进出口贸易实务论文范文第1篇
摘 要：随着国际贸易的快速发展, 进出口贸易已经成为影响通货膨胀的重要因素之一。文章首先根据历史数据分析了进出口贸易与国内通货膨胀的关系，然后理论分析了进出口贸易对通货膨胀的影响路径。
关键词：进出口贸易；通货膨胀；影响路径
一、引言
改革开放以来，我国对外贸易进出口额逐年大幅增长。尤其在进入二十一世纪的七年中，我国货物贸易进出口额更是在高位上逐年大幅增长，年平均增长速度达到24.3%。对外贸易一直呈快速增长趋势，同时中国国内经济呈现良好的增长态势——高增长低通胀。但是自2006年第四季度以来，中国国内面临着通胀的压力，市场物价呈现明显上涨态势。通货膨胀,成为我国经济运行中的重要问题，它对经济、社会各方面有着不同程度的影响。当前我们面临的是经济全球化的国际大环境，国际贸易与金融互动关系日益加强,尤其是作为世界上外贸依存度最高的中国而言,进出口贸易对中国国内通货膨胀的影响是一个不可忽视的因素。特别地，在我国外贸顺差快速增长和物价不断上涨的现实情况下，分析进出口贸易与通货膨胀的关系，对稳定国内物价、促进贸易平衡、维护经济金融稳定有很强的现实意义。
二、进出口贸易与国内通胀概述
改革开放30年来，我国的对外贸易取得了辉煌的成就。从进出口总额来看，2007年为21737亿美元，与1978比增长了104倍，年均增长17.4%。其中，出口较进口增长更快，出口从1978年的98亿美元增加到2007年的12178亿美元；进口总额从109亿美元增加到9560亿美元，增长了87倍。从进出口总额占世界贸易总额的比重来看，由1978年的不到1%提高到2007年的近8%。进出口贸易的快速增长不断提升我国在世界贸易中的位次，改革开放初期位居第三十二位，从2004年以来稳居第三位。
自改革开放以来，我国对外贸易迅速发展，国内经济快速增长，与此同时，国内物价指数也一路上涨。随着进出口额的快速增长，国内物价指数也一路上涨，由1978年的100上涨到2007年的464.7。
进出口贸易额与国内物价指数有着良好的线性关系。而且改革开放之初，由于国内市场经济刚起步和国内经济水平落后等原因，国际市场对国内市场有着较大的冲击，进出口贸易对国内物价指数有着明显的影响。直到上世纪九十年代中期，随着我国经济的发展、市场经济体制的完善和外贸水平的提高，来自进出口贸易对国内物价指数的影响才逐步减小并相对稳定下来。
三、进出口贸易对国内通货膨胀的影响路径
进出口贸易对国内通货膨胀有多种影响路径，而且各路径之间相互渗透、相互作用。一般进出口贸易对国内通货膨胀的影响路径有以下几条：
（一）货币供给路径：该途径的传导机制是:当国际收支出现长期大量的对外贸易顺差,而形成巨额外汇储备时,为收购出口所得外汇,中央银行要增加货币投放。这样,也会造成流动性过剩,引发通货膨胀。
（二）国外商品价格的传导路径：进出口贸易一直是拉动我国经济增长的“三驾马车”之一。特别是在国内消费需求相对不足的情况下，只能依靠外部市场吸收相对过剩的产品。因而，国际市场的通货膨胀会传导给国内。国际市场的价格波动不可避免地对我国的国内供求产生影响，国内供求的变化又会对物价水平产生影响。
（三）成本路径：在开放的经济社会中，由于本国与国际市场关系紧密，当国外生产要素价格上涨时，就会通过成本途径传播到国内，从而引起国内物价普遍、持续的上涨。从我国进口商品结构来看，我国进口的绝大部分商品是生产必需品，原材料、燃料、机械及运输设备的进口量在总进口额中占的比重较大。因此，国际市场上石油、原材料等价格上涨,将会导致国内这些基础产品的输入价格增加,从而引起国内最终产品价格以更大幅度上涨。
（四）生产增长率一工资增长率路径：结构性通货膨胀理论认为，在没有需求拉动和成本推动的情况下，经济结构因素的变动也能引起通货膨胀。在我国现阶段，国民经济主要依靠出口拉动，因此开放部门的生产率增长速度相对于非开放部门较快。理论上，由于生产率提高的快慢不同，各部门之间的工资增长率也应该有所区别。但是，生产率提高慢的非开放部门要求工资增长向生产率提高快的开放部门看齐，结果导致全社会的工资增长速度超过工资增长速度，引起通货膨胀。
（五）资本套利路径：中国持续的外贸顺差会引起外汇市场上人民币的升值，虽然从理论上来讲，人民币的升值可以解决贸易顺差和流动性过剩的问题，有助于缓解通胀压力。但实际上，没有证据表明人民币升值能有效地抑制通货膨胀。人民币升值不但不能有效解决流动性过剩和通货膨胀问题，反而在人民币升值和国内利率上升的利益驱动下，将会引起国外投机资本流入国内。
结束语：长期以来，国内外许多学者都在努力探究通货膨胀现象。通货膨胀的成因也是多方面的，在开放经济条件下，国际市场与国内市场相互作用，进出口贸易也是影响国内通货膨胀的重要因素。国内价格水平不再只由国内因素决定，来自国际的因素也冲击着国内的物价水平。对外贸易的快速发展，为促进经济增长、加快产业升级、扩大就业、增加税收做出了重要贡献，是全面建设小康社会、构建和谐社会的重要保障。当我国享受开放经济的收益时，也同时面临着它的负效应。我们在战略上，最明智的选择是更为积极主动地开放，在开放的进程中把握先机，趋利避害。因此，我国面对进出口贸易对国内通货的影响，必须要从其作用机制入手，积极主动的采取对策，而不是回避问题。只有这样，才能保证我国经济的健康发展。
作者单位：四川教育学院
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进出口贸易实务论文范文第2篇
摘 要：以2004年1月-2007年6月全国进出口总额、进口总额、出口总额和体 育用品出口额为 分析样本，运用相关分析、单位根检验、协整分析、格兰杰因果检验、脉冲响应函数及方差 分解技术等方法，对体育用品出口贸易与中国进出口贸易的互动关系进行实证研究。结果表 明：体育用品出口贸易与我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易存在较高关联度，且4个时 间序列变量均为一阶单整I(1)序列。体育用品出口贸易与我国进出口贸易不存在长期稳定的 均衡关系，但与出口贸易、进口贸易存在长期稳定的均衡关系。体育用品出口贸易不是我国 进出口贸易和出口贸易增长的原因，而进出口贸易、出口贸易却是体育用品出口贸易增长的 原因，体育用品出口贸易与进口贸易不存在任何单向上的格兰杰因果原因。进出口贸易、出 口贸易、进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应表现为“短期效应明显，长期效 应较弱”。进出口贸易、出口贸易与进口贸易增长的波动主要归因于自身因素，体育用品出 口贸易对我国进出口贸易事业的贡献程度均维持在较低的水平。
关键词：体育用品;出口;进出口贸易;互动关系;实证研究;中国
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)
Key words: sporting goods; export; import and export trade; interaction; positive research; China
在我国进出口贸易与体育用品出口贸易双重因素的作用下，国内社会经济发展水平得到 较大幅度提高。基于此背景，本研究选取体育用品出口贸易与中国进出口贸易为研究对象， 验证二者之间的互动关系，把握其内在作用机制，实现共同繁荣发展目标，进一步促进我国 经济发展，有着重要的现实意义。近年来，关于体育用品的研究成果颇多，但大部分还是纯 粹的定性描 述，多以抽象的语言概括为主，定量与定性相结合的实证性研究成果甚少。鉴于此，本文利 用2004年1月～2007年6月的月度数据，运用多种计量经济学分析方法，重点考察体育用品出 口贸易与我国进出口贸易的互动关系，考证二者之间的彼此贡献程度。旨在为进一步明确体 育用品出口贸易与我国进出口贸易之间的量化关系，完善体育用品出口贸易发展策略，不断 壮大中国进出口贸易规模，提高国内体育产业发展水平，进而提升国内整体竞争实力提供理 论参考。
1 研究对象与方法
1.1 研究对象 本文选取2004年1月-2007年6月为样本区间值。以我国进出口贸易总额、进口贸易总额 、出口贸易总额和体育用品出口贸易总额共42个月度数据为具体分析指标，数据分别源于《 中经专网》(http://newibe.cei.gov.cn)和《中国统计》(2005年第1期-2007年第8期 )。
1.2 研究方法
1.2.1 文献资料法
从《中国统计》和《中经专网》获取国家进出口贸易总额、进口贸易总额、出口贸易总额与体育用品出口贸易总额42个月度数据。同时，参考相关经济学研究论文35篇，查阅计量经济学专著5本，为完成本课题提供了资料保障。
1.2.2 数理统计法
分别运用计量经济学软件Eviews5.0和社会学统计分析软件SPSS12.0对数据资料进行收集整理，并完成对数据必要的数理统计处理。
2 国内外关于体育用品的分类结构体系研究
通过总结国内外关于体育用品分类的相关研究文献[10-11]，本文现将中国与欧洲 国家关于体育用品的分类结构体系简要列出(表1)。
由国内外关于体育用品的分类结构体系(表1)可发现，目前我国对体育用品的分类尚没有统一标准，主要包含5大产品分类系列，而每一产品分类中又包括不同的产品内容。近些年，国内针对体育用品的分类现状，国家体育总局装备中心所编辑的《中国体育商鉴》和近几届体育用品博览会对体育用品参展单位的分类基本大同小异。但总体上讲，这些分类不够系统，彼此间界定比较模糊，主要适用于商业目的。纵观欧洲国家对体育用品的分类结构体系，该分类体系简单、清晰、明了，故其对本研究具有较大借鉴意义。
3 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的总体情况分析
运用社会学统计分析软件包SPSS12.0绘制我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易与体育用 品出口贸易的时间动态序列图(Time Sequence Charts)，如图1所示。
从图1看出，从2004年1月～2007年6月我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易和体育用品出口贸易保持着持续增长态势，但存在周期性波动。进出口贸易、出口贸易与进口贸易总额有着相同的周期性波动规律，在每年1～3月之间均会出现进出口贸易经济的低谷期，但调整期限较短，对外贸易经济能迅速恢复初始增长状态。中国体育用品出口贸易也同样具有相似的变化规律，但从数量规模上讲，体育用品出口贸易与我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易还存在着非常大的差距，其所占国内进出口贸易份额偏低。
4 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的相关分析
为初步明确体育用品出口贸易与我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易的关联程度，运用社 会学统计分析软件包SPSS12.0对该4个对外贸易经济指标进行皮尔逊相关分析(Pearson Co rrelation)，结果如表2所示。
由表2可知，我国体育用品出口贸易与进出口贸易、出口贸易、进口贸易的相关系数分别为0 .828、0.826和0.805，均达到较高关联程度，且具有非常显著性意义(P<0.01)。 基于此，本研究初步认为体育用品出口贸易与中国进出口贸易存在较为密切的联系。然而，关联程度较高并不意味着体育用品出口贸易对中国进出口贸易的贡献就越大，二者彼此间的内部作用机制及互动关系还有待于进一步验证。
5 体育用品出口贸易与中国进出口贸易互动关系的计量分析
对体育用品出口贸易与我国进出口贸易的互动关系进行计量分析的步骤如下：1) 对中国进 出口总额、出口总额、进口总额与体育用品出口额取自然对数值，分别以LNJCK、LNCK、LNJ K及LNTYCK表示;2) 对这4个时间序列指标进行单位根检验(平稳性检验);3) 对体育用 品出口贸易与进出口贸易、出口贸易、进口贸易的协整关系进行检验;4) 对体育用品出口 贸易与进出口贸易、出口贸易、进口贸易进行格兰杰因果关系验证;5) 采用脉冲响应函数 分析我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应;6)
运用方差分解技术考察体育用品出口贸易对进出口贸易事业的贡献程度。
5.1 单位根检验(平稳性检验)
在对该4个时间序列指标取自然对数值之后，采用ADF单位根检验方法来验证时间序列的平稳性。其操作过程借助Eviews5.0软件完成，结果如表3所示。
从表3看出，LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK的ADF统计量均大于在10%、5%、1%水平下的临界值 ，即4个变量的原序列均未通过ADF检验，全为非平稳时间序列。综合考虑时间趋势因素，并 对LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK进行一阶差分处理，差分后的时间序列均通过了10%、5%、1% 水平的显著性检验，说明LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK是一阶单整I(1)序列。
5.2 协整关系检验 本研究采 用E-G(Engle-Granger)两步法，用一个变量(LNTYCK)对其它3个变量(LNJCK、LNCK、LN JK)分别作对数回归，并根据回归模型及模型残差值的单位根检验结果，判断体育用品出口 贸易与中国进出口贸易、出口贸易、进口贸易之间是否存在长期稳定的均衡关系。因本文所 涉及的4个时间序列变量均为一阶单整I(1)序列，可直接用最小二乘法(OLS)进行协整回归[13-14]。所有操作过 程均借助Eviews5.0软件完成，结果如表4、表5所示。
注： R表示判定系数，AdjustedR表示调整判定系数，S.E表示标准误差，F -statistic表示模型的F检验值，Prob表示显著性概率。
1) 由变量组LNJCK、LNTYCK的协整回归模型可知，模型拟合优度较高，解释能力较强(R=68.85%)，并具有显著性意义(P<0.01)。常数项、解释变量与被解释变量均呈正相关，且均通过了显著性水平为1%的T检验，说明显著性效果较好。解释变量的回归系数为正值，表明体育用品出口贸易对我国进出口贸易具有促进作用，体育用品出口贸易对进出口贸易的产出弹性较大。但从模型残差(E1)的单位根检验结果看出，E1的ADF统计量均大于在1%、5%、10%水平下的临界值，故认为残差序列E1为非平稳序列，说明变量组LNJCK与LNTYCK之间不存在协整关系，即体育用品出口贸易与中国进出口贸易不存在长期稳定的均衡关系。
2) 从变量组LNCK、LNTYCK的协整回归模型看出，模型拟合优度较高，解释能力较强(R=68.44%)，模型存在显著性意义(P<0.01)，且不存在序列相关与异方差现象。解释变量与被解释变量呈正相关，并通过了1%显著性水平下的T检验，表明体育用品出口贸易对我国出口贸易具有正向作用，其产出弹性略高于对进出口贸易的产出弹性。据模型残差(E2)的单位根检验结果显示，E2的ADF统计量通过了5%、10%水平的临界值，故认为残差序列E2是平稳序列，说明变量组LNCK与LNTYCK之间存在协整关系，即体育用品出口贸易与中国出口贸易存在长期稳定的均衡关系。
3) 由变量组LNJK、LNTYCK的协整回归模型可知，模型拟合优度较高，解释能力略低于前两个模型(R =64.20%)，也具有显著性意义(P<0.01)，不存在序列相 关与异方差现象。常数项、解释变量与被解释变量均呈正相关，并通过显著性水平为1%的T检验，表明体育用品出口贸易对我国进口贸易具有促进作用，但产出弹性低于前两者。从模型残差(E3)的单位根检验结果看出，E3的ADF统计量均小于1%、5%、10%水平下的临界值，由此认为残差序列E3是平稳序列，表明变量组LNJK与LNTYCK之间存在协整关系，即体育用品出口贸易与中国进口贸易存在长期稳定的均衡关系。
5.3 格兰杰(Granger)因果关系检验
格兰杰因果关系检验要求变量必须是平稳的[14]，经ADF统计量检验，得知变量D(LNJCK)、D(LNCK)、D(LNJK)和D(LNTYCK)均为平稳时间序列，故可对该4个变量进行格兰杰因果关系检验，根据AIC和SC最小化准则，本文确定滞后期为2，采用Eviews5.0软件进行处理，结果如表7所示。
由表7可知，对于D(LNTYCK)不是D(LNJCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值较小，显著性概率P大于0.05，故接受原假设，表明体育用品出口贸易不是我国进出口贸易增长的原因。就D(LNJCK)不是D(LNTYCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值为4.25 389，显著性概率P小于0.05，拒绝原假设，说明进出口贸易是体育用品出口贸易增长的原因;对 于D(LNTYCK)不是D(LNCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值偏小，显著性概率P也大于0.05，因此接受原假设，表明体育用品出口贸易也不是中国出口贸易增长的原因。就D(LNCK)不是D(LNTYCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值为3.89 591，显著性概率P小于0.05，由此拒绝原假设，说明出口贸易同样也是体育用品出口贸易增长的原因;对于D(LNTYCK)不是D(LNJK)的格兰杰原因与D(LNJK)不是D(LNTYCK)的格兰杰原因的两个原假设，F统计值均较小，显著性概率P大于0.05，故接受原假设，表明体育用品出口贸易与我国进口贸易不存在任何单向上的格兰杰因果原因。从中不难看出，因受中国体育用品业发展内外环境的影响，体育用品出口贸易的规模还差强人意，但其经济效益还有待于进一步提高。因此，近些年，体育用品出口贸易的快速发展并不是我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易增长的直接原因，而进出口贸易、出口贸易的发展却对体育用品出口贸易增长产生了积极作用。
5.4 脉冲响应函数分析
脉冲响应函数是基于向量自回归(VAR)模型得出的，主要反映来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前值和未来值的影响，刻画内生变量对随机扰动的动态反映，显示任意变量的随机扰动(新息Innovation)如何通过模型影响其他变量，并反馈到自身的动态过程[14-15]。本文运用脉冲响应函数(Impulse response functions)重点考察 体育用品出口贸易与中国进出口贸易、出口贸易、进口贸易之间的互动关系。
进行脉冲响应函数分析之前，必须构建理想的VAR模型。根据AIC和SC最小化原则，借助Eviews5.0软件对不同滞后量模型的AIC和SC值进行反复比较，结果如表7所示，从中选出AIC和SC值最小的VAR模型，即3个向量自回归模型的滞后期均为5，说明滞后期为5时，3个向量自回归模型(LNJCK与LNTYCK、LNCK与LNTYCK、LNJK与LNTYCK)的回归效果最为理想。
根据上述3个VAR(5)模型，研究运用模拟冲击法，对模型系统施加一个外部冲击，借助Eviews5.0软件计算各变量对冲击的反应，考察中国进出口贸易、出口贸易、进口贸易对体育用品出口贸易的反应状况。图2、图3、图4分别显示我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易对来自体育用品出口贸易增长一个标准差冲击的反应。
分析图2、图3与图4可得出，在短时期内，体育用品出口贸易的变动会对我国进出口贸易、出口贸易和进口贸易产生较大影响，即在1～3期之间，体育用品出口贸易增长的波动对中国进出口贸易、出口贸易和进口贸易增长的波动产生直接作用。但从长远来看，体育用品出口贸易增长的波动并未对进出口贸易、出口贸易和进口贸易产生明显的影响。基于此，研究认为我国进出口贸易、出口贸易与进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应表现为“短期效应明显，长期效应较弱”。
5.5 方差分解技术
方差分解(Variance decomposition)技术也是根据VAR模型得来的，其可将系统中每个内生变量的波动(K步预测方差)按其成因分解为与各方程新息(Innovation)相关联的组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要程度[14-15]。本文采用该 技术的主要目的是考察体育用品出口贸易在不同时期对我国进出口贸易、出口贸易和进口贸易的具体贡献程度。借助Eviews5.0软件进行计算，结果如表8所示。
由表8可知，我国进出口贸易、出口贸 易与进口贸易增长的波动主要归因于自身因素，解释能力分别达84.61%、77.24%和91.92 %。 而受体育用品出口贸易扰动项的冲击影响的成分较低，其对中国进出口贸易事业的贡献程度 均维持在较低的水平，解释能力分别为15.39%、22.76%、8.08%，说明体育用品出口贸易 对我国进出口贸易、出口贸易和进口贸易的贡献程度非常有限。
6 结 论
1) 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的总体情况分析得出，我国进出口贸易、出 口贸易、进口贸易及体育用品出口贸易保持着持续增长态势，但存在周期性波动。从数量规 模上讲，体育用品出口总额与进出口总额、出口总额、进口总额还存在着非常大的差距，所 占中国进出口贸易的份额偏低。
2) 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的相关分析表明，我国体育用品出口贸易与 进出口贸易、出口贸易、进口贸易的相关系数分别为0.828、0.826和0.805，均达到较高 的关联程度，且具有非常显著性意义(P<0.01)。
3) 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的单位根检验显示，我国进出口贸易、出口 贸易、进口贸易和体育用品出口贸易的自然对数时间序列(LNJCK、LNCK、LNJK、LNTYCK) 均为一阶单整I(1)序列。
4) 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的协整关系检验可知，体育用品出口贸易与 我国进出口贸易不存在长期稳定的均衡关系，但与出口贸易、进口贸易存在长期稳定的均衡 关系。
5) 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的格兰杰因果关系检验表明，体育用品出口 贸易不是进出口贸易增长的原因，而进出口贸易则是体育用品出口贸易增长的原因;体育用 品出口贸易也不是出口贸易增长的原因，但出口贸易是体育用品出口贸易增长的原因;体育 用品出口贸易与进口贸易不存在任何单向上的格兰杰因果关系。
6) 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的脉冲响应函数分析得出，我国进出口贸易 、出口贸易与进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应表现为“短期效应明显，长 期效应较弱”。
7) 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的方差分解技术说明，我国进出口贸易、出 口贸易与进口贸易增长的波动主要归因于自身因素，体育用品出口贸易对进出口贸易事业的 贡献程度均维持在较低的水平，说明体育用品出口贸易对我国进出口贸易、出口贸易和进口 贸易的贡献程度非常有限。
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进出口贸易实务论文范文第3篇
摘 要：基于2005—2016年我国30个省及直辖市的面板数据，采用GMM，Ward面板聚类的方法，实证分析了外商直接投资、进出口贸易对我国能源效率的影响。实证结果表明，总体上外商直接投资的增加有助于提升我国能源效率，进出口贸易也能显著提升能源效率。研发投入的增加、人均GDP的上升都能够提高能源效率;但同时，以第二产业增加值占比衡量的产业结构对能源效率则存在显著负向影响，城市化的发展同样也会降低能源效率。聚类后发现，在高能源消费区，增加出口更能显著提升能源效率;在次高能源消费区，吸引外商直接投资以及减少出口能够显著提升能源效率;在中低能源消费区，增加外资和减少进口能够显著提升能源效率;在低能源消费区，减少出口能够显著提升该区域能源效率。
关键词：外商直接投资;进出口贸易;能源效率
Key words：foreign direct investment;import and export trade;energy efficiency
0 引 言近10年来，化石燃料不断枯竭，世界性的能源依赖却不断加重，能源消费与能源效率成为了近年来关注的热点问题。2016年G20各成员国提出《G20能效引领计划》，确定在尊重本国政策和优先目标的前提下，提高能效投资力度、
改善政策环境、加强提高能效方面的合作。随着经济的飞速发展，我国成为全球第二大经济体，但同时也是世界上最大污染源之一。我国政府对能效问题非常重视，在2017年政府工作报告中提出要重视，提高能源效率，大力开发替代性能源。同时，随着全球化的不断深入，国际间的投资合作不断加强。2017年2月UNCTAD发布的《全球投资趋势监测报告》显示2016年全球外商直接投资流量为1.52万亿美元，2017年将增长10%左右。外商直接投资的增加，一方面通过技术溢出效应带动了东道国技术进步，另一方面增加了东道国的能源消费。同时随着2017年以来全球经济回暖，国际市场需求持续回升，我国外贸增长有了较好的外部条件。国务院也陆续出台了一系列外贸政策。 基于此，平衡外资流入、进出口贸易与我国能源效率的关系就显得尤为重要。文中利用中国2005—2016年的省级面板数据研究外资流入、进出口贸易对能源效率的影响，为使结论更准确，文中使用Ward法将30个省份划分为4个能源消费区，比较各区域间的影响差异，为各区域平衡引资与能源效率给出建议。
1 文献综述有关能源效率影响因素的研究近年来引发人们的关注。刘畅等（2008）从中观层面对能源效率的影响因素做了分析，结果发现科技经费的投入、企业产权结构的优化和能源相对价格的提升均有利于降低高能耗行业的能源消耗强度，提升能源效率[1]。尹宗成等（2008）研究发现，FDI、人力资本与R&D投资均能有效提高能源效率[2]。孙广生等（2011）提出能源使用效率存在一个先降后升的“U”型转变，并以我国工业行业为研究对象，发现研发投入的增加、劳动力素质的提高以及企业规模的扩大都能有效的提升工业行业能源使用效率[3]。李思慧（2011）以江苏省高新技术企业为研究对象，实证发现产业集聚、受教育水平的提高以及资本深化对企业能源效率存在积极的促进作用，而对外开放并没有产生显著影响[4]。近年来随着我国对外开放的深化，FDI资本在我国的持续增加，能源效率所导致的环境问题受到重视，学者们研究的视角逐渐转向了FDI流入对我国能源效率的影响，且主要集中在3个方面，一是FDI的技术溢出效应。刘叶等（2010）将技术溢出效应划分为行业内和行业间两个方面来研究，结果发现外商直接投资带来的行业内和行业间的技术溢出均对我国工业部门能源效率有积极的提升作用[5]。沈小波等（2012）的研究结论显示FDI流入仅存在很弱的溢出效应，并不能有效提升能源效率，他们认为主要是跨国公司没有转移先进技术以及中国企业不重视自主研发所导致[6]，二是不同FDI来源国的影响[7]。张敏等（2012）将FDI来源地进行了划分，研究发现日本、新加坡、韩国、英国、德国和法国的FDI有利于降低我国能源强度，而来自美国和加拿大额外商直接投资则会提高我国能源消费强度[8]。三是FDI影响存在的地区差异性。王兵等（2011）运用DEA方向性距离函数测算中国省际全要素能源效率，发现FDI对全要素能源效率有显著正向作用，且对西部的影响最大[9]。此外，前人运用固定效应模型和随机效应模型进行估计，结果表明FDI减少了东道国能源强度，并对中、西部表现得更明显[10]。范如国等（2015）运用空间计量模型回归发现FDI技术溢出对能源效率的影响在全国范围内呈显著的空间相关性，且在东、中、西部地区呈现明显的區域差异性[11]。随着国际合作不断加深，我国与世界的进出口贸易更加频繁，国内有不少学者开始研究进出口贸易对能源效率的影响。綦建红等（2011）利用面板固定系数模型回归分析得到，总体上增加出口会降低能源效率，增加进口能提升能源效率[12]。刘慧等（2014）测度了150个经济体1997—2011年的出口技术复杂赶超系数，发现出口技术复杂度赶超对能源效率的作用呈现出显著的非线性，意味着出口复杂度赶超只有适度才能有效提升一国能源效率，过高或过低的赶超都对能源效率的提高不利[13]。张兵兵等（2015）采用固定效应模型、工具变量固定效应模型、差分广义矩估计和系统广义矩估计对各变量进行回归，结果显示出口增加会降低工业行业的能源效率[14]。Binru Cao等（2017）通过最小二乘法、固定效应模型等对变量进行回归分析，发现国际贸易对绿色技术进步的积极影响并不显著[15]。综上所述，国内外学者主要认为对外开放、研发投受教育水平会影响能源效率，且FDI对于能源效率的影响主要集中在FDI存在的技术溢出，同时不同来源国的外资流入会对东道国产生不同影响，东道国国内的不同地区对FDI的接受程度也呈现明显差异。同时，国内外学者对于进出口贸易对本国能源效率的影响结论仍不相同。因此，纵观上述研究可以发现，大部分国内研究仅仅对我国各省进行简单的地域划分，并不能准确反映各省FDI，进出口贸易对能源效率的影响。并且，上述学者的研究对于FDI以及进出口贸易对于能源效率的影响仍存在分歧，结论仍需验证。基于此，文中选取30个省（直辖市）为研究对象，使用Ward聚类法将其按照能源消费强度划分为4个区域，运用GMM方法进行估计，并结合各省实际情况分析各区域回归结果，最终得出结论，提出建议。
2 模型设定及变量说明
2.1 模型设定能源效率的影响因素可以分为能源技术效率和能源经济效率，其中，影响能源技术效率的因素主要有国内研发投入、国际技术溢出等;影响能源经济效率的主要有国际贸易、经济发展水平、产业结构等。文中主要研究FDI，进出口贸易、国内研发投入、经济发展水平、产业结构以及城市化对我国能源效率的影响。
2.2 变量说明
2.2.1 被解释变量
EEit为i省区的能源效率。文中采用地区生产总值与能源消费总量之比来衡量。
2.2.2 核心解释变量
FDIit为i省区的外商直接投资。文中采用地区外商企业投资总额与生产总值之比来衡量。预期符号为正。
IMPit为i省区的进口贸易开放度，用地区进口总额与生产总值之比来衡量，预期符号为正。
EXPit为i省区的出口贸易开放度，用地区出口总额与生产总值之比来衡量，预期符号为正。
2.2.3 控制变量
RDit为i省区的研发投入，文中用i地区的研究经费内部支出（R&D）与GDP之比来衡量，这一变量解释了各地区研发投入的强度，预期符号为正。
PGDPit为i省区经济发展水平，文中用i省区生产总值与年末总人口之比来衡量。用于解释地区经济发展程度以及居民消费水平对能源效率产生的影响，预期符号为正。
ISit为i省区能源使用结构，文中用i地区的第二产业增加值与生产总值之比来衡量，预期符号为负。
UZit为i省区的城镇化率，文中用年末城镇人口与年末总人口之比来表示，预期符号为负。各变量的预期符号方向见表1.
2.3 数据来源和描述性统计文中选取我国2005—2016年的30个省份（直辖市）作为研究对象。具体的，外商企业投资额、生产总值、进出口总额、年末总人口的数据来自《中国统计年鉴》，并将外资与进出口额按照当年汇率换算成人民币;研发支出的数据来自《中国科技统计年鉴》;能源消费量的数据来自《中国能源统计年鉴》。针对某些年份数据缺失的问题，文中按照变化趋势作了平滑处理。
图1、图2分别绘制了FDI、进出口贸易与能源效率的对应散点图和拟合线。从图中可以看出拟合线都向右上方倾斜，说明FDI、进出口贸易与能源效率之间都存在较为明显的正相关关系，即外资流入、进出口贸易的增加都有利于能源效率的提升。
3 实证结果分析文中选取2005—2016年我国30个省及直辖市的面板数据进行回归分析，对相关变量均取对数处理。由于变量的内生性会导致回归结果产生偏差，文中选择广义矩估计（GMM）的方法来解决这一问题。广义矩估计（GMM）是统计中常用的一种参数估计方法，该方法的宽松假设使得它在计量经济学中得到广泛应用。GMM估计方法能够通过运用模型内部的变量来构建工具变量，从而控制变量内生性问题。
3.1 全样本估计结果文中运用Stata 12软件对面板数据进行回归分析，得到的结果见表2.回归结果有较好的稳健性，且与预期基本一致。
3.1.1 外商直接投资与能源效率从表2中模型1、4可以看出，FDI变量的估计结果显著为正，说明外商投资的增加能有效促进我国能源效率的提高，这与大多数学者的结论一致。FDI主要是一方面通过竞争效应、示范效应间接提高了东道国的能源效率，另一方面通过国际技术扩散形成的技术溢出效应，直接提高东道国的能源效率。范如国等（2015）通过建立空间模型发现FDI技术溢出对能源效率的影响在全国范围内也呈现出显著的空间相关性[11]。
3.1.2 进出口贸易与能源效率从表2中模型2可以看出，进口贸易对能源效率有显著影响，说明从全国来看进口贸易的增加能够显著提升能源效率。这是由于进口贸易能够一方面让我国企业能够吸收借鉴其他国家的先进技术，另一方面通过市场竞争机制激励我国企业提高研发技术，从而提高中国能源的使用效率。从表2中模型3中可以看出，出口贸易对能源效率也有显著影响，说明从全国来看出口贸易的增加能提升能源效率。主要因为在绿色贸易壁垒的背景下，出口贸易能够刺激国内企业加大节能技术的使用，从而提高能源效率。
3.1.3 各控制变量与能源效率由表2模型1～4可以看出，增加研发投入能显著促进能源效率的提高，研发投入通过激励企业自主创新、使用先进节能技术来提高能源利用效率，与预期一致;人均GDP的上升能够提高能源效率，原因是人均GDP往往代表了经济发展水平，而通常经济发展水平越高，能源消费结构越合理，人们更倾向于使用清洁能源或新能源，从而提升了能源效率，与预期一致;以第二产业增加值占比衡量的产业结构对能源效率则存在负向影响，因为第二产业是能源的主要消费行业，其比重的增加勢必会导致能耗强度的提升和能源效率的降低，结果与预期一致;城市化会降低能源效率，与预期一致，这是因为一方面我国城市化进程太快，大量农村人口涌入城市，但未能改变以往的粗放式能源使用习惯，从而降低了能源效率;另一方面城市化可能由第二产业的发展带动，而第二产业的发展增加了能源消耗强度，降低了能源效率。
3.2 聚类分析Ren和Shi提出了费舍尔次序集群理论，基于Frobenius准则建立Wald函数，构建多变量面板数据聚类模型[16]。面板数据包含样本、时间、指标3个维度的信息。文中运用Ward法解决面板数据的聚类问题，这里借鉴张艾莉（2016）[17]的聚类结果，将30个省区样本分为高能源消费区（内蒙古、辽宁、湖北、江苏、山东、浙江、广东、河北、河南、山西）;次高能源消费区（北京、上海、重庆、黑龙江、陕西、四川、新疆）;中低能源消费区（安徽、湖南、福建、江西、广西、天津、吉林、甘肃、贵州、云南）;低能源消费区（海南、青海、宁夏）。分别对4个区域进行回归，结果见表3.
3.2.1 高能源消费区
FDI对能源效率的影响并不显著，意味着在这些地区FDI的流入并没有促进能源效率的提高，这可能是由于这一类地区中包含一些以钢铁、化工行业为支柱的老工业基地，例如河南、辽宁等省;或者一些机械、化工、纺织行业，例如浙江、江苏、广东，它们对能源的依赖过高且设备、技术相对陈旧，使得外商直接投资对这些地区能源效率的提升作用不大。进口贸易也不能够显著促进高能源消费区的能源效率，但出口贸易的增加可以显著促进其能源效率的提升，这可能是由于这些地区进口的大部分产品是生产原材料，不足发挥进口产品的技术溢出作用，而出口的产品可能由于国际标准较高而激励企业提升技术水平，从而提升了能源效率。
3.2.2 次高能源消费区
FDI对能源效率有显著的正向影响，这是由于在次高能源消费区中，北京、上海等地经济较为发达且高新技术产业较密集，FDI的技术溢出更容易被吸收，居民也更少的使用煤炭等传统能源转而使用电力、天然气等清洁能源;陕西、新疆等地的天然气储量丰富，一定程度上缓解了对其他能源的需求，因此这些地区的FDI可以显著提高能源效率。然后，进口贸易不能显著提升次高能源消费区的能源效率，且出口贸易对该区域的能源效率有显著的负向影响，这可能是由于随着这些地区经济的发展，其出口贸易对该地区企业技术水平的提升作用到达瓶颈期，因此当这些地区增加出口时，更多的增加了其对能源的消耗，因此反而降低了能源效率。
3.2.3 中低能源消费区
FDI能够显著提升中低能源消费区的能源效率，可能因为这一类地区中，一些地区工业发展较为落后，能源消费相对较低，例如云南、贵州、甘肃等地;一些地区正在积极优化产业格局，发展第三产业，例如福建、安徽等地。因此这些地方引入外资到这些地方投资建厂会有利于新技术的吸收，从而提高能源效率。进口对中低能源消费区具有显著负向影响，说明进口的增加不但不会促进该区域能源效率的提升，反而降低了能源效率。出口对低能源效率的影响并不显著。
3.2.4 低能源消费区
FDI对低能源消费区能源效率的影响不显著，主要因为海南、青海、宁夏3省地域特色比较鲜明，例如海南发展旅游业，其自身能源消费量不大，因此FDI对能源效率的影响就不显著。而青海、宁夏地广人稀、经济相对落后，外商直接投资少，且投资很难改变当地的原有能源消费习惯，因此在这些地区引入外资并不会显著提升该地能源效率。进口贸易对低能源消费区的能源效率没有显著影响，而出口贸易会显著降低该地区的能源效率，主要是因为低能源消费区中，例如青海、宁夏，出口的大多是能源含量较高的产品，且这些地区的技术水平较低，粗放式的生产方式容易造成能源浪费，因此这些地区出口的增加反而降低了能源效率。观察各控制变量，发现在3类区域增加研发投入都能显著提升能源效率，说明这几类地区对于研发投入的吸收和转换能力较好，而中低能源消费区的研发投入对能源效率并没有显著影响，这可能是因为这一类别的省份大多位居内陆，一方面对于研发的投入不够，另一方面技术型人才相对紧缺，无法实现研发投入的较好吸收。在4类区域，人均GDP对能源效率都有显著的正向影响，因为随着经济的发展，居民和企业会增加环保意识，会在一定程度上降低对不可再生能源的使用，从而提升了能源效率。对与高能源和低能源消费区，第二产业的比重增加都会降低能源效率，说明优化产业结构，降低第二产业的比重有利于提升能源效率。低能源消费区的城市化对能源效率没有显著影响，而其他3类区域的城市化会显著降低能源效率，可能是由于这些城市化进程的加快大部分是由第二产业规模扩大带动的，一定程度上增加了第二产业能源消费，而粗放式的生产方式在短时间内未能发生改变，从而致使能源效率的降低。
4 结 语文中基于2005—2016年的我国省际面板数据，运用GMM估计方法实证分析外资流入、对外开放对能源效率的影响。总体上看，外商直接投资以及出口贸易的增加有助于提升东道国能源效率，而进出口贸易对能源效率的提升作用不明显。通过Ward聚类分析后发现4个能源消费区中，次高和中低能源消费区的FDI对能源效率的促进作用最明显;进口对中低能源消费区的能源效率有负向影响;出口会显著提升高能源消费区的能源效率，却显著降低了次高和低能源消费区的能源效率。在我国对外开放规模不断扩大、能源消费日趋严峻的形势下，文中结合研究结果提出以下几个方面的政策建议。第一，积极吸引外资，发挥外资的技术溢出作用和模范效应，吸收更高质量的外资来源，尤其是含有高新技术外资，来促进国内能源技术的进步以及能源使用效率的提高。具体的，增加次高能源消费区和中低能源消费区各省份的外商直接投资。第二，促进国际间贸易往来，优化进出口贸易结构，推动外贸增长从数量型向质量型的转变;大力推进国际产能合作，建立稳定的海外能源供给渠道。具体的，在次高能源消费区各省份增加进口贸易，在低能源消费区各省份减少进口贸易。第三，增强地区经济建设，提高对FDI的吸收能力。从聚类分析的结果，可以看到人均GDP，产业结构以及城市化对能源效率的影响具有稳定性，但研发投入并不能被很好的吸收转换。因此我国应继续促进经济增长、优化产业结构，更具针对性的增加研发投入，提升研发投入的技术转换率，并通过放缓城市化来提高全国及各省区能源效率。第四，我国还应从自身出发，培养技术人才，着力推进自主创新，积极开发太阳能、风能、生物能等新型清洁能源，优化能源消费结构。同时，我国还应倡导节能减排的生活习惯，减少居民能源消费中不必要的浪费，从多个方面提升能源效率。
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（责任编辑：张 江）
进出口贸易实务论文范文第4篇
摘 要：如今，社会经济形势，在快速发展情况下，不同产业相互之间竞争关系也愈演愈烈，在此大环境之下，产业结构优化升级是当下一种提高区域经济综合竞争力的有效方法，就实质来说，国内各个地方政府产业结构的优化升级尤为迫切。为探究多个影响因素对江苏产业升级的综合作用，本研究运用定性比较分析方法（QCA），通过一系列的资料查询，将品牌优势、科技创新水平、人力资本、对外开放程度和知识产权体系，这五个要素纳入分析框架，并采集了13个市的数据样本，结果发现：其一，在科技创新水平、人力资本指数、对外开放程度、知识产权体系水平不变化的前提下，对品牌优势的培育，对产业升级的提高是有效果的;其二在品牌优势、科技创新水平、人力资本指数、对外开放程度不变化的条件下，强化知识产权保护，对推动产业升级有作用;其三，较高的人力资本水平是能够明显地促使产业升级的不可或缺的条件之一，其四，提升知识产权保护的强度在一定程度上对产业升级发挥了积极的指引作用。
关键词：江苏;产业升级;影响因素;定性比较分析法
1 引言与文献回顾
随着经济全球化的进程在不断加快，产业结构的调整在经济发展的推动下也在不停的进行着变革与发展。产业结构的改变与产业升级影响因素的种类、数量质量，密切相关。根据不同地区所拥有的影响因素的不同，针对性的进行结构调整才具有十分重要的现实意义。国内不少专家就以产业升级影响因素进行过研究，而江苏省作为制造大省正处于经济转型升级、着力打造全方位、立体式产业链的关键节点，有这方面针对性的研究报道较少。本文将就以品牌优势、科技创新水平、人力资本，还有对外开放程度、知识产权体系这五个要素进行区域性研究，正确认识影响江苏产业升级的因素及其作用，有助于江苏地方政府相关部门更有针对性、更科学地制定地方产业升级策略，从而加快产业升级步伐、提升产业竞争力，早日实现江苏“工业强省”的宏伟目标。
各方对“产业升级的内涵”定义不同。首先，据国外研究表明，庫兹涅茨将三大产业界定为工、农、服务业三大类。并且从价值层面进行考虑，产业结构升级便是将产业产值进一步升值。另外，国内研究则认为，在微观、中观和宏观三个层面上理解产业升级：不仅单纯局限于产值的变化程度，而是进一步注重升值的过程。
产业结构的改善和产业素质与效率的提高一直是研究重点，产业升级测量主要有以下四个方面：一是以产业结构优化为基础的思路（陈静和叶文振，2003）;二是基于产业效率提升的思路（Kaplinsky，2005）;三是基于产品生命周期理论（徐德云，2008）;四是基于自行构建指标的思路（程如轩和卢二坡，2001）。且产业升级影响因素是设定产业升级策略的必要环节。产业升级与多环节多层级因素均息息相关，就目前研究阶段，两者之间的影响程度，意见不一。因不同学者对产业结构所考虑角度不同，侧重点不一致，以及学科背景、专业特长等方面的不同，故导致其在讨论产业升级影响因素时持有不同观点，给本研究带来了一定困难。
本课题以现有文献为研究资料，考虑江苏不同地级市产业结构升级的相关实例，以影响江苏省产业升级的因素为解释变量，以IND为被解释变量，运用QCA软件进行计算并得出相关结果，以期得到不同因素之间的融合效应，同时期望以此为政府产业发展转型提供以一定建议。
2 研究技术
本文使用定性比较分析方法（简称QCA）进行相关课题研究。这种方法最早是由美国学者拉金（Ragin）根据集合论的基本规律开创的，它可以对数个并发条件组合形成的前因后果做出合理的因果解释。目前，随着该方法的成熟，愈多的西方学者将该方法应用到管理学学术研究中。
简单来说：首先，QCA方法确定了因果关系，选取样本案例，进行研究以设计相应的因果变量。其次，将变量转换为可分析的二分值（或者集合数）。最后，通过QCA分析软件，对赋值完成后的变量条件组合进行运算分析与检验结果，直到得出能够解释因变量的变量条件最优组合，对组合的因素、构成加以剖析，以得出本次研究的最终结果。
3 案例及变量说明
在案例选择上，本文选取了江苏省的13个地级市：南京市、无锡市、徐州市、常州市、苏州市、南通市、连云港市、淮安市、盐城市、扬州市、镇江市、泰州市和宿迁市作为案例样本。
在结果变量的选择上，我们参考周昌林等（2007）计量产业升级的方式，即用三大产业劳动生产率（Li）和相对应的产业增加值除以GDP（Pi）两者相乘再求和得出结果，用IND表示，如“式1”所示。为了减少误差，我们对劳动生产率进行开方处理，以便得出更为精确的结果。
IND=∑3i=1 Li*Pi，i=1，2，3（1）
主要数据来源于江苏省统计年鉴。本文选取2015～2017三年间的统计材料，分别计算出13个样本案例的产业升级指数，并以三年的产业升级指数平均值作为模糊校准的最终依据。
在条件变量的选择上，由于江苏省各地级市的经济发展情况不平均，不同的市有不同的因素制约本地区的产业结构升级，本文基于已有研究成果，综合考量市场潜量、外部供应和社会背景等各方面，深入了解国家政策、海外经验，最后，将品牌优势、科技创新水平、人力资本、对外开放程度、知识产权体系作为条件变量进行分析。
3.1 品牌优势
在品牌优势度量上，本文借鉴国内首个省级“区域商标品牌发展指数”。它是由江苏省商标战略实施工作领导小组办公室、江苏省工商局联合南京理工大学知识产权学院联合发布，对各市品牌优势进行评估。江苏省区域商标品牌发展指数以品牌政策支持、品牌发展实效、品牌保护力度、社会协同效应、品牌发展潜力等五个一级指标和三十一个二级指标的评价体系组成。本文通过对2014～2016年间的数据资料进行归纳、整理和分析，最后选取13个样本案例品牌发展指数的三年平均值作为最终依据。
3.2 科技创新水平
对科技创新水平的度量，本文参考期刊“试论中国民营经济的创新发展模式”（李松，2009），该期刊构建指标体系了含技术创新环境、技术创新投入、技术创新能力及创新经济绩效等4个一级指标，最后得出各地级市科技创新能力分项及综合得分与排名，本文参考其最终计算结果作为最终评价依据。
3.3 人力资本
在人力资本的测度上，本文参考江苏人才发展研究院发布《江苏省省辖市人才竞争力报告》，对各地级市人力资本综合竞争力予以评估。该报告主要从人才数量竞争力指标、人才素质竞争力指标、人才投资竞争力指标、人才平台竞争力指标、人才生活环境竞争力指标以及人才创新贡献竞争力指标等层面考量，进而对江苏省13个省辖市人才综合竞争力进行测算、评价和排名，结果指标具有较高的准确性、科学性。本文选取了江苏人才发展研究院2014年至2016年的公开数据，并取各市三年人才综合竞争力指数平均值作为最终评价依据。
3.4 对外开放程度
在对外开放程度的测度上，本文参考期刊“江苏省对外开放度的时间与空间差异”（冯雪芬，2013），该论文主要从外贸依存度指标（进出口贸易额与生产总值之比）和外资依存度指标（实际外商直接投资额与生产总值之比）两个指标，来计算对外开放度（外贸依存度与外资依存度平均求得），本文参考其计算结果作为最终评价依据。
3.5 知识产权体系
在知识产权体系的测度上，利用回归分析计算回归系数，发现在各项知识产权对江苏经济增长的贡献率中，商标对其贡献最大，其次就是发明专利。因此本文主要通过发明专利来反映知识产权体系，参考由江苏省知识产权研究与保护协会主编的《江苏专利实力指数报告》对知识产权体系进行评估。该《报告》从专利创造、专利运用、专利保护和专利环境四个方面对江苏省13个设区市专利实力进行排名与分析。在江苏省知识产权研究与保护协会发布的2014至2018年数据中，2018年的指标体系最为完善，因此本文参考《江苏专利实力指数报告2018》的计算结果，作为最终评价依据。
4 数据校准与结果分析
4.1 数据校准
对于QCA的模糊集解析，校准数据方式参考“四值模糊集校准法”。因为研究对象在特定变量上隶属程度高低不一，度量标准分为四个程度，分别赋值为“1”（表示完全隶属），“0.67”，“0.33”和“0”（表示完全不隶属）。上述数值也被称为“模糊集分数”，其中，“0”到“1”之间数值与案例隶属度成正相关。在一个产业升级影响因素中，按照各市在对应指标得分均值作为判定隶属度的依据。为了简洁明了地反映数据处理结果，用英文字母代替因素中文名称，令“P”为品牌优势，令“C”为科技创新水平，令“R”为人力资本，将令“K ”为外开放程度，令“Z”为知识产权体系，最终得到模糊集赋值表，如表1。
4.2 条件的必要性分析
在分析必要条件之前，我们需要考虑单个变量是不是结果变量的必要条件。首先，最重要的是判断变量相对于结果的一致性，现有研究表明，一致性得分大于或等于0.9时，认为单个变量是结果变量的必要条件，通过运行软件得到一致性得分结果如表2所示。
4.3 构建真值表
借助软件的真值表算法建立真值表。表格中，完全隶属赋值为“1”，完全不隶属赋值为“0”。将表1导入fs/QCA软件，同一时间将outcome定为IND，删除0案例（不存在的状态）的真值表行，得表3。
4.4 条件组态分析
条件组态分析在表3的基础上通过软件运算，结果如表4所示，即最终得到三个解，分别为复杂解、吝啬解和中间解。但是因为复杂解中出现的参数结果完全按照软件中变量设置所产生，具有一定的局限性;而且，吝啬解中参数结果比较简易，其与真实情况可能存在差异，参考价值不高;中间解在二者之间。一般来说，本质上大都分析中间解，在本研究得出的计算结果中，复杂解与中间解的参数结果一致，所以我们将二种情况作为一种结果讨论。
综合上述，得到以下分析结果：（1）在科技创新水平、人力资本指数、对外开放程度和知识产权体系水平不变时，对品牌优势的培育，可以有效促进产业升级。（2）在品牌优势、科技创新水平、人力资本指数、对外开放程度不变的条件下，巩固知识产权水平，会推动产业升级。（3）加强人力资本水平能够有效地促进产业升级。（4）提升知识产权保护对产业升级发挥了积极的指引作用。
5 启发与提议
本研究立足于QCA方法经过对江苏省产业升级起作用的五个因素的剖析，启发如下：
（1）江苏省为促进产业升级变化的过程，需要在科技创新水平、人力资本指数、对外开放程度和知识产权体系水平相对落后的前提下，对品牌优势的培育，有助于江苏省的产业升级进程。（2）在品牌优势、科技创新水平、人力资本指数、对外开放程度相对落后的条件下，加强知识产权保护，可以有效推动产业升级。（3）在推进产业升级中，要着重注意人力资本水平和知识产权保护的提升，经研究发现，此两方面的提升，可以有效提高江苏省产业升级。
基于以上启示，综合江苏省的实际情况和有关实践，整理得出推进江蘇省产业升级建议如下：
第一，提高人力资本水平，增强知识产权保护。在人力资本水平方面，由于江苏省的人口密集，且劳动力充足，但又因为特有的城乡二元结构，劳动力素质较低，高技术人才比较匮乏，故造成劳动力因素对产业升级的影响并不显著。因此，江苏省应该提升劳动力素质，以建设人才强省，使得中高端科技人才在产业升级中发挥出关键作用。未来，江苏知识产权事业发展应注意、注重驰名商标与发明专利的申请与保护，以此来获取更多的经济增量。同时，应增加其他各项知识产权的利用率，更大高效率地发挥其潜在生产力。
第二，增强科技创新实力，大力培育品牌优势。增强企业技术方面的创新能力，政府给予企业在自有、引进的专利技术的产业化转化资金支持，以改变以前的“江苏制造”，从而转变为高级的“江苏创造”，加强产品品牌建设与发展。有关政府应该积极争取国家高科技资源，并且吸引国家科技重大项目，为加速和提升江苏的自主研发和科技创新提供能量。
第三，持续稳定地提高对外开放程度。通过30年的发展，江苏省的对外开放已经由数量少、范围窄、发展慢的试点阶段，过渡到多方面、多层次、大跨步的全面发展阶段。但是近年来，由于国内国际多方面的原因，江苏省外贸增长幅度放缓。因此为了有效地增进江苏省的产业升级，唯有改善对外开放布局，以形成全新的格局。
参考文献
[1]李松.试论中国民营经济的创新发展模式[J].科技经济市场，2009，（07）.
[2]冯雪芬.江苏省对外开放度的时间与空间差异[J].无锡商业职业技术学院学报，2013，（06）.
[3]吴继英，赵喜仓，陈晓阳.知识产权保护与江苏经济增长的实证研究[J].科技管理研究，2011，（24）.
[4]陈晓雪.江苏省产业结构转型升级的现状及对策研究[J].经济管理，2017，（23）：5.
[5]周昌林，魏建良.产业结构水平测度模型与实证分析——以上海、深圳、宁波为例[J].上海经济研究，2007，（06）：17-2.
进出口贸易实务论文范文第5篇
摘要：基于VAR模型，本文利用海南省1987-2006年的统计数据，通过协整分析、格兰杰因果检验和相关动态分析方法对进出口贸易与海南省经济增长之间的关系进行了实证研究。结果表明，海南省进出口贸易与经济增长存在长期的均衡关系，且出口贸易与经济增长有单向的格兰杰因果关系，但出口对经济增长的拉动效应不强。
关键词：进出口贸易；经济增长；实证研究
一、理论综述
国外关于进出口贸易与经济增长关系的研究较多，John Thomton(1996)对1895-1992年墨西哥的出口与经济增长的关系进行了协整分析和格兰杰因果检验，结果表明，墨西哥的出口与国内生产总值存在着正向关系。[1]Francisco F. Ribeiro Ramos(2001)对1865-1998年葡萄牙的进出口与经济增长的关系进行了实证研究，分析显示，进出口与葡萄牙的经济增长存在着双向的因果关系，但是进口贸易与出口贸易之间不存在关系。[2]Jim Love & Ramesh Chandra(2005)利用协整检验方法对孟加拉国实际产出、出口和贸易条件进行检验后发现，三者存在长期的协整关系。[3]
国内方面，万金金、谢进孝(2006)通过对1978-2004年的数据进行实证分析，结果发现，进出口均是经济增长的Granger原因，且出口对经济增长影响显著，进口却不明显。[4]毛其淋(2007)利用回归方程对浙江省进出口与经济增长关系进行分析，结果表明，出口贸易对经济增长要略强于进口的影响。[5]王坤、张书云和马龙龙(2004)对1978-2001年我国进出口与经济增长进行协整和格兰杰因果检验，结果显示，进出口与经济增长之间存在唯一的动态均衡关系。[6]
作为经济特区的海南，其进出口贸易与经济增长均已取得显著的成绩。2006年全省进出口总额28.5亿美元，增长10.42%。GDP实现2051.4亿元，增长12.5%。因此，对海南省进出口与经济增长的关系进行分析很有现实意义。而且目前尚未有文献对海南省进出口与经济增长之间的关系进行实证研究。本文利用1987-2006年海南省年度数据，重点分析了这段时间内海南省进出口贸易对经济增长的作用。
二、海南省进出口贸易与经济增长关系的实证分析
(一)基础模型(VAR)和数据
向量自回归(Vector Auto Regressive，VAR)模型是1980年由西姆斯(C.A.Sims)引入到经济学中，通常用于相关时间序列系统的预测和随机扰动对变量系统的动态影响。模型避开了结构建模方法中需要对系统中每个内生变量关于所有内生变量滞后值函数的建模问题，具有较大的现实意义。
本文构建的VAR模型可以表示为：
本文基于上述模型，采用协整和格兰杰因果检验以及误差修正模型、脉冲响应函数和方差分解等方法从静、动态两方面来研究海南省进出口贸易与经济增长之间的关系。数据来源于1987-2006年《海南省统计年鉴》，为了消除变量之间的异常趋势，对变量取自然对数形式，分别记为：Lny、Lnex和Lnim。
(二)协整和格兰杰因果检验
1.单位根检验
在进行协整分析之前，首先需要对变量的平稳性进行检验，也只有在变量均是一阶平稳的条件下，才能进行协整分析。本文采用ADF单位根检验方法来检验相关变量的平稳性，检验结果列于表1。
通过ADF检验，在5%的显著性水平下，接受序列Lny、Lnex和Lnim有单位根的假设，但拒绝这3个序列的一阶差分具有单位根的假设，所以序列Lny、Lnex和Lnim都是一阶单整、I(1)序列。它们均通过单位根检验，可进一步检验它们之间是否存在长期协整关系。
2.协整分析
检验协整性其实就是检验协整回归方程的残差项是否存在单位根。如果两个序列不是协整的，残差中一定存在单位根，这就是非协整性零假设。如果这两个序列是协整的，残差项将是平稳的。关于协整关系检验和估计的方法主要有Engle—Granger两步法和Johansen极大似然法。本文采用Johansen极大似然法来检验序列Lny与Lnex、Lnim之间的协整关系，检验结果列于表2。
从上式看出，进出口贸易与GDP之间存在长期的稳定均衡关系。出口与经济增长存在正向变动关系，且出口对于经济增长的弹性较大，出口每增长1%，GDP增长5.4%。进口与经济增长则存在方向变动关系，其弹性相对较小，进口每增长1%，GDP减少1.5%左右。
3.格兰杰因果检验
由协整检验结果可知，海南省进出口贸易与经济增长存在长期的均衡关系，但这种关系是否构成因果关系以及因果关系的方向如何，还需做进一步的分析。笔者对模型的相关变量进行格兰杰因果关系检验，具体的检验结果如表3所示：
从表3可以看出，在5%显著性水平下，出口是经济增长的格兰杰原因，这是“出口拉动型经济增长”的典型，说明出口对于海南省经济增长起了非常显著的带动作用。同时，进口却不是经济增长的格兰杰原因。
(三)基于VAR模型的动态关系分析
基于建立的VAR模型，本文使用误差修正模型、脉冲响应函数和方差分解来分析进出口贸易与经济增长的动态关系。
1.误差修正模型
误差修正模型基本形式是由Davidson、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出的，因此，又称为DHSY模型。它的基本思路是如果VAR模型存在协整关系，则表明这些变量之间存在长期均衡的关系，而这种长期均衡关系是在短期波动过程的不断调整下得以实现的。也就是说，大多数经济时间序列具有长期的均衡关系是因为有一种调节机制(即误差修正机制)一直在起作用，防止了长期均衡关系出现较大的误差。
在Johansen极大似然法协整检验的基础上，对序列Lny、Lnex和Lnim建立误差修正模型，滞后期采用2期。其结果如表4：
由表4可知，海南省进出口误差修正模型的误差修正系数均小于零，符合反向修正原则，GDP误差修正系数大于零，不符合反向修正原则。进出口的误差修正系数的绝对值均较大，说明当它们偏离均衡趋势后的回调速度较大，其变量的波动也较大。当进出口短期波动偏离长期均衡时，将分别以(-0.982)和(-1.830)的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
2.脉冲响应函数
脉冲响应函数(IRF：Impulse Response Function)用来衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。考虑本文的VAR模型：
由图1可知，经济增长(Lny)对出口(Lnex)的一个标准新息立刻有较强的反映，GDP增加了约0.05，随后，到第2期就快速达到了近0.10，2-3期之间有一定的缓增，且到达最顶端，3-10期趋于缓降，但第10期的水平比第一期略强。短期来看，出口对于经济增长的冲击很强；长期来看，存在一定的缓增态势。
由图2可知，经济增长(Lny)对进口(Lnim)的一个标准新息立刻有较强的反映，GDP减少了约0.01，到第3期又快速下降到最低点(近-0.035)，随后，在3-4期之间有一段缓增，4-7期增势迅猛，7-10期增速稍缓，较之第一期有一定的增加。短期来看，进口对于经济增长的冲击效应很强；长期来看，存在一定的缓降态势。
3.方差分解
考察VAR模型时，还可以采用方差分解方法研究模型的动态特征。其主要思想是把系统中每个内生变量(供m个)的波动(k步预测均方误差)按其成因分解为与各方程新息相关联的m个组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。
从表5可以看出，出口的新息对于GDP的影响呈上升走势，到第10期为止，却不超过9%，说明出口在长期对于GDP的拉动效应不强。第5期，进口的新息对于GDP的的影响达到最高，仅占3%；随后，其对经济增长的影响却有了缓慢下降的态势，可见进口在长期对于GDP的影响相当有限。
三、结论与评价
基于VAR模型，本文对海南省进出口贸易与经济增长关系进行了协整分析、格兰杰因果检验、误差修正模型、脉冲响应函数和方差分解研究，得出结论如下
(一)海南省进出口贸易与经济增长之间存在唯一的长期均衡稳定关系
出口与经济增长存在正向变动趋势，进口与经济增长存在反向变动趋势，且出口与经济增长的相关系数要远大于进口的系数。可见，海南省净出口对于经济增长的影响较强，加大净出口，特别是出口是提高全省经济总量的理想之路。
(二)海南省是典型的出口拉动型经济增长方式的经济体
格兰杰因果检验显示，出口贸易对于海南省经济增长具有显著的影响关系，但进口却不是经济增长的格兰杰原因。基于上述情况，发展出口贸易对于海南省的经济持续健康发展将起到实质的作用。
(三)出口贸易对海南省经济增长的拉动效应较低
尽管出口对于经济增长具有一定的影响力，但通过脉冲响应和方差分解动态分析发现，出口拉动经济增长的力量还有待加强。目前，海南省存在出口额不大、技术密集程度较差、单一依赖等问题，因此，有针对性地解决这些问题对于提高海南省出口贸易数量和质量，从而带动经济长久快速增长将有立竿见影的效果。[7]
参考文献：
[1] John Thomtom. Co-integration， causality and export-led growth in mexico(1895-1992) [J]. Economics Letters，1996：413-416.
[2] Francisco F. Ribeiro Ramos. Export， import， and economic growth in pPortugal：evidence from cansality and co-integration analysis [J]. Economics Modelling 18，2001：613-623.
[3] Jim Love and Ramesh Chandra. Testing export-led growth in Rangladesh in a multivariate VAR framework [J]. Journal of Asian Economics，2005：1155-1168.
[4] 万金金，谢进孝.中国对外贸易与经济增长关系的实证研究[J]，当代经济，2006，(7).
[5] 毛其淋.进出口贸易对浙江省经济增长作用的实证分析[J].黑龙江对外贸易，2007，(7).
[6] 王坤，张书云，马龙龙.中国进出口与经济增长关系的实证研究[J].统计与决策，2004，(2).
[7] 李玉凤.海南省出口贸易对经济增长的贡献度研究[J].价值工程，2006，(5).
“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文”