國外進出口貿(mào)易精品(七篇)

序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內(nèi)心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇國外進出口貿(mào)易范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創(chuàng)作。

篇(1)

隨著世界經(jīng)濟聯(lián)系的不斷緊密，每個經(jīng)濟體都成為了經(jīng)濟鏈條上的一個節(jié)點，當某個國家或者經(jīng)濟體出現(xiàn)經(jīng)濟問題時，常常對其它經(jīng)濟體產(chǎn)生深遠的影響。同時企業(yè)之間的競爭也日益激烈，國際間的貿(mào)易摩擦也逐漸常態(tài)化，這些都增加了企業(yè)進出口貿(mào)易的風險。對于發(fā)達國家的企業(yè)來說，它們更早的融入到了市場經(jīng)濟和國際競爭中，參與了國際化經(jīng)濟發(fā)展的過程，具有豐富的國際化發(fā)展經(jīng)驗，建立了符合企業(yè)所需要的貿(mào)易管理體系。我國企業(yè)在改革開放之后才逐漸的融入到國際貿(mào)易中，對于開展國際貿(mào)易的經(jīng)驗還比較欠缺。我國企業(yè)真正的開展國際貿(mào)易還是在加入世貿(mào)組織之后，所以在進出口貿(mào)易的管理中還存在一些不完善的地方，迫切需要建立符合企業(yè)實際發(fā)展所需要的進出口貿(mào)易管理體系，促進企業(yè)的發(fā)展。

二、我國企業(yè)進出口貿(mào)易管理的現(xiàn)狀分析

1.企業(yè)沒有建立專門的進出口貿(mào)易管理機構(gòu)，導致管理上的混亂。我國企業(yè)在開展國際貿(mào)易的過程中沒有建立專門的管理機構(gòu)，將進出口業(yè)務(wù)實行外包的形式。從市場調(diào)查、客戶信用調(diào)查、進出口貿(mào)易合同的簽訂以及后期的執(zhí)行等都依靠公司進行操作，這種管理模式存在比較大的風險。例如公司并不對企業(yè)的經(jīng)營和發(fā)展負責，所以對于風險的投入和關(guān)注比較低。結(jié)構(gòu)不能夠全面詳盡的分析行業(yè)的市場發(fā)展情況，難以對進出口貿(mào)易提供準確的預測，例如不能夠洞察到國外的行業(yè)保護政策的影響以及貿(mào)易壁壘的影響等，導致企業(yè)的進出口貿(mào)易暴露在風險下。同時在全面的外包下，企業(yè)對于進出口貿(mào)易的過程難以進行監(jiān)管，容易導致貿(mào)易過程中的不規(guī)范操作，使企業(yè)存在經(jīng)營中的風險。

2.企業(yè)沒有建立完善的進出口貿(mào)易管理制度。部分企業(yè)雖然建立了自己的進出口貿(mào)易管理部門，但是在管理方面還不夠嚴謹，使企業(yè)的進出口貿(mào)易體系不夠完善。例如企業(yè)沒有注重對進出口貿(mào)易的風險考察和分析，沒有建立專門的部門為企業(yè)的進出口貿(mào)易提供參考資料，沒有做好進出口貿(mào)易的風險管控。同時在企業(yè)的進出口貿(mào)易管理部門內(nèi)部，不能實現(xiàn)資源和信息的有效的整合，各個分部門之間的溝通不夠順暢，難以充分的發(fā)揮管理上的優(yōu)勢，使進出口貿(mào)易管理無章可循，管理效率底下。

3.企業(yè)的進出口貿(mào)易運營風險比較大。企業(yè)在進出口貿(mào)易的管理過程中沒有明確各個部門的職責，沒有加強貿(mào)易過程中的事前、事中、事后風險管理，使企業(yè)遭受了比較大的經(jīng)濟損失。例如在進出口貿(mào)易中不重視事前的分析，使企業(yè)不能夠快速的根據(jù)市場的變化而調(diào)整企業(yè)的進出口貿(mào)易策略，使企業(yè)在進出口貿(mào)易中處于被動的地位。企業(yè)沒有認真的分析進出口貿(mào)易中存在的風險因素，沒有采取有效的措施降低或者化解風險，特別是存在信息不對稱的局面，導致企業(yè)進出口貿(mào)易風險的加大。

三、構(gòu)建符合企業(yè)需要的貿(mào)易體系的方法與措施

1.建立針對性的進出口貿(mào)易機構(gòu)。企業(yè)應當結(jié)合運行的實際，建立自己的進出口貿(mào)易機構(gòu)，并且明確其組織的職責。在建立進出口貿(mào)易部門的過程中應當借鑒西方先進企業(yè)的經(jīng)驗，建立切實有效的管理部門，例如專門的風險管理、市場管理、綜合管理等部門，并且加強各個部門的交流和溝通，做到信息的互聯(lián)互通，提高進出口貿(mào)易決策的質(zhì)量和效率。市場部門應當著重對企業(yè)的進出口貿(mào)易市場進行分析和預測，并且形成完整的分析和預測報告，為進出口貿(mào)易管理提供有效的參考資料，提高管理的科學性和針對性。風險管理部門應當加強對進出口貿(mào)易過程中的風險分析和預測，為財務(wù)部門提供信息參考，降低匯率變動所帶來的風險。風險管理部門還應當加強對交易對象的研究，審核進出口貿(mào)易合同，調(diào)查和了解客戶的信用資質(zhì)，審查付款條件等。加強對客戶履約過程的監(jiān)督，加強對客戶資信情況的跟蹤，并且對客戶進行信用等級評價，為企業(yè)結(jié)算提供依據(jù)和參考。綜合管理部門對風險部門提出的風險進行控制并且進行反饋，配合進出口貿(mào)易管理的其它部門對合同的實施過程進行監(jiān)督、驗收等，同時對于風險比較大合同進行中止以及停止產(chǎn)品的出庫驗收等。

2.建立完善的進出口貿(mào)易管理制度。企業(yè)應當從實際出發(fā)，建立完善的進出口貿(mào)易管理制度，加強進出口貿(mào)易各個管理部門的內(nèi)部協(xié)同能力，提高管理的效率和質(zhì)量。進出口貿(mào)易包含了許多環(huán)節(jié)，例如生產(chǎn)環(huán)節(jié)、質(zhì)量管理環(huán)節(jié)、出口環(huán)節(jié)、進口環(huán)節(jié)等，在供應鏈中每個環(huán)節(jié)都至關(guān)重要，都和企業(yè)的經(jīng)營具有密切的關(guān)系。只有明確各個管理部門的職責，才能實現(xiàn)對各個環(huán)節(jié)的有效管理。企業(yè)的各個部門都應當按照企業(yè)的發(fā)展需要和市場的要求，按照進出口管理的要求，建立內(nèi)部的聯(lián)動機制，使企業(yè)能夠根據(jù)市場的變化快速的采取措施降低企業(yè)的經(jīng)濟損失，提高企業(yè)的經(jīng)濟效益。

3.建立進出口貿(mào)易的風險管理機制。進出口貿(mào)易面臨著比較大的風險，特別是世界各地存在著許多潛在的風險，因此在企業(yè)的進出口貿(mào)易中應當加強風險管理，降低企業(yè)進出口貿(mào)易的風險。企業(yè)應當從風險的識別、監(jiān)督和控制等建立完善的風險管理體系，例如注重對各種官方、非官方風險信息的搜集，通過政府部門或者行業(yè)部門獲得風險信息，通過國外金融結(jié)構(gòu)以及政府部門得到金融政策的變化，在必要時還可以通過實地考察等方式了解和獲得風險信息。要及時對客戶履行合同的情況進行追蹤，發(fā)現(xiàn)合同履行過程中的風險因素，降低合同履行過程中的風險。通過對獲得的風險信息進行科學的分析和預測，制定專門的風險預案和應對措施，并且將分析的資料和其它部門進行溝通，進行交易風險預警以及風險控制等。要在企業(yè)內(nèi)部建立分析控制的考核和評價體系，實現(xiàn)風險控制的動態(tài)管理，使風險控制能夠真正的融入到企業(yè)的進出口貿(mào)易管理中，更好的為企業(yè)的進出口貿(mào)易服務(wù)。

四、結(jié)語

篇(2)

    現(xiàn)代物流是經(jīng)濟發(fā)展的加速器?！拔锪魍苿诱摗闭J為:現(xiàn)代物流業(yè)的發(fā)展促進社會分工的深化,從而促進了經(jīng)濟的增長[1];物流聯(lián)盟的出現(xiàn)通過交易費用的降低,促進了經(jīng)濟的增長[2]。除定性分析外,許多學者從定量視角對物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行研究,得出物流業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長具有正向促進作用的類似結(jié)論[3-5]。近年來,浙江省開放型經(jīng)濟發(fā)展快速,形成了全方位、多層次的對外開放格局。隨著外向型經(jīng)濟的發(fā)展,對外貿(mào)易發(fā)展迅速。1986—2009年間,浙江省進出口總額從12.93億美元達到增長到1877.35億美元,增長了145倍。浙江省進出口貿(mào)易能取得如此成績,與現(xiàn)代物流業(yè)的發(fā)展是分不開的。物流業(yè)的發(fā)展有利于進出口貿(mào)易成本的下降,推動進出口貿(mào)易的發(fā)展。戎梅(2011)就單位物流成本對國際貿(mào)易的影響問題進行了研究,結(jié)果表明單位貨物貿(mào)易額與單位貨物周轉(zhuǎn)費用成反比,單位物流成本的降低對國際貿(mào)易具有明顯的促進作用[6]。楊長春(2008)[7]、侯方淼(2008)[8]等利用協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗得出:我國對外貿(mào)易與物流之間存在著反饋性的因果關(guān)系,而物流對貿(mào)易的促進作用比貿(mào)易對物流的促進作用要稍大一些。就物流對進出口貿(mào)易的促進程度而言,張寶友(2010)運用彈性分析法,分別從物流的需求和供給兩個方面檢驗華東地區(qū)物流業(yè)對進出口貿(mào)易的影響程度,結(jié)果表明物流需求每變化1%,進出口貿(mào)易額相應的變化2.56%;而物流供給每變化1%,進出口貿(mào)易額就相應的變化6.08%[9]。也有學者提出不同的意見,王領(lǐng)(2010)運用協(xié)整理論和Granger因果檢驗法,利用上海市1978-2008年貨物運輸量、港口貨物吞吐量與進出口總額相關(guān)數(shù)據(jù),對上海市對外貿(mào)易與現(xiàn)代物流的關(guān)系進行了實證分析,得出不同的結(jié)論:進出口的增加會在長期內(nèi)促進港口吞吐量和貨物運輸量的增加,但吞吐量的增加并未對上海市進出口增長起到推動作用,運輸量的變化對外貿(mào)增長的作用有很大的時滯效應。綜上所述,有關(guān)物流業(yè)發(fā)展能否促進我國進出口貿(mào)易增長存在不一致看法。而且還可以從以下角度進一步思考:如果物流對進出口貿(mào)易具有促進作用,那么其影響程度是多少?本文就以上問題進行分析,以浙江省為例,考察物流業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易是否具有促進作用,如果有,那么影響程度是多少,影響程度是否隨時間的變化有所差異,并提出相應的建議。

    2方法、變量及數(shù)據(jù)

    2.1研究方法

    本文首先對物流與進出口貿(mào)易的關(guān)系進行相關(guān)分析,目的是驗證物流業(yè)對進出口貿(mào)易是否有促進作用,影響是否顯著。然后,運用彈性理論,通過計算“物流-進出口貿(mào)易彈性”,即物流發(fā)展速度與進出口貿(mào)易增長速度之間的變動比率,來測算現(xiàn)代物流發(fā)展對進出口貿(mào)易增長的影響程度,以及其程度隨時間的變動趨勢。

    2.2變量及數(shù)據(jù)來源

    衡量進出口貿(mào)易的指標,一般選取具有代表性的進出口總額。而衡量現(xiàn)代物流發(fā)展水平的指標,由于缺乏統(tǒng)一的統(tǒng)計口徑,不同學者選擇的指標沒有統(tǒng)一的標準,已有研究大多以貨運量、貨物周轉(zhuǎn)量或港口貨物吞吐量等指標為代表。從進出口貿(mào)易涉及的物流系統(tǒng)來看,其物流環(huán)節(jié)包含運輸、倉儲、檢驗、報關(guān)、包裝、裝卸搬運,以及信息處理等作業(yè)內(nèi)容,其中,運輸是必須的環(huán)節(jié),故本文選擇了貨物周轉(zhuǎn)量作為衡量物流發(fā)展水平的指標。數(shù)據(jù)來源于《浙江省統(tǒng)計年鑒》(2010),考慮到數(shù)據(jù)的可得性和一致性,選取1986—2009年間的數(shù)據(jù)。

    3實證分析

    3.1物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與進出口貿(mào)易增長的相關(guān)性

    在相關(guān)性分析之前,首先對進出口總額和貨物周轉(zhuǎn)量的逐年變化情況作描述性分析,以掌握其變化的總體趨勢,表1是浙江省1986—2009年進出口總額和貨物周轉(zhuǎn)量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。依據(jù)表1,繪制出1986—2009年浙江省進出口總額與貨物周轉(zhuǎn)量變化趨勢圖①,見圖1。由圖1可知,進出口總額與貨物周轉(zhuǎn)量的變化趨勢大體一致,這初步說明浙江省物流業(yè)與進出口貿(mào)易之間存在正向相關(guān)關(guān)系,即物流業(yè)的發(fā)展對進出口貿(mào)易具有促進作用。為了說明物流業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易增長的顯著影響,下面利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行回歸分析。以進出口總額為因變量,設(shè)為Y,貨物周轉(zhuǎn)量為自變量,設(shè)為X。根據(jù)表1的進出口總額與貨物周轉(zhuǎn)量相關(guān)數(shù)據(jù),運用SPSS軟件進行回歸分析,通過比較多種擬和方法得知,二次曲線(Quad-rati)擬和模型較好地反映浙江省物流與進出口貿(mào)易之間的變化趨勢?；貧w結(jié)果見表2,調(diào)整后判定系數(shù)為0.9923,接近1,表明方程解釋能力強,變量以5%的顯著性通過t檢驗?；貧w方程顯著性經(jīng)過檢驗,F=1482.790,P=0.000<0.01,表明回歸方程是顯著有效的?；貧w方程如式(1):Y=-121.873+0.3129X+0.0000118X2(1)

    3.2物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易增長促進程度的彈性分析

    (1)測算模型

    通過相關(guān)性分析,得知浙江省物流業(yè)的發(fā)展對進出口貿(mào)易具有顯著的促進作用。為了進一步分析物流對進出口貿(mào)易增長的影響程度,本文利用經(jīng)濟學中的彈性理論進行定量測算。彈性分析是計算一個變量對另一個變量變化的敏感性的工具。本文以“區(qū)域物流-進出口貿(mào)易彈性”一詞作為衡量浙江省進出口貿(mào)易對物流業(yè)變化的敏感程度。進出口貿(mào)易額設(shè)為變量Y,貨物周轉(zhuǎn)量設(shè)為變量X,物流-進出口貿(mào)易彈性計算模型如式(2):E=dYdX?XY(2)

    (2)物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易增長影響程度的測算

    根據(jù)回歸方程Y=-121.873+0.3129+0.0000118X2可得式(3):dYdX=0.3129+0.0000236X(3)運用物流-進出口貿(mào)易彈性計算模型,求得彈性系數(shù)E,見表3,1986—2009年間,浙江省區(qū)域物流-進出口貿(mào)易平均彈性為2.9,表示在其他因素不變的情況下,貨物周轉(zhuǎn)量每提高1%,進出口總額約提高2.9%,說明浙江省物流業(yè)較大程度上推動了進出口貿(mào)易的增長。

    (3)不同時段物流業(yè)對進出口貿(mào)易影響程度的比較表3顯示,1986—2009年間不同年份的物流-進出口貿(mào)易彈性差異較大,從具體數(shù)據(jù)來看,彈性系數(shù)從1986年的8.4694,下降到2009年的1.3460。為了分析不同時間段物流對進出口貿(mào)易的影響程度,以每5年為一個時間段,計算1986—2009年不同時間段的物流-進出口貿(mào)易彈性平均值,結(jié)果表明,不同時間段的彈性均值從1986-1990年的6.57,下降到2006—2009年的1.25,彈性均值呈現(xiàn)下降的趨勢,表明浙江省物流業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易增長的促進作用有所趨緩。為了分析物流業(yè)對進出口貿(mào)易的影響隨時間的變動趨勢,以1986年作為時間t=1,對物流—進出口貿(mào)易彈性與時間t的關(guān)系進行回歸分析。通過比較多種擬合模型,決定采用三次曲線(CUBIC)模型。擬合曲線如圖2所示,回歸結(jié)果見表4,調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.98915,與1極為接近,表明方程解釋能力強。變量均以1%的顯著性通過t檢驗?；貧w方程顯著性經(jīng)檢驗,F=700.05937,P=0.000<0.01,表明回歸方程顯著有效。擬合方程如式(4):E=9.790957-1.3076t-0.0689t2-0.001232t3

    (4)由方程(4)計算2010—2014年的物流-進出口貿(mào)易彈性指標值,見表5,浙江省物流-進出口貿(mào)易彈性呈下降趨勢,表明浙江省物流業(yè)應進行產(chǎn)業(yè)調(diào)整,轉(zhuǎn)變增長方式,從“粗放型增長”轉(zhuǎn)變?yōu)椤凹s型增長”,以促進進出口貿(mào)易的增長。

    4結(jié)論與建議

    4.1結(jié)論

    本文運用相關(guān)性分析和彈性分析等工具,就物流業(yè)對進出口貿(mào)易影響問題進行實證研究,得到結(jié)論如下:第一,物流業(yè)發(fā)展對進出口貿(mào)易增長的影響是正向的,物流業(yè)有力地推動了進出口貿(mào)易的增長。以浙江省為例,1986—2009年間,浙江省物流業(yè)每提高一個百分點,進出口總額相應增長2.9%。現(xiàn)代物流業(yè)促進進出口貿(mào)易的原因有:1)物流業(yè)的發(fā)展降低了運營成本,推動進出口貿(mào)易的增長。在國際貿(mào)易中,商品的價格與成本對國際貿(mào)易的效益有重要影響。隨著全球經(jīng)濟的發(fā)展,產(chǎn)品的生產(chǎn)成本下降的空間有限,而物流成本有較大的降低空間。物流業(yè)的發(fā)展,使得對外貿(mào)易中的物流活動運作效率越來越高,降低了物流成本,導致進出口貿(mào)易的成本降低,從而刺激進出口貿(mào)易的發(fā)展。2)現(xiàn)代物流的發(fā)展改善了國際貿(mào)易的環(huán)境,促進國際貿(mào)易的便利化。隨著現(xiàn)代物流的發(fā)展,第三方物流產(chǎn)業(yè)不斷壯大,第三方物流公司則通過貨運等形式,減少了生產(chǎn)企業(yè)的物流負擔,使對外貿(mào)易中的運輸、報關(guān)等物流環(huán)節(jié)運作效率得到了提高。3)現(xiàn)代物流業(yè)的發(fā)展拓展了消費者的購買空間。由于物流速度的提高,消費者在購買國外商品時,花費在物流運輸上的等待時間大大減少,使得消費者愿意在全球范圍內(nèi)購買商品,這有利于外貿(mào)企業(yè)發(fā)現(xiàn)新市場,促進進出口貿(mào)易的發(fā)展。第二,不同時間段物流業(yè)對進出口貿(mào)易的促進作用有所強弱。以浙江為例,1986-1990年間,物流-進出口貿(mào)易彈性值為6.57,而到2006—2009年,物流-進出口貿(mào)易彈性值下降為1.25,表明不同時間段物流對進出口貿(mào)易的影響差異較大,且從整體上來看,浙江省物流-進出口貿(mào)易彈性值呈下降趨勢,表明浙江省應進行物流產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級,以更好地促進進出口貿(mào)易的增長。

篇(3)

    目前我國是一個能源凈進口國,以進口石油和天然氣,出口煤炭為主,2005年我國能源凈進口(16945萬噸標準煤)占能源消費(223319萬噸標準煤)的比重約為7.6%,2001年只有1.8%,近年來我國。我國能源凈進口占能源消費的比重呈上升趨勢,2005年我國石油進口量約占世界石油貿(mào)易量的6.8%。能源產(chǎn)品的進出口貿(mào)易一直作為我國利用國內(nèi)外兩種資源和兩個市場的最主要方式,它在保證我國能源滿足國民經(jīng)濟發(fā)展方面發(fā)揮了巨大作用。目前,我國已成為世界最重要的能源產(chǎn)品貿(mào)易大國之一。 

    我國能源貿(mào)易在礦產(chǎn)品進出口貿(mào)易中占有舉足輕重的地位,能源貿(mào)易額占全部礦產(chǎn)品進出口貿(mào)易額的比重從2001年的24.1%增長到2006年的26.1%;能源產(chǎn)品貿(mào)易額迅速增長,2006年能源貿(mào)易額1001.87億美元,比2001年232.71億美元增加330.5%,年均增長率達到33.9%。 

    我國能源產(chǎn)品貿(mào)易量大幅增長,2006年石油、煤炭和天然氣產(chǎn)品進出口貿(mào)易總量達到37396萬噸標準煤,比2001年21974萬噸標準煤增加70.2%,年均增長率11.2%。2001年以來,我國能源產(chǎn)品貿(mào)易額的增長幅度遠遠大于能源貿(mào)易量的增長幅度,能源產(chǎn)品貿(mào)易量的持續(xù)穩(wěn)定增長,是其貿(mào)易額不斷創(chuàng)出新高的重要原因,同時,能源產(chǎn)品價格的上漲更是導致能源產(chǎn)品貿(mào)易額不斷增長的重要原因。 

    石油對進口的依賴程度不斷提高,2006年我國石油消費對進口的依賴程度已經(jīng)達到47.3%。我國石油進口貿(mào)易向著多元化方向發(fā)展,2006年從9個國家合計進口石油13018萬噸,占當年我國石油總進口量的71.7%。 

    二、2001-2006年我國能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重 

    2001年我國能源產(chǎn)品進出口貿(mào)易額為232.71億美元,占當年我國全部礦產(chǎn)品進出口貿(mào)易額966.56億美元的24.1%,2006年能源產(chǎn)品進出口貿(mào)易額為1001.87億美元,占當年我國全部礦產(chǎn)品進出口貿(mào)易額3839.01億美元的26.1%。我國能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重總體上呈上升趨勢。 

    2006年我國能源產(chǎn)品進出口貿(mào)易額為1001.87億美元,其中,石油917.54億美元,占我國能源產(chǎn)品進出口貿(mào)易額的比重91.6%,煤炭50.7億美元,占5.0%,天然氣33.63億美元,占3.4%,石油的進出口貿(mào)易在我國能源產(chǎn)品進出口貿(mào)易中我國占絕對的優(yōu)勢。 

    三、我國石油進口額占礦產(chǎn)品進口額的比重 

    2001年我國石油進口額為154.06億美元,占當年我國全部礦產(chǎn)品進口額565.46億美元的27.2%,2006年石油進口額為819.52億美元,占當年我國全部礦產(chǎn)品進口額2302.93億美元的35.6%,近年來我國能源貿(mào)易額占礦產(chǎn)品貿(mào)易額的比重呈現(xiàn)明顯上升趨勢。 

    四、2001-2006年中國石油進出口貿(mào)易特點和趨勢 

    我國石油消費巨大,嚴重依賴進口,2006年我國石油凈進口量16286萬噸。從我國石油的進口貿(mào)易情況看,我國石油進口量不斷增長,自2001年的8163.2萬噸迅速增長到2006年的18157.0萬噸,2006年比2001年增長了122.4%,年平均增長率為17.3%,從目前的趨勢看,我國石油的進口量還會進一步增長;另一方面,我國石油的進口額增長幅度更大,自2001年的154.06億美元迅速增長到2006年的819.52億美元,2006年比2001年增長了432.0%,年平均增長率為39.7%。2005年我國石油進口量約占世界石油貿(mào)易量的6.8%,我國已經(jīng)成為繼美國、日本之后的第三大石油進口國。從我國石油的出口貿(mào)易情況看,我國石油的出口量從2001年1674.1萬噸到2006年的1871.4萬噸,最高的年份2005年為2207.7萬噸,我國石油的出口量變化不大。 

    2006年位居我國石油進口前九位的國家為:沙特阿拉伯(2471萬噸)、安哥拉(2345萬噸)、俄羅斯(2113萬噸)、伊朗(1864萬噸)、阿曼(1318萬噸)、韓國(1106萬噸)、委內(nèi)瑞拉(732萬噸)、剛果(542萬噸)和赤道幾內(nèi)亞(527萬噸),9個國家合計進口量為13018萬噸,占我國石油總進口量的71.7%,我國石油進口貿(mào)易向著多元化方向發(fā)展。

    五、2001-2006中國石油消費對進口的依賴程度 

    2001年我國石油消費對進口的依賴程度只有29.1%,2006年上升到47.3%,近年來我國經(jīng)濟持續(xù)快速發(fā)展導致了能源需求,特別是石油需求的快速增長。為緩解國內(nèi)石油供求的突出矛盾,我國石油進口量逐年增加,石油消費對進口的依賴程度不斷提高。 

    六、2001-2006中國天然氣、煤炭進出口貿(mào)易變化趨勢 

    2001年我國天然氣出口量為223.30萬噸,2006年為225.24萬噸,近年來我國天然氣的出口量基本上維持在200余萬噸的水平上,變化不大,從我國天然氣資源和產(chǎn)量分析,未來我國天然氣出口量不會有大的變化。 

    2001年我國天然氣進口量為489.62萬噸,2006年為605.81萬噸,近年來我國天然氣的進口量維持在600余萬噸的水平上,增長不大,由于我國進口的主要是液化天然氣,而天然氣的大規(guī)模輸送必須通過管道,未來我國天然氣進口量增長變化在很大程度取決于天然氣進口輸送管道基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的前景。 

    2001年我國煤炭出口量為9012萬噸,2006年下降到6330萬噸,近年來我國煤炭的出口量逐年下降,由于國家限制高耗能產(chǎn)品的出口,取消了煤炭出口退稅,預計未來我國煤炭的出口量還會有所減少。 

    2001年我國煤炭進口量只有249萬噸,2006年迅速增長到3836萬噸,近年來我國煤炭進口量逐年大幅增長,年增長率達到72.8%。由于我國煤炭資源在地域上分布不均,北煤南運,陸路運輸成本較高,在符合比較效益的情況下,預計未來我國煤炭的進口量還會進一步增長。 

    七、我國能源進出口貿(mào)易中存在的主要問題 

    1. 我國石油消費對進口的依賴程度很高,增長很快 

    2001年我國石油消費對進口的依賴程度只有29.1%,2006年已經(jīng)上升到47.3%,近年來我國經(jīng)濟持續(xù)快速增長導致了能源需求,特別是石油需求的快速增長,在國內(nèi)石油產(chǎn)量增長緩慢,而石油消費增長迅速,從而導致石油進口量連年大幅增長,使我國石油消費對進口的依賴程度不斷提高,預計我國石油消費對進口的依賴程度將很快超過50%。巨額的石油進口以及對石油進口依賴程度的快速提高,使我國的石油消費嚴重地依賴于國際市場。 

    2. 我國利用國外石油資源的成本在大幅度上升 

    自2001年到2006年,我國石油進口量增長了122.4%,年平均增長率17.3%,而石油的進口額卻增長了432.0%,年平均增長率39.7%,石油進口額的增長幅度遠遠大于石油進口量的增長幅度,這說明我國利用國外石油資源的成本在大幅度的上升。 

篇(4)

關(guān)鍵詞：進出口貿(mào)易；時間序列；二次曲線擬合；殘差自回歸模型 

中圖分類號：F7 文獻標識碼：A 

收錄日期：2015年6月9日 

一、引言 

進出口貿(mào)易是指一個國家（地區(qū)）與另一個國家（地區(qū)）之間的商品和勞務(wù)的交易，分為進口貿(mào)易和出口貿(mào)易，按照類別可分為貨物進出口貿(mào)易和服務(wù)進出口貿(mào)易。改革開放初期，吉林省進出口貿(mào)易總額相對較少，直到20世紀80年代中期，全省進出口貿(mào)易總額才突破10億元大關(guān)，而隨著中國經(jīng)濟融入世界經(jīng)濟一體化進程的加快，進出口貿(mào)易在全省國民經(jīng)濟中的地位也越來越重要，到2013年全省進出口貿(mào)易總額已達到16，011億元。目前，有大量學者研究我國及各省的進出口總額情況，并對其影響因素進行分析，同時提出相應的政策措施。本文用時間序列分析方法對1978～2013年吉林省進出口貿(mào)易總額變動進行分析并預測未來10年的進出口貿(mào)易總額。 

二、數(shù)據(jù)來源 

本文選用的是1978～2013年吉林省進出口貿(mào)易總額這一指標進行分析，數(shù)據(jù)來源于2014年吉林省統(tǒng)計年鑒。（表1） 

三、實證分析 

（一）數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗。根據(jù)表1中的數(shù)據(jù)，利用eviews分析軟件進行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗并最終發(fā)現(xiàn)：吉林省進出口貿(mào)易總額的這一數(shù)據(jù)并非平穩(wěn)性數(shù)據(jù)，而是呈現(xiàn)出一定的線性趨勢。為了更加清楚的說明該序列為非平穩(wěn)序列，我們對這一序列進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表2。（表2）可以看到，ADF檢驗的t統(tǒng)計量為4.21，大于1%、5%以及10%水平下的臨界值，因此原序列不適合用ARMA模型。 

（二）模型的確定。再次對原數(shù)據(jù)進行觀察發(fā)現(xiàn)，原序列呈現(xiàn)出一定的二次曲線趨勢，于是利用非平穩(wěn)時間序列的確定性因素進型分析，并采用曲線趨勢進行擬合。得到最終的擬合結(jié)果并建立模型： 

Tt=1629999-406152.3t+22101.41t2+et 

t=（2.53） （-4.93） （9.96） 

R2=0.94 ■2=0.93 F=238.73 

（三）模型檢驗。從上述結(jié)果可以看出，模型中t與t2的t統(tǒng)計量分別為-4.93以及9.96，其p值都小于0.05，因此拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，認為該模型的參數(shù)估計結(jié)果良好，模型中R2=0.93，調(diào)整后的R2為0.93，即■2=0.93>0.8，可見模型的擬合程度也十分良好，另外F=238.73，可見F統(tǒng)計量也十分顯著，因此可以認為該模型通過檢驗。但是，為了檢驗該模型的信息是否提取充分，我們?nèi)孕鑼埐钸M行進一步的分析，其分析結(jié)果見表3。（表3）可以發(fā)現(xiàn)，殘差的單位根檢驗P值大于0.05，因此可以認為殘差是平穩(wěn)的。為了更好的說明模型的信息提取充分，再次對殘差的相關(guān)系數(shù)進行檢驗，檢驗結(jié)果見圖1。（圖1）圖1顯示，殘差的序列相關(guān)圖的Q統(tǒng)計量的P值全都小于0.05，因此可以認為殘差為非白噪聲序列，說明模型的信息提取不充分。殘差序列的自相關(guān)拖尾，偏自相關(guān)一階截尾，因此建立殘差自相關(guān)為AR（1）模型。模型估計結(jié)果見表4。（表4） 

為了能夠檢驗模型信息提取是否充分，我們對該模型的殘差進行檢驗，檢驗結(jié)果見圖2。（圖2）由圖可知，自相關(guān)模型的殘差為白噪聲序列，模型信息提取充分，因此可以建立最優(yōu)模型最優(yōu)模型為： 

Tt=1629999-406152.3t+22101.41t2+et 

et=0.751et-1+at 

（四）模型預測。從上述檢驗中我們知道，模型提取的信息十分充分，可以利用該模型進行相關(guān)的預測。因此，可以對吉林省未來10年的進出口總額作出最優(yōu)預測，預測結(jié)果見表5。（表5） 

四、結(jié)論 

從上述分析中可以看到，吉林省進出口貿(mào)易總額年度數(shù)據(jù)是一個不平穩(wěn)的時間序列。從預測結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，吉林省未來10年進出口貿(mào)易總額仍呈現(xiàn)逐年上升趨勢，并將在2018年左右突破2，000億元，在2023年左右接近3，000億元。這不僅有利于經(jīng)濟發(fā)展，同時也創(chuàng)造了一定的就業(yè)崗位，拉動人民的消費以及生活水平。對此，當?shù)卣紫纫盐蘸瞄L期戰(zhàn)略政策，利用吉林省得天獨厚的資源優(yōu)勢，開辟并占領(lǐng)海外市場；其次，要加大宣傳力度，以便更好地宣傳吉林省，并向國外輸出產(chǎn)品；最后，要對特色產(chǎn)業(yè)進行扶持，以便占有更多的市場份額，從而吸引外資，以拉動吉林省經(jīng)濟發(fā)展。 

主要參考文獻： 

篇(5)

關(guān)鍵詞：人民幣 進出口貿(mào)易 影響 戰(zhàn)略

一、人民幣升值的重要意義

隨著我國經(jīng)濟的迅速發(fā)展，人民幣的地位在不斷地提高，但是人民幣升值卻與國際貿(mào)易有著密切的關(guān)系。美國的次貸經(jīng)濟危機的發(fā)生，對全球經(jīng)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(jīng)濟危機中，我國也受到了不同程度的影響，但是我國在經(jīng)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(mào)易順差一直處于擴大的狀態(tài)，一定程度上是因我國勞動力和固有資源相對豐富優(yōu)勢。2006年我國和美國的貿(mào)易順差大約為1443億美元，到了2007年我國與美國的貿(mào)易順差已達到1633.2億美元。我國與美國貿(mào)易順差呈明顯的上升趨勢，這種持續(xù)增長的狀態(tài)已經(jīng)給其他國家?guī)砹艘欢ǖ膲毫Α?/p>

二、人民幣升值原因

隨著市場經(jīng)濟的發(fā)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(jīng)濟的持續(xù)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(mào)易的影響

（一）人民幣升值對進出口貿(mào)易的有利影響

1.對貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級有促進作用

由于我國對外貿(mào)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(yè)出口產(chǎn)品的技術(shù)含量相對較低，貿(mào)易不合理現(xiàn)象時有發(fā)生。如果人民幣升值，這一現(xiàn)象就可以緩解。為了更好地解決這一現(xiàn)象，企業(yè)在制造的過程中，應該將技術(shù)含量低、管理薄弱的產(chǎn)品舍棄，同時政府也要對有競爭力的制造業(yè)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(mào)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(mào)易結(jié)構(gòu)進行優(yōu)化升級。

2.對我國國際貿(mào)易環(huán)境有改善作用

近些年來，我國貿(mào)易順差在不斷地擴大，在這種環(huán)境下，我國對外貿(mào)易環(huán)境也在不斷地惡化。以美國為首的發(fā)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(mào)易環(huán)境壓力及貿(mào)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(yè)走出去，對國外市場進行開拓。人民幣升值后，我國企業(yè)對外直接投資成本將會有所下降，對內(nèi)直接投資成本將會上升。

（二）人民幣升值對進出口貿(mào)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(jīng)有很多年了，各項經(jīng)營項目已經(jīng)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(chǎn)品的價格將會上調(diào)，我國產(chǎn)品在國際市場上的占有率將會下降，我國產(chǎn)品的價格將失去價格優(yōu)勢。我國出口企業(yè)進行對外貿(mào)易時，必然會遇到匯率轉(zhuǎn)換問題。

四、人民幣升值環(huán)境下進出口貿(mào)易戰(zhàn)略研究

（一）對對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)進行優(yōu)化升級

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

（二）轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略

人民幣對進出口貿(mào)易的發(fā)展有重要的影響，人民幣升值后，出口商品在國際市場上的占有率將會下降。在這種情況下，就應該轉(zhuǎn)變我國經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略。由于我國資源及相應產(chǎn)品的不足，需要大量的進口，這就使得對外貿(mào)易成為我國經(jīng)濟發(fā)展必不可少的一部分。在大的環(huán)境下，進出口貿(mào)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(mào)易戰(zhàn)略是行不通的，甚至會造成經(jīng)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(jù)實際需要適當?shù)膶ζ溥M行利用。

結(jié)束語

隨著各國經(jīng)濟的發(fā)展，特別是經(jīng)濟全球化的發(fā)展，貨幣已經(jīng)成為國民經(jīng)濟重要組成部分。其不僅是引領(lǐng)經(jīng)濟的杠桿，同時對國家進出口貿(mào)易具有重要的影響。人民幣作為我國重要的貨幣，在經(jīng)濟發(fā)展中有重要作用，人民幣升值與我國經(jīng)濟發(fā)展是有一定關(guān)系的，同時對我國的對外貿(mào)易也有一定影響，要想保證進出口貿(mào)易工作的順利進行，就應該采取相應的戰(zhàn)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(jīng)濟的影響[J].湖北經(jīng)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(mào)易分析[D].廈門大學，2008

篇(6)

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

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

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

    三、實證分析

    (一)模型建立說明

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

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

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

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

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

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

篇(7)

關(guān)鍵詞：人民幣升值；進出口貿(mào)易；外匯儲備；影響；對策

中圖分類號：F71 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2012）06-0-01

一、人民幣升值的背景及原因

1.背景

中國經(jīng)濟在擴大內(nèi)需投資和對外貿(mào)易增長的帶動下，經(jīng)濟保持強勁勢頭。近10年來，貿(mào)易順差持續(xù)擴大，尤其是來自美國的順差。我國已成為全球第二大貿(mào)易順差的國家，這是國外要求人民幣升值的主要原因。來自國內(nèi)方面的壓力則是中國巨額的外匯儲備，目前我國外匯儲備的各項指標遠遠高于國際警戒線，使得人民幣面臨著長期持續(xù)的升值壓力。

2005年7月21日，人民幣放棄掛鉤美元，并參考一籃子貨幣。

2.人民幣升值的原因

人民幣升值的原因分為內(nèi)部和外部兩方面。

(1)內(nèi)部原因

21世紀以來，全球經(jīng)濟整體相對低迷、蕭條，與一些發(fā)達國家相比，中國經(jīng)濟則持續(xù)高速增長，在全球金融危機的強烈沖擊下，我國的經(jīng)濟發(fā)展也保持了良好的勢頭。但在我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中，經(jīng)濟增長過分依賴于投資和出口。這使得中國的貿(mào)易順差大幅度增加，外匯儲備也成為世界之最。而貿(mào)易順差的持續(xù)擴大，外匯儲備的不斷增長，是人民幣升值的根本動力。

我國經(jīng)濟實力及綜合國力的增強，投資環(huán)境的不斷改善，使外國投資者不斷追加投資，引起了資本項目的順差，也使得我國外匯儲備大量增加。大量熱錢涌入中國，也引發(fā)了投資過熱的現(xiàn)象，從而使得人民幣有升值壓力。

(2)外部原因

加入世貿(mào)以后，我國經(jīng)濟和對外貿(mào)易迅速發(fā)展，人民幣的國際影響力不斷擴大。中國與美、日、歐盟等經(jīng)濟體的貿(mào)易摩擦進入高發(fā)期，他們認為中國憑借廉價的勞動力和急劇擴張的出口額向全球輸出了通貨緊縮，引起他們國家國內(nèi)物價下跌、制造業(yè)等發(fā)展出現(xiàn)萎縮、企業(yè)大量倒閉，帶來了嚴重的失業(yè)現(xiàn)象。因此他們不斷對中國施壓，要求人民幣升值。

二、人民幣升值對我國進出口貿(mào)易的利弊影響

1.人民幣升值對我國進出口貿(mào)易的有利影響

第一，擴大國內(nèi)消費者對進口產(chǎn)品的需求，使他們得到更多實惠。人民幣升值對國內(nèi)居民最直接的影響就是手里的人民幣更值錢了，可以消費更多的國外商品和勞務(wù)。

第二，人民幣升值有利于中國經(jīng)濟的結(jié)構(gòu)調(diào)整和均衡發(fā)展，有利于促進我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，改善我國在國際分工中的地位。

第三，我國是一個資源相對匱乏的國家，人民幣升值到合理的程度，便可大大減輕我國進口能源和原料的負擔，從而使國內(nèi)企業(yè)降低成本，增強競爭力。

第四，有助于緩和我國和主要貿(mào)易伙伴的關(guān)系。

2.人民幣升值對我國進出口貿(mào)易的負面影響

第一，促進進口進一步增強，對國內(nèi)相關(guān)企業(yè)造成巨大的沖擊，大大消弱其國際競爭力。

第二，不利吸引外資、影響市場穩(wěn)定。

第三，人民幣升值對出口企業(yè)和境外直接投資的影響，最終將體現(xiàn)在就業(yè)上。因為我國出口產(chǎn)品的大部分是勞動密集型產(chǎn)品，出口受阻必然會導致失業(yè)，并加大就業(yè)壓力。

第四，人民幣升值會造成國際游資的進入，造成金融市場的不穩(wěn)定。

此外，人民幣升值還可能造成一系列其他問題，如增加財政赤字、導致人民幣政策的不穩(wěn)定、使外債規(guī)模進一步擴大等。

三、針對人民幣升值對進出口的不利影響所采取的對策

隨著我國越來越多地參與各種國際交往，進出口貿(mào)易的不斷增多，匯率的變動已經(jīng)牽一發(fā)而動全身，因此必須予以高度重視。

1.減少我國經(jīng)濟增長對進出口貿(mào)易的依賴

適時調(diào)整我們的貿(mào)易戰(zhàn)略，減少經(jīng)濟增長對外需的依賴程度。通過亞平物價波動、縮小貧富差距等方式拉動內(nèi)需，使之成為經(jīng)濟增長的持久動力。

2.增加出口產(chǎn)品附加值

出口企業(yè)應該努力增加產(chǎn)品的附加值，逐步改變原來低勞動力成本、低價格進入國際市場的做法，提高產(chǎn)品的科技含量。

3.適度控制外匯儲備

適當控制儲備規(guī)模的過度增長，建立和完善風險管理框架，管理、利用好外匯儲備。合理利用我國外匯儲備，不斷的購買國際先進設(shè)備和技術(shù)，提高企業(yè)出口競爭力。

4.完善國內(nèi)金融市場，推進區(qū)域貨幣一體化進程

不斷的完善國內(nèi)金融市場制度、體系，增強外貿(mào)企業(yè)抵抗匯率風險的能力和途徑，提高其國際競爭力。積極推動區(qū)域貨幣的一體化，加強各國之間的金融合作。

四、結(jié)束語

在世界經(jīng)濟、金融日益融合的今天，一國的匯率政策不再是孤立的，而是具有國際影響力的，不僅影響國內(nèi)經(jīng)濟，而且會通過國際間的進出口貿(mào)易對世界經(jīng)濟產(chǎn)生影響。所以我們要增加區(qū)域內(nèi)、區(qū)域間的合作，才能增強抵御金融風險的能力，讓中國，讓人民幣在世界貨幣體系中更好地發(fā)揮作用。

在目前的國際形勢下，我們要結(jié)合我國國內(nèi)發(fā)展的情況，使人民幣升值與國內(nèi)的市場利率改革相結(jié)合，避免匯率的劇烈波動，實現(xiàn)人民幣內(nèi)在價值的歸位。在實踐中，我們要充分發(fā)揮人民幣升值的有利影響，規(guī)避其不利影響，實現(xiàn)中國進出口貿(mào)易的持續(xù)、健康、穩(wěn)定的發(fā)展。

參考文獻：

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