進(jìn)出口貿(mào)易研究分析精選(九篇)

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第1篇：進(jìn)出口貿(mào)易研究分析范文

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

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

中圖分類(lèi)號(hào)：G80-05文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào) ：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(guó)進(jìn)出口貿(mào)易與體育用品出口貿(mào)易雙重因素的作用下，國(guó)內(nèi)社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(guó)進(jìn)出口貿(mào)易為研究對(duì)象， 驗(yàn)證二者之間的互動(dòng)關(guān)系，把握其內(nèi)在作用機(jī)制，實(shí)現(xiàn)共同繁榮發(fā)展目標(biāo)，進(jìn)一步促進(jìn)我國(guó) 經(jīng)濟(jì)發(fā)展，有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。近年來(lái)，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(yǔ)言概括為主，定量與定性相結(jié)合的實(shí)證性研究成果甚少。鑒于此，本文利 用2004年1月～2007年6月的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用多種計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法，重點(diǎn)考察體育用品出 口貿(mào)易與我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的互動(dòng)關(guān)系，考證二者之間的彼此貢獻(xiàn)程度。旨在為進(jìn)一步明確體 育用品出口貿(mào)易與我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易之間的量化關(guān)系，完善體育用品出口貿(mào)易發(fā)展策略，不斷 壯大中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模，提高國(guó)內(nèi)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，進(jìn)而提升國(guó)內(nèi)整體競(jìng)爭(zhēng)實(shí)力提供理 論參考。

1 研究對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 本文選取2004年1月-2007年6月為樣本區(qū)間值。以我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額、進(jìn)口貿(mào)易總額 、出口貿(mào)易總額和體育用品出口貿(mào)易總額共42個(gè)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(zhuān)網(wǎng)》（newibe.cei.省略）和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)》（2005年第1期-2007年第8期 ）。

1.2 研究方法

1.2.1 文獻(xiàn)資料法

從《中國(guó)統(tǒng)計(jì)》和《中經(jīng)專(zhuān)網(wǎng)》獲取國(guó)家進(jìn)出口貿(mào)易總額、進(jìn)口貿(mào)易總額、出口貿(mào)易總額與體育用品出口貿(mào)易總額42個(gè)月度數(shù)據(jù)。同時(shí)，參考相關(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究論文35篇，查閱計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)專(zhuān)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(jì)法

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

2 國(guó)內(nèi)外關(guān)于體育用品的分類(lèi)結(jié)構(gòu)體系研究

通過(guò)總結(jié)國(guó)內(nèi)外關(guān)于體育用品分類(lèi)的相關(guān)研究文獻(xiàn)[10-11]，本文現(xiàn)將中國(guó)與歐洲 國(guó)家關(guān)于體育用品的分類(lèi)結(jié)構(gòu)體系簡(jiǎn)要列出（表1）。

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

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

運(yùn)用社會(huì)學(xué)統(tǒng)計(jì)分析軟件包SPSS12.0繪制我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易與體育用 品出口貿(mào)易的時(shí)間動(dòng)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(guó)進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易和體育用品出口貿(mào)易保持著持續(xù)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，但存在周期性波動(dòng)。進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易總額有著相同的周期性波動(dòng)規(guī)律，在每年1～3月之間均會(huì)出現(xiàn)進(jìn)出口貿(mào)易經(jīng)濟(jì)的低谷期，但調(diào)整期限較短，對(duì)外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)能迅速恢復(fù)初始增長(zhǎng)狀態(tài)。中國(guó)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(guó)進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易還存在著非常大的差距，其所占國(guó)內(nèi)進(jìn)出口貿(mào)易份額偏低。

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

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

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

5 體育用品出口貿(mào)易與中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易互動(dòng)關(guān)系的計(jì)量分析

對(duì)體育用品出口貿(mào)易與我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行計(jì)量分析的步驟如下：1） 對(duì)中國(guó)進(jìn) 出口總額、出口總額、進(jìn)口總額與體育用品出口額取自然對(duì)數(shù)值，分別以L(fǎng)NJCK、LNCK、LNJ K及LNTYCK表示；2） 對(duì)這4個(gè)時(shí)間序列指標(biāo)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（平穩(wěn)性檢驗(yàn)）；3） 對(duì)體育用 品出口貿(mào)易與進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)；4） 對(duì)體育用品出口 貿(mào)易與進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系驗(yàn)證；5） 采用脈沖響應(yīng)函數(shù) 分析我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易對(duì)體育用品出口貿(mào)易增長(zhǎng)波動(dòng)的總體響應(yīng)；6）

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

5.1 單位根檢驗(yàn)（平穩(wěn)性檢驗(yàn)）

在對(duì)該4個(gè)時(shí)間序列指標(biāo)取自然對(duì)數(shù)值之后，采用ADF單位根檢驗(yàn)方法來(lái)驗(yàn)證時(shí)間序列的平穩(wěn)性。其操作過(guò)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(jì)量均大于在10%、5%、1%水平下的臨界值 ，即4個(gè)變量的原序列均未通過(guò)ADF檢驗(yàn)，全為非平穩(wěn)時(shí)間序列。綜合考慮時(shí)間趨勢(shì)因素，并 對(duì)LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK進(jìn)行一階差分處理，差分后的時(shí)間序列均通過(guò)了10%、5%、1% 水平的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK是一階單整I(1)序列。

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

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

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

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

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

5.3 格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)

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

由表7可知，對(duì)于D(LNTYCK)不是D(LNJCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)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(guó)進(jìn)出口貿(mào)易增長(zhǎng)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(jì)值為4.25 389，顯著性概率P小于0.05，拒絕原假設(shè)，說(shuō)明進(jìn)出口貿(mào)易是體育用品出口貿(mào)易增長(zhǎng)的原因；對(duì) 于D(LNTYCK)不是D(LNCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)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(guó)出口貿(mào)易增長(zhǎng)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(jì)值為3.89 591，顯著性概率P小于0.05，由此拒絕原假設(shè)，說(shuō)明出口貿(mào)易同樣也是體育用品出口貿(mào)易增長(zhǎng)的原因；對(duì)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(gè)原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)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(guó)進(jìn)口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。從中不難看出，因受中國(guó)體育用品業(yè)發(fā)展內(nèi)外環(huán)境的影響，體育用品出口貿(mào)易的規(guī)模還差強(qiáng)人意，但其經(jīng)濟(jì)效益還有待于進(jìn)一步提高。因此，近些年，體育用品出口貿(mào)易的快速發(fā)展并不是我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易增長(zhǎng)的直接原因，而進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易的發(fā)展卻對(duì)體育用品出口貿(mào)易增長(zhǎng)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(lái)自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來(lái)值的影響，刻畫(huà)內(nèi)生變量對(duì)隨機(jī)擾動(dòng)的動(dòng)態(tài)反映，顯示任意變量的隨機(jī)擾動(dòng)（新息Innovation）如何通過(guò)模型影響其他變量，并反饋到自身的動(dòng)態(tài)過(guò)程[14-15]。本文運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse response functions）重點(diǎn)考察 體育用品出口貿(mào)易與中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易之間的互動(dòng)關(guān)系。

進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析之前，必須構(gòu)建理想的VAR模型。根據(jù)AIC和SC最小化原則，借助Eviews5.0軟件對(duì)不同滯后量模型的AIC和SC值進(jìn)行反復(fù)比較，結(jié)果如表7所示，從中選出AIC和SC值最小的VAR模型，即3個(gè)向量自回歸模型的滯后期均為5，說(shuō)明滯后期為5時(shí)，3個(gè)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(gè)VAR（5）模型，研究運(yùn)用模擬沖擊法，對(duì)模型系統(tǒng)施加一個(gè)外部沖擊，借助Eviews5.0軟件計(jì)算各變量對(duì)沖擊的反應(yīng)，考察中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易對(duì)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(guó)進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易對(duì)來(lái)自體育用品出口貿(mào)易增長(zhǎng)一個(gè)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(shí)期內(nèi)，體育用品出口貿(mào)易的變動(dòng)會(huì)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生較大影響，即在1～3期之間，體育用品出口貿(mào)易增長(zhǎng)的波動(dòng)對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易增長(zhǎng)的波動(dòng)產(chǎn)生直接作用。但從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，體育用品出口貿(mào)易增長(zhǎng)的波動(dòng)并未對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生明顯的影響。基于此，研究認(rèn)為我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易對(duì)體育用品出口貿(mào)易增長(zhǎng)波動(dòng)的總體響應(yīng)表現(xiàn)為“短期效應(yīng)明顯，長(zhǎng)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(lái)的，其可將系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量的波動(dòng)（K步預(yù)測(cè)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(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)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(shí)期對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易的具體貢獻(xiàn)程度。借助Eviews5.0軟件進(jìn)行計(jì)算，結(jié)果如表8所示。

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

6 結(jié) 論

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

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

3） 體育用品出口貿(mào)易與中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的單位根檢驗(yàn)顯示，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易、出口 貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易和體育用品出口貿(mào)易的自然對(duì)數(shù)時(shí)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(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)可知，體育用品出口貿(mào)易與 我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但與出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡 關(guān)系。

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

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

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

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第2篇：進(jìn)出口貿(mào)易研究分析范文

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

一、引言

改革開(kāi)發(fā)以來(lái)，人民幣匯率逐漸發(fā)展為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)健發(fā)展與內(nèi)外均衡的經(jīng)濟(jì)變量。國(guó)際金融界一直對(duì)我國(guó)持續(xù)已久的貿(mào)易順差進(jìn)行著指責(zé)，近年來(lái)，鑒于出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)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(kuò)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(guó)進(jìn)出口貿(mào)易前進(jìn)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(guó)的經(jīng)濟(jì)與國(guó)際經(jīng)濟(jì)的結(jié)合程度越來(lái)越高，這樣人民幣匯率的變動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響愈發(fā)顯著。所以有必要進(jìn)行人民幣匯率及我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易之間關(guān)系的分析與研究。

二、我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易特點(diǎn)

從改革開(kāi)放發(fā)展至今，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易迅速壯大發(fā)展，大體呈現(xiàn)以下的特點(diǎn)。

（1）對(duì)外貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制改革的深化，特別是對(duì)外開(kāi)放和外貿(mào)體制改革步伐的加快，我國(guó)出口貿(mào)易呈現(xiàn)飛速發(fā)展的狀態(tài)。1988年，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額首次突破1000億美元；2004年；我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額突破1萬(wàn)億美元，居世界第3位。2007年我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額首次突破2萬(wàn)億美元；2008年，我國(guó)進(jìn)出口總額達(dá)到頂峰的25616億美元。2009年，由于受全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額為22072億美元，依然具有很大的規(guī)模。（2）進(jìn)出口貿(mào)易依存度不斷上升。進(jìn)出口貿(mào)易依存度是指一個(gè)國(guó)家或地區(qū)國(guó)民經(jīng)濟(jì)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易活動(dòng)的依賴(lài)程度，通常用本國(guó)對(duì)外貿(mào)易額占本國(guó)GDP的比重來(lái)表示，具體可分為進(jìn)口依存度與出口依存度。1997年至今，我國(guó)進(jìn)出口依存度一直呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢(shì)，盡管2009年金融危機(jī)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(guó)內(nèi)企業(yè)使用國(guó)外廠(chǎng)商提供的零部件或原材料，并按國(guó)外廠(chǎng)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(mǎi)賣(mài)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(méi)有發(fā)生貨物所有權(quán)的轉(zhuǎn)移。加工貿(mào)易使我國(guó)進(jìn)出口呈現(xiàn)剛性發(fā)展：出口增加的同時(shí)，進(jìn)口也在增加。

三、人民幣匯率變動(dòng)原因

人民幣匯率的變動(dòng)主要由以下幾個(gè)方面影響。

（1）我國(guó)貿(mào)易順差促進(jìn)人民幣升值。自從加入WTO后，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度一直處于長(zhǎng)期平穩(wěn)的增長(zhǎng)趨勢(shì)中，這為國(guó)際貿(mào)易順差創(chuàng)造了先決條件。但是貿(mào)易順差在帶來(lái)巨大外匯儲(chǔ)備的同時(shí)也對(duì)形成了對(duì)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(dòng)。（2）我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的快速持續(xù)增長(zhǎng)。由于我國(guó)對(duì)于投資環(huán)境的建設(shè)以及經(jīng)濟(jì)政策的實(shí)施，經(jīng)濟(jì)一直處于顯著增長(zhǎng)的階段，促使外匯投資商信賴(lài)對(duì)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(guó)次貸危機(jī)引發(fā)的金融危機(jī)的爆發(fā)，國(guó)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)明顯變緩慢，但是我國(guó)經(jīng)濟(jì)卻能持續(xù)增長(zhǎng)，從而促使外匯逐漸價(jià)格下跌，進(jìn)而誘發(fā)人民幣升值。

四、人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易影響

（一）人民幣升值對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的積極作用

（1）有利于進(jìn)口成本的降低。人民幣升值使進(jìn)口的原材料、能源及其他生產(chǎn)資料的價(jià)格下降，這將大大減少我國(guó)引進(jìn)國(guó)外先進(jìn)設(shè)備、技術(shù)和其他戰(zhàn)略物資的成本。使大筆交易的進(jìn)口成本將隨著人民幣升值而降低，從而提高了相關(guān)部門(mén)的盈利能力，并且提高了產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力。（2）有利于緩解貿(mào)易摩擦。自加入WTO以來(lái)，鑒于出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)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(kuò)大的現(xiàn)狀。人民幣升值可增加我國(guó)的進(jìn)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(guó)與歐美主要貿(mào)易伙伴的關(guān)系，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的和諧發(fā)展。（3）有利于促進(jìn)貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。一直以來(lái)，“重出口，輕進(jìn)口”便是我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的戰(zhàn)略，盡管它推動(dòng)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，但是也增加了對(duì)出口的依存度。人民幣的升值必然會(huì)造成一定程度上的進(jìn)口增加及出口減少，可以緩解當(dāng)前我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)不均衡的局面。人民幣升值對(duì)推動(dòng)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，激發(fā)國(guó)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(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的消極影響

（1）削減了我國(guó)出口貿(mào)易。相對(duì)比國(guó)外收入增長(zhǎng)幅度而言，人民幣實(shí)際有效匯率增長(zhǎng)幅度小，其優(yōu)勢(shì)就被抵消了。在這種情況下，經(jīng)過(guò)人民幣實(shí)際匯率的調(diào)整然后升值，會(huì)導(dǎo)致我國(guó)貿(mào)易順差減少，貿(mào)易出口利益將會(huì)縮水。（2）打擊外商的投資積極性。外商在國(guó)內(nèi)的貿(mào)易額度在我國(guó)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(guó)的投資成本，打擊了外資注入的積極性。（3）影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)。人民幣升值直接影響著國(guó)民經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)健康的發(fā)展，人民幣升值首先會(huì)增加出口成本，進(jìn)而導(dǎo)致價(jià)格體系的變化，這不利于當(dāng)前我國(guó)企業(yè)商品的價(jià)格體系，而且還會(huì)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(huì)造成國(guó)外商品的盲目進(jìn)口，從而導(dǎo)致供需關(guān)系不平衡，影響國(guó)內(nèi)商品市場(chǎng)的穩(wěn)定，甚者會(huì)造成通貨緊縮現(xiàn)象。（4）不利于國(guó)內(nèi)企業(yè)的發(fā)展。人民幣升值將降低進(jìn)口商品在國(guó)內(nèi)的銷(xiāo)售價(jià)格，國(guó)內(nèi)消費(fèi)者用同樣的貨幣可以購(gòu)買(mǎi)質(zhì)量更好、數(shù)量更多的進(jìn)口商品，這將嚴(yán)重影響到國(guó)內(nèi)相關(guān)企業(yè)的生存與發(fā)展。（5）加大我國(guó)國(guó)內(nèi)就業(yè)壓力。人民幣的升值將削弱了勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的出口，導(dǎo)致可以容納眾多勞動(dòng)力的加工型出口企業(yè)利潤(rùn)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(huì)使許多素質(zhì)較低的勞動(dòng)者面臨失業(yè)危機(jī)。

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(kuò)大的現(xiàn)狀，人民幣升值已經(jīng)成為趨勢(shì)。人民幣升值對(duì)于我國(guó)進(jìn)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(lái)的不足，我們需要認(rèn)真分析人民幣匯率變動(dòng)與我國(guó)進(jìn)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(guó)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易的穩(wěn)步發(fā)展。

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第3篇：進(jìn)出口貿(mào)易研究分析范文

關(guān)鍵字 人民幣實(shí)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(lái)，我國(guó)的進(jìn)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(jìn)口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)方面，最鮮明的特點(diǎn)就是加工貿(mào)易進(jìn)口在我國(guó)總進(jìn)口中占的比重不斷上升并趨于穩(wěn)定，以及我國(guó)一般貿(mào)易進(jìn)口的不斷下降，并在近期逐漸上升和逐步穩(wěn)定。

圖1 我國(guó)出口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)變遷圖

數(shù)據(jù)來(lái)源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，2009年

圖2 我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易方式變遷圖

數(shù)據(jù)來(lái)源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，2009年

我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)的變化，體現(xiàn)了進(jìn)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(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程相一致，也是我國(guó)對(duì)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(xiàn)綜述

1、國(guó)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(dòng)與進(jìn)出口貿(mào)易呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；Frankel和Wei Shangjin（1993）運(yùn)用橫截面數(shù)據(jù)證明了匯率上升抑制了亞洲國(guó)家的出口貿(mào)易；Sauer和Bohara（2001）發(fā)現(xiàn)，匯率波動(dòng)對(duì)發(fā)展中國(guó)家的出口貿(mào)易有很大的負(fù)面影響，尤其對(duì)于拉美國(guó)家更為顯著。

另一方面，Assery和Peel（1991）則發(fā)現(xiàn)匯率對(duì)貿(mào)易量有促進(jìn)作用；Ying Qian和Panos Varangis（1994）研究發(fā)現(xiàn)匯率波動(dòng)與瑞典、英國(guó)、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(dòng)對(duì)愛(ài)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(dòng)對(duì)貿(mào)易沒(méi)有顯著影響。

2、國(guó)內(nèi)相關(guān)研究

黃錦明（2010）對(duì)1995～2009年的季度數(shù)據(jù)采用Engle-Granger兩步法分析了人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，結(jié)果顯示：在長(zhǎng)期內(nèi)，我國(guó)的出口貿(mào)易對(duì)于匯率水平的變化不敏感；在短期，只有進(jìn)口貿(mào)易和人民幣實(shí)際有效匯率存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系；肖揚(yáng)、徐晟（2010）對(duì)1999年1季度到2007年2季度的數(shù)據(jù)進(jìn)行Granger檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解，得出的結(jié)論是：實(shí)際有效匯率對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)變量的影響都是長(zhǎng)期的，且大多數(shù)是反向的。即人民幣升值抑制了我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易；何建奎、馬紅（2012）對(duì)1995～2011年的數(shù)據(jù)進(jìn)行基于VAR的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和向量誤差修正（VEC）分析，得出：人民幣匯率與我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易呈負(fù)向相關(guān)性，即人民幣貶值，進(jìn)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(yùn)用協(xié)整分析法研究了人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)我國(guó)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(jìn)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(duì)人民幣實(shí)際有效匯率與進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示人民幣實(shí)際有效匯率是影響中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的重要因素，實(shí)際有效匯率下降會(huì)刺激出口增加、進(jìn)口減少。這里特別強(qiáng)調(diào)一點(diǎn)，李建偉和余明還討論了人民幣實(shí)際有效匯率與加工貿(mào)易出口、進(jìn)口和與一般貿(mào)易出口、進(jìn)口的關(guān)系。人民幣實(shí)際有效匯率與加工貿(mào)易出口、進(jìn)口和一般貿(mào)易出口、進(jìn)口存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

二、人民幣匯率對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易方式影響的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

本文選取1992～2008年的實(shí)際有效匯率（以2005年為基期）、加工貿(mào)易進(jìn)出口額、一般貿(mào)易進(jìn)出口額，進(jìn)行具體的實(shí)證分析。其中，實(shí)際有效匯率來(lái)源于IMF的《International Finance Statistics》。因?yàn)閺?010年開(kāi)始，統(tǒng)計(jì)局沒(méi)有公布關(guān)于我國(guó)加工貿(mào)易和一般貿(mào)易的進(jìn)出口分類(lèi)數(shù)據(jù)，因此本文的加工貿(mào)易和一般貿(mào)易的進(jìn)出口數(shù)據(jù)來(lái)源于2009年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》

其中，實(shí)際有效匯率表示為REER，加工貿(mào)易進(jìn)口額表示為JIM，加工貿(mào)易出口額表示為JEX，一般貿(mào)易進(jìn)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(yàn)

在對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整分析之前，需要檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性。只有變量是同階單整的，才能進(jìn)行協(xié)整分析。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)方法對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。為了方便研究，并考慮到對(duì)各時(shí)序數(shù)列取對(duì)數(shù)之后不會(huì)改變時(shí)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(duì)時(shí)間序列進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，然后采用ADF檢驗(yàn)方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果表明五個(gè)時(shí)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(gè)時(shí)間序列均是二階單整的，故可以進(jìn)行協(xié)整分析。

1、LJEX 和LREER

運(yùn)用OLS法對(duì)LJEX 、LREER的長(zhǎng)期均衡方程進(jìn)行估計(jì)，并用ADF法檢驗(yàn)其殘差項(xiàng)是否為平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

可見(jiàn)，殘差項(xiàng)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(yùn)用OLS法對(duì)LJIM 、LREER的長(zhǎng)期均衡方程進(jìn)行估計(jì)，并用ADF法檢驗(yàn)其殘差項(xiàng)是否為平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

可見(jiàn)，殘差項(xiàng)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(yùn)用OLS法對(duì)LYEX 、LREER的長(zhǎng)期均衡方程進(jìn)行估計(jì)，并用ADF法檢驗(yàn)其殘差項(xiàng)是否為平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

可見(jiàn)，殘差項(xiàng)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(yùn)用OLS法對(duì)LYIM 、LREER的長(zhǎng)期均衡方程進(jìn)行估計(jì)，并用ADF法檢驗(yàn)其殘差項(xiàng)是否為平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

可見(jiàn)，殘差項(xiàng)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(jì)

1、LJEX 和LREER

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

四、結(jié)論

第4篇：進(jìn)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(dòng) 推拉方程

縱觀(guān)歷史進(jìn)程，國(guó)際旅游和國(guó)際貿(mào)易具有較強(qiáng)的時(shí)間同步性，在發(fā)達(dá)國(guó)家和新興工業(yè)化國(guó)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(jìn)一步研究的問(wèn)題。國(guó)外的相關(guān)研究較少，2001年Jordan Shan和Wilson以中國(guó)等為樣本，得出旅游與貿(mào)易的關(guān)系是互動(dòng)的。Khalid以伊斯蘭國(guó)家的旅游與貿(mào)易為對(duì)象，細(xì)分了貿(mào)易方式，得出旅游與貿(mào)易間存在長(zhǎng)期的平衡。國(guó)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(guó)際服務(wù)貿(mào)易的組成加以研究，如高靜等對(duì)于我國(guó)旅游服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的評(píng)估等。這些研究并未跳出國(guó)際服務(wù)貿(mào)易的范疇，從更寬泛的視角分析國(guó)際旅游與貿(mào)易的關(guān)系。從中韓兩國(guó)出入境旅游發(fā)展看，我國(guó)逐漸成為韓國(guó)主要的入境客源國(guó)，在進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系上，中韓貿(mào)易國(guó)規(guī)模大，經(jīng)濟(jì)互補(bǔ)性強(qiáng)。

本文選取2005-2014年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，從兩個(gè)層面分析中韓旅游與貿(mào)易的互動(dòng)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(jìn)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(shí)間軸上分析旅游和貿(mào)易的互動(dòng)關(guān)系提供參考。

1模型假設(shè)和數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1旅游和貿(mào)易互動(dòng)的模型假設(shè)

馬可波羅假設(shè)。早期的國(guó)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(mǎi)賣(mài)商品的目的，從意大利來(lái)到中國(guó)，作為早期的商務(wù)旅行者確實(shí)引發(fā)了兩國(guó)間的貿(mào)易。通常來(lái)講，商務(wù)者出境其他國(guó)家始發(fā)動(dòng)機(jī)是買(mǎi)賣(mài)貨物，從而引起進(jìn)出口貿(mào)易，一經(jīng)成功還會(huì)產(chǎn)生反饋效應(yīng)，從而導(dǎo)致進(jìn)一步的商務(wù)旅游與國(guó)際貿(mào)易。

興趣和關(guān)注假設(shè)。商務(wù)旅游者的成功會(huì)因人員與經(jīng)濟(jì)的國(guó)家性和社會(huì)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(guó)商品與文化的載物，會(huì)引起入境國(guó)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(kuò)大商機(jī)假設(shè)。國(guó)際旅游對(duì)國(guó)際貿(mào)易的貢獻(xiàn)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(guó)際貿(mào)易的繁榮。因此，國(guó)際旅游誘發(fā)國(guó)際貿(mào)易，國(guó)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(guó)際旅游流。

本文以“商務(wù)旅游引起國(guó)際貿(mào)易”“國(guó)際貿(mào)易提高了居民的關(guān)注與興趣”“關(guān)注和興趣促進(jìn)非商務(wù)旅游”“非商務(wù)旅游促進(jìn)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(guó)際旅游和國(guó)際貿(mào)易間的關(guān)系，為科學(xué)了解中韓雙向旅游和進(jìn)出口貿(mào)易提供依據(jù)。

1.2數(shù)據(jù)來(lái)源和變量定義

本文搜集的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)主要包含中韓出入境旅游人次和中韓進(jìn)出口貿(mào)易額兩個(gè)序列：（1）中韓出入境旅游數(shù)據(jù)，包括韓國(guó)入境中國(guó)國(guó)旅游人次，中國(guó)接待人次，中國(guó)出境韓國(guó)旅游人次，韓國(guó)接待人次。（2）中韓進(jìn)出口貿(mào)易額，包括中韓進(jìn)口貿(mào)易額，中韓出口貿(mào)易額，中韓進(jìn)出口貿(mào)易總額，韓國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額，中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額。數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)商務(wù)部，國(guó)家旅游局，全球經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)以及韓國(guó)觀(guān)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(jì)模式，國(guó)際旅游等方面的不同。本文著眼于出入境客流量和進(jìn)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(guó)際旅游與貿(mào)易均易受到國(guó)際宏觀(guān)環(huán)境的影響。受2007年到2009年全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響，國(guó)際旅游與貿(mào)易均出現(xiàn)不同程度的下滑，為了在相對(duì)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(shì)線(xiàn)理論對(duì)經(jīng)濟(jì)危機(jī)時(shí)期的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行模擬。

2出入境客流量和進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)性的分析

2.1韓國(guó)入境中國(guó)客流量和中韓進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)性

自2005年來(lái)，韓國(guó)入境中國(guó)客流量和進(jìn)出口貿(mào)易增長(zhǎng)緩慢。2005-2014年，韓國(guó)入境客流量從3.55百萬(wàn)次增加為4.18百萬(wàn)次，向中國(guó)出口貿(mào)易由768.2億美元增加為1453.4億美元，由中國(guó)進(jìn)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(jì)危機(jī)的影響，中韓出入境旅游與貿(mào)易額都出現(xiàn)了嚴(yán)重的下滑。為了定量地探析韓國(guó)入境中國(guó)客流量對(duì)中韓雙邊貿(mào)易的影響，本文選用2005-2014年的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)繪制如下兩條增長(zhǎng)曲線(xiàn)（圖1、圖2）。

2.1.1韓國(guó)入境中國(guó)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(xiāo)售產(chǎn)品，這對(duì)于開(kāi)拓市場(chǎng)，提高市場(chǎng)占有率和利潤(rùn)額都是有益的。從圖1可見(jiàn)，10年間韓國(guó)入境中國(guó)客流量和中韓出口貿(mào)易的發(fā)展進(jìn)程可分為三個(gè)時(shí)期：2005年-2007年韓國(guó)入境流和出口貿(mào)易增長(zhǎng)顯著，入境客流量由3.55百萬(wàn)次增加為4.78百萬(wàn)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(jì)危機(jī)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(wàn)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(jì)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(wàn)人次增加為4.18百萬(wàn)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(jì)數(shù)據(jù)，采用趨勢(shì)線(xiàn)模擬韓國(guó)入境中國(guó)客流量對(duì)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(guó)出口中國(guó)貿(mào)易額（億美元），IQKC為韓國(guó)入境中國(guó)客流量（百萬(wàn)人次）。

2.1.2 韓國(guó)入境中國(guó)客流量和中韓進(jìn)口貿(mào)易的相關(guān)性

商務(wù)客國(guó)際旅游很大程度上是依據(jù)公司和國(guó)家需要而選擇性的購(gòu)進(jìn)商品。10年來(lái)韓國(guó)入境中國(guó)客流量和中韓進(jìn)口貿(mào)易有著較強(qiáng)的時(shí)間同步性，處在微妙的平衡中（圖2）。從2005年到2007年，韓國(guó)入境中國(guó)客流量與中韓進(jìn)口貿(mào)易增長(zhǎng)顯著，入境客流量從3.55百萬(wàn)次上升為4.78百萬(wàn)次，增速為134.7%，進(jìn)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(jì)危機(jī)影響，入境客流量與進(jìn)口貿(mào)易同步快速下滑，入境旅游減少為3.2百萬(wàn)人次，下降速率為66.93%，進(jìn)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(jì)危機(jī)的尾音中，各國(guó)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，韓國(guó)入境中國(guó)客流量與進(jìn)口中國(guó)貿(mào)易在經(jīng)過(guò)09年到11年的較快增長(zhǎng)后，趨于平穩(wěn)增長(zhǎng)。截止2014年入境客流量與進(jìn)口貿(mào)易分別達(dá)到4.18百萬(wàn)人次和900.7億美元。利用統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用趨勢(shì)線(xiàn)模擬韓國(guó)入境中國(guó)客流量對(duì)進(jìn)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(guó)進(jìn)口中國(guó)貿(mào)易額（億美元），IQKC為韓國(guó)入境中國(guó)客流量（百萬(wàn)人次）。

韓國(guó)入境中國(guó)的客流量相對(duì)于其對(duì)出口貿(mào)易的拉力而言，其對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的作用更強(qiáng)。在中韓出入境旅游中，中國(guó)由旅游順差變?yōu)槁糜文娌?，韓國(guó)反之；在中韓進(jìn)出口貿(mào)易中，中國(guó)處于貿(mào)易逆差，韓國(guó)反之。這種由入境旅游的順差而引起的進(jìn)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(yàn)證和重視的。

2.1.3韓國(guó)入境中國(guó)客流量和中韓進(jìn)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(mǎi)賣(mài)商品，進(jìn)而引發(fā)進(jìn)出口貿(mào)易。本文通過(guò)將2005年-2014年的進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易加總，得到中韓進(jìn)出口貿(mào)易總額，再將其與韓國(guó)入境客流量進(jìn)行分析，得到入境流量對(duì)進(jìn)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(guó)進(jìn)出口中國(guó)貿(mào)易額（億美元），IQKC為韓國(guó)入境中國(guó)客流量（百萬(wàn)人次）。

2.2中國(guó)出境韓國(guó)客流量和中韓進(jìn)出口貿(mào)易間的相關(guān)性

鑒于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與政策的約束，中國(guó)出境游起步較晚。1990年中國(guó)最先開(kāi)放的赴新馬泰旅游，開(kāi)啟了中國(guó)出境觀(guān)光旅游的先河。此后，隨著對(duì)外開(kāi)放的逐步擴(kuò)大，中國(guó)居民出境旅游獲得了快速的發(fā)展，現(xiàn)已與全球上百個(gè)國(guó)家簽訂旅游協(xié)定，成為出境旅游增長(zhǎng)最快的國(guó)家。從2005-2014年，中國(guó)出境韓國(guó)的客流量從31百萬(wàn)次增加為109百萬(wàn)次，向韓國(guó)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(jì)數(shù)據(jù)繪制如下兩條增長(zhǎng)曲線(xiàn)（圖3，圖4）。

2.2.1中國(guó)出境韓國(guó)客流量和出口貿(mào)易的相關(guān)性

由圖3可見(jiàn)，中國(guó)出境客流量和出口韓國(guó)的貿(mào)易額有較強(qiáng)的時(shí)間趨同性。從2005年到2007年底，隨著中國(guó)對(duì)外開(kāi)放的擴(kuò)大以及經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展，中國(guó)出境韓國(guó)客流量與出國(guó)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(jì)危機(jī)的影響，中國(guó)對(duì)韓國(guó)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(jì)數(shù)據(jù)，采用趨勢(shì)線(xiàn)模擬出境客流量對(duì)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(guó)出口韓國(guó)貿(mào)易額（億美元），0QCK為中國(guó)出境韓國(guó)客流量（百萬(wàn)人次）。

2.2.2中國(guó)出境韓國(guó)客流量和進(jìn)口貿(mào)易的相關(guān)性

由圖4可見(jiàn)，出境韓國(guó)客流量和進(jìn)口韓國(guó)的貿(mào)易額自2005-2013年同步增長(zhǎng)，而2014年的進(jìn)口韓國(guó)貿(mào)易額有所下降。自2005-2007年低，中國(guó)出境客流量與進(jìn)口貿(mào)易同步快速增長(zhǎng)，增速分別為103.95%與145.97%。2007年底到2009年，中國(guó)的出口貿(mào)易額下降到1025.5億美元，增長(zhǎng)幅度驟降72.59%。2009年到2014年，中國(guó)出境旅游人次由47.7百萬(wàn)上升為109百萬(wàn)，增速為228.72%，進(jìn)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(guó)進(jìn)口韓國(guó)貿(mào)易額有所下降外，中國(guó)出境韓國(guó)客流量和進(jìn)口貿(mào)易均快速增長(zhǎng)。而從2014年進(jìn)口貿(mào)易額的下降可以預(yù)測(cè)到在今后的幾年，中國(guó)出境人數(shù)與進(jìn)出口貿(mào)易額會(huì)出現(xiàn)下降的趨勢(shì)。利用統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用趨勢(shì)線(xiàn)模擬出境客流量對(duì)進(jìn)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(guó)進(jìn)口韓國(guó)貿(mào)易額（億美元），0QCK為中國(guó)出境韓國(guó)客流量（百萬(wàn)人次）。

中國(guó)出境韓國(guó)客流量相對(duì)于進(jìn)口貿(mào)易而言，其對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的拉動(dòng)作用強(qiáng)于進(jìn)口貿(mào)易。

2.2.3中國(guó)出境韓國(guó)客流量和中韓進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)性

將2005年-2014年的中國(guó)出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易加總，得出中韓進(jìn)出口貿(mào)易總額，再將其與中國(guó)出境客流量進(jìn)行相關(guān)性分析，得到出境客流量對(duì)進(jìn)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(guó)進(jìn)出口韓國(guó)貿(mào)易額（億美元），0QCK為中國(guó)出境韓國(guó)客流量（百萬(wàn)人次）。

3兩個(gè)斷面旅游互動(dòng)和貿(mào)易依存度的關(guān)系

3.1韓國(guó)斷面

圖5是2005-2014年中國(guó)出境游客占韓國(guó)入境旅游比以及韓國(guó)對(duì)中國(guó)貿(mào)易依存度。從圖中可見(jiàn)，2005-2014年中國(guó)出境游客占韓國(guó)入境旅游比從14%上升為43%，中韓旅游在韓國(guó)的旅游業(yè)中地位越來(lái)越重要；同時(shí)，韓國(guó)對(duì)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(gè)階段：第一階段2005-2013年中國(guó)占韓國(guó)入境旅游比從14%增加到35%，而韓國(guó)對(duì)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(duì)華貿(mào)易依存度下降了6個(gè)百分點(diǎn)，而中國(guó)游客占韓國(guó)入境旅游比緩慢增加，僅為8個(gè)百分比。預(yù)計(jì)未來(lái)幾年，中國(guó)占韓國(guó)入境旅游比的迅猛勢(shì)頭會(huì)有所減慢。為了從韓國(guó)斷面定量地分析中國(guó)出境旅游客流量占韓國(guó)入境旅游比和對(duì)中國(guó)貿(mào)易依存度的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，本文采用的直線(xiàn)方程進(jìn)行回歸分析，其關(guān)聯(lián)帶動(dòng)方程：TRIK-C=0.3195RITK-C+20.742 R2=0.4236 （7）

其中，TRIK-C為韓國(guó)對(duì)華貿(mào)易依存度，RITK-C中國(guó)游客占韓國(guó)入境旅游比。依據(jù)邊際彈性，當(dāng)中國(guó)游客占韓國(guó)入境旅游比上升1個(gè)百分點(diǎn)，韓國(guó)對(duì)華貿(mào)易依存度就會(huì)上升0.3195個(gè)百分點(diǎn)。

3.2中國(guó)斷面

圖6是2005-2014年韓國(guó)占中國(guó)入境旅游比和中國(guó)對(duì)韓貿(mào)易依存度。由圖可見(jiàn)，10年來(lái)韓國(guó)占華入境旅游比在波動(dòng)中逐漸下降，中國(guó)對(duì)韓國(guó)貿(mào)易依存度伴隨市場(chǎng)化的不斷深入與經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，而逐漸下降。受全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響，韓國(guó)占中國(guó)入境旅游比從2007年的18%下降為2009年的15%。中國(guó)對(duì)韓國(guó)貿(mào)易依存度和韓國(guó)游客占華入境旅游比兩組指標(biāo)的縱向波動(dòng)顯現(xiàn)較強(qiáng)的時(shí)間趨同性及相關(guān)性。為了從中國(guó)斷面定量地分析韓國(guó)占中國(guó)入境旅游比和中國(guó)對(duì)韓貿(mào)易依存度的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，本文采用的直線(xiàn)方程對(duì)其進(jìn)行回歸分析，其關(guān)聯(lián)帶動(dòng)方程：TRIC-K=-0.2066RITC-K+8.0942 R2=0.8709 （8）式中，TRIC-K為中國(guó)對(duì)韓貿(mào)易依存度，RITC-K為韓國(guó)游客占中國(guó)入境旅游比。依據(jù)邊際彈性，當(dāng)中國(guó)占韓國(guó)入境旅游比每上升1個(gè)百分點(diǎn)，韓國(guó)對(duì)華貿(mào)易依存度會(huì)減少0.2066個(gè)百分點(diǎn)。

參考文獻(xiàn)：

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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(jìn)出口貿(mào)易研究分析范文

關(guān)鍵詞：人民幣實(shí)際有效匯率；升值；貶值；進(jìn)出口貿(mào)易

隨著經(jīng)濟(jì)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(dòng)，進(jìn)出口貿(mào)易迅速擴(kuò)張成為各國(guó)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)的重要部分。中國(guó)的經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展的現(xiàn)在，日益高漲的進(jìn)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(lái)人民幣匯率頻繁波動(dòng)，使得進(jìn)出口貿(mào)易與人民幣匯率利益攸關(guān)。人民幣實(shí)際有效匯率的變化影響我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易一般分為三個(gè)層面。一是人民幣有效匯率穩(wěn)定性對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響。二是匯率的預(yù)期對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響。三是匯率變化對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響。

一、匯率水平的變化對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響

（一）人民幣實(shí)際有效匯率升值對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響

（1）人民幣實(shí)際有效匯率升值對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的積極影響。第一，人民幣的升值導(dǎo)致我國(guó)進(jìn)口產(chǎn)品價(jià)格下降，從而加大了我國(guó)對(duì)國(guó)外先進(jìn)設(shè)備的進(jìn)口力度，為我國(guó)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(guó)企業(yè)外來(lái)投資的能力。企業(yè)可選擇原材料價(jià)格高的行業(yè)進(jìn)行投資，從而減低企業(yè)成本、提高利潤(rùn)、增強(qiáng)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)能力。第三，人民的升值減少了貿(mào)易摩擦、緩和了與國(guó)際貿(mào)易伙伴的關(guān)系。

（2）人民幣實(shí)際有效匯率升值對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的消極影響。第一，人民幣的升值沖擊了我國(guó)的勞動(dòng)密集型企業(yè)的出口。我國(guó)大部分出口企業(yè)為勞動(dòng)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(shì)行業(yè)，而化工、交通工具等行業(yè)資本比較密集處于劣勢(shì)狀態(tài)。結(jié)構(gòu)層次很低出口企業(yè)價(jià)格彈性比較高，議價(jià)能力比較差且技術(shù)含量不高。出口產(chǎn)品在價(jià)格上漲一定百分點(diǎn)的同時(shí)，相對(duì)應(yīng)的出口產(chǎn)品數(shù)量會(huì)增速下降相應(yīng)的百分點(diǎn)這樣的一上一下抵消了我們出口企業(yè)原材料、勞動(dòng)成本以及產(chǎn)品價(jià)格低的優(yōu)勢(shì)。這樣如果人民幣快速升值超過(guò)企業(yè)所能夠承受的壓力范圍，出口企業(yè)就會(huì)把部分產(chǎn)品轉(zhuǎn)銷(xiāo)到國(guó)內(nèi)從而影響國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，導(dǎo)致國(guó)內(nèi)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)加劇。第二，人民幣的升值導(dǎo)致外商以外幣投入我國(guó)的資本發(fā)生相應(yīng)的貶值。外商通常會(huì)以人民幣現(xiàn)匯的方式在我國(guó)國(guó)內(nèi)直接投資，希望以此來(lái)減少相對(duì)應(yīng)的投資成本，從而來(lái)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(duì)外資的引進(jìn)造成了一定的困擾，打消了外商對(duì)我國(guó)投資的積極性，在很大程度上影響了我國(guó)經(jīng)濟(jì)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(duì)外出口機(jī)器設(shè)備、材料時(shí)的成本，進(jìn)一步加大企業(yè)對(duì)外經(jīng)營(yíng)合作的風(fēng)險(xiǎn)。對(duì)外貿(mào)易企業(yè)和國(guó)際公司在進(jìn)行期末結(jié)算時(shí)面臨著匯率風(fēng)險(xiǎn)的增強(qiáng)，并致使收益減少、損失加大，回國(guó)利潤(rùn)縮水情況嚴(yán)重。

（二）人民幣實(shí)際有效匯率貶值對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響

人民幣實(shí)際有效匯率貶值實(shí)際不影響我國(guó)進(jìn)出口商品的本身價(jià)值，它是通過(guò)在國(guó)際貿(mào)易中的相對(duì)價(jià)格來(lái)體現(xiàn)的。

（1）人民幣實(shí)際有效匯率貶值對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的積極影響。第一，人民幣貶值致使我國(guó)出口商品的外幣價(jià)格下降，外國(guó)對(duì)我國(guó)出口商品的需求上升，從而擴(kuò)大了我國(guó)的出口規(guī)模。第二，人民幣貶值，我國(guó)進(jìn)口商品的本幣價(jià)格上升，從而抑制我國(guó)對(duì)進(jìn)口商品的需求，使進(jìn)口的規(guī)模在一定程度上減少。人民幣貶值后在我國(guó)所出口商品的外幣沒(méi)有下跌的前提下，我國(guó)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(chǎng)商的利潤(rùn)增加，有效地提高了企業(yè)出口的積極性，擴(kuò)大了我國(guó)的商品出口的規(guī)模。第三，人民幣貶值后，因進(jìn)口商品本幣的價(jià)格提高，一些國(guó)內(nèi)發(fā)展不理想的工業(yè)可以借此生存和發(fā)展起來(lái)，所以，即使由于一些原因人民幣貶值后我國(guó)對(duì)進(jìn)口商品的需求并不大，卻依然可以抑制進(jìn)口?？偠灾?，人民幣的貶值，可以起到抑制進(jìn)口，擴(kuò)大出口的作用，從而改善我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易。

（2）人民幣實(shí)際有效匯率貶值對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的消極影響。第一，人民幣貶值后，我國(guó)出口商品的外幣價(jià)格雖然下跌，但是外國(guó)對(duì)我國(guó)出口商品的需求不會(huì)馬上加強(qiáng)，我國(guó)對(duì)他國(guó)的出口商品數(shù)量也不會(huì)急速增加。同時(shí)，我國(guó)進(jìn)口商品的數(shù)量也不會(huì)隨即貶值從而造成進(jìn)口價(jià)格提高而立即減少。貶值對(duì)于我國(guó)出口的擴(kuò)大，進(jìn)口的一直要等到一段時(shí)間之后才能發(fā)揮作用。所以在人民幣貶值的初期，我國(guó)的進(jìn)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(shí)滯性的影響我們稱(chēng)它為j曲線(xiàn)效應(yīng)。第二，人民幣的貶值是否能很好地改善我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易，還要看進(jìn)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(jìn)口商品需求彈性和出口商品需求彈性的絕對(duì)值之和大于1時(shí)，人民幣的貶值才能對(duì)改善我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易起到作用。在小于1和等于1時(shí)會(huì)導(dǎo)致進(jìn)出口貿(mào)易惡化。

二、匯率穩(wěn)定性對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響

人民幣有效匯率的頻繁波動(dòng)會(huì)引起進(jìn)出口企業(yè)在生產(chǎn)、銷(xiāo)售是的不確定，為了減少和規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)一些企業(yè)會(huì)減少?lài)?guó)際貿(mào)易，從而減少了我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易的收支，影響了我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，為了使企業(yè)不受匯率波動(dòng)的影響，中國(guó)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(dòng)風(fēng)險(xiǎn)。在面對(duì)匯率波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，我國(guó)進(jìn)出口企業(yè)更傾向有采取保守的方式。人民幣匯率的過(guò)度波動(dòng)明顯不利于我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。

三、匯率的預(yù)期對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響

自金融危機(jī)以來(lái)人民幣受到了前所未有的升值壓力，進(jìn)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(guó)出口產(chǎn)品的價(jià)格會(huì)隨著匯率的升值而提高，致使出口商品增加，而國(guó)內(nèi)出口商品為了規(guī)避匯率升高帶來(lái)的出口量下降的風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)提高出口產(chǎn)品價(jià)格以此增加外匯收入，擴(kuò)大我國(guó)進(jìn)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(guó)進(jìn)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(shí)，那么人民幣匯率升值將會(huì)帶來(lái)不可估量的負(fù)面影響。甚至導(dǎo)致我國(guó)進(jìn)出貿(mào)易出現(xiàn)逆差。很多勞動(dòng)密集型的企業(yè)將會(huì)因?yàn)閱适r(jià)格優(yōu)勢(shì)面臨破產(chǎn)。

四、結(jié)束語(yǔ)

近幾年來(lái)雖然我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易一直保持順差并不斷增長(zhǎng)，但是順差的持續(xù)也導(dǎo)致了諸多的問(wèn)題。例如，外匯的增長(zhǎng)，通貨膨脹風(fēng)險(xiǎn)的加劇等，自金融危機(jī)以來(lái)，很多國(guó)家面對(duì)困境，是對(duì)我國(guó)巨額的貿(mào)易順差進(jìn)行的嚴(yán)厲批判，普遍認(rèn)為造成了人民幣的嚴(yán)重低估，從而要求人民幣升值。我國(guó)不能只是依靠調(diào)節(jié)人民幣匯率促進(jìn)進(jìn)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(duì)外進(jìn)口的比重，降低對(duì)國(guó)際市場(chǎng)的依賴(lài)，同時(shí)提高進(jìn)口商品的議價(jià)能力，增加我國(guó)國(guó)際貿(mào)易的競(jìng)爭(zhēng)能力，不斷改善我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易的數(shù)量和質(zhì)量，從而達(dá)到持續(xù)和穩(wěn)定的發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

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第6篇：進(jìn)出口貿(mào)易研究分析范文

[關(guān)鍵詞]FDI；我國(guó)對(duì)外直接投資；體育用品制造業(yè)；進(jìn)出口貿(mào)易

[中圖分類(lèi)號(hào)]F4 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A [文章編號(hào)]1671-5918（2016）07-0103-04

自20世紀(jì)90年代以來(lái)，受?chē)?guó)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(guó)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(jì)，全國(guó)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(zhǎng)，全球65%的體育用品在中國(guó)生產(chǎn)制造，我國(guó)已成為世界體育用品制造大國(guó)。近年來(lái)，我國(guó)體育用品出口保持著較高的增長(zhǎng)幅度，根據(jù)國(guó)家信息中心中經(jīng)專(zhuān)網(wǎng)（http：//ibe.cei.gov.en/）和國(guó)家海關(guān)數(shù)據(jù)顯示，2012年全國(guó)894家規(guī)模以上體育用品制造業(yè)企業(yè)實(shí)現(xiàn)出貨值509.94億元，同比增長(zhǎng)10.58%；從出口性質(zhì)來(lái)看，體育用品出口以外資企業(yè)、私營(yíng)企業(yè)和國(guó)有企業(yè)為主，合計(jì)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(duì)我國(guó)體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易產(chǎn)生重要影響。

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易和吸引外資都取得了較快發(fā)展，根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)，我國(guó)實(shí)際利用外商直接投資（FDI）額和對(duì)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(guó)體育用品制造業(yè)FDI和對(duì)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(guó)對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生重要影響，但體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易是否也受到FDI和我國(guó)對(duì)外直接投資影響？影響是否顯著，是怎么樣影響的？面對(duì)新形勢(shì)和新挑戰(zhàn)，這些問(wèn)題是值得深思的。因此，本文通過(guò)建立外商直接投資（FDI）和我國(guó)對(duì)外國(guó)直接投資對(duì)體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易影響的回歸模型，以實(shí)證的定量分析來(lái)研究?jī)烧咧g的相關(guān)性，以期得出有意義的結(jié)論。

一、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

1960年，美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家海默的博士論文《國(guó)內(nèi)企業(yè)的國(guó)際經(jīng)營(yíng)：對(duì)外直接投資的研究》提出了壟斷優(yōu)勢(shì)理論，標(biāo)志著對(duì)外直接投資理論的興起；這一時(shí)期，以商品貿(mào)易為主的國(guó)際經(jīng)濟(jì)交往格局被打破，國(guó)際分工深入到生產(chǎn)領(lǐng)域，進(jìn)而滲透到產(chǎn)業(yè)內(nèi)部，這使得對(duì)外直接投資和國(guó)際貿(mào)易之間的互動(dòng)關(guān)系加強(qiáng)，融合程度加深。對(duì)外直接投資與貿(mào)易理論主要有兩大體系，一是宏觀(guān)角度下以國(guó)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(shì)），小島清邊邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張論（動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)）和錢(qián)鈉里的“兩缺口”理論等；二是微觀(guān)角度下以產(chǎn)業(yè)組織理論為基礎(chǔ)，如壟斷優(yōu)勢(shì)論、內(nèi)部化理論和鄧寧的國(guó)際生產(chǎn)折中論等。從實(shí)證角度來(lái)看，國(guó)外學(xué)者主要有兩種觀(guān)點(diǎn)，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(duì)貿(mào)易具有替代性關(guān)系；二是以小島清（1973）為代表的“互補(bǔ)性關(guān)系”，如Lipsey和Weiss（1984）指出對(duì)外直接投資可以帶動(dòng)與其相關(guān)或配套的技術(shù)品和服務(wù)的母國(guó)供應(yīng)商對(duì)東道國(guó)的直接投資和出口，在長(zhǎng)期中，F(xiàn)DI和母國(guó)出口趨于互補(bǔ)；Marchant（2002）、Rose和Spiegel（2004）也通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)證明了FDI與國(guó)際貿(mào)易存在正相關(guān)關(guān)系。我國(guó)學(xué)者對(duì)FDI和對(duì)外直接投資對(duì)本國(guó)外貿(mào)影響的研究面較廣，研究重點(diǎn)主要集中在出口總量、結(jié)構(gòu)升級(jí)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(guó)不同行業(yè)企業(yè)應(yīng)選擇不同的國(guó)際化路徑（繼續(xù)擴(kuò)大出還是轉(zhuǎn)向?qū)ν庵苯油顿Y）；孫少勤，邱斌（2010）從市場(chǎng)體制、外資政策、金融市場(chǎng)效率和市場(chǎng)分割等四個(gè)制度入手，分析了上述四個(gè)制度因素對(duì)我國(guó)制造業(yè)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響。

通過(guò)文獻(xiàn)回顧，可以發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)外對(duì)此研究在宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域、中觀(guān)產(chǎn)業(yè)層面、微觀(guān)企業(yè)角度都有較寬、較深的研究，但關(guān)于FDI對(duì)我國(guó)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(duì)此有相關(guān)研究；張宏偉通過(guò)測(cè)算體育用品制造業(yè)全要素生產(chǎn)率來(lái)分析FDI對(duì)我國(guó)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(guó)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(duì)進(jìn)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(duì)外貿(mào)易數(shù)據(jù)作為研究樣本，運(yùn)用單位根檢驗(yàn)（ADF）、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)和向量誤差修正模型（VEC）等方法對(duì)FDI與我國(guó)體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的影響效果進(jìn)行了分析，同時(shí)也把我國(guó)對(duì)外國(guó)直接投資作為變量因素考察其是否對(duì)體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，進(jìn)而為改善我國(guó)體育用品制造業(yè)對(duì)外貿(mào)易提供相關(guān)建議。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

1.體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)

本文照國(guó)家體育總局制定的《體育及相關(guān)產(chǎn)業(yè)分類(lèi)（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(lái)源于國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)（該平臺(tái)是由國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心主管、國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心信息中心主辦、北京國(guó)研網(wǎng)信息有限公司承辦的）、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)（國(guó)家信息中心主辦）和國(guó)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(guó)體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易額。

2.FDI和我國(guó)對(duì)外直接投資額

本文研究所需的我國(guó)全部行業(yè)FDI和對(duì)外直接投資額數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局編撰的歷年《國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒》，體育用品制造業(yè)的FDI來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)；由于體育用品制造業(yè)的對(duì)外直接投資額沒(méi)有直接數(shù)據(jù)，本文根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的20行業(yè)對(duì)外直接投資額（其中包括文化、體育和娛樂(lè)業(yè)）和商務(wù)部編撰的歷年《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》（其中對(duì)文化服務(wù)業(yè)有做概述）對(duì)體育用品制造業(yè)對(duì)外直接投資額進(jìn)行估算，由于文化、體育和娛樂(lè)業(yè)對(duì)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(shí)，估算的體育用品制造業(yè)對(duì)外直接投資額數(shù)據(jù)對(duì)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(guó)際貿(mào)易相關(guān)理論，假定出口需求EX和進(jìn)口需求IM是該行業(yè)對(duì)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(jìn)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(duì)進(jìn)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(duì)該行業(yè)的對(duì)外貿(mào)易也會(huì)產(chǎn)生影響（于薇薇，2007），本文將考察往年的FDI和CDI是否也對(duì)體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，故把FDI和CDI的累計(jì)額也作為變量因素來(lái)分析，兩者的累計(jì)額分別采用截止到該年的累計(jì)額；由于本文不僅研究長(zhǎng)期靜態(tài)效應(yīng)，也關(guān)注短期動(dòng)態(tài)效應(yīng)，故選擇“滯后一期”帶來(lái)的短期影響，進(jìn)而研究數(shù)據(jù)以2002年為初始年，2003年的累計(jì)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(lèi)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(jì)值。

為減少估值誤差可以將上述數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為對(duì)數(shù)形式，通過(guò)最小二乘法（OLS）回歸，則有計(jì)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(shí)證分析的基準(zhǔn)模型，其中α為常數(shù)項(xiàng)，β、γ、λ、π為各自變量的系數(shù)，ρ表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

三、實(shí)證分析

（一）我國(guó)體育用品制造業(yè)進(jìn)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(guó)對(duì)外貿(mào)易規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大，2003至2012年出口和進(jìn)口貿(mào)易增長(zhǎng)速度年均增幅分別超過(guò)21%和20%，2012年我國(guó)在全球貨物貿(mào)易額排名中位列第二，而與此同期我國(guó)體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易增速放緩，圖1和圖2分別顯示的是我國(guó)體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易和FDI增速、體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易和FDI占全國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額和FDI總額的比例。

圖1顯示除2010年外，我國(guó)體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易增幅呈現(xiàn)下降態(tài)勢(shì)，并且2012年出口額出現(xiàn)首次下降，這表明我國(guó)體育用品制造業(yè)出口面臨嚴(yán)峻形勢(shì)，出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)降低和國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)加劇是主要原因；進(jìn)口增速則呈現(xiàn)“降一升一降”的來(lái)回波動(dòng)趨勢(shì)，這與國(guó)內(nèi)居民收入狀況和體育消費(fèi)環(huán)境有很大關(guān)系，如受金融危機(jī)影響，但受惠于2008年北京奧運(yùn)會(huì)的舉辦，當(dāng)年進(jìn)口增幅達(dá)到9.8%，而2009年則受到金融危機(jī)滯后效應(yīng)影響，下降幅度超過(guò)11%；外商對(duì)我國(guó)體育用品制造業(yè)的直接投資也呈現(xiàn)來(lái)回波動(dòng)趨勢(shì)，北京奧運(yùn)會(huì)前的2007年增幅達(dá)87%，而最近幾年，我國(guó)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(jìng)爭(zhēng)嚴(yán)重、支持力度需要加強(qiáng)等因素影響，2012年FDI增速只有10%左右，投資環(huán)境需要進(jìn)一步改善。

圖2顯示2008年北京奧運(yùn)會(huì)前，我國(guó)體育用品制造業(yè)出口額占全國(guó)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(guó)家建設(shè)體育強(qiáng)國(guó)和國(guó)務(wù)院出臺(tái)加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)的相關(guān)政策有較大關(guān)系；進(jìn)口比重則保持平穩(wěn)態(tài)勢(shì)；雖然2012年體育用品制造業(yè)FDI增速只有10%，但全國(guó)FDI增速為負(fù)增長(zhǎng)，體育用品制造業(yè)FDI比重則保持穩(wěn)中有升態(tài)勢(shì)，這表明越來(lái)越多的外商投資我國(guó)的體育用品制造業(yè)，體育用品制造業(yè)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)加劇。

（二）FDI和我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的影響

在做時(shí)間序列回歸分析中，一般假定時(shí)間序列是平穩(wěn)的，否則在做回歸分析時(shí)可能出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，在實(shí)踐中較多宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的時(shí)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(duì)相關(guān)變量做ADF單位根檢驗(yàn)，然后衡量各變量與進(jìn)出口貿(mào)易之間是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，因?yàn)楫?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(shí)，建立的回歸模型才有意義，最后進(jìn)一步在此基礎(chǔ)上運(yùn)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(yàn)

運(yùn)用Eviews軟件對(duì)基準(zhǔn)方程中的變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)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(shí)間序列。注：如果ADF檢驗(yàn)值小于T值，則表明數(shù)據(jù)平整通過(guò)檢驗(yàn)；表示二階差分

2.協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)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(jìn)行測(cè)算，出口和進(jìn)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(guò)0.95，說(shuō)明方程整體線(xiàn)性情況較優(yōu)；根據(jù)回歸結(jié)果顯示，雖然整體方程線(xiàn)性較優(yōu)，但只有AFDI變量對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易額的影響較為顯著，其余三個(gè)變量均不顯著（見(jiàn)表2）。

為契合外商直接投資累計(jì)額（AFDI）對(duì)我國(guó)體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易額影響顯著的結(jié)果，本文把AFDI單獨(dú)拿出來(lái)與出口和進(jìn)口做回歸分析，測(cè)算的出口方程和進(jìn)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(yàn)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(yàn)值為0.0000，效果顯著。

上述（9）和（10）式為長(zhǎng)期靜態(tài)進(jìn)出口回歸方程。為避免直接回歸造成的偽回歸，需要對(duì)出口和進(jìn)口回歸方程中的殘差序列p進(jìn)行單整分析，對(duì)殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，測(cè)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(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。將殘差項(xiàng)resid加入VEC模型，采用OLS得出短期出口和進(jìn)口動(dòng)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(yàn)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(yàn)值為0.0000，效果顯著。

由于本文在計(jì)算AFDI累計(jì)值是從2002年開(kāi)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(jì)值和對(duì)外直接投資及其累計(jì)值對(duì)我國(guó)體育用品制造業(yè)進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易額與上述四個(gè)因素均呈正比；從影響系數(shù)來(lái)看，外商直接投資及其累計(jì)值對(duì)進(jìn)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(jì)值是影響我國(guó)體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的主要因素，這說(shuō)明外商直接投資對(duì)其有滯后效應(yīng)。

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

（3）FDI流入帶來(lái)體育用品制造業(yè)出口的增長(zhǎng)是和我國(guó)出口導(dǎo)向政策、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級(jí)，更廣泛參與國(guó)際分工密切相關(guān)的；日本經(jīng)濟(jì)學(xué)家小島清提出了FDI與國(guó)際貿(mào)易互補(bǔ)效應(yīng)的模型，他認(rèn)為FDI是資金、技術(shù)以及管理經(jīng)營(yíng)等的綜合轉(zhuǎn)移，根據(jù)其理論可以推測(cè)FDI促進(jìn)我國(guó)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(shí)帶來(lái)了先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，并且對(duì)體育用品制造業(yè)部門(mén)產(chǎn)生了競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，有力地提高了供給能力和出口競(jìng)爭(zhēng)力。從理論上而言，進(jìn)口替代政策和FDI的替代效應(yīng)會(huì)使FDI與進(jìn)口規(guī)模呈現(xiàn)反比例關(guān)系，但從實(shí)踐的角度看，我國(guó)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(jìn)一步提高，F(xiàn)DI流入則會(huì)大量進(jìn)口先進(jìn)的設(shè)備和原材料等，因此，實(shí)證分析才會(huì)出現(xiàn)FDI導(dǎo)致了進(jìn)口的增加。

（4）從短期誤差修正模型來(lái)看（（11）、（12）式），F(xiàn)DI累計(jì)值與出口的關(guān)系，每年對(duì)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(dòng)不會(huì)導(dǎo)致出口的迅速反應(yīng)，因?yàn)镕DI從實(shí)際使用到產(chǎn)品出口需要一定周期，這也佐證了FDI的累計(jì)值是影響出口貿(mào)易的主要因素；FDI累計(jì)值與進(jìn)口的關(guān)系，每年對(duì)上一年的偏離糾正速度明顯高于出口，達(dá)到34.1%，即當(dāng)年FDI變動(dòng)對(duì)進(jìn)口影響較大，這主要由于外商投資初期需要從國(guó)外進(jìn)口大量的設(shè)備和原材料；由于p的系數(shù)為負(fù)，表明當(dāng)年FDI變動(dòng)與進(jìn)出口呈負(fù)相關(guān)，這也佐證了在長(zhǎng)期內(nèi)FDI累計(jì)值對(duì)進(jìn)出口影響大致相同，而短期內(nèi)對(duì)出口的促進(jìn)作用高于進(jìn)口。

四、結(jié)論與對(duì)策建議

（一）主要結(jié)論

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

2.本文利用ADF單位根檢驗(yàn)、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)和向量誤差修正（VEC）模型分析了FDI和我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)體育用品制造業(yè)進(jìn)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(guó)對(duì)外直接投資均促進(jìn)了進(jìn)出口貿(mào)易，但FDI累計(jì)值是影響進(jìn)出口貿(mào)易的主要原因；體育用品制造業(yè)FDI累計(jì)值對(duì)出口影響略大于進(jìn)口影響，短期影響大于長(zhǎng)期影響；當(dāng)年FDI變動(dòng)對(duì)進(jìn)口影響高于出口。

3.FDI對(duì)我國(guó)體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易起到了促進(jìn)作用。一方面，外資進(jìn)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(kuò)散效應(yīng)、管理示范效應(yīng)，進(jìn)而導(dǎo)致我國(guó)體育用品制造業(yè)外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展，有效地促進(jìn)了出口貿(mào)易；另一方面，我國(guó)體育用品消費(fèi)市場(chǎng)雖然龐大，但仍存在較大的貿(mào)易壁壘，國(guó)外資金為了獲得市場(chǎng)占有率，提升出口貿(mào)易，進(jìn)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(huì)帶動(dòng)先進(jìn)設(shè)備、原材料等的進(jìn)口。

（二）對(duì)策建議

1.鑒于我國(guó)體育用品制造業(yè)FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易影響有滯后效應(yīng)，且對(duì)出口影響大于進(jìn)口影響，短期內(nèi)可以加大引入FDI，但從長(zhǎng)期來(lái)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(qiáng)內(nèi)部管理，轉(zhuǎn)變出口貿(mào)易增長(zhǎng)方式由數(shù)量型向效益型轉(zhuǎn)變，由勞動(dòng)密集型向技術(shù)、資金、知識(shí)密集型轉(zhuǎn)變，提高出口產(chǎn)品科技含量和競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)；

2.進(jìn)一步加大體育用品制造業(yè)開(kāi)放力度，處理好合理開(kāi)放與適度保護(hù)的關(guān)系。加大開(kāi)放有助于進(jìn)一步吸引FDI的流入，進(jìn)而可以擴(kuò)大出口貿(mào)易；由于現(xiàn)階段我國(guó)體育用品制造業(yè)發(fā)展效益不高，仍處于追趕階段，競(jìng)爭(zhēng)力不強(qiáng)，因此在公平競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)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(duì)我國(guó)體育用品制造業(yè)進(jìn)行適度保護(hù)；

第7篇：進(jìn)出口貿(mào)易研究分析范文

【關(guān)鍵詞】反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)；進(jìn)出口貿(mào)易額；關(guān)系研究

一、反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)的理論框架

所謂反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)，是指特定主體運(yùn)用會(huì)計(jì)知識(shí)、反傾銷(xiāo)法知識(shí)和國(guó)際貿(mào)易知識(shí)，就反傾銷(xiāo)中的問(wèn)題提供會(huì)計(jì)支持，進(jìn)行會(huì)計(jì)規(guī)避、會(huì)計(jì)舉證、會(huì)計(jì)調(diào)查、會(huì)計(jì)鑒定活動(dòng)。

近年來(lái)，越來(lái)越多的國(guó)家針對(duì)我國(guó)出口產(chǎn)品提起反傾銷(xiāo)訴訟。在反傾銷(xiāo)應(yīng)訴調(diào)查中，會(huì)計(jì)信息提供著權(quán)威的訴訟支持。反傾銷(xiāo)調(diào)查涉及國(guó)際貿(mào)易、反傾銷(xiāo)法律和會(huì)計(jì)學(xué)等不同學(xué)科的知識(shí)，所以在反傾銷(xiāo)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(guó)企業(yè)應(yīng)對(duì)反傾銷(xiāo)的會(huì)計(jì)概念框架，正確指導(dǎo)企業(yè)的內(nèi)部會(huì)計(jì)核算，提供令反傾銷(xiāo)調(diào)查當(dāng)局信服的會(huì)計(jì)記載資料，獲得反傾銷(xiāo)調(diào)查中的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)正常調(diào)查待遇，就顯得尤為必要。

反傾銷(xiāo)的會(huì)計(jì)概念框架可以為企業(yè)提供實(shí)務(wù)運(yùn)作上的指導(dǎo)，它可以從財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)、管理會(huì)計(jì)、信息披露三個(gè)方面來(lái)進(jìn)一步闡述，這三個(gè)方面又分別可以從企業(yè)日常會(huì)計(jì)核算專(zhuān)題、調(diào)查中的成本結(jié)構(gòu)分析及問(wèn)卷填列以及反傾銷(xiāo)中的盈余管理三點(diǎn)來(lái)分別加以說(shuō)明。

二、研究假設(shè)

反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)主要用于應(yīng)訴反傾銷(xiāo)案件，以及在反傾銷(xiāo)案件中提供對(duì)我方有利的經(jīng)濟(jì)證據(jù)。自1995年以來(lái)，各國(guó)對(duì)華反傾銷(xiāo)案件逐年增加，與此同時(shí)我國(guó)反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)學(xué)有了更深的發(fā)展，反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)人員的隊(duì)伍也逐年擴(kuò)大。由此可見(jiàn)，反傾銷(xiāo)案件與反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)人員的數(shù)量存在著一定的關(guān)聯(lián)。由于反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)人員的數(shù)量不易統(tǒng)計(jì)，本文利用反傾銷(xiāo)案件的數(shù)量來(lái)替代反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)的發(fā)展這一變量。進(jìn)出口貿(mào)易是本文研究的另外一個(gè)變量，這個(gè)變量易于量化，本文利用我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額來(lái)替代我國(guó)進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易額為自變量JCK，反傾銷(xiāo)案件的數(shù)量為因變量y，進(jìn)出口貿(mào)易額與反傾銷(xiāo)案件的數(shù)量呈正相關(guān)關(guān)系。

本文利用最簡(jiǎn)單的線(xiàn)性模型來(lái)對(duì)此假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，即：y=α+β*log（JCK）。

三、樣本選取

（一）1995～2009年我國(guó)遭遇反傾銷(xiāo)指控的案件統(tǒng)計(jì)

從反傾銷(xiāo)的立案調(diào)查數(shù)量來(lái)看，我國(guó)世界上遭遇反傾銷(xiāo)立案調(diào)查最多的國(guó)家。從1995年到2009年，世界范圍內(nèi)共發(fā)起3865起反傾銷(xiāo)立案調(diào)查。自1979年歐盟對(duì)我國(guó)出口的糖精鈉發(fā)起第一起反傾銷(xiāo)調(diào)查來(lái)，國(guó)外對(duì)華反傾銷(xiāo)愈演愈烈，一個(gè)最重要的例證就是我國(guó)產(chǎn)品遭遇反傾銷(xiāo)調(diào)查案件數(shù)量的增加，我國(guó)已經(jīng)連續(xù)15 年成為全球遭遇反傾銷(xiāo)立案調(diào)查最多的國(guó)家。

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

國(guó)外對(duì)華反傾銷(xiāo)數(shù)占全球反傾銷(xiāo)發(fā)起總數(shù)的比重呈明顯上升趨勢(shì)。國(guó)外對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)占其全球反傾銷(xiāo)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(zhǎng)了22.37％。如此快的增長(zhǎng)趨勢(shì)，不僅說(shuō)明我國(guó)已成為全球反傾銷(xiāo)運(yùn)動(dòng)的主要目標(biāo)國(guó)，也使我國(guó)成為反傾銷(xiāo)的“最大受害國(guó)”，對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易構(gòu)成了嚴(yán)重的威脅。

（二）1995～2009年我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易額的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)

自1995年以來(lái)，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易額呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢(shì)。其中，進(jìn)出口總額從23499.9億元上升至150648.1億元，最高達(dá)150648.1億元。本文主要研究進(jìn)出口總額對(duì)我國(guó)反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)的影響，其變化趨勢(shì)可用折線(xiàn)圖表現(xiàn)，如圖1所示。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

本文運(yùn)用Eviews對(duì)假設(shè)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖2所示：

圖2 實(shí)證結(jié)果

實(shí)證結(jié)果表明，進(jìn)出口貿(mào)易額與反傾銷(xiāo)案件的數(shù)量呈正相關(guān)關(guān)系，即進(jìn)出口貿(mào)易額的增加一定程度上導(dǎo)致了反傾銷(xiāo)案件的增加，而反傾銷(xiāo)案件的增加將促進(jìn)反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)的發(fā)展，從而進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展在一定程度上促進(jìn)了反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)的發(fā)展。在今后幾年，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易仍將不斷擴(kuò)大，我國(guó)仍然無(wú)法擺脫國(guó)際貿(mào)易爭(zhēng)端的障礙，我國(guó)的反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)將發(fā)揮其重要作用，其發(fā)展也將順應(yīng)潮流，成為我國(guó)會(huì)計(jì)體系中的重要一環(huán)，同時(shí)也是維護(hù)我國(guó)國(guó)家利益的關(guān)鍵一環(huán)。

參 考 文 獻(xiàn)

[1]白蓉蓉，蔣葵．我國(guó)企業(yè)應(yīng)訴反傾銷(xiāo)中的會(huì)計(jì)問(wèn)題及對(duì)策研究中國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)會(huì)計(jì)．2008（1）：123～124

[2]貢峻．基于反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)視角的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際化問(wèn)題研究．會(huì)計(jì)準(zhǔn)則發(fā)展——第六屆會(huì)計(jì)與財(cái)務(wù)問(wèn)題國(guó)際研討會(huì)論文集．2006：352～358

[3]賈軼群．解決企業(yè)反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)問(wèn)題的對(duì)策研究．商業(yè)經(jīng)濟(jì)．2008（5）：86～87

[4]李昌奎．世界貿(mào)易組織《反傾銷(xiāo)協(xié)定》釋義．北京：機(jī)械工業(yè)出版社，2005，1（73）

[5]劉翠英，楊桂花，劉虹．反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)支持系統(tǒng)存在的問(wèn)題及預(yù)警系統(tǒng)的建立．商業(yè)會(huì)計(jì)．2009（20）：14～15

[6]吳惠萍．出口企業(yè)反傾銷(xiāo)勝訴的會(huì)計(jì)障礙及對(duì)策．經(jīng)濟(jì)師，2009（7）：157～158

[7]王仁祥，李芊蕾，陳艷林．國(guó)際反傾銷(xiāo)制度對(duì)我國(guó)應(yīng)對(duì)反傾銷(xiāo)的啟示．財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐．2002

[8]張琦．經(jīng)濟(jì)全球化背景下反傾銷(xiāo)會(huì)計(jì)問(wèn)題研究．現(xiàn)代商業(yè)．2009（30）：253～255

[9]李朝良．建立反傾銷(xiāo)預(yù)警機(jī)制[J]．企業(yè)導(dǎo)報(bào)．2009（12）

第8篇：進(jìn)出口貿(mào)易研究分析范文

【關(guān)鍵詞】進(jìn)出口貿(mào)易 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 協(xié)整檢驗(yàn) Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

一、引言

自改革開(kāi)放多年來(lái)，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易獲得了巨大的發(fā)展，進(jìn)出口市場(chǎng)分布逐漸向多元化發(fā)展，我國(guó)積極主動(dòng)地通過(guò)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(jìn)出口風(fēng)險(xiǎn)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的增長(zhǎng)。林毅夫和李永軍（2001）采用聯(lián)立方程組模型，證實(shí)出口有利于經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，羅伯特.遜提出了“對(duì)外貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)動(dòng)機(jī)”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(shí)際經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)行實(shí)證分析。重慶市是西部地區(qū)唯一的直轄市、國(guó)家中心城市，需要發(fā)揮在兩大經(jīng)濟(jì)帶建設(shè)中的樞紐和支點(diǎn)作用，在對(duì)外貿(mào)易中取得了顯著成績(jī)，據(jù)海關(guān)統(tǒng)計(jì)，2004年全市進(jìn)出口總額達(dá)到38.6億美元，比上年增長(zhǎng)48.7%。其中，出口20.9億美元，增長(zhǎng)31.9%，高于全市GDP增長(zhǎng)幅度，進(jìn)口17.66億美元，增長(zhǎng)14.9%。2006年重慶市積極應(yīng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易出現(xiàn)的新情況，實(shí)現(xiàn)全年外貿(mào)進(jìn)出口總額54.7億美元，比上年增長(zhǎng)27.4%。其中，出口33.5億美元，增長(zhǎng)33%。2007年重慶的進(jìn)出口貿(mào)易總量?jī)H60億美元，根據(jù)以上統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可以確定進(jìn)出口總額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著某種關(guān)系?！笆濉逼陂g，重慶市提出進(jìn)出口貿(mào)易達(dá)到上千億美元的更高目標(biāo)，近年來(lái)重慶吸引外資高速增長(zhǎng)，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(guó)公司進(jìn)行新的戰(zhàn)略布局，重慶正在朝著目標(biāo)奮進(jìn)。

二、實(shí)證分析

（一）變量的選取及數(shù)據(jù)處理。

本文以重慶市進(jìn)出口總值（萬(wàn)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(lái)自于《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中變量時(shí)間序列可能是非平穩(wěn)序列，構(gòu)建的計(jì)量模型可能產(chǎn)生“偽回歸”，所以需要對(duì)各變量時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，因?yàn)閿?shù)據(jù)的自然數(shù)對(duì)數(shù)變換不會(huì)改變?cè)瓉?lái)的協(xié)整關(guān)系，并且會(huì)消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)存在的異方差現(xiàn)象，使其趨勢(shì)線(xiàn)性化。所以對(duì)上述各個(gè)變量取對(duì)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(jìn)出口總值）取對(duì)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(jìn)行研究。

通過(guò)上述的數(shù)據(jù)處理，可以通過(guò)Eviews7.0繪制出處理后的lnY 和lnX 的散點(diǎn)圖，見(jiàn)圖1 ：

由圖1可知：根據(jù)散點(diǎn)圖可以看出進(jìn)出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值大致呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。隨著進(jìn)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(dòng)的方向基本一致。進(jìn)而進(jìn)出口總值的增加有利于經(jīng)濟(jì)健康持續(xù)的增長(zhǎng)。

（二）單位根檢驗(yàn)。

首先在進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)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(yàn)變量GDP、IE的平穩(wěn)性，我們采用ADF檢驗(yàn)方法，lnY、lnX分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如果水平序列是非平穩(wěn)的，就要進(jìn)行一階或者二階差分來(lái)檢驗(yàn)平穩(wěn)性，利用Eviews7.0，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)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(guò)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(jìn)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(diǎn)圖分析可知，隨著進(jìn)出口總值的增加，重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）越快，分析重慶市地區(qū)生產(chǎn)總值隨進(jìn)出口總值的數(shù)量規(guī)律性，可以建立如下計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：

（四）協(xié)整分析。

協(xié)整檢驗(yàn)方法是對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，從協(xié)整理論的思想來(lái)看，被解釋變量能被解釋變量的線(xiàn)性組合所解釋?zhuān)瑑烧咧g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(gè)殘差序列，這個(gè)殘差序列應(yīng)該是平穩(wěn)的，因此，檢驗(yàn)一組變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系等價(jià)于檢驗(yàn)回歸方程的殘差序列是否是一個(gè)平穩(wěn)序列。用Eviews7.0軟件進(jìn)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(rèn)為估計(jì)殘差序列是平穩(wěn)的，計(jì)量經(jīng)濟(jì)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(zhǎng)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(duì)上述方程的經(jīng)濟(jì)意義的解釋是： 假設(shè)在其他條件不變的情況下，進(jìn)出口總值（IE）每增加1%，對(duì)應(yīng)的生產(chǎn)總值（GDP）將增長(zhǎng)1.019%，由此可見(jiàn)，重慶進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較強(qiáng)的拉動(dòng)作用。

（五）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

Granger因果檢驗(yàn)解決了lnX是否引起lnY的問(wèn)題，也就是lnY能夠在多大程度上被過(guò)去的lnX解釋?zhuān)尤雔nX的滯后值是否使解釋程度提高，如果lnX在lnY的預(yù)測(cè)中有幫助的話(huà)，就可以說(shuō)lnX領(lǐng)先于lnY。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)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(shí)，拒絕原假設(shè)，即進(jìn)出口總值是引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）的Granger原因，反之不成立，所以進(jìn)出口總值與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）是一個(gè)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(jìn)出口總值與地區(qū)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)，兩個(gè)變量序列是平穩(wěn)的，并且兩者存在一種長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡的關(guān)系，重慶市進(jìn)出口總額（IE）越多，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越快（GDP）。

第二：根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型方程和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，重慶進(jìn)出口與重慶生產(chǎn)總值之間存在一個(gè)單向相關(guān)關(guān)系。進(jìn)出口總值是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）的原因，反之不成立。

（二）政策性建議。

1.進(jìn)出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化：從本市經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展的需要出發(fā)，挖掘進(jìn)出口總量背后深層次的貿(mào)易結(jié)構(gòu)問(wèn)題，切實(shí)推進(jìn)進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，實(shí)現(xiàn)外貿(mào)發(fā)展同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的良性互動(dòng)，促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

2.技術(shù)發(fā)展：本市應(yīng)關(guān)注進(jìn)出口產(chǎn)品的技術(shù)含量和層次，拓展進(jìn)出口發(fā)展的空間，根據(jù)國(guó)際國(guó)內(nèi)環(huán)境的變化，利用各類(lèi)機(jī)會(huì)采取有效方式，繼續(xù)保持進(jìn)出口適度增長(zhǎng)，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

3.品牌、創(chuàng)新、改革：重慶市競(jìng)爭(zhēng)性企業(yè)為了獲得國(guó)際市場(chǎng)和實(shí)現(xiàn)品牌擴(kuò)張進(jìn)行進(jìn)出口貿(mào)易，這就需要企業(yè)引進(jìn)高新技術(shù)，打造具有影響力的品牌，實(shí)行營(yíng)銷(xiāo)網(wǎng)絡(luò)等方式，打開(kāi)對(duì)外貿(mào)易市場(chǎng)，堅(jiān)持制度創(chuàng)新，深化體制改革，推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]林毅夫，李永軍.必要的修正―對(duì)外貿(mào)易與增長(zhǎng)關(guān)系的再考察[J].國(guó)際貿(mào)易，2001，9.

第9篇：進(jìn)出口貿(mào)易研究分析范文

關(guān)鍵詞：人民幣 進(jìn)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(guó)經(jīng)濟(jì)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(guó)際貿(mào)易有著密切的關(guān)系。美國(guó)的次貸經(jīng)濟(jì)危機(jī)的發(fā)生，對(duì)全球經(jīng)濟(jì)有重要的影響，對(duì)貨幣的種類(lèi)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(jì)危機(jī)中，我國(guó)也受到了不同程度的影響，但是我國(guó)在經(jīng)濟(jì)危機(jī)中恢復(fù)得較快，進(jìn)而使人民幣的地位有所提高。近些年來(lái)，我國(guó)和美國(guó)的貿(mào)易順差一直處于擴(kuò)大的狀態(tài)，一定程度上是因我國(guó)勞動(dòng)力和固有資源相對(duì)豐富優(yōu)勢(shì)。2006年我國(guó)和美國(guó)的貿(mào)易順差大約為1443億美元，到了2007年我國(guó)與美國(guó)的貿(mào)易順差已達(dá)到1633.2億美元。我國(guó)與美國(guó)貿(mào)易順差呈明顯的上升趨勢(shì)，這種持續(xù)增長(zhǎng)的狀態(tài)已經(jīng)給其他國(guó)家?guī)?lái)了一定的壓力。

二、人民幣升值原因

隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國(guó)國(guó)際收支的順差正呈上升趨勢(shì)，其對(duì)人民幣升值有重要的影響。我國(guó)國(guó)際收支自九十年代起，就呈逐漸上升的趨勢(shì)。這種順差趨勢(shì)不僅給我國(guó)帶來(lái)了大量的外匯儲(chǔ)備，同時(shí)也刺激了人民幣升值；我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)，對(duì)人民幣升值也有一定的影響。

三、人民幣升值對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響

（一）人民幣升值對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的有利影響

1.對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)有促進(jìn)作用

由于我國(guó)對(duì)外貿(mào)易以出口為主，對(duì)出口的依賴(lài)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(duì)較低，貿(mào)易不合理現(xiàn)象時(shí)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(guò)程中，應(yīng)該將技術(shù)含量低、管理薄弱的產(chǎn)品舍棄，同時(shí)政府也要對(duì)有競(jìng)爭(zhēng)力的制造業(yè)進(jìn)行相應(yīng)的鼓勵(lì)，鼓勵(lì)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(jìn)出口貿(mào)易值得到平衡，同時(shí)也可以適當(dāng)減少出口、增加進(jìn)口，以便更好地對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化升級(jí)。

2.對(duì)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易環(huán)境有改善作用

近些年來(lái)，我國(guó)貿(mào)易順差在不斷地?cái)U(kuò)大，在這種環(huán)境下，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易環(huán)境也在不斷地惡化。以美國(guó)為首的發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)人民幣升值的壓力越來(lái)越大，面對(duì)多重壓力，我國(guó)人民幣只有升值，才能有效地減輕對(duì)外貿(mào)易環(huán)境壓力及貿(mào)易摩擦。

3.對(duì)國(guó)際市場(chǎng)有開(kāi)拓作用

人民幣升值后，可以使更多的企業(yè)走出去，對(duì)國(guó)外市場(chǎng)進(jìn)行開(kāi)拓。人民幣升值后，我國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資成本將會(huì)有所下降，對(duì)內(nèi)直接投資成本將會(huì)上升。

（二）人民幣升值對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的不利影響

1.對(duì)吸引外資有阻礙作用

人民幣升值后，外商在中國(guó)投資的成本就會(huì)增加，會(huì)給外商帶來(lái)一定的壓力。對(duì)于外商來(lái)說(shuō)，他們?cè)谥袊?guó)建廠(chǎng)已經(jīng)有很多年了，各項(xiàng)經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目已經(jīng)趨于成熟，同時(shí)外資匯率的需求也在逐年的增大。

2.對(duì)出口價(jià)格有不利影響

人民幣升值后，我國(guó)出口產(chǎn)品的價(jià)格將會(huì)上調(diào)，我國(guó)產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)上的占有率將會(huì)下降，我國(guó)產(chǎn)品的價(jià)格將失去價(jià)格優(yōu)勢(shì)。我國(guó)出口企業(yè)進(jìn)行對(duì)外貿(mào)易時(shí)，必然會(huì)遇到匯率轉(zhuǎn)換問(wèn)題。

四、人民幣升值環(huán)境下進(jìn)出口貿(mào)易戰(zhàn)略研究

（一）對(duì)對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化升級(jí)

就目前來(lái)看，我國(guó)出口產(chǎn)品主要以資源、勞動(dòng)密集型附加值較低的產(chǎn)品為主，這類(lèi)產(chǎn)品對(duì)出口依賴(lài)程度大且集中，而對(duì)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(duì)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(lèi)企業(yè)的勞動(dòng)力成本性對(duì)較高，企業(yè)利潤(rùn)會(huì)相對(duì)減少，甚至?xí)o出口貿(mào)易帶來(lái)不利影響。

（二）轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略

人民幣對(duì)進(jìn)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(guó)際市場(chǎng)上的占有率將會(huì)下降。在這種情況下，就應(yīng)該轉(zhuǎn)變我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略。由于我國(guó)資源及相應(yīng)產(chǎn)品的不足，需要大量的進(jìn)口，這就使得對(duì)外貿(mào)易成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展必不可少的一部分。在大的環(huán)境下，進(jìn)出口貿(mào)易也就成為我國(guó)必不可少的策略。然而，從我國(guó)的實(shí)際狀況來(lái)看，僅依靠貿(mào)易戰(zhàn)略是行不通的，甚至?xí)斐山?jīng)濟(jì)安全隱患。

（三）對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備進(jìn)行控制并合理利用

要想更好地應(yīng)對(duì)人民幣升值所帶來(lái)的損失，就應(yīng)該合理地利用相應(yīng)的外匯儲(chǔ)備。大量的外匯儲(chǔ)備會(huì)導(dǎo)致人民幣升值，所以我國(guó)在利用外匯儲(chǔ)備的時(shí)候，應(yīng)該根據(jù)實(shí)際需要適當(dāng)?shù)膶?duì)其進(jìn)行利用。

結(jié)束語(yǔ)

隨著各國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，特別是經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，貨幣已經(jīng)成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)重要組成部分。其不僅是引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)的杠桿，同時(shí)對(duì)國(guó)家進(jìn)出口貿(mào)易具有重要的影響。人民幣作為我國(guó)重要的貨幣，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中有重要作用，人民幣升值與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展是有一定關(guān)系的，同時(shí)對(duì)我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易也有一定影響，要想保證進(jìn)出口貿(mào)易工作的順利進(jìn)行，就應(yīng)該采取相應(yīng)的戰(zhàn)略性措施，應(yīng)對(duì)人民幣升值所帶來(lái)的隱患。

參考文獻(xiàn)：

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