進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題精選(九篇)

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第1篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題范文

關(guān)鍵詞：一帶一路；廣西農(nóng)產(chǎn)品；進(jìn)出口貿(mào)易；風(fēng)險控制

基金項目：廣西高校人文社會科學(xué)重點研究基地――老區(qū)精神與老少邊地區(qū)發(fā)展研究中心2016年科研項目（編號：LQ15A02，負(fù)責(zé)人：周叮波）；百色學(xué)院2015年特色優(yōu)勢專業(yè)建設(shè)項目（編號：2015TSZY02）

一帶一路戰(zhàn)略使得我國與周邊國家的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易往來變得更加密切，對廣西農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展起到了十分關(guān)鍵的促進(jìn)作用。然而，隨著一帶一路戰(zhàn)略的實施，使得全球經(jīng)濟(jì)一體化趨勢不斷強(qiáng)化，貿(mào)易風(fēng)險由此不斷加大。在一帶一路背景下，廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險控制具有十分重要的意義，為其貿(mào)易的進(jìn)一步發(fā)展帶來了新的歷史機(jī)遇，是促進(jìn)廣西經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的關(guān)鍵舉措。但是，在一帶一路背景下廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險控制還存在諸多方面的問題，因此，必須對其進(jìn)行有效的分析，并制定針對性的策略，全面強(qiáng)化廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險控制能力。

1.一帶一路背景下廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險控制的重要性

1.1 我國一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略實施的重要要求

一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略的實施進(jìn)程不斷加快，對我國整個對外貿(mào)易的發(fā)展都起到了十分重要的推動作用。廣西作為我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大省，其各項農(nóng)產(chǎn)品在出口貿(mào)易中具有較高的競爭優(yōu)勢，近些年來其對農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口的需求也在不斷擴(kuò)大。而在一帶一路背景下實施有效的貿(mào)易風(fēng)險控制成為當(dāng)前廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的重要舉措，同時也是我國實施一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略的重要要求，其風(fēng)險控制情況將直接關(guān)系到我國一帶一路沿線各省及各國農(nóng)產(chǎn)品乃至整個貿(mào)易的發(fā)展，對一帶一路戰(zhàn)略的順利實施產(chǎn)生了十分重要的影響。因此，從一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略的實施來看，廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易實施有效的風(fēng)險控制顯得十分必要。

1.2 廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易健康發(fā)展的重要基礎(chǔ)

近年來廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易取得了高速的發(fā)展成效，其所帶來的收益不斷增多，尤其是在一帶一路建設(shè)背景下，廣西農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易更是呈現(xiàn)出不斷高速發(fā)展的趨勢。而在貿(mào)易風(fēng)險不斷加大的當(dāng)前，其對廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展產(chǎn)生了十分重要的影響，所以必須全面強(qiáng)化對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易風(fēng)險的控制，以此提升廣西農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展的有效性，爭取更多的利潤。進(jìn)出口貿(mào)易能否取得健康長期發(fā)展，關(guān)鍵在于對全球化背景下貿(mào)易風(fēng)險的控制情況，因此從當(dāng)前一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略的不斷實施情況來看，全面強(qiáng)化風(fēng)險控制是廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易實現(xiàn)健康發(fā)展的重要基礎(chǔ)。

1.3 有助于減小廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的風(fēng)險和損失

貿(mào)易風(fēng)險的存在使得廣西農(nóng)產(chǎn)品在實施進(jìn)出口貿(mào)易的過程中不可避免地面臨很多的損失，而隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化趨勢的不斷加強(qiáng)，尤其是在一帶一路建設(shè)背景下，沿線各國經(jīng)濟(jì)金融的聯(lián)系更加密切，貿(mào)易風(fēng)險在一定程度上將被放大，各項農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口風(fēng)險會威脅廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。在一帶一路建設(shè)背景下，強(qiáng)化風(fēng)險控制時減小廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險及其損失的關(guān)鍵所在，也是當(dāng)前我國整個貿(mào)易發(fā)展所面臨及需要解決的重要問題，必須要給予其充分的重視。

1.4 能夠有效提升農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的整體競爭力

隨著一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略的不斷實施，使得廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易變得越來越頻繁，廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易實現(xiàn)了新的發(fā)展契機(jī)，其可以在現(xiàn)有的基礎(chǔ)上充分借助于一帶一路發(fā)展的機(jī)遇，加強(qiáng)與周邊國家之間的貿(mào)易往來，強(qiáng)化風(fēng)險控制，減小風(fēng)險損失，進(jìn)而提升其農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的整體競爭力。在農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口方面，其可以根據(jù)現(xiàn)實需求選擇性的進(jìn)口所需要的農(nóng)產(chǎn)品，實現(xiàn)全放聯(lián)動的風(fēng)險控制模式，有效降低農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口的成本，更好地滿足本地區(qū)市場的需求。

2.一帶一路背景下廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險控制存在的問題

2.1 對一帶一路的把握和利用程度有限

一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略的實施是我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展到一定階段所實施的必然性戰(zhàn)略，其關(guān)系到我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的多個方面，對各行業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生了巨大的影響。目前廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易在風(fēng)險控制方面還存在諸多的問題，首先是對一帶一路的把握和利用程度不高，使其難以通過與貿(mào)易國家之間的深入合作實現(xiàn)對風(fēng)險的有效控制。從比較優(yōu)勢來看，一帶一路沿線各國在農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)和進(jìn)出口方面都具有各自的優(yōu)勢，而隨著貿(mào)易的不斷發(fā)展，其風(fēng)險性因素不斷增加，對其控制程度將直接影響到整個農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展。廣西在進(jìn)行農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的過程中還沒有對其有效的把握，使其難以通過有效的風(fēng)險防范措施來服務(wù)于農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)出口貿(mào)易，進(jìn)而限制了其貿(mào)易的健康有序發(fā)展。

2.2 政府部門的支持和引導(dǎo)政策不到位

政府部門相關(guān)政策的支持和引導(dǎo)對一帶一路背景下廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易具有十分關(guān)鍵的影響。當(dāng)前在廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的過程中，政府部門的相關(guān)工作還存在諸多的不足之處，使其所面臨的貿(mào)易風(fēng)險具有不斷加強(qiáng)的趨勢，長期來看將嚴(yán)重影響廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的健康發(fā)展。一方面，目前政府部門對廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的整體把握程度有限，難以根據(jù)一帶一路制定出有效的政策來服務(wù)于廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展，對各項風(fēng)險因素的考量不周，對風(fēng)險的具體識別與規(guī)避沒有進(jìn)行有效的指導(dǎo)。另一方面，政府部門現(xiàn)有的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險控制措施還沒有得到有效的施行，使得廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易在實施風(fēng)險控制的過程中還存在一定的盲目性，難以強(qiáng)化風(fēng)險控制能力，進(jìn)而限制了其農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的健康發(fā)展。

2.3 對國際貿(mào)易市場風(fēng)險的預(yù)測和應(yīng)對能力有限

隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化趨勢的不斷強(qiáng)化，使得國際貿(mào)易所面臨的風(fēng)險因素不斷增多，其復(fù)雜性不斷提升，尤其是在一帶一路背景下，各國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易往來更加密切，其風(fēng)險的識別與控制難度不斷提升。廣西農(nóng)a品進(jìn)出口貿(mào)易在發(fā)展的過程中還缺乏對市場風(fēng)險的預(yù)測和應(yīng)對能力。一方面，隨著一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略的推進(jìn)，各項農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險因素變得越來越復(fù)雜，其預(yù)測的難度不斷提升，而大部分農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口企業(yè)的規(guī)模較小、能力有限，因此在風(fēng)險預(yù)測方面存在事實上的難度。另一方面，由于在一帶一路背景下農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易風(fēng)險具有不斷變化和增強(qiáng)的趨勢，使得廣西農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易企業(yè)在風(fēng)險控制方面難以采取傳統(tǒng)的方法與模式，貿(mào)易風(fēng)險控制的難度不斷增大，進(jìn)而在很大程度上限制了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的順利發(fā)展。

2.4 缺乏專業(yè)化的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易風(fēng)險控制人才

一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略的實施對各方面人才的需求不斷提升。在廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險控制方面，其還缺乏專業(yè)化的貿(mào)易風(fēng)險控制人才，對其整個貿(mào)易的發(fā)展都造成了諸多的不利影響。一方面，行業(yè)內(nèi)現(xiàn)有的從業(yè)人員難以得到關(guān)于貿(mào)易風(fēng)險方面的有效培訓(xùn)，使其在農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險控制方面的各項技能得不到有效的提升，進(jìn)而限制了整個廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易在一帶一路背景下的風(fēng)險控制能力。另一方面，如前所述廣西農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易企業(yè)的整體規(guī)模較小，其利潤水平有限，使其在實施對外貿(mào)易的過程中難以通過制定和實施完善的人力資源管理機(jī)制等從外部引進(jìn)專業(yè)化的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易風(fēng)險控制人才，現(xiàn)有的風(fēng)險控制人員團(tuán)隊得不到有效強(qiáng)化，限制了其貿(mào)易的整體發(fā)展，因此使其在一帶一路背景下的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易變得更為艱難。

3.一帶一路背景下廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易風(fēng)險控制的對策建議

3.1 全面提升對一帶一路戰(zhàn)略的把握和利用程度

在一帶一路背景下，廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易要想實施有效的風(fēng)險控制，必須要首先提升對一帶一路戰(zhàn)略的把握和利用程度，充分借助現(xiàn)有的機(jī)遇，提升風(fēng)險控制意識。一方面，要對一帶一路沿線各國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易需求進(jìn)行分析，對其各項農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易政策進(jìn)行解讀，在此基礎(chǔ)上完善其農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口策略，根據(jù)一帶一路戰(zhàn)略的實施情況逐步推進(jìn)其貿(mào)易策略。另一方面，要通過有效的市場分析，對一帶一路戰(zhàn)略可能會帶來的諸多層面的影響進(jìn)行分析，并在此基礎(chǔ)上對廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)行風(fēng)險防范，提升整個農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易行業(yè)的風(fēng)險意識，充分借助一帶一路戰(zhàn)略促進(jìn)廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。

3.2 強(qiáng)化政府部門相關(guān)政策的支持和引導(dǎo)能力

政府部門相關(guān)政策的支持和引導(dǎo)能力是廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易在一帶一路背景下得以實施有效的風(fēng)險控制的關(guān)鍵性舉措。一方面，政府部門要通過對一帶一路背景下農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易風(fēng)險因素及其變化進(jìn)行分析，對現(xiàn)有的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易政策進(jìn)行修正和完善，根據(jù)廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的現(xiàn)實發(fā)展情況，對其風(fēng)險控制情況進(jìn)行有效的指導(dǎo)，避免其在貿(mào)易過程中面臨較大的損失。另一方面，要根據(jù)整個農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展情況，創(chuàng)新貿(mào)易風(fēng)險控制機(jī)制，充分提升對一帶一路未來發(fā)展的預(yù)測能力，完善政府部門的各項職能，制定有效的風(fēng)險預(yù)防和控制機(jī)制，使得廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易在一帶一路背景下的風(fēng)險控制能夠具有充分完善的保障。

3.3 加強(qiáng)對國際貿(mào)易市場風(fēng)險的預(yù)測與應(yīng)對能力

有效的風(fēng)險控制得益于對風(fēng)險的預(yù)測和應(yīng)對能力，在一帶一路背景下，廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易要想不斷提升其風(fēng)險控制能力，首先要通過建立完善的風(fēng)險預(yù)警機(jī)制，對整個市場的變化進(jìn)行有效的分析，通過充分借助歷史數(shù)據(jù)的分析，在此基礎(chǔ)上對各項風(fēng)險因素進(jìn)行分析，找出其根源，以一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略為依托，提升對風(fēng)險的預(yù)測能力，便于實施進(jìn)一步的風(fēng)險控制。另外，要不斷提升風(fēng)險控制能力，通過在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易企業(yè)內(nèi)部建立完善的風(fēng)險規(guī)避體系、風(fēng)險控制實施體系等方法，對各項風(fēng)險進(jìn)行識別，形成協(xié)調(diào)高效的風(fēng)險控制模式，全面提升廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的風(fēng)險控制能力。

3.4 實施農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易風(fēng)險控制人才戰(zhàn)略

廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易企業(yè)一方面要根據(jù)一帶一路發(fā)展戰(zhàn)略沿線各國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易情況，對現(xiàn)有的從業(yè)人員進(jìn)行關(guān)于風(fēng)險預(yù)防與控制方面的培訓(xùn)，使其掌握先進(jìn)的風(fēng)險控制理念與方法，在實際的工作過程中不斷提升對風(fēng)險控制方法的應(yīng)用能力，切實提升廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易各企業(yè)的風(fēng)險控制能力。另一方面，要促使各貿(mào)易企業(yè)通過實施完善的人力資源管理機(jī)制，從外部高校、企業(yè)及科研院所中引進(jìn)一批專業(yè)化的貿(mào)易風(fēng)險管理人才，充實現(xiàn)有的人才團(tuán)隊，使先進(jìn)的風(fēng)險控制理念與方法能夠順利流入各貿(mào)易企業(yè)中，保證廣西農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易能夠在一帶一路建設(shè)背景下得以實現(xiàn)健康長期發(fā)展。

結(jié)語

有效的貿(mào)易風(fēng)險控制是一帶一路背景下廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的關(guān)鍵所在，但是其在貿(mào)易發(fā)展過程中所面臨的風(fēng)險具有不斷加大的趨勢。從本文的研究來看，廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易應(yīng)該從全面提升對一帶一路戰(zhàn)略的把握和利用程度、強(qiáng)化政府部門相關(guān)政策的支持和引導(dǎo)、加強(qiáng)對國際貿(mào)易市場風(fēng)險的預(yù)測和應(yīng)對能力、實施農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易風(fēng)險控制人才戰(zhàn)略等方面出發(fā)，全面提升對各項貿(mào)易風(fēng)險的控制。以此實現(xiàn)廣西農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易在一帶一路戰(zhàn)略背景下的健康長期發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

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第2篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題范文

關(guān)鍵詞：進(jìn)出口貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長；國內(nèi)生產(chǎn)總值；最小二乘法

一、引言

改革開放以來，我國對外貿(mào)易的發(fā)展十分迅猛。進(jìn)出口總額從1990年的5560.1億元上升到2014年的264300億元，僅僅25年間貿(mào)易總額就增加了47倍。與此同時，GDP從1990年的18667.8億元上升到2014年的636463億元，增加了33倍，首次突破60億元的大關(guān)。進(jìn)出口總額占GDP的比重，1990年為29.8%，而2014年則達(dá)到了41.5%，經(jīng)濟(jì)增長對外貿(mào)的依賴性越來越大，對外貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長中的地位越來越高，經(jīng)濟(jì)增長與進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系也因此成為經(jīng)濟(jì)學(xué)者研究的一個熱點問題。

然而傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論告訴我們，國內(nèi)生產(chǎn)總值按支出法可表示為Y=C+I+G+X-M，這一公式會讓我們直觀的認(rèn)為出口增加，GDP也會隨之增加，而進(jìn)口增加則會導(dǎo)致GDP下降。實踐中經(jīng)濟(jì)增長與進(jìn)出口貿(mào)易真的只是這樣簡單的關(guān)系嗎？進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長到底有多大的推動作用？經(jīng)濟(jì)增長是與進(jìn)口額還是出口額亦或是凈出口額有關(guān)？本文將通過實證分析來回答這些問題。

二、 研究文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外關(guān)于進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的相關(guān)研究非常多。張世晴（2009）基于1978～2007年的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用HP濾波以及協(xié)整分析方法來研究進(jìn)出口貿(mào)易總額與我國經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，結(jié)果表明在反映對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用時，使用進(jìn)出口貿(mào)易總額這一指標(biāo)比單純的出口額、進(jìn)口額、凈出口額指標(biāo)更為恰當(dāng)；劉秀梅（2013）利用我國1990～2011年的相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，通過SPSS軟件對我國的GDP與出口額、進(jìn)口額、凈出口額分別進(jìn)行回歸分析，指出GDP與進(jìn)出口總額的相關(guān)性較大，進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系主要體現(xiàn)在對外貿(mào)易總額上，而不是單一的出口或凈出口；張兵兵（2013）運(yùn)用回歸模型以及CF濾波分析等方法，根據(jù)1952～2011年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，指出只有出口總額與GDP增長有顯著相關(guān)關(guān)系，只有出口是促進(jìn)我國GDP增加的正向因素；周建萌（2012）采用格蘭杰檢驗和協(xié)整檢驗方法進(jìn)行研究，指出短期內(nèi)進(jìn)出口總額與GDP之間的關(guān)系不顯著，但從長期來看對外貿(mào)易總額對GDP的影響顯著，而GDP對外貿(mào)總額的影響不顯著。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)多側(cè)重于研究出口或凈出口對GDP的作用，而研究進(jìn)口額對經(jīng)濟(jì)增長的文獻(xiàn)則較少，將四個指標(biāo)集中在一起進(jìn)行分析的更是少之又少。本文將基于我國1990～2014年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，采用最小二乘法分別對這四個指標(biāo)與GDP之間的關(guān)系進(jìn)行回歸分析，從而更準(zhǔn)確的說明我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。

三、對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的理論基礎(chǔ)

早在19世紀(jì)古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的產(chǎn)生時代，貿(mào)易在一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位就受到了極大的關(guān)注。英國古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家亞當(dāng)?斯密最早提出了自由貿(mào)易可以提高世界資源配置效率。約翰?穆勒指出貿(mào)易具有兩種利益，即直接利益和間接利益，直接利益表現(xiàn)在通過國際分工，可以使生產(chǎn)資源向效率較高的部門轉(zhuǎn)移，從而提高經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出和實際收入，此外通過貿(mào)易還可以得到本國不能生產(chǎn)的原材料、設(shè)備等；間接利益表現(xiàn)在通過專業(yè)化分工推動國內(nèi)生產(chǎn)過程的創(chuàng)新和改良，提高勞動生產(chǎn)率，同時通過進(jìn)口造成新的需求，刺激儲蓄的增加，加速資本積累。

之后也有很多經(jīng)濟(jì)學(xué)家進(jìn)一步研究了貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的作用。羅伯特遜指出“貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)動機(jī)”的命題，認(rèn)為貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長具有很大的拉動作用；納克斯對這一命題進(jìn)行進(jìn)一步的深入研究，指出較高的出口增長率可以通過多種途徑來帶動經(jīng)濟(jì)的增長。

四、我國進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證分析

1990～2014年間，我國的進(jìn)出口貿(mào)易總額與GDP基本呈逐年增長的趨勢，個別年份雖有波動但波幅較小。直觀的來說，GDP增速比對外貿(mào)易總額增速要快得多，并在2014年突破了60億元的大關(guān)，但理性分析之后可以發(fā)現(xiàn)，進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比重在逐年提高，由1990年的29.8%上升到2014年的41.5%，對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響越來越大。

1. 變量選擇與數(shù)據(jù)來源

本文在假定其他因素對經(jīng)濟(jì)增長的影響不變的前提下，采用GDP來衡量經(jīng)濟(jì)增長，用Y來表示，作為被解釋變量。出口額、進(jìn)口額、凈出口額和進(jìn)出口總額這四個指標(biāo)為解釋變量，分別用X1，X2，X3，X4來表示。然后搜集相關(guān)年份的GDP以及貿(mào)易數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于1990-2014年的《中國統(tǒng)計年鑒》。

2. 模型建立與分析

本文用Y表示GDP，以此衡量經(jīng)濟(jì)增長，作為被解釋變量，用X1，X2，X3，X4分別代表出口額、進(jìn)口額、凈出口額和進(jìn)出口總額這四個指標(biāo)，建立各自的一元線性回歸模型：Y=a+bX（i）+e，i=1，2，3，4.其中a為常數(shù)項，b為各個變量的回歸系數(shù)，e為誤差項，服從正態(tài)分布。運(yùn)用Eviews7.2軟件進(jìn)行回歸，結(jié)果如表1。

（1）GDP與出口總額

對解釋變量進(jìn)行顯著性檢驗，其中t=21.80825，p值小于0.001，F(xiàn)=475.6，方程的各個系數(shù)均可以通過顯著性檢驗，且系數(shù)為正，調(diào)整后的R平方=0.951865，說明模型的擬合優(yōu)度較高，表明我國GDP與出口額之間具有很強(qiáng)的正相關(guān)性，出口額每增加1個單位，GDP增加3.756786個單位。

（2）GDP與進(jìn)口總額

傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論告訴我們，進(jìn)口增加會導(dǎo)致GDP下降，然而從另一種角度來說，進(jìn)口能夠彌補(bǔ)國內(nèi)所缺乏的資源，節(jié)約生產(chǎn)成本，提高資源利用效率，從而對經(jīng)濟(jì)增長有積極的作用。GDP與進(jìn)口總額究竟存在怎樣的關(guān)系？

其中t=23.68115，p值小于0.001，F(xiàn)=560.7970，各個系數(shù)都可以通過顯著性檢驗，且系數(shù)均為正，調(diào)整后的R平方=0.958890，說明模型的擬合優(yōu)度很高，表明GDP與進(jìn)口總額之間也存在極強(qiáng)的正相關(guān)性，進(jìn)口額每增加1個單位，GDP增加4.380834個單位，否定了進(jìn)口增加會導(dǎo)致GDP下降這一說法。

（3）GDP與凈出口額

凈出口額=出口額-進(jìn)口額。

（4）GDP與進(jìn)出口總額

從以上回歸可以發(fā)現(xiàn)，GDP與出口總額和進(jìn)口總額之間都存在很強(qiáng)的相關(guān)性，因此與進(jìn)出口總額的相關(guān)性也應(yīng)當(dāng)很強(qiáng)。為了進(jìn)行驗證，本文對GDP與進(jìn)出口總額也進(jìn)行了簡單的回歸。

其中t=23.00874，p值小于0.001，F(xiàn)=529.4023，調(diào)整后的R平方=0.958364，各個系數(shù)均通過顯著性檢驗，而且模型的擬合優(yōu)度很高，表明GDP與進(jìn)出口總額之間存在極強(qiáng)的正相關(guān)性，進(jìn)出口貿(mào)易總額每增加1個單位，GDP增長2.025368個單位。

綜上我們可以發(fā)現(xiàn)：出口額、進(jìn)口額以及進(jìn)出口總額與GDP增長之間都存在很強(qiáng)的相關(guān)性，而凈出口額與GDP之間的回歸方程擬合優(yōu)度較差，兩者的相關(guān)性較弱。因此，我國進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系主要體現(xiàn)在進(jìn)出口總額上，而不是由單一的凈出口或出口總額所決定。

五、結(jié)論與政策建議

回歸結(jié)果表明，進(jìn)口額、出口額以及進(jìn)出口總額與我國的經(jīng)濟(jì)增長之間都存在很強(qiáng)的相關(guān)性，而且各項系數(shù)均為正數(shù)，表明無論是出口還是進(jìn)口，對我國經(jīng)濟(jì)增長都具有顯著的正向影響。出口額每增加1個單位，GDP增加3.756786個單位，進(jìn)口額每增加1個單位，GDP增加4.380834個單位。單純認(rèn)為進(jìn)口增加會導(dǎo)致GDP下降的觀點缺乏實證依據(jù)的支撐，我們應(yīng)該重視進(jìn)出口總額對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。

傳統(tǒng)的觀點認(rèn)為出口越多越好，這固然可以促進(jìn)我國GDP的增加，但是通過回歸分析我們發(fā)現(xiàn)進(jìn)口總額的增加對GDP也有很強(qiáng)的推動作用，因此我國應(yīng)該堅持進(jìn)口與出口并重的外貿(mào)策略，不能一味的只強(qiáng)調(diào)出口，而應(yīng)保證進(jìn)出口貿(mào)易平衡發(fā)展，此外政府部門應(yīng)規(guī)范對我國對外貿(mào)易的管理，減少對進(jìn)口的人為干預(yù)，在保護(hù)國內(nèi)市場免受外國干擾的同時，適度擴(kuò)大資源相對稀缺、缺少相關(guān)技術(shù)的產(chǎn)業(yè)的進(jìn)口，充分發(fā)揮進(jìn)口的技術(shù)替代效應(yīng)，從而推動我國經(jīng)濟(jì)的增長。

參考文獻(xiàn)：

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[2]張世晴，陳文政.進(jìn)出口總額與GDP增長的聯(lián)動關(guān)系――基于1978-2007年數(shù)據(jù)的分析[J].財經(jīng)科學(xué)，2009（12）.

[3]張兵兵.進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)動性關(guān)系研究――基于1952-2011年中國數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析[J].國際貿(mào)易問題，2013（04）.

[4]周建萌，陳瑤.中國進(jìn)出口貿(mào)易對GDP影響的實證分析[J].企業(yè)導(dǎo)報，2012（16）.

第3篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題范文

自上世紀(jì)70年代末廣東省簽訂第一份毛紡織品來料加工協(xié)議,在珠海創(chuàng)辦了我國首家加工貿(mào)易企業(yè)之后,加工貿(mào)易在我國開始出現(xiàn)并獲得了迅速發(fā)展。改革開放三十年來,我國經(jīng)濟(jì)建設(shè)取得了巨大進(jìn)步,對外貿(mào)易的發(fā)展尤其迅速,1978年中國對外貿(mào)易進(jìn)出口總額僅有206.4億美元,而2008年全國對外貿(mào)易總額達(dá)到了25697億美元,增長了124.5倍。加工貿(mào)易在我國對外貿(mào)易中起著至關(guān)重要的作用,1981年中國加工貿(mào)易進(jìn)出口總額為24.85億美元,約占中國對外貿(mào)易總量的5.64%,這一比例隨著年代的增長而不斷增大,2007年中國加工貿(mào)易進(jìn)出口總額達(dá)到了9861億美元,比1981年增長367.4倍,占我國對外貿(mào)易總量的45.4%;到2008年,我國加工貿(mào)易進(jìn)出口10535.9億美元,增長6.8%,占我國對外貿(mào)易總量的41%,已成為我國對外貿(mào)易發(fā)展中的“半壁江山”。加工貿(mào)易的蓬勃發(fā)展增加了國民收入,創(chuàng)造了大量的就業(yè)機(jī)會,帶動了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級,而且在國外先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗的引進(jìn)等方面也發(fā)揮了重要作用。那么,加工貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易總額之間的關(guān)系如何?本文將對此問題進(jìn)行分析。

二、協(xié)整分析的基本理論

宏觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域研究過程涉及的變量大多為非平穩(wěn)變量。對這些非平穩(wěn)變量,如果我們僅僅采用傳統(tǒng)的回歸建模方法進(jìn)行研究,有時可能會產(chǎn)生虛假相關(guān)和虛假回歸現(xiàn)象。在虛假相關(guān)和虛假回歸基礎(chǔ)上得出的結(jié)論,必然是不正確的結(jié)論;在這些不正確的結(jié)論基礎(chǔ)上所做的決策,也必然是不正確的決策。為避免由虛假相關(guān)、虛假回歸導(dǎo)致的不正確結(jié)論和決策,我們有必要摒棄傳統(tǒng)的建模方法,采用適合非平穩(wěn)變量的新方法對相關(guān)問題進(jìn)行研究。最近幾十年來發(fā)展起來的協(xié)整分析正是解決這一問題的一種非常好的方法。

協(xié)整分析要求所研究的變量是同階單整的。檢驗變量序列單整性的常用方法是單位根檢驗,這里我們采用迪基、富勒提出的ADF檢驗方法。

假設(shè)要檢驗序列是否為形式的單位根過程,可以對模型進(jìn)行估計,然后檢驗或。這一檢驗不能采用傳統(tǒng)的t檢驗和F檢驗,為解決這一問題,迪基、富勒給出了檢驗所需的臨界值表。檢驗時,研究者只需將t統(tǒng)計量和F統(tǒng)計量與給定自由度和給定顯著性水平下的臨界值相比較即可。這一檢驗被稱為DF檢驗。

由于DF檢驗中不能保證方程的殘差為白噪聲,為解決這一問題,迪基、富勒假設(shè)隨機(jī)過程服從AR(P)過程,對DF檢驗進(jìn)行了修正,形成了增廣的DF檢驗即ADF檢驗。

當(dāng)變量序列經(jīng)ADF檢驗證明為同階單整時,它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系,此時可對其進(jìn)行協(xié)整檢驗。常用的協(xié)整檢驗方法包括恩格爾-格蘭杰兩步法和Johansen的系統(tǒng)分析法。這里我們采用恩格爾-格蘭杰提出的E-G兩步法。其檢驗過程是,首先不考慮變量之間的協(xié)整性,對其進(jìn)行普通最小二乘回歸,這一步常被稱為協(xié)整回歸?；貧w后對模型的殘差做單位根檢驗。如果檢驗結(jié)果表明殘差序列為平穩(wěn)的,則說明所研究的兩變量之間存在協(xié)整關(guān)系;如果檢驗結(jié)果表明殘差序列非平穩(wěn),則所研究變量間不存在協(xié)整關(guān)系。由于整個檢驗過程分為兩步,因此習(xí)慣上將此方法稱為E-G兩步法。

當(dāng)兩個變量之間存在協(xié)整關(guān)系時,我們可以區(qū)分二者之間的長期關(guān)系和短期動態(tài),并分別進(jìn)行研究。而誤差修正模型是一種能同時考慮變量間這兩種關(guān)系的模型。

在協(xié)整分析基礎(chǔ)上建立誤差修正模型的基本步驟是:首先做變量之間的協(xié)整分析,發(fā)現(xiàn)其協(xié)整關(guān)系,即長期均衡關(guān)系,求出協(xié)整向量,并以其滯后一期作為誤差修正項。然后,將誤差修正項作為一個解釋變量,與其他反映短期波動的解釋變量一起,建立短期模型,即誤差修正模型。

三、我國加工貿(mào)易與進(jìn)出口總額關(guān)系分析

我國加工貿(mào)易和進(jìn)出口總額關(guān)系的協(xié)整分析涉及到的變量序列主要為加工貿(mào)易進(jìn)出口總額和進(jìn)出口貿(mào)易總額。其數(shù)據(jù)均取自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

根據(jù)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)理論,首先對變量序列做單位根檢驗。考慮到可能存在的異方差等問題,我們對變量序列本身、對變量序列的對數(shù)、變量序列對數(shù)的一階差分分別做ADF檢驗,檢驗結(jié)果見表(其中manu表示加工貿(mào)易進(jìn)出口總額,為加工貿(mào)易進(jìn)出口總額的對數(shù),為加工貿(mào)易進(jìn)出口總額對數(shù)的一階差分;tot表示我國進(jìn)出口貿(mào)易總額,為進(jìn)出口貿(mào)易總額的對數(shù),為進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)出口總額對數(shù)的一階差分):

檢驗結(jié)果表明,加工貿(mào)易進(jìn)出口總額和進(jìn)出口貿(mào)易總額序列均為非平穩(wěn)序列,其對數(shù)序列也為非平穩(wěn)序列,而其一階差分序列均為平穩(wěn)序列。也就是說,兩變量同為I(1)過程,是同階單整的。

由于兩變量序列為同階單整,因此可以采用E-G兩步法對我國加工貿(mào)易進(jìn)出口總額與進(jìn)出口貿(mào)易總額之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗。

根據(jù)相關(guān)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論,首先建立協(xié)整回歸模型:

對其殘差進(jìn)行檢驗,發(fā)現(xiàn)殘差序列為平穩(wěn)序列,因此可認(rèn)為我國加工貿(mào)易與進(jìn)出口總額之間存在協(xié)整關(guān)系。

第4篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題范文

近年來，隨著信息技術(shù)的深入發(fā)展以及全球經(jīng)濟(jì)化的進(jìn)一步推進(jìn)，電子商務(wù)交易額突飛猛進(jìn)地增長。據(jù)我國商務(wù)部統(tǒng)計，2015年我國電子交易的規(guī)模達(dá)到了20.8萬億元，預(yù)計2016年其規(guī)模達(dá)到22萬億元，然而2015年來我國對外貿(mào)易持續(xù)走低，2015年其增長率為－7.1%，2016年其增長率為－0.89%。在這樣的背景下，通過分析電子商務(wù)與國際貿(mào)易的具體關(guān)聯(lián)程度，對充分利用電子商務(wù)開展國際貿(mào)易顯得尤為重要。

2文獻(xiàn)綜述

隨著電子商務(wù)與國際貿(mào)易聯(lián)系的日益緊密，關(guān)于電子商務(wù)與國際貿(mào)易之間關(guān)系的研究也逐漸成為一個熱門的課題，國內(nèi)外學(xué)者從不同的角度深入分析了前者對后者的影響。在國外，TerziN.(2011)通過調(diào)查電子商務(wù)對國際貿(mào)易影響發(fā)現(xiàn)電子商務(wù)基本上能夠給所有國家?guī)斫?jīng)濟(jì)效益。但是短期內(nèi)這些收益可能集中在發(fā)達(dá)國家，但從長遠(yuǎn)來看，對發(fā)展中國家將更有利。電子商務(wù)增加國際貿(mào)易的總額。［1］WarfB認(rèn)為不同媒體的數(shù)字融合開啟的互聯(lián)網(wǎng)視頻使得電子商務(wù)將為大多數(shù)中小型企業(yè)提供接觸國家和全球市場的機(jī)會成為可能，使得國際貿(mào)易的主體更加多元化。［2］DaCostaE.(2016)認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)對于美國小型企業(yè)發(fā)展國際業(yè)務(wù)發(fā)揮著日益強(qiáng)大的作用。他把電子商務(wù)戰(zhàn)略描述成為全世界中小企業(yè)開展國際貿(mào)易的重要機(jī)會。［3］SandvigJ.C.通過對527個全球頂級購物網(wǎng)站的登錄頁面以及移動技術(shù)如何影響Google移動搜索結(jié)果進(jìn)行技術(shù)分析。發(fā)現(xiàn)動員技術(shù)對于全球電子商務(wù)的發(fā)展發(fā)揮至關(guān)重要的作用。［4］在國內(nèi)，喬陽(2012)把跨境電子商務(wù)看成一把“雙刃劍”，認(rèn)為其對國際貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。它通過簡化貿(mào)易流程，變革企業(yè)的經(jīng)營模式積極推動了后者的發(fā)展，但同時也拉大了發(fā)展中國家與發(fā)達(dá)國家之間的差距，惡化了發(fā)展中國家的貿(mào)易環(huán)境，并且由于電子商務(wù)的“虛擬性”，造成了大量稅款的流失。［5］張淮亮(2016)從定性和定量兩方面分析了跨境電子商務(wù)對國際貿(mào)易的影響，認(rèn)為跨境電子商務(wù)通過改變經(jīng)營主體，縮短交易流程以及降低企業(yè)的交易成本，極大地促進(jìn)了我國國際貿(mào)易的發(fā)展。［6］趙旭明(2016)認(rèn)為跨境電子商務(wù)通過帶動對外貿(mào)易增長以及改善外貿(mào)企業(yè)的管理進(jìn)一步推進(jìn)我國外貿(mào)的轉(zhuǎn)型。［7］張愛琴(2016)和鄭紅明(2016)基于產(chǎn)業(yè)鏈的視角，對跨境電子商務(wù)與國際貿(mào)易二者之間的關(guān)系進(jìn)行了實證分析，結(jié)果表明跨境電子商務(wù)交易額與國際貿(mào)易總額之間存在長期均衡的正向相關(guān)關(guān)系，并且二者的波動呈同向變化。［8］［9］李伯杏(2016)和李子(2014)基于國家的層面，通過理論模型與實證分析相結(jié)合的方法對二者關(guān)系進(jìn)行研究，得出二者存在長期的正向影響關(guān)系的結(jié)論。［10］［11］總體來看，國內(nèi)外的研究基本都是基于國家的角度，只有少數(shù)幾個學(xué)者研究了具體省份的電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系，但是基于湖南省的研究幾乎沒有。當(dāng)前，湖南省作為“一帶一路”戰(zhàn)略的核心省份，其進(jìn)出口貿(mào)易的總額相對較低，研究兩者的關(guān)系，對實現(xiàn)湖南省的崛起具有重大的意義?；诖?，本文將利用協(xié)整分析的方法，對湖南省電子商務(wù)與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行深入探討。

3電子商務(wù)對國際貿(mào)易影響的作用機(jī)制

隨著電子商務(wù)的發(fā)展，國際貿(mào)易從各個方面都發(fā)生改變。第一，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的高速發(fā)展，使得信息在全球范圍內(nèi)的傳播速度顯著提高，同時，企業(yè)可以通過互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)實現(xiàn)與境外的合作公司“面對面”交流，大幅度地降低企業(yè)的生產(chǎn)成本，提高企業(yè)的盈利能力;第二，電子商務(wù)降低了行業(yè)的進(jìn)入門檻，使得更多的中小企業(yè)開始從事國際貿(mào)易，極大地拓寬了國際貿(mào)易交易主體的范圍;第三，電子商務(wù)獨(dú)特的優(yōu)勢弱化了地理位置的重要性，使得各生產(chǎn)要素能夠在全球范圍內(nèi)實現(xiàn)最優(yōu)配置，進(jìn)一步擴(kuò)大了國際貿(mào)易的市場規(guī)模;第四，國家可以通過在全國范圍內(nèi)推行電子商務(wù)打破傳統(tǒng)的以關(guān)稅為主的貿(mào)易壁壘和部分發(fā)達(dá)國家的新貿(mào)易壁壘，有效地促進(jìn)跨國企業(yè)的發(fā)展，提高我國對外貿(mào)易總額;第五，電子商務(wù)平臺的搭建可以實現(xiàn)外貿(mào)企業(yè)與相關(guān)部門之間的網(wǎng)上對接，減少傳統(tǒng)國際貿(mào)易中的大多數(shù)環(huán)節(jié)，進(jìn)一步提高企業(yè)的交易效率以及優(yōu)化國際貿(mào)易的流程。電子商務(wù)通過以上五個方面很大程度地提高了進(jìn)出口貿(mào)易的總量，其傳導(dǎo)機(jī)制如下圖所示。

4實證分析過程

4.1指標(biāo)的選取以及數(shù)據(jù)的來源。文章基于研究的需要，從數(shù)據(jù)的可獲取性，以及主客觀相一致的原則，最終選取湖南省進(jìn)出口貿(mào)易總額(Y)作為被解釋變量，用湖南省電子商務(wù)交易額(X1)、網(wǎng)民規(guī)模(X2)來衡量湖南省電子商務(wù)的發(fā)展水平，作為模型的解釋變量。網(wǎng)民規(guī)模代表電子商務(wù)發(fā)展的基礎(chǔ)設(shè)施，另外，電子商務(wù)交易額能更加直觀地反映電子商務(wù)的發(fā)展?fàn)顩r，所以基本可以用這兩個指標(biāo)來衡量其發(fā)展水平。同時電子商務(wù)的應(yīng)用起步較晚，所以本文只截取了湖南省2010年到2016年的數(shù)據(jù)作為樣本。本文所選取的數(shù)據(jù)主要來源于2010—2015年湖南省統(tǒng)計局的《湖南省統(tǒng)計年鑒》與中國電子商務(wù)研究中心的《湖南省電子商務(wù)發(fā)展報告》。數(shù)據(jù)真實可靠，能夠用來做模型分析。4.2變量的單位根檢驗。為了消除時間序列可能存在的異方差現(xiàn)象，本研究將對變量取自然對數(shù)，分別用LNY，LNX1，LNX2表示，同時用DLNY，DLNX1，DLNX2來表示變量之間的一階差分，并且鑒于文章所使用的數(shù)據(jù)為時間序列，為了有效地減少模型的虛假回歸現(xiàn)象，因此在做協(xié)整檢驗之間，筆者將運(yùn)用ADF單位根檢驗方法對各變量的自然對數(shù)和差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。根據(jù)表1，可以看到變量LNY，LNX1，LNX2都是不平穩(wěn)的，但是其一階差分DLNY，DLNX1，DLNX2都是平穩(wěn)的，這說明湖南省電子商務(wù)水平和進(jìn)出口貿(mào)易之間可能存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，因此，本文接下來將使用OLS來確定三者之間的協(xié)整關(guān)系，文章接下來對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗。4.3Johansen協(xié)整檢驗。筆者通過反復(fù)對模型的變量數(shù)據(jù)進(jìn)行實驗，發(fā)現(xiàn)其滯后階數(shù)為2時，AR根均落于位圓內(nèi)，所以此時的模型是最優(yōu)的，其被估參數(shù)也是最有效的。因此，為了確保檢驗結(jié)果的盡可能合理有效，故選擇滯后二階。同時，文章根據(jù)有特征根跡檢驗方法對三個變量LNX1，LNX2，LNY之間協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗，其檢驗結(jié)果見表2。由表2可以看出在5%的顯著性水平下，LNX1，LNX2，LNY三個變量之間存在協(xié)整關(guān)系。這說明，有95%的可靠性表明電子商務(wù)發(fā)展水平與進(jìn)出口貿(mào)易存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，同時接下來，文章用最小二乘法來確定這三個變量具體的協(xié)整關(guān)系，其數(shù)學(xué)公式如下:LNY=0.2786LNX1+0.7214LNX2+6.229(1)AdjustR－square:0.97Durbin－watsonStat:1.93通過Eviews檢驗?zāi)Ｐ?，得到R2為0.97，表明這三個變量之間有很好擬合度，回歸可靠性為97%，即電子商務(wù)總額、網(wǎng)民規(guī)模能夠?qū)M(jìn)出口貿(mào)易總額的97%做出解釋，D.W的檢驗值為1.93，很接近2，表明這三個變量之間不存在多重共線性。同時變量的回歸系數(shù)都在1%的顯著性在水平下顯著。以上參數(shù)表明，模型中的變量對進(jìn)出口貿(mào)易的影響因素具有較好的關(guān)系表征。通過公式(1)，我們可以看出電子商務(wù)交易額和網(wǎng)民規(guī)模對進(jìn)出口貿(mào)易總額有著正面的影響。電子商務(wù)交易額每提高1%，進(jìn)出口貿(mào)易總額將提升0.2786%;網(wǎng)民規(guī)模每提高1%，會促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易總額提升0.7214%，從長期來看，電子商務(wù)交易額對進(jìn)出口貿(mào)易總額的正向作用大于網(wǎng)民規(guī)模對進(jìn)出口貿(mào)易總額的影響。這與湖南省現(xiàn)階段的實際情況相符。從2010年開始，電子商務(wù)總額的提高與進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展一直保持著同一增長趨勢。

5結(jié)論

第一，電子商務(wù)的發(fā)展水平與進(jìn)出口貿(mào)易之間存在長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系，同時實證結(jié)果還表明電子商務(wù)的總額和網(wǎng)民規(guī)模的擴(kuò)大是湖南省進(jìn)出口貿(mào)易增加的格蘭杰原因，說明電子商務(wù)的發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易存在正向的影響，我們可以利用電子商務(wù)這一新時代的產(chǎn)物來提高進(jìn)出口貿(mào)易總額。第二，網(wǎng)民規(guī)模對湖南省進(jìn)出口貿(mào)易的正向影響要大于電子商務(wù)對其的影響。這說明湖南省電子商務(wù)對進(jìn)出口貿(mào)易的影響有限，對于電子商務(wù)在國際貿(mào)易領(lǐng)域的應(yīng)用還有待提高，這與湖南省的省情也是相符合的，湖南省電子商務(wù)的發(fā)展落后于浙江、江蘇、廣東等東部沿海地區(qū)，在其發(fā)展中還存在很多問題，例如:基礎(chǔ)設(shè)施不完善，法制不健全，電子商務(wù)人才短缺等。

6政策建議

第5篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題范文

關(guān)鍵詞：外商直接投資；國內(nèi)生產(chǎn)總值；國際貿(mào)易

中圖分類號：F742文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000-176X(2007)01-0089-09

一、引言

近年來，全球外資流量的增長率超過了其他任何世界經(jīng)濟(jì)主要綜合指數(shù)，全球?qū)ν庵苯油顿Y流量由1990年的201億美元迅速升至為2000年的15 092億美元，增長了374．1倍（IMF資料）。在中國，隨著改革開放后我國經(jīng)濟(jì)實力的不斷增強(qiáng)和融入世界經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程的加快，越來越多的外商直接投資涌向中國。自1994年起我國已連續(xù)12年居發(fā)展中國家利用外商投資第一位，在全球僅次于美國居第二位，并且在2002年實際利用FDI（指外商直接投資，以下均同）規(guī)模超過500億美元，首次超越美國，成為世界上利用FDI最多的國家，F(xiàn)DI對我國的經(jīng)濟(jì)增長起了很大的推動作用，伴隨著FDI的大量涌入，我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值和進(jìn)出口貿(mào)易也不斷創(chuàng)下新高，F(xiàn)DI成了中國經(jīng)濟(jì)增長的強(qiáng)大動力。

外商直接投資與國民經(jīng)濟(jì)增長方面：從2002年開始，我國利用外資的規(guī)模持續(xù)超過500億美元，外商直接投資成為我國GDP持續(xù)快速發(fā)展的一個有力支撐。由于FDI拓寬了融資渠道，克服了自有發(fā)展資金的不足，并且擺脫了銀行儲蓄投資的約束，從而直接和間接地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長，使資金達(dá)到更高的效用水平，在資本相對貧乏的國家在不減少消費(fèi)的情況下，可以通過更多的外來投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。在FDI與經(jīng)濟(jì)增長方面，陳景煌、陳浪南（2002）認(rèn)為我國FDI與GDP的關(guān)系是正線性相關(guān)；任永菊（2003）實證分析證明了FDI與GDP存在長期關(guān)系, 其因果關(guān)系隨著滯后期的不同而不同；陳偉國、趙兵（2004）、杜江（2002）等都認(rèn)為FDI對資本形成和積累有積極作用，并推動了我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。FDI與GDP之間的良性互動關(guān)系將在后面的實證分析中得到證明。

外商直接投資（FDI）與國際貿(mào)易方面：外商直接投資被普遍認(rèn)為正在取代國際貿(mào)易，成為全球經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)動機(jī)，是促使東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和加快全球經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程的催化劑（葛順奇［3］）。小島清［9］指出FDI可以在投資國與東道國之間創(chuàng)造新的貿(mào)易機(jī)會，使貿(mào)易在更大的規(guī)模上進(jìn)行，當(dāng)東道國具有了基于FDI的“生產(chǎn)函數(shù)改變后的比較優(yōu)勢”時，顯然會導(dǎo)致東道國對外貿(mào)易能力的增強(qiáng)，國際貿(mào)易與FDI之間呈現(xiàn)互補(bǔ)效應(yīng)。楊迤（2000），錢曉英、賴明勇、張大奇（2001），李琴［1］等通過實證分析，得出我國FDI流入與進(jìn)出口存在長期正相關(guān)關(guān)系，F(xiàn)DI提升了我國貿(mào)易產(chǎn)品的競爭力，改善了進(jìn)出口結(jié)構(gòu)，促進(jìn)了國際貿(mào)易；李平、范躍進(jìn)（2003）通過“綜合動因模型”及經(jīng)驗分析，認(rèn)為我國貿(mào)易自由化促進(jìn)了FDI流入；王創(chuàng)（2005）認(rèn)為FDI與出口在長期范圍內(nèi)存在互補(bǔ)關(guān)系，但FDI與進(jìn)口的長短期關(guān)系卻有所不同，在短期內(nèi)FDI與進(jìn)口貿(mào)易互補(bǔ)，但在長期卻表現(xiàn)為相互替代。對外直接投資與國際貿(mào)易（主要是出口貿(mào)易）之間主要是互補(bǔ)或者是替代的關(guān)系，國外的學(xué)者們已經(jīng)證明了這一點，具體要根據(jù)母國（或跨國公司）投資的動機(jī)、類型和發(fā)展階段而定。Helmberger和Schmitz(1970)指出，國際貿(mào)易和對外直接投資之間是互補(bǔ)關(guān)系還是替代關(guān)系其實是一個實證問題而非理論問題，在不同的國家實證結(jié)果可能會顯示出差異性。作為貿(mào)易大國，F(xiàn)DI對中國進(jìn)出口貿(mào)易的影響不容忽視，因此相關(guān)的實證研究具有重要的現(xiàn)實意義。

國民經(jīng)濟(jì)增長（GDP）與國際貿(mào)易方面：FDI既作為直接的因果關(guān)系出現(xiàn)，同時也作為聯(lián)系國際貿(mào)易與真實經(jīng)濟(jì)增長的橋梁存在。我國的出口貿(mào)易主要通過勞動投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，從彈性系數(shù)看，出口勞動投資增長以及投資勞動經(jīng)濟(jì)增長的作用都很大，我國的出口貿(mào)易主要是通過帶動國內(nèi)投資和外商投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的。對于我國是否為出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)增長國家一直有著廣泛的爭論，大部分實證分析表明，二者存在雙向因果關(guān)系筆者認(rèn)為，出口貿(mào)易對于經(jīng)濟(jì)增長有著明確的直接推動作用，而經(jīng)濟(jì)增長是間接通過諸如吸引FDI等因素來影響出口貿(mào)易，二者影響的方式有所不同而已。在后文國民經(jīng)濟(jì)增長與國際貿(mào)易的數(shù)據(jù)分析中也可以體現(xiàn)出這一點，即中國屬于出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)增長國家。

隨著經(jīng)濟(jì)全球化速度的加快，F(xiàn)DI成為全球化浪潮的一個重要特征。中國作為發(fā)展中國家中吸收FDI的第一大國和全球經(jīng)濟(jì)增長最快的國家之一，常常被引以為例說明FDI的有力影響。研究FDI、GDP以及進(jìn)出口貿(mào)易三者之間的關(guān)系將有助于深入了解我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀以及形成對宏觀經(jīng)濟(jì)決策的參考，以下將基于我國1983―2005年間的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，從定性和定量的角度揭示以上三者之間的相互關(guān)系。

一、 FDI與GDP相關(guān)性的實證研究

在相關(guān)的理論中，以美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家H．錢納里和A．斯特勞特1969年創(chuàng)立的兩缺口模型最具代表性。該模型認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要受三種因素約束：一是儲蓄約束，即國內(nèi)需求水平低,不足以支持國內(nèi)投資需求的擴(kuò)張，影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展；二是外匯約束，有限的外匯收入不足以支付經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需要的資本品和消費(fèi)品進(jìn)口，阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展；三是吸收能力約束，即由于缺乏必需的技術(shù)和管理，無法有效地使用外資和各種資源，從而影響生產(chǎn)率的提高和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，錢納里等人認(rèn)為，如果發(fā)展中國家能成功利用外資便可以逐漸克服儲蓄、外匯和技術(shù)的約束，增加國民總儲蓄和總投資，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。對于我國體現(xiàn)國民經(jīng)濟(jì)增長的GDP而言，F(xiàn)DI的作用是顯著的，表一是我國1983―2005年共23年間的GDP、進(jìn)出口額、FDI的數(shù)據(jù)統(tǒng)計：

數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局網(wǎng)站www．stats．gov．cn 及商務(wù)部網(wǎng)站www．mofcom．gov．cn 公布數(shù)據(jù)整理而得。

1．FDI對于GDP的作用：根據(jù)其中的GDP和FDI數(shù)據(jù)繪成圖一顯示二者不同年份的變化（為了便于更直觀的顯示二者變化，GDP的單位為百億元，F(xiàn)DI的單位仍為億美元）：

圖一GDP&FDI年份變化圖

由圖一并結(jié)合我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展史可以大致定性地看出，1983―1991年我國的經(jīng)濟(jì)受益于改革開放政策而開始顯示活力并快速發(fā)展，對于FDI的吸引作用自1991年起凸顯，1991―1997年FDI開始快速增長，得益于此我國的GDP在這段時間內(nèi)加速增長。1997―2001年FDI增長的勢頭減緩甚至開始回落，相應(yīng)地GDP雖然持續(xù)增長，但是增長速度開始趨緩，這段時期處于對過去FDI進(jìn)行消化和調(diào)整的階段。2002―2005年FDI再次迅速增長，并突破500億美元，GDP也相應(yīng)地迎來了又一次加速增長，這些表現(xiàn)大致可以從表一的數(shù)據(jù)中得到驗證。為了進(jìn)一步研究二者之間的相關(guān)性，同時也為了增加模型建立的準(zhǔn)確性增強(qiáng)確定系數(shù)R SQUARE的說服力，我們繼續(xù)根據(jù)表一的數(shù)據(jù)繪出GDP與FDI之間關(guān)系的平滑散點圖，如圖二所示：

圖二GDP―FDI關(guān)系散點圖

圖二中的散點圖與冪函數(shù)曲線類似，即y=a0+a1xb+e，根據(jù)散點圖確定模型可以增強(qiáng)確定系數(shù)R方的解釋力度與可靠性。由于對冪函數(shù)本身不便于做相關(guān)分析，而引入對數(shù)后更容易得到平穩(wěn)數(shù)據(jù)且不會改變時間序列的性質(zhì)和相互關(guān)系，因此我們對函數(shù)本身進(jìn)行對數(shù)變換后得到如下模型：

lnGDPt=a0+a1lnGDPt-1+a2lnFDIt+a3lnFDIt-1+e （1）

其中，GDPt為當(dāng)年的國內(nèi)生產(chǎn)總值，LnGDPt作為被解釋變量即因變量出現(xiàn)；GDPt-1為上一年度的國內(nèi)生產(chǎn)總值；FDIt為當(dāng)年的外商直接投資，F(xiàn)DIt-1為上一年度的外商直接投資，三者的自然對數(shù)作為解釋變量即自變量出現(xiàn)；a0為常數(shù)項，a1、a2、a3為自變量系數(shù)，e為誤差。FDI對于GDP是一個累計作用，考慮到較t-1期更早的變量對于GDP的作用相對t期和t-1期的貢獻(xiàn)度較低，在模型中只考慮到t-1期(在后面的分析結(jié)果中可以得到這一結(jié)論)；而其他影響GDP的因素我們都?xì)w結(jié)到GDPt-1中，這樣便于模型集中研究GDP―FDI之間的關(guān)系?；诒硪坏臄?shù)據(jù)整理后經(jīng)SPSS11．0統(tǒng)計分析軟件進(jìn)行多元線性回歸分析，得到結(jié)果如表二：

表三的相關(guān)和回歸分析輸出結(jié)果顯示，原模型中的t-1期FDI無需考慮，這也驗證了最初我們對于FDI年份變量的引入設(shè)置上是正確的，而同時常數(shù)項也可以從模型中去除，這一點很容易理解，t-1期的GDP已經(jīng)涵蓋了常數(shù)項的作用。而其他兩個主要變量的t值均通過了1%的顯著水平檢驗。根據(jù)分析的結(jié)論，模型應(yīng)該重新調(diào)整為：

lnGDPt=0．923lnGDPt-1+0．195lnFDIt+e （2）

模型表明，F(xiàn)DIt增加一個百分點，對于GDPt的貢獻(xiàn)則有0．476個百分點，也就是說，F(xiàn)DI增長10%可以拉動GDP增長4．76%?？梢娔壳癋DI對于我國的GDP增長作用很明顯，其中一個可能的原因就是博取人民幣的升值帶來的資本收益而流入，F(xiàn)DI還欠缺適當(dāng)?shù)墓芾砗鸵龑?dǎo)。為了同時比較GDP對于FDI的吸引作用，以下我們進(jìn)行GDP對于FDI的作用的實證分析。

2．GDP對于FDI的作用：二者隨年份的變化見圖一所示，二者之間的關(guān)系散點圖可以參考圖二，只是橫軸和縱軸變量互換，由于篇幅所限，在此不再顯示。我們依據(jù)上述同樣思路，建立模型：

lnFDIt=a0+a1lnGDPt+a2lnGDPt-1+a3lnFDIt-1+e（3）模型中的變量說明同A中的解釋，通過SPSS11．0分析結(jié)果如下：

表四中調(diào)整后的確定系數(shù)為0．972，說明自變量對于因變量的解釋比較充分；而通過F檢驗說明方程變量間的顯著關(guān)系成立；D-W值顯示不存在明顯的序列相關(guān)性。

上述自變量中LnGDPt-1通過檢驗結(jié)果可以從原模型中剔除，其他自變量的相關(guān)系數(shù)均通過了1%顯著水平的t檢驗，即拒絕原假設(shè)H0，從而得到FDIt-1、GDPt與因變量FDIt顯著相關(guān)的結(jié)論。原模型修正為

lnFDIt=1．216lnGDPt+0．911lnFDIt-1+e （4）

根據(jù)模型計算，GDP增長10%，吸引的FDI將會增加4．76%。通過1、2兩項分析結(jié)果比較（特別是對比標(biāo)準(zhǔn)相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)）以及上述的計算結(jié)果可以得出一個結(jié)論，即目前我國GDP增長對于FDI的吸引力相比FDI對于GDP的貢獻(xiàn)來講，兩者的相互作用很接近；另一個方面，GDP的增長比例中一個重要的原因在于我國吸引的FDI的高速增長。

二、FDI與國際貿(mào)易相關(guān)性的實證研究

在世界經(jīng)濟(jì)中，國際直接投資是最能體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)全球化概念的經(jīng)濟(jì)運(yùn)作方式之一，且與國際貿(mào)易有著密不可分的內(nèi)在聯(lián)系。隨著經(jīng)濟(jì)全球化的進(jìn)程加快，從總體上看，國際對外直接投資與國際貿(mào)易相互作用、相互促進(jìn)，都在大幅度增加和日益擴(kuò)大。影響國際貿(mào)易增長的因素有許多，從理論上講，僅就國際貿(mào)易與國際直接投資的關(guān)系而言，直接投資究竟是構(gòu)成對貿(mào)易的替代，還是產(chǎn)生了對貿(mào)易的創(chuàng)造，這主要取決于國際直接投資的類型。在FDI與國際貿(mào)易相互數(shù)量關(guān)系上，蒙代爾的替代模型、Markusen和小島清的互補(bǔ)模型是對國際貿(mào)易和國際直接投資數(shù)量關(guān)系進(jìn)行界定的一般理論模型。以下首先根據(jù)表一數(shù)據(jù)繪出進(jìn)出口貿(mào)易與FDI之間的關(guān)系圖（為了更直觀的比較二者的年份變化，進(jìn)出口額的單位選為十億美元）：

圖三進(jìn)出口額&FDI年份變化圖

圖三中進(jìn)出口額與FDI隨年份的變化過程大致與圖一中GDP與FDI的變化階段相同，在1991―1997年間以及2001―2005年間隨著FDI的快速增長，進(jìn)出口貿(mào)易額相應(yīng)地得到一段加速增長期，并于2004年突破萬億美元關(guān)口，使我國的國際貿(mào)易進(jìn)入了一個新的階段。同第二部分研究方法一樣，為了進(jìn)一步凸顯二者的相關(guān)關(guān)系以及增加模型建立的可靠性，我們繼續(xù)繪制出進(jìn)出口額與FDI之間的散點圖：

圖四進(jìn)出口額―FDI關(guān)系散點圖

圖四中的散點圖同樣與冪函數(shù)曲線類似，為此我們建立相同的模型：

lnExImt=a0+a1lnExImt-1+a2lnFDIt+a3lnFDIt-1+e （5）

模型中ExImt和ExImt-1分別表示t期（當(dāng)年）和t-1期（上一年）的進(jìn)出口額，其余變量說明同前，通過SPSS11．0分析結(jié)果如下：

表六中調(diào)整后的確定系數(shù)為0．991，方程顯著通過F統(tǒng)計，D-W約為2（2．061）表明模型誤差項不存在序列相關(guān)性。表七是相關(guān)與回歸分析輸出結(jié)果：

上述結(jié)果排除了FDIt-1對于當(dāng)期進(jìn)出口額的影響，可見FDI對于進(jìn)出口的影響是滯后性的，主要是對第二年的進(jìn)出口額產(chǎn)生影響，這與經(jīng)驗上的理解也是吻合的，投資不會產(chǎn)生即時效應(yīng)。T檢驗依然通過了1%的顯著水平測試，共線性統(tǒng)計應(yīng)用的方差膨脹因子表明自變量之間不存在明顯的共線性作用。根據(jù)以上分析結(jié)果，模型修正為：

lnExImt=1．08lnExImt-1+0．143lnFDIt+e （6）

FDI增長10%將會帶來進(jìn)出口貿(mào)易2．73%的增長，這一比例并不高，F(xiàn)DI對于進(jìn)出口貿(mào)易的直接的作用并不是很明顯，外資大量流入的目的并不主要是增大出口換取利潤，而是由于其他原因，如人民幣升值帶來的資本收益、QFII投資等，與前面關(guān)于FDI的作用的結(jié)論相吻合。

三、GDP與國際貿(mào)易相關(guān)性的實證研究

近年來我國的GDP與進(jìn)出口貿(mào)易均保持了高速增長，由于進(jìn)出口貿(mào)易對于GDP的直接貢獻(xiàn)作用以及貢獻(xiàn)比例，二者隨時間的變化曲線的趨勢應(yīng)該比較吻合，這一點從圖五中可以看出，1991―1997年以及2001―2005年GDP和進(jìn)出口貿(mào)易增長均大幅增長。

圖五GDP―進(jìn)出口額年份變化圖

圖六GDP―進(jìn)出口額關(guān)系散點圖

圖六GDP與進(jìn)出口額的散點圖示與前面研究的兩種相關(guān)關(guān)系略有不同，圖中顯示二者的相關(guān)關(guān)系既類似于前面的冪函數(shù)形式同時也類似于線性關(guān)系（如果去除1997―2001年之間的異常數(shù)據(jù)，這種類似則非常明顯），而在我們的經(jīng)驗中進(jìn)出口貿(mào)易額直接貢獻(xiàn)于國內(nèi)生產(chǎn)總值，為此，我們同時設(shè)立兩個模型――冪函數(shù)與線性函數(shù)模型進(jìn)行驗證比較，首先與前面的分析相同采用冪函數(shù)模型并應(yīng)用SPSS11．0統(tǒng)計分析：

lnGDPt=a0+a1lnGDPt-1+a2lnExImt+e（7）

上述分析中調(diào)整后的確定系數(shù)R Square為0．996，方程和系數(shù)各自通過了相應(yīng)地F和t統(tǒng)計檢驗，從而接受H1假設(shè)，即接受修正后的模型：

lnGDPt=0．842lnGDPt-1+0．16lnExImt+e （8）

該模型中進(jìn)出口貿(mào)易增長10%將會帶來GDP 5．33%的增長，也就是說GDP增長1/2以上的動力源自國際貿(mào)易，表明進(jìn)出口貿(mào)易在我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值中占有很重要的地位。

其次，我們假設(shè)線性模型：

GDPt=a0+a1GDPt-1+a2ExImt+e（9）

同樣成立，以下通過SPSS對其進(jìn)行統(tǒng)計分析：

在這里ExImt的偏相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0．78，即進(jìn)出口貿(mào)易自身的78%直接貢獻(xiàn)給了GDP（此比例可以理解為有效程度，不代表占GDP總值的比例）。綜合上述結(jié)論以及圖七有關(guān)歷年進(jìn)出口額占據(jù)GDP的比例直方圖可以說我國經(jīng)濟(jì)基本上屬于出口導(dǎo)向型國家，或者說是準(zhǔn)出口導(dǎo)向型（下圖中2003―2005年進(jìn)出口貿(mào)易總額占國民生產(chǎn)總值的比例都在60%以上）。

圖七進(jìn)出口額占GDP比例直方圖

注：1．以上實證分析中最優(yōu)方程的選擇一律采用全部輸入法（Enter）；

2．計算貢獻(xiàn)比例時采用的是變量的偏相關(guān)系數(shù)，這樣才能準(zhǔn)確顯示其他控制變量不變時目標(biāo)變量的獨(dú)自貢獻(xiàn)值；

3．上述研究中，如果把1997―2001年的數(shù)據(jù)作為異常數(shù)據(jù)剔除，無論是圖形或是函數(shù)都會擬合得更好，在散點圖中已經(jīng)體現(xiàn)明顯，本文篇幅所限，不再列出研究。

四、結(jié)語

從以上的圖示中可以定性地看出，F(xiàn)DI與我國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行、對外貿(mào)易的軌跡基本平行，在一定程度上這是外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)增長、對外貿(mào)易貢獻(xiàn)顯著的反映；通過實證分析，顯示FDI與我國經(jīng)濟(jì)增長、對外貿(mào)易具有較高的正相關(guān)關(guān)系，特別是國際貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)關(guān)系。綜合前面的研究可以得出下列結(jié)論：

1．FDI與GDP（國民經(jīng)濟(jì)增長）：

快速增長的GDP是吸引FDI增長的原動力，而FDI的增長對于GDP的帶動作用也是同等的；FDI增長10%可以拉動GDP增長4．76%，GDP增長10%將吸引FDI增加4．76%。

2．FDI與國際貿(mào)易：

進(jìn)出口貿(mào)易與FDI存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，F(xiàn)DI增長10%將會帶來進(jìn)出口貿(mào)易2．73%的增長。但是我國吸引的FDI并非都出自于貿(mào)易以及分享經(jīng)濟(jì)高速增長的需求，而是帶有另外一些投機(jī)性的因素在其中，如博取人民幣升值帶來的資本收益；投資房地產(chǎn)以及證券市場（如QFII）享受雙重收益等。

3．GDP與國際貿(mào)易：

進(jìn)出口貿(mào)易主要是通過帶動投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；進(jìn)出口貿(mào)易在國民經(jīng)濟(jì)中的作用非常重要，其中GDP增長的50%以上來自于進(jìn)出口貿(mào)易（進(jìn)出口貿(mào)易增長10%將會帶來GDP 5．33%的增長）；從定性和定量上看，我國經(jīng)濟(jì)都屬于出口導(dǎo)向型國家，只是程度并不是目前所流傳的那么深。

我國目前吸引的FDI金額已經(jīng)較高，F(xiàn)DI居第一位并不代表全部，中國也并非在所有的吸引外資項目上都超過了美國，F(xiàn)DI在美國的外來投資中只占一小部分，而我國的FDI比重基本上在外資結(jié)構(gòu)中占了全部，從這方面看我國對國際資本的吸引力在深度和廣度方面還不夠。另外，過高的FDI在產(chǎn)業(yè)流向分布不合理以及使用不充分情況下其弊端同樣不可忽視，在增加外匯儲備的同時，F(xiàn)DI也帶來了利潤匯出對國際收支平衡產(chǎn)生潛在壓力的風(fēng)險，使經(jīng)常項目的順差減少，從而導(dǎo)致一國的國際收支情況惡化；而大量的外匯儲備在我國常被用于大量購買美國國債，相當(dāng)于中國以較高的成本吸引來了外國投資，卻又將吸引來的資本以較低的收益率借給美國使用，這是一種很不合理的現(xiàn)象。

因此，目前我國對于FDI注重的不應(yīng)該只是數(shù)量，更重要的是吸引來的外資如何分布合理化，通過資金的正確帶動引導(dǎo)和促進(jìn)合理以及科學(xué)的產(chǎn)業(yè)布局，從而促使整體經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)更加合理有效，以便更好地實現(xiàn)國民經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。針對我國的國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展，我們應(yīng)在維系第一、第二產(chǎn)業(yè)增長的同時，加強(qiáng)第三產(chǎn)業(yè)以及國內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，降低國民經(jīng)濟(jì)對出口貿(mào)易的依存度；在國際貿(mào)易方面一方面引導(dǎo)合理的進(jìn)口需求，更重要的是增加出口貿(mào)易的附加值與含金量，改變過去以粗加工和原材料出口等勞動力密集型產(chǎn)品出口的特征（例如：商務(wù)部部長在中美貿(mào)易爭端中曾經(jīng)打了一個生動的比方，我國出口美國幾億雙襪子的利潤值還抵不過美方向中國出售一架波音747的利潤值）。因此合理利用FDI、調(diào)整出口布局以形成合理分布對于國民經(jīng)濟(jì)的長期、穩(wěn)定、健康的可持續(xù)發(fā)展至關(guān)重要。

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第6篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題范文

【關(guān)鍵詞】進(jìn)出口額；匯率波動；協(xié)整檢驗；格蘭杰檢驗

一、引言

自1978年中國改革開放特別是2001年中國加入世貿(mào)組織以來，我國貿(mào)易實現(xiàn)了連續(xù)的雙順差，經(jīng)濟(jì)也呈現(xiàn)出較快的發(fā)展態(tài)勢。但伴隨而來的是美、日、歐等主要貿(mào)易國對我國的強(qiáng)烈不滿。由此即引起了中國與其貿(mào)易國“貿(mào)易摩擦”的不斷升級。為改變這種不利局面，順應(yīng)國際國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢的需要，我國即在2005年7月21日啟動了第二次匯改，人民幣不再盯住單一美元，而是實行了“以市場為基礎(chǔ)的，參考一籃子貨幣匯率進(jìn)行調(diào)整的、有管理的浮動匯率制度”。

特別是近兩年，我國的國際經(jīng)濟(jì)地位不斷提高，2010年國民生產(chǎn)總值曾一度超過日本，躍居世界第二。因此研究我國的市場貿(mào)易，匯率波動與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系就變得十分必要。故本文以進(jìn)出口額、匯率波動和國民生產(chǎn)總值GDP等變量為依托，對各變量間的關(guān)系進(jìn)行實證研究，總結(jié)出匯率波動與進(jìn)出口、進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長、匯率波動與經(jīng)濟(jì)增長之間存在的關(guān)系及其影響。并希望研究結(jié)果能加強(qiáng)我國進(jìn)出口廠商的匯率風(fēng)險控制意識，加強(qiáng)政府對匯率波動的調(diào)節(jié)和控制，從而對調(diào)節(jié)我國進(jìn)出口結(jié)構(gòu)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到積極的作用。

二、文獻(xiàn)綜述

1973年布雷頓森林體系解體以后，各國實際匯率波動增大，全球的國際貿(mào)易增長速度也明顯放緩，這引起了諸多專家學(xué)家的關(guān)注。但是對匯率的波動、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界并沒有一致定論。有的學(xué)者認(rèn)為名義匯率對出口有顯著的負(fù)面影響（ChoudhCry，2005）。有的學(xué)者通過研究并沒有發(fā)現(xiàn)它們之間存在的必然聯(lián)系，他們認(rèn)為“匯率波動對貿(mào)易的影響要視不同的國家和產(chǎn)業(yè)具體情況而定?！保–hristine，1987、Chou，2000），而有些學(xué)者給出了更具體的結(jié)論：匯率波動對發(fā)展中國家出口產(chǎn)生負(fù)面影響（Sauer、Bohara，2001）。

隨著國際上對中國人名幣匯率改革壓力的增大，近年來國內(nèi)對人民幣匯率波動對進(jìn)出口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長的影響的研究也越來越多。部分學(xué)者采用CARCH模型、協(xié)整理論和向量誤差修正模型就匯率波動對進(jìn)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行了實證分析，實證研究結(jié)果表明：長期中，持續(xù)的匯率波動對中國的進(jìn)口具有積極作用，而且對出口有顯著的負(fù)面影響；短期內(nèi)，進(jìn)出口貿(mào)易流量受匯率波動的影響則較?。ㄙR剛，2006）。也有部分學(xué)者對人民幣匯率變動對義烏出口貿(mào)易影響進(jìn)行了實證分析，研究表明人民幣匯率變動與義烏出口貿(mào)易呈正向變化，但義烏出口貿(mào)易的長期發(fā)展并不是匯率波動本身造成的（李春麗，2010）。同時也有部分學(xué)者通過運(yùn)用CARCH模型、協(xié)整模型、誤差修正模型對中國匯率改革之間的長短期關(guān)系和人民幣實際匯率波動對中歐進(jìn)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行了研究，結(jié)果表明出口在長期內(nèi)會隨匯率波動而增加，而進(jìn)口（亦即歐元區(qū)對中國出口）卻隨匯率波動而減少（李天鋒，2012）。

雖然，關(guān)于匯率波動對進(jìn)出口貿(mào)易的影響的研究越來越多，但是綜合衡量中國市場貿(mào)易、匯率波動與經(jīng)濟(jì)增長間關(guān)系的研究卻并不多見。本文即是在前人研究的基礎(chǔ)上，綜合分析了匯率波動、進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長間的相關(guān)性。

三、實證分析

本文在總結(jié)相關(guān)學(xué)者關(guān)于影響經(jīng)濟(jì)增長各因素的基礎(chǔ)上，嘗試著通過單位根分析、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗及誤差修正檢驗等實證分析方法，從對外貿(mào)易、人民幣匯率波動等角度研究各相關(guān)變量對經(jīng)濟(jì)增長的影響。

（一）變量說明及數(shù)據(jù)來源

考慮到進(jìn)出口是市場貿(mào)易的重要組成部分，本文用進(jìn)出口額來表示中國的市場貿(mào)易。變量和數(shù)據(jù)說明如下：1、國內(nèi)生產(chǎn)總值：由于國內(nèi)生產(chǎn)總值是衡量一國經(jīng)濟(jì)增長的重要指標(biāo)，本文用國內(nèi)生產(chǎn)總值來描述經(jīng)濟(jì)增長，以表示；2、商品進(jìn)出口額：出口是拉動經(jīng)濟(jì)增長的一個重要因素，本文以商品的進(jìn)出口額來描述市場貿(mào)易，分別以表示我國對外貿(mào)易進(jìn)程中的進(jìn)口額與出口額；3、匯率：中國的進(jìn)出口貿(mào)易大多用美元結(jié)算，本文選擇人民幣兌美元匯率進(jìn)行分析，以表示。

為了消除數(shù)據(jù)存在的異方差性和自相關(guān)性，故本文對各變量作了對數(shù)處理，分別以表示，并建立回歸方程如下：

（二）相關(guān)分析

1、單位根檢驗

本文運(yùn)用Eview3.1軟件，采用ADF檢驗法對變量的二階差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示：

由表1知，原序列均為非平穩(wěn)序列，而其二階差分序列則為平穩(wěn)序列，故序列二階單整，可進(jìn)一步檢驗變量間的協(xié)整關(guān)系。

2、協(xié)整檢驗

為了進(jìn)一步分析進(jìn)出口額，匯率波動與國民生產(chǎn)總值之間是否存在長期的均衡關(guān)系，我們需要對進(jìn)行協(xié)整分析。本文采用Engle-Granger兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗，即先使用最小二乘法對進(jìn)行回歸，再通過對回歸得到的殘差進(jìn)行單位根檢驗來判定變量之間是否存在長期均衡關(guān)系。如果殘差序列是平穩(wěn)的，就說明回歸方程中各變量之間存在長期的均衡關(guān)系，否則，它們之間不存在長期的均衡關(guān)系。

首先，以1995-2011年近20年的樣本數(shù)據(jù)為研究依托，對各變量進(jìn)行最小二乘法估計，其結(jié)果為：

其中：R2表明模型的擬合優(yōu)度較高，DW基本排除了模型自相關(guān)問題。

其次，檢驗殘差序列是否是平穩(wěn)序列，對（2）式的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗，ADF檢驗采用不包括常數(shù)項和趨勢項的檢驗方程進(jìn)行檢驗，其檢驗結(jié)果如表2所示：

3、格蘭杰因果關(guān)系檢驗

通常而言，Granger因果關(guān)系檢驗主要檢驗一個變量被另一個變量解釋的程度，是一種分析變量間因果關(guān)系的檢驗方法。本文根據(jù)AIC準(zhǔn)則，通過對Granger因果關(guān)系檢驗方法的分析，最終得出如表3所示的各種檢驗結(jié)果。

故由表3不難看出，對外貿(mào)易過程中的的進(jìn)口額與出口額均是經(jīng)濟(jì)增長的Granger成因，而經(jīng)濟(jì)增長則不是進(jìn)口額與出口額的Granger成因；同時，人民幣匯率不是經(jīng)濟(jì)增長的Granger成因，而經(jīng)濟(jì)增長則是人民幣匯率的Granger成因。并且，通過研究也發(fā)現(xiàn)：貿(mào)易過程中的進(jìn)出口額之間也具有單向的Granger成因，即：進(jìn)口額是出口額的Granger成因，而出口額則不是進(jìn)口額的Granger成因；進(jìn)口額、出口額等變量均是人民幣匯率的Granger成因，而人民幣匯率則不是進(jìn)口額與出口額的Granger成因。

4、短期動態(tài)的誤差修正模型

協(xié)整檢驗證實了之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，但短期內(nèi)各變量是否存在關(guān)系，需要用誤差修正模型進(jìn)行檢驗，通過分析可得出如下式（3）所示的誤差修正回歸方程：

（3）

其中：R2表明模型的擬合優(yōu)度較高，DW的值基本排除了模型自相關(guān)的問題，而變量的符號與長期均衡關(guān)系的符號一致，誤差修正項的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。表明短期波動偏離長期均衡時，將以51.2%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。

四、結(jié)論與建議

本文運(yùn)用實證分析方法，采用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗對進(jìn)出口額、匯率波動和國內(nèi)生產(chǎn)總值等變量間的相關(guān)性進(jìn)行了分析，通過分析不難發(fā)現(xiàn)：第一，進(jìn)出口的變動對我國經(jīng)濟(jì)增長具有較明顯的正向影響。從短期動態(tài)誤差修正模型中我們可以得出，短期內(nèi)出口每增加1個單位，國內(nèi)生產(chǎn)總值將增加0.16個單位，進(jìn)口每增加1個單位，國內(nèi)生產(chǎn)總值將增加0.16個單位；從協(xié)整檢驗的方程式（2）中，可以得出：長期內(nèi)出口每增加1個單位，國內(nèi)生產(chǎn)總值將增加0.34個單位，進(jìn)口每增加1個單位，國內(nèi)生產(chǎn)總值將增加0.23個單位。因此，進(jìn)出口的變動對我國經(jīng)濟(jì)增長有正向的影響，并且它們之間存在長期的均衡關(guān)系。第二，無論在長期還是在短期內(nèi)，匯率波動與我國經(jīng)濟(jì)增長均呈負(fù)向關(guān)系。在短期內(nèi)人民幣匯率每上升1個單位，國內(nèi)生產(chǎn)總值將下降1.09個單位；在長期內(nèi)人民幣匯率每上升1個單位，國民生產(chǎn)總值將下降2.73 個單位，可見長期內(nèi)人民幣匯率的上升對我國經(jīng)濟(jì)的增長會產(chǎn)生較深的負(fù)面影響。第三，進(jìn)出口的變動會對我國國內(nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)生較直接的影響。格蘭杰因果檢驗結(jié)果表明進(jìn)出口是國內(nèi)生產(chǎn)總值增加的Granger原因。因此企業(yè)、政府在做出相關(guān)的決策時要綜合考慮各方面的影響因素，不可顧此失彼。另外，人民幣升值已是大勢所趨，出口企業(yè)只有積極采取應(yīng)對措施，化被動為主動、提高自己的定價話語權(quán)，才能應(yīng)對人民幣升值所帶來的各種壓力。

1、調(diào)整貿(mào)易政策，積極實行進(jìn)出口并重的貿(mào)易政策

長期以來，我國一直實行的是出口導(dǎo)向型的對外貿(mào)易政策，采取出口退稅等政策，鼓勵出口，限制進(jìn)口。但是隨著我國經(jīng)濟(jì)實力的增強(qiáng)，尤其是加入WTO以后，我國的對外貿(mào)易進(jìn)入了一個新的階段，國際貿(mào)易環(huán)境也發(fā)生了很大的變化。具體表現(xiàn)在以下兩個方面：

首先，隨著世界經(jīng)濟(jì)的不斷融合，中國憑借著勞動力優(yōu)勢使越來越多的中國產(chǎn)品進(jìn)入了外國市場，并受到了外國顧客的歡迎，這無疑引起了所在國政府和企業(yè)的恐慌，由此引起了貿(mào)易保護(hù)主義的抬頭，尤其是隨著美國經(jīng)濟(jì)的下滑，中國和美國之間的貿(mào)易摩擦不斷加劇，對我國的對外貿(mào)易環(huán)境造成了嚴(yán)重的影響。其次，貿(mào)易順差使我國的外匯儲備不斷提高，人民幣面臨著越來越大的升值壓力，長期的貿(mào)易順差一定程度上推高了我國人民幣的匯率走勢。

長期以來，我國的“鼓勵多出口、少出口”的貿(mào)易政策導(dǎo)向?qū)е铝顺隹谏唐饭┙o的急劇增加，進(jìn)而致使出口品價格不斷下降、利潤空間持續(xù)壓縮，企業(yè)面臨的出口環(huán)境日益惡劣。因此，我國應(yīng)進(jìn)一步調(diào)整國際貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，鼓勵高新技術(shù)產(chǎn)品、高附加值產(chǎn)品的出口，同時也應(yīng)積極實行進(jìn)出口并重的貿(mào)易政策，在擴(kuò)大出口的同時，也應(yīng)充分利用出口外匯來進(jìn)口本國所需的各種資源和技術(shù)，以期實現(xiàn)進(jìn)出口貿(mào)易的國際收支平衡，進(jìn)而促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。

2、采取有效措施，盡力緩解人民幣升值壓力

一定程度上，人民幣升值對我國經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變、經(jīng)濟(jì)增長速度的進(jìn)一步提升、進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級等均產(chǎn)生了較大影響，故相關(guān)管理部門應(yīng)積極采取有效措施以緩解人民幣升值的壓力。首先，相關(guān)管理部門應(yīng)采取有效措施促進(jìn)產(chǎn)品出口退稅率的適當(dāng)降低。因為高額出口退稅率制度的存在使得我國部分企業(yè)為了獲得這部分出口退稅率而相互之間惡性競爭，實際上高額出口退稅率的存在一定程度上等于我國在向國外出口時做的是賠本買賣，故在目前人民幣匯率不斷升值的情況下，政府可以本著“適度、穩(wěn)妥、可行”的原則，根據(jù)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的不同適當(dāng)調(diào)整出口退稅率。其次，應(yīng)適當(dāng)放寬對外匯的管制。適當(dāng)減少國內(nèi)居民對外匯需求的限制、適當(dāng)消化外匯儲備，并適當(dāng)增加企業(yè)和個人所持外匯比例，同時適當(dāng)減少國家的外匯儲備。再者，應(yīng)積極完善現(xiàn)行的結(jié)匯制度，進(jìn)而從根本上降低人民幣升值壓力。目前我國的外匯儲備足以保障對外貿(mào)易活動中的外匯資金需求，也為選擇更加寬松的外匯管理制度創(chuàng)造了條件。故我國相關(guān)管理部門可進(jìn)一步放寬出口企業(yè)的留匯額度，并逐步變一些項目的強(qiáng)制結(jié)匯為意愿結(jié)匯，進(jìn)而完善我國現(xiàn)行的結(jié)匯制度。

注釋：

①表示變量的二階差分；檢驗形式中的c表示帶有常數(shù)項，t表示帶有趨勢項，k表示帶有滯后階數(shù)。

參考文獻(xiàn)：

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作者簡介：

第7篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題范文

一、問題的提出

改革開放以來，我國綜合國力顯著增強(qiáng)，經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)了持續(xù)的高速增長。中國經(jīng)濟(jì)增長的過程也是對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)增長的過程，隨著外貿(mào)管理體制改革的深化和運(yùn)作機(jī)制的不斷完善，我國在擴(kuò)大對外出口的同時，也進(jìn)一步擴(kuò)大國內(nèi)市場的對外開放，我國進(jìn)出口增長對經(jīng)濟(jì)增長的反映也越來越靈敏。隨著中國申請加入世貿(mào)組織，中國在進(jìn)出口體制方面已發(fā)生了顯著變化.非關(guān)稅壁壘的種類和范圍大為縮小以到取消，進(jìn)口關(guān)稅水平大幅度下降。由此可見，進(jìn)出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)乃至政策上的變化有重大影響。所以，關(guān)于影響我國進(jìn)出口的決定因素是值得深入研究的問題。對它的研究能為我國進(jìn)出口貿(mào)易政策的制定提供有益的定量依據(jù)。

二、理論綜述

從目前的理論研究看，影響我國進(jìn)出口發(fā)展的因素主要有匯率，GDP，服務(wù)業(yè)比重，關(guān)稅稅率，價格指數(shù)，利用外資等。本文將通過構(gòu)建計量經(jīng)濟(jì)模型，對各種因素與進(jìn)出口總額的關(guān)系進(jìn)行實證研究。

1．匯率對進(jìn)出口貿(mào)易的影響。一般情況下，如果人民幣升值，以外幣表示的中國出口產(chǎn)品的價格將上升，這會削弱中國產(chǎn)品在國際市場上的競爭能力，導(dǎo)致出口減少。反之，如果人民幣貶值，以外幣表示的中國出口產(chǎn)品的價格將下降，這樣就能增強(qiáng)中國產(chǎn)品的競爭力，使得出口增加。

2．GDP對進(jìn)出口貿(mào)易的影響。一國進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展程度很大程度上依賴于這個國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，衡量一個國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的最有效的指標(biāo)就是GDP。國民經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，與國外的聯(lián)系也會越緊密，從而推動國家進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。服務(wù)業(yè)比重對進(jìn)出口貿(mào)易的影響。

3．服務(wù)業(yè)比重對進(jìn)出口的影響。一般而言，由于“服務(wù)不出國”，所以第三產(chǎn)業(yè)的可貿(mào)易程度較低，因此，第三產(chǎn)業(yè)的比重越高，進(jìn)出口總額在經(jīng)濟(jì)總量中的比重就會越低。

4．進(jìn)口關(guān)稅稅率對進(jìn)出口貿(mào)易的影響。進(jìn)口關(guān)稅稅率是調(diào)節(jié)進(jìn)口商品數(shù)量和結(jié)構(gòu)，保護(hù)國內(nèi)幼稚工業(yè)，增加國家財政收入的重要手段，在改革開放初期，為了保護(hù)我國工業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，中國一直實行高關(guān)稅稅率政策。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和國際形勢的變化，逐漸調(diào)低關(guān)稅率，進(jìn)而增加進(jìn)出口貿(mào)易總額。

5．價格指數(shù)對進(jìn)出口貿(mào)易的影響。改革開放十幾年來，我國國民經(jīng)濟(jì)得到飛速發(fā)展，但物價指數(shù)居高不下。這樣，出口商品成本上升，對出口不利；進(jìn)口商品價格可能低于國產(chǎn)同類商品的價格，而對進(jìn)口有利。

6．利用外資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響。1978 年，中國打開了封閉已久的大門，外商、外資、外國產(chǎn)品便接踵而至。利用外資大大促進(jìn)了我國對外貿(mào)易的發(fā)展。一方面，利用的外資大部分直接用于進(jìn)口。另一方面，外資，雄厚的資本、先進(jìn)的技術(shù)和我國廉價的勞動力結(jié)合起來，生產(chǎn)出質(zhì)優(yōu)價廉，在國際市場上極具競爭力的產(chǎn)品。

三、模型的設(shè)定

基于以上分析，建立進(jìn)出口總額與匯率，國民生產(chǎn)總值，服務(wù)業(yè)比重，進(jìn)口關(guān)稅稅率，價格指數(shù)，利用外資之間的多元線性回歸方程，同時引入虛擬變量來反映國家匯率政策的變化。方程可以表示為：

Yt=β0+β1X1t+β2X2t+β3X3t+β4X4t+β5X5t+β6X6t+β7X1tDt+Ut

其中：Yt：進(jìn)出口總額；X1t：匯率；X2t：國民生產(chǎn)總值；X3t：服務(wù)業(yè)比重；X4t：進(jìn)口關(guān)稅稅率；X5t：價格指數(shù)；X6t：利用外資；Dt：虛擬變量；Ut：隨機(jī)擾動項

這里將t=1995 作為臨界點，因為1994 年國家實行匯率并軌，考慮到政策的滯后效應(yīng)，匯率并軌對當(dāng)年影響不會很大，而1995年之后，這種影響會突顯出來。

四、數(shù)據(jù)的收集

由于資源的限制，本文只獲取了從1981年到1996年的數(shù)據(jù)，如下表：

6.所有數(shù)據(jù)均為現(xiàn)價值。

五、模型的估計與調(diào)整

本文運(yùn)用EVIEWS通過對中國1981年-1996年進(jìn)出口總額數(shù)據(jù)與匯率（X1），GDP（X2），服務(wù)業(yè)比重（X3），進(jìn)口關(guān)稅稅率（X4），價格指數(shù)（X5），利用外資（X6），虛擬變量（X1Dt）進(jìn)行回歸分析，方程形式為：Yt=β0+β1X1t+β2X2t+β3X3t+β4X4t+β5X5t+β6X6t+β7Dt+Ut

EVIEWS的回歸結(jié)果如下表所示：

從表中的結(jié)果可以看出，在給定的顯著性水平a=0.05下，F(xiàn)統(tǒng)計量1278.227，明顯顯著。可決系數(shù)R2=0.999107，模型擬合程度較高。但X1，X5，X1Dt參數(shù)的t值，卻不顯著。這可能是因為存在多重共線性的原因，所以下面對模型進(jìn)行多重共線性檢驗和處理。

首先計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，看出它們存在很強(qiáng)的相關(guān)性。然后用逐步回歸法對模型進(jìn)行處理。

最后修正嚴(yán)重多重共線性影響后的回歸結(jié)果為：

六、模型檢驗

1．經(jīng)濟(jì)意義上的檢驗

從回歸結(jié)果可以看出，GDP每增加1元，平均來說引起進(jìn)出口總額增加0.042474億元；服務(wù)業(yè)比重每增加1%，進(jìn)出口總額增加25.79033億元；進(jìn)出口關(guān)稅稅率每增加1%，進(jìn)出口總額增加27.28523億元；利用外資每增加1元，進(jìn)出口總額平均增加0.7284445億元；1994年以后，由于實行了匯率并軌，匯率也對進(jìn)出口總額產(chǎn)生了重大的影響。匯率每增大一個百分點，進(jìn)出口總額平均減少17.26333億元。

2．統(tǒng)計檢驗

（1）擬合優(yōu)度：由表2.0中數(shù)據(jù)可以得到R2=0.999082，修正的可決系數(shù)為0.998623，這說明模型對樣本的擬合很好。

（2）F檢驗：在給定顯著水平a=0.05，F(xiàn)a（5，10）=2.52.由表2.0中得到F=2176.085大于2.52，說明回歸方程顯著，即“國民生產(chǎn)總值，關(guān)稅稅率，服務(wù)業(yè)比重，利用外資，匯率”等聯(lián)合起來確實對“進(jìn)出口總額”有顯著影響。

（3）T檢驗：在給定顯著水平a=0.05，臨界值可以粗略等于2.由表2.0中數(shù)據(jù)可以得到各個參數(shù)的t統(tǒng)計量都大于2，說明在顯著性水平a=0.05下，在其他條件不變是情況下，解釋變量“國民生產(chǎn)總值，關(guān)稅稅率，服務(wù)業(yè)比重，利用外資，匯率”等分別對被解釋變量進(jìn)出口總額有顯著的影響。

3．計量經(jīng)濟(jì)意義上的檢驗

（1）多重共線性的檢驗

第一次對模型進(jìn)行OLS模型估計的時候，F(xiàn)值明顯顯著，可決系數(shù)R2也很大，說明擬合效果很好。但是匯率，價格指數(shù)，虛擬變量參數(shù)的t統(tǒng)計量都小于2，對被解釋變量不顯著。此時模型存在多重共線性，后來對多重共線性進(jìn)行了處理。因此這里已經(jīng)不存在多重共線性的影響了。

（2）異方差的檢驗

用EVIEWS繪制e2對X2，x3，x4，x6，x1，Dt散點圖。從圖中可以看出，殘差平方e2對X2，x3，x4，x6，x1Dt的變動沒有太大的變化，因此，認(rèn)定模型不存在異方差。

（3）自相關(guān)的檢驗

當(dāng)給定顯著性水平0.05時，查DW表，當(dāng)n=16，k=2時，得dL=0.615，dU=2.157。由回歸結(jié)果可知，DW統(tǒng)計量為1.905784，大于dL =0.615，小于dU=2.157，所以不能判定是否為自相關(guān)。為了驗證是不是存在自相關(guān)問題，采用廣義差分法進(jìn)行檢驗，發(fā)現(xiàn)不存在自相關(guān)。

七、本文結(jié)論

1．人民幣匯率下調(diào)是要改變我國人民幣幣值對外高估狀況，使用美元表示的我國出口商品價格下降，增強(qiáng)在國際市場上的競爭力；使用人民幣表示的進(jìn)口商品價格升高，使其在國內(nèi)市場上處于不利地位，從而達(dá)到擴(kuò)大出口，限制進(jìn)口。匯率單獨(dú)對進(jìn)口和出口產(chǎn)生重大的影響，但是對進(jìn)出口總額則沒有太大的影響。

2．1981-1996年，我國GDP平均每年以19%的速度增長。GDP 的快速增長帶動了外貿(mào)進(jìn)出口的高速增長。一方面，國內(nèi)許多企業(yè)的生產(chǎn)直接面向國際市場，生產(chǎn)的目的就是為了出口創(chuàng)匯，而且，隨著國家產(chǎn)業(yè)政策的調(diào)整，產(chǎn)品加速更新?lián)Q代和升級，出口商品結(jié)構(gòu)也不斷優(yōu)化，制成品出口比重逐年上升，

3．隨著新興產(chǎn)業(yè)的不斷興起，服務(wù)業(yè)比重在逐年增加，由原來的20%多增加到35%以上。由于“服務(wù)不出國”的理念，服務(wù)業(yè)比重的增加確實在一定程度上影響中國進(jìn)出口總額。

4．進(jìn)出口關(guān)稅稅率是進(jìn)出口貿(mào)易的一個門坎，是進(jìn)出口貿(mào)易比較要遵守的義務(wù)。它對進(jìn)出口總額產(chǎn)生了顯著的影響。

5．價格指數(shù)單獨(dú)對進(jìn)口和出口產(chǎn)生重大的影響，但對進(jìn)出口總額影響不夠顯著。

6．隨著外資的不斷引進(jìn)，中國的進(jìn)出口總額在一定程度上依賴于外資的促進(jìn)作用。它對進(jìn)出口總額產(chǎn)生顯著的影響。

7．1994年匯率并軌，對當(dāng)年沒有產(chǎn)生太大的作用。但之后確實對中國進(jìn)出口總額產(chǎn)生了顯著性影響。

八、政策性建議

1．充分吸收和利用外資，降低進(jìn)口關(guān)稅，深化外貿(mào)體制及與之相配套的改革，擴(kuò)大外匯儲備。

2．調(diào)整國內(nèi)的產(chǎn)業(yè)調(diào)整。（1）大力發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，減少對國外技術(shù)的依賴，降低該類產(chǎn)品的進(jìn)口。（2）大力發(fā)展能夠吸納勞動力的輕工業(yè)和服務(wù)業(yè)，有效提高國民的收入，進(jìn)而進(jìn)一步推動第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

3．在現(xiàn)有的人民幣匯率基礎(chǔ)上，通過漸進(jìn)的人民幣升值來實現(xiàn)進(jìn)出口總額的下降，進(jìn)而促進(jìn)外貿(mào)依存度的降低。（1）人民幣升值，意味著勞動力收入提高，這可以提高我國居民的購買力。（2）人民幣升值，意味著勞動力成本上升，會導(dǎo)致一些競爭力差的企業(yè)放棄出口，減少我國的出口額。另外，本幣升值還可以在間接上起到調(diào)整出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的作用。

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第8篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題范文

關(guān)鍵詞：FDI；人民幣；有效匯率；進(jìn)出口貿(mào)易；廣義矩估計

中圖分類號：F830 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）35-0179-02

一、 研究方法與數(shù)據(jù)選取

（一）模型的建立

本文構(gòu)建如下動態(tài)面板模型：

（二）數(shù)據(jù)說明

本文所采用的人民幣有效匯率來源于BIS（國際清算銀行）所公布的名義有效匯率，年度數(shù)據(jù)為經(jīng)過月度平均處理。31個省、市、自治區(qū)的GDP、FDI、進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫及各期《中國統(tǒng)計年鑒》。本文所采用數(shù)據(jù)區(qū)間為1996—2011年。為了比較人民幣有效匯率、FDI對不同地區(qū)進(jìn)口和出口貿(mào)易的動態(tài)效應(yīng)，本文分別以中國各省、市、自治區(qū)及歸類后的東部、中部和西部三個地區(qū)的省、市、自治區(qū)作為橫截面單元，從而形成1996—2011年的兩種、四組面板數(shù)據(jù)。

二、模型估計分析

本文根據(jù)Arellano-Bond估計原理，使用軟件STATA12.0對模型（1）到（4）進(jìn)行GMM估計。表1至表3為動態(tài)面板模型（1）至（4）的GMM兩步法估計結(jié)果。

從表1出口的基本動態(tài)面板模型的估計結(jié)果可以看出，無論是在全國范圍內(nèi)，還是各區(qū)域，前期出口越多，當(dāng)期出口也越多；FDI的中部系數(shù)為正，表明FDI對中部地區(qū)的出口具有創(chuàng)造效應(yīng)。匯率對出口的影響為負(fù)，這和傳統(tǒng)理論相符。各地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模即GDP與出口呈正相關(guān)關(guān)系，但從系數(shù)上看，東部地區(qū)的系數(shù)明顯高于中西部，這主要與東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最高相關(guān)。

表2為加入解釋變量滯后項后的估計結(jié)果，前期出口對當(dāng)期出口的影響仍然是正的，除中部地區(qū)外，均是顯著的。當(dāng)期FDI對出口具有創(chuàng)造效應(yīng)，同時東部的系數(shù)要高于全國系數(shù)。人民幣有效匯率當(dāng)期值對出口的影響，除中部地區(qū)外均是負(fù)的，但匯率滯后一期的值為正數(shù)，此時人民幣有效匯率升值反而有利于出口，這與中國的現(xiàn)實情況并不相符。但人民幣有效匯率各期的系數(shù)較小，表明中國出口對人民幣匯率并不敏感。經(jīng)濟(jì)規(guī)模的影響情況和基本模型大致相同。同時發(fā)現(xiàn)中部地區(qū)的各項數(shù)據(jù)幾乎都不顯著，這有可能存在數(shù)據(jù)統(tǒng)計等問題。

表3是進(jìn)口動態(tài)面板基本模型的估計結(jié)果。各地區(qū)上一年度進(jìn)口對當(dāng)期進(jìn)口的影響顯著為正。FDI對進(jìn)口具有促進(jìn)作用，因為外商來華投資時，也引進(jìn)了先進(jìn)的技術(shù)和設(shè)備，從而拉動當(dāng)年的進(jìn)口。從系數(shù)上看，F(xiàn)DI對進(jìn)口的促進(jìn)作用，東部地區(qū)顯著，中部和西部地區(qū)不顯著；而匯率對進(jìn)口影響均顯著為負(fù)且系數(shù)較小，表明中國進(jìn)口對匯率也并不敏感。GDP對進(jìn)口具有拉動作用，經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，進(jìn)口需求越高。

三、結(jié)論及政策建議

首先，前期進(jìn)出口與當(dāng)期進(jìn)出口具有顯著的正相關(guān)性，前期進(jìn)出口越高，當(dāng)期進(jìn)出口也越高，表明進(jìn)出口影響因素作用的滯后性。其次，當(dāng)期FDI對出口具有創(chuàng)造效應(yīng)，F(xiàn)DI流入越多，出口越多；加入解釋變量滯后項的模型估計結(jié)果表明，這種創(chuàng)造效應(yīng)存在較明顯的地區(qū)差異，其中東部地區(qū)的創(chuàng)造效應(yīng)最大。當(dāng)期FDI對進(jìn)口具有促進(jìn)作用，且存在區(qū)域差異，東部地區(qū)較小，中部和西部大致相同。再次，人民幣有效匯率當(dāng)期值和滯后一期值對進(jìn)出口的影響均是負(fù)的，而滯后兩期對進(jìn)出口的影響均轉(zhuǎn)為正的，但從系數(shù)上看，東部地區(qū)進(jìn)出口對匯率敏感性要大于中、西部地區(qū)，這主要是因為東部地區(qū)更多是資本密集型企業(yè)，而總體來看，人民幣匯率對中國進(jìn)出口的影響并不大。最后，進(jìn)出口與各地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模與之間存在正相關(guān)關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，進(jìn)出口的規(guī)模也越大。

由以上結(jié)論可以看出，中國進(jìn)出口貿(mào)易對人民幣匯率的變動并不敏感，因此國際社會指責(zé)人民幣匯率低估是中國貿(mào)易順差的主要原因，并頻頻施壓人民幣升值，試圖減少中國貿(mào)易順差的做法是不合理的。而從以上對中國進(jìn)出口貿(mào)易影響因素的區(qū)域差異的分析中可以看出，中國中、西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平落后，投資收益率低是其FDI流入較少，進(jìn)出口貿(mào)易不發(fā)達(dá)的主要因素。因此，通過各種政策，提高中西部地區(qū)的生產(chǎn)率水平、勞動者素質(zhì)，吸引FDI流入，在充分發(fā)揮東部地區(qū)發(fā)展優(yōu)勢的同時，推進(jìn)動中、西部經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，逐漸縮小區(qū)域差異，才能使中國經(jīng)濟(jì)保持均衡和可持續(xù)發(fā)展。

第9篇：進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)問題范文

關(guān)鍵詞：人民幣匯率；進(jìn)出口貿(mào)易；OLS估計；ADF檢驗；新疆

中圖分類號：F74 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）09-0160-02

一、問題的提出

隨著中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展，對外依存度不斷提高，有關(guān)人民幣升值、匯率波動對中國進(jìn)出口貿(mào)易影響的問題討論非常激烈。國內(nèi)外許多學(xué)者專家就人民幣匯率波動對一國進(jìn)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行了大量理論研究和實證分析。

大多數(shù)學(xué)者采用時間序列數(shù)據(jù)、面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建匯率與進(jìn)、出口模型，在計量經(jīng)濟(jì)學(xué)回歸、檢驗基礎(chǔ)上分析二者之間的相關(guān)關(guān)系并提出相應(yīng)政策建議。新疆進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展受人民幣匯率波動影響的實證研究略顯不足。作為向西開放的橋頭堡，新疆能夠保持均衡、健康發(fā)展的對外貿(mào)易尤為重要。人民幣匯率作為影響進(jìn)出口貿(mào)易的重要因素，它對新疆進(jìn)出口發(fā)展有怎樣的影響、影響是否顯著、在匯率波動情況下應(yīng)該怎樣規(guī)避風(fēng)險、保持進(jìn)出口良好發(fā)展等問題具有研究價值。本文采用時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，選取2002年1月至2011年9月的月度數(shù)據(jù)，包括進(jìn)口月度總額、出口月度總額、工業(yè)增加值月度數(shù)據(jù)、人民幣匯率月度數(shù)據(jù)等，根據(jù)本地市場理論以及匯率與進(jìn)出口相關(guān)理論構(gòu)建出口模型和進(jìn)口模型，在Eviews6.0當(dāng)中進(jìn)行計量分析，就回歸結(jié)果解釋經(jīng)濟(jì)意義并提出相應(yīng)政策建議。

二、構(gòu)建模型及計量分析

（一）數(shù)據(jù)說明

第一，本文采用2002年1月至2011年9月的月度數(shù)據(jù)（共117個樣本）。所有數(shù)值均是名義值。第二，新疆進(jìn)、出口月度總額、新疆工業(yè)增加值月度總額等數(shù)據(jù)來自：國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、新疆統(tǒng)計信息網(wǎng)、烏魯木齊海關(guān)、《新疆統(tǒng)計年鑒》等。第三，人民幣對美元名義匯率月度加權(quán)平均數(shù)據(jù)來自：中國人民銀行官方網(wǎng)站。第四，由于中國GDP只有季度數(shù)據(jù)，為了研究方便，用工業(yè)增加值的月度數(shù)據(jù)作為月度GDP數(shù)據(jù)的替代量。這樣的數(shù)據(jù)處理方法在國外幾篇實證中曾采用過，如Koray，Lastrapes（1989）；Lastrapes，Koray（1990）；Kroner，lastrapes（1993）。國內(nèi)學(xué)者盧向前，戴國強(qiáng)（2005）也采用過相同的數(shù)據(jù)處理方法。

（二）構(gòu)建出口模型和進(jìn)口模型

依據(jù)本國市場效應(yīng)理論，一國或一地區(qū)的出口變動與其市場的經(jīng)濟(jì)規(guī)模相關(guān)。一般來說，一國或地區(qū)的市場經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，出口量相應(yīng)越大，反之則越小，本文中的分析用本國GDP代表與出口相關(guān)的市場經(jīng)濟(jì)規(guī)模和進(jìn)口的收入效應(yīng)。同時，匯率的變動對進(jìn)出口有著重要的影響，在既定條件下，一國匯率貶值增加出口而減少進(jìn)口。結(jié)合時間序列數(shù)據(jù)，出口和進(jìn)口模型分別寫為：

lnXt=α+β1lnYt+β2 lnEt

lnMt=η+φ1lnYt+φ2lnEt

其中，lnXt代表t時期新疆月度出口總額的對數(shù)值；lnMt代表t時期新疆月度進(jìn)口總額的對數(shù)值；lnYt代表t時期新疆工業(yè)增加值名義月度總額的對數(shù)值；lnEt代表t時期人民幣兌美元名義匯率的月度加權(quán)平均值的對數(shù)值；

（三）計量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析

1.時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗。時間序列數(shù)據(jù)往往存在數(shù)據(jù)非平穩(wěn)的情況，為避免偽回歸，對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行ADF檢驗。在Eviews6.0當(dāng)中對2002年1月至2011年9月新疆月度出口總額、月度進(jìn)口總額、月度工業(yè)增加值、月度人民幣匯率等數(shù)據(jù)進(jìn)行數(shù)據(jù)平穩(wěn)性ADF檢驗，檢驗結(jié)果（如下頁表1所示），可以看到lnXt、lnMt、lnYt、lnEt均為一階單整。

2.協(xié)整檢驗。由于數(shù)據(jù)均為一階單整，因此有必要進(jìn)行協(xié)整分析?，F(xiàn)在作lnXt與lnYt lnEt的OLS回歸，消除自相關(guān)性后得回歸結(jié)果如下：

lnXt=α+β1lnYt+ β2lnEt

（-8.961393）（1.460054） （1.398236）

（-3.667187）（15.26050） （2.005825）

R-squared=0.874531

Adjusted R-squared=0.872330

從回歸結(jié)果看，模型擬合優(yōu)度較高，回歸系數(shù)全部通過t檢驗，不存在自相關(guān)。

作lnMt與lnYt lnEt的OLS回歸，消除自相關(guān)性后得回歸結(jié)果如下：

lnMt= η+φ1lnYt+φ2lnEt

（5.638043） （0.362022） （0.039951）

（1.678637） （2.752993） （0.041698）

R-squared=0.829207

Adjusted R-squared=0.815509

從回歸結(jié)果來看，工業(yè)增加值回歸系數(shù)顯著，其他回歸系數(shù)均未能通過t檢驗。

下面分別對出口方程和進(jìn)口方程的殘差序列ei進(jìn)行ADF檢驗（如表2所示）：

Eviews6.0當(dāng)中對殘差序列進(jìn)行ADF檢驗的輸出結(jié)果表明：出口模型和進(jìn)口模型的殘差序列ei的ADF檢驗統(tǒng)計量的t值大于1%臨界值且P值接近零，殘差序列平穩(wěn)，出口、進(jìn)口方程通過協(xié)整檢驗，方程中變量之間的關(guān)系是長期穩(wěn)定的。其中出口模型擬合優(yōu)度較高，回歸系數(shù)全部通過t檢驗，說明新疆出口貿(mào)易受匯率波動的影響較為顯著且影響長期穩(wěn)定。進(jìn)口方程的OLS回歸系數(shù)均不顯著，數(shù)據(jù)的一階單整和變量之間的協(xié)整分析說明人民幣匯率波動對進(jìn)口的影響不顯著。

三、結(jié)論與政策建議

1.實證分析結(jié)論。實證研究結(jié)果表明：匯率波動對于新疆出口貿(mào)易有顯著影響，且這種影響長期穩(wěn)定；匯率波動對于新疆進(jìn)口貿(mào)易的影響不顯著。具體來講，人民幣兌美元名義匯率波動對新疆出口貿(mào)易影響表現(xiàn)為：匯率每變動1個百分點，出口額將同方向變動1.398個百分點。同時，出口額更顯著地受到工業(yè)增加值影響，與出口成同方向變動。人民幣匯率波動對新疆進(jìn)口貿(mào)易影響不顯著，進(jìn)口額變化和匯率波動之間沒有表現(xiàn)出長期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系；工業(yè)增加值對新疆進(jìn)口貿(mào)易有顯著影響。

2.政策建議。對新疆發(fā)展進(jìn)出口貿(mào)易有如下一些政策建議。首先，應(yīng)該健全以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣、有管理的浮動匯率體制，保持人民幣匯率在合理、均衡水平上的基本穩(wěn)定。只有穩(wěn)定匯率制度，發(fā)揮匯率調(diào)節(jié)作用，才能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)健康發(fā)展。其次，提高新疆出口產(chǎn)品的國際競爭力。匯率變動對外貿(mào)發(fā)展的長期有利效果并不是匯率本身變化造成的，而是以匯率的變化為契機(jī)，通過比較優(yōu)勢轉(zhuǎn)換為競爭優(yōu)勢所形成的。所以，我們不能過分夸大匯率變化對出口的促進(jìn)或阻礙作用，而應(yīng)該從貿(mào)易角度解讀：要不斷提高出口企業(yè)和產(chǎn)品的國際競爭力。增強(qiáng)出口產(chǎn)品競爭力，優(yōu)化進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)化比較優(yōu)勢成為國際競爭優(yōu)勢可以促進(jìn)新疆進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展，獲取競爭優(yōu)勢為目標(biāo)，充分利用新疆比較優(yōu)勢，積極創(chuàng)造競爭優(yōu)勢。再次，應(yīng)積極推進(jìn)實施面向中亞的擴(kuò)大對外開放戰(zhàn)略，制定鼓勵合理進(jìn)出口的政策。利用好國家的投資，加大產(chǎn)業(yè)優(yōu)化和升級步伐，積極挖掘潛能優(yōu)勢，引導(dǎo)企業(yè)開發(fā)中下游產(chǎn)品，延長產(chǎn)業(yè)鏈。優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)，在擴(kuò)大出口的同時，合理加大進(jìn)口力度。最后，科學(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力，應(yīng)以科技為動力推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。對于新疆來說，利用先進(jìn)技術(shù)加快新型工業(yè)化發(fā)展應(yīng)當(dāng)緊密依托新疆的優(yōu)勢資源和優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，以石油等重化工業(yè)為中心，積極發(fā)展以農(nóng)副產(chǎn)品深加工為主的附加值高、能發(fā)揮區(qū)域優(yōu)勢的企業(yè)。只有將外貿(mào)發(fā)展與科技進(jìn)步緊密結(jié)合起來，兩者相輔相成，才能促進(jìn)新疆對外貿(mào)易均衡、持續(xù)、健康地發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1] 盧向前，戴國強(qiáng).人民幣實際匯率波動對中國進(jìn)出口的影響:1994—2003[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005，(5).

[2] 姚允柱，張國強(qiáng).人民幣匯率波動對中國區(qū)域間貿(mào)易收支的影響[J].世界經(jīng)濟(jì)與政治論壇，2006，(4).