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進出口貿易研究分析范文1
現代物流是經濟發展的加速器?！拔锪魍苿诱摗闭J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。回歸方程顯著性經檢驗，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%。現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。
進出口貿易研究分析范文2
[關鍵詞]廣東??；現代物流；對外貿易；實證分析
[中圖分類號]F064.1 [文獻標識碼]A [文章編號]2095-3283（2014）03-0024-04
一、文獻綜述
（一）關于國際物流與國際貿易關系的研究
關于定性方面的研究主要有：李永生、張麗芳（2006）認為物流成本對國際貿易具有直接影響；陳世軍（2012）從物流成本（國際貿易物流成本主要包括庫存成本、運輸成本和管理成本）角度研究了國際物流對國際貿易促進機制的影響。張艷麗（2012）通過對我國國際物流以及國際貿易的發展現狀及存在問題的分析，闡述了國際物流業的迅速發展在我國經濟及國際貿易的發展進程中起著關鍵性的作用。
關于定量方面的研究主要有：孔原（2010）選取了我國2002―2008年進出口總值、港口外貿貨物吞吐量兩個指標；林青（2009）選取了1991―2008年間的貨物運輸周轉量、港口集裝箱吞吐量以及進出口貿易總額三個指標；黃正松（2011）選取了1992―2008年間的鐵路貨物周轉量、公路貨物周轉量、水運貨物周轉量、民用航空貨物周轉量、管道輸油（氣）量以及進出口貿易總額6個指標，研究了中國對外貿易與物流發展之間的關系。研究結果表明我國進出口貿易的快速發展對我國國際物流產業的拉動效應非常微弱，而國際物流的快速發展可以有效促進進出口貿易的發展。
（二）以省市為研究對象的區域物流與對外貿易關系的研究
王領（2010）基于上海市1978―2008年貨物運輸量、港口貨物吞吐量與進出口相關數據研究了上海市現代物流與對外貿易的關系；肖慧慧（2011）選取了云南省1989―2008年間貨物周轉量、貨物運輸路線長度與進出口貿易總額三個指標；俞雅乖（2012）選取了浙江省1986―2009年間貨物運輸量、港口貨物吞吐量、進出口總額和地區生產總值4個指標，還有學者對北京、遼寧等區域的研究，研究結果表明進出口貿易的快速發展對區域物流產業的拉動效應非常微弱，而區域物流的快速發展可以有效促進進出口貿易的發展。
學者對廣東省區域物流的研究則主要側重于對廣東省經濟增長與其他行業的互動關系研究。如李松慶（2010）對廣東省物流產業與經濟增長的互動關系進行分析；曹建新、黃爾妮（2009）從廣東省物流業對區域經濟發展的效用角度進行了統計分析；吳冬玲（2010）對廣東省物流業與現代服務業的關聯度進行了研究；楊勇（2012）研究了廣東省制造業與物流業聯動發展，而對于廣東省物流業對對外貿易的影響方面研究比較缺乏。本文基于廣東省1991―2011年的統計數據，運用協整檢驗、Granger 因果檢驗等方法對廣東省物流與對外貿易之間的長期和短期的動態關系進行分析，旨在為發展廣東省現代物流和對外貿易提供理論依據。
二、廣東省現代物流與對外貿易關系的實證分析
（一）變量的確定及模型
為了研究廣東省現代物流與對外貿易之間的關系，必須要選取合適的變量并建立模型。本文選取地區生產總值（GDP）作為衡量經濟發展的指標，選擇進出口總額（XM）作為對外貿易的衡量指標，而衡量現代物流的指標，目前還沒有統一的統計口徑，本文選取港口貨物吞吐量 （TTL） 和貨物運輸量 （YSL） 作為衡量現代物流的指標。為了減少數據的波動對結果造成的影響，對數據進行自然對數化的處理。綜合考慮各種因素并結合市場化構建如下實證模型：
LNXM=α1LNYSL+α2LNGDP+α3LNTTL+C+μ
C為常數，μ為隨機誤差項。
本文的樣本區間為1991―2011年，數據根據 《廣東統計年鑒》整理所得。
（二）模型的時間序列分析
1.單位根檢驗
為了避免偽回歸問題，在對LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM進行分析以前，需要對變量序列進行平穩性檢驗，以判斷各序列是否具有平穩性及單整階數。首先，使用Eviews軟件對變量LNGDP、LNTTL、LNYSL、LNXM繪制時序圖以確定該時間序列是否含有截距和趨勢項。
從表4可以看出存在協整關系，在給定 5%的顯著性水平下，無論是跡檢驗還是特征值檢驗都表明LNXM與LNGDP、LNTTL、LNYSL個變量之間存在著協整關系，協整方程如下：
LNXM=0.787492*LNGDP+0.468016*LNYSL+0.406238*LNTTL+1.265086
從協整方程可以看出，進出口貿易總額對數值與GDP對數值是正向的，與預期是一致的，GDP對數值影響著進出口貿易總額對數值。GDP對數值彈性為0.787492，GDP對數值每增1%，進出口貿易總額對數值將增加0.787492%，對應的P值小于0.05，結果顯著。港口貨物吞吐量總額彈性為0.406238，表明港口貨物吞吐量總額上升1%，進出口貿易總額對數值將增加0.406238%，對應的P值小于0.05，結果顯著。LNYSL彈性為0.468016，表明LNTTL上升1%， 進出口貿易總額對數值將增加0.468016%，對應的P值小于0.05，結果顯著。
3.向量誤差修正模型（VEC）
以上檢驗顯示，變量之間存在協整關系，也就是以上的VAR模型中存在協整關系，但是其中存在著某些誤差項，為了避免“偽回歸”和“異方差”，更好反映經濟的運行以及波動狀況，需要進行誤差修正。
通過表5可以看出誤差修正項（ECM）對于進出口貿易總額和各個變量的影響力度。從估計結果可以看出，進出口貿易總額方程的 ECM 系數是0.256672，說明進出口貿易總額的實際值與均衡值大約25%的差距能夠得到清除或者修正，當方程發生波動和偏離時，誤差修正模型中的誤差修正項會用0.256672的調整力度將誤差項調整到長期均衡狀態下，研究發現誤差修正項的系數較小，表明調整力度較弱，本文中的自變量的變動受到其自身滯后項中滯后一年的影響，而且這個影響是顯著的，表明和誤差修正項對于變量的影響是長期穩定和均衡的。
誤差協整后的可決定系數為0.259187，F值為0.909657，最大似然值為20.60587，可知誤差修正模型擬合良好。
4.變量的格蘭杰因果關系檢驗
通過以上的協整方程可知：LNGDP、LNTTL、LNYSL與LNXM存在著協整關系，也即說明變量之間存在長期關系且關系穩定。為了檢驗各個變量之間的因果關系，本文采用Granger的因果分析法對以上變量進行因果關系檢驗，檢驗結果見表6。
三、結論及建議
（一）強大的物流產業是對外貿易持續快速發展的基礎
協整分析表明，港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP均會對進出口貿易總額產生顯著影響，且影響為正。即當港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP增加時，進出口貿易總額均會增加，且呈長期穩定狀態；格蘭杰因果檢驗表明，港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP均是進出口貿易總額的格蘭杰原因，即港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP增加時，進出口貿易總額也會增加。但是，港口貨物吞吐量總額、貨物運輸量、GDP對進出口貿易總額的影響不是立即顯現的，而是存在一定的滯后期。
由此可見，大力發展廣東省現代物流業能夠為其對外貿易提供良好的物流環境，從而促進第三產業的快速發展，為廣東省外貿經濟可持續發展奠定堅實基礎。因此，廣東省物流企業要進一步加強基礎設施建設，加快物流標準化和信息化步伐，從而促進廣東省物流與進出口企業的互動發展。
（二）廣東省港口貨物吞吐量和貨物運輸量與進出口總額之間存在單向因果關系
進出口額增加會在長期內促進廣東省貨物運輸量和港口貨物吞吐量的增加，但港口貨物吞吐量和貨物運輸量的增加并不一定對廣東省進出口貿易發展起到推動作用。廣東省進出口貿易的快速發展對國際物流的拉動效應表現不顯著，即快速發展的進出口貿易并沒有有效提升國際物流產業水平。
經過三十多年的改革開放，廣東省已經成為世界級的加工制造中心，但其進出口貿易的主要形式仍為加工貿易。2012年廣東省外貿進出口總值為9838.2億美元，同比增長7.7%，高于全國增幅1.5個百分點，占同期全國外貿總值的25.4%。其中，加工貿易進出口5298.6億美元，同比增長4.4%，占同期廣東省進出口總值的53.9%。在加工貿易的各項環節中，國內企業往往只從事簡單的加工裝配環節業務。而現代物流不是傳統意義上的倉儲、運輸服務，而是包括運輸、倉儲、包裝、裝卸、流通加工、配送、信息處理等一系列的經濟活動。因此，廣東省物流企業要加強與進出口企業的對接，充分了解進出口企業的物流需求；加強與外資物流企業合作，深度參與國際分工和國際物流業務，加快提升國際物流服務水平和能力。
[參考文獻]
[1]林青.中國對外貿易與物流關系的研究[D].廈門大學，2009.
[2]魏君英.中國對外貿易與經濟增長關系的實證研究[J].華中科技大學學報（社會科學版），2010（3）：113-117.
[3]肖慧慧.現代物流與云南進出口貿易關系的實證研究[D].云南大學，2011.
[4]劉南，李燕.中國對外貿易與物流關系的研究[J].管理工程學報，2007（1）：151-152.
[5]魏君英.中國對外貿易與經濟增長關系的實證研究[J].華中科技大學學報（社會科學版），2010（3）：113-117.
[6]林吉雙，陳娜娜.廣東省出口貿易影響因素的實證分析[J].國際經貿探索，2008（9）：113-117.
[7]趙莉，宋國宇.物流業與區域經濟一體化協調發展的實證及理論解釋[J].技術經濟，2012（1）：53-54.
[8]陳世軍.國際物流對國際貿易促進機制研究――基于物流成本的視角[J].物流商論，2012（5）：155-156.
[9]高秀麗，王愛虎，房興超.廣東省區域物流與區域經濟增長關系的實證研究[J].工業工程，2012（9）：60-65.
[10]孔原.國際物流與國際貿易關系的實證研究[J].沈陽工業大學學報（社會科學版），2011（4）：335-338.
[11]李永生，張麗芳.國際物流成本對國際貿易的影響[J].特區經濟，2006（5）：141-142.
[12]黃正松. 我國物流業對進出口貿易影響的實證分析[J].生產力研究，2011（1）：156-157.
[13]曹建新，黃爾妮.廣東物流業對區域經濟發展的效用統計分析[J].粵港澳市場與價格，2009（10）：24-27.
進出口貿易研究分析范文3
進出口貿易風險的主導因素已變更，由過去的自然風險主要轉化為人為風險。隨著國際貿易環境的變化，對進出口貿易的風險進行分析并提出對策具有十分重要的現實意義。
【關鍵詞】
政策變動；信用風險；風險防范
1 進出口風險的類別
1.1 進出口海上運輸風險
1.1.1惡劣的自然環境風險
在海上進行運輸的時候，會出現各種不同的自然災害風險，最常見有海上暴風雨、大霧、臺風、雷電、海嘯、地震、火山爆發等；意外事故則主要包括船舶擱淺、碰撞、沉沒、失蹤等。這些自然災害和突發事故都是進出口貿易在海上運輸途中可能會遇到的。
1.1.2海盜風險
隨著國際格局的動蕩以及局部地區沖突的加劇，很多貧窮國家的一些不法分子就趁機進行海上劫掠活動，近幾年比較猖獗如索馬里海盜，海盜通過對商船的劫持進行相應的要挾，損害進出口貿易商的利益、威脅進出口貿易人員的人身安全，因此對國際貿易造成極大的阻礙。
1.2 國內外政局動蕩、政策變動風險
1.2.1政局動蕩風險
很多大規模的海外投資，可能會牽扯到政局動蕩的風險。近年來許多國家都出現政局動蕩的現象，如伊拉克、阿富汗、利比亞、敘利亞、也門、中東中亞等一些國家。許多海外企業因此而蒙受了巨大的損失。所以在進出口貿易中一定要注意當前的國際政局及其發展形勢。
1.2.2政策變動
一些國家為了能夠在進出口貿易中取得主動有利的地位，就對國內的進出口貿易政策進行相應的調整。最常見的政策變動就是一些國家采取的貿易壁壘，技術壁壘、綠色壁壘及其他非關稅壁壘；一些國家為了獎出限入，出臺比如加大外資企業的稅收、提高國內設立國外企業的標準等政策。
1.3 金融風險
進出口貿易還要考慮金融風險，一國爆發金融危機既涉及到國內因素，也有國際環境的影響。其中包括市場機制和市民社會本身存有的金融隱患，國家和政府的干預也會誘發金融隱患。如果爆發金融危機和經濟危機，政府過多過濫地干預無法有效地將其預防或是化解，反而會對金融危機和經濟危機的爆發起到加劇和推動的作用，腐敗行政、黑箱行政、低效行政本身就是金融隱患。
1.4 客戶風險
進出口貿易業務整個流程繁瑣、復雜，其中包括業務的商討、合同的簽訂、貨物的交接、費用結算等，風險的發生率也會相應提高，它既可能發生于業務流程鏈之外，也可能存在于業務流程鏈之中。其中主要有以下幾種風險可能發生。
1.4.1合同風險
在進出口貿易中，貿易合同擔當著重要的角色，它影響全局的發展，貫穿于整個進出口業務的過程中，涉及的范圍也很廣泛。
1.4.2市場風險
使外貿企業受損失的另一種風險是市場風險，市場風險會受到各國地理環境、人文因素、時事政治和經濟多種因素的影響。
1.4.3信用風險
信用風險既包括合同項下的信用風險，也包括結算時因銀行信用及商業信用造成的風險。
2 應對進出口風險的主要措施
2.1 提高進出口貿易風險防范意識
要想在進出口貿易中更好的避免上述的各種風險，首先是要從進出口從業人員身上入手，提高從業人員的進出口貿易風險防范意、識風險管理能力等。進出口貿易工作人員需要對國際貿易專業知識、進出口貿易的各個環節熟練掌握，提高風險分析、風險提取等業務素質。
2.2 審慎研究合同的簽訂與執行，規避合同風險
在進出口貿易中合同風險是很重要的一方面，所以在簽訂合同的時候，作為雙方的合同簽訂人員，一定要認真的審核合同的先關規定，不要在任何一個不明確的條件下簽訂合同，要認真的理清合同的任何一個規定所代表的意思，盡量避免因合同的模糊和漏洞而給對方以欺詐的可能。
2.3 建立自己的信息情報系統，降低市場風險
現代社會網絡發達，各類信息可借助于網絡快速、便捷獲取，但是網絡信息渠道多變、種類繁多，有關信息的權威性、時效性并非完全可信，這些因素一定程度上都有可能導致外貿企業做出錯誤的決策。企業可以建立自己的信息情報系統，時刻關注與此相關的時事政治、經濟等各方面動向，以及消費者增加的新需求和產品的供需狀況，對這些情況加以調查、研究，預測可能導致的風險事件，讓企業能盡早展開套期保值等業務來中和市場風險。
2.4 完善信用管理體系，弱化信用風險
通過逐步的建立規范的企業內部的管理以及企業外部相關客戶的規范來減少因為規范不合格而遭受的欺詐導致損失的行為。在世界的進出口貿易中我們會遇到形形的貿易企業，但是要想在貿易中起的勝利，首先就要有個規范的操作來取得好的客戶，有個規范的內部操作能夠在進出口貿易中的整個操作過程沒有漏洞。外貿企業可根據具體貿易業務情況來降低信用部門造成的收匯風險，其中包括出口信用、出口保理業務、銀行保兌業務等方式。
2.5 及時投保，防范運輸風險
可以通過對于風險的預測和在運輸船上做必要的風險防范，對于運輸船只和運輸的貨物進行相應的保險投保是最重要的。在進出口貿易中，運輸貨物多數有以下幾個特征：運輸程序復雜、環節眾多、運輸路途遠、運輸時間長，在貨物運輸的過程中風險事件發生頻率較高。因此，在這一過程中運輸貨物的投保問題一定要得到重視，及時做出決策。如果保險由進口方負責，那么出口方應將貨物裝運時間告知進口方。如果出口方被委托投保，那么進出口雙方應盡早溝通，將投保的險種、范圍、費用等問題確定下來，避免發生風險事件后兩方推卸責任。
3 結論
由于世事瞬息萬變，我們不可能預測到所有未知的事情，所以我國企業在進出口貿易方面要高度警惕，做好應急方案，防止非關稅壁壘引發貿易風險。企業要對不同國家和地區的有關商品的標準注意觀察和研究，并對自己的產品質量加以提高，看準時機避開灰色壁壘風險，使出口貿易順利進行。此外，進出口貿易離不開時事政治與經濟的影響，企業需密切關注各方面動向，及時做好防范工作。
在新的國際形勢下，進出口貿易企業對于各種風險的了解、預測以及防范是至關重要的。
【參考文獻】
[1]李靜.外貿企業如何防范出口業務中的風險[J].經濟視角（B版），2005，（07）.
[2]毛小明.淺論我國中小企業對國際貿易風險的防范與規避[J].企業經濟，2007，（08）.
[3]陳金姝.淺談出口業務的風險防范和控制[J].對外經貿財會，2007，（12）.
[4]高偉光.試論國際貿易國家性風險及防范對策[J].呼倫貝爾學院學報，2007，（03）.
進出口貿易研究分析范文4
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?？偟膩碚f，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.
進出口貿易研究分析范文5
何莉(1979-)，女，湖南瀏陽人，湖南商學院經濟學系講師，浙江大學經濟學院博士生，主要研究方向為國際貿易和區域經濟。
摘要：文章分析了1978―2006年中國進口和出口貿易發展的地區差距，并運用泰爾指數和基尼系數對總體差距進行地區結構和產業結構分解。分析表明，從地區結構來看，東、中、西部三大地帶間的差異在總體差異中占主導地位；從產業結構來看，制成品貿易上的差異構成進口和出口貿易發展差異的主體。
關鍵詞：進口；出口；地區差異；泰爾指數；基尼系數
中圖分類號：F752.6 文獻標識碼：A 文章編號：1002-0594(2007)07-0028-05 收稿日期：2006-12-30
改革開放以來，中國對外貿易發展取得了舉世矚目的成就，進口和出口額分別由1978年的108.9億和97.5億美元增加到2006年的7916.1億與9690.8億姜元，年均增長率高達16.54％和17.85％。但在中國整體對外貿易發展水平上升的同時，不同地區進出口貿易發展卻表現出強烈的非均衡性，如2006年對外貿易量排名前5位的省市占全國對外貿易總額的75％以上其中排名第一的廣東省進口和出口額分別達到2252.63億和3019.53億美元，而排名最后一位的自治區僅為1.06億與2.22億美元。
日益擴大的對外貿易發展差距，引起了國內部分學者的關注，如岳昌君計算了1998年我國各省市按照國際貿易標準分類的各類商品的顯現比較優勢和貿易條件，認為沿海地區和內陸地區出口發展存在顯著差異。謝昭瓊認為，由于在收入水平、技術水平、人力資本、政策支持、資金狀況、運輸條件等方面存在差異，東、西部對外貿易發展差異明顯。許雄奇、張宗益運用不平衡指數、變差系數、集中度指數等指標對1992-2001年中國出口貿易的省際差異和東、中、西部三大地帶差異進行定量分析，根據出口依存度、增長率、出口對經濟增長的拉動度和貢獻率指標對30個省市進行聚類分析。結果顯示，1992-2001年省市之間的出口差異逐漸縮小，但東、中、西三大地帶之間出口發展存在顯著差異，且中國出口發展的地區差異主要表現在三大地區之間。尹希果、雷虹、譚志雄建立了包括進出口總額與增長率、貿易結構、貿易企業性質等28個變量的指標體系，對1999-2002年中國31個省市的面板數據進行因子分析，并根據因子得分將31個省市分為發達型、發展型、成長型、潛力型、開發型5大類，認為中國各省市對外貿易發展差距明顯。
自改革開放以來，中國各省市進出口貿易發展差異呈現出怎樣的規律?進出口貿易發展地區差異與經濟增長差異有何聯系?總體貿易差異在地區構成和產業構成方面如何?本文運用泰爾指數、基尼系數指標對1978-2005年中國進出口貿易發展地區差異的特征和規律進行探討，并對中國進出口貿易的總體差異進行結構分解，從而找到上述問題的答案。
一、進出口貿易發展總體差異
(一)進出口貿易發展總體差異的演變趨勢本文首先采用泰爾指數(T)對1978年以來中國進口和出口貿易發展的地區差異進行定量分析。
泰爾指數的計算公式為：
其中，Xi為各省進口或者出口貿易額。
根據式(1)，本文計算出1978-2006年中國進口和出口貿易發展地區差異的泰爾指數。
中國進口和出口貿易發展地區差異的演變特征不盡相同。進口貿易發展地區差異的演變可以分為四個階段：1978-1986年，進口貿易發展地區差異變化較?。?987年后差異迅速擴大，衡量進口貿易地區發展差異的泰爾指數大幅度提高，1990年達到最高點；1991-1996年，進口貿易發展地區差距逐步縮小，泰爾指數緩慢下降；1996-2006年，衡量進口貿易發展地區差異的泰爾指數在高位上進入相對平穩階段，波動非常小。中國出口貿易發展省際差異則以1986年和1996年為界大致分為三個階段：1978-1986年，出口貿易發展地區差異逐漸縮小，1986年達到最低點；1987年后差異不斷擴大，衡量出口貿易發展地區差異的泰爾指數穩步提高；1996-2006年，出口貿易發展地區差異變化較小。
(二)進出口貿易發展差異演變的成因分析首先，中國對外貿易發展地區差異的變化受到經濟、貿易體制變革的影響。改革開放初，中國實行的是高度集中的外貿經營管理體制，進出口貿易由國營外貿公司壟斷經營，企業基本上沒有經營自，生產多少，出口多少都是由行政命令決定的。因此，在計劃機制在經濟生活中占主導地位的改革開放初期，進出口貿易發展地區差距比較平穩，呈現出緩慢縮小的趨勢。1987年起，承包經營責任制開始在外經貿行業內推行，此舉極大的調動了地方的積極性，各省份開始各顯神通千方百計地增加出口創匯，有著優越的地理條件、良好的經濟基礎和優惠政策導向的上海、廣東等沿海地區對外貿易進入了飛速發展的快車道。與此同時，中央實行的是從沿海向內地逐步推進的對外開放政策，廣東、海南、福建、上海等東部沿海地區率先設立了經濟特區，優先享受到了各項優惠政策，大量外商直接投資涌入東部地區，帶動了東部地區加工貿易的發展，也進一步拉大了東部和中西部地區進出口貿易發展差距。因此，1987年開始中國進出口貿易發展地區差異迅速擴大。20世紀90年代初期，中國自沿海向內地的逐步開放政策漸入，內陸地區的一些城市包括所有的內地省份和自治區省會城市都相繼開放，逐漸形成了全方位的對外開放格局，各省份基本上都設立了不同類型的經濟開放區，優惠政策得到普及。與此同時，中央政府對不斷擴大的地區差距開始有所意識，將地區發展戰略的重心轉向地區經濟的協調發展和地區差距的降低上，相繼出臺了一系列協調區域經濟發展的戰略政策，客觀上阻止了地區進出口貿易發展差距的進一步擴大。所以，1996年后衡量進口和出口貿易發展地區差異的泰爾指數都相對平穩，波動較小。
其次，中國對外貿易發展地區差異與地區經濟發展差異息息相關。根據魏后凱、范劍勇、朱國林等的研究，改革開放后中國的地區經濟發展差異總體上處于“U”字型走勢之中，1978-1985年地區經濟發展差距明顯縮小。地區經濟發展差距的變動軌跡可以部分解釋改革開放后中國進出口貿易發展差異的演變。為了進一步分析地區進出口貿易發展差異與地區經濟發展差異之間的關系，本文選取了衡量進口和出口貿易發展差異的泰爾指數與衡量地區經濟發展差異的泰爾指數進行回歸分析，為了克服異方差性提高計量分析的可靠性，對所有的變量均取自然對數。1978-2005年進出口貿易發展地區差異與GDP差異的回歸分析結果如下：
在上面的回歸分析中，所有的變量都通過了顯著性檢驗，F統計值、R2均在合理水平，對方程進行
Wald檢驗證明不存在異方差性?？傮w而言，方程的擬合效果良好?；貧w結果表明，1978-2005年間，進出口貿易發展地區差異與經濟發展差異之間存在著顯著的正相關關系，經濟發展差異泰爾指數的自然對數每增加l％，進口和出口貿易發展差異泰爾指數的自然對數會相應增加0.84％和0.90％。
再次，各地區自身因素也是導致進出口貿易發展不平衡的重要原因。各省在基礎設施、資源稟賦、人力資本、技術力量等方面均存在顯著差異，而這些因素都會對其進出口貿易發展產生影響。為此，本文利用1978-2005年間省份相關數據的平均值進行相關性分析。
表1顯示各省基礎設施建設、人力資本、資本形成、技術力量、市場化程度、利用外資水平與其進出口貿易發展相關性很大，基礎設施完善、人力資本和物質資本充裕、技術先進、市場化程度高、利用外資較多的省份進出口貿易發展也較好，而進出口貿易的發展又反過來促進其經濟發展，資本積累和市場化程度也進一步提高，從而形成良性發展循環。因此，各省份自身因素的差異也是我國進出口貿易發展地區差異形成的重要原因。
二、進出口貿易發展總體差異的結構分解
接下來，本文分別利用泰爾指數和基尼系數對我國進出口貿易發展的總體差距進行地區結構分解和產業結構分解。
(一)地區結構分解泰爾指數是各地區進出口貿易額的加權幾何平均，它具有表達差距的較好性質，可以將數據按照一定標準進行分組，然后將差距分解為各個組內和組間差距。泰爾指數又可寫成：
其中m為組數，Sk是第K組的權重，Tk為第K組的泰爾指數。等式右邊第一項是各個組泰爾指數的加權平均和，表示的是組內差距，第二項是用組的均值來表示的組間差距。于是，衡量總體差異的泰爾指數可以按東、中、西部地區分解為：
其中，TE、TM、TW分別表示衡量東、中、西部地區內部差異的泰爾指數；XE、XM、XW、X分別表示東、中、西部地區和全國總體的進口或者出口貿易額。式(5)中前面三項分別是東、中、西部地區內部的組內差距，最后三項是用組的均值來表示的組間差距。用T1表示組間差距，式(5)可以進一步表示為：
地區內部差異對總體差異的貢獻率。貢獻率的大小反映了該因素對總體差異的影響程度。
本文將全國30個省市(由于重慶市設立較晚，出于統計口徑一致性考慮，仍將其并入四川省計算)按照國務院西部開發辦公室的標準劃分為東、中、西’部三大地帶，計算出1978-2006年各地區對外貿易發展的泰爾指數，然后，將總體的泰爾指數按東、中、西部進行分解，把進出口貿易發展的省際差距分解成各亞地區內部的差異和各亞地區間的差異。
表2顯示，中國進出口貿易的地區差異主要是由東部地區內部差異以及地區間差異引起的，相對而言，中部與西部地區進口和出口貿易發展差距對總體差距的貢獻非常小，大多數年份其貢獻率甚至不到2％。具體比較東部地區內部差距和區域間差距的貢獻率，可以發現在大多數年份，地區間差距對總體差距的貢獻率大于東部地區內部差距的貢獻率，而且最近幾年，地區間差距的貢獻程度正在不斷增大。
(二)產業結構分解接下來，本文借用基尼系數指標對中國進出口貿易發展省際差異進行產業分解。出于數據可得性和統計口徑一致性考慮，僅對1993-2004年中國進出口貿易發展的省際差異進行產業結構分解。
定義進出口貿易發展基尼系數Gm，計算公式為：
其中Xi為某地區進口(出口)貿易額占全國總體進口(出口)貿易的比重，Wi為該地區的人口比重，Vi為各地區進口(出口)貿易額占全國總體進口(出口)貿易的累計比重?；嵯禂悼梢园串a業進行
口)貿易中所占比重，GK為單項產業進口(出口)的基尼系數。本文按照國際貿易標準分類，計算出1993～2004年中國進口(出口)貿易總體的差異以及初級產品和工業制成品分別對總體進口(出口)貿易基尼系數的貢獻，計算結果見表3。
從表3可以看到，分產業來看工業制成品對總體進口和出口貿易基尼系數的貢獻率不斷增大，1992年工業制成品進口對總體進口貿易基尼系數的貢獻率為85.57％，到2004年這一數值達88.12％。工業制成品出口對總體出口貿易基尼系數的貢獻率更大，這一數值已經由1992年的84.88％，增大到2004年的94.37％。而初級產品對總體基尼系數的貢獻率很小，而且呈不斷下降趨勢。這一方面是因為我國的進出口貿易結構發生了較大變化，制成品進出口貿易占總體對外貿易的比重顯著上升，另一方面是由于制成品貿易的地區差異不斷擴大，如2004年廣東
進出口貿易研究分析范文6
關鍵詞：虎門港;東莞;聯動效應
中圖分類號：F259.27 文獻標識碼：A
Abstract： Based on analysis of current situation of Humen Port and Dongguan economy， choose cargo throughput of Humen port， gross domestic product of Dongguan， import and export trade volume of Dongguan as sample， employ linear regression to research interaction linkage between Humen port and Dongguan economy， and then conclude Humen port and Dongguan economy have great association. Finally， analyse the cause of this interaction and put forward Humen port needing exploring port development strategy.
Key words： Humen port; Dongguan; interaction linkage
0 引 言
虎門港作為東莞市的一個港口，對東莞經濟發展起著重要作用;同時東莞市作為珠三角地區較為發達的地區，為虎門港的發展也提供了強大的貨源支撐。近年來，虎門港發展速度較快，這離不開東莞經濟的發展。分析研究東莞經濟對虎門港的聯動效應以及這種聯動效應背后的原因就顯得有必要了。
董曉菲[1]根據遼寧沿海經濟帶和沈陽經濟區域協同發展的現實需求，運用Mapinfo空間數據分析、泰爾指數等方法，按照“過程―格局―機理”的研究思路，分析了大連港―東北腹地系統的空間作用并總結出聯動發展的機理。冷靜[2]以第四代港口理論基礎分析了青島西海岸新區的港城聯動情況并提出一些交通策略、產業策略、空間策略和生態策略。戰堇凇⒗鈷[3]分析了江蘇沿海地區發展中的問題，探討了聯動規劃、一體化布局、競合發展的“港產城聯動”推進路徑。程曉玲[4]在分析了區港聯動快速通關模式和廈門物流的發展戰略后總結了區港聯動對廈門物流的發展作用。徐紅霞等[5]針對當前區港聯動各異構系統間互操作性及交互性較差的問題，提出了基于面向服務架構（SOA）的區港聯動集成系統構架，并分析了各層實現的具體功能。王映霞等[6]針對唐山港的情況提出了推動唐山市港產城協動發展的一些建議。
從現有的文獻可以看出，在港城聯動方面的研究基本都是定性分析為主。為此本文以近年來發展迅速的虎門港和東莞市為樣本，利用線性回歸方法來研究港城聯動效應。
1 虎門港發展現狀
虎門港位于廣東省東莞市，于1997年開始建設，包括東莞市境內的所有港口碼頭，下設五大港區：沙田港區、麻涌港區、沙角港區、長安港區和內河港區，每個港區都有自己的發展重點，而且側重點不同。由于虎門港是近幾年才開始大規模建設，所以現在的定位是合理有序開發，目前重點建設沙田港區的西大坦集裝箱作業區和麻涌港區新沙南散雜貨作業區。各港區的重點產業見表1。
虎門港自從建港口以來，發展迅速，貨物吞吐量增長迅速，集裝箱吞吐量也得到了快速發展。其中2013年虎門港貨物吞吐量突破1億噸，躋身億噸大港之列;2014年11月24日虎門港集裝箱吞吐量突破200萬TEU。圖1為虎門港近10年的貨物吞吐量數據，其中貨物吞吐量單位為萬噸。從圖1中可以看出虎門港貨物吞吐量增長速度很快，從2004年的2 600萬噸發展 由于航運是在國際貿易的基礎上派生出來的，因此分析港口貨物吞吐量與進出口貿易量的關系及其關聯度就顯得尤為重要。以東莞市進出口貿易量TV為自變量，虎門港貨物吞吐量CLU為因變量，建立港口貨物吞吐量與進出口貿易量的回歸模型。
CLU=9.4562TV-5 438.8669 （2）
其中，R■=0.7674
從求出的回歸模型可以看出，擬合系數為0.7674，表明模型擬合的較好，回歸模型能較好的反應東莞市進出口貿易量與貨物吞吐量之間的關系。另外，東莞市虎門港貨物吞吐量與進出口貿易量關聯系數為9.4562，關聯緊密，也就是貿易量每變化一個單位，港口吞吐量就會變化9.4562個單位。
為了比較東莞市經濟總量、進出口貿易量對虎門港貨物吞吐量的聯動關系，以東莞市國內生產總值GDP和東莞市進出口貿易量TV為變量，以虎門港貨物吞吐量CLU為因變量建立回歸模型。
CLU=0.0293GDP+9.3293TV-5 406.0079 （3）
其中，R■=0.7874
從最小二乘法求出的回歸模型可以看出，港口貨物吞吐量CLU與GDP之間的關聯系數為0.0293，而港口貨物吞吐量CLU與TV的關聯系數達到了9.3293。從兩個數值我們可以看出，相對于東莞市國內生產總值來說，東莞市進出口貿易量對虎門港貨物吞吐量的關聯度要大得多。
4 虎門港與東莞市經濟聯動效應原因分析
從虎門港與東莞市國內生產總值、東莞市進出口貿易量的數值關系及聯動模型可以看出虎門港與東莞市經濟關聯程度大。這主要是有以下原因：一是航運需求是貿易的派生需求，而貿易的基礎是經濟產量。港口貨物吞吐量的大小取決于貿易量的大小，而貿易量的大小很重要的一個指標就是進出口貿易量。港口貨物吞吐量取決于貿易，而貿易分為國內貿易和進出口貿易，東莞是外向型經濟城市，生產的產品大部分是用于出口，貨物進出口量大。因此，進出口貿易量對港口貨物吞吐量關聯緊密。二是腹地經濟的發展程度決定了港口貨物吞吐量，東莞是虎門港主要經濟腹地，且東莞經濟這幾年發展迅速，為虎門港的發展提供了大量貨源，為虎門港貨物吞吐量的增長提供了基礎支撐。三是虎門港建港時間較短，之前由于港口基礎設施不完善，東莞的絕大部分貨物都從深圳、廣州和香港的港口進出;虎門港建成后，大量東莞本地貨物就近裝船，選擇虎門港作為進出港口，虎門港的貨物吞吐量迅速上升。
5 結束語
通過對虎門港貨物吞吐量與東莞市國內生產總值（GDP）和進出口貿易量兩個經濟指標的聯動效應進行分析，得出虎門港貨物吞吐量與東莞市GDP的關聯度較大、與進出口貿易量的關聯度很大的結論。分析得出這兩個關聯度大的原因是由于港口航運發展的基礎規律決定的，也與虎門港是新建港口有關。因此，從現有的研究結果來看，未來幾年內虎門港的貨物吞吐量仍將繼續保持快速增長的趨勢。另外由于虎門港定位于第三代港口，而且珠三角地區還有深圳、廣州和香港大港口，競爭激烈，而且東莞正謀求經濟轉型升級，因此虎門港也有必要探索港口發展的新策略。
參考文獻：
[1] 董曉菲. 大連港―東北腹地系統空間作用及聯動發展機理研究[D]. 大連：東北師范大學，2011.
[2] 冷靜. 基于第四代港口概念的港城聯動建設研究[J]. 青島科技大學學報（社會科學版），2014（2）：1-5.
[3] 戰堇冢李蕓. 江蘇沿海開發中的港產城聯動：動因、問題與路徑[J]. 科技進步與對策，2014（8）：47-52.
[4] 程曉玲. 區港聯動對廈門物流的影響[J]. 中國物流與采購，2011（1）：54-55.
