序論：好文章的創(chuàng)作是一個不斷探索和完善的過程，我們?yōu)槟扑]十篇進(jìn)出口貿(mào)易理論范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質(zhì)，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

他們認(rèn)為傳統(tǒng)的匯率傳遞理論是以世界市場是完全競爭市場為前提的，即進(jìn)出口廠商是貿(mào)易產(chǎn)品進(jìn)出口價格的接受者，無法左右進(jìn)出口價格，在這種前提下，當(dāng)匯率變動時則會引起進(jìn)出口商品價格的同等變動。然而事實(shí)上，世界市場是不完全競爭的，在不完全競爭市場，大部分產(chǎn)品是差別產(chǎn)品，出口商有決定價格和產(chǎn)量的權(quán)力。在升值的情況下，出口商一般會通過降低成本等方式來抑制因貨幣升值而造成的價格上漲壓力，從而導(dǎo)致不完全匯率傳遞。通常，市場集中程度越高、進(jìn)口商品用國內(nèi)貨幣標(biāo)價的范圍越大，匯率的傳遞系數(shù)越低;而產(chǎn)品的同質(zhì)和替代程度提高、國外廠商相對于國內(nèi)競爭者的市場份額擴(kuò)大，匯率的傳遞系數(shù)就越高。

多恩布什認(rèn)為一些產(chǎn)業(yè)組織因素也會影響匯率的傳遞，這些因素包括:市場集中程度、產(chǎn)品的同質(zhì)性和替代程度等。一般說來，市場集中程度越高，廠商的壟斷勢力也越強(qiáng)，所以匯率的傳遞系數(shù)就越低:產(chǎn)品越具相似性，產(chǎn)品間的替代程度越強(qiáng)，則廠商的壟斷勢力越小，匯率的傳遞系數(shù)就越大。

2、沉淀成本

美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家迪克希特和克魯格曼從供給角度分析了匯率傳遞不完全的原因，他們同時也建立了匯率傳遞的沉淀成本模型[’61。該模型的思想是:在產(chǎn)品存在差異的情況的情形下，出口廠商不僅要為消費(fèi)者提供高質(zhì)量的產(chǎn)品和確定合理的價格，還必須投入一部分資源用于開發(fā)市場，建立分銷網(wǎng)絡(luò)，針對外國人的需求進(jìn)行研發(fā)以使產(chǎn)品適應(yīng)外國市場等。這些投入成本是為進(jìn)入外國市場而支出的，然而這些成本一旦支出就可以被看作沉淀了，因?yàn)閺S商不能輕而易舉地廉價出售它的資產(chǎn)，無論是無形資產(chǎn)還是有形資產(chǎn)。由于沉淀成本的不可逆轉(zhuǎn)性，以只有當(dāng)廠商預(yù)期能夠彌補(bǔ)沉淀成本時，他才會進(jìn)入一個市場，一旦成本己經(jīng)沉淀，即使廠商只能彌補(bǔ)可變成本，它也仍然會留在市場中不會退出。

事實(shí)上，當(dāng)存在沉淀成本時，廠商會對未來利潤的貼現(xiàn)值與當(dāng)前利潤進(jìn)行比較然后做出決策，而不會一直因?yàn)橛辛顺恋沓杀径贿M(jìn)入市場。因此該模型有一定的缺陷。

3、市場份額

篇（2）

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(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行相關(guān)分析，目的是驗(yàn)證物流業(yè)對進(jìn)出口貿(mào)易是否有促進(jìn)作用，影響是否顯著。然后，運(yùn)用彈性理論，通過計(jì)算“物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性”，即物流發(fā)展速度與進(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易的指標(biāo)，一般選取具有代表性的進(jìn)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(jì)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(yùn)量、貨物周轉(zhuǎn)量或港口貨物吞吐量等指標(biāo)為代表。從進(jìn)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(yùn)輸、倉儲、檢驗(yàn)、報關(guān)、包裝、裝卸搬運(yùn)，以及信息處理等作業(yè)內(nèi)容，其中，運(yùn)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(jì)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(shí)證分析

3.1物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展與進(jìn)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(jìn)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(jìn)出口總額和貨物周轉(zhuǎn)量的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。依據(jù)表1，繪制出1986—2009年浙江省進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易具有促進(jìn)作用。為了說明物流業(yè)發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易增長的顯著影響，下面利用統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。以進(jìn)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(jìn)出口總額與貨物周轉(zhuǎn)量相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用SPSS軟件進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易之間的變化趨勢?；貧w結(jié)果見表2，調(diào)整后判定系數(shù)為0.9923，接近1，表明方程解釋能力強(qiáng)，變量以5%的顯著性通過t檢驗(yàn)。回歸方程顯著性經(jīng)過檢驗(yàn)，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(jìn)出口貿(mào)易增長促進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易具有顯著的促進(jìn)作用。為了進(jìn)一步分析物流對進(jìn)出口貿(mào)易增長的影響程度，本文利用經(jīng)濟(jì)學(xué)中的彈性理論進(jìn)行定量測算。彈性分析是計(jì)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(jìn)出口貿(mào)易彈性”一詞作為衡量浙江省進(jìn)出口貿(mào)易對物流業(yè)變化的敏感程度。進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易彈性計(jì)算模型如式(2):E=dYdX•XY(2)

(2)物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展對進(jìn)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(yùn)用物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性計(jì)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(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易的增長。

(3)不同時段物流業(yè)對進(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易的影響程度，以每5年為一個時間段，計(jì)算1986—2009年不同時間段的物流－進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易增長的促進(jìn)作用有所趨緩。為了分析物流業(yè)對進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易彈性與時間t的關(guān)系進(jìn)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(qiáng)。變量均以1%的顯著性通過t檢驗(yàn)?；貧w方程顯著性經(jīng)檢驗(yàn)，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(jì)算2010—2014年的物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性指標(biāo)值，見表5，浙江省物流－進(jìn)出口貿(mào)易彈性呈下降趨勢，表明浙江省物流業(yè)應(yīng)進(jìn)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(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的增長。

4結(jié)論與建議

4.1結(jié)論

篇（3）

一、我國進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展中存在的問題

（1）貿(mào)易順差太大，貿(mào)易摩擦增多。我國進(jìn)出口貿(mào)易順差最先起源于歐美國家，還有東亞新興經(jīng)濟(jì)體和我國之間產(chǎn)生的。我國需要從其他國家采購各種原材料以及零配件，還有一些中間產(chǎn)品，經(jīng)過組裝之后賣到國外。因此，把提高成本以及亞洲對歐美國家產(chǎn)生的貿(mào)易順差直接轉(zhuǎn)嫁給了我國，這就是我國針對歐美等國家產(chǎn)生的貿(mào)易順差最為主要的來源。另外，隨著人民幣不斷升值，受到世界金融危機(jī)的影響，原材料成本不斷上升，和各國之間的貿(mào)易摩擦也在逐漸增多。

（2）進(jìn)出口貿(mào)易處于產(chǎn)業(yè)鏈低端，經(jīng)濟(jì)效益低下。我國進(jìn)出口貿(mào)易企業(yè)在資本還有技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)當(dāng)中經(jīng)歷的大部分都屬于勞動密集型環(huán)節(jié)，重點(diǎn)在產(chǎn)品研發(fā)以及設(shè)計(jì)，還有制造以及銷售，還有運(yùn)輸以及售后等不同的環(huán)節(jié)共同組成了整個產(chǎn)業(yè)鏈條，并且在這個產(chǎn)業(yè)鏈條中只進(jìn)行對零部件做出簡單的進(jìn)出口。隨著進(jìn)出口貿(mào)易國外增值率其增長速度不斷放緩，所以我國進(jìn)出口貿(mào)易的經(jīng)濟(jì)效益也是比較低下的。大部分的高額利潤都被國外企業(yè)拿走了。我國進(jìn)出口貿(mào)易大部分的是依靠出售低生產(chǎn)要素的產(chǎn)品來獲得低價回報的，隨著技術(shù)密集型以及資本密集型類別的產(chǎn)品占據(jù)的市場比例越來越大，我國在進(jìn)出口方面有著較低的附加值，目前還處于產(chǎn)業(yè)鏈以及價值鏈的最底端。

（3）對外依賴性以及依附性較強(qiáng)。造成我國進(jìn)出口貿(mào)易依賴性以及依附性不斷增強(qiáng)的最主要的原因在于我國進(jìn)出口貿(mào)易的快速發(fā)展。一直以來，我國的進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)出快速增長的趨勢。因此，這種模式在很大程度上就決定了我國進(jìn)出口貿(mào)易的依存度比較高的根本原因所在。到目前為止，我國進(jìn)出口貿(mào)易總體形勢呈現(xiàn)穩(wěn)步增長的態(tài)勢，但是，一旦出現(xiàn)進(jìn)出口貿(mào)易價格波動，對于國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展以及穩(wěn)定都是非常不利的。

二、我國進(jìn)出口貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級路徑

（1）基于產(chǎn)品層面的轉(zhuǎn)型升級。主要從微觀層面來分析我國進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級。把所有的進(jìn)出口商品都按照具體的進(jìn)出口方式進(jìn)行分類，主要可以分為禁止類以及限制類，還有允許類等等。用此辦法來限制我國進(jìn)出口產(chǎn)品生產(chǎn)技術(shù)水平以及生產(chǎn)工藝水平較為落后的境況，并且對于容易引起出現(xiàn)貿(mào)易摩擦的產(chǎn)品，應(yīng)該不斷優(yōu)化產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，全面促進(jìn)進(jìn)出口產(chǎn)品貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級。

（2）基于產(chǎn)業(yè)層面的轉(zhuǎn)型升級。進(jìn)出口貿(mào)易在整個產(chǎn)業(yè)層面進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級主要是通過進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)品實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級作為基本條件的，這同時也是進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)品實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級最為直接的表現(xiàn)。另外，進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)品主要是由勞動密集型產(chǎn)品以及資源密集型產(chǎn)品逐步轉(zhuǎn)向資本以及技術(shù)密集型產(chǎn)品方面實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級的，目的在于帶動我國進(jìn)出口貿(mào)易由原先的資源密集型以及勞動密集型逐步轉(zhuǎn)向資本以及技術(shù)密集型方面轉(zhuǎn)變，大部分的進(jìn)出口企業(yè)尤其是在產(chǎn)品工業(yè)流程方面實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級對于帶動國內(nèi)進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)現(xiàn)價值鏈由先前的低端環(huán)節(jié)逐步轉(zhuǎn)向高端環(huán)節(jié)方面升級有著十分重要的作用，并且還能夠更進(jìn)一步地拉長整個價值鏈進(jìn)入到產(chǎn)業(yè)發(fā)展領(lǐng)域，有效帶動進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)業(yè)升級。

（3）基于區(qū)域?qū)用娴霓D(zhuǎn)型升級。從整個區(qū)域?qū)用鎭砜矗覈M(jìn)出口貿(mào)易要實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級就應(yīng)該針對當(dāng)前進(jìn)出口貿(mào)易存在較為嚴(yán)重的區(qū)域分布不均勻這一問題做好解決，全面促進(jìn)我國進(jìn)出口貿(mào)易區(qū)域性經(jīng)濟(jì)獲得協(xié)調(diào)性發(fā)展。進(jìn)出口貿(mào)易表現(xiàn)在區(qū)域?qū)用嫔系漠a(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級主要體現(xiàn)在我國東南沿海區(qū)域，這些地區(qū)的進(jìn)出口貿(mào)易相比較中西部地區(qū)而言存在著較大差距。因此，全面實(shí)現(xiàn)我國進(jìn)出口貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級還應(yīng)該讓進(jìn)出口貿(mào)易體現(xiàn)在產(chǎn)品層面以及產(chǎn)業(yè)層面這兩個方面都做到轉(zhuǎn)型升級，并且不同的區(qū)域都應(yīng)該同時實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級，不同區(qū)域之間還應(yīng)該建立起優(yōu)勢互補(bǔ)以及相互聯(lián)系的國際貿(mào)易產(chǎn)業(yè)價值鏈。

三、小結(jié)

目前，進(jìn)出口貿(mào)易仍是我國參與國際分工和國際貿(mào)易的重要方式，我國不能否定也不能放棄發(fā)展進(jìn)出口貿(mào)易，而要繼續(xù)將進(jìn)出口貿(mào)易作為我國的重要貿(mào)易戰(zhàn)略。但是，中國作為一個經(jīng)濟(jì)大國，不能僅僅依靠傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢實(shí)現(xiàn)國家經(jīng)濟(jì)的長期發(fā)展，也不能依靠勞動密集型進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)現(xiàn)從貿(mào)易大國到貿(mào)易強(qiáng)國的轉(zhuǎn)變。因此，我國進(jìn)出口貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級面臨巨大壓力，對進(jìn)出口貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級路徑的研究具有重要的理論意義與現(xiàn)實(shí)意義。

參考文獻(xiàn)：

篇（4）

一、引言

改革開放以來，河南省進(jìn)出口貿(mào)易呈現(xiàn)良好的增長趨勢，出口額由1978年的1.782億元增長到2010年的712.828億元，增長了400.16倍，進(jìn)口額由1978年的0.270億元增長到2010年的491.466億元，增長了1814.86倍，進(jìn)出口貿(mào)易已成為河南省經(jīng)濟(jì)增長的重要推動力量。1978-2010年間河南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展和貿(mào)易一樣也取得了巨大成就，GDP由1978年的162.9億元增長到2010年的22942.68億元，增長了140.84倍，年均增長率為11.3%左右。根據(jù)貿(mào)易理論，進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長應(yīng)該起到了促進(jìn)作用，為了準(zhǔn)確的揭示河南省進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，本文將從統(tǒng)計(jì)和計(jì)量兩個視角對河南省進(jìn)出口貿(mào)易與GDP之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

二、進(jìn)出口貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度及拉動度分析

本文研究的進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用是通過開放經(jīng)濟(jì)條件下的凱恩斯國民收入恒等式Y(jié)=C+I+G+(X-M)推導(dǎo)得到。根據(jù)國民收入恒等式獲得增量恒等式：

（1）

其中，Y， C， I， G， X 和M分別表示國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費(fèi)、投資、政府購買、出口和進(jìn)口，NE=X-M表示凈出口，表示增加值。當(dāng)凈出口增加時，對外貿(mào)易正向拉動國內(nèi)生產(chǎn)總值增長，當(dāng)凈出口減少時，對外貿(mào)易對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長產(chǎn)生負(fù)拉動作用。根據(jù)①式，可以獲得貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)度的量化公式。

即:凈出口對GDP增長的貢獻(xiàn)度= （2)

根據(jù)①式，對兩邊的變量同時除以Y，可以獲得GDP增長率分解式：

(3)

根據(jù)③式可以獲得貿(mào)易對GDP增長拉動度的量化公式，

即:貿(mào)易對GDP增長的拉動度= （4）

根據(jù)②和④量化公式及整理的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算得到1978-2010年間河南省進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度和拉動度（表1），由表1可以看出：

（1）除外部環(huán)境發(fā)生重大變化的年份，各年凈出口增加值基本上都是大于0，進(jìn)出口對河南省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度和拉動度也基本為正值，貿(mào)易正向拉動河南省經(jīng)濟(jì)增長，凈出口貿(mào)易與GDP總體呈正相關(guān)。

（2）1978～2010年間進(jìn)出口貿(mào)易對河南省經(jīng)濟(jì)增長的年均貢獻(xiàn)度為1.96%，年均拉動度為0.17%，這兩個數(shù)值明顯低于全國平均水平。同時可以看出1978～2000年間的貢獻(xiàn)度和拉動度平均值明顯高于2001～2010年間的，由此可見，河南省對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度和拉動度在下降，這與加入WTO后，河南省經(jīng)濟(jì)高速增長不相匹配，河南省有必要提高貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)度和拉動度。1978～2010年間的貢獻(xiàn)度和拉動度的?Std.Dev.（標(biāo)準(zhǔn)差）越來越大，說明2001～2010年間的貢獻(xiàn)度和拉動度較1978～2000年的波動大，可見河南省對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度和拉動度受國際環(huán)境的影響越來越大，如2009年的貢獻(xiàn)度和拉動度分別為-13.09%和-1.43%，是1978年以來最低的一年。

（3）根據(jù)凱恩斯的對外貿(mào)易乘數(shù)理論，當(dāng)外國進(jìn)入經(jīng)濟(jì)增長衰退期或經(jīng)濟(jì)增長不景氣時，則本國出口將下降，甚至?xí)鸨緡?jīng)濟(jì)衰退，如2009年金融危機(jī)雖然沒有引起河南省經(jīng)濟(jì)衰退（GDP增長率為10.9%），但凈出口額下降到只有85.70億人民幣。

三、結(jié)論與啟示

通過運(yùn)用統(tǒng)計(jì)方法對河南省1978-2010年間相關(guān)數(shù)據(jù)實(shí)證研究表明：

河南省對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)的年均貢獻(xiàn)度為1.96%，年均拉動度只有0.17%，這些數(shù)據(jù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于全國的同期水平，如2007年，我國進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為20%，拉動經(jīng)濟(jì)增長達(dá)到2.4%，而河南省進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為0.89%，拉動經(jīng)濟(jì)增長只有0.13%。河南省進(jìn)出口貿(mào)易總量比較小，對GDP的貢獻(xiàn)度和拉動度偏低，說明進(jìn)出口貿(mào)易是發(fā)展河南省經(jīng)濟(jì)的一塊短板。原因可能是河南省地處中原，作為傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)大省，發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)（第二產(chǎn)業(yè)是出口主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)）不具有政策優(yōu)勢、產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢和區(qū)位優(yōu)勢，但隨著中原經(jīng)濟(jì)區(qū)建設(shè)上升到國家戰(zhàn)略層面，河南省進(jìn)出口貿(mào)易對GDP 的貢獻(xiàn)度及拉動度也會有所提高。

參考文獻(xiàn)

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

篇（5）

一、我國進(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易總額出現(xiàn)大幅度的雙下降，影響我國經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展。以下是我國進(jìn)出口貿(mào)易出現(xiàn)問題的特點(diǎn)。

（一）進(jìn)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(jìn)出口，進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易對GDP的貢獻(xiàn)率。

（二）加工出口貿(mào)易小幅度降低，一般進(jìn)口貿(mào)易稍微回升

據(jù)海關(guān)數(shù)據(jù)分析，我國一般進(jìn)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(diǎn)，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(diǎn)?？偟膩砜?，這種一升一降的趨勢逐漸明顯，給我國的進(jìn)出口貿(mào)易打響了警鐘。

（三）主要貿(mào)易伙伴進(jìn)、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(jìn)、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(jì)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(jìn)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)差距大

雖然，近幾年我國加大了進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)出口達(dá)不到國際標(biāo)準(zhǔn)

據(jù)世界銀行統(tǒng)計(jì)，發(fā)達(dá)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(jìn)出口產(chǎn)值占全國GDP的比重僅為38%。中國服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口僅是傳統(tǒng)的旅游、運(yùn)輸?shù)刃袠I(yè)為主要主流，而資本密集型服務(wù)貿(mào)易進(jìn)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(xiàn)率微弱），我國服務(wù)貿(mào)易進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jì)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(yán)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(jì)局統(tǒng)計(jì)，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(hù)政策日益增多

國際經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢嚴(yán)峻（如日本進(jìn)口每年下降4.2%，出口每年下降15.3%），各國為保護(hù)本國產(chǎn)業(yè)，出臺一系列刺激經(jīng)濟(jì)增長的金融政策（其中20%是貿(mào)易保護(hù)措施），例如：美國經(jīng)濟(jì)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(hù)政策。這些保護(hù)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(fèi)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(yùn)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(yán)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(jìn)出口相關(guān)政策和“走出去戰(zhàn)略”，積極推動進(jìn)出口貿(mào)易

我國可以發(fā)展“走出去戰(zhàn)略”，繼續(xù)加強(qiáng)埃及蘇伊士經(jīng)濟(jì)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(xiàng)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(jìn)出口貿(mào)易的健康發(fā)展。理論和實(shí)踐證明“，走出去戰(zhàn)略”可以避開各國貿(mào)易壁壘，實(shí)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(jìn)國內(nèi)消費(fèi)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(qiáng)和規(guī)范政府融資通道以防范投資風(fēng)險，提高經(jīng)濟(jì)效益。鼓勵民間投資，引導(dǎo)民間資本投向中西部地區(qū)，進(jìn)一步開發(fā)我國內(nèi)需。

（三）加強(qiáng)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(jī)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(jìn)體系，培養(yǎng)國際化人才，促進(jìn)外貿(mào)技術(shù)進(jìn)一步創(chuàng)新發(fā)展。我國應(yīng)該加強(qiáng)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。

篇（6）

關(guān)鍵詞：體育用品；出口；進(jìn)出口貿(mào)易；互動關(guān)系；實(shí)證研究；中國

中圖分類號：G80-05文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號 ：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

在我國進(jìn)出口貿(mào)易與體育用品出口貿(mào)易雙重因素的作用下，國內(nèi)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平得到 較大幅度提高?；诖吮尘埃狙芯窟x取體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易為研究對象， 驗(yàn)證二者之間的互動關(guān)系，把握其內(nèi)在作用機(jī)制，實(shí)現(xiàn)共同繁榮發(fā)展目標(biāo)，進(jìn)一步促進(jìn)我國 經(jīng)濟(jì)發(fā)展，有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。近年來，關(guān)于體育用品的研究成果頗多，但大部分還是純 粹的定性描 述，多以抽象的語言概括為主，定量與定性相結(jié)合的實(shí)證性研究成果甚少。鑒于此，本文利 用2004年1月～2007年6月的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用多種計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法，重點(diǎn)考察體育用品出 口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易的互動關(guān)系，考證二者之間的彼此貢獻(xiàn)程度。旨在為進(jìn)一步明確體 育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易之間的量化關(guān)系，完善體育用品出口貿(mào)易發(fā)展策略，不斷 壯大中國進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模，提高國內(nèi)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，進(jìn)而提升國內(nèi)整體競爭實(shí)力提供理 論參考。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象 本文選取2004年1月-2007年6月為樣本區(qū)間值。以我國進(jìn)出口貿(mào)易總額、進(jìn)口貿(mào)易總額 、出口貿(mào)易總額和體育用品出口貿(mào)易總額共42個月度數(shù)據(jù)為具體分析指標(biāo)，數(shù)據(jù)分別源于《 中經(jīng)專網(wǎng)》（newibe.cei.省略）和《中國統(tǒng)計(jì)》（2005年第1期-2007年第8期 ）。

1.2 研究方法

1.2.1 文獻(xiàn)資料法

從《中國統(tǒng)計(jì)》和《中經(jīng)專網(wǎng)》獲取國家進(jìn)出口貿(mào)易總額、進(jìn)口貿(mào)易總額、出口貿(mào)易總額與體育用品出口貿(mào)易總額42個月度數(shù)據(jù)。同時，參考相關(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究論文35篇，查閱計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)專著5本，為完成本課題提供了資料保障。

1.2.2 數(shù)理統(tǒng)計(jì)法

分別運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews5.0和社會學(xué)統(tǒng)計(jì)分析軟件SPSS12.0對數(shù)據(jù)資料進(jìn)行收集整理，并完成對數(shù)據(jù)必要的數(shù)理統(tǒng)計(jì)處理。

2 國內(nèi)外關(guān)于體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系研究

通過總結(jié)國內(nèi)外關(guān)于體育用品分類的相關(guān)研究文獻(xiàn)[10-11]，本文現(xiàn)將中國與歐洲 國家關(guān)于體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系簡要列出（表1）。

由國內(nèi)外關(guān)于體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系（表1）可發(fā)現(xiàn)，目前我國對體育用品的分類尚沒有統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，主要包含5大產(chǎn)品分類系列，而每一產(chǎn)品分類中又包括不同的產(chǎn)品內(nèi)容。近些年，國內(nèi)針對體育用品的分類現(xiàn)狀，國家體育總局裝備中心所編輯的《中國體育商鑒》和近幾屆體育用品博覽會對體育用品參展單位的分類基本大同小異。但總體上講，這些分類不夠系統(tǒng)，彼此間界定比較模糊，主要適用于商業(yè)目的?？v觀歐洲國家對體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系，該分類體系簡單、清晰、明了，故其對本研究具有較大借鑒意義。

3 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的總體情況分析

運(yùn)用社會學(xué)統(tǒng)計(jì)分析軟件包SPSS12.0繪制我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易與體育用 品出口貿(mào)易的時間動態(tài)序列圖（Time Sequence Charts），如圖1所示。

從圖1看出，從2004年1月～2007年6月我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易和體育用品出口貿(mào)易保持著持續(xù)增長態(tài)勢，但存在周期性波動。進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易總額有著相同的周期性波動規(guī)律，在每年1～3月之間均會出現(xiàn)進(jìn)出口貿(mào)易經(jīng)濟(jì)的低谷期，但調(diào)整期限較短，對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)能迅速恢復(fù)初始增長狀態(tài)。中國體育用品出口貿(mào)易也同樣具有相似的變化規(guī)律，但從數(shù)量規(guī)模上講，體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易還存在著非常大的差距，其所占國內(nèi)進(jìn)出口貿(mào)易份額偏低。

4 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)分析

為初步明確體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易的關(guān)聯(lián)程度，運(yùn)用社 會學(xué)統(tǒng)計(jì)分析軟件包SPSS12.0對該4個對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)指標(biāo)進(jìn)行皮爾遜相關(guān)分析（Pearson Co rrelation），結(jié)果如表2所示。

由表2可知，我國體育用品出口貿(mào)易與進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易的相關(guān)系數(shù)分別為0 .828、0.826和0.805，均達(dá)到較高關(guān)聯(lián)程度，且具有非常顯著性意義（P

5 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易互動關(guān)系的計(jì)量分析

對體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)出口貿(mào)易的互動關(guān)系進(jìn)行計(jì)量分析的步驟如下：1） 對中國進(jìn) 出口總額、出口總額、進(jìn)口總額與體育用品出口額取自然對數(shù)值，分別以LNJCK、LNCK、LNJ K及LNTYCK表示；2） 對這4個時間序列指標(biāo)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（平穩(wěn)性檢驗(yàn)）；3） 對體育用 品出口貿(mào)易與進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)；4） 對體育用品出口 貿(mào)易與進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系驗(yàn)證；5） 采用脈沖響應(yīng)函數(shù) 分析我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)；6）

運(yùn)用方差分解技術(shù)考察體育用品出口貿(mào)易對進(jìn)出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻(xiàn)程度。

5.1 單位根檢驗(yàn)（平穩(wěn)性檢驗(yàn)）

在對該4個時間序列指標(biāo)取自然對數(shù)值之后，采用ADF單位根檢驗(yàn)方法來驗(yàn)證時間序列的平穩(wěn)性。其操作過程借助Eviews5.0軟件完成，結(jié)果如表3所示。

從表3看出，LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK的ADF統(tǒng)計(jì)量均大于在10%、5%、1%水平下的臨界值 ，即4個變量的原序列均未通過ADF檢驗(yàn)，全為非平穩(wěn)時間序列。綜合考慮時間趨勢因素，并 對LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK進(jìn)行一階差分處理，差分后的時間序列均通過了10%、5%、1% 水平的顯著性檢驗(yàn)，說明LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK是一階單整I(1)序列。

5.2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn) 本研究采 用E-G（Engle-Granger）兩步法，用一個變量（LNTYCK）對其它3個變量（LNJCK、LNCK、LN JK）分別作對數(shù)回歸，并根據(jù)回歸模型及模型殘差值的單位根檢驗(yàn)結(jié)果，判斷體育用品出口 貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。因本文所 涉及的4個時間序列變量均為一階單整I(1)序列，可直接用最小二乘法（OLS）進(jìn)行協(xié)整回歸[13-14]。所有操作過 程均借助Eviews5.0軟件完成，結(jié)果如表4、表5所示。

注： R表示判定系數(shù)，AdjustedR表示調(diào)整判定系數(shù)，S.E表示標(biāo)準(zhǔn)誤差，F(xiàn) -statistic表示模型的F檢驗(yàn)值，Prob表示顯著性概率。

1） 由變量組LNJCK、LNTYCK的協(xié)整回歸模型可知，模型擬合優(yōu)度較高，解釋能力較強(qiáng)（R=68.85%），并具有顯著性意義（P

2） 從變量組LNCK、LNTYCK的協(xié)整回歸模型看出，模型擬合優(yōu)度較高，解釋能力較強(qiáng)（R=68.44%），模型存在顯著性意義（P

3） 由變量組LNJK、LNTYCK的協(xié)整回歸模型可知，模型擬合優(yōu)度較高，解釋能力略低于前兩個模型（R =64.20%），也具有顯著性意義（P

5.3 格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)要求變量必須是平穩(wěn)的[14]，經(jīng)ADF統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，得知變量D(LNJCK)、D(LNCK)、D(LNJK)和D(LNTYCK)均為平穩(wěn)時間序列，故可對該4個變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，根據(jù)AIC和SC最小化準(zhǔn)則，本文確定滯后期為2，采用Eviews5.0軟件進(jìn)行處理，結(jié)果如表7所示。

由表7可知，對于D(LNTYCK)不是D(LNJCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值較小，顯著性概率P大于0.05，故接受原假設(shè)，表明體育用品出口貿(mào)易不是我國進(jìn)出口貿(mào)易增長的原因。就D(LNJCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為4.25 389，顯著性概率P小于0.05，拒絕原假設(shè)，說明進(jìn)出口貿(mào)易是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；對 于D(LNTYCK)不是D(LNCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值偏小，顯著性概率P也大于0.05，因此接受原假設(shè)，表明體育用品出口貿(mào)易也不是中國出口貿(mào)易增長的原因。就D(LNCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為3.89 591，顯著性概率P小于0.05，由此拒絕原假設(shè)，說明出口貿(mào)易同樣也是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；對于D(LNTYCK)不是D(LNJK)的格蘭杰原因與D(LNJK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的兩個原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值均較小，顯著性概率P大于0.05，故接受原假設(shè)，表明體育用品出口貿(mào)易與我國進(jìn)口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。從中不難看出，因受中國體育用品業(yè)發(fā)展內(nèi)外環(huán)境的影響，體育用品出口貿(mào)易的規(guī)模還差強(qiáng)人意，但其經(jīng)濟(jì)效益還有待于進(jìn)一步提高。因此，近些年，體育用品出口貿(mào)易的快速發(fā)展并不是我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易增長的直接原因，而進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易的發(fā)展卻對體育用品出口貿(mào)易增長產(chǎn)生了積極作用。

5.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)是基于向量自回歸（VAR）模型得出的，主要反映來自隨機(jī)擾動項(xiàng)的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值的影響，刻畫內(nèi)生變量對隨機(jī)擾動的動態(tài)反映，顯示任意變量的隨機(jī)擾動（新息Innovation）如何通過模型影響其他變量，并反饋到自身的動態(tài)過程[14-15]。本文運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse response functions）重點(diǎn)考察 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易之間的互動關(guān)系。

進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析之前，必須構(gòu)建理想的VAR模型。根據(jù)AIC和SC最小化原則，借助Eviews5.0軟件對不同滯后量模型的AIC和SC值進(jìn)行反復(fù)比較，結(jié)果如表7所示，從中選出AIC和SC值最小的VAR模型，即3個向量自回歸模型的滯后期均為5，說明滯后期為5時，3個向量自回歸模型（LNJCK與LNTYCK、LNCK與LNTYCK、LNJK與LNTYCK）的回歸效果最為理想。

根據(jù)上述3個VAR（5）模型，研究運(yùn)用模擬沖擊法，對模型系統(tǒng)施加一個外部沖擊，借助Eviews5.0軟件計(jì)算各變量對沖擊的反應(yīng)，考察中國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易的反應(yīng)狀況。圖2、圖3、圖4分別顯示我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易對來自體育用品出口貿(mào)易增長一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的反應(yīng)。

分析圖2、圖3與圖4可得出，在短時期內(nèi)，體育用品出口貿(mào)易的變動會對我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生較大影響，即在1～3期之間，體育用品出口貿(mào)易增長的波動對中國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易增長的波動產(chǎn)生直接作用。但從長遠(yuǎn)來看，體育用品出口貿(mào)易增長的波動并未對進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生明顯的影響?；诖耍芯空J(rèn)為我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)表現(xiàn)為“短期效應(yīng)明顯，長期效應(yīng)較弱”。

5.5 方差分解技術(shù)

方差分解（Variance decomposition）技術(shù)也是根據(jù)VAR模型得來的，其可將系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動（K步預(yù)測方差）按其成因分解為與各方程新息（Innovation）相關(guān)聯(lián)的組成部分，從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要程度[14-15]。本文采用該 技術(shù)的主要目的是考察體育用品出口貿(mào)易在不同時期對我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易的具體貢獻(xiàn)程度。借助Eviews5.0軟件進(jìn)行計(jì)算，結(jié)果如表8所示。

由表8可知，我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào) 易與進(jìn)口貿(mào)易增長的波動主要?dú)w因于自身因素，解釋能力分別達(dá)84.61%、77.24%和91.92 %。 而受體育用品出口貿(mào)易擾動項(xiàng)的沖擊影響的成分較低，其對中國進(jìn)出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻(xiàn)程度 均維持在較低的水平，解釋能力分別為15.39%、22.76%、8.08%，說明體育用品出口貿(mào)易 對我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易的貢獻(xiàn)程度非常有限。

6 結(jié) 論

1） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的總體情況分析得出，我國進(jìn)出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易及體育用品出口貿(mào)易保持著持續(xù)增長態(tài)勢，但存在周期性波動。從數(shù)量規(guī) 模上講，體育用品出口總額與進(jìn)出口總額、出口總額、進(jìn)口總額還存在著非常大的差距，所 占中國進(jìn)出口貿(mào)易的份額偏低。

2） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)分析表明，我國體育用品出口貿(mào)易與 進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易的相關(guān)系數(shù)分別為0.828、0.826和0.805，均達(dá)到較高 的關(guān)聯(lián)程度，且具有非常顯著性意義（P

3） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的單位根檢驗(yàn)顯示，我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口 貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易和體育用品出口貿(mào)易的自然對數(shù)時間序列（LNJCK、LNCK、LNJK、LNTYCK） 均為一階單整I(1)序列。

4） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)可知，體育用品出口貿(mào)易與 我國進(jìn)出口貿(mào)易不存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但與出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易存在長期穩(wěn)定的均衡 關(guān)系。

5） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，體育用品出口 貿(mào)易不是進(jìn)出口貿(mào)易增長的原因，而進(jìn)出口貿(mào)易則是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；體育用 品出口貿(mào)易也不是出口貿(mào)易增長的原因，但出口貿(mào)易是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；體育 用品出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果關(guān)系。

6） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析得出，我國進(jìn)出口貿(mào)易 、出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)表現(xiàn)為“短期效應(yīng)明顯，長 期效應(yīng)較弱”。

7） 體育用品出口貿(mào)易與中國進(jìn)出口貿(mào)易的方差分解技術(shù)說明，我國進(jìn)出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易增長的波動主要?dú)w因于自身因素，體育用品出口貿(mào)易對進(jìn)出口貿(mào)易事業(yè)的 貢獻(xiàn)程度均維持在較低的水平，說明體育用品出口貿(mào)易對我國進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口 貿(mào)易的貢獻(xiàn)程度非常有限。

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篇（7）

關(guān)鍵詞：

新興市場國家；匯率制度；進(jìn)出口貿(mào)易

一直以來，匯率制度對國家進(jìn)出口貿(mào)易影響是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)、國際貿(mào)易學(xué)和國際經(jīng)濟(jì)學(xué)研究重點(diǎn)。匯率制度可引起進(jìn)出口商品的價格和結(jié)構(gòu)變化，影響貿(mào)易流量，并對國際收支有很大影響。為此，認(rèn)為新興市場國家匯率制度主要從貿(mào)易流量和商品結(jié)構(gòu)對我國進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響。

一、進(jìn)出口貿(mào)易流量影響理論

彈性分析法是國際收支研究重要理論，以此形成馬歇爾—勒納條件式。該理論有6個假設(shè)條件：(1)國際收支不存在資本流動，僅源自于貿(mào)易收支；(2)收支差額因貨幣貶值受到的影響；(3)假設(shè)進(jìn)出口商品供給的彈性無窮大；(4)在收支調(diào)整過程中沒有時滯效應(yīng)；(5)當(dāng)產(chǎn)業(yè)及就業(yè)不變時，進(jìn)出口商品的需求和價格呈函數(shù)關(guān)系；(6)收支平衡為彈性模型分析起點(diǎn)。早在1861年，英國名為葛遜的經(jīng)濟(jì)學(xué)家就提出了國際借貸理論[1]，認(rèn)為借貸關(guān)系是匯率變動主要影響因素，匯率決定了外匯供給和需求，外匯供給和需求決定了國際借貸，包括資本流動、商品進(jìn)出口和債券買賣等。此理論假設(shè)有6個：(1)匯率由市場完全決定，且完全浮動，政府不干預(yù)外匯市場；(2)匯率變動維持外匯市場平衡；(3)國際收支處于平衡；(4)除經(jīng)常賬戶及資本金融賬戶外，收支不包括其他賬戶；(5)將貿(mào)易賬戶視為經(jīng)常賬戶，不受進(jìn)出口商品供給影響，僅受到實(shí)際匯率和內(nèi)外需求的影響；(6)資本金融流動僅僅受到外國利率、本國利率的影響，及對未來匯率的影響。在上世紀(jì)70年代，有學(xué)者提出匯率資產(chǎn)組合分析法[2]，認(rèn)為：(1)有價證券為龐大投資載體，與貨幣之間有較好替代性，有價證券直接影響貨幣供求存量；(2)在風(fēng)險因素下，非套補(bǔ)利率平價無法成立，本幣資產(chǎn)和外幣資產(chǎn)僅能部分替代；(3)匯率決定了國際收支及金融資產(chǎn)存量結(jié)構(gòu)。

二、進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)影響理論

匯率制度與進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)直接無直接聯(lián)系，間接影響貿(mào)易結(jié)構(gòu)，在該方面未形成堅(jiān)實(shí)理論基礎(chǔ)。生產(chǎn)結(jié)構(gòu)變化是引起貿(mào)易結(jié)構(gòu)改變的根本原因，體現(xiàn)在：生產(chǎn)技術(shù)和要素稟賦變化，各行業(yè)間匯率不完全傳遞。要素稟賦論于1919年提出，1933年完善[3]，有9個假設(shè)，(1)僅存在A、B兩個國家，X、Y兩種商品，L勞動和K資本兩種生產(chǎn)要素；(2)假設(shè)A國和B國生產(chǎn)函數(shù)相同；(3)X商品屬于勞動密集型，Y商品屬于資產(chǎn)密集型；(4)商品生產(chǎn)方面無規(guī)模經(jīng)濟(jì)；(5)A國和B國消費(fèi)偏好一致；(6)A國和B國無專業(yè)化生產(chǎn)；(7)A國和B國在商品、要素市場上完全競爭；(8)在國內(nèi)，生產(chǎn)要素可自由流動，不可跨國流動；(9)無貿(mào)易成本。近年來研究主要將匯率不完全傳遞與匯率制度、貨幣政策等聯(lián)系在一起。匯率不完全傳遞對貿(mào)易結(jié)構(gòu)作用機(jī)制為，各行業(yè)間匯率傳遞差異，使各類進(jìn)出口產(chǎn)品相對價格發(fā)生改變，進(jìn)一步影響貿(mào)易流量。

三、匯率制度與經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的關(guān)系

1.經(jīng)濟(jì)增長

在出口貿(mào)易上，經(jīng)濟(jì)增長為出口貿(mào)易重要基礎(chǔ)和物質(zhì)保障，有利于持續(xù)維護(hù)生產(chǎn)活動，是出口貿(mào)易重要物質(zhì)基礎(chǔ)。在規(guī)模經(jīng)濟(jì)下，商品生產(chǎn)效率提高和成本降低都將成為可能，但由于內(nèi)部市場有限，制約了規(guī)模經(jīng)濟(jì)發(fā)展。經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長離不開規(guī)模經(jīng)濟(jì)。由此可見，中國正值經(jīng)濟(jì)水平及規(guī)模經(jīng)濟(jì)發(fā)展重要時期，對出口貿(mào)易發(fā)展有迫切需求。匯率波動性和水平變化直接影響出口商品的價格變化，但出口商品生產(chǎn)和價值卻決定著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平，因此，盡管匯率變動是出口貿(mào)易重要因素，但并非決定性因素。匯率變動在經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部不可能完全獨(dú)立，經(jīng)濟(jì)增長對匯率變化也有一定影響。在進(jìn)口貿(mào)易上，由于經(jīng)濟(jì)增長，導(dǎo)致進(jìn)口需求增加。經(jīng)濟(jì)增長作為進(jìn)口貿(mào)易物質(zhì)保障，在投資、生產(chǎn)和消費(fèi)等各領(lǐng)域都采用了進(jìn)口資源，以此確保經(jīng)濟(jì)得到可持續(xù)性增長。匯率變動貿(mào)易效應(yīng)對進(jìn)口貿(mào)易有很大影響，經(jīng)濟(jì)增長對匯率變動有一定制約。

2.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是我國社會經(jīng)濟(jì)水平的重要體現(xiàn)，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展決定性因素及要素稟賦體現(xiàn)，出口商品的結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)在于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)決定著各種產(chǎn)品生產(chǎn)的種類和數(shù)量，在市場供給中起到主導(dǎo)作用，對出口商品數(shù)量及種類有直接影響。在跨國公司水平一體化、垂直一體化及生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)化發(fā)展下，出口貿(mào)易逐漸表現(xiàn)出內(nèi)部化特點(diǎn)，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易獲得飛速發(fā)展，跨國公司內(nèi)出口商品結(jié)果與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相同。匯率變動影響商品出口價格，但因?yàn)槌隹谏唐返慕Y(jié)構(gòu)主要由生產(chǎn)結(jié)構(gòu)決定，故匯率不是唯一影響出口商品結(jié)構(gòu)的因素。在進(jìn)口商品上，匯率制度與進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系體現(xiàn)在：

(1)進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)最終由產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)所決定；

(2)進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)日益相同；

(3)匯率變動對進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)有重要影響。

四、結(jié)束語

匯率制度和進(jìn)出口貿(mào)易之間是互相關(guān)聯(lián)、互相影響的。與其他新興市場國家相比，中國金融的開放程度較低，其他國家匯率制度對我國進(jìn)出口貿(mào)易有極大影響。筆者查閱資料后，分析新興市場國家匯率制度對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響，供學(xué)者參考。

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篇（8）

[中圖分類號]F4 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A [文章編號]1671-5918（2016）07-0103-04

自20世紀(jì)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(jì)，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(shí)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(jì)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(jì)局公布的數(shù)據(jù)，我國實(shí)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(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生重要影響，但體育用品制造業(yè)進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易影響的回歸模型，以實(shí)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(xiàn)回顧

1960年，美國經(jīng)濟(jì)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(jì)交往格局被打破，國際分工深入到生產(chǎn)領(lǐng)域，進(jìn)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(qiáng)，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(kuò)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(shí)證角度來看，國外學(xué)者主要有兩種觀點(diǎn)，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(bǔ)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(bǔ)；Marchant（2002）、Rose和Spiegel（2004）也通過實(shí)證檢驗(yàn)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(diǎn)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(kuò)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(xiàn)回顧，可以發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外對此研究在宏觀經(jīng)濟(jì)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(jìn)出口貿(mào)易影響的研究則鮮有?；谏鲜霰尘昂拖嚓P(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(yùn)用單位根檢驗(yàn)（ADF）、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)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(jìn)出口貿(mào)易的影響效果進(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，進(jìn)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(jìn)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(jì)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(jìn)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(jì)局編撰的歷年《國家統(tǒng)計(jì)年鑒》，體育用品制造業(yè)的FDI來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)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(jì)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(jì)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，故把FDI和CDI的累計(jì)額也作為變量因素來分析，兩者的累計(jì)額分別采用截止到該年的累計(jì)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(jìn)而研究數(shù)據(jù)以2002年為初始年，2003年的累計(jì)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(jì)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(jì)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(shí)證分析的基準(zhǔn)模型，其中α為常數(shù)項(xiàng)，β、γ、λ、π為各自變量的系數(shù)，ρ表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。

三、實(shí)證分析

（一）我國體育用品制造業(yè)進(jìn)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(kuò)大，2003至2012年出口和進(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易和FDI增速、體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易和FDI占全國進(jìn)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(yán)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(jìn)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(fèi)環(huán)境有很大關(guān)系，如受金融危機(jī)影響，但受惠于2008年北京奧運(yùn)會的舉辦，當(dāng)年進(jìn)口增幅達(dá)到9.8%，而2009年則受到金融危機(jī)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(yùn)會前的2007年增幅達(dá)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(yán)重、支持力度需要加強(qiáng)等因素影響，2012年FDI增速只有10%左右，投資環(huán)境需要進(jìn)一步改善。

圖2顯示2008年北京奧運(yùn)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(qiáng)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(jìn)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(fù)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(jìn)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(shí)踐中較多宏觀經(jīng)濟(jì)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(yàn)，然后衡量各變量與進(jìn)出口貿(mào)易之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系，因?yàn)楫?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(jìn)一步在此基礎(chǔ)上運(yùn)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(yàn)

運(yùn)用Eviews軟件對基準(zhǔn)方程中的變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)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(yàn)值小于T值，則表明數(shù)據(jù)平整通過檢驗(yàn)；表示二階差分

2.協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)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(jìn)行測算，出口和進(jìn)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(jìn)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(jì)額（AFDI）對我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易額影響顯著的結(jié)果，本文把AFDI單獨(dú)拿出來與出口和進(jìn)口做回歸分析，測算的出口方程和進(jìn)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(yàn)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(yàn)值為0.0000，效果顯著。

上述（9）和（10）式為長期靜態(tài)進(jìn)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(jìn)口回歸方程中的殘差序列p進(jìn)行單整分析，對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，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(xiàng)resid加入VEC模型，采用OLS得出短期出口和進(jìn)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(yàn)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(yàn)值為0.0000，效果顯著。

由于本文在計(jì)算AFDI累計(jì)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(jì)值和對外直接投資及其累計(jì)值對我國體育用品制造業(yè)進(jìn)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(jìn)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(jì)值對進(jìn)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(jì)值是影響我國體育用品制造業(yè)進(jìn)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(yàn)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(jì)學(xué)家小島清提出了FDI與國際貿(mào)易互補(bǔ)效應(yīng)的模型，他認(rèn)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(jìn)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(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，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(jìn)口替代政策和FDI的替代效應(yīng)會使FDI與進(jìn)口規(guī)模呈現(xiàn)反比例關(guān)系，但從實(shí)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(jìn)一步提高，F(xiàn)DI流入則會大量進(jìn)口先進(jìn)的設(shè)備和原材料等，因此，實(shí)證分析才會出現(xiàn)FDI導(dǎo)致了進(jìn)口的增加。

（4）從短期誤差修正模型來看（（11）、（12）式），F(xiàn)DI累計(jì)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?yàn)镕DI從實(shí)際使用到產(chǎn)品出口需要一定周期，這也佐證了FDI的累計(jì)值是影響出口貿(mào)易的主要因素；FDI累計(jì)值與進(jìn)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(dá)到34.1%，即當(dāng)年FDI變動對進(jìn)口影響較大，這主要由于外商投資初期需要從國外進(jìn)口大量的設(shè)備和原材料；由于p的系數(shù)為負(fù)，表明當(dāng)年FDI變動與進(jìn)出口呈負(fù)相關(guān)，這也佐證了在長期內(nèi)FDI累計(jì)值對進(jìn)出口影響大致相同，而短期內(nèi)對出口的促進(jìn)作用高于進(jìn)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(yàn)、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)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(jìn)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(jìn)了進(jìn)出口貿(mào)易，但FDI累計(jì)值是影響進(jìn)出口貿(mào)易的主要原因；體育用品制造業(yè)FDI累計(jì)值對出口影響略大于進(jìn)口影響，短期影響大于長期影響；當(dāng)年FDI變動對進(jìn)口影響高于出口。

3.FDI對我國體育用品制造業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易起到了促進(jìn)作用。一方面，外資進(jìn)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(kuò)散效應(yīng)、管理示范效應(yīng)，進(jìn)而導(dǎo)致我國體育用品制造業(yè)外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展，有效地促進(jìn)了出口貿(mào)易；另一方面，我國體育用品消費(fèi)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(jìn)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(jìn)設(shè)備、原材料等的進(jìn)口。

（二）對策建議

1.鑒于我國體育用品制造業(yè)FDI對進(jìn)出口貿(mào)易影響有滯后效應(yīng)，且對出口影響大于進(jìn)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(qiáng)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；

篇（9）

匯率是指用一種貨幣表示另一種貨幣的價格,它的變動會影響到經(jīng)濟(jì)發(fā)展的許多方面,如貿(mào)易收支、資本流動等。它的變動可能會對一國的對外貿(mào)易產(chǎn)生重要影響。本文以定量的方法來估算人民幣匯率的變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響程度。

一、實(shí)證分析

(一)變量說明

REX表示中國的出口數(shù)額,RIM表示進(jìn)口數(shù)額,TOTAL表示進(jìn)出口總額,都經(jīng)過商品零售價格指數(shù)CPI調(diào)整(以1988年=100為定基指數(shù))以消除價格因素影響;REER為以直接標(biāo)價法表示的人民幣一美元的實(shí)際匯率。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2009》和《中國商務(wù)年鑒2008》。

(二)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整分析前,本文采用ADF檢驗(yàn)進(jìn)行單位根檢驗(yàn),平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果如表1。

(三)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示這四個序列在10%水平上均為一階單整序列。運(yùn)用 Engel―Granger兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),驗(yàn)證LNREX、LNRIM、LNTOTAL與LNREER是否存在協(xié)整關(guān)系。對LNREX、LNRIM、LNTOTAL與LNREER是做回歸,然后對回歸殘差進(jìn)行平穩(wěn)性 ADF檢驗(yàn)。

根據(jù)協(xié)整理論,如果兩個序列滿足單整階數(shù)相同且之間存在協(xié)整關(guān)系,則這兩個非平穩(wěn)序列之間就存在長期穩(wěn)定的關(guān)系,從而可有效避免偽回歸問題。因此,對于經(jīng)過平穩(wěn)性檢驗(yàn)后驗(yàn)明為同階段的序列,要進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn),分析他們之間的協(xié)整關(guān)系。下面對LNREX、LNRIM與LNREER是否協(xié)整做進(jìn)一步檢驗(yàn)。采用EG兩步檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明,ε的A DF 檢驗(yàn)值均大于其顯著性水平為l %、5%和10%的臨界值,說明ε是不平穩(wěn)的。但D(ε) 的ADF檢驗(yàn)值小于其顯著性水平10%的臨界值,表明ε是一階單整的,即LNREX、LNRIM、LNTOTAL與LNREER存在協(xié)整關(guān)系。

結(jié)果表明:人民幣匯率與我國進(jìn)出口貿(mào)易之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。該分析說明了匯率與進(jìn)出口貿(mào)易之間確實(shí)存在著相互影響的長期穩(wěn)定的數(shù)量關(guān)系。但是這并不代表所選的自變量必然是導(dǎo)致因變量變動的原因,還需要用因果關(guān)系檢驗(yàn)方法分析兩變量之間的因果關(guān)系。

(四)格蘭杰因果關(guān)系評價

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果說明我國匯率波動與進(jìn)出口貿(mào)易之間存在長期均衡關(guān)系, 但與二者相關(guān)關(guān)系不能確定因果關(guān)系一樣,這種均衡關(guān)系也不能確定匯率與進(jìn)出口貿(mào)易之間的因果關(guān)系。為了驗(yàn)證二者之間的因果關(guān)系,我們利用格蘭杰(Granger)因果檢驗(yàn)進(jìn)行分析。

在顯著性水平為10%的前提下,得出格蘭杰檢驗(yàn)的p值,其中P(LNREER does not Granger Cause LNREX)=0.0637,P(LNREER does not Granger Cause LNRIM)=0.0979?？芍隹诓皇菂R率的格蘭杰因,匯率是出口的格蘭杰因;進(jìn)口不是匯率的格蘭杰因,匯率是進(jìn)口的格蘭杰因。

二、結(jié)論

通過上述對我國1988-2006年的匯率波動與進(jìn)出口貿(mào)易面板數(shù)據(jù)的分析,可以得如下結(jié)論:

1、協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果說明了長期以來,我國進(jìn)出口貿(mào)易與匯率波動之間存在協(xié)整關(guān)系,匯率的增長會引起出口的增長,進(jìn)口的降低;而匯率的降低會引起了出口的降低,進(jìn)口的增加。并且,匯率波動對進(jìn)口貿(mào)易的影響沒有出口貿(mào)易那么明顯。

2、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)顯示,匯率的變動與進(jìn)出口貿(mào)易之間均存在因果關(guān)系,即對進(jìn)出口都產(chǎn)生顯著影響。一般貿(mào)易理論認(rèn)為,如果一國的本幣升值,就意味著本國出口商品相對漲價,相對削弱本國的出口競爭力,從而引起出口水平的下降。因此用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)得到同樣的結(jié)果,我國匯率的變動對出口也產(chǎn)生影響。

因此,保持人民幣匯率的穩(wěn)定,以避免國際貿(mào)易中的經(jīng)濟(jì)損失,是一個值得當(dāng)前和今后深思的話題。

參考文獻(xiàn):

[1]程瑤,于津.平人民幣匯率波動對外商直接投資影響的實(shí)證分析.世界經(jīng)濟(jì)研究,2009(3):75-82

篇（10）

在過去的兩年間，在各國及世界各經(jīng)貿(mào)組織相繼出臺并實(shí)施的各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇政策和計(jì)劃的影響下，全球經(jīng)濟(jì)正逐漸回暖。廣東省的進(jìn)出口貿(mào)易也在穩(wěn)中漸長。但是，縱觀廣東省目前對外貿(mào)易發(fā)展的狀況，筆者認(rèn)為，世界經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的基礎(chǔ)還不牢固，進(jìn)出口貿(mào)易的形勢仍存在諸多變數(shù)，這使廣東進(jìn)出口貿(mào)易的形勢比預(yù)期的要復(fù)雜。以下將結(jié)合廣東省進(jìn)出口貿(mào)易的優(yōu)勢分析：

一、廣東省進(jìn)出口貿(mào)易的優(yōu)勢分析

1、廣東省經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長：各國都在制定和實(shí)行各種經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇計(jì)劃，以期恢復(fù)本國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。我國政府推動的各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇不僅促進(jìn)了全球的經(jīng)濟(jì)回暖，也讓我國對外貿(mào)易從歷史性衰退中看到了反彈的希望[1]。廣東省的進(jìn)出口貿(mào)易值也在緩慢增長。據(jù)海關(guān)廣東分署的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2010 年 1 至 2 月，廣東省進(jìn)出口貿(mào)易總值為 925.5 億美元，同比增長 31%，但卻低于全國 44.8%的增幅，占全國進(jìn)出口總值的 24%。與全國和主要外貿(mào)省市相比，廣東外貿(mào)進(jìn)出口回升速度明顯落后于全國，進(jìn)出口增幅也明顯低于北京、上海和浙江等主要外貿(mào)省市。同時，廣東進(jìn)出口貿(mào)易值也尚未恢復(fù)至金融危機(jī)前的水平。據(jù)海關(guān)廣東分署的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2010 年 1 月廣東進(jìn)出口總值為 488.6 億美元，同比增長 33.4%，但與金融危機(jī)爆發(fā)前的 2008 年 1 月相比，廣東進(jìn)出口、出口、進(jìn)口總值分別下降8.3%、10.8%和4.7%，廣東的外貿(mào)進(jìn)出口規(guī)模尚未完全恢復(fù)。

2、廣交會帶來的對外貿(mào)易契機(jī)：創(chuàng)辦于 1957 年春季的中國進(jìn)出口商品交易會（簡稱“廣交會”）迄今已有五十余年的歷史，是我國目前歷史最長、層次最高、規(guī)模最大、商品種類最全、到會客商最多、成交效果最好的綜合性國際貿(mào)易盛會，也是我國及廣東省對外貿(mào)易的“晴雨表”。金融危機(jī)爆發(fā)后的連續(xù)幾屆廣交會，受到出口貿(mào)易嚴(yán)重下滑的影響，參展商及到會客商人數(shù)都呈明顯下降的趨勢。而恰逢“后危機(jī)時代”舉辦的第 107 屆廣交會卻給廣東對外貿(mào)易的發(fā)展提供了契機(jī)。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，第 107 屆廣交會到會采購商和出口成交雖然仍低于金融危機(jī)前的 2007 年春交會水平，但卻呈現(xiàn)整體恢復(fù)性增長態(tài)勢。美國到會采購商略有增加，新興市場如亞洲、大洋洲、美洲和非洲到會采購商人數(shù)明顯增多。這些都給廣東對外貿(mào)易的可持續(xù)發(fā)展帶來了新的契機(jī)和希望。

3、廣東勞動力資源較為豐富：由于廣東勞動力資源較為豐富，其他省份也源源不斷向廣東輸入勞動力，從而，勞動密集型產(chǎn)業(yè)具有極強(qiáng)的出口競爭力。在技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)上，通過引進(jìn)外資、引進(jìn)設(shè)備等，廣東的資本積累速度和技術(shù)進(jìn)步速度都較快，從而該產(chǎn)業(yè)的國際競爭力已有了明顯的提高，在國際市場上已具有了中等的出口競爭力[2]。

4、地理位置和港澳優(yōu)勢：改革開放三十多年，港澳扮演了重要的角色，為珠三角的發(fā)展作出了貢獻(xiàn)。在《珠江三角洲地區(qū)改革發(fā)展規(guī)劃綱要》指引下，廣東在未來將與港澳優(yōu)勢互補(bǔ)，深化合作，打造具有世界競爭力的城市圈。構(gòu)建粵港澳緊密合作區(qū)，增創(chuàng)國際競爭新優(yōu)勢，指明了深化粵港澳合作的方向，是對深化粵港澳合作專題調(diào)研成果的升華。

二、廣東省進(jìn)出口貿(mào)易的劣勢分析

1、外部環(huán)境日益嚴(yán)峻：隨著貿(mào)易保護(hù)主義泛濫，廣東近幾年在新一輪的貿(mào)易摩擦戰(zhàn)中，廣東傳統(tǒng)的優(yōu)勢出口產(chǎn)品受到較大沖擊。玩具領(lǐng)域，美國、歐盟分別實(shí)施了新玩具安全認(rèn)證程序和新玩具安全指令，馬來西亞等新興市場也紛紛筑起類似貿(mào)易壁壘，深圳、汕頭等地的玩具不僅出口減少，利潤也減少了兩到三成。家電、LED等能耗產(chǎn)品領(lǐng)域，2010 年1 月底歐盟推出的 EUP 指令則將一部分沒有及時整改提升的產(chǎn)品拒之門外。鞋類產(chǎn)品領(lǐng)域，繼歐盟對中國征收反傾銷稅之后，巴西也對來自中國的鞋類產(chǎn)品開征 100% 反傾銷稅，廣東鞋幾乎喪失巴西市場。家具領(lǐng)域，美國實(shí)施《雷斯法案》，新標(biāo)準(zhǔn)苛刻，對廣東家具的出口又是毀滅性的打擊。

2、比較優(yōu)勢難以為繼：生產(chǎn)要素低成本的優(yōu)勢喪失，各種政策的疊加效應(yīng)，綜合要素的成本上升，造成外貿(mào)出口壓力的增加。截至 2010 年 5 月，我國初級產(chǎn)品進(jìn)口價格水平已連續(xù) 6 個月呈現(xiàn)兩位數(shù)上漲，且漲幅逐月升高，廣東土地及房屋價格在一年多的時間內(nèi)升了一倍左右。

在人工成本方面，廣東帶頭提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)，雖然此舉是對工資收入長期滯后于國民經(jīng)濟(jì)增長的自我糾正行為，對出口企業(yè)來講則是雪上加霜。許多議價能力低的中小企業(yè)面臨虧損。在各種成本大幅上升的量變擠壓下，廣東中小加工貿(mào)易企業(yè)不堪一擊。

3、企業(yè)缺乏品牌意識和長遠(yuǎn)發(fā)展觀念：目前我省機(jī)電產(chǎn)品出口普遍缺乏自主品牌，貼牌出口占絕對主導(dǎo)地位。由于毗鄰香港，廣東的外向型經(jīng)濟(jì)被融入香港接單的主流中。多數(shù)企業(yè)憑借勞動力、土地等低成本優(yōu)勢從事產(chǎn)品加工出口業(yè)務(wù)，真正在國際市場上有競爭力的自有品牌十分有限[3]。據(jù)調(diào)查，即使是自有品牌內(nèi)銷已占國內(nèi)市場最大份額的格力電器，其外銷也只有20%用的是自有品牌，其余出口份額均為貼牌生產(chǎn)。不少企業(yè)滿足于眼前的利益，缺乏創(chuàng)品牌意識和企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展的打算，認(rèn)為貼牌出口既省去了推廣自主品牌的費(fèi)用，又規(guī)避了因?qū)Ｍ馐袌霾涣私舛a(chǎn)生的風(fēng)險，因此不愿意創(chuàng)建自主出口品牌。

4、自主創(chuàng)新體系和機(jī)制不健全，企業(yè)研發(fā)能力有限：近年來，廣東貿(mào)易產(chǎn)品在科技創(chuàng)新上取得了一系列的進(jìn)步，提高了貿(mào)易產(chǎn)品出口的總體規(guī)模和國際市場占有率，從R&D投入水平和新產(chǎn)品發(fā)明成果來看，廣東在全國名列前茅。同時高精尖設(shè)備和關(guān)鍵元器件的進(jìn)口不斷增長，但總體而言，對于引進(jìn)的國外先進(jìn)技術(shù)的消化、吸收和創(chuàng)新卻存在嚴(yán)重不足，究其原因主要是[3]：

總之，廣東貿(mào)易產(chǎn)品技術(shù)從獲得途徑上來看，國外引進(jìn)比例較大，尤其是核心技術(shù)基本上靠引進(jìn)，大多數(shù)機(jī)電企業(yè)尚未成為技術(shù)創(chuàng)新的主體。從調(diào)研情況看，其原因主要是從國外先進(jìn)的技術(shù)及設(shè)備引進(jìn)之后，缺乏配套資金，缺少基礎(chǔ)性的科研實(shí)驗(yàn)平臺和必要的人力資源對引進(jìn)技術(shù)及設(shè)備進(jìn)行消化、吸收再創(chuàng)新。

參考文獻(xiàn)

[1]汪大蘭．廣東加工貿(mào)易現(xiàn)狀、問題及對策[J]． 經(jīng)濟(jì)理論研究，2008(6)： 106-107．