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進出口貿(mào)易理論范文1

現(xiàn)代物流是經(jīng)濟發(fā)展的加速器。“物流推動論”認為: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(xué)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(yīng)的變化2.56%;而物流供給每變化1%，進出口貿(mào)易額就相應(yīng)的變化6.08%［9］。也有學(xué)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(yīng)。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(yīng)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(biāo)，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(biāo)，由于缺乏統(tǒng)一的統(tǒng)計口徑，不同學(xué)者選擇的指標(biāo)沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，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(biāo)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(biāo)。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。回歸結(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。回歸方程顯著性經(jīng)過檢驗，F(xiàn)=1482.790，P=0.000＜0.01，表明回歸方程是顯著有效的。回歸方程如式(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(xué)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。回歸方程顯著性經(jīng)檢驗，F(xiàn)=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(biāo)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(yīng)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(yīng)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(dǎo)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(dān)，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(yīng)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。

進出口貿(mào)易理論范文2

關(guān)鍵詞：國際貿(mào)易 進出口貿(mào)易 進出口貿(mào)易困境 對策

一、我國進出口貿(mào)易呈現(xiàn)的特征

我國是發(fā)展中國家也是出口貿(mào)易大國，從改革開放后的發(fā)展，目前每年我國進出口貿(mào)易總額占全國GDP總量的30%以上，但是隨著國際貿(mào)易的大波動，我國每個月進出口貿(mào)易總額出現(xiàn)大幅度的雙下降，影響我國經(jīng)濟的穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展。以下是我國進出口貿(mào)易出現(xiàn)問題的特點。

（一）進出口不再有萬億美元，順差呈現(xiàn)降低

由于目前的國際貿(mào)易形勢，影響了我國進出口，進出口貿(mào)易不再呈現(xiàn)雙增長率，致使順差減少，從而影響進出口貿(mào)易對GDP的貢獻率。

（二）加工出口貿(mào)易小幅度降低，一般進口貿(mào)易稍微回升

據(jù)海關(guān)數(shù)據(jù)分析，我國一般進口貿(mào)易出現(xiàn)了增長20.8%，與去年同期增速回升9.9個百分點，然而加工出口貿(mào)易所占比重與去年同期相比下降了0.11個百分點。總的來看，這種一升一降的趨勢逐漸明顯，給我國的進出口貿(mào)易打響了警鐘。

（三）主要貿(mào)易伙伴進、出口額有所變化，貿(mào)易順、逆差來

源地日趨集中。我國與主要貿(mào)易伙伴（歐盟、美國、日本）的進、出口規(guī)模一直持續(xù)高速增長，但是目前數(shù)據(jù)顯示，美國經(jīng)濟萎縮造成我國出口貿(mào)易額環(huán)比下降了9.1%，跌幅顯著。美國作為我國第二大貿(mào)易伙伴，因此貿(mào)易的順、逆差來源于美國、日本的趨勢日益明顯。

（四）進出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)差距大

雖然，近幾年我國加大了進出口產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和不斷優(yōu)化，雖然一些過去優(yōu)勢不突出的進出口商品逐步顯示其競爭能力，初級產(chǎn)品貿(mào)易占比也逐步縮小，但是我國進出口商品結(jié)構(gòu)還是具有相當(dāng)大的差距，這樣在面對國際大環(huán)境下，存在很大的風(fēng)險。

（五）服務(wù)貿(mào)易進出口達不到國際標(biāo)準(zhǔn)

據(jù)世界銀行統(tǒng)計，發(fā)達國家服務(wù)業(yè)貿(mào)易產(chǎn)值占全國GDP的比重一般都在60%以上，雖然我國服務(wù)貿(mào)易出口增長速度由世界排名第28位上升為第6位，但是我國服務(wù)業(yè)貿(mào)易進出口產(chǎn)值占全國GDP的比重僅為38%。中國服務(wù)貿(mào)易進出口僅是傳統(tǒng)的旅游、運輸?shù)刃袠I(yè)為主要主流，而資本密集型服務(wù)貿(mào)易進出口（如航空、建筑以及金融、信息服務(wù)等行業(yè)貿(mào)易的貢獻率微弱），我國服務(wù)貿(mào)易進出口僅以傳統(tǒng)的落后方式增長。

二、當(dāng)前貿(mào)易形勢對進出口貿(mào)易造成的困境

（一）美元持續(xù)貶值致使人民幣升值，導(dǎo)致出口貿(mào)易大幅度減少

由于美元在國際匯率市場中持續(xù)疲軟，加速其貶值，如此環(huán)境下，同時也加速削弱了中國出口產(chǎn)品在國際市場上的價格優(yōu)勢，近段時間明顯顯示出口貿(mào)易額大幅度減少。面對如此困難局面，我國發(fā)現(xiàn)人民幣利率不斷上升導(dǎo)致大量熱錢涌進中國市場，加速了美元貶值，對美出口貿(mào)易形成挑戰(zhàn)。目前我國出口企業(yè)競爭力還是主要以價格為主要優(yōu)勢，這種出口貿(mào)易局面，面對目前國際貿(mào)易形勢下，對我國出口貿(mào)易額的增長造成了很大的困難。

（三）主要貿(mào)易國需求大幅降低

我國主要貿(mào)易國由原先的占我國出口貿(mào)易總量的60%以上，我國主要貿(mào)易國的市場萎縮（據(jù)推算，美國經(jīng)濟增長率每降低1%，會造成我國對美出口額相應(yīng)降低7%～8%），由此可見其直接造成了我國出口貿(mào)易的大幅降低。

（三）貿(mào)易產(chǎn)品競爭力低，高新技術(shù)產(chǎn)品嚴重缺乏

我國貿(mào)易產(chǎn)品品牌影響力不足，企業(yè)商品耗能大，附加值低，極易受到外部國際市場環(huán)境影響。據(jù)海關(guān)統(tǒng)計局統(tǒng)計，我國加工貿(mào)易持續(xù)大波動，而一般貿(mào)易受影響很小，高新技術(shù)產(chǎn)品占比率僅占全部出口產(chǎn)品的0.5%，貿(mào)易產(chǎn)品競爭力低。

（四）各國對我國產(chǎn)品采取貿(mào)易保護政策日益增多

國際經(jīng)濟發(fā)展形勢嚴峻（如日本進口每年下降4.2%，出口每年下降15.3%），各國為保護本國產(chǎn)業(yè)，出臺一系列刺激經(jīng)濟增長的金融政策（其中20%是貿(mào)易保護措施），例如：美國經(jīng)濟刺激法案中提出一條“購買美貨”的附加條款和裁員先裁外籍員工等本國保護政策。這些保護政策造成我國部分外貿(mào)企業(yè)破產(chǎn)，企業(yè)效益大幅下降，出口產(chǎn)品滯銷。

（五）外貿(mào)企業(yè)壞賬風(fēng)險加劇

歐美客戶普遍出現(xiàn)推延訂單的交貨時間等方式來變相推遲付貨款和節(jié)約倉儲費來緩解自己的資金壓力，這樣造成我國外貿(mào)企業(yè)承受風(fēng)險加劇，資金鏈出現(xiàn)斷裂，影響公司運營，有的企業(yè)甚至由于資金回籠不及時和死賬收不回來而面臨破產(chǎn)。數(shù)據(jù)顯示，每年中國出口貿(mào)易企業(yè)的壞賬損失都超過3000億元人民幣，這個數(shù)據(jù)正在不斷增加，嚴重影響并打擊到我國外貿(mào)企業(yè)的信心。

三、應(yīng)對策略

（一）政府調(diào)整進出口相關(guān)政策和“走出去戰(zhàn)略”，積極推動進出口貿(mào)易

我國可以發(fā)展“走出去戰(zhàn)略”，繼續(xù)加強埃及蘇伊士經(jīng)濟區(qū)的中國工業(yè)園、美國天津商貿(mào)工業(yè)等中外合作項目來幫助企業(yè)走出去發(fā)展制造業(yè)和貿(mào)易。這樣的形式可以利用國際資源、參與國際市場分工和拓展新的國際貿(mào)易，來從另一方面積極推動我國進出口貿(mào)易的健康發(fā)展。理論和實踐證明“，走出去戰(zhàn)略”可以避開各國貿(mào)易壁壘，實現(xiàn)“銷地”變?yōu)椤爱a(chǎn)地”。我國政府應(yīng)該簡化審批手續(xù)和完善相關(guān)政策，建立一體化“走出去”通道。為了使我國企業(yè)能消除對外國內(nèi)部產(chǎn)業(yè)一些信息存在信息盲區(qū)，我國政府應(yīng)建立高效的信息支持和完善服務(wù)體系。

（二）拉動我國內(nèi)需，將出口貿(mào)易產(chǎn)品轉(zhuǎn)內(nèi)銷

我國應(yīng)該加大調(diào)整優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)，促進國內(nèi)消費良性發(fā)展。將外貿(mào)企業(yè)的一些產(chǎn)品轉(zhuǎn)向我國內(nèi)部需求。引導(dǎo)我國向民生、農(nóng)業(yè)、科技技術(shù)、資源節(jié)能等領(lǐng)域投資，加強和規(guī)范政府融資通道以防范投資風(fēng)險，提高經(jīng)濟效益。鼓勵民間投資，引導(dǎo)民間資本投向中西部地區(qū)，進一步開發(fā)我國內(nèi)需。

（三）加強外貿(mào)技術(shù)和貿(mào)易服務(wù)創(chuàng)新，調(diào)整產(chǎn)品結(jié)構(gòu)

我國應(yīng)該加快健全服務(wù)貿(mào)易法律法規(guī)，完善服務(wù)貿(mào)易的國內(nèi)經(jīng)營環(huán)境，通過宏觀調(diào)控政策推動服務(wù)貿(mào)易發(fā)展。我國金融機構(gòu)適當(dāng)建立服務(wù)貿(mào)易發(fā)展基金來完善貿(mào)易促進體系，培養(yǎng)國際化人才，促進外貿(mào)技術(shù)進一步創(chuàng)新發(fā)展。我國應(yīng)該加強引導(dǎo)企業(yè)提高產(chǎn)品高科技術(shù)含量和附加值，提升貿(mào)易檔次并向資本和技術(shù)密集型企業(yè)發(fā)展。

參考文獻：

進出口貿(mào)易理論范文3

[關(guān)鍵詞]FDI；我國對外直接投資；體育用品制造業(yè)；進出口貿(mào)易

[中圖分類號]F4 [文獻標(biāo)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(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和本土發(fā)展環(huán)境優(yōu)化等因素影響，我國體育用品制造業(yè)發(fā)展迅猛，并逐漸成為體育產(chǎn)業(yè)的重要組成部分。據(jù)統(tǒng)計，全國體育用品制造業(yè)行業(yè)總產(chǎn)值以每年493億元的規(guī)模增長，全球65%的體育用品在中國生產(chǎn)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(jù)國家信息中心中經(jīng)專網(wǎng)（http：//ibe.cei.gov.en/）和國家海關(guān)數(shù)據(jù)顯示，2012年全國894家規(guī)模以上體育用品制造業(yè)企業(yè)實現(xiàn)出貨值509.94億元，同比增長10.58%；從出口性質(zhì)來看，體育用品出口以外資企業(yè)、私營企業(yè)和國有企業(yè)為主，合計出口占全部出口總額的98.5%，其中外商投資企業(yè)出口占六成以上，這表明外商投資對我國體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易產(chǎn)生重要影響。

改革開放以來，我國對外貿(mào)易和吸引外資都取得了較快發(fā)展，根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，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(yè)FDI和對外直接投資年均增幅為9.22%和31.4%。根據(jù)相關(guān)研究結(jié)果顯示，F(xiàn)DI和本國對外直接投資對進出口貿(mào)易產(chǎn)生重要影響，但體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)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(zhàn)，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(yè)進出口貿(mào)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(guān)性，以期得出有意義的結(jié)論。

一、相關(guān)文獻回顧

1960年，美國經(jīng)濟學(xué)家海默的博士論文《國內(nèi)企業(yè)的國際經(jīng)營：對外直接投資的研究》提出了壟斷優(yōu)勢理論，標(biāo)志著對外直接投資理論的興起；這一時期，以商品貿(mào)易為主的國際經(jīng)濟交往格局被打破，國際分工深入到生產(chǎn)領(lǐng)域，進而滲透到產(chǎn)業(yè)內(nèi)部，這使得對外直接投資和國際貿(mào)易之間的互動關(guān)系加強，融合程度加深。對外直接投資與貿(mào)易理論主要有兩大體系，一是宏觀角度下以國際貿(mào)易理論為基礎(chǔ)，如郝克歇爾一俄林的要素稟賦論（靜態(tài)比較優(yōu)勢），小島清邊邊際產(chǎn)業(yè)擴張論（動態(tài)比較優(yōu)勢）和錢鈉里的“兩缺口”理論等；二是微觀角度下以產(chǎn)業(yè)組織理論為基礎(chǔ)，如壟斷優(yōu)勢論、內(nèi)部化理論和鄧寧的國際生產(chǎn)折中論等。從實證角度來看，國外學(xué)者主要有兩種觀點，一是以Mundell為代表的“替代性關(guān)系”，如Blonigen（2005）指出為逃避貿(mào)易壁壘，F(xiàn)DI對貿(mào)易具有替代性關(guān)系；二是以小島清（1973）為代表的“互補性關(guān)系”，如Lipsey和Weiss（1984）指出對外直接投資可以帶動與其相關(guān)或配套的技術(shù)品和服務(wù)的母國供應(yīng)商對東道國的直接投資和出口，在長期中，F(xiàn)DI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(mào)易存在正相關(guān)關(guān)系。我國學(xué)者對FDI和對外直接投資對本國外貿(mào)影響的研究面較廣，研究重點主要集中在出口總量、結(jié)構(gòu)升級和技術(shù)外溢出等方面，如李春頂（2009）以新一新貿(mào)易理論為基礎(chǔ)，研究了我國不同行業(yè)企業(yè)應(yīng)選擇不同的國際化路徑（繼續(xù)擴大出還是轉(zhuǎn)向?qū)ν庵苯油顿Y）；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(yè)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響。

通過文獻回顧，可以發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外對此研究在宏觀經(jīng)濟領(lǐng)域、中觀產(chǎn)業(yè)層面、微觀企業(yè)角度都有較寬、較深的研究，但關(guān)于FDI對我國體育用品制造業(yè)的影響研究方面則較少，只有張宏偉（2010）和王自清（2010）等少數(shù)學(xué)者對此有相關(guān)研究；張宏偉通過測算體育用品制造業(yè)全要素生產(chǎn)率來分析FDI對我國體育用品制造業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)，王自清研究了三資企業(yè)資產(chǎn)與我國文教體育用品制造業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值之間的關(guān)系，而關(guān)于FDI對進出口貿(mào)易影響的研究則鮮有。基于上述背景和相關(guān)研究成果，本文選取2003-2012年體育用品制造業(yè)對外貿(mào)易數(shù)據(jù)作為研究樣本，運用單位根檢驗（ADF）、協(xié)整關(guān)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(yè)進出口貿(mào)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(yè)進出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，進而為改善我國體育用品制造業(yè)對外貿(mào)易提供相關(guān)建議。

二、數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

1.體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)

本文照國家體育總局制定的《體育及相關(guān)產(chǎn)業(yè)分類（試行）》選取體育用品制造業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于國務(wù)院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)（該平臺是由國務(wù)院發(fā)展研究中心主管、國務(wù)院發(fā)展研究中心信息中心主辦、北京國研網(wǎng)信息有限公司承辦的）、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（國家信息中心主辦）和國家海關(guān)公布的分行業(yè)月度數(shù)據(jù)，本文將各年的月度數(shù)據(jù)匯總得出我國體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)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(yè)FDI和對外直接投資額數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局編撰的歷年《國家統(tǒng)計年鑒》，體育用品制造業(yè)的FDI來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；由于體育用品制造業(yè)的對外直接投資額沒有直接數(shù)據(jù)，本文根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的20行業(yè)對外直接投資額（其中包括文化、體育和娛樂業(yè)）和商務(wù)部編撰的歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》（其中對文化服務(wù)業(yè)有做概述）對體育用品制造業(yè)對外直接投資額進行估算，由于文化、體育和娛樂業(yè)對外直接投資總額明顯小于體育用品制造業(yè)FDI額，所以在做回歸模型分析時，估算的體育用品制造業(yè)對外直接投資額數(shù)據(jù)對本文的研究結(jié)論影響很小。

（二）模型構(gòu)建

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

EX=EX（CDI，F(xiàn)DI） （1）

IM=IM（CDI，F(xiàn)DI） （2）

由于對進出口貿(mào)易產(chǎn)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(yè)的對外貿(mào)易也會產(chǎn)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(yè)進出口貿(mào)易產(chǎn)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(tài)效應(yīng)，也關(guān)注短期動態(tài)效應(yīng)，故選擇“滯后一期”帶來的短期影響，進而研究數(shù)據(jù)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，F(xiàn)DI，AFDI，ACDI） （3）

IM=IM（CDI，F(xiàn)DI，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(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為對數(shù)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(zhǔn)模型，其中α為常數(shù)項，β、γ、λ、π為各自變量的系數(shù)，ρ表示隨機擾動項。

三、實證分析

（一）我國體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易和FDI現(xiàn)狀分析

自2002年正式加入世貿(mào)組織后，我國對外貿(mào)易規(guī)模持續(xù)擴大，2003至2012年出口和進口貿(mào)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(mào)易額排名中位列第二，而與此同期我國體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)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(yè)進出口貿(mào)易和FDI增速、體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易和FDI占全國進出口貿(mào)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(yè)出口貿(mào)易增幅呈現(xiàn)下降態(tài)勢，并且2012年出口額出現(xiàn)首次下降，這表明我國體育用品制造業(yè)出口面臨嚴峻形勢，出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)競爭優(yōu)勢降低和國際競爭加劇是主要原因；進口增速則呈現(xiàn)“降一升一降”的來回波動趨勢，這與國內(nèi)居民收入狀況和體育消費環(huán)境有很大關(guān)系，如受金融危機影響，但受惠于2008年北京奧運會的舉辦，當(dāng)年進口增幅達到9.8%，而2009年則受到金融危機滯后效應(yīng)影響，下降幅度超過11%；外商對我國體育用品制造業(yè)的直接投資也呈現(xiàn)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(yè)發(fā)展受到諸如產(chǎn)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(huán)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(yè)出口額占全國出口額比重持續(xù)下跌，但2009-2011年出口比重明顯高于2009年之前，這和國家建設(shè)體育強國和國務(wù)院出臺加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)的相關(guān)政策有較大關(guān)系；進口比重則保持平穩(wěn)態(tài)勢；雖然2012年體育用品制造業(yè)FDI增速只有10%，但全國FDI增速為負增長，體育用品制造業(yè)FDI比重則保持穩(wěn)中有升態(tài)勢，這表明越來越多的外商投資我國的體育用品制造業(yè)，體育用品制造業(yè)企業(yè)競爭加劇。

（二）FDI和我國對外直接投資對體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)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(wěn)的，否則在做回歸分析時可能出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，在實踐中較多宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)的時間序列是非平穩(wěn)的，為避免“偽回歸”現(xiàn)象，本文將采用Engle-Granger（1987）提出的兩步法，首先根據(jù)基準(zhǔn)方程（5）和（6）對相關(guān)變量做ADF單位根檢驗，然后衡量各變量與進出口貿(mào)易之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系，因為當(dāng)且僅當(dāng)各非平穩(wěn)變量同階單整且具有協(xié)整關(guān)系時，建立的回歸模型才有意義，最后進一步在此基礎(chǔ)上運用向量誤差修正模型（VEC）分析變量間的短期效應(yīng)。

1.ADF根檢驗

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

2.協(xié)整關(guān)系檢驗和VEC模型

利用Eviews軟件，將相關(guān)變量帶入上述基準(zhǔn)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(yōu)度均超過0.95，說明方程整體線性情況較優(yōu)；根據(jù)回歸結(jié)果顯示，雖然整體方程線性較優(yōu)，但只有AFDI變量對進出口貿(mào)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(yè)進出口貿(mào)易額影響顯著的結(jié)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(tài)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(shè)，因此，各變量之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)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(tài)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(yè)進出口貿(mào)易的影響，從（7）和（8）式可以看出體育用品制造業(yè)進出口貿(mào)易額與上述四個因素均呈正比；從影響系數(shù)來看，外商直接投資及其累計值對進出口貿(mào)易額產(chǎn)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(yè)進出口貿(mào)易的主要因素，這說明外商直接投資對其有滯后效應(yīng)。

（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(yōu)；且ADFI的檢驗值為0.0000

（3）FDI流入帶來體育用品制造業(yè)出口的增長是和我國出口導(dǎo)向政策、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級，更廣泛參與國際分工密切相關(guān)的；日本經(jīng)濟學(xué)家小島清提出了FDI與國際貿(mào)易互補效應(yīng)的模型，他認為FDI是資金、技術(shù)以及管理經(jīng)營等的綜合轉(zhuǎn)移，根據(jù)其理論可以推測FDI促進我國體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易很可能是FDI流入改善了資本質(zhì)量，同時帶來了先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，并且對體育用品制造業(yè)部門產(chǎn)生了競爭效應(yīng)，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(yīng)會使FDI與進口規(guī)模呈現(xiàn)反比例關(guān)系，但從實踐的角度看，我國體育用品制造業(yè)還處于追趕階段，在技術(shù)、管理、品牌等方面還有待于進一步提高，F(xiàn)DI流入則會大量進口先進的設(shè)備和原材料等，因此，實證分析才會出現(xiàn)FDI導(dǎo)致了進口的增加。

（4）從短期誤差修正模型來看（（11）、（12）式），F(xiàn)DI累計值與出口的關(guān)系，每年對上一年的偏離糾正速度為3.8%（p（-1）的系數(shù)），即當(dāng)年FDI變動不會導(dǎo)致出口的迅速反應(yīng)，因為FDI從實際使用到產(chǎn)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(mào)易的主要因素；FDI累計值與進口的關(guān)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(dāng)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(shè)備和原材料；由于p的系數(shù)為負，表明當(dāng)年FDI變動與進出口呈負相關(guān)，這也佐證了在長期內(nèi)FDI累計值對進出口影響大致相同，而短期內(nèi)對出口的促進作用高于進口。

四、結(jié)論與對策建議

（一）主要結(jié)論

1.最近幾年，我國體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易增幅及占全國出口貿(mào)易總額的比重呈現(xiàn)下滑態(tài)勢；體育用品制造業(yè)FDI增速表現(xiàn)來回波動趨勢，其占全國FDI比重則穩(wěn)中有升。

2.本文利用ADF單位根檢驗、協(xié)整關(guān)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(yè)進出口貿(mào)易的影響。結(jié)果表明體育用品制造業(yè)FDI和我國對外直接投資均促進了進出口貿(mào)易，但FDI累計值是影響進出口貿(mào)易的主要原因；體育用品制造業(yè)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(dāng)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(yè)進出口貿(mào)易起到了促進作用。一方面，外資進入體育用品制造行業(yè)，有效地延伸了體育用品產(chǎn)業(yè)鏈，有助于發(fā)揮關(guān)聯(lián)投資效應(yīng)、技術(shù)示范和擴散效應(yīng)、管理示范效應(yīng)，進而導(dǎo)致我國體育用品制造業(yè)外向型經(jīng)濟發(fā)展，有效地促進了出口貿(mào)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(mào)易壁壘，國外資金為了獲得市場占有率，提升出口貿(mào)易，進而轉(zhuǎn)向以FDI的形式替代直接出口，F(xiàn)DI的大量流入則會帶動先進設(shè)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(yè)FDI對進出口貿(mào)易影響有滯后效應(yīng)，且對出口影響大于進口影響，短期內(nèi)可以加大引入FDI，但從長期來看，還需體育用品制造業(yè)行業(yè)自身不斷加大技術(shù)創(chuàng)新力度，加強內(nèi)部管理，轉(zhuǎn)變出口貿(mào)易增長方式由數(shù)量型向效益型轉(zhuǎn)變，由勞動密集型向技術(shù)、資金、知識密集型轉(zhuǎn)變，提高出口產(chǎn)品科技含量和競爭優(yōu)勢；

2.進一步加大體育用品制造業(yè)開放力度，處理好合理開放與適度保護的關(guān)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(mào)易；由于現(xiàn)階段我國體育用品制造業(yè)發(fā)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(huán)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(yè)進行適度保護；

進出口貿(mào)易理論范文4

[關(guān)鍵詞]因子分析；進出口貿(mào)易；影響因素

1引言

2015年，受到全球經(jīng)濟的影響，中國進出口貿(mào)易刷新了出口低速增長的新紀錄。2016年進出口貿(mào)易呈現(xiàn)出前低后高、逐步回升的好態(tài)勢，但仍處于乏力的恢復(fù)期，其中貨物進出口貿(mào)易進出口總值達到2433萬億元，與2015年同比下降09%。[1]湖南省也受到中國大環(huán)境的影響，進出口貿(mào)易疲軟。2016年，湖南省進出口總值17822億元，與上年同比下降21%。其中出口達到12052億元，增長15%，進口577億元，下降89%。[2]為了進一步刺激湖南省的M出口貿(mào)易，湖南省政府于2017年新增了進一步降低商品暫定稅率規(guī)定32項，繼續(xù)對原產(chǎn)于25個國家或者地區(qū)的部分進出口商品實施協(xié)定稅率，同時還取消了氮肥、磷肥和天然石墨等一部分商品的出口關(guān)稅。[3]

2文獻回顧和指標(biāo)選取

21文獻回顧

關(guān)于進出口貿(mào)易的影響因素，國內(nèi)外很多的學(xué)者都在相關(guān)的方面做了深入的研究分析。

在國外，Wei Xian Xue、Rong Guo（2013）通過解釋結(jié)構(gòu)模型分析法對相關(guān)結(jié)構(gòu)中的14個影響因素做了分析并指出，出口貿(mào)易會受到當(dāng)?shù)卣愂昭a貼、貸款補貼、降低關(guān)稅、保險補貼的直接影響。[4]MVPosne（1961）指出進出口貿(mào)易會受到技術(shù)的改革發(fā)展的影響，因為在一個國家中，特定商品的技術(shù)的改革將提高效率產(chǎn)生剩余時間價值，從而導(dǎo)致出口。[5]Patel、Krunal、Sankalpa（2016）運用1992―2013年的時間序列數(shù)據(jù)針對印度進出口貿(mào)易做了研究，通過格蘭杰因果關(guān)系得出，經(jīng)濟的增長與匯率、進出口貿(mào)易、FDI存在單項的因果關(guān)系。[6]Napshin S、Brouthers LE（2015）通過假設(shè)發(fā)達國家提高中間產(chǎn)品的使用將會改變跨國企業(yè)的企業(yè)決策。指出在發(fā)達國家中，F(xiàn)DI和進出口貿(mào)易之間有很強的聯(lián)系。[7]

在國內(nèi)，沈鴿（2015）針對影響中國進出口貿(mào)易發(fā)展的主要因素進行了定量及定性分析。提出因素主要有人民幣匯率變動、金融危機等其他因素。結(jié)果表明上述影響因素對中國進出口貿(mào)易流量、結(jié)構(gòu)、條件及方式等有著不同程度的影響。[8]韓文文（2014）選取了各省GDP、各省人口數(shù)、各省市固定資產(chǎn)投資總額、各省市、進口總額、各省市FDI、各省教育經(jīng)費，6個變量因子分析對影響各省市出口的因素進行分析。得出經(jīng)濟發(fā)展水平和對外貿(mào)易程度對出口影響較大。[9]邱愛蓮和安玉梅（2016）運用相關(guān)理論初步對遼寧省進出口貿(mào)易的主要影響因素做了分析，得出GDP對出口影響最大，人力資本的影響存在滯后作用，外商直接投資（FDI）以及科技投入與出口呈負相關(guān)的關(guān)系，但是科技投入對遼寧省進口貿(mào)易呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。[10]寧大千（2014）通過ADF單位根檢驗、Johansen協(xié)整檢驗、LOS回歸分析和Granger因果關(guān)系對人民幣實際有效匯率與我國進出口貿(mào)易之間的關(guān)系進行實證分析。從而得出人民幣實際有效匯率與我國進出口貿(mào)易之間具有長期的協(xié)整關(guān)系，人民幣實際有效匯率的變動是我國進出口貿(mào)易額變動的格蘭杰原因。人民幣的升值會抑制出口貿(mào)易，但也同時會促進我國的進口貿(mào)易。[11]

22指標(biāo)選擇

文本基于前人的研究成果，根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性以及全面性、可行性、主觀與客觀相一致的原則，針對湖南省進出口貿(mào)易的特點，選取了全國GDP、湖南省GDP、人民幣匯率、實際利用外資（FDI）、人力資源、居民消費指數(shù)、外商直接投資、科技水平、人均可支配收入共9個指標(biāo)作為變量指標(biāo)體系。全國的GDP（X1），從宏觀的角度反映了近幾年以來國內(nèi)生產(chǎn)總值的變動和趨勢，整體經(jīng)濟水平上漲的時，會促進貿(mào)易的出口，吸引外商的直接投資。湖南省GDP（X2），反映出湖南省近幾年以來的經(jīng)濟發(fā)展水平和現(xiàn)狀，經(jīng)濟規(guī)模的擴大將會使得出口增加。人力資源（X3），人才的培養(yǎng)，影響一個地區(qū)未來的科技和經(jīng)濟發(fā)展的趨勢。人均可支配收入（X4），間接地反映出居民的消費水平，購買力的情況，整體人均可支配收入上漲時，消費水平將提高，促進進口的發(fā)展。科技水平（X5），技術(shù)的提高會帶動生產(chǎn)效率的提升，增加總供給，使得出口增加。外商直接投資（FDI）（X6），外商直接投資中當(dāng)FDI擴大，會帶來更多的資本，同時也將促進技術(shù)的引進和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的提升，提高生產(chǎn)效率，增加產(chǎn)出刺激出口。實際利用外資（X7），吸引外資利用外資，有利于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的改善，彌補經(jīng)濟發(fā)展的資金不足的問題，促進本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，有利于出口貿(mào)易。人民幣匯率（X8），人民幣升值時，進口商品在本國市場相對便宜，促進了進口貿(mào)易的發(fā)展；但是對于本國的商品出口時，在國際市場上價格相對較高，失去競爭力，抑制出口貿(mào)易的發(fā)展；反之同理。居民消費指數(shù)（X9），反映居民家庭一般所購買的消費商品和服務(wù)價格水平變動情況。

3因子分析過程

31數(shù)據(jù)的選取

為了研究湖南省進出口貿(mào)易的影響因素，選取了2006―2015年的年度數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。本文的數(shù)據(jù)主要來源于《中國國家統(tǒng)計局》、Wind數(shù)據(jù)庫。由于有些指標(biāo)難以直接用數(shù)據(jù)體現(xiàn)又是必須要用到的，因此本文選取了相對具體的數(shù)據(jù)作為變量進行研究分析。希望可以從中得出結(jié)論。如人力資本（教育經(jīng)費），科技水平（專利數(shù)量）。盡管可能存在一定的誤差，但是樣本指標(biāo)的數(shù)據(jù)的來源都是真實可靠的。

32KMO和 Bartlett檢驗

KMO（Kaiser-Meyee-Olkin）檢驗統(tǒng)計量是用來比較變量間簡單相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)的指標(biāo)。當(dāng)KMO檢驗值越接近于1，表示所有變量間的簡單相關(guān)系數(shù)平方和大于偏相關(guān)系數(shù)平方和，意味著變量之間的相關(guān)性較強，適合做因子分析。Bartlett檢驗是通過關(guān)系數(shù)矩陣的行列式得到的。當(dāng)sig小于005時，則原始變量之間存在相關(guān)性，適合做因子分析。本文通過SPSS 230 軟件對所有數(shù)據(jù)進行了KMO和 Bartlett檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示，KMO=0778，大于05的檢驗標(biāo)準(zhǔn)。Bartlett概率值=0000，表示指標(biāo)之間的相關(guān)性較強。綜上所述，所選的樣本數(shù)據(jù)適合做因子分析。

33提取公因子

根據(jù)原有變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，通過軟件SPSS 230對可能影響湖南省進出口貿(mào)易的9個指標(biāo)進行了主成分分析，得出公共因子的特征值和方差貢獻率（表1）。選取特征值大于1的因子，提取了2個公共因子作為主要因子，這兩個因子的方差貢獻率分別為85925%、11743%。采用最大方差對因子進行旋轉(zhuǎn)，這兩個因子的累計貢獻率為97668%。這2個主成分可以反映出原始數(shù)據(jù)9個指標(biāo)所要反映出的信息，本文將通過選取這2個公共因子進行研究。

34因子命名

如表2所示，根據(jù)旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣可得：在第一主要成分中人均可支配收入=0997、全國GDP=0995、湖南省GDP=0995、人力資源=0995、實際利用外資=0993、外商直接投資=0992、科技水平=0990這七個指標(biāo)占有很大的載荷，表示第一主要成分能夠反映以上的指標(biāo)的大部分信息，基本上都代表著生產(chǎn)力水平和購買力的情況，因此將其命名為“內(nèi)部經(jīng)濟原因”；在第二主要成分中人民幣匯率、居民消M指數(shù)這兩個指標(biāo)載荷比重較大。反映出價格因素對湖南省進出口貿(mào)易影響較大，因而用“價格水平”來命名。

35計算因子的得分

根據(jù)主成分分析法得出因子的得分系數(shù)矩陣，各個因子的得分系數(shù)，將公因子1設(shè)置為F1；公因子2設(shè)置為F2，根據(jù)分數(shù)表示各因子之間的函數(shù)關(guān)系，可得如下：

可知湖南省進出口貿(mào)易的整體發(fā)展水平受兩個因子共同作用，這兩個因子分別從不同的方面反映出了影響湖南省進出口貿(mào)易發(fā)展?fàn)顩r的綜合情況，需要兩個公因子一起才可以做出客觀的評價。因此本文通過將這兩個主因子方差貢獻率為權(quán)重進行了加權(quán)計算，得出綜合表達式如下：

式中，F(xiàn)1i、F2i分別表示對湖南省進出口貿(mào)易影響的因子得分，F(xiàn)i表示對湖南省進出口貿(mào)易的綜合水平。

其中W1=85925、W2=11743、W1+W2=97668，代入公式可得：

通過計算可知（見表3），綜合得分分值越高，表示該影響因素的影響力越強。

4數(shù)據(jù)分析

2006―2015年期間的得分比較規(guī)律，都是呈現(xiàn)出上升的趨勢。其中F1因子逐年穩(wěn)步上升，表示“內(nèi)部經(jīng)濟因子”對湖南省進出口貿(mào)易的影響是一個穩(wěn)定的趨勢。但是因子的綜合得分在2008年時較前兩年有較大的增幅，可能是由于當(dāng)時人民幣升值幅度較大，在一定程度上抑制了出口。再加上受到全球金融危機的影響，物價水平不穩(wěn)定，通貨膨脹壓力嚴峻，也在不同程度上影響了湖南省進出口貿(mào)易。2015年時因子綜合得分最高，其原因可能是多方面的，比如說人民幣持續(xù)貶值、人均可支配收入漲幅顯著、湖南省GDP、外商直接投資、人力資源的平穩(wěn)增長，都對湖南省進出口貿(mào)易有積極的作用。

5對策和建議

（1）面對人民幣匯率下降的大趨勢，政府應(yīng)該抓住機會大力發(fā)展出口行業(yè)，并對進口行業(yè)給予優(yōu)惠政策。發(fā)展湖南省的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，政府應(yīng)該對這些產(chǎn)業(yè)的出口予以鼓勵，例如煙花、陶瓷、雜交水稻。

（2）擴大具有知識產(chǎn)權(quán)的高新技術(shù)的產(chǎn)品出口。同時政府進行人才的引進，人才的較量才能促使更好地從勞動密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)化為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)。根據(jù)數(shù)據(jù)反映，2015年湖南省的勞動密集型產(chǎn)業(yè)都有所下降。鼓勵科研技術(shù)的發(fā)展，加快科技向技術(shù)的轉(zhuǎn)化的同時促進生產(chǎn)效率水平的提高。使得出口的產(chǎn)品更有競爭力。

（3）充分利用好國家推行的中部崛起的戰(zhàn)略，改善經(jīng)濟發(fā)展中薄弱環(huán)節(jié)，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化轉(zhuǎn)型，促進湖南省自身的GDP，提高經(jīng)濟發(fā)展水平，才能更好地促進民眾的消費意愿和消費需求。

參考文獻：

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進出口貿(mào)易理論范文5

關(guān)鍵詞：人民幣；實際有效匯率；進出口貿(mào)易；脈沖函數(shù)；方差分解

根據(jù)匯率和貿(mào)易收支之間的短期動態(tài)關(guān)系分析，表現(xiàn)為匯率傳導(dǎo)對貿(mào)易收支的短期效應(yīng)提供信息，這在實踐中也得到驗證。對匯率與一國貿(mào)易收支之間長期均衡關(guān)系在理論上也得到驗證，即如果匯率和貿(mào)易收支之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，那么升值有可能減少一國的貿(mào)易順差狀況。從實踐經(jīng)驗看，名義匯率對一國的資本項目影響較大，而對經(jīng)常項目特別是貿(mào)易收支項目影響較大的是實際有效匯率。

一、前人的研究綜述

有效匯率是一個國家外匯市場重要的價格信號，它是由本國與其關(guān)系較密切的其他國家雙邊匯率的加權(quán)平均。有效匯率分為名義有效匯率和實際有效匯率，實際有效匯率是對名義有效匯率剔除通脹因素而得到的，它是一國貨幣真實購買力的體現(xiàn)，因而對宏觀經(jīng)濟決策和微觀經(jīng)濟主體的行為選擇有十分重要的作用。按照傳統(tǒng)的國際收支理論，貨幣貶值會引起進出口商品的相對價格變化，進而引起進出口商品的數(shù)量發(fā)生變動，最終引起貿(mào)易收支的變動。但是，這種影響只有在滿足馬歇爾-勒納條件的情況下才會發(fā)生作用。在實踐中，由于貨幣合同、匯率傳導(dǎo)、商品數(shù)量以及人們決策的相對滯后性，匯率貶值在最初可能會惡化貿(mào)易收支；只有經(jīng)過一段時間的調(diào)整之后，貿(mào)易收支才能逐漸改善，即存在J曲線效應(yīng)。

國內(nèi)的一些學(xué)者已經(jīng)在這方面做了研究。陳彪如（1992）得出我國的進出口需求彈性之和為1.02，認為人民幣匯率對出口貿(mào)易影響甚微。戴祖祥（1997）則認為我國的進出口需求彈性之和為1.33，匯率貶值能夠改善貿(mào)易收支。魏巍賢（1997）、徐璋勇（1999）等人的研究結(jié)論是匯率變動對中國出口的影響是顯著的。沈國兵（2005）認為美中貿(mào)易收支與人民幣匯率之間沒有穩(wěn)定關(guān)系。上述研究主要從名義匯率的角度來研究。陳學(xué)彬（2007）認為人民幣實際有效匯率對我國進出口貿(mào)易影響具有同向性。從各種研究結(jié)果來看，選用的樣本區(qū)間不同，得到的結(jié)論也不同。國外的一些學(xué)者對貿(mào)易收支與匯率之間關(guān)系進行了研究。Cerra（2003）等人利用1985～2001年的季度數(shù)據(jù)估計了我國出口供給的價格彈性，出口彈性隨著時間發(fā)生變化，這也符合我國產(chǎn)業(yè)變遷的實際；Marquez Schindler（2006）用1997～2004年的月度數(shù)據(jù)研究認為我國進出口貿(mào)易彈性隨時間而變化，且加工貿(mào)易與一般貿(mào)易彈性顯著不同等等。總之，關(guān)于匯率與進出口貿(mào)易關(guān)系研究在學(xué)術(shù)界基本上采用年度和季度數(shù)據(jù)為多，且實際有效匯率和進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)滯后，因而在學(xué)術(shù)界并沒有形成一致的結(jié)論。

二、人民幣實際有效匯率對我國進出口貿(mào)易影響的實證分析

根據(jù)IMF公布的數(shù)據(jù)，自我國改革開放以來，人民幣實際有效匯率總體呈下降趨勢，20世紀80年代變化幅度較大，在1994年匯率并軌后逐步升值，其間經(jīng)歷了我國國內(nèi)高通脹影響和亞洲金融危機期間保持幣值穩(wěn)定政策的影響。2002年至2005年7月，人民幣名義匯率穩(wěn)定，但實際有效匯率呈下降趨勢，其原因在于盯住美元的匯率機制，美元相對其他貨幣貶值，導(dǎo)致人民幣匯率相應(yīng)貶值。也正是從2002年起，國際上要求人民幣升值的呼聲不斷，我國對外貿(mào)易摩擦出現(xiàn)的頻率較前有所提高，但是，這并沒有阻礙我國的進出口貿(mào)易旺盛的發(fā)展勢頭。2005年7月匯改后，人民幣兌美元名義匯率升值幅度較明顯，而人民幣實際有效匯率變動幅度較小。

（一）模型構(gòu)建

根據(jù)傳統(tǒng)理論，進出口貿(mào)易取決于匯率、收入等宏觀經(jīng)濟變量，且貿(mào)易收支與各宏觀經(jīng)濟變量間是一種相互影響、互為因果的關(guān)系，因此，應(yīng)用向量自回歸（VAR）方法很好地研究相互之間的關(guān)系。這里我們著重考慮我國的出口貿(mào)易與實際有效匯率之間的關(guān)系、進口貿(mào)易和人民幣實際有效匯率以及我國GDP之間的關(guān)系，建立如下模型：

在上述模型中，EX、IN分別代表我國的出口貿(mào)易額和進口貿(mào)易額，GDP代表我國國內(nèi)生產(chǎn)總值，在這里以GDP變化指數(shù)形式表示，這三類數(shù)據(jù)分別來自商務(wù)部統(tǒng)計網(wǎng)站，人民幣實際有效匯率來自國際貨幣基金組織國際金融統(tǒng)計（IMF、International Finance Statistics）各期，C1、α1、C2、α2為待定參數(shù)，u1、u2為隨機誤差，L表示取自然對數(shù)形式，所有數(shù)據(jù)以1985-2005年的年度數(shù)據(jù)為樣本。數(shù)據(jù)處理通過Eview5.0軟件實現(xiàn)。

（二）實證分析

1、單位根檢驗。由于VAR要求數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，要考察序列數(shù)據(jù)之間是否存在長期均衡關(guān)系，本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）單位根檢驗方法。檢驗結(jié)果顯示，所以變量的水平序列都是非平穩(wěn)的，而它們的一階差分都是平穩(wěn)的。

2、脈沖結(jié)果分析。脈沖反應(yīng)函數(shù)刻畫了在擾動項上加一個標(biāo)準(zhǔn)差，對于內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值所帶來的影響及擾動項對某一變量的沖擊影響，通過VAR模型的動態(tài)結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)給其他所有變量。脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（Impulse Response Function，IRF）能直觀反應(yīng)VAR模型估計的系數(shù)關(guān)系。圖1是實際有效匯率（LREER）與出口貿(mào)易（LEX）之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，圖示響應(yīng)為20個周期。從圖1看出，給定LREER的初始一單位沖擊，LEX先下降，隨后緩慢上升，說明人民幣實際有效匯率貶值對我國出口作用存在短滯后效應(yīng)，其效果開始為負，到第五期變?yōu)檎饔茫⑶揖徛仙呌诜€(wěn)定，說明人民幣實際有效匯率對我國出口貿(mào)易存在長期正效應(yīng)，這也與實際存在相一致。圖2是實際有效匯率（LREER）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（LGDP）與進口貿(mào)易（LIN）之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，圖示響應(yīng)為20個周期。圖例“Response of LREER to LIN”可以看出，當(dāng)人民幣實際有效匯率一個正沖擊后，使我國進口貿(mào)易量減少，到第二期達到最低點，之后又緩慢上升，使這種沖擊作用變得很微弱，原因是由我國的進口貿(mào)易特征所決定的，我國的進口貿(mào)易不是以消費品為主，而是加工貿(mào)易品，我國進口貿(mào)易絕大部分是為了加工貿(mào)易，進口貿(mào)易與出口貿(mào)易高度正相關(guān)，所以，人民幣實際有效匯率貶值，短期明顯進口相對下降，長期影響并不十分明顯；這與圖1中人民幣實際有效匯率對我國出口貿(mào)易的正效應(yīng)結(jié)論相對應(yīng)，能夠很好地解釋我國進出口貿(mào)易持續(xù)發(fā)展的歷程。再從圖例“Response of LGDP to LIN”可以看出，當(dāng)本期GDP受到一個正沖擊后，進口響應(yīng)增長，到第四期趨于穩(wěn)定增長，這也說明了國內(nèi)生產(chǎn)總值增長對進口增長有一定的促進作用。

3、方差分析。方差分解（Variance Decomposition）是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。圖3是實際有效匯率（LREER）與出口貿(mào)易（LEX）的方差分解圖，圖示響應(yīng)為20個周期。從圖例中可以看出，人民幣實際有效匯率對出口貿(mào)易的貢獻率較高，最高達到25%左右，這符合匯率尤其是實際有效匯率對出口貿(mào)易影響較大的一般規(guī)律。圖4是實際有效匯率（LREER）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（LGDP）與出口貿(mào)易（LIN）的方差分解圖，圖示響應(yīng)為20個周期。從圖例“Percent LIN variance due to LREER”可以看出，我國進口貿(mào)易的變動受人民幣實際有效匯率的影響較為顯著，最高達到50%以上，最低也有30%左右，與我國實際相一致，即20世紀90年代中期以來，人民幣實際有效匯率總體趨于上升，這對我國進口貿(mào)易增長具有一定的帶動作用，也符合匯率對進口貿(mào)易作用的一般規(guī)律。而從圖例“Percent LIN variance due to LGDP”可以看出，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）對進口貿(mào)易的貢獻率并不高，最高也就是13%左右，這與直觀的結(jié)論相一致。從這兩者的比較可以看出，對我國進口貿(mào)易影響較大的是匯率因素。

三、結(jié)論及政策建議

本文分析了人民幣實際有效匯率與我國進出口貿(mào)易的長期均衡關(guān)系，并適當(dāng)考慮其它相關(guān)因素。從分析結(jié)果看，人民幣實際有效匯率對我國進口貿(mào)易和出口貿(mào)易的影響較為明顯，且具有同相性特征，即人民幣實際有效匯率貶值帶來我國進口貿(mào)易和出口貿(mào)易的長期均衡發(fā)展，雖然這與一般的匯率、貿(mào)易收支理論相悖，但體現(xiàn)了我國加工貿(mào)易的特征。同時也看出人民幣實際有效匯率對我國進出口貿(mào)易相對于其他因素的影響程度較大。因此，應(yīng)加快人民幣匯率形成機制改革步伐，適當(dāng)放寬升值幅度，以保證進出口貿(mào)易長期均衡發(fā)展。

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進出口貿(mào)易理論范文6

【關(guān)鍵詞】農(nóng)副產(chǎn)品 中歐進出口貿(mào)易 貿(mào)易對比 國際競爭力

1 引言

入世以來，中歐抓住契機迅速發(fā)展農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易，然而貿(mào)易額占雙方貿(mào)易總額的比重并不理想，還處于緩慢發(fā)展的階段，歐盟國家對中國實行非關(guān)稅壁壘如綠色貿(mào)易壁壘限制中國農(nóng)副產(chǎn)品的進口，這些苛刻條件使得中國農(nóng)副產(chǎn)品的進出口得不到充分發(fā)揮其優(yōu)勢，也給我國農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易帶來巨大挑戰(zhàn)。我國農(nóng)副產(chǎn)品的生產(chǎn)具有悠久的歷史，但生產(chǎn)技術(shù)尚比不上歐盟國家，初級加工產(chǎn)品在質(zhì)量上易遭受歐盟國家的高標(biāo)準(zhǔn)準(zhǔn)入制度的限制。

2 中歐農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易對比分析

2.1中歐農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易特點分析

中國的土地資源在總量上比起歐盟國家要多得多，加上中國幾千年的種植文明使得農(nóng)產(chǎn)品和農(nóng)副產(chǎn)品在中國人飲食的結(jié)構(gòu)中占據(jù)著不可動搖的地位，在產(chǎn)量上具有優(yōu)勢，而歐盟國家國土面積較小，經(jīng)濟卻相對發(fā)達，在生產(chǎn)農(nóng)副產(chǎn)品的技術(shù)質(zhì)量上又遠超過我國的生產(chǎn)技術(shù)。中歐農(nóng)副產(chǎn)品的出口貿(mào)易有以下特點：

（1）雙方農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易在世界市場上呈互補狀態(tài)。在2013年以后雙方農(nóng)產(chǎn)品對世界出口結(jié)構(gòu)相似程度仍然呈現(xiàn)下降趨勢，雙方的進出口貿(mào)易互補性會更強，促使中歐農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易來往更頻繁。歐盟與中國農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易往來之間的互補還體現(xiàn)在谷物制品、油制品、水產(chǎn)品加工以及生鮮加工產(chǎn)品上：中國主要對外進口的奶制品和油料是歐洲聯(lián)盟國家重點出口產(chǎn)品，而歐盟主要進口的生鮮產(chǎn)品和水產(chǎn)品加工產(chǎn)品又是中國出口最多的。

（2）中歐在一些農(nóng)副產(chǎn)品的出口中是相P聯(lián)的。中國對日、美、韓、歐盟等出口農(nóng)產(chǎn)品數(shù)額較大；歐盟農(nóng)產(chǎn)品重點出口到美、俄、中、日、瑞士，由此可見中歐農(nóng)產(chǎn)品出口具有一定聯(lián)系，但不能說雙方在出口結(jié)構(gòu)上就相近形成競爭對手，相反，中歐在出口中形成競爭的產(chǎn)品更少，只有部分農(nóng)副產(chǎn)品能形成對比。

2.2中歐主要的農(nóng)副產(chǎn)品進出口種類對比分析

（1）我國農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易種類

2015年1-12月，我國的農(nóng)產(chǎn)品及副產(chǎn)品進出口額達到1875.6億美元，較2013年增加8.7億美元。我國近三年油料物產(chǎn)品的進口額居高，食用油籽在2014年進口額達到最高445億美元，食用油略有下降，最高為2013年進口額89.4億美元。總體來說，幾種主要進口的農(nóng)副產(chǎn)品均有所下滑，生鮮果蔬產(chǎn)品進口額較為平均。

（2）歐盟國家農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易種類

皮革、嬰兒食品、奶粉和乳清是歐盟對外出口的重點產(chǎn)品；主要進口農(nóng)產(chǎn)品及副產(chǎn)品有熱帶生鮮果蔬和調(diào)味料等產(chǎn)品。歐盟國家每年大量引進的產(chǎn)品很大一部分為季節(jié)性產(chǎn)品，由此可知，中歐農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易種類集中于使用油類、水果類和嬰兒食品，中國進口率降低，而出口增加，而歐盟則對中國的進口逐步增加。

3 歐盟國家對中國農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易的影響因素

3.1 歐盟國家綠色貿(mào)易壁壘對中國農(nóng)副產(chǎn)品出口的影響

綠色壁壘又被稱為環(huán)境壁壘，是非關(guān)稅壁壘措施的一種體現(xiàn)，歐盟國家為實現(xiàn)自身的貿(mào)易利益而指定一系列措施保護內(nèi)部貿(mào)易，阻礙他國向本國出口產(chǎn)品削減本國自身的利益，是不正當(dāng)?shù)木G色壁壘。正因為我國農(nóng)副產(chǎn)品價格相對更低使得歐盟國家對我國農(nóng)副產(chǎn)品出口一直存在質(zhì)疑，近年來對我國大量農(nóng)產(chǎn)品出口的危機意識日趨提高，對環(huán)境保護問題也呈現(xiàn)出日益重視的趨勢，使得歐盟成員國紛紛打著環(huán)境保護、生態(tài)健康的旗號對我國的農(nóng)副產(chǎn)品進口嚴格檢查，但我國不具備更為先進的設(shè)備來進行檢驗，還無法達到歐盟國家的準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)，這就導(dǎo)致我國的農(nóng)副產(chǎn)品市場被排擠，出口達不到預(yù)期。

3.2 歐盟技術(shù)貿(mào)易壁壘對我國農(nóng)副產(chǎn)品出口的影響

歐盟在發(fā)展時技術(shù)設(shè)備設(shè)施和技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)均已經(jīng)有了很成熟的一系列體系，法規(guī)健全、標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)一。其通常會采用比國際通用還高的水準(zhǔn)來限制進口達到貿(mào)易保護，一些標(biāo)準(zhǔn)明顯帶有歧視性，甚至有專門針對我國農(nóng)副產(chǎn)品出口的。農(nóng)副產(chǎn)品進入歐盟的過程中，一般都會經(jīng)歷繁冗的技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)和極為精細的檢驗檢疫標(biāo)準(zhǔn)檢驗。進入的產(chǎn)品必須符合歐盟內(nèi)部設(shè)置的標(biāo)準(zhǔn)才可以歐盟市場在市場上流通，有些產(chǎn)品即使能夠進入市場也不一定能夠在市場上放心銷售。同時，技術(shù)貿(mào)易壁壘的實施會增加我國農(nóng)副產(chǎn)品生產(chǎn)加工的成本，為成功進入歐盟市場，不得不提高技術(shù)設(shè)施設(shè)備的運用，增強農(nóng)副產(chǎn)品檢驗檢疫技術(shù)，在生產(chǎn)、加工、儲藏等各環(huán)節(jié)都需要投入大量人力無力進去，有時候往往投入了大量成本依然無法達到其進口要求，導(dǎo)致成本增加，創(chuàng)匯減少。

3.3 歐盟的CAP對中歐農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易的影響

所謂的歐盟CAP即是歐洲共同農(nóng)業(yè)政策，是第二次世界大戰(zhàn)后歐共體為實現(xiàn)農(nóng)業(yè)復(fù)蘇、維護成員國的利益而制定的提高農(nóng)民生產(chǎn)積極的計劃。歐盟CAP政策三項基本原則實質(zhì)上是以歐洲聯(lián)盟為貿(mào)易中心，旨在內(nèi)部開放貿(mào)易、保障出口而限制他國的進口、排外色彩的政策，通常對外建立聯(lián)盟統(tǒng)一的對外關(guān)稅壁壘和非關(guān)稅壁壘。我國向歐盟出口農(nóng)副產(chǎn)品遭受嚴格的質(zhì)量把關(guān)和價格戰(zhàn)，致使我國出口困難加大，加上我國出口政策優(yōu)惠并不如歐盟國家那么成熟，歐盟國家出口有相應(yīng)的健全完善的出口補貼政策，這對我國農(nóng)副產(chǎn)品出口貿(mào)易來說是不占優(yōu)勢的。

4 我國對發(fā)展中歐農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易的對策和建議

4.1 借鑒歐盟國家的質(zhì)量監(jiān)管機制，建立健全我國安全質(zhì)量監(jiān)管體系

農(nóng)業(yè)部在r副產(chǎn)品質(zhì)量安全管理體系標(biāo)準(zhǔn)建設(shè)方面共了294項無公害食品行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)，但現(xiàn)階段我國農(nóng)副產(chǎn)品質(zhì)量安全標(biāo)準(zhǔn)體系的建設(shè)還需要更加完善。為提高農(nóng)副產(chǎn)品的出口份額，政府可以幫扶企業(yè)實現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)，安排專業(yè)人員到發(fā)達國家學(xué)習(xí)以借鑒發(fā)達國家完善的質(zhì)量安全標(biāo)準(zhǔn)；充分利用媒體等宣傳手段加大對農(nóng)副產(chǎn)品質(zhì)量安全的宣傳工作，提高有關(guān)部門參與質(zhì)量安全的積極性；在注重標(biāo)準(zhǔn)數(shù)量時也狠抓質(zhì)量，制定更全面的質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)體系，提升農(nóng)副產(chǎn)品的技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)水平以及質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)。

4.2 加大對農(nóng)副產(chǎn)品生產(chǎn)和貿(mào)易的資金投入力度

歐盟國家對我國的農(nóng)副產(chǎn)品安全質(zhì)量一直存在質(zhì)疑，加上我國農(nóng)副產(chǎn)品價格普遍偏高，對歐的進出口貿(mào)易雖有所增加但是增長速度較緩慢，出口補貼不高。在歐盟國家實行的共同農(nóng)業(yè)政策補貼農(nóng)副產(chǎn)品出口力度相當(dāng)大，相當(dāng)于財政支出的四分之一，鼓勵農(nóng)副產(chǎn)品出口，實行健全的制度進口農(nóng)副產(chǎn)品保證農(nóng)副產(chǎn)品的質(zhì)量。我國可以加大對農(nóng)副產(chǎn)品生產(chǎn)和貿(mào)易的資金投入，生產(chǎn)高質(zhì)量、高品質(zhì)的農(nóng)副產(chǎn)品。

4.3 加強農(nóng)副產(chǎn)品信息數(shù)據(jù)庫建設(shè)

隨著電子計算機的快速發(fā)展，信息數(shù)據(jù)庫建設(shè)更新速度隨之加快，可以建立專門的用于農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易的數(shù)據(jù)庫，統(tǒng)計分析中歐農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易，加快農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易的互補性，分析歐盟農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易的優(yōu)勢和劣勢，幫助我國制定合理有效的對歐貿(mào)易政策。通過對數(shù)據(jù)庫的分析還可以了解我國農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易的短板，對歐盟農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易的研究有利于我國研究歐盟農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易的走向，降低我國向歐盟出口農(nóng)副產(chǎn)品被扣留或歐盟停止進口的風(fēng)險，一定程度上可以對中歐貿(mào)易的摩擦起到緩沖作用。

4.4 培育大型農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易中心

在政府加大對農(nóng)副產(chǎn)品生產(chǎn)和銷售的大力投入外，企業(yè)也從自身的利益角度考慮如何加大中國農(nóng)副產(chǎn)品的出口創(chuàng)匯。為了增大農(nóng)副產(chǎn)品的對外出口，企業(yè)在政府的幫助下可以培養(yǎng)大型農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易集散中心，搞活農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易市場，合作農(nóng)副產(chǎn)品供銷商，建立起一支底子較硬的進出口貿(mào)易團隊，各大經(jīng)銷商可以在互相學(xué)習(xí)、競爭中提高農(nóng)副產(chǎn)品出口的質(zhì)量。

5 結(jié)論

通過分析中歐雙方農(nóng)副產(chǎn)品的進出口貿(mào)易，中歐農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易程度正在不斷加深，持續(xù)合作的趨勢加強，但是中國農(nóng)副產(chǎn)品在生產(chǎn)和加工上缺乏核心技術(shù)，很容易遭到歐盟國家的非關(guān)稅壁壘影響，不利于我國農(nóng)副產(chǎn)品出口。我國農(nóng)副產(chǎn)品的進出口貿(mào)易應(yīng)該形成“政府扶持，公司與農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社一體”的生產(chǎn)銷售品牌化和高質(zhì)量化。中國是農(nóng)業(yè)大國，我國農(nóng)副產(chǎn)品在質(zhì)量上和加工技術(shù)上都沒有競爭力，這使得我國的對外出口不占優(yōu)勢。通過對比分析我國農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易的劣勢和短板，制定相應(yīng)措施，增加我國農(nóng)副產(chǎn)品進出口的貿(mào)易份額。

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