時間：2023-06-11 09:34:08
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇對外進出口貿易，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
張 蕾（1982），女，浙江杭州人，浙江工商大學經濟學院碩士生，主要研究方向為國際貿易理論與政策。
基金項目：浙江省哲學社會科學規劃重點課題（Z05LJ03），教育部省屬高校人文社科重點研究基地――浙江工商大學現代商貿研究中心重點資助課題。
摘 要：本文在回顧了國內外關于對外直接投資與對外貿易關系的理論和文獻的基礎上，利用浙江省1989-2005年宏觀經濟數據，對浙江省對外直接投資與對外貿易關系進行了實證研究。分析結果表明，浙江省對外直接投資與對外貿易存在長期穩定關系，短期均衡關系顯著，對外直接投資對進出口貿易產生了積極的促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。
關鍵詞：對外直接投資；協整檢驗；誤差修正模型
改革開放以來，浙江對外貿易發展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現不斷增長的態勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。
一、文獻回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清 (1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優劣勢的態勢，從而直接創造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有統計方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter 和 Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統計數據，研究了這些發達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發達國家的對外直接投資對同行業的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983) 和Svensson (1984) 對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析, 指出它們之間表現為替代性還是互補性, 依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的, 那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的, 那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。
上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統計數據，采用協整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。
二、實證分析
（一）數據選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發展統計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為, FFDI 在中國發揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI )。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規模和經濟增長。
（二）時間序列的平穩性檢驗
在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩性檢驗，表明這些變量是平穩的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩性檢驗，即二階單整。
綜上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。
（三）協整檢驗
近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t （1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t （2）
綜合考察這些變量之間的協整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩性檢驗結果如表4所示。
回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。
由回歸方程(2)可知， CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。
（四）誤差修正模型
誤差修正模型（Error Correction Model）是一種具有特殊形式的計量經濟模型，成為協整分析的一個延伸。若變量之間存在協整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩定的關系，而這種穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。
由協整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：
lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1
t :(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397) (-3.837613)（3）
lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1
t ： (1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）
在誤差修正模型(3)中，協整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態調整過程具有一定穩定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩定。
在誤差修正模型(4)中，協整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態調整過程具有穩定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩定關系。
三、結論與建議
通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：
（1）從長期關系看， CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。
從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協整關系，即它們之間存在長期穩定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發展。
縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發展是非常必要的, 也是可行的。
（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發展歷程(齊曉華,2004)。由于其規模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。
本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。
從浙江省當前貿易戰略出發, 政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創造效應的對外直接投資給予各種政策優惠,從而鼓勵企業積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業步入國際化發展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業結構。
對企業界而言，加入WT0 后,國內市場上國內外企業的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業的生存空間，增強企業的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。
參考文獻：
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關鍵詞:匯率變化；進出口貿易；人民幣匯率；應對策略
人民幣匯率的變化仍然影響著進出口貿易的發展，并且影響著眾多參與進出口貿易行業的經營，對匯率變化進行探討并探索進出口貿易的發展對策，值得我們進行深入思考。
1人民幣匯率變化基本情況
匯率是一個國家貨幣與另一個國家貨幣兌換比率的簡稱。人民幣是貨幣，在對外貿易中，使用人民幣與之交易的另一種貨幣是國際通用貨幣———美元。因此，對人民幣匯率進行討論，通常是討論美元對人民幣的匯率。總體而言，人民幣匯率波動較小，但人民幣匯率在固定范圍內變化幅度較大，10年內最大匯率與最小匯率的差值為1.3372。相對穩定的匯率有助于我國進出口貿易的發展，但匯率變化仍然對進出口貿易產生了一定的影響。
2匯率變化對進出口貿易的影響
2.1影響進出口貿易利潤。匯率變化代表著人民幣兌換美元的數額變化。從進口的角度來看，當商品價格不變時，匯率下跌意味著人民幣購入的商品數量減少，內銷的成本提高，企業利潤會有所降低。從出口的角度看，人民幣匯率下跌意味著出口商品對外的價格發生變化，在商品成本不變的情況下，價格越低，利潤也越低。匯率上漲同樣對進出口貿易有不利的影響，對于進口貿易來講，人民幣匯率上漲意味著購買力提高，而國內市場需求不變，企業必須降低售價，利潤會降低；而匯率上漲意味著出口商品售價提高，其他國家購買力不變的情況下，出口數量會相對減少，同樣影響貿易利潤。2.2影響進出口貿易經營策略。由于匯率變化對進出口貿易利潤產生影響，很多企業在經營的過程中，采用改變經營策略的方式規避匯率變化的不利影響，這樣一來，我國進出口貿易的經營策略不穩定，很容易導致貿易糾紛。在人民幣匯率上漲時，進口商品可能會被囤積，等待匯率穩定或降低時進行出售，則在匯率降低時，進口貿易會減少，部分中小型企業對匯率變化應對能力弱，可能選擇暫時退出市場。同樣，出口貿易必須進行大量的宣傳或者進行市場開發，以保證出口利潤的達成，這又影響了企業對外貿易的成本應用，甚至影響某一類產品的品牌價值。2.3影響進出口貿易市場發展。客觀來講，進出口貿易發展應是平衡的，或者，進口基本生產資源、出口成品，才能形成穩定的貿易利潤。但由于匯率變化和我國生產特征，進出口貿易的市場發展存在著不平衡現象，原材料出口和廉價勞動出口始終高于高新產品出口，而進口貿易正好相反。長此以往，不利于我國經濟的可持續發展。
3進出口貿易應對匯率變化影響的策略
3.1擴大進出口貿易利潤來源。進出口貿易利潤的以商品交易的形式出現，勢必會受到匯率的影響，很多企業由于自身經營因素，缺乏應對匯率變化的能力，導致經營問題。對此，最有效的解決方式是擴大進出口貿易利潤的來源，簡單來講，即將利潤以其他形式表現出來。3.2及時調整進出口貿易經營策略。需要根據匯率變化去調整經營策略，經營策略的變化，應與外貿市場的環境相對應，即形成向外的策略調整，而不僅僅是被動地調整企業經營狀態。3.3加速人民幣匯率國際化進程。為了更好地促進我國進出口貿易，同時能夠有效抵擋人民幣匯率帶來的影響，可以進一步推進人民幣國際化的進程，例如，促進進出口貿易中使用人民幣結算的進程，這樣我國的人民幣匯率會更加穩定，同時也可以提高企業處理匯率波動風險的能力，對于我國的進出口貿易有著良好的促進作用。另外，經濟的不斷發展才能夠進一步提高我國的整體實力，同時可以在進出口貿易中保持人民幣匯率的穩定，可以確保我國的自身利益。
4結語
綜上所述，匯率變化對進出口貿易的利潤、經營策略以及市場發展均有影響，我國進出口貿易要應對匯率變化，需要進一步擴大利潤來源、及時調整經營策略并加速人民幣國際化進程以引導市場，這是保證我國匯率穩定、進出口貿易健康發展的有效措施。
參考文獻
[1]張博.淺談人民幣匯率對我國進出口貿易的影響[J].中國商論,2017(02):127-128.
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關鍵詞：人民幣；有效匯率；中國企業；進出口貿易
中圖分類號：F830 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）09-0167-01
一、引言
隨著經濟全球化的發展使得生產要素在世界范圍內快速流動，進出口貿易迅速擴張成為各國宏觀經濟的重要部分。中國的經濟飛速發展的現在，日益高漲的進出口貿易起到了不可估量的作用。自布雷頓森林體系瓦解以來人民幣匯率頻繁波動，使得進出口貿易與人民幣匯率利益攸關。通過在正反兩個角度進行分析人民幣匯率對我國進出口貿易的影響，將有助于我們更加全面的認識這一問題。
二、人民幣實際有效匯率升值對進出口貿易的影響
1.人民幣實際有效匯率升值對我國進出口貿易的積極影響
首先人民幣的升值導致我國進口產品價格下降，從而加大了我國對國外先進設備的進口力度，為我國企業技術的向高層次轉變提供良好條件。其次，人民幣的升值加大了我國企業外來投資的能力。企業可選擇原材料價格高的的行業進行投資，從而減低企業成本、提高利潤、增強企業的競爭能力。
2.人民幣實際有效匯率升值對我國進出口貿易的消極影響
①人民幣的升值沖擊了我國的勞動密集型企業的出口。我國大部分出口企業為勞動密集型企業，比如工業制造業、文化用品等行業，屬出口優勢行業，而化工、交通工具等行業資本比較密集處于劣勢狀態。結構層次很低出口企業價格彈性比較高，議價能力比較差、而且技術含量不高。出口產品在價格上漲一定百分點的同時，相對應的出口產品數量會增速下降相應的百分點這樣的一上一下抵消了我們出口企業原材料、勞動成本以及產品價格低的優勢。這樣如果人民幣快速升值超過企業所能夠承受的的壓力范圍，出口企業就會把部分產品轉銷到國內從而影響國內市場，導致國內市場競爭加劇。②人民幣的升值導致外商以外幣投入我國的資本發生相應的貶值。外商通常會以人民幣現匯的方式在我國國內直接投資，希望以此來減少相對應的投資成本，從而來避免貶值狀況的發生。除了以上如果人民幣發生貼水，匯率損失也是不可忽視的，這樣就對外資的引進造成了一定的困擾，打消了外商對我國投資的積極性，在很大程度上影響了我國經濟的發展。人民幣的升值導致了出口成本的增加。加大了企業對外出口機器設備、材料時的成本，進一步加大企業對外經營合作的風險。對外貿易企業和國際公司在進行期末結算時面臨著匯率風險的增強，并致使收益減少、損失加大，回國利潤縮水情況嚴重。
三、人民幣實際有效匯率貶值對進出口貿易的影響
人民幣實際有效匯率貶值實際不影響我國進出口商品的本身價值，它是通過在國際貿易中的相對價格來體現的。
1.人民幣實際有效匯率貶值對我國進出口貿易的積極影響
首先，人民幣貶值致使我國出口商品的外幣價格下降，外國對我國出口商品的需求上升，從而擴大了我國的出口規模。其次，人民幣貶值，我國進口商品的本幣價格上升，從而抑制我國對進口商品的需求，使進口的規模在一定程度上減少。人民幣貶值后在我國所出口商品的外幣沒有下跌的前提下，我國出口取得的同樣數量的外幣可以換取更多的本幣，從而使得出口廠商的利潤增加，有效的提高了企業出口的積極性，擴大了我國的商品出口的規模。最后，人民幣貶值后，因進口商品本幣的價格提高，一些國內發展不理想的工業可以借此生存和發展起來，所以，即使由于一些原因人民幣貶值后我國對進口商品的需求并不大，卻依然可以抑制進口。總而言之人民幣的貶值，可以起到抑制進口，擴大出口的作用，從而改善我國的進出口貿易。
2.人民幣實際有效匯率貶值對我國進出口貿易的消極影響
首先，人民幣貶值后，我國出口商品的外幣價格雖然下跌，但是外國對我國出口商品的需求不會馬上加強，我國對他國的出口商品數量也不會急速增加。同時，我國進口商品的數量也不會隨即貶值從而造成進口價格提高而立即減少。貶值對于我國出口的擴大，進口的一直要等到一段時間之后才能發揮作用。所以在人民幣貶值的初期，我國的進出口貿易狀況是不穩定的，甚至會出現惡性反應。這種時滯性的影響我們稱它為j曲線效應。其次，人民幣的貶值是否能很好的改善我國的進出口貿易，還要看進口商品以及出口商品的需求彈性和供給彈性。馬歇爾勒納條件規定只有進口商品需求彈性和出口商品需求彈性的絕對值之和大于1時，人民幣的貶值才能對改善我國進出口貿易起到作用。在小于1和等于1時會導致進出口貿易惡化。
摘 要 本文試圖通過對中國制造業的經驗數據的分析來實證我國制造業對外直接投資與出口的關系，從而說明我國制造業進出口貿易與GDP之間存在單向的Granger因果關系。進而對我國制造業出口與對外直接投資的關系進行分析與評價。
關鍵詞 制造業 貿易額 經濟增長 關系檢驗
一、研究方法
本文就我國制造業進出口貿易與經濟增長的關系進行實證分析，采用1990-2009年的年度數據作為分析的數據集，其中涉及的經濟變量包括：制造業進出口貿易總額（TT）、進口總額（TM）、出口總額（TX）和國內生產總值（GDP）四個經濟變量。由于這四組數據都是時間序列，在進行計量檢驗前對TT、TX、TM、及GDP分別取對數（簡稱LNTT、LNTM、LNTX和LNGDP），為了準確、深入地研究我國制造業進出口貿易對經濟增長的影響機制，我們將從以下兩方面展開分析。首先，考察我國制造業總貿易量對經濟增長的影響，檢驗模型如下：
二、變量檢驗
Granger關系檢驗要求所使用的時間序列變量是平穩的。
（一）變量的平穩性檢驗
在運用協整方法對變量進行分析前，必須先檢驗被分析的變量是否平穩，只有變量在一階平穩的條件下，才能進行協整分析。本文采用ADF單位根檢驗方法來檢驗變量的平穩性，檢驗模型為：
Y代表出口貿易變量（剔除外資出口后的凈出口），X代表GDP，D表示一階差分，EC是對兩個具有協整關系變量的水平量進行線性回歸得到的殘差項。 、 表示誤差擾動項，t表示期數。估計這一模型，如果 顯著，則認為對外直接投資在長期對出口貿易變量具有格蘭杰因果關系；如果 顯著，認為出口貿易變量與GDP具有格蘭杰因果關系。經檢驗，在10%的顯著水平下，LNTT、LNTM、LNTX和LNGDP的ADF值都高于臨界值，存在單位根，是非平穩序列，于是進一步對它們的一階差分進行檢驗，通過比較ADF值和臨界值發現，ADF值都低于臨界值，通過了平穩性檢驗，即LNTT、LNTM、LNTX和LNGDP都是一階單整。檢驗結果見表1。
（二）協整分析
第一步，考察我國制造業貿易額與經濟增長的長期關系。對模型（1）（2）（3）的回歸后的結果顯示，自相關校正后的調整R2達到了0.97以上，自變量系數均通過了顯著性檢驗，F統計值顯著。因此，模型可較好地說明我國制造業進出口貿易對經濟增長的影響。模型（1）（2）（3）的回歸殘差均在5％的顯著性水平下拒絕了存在單位根的假設，表明殘差序列都是平穩的，即我國制造業進口與出口均與經濟增長之間存在協整關系，即長期均衡的關系，這種長期關系的定量表示具體表述為：
LnGDP=3.526+0.698LnTT+[AR（1）=1.309，AR（2）=-0.719]
LnGDP=3.641+0.757LnTM+[AR（1）=1.316，AR（2）=-0.753]
LnGDP=9.420+0.202LnTX+[AR（1）=1.562，AR（2）=-0.585]
以上協整方程表明，從長期來看，我國制造業進出口貿易額將對經濟增長產生正向作用，即總貿易額增加1個百分點，我國經濟增長將提升0.698個百分點；進口貿易每增長1%，GDP將上升0.757%；出口貿易每增加1%僅拉動GDP上漲0.202%，因而，制造業的進口貿易對經濟增長的貢獻率大大超過出口貿易對經濟增長的貢獻率。
（三）Granger因果性檢驗
為進一步分析我國制造業貿易總額、進口總額、出口總額、資本技術密集型產品進出口、勞動密集型產品進出口、高技術密集型產品進出口、中低技術密集型產品出口與我國經濟增長是否存在因果關系以及存在怎樣的因果關系，對變量LNTT和LNGDP之間、LNTM和LNGDP之間、LNTX和LNGDP之間三組數據分別進行格蘭杰因果性檢驗，結果如表2所示。
從表2檢驗結果可見，LNTT、LNTM、LNTX不是LGDP的Granger原因的零假設的概率分別為0.00018、0.00014、0.00093。數據表明，至少在5％的顯著性水平下原假設均被拒絕，說明我國制造業貿易總額、進口總額、出口總額都將以95％以上的概率保證對經濟增長產生因果影響，都是我國GDP增長的格蘭杰原因。反過來，LNGDP不是LNTT、LNTM、LNTX的Granger原因的零假設在5％的顯著性水平下都無法被拒絕，這就證明我國經濟增長均不是我國制造業貿易總額、進口總額、出口總額的格蘭杰成因。總的來說，我國制造業進出口貿易與GDP之間存在單向的Granger因果關系。
三、小結
本文運用協整分析方法、Granger因果關系檢驗深入研究了我國制造業整體和局部的進出口貿易對我國經濟增長的影響，得出結論如下：
1．從長期來看，我國制造業進出口總體貿易與經濟增長之間存在正相關性。貿易總額與GDP之間、進口與GDP之間、出口與GDP之間均存在長期的唯一的協整關系。
2．我國制造業進出口貿易總量對經濟增長起到了大的促進作用。進出口貿易量每增加一個百分點將帶動經濟增長0.698個百分點。其中，進口貿易對GDP增長的影響遠甚于出口的影響。
參考文獻：
[1]趙春明,宋志剛,郭虹.中國對外直接投資的成效評價與發展對策.北京:國際經濟合作.2005.11.
隨著世界經濟聯系的不斷緊密，每個經濟體都成為了經濟鏈條上的一個節點，當某個國家或者經濟體出現經濟問題時，常常對其它經濟體產生深遠的影響。同時企業之間的競爭也日益激烈，國際間的貿易摩擦也逐漸常態化，這些都增加了企業進出口貿易的風險。對于發達國家的企業來說，它們更早的融入到了市場經濟和國際競爭中，參與了國際化經濟發展的過程，具有豐富的國際化發展經驗，建立了符合企業所需要的貿易管理體系。我國企業在改革開放之后才逐漸的融入到國際貿易中，對于開展國際貿易的經驗還比較欠缺。我國企業真正的開展國際貿易還是在加入世貿組織之后，所以在進出口貿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實際發展所需要的進出口貿易管理體系，促進企業的發展。
二、我國企業進出口貿易管理的現狀分析
1.企業沒有建立專門的進出口貿易管理機構，導致管理上的混亂。我國企業在開展國際貿易的過程中沒有建立專門的管理機構，將進出口業務實行外包的形式。從市場調查、客戶信用調查、進出口貿易合同的簽訂以及后期的執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的經營和發展負責，所以對于風險的投入和關注比較低。結構不能夠全面詳盡的分析行業的市場發展情況，難以對進出口貿易提供準確的預測，例如不能夠洞察到國外的行業保護政策的影響以及貿易壁壘的影響等，導致企業的進出口貿易暴露在風險下。同時在全面的外包下，企業對于進出口貿易的過程難以進行監管，容易導致貿易過程中的不規范操作，使企業存在經營中的風險。
2.企業沒有建立完善的進出口貿易管理制度。部分企業雖然建立了自己的進出口貿易管理部門，但是在管理方面還不夠嚴謹，使企業的進出口貿易體系不夠完善。例如企業沒有注重對進出口貿易的風險考察和分析，沒有建立專門的部門為企業的進出口貿易提供參考資料，沒有做好進出口貿易的風險管控。同時在企業的進出口貿易管理部門內部，不能實現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，難以充分的發揮管理上的優勢，使進出口貿易管理無章可循，管理效率底下。
3.企業的進出口貿易運營風險比較大。企業在進出口貿易的管理過程中沒有明確各個部門的職責，沒有加強貿易過程中的事前、事中、事后風險管理，使企業遭受了比較大的經濟損失。例如在進出口貿易中不重視事前的分析，使企業不能夠快速的根據市場的變化而調整企業的進出口貿易策略，使企業在進出口貿易中處于被動的地位。企業沒有認真的分析進出口貿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，導致企業進出口貿易風險的加大。
三、構建符合企業需要的貿易體系的方法與措施
1.建立針對性的進出口貿易機構。企業應當結合運行的實際，建立自己的進出口貿易機構，并且明確其組織的職責。在建立進出口貿易部門的過程中應當借鑒西方先進企業的經驗，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，做到信息的互聯互通，提高進出口貿易決策的質量和效率。市場部門應當著重對企業的進出口貿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易過程中的風險分析和預測，為財務部門提供信息參考，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，審核進出口貿易合同，調查和了解客戶的信用資質，審查付款條件等。加強對客戶履約過程的監督，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，為企業結算提供依據和參考。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，配合進出口貿易管理的其它部門對合同的實施過程進行監督、驗收等，同時對于風險比較大合同進行中止以及停止產品的出庫驗收等。
2.建立完善的進出口貿易管理制度。企業應當從實際出發，建立完善的進出口貿易管理制度，加強進出口貿易各個管理部門的內部協同能力，提高管理的效率和質量。進出口貿易包含了許多環節，例如生產環節、質量管理環節、出口環節、進口環節等，在供應鏈中每個環節都至關重要，都和企業的經營具有密切的關系。只有明確各個管理部門的職責，才能實現對各個環節的有效管理。企業的各個部門都應當按照企業的發展需要和市場的要求，按照進出口管理的要求，建立內部的聯動機制，使企業能夠根據市場的變化快速的采取措施降低企業的經濟損失，提高企業的經濟效益。
3.建立進出口貿易的風險管理機制。進出口貿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，因此在企業的進出口貿易中應當加強風險管理，降低企業進出口貿易的風險。企業應當從風險的識別、監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部門獲得風險信息，通過國外金融結構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，發現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。要在企業內部建立分析控制的考核和評價體系，實現風險控制的動態管理，使風險控制能夠真正的融入到企業的進出口貿易管理中，更好的為企業的進出口貿易服務。
四、結語
關鍵字： VAR模型；對外貿易；經濟增長；脈沖分析；吉林省
關于對外貿易與經濟增長之間關系的研究一直是國內外學者研究的熱點和爭論的焦點，諸多學者對于不同國家或者地區的經濟增長與對外貿易之間的關系也進行了回歸分析。改革開放以來，吉林省的經濟增長水平和對外貿易總額都得到了迅速的發展，進出口總額都有了大幅度的提高，而關于吉林省進出口貿易對于經濟增長的促進作用究竟有多大，也成為學者們研究的課題和政策制定者關注的對象，對于已有的研究，國內學者多采用協整分析來研究經濟增長與進出口貿易之間的影響，本文采用VAR模型，通過對改革開放以來近15年的數據進行回歸分析，驗證了吉林省經濟發展和對外貿易之間的正向影響關系。
改革開放以前，吉林省的對外貿易發展較為落后；改革開放以后，吉林省對外貿易的發展大體經歷了三個階段：1979-1994年的緩慢增長階段，1994-2002年的波動增長階段和2003年以來的快速增長階段。鑒于2000年以前吉林省經濟發展水平和進出口貿易額較小，因此，本文選取2000-2013年吉林省地區經濟發展和對外貿易數據進行分析，選取地區生產總值（GDP）來衡量經濟發展水平，選取對外貿易出口額（EX）以及對外貿易進口額（IM）衡量對外貿易發展水平，作為樣本數據。所有數據均來源于《吉林省國民經濟和社會發展統計公報》。
本文對數據進行了三方面的處理。第一，將億美元為單位的數據全部按當年的平均匯率折算成人民幣，單位為億元；第二，根據2000-2013年吉林省居民消費價格總指數，計算出折算數，將數據剔除價格波動因素的影響，獲得真實值RGDP，REX和RIM；第三，將調整過的變量的真實值分別取自然對數，即lnRGDP，lnREX和lnRIM， 這樣可以在一定程度上消除異方差，增強數據的線性化趨勢，同時便于考察各變量對GDP的敏感度，且不改變各變量的穩定關系。實證分析所用軟件為EViews6.0。
回歸分析
（一）滯后階數的確定
VAR模型只與兩個參數有關，一是所含變量個數，二是最大滯后階數。所以在建立VAR模型之前，需要確定滯后階數。根據赤池信息準則（AIC），SC及FPE等準則，以及考慮到樣本容量問題，經EViews軟件分析，選取滯后階數為1。
（二）參數估計
由于不含有外生變量的非限制性VAR模型中每個方程的右側均只含有內生變量的滯后項，這些滯后項與誤差向量？t是漸進不相關的，因此可以用普通最小二乘法（OLS）對方程進行估計，所得到的估計參數是一致并有效的。
（四）脈沖響應分析
由所得到的VAR模型， 基于脈沖響應函數式， 可以得到經濟增長與進口、出口之間的相互沖擊動態響應路徑。圖中橫軸顯示沖擊作用的滯后期間（單位：年） ，縱軸表示沖擊引起變量的變化程度，實線為脈沖響應函數的計算值。在模型中將沖擊作用的滯后期設定為10。
結論
另外，由脈沖響應分析圖可知，首先，經濟的增長具有持續性，當期經濟增長的正向沖擊會帶來下期經濟的跳躍增長，并趨于平穩；當期出口的正向沖擊由當期開始會出現顯著的正向影響并于第三期之后逐漸趨于平穩，當期進口的正向沖擊由當期開始會出現顯著的正向影響并于第四期之后逐漸趨于平穩，即進出口的增加會明顯推動經濟增長。其次，當期經濟增長的正向沖擊會帶來出口的當期跳躍增長，逐漸降低并在第三期之后趨于平穩，進口的正向沖擊會帶來出口的增長但是幅度很小。最后當期經濟增長和出口的正向沖擊會帶來進口的小幅度變動但是不夠明顯，而進口對于自身上期的正向沖擊是具有明顯的反應的。
可見，經濟增長與進出口之間存在明顯的正向關系：經濟的增長既有自身的持續性，也有進出口貿易繁榮帶來的推動性，進出口貿易的增長都會帶來經濟的持續發展；反過來，經濟的增長也會帶來貿易的繁榮，地區經濟的快速發展也會推動進出口貿易的快速增長。
對策
實證分析顯示，吉林省的經濟增長與進出口貿易之間存在明顯的正向影響關系，因此推動吉林省的進出口貿易穩定持續的發展，必然會帶動經濟的繁榮和人們生活水平的提高。但是由于歷史、地理位置原因及文化因素的影響，吉林省的對外貿易發展還存在諸多問題，例如對外貿易規模小，貿易發展不平衡，進出口結構不合理、進出口關聯度低，勞動力資源的比較優勢未能充分發揮以及出口企業自主創新能力較弱、未能形成知識產權優勢等問題。因此，對于推動吉林省對外貿易的發展，應采取以下措施。
（一）促進產業升級，完善進出口商品結構
吉林省農業資源豐富，擁有雄厚的工業基礎，應充分利用科學技術加快改造傳統產業，增強其國際競爭力。在保持資源密集型產品出口的同時，應重點擴大勞動密集型產品的出口并推動資本密集型產品的出口。同時，在發展一般貿易的同時，應不斷擴大加工貿易的規模，帶動上下游產業的發展和經濟增長，加工貿易要緊密圍繞吉林省的優勢產業和基礎工業行業，并向高科技含量的加工行業給予政策傾斜，推動資本密集型和技術密集型產品的出口。
（二）充分發揮長吉圖開發開放先導區的帶動作用
長吉圖開發開放先導區，具有良好基礎和條件：一是有突出的區位優勢；二是有良好的基礎設施；三是有與東北亞各國密切的經貿合作關系；四是有較強的產業和科技支撐。應充分發揮其優勢與基礎，密切與東北亞各國的經貿往來，推動吉林省對外貿易的進一步發展。使長吉圖發展成為我國沿邊開發開放的重要區域、我國面向東北亞開放的重要門戶和東北亞經濟技術合作的重要平臺，推動吉林省對外貿易發展的重要手段。
訊：日前，海關信息網的一份報告對我國2015年進出口貿易及宏觀經濟運行情況進行了盤點，并對2016年全年我國進出口貿易總值、增長速度作了預估。報告指出，我國進出口增速將有望扭負為正，預計2016年全年我國進出口貿易總值約為25萬億元人民幣，同比增長1.9%。其中進口10萬億元人民幣，同比下降4.4%；出口15萬億元人民幣，同比增長6.5%。
億邦動力網獲悉，根據該報告，我國2015年全年對外貿易進出口總值大幅下降，但結構正進一步優化。從貿易方式上看，一般貿易出口增速高于整體，加工貿易出現雙降，海關特殊監管區域對外貿易(主要涉及跨境電商)效益小幅提升。
據悉，2015年世界經濟整體上步入了低速增長時代、日本經濟維持低迷、歐洲經濟緩慢復蘇。在這種經濟形勢下，中國經濟面臨結構再調整，增速繼續探底的可能。從中國區域上分析，中國中部地區外貿逆勢增長；西部地區貿易同比降幅較大，進口形勢好轉；東部地區外貿回暖，出口、進口降幅均有收窄。
億邦動力網從報告中得知，2015年我國進出口貿易主要呈現大特點：
(1)進出口增速大幅下滑，出口先導指數顯示出口壓力仍然很大。2015年我國進出口總值24.58萬億元，比2014年下降7%，其中出口14.1億元，下降1.8%，進口10.45萬億元，下降13.2%，貿易順差3.69萬億元，擴大56.7%。從月度趨勢來，全年除2月份正增長外，其余各月均為負增長，其中，4月、5月、7月、8月、9月和10月同比下滑幅度均超過8%。
(2)進出口貨運量震蕩中小幅度上升，進口貨運量與貿易額走勢持平，出口貨運量與貿易額有擴大趨勢，價格影響微顯。
(3)機械器具零件等與貴金屬、針織品等是拖累出口增長的主要商品。礦物燃料、特殊未分類商品和礦砂等是拖累我國進口增長的主要商品。
對于2016年我國進出口貿易的影響因素及走勢，海關信息指出，有利因素主要包括政策紅利的釋放、新增長動力的出現以及區域合作的推進。其中，新增長動力是指跨境電子商務、市場采購貿易、外貿綜合服務企業等新型商業模式正在快速發展，隨著相關扶持政策措施的落實，新型商業模式有望成為進出口貿易增長的新動力。
與此同時，報告也指出，2016年我國進出口貿易所面臨的主要不利因素包括：全球經濟和貿易仍呈放緩趨勢；國際大宗價格仍將低迷中探底；我國經濟和外貿形勢承受巨大壓力；民營企業受融資難困擾。(來源：億邦動力網）
[關鍵詞] 經濟增長；FDI；進出口貿易；協整檢驗
doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2013 . 19. 030
[中圖分類號] F127；F224 [文獻標識碼] A [文章編號] 1673 - 0194（2013）19- 0052- 03
1 引 言
我國自實行經濟改革開放政策以來，經濟發展水平快速提高，外商直接投資（FDI）額快速增長，進出口貿易額大幅度提高。外商直接投資與進出口貿易成為經濟增長的強勁動力，為經濟發展提供了強有力保證。遼寧省作為東北地區經濟發展較快省份，取得的成績令人矚目。1978年遼寧省實際利用外資額僅為38萬美元，出口貿易額為43億美元，進口貿易額為0.7億美元；2011年實際利用外資額為2 426 739.00萬美元，出口貿易額為510.40億美元，進口貿易額為449.20億美元。
目前國內外學者對經濟增長與FDI、對外貿易之間的關系進行了大量研究。姚樹潔 等（2006）利用面板數據，研究了新興工業化國家外商直接投資、人力資本與經濟增長的關系，研究發現外商直接投資在總投資中所占的比重對生產具有顯著性影響。劉雙明（2007）利用復合系統整體協調度模型研究了經濟增長與FDI協調程度，研究發現FDI與經濟增長協調程度不高。馬巖（2006）研究了人力資本與外商直接投資對經濟增長的作用，并考察了FDI與人力資本的聯合效應，研究發現外商直接投資對經濟增長的促進作用在逐步減弱。朱華斌（2007）利用我國1983-2005年GDP、FDI及國際貿易數據，研究了外商直接投資對經濟增長與對外貿易的影響，研究表明外商直接投資可促進經濟增長和對外貿易。陳一鳴（2011）通過對山東省FDI、經濟增長與對外貿易的研究發現，外商直接投資、對外貿易與經濟增長之間存在著長期的穩定均衡關系，外商直接投資與進出口貿易的增加是經濟增長的Granger原因。
基于以上研究，本文利用遼寧省1982-2011年數據，定量研究遼寧省經濟增長與外商直接投資、對外貿易的動態變化關系，從而為遼寧省的經濟發展提供政策建議，為經濟政策制定者提供依據。
2 變量選取與數據來源
本文選取GDP作為經濟增長指標，FDI為實際利用外資額指標，EX為出口貿易額指標，IM為進口貿易額指標。為消除價格水平因素以及匯率影響，本文以1982年為基期，對名義GDP及進出口總額、外商直接投資額進行換算。由于對變量取對數之后并不影響變量之間的協整關系，并且可以消除模型中存在異方差的影響，對實際GDP、FDI、IM、EX進行取對數處理，相應變量分別記為LGDP、LFDI、LIM與LEX。
本文所選取的GDP、FDI、IM、EX數據均來自于歷年《遼寧省統計年鑒》。
3 實證分析結果及解釋
3.1 變量平穩性檢驗
為避免“偽回歸”現象的出現，在分析時間序列數據之前，需要進行平穩性檢驗。利用Eviews 7.0軟件分別對LGDP、LFDI、LIM、LEX的原始序列及差分序列，分別進行ADF單位根檢驗，滯后期選擇基于AIC準則，所得結果見表1所示。
由表1檢驗結果可知，LGDP、LFDI、LIM與LEX不顯著，說明序列為不平穩序列。ΔLGDP、ΔLFDI、ΔLIM與ΔLEX在5%顯著性水平下顯著，說明經過一次差分之后，LGDP、LFDI、LIM與LEX平穩。LGDP、LFDI、LIM與LEX均為一階單整，即LGDP～I（1）、LFDI～I（1）、LIM～I（1）、LEX～I（1）。
3.2 協整檢驗
協整檢驗是為了確定變量之間是否存在長期均衡關系。利用Eviews 7.0軟件對LGDP、LFDI、LIM、LEX進行JJ協整檢驗。
在5%顯著水平下，經濟增長、外商直接投資、進口貿易額與出口貿易額之間存在著長期均衡關系。相應協整方程為：
LGDPt=0.690 0 LFDIt+0.601 8 LEXt-2.036 9 LIMt-3.706 5（2）
在長期內外商直接投資增加1個百分點，GDP增加0.690 0個百分點，出口增加1個百分點， GDP增加0.601 8個百分點，但是進口增加1個百分點，卻會使GDP下降2.036 9個百分點。由此可見，外商直接投資與出口貿易對經濟增長具有明顯促進作用，必須重視外商直接投資與出口貿易發展。
3.3 誤差修正模型
根據 Engle 定理，若一組變量之間存在長期協整關系，則協整回歸方程總是可以轉化成誤差修正模型。將誤差修正模型滯后階數定為1，得到如下誤差修正模型：
在短期內，當外商直接投資增加1個百分點時，經濟增長將會增加0.019 2個百分點，上期經濟增長1個百分點時，本期經濟將會增加0.655 0個百分點，可見上期經濟對本期經濟增長影響最大。當上期經濟增加1個百分點時，本期外商直接投資將會增加1.269 3個百分點。上期經濟增加會吸引外國投資者，從而會導致本期外商直接投資額增加。此外，經濟持續增長會大幅度增加進口，當經濟增長1個百分點時，進口將會增加2.908 4個百分點，可見經濟發展會促進國際貿易興旺，進出口貿易則在不同程度上影響經濟的發展。
3.4 Granger因果關系檢驗
由上述分析可知，經濟增長、外商直接投資與進出口貿易之間存在長期均衡關系，在短期內也是彼此影響，但是并沒有說明影響方向。下面對經濟增長、外商直接投資與進出口貿易進行Granger因果關系檢驗，根據AIC準則確定各變量滯后階數為2。
由表3可以看出，在短期內進口貿易是經濟增長的Granger原因，經濟增長也是進口貿易的Granger原因，二者之間存在著雙向Granger因果關系。外商直接投資是進口貿易的Granger原因，但是進口貿易不是外商直接投資的Granger原因，存在從外商直接投資到出口的單向Granger因果關系。可見經濟增長主要來自于出口貿易的發展，而出口貿易的發展也來自于經濟的持續增長，二者相互促進，共同發展。
3.5 方差分解
方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻率來評價不同結構沖擊的相對重要性。因此方差分解可以給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動項的相對重要性信息。本文利用方差分解方法分析外商直接投資、進出口貿易對經濟增長的貢獻率，方差分解詳細結果見表4。
從表4可以看出，GDP預測誤差主要來自于自身以及出口貿易，自身的貢獻程度達到了60%以上。進出口貿易的增長均會導致GDP的增加，但是二者的貢獻程度不同。出口貿易的增長約占經濟增長總波動的36%，并且保持相對穩定的快速增長趨勢；相對于出口貿易，進口貿易增長則比較緩慢，且對經濟增長的貢獻程度比較低。外商直接投資對經濟增長的影響比較微弱，這與脈沖響應函數的結論相一致。
4 本文結論與政策建議
本文以協整理論為基礎，對遼寧省外商直接投資、進出口貿易與經濟增長之間的關系進行了分析，可以得出如下結論：
（1）遼寧省經濟增長與外商直接投資、進出口貿易之間存在著長期均衡關系。外商直接投資與出口貿易對經濟增長具有正向促進作用，但是進口貿易對經濟增長存在著一定的反向制約作用。外商直接投資使得大量資本從資本收益率較低的發達國家開始流向資本收益率較高的發展中國家，通過資本的積累可以使發展中國家彌補企業發展資本不足的缺陷，從而促進企業發展與經濟增長。
（2）經濟增長與進口貿易存在著雙向Granger因果關系，外商直接投資與進口貿易之間存在著從外商直接投資到進出口貿易的單向Granger因果關系。外商直接投資直接影響到國內資本積累，在經濟增長同時影響了進出口貿易增長。
（3）通過方差分解可知，進出口貿易增長會導致經濟增長，但是二者貢獻程度不同，出口貿易貢獻程度明顯要大于進口貿易貢獻程度。外商直接投資對經濟增長波動的貢獻則很微弱，且處于負方向，這可能是由于外商直接投資的利用效率不高所致。
通過以上分析，本文認為要加快發展遼寧的出口貿易，擴大利用外資規模，提高外商直接投資利用效率，加強本地企業與外商企業之間在技術與產品創新方面的合作。出口貿易對經濟增長的作用顯而易見，但是不能忽視國內市場地位，應綜合考慮各方面因素，合理調整進出口貿易結構，在保持出口貿易發展的同時，改善產業之間的結構，合理利用地區的資源優勢，充分發揮自身的地理區位優勢，提高進口產品對經濟發展的促進作用，實現經濟的合理發展。
主要參考文獻
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[6]朱華斌.FDI與GDP及國際貿易相關性的實證研究[J].財經問題研究，2007（1） ：89-97.
1.變量的選擇。本文以民營企業出口貿易(EX)、進口貿易(IM)和進出口貿易總額(XM)為解釋變量衡量民營企業對外貿易,國內生產總值(GDP)為被解釋變量以衡量經濟增長,分析前者對后者的影響機制,使模型達到簡單明了的效果。對數變換能夠消除變量的異方差性,不改變原序列的協整關系,提高估計的可靠性。本文采用變量的對數形式LnGDP、LnEX、LnIM、LnXM。
2.數據說明。本文把民營企業定義為“非國有非外資企業”,主要包括集體企業和私營企業,因此得到了以上公式。所有數據來源于1994年~2008年《中國統計年鑒》和商務部網站。由于采用的是季度數據。計算數據時,為消除物價波動的影響,各變量均以1994年第一季度為基期轉換為實際值,得到以不變價格計算的GDP和民營企業對外貿易數據。為了統一GDP與民營企業對外貿易數據之間的單位,利用商務部網站1994年~2008年人民幣兌美元匯率換算成人民幣。
3.實證檢驗原理。
(1)Granger因果關系檢驗。本文通過Granger因果檢驗檢驗宏觀民營企業對外貿易和經濟增長之間的Granger因果關系。該過程是通過以下兩個過程實現的,考慮下面的回歸:
是合理的,隨機干擾項也是一個白噪聲(WhiteNoise),且模型參數有合理的經濟解釋。
(3)脈沖響應函數和方差分解。估計SVAR模型等同于估計含有協方差約束的聯立方程模型,并由AIC或SC準則確定滯后階數。該模型可以分為脈沖響應函數和方差分解兩部分。在SVAR的實際應用中,自舉方法是脈沖響應推斷統計的基礎,這種方法常常用于脈沖響應的置信區間,因為用這種方法得到的小樣本推斷常常可能比用漸近理論更為可靠(Krtzig,1998)。另外脈沖響應系數的漸進方差解析式也相當復雜(Lutkepohl,1991),而用自舉法構造置信區間,就不需要準確的方差表達式,這樣就可避免求解明確的解析式。本文遵從這一建議,在殘差的基礎上使用自舉法為脈沖響應構建置信區間,再進行方差分解,過程如下:
首先估計出模型,如果將殘差估計值記為ut,可以計算出離差u1-u,…uT-u,隨機生成自舉殘差,記為u*1,…u*T,并用其代替離差。對于P階模型,從預先給定的樣本值y-p+1,…y0開始,可以用u*t遞歸地計算出自舉時間序列。在用這種方法得到參數估計值的基礎上,我們可以重新估計模型并決定相關的量,不斷重復這些過程,就可以得出相關量的經驗自舉分布。從這些量的分布中就可以得到脈沖響應分布、分位數和置信區間了。
二、實證檢驗
1.Granger因果關系檢驗。
(1)平穩性檢驗。表1檢驗結果表明:時間序列變量LnGDP、LnEX、LnIM和LnXM是非平穩的時間序列,無法拒絕單位根假設。因此需要檢驗是否存在一階平穩。
表2檢驗結果表明:一階差分變量d(LnGDP)、d(LnEX)、d(LnIM)和d(LnXM)是平穩的時間序列。LnGDP、LnEX、LnIM和LnXM是一階單整序列I(1),進一步協整關系。
(2)協整檢驗。表3檢驗結果表明:在5%的置信水平下,變量之間至少存在兩個協整等式。
由表4可知,變量LnEX、LnIM、LnXM與LnGDP之間存在長期穩定關系。這說明民營企業對外貿易對中國經濟增長確實存在某種長期影響機制。
(3)Granger因果關系檢驗。根據赤池信息準則AIC,確定各變量的滯后階數均為3。檢驗結果如表5所示。
表5檢驗結果表明:LnGDP與LnEX、LnIM、LnXM之間存在雙方面的Granger因果關系。這說明經濟增長和民營企業對外貿易的發展互相有積極促進作用。
2.OLS模型參數估計。
LNGDP=6.871043724+0.6536427568*LNEX+0.6336759861*LNIM+0.4954658435*LNXM+ut
(0.732885)(0.427435)(0.681751)(1.274853)
[3.343401][1.592434][0.963743][0.474543]
R2=0.976213,AdjustedR2=0.974427,DW=0.787134,F=1137.952
括號內為各系數的標準差,中括號內為t值。t檢驗全部通過,R2的值很高,模型的擬合度很高。方程表明,長期內,國內生產總值與民營企業出口、進口、進出口貿易間存在長期穩定均衡關系,民營企業出口、進口、進出口貿易都對GDP產生積極的影響。民營企業進出口、出口和進口平均每增加1%,中國經濟將分別增長0.50%、0.65%和0.63%。
3.SVAR模型結果與分析。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(單位:季度),縱軸表示GDP變動的相對比例,實線表示脈沖響應函數,虛線表示兩倍標準差情況下的偏離線。左上、左下、右上和右下圖表示GDP對GDP、民營企業出口貿易、進口貿易和進出口貿易的沖擊的反應。得到如下結果:
第一,GDP的一個標準差的正沖擊發生后,GDP有一個明顯的正反饋,這說明GDP與前期值有很強的相關性。到第五季度上升到最大處1.81%,之后緩慢下降,說明GDP與前期值的相關性的強度在短期達到最大值后,隨著時間的推移會有所減少。第十季度收斂于0。
第二,民營企業進口貿易的一個標準差的正沖擊發生后,GDP上升,在第六季度達到最大值1.79%,說明在短期內民營企業進口貿易對經濟增長有正向的刺激作用。第六季度后緩慢下降,第九季度收斂至0,之后繼續緩慢下降為負值,但幅度很小,說明民營企業進口貿易在長期內并不對經濟增長有持續的正向的刺激作用,但負面效應也不大,總體來說在長期的影響較小,呈現圍繞零點上下波動的狀況。
第三,民營企業出口貿易的一個標準差的正沖擊發生后,GDP持續上升,表明民營企業出口貿易在長期對經濟增長有持續的正向作用。但上升的幅度隨時間增加而先越來越小然后基本保持不變,說明民營企業出口貿易對經濟增長的推動作用在短期內會很顯著地增加,而在長期內會相對保持穩定地增加。
【關鍵詞】進出口貿易 貿易結構 匯率
一、中國進出口貿易的結構分析
經歷了30多年的改革開放,中國的進出口貿易結構發生了很大的變化,從最初的以初級產品為主導的國際貿易逐漸轉變為以工業制成品的國際貿易為主導。貿易結構的變化可以從進出口商品結構、進出口貿易方式以及高新技術產品的進出口來分析。
進出口商品結構是指一國在一定時期內各類進出口商品在整個貿易總額中所占的比重。進出口貿易方式主要分為一般貿易、加工貿易和其他貿易,其中三者之間的比例關系可以看出一國貿易發展的程度以及參與國際分工的程度。高新技術產品的進出口發展狀況可以體現出一國在國際貿易中的地位和競爭力。
1.中國進出口商品結構的變化
按照聯合國“標準國際貿易分類”(SITC)方法,我國對外貿易商品分為10大類:0類(食品及活動物)、1類(飲料及煙類)、2類(非食用原料)、3類(礦物燃料、油及有關原料)、4類(動植物油、脂及蠟)、5類(化學成品及有關產品)、6類(按原料分類的制成品)、7類(機械及運輸設備)、8類(雜項制品)和9類(未分類產品)。其中,0～4類為初級產品,5～9類為工業制成品。
從出口方面來看,中國經歷了以出口初級產品為主到以出口工業制成品為主的轉變。1980年中國初級產品出口額為91.14億美元,占當時總出口額的50.30%,到2006年中國初級產品出口額達到529.19億美元,增長了5.8倍。但是,2006年初級產品占當年總出口額的5.46%,為歷史最低。對比看來,工業制成品則從1980年的90.05億美元增長到了9160.17億美元,占當期總出口額的比例由原來的49.70%增長到94.54%。這說明改革開放帶來的是工業制成品的飛速發展,使中國一躍成為工業化國家。(美國經濟學家羅斯托認為一國工業制成品出口所占總出口額的比例超過55%,則認為該國家進入工業化階段。)
從進口方面來看,初級產品的進口雖然在數額上有了巨大的增長(從1980年的69.59億美元增長到2006年的1871.3億美元),但是,初級產品的進口比例并沒有太大的變化,相反還出現了下降的趨勢(從1980年的34.77%下降到2006年23.64%)。與此相對應的是,工業制成品的進口無論從數額上還是從比例上都處于增長的態勢,雖然自2003以來,工業制成品的進口出現了下滑,但是仍然維持在75%以上。
從上面的分析來看,中國的進出口商品的結構從最初進出口初級產品為主逐漸轉變為以進出口工業制成品為主。中國進出口商品結構的轉變促使國內的產業進行了大的調整,為中國的工業化奠定了基礎。當前,以產品內貿易分工為代表的新的全球產業鏈分工,致使中國工業制成品在進出口方面出現了大進大出的現象。隨著中國工業制成品的進出口不斷增長,中國制造已經成為全球產業鏈當中重要的一個環節。
另外,學術界一般把SITC中的0-4類初級產品定義為資源密集型產品,工業制成品中第6、8類制成品定義為勞動密集型產品,第5、7類制成品產品定義為資本密集型產品。這三類產品從1980年以來表現為快速的增長。進口方面,資本密集型產品的進口要遠遠超過資源密集型和勞動密集型產品的增長。出口方面,在改革開放初期,勞動密集型產品的出口額要遠遠大于其他兩種,但是2003的時候,資本密集型產品的出口超過了勞動密集型產品。綜上所述,中國的進出口產品結構逐漸轉變為以進出口資本密集型產品為主,這也說明了中國自改革開放以來貿易結構一直在優化。
2.中國進出口方式的變化
在進出口貿易方式上,改革開放初期以一般貿易為主,加工貿易所占的比例很小,但是到上世紀90年代后,加工貿易占據總進出口貿易的半壁江山;進入21世紀后,加工貿易有所降低,但是加工貿易的競爭力卻在不斷增強,在2006年加工貿易競爭力指數達到了最高值22.7,而在1994年加工貿易的競爭力指數才只有9。總之,中國的貿易方式已經從一般貿易為主轉變為加工貿易為主。
3.中國高新技術產品進出口的變化
中國的高新技術產業在2000年的時候還處于比較落后的階段,2000-2003年中國高新技術產業一直處于逆差狀態,但是最近幾年高新技術產業發展比較快,2007年已經實現貿易順差608.3億美元。同時,高新技術產業的貿易競爭指數也從2000的-0.17增長到2007的0.1。這也說明中國的高新技術產業仍然處于一個低級發展階段,未來還需要大力發展。
高新技術產業的發展代表了一個國家貿易的核心競爭力,中國的高新技術產業和發達國家相比還有很長的路要走。中國高新技術產業的進出口占商品總出口和占工業制成品進出口貿易的比例雖然一直在增長,但是依然比較低。截止2007年,高新技術產業的進出口占工業品的進出口的比例也剛剛達到40%,所以國家要在這方面加大投入力度,鼓勵高新技術產業的發展,以提高和優化中國的進出口貿易結構。
綜上所述,中國的進出口貿易結構已經發生了很大的改變,中國的進出口貿易結構一直在優化。從原來以初級產品為主的國際貿易發展為以工業制成品為主的國際貿易。在此期間,加工貿易的崛起有力的促進了中國進出口貿易的發展,加工貿易占整個貿易額的比重不斷提高。另外,中國高新技術產品的進出口貿易也取得一定發展,雖然目前依然落后于發達國家,但是近幾年來的發展趨勢是良好的,中國高新技術產品的貿易競爭指數也不斷在提高。
二、人民幣匯率變動對中國進出口貿易結構的影響分析
經過對中國進出口貿易結構的分析發現,在貿易結構中各個類別的發展程度都不一樣,匯率變動對各個類別的影響一定也不一樣,這就有必要對各個類別進行分析。由于進出口產品可分為資源密集型產品(即初級產品)、資本密集型和勞動密集型產品,本文將對這三類別做深入的分析。
按照聯合國“標準國際貿易分類”(SITC)方法,初級產品包括0-4類,資本密集型產品為5和7類;勞動密集型產品包括6類和8類。
首先,本文采用0-4類出口產品的面板數據做分析。由于涉及的類別可能受到其他因素的影響,為了能簡便地看出匯率變動對各個類別影響的差距,本文的解釋變量只選取當期的名義匯率。模型如下:
模型中,i表示類別,n表示年份,LnTRin表示i類別n年進出口總額的對數,同理,LnEn表示n年的匯率。其中,E為直接標價法。
計量分析如下。
以上三個計量結果分別從資源密集型產品、資本密集型產品和勞動密集型產品角度分析了名義匯率變動對三類產品進出口的影響。從上面三個計量結果來看,匯率變動影響最大的是資本密集型產品的進出口,其次是勞動密集型產品的進出口,影響最小的是資源密集型產品的進出口,其影響系數分別為:4.03、2.64和0.36。即,匯率每升值1%,資本密集型產品將減少4.03%,勞動密集型減少2.64%,資源密集型減少0.36%。三、小結
自布雷頓森林體系解體以來,全球各國都相繼采用浮動匯率制,匯率的上下波動已經成為不可避免的趨勢。不論是20世紀末的亞洲金融危機,還是2008年的全球金融海嘯,都造成了匯率的巨大波動;加上持續的人民幣升值預期,人民幣匯率已經不可能在一段時間內保持不變。因此,中國的進出口貿易必須加強抗匯率波動的能力。
在人民幣匯率發生變動的時候,首當其沖就是資本密集型產品。2008年金融危機發生后,廣東和山東的韓企不斷的違約撤資,其最重要的原因就是在中國的投資收益已經不能彌補匯率變動帶來的損失。伴隨著外資的撤離,中國資本密集型產品的進出口受到了重大影響。由于中國在勞動力方面的優勢,中國勞動密集型產品抵御匯率沖擊能力稍微強一點,但是因為中國加工貿易的附加值很低,這降低了中國勞動密集型產品在國際市場上的競爭力。綜上所述,匯率對中國進出口貿易中各類商品的影響是不一樣的,人民幣匯率的變動對資本密集型產品的影響最大,勞動密集型產品次之,對資源密集型產品的影響最弱。因此,在優化中國進出口貿易結構的時候,政府應該著重加強對資本密集型行業的扶持,爭取中國在資本密集型產品的進出口貿易中占據優勢,以增加抗匯率波動的風險。
參考文獻:
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關鍵詞：人民幣匯率；對外貿易
中圖分類號：F830文獻標識碼：A
文章編號：1006－1428（2006）06－0017-02
一、上海市進出口貿易發展情況
上世紀九十年代以來，上海市的進出口貿易得到了迅速的發展。出口方面，出口額從1993年的657億美元增長到2004年的7351億美元，增長了約11倍。在進口方面，進口額從1993年的7935億美元增加到2004年的8651億美元，增長了約11倍。在1990年代的大部分時間里，上海市的進出口規模和增長速度都大致相當。從1999年開始，進口的規模開始全面超過出口，因此從當年起上海市的貿易收支逆差開始不斷加大，2004年，貿易逆差達到了1301億美元。
考慮到外商投資企業在上海市對外貿易中的重要地位，圖-1給出了上海市外資企業的進出口情況。從圖-1可以看出，上海市外資企業的進口一直高于出口，二者的增速大致相當，因此外資企業的貿易收支一直處于平穩增長的逆差狀態，這一點與上海市進出口貿易整體的變化趨勢基本一致。
二、人民幣匯率變動與上海市貿易收支的實證檢驗
（一）模型設定和數據說明
1.模型設定。
不同于國與國之間的貿易，地區對外貿易受國內外產出的影響相對較小。不過，本地的產出會對其出口產生系統性影響。根據上面的分析，外商投資企業在上海市對外貿易中居于重要地位，因此應該將外商直接投資（FDI）納入到模型當中。同時，由于本文考察的是上海市整體對外貿易狀況，因此應該使用人民幣有效匯率，最終設定的上海市進出口模型如下：
IM=f(GDP,FDI,REER)
EX=f(GDP,FDI,REER)
TB=f(GDP,FDI,REER)
其中，GDP是上海市實際GDP，FDI為上海市外商直接投資，REER為人民幣實際有效匯率。實際有效匯率是某一貨幣對所選幾種貨幣實際雙邊匯率的加權平均值，它能夠反映該國商品的國際競爭力。
考慮到我國對外開放程度的不斷提高，本文增加了貿易自由化變量T，以時間趨勢項來代替，用以反映中國對外貿易政策變動的影響。同時，為了分析實際匯率與貿易自由化的綜合影響，本文還增加了T×REER項。
2.數據來源和說明。
本文采用年度數據，樣本期為1993-2004年。為了便于分析，本文采取對數形式進行實證分析，各變量取對數后變成無綱變量，可以直接進入模型。
進口IM為上海市進口的對數值，出口EX為上海市出口的對數值，貿易收支TB為出口/進口的對數值，各年貿易數據來自《海關統計年鑒》。
GDP是以2000年價格水平衡量的上海實際GDP的對數值，FDI為外商直接投資的對數值，各年數據均來自《上海市統計年鑒》。
REER為人民幣實際有效匯率的對數值，各年數據來源于IMF《國際金融年鑒》，統一調整為以2000年為基期的指數。
3.ADF檢驗。
為了進行實證分析，首先對基本數據進行平穩性檢驗。本文采取擴展的迪基-富勒方法（ADF）來進行序列的單位根檢驗。對每個時間序列，采取如下的估算方程：
檢驗結果顯示，各時間序列均是一階平穩數據，不存在虛假回歸問題。因此，下文將使用最小二乘法（OLS）估計進出口方程和貿易收支方程，確定方程的最終依據是其整體擬合效果、殘差是否存在自相關以及主要解釋變量是否顯著。
（二）人民幣匯率與上海市貿易收支的實證分析
本文采用Eviews4.1軟件進行回歸分析，結果如表-1所示。
從回歸結果可以看出：
1.本地收入水平的提高同時促進了上海市的進口和出口，但其對出口供給能力的影響強度高于進口需求方面。因此，總體上看，上海市GDP 增長增加了貿易收支的順差，GDP每增長1%，當地的貿易收支順差增加0788%。可見，上海市有較強的出口能力。
2.貿易自由化程度的提高同時促進了上海市進出口貿易的增長，但貿易自由化程度的提高更有利于上海市進口需求的釋放，因此總體上增加了上海市的貿易逆差。
3.外商直接投資同時促進了上海市進出口貿易的增長，但其在進口方面的促進作用大于出口，因此總體上擴大了上海市的貿易逆差。
4.人民幣匯率貶值有力地促進了上海市出口貿易的增長，這種促進作用隨著貿易自由化程度的提高而不斷增強，出口彈性值到2004年達到了-192。進口方面，人民幣貶值對上海市進口產生了一定的抑制作用，但其作用力度不大，樣本期的平均彈性僅為029。綜合兩方面的影響，我們發現，人民幣匯率貶值對上海市減少貿易收支逆差有較強的促進作用，樣本期內的平均彈性達到-1.33（見表-2和表-3）。
參考文獻：
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一、國際貿易(international trade)
國際貿易亦稱“世界貿易”，泛指國際間的商品和勞務（或貨物、知識和服務）的交換。它由各國（地區）的對外貿易構成，是世界各國對外貿易的總和。國際貿易在奴隸社會和封建社會就已發生，并隨生產的發展而逐漸擴大。到資本主義社會，其規模空前擴大，具有世界性。
二、對外貿易（foreign trade）
對外貿易亦稱“國外貿易”或“進出口貿易”，是指一個國家（地區）與另一個國家（地區）之間的商品和勞務的交換。這種貿易由進口和出口兩個部分組成。對運進商品或勞務的國家（地區）來說，就是進口；對運出商品或勞務的國家（地區）來說，就是出口。這在奴隸社會和封建社會就開始產生和發展，到資本主義社會，發展更加迅速。其性質和作用由不同的社會制度所決定。
三、對外貿易與國際貿易商品結構：
對外貿易商品結構是指一定時期內一國進出口貿易中各種商品的構成，即某大類或某種商品進出口貿易與整個進出口貿易額之比，以份額表示。
國際貿易商品結構是指一定時期內各大類商品或某種商品在整個國際貿易中的構成，即各大類商品或某種商品貿易額與整個世界出口貿易額相比，以比重表示。
為便于分析比較，世界各國和聯合國均以聯合國《國際貿易商品標準分類》（sitc）公布的國際貿易和對外貿易商品結構進行分析比較。一國對外貿易商品結構可以反映出該國的經濟發展水平、產業結構狀況、科技發展水平等。國際貿易商品結構可以反映出整個世界的經濟發展水平、產業結構狀況和科技發展水平。
四、對外貿易值與對外貿易量：
（一）、對外貿易值(value of foreign trade)
對外貿易值是以貨幣表示的貿易金額。一定時期內一國從國外進口的商品的全部價值，稱為進口貿易總額或進口總額；一定時期內一國向國外出口的商品的全部價值，稱為出口貿易總額或出口總額。兩者相加為進出口貿易總額或進出口總額，是反映一個國家對外貿易規模的重要指標。一般用本國貨幣表示，也有用國際上習慣使用的貨幣表示。聯合國編制和發表的世界各國對外貿易值的統計資料，是以美元表示的。把世界上所有國家的進口總額或出口總額用同一種貨幣換算后加在一起，即得世界進口總額或世界出口總額。就國際貿易來看，一國的出口就是另一國的進口，如果把各國進出口值相加作為國際貿易總值就是重復計算。因此，一般是把各國進出口值相加，作為國際貿易值。由于各國一般都是按離岸價格（fob即啟運港船上交貨價，只計成本，不包括運費和保險費）計算出口額，按到岸價格（cif即成本、保險費加運費）計算進口額。因此世界出口總額略小于世界進口總額。
（二）、對外貿易量（quantum of foreign trade）
以貨幣所表示的對外貿易值經常受到價格變動的影響，因而不能準確地反映一國對外貿易的實際規模，更不能使不同時期的對外貿易值直接比較。為了反映進出口貿易的實際規模，通常以貿易指數表示，其辦法是按一定期的不變價格為標準來計算各個時期的貿易值，用進出口價格指數除進出口值，得出按不變價格計算的貿易值，便剔除了價格變動因素，就是貿易量。然后，以一定時期為基期的貿易量指數同各個時期的貿易量指數相比較，就可以得出比較準確反映貿易實際規模變動的貿易量指數。
五、貿易條件(terms of trade)
貿易條件又稱交換比價或貿易比價，即出口價格與進口價格之間的比率，也就是說一個單位的出口商品可以換回多少進口商品。它是用出口價格指數與進口價格指數來計算的。計算的公式為：出口價格指數/進口價格指數x100。 以一定時期為基期，先計算出基期的進出口價格比率并作為100，再計算出比較期的進出口價格比率，然后以之與基期相比，如大于100，表明貿易條件比基期有利；如小于100，則表明貿易條件比基期不利，交換效益劣于基期。
六、服務貿易
根據關貿總協定烏拉圭回合達成的“服務貿易總協定”，服務貿易是指：“從一成員境內向任何其他成員境內提供服務；在一成員境內向任何其他成員的服務消費者提供服務；一成員的服務提供者在任何其他成員境內以商業存在提供服務；一成員的服務提供者在任何其他成員境內以自然人的存在提供服務。”服務部門包括如下內容：商業服務，通信服務，建筑及有關工程服務，銷售服務，教育服務，環境服務，金融服務，健康與社會服務，與旅游有關的服務娛樂、文化與體育服務，運輸服務。
七、直接貿易與間接貿易
（一）直接貿易(direct trade)
直接貿易是“間接貿易”的對稱，是指商品生產國與商品消費國直接買賣商品的行為。
（二）間接貿易(indirect trade)
間接貿易是“直接貿易”的對稱，是指商品生產國與商品消費國通過第三國進行買賣商品的行為。其中，生產國是間接出口；消費國是間接進口；第三國是轉口。轉口貿易(entrepot trade)是指生產國與消費國之間通過第三國所進行的貿易。即使商品直接從生產國運到消費國去，只要兩者之間并未直接發生交易關系，而是由第三國轉口商分別同生產國與消費國發生的交易關系，仍然屬于轉口貿易范疇。
八、總貿易與專門貿易
（一）總貿易(general trade)
總貿易是“專門貿易”的對稱，是指以國境為標準劃分的進出口貿易。凡進入國境的商品一律列為總進口；凡離開國境的商品一律列為總出口。
在總出口中又包括本國產品的出口和未經加工的進口商品的出口。總進口額加總出口額就是一國的總貿易額。美國、日本、英國、加拿大、澳大利亞、中國、原蘇聯、東歐等國采用這種劃分標準。
（二）專門貿易(special trade)
專門貿易是“總貿易”的對稱，是指以關境為標準劃分的進出口貿易。只有從外國進入關境的商品以及從保稅倉庫存提出進入關境的商品才列為專門進口。當外國商品進入國境后，暫時存放在保稅倉庫，未進入關境，不列為專門進口。從國內運出關境的本國產品以及進口后經加工又運出關境的商口，則列為專門出口。專門進口額加專門出口額稱為專門貿易額。德國、意大利等國采用這種劃分標準。
九、有形貨物貿易
這10類貨物分別為食品及主要供食用的活動物（0）；
飲料及煙類（1）；
燃料以外的非食用粗原料（2）；
礦物燃料，油及有關原料（3）；
動植物油脂及油脂（4）；
未列名化學品及有關產品（5）；
主要按原料分類的制成品（6）；
機械及運輸設備（7）；
雜項制品（8）；
沒有分類的其他貨物（9）。
在國際貿易統計中，一般把0到4類貨物稱為初級產品，把5到8類貨物稱為制成品。
十、復出口與復進口
（一）、復出口（re-export）
復出口是指外國商口進口以后未經加工制造又出口，也稱再出口。復出口在很大程度上同經營轉口貿易有關。
（二）、復進口（re-import）
復進口是指本國商品輸往國外，未經加工又輸入國內，也稱再進口。復進口多因偶然原因（如出口退貨）所造成。
十一、知識產權貿易
根據關貿總協定烏拉土回合達成的“與貿易有關的知識產權協議”，知識產權包括如下內容：版權、專利、商標、地理標志、工業設計、集成電路、外觀設計（分布圖）等，是一種受專門法律保護的重要的無形財產。
十二、當代世界市場發展的特點
（一）世界市場上國際類型的多樣化
戰后，在世界市場上，出現了三種類型的國家，即發達市場經濟國家、發展中國家或 地區和社會主義國家。在國際貿易中，發達市場經濟國家約占70%左右，發展中國家或地區約占20%，而社會主義國家和原蘇聯、東歐國家約占10%左右。
（二）國際貿易方式多樣化
出現了一些新貿易形式，主要有：補償貿易、對外加工裝配貿易、租賃貿易等。
（三）國際貿易商品結構發生了重大變化
（四）世界市場上的壟斷與競爭更為劇烈
戰后，世界市場由賣方轉向買方市場，壟斷進一步加強，使得市場上的競爭更為激烈。為了爭奪市場，采取了各種各樣的方式：
1、組織經濟貿易集團控制市場。
2、通過跨國公司打進他國市場。
3、國家積極參與世界市場的爭奪。
4、從價格競爭轉向非價格競爭。非價格競爭的手段和方法主要包括提高產品質量、性能、改進產品設計、做好售前售后服務等。
5、開拓新市場，使市場多元化。
十三、世界市場的概念
世界市場是世界各國之間進行商品和勞務交換的領域。它包括由國際分工聯系起來的各個國家商品和勞務交換的總和。可見，世界市場這一概念是由其外延和內涵兩方面構成的。世界市場的外延指的是它的地理范圍。世界市場的內涵指的是與交換過程有關的全部條件和交換的結果，包括商品、技術轉讓、貨幣、運輸、保險等業務，其中商品是主體，其他業務是為商品和勞務交換服務的。
十四、世界市場上商品交易方式
（一）單純的進出口貿易方式
買賣雙方自由選擇交易對象，通過函電往來或當面談判，達成協議簽訂合同，進行交易活動，這是國際貿易最普遍的一種交易方式。
（二）展覽交易方式
舉辦定期或不定期的、長期或短期的、有固定地點或無固定地點的各種類型的展覽會、博覽會、貿易中心、為本國和其他國家的商品展出和交易提供場所。
（三）商品交易所
商品交易所是世界市場上進行大宗商品交易的一種特殊交易方式，是一種有組織的商品市場。其經營活動是根據交易所法和交易所規定的條例進行的。
（四）國際拍賣
國際拍賣是經過專門組織，在一定地點定期舉行的一種公開競爭的交易方式。
（五）補償貿易
補償貿易是與信貸相結合的一種商品購銷方式。買方用進口設備開發和生產的產品或用其他產品或勞務去償還進口設備的貸款。
（六）加工貿易
加工貿易是把加工與擴大出口或收取勞務報酬相結合的一種購銷方式。
（七）租賃貿易
租賃貿易是把商品購銷與一定時間內出讓使用權相聯系的一種購銷方式。出租人把商品租給承租人在一定時期內專用。承租人根據租賃時間長短付出一定的資金。
十五、對外貿易與國際貿易地理方向
（一）對外貿易地理方向
對外貿易地理方向又稱對外貿易地區分布或國別結構，是指一定時期內各個國家或區域集團在一國對外貿易中所占有的地位，通常以它們在該國進出口總額或進口總額、出口總額中的比重來表示。對外貿易地理方向指明一國出口商品的去向和進口商品的來源，從而反映一國與其他國家或區域集團之間經濟貿易聯系的程度。一國的對外貿易地理方向通常受經濟互補性、國際分工的形式與貿易政策的影響。
（二）國際貿易地理方向
