進出口貿(mào)易研究分析精選(九篇)

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第1篇：進出口貿(mào)易研究分析范文

摘 要：以2004年1月-2007年6月全國進出口總額、進口總額、出口總額和體 育用品出口額為 分析樣本，運用相關(guān)分析、單位根檢驗、協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗、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)易與中國進出口貿(mào)易的互動關(guān)系進行實證研究。結(jié)果表 明：體育用品出口貿(mào)易與我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(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 進出口貿(mào)易和出口貿(mào)易增長的原因，而進出口貿(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)易與進口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。進出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易、進口貿(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”。進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進口貿(mào)易增長的波動主要歸因于自身因素，體育用品出 口貿(mào)易對我國進出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻程度均維持在較低的水平。

關(guān)鍵詞：體育用品；出口；進出口貿(mào)易；互動關(guān)系；實證研究；中國

中圖分類號：G80-05文獻標(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)濟發(fā)展水平得到 較大幅度提高?；诖吮尘?，本研究選取體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易為研究對象， 驗證二者之間的互動關(guān)系，把握其內(nèi)在作用機制，實現(xiàn)共同繁榮發(fā)展目標(biāo)，進一步促進我國 經(jīng)濟發(fā)展，有著重要的現(xiàn)實意義。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)，運用多種計量經(jīng)濟學(xué)分析方法，重點考察體育用品出 口貿(mào)易與我國進出口貿(mào)易的互動關(guān)系，考證二者之間的彼此貢獻程度。旨在為進一步明確體 育用品出口貿(mào)易與我國進出口貿(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，進而提升國內(nèi)整體競爭實力提供理 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。以我國進出口貿(mào)易總額、進口貿(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 文獻資料法

從《中國統(tǒng)計》和《中經(jīng)專網(wǎng)》獲取國家進出口貿(mào)易總額、進口貿(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)濟學(xué)研究論文35篇，查閱計量經(jīng)濟學(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

分別運用計量經(jīng)濟學(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[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?？v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)易與中國進出口貿(mào)易的總體情況分析

運用社會學(xué)統(tǒng)計分析軟件包SPSS12.0繪制我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(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月我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(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。進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進口貿(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)進出口貿(mào)易經(jīng)濟的低谷期，但調(diào)整期限較短，對外貿(mào)易經(jīng)濟能迅速恢復(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)易與我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易還存在著非常大的差距，其所占國內(nèi)進出口貿(mào)易份額偏低。

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

為初步明確體育用品出口貿(mào)易與我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易的關(guān)聯(lián)程度，運用社 會學(xué)統(tǒng)計分析軟件包SPSS12.0對該4個對外貿(mào)易經(jīng)濟指標(biāo)進行皮爾遜相關(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)易與進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易的相關(guān)系數(shù)分別為0 .828、0.826和0.805，均達到較高關(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)易與我國進出口貿(mào)易的互動關(guān)系進行計量分析的步驟如下：1） 對中國進 出口總額、出口總額、進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)進行單位根檢驗（平穩(wěn)性檢驗）；3） 對體育用 品出口貿(mào)易與進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易的協(xié)整關(guān)系進行檢驗；4） 對體育用品出口 貿(mào)易與進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易進行格蘭杰因果關(guān)系驗證；5） 采用脈沖響應(yīng)函數(shù) 分析我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)；6）

運用方差分解技術(shù)考察體育用品出口貿(mào)易對進出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻程度。

5.1 單位根檢驗（平穩(wěn)性檢驗）

在對該4個時間序列指標(biāo)取自然對數(shù)值之后，采用ADF單位根檢驗方法來驗證時間序列的平穩(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，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，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 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結(jié)果，判斷體育用品出口 貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(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（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（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

格蘭杰因果關(guān)系檢驗要求變量必須是平穩(wěn)的[14]，經(jīng)ADF統(tǒng)計量檢驗，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個變量進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，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)模還差強人意，但其經(jīng)濟效益還有待于進一步提高。因此，近些年，體育用品出口貿(mào)易的快速發(fā)展并不是我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易增長的直接原因，而進出口貿(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，主要反映來自隨機擾動項的一個標(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)生變量對隨機擾動的動態(tài)反映，顯示任意變量的隨機擾動（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]。本文運用脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse response functions）重點考察 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易之間的互動關(guān)系。

進行脈沖響應(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)，考察中國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易的反應(yīng)狀況。圖2、圖3、圖4分別顯示我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(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出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口貿(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出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口貿(mào)易增長的波動產(chǎn)生直接作用。但從長遠來看，體育用品出口貿(mào)易增長的波動并未對進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口貿(mào)易產(chǎn)生明顯的影響?；诖耍芯空J為我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進口貿(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出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口貿(mào)易的具體貢獻程度。借助Eviews5.0軟件進行計算，結(jié)果如表8所示。

由表8可知，我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào) 易與進口貿(mào)易增長的波動主要歸因于自身因素，解釋能力分別達84.61%、77.24%和91.92 %。 而受體育用品出口貿(mào)易擾動項的沖擊影響的成分較低，其對中國進出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻程度 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 對我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口貿(mào)易的貢獻程度非常有限。

6 結(jié) 論

1） 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的總體情況分析得出，我國進出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易、進口貿(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出口總額、出口總額、進口總額還存在著非常大的差距，所 占中國進出口貿(mào)易的份額偏低。

2） 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的相關(guān)分析表明，我國體育用品出口貿(mào)易與 進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易的相關(guān)系數(shù)分別為0.828、0.826和0.805，均達到較高 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)易與中國進出口貿(mào)易的單位根檢驗顯示，我國進出口貿(mào)易、出口 貿(mào)易、進口貿(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)易與中國進出口貿(mào)易的協(xié)整關(guān)系檢驗可知，體育用品出口貿(mào)易與 我國進出口貿(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)易與中國進出口貿(mào)易的格蘭杰因果關(guān)系檢驗表明，體育用品出口 貿(mào)易不是進出口貿(mào)易增長的原因，而進出口貿(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)易與中國進出口貿(mào)易的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析得出，我國進出口貿(mào)易 、出口貿(mào)易與進口貿(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)易與中國進出口貿(mào)易的方差分解技術(shù)說明，我國進出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易與進口貿(mào)易增長的波動主要歸因于自身因素，體育用品出口貿(mào)易對進出口貿(mào)易事業(yè)的 貢獻程度均維持在較低的水平，說明體育用品出口貿(mào)易對我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口 貿(mào)易的貢獻程度非常有限。

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第2篇：進出口貿(mào)易研究分析范文

【關(guān)鍵詞】人民幣匯率 升值 進出口貿(mào)易 貿(mào)易順差

一、引言

改革開發(fā)以來，人民幣匯率逐漸發(fā)展為國民經(jīng)濟的穩(wěn)健發(fā)展與內(nèi)外均衡的經(jīng)濟變量。國際金融界一直對我國持續(xù)已久的貿(mào)易順差進行著指責(zé)，近年來，鑒于出口導(dǎo)向型經(jīng)濟取得的巨大成就，中歐及中美雙邊貿(mào)易都呈現(xiàn)貿(mào)易順差繼續(xù)擴大的現(xiàn)狀，人民幣升值已經(jīng)成為必然，因此人民幣匯率成為我國進出口貿(mào)易前進的主要影響因素之一。隨著世界金融的全球化、一體化發(fā)展，我國的經(jīng)濟與國際經(jīng)濟的結(jié)合程度越來越高，這樣人民幣匯率的變動對我國進出口貿(mào)易的影響愈發(fā)顯著。所以有必要進行人民幣匯率及我國進出口貿(mào)易之間關(guān)系的分析與研究。

二、我國進出口貿(mào)易特點

從改革開放發(fā)展至今，我國進出口貿(mào)易迅速壯大發(fā)展，大體呈現(xiàn)以下的特點。

（1）對外貿(mào)易規(guī)模不斷擴大。隨著我國經(jīng)濟體制改革的深化，特別是對外開放和外貿(mào)體制改革步伐的加快，我國出口貿(mào)易呈現(xiàn)飛速發(fā)展的狀態(tài)。1988年，我國進出口貿(mào)易總額首次突破1000億美元；2004年；我國進出口貿(mào)易總額突破1萬億美元，居世界第3位。2007年我國進出口貿(mào)易總額首次突破2萬億美元；2008年，我國進出口總額達到頂峰的25616億美元。2009年，由于受全球經(jīng)濟危機的影響，我國進出口貿(mào)易總額為22072億美元，依然具有很大的規(guī)模。（2）進出口貿(mào)易依存度不斷上升。進出口貿(mào)易依存度是指一個國家或地區(qū)國民經(jīng)濟對進出口貿(mào)易活動的依賴程度，通常用本國對外貿(mào)易額占本國GDP的比重來表示，具體可分為進口依存度與出口依存度。1997年至今，我國進出口依存度一直呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢，盡管2009年金融危機略有下降，但是整體水平仍然較高。（3）加工貿(mào)易所占比重較大。國內(nèi)企業(yè)使用國外廠商提供的零部件或原材料，并按國外廠商提出的質(zhì)量技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)加工出成品獲取效益的貿(mào)易方式就叫做加工貿(mào)易。一般的商品買賣不同，加工貿(mào)易方式涉及的零部件、原材料及加工后出口的成品都是委托方所有，并沒有發(fā)生貨物所有權(quán)的轉(zhuǎn)移。加工貿(mào)易使我國進出口呈現(xiàn)剛性發(fā)展：出口增加的同時，進口也在增加。

三、人民幣匯率變動原因

人民幣匯率的變動主要由以下幾個方面影響。

（1）我國貿(mào)易順差促進人民幣升值。自從加入WTO后，我國的經(jīng)濟增長速度一直處于長期平穩(wěn)的增長趨勢中，這為國際貿(mào)易順差創(chuàng)造了先決條件。但是貿(mào)易順差在帶來巨大外匯儲備的同時也對形成了對人民幣的升值壓力，貿(mào)易順差的出現(xiàn)將直接導(dǎo)致人民幣匯率的變動。（2）我國國民經(jīng)濟的快速持續(xù)增長。由于我國對于投資環(huán)境的建設(shè)以及經(jīng)濟政策的實施，經(jīng)濟一直處于顯著增長的階段，促使外匯投資商信賴對人民幣的投資，也加劇人民幣匯率的上升壓力。此外，由于美國次貸危機引發(fā)的金融危機的爆發(fā)，國際經(jīng)濟增長明顯變緩慢，但是我國經(jīng)濟卻能持續(xù)增長，從而促使外匯逐漸價格下跌，進而誘發(fā)人民幣升值。

四、人民幣匯率變動對我國進出口貿(mào)易影響

（一）人民幣升值對我國進出口貿(mào)易的積極作用

（1）有利于進口成本的降低。人民幣升值使進口的原材料、能源及其他生產(chǎn)資料的價格下降，這將大大減少我國引進國外先進設(shè)備、技術(shù)和其他戰(zhàn)略物資的成本。使大筆交易的進口成本將隨著人民幣升值而降低，從而提高了相關(guān)部門的盈利能力，并且提高了產(chǎn)品的競爭力。（2）有利于緩解貿(mào)易摩擦。自加入WTO以來，鑒于出口導(dǎo)向型經(jīng)濟取得的巨大成就，中歐及中美雙邊貿(mào)易都呈現(xiàn)貿(mào)易順差繼續(xù)擴大的現(xiàn)狀。人民幣升值可增加我國的進口總額，從而有助于減少貿(mào)易順差、減少貿(mào)易糾紛，從而緩和我國與歐美主要貿(mào)易伙伴的關(guān)系，促進我國經(jīng)濟貿(mào)易的和諧發(fā)展。（3）有利于促進貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。一直以來，“重出口，輕進口”便是我國對外貿(mào)易的戰(zhàn)略，盡管它推動了我國經(jīng)濟的飛速發(fā)展，但是也增加了對出口的依存度。人民幣的升值必然會造成一定程度上的進口增加及出口減少，可以緩解當(dāng)前我國進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)不均衡的局面。人民幣升值對推動我國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，激發(fā)國內(nèi)企業(yè)自主創(chuàng)新，都具有重要的意義。

（二）人民幣升值對我國進出口貿(mào)易的消極影響

（1）削減了我國出口貿(mào)易。相對比國外收入增長幅度而言，人民幣實際有效匯率增長幅度小，其優(yōu)勢就被抵消了。在這種情況下，經(jīng)過人民幣實際匯率的調(diào)整然后升值，會導(dǎo)致我國貿(mào)易順差減少，貿(mào)易出口利益將會縮水。（2）打擊外商的投資積極性。外商在國內(nèi)的貿(mào)易額度在我國出口貿(mào)易額度占據(jù)了重要的地位。人民幣升值將直接減少外商在我國的投資成本，打擊了外資注入的積極性。（3）影響國民經(jīng)濟的穩(wěn)定增長。人民幣升值直接影響著國民經(jīng)濟平穩(wěn)健康的發(fā)展，人民幣升值首先會增加出口成本，進而導(dǎo)致價格體系的變化，這不利于當(dāng)前我國企業(yè)商品的價格體系，而且還會造成企業(yè)的人員流失及結(jié)構(gòu)調(diào)整。另外，人民幣升值還會造成國外商品的盲目進口，從而導(dǎo)致供需關(guān)系不平衡，影響國內(nèi)商品市場的穩(wěn)定，甚者會造成通貨緊縮現(xiàn)象。（4）不利于國內(nèi)企業(yè)的發(fā)展。人民幣升值將降低進口商品在國內(nèi)的銷售價格，國內(nèi)消費者用同樣的貨幣可以購買質(zhì)量更好、數(shù)量更多的進口商品，這將嚴重影響到國內(nèi)相關(guān)企業(yè)的生存與發(fā)展。（5）加大我國國內(nèi)就業(yè)壓力。人民幣的升值將削弱了勞動密集型產(chǎn)品的出口，導(dǎo)致可以容納眾多勞動力的加工型出口企業(yè)利潤下降。這些企業(yè)轉(zhuǎn)向技術(shù)資本密集型產(chǎn)業(yè)后，必然會使許多素質(zhì)較低的勞動者面臨失業(yè)危機。

五、結(jié)論

中歐及中美雙邊貿(mào)易都呈現(xiàn)貿(mào)易順差繼續(xù)擴大的現(xiàn)狀，人民幣升值已經(jīng)成為趨勢。人民幣升值對于我國進出口貿(mào)易有利有弊，為了更好的規(guī)避由人民幣升值帶來的不足，我們需要認真分析人民幣匯率變動與我國進出口貿(mào)易之間的關(guān)系，研究相應(yīng)的調(diào)整優(yōu)化策略，以保證我國經(jīng)濟與貿(mào)易的穩(wěn)步發(fā)展。

參考文獻

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[2] 劉崇獻, 李彤. 人民幣升值對中國經(jīng)濟的影響[M]. 中國經(jīng)濟出版社,2009.

第3篇：進出口貿(mào)易研究分析范文

關(guān)鍵字 人民幣實際有效匯率 加工貿(mào)易 一般貿(mào)易

一、引言

（一）研究背景

從20世紀(jì)80年代以來，我國的進出口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)發(fā)生了明顯的變化。在出口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)方面，從以一般貿(mào)易為主的貿(mào)易結(jié)構(gòu)逐漸演變?yōu)榧庸べQ(mào)易與一般貿(mào)易不相上下，以至加工貿(mào)易較多的貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)。在進口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)方面，最鮮明的特點就是加工貿(mào)易進口在我國總進口中占的比重不斷上升并趨于穩(wěn)定，以及我國一般貿(mào)易進口的不斷下降，并在近期逐漸上升和逐步穩(wěn)定。

圖1 我國出口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)變遷圖

數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒》，2009年

圖2 我國進口貿(mào)易方式變遷圖

數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒》，2009年

我國進出口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)的變化，體現(xiàn)了進出口貿(mào)易方式的多樣化發(fā)展。其中，加工貿(mào)易在90年代取得了顯著的發(fā)展。這不僅與我國的經(jīng)濟發(fā)展歷程相一致，也是我國對外貿(mào)易政策，尤其是匯率管理政策改革和匯率水平調(diào)整作用的結(jié)果。

（二）相關(guān)文獻綜述

1、國外相關(guān)研究

Clark，Ethier（1973）、Hooper和Kohlhagen（1978）、Cushman（1983）等研究的結(jié)果表明匯率波動與進出口貿(mào)易呈負相關(guān)關(guān)系；Frankel和Wei Shangjin（1993）運用橫截面數(shù)據(jù)證明了匯率上升抑制了亞洲國家的出口貿(mào)易；Sauer和Bohara（2001）發(fā)現(xiàn)，匯率波動對發(fā)展中國家的出口貿(mào)易有很大的負面影響，尤其對于拉美國家更為顯著。

另一方面，Assery和Peel（1991）則發(fā)現(xiàn)匯率對貿(mào)易量有促進作用；Ying Qian和Panos Varangis（1994）研究發(fā)現(xiàn)匯率波動與瑞典、英國、荷蘭的出口具有正向相關(guān)性；Eleanor Doyle（2001）采用GARCH模型、協(xié)整與誤差修正模型等方法發(fā)現(xiàn)，匯率波動對愛爾蘭的出口產(chǎn)生積極影響。而Gotur（1985）以及Bailey，Tavlas和Ulan（1987）等額研究結(jié)果卻顯示匯率波動對貿(mào)易沒有顯著影響。

2、國內(nèi)相關(guān)研究

黃錦明（2010）對1995～2009年的季度數(shù)據(jù)采用Engle-Granger兩步法分析了人民幣實際有效匯率變動對我國進出口貿(mào)易的影響，結(jié)果顯示：在長期內(nèi)，我國的出口貿(mào)易對于匯率水平的變化不敏感；在短期，只有進口貿(mào)易和人民幣實際有效匯率存在著負相關(guān)關(guān)系；肖揚、徐晟（2010）對1999年1季度到2007年2季度的數(shù)據(jù)進行Granger檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解，得出的結(jié)論是：實際有效匯率對宏觀經(jīng)濟變量的影響都是長期的，且大多數(shù)是反向的。即人民幣升值抑制了我國的進出口貿(mào)易；何建奎、馬紅（2012）對1995～2011年的數(shù)據(jù)進行基于VAR的Johansen協(xié)整檢驗和向量誤差修正（VEC）分析，得出：人民幣匯率與我國的進出口貿(mào)易呈負向相關(guān)性，即人民幣貶值，進出口貿(mào)易增加。

另一方面，吳玉蘭（2008）根據(jù)1985～2006年的數(shù)據(jù)，運用協(xié)整分析法研究了人民幣實際有效匯率對我國加工貿(mào)易的影響。結(jié)果表明， 人民幣升值使得加工貿(mào)易進口增加， 出口減少；李建偉和余明（2003）利用1995年1月至2003年6月的季度數(shù)據(jù)，采用兩階段最小二乘法，對人民幣實際有效匯率與進出口貿(mào)易進行回歸分析，結(jié)果顯示人民幣實際有效匯率是影響中國進出口貿(mào)易的重要因素，實際有效匯率下降會刺激出口增加、進口減少。這里特別強調(diào)一點，李建偉和余明還討論了人民幣實際有效匯率與加工貿(mào)易出口、進口和與一般貿(mào)易出口、進口的關(guān)系。人民幣實際有效匯率與加工貿(mào)易出口、進口和一般貿(mào)易出口、進口存在顯著負相關(guān)關(guān)系。

二、人民幣匯率對我國進出口貿(mào)易方式影響的實證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

本文選取1992～2008年的實際有效匯率（以2005年為基期）、加工貿(mào)易進出口額、一般貿(mào)易進出口額，進行具體的實證分析。其中，實際有效匯率來源于IMF的《International Finance Statistics》。因為從2010年開始，統(tǒng)計局沒有公布關(guān)于我國加工貿(mào)易和一般貿(mào)易的進出口分類數(shù)據(jù)，因此本文的加工貿(mào)易和一般貿(mào)易的進出口數(shù)據(jù)來源于2009年的《中國統(tǒng)計年鑒》

其中，實際有效匯率表示為REER，加工貿(mào)易進口額表示為JIM，加工貿(mào)易出口額表示為JEX，一般貿(mào)易進口額表示為YIM，一般貿(mào)易出口額表示為YEX。

（二）平穩(wěn)性檢驗

在對變量進行協(xié)整分析之前，需要檢驗變量的平穩(wěn)性。只有變量是同階單整的，才能進行協(xié)整分析。本文采用ADF單位根檢驗方法對變量的平穩(wěn)性進行檢驗。為了方便研究，并考慮到對各時序數(shù)列取對數(shù)之后不會改變時序數(shù)列的性質(zhì)和關(guān)系，且得到的數(shù)據(jù)易形成平穩(wěn)序列。因此，首先對時間序列進行對數(shù)處理，然后采用ADF檢驗方法進行單位根檢驗。結(jié)果表明五個時間序列都是非平穩(wěn)的，但二階差分后的序列都是平穩(wěn)的，即都是I（2）序列。

（三）協(xié)整分析

由于五個時間序列均是二階單整的，故可以進行協(xié)整分析。

1、LJEX 和LREER

運用OLS法對LJEX 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩(wěn)序列，檢驗結(jié)果如下：

可見，殘差項是非平穩(wěn)序列。因此LJEX 、LREER不存在協(xié)整關(guān)系。

2、LJIM 和LREER

運用OLS法對LJIM 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩(wěn)序列，檢驗結(jié)果如下：

可見，殘差項是非平穩(wěn)序列。因此LJIM 、LREER不存在協(xié)整關(guān)系。

3、LYEX 和LREER

運用OLS法對LYEX 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩(wěn)序列，檢驗結(jié)果如下：

可見，殘差項是非平穩(wěn)序列。因此LYEX 、LREER不存在協(xié)整關(guān)系。

4、LYIM 和LREER

運用OLS法對LYIM 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩(wěn)序列，檢驗結(jié)果如下：

可見，殘差項是非平穩(wěn)序列。因此LYIM 、LREER不存在協(xié)整關(guān)系。

（四） ARMA模型估計

1、LJEX 和LREER

從以上結(jié)果中可以看出，實際有效匯率與加工貿(mào)易出口、加工貿(mào)易進口、一般貿(mào)易出口、一般貿(mào)易進口存在負相關(guān)性，即每當(dāng)實際有效匯率升高1%時，加工貿(mào)易出口下降0.3%，加工貿(mào)易進口下降0.68%，一般貿(mào)易出口下降0.16%，一般貿(mào)易進口下降0.14%。

四、結(jié)論

第4篇：進出口貿(mào)易研究分析范文

[關(guān)鍵詞]：中韓貿(mào)易 出入境旅游 旅游與貿(mào)易互動 推拉方程

縱觀歷史進程，國際旅游和國際貿(mào)易具有較強的時間同步性，在發(fā)達國家和新興工業(yè)化國家亦是如此。而數(shù)據(jù)間的趨同性是否代表著兩者有著一定的聯(lián)系，是需要進一步研究的問題。國外的相關(guān)研究較少，2001年Jordan Shan和Wilson以中國等為樣本，得出旅游與貿(mào)易的關(guān)系是互動的。Khalid以伊斯蘭國家的旅游與貿(mào)易為對象，細分了貿(mào)易方式，得出旅游與貿(mào)易間存在長期的平衡。國內(nèi)旅游與貿(mào)易間關(guān)系的研究鳳毛麟角，而多是將旅游作為國際服務(wù)貿(mào)易的組成加以研究，如高靜等對于我國旅游服務(wù)貿(mào)易競爭力的評估等。這些研究并未跳出國際服務(wù)貿(mào)易的范疇，從更寬泛的視角分析國際旅游與貿(mào)易的關(guān)系。從中韓兩國出入境旅游發(fā)展看，我國逐漸成為韓國主要的入境客源國，在進出口貿(mào)易關(guān)系上，中韓貿(mào)易國規(guī)模大，經(jīng)濟互補性強。

本文選取2005-2014年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，從兩個層面分析中韓旅游與貿(mào)易的互動關(guān)系：（1）根據(jù)推拉模式，建立中韓出入境旅游客流量與中韓進出口貿(mào)易的推拉方程。（2）從中韓層面出發(fā)，分析占入境旅游比和貿(mào)易依存度之間的相關(guān)性，為從時間軸上分析旅游和貿(mào)易的互動關(guān)系提供參考。

1模型假設(shè)和數(shù)據(jù)來源

1.1旅游和貿(mào)易互動的模型假設(shè)

馬可波羅假設(shè)。早期的國際貿(mào)易始于商務(wù)旅游。早在300多年之前，馬可波羅懷著買賣商品的目的，從意大利來到中國，作為早期的商務(wù)旅行者確實引發(fā)了兩國間的貿(mào)易。通常來講，商務(wù)者出境其他國家始發(fā)動機是買賣貨物，從而引起進出口貿(mào)易，一經(jīng)成功還會產(chǎn)生反饋效應(yīng)，從而導(dǎo)致進一步的商務(wù)旅游與國際貿(mào)易。

興趣和關(guān)注假設(shè)。商務(wù)旅游者的成功會因人員與經(jīng)濟的國家性和社會性而引發(fā)廣泛的效仿和嘗試。先鋒商務(wù)旅行者作為所在國商品與文化的載物，會引起入境國居民的興趣與關(guān)注，從而引發(fā)更大的旅游流與貿(mào)易流，這是其商務(wù)旅游的外部效應(yīng)。

發(fā)現(xiàn)與擴大商機假設(shè)。國際旅游對國際貿(mào)易的貢獻作用不止于商務(wù)旅行者，非商務(wù)旅行者的海外探親，求學(xué)或者休閑都有助于國際貿(mào)易的繁榮。因此，國際旅游誘發(fā)國際貿(mào)易，國際貿(mào)易提高了旅游地的興趣與關(guān)注，從而引發(fā)更大的國際旅游流。

本文以“商務(wù)旅游引起國際貿(mào)易”“國際貿(mào)易提高了居民的關(guān)注與興趣”“關(guān)注和興趣促進非商務(wù)旅游”“非商務(wù)旅游促進雙邊貿(mào)易”的循環(huán)模式詮釋旅游與貿(mào)易的關(guān)系。立足從更廣闊的視角探析國際旅游和國際貿(mào)易間的關(guān)系，為科學(xué)了解中韓雙向旅游和進出口貿(mào)易提供依據(jù)。

1.2數(shù)據(jù)來源和變量定義

本文搜集的統(tǒng)計數(shù)據(jù)主要包含中韓出入境旅游人次和中韓進出口貿(mào)易額兩個序列：（1）中韓出入境旅游數(shù)據(jù)，包括韓國入境中國國旅游人次，中國接待人次，中國出境韓國旅游人次，韓國接待人次。（2）中韓進出口貿(mào)易額，包括中韓進口貿(mào)易額，中韓出口貿(mào)易額，中韓進出口貿(mào)易總額，韓國進出口貿(mào)易總額，中國進出口貿(mào)易總額。數(shù)據(jù)來源于中國商務(wù)部，國家旅游局，全球經(jīng)濟數(shù)據(jù)以及韓國觀光旅游局網(wǎng)站。

由于中韓在政策，人口，土地面積，發(fā)展階段，經(jīng)濟模式，國際旅游等方面的不同。本文著眼于出入境客流量和進出口貿(mào)易間的推拉模式，還定義了兩組變量（表1），為從更廣闊的視角分析旅游和貿(mào)易依存度提供參考。

需要指出的是，國際旅游與貿(mào)易均易受到國際宏觀環(huán)境的影響。受2007年到2009年全球經(jīng)濟危機的影響，國際旅游與貿(mào)易均出現(xiàn)不同程度的下滑，為了在相對穩(wěn)定的環(huán)境下探析旅游與貿(mào)易的關(guān)系，本文采用趨勢線理論對經(jīng)濟危機時期的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行模擬。

2出入境客流量和進出口貿(mào)易相關(guān)性的分析

2.1韓國入境中國客流量和中韓進出口貿(mào)易的相關(guān)性

自2005年來，韓國入境中國客流量和進出口貿(mào)易增長緩慢。2005-2014年，韓國入境客流量從3.55百萬次增加為4.18百萬次，向中國出口貿(mào)易由768.2億美元增加為1453.4億美元，由中國進口貿(mào)易從351.08億美元增加為900.7億美元，而受2007年-2009年全球經(jīng)濟危機的影響，中韓出入境旅游與貿(mào)易額都出現(xiàn)了嚴重的下滑。為了定量地探析韓國入境中國客流量對中韓雙邊貿(mào)易的影響，本文選用2005-2014年的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)繪制如下兩條增長曲線（圖1、圖2）。

2.1.1韓國入境中國的客流量和中韓出口貿(mào)易的相關(guān)性

商務(wù)出游者的最初目的是銷售產(chǎn)品，這對于開拓市場，提高市場占有率和利潤額都是有益的。從圖1可見，10年間韓國入境中國客流量和中韓出口貿(mào)易的發(fā)展進程可分為三個時期：2005年-2007年韓國入境流和出口貿(mào)易增長顯著，入境客流量由3.55百萬次增加為4.78百萬次，增速為134.7%，出口貿(mào)易從768.2億美元增加為1037.5億美元，增速為135.06%。2007-2009年，受全球經(jīng)濟危機的影響，入境客流量與出口貿(mào)易同步快速下滑，入境旅游減少到3.2百萬人次，下降速率為66.93%，出口貿(mào)易減少到1025.5億美元，下降速率為98.84%。2009-2014年，全球經(jīng)濟回暖，入境客流量和出口貿(mào)易同步上升，入境客流量從3.2百萬人次增加為4.18百萬人次，出口貿(mào)易從1025.5億美元增加為1453.3億美元，增速為141.72%。利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用趨勢線模擬韓國入境中國客流量對出口貿(mào)易的推拉方程：0TKC=-6.8972IQKC2+183.9IQKC+537.27R2=0.8319 （1） 式中，0TKC為韓國出口中國貿(mào)易額（億美元），IQKC為韓國入境中國客流量（百萬人次）。

2.1.2 韓國入境中國客流量和中韓進口貿(mào)易的相關(guān)性

商務(wù)客國際旅游很大程度上是依據(jù)公司和國家需要而選擇性的購進商品。10年來韓國入境中國客流量和中韓進口貿(mào)易有著較強的時間同步性，處在微妙的平衡中（圖2）。從2005年到2007年，韓國入境中國客流量與中韓進口貿(mào)易增長顯著，入境客流量從3.55百萬次上升為4.78百萬次，增速為134.7%，進口貿(mào)易從351.08億美元增加為560.99億美元，增速為135.06%。2007到2009年，受全球經(jīng)濟危機影響，入境客流量與進口貿(mào)易同步快速下滑，入境旅游減少為3.2百萬人次，下降速率為66.93%，進口貿(mào)易減少到536.7億美元，降速為98.84%。2009年到2014年，在全球經(jīng)濟危機的尾音中，各國經(jīng)濟復(fù)蘇，韓國入境中國客流量與進口中國貿(mào)易在經(jīng)過09年到11年的較快增長后，趨于平穩(wěn)增長。截止2014年入境客流量與進口貿(mào)易分別達到4.18百萬人次和900.7億美元。利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用趨勢線模擬韓國入境中國客流量對進口貿(mào)易的推拉方程：ITKC=-3.0923IQKC2+95.901IQKC+275.53R2=0.88 （2）

式中，ITKC為韓國進口中國貿(mào)易額（億美元），IQKC為韓國入境中國客流量（百萬人次）。

韓國入境中國的客流量相對于其對出口貿(mào)易的拉力而言，其對進口貿(mào)易的作用更強。在中韓出入境旅游中，中國由旅游順差變?yōu)槁糜文娌?，韓國反之；在中韓進出口貿(mào)易中，中國處于貿(mào)易逆差，韓國反之。這種由入境旅游的順差而引起的進出口貿(mào)易的逆差，在貿(mào)易和旅游的關(guān)系之中是值得廣泛驗證和重視的。

2.1.3韓國入境中國客流量和中韓進出口貿(mào)易的相關(guān)性

馬可波羅假設(shè)：商務(wù)客出境旅游，其目的是買賣商品，進而引發(fā)進出口貿(mào)易。本文通過將2005年-2014年的進口貿(mào)易和出口貿(mào)易加總，得到中韓進出口貿(mào)易總額，再將其與韓國入境客流量進行分析，得到入境流量對進出口貿(mào)易的推拉方程：ITKC=-9.99IQKC2+279.8IQKC+812.8 R2=0.8765 （3）

式中，ITKC為韓國進出口中國貿(mào)易額（億美元），IQKC為韓國入境中國客流量（百萬人次）。

2.2中國出境韓國客流量和中韓進出口貿(mào)易間的相關(guān)性

鑒于經(jīng)濟發(fā)展水平與政策的約束，中國出境游起步較晚。1990年中國最先開放的赴新馬泰旅游，開啟了中國出境觀光旅游的先河。此后，隨著對外開放的逐步擴大，中國居民出境旅游獲得了快速的發(fā)展，現(xiàn)已與全球上百個國家簽訂旅游協(xié)定，成為出境旅游增長最快的國家。從2005-2014年，中國出境韓國的客流量從31百萬次增加為109百萬次，向韓國出口貿(mào)易由351億美元，增速為189.18%。本文選用2005-2014年的有關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)繪制如下兩條增長曲線（圖3，圖4）。

2.2.1中國出境韓國客流量和出口貿(mào)易的相關(guān)性

由圖3可見，中國出境客流量和出口韓國的貿(mào)易額有較強的時間趨同性。從2005年到2007年底，隨著中國對外開放的擴大以及經(jīng)濟的迅速發(fā)展，中國出境韓國客流量與出國貿(mào)易增幅很大，分別為147.76%與210.59%；2007年底到2009年受全球經(jīng)濟危機的影響，中國對韓國出口貿(mào)易顯現(xiàn)了較大幅度的下滑，跌落為537億美元。2009年到2014年出境客流量與出口貿(mào)易同步穩(wěn)定發(fā)展，呈現(xiàn)雙旺發(fā)展格局。利用相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用趨勢線模擬出境客流量對出口貿(mào)易的推拉方程：0TCK=254.18ln（0QKC）+300.01 R2=0.8565 （4）

式中，0TCK為中國出口韓國貿(mào)易額（億美元），0QCK為中國出境韓國客流量（百萬人次）。

2.2.2中國出境韓國客流量和進口貿(mào)易的相關(guān)性

由圖4可見，出境韓國客流量和進口韓國的貿(mào)易額自2005-2013年同步增長，而2014年的進口韓國貿(mào)易額有所下降。自2005-2007年低，中國出境客流量與進口貿(mào)易同步快速增長，增速分別為103.95%與145.97%。2007年底到2009年，中國的出口貿(mào)易額下降到1025.5億美元，增長幅度驟降72.59%。2009年到2014年，中國出境旅游人次由47.7百萬上升為109百萬，增速為228.72%，進口貿(mào)易額從1025.5億美元上升為1453.3億美元，增速為141.72%。除2014年中國進口韓國貿(mào)易額有所下降外，中國出境韓國客流量和進口貿(mào)易均快速增長。而從2014年進口貿(mào)易額的下降可以預(yù)測到在今后的幾年，中國出境人數(shù)與進出口貿(mào)易額會出現(xiàn)下降的趨勢。利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用趨勢線模擬出境客流量對進口貿(mào)易的推拉方程：ITCK=435.86ln（0QCK）+624.84 R2=0.7736 （5）

式中，ITCK為中國進口韓國貿(mào)易額（億美元），0QCK為中國出境韓國客流量（百萬人次）。

中國出境韓國客流量相對于進口貿(mào)易而言，其對進出口貿(mào)易的拉動作用強于進口貿(mào)易。

2.2.3中國出境韓國客流量和中韓進出口貿(mào)易的相關(guān)性

將2005年-2014年的中國出口貿(mào)易和進口貿(mào)易加總，得出中韓進出口貿(mào)易總額，再將其與中國出境客流量進行相關(guān)性分析，得到出境客流量對進出口貿(mào)易的推拉方程：ITCK=690.03ln（0QCK）+924.85 R2=0.829 （6）

式中，ITCK為中國進出口韓國貿(mào)易額（億美元），0QCK為中國出境韓國客流量（百萬人次）。

3兩個斷面旅游互動和貿(mào)易依存度的關(guān)系

3.1韓國斷面

圖5是2005-2014年中國出境游客占韓國入境旅游比以及韓國對中國貿(mào)易依存度。從圖中可見，2005-2014年中國出境游客占韓國入境旅游比從14%上升為43%，中韓旅游在韓國的旅游業(yè)中地位越來越重要；同時，韓國對華貿(mào)易依存度除2014年有所下降外，一直處于緩慢增加中。大致分為2個階段：第一階段2005-2013年中國占韓國入境旅游比從14%增加到35%，而韓國對華貿(mào)易依存度從05年的21%上升到13年的26%，而14年又回落到21%。第二階段為2013-2014年，對華貿(mào)易依存度下降了6個百分點，而中國游客占韓國入境旅游比緩慢增加，僅為8個百分比。預(yù)計未來幾年，中國占韓國入境旅游比的迅猛勢頭會有所減慢。為了從韓國斷面定量地分析中國出境旅游客流量占韓國入境旅游比和對中國貿(mào)易依存度的聯(lián)動關(guān)系，本文采用的直線方程進行回歸分析，其關(guān)聯(lián)帶動方程：TRIK-C=0.3195RITK-C+20.742 R2=0.4236 （7）

其中，TRIK-C為韓國對華貿(mào)易依存度，RITK-C中國游客占韓國入境旅游比。依據(jù)邊際彈性，當(dāng)中國游客占韓國入境旅游比上升1個百分點，韓國對華貿(mào)易依存度就會上升0.3195個百分點。

3.2中國斷面

圖6是2005-2014年韓國占中國入境旅游比和中國對韓貿(mào)易依存度。由圖可見，10年來韓國占華入境旅游比在波動中逐漸下降，中國對韓國貿(mào)易依存度伴隨市場化的不斷深入與經(jīng)濟的不斷發(fā)展，而逐漸下降。受全球經(jīng)濟危機的影響，韓國占中國入境旅游比從2007年的18%下降為2009年的15%。中國對韓國貿(mào)易依存度和韓國游客占華入境旅游比兩組指標(biāo)的縱向波動顯現(xiàn)較強的時間趨同性及相關(guān)性。為了從中國斷面定量地分析韓國占中國入境旅游比和中國對韓貿(mào)易依存度的聯(lián)動關(guān)系，本文采用的直線方程對其進行回歸分析，其關(guān)聯(lián)帶動方程：TRIC-K=-0.2066RITC-K+8.0942 R2=0.8709 （8）式中，TRIC-K為中國對韓貿(mào)易依存度，RITC-K為韓國游客占中國入境旅游比。依據(jù)邊際彈性，當(dāng)中國占韓國入境旅游比每上升1個百分點，韓國對華貿(mào)易依存度會減少0.2066個百分點。

參考文獻：

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[5]John Seabrook， Susan Homer著.程盡能，盧滌非等譯.商務(wù)旅游[M].北京：旅游教育出版社，2004.3-27.

[6]Susan Horner著.程盡能，盧滌非等譯.商務(wù)旅游[M].北京：旅游教育出版社，2004.3-27.

第5篇：進出口貿(mào)易研究分析范文

關(guān)鍵詞：人民幣實際有效匯率；升值；貶值；進出口貿(mào)易

隨著經(jīng)濟全球化的發(fā)展使得生產(chǎn)要素在世界范圍內(nèi)快速流動，進出口貿(mào)易迅速擴張成為各國宏觀經(jīng)濟的重要部分。中國的經(jīng)濟飛速發(fā)展的現(xiàn)在，日益高漲的進出口貿(mào)易起到了不可估量的作用。自布雷頓森林體系瓦解以來人民幣匯率頻繁波動，使得進出口貿(mào)易與人民幣匯率利益攸關(guān)。人民幣實際有效匯率的變化影響我國進出口貿(mào)易一般分為三個層面。一是人民幣有效匯率穩(wěn)定性對進出口貿(mào)易的影響。二是匯率的預(yù)期對進出口貿(mào)易的影響。三是匯率變化對進出口貿(mào)易的影響。

一、匯率水平的變化對進出口貿(mào)易的影響

（一）人民幣實際有效匯率升值對進出口貿(mào)易的影響

（1）人民幣實際有效匯率升值對我國進出口貿(mào)易的積極影響。第一，人民幣的升值導(dǎo)致我國進口產(chǎn)品價格下降，從而加大了我國對國外先進設(shè)備的進口力度，為我國企業(yè)技術(shù)的向高層次轉(zhuǎn)變提供良好條件。第二，人民幣的升值加大了我國企業(yè)外來投資的能力。企業(yè)可選擇原材料價格高的行業(yè)進行投資，從而減低企業(yè)成本、提高利潤、增強企業(yè)的競爭能力。第三，人民的升值減少了貿(mào)易摩擦、緩和了與國際貿(mào)易伙伴的關(guān)系。

（2）人民幣實際有效匯率升值對我國進出口貿(mào)易的消極影響。第一，人民幣的升值沖擊了我國的勞動密集型企業(yè)的出口。我國大部分出口企業(yè)為勞動密集型企業(yè)，比如工業(yè)制造業(yè)、文化用品等行業(yè)，屬出口優(yōu)勢行業(yè)，而化工、交通工具等行業(yè)資本比較密集處于劣勢狀態(tài)。結(jié)構(gòu)層次很低出口企業(yè)價格彈性比較高，議價能力比較差且技術(shù)含量不高。出口產(chǎn)品在價格上漲一定百分點的同時，相對應(yīng)的出口產(chǎn)品數(shù)量會增速下降相應(yīng)的百分點這樣的一上一下抵消了我們出口企業(yè)原材料、勞動成本以及產(chǎn)品價格低的優(yōu)勢。這樣如果人民幣快速升值超過企業(yè)所能夠承受的壓力范圍，出口企業(yè)就會把部分產(chǎn)品轉(zhuǎn)銷到國內(nèi)從而影響國內(nèi)市場，導(dǎo)致國內(nèi)市場競爭加劇。第二，人民幣的升值導(dǎo)致外商以外幣投入我國的資本發(fā)生相應(yīng)的貶值。外商通常會以人民幣現(xiàn)匯的方式在我國國內(nèi)直接投資，希望以此來減少相對應(yīng)的投資成本，從而來避免貶值狀況的發(fā)生。除了以上如果人民幣發(fā)生貼水，匯率損失也是不可忽視的，這樣就對外資的引進造成了一定的困擾，打消了外商對我國投資的積極性，在很大程度上影響了我國經(jīng)濟的發(fā)展。第三，人民幣的升值導(dǎo)致了出口成本的增加。加大了企業(yè)對外出口機器設(shè)備、材料時的成本，進一步加大企業(yè)對外經(jīng)營合作的風(fēng)險。對外貿(mào)易企業(yè)和國際公司在進行期末結(jié)算時面臨著匯率風(fēng)險的增強，并致使收益減少、損失加大，回國利潤縮水情況嚴重。

（二）人民幣實際有效匯率貶值對進出口貿(mào)易的影響

人民幣實際有效匯率貶值實際不影響我國進出口商品的本身價值，它是通過在國際貿(mào)易中的相對價格來體現(xiàn)的。

（1）人民幣實際有效匯率貶值對我國進出口貿(mào)易的積極影響。第一，人民幣貶值致使我國出口商品的外幣價格下降，外國對我國出口商品的需求上升，從而擴大了我國的出口規(guī)模。第二，人民幣貶值，我國進口商品的本幣價格上升，從而抑制我國對進口商品的需求，使進口的規(guī)模在一定程度上減少。人民幣貶值后在我國所出口商品的外幣沒有下跌的前提下，我國出口取得的同樣數(shù)量的外幣可以換取更多的本幣，從而使得出口廠商的利潤增加，有效地提高了企業(yè)出口的積極性，擴大了我國的商品出口的規(guī)模。第三，人民幣貶值后，因進口商品本幣的價格提高，一些國內(nèi)發(fā)展不理想的工業(yè)可以借此生存和發(fā)展起來，所以，即使由于一些原因人民幣貶值后我國對進口商品的需求并不大，卻依然可以抑制進口?？偠灾?，人民幣的貶值，可以起到抑制進口，擴大出口的作用，從而改善我國的進出口貿(mào)易。

（2）人民幣實際有效匯率貶值對我國進出口貿(mào)易的消極影響。第一，人民幣貶值后，我國出口商品的外幣價格雖然下跌，但是外國對我國出口商品的需求不會馬上加強，我國對他國的出口商品數(shù)量也不會急速增加。同時，我國進口商品的數(shù)量也不會隨即貶值從而造成進口價格提高而立即減少。貶值對于我國出口的擴大，進口的一直要等到一段時間之后才能發(fā)揮作用。所以在人民幣貶值的初期，我國的進出口貿(mào)易狀況是不穩(wěn)定的，甚至?xí)霈F(xiàn)惡性反應(yīng)。這種時滯性的影響我們稱它為j曲線效應(yīng)。第二，人民幣的貶值是否能很好地改善我國的進出口貿(mào)易，還要看進口商品以及出口商品的需求彈性和供給彈性。馬歇爾勒納條件規(guī)定只有進口商品需求彈性和出口商品需求彈性的絕對值之和大于1時，人民幣的貶值才能對改善我國進出口貿(mào)易起到作用。在小于1和等于1時會導(dǎo)致進出口貿(mào)易惡化。

二、匯率穩(wěn)定性對進出口貿(mào)易的影響

人民幣有效匯率的頻繁波動會引起進出口企業(yè)在生產(chǎn)、銷售是的不確定，為了減少和規(guī)避風(fēng)險一些企業(yè)會減少國際貿(mào)易，從而減少了我國的進出口貿(mào)易的收支，影響了我國經(jīng)濟發(fā)展，為了使企業(yè)不受匯率波動的影響，中國人民銀行調(diào)節(jié)人民幣的全部超額供給和需求，承擔(dān)匯率波動風(fēng)險。在面對匯率波動的風(fēng)險時，我國進出口企業(yè)更傾向有采取保守的方式。人民幣匯率的過度波動明顯不利于我國進出口貿(mào)易的發(fā)展。

三、匯率的預(yù)期對進出口貿(mào)易的影響

自金融危機以來人民幣受到了前所未有的升值壓力，進出口貿(mào)易高水平的雙順差是人民幣升值壓力的主要原因，由于預(yù)期中國出口產(chǎn)品的價格會隨著匯率的升值而提高，致使出口商品增加，而國內(nèi)出口商品為了規(guī)避匯率升高帶來的出口量下降的風(fēng)險，會提高出口產(chǎn)品價格以此增加外匯收入，擴大我國進出口貿(mào)易的順差。短期人民幣匯率升值的預(yù)期有利于我國進出口貿(mào)易，但是隨著雙順差的持續(xù)，如果預(yù)期變成現(xiàn)實，那么人民幣匯率升值將會帶來不可估量的負面影響。甚至導(dǎo)致我國進出貿(mào)易出現(xiàn)逆差。很多勞動密集型的企業(yè)將會因為喪失價格優(yōu)勢面臨破產(chǎn)。

四、結(jié)束語

近幾年來雖然我國的進出口貿(mào)易一直保持順差并不斷增長，但是順差的持續(xù)也導(dǎo)致了諸多的問題。例如，外匯的增長，通貨膨脹風(fēng)險的加劇等，自金融危機以來，很多國家面對困境，是對我國巨額的貿(mào)易順差進行的嚴厲批判，普遍認為造成了人民幣的嚴重低估，從而要求人民幣升值。我國不能只是依靠調(diào)節(jié)人民幣匯率促進進出口貿(mào)易的發(fā)展，應(yīng)該提高技術(shù)水平，提高資本技術(shù)密集商品的出口，提高高技術(shù)產(chǎn)品自供自足的能力從而降低對外進口的比重，降低對國際市場的依賴，同時提高進口商品的議價能力，增加我國國際貿(mào)易的競爭能力，不斷改善我國的進出口貿(mào)易的數(shù)量和質(zhì)量，從而達到持續(xù)和穩(wěn)定的發(fā)展。

參考文獻：

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[3] 左曉慧，余國昌.人民幣有效匯率對中國進出口貿(mào)易影響的研究[J].經(jīng)濟問題，2012（10）：93-95.

第6篇：進出口貿(mào)易研究分析范文

[關(guān)鍵詞]FDI；我國對外直接投資；體育用品制造業(yè)；進出口貿(mào)易

[中圖分類號]F4 [文獻標(biāo)識碼]A [文章編號]1671-5918（2016）07-0103-04

自20世紀(jì)90年代以來，受國外體育用品制造業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和本土發(fā)展環(huán)境優(yōu)化等因素影響，我國體育用品制造業(yè)發(fā)展迅猛，并逐漸成為體育產(chǎn)業(yè)的重要組成部分。據(jù)統(tǒng)計，全國體育用品制造業(yè)行業(yè)總產(chǎn)值以每年493億元的規(guī)模增長，全球65%的體育用品在中國生產(chǎn)制造，我國已成為世界體育用品制造大國。近年來，我國體育用品出口保持著較高的增長幅度，根據(jù)國家信息中心中經(jīng)專網(wǎng)（http：//ibe.cei.gov.en/）和國家海關(guān)數(shù)據(jù)顯示，2012年全國894家規(guī)模以上體育用品制造業(yè)企業(yè)實現(xiàn)出貨值509.94億元，同比增長10.58%；從出口性質(zhì)來看，體育用品出口以外資企業(yè)、私營企業(yè)和國有企業(yè)為主，合計出口占全部出口總額的98.5%，其中外商投資企業(yè)出口占六成以上，這表明外商投資對我國體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易產(chǎn)生重要影響。

改革開放以來，我國對外貿(mào)易和吸引外資都取得了較快發(fā)展，根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，我國實際利用外商直接投資（FDI）額和對外直接投資額分別從2002年的527.43億美元、27億美元躍升至2012年的1117.2億美元、850億美元，年均增幅分別為7.79%和41.19%；而與此同期，我國體育用品制造業(yè)FDI和對外直接投資年均增幅為9.22%和31.4%。根據(jù)相關(guān)研究結(jié)果顯示，F(xiàn)DI和本國對外直接投資對進出口貿(mào)易產(chǎn)生重要影響，但體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易是否也受到FDI和我國對外直接投資影響？影響是否顯著，是怎么樣影響的？面對新形勢和新挑戰(zhàn)，這些問題是值得深思的。因此，本文通過建立外商直接投資（FDI）和我國對外國直接投資對體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易影響的回歸模型，以實證的定量分析來研究兩者之間的相關(guān)性，以期得出有意義的結(jié)論。

一、相關(guān)文獻回顧

1960年，美國經(jīng)濟學(xué)家海默的博士論文《國內(nèi)企業(yè)的國際經(jīng)營：對外直接投資的研究》提出了壟斷優(yōu)勢理論，標(biāo)志著對外直接投資理論的興起；這一時期，以商品貿(mào)易為主的國際經(jīng)濟交往格局被打破，國際分工深入到生產(chǎn)領(lǐng)域，進而滲透到產(chǎn)業(yè)內(nèi)部，這使得對外直接投資和國際貿(mào)易之間的互動關(guān)系加強，融合程度加深。對外直接投資與貿(mào)易理論主要有兩大體系，一是宏觀角度下以國際貿(mào)易理論為基礎(chǔ)，如郝克歇爾一俄林的要素稟賦論（靜態(tài)比較優(yōu)勢），小島清邊邊際產(chǎn)業(yè)擴張論（動態(tài)比較優(yōu)勢）和錢鈉里的“兩缺口”理論等；二是微觀角度下以產(chǎn)業(yè)組織理論為基礎(chǔ)，如壟斷優(yōu)勢論、內(nèi)部化理論和鄧寧的國際生產(chǎn)折中論等。從實證角度來看，國外學(xué)者主要有兩種觀點，一是以Mundell為代表的“替代性關(guān)系”，如Blonigen（2005）指出為逃避貿(mào)易壁壘，F(xiàn)DI對貿(mào)易具有替代性關(guān)系；二是以小島清（1973）為代表的“互補性關(guān)系”，如Lipsey和Weiss（1984）指出對外直接投資可以帶動與其相關(guān)或配套的技術(shù)品和服務(wù)的母國供應(yīng)商對東道國的直接投資和出口，在長期中，F(xiàn)DI和母國出口趨于互補；Marchant（2002）、Rose和Spiegel（2004）也通過實證檢驗證明了FDI與國際貿(mào)易存在正相關(guān)關(guān)系。我國學(xué)者對FDI和對外直接投資對本國外貿(mào)影響的研究面較廣，研究重點主要集中在出口總量、結(jié)構(gòu)升級和技術(shù)外溢出等方面，如李春頂（2009）以新一新貿(mào)易理論為基礎(chǔ)，研究了我國不同行業(yè)企業(yè)應(yīng)選擇不同的國際化路徑（繼續(xù)擴大出還是轉(zhuǎn)向?qū)ν庵苯油顿Y）；孫少勤，邱斌（2010）從市場體制、外資政策、金融市場效率和市場分割等四個制度入手，分析了上述四個制度因素對我國制造業(yè)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響。

通過文獻回顧，可以發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外對此研究在宏觀經(jīng)濟領(lǐng)域、中觀產(chǎn)業(yè)層面、微觀企業(yè)角度都有較寬、較深的研究，但關(guān)于FDI對我國體育用品制造業(yè)的影響研究方面則較少，只有張宏偉（2010）和王自清（2010）等少數(shù)學(xué)者對此有相關(guān)研究；張宏偉通過測算體育用品制造業(yè)全要素生產(chǎn)率來分析FDI對我國體育用品制造業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)，王自清研究了三資企業(yè)資產(chǎn)與我國文教體育用品制造業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值之間的關(guān)系，而關(guān)于FDI對進出口貿(mào)易影響的研究則鮮有?；谏鲜霰尘昂拖嚓P(guān)研究成果，本文選取2003-2012年體育用品制造業(yè)對外貿(mào)易數(shù)據(jù)作為研究樣本，運用單位根檢驗（ADF）、協(xié)整關(guān)系檢驗和向量誤差修正模型（VEC）等方法對FDI與我國體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易的影響效果進行了分析，同時也把我國對外國直接投資作為變量因素考察其是否對體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，進而為改善我國體育用品制造業(yè)對外貿(mào)易提供相關(guān)建議。

二、數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

1.體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)

本文照國家體育總局制定的《體育及相關(guān)產(chǎn)業(yè)分類（試行）》選取體育用品制造業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于國務(wù)院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)（該平臺是由國務(wù)院發(fā)展研究中心主管、國務(wù)院發(fā)展研究中心信息中心主辦、北京國研網(wǎng)信息有限公司承辦的）、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（國家信息中心主辦）和國家海關(guān)公布的分行業(yè)月度數(shù)據(jù)，本文將各年的月度數(shù)據(jù)匯總得出我國體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易額。

2.FDI和我國對外直接投資額

本文研究所需的我國全部行業(yè)FDI和對外直接投資額數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局編撰的歷年《國家統(tǒng)計年鑒》，體育用品制造業(yè)的FDI來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；由于體育用品制造業(yè)的對外直接投資額沒有直接數(shù)據(jù)，本文根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的20行業(yè)對外直接投資額（其中包括文化、體育和娛樂業(yè)）和商務(wù)部編撰的歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》（其中對文化服務(wù)業(yè)有做概述）對體育用品制造業(yè)對外直接投資額進行估算，由于文化、體育和娛樂業(yè)對外直接投資總額明顯小于體育用品制造業(yè)FDI額，所以在做回歸模型分析時，估算的體育用品制造業(yè)對外直接投資額數(shù)據(jù)對本文的研究結(jié)論影響很小。

（二）模型構(gòu)建

根據(jù)上述FDI和國際貿(mào)易相關(guān)理論，假定出口需求EX和進口需求IM是該行業(yè)對外直接投資（CDI）和受到外商直接投資（FDI）等變量的函數(shù)，由此得到的進出口需求函數(shù)為：

EX=EX（CDI，F(xiàn)DI） （1）

IM=IM（CDI，F(xiàn)DI） （2）

由于對進出口貿(mào)易產(chǎn)生影響的不僅僅是該年的CDI和FDI，往年流入和流出的FDI和CDI對該行業(yè)的對外貿(mào)易也會產(chǎn)生影響（于薇薇，2007），本文將考察往年的FDI和CDI是否也對體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，故把FDI和CDI的累計額也作為變量因素來分析，兩者的累計額分別采用截止到該年的累計額；由于本文不僅研究長期靜態(tài)效應(yīng)，也關(guān)注短期動態(tài)效應(yīng)，故選擇“滯后一期”帶來的短期影響，進而研究數(shù)據(jù)以2002年為初始年，2003年的累計額是2002年和2003年的總和，2004年則是2002、2003和2004年的總和，以此類推。故上述（1）和（2）式可以完善為：

EX=EX（CDI，F(xiàn)DI，AFDI，ACDI） （3）

IM=IM（CDI，F(xiàn)DI，AFDI，ACDI） （4）

（3）和（4）式中AFDI和ACDI分別表示FDI和CDI的累計值。

為減少估值誤差可以將上述數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為對數(shù)形式，通過最小二乘法（OLS）回歸，則有計量模型：

lnEX=αex+βexlnCDI+γexlnFDI+λexlnAFDI+πexlnACDI+ρex （5）

lnIM=αim+βimlnCDI+γimlnFDI+λimlnAVDI+πimlnACDI+ρim （6）

上述（5）和（6）式是本文實證分析的基準(zhǔn)模型，其中α為常數(shù)項，β、γ、λ、π為各自變量的系數(shù)，ρ表示隨機擾動項。

三、實證分析

（一）我國體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易和FDI現(xiàn)狀分析

自2002年正式加入世貿(mào)組織后，我國對外貿(mào)易規(guī)模持續(xù)擴大，2003至2012年出口和進口貿(mào)易增長速度年均增幅分別超過21%和20%，2012年我國在全球貨物貿(mào)易額排名中位列第二，而與此同期我國體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易增速放緩，圖1和圖2分別顯示的是我國體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易和FDI增速、體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易和FDI占全國進出口貿(mào)易總額和FDI總額的比例。

圖1顯示除2010年外，我國體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易增幅呈現(xiàn)下降態(tài)勢，并且2012年出口額出現(xiàn)首次下降，這表明我國體育用品制造業(yè)出口面臨嚴峻形勢，出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)競爭優(yōu)勢降低和國際競爭加劇是主要原因；進口增速則呈現(xiàn)“降一升一降”的來回波動趨勢，這與國內(nèi)居民收入狀況和體育消費環(huán)境有很大關(guān)系，如受金融危機影響，但受惠于2008年北京奧運會的舉辦，當(dāng)年進口增幅達到9.8%，而2009年則受到金融危機滯后效應(yīng)影響，下降幅度超過11%；外商對我國體育用品制造業(yè)的直接投資也呈現(xiàn)來回波動趨勢，北京奧運會前的2007年增幅達87%，而最近幾年，我國體育用品制造業(yè)發(fā)展受到諸如產(chǎn)品科技含量低、惡性競爭嚴重、支持力度需要加強等因素影響，2012年FDI增速只有10%左右，投資環(huán)境需要進一步改善。

圖2顯示2008年北京奧運會前，我國體育用品制造業(yè)出口額占全國出口額比重持續(xù)下跌，但2009-2011年出口比重明顯高于2009年之前，這和國家建設(shè)體育強國和國務(wù)院出臺加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)的相關(guān)政策有較大關(guān)系；進口比重則保持平穩(wěn)態(tài)勢；雖然2012年體育用品制造業(yè)FDI增速只有10%，但全國FDI增速為負增長，體育用品制造業(yè)FDI比重則保持穩(wěn)中有升態(tài)勢，這表明越來越多的外商投資我國的體育用品制造業(yè)，體育用品制造業(yè)企業(yè)競爭加劇。

（二）FDI和我國對外直接投資對體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易的影響

在做時間序列回歸分析中，一般假定時間序列是平穩(wěn)的，否則在做回歸分析時可能出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，在實踐中較多宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)的時間序列是非平穩(wěn)的，為避免“偽回歸”現(xiàn)象，本文將采用Engle-Granger（1987）提出的兩步法，首先根據(jù)基準(zhǔn)方程（5）和（6）對相關(guān)變量做ADF單位根檢驗，然后衡量各變量與進出口貿(mào)易之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系，因為當(dāng)且僅當(dāng)各非平穩(wěn)變量同階單整且具有協(xié)整關(guān)系時，建立的回歸模型才有意義，最后進一步在此基礎(chǔ)上運用向量誤差修正模型（VEC）分析變量間的短期效應(yīng)。

1.ADF根檢驗

運用Eviews軟件對基準(zhǔn)方程中的變量進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表1，在5%的顯著性水平下，只有原始數(shù)據(jù)lnEX和lnAFDI單整，而在二階差分后，則都是平穩(wěn)的時間序列。注：如果ADF檢驗值小于T值，則表明數(shù)據(jù)平整通過檢驗；表示二階差分

2.協(xié)整關(guān)系檢驗和VEC模型

利用Eviews軟件，將相關(guān)變量帶入上述基準(zhǔn)方程（5）和（6）中，采用普通最小二乘法（OLS）進行測算，出口和進口方程分別為：

lnEX=5.57+0.12lnFDI+0.71lnAFDI+0.04CDI+0.01lnACDI+ρex （7）

其中R2=0.991983，D-W=2.18503。

lnIM=1.63+0.13lnFDI+0.84lnAFDI+0.01CDI+0.003lnACDI+ρim （8）

其中R2=0.965257，D-W=2.656159。

上述（7）和（8）式的擬合優(yōu)度均超過0.95，說明方程整體線性情況較優(yōu)；根據(jù)回歸結(jié)果顯示，雖然整體方程線性較優(yōu)，但只有AFDI變量對進出口貿(mào)易額的影響較為顯著，其余三個變量均不顯著（見表2）。

為契合外商直接投資累計額（AFDI）對我國體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易額影響顯著的結(jié)果，本文把AFDI單獨拿出來與出口和進口做回歸分析，測算的出口方程和進口方程分別為：

lnEX=3.193309+0.832585lnAFDI+ρex （9）

其中R2=0.979767，D-W=1.451246，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

lnIM=0.491375+0.817216lnAFDI+ρim （10）

其中R2=0.960327，D-W=2.63312，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

上述（9）和（10）式為長期靜態(tài)進出口回歸方程。為避免直接回歸造成的偽回歸，需要對出口和進口回歸方程中的殘差序列p進行單整分析，對殘差序列進行單位根檢驗，測得ADF值分別為-2.771129和-3.761541，小于5%顯著性水平下的-2.309527和-3.259808，拒絕殘差存在單位根的原假設(shè)，因此，各變量之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。將殘差項resid加入VEC模型，采用OLS得出短期出口和進口動態(tài)方程分別為：

lnEX=2.275895+0.906402lnAFDI-0.038154ρ（-1） （11）

其中R2=0.979825，D-W=1.190602，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

lnIM=0.026562+0.854723lnAFDI-0.341169ρ（-1） （12）

其中R2=0.942080，D-W=1.514908，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

由于本文在計算AFDI累計值是從2002年開始，故（11）和（12）式中表示了滯后一期的回歸模型，ρ（-1）表示滯后一期。

3.分析與討論

（1）本文考察了外商直接投資及其累計值和對外直接投資及其累計值對我國體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易的影響，從（7）和（8）式可以看出體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易額與上述四個因素均呈正比；從影響系數(shù)來看，外商直接投資及其累計值對進出口貿(mào)易額產(chǎn)生較大影響。歷年流人的外商直接投資累計值是影響我國體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易的主要因素，這說明外商直接投資對其有滯后效應(yīng)。

（2）（9）、（10）和（11）、（12）式中方程擬合度均超過0.9，說明方程整體線性情況較優(yōu)；且ADFI的檢驗值為0.0000

（3）FDI流入帶來體育用品制造業(yè)出口的增長是和我國出口導(dǎo)向政策、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級，更廣泛參與國際分工密切相關(guān)的；日本經(jīng)濟學(xué)家小島清提出了FDI與國際貿(mào)易互補效應(yīng)的模型，他認為FDI是資金、技術(shù)以及管理經(jīng)營等的綜合轉(zhuǎn)移，根據(jù)其理論可以推測FDI促進我國體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易很可能是FDI流入改善了資本質(zhì)量，同時帶來了先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，并且對體育用品制造業(yè)部門產(chǎn)生了競爭效應(yīng)，有力地提高了供給能力和出口競爭力。從理論上而言，進口替代政策和FDI的替代效應(yīng)會使FDI與進口規(guī)模呈現(xiàn)反比例關(guān)系，但從實踐的角度看，我國體育用品制造業(yè)還處于追趕階段，在技術(shù)、管理、品牌等方面還有待于進一步提高，F(xiàn)DI流入則會大量進口先進的設(shè)備和原材料等，因此，實證分析才會出現(xiàn)FDI導(dǎo)致了進口的增加。

（4）從短期誤差修正模型來看（（11）、（12）式），F(xiàn)DI累計值與出口的關(guān)系，每年對上一年的偏離糾正速度為3.8%（p（-1）的系數(shù)），即當(dāng)年FDI變動不會導(dǎo)致出口的迅速反應(yīng)，因為FDI從實際使用到產(chǎn)品出口需要一定周期，這也佐證了FDI的累計值是影響出口貿(mào)易的主要因素；FDI累計值與進口的關(guān)系，每年對上一年的偏離糾正速度明顯高于出口，達到34.1%，即當(dāng)年FDI變動對進口影響較大，這主要由于外商投資初期需要從國外進口大量的設(shè)備和原材料；由于p的系數(shù)為負，表明當(dāng)年FDI變動與進出口呈負相關(guān)，這也佐證了在長期內(nèi)FDI累計值對進出口影響大致相同，而短期內(nèi)對出口的促進作用高于進口。

四、結(jié)論與對策建議

（一）主要結(jié)論

1.最近幾年，我國體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易增幅及占全國出口貿(mào)易總額的比重呈現(xiàn)下滑態(tài)勢；體育用品制造業(yè)FDI增速表現(xiàn)來回波動趨勢，其占全國FDI比重則穩(wěn)中有升。

2.本文利用ADF單位根檢驗、協(xié)整關(guān)系檢驗和向量誤差修正（VEC）模型分析了FDI和我國對外直接投資對體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易的影響。結(jié)果表明體育用品制造業(yè)FDI和我國對外直接投資均促進了進出口貿(mào)易，但FDI累計值是影響進出口貿(mào)易的主要原因；體育用品制造業(yè)FDI累計值對出口影響略大于進口影響，短期影響大于長期影響；當(dāng)年FDI變動對進口影響高于出口。

3.FDI對我國體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易起到了促進作用。一方面，外資進入體育用品制造行業(yè)，有效地延伸了體育用品產(chǎn)業(yè)鏈，有助于發(fā)揮關(guān)聯(lián)投資效應(yīng)、技術(shù)示范和擴散效應(yīng)、管理示范效應(yīng)，進而導(dǎo)致我國體育用品制造業(yè)外向型經(jīng)濟發(fā)展，有效地促進了出口貿(mào)易；另一方面，我國體育用品消費市場雖然龐大，但仍存在較大的貿(mào)易壁壘，國外資金為了獲得市場占有率，提升出口貿(mào)易，進而轉(zhuǎn)向以FDI的形式替代直接出口，F(xiàn)DI的大量流入則會帶動先進設(shè)備、原材料等的進口。

（二）對策建議

1.鑒于我國體育用品制造業(yè)FDI對進出口貿(mào)易影響有滯后效應(yīng)，且對出口影響大于進口影響，短期內(nèi)可以加大引入FDI，但從長期來看，還需體育用品制造業(yè)行業(yè)自身不斷加大技術(shù)創(chuàng)新力度，加強內(nèi)部管理，轉(zhuǎn)變出口貿(mào)易增長方式由數(shù)量型向效益型轉(zhuǎn)變，由勞動密集型向技術(shù)、資金、知識密集型轉(zhuǎn)變，提高出口產(chǎn)品科技含量和競爭優(yōu)勢；

2.進一步加大體育用品制造業(yè)開放力度，處理好合理開放與適度保護的關(guān)系。加大開放有助于進一步吸引FDI的流入，進而可以擴大出口貿(mào)易；由于現(xiàn)階段我國體育用品制造業(yè)發(fā)展效益不高，仍處于追趕階段，競爭力不強，因此在公平競爭的市場環(huán)境下，可以充分利用WTO中的一般和特殊條款，如《GATS》中“例外條款”和“逐步自由化原則”等，對我國體育用品制造業(yè)進行適度保護；

第7篇：進出口貿(mào)易研究分析范文

【關(guān)鍵詞】反傾銷會計；進出口貿(mào)易額；關(guān)系研究

一、反傾銷會計的理論框架

所謂反傾銷會計，是指特定主體運用會計知識、反傾銷法知識和國際貿(mào)易知識，就反傾銷中的問題提供會計支持，進行會計規(guī)避、會計舉證、會計調(diào)查、會計鑒定活動。

近年來，越來越多的國家針對我國出口產(chǎn)品提起反傾銷訴訟。在反傾銷應(yīng)訴調(diào)查中，會計信息提供著權(quán)威的訴訟支持。反傾銷調(diào)查涉及國際貿(mào)易、反傾銷法律和會計學(xué)等不同學(xué)科的知識，所以在反傾銷應(yīng)訴中，應(yīng)訴企業(yè)面臨著巨大的挑戰(zhàn)。因此構(gòu)建我國企業(yè)應(yīng)對反傾銷的會計概念框架，正確指導(dǎo)企業(yè)的內(nèi)部會計核算，提供令反傾銷調(diào)查當(dāng)局信服的會計記載資料，獲得反傾銷調(diào)查中的市場經(jīng)濟正常調(diào)查待遇，就顯得尤為必要。

反傾銷的會計概念框架可以為企業(yè)提供實務(wù)運作上的指導(dǎo)，它可以從財務(wù)會計、管理會計、信息披露三個方面來進一步闡述，這三個方面又分別可以從企業(yè)日常會計核算專題、調(diào)查中的成本結(jié)構(gòu)分析及問卷填列以及反傾銷中的盈余管理三點來分別加以說明。

二、研究假設(shè)

反傾銷會計主要用于應(yīng)訴反傾銷案件，以及在反傾銷案件中提供對我方有利的經(jīng)濟證據(jù)。自1995年以來，各國對華反傾銷案件逐年增加，與此同時我國反傾銷會計學(xué)有了更深的發(fā)展，反傾銷會計人員的隊伍也逐年擴大。由此可見，反傾銷案件與反傾銷會計人員的數(shù)量存在著一定的關(guān)聯(lián)。由于反傾銷會計人員的數(shù)量不易統(tǒng)計，本文利用反傾銷案件的數(shù)量來替代反傾銷會計的發(fā)展這一變量。進出口貿(mào)易是本文研究的另外一個變量，這個變量易于量化，本文利用我國進出口貿(mào)易總額來替代我國進出口貿(mào)易的發(fā)展。

因此，本文的研究假設(shè)可歸納如下：假設(shè):進出口貿(mào)易額為自變量JCK，反傾銷案件的數(shù)量為因變量y，進出口貿(mào)易額與反傾銷案件的數(shù)量呈正相關(guān)關(guān)系。

本文利用最簡單的線性模型來對此假設(shè)進行檢驗，即：y=α+β*log（JCK）。

三、樣本選取

（一）1995～2009年我國遭遇反傾銷指控的案件統(tǒng)計

從反傾銷的立案調(diào)查數(shù)量來看，我國世界上遭遇反傾銷立案調(diào)查最多的國家。從1995年到2009年，世界范圍內(nèi)共發(fā)起3865起反傾銷立案調(diào)查。自1979年歐盟對我國出口的糖精鈉發(fā)起第一起反傾銷調(diào)查來，國外對華反傾銷愈演愈烈，一個最重要的例證就是我國產(chǎn)品遭遇反傾銷調(diào)查案件數(shù)量的增加，我國已經(jīng)連續(xù)15 年成為全球遭遇反傾銷立案調(diào)查最多的國家。

從1995～2009年的15年間，全球發(fā)起的反傾銷調(diào)查數(shù)達3865起，其中2009年最高，達到437起；1995年最低，為157起。而我國遭遇的反傾銷立案調(diào)查數(shù)量也高達746起，從1995年的20起，到2009年的75起逐年增長。

國外對華反傾銷數(shù)占全球反傾銷發(fā)起總數(shù)的比重呈明顯上升趨勢。國外對華反傾銷調(diào)查數(shù)占其全球反傾銷發(fā)起總數(shù)的比重由1995年的12.73％上升到2008年的35.1％增長了22.37％。如此快的增長趨勢，不僅說明我國已成為全球反傾銷運動的主要目標(biāo)國，也使我國成為反傾銷的“最大受害國”，對我國出口貿(mào)易構(gòu)成了嚴重的威脅。

（二）1995～2009年我國進出口貿(mào)易額的數(shù)據(jù)統(tǒng)計

自1995年以來，我國進出口貿(mào)易額呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢。其中，進出口總額從23499.9億元上升至150648.1億元，最高達150648.1億元。本文主要研究進出口總額對我國反傾銷會計的影響，其變化趨勢可用折線圖表現(xiàn)，如圖1所示。

四、實證結(jié)果與分析

本文運用Eviews對假設(shè)模型進行檢驗，檢驗結(jié)果如圖2所示：

圖2 實證結(jié)果

實證結(jié)果表明，進出口貿(mào)易額與反傾銷案件的數(shù)量呈正相關(guān)關(guān)系，即進出口貿(mào)易額的增加一定程度上導(dǎo)致了反傾銷案件的增加，而反傾銷案件的增加將促進反傾銷會計的發(fā)展，從而進出口貿(mào)易的發(fā)展在一定程度上促進了反傾銷會計的發(fā)展。在今后幾年，我國進出口貿(mào)易仍將不斷擴大，我國仍然無法擺脫國際貿(mào)易爭端的障礙，我國的反傾銷會計將發(fā)揮其重要作用，其發(fā)展也將順應(yīng)潮流，成為我國會計體系中的重要一環(huán)，同時也是維護我國國家利益的關(guān)鍵一環(huán)。

參 考 文 獻

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第8篇：進出口貿(mào)易研究分析范文

【關(guān)鍵詞】進出口貿(mào)易 經(jīng)濟增長 協(xié)整檢驗 Granger因果關(guān)系檢驗

一、引言

自改革開放多年來，我國進出口貿(mào)易獲得了巨大的發(fā)展，進出口市場分布逐漸向多元化發(fā)展，我國積極主動地通過出口貨物結(jié)構(gòu)出口方式及出口區(qū)域結(jié)構(gòu)的的調(diào)整，降低進出口風(fēng)險，實現(xiàn)經(jīng)濟穩(wěn)定的增長。林毅夫和李永軍（2001）采用聯(lián)立方程組模型，證實出口有利于經(jīng)濟的增長，羅伯特.遜提出了“對外貿(mào)易是經(jīng)濟增長的發(fā)動機”的命題，那么基于這些貿(mào)易理論是否適用于正在發(fā)展的重慶市呢？必須結(jié)合重慶實際經(jīng)濟發(fā)展進行實證分析。重慶市是西部地區(qū)唯一的直轄市、國家中心城市，需要發(fā)揮在兩大經(jīng)濟帶建設(shè)中的樞紐和支點作用，在對外貿(mào)易中取得了顯著成績，據(jù)海關(guān)統(tǒng)計，2004年全市進出口總額達到38.6億美元，比上年增長48.7%。其中，出口20.9億美元，增長31.9%，高于全市GDP增長幅度，進口17.66億美元，增長14.9%。2006年重慶市積極應(yīng)對國際貿(mào)易出現(xiàn)的新情況，實現(xiàn)全年外貿(mào)進出口總額54.7億美元，比上年增長27.4%。其中，出口33.5億美元，增長33%。2007年重慶的進出口貿(mào)易總量僅60億美元，根據(jù)以上統(tǒng)計數(shù)據(jù)可以確定進出口總額與經(jīng)濟增長存在著某種關(guān)系?！笆濉逼陂g，重慶市提出進出口貿(mào)易達到上千億美元的更高目標(biāo)，近年來重慶吸引外資高速增長，日漸改善基礎(chǔ)設(shè)施，優(yōu)惠政策，便利資源要素，吸引跨國公司進行新的戰(zhàn)略布局，重慶正在朝著目標(biāo)奮進。

二、實證分析

（一）變量的選取及數(shù)據(jù)處理。

本文以重慶市進出口總值（萬美元）作為解釋變量（用X表示），地區(qū)生產(chǎn)總值（億元）作為被解釋變量（用Y表示）。由于數(shù)據(jù)的缺失，樣本數(shù)據(jù)選取1987年至2010年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自于《重慶統(tǒng)計年鑒》。其中變量時間序列可能是非平穩(wěn)序列，構(gòu)建的計量模型可能產(chǎn)生“偽回歸”，所以需要對各變量時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗，因為數(shù)據(jù)的自然數(shù)對數(shù)變換不會改變原來的協(xié)整關(guān)系，并且會消除時間序列數(shù)據(jù)存在的異方差現(xiàn)象，使其趨勢線性化。所以對上述各個變量取對數(shù)，以消除數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)性，變量GDP（地區(qū)生產(chǎn)總值）、IE（進出口總值）取對數(shù)lnY、lnX，用、表示變量GDP、IE一階差分，用、表示二階差分，取5%臨界值進行研究。

通過上述的數(shù)據(jù)處理，可以通過Eviews7.0繪制出處理后的lnY 和lnX 的散點圖，見圖1 ：

由圖1可知：根據(jù)散點圖可以看出進出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值大致呈現(xiàn)上升趨勢。隨著進出口總額的增加，重慶市地區(qū)生產(chǎn)總值不斷的增加，兩者的變動的方向基本一致。進而進出口總值的增加有利于經(jīng)濟健康持續(xù)的增長。

（二）單位根檢驗。

首先在進行計量經(jīng)濟模型之前，必須確保兩變量序列是平穩(wěn)的，因此使用單位根方法檢驗變量GDP、IE的平穩(wěn)性，我們采用ADF檢驗方法，lnY、lnX分別進行單位根檢驗，如果水平序列是非平穩(wěn)的，就要進行一階或者二階差分來檢驗平穩(wěn)性，利用Eviews7.0，檢驗結(jié)果見表1：

由表1分析可得lnY、lnX在水平序列下不能拒絕單位根假設(shè)，因此是非平穩(wěn)的序列，經(jīng)過一階差分后，lnX序列拒絕了單位根假設(shè)，是平穩(wěn)的序列，但是lnY不是平穩(wěn)序列，所以進行二階差分。二階差分后，lnY和 lnX在5%的顯著水平下，兩變量序列顯著平穩(wěn)。

（三）模型的建立。

由散點圖分析可知，隨著進出口總值的增加，重慶市經(jīng)濟增長（GDP）越快，分析重慶市地區(qū)生產(chǎn)總值隨進出口總值的數(shù)量規(guī)律性，可以建立如下計量經(jīng)濟模型：

（四）協(xié)整分析。

協(xié)整檢驗方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗，從協(xié)整理論的思想來看，被解釋變量能被解釋變量的線性組合所解釋，兩者之間在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因變量不能被自變量所解釋的部分構(gòu)成一個殘差序列，這個殘差序列應(yīng)該是平穩(wěn)的，因此，檢驗一組變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系等價于檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩(wěn)序列。用Eviews7.0軟件進行殘差分析如表2：

由表3可知，殘差的水平序列在5%的置信區(qū)間水平是非平穩(wěn)的，在一階差分和二階差分的序列是平穩(wěn)的，所以認為估計殘差序列是平穩(wěn)的，計量經(jīng)濟模型的設(shè)定是合理的，因此lnY與lnX兩序列存在協(xié)整關(guān)系，因變量與自變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從回歸分析中可以看出lnY與lnX之間具有較高的相關(guān)性。對上述方程的經(jīng)濟意義的解釋是： 假設(shè)在其他條件不變的情況下，進出口總值（IE）每增加1%，對應(yīng)的生產(chǎn)總值（GDP）將增長1.019%，由此可見，重慶進出口對經(jīng)濟增長具有較強的拉動作用。

（五）Granger因果關(guān)系檢驗。

Granger因果檢驗解決了lnX是否引起lnY的問題，也就是lnY能夠在多大程度上被過去的lnX解釋，加入lnX的滯后值是否使解釋程度提高，如果lnX在lnY的預(yù)測中有幫助的話，就可以說lnX領(lǐng)先于lnY。檢驗結(jié)果見表3：

由表3得出結(jié)果：在10%顯著水平上，滯后階數(shù)為1時，拒絕原假設(shè)，即進出口總值是引起經(jīng)濟增長（GDP）的Granger原因，反之不成立，所以進出口總值與經(jīng)濟增長（GDP）是一個單向相關(guān)關(guān)系。

三、結(jié)論與政策性建議

（一）結(jié)論。

第一：本文基于重慶市1987～2010年進出口總值與地區(qū)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整檢驗，兩個變量序列是平穩(wěn)的，并且兩者存在一種長期穩(wěn)定均衡的關(guān)系，重慶市進出口總額（IE）越多，經(jīng)濟增長越快（GDP）。

第二：根據(jù)計量經(jīng)濟模型方程和Granger因果關(guān)系檢驗，重慶進出口與重慶生產(chǎn)總值之間存在一個單向相關(guān)關(guān)系。進出口總值是經(jīng)濟增長（GDP）的原因，反之不成立。

（二）政策性建議。

1.進出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化：從本市經(jīng)濟整體發(fā)展的需要出發(fā)，挖掘進出口總量背后深層次的貿(mào)易結(jié)構(gòu)問題，切實推進進出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，實現(xiàn)外貿(mào)發(fā)展同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的良性互動，促進進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻。

2.技術(shù)發(fā)展：本市應(yīng)關(guān)注進出口產(chǎn)品的技術(shù)含量和層次，拓展進出口發(fā)展的空間，根據(jù)國際國內(nèi)環(huán)境的變化，利用各類機會采取有效方式，繼續(xù)保持進出口適度增長，進而促進經(jīng)濟的增長。

3.品牌、創(chuàng)新、改革：重慶市競爭性企業(yè)為了獲得國際市場和實現(xiàn)品牌擴張進行進出口貿(mào)易，這就需要企業(yè)引進高新技術(shù)，打造具有影響力的品牌，實行營銷網(wǎng)絡(luò)等方式，打開對外貿(mào)易市場，堅持制度創(chuàng)新，深化體制改革，推動地區(qū)經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。

參考文獻：

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第9篇：進出口貿(mào)易研究分析范文

關(guān)鍵詞：人民幣 進出口貿(mào)易 影響 戰(zhàn)略

一、人民幣升值的重要意義

隨著我國經(jīng)濟的迅速發(fā)展，人民幣的地位在不斷地提高，但是人民幣升值卻與國際貿(mào)易有著密切的關(guān)系。美國的次貸經(jīng)濟危機的發(fā)生，對全球經(jīng)濟有重要的影響，對貨幣的種類也有一定的影響，其中最重要的是美元和歐元。在這次經(jīng)濟危機中，我國也受到了不同程度的影響，但是我國在經(jīng)濟危機中恢復(fù)得較快，進而使人民幣的地位有所提高。近些年來，我國和美國的貿(mào)易順差一直處于擴大的狀態(tài)，一定程度上是因我國勞動力和固有資源相對豐富優(yōu)勢。2006年我國和美國的貿(mào)易順差大約為1443億美元，到了2007年我國與美國的貿(mào)易順差已達到1633.2億美元。我國與美國貿(mào)易順差呈明顯的上升趨勢，這種持續(xù)增長的狀態(tài)已經(jīng)給其他國家?guī)砹艘欢ǖ膲毫Α?/p>

二、人民幣升值原因

隨著市場經(jīng)濟的發(fā)展，我國國際收支的順差正呈上升趨勢，其對人民幣升值有重要的影響。我國國際收支自九十年代起，就呈逐漸上升的趨勢。這種順差趨勢不僅給我國帶來了大量的外匯儲備，同時也刺激了人民幣升值；我國經(jīng)濟的持續(xù)增長，對人民幣升值也有一定的影響。

三、人民幣升值對進出口貿(mào)易的影響

（一）人民幣升值對進出口貿(mào)易的有利影響

1.對貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級有促進作用

由于我國對外貿(mào)易以出口為主，對出口的依賴性較高。在這種情況下，一些企業(yè)出口產(chǎn)品的技術(shù)含量相對較低，貿(mào)易不合理現(xiàn)象時有發(fā)生。如果人民幣升值，這一現(xiàn)象就可以緩解。為了更好地解決這一現(xiàn)象，企業(yè)在制造的過程中，應(yīng)該將技術(shù)含量低、管理薄弱的產(chǎn)品舍棄，同時政府也要對有競爭力的制造業(yè)進行相應(yīng)的鼓勵，鼓勵其走出去。這樣人民幣地位在一定程度上將有所提升，可以使進出口貿(mào)易值得到平衡，同時也可以適當(dāng)減少出口、增加進口，以便更好地對進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)進行優(yōu)化升級。

2.對我國國際貿(mào)易環(huán)境有改善作用

近些年來，我國貿(mào)易順差在不斷地擴大，在這種環(huán)境下，我國對外貿(mào)易環(huán)境也在不斷地惡化。以美國為首的發(fā)達國家對人民幣升值的壓力越來越大，面對多重壓力，我國人民幣只有升值，才能有效地減輕對外貿(mào)易環(huán)境壓力及貿(mào)易摩擦。

3.對國際市場有開拓作用

人民幣升值后，可以使更多的企業(yè)走出去，對國外市場進行開拓。人民幣升值后，我國企業(yè)對外直接投資成本將會有所下降，對內(nèi)直接投資成本將會上升。

（二）人民幣升值對進出口貿(mào)易的不利影響

1.對吸引外資有阻礙作用

人民幣升值后，外商在中國投資的成本就會增加，會給外商帶來一定的壓力。對于外商來說，他們在中國建廠已經(jīng)有很多年了，各項經(jīng)營項目已經(jīng)趨于成熟，同時外資匯率的需求也在逐年的增大。

2.對出口價格有不利影響

人民幣升值后，我國出口產(chǎn)品的價格將會上調(diào)，我國產(chǎn)品在國際市場上的占有率將會下降，我國產(chǎn)品的價格將失去價格優(yōu)勢。我國出口企業(yè)進行對外貿(mào)易時，必然會遇到匯率轉(zhuǎn)換問題。

四、人民幣升值環(huán)境下進出口貿(mào)易戰(zhàn)略研究

（一）對對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)進行優(yōu)化升級

就目前來看，我國出口產(chǎn)品主要以資源、勞動密集型附加值較低的產(chǎn)品為主，這類產(chǎn)品對出口依賴程度大且集中，而對于那些技術(shù)密集型及高新技術(shù)產(chǎn)品自主研發(fā)程度和創(chuàng)新比例相對較低，高能耗、高污染及資源性產(chǎn)品的出口總數(shù)較多。人民幣升值后，這類企業(yè)的勞動力成本性對較高，企業(yè)利潤會相對減少，甚至?xí)o出口貿(mào)易帶來不利影響。

（二）轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略

人民幣對進出口貿(mào)易的發(fā)展有重要的影響，人民幣升值后，出口商品在國際市場上的占有率將會下降。在這種情況下，就應(yīng)該轉(zhuǎn)變我國經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略。由于我國資源及相應(yīng)產(chǎn)品的不足，需要大量的進口，這就使得對外貿(mào)易成為我國經(jīng)濟發(fā)展必不可少的一部分。在大的環(huán)境下，進出口貿(mào)易也就成為我國必不可少的策略。然而，從我國的實際狀況來看，僅依靠貿(mào)易戰(zhàn)略是行不通的，甚至?xí)斐山?jīng)濟安全隱患。

（三）對我國外匯儲備進行控制并合理利用

要想更好地應(yīng)對人民幣升值所帶來的損失，就應(yīng)該合理地利用相應(yīng)的外匯儲備。大量的外匯儲備會導(dǎo)致人民幣升值，所以我國在利用外匯儲備的時候，應(yīng)該根據(jù)實際需要適當(dāng)?shù)膶ζ溥M行利用。

結(jié)束語

隨著各國經(jīng)濟的發(fā)展，特別是經(jīng)濟全球化的發(fā)展，貨幣已經(jīng)成為國民經(jīng)濟重要組成部分。其不僅是引領(lǐng)經(jīng)濟的杠桿，同時對國家進出口貿(mào)易具有重要的影響。人民幣作為我國重要的貨幣，在經(jīng)濟發(fā)展中有重要作用，人民幣升值與我國經(jīng)濟發(fā)展是有一定關(guān)系的，同時對我國的對外貿(mào)易也有一定影響，要想保證進出口貿(mào)易工作的順利進行，就應(yīng)該采取相應(yīng)的戰(zhàn)略性措施，應(yīng)對人民幣升值所帶來的隱患。

參考文獻：

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