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進出口貿易范文1
我主要是在單證部實習，在實習期間，我知道了一些基本的單證程序，有些原來在課本上或者實訓課程上學的知識還是很實用的，讓我感覺上手很快，在單據制作過程中，每個單位是有自己固定的模式，有些東西當然是課本上無法學會的。還是很感謝單證部的胡老師和張穎姐交給我們的一些單證這塊需要注意的東西。
最大的收獲是讓我們自己動手填空票據，也學會了如何從六聯單中尋找自己需要的數據，在實際操作中，我們雖然主要的能夠填寫，但是還是會有一些細小的錯誤，這就讓我以后從事相關的工作一個啟示：做單據這塊，雖然工作不是很難，但是一定要細心再細心，尤其是對于信用證這樣的支付方式。在這期間對于貿易流程需要的基本一套單據有了很深刻的了解，包括：定艙委托書，報關需要的核銷單，發票，裝箱單，商檢的通關單，還有原產地證等，并不是每一票都需要所有的單據，而是根據客戶的需要再制作相關的單據。
再就是我們親自去了湖北貿易促進委員會，去那里蓋原產地證書的章子，也是讓我們去了解貿易的基本流程，以及需要了解的商檢局或者貿促會的基本手續。這些都是無法從學校學會的。在蒲紡進出口公司老員工的帶領下，學到了一些貿易基本常識。
進出口貿易范文2
1.1文獻回顧
國內學者范祚軍等［3］運用1994—2010年人民幣雙邊匯率、人均國民收入等年度數據，分別研究了人民幣匯率變動與中國對東盟10國貿易收支之間的關系，發現短期人民幣匯率貶值可以改善我國對其中7國的貿易收支。張慧等［4］的研究認為，人民幣匯率貶值有助于改善我國貿易收支。韓斌等［5］以1994—2011年我國與主要貿易伙伴國的雙邊貿易季度數據為基礎，探究了人民幣匯率變動與我國對貿易伙伴國貿易收支的關系，指出人民幣匯率貶值使我國貿易收支得到改善。而以下學者的研究卻表明，匯率貶值不能改善貿易收支。Taufiq等［6］根據1974—1998年美國分別對日本、加拿大的貿易數據進行研究，得出的結論是匯率的波動對貿易收支會產生負面影響。張曉月等［7］認為人民幣匯率貶值總的凈效應為我國貿易順差的減少。何建奎等［8］研究了人民幣實際有效匯率與我國貿易收支的關系，發現貿易收支的匯率彈性為負。第二種觀點認為:匯率變動對貿易收支沒有顯著影響。Wilson［9］的分析表明，新加坡、馬來西亞貨幣的實際匯率變動與它們貿易收支之間的顯著影響關系不存在。SilvanaT［10］基于名義匯率的角度，探討了其與貿易收支的關系，發現名義匯率變動不引起貿易收支變化。Wilson［11］采用1970—2004年的年度數據，研究了韓國、美國和日本之間的多邊貿易，得到實際匯率的變動不會顯著影響韓美和韓日之間的貿易收支的結論。曹永福［12］對我國進出口需求價格彈性進行了測算，算得兩者絕對值之和為0.3079(0.611)，小于馬歇爾—勒納條件臨界值，說明人民幣匯率變動對貿易收支的影響很小。劉林［13］通過構建非線性MS-VAR模型，選擇1994—2010年的季度數據，實證研究了人民幣實際有效匯率貶值與升值分別對一般貿易收支和加工貿易收支的影響，指出人民幣實際有效匯率變動不會影響總的貿易收支。左曉慧等［14］以2005年1月至2012年8月的月度數據為研究樣本，實證分析了人民幣實際匯率與我國進出口額的關系，結果表明人民幣實際匯率變動對進出口額的影響不顯著，人民幣升值不能使我國貿易順差得到根本改變。馮宗憲等［15］構建了中美兩國TV-FAVAR模型，對人民幣實際匯率波動對中美貿易差額的影響進行了探析，認為人民幣實際匯率波動不是中美貿易順差的主要原因。
1.2文獻評述
既有研究對匯率變動與貿易收支之間的關系進行了積極探索，但不難發現，國內外學者在研究匯率變動對貿易收支的影響時由于研究方法、研究樣本、數據選取等的不同，尚未得出關于匯率變動對貿易收支影響的統一結論。本文在前人研究的基礎上，試圖通過理論推導出人民幣匯率變動對我國貿易收支影響的模型。鑒于人民幣名義匯率不能準確反映匯率變動對貿易收支的影響，故而運用人民幣實際匯率數據，實證分析人民幣實際匯率變動對我國貿易收支的影響。
2匯率變動對進出口貿易收支影響的機制分析
匯率變動主要通過價格競爭機制對貿易收支產生影響。由絕對購買力平價理論可知，用不同貨幣計價的某種商品，折算成同一種貨幣后價格應相等，即:P=eP*。其中，P為一國某種商品的國內價格，P*為該國這種商品的國外價格，e是用直接標價法表示的匯率。在滿足不同地區該商品價格相同且同質的前提下，匯率變動對貿易收支影響的作用機制可表現為匯率變動首先引起進出口商品價格變動，進出口商品價格變化后使進出口商品的國際競爭力發生變化，而進出口商品的國際競爭力發生變化后又會使進出口商品的供給彈性和需求彈性發生變化，最終使貿易收支發生變化［16］。
3人民幣匯率變動對我國進出口貿易收支影響的實證分析
3.1模型推導
首先根據不完全替論，建立人民幣匯率變動對我國出口貿易影響的模型。該理論假定:作為研究對象的國家進出口的商品與國內生產的商品不具有完全替代性。不完全替論對于我國來說是適用的［17］。本文參照國內學者厲以寧等采用C-D函數的形式研究人民幣匯率變動對我國出口貿易的影響，即Xt=A(et)α(GNP*t)β。其中:t為時間，Xt表示我國歷年出口額，et表示歷年人民幣名義匯率，α是出口的匯率彈性，β是出口的收入彈性，GNP*t表示我國貿易伙伴國的國民收入水平。兩邊取自然對數后設定模型為lnXt=λ+αln(et)+βln(GNP*t)+μ(1)同理，研究人民幣匯率變動對我國進口貿易影響時也采用C-D函數形式，即Mt=A0(et)α0(GNPt)β0。其中，t為時間，Mt為我國歷年進口額，et為歷年人民幣名義匯率，α0為進口的匯率彈性，β0為進口的收入彈性，GNPt表示我國國民收入水平。兩邊取自然對數后設定模型為lnMt=λ0+α0ln(et)+β0ln(GNPt)+μ0。(2)式(1)－式(2)，并化簡得到貿易收支模型lnXt－lnMt=c+γln(et)+βln(GNP*t)+δln(GNPt)+μt，令lnTBt=lnXt－lnMt，分別用人民幣實際匯率RERt替代et、我國國內生產總值GDP1t替代GNPt、外國國內生產總值GDP2t替代GNP*t，上式變為lnTBt=c+γlnRERt+δlnGDP1t+βlnGDP2t+μt。(3)其中:μt為隨機擾動項，即為本文的貿易收支模型。
3.2變量選取與數據說明
貿易收支(TB)。與大多數關于匯率變動對貿易收支影響的文獻不同，本文選取出口額與進口額比值(X/M)指標來衡量我國的貿易收支水平。實際匯率水平(RER)?？紤]到人民幣名義匯率不能準確反映匯率變動對貿易收支的影響，故本文采用人民幣實際匯率。當人民幣匯率貶值時，即RER上升，我國出口商品的外幣價格下降，國外對我國商品的需求增加，使該商品出口量上升;而以本幣表示的外國商品價格上升，從而抑制對國外商品的進口，貿易收支增加。因此，預期γ的符合為正。我國國民收入水平(GDP1)。有很多指標可以反映我國國民收入水平，例如國民生產總值、國內生產總值、人均國民生產總值、人均國內生產總值等。本文選取我國國內生產總值以衡量我國國民收入水平。當我國國民收入水平提高時，即GDP1增加，我國居民對國外商品的需求增加，進口增加，貿易收支減少，預期δ的符號為負。外國國民收入水平(GDP2)。我國與美國的雙邊貿易在我國對外貿易中占很大的比重，故本文以美國國民收入水平代表外國國民收入水平。同上，選取美國國內生產總值來衡量美國國民收入水平。當外國國民收入水平提高時，即GDP2增加，國外對我國出口商品的需求增加，出口增加，貿易收支增加，預期β的符號為正?？紤]到數據的可獲得性，本文選取1994—2010年的年度數據。我國進出口貿易額、人民幣名義匯率、我國國內生產總值、美國國內生產總值、我國CPI、美國CPI原始數據均來源于歷年《中國統計年鑒》。由于原始數據為名義數據，為了實證結果的可靠性，以1994年為基期(1994=100)，對我國CPI、美國CPI進行調整，由此算出我國實際進出口貿易額、人民幣實際匯率水平、我國實際國內生產總值、美國實際國內生產總值。為消除數據的異方差，對上述所有變量進行對數化處理，即lnX、lnM、lnRER、lnGDP1、lnGDP2。根據lnTB=lnX－lnM算出貿易收支的對數值。
3.3實證結果分析
3.3.1單位根檢驗時間序列數據要對其進行平穩性檢驗，否則會出現“偽回歸”。本文使用ADF檢驗法對時間序列數據進行平穩性檢驗。按照ADF檢驗方法，運用Eviews6.0軟件對lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2的原始序列和一階差分序列進行平穩性檢驗，按照AIC和SC取值最小原則對滯后期進行選擇。檢驗結果，如表1所示。根據表1中各變量的ADF檢驗結果，可知各變量的原始序列即lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2均是非平穩序列。分別對它們的一階差分序列lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2進行單位根檢驗，結果顯示lnTB在5%的顯著水平是平穩序列，lnRER、lnGDP1、lnGDP2在1%的顯著水平都是平穩序列，則lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2都是一階單整序列，即I(1)。由于lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2是同階單整序列，可對它們進行協整檢驗。3.3.2協整檢驗協整檢驗用于檢驗變量之間是否存在長期穩定的均衡關系，檢驗的方法主要有EG檢驗和JJ檢驗。EG檢驗主要是針對2個變量進行協整關系的檢驗，JJ檢驗則可以檢驗多個變量之間是否存在協整關系。本文使用Eviews6.0軟件對lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2進行Johansen協整檢驗，如表2、表3所示。由表2和表3的Johansen協整檢驗結果看出，我國貿易收支與人民幣實際匯率、我國國民收入即我國GDP、外國國民收入即美國GDP之間在5%顯著水平上存在長期穩定的協整關系，且僅存在一個協整方程。由Eviews6.0軟件，得到下面的協整方程:lnTB=1.908lnGDP2－0.415lnGDP1+1.099lnRER+15.480(0.383)(0.088)(0.140)(3.360)協整方程括號內數字為各變量系數估計值的標準誤差。根據協整方程可知，我國貿易收支與外國國民收入之間呈正相關關系，與我國國民收入之間呈負相關關系。外國國民收入增加1%，我國貿易收支增加1.908%;我國國民收入水平提高1%，導致我國貿易收支下降0.415%。而人民幣實際匯率貶值1%，我國貿易收支僅增加1.099%，這說明人民幣實際匯率變動會對我國貿易收支產生影響，但其對我國貿易收支的影響并不大。3.3．3Granger因果檢驗由前面的分析知，我國貿易收支與外國國民收入、我國國民收入及人民幣實際匯率之間存在協整關系，以下運用格蘭杰因果檢驗法對lnGDP2、lnGDP1、lnRER與lnTB的因果關系進行檢驗，檢驗結果，如表4所示。根據表4的Granger因果檢驗結果不難看出，在10%顯著性水平上，lnGDP2是lnTB的格蘭杰原因，即外國國民收入的增加是我國貿易收支變化的格蘭杰原因。反之，則不成立。在5%顯著性水平上，lnGDP1是lnTB的格蘭杰原因，即我國國民收入的變動會引起我國貿易收支的變動。反之，也不成立。在10%顯著性水平上，人民幣實際匯率變動與我國貿易收支之間存在雙向Granger因果關系。
4結論與建議
4.1結論
第一，協整分析表明，我國貿易收支與外國國民收入、我國國民收入及人民幣實際匯率之間存在長期穩定的均衡關系，且外國國民收入的變化對我國貿易收支的影響較大。外國國民收入每增加1%，會引起我國貿易收支增加1.908%;而人民幣實際匯率貶值1%，只引起我國貿易收支增加1.099%，說明人民幣實際匯率變動對我國貿易收支的影響不大。因此，僅僅依靠對人民幣匯率的調節來維持我國對外貿易收支的平衡是不夠的。第二，格蘭杰因果檢驗結果顯示，外國國民收入、我國國民收入的變化是我國貿易收支變化的單向格蘭杰原因，人民幣實際匯率變動與我國貿易收支變化互為格蘭杰因果關系。從我國的實際情況來看，隨著我國對外貿易額的不斷增大，我國貿易收支呈逐漸擴大的趨勢。國際上要求人民幣升值的呼聲也越來越大，人民幣升值壓力越來越大，使人民幣兌美元實際匯率自2005年7月匯改以來一直保持穩定的升值態勢。人民幣在升值的同時，我國貿易收支也一直在發生變化?？梢钥闯?，我國貿易收支與人民幣實際匯率之間是相互影響的，盡管后者對前者的影響較小。
4.2建議
進出口貿易范文3
【關鍵詞】金融危機 進出口貿易 江蘇 策略
美國爆發的金融危機在短短兩年內演變成全球性的金融危機，美國次貸危機在內部導致美國經濟的衰退，甚至影響到世界經濟的發展，尤其對貿易進出口產生了巨大的影響，很多公司因此倒閉，國際市場蕭條。在如此嚴峻的形勢下，江蘇作為中國的中部省份，正積極發展出口貿易以拉動省內經濟的發展。由于金融危機的影響，近幾年的江蘇貿易數據顯示，江蘇的出口增長率一直呈明顯下降態勢，外部需求逐漸減少。
一、江蘇進出口貿易現狀分析
根據數據統計，江蘇省外貿出口占GDP的比重由1988年的2.8%上升到2011年的20.4%，這個比例已高出美國14%的水平。江蘇省2011年外貿進出口總額首次突破100億美元，達137.49億美元，比上年增長45.1%。其中，出口76.86億美元，增長40.8%；進口60.64億美元，增長50.9%；實現貿易順差16.22億美元，增長12.6%。在出口中，外商投資企業出口額37.77億美元，增長1.1倍；私營企業出口額22.45億美元，增長29.6%；國有企業出口額16.15億美元，下降11.3%。
二、金融危機對江蘇進出口的影響
（一）國際需求較少，出口量下降
全球的金融危機導致整個世界經濟遇冷，歐美及亞洲發達國家對江蘇出口產品的需求量下降。江蘇出口產品主要以輕工業和加工業為主，產品的需求彈性系數較低，完全取決于外部的需求量，對外部經濟環境的依賴程度較高。例如，2011年9-10月份，本應是江蘇的出口旺季，全省卻有732家企業出口訂單減少，占全省有出口實績企業總數的68.4%，訂單減少金額達到8.31億美元。定單減少主要集中在紡織服裝、電子、輕工等行業。
（二）匯率波動導致原材料上漲
在金融危機背景下，各國都相應采取降低匯率的貨幣政策以促進本國的出口貿易。以美元為例，美元兌人民幣的匯率從1美元兌6.9元持續到1美元兌6.48元。在匯率波動的情況下，人民幣在壓力下逆勢而漲的現象直接導致了中國內部的通貨膨脹。由此而衍生出來的原材料及市場物價的上漲也間接影響到江蘇外貿企業接受外來訂單的態度。勞動力作為江蘇的優勢已經在逐步減弱，同時原本微薄的利潤已經不能絕對性地蓋過匯率帶來的成本上升引起的損失。同時過多的匯率波動，增大了企業的外匯風險，對以美元結算的企業造成了極大的壓力。
（三）對江蘇吸引外來資本的影響
外資作為地域投資的利好資本，是每個地區發展并帶動當地經濟不可或缺的一部分。根據資料顯示，2008年新批外商投資企業689個，其中，新批合同外資1000萬美元以上大項目83個；合同金額49.26億美元，下降9.6%；實際使用外商直接投資36.04億美元，增長16.1%。新批外商投資企業平均投資規模達715萬美元，提高13.8%。賽維、江蘇晶科能源有限公司、江蘇龍鼎實業有限公司等一批外資企業增資活躍。直至2012年，新批外商投資企業1092個，增長33.0%，其中新批合同外資1000萬美元以上大項目147個；實際使用外商直接投資51.01億美元，增長26.8%。有數據可知，雖然外來資本處于一個增長的趨勢，但是從2008年金融危機爆發后與之前相比，外資的數量及投資額都處于逐年減少的狀態。
三、應對策略
（一）加大對企業的扶持
江蘇的進出口企業主要以中小型企業為主，政府可以從財政、稅收以及社會保障方面，采取積極措施，為企業降壓減負，幫助企業渡過難關。一是政府統籌安排專項財政資金，用于推動本地產業發展、企業結構調整和技術改造等。二是建立企業稅費緩繳機制。對確有特殊困難、不能按期繳納稅款的企業，可對其用納稅款辦理一定期限的緩繳手續。三是對一些困難中小企業，一定條件下允許企業延緩上交職工五險一金，并且階段性降低某些社會保險費費率，讓企業有更多的流動資金進行貿易往來。
（二）創造良好的金融環境，給予企業外貿融資支持
相關職能部門可以制定相應政策，建立健全中小企業信用擔保體系，積極引導商業銀行對中小企業進行信貸支持，建立中小企業信用擔?；?，積極探索建立外貿專業性的中小企業擔保基金和創業投資基金，放寬對中小企業的貸款額度，為其提供融資支持，幫助企業渡過難關。
（三）擴大出口規模，提高自身應對國際市場風險的能力
一是積極參加國內外各類大型展會和博覽會。二是企業要充分利用現行優惠政策以及通關、商檢、出口退稅等便利條件，積極開拓新的海外市場擴大出口。三是充分運用電子商務平臺?；ヂ摼W能夠幫助企業實現跨地區、跨國市場信息收集以及企業和產品形象宣傳，并進行購銷洽談及交易。通過電子商務，能極大促進企業與全球范圍企業合作，從而推動外貿企業產品銷售。四是企業要增強自身抵御風險能力。企業要加強與銀行、政府部門的溝通，加強對進口商的信用調查，嚴肅認真簽訂合同，加強防范出口收匯風險。
四、總結
總之，金融危機促使了各國采取各種貿易保護措施，嚴重危害了我國的進出口貿易的發展。全球進口萎縮，我國出口增速放緩對國內經濟的負面影響凸顯，經濟下行的壓力明顯加大。我國要及時采取有效的應對策略，以便積極應對挑戰。
參考文獻：
進出口貿易范文4
【關鍵詞】進出口貿易 線性回歸模型 國內生產總值 消費者信心指數
近二十年來，中國自身的經濟發展越來越好，發展速度保持在一個較高的水平，在全球化進程中占據著越來越重要的國際地位，進出口總額一直保持在一個較高的水平。本文旨在通過構建多個影響指標來衡量美國與中國的進出口總額，并構建計量模型，進一步比較當前條件下美國與中國對不同影響因素的敏感程度，為中美未來的貿易政策提供基礎的分析依據。
一、變量與數據選取
本文將被解釋變量進出口總額統一表達為Y，Y1表示中國的進出口貿易總額，單位為億人民幣元，Y2表示美國對中國的進出口貿易總額，單位為百萬美元。在解釋變量方面，影響進出口總額的因素有很多，我們為了能夠定量的通過計量模型來進行計算與分析，選取了如下解釋變量：
第一，匯率（中國用X1表示，美國用X11表示）：匯率可以通過影響本國產品的表示價格而對產品在世界上的競爭力產生影響，而商品競爭力直接影響著一國的進出口水平。X1表示一百人民幣可兌換的美元數；X11表示的是一百美元可兌換的人民幣數量。
第二，國內生產總值GDP（中國用X2表示，美國用X12表示）：國內生產總值反映的是一個國家整體的經濟發展水平，對于不同的國家來說，經濟發展水平越高代表其在國際上競爭力越強，因此對該國的對外貿易情況也有不同的影響，其中X2的單位為億人民幣元，X12的單位為十億美元。
第三，第三產業所占比重（中國用X3表示，美國用X13表示）：第三產業即服務業，我們選取服務業所占國內生產總值的百分比作為我們的解釋變量。服務業相較于農業與工業更多是對國內經濟市場的影響，而工農業的產品與原材料則更多地影響對外貿易。產業結構的變化對于不同國家的對外貿易甚至是整體經濟市場都有著不可忽視的影響，因此第三產業所占比重能夠有效的展示出不同國家在不同時間產業結構如何作用于被解釋變量。
第四，消費者信心指數（中國用X4表示，美國用X14表示）：消費者信心指數是反映消費者信心強弱的指標，是綜合的反映并量化消費者對當前的經濟水平經濟形勢，預期收入與支出以及消費心理狀態的量。我們認為消費者的心理狀態與消費觀念對于進出口來說存在一定影響，消費者的消費需求作用于進出口市場，進一步的使被解釋變量產生變化。
第五，工業企業原料，燃料，動力購進價格指數（PPIRM）（中國用X5表示，美國用X15表示）：是反映工業企業為了生產投入而購買原材料燃料等時所支付的價格，我們用這一指標來衡量國家內部生產機構生產成本的變動，生產成本會對產品價格產量等構成影響，導致對外貿易的變動。數據來源僅僅提供了每一年的該價格指數變化率，因此我們將初始年份2000年的該價格指數設為1000，通過變化率計算出每一年的工業企業原料購進價格指數，來運用在模型中。
文中數據均來源于中國統計局和choice金融終端，由于數據的時間限制，針對中國我們選取2000～2015年作為分析的時間段；針對美國我們選取2000～2013年作為我們分析的時間段。
二、模型構建
我們選取了上述五個指標作為我們的分析依據，通過觀察散點圖（注：由于篇幅所限，散點圖略去）可以發現消費者信心指數可能對進出口貿易的整體情況影響不大，這主要是因為消費者信心指數更多的作用于國內經濟市場，而且進出口貿易影響因素較多，具體分析還需要建立計量模型，因此根據上述結論，我們構建以下多元線性計量經濟模型：
我們首先對中國的數據用Eviews進行回歸，結果如表1：
由回歸結果可知，R2=0.994529，X2=0.991793，這表示模型的擬合優度很好，F統計量的值為363.5305，較大的F值表明被解釋變量進出口總額與五個解釋變量之間的線性關系是顯著的。雖然F檢驗的結果與擬合優度都比較好，但是X3，X4的t統計量較小，其p值較大，表明第三產業所占比例與消費者信心指數χ泄的進出口總額影響不顯著，我們可以認為模型中可能存在較為嚴重的多重共線性。
針對這一問題，我們使用修正Frisch法來解決。我們將五個解釋變量分別對被解釋變量進行回歸，找出其中擬合優度最大的解釋變量。通過Eviews的回歸結果（如表3、4）我們選擇包含X5的回歸方程作為我們的基礎回歸方程。
接下來我們在模型中加入其它的解釋變量，重新進行線性回歸。如果加入后的模型擬合優度變大，且各變量的參數統計仍然顯著，則在模型中保留該變量；否則則不在模型中保留該解釋變量。由于篇幅所限，本文略去這些變量的具體回歸過程，直接給出回歸結果。
通過對X3和X4的回歸分析發現，加入解釋變量X3，X4后模型的擬合優度沒有明顯上升，且新加入的解釋變量顯著程度較低，對于原有的解釋變量影響也不大，因此我們不在模型中加入X3，X4。最終我們確定我們的回歸模型為：
接下來我們使用之前的回歸結果對該計量模型進行假設檢驗，我們首先對模型進行自相關檢驗：
原假設H0：模型不存在自相關
備擇假設H1：模型存在自相關
模型的DW統計量為1.59，Du
接下來使用Eviews進行異方差檢驗，回歸結果如表13：
由回歸結果可知，P=0.1908>0.05，因此我們的模型中不存在異方差，因此我們的模型是正確的。所以關于中國的進出口總額的線性模型可以表示為式3：
Y=68896.66-2309650X1+0.338212X2+220.7906X5 （3）
該模型所表示的經濟意義是，當匯率因素變動，其他不變時，1人民幣每多兌換0.01美元，中國的進出口總額減少23096.5億元；國內生產總值每上升一億元，中國的進出口總額上升0.338212億元；工業企業原材料燃料購買價格指數每上升1，中國的進出口總額上升220.7906億元。
同理，我們得出美國對中國的進出口貿易總額可以表示為：
Y2=-3539958+39.71784X12+34872X13+1248.36X14+475.2753X15（4）
該模型的經濟學意義是，當其他解釋變量不變時，當美國的國內生產總值上升十億美元時，美國對中國的進出口總額上升3671.784萬美元；當第三產業所占比例上漲百分之一時，美國對中國的進出口總額上升348.72億美元；當消費者信心指數上升1時，美國對中國的進出口總額上升12.4836億美元；當工業企業原材料燃料購買價格指數上升百分之一時，美國對中國的進出口貿易總額上升4.752753億美元。
三、主要結論
通過上述的分析我們最終建立出如下兩個多元線性回歸模型：
Y1表示中國的進出口總額，Y2表示美國對中國的進出口總額。
在我們之前的模型假設里，選擇了匯率，國內生產總值，第三產業占GDP的百分比，消費者信心指數以及工業企業原材料燃料購買價格指數作為我們的解釋變量。在實際的建模過程中我們發現，中國與美國的對外貿易所受影響的因素是不同的，我們所選取的變量在不同國家的進出口情況中的顯著程度也是不同的。對于中國而言，匯率，國內生產總值以及原材料購買價格指數是較為顯著的影響因素，其中匯率與進出口總額負相關，而國內生產總值和購買價格指數則與被解釋變量正相關；而第三產業占比與消費者的信心指數的影響則并不顯著。
對于美國來說，除了匯率外，其余的四個解釋變量均會顯著影響美國對中國進出口情況，并且都是有顯著的正相關關系。這可能是因為中美兩國整體的經濟水平，產業結構以及消費習慣等等一系列因素造成的。
匯率對于中美兩國而言都是國際經濟形勢上重要的一環，但是中國因為更多的承擔著生產國的責任，所以出口商品的標示價格變化可能會更多得影響其整體的對外貿易情況。而美國長期以來處于貿易逆差，相對而言匯率的影響可能比較有限。進口商品價格受關稅等其他因素控制，匯率變化可能無法像其他因素那樣顯著的影響進出口的貿易。同時，與我們在建模之前的散點圖分析相反，我們發現這一變量前系數的符號是反的，這或許是因為其影響因素相比其他發生改變的原因。
國內生產總值作為反映一國整體經濟水平的最主要因素之一，在中美兩國的對外貿易中都起到比較重要的影響，與整體的進出口之間關系很大。因為我們在選取被解釋變量是選擇的是美國對中國的進出口，因此我們無法將兩個式子的系數直接進行比較。但是通過統一單位之后我們可以發現，GDP對中國影響可能要稍大于美國，這主要是因為美國整體處于較高的經濟發展水平，各方面的經濟形勢較為穩定，GDP的提高對于其他領域的促進作用相對于中國這一發展中國家而言比較有限。但總體上而言，國內生產總值依然是影響進出口貿易的一個重要因素。
第三產業占比也是對進出口均有顯著影響一個指標。相關理論認為，服務行業的產出一般不出國，因此會導致進出口的反向變動，但是對于中國而言，第三產業占比的變動卻未顯著影響進出口的總額，這可能是由于其對進出口產生的作用相互抵消，無法在總額上產生明顯的影響。美國的服務產業上升可能會導致來自中國的進口上升，另一方面數據中顯示的美國服務行業占比較高，變化并不明顯，因此產業結構的改革對于其整體的進出口貿易的改變可能很大。
消費者信心指數是衡量消費者消費觀念以及消費心理和對未來的預期等的指標，中國整體的消費者信心指數變化不大，因此對于整體的進出口貿易水平影響并不如其他因素那樣顯著。而且這一因素很大程度上取決于其國內的整體經濟形勢，因此與國內生產總值等變量可能彼此相關。而對于美國的消費者信心指數，因為其整體的現代化程度與國家化程度更高，可能受世界整體經濟形勢的影響更大。而且消費者的信心指數的變化對于其與最大的貿易伙伴國中國之間的進出口會造成明顯的影響。
工業企業原材料燃料購買價格指數是一個衡量生產成本的指標，這一指標對于中美兩國的貿易情況都有顯著的影響，這一指標越高，進出口的總額也就越多，這符合固有的經濟理論。較高的生產成本是商品與服務的總價值有所上升，造成整體的對外貿易上升。
四、對策性建議
通過對上述兩個計量模型的分析可以看出，在過去的幾年中，中國的整體對外貿易處于高速發展的狀態，進出口總額不斷擴大，但是在發展的過程中也存在著許多的問題。為了在新形勢下加強自身的國際競爭力，我國應從內外兩個方面來進行改革與發展。對外，首要的就是保持當前的國H地位與形勢，維持人民幣匯率的穩定，作為對外貿易的一大重要影響因素，匯率的穩定對于增大國際競爭力與話語權有著不可磨滅的作用。同時要加強在進出口貿易上的選擇。當今的國際形勢較為固定，能源供給國，原材料供給國，服務供給國等國際定位比較明確，中國應選擇更適合自己的發展道路，在貿易伙伴的選擇與交流上更進一步。對內，強有力的經濟發展是不可缺少。以此為目標，我們還需要對產業結構，居民整體生活水平，物價指數，收入分配等問題上進行更多的探討與改革。中國擁有著極高的生產力水平，但是還需要向著科技創造的目標繼續努力。從我們的模型2中可以看出，美國對中國的進出口與其內部的經濟形勢社會形勢等關系密切，因此我們還需要多關注其他國家的政治，經濟形勢，能夠對新的變化做出預判或充分的準備。
參考文獻
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進出口貿易范文5
近年來，隨著信息技術的深入發展以及全球經濟化的進一步推進，電子商務交易額突飛猛進地增長。據我國商務部統計，2015年我國電子交易的規模達到了20.8萬億元，預計2016年其規模達到22萬億元，然而2015年來我國對外貿易持續走低，2015年其增長率為－7.1%，2016年其增長率為－0.89%。在這樣的背景下，通過分析電子商務與國際貿易的具體關聯程度，對充分利用電子商務開展國際貿易顯得尤為重要。
2文獻綜述
隨著電子商務與國際貿易聯系的日益緊密，關于電子商務與國際貿易之間關系的研究也逐漸成為一個熱門的課題，國內外學者從不同的角度深入分析了前者對后者的影響。在國外，TerziN.(2011)通過調查電子商務對國際貿易影響發現電子商務基本上能夠給所有國家帶來經濟效益。但是短期內這些收益可能集中在發達國家，但從長遠來看，對發展中國家將更有利。電子商務增加國際貿易的總額。［1］WarfB認為不同媒體的數字融合開啟的互聯網視頻使得電子商務將為大多數中小型企業提供接觸國家和全球市場的機會成為可能，使得國際貿易的主體更加多元化。［2］DaCostaE.(2016)認為互聯網對于美國小型企業發展國際業務發揮著日益強大的作用。他把電子商務戰略描述成為全世界中小企業開展國際貿易的重要機會。［3］SandvigJ.C.通過對527個全球頂級購物網站的登錄頁面以及移動技術如何影響Google移動搜索結果進行技術分析。發現動員技術對于全球電子商務的發展發揮至關重要的作用。［4］在國內，喬陽(2012)把跨境電子商務看成一把“雙刃劍”，認為其對國際貿易既有積極影響又有消極影響。它通過簡化貿易流程，變革企業的經營模式積極推動了后者的發展，但同時也拉大了發展中國家與發達國家之間的差距，惡化了發展中國家的貿易環境，并且由于電子商務的“虛擬性”，造成了大量稅款的流失。［5］張淮亮(2016)從定性和定量兩方面分析了跨境電子商務對國際貿易的影響，認為跨境電子商務通過改變經營主體，縮短交易流程以及降低企業的交易成本，極大地促進了我國國際貿易的發展。［6］趙旭明(2016)認為跨境電子商務通過帶動對外貿易增長以及改善外貿企業的管理進一步推進我國外貿的轉型。［7］張愛琴(2016)和鄭紅明(2016)基于產業鏈的視角，對跨境電子商務與國際貿易二者之間的關系進行了實證分析，結果表明跨境電子商務交易額與國際貿易總額之間存在長期均衡的正向相關關系，并且二者的波動呈同向變化。［8］［9］李伯杏(2016)和李子(2014)基于國家的層面，通過理論模型與實證分析相結合的方法對二者關系進行研究，得出二者存在長期的正向影響關系的結論。［10］［11］總體來看，國內外的研究基本都是基于國家的角度，只有少數幾個學者研究了具體省份的電子商務與進出口貿易的關系，但是基于湖南省的研究幾乎沒有。當前，湖南省作為“一帶一路”戰略的核心省份，其進出口貿易的總額相對較低，研究兩者的關系，對實現湖南省的崛起具有重大的意義?；诖?，本文將利用協整分析的方法，對湖南省電子商務與進出口貿易的關系進行深入探討。
3電子商務對國際貿易影響的作用機制
隨著電子商務的發展，國際貿易從各個方面都發生改變。第一，互聯網技術的高速發展，使得信息在全球范圍內的傳播速度顯著提高，同時，企業可以通過互聯網技術實現與境外的合作公司“面對面”交流，大幅度地降低企業的生產成本，提高企業的盈利能力;第二，電子商務降低了行業的進入門檻，使得更多的中小企業開始從事國際貿易，極大地拓寬了國際貿易交易主體的范圍;第三，電子商務獨特的優勢弱化了地理位置的重要性，使得各生產要素能夠在全球范圍內實現最優配置，進一步擴大了國際貿易的市場規模;第四，國家可以通過在全國范圍內推行電子商務打破傳統的以關稅為主的貿易壁壘和部分發達國家的新貿易壁壘，有效地促進跨國企業的發展，提高我國對外貿易總額;第五，電子商務平臺的搭建可以實現外貿企業與相關部門之間的網上對接，減少傳統國際貿易中的大多數環節，進一步提高企業的交易效率以及優化國際貿易的流程。電子商務通過以上五個方面很大程度地提高了進出口貿易的總量，其傳導機制如下圖所示。
4實證分析過程
4.1指標的選取以及數據的來源。文章基于研究的需要，從數據的可獲取性，以及主客觀相一致的原則，最終選取湖南省進出口貿易總額(Y)作為被解釋變量，用湖南省電子商務交易額(X1)、網民規模(X2)來衡量湖南省電子商務的發展水平，作為模型的解釋變量。網民規模代表電子商務發展的基礎設施，另外，電子商務交易額能更加直觀地反映電子商務的發展狀況，所以基本可以用這兩個指標來衡量其發展水平。同時電子商務的應用起步較晚，所以本文只截取了湖南省2010年到2016年的數據作為樣本。本文所選取的數據主要來源于2010—2015年湖南省統計局的《湖南省統計年鑒》與中國電子商務研究中心的《湖南省電子商務發展報告》。數據真實可靠，能夠用來做模型分析。4.2變量的單位根檢驗。為了消除時間序列可能存在的異方差現象，本研究將對變量取自然對數，分別用LNY，LNX1，LNX2表示，同時用DLNY，DLNX1，DLNX2來表示變量之間的一階差分，并且鑒于文章所使用的數據為時間序列，為了有效地減少模型的虛假回歸現象，因此在做協整檢驗之間，筆者將運用ADF單位根檢驗方法對各變量的自然對數和差分序列進行平穩性檢驗。根據表1，可以看到變量LNY，LNX1，LNX2都是不平穩的，但是其一階差分DLNY，DLNX1，DLNX2都是平穩的，這說明湖南省電子商務水平和進出口貿易之間可能存在長期穩定的協整關系，因此，本文接下來將使用OLS來確定三者之間的協整關系，文章接下來對變量進行協整檢驗。4.3Johansen協整檢驗。筆者通過反復對模型的變量數據進行實驗，發現其滯后階數為2時，AR根均落于位圓內，所以此時的模型是最優的，其被估參數也是最有效的。因此，為了確保檢驗結果的盡可能合理有效，故選擇滯后二階。同時，文章根據有特征根跡檢驗方法對三個變量LNX1，LNX2，LNY之間協整關系進行檢驗，其檢驗結果見表2。由表2可以看出在5%的顯著性水平下，LNX1，LNX2，LNY三個變量之間存在協整關系。這說明，有95%的可靠性表明電子商務發展水平與進出口貿易存在長期穩定的協整關系，同時接下來，文章用最小二乘法來確定這三個變量具體的協整關系，其數學公式如下:LNY=0.2786LNX1+0.7214LNX2+6.229(1)AdjustR－square:0.97Durbin－watsonStat:1.93通過Eviews檢驗模型，得到R2為0.97，表明這三個變量之間有很好擬合度，回歸可靠性為97%，即電子商務總額、網民規模能夠對進出口貿易總額的97%做出解釋，D.W的檢驗值為1.93，很接近2，表明這三個變量之間不存在多重共線性。同時變量的回歸系數都在1%的顯著性在水平下顯著。以上參數表明，模型中的變量對進出口貿易的影響因素具有較好的關系表征。通過公式(1)，我們可以看出電子商務交易額和網民規模對進出口貿易總額有著正面的影響。電子商務交易額每提高1%，進出口貿易總額將提升0.2786%;網民規模每提高1%，會促進進出口貿易總額提升0.7214%，從長期來看，電子商務交易額對進出口貿易總額的正向作用大于網民規模對進出口貿易總額的影響。這與湖南省現階段的實際情況相符。從2010年開始，電子商務總額的提高與進出口貿易的發展一直保持著同一增長趨勢。
5結論
第一，電子商務的發展水平與進出口貿易之間存在長期平穩的協整關系，同時實證結果還表明電子商務的總額和網民規模的擴大是湖南省進出口貿易增加的格蘭杰原因，說明電子商務的發展對進出口貿易存在正向的影響，我們可以利用電子商務這一新時代的產物來提高進出口貿易總額。第二，網民規模對湖南省進出口貿易的正向影響要大于電子商務對其的影響。這說明湖南省電子商務對進出口貿易的影響有限，對于電子商務在國際貿易領域的應用還有待提高，這與湖南省的省情也是相符合的，湖南省電子商務的發展落后于浙江、江蘇、廣東等東部沿海地區，在其發展中還存在很多問題，例如:基礎設施不完善，法制不健全，電子商務人才短缺等。
6政策建議
進出口貿易范文6
【關鍵詞】石油；進出口貿易；問題
石油在世界能源格局中占有主導地位，對經濟發展起著舉足輕重的作用。改革開放以來，我國石油供需矛盾突出，這促使國內的生產和生活對進口石油的依賴越來越大，但由于世界石油價格和進口渠道的不穩定，石油資源就有可能成為制裁中國政治、經濟的武器。石油對外貿易的健康穩定發展，對中國石油供應安全意義重大。
一、中國石油進出口存在的問題
（1）中國石油對外依存度越來越大。隨著我國經濟的快速發展，對石油的需求也越來越多。從1993年起我國成為石油的凈進口國，從2005年起我國石油進口依存度已突破40%，進入“不安全期”，到2010年，我國石油進口依存度超過60%，進入“危機期”，由此而帶來的對于國家經濟安全的隱患必須引起高度重視。石油對外依存度度的增加限制了我國經濟的發展。（2）進口集中度高，渠道單一。從進口來源來看，中國的進口原油約45%來自中東，32.5%來自非洲，3.5%來自亞太。加上中東、非洲地區是目前政治經濟局勢動蕩，直接對石油進口產生負面影響。從我國石油運輸通道看，目前90%進口的石油需要外輪公司從海上船運，這使得中國的原油運輸受制于人。不僅如此，從亞太地區、非洲地區、中東地區進口的石油都要經過馬六甲海峽這條咽喉水道。對這條水道的過度依賴，給石油安全帶來重大的潛在威脅。（3）應對石油風險能力脆弱。從我國目前在國際石油市場上的實力看，我國石油戰略儲備體系十分落后。從2010年的數據來看，我國石油表觀消費量為4.27億噸，我國的石油消耗量僅次于美國，位居世界第二位。當面對危及原油供應的戰爭和其他突發事件時，我國應對石油風險的能力明顯更加脆弱。（4）中國缺失石油定價權。中國尚未建立起完善的石油市場體系，推出原油期貨的條件也還不成熟。盡管我國在世界石油市場上是進口大國，但是由于我國對外采購管理體制的缺陷和期貨市場的不健全，使我國的原油進口非但沒能引導國際石油市場價格變動，形成對己有利的局面，反而呈現出“越貴越買”的尷尬情景。這說明我國在石油進口上缺乏對國際石油價格的影響力。
二、中國石油進出口貿易存在問題的原因
（1）中國石油行業不成熟。我國石油行業還處在加工生產的低級階段，不提高生產技術與設備依然能夠盈利，粗放型經濟增長方式難以改變，大量的石油資源得不到充分合理利用，加大了我國國內市場石油資源緊張的局面。從我國目前理論認識和科技發展的實際情況來看，存在著制約石油增產的地方，急需要突破。我國石油勘探開況復雜，石油分布不均，勘探技術落后等因素制約了我國石油行業的發展。（2）國際市場不確定因素多。中國石油的進出口狀況與國際市場是息息相關的。雖然當今世界的主題是和平與發展，但是局部的戰爭與矛盾不斷，尤其是產油區中東，頻繁的戰亂導致國際石油市場不穩定；國際金融危機對國際油價的影響，證明了國際金融市場與原油市場的密切關聯；歐元區債務危機爆發再次證明，國際原油市場對金融市場波動非常敏感，金融市場波動甚至可以在短期內主導國際油價走勢。國際市場各種因素的影響也間接或直接地影響了中國石油貿易狀況。（3）中國石油風險應急措施不健全。2010年，當國際油價大幅上漲時，中國進口原油2.39億萬噸，比2009年增加了約17.5%；2011年上半年油價超過100美元/桶，2011年7月份中國石油庫存數據顯示，7月末中國原油庫存（不含儲備庫存）環比增加3.3%。據國家物儲局稱，我國石油儲備量勉強能支撐30天，與美國60天、日本169天等發達國家的石油儲備量相比，還不到他們的一半。這表明中國石油戰略儲備體系十分落后，面對危及原油供應的戰爭和其他突發事件，應對石油風險的能力很低，亟待建立適合我國國情的戰略石油儲備體系。
三、改善中國石油進出口貿易現狀的對策
（1）完善國內石油價格形成機制。短期內應該重點理順國內國際價格水平，使進口油價水平保持一個穩定的狀態，從長遠看，國內石油價格改革的最終目標是放開價格，但在市場競爭不充分的條件下，重點應該是進一步完善石油價格的形成機制。（2）采取措施降低中國石油對外依存度。一方面，提高國內石油的供給能力。另一方面應該制定相關法規引導國內企業對石油資源進行合理性消費，利用石油資源稅率的調節，節油技術的創新以及新能源的開發，適度替代對石油資源的過度依賴。（3）實施石油貿易的多元化，提高石油安全。我國的石油貿易應實施進口來源和供應渠道的多元化。采取來料加工和合資、合作等方式作為中國獲得穩定石油供應的重要途徑。
參考文獻
[1]郭愛琴.中國石油進口貿易及影響因素分析[J].知識經濟.2007（12）
