進出口貿易相關問題范文

前言：我們精心挑選了數篇優質進出口貿易相關問題文章，供您閱讀參考。期待這些文章能為您帶來啟發，助您在寫作的道路上更上一層樓。

第1篇

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

2方法、變量及數據

2.1研究方法

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

2.2變量及數據來源

衡量進出口貿易的指標，一般選取具有代表性的進出口總額。而衡量現代物流發展水平的指標，由于缺乏統一的統計口徑，不同學者選擇的指標沒有統一的標準，已有研究大多以貨運量、貨物周轉量或港口貨物吞吐量等指標為代表。從進出口貿易涉及的物流系統來看，其物流環節包含運輸、倉儲、檢驗、報關、包裝、裝卸搬運，以及信息處理等作業內容，其中，運輸是必須的環節，故本文選擇了貨物周轉量作為衡量物流發展水平的指標。數據來源于《浙江省統計年鑒》(2010)，考慮到數據的可得性和一致性，選取1986—2009年間的數據。

3實證分析

3.1物流產業發展與進出口貿易增長的相關性

在相關性分析之前，首先對進出口總額和貨物周轉量的逐年變化情況作描述性分析，以掌握其變化的總體趨勢，表1是浙江省1986—2009年進出口總額和貨物周轉量的統計數據。依據表1，繪制出1986—2009年浙江省進出口總額與貨物周轉量變化趨勢圖①，見圖1。由圖1可知，進出口總額與貨物周轉量的變化趨勢大體一致，這初步說明浙江省物流業與進出口貿易之間存在正向相關關系，即物流業的發展對進出口貿易具有促進作用。為了說明物流業發展對進出口貿易增長的顯著影響，下面利用統計數據進行回歸分析。以進出口總額為因變量，設為Y，貨物周轉量為自變量，設為X。根據表1的進出口總額與貨物周轉量相關數據，運用SPSS軟件進行回歸分析，通過比較多種擬和方法得知，二次曲線(Quad-rati)擬和模型較好地反映浙江省物流與進出口貿易之間的變化趨勢?；貧w結果見表2，調整后判定系數為0.9923，接近1，表明方程解釋能力強，變量以5%的顯著性通過t檢驗?；貧w方程顯著性經過檢驗，F=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物流產業發展對進出口貿易增長促進程度的彈性分析

(1)測算模型

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

(2)物流產業發展對進出口貿易增長影響程度的測算

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

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

(4)由方程(4)計算2010—2014年的物流－進出口貿易彈性指標值，見表5，浙江省物流－進出口貿易彈性呈下降趨勢，表明浙江省物流業應進行產業調整，轉變增長方式，從“粗放型增長”轉變為“集約型增長”，以促進進出口貿易的增長。

4結論與建議

4.1結論

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

第2篇

催生了大量的物流需求，推動物流業不斷提高服務能力和水平，同時，作為進出口貿易活動中的重要一環，物流業在很大程度上決定了進出口貿易發展的速度，兩者相互作用，共同發展。一方面，隨全球一體化呈爆炸式增長的進出口貿易對物流業發展提出了更高的要求，可以說，現代物流業健康、高速發展已經成為進出口貿易持續發展的先決條件。另一方面，現代物流業的業務流程更加優化，服務水平較高，可以滿足進出口貿易品類不斷豐富、貿易量持續增長的要求，促進進出口貿易的飛速發展。具體來說，物流業的多樣化發展促進了進出口貿易的多品種、小批量發展；物流業的及時性和高效性也促進了進出口貿易的快速發展。綜上所述，物流業的高效發展可以促進進出口貿易的發展。

2物流業與進出口貿易關系分析

一般來說，物流業與進出口貿易存在正相關關系，基于以上認識，本文選取貨物周轉量指標代表華北地區物流業發展水平，進出口總額代表華北地區進出口貿易發展水平，并運用相關性分析和彈性分析兩種統計學分析方法，實證檢驗物流業對華北地區進出口貿易的發展是否有影響，以及影響程度。

3.1貨物周轉量和進出口總額的相關性分析對貨物周轉量和進出口總額進行相關性分析，其目的是驗證物流業對進出口貿易是否有積極的影響，如果有影響，影響程度的顯著性如何。華北地區2003-2012年間貨物周轉量和進出口總額的統計數據

3.2貨物周轉量和進出口總額的彈性分析以上研究通過相關性分析驗證了華北地區物流業發展對其進出口貿易具有正面的促進作用，但無法計算出影響程度有多大。本部分研究以經濟學原理中的彈性理論為依據，力求定量分析出華北地區物流業發展的變化引起進出口貿易變化的幅度有多大。

3結論現

第3篇

[關鍵詞] 外國直接投資;進出口貿易;相互作用

[中圖分類號] F750 [文獻標識碼] B

從20世紀50年代，對外直接投資就取代國際借貸成為國際資本流動的主要形式，隨著經濟全球化的迅猛發展，國際直接投資與進出口貿易同時作為當前世界經濟一體化的重要組成部分聯系也日益密切。從改革開放以來，由于我國吸收了大量的國際直接投資，便成為了世界上主要的也是發展中國家中最大的FDI流入國[1]。并且，早在1992年起，我國連續13年成為世界上FDI總量僅次于美國的國家[2]。在2005年我國又一次成為世界上所有發展中國家中最大的國際直接投資地區[3]。根據統計局數據，2008年我國實際使用國際直接投資總額呈現大幅度上升，比上年增加16914百萬美元，增長了21.6%，進口總額從791460.9百萬美元增加的1132567百萬美元，出口總額增加了210237百萬美元。最近幾年，我國國際直接投資依然保持不斷增長的趨勢。到2015年，達到1263億美元，比2014年增長6.4%（按RMB算），并且僅次于美國與香港，位居世界前三。

改革開放之后，對于外資的利用，特別是大量的FDI的注入，對于我國的經濟增長、外貿進出口等都有重要的影響，為了準確的權衡國際直接投資對進出口貿易規模的產生的效應，充分利用外商直接投資帶來的資本，提升我國在世界經濟全球化深入發展時代的應對能力，促進我國開放型經濟的穩定發展，對在經濟全球化形勢下FDI對我國進出口貿易規模的影響進行實證分析和研究具有十分重要的意義。

一、國內外相關研究綜述

各國經濟學家對FDI和進出口貿易的關系展開了大量的實證研究，得出國際直接投資與國際進出口貿易之間主要體現三種關系：首先，FDI與國際進出口貿易的替代效應;然后，國際直接投資與國際進出口貿易的互補效應;最后，國際直接投資與國際進出口貿易的轉移效應。不管是在美國等發達國家的實證研究方面還是巴西、印度、墨西哥等發展中國家的實證研究方面，均得到基本一致的結論，即兩者之間的互補效應得到更多的支持。美國經濟學家帕特瑞（P.Patrie）對國際直接投資的動機差異進行研究得出結論，認為，跨國公司的國際直接投資的動機存在差別，不盡相同，使投資與兩國之間的進出口貿易關系、規模影響也不同。帕特瑞把國際直接投資分成三類：市場導向型直接投資、生產導向型直接投資以及貿易促進型直接投資[4]。并提出對于生產導向型直接投資和貿易促進型直接投資則將會增加投資國和東道國之間的貿易，即擴大投資國與東道國兩國的進出口貿易規模。國內學者關于FDI對于進出口貿易規模的影響相關研究都有各自的結論與代表性觀點。周愛農認為，國際直接投資與國際進出口貿易之間存在均衡發展的關系;朱廷B從理論上闡述了日漸趨向一體化經濟的國際經濟環境導致了國際直接投資與貿易流動的同步性[5];劉志彪從產業經濟層面揭示國際直接投資對進出口貿易的促進作用。

國內學者主要通過分析宏觀數據來進行實證研究FDI對于國際進出口貿易的影響，筆者認為主要包括以下幾種類型：一是研究整個國家FDI與進出口貿易之間的相關關系;二是通過數據進行FDI總額、進口總額、出口總額在量上的回歸分析;三是通過計量模型探究某個國家或地區FDI對本國或本地區經濟發展的影響。

二、我國目前FDI與進出口貿易規模概況描述

改革開放初期，從1979年到1984年，我國實際利用外資額181.87億美元，其中外商直接投資為41.04億美元，1985年我國實際利用了外資額19.56億美元，到1995年我國實際使用FDI總額高達48133百萬美元，到1997年增加到64408百萬美元，較1995年增長了33.8個百分點，雖然在接下來的幾年內較1997年有所降低，但在以1995為基年上看都是呈現出穩步上升的趨勢[6]，特別在2008年達到95253百萬美元，在這一年就比前一年上升了21.6個百分點。1985年到2007年的23年時間里，增長了23倍。隨著我國經濟在世界貿易格局中占有的重要地位，2014年我國實際使用的FDI總額已經達到119705百萬美元。而在2015年，隨著外商直接投資穩步增長，其總額達到了了1263億美元，同比2014年增速高達6.4%?？偟膩碚f，FDI在我國包括以下方面的特點：一是來自發達國家的FDI比重不斷上升，尤其是來自歐美等發達國家的FDI所占比例增大到40%;二是FDI流入主要集中在制造業，近年來，隨著經濟全球化的發展和改革開放的深入，流入零售和金融服務等行業的FDI也呈現出增長的趨勢。同時，關于我國進出口貿易的發展，與FDI流入表現出非常密切的關系。與FDI大量流入的同時發生的是我國進出口貿易額的大幅度增加，從1995年到2014年我國的進出口總額從大約280864百萬美元增長到4301528百萬美元，其中，出口的增長尤為明顯，從148780百萬美元上升到2014年的2342293百萬美元，增加了約16倍，出口額年均增長速度達到18.05%。十以來，由于全方位的對外開放戰略加上“一路一帶”的建設與推進，更是讓我國進出口貿易總額再創歷史新高，連續三年位居全世界前列。

三、外國直接投資對進出口貿易規模計量分析

表1 1995-2014年FDI與進出口總額[7]

（單位：百萬美元）

注：1.進出口數據來源于海關總署。1978年為外貿業務統計數，1980年起為海關進出口統計數。2.貨物進出口差額負數為逆差。

（一）OLS模型的建立

外國直接投資對于我國進出口貿易規模的影響是極其明顯的。現在我們對FDI對于進出口貿易規模的影響進行實證分析。

分別建立兩個獨立的一元線性回歸模型：

Ⅰ.Y1=β0+β1X1+μ1 Ⅱ.Y2=β2+β3X2+μ2

其中，X1，X2：解釋變量，表示我國1995-2015年每年的實際利用外國直接投資總額。

Y1：被解釋變量，表示我國進口商品總額，

Y2：被解釋變量，表示我國出口商品總額。

回歸系數：β0、β1、β2、β3

根據計量分析結果的相關數據可得，F1=287.034，R21=0.941，F2=287.034，R21=0.941

Y1=-1135874+24.99174X1

（-9.483386） （16.94207）

在顯著性水平α=0.01下，t1>t0.005=2.861，t2>t0.005=2.861

Y2=-1299196+28.74140X2

（-9.011578） （16.18717）

在顯著性水平α=0.01下，t3>t0.005=2.861，t4>t0.005=2.861

結論：兩個一元線性模型回歸效果較顯著

由此可以認為，外國直接投資與進出口貿易規模之間存在顯著的線性相關關系。并且，從兩個模型中我們可以得出這樣的結論：①外國直接投資與進口和出口都表現為正相關關系，外國直接投資總額增加一個單位，在其他條件不變的情況下，進口商品總額增長24.99174個單位，即邊際進口商品總額為24.99174;②外國直接投資增加一個單位，在其他條件不變的情況下，出口商品總額增加28.74414個單位，邊際出口商品總額為28.74414;③兩個模型的可決系數R21、R22的值相接近，所以認為兩個模型對于觀測值的擬合程度差不多。④回歸系數b2>b1，表明在一定的條件下，外國直接投資（FDI）的流入對我國出口商品總額的促進作用大于對我國進口商品總額的促進作用。

（二）序列相關問題及修正

1.回歸檢驗

根據回歸結果，對模型進行圖形檢驗。

模型一：ê～t，êt～êt-1

模型二：êt～t，êt～êt-1

根據以上兩個模型的隨機擾動項的散點圖可以看出，隨機擾動項呈現正的序列相關，即在一定水平上，進出口商品總額不僅由外國直接投資總額決定，還受到上一年進出口商品總額的影響。

2.D.W檢驗

由表2、表3中D.W1=0.673784，D.W2=0.670858，在1%的顯著性水平下，n=21，k=2，查表得dL=0.97，dU=1.16，由于D.W1<0.97，D.W2<0.97，拒絕不存在1階序列相關的原假設，故得出存在正自相關，意味著進出口商品總額還受上一年進出口商品總額的影響。

3.拉格朗日乘數檢驗（GB檢驗）

由于D.W檢驗僅適用于一階序列相關，為了驗證模型是否存在高階序列相關，需要進一步進行驗證。

ρ階序列相關：μ1 = ρ1 μt-1+ρ2 μt-2+…+ρn μt-n

受約束回歸方程為：

Yt = β0+β1 Xt1+…+βk Xtk+ρ1 μt-1+…+ρp μt-p+εt

有約束條件為：H0：ρ1 = ρ2 =…= ρp=0，p=2

根據計量分析得到：

表2 進口模型中的相關統計量

表3 出口模型中的相關統計量

根據LM檢驗中的數據可知，兩個模型均只存在一階自相關，根據P值檢驗法和F統計量二階自相關無法通過檢驗，新模型失去意義，則表示進出口商品總額受上僅一年進出口貿易總額的影響。

4.序列相關的修正

被檢驗證明存在序列相關，則需要采用適當的方法進行修正。這里利用廣義最小二乘法進行修正。

計量分析得新模型，X1=46031.77+0.038891Y1

（14.329） （9.8143）

R21=0.969，D.W1=2.148

X2=46259.79+0.033116Y2

（13.647） （11.258）

R22=0.966，D.W2=2.12

此時，D.W1=2.148，D.W2=2.12，大于1%顯著性水平下樣本容量為21的D.W檢驗的臨界值上限dU=1.16，接近等于2，表明修正后的模型已經不存在序列相關，則意味著進出口商品總額不受上一年進出口商品總額的影響。并且，當把進出口商品總額作為自變量，把外國直接投資總額作為應變量時，觀測值對模型的擬合效果更好，模型效果顯著，說明進出口貿易對外國直接投資的流入影響較外國直接投資流入對進出口貿易的影響更加明顯，更有促進效果。

四、結論和政策建議

改革開放以來，隨著外國直接投資的流入增加，我國的進出口貿易規模不斷擴大。同時，不能忽視的是由于開放政策的深入實施促進我國進出口貿易發展為我國帶來了更多的外國直接投資。

根據普通最小二乘法研究FDI和進出口貿易之間的相互作用，建立適當的一元線性模型，研究兩者直接的相關關系。首先，探究外國直接投資對進出口貿易的影響，以進出口商品總額Y為因變量，外國直接投資X為自變量，對建立的模型進行檢驗。認為，在一定的條件下，外國直接投資對進出口商品貿易具有較大且明顯的作用，但進出口商品總額也受到上一年進出口商品總額的影響：然后，分析進出口貿易與外國直接投資的流入之間的影響，對建立的模型存在的問題進行研究與修正;最后，根據修正模型，證明外國直接投資與進出口貿易之間的關系，且得出進出口貿易對外國直接投資的流入影響較外國直接投資流入對進出口貿易的影響更加明顯，更有促進效果。

FDI對我國進出口貿易在一定程度上具有明顯的促進作用，帶動我國外貿規模的不斷擴大與深入發展，同時，進出口商品的貿易還與上期的進出口貿易存在一定的相關關系。除此之外，進出口貿易也對外國直接投資的流入呈現出顯著的促進作用，其作用較外國直接投資流入對進出口貿易的影響更加明顯。FDI企業外貿是我國外貿的主要增長點，在目前我國進出口貿易環境下，要合理調整我國經濟發展格局，優化市場環境，充分吸收和利用外國直接投資以促進我國外貿經濟的穩步發展，帶動進出口貿易的適當增長。同時，堅持開放的發展政策和戰略，進一步為海外投資提供平臺和機會，使世界經濟全球化下的我國在國際舞臺上占據一席之地。

[參 考 文 獻]

[1]孫潔.外商直接投資對我國外貿經濟的影響分析[J].商貿流通，2015（34）

[2]楊超.外商直接投資和進出口的關系研究[J].中國外資，2015（5）

[3]宣燁，周長富.外商直接投資對進出口貿易的影響[J].南京財經大學學報，2007（3）

[4]韓玉軍.國際貿易學[M].北京：中國人民大學出版社，2009-11：250-251

[5]王蕙，郭顯光.外國直接投資對我國進出口規模的影響[J].國際貿易問題，2007

[6]趙倩倩.FDI對中國進出口貿易的影響效應研究[J].經濟研究導刊，2014（24）

[7]中國統計局網站[EB/OL].2016

[8]史小龍，張峰.外商直接投資對我國進出口貿易影響的協整分析[J].跨國公司研討，2004