序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇對外貿易的分類范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創作。

篇(1)

關鍵詞：經濟增長；對外貿易；要素貢獻

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A

收錄日期：2015年10月10日

近年來，中國經濟增長面臨下行壓力，十八屆三中全會關于經濟改革以及構建開放型經濟新體制的決議體現了對經濟增長的重視。江蘇作為經濟大省，也同樣面對經濟增長的壓力。同時作為沿海省份，對外貿易在經濟增長過程中的作用不容忽視，或者說對外貿易對江蘇經濟增長起著至關重要的作用。在對江蘇經濟增長數據分析過程中，本文發現江蘇外貿在經濟增長過程中的貢獻程度或者說比重的波動非常大，因此分析清楚外貿因素對江蘇經濟增長作用程度以及影響江蘇對外貿易的因素，對江蘇經濟增長路徑和方式有著正面積極的作用。

一、江蘇經濟增長過程中的要素貢獻

（一）經濟增長和經濟發展。在本文開始分析前，我們首先要弄清楚經濟增長與經濟發展之間的關系與區別，弄清這一認識是理解文章分析的前提。經濟增長被規定為產量的增加，這里的產量可以表示為經濟的總產量（GDP總量），也可以表示為人均產量（人均GDP）。經濟發展不僅包括經濟增長，而且包括國民的生活質量，以及整個社會各不同方面的總體進步。總之，經濟發展是反映一個經濟社會總體發展水平的綜合性概念。如果說經濟增長是一個量的概念，那么經濟發展就是一個比較復雜的質的概念。

本文利用經濟學相關工具著重對江蘇經濟增長與對外貿易關系及與對外貿易相關因素進行實證分析，因此研究的是江蘇對外貿易的增長及經濟的增長。

（二）拉動江蘇經濟增長的要素及其貢獻。為了分析江蘇經濟增長的幾個關鍵因素及其貢獻程度，本文采用凱恩斯國民收入恒等式這一工具進行分析，由于現實的統計工作難度，本文對于后面關于消費，以及各個乘數的計算也采用凱恩斯的絕對收入理論來進行分析。

支出法下國民收入恒等式Y=GDP=C+I+G+nX。其中，C表示消費，I表示總投資，G表示政府購買，nX表示凈出口。而要素的貢獻程度表示為*/GDP，其中*表示消費、總投資、政府購買和凈出口各個要素的變動量。由于江蘇省統計年鑒一般在歷年下半年出版前一年度的數據統計，在本文寫作時，江蘇統計年鑒更新至2014版本，即數據更新到2013年度，因此本文采用2002～2013年度數據對相關要素貢獻進行分析，匯總至表1。（表1）

根據表1的數據顯示，外貿因素對經濟增長貢獻的波動最大，而消費、投資的貢獻程度比較大，為了直觀地看出其波動趨勢，本文利用表1的數據，繪制折線圖，以分析其趨勢。（圖1）

從圖1可以發現凈出口的影響與消費的影響相對應，甚至粗略的說可以成一種相反的趨勢，這個現象的主要原因是當消費提高時，進口增加，從而降低了凈出口。但是我們也發現，凈出口的貢獻程度在國民經濟四個要素中最低，波動卻非常大，因此本文有必要對江蘇對外貿易進行著重分析。

（三）要素乘數分析。要素乘數是指當某一要素增加時，收入的增長將是要素增長的倍數，這個倍數即是乘數。當然，要素乘數產生作用的有三個前提假設，雖然現實中完全滿足這三個假設可能性很低，但是乘數計算有助于我們直觀地看出外貿等因素對于江蘇經濟增長的促進作用。因此，本文此處不過度強調其前提假設，而著重在于直觀展示出要素的促進作用。

根據凱恩斯的絕對收入理論C=α+βY，其中β為邊際消費傾向。進口方程M=M0+γY，結合江蘇省歷年統計年鑒數據，我們對方程進行最小二乘法估計分析，匯總至表2。（表2）表2中Y的系數為即為β值，整體擬合優度較優。而β比較低的原因在于近年來江蘇省收入分配非常不均衡，從2000年開始至今，我國基尼系數已經超過國際警戒線，江蘇亦是如此，而高收入者的邊際消費傾向往往較低。

根據進口方程M=M0+γY，γ為邊際進口傾向。結合江蘇省歷年統計年鑒數據及海關進口總額（經營單位）和當年平均匯價，我們對方程進行最小二乘法估計分析，匯總至表3。（表3）表3中Y的系數即為γ值，整體擬合優度較優。結合江蘇省實際情況，本文認為表中得出的進口邊際傾向與實際情況相符。

外貿凈出口對國民收入的乘數為K=1/（1-β+γ），由于我國稅率復雜，無法根據官方實際稅率統計出一個統一標準的平均稅率，因此本文模型中忽略了稅率，從而實際乘數要略大于本文的乘數。根據以上分析我們發現，外貿凈出口乘數約為1.0942，說明外貿凈出口對于江蘇經濟增長起著超過單倍的促進作用。

二、江蘇對外貿易相關因素分析

從上一章節的分析我們可以看出，在江蘇經濟增長過程中，按照凱恩斯的國民收入恒等式，對外貿易對江蘇經濟增長的貢獻與投資等因素有著類似的加速促進作用。同時，我們也發現，單從凈出口因素分析，凈出口對江蘇經濟增長的貢獻程度表現出的趨勢波動非常大，甚至出現了相反的趨勢。因此，本章著重對江蘇對外貿易的各個方面或相關因素進行分析，以便于有針性地對江蘇對外貿易做出正確的判斷。

（一）按經濟類型分類的江蘇對外貿易狀況。十八屆三中全會公報指出，公有制為主體、多種所有制經濟共同發展的基本經濟制度，是中國特色社會主義制度的重要支柱，也是社會主義市場經濟體制的根基。江蘇是全國的經濟大省，其經濟制度與開放程度具有鮮明的代表性，因此有必要首先按照經濟類型區分江蘇對外貿易的狀況。根據江蘇省歷年統計年鑒數據的整合，我們將相關數據分類整合至圖2。（圖2）由于統計口徑的不同，各方面的數據會存在差異，因此本文著重保持數據口徑的一致性。由圖2的直觀顯示可以發現，在江蘇對外貿易中，外商投資企業凈出口額和私營企業及其他凈出口額與江蘇凈出口總額的增長趨勢非常一致，這說明江蘇省對外貿易的發展主要是受到這兩方面的促進，表明對外開放以及市場經濟的發展對江蘇對外貿易有著顯著的促進作用。

（二）按主要商品類型分類的江蘇對外貿易狀況。為了解江蘇省對外貿易的產品結構，本節根據江蘇對外貿易的主要產品類型進行分析。按照官方分類，江蘇對外貿易的主要產品分為農產品、機電產品和高新技術產品三類。本文指出，在本節分析中總凈出口是表示主要產品的凈出口額。江蘇的對外貿易產品繁多，分類復雜，并且還有例如紡織服裝產品、食品等對外貿易量也很大，由于其分類在其他詳細類目中，相對數據并不突出，所以本節不詳細列出。本節對主要的對外貿易產品數據進行分析并整合至圖3。（圖3）由圖3結果可以直觀的看出，江蘇省機電產品和高新技術產品對外貿易狀況趨勢與主要產品對外貿易凈出口總額增長趨勢相一致，這表明當按照主要商品分類進行分析時，機電產品和高新技術產品對江蘇省對外貿易的影響是主要的。

由于在2006年前，江蘇省統計年鑒對農產品的對外貿易主要在詳細類目中統計，并未歸類統計，因此，之前的相關數據有一時間段并未在圖3中顯示，這并未影響本文對于總趨勢的判斷分析。

（三）相關因素與江蘇對外貿易。為了研究江蘇對外貿易的相關因素，本文根據投資、生產、科技、物流、金融、人均收入等幾個方面選取相關指標，并根據江蘇歷年統計年鑒選取數據。（表4）由表4的指標分析，結合實際情況，由于我國在一定程度上實行外匯管制，人民幣利率市場化還在進行過程中，所以本節分析略去該因素。由于收入既受到生產總值的影響，也受到外貿出口因素的影響，因此用其分析與對外貿易的情況時，該變量會因為與凈出口有著較強的線性相關性而會影響到分析結果。因此，本節著重對江蘇省對外貿易狀況與投資、生產、科技以及物流等因素進行分析。

在本節分析過程中，本文曾采用作圖、制表及線性回歸來擬合相關指標數據，從擬合結果發現，這些指標與理想的擬合結果相差甚遠，從另一方面說，這些指標之間的相關性直觀存在，但并不能擬合分析。為了避免科學主義和濫用數學的誤區，本節分析仍然采用最直觀的作圖分析，來分析相關指標之間的關系。（圖4）從圖4我們可以發現，江蘇省對外貿易凈出口與總投資的發展趨勢相一致，這印證了投資促進生產再促進對外貿易發展的這一事實。

從圖5的直觀表現可以看出，當能源消費上漲的時候，凈出口也伴隨著上漲，兩者趨勢一致，這表明當工業增加能源消耗而生產發展的時候，對外貿易也在不斷地增長。（圖5）

從圖6看出，江蘇省的專利技術的快速增長主要是在2008年以后表現明顯，在這一階段，江蘇的對外貿易也伴隨著這一趨勢上漲，尤其在近幾年，其趨勢的一致性越來越明顯。（圖6）

沿海港口物流狀況與對外貿易的趨勢一致性更加明顯，甚至幾乎達到同步增長關系。從圖7的結果可以直觀地看出這一趨勢，一方面說明了海運對于江蘇對外貿易的至關重要性；而從另一側面也客觀地反映出江蘇對外貿易對海運的較強依賴性。（圖7）

從本節的分析可以看出，投資、生產、技術、物流這四個方面的因素與江蘇對外貿易增長的情況和平時分析的常規情況基本相符，即可以從這四個方面來加強江蘇對外貿易。

三、江蘇省對外貿易與經濟增長分析結論

通過本文前兩章對于江蘇省對外貿易的狀況分析，本文對于江蘇省對外貿易拉動江蘇經濟增長以及影響江蘇對外貿易相關因素有了初步的分析結果，綜合兩章分析過程及其結論，我們可以發現對外貿易對于江蘇省經濟的增長有著加速的促進作用。而在江蘇對外貿易發展過程中，對外貿易的增長趨勢表現出與經濟不同步，波動較大的情況。

（一）對外貿易對江蘇經濟增長有著加速的促進作用。在第一章的分析中，通過對江蘇對外貿易乘數的求解結果可以發現，對外貿易對于經濟的增長不是簡單的部分相加作用，而是超過單倍的促進作用，也就是加速經濟增長的作用。而對于其貢獻率的分析過程中我們發現，江蘇的對外貿易在地區經濟增長的過程中表現出波動較大，與經濟增長不同步的情況，即江蘇對外貿易雖然在不斷的發展壯大，但是其波動大，發展極其不穩定。

（二）外資經濟與私營經濟的增長對江蘇對外貿易發展有著明顯的促進作用。通過對經濟類型的分析，本文發現外資經濟和私營經濟的發展與江蘇地區對外貿易的狀況有著極其一致的趨勢，這表明，在江蘇對外貿易的發展中，其主要作用的是這兩個方面的經濟。

（三）機電產品和高新技術產品在江蘇對外貿易中占據高位。由第二章的分析結果可以直觀地看出，在江蘇對外貿易主要商品中，機電產品和高新技術產品一直在保持著增長，江蘇主要產品的對外貿易增長趨勢與這兩個產品的增長趨勢完全一致，這兩種產品的拉動作用非常明顯。

（四）投資、科技、物流服務以及生產狀況是江蘇對外貿易發展的主要因素。雖然本文在第二章的分析過程中沒有面面俱到地將所有因素都分析一遍，但是對于這幾個至關重要的因素以及其對江蘇地區對外貿易增長的促進情況，本文在分析過程中直觀地表現出。當然，在分析的過程中，本文也發現江蘇在能源消耗結構等方面有一些不合理的地方，這一情況值得我們注意，但這并不影響本文的分析結果。

四、建議及對策

針對本文的分析結果，結合江蘇的實際情況，提出以下相關的建議及對策：

（一）短期政策向對外貿易與投資傾斜。根據傳統的三駕馬車的理論，拉動經濟增長的主要因素為消費、投資和出口，而消費的提高需要由人均可支配收入不斷提高的支持，這是一個過程，而不是能在短期內實現。結合江蘇出口貿易波動比較嚴重等實際情況，為了能拉動經濟的增長，短期內政策應該向對外貿易和投資傾斜。

（二）落實十八屆三中全會改革決定，深化市場經濟改革，完善基本經濟制度。根據本文分析結果，外資經濟和私人經濟對于江蘇對外貿易和拉動江蘇經濟增長有著不可替代的作用，作為中國特色市場經濟的重要組成部分，我們需要為其提供良好的發展環境，充分發揮好市場配置資源的決定作用，優化經濟結構，讓要素充分發揮其作用。

（三）在保證經濟效益和生態效益的前提下，加快產業改革，著重發展高技術產業。高新技術等產品在對外貿易中占據高位，這類產品不僅僅能促進對外貿易的增長，更能夠提高江蘇地區對外貿易的競爭力以及利潤率，因此有必要在調節好各方面利益的情況下加快發展高技術產業，推動產業的專業和結構改革。

（四）提高研究生質量及高校和科研機構研究成果的產業轉化率。從本文的關于科技方面與出口貿易關系的分析中，我們可以直觀地看出科技的促進作用。從實際情況來說江蘇的研究生數量、科研機構及其成果在全國也是名列前茅，但是在整個經濟發展中的比重還不是占據極高的位置，尤其在分析過程中雖然趨勢一致，但是科技比重卻不是非常大。促進科技方面的提高既有利于產業競爭力的提高，同時對于產業結構的改革也具有決定作用。

（五）優化基礎設施建設，為經濟發展提供保障。多樣化低成本的運輸以及基礎的服務是經濟發展的依托平臺，江蘇對外貿易有著得天獨厚的區位優勢，海運河運的低成本尤其明顯，但是在其他運輸方面，表現得非常一般，尤其在中國陸上絲綢之路建設這一背景下，江蘇省要想在中亞市場上分享絲路效益，還需要加快基礎服務建設。

主要參考文獻：

[1]高鴻業.西方經濟學宏觀部分（第5版）[M].北京：中國人民大學出版社，2011.

[2]李夏玲.江蘇省民營企業出口貿易與經濟增長的協整分析[J].江蘇理工學院學報，2014.2.1.

篇(2)

國際貿易亦稱“世界貿易”，泛指國際間的商品和勞務（或貨物、知識和服務）的交換。它由各國（地區）的對外貿易構成，是世界各國對外貿易的總和。國際貿易在奴隸社會和封建社會就已發生，并隨生產的發展而逐漸擴大。到資本主義社會，其規模空前擴大，具有世界性。

二、對外貿易（foreigntrade）

對外貿易亦稱“國外貿易”或“進出口貿易”，是指一個國家（地區）與另一個國家（地區）之間的商品和勞務的交換。這種貿易由進口和出口兩個部分組成。對運進商品或勞務的國家（地區）來說，就是進口；對運出商品或勞務的國家（地區）來說，就是出口。這在奴隸社會和封建社會就開始產生和發展，到資本主義社會，發展更加迅速。其性質和作用由不同的社會制度所決定。

三、對外貿易與國際貿易商品結構：

對外貿易商品結構是指一定時期內一國進出口貿易中各種商品的構成，即某大類或某種商品進出口貿易與整個進出口貿易額之比，以份額表示。

國際貿易商品結構是指一定時期內各大類商品或某種商品在整個國際貿易中的構成，即各大類商品或某種商品貿易額與整個世界出口貿易額相比，以比重表示。

為便于分析比較，世界各國和聯合國均以聯合國《國際貿易商品標準分類》（sitc）公布的國際貿易和對外貿易商品結構進行分析比較。一國對外貿易商品結構可以反映出該國的經濟發展水平、產業結構狀況、科技發展水平等。國際貿易商品結構可以反映出整個世界的經濟發展水平、產業結構狀況和科技發展水平。

四、對外貿易值與對外貿易量：

（一）、對外貿易值(valueofforeigntrade)

對外貿易值是以貨幣表示的貿易金額。一定時期內一國從國外進口的商品的全部價值，稱為進口貿易總額或進口總額；一定時期內一國向國外出口的商品的全部價值，稱為出口貿易總額或出口總額。兩者相加為進出口貿易總額或進出口總額，是反映一個國家對外貿易規模的重要指標。一般用本國貨幣表示，也有用國際上習慣使用的貨幣表示。聯合國編制和發表的世界各國對外貿易值的統計資料，是以美元表示的。把世界上所有國家的進口總額或出口總額用同一種貨幣換算后加在一起，即得世界進口總額或世界出口總額。就國際貿易來看，一國的出口就是另一國的進口，如果把各國進出口值相加作為國際貿易總值就是重復計算。因此，一般是把各國進出口值相加，作為國際貿易值。由于各國一般都是按離岸價格（fob即啟運港船上交貨價，只計成本，不包括運費和保險費）計算出口額，按到岸價格（cif即成本、保險費加運費）計算進口額。因此世界出口總額略小于世界進口總額。

篇(3)

關鍵詞：制度差異；引力模型；對外貿易流量

基金項目：教育部人文社會科學研究規劃項目（09yja790198）。

作者簡介：闞大學（1982-），男，安徽合肥人，南昌工程學院講師，經濟學博士，主要從事國際貿易理論與政策研究；呂連菊（1982-），女，湖北武穴人，南昌工程學院教師，經濟學碩士，主要從事區域經濟學研究；羅良文（1966-），男，河南商城人，中南財經政法大學經濟學院副院長，教授，博士生導師，主要從事國際貿易理論與政策研究。

中圖分類號：f752 文獻標識碼：a 文章編號：1006-1096（2013）02-0055-06收稿日期：2011-10-08

一、文獻綜述

對外貿易是一國經濟增長的引擎，各國政府和學者們極為重視本國的對外貿易流量，因此，對于制度對對外貿易流量影響的理論研究較為深刻。新制度經濟學者最早從歷史角度考察了制度對對外貿易流量的作用，認為制度可通過人力資本、技術創新、規模經濟和交易成本對國家間對外貿易流量產生影響，并提出了制度啟動對外貿易的命題；新興古典貿易理論也提出，制度作用于交易成本和交易效率，從而影響對外貿易流量；新貿易理論則認為政府通過制定制度影響本國對外貿易流量。

關于制度對對外貿易流量影響的實證研究方面，學者們主要是利用tinbergen（1962）和poyhonen（1963）提出的貿易引力模型，將制度作為解釋變量加入到引力模型中進行實證，得到的結論多是制度質量和對外貿易流量是正相關關系，制度差異和對外貿易流量是負相關關系。anderson 等（2002）在引力模型中引入一系列經濟制度變量來實證制度對對外貿易流量的影響，結果發現交易成本與阻礙對外貿易的非安全因素顯著相關。de groot 等（2004）利用1998年100多個國家的數據，在引力模型中引入制度變量包括政治穩定性、政府效能和監管質量等六個方面，就制度對對外貿易流量的影響進行實證，結果發現兩國制度相似可提高兩國間對外貿易流量13%，依進出口不同，制度質量提高一個標準差可提高兩國間對外貿易流量30%～40%；beugelsdi 等（2004）以102個國家為研究對象進行實證分析，發現制度差異與對外貿易流量是非線性的負相關關系，制度差異是以遞減的比例減少對外貿易流量。linders 等（2005）則考察了制度質量和制度差異對對外貿易流量的影響，發現進口國和出口國的制度質量均增加了對外貿易流量，也發現制度差異減少了對外貿易流量。

國內學者潘向東等（2004）采用假設因素檢驗模型對2002年133個國家與我國雙邊貿易的截面數據進行了分析，發現對雙邊貿易影響最大的制度因素不是交易國的經濟制度，而是交易國影響企業運行費用的制度和正式約束的法律制度。潘向東等（2005）還采用ces函數，推導了包含制度安排變量的引力模型，然后采用1998年～2003年我國、美國、日本、韓國和巴西高技術產品出口的面板數據檢驗了該引力模型，發現進口國制度安排對兩國間高技術產品出口有顯著影響。潘鎮（2006）建立了一個包含制度變量的擴展引力模型，利用1995年～1999年153個國家的面板數據實證分析了制度對于雙邊貿易的影響，發現制度質量越差，雙邊貿易越不活躍，制度差異對于雙邊貿易起阻礙作用。吳丹（2008）則以東亞10個經濟體為樣本進行實證分析，發現制度對東亞經濟體間貿易的影響是顯著的，對東亞經濟體出口貿易和進口貿易有重要影響的制度因素并不完全相同。

國外學者的研究局限于發達國家與其他國家的對外貿易流量，其研究結論對我國是否適用尚不清楚。國內學者更多地就具體制度質量對對外貿易流量影響進行實證分析，而對于制度差異對對外貿易流量影響的實證文章，并不多見。那么，制度差異和我國的對

外貿易流量究竟關系是怎樣的？筆者利用1996年～2008年我國與其他28個國家的數據就制度差異對我國對外貿易流量的影響進行實證研究，又由于制度差異也可以細分為6個子指標差異，故筆者就6個制度差異子指標對我國對外貿易流量的影響進一步進行實證研究，并據此提出相應的對策建議。

二、實證研究

篇(4)

關鍵詞：對外貿易 戰略選擇 問題與對策

中圖分類號：F752文獻標識碼：A文章編號：1009-5349（2016）23-0075-01

自改革開放以來，我國的經濟和社會實現了快速的發展，我國對外貿易的增長速度也是十分快速的。高速的增長直接帶來了一些潛在的危機。雖然我國對外貿易戰略有了明顯的變革，已經轉變為以出口型為主的戰略導向，但就出口產品的結構而言，作為主要產品的工業產品資本技術含量十分低下，產品結構不合理，國內企業之間的同質化競爭十分嚴重，這樣就導致了當前貿易摩擦的加劇，嚴重影響了我國對外貿易的健康發展。

一、我國對外貿易的現狀

我國對外貿易的發展態勢良好，但是在發展的過程中還是存在一定程度的不足，這種不足主要體現在：

（一）我國對外貿易的水平不高，產品結構不合理

當前對外輸出的產品還是以勞動密集型產品為主，資本密集型和技術密集型產品數量所占比例較少。

（二）國際貿易摩擦不斷

由于中國制造在價格上更加低廉，在質量上更有保障，受到了世界各國人民的歡迎，這就使得有些國家內部的同行業產品出現銷售上的困難，因此有很多國家建立起對于中國制造的貿易壁壘，這對于國際貿易的持續發展是不利的。

（三）國內同質化競爭激烈

目前我國國內企業在對外貿易中的同質化競爭十分嚴重，這種同質化的競爭形式使得我國在對外貿易中出現“手足相殘”的情況，這對于我國對外貿易的持續發展是十分不利的。

二、現行我國對外貿易戰略調整的思路和對策

（一）戰略調整的主要思路

1.進出口并重的貿易策略

傳統的出口導向的戰略重點在拉動國內的生產以及吸收國外的資本上，但是我國當前在出口產品中勞動密集型產業占有相當大的部分，隨著國內人力成本、原材料成本的提高，這些勞動密集型企業在對外貿易的過程中顯得困難重重，缺少了競爭的優勢。通過進出口并重貿易戰略的實施來看，應該更加重視提升出口產品的競爭力、改善出口產品的結構，同時還需要重視進口，改善長期以來我國進口產品的結構。

2.實現對于內部需求的重視

從外需導向到內需導向過渡，通過這種形式可以很好地減弱我國資本對于外國資本的依賴性，重視對國內需求的拉動，增強我國經濟的內部動力，這樣就可以很好地削弱出口貿易在整個國民經濟中所占的比重，這也是應對當前國外需求下降、貿易保護主義不斷蔓延等情況的策略。

（二）戰略調整的具體對策

1.改善出口結構

其一，減少對于勞動密集型產業的鼓勵出口政策，促使勞動密集型產業進行內部改造。在我國對外貿易發展的過程中，一直以來對于勞動密集型產業的出口都是采取鼓勵的政策，這也是當前我國產業結構低級化的主要原因所在。根據當前的國際貿易情況，應該減少這些鼓勵勞動密集型產業出口的政策，這些企業自主地融入到國際市場中優勝劣汰，從而促使產業內部的升級。其二，加快科技創新，提高出口產品的科技含量。加快科技創新，既可以增加我國出口產品的科技含量，也可以很好地提升這些產品的附加價值。其三，重視品牌建設。通過品牌建設能夠很好地提高產品的附加值，這就會在出口量減少的情況下依然可以獲得較大利潤，這對于企業的長期發展來看也是十分必要的。

2.改善進口結構

其一，減少貿易壁壘。我國加入WTO以來對于進口關稅進行了三次大幅度的調整，但是由于出口導向型貿易政策的原因使得我國進口的關稅水平依然很高，這種高額的稅收影響了我國對外貿易的開展，因此進一步地降低關稅稅率對于縮小我國的貿易順差有十分重要的作用。其二，優化進口產品的結構。在對國外產品進行引進的時候，需要按照當前我國內部所缺少的基本消費品和技術來決定，特別是當前我國內部短缺的資源以及技術，加強對于國外先進生產設備的引進。

三、結語

本文結合我國對外貿易的實際情況發現當前我國經濟社會在發展過程中存在一定程度的問題，這些問題的存在直接影響了我國對外貿易的發展，因此對于我國對外貿易政策的調整十分有必要，需要根據當期我國的實際情況進行產品引進以及產品輸出。

參考文獻：

[1]Steven Rosefielde.China’s Perplexing Foreign Trade Policy：Causes， Consequences， and Solutions[J].American Foreign Policy Interests，2011（33）：10C16.

[2]Shi Weisan ，john J.Hampton，Winston L.Y.Yang，Cecilia L.Wager.China’s Foreign Trade Marketing Strategy：Problems and Prospects[J].General of Markrting Management，1987，2（3）：209-217.

篇(5)

關鍵詞：對外貿易競爭力；RCA指數

中圖分類號：F752.69

文獻標識碼：A

文章編號：1672-3198(2009)13-0079-01

1　對外貿易競爭力分析

通常，以進出口數據為基礎的對外貿易競爭力指標包括；國際市場占有率、凈出口、貿易競爭力指數和顯示性比較優勢指數(RCA指數)等。由于RCA指數剔除了國家總量波動和世界總量波動的影響，能較好地反映一國出口產品的相對優勢，因此，本文主要選取該指標來衡量我國的對外貿易競爭力。

RCA(Revealed Comparative Advantage)指數。即顯示性比較優勢指數，是由巴拉薩(Balassa)于1965年提出的，是指一國總出口中某類商品所占份額相對于世界貿易總額中所占比例的大小。這一指數反映了一個國家某一產業或產品的出口與世界平均出口水平的相對優勢，它可以用來判定國家之內哪些產業內企業具有競爭優勢。其公式為：

RCAij=Xij/Xij/Xwj/Xw

其中，RCAij代表某類商品的顯示性比較優勢指數，Xd代表i國第j類商品的出口額，Xi代表i國所有商品的出口總額，Xwj代表k類商品的世界出口總額，Xw代表所以商品的世界出口總額。如果RCAij值小于1，表示該國企業在該類商品上處于劣勢；如果RCAij大于1，表示該國的企業在該類產品上的出口相對集中，在這類商品上具有一定的比較優勢。其值越大則比較優勢越大。

表1列出了中國從1980到2005年10年中按SITC分類的顯示性比較優勢指數。

從表1來看，首先，在上世紀80年代，中國的顯示性比較優勢主要是資源密集型產品，其次是勞動密集型產品。1980年中RCA指數大于1的產品有4類，其中兩類產品為資源密集型，另兩類為勞動密集型。20世紀90年代初，加工貿易在出口中的地位逐漸提高，中國對外貿易出口的比較優勢由資源密集型產品轉向勞動密集型產品；1990年，資源密集型和勞動密集型產品各有兩類的RCA指數大于1，至1993年，初級產品中只有第0類的指數大于1，而兩類勞動密集型產品的指數仍大于1。

其次，1995―2005年，第0類產品RCA指數一直小于1，自此中國的顯示性比較優勢完全集中在勞動密集型產品，這標志著中國的比較優勢在企業產品結構上有所提升。在兩類勞動密集型產品中，第8類制品的RCA指數由1980年的1.89上升到2005的3.07，標志著此類產品在出口中始終占有主導地位。

再次，資本密集型的機械和運輸類制成品(SITC7)的RCA指數在1997年之前一直低于1，這是我國出口的比較劣勢，說明國內企業的技術水平相對落后。但其RCA指數在2005年達到了1.3，這說明國內企業在機械和運輸產品制造方面取得了很大進步。從要素稟賦看，中國資源和資本缺乏。而勞動力資源十分充裕，對外出口數據顯示出我國企業確實發揮了要素稟賦的比較優勢。

然而，我們必須看到，我國具有競爭力的出口商品仍是一些勞動密集型且技術含量不高的產品，而缺乏競爭力的主要是基礎材料、化工產品、機械設備等資本及技術密集型產品。中國在國際市場上的競爭力更多地取決于國內低廉的勞動力。盡管SITC5和SITC7產品的出口開始初步顯示出比較優勢，高附加值和高技術含量的產品在出口中所占比重在上升，但這些產品的出口中外資企業占了很大份額。且以加工貿易作為主要貿易方式。

簡言之，我國的對外貿易競爭力有了明顯的提高。但這種競爭力并不突出，而且與發達國家相比我們出口的高附加值產品較少，競爭優勢較弱，尚需進一步提高。

2　調整對策

由以上分析可以看出，自改革開放以來，我國對外貿易取得了長足發展，貿易競爭力得到了提高，但分析中指出的問題不容小覷，貿易結構調整緩慢、發展不穩定、具有高技術含量和高附加值產品的出口比重過低等等，都是制約貿易競爭力的重要因素。具體來講，可以通過以下四個方面來進行調整。

第一，提高自主創新能力，加大研發投入。

前述分析中指出，我國貿易競爭力不強的重要原因在于自主創新能力不強，技術水平不高。因此，我們必須重視對自主創新能力的提高和研發的投入，政府可以通過資金配套吸引企業進行研發活動，以及為企業研發投人提供低利率融資貸款，對于企業的研發投資收益給予稅收減免，加強知識產權及專利的保護力度，刺激廠商進行技術研究和新產品開發。

第二，以企業為主體，將提高出口產品的技術含量和創建品牌優勢相結合。

企業是一國產品出口的生力軍。提升對外貿易競爭力必須以企業為主體。以企業為主體，努力提高出口產品的質量，對高、中、低檔產品都要有嚴格的質量標準，避免頻繁遭受技術性貿易壁壘的阻擋，重視產品外觀包裝等非價格因素的影響，實現產品的高檔化、特色化，多樣化生產，提高中國產品在國際上的信譽，努力塑造自主品牌，提升我國出口產品的國際競爭力。

篇(6)

關鍵詞：2010；中國對外貿易；商品結構；貿易方式；對外貿易地理結構

中圖分類號：F74文獻標識碼：B文章編號：1009-9166（2011）005(C)-0189-01

2010年以來，我國對外貿易總體環境逐漸變好，通過多方努力，我國2010年進出口貿易較2009年都有恢復性增長態勢。

一、對外貿易總額大幅上升

2010年全年貨物進出口總額29728億美元，比上年增長34.7%。其中，貨物出口15779億美元，增長31.3%；貨物進口13948億美元，增長38.7%。進出口差額（出口減進口）1831億美元，比上年減少126億美元。[1]

2010年我國面對國際金融危機的嚴重沖擊，中國政府及時出臺的一系列政策措施，提高貿易便利化水平，千方百計穩定外需。同時，著力擴大國內需求，鼓勵增加進口。隨著經濟逐步回穩，穩外需、擴進口的各項政策措施取得明顯成效，進出口大幅下滑的態勢得到扭轉。

二、貿易地理結構

對外貿易地理方向指明一國出口商品的去向和進口商品的來源，從而反映一國與其他國家或區域集團之間經濟貿易聯系的程度。

2010年對主要國家和地區貨物進出口額及其增長速度

單位：億美元

由圖可以看出，盡管歐盟、美國、日本仍然為我國主要貿易伙伴國，但是與此同時我國與東盟、印度等國家或地區的貿易往來越發密切，對新興經濟體進出口的比重提高。這說明國際金融危機后我國貿易多元化戰略落實較好，對新興經濟體出口的比重提高，對美國等主要貿易伙伴的貿易依賴程度正在下降。[2]

三、貿易商品結構

2010年，世界經濟逐漸復蘇，投資與消費有所回暖。與此同時，國內需求的持續增長推動大宗商品進口呈現量價齊升的走勢。在出口的主要商品中，除了煤的出口量有所下降外，其余產品均呈現上升態勢，尤其鋼材等資源型產品以及機電產品增長幅度大。谷物、大豆、煤等大宗產品不僅數量增加，金額也有所增加，這些都是因為市場價格增長引起的。對于出口，機電產品出口保持穩定，大宗商品進口價格全面上揚。2010年，機電產品出口9334.3億美元，增長30.9%；高新技術產品出口4924.1億美元，增長30.7%。[3]

四、貿易方式

貿易方式是指國際貿易中買賣雙方所采用的各種交易的具體做法。

由圖，一般貿易占比過半，民營企業表現優于整體。長期以來，我國出臺鼓勵措施，努力增加一般貿易的比重，并取得了一定效果。一般貿易具有產業鏈條長、帶動能力強的特點。近年來，一般貿易出口逐步成為我國參與國際產業分工和協作的重要平臺。一般貿易出口的比重保持穩定并略有上升，有利于我國貿易結構進一步優化。

五、2011年中國對外貿易發展前景

通過分析2010年對外貿易情況，我們看到，2010年對外貿易較2009年對外貿易出現較大幅度回升，但世界經濟復蘇進程依然曲折，中國對外貿易發展仍然面臨著許多不確定不穩定因素。首先，世界經濟有望繼續復蘇，但復蘇基礎尚不穩固。當前，世界經濟緩慢復蘇的態勢更加明顯，但還有一些因素制約著其發展。一是失業勞動力和閑置資本重新跨部門配置需要較長時間，必然制約消費和投資需求。二是全球債務風險加大。部分國家債務危機還在發展。三是國際金融危機后遺癥日趨明顯。其次，國際市場需求回暖，但動力不足、保護主義加劇。在融資條件改善、投資和消費回升刺激下，今年來國際貿易迅速恢復。但是，由于世界經濟復蘇存在著不確定性，在失業率居高不下、居民收入前景不明朗的情況下，消費和投資需求出現全面持續大幅回升的動力不足。一些國家和地區貿易保護主義愈演愈烈，針對中國的貿易摩擦形勢更加嚴峻。第三，擴大內需可以帶動進口，但增加進口仍面臨許多制約。2011年，中國將繼續堅持擴大內需的方針，努力保持內需特別是居民消費較快增長。但是，在流動性嚴重過剩、通脹預期上升的帶動下，國際市場大宗商品價格繼續呈上行態勢，并在一定程度上抑制企業進口。

總體上看，2011年中國對外貿易發展的環境繼續改善，但也面臨許多困難和問題。因此，要繼續落實好穩外需的各項政策措施，支持企業積極開拓新興市場，保持出口回升態勢，努力實現外貿又好又快發展。

作者單位：西安交通大學經濟與金融學院

作者簡介：張妍（1989― ），籍貫陜西，西安交通大學經濟與金融學院08級本科生，專業：國際經濟與貿易；王婷（1990― ），籍貫山西，西安交通大學經濟與金融學院08級本科生，專業：金融學。

參考文獻：

[1]中國統計局網站.

篇(7)

［關鍵詞］對外直接投資；對外貿易；變參數模型

［中圖分類號］F830.59［文獻標識碼］B［文章編號］1002-2880(2011)01-0042-03

一、 引言

對外直接投資與對外貿易之間的關系，最早是由R．A．Mundell(1957)提出的，他認為存在貿易壁壘的情況下，貿易與投資之間具有替代性。Beldelbos 和 Sleuwaegen(1998)的研究支持了R．A．Mundell的結論，即東道國存在貿易保護的情況下，對外直接投資會替代東道國進口貿易。然而，隨著跨國公司的發展，此理論越來越不能解釋貿易與投資共同發展的現實。于是便產生了以K．Kojima(1973)為代表的投資促進貿易理論：貿易與投資相互促進的邊際產業擴張理論。此外，Bhagwati(1987)和Dinopoulos(1991)提出了貿易和投資之間是互補關系的補償貿易模型。聯合國貿易發展會議《1996年世界投資報告》從產業角度總結了對外直接投資與貿易的關系，得出貿易與投資之間的關系因部門而異的結論。

隨著我國對外投資的發展，國內學者也越來越多地關注我國對外直接投資與對外貿易的關系問題。劉恩專(1999)提出投資的貿易效應會受到投資動因、行業與產品特性等影響。劉紅忠(2001)運用鄧寧的對外直接投資發展階段理論，分析了我國對外直接投資的發展階段。劉志彪(2002)認為利潤決定了一家公司是選擇出口還是對外直接投資。李東陽(2002)分析我國對外直接投資的貿易效應主要表現為出口引致效應、進口轉移效應、出口替代效應和反向進口效應。蔡銳和劉泉(2004)運用嶺回歸方法對我國對外直接投資的貿易效應進行了實證分析，結果表明我國向發達國家的投資對進口促進作用比較明顯，而向不發達國家的投資對出口促進效應更顯著。孫艷紅(2005)對我國國際貿易與雙向FDI進行分析，表明我國國際貿易對雙向FDI有促進作用，其中對引進外商直接投資促進作用較大，對我國對外直接投資影響較小。張如慶(2005)運用協整理論和誤差修正模型對我國對外直接投資和進出口之間的關系進行了實證研究，結果表明進口和出口分別與對外直接投資存在單向因果關系。李建萍(2007)對我國不同行業部門的貿易效應進行分析，結果顯示我國對外直接投資不僅對出口貿易規模產生影響，而且對貿易結構改善也起到一定作用。李文(2008)從總量和行業角度分析，結果表明對外直接投資的貿易效應是正的。

綜上所述，國內學者關于對外直接投資與對外貿易的實證分析主要是利用回歸分析、協整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗、向量誤差修正模型、VAR模型等固定參數模型來研究，這些都是靜態分析方法，不能揭示出對外直接投資與對外貿易之間的動態演變過程和特征。而20世紀80年代以來，我國的對外直接投資經歷了很大的變化，其與進出口之間的關系也在不斷改變， 因此，本文采用動態系統的狀態空間模型來建立我國對外直接投資與對外貿易的變參數模型，試圖從另一個角度反映我國對外直接投資的情況，從而更加深入地分析對外直接投資與對外貿易之間的關系。

二、 變量選取與數據說明

關于我國的對外直接投資流量，由于無法從國內統計資料中直接獲取各期完整的數據；同時由于商務部(包括原外經貿部)的統計數據只反映了經主管部門批準或備案過的企業的對外直接投資額，而未反映未經官方批準的投資，因此，1980—2008年的我國對外直接投資流量選用聯合國貿發會議FDI數據庫公布的數據(stats．unctad．org/FDI，2010年6月29日)。2009年的數據來自中國統計局網站。

對外貿易指標一般使用貿易開放度來進行衡量，最早的貿易開放度是使用對外貿易依存度表示的，即用進出口貿易總額與國內生產總值的比值來表示。雖然這種度量方法有一定的局限性，但是簡單直觀，在實證分析中一直為研究者廣泛采用。因此，本文選用對外貿易依存度作為對外貿易的度量指標，梁莉(2005)做了相同的處理。1980—2008年的進出口總額和國內生產總值來自《中國統計年鑒》各期提供的數據。2009年的數據來自中國統計局網站。

對外直接投資、進出口總額和國內生產總值分別用ODI、IMEX、GDP表示。對外貿易用OPEN表示，并且有OPEN=IMEX/GDP×100。

由于對時間序列數據進行取自然對數的變換不會改變數據特征，但是卻可以使數據趨勢線性化并在一定程度上消除異方差性問題，因此在進行實證分析時使用變量的自然對數值，分別用LNODI和LNOPEN表示。

高春玲王叢芳：我國對外直接投資與對外貿易的關系——基于變參數模型的分析

三、 模型構建與實證分析

狀態空間模型被用來估計不可觀測的時間變量，是動態模型的一般形式，由量測方程和狀態方程構成。在變量之間建立狀態空間模型時，要求變量之間具有協整關系，否則所建立的模型將是偽回歸。如果變量之間存在協整關系，那么變量必須是同階單整的。因此，首先要對變量進行平穩性檢驗和協整檢驗。

(一)平穩性檢驗和協整檢驗

采用最常用的ADF檢驗法對LNODI和LNOPEN進行平穩性檢驗，最優滯后步長根據Schwarz準則確定，檢驗結果如表1所示。可見，變量LNODI和LNOPEN都是非平穩的時間序列，但是其一階差分在5%的顯著性水平下都是平穩的。因此，可以認為這兩個變量都是一階單整序列。

由于協整關系只能說明變量之間存在長期均衡關系，但是不能確定具體的因果關系，因此需要進一步檢驗變量之間的因果關系。下面采用非平穩序列的格蘭杰因果關系檢驗法檢驗LNODI和LNOPEN之間的因果關系，以確定狀態空間模型中變量之間的因果關系，結果如表3所示。

可見，我國對外貿易是對外直接投資的格蘭杰原因；但是對外直接投資不是對外貿易的格蘭杰原因。這說明盡管我國的對外直接投資與對外貿易關系密切，但它們之間也只存在單向因果關系。

(三)變參數模型的狀態空間表示與估計結果

1.變參數模型的狀態空間表示

通過上述分析可知，對外直接投資和對外貿易之間存在協整關系，而且對外貿易是對外直接投資的原因，對外直接投資不是對外貿易的原因。因此，構造我國對外直接投資與對外貿易之間的變參數的狀態空間模型如下：

量測方程： LNODIt=c+αtLNOPENt+ut(1)

狀態方程： dt=c1ατ1+vt(2)

上式中，LNODIt和LNOPENt是可觀測變量，變參數αt隨著時間而發生改變，反映了解釋變量對被解釋變量影響關系的改變，稱為狀態向量，是不可觀測變量，需要利用LNODIt和LNOPENt來進行估計。方程(2)是狀態方程或轉換方程，它描述了狀態變量的生成過程，在(2)中假設變參數αt服從一階自回歸AR(1)模型。ut和vt分別是量測方程和狀態方程的擾動項。

2.變參數模型的估計結果

使用Eviews5.0進行數據處理與估計，利用卡爾曼濾波算法得到變參數模型(1)和(2)的估計結果如下：

量測方程：LNODIt^=5.2407+αtLNOPENt