貿(mào)易進出口論文精選(九篇)

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第1篇：貿(mào)易進出口論文范文

人民幣升值對中國經(jīng)濟具有正反兩方面的影響。從正面來說,人民幣升值意味著人民幣的國際購買力增強,有利于降低進口商品價格,使國內(nèi)消費者受益,同時,也可以降低以進口原材料為主的出口企業(yè)的生產(chǎn)成本。從長期來看,人民幣升值有利于促使國內(nèi)企業(yè)努力提高產(chǎn)品競爭力,增強中國企業(yè)國外投資能力。

人民幣升值,對出口導向型行業(yè)最直接的影響就是出口價格的相對提高,這意味中國產(chǎn)品在國外價格競爭力的下降。另外,出口企業(yè)還會遭受出口收入轉(zhuǎn)化成人民幣時的匯兌損失,以及由于出口量減少造成的損失。

人民幣升值對外貿(mào)企業(yè)的負面影響主要體現(xiàn)在以下幾個方面:

(1)直接匯兌損失。企業(yè)從簽訂合同到合同真正履行需要幾天甚至一月時間,買方按合同付價,隨著人民幣對美元的不斷升值,外貿(mào)出口企業(yè)結(jié)匯時就會產(chǎn)生較大的匯兌損失,影響企業(yè)盈利。以紡織業(yè)為例,我國紡織品出口基本上是用結(jié)算方式,一季度人民幣兌美元的升值使該行業(yè)出口企業(yè)普遍遇到很大困難,企業(yè)的利潤空間基本上消失。

(2)對于國內(nèi)采購企業(yè),人民幣升值導致成本上升,國際上成本優(yōu)勢逐漸喪失。

(3)出口成交難度加大且具有不確定性。針對人民幣兌美元匯率變化較大的情況,大部分中小企業(yè)出口成交具有不確定性。例如,多數(shù)出口加工企業(yè)交貨期一般在3-5個月,企業(yè)計價時要考慮到幾個月以后的匯率水平,多數(shù)企業(yè)用6.6-6.7的水平計算,由于產(chǎn)品多數(shù)屬于低附加值產(chǎn)品且沒有定價權(quán),客戶往往不能接受美元報價進行提價,訂單因而轉(zhuǎn)向越南等其他國家。

據(jù)南昌海關統(tǒng)計,2008年上半年,江西省進出口總值達62.2億美元,同比增長55.3%。在人民幣大幅升值的前提下,江西省對外貿(mào)易保持50%以上的高速增長,主要是得益于進口的大幅增長和多晶硅等少數(shù)出口產(chǎn)品的迅猛增長。

雖然2008年上半年的出口保持高速增長,但主要是由少數(shù)出口產(chǎn)品帶動的,在此次調(diào)研中,多數(shù)出口企業(yè)目前處于艱難境地,處于困難的企業(yè)整體出現(xiàn)以下幾大特點:

①低附加值,勞動密集型產(chǎn)業(yè)受損嚴重。產(chǎn)品附加值低,其出口利潤空間小,人民幣升值以后,其經(jīng)營、生存壓力較高附加值產(chǎn)品更大,有些甚至將無法繼續(xù)出口。以紡織業(yè)為例,2007年三分之一的紡織企業(yè)利潤率有6%-10%,整個行業(yè)的平均利潤率只有3.9%,2008年一季度人民幣對美元升值達到4.49%,使得很多企業(yè)面臨的是做多虧多的境地。

相對而言,高附加值的產(chǎn)品,由于其有較大的利潤空間,且有一定的定價權(quán),人民幣升值造成的損失可以在一定范圍內(nèi)得到消化。

②原材料國內(nèi)采購,出口采用美元結(jié)算的企業(yè)影響較大。

調(diào)研中,一家名為廣盛電子的企業(yè)稱,人民幣升值對企業(yè)影響很大,他們采用的模式是內(nèi)購外銷,也就是原材料國內(nèi)采購,產(chǎn)品國外銷售,2008年以來,僅匯兌損失就高達800萬,而公司的年凈利潤也僅800萬,匯兌損失完全擠占利潤空間。相對而言,儲科電子采取的是原材料進口,產(chǎn)品外銷的模式,該公司工作人員稱幾乎感覺不到人民幣升值壓力。

2江西省進出口企業(yè)目前面臨的主要問題

2.1企業(yè)避險意識和能力較差

由于長期以來人民幣匯率相對穩(wěn)定,企業(yè)規(guī)避匯率風險的觀念較為淡薄。在此次調(diào)研的眾多企業(yè)中,絕大多數(shù)企業(yè)沒有采取任何經(jīng)濟手段規(guī)避或管理匯率風險,僅僅把匯率風險歸于政策性因素,僅有一家公司利用外匯市場進行套期保值來規(guī)避風險。

2.2金融體制改革和金融產(chǎn)品服務創(chuàng)新相對滯后

由于我國金融機構(gòu)還不具備承擔外匯風險的能力,放開人民幣匯率,未知的風險和沖擊可能給我國金融市場造成很大壓力。

2.3產(chǎn)品附加值低

產(chǎn)品附加值低的加工貿(mào)易導致企業(yè)沒有定價權(quán),在國際市場上處于被動地位,人民幣升值擠壓利潤空間,產(chǎn)品漲價又不被顧客接受,所受沖擊比較大。3對策建議

(1)原材料與上游產(chǎn)品價格大幅上漲。綜合計算,由于原材料及上游產(chǎn)品價格上漲,國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)成本上升了20%-30%,成為推動企業(yè)成本上升的第一因素。

(2)國內(nèi)外貿(mào)政策的變化。近幾年來,由于國際貿(mào)易順差不斷拉大,國內(nèi)被迫調(diào)整了外貿(mào)的出口政策。調(diào)整的基本方向就是對勞動密集型低加工工業(yè)的出口予以限制,給企業(yè)制造了很大的成本。尤其是對紡織鞋帽、珠寶首飾、皮革、加工、飼料等傳統(tǒng)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)沖擊較大,這些企業(yè)又集中在珠三角地區(qū)。

(3)央行實施貨幣從緊政策影響。央行嚴格限制貸款規(guī)模,進一步加劇了出口加工企業(yè)資金困難。

在此次調(diào)研中,我們發(fā)現(xiàn),從產(chǎn)品需求彈性的角度分析,人民幣有限升值對出口會產(chǎn)生一定影響,但是不會對出口產(chǎn)生嚴重打擊。出口企業(yè)的艱難情況是由多方面因素造成的,在政策制定方面也需考慮到上述幾大因素。從企業(yè)自身角度來看,應對策略的選擇比較重要,政府積極地對外貿(mào)企業(yè)應進行該方面的引導。

①外貿(mào)企業(yè)應該高度關注外匯市場,采用金融手段積極規(guī)避外匯風險。

要引導企業(yè)轉(zhuǎn)變經(jīng)營理念,提高企業(yè)的主動避險意識,并引導企業(yè)加大該方面專業(yè)知識和人才的引進,使企業(yè)掌握匯率避險方法、工具,進行主動避險。

②開拓新的出口市場,同時擴大內(nèi)銷,雙管齊下。

長期以來,江西的三大出口市場分別是歐盟、美國、中國香港。今年上半年則發(fā)生巨大變化,排名前三位的為歐盟、美國、東盟,出口額分別為6.8億美元、3.8億美元、3.5億美元,東盟躍升為江西省第三大出口市場。這一現(xiàn)象也表明,在人民幣升值的環(huán)境下,為了更大的利潤空間,存在出口市場轉(zhuǎn)換的趨勢,這種轉(zhuǎn)移也緩解了人民幣升值對江西省外貿(mào)的影響。同時,大多數(shù)出口企業(yè)在此刻都在積極地拓展國內(nèi)市場,保存利潤空間。

③優(yōu)化產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)。

外貿(mào)企業(yè)提高應對能力的根本措施是優(yōu)化產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu),轉(zhuǎn)變外貿(mào)增長方式,走高質(zhì)量、品牌化之路,提高出口產(chǎn)品的國際競爭力,確保我國外貿(mào)企業(yè)具有長期的競爭優(yōu)勢。在適當?shù)臅r候,我國外貿(mào)企業(yè)更要大膽的走出去,減輕國內(nèi)貨幣升值帶來的沖擊力,提高自身的競爭實力,在激烈的國際市場競爭中立于不敗之地。

(4)結(jié)匯多元化。

外貿(mào)企業(yè)應該從自身效益出發(fā),在出口結(jié)匯時,不要單盯美元一種外幣。根據(jù)出口地區(qū)不同,經(jīng)與外商協(xié)商,選擇其它在國際市場流通且匯率穩(wěn)定可靠的幣種作為結(jié)匯外幣,如歐元、日元、英鎊等。

從政府角度來說,可以主要從以下幾方面著手:

①調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。結(jié)合自身情況,鼓勵全省各進出口企業(yè)堅持以科技進步為推動力,改變過去以初級產(chǎn)品出口為主的格局,大力調(diào)整和優(yōu)化出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu),對高附加值企業(yè)給予一定的政策支持。

②鼓勵原材料海外采購。人民幣升值使原材料海外采購具有優(yōu)勢,由于進口關稅,運輸成本等導致眾多企業(yè)對原材料海外采購望而卻步,針對這種現(xiàn)象,政府可以對外貿(mào)企業(yè)進行一定的進出口運費補貼等政策支持。

論文關鍵詞:人民幣升值;進出口貿(mào)易;影響;對策建議

論文摘要:針對國內(nèi)外迫切關注的人民幣升值問題,從正反面分析人民幣升值給江西省進出口企業(yè)帶來的影響入手,闡述何類型企業(yè)影響較為嚴重及企業(yè)面臨的問題,并在此基礎上提出企業(yè)的應對策略及政府的政策支持建議。

參考文獻

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[2]唐立楠.人民幣升值對中國經(jīng)濟影響分析[J].消費導刊,2008,(5).

第2篇：貿(mào)易進出口論文范文

目前我國是一個能源凈進口國，以進口石油和天然氣，出口煤炭為主，2005年我國能源凈進口（16945萬噸標準煤）占能源消費（223319萬噸標準煤）的比重約為7.6%，2001年只有1.8%，近年來我國。我國能源凈進口占能源消費的比重呈上升趨勢，2005年我國石油進口量約占世界石油貿(mào)易量的6.8%。能源產(chǎn)品的進出口貿(mào)易一直作為我國利用國內(nèi)外兩種資源和兩個市場的最主要方式，它在保證我國能源滿足國民經(jīng)濟發(fā)展方面發(fā)揮了巨大作用。目前，我國已成為世界最重要的能源產(chǎn)品貿(mào)易大國之一。

我國能源貿(mào)易在礦產(chǎn)品進出口貿(mào)易中占有舉足輕重的地位，能源貿(mào)易額占全部礦產(chǎn)品進出口貿(mào)易額的比重從2001年的24.1%增長到2006年的26.1%；能源產(chǎn)品貿(mào)易額迅速增長，2006年能源貿(mào)易額1001.87億美元，比2001年232.71億美元增加330.5%，年均增長率達到33.9%。

我國能源產(chǎn)品貿(mào)易量大幅增長，2006年石油、煤炭和天然氣產(chǎn)品進出口貿(mào)易總量達到37396萬噸標準煤，比2001年21974萬噸標準煤增加70.2%，年均增長率11.2%。2001年以來，我國能源產(chǎn)品貿(mào)易額的增長幅度遠遠大于能源貿(mào)易量的增長幅度，能源產(chǎn)品貿(mào)易量的持續(xù)穩(wěn)定增長，是其貿(mào)易額不斷創(chuàng)出新高的重要原因，同時，能源產(chǎn)品價格的上漲更是導致能源產(chǎn)品貿(mào)易額不斷增長的重要原因。

石油對進口的依賴程度不斷提高，2006年我國石油消費對進口的依賴程度已經(jīng)達到47.3%。我國石油進口貿(mào)易向著多元化方向發(fā)展，2006年從9個國家合計進口石油13018萬噸，占當年我國石油總進口量的71.7%。

二、2001-2006年我國能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重

2001年我國能源產(chǎn)品進出口貿(mào)易額為232.71億美元，占當年我國全部礦產(chǎn)品進出口貿(mào)易額966.56億美元的24.1%，2006年能源產(chǎn)品進出口貿(mào)易額為1001.87億美元，占當年我國全部礦產(chǎn)品進出口貿(mào)易額3839.01億美元的26.1%。我國能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重總體上呈上升趨勢。

2006年我國能源產(chǎn)品進出口貿(mào)易額為1001.87億美元，其中，石油917.54億美元，占我國能源產(chǎn)品進出口貿(mào)易額的比重91.6%，煤炭50.7億美元，占5.0%，天然氣33.63億美元，占3.4%，石油的進出口貿(mào)易在我國能源產(chǎn)品進出口貿(mào)易中我國占絕對的優(yōu)勢。

三、我國石油進口額占礦產(chǎn)品進口額的比重

2001年我國石油進口額為154.06億美元，占當年我國全部礦產(chǎn)品進口額565.46億美元的27.2%，2006年石油進口額為819.52億美元，占當年我國全部礦產(chǎn)品進口額2302.93億美元的35.6%，近年來我國能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重呈現(xiàn)明顯上升趨勢。

四、2001-2006年中國石油進出口貿(mào)易特點和趨勢

我國石油消費巨大，嚴重依賴進口，2006年我國石油凈進口量16286萬噸。從我國石油的進口貿(mào)易情況看，我國石油進口量不斷增長，自2001年的8163.2萬噸迅速增長到2006年的18157.0萬噸，2006年比2001年增長了122.4%，年平均增長率為17.3%，從目前的趨勢看，我國石油的進口量還會進一步增長；另一方面，我國石油的進口額增長幅度更大，自2001年的154.06億美元迅速增長到2006年的819.52億美元，2006年比2001年增長了432.0%，年平均增長率為39.7%。2005年我國石油進口量約占世界石油貿(mào)易量的6.8%，我國已經(jīng)成為繼美國、日本之后的第三大石油進口國。從我國石油的出口貿(mào)易情況看，我國石油的出口量從2001年1674.1萬噸到2006年的1871.4萬噸，最高的年份2005年為2207.7萬噸，我國石油的出口量變化不大。

2006年位居我國石油進口前九位的國家為：沙特阿拉伯（2471萬噸）、安哥拉（2345萬噸）、俄羅斯（2113萬噸）、伊朗（1864萬噸）、阿曼（1318萬噸）、韓國（1106萬噸）、委內(nèi)瑞拉（732萬噸）、剛果（542萬噸）和赤道幾內(nèi)亞（527萬噸），9個國家合計進口量為13018萬噸，占我國石油總進口量的71.7%，我國石油進口貿(mào)易向著多元化方向發(fā)展。

五、2001-2006中國石油消費對進口的依賴程度

2001年我國石油消費對進口的依賴程度只有29.1%，2006年上升到47.3%，近年來我國經(jīng)濟持續(xù)快速發(fā)展導致了能源需求，特別是石油需求的快速增長。為緩解國內(nèi)石油供求的突出矛盾，我國石油進口量逐年增加，石油消費對進口的依賴程度不斷提高。

六、2001-2006中國天然氣、煤炭進出口貿(mào)易變化趨勢

2001年我國天然氣出口量為223.30萬噸，2006年為225.24萬噸，近年來我國天然氣的出口量基本上維持在200余萬噸的水平上，變化不大，從我國天然氣資源和產(chǎn)量分析，未來我國天然氣出口量不會有大的變化。

2001年我國天然氣進口量為489.62萬噸，2006年為605.81萬噸，近年來我國天然氣的進口量維持在600余萬噸的水平上，增長不大，由于我國進口的主要是液化天然氣，而天然氣的大規(guī)模輸送必須通過管道，未來我國天然氣進口量增長變化在很大程度取決于天然氣進口輸送管道基礎設施建設的前景。

2001年我國煤炭出口量為9012萬噸，2006年下降到6330萬噸，近年來我國煤炭的出口量逐年下降，由于國家限制高耗能產(chǎn)品的出口，取消了煤炭出口退稅，預計未來我國煤炭的出口量還會有所減少。

2001年我國煤炭進口量只有249萬噸，2006年迅速增長到3836萬噸，近年來我國煤炭進口量逐年大幅增長，年增長率達到72.8%。由于我國煤炭資源在地域上分布不均，北煤南運，陸路運輸成本較高，在符合比較效益的情況下，預計未來我國煤炭的進口量還會進一步增長。

七、我國能源進出口貿(mào)易中存在的主要問題

1.我國石油消費對進口的依賴程度很高，增長很快

2001年我國石油消費對進口的依賴程度只有29.1%，2006年已經(jīng)上升到47.3%，近年來我國經(jīng)濟持續(xù)快速增長導致了能源需求，特別是石油需求的快速增長，在國內(nèi)石油產(chǎn)量增長緩慢，而石油消費增長迅速，從而導致石油進口量連年大幅增長，使我國石油消費對進口的依賴程度不斷提高，預計我國石油消費對進口的依賴程度將很快超過50%。巨額的石油進口以及對石油進口依賴程度的快速提高，使我國的石油消費嚴重地依賴于國際市場。

2.我國利用國外石油資源的成本在大幅度上升

自2001年到2006年，我國石油進口量增長了122.4%，年平均增長率17.3%，而石油的進口額卻增長了432.0%，年平均增長率39.7%，石油進口額的增長幅度遠遠大于石油進口量的增長幅度，這說明我國利用國外石油資源的成本在大幅度的上升。

第3篇：貿(mào)易進出口論文范文

(一)變量和數(shù)據(jù)選取

本文使用1998-2011年的年度數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均取自國家統(tǒng)計局歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》和各省地方統(tǒng)計年鑒。用地區(qū)生產(chǎn)總值GDP表示經(jīng)濟增長水平，F(xiàn)DI表示實際外商直接投資，IE表示進出口貿(mào)易(I代表進口額，E代表出口額)。為消除統(tǒng)計數(shù)據(jù)中價格變動的影響,以變量實際值進行計量檢驗，故對相關數(shù)據(jù)進行了處理：用1997年的居民消費價格指數(shù)作為不變價格指數(shù)對GDP、FDI、IE三個變量的數(shù)據(jù)進行了相應的調(diào)整。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關系,并能使其趨勢線性化,消除時間序列中存在的異方差問題,故對GDP、FDI、IE進行自然對數(shù)變換,變換后的變量分別用LNGDP、LNFDI、LNIE表示[3]。

(二)平穩(wěn)性檢驗

為了防止偽回歸需要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗。本文主要用LLC檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗方法來檢驗變量的穩(wěn)定性。分別對LNGDP、LNFDI、LNIE的水平值和其一階差分(LnGDP、LnFDI、LnIE)進行檢驗,通過分析可知，1998-2011年國內(nèi)生產(chǎn)總值、外商直接投資和進出口貿(mào)易的時間序列均為一階單整序列,即為I(1)過程。

(三)協(xié)整檢驗

因為LNGDP、LNIE和LNFDI的時間序列在5%的顯著性水平下是同階單整階數(shù)的,故可進行協(xié)整分析。這里我們采用Johanson檢驗來判斷最優(yōu)滯后階數(shù)、變量(取對數(shù))是否存在協(xié)整關系及存在協(xié)整向量個數(shù)。選擇序列有確定性趨勢而協(xié)整方程只有截距的情況，協(xié)整檢驗結(jié)果如表2所示：由檢驗結(jié)果可知：在1%的顯著水平下，JohansenFisher協(xié)整檢驗拒絕了變量FDI、IE與GDP不存在協(xié)整關系和最多存在一個協(xié)整關系的原假設；在5%的顯著水平下，拒絕這三個變量最多存在兩個協(xié)整方程的原假設。這說明至少有三個方程可以用來描述三個變量之間的關系，或者兩兩之間的關系，即變量FDI、進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間存在著協(xié)整關系。(四)模型構(gòu)建及估計結(jié)果PanelData模型有三種形式:不變系數(shù)模型、變截距模型和變系數(shù)模型。建立PanelData模型的第一步便是檢驗樣本數(shù)據(jù)符合上面哪種PanelData模型，從而避免模型設定的誤差，改進參數(shù)估計的有效性[4]。經(jīng)常使用的檢驗方法是協(xié)方差分析檢驗，主要檢驗如下兩個假設：H1：β1=β2=…=βnH2：α1=α2=…=αnβ1=β2=…=βn如果接受假設H2，則可以認為樣本數(shù)據(jù)符合不變系數(shù)模型，無需進行進一步的檢驗。如果拒絕假設H2，則需檢驗假設H1。如果接受假設H1，則認為樣本數(shù)據(jù)符合變截距模型，反之，則認為樣本數(shù)據(jù)符合變系數(shù)模型。構(gòu)建如下F統(tǒng)計量：F2={(S3-S1)/[(N-1)(K+1)]}/{S1/[NT-N(K+1)]}~F[(N-1)(K+1),N(T-K-1)]F1={(S2-S1)/[(N-1)K]}/{S1/[NT-N(K+1)]}~F[(N-1)K,N(T-K-1)]其中，S1、S2、S3分別為變系數(shù)模型、變截距模型和不變系數(shù)模型的殘差平方和，N為截面成員個數(shù)，T為時間，K為解釋變量個數(shù)。根據(jù)EViews6軟件估計結(jié)果得出：S1=0.905714；S2=1.435825；S3=6.518093。利用形式設定檢驗方法(N=6，K=2，T=14)，代入以上兩式計算得到的兩個F統(tǒng)計量分別為：F2=27.27；F1=3.86。查F分布表，在給定5%的顯著性水平下，得到相應的臨界值為：F2a(15,66)=1.83，F(xiàn)1a(10,66)=1.98。由于F2>1.83，所以拒絕H2；又由于F1>1.98，所以也拒絕H1。因此，面板數(shù)據(jù)模型采用變系數(shù)的形式。通過Hausman檢驗發(fā)現(xiàn)，面板Hausman檢驗Chi-sq統(tǒng)計值為0.16，其伴隨概率P值為0.92，大于0.05，所以接受原假設，應建立隨機效應模型，即建立中部六省FDI、對外貿(mào)易和經(jīng)濟增長的隨機影響變系數(shù)模型。模型形式為：LnGDPi=αi+β1iLnFDIi+β2iLnIEi+ui,i=1,2,…,6其中，αi為常數(shù)項；β1i、β2i為參數(shù)；ui,為隨機擾動項；i為中部六省標識數(shù)字從1-6，分別對應河南(HEN)、安徽(AN)、湖北(HB)、湖南(HUN)、江西(JX)、山西(SX)。估計結(jié)果由表3給出：從β1i的估計值來看，F(xiàn)DI對經(jīng)濟增長具有正的影響，但影響力度不是很大，即吸引外商直接投資對經(jīng)濟的拉動作用不是很明顯。FDI對經(jīng)濟的拉動作用最明顯的是湖南，模型的回歸系數(shù)為0.4962，即湖南省吸引的FDI每增長1個百分點，就會拉動本省的地區(qū)生產(chǎn)總值平均增長0.4962個百分點；其次是河南、安徽、山西分別為0.2872、0.2779、0.1242；而江西和湖北的FDI對經(jīng)濟增長的拉動作用卻很弱，分別為0.0496、0.0130。從β2i的估計值來看，進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長也具有正的影響，而且與FDI相比，其影響力度更大，即進出口貿(mào)易能夠更好的拉動經(jīng)濟增長。其中對經(jīng)濟的拉動作用最大的是湖北，模型的回歸系數(shù)為0.7499，表明湖北省的進出口貿(mào)易每增長1個百分點，就會拉動本省地區(qū)生產(chǎn)總值平均增長0.7499個百分點；其次是山西、江西，分別為0.6800、0.5707；相比之下，河南、湖南、安徽的進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響力度不是很大，分別為0.3913、0.3567、0.3419。

二、結(jié)論和建議

通過中部六省FDI、進出口貿(mào)易和經(jīng)濟增長之間關系的實證分析,可知，雖然中部六省的FDI、進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的時間序列均不平穩(wěn)，但其一階差分均平穩(wěn)，所以三者之間存在著長期均衡關系；FDI和進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長都存在正向影響，但FDI對經(jīng)濟增長的影響力度沒有對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響力度大。根據(jù)本文的實證分析,提出如下建議:

(一)進一步提高利用外資的質(zhì)量和效率

FDI對中部六省的經(jīng)濟增長都具有促進作用，但外商直接投資對經(jīng)濟增長的影響力度卻明顯小于對外貿(mào)易。所以，中部各省除了要繼續(xù)擴大利用外資的總量規(guī)模外，更應該重視提高利用外資的質(zhì)量和效率[3]：一要注意承接東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移過程中的取舍，注重自身產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化，減少盲目性；二要根據(jù)自身優(yōu)勢，打造核心產(chǎn)業(yè)，集中資源辦大事；三要注意本地區(qū)內(nèi)部利用外資的合理布局，形成梯次分明的產(chǎn)業(yè)格局。

(二)增強進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的帶動力

中部六省的進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進作用都很明顯，故六省要充分利用這一優(yōu)勢，大力發(fā)展進出口貿(mào)易，以拉動本地經(jīng)濟更好、更快發(fā)展。一方面，要提高對發(fā)展外向型經(jīng)濟的重視程度，努力提高對外開放水平，把穩(wěn)定外需、穩(wěn)定出口作為保增長的重要動力[5]；另一方面，要促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，加快轉(zhuǎn)變貿(mào)易增長方式，鼓勵優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)與優(yōu)勢產(chǎn)品對外出口，尤其是自身的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，以出口為導向來倒逼本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級換代。

(三)注重經(jīng)濟軟環(huán)境建設

第4篇：貿(mào)易進出口論文范文

完全的匯率傳遞是以世界市場的完全竟爭為前提，而現(xiàn)實中大多數(shù)產(chǎn)品市場不完全競爭市場，美國經(jīng)濟學家多恩布什和克魯格曼等從市場的不完全競爭以及產(chǎn)業(yè)組織角度來分析解釋匯率的不完全傳遞問題。

他們認為傳統(tǒng)的匯率傳遞理論是以世界市場是完全競爭市場為前提的，即進出口廠商是貿(mào)易產(chǎn)品進出口價格的接受者，無法左右進出口價格，在這種前提下，當匯率變動時則會引起進出口商品價格的同等變動。然而事實上，世界市場是不完全競爭的，在不完全競爭市場，大部分產(chǎn)品是差別產(chǎn)品，出口商有決定價格和產(chǎn)量的權(quán)力。在升值的情況下，出口商一般會通過降低成本等方式來抑制因貨幣升值而造成的價格上漲壓力，從而導致不完全匯率傳遞。通常，市場集中程度越高、進口商品用國內(nèi)貨幣標價的范圍越大，匯率的傳遞系數(shù)越低;而產(chǎn)品的同質(zhì)和替代程度提高、國外廠商相對于國內(nèi)競爭者的市場份額擴大，匯率的傳遞系數(shù)就越高。

多恩布什認為一些產(chǎn)業(yè)組織因素也會影響匯率的傳遞，這些因素包括:市場集中程度、產(chǎn)品的同質(zhì)性和替代程度等。一般說來，市場集中程度越高，廠商的壟斷勢力也越強，所以匯率的傳遞系數(shù)就越低:產(chǎn)品越具相似性，產(chǎn)品間的替代程度越強，則廠商的壟斷勢力越小，匯率的傳遞系數(shù)就越大。

2、沉淀成本

美國經(jīng)濟學家迪克希特和克魯格曼從供給角度分析了匯率傳遞不完全的原因，他們同時也建立了匯率傳遞的沉淀成本模型[’61。該模型的思想是:在產(chǎn)品存在差異的情況的情形下，出口廠商不僅要為消費者提供高質(zhì)量的產(chǎn)品和確定合理的價格，還必須投入一部分資源用于開發(fā)市場，建立分銷網(wǎng)絡，針對外國人的需求進行研發(fā)以使產(chǎn)品適應外國市場等。這些投入成本是為進入外國市場而支出的，然而這些成本一旦支出就可以被看作沉淀了，因為廠商不能輕而易舉地廉價出售它的資產(chǎn)，無論是無形資產(chǎn)還是有形資產(chǎn)。由于沉淀成本的不可逆轉(zhuǎn)性，以只有當廠商預期能夠彌補沉淀成本時，他才會進入一個市場，一旦成本己經(jīng)沉淀，即使廠商只能彌補可變成本，它也仍然會留在市場中不會退出。

事實上，當存在沉淀成本時，廠商會對未來利潤的貼現(xiàn)值與當前利潤進行比較然后做出決策，而不會一直因為有了沉淀成本而不進入市場。因此該模型有一定的缺陷。

3、市場份額

美國經(jīng)濟學家弗路特與克蘭帕爾從分析廠商的市場份額角度研究了匯率傳遞問題。他們認為如果壟斷廠商以其市場份額作為經(jīng)營目標，那么對未來匯率的預期會影響廠商目前的定價策略與市場份額[47l。

第5篇：貿(mào)易進出口論文范文

自2007年下半年起，美國開始爆發(fā)次貸危機。繼2008年3月美國第五大投資銀行——貝爾斯登因瀕臨破產(chǎn)被摩根大通收購之后，2008年10月初，美國政府宣布接管房地美和房利美兩大住房抵押貸款機構(gòu)。2008年10月中旬，美國第三大投資銀行美林證券被美國銀行收購，美國第四大投資銀行雷曼兄弟公司破產(chǎn)，美國的保險巨頭——美國國際集團向美聯(lián)儲尋求短期融資支持。至此，在美國資本市場前五大投資銀行當中，僅有高盛和摩根斯坦利兩家公司幸存下來，且也搖搖欲墜。美國出現(xiàn)的金融動蕩和經(jīng)濟危機，給世界經(jīng)濟增長投下了濃重的陰影，引發(fā)了全球經(jīng)濟全面衰退。美聯(lián)儲前主席格林斯潘把這次危機稱為“百年不遇的金融危機”，國際貨幣基金組織總裁卡恩也認為，世界正面臨罕見的“全球金融危機”。由次貸危機引發(fā)的金融危機，已經(jīng)波及實體經(jīng)濟和人們的生活，并向世界擴散，將不可避免地對全球經(jīng)濟產(chǎn)生深遠影響，從而也不可避免地影響到我國的出口貿(mào)易。

二、美國金融危機對我國出口貿(mào)易的影響

中美兩國是交往甚密的貿(mào)易伙伴國，近年來，中美兩國間貿(mào)易發(fā)展迅速，發(fā)展勢頭良好。目前，中國是美國的第一大進口來源國和第三大出口對象國。作為全球最大的消費品市場，美國市場在我國的出口市場中占有非常重要的地位，而由美國次貸危機演變而來的金融危機已經(jīng)使得美國經(jīng)濟衰退，引起了美國消費疲軟，消費的抑制不可避免要影響到我國對美的出口，從而影響我國整體的出口貿(mào)易情況。

1.美國金融危機使得我國出口增長趨緩。我國是一個對外依存度較大的國家，對美國出口和對美國經(jīng)濟的依賴較大。特別是進入21世紀以來，我國出口貿(mào)易和對美出口貿(mào)易的依存程度都有所提高，其中出口依存度每年高于20％，對美出口貿(mào)易的依存度（2001－2007年）七年平均為6.72％，已經(jīng)逐步形成對美國市場的依賴。

次貸危機發(fā)生后，美國國民財富大幅縮水，信用規(guī)模急劇收縮，使得美國居民消費支出減少。而美國個人消費是美國經(jīng)濟增長的主要動力。這樣由次貸危機演變而成的金融危機導致美國經(jīng)濟減速，產(chǎn)出和需求下降，由此引起的私人消費、公司開支以及產(chǎn)出的下降導致美國從包括中國在內(nèi)的國外市場進口的消費品、資本貨物、農(nóng)礦產(chǎn)品以及其他原材料減少。金融危機還影響人們對未來經(jīng)濟增長前景的預期，從而減少當前消費。據(jù)測算，美國經(jīng)濟增長率每下降1％，中國對美出口就會下降5％～6％。目前美國消費者對就業(yè)市場以及薪酬的預期都比較悲觀，而信貸緊縮和就業(yè)市場的惡化使美國消費者對經(jīng)濟前景感到擔憂。據(jù)2008年3月25日美國經(jīng)濟咨詢商會報告顯示，2008年3月份美國消費者信心繼續(xù)下降，從2008年2月份的76.4降低至64.5，遠低于市場預期的73.3，是2003年3月以來最低水平；預計未來就業(yè)機會減少的人數(shù)，由28％增至29％；而消費者對于收入水平的預測，同樣并不樂觀，認為收入會增長的人數(shù)，從18％下降到14.9％。而我國對美國出口的主要是消費品，美國政府的一些數(shù)據(jù)已經(jīng)表明，美國消費者在購買必需品方面已經(jīng)緊縮開支。消費和進口需求的下降，必然導致對我國產(chǎn)品需求增長速度放慢。據(jù)海關統(tǒng)計，2008年1－11月，我國對美出口2330.9億美元，比上年同期增長9.6％，增速回落了5.6個百分點，低于同期我國出口總體增速9.7個百分點。

以上是美國金融危機對我國出口貿(mào)易的直接影響。如果考慮到美國金融危機對世界其他國家經(jīng)濟增長的影響，那么，我國出口貿(mào)易面臨的形勢更加嚴峻。

2.美國金融危機使得國外加大實施貿(mào)易保護主義的力度。金融危機已經(jīng)導致美國經(jīng)濟增長趨緩，失業(yè)率上升。在美國經(jīng)濟復蘇乏力和美國貿(mào)易逆差高居不下的情況下，中美之間的貿(mào)易摩擦將更加頻繁。雖然美國一直倡導自由貿(mào)易，但當其利益受損時，往往就會違反自由貿(mào)易的規(guī)則，以“公平貿(mào)易”代替“自由貿(mào)易”。這樣各種名義的技術(shù)性貿(mào)易壁壘將紛紛出籠。同時金融危機使得美國經(jīng)濟放緩，導致美國“需求內(nèi)部化”的微觀要求不斷增強，這也使得美國貿(mào)易保護主義可能持續(xù)抬頭，對中國設立更多的貿(mào)易壁壘，這一切便構(gòu)成我國食品、機電產(chǎn)品、紡織品和服裝以及玩具鞋類對美出口的障礙。比如，前一段時間，美國不斷炒作我國玩具、牙膏、水產(chǎn)品、輪胎、寵物食品等產(chǎn)品的安全問題，限制對我國有關產(chǎn)品的進口，嚴重損害我國產(chǎn)品的國際聲譽和相關出口企業(yè)的利益。在對待我國輸出的紡織品上，為了移植金融危機帶來的壓力，美國除了壓價之外，還通過抬高技術(shù)測試標準等非價格手段極力將市場風險轉(zhuǎn)嫁給我國紡織出口企業(yè)，如故意提高產(chǎn)品測試標準，有些標準明顯超出我國企業(yè)能力范圍，從而制造出大量“不合格”產(chǎn)品，客戶先“勉強”接受，一旦日后因產(chǎn)品品質(zhì)問題而滯銷、退貨，就將全部責任推給我國出口企業(yè)，這種技術(shù)性軟條款，給我國紡織業(yè)帶來巨大的壓力和訂單風險。

這些便是美國加大貿(mào)易保護主義力度的很好的例證。另外，美參眾兩院還相繼出臺針對我國匯率問題的議案，要求美國政府對通過“匯率失調(diào)”而獲取對美國大量貿(mào)易順差的國家進行制裁。因此，在金融危機的背景下，美國對華貿(mào)易壁壘有進一步政治化的趨勢，對華經(jīng)貿(mào)政策將更趨強硬。除了美國加大貿(mào)易保護主義力度以外，其他國家也因為美國金融危機導致的經(jīng)濟不穩(wěn)，為轉(zhuǎn)移國內(nèi)經(jīng)濟和輿論的壓力，也利用我國出口的個別產(chǎn)品的安全問題大做文章，借此打壓中國的商品出口。

這些都顯示，美國金融危機的蔓延已經(jīng)讓國際貿(mào)易保護主義抬頭，針對我國商品的貿(mào)易壁壘或會層出不窮。在美國金融危機的背景下，我國的外貿(mào)出口會遭遇到更多的艱險。

3.美國金融危機降低了我國出口產(chǎn)品的競爭力。金融危機使得美國經(jīng)濟增長乏力，為應對金融危機造成的負面影響，美國政府采取了寬松的貨幣政策和弱勢美元的匯率政策，這樣，美聯(lián)儲不斷降低利率，美元不斷走軟。美聯(lián)儲的降息政策導致人民幣和美元利率出現(xiàn)倒掛，使得人民幣和美元息差進一步拉大，從而導致美元資本持續(xù)流入我國市場，進一步加大人民幣升值的壓力，從而推動人民幣對美元加快升值。人民幣升值不利于我國商品的出口。由于人民幣升值，我國企業(yè)出口的商品按美元計算的價格會上升，這樣便降低了我國商品的出口競爭力，從而導致我國出口的下降。

另外，在金融危機下，美元走軟還影響了國際市場上大宗商品的價格，比如原油、鐵礦石等，使得這些商品的價格都出現(xiàn)了大幅度提高，這在一定程度上提高了我國一些出口行業(yè)的生產(chǎn)成本。為了獲得原先相同的利潤水平，出口企業(yè)勢必要提高價格，這樣就減弱了出口產(chǎn)品的競爭力。同時，國際市場上大宗商品價格的提高，也向其他國家包括我國輸出了通貨膨脹，加大了我國國內(nèi)通脹的壓力，促使我國實行從緊的貨幣政策，這勢必會影響出口企業(yè)特別是中小出口企業(yè)的融資，從而影響其出口。

三、化解美國金融危機對我國出口貿(mào)易影響的對策

面對美國金融危機給我國出口貿(mào)易帶來的消極影響，我們應該積極應對，采取一些措施來消除或減輕這種消極影響。

1.優(yōu)化出口市場結(jié)構(gòu)，積極開拓多元化的海外市場。我國出口市場主要集中于美國等貿(mào)易大國，一旦這些國家發(fā)生經(jīng)濟危機，我國的出口都會受到負面影響。因此，我們必須調(diào)整出口市場，盡快優(yōu)化出口市場結(jié)構(gòu)，積極開拓多元化的海外市場，這是目前最主要的辦法，而且，調(diào)整的步伐要在穩(wěn)健中盡量加快。在鞏固原有市場的同時，也要大力開拓新的市場。2008年上半年的數(shù)據(jù)顯示，我國對美國出口的下降，很大程度上被其他市場尤其是對發(fā)展中國家的市場所消化了。

放眼全球，近年來，拉丁美洲、南亞、南非、土耳其等國家和地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展較快，這些市場擁有巨大商機，進口需求也越來越大，值得我國外貿(mào)出口企業(yè)更加關注，把這些市場作為自己較好的出口市場加以考慮，適時調(diào)整自己的出口市場。因此，要緩解美國金融危機對我國出口造成的壓力，就應該擺脫單一的貿(mào)易依賴，考慮更加廣闊的出口渠道。只有通過優(yōu)化出口市場結(jié)構(gòu)、積極開拓多元化的出口市場來拓寬我國產(chǎn)品的國際市場空間，增加貿(mào)易渠道，才能分散我國出口過度集中少數(shù)發(fā)達國家的風險。

2.降低出口產(chǎn)品的成本，提高出口產(chǎn)品的國際競爭力。在美國金融危機導致的人民幣升值、原材料漲價、美國需求萎縮等因素共同作用的背景下，外貿(mào)出口企業(yè)可以把低附加值的訂單進行跨地區(qū)轉(zhuǎn)移，從沿海發(fā)達地區(qū)轉(zhuǎn)移到成本更低的中西部地區(qū)，以進一步降低成本；還可以把訂單向一些關稅政策優(yōu)惠的國家轉(zhuǎn)移，享受與所在國企業(yè)同等市場待遇，以獲得資源、勞動力的比較優(yōu)勢，達到降低成本的目的。另外，出口企業(yè)還可以充分利用電子商務平臺，降低貿(mào)易成本，從而降低出口產(chǎn)品的成本。在美國金融危機的背景下，國外買家為了減少一些成本支出，勢必會減少商務旅行和參加展會的數(shù)量，進而更依賴電子商務平臺進行采購。這給我國的外貿(mào)出口企業(yè)提供了一次化不利因素為有利因素的契機。通過電子商務直接與外商面對面交易，不僅可以減少交易環(huán)節(jié)、降低貿(mào)易成本，還增加了拼單的勝率。

3.提高出口產(chǎn)品的質(zhì)量和檔次。我國的出口產(chǎn)品必須圍繞世界市場不斷變化的需求，加速升級換代，緊跟當今世界一些新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的潮流，力爭在外貿(mào)增長途徑上實現(xiàn)新跨越和新突破，徹底擺脫資源、技術(shù)的束縛，使產(chǎn)品結(jié)構(gòu)往中高檔方向調(diào)整，堅持不懈地推動企業(yè)加大創(chuàng)新和研發(fā)的投入與力度，由產(chǎn)業(yè)鏈中利潤最低的加工環(huán)節(jié)向高端發(fā)展，向設計、研發(fā)、品牌、服務、營銷等環(huán)節(jié)延伸，提高整個行業(yè)的技術(shù)水平、贏利空間和整體競爭力。

4.繼續(xù)加大實施“走出去”戰(zhàn)略的力度。我國應繼續(xù)加大實施“走出去”戰(zhàn)略的力度，鼓勵和支持國內(nèi)企業(yè)以多種手段開拓國際市場，不要局限于單純以貿(mào)易方式來擴大出口。畢竟單純以貿(mào)易方式擴大出口的作用比較有限，并極易引起反傾銷、反補貼等限制措施，增加貿(mào)易糾紛。目前，以投資帶動貿(mào)易已成為國際貿(mào)易發(fā)展的趨勢。因此，我們要鼓勵相關企業(yè)加快“走出去”的步伐，以到國外投資等多種方式來擴大我國的出口。

綜上所述，面對美國金融危機，我們既要清醒認識到它對我國出口貿(mào)易影響的嚴重性,又要進行理性的分析，積極采取對策。把美國金融危機對我國出口貿(mào)易的影響降到最低程度,促進我國出口貿(mào)易穩(wěn)定、健康、快速的發(fā)展。

第6篇：貿(mào)易進出口論文范文

【關鍵詞】服務貿(mào)易統(tǒng)計依據(jù)統(tǒng)計范圍數(shù)據(jù)分析

【中圖分類號】F752

一、服務貿(mào)易的定義

服務貿(mào)易是一國的法人或自然人在其境內(nèi)或進入他國境內(nèi)向其他締約方提供服務的貿(mào)易行為。烏拉圭回合協(xié)議把服務貿(mào)易描述為：（1）從一締約方境內(nèi)向任何其他締約方提供服務；（2）在一締約方境內(nèi)向任何其他締約方消費者提供服務；（3）一締約方在其他任何締約方境內(nèi)提供服務的商業(yè)存在而提供服務；（4）一締約方的自然人在其他任何締約方境內(nèi)提供服務。事實上這里指的是國際服務貿(mào)易。服務貿(mào)易有四種提供服務的交易方式：跨境交付、境外消費、商業(yè)存在和自然人流動。

二、服務貿(mào)易的統(tǒng)計依據(jù)及范圍

我國的服務貿(mào)易統(tǒng)計依據(jù)的是2012年8月新修訂的《國際服務貿(mào)易統(tǒng)計制度》，該制度采納了聯(lián)合國等六大國際組織共同編著的《國際服務貿(mào)易統(tǒng)計手冊》中所建議的服務貿(mào)易統(tǒng)計基本框架，統(tǒng)計范圍主要包括服務進出口統(tǒng)計、外國附屬機構(gòu)服務貿(mào)易統(tǒng)計和自然人移動統(tǒng)計三個方面。在具體操作上，以居民與非居民間的服務貿(mào)易和通過外國附屬機構(gòu)實現(xiàn)的服務貿(mào)易兩條主線進行服務貿(mào)易統(tǒng)計。而對于自然人移動統(tǒng)計，因其范圍難于界定以及可行的統(tǒng)計指標有限，僅作為服務貿(mào)易統(tǒng)計的次要組成部分。服務貿(mào)易統(tǒng)計類別包括運輸服務、旅游服務、通信服務、建筑服務、保險服務、金融服務、計算機和信息服務、專有權(quán)利使用費和特許費、咨詢、廣告宣傳費、電影音像、其他商業(yè)服務。根據(jù)不同服務項目的業(yè)務特點，《國際服務貿(mào)易統(tǒng)計制度》規(guī)定，服務貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)采集的方法包括全數(shù)調(diào)查、抽樣調(diào)查、重點調(diào)查、典型調(diào)查和科學測算，并利用行政記錄等資料進行統(tǒng)計。

三、我國服務貿(mào)易現(xiàn)狀分析

隨著我國改革開放的不斷深入，科技發(fā)展的不斷進步，我國服務貿(mào)易發(fā)展迅速，新的服務業(yè)不斷出現(xiàn)，服務項目眾多，國際服務貿(mào)易交換形式各異，貿(mào)易規(guī)模迅速擴大，服務貿(mào)易在國民經(jīng)濟中的地位和作用日益凸顯。本文僅通過服務貿(mào)易進出口數(shù)據(jù)加以分析利用。根據(jù)2015年中國商務部和國家外匯管理局的中國服務貿(mào)易出口分項目情況統(tǒng)計數(shù)據(jù)，旅游、運輸、其他商業(yè)服務一直是中國服務貿(mào)易出口的三大主要類別，咨詢服務發(fā)展較快，2012年起已超過其他商業(yè)服務。從服務貿(mào)易進出口總量看，2014年中國服務進出口達6 043億美元，同比增長12.6%，占世界比重6.3%。其中：服務貿(mào)易出口2 222億美元，同比增長7.6%，占世界比重4.6%；服務貿(mào)易進口3 821億美元，同比增長15.8%，占世界比重8.1%。服務貿(mào)易進口遠遠大于出口，逆差1 599億美元。

服務貿(mào)易進出口快速發(fā)展，平均增速均達到17.14%。2014年的服務貿(mào)易進出口額6 043億美元與2000年660億美元相比，增加了5 383億美元，年平均增速達17.14%。其中：服務貿(mào)易出口額2014年2 222億美元，較2000年301億美元，增加了1 921億美元，年均增速達15.34%；服務貿(mào)易進口額2014年3 821億美元，較2000年359億美元，增加了3 462億美元，年平均增速達18.40%；服務貿(mào)易進口增速大于出口增速3.06個百分點。從服務貿(mào)易各類別的增速看，除通信服務為7.04%，其余呈現(xiàn)2位數(shù)的增速，其中增速排前三名的是咨詢、金融及計算機和信息服務，分別為35.34%、33.33%和30.89%。

（一）長期占據(jù)服務貿(mào)易主導地位的傳統(tǒng)服務貿(mào)易格局逐步被打破

中國傳統(tǒng)服務業(yè)――旅游、運輸、建筑和其他商業(yè)服務長期是中國服務貿(mào)易的重要組成部分，2012年以來，咨詢服務的增長速度遠遠超過了建筑服務和其他商業(yè)服務。2012至2014年排在前三位的旅游、運輸和咨詢服務的進出口總額分別占服務貿(mào)易總量的70.18%、69.74%和70.39%，已經(jīng)打破了傳統(tǒng)旅游、運輸和建筑服務占主導地位的格局。2012～2014年旅游服務進出口總額分別占服務貿(mào)易總量32.3%、33.4%和36.7%，呈逐年增長的態(tài)勢，主要是受中國居民“出境游”持續(xù)升溫的影響。

（二）服務貿(mào)易進出口逆差不斷加大

從服務貿(mào)易總量看，進出均快速增長，但服務貿(mào)易進口增速大于出口增速，服務貿(mào)易進出口連年出現(xiàn)逆差，從2000年的逆差57.1億美元增加到2014年的1 599億美元，呈逐年加大態(tài)勢。特別是從2000年以來，運輸、旅游、保險、專有權(quán)利使用費和特許費進出口差距加大，進口服務遠大于出口。

（三）服務貿(mào)易結(jié)構(gòu)不合理

從各服務貿(mào)易構(gòu)成類別來看，進出口總量較大的仍是旅游、運輸、建筑這些勞動密集型服務產(chǎn)業(yè)，通信、保險、金融、計算機與信息服務、專有權(quán)利服務、咨詢等技術(shù)密集和知識密集的行業(yè)，盡管有較高增速，但目前這些行業(yè)規(guī)模偏小，仍處于較低發(fā)展水平。

（四）從服務貿(mào)易類別分析，存在發(fā)展不平衡現(xiàn)象

2014年與2000年相比，服務貿(mào)易進出口總量增加5 383億美元，其中旅游服務進出口凈增加最大為1 923.7億美元中進口增加1 516.9億美元，出口增加僅為406.8億美元；運輸服務凈增加1 204.3億美元中進口增加858億美元，出口增加僅為346.3億美元，其他像通信、保險、金融、專用權(quán)利使用費和特許費、電影音像等均是進口大于出口。只有咨詢服務的凈增加額中出口425.4億美元遠大于進口256.6億美元，建筑、計算機和信息服務、廣告宣傳和其他商業(yè)服務的凈增加值出口略大于進口。

主要參考文獻：

[1]于文婷.促進浙江省服務貿(mào)易發(fā)展研究.浙江工商大學碩士論文.2008.

第7篇：貿(mào)易進出口論文范文

論文關鍵詞：貿(mào)易結(jié)構(gòu)，實際有效匯率，協(xié)整檢驗

 

一、引言

2010年福建省進出口貿(mào)易額達到1087.8億美元，年均增長21.13％，總體規(guī)模比1985年擴大了121倍。其中出口額達到714.93億美元，年均增長21.43％，擴大128倍；進口額372.87億美元，年均增長20.62％，擴大109倍；增速均高于全國平均水平。進出口總額占全國比重從1985年的1.3％上升為2010年的3.7％，2010年進出口總值位居全國第七位，其中出口名列第六，在全國對外貿(mào)易中具有舉足輕重的地位。①進出口貿(mào)易是福建省經(jīng)濟貿(mào)易的重要組成部分，其變動會對全省經(jīng)貿(mào)產(chǎn)生較大影響。

自2005年7月21日中國人民銀行發(fā)表關于完善人民幣匯率形成機制改革的公告以來，人民幣匯率不斷升值，從匯改前的1:8.2765到2011年9月30日的1:6.3549，人民幣對美元已累計升值30.24％。②人民幣的不斷升值給我國外貿(mào)行業(yè)造成了巨大的沖擊，許多企業(yè)本來就很低的利潤率被匯率升值侵蝕殆盡；2008年全球金融海嘯，國外需求的銳減更使這些企業(yè)雪上加霜，出口企業(yè)面臨整體“洗牌”。但人民幣匯率升值也降低了我國進口的成本協(xié)整檢驗，強勢的人民幣增強了我國企業(yè)應對國際大宗商品價格波動的能力，更重要的是，其帶給我們的增強的國際購買力如果利用得當,也許能夠成為我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級的動力。在這種形勢下，福建省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)與人民幣匯率變動的關系如何，人民幣匯率變動特別是人民幣持續(xù)升值究竟會對福建省的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生什么樣的影響，影響程度如何，這些問題，無論是從現(xiàn)實意義的角度來看，還是從長遠發(fā)展的需要出發(fā)，都是值得分析和研究的。

二、相關文獻綜述

匯率是一國貨幣單位兌換他國貨幣單位的比率，是一個國家進行國際經(jīng)濟活動時最重要的綜

合性價格指標。在經(jīng)濟全球化的大背景下，它的變動對一國對外貿(mào)易的平衡與國內(nèi)經(jīng)濟活動的波動都具有深刻的影響，它將各國之間的經(jīng)濟往來相互聯(lián)系起來，使得世界經(jīng)濟貿(mào)易發(fā)展順利進行論文服務。目前國際上檢驗一國和地區(qū)的匯率波動與進出口之間的關系比較常見的研究方法是運用“彈性分析法”——馬歇爾一勒納條件是否成立，即進出口的需求彈性之和大于1，則本幣貶值可以改善貿(mào)易收支。大部分學者以此條件為基礎，進行研究。

開放經(jīng)濟條件下，一國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)取決于經(jīng)濟體內(nèi)部各種貿(mào)易產(chǎn)業(yè)或貿(mào)易產(chǎn)品的產(chǎn)出結(jié)構(gòu)變動，在產(chǎn)出水平受制于貿(mào)易競爭力的狀況下，貿(mào)易競爭力成為推動貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整的根本力量，如果匯率變動對經(jīng)濟體內(nèi)部各種貿(mào)易產(chǎn)業(yè)或貿(mào)易產(chǎn)品的貿(mào)易競爭力產(chǎn)生了不同的影響，就會帶來貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變動。目前國內(nèi)學者對人民幣匯率與進出口貿(mào)易關系影響的研究存在著三種觀點：第一，兩者之間存在正相關關系。劉傳哲、陳寒凝和賈彥利(2004) [1]通過實證分析，發(fā)現(xiàn)江蘇省出口貿(mào)易額的增長與匯率變動明顯正相關。沈丹紅、壽志敏(2007) [2]認為人民幣升值將激勵出口企業(yè)更多地依靠技術(shù)進步和提高附加價值，一些只靠低成本競爭，技術(shù)含量低，高污染、高耗能的企業(yè)可能因為人民幣升值被擠出市場，從長遠看，人民幣升值有助于我國外貿(mào)增長方式從原來的粗放型轉(zhuǎn)向高質(zhì)量和高效益的集約型，這會帶來出口結(jié)構(gòu)的改善。第二，兩者之間存在負相關關系。馬丹、許少強(2005) [3]認為人民幣實際有效匯率的貶值能夠改善中國貿(mào)易收支；而中國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化在一定程度上可以解釋人民幣實際有效匯率的變化。郭晶、洪詩茜和應匯康然（2010）[4]通過Granger 因果檢驗以及協(xié)整檢驗等計量分析方法，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率與浙江出口貿(mào)易為負向關系。第三，一些學者認為人民幣匯率變動對我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響并不顯著。歐元明、王少平（2005）[5]運用Granger因果檢驗以及協(xié)整、誤差修正模型、多元回歸模型等計量經(jīng)濟學分析方法,對中國內(nèi)資企業(yè)出口與匯率的關系進行實證分析,得出的主要結(jié)論是:實際有效匯率與中國企業(yè)內(nèi)資出口間沒有因果關系, 并且無論在長期和短期實際有效匯率的變動都不能有效地解釋內(nèi)資出口的變動,說明人民幣匯率的變化對內(nèi)資出口影響非常小。林筱文、黃劫、宋保慶（2010）[6]在對匯率的基本概念、匯率變動對貿(mào)易收支影響關鍵理論進行分析的基礎上，運用協(xié)整分析的方法協(xié)整檢驗，對福建省人民幣實際有效匯率對進出口貿(mào)易的影響進行實證研究，結(jié)果顯示，人民幣實際有效匯率變動和福建外貿(mào)不存在長期協(xié)整關系。

以往學者的研究結(jié)果存在較大分歧，且大多集中于匯率和貿(mào)易流量的關系，匯率變動對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響只是作為附帶結(jié)論，缺乏對這個問題深入的實證分析。本文從出口商品結(jié)構(gòu)角度出發(fā)，采用協(xié)整分析等計量經(jīng)濟學方法深入考察人民幣匯率變動對我省貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，進而得出一些有益的結(jié)論，具有較強的現(xiàn)實意義。

三、 實證分析

（一）模型的設立

根據(jù)一般經(jīng)濟理論，影響一國進出口貿(mào)易最主要因素是進出口商品的相對價格，而影響進出口商品相對價格的關鍵因素就是匯率。除此之外，由于在1985年～2010年的幾十年間， 我國吸引的外商直接投資發(fā)生了巨大的變化，例如鄭月明、吳青青、程雅思（2009）[7]采用實證的方法，認為FDI對于我國初級產(chǎn)品的促進作用并不明顯，而FDI對于制成品的出口具有明顯的促進作用，并且這個效應因地區(qū)和時間不同而有所差異。因此，本文在協(xié)整分析時考慮三個重要變量：貿(mào)易結(jié)構(gòu)，匯率和FDI，為避免經(jīng)濟數(shù)據(jù)時間序列的異方差性，對各個序列取自然對數(shù)，建立模型：

lnYt =β0+β1lnFDIt +β2lnREERt +μt

其中，t為時間，Yt為出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，F(xiàn)DIt為外商直接投資，REERt為人民幣實際有效匯率,β0為常數(shù)項，β1、β2為回歸系數(shù)，μt為隨機干擾項。

（二）數(shù)據(jù)來源及說明

1.本文采用的數(shù)據(jù)是年度數(shù)據(jù)，樣本期為1985—2010年。福建省出口總額、工業(yè)制成品和FDI均來自《福建統(tǒng)計年鑒》，人民幣實際有效匯率來自國際貨幣基金組織提供的國際金融統(tǒng)計。

2.本文研究的是狹義的貿(mào)易結(jié)構(gòu)，即出口貿(mào)易的商品結(jié)構(gòu)論文服務。按照國際貿(mào)易標準分類和附加值的高低，出口商品的構(gòu)成可以分為兩個大類，即初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品。相比初級產(chǎn)品而言，工業(yè)制成品附加值高協(xié)整檢驗，競爭能力強，較高水平的集約型外貿(mào)增長方式和國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多以工業(yè)制成品的出口為主。因此本文取我省工業(yè)制成品在總出口中的比重衡量貿(mào)易結(jié)構(gòu)。

根據(jù)《聯(lián)合國國際貿(mào)易標準分類》劃分，貿(mào)易結(jié)構(gòu)有十類商品：食品及主要供食用的活動物(SITC0)，飲料及煙類(SITC1)，燃料以外的非食用粗原料(SITC2)，礦物燃料、油及有關原料(SITC3)，動植物油脂及油脂(SITC4)，化學品及有關產(chǎn)品(SITC5)，輕紡產(chǎn)品、橡膠制品、礦冶產(chǎn)品及其制品(SITC6)，機械和運輸設備(SITC7)，雜項制品(SITC8)，未分類的其他商品(SITC9)。聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會議將SITC中第61章、65章、82—85章和894章的工業(yè)制成品歸入勞動密集型產(chǎn)品，將SITC中第5類化學品及有關產(chǎn)品，以及第7類機械和運輸設備中的絕大部分門類歸入資本與技術(shù)密集型產(chǎn)品。因此，本文中我們將SITC 0，1，2，3，4類定義為初級產(chǎn)品，第6，8類定義為資源與勞動密集型產(chǎn)品，第5，7類定義為資本與技術(shù)密集型產(chǎn)品。

3.按匯率是否經(jīng)過價格調(diào)整，人們通常把匯率分為名義匯率和有效匯率。在實證過程中，又把有效匯率分為名義有效匯率和實際有效匯率。與名義匯率、名義有效匯率相比，實際有效匯率不僅考慮了一國的主要貿(mào)易伙伴國貨幣的變動，而且剔除了通貨膨脹因素，能夠更加全面地反映一國貨幣的對外價值。本文采用人民幣實際有效匯率指數(shù)來研究匯率變動對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響。

（三）平穩(wěn)性檢驗

由于實際匯率(1nREER)，F(xiàn)DI(1nFDI)和出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)（lnY）為時間序列，為了對時間序列數(shù)據(jù)進行相關實證分析，首先需要對這些變量進行平穩(wěn)性檢驗，否則可能導致偽回歸。本文采用單位根ADF檢驗的方法，對各變量及其差分分別進行檢驗，利用Eviews5.0得到ADF單位根檢驗結(jié)果如下：

表1ADF檢驗結(jié)果

 

變量

檢驗模型類型

ADF統(tǒng)計量

ADF臨界值

是否平穩(wěn)

C

t

p

AIC

SC

1%

5%

10%

lnY

原值

-2.62

-2.52

-4.44

-3.72

-2.99

-2.63

是

lnFDI

原值

1.87

1.97

-1.43 **

-3.72

-2.99

-2.63

否

一階差分

1.42

1.52

-5.5

-3.72

-2.99

-2.63

是

lnREER

原值

-1.99

-1.9

-3.97

-3.72

-2.99

第8篇：貿(mào)易進出口論文范文

[關鍵詞] 實踐教學 能力結(jié)構(gòu) 實踐教學體系

一、三個課堂聯(lián)動的實踐教學體系概述

目前我校三個課堂聯(lián)動的實踐教學體系的理論和架構(gòu)已經(jīng)確立，并已滲透到了各專業(yè)人才培養(yǎng)方案中，在三個課堂的教學過程中進行了實踐，取得了很好的成效。

對于三個課堂聯(lián)動的實踐教學體系的理解?？梢詮囊韵氯齻€層面加以展開。首先對三個課堂的界定問題,即三個課堂的含義。所謂的三個課堂包含了第一、二、三課堂。第一課堂指的是傳統(tǒng)意義上的課堂教學,主要采用以教師授課為主的教學模式;第二課堂指的是不在固定場所進行的課外教學活動,主要體現(xiàn)為以學生活動為載體的各類文體、技能比賽.如社團活動、技能比賽等;第三課堂指的是延伸到校外進行的教學活動,主要指的是以學生自我實踐為主的實習活動。其次是三個課堂實踐教學體系的架構(gòu)問題。三個課堂實踐教學體系的架構(gòu)主要是由第一課堂的實踐教學環(huán)節(jié)和第二、三課堂的實踐教學所組成。具體表現(xiàn)為：第一課堂的實踐教學包括實驗、實訓，還應有課程設計、課程論文、專業(yè)綜合能力實踐（含畢業(yè)論文、畢業(yè)設計）等實踐性教學環(huán)節(jié)。第二課堂的實踐教學主要是學生社團、體育俱樂部、各類培訓、考證等級、自主實踐、學科競賽與科技活動等。第三課堂的實踐教學主要是社會實踐、頂崗實習、產(chǎn)學合作教育等。最后是對聯(lián)動的理解。學生的技能學習是一個從不會到會,從會到熟練運用的遞進過程。聯(lián)動的實踐教學體系要求做到三個課堂的實踐教學部分,特別是專業(yè)核心技能的學習存在這種密切的關聯(lián)。對于專業(yè)核心技能的培養(yǎng),三個課堂應該有不同的教學目標。第一課堂的實踐教學主要要解決能力的會的問題;第二課堂的實踐教學主要要解決能力的熟練問題;第三課堂的實踐教學主要要解決能力的實際運用問題。聯(lián)動的另一層次意思是通過學生在實際運用過程中對專業(yè)核心技能的檢驗,反過來可以推進第一課堂及第二課堂中的專業(yè)核心技能的培養(yǎng)。

二、國際貿(mào)易專業(yè)核心能力的構(gòu)成

國際貿(mào)易專業(yè)應具備的專業(yè)核心能力主要包括：外貿(mào)函電運用能力、價格核算能力、合同操作能力、信用證操作能力、結(jié)匯單據(jù)制作能力等。

1.外貿(mào)函電運用能力

(1)能在不查閱參考書和字典的情況下，熟悉進出易過程中各類函電的內(nèi)容。

(2)熟練掌握根據(jù)業(yè)務場景和有關信息，以英語撰寫：建立業(yè)務關系、進口詢盤、出口發(fā)盤、進出口還盤、進出口成交、提出/接受/拒絕信用證修改要求、履約狀況通知/詢問、索賠理賠、業(yè)務善后等貿(mào)易函電。

2.價格核算能力

(1)了解進出口價格構(gòu)成要素，熟悉進出口常用貿(mào)易術(shù)語（FOB、CFR、CIF）的主要內(nèi)容。熟練掌握出口商品FOB、CFR、CIF報價計算。熟練掌握根據(jù)國外客戶報價計算國內(nèi)銷售報價。

(2)熟練掌握還價利潤的計算。熟練掌握根據(jù)既定利潤率及國內(nèi)外客戶還價進行可接收的國內(nèi)外采購價格/或其他費用的計算。

(3)熟練掌握進出口成交后合同成本、費用、利潤的計算。

3.合同操作能力

(1)熟悉進出口合同的格式、結(jié)構(gòu)及基本內(nèi)容。

(2)熟練掌握主要進出口合同條款（品質(zhì)、數(shù)量、價格、包裝、 運輸、保險、支付）的內(nèi)容，能熟練地進行主要合同條款的中英文互譯。

(3)了解進出口合同其他條款包括一般交易條件的主要內(nèi)容，能夠進行該類條款的英譯中操作。

(4)熟練掌握進出口買賣合同的填制。能根據(jù)談判記錄、往來函電或其他信息，規(guī)范、準確、完整地進行進出口合同的繕制或?qū)M出口合同條款進行審核修改。

4.信用證操作能力

(1)了解信用證結(jié)算方式的特點。

(2)熟悉信用證的結(jié)構(gòu)。

(3)掌握信用證業(yè)務的運作流程。

(4)熟練掌握主要信用證條款的內(nèi)容及其含義，能夠正確解釋并分析信用證文本，同時能熟練地進行主要信用證條款的中英文互譯。

(5)熟練掌握根據(jù)《跟單信用證統(tǒng)一慣例（UCP）500》及/或出口合同對信用證進行審核并準確指出信用證存在的問題并提出修改意見。

(6)熟練掌握信用證開證申請書的內(nèi)容及填制方法，能根據(jù)國際慣例及進口合同正確填制或?qū)徍碎_證申請書。

(7)熟練完成根據(jù)信用證開證申請書對相關信用證文本的審核。

5.結(jié)匯單據(jù)制作能力

(1)了解進出口貿(mào)易常見結(jié)算單據(jù)的種類。

(2)熟練掌握根據(jù)合同、信用證和國際慣例制作并審核進出口貿(mào)易結(jié)算單據(jù)，包括:匯票、發(fā)票、裝箱單、提單保險單、產(chǎn)地證、受益人證明等。

三、國際貿(mào)易專業(yè)實踐教學體系的框架

按照三個課堂實踐教學體系的設計框架，結(jié)合國際貿(mào)易專業(yè)核心能力的劃分，國際貿(mào)易專業(yè)實踐教學體系框架構(gòu)建如下：

針對國際貿(mào)易專業(yè)核心能力的結(jié)構(gòu)，第一課堂中含實踐教學環(huán)節(jié)的課程主要分為兩類：第一類為強調(diào)學生分項能力培養(yǎng)，包括：外貿(mào)英語函電、外貿(mào)單證實務、報關實務、貨代與船務等；外貿(mào)英語函電主要是強調(diào)英語在外貿(mào)中的運用能力培養(yǎng)。該課程通過介紹外貿(mào)實務中各種英文業(yè)務函件、電傳和傳真,以及其他方式的寫作格式，商業(yè)、術(shù)語和各種不同的表達方法，并通過介紹對外貿(mào)易各環(huán)節(jié)的具體做法，使學生在提高英語水平的同時，熟練掌握對外貿(mào)易業(yè)務中常用的基本術(shù)語及表達技能，培養(yǎng)和提高外貿(mào)業(yè)務工作能力。外貿(mào)單證實務、報關實務、貨代與船務分別是國際商務單證員、報關員、貨代員必須掌握的操作技能類課程。國際貿(mào)易活動是由眾多環(huán)節(jié)所組成，包括備貨、托運、報關、報檢、交單結(jié)匯等各個環(huán)節(jié)。國際商務操作人員必須熟練地掌握貿(mào)易各環(huán)節(jié)中的操作技能。由于貿(mào)易活動的各環(huán)節(jié)無一不是通過各種單據(jù)憑證來體現(xiàn)，國際貿(mào)易單證操作技能是每個從事外貿(mào)業(yè)務工作者特別是單證員所必備的基本功。報關員和貨代員的工作主要完成的是貿(mào)易活動中的報關和運輸兩重要環(huán)節(jié)，熟練掌握報關技能和國際貨運的操作技能是報關和貨代從業(yè)人員必備的基本功。第二類為注重學生綜合能力的培養(yǎng)，包括進出口貿(mào)易實務、國際貿(mào)易實訓、專業(yè)綜合能力實踐（含畢業(yè)論文）等。 進出口貿(mào)易實務是國際貿(mào)易專業(yè)的專業(yè)基礎課。通過該課程的教學，使學生熟悉各項交易條件，了解合同成立的步驟，熟悉合同條款的擬訂，了解履行合同的基本程序和法律要求。該課程的實踐教學主要采用習題庫軟件進行教學。解決學生從不會到會的實踐要求。 國際貿(mào)易實訓是進出口貿(mào)易實務的后續(xù)課程，本課程是一門操作課程。主要是運用貿(mào)易平臺軟件進行輔助教學。通過一個國際貿(mào)易模擬訓練平臺，使學生在仿真的國際商務環(huán)境中切身體會商品進出易的全過程，從而能在一個較短的時間內(nèi)全面、系統(tǒng)、規(guī)范地掌握從建立業(yè)務關系到業(yè)務磋商、合同簽訂、合同履行直至最后的交單結(jié)匯善后的各個業(yè)務環(huán)節(jié)的主要操作技能。該課程的實踐要求是解決學生從會到熟練的過程。專業(yè)綜合能力實踐主要通過實際情景模擬方式進行教學。

第二課堂的國際貿(mào)易實踐教學內(nèi)容主要體現(xiàn)為以學生自我實踐為主體的各類技能比賽、社團活動、考證考級等項目，是第一課堂教學的進一步延伸，為學生在第一課堂掌握了基礎理論和知識的基礎上能進一步提高專業(yè)核心能力提供了一個平臺。如國際貿(mào)易操作能力單證技能的培養(yǎng)，第一課堂教學目的只能是使學生掌握能力或技能的會的過程，但要達到熟練程度，光靠第一課堂的教學時數(shù)是不夠的，在第二課堂通過設計國際貿(mào)易操作能力比賽或單證技能比賽可以充分發(fā)揮學生的自我實踐要求，從而能進一步提高專業(yè)核心能力或分項能力。

第三課堂的國際貿(mào)易實踐教學內(nèi)容主要是分散的頂崗實習或以產(chǎn)學合作教學形式的集中頂崗實習，是培養(yǎng)和鍛煉崗位能力的一個重要實踐環(huán)節(jié)，也是學生以專業(yè)核心能力為主體結(jié)合崗位實際進行各種能力綜合運用的過程。

通過三個課堂聯(lián)動的實踐教學，可以使學生的對理論知識有更深刻地理解，掌握國際貿(mào)易的基本理論、基本知識、訂立合同的基本技巧，合同的履行、外貿(mào)業(yè)務的實際操作過程，全方位、多方面、分層次地培養(yǎng)學生的國際貿(mào)易的實踐能力。為培養(yǎng)高素質(zhì)、實踐能力強的業(yè)務與管理人才提供保證。

參考文獻:

[1]曹屯裕:以就業(yè)為導向的高職人才培養(yǎng)工作體系的探索與實踐.寧波城市學院學報,2006.1

[2]祝衛(wèi)等:國際貿(mào)易操作能力實用教程.上海人民出版社,2006年8月第1版

第9篇：貿(mào)易進出口論文范文

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，運用相關分析、單位根檢驗、協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數(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 均衡關系，但與出口貿(mào)易、進口貿(mào)易存在長期穩(wěn)定的均衡關系。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表現(xiàn)為“短期效應明顯，長期效 應較弱”。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。

關鍵詞：體育用品；出口；進出口貿(mào)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(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。基于此背景，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系，把握其內(nèi)在作用機制，實現(xiàn)共同繁榮發(fā)展目標，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，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，參考相關經(jīng)濟學研究論文35篇，查閱計量經(jīng)濟學專著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)濟學軟件Eviews5.0和社會學統(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)外關于體育用品分類的相關研究文獻[10-11]，本文現(xiàn)將中國與歐洲 國家關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)一標準，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)易的關聯(lián)程度，運用社 會學統(tǒng)計分析軟件包SPSS12.0對該4個對外貿(mào)易經(jīng)濟指標進行皮爾遜相關分析（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)易的相關系數(shù)分別為0 .828、0.826和0.805，均達到較高關聯(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系驗證；5） 采用脈沖響應函數(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；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表示標準誤差，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）因果關系檢驗

格蘭杰因果關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系檢驗，根據(jù)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(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，F(xiàn)統(tǒng)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(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，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，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，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，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，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，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，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，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 脈沖響應函數(shù)分析

脈沖響應函數(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準差沖擊對內(nèi)生變量當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)易之間的互動關系。

進行脈沖響應函數(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，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)易增長一個標準差沖擊的反應。

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?，研究認為我國進出口貿(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表現(xiàn)為“短期效應明顯，長期效應較弱”。

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步預測方差）按其成因分解為與各方程新息（Innovation）相關聯(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)易的相關系數(shù)分別為0.828、0.826和0.805，均達到較高 的關聯(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)定的均衡關系，但與出口貿(mào)易、進口貿(mào)易存在長期穩(wěn)定的均衡 關系。

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表現(xiàn)為“短期效應明顯，長 期效應較弱”。

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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