序論：好文章的創作是一個不斷探索和完善的過程，我們為您推薦十篇進出口貿易理論范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

他們認為傳統的匯率傳遞理論是以世界市場是完全競爭市場為前提的，即進出口廠商是貿易產品進出口價格的接受者，無法左右進出口價格，在這種前提下，當匯率變動時則會引起進出口商品價格的同等變動。然而事實上，世界市場是不完全競爭的，在不完全競爭市場，大部分產品是差別產品，出口商有決定價格和產量的權力。在升值的情況下，出口商一般會通過降低成本等方式來抑制因貨幣升值而造成的價格上漲壓力，從而導致不完全匯率傳遞。通常，市場集中程度越高、進口商品用國內貨幣標價的范圍越大，匯率的傳遞系數越低;而產品的同質和替代程度提高、國外廠商相對于國內競爭者的市場份額擴大，匯率的傳遞系數就越高。

多恩布什認為一些產業組織因素也會影響匯率的傳遞，這些因素包括:市場集中程度、產品的同質性和替代程度等。一般說來，市場集中程度越高，廠商的壟斷勢力也越強，所以匯率的傳遞系數就越低:產品越具相似性，產品間的替代程度越強，則廠商的壟斷勢力越小，匯率的傳遞系數就越大。

2、沉淀成本

美國經濟學家迪克希特和克魯格曼從供給角度分析了匯率傳遞不完全的原因，他們同時也建立了匯率傳遞的沉淀成本模型[’61。該模型的思想是:在產品存在差異的情況的情形下，出口廠商不僅要為消費者提供高質量的產品和確定合理的價格，還必須投入一部分資源用于開發市場，建立分銷網絡，針對外國人的需求進行研發以使產品適應外國市場等。這些投入成本是為進入外國市場而支出的，然而這些成本一旦支出就可以被看作沉淀了，因為廠商不能輕而易舉地廉價出售它的資產，無論是無形資產還是有形資產。由于沉淀成本的不可逆轉性，以只有當廠商預期能夠彌補沉淀成本時，他才會進入一個市場，一旦成本己經沉淀，即使廠商只能彌補可變成本，它也仍然會留在市場中不會退出。

事實上，當存在沉淀成本時，廠商會對未來利潤的貼現值與當前利潤進行比較然后做出決策，而不會一直因為有了沉淀成本而不進入市場。因此該模型有一定的缺陷。

3、市場份額

篇（2）

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。回歸結果見表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。回歸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

篇（3）

一、我國進出口貿易發展中存在的問題

（1）貿易順差太大，貿易摩擦增多。我國進出口貿易順差最先起源于歐美國家，還有東亞新興經濟體和我國之間產生的。我國需要從其他國家采購各種原材料以及零配件，還有一些中間產品，經過組裝之后賣到國外。因此，把提高成本以及亞洲對歐美國家產生的貿易順差直接轉嫁給了我國，這就是我國針對歐美等國家產生的貿易順差最為主要的來源。另外，隨著人民幣不斷升值，受到世界金融危機的影響，原材料成本不斷上升，和各國之間的貿易摩擦也在逐漸增多。

（2）進出口貿易處于產業鏈低端，經濟效益低下。我國進出口貿易企業在資本還有技術密集型產業當中經歷的大部分都屬于勞動密集型環節，重點在產品研發以及設計，還有制造以及銷售，還有運輸以及售后等不同的環節共同組成了整個產業鏈條，并且在這個產業鏈條中只進行對零部件做出簡單的進出口。隨著進出口貿易國外增值率其增長速度不斷放緩，所以我國進出口貿易的經濟效益也是比較低下的。大部分的高額利潤都被國外企業拿走了。我國進出口貿易大部分的是依靠出售低生產要素的產品來獲得低價回報的，隨著技術密集型以及資本密集型類別的產品占據的市場比例越來越大，我國在進出口方面有著較低的附加值，目前還處于產業鏈以及價值鏈的最底端。

（3）對外依賴性以及依附性較強。造成我國進出口貿易依賴性以及依附性不斷增強的最主要的原因在于我國進出口貿易的快速發展。一直以來，我國的進出口貿易都呈現出快速增長的趨勢。因此，這種模式在很大程度上就決定了我國進出口貿易的依存度比較高的根本原因所在。到目前為止，我國進出口貿易總體形勢呈現穩步增長的態勢，但是，一旦出現進出口貿易價格波動，對于國內經濟的發展以及穩定都是非常不利的。

二、我國進出口貿易轉型升級路徑

（1）基于產品層面的轉型升級。主要從微觀層面來分析我國進出口貿易實現轉型升級。把所有的進出口商品都按照具體的進出口方式進行分類，主要可以分為禁止類以及限制類，還有允許類等等。用此辦法來限制我國進出口產品生產技術水平以及生產工藝水平較為落后的境況，并且對于容易引起出現貿易摩擦的產品，應該不斷優化產品結構，全面促進進出口產品貿易轉型升級。

（2）基于產業層面的轉型升級。進出口貿易在整個產業層面進行轉型升級主要是通過進出口貿易產品實現轉型升級作為基本條件的，這同時也是進出口貿易產品實現轉型升級最為直接的表現。另外，進出口貿易產品主要是由勞動密集型產品以及資源密集型產品逐步轉向資本以及技術密集型產品方面實現轉型升級的，目的在于帶動我國進出口貿易由原先的資源密集型以及勞動密集型逐步轉向資本以及技術密集型方面轉變，大部分的進出口企業尤其是在產品工業流程方面實現產業升級對于帶動國內進出口貿易實現價值鏈由先前的低端環節逐步轉向高端環節方面升級有著十分重要的作用，并且還能夠更進一步地拉長整個價值鏈進入到產業發展領域，有效帶動進出口貿易產業升級。

（3）基于區域層面的轉型升級。從整個區域層面來看，我國進出口貿易要實現轉型升級就應該針對當前進出口貿易存在較為嚴重的區域分布不均勻這一問題做好解決，全面促進我國進出口貿易區域性經濟獲得協調性發展。進出口貿易表現在區域層面上的產業轉型升級主要體現在我國東南沿海區域，這些地區的進出口貿易相比較中西部地區而言存在著較大差距。因此，全面實現我國進出口貿易轉型升級還應該讓進出口貿易體現在產品層面以及產業層面這兩個方面都做到轉型升級，并且不同的區域都應該同時實現轉型升級，不同區域之間還應該建立起優勢互補以及相互聯系的國際貿易產業價值鏈。

三、小結

目前，進出口貿易仍是我國參與國際分工和國際貿易的重要方式，我國不能否定也不能放棄發展進出口貿易，而要繼續將進出口貿易作為我國的重要貿易戰略。但是，中國作為一個經濟大國，不能僅僅依靠傳統的比較優勢實現國家經濟的長期發展，也不能依靠勞動密集型進出口貿易實現從貿易大國到貿易強國的轉變。因此，我國進出口貿易轉型升級面臨巨大壓力，對進出口貿易轉型升級路徑的研究具有重要的理論意義與現實意義。

參考文獻：

篇（4）

一、引言

改革開放以來，河南省進出口貿易呈現良好的增長趨勢，出口額由1978年的1.782億元增長到2010年的712.828億元，增長了400.16倍，進口額由1978年的0.270億元增長到2010年的491.466億元，增長了1814.86倍，進出口貿易已成為河南省經濟增長的重要推動力量。1978-2010年間河南省經濟發展和貿易一樣也取得了巨大成就，GDP由1978年的162.9億元增長到2010年的22942.68億元，增長了140.84倍，年均增長率為11.3%左右。根據貿易理論，進出口貿易對經濟持續增長應該起到了促進作用，為了準確的揭示河南省進出口貿易與經濟增長的關系，本文將從統計和計量兩個視角對河南省進出口貿易與GDP之間的關系進行實證研究。

二、進出口貿易促進經濟增長的貢獻度及拉動度分析

本文研究的進出口貿易對經濟增長的拉動作用是通過開放經濟條件下的凱恩斯國民收入恒等式Y=C+I+G+(X-M)推導得到。根據國民收入恒等式獲得增量恒等式：

（1）

其中，Y， C， I， G， X 和M分別表示國內生產總值、消費、投資、政府購買、出口和進口，NE=X-M表示凈出口，表示增加值。當凈出口增加時，對外貿易正向拉動國內生產總值增長，當凈出口減少時，對外貿易對國內生產總值增長產生負拉動作用。根據①式，可以獲得貿易對經濟增長貢獻度的量化公式。

即:凈出口對GDP增長的貢獻度= （2)

根據①式，對兩邊的變量同時除以Y，可以獲得GDP增長率分解式：

(3)

根據③式可以獲得貿易對GDP增長拉動度的量化公式，

即:貿易對GDP增長的拉動度= （4）

根據②和④量化公式及整理的相關數據計算得到1978-2010年間河南省進出口貿易對經濟增長的貢獻度和拉動度（表1），由表1可以看出：

（1）除外部環境發生重大變化的年份，各年凈出口增加值基本上都是大于0，進出口對河南省經濟增長的貢獻度和拉動度也基本為正值，貿易正向拉動河南省經濟增長，凈出口貿易與GDP總體呈正相關。

（2）1978～2010年間進出口貿易對河南省經濟增長的年均貢獻度為1.96%，年均拉動度為0.17%，這兩個數值明顯低于全國平均水平。同時可以看出1978～2000年間的貢獻度和拉動度平均值明顯高于2001～2010年間的，由此可見，河南省對外貿易對經濟增長的貢獻度和拉動度在下降，這與加入WTO后，河南省經濟高速增長不相匹配，河南省有必要提高貿易對經濟增長貢獻度和拉動度。1978～2010年間的貢獻度和拉動度的?Std.Dev.（標準差）越來越大，說明2001～2010年間的貢獻度和拉動度較1978～2000年的波動大，可見河南省對外貿易對經濟增長的貢獻度和拉動度受國際環境的影響越來越大，如2009年的貢獻度和拉動度分別為-13.09%和-1.43%，是1978年以來最低的一年。

（3）根據凱恩斯的對外貿易乘數理論，當外國進入經濟增長衰退期或經濟增長不景氣時，則本國出口將下降，甚至會引起本國經濟衰退，如2009年金融危機雖然沒有引起河南省經濟衰退（GDP增長率為10.9%），但凈出口額下降到只有85.70億人民幣。

三、結論與啟示

通過運用統計方法對河南省1978-2010年間相關數據實證研究表明：

河南省對外貿易對經濟的年均貢獻度為1.96%，年均拉動度只有0.17%，這些數據遠遠低于全國的同期水平，如2007年，我國進出口貿易對經濟增長的貢獻率為20%，拉動經濟增長達到2.4%，而河南省進出口貿易對經濟增長的貢獻率為0.89%，拉動經濟增長只有0.13%。河南省進出口貿易總量比較小，對GDP的貢獻度和拉動度偏低，說明進出口貿易是發展河南省經濟的一塊短板。原因可能是河南省地處中原，作為傳統的農業大省，發展第二產業（第二產業是出口主導產業）不具有政策優勢、產業優勢和區位優勢，但隨著中原經濟區建設上升到國家戰略層面，河南省進出口貿易對GDP 的貢獻度及拉動度也會有所提高。

參考文獻

[1] Kwan，Cotsomitis.Economic Growth and the Expanding Export Sector: China1952～1985 [J].International Economic Journal，1991(5):76-81.

篇（5）

一、我國進出口貿易呈現的特征

我國是發展中國家也是出口貿易大國，從改革開放后的發展，目前每年我國進出口貿易總額占全國GDP總量的30%以上，但是隨著國際貿易的大波動，我國每個月進出口貿易總額出現大幅度的雙下降，影響我國經濟的穩定持續發展。以下是我國進出口貿易出現問題的特點。

（一）進出口不再有萬億美元，順差呈現降低

由于目前的國際貿易形勢，影響了我國進出口，進出口貿易不再呈現雙增長率，致使順差減少，從而影響進出口貿易對GDP的貢獻率。

（二）加工出口貿易小幅度降低，一般進口貿易稍微回升

據海關數據分析，我國一般進口貿易出現了增長20.8%，與去年同期增速回升9.9個百分點，然而加工出口貿易所占比重與去年同期相比下降了0.11個百分點。總的來看，這種一升一降的趨勢逐漸明顯，給我國的進出口貿易打響了警鐘。

（三）主要貿易伙伴進、出口額有所變化，貿易順、逆差來

源地日趨集中。我國與主要貿易伙伴（歐盟、美國、日本）的進、出口規模一直持續高速增長，但是目前數據顯示，美國經濟萎縮造成我國出口貿易額環比下降了9.1%，跌幅顯著。美國作為我國第二大貿易伙伴，因此貿易的順、逆差來源于美國、日本的趨勢日益明顯。

（四）進出口產品結構差距大

雖然，近幾年我國加大了進出口產業結構的調整和不斷優化，雖然一些過去優勢不突出的進出口商品逐步顯示其競爭能力，初級產品貿易占比也逐步縮小，但是我國進出口商品結構還是具有相當大的差距，這樣在面對國際大環境下，存在很大的風險。

（五）服務貿易進出口達不到國際標準

據世界銀行統計，發達國家服務業貿易產值占全國GDP的比重一般都在60%以上，雖然我國服務貿易出口增長速度由世界排名第28位上升為第6位，但是我國服務業貿易進出口產值占全國GDP的比重僅為38%。中國服務貿易進出口僅是傳統的旅游、運輸等行業為主要主流，而資本密集型服務貿易進出口（如航空、建筑以及金融、信息服務等行業貿易的貢獻率微弱），我國服務貿易進出口僅以傳統的落后方式增長。

二、當前貿易形勢對進出口貿易造成的困境

（一）美元持續貶值致使人民幣升值，導致出口貿易大幅度減少

由于美元在國際匯率市場中持續疲軟，加速其貶值，如此環境下，同時也加速削弱了中國出口產品在國際市場上的價格優勢，近段時間明顯顯示出口貿易額大幅度減少。面對如此困難局面，我國發現人民幣利率不斷上升導致大量熱錢涌進中國市場，加速了美元貶值，對美出口貿易形成挑戰。目前我國出口企業競爭力還是主要以價格為主要優勢，這種出口貿易局面，面對目前國際貿易形勢下，對我國出口貿易額的增長造成了很大的困難。

（三）主要貿易國需求大幅降低

我國主要貿易國由原先的占我國出口貿易總量的60%以上，我國主要貿易國的市場萎縮（據推算，美國經濟增長率每降低1%，會造成我國對美出口額相應降低7%～8%），由此可見其直接造成了我國出口貿易的大幅降低。

（三）貿易產品競爭力低，高新技術產品嚴重缺乏

我國貿易產品品牌影響力不足，企業商品耗能大，附加值低，極易受到外部國際市場環境影響。據海關統計局統計，我國加工貿易持續大波動，而一般貿易受影響很小，高新技術產品占比率僅占全部出口產品的0.5%，貿易產品競爭力低。

（四）各國對我國產品采取貿易保護政策日益增多

國際經濟發展形勢嚴峻（如日本進口每年下降4.2%，出口每年下降15.3%），各國為保護本國產業，出臺一系列刺激經濟增長的金融政策（其中20%是貿易保護措施），例如：美國經濟刺激法案中提出一條“購買美貨”的附加條款和裁員先裁外籍員工等本國保護政策。這些保護政策造成我國部分外貿企業破產，企業效益大幅下降，出口產品滯銷。

（五）外貿企業壞賬風險加劇

歐美客戶普遍出現推延訂單的交貨時間等方式來變相推遲付貨款和節約倉儲費來緩解自己的資金壓力，這樣造成我國外貿企業承受風險加劇，資金鏈出現斷裂，影響公司運營，有的企業甚至由于資金回籠不及時和死賬收不回來而面臨破產。數據顯示，每年中國出口貿易企業的壞賬損失都超過3000億元人民幣，這個數據正在不斷增加，嚴重影響并打擊到我國外貿企業的信心。

三、應對策略

（一）政府調整進出口相關政策和“走出去戰略”，積極推動進出口貿易

我國可以發展“走出去戰略”，繼續加強埃及蘇伊士經濟區的中國工業園、美國天津商貿工業等中外合作項目來幫助企業走出去發展制造業和貿易。這樣的形式可以利用國際資源、參與國際市場分工和拓展新的國際貿易，來從另一方面積極推動我國進出口貿易的健康發展。理論和實踐證明“，走出去戰略”可以避開各國貿易壁壘，實現“銷地”變為“產地”。我國政府應該簡化審批手續和完善相關政策，建立一體化“走出去”通道。為了使我國企業能消除對外國內部產業一些信息存在信息盲區，我國政府應建立高效的信息支持和完善服務體系。

（二）拉動我國內需，將出口貿易產品轉內銷

我國應該加大調整優化投資結構，促進國內消費良性發展。將外貿企業的一些產品轉向我國內部需求。引導我國向民生、農業、科技技術、資源節能等領域投資，加強和規范政府融資通道以防范投資風險，提高經濟效益。鼓勵民間投資，引導民間資本投向中西部地區，進一步開發我國內需。

（三）加強外貿技術和貿易服務創新，調整產品結構

我國應該加快健全服務貿易法律法規，完善服務貿易的國內經營環境，通過宏觀調控政策推動服務貿易發展。我國金融機構適當建立服務貿易發展基金來完善貿易促進體系，培養國際化人才，促進外貿技術進一步創新發展。我國應該加強引導企業提高產品高科技術含量和附加值，提升貿易檔次并向資本和技術密集型企業發展。

篇（6）

關鍵詞：體育用品；出口；進出口貿易；互動關系；實證研究；中國

中圖分類號：G80-05文獻標識碼：A文章編號 ：1007-3612(2009)03-0020-05

A Positive Research on Interaction between Sporting Goods Export and China's Import and Export Trade

CHEN Po ZHAO Heng XIA ChongDe

(1. College of Physical Education, Chongqing Normal University, Chongqing 401331, China;

2. College of Physical Education, Southwest Un iversity, Chongqing 400715, China)

Abstract: The national gross of imports and exports, imports, exports and sporti ng goods exports from January 2004 to June 2007 are analyzed by the methods of c orrelation analysis, unit root test, cointegration analysis, Granger causalitytest, pulse response function and variance decomposition technique in the positi ve research of interaction between sporting goods export trade and China's impor t and export trade. The results show that there exists high correlative between sporting goods, China's export and import trade, import trade and export trade, and the four time series variables are in a whole bandI (1) sequence. There isno long term, stable balance between sporting goods export trade and China's imp ort and export trade, but it exists between export trade and import trade. Sport ing goods export trade is not the reason for growth, while import and export tra de and export trade is responding for sporting goods export growth. There is no oneway on the Granger causality reasons for sporting goods export trade and im p ort trade. Influence of import and export trade, export, import export trade on the sporting goods trade growth fluctuations responses for the overall performan ce as significant in shortterm effects, weak in longterm effects. The fluctu at ion and the growth mainly attribute to their own factors. Sporting goods export contributes to China's import and export trade at a low level.

Key words: sporting goods; export; import and export trade; interaction; positive research; China

在我國進出口貿易與體育用品出口貿易雙重因素的作用下，國內社會經濟發展水平得到 較大幅度提高。基于此背景，本研究選取體育用品出口貿易與中國進出口貿易為研究對象， 驗證二者之間的互動關系，把握其內在作用機制，實現共同繁榮發展目標，進一步促進我國 經濟發展，有著重要的現實意義。近年來，關于體育用品的研究成果頗多，但大部分還是純 粹的定性描 述，多以抽象的語言概括為主，定量與定性相結合的實證性研究成果甚少。鑒于此，本文利 用2004年1月～2007年6月的月度數據，運用多種計量經濟學分析方法，重點考察體育用品出 口貿易與我國進出口貿易的互動關系，考證二者之間的彼此貢獻程度。旨在為進一步明確體 育用品出口貿易與我國進出口貿易之間的量化關系，完善體育用品出口貿易發展策略，不斷 壯大中國進出口貿易規模，提高國內體育產業發展水平，進而提升國內整體競爭實力提供理 論參考。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象 本文選取2004年1月-2007年6月為樣本區間值。以我國進出口貿易總額、進口貿易總額 、出口貿易總額和體育用品出口貿易總額共42個月度數據為具體分析指標，數據分別源于《 中經專網》（newibe.cei.省略）和《中國統計》（2005年第1期-2007年第8期 ）。

1.2 研究方法

1.2.1 文獻資料法

從《中國統計》和《中經專網》獲取國家進出口貿易總額、進口貿易總額、出口貿易總額與體育用品出口貿易總額42個月度數據。同時，參考相關經濟學研究論文35篇，查閱計量經濟學專著5本，為完成本課題提供了資料保障。

1.2.2 數理統計法

分別運用計量經濟學軟件Eviews5.0和社會學統計分析軟件SPSS12.0對數據資料進行收集整理，并完成對數據必要的數理統計處理。

2 國內外關于體育用品的分類結構體系研究

通過總結國內外關于體育用品分類的相關研究文獻[10-11]，本文現將中國與歐洲 國家關于體育用品的分類結構體系簡要列出（表1）。

由國內外關于體育用品的分類結構體系（表1）可發現，目前我國對體育用品的分類尚沒有統一標準，主要包含5大產品分類系列，而每一產品分類中又包括不同的產品內容。近些年，國內針對體育用品的分類現狀，國家體育總局裝備中心所編輯的《中國體育商鑒》和近幾屆體育用品博覽會對體育用品參展單位的分類基本大同小異。但總體上講，這些分類不夠系統，彼此間界定比較模糊，主要適用于商業目的。縱觀歐洲國家對體育用品的分類結構體系，該分類體系簡單、清晰、明了，故其對本研究具有較大借鑒意義。

3 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的總體情況分析

運用社會學統計分析軟件包SPSS12.0繪制我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易與體育用 品出口貿易的時間動態序列圖（Time Sequence Charts），如圖1所示。

從圖1看出，從2004年1月～2007年6月我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易和體育用品出口貿易保持著持續增長態勢，但存在周期性波動。進出口貿易、出口貿易與進口貿易總額有著相同的周期性波動規律，在每年1～3月之間均會出現進出口貿易經濟的低谷期，但調整期限較短，對外貿易經濟能迅速恢復初始增長狀態。中國體育用品出口貿易也同樣具有相似的變化規律，但從數量規模上講，體育用品出口貿易與我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易還存在著非常大的差距，其所占國內進出口貿易份額偏低。

4 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的相關分析

為初步明確體育用品出口貿易與我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易的關聯程度，運用社 會學統計分析軟件包SPSS12.0對該4個對外貿易經濟指標進行皮爾遜相關分析（Pearson Co rrelation），結果如表2所示。

由表2可知，我國體育用品出口貿易與進出口貿易、出口貿易、進口貿易的相關系數分別為0 .828、0.826和0.805，均達到較高關聯程度，且具有非常顯著性意義（P

5 體育用品出口貿易與中國進出口貿易互動關系的計量分析

對體育用品出口貿易與我國進出口貿易的互動關系進行計量分析的步驟如下：1） 對中國進 出口總額、出口總額、進口總額與體育用品出口額取自然對數值，分別以LNJCK、LNCK、LNJ K及LNTYCK表示；2） 對這4個時間序列指標進行單位根檢驗（平穩性檢驗）；3） 對體育用 品出口貿易與進出口貿易、出口貿易、進口貿易的協整關系進行檢驗；4） 對體育用品出口 貿易與進出口貿易、出口貿易、進口貿易進行格蘭杰因果關系驗證；5） 采用脈沖響應函數 分析我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易對體育用品出口貿易增長波動的總體響應；6）

運用方差分解技術考察體育用品出口貿易對進出口貿易事業的貢獻程度。

5.1 單位根檢驗（平穩性檢驗）

在對該4個時間序列指標取自然對數值之后，采用ADF單位根檢驗方法來驗證時間序列的平穩性。其操作過程借助Eviews5.0軟件完成，結果如表3所示。

從表3看出，LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK的ADF統計量均大于在10%、5%、1%水平下的臨界值 ，即4個變量的原序列均未通過ADF檢驗，全為非平穩時間序列。綜合考慮時間趨勢因素，并 對LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK進行一階差分處理，差分后的時間序列均通過了10%、5%、1% 水平的顯著性檢驗，說明LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK是一階單整I(1)序列。

5.2 協整關系檢驗 本研究采 用E-G（Engle-Granger）兩步法，用一個變量（LNTYCK）對其它3個變量（LNJCK、LNCK、LN JK）分別作對數回歸，并根據回歸模型及模型殘差值的單位根檢驗結果，判斷體育用品出口 貿易與中國進出口貿易、出口貿易、進口貿易之間是否存在長期穩定的均衡關系。因本文所 涉及的4個時間序列變量均為一階單整I(1)序列，可直接用最小二乘法（OLS）進行協整回歸[13-14]。所有操作過 程均借助Eviews5.0軟件完成，結果如表4、表5所示。

注： R表示判定系數，AdjustedR表示調整判定系數，S.E表示標準誤差，F -statistic表示模型的F檢驗值，Prob表示顯著性概率。

1） 由變量組LNJCK、LNTYCK的協整回歸模型可知，模型擬合優度較高，解釋能力較強（R=68.85%），并具有顯著性意義（P

2） 從變量組LNCK、LNTYCK的協整回歸模型看出，模型擬合優度較高，解釋能力較強（R=68.44%），模型存在顯著性意義（P

3） 由變量組LNJK、LNTYCK的協整回歸模型可知，模型擬合優度較高，解釋能力略低于前兩個模型（R =64.20%），也具有顯著性意義（P

5.3 格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗要求變量必須是平穩的[14]，經ADF統計量檢驗，得知變量D(LNJCK)、D(LNCK)、D(LNJK)和D(LNTYCK)均為平穩時間序列，故可對該4個變量進行格蘭杰因果關系檢驗，根據AIC和SC最小化準則，本文確定滯后期為2，采用Eviews5.0軟件進行處理，結果如表7所示。

由表7可知，對于D(LNTYCK)不是D(LNJCK)的格蘭杰原因的原假設，F統計值較小，顯著性概率P大于0.05，故接受原假設，表明體育用品出口貿易不是我國進出口貿易增長的原因。就D(LNJCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設，F統計值為4.25 389，顯著性概率P小于0.05，拒絕原假設，說明進出口貿易是體育用品出口貿易增長的原因；對 于D(LNTYCK)不是D(LNCK)的格蘭杰原因的原假設，F統計值偏小，顯著性概率P也大于0.05，因此接受原假設，表明體育用品出口貿易也不是中國出口貿易增長的原因。就D(LNCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設，F統計值為3.89 591，顯著性概率P小于0.05，由此拒絕原假設，說明出口貿易同樣也是體育用品出口貿易增長的原因；對于D(LNTYCK)不是D(LNJK)的格蘭杰原因與D(LNJK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的兩個原假設，F統計值均較小，顯著性概率P大于0.05，故接受原假設，表明體育用品出口貿易與我國進口貿易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。從中不難看出，因受中國體育用品業發展內外環境的影響，體育用品出口貿易的規模還差強人意，但其經濟效益還有待于進一步提高。因此，近些年，體育用品出口貿易的快速發展并不是我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易增長的直接原因，而進出口貿易、出口貿易的發展卻對體育用品出口貿易增長產生了積極作用。

5.4 脈沖響應函數分析

脈沖響應函數是基于向量自回歸（VAR）模型得出的，主要反映來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前值和未來值的影響，刻畫內生變量對隨機擾動的動態反映，顯示任意變量的隨機擾動（新息Innovation）如何通過模型影響其他變量，并反饋到自身的動態過程[14-15]。本文運用脈沖響應函數（Impulse response functions）重點考察 體育用品出口貿易與中國進出口貿易、出口貿易、進口貿易之間的互動關系。

進行脈沖響應函數分析之前，必須構建理想的VAR模型。根據AIC和SC最小化原則，借助Eviews5.0軟件對不同滯后量模型的AIC和SC值進行反復比較，結果如表7所示，從中選出AIC和SC值最小的VAR模型，即3個向量自回歸模型的滯后期均為5，說明滯后期為5時，3個向量自回歸模型（LNJCK與LNTYCK、LNCK與LNTYCK、LNJK與LNTYCK）的回歸效果最為理想。

根據上述3個VAR（5）模型，研究運用模擬沖擊法，對模型系統施加一個外部沖擊，借助Eviews5.0軟件計算各變量對沖擊的反應，考察中國進出口貿易、出口貿易、進口貿易對體育用品出口貿易的反應狀況。圖2、圖3、圖4分別顯示我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易對來自體育用品出口貿易增長一個標準差沖擊的反應。

分析圖2、圖3與圖4可得出，在短時期內，體育用品出口貿易的變動會對我國進出口貿易、出口貿易和進口貿易產生較大影響，即在1～3期之間，體育用品出口貿易增長的波動對中國進出口貿易、出口貿易和進口貿易增長的波動產生直接作用。但從長遠來看，體育用品出口貿易增長的波動并未對進出口貿易、出口貿易和進口貿易產生明顯的影響。基于此，研究認為我國進出口貿易、出口貿易與進口貿易對體育用品出口貿易增長波動的總體響應表現為“短期效應明顯，長期效應較弱”。

5.5 方差分解技術

方差分解（Variance decomposition）技術也是根據VAR模型得來的，其可將系統中每個內生變量的波動（K步預測方差）按其成因分解為與各方程新息（Innovation）相關聯的組成部分，從而了解各新息對模型內生變量的相對重要程度[14-15]。本文采用該 技術的主要目的是考察體育用品出口貿易在不同時期對我國進出口貿易、出口貿易和進口貿易的具體貢獻程度。借助Eviews5.0軟件進行計算，結果如表8所示。

由表8可知，我國進出口貿易、出口貿 易與進口貿易增長的波動主要歸因于自身因素，解釋能力分別達84.61%、77.24%和91.92 %。 而受體育用品出口貿易擾動項的沖擊影響的成分較低，其對中國進出口貿易事業的貢獻程度 均維持在較低的水平，解釋能力分別為15.39%、22.76%、8.08%，說明體育用品出口貿易 對我國進出口貿易、出口貿易和進口貿易的貢獻程度非常有限。

6 結 論

1） 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的總體情況分析得出，我國進出口貿易、出 口貿易、進口貿易及體育用品出口貿易保持著持續增長態勢，但存在周期性波動。從數量規 模上講，體育用品出口總額與進出口總額、出口總額、進口總額還存在著非常大的差距，所 占中國進出口貿易的份額偏低。

2） 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的相關分析表明，我國體育用品出口貿易與 進出口貿易、出口貿易、進口貿易的相關系數分別為0.828、0.826和0.805，均達到較高 的關聯程度，且具有非常顯著性意義（P

3） 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的單位根檢驗顯示，我國進出口貿易、出口 貿易、進口貿易和體育用品出口貿易的自然對數時間序列（LNJCK、LNCK、LNJK、LNTYCK） 均為一階單整I(1)序列。

4） 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的協整關系檢驗可知，體育用品出口貿易與 我國進出口貿易不存在長期穩定的均衡關系，但與出口貿易、進口貿易存在長期穩定的均衡 關系。

5） 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的格蘭杰因果關系檢驗表明，體育用品出口 貿易不是進出口貿易增長的原因，而進出口貿易則是體育用品出口貿易增長的原因；體育用 品出口貿易也不是出口貿易增長的原因，但出口貿易是體育用品出口貿易增長的原因；體育 用品出口貿易與進口貿易不存在任何單向上的格蘭杰因果關系。

6） 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的脈沖響應函數分析得出，我國進出口貿易 、出口貿易與進口貿易對體育用品出口貿易增長波動的總體響應表現為“短期效應明顯，長 期效應較弱”。

7） 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的方差分解技術說明，我國進出口貿易、出 口貿易與進口貿易增長的波動主要歸因于自身因素，體育用品出口貿易對進出口貿易事業的 貢獻程度均維持在較低的水平，說明體育用品出口貿易對我國進出口貿易、出口貿易和進口 貿易的貢獻程度非常有限。

參考文獻：

［1］ 傅秋仁,王躍鳳.我國體育用品業發展前景的探索與對策研究［J］.商場現 代化,2007,492(1):25.

［2］ 席玉寶,劉應,金濤.我國體育用品出口狀況分析［J］.體育科學,2005,25(12):22-2 7.

［3］ 王躍鳳,傅秋仁.加入WTO后我國體育用品業應面臨的機遇與挑戰［J］.商場現代化, 2007,506(6): 262.

［4］ 楊斐,趙景峰,王凱.中國進出口貿易與經濟增長關系的實證研究［J］.人文雜志,20 07,1:72-77.

［5］ 李士建.中國體育用品業國際競爭力問題探討［J］.首都體育學院學報,2007,19(2) :9-11.

［6］ 余志健,陳勇.我國體育用品市場現狀及應對策略［J］.集團經濟研究,2007,217(1) :61-62.

［7］ 李斌,.中國體育用品品牌擴展策略研究［J］.河北體育學院學報,2007,21(2 ):27-29.

［8］ 楊明,郭良奎.我國體育用品產業集群發展及政府政策研究［J］.體育與科學,2007, 28(3):27-30.

［9］ 祝振軍,常冬冬.我國民營體育用品企業的發展環境及前景［J］.體育學刊,2007,14 (3):23-26.

［10］ 李驍天,王莉.對我國體育用品產業市場結構特征的研究［J］.體育科學,2007,27( 5):15-22.

［11］ 林顯鵬.我國體育用品業挖掘出口潛力措施的思考［J］.體育產業信息,2003,(2): 13-15.

［12］ 張煥明.我國經濟增長地區性趨同路徑的實證分析［J］.財經研究,2007,33(1):76 -87.

［13］ 陳龍江,黃祖輝,周文貴.中國農產品對外貿易對農業經濟增長的貢獻――基于1981- 2003年數據的實證分析［J］.經濟理論與經濟管理,2005,33(10):48-54.

［14］ 楊斐,趙景峰,王凱.中國進出口貿易與經濟增長關系的實證研究［J］.人文雜志,2 007,1:72-77.

篇（7）

關鍵詞：

新興市場國家；匯率制度；進出口貿易

一直以來，匯率制度對國家進出口貿易影響是宏觀經濟學、國際貿易學和國際經濟學研究重點。匯率制度可引起進出口商品的價格和結構變化，影響貿易流量，并對國際收支有很大影響。為此，認為新興市場國家匯率制度主要從貿易流量和商品結構對我國進出口貿易產生影響。

一、進出口貿易流量影響理論

彈性分析法是國際收支研究重要理論，以此形成馬歇爾—勒納條件式。該理論有6個假設條件：(1)國際收支不存在資本流動，僅源自于貿易收支；(2)收支差額因貨幣貶值受到的影響；(3)假設進出口商品供給的彈性無窮大；(4)在收支調整過程中沒有時滯效應；(5)當產業及就業不變時，進出口商品的需求和價格呈函數關系；(6)收支平衡為彈性模型分析起點。早在1861年，英國名為葛遜的經濟學家就提出了國際借貸理論[1]，認為借貸關系是匯率變動主要影響因素，匯率決定了外匯供給和需求，外匯供給和需求決定了國際借貸，包括資本流動、商品進出口和債券買賣等。此理論假設有6個：(1)匯率由市場完全決定，且完全浮動，政府不干預外匯市場；(2)匯率變動維持外匯市場平衡；(3)國際收支處于平衡；(4)除經常賬戶及資本金融賬戶外，收支不包括其他賬戶；(5)將貿易賬戶視為經常賬戶，不受進出口商品供給影響，僅受到實際匯率和內外需求的影響；(6)資本金融流動僅僅受到外國利率、本國利率的影響，及對未來匯率的影響。在上世紀70年代，有學者提出匯率資產組合分析法[2]，認為：(1)有價證券為龐大投資載體，與貨幣之間有較好替代性，有價證券直接影響貨幣供求存量；(2)在風險因素下，非套補利率平價無法成立，本幣資產和外幣資產僅能部分替代；(3)匯率決定了國際收支及金融資產存量結構。

二、進出口商品結構影響理論

匯率制度與進出口商品結構直接無直接聯系，間接影響貿易結構，在該方面未形成堅實理論基礎。生產結構變化是引起貿易結構改變的根本原因，體現在：生產技術和要素稟賦變化，各行業間匯率不完全傳遞。要素稟賦論于1919年提出，1933年完善[3]，有9個假設，(1)僅存在A、B兩個國家，X、Y兩種商品，L勞動和K資本兩種生產要素；(2)假設A國和B國生產函數相同；(3)X商品屬于勞動密集型，Y商品屬于資產密集型；(4)商品生產方面無規模經濟；(5)A國和B國消費偏好一致；(6)A國和B國無專業化生產；(7)A國和B國在商品、要素市場上完全競爭；(8)在國內，生產要素可自由流動，不可跨國流動；(9)無貿易成本。近年來研究主要將匯率不完全傳遞與匯率制度、貨幣政策等聯系在一起。匯率不完全傳遞對貿易結構作用機制為，各行業間匯率傳遞差異，使各類進出口產品相對價格發生改變，進一步影響貿易流量。

三、匯率制度與經濟增長、產品結構的關系

1.經濟增長

在出口貿易上，經濟增長為出口貿易重要基礎和物質保障，有利于持續維護生產活動，是出口貿易重要物質基礎。在規模經濟下，商品生產效率提高和成本降低都將成為可能，但由于內部市場有限，制約了規模經濟發展。經濟持續增長離不開規模經濟。由此可見，中國正值經濟水平及規模經濟發展重要時期，對出口貿易發展有迫切需求。匯率波動性和水平變化直接影響出口商品的價格變化，但出口商品生產和價值卻決定著我國經濟的發展水平，因此，盡管匯率變動是出口貿易重要因素，但并非決定性因素。匯率變動在經濟體內部不可能完全獨立，經濟增長對匯率變化也有一定影響。在進口貿易上，由于經濟增長，導致進口需求增加。經濟增長作為進口貿易物質保障，在投資、生產和消費等各領域都采用了進口資源，以此確保經濟得到可持續性增長。匯率變動貿易效應對進口貿易有很大影響，經濟增長對匯率變動有一定制約。

2.產業結構

產業結構是我國社會經濟水平的重要體現，是經濟發展決定性因素及要素稟賦體現，出口商品的結構基礎在于產業結構。產業結構決定著各種產品生產的種類和數量，在市場供給中起到主導作用，對出口商品數量及種類有直接影響。在跨國公司水平一體化、垂直一體化及生產網絡化發展下，出口貿易逐漸表現出內部化特點，產業內貿易獲得飛速發展，跨國公司內出口商品結果與產業結構相同。匯率變動影響商品出口價格，但因為出口商品的結構主要由生產結構決定，故匯率不是唯一影響出口商品結構的因素。在進口商品上，匯率制度與進口貿易產業結構的關系體現在：

(1)進口商品結構最終由產業結構所決定；

(2)進口商品結構和產業結構日益相同；

(3)匯率變動對進口商品結構有重要影響。

四、結束語

匯率制度和進出口貿易之間是互相關聯、互相影響的。與其他新興市場國家相比，中國金融的開放程度較低，其他國家匯率制度對我國進出口貿易有極大影響。筆者查閱資料后，分析新興市場國家匯率制度對我國進出口貿易影響，供學者參考。

參考文獻：

[1]谷家奎,陳守東,劉琳琳.匯率變動的貿易溢出效應:時變性與異質性分析[J].山西財經大學學報,2014,5:1-10.

篇（8）

[中圖分類號]F4 [文獻標識碼]A [文章編號]1671-5918（2016）07-0103-04

自20世紀90年代以來，受國外體育用品制造業產業轉移和本土發展環境優化等因素影響，我國體育用品制造業發展迅猛，并逐漸成為體育產業的重要組成部分。據統計，全國體育用品制造業行業總產值以每年493億元的規模增長，全球65%的體育用品在中國生產制造，我國已成為世界體育用品制造大國。近年來，我國體育用品出口保持著較高的增長幅度，根據國家信息中心中經專網（http：//ibe.cei.gov.en/）和國家海關數據顯示，2012年全國894家規模以上體育用品制造業企業實現出貨值509.94億元，同比增長10.58%；從出口性質來看，體育用品出口以外資企業、私營企業和國有企業為主，合計出口占全部出口總額的98.5%，其中外商投資企業出口占六成以上，這表明外商投資對我國體育用品制造業出口貿易產生重要影響。

改革開放以來，我國對外貿易和吸引外資都取得了較快發展，根據國家統計局公布的數據，我國實際利用外商直接投資（FDI）額和對外直接投資額分別從2002年的527.43億美元、27億美元躍升至2012年的1117.2億美元、850億美元，年均增幅分別為7.79%和41.19%；而與此同期，我國體育用品制造業FDI和對外直接投資年均增幅為9.22%和31.4%。根據相關研究結果顯示，FDI和本國對外直接投資對進出口貿易產生重要影響，但體育用品制造業進出口貿易是否也受到FDI和我國對外直接投資影響？影響是否顯著，是怎么樣影響的？面對新形勢和新挑戰，這些問題是值得深思的。因此，本文通過建立外商直接投資（FDI）和我國對外國直接投資對體育用品制造業進出口貿易影響的回歸模型，以實證的定量分析來研究兩者之間的相關性，以期得出有意義的結論。

一、相關文獻回顧

1960年，美國經濟學家海默的博士論文《國內企業的國際經營：對外直接投資的研究》提出了壟斷優勢理論，標志著對外直接投資理論的興起；這一時期，以商品貿易為主的國際經濟交往格局被打破，國際分工深入到生產領域，進而滲透到產業內部，這使得對外直接投資和國際貿易之間的互動關系加強，融合程度加深。對外直接投資與貿易理論主要有兩大體系，一是宏觀角度下以國際貿易理論為基礎，如郝克歇爾一俄林的要素稟賦論（靜態比較優勢），小島清邊邊際產業擴張論（動態比較優勢）和錢鈉里的“兩缺口”理論等；二是微觀角度下以產業組織理論為基礎，如壟斷優勢論、內部化理論和鄧寧的國際生產折中論等。從實證角度來看，國外學者主要有兩種觀點，一是以Mundell為代表的“替代性關系”，如Blonigen（2005）指出為逃避貿易壁壘，FDI對貿易具有替代性關系；二是以小島清（1973）為代表的“互補性關系”，如Lipsey和Weiss（1984）指出對外直接投資可以帶動與其相關或配套的技術品和服務的母國供應商對東道國的直接投資和出口，在長期中，FDI和母國出口趨于互補；Marchant（2002）、Rose和Spiegel（2004）也通過實證檢驗證明了FDI與國際貿易存在正相關關系。我國學者對FDI和對外直接投資對本國外貿影響的研究面較廣，研究重點主要集中在出口總量、結構升級和技術外溢出等方面，如李春頂（2009）以新一新貿易理論為基礎，研究了我國不同行業企業應選擇不同的國際化路徑（繼續擴大出還是轉向對外直接投資）；孫少勤，邱斌（2010）從市場體制、外資政策、金融市場效率和市場分割等四個制度入手，分析了上述四個制度因素對我國制造業FDI技術溢出效應的影響。

通過文獻回顧，可以發現國內外對此研究在宏觀經濟領域、中觀產業層面、微觀企業角度都有較寬、較深的研究，但關于FDI對我國體育用品制造業的影響研究方面則較少，只有張宏偉（2010）和王自清（2010）等少數學者對此有相關研究；張宏偉通過測算體育用品制造業全要素生產率來分析FDI對我國體育用品制造業的技術溢出效應，王自清研究了三資企業資產與我國文教體育用品制造業工業總產值之間的關系，而關于FDI對進出口貿易影響的研究則鮮有。基于上述背景和相關研究成果，本文選取2003-2012年體育用品制造業對外貿易數據作為研究樣本，運用單位根檢驗（ADF）、協整關系檢驗和向量誤差修正模型（VEC）等方法對FDI與我國體育用品制造業進出口貿易的影響效果進行了分析，同時也把我國對外國直接投資作為變量因素考察其是否對體育用品制造業進出口貿易產生影響，進而為改善我國體育用品制造業對外貿易提供相關建議。

二、數據來源與模型構建

（一）數據來源

1.體育用品制造業進出口貿易數據

本文照國家體育總局制定的《體育及相關產業分類（試行）》選取體育用品制造業的相關數據，數據來源于國務院發展研究中心信息網（該平臺是由國務院發展研究中心主管、國務院發展研究中心信息中心主辦、北京國研網信息有限公司承辦的）、中經網統計數據庫（國家信息中心主辦）和國家海關公布的分行業月度數據，本文將各年的月度數據匯總得出我國體育用品制造業進出口貿易額。

2.FDI和我國對外直接投資額

本文研究所需的我國全部行業FDI和對外直接投資額數據來源于國家統計局編撰的歷年《國家統計年鑒》，體育用品制造業的FDI來源于中經網統計數據庫；由于體育用品制造業的對外直接投資額沒有直接數據，本文根據國家統計局公布的20行業對外直接投資額（其中包括文化、體育和娛樂業）和商務部編撰的歷年《中國對外直接投資統計公報》（其中對文化服務業有做概述）對體育用品制造業對外直接投資額進行估算，由于文化、體育和娛樂業對外直接投資總額明顯小于體育用品制造業FDI額，所以在做回歸模型分析時，估算的體育用品制造業對外直接投資額數據對本文的研究結論影響很小。

（二）模型構建

根據上述FDI和國際貿易相關理論，假定出口需求EX和進口需求IM是該行業對外直接投資（CDI）和受到外商直接投資（FDI）等變量的函數，由此得到的進出口需求函數為：

EX=EX（CDI，FDI） （1）

IM=IM（CDI，FDI） （2）

由于對進出口貿易產生影響的不僅僅是該年的CDI和FDI，往年流入和流出的FDI和CDI對該行業的對外貿易也會產生影響（于薇薇，2007），本文將考察往年的FDI和CDI是否也對體育用品制造業進出口貿易產生影響，故把FDI和CDI的累計額也作為變量因素來分析，兩者的累計額分別采用截止到該年的累計額；由于本文不僅研究長期靜態效應，也關注短期動態效應，故選擇“滯后一期”帶來的短期影響，進而研究數據以2002年為初始年，2003年的累計額是2002年和2003年的總和，2004年則是2002、2003和2004年的總和，以此類推。故上述（1）和（2）式可以完善為：

EX=EX（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （3）

IM=IM（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （4）

（3）和（4）式中AFDI和ACDI分別表示FDI和CDI的累計值。

為減少估值誤差可以將上述數據轉換為對數形式，通過最小二乘法（OLS）回歸，則有計量模型：

lnEX=αex+βexlnCDI+γexlnFDI+λexlnAFDI+πexlnACDI+ρex （5）

lnIM=αim+βimlnCDI+γimlnFDI+λimlnAVDI+πimlnACDI+ρim （6）

上述（5）和（6）式是本文實證分析的基準模型，其中α為常數項，β、γ、λ、π為各自變量的系數，ρ表示隨機擾動項。

三、實證分析

（一）我國體育用品制造業進出口貿易和FDI現狀分析

自2002年正式加入世貿組織后，我國對外貿易規模持續擴大，2003至2012年出口和進口貿易增長速度年均增幅分別超過21%和20%，2012年我國在全球貨物貿易額排名中位列第二，而與此同期我國體育用品制造業進出口貿易增速放緩，圖1和圖2分別顯示的是我國體育用品制造業進出口貿易和FDI增速、體育用品制造業進出口貿易和FDI占全國進出口貿易總額和FDI總額的比例。

圖1顯示除2010年外，我國體育用品制造業出口貿易增幅呈現下降態勢，并且2012年出口額出現首次下降，這表明我國體育用品制造業出口面臨嚴峻形勢，出口產品結構競爭優勢降低和國際競爭加劇是主要原因；進口增速則呈現“降一升一降”的來回波動趨勢，這與國內居民收入狀況和體育消費環境有很大關系，如受金融危機影響，但受惠于2008年北京奧運會的舉辦，當年進口增幅達到9.8%，而2009年則受到金融危機滯后效應影響，下降幅度超過11%；外商對我國體育用品制造業的直接投資也呈現來回波動趨勢，北京奧運會前的2007年增幅達87%，而最近幾年，我國體育用品制造業發展受到諸如產品科技含量低、惡性競爭嚴重、支持力度需要加強等因素影響，2012年FDI增速只有10%左右，投資環境需要進一步改善。

圖2顯示2008年北京奧運會前，我國體育用品制造業出口額占全國出口額比重持續下跌，但2009-2011年出口比重明顯高于2009年之前，這和國家建設體育強國和國務院出臺加快發展體育產業的相關政策有較大關系；進口比重則保持平穩態勢；雖然2012年體育用品制造業FDI增速只有10%，但全國FDI增速為負增長，體育用品制造業FDI比重則保持穩中有升態勢，這表明越來越多的外商投資我國的體育用品制造業，體育用品制造業企業競爭加劇。

（二）FDI和我國對外直接投資對體育用品制造業進出口貿易的影響

在做時間序列回歸分析中，一般假定時間序列是平穩的，否則在做回歸分析時可能出現“偽回歸”現象，在實踐中較多宏觀經濟數據的時間序列是非平穩的，為避免“偽回歸”現象，本文將采用Engle-Granger（1987）提出的兩步法，首先根據基準方程（5）和（6）對相關變量做ADF單位根檢驗，然后衡量各變量與進出口貿易之間是否存在長期協整關系，因為當且僅當各非平穩變量同階單整且具有協整關系時，建立的回歸模型才有意義，最后進一步在此基礎上運用向量誤差修正模型（VEC）分析變量間的短期效應。

1.ADF根檢驗

運用Eviews軟件對基準方程中的變量進行平穩性檢驗，檢驗結果如表1，在5%的顯著性水平下，只有原始數據lnEX和lnAFDI單整，而在二階差分后，則都是平穩的時間序列。注：如果ADF檢驗值小于T值，則表明數據平整通過檢驗；表示二階差分

2.協整關系檢驗和VEC模型

利用Eviews軟件，將相關變量帶入上述基準方程（5）和（6）中，采用普通最小二乘法（OLS）進行測算，出口和進口方程分別為：

lnEX=5.57+0.12lnFDI+0.71lnAFDI+0.04CDI+0.01lnACDI+ρex （7）

其中R2=0.991983，D-W=2.18503。

lnIM=1.63+0.13lnFDI+0.84lnAFDI+0.01CDI+0.003lnACDI+ρim （8）

其中R2=0.965257，D-W=2.656159。

上述（7）和（8）式的擬合優度均超過0.95，說明方程整體線性情況較優；根據回歸結果顯示，雖然整體方程線性較優，但只有AFDI變量對進出口貿易額的影響較為顯著，其余三個變量均不顯著（見表2）。

為契合外商直接投資累計額（AFDI）對我國體育用品制造業進出口貿易額影響顯著的結果，本文把AFDI單獨拿出來與出口和進口做回歸分析，測算的出口方程和進口方程分別為：

lnEX=3.193309+0.832585lnAFDI+ρex （9）

其中R2=0.979767，D-W=1.451246，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

lnIM=0.491375+0.817216lnAFDI+ρim （10）

其中R2=0.960327，D-W=2.63312，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

上述（9）和（10）式為長期靜態進出口回歸方程。為避免直接回歸造成的偽回歸，需要對出口和進口回歸方程中的殘差序列p進行單整分析，對殘差序列進行單位根檢驗，測得ADF值分別為-2.771129和-3.761541，小于5%顯著性水平下的-2.309527和-3.259808，拒絕殘差存在單位根的原假設，因此，各變量之間存在長期的穩定關系。將殘差項resid加入VEC模型，采用OLS得出短期出口和進口動態方程分別為：

lnEX=2.275895+0.906402lnAFDI-0.038154ρ（-1） （11）

其中R2=0.979825，D-W=1.190602，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

lnIM=0.026562+0.854723lnAFDI-0.341169ρ（-1） （12）

其中R2=0.942080，D-W=1.514908，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

由于本文在計算AFDI累計值是從2002年開始，故（11）和（12）式中表示了滯后一期的回歸模型，ρ（-1）表示滯后一期。

3.分析與討論

（1）本文考察了外商直接投資及其累計值和對外直接投資及其累計值對我國體育用品制造業進出口貿易的影響，從（7）和（8）式可以看出體育用品制造業進出口貿易額與上述四個因素均呈正比；從影響系數來看，外商直接投資及其累計值對進出口貿易額產生較大影響。歷年流人的外商直接投資累計值是影響我國體育用品制造業進出口貿易的主要因素，這說明外商直接投資對其有滯后效應。

（2）（9）、（10）和（11）、（12）式中方程擬合度均超過0.9，說明方程整體線性情況較優；且ADFI的檢驗值為0.0000

（3）FDI流入帶來體育用品制造業出口的增長是和我國出口導向政策、產業結構調整升級，更廣泛參與國際分工密切相關的；日本經濟學家小島清提出了FDI與國際貿易互補效應的模型，他認為FDI是資金、技術以及管理經營等的綜合轉移，根據其理論可以推測FDI促進我國體育用品制造業出口貿易很可能是FDI流入改善了資本質量，同時帶來了先進的技術和管理經驗，并且對體育用品制造業部門產生了競爭效應，有力地提高了供給能力和出口競爭力。從理論上而言，進口替代政策和FDI的替代效應會使FDI與進口規模呈現反比例關系，但從實踐的角度看，我國體育用品制造業還處于追趕階段，在技術、管理、品牌等方面還有待于進一步提高，FDI流入則會大量進口先進的設備和原材料等，因此，實證分析才會出現FDI導致了進口的增加。

（4）從短期誤差修正模型來看（（11）、（12）式），FDI累計值與出口的關系，每年對上一年的偏離糾正速度為3.8%（p（-1）的系數），即當年FDI變動不會導致出口的迅速反應，因為FDI從實際使用到產品出口需要一定周期，這也佐證了FDI的累計值是影響出口貿易的主要因素；FDI累計值與進口的關系，每年對上一年的偏離糾正速度明顯高于出口，達到34.1%，即當年FDI變動對進口影響較大，這主要由于外商投資初期需要從國外進口大量的設備和原材料；由于p的系數為負，表明當年FDI變動與進出口呈負相關，這也佐證了在長期內FDI累計值對進出口影響大致相同，而短期內對出口的促進作用高于進口。

四、結論與對策建議

（一）主要結論

1.最近幾年，我國體育用品制造業出口貿易增幅及占全國出口貿易總額的比重呈現下滑態勢；體育用品制造業FDI增速表現來回波動趨勢，其占全國FDI比重則穩中有升。

2.本文利用ADF單位根檢驗、協整關系檢驗和向量誤差修正（VEC）模型分析了FDI和我國對外直接投資對體育用品制造業進出口貿易的影響。結果表明體育用品制造業FDI和我國對外直接投資均促進了進出口貿易，但FDI累計值是影響進出口貿易的主要原因；體育用品制造業FDI累計值對出口影響略大于進口影響，短期影響大于長期影響；當年FDI變動對進口影響高于出口。

3.FDI對我國體育用品制造業進出口貿易起到了促進作用。一方面，外資進入體育用品制造行業，有效地延伸了體育用品產業鏈，有助于發揮關聯投資效應、技術示范和擴散效應、管理示范效應，進而導致我國體育用品制造業外向型經濟發展，有效地促進了出口貿易；另一方面，我國體育用品消費市場雖然龐大，但仍存在較大的貿易壁壘，國外資金為了獲得市場占有率，提升出口貿易，進而轉向以FDI的形式替代直接出口，FDI的大量流入則會帶動先進設備、原材料等的進口。

（二）對策建議

1.鑒于我國體育用品制造業FDI對進出口貿易影響有滯后效應，且對出口影響大于進口影響，短期內可以加大引入FDI，但從長期來看，還需體育用品制造業行業自身不斷加大技術創新力度，加強內部管理，轉變出口貿易增長方式由數量型向效益型轉變，由勞動密集型向技術、資金、知識密集型轉變，提高出口產品科技含量和競爭優勢；

篇（9）

匯率是指用一種貨幣表示另一種貨幣的價格,它的變動會影響到經濟發展的許多方面,如貿易收支、資本流動等。它的變動可能會對一國的對外貿易產生重要影響。本文以定量的方法來估算人民幣匯率的變動對我國進出口貿易的影響程度。

一、實證分析

(一)變量說明

REX表示中國的出口數額,RIM表示進口數額,TOTAL表示進出口總額,都經過商品零售價格指數CPI調整(以1988年=100為定基指數)以消除價格因素影響;REER為以直接標價法表示的人民幣一美元的實際匯率。數據來源于《中國統計年鑒2009》和《中國商務年鑒2008》。

(二)平穩性檢驗

在進行協整分析前,本文采用ADF檢驗進行單位根檢驗,平穩性檢驗的結果如表1。

(三)協整關系檢驗

單位根檢驗結果顯示這四個序列在10%水平上均為一階單整序列。運用 Engel―Granger兩步法進行協整檢驗,驗證LNREX、LNRIM、LNTOTAL與LNREER是否存在協整關系。對LNREX、LNRIM、LNTOTAL與LNREER是做回歸,然后對回歸殘差進行平穩性 ADF檢驗。

根據協整理論,如果兩個序列滿足單整階數相同且之間存在協整關系,則這兩個非平穩序列之間就存在長期穩定的關系,從而可有效避免偽回歸問題。因此,對于經過平穩性檢驗后驗明為同階段的序列,要進行協整性檢驗,分析他們之間的協整關系。下面對LNREX、LNRIM與LNREER是否協整做進一步檢驗。采用EG兩步檢驗法進行檢驗。結果表明,ε的A DF 檢驗值均大于其顯著性水平為l %、5%和10%的臨界值,說明ε是不平穩的。但D(ε) 的ADF檢驗值小于其顯著性水平10%的臨界值,表明ε是一階單整的,即LNREX、LNRIM、LNTOTAL與LNREER存在協整關系。

結果表明:人民幣匯率與我國進出口貿易之間存在著長期穩定的均衡關系。該分析說明了匯率與進出口貿易之間確實存在著相互影響的長期穩定的數量關系。但是這并不代表所選的自變量必然是導致因變量變動的原因,還需要用因果關系檢驗方法分析兩變量之間的因果關系。

(四)格蘭杰因果關系評價

協整檢驗結果說明我國匯率波動與進出口貿易之間存在長期均衡關系, 但與二者相關關系不能確定因果關系一樣,這種均衡關系也不能確定匯率與進出口貿易之間的因果關系。為了驗證二者之間的因果關系,我們利用格蘭杰(Granger)因果檢驗進行分析。

在顯著性水平為10%的前提下,得出格蘭杰檢驗的p值,其中P(LNREER does not Granger Cause LNREX)=0.0637,P(LNREER does not Granger Cause LNRIM)=0.0979。可知出口不是匯率的格蘭杰因,匯率是出口的格蘭杰因;進口不是匯率的格蘭杰因,匯率是進口的格蘭杰因。

二、結論

通過上述對我國1988-2006年的匯率波動與進出口貿易面板數據的分析,可以得如下結論:

1、協整檢驗結果說明了長期以來,我國進出口貿易與匯率波動之間存在協整關系,匯率的增長會引起出口的增長,進口的降低;而匯率的降低會引起了出口的降低,進口的增加。并且,匯率波動對進口貿易的影響沒有出口貿易那么明顯。

2、格蘭杰因果關系檢驗顯示,匯率的變動與進出口貿易之間均存在因果關系,即對進出口都產生顯著影響。一般貿易理論認為,如果一國的本幣升值,就意味著本國出口商品相對漲價,相對削弱本國的出口競爭力,從而引起出口水平的下降。因此用格蘭杰因果關系檢驗得到同樣的結果,我國匯率的變動對出口也產生影響。

因此,保持人民幣匯率的穩定,以避免國際貿易中的經濟損失,是一個值得當前和今后深思的話題。

參考文獻:

[1]程瑤,于津.平人民幣匯率波動對外商直接投資影響的實證分析.世界經濟研究,2009(3):75-82

篇（10）

在過去的兩年間，在各國及世界各經貿組織相繼出臺并實施的各項經濟復蘇政策和計劃的影響下，全球經濟正逐漸回暖。廣東省的進出口貿易也在穩中漸長。但是，縱觀廣東省目前對外貿易發展的狀況，筆者認為，世界經濟復蘇的基礎還不牢固，進出口貿易的形勢仍存在諸多變數，這使廣東進出口貿易的形勢比預期的要復雜。以下將結合廣東省進出口貿易的優勢分析：

一、廣東省進出口貿易的優勢分析

1、廣東省經濟穩定增長：各國都在制定和實行各種經濟復蘇計劃，以期恢復本國的經濟發展。我國政府推動的各項經濟復蘇不僅促進了全球的經濟回暖，也讓我國對外貿易從歷史性衰退中看到了反彈的希望[1]。廣東省的進出口貿易值也在緩慢增長。據海關廣東分署的統計數據顯示，2010 年 1 至 2 月，廣東省進出口貿易總值為 925.5 億美元，同比增長 31%，但卻低于全國 44.8%的增幅，占全國進出口總值的 24%。與全國和主要外貿省市相比，廣東外貿進出口回升速度明顯落后于全國，進出口增幅也明顯低于北京、上海和浙江等主要外貿省市。同時，廣東進出口貿易值也尚未恢復至金融危機前的水平。據海關廣東分署的統計數據顯示，2010 年 1 月廣東進出口總值為 488.6 億美元，同比增長 33.4%，但與金融危機爆發前的 2008 年 1 月相比，廣東進出口、出口、進口總值分別下降8.3%、10.8%和4.7%，廣東的外貿進出口規模尚未完全恢復。

2、廣交會帶來的對外貿易契機：創辦于 1957 年春季的中國進出口商品交易會（簡稱“廣交會”）迄今已有五十余年的歷史，是我國目前歷史最長、層次最高、規模最大、商品種類最全、到會客商最多、成交效果最好的綜合性國際貿易盛會，也是我國及廣東省對外貿易的“晴雨表”。金融危機爆發后的連續幾屆廣交會，受到出口貿易嚴重下滑的影響，參展商及到會客商人數都呈明顯下降的趨勢。而恰逢“后危機時代”舉辦的第 107 屆廣交會卻給廣東對外貿易的發展提供了契機。統計數據顯示，第 107 屆廣交會到會采購商和出口成交雖然仍低于金融危機前的 2007 年春交會水平，但卻呈現整體恢復性增長態勢。美國到會采購商略有增加，新興市場如亞洲、大洋洲、美洲和非洲到會采購商人數明顯增多。這些都給廣東對外貿易的可持續發展帶來了新的契機和希望。

3、廣東勞動力資源較為豐富：由于廣東勞動力資源較為豐富，其他省份也源源不斷向廣東輸入勞動力，從而，勞動密集型產業具有極強的出口競爭力。在技術密集型產業上，通過引進外資、引進設備等，廣東的資本積累速度和技術進步速度都較快，從而該產業的國際競爭力已有了明顯的提高，在國際市場上已具有了中等的出口競爭力[2]。

4、地理位置和港澳優勢：改革開放三十多年，港澳扮演了重要的角色，為珠三角的發展作出了貢獻。在《珠江三角洲地區改革發展規劃綱要》指引下，廣東在未來將與港澳優勢互補，深化合作，打造具有世界競爭力的城市圈。構建粵港澳緊密合作區，增創國際競爭新優勢，指明了深化粵港澳合作的方向，是對深化粵港澳合作專題調研成果的升華。

二、廣東省進出口貿易的劣勢分析

1、外部環境日益嚴峻：隨著貿易保護主義泛濫，廣東近幾年在新一輪的貿易摩擦戰中，廣東傳統的優勢出口產品受到較大沖擊。玩具領域，美國、歐盟分別實施了新玩具安全認證程序和新玩具安全指令，馬來西亞等新興市場也紛紛筑起類似貿易壁壘，深圳、汕頭等地的玩具不僅出口減少，利潤也減少了兩到三成。家電、LED等能耗產品領域，2010 年1 月底歐盟推出的 EUP 指令則將一部分沒有及時整改提升的產品拒之門外。鞋類產品領域，繼歐盟對中國征收反傾銷稅之后，巴西也對來自中國的鞋類產品開征 100% 反傾銷稅，廣東鞋幾乎喪失巴西市場。家具領域，美國實施《雷斯法案》，新標準苛刻，對廣東家具的出口又是毀滅性的打擊。

2、比較優勢難以為繼：生產要素低成本的優勢喪失，各種政策的疊加效應，綜合要素的成本上升，造成外貿出口壓力的增加。截至 2010 年 5 月，我國初級產品進口價格水平已連續 6 個月呈現兩位數上漲，且漲幅逐月升高，廣東土地及房屋價格在一年多的時間內升了一倍左右。

在人工成本方面，廣東帶頭提高最低工資標準，雖然此舉是對工資收入長期滯后于國民經濟增長的自我糾正行為，對出口企業來講則是雪上加霜。許多議價能力低的中小企業面臨虧損。在各種成本大幅上升的量變擠壓下，廣東中小加工貿易企業不堪一擊。

3、企業缺乏品牌意識和長遠發展觀念：目前我省機電產品出口普遍缺乏自主品牌，貼牌出口占絕對主導地位。由于毗鄰香港，廣東的外向型經濟被融入香港接單的主流中。多數企業憑借勞動力、土地等低成本優勢從事產品加工出口業務，真正在國際市場上有競爭力的自有品牌十分有限[3]。據調查，即使是自有品牌內銷已占國內市場最大份額的格力電器，其外銷也只有20%用的是自有品牌，其余出口份額均為貼牌生產。不少企業滿足于眼前的利益，缺乏創品牌意識和企業長遠發展的打算，認為貼牌出口既省去了推廣自主品牌的費用，又規避了因對海外市場不了解而產生的風險，因此不愿意創建自主出口品牌。

4、自主創新體系和機制不健全，企業研發能力有限：近年來，廣東貿易產品在科技創新上取得了一系列的進步，提高了貿易產品出口的總體規模和國際市場占有率，從R&D投入水平和新產品發明成果來看，廣東在全國名列前茅。同時高精尖設備和關鍵元器件的進口不斷增長，但總體而言，對于引進的國外先進技術的消化、吸收和創新卻存在嚴重不足，究其原因主要是[3]：

總之，廣東貿易產品技術從獲得途徑上來看，國外引進比例較大，尤其是核心技術基本上靠引進，大多數機電企業尚未成為技術創新的主體。從調研情況看，其原因主要是從國外先進的技術及設備引進之后，缺乏配套資金，缺少基礎性的科研實驗平臺和必要的人力資源對引進技術及設備進行消化、吸收再創新。

參考文獻

[1]汪大蘭．廣東加工貿易現狀、問題及對策[J]． 經濟理論研究，2008(6)： 106-107．