时间：2023-06-11 09:34:08
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇对外进出口贸易，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
张 蕾（1982），女，浙江杭州人，浙江工商大学经济学院硕士生，主要研究方向为国际贸易理论与政策。
基金项目：浙江省哲学社会科学规划重点课题（Z05LJ03），教育部省属高校人文社科重点研究基地――浙江工商大学现代商贸研究中心重点资助课题。
摘 要：本文在回顾了国内外关于对外直接投资与对外贸易关系的理论和文献的基础上，利用浙江省1989-2005年宏观经济数据，对浙江省对外直接投资与对外贸易关系进行了实证研究。分析结果表明，浙江省对外直接投资与对外贸易存在长期稳定关系，短期均衡关系显著，对外直接投资对进出口贸易产生了积极的促进作用，两者之间存在较强的互补关系。
关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型
改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。
一、文献回顾
迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清 (1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。
从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter 和 Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983) 和Svensson (1984) 对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析, 指出它们之间表现为替代性还是互补性, 依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的, 那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的, 那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。
上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。
二、实证分析
（一）数据选取
由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为, FFDI 在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI )。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。
（二）时间序列的平稳性检验
在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。
综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。
（三）协整检验
近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t （1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t （2）
综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。
对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。
回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：
浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。
由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。
由回归方程(2)可知， CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。
（四）误差修正模型
误差修正模型（Error Correction Model）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。
由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：
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）
在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。
在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。
三、结论与建议
通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：
（1）从长期关系看， CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。
从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。
纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的, 也是可行的。
（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。
本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。
从浙江省当前贸易战略出发, 政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。
对企业界而言，加入WT0 后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。
参考文献：
蔡锐,刘泉.2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗? ――基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］.世界经济研究(8).
齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).
邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).
小岛清.1987.对外贸易论［M］.天津:南开大学出版社:437-442.
王亚平.2004.“十一五”期间中国经济参与国际分工趋势展望［J］.经济研究参考(49).
张如庆.2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］.世界经济研究(3).
AGARWAL J P.1986.Third world multionals and balance of payments effects on home countries: a case study of India［M］//KHUSHI M K.Multinationals from the Sowth.London:Maemillan.
MUNDELL R A.1957.International trade and factor mobility［J］.American Economic Review, (6):321-335.
MARKUSON J R,JAMES R M.1983.Factor movements and commodity trade as complements［J］.Journal of International Economics,14:341-356.
LISPEY R E, RAMSTETTER E D,BLOMSTROM M.2000.Outword FDI and parent exports and employment: Japan, The United States, and Sweden［R］.NBER Working Paper,No.7623.
关键词:汇率变化；进出口贸易；人民币汇率；应对策略
人民币汇率的变化仍然影响着进出口贸易的发展，并且影响着众多参与进出口贸易行业的经营，对汇率变化进行探讨并探索进出口贸易的发展对策，值得我们进行深入思考。
1人民币汇率变化基本情况
汇率是一个国家货币与另一个国家货币兑换比率的简称。人民币是货币，在对外贸易中，使用人民币与之交易的另一种货币是国际通用货币———美元。因此，对人民币汇率进行讨论，通常是讨论美元对人民币的汇率。总体而言，人民币汇率波动较小，但人民币汇率在固定范围内变化幅度较大，10年内最大汇率与最小汇率的差值为1.3372。相对稳定的汇率有助于我国进出口贸易的发展，但汇率变化仍然对进出口贸易产生了一定的影响。
2汇率变化对进出口贸易的影响
2.1影响进出口贸易利润。汇率变化代表着人民币兑换美元的数额变化。从进口的角度来看，当商品价格不变时，汇率下跌意味着人民币购入的商品数量减少，内销的成本提高，企业利润会有所降低。从出口的角度看，人民币汇率下跌意味着出口商品对外的价格发生变化，在商品成本不变的情况下，价格越低，利润也越低。汇率上涨同样对进出口贸易有不利的影响，对于进口贸易来讲，人民币汇率上涨意味着购买力提高，而国内市场需求不变，企业必须降低售价，利润会降低；而汇率上涨意味着出口商品售价提高，其他国家购买力不变的情况下，出口数量会相对减少，同样影响贸易利润。2.2影响进出口贸易经营策略。由于汇率变化对进出口贸易利润产生影响，很多企业在经营的过程中，采用改变经营策略的方式规避汇率变化的不利影响，这样一来，我国进出口贸易的经营策略不稳定，很容易导致贸易纠纷。在人民币汇率上涨时，进口商品可能会被囤积，等待汇率稳定或降低时进行出售，则在汇率降低时，进口贸易会减少，部分中小型企业对汇率变化应对能力弱，可能选择暂时退出市场。同样，出口贸易必须进行大量的宣传或者进行市场开发，以保证出口利润的达成，这又影响了企业对外贸易的成本应用，甚至影响某一类产品的品牌价值。2.3影响进出口贸易市场发展。客观来讲，进出口贸易发展应是平衡的，或者，进口基本生产资源、出口成品，才能形成稳定的贸易利润。但由于汇率变化和我国生产特征，进出口贸易的市场发展存在着不平衡现象，原材料出口和廉价劳动出口始终高于高新产品出口，而进口贸易正好相反。长此以往，不利于我国经济的可持续发展。
3进出口贸易应对汇率变化影响的策略
3.1扩大进出口贸易利润来源。进出口贸易利润的以商品交易的形式出现，势必会受到汇率的影响，很多企业由于自身经营因素，缺乏应对汇率变化的能力，导致经营问题。对此，最有效的解决方式是扩大进出口贸易利润的来源，简单来讲，即将利润以其他形式表现出来。3.2及时调整进出口贸易经营策略。需要根据汇率变化去调整经营策略，经营策略的变化，应与外贸市场的环境相对应，即形成向外的策略调整，而不仅仅是被动地调整企业经营状态。3.3加速人民币汇率国际化进程。为了更好地促进我国进出口贸易，同时能够有效抵挡人民币汇率带来的影响，可以进一步推进人民币国际化的进程，例如，促进进出口贸易中使用人民币结算的进程，这样我国的人民币汇率会更加稳定，同时也可以提高企业处理汇率波动风险的能力，对于我国的进出口贸易有着良好的促进作用。另外，经济的不断发展才能够进一步提高我国的整体实力，同时可以在进出口贸易中保持人民币汇率的稳定，可以确保我国的自身利益。
4结语
综上所述，汇率变化对进出口贸易的利润、经营策略以及市场发展均有影响，我国进出口贸易要应对汇率变化，需要进一步扩大利润来源、及时调整经营策略并加速人民币国际化进程以引导市场，这是保证我国汇率稳定、进出口贸易健康发展的有效措施。
参考文献
[1]张博.浅谈人民币汇率对我国进出口贸易的影响[J].中国商论,2017(02):127-128.
[2]毕耀文.人民币汇率对进出口贸易影响研究[J].现代商业,2017(02):108-110.
关键词：人民币；有效汇率；中国企业；进出口贸易
中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2014）09-0167-01
一、引言
随着经济全球化的发展使得生产要素在世界范围内快速流动，进出口贸易迅速扩张成为各国宏观经济的重要部分。中国的经济飞速发展的现在，日益高涨的进出口贸易起到了不可估量的作用。自布雷顿森林体系瓦解以来人民币汇率频繁波动，使得进出口贸易与人民币汇率利益攸关。通过在正反两个角度进行分析人民币汇率对我国进出口贸易的影响，将有助于我们更加全面的认识这一问题。
二、人民币实际有效汇率升值对进出口贸易的影响
1.人民币实际有效汇率升值对我国进出口贸易的积极影响
首先人民币的升值导致我国进口产品价格下降，从而加大了我国对国外先进设备的进口力度，为我国企业技术的向高层次转变提供良好条件。其次，人民币的升值加大了我国企业外来投资的能力。企业可选择原材料价格高的的行业进行投资，从而减低企业成本、提高利润、增强企业的竞争能力。
2.人民币实际有效汇率升值对我国进出口贸易的消极影响
①人民币的升值冲击了我国的劳动密集型企业的出口。我国大部分出口企业为劳动密集型企业，比如工业制造业、文化用品等行业，属出口优势行业，而化工、交通工具等行业资本比较密集处于劣势状态。结构层次很低出口企业价格弹性比较高，议价能力比较差、而且技术含量不高。出口产品在价格上涨一定百分点的同时，相对应的出口产品数量会增速下降相应的百分点这样的一上一下抵消了我们出口企业原材料、劳动成本以及产品价格低的优势。这样如果人民币快速升值超过企业所能够承受的的压力范围，出口企业就会把部分产品转销到国内从而影响国内市场，导致国内市场竞争加剧。②人民币的升值导致外商以外币投入我国的资本发生相应的贬值。外商通常会以人民币现汇的方式在我国国内直接投资，希望以此来减少相对应的投资成本，从而来避免贬值状况的发生。除了以上如果人民币发生贴水，汇率损失也是不可忽视的，这样就对外资的引进造成了一定的困扰，打消了外商对我国投资的积极性，在很大程度上影响了我国经济的发展。人民币的升值导致了出口成本的增加。加大了企业对外出口机器设备、材料时的成本，进一步加大企业对外经营合作的风险。对外贸易企业和国际公司在进行期末结算时面临着汇率风险的增强，并致使收益减少、损失加大，回国利润缩水情况严重。
三、人民币实际有效汇率贬值对进出口贸易的影响
人民币实际有效汇率贬值实际不影响我国进出口商品的本身价值，它是通过在国际贸易中的相对价格来体现的。
1.人民币实际有效汇率贬值对我国进出口贸易的积极影响
首先，人民币贬值致使我国出口商品的外币价格下降，外国对我国出口商品的需求上升，从而扩大了我国的出口规模。其次，人民币贬值，我国进口商品的本币价格上升，从而抑制我国对进口商品的需求，使进口的规模在一定程度上减少。人民币贬值后在我国所出口商品的外币没有下跌的前提下，我国出口取得的同样数量的外币可以换取更多的本币，从而使得出口厂商的利润增加，有效的提高了企业出口的积极性，扩大了我国的商品出口的规模。最后，人民币贬值后，因进口商品本币的价格提高，一些国内发展不理想的工业可以借此生存和发展起来，所以，即使由于一些原因人民币贬值后我国对进口商品的需求并不大，却依然可以抑制进口。总而言之人民币的贬值，可以起到抑制进口，扩大出口的作用，从而改善我国的进出口贸易。
2.人民币实际有效汇率贬值对我国进出口贸易的消极影响
首先，人民币贬值后，我国出口商品的外币价格虽然下跌，但是外国对我国出口商品的需求不会马上加强，我国对他国的出口商品数量也不会急速增加。同时，我国进口商品的数量也不会随即贬值从而造成进口价格提高而立即减少。贬值对于我国出口的扩大，进口的一直要等到一段时间之后才能发挥作用。所以在人民币贬值的初期，我国的进出口贸易状况是不稳定的，甚至会出现恶性反应。这种时滞性的影响我们称它为j曲线效应。其次，人民币的贬值是否能很好的改善我国的进出口贸易，还要看进口商品以及出口商品的需求弹性和供给弹性。马歇尔勒纳条件规定只有进口商品需求弹性和出口商品需求弹性的绝对值之和大于1时，人民币的贬值才能对改善我国进出口贸易起到作用。在小于1和等于1时会导致进出口贸易恶化。
摘 要 本文试图通过对中国制造业的经验数据的分析来实证我国制造业对外直接投资与出口的关系，从而说明我国制造业进出口贸易与GDP之间存在单向的Granger因果关系。进而对我国制造业出口与对外直接投资的关系进行分析与评价。
关键词 制造业 贸易额 经济增长 关系检验
一、研究方法
本文就我国制造业进出口贸易与经济增长的关系进行实证分析，采用1990-2009年的年度数据作为分析的数据集，其中涉及的经济变量包括：制造业进出口贸易总额（TT）、进口总额（TM）、出口总额（TX）和国内生产总值（GDP）四个经济变量。由于这四组数据都是时间序列，在进行计量检验前对TT、TX、TM、及GDP分别取对数（简称LNTT、LNTM、LNTX和LNGDP），为了准确、深入地研究我国制造业进出口贸易对经济增长的影响机制，我们将从以下两方面展开分析。首先，考察我国制造业总贸易量对经济增长的影响，检验模型如下：
二、变量检验
Granger关系检验要求所使用的时间序列变量是平稳的。
（一）变量的平稳性检验
在运用协整方法对变量进行分析前，必须先检验被分析的变量是否平稳，只有变量在一阶平稳的条件下，才能进行协整分析。本文采用ADF单位根检验方法来检验变量的平稳性，检验模型为：
Y代表出口贸易变量（剔除外资出口后的净出口），X代表GDP，D表示一阶差分，EC是对两个具有协整关系变量的水平量进行线性回归得到的残差项。 、 表示误差扰动项，t表示期数。估计这一模型，如果 显著，则认为对外直接投资在长期对出口贸易变量具有格兰杰因果关系；如果 显著，认为出口贸易变量与GDP具有格兰杰因果关系。经检验，在10%的显著水平下，LNTT、LNTM、LNTX和LNGDP的ADF值都高于临界值，存在单位根，是非平稳序列，于是进一步对它们的一阶差分进行检验，通过比较ADF值和临界值发现，ADF值都低于临界值，通过了平稳性检验，即LNTT、LNTM、LNTX和LNGDP都是一阶单整。检验结果见表1。
（二）协整分析
第一步，考察我国制造业贸易额与经济增长的长期关系。对模型（1）（2）（3）的回归后的结果显示，自相关校正后的调整R2达到了0.97以上，自变量系数均通过了显著性检验，F统计值显著。因此，模型可较好地说明我国制造业进出口贸易对经济增长的影响。模型（1）（2）（3）的回归残差均在5％的显著性水平下拒绝了存在单位根的假设，表明残差序列都是平稳的，即我国制造业进口与出口均与经济增长之间存在协整关系，即长期均衡的关系，这种长期关系的定量表示具体表述为：
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]
以上协整方程表明，从长期来看，我国制造业进出口贸易额将对经济增长产生正向作用，即总贸易额增加1个百分点，我国经济增长将提升0.698个百分点；进口贸易每增长1%，GDP将上升0.757%；出口贸易每增加1%仅拉动GDP上涨0.202%，因而，制造业的进口贸易对经济增长的贡献率大大超过出口贸易对经济增长的贡献率。
（三）Granger因果性检验
为进一步分析我国制造业贸易总额、进口总额、出口总额、资本技术密集型产品进出口、劳动密集型产品进出口、高技术密集型产品进出口、中低技术密集型产品出口与我国经济增长是否存在因果关系以及存在怎样的因果关系，对变量LNTT和LNGDP之间、LNTM和LNGDP之间、LNTX和LNGDP之间三组数据分别进行格兰杰因果性检验，结果如表2所示。
从表2检验结果可见，LNTT、LNTM、LNTX不是LGDP的Granger原因的零假设的概率分别为0.00018、0.00014、0.00093。数据表明，至少在5％的显著性水平下原假设均被拒绝，说明我国制造业贸易总额、进口总额、出口总额都将以95％以上的概率保证对经济增长产生因果影响，都是我国GDP增长的格兰杰原因。反过来，LNGDP不是LNTT、LNTM、LNTX的Granger原因的零假设在5％的显著性水平下都无法被拒绝，这就证明我国经济增长均不是我国制造业贸易总额、进口总额、出口总额的格兰杰成因。总的来说，我国制造业进出口贸易与GDP之间存在单向的Granger因果关系。
三、小结
本文运用协整分析方法、Granger因果关系检验深入研究了我国制造业整体和局部的进出口贸易对我国经济增长的影响，得出结论如下：
1．从长期来看，我国制造业进出口总体贸易与经济增长之间存在正相关性。贸易总额与GDP之间、进口与GDP之间、出口与GDP之间均存在长期的唯一的协整关系。
2．我国制造业进出口贸易总量对经济增长起到了大的促进作用。进出口贸易量每增加一个百分点将带动经济增长0.698个百分点。其中，进口贸易对GDP增长的影响远甚于出口的影响。
参考文献：
[1]赵春明,宋志刚,郭虹.中国对外直接投资的成效评价与发展对策.北京:国际经济合作.2005.11.
随着世界经济联系的不断紧密，每个经济体都成为了经济链条上的一个节点，当某个国家或者经济体出现经济问题时，常常对其它经济体产生深远的影响。同时企业之间的竞争也日益激烈，国际间的贸易摩擦也逐渐常态化，这些都增加了企业进出口贸易的风险。对于发达国家的企业来说，它们更早的融入到了市场经济和国际竞争中，参与了国际化经济发展的过程，具有丰富的国际化发展经验，建立了符合企业所需要的贸易管理体系。我国企业在改革开放之后才逐渐的融入到国际贸易中，对于开展国际贸易的经验还比较欠缺。我国企业真正的开展国际贸易还是在加入世贸组织之后，所以在进出口贸易的管理中还存在一些不完善的地方，迫切需要建立符合企业实际发展所需要的进出口贸易管理体系，促进企业的发展。
二、我国企业进出口贸易管理的现状分析
1.企业没有建立专门的进出口贸易管理机构，导致管理上的混乱。我国企业在开展国际贸易的过程中没有建立专门的管理机构，将进出口业务实行外包的形式。从市场调查、客户信用调查、进出口贸易合同的签订以及后期的执行等都依靠公司进行操作，这种管理模式存在比较大的风险。例如公司并不对企业的经营和发展负责，所以对于风险的投入和关注比较低。结构不能够全面详尽的分析行业的市场发展情况，难以对进出口贸易提供准确的预测，例如不能够洞察到国外的行业保护政策的影响以及贸易壁垒的影响等，导致企业的进出口贸易暴露在风险下。同时在全面的外包下，企业对于进出口贸易的过程难以进行监管，容易导致贸易过程中的不规范操作，使企业存在经营中的风险。
2.企业没有建立完善的进出口贸易管理制度。部分企业虽然建立了自己的进出口贸易管理部门，但是在管理方面还不够严谨，使企业的进出口贸易体系不够完善。例如企业没有注重对进出口贸易的风险考察和分析，没有建立专门的部门为企业的进出口贸易提供参考资料，没有做好进出口贸易的风险管控。同时在企业的进出口贸易管理部门内部，不能实现资源和信息的有效的整合，各个分部门之间的沟通不够顺畅，难以充分的发挥管理上的优势，使进出口贸易管理无章可循，管理效率底下。
3.企业的进出口贸易运营风险比较大。企业在进出口贸易的管理过程中没有明确各个部门的职责，没有加强贸易过程中的事前、事中、事后风险管理，使企业遭受了比较大的经济损失。例如在进出口贸易中不重视事前的分析，使企业不能够快速的根据市场的变化而调整企业的进出口贸易策略，使企业在进出口贸易中处于被动的地位。企业没有认真的分析进出口贸易中存在的风险因素，没有采取有效的措施降低或者化解风险，特别是存在信息不对称的局面，导致企业进出口贸易风险的加大。
三、构建符合企业需要的贸易体系的方法与措施
1.建立针对性的进出口贸易机构。企业应当结合运行的实际，建立自己的进出口贸易机构，并且明确其组织的职责。在建立进出口贸易部门的过程中应当借鉴西方先进企业的经验，建立切实有效的管理部门，例如专门的风险管理、市场管理、综合管理等部门，并且加强各个部门的交流和沟通，做到信息的互联互通，提高进出口贸易决策的质量和效率。市场部门应当着重对企业的进出口贸易市场进行分析和预测，并且形成完整的分析和预测报告，为进出口贸易管理提供有效的参考资料，提高管理的科学性和针对性。风险管理部门应当加强对进出口贸易过程中的风险分析和预测，为财务部门提供信息参考，降低汇率变动所带来的风险。风险管理部门还应当加强对交易对象的研究，审核进出口贸易合同，调查和了解客户的信用资质，审查付款条件等。加强对客户履约过程的监督，加强对客户资信情况的跟踪，并且对客户进行信用等级评价，为企业结算提供依据和参考。综合管理部门对风险部门提出的风险进行控制并且进行反馈，配合进出口贸易管理的其它部门对合同的实施过程进行监督、验收等，同时对于风险比较大合同进行中止以及停止产品的出库验收等。
2.建立完善的进出口贸易管理制度。企业应当从实际出发，建立完善的进出口贸易管理制度，加强进出口贸易各个管理部门的内部协同能力，提高管理的效率和质量。进出口贸易包含了许多环节，例如生产环节、质量管理环节、出口环节、进口环节等，在供应链中每个环节都至关重要，都和企业的经营具有密切的关系。只有明确各个管理部门的职责，才能实现对各个环节的有效管理。企业的各个部门都应当按照企业的发展需要和市场的要求，按照进出口管理的要求，建立内部的联动机制，使企业能够根据市场的变化快速的采取措施降低企业的经济损失，提高企业的经济效益。
3.建立进出口贸易的风险管理机制。进出口贸易面临着比较大的风险，特别是世界各地存在着许多潜在的风险，因此在企业的进出口贸易中应当加强风险管理，降低企业进出口贸易的风险。企业应当从风险的识别、监督和控制等建立完善的风险管理体系，例如注重对各种官方、非官方风险信息的搜集，通过政府部门或者行业部门获得风险信息，通过国外金融结构以及政府部门得到金融政策的变化，在必要时还可以通过实地考察等方式了解和获得风险信息。要及时对客户履行合同的情况进行追踪，发现合同履行过程中的风险因素，降低合同履行过程中的风险。通过对获得的风险信息进行科学的分析和预测，制定专门的风险预案和应对措施，并且将分析的资料和其它部门进行沟通，进行交易风险预警以及风险控制等。要在企业内部建立分析控制的考核和评价体系，实现风险控制的动态管理，使风险控制能够真正的融入到企业的进出口贸易管理中，更好的为企业的进出口贸易服务。
四、结语
关键字： VAR模型；对外贸易；经济增长；脉冲分析；吉林省
关于对外贸易与经济增长之间关系的研究一直是国内外学者研究的热点和争论的焦点，诸多学者对于不同国家或者地区的经济增长与对外贸易之间的关系也进行了回归分析。改革开放以来，吉林省的经济增长水平和对外贸易总额都得到了迅速的发展，进出口总额都有了大幅度的提高，而关于吉林省进出口贸易对于经济增长的促进作用究竟有多大，也成为学者们研究的课题和政策制定者关注的对象，对于已有的研究，国内学者多采用协整分析来研究经济增长与进出口贸易之间的影响，本文采用VAR模型，通过对改革开放以来近15年的数据进行回归分析，验证了吉林省经济发展和对外贸易之间的正向影响关系。
改革开放以前，吉林省的对外贸易发展较为落后；改革开放以后，吉林省对外贸易的发展大体经历了三个阶段：1979-1994年的缓慢增长阶段，1994-2002年的波动增长阶段和2003年以来的快速增长阶段。鉴于2000年以前吉林省经济发展水平和进出口贸易额较小，因此，本文选取2000-2013年吉林省地区经济发展和对外贸易数据进行分析，选取地区生产总值（GDP）来衡量经济发展水平，选取对外贸易出口额（EX）以及对外贸易进口额（IM）衡量对外贸易发展水平，作为样本数据。所有数据均来源于《吉林省国民经济和社会发展统计公报》。
本文对数据进行了三方面的处理。第一，将亿美元为单位的数据全部按当年的平均汇率折算成人民币，单位为亿元；第二，根据2000-2013年吉林省居民消费价格总指数，计算出折算数，将数据剔除价格波动因素的影响，获得真实值RGDP，REX和RIM；第三，将调整过的变量的真实值分别取自然对数，即lnRGDP，lnREX和lnRIM， 这样可以在一定程度上消除异方差，增强数据的线性化趋势，同时便于考察各变量对GDP的敏感度，且不改变各变量的稳定关系。实证分析所用软件为EViews6.0。
回归分析
（一）滞后阶数的确定
VAR模型只与两个参数有关，一是所含变量个数，二是最大滞后阶数。所以在建立VAR模型之前，需要确定滞后阶数。根据赤池信息准则（AIC），SC及FPE等准则，以及考虑到样本容量问题，经EViews软件分析，选取滞后阶数为1。
（二）参数估计
由于不含有外生变量的非限制性VAR模型中每个方程的右侧均只含有内生变量的滞后项，这些滞后项与误差向量？t是渐进不相关的，因此可以用普通最小二乘法（OLS）对方程进行估计，所得到的估计参数是一致并有效的。
（四）脉冲响应分析
由所得到的VAR模型， 基于脉冲响应函数式， 可以得到经济增长与进口、出口之间的相互冲击动态响应路径。图中横轴显示冲击作用的滞后期间（单位：年） ，纵轴表示冲击引起变量的变化程度，实线为脉冲响应函数的计算值。在模型中将冲击作用的滞后期设定为10。
结论
另外，由脉冲响应分析图可知，首先，经济的增长具有持续性，当期经济增长的正向冲击会带来下期经济的跳跃增长，并趋于平稳；当期出口的正向冲击由当期开始会出现显著的正向影响并于第三期之后逐渐趋于平稳，当期进口的正向冲击由当期开始会出现显著的正向影响并于第四期之后逐渐趋于平稳，即进出口的增加会明显推动经济增长。其次，当期经济增长的正向冲击会带来出口的当期跳跃增长，逐渐降低并在第三期之后趋于平稳，进口的正向冲击会带来出口的增长但是幅度很小。最后当期经济增长和出口的正向冲击会带来进口的小幅度变动但是不够明显，而进口对于自身上期的正向冲击是具有明显的反应的。
可见，经济增长与进出口之间存在明显的正向关系：经济的增长既有自身的持续性，也有进出口贸易繁荣带来的推动性，进出口贸易的增长都会带来经济的持续发展；反过来，经济的增长也会带来贸易的繁荣，地区经济的快速发展也会推动进出口贸易的快速增长。
对策
实证分析显示，吉林省的经济增长与进出口贸易之间存在明显的正向影响关系，因此推动吉林省的进出口贸易稳定持续的发展，必然会带动经济的繁荣和人们生活水平的提高。但是由于历史、地理位置原因及文化因素的影响，吉林省的对外贸易发展还存在诸多问题，例如对外贸易规模小，贸易发展不平衡，进出口结构不合理、进出口关联度低，劳动力资源的比较优势未能充分发挥以及出口企业自主创新能力较弱、未能形成知识产权优势等问题。因此，对于推动吉林省对外贸易的发展，应采取以下措施。
（一）促进产业升级，完善进出口商品结构
吉林省农业资源丰富，拥有雄厚的工业基础，应充分利用科学技术加快改造传统产业，增强其国际竞争力。在保持资源密集型产品出口的同时，应重点扩大劳动密集型产品的出口并推动资本密集型产品的出口。同时，在发展一般贸易的同时，应不断扩大加工贸易的规模，带动上下游产业的发展和经济增长，加工贸易要紧密围绕吉林省的优势产业和基础工业行业，并向高科技含量的加工行业给予政策倾斜，推动资本密集型和技术密集型产品的出口。
（二）充分发挥长吉图开发开放先导区的带动作用
长吉图开发开放先导区，具有良好基础和条件：一是有突出的区位优势；二是有良好的基础设施；三是有与东北亚各国密切的经贸合作关系；四是有较强的产业和科技支撑。应充分发挥其优势与基础，密切与东北亚各国的经贸往来，推动吉林省对外贸易的进一步发展。使长吉图发展成为我国沿边开发开放的重要区域、我国面向东北亚开放的重要门户和东北亚经济技术合作的重要平台，推动吉林省对外贸易发展的重要手段。
讯：日前，海关信息网的一份报告对我国2015年进出口贸易及宏观经济运行情况进行了盘点，并对2016年全年我国进出口贸易总值、增长速度作了预估。报告指出，我国进出口增速将有望扭负为正，预计2016年全年我国进出口贸易总值约为25万亿元人民币，同比增长1.9%。其中进口10万亿元人民币，同比下降4.4%；出口15万亿元人民币，同比增长6.5%。
亿邦动力网获悉，根据该报告，我国2015年全年对外贸易进出口总值大幅下降，但结构正进一步优化。从贸易方式上看，一般贸易出口增速高于整体，加工贸易出现双降，海关特殊监管区域对外贸易(主要涉及跨境电商)效益小幅提升。
据悉，2015年世界经济整体上步入了低速增长时代、日本经济维持低迷、欧洲经济缓慢复苏。在这种经济形势下，中国经济面临结构再调整，增速继续探底的可能。从中国区域上分析，中国中部地区外贸逆势增长；西部地区贸易同比降幅较大，进口形势好转；东部地区外贸回暖，出口、进口降幅均有收窄。
亿邦动力网从报告中得知，2015年我国进出口贸易主要呈现大特点：
(1)进出口增速大幅下滑，出口先导指数显示出口压力仍然很大。2015年我国进出口总值24.58万亿元，比2014年下降7%，其中出口14.1亿元，下降1.8%，进口10.45万亿元，下降13.2%，贸易顺差3.69万亿元，扩大56.7%。从月度趋势来，全年除2月份正增长外，其余各月均为负增长，其中，4月、5月、7月、8月、9月和10月同比下滑幅度均超过8%。
(2)进出口货运量震荡中小幅度上升，进口货运量与贸易额走势持平，出口货运量与贸易额有扩大趋势，价格影响微显。
(3)机械器具零件等与贵金属、针织品等是拖累出口增长的主要商品。矿物燃料、特殊未分类商品和矿砂等是拖累我国进口增长的主要商品。
对于2016年我国进出口贸易的影响因素及走势，海关信息指出，有利因素主要包括政策红利的释放、新增长动力的出现以及区域合作的推进。其中，新增长动力是指跨境电子商务、市场采购贸易、外贸综合服务企业等新型商业模式正在快速发展，随着相关扶持政策措施的落实，新型商业模式有望成为进出口贸易增长的新动力。
与此同时，报告也指出，2016年我国进出口贸易所面临的主要不利因素包括：全球经济和贸易仍呈放缓趋势；国际大宗价格仍将低迷中探底；我国经济和外贸形势承受巨大压力；民营企业受融资难困扰。(来源：亿邦动力网）
[关键词] 经济增长；FDI；进出口贸易；协整检验
doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2013 . 19. 030
[中图分类号] F127；F224 [文献标识码] A [文章编号] 1673 - 0194（2013）19- 0052- 03
1 引 言
我国自实行经济改革开放政策以来，经济发展水平快速提高，外商直接投资（FDI）额快速增长，进出口贸易额大幅度提高。外商直接投资与进出口贸易成为经济增长的强劲动力，为经济发展提供了强有力保证。辽宁省作为东北地区经济发展较快省份，取得的成绩令人瞩目。1978年辽宁省实际利用外资额仅为38万美元，出口贸易额为43亿美元，进口贸易额为0.7亿美元；2011年实际利用外资额为2 426 739.00万美元，出口贸易额为510.40亿美元，进口贸易额为449.20亿美元。
目前国内外学者对经济增长与FDI、对外贸易之间的关系进行了大量研究。姚树洁 等（2006）利用面板数据，研究了新兴工业化国家外商直接投资、人力资本与经济增长的关系，研究发现外商直接投资在总投资中所占的比重对生产具有显著性影响。刘双明（2007）利用复合系统整体协调度模型研究了经济增长与FDI协调程度，研究发现FDI与经济增长协调程度不高。马岩（2006）研究了人力资本与外商直接投资对经济增长的作用，并考察了FDI与人力资本的联合效应，研究发现外商直接投资对经济增长的促进作用在逐步减弱。朱华斌（2007）利用我国1983-2005年GDP、FDI及国际贸易数据，研究了外商直接投资对经济增长与对外贸易的影响，研究表明外商直接投资可促进经济增长和对外贸易。陈一鸣（2011）通过对山东省FDI、经济增长与对外贸易的研究发现，外商直接投资、对外贸易与经济增长之间存在着长期的稳定均衡关系，外商直接投资与进出口贸易的增加是经济增长的Granger原因。
基于以上研究，本文利用辽宁省1982-2011年数据，定量研究辽宁省经济增长与外商直接投资、对外贸易的动态变化关系，从而为辽宁省的经济发展提供政策建议，为经济政策制定者提供依据。
2 变量选取与数据来源
本文选取GDP作为经济增长指标，FDI为实际利用外资额指标，EX为出口贸易额指标，IM为进口贸易额指标。为消除价格水平因素以及汇率影响，本文以1982年为基期，对名义GDP及进出口总额、外商直接投资额进行换算。由于对变量取对数之后并不影响变量之间的协整关系，并且可以消除模型中存在异方差的影响，对实际GDP、FDI、IM、EX进行取对数处理，相应变量分别记为LGDP、LFDI、LIM与LEX。
本文所选取的GDP、FDI、IM、EX数据均来自于历年《辽宁省统计年鉴》。
3 实证分析结果及解释
3.1 变量平稳性检验
为避免“伪回归”现象的出现，在分析时间序列数据之前，需要进行平稳性检验。利用Eviews 7.0软件分别对LGDP、LFDI、LIM、LEX的原始序列及差分序列，分别进行ADF单位根检验，滞后期选择基于AIC准则，所得结果见表1所示。
由表1检验结果可知，LGDP、LFDI、LIM与LEX不显著，说明序列为不平稳序列。ΔLGDP、ΔLFDI、ΔLIM与ΔLEX在5%显著性水平下显著，说明经过一次差分之后，LGDP、LFDI、LIM与LEX平稳。LGDP、LFDI、LIM与LEX均为一阶单整，即LGDP～I（1）、LFDI～I（1）、LIM～I（1）、LEX～I（1）。
3.2 协整检验
协整检验是为了确定变量之间是否存在长期均衡关系。利用Eviews 7.0软件对LGDP、LFDI、LIM、LEX进行JJ协整检验。
在5%显著水平下，经济增长、外商直接投资、进口贸易额与出口贸易额之间存在着长期均衡关系。相应协整方程为：
LGDPt=0.690 0 LFDIt+0.601 8 LEXt-2.036 9 LIMt-3.706 5（2）
在长期内外商直接投资增加1个百分点，GDP增加0.690 0个百分点，出口增加1个百分点， GDP增加0.601 8个百分点，但是进口增加1个百分点，却会使GDP下降2.036 9个百分点。由此可见，外商直接投资与出口贸易对经济增长具有明显促进作用，必须重视外商直接投资与出口贸易发展。
3.3 误差修正模型
根据 Engle 定理，若一组变量之间存在长期协整关系，则协整回归方程总是可以转化成误差修正模型。将误差修正模型滞后阶数定为1，得到如下误差修正模型：
在短期内，当外商直接投资增加1个百分点时，经济增长将会增加0.019 2个百分点，上期经济增长1个百分点时，本期经济将会增加0.655 0个百分点，可见上期经济对本期经济增长影响最大。当上期经济增加1个百分点时，本期外商直接投资将会增加1.269 3个百分点。上期经济增加会吸引外国投资者，从而会导致本期外商直接投资额增加。此外，经济持续增长会大幅度增加进口，当经济增长1个百分点时，进口将会增加2.908 4个百分点，可见经济发展会促进国际贸易兴旺，进出口贸易则在不同程度上影响经济的发展。
3.4 Granger因果关系检验
由上述分析可知，经济增长、外商直接投资与进出口贸易之间存在长期均衡关系，在短期内也是彼此影响，但是并没有说明影响方向。下面对经济增长、外商直接投资与进出口贸易进行Granger因果关系检验，根据AIC准则确定各变量滞后阶数为2。
由表3可以看出，在短期内进口贸易是经济增长的Granger原因，经济增长也是进口贸易的Granger原因，二者之间存在着双向Granger因果关系。外商直接投资是进口贸易的Granger原因，但是进口贸易不是外商直接投资的Granger原因，存在从外商直接投资到出口的单向Granger因果关系。可见经济增长主要来自于出口贸易的发展，而出口贸易的发展也来自于经济的持续增长，二者相互促进，共同发展。
3.5 方差分解
方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献率来评价不同结构冲击的相对重要性。因此方差分解可以给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动项的相对重要性信息。本文利用方差分解方法分析外商直接投资、进出口贸易对经济增长的贡献率，方差分解详细结果见表4。
从表4可以看出，GDP预测误差主要来自于自身以及出口贸易，自身的贡献程度达到了60%以上。进出口贸易的增长均会导致GDP的增加，但是二者的贡献程度不同。出口贸易的增长约占经济增长总波动的36%，并且保持相对稳定的快速增长趋势；相对于出口贸易，进口贸易增长则比较缓慢，且对经济增长的贡献程度比较低。外商直接投资对经济增长的影响比较微弱，这与脉冲响应函数的结论相一致。
4 本文结论与政策建议
本文以协整理论为基础，对辽宁省外商直接投资、进出口贸易与经济增长之间的关系进行了分析，可以得出如下结论：
（1）辽宁省经济增长与外商直接投资、进出口贸易之间存在着长期均衡关系。外商直接投资与出口贸易对经济增长具有正向促进作用，但是进口贸易对经济增长存在着一定的反向制约作用。外商直接投资使得大量资本从资本收益率较低的发达国家开始流向资本收益率较高的发展中国家，通过资本的积累可以使发展中国家弥补企业发展资本不足的缺陷，从而促进企业发展与经济增长。
（2）经济增长与进口贸易存在着双向Granger因果关系，外商直接投资与进口贸易之间存在着从外商直接投资到进出口贸易的单向Granger因果关系。外商直接投资直接影响到国内资本积累，在经济增长同时影响了进出口贸易增长。
（3）通过方差分解可知，进出口贸易增长会导致经济增长，但是二者贡献程度不同，出口贸易贡献程度明显要大于进口贸易贡献程度。外商直接投资对经济增长波动的贡献则很微弱，且处于负方向，这可能是由于外商直接投资的利用效率不高所致。
通过以上分析，本文认为要加快发展辽宁的出口贸易，扩大利用外资规模，提高外商直接投资利用效率，加强本地企业与外商企业之间在技术与产品创新方面的合作。出口贸易对经济增长的作用显而易见，但是不能忽视国内市场地位，应综合考虑各方面因素，合理调整进出口贸易结构，在保持出口贸易发展的同时，改善产业之间的结构，合理利用地区的资源优势，充分发挥自身的地理区位优势，提高进口产品对经济发展的促进作用，实现经济的合理发展。
主要参考文献
[1]邓淇中，许陈生.FDI、对外贸易对区域经济增长的影响——以湖南省为例[J].经济管理，2009（3）：33-37.
[2]高铁梅.计量经济分析方法与建模：EVIEWS应用及实例[M].第2版.北京：清华大学出版社，2009.
[3]姚树洁，冯根福，韦开蕾.外商直接投资和经济增长的关系研究[J].经济研究，2006（12）：35-46.
[4]刘双明.我国FDI与经济发展的协调度研究[J].统计研究，2007（4） ：92-96.
[5]马岩.外商直接投资对我国经济增长的效应[J].统计研究，2006（3） ：51-55.
[6]朱华斌.FDI与GDP及国际贸易相关性的实证研究[J].财经问题研究，2007（1） ：89-97.
1.变量的选择。本文以民营企业出口贸易(EX)、进口贸易(IM)和进出口贸易总额(XM)为解释变量衡量民营企业对外贸易,国内生产总值(GDP)为被解释变量以衡量经济增长,分析前者对后者的影响机制,使模型达到简单明了的效果。对数变换能够消除变量的异方差性,不改变原序列的协整关系,提高估计的可靠性。本文采用变量的对数形式LnGDP、LnEX、LnIM、LnXM。
2.数据说明。本文把民营企业定义为“非国有非外资企业”,主要包括集体企业和私营企业,因此得到了以上公式。所有数据来源于1994年~2008年《中国统计年鉴》和商务部网站。由于采用的是季度数据。计算数据时,为消除物价波动的影响,各变量均以1994年第一季度为基期转换为实际值,得到以不变价格计算的GDP和民营企业对外贸易数据。为了统一GDP与民营企业对外贸易数据之间的单位,利用商务部网站1994年~2008年人民币兑美元汇率换算成人民币。
3.实证检验原理。
(1)Granger因果关系检验。本文通过Granger因果检验检验宏观民营企业对外贸易和经济增长之间的Granger因果关系。该过程是通过以下两个过程实现的,考虑下面的回归:
是合理的,随机干扰项也是一个白噪声(WhiteNoise),且模型参数有合理的经济解释。
(3)脉冲响应函数和方差分解。估计SVAR模型等同于估计含有协方差约束的联立方程模型,并由AIC或SC准则确定滞后阶数。该模型可以分为脉冲响应函数和方差分解两部分。在SVAR的实际应用中,自举方法是脉冲响应推断统计的基础,这种方法常常用于脉冲响应的置信区间,因为用这种方法得到的小样本推断常常可能比用渐近理论更为可靠(Krtzig,1998)。另外脉冲响应系数的渐进方差解析式也相当复杂(Lutkepohl,1991),而用自举法构造置信区间,就不需要准确的方差表达式,这样就可避免求解明确的解析式。本文遵从这一建议,在残差的基础上使用自举法为脉冲响应构建置信区间,再进行方差分解,过程如下:
首先估计出模型,如果将残差估计值记为ut,可以计算出离差u1-u,…uT-u,随机生成自举残差,记为u*1,…u*T,并用其代替离差。对于P阶模型,从预先给定的样本值y-p+1,…y0开始,可以用u*t递归地计算出自举时间序列。在用这种方法得到参数估计值的基础上,我们可以重新估计模型并决定相关的量,不断重复这些过程,就可以得出相关量的经验自举分布。从这些量的分布中就可以得到脉冲响应分布、分位数和置信区间了。
二、实证检验
1.Granger因果关系检验。
(1)平稳性检验。表1检验结果表明:时间序列变量LnGDP、LnEX、LnIM和LnXM是非平稳的时间序列,无法拒绝单位根假设。因此需要检验是否存在一阶平稳。
表2检验结果表明:一阶差分变量d(LnGDP)、d(LnEX)、d(LnIM)和d(LnXM)是平稳的时间序列。LnGDP、LnEX、LnIM和LnXM是一阶单整序列I(1),进一步协整关系。
(2)协整检验。表3检验结果表明:在5%的置信水平下,变量之间至少存在两个协整等式。
由表4可知,变量LnEX、LnIM、LnXM与LnGDP之间存在长期稳定关系。这说明民营企业对外贸易对中国经济增长确实存在某种长期影响机制。
(3)Granger因果关系检验。根据赤池信息准则AIC,确定各变量的滞后阶数均为3。检验结果如表5所示。
表5检验结果表明:LnGDP与LnEX、LnIM、LnXM之间存在双方面的Granger因果关系。这说明经济增长和民营企业对外贸易的发展互相有积极促进作用。
2.OLS模型参数估计。
LNGDP=6.871043724+0.6536427568*LNEX+0.6336759861*LNIM+0.4954658435*LNXM+ut
(0.732885)(0.427435)(0.681751)(1.274853)
[3.343401][1.592434][0.963743][0.474543]
R2=0.976213,AdjustedR2=0.974427,DW=0.787134,F=1137.952
括号内为各系数的标准差,中括号内为t值。t检验全部通过,R2的值很高,模型的拟合度很高。方程表明,长期内,国内生产总值与民营企业出口、进口、进出口贸易间存在长期稳定均衡关系,民营企业出口、进口、进出口贸易都对GDP产生积极的影响。民营企业进出口、出口和进口平均每增加1%,中国经济将分别增长0.50%、0.65%和0.63%。
3.SVAR模型结果与分析。横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位:季度),纵轴表示GDP变动的相对比例,实线表示脉冲响应函数,虚线表示两倍标准差情况下的偏离线。左上、左下、右上和右下图表示GDP对GDP、民营企业出口贸易、进口贸易和进出口贸易的冲击的反应。得到如下结果:
第一,GDP的一个标准差的正冲击发生后,GDP有一个明显的正反馈,这说明GDP与前期值有很强的相关性。到第五季度上升到最大处1.81%,之后缓慢下降,说明GDP与前期值的相关性的强度在短期达到最大值后,随着时间的推移会有所减少。第十季度收敛于0。
第二,民营企业进口贸易的一个标准差的正冲击发生后,GDP上升,在第六季度达到最大值1.79%,说明在短期内民营企业进口贸易对经济增长有正向的刺激作用。第六季度后缓慢下降,第九季度收敛至0,之后继续缓慢下降为负值,但幅度很小,说明民营企业进口贸易在长期内并不对经济增长有持续的正向的刺激作用,但负面效应也不大,总体来说在长期的影响较小,呈现围绕零点上下波动的状况。
第三,民营企业出口贸易的一个标准差的正冲击发生后,GDP持续上升,表明民营企业出口贸易在长期对经济增长有持续的正向作用。但上升的幅度随时间增加而先越来越小然后基本保持不变,说明民营企业出口贸易对经济增长的推动作用在短期内会很显著地增加,而在长期内会相对保持稳定地增加。
【关键词】进出口贸易 贸易结构 汇率
一、中国进出口贸易的结构分析
经历了30多年的改革开放,中国的进出口贸易结构发生了很大的变化,从最初的以初级产品为主导的国际贸易逐渐转变为以工业制成品的国际贸易为主导。贸易结构的变化可以从进出口商品结构、进出口贸易方式以及高新技术产品的进出口来分析。
进出口商品结构是指一国在一定时期内各类进出口商品在整个贸易总额中所占的比重。进出口贸易方式主要分为一般贸易、加工贸易和其他贸易,其中三者之间的比例关系可以看出一国贸易发展的程度以及参与国际分工的程度。高新技术产品的进出口发展状况可以体现出一国在国际贸易中的地位和竞争力。
1.中国进出口商品结构的变化
按照联合国“标准国际贸易分类”(SITC)方法,我国对外贸易商品分为10大类:0类(食品及活动物)、1类(饮料及烟类)、2类(非食用原料)、3类(矿物燃料、油及有关原料)、4类(动植物油、脂及蜡)、5类(化学成品及有关产品)、6类(按原料分类的制成品)、7类(机械及运输设备)、8类(杂项制品)和9类(未分类产品)。其中,0～4类为初级产品,5～9类为工业制成品。
从出口方面来看,中国经历了以出口初级产品为主到以出口工业制成品为主的转变。1980年中国初级产品出口额为91.14亿美元,占当时总出口额的50.30%,到2006年中国初级产品出口额达到529.19亿美元,增长了5.8倍。但是,2006年初级产品占当年总出口额的5.46%,为历史最低。对比看来,工业制成品则从1980年的90.05亿美元增长到了9160.17亿美元,占当期总出口额的比例由原来的49.70%增长到94.54%。这说明改革开放带来的是工业制成品的飞速发展,使中国一跃成为工业化国家。(美国经济学家罗斯托认为一国工业制成品出口所占总出口额的比例超过55%,则认为该国家进入工业化阶段。)
从进口方面来看,初级产品的进口虽然在数额上有了巨大的增长(从1980年的69.59亿美元增长到2006年的1871.3亿美元),但是,初级产品的进口比例并没有太大的变化,相反还出现了下降的趋势(从1980年的34.77%下降到2006年23.64%)。与此相对应的是,工业制成品的进口无论从数额上还是从比例上都处于增长的态势,虽然自2003以来,工业制成品的进口出现了下滑,但是仍然维持在75%以上。
从上面的分析来看,中国的进出口商品的结构从最初进出口初级产品为主逐渐转变为以进出口工业制成品为主。中国进出口商品结构的转变促使国内的产业进行了大的调整,为中国的工业化奠定了基础。当前,以产品内贸易分工为代表的新的全球产业链分工,致使中国工业制成品在进出口方面出现了大进大出的现象。随着中国工业制成品的进出口不断增长,中国制造已经成为全球产业链当中重要的一个环节。
另外,学术界一般把SITC中的0-4类初级产品定义为资源密集型产品,工业制成品中第6、8类制成品定义为劳动密集型产品,第5、7类制成品产品定义为资本密集型产品。这三类产品从1980年以来表现为快速的增长。进口方面,资本密集型产品的进口要远远超过资源密集型和劳动密集型产品的增长。出口方面,在改革开放初期,劳动密集型产品的出口额要远远大于其他两种,但是2003的时候,资本密集型产品的出口超过了劳动密集型产品。综上所述,中国的进出口产品结构逐渐转变为以进出口资本密集型产品为主,这也说明了中国自改革开放以来贸易结构一直在优化。
2.中国进出口方式的变化
在进出口贸易方式上,改革开放初期以一般贸易为主,加工贸易所占的比例很小,但是到上世纪90年代后,加工贸易占据总进出口贸易的半壁江山;进入21世纪后,加工贸易有所降低,但是加工贸易的竞争力却在不断增强,在2006年加工贸易竞争力指数达到了最高值22.7,而在1994年加工贸易的竞争力指数才只有9。总之,中国的贸易方式已经从一般贸易为主转变为加工贸易为主。
3.中国高新技术产品进出口的变化
中国的高新技术产业在2000年的时候还处于比较落后的阶段,2000-2003年中国高新技术产业一直处于逆差状态,但是最近几年高新技术产业发展比较快,2007年已经实现贸易顺差608.3亿美元。同时,高新技术产业的贸易竞争指数也从2000的-0.17增长到2007的0.1。这也说明中国的高新技术产业仍然处于一个低级发展阶段,未来还需要大力发展。
高新技术产业的发展代表了一个国家贸易的核心竞争力,中国的高新技术产业和发达国家相比还有很长的路要走。中国高新技术产业的进出口占商品总出口和占工业制成品进出口贸易的比例虽然一直在增长,但是依然比较低。截止2007年,高新技术产业的进出口占工业品的进出口的比例也刚刚达到40%,所以国家要在这方面加大投入力度,鼓励高新技术产业的发展,以提高和优化中国的进出口贸易结构。
综上所述,中国的进出口贸易结构已经发生了很大的改变,中国的进出口贸易结构一直在优化。从原来以初级产品为主的国际贸易发展为以工业制成品为主的国际贸易。在此期间,加工贸易的崛起有力的促进了中国进出口贸易的发展,加工贸易占整个贸易额的比重不断提高。另外,中国高新技术产品的进出口贸易也取得一定发展,虽然目前依然落后于发达国家,但是近几年来的发展趋势是良好的,中国高新技术产品的贸易竞争指数也不断在提高。
二、人民币汇率变动对中国进出口贸易结构的影响分析
经过对中国进出口贸易结构的分析发现,在贸易结构中各个类别的发展程度都不一样,汇率变动对各个类别的影响一定也不一样,这就有必要对各个类别进行分析。由于进出口产品可分为资源密集型产品(即初级产品)、资本密集型和劳动密集型产品,本文将对这三类别做深入的分析。
按照联合国“标准国际贸易分类”(SITC)方法,初级产品包括0-4类,资本密集型产品为5和7类;劳动密集型产品包括6类和8类。
首先,本文采用0-4类出口产品的面板数据做分析。由于涉及的类别可能受到其他因素的影响,为了能简便地看出汇率变动对各个类别影响的差距,本文的解释变量只选取当期的名义汇率。模型如下:
模型中,i表示类别,n表示年份,LnTRin表示i类别n年进出口总额的对数,同理,LnEn表示n年的汇率。其中,E为直接标价法。
计量分析如下。
以上三个计量结果分别从资源密集型产品、资本密集型产品和劳动密集型产品角度分析了名义汇率变动对三类产品进出口的影响。从上面三个计量结果来看,汇率变动影响最大的是资本密集型产品的进出口,其次是劳动密集型产品的进出口,影响最小的是资源密集型产品的进出口,其影响系数分别为:4.03、2.64和0.36。即,汇率每升值1%,资本密集型产品将减少4.03%,劳动密集型减少2.64%,资源密集型减少0.36%。三、小结
自布雷顿森林体系解体以来,全球各国都相继采用浮动汇率制,汇率的上下波动已经成为不可避免的趋势。不论是20世纪末的亚洲金融危机,还是2008年的全球金融海啸,都造成了汇率的巨大波动;加上持续的人民币升值预期,人民币汇率已经不可能在一段时间内保持不变。因此,中国的进出口贸易必须加强抗汇率波动的能力。
在人民币汇率发生变动的时候,首当其冲就是资本密集型产品。2008年金融危机发生后,广东和山东的韩企不断的违约撤资,其最重要的原因就是在中国的投资收益已经不能弥补汇率变动带来的损失。伴随着外资的撤离,中国资本密集型产品的进出口受到了重大影响。由于中国在劳动力方面的优势,中国劳动密集型产品抵御汇率冲击能力稍微强一点,但是因为中国加工贸易的附加值很低,这降低了中国劳动密集型产品在国际市场上的竞争力。综上所述,汇率对中国进出口贸易中各类商品的影响是不一样的,人民币汇率的变动对资本密集型产品的影响最大,劳动密集型产品次之,对资源密集型产品的影响最弱。因此,在优化中国进出口贸易结构的时候,政府应该着重加强对资本密集型行业的扶持,争取中国在资本密集型产品的进出口贸易中占据优势,以增加抗汇率波动的风险。
参考文献:
[1]徐扬辉.论人民币升值对我国进口贸易结构的影响[J].连云港师范高等专科学校学报,2008.
[2]黄飞娜,金余会.产品内分工视角下中国加工贸易的结构升级[J].市场经纬,2008,(11):64-65.
关键词：人民币汇率；对外贸易
中图分类号：F830文献标识码：A
文章编号：1006－1428（2006）06－0017-02
一、上海市进出口贸易发展情况
上世纪九十年代以来，上海市的进出口贸易得到了迅速的发展。出口方面，出口额从1993年的657亿美元增长到2004年的7351亿美元，增长了约11倍。在进口方面，进口额从1993年的7935亿美元增加到2004年的8651亿美元，增长了约11倍。在1990年代的大部分时间里，上海市的进出口规模和增长速度都大致相当。从1999年开始，进口的规模开始全面超过出口，因此从当年起上海市的贸易收支逆差开始不断加大，2004年，贸易逆差达到了1301亿美元。
考虑到外商投资企业在上海市对外贸易中的重要地位，图-1给出了上海市外资企业的进出口情况。从图-1可以看出，上海市外资企业的进口一直高于出口，二者的增速大致相当，因此外资企业的贸易收支一直处于平稳增长的逆差状态，这一点与上海市进出口贸易整体的变化趋势基本一致。
二、人民币汇率变动与上海市贸易收支的实证检验
（一）模型设定和数据说明
1.模型设定。
不同于国与国之间的贸易，地区对外贸易受国内外产出的影响相对较小。不过，本地的产出会对其出口产生系统性影响。根据上面的分析，外商投资企业在上海市对外贸易中居于重要地位，因此应该将外商直接投资（FDI）纳入到模型当中。同时，由于本文考察的是上海市整体对外贸易状况，因此应该使用人民币有效汇率，最终设定的上海市进出口模型如下：
IM=f(GDP,FDI,REER)
EX=f(GDP,FDI,REER)
TB=f(GDP,FDI,REER)
其中，GDP是上海市实际GDP，FDI为上海市外商直接投资，REER为人民币实际有效汇率。实际有效汇率是某一货币对所选几种货币实际双边汇率的加权平均值，它能够反映该国商品的国际竞争力。
考虑到我国对外开放程度的不断提高，本文增加了贸易自由化变量T，以时间趋势项来代替，用以反映中国对外贸易政策变动的影响。同时，为了分析实际汇率与贸易自由化的综合影响，本文还增加了T×REER项。
2.数据来源和说明。
本文采用年度数据，样本期为1993-2004年。为了便于分析，本文采取对数形式进行实证分析，各变量取对数后变成无纲变量，可以直接进入模型。
进口IM为上海市进口的对数值，出口EX为上海市出口的对数值，贸易收支TB为出口/进口的对数值，各年贸易数据来自《海关统计年鉴》。
GDP是以2000年价格水平衡量的上海实际GDP的对数值，FDI为外商直接投资的对数值，各年数据均来自《上海市统计年鉴》。
REER为人民币实际有效汇率的对数值，各年数据来源于IMF《国际金融年鉴》，统一调整为以2000年为基期的指数。
3.ADF检验。
为了进行实证分析，首先对基本数据进行平稳性检验。本文采取扩展的迪基-富勒方法（ADF）来进行序列的单位根检验。对每个时间序列，采取如下的估算方程：
检验结果显示，各时间序列均是一阶平稳数据，不存在虚假回归问题。因此，下文将使用最小二乘法（OLS）估计进出口方程和贸易收支方程，确定方程的最终依据是其整体拟合效果、残差是否存在自相关以及主要解释变量是否显著。
（二）人民币汇率与上海市贸易收支的实证分析
本文采用Eviews4.1软件进行回归分析，结果如表-1所示。
从回归结果可以看出：
1.本地收入水平的提高同时促进了上海市的进口和出口，但其对出口供给能力的影响强度高于进口需求方面。因此，总体上看，上海市GDP 增长增加了贸易收支的顺差，GDP每增长1%，当地的贸易收支顺差增加0788%。可见，上海市有较强的出口能力。
2.贸易自由化程度的提高同时促进了上海市进出口贸易的增长，但贸易自由化程度的提高更有利于上海市进口需求的释放，因此总体上增加了上海市的贸易逆差。
3.外商直接投资同时促进了上海市进出口贸易的增长，但其在进口方面的促进作用大于出口，因此总体上扩大了上海市的贸易逆差。
4.人民币汇率贬值有力地促进了上海市出口贸易的增长，这种促进作用随着贸易自由化程度的提高而不断增强，出口弹性值到2004年达到了-192。进口方面，人民币贬值对上海市进口产生了一定的抑制作用，但其作用力度不大，样本期的平均弹性仅为029。综合两方面的影响，我们发现，人民币汇率贬值对上海市减少贸易收支逆差有较强的促进作用，样本期内的平均弹性达到-1.33（见表-2和表-3）。
参考文献：
[1] 张晓峒.计量经济分析.经济科学出版社，2001
一、国际贸易(international trade)
国际贸易亦称“世界贸易”，泛指国际间的商品和劳务（或货物、知识和服务）的交换。它由各国（地区）的对外贸易构成，是世界各国对外贸易的总和。国际贸易在奴隶社会和封建社会就已发生，并随生产的发展而逐渐扩大。到资本主义社会，其规模空前扩大，具有世界性。
二、对外贸易（foreign trade）
对外贸易亦称“国外贸易”或“进出口贸易”，是指一个国家（地区）与另一个国家（地区）之间的商品和劳务的交换。这种贸易由进口和出口两个部分组成。对运进商品或劳务的国家（地区）来说，就是进口；对运出商品或劳务的国家（地区）来说，就是出口。这在奴隶社会和封建社会就开始产生和发展，到资本主义社会，发展更加迅速。其性质和作用由不同的社会制度所决定。
三、对外贸易与国际贸易商品结构：
对外贸易商品结构是指一定时期内一国进出口贸易中各种商品的构成，即某大类或某种商品进出口贸易与整个进出口贸易额之比，以份额表示。
国际贸易商品结构是指一定时期内各大类商品或某种商品在整个国际贸易中的构成，即各大类商品或某种商品贸易额与整个世界出口贸易额相比，以比重表示。
为便于分析比较，世界各国和联合国均以联合国《国际贸易商品标准分类》（sitc）公布的国际贸易和对外贸易商品结构进行分析比较。一国对外贸易商品结构可以反映出该国的经济发展水平、产业结构状况、科技发展水平等。国际贸易商品结构可以反映出整个世界的经济发展水平、产业结构状况和科技发展水平。
四、对外贸易值与对外贸易量：
（一）、对外贸易值(value of foreign trade)
对外贸易值是以货币表示的贸易金额。一定时期内一国从国外进口的商品的全部价值，称为进口贸易总额或进口总额；一定时期内一国向国外出口的商品的全部价值，称为出口贸易总额或出口总额。两者相加为进出口贸易总额或进出口总额，是反映一个国家对外贸易规模的重要指标。一般用本国货币表示，也有用国际上习惯使用的货币表示。联合国编制和发表的世界各国对外贸易值的统计资料，是以美元表示的。把世界上所有国家的进口总额或出口总额用同一种货币换算后加在一起，即得世界进口总额或世界出口总额。就国际贸易来看，一国的出口就是另一国的进口，如果把各国进出口值相加作为国际贸易总值就是重复计算。因此，一般是把各国进出口值相加，作为国际贸易值。由于各国一般都是按离岸价格（fob即启运港船上交货价，只计成本，不包括运费和保险费）计算出口额，按到岸价格（cif即成本、保险费加运费）计算进口额。因此世界出口总额略小于世界进口总额。
（二）、对外贸易量（quantum of foreign trade）
以货币所表示的对外贸易值经常受到价格变动的影响，因而不能准确地反映一国对外贸易的实际规模，更不能使不同时期的对外贸易值直接比较。为了反映进出口贸易的实际规模，通常以贸易指数表示，其办法是按一定期的不变价格为标准来计算各个时期的贸易值，用进出口价格指数除进出口值，得出按不变价格计算的贸易值，便剔除了价格变动因素，就是贸易量。然后，以一定时期为基期的贸易量指数同各个时期的贸易量指数相比较，就可以得出比较准确反映贸易实际规模变动的贸易量指数。
五、贸易条件(terms of trade)
贸易条件又称交换比价或贸易比价，即出口价格与进口价格之间的比率，也就是说一个单位的出口商品可以换回多少进口商品。它是用出口价格指数与进口价格指数来计算的。计算的公式为：出口价格指数/进口价格指数x100。 以一定时期为基期，先计算出基期的进出口价格比率并作为100，再计算出比较期的进出口价格比率，然后以之与基期相比，如大于100，表明贸易条件比基期有利；如小于100，则表明贸易条件比基期不利，交换效益劣于基期。
六、服务贸易
根据关贸总协定乌拉圭回合达成的“服务贸易总协定”，服务贸易是指：“从一成员境内向任何其他成员境内提供服务；在一成员境内向任何其他成员的服务消费者提供服务；一成员的服务提供者在任何其他成员境内以商业存在提供服务；一成员的服务提供者在任何其他成员境内以自然人的存在提供服务。”服务部门包括如下内容：商业服务，通信服务，建筑及有关工程服务，销售服务，教育服务，环境服务，金融服务，健康与社会服务，与旅游有关的服务娱乐、文化与体育服务，运输服务。
七、直接贸易与间接贸易
（一）直接贸易(direct trade)
直接贸易是“间接贸易”的对称，是指商品生产国与商品消费国直接买卖商品的行为。
（二）间接贸易(indirect trade)
间接贸易是“直接贸易”的对称，是指商品生产国与商品消费国通过第三国进行买卖商品的行为。其中，生产国是间接出口；消费国是间接进口；第三国是转口。转口贸易(entrepot trade)是指生产国与消费国之间通过第三国所进行的贸易。即使商品直接从生产国运到消费国去，只要两者之间并未直接发生交易关系，而是由第三国转口商分别同生产国与消费国发生的交易关系，仍然属于转口贸易范畴。
八、总贸易与专门贸易
（一）总贸易(general trade)
总贸易是“专门贸易”的对称，是指以国境为标准划分的进出口贸易。凡进入国境的商品一律列为总进口；凡离开国境的商品一律列为总出口。
在总出口中又包括本国产品的出口和未经加工的进口商品的出口。总进口额加总出口额就是一国的总贸易额。美国、日本、英国、加拿大、澳大利亚、中国、原苏联、东欧等国采用这种划分标准。
（二）专门贸易(special trade)
专门贸易是“总贸易”的对称，是指以关境为标准划分的进出口贸易。只有从外国进入关境的商品以及从保税仓库存提出进入关境的商品才列为专门进口。当外国商品进入国境后，暂时存放在保税仓库，未进入关境，不列为专门进口。从国内运出关境的本国产品以及进口后经加工又运出关境的商口，则列为专门出口。专门进口额加专门出口额称为专门贸易额。德国、意大利等国采用这种划分标准。
九、有形货物贸易
这10类货物分别为食品及主要供食用的活动物（0）；
饮料及烟类（1）；
燃料以外的非食用粗原料（2）；
矿物燃料，油及有关原料（3）；
动植物油脂及油脂（4）；
未列名化学品及有关产品（5）；
主要按原料分类的制成品（6）；
机械及运输设备（7）；
杂项制品（8）；
没有分类的其他货物（9）。
在国际贸易统计中，一般把0到4类货物称为初级产品，把5到8类货物称为制成品。
十、复出口与复进口
（一）、复出口（re-export）
复出口是指外国商口进口以后未经加工制造又出口，也称再出口。复出口在很大程度上同经营转口贸易有关。
（二）、复进口（re-import）
复进口是指本国商品输往国外，未经加工又输入国内，也称再进口。复进口多因偶然原因（如出口退货）所造成。
十一、知识产权贸易
根据关贸总协定乌拉土回合达成的“与贸易有关的知识产权协议”，知识产权包括如下内容：版权、专利、商标、地理标志、工业设计、集成电路、外观设计（分布图）等，是一种受专门法律保护的重要的无形财产。
十二、当代世界市场发展的特点
（一）世界市场上国际类型的多样化
战后，在世界市场上，出现了三种类型的国家，即发达市场经济国家、发展中国家或 地区和社会主义国家。在国际贸易中，发达市场经济国家约占70%左右，发展中国家或地区约占20%，而社会主义国家和原苏联、东欧国家约占10%左右。
（二）国际贸易方式多样化
出现了一些新贸易形式，主要有：补偿贸易、对外加工装配贸易、租赁贸易等。
（三）国际贸易商品结构发生了重大变化
（四）世界市场上的垄断与竞争更为剧烈
战后，世界市场由卖方转向买方市场，垄断进一步加强，使得市场上的竞争更为激烈。为了争夺市场，采取了各种各样的方式：
1、组织经济贸易集团控制市场。
2、通过跨国公司打进他国市场。
3、国家积极参与世界市场的争夺。
4、从价格竞争转向非价格竞争。非价格竞争的手段和方法主要包括提高产品质量、性能、改进产品设计、做好售前售后服务等。
5、开拓新市场，使市场多元化。
十三、世界市场的概念
世界市场是世界各国之间进行商品和劳务交换的领域。它包括由国际分工联系起来的各个国家商品和劳务交换的总和。可见，世界市场这一概念是由其外延和内涵两方面构成的。世界市场的外延指的是它的地理范围。世界市场的内涵指的是与交换过程有关的全部条件和交换的结果，包括商品、技术转让、货币、运输、保险等业务，其中商品是主体，其他业务是为商品和劳务交换服务的。
十四、世界市场上商品交易方式
（一）单纯的进出口贸易方式
买卖双方自由选择交易对象，通过函电往来或当面谈判，达成协议签订合同，进行交易活动，这是国际贸易最普遍的一种交易方式。
（二）展览交易方式
举办定期或不定期的、长期或短期的、有固定地点或无固定地点的各种类型的展览会、博览会、贸易中心、为本国和其他国家的商品展出和交易提供场所。
（三）商品交易所
商品交易所是世界市场上进行大宗商品交易的一种特殊交易方式，是一种有组织的商品市场。其经营活动是根据交易所法和交易所规定的条例进行的。
（四）国际拍卖
国际拍卖是经过专门组织，在一定地点定期举行的一种公开竞争的交易方式。
（五）补偿贸易
补偿贸易是与信贷相结合的一种商品购销方式。买方用进口设备开发和生产的产品或用其他产品或劳务去偿还进口设备的贷款。
（六）加工贸易
加工贸易是把加工与扩大出口或收取劳务报酬相结合的一种购销方式。
（七）租赁贸易
租赁贸易是把商品购销与一定时间内出让使用权相联系的一种购销方式。出租人把商品租给承租人在一定时期内专用。承租人根据租赁时间长短付出一定的资金。
十五、对外贸易与国际贸易地理方向
（一）对外贸易地理方向
对外贸易地理方向又称对外贸易地区分布或国别结构，是指一定时期内各个国家或区域集团在一国对外贸易中所占有的地位，通常以它们在该国进出口总额或进口总额、出口总额中的比重来表示。对外贸易地理方向指明一国出口商品的去向和进口商品的来源，从而反映一国与其他国家或区域集团之间经济贸易联系的程度。一国的对外贸易地理方向通常受经济互补性、国际分工的形式与贸易政策的影响。
（二）国际贸易地理方向
