和進(jìn)步。

參考文獻(xiàn)：

[1]桑璐.人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響分析[D].河北師范大學(xué)，2013.

[2]張小翠.人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響[D].上海師范大學(xué)，2010.

[3]劉D.人民幣匯率波動對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響分析[D].東北財經(jīng)大學(xué)，2014.

篇7

關(guān)鍵詞：進(jìn)出口貿(mào)易；FDI；協(xié)整分析；Granger檢驗(yàn)；西安市

中圖分類號：F752.8 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2017）08-0133-03

引言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化步伐的加快，F(xiàn)DI在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中將扮演著更加重要的角色，各個地區(qū)紛紛將引進(jìn)外資與擴(kuò)大對外貿(mào)易作為一項(xiàng)重要的發(fā)展戰(zhàn)略。改革開放以來，西安市緊緊抓住西部大開發(fā)、國家級西咸新區(qū)、關(guān)中天水經(jīng)濟(jì)區(qū)、全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)、“一帶一路”國家戰(zhàn)略等重大發(fā)展機(jī)遇，一方面積極實(shí)施出口導(dǎo)向戰(zhàn)略，大力發(fā)展出口工業(yè)，另一方面積極吸引外資與引進(jìn)國外先進(jìn)技術(shù)，由此促使了進(jìn)出口貿(mào)易與外商直接投資的快速發(fā)展。2015年，西安市進(jìn)出口總額為240億美元，是“十一五”末的2.3倍；實(shí)際引進(jìn)外資153.23億美元，是“十一五”末的2.6倍。西安市進(jìn)出口貿(mào)易與FDI的同步快速增長是否存在某種內(nèi)在聯(lián)系，或者說FDI是否促進(jìn)了對外貿(mào)易的發(fā)展與對外貿(mào)易增長、是否有利于吸引外資，是一個頗具現(xiàn)實(shí)意義的經(jīng)濟(jì)問題。

近年來，學(xué)者們對進(jìn)出口貿(mào)易與FDI的關(guān)系進(jìn)行了大量研究。楊迤[1]、胡恒松[2]分別采用回歸分析和狀態(tài)空間模型研究了我國FDI與進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系，得出FDI能夠顯著促進(jìn)我國的對外貿(mào)易。劉曉玲[3]、王華[4]、陳一鳴[5]分別運(yùn)用虛擬變量回歸、協(xié)整理論與VAR模型分析了湖南省、江蘇省與山東省等中部、東部省份FDI對進(jìn)出口貿(mào)易的影響，結(jié)果均表明FDI能夠促進(jìn)相應(yīng)省份對外貿(mào)易額的增長。總的來說，已有文獻(xiàn)的研究范圍主要集中在國家層面與中東部省份，較少涉及西部省份及其省會城市。因此，本文選擇西部省會城市西安作為研究對象，運(yùn)用協(xié)整理論與格蘭杰檢驗(yàn)研究了西安市進(jìn)出口貿(mào)易與FDI的內(nèi)在關(guān)系。

一、西安市對外經(jīng)貿(mào)的發(fā)展?fàn)顩r分析

長期以來，西安市進(jìn)出口貿(mào)易呈現(xiàn)“出口強(qiáng)、進(jìn)口弱”的發(fā)展現(xiàn)狀，出口吸引外資的能力明顯強(qiáng)于進(jìn)口。具體來說，1993―2008年期間，出口貿(mào)易額均超過進(jìn)口貿(mào)易額，貿(mào)易~大小關(guān)系表現(xiàn)為出口強(qiáng)于進(jìn)口；2009―2012年期間進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)入調(diào)整期，貿(mào)易額大小關(guān)系表現(xiàn)為不斷更替；2013年以來，進(jìn)口貿(mào)易額超過出口貿(mào)易額，貿(mào)易額大小關(guān)系表現(xiàn)為進(jìn)口強(qiáng)于出口。從出口的地區(qū)與國別來看，主要的出口地區(qū)是亞洲，其次是北美洲和歐洲；主要的出口目的地是香港、美國與韓國；主要的進(jìn)出口貿(mào)易方式為進(jìn)料加工貿(mào)易、一般貿(mào)易、海關(guān)區(qū)域進(jìn)口設(shè)備與物流貨物；主要的進(jìn)出口商品是核反應(yīng)堆、機(jī)器、鍋爐、機(jī)械器具、電氣設(shè)備、電視圖像、電機(jī)、錄音機(jī)與放聲機(jī)等。

隨著“一帶一路”國家戰(zhàn)略的深度融入與內(nèi)陸型改革開放新高地的快速推進(jìn)，西安市對外開放取得新突破，經(jīng)濟(jì)外向度明顯提高，吸引外資規(guī)模逐漸擴(kuò)大，2015年外商直接投資40.08億美元，合同金額19.37億美元。從外商投資的方式、行業(yè)、來源地與目的地來看，外商直接投資的方式較為單一，主要的投資方式為外商獨(dú)資企業(yè)；外商投資的領(lǐng)域較為廣泛，主要的投資行業(yè)為制造業(yè)，其次為信息傳輸與批發(fā)零售業(yè)、計算機(jī)服務(wù)與軟件業(yè)；外商投資的來源地較為聚集，主要的投資來源地為亞洲的韓國，其次是香港和新加坡；外商投資的區(qū)域較為集中，主要的投資目的地為西安高新區(qū)與經(jīng)濟(jì)開發(fā)區(qū)，其次為城六區(qū)?？偟膩碚f，按照外商投資的規(guī)?？梢詫⑽靼彩蠪DI的發(fā)展歷程分為4個階段：（1）1983―1991年的探索階段，這一階段的FDI表現(xiàn)為規(guī)模小、基數(shù)低。（2）1992―1996年的高速發(fā)展階段，這一階段的FDI表現(xiàn)為投資領(lǐng)域拓寬、基數(shù)增大。（3）1997―2003年的調(diào)整階段，這一階段的FDI表現(xiàn)為受金融危機(jī)的影響出現(xiàn)上下波動。（4）2004年至今的快速發(fā)展階段，這一階段的FDI增幅較明顯。

二、實(shí)證分析

（一）變量與數(shù)據(jù)選取

選取西安市1993―2015年的進(jìn)出口貿(mào)易與外商直接投資的樣本數(shù)據(jù)，分別用IM、EX和FDI表示進(jìn)口值、出口值和外商直接投資；為了消除可能的異方差，分別對上述變量取自然對數(shù)。數(shù)據(jù)來自《西安統(tǒng)計年鑒》。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免可能的偽回歸現(xiàn)象，對時間序列變量lnIM、lnEX、lnFDI進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。當(dāng)檢驗(yàn)形式為存在趨勢項(xiàng)、截距項(xiàng)時，lnIM、lnEX、lnFDI三個時間序列ADF檢驗(yàn)的P值分別為0.513 9、0.723 4、0.854 1，均遠(yuǎn)大于0.05，說明在5%的顯著性水平下三個變量均存在單位根，是不平穩(wěn)序列。而以上三個變量的一階差分ADF檢驗(yàn)的P值分別為0.000 1、0.000 4、0.039 7，均小于0.05，說明三個變量的一階差分是平穩(wěn)的。

（三）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

通過滯后期準(zhǔn)則檢測發(fā)現(xiàn)，2階滯后的VAR模型較優(yōu)，選擇Trace統(tǒng)計量對變量lnIM、lnEX、lnFDI進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。在5%的檢驗(yàn)水平下，lnIM、lnEX、lnFDI存在長期的協(xié)整關(guān)系，運(yùn)用OLS法確定的協(xié)整關(guān)系式為：lnFDI=

-4.4825+0.1014lnIM+1.1463lnEX，調(diào)整R2為0.9721，DW值為1.5317，說明模型的擬合度較優(yōu)，解釋能力為97.21%。對殘差項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得到ADF檢驗(yàn)的P值為0.000 9，可以認(rèn)為殘差項(xiàng)是平穩(wěn)的，所以協(xié)整方程能夠解釋lnIM、lnEX、lnFDI之間的長期平衡關(guān)系。由協(xié)整方程可知，西安市出口與進(jìn)口貿(mào)易都對外商直接投資產(chǎn)生正向促進(jìn)作用，但出口貿(mào)易的促進(jìn)作用更加明顯。出口貿(mào)易每增長1%將促進(jìn)外商直接投資增長1.1463%，而進(jìn)口貿(mào)易每增長1%僅僅促進(jìn)外商直接投資增長0.1014%。

（四）格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)表明出口額、進(jìn)口額與外商直接投資之間存在平衡關(guān)系，但這些變量是否存在因果關(guān)系可以進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。在5%的顯著性水平下，滯后期分別為1、2、3時，進(jìn)口既不是外商直接投資的Granger原因，也不是出口的Granger原因；外商直接投資不是出口的Granger原因，卻是進(jìn)口的Granger原因；出口既是外商直接投資的Granger原因，又是進(jìn)口的Granger原因。

三、結(jié)論與建議

通過對西安市進(jìn)出口貿(mào)易與FDI的實(shí)證分析，得到以下結(jié)論：（1）出口額、進(jìn)口額與FDI存在長期協(xié)整關(guān)系，出口與進(jìn)口貿(mào)易都對FDI產(chǎn)生正向促進(jìn)作用，但出口貿(mào)易的促進(jìn)作用更加明顯。出口貿(mào)易每增長1%將促進(jìn)FDI增長1.1463%，而進(jìn)口貿(mào)易每增長1%僅僅促進(jìn)FDI增長0.1014%。（2）出口貿(mào)易有利于擴(kuò)大FDI與進(jìn)口額，同時FDI促進(jìn)了進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展，進(jìn)口貿(mào)易對出口與FDI的影響有限。需要說明的是，雖然經(jīng)過多年建設(shè)與發(fā)展，西安市的對外開放能力已得到顯著提升，但也存在一些明顯不足，如在金融服務(wù)、信息來源、市場開放等方面的投資環(huán)境仍需改善；投資結(jié)構(gòu)不合理、大型項(xiàng)目的引進(jìn)稀缺；外資企業(yè)投資方式單一、技術(shù)溢出效應(yīng)有限。

為了促進(jìn)西安市進(jìn)出口貿(mào)易與FDI更加協(xié)調(diào)、快速的發(fā)展，本文提出以下建議：（1）優(yōu)化對外貿(mào)易環(huán)境。進(jìn)一步強(qiáng)化企業(yè)與政府在對外貿(mào)易過程中的主導(dǎo)作用，針對企業(yè)在技術(shù)、資金、人才方面的困難，政府部門應(yīng)加大扶持力度，努力提高公共服務(wù)水平，完善網(wǎng)絡(luò)平臺建設(shè)，創(chuàng)新引資的體制機(jī)制，為企業(yè)營造高效化、法制化、便利化、國際化的營商環(huán)境。（2）加快對外合作載體建設(shè)。依托高新保稅區(qū)與西安保稅區(qū)的平臺基礎(chǔ)，積極申報陜西航空保稅區(qū)、自由貿(mào)易@區(qū)，加快電子口岸建設(shè)，提升口岸的貨物通關(guān)能力，努力將“西安港”建設(shè)成為國際中轉(zhuǎn)樞紐港。（3）提高對外貿(mào)易發(fā)展水平。搶抓絲綢之路國家戰(zhàn)略機(jī)遇，大力發(fā)展對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)，擴(kuò)大對外開放程度。加快外貿(mào)結(jié)構(gòu)升級，優(yōu)化進(jìn)口結(jié)構(gòu)，推動新型外貿(mào)業(yè)態(tài)與進(jìn)口融資租賃快速發(fā)展。依據(jù)西安市發(fā)展需要，及時調(diào)整具體策略與發(fā)展規(guī)劃，加大短缺資源與原料的貿(mào)易規(guī)模。深化對外投資合作，提高FDI利用效益，積極引導(dǎo)外資向現(xiàn)代服務(wù)業(yè)、戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)與先進(jìn)制造業(yè)轉(zhuǎn)型。

參考文獻(xiàn)：

[1] 楊迤.外商直接投資對中國進(jìn)出口影響的相關(guān)分析[J].世界經(jīng)濟(jì)，2000，（2）：44-49.

[2] 胡恒松，栗榮劍.我國外商直驗(yàn)資與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的研究――基于狀態(tài)空間模型的實(shí)證分析[J].國際經(jīng)濟(jì)合作，2016，（7）：

59-66.

[3] 劉曉玲，熊曦.外商直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長――以湖南省為例[J].管理世界，2016，（2）：184-185.

[4] 王華，梁峰.外商直接投資對江蘇省進(jìn)出口貿(mào)易影響的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計與信息論壇，2013，（2）：67-72.

篇8

[關(guān)鍵詞] 外商直接投資 進(jìn)出口貿(mào)易 協(xié)整檢驗(yàn)

隨著經(jīng)濟(jì)全球化程度的逐步實(shí)現(xiàn)，各國之間的經(jīng)濟(jì)往來越來越密切，國際投資和貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大。FDI與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系,以及進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系成為了20世紀(jì)70年代以來國內(nèi)外學(xué)者研究的熱點(diǎn)問題。湖北省作為國家“中部崛起”戰(zhàn)略重鎮(zhèn)，有著獨(dú)特的歷史傳統(tǒng)、地理位置和自然資源。改革開放，特別是近年來，湖北省積極引進(jìn)外資、大力發(fā)展對外貿(mào)易。然而，雖然其近幾年的貿(mào)易額一直居于中部六省的前列，與東部沿海省市相比，仍存在著較大的差距。本文擬采用實(shí)證研究的方法，運(yùn)用OLS法和協(xié)整檢驗(yàn)得到FDI與進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系，以期得出正確結(jié)論，為湖北對外貿(mào)易的增長獻(xiàn)計獻(xiàn)策。

一、國內(nèi)外文獻(xiàn)綜述

迄今為止，各國對外貿(mào)易與FDI關(guān)系的研究為數(shù)眾多。理論分析所得出的代表性結(jié)論有二個:一是以Mundell為代表的相互替代關(guān)系理論;二是以小島清為代表的相互補(bǔ)充關(guān)系理論。在實(shí)證研究方面則主要有:Nakamura和MaryAmiti的研究表明兩者呈互補(bǔ)關(guān)系;Eaton和Tamura、Goldberg和Klein對日本的檢驗(yàn)證明FDI對進(jìn)出口貿(mào)易有促進(jìn)作用。

二、實(shí)證分析

由于湖北省對外貿(mào)易起步較晚，加之統(tǒng)計數(shù)據(jù)并不完整，樣本設(shè)定在1986年～2006年之間。本文選取湖北省統(tǒng)計年鑒中的外商直接投資(FDI)衡量外商對湖北省直接投資，以出口額(EX）、進(jìn)口額(IM)來衡量對外貿(mào)易。由于FDI在中國發(fā)揮作用時，中國吸收能力存在時滯問題，所以本文在模型中加入了到上一年為止累積的湖北省內(nèi)外商直接投資總和（AFDI）。同時經(jīng)濟(jì)增長迅速對其影響也不容忽視。于是引入變量“湖北省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來衡量湖北省經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長。

1.數(shù)據(jù)處理。單位根檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒⒃谡龖B(tài)分布假設(shè)上的，但檢驗(yàn)卻發(fā)現(xiàn)變量不顯著具有正態(tài)性，所以取各數(shù)據(jù)的自然對數(shù)，得lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFDI?？梢宰C明變換后的數(shù)據(jù)均滿足正態(tài)分布。

2.時間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在回歸分析之前,首先要對每組數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn),以判別序列的平穩(wěn)性。因?yàn)楫?dāng)數(shù)據(jù)非平穩(wěn)時，有可能存在偽回歸,需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。對序列l(wèi)nGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFD進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)以在95%的顯著性水平上，ln EX、ln IM都為一階單整的時間序列,而lnFDI則為二階單整?？梢?序列l(wèi)nGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、ln AFDI并不都是平穩(wěn)的。

3.協(xié)整檢驗(yàn)。對湖北省外商直接投資及其滯后因素與進(jìn)口、出口額運(yùn)用OLS法，同時考慮考察變量之間的協(xié)整關(guān)系，根據(jù)DW值與t值，用后向回歸法進(jìn)一步篩選變量，刪除t值不顯著的變量，得出估計模型如下：

(1)

t:(15.35790) (4.452752) (3.204279) (-5.100194) (7.572159)

Adjust R2=0.968223 F-statistic=130.4936 D.W.=2.351472

(2)

t:(23.66483) (4.368699) (-5.775317) (8.443606)

Adjust R2=0.93778 F-statistic=86.4066 D.W.=1.72673

此時，對兩個殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)它們是平穩(wěn)的置信度為95%，可以認(rèn)為模型變量間有協(xié)整關(guān)系。湖北省外商直接投資額對出口額、進(jìn)總額的作用顯著，模型擬合優(yōu)度較高，兩個回歸方程的殘差序列都是平穩(wěn)的，由協(xié)整定理可知數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關(guān)系，即湖北省外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

4.誤差修正模型。上述模型描述了變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系，是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。因此可以建立誤差修正模型，將長期和短期結(jié)合起來：

(3)

t:(-2.99871) (3.90033) (-5.49269) (5.18711) (-7.48029)(-4.15686)

Adjust R2=0.865637 F-statistic=21.61615 D.W.=1.846710

(4)

t:(-2.96907) (3.99931) (-2.60799) (-4.46029)

Adjust R2=0.55277 F-statistic=7.59195 D.W.=1.97099

由參數(shù)的t檢驗(yàn)可知，滯后殘差項(xiàng)的系數(shù)都顯著不為0，說明模型的動態(tài)調(diào)整具有穩(wěn)定性。協(xié)整關(guān)系對EX和IM的增長起到了反向修正作用，彈性系數(shù)為-1.3559和-1.42937。

三、結(jié)論

FDI、GDP與進(jìn)出口貿(mào)易額IM，EX之間存在穩(wěn)定顯著的均衡關(guān)系,外商直接投資額的增長能夠促進(jìn)本國進(jìn)、出口貿(mào)易額的增長。然而AFD的反向作用提示我們,在長期過程中,若保持現(xiàn)有的貿(mào)易模式和結(jié)構(gòu)不變,當(dāng)外資積累達(dá)到一定水平時,國際貿(mào)易額將不再增加,甚至有可能減少。因?yàn)殡S著外商從跨國公司賺取壟斷利潤的動機(jī)越來越明顯,外商直接投資與對外貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。同時,由于生產(chǎn)和銷售本地化的實(shí)現(xiàn)，進(jìn)口額將大大減少。

“中部崛起”，最關(guān)鍵的是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的崛起，因此發(fā)展外貿(mào)易事業(yè)的重要性不容忽視。在追求FDI額增加的同時，不能忽視了我們在外貿(mào)易模式和結(jié)構(gòu)上存在的問題；要積極制定各種相關(guān)政策，提高政府部門辦事效率，完善服務(wù)體系吸引外資；同時大力推動本土企業(yè)的技術(shù)化，創(chuàng)新化進(jìn)程，提高企業(yè)的綜合競爭能力，實(shí)現(xiàn)湖北省在經(jīng)濟(jì)上的騰飛。

參考文獻(xiàn):

[1]高 峰 高 越:外國直接投資與我國進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系――基于不同貿(mào)易方式的實(shí)證分析國際貿(mào)易問題[J].2006

[2]冼國明 嚴(yán) 兵 張岸元:中國出口與外商在華直接投資――1983年～2000年數(shù)據(jù)的計量研究南開經(jīng)濟(jì)研究[J].2003

篇9

[關(guān)鍵詞] 人民幣；匯率變動；農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易；影響的研究綜述

[中圖分類號] F224；F752；F832.6 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼] A

我國是人口大國，是農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)大國，農(nóng)業(yè)是我國社會安全穩(wěn)定的基礎(chǔ)，也是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)。農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易不僅是我國對外貿(mào)易的重要組成部分，也是我國解決農(nóng)業(yè)問題的重要舉措。在世界貿(mào)易經(jīng)濟(jì)中，匯率作為各個國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展往來重要影響要素，會對我國社會經(jīng)濟(jì)各方面產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響。中國人民銀行決定自2014年3月17日起，銀行間即期外匯市場人民幣兌美元交易價浮動幅度由1%擴(kuò)大至2%，擴(kuò)大匯率波動幅度，加大市場決定匯率的力度，建立以市場供求為基礎(chǔ)、有管理的浮動匯率制度，增強(qiáng)人民幣匯率雙向浮動彈性。隨著人民幣匯率機(jī)制的不斷完善和發(fā)展，人民幣匯率無論是升值還是貶值，人民幣匯率變動將成為一種常態(tài)，人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易究竟會產(chǎn)生哪些影響？應(yīng)該如何應(yīng)對人民幣匯率帶來的風(fēng)險？這些問題成為研究重點(diǎn)。我國專家學(xué)者針對人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響進(jìn)行了大量的深入的研究，迄今為止，研究的成果多達(dá)80多篇，本文專門綜述人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的研究。

由于主要綜述人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響研究，而對此問題的研究主要是中國的專家學(xué)者，所以，本綜述主要綜述國內(nèi)專家學(xué)者對本問題的研究。

一、研究時間的綜述

眾所周知，中國人民銀行自2005年7月21日正式宣布人民幣匯率開始實(shí)施以市場供求為基礎(chǔ)，參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)的，有管理的浮動匯率制度。因此，在研究時間劃分上，以2005年為劃分界限，2005年之前為第一時間段，2005年（含2005年）至現(xiàn)在為第二時間段。

（一）第一時間段

人民幣匯率機(jī)制在1994年之前執(zhí)行的是固定匯率制，自1994年開始實(shí)施浮動匯率制度，所以最早關(guān)于人民幣匯率與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易關(guān)系的研究始于1994年顧煥章、李岳云、鐘甫寧的人民幣匯率并軌對農(nóng)業(yè)貿(mào)易影響，具體研究人民幣匯率與中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易關(guān)系最早始于1999年，鄭琰、馮中朝（1999）和鄭琰（2000）年時發(fā)表兩篇文章分別定性分析和定量分析了人民幣貶值對中國農(nóng)產(chǎn)品出口的影響，并得出中國農(nóng)產(chǎn)品出口額的變動對匯率的變動是缺乏彈性的結(jié)論。在以后的3年中對此問題的研究基本沒有，直到2004年，李岳云、宋海英（2004）和宋海英、趙慧娥（2004）根據(jù)彈性需求理論，對人民幣匯率變動影響我國農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易的條件和過程進(jìn)行了分析，同年，肖梅（2004）分析了在人民幣升值下動植物衛(wèi)生檢疫壁壘、知識產(chǎn)權(quán)壁壘等對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響。

（二）第二時間段

從2005年開始，我國對人民幣匯率對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的研究越來越多，一方面人民幣匯率不再單一盯住美元，而是參照一籃子貨幣，同時根據(jù)市場供求關(guān)系進(jìn)行浮動，人民幣匯率波動頻繁且波動大，人民幣對美元名義匯率從2005年7月21日的1美元兌8.11元人民幣，到2015年1月21日的1美元兌人民幣6.12，人民幣升值率為33%。另一方面，我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易也逐年增長，2013年中國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口金額為1，850.0億美元，那么，人民幣匯率與農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口之間的關(guān)系問題成為研究熱點(diǎn)。

二、研究方法的綜述

人民幣匯率對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的研究之所以成為研究熱點(diǎn)，得力于計算機(jī)技術(shù)的支持，已有的研究利用大量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，依賴于SPPS、EVIEWS等計算機(jī)軟件，更多地采用定量分析方法，對研究的事實(shí)和現(xiàn)象解釋得更有說服力，研究朝著精確化方向發(fā)展。當(dāng)然，定性分析法也不失為一種重要的歸納分析法。

（一）定性分析法綜述

定性分析法是在分析時運(yùn)用非計量經(jīng)濟(jì)模型的方法，基本有20余篇文章用了定性分析的方法，包括不同時間匯率絕對值的比較，匯率的相對數(shù)值的比較分析，不同時間農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口量或進(jìn)出口額的比較；定性分析的另一種方法是圖表法，運(yùn)用圖表法更直觀地反映人民幣匯率和農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展變化。特別是用定性分析法對人民幣匯率變動影響我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的一般原理、馬歇爾――勒納條件及J曲線效應(yīng)理論等進(jìn)行詳細(xì)的總結(jié)歸納。

（二）定量分析法綜述

定量分析法是分析時運(yùn)用計量經(jīng)濟(jì)模型的方法對人民幣匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響進(jìn)行分析。盡管不同的專家學(xué)者用的具體計量經(jīng)濟(jì)模型可能不同，但基本都是以普通最小二乘法（OLS）為最基本最基礎(chǔ)的分析方法，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行以下檢驗(yàn)：

第一，平穩(wěn)性檢驗(yàn)：為了避免經(jīng)濟(jì)時間序列偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，首先檢驗(yàn)人民幣匯率、農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口相關(guān)變量的平穩(wěn)性。用的較多的方法是ADF單位根檢驗(yàn)。

第二，協(xié)整性檢驗(yàn)：在對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，利用協(xié)整檢驗(yàn)判斷中國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口與各影響因素之間是否存在協(xié)整關(guān)系，以此確定變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)的方法運(yùn)用較多的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和EG協(xié)整檢驗(yàn)。

第三，誤差修正模型的建立：協(xié)整檢驗(yàn)只是用來檢驗(yàn)變量之間的是否存在長期穩(wěn)定的平穩(wěn)關(guān)系，短期內(nèi)我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口變動與人民幣匯率的關(guān)系可通過建立誤差修正模型進(jìn)行說明，考察各變量之間的短期變動關(guān)系。常用的模型有ECM模型，它能夠較好的反映變量之間的短期擾動情況。

第四，格蘭杰Granger因果檢驗(yàn)：協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果證明的是變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系，變量之間是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要做進(jìn)一步驗(yàn)證。研究農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易與人民幣匯率之間的因果關(guān)系常用的方法是格蘭杰Granger因果檢驗(yàn)法。

第五，脈沖響應(yīng)函數(shù)：脈沖響應(yīng)函數(shù)用于衡量來自隨機(jī)擾動項(xiàng)的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值的影響。人民幣匯率等自變量對農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的現(xiàn)在和未來將呈現(xiàn)怎樣的影響，脈沖響應(yīng)函數(shù)能進(jìn)行很好的刻畫。

有些學(xué)者在研究人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響時用加權(quán)最小二乘法（WLS），以解決模型的異方差性，提高模型擬合度。還有的學(xué)者在分析時用向量自回歸VAR模型、自回歸分布滯后模型ADL等。

三、研究數(shù)據(jù)綜述

在定性研究中，由于僅僅是相關(guān)數(shù)據(jù)的簡單比較分析，所以選擇數(shù)據(jù)進(jìn)行定性分析時較少具有連續(xù)性，多是有針對性的選擇數(shù)據(jù)，選擇或計算的數(shù)據(jù)要么是具有代表性的數(shù)據(jù)，如計算的近幾年的平均匯率，2005年7月21日人民幣匯率機(jī)制改革當(dāng)天的匯率；選擇或計算的數(shù)據(jù)要么是特殊的數(shù)據(jù)，如人民幣匯率近幾年的最大值或最小值，農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口的最大值或最小值。只有陳偉（2006）在利用重力模型定性分析人民幣名義匯率對水產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的影響時選擇了1994-2005年度數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析。

在定量研究中，由于是建立數(shù)學(xué)模型進(jìn)行實(shí)證分析，所以數(shù)據(jù)的選擇都是連續(xù)的，都是選擇某一段時間的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，有選擇一段時間的年度數(shù)據(jù)，也有選擇季度數(shù)據(jù)的，還有選擇月度數(shù)據(jù)的，這種選擇主要考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，選取季度或月度數(shù)據(jù)進(jìn)行研究的，所選數(shù)據(jù)較多是近10年的數(shù)據(jù)，如果選取的數(shù)據(jù)是年度數(shù)據(jù)，為了滿足模型對樣本量的要求，所選數(shù)據(jù)基本是2000年之前到最近的。選取數(shù)據(jù)年份最早的是顧煥章、李岳云、鐘甫寧（1994），選取1978至1991年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，其次是曹永峰（2007），他選取的是1980年至2005年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行的研究。

四、研究對象綜述

（一）人民幣匯率的選擇

綜觀已有的研究成果，盡管都是研究人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口的影響，但不同研究者選擇的人民幣匯率也不盡相同，概括起來，不同的研究者根據(jù)自己的研究所需主要分別用了人民幣名義匯率（NER）、人民幣名義有效匯率（NEER）和人民幣實(shí)際有效匯率（REER）三種匯率。大部分定性研究都是對人民幣名義匯率進(jìn)行研究。人民幣名義匯率、人民幣名義有效匯率和人民幣實(shí)際有效匯率都可以在相關(guān)資料和網(wǎng)站查詢，對于實(shí)際有效匯率研究人員也可以根據(jù)自己的特殊目的來設(shè)計加權(quán)平均數(shù)的計算方法、樣本貨幣范圍和貿(mào)易權(quán)重等相關(guān)參數(shù)，得出的結(jié)果可能存在一定的差異。

另外，只要不是研究人民幣匯率變動對某一國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的影響，基本都是選擇人民幣兌美元的匯率進(jìn)行研究。

（二）中國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易

作為另一個主要研究對象的我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易，現(xiàn)有的研究主要集中于以下幾方面：

第一，國家角度：許多研究是以整個中國的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口額和出口額作為研究對象，也有以整個中國的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口量和出口量作為研究對象。還有的僅研究人民幣匯率變動對中國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口或?qū)χ袊r(nóng)產(chǎn)品出口影響的研究。

第二，研究人民幣匯率變動對地方省際農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的影響：專門研究人民幣匯率變動對某省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的研究也較多，共有9篇文章對浙江省、山東省、江蘇省等省份的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口額的影響進(jìn)行了研究。

第三，研究人民幣匯率變動對某一種農(nóng)產(chǎn)品或某幾種農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的影響：對于人民幣匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的研究已經(jīng)越來越細(xì)化，細(xì)化到了對某種農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的研究，如對小麥進(jìn)口貿(mào)易、大豆進(jìn)口量、水產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易等的影響研究。

第四，研究人民幣匯率變動對不同進(jìn)口來源地、不同出口目的地農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的影響以及研究人民幣匯率變動對我國出口企業(yè)出口農(nóng)產(chǎn)品或進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品影響研究也越來越多。

隨著統(tǒng)計數(shù)據(jù)的豐富和研究技術(shù)的支持，除了將人民幣匯率和農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易作為研究對象外，現(xiàn)有的大量研究中還將影響農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的國民收入（國內(nèi)生產(chǎn)總值、工業(yè)增加值）、國內(nèi)國際價格水平（消費(fèi)者物價指數(shù)）、出口退稅等因素作為研究對象引入模型。更值得綜述的是，在研究人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響時，除了考慮匯率、農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口、國民生產(chǎn)總值等定量解釋變量外，還涉及了一些外貿(mào)政策、技術(shù)性貿(mào)易壁壘、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、季節(jié)變化、匯率機(jī)制等非定量解釋變量即定性變量的影響，對定性變量通過引入虛擬變量得以解決。

五、研究內(nèi)容綜述

在綜述了以上研究對象后，我們對研究內(nèi)容進(jìn)行綜述，研究內(nèi)容是用一定的研究方法研究人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易之間的關(guān)系是研究的主要內(nèi)容。概括起來，已有的研究對以上研究對象運(yùn)用最小二乘法、單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型等實(shí)證分析了以下主要幾個方面的研究內(nèi)容：

第一，研究人民幣匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響是否符合馬歇爾-勒納條件：根據(jù)馬歇爾-勒納條件（即ML條件），只有當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口商品的價格需求彈性絕對值之和大于1，匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易收支的影響效果才明顯。否則，影響效果不顯著。則人民幣匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易是否有影響，是否符合馬歇爾-勒納條件成為此問題的基本研究內(nèi)容。

第二，研究人民幣匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的J曲線效應(yīng)：J曲線效應(yīng)是指匯率貶值以后國際收支不會立即改善，等貶值一段時間后貶值的作用逐漸發(fā)揮，貿(mào)易收支逐漸發(fā)生改善。貿(mào)易收支隨時間的變化大致類似于字母J的形狀，故被稱為“J曲線效應(yīng)”。那么，人民幣匯率對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響是否也符合這種J曲線效應(yīng)，如果符合，人民幣匯率變動多長時間后會對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易產(chǎn)生影響，即匯率變動的時滯問題成為此問題的研究內(nèi)容之一。

第三，人民幣匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的影響是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，是否有短期影響效果也是重要的研究內(nèi)容。

總之，縱觀人民幣匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的已有研究，運(yùn)用越來越成熟的研究方法對人民幣匯率對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的馬歇爾-勒納條件、影響的時滯、影響的長短期均衡關(guān)系等展開深入的研究，并對不同的研究結(jié)論提出了許多建設(shè)性對策，這些對策無論對于我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展還是農(nóng)業(yè)的發(fā)展都具有深遠(yuǎn)影響。

[參 考 文 獻(xiàn)]

[1]顧煥章，李岳云，鐘甫寧.人民幣匯率并軌對中國農(nóng)業(yè)對外貿(mào)易及農(nóng)業(yè)利用外資的影響分析與對策建議[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，1994（3）：95-101

[2]鄭琰，馮中朝.人民幣匯率變動與我國農(nóng)產(chǎn)品出口對策[J].河南農(nóng)業(yè)，1999（12）：24

[3]鄭琰.人民幣匯率政策選擇對我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響[J].國際貿(mào)易問題，2000（4）：15-18

[4]李岳云，宋海英.人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易的影響機(jī)理[J].齊魯學(xué)刊，200（4）：85-87

[5]宋海英，趙慧娥.人民幣匯率變動對中國農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易的影響[J].世界農(nóng)業(yè)，200（7）：4-8

篇10

關(guān)鍵詞：人民幣升值 進(jìn)出口貿(mào)易額 回歸分析 對策

改革開放多年來，我國經(jīng)濟(jì)迅猛發(fā)展，尤其在加入世界貿(mào)易組織后，我國經(jīng)濟(jì)已經(jīng)成為世界經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，與世界經(jīng)濟(jì)的聯(lián)系越來越密切。據(jù)“海關(guān)統(tǒng)計資訊網(wǎng)”的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，2012年我國出口貿(mào)易總金額2.05萬億美元。出口貿(mào)易的增長使國內(nèi)的外匯儲備順差不斷上升，美國等西方國家一致強(qiáng)烈要求人民幣升值。在人民幣升值的情況下，鑒于出口貿(mào)易作為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動力之一，對我國經(jīng)濟(jì)增長具有重要意義，人民幣升值對進(jìn)出口貿(mào)易的影響亦引起了國內(nèi)外學(xué)者和業(yè)界的廣泛關(guān)注。本文將通過構(gòu)建計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，實(shí)證探討人民幣匯率升值對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響。

一、人民幣兌美元匯率變動趨勢

美國作為當(dāng)今世界上最大的經(jīng)濟(jì)體，它在全球經(jīng)濟(jì)中的領(lǐng)導(dǎo)地位短期內(nèi)沒有任何國家或經(jīng)濟(jì)體能夠撼動，這也使美元成為國際上流通最廣泛和被認(rèn)可的貨幣，因此任何一個國家貨幣相對美元匯率的變動將會對一個國家的經(jīng)濟(jì)帶來很大的影響。人民幣匯率在一段時間內(nèi)盯住單一美元，匯率在相對長的一段時間內(nèi)變動不大。自2005年7月21日人民幣匯率改革以來，人民幣對美元持續(xù)升值，截至2012年12月，累計升值22.36%，圖1是2005年1月-2012年12月人民幣平均匯率的走勢曲線圖，單位為1美元兌換的人民幣數(shù)值。

從圖1我們可以看出，2005年7月21日人民幣匯率改革以來，人民幣對美元匯率的變化總體趨勢為升值態(tài)勢。第一時期是2005年7月-2008年7月。2005年7月21日，中國人民銀行宣布實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)，參考一攬子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度，該階段人民幣對美元持續(xù)升值，連續(xù)突破1美元兌換8元人民幣和1美元兌換7元人民幣兩個整數(shù)位，累計升值16%，平均每年升值5%。第二時期是2008年8月-2010年5月。該階段人民幣對美元匯率相對穩(wěn)定，基本維持在1美元兌換6.82元人民幣水平上下浮動，匯率振蕩不大。第三時期是2010年6月-2012年12月。全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)得到有效緩解，美國等主要發(fā)達(dá)資本主義國家經(jīng)濟(jì)也開始復(fù)蘇，我國出口迅速恢復(fù)到經(jīng)濟(jì)危機(jī)之前的水平，人民幣匯率改革重新啟動，人民幣匯率彈性明顯增強(qiáng)，但總體趨勢是升值。

二、人民幣匯率升值對我國進(jìn)出口貿(mào)易額影響的實(shí)證分析

彈性分析理論認(rèn)為，匯率水平的調(diào)整是調(diào)節(jié)國際收支不平衡的基本手段，在符合“馬歇爾―勒納”條件時，貨幣貶值具有促進(jìn)出口、抑制進(jìn)口的作用；相反，貨幣升值具有促進(jìn)進(jìn)口、抑制出口的作用。本文依據(jù)彈性分析理論，基于人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口的影響能滿足“馬歇爾―勒納”條件，同時根據(jù)人民幣匯率升值對進(jìn)出口的影響原理，實(shí)證分析以下兩個假設(shè)：一是人民幣匯率升值與進(jìn)口貿(mào)易呈正向相關(guān)關(guān)系。人民幣升值國外產(chǎn)品的價格相對下降，因此我國進(jìn)口額增加。二是人民幣匯率升值與出口貿(mào)易呈負(fù)向相關(guān)關(guān)系。人民幣升值會提高出口產(chǎn)品在國際市場上的相對價格，削弱了我國產(chǎn)品的國際競爭力。因此相應(yīng)地使得我國產(chǎn)品的出口驟降。采用2005年1月-2012年12月的進(jìn)出口統(tǒng)計數(shù)據(jù)和人民幣匯率進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。利用人民幣匯率時間序列數(shù)據(jù)及外貿(mào)進(jìn)出口額，通過計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法來驗(yàn)證上述假設(shè)。產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國海關(guān)網(wǎng)，人民幣兌美元匯率數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(wǎng)公布的匯率中間價。

（一）人民幣匯率變動與我國進(jìn)出口額的相關(guān)分析。一般來說，本幣匯率下降，即本幣對外幣的比值降低，能起到促進(jìn)出口、抑制進(jìn)口的作用；若本幣匯率上升，即本幣對外幣的比值上升，則有利于進(jìn)口，不利于出口。我們利用2005-2012年我國進(jìn)口額和出口額統(tǒng)計表來進(jìn)行分析說明。

從圖2可以看出，人民幣兌美元名義匯率不斷下降，即人民幣不斷升值，我國的進(jìn)口額也呈現(xiàn)上升的趨勢。另一方面，人民幣升值后，將會對我國的出口產(chǎn)生一定的抑制作用，但我國的出口額也呈現(xiàn)著上升的趨勢。

從圖3和圖4可以看出，人民幣兌美元名義匯率分別與進(jìn)口額和出口額存在著線性關(guān)系。為進(jìn)一步說明線性相關(guān)程度，建立如下的回歸模型：

Y1=aX+c1

Y2=aX+c2

Y1表示進(jìn)口額，Y2表示出口額，X表示人民幣匯率；即分析各變量的變動關(guān)系。通過SPSS 17進(jìn)行相關(guān)性分析，計算相關(guān)系數(shù)均為r=0.991。根據(jù)匯率與進(jìn)出口貿(mào)易額的關(guān)系圖及計量經(jīng)濟(jì)學(xué)統(tǒng)計軟件分析結(jié)果，人民幣匯率變動與進(jìn)出口額相關(guān)性顯著（見表1）。

（二）人民幣名義匯率與進(jìn)出口額之間的回歸分析。利用SPSS 17統(tǒng)計軟件，首先對進(jìn)口額與人民幣兌美元匯率進(jìn)行回歸分析，得出結(jié)果如下：

Y1=51 371.447-5 533.357X （方程1）

從方程1可以看出，模型的線性關(guān)系較強(qiáng)，進(jìn)口額與人民幣兌美元匯率呈現(xiàn)出一種關(guān)系緊密的正相關(guān)性，這一線性回歸方程式說明：人民幣名義匯率每升值一個單位，進(jìn)口額增加5 533.357億美元，從實(shí)證分析結(jié)果來看，研究假設(shè)1成立，人民幣匯率升值使進(jìn)口額顯著增加。

同理，再利用SPSS 17統(tǒng)計軟件，進(jìn)行出口額與人民幣兌美元匯率的回歸分析，得出結(jié)果如下：

Y2=55 435.159- 5 822.093X（方程2）

方程2表明模型的線性關(guān)系較強(qiáng)。出口額與人民幣兌美元匯率呈現(xiàn)出一種關(guān)系緊密的正相關(guān)性，這一線性回歸方程式說明：人民幣名義匯率每升值一個單位，出口額增加5 822.093億美元，從實(shí)證分析結(jié)果來看，研究假設(shè)2不成立，人民幣匯率升值使出口貿(mào)易額也呈現(xiàn)增加趨勢。

（三）人民幣匯率與出口額增長率之間的分析。從以上實(shí)證分析結(jié)果來看，研究假設(shè)2不成立，人民幣匯率升值使得出口貿(mào)易額也呈現(xiàn)增加趨勢。為進(jìn)一步分析人民幣匯率升值與出口貿(mào)易額的關(guān)系，本文對人民幣匯率升值對我國出口貿(mào)易額增長率進(jìn)行分析（見表2）。

由于經(jīng)濟(jì)危機(jī)影響，造成2009年貿(mào)易額明顯降低，本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行修正，剔除2009年數(shù)據(jù)，分析結(jié)果如下頁圖5。

從圖5結(jié)果看，在我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的情況下，出口貿(mào)易額增長速度呈現(xiàn)總體下降趨勢，說明人民幣升值后，盡管出口貿(mào)易額短期內(nèi)持續(xù)增加，但從長遠(yuǎn)看人民幣升值對我國出口貿(mào)易起到抑制作用。

通過構(gòu)建計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，以人民幣匯率和進(jìn)出口貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進(jìn)行研究，結(jié)果表明，研究假說1成立，研究假說2不成立。即人民幣匯率升值已導(dǎo)致進(jìn)口顯著增加，但短期內(nèi)尚未對出口貿(mào)易造成顯著的不利影響。毋庸置疑，面對人民幣匯率不斷升值的態(tài)勢，從長期來看我國的出口貿(mào)易必然會受到很大的負(fù)面影響。

三、對人民幣匯率變動影響的對策建議

（一）加強(qiáng)成本控制，保證國際市場份額。進(jìn)出口貿(mào)易是加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必要條件，利潤是貿(mào)易永恒的追求目標(biāo)，但市場是實(shí)現(xiàn)利潤的載體。在人民幣匯率升值在市場和利潤不可兼得的情況下，應(yīng)堅(jiān)持要市場，而不要拘泥于一時的利益得失。只有市場在，才會存在發(fā)展的轉(zhuǎn)機(jī)，在匯率升值影響利潤危及市場時應(yīng)堅(jiān)持寧可一時利潤受損，也要千方百計保住市場的原則。在保證質(zhì)量的基礎(chǔ)上不斷降低出口成本。通過降低出口成本，努力化解匯率升值造成的利潤損失。從原材料選購到生產(chǎn)、加工、包裝、運(yùn)輸直至出口全過程的每個環(huán)節(jié)都要強(qiáng)化管理，精打細(xì)算，節(jié)約挖潛，把成本費(fèi)用降至最低。需要注意的是，在降低成本的同時不能忽視產(chǎn)品質(zhì)量的保證，這樣才有可能在市場競爭中取得優(yōu)勢。

（二）調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級。我國外貿(mào)出口企業(yè)以中小型企業(yè)為主，很多企業(yè)都處在求生存的階段，缺乏品牌長遠(yuǎn)規(guī)劃，出口產(chǎn)品大多以低價取勝。在人民幣升值的背景下，許多缺乏競爭力的中小企業(yè)因抵抗風(fēng)險能力弱而紛紛倒閉，大大降低了國內(nèi)出口，出口企業(yè)要加大技改投入，加快產(chǎn)品升級換代，努力提高產(chǎn)品質(zhì)量和附加值，減少價低利薄的低檔次產(chǎn)品出口，擴(kuò)大質(zhì)量效益和有自有品牌的產(chǎn)品出口，提高出口產(chǎn)品的綜合競爭力，走差異化、品牌化之路。人民幣升值有可能迫使一些企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)品的升級換代，從質(zhì)量上和品牌上提升出口競爭力，在這段期間內(nèi)，企業(yè)的管理者和決策者應(yīng)該制定出與經(jīng)濟(jì)政策變動相適應(yīng)的生產(chǎn)、銷售、研發(fā)策略，合理利用國內(nèi)和國際市場兩種資源，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快企業(yè)創(chuàng)新，增加對工作人員的技術(shù)培訓(xùn)，提高企業(yè)抗風(fēng)險的能力，實(shí)現(xiàn)制造業(yè)的整合和現(xiàn)代化，使人民幣升值對出口貿(mào)易的不利影響最小化，同時，隨著勞動力成本和其他管理成本的提高，簡單勞動密集型生產(chǎn)的加工企業(yè)逐漸喪失了比較優(yōu)勢，企業(yè)決策者應(yīng)該抓住機(jī)遇，把資金、技術(shù)、土地、人力資源用于具有高競爭力產(chǎn)業(yè)的發(fā)展上，促進(jìn)出口產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和技術(shù)升級，轉(zhuǎn)變外貿(mào)增長方式。

（三）轉(zhuǎn)變我國發(fā)展戰(zhàn)略，由外向型向內(nèi)需型轉(zhuǎn)變。人民幣升值會加速我國的通貨緊縮，減少經(jīng)濟(jì)增長，增加失業(yè)壓力。通貨緊縮給進(jìn)出口企業(yè)的融資和國內(nèi)需求都將帶來負(fù)面影響。而人民幣升值從長期來看，會迫使我國出口規(guī)模收縮，加大國內(nèi)就業(yè)壓力。我國出口企業(yè)應(yīng)積極調(diào)整市場戰(zhàn)略，在積極發(fā)展對外貿(mào)易的同時，也要努力開拓國內(nèi)市場，刺激國內(nèi)需求，減少對外貿(mào)出口的依賴，以彌補(bǔ)人民幣升值對出口抑制的損失。作為世界上人口最多、最大的發(fā)展中國家，單純的依靠出口導(dǎo)向的外向型發(fā)展戰(zhàn)略是非常危險的，過度的依賴國際市場，很容易受到國際市場的沖擊，影響經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。因此我們要實(shí)施擴(kuò)大內(nèi)需的政策來拉動我國經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長的又好又快發(fā)展。

（四）調(diào)整市場營銷策略，靈活選擇結(jié)匯幣種。根據(jù)不同的出口地區(qū)，可與外商協(xié)調(diào)，選擇其他在國際市場流通且匯率穩(wěn)定的幣種作為結(jié)匯外幣，如歐元、日元、英鎊等，而不要單一盯美元一種外幣，這也是國家建立彈性匯率體制所提倡的。因此，企業(yè)要注意培養(yǎng)積累懂外匯知識的專業(yè)人才，密切關(guān)注各幣種匯率的變化，采取有效措施選擇結(jié)匯外幣品種，避免風(fēng)險。J

參考文獻(xiàn)：

1.蘇飛.人民幣升值對我國出口貿(mào)易影響的實(shí)證研究――基于匯率風(fēng)險視角[J].安徽大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2012，（4）.

2.吳鈞.人民幣匯率升值對農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口的影響――以江蘇省的實(shí)證檢驗(yàn)為例[J].安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，2009，37（7）.

3.張軍，李君君.基于中美貿(mào)易數(shù)據(jù)的人民幣升值對中國出口貿(mào)易影響的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2010，（2）.

4.李樂樂，王曉晴.人民幣匯率變動對我國貿(mào)易的影響分析[J].國際商貿(mào)，2012，（11）.

5.中國人民銀行網(wǎng)：.

6.海關(guān)統(tǒng)計資訊網(wǎng)：http：///customsstat.

作者簡介：