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第1篇：進出口貿易研究分析范文

摘 要：以2004年1月-2007年6月全國進出口總額、進口總額、出口總額和體 育用品出口額為 分析樣本，運用相關分析、單位根檢驗、協整分析、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數及方差 分解技術等方法，對體育用品出口貿易與中國進出口貿易的互動關系進行實證研究。結果表 明：體育用品出口貿易與我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易存在較高關聯度，且4個時 間序列變量均為一階單整I(1)序列。體育用品出口貿易與我國進出口貿易不存在長期穩定的 均衡關系，但與出口貿易、進口貿易存在長期穩定的均衡關系。體育用品出口貿易不是我國 進出口貿易和出口貿易增長的原因，而進出口貿易、出口貿易卻是體育用品出口貿易增長的 原因，體育用品出口貿易與進口貿易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。進出口貿易、出 口貿易、進口貿易對體育用品出口貿易增長波動的總體響應表現為“短期效應明顯，長期效 應較弱”。進出口貿易、出口貿易與進口貿易增長的波動主要歸因于自身因素，體育用品出 口貿易對我國進出口貿易事業的貢獻程度均維持在較低的水平。

關鍵詞：體育用品；出口；進出口貿易；互動關系；實證研究；中國

中圖分類號：G80-05文獻標識碼：A文章編號 ：1007-3612(2009)03-0020-05

A Positive Research on Interaction between Sporting Goods Export and China's Import and Export Trade

CHEN Po ZHAO Heng XIA ChongDe

(1. College of Physical Education, Chongqing Normal University, Chongqing 401331, China;

2. College of Physical Education, Southwest Un iversity, Chongqing 400715, China)

Abstract: The national gross of imports and exports, imports, exports and sporti ng goods exports from January 2004 to June 2007 are analyzed by the methods of c orrelation analysis, unit root test, cointegration analysis, Granger causalitytest, pulse response function and variance decomposition technique in the positi ve research of interaction between sporting goods export trade and China's impor t and export trade. The results show that there exists high correlative between sporting goods, China's export and import trade, import trade and export trade, and the four time series variables are in a whole bandI (1) sequence. There isno long term, stable balance between sporting goods export trade and China's imp ort and export trade, but it exists between export trade and import trade. Sport ing goods export trade is not the reason for growth, while import and export tra de and export trade is responding for sporting goods export growth. There is no oneway on the Granger causality reasons for sporting goods export trade and im p ort trade. Influence of import and export trade, export, import export trade on the sporting goods trade growth fluctuations responses for the overall performan ce as significant in shortterm effects, weak in longterm effects. The fluctu at ion and the growth mainly attribute to their own factors. Sporting goods export contributes to China's import and export trade at a low level.

Key words: sporting goods; export; import and export trade; interaction; positive research; China

在我國進出口貿易與體育用品出口貿易雙重因素的作用下，國內社會經濟發展水平得到 較大幅度提高。基于此背景，本研究選取體育用品出口貿易與中國進出口貿易為研究對象， 驗證二者之間的互動關系，把握其內在作用機制，實現共同繁榮發展目標，進一步促進我國 經濟發展，有著重要的現實意義。近年來，關于體育用品的研究成果頗多，但大部分還是純 粹的定性描 述，多以抽象的語言概括為主，定量與定性相結合的實證性研究成果甚少。鑒于此，本文利 用2004年1月～2007年6月的月度數據，運用多種計量經濟學分析方法，重點考察體育用品出 口貿易與我國進出口貿易的互動關系，考證二者之間的彼此貢獻程度。旨在為進一步明確體 育用品出口貿易與我國進出口貿易之間的量化關系，完善體育用品出口貿易發展策略，不斷 壯大中國進出口貿易規模，提高國內體育產業發展水平，進而提升國內整體競爭實力提供理 論參考。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象 本文選取2004年1月-2007年6月為樣本區間值。以我國進出口貿易總額、進口貿易總額 、出口貿易總額和體育用品出口貿易總額共42個月度數據為具體分析指標，數據分別源于《 中經專網》（newibe.cei.省略）和《中國統計》（2005年第1期-2007年第8期 ）。

1.2 研究方法

1.2.1 文獻資料法

從《中國統計》和《中經專網》獲取國家進出口貿易總額、進口貿易總額、出口貿易總額與體育用品出口貿易總額42個月度數據。同時，參考相關經濟學研究論文35篇，查閱計量經濟學專著5本，為完成本課題提供了資料保障。

1.2.2 數理統計法

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

2 國內外關于體育用品的分類結構體系研究

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

由國內外關于體育用品的分類結構體系（表1）可發現，目前我國對體育用品的分類尚沒有統一標準，主要包含5大產品分類系列，而每一產品分類中又包括不同的產品內容。近些年，國內針對體育用品的分類現狀，國家體育總局裝備中心所編輯的《中國體育商鑒》和近幾屆體育用品博覽會對體育用品參展單位的分類基本大同小異。但總體上講，這些分類不夠系統，彼此間界定比較模糊，主要適用于商業目的。縱觀歐洲國家對體育用品的分類結構體系，該分類體系簡單、清晰、明了，故其對本研究具有較大借鑒意義。

3 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的總體情況分析

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

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

4 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的相關分析

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

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

5 體育用品出口貿易與中國進出口貿易互動關系的計量分析

對體育用品出口貿易與我國進出口貿易的互動關系進行計量分析的步驟如下：1） 對中國進 出口總額、出口總額、進口總額與體育用品出口額取自然對數值，分別以LNJCK、LNCK、LNJ K及LNTYCK表示；2） 對這4個時間序列指標進行單位根檢驗（平穩性檢驗）；3） 對體育用 品出口貿易與進出口貿易、出口貿易、進口貿易的協整關系進行檢驗；4） 對體育用品出口 貿易與進出口貿易、出口貿易、進口貿易進行格蘭杰因果關系驗證；5） 采用脈沖響應函數 分析我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易對體育用品出口貿易增長波動的總體響應；6）

運用方差分解技術考察體育用品出口貿易對進出口貿易事業的貢獻程度。

5.1 單位根檢驗（平穩性檢驗）

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

從表3看出，LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK的ADF統計量均大于在10%、5%、1%水平下的臨界值 ，即4個變量的原序列均未通過ADF檢驗，全為非平穩時間序列。綜合考慮時間趨勢因素，并 對LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK進行一階差分處理，差分后的時間序列均通過了10%、5%、1% 水平的顯著性檢驗，說明LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK是一階單整I(1)序列。

5.2 協整關系檢驗 本研究采 用E-G（Engle-Granger）兩步法，用一個變量（LNTYCK）對其它3個變量（LNJCK、LNCK、LN JK）分別作對數回歸，并根據回歸模型及模型殘差值的單位根檢驗結果，判斷體育用品出口 貿易與中國進出口貿易、出口貿易、進口貿易之間是否存在長期穩定的均衡關系。因本文所 涉及的4個時間序列變量均為一階單整I(1)序列，可直接用最小二乘法（OLS）進行協整回歸[13-14]。所有操作過 程均借助Eviews5.0軟件完成，結果如表4、表5所示。

注： R表示判定系數，AdjustedR表示調整判定系數，S.E表示標準誤差，F -statistic表示模型的F檢驗值，Prob表示顯著性概率。

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

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

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

5.3 格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗要求變量必須是平穩的[14]，經ADF統計量檢驗，得知變量D(LNJCK)、D(LNCK)、D(LNJK)和D(LNTYCK)均為平穩時間序列，故可對該4個變量進行格蘭杰因果關系檢驗，根據AIC和SC最小化準則，本文確定滯后期為2，采用Eviews5.0軟件進行處理，結果如表7所示。

由表7可知，對于D(LNTYCK)不是D(LNJCK)的格蘭杰原因的原假設，F統計值較小，顯著性概率P大于0.05，故接受原假設，表明體育用品出口貿易不是我國進出口貿易增長的原因。就D(LNJCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設，F統計值為4.25 389，顯著性概率P小于0.05，拒絕原假設，說明進出口貿易是體育用品出口貿易增長的原因；對 于D(LNTYCK)不是D(LNCK)的格蘭杰原因的原假設，F統計值偏小，顯著性概率P也大于0.05，因此接受原假設，表明體育用品出口貿易也不是中國出口貿易增長的原因。就D(LNCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設，F統計值為3.89 591，顯著性概率P小于0.05，由此拒絕原假設，說明出口貿易同樣也是體育用品出口貿易增長的原因；對于D(LNTYCK)不是D(LNJK)的格蘭杰原因與D(LNJK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的兩個原假設，F統計值均較小，顯著性概率P大于0.05，故接受原假設，表明體育用品出口貿易與我國進口貿易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。從中不難看出，因受中國體育用品業發展內外環境的影響，體育用品出口貿易的規模還差強人意，但其經濟效益還有待于進一步提高。因此，近些年，體育用品出口貿易的快速發展并不是我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易增長的直接原因，而進出口貿易、出口貿易的發展卻對體育用品出口貿易增長產生了積極作用。

5.4 脈沖響應函數分析

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

進行脈沖響應函數分析之前，必須構建理想的VAR模型。根據AIC和SC最小化原則，借助Eviews5.0軟件對不同滯后量模型的AIC和SC值進行反復比較，結果如表7所示，從中選出AIC和SC值最小的VAR模型，即3個向量自回歸模型的滯后期均為5，說明滯后期為5時，3個向量自回歸模型（LNJCK與LNTYCK、LNCK與LNTYCK、LNJK與LNTYCK）的回歸效果最為理想。

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

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

5.5 方差分解技術

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

由表8可知，我國進出口貿易、出口貿 易與進口貿易增長的波動主要歸因于自身因素，解釋能力分別達84.61%、77.24%和91.92 %。 而受體育用品出口貿易擾動項的沖擊影響的成分較低，其對中國進出口貿易事業的貢獻程度 均維持在較低的水平，解釋能力分別為15.39%、22.76%、8.08%，說明體育用品出口貿易 對我國進出口貿易、出口貿易和進口貿易的貢獻程度非常有限。

6 結 論

1） 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的總體情況分析得出，我國進出口貿易、出 口貿易、進口貿易及體育用品出口貿易保持著持續增長態勢，但存在周期性波動。從數量規 模上講，體育用品出口總額與進出口總額、出口總額、進口總額還存在著非常大的差距，所 占中國進出口貿易的份額偏低。

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

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

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

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

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

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

參考文獻：

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第2篇：進出口貿易研究分析范文

【關鍵詞】人民幣匯率 升值 進出口貿易 貿易順差

一、引言

改革開發以來，人民幣匯率逐漸發展為國民經濟的穩健發展與內外均衡的經濟變量。國際金融界一直對我國持續已久的貿易順差進行著指責，近年來，鑒于出口導向型經濟取得的巨大成就，中歐及中美雙邊貿易都呈現貿易順差繼續擴大的現狀，人民幣升值已經成為必然，因此人民幣匯率成為我國進出口貿易前進的主要影響因素之一。隨著世界金融的全球化、一體化發展，我國的經濟與國際經濟的結合程度越來越高，這樣人民幣匯率的變動對我國進出口貿易的影響愈發顯著。所以有必要進行人民幣匯率及我國進出口貿易之間關系的分析與研究。

二、我國進出口貿易特點

從改革開放發展至今，我國進出口貿易迅速壯大發展，大體呈現以下的特點。

（1）對外貿易規模不斷擴大。隨著我國經濟體制改革的深化，特別是對外開放和外貿體制改革步伐的加快，我國出口貿易呈現飛速發展的狀態。1988年，我國進出口貿易總額首次突破1000億美元；2004年；我國進出口貿易總額突破1萬億美元，居世界第3位。2007年我國進出口貿易總額首次突破2萬億美元；2008年，我國進出口總額達到頂峰的25616億美元。2009年，由于受全球經濟危機的影響，我國進出口貿易總額為22072億美元，依然具有很大的規模。（2）進出口貿易依存度不斷上升。進出口貿易依存度是指一個國家或地區國民經濟對進出口貿易活動的依賴程度，通常用本國對外貿易額占本國GDP的比重來表示，具體可分為進口依存度與出口依存度。1997年至今，我國進出口依存度一直呈現穩步上升的趨勢，盡管2009年金融危機略有下降，但是整體水平仍然較高。（3）加工貿易所占比重較大。國內企業使用國外廠商提供的零部件或原材料，并按國外廠商提出的質量技術標準加工出成品獲取效益的貿易方式就叫做加工貿易。一般的商品買賣不同，加工貿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，并沒有發生貨物所有權的轉移。加工貿易使我國進出口呈現剛性發展：出口增加的同時，進口也在增加。

三、人民幣匯率變動原因

人民幣匯率的變動主要由以下幾個方面影響。

（1）我國貿易順差促進人民幣升值。自從加入WTO后，我國的經濟增長速度一直處于長期平穩的增長趨勢中，這為國際貿易順差創造了先決條件。但是貿易順差在帶來巨大外匯儲備的同時也對形成了對人民幣的升值壓力，貿易順差的出現將直接導致人民幣匯率的變動。（2）我國國民經濟的快速持續增長。由于我國對于投資環境的建設以及經濟政策的實施，經濟一直處于顯著增長的階段，促使外匯投資商信賴對人民幣的投資，也加劇人民幣匯率的上升壓力。此外，由于美國次貸危機引發的金融危機的爆發，國際經濟增長明顯變緩慢，但是我國經濟卻能持續增長，從而促使外匯逐漸價格下跌，進而誘發人民幣升值。

四、人民幣匯率變動對我國進出口貿易影響

（一）人民幣升值對我國進出口貿易的積極作用

（1）有利于進口成本的降低。人民幣升值使進口的原材料、能源及其他生產資料的價格下降，這將大大減少我國引進國外先進設備、技術和其他戰略物資的成本。使大筆交易的進口成本將隨著人民幣升值而降低，從而提高了相關部門的盈利能力，并且提高了產品的競爭力。（2）有利于緩解貿易摩擦。自加入WTO以來，鑒于出口導向型經濟取得的巨大成就，中歐及中美雙邊貿易都呈現貿易順差繼續擴大的現狀。人民幣升值可增加我國的進口總額，從而有助于減少貿易順差、減少貿易糾紛，從而緩和我國與歐美主要貿易伙伴的關系，促進我國經濟貿易的和諧發展。（3）有利于促進貿易結構優化升級。一直以來，“重出口，輕進口”便是我國對外貿易的戰略，盡管它推動了我國經濟的飛速發展，但是也增加了對出口的依存度。人民幣的升值必然會造成一定程度上的進口增加及出口減少，可以緩解當前我國進出口貿易結構不均衡的局面。人民幣升值對推動我國對外貿易結構的優化升級，激發國內企業自主創新，都具有重要的意義。

（二）人民幣升值對我國進出口貿易的消極影響

（1）削減了我國出口貿易。相對比國外收入增長幅度而言，人民幣實際有效匯率增長幅度小，其優勢就被抵消了。在這種情況下，經過人民幣實際匯率的調整然后升值，會導致我國貿易順差減少，貿易出口利益將會縮水。（2）打擊外商的投資積極性。外商在國內的貿易額度在我國出口貿易額度占據了重要的地位。人民幣升值將直接減少外商在我國的投資成本，打擊了外資注入的積極性。（3）影響國民經濟的穩定增長。人民幣升值直接影響著國民經濟平穩健康的發展，人民幣升值首先會增加出口成本，進而導致價格體系的變化，這不利于當前我國企業商品的價格體系，而且還會造成企業的人員流失及結構調整。另外，人民幣升值還會造成國外商品的盲目進口，從而導致供需關系不平衡，影響國內商品市場的穩定，甚者會造成通貨緊縮現象。（4）不利于國內企業的發展。人民幣升值將降低進口商品在國內的銷售價格，國內消費者用同樣的貨幣可以購買質量更好、數量更多的進口商品，這將嚴重影響到國內相關企業的生存與發展。（5）加大我國國內就業壓力。人民幣的升值將削弱了勞動密集型產品的出口，導致可以容納眾多勞動力的加工型出口企業利潤下降。這些企業轉向技術資本密集型產業后，必然會使許多素質較低的勞動者面臨失業危機。

五、結論

中歐及中美雙邊貿易都呈現貿易順差繼續擴大的現狀，人民幣升值已經成為趨勢。人民幣升值對于我國進出口貿易有利有弊，為了更好的規避由人民幣升值帶來的不足，我們需要認真分析人民幣匯率變動與我國進出口貿易之間的關系，研究相應的調整優化策略，以保證我國經濟與貿易的穩步發展。

參考文獻

[1] 何婷. 人民幣匯率變動對我國進出口貿易的影響[J]. 時代金融, 2010,12.

[2] 劉崇獻, 李彤. 人民幣升值對中國經濟的影響[M]. 中國經濟出版社,2009.

第3篇：進出口貿易研究分析范文

關鍵字 人民幣實際有效匯率 加工貿易 一般貿易

一、引言

（一）研究背景

從20世紀80年代以來，我國的進出口貿易方式結構發生了明顯的變化。在出口貿易方式結構方面，從以一般貿易為主的貿易結構逐漸演變為加工貿易與一般貿易不相上下，以至加工貿易較多的貿易方式結構。在進口貿易方式結構方面，最鮮明的特點就是加工貿易進口在我國總進口中占的比重不斷上升并趨于穩定，以及我國一般貿易進口的不斷下降，并在近期逐漸上升和逐步穩定。

圖1 我國出口貿易方式結構變遷圖

數據來源：《中國統計年鑒》，2009年

圖2 我國進口貿易方式變遷圖

數據來源：《中國統計年鑒》，2009年

我國進出口貿易方式結構的變化，體現了進出口貿易方式的多樣化發展。其中，加工貿易在90年代取得了顯著的發展。這不僅與我國的經濟發展歷程相一致，也是我國對外貿易政策，尤其是匯率管理政策改革和匯率水平調整作用的結果。

（二）相關文獻綜述

1、國外相關研究

Clark，Ethier（1973）、Hooper和Kohlhagen（1978）、Cushman（1983）等研究的結果表明匯率波動與進出口貿易呈負相關關系；Frankel和Wei Shangjin（1993）運用橫截面數據證明了匯率上升抑制了亞洲國家的出口貿易；Sauer和Bohara（2001）發現，匯率波動對發展中國家的出口貿易有很大的負面影響，尤其對于拉美國家更為顯著。

另一方面，Assery和Peel（1991）則發現匯率對貿易量有促進作用；Ying Qian和Panos Varangis（1994）研究發現匯率波動與瑞典、英國、荷蘭的出口具有正向相關性；Eleanor Doyle（2001）采用GARCH模型、協整與誤差修正模型等方法發現，匯率波動對愛爾蘭的出口產生積極影響。而Gotur（1985）以及Bailey，Tavlas和Ulan（1987）等額研究結果卻顯示匯率波動對貿易沒有顯著影響。

2、國內相關研究

黃錦明（2010）對1995～2009年的季度數據采用Engle-Granger兩步法分析了人民幣實際有效匯率變動對我國進出口貿易的影響，結果顯示：在長期內，我國的出口貿易對于匯率水平的變化不敏感；在短期，只有進口貿易和人民幣實際有效匯率存在著負相關關系；肖揚、徐晟（2010）對1999年1季度到2007年2季度的數據進行Granger檢驗和脈沖響應函數與方差分解，得出的結論是：實際有效匯率對宏觀經濟變量的影響都是長期的，且大多數是反向的。即人民幣升值抑制了我國的進出口貿易；何建奎、馬紅（2012）對1995～2011年的數據進行基于VAR的Johansen協整檢驗和向量誤差修正（VEC）分析，得出：人民幣匯率與我國的進出口貿易呈負向相關性，即人民幣貶值，進出口貿易增加。

另一方面，吳玉蘭（2008）根據1985～2006年的數據，運用協整分析法研究了人民幣實際有效匯率對我國加工貿易的影響。結果表明， 人民幣升值使得加工貿易進口增加， 出口減少；李建偉和余明（2003）利用1995年1月至2003年6月的季度數據，采用兩階段最小二乘法，對人民幣實際有效匯率與進出口貿易進行回歸分析，結果顯示人民幣實際有效匯率是影響中國進出口貿易的重要因素，實際有效匯率下降會刺激出口增加、進口減少。這里特別強調一點，李建偉和余明還討論了人民幣實際有效匯率與加工貿易出口、進口和與一般貿易出口、進口的關系。人民幣實際有效匯率與加工貿易出口、進口和一般貿易出口、進口存在顯著負相關關系。

二、人民幣匯率對我國進出口貿易方式影響的實證分析

（一）數據選取

本文選取1992～2008年的實際有效匯率（以2005年為基期）、加工貿易進出口額、一般貿易進出口額，進行具體的實證分析。其中，實際有效匯率來源于IMF的《International Finance Statistics》。因為從2010年開始，統計局沒有公布關于我國加工貿易和一般貿易的進出口分類數據，因此本文的加工貿易和一般貿易的進出口數據來源于2009年的《中國統計年鑒》

其中，實際有效匯率表示為REER，加工貿易進口額表示為JIM，加工貿易出口額表示為JEX，一般貿易進口額表示為YIM，一般貿易出口額表示為YEX。

（二）平穩性檢驗

在對變量進行協整分析之前，需要檢驗變量的平穩性。只有變量是同階單整的，才能進行協整分析。本文采用ADF單位根檢驗方法對變量的平穩性進行檢驗。為了方便研究，并考慮到對各時序數列取對數之后不會改變時序數列的性質和關系，且得到的數據易形成平穩序列。因此，首先對時間序列進行對數處理，然后采用ADF檢驗方法進行單位根檢驗。結果表明五個時間序列都是非平穩的，但二階差分后的序列都是平穩的，即都是I（2）序列。

（三）協整分析

由于五個時間序列均是二階單整的，故可以進行協整分析。

1、LJEX 和LREER

運用OLS法對LJEX 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩序列，檢驗結果如下：

可見，殘差項是非平穩序列。因此LJEX 、LREER不存在協整關系。

2、LJIM 和LREER

運用OLS法對LJIM 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩序列，檢驗結果如下：

可見，殘差項是非平穩序列。因此LJIM 、LREER不存在協整關系。

3、LYEX 和LREER

運用OLS法對LYEX 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩序列，檢驗結果如下：

可見，殘差項是非平穩序列。因此LYEX 、LREER不存在協整關系。

4、LYIM 和LREER

運用OLS法對LYIM 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩序列，檢驗結果如下：

可見，殘差項是非平穩序列。因此LYIM 、LREER不存在協整關系。

（四） ARMA模型估計

1、LJEX 和LREER

從以上結果中可以看出，實際有效匯率與加工貿易出口、加工貿易進口、一般貿易出口、一般貿易進口存在負相關性，即每當實際有效匯率升高1%時，加工貿易出口下降0.3%，加工貿易進口下降0.68%，一般貿易出口下降0.16%，一般貿易進口下降0.14%。

四、結論

第4篇：進出口貿易研究分析范文

[關鍵詞]：中韓貿易 出入境旅游 旅游與貿易互動 推拉方程

縱觀歷史進程，國際旅游和國際貿易具有較強的時間同步性，在發達國家和新興工業化國家亦是如此。而數據間的趨同性是否代表著兩者有著一定的聯系，是需要進一步研究的問題。國外的相關研究較少，2001年Jordan Shan和Wilson以中國等為樣本，得出旅游與貿易的關系是互動的。Khalid以伊斯蘭國家的旅游與貿易為對象，細分了貿易方式，得出旅游與貿易間存在長期的平衡。國內旅游與貿易間關系的研究鳳毛麟角，而多是將旅游作為國際服務貿易的組成加以研究，如高靜等對于我國旅游服務貿易競爭力的評估等。這些研究并未跳出國際服務貿易的范疇，從更寬泛的視角分析國際旅游與貿易的關系。從中韓兩國出入境旅游發展看，我國逐漸成為韓國主要的入境客源國，在進出口貿易關系上，中韓貿易國規模大，經濟互補性強。

本文選取2005-2014年的統計數據，從兩個層面分析中韓旅游與貿易的互動關系：（1）根據推拉模式，建立中韓出入境旅游客流量與中韓進出口貿易的推拉方程。（2）從中韓層面出發，分析占入境旅游比和貿易依存度之間的相關性，為從時間軸上分析旅游和貿易的互動關系提供參考。

1模型假設和數據來源

1.1旅游和貿易互動的模型假設

馬可波羅假設。早期的國際貿易始于商務旅游。早在300多年之前，馬可波羅懷著買賣商品的目的，從意大利來到中國，作為早期的商務旅行者確實引發了兩國間的貿易。通常來講，商務者出境其他國家始發動機是買賣貨物，從而引起進出口貿易，一經成功還會產生反饋效應，從而導致進一步的商務旅游與國際貿易。

興趣和關注假設。商務旅游者的成功會因人員與經濟的國家性和社會性而引發廣泛的效仿和嘗試。先鋒商務旅行者作為所在國商品與文化的載物，會引起入境國居民的興趣與關注，從而引發更大的旅游流與貿易流，這是其商務旅游的外部效應。

發現與擴大商機假設。國際旅游對國際貿易的貢獻作用不止于商務旅行者，非商務旅行者的海外探親，求學或者休閑都有助于國際貿易的繁榮。因此，國際旅游誘發國際貿易，國際貿易提高了旅游地的興趣與關注，從而引發更大的國際旅游流。

本文以“商務旅游引起國際貿易”“國際貿易提高了居民的關注與興趣”“關注和興趣促進非商務旅游”“非商務旅游促進雙邊貿易”的循環模式詮釋旅游與貿易的關系。立足從更廣闊的視角探析國際旅游和國際貿易間的關系，為科學了解中韓雙向旅游和進出口貿易提供依據。

1.2數據來源和變量定義

本文搜集的統計數據主要包含中韓出入境旅游人次和中韓進出口貿易額兩個序列：（1）中韓出入境旅游數據，包括韓國入境中國國旅游人次，中國接待人次，中國出境韓國旅游人次，韓國接待人次。（2）中韓進出口貿易額，包括中韓進口貿易額，中韓出口貿易額，中韓進出口貿易總額，韓國進出口貿易總額，中國進出口貿易總額。數據來源于中國商務部，國家旅游局，全球經濟數據以及韓國觀光旅游局網站。

由于中韓在政策，人口，土地面積，發展階段，經濟模式，國際旅游等方面的不同。本文著眼于出入境客流量和進出口貿易間的推拉模式，還定義了兩組變量（表1），為從更廣闊的視角分析旅游和貿易依存度提供參考。

需要指出的是，國際旅游與貿易均易受到國際宏觀環境的影響。受2007年到2009年全球經濟危機的影響，國際旅游與貿易均出現不同程度的下滑，為了在相對穩定的環境下探析旅游與貿易的關系，本文采用趨勢線理論對經濟危機時期的統計數據進行模擬。

2出入境客流量和進出口貿易相關性的分析

2.1韓國入境中國客流量和中韓進出口貿易的相關性

自2005年來，韓國入境中國客流量和進出口貿易增長緩慢。2005-2014年，韓國入境客流量從3.55百萬次增加為4.18百萬次，向中國出口貿易由768.2億美元增加為1453.4億美元，由中國進口貿易從351.08億美元增加為900.7億美元，而受2007年-2009年全球經濟危機的影響，中韓出入境旅游與貿易額都出現了嚴重的下滑。為了定量地探析韓國入境中國客流量對中韓雙邊貿易的影響，本文選用2005-2014年的相關統計數據繪制如下兩條增長曲線（圖1、圖2）。

2.1.1韓國入境中國的客流量和中韓出口貿易的相關性

商務出游者的最初目的是銷售產品，這對于開拓市場，提高市場占有率和利潤額都是有益的。從圖1可見，10年間韓國入境中國客流量和中韓出口貿易的發展進程可分為三個時期：2005年-2007年韓國入境流和出口貿易增長顯著，入境客流量由3.55百萬次增加為4.78百萬次，增速為134.7%，出口貿易從768.2億美元增加為1037.5億美元，增速為135.06%。2007-2009年，受全球經濟危機的影響，入境客流量與出口貿易同步快速下滑，入境旅游減少到3.2百萬人次，下降速率為66.93%，出口貿易減少到1025.5億美元，下降速率為98.84%。2009-2014年，全球經濟回暖，入境客流量和出口貿易同步上升，入境客流量從3.2百萬人次增加為4.18百萬人次，出口貿易從1025.5億美元增加為1453.3億美元，增速為141.72%。利用統計數據，采用趨勢線模擬韓國入境中國客流量對出口貿易的推拉方程：0TKC=-6.8972IQKC2+183.9IQKC+537.27R2=0.8319 （1） 式中，0TKC為韓國出口中國貿易額（億美元），IQKC為韓國入境中國客流量（百萬人次）。

2.1.2 韓國入境中國客流量和中韓進口貿易的相關性

商務客國際旅游很大程度上是依據公司和國家需要而選擇性的購進商品。10年來韓國入境中國客流量和中韓進口貿易有著較強的時間同步性，處在微妙的平衡中（圖2）。從2005年到2007年，韓國入境中國客流量與中韓進口貿易增長顯著，入境客流量從3.55百萬次上升為4.78百萬次，增速為134.7%，進口貿易從351.08億美元增加為560.99億美元，增速為135.06%。2007到2009年，受全球經濟危機影響，入境客流量與進口貿易同步快速下滑，入境旅游減少為3.2百萬人次，下降速率為66.93%，進口貿易減少到536.7億美元，降速為98.84%。2009年到2014年，在全球經濟危機的尾音中，各國經濟復蘇，韓國入境中國客流量與進口中國貿易在經過09年到11年的較快增長后，趨于平穩增長。截止2014年入境客流量與進口貿易分別達到4.18百萬人次和900.7億美元。利用統計數據，采用趨勢線模擬韓國入境中國客流量對進口貿易的推拉方程：ITKC=-3.0923IQKC2+95.901IQKC+275.53R2=0.88 （2）

式中，ITKC為韓國進口中國貿易額（億美元），IQKC為韓國入境中國客流量（百萬人次）。

韓國入境中國的客流量相對于其對出口貿易的拉力而言，其對進口貿易的作用更強。在中韓出入境旅游中，中國由旅游順差變為旅游逆差，韓國反之；在中韓進出口貿易中，中國處于貿易逆差，韓國反之。這種由入境旅游的順差而引起的進出口貿易的逆差，在貿易和旅游的關系之中是值得廣泛驗證和重視的。

2.1.3韓國入境中國客流量和中韓進出口貿易的相關性

馬可波羅假設：商務客出境旅游，其目的是買賣商品，進而引發進出口貿易。本文通過將2005年-2014年的進口貿易和出口貿易加總，得到中韓進出口貿易總額，再將其與韓國入境客流量進行分析，得到入境流量對進出口貿易的推拉方程：ITKC=-9.99IQKC2+279.8IQKC+812.8 R2=0.8765 （3）

式中，ITKC為韓國進出口中國貿易額（億美元），IQKC為韓國入境中國客流量（百萬人次）。

2.2中國出境韓國客流量和中韓進出口貿易間的相關性

鑒于經濟發展水平與政策的約束，中國出境游起步較晚。1990年中國最先開放的赴新馬泰旅游，開啟了中國出境觀光旅游的先河。此后，隨著對外開放的逐步擴大，中國居民出境旅游獲得了快速的發展，現已與全球上百個國家簽訂旅游協定，成為出境旅游增長最快的國家。從2005-2014年，中國出境韓國的客流量從31百萬次增加為109百萬次，向韓國出口貿易由351億美元，增速為189.18%。本文選用2005-2014年的有關統計數據繪制如下兩條增長曲線（圖3，圖4）。

2.2.1中國出境韓國客流量和出口貿易的相關性

由圖3可見，中國出境客流量和出口韓國的貿易額有較強的時間趨同性。從2005年到2007年底，隨著中國對外開放的擴大以及經濟的迅速發展，中國出境韓國客流量與出國貿易增幅很大，分別為147.76%與210.59%；2007年底到2009年受全球經濟危機的影響，中國對韓國出口貿易顯現了較大幅度的下滑，跌落為537億美元。2009年到2014年出境客流量與出口貿易同步穩定發展，呈現雙旺發展格局。利用相關統計數據，采用趨勢線模擬出境客流量對出口貿易的推拉方程：0TCK=254.18ln（0QKC）+300.01 R2=0.8565 （4）

式中，0TCK為中國出口韓國貿易額（億美元），0QCK為中國出境韓國客流量（百萬人次）。

2.2.2中國出境韓國客流量和進口貿易的相關性

由圖4可見，出境韓國客流量和進口韓國的貿易額自2005-2013年同步增長，而2014年的進口韓國貿易額有所下降。自2005-2007年低，中國出境客流量與進口貿易同步快速增長，增速分別為103.95%與145.97%。2007年底到2009年，中國的出口貿易額下降到1025.5億美元，增長幅度驟降72.59%。2009年到2014年，中國出境旅游人次由47.7百萬上升為109百萬，增速為228.72%，進口貿易額從1025.5億美元上升為1453.3億美元，增速為141.72%。除2014年中國進口韓國貿易額有所下降外，中國出境韓國客流量和進口貿易均快速增長。而從2014年進口貿易額的下降可以預測到在今后的幾年，中國出境人數與進出口貿易額會出現下降的趨勢。利用統計數據，采用趨勢線模擬出境客流量對進口貿易的推拉方程：ITCK=435.86ln（0QCK）+624.84 R2=0.7736 （5）

式中，ITCK為中國進口韓國貿易額（億美元），0QCK為中國出境韓國客流量（百萬人次）。

中國出境韓國客流量相對于進口貿易而言，其對進出口貿易的拉動作用強于進口貿易。

2.2.3中國出境韓國客流量和中韓進出口貿易的相關性

將2005年-2014年的中國出口貿易和進口貿易加總，得出中韓進出口貿易總額，再將其與中國出境客流量進行相關性分析，得到出境客流量對進出口貿易的推拉方程：ITCK=690.03ln（0QCK）+924.85 R2=0.829 （6）

式中，ITCK為中國進出口韓國貿易額（億美元），0QCK為中國出境韓國客流量（百萬人次）。

3兩個斷面旅游互動和貿易依存度的關系

3.1韓國斷面

圖5是2005-2014年中國出境游客占韓國入境旅游比以及韓國對中國貿易依存度。從圖中可見，2005-2014年中國出境游客占韓國入境旅游比從14%上升為43%，中韓旅游在韓國的旅游業中地位越來越重要；同時，韓國對華貿易依存度除2014年有所下降外，一直處于緩慢增加中。大致分為2個階段：第一階段2005-2013年中國占韓國入境旅游比從14%增加到35%，而韓國對華貿易依存度從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，對華貿易依存度下降了6個百分點，而中國游客占韓國入境旅游比緩慢增加，僅為8個百分比。預計未來幾年，中國占韓國入境旅游比的迅猛勢頭會有所減慢。為了從韓國斷面定量地分析中國出境旅游客流量占韓國入境旅游比和對中國貿易依存度的聯動關系，本文采用的直線方程進行回歸分析，其關聯帶動方程：TRIK-C=0.3195RITK-C+20.742 R2=0.4236 （7）

其中，TRIK-C為韓國對華貿易依存度，RITK-C中國游客占韓國入境旅游比。依據邊際彈性，當中國游客占韓國入境旅游比上升1個百分點，韓國對華貿易依存度就會上升0.3195個百分點。

3.2中國斷面

圖6是2005-2014年韓國占中國入境旅游比和中國對韓貿易依存度。由圖可見，10年來韓國占華入境旅游比在波動中逐漸下降，中國對韓國貿易依存度伴隨市場化的不斷深入與經濟的不斷發展，而逐漸下降。受全球經濟危機的影響，韓國占中國入境旅游比從2007年的18%下降為2009年的15%。中國對韓國貿易依存度和韓國游客占華入境旅游比兩組指標的縱向波動顯現較強的時間趨同性及相關性。為了從中國斷面定量地分析韓國占中國入境旅游比和中國對韓貿易依存度的聯動關系，本文采用的直線方程對其進行回歸分析，其關聯帶動方程：TRIC-K=-0.2066RITC-K+8.0942 R2=0.8709 （8）式中，TRIC-K為中國對韓貿易依存度，RITC-K為韓國游客占中國入境旅游比。依據邊際彈性，當中國占韓國入境旅游比每上升1個百分點，韓國對華貿易依存度會減少0.2066個百分點。

參考文獻：

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[5]John Seabrook， Susan Homer著.程盡能，盧滌非等譯.商務旅游[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.商務旅游[M].北京：旅游教育出版社，2004.3-27.

第5篇：進出口貿易研究分析范文

關鍵詞：人民幣實際有效匯率；升值；貶值；進出口貿易

隨著經濟全球化的發展使得生產要素在世界范圍內快速流動，進出口貿易迅速擴張成為各國宏觀經濟的重要部分。中國的經濟飛速發展的現在，日益高漲的進出口貿易起到了不可估量的作用。自布雷頓森林體系瓦解以來人民幣匯率頻繁波動，使得進出口貿易與人民幣匯率利益攸關。人民幣實際有效匯率的變化影響我國進出口貿易一般分為三個層面。一是人民幣有效匯率穩定性對進出口貿易的影響。二是匯率的預期對進出口貿易的影響。三是匯率變化對進出口貿易的影響。

一、匯率水平的變化對進出口貿易的影響

（一）人民幣實際有效匯率升值對進出口貿易的影響

（1）人民幣實際有效匯率升值對我國進出口貿易的積極影響。第一，人民幣的升值導致我國進口產品價格下降，從而加大了我國對國外先進設備的進口力度，為我國企業技術的向高層次轉變提供良好條件。第二，人民幣的升值加大了我國企業外來投資的能力。企業可選擇原材料價格高的行業進行投資，從而減低企業成本、提高利潤、增強企業的競爭能力。第三，人民的升值減少了貿易摩擦、緩和了與國際貿易伙伴的關系。

（2）人民幣實際有效匯率升值對我國進出口貿易的消極影響。第一，人民幣的升值沖擊了我國的勞動密集型企業的出口。我國大部分出口企業為勞動密集型企業，比如工業制造業、文化用品等行業，屬出口優勢行業，而化工、交通工具等行業資本比較密集處于劣勢狀態。結構層次很低出口企業價格彈性比較高，議價能力比較差且技術含量不高。出口產品在價格上漲一定百分點的同時，相對應的出口產品數量會增速下降相應的百分點這樣的一上一下抵消了我們出口企業原材料、勞動成本以及產品價格低的優勢。這樣如果人民幣快速升值超過企業所能夠承受的壓力范圍，出口企業就會把部分產品轉銷到國內從而影響國內市場，導致國內市場競爭加劇。第二，人民幣的升值導致外商以外幣投入我國的資本發生相應的貶值。外商通常會以人民幣現匯的方式在我國國內直接投資，希望以此來減少相對應的投資成本，從而來避免貶值狀況的發生。除了以上如果人民幣發生貼水，匯率損失也是不可忽視的，這樣就對外資的引進造成了一定的困擾，打消了外商對我國投資的積極性，在很大程度上影響了我國經濟的發展。第三，人民幣的升值導致了出口成本的增加。加大了企業對外出口機器設備、材料時的成本，進一步加大企業對外經營合作的風險。對外貿易企業和國際公司在進行期末結算時面臨著匯率風險的增強，并致使收益減少、損失加大，回國利潤縮水情況嚴重。

（二）人民幣實際有效匯率貶值對進出口貿易的影響

人民幣實際有效匯率貶值實際不影響我國進出口商品的本身價值，它是通過在國際貿易中的相對價格來體現的。

（1）人民幣實際有效匯率貶值對我國進出口貿易的積極影響。第一，人民幣貶值致使我國出口商品的外幣價格下降，外國對我國出口商品的需求上升，從而擴大了我國的出口規模。第二，人民幣貶值，我國進口商品的本幣價格上升，從而抑制我國對進口商品的需求，使進口的規模在一定程度上減少。人民幣貶值后在我國所出口商品的外幣沒有下跌的前提下，我國出口取得的同樣數量的外幣可以換取更多的本幣，從而使得出口廠商的利潤增加，有效地提高了企業出口的積極性，擴大了我國的商品出口的規模。第三，人民幣貶值后，因進口商品本幣的價格提高，一些國內發展不理想的工業可以借此生存和發展起來，所以，即使由于一些原因人民幣貶值后我國對進口商品的需求并不大，卻依然可以抑制進口。總而言之，人民幣的貶值，可以起到抑制進口，擴大出口的作用，從而改善我國的進出口貿易。

（2）人民幣實際有效匯率貶值對我國進出口貿易的消極影響。第一，人民幣貶值后，我國出口商品的外幣價格雖然下跌，但是外國對我國出口商品的需求不會馬上加強，我國對他國的出口商品數量也不會急速增加。同時，我國進口商品的數量也不會隨即貶值從而造成進口價格提高而立即減少。貶值對于我國出口的擴大，進口的一直要等到一段時間之后才能發揮作用。所以在人民幣貶值的初期，我國的進出口貿易狀況是不穩定的，甚至會出現惡性反應。這種時滯性的影響我們稱它為j曲線效應。第二，人民幣的貶值是否能很好地改善我國的進出口貿易，還要看進口商品以及出口商品的需求彈性和供給彈性。馬歇爾勒納條件規定只有進口商品需求彈性和出口商品需求彈性的絕對值之和大于1時，人民幣的貶值才能對改善我國進出口貿易起到作用。在小于1和等于1時會導致進出口貿易惡化。

二、匯率穩定性對進出口貿易的影響

人民幣有效匯率的頻繁波動會引起進出口企業在生產、銷售是的不確定，為了減少和規避風險一些企業會減少國際貿易，從而減少了我國的進出口貿易的收支，影響了我國經濟發展，為了使企業不受匯率波動的影響，中國人民銀行調節人民幣的全部超額供給和需求，承擔匯率波動風險。在面對匯率波動的風險時，我國進出口企業更傾向有采取保守的方式。人民幣匯率的過度波動明顯不利于我國進出口貿易的發展。

三、匯率的預期對進出口貿易的影響

自金融危機以來人民幣受到了前所未有的升值壓力，進出口貿易高水平的雙順差是人民幣升值壓力的主要原因，由于預期中國出口產品的價格會隨著匯率的升值而提高，致使出口商品增加，而國內出口商品為了規避匯率升高帶來的出口量下降的風險，會提高出口產品價格以此增加外匯收入，擴大我國進出口貿易的順差。短期人民幣匯率升值的預期有利于我國進出口貿易，但是隨著雙順差的持續，如果預期變成現實，那么人民幣匯率升值將會帶來不可估量的負面影響。甚至導致我國進出貿易出現逆差。很多勞動密集型的企業將會因為喪失價格優勢面臨破產。

四、結束語

近幾年來雖然我國的進出口貿易一直保持順差并不斷增長，但是順差的持續也導致了諸多的問題。例如，外匯的增長，通貨膨脹風險的加劇等，自金融危機以來，很多國家面對困境，是對我國巨額的貿易順差進行的嚴厲批判，普遍認為造成了人民幣的嚴重低估，從而要求人民幣升值。我國不能只是依靠調節人民幣匯率促進進出口貿易的發展，應該提高技術水平，提高資本技術密集商品的出口，提高高技術產品自供自足的能力從而降低對外進口的比重，降低對國際市場的依賴，同時提高進口商品的議價能力，增加我國國際貿易的競爭能力，不斷改善我國的進出口貿易的數量和質量，從而達到持續和穩定的發展。

參考文獻：

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[3] 左曉慧，余國昌.人民幣有效匯率對中國進出口貿易影響的研究[J].經濟問題，2012（10）：93-95.

第6篇：進出口貿易研究分析范文

[關鍵詞]FDI；我國對外直接投資；體育用品制造業；進出口貿易

[中圖分類號]F4 [文獻標識碼]A [文章編號]1671-5918（2016）07-0103-04

自20世紀90年代以來，受國外體育用品制造業產業轉移和本土發展環境優化等因素影響，我國體育用品制造業發展迅猛，并逐漸成為體育產業的重要組成部分。據統計，全國體育用品制造業行業總產值以每年493億元的規模增長，全球65%的體育用品在中國生產制造，我國已成為世界體育用品制造大國。近年來，我國體育用品出口保持著較高的增長幅度，根據國家信息中心中經專網（http：//ibe.cei.gov.en/）和國家海關數據顯示，2012年全國894家規模以上體育用品制造業企業實現出貨值509.94億元，同比增長10.58%；從出口性質來看，體育用品出口以外資企業、私營企業和國有企業為主，合計出口占全部出口總額的98.5%，其中外商投資企業出口占六成以上，這表明外商投資對我國體育用品制造業出口貿易產生重要影響。

改革開放以來，我國對外貿易和吸引外資都取得了較快發展，根據國家統計局公布的數據，我國實際利用外商直接投資（FDI）額和對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，我國體育用品制造業FDI和對外直接投資年均增幅為9.22%和31.4%。根據相關研究結果顯示，FDI和本國對外直接投資對進出口貿易產生重要影響，但體育用品制造業進出口貿易是否也受到FDI和我國對外直接投資影響？影響是否顯著，是怎么樣影響的？面對新形勢和新挑戰，這些問題是值得深思的。因此，本文通過建立外商直接投資（FDI）和我國對外國直接投資對體育用品制造業進出口貿易影響的回歸模型，以實證的定量分析來研究兩者之間的相關性，以期得出有意義的結論。

一、相關文獻回顧

1960年，美國經濟學家海默的博士論文《國內企業的國際經營：對外直接投資的研究》提出了壟斷優勢理論，標志著對外直接投資理論的興起；這一時期，以商品貿易為主的國際經濟交往格局被打破，國際分工深入到生產領域，進而滲透到產業內部，這使得對外直接投資和國際貿易之間的互動關系加強，融合程度加深。對外直接投資與貿易理論主要有兩大體系，一是宏觀角度下以國際貿易理論為基礎，如郝克歇爾一俄林的要素稟賦論（靜態比較優勢），小島清邊邊際產業擴張論（動態比較優勢）和錢鈉里的“兩缺口”理論等；二是微觀角度下以產業組織理論為基礎，如壟斷優勢論、內部化理論和鄧寧的國際生產折中論等。從實證角度來看，國外學者主要有兩種觀點，一是以Mundell為代表的“替代性關系”，如Blonigen（2005）指出為逃避貿易壁壘，FDI對貿易具有替代性關系；二是以小島清（1973）為代表的“互補性關系”，如Lipsey和Weiss（1984）指出對外直接投資可以帶動與其相關或配套的技術品和服務的母國供應商對東道國的直接投資和出口，在長期中，FDI和母國出口趨于互補；Marchant（2002）、Rose和Spiegel（2004）也通過實證檢驗證明了FDI與國際貿易存在正相關關系。我國學者對FDI和對外直接投資對本國外貿影響的研究面較廣，研究重點主要集中在出口總量、結構升級和技術外溢出等方面，如李春頂（2009）以新一新貿易理論為基礎，研究了我國不同行業企業應選擇不同的國際化路徑（繼續擴大出還是轉向對外直接投資）；孫少勤，邱斌（2010）從市場體制、外資政策、金融市場效率和市場分割等四個制度入手，分析了上述四個制度因素對我國制造業FDI技術溢出效應的影響。

通過文獻回顧，可以發現國內外對此研究在宏觀經濟領域、中觀產業層面、微觀企業角度都有較寬、較深的研究，但關于FDI對我國體育用品制造業的影響研究方面則較少，只有張宏偉（2010）和王自清（2010）等少數學者對此有相關研究；張宏偉通過測算體育用品制造業全要素生產率來分析FDI對我國體育用品制造業的技術溢出效應，王自清研究了三資企業資產與我國文教體育用品制造業工業總產值之間的關系，而關于FDI對進出口貿易影響的研究則鮮有。基于上述背景和相關研究成果，本文選取2003-2012年體育用品制造業對外貿易數據作為研究樣本，運用單位根檢驗（ADF）、協整關系檢驗和向量誤差修正模型（VEC）等方法對FDI與我國體育用品制造業進出口貿易的影響效果進行了分析，同時也把我國對外國直接投資作為變量因素考察其是否對體育用品制造業進出口貿易產生影響，進而為改善我國體育用品制造業對外貿易提供相關建議。

二、數據來源與模型構建

（一）數據來源

1.體育用品制造業進出口貿易數據

本文照國家體育總局制定的《體育及相關產業分類（試行）》選取體育用品制造業的相關數據，數據來源于國務院發展研究中心信息網（該平臺是由國務院發展研究中心主管、國務院發展研究中心信息中心主辦、北京國研網信息有限公司承辦的）、中經網統計數據庫（國家信息中心主辦）和國家海關公布的分行業月度數據，本文將各年的月度數據匯總得出我國體育用品制造業進出口貿易額。

2.FDI和我國對外直接投資額

本文研究所需的我國全部行業FDI和對外直接投資額數據來源于國家統計局編撰的歷年《國家統計年鑒》，體育用品制造業的FDI來源于中經網統計數據庫；由于體育用品制造業的對外直接投資額沒有直接數據，本文根據國家統計局公布的20行業對外直接投資額（其中包括文化、體育和娛樂業）和商務部編撰的歷年《中國對外直接投資統計公報》（其中對文化服務業有做概述）對體育用品制造業對外直接投資額進行估算，由于文化、體育和娛樂業對外直接投資總額明顯小于體育用品制造業FDI額，所以在做回歸模型分析時，估算的體育用品制造業對外直接投資額數據對本文的研究結論影響很小。

（二）模型構建

根據上述FDI和國際貿易相關理論，假定出口需求EX和進口需求IM是該行業對外直接投資（CDI）和受到外商直接投資（FDI）等變量的函數，由此得到的進出口需求函數為：

EX=EX（CDI，FDI） （1）

IM=IM（CDI，FDI） （2）

由于對進出口貿易產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對該行業的對外貿易也會產生影響（于薇薇，2007），本文將考察往年的FDI和CDI是否也對體育用品制造業進出口貿易產生影響，故把FDI和CDI的累計額也作為變量因素來分析，兩者的累計額分別采用截止到該年的累計額；由于本文不僅研究長期靜態效應，也關注短期動態效應，故選擇“滯后一期”帶來的短期影響，進而研究數據以2002年為初始年，2003年的累計額是2002年和2003年的總和，2004年則是2002、2003和2004年的總和，以此類推。故上述（1）和（2）式可以完善為：

EX=EX（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （3）

IM=IM（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （4）

（3）和（4）式中AFDI和ACDI分別表示FDI和CDI的累計值。

為減少估值誤差可以將上述數據轉換為對數形式，通過最小二乘法（OLS）回歸，則有計量模型：

lnEX=αex+βexlnCDI+γexlnFDI+λexlnAFDI+πexlnACDI+ρex （5）

lnIM=αim+βimlnCDI+γimlnFDI+λimlnAVDI+πimlnACDI+ρim （6）

上述（5）和（6）式是本文實證分析的基準模型，其中α為常數項，β、γ、λ、π為各自變量的系數，ρ表示隨機擾動項。

三、實證分析

（一）我國體育用品制造業進出口貿易和FDI現狀分析

自2002年正式加入世貿組織后，我國對外貿易規模持續擴大，2003至2012年出口和進口貿易增長速度年均增幅分別超過21%和20%，2012年我國在全球貨物貿易額排名中位列第二，而與此同期我國體育用品制造業進出口貿易增速放緩，圖1和圖2分別顯示的是我國體育用品制造業進出口貿易和FDI增速、體育用品制造業進出口貿易和FDI占全國進出口貿易總額和FDI總額的比例。

圖1顯示除2010年外，我國體育用品制造業出口貿易增幅呈現下降態勢，并且2012年出口額出現首次下降，這表明我國體育用品制造業出口面臨嚴峻形勢，出口產品結構競爭優勢降低和國際競爭加劇是主要原因；進口增速則呈現“降一升一降”的來回波動趨勢，這與國內居民收入狀況和體育消費環境有很大關系，如受金融危機影響，但受惠于2008年北京奧運會的舉辦，當年進口增幅達到9.8%，而2009年則受到金融危機滯后效應影響，下降幅度超過11%；外商對我國體育用品制造業的直接投資也呈現來回波動趨勢，北京奧運會前的2007年增幅達87%，而最近幾年，我國體育用品制造業發展受到諸如產品科技含量低、惡性競爭嚴重、支持力度需要加強等因素影響，2012年FDI增速只有10%左右，投資環境需要進一步改善。

圖2顯示2008年北京奧運會前，我國體育用品制造業出口額占全國出口額比重持續下跌，但2009-2011年出口比重明顯高于2009年之前，這和國家建設體育強國和國務院出臺加快發展體育產業的相關政策有較大關系；進口比重則保持平穩態勢；雖然2012年體育用品制造業FDI增速只有10%，但全國FDI增速為負增長，體育用品制造業FDI比重則保持穩中有升態勢，這表明越來越多的外商投資我國的體育用品制造業，體育用品制造業企業競爭加劇。

（二）FDI和我國對外直接投資對體育用品制造業進出口貿易的影響

在做時間序列回歸分析中，一般假定時間序列是平穩的，否則在做回歸分析時可能出現“偽回歸”現象，在實踐中較多宏觀經濟數據的時間序列是非平穩的，為避免“偽回歸”現象，本文將采用Engle-Granger（1987）提出的兩步法，首先根據基準方程（5）和（6）對相關變量做ADF單位根檢驗，然后衡量各變量與進出口貿易之間是否存在長期協整關系，因為當且僅當各非平穩變量同階單整且具有協整關系時，建立的回歸模型才有意義，最后進一步在此基礎上運用向量誤差修正模型（VEC）分析變量間的短期效應。

1.ADF根檢驗

運用Eviews軟件對基準方程中的變量進行平穩性檢驗，檢驗結果如表1，在5%的顯著性水平下，只有原始數據lnEX和lnAFDI單整，而在二階差分后，則都是平穩的時間序列。注：如果ADF檢驗值小于T值，則表明數據平整通過檢驗；表示二階差分

2.協整關系檢驗和VEC模型

利用Eviews軟件，將相關變量帶入上述基準方程（5）和（6）中，采用普通最小二乘法（OLS）進行測算，出口和進口方程分別為：

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）式的擬合優度均超過0.95，說明方程整體線性情況較優；根據回歸結果顯示，雖然整體方程線性較優，但只有AFDI變量對進出口貿易額的影響較為顯著，其余三個變量均不顯著（見表2）。

為契合外商直接投資累計額（AFDI）對我國體育用品制造業進出口貿易額影響顯著的結果，本文把AFDI單獨拿出來與出口和進口做回歸分析，測算的出口方程和進口方程分別為：

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檢驗值為0.0000，效果顯著。

上述（9）和（10）式為長期靜態進出口回歸方程。為避免直接回歸造成的偽回歸，需要對出口和進口回歸方程中的殘差序列p進行單整分析，對殘差序列進行單位根檢驗，測得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，因此，各變量之間存在長期的穩定關系。將殘差項resid加入VEC模型，采用OLS得出短期出口和進口動態方程分別為：

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檢驗值為0.0000，效果顯著。

由于本文在計算AFDI累計值是從2002年開始，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值和對外直接投資及其累計值對我國體育用品制造業進出口貿易的影響，從（7）和（8）式可以看出體育用品制造業進出口貿易額與上述四個因素均呈正比；從影響系數來看，外商直接投資及其累計值對進出口貿易額產生較大影響。歷年流人的外商直接投資累計值是影響我國體育用品制造業進出口貿易的主要因素，這說明外商直接投資對其有滯后效應。

（2）（9）、（10）和（11）、（12）式中方程擬合度均超過0.9，說明方程整體線性情況較優；且ADFI的檢驗值為0.0000

（3）FDI流入帶來體育用品制造業出口的增長是和我國出口導向政策、產業結構調整升級，更廣泛參與國際分工密切相關的；日本經濟學家小島清提出了FDI與國際貿易互補效應的模型，他認為FDI是資金、技術以及管理經營等的綜合轉移，根據其理論可以推測FDI促進我國體育用品制造業出口貿易很可能是FDI流入改善了資本質量，同時帶來了先進的技術和管理經驗，并且對體育用品制造業部門產生了競爭效應，有力地提高了供給能力和出口競爭力。從理論上而言，進口替代政策和FDI的替代效應會使FDI與進口規模呈現反比例關系，但從實踐的角度看，我國體育用品制造業還處于追趕階段，在技術、管理、品牌等方面還有待于進一步提高，FDI流入則會大量進口先進的設備和原材料等，因此，實證分析才會出現FDI導致了進口的增加。

（4）從短期誤差修正模型來看（（11）、（12）式），FDI累計值與出口的關系，每年對上一年的偏離糾正速度為3.8%（p（-1）的系數），即當年FDI變動不會導致出口的迅速反應，因為FDI從實際使用到產品出口需要一定周期，這也佐證了FDI的累計值是影響出口貿易的主要因素；FDI累計值與進口的關系，每年對上一年的偏離糾正速度明顯高于出口，達到34.1%，即當年FDI變動對進口影響較大，這主要由于外商投資初期需要從國外進口大量的設備和原材料；由于p的系數為負，表明當年FDI變動與進出口呈負相關，這也佐證了在長期內FDI累計值對進出口影響大致相同，而短期內對出口的促進作用高于進口。

四、結論與對策建議

（一）主要結論

1.最近幾年，我國體育用品制造業出口貿易增幅及占全國出口貿易總額的比重呈現下滑態勢；體育用品制造業FDI增速表現來回波動趨勢，其占全國FDI比重則穩中有升。

2.本文利用ADF單位根檢驗、協整關系檢驗和向量誤差修正（VEC）模型分析了FDI和我國對外直接投資對體育用品制造業進出口貿易的影響。結果表明體育用品制造業FDI和我國對外直接投資均促進了進出口貿易，但FDI累計值是影響進出口貿易的主要原因；體育用品制造業FDI累計值對出口影響略大于進口影響，短期影響大于長期影響；當年FDI變動對進口影響高于出口。

3.FDI對我國體育用品制造業進出口貿易起到了促進作用。一方面，外資進入體育用品制造行業，有效地延伸了體育用品產業鏈，有助于發揮關聯投資效應、技術示范和擴散效應、管理示范效應，進而導致我國體育用品制造業外向型經濟發展，有效地促進了出口貿易；另一方面，我國體育用品消費市場雖然龐大，但仍存在較大的貿易壁壘，國外資金為了獲得市場占有率，提升出口貿易，進而轉向以FDI的形式替代直接出口，FDI的大量流入則會帶動先進設備、原材料等的進口。

（二）對策建議

1.鑒于我國體育用品制造業FDI對進出口貿易影響有滯后效應，且對出口影響大于進口影響，短期內可以加大引入FDI，但從長期來看，還需體育用品制造業行業自身不斷加大技術創新力度，加強內部管理，轉變出口貿易增長方式由數量型向效益型轉變，由勞動密集型向技術、資金、知識密集型轉變，提高出口產品科技含量和競爭優勢；

2.進一步加大體育用品制造業開放力度，處理好合理開放與適度保護的關系。加大開放有助于進一步吸引FDI的流入，進而可以擴大出口貿易；由于現階段我國體育用品制造業發展效益不高，仍處于追趕階段，競爭力不強，因此在公平競爭的市場環境下，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，對我國體育用品制造業進行適度保護；

第7篇：進出口貿易研究分析范文

【關鍵詞】反傾銷會計；進出口貿易額；關系研究

一、反傾銷會計的理論框架

所謂反傾銷會計，是指特定主體運用會計知識、反傾銷法知識和國際貿易知識，就反傾銷中的問題提供會計支持，進行會計規避、會計舉證、會計調查、會計鑒定活動。

近年來，越來越多的國家針對我國出口產品提起反傾銷訴訟。在反傾銷應訴調查中，會計信息提供著權威的訴訟支持。反傾銷調查涉及國際貿易、反傾銷法律和會計學等不同學科的知識，所以在反傾銷應訴中，應訴企業面臨著巨大的挑戰。因此構建我國企業應對反傾銷的會計概念框架，正確指導企業的內部會計核算，提供令反傾銷調查當局信服的會計記載資料，獲得反傾銷調查中的市場經濟正常調查待遇，就顯得尤為必要。

反傾銷的會計概念框架可以為企業提供實務運作上的指導，它可以從財務會計、管理會計、信息披露三個方面來進一步闡述，這三個方面又分別可以從企業日常會計核算專題、調查中的成本結構分析及問卷填列以及反傾銷中的盈余管理三點來分別加以說明。

二、研究假設

反傾銷會計主要用于應訴反傾銷案件，以及在反傾銷案件中提供對我方有利的經濟證據。自1995年以來，各國對華反傾銷案件逐年增加，與此同時我國反傾銷會計學有了更深的發展，反傾銷會計人員的隊伍也逐年擴大。由此可見，反傾銷案件與反傾銷會計人員的數量存在著一定的關聯。由于反傾銷會計人員的數量不易統計，本文利用反傾銷案件的數量來替代反傾銷會計的發展這一變量。進出口貿易是本文研究的另外一個變量，這個變量易于量化，本文利用我國進出口貿易總額來替代我國進出口貿易的發展。

因此，本文的研究假設可歸納如下：假設:進出口貿易額為自變量JCK，反傾銷案件的數量為因變量y，進出口貿易額與反傾銷案件的數量呈正相關關系。

本文利用最簡單的線性模型來對此假設進行檢驗，即：y=α+β*log（JCK）。

三、樣本選取

（一）1995～2009年我國遭遇反傾銷指控的案件統計

從反傾銷的立案調查數量來看，我國世界上遭遇反傾銷立案調查最多的國家。從1995年到2009年，世界范圍內共發起3865起反傾銷立案調查。自1979年歐盟對我國出口的糖精鈉發起第一起反傾銷調查來，國外對華反傾銷愈演愈烈，一個最重要的例證就是我國產品遭遇反傾銷調查案件數量的增加，我國已經連續15 年成為全球遭遇反傾銷立案調查最多的國家。

從1995～2009年的15年間，全球發起的反傾銷調查數達3865起，其中2009年最高，達到437起；1995年最低，為157起。而我國遭遇的反傾銷立案調查數量也高達746起，從1995年的20起，到2009年的75起逐年增長。

國外對華反傾銷數占全球反傾銷發起總數的比重呈明顯上升趨勢。國外對華反傾銷調查數占其全球反傾銷發起總數的比重由1995年的12.73％上升到2008年的35.1％增長了22.37％。如此快的增長趨勢，不僅說明我國已成為全球反傾銷運動的主要目標國，也使我國成為反傾銷的“最大受害國”，對我國出口貿易構成了嚴重的威脅。

（二）1995～2009年我國進出口貿易額的數據統計

自1995年以來，我國進出口貿易額呈現穩步上升的趨勢。其中，進出口總額從23499.9億元上升至150648.1億元，最高達150648.1億元。本文主要研究進出口總額對我國反傾銷會計的影響，其變化趨勢可用折線圖表現，如圖1所示。

四、實證結果與分析

本文運用Eviews對假設模型進行檢驗，檢驗結果如圖2所示：

圖2 實證結果

實證結果表明，進出口貿易額與反傾銷案件的數量呈正相關關系，即進出口貿易額的增加一定程度上導致了反傾銷案件的增加，而反傾銷案件的增加將促進反傾銷會計的發展，從而進出口貿易的發展在一定程度上促進了反傾銷會計的發展。在今后幾年，我國進出口貿易仍將不斷擴大，我國仍然無法擺脫國際貿易爭端的障礙，我國的反傾銷會計將發揮其重要作用，其發展也將順應潮流，成為我國會計體系中的重要一環，同時也是維護我國國家利益的關鍵一環。

參 考 文 獻

[1]白蓉蓉，蔣葵．我國企業應訴反傾銷中的會計問題及對策研究中國鄉鎮企業會計．2008（1）：123～124

[2]貢峻．基于反傾銷會計視角的會計準則國際化問題研究．會計準則發展——第六屆會計與財務問題國際研討會論文集．2006：352～358

[3]賈軼群．解決企業反傾銷會計問題的對策研究．商業經濟．2008（5）：86～87

[4]李昌奎．世界貿易組織《反傾銷協定》釋義．北京：機械工業出版社，2005，1（73）

[5]劉翠英，楊桂花，劉虹．反傾銷會計支持系統存在的問題及預警系統的建立．商業會計．2009（20）：14～15

[6]吳惠萍．出口企業反傾銷勝訴的會計障礙及對策．經濟師，2009（7）：157～158

[7]王仁祥，李芊蕾，陳艷林．國際反傾銷制度對我國應對反傾銷的啟示．財經理論與實踐．2002

[8]張琦．經濟全球化背景下反傾銷會計問題研究．現代商業．2009（30）：253～255

[9]李朝良．建立反傾銷預警機制[J]．企業導報．2009（12）

第8篇：進出口貿易研究分析范文

【關鍵詞】進出口貿易 經濟增長 協整檢驗 Granger因果關系檢驗

一、引言

自改革開放多年來，我國進出口貿易獲得了巨大的發展，進出口市場分布逐漸向多元化發展，我國積極主動地通過出口貨物結構出口方式及出口區域結構的的調整，降低進出口風險，實現經濟穩定的增長。林毅夫和李永軍（2001）采用聯立方程組模型，證實出口有利于經濟的增長，羅伯特.遜提出了“對外貿易是經濟增長的發動機”的命題，那么基于這些貿易理論是否適用于正在發展的重慶市呢？必須結合重慶實際經濟發展進行實證分析。重慶市是西部地區唯一的直轄市、國家中心城市，需要發揮在兩大經濟帶建設中的樞紐和支點作用，在對外貿易中取得了顯著成績，據海關統計，2004年全市進出口總額達到38.6億美元，比上年增長48.7%。其中，出口20.9億美元，增長31.9%，高于全市GDP增長幅度，進口17.66億美元，增長14.9%。2006年重慶市積極應對國際貿易出現的新情況，實現全年外貿進出口總額54.7億美元，比上年增長27.4%。其中，出口33.5億美元，增長33%。2007年重慶的進出口貿易總量僅60億美元，根據以上統計數據可以確定進出口總額與經濟增長存在著某種關系。“十二五”期間，重慶市提出進出口貿易達到上千億美元的更高目標，近年來重慶吸引外資高速增長，日漸改善基礎設施，優惠政策，便利資源要素，吸引跨國公司進行新的戰略布局，重慶正在朝著目標奮進。

二、實證分析

（一）變量的選取及數據處理。

本文以重慶市進出口總值（萬美元）作為解釋變量（用X表示），地區生產總值（億元）作為被解釋變量（用Y表示）。由于數據的缺失，樣本數據選取1987年至2010年的年度數據，數據來自于《重慶統計年鑒》。其中變量時間序列可能是非平穩序列，構建的計量模型可能產生“偽回歸”，所以需要對各變量時間序列的平穩性進行檢驗，因為數據的自然數對數變換不會改變原來的協整關系，并且會消除時間序列數據存在的異方差現象，使其趨勢線性化。所以對上述各個變量取對數，以消除數據的不平穩性，變量GDP（地區生產總值）、IE（進出口總值）取對數lnY、lnX，用、表示變量GDP、IE一階差分，用、表示二階差分，取5%臨界值進行研究。

通過上述的數據處理，可以通過Eviews7.0繪制出處理后的lnY 和lnX 的散點圖，見圖1 ：

由圖1可知：根據散點圖可以看出進出口總額與地區生產總值大致呈現上升趨勢。隨著進出口總額的增加，重慶市地區生產總值不斷的增加，兩者的變動的方向基本一致。進而進出口總值的增加有利于經濟健康持續的增長。

（二）單位根檢驗。

首先在進行計量經濟模型之前，必須確保兩變量序列是平穩的，因此使用單位根方法檢驗變量GDP、IE的平穩性，我們采用ADF檢驗方法，lnY、lnX分別進行單位根檢驗，如果水平序列是非平穩的，就要進行一階或者二階差分來檢驗平穩性，利用Eviews7.0，檢驗結果見表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，因此是非平穩的序列，經過一階差分后，lnX序列拒絕了單位根假設，是平穩的序列，但是lnY不是平穩序列，所以進行二階差分。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。

（三）模型的建立。

由散點圖分析可知，隨著進出口總值的增加，重慶市經濟增長（GDP）越快，分析重慶市地區生產總值隨進出口總值的數量規律性，可以建立如下計量經濟模型：

（四）協整分析。

協整檢驗方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗，從協整理論的思想來看，被解釋變量能被解釋變量的線性組合所解釋，兩者之間在穩定的均衡關系，因變量不能被自變量所解釋的部分構成一個殘差序列，這個殘差序列應該是平穩的，因此，檢驗一組變量之間是否存在協整關系等價于檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩序列。用Eviews7.0軟件進行殘差分析如表2：

由表3可知，殘差的水平序列在5%的置信區間水平是非平穩的，在一階差分和二階差分的序列是平穩的，所以認為估計殘差序列是平穩的，計量經濟模型的設定是合理的，因此lnY與lnX兩序列存在協整關系，因變量與自變量之間存在長期穩定的均衡關系。從回歸分析中可以看出lnY與lnX之間具有較高的相關性。對上述方程的經濟意義的解釋是： 假設在其他條件不變的情況下，進出口總值（IE）每增加1%，對應的生產總值（GDP）將增長1.019%，由此可見，重慶進出口對經濟增長具有較強的拉動作用。

（五）Granger因果關系檢驗。

Granger因果檢驗解決了lnX是否引起lnY的問題，也就是lnY能夠在多大程度上被過去的lnX解釋，加入lnX的滯后值是否使解釋程度提高，如果lnX在lnY的預測中有幫助的話，就可以說lnX領先于lnY。檢驗結果見表3：

由表3得出結果：在10%顯著水平上，滯后階數為1時，拒絕原假設，即進出口總值是引起經濟增長（GDP）的Granger原因，反之不成立，所以進出口總值與經濟增長（GDP）是一個單向相關關系。

三、結論與政策性建議

（一）結論。

第一：本文基于重慶市1987～2010年進出口總值與地區生產總值的數據進行平穩性檢驗與協整檢驗，兩個變量序列是平穩的，并且兩者存在一種長期穩定均衡的關系，重慶市進出口總額（IE）越多，經濟增長越快（GDP）。

第二：根據計量經濟模型方程和Granger因果關系檢驗，重慶進出口與重慶生產總值之間存在一個單向相關關系。進出口總值是經濟增長（GDP）的原因，反之不成立。

（二）政策性建議。

1.進出口結構的優化：從本市經濟整體發展的需要出發，挖掘進出口總量背后深層次的貿易結構問題，切實推進進出口商品結構的優化，實現外貿發展同地區經濟發展的良性互動，促進進出口貿易對經濟增長的貢獻。

2.技術發展：本市應關注進出口產品的技術含量和層次，拓展進出口發展的空間，根據國際國內環境的變化，利用各類機會采取有效方式，繼續保持進出口適度增長，進而促進經濟的增長。

3.品牌、創新、改革：重慶市競爭性企業為了獲得國際市場和實現品牌擴張進行進出口貿易，這就需要企業引進高新技術，打造具有影響力的品牌，實行營銷網絡等方式，打開對外貿易市場，堅持制度創新，深化體制改革，推動地區經濟的協調發展。

參考文獻：

[1]林毅夫，李永軍.必要的修正―對外貿易與增長關系的再考察[J].國際貿易，2001，9.

第9篇：進出口貿易研究分析范文

關鍵詞：人民幣 進出口貿易 影響 戰略

一、人民幣升值的重要意義

隨著我國經濟的迅速發展，人民幣的地位在不斷地提高，但是人民幣升值卻與國際貿易有著密切的關系。美國的次貸經濟危機的發生，對全球經濟有重要的影響，對貨幣的種類也有一定的影響，其中最重要的是美元和歐元。在這次經濟危機中，我國也受到了不同程度的影響，但是我國在經濟危機中恢復得較快，進而使人民幣的地位有所提高。近些年來，我國和美國的貿易順差一直處于擴大的狀態，一定程度上是因我國勞動力和固有資源相對豐富優勢。2006年我國和美國的貿易順差大約為1443億美元，到了2007年我國與美國的貿易順差已達到1633.2億美元。我國與美國貿易順差呈明顯的上升趨勢，這種持續增長的狀態已經給其他國家帶來了一定的壓力。

二、人民幣升值原因

隨著市場經濟的發展，我國國際收支的順差正呈上升趨勢，其對人民幣升值有重要的影響。我國國際收支自九十年代起，就呈逐漸上升的趨勢。這種順差趨勢不僅給我國帶來了大量的外匯儲備，同時也刺激了人民幣升值；我國經濟的持續增長，對人民幣升值也有一定的影響。

三、人民幣升值對進出口貿易的影響

（一）人民幣升值對進出口貿易的有利影響

1.對貿易結構升級有促進作用

由于我國對外貿易以出口為主，對出口的依賴性較高。在這種情況下，一些企業出口產品的技術含量相對較低，貿易不合理現象時有發生。如果人民幣升值，這一現象就可以緩解。為了更好地解決這一現象，企業在制造的過程中，應該將技術含量低、管理薄弱的產品舍棄，同時政府也要對有競爭力的制造業進行相應的鼓勵，鼓勵其走出去。這樣人民幣地位在一定程度上將有所提升，可以使進出口貿易值得到平衡，同時也可以適當減少出口、增加進口，以便更好地對進出口貿易結構進行優化升級。

2.對我國國際貿易環境有改善作用

近些年來，我國貿易順差在不斷地擴大，在這種環境下，我國對外貿易環境也在不斷地惡化。以美國為首的發達國家對人民幣升值的壓力越來越大，面對多重壓力，我國人民幣只有升值，才能有效地減輕對外貿易環境壓力及貿易摩擦。

3.對國際市場有開拓作用

人民幣升值后，可以使更多的企業走出去，對國外市場進行開拓。人民幣升值后，我國企業對外直接投資成本將會有所下降，對內直接投資成本將會上升。

（二）人民幣升值對進出口貿易的不利影響

1.對吸引外資有阻礙作用

人民幣升值后，外商在中國投資的成本就會增加，會給外商帶來一定的壓力。對于外商來說，他們在中國建廠已經有很多年了，各項經營項目已經趨于成熟，同時外資匯率的需求也在逐年的增大。

2.對出口價格有不利影響

人民幣升值后，我國出口產品的價格將會上調，我國產品在國際市場上的占有率將會下降，我國產品的價格將失去價格優勢。我國出口企業進行對外貿易時，必然會遇到匯率轉換問題。

四、人民幣升值環境下進出口貿易戰略研究

（一）對對外貿易結構進行優化升級

就目前來看，我國出口產品主要以資源、勞動密集型附加值較低的產品為主，這類產品對出口依賴程度大且集中，而對于那些技術密集型及高新技術產品自主研發程度和創新比例相對較低，高能耗、高污染及資源性產品的出口總數較多。人民幣升值后，這類企業的勞動力成本性對較高，企業利潤會相對減少，甚至會給出口貿易帶來不利影響。

（二）轉變經濟發展戰略

人民幣對進出口貿易的發展有重要的影響，人民幣升值后，出口商品在國際市場上的占有率將會下降。在這種情況下，就應該轉變我國經濟發展戰略。由于我國資源及相應產品的不足，需要大量的進口，這就使得對外貿易成為我國經濟發展必不可少的一部分。在大的環境下，進出口貿易也就成為我國必不可少的策略。然而，從我國的實際狀況來看，僅依靠貿易戰略是行不通的，甚至會造成經濟安全隱患。

（三）對我國外匯儲備進行控制并合理利用

要想更好地應對人民幣升值所帶來的損失，就應該合理地利用相應的外匯儲備。大量的外匯儲備會導致人民幣升值，所以我國在利用外匯儲備的時候，應該根據實際需要適當的對其進行利用。

結束語

隨著各國經濟的發展，特別是經濟全球化的發展，貨幣已經成為國民經濟重要組成部分。其不僅是引領經濟的杠桿，同時對國家進出口貿易具有重要的影響。人民幣作為我國重要的貨幣，在經濟發展中有重要作用，人民幣升值與我國經濟發展是有一定關系的，同時對我國的對外貿易也有一定影響，要想保證進出口貿易工作的順利進行，就應該采取相應的戰略性措施，應對人民幣升值所帶來的隱患。

參考文獻：

[1]葛幫亮.人民幣升值對江蘇外向型經濟的影響[J].湖北經濟學院學報(人文社會科學版)，2008.2

[2]周江銀.人民幣升值趨勢下我國進出口貿易分析[D].廈門大學，2008