進出口貿(mào)易理論精選(九篇)

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第1篇：進出口貿(mào)易理論范文

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第2篇：進出口貿(mào)易理論范文

隨著社會經(jīng)濟的快速發(fā)展，現(xiàn)代科技的不斷進步，以及社會公眾生活水平的日益提高，綠色環(huán)保的概念越來越深入人心，隨著低碳經(jīng)濟的提出，各國的服裝紡織企業(yè)紛紛對于改進服裝紡織生產(chǎn)，促進服裝貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展給予了充分的重視和關(guān)注。為了能夠在保持并促進服裝貿(mào)易經(jīng)濟增長水平的同時，不斷對于服裝紡織行業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)標準進行提高，各國不斷采用通過新的行業(yè)法規(guī)或標準的方式使本國服裝紡織產(chǎn)品的質(zhì)量得到改善和提高，同時，進口國通過國際貿(mào)易政策作為壁壘，對于低標準的產(chǎn)品輸入進行限制。從服裝紡織行業(yè)的發(fā)展角度看，各國的新法規(guī)和新標準確實有助于促使服裝紡織企業(yè)完成高投入、高耗能、高污染的增長模式的轉(zhuǎn)變，也有助于促進服裝紡織產(chǎn)業(yè)的升級，同時對于保護生態(tài)環(huán)境、維護人類的生命健康也有很大的幫助。然而，各國的經(jīng)濟發(fā)展水平以及行業(yè)技術(shù)水平畢竟存在著巨大的差距，國際服裝貿(mào)易的發(fā)展也十分不平衡，這就導致了服裝紡織產(chǎn)業(yè)的行業(yè)標準的國際化進程很難能夠在世界的范圍內(nèi)得到一致的認可。假如發(fā)達國家以其發(fā)達的社會經(jīng)濟背景為支撐，利用先進的行業(yè)技術(shù)優(yōu)勢在是世界范圍內(nèi)強勢推行服裝貿(mào)易行業(yè)的國際化標準，必然會極大程度地扭曲國際服裝貿(mào)易的發(fā)展格局，特別是會極大程度地影響發(fā)展中國家的服裝進出口貿(mào)易。近年來，由于世界經(jīng)濟的發(fā)展，發(fā)展中國家社會經(jīng)濟的崛起，發(fā)達國家的服裝貿(mào)易逆差正在不斷擴大，針對于這一現(xiàn)象，歐、美等發(fā)達國家甚至將服裝進出口貿(mào)易和經(jīng)濟、政治目的相掛鉤，通過各種借口和理由對國際服裝貿(mào)易的自由化進程進行阻撓。

從我國的服裝進出口貿(mào)易的客觀實際看，自進入WTO以來，我國服裝進出口貿(mào)易在國際貿(mào)易中一直遭遇黃燈。在取消配額制度以后，我國的服裝進出口貿(mào)易并沒有因此得到解放，服裝進出口貿(mào)易的自由化局面并沒有因此而出現(xiàn)，以歐美的發(fā)達國家為代表，我國服裝出口貿(mào)易一直遭受到設限，并且受到他們所謂的“中國”的影響，在服裝出口貿(mào)易方面一直遭受到各種限制措施。隨著我國社會經(jīng)濟的不斷發(fā)展，以及歐美等發(fā)達國家所引起的輿論影響和示范效應，其他國家或地區(qū)也作出了一些跟風的反應，針對我國的服裝紡織產(chǎn)品制訂并實施了一系列限制貿(mào)易的措施，我國的服裝進出口貿(mào)易因此受到了巨大的影響。

盡管我國服裝進出口貿(mào)易在國際貿(mào)易環(huán)境中受到了很多不公的待遇，但是最終還是要從經(jīng)濟發(fā)展的影響上尋找根源，為此，回顧我國經(jīng)濟與服裝進出口貿(mào)易的發(fā)展歷程，分析經(jīng)濟發(fā)展對于我國服裝進出口的影響，有助于我國服裝進出口貿(mào)易行業(yè)明確自身在國際貿(mào)易中所處的位置，制訂出有效的應對措施。

一、經(jīng)濟起步階段的服裝進出口貿(mào)易

建國初期，百廢待興，我國的工業(yè)發(fā)展幾乎是零基礎，面對以美國為代表的國際帝國主義在經(jīng)濟上的封鎖，在服裝紡織行業(yè)的目標是要能夠盡快地解決我國廣大人民的穿衣問題。為了盡快實現(xiàn)這一目標，國家立足國內(nèi)現(xiàn)有資源，特別是依靠農(nóng)業(yè)基礎，憑借天然原材料重點促進棉紡織工業(yè)的發(fā)展，兼顧絲織、麻、毛以及化纖等服裝紡織工業(yè)的發(fā)展。經(jīng)過全國人民的團結(jié)努力、自力更生，到了20世紀70年代末，我國的服裝紡織行業(yè)已經(jīng)發(fā)展成為具有豐富品種和齊全工業(yè)門類的產(chǎn)業(yè)部門，為我國的服裝紡織產(chǎn)業(yè)和服裝進出口貿(mào)易的快速發(fā)展奠定了基礎。

在這一階段，我國服裝紡織工業(yè)的發(fā)展主要還在于滿足國內(nèi)的需求，產(chǎn)量主要多用于自給自足，服裝進出口貿(mào)易的量非常少，出口的紡織類產(chǎn)品也主要是初級產(chǎn)品，被出口用于吸引外匯從而進口國內(nèi)經(jīng)濟建設所必須的物資。舉例說明，在1978年，我國的服裝進出口貿(mào)易額僅僅是24.3億美元，這一數(shù)字在世界服裝進出口貿(mào)易總額中的比重非常微小，也由于當時我國與國際服裝紡織品貿(mào)易及世界服裝紡織行業(yè)的聯(lián)系很少，因此在我國服裝進出口貿(mào)易中與國際上的糾紛和摩擦也較少。

二、經(jīng)濟快速發(fā)展階段的服裝進出口貿(mào)易

20世紀80年代以來的改革開放促使我國服裝紡織工業(yè)的發(fā)展進入了高速發(fā)展的階段，服裝紡織產(chǎn)業(yè)的發(fā)展終于走出自給自足的發(fā)展模式，從內(nèi)需型的導向轉(zhuǎn)變?yōu)槌隹趯蛐?。在這一時期，國內(nèi)服裝紡織工業(yè)抓住了改革開放的歷史基于，不斷進行企業(yè)改革的探索和深化，引進了市場經(jīng)濟體制的模式對國有服裝紡織企業(yè)進行改革，在對外方面，服裝紡織工業(yè)以增加出口創(chuàng)匯為契機，擴大對外開放，不斷向外向型經(jīng)濟進行轉(zhuǎn)變。在經(jīng)濟發(fā)展的刺激，以及內(nèi)外兼顧的發(fā)展戰(zhàn)略作用下，我國服裝紡織行業(yè)的工業(yè)基礎得到了十分顯著的提高，服裝進出口貿(mào)易的能力也得到了持續(xù)的增強。根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，在1986年至2001年間，我國的服裝紡織品出口的年均增長率達到15.4%，在世界服裝紡織品進出口貿(mào)易總額中的比重不斷攀升。到了1994年，我國已經(jīng)成為世界第一大的服裝紡織品出口國家，并將這一地位一直保持到現(xiàn)在。2001年我國的服裝進出口貿(mào)易總額達到了534.76億美元，在世界服裝紡織品進出口貿(mào)易總額中的比重也從1980年的4.6%上升到了15.71%，說明在服裝進出口貿(mào)易方面，我國已經(jīng)躋身成為世界服裝進出口貿(mào)易大國。

伴隨著我國經(jīng)濟實力的不斷增強，我國服裝進出口貿(mào)易能力也在不斷得到增強，服裝紡織產(chǎn)業(yè)的外向型特征不斷突顯，但是貿(mào)易糾紛在貿(mào)易摩擦也在不斷增加。這一階段在我國服裝進出口貿(mào)易所遭遇的貿(mào)易糾紛和貿(mào)易摩擦中，我國往往處于孤立而被動的境地，總結(jié)原因有三個方面的因素：第一，當時我國還未成為GATT（《關(guān)稅與貿(mào)易總協(xié)定》）或MFA（《多種紡織品纖維協(xié)定》）成員國，因此在進行服裝進出口貿(mào)易協(xié)定的談判中，始終無法獲得GATT或MFA的支持和保護，使我國經(jīng)常陷入被動、孤立的境地，因此在迫于壓力的情況下簽訂的協(xié)議經(jīng)常是不平等、不合理的；第二，在進行服裝進出口貿(mào)易的過程中，由于缺少類似于GATT或MFA這種多邊貿(mào)易組織的監(jiān)督和約束，貿(mào)易進口方經(jīng)常以各種借口和理由制造貿(mào)易糾紛和摩擦，更過分地會單方面地擴大對我國服裝進出口貿(mào)易的設限額度和設限范圍，對我國的服裝類產(chǎn)品配額進行扣減，相 比于其他是貿(mào)易組織成員的國家，我國服裝進出口貿(mào)易在國際市場的競爭中處于明顯不平等的地位；第三，因為當時我國未成為GATT或MFA成員國，在服裝進出口貿(mào)易糾紛中無法通過這些機構(gòu)解決貿(mào)易爭端，即使能夠上訴到這些機構(gòu)通常也無法得到公正的裁決。

總結(jié)這一階段，在我國經(jīng)濟建設高速發(fā)展的情況下，我國服裝進出口貿(mào)易得到了飛速的發(fā)展，但是由于不平等的國際貿(mào)易地位，使我國在服裝進出口貿(mào)易糾紛中遭受了很大的經(jīng)濟利益的損失，在一定程度上阻礙了我國服裝進出口貿(mào)易的發(fā)展。

三、經(jīng)濟發(fā)展調(diào)整階段的服裝進出口貿(mào)易

隨著經(jīng)濟實力的不斷增長，中國在世界經(jīng)濟發(fā)展中的地位越來越重要，2002年之后，我國終于能夠以WTO成員國的身份正式參與國際事務和國際貿(mào)易。加入世界貿(mào)易組織對于促進我國經(jīng)濟增長起到了十分重要的作用，為我國服裝進出口貿(mào)易的發(fā)展帶來了無限的商機和活力。加入世界貿(mào)易組織極大了減輕了配額對于我國服裝進出口貿(mào)易的束縛，使我國服裝進出口貿(mào)易能夠在更為廣闊和自由的環(huán)境中參與國際服裝進出口貿(mào)易活動，使我國的服裝進出口貿(mào)易的出口能力得到了很大的增強。在2002年至2004年間，我國對歐、美市場的服裝出口貿(mào)易增速達到了32.96%，在歐、美等國家的市場占有率也得到了穩(wěn)步的提升。

與此同時，隨著經(jīng)濟的增長和服裝進出口貿(mào)易業(yè)務量的增加，我國在服裝進出口貿(mào)易中遇到的貿(mào)易糾紛和摩擦也在迅速增加，遭遇到的設限范圍之廣、設限數(shù)量之多也是前所未見的。根據(jù)世界貿(mào)易組織的數(shù)據(jù)統(tǒng)計，我國在進入世界貿(mào)易組織的第一年在世界反傾銷案件占了276起中的47起，數(shù)量達到了世界第一位。俗話說樹大招風，中國經(jīng)濟的快速發(fā)展引起了世界上一些國家的警惕，無論是歐、美發(fā)達國家，或者是發(fā)展中國家，紛紛把矛頭對準了中國，加大了對我國服裝進出口貿(mào)易的打擊。在這一階段，各國對我國服裝進出口貿(mào)易的摩擦和打擊主要通過五個方面的途徑進行。第一，故意將世界紡織品配額的釋放進程推遲。ATC（《紡織品和服裝協(xié)議》）規(guī)定了成員國要在1995年1月1日到2005年1月1日完成全球范圍內(nèi)的服裝進出口貿(mào)易一體化進程。然而，實際情況是各國在進行每個階段的執(zhí)行時，其增加的一體化金額遠遠低于數(shù)量，并未達到ATC所規(guī)定的配額追加增長要求。這種要到最后的時刻才將配額全部釋放的行為不但抑制了我國服裝進出口貿(mào)易的發(fā)展，而且使國際服裝進出口貿(mào)易長期性的處在扭曲的狀態(tài)，不利于國際服裝進出口貿(mào)易的發(fā)展。第二，歐美等國家長期對中國服裝進出口貿(mào)易實行高壓政策。這些國家利用其強大的經(jīng)濟實力和政治影響力，頻繁地對我國服裝進出口貿(mào)易進行施壓，更過分地是在國際社會中肆意鼓吹中國。美國的紡織品行會還通過聯(lián)合各洲的國會力量以及紡織工人的組織對世界范圍內(nèi)的紡織品貿(mào)易相關(guān)議題進行施壓，矛頭指向中國和印度。在歐美等國家的影響下，世界上共計65個國家相關(guān)行業(yè)組織簽署了《伊斯坦布爾公告》，規(guī)定世界貿(mào)易組織講紡織品配額制度延長到2007年底，極大了損害了我國服裝進出口貿(mào)易的利益，影響了我國服裝進出口貿(mào)易的發(fā)展。第三，發(fā)達國家通過采取雙邊協(xié)定、補貼以及高關(guān)稅等各種方法和手段達到限制我國服裝進出口貿(mào)易的目的。根據(jù)世界貿(mào)易組織的數(shù)據(jù)統(tǒng)計，2003年，美國、加拿大和歐盟等國家的服裝進口關(guān)稅平均為7%到10%，甚至有達到30%的高關(guān)稅，是在所有進出口貨物中關(guān)稅最高的產(chǎn)品。根據(jù)國際紡織品服裝局的數(shù)據(jù)統(tǒng)計顯示，2001年美國的進口關(guān)稅收入中，有42%是來自于紡織品或服裝類貨物。此外，美國、加拿大以及歐盟等國家還通過雙邊協(xié)議的方式對非洲及加勒比國家以及其他一些欠發(fā)達國家和地區(qū)給予貿(mào)易優(yōu)惠的待遇，例如免配額、免關(guān)稅等方式，這種行為一方面對于缺乏優(yōu)勢的紡織業(yè)生產(chǎn)地區(qū)起到了扶持作用，使國際服裝進出口貿(mào)易格局遭到扭曲，另一方面是發(fā)達國家為了擴大面料出口，變相地對本國紡織業(yè)進行補貼的手段。由于我國并不屬于世界上的任何組織或集團，不僅不能享受到進口國的優(yōu)惠待遇，還要受到進口國最嚴厲的限制，使我國的服裝進出口貿(mào)易的發(fā)展遭到了打擊，蒙受了不必要是損失。第四，通過各種借口和理由對我國服裝出口貿(mào)易進行設限。長久以來，歐美國家一直警惕我國的經(jīng)濟發(fā)展，對于我國的服裝進出口貿(mào)易一直保持高度的重視。在我國進入世界貿(mào)易組織以后，這些國家不斷地對我國服裝進出口貿(mào)易進行挑釁，同時采取了各種限制措施。由于這些發(fā)達國家十分擔心我國的服裝進出口貿(mào)易會對其國內(nèi)市場造成擾亂，會對其國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展造成威脅或者損害，因此經(jīng)常尋找借口講對于我國服裝進出口貿(mào)易的制裁進行延長。這種對貿(mào)易設限的延長，使我國服裝進出口貿(mào)易在國際貿(mào)易的競爭中，長期處于不平等的地位，抑制了我國服裝進出口貿(mào)易的發(fā)展。

四、結(jié)束語

隨著全球經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展，世界服裝進出口貿(mào)易也將更加自由化，更加一體化，但是由于各國經(jīng)濟發(fā)展的不平衡，貿(mào)易保護的現(xiàn)象還將繼續(xù)在國際貿(mào)易的舞臺上繼續(xù)保留一定的戲份，并且將不斷地衍生出更多新的保護措施和貿(mào)易保護的相關(guān)理論，通過更加靈活而隱蔽的方法對全球服裝進出口貿(mào)易的各個方面造成影響。因此，為了促進服裝進出口貿(mào)易的健康發(fā)展，加快世界服裝進出口貿(mào)易的自由化、一體化進程，關(guān)鍵在于保證世界經(jīng)濟的平衡發(fā)展，從而減少貿(mào)易保護的情況發(fā)生，最終使這種現(xiàn)象完全消失。

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第3篇：進出口貿(mào)易理論范文

【關(guān)鍵詞】進出口貿(mào)易實務；項目教學；教學設計

進出口貿(mào)易實務是一門實踐性和操作性很強的課程，近年來，教學改革使課程的教學方法突破了傳統(tǒng)的純講授模式，開展了案例教學、課堂討論等教學方法的嘗試，取得了一定的成效。但由于在課程的教學安排上仍然是以教師為中心，教師在上課時很強調(diào)理論知識的系統(tǒng)性和完整性，而忽視了其應用性，造成學生的實踐操作能力差，很難全面系統(tǒng)地掌握進出口貿(mào)易的主要操作技能，導致不能將理論知識較好地運用于實際業(yè)務中。基于目前課程的教學現(xiàn)狀，筆者認為進出口貿(mào)易實務的教學就要是搭建一個平臺，讓學生在教師的引導下，在實訓的項目中體驗進出口貿(mào)易業(yè)務流程的操作，實現(xiàn)操作技能的提高。實踐表明，采用項目教學是搭建這一平臺的重要載體。

項目教學法是行動導向教學法之一，是指師生通過共同實施一個完整的項目工作而進行的教學活動。在教學過程中，以學生為中心，教師起輔助作用，充分發(fā)揮學生的主動性。在進出口貿(mào)易實務中，采用項目教學法的教學設計過程如下：

一、確定項目

項目的確定是教學的基礎，任課教師以教學大綱為指導，根據(jù)進出口貿(mào)易實務各章節(jié)的教學目標，對教材內(nèi)容進行整合。通過分析，可以把進出口貿(mào)易實務這門課程分為六個項目，每個項目又可分解為幾個子任務。

《進出口貿(mào)易實務》課程項目及教學任務設計

項目1：初步認識進出口貿(mào)易

任務1：認識進出口貿(mào)易業(yè)務

任務2：認識商品市場與貿(mào)易合同

項目2：解讀商品品質(zhì)、數(shù)量與包裝

任務1：熟悉品質(zhì)規(guī)定與計量單位

任務2：選擇包裝方式，設計嘜頭

項目3：解讀貿(mào)易術(shù)語和商品價格

任務1：選擇貿(mào)易術(shù)語

任務2：核算進出口商品價格構(gòu)成

項目4：解讀商品裝運與保險

任務1：運輸方式，運費計算

任務2：投保流程，填寫保險單

項目5：解讀支付結(jié)算

任務1：匯付和托收流程

任務2：信用證支付流程

項目6：合同的商訂與履行

任務1：交易磋商與填制合同

任務2：進出口合同的履行

二、制定計劃

在項目教學中，一般采用分組學習的形式，教師根據(jù)全班同學的情況進行分組，制定項目組長，一般4-6人為一組。確定項目后，在教師的帶領(lǐng)下每小組制定項目工作計劃，確定工作步驟和方法。例如在交易磋商這個項目的教學中，首先制定總的項目工作任務是掌握交易磋商的形式，再把總?cè)蝿者M行分解，制定更詳細的具體實施計劃。并設計不同層次的教學目標和要求，在交易磋商中，知識目標是交易磋商的環(huán)節(jié)、內(nèi)容和要求，技能目標是撰寫發(fā)盤函、還盤函及合同確認函。

三、實施任務

在這個階段，各項目小組開始學習。進出口貿(mào)易合同中主要條款地制定，進出口商品價格地核算，貿(mào)易糾紛地解決，貿(mào)易單據(jù)地制作，這些項目的實施，要求學生明確自己的角色，并站在角色的角度去觀察思考，去分析決策，真正學會勝任企業(yè)某個崗位的工作，將所學理論貫穿運用于其中。教師應多注意觀察學生，并給出建議性的指導。例如：在信用證這個項目的教學中，教師先簡要講解什么是信用證后，然后提出任務：要求學生以組為單位，通過閱讀真實業(yè)務中的合同后審核信用證。完成這一任務，需要學生明確信用證的相關(guān)基本當事人，并對信用證中會包含哪些內(nèi)容有大致的了解，并事先做好英語詞匯的翻譯工作。在學生實施任務的過程中，教師給出適當?shù)奶崾荆⒄垖W生代表將同學們普遍需要解答的疑問列舉在黑板上，由教師統(tǒng)一作答，同時穿插教師對各小組的個別解答，最終要求各小組在規(guī)定的時間內(nèi)提交已修改好的信用證。

四、評價項目

評價項目成果是開展項目教學活動不可缺少的一個重要過程。對項目教學的評價應該多元化。項目評價內(nèi)容包括兩個方面：一是對項目活動成果評價，如項目完成情況、計劃是否合理等；二是對學生在項目中的表現(xiàn)進行評價，如小組成員的努力程度、小組合作參與意識、是否聽取教師的意見等方面。評價的方式可以采取學生自評、小組成員內(nèi)互評和教師評價相結(jié)合的方式。根據(jù)學生、教師的評價結(jié)果，讓學生回顧和總結(jié)整個項目活動中，自己取得的成績和存在的不足，這樣可以強化學生對所學知識和技能的理解，能更好地激發(fā)學生學習的積極性和創(chuàng)造性。

進出口貿(mào)易實務課程采用項目教學的實踐證明，項目教學法能調(diào)動學生學習的積極性，提高教學質(zhì)量，培養(yǎng)學生運用理論解決實際問題的能力。值得注意的是，一個好的教學項目的實施，需要教師和學生的共同努力，去設計、實施和評價，以及不斷的完善項目教學過程，以更好的提高教學效果。

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第4篇：進出口貿(mào)易理論范文

關(guān)鍵詞：FD 對外貿(mào)易 總體效應 時空差異

一、文獻綜述

（一）國外文獻 關(guān)于FDI與國際貿(mào)易國外學者主要討論兩方面：一是FDI與國際貿(mào)易之間的因果關(guān)系。Muchielli和Chedor（1999）、Graham（2000）等分析得出FDI對東道國出口具有顯著的帶動作用。而Zhang和Felmingham（2001）的研究結(jié)論是出口規(guī)模的擴張能吸引FDI的流入。二是FDI與國際貿(mào)易之間是替代效應還是互補效應。替代關(guān)系理論認為貿(mào)易障礙在一定條件下會導致資本的國際流動，即表現(xiàn)為投資對貿(mào)易的替代，同時國際資本流動的障礙也會產(chǎn)生國際貿(mào)易。Belderbos和Sleuwaegen（1998）、Blonigen（2000）等學者研究證實了此觀點?；パa關(guān)系理論認為FDI 可以在投資國與東道國之間創(chuàng)造新的貿(mào)易機會，使貿(mào)易在更大的規(guī)模上進行，即表現(xiàn)為投資與貿(mào)易的互補。Goldberg 和 Klein（1999）、Mariam Camarero（2004）等研究結(jié)果表明貿(mào)易與FDI之間存在互補關(guān)系。

（二）國內(nèi)文獻 國內(nèi)學者蔡小勇、余子鵬（2005）利用2003年中國30個省份的出口總值、機電產(chǎn)品出口總值及當年實際利用FDI值，分析了FDI對中國出口及地區(qū)差異影響，結(jié)果表明FDI對西部落后地區(qū)出口的帶動作用最大，對中部地區(qū)出口的帶動作用最小。王少平等（2006）利用1992年至2003年我國三大地區(qū)省份的面板數(shù)據(jù)考察FDI 對不同地區(qū)進出口貿(mào)易的動態(tài)效應。結(jié)果表明東部地區(qū)FDI對出口有顯著的創(chuàng)造效應和較強的替代效應，而對中、西部地區(qū)其創(chuàng)造效應不顯著并且替代效應相對較弱。梁瑞（2008）研究發(fā)現(xiàn)我國FDI對出口貿(mào)易的促進作用在東部和西部地區(qū)較為顯著，但FDI對東部地區(qū)出口貿(mào)易的促進作用最大，西部次之。國內(nèi)外相關(guān)研究主要集中在FDI對兩國貿(mào)易流量的影響方面，即替代性和互補性問題。國內(nèi)學者的研究大部分結(jié)果表明FDI對我國進出口貿(mào)易增長的貢獻越來越大，但這些研究沒有充分考慮到我國各區(qū)域由于自然和經(jīng)濟條件不同而導致FDI的貿(mào)易效應可能具有顯著差異，在更深層次上分析FDI對我國區(qū)域貿(mào)易失衡狀況、轉(zhuǎn)移效應等方面問題?；诖?，本文利用1987年至2009年中國30個省市的面板數(shù)據(jù)對FDI對我國區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的階段性影響進行實證，從而對我國FDI的貿(mào)易總體效應進行全面分析。

二、研究設計

（一）樣本及數(shù)據(jù)選取 本文采用中國30個省市（因部分數(shù)據(jù)缺失）1987年至2009年的面板數(shù)據(jù)。1987年合資2008年各省進出口額、實際利用FDI、GDP與公路鐵路總長度，2009年實際利用FDI數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計年鑒及各省統(tǒng)計信息網(wǎng)，2009年其他變量的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒-2010》。其中各省的進出口額和實際利用FDI以萬美元為單位；各省的國內(nèi)生產(chǎn)總值是以2000年的名義GDP為基期調(diào)整得到實際GDP，然后按當期匯率調(diào)整為萬美元；匯率是IFS所公布的人民幣實際有效匯率，以2000年為基期進行了指數(shù)化調(diào)整；各省鐵路與公路總長度以公里為單位，所有數(shù)據(jù)均采用對數(shù)形式。

（二）模型設立 為研究FDI 對我國三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的影響，在實證分析中除了把當年實際FDI作為解釋變量，還將各地區(qū)貿(mào)易績效與其經(jīng)濟規(guī)模聯(lián)系起來。經(jīng)濟規(guī)模是決定外商直接投資的關(guān)鍵因素，因此，引入各省GDP這一變量作為經(jīng)濟規(guī)模的測量指標。同時，根據(jù)影響貿(mào)易收支的一般理論，影響一國進出口貿(mào)易的變量主要是進出口商品的相對價格及國內(nèi)外的實際國民收入水平，而影響進出口相對價格的關(guān)鍵因素是匯率。因此，引入?yún)R率這一解釋變量，在文中用人民幣實際有效匯率REER表示。另外，根據(jù)國際貿(mào)易理論和國際投資理論，基礎設施除了是影響對外貿(mào)易的重要因素，也是影響FDI 的關(guān)鍵因素。因此，引入各省公路和鐵路里程數(shù)作為基礎設施狀況的替代變量，該替代變量用ROAD表示?；谏鲜龇治觯x取影響對外貿(mào)易的四個主要經(jīng)濟變量——外商直接投資、國民在截面間的異方差性和相關(guān)性造成估計結(jié)果偏差，對個體固定效應模型和個體隨機效應模型分別采用廣義最小二乘法（GLS）和可行的廣義最小二乘估計（FGLS）進行估計。

三、實證檢驗

（一）FDI對我國對外貿(mào)易影響總體效應分析 本文首先對解釋變量回歸，并依據(jù)面板模型的F檢驗和隨機效應檢驗結(jié)果選擇合適的模型進行估計。模型 1、2、3見表（1）是FDI對解釋變量的混合效應、個體固定效應和個體隨機效應模型的擬合結(jié)果。模型1由于面板模型F檢驗統(tǒng)計量對應的p值趨近于0，故拒絕混合模型；而個體隨機效應的Hausman檢驗值，在1%的顯著性水平下拒絕隨機效應模型。由模型2中冗余固定效應檢驗的F值和模型3的Hausman檢驗結(jié)果可知，建立個體固定效應模型是較為合適的，因此認為模型2的回歸結(jié)果較為準確。結(jié)論顯示，F(xiàn)DI對我國進出口貿(mào)易均有顯著的創(chuàng)造效應，當我國FDI流入量增加1個百分點，出口將增加約0.06個百分點，進口約增加0.18個百分點。此外，GDP與基礎設施對我國對外貿(mào)易的影響顯著正相關(guān)。人民幣實際有效匯率的系數(shù)顯著為負，表明在我國匯率變動顯著影響進出口，即人民幣貶值1%，出口將上升0.61%，進口上升1.09%。

（二）FDI對我國對外貿(mào)易影響時空差異分析 1987-2009年時期，我國經(jīng)歷了對外開放、金融危機、加入 WTO等重大經(jīng)濟事件，我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和對外貿(mào)易環(huán)境有可能產(chǎn)生了相應變化。政府積極引入 FDI的同時，開始注意到引導FDI轉(zhuǎn)型，使外商直接投資在區(qū)域、產(chǎn)業(yè)內(nèi)的分布也發(fā)生了巨大變化。單純通過1987年至2009年數(shù)據(jù)對FDI與我國三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易關(guān)系進行研究，很可能會遺漏掉一些重要的階段性影響。因此考慮到這種階段性的變化，將 1987年至1992年作為第一階段，1993年至2001年作為第二階段，2002年至2009年作為第三階段，沿用前文設定的方程，對三個階段分別進行GLS回歸分析，通過計量結(jié)果來比較隨著時間的推移FDI對各區(qū)域的貿(mào)易影響有怎樣的改變。（1）不同階段FDI對我國東部地區(qū)進出口貿(mào)易的影響分析。計量結(jié)果見表（2）顯示：在不同階段，東部地區(qū)FDI 對貿(mào)易影響產(chǎn)生了一些明顯的改變。1987-1992年東部地區(qū)FDI對進出口貿(mào)易均具有創(chuàng)造效應，對于進口FDI系數(shù)為0.21，即增加1單位 FDI，會拉動東部 0.21 單位的進口，大于出口的FDI系數(shù)0.1。1993年至2001年東部地區(qū) FDI對進出口貿(mào)易表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應，進口的FDI系數(shù)為 0.9大于出口的FDI系數(shù)0.32。而在2002年至2009年東部地區(qū) FDI 對進出口貿(mào)易均無顯著影響。1987年至1992和1993年至2001年間，東部進口創(chuàng)造效應明顯的原因可能是由于東部地區(qū)憑借著地理優(yōu)勢、廉價勞動力和較低的運輸成本吸引大量外資企業(yè)進入投資建廠并開展加工貿(mào)易。建廠期間，需要從國外進口大量的機器設備、技術(shù)專利以及人才，無疑會拉動東部進口貿(mào)易。 2002年至2009 年間，東部地區(qū)FDI對進出口貿(mào)易均沒有顯著影響的原因可能是經(jīng)過前期外資企業(yè)的發(fā)展，其已經(jīng)完成了生產(chǎn)所必需的基礎建設。另一方面，東部地區(qū)已形成圍繞外資企業(yè)的產(chǎn)業(yè)需求的加工貿(mào)易服務產(chǎn)業(yè)鏈，不用通過進口就可以在國內(nèi)完成所需生產(chǎn)資料的采購。（2）不同階段FDI對我國中部地區(qū)進出口貿(mào)易的影響分析。通過FDI對中部地區(qū)進出口貿(mào)易影響的實證分析，結(jié)果見表（3）顯示：1987年至1992年，中部地區(qū)FDI對進出口貿(mào)易均無顯著影響。1993年至2001 年，F(xiàn)DI 對進口貿(mào)易表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應，對出口沒有顯著的影響。進口FDI系數(shù)為0.12，即增加1單位 FDI，會拉動中部 0.12 單位的進口。2002年至2009年，F(xiàn)DI 對出口貿(mào)易則表現(xiàn)出顯著的替代效應，出口FDI系數(shù)為-0.15，對進口無顯著的影響。1993年至2001年間中部地區(qū)FDI的進口創(chuàng)造效應明顯的原因可能是在東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈基本形成和生產(chǎn)成本逐步上升，而中部地區(qū)有豐富的自然資源和人力資源，并且相對于西部地區(qū)還有著便利的交通和良好的基礎設施，大量產(chǎn)業(yè)開始向中部轉(zhuǎn)移。在這一階段中部地區(qū)吸引大量FDI 的流入，對進口貿(mào)易有顯著帶動作用。在2002年至2009年間，F(xiàn)DI 對出口呈現(xiàn)顯著替代效應并不意味著FDI 對中部經(jīng)濟發(fā)展的促進作用在減小。相反，這是正確利用FDI推動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的起點。雖然中部地區(qū)不具備東部地區(qū)天然地理優(yōu)勢，運輸成本等因素也制約出口導向型FDI的流入，但非常適合引入市場導向型FDI。同時中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后，引入外資有著較大的發(fā)展?jié)摿?。?）不同階段FDI對我國西部地區(qū)進出口貿(mào)易的影響分析。通過FDI對西部地區(qū)進出口貿(mào)易影響的實證分析，結(jié)果見表（4）顯示：1987年至1992、1993年至2001年兩階段，西部地區(qū)FDI對進出口貿(mào)易均無顯著影響；2002年至2009年間西部FDI對進出口貿(mào)易則表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應。FDI的系數(shù)進出口系數(shù)分別為0.14和0.11，即增加1單位FDI，會拉動西部地區(qū)0.14單位的進口和0.11單位的出口。前兩個階段西部地區(qū)FDI系數(shù)不顯著的原因可能與中部較一致。主要是由于西部地區(qū)比較惡劣的自然條件和薄弱的基礎設施，給對外貿(mào)易帶來巨大的運輸成本，引入西部地區(qū)的FDI數(shù)量較少，一定程度上導致對外貿(mào)易發(fā)展水平較低。而在2002年至2009年間，西部FDI 對進出口貿(mào)易表現(xiàn)出顯著的創(chuàng)造效應。其可能是隨著西部地區(qū)基礎設施的發(fā)展，西部地區(qū)較大潛在的自然資源和低廉的勞動力成本等優(yōu)勢對經(jīng)濟發(fā)展的作用得到了充分發(fā)揮，吸引大量的外商直接投資。這種 FDI 與中部地區(qū) FDI 類型（市場導向型）一致，這種市場導向型外資企業(yè)可以利用西部地區(qū)優(yōu)勢投資設廠和發(fā)展產(chǎn)業(yè)，同時也大大推動了西部地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展。

四、結(jié)論與建議

本文分析我國FDI對三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的階段性影響結(jié)論如下：（1）1987年至1992、1993年至2001年間東部FDI對進出口貿(mào)易均有顯著的創(chuàng)造效應；2002年至2009，東部FDI對進出口貿(mào)易均無顯著影響。（2）1987年至1992年中部FDI對進出口貿(mào)易均無顯著影響；1993年至2001年中部FDI對進口有顯著的創(chuàng)造效應；2002年至2009年中部 FDI 對出口有顯著的替代效應。（3）1987年至1992、1993年至2001年間西部FDI 對進出口貿(mào)易均無顯著的影響；2002年至2009，西部FDI對進出口貿(mào)易均有顯著的創(chuàng)造效應。根據(jù)上述結(jié)論，提出如下建議：（1）加強西部地區(qū)基礎實施建設，積極引導市場導向型FDI流入。地理區(qū)域決定西部引資環(huán)境的競爭力較弱，要大規(guī)模的引資必須加強教育、水電、通訊等基礎設施建設。因此，西部應繼續(xù)推進鐵路建設，加快高速公路建設，適當擴大航空運輸能力，解決西部交通中通道少、密度低的瓶頸問題。（2）利用中部地區(qū)資源和勞動力，大力引入市場導向性FDI流入。中部在制定招商引資政策時，應該提供相應的產(chǎn)業(yè)導向，引導外商直接投資于具有一定技術(shù)含量的企業(yè)。引入外資能帶來先進的技術(shù)和設備，通過技術(shù)外溢，以及外資企業(yè)的輻射作用，能提高中部企業(yè)的競爭力并大大帶動中部地區(qū)與外資企業(yè)配套的產(chǎn)業(yè)發(fā)展。（3）利用東部地區(qū)的良好投資環(huán)境，積極引導FDI 轉(zhuǎn)型。FDI 進入東部地區(qū)之后，能夠迅速形成生產(chǎn)能力，外商可以得到較高和較快的投資回報，促進對外貿(mào)易的發(fā)展。東部地區(qū)大量出口導向型外資企業(yè)推動我國貿(mào)易順差的同時，也帶來了人民幣升值的巨大壓力和嚴重的通貨膨脹。因此，限制東部地區(qū)加工貿(mào)易業(yè)的發(fā)展，引導東部地區(qū)FDI 投向高附加值、高科技產(chǎn)業(yè)。通過這種轉(zhuǎn)型東部地區(qū) FDI的貿(mào)易創(chuàng)造效應必然會得到顯著增強。

參考文獻：

[1]王少平、封福育：《外商直接投資對中國貿(mào)易的效應與區(qū)域差異：基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的分析》，《世界經(jīng)濟》2006年第8期。

[2]蔡小勇、余子鵬：《FDI對我國出口及地區(qū)差異影響的實證研究》，《國際貿(mào)易問題》2005年第11期。

[3]梁瑞：《外商直接投資的出口貿(mào)易效應分析》，《經(jīng)濟與管理》2008年第11期。

[4]梁琦、施曉蘇：《中國對外貿(mào)易和 FDI 相互關(guān)系的研究》，《經(jīng)濟學季刊》2004年第4期。

[5]朱捷、張曉萍、賈金榮：《西部利用外商直接投資基本策略研究》，《北京理工大學學報（社會科學版）》2008 年第5期。

[6]Graham， E.M. The relationships between Trade and Foreign Direct Investment in the Manufacturing Sector： Empirical Results for the United States and Japan. Oxford University Press， 2000.

[7]Zhang Qing and Felmingham， Bruce. The Relationship between Inward Direct Foreign Investment and China's Provincial Export Trade，China Economic Review， 2001.

第5篇：進出口貿(mào)易理論范文

關(guān)鍵詞：人民幣升值 進出口貿(mào)易 對策

一、人民幣升值的背景以及原因

近幾年，我國貿(mào)易順差和外匯儲備都呈不斷上升的趨勢，雖然外匯儲備對一個國家的經(jīng)濟運行起著非常重要的作用，但是過多的外匯儲備，從遠期來看將影響人民幣名義上和實際上的有效匯率，逼迫人民幣長期持續(xù)的升值。這兩個方面是國外要求人民幣升值的主要原因。

近幾年，由于美國次貸危機和歐洲債務問題引發(fā)的一系列金融動蕩，歐美貨幣市場安全性相對減弱，為了規(guī)避風險，越來越多的國際資本流入我國，大大促進了我國外貿(mào)出口和工業(yè)投資，由于外資不斷增加，人民幣變得非常緊俏，進而升值壓力不斷加大。

二、人民幣升值對進出口貿(mào)易的影響

（一）人民幣升值對進口貿(mào)易的影響

1、弊端。我國是全球引進境外投資項目最多、涉及領(lǐng)域最廣泛的的國家之一，外商投資企業(yè)是吸引國內(nèi)勞動力的一個重要渠道，引進外資還可以促進我國技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，對整個國民經(jīng)濟的發(fā)展都有很大的促進作用。人民幣升值后，會使投資成本增加，改變即將來我國投資的外商的態(tài)度，轉(zhuǎn)而將資本推向其他發(fā)展中國家。

2、利好。人民幣適當?shù)纳?，對于我國?jīng)濟建設來說是一個重大利好。首先，可以加大我國消費者對各種國外產(chǎn)品的需求；其次，還可以降低國內(nèi)企業(yè)進口大宗原材料的成本，增強企業(yè)競爭力，從而使相關(guān)行業(yè)的盈利狀況有所改善。根據(jù)需求彈性理論，商品的需求彈性越高，進口價格變化引起進口數(shù)量調(diào)整的程度越大。由于不同商品價格的彈性有差異，人民幣升值對不同商品的影響程度也是不同的。

（二）人民幣升值對出口貿(mào)易的影響

1、不利影響。根據(jù)傳統(tǒng)經(jīng)濟學理論，人民幣升值對出口不利，而貶值可以提高該國產(chǎn)品的國際市場競爭力。較大幅度的升值，對我國以勞動密集型為主的出口企業(yè)造成的不利影響巨大。如果人民幣過度升值，會縮小勞動密集型出口企業(yè)的利潤空間，如果保持原有的利潤空間，就會削弱其在國際市場上的競爭優(yōu)勢，進而影響國內(nèi)的就業(yè)。

2、有利影響。首先，人民幣適度升值將有利于提高我國在國際分工中的地位，更好的促進我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。其次，人民幣適度升值可以改善我國和主要貿(mào)易國的關(guān)系。適度的將人民幣進行升值，可以在一定程度上減少貿(mào)易摩擦和各種有針對性的貿(mào)易糾紛，對于更好的樹立我國大國的國際形象是非常有益的。

三、進出口貿(mào)易應對人民幣升值的政策和建議

（一）積極擴大進口，促進進出口貿(mào)易平衡發(fā)展

目前，我國不僅在出口，而且在進口方面也已步入全球大國行列。一國通過進口可以引進資金、技術(shù)和各種先進的設備，彌補國內(nèi)某些資源的不足，促使國內(nèi)企業(yè)積極參與到競爭中來，優(yōu)化資源配置，促進生產(chǎn)效率的提高，增加產(chǎn)品的科技含量。據(jù)相關(guān)研究，進口對中國生產(chǎn)率進步的貢獻率約為46%。即使是進口消費品，也會帶來相關(guān)的示范效應，從而傳輸?shù)缴a(chǎn)環(huán)節(jié)，使一國生產(chǎn)的發(fā)展更為優(yōu)化。中國已躋身貿(mào)易大國的行列，不僅要重視出口，更好重視進口，積極促進進出口貿(mào)易的平衡發(fā)展，為世界貿(mào)易和全球經(jīng)濟的發(fā)展做出貢獻。

（二）調(diào)整進出口商品的貿(mào)易結(jié)構(gòu)、促進產(chǎn)業(yè)優(yōu)化

目前我國進出口商品的貿(mào)易結(jié)構(gòu)具有以下特點：勞動密集型產(chǎn)品占有較大比重；對于高科技產(chǎn)品仍然需要大量進口來滿足；服務貿(mào)易所占比重較小。從我國商品的貿(mào)易結(jié)構(gòu)可以看出，我國勞動密集型產(chǎn)品出口的外國需求彈性小，還要面臨眾多發(fā)展中國家對市場份額的競爭；先進設備和高科技含量產(chǎn)品的國內(nèi)需求彈性相對高，這一特點對于完善我國進出口貿(mào)易的發(fā)展是非常不利的。我們要努力增強出口產(chǎn)品的供給彈性，進一步提高出口商品的科技含量，盡量減少對國外的依賴，通過在進出口兩方面的努力來緩解人民幣升值對我國貿(mào)易帶來的弊端。

（三）向內(nèi)需型經(jīng)濟轉(zhuǎn)變，減少對進出口貿(mào)易的依賴

加入世貿(mào)組織以來，我國經(jīng)濟開始向內(nèi)需型轉(zhuǎn)變。由于國內(nèi)內(nèi)需不足，我們必須依靠對外貿(mào)易的發(fā)展。但是，任何一個國家單純的依靠出口，過度依賴國際市場發(fā)展本國經(jīng)濟都是極度冒險的。所以，我國也應該積極推進對內(nèi)開放，轉(zhuǎn)變發(fā)展戰(zhàn)略，由外向型向內(nèi)需型轉(zhuǎn)變，我國人口眾多，國內(nèi)消費潛力巨大，當受到國際經(jīng)濟變化的沖擊時，國內(nèi)的回旋余地較大，擴大內(nèi)需可以抵消人民幣升值后可能下降的外需?？偟膩碚f，在政策方面，我們可以下調(diào)稅額、調(diào)整個稅征收點、改變對民營企業(yè)融資的態(tài)度、使國內(nèi)企業(yè)和外資企業(yè)享有同等的稅收權(quán)利等。

（四）逐步改革人民幣匯率形成機制

降低人民幣升值的壓力，維護我國進出口貿(mào)易持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，最終必須依靠匯率形成機制改革。目前，我國的匯率水平還不能對資本賬戶變動做出快速反應，因為我國經(jīng)濟體制改革程度和發(fā)展水平還沒有條件可以讓中國完全開放資本市場和和外匯交易市場，我們必須逐步完善和改革人民幣匯率形成機制，擴大人民幣對美元的浮動區(qū)間，改變單一的聯(lián)系匯率機制，變?yōu)槎⒆∫粩堊迂泿诺穆?lián)系機制。等到經(jīng)驗成熟，我國經(jīng)濟實力不斷增強，具有對進出口貿(mào)易完全的掌控能力之時，可以考慮將對外資本項目完全開放，實行人民幣匯率的完全浮動。

四、結(jié)語

人民幣升值對我國經(jīng)濟發(fā)展短期內(nèi)會有一些不利影響。但是從長期來看將有利于降低進口產(chǎn)品的成本，通過引進國外先進的設備、技術(shù)，加快國內(nèi)企業(yè)的升級改造，促進結(jié)構(gòu)調(diào)整，提高出口企業(yè)的經(jīng)濟效率和競爭能力。如何有效掌控適當升值這個“度”，需要各方面的共同努力，既要采用合適的方法防止人民幣大幅波動以緩解其對我國進出口貿(mào)易的消極影響，又要充分利用人民幣的小幅升值對我國外貿(mào)發(fā)展的促進作用，以各種方式為人民幣進一步的升值減壓，以避免匯率大幅波動帶來的不良后果。

參考文獻：

[1]唐超.人民幣升值對我國進出口貿(mào)易的影響[J].中小企業(yè)管理與科技（上旬刊）.2010（08）

第6篇：進出口貿(mào)易理論范文

    隨著經(jīng)濟的發(fā)展,我國在逐步融入全球化的進程中。進出口貿(mào)易總額占GDP的比例由1990年的30%一度增長到2006年的65%,隨后稍有下降,2010年約為49%;同時年度貿(mào)易順差額也迅速增長,2008年達到最高點2981.3億美元,自2005年以來,年平均增長率50%左右;金融危機后,我國的進出口貿(mào)易額雙雙下滑,順差收窄,2009年為1956億美元,2010年1815億美元①。但是,這與一些發(fā)達國家巨額的貿(mào)易赤字仍舊形成了鮮明的對比。全球貿(mào)易的不平衡成為金融危機后亟待解決的問題之一。我國作為典型的貿(mào)易順差國,人民幣面臨巨大的升值壓力,有關(guān)其匯率和貿(mào)易問題的爭論與研究再次成為政界和學術(shù)界的焦點之一。

    二、文獻回顧在貿(mào)易收支與匯率關(guān)系的研究中,Robinson[1]最早應用彈性分析法研究進出口的供求彈性。彈性分析法在Lerner[2]

    等研究下得出了以數(shù)學表達的馬歇爾—勒納條件,即進出口彈性之和大于1,本幣貶值將改善貿(mào)易收支,彈性之和小于1,本幣貶值會惡化貿(mào)易收支?？紤]到匯率變動對貿(mào)易影響的時滯性,Mag-gee[3]發(fā)現(xiàn)了短期內(nèi)本幣貶值可能惡化貿(mào)易收支,于是J曲線效應由此而誕生。隨后,大量的研究主要圍繞馬歇爾—勒納條件和J曲線的驗證。在比較近期的文獻中,Wilson[4]采用不完全替代模型實證分析了新加坡、韓國、馬來西亞與美日之間的貿(mào)易余額和真實匯率之間的關(guān)系,結(jié)果發(fā)現(xiàn)只有韓國的貿(mào)易與匯率關(guān)系存在J曲線效應。MarquezandSchindler[5]以中國進出口貿(mào)易占世界貿(mào)易的比例為因變量,研究其與人民幣有效匯率之間的關(guān)系,同時考慮外商直接投資和中間品進口的影響,結(jié)果顯示,人民幣升值10%,中國出口占世界的比例降低0.5%,進口降低0.1%。Kandil[6]分別對發(fā)達國家和發(fā)展中國家的進出口貿(mào)易受匯率波動的影響進行分析,發(fā)現(xiàn),對于工業(yè)化國家而言,進出口的匯率彈性均高于發(fā)展中國家,出口需求的彈性相對較低,所以進口需求的彈性是決定經(jīng)常賬戶余額變化方向的主要因素;對于發(fā)展中國家,進口的匯率彈性較低,升值并沒有引起進口需求的增加,出口對匯率無彈性。Kharroubi[7]認為匯率彈性同時受到產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易和垂直專業(yè)化貿(mào)易的共同影響,由于各國貿(mào)易的結(jié)構(gòu)不同,因此匯率變動對貿(mào)易不平衡的調(diào)整也不同。較早開始研究人民幣匯率與我國貿(mào)易余額之間關(guān)系的學者中,如Zhang[8]研究發(fā)現(xiàn)進出口的變動是匯率變動的格蘭杰原因,卻沒有發(fā)現(xiàn)匯率變動是引起貿(mào)易余額變動的格蘭杰原因,而且我國的貿(mào)易余額不存在J曲線效應。盧向前、戴國強[9]采用協(xié)整向量自回歸模型驗證馬歇爾—勒納條件在我國是否存在,結(jié)果表明,人民幣實際匯率波動對我國進出口存在顯著影響,馬歇爾—勒納條件成立,且存在J曲線效應。葉永剛等[10]研究表明人民幣有效匯率與中美貿(mào)易收支之間不存在短期或長期因果關(guān)系,而與中日貿(mào)易收支互為因果關(guān)系,但J曲線效應不明顯。金洪飛、周繼忠[11]采用自回歸分布滯后(ARDL)模型分析中美貿(mào)易,發(fā)現(xiàn)我國對美國進出口的實際匯率彈性均不顯著。劉堯成等[12]將人民幣匯率對貿(mào)易的影響分解為純粹的匯率變動影響和匯率變動引起產(chǎn)出、收入等變動間接對貿(mào)易產(chǎn)生影響,采用對結(jié)構(gòu)性沖擊影響進行長期約束的方法,分析了人民幣實際有效匯率變動對我國貿(mào)易余額的動態(tài)影響。認為我國存在修正的J曲線效應,而且人民幣升值有產(chǎn)生貿(mào)易逆差的壓力。LiandXu[13]采用比較靜態(tài)一般均衡模型模擬了人民幣升值10%后,對中美貿(mào)易順差和美國就業(yè)的影響,發(fā)現(xiàn)人民幣升值對于我國的一般貿(mào)易產(chǎn)出的負面影響較大,中美貿(mào)易不平衡狀態(tài)會進一步加劇,一般貿(mào)易的順差會下降,加工貿(mào)易順差增加,因此綜合效應不明顯。以上研究中有的支持馬歇爾—勒納條件、J曲線效應在我國存在,有的卻得出我國貿(mào)易缺乏匯率彈性的結(jié)論。這可能因為研究的數(shù)據(jù)期間不同,方法也有所差異。此外,有的是分析雙邊匯率與貿(mào)易的關(guān)系,有的分析多邊匯率與貿(mào)易的關(guān)系。雙邊的貿(mào)易與匯率關(guān)系雖具有針對性,但由于貿(mào)易比重占我國貿(mào)易總額較低,不能綜合反映我國整體貿(mào)易與匯率的情況。而且有的以美元兌人民幣匯率作為多邊匯率的替代,也缺乏科學性。隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展,國際經(jīng)濟環(huán)境、一國經(jīng)濟的開放程度、匯率政策與貿(mào)易結(jié)構(gòu)也處在不斷變化之中。我國貿(mào)易與匯率是否存在一定的長期的均衡關(guān)系,短期匯率波動又是如何影響進出口貿(mào)易的,這正是本文研究的重點。

    三、實證分析

    (一)模型建立說明

    在實證研究中,通常假定進出口由國內(nèi)外收入和進出口商品的價格(即實際匯率)決定,同時假設出口的供給彈性無窮大,因而沒有考慮供給的影響。本文在研究進出口匯率彈性時,同時考慮進出口的需求、供給和價格因素的影響,以國內(nèi)收入分別代替進口需求和出口供給,國外收入分別代替出口需求和進口供給,以人民幣實際有效匯率作為價格因素。因此設定進出口貿(mào)易的方程如下:lnEX=a0+a1lnREER+a2lnWY+a3lnCY+ε1lnIM=b0+b1lnREER+b2lnWY+b3lnCY+ε2lnTB=c0+c1lnREER+c2lnWY+c3lnCY+ε3其中EX、IM分別表示出口、進口貿(mào)易額;TB=EX/IM,以出口比進口的相對額表示貿(mào)易余額;REER代表人民幣實際有效匯率指數(shù),指數(shù)的上升代表人民幣升值,下降表示人民幣貶值;WY、CY分別表示國外收入和國內(nèi)收入,代表進出口的供給和需求因素;εi表示隨機擾動項。根據(jù)經(jīng)濟學的理論,人民幣匯率升值會引起出口下降,進口增加,貿(mào)易順差減少,因此系數(shù)a1、b1、c1的理論符號分別為負、正、負。而供給和需求的增加都會促進出口、進口的增加,因此a2、a3、b2、b3的理論符號均為正;c2、c3為前者的綜合影響因素,因此符號不確定。由于進出口貿(mào)易、國內(nèi)外收入和人民幣實際有效匯率都具有內(nèi)生性,因此,本文采用VAR模型進行分析。根據(jù)計量經(jīng)濟學理論,在時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)的前提下,VAR模型才是穩(wěn)定的;如果時間序列不平穩(wěn),但是滿足同階單整,且存在協(xié)整關(guān)系時,可以采用有限制條件的VAR模型,即向量誤差修正(VEC)模型。因此,本文通過檢驗變量之間的協(xié)整性,分析進出口貿(mào)易與匯率之間的長期均衡關(guān)系,通過建立VCE模型,分析進出口貿(mào)易與匯率的短期動態(tài)關(guān)系。

    (二)數(shù)據(jù)來源與說明而且本文選取的樣本期間為1995年1月-2011年9月,一方面始于匯率改革后,匯率市場化程度提高;另一方面,在整個樣本期間,包括了97年的亞洲金融危機、2001年美國互聯(lián)網(wǎng)泡沫,以及最近的一次經(jīng)濟危機,樣本期間包含了經(jīng)濟的擴張與衰退,更適合研究長期均衡關(guān)系。在本文選取的研究樣本中,進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于Wind資訊數(shù)據(jù)庫;人民幣實際有效匯率來源于國際清算銀行(BIS)網(wǎng)站;由于缺乏GDP月度統(tǒng)計數(shù)據(jù),因此以工業(yè)增加值指數(shù)替代,國內(nèi)外數(shù)據(jù)均來源于OECD網(wǎng)絡數(shù)據(jù)庫,其中,國外收入以美國、英國、日本、韓國、歐盟等的工業(yè)增加值指數(shù)按照BIS的貿(mào)易權(quán)數(shù)加權(quán)平均來代替;同時以月度CPI指數(shù)(1995年1月為基期,根據(jù)環(huán)比數(shù)據(jù)計算得出,來源于Wind資訊數(shù)據(jù)庫)對進出口貿(mào)易數(shù)額進行調(diào)整,相關(guān)數(shù)據(jù)均采用X12加法模型進行季節(jié)調(diào)整并取自然對數(shù)。

    (三)單位根檢驗在求解協(xié)整方程和建立VEC模型之前需要對時間序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。本文采用ADF單位根檢驗方法,結(jié)果如表1,所有變量除TB(進出口相對額)外均屬于非平穩(wěn)時間序列,一階差分后所有變量均平穩(wěn),滿足同階單整的條件。

    (四)協(xié)整檢驗本文采用Johansen檢驗法進行協(xié)整檢驗,其是在VAR系統(tǒng)下檢驗多變量之間協(xié)整關(guān)系的一種方法。協(xié)整檢驗滯后期的選擇是基于VAR系統(tǒng)根據(jù)AIC和HQ準則選取的。從協(xié)整檢驗結(jié)果可以看到,在5%的顯著性水平下,存在0個協(xié)整方程的假設被拒絕,存在一個協(xié)整方程的假設沒有被拒絕,因此,lnEX、lnIM、lnTB均與lnREER、lnWY、lnCY存在唯一的協(xié)整關(guān)系,即存在長期均衡關(guān)系。在此基礎上,可以得到三個標準化的協(xié)整方程:從協(xié)整方程的結(jié)果看,出口的匯率彈性為正,但數(shù)值非常低(僅為0.006794),而且不顯著,所以我國的出口幾乎沒有匯率彈性;出口對于國外需求的收入彈性約為1.4,是出口增長的重要因素。進口的匯率彈性也為正,約為0.37,但是也不顯著;進口的收入彈性約為1,國內(nèi)需求是進口增長的重要因素。貿(mào)易差額的匯率彈性雖然為負,但是也不顯著,國外需求是貿(mào)易順差持續(xù)增長的主要動因。這與Kandil[6]對于發(fā)展中國家的研究的結(jié)果類似,即發(fā)展中國家,進口的匯率彈性較低,升值并沒有引起進口需求的顯著增加,出口對匯率無彈性。綜合來看,雖然市場化程度,國際化程度不斷加深,我國進出口貿(mào)易卻沒有顯著的匯率彈性。原因可能在于:1、我國的進出口貿(mào)易中加工貿(mào)易占很大一部分,屬于“大進大出”型貿(mào)易,匯率升值一方面降低加工出口產(chǎn)品的市場競爭力,另一方面又降低了中間產(chǎn)品進口的成本,二者相互抵消。2、從進口方面來看,一般貿(mào)易進口中資源及能源類國有企業(yè)占主導地位,根據(jù)畢玉江的研究,國有企業(yè)對與進口產(chǎn)品價格敏感性較低[14]。

    3、經(jīng)濟全球化對與貿(mào)易的匯率彈性存在兩方面的影響,一方面產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的增加會增大貿(mào)易的匯率彈性,因為一國進口產(chǎn)品的國內(nèi)可替代品增加,需求的價格彈性增大;另一方面,跨國公司及全球產(chǎn)業(yè)鏈的發(fā)展,使得一國貿(mào)易的垂直專業(yè)化程度加深,一國的進口產(chǎn)品和出口產(chǎn)品具有很強互補性,進口與出口的價格彈性均降低;最終貿(mào)易的匯率彈性決定于二者的綜合影響。就我國的狀況而言,進口產(chǎn)品的國內(nèi)可替代性較低,垂直化程度較高,因此貿(mào)易的匯率彈性不明顯。

    (五)VEC模型分析因為各相關(guān)變量之間均存在協(xié)整關(guān)系,因此可以進行VEC模型的估計,分析短期貿(mào)易與匯率的動態(tài)關(guān)系。滯后期的選擇也是基于VAR系統(tǒng)的AIC和HQ準則選取的,因此各個回歸模型的滯后階數(shù)不一定相同,如下表,從左到右的滯后階數(shù)分別為2、2、1。向量誤差修正模型的結(jié)果如下表所示:各個差分項反映各變量的波動,被解釋變量的波動可以分為兩部分:一是對于偏離長期均衡的調(diào)整,二是短期影響因素波動引起的。從上表可以看出,三個方程的ECMt-1項的系數(shù)均為負,說明當進出口貿(mào)易大于其長期均衡時,會向負的方向調(diào)整,小于其長期均衡時,會向正的方向調(diào)整,系數(shù)的大小反映了調(diào)整的力度。三者相比而言,出口的調(diào)整力度較大,進口的調(diào)整力度最小,貿(mào)易差額居中;但整體來看,調(diào)整力度不大,說明我國目前的貿(mào)易不平衡狀態(tài)短期內(nèi)難以改善。匯率短期升值對出口有負的影響,且滯后兩期,影響系數(shù)約為0.45;匯率升值對于進口也有負的影響,同樣滯后兩期比較明顯,影響系數(shù)約為0.66;說明匯率升值,短期內(nèi)進出口都會減少,導致貿(mào)易差額的變化對匯率不敏感。

第7篇：進出口貿(mào)易理論范文

本文對我國進出口貿(mào)易的增長數(shù)據(jù)和我國城鎮(zhèn)化發(fā)展的數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果分析以及主成分分析，研究發(fā)現(xiàn)我國的進口貿(mào)易和城鎮(zhèn)化發(fā)展呈現(xiàn)負相關(guān)的關(guān)系，而出口的數(shù)據(jù)和城鎮(zhèn)發(fā)展呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系。通過研究找出了進出口貿(mào)易對于我國城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響機制，為我國進出口貿(mào)易和城鎮(zhèn)化的協(xié)調(diào)化發(fā)展提供一定的理論基礎。

關(guān)鍵詞：

進出口貿(mào)易;城鎮(zhèn)化發(fā)展;格蘭杰;主成分;影響

一、引言

隨著我國經(jīng)濟快速發(fā)展，城鎮(zhèn)化的步伐也在不斷的加快，城鎮(zhèn)化的發(fā)展也會對我國的經(jīng)濟產(chǎn)生一定的推動作用，但是就總體來看我國的城鎮(zhèn)化水平和世界上的發(fā)達國家相比還存在很大的差距。雖然我國人均收入已經(jīng)步入中等水平，但是收入之間的差異性較大，這種差異性主要體現(xiàn)在城鄉(xiāng)之間，所以我國的城鎮(zhèn)化發(fā)展還有很大的提升空間，我國未來主要的一個發(fā)展方向就是城鎮(zhèn)化，所以有此可以看出我國政府對于城鎮(zhèn)化發(fā)展的重視，以及城鎮(zhèn)化的發(fā)展對于我國經(jīng)濟發(fā)展的重要的作用。本文對于我國進出口貿(mào)易和城鎮(zhèn)化發(fā)展之間的關(guān)系進行了研究，以期找出進出口貿(mào)易對于我國城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響，數(shù)據(jù)采用的是我國近幾十年來進出口貿(mào)易的數(shù)據(jù)以及該階段我國城鎮(zhèn)化發(fā)展的數(shù)據(jù)，通過對進出口貿(mào)易對于我國城鎮(zhèn)化的發(fā)展的影響找出我國城鎮(zhèn)化發(fā)展的對策和建議。

二、對外貿(mào)易與我國城鎮(zhèn)化發(fā)展的研究現(xiàn)狀

從目前關(guān)于進出口貿(mào)易和城鎮(zhèn)化研究的成果來看，在這些研究成果當中很少有涉及進出口貿(mào)易對于我國城鎮(zhèn)化發(fā)展影響的研究，有的學者研究了國際貿(mào)易和我國城鎮(zhèn)化發(fā)展之間的影響，得出了谷物和非谷物類貿(mào)易對于我國城鎮(zhèn)化水平的影響。所以該研究結(jié)果得出了我國要在保證相應的糧食安全的基礎上來適當進口糧食的策略。有的學者對于工業(yè)化下我國城鎮(zhèn)化的發(fā)展模式進行了介紹，從中得出了國際貿(mào)易和城鎮(zhèn)化的發(fā)展水平具有一定的關(guān)系。進出口貿(mào)易能夠在很大程度上改善我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級改變，隨著我國進出口貿(mào)易的不斷發(fā)展，資源密集型的企業(yè)在我國的經(jīng)濟發(fā)展過程中占據(jù)著重要的地位，在這個過程中通過進出口貿(mào)易的形式的不斷變化來促進我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級轉(zhuǎn)變。在市場經(jīng)濟機制下，進出口貿(mào)易能夠在很大程度上促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。如果國家可以根據(jù)自身的優(yōu)勢來進行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，該環(huán)節(jié)對于出口產(chǎn)品的種類也會產(chǎn)生一定的影響；對于進出口的產(chǎn)品的種類要進行嚴格的限定，在出口產(chǎn)品的過程中要不斷的增加高科技含量以及高附加值的產(chǎn)品，促進我國經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與轉(zhuǎn)型。在城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展過程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整是其有力的推動者，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整能夠使得企業(yè)在地理位置上產(chǎn)生集聚效應。在基礎的工業(yè)帶動下當?shù)氐慕?jīng)濟會呈現(xiàn)全方面的發(fā)展，這種發(fā)展一方面解決了農(nóng)村剩余勞動力的問題，使得農(nóng)業(yè)上的勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移為城鎮(zhèn)化的發(fā)展做出貢獻；一般來講，不同的產(chǎn)業(yè)之間的收入差異會比較大，工業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的效益一般要比農(nóng)業(yè)的效益要高，在工業(yè)和服務業(yè)中服務業(yè)的效益要比工業(yè)的效益要高，這種不同行業(yè)之間存在的差異會使得資源和勞動力朝著工業(yè)以及服務業(yè)的方向發(fā)展。通過研究很多數(shù)據(jù)表明我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整對于我國城鎮(zhèn)化發(fā)展具有很大的推動作用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整使城市化的發(fā)展具有不同的特點；另外，城市化的發(fā)展也會對我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級產(chǎn)生一定的推動作用。通過對于城鎮(zhèn)化發(fā)展和進出口貿(mào)易之間關(guān)系研究現(xiàn)狀來看，直接涉及到二者之間的關(guān)系的研究較少，即使有所涉及也沒有對進出口貿(mào)易對于城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響進行研究，本文在此背景下對進出口貿(mào)易對我國城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響因素進行了分析，在這個過程中應用了主成分分析以及格蘭杰因果對二者之間的關(guān)系進行了研究，得出了二者的確切的關(guān)系。

三、進出口貿(mào)易對我國城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響

城鎮(zhèn)化發(fā)展的程度是地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度的一個重要的標志，也是當?shù)卣芾硭胶徒M織形式的一種體現(xiàn)。改革開放以來我國的城鎮(zhèn)化率從之前的不到20%已經(jīng)達到目前的接近60%。在這期間我國的出口的貿(mào)易總額也實現(xiàn)了巨大的增長。在我國城鎮(zhèn)化主要就是指農(nóng)村變成城市，同時實現(xiàn)第二、三產(chǎn)業(yè)的集聚式發(fā)展，在這個過程中農(nóng)村人口不斷的涌進城市，使得城市的規(guī)模以及城市的數(shù)量都獲得了很大程度的增長，城市的生活方式以及工作方式都在發(fā)生著轉(zhuǎn)變，在這個過程中城市的一切都在不斷的轉(zhuǎn)變著農(nóng)村一切。城鎮(zhèn)化是對于一個行政區(qū)域來講，指的是城市人口占所有人口的總的百分比，在某種程度反映的是人口向城市發(fā)展和集聚的程度。所以國家的城鎮(zhèn)化率和城市的人口有著直接的關(guān)系，城鎮(zhèn)的人口又對城市的第二、三產(chǎn)業(yè)具有巨大的影響和推動作用，在城市經(jīng)濟的組成部分中對外貿(mào)易以及服務業(yè)都占有相對比較大的比重，所以從上述推理來看城鎮(zhèn)化率和城市的對外貿(mào)易具有較為密切的關(guān)系。從微觀角度來看，作為城市經(jīng)濟的重要組成部分對外貿(mào)易產(chǎn)業(yè)能夠吸收更多的勞動力，由于產(chǎn)業(yè)之間的邊際效益的差別使得越來越多的農(nóng)村放棄從事的農(nóng)業(yè)投入到城市的對外貿(mào)易產(chǎn)業(yè)中來，在城市中很大一部分人員從事的是對外貿(mào)易的工作，并且對外貿(mào)易產(chǎn)業(yè)一般都集中在城鎮(zhèn)中，這就促進農(nóng)村的勞動力向城市轉(zhuǎn)移，所以城市的對外貿(mào)易產(chǎn)業(yè)在很大程度上促進了城鎮(zhèn)化發(fā)展。從二者關(guān)系的宏觀角度來講，進出口貿(mào)易在各個方面都會對城鎮(zhèn)化的發(fā)展形成一定的影響。進出口貿(mào)易是我國經(jīng)濟的重要組成部分，進出口貿(mào)易的發(fā)展會在一定程度上促進經(jīng)濟的發(fā)展，而國家對于城鎮(zhèn)的規(guī)劃以及基礎設施投資性發(fā)展的資金都是由此而來，所以對外貿(mào)易從宏觀角度來講對于城鎮(zhèn)化的貢獻非常大，對于城鎮(zhèn)化的發(fā)展具有推動性的作用。

四、城鎮(zhèn)化發(fā)展與進出口貿(mào)易關(guān)系分析

（一）變量和數(shù)據(jù)說明

由于本文所研究的是進出口貿(mào)易對于我國城鎮(zhèn)化的影響，所以本文選擇了如下的幾個變量來分析二者存在的關(guān)系，包括近三十年的我國進口總額、我國的出口總額、我國的非農(nóng)業(yè)就業(yè)率、農(nóng)村和城鎮(zhèn)之間的居民收入差異、以及非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值來。目標變量為城鎮(zhèn)化率。所選擇的數(shù)據(jù)為1970-2010年的所有的數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)都是通過中國統(tǒng)計年鑒來獲得的。

（二）模型設定

在我國城鎮(zhèn)經(jīng)濟的組成中非農(nóng)經(jīng)濟占到了城鎮(zhèn)經(jīng)濟組成的絕大部分，這種非農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟組成部分在一定程度上能夠反映城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整對于我國城鎮(zhèn)經(jīng)濟的重要影響，由于城鎮(zhèn)經(jīng)濟組成結(jié)構(gòu)的重大轉(zhuǎn)變使得越來越多農(nóng)民的勞動形式發(fā)生了根本的轉(zhuǎn)變，大量的農(nóng)民進入到城市中開始從事第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)當中，這種勞動力的轉(zhuǎn)移恰恰成為一個地區(qū)城鎮(zhèn)化的重要指標，所以使得企業(yè)的城鎮(zhèn)化得到了快速的發(fā)展。人均的國內(nèi)生產(chǎn)總值能夠衡量一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的總體水平，在城鎮(zhèn)化的研究過程中是經(jīng)常用到的一個指標。城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村之間的收入差距指的是二者可支配收入的差距，該指標反映了一個鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟發(fā)展的活力。由于數(shù)據(jù)的值域存在很大的差別，所以為了更好的反映數(shù)據(jù)之間的關(guān)系還需要對于數(shù)據(jù)做一定的預處理，本文所建立的模型假設如下：linUR=c+β1lnMt+β2linXt+β3linNAOt+β4linPGt+β5linNAEt+β6linIGt其中，UR指的是目標變量，M、X、NAO、PG、NAE、IG是解釋變量。其余的為相應的系數(shù)以及誤差項。

（三）回歸分析

對于非平穩(wěn)的時間序列來講，可以通過差分處理的方式將其轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)的變量，然后才能夠?qū)⑸鲜鰯?shù)據(jù)應用與所構(gòu)建的模型。然后借助相應的數(shù)據(jù)處理軟件對誤差項進行分析。首要的就是檢驗各個解釋變量是否是平穩(wěn)的，通過對單位根進行檢驗來獲取相應的一階的平穩(wěn)數(shù)據(jù)和二階的平穩(wěn)數(shù)據(jù)等。本文在分析我國進出口貿(mào)易和我國城鎮(zhèn)化之間關(guān)系的過程中采用了格蘭杰因果分析法。首先通過對我國出口貿(mào)易額和城鎮(zhèn)化率的格蘭特原因進行分析得出，城鎮(zhèn)化率對進出口貿(mào)易的總額具有一定的影響，但是出口貿(mào)易總額對城鎮(zhèn)化率的影響卻非常小。通過分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率程度的提高會使得進出口貿(mào)易的總額下降。結(jié)合現(xiàn)實來考慮，城鎮(zhèn)化率對于進出口貿(mào)易具有多個方面的消極的影響，通過本文數(shù)據(jù)的結(jié)果來看，其對于進口的影響是消極的。城鎮(zhèn)化率的升高會使得當?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生積極的改變，會使得很大一部分勞動力從事于第二三產(chǎn)業(yè)中，所以社會資本也會參與到這些產(chǎn)業(yè)當中，這會使得國內(nèi)的二三產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)快速的增長。根據(jù)我國進出口的相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，我國進口產(chǎn)業(yè)一般都是其他國家所生產(chǎn)的具有高科技含量與附加值的產(chǎn)品，在改革開放后的近幾十年中我國對于這些工業(yè)成品的進口占到了進口總額的80%以上，在這些環(huán)節(jié)中各種設備的進口占到了很大的一個比例。城鎮(zhèn)化水平的提高在一定程度上促進我國工業(yè)化的發(fā)展，我國科學技術(shù)以及工業(yè)制品生產(chǎn)能力的提升在很大程度上減少了對于國外產(chǎn)品的依賴性進而使得進口的額度減少了。接著對于出口總額對于我國城鎮(zhèn)化率的影響的格蘭杰因果進行了分析，通過分析發(fā)現(xiàn)出口總額是城鎮(zhèn)化發(fā)展的原因，反之則不是。也就是說隨著我國對外貿(mào)易出口額的增長，會起到促進城鎮(zhèn)發(fā)展的作用。出口額的提升會在很大程度上促進我國第二三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以及城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，會為城市制造大量的就業(yè)機會，使得越來越多的人們進入到城市，因而實現(xiàn)了城鎮(zhèn)的快速發(fā)展。反之城鎮(zhèn)化率對于出口貿(mào)易的總額卻沒有顯著的影響。

（四）主成分因子分析

在上述研究的解釋變量當中，每個解釋變量對于城鎮(zhèn)化率影響的貢獻是不一樣的，為了得到各個解釋變量的權(quán)重值本文采用了主成分分析法。通過計算得到出口總額的第一主成分所占的比重為0.99，進口總額的第一主成分所占的比重同樣為0.99，所以本文所選擇的解釋變量第一主成分的貢獻率達到了93%以上，所以利用上述解釋變量來對目標變量進行解釋的理由是充分的，進出口額的比重是最高的，所以為了簡化也可以直接將上述兩者直接作為整個模型的解釋變量。

結(jié)論

為了使得城鎮(zhèn)化率的提高，我國應該集中力量于出口貿(mào)易。通過有效利用農(nóng)村剩余勞動力來積極發(fā)展對外出口，大力發(fā)揮產(chǎn)業(yè)的集聚化效應，使得出口貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到較好的調(diào)整，提升城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中資本、資源與人力的有效的配置，提高我國資本與資源的投入和產(chǎn)出比例，在很大程度上促進我國城鎮(zhèn)化發(fā)展的質(zhì)量。作為政府要積極的引導對外貿(mào)易企業(yè)進行改革，為出口貿(mào)易產(chǎn)業(yè)制定積極的優(yōu)惠政策，使得外貿(mào)企業(yè)的相關(guān)制度更加完善、更加先進，使得其促進城鎮(zhèn)第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展作用能夠得到很好的發(fā)揮。作為國家來講，應該適當?shù)奶岣叱隹谕硕惖亩惵?，為出口外貿(mào)企業(yè)的發(fā)展營造良好的政策與外部環(huán)境，增強對外貿(mào)易企業(yè)自身的核心競爭力。并且在運作的過程中降低成本，使得企業(yè)應對各種危機的能力增強。

作者：湯夢琳 單位：重慶醫(yī)科大學附屬第一醫(yī)院計財處

參考文獻：

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第8篇：進出口貿(mào)易理論范文

【關(guān)鍵詞】鐵路；進出口；思考；對策

1.形勢

1.1大力發(fā)展鐵路非運輸企業(yè)的形勢

根據(jù)盛光祖部長在全國鐵路工作會議上的報告提出的大力推進鐵路多元化經(jīng)營的新模式，實施多元化戰(zhàn)略，必須把握“多元化經(jīng)營，一體化管理，全口徑核算”的總體要求，未來鐵路發(fā)展要緊緊依托鐵路運輸優(yōu)勢，大力開發(fā)物流業(yè)和其他經(jīng)營業(yè)務，建立鐵路運輸業(yè)和非運輸業(yè)同等重要、同步發(fā)展的新格局。在鐵路多元化經(jīng)營新模式的大環(huán)境下，鐵路進出口貿(mào)易公司既迎來了新的發(fā)展機遇，也存在著各種各樣的風險和挑戰(zhàn)。

1.2國際形勢對我國進出口貿(mào)易的影響

（1）由于金融危機導致了美國經(jīng)濟減速或衰退不僅大幅降低了中國的出口增速，而且也大幅減少了中國的貿(mào)易順差規(guī)模。同樣，歐債危機的爆發(fā)又使得歐元區(qū)的國家加大了其產(chǎn)品的對外貿(mào)易。這樣中國無疑會成為歐元區(qū)國家實施貿(mào)易保護主義的對象，即造成了我國外部市場競爭異常激烈，需求急劇下降，外貿(mào)出口大幅萎縮。

（2）人民幣不斷升值對我國進出口貿(mào)易而言是一把“雙刃劍”既帶來好處，也帶來一定的危害。好處是有利于降低進口產(chǎn)品成本的降低；危害是提高了中國產(chǎn)品的價格，加大了資本投入的成本，降低了我國出口產(chǎn)品的國際市場競爭力，從而引發(fā)國內(nèi)經(jīng)濟的不景氣。

1.3周邊形勢對我國進出口貿(mào)易的影響

中國的新亞洲戰(zhàn)略：隨著經(jīng)濟全球化和克服金融危機影響，亞洲經(jīng)濟快速發(fā)展，區(qū)域合作更加緊密，成為拉動世界經(jīng)濟恢復和增長的重要引引擎，日益影響著世界經(jīng)濟的發(fā)展進程。然而事件的發(fā)生，引發(fā)兩國的貿(mào)易之爭，大大削弱了中日的貿(mào)易往來，我國將會加強與東盟、臺灣的經(jīng)濟合作和貿(mào)易，同時也可能增加了中美之間的貿(mào)易合作。

2.發(fā)展鐵路進出口貿(mào)易的方法

上海雷威進出口貿(mào)易公司是上海鐵路局唯一擁有全國各口岸報關(guān)權(quán)集商貿(mào)、物流、倉儲、咨詢及托運等業(yè)務于一體的綜合性外貿(mào)公司。為上海鐵路局所屬機務段、車輛段、工務段等進口鐵路配件和鐵路工程機械設備等，如SKF軸承、工裝設備等。但是由于公司規(guī)模比較小，外貿(mào)經(jīng)驗不足，外貿(mào)信息比較閉塞，市場競爭力相對薄弱。在高速發(fā)展的高鐵時代，探索和思考發(fā)展鐵路進出口貿(mào)易的方法，是我們經(jīng)營鐵路進出口貿(mào)易的一項責任和使命。

亞當.斯密絕對優(yōu)勢理論認為，一國應該專業(yè)化生產(chǎn)和出口那些本國具有絕對優(yōu)勢的產(chǎn)品，進口那些外國具有絕對優(yōu)勢的產(chǎn)品?！¤F路進入高鐵時代，鐵路進出口貿(mào)易公司應該借當前鐵路大力發(fā)展非運輸企業(yè)的形勢，緊緊依靠鐵路運輸主業(yè)，用足政策優(yōu)勢。

2.1進口貿(mào)易

與運輸主業(yè)聯(lián)手，共同開發(fā)做大做強鐵路工裝設備進口業(yè)務，在人民幣持續(xù)升值的大背景下，可以大大的降低進口成本，為進口貿(mào)易帶來了優(yōu)勢和空間。

（1）機車車輛配件進口：隨著ND5進口機車配件市場正在逐步的萎縮，動車運營公里數(shù)已趨近動車的三、四級修程，動車的配件進口業(yè)務為我們打開了外貿(mào)市場空間。

（2）工裝設備進口：高鐵時代的到來，鐵路許多高科技的檢修設備仍然依賴進口，如印刷鐵路磁卡票的印刷設備、車輛段的車軸磨床、機務車輛段的不落輪鏇車床等。

2.2出口貿(mào)易

貿(mào)易競爭指數(shù)TCli—又稱水平分工度指標，它用來反映本國生產(chǎn)的一種產(chǎn)品相對世界市場上供應的它國同種產(chǎn)品來說，是處于效率的競爭優(yōu)劣的程度。即反映本國生產(chǎn)的一種產(chǎn)品相對世界市場供應的同種產(chǎn)品，處于效率的競爭優(yōu)劣程度，TCli值越大，優(yōu)勢越大。鐵路進出口貿(mào)易公司要充分利用在出口貿(mào)易中的政策優(yōu)勢，中國率先進入了高鐵時代，伴隨著鐵路高科技產(chǎn)品的制造和生產(chǎn)，我國的路用產(chǎn)品正在逐步成為國際上的先進的，高附加值的鐵路產(chǎn)品，正在從亞洲的鐵路市場向歐美市場發(fā)展，如高鐵和動車機車及配件、鐵路路用緩沖器等。努力增加路用產(chǎn)品的出口競爭力。

（1）通過各種國內(nèi)外交易會和網(wǎng)絡等為一些只能作為供應商的小工廠和沒有外貿(mào)出口權(quán)的企業(yè)做好出口。即充分利用廣交會、華交會等，擴大外貿(mào)產(chǎn)品的宣傳和展示，吸引外商不斷做大自營和出口業(yè)務。

（2）充分利用外高橋保稅區(qū)的優(yōu)勢，用足政策優(yōu)勢，努力吸引外資來料加工，逐步做大做強來料加工，倉儲、物流一條龍的服務。同時可以把我們現(xiàn)有在外高橋保稅區(qū)的上海華鐵置業(yè)公司逐步打造成我們在保稅區(qū)的鐵路窗口，努力使我們的鐵路產(chǎn)品走向國際。

（3）加強與鐵路路用產(chǎn)品工廠合作，充分利用我們現(xiàn)有向東南亞出口的鐵路產(chǎn)品，用全新的包裝和宣傳，參加國際鐵路路用產(chǎn)品的展覽會，努力把既有的拳頭產(chǎn)品擴大銷售市場。增加鐵路產(chǎn)品的出口競爭力。

第9篇：進出口貿(mào)易理論范文

關(guān)鍵詞：FDI；協(xié)整分析；誤差修正模型

作者簡介：胡再勇(1976―)，男，湖北浠水人，經(jīng)濟學博士，外交學院國際經(jīng)濟系講師，主要從事國際貨幣理論與政策研究。

中圖分類號：F114

文獻標識碼：A

文章編號：1006―1096(2006)06-0039-04

收稿日期：2006―08―14

一、外國直接投資促進我國國fi,貿(mào)易的現(xiàn)狀分析

根據(jù)小島清的理論，當外資投資于東道國的比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)時，將會創(chuàng)造貿(mào)易。外國直接投資充分利用我國的廉價勞動力、相對完善的基礎設施以及廣闊的國內(nèi)市場，并與自身的資本、先進技術(shù)和管理結(jié)合起來，從而在國際市場上獲得了競爭優(yōu)勢，并拉動我國出口。此外，外國直接投資的進人，本身也會帶來一些重要的資本品的進口，而且隨著國際產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，尤其是一些跨國公司在發(fā)展中國家垂直型投資的發(fā)展，即跨國公司到發(fā)展中國家建立與其國內(nèi)的產(chǎn)品有關(guān)聯(lián)的子公司，并在總公司與子公司之間形成專業(yè)化分工合作，這也會促進東道國進口的增加。

從圖1可以看到，外商投資企業(yè)進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易占我國進出口貿(mào)易總額、出口貿(mào)易總額、進口貿(mào)易總額的比重逐年上升。外商投資企業(yè)對我國出口貿(mào)易的促進作用逐年增加，外商投資企業(yè)的出口能力已經(jīng)成為我國外貿(mào)出口競爭力的重要構(gòu)成要素和增長源泉，相對應的是國有企業(yè)出口競爭能力的逐漸衰退。

由于在外國直接投資中扮演主角的跨國公司擁有龐大的全球生產(chǎn)與分銷體系，這為中國企業(yè)進入國際市場提供了廣闊的進出口渠道，也促進了我國進出口貿(mào)易的發(fā)展。我國利用外資最多的國家和地區(qū)如中國香港、日本、韓國、美國、中國臺灣、新加坡等同時也是與我國開展進出口貿(mào)易最緊密的國家，這種現(xiàn)象表明外國直接投資的確促進了對外貿(mào)易的發(fā)展。因此，本文將采用協(xié)整分析的方法來實證研究外國直接投資對我國進出口貿(mào)易總額、出口總額、進口總額的定量貢獻。

二、本文采用的方法

1．單位根檢驗。采用ADF(AugmentedDickey―Full)檢驗法檢驗變量的平穩(wěn)性。假設序列yt服從P階自回歸過程。檢驗方程為

其中c為常數(shù)項、St為趨勢項。作假設檢驗為HO：y=0；H1：r＜0。如果接受元假設則說明序列yt沒有單位根。方程中加人p個滯后項，是為了使殘差項εt成為白噪聲。對于非平穩(wěn)序列，還需檢驗其差分的平穩(wěn)性，如果變量的n階差分是乎穩(wěn)的，則稱它是n階單整的，記作I(n)。而變量同階單整是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的必要條件。

2．協(xié)整檢驗。對于服從I(1)過程的變量的協(xié)整檢驗，從檢驗的手段上可分為兩種：一種是基于回歸殘差的EC兩步法協(xié)整檢驗；另一種是基于回歸系數(shù)的Johansen檢驗，Jo-hansen和JuseliusL提出了一種在VAR系統(tǒng)下用極大似然估計來檢驗多變量間協(xié)整關(guān)系的方法，即Johansen協(xié)整檢驗，這里我們采用前者進行分析。對存在協(xié)整關(guān)系的平穩(wěn)時間序列，可以直接使用普通最小二乘法(OLS)進行變量間的回歸，這時最小二乘法估計量不僅是一致的，而且快于平穩(wěn)時間序列OLS估計量的收斂速度，因此，可以直接對FDI和貿(mào)易變量進行回歸。

其中l(wèi)nFDIt是t期實際FDI的自然對數(shù)，InXt是t期貿(mào)易額的自然對數(shù)，c為常數(shù)項。引入對數(shù)后更容易得到平穩(wěn)數(shù)據(jù)而且不會改變時間序列的性質(zhì)和相互關(guān)系。考察方程(2)的回歸殘差εt是否平穩(wěn)，可以采用ADF檢驗，如果平穩(wěn)，則表明存在協(xié)整過程，且方程(2)描述了FDI和貿(mào)易額之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。

3．格蘭杰(Granger)因果檢驗。格蘭杰因果檢驗是在考察序列x是否是序列y產(chǎn)生的原因時采取的辦法：先估計當前的y值被其自身滯后值所能解釋的程度，然后驗證通過引入序列x的滯后值是否可以提高y的被解釋程度。如果是，則稱序列x是y的格蘭杰成因(Granger Cause)，此時x的滯后期系數(shù)只有明顯的統(tǒng)計顯著性。一般的，還應該考慮問題的另一方面，即序列y是否是x的格蘭杰成因。檢驗方程為

其中，k是最大滯后階數(shù)，通?？梢匀∩源笠恍z驗的原假設是序列x(y)不是序列y(x)的格蘭杰成因，即

檢驗的指標是F統(tǒng)計量利相伴概率。

三、本文采用的數(shù)據(jù)及來源

以實際利用外商直接投資額來度量FDI，以進出口總額、出口總額、進口總額來度量國際貿(mào)易。

四、實證分析

1．時間序列的平穩(wěn)性檢驗。由于經(jīng)濟模型中非平穩(wěn)時間序列之間經(jīng)常發(fā)生偽回歸現(xiàn)象而造成結(jié)論失效，所以，對經(jīng)濟變量的時間序列進行回歸分析之前，先進行平穩(wěn)性檢驗，只有平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)，才能進行回歸分析。本文主要采用ADF檢驗。檢驗結(jié)果見表2。

從檢驗結(jié)果可知，LFDI、LEI、LE、U在10％的顯著性水平下都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，即它們都是非平穩(wěn)時間序列。而這些變量的一階滯后差分DLFDI、DLEI、DLE、DLI在5％的顯著性水平下都通過了顯著性檢驗，表明LFDI、LEI、LE、LI都是一階單整I(1)的。

2．E―C協(xié)整檢驗。根據(jù)協(xié)整理論，由于LFDI、LEI、LE、LI都是I(1)的，所以，可以進行協(xié)整分析以驗證LFDI與國際貿(mào)易變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，如果兩個非平穩(wěn)序列之間存在協(xié)整關(guān)系，則這兩個變量之間就存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，從而可以有效避免偽回歸。本文采用Johansen提出的基于VAR模型的協(xié)整檢驗方法，我們首先分別建立LFDI與LEI、LE、LI之間的向量自回歸模型，假設其滯后期數(shù)為p，通常希望滯后期數(shù)足夠大以反映模型的動態(tài)特征，但是另一方面滯后期數(shù)越大，自由度越小，因此在本文中采取AIC和SC最小的原則來確定滯后階數(shù)；當AIC和SC出現(xiàn)矛盾時，利用似然比(LR)來確定滯后階數(shù)，以便在動態(tài)性與自由度之間尋求一種均衡。在滯后期數(shù)確定后，再對協(xié)整方程中是否存在常數(shù)項和趨勢項進行驗證，然后對數(shù)據(jù)進行協(xié)整測試，最終結(jié)果如表3。

從表3可以看到，由于似然率22．8829大于1％臨界值20．04表明應拒絕原假設，HO：r＝0，而接受備擇假設H1：r＝1；另一方面，由于似然率3．5308小于5％的臨界值3．76，因而接受Hl：r＝1的原假設。結(jié)合這兩個假設檢驗的結(jié)果可知，

在1％的顯著水平下，LEI與LFDI存在且僅存在一個協(xié)整關(guān)系。

對于LE與LFDI，由于16．34366大于5％的臨界值15．41，表明應拒絕原假設HO：r＝0，而接受備擇假設H1：r＝1；似然率4．397493小于1％的臨界值6．65，因而接受H1：r＝1的原假設。因此，在5％的顯著水平下，LE與LFDI存在且僅存在一個協(xié)整關(guān)系。

對于LI與LFDI，由于16．16805大于5％的臨界值15．41，表明應拒絕原假設HO：r＝0，而接受備擇假設H1：r＝1，由似然率2．176960小于5％的臨界值3．76，因而接受H1：r＝1的原假設，結(jié)合這兩個假設檢驗的結(jié)果可知，在1％的顯著水平下，LI與LFDI存在且僅存在一個協(xié)整關(guān)系。

3．Granger因果檢驗。經(jīng)濟時間序列經(jīng)常出現(xiàn)偽回歸問題，即經(jīng)濟意義表明幾乎沒有聯(lián)系的序列卻可能計算出較大的相關(guān)系數(shù)，實際卻毫無意義。本文對我國的外國直接投資與進出口貿(mào)易總額、出口額、進口額進行了Granger因果檢驗，檢驗結(jié)果見表4。

從表4可見，關(guān)于LFDI不是LEI的Granger成因的原假設，拒絕它犯第一類錯誤的概率是0．02921，應該拒絕原假設，表明至少可以在95％的置信水平下，認為LFDI是LEI的Granger成因，而LEI不是LFDI的Granger成因的原假設，其相伴概率是0．7745，不能拒絕原假設，表明LEI不是LFDI的Granger成因的概率較大。同樣，表明至少可以在95％的置信水平下，認為LFDI是LE的Granger成因，但LFDI是U的Granger成因的概率只有77％，不是很大。

4．協(xié)整方程與向量誤差修正模型。根據(jù)上述Johansen檢驗以及Granger檢驗可知，LFDI確實是LEI、I凰、LI的成因，且LEI、LK、L1分別與LFDI之間都存在長期均衡關(guān)系，故可以分別建立LFDI與LEI、LE、U之間的長期協(xié)整方程，結(jié)果如表5。

協(xié)整分析表明外國直接投資與我國進出口貿(mào)易總額、出口總額、進口總額之間存在長期均衡關(guān)系。從方程(5)的協(xié)整回歸結(jié)果可知，LFDI每變動一個百分點，會帶動進出口貿(mào)易總額的自然對數(shù)值0．442個百分點的同方向變動；從方程(6)的協(xié)整回歸結(jié)果可知，LFDI每變動一個百分點，會帶動出口貿(mào)易總額的自然對數(shù)值同方向變動0．508個百分點；從方程(7)的協(xié)整回歸結(jié)果可知，LFDI每變動一個百分點，會帶動進口貿(mào)易總額的自然對數(shù)值同方向變動0．298個百分點。從上述數(shù)據(jù)可以看到，F(xiàn)DI與出口貿(mào)易之間的正向關(guān)系要大于其與進口貿(mào)易之間的關(guān)系。因此，就LEI、LE、L1分別與LFDI間建立的向量誤差修正模型為

(1)構(gòu)建的LEI與LFDI間的向量誤差修正模型為

由于AIC＝-4．814207，SC＝―4．117194都比較小，且R―squared＝0．54，對數(shù)似然函數(shù)值為62．14207，所以模型整體擬合效果較好。其中括號中的數(shù)值是相應參數(shù)的T檢驗值。同時，本文還對模型(8)、(9)、(10)進行了一系列檢驗，DW檢驗表明這3個模型的殘差沒有自相關(guān)，JB檢驗表明這3個模型的殘差分布是正態(tài)分布，ARCH檢驗表明這3個模型不存在條件異方差，RESET檢驗表明3個模型的設置基本正確。

從誤差修正模型(6)、(8)、(10)可以看出，三個方程中誤差修正項的系數(shù)分別為0．3342、0．2736、0．2157，表明上一年非均衡的程度分別為33．42％、27．36％、21．57％，表明從非均衡向長期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度不是很快，同時也表明我國的進出口、出口、進口波動程度不是很大。與長期均衡相比，在短期動態(tài)中，LFDI對LEI、I丑、L1的影響要小于長期均衡方程中的影響。從方程(6)、(8)、(10)可以看出，在短期內(nèi)外國直接投資對我國進出口、出口、進口都具有促進作用，其中，滯后2期的LFDI顯著影響LE(滯后1期的LFDI因估計系數(shù)沒有通過T檢驗而省去)，這表明外國直接投資對出口的促進作用具有滯后性，一般只有到第2年才能發(fā)揮出來。

五、結(jié)論及建議

首先，協(xié)整分析表明外國直接投資與我國進出口貿(mào)易總額、出口總額、進口總額之間存在長期均衡關(guān)系。FDI的自然對數(shù)每變動一個百分點，會帶動進出口貿(mào)易總額、出口貿(mào)易總額和進口貿(mào)易總額的自然對數(shù)值分別同方向變動0．442個百分點、0．508個百分點和0．298個百分點。從上述數(shù)據(jù)可以看到，外國直接投資對我國出口貿(mào)易的推動作用要大于其對進口貿(mào)易的推動作用。

其次，誤差修正模型表明上一年非均衡的程度分別為33．42％、27．36％、21．57％，這說明從非均衡向長期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度不是很快，同時也表明我國進出口、出口、進口的波動程度不是很大。與長期均衡相比，在短期動態(tài)中，外國直接投資的自然對數(shù)對進出口貿(mào)易總額、出口總額、進口總額的自然對數(shù)的影響要小于長期均衡方程中的FDI所造成的影響。在短期內(nèi)外國直接投資對我國進出口、出口、進口都具有促進作用，其中滯后2期的外國直接投資的自然對數(shù)顯著影響出口貿(mào)易總額的自然對數(shù)(滯后1期的外國直接投資的自然對數(shù)因估計系數(shù)沒有通過T檢驗而省去)，這表明外國直接投資對出口的促進作用具有滯后性，一般只有第2年才發(fā)揮出來。

最后，從對外國直接投資對我國國際貿(mào)易貢獻的現(xiàn)狀分析中，我們發(fā)現(xiàn)外商投資企業(yè)的進出口貿(mào)易對我國進出口貿(mào)易的促進作用已經(jīng)超過國有企業(yè)，而外商投資企業(yè)進口貿(mào)易額占我國進口貿(mào)易總額的比重與外商投資企業(yè)進出口貿(mào)易額占我國進出口貿(mào)易總額的比重的差額也在逐漸縮小，從1993年相差12．73％逐漸縮小到2004年的0．76％，這表明外商投資企業(yè)對我國出口貿(mào)易的促進作用逐年增加，外商投資企業(yè)的出口能力已經(jīng)成為我國外貿(mào)出口競爭力的重要構(gòu)成要素和增長源泉，相對應的是國有企業(yè)出口競爭能力的逐漸衰退。