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出口貿易論文范文1
[論文摘要]隨著世界經濟一體化和區域集團化的不斷加深，各國之間的經濟聯系和貿易交往也日益增加。傳統的貿易保護主義不能適應新時代的要求。需要一種更隱蔽，更高級的形式來代替，綠色壁壘就產生了。本文在分析綠色壁壘的含義、表現的基礎上，結合我國出口貿易的現狀和綠色壁壘對我國出口貿易的影響，揭示了綠色壁壘的貿易保護主義實質。
所謂綠色貿易壁壘，實質上是指進口國政府以保護生態環境為綱，以限制進口保護貿易為目的，通過頒布復雜多樣的環保法規、條例、建立嚴格的環境技術標準和產品包裝要求，建立繁瑣的檢驗認證和審批稅、實行環境構想制度，以及保證環境進口稅方式對進口產品設置的貿易障礙。綠色貿易壁壘通常分為兩類：一類是政府引導型的綠色壁壘，另一類是非政府引導型的綠色壁壘。綠色貿易壁壘的內容主要包括環境進口附加稅、綠色技術標準、綠色環境標準、綠色市場準入制度、消費者的綠色消費意識等方面的內容。將環保措施納入國際貿易的規則和目標，是環境保護發展的大趨勢。由于西方國家的公眾和政治家對環境的關注，環境保護逐漸成為服務于各國貿易保護主義政策的一種武器，而且成為在國際貿易談判中討價還價的籌碼。
一、綠色貿易壁壘的表現形式
環境保護與貿易保護的契合決定著綠色壁壘的應用較為廣泛，涉及到的不僅包括制成品，還包括中間產品；不僅包括產品的質量，也包括產品的加工生產方法以及產品的設計和消費處理過程。綠色壁壘應用的廣泛性，使其表現形式多種多樣。
1.綠色關稅制度
發達國家對一些污染環境和影響生態，可能對環境造成威脅及破壞的產品征收進口附加稅，或者限制和禁止商品進口，甚至對其實行貿易制裁。但是，在標準的實行上常常內外有別，明顯帶有歧視性，可以說是以綠色之名行貿易保護之實。
2.綠色技術標準制度
通過立法手段，制定嚴格的強制性技術標準，限制國外商品進口。發達國家憑借自己的經濟技術優勢和壟斷地位，不考慮或很少考慮發展中國家的實際情況，對進口產品不分國別一律采取非常嚴格的技術標準，事實上導致發展中國家產品被排斥在發達國家市場之外。
3.綠色環境標志制度
綠色環境標志又稱綠色標簽或環境標簽，是環保產品的證明性商標。發展中國家產品為進入發達國家市場，必須提出申請，經批準取得綠色環境標志。目前已有40多個國家和地區推行綠色環境標志制度，并趨向于協調一致，相互承認，對發展中國家產品進入發達國家市場形成了巨大障礙。
4.綠色包裝制度
發達國家制定的較高且比較完善的包裝材料標準，包括廢棄物的回收、復用和再生等制度，是為了防止包裝材料及其形成的包裝廢棄物給環境造成危害，結構不合理的包裝容器可能損害使用者的健康而采取的環境保護措施。但某些過于嚴格的綠色包裝措施，則可能事實上妨礙發展中國家的對外貿易，引發貿易爭端。
5.綠色補貼制度
發達國家認為，如果一個國家內部采用比較寬松的環境標準，這些國家的產品就不必支付高昂的環境成本，與本國產品競爭時就具有明顯的成本優勢。其實質是政府在對企業及其產品提供消極的環境補貼，所以進口國基于環境保護和本國的利益而有權征收反補貼稅。
6.綠色衛生檢疫制度
綠色衛生檢疫制度是指國家有關部門為了確保人類及動植物免受污染物、毒素、微生物、添加劑等的影響，對產品實施全面的嚴格檢查，防止超標產品進入國內市場。綠色衛生檢疫制度影響最大的產品是藥品和食品，為保障食品安全，許多國家采取了嚴格的檢疫制度，有些國家通過立法建立了近似苛刻的檢疫標準和措施，形成了實質上的貿易保護。
二、綠色貿易壁壘對我國出口貿易的影響
由于世界經濟的不平衡，發達國家對環保的標準和認識往往超過發展中國家。發達國家運用綠色保護來實施其對發展中國家的貿易限制和歧視行為，使發展中國家的產品被排斥在世界市場之外。我國處在發展階段，綠色保護對我國產品出口已經產生很大的影響。主要有：(1)縮小出口產品市場范圍；(2)增加出口產品成本；(3)引發出口貿易摩擦；(4)高污染產業的轉移。
三、應對發達國家綠色貿易壁壘的對策
通過以上分析我們可以看出西方國家以環境保護為幌子實行貿易保護主義，因其發展較早在環境方面的標準和措施遠遠超越了發展中國家。所謂的綠色壁壘對我國形成了歧視性，并嚴重限制了我國的出口貿易。1.正確認識綠色貿易壁壘
要對綠色貿易壁壘有一個客觀認識。綠色貿易壁壘存在著有利于市場發展和國際貿易一面，也有阻礙國際貿易發展一面。以保護環境為目的而采取的綠色壁壘措施，一方面限制甚至禁止了嚴重危害生態環境產品的國際貿易與投資。另一方面也為有利于可持續發展的產業創造了新的發展空間，使這些產業成為國際貿易和投資新的增長點，從而促進產業結構的調整。
2.加大對綠色產業資金投入
要使我國的環境問題得到有效控制，同時增強我國綠色產業的國際競爭力使綠色產品和技術走出國門，離不開財政金融部門的扶植。財政部門應給予綠色產業以優惠的鼓勵政策，加大對綠色產業的資金投放。金融部門應在信貸資金上給予大力支持。
3.實施出口貿易可持續發展戰略
可持續發展戰略已經成為我國國家的基本戰略，出口貿易也就必須服從于這個基本戰略，這就要求出口不僅要追求增長的數量，還要追求增長的質量，及其與生態環境保護、勞動條件和整個社會的協調發展。
4.發展環保產業，推行綠色管理
以環保產業作為提升出口產業結構的重點。政府應制定財政、信貸、稅收等方面的優惠政策，支持和鼓勵環保產業的發展，把環保產業培育作為提升出口產業結構的重點和帶動國民經濟發展的新的經濟增長點；應設立綠色銀行和綠色產業基金，為環保產品的開發與出口提供專項貸款和信貸擔保基金。
對我國的出口企業而言，應積極推行綠色管理。綠色管理是指將環境保護的思想觀念融入企業的經營管理之中。這一思想可概括為“5R”原則，即研究(Research)，將環保納入企業的決策要素中，重視研究企業的環境對策；消減(Reduce)，采用新技術、新工藝，減少或消除有害廢棄物的排放；再開發(Reuse)，變傳統產品為環保產品，積極采取環保標志；循環(Recycle)，對廢舊產品進行回收處理，循環利用；保護(Rescue)，積極參與社區內的環境整潔活動，對員工和公眾進行環保宣傳，樹立環保企業形象。
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出口貿易論文范文2
（一）出口數量少、貨值低。多年來，河南茶流通體系不健全，經營和交易方式落后，出口依賴浙江等省轉口，這使得河南茶產業在出口數量和貨值上不僅難以與安徽、福建等產茶大省抗衡，也落后于江西、湖北等省份。根據國家商務部對外貿易司公布的數據，2014年1～5月，河南茶葉出口的數量在全國排名第11位，出口貨值在全國排名第12位。
（二）品牌創建力度不足。眾所周知，信陽毛尖作為河南信陽當地的著名土特產，和西湖龍井一樣，是一個地理標志，是證明商標。由于地理商標不是某個機構或者個人刻意宣傳的結果，而是由于地理條件和歷史原因形成的，所以沒有明確的權利主體。大量經營者共用一個品牌，使得大家都缺乏維護商標聲譽的積極性，以致很多低質劣質甚至假冒產品出現，嚴重影響信陽毛尖的聲譽。目前，信陽毛尖的知名度與影響力基本局限在河南，在外省乃至國外很難見到信陽毛尖的影子。品牌創建力度不足成為制約河南茶葉出口貿易的一個重要障礙。
（三）綠色貿易壁壘的壓力。近年來，隨著全民食品安全意識的提高，茶葉質量安全受到廣泛關注，歐美日等發達國家不斷提高茶葉檢測標準。2008年8月1日起歐盟將對殘留在茶葉中的農藥硫丹限量從30mg/kg調整為0.01mg/kg，把檢測標準提高了3，000倍。同年9月1日，對出口到歐盟的茶葉檢驗由原來的100多項增加到200多項。2011年10月1日起歐盟對我國出口茶葉采取新進境口岸檢驗措施。2012年12月20日，歐盟法規（2012/1235/EU），調整來自非歐盟國家進口非動物源食品與飼料進境抽查比例，其中涉及我國的茶葉。日本于2009年5月實施的新《食品衛生法》將設限農藥殘留由83種增加到約144種。2013年2月20日起，日本實施新的食品、添加劑等規格標準，對殺蟲劑三唑磷的限量由前的0.05ppm/kg修訂為0.01ppm/kg，除草劑芐嘧磺隆的限量由前0.02ppm/kg修訂為0.01ppm/kg。愈發嚴苛的檢測標準，使得河南出口茶葉被檢出不合格率風險大大提高，出口壓力倍增。
二、河南茶葉出口貿易對策
（一）加強市場流通體系建設，拓寬出口渠道。河南茶葉出口，要堅持鞏固歐洲、開發日本、非洲和北美洲市場的原則，積極完善市場流通體系。一方面要利用多方力量推動出口經營權的生產企業轉型，從目前在國際市場影響有限向跨國集團邁進。政府、企業和行業組織應形成合力，共同推動大型茶企加快轉型升級步伐，延長產業鏈，最終成為具有影響力的跨國集團；另一方面要進一步促進茶葉外貿企業發展，支持茶葉外貿企業兼并重組，做大做強，盡快形成若干家有較強競爭力的大型茶葉外貿企業和企業集團。鼓勵茶葉外貿企業發展在線外貿等現代外貿方式，不斷降低企業經營成本和銷售價格，擴大外貿額。鼓勵茶葉外貿企業開拓新興市場，對茶葉外貿企業面向非洲、北美等新興市場的拓展，以及取得質量管理體系認證、環境管理體系認證和產品認證等國際認證項目予以優先支持。
（二）加大產品宣傳力度，創建國際知名品牌。政府應加大政策扶持力度，支持茶企赴境外參展，宣傳河南茶葉品牌。對企業當年參加重點境外展覽會的前若干個標準展位的展位費給予全額或一定比例的補助，將企業參加由省外經貿廳組織舉辦的境外大型綜合展覽會發生的運輸展品的海運費納入補助范圍，并適當提高對單個企業的年度補助限額。茶葉企業則應在包裝、茶產品加工、茶保健品等領域進行創新，從精神、文化和情感上充分挖掘茶文化的內涵。要結合中國傳統茶文化及河南茶文化，再融入國外文化理念，創新出合適且有效的河南茶文化國外特色宣傳，通過茶葉保健功能的宣傳來擴大歐美國家的銷路。還應該大力宣傳河南茶葉的優質、無污染和保健效果，樹立河南茶葉的良好國際形象，搞活茶經濟、推動茶文化，以茶文化來推動茶消費，提高河南茶葉國內外知名度，創立國際知名品牌。
出口貿易論文范文3
中國2004年以前，對煉焦煤的出口政策為，出口關稅13%，出口退稅13%。2003年10月13日，國務院關于改革現行出口退稅機制的決定，對現行出口退稅機制進行改革。經國務院批準，財政部和國家稅務總局發出《關于調整出口貨物退稅率的通知》，對現行出口貨物增值稅退稅率進行調整。自2004年1月1日起，煉焦煤出口退稅率由13%調低到5%。經國務院同意，經商國家發改委通知：從2004年5月24日起，對出口商品代碼為270400lO的焦炭及半焦炭、出口商品代碼為27011210的煉焦煤，一律停止增值稅出口退稅。
二、煉焦煤進出口概況
在這一節中，我們首先列出中國近11年來煉焦煤的進出口概況，進行縱向的對比。澳大利亞、美國和加拿大可供煉焦的優質煙煤儲量豐富，2002年3國的煉焦煤總產量占世界貿易總量的81%。接著，本文就對這幾個世界上主要的幾個煉焦煤出口大國進行了概況分析，與中國進行橫向對比，及統計描述分析。
(一)中國煉焦煤近11年進出口概況
中國在2002年，煉焦煤的出口達到2308百萬美元。2002年至2004年，中國的煉焦煤出口從2308百萬美元上升到3520百萬美元，出口額增長了50%。至2005年，出口額小幅上升，只增長了8%。到2006年甚至開始出現了衰退。衰退的跡象一直持續到2007年。直到2008年，出口額才比2005年稍微升高。不僅嚴重倒退，并且持續低迷，從2009年開始，出口額甚至比2002年更低，到了2012年，已經跌破1000百萬，只有903百萬美元。出口的增長率從2006年開始為負值，只有2008年和2011年例外。增長率的趨勢大致是下降的，并且降幅很大。圖1還反映了進口額的上升。從2001至2008年，進口額緩慢爬升，從264百萬美元至1794萬美元，2009年開始突然飆升，高達7161百萬美元。隨后幾年仍然是飛速增長，從11711百萬美元飆升至18118百萬美元。
(二)各國近11年煉焦煤出口對比
中國、美國、加拿大在2002年的煉焦煤出口額都是相近的，甚至中國略占優勢。各國的出口額都呈現整體上升的趨勢，澳大利亞的上升趨勢最顯著，美國也較明顯，而中國卻有明顯下滑。在最初發展的3年里，中國的斜率是三個國家中最高的，發展的最快，而在2005年，中國、美國與加拿大的出口額相近，三個點有相交的趨勢，2006年達到了最接近點。此后，美國一路穩健上升，加拿大也沒有落下，只有中國逐步下降，甚至大幅下滑。政策對煉焦煤出口的影響是顯而易見的。中國對煉焦煤的出口退稅政策的調整是2004年出臺的，但是由于滯后性，對煉焦煤出口的影響似乎是從2005年開始的。
三、計量分析
(一)國家虛擬變量
根據UN-COMTRADE數據庫得到的中國、美國、加拿大及澳大利亞的煉焦煤進出口額，對其進行回歸分析。根據圖表，我們發現出口額分別與年份和進口相關。根據先前的圖表，我們發現各國的出口之間雖然有趨勢相似，但是截距明顯不同。所以我考慮設立國家虛擬變量，來表示各國之間獨立的區別，如煤炭資源儲量、人口、生產結構等因素造成的綜合影響。國家的虛擬變量分別為china，usa，和canada。當國家為中國時，china等于1，usa和canada等于0。當國家為美國時，usa等于1，china和canada等于0。當國家為加拿大時，canada等于1，china和usa等于0。我們對出口退稅政策調整出臺設立虛擬變量tax1。tax1代表所有國家出口退稅的政策調整?；貧w后的tax1的系數進行經濟檢驗，看出口退稅政策的調整對出口額是否有影響。再通過回歸的t檢驗，看其統計意義是否顯著。中國出口退稅政策調整前，即2002年，2003年，2004年時的tax1等于0，調整后的年份時的tax1等于1。由于其他國家查閱資料似乎沒有對其進行出口退稅政策，所以tax1等于0。我們可以發現，擬合優度為77.96%，調整后的擬合優度為75.07%，稅收政策的t統計量在5%的水平上被拒絕了，其他變量可以在1%的水平下被拒絕，非常顯著。由此我們發現，出口與年份、國家和出口退稅政策有很大的關系。隨著年份的增加，出口增加，隨著煉焦煤出口退稅政策調整的出臺，出口減少。從這里，我們進一步的可以肯定在第三部分中的判斷，即中國煉焦煤出口退稅政策的調整對中國煉焦煤出口的影響是十分顯著的。
(二)定量分析
在2004年以前，出口退稅額為13%，2005年后，出口退稅額為0%。因此，我們設立tax變量，代表出口退稅的額度?；貧w后的tax的系數可以進行經濟意義檢驗，看出口退稅的額度對出口額的影響是否明顯。再通過回歸的t檢驗，看其統計意義是否顯著。當2004年及以前時，為0.13，當2005年及以后為0。我們建模為：，對其進行定量分析。我們發現，煉焦煤的出口隨著年份的增加而增加，隨著出口退稅的增加而增加。我們估計出口退稅每減少1%，每年的貿易量平均減少794百萬美元。由此可見，退稅稅率對煉焦煤出口貿易的影響十分顯著。
四、總結與問題
(一)總結及意義
根據上述的統計描述分析和計量經濟分析，我們都得出了一致的結論，即中國出口退稅政策的調整不僅對煉焦煤有影響，并且影響十分顯著。因此，國家如果合理的制定出口退稅政策，通過該政策可以有效的控制煉焦煤出口的數量，從而有效的調節煉焦煤出口的結構。
(二)存在的問題
出口貿易論文范文4
1．中國環境管制的影響若中國在污染產品生產上具有比較優勢，則貿易自由化將有利于比較優勢的擴大，生產要素由清潔產品向污染產品轉移，促進污染產品生產規模及出口規模的擴大，從而引起CO2排放水平的上升，表現在圖形上為排放需求曲線D0向外移動至D1，見圖1。若此時環境政策保持不變，則CO2排放量由z0上升至z1。但是，出口規模的擴大同時提高了消費者的人均收入水平，因為環境質量是一種正常消費品，所以消費者對于優良環境的需求上升，促使政策制定者采取更加嚴厲的環境管制，在圖形上表現為排放供給曲線S0向里移動至S1，移動的幅度取決于環境管制的力度，隨著排放供給曲線的向內移動，CO2排放量也隨之降低。若中國在清潔產品生產上具有比較優勢，則貿易自由化會引起生產要素從污染產品向清潔產品轉移，引起清潔產品出口規模的擴大及污染產品出口規模的縮小，從圖2中可以看出，排放需求曲線D0向內移動至D1，若環境管制政策不變，CO2排放量由z0下降至z1。貿易自由化同樣提高了消費者的人均收入水平，消費者對于環境質量的需求也同樣促使政策制定者加大環境管制力度，在圖形上表現為排放供給曲線S0向里移動至S1，CO2排放量由z1下降至z2。
2．AnnexB國家環境管制的影響上述分析假設AnnexB國家CO2排放水平不變，當AnnexB國家加大環境管制力度時，將會引起污染產品的生產下降，從而一方面降低了這些國家的CO2排放水平，另一方面抬高了污染產品的價格，同時也將對中國產生兩方面的影響:一方面刺激中國擴大污染產品的出口，另一方面增加了中國居民的真實收入。首先，出口規模的擴大引起CO2排放水平的上升，通過圖1可以看出，若中國不采取環境管制政策，CO2排放量將由Z0增加至Z1。其次，消費者收入水平提高后會增加對于環境質量的需求，促使政府采取更加嚴厲的環境管制政策，在圖1中表現為排放供給曲線S0向左移動至S1，CO2排放量由Z1下降至Z2，Z2是否大于Z0取決于中國環境管制力度。
二、實證檢驗
1．模型設定及變量說明在前文分析的基礎上，本部分將利用計量模型實證檢驗環境管制對于中國出口貿易CO2排放效應的影響，計量模型設定如。鑒于數據的可獲得性，本文采用中國17個工業行業2001年－2010年的面板數據①，其中i代表行業，t代表年份。被解釋變量Cit表示各行業歷年的CO2排放水平，分別以各行業完全CO2排放量以及完全CO2排放強度表示，為了保持數據的平穩性，減少異方差情形的出現，對完全CO2排放量取對數形式。解釋變量中，yit表示人均產出對于CO2排放的影響，同時加入yit的平方項是為了檢驗環境庫茲涅茨曲線假說。我們利用各行業出口貿易依存度tradeit考察出口貿易對于CO2排放水平的影響，即出口貿易CO2排放效應，利用各行業的資本強度Kit與與源消耗強度eit代表影響中國CO2排放水平的其他因素。解釋變量Policyit代表中國環境管制政策，用于檢驗政策實施前后出口貿易CO2排放效應的變化，同時利用解釋變量exit檢驗AnnexB國家環境管制政策對于中國出口貿易CO2排放效應的影響。根據上述數據與公式，計算出來各行業的完全CO2排放強度與完全CO2排放量見表1，受篇幅所限，下表只列出2001、2004、2007與2010年的計算結果。(2)解釋變量以歷年各行業產值增加值除以該行業總就業人數得出，數據來源于歷年中國統計年鑒以及前文的測算結果。(3)解釋變量tradeit以各行業歷年出口總量與該行業歷年產值增加值的比值表示，相關數據分別來源于OECD數據庫、中國統計年鑒。(4)解釋變量Kit代表歷年各行業的資本強度，以人均資本存量表示，用于檢驗要素稟賦假說。由各行業歷年資本存量與從業人員的數量相除得出，這里以固定資產凈值代表資本存量，數據來源于歷年中國統計年鑒。(5)解釋變量eit代表歷年各行業的能源消耗強度，用各行業的能源消耗總量(以標準煤計量)與該行業產值增加值的比值表示，數據來源于歷年中國統計年鑒。(6)解釋變量Policyit代表中國環境管制政策，用于檢驗政策實施前后出口貿易CO2排放效應的變化，以歷年各行業的環境治理投資總額占各行業產值增加值的比重表示，數據來源于歷年中國環境統計年鑒。(7)解釋變量exit以歷年中國各行業向AnnexB國家的出口量占其出口總量的比值來表示，若與被解釋變量呈現顯著的正相關關系，意味著AnnexB國家環境管制政策的強化引起中國污染產品貿易優勢的擴大以及CO2排放的增加，碳泄漏現象發生。數據根據OECD數據庫提供的資料整理得出。(8)α為常數，ui與εit分別表示不可觀測的各行業的個體差異及隨機擾動項。
2．回歸結果分析本文利用Stata10．1計量軟件進行回歸，根據各種檢驗，本文最終采用以行業為聚類變量的固定效應模型進行回歸。模型1與模型4為加入中國環境管制因素之前的回歸結果，模型2與模型5分別在模型1與模型4的基礎上考察了中國環境管制政策因素對于完全CO2排放量及完全CO2排放強度的影響，以及加入中國管制政策因素之后出口貿易CO2排放效應的變化，模型3與模型6分別在模型2與模型5的基礎上考察了AnnexB國家環境管制政策的影響，回歸結果見表2。(1)在以完全CO2排放量為被解釋變量的回歸模型中，人均收入的一次項系數為正，二次項系數為負，且在1%的置信水平上高度顯著，說明人均收入與完全CO2排放量之間呈現出明顯的倒U型關系，環境庫茲涅茨假說成立。逐步加入中國的環境管制因素與AnnexB國家的環境管制因素對于回歸結果影響不大，這表明環境庫茲涅茨曲線假說成立的結論是可靠的。在以完全CO2排放強度為被解釋變量的回歸模型中，人均收入的一次項顯著為負，二次項卻不顯著，加入控制變量后對于回歸結果的影響不大，表明完全CO2排放強度隨著人均收入的增加呈現出單調遞減的趨勢。(2)無論是以完全CO2排放量為被解釋變量的回歸方程還是以完全CO2排放強度為被解釋變量的回歸方程，出口貿易依存度變量都與CO2排放水平顯著地負相關，說明出口貿易對于中國環境影響是正面的。通過加入中國的環境管制變量，擴大了出口貿易的CO2排放效應，加入AnnexB國家的環境管制因素對回歸結果影響不大。(3)中國的環境管制政策因素policy與完全CO2排放強度顯著負相關，而與完全CO2排放量顯著正相關，這可能是因為環境管制政策帶來的完全CO2排放強度下降的幅度小于產值增加的幅度，因此間接地導致環境管制政策與完全CO2排放量正相關。(4)ex變量與中國各行業完全CO2排放量及完全CO2排放強度之間的關系均不顯著，表明AnnexB國家環境管制政策的強化并未引起中國發生碳泄漏現象。(5)此外能耗強度變量顯著地與完全CO2排放強度正相關，與完全CO2排放量的關系卻不顯著。資本強度變量與完全CO2排放量及完全CO2排放強度之間均不顯著。
三、結論及政策建議
出口貿易論文范文5
匯率水平是影響進出口貿易的一個重大因素。經濟學的常識告訴我們，本幣升值，意味著其它國家的貨幣貶值，在進行出口貿易的時候，同樣的貨物進口國需要拿出更多的本國貨幣，因此進口國可能轉而求其它國的商品，不利于本國的出口。而本幣貶值，意味這他國的貨幣升值，進口同樣的貨品需要更多的本幣，不利于他國出口。
匯率變動會影響進出口貿易以及貿易收支，主要體現在以下兩個方面：
1.匯率變動引起收入變化，影響進出口貿易
匯率變動的最直接體現就是本幣的升值或貶值。貨幣升值會造成進口商品價格下降，而出口商品價格上升，雖然不利于出口，但是可以改善國際收支，貨幣貶值則可以達到相反的效果。但是實際上，貨幣的貶值對收入的影響主要來自兩個方面：貶值會造成進口商品價格上升，出口商品價格下降，從而使得貿易條件惡化。與此同時，在同樣名義收入水平下，消費者只能購買較少的商品，也就是導致實際收入的下降，這必然導致該國支出的下降，從而改善貿易收支。另外，如該國存在尚未得到充分利用的資源，則貶值可以刺激國內外居民對本國該種產品的需求。根據凱恩斯經濟學的原理，民眾的經濟支出會通過凱恩斯乘數而數倍提高國民收入，國民收入的提高又會提高國內支出，達到良性循環的結果。
2.匯率變動引起價格傳遞，影響進出口貿易
前面說到，匯率變動的最直接體現是貨幣的相對價格上升或下降，這首先在進出口貿易中體現出來。但在金融全球化的今天，國際市場的價格變動最終也會影響國內市場的一般價格。因此匯率的變動會引起國內一般價格水平，從而影響進出口商的貿易額和國家的貿易收支，這從以下兩個方面體現：首先，貨幣的升值是以本幣表示的進口商品價格下跌，如原料或半成品，然后通過價格傳遞，影響最終商品成本的下跌和價格的下跌。其次，匯率變動會使得貿易收支發生變化，如貨幣貶值后會出現貿易收支順差，然后使得外匯儲備增加，而外匯儲備的增加，又使得央行必須通過購買外匯而在國內市場上投放更多的基礎貨幣。顯然，更多的基礎貨幣會導致通貨膨脹。近兩年中國的外匯儲備不斷的增長，盡管不是人民幣貶值的結果，但是大量的外匯儲備和國際經濟的變化，使得中國的通貨膨脹率一直較高就是很好的說明。當通貨膨脹出現的時候，其實是鼓勵人們消費，因為在名義貨幣不變的情況下，公眾更有意愿將貨幣轉化成有形的資產，客觀上又會推動物價上升。
二、應對匯率變化的一般對策
應對匯率變化的一般對策主要從進出口貿易中多樣化的進口來源，結算貨幣的選擇，以及利用各種金融工具。
1.選擇多樣化的進口來源
如同一國貨幣緊盯著另一國貨幣有很大風險一樣，進口來源的單一很容易使得出口商轉移匯率風險，甚至操縱價格。因為如果進口來源過于單一，反映了該國的某種資源對其貿易對象國或者地區的高度依賴。2007年底和2008年7月發生的兩次大的石油漲價行為可以說明這一切，因為全球的石油資源過渡依賴一些產油國或地區。某些資源過于依賴單一國家或地區，必然導致企業的經營嚴重受制于該國的貨幣匯率的波動，該國進而將匯率的風險轉嫁到進口商。這種單獨的依賴本來就是不明智的選擇，再加上當前全球經濟的不明朗，進口商的經營風險進一步放大。因此，必須適當地擴大進出口業務的地域分布，在國際范圍內分散原料來源和銷售地點，在多個資金市場上以多種貨幣籌措資金，按照匯率走勢和國際貿易形勢，建立一定的貨幣組合，就可以在很大程度上分散國際貿易和投融資中的外匯風險。
2.進出口貿易中選擇合理或多種交易幣種
進出口貿易中的出口，特別是出口商要選擇合理的貨幣作為結算和付款的幣種，當然這一般是進出口商雙方博弈的結果。因此，在有關對外貿易和借貸等經濟交易中，簽訂合同時選擇何種幣種，作為計價結算的貨幣或計值清償的貨幣，直接關系到交易雙方是否將承擔匯率風險。一般而言，出口貿易采取硬幣計價，以防匯率貶值給自己帶來損失，而進口商會選擇軟幣，以避免升值造成的匯兌損失。如當前的國際貿易中，歐元和人民幣有升值的壓力，而美元貶值已經成為現實，因此出口商更多意愿是以歐元和人民幣作為結算和付款的幣種，而進口上則更愿意選擇美元結算。當然在實際進出口貿易中，雙方博弈的結果一般是約定采用一部分硬幣和一部分軟幣，甚至多種貨幣計價和付款。其結果是進出口商共同承擔匯率的風險，增大了談判的成功率。在長期合同中，還可以使用貨幣保值的方式，即選擇某種與合同貨幣不一致的、價值穩定的貨幣，將合同金額轉換成用所選的貨幣來表示，在結算或清償時，按所選貨幣表示的金額以合同貨幣來完成支付。還有一種降低匯率風險的辦法是，出口時雖然選擇了軟幣，但可以適當提高價格以防貨幣貶值風險，進口時選擇了硬幣，則可以適當壓低價格以防范升值損失。
3.充分利用國際金融工具低于匯率風險
金融工具的出現本身就是因為匯率風險轉嫁的必然結果，而通過一定的金融工具，進出口商也共同承擔了匯率風險，或者向后推遲了承擔匯率風險的必然結果。對于金融業發達的國家而言，積極地利用金融工具已經司空見慣，因此發展中國家對金融工具的利用顯得更為迫切。這些國家一方面要加快國家的外匯市場建設，推出各類外匯業務，一方面企業則需要積極利用外匯市場及其金融衍生工具來規避外匯風險。企業可以運用遠期外匯交易、外匯期權交易、出口押匯、出口商業發票貼現、無本金交割遠期外匯(NDF)業務、外匯借款等多種方式轉嫁匯率風險。
三、結束語
當前國際經濟形勢非常不明朗，國際金融中心華爾街被拯救，石油價格風險較高，日本經濟長期的疲軟以及世界經濟經近幾年高速發展之后也出現減緩的跡象，即使保持高速增長的中國經濟，也因為內外因素出現了很大的不確定性。而當前國際經濟已經融為一體，休戚相關，因此國家之間的貨幣比值變得比以往更加敏感。近日，美歐等六國的中央銀行集體宣布降息以促進經濟發展足以表明世界經濟的一體化程度非常之高。但是對于進出口商而言，匯率變化的巨大風險不能僅僅靠國家的財政政策來進行規避，他們需要選擇更多進口來源，需要更靈活的結算貨幣，以及選擇更多金融工具。
參考文獻：
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出口貿易論文范文6
關鍵詞：對外直接投資；協整檢驗；誤差修正模型
改革開放以來，浙江對外貿易發展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平?？梢姡憬膶ν庵苯油顿Y與進出口貿易都呈現不斷增長的態勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。
一、文獻回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優劣勢的態勢，從而直接創造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有統計方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統計數據，研究了這些發達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發達國家的對外直接投資對同行業的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。
上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統計數據，采用協整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。
二、實證分析
（一）數據選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發展統計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規模和經濟增長。
（二）時間序列的平穩性檢驗
在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩性檢驗，表明這些變量是平穩的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩性檢驗，即二階單整。
綜上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。
（三）協整檢驗
近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
綜合考察這些變量之間的協整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩性檢驗結果如表4所示。
回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。
由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。（四）誤差修正模型
誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經濟模型，成為協整分析的一個延伸。若變量之間存在協整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩定的關系，而這種穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。
由協整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：
lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1
t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）
lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1
t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）
在誤差修正模型(3)中，協整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態調整過程具有一定穩定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩定。
在誤差修正模型(4)中，協整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態調整過程具有穩定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩定關系。
三、結論與建議
通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：
（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。
從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協整關系，即它們之間存在長期穩定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發展。
縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發展是非常必要的,也是可行的。
（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發展歷程(齊曉華,2004)。由于其規模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。
本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。
從浙江省當前貿易戰略出發,政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創造效應的對外直接投資給予各種政策優惠,從而鼓勵企業積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業步入國際化發展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業結構。
對企業界而言，加入WT0后,國內市場上國內外企業的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業的生存空間，增強企業的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。
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