導語：如何才能寫好一篇進出口貿易相關理論，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

現代物流是經濟發展的加速器。“物流推動論”認為:現代物流業的發展促進社會分工的深化，從而促進了經濟的增長［1］;物流聯盟的出現通過交易費用的降低，促進了經濟的增長［2］。除定性分析外，許多學者從定量視角對物流產業發展與經濟增長的關系進行研究，得出物流業發展對經濟增長具有正向促進作用的類似結論［3－5］。近年來，浙江省開放型經濟發展快速，形成了全方位、多層次的對外開放格局。隨著外向型經濟的發展，對外貿易發展迅速。1986—2009年間，浙江省進出口總額從12.93億美元達到增長到1877.35億美元，增長了145倍。浙江省進出口貿易能取得如此成績，與現代物流業的發展是分不開的。物流業的發展有利于進出口貿易成本的下降，推動進出口貿易的發展。戎梅(2011)就單位物流成本對國際貿易的影響問題進行了研究，結果表明單位貨物貿易額與單位貨物周轉費用成反比，單位物流成本的降低對國際貿易具有明顯的促進作用［6］。楊長春(2008)［7］、侯方淼(2008)［8］等利用協整檢驗和Granger因果檢驗得出:我國對外貿易與物流之間存在著反饋性的因果關系，而物流對貿易的促進作用比貿易對物流的促進作用要稍大一些。就物流對進出口貿易的促進程度而言，張寶友(2010)運用彈性分析法，分別從物流的需求和供給兩個方面檢驗華東地區物流業對進出口貿易的影響程度，結果表明物流需求每變化1%，進出口貿易額相應的變化2.56%;而物流供給每變化1%，進出口貿易額就相應的變化6.08%［9］。也有學者提出不同的意見，王領(2010)運用協整理論和Granger因果檢驗法，利用上海市1978－2008年貨物運輸量、港口貨物吞吐量與進出口總額相關數據，對上海市對外貿易與現代物流的關系進行了實證分析，得出不同的結論:進出口的增加會在長期內促進港口吞吐量和貨物運輸量的增加，但吞吐量的增加并未對上海市進出口增長起到推動作用，運輸量的變化對外貿增長的作用有很大的時滯效應。綜上所述，有關物流業發展能否促進我國進出口貿易增長存在不一致看法。而且還可以從以下角度進一步思考:如果物流對進出口貿易具有促進作用，那么其影響程度是多少?本文就以上問題進行分析，以浙江省為例，考察物流業發展對進出口貿易是否具有促進作用，如果有，那么影響程度是多少，影響程度是否隨時間的變化有所差異，并提出相應的建議。

2方法、變量及數據

2.1研究方法

本文首先對物流與進出口貿易的關系進行相關分析，目的是驗證物流業對進出口貿易是否有促進作用，影響是否顯著。然后，運用彈性理論，通過計算“物流－進出口貿易彈性”，即物流發展速度與進出口貿易增長速度之間的變動比率，來測算現代物流發展對進出口貿易增長的影響程度，以及其程度隨時間的變動趨勢。

2.2變量及數據來源

衡量進出口貿易的指標，一般選取具有代表性的進出口總額。而衡量現代物流發展水平的指標，由于缺乏統一的統計口徑，不同學者選擇的指標沒有統一的標準，已有研究大多以貨運量、貨物周轉量或港口貨物吞吐量等指標為代表。從進出口貿易涉及的物流系統來看，其物流環節包含運輸、倉儲、檢驗、報關、包裝、裝卸搬運，以及信息處理等作業內容，其中，運輸是必須的環節，故本文選擇了貨物周轉量作為衡量物流發展水平的指標。數據來源于《浙江省統計年鑒》(2010)，考慮到數據的可得性和一致性，選取1986—2009年間的數據。

3實證分析

3.1物流產業發展與進出口貿易增長的相關性

在相關性分析之前，首先對進出口總額和貨物周轉量的逐年變化情況作描述性分析，以掌握其變化的總體趨勢，表1是浙江省1986—2009年進出口總額和貨物周轉量的統計數據。依據表1，繪制出1986—2009年浙江省進出口總額與貨物周轉量變化趨勢圖①，見圖1。由圖1可知，進出口總額與貨物周轉量的變化趨勢大體一致，這初步說明浙江省物流業與進出口貿易之間存在正向相關關系，即物流業的發展對進出口貿易具有促進作用。為了說明物流業發展對進出口貿易增長的顯著影響，下面利用統計數據進行回歸分析。以進出口總額為因變量，設為Y，貨物周轉量為自變量，設為X。根據表1的進出口總額與貨物周轉量相關數據，運用SPSS軟件進行回歸分析，通過比較多種擬和方法得知，二次曲線(Quad-rati)擬和模型較好地反映浙江省物流與進出口貿易之間的變化趨勢。回歸結果見表2，調整后判定系數為0.9923，接近1，表明方程解釋能力強，變量以5%的顯著性通過t檢驗。回歸方程顯著性經過檢驗，F=1482.790，P=0.000＜0.01，表明回歸方程是顯著有效的。回歸方程如式(1):Y=－121.873+0.3129X+0.0000118X2(1)

3.2物流產業發展對進出口貿易增長促進程度的彈性分析

(1)測算模型

通過相關性分析，得知浙江省物流業的發展對進出口貿易具有顯著的促進作用。為了進一步分析物流對進出口貿易增長的影響程度，本文利用經濟學中的彈性理論進行定量測算。彈性分析是計算一個變量對另一個變量變化的敏感性的工具。本文以“區域物流－進出口貿易彈性”一詞作為衡量浙江省進出口貿易對物流業變化的敏感程度。進出口貿易額設為變量Y，貨物周轉量設為變量X，物流－進出口貿易彈性計算模型如式(2):E=dYdX•XY(2)

(2)物流產業發展對進出口貿易增長影響程度的測算

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

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

(4)由方程(4)計算2010—2014年的物流－進出口貿易彈性指標值，見表5，浙江省物流－進出口貿易彈性呈下降趨勢，表明浙江省物流業應進行產業調整，轉變增長方式，從“粗放型增長”轉變為“集約型增長”，以促進進出口貿易的增長。

4結論與建議

4.1結論

本文運用相關性分析和彈性分析等工具，就物流業對進出口貿易影響問題進行實證研究，得到結論如下:第一，物流業發展對進出口貿易增長的影響是正向的，物流業有力地推動了進出口貿易的增長。以浙江省為例，1986—2009年間，浙江省物流業每提高一個百分點，進出口總額相應增長2.9%。現代物流業促進進出口貿易的原因有:1)物流業的發展降低了運營成本，推動進出口貿易的增長。在國際貿易中，商品的價格與成本對國際貿易的效益有重要影響。隨著全球經濟的發展，產品的生產成本下降的空間有限，而物流成本有較大的降低空間。物流業的發展，使得對外貿易中的物流活動運作效率越來越高，降低了物流成本，導致進出口貿易的成本降低，從而刺激進出口貿易的發展。2)現代物流的發展改善了國際貿易的環境，促進國際貿易的便利化。隨著現代物流的發展，第三方物流產業不斷壯大，第三方物流公司則通過貨運等形式，減少了生產企業的物流負擔，使對外貿易中的運輸、報關等物流環節運作效率得到了提高。3)現代物流業的發展拓展了消費者的購買空間。由于物流速度的提高，消費者在購買國外商品時，花費在物流運輸上的等待時間大大減少，使得消費者愿意在全球范圍內購買商品，這有利于外貿企業發現新市場，促進進出口貿易的發展。第二，不同時間段物流業對進出口貿易的促進作用有所強弱。以浙江為例，1986－1990年間，物流－進出口貿易彈性值為6.57，而到2006—2009年，物流－進出口貿易彈性值下降為1.25，表明不同時間段物流對進出口貿易的影響差異較大，且從整體上來看，浙江省物流－進出口貿易彈性值呈下降趨勢，表明浙江省應進行物流產業轉型升級，以更好地促進進出口貿易的增長。

篇2

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，運用相關分析、單位根檢驗、協整分析、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數及方差 分解技術等方法，對體育用品出口貿易與中國進出口貿易的互動關系進行實證研究。結果表 明：體育用品出口貿易與我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易存在較高關聯度，且4個時 間序列變量均為一階單整I(1)序列。體育用品出口貿易與我國進出口貿易不存在長期穩定的 均衡關系，但與出口貿易、進口貿易存在長期穩定的均衡關系。體育用品出口貿易不是我國 進出口貿易和出口貿易增長的原因，而進出口貿易、出口貿易卻是體育用品出口貿易增長的 原因，體育用品出口貿易與進口貿易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。進出口貿易、出 口貿易、進口貿易對體育用品出口貿易增長波動的總體響應表現為“短期效應明顯，長期效 應較弱”。進出口貿易、出口貿易與進口貿易增長的波動主要歸因于自身因素，體育用品出 口貿易對我國進出口貿易事業的貢獻程度均維持在較低的水平。

關鍵詞：體育用品；出口；進出口貿易；互動關系；實證研究；中國

中圖分類號：G80-05文獻標識碼：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

在我國進出口貿易與體育用品出口貿易雙重因素的作用下，國內社會經濟發展水平得到 較大幅度提高。基于此背景，本研究選取體育用品出口貿易與中國進出口貿易為研究對象， 驗證二者之間的互動關系，把握其內在作用機制，實現共同繁榮發展目標，進一步促進我國 經濟發展，有著重要的現實意義。近年來，關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月的月度數據，運用多種計量經濟學分析方法，重點考察體育用品出 口貿易與我國進出口貿易的互動關系，考證二者之間的彼此貢獻程度。旨在為進一步明確體 育用品出口貿易與我國進出口貿易之間的量化關系，完善體育用品出口貿易發展策略，不斷 壯大中國進出口貿易規模，提高國內體育產業發展水平，進而提升國內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月為樣本區間值。以我國進出口貿易總額、進口貿易總額 、出口貿易總額和體育用品出口貿易總額共42個月度數據為具體分析指標，數據分別源于《 中經專網》（newibe.cei.省略）和《中國統計》（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《中國統計》和《中經專網》獲取國家進出口貿易總額、進口貿易總額、出口貿易總額與體育用品出口貿易總額42個月度數據。同時，參考相關經濟學研究論文35篇，查閱計量經濟學專著5本，為完成本課題提供了資料保障。

1.2.2 數理統計法

分別運用計量經濟學軟件Eviews5.0和社會學統計分析軟件SPSS12.0對數據資料進行收集整理，并完成對數據必要的數理統計處理。

2 國內外關于體育用品的分類結構體系研究

通過總結國內外關于體育用品分類的相關研究文獻[10-11]，本文現將中國與歐洲 國家關于體育用品的分類結構體系簡要列出（表1）。

由國內外關于體育用品的分類結構體系（表1）可發現，目前我國對體育用品的分類尚沒有統一標準，主要包含5大產品分類系列，而每一產品分類中又包括不同的產品內容。近些年，國內針對體育用品的分類現狀，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，彼此間界定比較模糊，主要適用于商業目的。縱觀歐洲國家對體育用品的分類結構體系，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 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的總體情況分析

運用社會學統計分析軟件包SPSS12.0繪制我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易與體育用 品出口貿易的時間動態序列圖（Time Sequence Charts），如圖1所示。

從圖1看出，從2004年1月～2007年6月我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易和體育用品出口貿易保持著持續增長態勢，但存在周期性波動。進出口貿易、出口貿易與進口貿易總額有著相同的周期性波動規律，在每年1～3月之間均會出現進出口貿易經濟的低谷期，但調整期限較短，對外貿易經濟能迅速恢復初始增長狀態。中國體育用品出口貿易也同樣具有相似的變化規律，但從數量規模上講，體育用品出口貿易與我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易還存在著非常大的差距，其所占國內進出口貿易份額偏低。

4 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的相關分析

為初步明確體育用品出口貿易與我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易的關聯程度，運用社 會學統計分析軟件包SPSS12.0對該4個對外貿易經濟指標進行皮爾遜相關分析（Pearson Co rrelation），結果如表2所示。

由表2可知，我國體育用品出口貿易與進出口貿易、出口貿易、進口貿易的相關系數分別為0 .828、0.826和0.805，均達到較高關聯程度，且具有非常顯著性意義（P

5 體育用品出口貿易與中國進出口貿易互動關系的計量分析

對體育用品出口貿易與我國進出口貿易的互動關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值，分別以LNJCK、LNCK、LNJ K及LNTYCK表示；2） 對這4個時間序列指標進行單位根檢驗（平穩性檢驗）；3） 對體育用 品出口貿易與進出口貿易、出口貿易、進口貿易的協整關系進行檢驗；4） 對體育用品出口 貿易與進出口貿易、出口貿易、進口貿易進行格蘭杰因果關系驗證；5） 采用脈沖響應函數 分析我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易對體育用品出口貿易增長波動的總體響應；6）

運用方差分解技術考察體育用品出口貿易對進出口貿易事業的貢獻程度。

5.1 單位根檢驗（平穩性檢驗）

在對該4個時間序列指標取自然對數值之后，采用ADF單位根檢驗方法來驗證時間序列的平穩性。其操作過程借助Eviews5.0軟件完成，結果如表3所示。

從表3看出，LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK的ADF統計量均大于在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 協整關系檢驗 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）分別作對數回歸，并根據回歸模型及模型殘差值的單位根檢驗結果，判斷體育用品出口 貿易與中國進出口貿易、出口貿易、進口貿易之間是否存在長期穩定的均衡關系。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）進行協整回歸[13-14]。所有操作過 程均借助Eviews5.0軟件完成，結果如表4、表5所示。

注： R表示判定系數，AdjustedR表示調整判定系數，S.E表示標準誤差，F -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的協整回歸模型可知，模型擬合優度較高，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的協整回歸模型看出，模型擬合優度較高，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的協整回歸模型可知，模型擬合優度較高，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）因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗要求變量必須是平穩的[14]，經ADF統計量檢驗，得知變量D(LNJCK)、D(LNCK)、D(LNJK)和D(LNTYCK)均為平穩時間序列，故可對該4個變量進行格蘭杰因果關系檢驗，根據AIC和SC最小化準則，本文確定滯后期為2，采用Eviews5.0軟件進行處理，結果如表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，F統計值較小，顯著性概率P大于0.05，故接受原假設，表明體育用品出口貿易不是我國進出口貿易增長的原因。就D(LNJCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設，F統計值為4.25 389，顯著性概率P小于0.05，拒絕原假設，說明進出口貿易是體育用品出口貿易增長的原因；對 于D(LNTYCK)不是D(LNCK)的格蘭杰原因的原假設，F統計值偏小，顯著性概率P也大于0.05，因此接受原假設，表明體育用品出口貿易也不是中國出口貿易增長的原因。就D(LNCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設，F統計值為3.89 591，顯著性概率P小于0.05，由此拒絕原假設，說明出口貿易同樣也是體育用品出口貿易增長的原因；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，F統計值均較小，顯著性概率P大于0.05，故接受原假設，表明體育用品出口貿易與我國進口貿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發展內外環境的影響，體育用品出口貿易的規模還差強人意，但其經濟效益還有待于進一步提高。因此，近些年，體育用品出口貿易的快速發展并不是我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易增長的直接原因，而進出口貿易、出口貿易的發展卻對體育用品出口貿易增長產生了積極作用。

5.4 脈沖響應函數分析

脈沖響應函數是基于向量自回歸（VAR）模型得出的，主要反映來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前值和未來值的影響，刻畫內生變量對隨機擾動的動態反映，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過程[14-15]。本文運用脈沖響應函數（Impulse response functions）重點考察 體育用品出口貿易與中國進出口貿易、出口貿易、進口貿易之間的互動關系。

進行脈沖響應函數分析之前，必須構建理想的VAR模型。根據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值進行反復比較，結果如表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。

根據上述3個VAR（5）模型，研究運用模擬沖擊法，對模型系統施加一個外部沖擊，借助Eviews5.0軟件計算各變量對沖擊的反應，考察中國進出口貿易、出口貿易、進口貿易對體育用品出口貿易的反應狀況。圖2、圖3、圖4分別顯示我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易對來自體育用品出口貿易增長一個標準差沖擊的反應。

分析圖2、圖3與圖4可得出，在短時期內，體育用品出口貿易的變動會對我國進出口貿易、出口貿易和進口貿易產生較大影響，即在1～3期之間，體育用品出口貿易增長的波動對中國進出口貿易、出口貿易和進口貿易增長的波動產生直接作用。但從長遠來看，體育用品出口貿易增長的波動并未對進出口貿易、出口貿易和進口貿易產生明顯的影響。基于此，研究認為我國進出口貿易、出口貿易與進口貿易對體育用品出口貿易增長波動的總體響應表現為“短期效應明顯，長期效應較弱”。

5.5 方差分解技術

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

由表8可知，我國進出口貿易、出口貿 易與進口貿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易擾動項的沖擊影響的成分較低，其對中國進出口貿易事業的貢獻程度 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易 對我國進出口貿易、出口貿易和進口貿易的貢獻程度非常有限。

6 結 論

1） 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的總體情況分析得出，我國進出口貿易、出 口貿易、進口貿易及體育用品出口貿易保持著持續增長態勢，但存在周期性波動。從數量規 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 占中國進出口貿易的份額偏低。

2） 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的相關分析表明，我國體育用品出口貿易與 進出口貿易、出口貿易、進口貿易的相關系數分別為0.828、0.826和0.805，均達到較高 的關聯程度，且具有非常顯著性意義（P

3） 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的單位根檢驗顯示，我國進出口貿易、出口 貿易、進口貿易和體育用品出口貿易的自然對數時間序列（LNJCK、LNCK、LNJK、LNTYCK） 均為一階單整I(1)序列。

4） 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的協整關系檢驗可知，體育用品出口貿易與 我國進出口貿易不存在長期穩定的均衡關系，但與出口貿易、進口貿易存在長期穩定的均衡 關系。

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

6） 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的脈沖響應函數分析得出，我國進出口貿易 、出口貿易與進口貿易對體育用品出口貿易增長波動的總體響應表現為“短期效應明顯，長 期效應較弱”。

7） 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的方差分解技術說明，我國進出口貿易、出 口貿易與進口貿易增長的波動主要歸因于自身因素，體育用品出口貿易對進出口貿易事業的 貢獻程度均維持在較低的水平，說明體育用品出口貿易對我國進出口貿易、出口貿易和進口 貿易的貢獻程度非常有限。

參考文獻：

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

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

［3］ 王躍鳳,傅秋仁.加入WTO后我國體育用品業應面臨的機遇與挑戰［J］.商場現代化, 2007,506(6): 262.

［4］ 楊斐,趙景峰,王凱.中國進出口貿易與經濟增長關系的實證研究［J］.人文雜志,20 07,1:72-77.

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

［6］ 余志健,陳勇.我國體育用品市場現狀及應對策略［J］.集團經濟研究,2007,217(1) :61-62.

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

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

［9］ 祝振軍,常冬冬.我國民營體育用品企業的發展環境及前景［J］.體育學刊,2007,14 (3):23-26.

［10］ 李驍天,王莉.對我國體育用品產業市場結構特征的研究［J］.體育科學,2007,27( 5):15-22.

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

［12］ 張煥明.我國經濟增長地區性趨同路徑的實證分析［J］.財經研究,2007,33(1):76 -87.

［13］ 陳龍江,黃祖輝,周文貴.中國農產品對外貿易對農業經濟增長的貢獻――基于1981- 2003年數據的實證分析［J］.經濟理論與經濟管理,2005,33(10):48-54.

［14］ 楊斐,趙景峰,王凱.中國進出口貿易與經濟增長關系的實證研究［J］.人文雜志,2 007,1:72-77.

［15］ 王舒健,李釗.中國地區經濟增長互動關系的脈沖響應分析［J］.數理統計與管理, 2007,26(3):385-390.

篇3

[關鍵詞]山東省；WTO；貿易潛力

[DOI]1013939/jcnkizgsc201643017

1引言

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

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

2變量與數據的處理

21變量的處理

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

解釋變量說明表

解釋變量具體含義預期符號理論解釋

X2一次能源生產總量+體現山東省一次能源生產總量，一次能源生產總量越大，則各行業生產能力可能越大，進而促進進出口貿易

X3社會固定資產投資額+社會固定資產投資額越大，則社會生產的基礎設施可能越完善，進而有利于提高生產效力，促進進出口

22數據的處理

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

3模型的實證結果

31模型設定

運用EViews 80分析和估模型，認為山東省進出口貿易額與山東省一次能源生產總量和社會固定資產投資額差異明顯，相互間可能具有一定的相關性。根據經濟理論和現實經驗，設定模型為如下線性回歸模型形式：

Yij=β1+β2X2i+β3X3i+ui

32估計參數

利用EViews估計模型參數，對數據進行計算得到回歸結果。根據回歸結果整理得到模型的參數方程：

Yi=3002470-3562836X2+3808580X3

（1369623）（1498828）（2881129）

t=（21921）（-23771）（132191）

R2=09642F=2958912n=31

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

33數據調整與處理

對各變量數據進行對數變換，并對依照如下的對數模型進行估計。

lnYt=β1+β2lnX2t+β3lnX3t+εt

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

lnYi=1110095-03576lnX2+08950lnX3

（46250） （05601）（00807）

t=（24002）（-06383）（110966）

R2=09830F=8124283n=31

該模型R2=09830，修正可決系數為09819，可決系數很高，F檢驗值為8124283，明顯顯著。如果當α=005時，tα2（n-k）=t0025（31-3）=2048，lnX2的系數極為不顯著，且lnX2的符號與預期相反，因此，模型可能存在有設定誤差過擬合的情況。即X2山東省一次能源生產總量與山東省進出口貿易無明顯的相關關系，所以應當舍棄變量X2。

利用EViews對模型自變量X3重新進行參數估計得如下結果：

Yi=6239941+7358135X3

4中國入世十六周年背景下山東省進出口貿易面臨的壓力

41國際經濟形勢錯綜復雜

入世十六年來，與世界各國之間的貿易往來不斷加深的同時受到全球經濟大環境的影響也更為深刻。經濟一體化進程的加快、各國之間復雜多樣的政治經濟關系、國際社會局勢的變化與動蕩、各種國際勢力之間的制衡和對抗都給進出口貿易帶來了巨大的壓力，整體進出口貿易受到世界形勢的影響變得格外突出，尤其是對于中歐等局部地區，貿易環境極為不穩定。

42進出口貿易領域競爭激烈

美日歐盟等國家和地區采用貿易壁壘限制我國產品的出口，僅山東省2014年一年受到的反壟斷調查就高達50多起，主要是由美國、澳大利亞、韓國發起，主要涉及紡織品等山東省重點出口產業。

43山東省的進出口外貿競爭優勢不突出

山東省曾經是我國的勞動力輸出大省，但是隨著我國經濟結構的不斷調整，第三產業和新型產業的不斷發展，使勞動力從制造業向服務業流動，這也就造成了勞動力成本的不斷攀升，2010年到2015年間山東省的勞動力成本漲幅超10%。勞動密集型出口產業的競爭優勢不再明顯，加之東南亞勞動密集型產業的快速崛起使山東省的主要訂單在流失，市場份額逐漸被蠶食。

5貿易壓力下的山東進出口貿易競爭力培育的對策建議

51提高出口產品的技術含量

現形勢下，核心技術越來越成為全球競爭的主要表現形式，推動了世界產業結構的調整和升級。山東要從經濟大省邁向經濟強省，不但要繼續增加產品出口貿易額，更要提高技術等無形貿易出口。大力發展知識密集型、技術密集型企業，確立自己的核心技術，提升出口產品整體質量技術水平。鼓勵企業自主研發，大力支持出口企業向價值鏈高端進行延伸，強化技術核心研發，突破重點領域，實現出口產品技術高端化。

52推動出口服務貿易的快速發展

依據國家的《關于加快發展服務貿易的若干意見》，應把握山東出口貿易競爭新優勢培育發展的良好時機，擴大服務貿易出口規模，增強出口貿易的競爭優勢。

（1）完善服務貿易出口結構。以高知識水平、高科技含量行業作為山東出口發展的重中之重。針對通信、金融、商務服務和服務外包等服務貿易，應做大產業規模，實現重點地區政策傾斜，形成產業集群。

（2）擴大出口市場。鞏固山東服務貿易的傳統市場，并在此基礎之上，把握“一帶一路”建設的重要歷史機遇，增加山東對“一帶一路”沿線市場的開發力度。組織企業參加廣交會、文博會、軟交會等境內外展會。

參考文獻：

篇4

【關鍵詞】人民幣升值；匯率變動；進出口貿易；相關分析；回歸分析

匯率作為一種經濟杠桿，是影響一個國家或地區的對外貿易發展的重要因素。因此，研究對外貿易之間的關系和匯率變化對我國具有重要的現實意義。

一、實證分析

本文主要研究分析時間段是1995～2008年。這段時間人民幣匯率制度進行了重大的改變，主要以市場供求為基礎的，有管理的浮動匯率。因為在這一階段，人民幣匯率變動和中國對美國進出口貿易額都主要是受市場影響。同時也是在近幾年國內GDP增速開始放緩。本文采用相關分析和回歸分析來解釋說明兩者之間的關系。（1）在選取的兩個變量中，將1995～2008年的年均匯率設定為自變量X，將進出口總額設定為因變量Y。運用spss軟件得到相關結果如下：

進出口總額和年均匯率的簡單相關系數為-0.827，說明兩者之間存在負的強相關關系。其中p值都近似為零，拒絕原假設，從而認為兩個總體不是零相關。而且簡單相關系數值為

-0.827，非常接近于1，即兩者之間存在很強的相關性。通過對進出口總額與年均匯率的分析，得出兩點結論：第一，人民幣的匯率變動確實對中國的進出口產生了較為顯著的影響。這表現在，當人民幣對美元明顯升值時，進口增速明顯上升。第二，綜合看來，我國的出口總額并沒有因為人民幣升值而減少，進口總額增速繼續上升。（2）由于以上分析所得出的結論為兩者之間存在很強的相關性，所以應該選擇進行線性回歸分析，建立線性回歸模型。然后，用SPSS選擇強制進入策略模型，處理數據。數據處理結果如下：

二、分析結論

通過用相關軟件處理并分析數據研究人民幣匯率變動對我國外貿進出口情況，發現匯率變化對進出口貿易在我國有一定的影響。但是我國的匯率變動對對外貿易的影響卻與傳統的經濟學理論不符，1995年以來人民幣升值過程中，出口進口持續增長，順差并沒有因為人民幣的升值而減少。這是因為中國的巨額貿易順差是國際產業轉移形成的“遷移效應”，人民幣小幅升值難以阻礙貿易順差擴大的態勢。

在面對人民幣可能將進一步升值的情況下，采取一定的措施是必要的。通過整理和分析我國的貿易狀況之后，采取政策控制外匯儲備過度增長，還可以調整我國的貿易戰略，優化我國產業結構等一系列方法來控制人民幣的進一步升值，避免匯率的波動帶來的不利影響。另外，擴大我國企業對外直的接投資，鼓勵資本的輸出；加快人民幣衍生產品市場建設等等都對我國有相當大的作用。

參 考 文 獻

[1]朱孟楠.國際金融學[M].廈門大學出版社，1999

篇5

面對金融危機“保增長”的重要性

面對全球金融危機的巨大壓力，“保增長”是現階段各項經濟工作的重中之重。在國際市場需求疲軟的情況下，為了能夠使“保增長”的目標落到實處，理所當然要將“擴內需”擺放到更加重要的位置。然而，“擴內需”并非意味著就可以忽視對外貿易在“保增長”過程中的作用。在“擴內需”的同時，如果也能夠盡可能發揮對外貿易的積極作用，可供選擇的手段增加了，“保增長”的把握性自然也會增大，“擴內需”過程因此也會相對輕松一些。

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

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

貿易順差的“貧困化”擴張

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

一般來講，許多人都會認為出口越多，經濟增長受到對外貿易的拉動也就越大；而進口越多，經濟增長受到對外貿易的拖累也就越大。近期，由于貿易順差創下歷史最高紀錄，凈出口對經濟增長的拉動進一步強化。

可是，在全球金融危機的大背景之下，盡管貿易順差還在擴大，開展進出口業務的難度卻在加大，許多企業苦不堪言。當下，眼看著一些出口企業停工甚至關閉，眼看著出口企業的打工仔、打工妹甚至白領們丟掉飯碗，又有何理由為貿易順差的增加而自我欣慰？僅從量的角度看，順差加大應當會對經濟增長起到拉動作用。然而，若從質的角度來看，凈出口規模的大小并不一定等同于對經濟增長貢獻的大小。由此，筆者開始思考這樣一個命題:小貿易的大順差不足為喜，其對經濟增長產生的積極影響不一定比得上大貿易下的小順差，甚至有可能還不如大貿易下出現的適度逆差。2008年11月貿易順差創新高就能印證這一命題。否則，中央也就沒有必要在當前形勢下特別強調要靠“擴內需”來保增長了。

就對外貿易而言，凈出口因素固然可以對經濟增長起到至關重要的作用，但凈出口因素絕非影響經濟增長的唯一因素。事實上，對外貿易也會出現貧困化增長的情況，而這種情況本身就是對上述凈出口因素起“推動作用”的唯一性提出挑戰。按發展經濟學的概念，貧困化增長是指貿易條件嚴重惡化導致社會福利下降程度大于社會福利改善程度，最終會出現越增長越貧窮。在貧困化增長的條件下，出口越多，外貿對經濟增長的拉動作用越弱。隨著全球金融危機愈演愈烈，現階段中國的進出口貿易規模出現萎縮，貧困化增長的先決條件不復存在。在進出口貿易出現負增長的情況下，隨著貿易順差的增加，對外貿易或許不會出現傳統意義上的貧困化增長，但“貧困化”的特征卻依然存在，索性將這種情況稱之為貿易順差的“貧困化擴張”，又何妨？

的確，從宏觀角度來看，對外貿易對經濟增長的拉動作用就應當體現在凈出口方面。可是，如果將微觀層面也納入觀察視野，僅從凈出口角度來看待對外貿易對經濟增長的拉動作用未免有些狹隘。單獨來看，無論是出口貿易還是進口貿易，都會對經濟增長產生積極的拉動作用，只不過這種拉動作用并不是直接作用于宏觀層面，而是通過微觀層面間接作用于宏觀層面。

雖然具有某種程度的重商主義色彩，但對不同國家來說，通過追求對外貿易的順差來推動經濟增長或許具有可行性，動機也無可厚非。可是，就整個世界貿易體系而言，各國對貿易順差的追求恰似一場“零合游戲”：一個國家出現貿易順差必然要以另外一個國家出現貿易逆差為前提。不難看出，在經濟全球化的今天，世界貿易之所以能夠取得長足發展，關鍵在于對外貿易能夠產生福利的“正合效應”，而非“零合效應”或者“負合游戲”。否則，比較利益學說、要素稟賦論、規模經濟理論等國際貿易理論也就失去了用武之地。

“保增長”絕非單靠貿易順差

在經濟全球化的今天，隨著資源的全球配置力度不斷強化，過分追求貿易順差不僅無助于整個世界貿易的發展，而且也未必就對各國的經濟增長有利。事實上，在當今世界存在巨額貿易逆差的富國并不少見，而存在巨額貿易順差的窮國也屢見不鮮。

不難看出，對外貿易在經濟增長過程中所發揮的作用不能僅僅靠貿易順差的大小來加以簡單評價。現實狀況表明，近期的貿易順差加大頗具“貧困化”特征。

首先，在當前進出口貿易規模均出現萎縮的狀況下，月度和年度貿易順差卻達到歷史最高水平，說明這一順差本身就存在質量上的隱患。在出口保持對經濟增長產生較大貢獻度的情況下，隨著出口貿易出現萎縮、國內相關產業的發展受到壓制，不僅會導致出口企業的生存空間收窄，開工率下降，贏利減少，也會對就業和稅收等方面造成壓力。與此同時，隨著進口貿易規模出現大面積萎縮，各種資源在全球范圍內的優化配置機會也相應減少，中國在經濟發展過程中難以有效借助“外力”，很難更多利用各種外部資源來彌補內在資源的“瓶頸”約束。

其次，在當今國際市場上，競爭與合作都要立足于一個為相關各國所接受的共同平臺。一般來說，在這個平臺之上，一個國家的順差大一些就有可能對經濟產生的拉動作用強一些；而順差小一些就有可能對經濟產生的牽制作用強一些。可是，受到全球金融危機的影響，這個平臺已經不再穩固，凈出口規模擴大對經濟增長的拉動作用如何的確很難說。將進出口貿易結合起來看，中國的進出口貿易規模在2008年11月出現雙向萎縮，對中國經濟而言尤為不同尋常。在當代國際分工的基本格局之下，中國處在國際產業鏈條的中間位置。因此，長期以來，加工貿易在中國的對外貿易發展過程中占據十分重要的地位。現在遇到全球金融危機，國際產業鏈條上自然也會出現相當多的斷裂點。在這種情況下，中國的加工貿易受到的損害最大。由于加工貿易具有大進大出的特征，加工貿易的下滑還有可能會導致進出口貿易規模出現雙向萎縮。

再次，近期貿易順差的迭創新高也存在一定程度的價格變化因素。面對著全球金融危機，國際市場上的反應并非完全都具有對稱性。總體來看，初級產品價格對全球金融危機的反應最為立竿見影。相反，工業制成品價格對全球金融危機的反應是逐步顯現的，需要一個過程。現階段，初級產品在中國進口貿易中所占比例相對要高一些，而工業制成品在中國出口貿易中所占比例卻相當大。因此，目前中國進口萎縮速度要快于出口萎縮速度，貿易順差規模也就越來越大。現階段中國對外貿易的巨大順差規模很難保得住，甚至有可能轉為逆差。即使貿易順差能夠進一步擴張，也很難擺脫“貧困化擴張”之嫌。

總之，無論是出口規模下降，還是進口規模下降，對經濟增長來說不一定都是利好因素，而進出口貿易規模的整體萎縮對經濟增長來說則進一步構成了利空因素。因此,我們應該對當前對外貿易順差創歷史最高紀錄時刻保持警惕。

表面上看，貿易順差的擴大與否關乎“保增長”的大局，而具體的進出口業務只不過關系到相關企業的“小算盤”。然而，事實并非完全如此。對出口企業來說，只要做好每一筆進出口業務，都有利于“保增長”。

一方面，為了推動出口貿易，今后應當通過進一步挖掘商業機會，強化出口企業的技術投入與管理水平，擴大出口企業的贏利空間。這些努力看起來是針對出口企業的微觀層面，但最終會對宏觀經濟產生積極的推動作用。事實上，出口企業在國際市場上找到了“飯碗”，有利于增加稅收和就業，從官方和民間的立場去面對出口企業的福利“溢出”，最終會為宏觀經濟帶來活力；另一方面，推動進口貿易，要利用好國際市場需求疲軟的時機，在全球范圍內強化資源的優化配置，在通過進一步引進技術促進產業升級的同時，也要通過在國際市場上選擇性價比更高的中間產品，來加大相關企業的贏利空間。

篇6

關鍵詞：人民幣匯率；進出口貿易結構；影響分析

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

一、人民幣匯率變動帶來我國進出口貿易狀況的變化

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

二、人民幣匯率變動對我國進出口貿易收支的影響

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

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

三、人民幣匯率變動對我國進出口貿易結構的影響

（一）人民幣匯率變動對我國進出口商品結構的影響

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

（二）人民幣匯率變動對我國進出口貿易主體結構的影響

人民幣匯率變動帶來的人民幣增值會帶來我國進出口不同類別商品的價格差變動，而出口商品價格的變動會直接對進出口貿易企業帶來巨大影響。一般我國進出口貿易的市場主體有國有企業、私營企業和外商企業。在穩定的進出口貿易主體結構組成中私營企業是最大的出口主體，因為私營企業相對很多而且貿易形式靈活，是我國以往最為重要的出口市場主體。但是一般的私營企業規模有限，科技加工水平更是遠遠落后于實力雄厚的國有企業和外商企業，一旦私營企業主要出口的勞動密集型產品因為人民匯率調整造成價格上升，唯一的成本優勢不復存在，那么必然會對私營企業帶來難以想象的沖擊。與此同時，進口市場原料價格升高，又會增加私營企業的生產成本，私營企業沒有國有企業和外商企業那么底蘊雄厚，很容易在這樣的變化影響下遇到經營危機，私營企業慢慢失去進出口貿易市場的影響力，國有企業外商企業開始發揮作用，我國進出口貿易市場主體的結構也因此而改變。

（三）人民幣匯率變動對我國進出口貿易市場結構的影響

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

（四）人民幣成為世界主流貨幣對我國進出口貿易結構的影響

隨著我國對外經濟發展的不斷深入以及人民幣國際影響力的不斷提升，人民幣國際化進程迎來重要里程碑，人民幣成為了美元、英鎊、歐元、日元并駕齊驅的世界五大支付貨幣之一，這相當于肯定了我國在國際進出口貿易中的重大影響力。這不僅意味著人民幣在未來的國際支付中會成為新常態，對我國的進出口貿易來說也會產生非常積極的作用和影響。人民幣國際化使得我國的進出口貿易更加方便化和快捷化，也會實現我國進出口企業國際化對接，同時會更加穩定我國進出口的貿易結構，在原有的規模和貿易合作國基礎上更加穩定的進行擴張和進一步發展，為我國的經貿發展和進出口貿易結構帶來非常有利的影響和積極的作用，

四、結語

綜上所述，人民幣匯率的變動對我國對外貿易的形勢、收支情況和對外貿易結構都會帶來非常大的影響和變化，總體表現來看，匯率的變動頻繁對各方面的影響都是弊大于利，尤其是對于對外貿易結構的影響，會極大的改變原有的相對成熟和穩定的貿易結構，造成國際貿易形勢的極大變化。所以，在未來的經濟發展中，我們要特別注意保持人民幣匯率的穩定，實現其緩慢有規律的增長，注意控制貿易順差，實現我國對外貿易更大的發展和進步。

參考文獻：

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

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

[3]劉D.人民幣匯率波動對我國進出口貿易的影響分析[D].東北財經大學，2014.

篇7

關鍵詞：進出口貿易；FDI；協整分析；Granger檢驗；西安市

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

引言

隨著經濟全球化步伐的加快，FDI在區域經濟發展過程中將扮演著更加重要的角色，各個地區紛紛將引進外資與擴大對外貿易作為一項重要的發展戰略。改革開放以來，西安市緊緊抓住西部大開發、國家級西咸新區、關中天水經濟區、全面創新改革試驗區、“一帶一路”國家戰略等重大發展機遇，一方面積極實施出口導向戰略，大力發展出口工業，另一方面積極吸引外資與引進國外先進技術，由此促使了進出口貿易與外商直接投資的快速發展。2015年，西安市進出口總額為240億美元，是“十一五”末的2.3倍；實際引進外資153.23億美元，是“十一五”末的2.6倍。西安市進出口貿易與FDI的同步快速增長是否存在某種內在聯系，或者說FDI是否促進了對外貿易的發展與對外貿易增長、是否有利于吸引外資，是一個頗具現實意義的經濟問題。

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

一、西安市對外經貿的發展狀況分析

長期以來，西安市進出口貿易呈現“出口強、進口弱”的發展現狀，出口吸引外資的能力明顯強于進口。具體來說，1993―2008年期間，出口貿易額均超過進口貿易額，貿易~大小關系表現為出口強于進口；2009―2012年期間進出口貿易進入調整期，貿易額大小關系表現為不斷更替；2013年以來，進口貿易額超過出口貿易額，貿易額大小關系表現為進口強于出口。從出口的地區與國別來看，主要的出口地區是亞洲，其次是北美洲和歐洲；主要的出口目的地是香港、美國與韓國；主要的進出口貿易方式為進料加工貿易、一般貿易、海關區域進口設備與物流貨物；主要的進出口商品是核反應堆、機器、鍋爐、機械器具、電氣設備、電視圖像、電機、錄音機與放聲機等。

隨著“一帶一路”國家戰略的深度融入與內陸型改革開放新高地的快速推進，西安市對外開放取得新突破，經濟外向度明顯提高，吸引外資規模逐漸擴大，2015年外商直接投資40.08億美元，合同金額19.37億美元。從外商投資的方式、行業、來源地與目的地來看，外商直接投資的方式較為單一，主要的投資方式為外商獨資企業；外商投資的領域較為廣泛，主要的投資行業為制造業，其次為信息傳輸與批發零售業、計算機服務與軟件業；外商投資的來源地較為聚集，主要的投資來源地為亞洲的韓國，其次是香港和新加坡；外商投資的區域較為集中，主要的投資目的地為西安高新區與經濟開發區，其次為城六區。總的來說，按照外商投資的規模可以將西安市FDI的發展歷程分為4個階段：（1）1983―1991年的探索階段，這一階段的FDI表現為規模小、基數低。（2）1992―1996年的高速發展階段，這一階段的FDI表現為投資領域拓寬、基數增大。（3）1997―2003年的調整階段，這一階段的FDI表現為受金融危機的影響出現上下波動。（4）2004年至今的快速發展階段，這一階段的FDI增幅較明顯。

二、實證分析

（一）變量與數據選取

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

（二）平穩性檢驗

為了避免可能的偽回歸現象，對時間序列變量lnIM、lnEX、lnFDI進行ADF單位根檢驗，結果見表1。當檢驗形式為存在趨勢項、截距項時，lnIM、lnEX、lnFDI三個時間序列ADF檢驗的P值分別為0.513 9、0.723 4、0.854 1，均遠大于0.05，說明在5%的顯著性水平下三個變量均存在單位根，是不平穩序列。而以上三個變量的一階差分ADF檢驗的P值分別為0.000 1、0.000 4、0.039 7，均小于0.05，說明三個變量的一階差分是平穩的。

（三）Johansen協整檢驗

通過滯后期準則檢測發現，2階滯后的VAR模型較優，選擇Trace統計量對變量lnIM、lnEX、lnFDI進行協整檢驗，結果見表2。在5%的檢驗水平下，lnIM、lnEX、lnFDI存在長期的協整關系，運用OLS法確定的協整關系式為：lnFDI=

-4.4825+0.1014lnIM+1.1463lnEX，調整R2為0.9721，DW值為1.5317，說明模型的擬合度較優，解釋能力為97.21%。對殘差項進行平穩性檢驗，得到ADF檢驗的P值為0.000 9，可以認為殘差項是平穩的，所以協整方程能夠解釋lnIM、lnEX、lnFDI之間的長期平衡關系。由協整方程可知，西安市出口與進口貿易都對外商直接投資產生正向促進作用，但出口貿易的促進作用更加明顯。出口貿易每增長1%將促進外商直接投資增長1.1463%，而進口貿易每增長1%僅僅促進外商直接投資增長0.1014%。

（四）格蘭杰因果檢驗

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

三、結論與建議

通過對西安市進出口貿易與FDI的實證分析，得到以下結論：（1）出口額、進口額與FDI存在長期協整關系，出口與進口貿易都對FDI產生正向促進作用，但出口貿易的促進作用更加明顯。出口貿易每增長1%將促進FDI增長1.1463%，而進口貿易每增長1%僅僅促進FDI增長0.1014%。（2）出口貿易有利于擴大FDI與進口額，同時FDI促進了進口貿易的發展，進口貿易對出口與FDI的影響有限。需要說明的是，雖然經過多年建設與發展，西安市的對外開放能力已得到顯著提升，但也存在一些明顯不足，如在金融服務、信息來源、市場開放等方面的投資環境仍需改善；投資結構不合理、大型項目的引進稀缺；外資企業投資方式單一、技術溢出效應有限。

為了促進西安市進出口貿易與FDI更加協調、快速的發展，本文提出以下建議：（1）優化對外貿易環境。進一步強化企業與政府在對外貿易過程中的主導作用，針對企業在技術、資金、人才方面的困難，政府部門應加大扶持力度，努力提高公共服務水平，完善網絡平臺建設，創新引資的體制機制，為企業營造高效化、法制化、便利化、國際化的營商環境。（2）加快對外合作載體建設。依托高新保稅區與西安保稅區的平臺基礎，積極申報陜西航空保稅區、自由貿易@區，加快電子口岸建設，提升口岸的貨物通關能力，努力將“西安港”建設成為國際中轉樞紐港。（3）提高對外貿易發展水平。搶抓絲綢之路國家戰略機遇，大力發展對外貿易經濟，擴大對外開放程度。加快外貿結構升級，優化進口結構，推動新型外貿業態與進口融資租賃快速發展。依據西安市發展需要，及時調整具體策略與發展規劃，加大短缺資源與原料的貿易規模。深化對外投資合作，提高FDI利用效益，積極引導外資向現代服務業、戰略性新興產業與先進制造業轉型。

參考文獻：

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

[2] 胡恒松，栗榮劍.我國外商直驗資與進出口貿易關系的研究――基于狀態空間模型的實證分析[J].國際經濟合作，2016，（7）：

59-66.

[3] 劉曉玲，熊曦.外商直接投資、進出口貿易與區域經濟增長――以湖南省為例[J].管理世界，2016，（2）：184-185.

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

篇8

[關鍵詞] 外商直接投資 進出口貿易 協整檢驗

隨著經濟全球化程度的逐步實現，各國之間的經濟往來越來越密切，國際投資和貿易規模不斷擴大。FDI與經濟增長的關系,以及進出口貿易與經濟增長的關系成為了20世紀70年代以來國內外學者研究的熱點問題。湖北省作為國家“中部崛起”戰略重鎮，有著獨特的歷史傳統、地理位置和自然資源。改革開放，特別是近年來，湖北省積極引進外資、大力發展對外貿易。然而，雖然其近幾年的貿易額一直居于中部六省的前列，與東部沿海省市相比，仍存在著較大的差距。本文擬采用實證研究的方法，運用OLS法和協整檢驗得到FDI與進出口貿易之間的關系，以期得出正確結論，為湖北對外貿易的增長獻計獻策。

一、國內外文獻綜述

迄今為止，各國對外貿易與FDI關系的研究為數眾多。理論分析所得出的代表性結論有二個:一是以Mundell為代表的相互替代關系理論;二是以小島清為代表的相互補充關系理論。在實證研究方面則主要有:Nakamura和MaryAmiti的研究表明兩者呈互補關系;Eaton和Tamura、Goldberg和Klein對日本的檢驗證明FDI對進出口貿易有促進作用。

二、實證分析

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

1.數據處理。單位根檢驗模型建立在正態分布假設上的，但檢驗卻發現變量不顯著具有正態性，所以取各數據的自然對數，得lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFDI。可以證明變換后的數據均滿足正態分布。

2.時間序列的平穩性檢驗。在回歸分析之前,首先要對每組數據進行單位根檢驗,以判別序列的平穩性。因為當數據非平穩時，有可能存在偽回歸,需要進行協整檢驗。對序列lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFD進行ADF檢驗，發現以在95%的顯著性水平上，ln EX、ln IM都為一階單整的時間序列,而lnFDI則為二階單整。可見,序列lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、ln AFDI并不都是平穩的。

3.協整檢驗。對湖北省外商直接投資及其滯后因素與進口、出口額運用OLS法，同時考慮考察變量之間的協整關系，根據DW值與t值，用后向回歸法進一步篩選變量，刪除t值不顯著的變量，得出估計模型如下：

(1)

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

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

(2)

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

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

此時，對兩個殘差序列進行單位根檢驗，發現它們是平穩的置信度為95%，可以認為模型變量間有協整關系。湖北省外商直接投資額對出口額、進總額的作用顯著，模型擬合優度較高，兩個回歸方程的殘差序列都是平穩的，由協整定理可知數據之間存在協整關系，即湖北省外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。

4.誤差修正模型。上述模型描述了變量間的長期穩定關系，是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。因此可以建立誤差修正模型，將長期和短期結合起來：

(3)

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

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

(4)

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

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

由參數的t檢驗可知，滯后殘差項的系數都顯著不為0，說明模型的動態調整具有穩定性。協整關系對EX和IM的增長起到了反向修正作用，彈性系數為-1.3559和-1.42937。

三、結論

FDI、GDP與進出口貿易額IM，EX之間存在穩定顯著的均衡關系,外商直接投資額的增長能夠促進本國進、出口貿易額的增長。然而AFD的反向作用提示我們,在長期過程中,若保持現有的貿易模式和結構不變,當外資積累達到一定水平時,國際貿易額將不再增加,甚至有可能減少。因為隨著外商從跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯,外商直接投資與對外貿易的替代作用將逐步顯現。同時,由于生產和銷售本地化的實現，進口額將大大減少。

“中部崛起”，最關鍵的是實現經濟的崛起，因此發展外貿易事業的重要性不容忽視。在追求FDI額增加的同時，不能忽視了我們在外貿易模式和結構上存在的問題；要積極制定各種相關政策，提高政府部門辦事效率，完善服務體系吸引外資；同時大力推動本土企業的技術化，創新化進程，提高企業的綜合競爭能力，實現湖北省在經濟上的騰飛。

參考文獻:

[1]高 峰 高 越:外國直接投資與我國進出口貿易的關系――基于不同貿易方式的實證分析國際貿易問題[J].2006

[2]冼國明 嚴 兵 張岸元:中國出口與外商在華直接投資――1983年～2000年數據的計量研究南開經濟研究[J].2003

篇9

[關鍵詞] 人民幣；匯率變動；農產品貿易；影響的研究綜述

[中圖分類號] F224；F752；F832.6 [文獻標識碼] A

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

由于主要綜述人民幣匯率變動對我國農產品貿易的影響研究，而對此問題的研究主要是中國的專家學者，所以，本綜述主要綜述國內專家學者對本問題的研究。

一、研究時間的綜述

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

（一）第一時間段

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

（二）第二時間段

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

二、研究方法的綜述

人民幣匯率對農產品貿易影響的研究之所以成為研究熱點，得力于計算機技術的支持，已有的研究利用大量的統計數據，依賴于SPPS、EVIEWS等計算機軟件，更多地采用定量分析方法，對研究的事實和現象解釋得更有說服力，研究朝著精確化方向發展。當然，定性分析法也不失為一種重要的歸納分析法。

（一）定性分析法綜述

定性分析法是在分析時運用非計量經濟模型的方法，基本有20余篇文章用了定性分析的方法，包括不同時間匯率絕對值的比較，匯率的相對數值的比較分析，不同時間農產品進出口量或進出口額的比較；定性分析的另一種方法是圖表法，運用圖表法更直觀地反映人民幣匯率和農產品貿易的發展變化。特別是用定性分析法對人民幣匯率變動影響我國農產品進出口貿易的一般原理、馬歇爾――勒納條件及J曲線效應理論等進行詳細的總結歸納。

（二）定量分析法綜述

定量分析法是分析時運用計量經濟模型的方法對人民幣匯率變動對農產品貿易的影響進行分析。盡管不同的專家學者用的具體計量經濟模型可能不同，但基本都是以普通最小二乘法（OLS）為最基本最基礎的分析方法，并在此基礎上進行以下檢驗：

第一，平穩性檢驗：為了避免經濟時間序列偽回歸現象的出現，首先檢驗人民幣匯率、農產品進出口相關變量的平穩性。用的較多的方法是ADF單位根檢驗。

第二，協整性檢驗：在對變量進行平穩性檢驗的基礎上，利用協整檢驗判斷中國農產品進出口與各影響因素之間是否存在協整關系，以此確定變量之間是否存在長期穩定的均衡關系。協整檢驗的方法運用較多的Johansen協整檢驗和EG協整檢驗。

第三，誤差修正模型的建立：協整檢驗只是用來檢驗變量之間的是否存在長期穩定的平穩關系，短期內我國農產品進出口變動與人民幣匯率的關系可通過建立誤差修正模型進行說明，考察各變量之間的短期變動關系。常用的模型有ECM模型，它能夠較好的反映變量之間的短期擾動情況。

第四，格蘭杰Granger因果檢驗：協整檢驗結果證明的是變量之間是否存在長期的均衡關系，變量之間是否構成因果關系還需要做進一步驗證。研究農產品進出口貿易與人民幣匯率之間的因果關系常用的方法是格蘭杰Granger因果檢驗法。

第五，脈沖響應函數：脈沖響應函數用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前值和未來值的影響。人民幣匯率等自變量對農產品進出口貿易的現在和未來將呈現怎樣的影響，脈沖響應函數能進行很好的刻畫。

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

三、研究數據綜述

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

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

四、研究對象綜述

（一）人民幣匯率的選擇

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

另外，只要不是研究人民幣匯率變動對某一國農產品進出口貿易的影響，基本都是選擇人民幣兌美元的匯率進行研究。

（二）中國農產品進出口貿易

作為另一個主要研究對象的我國農產品進出口貿易，現有的研究主要集中于以下幾方面：

第一，國家角度：許多研究是以整個中國的農產品進口額和出口額作為研究對象，也有以整個中國的農產品進口量和出口量作為研究對象。還有的僅研究人民幣匯率變動對中國農產品進口或對中國農產品出口影響的研究。

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

第三，研究人民幣匯率變動對某一種農產品或某幾種農產品進出口貿易的影響：對于人民幣匯率變動對農產品貿易影響的研究已經越來越細化，細化到了對某種農產品貿易影響的研究，如對小麥進口貿易、大豆進口量、水產品進出口貿易等的影響研究。

第四，研究人民幣匯率變動對不同進口來源地、不同出口目的地農產品進出口貿易的影響以及研究人民幣匯率變動對我國出口企業出口農產品或進口農產品影響研究也越來越多。

隨著統計數據的豐富和研究技術的支持，除了將人民幣匯率和農產品貿易作為研究對象外，現有的大量研究中還將影響農產品貿易的國民收入（國內生產總值、工業增加值）、國內國際價格水平（消費者物價指數）、出口退稅等因素作為研究對象引入模型。更值得綜述的是，在研究人民幣匯率變動對我國農產品貿易的影響時，除了考慮匯率、農產品進出口、國民生產總值等定量解釋變量外，還涉及了一些外貿政策、技術性貿易壁壘、產業結構調整、季節變化、匯率機制等非定量解釋變量即定性變量的影響，對定性變量通過引入虛擬變量得以解決。

五、研究內容綜述

在綜述了以上研究對象后，我們對研究內容進行綜述，研究內容是用一定的研究方法研究人民幣匯率變動對我國農產品貿易之間的關系是研究的主要內容。概括起來，已有的研究對以上研究對象運用最小二乘法、單位根檢驗、協整檢驗和誤差修正模型等實證分析了以下主要幾個方面的研究內容：

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

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

第三，人民幣匯率變動對農產品進出口貿易的影響是否存在長期穩定的均衡關系，是否有短期影響效果也是重要的研究內容。

總之，縱觀人民幣匯率變動對農產品貿易影響的已有研究，運用越來越成熟的研究方法對人民幣匯率對農產品貿易影響的馬歇爾-勒納條件、影響的時滯、影響的長短期均衡關系等展開深入的研究，并對不同的研究結論提出了許多建設性對策，這些對策無論對于我國農產品貿易的發展還是農業的發展都具有深遠影響。

[參 考 文 獻]

[1]顧煥章，李岳云，鐘甫寧.人民幣匯率并軌對中國農業對外貿易及農業利用外資的影響分析與對策建議[J].南京農業大學學報，1994（3）：95-101

[2]鄭琰，馮中朝.人民幣匯率變動與我國農產品出口對策[J].河南農業，1999（12）：24

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

[4]李岳云，宋海英.人民幣匯率變動對我國農產品國際貿易的影響機理[J].齊魯學刊，200（4）：85-87

[5]宋海英，趙慧娥.人民幣匯率變動對中國農產品國際貿易的影響[J].世界農業，200（7）：4-8

篇10

關鍵詞：人民幣升值 進出口貿易額 回歸分析 對策

改革開放多年來，我國經濟迅猛發展，尤其在加入世界貿易組織后，我國經濟已經成為世界經濟的重要組成部分，與世界經濟的聯系越來越密切。據“海關統計資訊網”的統計數據，2012年我國出口貿易總金額2.05萬億美元。出口貿易的增長使國內的外匯儲備順差不斷上升，美國等西方國家一致強烈要求人民幣升值。在人民幣升值的情況下，鑒于出口貿易作為我國經濟發展的動力之一，對我國經濟增長具有重要意義，人民幣升值對進出口貿易的影響亦引起了國內外學者和業界的廣泛關注。本文將通過構建計量經濟學模型，實證探討人民幣匯率升值對我國進出口貿易的影響。

一、人民幣兌美元匯率變動趨勢

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

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

二、人民幣匯率升值對我國進出口貿易額影響的實證分析

彈性分析理論認為，匯率水平的調整是調節國際收支不平衡的基本手段，在符合“馬歇爾―勒納”條件時，貨幣貶值具有促進出口、抑制進口的作用；相反，貨幣升值具有促進進口、抑制出口的作用。本文依據彈性分析理論，基于人民幣匯率變動對我國進出口的影響能滿足“馬歇爾―勒納”條件，同時根據人民幣匯率升值對進出口的影響原理，實證分析以下兩個假設：一是人民幣匯率升值與進口貿易呈正向相關關系。人民幣升值國外產品的價格相對下降，因此我國進口額增加。二是人民幣匯率升值與出口貿易呈負向相關關系。人民幣升值會提高出口產品在國際市場上的相對價格，削弱了我國產品的國際競爭力。因此相應地使得我國產品的出口驟降。采用2005年1月-2012年12月的進出口統計數據和人民幣匯率進行實證檢驗。利用人民幣匯率時間序列數據及外貿進出口額，通過計量經濟學方法來驗證上述假設。產品進出口貿易額數據來源于中華人民共和國海關網，人民幣兌美元匯率數據來源于中國人民銀行網公布的匯率中間價。

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

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

從圖3和圖4可以看出，人民幣兌美元名義匯率分別與進口額和出口額存在著線性關系。為進一步說明線性相關程度，建立如下的回歸模型：

Y1=aX+c1

Y2=aX+c2

Y1表示進口額，Y2表示出口額，X表示人民幣匯率；即分析各變量的變動關系。通過SPSS 17進行相關性分析，計算相關系數均為r=0.991。根據匯率與進出口貿易額的關系圖及計量經濟學統計軟件分析結果，人民幣匯率變動與進出口額相關性顯著（見表1）。

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

Y1=51 371.447-5 533.357X （方程1）

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

同理，再利用SPSS 17統計軟件，進行出口額與人民幣兌美元匯率的回歸分析，得出結果如下：

Y2=55 435.159- 5 822.093X（方程2）

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

（三）人民幣匯率與出口額增長率之間的分析。從以上實證分析結果來看，研究假設2不成立，人民幣匯率升值使得出口貿易額也呈現增加趨勢。為進一步分析人民幣匯率升值與出口貿易額的關系，本文對人民幣匯率升值對我國出口貿易額增長率進行分析（見表2）。

由于經濟危機影響，造成2009年貿易額明顯降低，本文對數據進行修正，剔除2009年數據，分析結果如下頁圖5。

從圖5結果看，在我國經濟持續增長的情況下，出口貿易額增長速度呈現總體下降趨勢，說明人民幣升值后，盡管出口貿易額短期內持續增加，但從長遠看人民幣升值對我國出口貿易起到抑制作用。

通過構建計量經濟學模型，以人民幣匯率和進出口貿易統計數據為基礎進行研究，結果表明，研究假說1成立，研究假說2不成立。即人民幣匯率升值已導致進口顯著增加，但短期內尚未對出口貿易造成顯著的不利影響。毋庸置疑，面對人民幣匯率不斷升值的態勢，從長期來看我國的出口貿易必然會受到很大的負面影響。

三、對人民幣匯率變動影響的對策建議

（一）加強成本控制，保證國際市場份額。進出口貿易是加快經濟發展的必要條件，利潤是貿易永恒的追求目標，但市場是實現利潤的載體。在人民幣匯率升值在市場和利潤不可兼得的情況下，應堅持要市場，而不要拘泥于一時的利益得失。只有市場在，才會存在發展的轉機，在匯率升值影響利潤危及市場時應堅持寧可一時利潤受損，也要千方百計保住市場的原則。在保證質量的基礎上不斷降低出口成本。通過降低出口成本，努力化解匯率升值造成的利潤損失。從原材料選購到生產、加工、包裝、運輸直至出口全過程的每個環節都要強化管理，精打細算，節約挖潛，把成本費用降至最低。需要注意的是，在降低成本的同時不能忽視產品質量的保證，這樣才有可能在市場競爭中取得優勢。

（二）調整產業結構，促進產業升級。我國外貿出口企業以中小型企業為主，很多企業都處在求生存的階段，缺乏品牌長遠規劃，出口產品大多以低價取勝。在人民幣升值的背景下，許多缺乏競爭力的中小企業因抵抗風險能力弱而紛紛倒閉，大大降低了國內出口，出口企業要加大技改投入，加快產品升級換代，努力提高產品質量和附加值，減少價低利薄的低檔次產品出口，擴大質量效益和有自有品牌的產品出口，提高出口產品的綜合競爭力，走差異化、品牌化之路。人民幣升值有可能迫使一些企業進行產品的升級換代，從質量上和品牌上提升出口競爭力，在這段期間內，企業的管理者和決策者應該制定出與經濟政策變動相適應的生產、銷售、研發策略，合理利用國內和國際市場兩種資源，優化產業結構，加快企業創新，增加對工作人員的技術培訓，提高企業抗風險的能力，實現制造業的整合和現代化，使人民幣升值對出口貿易的不利影響最小化，同時，隨著勞動力成本和其他管理成本的提高，簡單勞動密集型生產的加工企業逐漸喪失了比較優勢，企業決策者應該抓住機遇，把資金、技術、土地、人力資源用于具有高競爭力產業的發展上，促進出口產業結構轉型和技術升級，轉變外貿增長方式。

（三）轉變我國發展戰略，由外向型向內需型轉變。人民幣升值會加速我國的通貨緊縮，減少經濟增長，增加失業壓力。通貨緊縮給進出口企業的融資和國內需求都將帶來負面影響。而人民幣升值從長期來看，會迫使我國出口規模收縮，加大國內就業壓力。我國出口企業應積極調整市場戰略，在積極發展對外貿易的同時，也要努力開拓國內市場，刺激國內需求，減少對外貿出口的依賴，以彌補人民幣升值對出口抑制的損失。作為世界上人口最多、最大的發展中國家，單純的依靠出口導向的外向型發展戰略是非常危險的，過度的依賴國際市場，很容易受到國際市場的沖擊，影響經濟的可持續發展。因此我們要實施擴大內需的政策來拉動我國經濟的穩定發展，實現經濟增長的又好又快發展。

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

參考文獻：

1.蘇飛.人民幣升值對我國出口貿易影響的實證研究――基于匯率風險視角[J].安徽大學學報（哲學社會科學版），2012，（4）.

2.吳鈞.人民幣匯率升值對農產品進出口的影響――以江蘇省的實證檢驗為例[J].安徽農業科學，2009，37（7）.

3.張軍，李君君.基于中美貿易數據的人民幣升值對中國出口貿易影響的實證研究[J].經濟問題探索，2010，（2）.

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

5.中國人民銀行網：.

6.海關統計資訊網：http：///customsstat.

作者簡介：