进出口贸易理论汇总十篇

序论：好文章的创作是一个不断探索和完善的过程，我们为您推荐十篇进出口贸易理论范例，希望它们能助您一臂之力，提升您的阅读品质，带来更深刻的阅读感受。

篇（1）

他们认为传统的汇率传递理论是以世界市场是完全竞争市场为前提的，即进出口厂商是贸易产品进出口价格的接受者，无法左右进出口价格，在这种前提下，当汇率变动时则会引起进出口商品价格的同等变动。然而事实上，世界市场是不完全竞争的，在不完全竞争市场，大部分产品是差别产品，出口商有决定价格和产量的权力。在升值的情况下，出口商一般会通过降低成本等方式来抑制因货币升值而造成的价格上涨压力，从而导致不完全汇率传递。通常，市场集中程度越高、进口商品用国内货币标价的范围越大，汇率的传递系数越低;而产品的同质和替代程度提高、国外厂商相对于国内竞争者的市场份额扩大，汇率的传递系数就越高。

多恩布什认为一些产业组织因素也会影响汇率的传递，这些因素包括:市场集中程度、产品的同质性和替代程度等。一般说来，市场集中程度越高，厂商的垄断势力也越强，所以汇率的传递系数就越低:产品越具相似性，产品间的替代程度越强，则厂商的垄断势力越小，汇率的传递系数就越大。

2、沉淀成本

美国经济学家迪克希特和克鲁格曼从供给角度分析了汇率传递不完全的原因，他们同时也建立了汇率传递的沉淀成本模型[’61。该模型的思想是:在产品存在差异的情况的情形下，出口厂商不仅要为消费者提供高质量的产品和确定合理的价格，还必须投入一部分资源用于开发市场，建立分销网络，针对外国人的需求进行研发以使产品适应外国市场等。这些投入成本是为进入外国市场而支出的，然而这些成本一旦支出就可以被看作沉淀了，因为厂商不能轻而易举地廉价出售它的资产，无论是无形资产还是有形资产。由于沉淀成本的不可逆转性，以只有当厂商预期能够弥补沉淀成本时，他才会进入一个市场，一旦成本己经沉淀，即使厂商只能弥补可变成本，它也仍然会留在市场中不会退出。

事实上，当存在沉淀成本时，厂商会对未来利润的贴现值与当前利润进行比较然后做出决策，而不会一直因为有了沉淀成本而不进入市场。因此该模型有一定的缺陷。

3、市场份额

篇（2）

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

篇（3）

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：

篇（4）

一、引言

改革开放以来，河南省进出口贸易呈现良好的增长趋势，出口额由1978年的1.782亿元增长到2010年的712.828亿元，增长了400.16倍，进口额由1978年的0.270亿元增长到2010年的491.466亿元，增长了1814.86倍，进出口贸易已成为河南省经济增长的重要推动力量。1978-2010年间河南省经济发展和贸易一样也取得了巨大成就，GDP由1978年的162.9亿元增长到2010年的22942.68亿元，增长了140.84倍，年均增长率为11.3%左右。根据贸易理论，进出口贸易对经济持续增长应该起到了促进作用，为了准确的揭示河南省进出口贸易与经济增长的关系，本文将从统计和计量两个视角对河南省进出口贸易与GDP之间的关系进行实证研究。

二、进出口贸易促进经济增长的贡献度及拉动度分析

本文研究的进出口贸易对经济增长的拉动作用是通过开放经济条件下的凯恩斯国民收入恒等式Y=C+I+G+(X-M)推导得到。根据国民收入恒等式获得增量恒等式：

（1）

其中，Y， C， I， G， X 和M分别表示国内生产总值、消费、投资、政府购买、出口和进口，NE=X-M表示净出口，表示增加值。当净出口增加时，对外贸易正向拉动国内生产总值增长，当净出口减少时，对外贸易对国内生产总值增长产生负拉动作用。根据①式，可以获得贸易对经济增长贡献度的量化公式。

即:净出口对GDP增长的贡献度= （2)

根据①式，对两边的变量同时除以Y，可以获得GDP增长率分解式：

(3)

根据③式可以获得贸易对GDP增长拉动度的量化公式，

即:贸易对GDP增长的拉动度= （4）

根据②和④量化公式及整理的相关数据计算得到1978-2010年间河南省进出口贸易对经济增长的贡献度和拉动度（表1），由表1可以看出：

（1）除外部环境发生重大变化的年份，各年净出口增加值基本上都是大于0，进出口对河南省经济增长的贡献度和拉动度也基本为正值，贸易正向拉动河南省经济增长，净出口贸易与GDP总体呈正相关。

（2）1978～2010年间进出口贸易对河南省经济增长的年均贡献度为1.96%，年均拉动度为0.17%，这两个数值明显低于全国平均水平。同时可以看出1978～2000年间的贡献度和拉动度平均值明显高于2001～2010年间的，由此可见，河南省对外贸易对经济增长的贡献度和拉动度在下降，这与加入WTO后，河南省经济高速增长不相匹配，河南省有必要提高贸易对经济增长贡献度和拉动度。1978～2010年间的贡献度和拉动度的?Std.Dev.（标准差）越来越大，说明2001～2010年间的贡献度和拉动度较1978～2000年的波动大，可见河南省对外贸易对经济增长的贡献度和拉动度受国际环境的影响越来越大，如2009年的贡献度和拉动度分别为-13.09%和-1.43%，是1978年以来最低的一年。

（3）根据凯恩斯的对外贸易乘数理论，当外国进入经济增长衰退期或经济增长不景气时，则本国出口将下降，甚至会引起本国经济衰退，如2009年金融危机虽然没有引起河南省经济衰退（GDP增长率为10.9%），但净出口额下降到只有85.70亿人民币。

三、结论与启示

通过运用统计方法对河南省1978-2010年间相关数据实证研究表明：

河南省对外贸易对经济的年均贡献度为1.96%，年均拉动度只有0.17%，这些数据远远低于全国的同期水平，如2007年，我国进出口贸易对经济增长的贡献率为20%，拉动经济增长达到2.4%，而河南省进出口贸易对经济增长的贡献率为0.89%，拉动经济增长只有0.13%。河南省进出口贸易总量比较小，对GDP的贡献度和拉动度偏低，说明进出口贸易是发展河南省经济的一块短板。原因可能是河南省地处中原，作为传统的农业大省，发展第二产业（第二产业是出口主导产业）不具有政策优势、产业优势和区位优势，但随着中原经济区建设上升到国家战略层面，河南省进出口贸易对GDP 的贡献度及拉动度也会有所提高。

参考文献

[1] Kwan，Cotsomitis.Economic Growth and the Expanding Export Sector: China1952～1985 [J].International Economic Journal，1991(5):76-81.

篇（5）

一、我国进出口贸易呈现的特征

我国是发展中国家也是出口贸易大国，从改革开放后的发展，目前每年我国进出口贸易总额占全国GDP总量的30%以上，但是随着国际贸易的大波动，我国每个月进出口贸易总额出现大幅度的双下降，影响我国经济的稳定持续发展。以下是我国进出口贸易出现问题的特点。

（一）进出口不再有万亿美元，顺差呈现降低

由于目前的国际贸易形势，影响了我国进出口，进出口贸易不再呈现双增长率，致使顺差减少，从而影响进出口贸易对GDP的贡献率。

（二）加工出口贸易小幅度降低，一般进口贸易稍微回升

据海关数据分析，我国一般进口贸易出现了增长20.8%，与去年同期增速回升9.9个百分点，然而加工出口贸易所占比重与去年同期相比下降了0.11个百分点。总的来看，这种一升一降的趋势逐渐明显，给我国的进出口贸易打响了警钟。

（三）主要贸易伙伴进、出口额有所变化，贸易顺、逆差来

源地日趋集中。我国与主要贸易伙伴（欧盟、美国、日本）的进、出口规模一直持续高速增长，但是目前数据显示，美国经济萎缩造成我国出口贸易额环比下降了9.1%，跌幅显著。美国作为我国第二大贸易伙伴，因此贸易的顺、逆差来源于美国、日本的趋势日益明显。

（四）进出口产品结构差距大

虽然，近几年我国加大了进出口产业结构的调整和不断优化，虽然一些过去优势不突出的进出口商品逐步显示其竞争能力，初级产品贸易占比也逐步缩小，但是我国进出口商品结构还是具有相当大的差距，这样在面对国际大环境下，存在很大的风险。

（五）服务贸易进出口达不到国际标准

据世界银行统计，发达国家服务业贸易产值占全国GDP的比重一般都在60%以上，虽然我国服务贸易出口增长速度由世界排名第28位上升为第6位，但是我国服务业贸易进出口产值占全国GDP的比重仅为38%。中国服务贸易进出口仅是传统的旅游、运输等行业为主要主流，而资本密集型服务贸易进出口（如航空、建筑以及金融、信息服务等行业贸易的贡献率微弱），我国服务贸易进出口仅以传统的落后方式增长。

二、当前贸易形势对进出口贸易造成的困境

（一）美元持续贬值致使人民币升值，导致出口贸易大幅度减少

由于美元在国际汇率市场中持续疲软，加速其贬值，如此环境下，同时也加速削弱了中国出口产品在国际市场上的价格优势，近段时间明显显示出口贸易额大幅度减少。面对如此困难局面，我国发现人民币利率不断上升导致大量热钱涌进中国市场，加速了美元贬值，对美出口贸易形成挑战。目前我国出口企业竞争力还是主要以价格为主要优势，这种出口贸易局面，面对目前国际贸易形势下，对我国出口贸易额的增长造成了很大的困难。

（三）主要贸易国需求大幅降低

我国主要贸易国由原先的占我国出口贸易总量的60%以上，我国主要贸易国的市场萎缩（据推算，美国经济增长率每降低1%，会造成我国对美出口额相应降低7%～8%），由此可见其直接造成了我国出口贸易的大幅降低。

（三）贸易产品竞争力低，高新技术产品严重缺乏

我国贸易产品品牌影响力不足，企业商品耗能大，附加值低，极易受到外部国际市场环境影响。据海关统计局统计，我国加工贸易持续大波动，而一般贸易受影响很小，高新技术产品占比率仅占全部出口产品的0.5%，贸易产品竞争力低。

（四）各国对我国产品采取贸易保护政策日益增多

国际经济发展形势严峻（如日本进口每年下降4.2%，出口每年下降15.3%），各国为保护本国产业，出台一系列刺激经济增长的金融政策（其中20%是贸易保护措施），例如：美国经济刺激法案中提出一条“购买美货”的附加条款和裁员先裁外籍员工等本国保护政策。这些保护政策造成我国部分外贸企业破产，企业效益大幅下降，出口产品滞销。

（五）外贸企业坏账风险加剧

欧美客户普遍出现推延订单的交货时间等方式来变相推迟付货款和节约仓储费来缓解自己的资金压力，这样造成我国外贸企业承受风险加剧，资金链出现断裂，影响公司运营，有的企业甚至由于资金回笼不及时和死账收不回来而面临破产。数据显示，每年中国出口贸易企业的坏账损失都超过3000亿元人民币，这个数据正在不断增加，严重影响并打击到我国外贸企业的信心。

三、应对策略

（一）政府调整进出口相关政策和“走出去战略”，积极推动进出口贸易

我国可以发展“走出去战略”，继续加强埃及苏伊士经济区的中国工业园、美国天津商贸工业等中外合作项目来帮助企业走出去发展制造业和贸易。这样的形式可以利用国际资源、参与国际市场分工和拓展新的国际贸易，来从另一方面积极推动我国进出口贸易的健康发展。理论和实践证明“，走出去战略”可以避开各国贸易壁垒，实现“销地”变为“产地”。我国政府应该简化审批手续和完善相关政策，建立一体化“走出去”通道。为了使我国企业能消除对外国内部产业一些信息存在信息盲区，我国政府应建立高效的信息支持和完善服务体系。

（二）拉动我国内需，将出口贸易产品转内销

我国应该加大调整优化投资结构，促进国内消费良性发展。将外贸企业的一些产品转向我国内部需求。引导我国向民生、农业、科技技术、资源节能等领域投资，加强和规范政府融资通道以防范投资风险，提高经济效益。鼓励民间投资，引导民间资本投向中西部地区，进一步开发我国内需。

（三）加强外贸技术和贸易服务创新，调整产品结构

我国应该加快健全服务贸易法律法规，完善服务贸易的国内经营环境，通过宏观调控政策推动服务贸易发展。我国金融机构适当建立服务贸易发展基金来完善贸易促进体系，培养国际化人才，促进外贸技术进一步创新发展。我国应该加强引导企业提高产品高科技术含量和附加值，提升贸易档次并向资本和技术密集型企业发展。

篇（6）

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：

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［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.

篇（7）

关键词：

新兴市场国家；汇率制度；进出口贸易

一直以来，汇率制度对国家进出口贸易影响是宏观经济学、国际贸易学和国际经济学研究重点。汇率制度可引起进出口商品的价格和结构变化，影响贸易流量，并对国际收支有很大影响。为此，认为新兴市场国家汇率制度主要从贸易流量和商品结构对我国进出口贸易产生影响。

一、进出口贸易流量影响理论

弹性分析法是国际收支研究重要理论，以此形成马歇尔—勒纳条件式。该理论有6个假设条件：(1)国际收支不存在资本流动，仅源自于贸易收支；(2)收支差额因货币贬值受到的影响；(3)假设进出口商品供给的弹性无穷大；(4)在收支调整过程中没有时滞效应；(5)当产业及就业不变时，进出口商品的需求和价格呈函数关系；(6)收支平衡为弹性模型分析起点。早在1861年，英国名为葛逊的经济学家就提出了国际借贷理论[1]，认为借贷关系是汇率变动主要影响因素，汇率决定了外汇供给和需求，外汇供给和需求决定了国际借贷，包括资本流动、商品进出口和债券买卖等。此理论假设有6个：(1)汇率由市场完全决定，且完全浮动，政府不干预外汇市场；(2)汇率变动维持外汇市场平衡；(3)国际收支处于平衡；(4)除经常账户及资本金融账户外，收支不包括其他账户；(5)将贸易账户视为经常账户，不受进出口商品供给影响，仅受到实际汇率和内外需求的影响；(6)资本金融流动仅仅受到外国利率、本国利率的影响，及对未来汇率的影响。在上世纪70年代，有学者提出汇率资产组合分析法[2]，认为：(1)有价证券为庞大投资载体，与货币之间有较好替代性，有价证券直接影响货币供求存量；(2)在风险因素下，非套补利率平价无法成立，本币资产和外币资产仅能部分替代；(3)汇率决定了国际收支及金融资产存量结构。

二、进出口商品结构影响理论

汇率制度与进出口商品结构直接无直接联系，间接影响贸易结构，在该方面未形成坚实理论基础。生产结构变化是引起贸易结构改变的根本原因，体现在：生产技术和要素禀赋变化，各行业间汇率不完全传递。要素禀赋论于1919年提出，1933年完善[3]，有9个假设，(1)仅存在A、B两个国家，X、Y两种商品，L劳动和K资本两种生产要素；(2)假设A国和B国生产函数相同；(3)X商品属于劳动密集型，Y商品属于资产密集型；(4)商品生产方面无规模经济；(5)A国和B国消费偏好一致；(6)A国和B国无专业化生产；(7)A国和B国在商品、要素市场上完全竞争；(8)在国内，生产要素可自由流动，不可跨国流动；(9)无贸易成本。近年来研究主要将汇率不完全传递与汇率制度、货币政策等联系在一起。汇率不完全传递对贸易结构作用机制为，各行业间汇率传递差异，使各类进出口产品相对价格发生改变，进一步影响贸易流量。

三、汇率制度与经济增长、产品结构的关系

1.经济增长

在出口贸易上，经济增长为出口贸易重要基础和物质保障，有利于持续维护生产活动，是出口贸易重要物质基础。在规模经济下，商品生产效率提高和成本降低都将成为可能，但由于内部市场有限，制约了规模经济发展。经济持续增长离不开规模经济。由此可见，中国正值经济水平及规模经济发展重要时期，对出口贸易发展有迫切需求。汇率波动性和水平变化直接影响出口商品的价格变化，但出口商品生产和价值却决定着我国经济的发展水平，因此，尽管汇率变动是出口贸易重要因素，但并非决定性因素。汇率变动在经济体内部不可能完全独立，经济增长对汇率变化也有一定影响。在进口贸易上，由于经济增长，导致进口需求增加。经济增长作为进口贸易物质保障，在投资、生产和消费等各领域都采用了进口资源，以此确保经济得到可持续性增长。汇率变动贸易效应对进口贸易有很大影响，经济增长对汇率变动有一定制约。

2.产业结构

产业结构是我国社会经济水平的重要体现，是经济发展决定性因素及要素禀赋体现，出口商品的结构基础在于产业结构。产业结构决定着各种产品生产的种类和数量，在市场供给中起到主导作用，对出口商品数量及种类有直接影响。在跨国公司水平一体化、垂直一体化及生产网络化发展下，出口贸易逐渐表现出内部化特点，产业内贸易获得飞速发展，跨国公司内出口商品结果与产业结构相同。汇率变动影响商品出口价格，但因为出口商品的结构主要由生产结构决定，故汇率不是唯一影响出口商品结构的因素。在进口商品上，汇率制度与进口贸易产业结构的关系体现在：

(1)进口商品结构最终由产业结构所决定；

(2)进口商品结构和产业结构日益相同；

(3)汇率变动对进口商品结构有重要影响。

四、结束语

汇率制度和进出口贸易之间是互相关联、互相影响的。与其他新兴市场国家相比，中国金融的开放程度较低，其他国家汇率制度对我国进出口贸易有极大影响。笔者查阅资料后，分析新兴市场国家汇率制度对我国进出口贸易影响，供学者参考。

参考文献：

[1]谷家奎,陈守东,刘琳琳.汇率变动的贸易溢出效应:时变性与异质性分析[J].山西财经大学学报,2014,5:1-10.

篇（8）

[中图分类号]F4 [文献标识码]A [文章编号]1671-5918（2016）07-0103-04

自20世纪90年代以来，受国外体育用品制造业产业转移和本土发展环境优化等因素影响，我国体育用品制造业发展迅猛，并逐渐成为体育产业的重要组成部分。据统计，全国体育用品制造业行业总产值以每年493亿元的规模增长，全球65%的体育用品在中国生产制造，我国已成为世界体育用品制造大国。近年来，我国体育用品出口保持着较高的增长幅度，根据国家信息中心中经专网（http：//ibe.cei.gov.en/）和国家海关数据显示，2012年全国894家规模以上体育用品制造业企业实现出货值509.94亿元，同比增长10.58%；从出口性质来看，体育用品出口以外资企业、私营企业和国有企业为主，合计出口占全部出口总额的98.5%，其中外商投资企业出口占六成以上，这表明外商投资对我国体育用品制造业出口贸易产生重要影响。

改革开放以来，我国对外贸易和吸引外资都取得了较快发展，根据国家统计局公布的数据，我国实际利用外商直接投资（FDI）额和对外直接投资额分别从2002年的527.43亿美元、27亿美元跃升至2012年的1117.2亿美元、850亿美元，年均增幅分别为7.79%和41.19%；而与此同期，我国体育用品制造业FDI和对外直接投资年均增幅为9.22%和31.4%。根据相关研究结果显示，FDI和本国对外直接投资对进出口贸易产生重要影响，但体育用品制造业进出口贸易是否也受到FDI和我国对外直接投资影响？影响是否显著，是怎么样影响的？面对新形势和新挑战，这些问题是值得深思的。因此，本文通过建立外商直接投资（FDI）和我国对外国直接投资对体育用品制造业进出口贸易影响的回归模型，以实证的定量分析来研究两者之间的相关性，以期得出有意义的结论。

一、相关文献回顾

1960年，美国经济学家海默的博士论文《国内企业的国际经营：对外直接投资的研究》提出了垄断优势理论，标志着对外直接投资理论的兴起；这一时期，以商品贸易为主的国际经济交往格局被打破，国际分工深入到生产领域，进而渗透到产业内部，这使得对外直接投资和国际贸易之间的互动关系加强，融合程度加深。对外直接投资与贸易理论主要有两大体系，一是宏观角度下以国际贸易理论为基础，如郝克歇尔一俄林的要素禀赋论（静态比较优势），小岛清边边际产业扩张论（动态比较优势）和钱钠里的“两缺口”理论等；二是微观角度下以产业组织理论为基础，如垄断优势论、内部化理论和邓宁的国际生产折中论等。从实证角度来看，国外学者主要有两种观点，一是以Mundell为代表的“替代性关系”，如Blonigen（2005）指出为逃避贸易壁垒，FDI对贸易具有替代性关系；二是以小岛清（1973）为代表的“互补性关系”，如Lipsey和Weiss（1984）指出对外直接投资可以带动与其相关或配套的技术品和服务的母国供应商对东道国的直接投资和出口，在长期中，FDI和母国出口趋于互补；Marchant（2002）、Rose和Spiegel（2004）也通过实证检验证明了FDI与国际贸易存在正相关关系。我国学者对FDI和对外直接投资对本国外贸影响的研究面较广，研究重点主要集中在出口总量、结构升级和技术外溢出等方面，如李春顶（2009）以新一新贸易理论为基础，研究了我国不同行业企业应选择不同的国际化路径（继续扩大出还是转向对外直接投资）；孙少勤，邱斌（2010）从市场体制、外资政策、金融市场效率和市场分割等四个制度入手，分析了上述四个制度因素对我国制造业FDI技术溢出效应的影响。

通过文献回顾，可以发现国内外对此研究在宏观经济领域、中观产业层面、微观企业角度都有较宽、较深的研究，但关于FDI对我国体育用品制造业的影响研究方面则较少，只有张宏伟（2010）和王自清（2010）等少数学者对此有相关研究；张宏伟通过测算体育用品制造业全要素生产率来分析FDI对我国体育用品制造业的技术溢出效应，王自清研究了三资企业资产与我国文教体育用品制造业工业总产值之间的关系，而关于FDI对进出口贸易影响的研究则鲜有。基于上述背景和相关研究成果，本文选取2003-2012年体育用品制造业对外贸易数据作为研究样本，运用单位根检验（ADF）、协整关系检验和向量误差修正模型（VEC）等方法对FDI与我国体育用品制造业进出口贸易的影响效果进行了分析，同时也把我国对外国直接投资作为变量因素考察其是否对体育用品制造业进出口贸易产生影响，进而为改善我国体育用品制造业对外贸易提供相关建议。

二、数据来源与模型构建

（一）数据来源

1.体育用品制造业进出口贸易数据

本文照国家体育总局制定的《体育及相关产业分类（试行）》选取体育用品制造业的相关数据，数据来源于国务院发展研究中心信息网（该平台是由国务院发展研究中心主管、国务院发展研究中心信息中心主办、北京国研网信息有限公司承办的）、中经网统计数据库（国家信息中心主办）和国家海关公布的分行业月度数据，本文将各年的月度数据汇总得出我国体育用品制造业进出口贸易额。

2.FDI和我国对外直接投资额

本文研究所需的我国全部行业FDI和对外直接投资额数据来源于国家统计局编撰的历年《国家统计年鉴》，体育用品制造业的FDI来源于中经网统计数据库；由于体育用品制造业的对外直接投资额没有直接数据，本文根据国家统计局公布的20行业对外直接投资额（其中包括文化、体育和娱乐业）和商务部编撰的历年《中国对外直接投资统计公报》（其中对文化服务业有做概述）对体育用品制造业对外直接投资额进行估算，由于文化、体育和娱乐业对外直接投资总额明显小于体育用品制造业FDI额，所以在做回归模型分析时，估算的体育用品制造业对外直接投资额数据对本文的研究结论影响很小。

（二）模型构建

根据上述FDI和国际贸易相关理论，假定出口需求EX和进口需求IM是该行业对外直接投资（CDI）和受到外商直接投资（FDI）等变量的函数，由此得到的进出口需求函数为：

EX=EX（CDI，FDI） （1）

IM=IM（CDI，FDI） （2）

由于对进出口贸易产生影响的不仅仅是该年的CDI和FDI，往年流入和流出的FDI和CDI对该行业的对外贸易也会产生影响（于薇薇，2007），本文将考察往年的FDI和CDI是否也对体育用品制造业进出口贸易产生影响，故把FDI和CDI的累计额也作为变量因素来分析，两者的累计额分别采用截止到该年的累计额；由于本文不仅研究长期静态效应，也关注短期动态效应，故选择“滞后一期”带来的短期影响，进而研究数据以2002年为初始年，2003年的累计额是2002年和2003年的总和，2004年则是2002、2003和2004年的总和，以此类推。故上述（1）和（2）式可以完善为：

EX=EX（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （3）

IM=IM（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （4）

（3）和（4）式中AFDI和ACDI分别表示FDI和CDI的累计值。

为减少估值误差可以将上述数据转换为对数形式，通过最小二乘法（OLS）回归，则有计量模型：

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

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

上述（5）和（6）式是本文实证分析的基准模型，其中α为常数项，β、γ、λ、π为各自变量的系数，ρ表示随机扰动项。

三、实证分析

（一）我国体育用品制造业进出口贸易和FDI现状分析

自2002年正式加入世贸组织后，我国对外贸易规模持续扩大，2003至2012年出口和进口贸易增长速度年均增幅分别超过21%和20%，2012年我国在全球货物贸易额排名中位列第二，而与此同期我国体育用品制造业进出口贸易增速放缓，图1和图2分别显示的是我国体育用品制造业进出口贸易和FDI增速、体育用品制造业进出口贸易和FDI占全国进出口贸易总额和FDI总额的比例。

图1显示除2010年外，我国体育用品制造业出口贸易增幅呈现下降态势，并且2012年出口额出现首次下降，这表明我国体育用品制造业出口面临严峻形势，出口产品结构竞争优势降低和国际竞争加剧是主要原因；进口增速则呈现“降一升一降”的来回波动趋势，这与国内居民收入状况和体育消费环境有很大关系，如受金融危机影响，但受惠于2008年北京奥运会的举办，当年进口增幅达到9.8%，而2009年则受到金融危机滞后效应影响，下降幅度超过11%；外商对我国体育用品制造业的直接投资也呈现来回波动趋势，北京奥运会前的2007年增幅达87%，而最近几年，我国体育用品制造业发展受到诸如产品科技含量低、恶性竞争严重、支持力度需要加强等因素影响，2012年FDI增速只有10%左右，投资环境需要进一步改善。

图2显示2008年北京奥运会前，我国体育用品制造业出口额占全国出口额比重持续下跌，但2009-2011年出口比重明显高于2009年之前，这和国家建设体育强国和国务院出台加快发展体育产业的相关政策有较大关系；进口比重则保持平稳态势；虽然2012年体育用品制造业FDI增速只有10%，但全国FDI增速为负增长，体育用品制造业FDI比重则保持稳中有升态势，这表明越来越多的外商投资我国的体育用品制造业，体育用品制造业企业竞争加剧。

（二）FDI和我国对外直接投资对体育用品制造业进出口贸易的影响

在做时间序列回归分析中，一般假定时间序列是平稳的，否则在做回归分析时可能出现“伪回归”现象，在实践中较多宏观经济数据的时间序列是非平稳的，为避免“伪回归”现象，本文将采用Engle-Granger（1987）提出的两步法，首先根据基准方程（5）和（6）对相关变量做ADF单位根检验，然后衡量各变量与进出口贸易之间是否存在长期协整关系，因为当且仅当各非平稳变量同阶单整且具有协整关系时，建立的回归模型才有意义，最后进一步在此基础上运用向量误差修正模型（VEC）分析变量间的短期效应。

1.ADF根检验

运用Eviews软件对基准方程中的变量进行平稳性检验，检验结果如表1，在5%的显著性水平下，只有原始数据lnEX和lnAFDI单整，而在二阶差分后，则都是平稳的时间序列。注：如果ADF检验值小于T值，则表明数据平整通过检验；表示二阶差分

2.协整关系检验和VEC模型

利用Eviews软件，将相关变量带入上述基准方程（5）和（6）中，采用普通最小二乘法（OLS）进行测算，出口和进口方程分别为：

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）式的拟合优度均超过0.95，说明方程整体线性情况较优；根据回归结果显示，虽然整体方程线性较优，但只有AFDI变量对进出口贸易额的影响较为显著，其余三个变量均不显著（见表2）。

为契合外商直接投资累计额（AFDI）对我国体育用品制造业进出口贸易额影响显著的结果，本文把AFDI单独拿出来与出口和进口做回归分析，测算的出口方程和进口方程分别为：

lnEX=3.193309+0.832585lnAFDI+ρex （9）

其中R2=0.979767，D-W=1.451246，AFDI检验值为0.0000，效果显著。

lnIM=0.491375+0.817216lnAFDI+ρim （10）

其中R2=0.960327，D-W=2.63312，AFDI检验值为0.0000，效果显著。

上述（9）和（10）式为长期静态进出口回归方程。为避免直接回归造成的伪回归，需要对出口和进口回归方程中的残差序列p进行单整分析，对残差序列进行单位根检验，测得ADF值分别为-2.771129和-3.761541，小于5%显著性水平下的-2.309527和-3.259808，拒绝残差存在单位根的原假设，因此，各变量之间存在长期的稳定关系。将残差项resid加入VEC模型，采用OLS得出短期出口和进口动态方程分别为：

lnEX=2.275895+0.906402lnAFDI-0.038154ρ（-1） （11）

其中R2=0.979825，D-W=1.190602，AFDI检验值为0.0000，效果显著。

lnIM=0.026562+0.854723lnAFDI-0.341169ρ（-1） （12）

其中R2=0.942080，D-W=1.514908，AFDI检验值为0.0000，效果显著。

由于本文在计算AFDI累计值是从2002年开始，故（11）和（12）式中表示了滞后一期的回归模型，ρ（-1）表示滞后一期。

3.分析与讨论

（1）本文考察了外商直接投资及其累计值和对外直接投资及其累计值对我国体育用品制造业进出口贸易的影响，从（7）和（8）式可以看出体育用品制造业进出口贸易额与上述四个因素均呈正比；从影响系数来看，外商直接投资及其累计值对进出口贸易额产生较大影响。历年流人的外商直接投资累计值是影响我国体育用品制造业进出口贸易的主要因素，这说明外商直接投资对其有滞后效应。

（2）（9）、（10）和（11）、（12）式中方程拟合度均超过0.9，说明方程整体线性情况较优；且ADFI的检验值为0.0000

（3）FDI流入带来体育用品制造业出口的增长是和我国出口导向政策、产业结构调整升级，更广泛参与国际分工密切相关的；日本经济学家小岛清提出了FDI与国际贸易互补效应的模型，他认为FDI是资金、技术以及管理经营等的综合转移，根据其理论可以推测FDI促进我国体育用品制造业出口贸易很可能是FDI流入改善了资本质量，同时带来了先进的技术和管理经验，并且对体育用品制造业部门产生了竞争效应，有力地提高了供给能力和出口竞争力。从理论上而言，进口替代政策和FDI的替代效应会使FDI与进口规模呈现反比例关系，但从实践的角度看，我国体育用品制造业还处于追赶阶段，在技术、管理、品牌等方面还有待于进一步提高，FDI流入则会大量进口先进的设备和原材料等，因此，实证分析才会出现FDI导致了进口的增加。

（4）从短期误差修正模型来看（（11）、（12）式），FDI累计值与出口的关系，每年对上一年的偏离纠正速度为3.8%（p（-1）的系数），即当年FDI变动不会导致出口的迅速反应，因为FDI从实际使用到产品出口需要一定周期，这也佐证了FDI的累计值是影响出口贸易的主要因素；FDI累计值与进口的关系，每年对上一年的偏离纠正速度明显高于出口，达到34.1%，即当年FDI变动对进口影响较大，这主要由于外商投资初期需要从国外进口大量的设备和原材料；由于p的系数为负，表明当年FDI变动与进出口呈负相关，这也佐证了在长期内FDI累计值对进出口影响大致相同，而短期内对出口的促进作用高于进口。

四、结论与对策建议

（一）主要结论

1.最近几年，我国体育用品制造业出口贸易增幅及占全国出口贸易总额的比重呈现下滑态势；体育用品制造业FDI增速表现来回波动趋势，其占全国FDI比重则稳中有升。

2.本文利用ADF单位根检验、协整关系检验和向量误差修正（VEC）模型分析了FDI和我国对外直接投资对体育用品制造业进出口贸易的影响。结果表明体育用品制造业FDI和我国对外直接投资均促进了进出口贸易，但FDI累计值是影响进出口贸易的主要原因；体育用品制造业FDI累计值对出口影响略大于进口影响，短期影响大于长期影响；当年FDI变动对进口影响高于出口。

3.FDI对我国体育用品制造业进出口贸易起到了促进作用。一方面，外资进入体育用品制造行业，有效地延伸了体育用品产业链，有助于发挥关联投资效应、技术示范和扩散效应、管理示范效应，进而导致我国体育用品制造业外向型经济发展，有效地促进了出口贸易；另一方面，我国体育用品消费市场虽然庞大，但仍存在较大的贸易壁垒，国外资金为了获得市场占有率，提升出口贸易，进而转向以FDI的形式替代直接出口，FDI的大量流入则会带动先进设备、原材料等的进口。

（二）对策建议

1.鉴于我国体育用品制造业FDI对进出口贸易影响有滞后效应，且对出口影响大于进口影响，短期内可以加大引入FDI，但从长期来看，还需体育用品制造业行业自身不断加大技术创新力度，加强内部管理，转变出口贸易增长方式由数量型向效益型转变，由劳动密集型向技术、资金、知识密集型转变，提高出口产品科技含量和竞争优势；

篇（9）

汇率是指用一种货币表示另一种货币的价格,它的变动会影响到经济发展的许多方面,如贸易收支、资本流动等。它的变动可能会对一国的对外贸易产生重要影响。本文以定量的方法来估算人民币汇率的变动对我国进出口贸易的影响程度。

一、实证分析

(一)变量说明

REX表示中国的出口数额,RIM表示进口数额,TOTAL表示进出口总额,都经过商品零售价格指数CPI调整(以1988年=100为定基指数)以消除价格因素影响;REER为以直接标价法表示的人民币一美元的实际汇率。数据来源于《中国统计年鉴2009》和《中国商务年鉴2008》。

(二)平稳性检验

在进行协整分析前,本文采用ADF检验进行单位根检验,平稳性检验的结果如表1。

(三)协整关系检验

单位根检验结果显示这四个序列在10%水平上均为一阶单整序列。运用 Engel―Granger两步法进行协整检验,验证LNREX、LNRIM、LNTOTAL与LNREER是否存在协整关系。对LNREX、LNRIM、LNTOTAL与LNREER是做回归,然后对回归残差进行平稳性 ADF检验。

根据协整理论,如果两个序列满足单整阶数相同且之间存在协整关系,则这两个非平稳序列之间就存在长期稳定的关系,从而可有效避免伪回归问题。因此,对于经过平稳性检验后验明为同阶段的序列,要进行协整性检验,分析他们之间的协整关系。下面对LNREX、LNRIM与LNREER是否协整做进一步检验。采用EG两步检验法进行检验。结果表明,ε的A DF 检验值均大于其显著性水平为l %、5%和10%的临界值,说明ε是不平稳的。但D(ε) 的ADF检验值小于其显著性水平10%的临界值,表明ε是一阶单整的,即LNREX、LNRIM、LNTOTAL与LNREER存在协整关系。

结果表明:人民币汇率与我国进出口贸易之间存在着长期稳定的均衡关系。该分析说明了汇率与进出口贸易之间确实存在着相互影响的长期稳定的数量关系。但是这并不代表所选的自变量必然是导致因变量变动的原因,还需要用因果关系检验方法分析两变量之间的因果关系。

(四)格兰杰因果关系评价

协整检验结果说明我国汇率波动与进出口贸易之间存在长期均衡关系, 但与二者相关关系不能确定因果关系一样,这种均衡关系也不能确定汇率与进出口贸易之间的因果关系。为了验证二者之间的因果关系,我们利用格兰杰(Granger)因果检验进行分析。

在显著性水平为10%的前提下,得出格兰杰检验的p值,其中P(LNREER does not Granger Cause LNREX)=0.0637,P(LNREER does not Granger Cause LNRIM)=0.0979。可知出口不是汇率的格兰杰因,汇率是出口的格兰杰因;进口不是汇率的格兰杰因,汇率是进口的格兰杰因。

二、结论

通过上述对我国1988-2006年的汇率波动与进出口贸易面板数据的分析,可以得如下结论:

1、协整检验结果说明了长期以来,我国进出口贸易与汇率波动之间存在协整关系,汇率的增长会引起出口的增长,进口的降低;而汇率的降低会引起了出口的降低,进口的增加。并且,汇率波动对进口贸易的影响没有出口贸易那么明显。

2、格兰杰因果关系检验显示,汇率的变动与进出口贸易之间均存在因果关系,即对进出口都产生显著影响。一般贸易理论认为,如果一国的本币升值,就意味着本国出口商品相对涨价,相对削弱本国的出口竞争力,从而引起出口水平的下降。因此用格兰杰因果关系检验得到同样的结果,我国汇率的变动对出口也产生影响。

因此,保持人民币汇率的稳定,以避免国际贸易中的经济损失,是一个值得当前和今后深思的话题。

参考文献:

[1]程瑶,于津.平人民币汇率波动对外商直接投资影响的实证分析.世界经济研究,2009(3):75-82

篇（10）

在过去的两年间，在各国及世界各经贸组织相继出台并实施的各项经济复苏政策和计划的影响下，全球经济正逐渐回暖。广东省的进出口贸易也在稳中渐长。但是，纵观广东省目前对外贸易发展的状况，笔者认为，世界经济复苏的基础还不牢固，进出口贸易的形势仍存在诸多变数，这使广东进出口贸易的形势比预期的要复杂。以下将结合广东省进出口贸易的优势分析：

一、广东省进出口贸易的优势分析

1、广东省经济稳定增长：各国都在制定和实行各种经济复苏计划，以期恢复本国的经济发展。我国政府推动的各项经济复苏不仅促进了全球的经济回暖，也让我国对外贸易从历史性衰退中看到了反弹的希望[1]。广东省的进出口贸易值也在缓慢增长。据海关广东分署的统计数据显示，2010 年 1 至 2 月，广东省进出口贸易总值为 925.5 亿美元，同比增长 31%，但却低于全国 44.8%的增幅，占全国进出口总值的 24%。与全国和主要外贸省市相比，广东外贸进出口回升速度明显落后于全国，进出口增幅也明显低于北京、上海和浙江等主要外贸省市。同时，广东进出口贸易值也尚未恢复至金融危机前的水平。据海关广东分署的统计数据显示，2010 年 1 月广东进出口总值为 488.6 亿美元，同比增长 33.4%，但与金融危机爆发前的 2008 年 1 月相比，广东进出口、出口、进口总值分别下降8.3%、10.8%和4.7%，广东的外贸进出口规模尚未完全恢复。

2、广交会带来的对外贸易契机：创办于 1957 年春季的中国进出口商品交易会（简称“广交会”）迄今已有五十余年的历史，是我国目前历史最长、层次最高、规模最大、商品种类最全、到会客商最多、成交效果最好的综合性国际贸易盛会，也是我国及广东省对外贸易的“晴雨表”。金融危机爆发后的连续几届广交会，受到出口贸易严重下滑的影响，参展商及到会客商人数都呈明显下降的趋势。而恰逢“后危机时代”举办的第 107 届广交会却给广东对外贸易的发展提供了契机。统计数据显示，第 107 届广交会到会采购商和出口成交虽然仍低于金融危机前的 2007 年春交会水平，但却呈现整体恢复性增长态势。美国到会采购商略有增加，新兴市场如亚洲、大洋洲、美洲和非洲到会采购商人数明显增多。这些都给广东对外贸易的可持续发展带来了新的契机和希望。

3、广东劳动力资源较为丰富：由于广东劳动力资源较为丰富，其他省份也源源不断向广东输入劳动力，从而，劳动密集型产业具有极强的出口竞争力。在技术密集型产业上，通过引进外资、引进设备等，广东的资本积累速度和技术进步速度都较快，从而该产业的国际竞争力已有了明显的提高，在国际市场上已具有了中等的出口竞争力[2]。

4、地理位置和港澳优势：改革开放三十多年，港澳扮演了重要的角色，为珠三角的发展作出了贡献。在《珠江三角洲地区改革发展规划纲要》指引下，广东在未来将与港澳优势互补，深化合作，打造具有世界竞争力的城市圈。构建粤港澳紧密合作区，增创国际竞争新优势，指明了深化粤港澳合作的方向，是对深化粤港澳合作专题调研成果的升华。

二、广东省进出口贸易的劣势分析

1、外部环境日益严峻：随着贸易保护主义泛滥，广东近几年在新一轮的贸易摩擦战中，广东传统的优势出口产品受到较大冲击。玩具领域，美国、欧盟分别实施了新玩具安全认证程序和新玩具安全指令，马来西亚等新兴市场也纷纷筑起类似贸易壁垒，深圳、汕头等地的玩具不仅出口减少，利润也减少了两到三成。家电、LED等能耗产品领域，2010 年1 月底欧盟推出的 EUP 指令则将一部分没有及时整改提升的产品拒之门外。鞋类产品领域，继欧盟对中国征收反倾销税之后，巴西也对来自中国的鞋类产品开征 100% 反倾销税，广东鞋几乎丧失巴西市场。家具领域，美国实施《雷斯法案》，新标准苛刻，对广东家具的出口又是毁灭性的打击。

2、比较优势难以为继：生产要素低成本的优势丧失，各种政策的叠加效应，综合要素的成本上升，造成外贸出口压力的增加。截至 2010 年 5 月，我国初级产品进口价格水平已连续 6 个月呈现两位数上涨，且涨幅逐月升高，广东土地及房屋价格在一年多的时间内升了一倍左右。

在人工成本方面，广东带头提高最低工资标准，虽然此举是对工资收入长期滞后于国民经济增长的自我纠正行为，对出口企业来讲则是雪上加霜。许多议价能力低的中小企业面临亏损。在各种成本大幅上升的量变挤压下，广东中小加工贸易企业不堪一击。

3、企业缺乏品牌意识和长远发展观念：目前我省机电产品出口普遍缺乏自主品牌，贴牌出口占绝对主导地位。由于毗邻香港，广东的外向型经济被融入香港接单的主流中。多数企业凭借劳动力、土地等低成本优势从事产品加工出口业务，真正在国际市场上有竞争力的自有品牌十分有限[3]。据调查，即使是自有品牌内销已占国内市场最大份额的格力电器，其外销也只有20%用的是自有品牌，其余出口份额均为贴牌生产。不少企业满足于眼前的利益，缺乏创品牌意识和企业长远发展的打算，认为贴牌出口既省去了推广自主品牌的费用，又规避了因对海外市场不了解而产生的风险，因此不愿意创建自主出口品牌。

4、自主创新体系和机制不健全，企业研发能力有限：近年来，广东贸易产品在科技创新上取得了一系列的进步，提高了贸易产品出口的总体规模和国际市场占有率，从R&D投入水平和新产品发明成果来看，广东在全国名列前茅。同时高精尖设备和关键元器件的进口不断增长，但总体而言，对于引进的国外先进技术的消化、吸收和创新却存在严重不足，究其原因主要是[3]：

总之，广东贸易产品技术从获得途径上来看，国外引进比例较大，尤其是核心技术基本上靠引进，大多数机电企业尚未成为技术创新的主体。从调研情况看，其原因主要是从国外先进的技术及设备引进之后，缺乏配套资金，缺少基础性的科研实验平台和必要的人力资源对引进技术及设备进行消化、吸收再创新。

参考文献

[1]汪大兰．广东加工贸易现状、问题及对策[J]． 经济理论研究，2008(6)： 106-107．