对外进出口贸易范文

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第1篇

关键词：对外直接投资；进出口贸易；影响机制；面板格兰杰因果检验

基金项目：教育部重点研究基地重大项目（11JJD790024）。

作者简介：胡昭玲(1972-)，女，天津人，南开大学跨国公司研究中心、南开大学国际经济贸易系教授，博士生导师，经济学博士，主要从事国际经济学研究；宋 平(1987-)，女，山东济宁人，南开大学国际经济贸易系硕士研究生，主要从事国际贸易理论与政策研究。

中图分类号：F720 文献标识码：A 文章编号：1006-1096(2012)03-0065-05收稿日期：2011-09-07

一、问题的提出与文献综述

国际直接投资与国际贸易的关系一直是理论界关注和争论的问题。国际直接投资包括外国直接投资（inward FDI）和对外直接投资（outward FDI）两个方面， 分别涉及外资的流入与流出。本文研究的是后一方面，即中国对外直接投资对母国进出口贸易的影响。①中国对外直接投资起步较晚，大大滞后于引进外资的步伐，规模也相对较小。但是，近年来，在“走出去”战略的引导下，在综合国力增强、外汇储备大幅增加、人民币升值等一系列综合因素的作用下，中国对外直接投资获得了迅速发展，2010年我国对外直接投资首次达到680亿美元，位居世界第五。在这一背景下，研究不断发展扩大的对外直接投资对进出口贸易具有怎样的影响、二者之间是替代还是互补关系、如何更好地利用对外直接投资促进对外贸易发展，不仅具有理论价值，而且对我国对外开放与经贸政策的制定具有现实借鉴意义。

Mundell（1957）最早正式研究了国际直接投资与国际贸易间的关系，在要素禀赋理论模型框架下证明了二者是相互替代的。与此相反，Kojima（1978）的边际产业扩张理论提出了国际直接投资与贸易的互补关系。目前多数学者认为，从理论上分析国际直接投资与国际贸易的关系不存在确定的结论，在不同的模型及前提假定下可能得到不同的结果。

与理论研究相类似，有关对外直接投资与对外贸易关系的实证研究也没有统一的结论。国外有关对外直接投资与进出口贸易关系的实证文献大多以发达国家为研究对象，其中又以美国和日本居多。从研究结论看，主要有3类：一类支持替代关系，一类支持互补关系，还有一类认为结果不确定，但以验证互补效应的居多。在国内的实证研究方面，蔡锐等（2004）基于小岛清的边际产业理论，运用零回归方法的实证分析表明：中国对发达国家的直接投资对进口有一定的促进作用，但作用不大，与出口的关系则不显著；中国对非发达国家的直接投资对进口没有显著影响，对出口则有一定影响。张如庆（2005）综合运用协整理论、误差修正模型和格兰杰因果检验等方法，认为我国进口和出口分别与对外直接投资存在单向因果关系，对外直接投资不是进出口变化的原因。王英等（2007）考察了中国对外直接投资对出口的影响，指出二者为互补关系，虽然后者认为这一作用的程度极小。项本武（2009）运用面板协整模型和误差修正模型，验证了我国长期对外直接投资对进出口贸易具有创造效应，但二者对短期的效应持不同观点。

综上所述，有关我国对外直接投资贸易效应的研究还相对较少，并且结论并不一致。笔者就对外直接投资对进出口贸易的影响机制进行理论分析，并对中国的情况加以实证研究。在实证方法上，国内学者大多使用时间序列或截面数据，利用传统的引力模型以及协整和误差修正模型进行分析，而笔者利用1993年~2009年中国对105个国家（地区）直接投资和进出口贸易的面板数据，应用动态VAR模型和面板格兰杰因果检验方法考察我国对外直接投资与进出口贸易的关系。

二、对外直接投资对进出口贸易的影响机制

（一）对外直接投资对出口的影响

图1~图3归纳了对外直接投资带动出口增加的途径。一方面，在海外新建子公司初期投产建设时，一般需要从母公司购买资本设备、原材料等；另一方面，在国外子公司经营过程中，可能在较长时期内从母国进口零部件和中间产品，从而对出口形成持续性的带动作用，尤其是在加工装配行业这一效应更为明显。实际上，不同类型的对外直接投资都可能对出口形成促进作用：以扩大和开辟海外市场、以为出口服务为目的的市场导向型对外直接投资，通过在世界其他国家（地区）设立贸易服务机构，构筑国际市场营销网络可以促使出口增加；资源导向型对外直接投资带动了开采所需设备和相关产品的出口，并且随着母国进口开采出的资源，该国此类资源加工品或制成品的出口可能增加；技术导向型对外直接投资可以获得反向技术溢出效应，提高母国产品的技术含量和出口竞争力。

图1 对外直接投资的出口促进效应

对外直接投资对出口既有促进作用，也有替代作用。首先，无论是为规避贸易壁垒或将国内生产能力过剩、市场相对饱和的产业转移到国外而进行的市场导向型对外直接投资，还是为降低生产与运输成本进行效率导向型对外直接投资，生产基地转移到国外后，在东道国生产的产品将直接在当地销售或转销到其他国家，从而替代母国同类产品的出口。其次，东道国企业利用技术扩散与模仿大量生产该产品，替代进口甚至进行出口，进一步减少了母国的出口。此外，国外分支机构在东道国的当地采购也会替代母国中间产品的出口。

图2 对外直接投资的出口替代效应

（二）对外直接投资对进口的影响

与出口的情况相类似，对外直接投资对进口贸易规模的影响也有两方面：在进口促进作用方面，资源导向型对外直接投资以开发国外资源、保证母国供给为目的，会增加母国资源类产品的进口；效率导向型对外直接投资将生产转移到生产成本更低的国家后，有可能将东道国生产的产品返销回母国以满足国内需求；技术导向型对外直接投资在国外开发和生产出技术与知识密集型产品后，可能通过公司内贸易等形式销售给母国。在进口替代作用方面，如果企业认为通过直接投资在国外购买原材料进行生产比进口生产所需的原材料更有效率，那么这种投资就会减少母国原材料的进口；如果企业通过技术导向型投资代替通过高技术产品进口来获取技术，就有可能减少母国部分高技术产品的进口。

图3 对外直接投资的进口促进与替代效应

（三）中国对外直接投资贸易效应的直观分析

基于上述对外直接投资对进出口贸易的影响机制，可以就中国对外直接投资的贸易效应加以直观分析。

中国的对外直接投资起步于改革开放以后，早期投资的主要目的是为外贸服务，劳务工程承包也是当时的主营项目。20世纪90年代末开始，在国家的支持下一些大型央企和国企以获取能源和资源为目的进行对外投资，投资目的比较单纯，经营方式相对简单。2000年以后，中国对外直接投资有了突飞猛进的发展，复杂的经营方式开始出现。目前，中国对外直接投资“市场导向型”、“资源导向型”、“效率导向型”等投资动机都存在，但仍以市场寻求型投资动机为主。从对外直接投资的流向分布看，行业多元而聚集度较高，截至2010年末，我国对外直接投资覆盖了国民经济所有行业类别，其中存量在100亿美元以上的行业包括商务服务业、金融业、采矿业、批发零售业、交通运输业和制造业，这6个行业占据我国对外直接投资存量总额的88.3%。④

由于在我国的对外直接投资中为商品贸易提供便利的服务类投资占比重最大，2010年流向租赁和商务服务业以及批发和零售业的投资超过50%，可以预计，我国对外直接投资对贸易特别是出口贸易应有较强的促进作用。此外，采矿业在我国对外直接投资中也占有较大份额，2010年末采矿业的投资存量占对外直接投资总存量的14.1%，⑤这也会对出口和进口产生双向的拉动作用。但是，我们也应注意到，我国对外直接投资的动机与产业分布呈现多元化趋势，制造业及其他行业多种动机的对外投资也占一定比重，这些投资会同时影响到出口和进口，产生正向和反向的贸易效应。因此，难以从理论上就我国对外直接投资对贸易规模的总体影响做出确切判断，下文将使用计量方法就对外直接投资对我国出口和进口贸易规模的影响进行实证检验。

三、中国对外直接投资对进出口贸易影响的实证分析

（一）实证方法与模型设定

笔者应用Hurlin等（2001）提出的固定系数面板格兰杰因果检验方法来考察我国对外直接投资对进出口贸易的影响，这一方法是基于面板数据的向量自回归（VAR）过程实现的。

为检验对外直接投资与出口的关系，建立如下面板向量自回归模型。为了减少异方差和异常项对平稳性的影响，模型中的变量均采用对数形式。

其中，ofdi为我国的对外直接投资，exp为出口额。νit=αi+εit，εit～iid. (0, σ2ε)；αi为个体的异质性，它表示我国对各个国家对外直接投资所具有的不同特性，属于非时序变量；εit为随机扰动项，表示除方程（1）、（2）中所列变量外的其他影响因素。对于任意给定的i∈［1,N］，模型自回归系数γ(k)和回归系数β(k)i是不变的，即对所有的个体来说γ(k)都是一样的。

方程（1）考察对外直接投资对出口的影响，方程（2）考察出口对对外直接投资的影响。以上2个方程组成了面板向量自回归模型，其中每个方程都是一个动态面板，需要对其进行差分估计。由于方程存在内生变量，要用到工具变量，先直接对每个方程进行差分广义矩估计（Difference-GMM），检验单个变量系数的显著性，然后根据GMM估计结果，对上述模型进行面板格兰杰因果关系检验，验证我国对外直接投资与出口之间的格兰杰因果关系。

其中，imp为我国的进口额，其他变量的解释同上。方程（3）考察对外直接投资对进口的影响，方程（4）考察进口对对外直接投资的影响，进口模型的估计和检验方法与出口模型相同。

（二）样本数据及来源

笔者根据世界各国的经济地理特点，按照《中国统计年鉴》依地理分布和投资额划分的方法，选取亚洲、非洲、欧洲、拉丁美洲、北美洲和大洋洲六大地区的105个样本国家（地区）进行研究。

笔者利用1993年~2009年我国对上述105个国家（地区）的对外直接投资和进出口贸易数据进行实证分析。我国对各个国家（地区）的进出口数据取自1994年~2010年《中国统计年鉴》，1993年~2002年的对外直接投资数据来自相关年份《中国对外经济统计年鉴》，2003年~2009年的对外直接投资数据来自相关年份《中国对外直接投资统计公报》。

（三）面板数据的单位根检验

为了增强检验结果的稳健性，笔者采用LLC、IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP 4种方法进行面板单位根检验，使用的软件为Eviews6.1，结果见表1。

对lnofdi、lnexp、lnimp的面板单位根检验结果显示，在4种检验方法下，在1%的显著性水平下lnofdi、lnexp、lnimp均不存在单位根，可见对外直接投资

表1 面板单位根检验结果

检验方法lnofdi统计量P值 结论lnexp统计量P值 结论lnimp统计量P值结论LLC -18.36120.0000平稳-4.169340.0000平稳-9.639560.0000平稳IPS-13.7620.0000平稳-14.17930.0000平稳-7.212420.0000平稳Fisher-ADF515.5720.0000平稳456.4800.0000平稳385.103 0.0000平稳Fisher-PP596.9120.0000平稳521.7710.0000平稳441.8890.0000平稳

和出口、进口变量都是稳定的，因此，无需对变量之间的关系进行协整检验即可直接就对外直接投资与出口以及对外直接投资与进口的关系进行格兰杰因果检验。

（四）面板格兰杰因果检验结果

1．对外直接投资与出口的关系

笔者根据AIC值最小的标准确定最佳滞后期，利用Eviews6.1软件进行AIC检验，确定最佳滞后期为2。

笔者分别对方程（1）、（2）进行动态面板广义矩估计，在估计中利用stata11.0软件中的xtabond2命令，由于最佳滞后期为2，因此可以选取因变量的二阶差分作为工具变量，即选取D.lnexpit－2作为D.lnexpit－1的工具变量，选取D.lnofdiit－2，作为D.lnofdiit－1的工具变量，使用GMM两步估计法，估计结果如表2所示。

由表2中对方程（1）的估计结果可见，lnofdi一阶滞后项的系数为0.047，P值为0.015，其二阶滞后项的系数为0.028，P值为0.040，均通过了5%的显著性检验，这表明我国的对外直接投资对出口存在正向的滞后影响，对外直接投资对出口有一定的促进效应。但是，lnofdi一阶和二阶滞后项的系数都很小，说明投资对出口的带动作用较为有限。

笔者对对外直接投资和出口的关系进行格兰杰因果关系检验，原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］，即对外直接投资与出口之间不存在格兰杰因果关系；备择假设H1：βi(k)≠0 (i,k)，即模型中滞后变量的回归系数不全为零，二者之间存在格兰杰因果关系。表2中对方程（1）的估计结果显示，lnofdiit-1和lnofdiit-2的系数在5%水平下均显著，因此拒绝原假设，接受备择假设，即lnofdi滞后变量的回归系数不全为零，对外直接投资是出口的格兰杰原因。

由表2中对方程（2）的回归结果可见，lnexp一阶滞后项的系数为0. 015，P值为0.015，lnexp二阶滞后项的系数为0.041，P值为0.034，在5%的统计水平下都是显著的，所以原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格兰杰因果关系中的备择假设，即出口是对外直接投资变化的格兰杰原因。

综上，我国对外直接投资与出口之间存在双向的格兰杰因果关系。

2.对外直接投资与进口的关系

分别对方程（3）、（4）进行GMM估计。根据AIC值最小的标准，利用Eviews6.1软件进行AIC检验，确定最佳滞后期为2。选取因变量的二阶差分作为工具变量，使用GMM两步估计法，利用stata11.0软件进行估计，结果如表3所示。

由表3中对方程（3）的估计结果看出，lnofdiit-1的系数为0.112，P值为0.035，lnofdiit-2的系数为0.045，P值为0.011，在5%水平下均显著，这说明我国对外直接投资对进口存在正向的滞后影响，对外直接投资对进口具有促进效应。由于lnofdi的一阶和二阶滞后项系数均显著，因此格兰杰因果检验的原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受备择假设，即对外直接投资是进口变化的格兰杰原因。

由表3中对方程（4）的估计结果看出，lnimp一阶滞后项的系数为0.152，P值为0.035，在5%水平下显著；lnimp二阶滞后项的系数为0.064，P值为0.006，在1%水平下显著。因此，原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格兰杰因果关系中的备择假设，进口是对外直接投资变化的格兰杰原因。

综上，我国的对外直接投资对进口具有带动作用，即进口额会随着对外直接投资的增加而增加，并且二者互为格兰杰因果关系。

（五）实证结果分析

由上文对外直接投资与出口关系的实证分析结果可以看出，我国对外直接投资和出口之间存在双向格兰杰因果关系。对外直接投资的一阶和二阶滞后项对出口具有正向影响，并具有统计显著性，说明对外直接投资对出口具有促进作用。总体看来，我国对外直接投资对出口贸易的促进作用超过了替代作用，对外直接投资对我国的出口贸易起到了一定的推动作用，虽然这种作用的程度较小。

由对外直接投资与进口关系的实证分析结果可以看出，我国对外直接投资和进口之间存在双向格兰杰因果关系，尤其是对外直接投资对进口具有带动作用。这说明在我国对外直接投资中占有一定比重的资源导向型投资促进了资源性产品的进口，而将其他类型的对外直接投资考虑进来，投资与进口贸易总体上也呈现互补关系。

四、结论与政策建议

我国对外直接投资与出口及进口之间均存在双向格兰杰因果关系，对外直接投资是贸易创造型的,对出口和进口均有促进作用，这一结果与我国当前对外直接投资以市场开拓和资源引进等为主要目的的现实密切相关。然而，我国对外直接投资还处于起步阶段，规模还相对较小，对贸易（特别是出口）产生的创造效应还较为有限。因此，如何促进对外直接投资的健康发展，并发挥其与贸易的良性互动关系，是我国需要解决的重要问题。

我国应当继续积极发展对外直接投资，有效利用国际、国内2个市场、2种资源，充分发挥对外直接投资对贸易的促进作用。对外直接投资有利于开拓海外市场, 通过跨国生产可以带动设备、原材料、中间品的出口。通过对外直接投资还可以获得国内经济发展所需的资源，获取一些高新技术与先进的管理经验等，带动国内产业结构优化和技术水平提升，不断提高本国企业和产品的国际竞争力。

在扩大对外直接投资规模的同时，我国还应调整对外直接投资结构，改善投资质量。以制造业的对外直接投资为例，目前很大部分投资于初级加工业，生产附加值较低，对出口的带动作用有限。今后可以更多地投资于产品附加值较高和后向关联度强的行业，如机械制造业，由于其技术是与原材料、零部件等高度结合的，因此这类行业的对外直接投资具有明显的出口创造效应。另外，可以增加技术导向型的对外直接投资，利用获取的先进技术制造深加工产品并出口，以提高产品的附加值，扩大出口的效益。

① 对外直接投资的贸易效应包括对贸易规模和贸易结构的影响，本文研究的是前者，即对外直接投资和对外贸易之间的替代或互补关系。

② UNCTAD：《2011年世界投资报告》，2011年7月。

③ 根据Vernon的产品生命周期理论，创新国的对外直接投资首先替代母国的出口贸易，而后又创造了母国从东道国的进口贸易。

④ 商务部，国家统计局，国家外汇管理局：《2010年度中国对外直接投资统计公报》， hzs.mofcom.省略，2011-09-15。

⑤ 同④。

⑥ Hurlin和Venet在传统Granger因果检验思想的基础上，于2001年率先提出了固定系数面板数据的Granger检验方法，并在2004年进一步提出固定系数异质面板数据的Granger检验方法。

⑦ Arellano和Bond（1991）在工具变量法的基础上给出了差分的广义矩估计法，该方法采用 t-2 期前的因变量的滞后项作为因变量一阶差分滞后项的工具变量，从而得到一致且更为有效的估计结果。

参考文献：

蔡锐，刘泉．2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗?―基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］．世界经济研究（8）：64-70．

王英，刘思峰．2007.中国对外直接投资的出口效应：一个实证分析［J］．世界经济与政治论坛（1）：36-41．

项本武．2009.中国对外直接投资的贸易效应研究――基于面板数据的协整分析［J］．财贸经济（4）：77-82．

张如庆．2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］．世界经济研究（3）：23-27．

HURLIN C, VENET B. 2001. Granger causality tests in panel data models with fixed coefficients ［Z］. University of Paris Dauphine: Working Paper Eurisco 2001-09.

KOJIMA K. 1978. Direct foreign investment: Japanese model versus American model ［C］//Kojima K, ed., Direct Foreign Investment: A Japanese Model of Multinational Business Operations. New York: Praeger Publishers: 83-102.

MUNDELL R A. 1957. International trade and factor mobility ［J］. American Economic Review, 47(3): 321- 335.

(编校：薛 平)

An Analysis of the Effects of OFDI on China’s Foreign Trade

HU Zhao-ling1,2, SONG Ping2

(1. Center for Transnationals’ Studies, Nankai University, Tianjin 300071, China;

2. Department of International Economics and Trade, Nankai University, Tianjin 300071, China)

第2篇

关键词:对外直接投资;进出口贸易;协整;误差修正模型

中图分类号:F71 文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)17-0143-03

阿瑟・刘易斯在其《经济增长理论》中提出,促使经济增长的三个近因为经济活动、增进知识和增加资本。经济增长是社会物质财富不断增加的过程,通常表现为国内生产总值即GDP的增加。在开放经济条件下,一国的经济增长除了取决于国内消费和投资的拉动外,国际贸易和国际投资已成为国际经济活动的基本形式,拉动经济增长。

一、相关研究和文献回顾

将国际直接投资与国际贸易及经济增长联系起来的理论,是在国际直接投资和国际贸易理论经历了由分歧到交叉融合直至逐步一体化,可以将直接投资与贸易置于同一框架下研究后,才有了出现的可能。作此尝试的首推日本一桥大学的小岛清教授,他将国际直接投资理论建立在国际贸易理论的同一基石即国际分工基础上,提出边际产业理论,认为对外直接投资与对外贸易以互补形式存在,从而促进经济增长。

实证研究方面,真正将进出口贸易与经济发展、对外投资联系在一起是邓宁等(2001)在投资周期理论的基础上,考察了韩国和中国台湾的贸易与直接投资的发展轨迹,认为一个国家或地区的进口行为增加将导致外资流入增加,外资流入增加会导致出口增加,而出口增加又会最终导致向外投资增加。

以上成果说明了一国的对外直接投资与进出口贸易及经济增长之间确实存在一定关系,并探索对外直接投资、进出口贸易与经济增长三者的关系提供了有益的借鉴。但现有研究仍多是集中在单一的对外直接投资的贸易效应或是对外直接投资的经济效应上,对对外直接投资、进出口贸易及经济增长三者之间关系的实证研究还比较有限。本文要解决的主要问题包括:我国对外直接投资与对外贸易、经济增长之间是否存在着长期稳定的均衡关系?它们之间的因果关系如何?

二、实证分析

前面已对对外直接投资、进出口贸易与经济增长的相关理论进行了简要阐述,现在此基础上,运用协整理论、Granger因果关系检验等计量经济学方法对我国的对外直接投资与进出口贸易及经济增长三者间关系进行实证分析,以期对相关理论进行检验,同时也是对笔者所提待解决的问题进行解答。

(一)计量模型与数据说明

根据前文的假设及要解决的问题,选取的变量为1985―2007年我国国民生产总值(GDP),进出口贸易总额(EXI)和对外直接投资额(OFDI)。根据理论,对外直接投资、进出口贸易对经济有促进作用,但是一国的经济还会受到除该两者之外很多因素的影响。为论证三者之间的关系,现引入以下函数:

GDP=f(EXI,OFDI,Q)+u

其中,Q是除对外直接投资及进出口贸易以外的所有其他因素,如社会中的就业状况即劳动投入的大小、社会中的资本要素状况、人力资源情况、R&D情况等。u为随机扰动项。假设所有其他因素Q不变,即固定Q时得到以下计量模型:

GDP=β0+β1*EXI+β2*OFDI +u

为了消除或减少可能存在的异方差,对各变量取自然对数,得到方程:

InGDP= β0+β1*InEXI+β2*InOFDI +u

为了直观地描述OFDI、EXI和DGP三者的长期关系,将三者按样本数据首先绘制时间序列变化趋势图,如图:所有数据均取自《中国统计年鉴》,其中GDP数值以当年汇率折算换成美元。

从图中可看出,各变量都有不断增长的趋势,且变动方向一致,说明其可能存在较强的相关关系,计算各变量之间的相关系数,结果见表1。

从图1中可看出:时间序列数据有明显的增长趋势,且由表1可见,各变量之间的相关系数较高,甚至接近于1,表明各变量之间有较紧密的相关关系,是非平稳的时间序列变量。因此,要使建立的回归模型有意义,就必须要求这些非平稳变量之间存在协整关系,而存在协整关系的前提就是各变量是同阶单整的,为此必须进行变量的平稳性检验。

(二)变量的单位根检验

本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)单位根检验方法来检验变量的平稳性。为了研究的方便,并考虑到对各时序数据取自然对数后不会改变时序的性质及关系,且所得到的数据容易得到平稳序列,对这些时序数据进行对数处理后,得到的变量分别记为:LNGDP、LNOFDI、LNEXI。采用ADF检验进行单位根检验,检验结果见表2。

通过表3可以看出,GDP、QI、EXI的原对数序列在5%的显著性水平下均存在单位根,即都是非平稳的。而经过一阶差分后,三个序列都通过了5%显著性水平下的平稳性检验,即不存在单位根,这表明了三个序列都是一阶单整序列,可用I(1)表示。由此可见,若仅对LNQI、LNEXI、LNGDP进行简单回归而不做平稳性检验所得出的回归结果是难以令人信服的。

(三)协整检验

要建立经济变量的关系模型,还要检验它们之间的协整关系。协整(Co-integration)方法是研究非平稳时间序列之间是否存在长期均衡关系的有力工具。下面以Engle和Granger提出的基于协整回归残差的ADF检验进行分析,其结果见表3。

可得模型1为:

LNEXI=0.265761+0.271422*LNGDP-0.352590*LNGDP(-1)+1.074312*LNEXI(-1)

残差项的稳定性检验:

由表3和表4可知,其残差的ADF检验统计值-3.391788小于在5%的显著水平下-1.9592值,故该序列是平稳的,说明LNEXI与LNGDP是(1,1)阶协整,并且它们在5%的显著性水平下存在协整关系,这表明我国的进出口贸易与GDP经济增长之间存在长期的稳定均衡关系。

同理,可得表5。

可得模型2为:

LNOFDI=-9.32714+1.439447LNGDP

由表5和表6知其残差的ADF检验统计值-4.299759小于在5%的显著水平的临界值-1.9592,故此时残差是平稳序列,说明LNOFDI与LNGDP是(2,1)阶单整,表明我国对外直接投资与GDP经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。

可得模型3:

LNOFDI=-4.722841+0.972615*LNEXI

由表8知其残差的ADF检验统计值-2.913675小于在5%的显著水平的临界值-1.9583,故此时残差是平稳序列,说明LNOFDI与LEXI是(1,1)阶单整,并且它们具有协整关系。且由模型3中系数0.972615为正,可知两者存在同向的正相关关系,这表明我国对外直接投资与进出口贸易之间存在一个长期稳定的均衡关系,且两者之间不存在明显的替代关系,长期来看,两者是相互促进的。这一点与前文小岛清的贸易与投资互补理论模型是较吻合的,也即从长期来看,我国的对外直接投资和对外贸易互补互促,产生的贸易创造效应促进了GDP经济增长。

(四)格兰杰(Granger)因果关系检验

协整分析的结果反映了我国GDP、OFDI、EXI变量两两之间存在长期稳定的均衡关系,但是这种关系是否构成因果关系,三者之间又是怎样的一个关系模式还需要进一步验证。为使所建立的模型正确反映出我国货物进出口总额、我国对外直接投资与我国国民生产总值之间的关系,下面进行变量之间的格兰杰因果关系检验。通过格兰杰因果关系检验,可得如下结果(见表9)。考虑到经济中常出现的时滞效应,本文不是只用一种滞后阶数来得到是否存在因果关系结论的。

我国的对外直接投资、进出口贸易与经济增长很有可能存在这样一种模式:进出口贸易发展促进经济增长,经济增长又促进对外直接投资。对外直接投资与进出口贸易在长期中相互促进和补充,从而进一步促进国民经济的增长。

三、结论与讨论

总之,通过上述数据的实证检验,可以发现对外直接投资与进出口贸易以互补互促关系存在,从而推动经济增长,这与我国实际较为吻合。对外贸易与对外直接投资对推动我国经济增长、增强综合国力的作用是巨大的。

第一,从协整分析的结果可以看出,国民经济的增长和进出口增长、对外直接投资增长之间存在着唯一的协整关系,表明三者之间存在着长期稳定的动态均衡关系,进出口贸易发展促进经济增长,经济增长又促进对外直接投资。对外直接投资与进出口贸易在长期中相互促进和补充,从而进一步促进国民经济的增长。

第二,中国的对外直接投资与贸易基本上符合互补关系。对外直接投资QI对进出口贸易总额长期内是促进作用,但对贸易的替代作用不明显。首先,这可能与我国对外直接投资的规模有关,净对外直接投资仍为负值。其次,进出口贸易的增长速度加快、贸易规模的迅速扩大使得对外直接投资对贸易的影响弱化。这个结果很好地说明,有关我国日益增长的对外直接投资会带来贸易或国际收支失衡的疑虑尽可打消。

第三,对外直接投资与对外贸易基本上是互补的,也就是说还是会对经济增长起促进作用的。这意味着我国的对外直接投资和对外贸易需要朝着相互促进和相互补充的一体化趋势发展,以促进世界经济增长。

参考文献:

[1] 王小红,等.改革开放30年我国对外直接投资的回顾与展望[J].国际贸易,2008,(9).

[2] 孙敬水,张蕾.对外直接投资与进出口贸易关系的协整分析――以浙江省为例[J].财贸研究,2007,(1).

[3] 龚晓莺.中国对外贸易与国际直接投资关系的实证分析[J].经济理论与经济管理,2007,(1).

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[6] 张应武.对外直接投资与贸易的关系:互补或替代[J].国际贸易问题,2007, (6) .

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[12] Dunning J. H.1981,“ExplainingThe International Direct InvestmentPosition of Countries: Towards a Dynamic or Development Approach”,Weltwirtschaftliches Archiv, Vol. 119: 30-64.

第3篇

    一、美国贸易投资一体化的总量特征分析

    本文以美国1976—2010年的数据作为样本区间,以美国国际收支平衡表中美国拥有所有权的国际直接投资衡量其对外直接投资,以美国人口普查局(U.S.CensusBureau)统计的美国货物进口额和出口额来衡量其对外贸易(如无特别说明下文提及进出口贸易均指货物贸易不含服务贸易)。为了消除非平稳时间序列的异方差性,在开始分析前,对上述数据均进行自然对数变换。因此在文中用Ln(FDI)、Ln(EXG)、Ln(IMG)分别表示美国对外直接投资、出口额、进口额的对数。以下对美国1976—2010年的出口额、进口额和对外直接投资额的时间序列数据进行经济计量分析,以此检验美国直接投资和国际贸易之间的关系。

    (一)时间序列数据的平稳性检验

    在对经济变量的时间序列进行回归分析前,首先要进行单位根检验,以判别序列的平稳性,避免非平稳时间序列之间经常发生的伪回归现象。只有通过了平稳性检验的时间序列数据,才能进行回归分析。在此对序列平稳性采用ADF检验,根据检验结果,Ln(FDI)、Ln(EXG)、Ln(IMG)3个变量原序列的ADF检验值都大于1%的显着性水平下对应的临界值,而且概率p值也较大,因此不能拒绝存在单位根的原假设,说明在1%的显着性水平下各变量对数都没有通过平稳性检验,即它们都是非平稳序列;而这些对数变量的一阶差分(分别用dLn(FDI)、dLn(EXG)、dLn(IMG)表示)在1%的显着水平下都通过了平稳性检验,说明这些变量具有一阶单整性。协整理论指出:如果变量都是单整变量而且具有相同的单整阶数,那么这几个变量之间可能存在协整关系,表明这几个变量的某种线性组合可能是平稳的。因此,可以进一步对上述变量进行协整检验。

    (二)协整性检验

    协整检验的意义在于揭示变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。有些时间序列,虽然它们自身非平稳,但其某种线性组合却平稳,这种长期稳定的均衡关系称为协整关系。对于经过平稳性检验后为非平稳的序列来说,需要进行协整检验以分析它们之间的协整关系。本文采用乔纳森于1995年提出的基于VAR模型的协整检验方法。VAR模型通常用于相关时间序列系统变量相互关系的分析和随机扰动对变量系统的动态影响。鉴于文中重点研究美国对外直接投资与进、出口额之间的关系,不考虑其他因素,将一般的VAR模型的数学形式简化为仅含有以Ln(FDI)和Ln(EXG)、Ln(FDI)和Ln(IMG)为内生变量且不含外生变量的模型形式。为了确定上述模型的合适滞后长度p,在Eviews6.0计量软件中选择尽可能大的滞后阶数8进行滞后长度检验,并根据实际研究中比较常用的AIC和SC信息准则,可以确定模型合适的滞后期为1。当模型滞后阶数为1时,VAR模型中2/3以上的参数显着性通过了检验。模型中各个方程的拟合优度分别达到0.983516、0.816980、0.986733、0.820384,很高的拟合优度表明各个方程能够较好地描述相关经济现象。进一步在这个模型的基础上采用乔纳森协整检验法检验Ln(FDI)和Ln(EXG)、Ln(FDI)和Ln(IMG)之间是否具有协整关系。协整检验结果如表1、表2。从上述检验结果可以得出,在5%显着性水平下,美国进出口与对外直接投资的迹统计量拒绝了不存在协整关系的虚拟假设,说明美国进出口与对外直接具有协整关系,标准化的协整关系式为:Ln(EXG)=-0.56Ln(FDI),Ln(IMG)=0.08Ln(FDI)。因此,美国进出口与对外直接投资存在长期稳定的均衡关系:对外直接投资与出口存在负相关关系,与进口存在正相关关系。

    (三)Granger因果检验

    即使一些经济变量显着相关,它们的相关关系未必是有意义的。如何分析变量之间的相关关系,如何判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因,是计量经济学中的常见问题。Granger(1969)提出一个判断因果关系的检验,这就是Granger因果检验。本文利用此方法检验美国进出口与对外直接投资的因果关系,滞后期仍选择1,经计量软件运行后的结果如表3、表4。从表3、表4的结果可以看出:在5%的显着性水平下,检验拒绝Ln(FDI)不是Ln(EXG)的Granger原因的原假设,拒绝Ln(EXG)不是Ln(FDI)的Granger原因的原假设;在5%的显着性水平下,检验不能拒绝Ln(FDI)不是Ln(IMG)的Granger原因的原假设,拒绝Ln(IMG)不是Ln(FDI)的Granger原因的原假设。因此可以得出结论,美国对外直接投资与进出口具有如下的因果关系:①美国FDI变动是影响出口变动的原因;②出口变动是影响美国FDI变动的原因;③进口变动是影响美国FDI变动的原因。

    (四)计量分析中反映的总量特征及原因分析

    1、美国对外直接投资抑制美国出口贸易。从协整检验的结果可知,美国出口贸易与对外直接投资呈现出负相关关系,说明对外直接投资增长反而引起出口贸易的减少。众所周知,跨国公司在新的国际分工格局之下成为国际直接投资的主体,目前全球90%的跨国公司集中在发达国家,而美国更是拥有了具有突出竞争优势跨国公司的大多数,美国是资本输出的主要国家,美国的跨国公司通过直接投资利用他国具有比较优势的资源并整合为自己的竞争优势。这些跨国公司为了提高国际竞争力、获取全球利润最大化,在产品增值链条中将制造业环节转移到发展中经济体,首先转移的是劳动密集型制造业加工环节、工序或零部件,随后向高端加工延伸。转移的制造产品大多原地销售或出口到其他国家,还有部分返销回美国,这就导致原本由美国出口的部分产品不再经由美国出口,美国出口贸易额相对于对外直接投资的增长反而下降了。

    2、美国出口贸易的增减会引起对外直接投资的反向变动。美国作为世界第一大经济体、主要发达国家之一,其国内的资源、土地、劳动力、环境等成本处于较高水平,在生产全球化的背景下,美国一些本土产品的价格往往高于世界市场的平均价格,因此美国出口贸易减少,其跨国公司选择对外直接投资的方式在其他国家寻求最佳资源配置从而获得国际市场的竞争优势,这就表现出出口贸易减少而对外直接投资增加的现象。美国常年面临巨额贸易赤字,面对金融危机等恶劣经济环境时,政府和公众往往期望跨国企业抽回海外投资,增加本国工作岗位,缓解失业率居高不下的压力,同时有利于增加出口减少贸易赤字,这就会表现出出口贸易增加而对外直接投资减少的现象,这从一个侧面说明了出口贸易与对外直接投资此消彼长的关系。

    3、美国进口贸易引起美国对外直接投资同向变动。从协整检验的结果可以看出美国进口贸易与对外直接投资有着很强的促进作用,美国作为资本充裕技术领先的发达国家,其进口产品中劳动密集型产品、重要能源和资源占较大比重。对于劳动密集型产品,美国跨国公司通过生产环节全球布置的方式实现国外生产返销本土的生产贸易模式,在广大发展中经济体常见的加工贸易就是这种模式的产物,而这种贸易模式的规模经济效应十分显着,因此对美国直接投资具有较强的促进作用。对于资源密集型产品,美国跨国公司为了抢占全球战略资源,通过对外直接投资控制重要资源的开发经营权,此类产品进口需求的增加势必增加美国跨国公司对外直接投资的动力。

    二、结论及建议

    综合上述分析,可以得出如下结论:美国对外直接投资与出口贸易之间存在稳定的负相关关系,进口贸易引起美国对外直接投资同向变动。总的来说,美国贸易投资一体化处于相关性强、相互作用大、不同区域或行业特征差异明显的高级阶段。结合美国贸易投资一体化的特征,我国在贸易投资一体化实践中应注意以下几个方面:

    1、加强自主创新,努力推动科技进步。科学技术水平是决定贸易投资一体化水平的重要因素,科技越发达对外投资与贸易一体化的水平越高,美国高水平的贸易投资一体化与其在科技领域的领先优势分不开。

第4篇

[关键词] 外商直接投资 进出口贸易 协整检验

随着经济全球化程度的逐步实现，各国之间的经济往来越来越密切，国际投资和贸易规模不断扩大。FDI与经济增长的关系,以及进出口贸易与经济增长的关系成为了20世纪70年代以来国内外学者研究的热点问题。湖北省作为国家“中部崛起”战略重镇，有着独特的历史传统、地理位置和自然资源。改革开放，特别是近年来，湖北省积极引进外资、大力发展对外贸易。然而，虽然其近几年的贸易额一直居于中部六省的前列，与东部沿海省市相比，仍存在着较大的差距。本文拟采用实证研究的方法，运用OLS法和协整检验得到FDI与进出口贸易之间的关系，以期得出正确结论，为湖北对外贸易的增长献计献策。

一、国内外文献综述

迄今为止，各国对外贸易与FDI关系的研究为数众多。理论分析所得出的代表性结论有二个:一是以Mundell为代表的相互替代关系理论;二是以小岛清为代表的相互补充关系理论。在实证研究方面则主要有:Nakamura和MaryAmiti的研究表明两者呈互补关系;Eaton和Tamura、Goldberg和Klein对日本的检验证明FDI对进出口贸易有促进作用。

二、实证分析

由于湖北省对外贸易起步较晚，加之统计数据并不完整，样本设定在1986年～2006年之间。本文选取湖北省统计年鉴中的外商直接投资(FDI)衡量外商对湖北省直接投资，以出口额(EX）、进口额(IM)来衡量对外贸易。由于FDI在中国发挥作用时，中国吸收能力存在时滞问题，所以本文在模型中加入了到上一年为止累积的湖北省内外商直接投资总和（AFDI）。同时经济增长迅速对其影响也不容忽视。于是引入变量“湖北省生产总值指数（GDP）”来衡量湖北省经济规模和经济增长。

1.数据处理。单位根检验模型建立在正态分布假设上的，但检验却发现变量不显著具有正态性，所以取各数据的自然对数，得lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFDI。可以证明变换后的数据均满足正态分布。

2.时间序列的平稳性检验。在回归分析之前,首先要对每组数据进行单位根检验,以判别序列的平稳性。因为当数据非平稳时，有可能存在伪回归,需要进行协整检验。对序列lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFD进行ADF检验，发现以在95%的显著性水平上，ln EX、ln IM都为一阶单整的时间序列,而lnFDI则为二阶单整。可见,序列lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、ln AFDI并不都是平稳的。

3.协整检验。对湖北省外商直接投资及其滞后因素与进口、出口额运用OLS法，同时考虑考察变量之间的协整关系，根据DW值与t值，用后向回归法进一步筛选变量，删除t值不显著的变量，得出估计模型如下：

(1)

t:(15.35790) (4.452752) (3.204279) (-5.100194) (7.572159)

Adjust R2=0.968223 F-statistic=130.4936 D.W.=2.351472

(2)

t:(23.66483) (4.368699) (-5.775317) (8.443606)

Adjust R2=0.93778 F-statistic=86.4066 D.W.=1.72673

此时，对两个残差序列进行单位根检验，发现它们是平稳的置信度为95%，可以认为模型变量间有协整关系。湖北省外商直接投资额对出口额、进总额的作用显著，模型拟合优度较高，两个回归方程的残差序列都是平稳的，由协整定理可知数据之间存在协整关系，即湖北省外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。

4.误差修正模型。上述模型描述了变量间的长期稳定关系，是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。因此可以建立误差修正模型，将长期和短期结合起来：

(3)

t:(-2.99871) (3.90033) (-5.49269) (5.18711) (-7.48029)(-4.15686)

Adjust R2=0.865637 F-statistic=21.61615 D.W.=1.846710

(4)

t:(-2.96907) (3.99931) (-2.60799) (-4.46029)

Adjust R2=0.55277 F-statistic=7.59195 D.W.=1.97099

由参数的t检验可知，滞后残差项的系数都显著不为0，说明模型的动态调整具有稳定性。协整关系对EX和IM的增长起到了反向修正作用，弹性系数为-1.3559和-1.42937。

三、结论

FDI、GDP与进出口贸易额IM，EX之间存在稳定显著的均衡关系,外商直接投资额的增长能够促进本国进、出口贸易额的增长。然而AFD的反向作用提示我们,在长期过程中,若保持现有的贸易模式和结构不变,当外资积累达到一定水平时,国际贸易额将不再增加,甚至有可能减少。因为随着外商从跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显,外商直接投资与对外贸易的替代作用将逐步显现。同时,由于生产和销售本地化的实现，进口额将大大减少。

“中部崛起”，最关键的是实现经济的崛起，因此发展外贸易事业的重要性不容忽视。在追求FDI额增加的同时，不能忽视了我们在外贸易模式和结构上存在的问题；要积极制定各种相关政策，提高政府部门办事效率，完善服务体系吸引外资；同时大力推动本土企业的技术化，创新化进程，提高企业的综合竞争能力，实现湖北省在经济上的腾飞。

参考文献:

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[2]冼国明 严 兵 张岸元:中国出口与外商在华直接投资――1983年～2000年数据的计量研究南开经济研究[J].2003

第5篇

关键词：外贸 利用外资 进出口贸易

利用外资和贸易收支是我国对外经济的两大组成部分。其中，利用外资主要包括对外借款、外商直接投资和外商其他投资。贸易收支则分为进口贸易和出口贸易两类。近年来，利用外资在我国国民经济发展占有越来越重的比重，并深刻影响着我国的进出口贸易。随着中国更深层次、更大范围地融入世界经济，要培育更多的出口企业走向世界，突破口就在于外商直接投资企业。在未来的相当长时间里，要充分发展我国现有的比较优势和努力创造新的竞争优势，才能保持对外贸易的健康发展，而在这一过程中吸引并利用好外商直接投资无疑是关键。

1利用外资对进出口贸易的影响分析

1.1外国直接投资成为我国进出口贸易高速增长的关键因素

中国引进外资已经连续 10多年居发展中国家第一，去年更成为世界上流入 FDI 最多的国家。根据商务部公布的数据显示，2009年，我国实际利用外资900.33 亿美元。在这些外资投向中，绝大部分投向了制造业。在现有外资企业中，制造业占了7成，今年新批外资企业中，72%的企业和75%的金额继续投向制造业，主要集中在通信设备、计算机、电子、通用和专用设备领域，集群化投资的特征明显。外资向中国制造业集中的结果，使得中国制造加工业日益融入全球生产和营销的分工体系，产品因此而出现大规模跨国流动，成为世界贸易链条中的重要一环。FDI 与中国对外贸易的关联度比以往任何时候都密切，极大地影响了我国进出口规模。目前，中国外商投资企业的出口额已经占全国出口总值的57%，进口占58%，对外依存度（出口额占工业产值比）高达45.5%。可以肯定地说，只要外资继续向中国制造业投资的趋势不变，我国进出口将继续维持高速增长的态势。

1.2外国直接投资影响我国进出口贸易结构

1.2.1外商直接投资进一步推动我国产品结构升级。与开放初期外资政策单纯注重吸引资金不同，近年以跨国公司资本和技术密集型产业大规模转移为标志，外资大量进入的同时带来了三样我国缺乏的要素：国际营销网络、高新技术和现代管理。这三要素与我国的良好的基础设施、完整的工业部类、质优价廉的劳动力三个比较优势相结合，使得中国工业技术能力成长迅速，具体表现在工业配套能力加强，产品技术含量提高，产业结构提升很快，形成了强大的产业国际竞争力。

中国外贸经历了从轻工纺织品到机电产品，再到高新技术产品为主要支撑和新增长点的三个阶段，成功地驾驭着出口产品结构逐步升级的过程。近三年来，全球信息技术 100 强中已有 90% 到中国投资，使中国迅速成为全球第三大信息通信技术的产品制造基地。以信息技术为代表的高新技术产品越来越显示出活跃的生命力，正在成为推动我国进出口高速增长的新亮点。2009年高新技术产品的出口迅猛增长52%，高于总出口增速17个百分点，占全部出口的比重已达27.4%，对出口产品结构的影响日益加深。其中，笔记本电脑、移动通信设备、集成电路等产品的出口增速甚至达到70-90%，高新技术产品直接拉动外贸出口增长13个百分点，充分打开了未来发展的空间。

1.2.2引进外资使我国传统进出口贸易形式发生了深刻变化。长期以来，我国外贸出口的主要成份是一般贸易，但这种格局近年被打破。加工贸易异军突起，超过了一般贸易的增长，目前已经占到出口总额的55%，进口总额的39%。在产品构成上，加工贸易中的机电产品出口占全国机电产品出口的73%，高新技术产品出口占全国的89%。其中，外资企业的加工贸易出口占全国加工贸易出口79%，进口占66%。

加工贸易的进出口以外资企业占主导地位的特点，使得外资与外贸之间的关联度日趋紧密，利用外资的规模和程度对进出口贸易的数量、金额和产品结构产生了重要影响。在中国被冠以“世界工厂”名称的经济全球化大背景下，对加工贸易的历史地位和作用应做新的分析和评价。商务部一份分析报告显示，加工贸易的产业聚集、配套和辐射效应，已经使得这种贸易形式的国内增值率达48% 左右。加工贸易不仅推动了产业结构的升级和产品结构的优化，吸纳了2000 万以上的劳动力就业，而且每年由此获得了较大的贸易顺差，为增加进口提供了安全保障。2009 年，加工贸易的顺差达千亿美元，将一般贸易的逆差予以弥补，为全年贸易平衡做出了最重要的贡献。

从总体情况及现有支撑条件看，未来相当长一段时期内，中国进出口仍将维持高于国民经济和世界贸易增长速度的发展趋势，并与积极吸引外资互连互动，共存共荣。这是由两个基本因素决定的：一是中国宏观经济正处在新一轮增长期，其内在生产能力和消费潜力非常巨大，以城市化、工业化进程为标志的国内经济建设将长期持续，经济规模与总量的扩张对国际市场与货物贸易带来越来越重要的影响。所谓“中国景气”现象，将首先从周边国家开始，逐渐向欧美国家辐射。二是世界产业，无论制造业或服务业“外包化”已成潮流，由此带来全球产业分工的新一轮配置，制造业、特别是 IT 产业向中国转移的趋势还方兴未艾。作为一种发展模式，中国经济正前所未有地融入到经济全球化的进程中，成为国际大循环中的重要一环。在中国外贸可持续发展中，坚定不移地积极吸收外资，依然将起到不可或缺的重要作用。

2利用外资促进进出口发展应注意的问题

2.1注重提高吸引外资的质量和效益，提高利用外资的水平

应该看到，中国出口产品在一定时期内主要依靠数量增长和加工贸易的方式获得高增长，是我国走向成熟工业化国家的进程中一个必不可缺的阶段。中国从这个阶段获得了巨大利益，但也为此付出了资源、环保等方面的代价。从可持续发展的角度看，转变外贸增长方式，提高产品附加值，提升出口质量和效益已经成为当前紧迫的工作。因此，我们利用外资政策今后要更多地注重引进技术、人才和现代化管理，以此提升产业竞争力。要鼓励跨国公司把高技术、高增值、低消耗的高端产业和研发机构转移到中国，并给予必要的政策优惠和支持，充分发挥外资技术的“溢出”效应，形成国内高技术含量的产业聚集群，逐步走向依靠质量效益实现可持续增长。此外，围绕跨国公司出现的全球化服务业项目外包、业务离岸化、服务业开拓新市场的趋势，要积极承接服务业的国际转移，稳妥有序地开放服务市场，在服务业外包、信息服务、专业服务、物流、商业、旅游、金融、电信等领域获得发展先机，赢得新的国际竞争。

2.2在保持积极吸收外资政策的稳定性、连续性基础上，统一认识，适时解决当前存在的问题

首先，应继续坚持积极有效的吸引外资政策。要重视当前国际引资竞争日趋激烈，区域经济合作中贸易、投资自由化加速发展的趋势，保持我国引资的竞争力，以此紧紧把握住这次国际产业结构调整的战略机遇期，促进我国产业结构调整升级和经济持续高速发展。现阶段的中国经济属于成长型经济，在外资政策考量上，应优先考虑中国经济增长率和就业率需要等宏观经济指标，同时充分关注引进外资与进出口增长的互动与影响，仔细权衡利弊进行政策选择。

其次，要加强投资软环境的建设，注重建立规范、透明、公平的法治市场环境。（1）各地应严格执行统一、规范的外资政策，遏止招商引资中的“四乱”行为。（2）加强知识产权保护，维护知识经济的健康发展环境。（3）继续按国际通常做法，实施外资优惠政策的同时，调整优惠目标的指向，使外资向特定行业和地区倾斜，提高外资使用效率；要积极调整优惠政策，逐步取消对进入一般加工业的外资优惠政策，要针对项目而不是产业提供支持政策，要优先引进技术先进、技术溢出显著的项目。（4）吸收外资的同时加快对内开放，提升民企待遇，营造平等的市场准入条件。（5）要在政策上逐步向内、外资企业创造公平的竞争环境转变，取消一切妨碍公平竞争的政策，重视反垄断、反不正当竞争等法律的创建，提供市场经济的公平竞争环境。要促进农业、中小企业吸收外资。要注重服务贸易领域的利用外资，逐步提升服务业的水平和参与国际竞争能力。

第6篇

【关键词】物价指数 外资数量 贸易总和

一、问题的提出

改革开放以来，中国经济高速发展，我国的综合国力显著增强，经济实现了持续的高速增长，中国经济增长的过程也是对外贸易经济增长的过程，从08年次贷危机爆发，08年经历了一段时间的低迷时期，中国的进出口总量由2008年的11330.90亿美元减少到2009年的10055.60亿美元，随着外贸管理体制改革的深化和运作机制的不断完善，我国在扩大对外出口的同时，也进一步扩大国内市场的对外开放，随着中国申请加入世贸组织，中国在进出口体制方面已发生了显著变化.非关税壁垒的种类和范围大为缩小以到取消，进口关税水平大幅度下降。由此我们可以看出，进出口贸易对我国经济发展有着重要的影响。因此，研究影响我国进出口的因素也显得尤为重要。对它的研究能为我国进出口贸易政策的制定提供有益的定量依据。

二、各因素对我国进出口贸易影响机理

物价指数变动对我国进出口贸易的影响。价格指数对进出口贸易的影响。改革开放十几年来，我国国民经济得到飞速发展，但物价指数居高不下。这样，出口商品成本上升，对出口不利；进口商品价格可能低于国产同类商品的价格，而对进口有利。

利用外资对进出口贸易的影响。1978年，中国打开了封闭已久的大门，外商、外资、外国产品便接踵而至。利用外资大大促进了我国对外贸易的发展。一方面，利用的外资大部分直接用于进口。另一方面，外资，雄厚的资本、先进的技术和我国廉价的劳动力结合起来，生产出质优价廉，在国际市场上极具竞争力的产品。

三、模型设定

基于以上分析，建立进出口总额与汇率和利用外资情况之间的二元现行回归。方程可以表示为

Y=β1+β2X2+β3X3+Ut

其中，Y表示进出口总额，X2表示物价指数，X3表示利用的外资，Ut为随机扰动项。由于2008年的次贷危机，导致很多数据会产生异常，这里t取值从2009年开始，以月度为单位，进行数据的统计。

四、数据的收集

由于大的经济环境条件的限制，本文仅取2009年至今的数据，如表1。

五、模型的估计与调整

本文运用EVIEWS通过对中国2009年1月-2011年10月进出口总额数据（Y）与物价指数（X2），利用外资（X3），进行回归分析。方程形式为

Y=β1+β2X2+β3X3+Ut

EVIEWS的回归结果可以看出，在给定的显著性水平a=0.05下，F统计量81.94028，明显显著。可决系数R2=0.840928，模型拟合程度较高。

六、模型的检验

（1）经济意义上的检验：从回归结果可以看出，物价指数每上升一点，进出口总额上升158.2亿美元，外资每利用一亿美元，进出口总额上升0.56亿美元。

（2）统计检验：拟合优度：可决系数R2=0.840928，模型拟合程度较高。F检验：在给定显著水平a=0.05，Fa（2，32）=19.5

（3）计量经济意义上的检验：多重共线性检验。判断模型是否存在多重共线性，建立X2对X3的回归，EVIEWS的回归结果可以看出，在给定显著性水平a=0.05下，F统计量3.879309，很不显著，可决系数R2=0.108121，，基本上不存在任何的拟合，所以模型不存在多重共线性。异方差检验。判断模型是否存在异方差，在表5.1基础上，进行White检验，EVIEWS的回归结果可以得出，nR2=7.04

七、本文结论

随着外资的不断引进，中国的进出口总额在一定程度上依赖于外资的促进作用。它对进出口总额产生显著的影响。随着价格指数的变动，中国的进出口变动更为强烈，它对进出口总额的影响具有更加的显著性。

八、政策性建议

创造比较宽松的引进外资的政策，改善国内投资环境，积极的吸引外资，给外资以优惠性的政策，用外资来拉动我国进出口总额的上升，促进我国国际贸易的发展，从而拉动我国经济的增长。物价指数的变动对进出口的影响较为强烈，在使用的时候要慎重，物价上升过多会造成通货膨胀，对国内经济的发展不利。反之也会抑制国内经济的发展，物价指数在合理的范围变动会促进我国国际贸易的发展，推动经济的整体上升。

表1 2009年1月至2011年10月数据

参考文献：

第7篇

关键词:进口贸易;技术溢出效应;研究综述

中图分类号:F74

文献标识码:A

文章编号:1672-3198(2010)07-0120-01

技术溢出是指通过技术的非自愿扩散,促进了当地技术和生产力水平的提高,是技术外在性的一种表现。20世纪80年代以来,对进口贸易技术溢出效应的研究引起了经济学界的广泛关注,其中国外学者取得了较为丰富的理论和实践成果。

1 国外关于进口贸易技术溢出效应的理论基础

1.1 新增长理论中的技术溢出效应

新增长理论将技术进步内生化,认为技术进步是经济增长的最终源泉,它是由研发投入、人力资本、干中学以及劳动分工等各种内生因素决定的,其中基于外部性效应的内生增长模型已成为刻画技术进步的一条重要线索。

Arrow (1962)最早用知识的外部性揭示了溢出效应对经济增长的作用。他认为技术是从学习过程中获得的,而学习来自于实践经验以及生产投资活动。他假定技术进步或生产率的提高是资本积累的副产品,即投资具有溢出效应,进行投资的厂商可以通过积累经验来提高生产率,其他厂商也可以通过“学习”提高生产率。

Romer (1986)沿着Arrow的内生技术进步理论,提出了知识溢出模型。他强调知识的外部性,其具有的溢出效应使得任何厂商所生产的知识都能提高全社会的生产率,由此带来的递增报酬是经济增长的主要源泉,而资本的边际生产率不会因固定生产要素的存在而递减,内生的技术进步是经济增长的动力。

Lucas (1988)构建了一个人力资本外部性增长模型,将人力资本内生化,假定人力资本是人们在生产过程中“边干边学”的结果,指出整个经济系统的外部性是由人力资本的溢出效应造成的。

根据新增长理论,技术创新是推动生产率提高的核心因素,创新活动的显著特征是具有溢出效应和外部收益。如果对外贸易能够促进一国的创新活动,便能促进该国的经济增长。

1.2 新贸易理论中的技术溢出效应

20世纪80年代初,新贸易理论开始将进口贸易作为主要因素来解释技术进步,认为进口贸易是促进技术进步的一个重要因素。在将技术内生化的同时把经济增长引入这一分析框架,研究技术变动、进口贸易、经济增长三者间的互动关系。其中最具代表性的是Grossman和Helpman ( 1991)首次运用一般均衡模型分析开放经济中贸易、增长和技术进步之间的关系。研究表明,进口贸易作为物化型技术溢出渠道,不仅可以引进国外高质量的最终制成品,而且可以通过引进国外先进的中间产品来提高本国最终产品的技术含量,改善进口国的技术吸收能力,从而促进进口国生产率的提高。一国通过进口贸易往往能更直接分享到贸易伙伴国R&D投入的成果进而促进本国全要素生产率的提高。

2 国外对进口贸易技术溢出效应的实证研究回顾

Grossman and Helpman,在1991年《全球经济中的创新与增长》一书中,运用Lucas的两部门内生经济增长模型,分析了中间产品贸易和最终产品贸易对长期经济增长的影响。发现,贸易的开放促进了国内资源在物质生产部门和知识产品生产部门之间的要素优化配置,从而促进了经济增长。

Coe和Helpman ( 1995 )使用双边进口份额作为权重构造国外R&D存量,采用21个国家的面板数据,考察进口贸易对国际技术溢出和TFP增长的影响。研究表明:一国的TFP不仅取决于本国的国内R&D资本,还依赖于国外的R&D存量,国外的R&D存量可以通过贸易的方式对国内的GDP产生正面作用,一国的贸易开放度越高,所获得的国际技术溢出效应越大。

Hejazi and Safarian (1996)使用Coe and Helpman(1995)论文中的数据,分析美国R&D资本存量怎样通过出口和对外FDI影响其余20个工业化国家,认为美国R&D的确通过上述渠道给其他国家带来收益。

Coe,Helpman和Hoffmaister ( 1997)在CH模型的基础上引入了进口渗透率和人力资本存量作为变量,采用77个发展中国家的面板数据,验证了贸易伙伴国R&D资本存量对发展中国家全要素生产率的影响。

Misa Okabe (2002)选取东亚七国为样本,考察OECD国家R&D投入对发展中国家TFP的影响,最终证实了进口贸易技术溢出对TFP增长的促进作用。

Jakob (2005)运用国内人口数量将国内技术存量进行标准化,用国外实际GDP对国外技术存量进行平减,以人均进口量作为权重对国外R&D进行加权,采用13个OECD国家的面板数据,实证检验结果表明进口贸易技术溢出能够给OECD国家带来200%的TFP增长。

3 进口贸易技术溢出效应影晌因素研究回顾

尽管国际贸易作为国际技术溢出的一个渠道已经得到了广泛的认同,但对不同国家和地区的实证检验表明,技术溢出的效果存在很大的差异性,国际贸易产生的技术溢出要受到许多因素的制约:

第一,人力资本存量。人力资本以劳动者为载体,体现了劳动者的素质和技能,是技术进步的重要源泉。人力资本的积累一方面直接促进了本国的技术进步,另一方面可以增强吸收贸易溢出的先进技术知识的能力,从而更有效地分享国外的 R&D 成果,提升本国的全要素生产率。

Coe,Helpman和Hoffmaister (1997)在CH模型基础上引入进口渗透率和人力资本变量,采用77个欠发达国家的面板数据进行分析,结论表明,发展中国家的TFP与其工业化的贸易伙伴国的R&D以及本国的人力资本存量呈显著的正相关关系。

Jorge,Carmela和Francisco( 2002)通过增加进口渗透率变量,同样使用OECD国家的数据,证明了进口贸易技术溢出效应对这些国家经济增长的重要性。他们认为,国内R&D存量和人力资本才是国外技术外溢的关键。

Falvey、Foster 和Greenaway(2002,2004)在模型中引入人力资本,采用52 个发展中国家的面板数据,研究5 个 OECD 国家的技术溢出效应,检验结论表明人力资本对进口贸易的技术溢出效应具有显著的促进作用。

第二,地理因素。由于商品贸易存在与地理距离正相关的运输成本,贸易的发生量与贸易伙伴国之间的地理距离成反向关系。因此,地理距离对贸易量具有一定的限制作用,从而对国际技术溢出具有一定的负面影响。

Maurice Schiff 和 Yanling Wang(2004)从区域贸易协议(RTA)的角度研究了南北贸易的技术扩散效应。他们分别检验了国际贸易的技术溢出效应对韩国、墨西哥和波兰等国 TFP 的影响,结果表明技术溢出的效果具有“区域化”的特点,即韩国、墨西哥和波兰分别主要从其同日本、美国和欧盟之间的贸易中获益,其原因可能是RTA 下的贸易伙伴之间的贸易量较大或是距离近、运输成本较低。

Keller (2002)在引入地理距离指数化衰减函数对经合组织成员国间的国际技术溢出进行分析后发现,国际技术溢出程度确实与地理距离成反向关系。

第三,贸易结构。贸易产品结构和产业结构同样会对进口贸易技术溢出产生影响,不同的贸易产业结构和产品结构会导致不同的技术扩散效应。

Keller ( 2001)指出,在OECD国家80%的制造业的研发集中于四类ISIC产业:化学产品、电子的和非电子的机械、运输设备,国际贸易技术扩散效应的发挥因为产业的不同而有差异。

Blyde (2001)研究发现OECD的进口贸易比拉丁美洲的进口具有更强的扩散效应,原因是OECD的进口贸易产品比拉丁美洲的进口产品有更高的技术含量。

Schiff,Wang和Olarreaga ( 2002)把行业按照研发的密集程度分为高、低两类,结果发现高研发密集的行业主要受益于北――南之间的R&D扩散,而低研发密集的行业主要受益于南――南之间的技术扩散。

参考文献

第8篇

关键词：对外贸易；区域协调发展；高新技术产品；机电产品；资源类产品；技术装备；船舶；农产品

中图分类号：F127

一、我国省域对外贸易总体形势分析

2012年，面对世界经济复苏明显减缓，国际市场需求持续低迷，以及国内经济下行压力较大的局面，我国各省（区、市）对外贸易受到不同程度的影响。部分地区外贸基本保持了稳定增长，在提升质量、提高效益、优化结构等方面取得一定成效。

（一）外贸出口形势

从总量看，东部地区是我国率先实行改革开放地区，外向型经济发达，在产业体系、基础设施、金融服务、科技研发、国际销售网络等方面都已形成一定优势，产品具有较强的国际竞争力。在当前严峻的外贸形势下，东部地区抵御风险的能力明显更强，因此仍是我国外贸出口的重点区域。2012年，我国外贸出口排名前9地区共完成出口17，263.5亿美元，占全国总量的84.3%，除辽宁省属于东北地区外，其他8个全部为东部省份。其中，广东、江苏、浙江、上海等地位列前四，出口额分别为5，740.5、3，285.4、2，245.5、2，067.4亿美元，同比增速分别为7.9%、5.1%、3.8%、-1.4%；占全国比重均超过10%，分别为28.0%、16.0%、11.0%、10.1%。

从地区变动情况看，2010-2012年三年内，前9名省份排名基本没有变化，说明我国外贸出口的区域格局已经趋于稳定。其他22个地区排名变动明显，其中重庆、河南、安徽等中西部省份出口增长较快，排名上升幅度较大。2012年重庆、河南、安徽分别完成出口385.7、296.8、267.5亿美元，同比分别增长94.5%、54.3%、56.6%；排名分别为第10、第5、第2位，较2010年分别上升了11、5、2位。这些地区外贸出口的快速增长，与近年来我国中西部地区经济的飞速发展密切相关，2012年重庆、河南、安徽地区生产总值增速分别为13.6%、10.1%、12.1%，远高于全国7.7%的增速。

此外，黑龙江省出口受国际市场需求低迷的影响明显，排名下降幅度很大。2012年完成出口144.4亿美元，同比下降18.3%；排名第19位，较2010年下降了7位。

（二）外贸进口形势

从总量看，由于我国外贸出口方式以加工贸易为主，加工贸易有“两头在外”的特点，东部地区出口总量大，需要进口的能源、原材料相应也较多；同时，目前东部地区正在加快转变经济发展方式和产业结构优化升级，也带动了对国外重大技术装备、关键零部件和原材料的进口需求。因此，2012年我国外贸进口排名前9的区域格局与出口基本相似，以东部省份为主，只是地区间排名有所不同。9个地区共实现进口15，834.8亿美元，占全国总量的87.1%。其中，广东、北京、上海、江苏等地位列前四，进口额分别为4，097.9、3，483.8、2，298.5、2，194.9亿美元，同比增速分别为7.4%、5.4%、0.9%、-3.3%，占全国比重分别为22.6%、19.2%、12.6%、12.1%。

从地区变动情况看，2010-2012年三年内，前9名省份排名基本稳定，其他22个地区排名变动明显。黑龙江、河南、重庆等地进口增长较快，排名上升幅度较大。2012年黑龙江、河南、重庆分别实现进口233.9、220.7、146.3亿美元，同比分别增长12.2%、64.9%、56.1%；排名分别为第10、第11、第15位，较2010年分别上升了5、8、11位。其中，黑龙江省区位优势独特，目前已成为我国对俄开放的“桥头堡”，2012年黑龙江省对俄贸易由2011年的189.9亿美元增至213.1亿美元，占全国对俄贸易总量的1/5以上。

此外，由于我国中西部地区经济基础薄弱，抵御外部冲击的力量仍然不足，部分中西部省份进口排名下降明显。其中，安徽、江西、山西排名下降幅度较大，2012年分别实现进口125.4、82.9、70.2亿美元，同比增速分别为-11.9%、-13.5%、-13.8%；分别排名第18、22、24位，较2010年下降了5、6、6位。

二、高新技术产品贸易形势

在国际金融危机持续影响下，我国对外贸易发展面临的内外部环境复杂严峻，但在一些拥有传统优势的东部沿海省份以及经济飞速增长的中西部省份，高新技术产品贸易有回暖趋势，呈现出较好的发展态势。

（一）高新技术产品出口

从总量看，我国各省（区、市）高新技术产品出口集中在少数几个东部沿海省份，其他地区与这些省份差距较大。2012年，广东、江苏、上海三省市排名前三，共实现高新技术产品出口4，435.2亿美元，占全国总量的73.8%。其中，广东、江苏、上海分别完成出口2，213.8、1，315.6、905.9亿美元，同比增速分别为12.3%、1.8%、-2.8%；占全国比重分别为36.8%、21.9%、15.1%，而第四名北京市仅为190.2亿美元，占比不足4%。广东、江苏、上海三省市是我国传统的高新产业集聚区，集中了大量的资金、人才、科研机构和高新企业，高新技术产业规模优势明显。

从地区变动情况看，2010-2012年三年内，广东、江苏、上海三省市，以及第4、5位的北京和天津两市排名基本没有变动。其他26个地区排名出现不同程度的变化，其中四川、河南、重庆等三个中西部省市上升幅度较大。2012年，四川、河南、重庆分别实现高新技术产品出口174.8、163.2、149.3亿美元，同比分别增长51.4%、191.4%、155.8%；排名分别为第6、第7、第8位，较2010年分别上升了4、11、7位。

究其原因，四川、河南、重庆三省市分别属于成渝经济区、中原经济区，都是我国中西部地区重要增长极。近年来这三个省市的高新技术产业核心竞争力提升很快，带动高新技术产品出口增长。其中，四川省成都市在电子信息、新材料、生物等领域都已经成为我国西部重要的产业基地；重庆市发展内陆加工贸易模式，引进惠普、宏、华硕、思科等龙头品牌商，高技术改造传统产业、电子信息产业和新材料产业等领域发展迅速；河南省2012年规模以上高新技术产业增加值达到2，720亿元，同比增长18.3%，河南许继、中信重工等大型企业集团已经形成很强的国际竞争力。

山东省高新技术产品出口排名有明显下滑。2012年完成出口144.4亿美元，同比下降4.7%；排名第10位，较2010年下降了5位。

（二）高新技术产品进口

从总量看，高新技术产品进口的区域格局与出口基本保持一致。2012年，广东、江苏、上海三省市排名前三，共实现高新技术产品进口3，604.2亿美元，占全国总量的71.1%。其中，广东、江苏、上海分别实现进口1，859.5、921.7、823.0亿美元，同比增速分别为12.5%、1.5%、9.6%；占全国比重分别为36.7%、18.2%、16.2%，第四名北京市为298.6亿美元，占全国总量的5.9%。

从地区变动情况看，2010-2012年三年内，排名前7位地区没有变化。其他24个地区中，与前面高新技术产品出口的情况相似，河南省和重庆市排名上升势头迅猛。2012年，河南、重庆分别实现高新技术产品进口128.2、83.7亿美元，同比分别增长182.2%、112.8%；排名分别为第8、第11位，较2010年分别上升了13、7位。说明河南、重庆两省市高新企业的快速发展，也相应提高了对国外相关技术、设备的进口需求。

东部地区的浙江、河北两省高新技术产品进口排名有明显下滑。2012年浙江、河北分别实现进口87.5、11.2亿美元，同比增速分别为-9.6%、-32.6%；分别排名第10、第21位，较2010年分别下降了2、6位。浙江省民营经济活跃，金融危机以来中小企业的经营管理和融资能力都面临很大挑战。河北省产业结构偏向重工业，钢铁、建材、石化、电力等“两高”行业比较集中，面临的节能减排、环保压力逐步加大。这些因素都影响了浙江、河北两省高新技术产品的进口需求。

三、机电产品贸易形势

在国际市场需求萎缩、贸易保护主义抬头、国内企业经营环境不乐观等多重压力下，我国东部地区仍然保持机电产品对外贸易优势，少数中西部省份也出现较大幅度增长。

（一）机电产品出口

从总量看，由于我国东部地区的机电产业在规模和技术上拥有传统优势，企业风险规避能力更强，在目前严峻的外贸形势下，东部省份发展相对较好，基本保持低速增长态势。2012年，我国机电产品出口额排名前8地区全部为东部省份，共完成出口10055.1亿美元，占全国总量的85.3%。其中，广东、江苏、上海、浙江等省市排名前四，分别完成出口3894.6、2175.0、1453.9、959.1亿美元，同比增速分别为9.3%、4.7%、-2.0%、3.8%，占全国比重分别为33.0%、18.4%、12.3%、8.1%。除了上海市较2011年减少了29.5亿美元外，其他7个省市机电产品出口均实现稳步增长。

从地区变动情况看，2010-2012年三年内，前8名东部省份排名没有变化。其他23个地区中，重庆、河南机电产品出口排名提升幅度较大。2012年，重庆、河南分别完成出口259.5、193.8亿美元，同比分别增长96.9%、130.5%；排名分别为第9、第12位，较2010年分别上升了4、8位。重庆、河南机电产品出口的良好增长态势，与这两个中西部省市近年来电子信息产业和汽车、摩托车、通机产品等传统支柱产业的快速发展有关。

黑龙江、内蒙古机电产品出口排名有明显下滑。2012年分别完成出口43.9、5.3亿美元，同比增速分别为-16.4%、-37.7%；分别排名第21、第29位，较2010年分别下降了6、4位。

（二）机电产品进口

从总量看，2012年，我国机电产品进口额排名前8地区仍然全部为东部省份，共实现进口6760.8亿美元，占全国总量的86.4%。其中，广东、上海、江苏等省市排名前三，分别实现进口2452.0、1295.5、1288.8亿美元，同比增速分别为8.3%、0.9%、-2.3%，占全国比重分别为31.3%、16.6%、16.5%。

从地区变动情况看，2010-2012年三年内，前8名东部省份基本没有变化，只是地区相对排名有所变动。其他23个地区中，吉林、河南、重庆等地排名上升明显。2012年，吉林、河南、重庆分别实现机电产品进口157.0、156.5、114.3亿美元，同比分别增长11.5、153.0、66.9%；排名分别为第9、第10、第13位，较2010年分别上升了2、11、3位。

安徽、海南机电产品进口排名有明显下滑。2012年分别实现进口31.3、19.1亿美元，安徽同比下降24.0%，海南同比增长6.1%；分别排名第17、第22位，较2010年均下降了4位。

四、船舶出口形势

国际金融危机对我国船舶产业影响非常显著，目前我国船舶产业的几个重要省份都进入调整期，面临国际市场需求大幅下降、新船订单不足、成交价格走低、产能过剩等诸多问题。

我国船舶产业出口的区域集中度非常高。从总量看，2012年，船舶出口排名前十地区完成出口373.3亿美元，占全国总量的96.5%，除了辽宁省和湖北省，其他8个全部为东部省份。其中，江苏、浙江、辽宁、上海等省市排名前四，分别完成出口91.9、61.4、53.5、47.8亿美元，占全国比重分别为23.7%、15.9%、13.8%、12.4%。这四个省市船舶出口均为负增长，同比增速分别为-12.3%、-6.9%、-1.9%、-23.7%。

从地区变动情况看，2010-2012年三年内，排名前10的省份中，天津市船舶出口逆势大幅增长成为亮点。2012年天津市实现船舶出口11.9亿美元，同比增长298.4%，排名从2010年的第11位上升到2012年的第10位。原因一方面在于天津市船舶出口额与位居前列的江苏、浙江、辽宁、上海等省市相比，基数仍然较小；另一方面，目前滨海新区已经成为天津市经济增长的龙头，而造船业是滨海新区支柱产业之一，2011年底新区临港修造船基地已形成造船能力，天津船舶企业在自主研发、技术创新、市场开拓和对外贸易等方面的竞争力都在迅速提升。

五、农产品出口形势

在国际市场需求疲软、贸易摩擦增多、食品安全问题压力加大、国内生产综合成本上升等多方面不利因素影响下，2012年，我国多数地区农产品出口增长较2010和2011年明显放缓。但是，中西部地区的农业大省和区域经贸合作开展状况良好的省份仍有亮点，农产品出口保持较快增长。

从总量看，2012年，我国农产品出口排名前9的地区共完成出口479.7亿美元，占全国总量的76.6%。其中，山东、福建、广东等省市排名前三，分别完成出口150.2、75.6、75.1亿美元，占全国比重分别为24.0%、12.1%、12.0%；福建、广东同比分别增长9.8%、7.8%，但山东作为我国农产品贸易大省，受国内外不利环境影响较大，同比下降了2.3%。

从地区变动情况看，2010-2012年三年内，排名前9的省份基本没有改变。其中，云南省农产品出口的快速增长值得关注。2012年云南实现农产品出口20.5亿美元，同比增长16.3%，排名超过上海，从2010年的第8位上升到2012年的第7位。云南省拥有独特的自然条件、生物资源和区位优势，近年来该省重点发展咖啡、橡胶、茶叶、甘蔗、蔬菜、水果、蚕桑、花卉、中药材等高原特色农业，未来农产品出口还有很大上升空间。

其他22个地区的相对排名有不同程度的变动，其中广西自治区值得关注。2012年广西实现农产品出口14.5亿美元，同比增长24.6%，排名从2010年的第13位上升到2012年的第10位。目前广西与东盟地区的农业合作发展迅速，2012年广西与东盟农产品贸易规模13.14亿美元，比2002年增长5.8倍，年均增长21.1%，未来双方区域合作仍有继续深化拓展的空间，在境外产业基地、农业技术交流等方面的合作前景非常可观。

六、资源类产品进口形势

2012年，在我国经济面临下行压力的背景下，实体经济普遍增长乏力，企业盈利水平下降，投资扩张意愿明显减弱，影响资源类产品进口需求。同时，国际市场能源、资源类商品价格基本在低位运行，又为国内企业提供了较好的贸易条件。受两方面因素共同影响，我国资源类产品进口呈现出明显的地区分化趋势。

从总量看，由于东部地区经济发达，产业基础良好，对资源、能源的需求相对更多，我国资源类产品进口仍然集中在东部省份。但是受部分行业产能过剩、地区产业转移等因素影响，东部各省进口增长态势有很大差异。2012年，我国资源类产品进口排名前9地区，除辽宁省外，其他全部为东部省份，共实现进口7475.3亿美元，占全国总量的85.1%。其中，北京、广东、江苏、山东等省市排名前四，分别实现进口2400.7、1096.0、828.8、827.5亿美元，占全国比重分别为27.3%、12.5%、9.4%、9.4%。上述四个省市同比增速差异明显，北京、山东同比分别增长9.9%、9.3%，而广东、江苏同比分别下降4.3%、4.7%，这与国际金融危机以来长三角、珠三角地区劳动密集型产业加速向中西部地区转移的趋势相符合。

从地区变动情况看，2010-2012年三年内，排名前9的省份没有改变，但是从地区相对排名看，山东省超过上海和浙江，从2010年的第6位上升到2012年的第4位，这与山东省实施蓝色经济区战略、海洋产业体系及现代特色农业的良好发展态势密切相关。

其他22个地区中，多数中西部省份由于产业基础薄弱，受经济不景气影响较大，资源类产品进口排名下滑明显。其中，江西、山西、甘肃分别实现进口56.7、54.1、50.3亿美元，同比增速分别为-16.3%、-21.8%、-20.3%；分别排名第18、第19、第22位，较2010年分别下降了4、4、6位。

七、技术装备进口形势

目前我国正在加快经济转型升级和产业结构调整步伐，带动了对国外重大技术装备、关键零部件的进口需求。2012年，超过一半地区技术装备进口实现平稳增长，但是也有部分面临经济发展和转型双重压力的东部省份，以及经济基础薄弱的中西部省份，技术装备进口下滑明显。

从总量看，由于东部地区自身的经济基础和产业优势，以及我国实施的东部地区率先发展战略，目前技术装备进口仍然集中在东部省份。2012年，我国技术装备进口排名前7地区全部为东部省份，共实现进口5847.6亿美元，占全国总量的83.9%。其中，广东、江苏、上海等省市排名前三，分别实现进口2100.6、1180.7、1180.0亿美元，占全国比重分别为30.2%、16.9%、16.9%；广东、上海同比分别增长7.0%、1.2%，但江苏同比下降了2.3%。

第9篇

现代物流是经济发展的加速器。“物流推动论”认为:现代物流业的发展促进社会分工的深化，从而促进了经济的增长［1］;物流联盟的出现通过交易费用的降低，促进了经济的增长［2］。除定性分析外，许多学者从定量视角对物流产业发展与经济增长的关系进行研究，得出物流业发展对经济增长具有正向促进作用的类似结论［3－5］。近年来，浙江省开放型经济发展快速，形成了全方位、多层次的对外开放格局。随着外向型经济的发展，对外贸易发展迅速。1986—2009年间，浙江省进出口总额从12.93亿美元达到增长到1877.35亿美元，增长了145倍。浙江省进出口贸易能取得如此成绩，与现代物流业的发展是分不开的。物流业的发展有利于进出口贸易成本的下降，推动进出口贸易的发展。戎梅(2011)就单位物流成本对国际贸易的影响问题进行了研究，结果表明单位货物贸易额与单位货物周转费用成反比，单位物流成本的降低对国际贸易具有明显的促进作用［6］。杨长春(2008)［7］、侯方淼(2008)［8］等利用协整检验和Granger因果检验得出:我国对外贸易与物流之间存在着反馈性的因果关系，而物流对贸易的促进作用比贸易对物流的促进作用要稍大一些。就物流对进出口贸易的促进程度而言，张宝友(2010)运用弹性分析法，分别从物流的需求和供给两个方面检验华东地区物流业对进出口贸易的影响程度，结果表明物流需求每变化1%，进出口贸易额相应的变化2.56%;而物流供给每变化1%，进出口贸易额就相应的变化6.08%［9］。也有学者提出不同的意见，王领(2010)运用协整理论和Granger因果检验法，利用上海市1978－2008年货物运输量、港口货物吞吐量与进出口总额相关数据，对上海市对外贸易与现代物流的关系进行了实证分析，得出不同的结论:进出口的增加会在长期内促进港口吞吐量和货物运输量的增加，但吞吐量的增加并未对上海市进出口增长起到推动作用，运输量的变化对外贸增长的作用有很大的时滞效应。综上所述，有关物流业发展能否促进我国进出口贸易增长存在不一致看法。而且还可以从以下角度进一步思考:如果物流对进出口贸易具有促进作用，那么其影响程度是多少?本文就以上问题进行分析，以浙江省为例，考察物流业发展对进出口贸易是否具有促进作用，如果有，那么影响程度是多少，影响程度是否随时间的变化有所差异，并提出相应的建议。

2方法、变量及数据

2.1研究方法

本文首先对物流与进出口贸易的关系进行相关分析，目的是验证物流业对进出口贸易是否有促进作用，影响是否显著。然后，运用弹性理论，通过计算“物流－进出口贸易弹性”，即物流发展速度与进出口贸易增长速度之间的变动比率，来测算现代物流发展对进出口贸易增长的影响程度，以及其程度随时间的变动趋势。

2.2变量及数据来源

衡量进出口贸易的指标，一般选取具有代表性的进出口总额。而衡量现代物流发展水平的指标，由于缺乏统一的统计口径，不同学者选择的指标没有统一的标准，已有研究大多以货运量、货物周转量或港口货物吞吐量等指标为代表。从进出口贸易涉及的物流系统来看，其物流环节包含运输、仓储、检验、报关、包装、装卸搬运，以及信息处理等作业内容，其中，运输是必须的环节，故本文选择了货物周转量作为衡量物流发展水平的指标。数据来源于《浙江省统计年鉴》(2010)，考虑到数据的可得性和一致性，选取1986—2009年间的数据。

3实证分析

3.1物流产业发展与进出口贸易增长的相关性

在相关性分析之前，首先对进出口总额和货物周转量的逐年变化情况作描述性分析，以掌握其变化的总体趋势，表1是浙江省1986—2009年进出口总额和货物周转量的统计数据。依据表1，绘制出1986—2009年浙江省进出口总额与货物周转量变化趋势图①，见图1。由图1可知，进出口总额与货物周转量的变化趋势大体一致，这初步说明浙江省物流业与进出口贸易之间存在正向相关关系，即物流业的发展对进出口贸易具有促进作用。为了说明物流业发展对进出口贸易增长的显著影响，下面利用统计数据进行回归分析。以进出口总额为因变量，设为Y，货物周转量为自变量，设为X。根据表1的进出口总额与货物周转量相关数据，运用SPSS软件进行回归分析，通过比较多种拟和方法得知，二次曲线(Quad-rati)拟和模型较好地反映浙江省物流与进出口贸易之间的变化趋势。回归结果见表2，调整后判定系数为0.9923，接近1，表明方程解释能力强，变量以5%的显著性通过t检验。回归方程显著性经过检验，F=1482.790，P=0.000＜0.01，表明回归方程是显著有效的。回归方程如式(1):Y=－121.873+0.3129X+0.0000118X2(1)

3.2物流产业发展对进出口贸易增长促进程度的弹性分析

(1)测算模型

通过相关性分析，得知浙江省物流业的发展对进出口贸易具有显著的促进作用。为了进一步分析物流对进出口贸易增长的影响程度，本文利用经济学中的弹性理论进行定量测算。弹性分析是计算一个变量对另一个变量变化的敏感性的工具。本文以“区域物流－进出口贸易弹性”一词作为衡量浙江省进出口贸易对物流业变化的敏感程度。进出口贸易额设为变量Y，货物周转量设为变量X，物流－进出口贸易弹性计算模型如式(2):E=dYdX•XY(2)

(2)物流产业发展对进出口贸易增长影响程度的测算

根据回归方程Y=－121.873+0.3129+0.0000118X2可得式(3):dYdX=0.3129+0.0000236X(3)运用物流－进出口贸易弹性计算模型，求得弹性系数E，见表3，1986—2009年间，浙江省区域物流－进出口贸易平均弹性为2.9，表示在其他因素不变的情况下，货物周转量每提高1%，进出口总额约提高2.9%，说明浙江省物流业较大程度上推动了进出口贸易的增长。

(3)不同时段物流业对进出口贸易影响程度的比较表3显示，1986—2009年间不同年份的物流－进出口贸易弹性差异较大，从具体数据来看，弹性系数从1986年的8.4694，下降到2009年的1.3460。为了分析不同时间段物流对进出口贸易的影响程度，以每5年为一个时间段，计算1986—2009年不同时间段的物流－进出口贸易弹性平均值，结果表明，不同时间段的弹性均值从1986－1990年的6.57，下降到2006—2009年的1.25，弹性均值呈现下降的趋势，表明浙江省物流业发展对进出口贸易增长的促进作用有所趋缓。为了分析物流业对进出口贸易的影响随时间的变动趋势，以1986年作为时间t=1，对物流—进出口贸易弹性与时间t的关系进行回归分析。通过比较多种拟合模型，决定采用三次曲线(CUBIC)模型。拟合曲线如图2所示，回归结果见表4，调整后的拟合优度为0.98915，与1极为接近，表明方程解释能力强。变量均以1%的显著性通过t检验。回归方程显著性经检验，F=700.05937，P=0.000＜0.01，表明回归方程显著有效。拟合方程如式(4):E=9.790957－1.3076t－0.0689t2－0.001232t3

(4)由方程(4)计算2010—2014年的物流－进出口贸易弹性指标值，见表5，浙江省物流－进出口贸易弹性呈下降趋势，表明浙江省物流业应进行产业调整，转变增长方式，从“粗放型增长”转变为“集约型增长”，以促进进出口贸易的增长。

4结论与建议

4.1结论

本文运用相关性分析和弹性分析等工具，就物流业对进出口贸易影响问题进行实证研究，得到结论如下:第一，物流业发展对进出口贸易增长的影响是正向的，物流业有力地推动了进出口贸易的增长。以浙江省为例，1986—2009年间，浙江省物流业每提高一个百分点，进出口总额相应增长2.9%。现代物流业促进进出口贸易的原因有:1)物流业的发展降低了运营成本，推动进出口贸易的增长。在国际贸易中，商品的价格与成本对国际贸易的效益有重要影响。随着全球经济的发展，产品的生产成本下降的空间有限，而物流成本有较大的降低空间。物流业的发展，使得对外贸易中的物流活动运作效率越来越高，降低了物流成本，导致进出口贸易的成本降低，从而刺激进出口贸易的发展。2)现代物流的发展改善了国际贸易的环境，促进国际贸易的便利化。随着现代物流的发展，第三方物流产业不断壮大，第三方物流公司则通过货运等形式，减少了生产企业的物流负担，使对外贸易中的运输、报关等物流环节运作效率得到了提高。3)现代物流业的发展拓展了消费者的购买空间。由于物流速度的提高，消费者在购买国外商品时，花费在物流运输上的等待时间大大减少，使得消费者愿意在全球范围内购买商品，这有利于外贸企业发现新市场，促进进出口贸易的发展。第二，不同时间段物流业对进出口贸易的促进作用有所强弱。以浙江为例，1986－1990年间，物流－进出口贸易弹性值为6.57，而到2006—2009年，物流－进出口贸易弹性值下降为1.25，表明不同时间段物流对进出口贸易的影响差异较大，且从整体上来看，浙江省物流－进出口贸易弹性值呈下降趋势，表明浙江省应进行物流产业转型升级，以更好地促进进出口贸易的增长。

第10篇

关键词：进出口；贸易；路径；转型；升级

一、我国进出口贸易发展中存在的问题

（1）贸易顺差太大，贸易摩擦增多。我国进出口贸易顺差最先起源于欧美国家，还有东亚新兴经济体和我国之间产生的。我国需要从其他国家采购各种原材料以及零配件，还有一些中间产品，经过组装之后卖到国外。因此，把提高成本以及亚洲对欧美国家产生的贸易顺差直接转嫁给了我国，这就是我国针对欧美等国家产生的贸易顺差最为主要的来源。另外，随着人民币不断升值，受到世界金融危机的影响，原材料成本不断上升，和各国之间的贸易摩擦也在逐渐增多。

（2）进出口贸易处于产业链低端，经济效益低下。我国进出口贸易企业在资本还有技术密集型产业当中经历的大部分都属于劳动密集型环节，重点在产品研发以及设计，还有制造以及销售，还有运输以及售后等不同的环节共同组成了整个产业链条，并且在这个产业链条中只进行对零部件做出简单的进出口。随着进出口贸易国外增值率其增长速度不断放缓，所以我国进出口贸易的经济效益也是比较低下的。大部分的高额利润都被国外企业拿走了。我国进出口贸易大部分的是依靠出售低生产要素的产品来获得低价回报的，随着技术密集型以及资本密集型类别的产品占据的市场比例越来越大，我国在进出口方面有着较低的附加值，目前还处于产业链以及价值链的最底端。

（3）对外依赖性以及依附性较强。造成我国进出口贸易依赖性以及依附性不断增强的最主要的原因在于我国进出口贸易的快速发展。一直以来，我国的进出口贸易都呈现出快速增长的趋势。因此，这种模式在很大程度上就决定了我国进出口贸易的依存度比较高的根本原因所在。到目前为止，我国进出口贸易总体形势呈现稳步增长的态势，但是，一旦出现进出口贸易价格波动，对于国内经济的发展以及稳定都是非常不利的。

二、我国进出口贸易转型升级路径

（1）基于产品层面的转型升级。主要从微观层面来分析我国进出口贸易实现转型升级。把所有的进出口商品都按照具体的进出口方式进行分类，主要可以分为禁止类以及限制类，还有允许类等等。用此办法来限制我国进出口产品生产技术水平以及生产工艺水平较为落后的境况，并且对于容易引起出现贸易摩擦的产品，应该不断优化产品结构，全面促进进出口产品贸易转型升级。

（2）基于产业层面的转型升级。进出口贸易在整个产业层面进行转型升级主要是通过进出口贸易产品实现转型升级作为基本条件的，这同时也是进出口贸易产品实现转型升级最为直接的表现。另外，进出口贸易产品主要是由劳动密集型产品以及资源密集型产品逐步转向资本以及技术密集型产品方面实现转型升级的，目的在于带动我国进出口贸易由原先的资源密集型以及劳动密集型逐步转向资本以及技术密集型方面转变，大部分的进出口企业尤其是在产品工业流程方面实现产业升级对于带动国内进出口贸易实现价值链由先前的低端环节逐步转向高端环节方面升级有着十分重要的作用，并且还能够更进一步地拉长整个价值链进入到产业发展领域，有效带动进出口贸易产业升级。

（3）基于区域层面的转型升级。从整个区域层面来看，我国进出口贸易要实现转型升级就应该针对当前进出口贸易存在较为严重的区域分布不均匀这一问题做好解决，全面促进我国进出口贸易区域性经济获得协调性发展。进出口贸易表现在区域层面上的产业转型升级主要体现在我国东南沿海区域，这些地区的进出口贸易相比较中西部地区而言存在着较大差距。因此，全面实现我国进出口贸易转型升级还应该让进出口贸易体现在产品层面以及产业层面这两个方面都做到转型升级，并且不同的区域都应该同时实现转型升级，不同区域之间还应该建立起优势互补以及相互联系的国际贸易产业价值链。

三、小结

目前，进出口贸易仍是我国参与国际分工和国际贸易的重要方式，我国不能否定也不能放弃发展进出口贸易，而要继续将进出口贸易作为我国的重要贸易战略。但是，中国作为一个经济大国，不能仅仅依靠传统的比较优势实现国家经济的长期发展，也不能依靠劳动密集型进出口贸易实现从贸易大国到贸易强国的转变。因此，我国进出口贸易转型升级面临巨大压力，对进出口贸易转型升级路径的研究具有重要的理论意义与现实意义。

参考文献：

[1] 吴百福，徐小薇.国学精品课教材：进出口贸易实务教程[M].格致出版社，上海人民出版社，2011.

第11篇

【关键词】人民币汇率 升值 进出口贸易 贸易顺差

一、引言

改革开发以来，人民币汇率逐渐发展为国民经济的稳健发展与内外均衡的经济变量。国际金融界一直对我国持续已久的贸易顺差进行着指责，近年来，鉴于出口导向型经济取得的巨大成就，中欧及中美双边贸易都呈现贸易顺差继续扩大的现状，人民币升值已经成为必然，因此人民币汇率成为我国进出口贸易前进的主要影响因素之一。随着世界金融的全球化、一体化发展，我国的经济与国际经济的结合程度越来越高，这样人民币汇率的变动对我国进出口贸易的影响愈发显著。所以有必要进行人民币汇率及我国进出口贸易之间关系的分析与研究。

二、我国进出口贸易特点

从改革开放发展至今，我国进出口贸易迅速壮大发展，大体呈现以下的特点。

（1）对外贸易规模不断扩大。随着我国经济体制改革的深化，特别是对外开放和外贸体制改革步伐的加快，我国出口贸易呈现飞速发展的状态。1988年，我国进出口贸易总额首次突破1000亿美元；2004年；我国进出口贸易总额突破1万亿美元，居世界第3位。2007年我国进出口贸易总额首次突破2万亿美元；2008年，我国进出口总额达到顶峰的25616亿美元。2009年，由于受全球经济危机的影响，我国进出口贸易总额为22072亿美元，依然具有很大的规模。（2）进出口贸易依存度不断上升。进出口贸易依存度是指一个国家或地区国民经济对进出口贸易活动的依赖程度，通常用本国对外贸易额占本国GDP的比重来表示，具体可分为进口依存度与出口依存度。1997年至今，我国进出口依存度一直呈现稳步上升的趋势，尽管2009年金融危机略有下降，但是整体水平仍然较高。（3）加工贸易所占比重较大。国内企业使用国外厂商提供的零部件或原材料，并按国外厂商提出的质量技术标准加工出成品获取效益的贸易方式就叫做加工贸易。一般的商品买卖不同，加工贸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，并没有发生货物所有权的转移。加工贸易使我国进出口呈现刚性发展：出口增加的同时，进口也在增加。

三、人民币汇率变动原因

人民币汇率的变动主要由以下几个方面影响。

（1）我国贸易顺差促进人民币升值。自从加入WTO后，我国的经济增长速度一直处于长期平稳的增长趋势中，这为国际贸易顺差创造了先决条件。但是贸易顺差在带来巨大外汇储备的同时也对形成了对人民币的升值压力，贸易顺差的出现将直接导致人民币汇率的变动。（2）我国国民经济的快速持续增长。由于我国对于投资环境的建设以及经济政策的实施，经济一直处于显著增长的阶段，促使外汇投资商信赖对人民币的投资，也加剧人民币汇率的上升压力。此外，由于美国次贷危机引发的金融危机的爆发，国际经济增长明显变缓慢，但是我国经济却能持续增长，从而促使外汇逐渐价格下跌，进而诱发人民币升值。

四、人民币汇率变动对我国进出口贸易影响

（一）人民币升值对我国进出口贸易的积极作用

（1）有利于进口成本的降低。人民币升值使进口的原材料、能源及其他生产资料的价格下降，这将大大减少我国引进国外先进设备、技术和其他战略物资的成本。使大笔交易的进口成本将随着人民币升值而降低，从而提高了相关部门的盈利能力，并且提高了产品的竞争力。（2）有利于缓解贸易摩擦。自加入WTO以来，鉴于出口导向型经济取得的巨大成就，中欧及中美双边贸易都呈现贸易顺差继续扩大的现状。人民币升值可增加我国的进口总额，从而有助于减少贸易顺差、减少贸易纠纷，从而缓和我国与欧美主要贸易伙伴的关系，促进我国经济贸易的和谐发展。（3）有利于促进贸易结构优化升级。一直以来，“重出口，轻进口”便是我国对外贸易的战略，尽管它推动了我国经济的飞速发展，但是也增加了对出口的依存度。人民币的升值必然会造成一定程度上的进口增加及出口减少，可以缓解当前我国进出口贸易结构不均衡的局面。人民币升值对推动我国对外贸易结构的优化升级，激发国内企业自主创新，都具有重要的意义。

（二）人民币升值对我国进出口贸易的消极影响

（1）削减了我国出口贸易。相对比国外收入增长幅度而言，人民币实际有效汇率增长幅度小，其优势就被抵消了。在这种情况下，经过人民币实际汇率的调整然后升值，会导致我国贸易顺差减少，贸易出口利益将会缩水。（2）打击外商的投资积极性。外商在国内的贸易额度在我国出口贸易额度占据了重要的地位。人民币升值将直接减少外商在我国的投资成本，打击了外资注入的积极性。（3）影响国民经济的稳定增长。人民币升值直接影响着国民经济平稳健康的发展，人民币升值首先会增加出口成本，进而导致价格体系的变化，这不利于当前我国企业商品的价格体系，而且还会造成企业的人员流失及结构调整。另外，人民币升值还会造成国外商品的盲目进口，从而导致供需关系不平衡，影响国内商品市场的稳定，甚者会造成通货紧缩现象。（4）不利于国内企业的发展。人民币升值将降低进口商品在国内的销售价格，国内消费者用同样的货币可以购买质量更好、数量更多的进口商品，这将严重影响到国内相关企业的生存与发展。（5）加大我国国内就业压力。人民币的升值将削弱了劳动密集型产品的出口，导致可以容纳众多劳动力的加工型出口企业利润下降。这些企业转向技术资本密集型产业后，必然会使许多素质较低的劳动者面临失业危机。

五、结论

中欧及中美双边贸易都呈现贸易顺差继续扩大的现状，人民币升值已经成为趋势。人民币升值对于我国进出口贸易有利有弊，为了更好的规避由人民币升值带来的不足，我们需要认真分析人民币汇率变动与我国进出口贸易之间的关系，研究相应的调整优化策略，以保证我国经济与贸易的稳步发展。

参考文献

[1] 何婷. 人民币汇率变动对我国进出口贸易的影响[J]. 时代金融, 2010,12.

[2] 刘崇献, 李彤. 人民币升值对中国经济的影响[M]. 中国经济出版社,2009.

第12篇

[关键词] 外国直接投资;进出口贸易;相互作用

[中图分类号] F750 [文献标识码] B

从20世纪50年代，对外直接投资就取代国际借贷成为国际资本流动的主要形式，随着经济全球化的迅猛发展，国际直接投资与进出口贸易同时作为当前世界经济一体化的重要组成部分联系也日益密切。从改革开放以来，由于我国吸收了大量的国际直接投资，便成为了世界上主要的也是发展中国家中最大的FDI流入国[1]。并且，早在1992年起，我国连续13年成为世界上FDI总量仅次于美国的国家[2]。在2005年我国又一次成为世界上所有发展中国家中最大的国际直接投资地区[3]。根据统计局数据，2008年我国实际使用国际直接投资总额呈现大幅度上升，比上年增加16914百万美元，增长了21.6%，进口总额从791460.9百万美元增加的1132567百万美元，出口总额增加了210237百万美元。最近几年，我国国际直接投资依然保持不断增长的趋势。到2015年，达到1263亿美元，比2014年增长6.4%（按RMB算），并且仅次于美国与香港，位居世界前三。

改革开放之后，对于外资的利用，特别是大量的FDI的注入，对于我国的经济增长、外贸进出口等都有重要的影响，为了准确的权衡国际直接投资对进出口贸易规模的产生的效应，充分利用外商直接投资带来的资本，提升我国在世界经济全球化深入发展时代的应对能力，促进我国开放型经济的稳定发展，对在经济全球化形势下FDI对我国进出口贸易规模的影响进行实证分析和研究具有十分重要的意义。

一、国内外相关研究综述

各国经济学家对FDI和进出口贸易的关系展开了大量的实证研究，得出国际直接投资与国际进出口贸易之间主要体现三种关系：首先，FDI与国际进出口贸易的替代效应;然后，国际直接投资与国际进出口贸易的互补效应;最后，国际直接投资与国际进出口贸易的转移效应。不管是在美国等发达国家的实证研究方面还是巴西、印度、墨西哥等发展中国家的实证研究方面，均得到基本一致的结论，即两者之间的互补效应得到更多的支持。美国经济学家帕特瑞（P.Patrie）对国际直接投资的动机差异进行研究得出结论，认为，跨国公司的国际直接投资的动机存在差别，不尽相同，使投资与两国之间的进出口贸易关系、规模影响也不同。帕特瑞把国际直接投资分成三类：市场导向型直接投资、生产导向型直接投资以及贸易促进型直接投资[4]。并提出对于生产导向型直接投资和贸易促进型直接投资则将会增加投资国和东道国之间的贸易，即扩大投资国与东道国两国的进出口贸易规模。国内学者关于FDI对于进出口贸易规模的影响相关研究都有各自的结论与代表性观点。周爱农认为，国际直接投资与国际进出口贸易之间存在均衡发展的关系;朱廷B从理论上阐述了日渐趋向一体化经济的国际经济环境导致了国际直接投资与贸易流动的同步性[5];刘志彪从产业经济层面揭示国际直接投资对进出口贸易的促进作用。

国内学者主要通过分析宏观数据来进行实证研究FDI对于国际进出口贸易的影响，笔者认为主要包括以下几种类型：一是研究整个国家FDI与进出口贸易之间的相关关系;二是通过数据进行FDI总额、进口总额、出口总额在量上的回归分析;三是通过计量模型探究某个国家或地区FDI对本国或本地区经济发展的影响。

二、我国目前FDI与进出口贸易规模概况描述

改革开放初期，从1979年到1984年，我国实际利用外资额181.87亿美元，其中外商直接投资为41.04亿美元，1985年我国实际利用了外资额19.56亿美元，到1995年我国实际使用FDI总额高达48133百万美元，到1997年增加到64408百万美元，较1995年增长了33.8个百分点，虽然在接下来的几年内较1997年有所降低，但在以1995为基年上看都是呈现出稳步上升的趋势[6]，特别在2008年达到95253百万美元，在这一年就比前一年上升了21.6个百分点。1985年到2007年的23年时间里，增长了23倍。随着我国经济在世界贸易格局中占有的重要地位，2014年我国实际使用的FDI总额已经达到119705百万美元。而在2015年，随着外商直接投资稳步增长，其总额达到了了1263亿美元，同比2014年增速高达6.4%。总的来说，FDI在我国包括以下方面的特点：一是来自发达国家的FDI比重不断上升，尤其是来自欧美等发达国家的FDI所占比例增大到40%;二是FDI流入主要集中在制造业，近年来，随着经济全球化的发展和改革开放的深入，流入零售和金融服务等行业的FDI也呈现出增长的趋势。同时，关于我国进出口贸易的发展，与FDI流入表现出非常密切的关系。与FDI大量流入的同时发生的是我国进出口贸易额的大幅度增加，从1995年到2014年我国的进出口总额从大约280864百万美元增长到4301528百万美元，其中，出口的增长尤为明显，从148780百万美元上升到2014年的2342293百万美元，增加了约16倍，出口额年均增长速度达到18.05%。十以来，由于全方位的对外开放战略加上“一路一带”的建设与推进，更是让我国进出口贸易总额再创历史新高，连续三年位居全世界前列。

三、外国直接投资对进出口贸易规模计量分析

表1 1995-2014年FDI与进出口总额[7]

（单位：百万美元）

注：1.进出口数据来源于海关总署。1978年为外贸业务统计数，1980年起为海关进出口统计数。2.货物进出口差额负数为逆差。

（一）OLS模型的建立

外国直接投资对于我国进出口贸易规模的影响是极其明显的。现在我们对FDI对于进出口贸易规模的影响进行实证分析。

分别建立两个独立的一元线性回归模型：

Ⅰ.Y1=β0+β1X1+μ1 Ⅱ.Y2=β2+β3X2+μ2

其中，X1，X2：解释变量，表示我国1995-2015年每年的实际利用外国直接投资总额。

Y1：被解释变量，表示我国进口商品总额，

Y2：被解释变量，表示我国出口商品总额。

回归系数：β0、β1、β2、β3

根据计量分析结果的相关数据可得，F1=287.034，R21=0.941，F2=287.034，R21=0.941

Y1=-1135874+24.99174X1

（-9.483386） （16.94207）

在显著性水平α=0.01下，t1>t0.005=2.861，t2>t0.005=2.861

Y2=-1299196+28.74140X2

（-9.011578） （16.18717）

在显著性水平α=0.01下，t3>t0.005=2.861，t4>t0.005=2.861

结论：两个一元线性模型回归效果较显著

由此可以认为，外国直接投资与进出口贸易规模之间存在显著的线性相关关系。并且，从两个模型中我们可以得出这样的结论：①外国直接投资与进口和出口都表现为正相关关系，外国直接投资总额增加一个单位，在其他条件不变的情况下，进口商品总额增长24.99174个单位，即边际进口商品总额为24.99174;②外国直接投资增加一个单位，在其他条件不变的情况下，出口商品总额增加28.74414个单位，边际出口商品总额为28.74414;③两个模型的可决系数R21、R22的值相接近，所以认为两个模型对于观测值的拟合程度差不多。④回归系数b2>b1，表明在一定的条件下，外国直接投资（FDI）的流入对我国出口商品总额的促进作用大于对我国进口商品总额的促进作用。

（二）序列相关问题及修正

1.回归检验

根据回归结果，对模型进行图形检验。

模型一：ê～t，êt～êt-1

模型二：êt～t，êt～êt-1

根据以上两个模型的随机扰动项的散点图可以看出，随机扰动项呈现正的序列相关，即在一定水平上，进出口商品总额不仅由外国直接投资总额决定，还受到上一年进出口商品总额的影响。

2.D.W检验

由表2、表3中D.W1=0.673784，D.W2=0.670858，在1%的显著性水平下，n=21，k=2，查表得dL=0.97，dU=1.16，由于D.W1<0.97，D.W2<0.97，拒绝不存在1阶序列相关的原假设，故得出存在正自相关，意味着进出口商品总额还受上一年进出口商品总额的影响。

3.拉格朗日乘数检验（GB检验）

由于D.W检验仅适用于一阶序列相关，为了验证模型是否存在高阶序列相关，需要进一步进行验证。

ρ阶序列相关：μ1 = ρ1 μt-1+ρ2 μt-2+…+ρn μt-n

受约束回归方程为：

Yt = β0+β1 Xt1+…+βk Xtk+ρ1 μt-1+…+ρp μt-p+εt

有约束条件为：H0：ρ1 = ρ2 =…= ρp=0，p=2

根据计量分析得到：

表2 进口模型中的相关统计量

表3 出口模型中的相关统计量

根据LM检验中的数据可知，两个模型均只存在一阶自相关，根据P值检验法和F统计量二阶自相关无法通过检验，新模型失去意义，则表示进出口商品总额受上仅一年进出口贸易总额的影响。

4.序列相关的修正

被检验证明存在序列相关，则需要采用适当的方法进行修正。这里利用广义最小二乘法进行修正。

计量分析得新模型，X1=46031.77+0.038891Y1

（14.329） （9.8143）

R21=0.969，D.W1=2.148

X2=46259.79+0.033116Y2

（13.647） （11.258）

R22=0.966，D.W2=2.12

此时，D.W1=2.148，D.W2=2.12，大于1%显著性水平下样本容量为21的D.W检验的临界值上限dU=1.16，接近等于2，表明修正后的模型已经不存在序列相关，则意味着进出口商品总额不受上一年进出口商品总额的影响。并且，当把进出口商品总额作为自变量，把外国直接投资总额作为应变量时，观测值对模型的拟合效果更好，模型效果显著，说明进出口贸易对外国直接投资的流入影响较外国直接投资流入对进出口贸易的影响更加明显，更有促进效果。

四、结论和政策建议

改革开放以来，随着外国直接投资的流入增加，我国的进出口贸易规模不断扩大。同时，不能忽视的是由于开放政策的深入实施促进我国进出口贸易发展为我国带来了更多的外国直接投资。

根据普通最小二乘法研究FDI和进出口贸易之间的相互作用，建立适当的一元线性模型，研究两者直接的相关关系。首先，探究外国直接投资对进出口贸易的影响，以进出口商品总额Y为因变量，外国直接投资X为自变量，对建立的模型进行检验。认为，在一定的条件下，外国直接投资对进出口商品贸易具有较大且明显的作用，但进出口商品总额也受到上一年进出口商品总额的影响：然后，分析进出口贸易与外国直接投资的流入之间的影响，对建立的模型存在的问题进行研究与修正;最后，根据修正模型，证明外国直接投资与进出口贸易之间的关系，且得出进出口贸易对外国直接投资的流入影响较外国直接投资流入对进出口贸易的影响更加明显，更有促进效果。

FDI对我国进出口贸易在一定程度上具有明显的促进作用，带动我国外贸规模的不断扩大与深入发展，同时，进出口商品的贸易还与上期的进出口贸易存在一定的相关关系。除此之外，进出口贸易也对外国直接投资的流入呈现出显著的促进作用，其作用较外国直接投资流入对进出口贸易的影响更加明显。FDI企业外贸是我国外贸的主要增长点，在目前我国进出口贸易环境下，要合理调整我国经济发展格局，优化市场环境，充分吸收和利用外国直接投资以促进我国外贸经济的稳步发展，带动进出口贸易的适当增长。同时，坚持开放的发展政策和战略，进一步为海外投资提供平台和机会，使世界经济全球化下的我国在国际舞台上占据一席之地。

[参 考 文 献]

[1]孙洁.外商直接投资对我国外贸经济的影响分析[J].商贸流通，2015（34）

[2]杨超.外商直接投资和进出口的关系研究[J].中国外资，2015（5）

[3]宣烨，周长富.外商直接投资对进出口贸易的影响[J].南京财经大学学报，2007（3）

[4]韩玉军.国际贸易学[M].北京：中国人民大学出版社，2009-11：250-251

[5]王蕙，郭显光.外国直接投资对我国进出口规模的影响[J].国际贸易问题，2007

[6]赵倩倩.FDI对中国进出口贸易的影响效应研究[J].经济研究导刊，2014（24）

[7]中国统计局网站[EB/OL].2016

[8]史小龙，张峰.外商直接投资对我国进出口贸易影响的协整分析[J].跨国公司研讨，2004

第13篇

摘 要：以2004年1月-2007年6月全国进出口总额、进口总额、出口总额和体 育用品出口额为 分析样本，运用相关分析、单位根检验、协整分析、格兰杰因果检验、脉冲响应函数及方差 分解技术等方法，对体育用品出口贸易与中国进出口贸易的互动关系进行实证研究。结果表 明：体育用品出口贸易与我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易存在较高关联度，且4个时 间序列变量均为一阶单整I(1)序列。体育用品出口贸易与我国进出口贸易不存在长期稳定的 均衡关系，但与出口贸易、进口贸易存在长期稳定的均衡关系。体育用品出口贸易不是我国 进出口贸易和出口贸易增长的原因，而进出口贸易、出口贸易却是体育用品出口贸易增长的 原因，体育用品出口贸易与进口贸易不存在任何单向上的格兰杰因果原因。进出口贸易、出 口贸易、进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应表现为“短期效应明显，长期效 应较弱”。进出口贸易、出口贸易与进口贸易增长的波动主要归因于自身因素，体育用品出 口贸易对我国进出口贸易事业的贡献程度均维持在较低的水平。

关键词：体育用品；出口；进出口贸易；互动关系；实证研究；中国

中图分类号：G80-05文献标识码：A文章编号 ：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

在我国进出口贸易与体育用品出口贸易双重因素的作用下，国内社会经济发展水平得到 较大幅度提高。基于此背景，本研究选取体育用品出口贸易与中国进出口贸易为研究对象， 验证二者之间的互动关系，把握其内在作用机制，实现共同繁荣发展目标，进一步促进我国 经济发展，有着重要的现实意义。近年来，关于体育用品的研究成果颇多，但大部分还是纯 粹的定性描 述，多以抽象的语言概括为主，定量与定性相结合的实证性研究成果甚少。鉴于此，本文利 用2004年1月～2007年6月的月度数据，运用多种计量经济学分析方法，重点考察体育用品出 口贸易与我国进出口贸易的互动关系，考证二者之间的彼此贡献程度。旨在为进一步明确体 育用品出口贸易与我国进出口贸易之间的量化关系，完善体育用品出口贸易发展策略，不断 壮大中国进出口贸易规模，提高国内体育产业发展水平，进而提升国内整体竞争实力提供理 论参考。

1 研究对象与方法

1.1 研究对象 本文选取2004年1月-2007年6月为样本区间值。以我国进出口贸易总额、进口贸易总额 、出口贸易总额和体育用品出口贸易总额共42个月度数据为具体分析指标，数据分别源于《 中经专网》（newibe.cei.省略）和《中国统计》（2005年第1期-2007年第8期 ）。

1.2 研究方法

1.2.1 文献资料法

从《中国统计》和《中经专网》获取国家进出口贸易总额、进口贸易总额、出口贸易总额与体育用品出口贸易总额42个月度数据。同时，参考相关经济学研究论文35篇，查阅计量经济学专著5本，为完成本课题提供了资料保障。

1.2.2 数理统计法

分别运用计量经济学软件Eviews5.0和社会学统计分析软件SPSS12.0对数据资料进行收集整理，并完成对数据必要的数理统计处理。

2 国内外关于体育用品的分类结构体系研究

通过总结国内外关于体育用品分类的相关研究文献[10-11]，本文现将中国与欧洲 国家关于体育用品的分类结构体系简要列出（表1）。

由国内外关于体育用品的分类结构体系（表1）可发现，目前我国对体育用品的分类尚没有统一标准，主要包含5大产品分类系列，而每一产品分类中又包括不同的产品内容。近些年，国内针对体育用品的分类现状，国家体育总局装备中心所编辑的《中国体育商鉴》和近几届体育用品博览会对体育用品参展单位的分类基本大同小异。但总体上讲，这些分类不够系统，彼此间界定比较模糊，主要适用于商业目的。纵观欧洲国家对体育用品的分类结构体系，该分类体系简单、清晰、明了，故其对本研究具有较大借鉴意义。

3 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的总体情况分析

运用社会学统计分析软件包SPSS12.0绘制我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易与体育用 品出口贸易的时间动态序列图（Time Sequence Charts），如图1所示。

从图1看出，从2004年1月～2007年6月我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易和体育用品出口贸易保持着持续增长态势，但存在周期性波动。进出口贸易、出口贸易与进口贸易总额有着相同的周期性波动规律，在每年1～3月之间均会出现进出口贸易经济的低谷期，但调整期限较短，对外贸易经济能迅速恢复初始增长状态。中国体育用品出口贸易也同样具有相似的变化规律，但从数量规模上讲，体育用品出口贸易与我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易还存在着非常大的差距，其所占国内进出口贸易份额偏低。

4 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的相关分析

为初步明确体育用品出口贸易与我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易的关联程度，运用社 会学统计分析软件包SPSS12.0对该4个对外贸易经济指标进行皮尔逊相关分析（Pearson Co rrelation），结果如表2所示。

由表2可知，我国体育用品出口贸易与进出口贸易、出口贸易、进口贸易的相关系数分别为0 .828、0.826和0.805，均达到较高关联程度，且具有非常显著性意义（P

5 体育用品出口贸易与中国进出口贸易互动关系的计量分析

对体育用品出口贸易与我国进出口贸易的互动关系进行计量分析的步骤如下：1） 对中国进 出口总额、出口总额、进口总额与体育用品出口额取自然对数值，分别以LNJCK、LNCK、LNJ K及LNTYCK表示；2） 对这4个时间序列指标进行单位根检验（平稳性检验）；3） 对体育用 品出口贸易与进出口贸易、出口贸易、进口贸易的协整关系进行检验；4） 对体育用品出口 贸易与进出口贸易、出口贸易、进口贸易进行格兰杰因果关系验证；5） 采用脉冲响应函数 分析我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应；6）

运用方差分解技术考察体育用品出口贸易对进出口贸易事业的贡献程度。

5.1 单位根检验（平稳性检验）

在对该4个时间序列指标取自然对数值之后，采用ADF单位根检验方法来验证时间序列的平稳性。其操作过程借助Eviews5.0软件完成，结果如表3所示。

从表3看出，LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK的ADF统计量均大于在10%、5%、1%水平下的临界值 ，即4个变量的原序列均未通过ADF检验，全为非平稳时间序列。综合考虑时间趋势因素，并 对LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK进行一阶差分处理，差分后的时间序列均通过了10%、5%、1% 水平的显著性检验，说明LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK是一阶单整I(1)序列。

5.2 协整关系检验 本研究采 用E-G（Engle-Granger）两步法，用一个变量（LNTYCK）对其它3个变量（LNJCK、LNCK、LN JK）分别作对数回归，并根据回归模型及模型残差值的单位根检验结果，判断体育用品出口 贸易与中国进出口贸易、出口贸易、进口贸易之间是否存在长期稳定的均衡关系。因本文所 涉及的4个时间序列变量均为一阶单整I(1)序列，可直接用最小二乘法（OLS）进行协整回归[13-14]。所有操作过 程均借助Eviews5.0软件完成，结果如表4、表5所示。

注： R表示判定系数，AdjustedR表示调整判定系数，S.E表示标准误差，F -statistic表示模型的F检验值，Prob表示显著性概率。

1） 由变量组LNJCK、LNTYCK的协整回归模型可知，模型拟合优度较高，解释能力较强（R=68.85%），并具有显著性意义（P

2） 从变量组LNCK、LNTYCK的协整回归模型看出，模型拟合优度较高，解释能力较强（R=68.44%），模型存在显著性意义（P

3） 由变量组LNJK、LNTYCK的协整回归模型可知，模型拟合优度较高，解释能力略低于前两个模型（R =64.20%），也具有显著性意义（P

5.3 格兰杰（Granger）因果关系检验

格兰杰因果关系检验要求变量必须是平稳的[14]，经ADF统计量检验，得知变量D(LNJCK)、D(LNCK)、D(LNJK)和D(LNTYCK)均为平稳时间序列，故可对该4个变量进行格兰杰因果关系检验，根据AIC和SC最小化准则，本文确定滞后期为2，采用Eviews5.0软件进行处理，结果如表7所示。

由表7可知，对于D(LNTYCK)不是D(LNJCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值较小，显著性概率P大于0.05，故接受原假设，表明体育用品出口贸易不是我国进出口贸易增长的原因。就D(LNJCK)不是D(LNTYCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值为4.25 389，显著性概率P小于0.05，拒绝原假设，说明进出口贸易是体育用品出口贸易增长的原因；对 于D(LNTYCK)不是D(LNCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值偏小，显著性概率P也大于0.05，因此接受原假设，表明体育用品出口贸易也不是中国出口贸易增长的原因。就D(LNCK)不是D(LNTYCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值为3.89 591，显著性概率P小于0.05，由此拒绝原假设，说明出口贸易同样也是体育用品出口贸易增长的原因；对于D(LNTYCK)不是D(LNJK)的格兰杰原因与D(LNJK)不是D(LNTYCK)的格兰杰原因的两个原假设，F统计值均较小，显著性概率P大于0.05，故接受原假设，表明体育用品出口贸易与我国进口贸易不存在任何单向上的格兰杰因果原因。从中不难看出，因受中国体育用品业发展内外环境的影响，体育用品出口贸易的规模还差强人意，但其经济效益还有待于进一步提高。因此，近些年，体育用品出口贸易的快速发展并不是我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易增长的直接原因，而进出口贸易、出口贸易的发展却对体育用品出口贸易增长产生了积极作用。

5.4 脉冲响应函数分析

脉冲响应函数是基于向量自回归（VAR）模型得出的，主要反映来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前值和未来值的影响，刻画内生变量对随机扰动的动态反映，显示任意变量的随机扰动（新息Innovation）如何通过模型影响其他变量，并反馈到自身的动态过程[14-15]。本文运用脉冲响应函数（Impulse response functions）重点考察 体育用品出口贸易与中国进出口贸易、出口贸易、进口贸易之间的互动关系。

进行脉冲响应函数分析之前，必须构建理想的VAR模型。根据AIC和SC最小化原则，借助Eviews5.0软件对不同滞后量模型的AIC和SC值进行反复比较，结果如表7所示，从中选出AIC和SC值最小的VAR模型，即3个向量自回归模型的滞后期均为5，说明滞后期为5时，3个向量自回归模型（LNJCK与LNTYCK、LNCK与LNTYCK、LNJK与LNTYCK）的回归效果最为理想。

根据上述3个VAR（5）模型，研究运用模拟冲击法，对模型系统施加一个外部冲击，借助Eviews5.0软件计算各变量对冲击的反应，考察中国进出口贸易、出口贸易、进口贸易对体育用品出口贸易的反应状况。图2、图3、图4分别显示我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易对来自体育用品出口贸易增长一个标准差冲击的反应。

分析图2、图3与图4可得出，在短时期内，体育用品出口贸易的变动会对我国进出口贸易、出口贸易和进口贸易产生较大影响，即在1～3期之间，体育用品出口贸易增长的波动对中国进出口贸易、出口贸易和进口贸易增长的波动产生直接作用。但从长远来看，体育用品出口贸易增长的波动并未对进出口贸易、出口贸易和进口贸易产生明显的影响。基于此，研究认为我国进出口贸易、出口贸易与进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应表现为“短期效应明显，长期效应较弱”。

5.5 方差分解技术

方差分解（Variance decomposition）技术也是根据VAR模型得来的，其可将系统中每个内生变量的波动（K步预测方差）按其成因分解为与各方程新息（Innovation）相关联的组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要程度[14-15]。本文采用该 技术的主要目的是考察体育用品出口贸易在不同时期对我国进出口贸易、出口贸易和进口贸易的具体贡献程度。借助Eviews5.0软件进行计算，结果如表8所示。

由表8可知，我国进出口贸易、出口贸 易与进口贸易增长的波动主要归因于自身因素，解释能力分别达84.61%、77.24%和91.92 %。 而受体育用品出口贸易扰动项的冲击影响的成分较低，其对中国进出口贸易事业的贡献程度 均维持在较低的水平，解释能力分别为15.39%、22.76%、8.08%，说明体育用品出口贸易 对我国进出口贸易、出口贸易和进口贸易的贡献程度非常有限。

6 结 论

1） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的总体情况分析得出，我国进出口贸易、出 口贸易、进口贸易及体育用品出口贸易保持着持续增长态势，但存在周期性波动。从数量规 模上讲，体育用品出口总额与进出口总额、出口总额、进口总额还存在着非常大的差距，所 占中国进出口贸易的份额偏低。

2） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的相关分析表明，我国体育用品出口贸易与 进出口贸易、出口贸易、进口贸易的相关系数分别为0.828、0.826和0.805，均达到较高 的关联程度，且具有非常显著性意义（P

3） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的单位根检验显示，我国进出口贸易、出口 贸易、进口贸易和体育用品出口贸易的自然对数时间序列（LNJCK、LNCK、LNJK、LNTYCK） 均为一阶单整I(1)序列。

4） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的协整关系检验可知，体育用品出口贸易与 我国进出口贸易不存在长期稳定的均衡关系，但与出口贸易、进口贸易存在长期稳定的均衡 关系。

5） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的格兰杰因果关系检验表明，体育用品出口 贸易不是进出口贸易增长的原因，而进出口贸易则是体育用品出口贸易增长的原因；体育用 品出口贸易也不是出口贸易增长的原因，但出口贸易是体育用品出口贸易增长的原因；体育 用品出口贸易与进口贸易不存在任何单向上的格兰杰因果关系。

6） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的脉冲响应函数分析得出，我国进出口贸易 、出口贸易与进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应表现为“短期效应明显，长 期效应较弱”。

7） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的方差分解技术说明，我国进出口贸易、出 口贸易与进口贸易增长的波动主要归因于自身因素，体育用品出口贸易对进出口贸易事业的 贡献程度均维持在较低的水平，说明体育用品出口贸易对我国进出口贸易、出口贸易和进口 贸易的贡献程度非常有限。

参考文献：

［1］ 傅秋仁,王跃凤.我国体育用品业发展前景的探索与对策研究［J］.商场现 代化,2007,492(1):25.

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［3］ 王跃凤,傅秋仁.加入WTO后我国体育用品业应面临的机遇与挑战［J］.商场现代化, 2007,506(6): 262.

［4］ 杨斐,赵景峰,王凯.中国进出口贸易与经济增长关系的实证研究［J］.人文杂志,20 07,1:72-77.

［5］ 李士建.中国体育用品业国际竞争力问题探讨［J］.首都体育学院学报,2007,19(2) :9-11.

［6］ 余志健,陈勇.我国体育用品市场现状及应对策略［J］.集团经济研究,2007,217(1) :61-62.

［7］ 李斌,.中国体育用品品牌扩展策略研究［J］.河北体育学院学报,2007,21(2 ):27-29.

［8］ 杨明,郭良奎.我国体育用品产业集群发展及政府政策研究［J］.体育与科学,2007, 28(3):27-30.

［9］ 祝振军,常冬冬.我国民营体育用品企业的发展环境及前景［J］.体育学刊,2007,14 (3):23-26.

［10］ 李骁天,王莉.对我国体育用品产业市场结构特征的研究［J］.体育科学,2007,27( 5):15-22.

［11］ 林显鹏.我国体育用品业挖掘出口潜力措施的思考［J］.体育产业信息,2003,(2): 13-15.

［12］ 张焕明.我国经济增长地区性趋同路径的实证分析［J］.财经研究,2007,33(1):76 -87.

［13］ 陈龙江,黄祖辉,周文贵.中国农产品对外贸易对农业经济增长的贡献――基于1981- 2003年数据的实证分析［J］.经济理论与经济管理,2005,33(10):48-54.

［14］ 杨斐,赵景峰,王凯.中国进出口贸易与经济增长关系的实证研究［J］.人文杂志,2 007,1:72-77.

［15］ 王舒健,李钊.中国地区经济增长互动关系的脉冲响应分析［J］.数理统计与管理, 2007,26(3):385-390.

第14篇

国际贸易亦称“世界贸易”，泛指国际间的商品和劳务（或货物、知识和服务）的交换。它由各国（地区）的对外贸易构成，是世界各国对外贸易的总和。国际贸易在奴隶社会和封建社会就已发生，并随生产的发展而逐渐扩大。到资本主义社会，其规模空前扩大，具有世界性。

二、对外贸易（foreigntrade）

对外贸易亦称“国外贸易”或“进出口贸易”，是指一个国家（地区）与另一个国家（地区）之间的商品和劳务的交换。这种贸易由进口和出口两个部分组成。对运进商品或劳务的国家（地区）来说，就是进口；对运出商品或劳务的国家（地区）来说，就是出口。这在奴隶社会和封建社会就开始产生和发展，到资本主义社会，发展更加迅速。其性质和作用由不同的社会制度所决定。

三、对外贸易与国际贸易商品结构：

对外贸易商品结构是指一定时期内一国进出口贸易中各种商品的构成，即某大类或某种商品进出口贸易与整个进出口贸易额之比，以份额表示。

国际贸易商品结构是指一定时期内各大类商品或某种商品在整个国际贸易中的构成，即各大类商品或某种商品贸易额与整个世界出口贸易额相比，以比重表示。

为便于分析比较，世界各国和联合国均以联合国《国际贸易商品标准分类》（sitc）公布的国际贸易和对外贸易商品结构进行分析比较。一国对外贸易商品结构可以反映出该国的经济发展水平、产业结构状况、科技发展水平等。国际贸易商品结构可以反映出整个世界的经济发展水平、产业结构状况和科技发展水平。

四、对外贸易值与对外贸易量：

（一）、对外贸易值(valueofforeigntrade)

对外贸易值是以货币表示的贸易金额。一定时期内一国从国外进口的商品的全部价值，称为进口贸易总额或进口总额；一定时期内一国向国外出口的商品的全部价值，称为出口贸易总额或出口总额。两者相加为进出口贸易总额或进出口总额，是反映一个国家对外贸易规模的重要指标。一般用本国货币表示，也有用国际上习惯使用的货币表示。联合国编制和发表的世界各国对外贸易值的统计资料，是以美元表示的。把世界上所有国家的进口总额或出口总额用同一种货币换算后加在一起，即得世界进口总额或世界出口总额。就国际贸易来看，一国的出口就是另一国的进口，如果把各国进出口值相加作为国际贸易总值就是重复计算。因此，一般是把各国进出口值相加，作为国际贸易值。由于各国一般都是按离岸价格（fob即启运港船上交货价，只计成本，不包括运费和保险费）计算出口额，按到岸价格（cif即成本、保险费加运费）计算进口额。因此世界出口总额略小于世界进口总额。

第15篇

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一、国际贸易(internationaltrade)

国际贸易亦称“世界贸易”，泛指国际间的商品和劳务的交换。它由各国的对外贸易构成，是世界各国对外贸易的总和。国际贸易在奴隶社会和封建社会就已发生，并随生产的发展而逐渐扩大。到资本主义社会，其规模空前扩大，具有世界性。

二、对外贸易

对外贸易亦称“国外贸易”或“进出口贸易”，是指一个国家与另一个国家之间的商品和劳务的交换。这种贸易由进口和出口两个部分组成。对运进商品或劳务的国家来说，就是进口；对运出商品或劳务的国家来说，就是出口。这在奴隶社会和封建社会就开始产生和发展，到资本主义社会，发展更加迅速。其性质和作用由不同的社会制度所决定。

三、对外贸易与国际贸易商品结构：

对外贸易商品结构是指一定时期内一国进出口贸易中各种商品的构成，即某大类或某种商品进出口贸易与整个进出口贸易额之比，以份额表示。

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国际贸易商品结构是指一定时期内各大类商品或某种商品在整个国际贸易中的构成，即各大类商品或某种商品贸易额与整个世界出口贸易额相比，以比重表示。

为便于分析比较，世界各国和联合国均以联合国《国际贸易商品标准分类》公布的国际贸易和对外贸易商品结构进行分析比较。一国对外贸易商品结构可以反映出该国的经济发展水平、产业结构状况、科技发展水平等。国际贸易商品结构可以反映出整个世界的经济发展水平、产业结构状况和科技发展水平。

四、对外贸易值与对外贸易量：

、对外贸易值(valueofforeigntrade)

对外贸易值是以货币表示的贸易金额。一定时期内一国从国外进口的商品的全部价值，称为进口贸易总额或进口总额；一定时期内一国向国外出口的商品的全部价值，称为出口贸易总额或出口总额。两者相加为进出口贸易总额或进出口总额，是反映一个国家对外贸易规模的重要指标。一般用本国货币表示，也有用国际上习惯使用的货币表示。联合国编制和发表的世界各国对外贸易值的统计资料，是以美元表示的。把世界上所有国家的进口总额或出口总额用同一种货币换算后加在一起，即得世界进口总额或世界出口总额。就国际贸易来看，一国的出口就是另一国的进口，如果把各国进出口值相加作为国际贸易总值就是重复计算。因此，一般是把各国进出口值相加，作为国际贸易值。由于各国一般都是按离岸价格计算出口额，按到岸价格计算进口额。因此世界出口总额略小于世界进口总额。 竞聘写作网