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進出口貿(mào)易論文范文第1篇

催生了大量的物流需求，推動物流業(yè)不斷提高服務能力和水平，同時，作為進出口貿(mào)易活動中的重要一環(huán)，物流業(yè)在很大程度上決定了進出口貿(mào)易發(fā)展的速度，兩者相互作用，共同發(fā)展。一方面，隨全球一體化呈爆炸式增長的進出口貿(mào)易對物流業(yè)發(fā)展提出了更高的要求，可以說，現(xiàn)代物流業(yè)健康、高速發(fā)展已經(jīng)成為進出口貿(mào)易持續(xù)發(fā)展的先決條件。另一方面，現(xiàn)代物流業(yè)的業(yè)務流程更加優(yōu)化，服務水平較高，可以滿足進出口貿(mào)易品類不斷豐富、貿(mào)易量持續(xù)增長的要求，促進進出口貿(mào)易的飛速發(fā)展。具體來說，物流業(yè)的多樣化發(fā)展促進了進出口貿(mào)易的多品種、小批量發(fā)展；物流業(yè)的及時性和高效性也促進了進出口貿(mào)易的快速發(fā)展。綜上所述，物流業(yè)的高效發(fā)展可以促進進出口貿(mào)易的發(fā)展。

2物流業(yè)與進出口貿(mào)易關系分析

一般來說，物流業(yè)與進出口貿(mào)易存在正相關關系，基于以上認識，本文選取貨物周轉量指標代表華北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展水平，進出口總額代表華北地區(qū)進出口貿(mào)易發(fā)展水平，并運用相關性分析和彈性分析兩種統(tǒng)計學分析方法，實證檢驗物流業(yè)對華北地區(qū)進出口貿(mào)易的發(fā)展是否有影響，以及影響程度。

3.1貨物周轉量和進出口總額的相關性分析對貨物周轉量和進出口總額進行相關性分析，其目的是驗證物流業(yè)對進出口貿(mào)易是否有積極的影響，如果有影響，影響程度的顯著性如何。華北地區(qū)2003-2012年間貨物周轉量和進出口總額的統(tǒng)計數(shù)據(jù)

3.2貨物周轉量和進出口總額的彈性分析以上研究通過相關性分析驗證了華北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展對其進出口貿(mào)易具有正面的促進作用，但無法計算出影響程度有多大。本部分研究以經(jīng)濟學原理中的彈性理論為依據(jù)，力求定量分析出華北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展的變化引起進出口貿(mào)易變化的幅度有多大。

3結論現(xiàn)

進出口貿(mào)易論文范文第2篇

關鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗；誤差修正模型

改革開放以來，浙江對外貿(mào)易發(fā)展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平?？梢姡憬膶ν庵苯油顿Y與進出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內(nèi)，有關外商直接投資與中國對外貿(mào)易關系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿(mào)易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經(jīng)濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟實力的增強，對外直接投資對我國經(jīng)濟，尤其是對進出口貿(mào)易的影響會進一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿(mào)易保護主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿(mào)易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結果表明，發(fā)達國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿(mào)易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補性,依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關系。以上主要是對發(fā)達國家國際貿(mào)易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿(mào)易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。

上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數(shù)是針對發(fā)達國家，對于處在轉型經(jīng)濟的中國來說意義甚微。由于國內(nèi)對對外直接投資與對外貿(mào)易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿(mào)易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。

二、實證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數(shù)據(jù)并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發(fā)揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內(nèi)外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經(jīng)濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來度量浙江省經(jīng)濟規(guī)模和經(jīng)濟增長。

（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗

在對經(jīng)濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗，表明這些變量是平穩(wěn)的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗，即二階單整。

綜上所述，序列l(wèi)nEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關系。

（三）協(xié)整檢驗

近年來，不少國內(nèi)外研究對外直接投資與對外貿(mào)易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿(mào)易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿(mào)易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）

綜合考察這些變量之間的協(xié)整關系,并依據(jù)DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。

對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗結果如表4所示。

回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據(jù)表3與表4結果，可以得出如下結論：

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關系。

由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經(jīng)對出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。

由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經(jīng)驗的投資對浙江省進口貿(mào)易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進口貿(mào)易產(chǎn)生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現(xiàn)了生產(chǎn)和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。（四）誤差修正模型

誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經(jīng)濟模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。若變量之間存在協(xié)整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關系，而這種穩(wěn)定的關系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。

由協(xié)整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產(chǎn)總指數(shù)與進、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：

lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1

t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）

lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1

t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）

在誤差修正模型(3)中，協(xié)整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿(mào)易之間短期比較穩(wěn)定。

在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(tài)調(diào)整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿(mào)易的穩(wěn)定關系。

三、結論與建議

通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產(chǎn)總指數(shù)GDP與進口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額之間的協(xié)整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：

（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿(mào)易之間存在惟一的協(xié)整關系。浙江省對外直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對外直接投資在浙江省已經(jīng)逐漸轉型,從追求人力資源優(yōu)勢的生產(chǎn)型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時，對外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。

從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿(mào)易之間也存在惟一的協(xié)整關系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進口貿(mào)易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產(chǎn)資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經(jīng)驗，而它們對進口貿(mào)易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規(guī)避貿(mào)易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟關系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿(mào)易的發(fā)展。

縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿(mào)易的發(fā)展是非常必要的,也是可行的。

（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿(mào)易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿(mào)易的關系存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經(jīng)歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經(jīng)濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿(mào)易直接的正相關關系將逐漸增強。

本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿(mào)易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿(mào)易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制。相比之下，CFDI對進口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強。

從浙江省當前貿(mào)易戰(zhàn)略出發(fā),政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產(chǎn)生進出口貿(mào)易互補、創(chuàng)造效應的對外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵企業(yè)積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿(mào)易措施,而并不直接制定與貿(mào)易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產(chǎn)業(yè)結構。

對企業(yè)界而言，加入WT0后,國內(nèi)市場上國內(nèi)外企業(yè)的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內(nèi)市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經(jīng)濟一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強企業(yè)的國際競爭力，以投資促進貿(mào)易，為國際貿(mào)易的發(fā)展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。

參考文獻：

蔡銳,劉泉.2004.中國的國際直接投資與貿(mào)易是互補的嗎?——基于小島清“邊際產(chǎn)業(yè)理論”的實證分析［J］.世界經(jīng)濟研究(8).

齊曉華.2004.當代國際直接投資現(xiàn)狀與趨勢分析［J］.投資研究(3).

邱立成.1999.論國際直接投資與國際貿(mào)易之間的聯(lián)系［J］.南開經(jīng)濟研究(6).

小島清.1987.對外貿(mào)易論［M］.天津:南開大學出版社:437-442.

王亞平.2004.“十一五”期間中國經(jīng)濟參與國際分工趨勢展望［J］.經(jīng)濟研究參考(49).

張如慶.2005.中國對外直接投資與對外貿(mào)易的關系分析［J］.世界經(jīng)濟研究(3).

AGARWALJP.1986.Thirdworldmultionalsandbalanceofpaymentseffectsonhomecountries:acasestudyofIndia［M］//KHUSHIMK.MultinationalsfromtheSowth.London:Maemillan.

MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.

MARKUSONJR,JAMESRM.1983.Factormovementsandcommoditytradeascomplements［J］.JournalofInternationalEconomics,14:341-356.

進出口貿(mào)易論文范文第3篇

國際金融危機主要表現(xiàn)為全球金融資產(chǎn)價格大幅下跌、金融機構倒閉或瀕臨倒閉以及某個金融市場如股市或債市暴跌等現(xiàn)象。在最近一個世紀的經(jīng)濟發(fā)展中，經(jīng)濟危機以不同的形式，不同程度地影響著全球經(jīng)濟的發(fā)展。1929年的紐約股市崩盤標志著20世紀30年代的經(jīng)濟危機，這次危機引起銀行、保險以及整個金融業(yè)和實體經(jīng)濟的危機或衰退。20世紀70年代，新自由主義的興起以及高新技術的發(fā)展使得當前的經(jīng)濟制度不適應經(jīng)濟的發(fā)展現(xiàn)狀，從而產(chǎn)生經(jīng)濟危機。2008年美國金融危機，導致了很多銀行和金融機構破產(chǎn)。隨著經(jīng)濟全球化的發(fā)展，國際化大企業(yè)、海外投資等逐漸增多。這些因素使得2008年的金融危機對全球經(jīng)濟的影響是空前的。2008年國際金融危機的持續(xù)時間也是最長的。到目前為止，很多歐洲國家還沒有從金融危機中恢復過來，很多國家甚至面臨政府倒閉的危險。隨著我國的改革開放程度的加大、進出口貿(mào)易的繁榮以及我國外資企業(yè)的增多，我國的經(jīng)濟發(fā)展也深受2008年金融危機的影響。在我國國內(nèi)，出現(xiàn)了大量進出口企業(yè)倒閉、外資企業(yè)撤離等現(xiàn)象。另外，我國還出現(xiàn)了不同程度的就業(yè)困難。針對這個問題，本文重點研究了國際金融危機對我國的進出口貿(mào)易的影響。希望這些研究能夠對有效抵御國際金融危機的負面影響有所助益。

2.國際金融危機對我國進出口貿(mào)易的影響

2.1我國的進出口企業(yè)市場萎縮或供應不足

我國有很多專業(yè)的進出口企業(yè)，其盈利方式單一，主要依靠進出口業(yè)務。這些企業(yè)的產(chǎn)品主要銷往國外，或者這些企業(yè)的原料只能從國外進口。美國是我國最重要的國際貿(mào)易合作伙伴之一。美國的超市里的大部分產(chǎn)品都在中國制造。因此，2008年美國金融危機發(fā)生以來，美國的國內(nèi)消費需求下降，導致我國的進出口企業(yè)國外市場萎縮。我國的很多進出口企業(yè)出現(xiàn)了大量的產(chǎn)品積壓。另外，雖然我國是制造大國，但不是制造強國。我國的企業(yè)普遍缺乏創(chuàng)新意識，產(chǎn)品的原創(chuàng)性比較低，大多是電子、化纖、服裝、玩具、鞋類等勞動密集型產(chǎn)品，產(chǎn)品的附加值比較低。在金融危機時期，各國的貿(mào)易保護政策都出現(xiàn)一定的變化，使得國際貿(mào)易壁壘增加，導致我國的產(chǎn)品市場占有率急劇縮小。如我國的紡織、服裝、玩具等行業(yè)，其出口依存度高達30%-80%，在國際金融危機的影響下，其經(jīng)營業(yè)績比較差。江浙一帶的服裝出口企業(yè)的利潤率僅有0.2%，但是當前的訂單卻只有原來的三分之一。

2.2人民幣升值使我國的進出口企業(yè)面臨經(jīng)營困境

金融危機加速了人民幣的升值，卻使得美元不斷貶值。這使得中國出口到國外的產(chǎn)品價格不斷上漲。在金融危機時期很多國家的內(nèi)需逐漸縮小的情況下，使得我國的產(chǎn)品市場份額逐漸縮小，使得我國的進出口企業(yè)的經(jīng)營壓力逐漸增大。另外，在中國隨著經(jīng)濟的發(fā)展和科學技術的進步、生產(chǎn)自動化程度的加大，中國的人力資源成本也逐漸上升。這使得中國的企業(yè)失去一項很重要的優(yōu)勢，使得企業(yè)的利潤率進一步下降。2008年美國金融危機持續(xù)時間比較長，美元還有繼續(xù)貶值的趨勢，這將使得我國的出口企業(yè)在很長一段時間內(nèi)無法走出經(jīng)營困境。此外，人民幣升值，導致外商在中國的投資成本升高，如購置設備、勞動力成本等。在盈利不景氣的情況下，很多外商選擇撤資。這對于一些中外合資的進出口企業(yè)而言，無異于晴天霹靂，對企業(yè)的長期經(jīng)營不利，甚至會導致企業(yè)的破產(chǎn)。

2.3國際金融危機使我國的進出口貿(mào)易面臨更大的風險

金融危機時期，很多國家的經(jīng)濟發(fā)展前景不夠樂觀。企業(yè)的利潤率降低、就業(yè)率下降等現(xiàn)象使得各國開始實施相應的貿(mào)易保護主義，來改變貿(mào)易逆差的現(xiàn)狀，如技術性、綠色的貿(mào)易保護手段。這使得我國的附加值比較低的產(chǎn)品在出口時備受沖擊。如食品、紡織品、低端服裝等。其他形式的貿(mào)易保護政策，也使得國際貿(mào)易壁壘增高，我國的進出口企業(yè)經(jīng)營難度加大。如美國肆意炒作我國的食品、水產(chǎn)品安全問題等，對我國的產(chǎn)品的聲譽產(chǎn)生不良影響。貿(mào)易保護政策的抬頭使得國際貿(mào)易摩擦越來越多。如果企業(yè)忍氣吞聲，選擇接受退回的產(chǎn)品，而不捍衛(wèi)自己的權益，那么企業(yè)會遭受很多的損失；如果企業(yè)選擇通過國際官司的方式捍衛(wèi)自己的權益，高額的費用也會為企業(yè)的發(fā)展帶來很大的經(jīng)濟負擔。另外，為了暫時獲取國外訂單，我國企業(yè)在越來越大的國際市場競爭壓力下，接受賒銷結算方式。賒銷結算使得企業(yè)的受到國外商業(yè)的風險的影響，收匯風險增大。金融危機的影響，使得企業(yè)的國內(nèi)融資以及海外融資難度加大，企業(yè)的一旦出現(xiàn)資金周轉不良，就要依靠銀行解決資金問題。這種情況下，企業(yè)需要承擔高額的利率。

3.應對金融危機的策略

3.1合理地進行人民幣匯率機制改革

我國的人民幣匯率改革應該根據(jù)當前國內(nèi)、國外經(jīng)濟發(fā)展的情況，與時俱進地進行改革，使之有助于我國的經(jīng)濟發(fā)展。當前我國的人民幣匯率的自由浮動空間比較小，為了適應全球化經(jīng)濟發(fā)展的趨勢，使我國的市場經(jīng)濟發(fā)展更加深化，我國需要進行一定的人民幣匯率改革，使得匯率的浮動的空間逐漸加大，以增強匯率對國際收支不平衡的調(diào)節(jié)能力。匯率的浮動空間增大也有助于提高我國進出口企業(yè)的國際貿(mào)易風險防范能力。另外，我國的相關單位應該保持一定程度的外匯市場干預，采用漸進式的干預方式，根據(jù)當前的經(jīng)濟發(fā)展狀況相應地調(diào)整目標區(qū)寬度，以避免出現(xiàn)匯率超調(diào)，使得匯率在不斷波動的情況下保持相對穩(wěn)定。

3.2轉變經(jīng)濟增長方式

我國的經(jīng)濟發(fā)展，在2008年國際金融危機中，之所以受到如此大的沖擊，是因為我國的經(jīng)濟發(fā)展方式有一定的問題。中國的很多行業(yè)的對外出口依存度比較大。我國國內(nèi)消費者對該類企業(yè)的產(chǎn)品需求比較少。在出現(xiàn)金融危機時，一旦國外的市場份額縮減，那么企業(yè)的經(jīng)營將受到重創(chuàng)。為了應對這個問題，我國應該積極轉變經(jīng)濟增長方式。政府需要通過一系列的手段刺激國內(nèi)消費，如兼顧收入分配、提高城鎮(zhèn)居民工資等方式。另外，我國的農(nóng)村消費潛力巨大，有待于充分挖掘。對此，我國政府可以采取一些惠農(nóng)政策，如家電、汽車下鄉(xiāng)等，擴大農(nóng)村市場。最后，企業(yè)需要優(yōu)化自身產(chǎn)品組合，提高產(chǎn)品的附加值。使得國外在消費需求縮小的情況依然依賴我國的產(chǎn)品。

3.3企業(yè)健全風險防范機制

面對金融危機中各國的貿(mào)易保護政策以及其他市場的不穩(wěn)定因素的增加，企業(yè)面臨更大的經(jīng)營風險。為了安全度過國際金融危機時期，并使企業(yè)獲得長足的進步和發(fā)展，企業(yè)需要健全自身的風險防范機制。首先，在與國外客戶建立合作關系之前，充分地了解客戶的信息，如商業(yè)信用、債務償還能力等，在簽訂合同時，通過合理地設置約束，避免交易風險。然后，我國的進出口企業(yè)需要選擇合適的結算方式，避免賒銷等結算方式，如選擇信用證、銀行保函風險較小的結算方式。企業(yè)在各種活動中要嚴格遵守合同條款要求，避免對方以不符合同為由拒付貨款。

3.4企業(yè)需要積極開拓新市場

雖然，金融危機已經(jīng)嚴重影響了很多國家，但是仍然有很多國家和地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展相對獨立，避免了國際金融危機的影響。因此，我國的進出口企業(yè)在出現(xiàn)原有市場份額縮減的情況下，可以積極拓展新的市場。如企業(yè)可以實施產(chǎn)品多元化戰(zhàn)略，以新的產(chǎn)品組合來獲得新的市場。企業(yè)不僅可以向非洲、拉丁美洲等國家和地區(qū)拓展新的市場，也可以生產(chǎn)國內(nèi)需求的產(chǎn)品的方式，暫時規(guī)避金融危機的不良影響。新市場的發(fā)展不僅可以使我國的進出口企業(yè)安全度過危機，而且對于企業(yè)長期的發(fā)展壯大具有很大的好處。

3.5企業(yè)要提高自主創(chuàng)新能力

創(chuàng)新能力不足是我國企業(yè)的短板，是我國企業(yè)在進出口貿(mào)易中遭受重創(chuàng)的重要原因。因此，進出口企業(yè)為了增強自身的競爭力，需要重視創(chuàng)新，提高創(chuàng)新能力。首先，企業(yè)需要合理地優(yōu)化產(chǎn)品結構，增加產(chǎn)品的原創(chuàng)性創(chuàng)新以及新產(chǎn)品的市場營銷策略的創(chuàng)新。然后，企業(yè)需要重視品牌戰(zhàn)略的設施，積極發(fā)展中國的自主品牌，提高企業(yè)的核心競爭力。此外，企業(yè)還需要創(chuàng)新管理模式，引進先進的管理技術，加強基礎管理和模式創(chuàng)新，以科學管理增強企業(yè)的組織效率。最后，企業(yè)還可以采取相應的兼并政策，發(fā)展產(chǎn)業(yè)集群，提高企業(yè)抵抗風險的能力。

進出口貿(mào)易論文范文第4篇

關鍵詞：經(jīng)濟增長，進口，出口，誤差修正模型

一.引言

從亞當.斯密提出“剩余產(chǎn)品出路”的學說以來，對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關系一直都是經(jīng)濟學家們研究的重要課題。這方面的主要貢獻包括：凱恩斯的對外貿(mào)易乘數(shù)理論；E.哈根等從出口貿(mào)易對技術進步的促進來探討其推動經(jīng)濟增長的作用；羅默的內(nèi)生經(jīng)濟增長理論等[1]。

李京文(1996)[2]通過經(jīng)濟增長模型的實證分析，指出出口增長對我國經(jīng)濟增長具有拉動作用。彭福偉(1999)[3]發(fā)現(xiàn)凈出口與經(jīng)濟增長的相關度較弱。陳家勤(1999)[4]認為出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長具有巨大的推動作用。楊全發(fā)(1999)[5]對巴拉薩(Balassa)[6]建立的模型帶入我國數(shù)據(jù)進行檢驗，認為出口對于經(jīng)濟增長具有正向促進作用。劉曉鵬(2001)[7]認為出口與經(jīng)濟增長的相關度較弱。Lawrence(2000)[8]在部門的層次上檢驗了日本1964～1985年和韓國1963～1983年的進口和產(chǎn)業(yè)政策與勞動生產(chǎn)率的關系，發(fā)現(xiàn)進口是促進勞動生產(chǎn)率增長的一個重要因素。Onnolly(2005)[9]用75個國1965-1990年的專利數(shù)據(jù)來代表這些國家的模仿與創(chuàng)新，量化了高科技產(chǎn)品進口對進口國(發(fā)展中國家)模仿與創(chuàng)新的溢出效應，來自發(fā)達國家的外來技術對進口國單位資本GDP增長的貢獻大于其國內(nèi)的創(chuàng)新。

Lawrence(1999)[8]在美國對20世紀80年代100多個制造業(yè)產(chǎn)業(yè)中國際競爭力對其全要素生產(chǎn)率的影響進行了研究，發(fā)現(xiàn)進口競爭刺激了全要素生產(chǎn)率的提高。Wang和Xu(2000)[10]考察了工業(yè)化國家間通過資本品貿(mào)易和外商投資而產(chǎn)生的R8D溢出效應。

以上研究成果在運用計量模型進行實證分析時因忽略了相關重要變量而使得檢驗和經(jīng)濟解釋具有相當大的局限性?？鐕?地區(qū))的截面數(shù)據(jù)的研究方法存在一定的局限性，OLS回歸分析方法要求所使用的數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，如果用OLS回歸分析方法分析非平穩(wěn)的時間序列關系，則容易出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象[11]，另外，已有的研究假設所選的國家具有共同的經(jīng)濟結構和相似的生產(chǎn)技術，這在現(xiàn)實生活中無法滿足，對于所研究變量的定義和時期的選取也會影響經(jīng)驗結論等。上述對于單個國家(地區(qū))時間序列研究得出了不一致甚至相互矛盾的結論，其主要原因有以下三點：實證模型中信息集的選取的差異；模型滯后期選擇的差異；模型方法及檢驗統(tǒng)計量選擇的差異。例如，進出口對于經(jīng)濟增長的作用往往是經(jīng)歷一定的時滯，若忽略這一因素而進行最小二乘估計就會得出片面甚至錯誤的結論?；谏鲜隹紤]，筆者通過分析進口、出口和經(jīng)濟增長三者的協(xié)整關系，并進而建立誤差修正模型，深入地探討了進口和出口對于經(jīng)濟增長的影響。

二.數(shù)據(jù)和模型分析

本文采用出口總額(EX)、進口總額(IM)來反映對外貿(mào)易狀況，通過國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)反映經(jīng)濟增長。本文依據(jù)各年《中國統(tǒng)計年鑒》從1985年至2005年的以當年價格計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值和以1985年為基期的按可比價格計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)，折算出1985年為基期的國內(nèi)實際生產(chǎn)總值。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差性，分別對上述三個變量進行對數(shù)變換，其對應序列記為LEX、LIM和LGDP。

圖2：實際國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口額和進口額對數(shù)差分的變化趨勢

貿(mào)易,經(jīng)濟增長

1.單位根檢驗

從圖1可以判斷它們之間具有一定的共同趨勢性，為消除共同趨勢的影響，本文對變量采取差分處理(見圖2)。從圖2中可以看出GDP、進口和出口的差分序列呈現(xiàn)出平穩(wěn)的特征，筆者使用ADF單位根檢驗，檢驗的結果如表1所示。

注：1．對GDP、出口和進口對數(shù)序列的ADF檢驗中，包含了位移項（intercept）和趨勢頂(trend)，因為從圖1中可以看出，這二個序列都包含一定的位移和趨勢，如果不考慮位移和趨勢就可能產(chǎn)生錯誤的單位根判斷；而對差分序列的ADF檢驗中，則既不包含移位頂，也不包含趨勢頂，因為圖2顯示這二個序列都不包含位移和趨勢。

2.*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設；**表示在5%的顯著水平下拒絕原假設；***表示在10%的顯著水平下拒絕原假設。

GDP、出口和進口的對數(shù)序列ADF統(tǒng)計量的絕對值均小于在10%顯著水平下臨界值的絕對值，不能通過ADF檢驗，這三個序列都存在單位根，是非平穩(wěn)序列。而這三個差分序列的ADF統(tǒng)計量絕對值均大于在5%顯著水平下臨界值的絕對值，不存在單位根，都是平穩(wěn)序列。GDP、出口和進口的對數(shù)序列是一階平穩(wěn)序列，因此可以進一步檢驗三個變量之間是否存在協(xié)整性。

2.協(xié)整檢驗和誤差修正模型ECM

本文采用使用Johansen極大擬然估計法檢驗經(jīng)差分修正后的平穩(wěn)序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型對滯后期的選擇比較敏感，所以采用AIC準則來確定最佳滯后期。在滯后期數(shù)確定之后，再對協(xié)整中是否具有常數(shù)項和時間趨勢進行驗證，然后再對數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗[12]。結果見表2。

由表2可以看出，在5%的顯著水平下，經(jīng)濟增長與出口、進口之間存在唯一的協(xié)整關系。根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關系的變量一定存在誤差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger兩步法來建立誤差修正模型。

第一步，先建立長期關系模型，即對水平變量(ordinaryvariable)進行OLS估計，其方程如下：

LGDP=4.526845+0.623032LEX-0.049701LIM(1)

(13.53709)(4.293514)(0.291202)

=0.967508S.E.=0.096935

從進出口總額與GDP之間的長期關系來看，GDP對出口的彈性為0.623，而對進口的彈性為0.0497，出口比進口對經(jīng)濟增長具有更強的影響，而且進口項的系數(shù)未能通過t檢驗，即在統(tǒng)計上是不顯著的。

第二步，建立短期動態(tài)關系，即誤差修正模型。將長期關系模型中的各變量以1階差分的形式重新構造，井將長期關系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個從一般到特殊的過程中，對短期動態(tài)關系逐個進行檢驗，不顯著的項逐漸剔除掉，直到找出最適當?shù)谋磉_式。筆者用EC表示長期關系方程(1)中的殘差，通過試驗，得到兩個比較適當?shù)谋硎径唐趧討B(tài)關系的誤差修正方程方程(2)和方程(3)。

DLGDP=0.0797+0.0246DLEX+0.04695DLIM-0.22869EC(-1)(2)

(13.1998)(0.6363)(1.1951)(-4.5138)

=0.62412S.E.=0.017467DW=1.16937

DLGDP=0.0813+0.06274DLIM-0.217152EC(-1)(3)

(15.0472)(2.1034)(-4.683832)

=0.61325S.E.=0.01712DW=1.2987

這兩個方程中的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗，誤差修正項系數(shù)為負，符合反向修正機制。方程(2)說明從短期動態(tài)關系來看，我國的GDP和出口、進口序列之間存在著密切的聯(lián)系，但進口比出口對GDP的增長具有更強的促進作用，這不僅表現(xiàn)在進口項和出口項系數(shù)的大小上，而且也表現(xiàn)在進口項的系數(shù)在1%的顯著水平上通過檢驗，而出口項的系數(shù)在10%的顯著水平上才通過檢驗。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增長率的含義，因此，進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.047%，出口增長率每增加1%,GDP的增長率將增加0.025%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.229的比率對本年的GDP增長率做出修正。

方程(3)是在進一步剔除了不太顯著的出口項后得到的誤差修正模型。它表示在短期內(nèi)不考慮出口對GDP的影響時，進口對GDP增長的促進作用。進口項的系數(shù)說明進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.063%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.217的比率對本年的GDP增長率做出修正。

3.向量誤差修正模型VEC

Granger(1987)[13]指出，若變量之間存在協(xié)整，則這些變量之間至少存在一個方向的Granger因果關系：要么滯后差分項的系數(shù)聯(lián)合檢驗(一般用F檢驗)顯著，因而存在短期因果關系，或者誤差糾正項系數(shù)顯著而存在長期因果關系。因此，在確定變量之間存在協(xié)整關系后，就可以構造向量誤差修正模型，以確定它們之間的相互調(diào)整速率及短期互動影響井觀察變量間的因果關系。表3為根據(jù)向量誤差修正模型得到的估計結果，對表3的結果進行分析，可以得出以下結論。

(1)根據(jù)表3第一列數(shù)據(jù)分析各變量對GDP增長的短期影響及長期均衡關系，從短期來看，進口對GDP的影響僅在兩個時滯后在10﹪的水平上對GDP有正向影響，可能是因為進口相對減少了內(nèi)需。另一方面進口的增加將會淘汰落后廠商，所以起初進口的增加對產(chǎn)出增長有負向作用，但兩個時滯后，進口的機械設備或原料會提高生產(chǎn)效率或加工后的產(chǎn)品銷往國外賺取附加值，從而促進經(jīng)濟增長[14]。我國長期以來所實施的進口政策是鼓勵生產(chǎn)性資本品的進口而限制消費品的進口，在我國的進口中包括了大量的先進設備和技術以及我國短缺的原材料，這無疑也會對我國的經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要的推動作用；各變量均通過長期均衡關系來影響GDP的增長，每年LGDP的實際值與均衡值的偏差的約6.6﹪被糾正。這在一定程度上也證實了黃國祥(1999)[15]和賈金思(1998)[16]的觀點。

(2)總產(chǎn)出對進出口影響不顯著，主要的原因在于我國的出口產(chǎn)品結構升級戰(zhàn)略仍處于外延式、粗放型增長階段[17]，出口以價格競爭為主，未能有效提高出口產(chǎn)品的質(zhì)量和增加值，從而影響了出口對經(jīng)濟增長的促進作用?，F(xiàn)階段我國實行的不斷提高制成品出口比例的出口導向貿(mào)易戰(zhàn)略仍然是停留在粗放型、數(shù)量型的增長上，還未能實現(xiàn)有效提高出口產(chǎn)品質(zhì)量及附加值的集約型發(fā)展方式的轉變[2]。

三.主要結論與政策建議

通過協(xié)整檢驗分析，得出的結果具有明顯的經(jīng)濟意義：出口對國民經(jīng)濟增長具有推動作用，進口對國民經(jīng)濟增長具有一定的抑制作用，但進口對國民經(jīng)濟增長的抑制作用要比出口的促進作用小得多，這與新古典經(jīng)濟學“出口促進經(jīng)濟增長”的假說相吻合。現(xiàn)代經(jīng)濟理論認為，一國對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻，可以從短期貢獻和長期貢獻兩個角度來分析。從短期來看，一國經(jīng)濟增長主要取決于投資需求、消費需求和凈出口需求三個因素。但是，如果從長期供給的角度分析，經(jīng)濟增長的主要因素則是要素供給的增加和全要素生產(chǎn)率((TFP)的提高兩大類。要素供給投入的增加包括資本和勞動供給的增加。全要素生產(chǎn)率的提高則包括產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化、規(guī)模經(jīng)濟、制度創(chuàng)新、知識進展等等，全要素生產(chǎn)率的高低反映了一國經(jīng)濟增長的方式一，經(jīng)濟增長集約化的程度.對一國經(jīng)濟增長具有及其重要的意義，而這些因素都與進口和利用外資有著密切的關系。

從短期動態(tài)關系來看，出口和進口都對國民經(jīng)濟的增長具有促進作用，但出口對國民經(jīng)濟增長的促進作用比進口小得多，而且出口項系數(shù)不能通過5%顯著水平的統(tǒng)計檢驗。這說明就短期動態(tài)關系而言，對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進作用主要是通過進口來實現(xiàn)的。就當前情況而言，擴大出口是促進經(jīng)濟增長的有效途徑，但要在擴大出口的同時盡可能的保持進口的同步增長，要盡量保持進出口平衡，因為我國現(xiàn)階段還不是完全意義上的出口導向型，進口對于經(jīng)濟增長的彈性仍然相當大。

格蘭杰因果檢驗顯示我國出口與經(jīng)濟增長的相關關系較弱，主要是因為傳統(tǒng)上我國出口的擴大對經(jīng)濟增長的促進作用主要是依賴對閑置資源的利用。我國正逐步放棄傳統(tǒng)出口增長的貿(mào)易戰(zhàn)略，我國的初級產(chǎn)品出口基本上是符合市場調(diào)節(jié)機制的。我國的出口增長是可以獲得貿(mào)易利益，并可為剩余資源找出路，故而對經(jīng)濟增長具有一定的促進作用。我國的制成品出口主要還集中于一些勞動密集型產(chǎn)品，以便發(fā)揮我國勞力和資源的優(yōu)勢，在國際上，這必然會面臨勞動力和資源更加低廉的東南亞國家的有力的競爭，致使貿(mào)易條件進一步惡化。根據(jù)我國要素稟賦的特點，大力發(fā)展具有比較優(yōu)勢的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，促進出口迅速發(fā)展和出口商品結構的優(yōu)化，同時能夠擴大就業(yè)，緩解就業(yè)壓力。

從中長期來看，為了發(fā)揮出口貿(mào)易在經(jīng)濟增長中的作用，應該推進高新技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進一步提高技術進步的增長貢獻，加強附加值高的產(chǎn)品的出口，是貿(mào)易出口盡快實現(xiàn)從勞動力和資源為主的粗放型向質(zhì)量和技術為主的集約型的出口方式的轉變，努力提高出口產(chǎn)品的國際競爭力。

參考文獻：

[1][日]小島清.對外貿(mào)易論[M].周寶廉譯.天津：南開大學出版社，1987:17-51.

[2]李京文.生產(chǎn)率與中國經(jīng)濟增長[J]。數(shù)量經(jīng)濟與技術經(jīng)濟研究，1996,(12):27-40.

[3]彭福偉.怎樣看待目前對外貿(mào)易對國民經(jīng)濟增長的作用[J].經(jīng)貿(mào)論壇，1999,(1):15-19.

[4]陳家勤.適度增加進口的幾點思考[J].國際貿(mào)易問題，1999,(7):11-15.

[5]楊全發(fā).中國出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響[J].世界經(jīng)濟與政治，1998,(8):54-58.

[6]Balassa,Bela.ThePurchasing-PowerDoctrine:APeappraisal.JournalofPoliticalEconomy[J].1964,(72):584-596.

[7]劉曉鵬.我國進出口與經(jīng)濟增長的實證分析——從增長率看外貿(mào)對經(jīng)濟的促進作用[J].當代經(jīng)濟科學，2001,23(3):43-48.

[8]Bardhan,P.K.EconomicsGrowth,DevelopmentandForeignTrade[M].Wiley,NewYork,1970:25-26.

[9]DollarD.Outward-orientedDevelopingEconomicsReallyDoGrowMoreRapidly:Evidencefor95LDCD,1976-1985[J].EconomicDevelopmentandCulturalChange,1992:59-73.

[10]QiaoYu.CapitalInvestment,InternationalTradeandEconomicGrowthinChina:Evidenceinthe1980～1990s[J].ChinaEconomicReview,1998,9(1):472-511.

[11]ChowPCY.CausalitybetweenExportGrowthandIndustrialDevelopment:EmpiricalEvidencefromtheNICs[J].JournalofDevelopmentEconomics,1987.

[12]Johansen.StatisticalandHypothesisTestingofCoinegratingVectors[J].JournalofEconomicsDynamicsandContral,1998,(12):143-182.

[13]GrangerCliveWJ.SomeRecentDevelopmentsinaConceptofCausality[J].JournalofEconometrics,1988,(39):199-211

[14]郭友群，周國霞.中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的實證分析[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2006,(2):42-45.

[15]黃國祥，沈茹.美國的高科技產(chǎn)業(yè)與貿(mào)易[J].國際貿(mào)易問題，1999,(12):33-37.

進出口貿(mào)易論文范文第5篇

1.1對外貿(mào)易取得巨大成就的同時平衡進出口貿(mào)易成為國策

改革開放30年來我國對外貿(mào)易取得了重大成就，2013年中國進出口貿(mào)易總額從206億美元增加到4.16萬億美元，增長了202倍，占世界貨物貿(mào)易比重的12%，成為世界第一大貿(mào)易國。當前，加大進口規(guī)模，改善進出口貿(mào)易不平衡的現(xiàn)狀已經(jīng)成為國策。2006年，總理在廣交會開幕式上就提出了要更好適應對外開放新形勢，擴大進口，增加出口，推動進出口貿(mào)易協(xié)調(diào)發(fā)展的要求。商務部研究院專家也表示，今后我國的經(jīng)濟增長模式必然要從高度依賴外需轉向內(nèi)外需并重，相對應的貿(mào)易政策取向必然從“擴大出口創(chuàng)匯”轉向“國際收支基本平衡”。由此可見，擴大進口，優(yōu)化進口貿(mào)易結構是推動我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的重要舉措。

1.2進口結構不合理，新興生活消費品進口規(guī)模亟待提升

中國是世界第一大貿(mào)易國，也是第三大進口國，中國高速增長的經(jīng)濟進一步擴大了對進口的需求。然而在進口貿(mào)易結構上，傳統(tǒng)的資源性和機電類商品進口始終占據(jù)了絕大部分比例，據(jù)官方的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，我國主要的進口產(chǎn)品有以下幾大類:電機、電氣、機械器具、零件以及礦物燃料、礦物油等原材料。這幾個類別占到中國進口額的50％以上，而一些能夠在國內(nèi)消費市場產(chǎn)生內(nèi)需拉動作用和消費品質(zhì)提升作用，并最終通過經(jīng)濟和技術傳導機制推動我國產(chǎn)業(yè)鏈升級的生活消費品，其進口嚴重不足。2010年中國消費品進口占全社會消費品零售總額的比重只有3%。由此可見，我國進口貿(mào)易結構不合理，資源性、傳統(tǒng)性的商品進口漸趨飽和，具有很大增長潛力的新興生活消費品進口不足，影響進口貿(mào)易科學健康發(fā)展。

2中國進口消費品需求空間巨大

2.1消費增長為進口商品需求打開巨大空間

隨著中國成為世界消費大國的步伐加快，國內(nèi)消費水平和層次不斷提高，受國內(nèi)擴大進口政策和消費需求雙重拉動，各種各樣的精神消費品、生活方式、消費理念隨同各種媒介對中國進行傳播，精神上的“滲透”為國外產(chǎn)品進入中國市場開辟了道路。近五年里，中國最終消費率分別為59.8%、58.2%、55.5%、53.9%、55.4％，基本呈持續(xù)下降趨勢，且10年來我國最終消費率平均為58.5%，這比世界平均消費率78％～79％低了近20個百分點?？梢娺M口消費需求增長潛力和空間巨大。以服裝為例，我國對進口服裝需求巨大，按年產(chǎn)服裝200億件近一半出口計，中國國內(nèi)缺口約30億件。

2.2富裕階層的興起成為進口商品消費的中堅力量

萬事達卡國際組織近日公布的一份報告指出，隨著中國經(jīng)濟在過去數(shù)年間的高速發(fā)展，目前國內(nèi)個人消費年增速已達12%，占GDP的46.5%。在未來的10年間，以40歲以下人群為主力的居民個人消費實際增長率有望達18％，收入在5000美元以上的消費者數(shù)量將以每年24%的速度增長。中國的富裕人士擁有亞太地區(qū)22.3％的財富，人均擁有資產(chǎn)達到510萬美元，僅次于日本。富裕消費者更青睞外國商品，并且嘗試新技術的可能性更大，他們通常是購買新技術的第一批消費者，而且為高質(zhì)量商品支付溢價的意愿比主流消費者高很多。福布斯研究院一份關于千萬富翁的研究報告稱，這些富豪平均年消費達200萬人民幣。

2.3巨大的進口商品消費需求

通過代購形式來釋放中國居民對進口消費品的需求日趨旺盛，根據(jù)高盛公司的研究報告，在中國大陸總共有1億7千萬人曾經(jīng)消費過進口商品，占總人口數(shù)的13％。目前相對于國內(nèi)市場，國外商品品種多、質(zhì)量好而且新產(chǎn)品在歐美的上市時間總比國內(nèi)早3～6個月。商品價格普遍較低如數(shù)碼產(chǎn)品、圖書、首飾運動產(chǎn)品等都有50%～60%的折扣，如此低價，對國內(nèi)消費者有著相當?shù)恼T惑力。國內(nèi)消費者對進口產(chǎn)品的興趣越來越集中到消費品，尤其是國外創(chuàng)新、時尚、綠色產(chǎn)品上。在缺乏有效供給的情況下，這種需求主要通過“代購”形式來釋放，特別是近年來人民幣升值帶來了海外代購的飆升，主要集中在以美元為主要貨幣的歐美區(qū)域。代購的商品主要集中在價格比較高昂的化妝品、保健品和服飾箱包三大類。比如不少有機會去香港旅游的游客往往都要受別人的委托，代購一些商品回來；內(nèi)地旅游團赴港旅游的一項重要內(nèi)容就是購物；南方一些城市已經(jīng)出現(xiàn)專業(yè)的赴港代購人員；有的甚至已經(jīng)開起了網(wǎng)上商店或者網(wǎng)下實體店，通過網(wǎng)絡渠道從國外代購商品等“，代購”形式給更多的購買者“全球掃貨”的機會，已成為越來越多人的選擇。

2.3.1網(wǎng)上代購異軍突起

各大網(wǎng)上交易平臺紛紛推出的“海外代購”服務項目，網(wǎng)上代購異軍突起，隨著網(wǎng)絡的觸角延伸到世界各個商品集散地。國內(nèi)某購物網(wǎng)站打出的廣告語稱“：要跑在CPI的前面”“，用人民幣買美貨”。這和傳統(tǒng)的需要各種關系和渠道的“海外代購”比較起來“，網(wǎng)上代購”確實給了更多的購買者“全球掃貨”的機會。易趣網(wǎng)在2008年6月推出“美國直送”業(yè)務，每月成交量均以3～5倍的速度增長。

2.3.2國際代購

國際代購通過資源整合，極大地豐富了消費者的購物范圍，拓寬了選購的空間。國內(nèi)的網(wǎng)上國際代購分為兩種形式：專業(yè)國際代購網(wǎng)站和個人代購網(wǎng)店。前者通常是與國外網(wǎng)上購物網(wǎng)站聯(lián)系組成一個大的網(wǎng)絡，如國際代購網(wǎng)()里面的商品齊全，并且價格低廉，消費者可通過它們選購國外網(wǎng)站上看到的商品；而后者通常是依附于大的購物網(wǎng)站如eBay、淘寶、拍拍等的個人經(jīng)營網(wǎng)店。

3傳統(tǒng)渠道和平臺難以推動平衡進出口貿(mào)易發(fā)展

3.1三大現(xiàn)有進口渠道分析目前，國外商品主要通過直設渠道、渠道、進口公司等三大渠道進入中國。

3.1.1直設渠道外國商品制造商或品牌擁有者取得出口中國的經(jīng)營權，直接參與到該商品或品牌在國內(nèi)的分銷，或者外國生產(chǎn)商或品牌擁有者在國內(nèi)設立分支機構或辦事處，包括直接設置零售終端和同內(nèi)資合作組建分銷渠道。

3.1.2渠道外國商品制造商或品牌擁有者同中國商簽訂合同，由中國商負責商品分銷。3.1.3進口公司由具備進口經(jīng)營權的中國企業(yè)，通過直接采購、參加展會等形式進口國外商品，然后在國內(nèi)進行分銷，這是最主要的進口貿(mào)易渠道。

3.2現(xiàn)有進口貿(mào)易平臺分析

在經(jīng)濟全球化時代，以及國家鼓勵擴大進口以平衡貿(mào)易發(fā)展的大環(huán)境下，展會貿(mào)易和網(wǎng)絡電子商務也為國外商品和品牌打入中國市場提供了進口平臺。

3.2.1展會平臺將眾多國外商品或品牌匯聚一地，吸引各類商、經(jīng)銷商和進口貿(mào)易公司前往洽談采購。以廣交會為代表展會平臺是國外商品和品牌打入中國市場時不多的選擇之一。

3.2.2網(wǎng)絡平臺利用網(wǎng)絡商品的供求信息，交易雙方在網(wǎng)絡中實現(xiàn)商流、信息流和資金流的交易過程。萬事達卡國際組織的最新一期透視報告《經(jīng)濟危機與亞太、中東和非洲區(qū)網(wǎng)上購物偏好》顯示，在中國大陸市場，82%的受訪者有過網(wǎng)上購物經(jīng)歷。書籍和藝術品是網(wǎng)上消費者最常購買的物品，有61%的受訪者選擇此項，家居用品與電子產(chǎn)品(59%)和女性服飾(56%)則位列其后。沖動性消費主要發(fā)生在女性服飾(49%)和家居及電子產(chǎn)品(45%)兩類商品上。總體而言，以直設、和進口公司為主要渠道的進口貿(mào)易無法完成溝通世界消費文化、培育國民消費興趣的使命“，擴內(nèi)需”國策不能有效開展。而以展會和網(wǎng)絡為代表的進口貿(mào)易平臺又無法提供商品進口的一攬子解決方案，阻礙了國外消費品進入中國市場的步伐。

4構建全新模式拉動進口貿(mào)易增長

4.1國外企業(yè)對全新模式需求意愿強烈

當前，中國正出現(xiàn)從“世界工廠”向“世界市場”轉變的趨勢，各國企業(yè)對于進入中國市場的興趣也來越濃，許多國家各類企業(yè)已經(jīng)將中國作為第一市場，正伺機敲開中國的市場之門。中國市場已經(jīng)成為世界各國生產(chǎn)企業(yè)爭相進入之地，各國豐富的消費品為本項目開展進口商品的貿(mào)易和零售提供了取之不盡的資源。截至目前，國外企業(yè)進入北京比例不高，世界500強零售企業(yè)42家僅有14家(表1)進入，全球零售商250強中有38家企業(yè)已進入北京，還有212家企業(yè)沒有進入北京。由此可以看出，國外企業(yè)急需以一種全新的模式進入中國市場。

4.2國內(nèi)零售企業(yè)“一站式”采購需求旺盛