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進出口貿易范文第1篇

我主要是在單證部實習，在實習期間，我知道了一些基本的單證程序，有些原來在課本上或者實訓課程上學的知識還是很實用的，讓我感覺上手很快，在單據制作過程中，每個單位是有自己固定的模式，有些東西當然是課本上無法學會的。還是很感謝單證部的胡老師和張穎姐交給我們的一些單證這塊需要注意的東西。

最大的收獲是讓我們自己動手填空票據，也學會了如何從六聯單中尋找自己需要的數據，在實際操作中，我們雖然主要的能夠填寫，但是還是會有一些細小的錯誤，這就讓我以后從事相關的工作一個啟示：做單據這塊，雖然工作不是很難，但是一定要細心再細心，尤其是對于信用證這樣的支付方式。在這期間對于貿易流程需要的基本一套單據有了很深刻的了解，包括：定艙委托書，報關需要的核銷單，發票，裝箱單，商檢的通關單，還有原產地證等，并不是每一票都需要所有的單據，而是根據客戶的需要再制作相關的單據。

再就是我們親自去了湖北貿易促進委員會，去那里蓋原產地證書的章子，也是讓我們去了解貿易的基本流程，以及需要了解的商檢局或者貿促會的基本手續。這些都是無法從學校學會的。在蒲紡進出口公司老員工的帶領下，學到了一些貿易基本常識。

進出口貿易范文第2篇

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優劣勢的態勢，從而直接創造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有統計方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統計數據，研究了這些發達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發達國家的對外直接投資對同行業的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。

上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統計數據，采用協整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。

二、實證分析

（一）數據選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發展統計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規模和經濟增長。

（二）時間序列的平穩性檢驗

在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩性檢驗，表明這些變量是平穩的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩性檢驗，即二階單整。

綜上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。

（三）協整檢驗

近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）

綜合考察這些變量之間的協整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。

對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩性檢驗結果如表4所示。

回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。

由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。

由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。

（四）誤差修正模型

誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經濟模型，成為協整分析的一個延伸。若變量之間存在協整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩定的關系，而這種穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。

由協整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：

lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1

t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）

lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1

t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）

在誤差修正模型(3)中，協整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態調整過程具有一定穩定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩定。

在誤差修正模型(4)中，協整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態調整過程具有穩定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩定關系。

三、結論與建議

進出口貿易范文第3篇

【關鍵詞】 廣東省；進出口貿易；優劣

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．

[2]袁欣. 廣東對外貿易的困境與出路[J]. 特區經濟， 2006.

進出口貿易范文第4篇

【關鍵詞】反傾銷會計；進出口貿易額；關系研究

一、反傾銷會計的理論框架

所謂反傾銷會計，是指特定主體運用會計知識、反傾銷法知識和國際貿易知識，就反傾銷中的問題提供會計支持，進行會計規避、會計舉證、會計調查、會計鑒定活動。

近年來，越來越多的國家針對我國出口產品提起反傾銷訴訟。在反傾銷應訴調查中，會計信息提供著權威的訴訟支持。反傾銷調查涉及國際貿易、反傾銷法律和會計學等不同學科的知識，所以在反傾銷應訴中，應訴企業面臨著巨大的挑戰。因此構建我國企業應對反傾銷的會計概念框架，正確指導企業的內部會計核算，提供令反傾銷調查當局信服的會計記載資料，獲得反傾銷調查中的市場經濟正常調查待遇，就顯得尤為必要。

反傾銷的會計概念框架可以為企業提供實務運作上的指導，它可以從財務會計、管理會計、信息披露三個方面來進一步闡述，這三個方面又分別可以從企業日常會計核算專題、調查中的成本結構分析及問卷填列以及反傾銷中的盈余管理三點來分別加以說明。

二、研究假設

反傾銷會計主要用于應訴反傾銷案件，以及在反傾銷案件中提供對我方有利的經濟證據。自1995年以來，各國對華反傾銷案件逐年增加，與此同時我國反傾銷會計學有了更深的發展，反傾銷會計人員的隊伍也逐年擴大。由此可見，反傾銷案件與反傾銷會計人員的數量存在著一定的關聯。由于反傾銷會計人員的數量不易統計，本文利用反傾銷案件的數量來替代反傾銷會計的發展這一變量。進出口貿易是本文研究的另外一個變量，這個變量易于量化，本文利用我國進出口貿易總額來替代我國進出口貿易的發展。

因此，本文的研究假設可歸納如下：假設:進出口貿易額為自變量JCK，反傾銷案件的數量為因變量y，進出口貿易額與反傾銷案件的數量呈正相關關系。

本文利用最簡單的線性模型來對此假設進行檢驗，即：y=α+β*log（JCK）。

三、樣本選取

（一）1995～2009年我國遭遇反傾銷指控的案件統計

從反傾銷的立案調查數量來看，我國世界上遭遇反傾銷立案調查最多的國家。從1995年到2009年，世界范圍內共發起3865起反傾銷立案調查。自1979年歐盟對我國出口的糖精鈉發起第一起反傾銷調查來，國外對華反傾銷愈演愈烈，一個最重要的例證就是我國產品遭遇反傾銷調查案件數量的增加，我國已經連續15 年成為全球遭遇反傾銷立案調查最多的國家。

從1995～2009年的15年間，全球發起的反傾銷調查數達3865起，其中2009年最高，達到437起；1995年最低，為157起。而我國遭遇的反傾銷立案調查數量也高達746起，從1995年的20起，到2009年的75起逐年增長。

國外對華反傾銷數占全球反傾銷發起總數的比重呈明顯上升趨勢。國外對華反傾銷調查數占其全球反傾銷發起總數的比重由1995年的12.73％上升到2008年的35.1％增長了22.37％。如此快的增長趨勢，不僅說明我國已成為全球反傾銷運動的主要目標國，也使我國成為反傾銷的“最大受害國”，對我國出口貿易構成了嚴重的威脅。

（二）1995～2009年我國進出口貿易額的數據統計

自1995年以來，我國進出口貿易額呈現穩步上升的趨勢。其中，進出口總額從23499.9億元上升至150648.1億元，最高達150648.1億元。本文主要研究進出口總額對我國反傾銷會計的影響，其變化趨勢可用折線圖表現，如圖1所示。

四、實證結果與分析

本文運用Eviews對假設模型進行檢驗，檢驗結果如圖2所示：

圖2 實證結果

實證結果表明，進出口貿易額與反傾銷案件的數量呈正相關關系，即進出口貿易額的增加一定程度上導致了反傾銷案件的增加，而反傾銷案件的增加將促進反傾銷會計的發展，從而進出口貿易的發展在一定程度上促進了反傾銷會計的發展。在今后幾年，我國進出口貿易仍將不斷擴大，我國仍然無法擺脫國際貿易爭端的障礙，我國的反傾銷會計將發揮其重要作用，其發展也將順應潮流，成為我國會計體系中的重要一環，同時也是維護我國國家利益的關鍵一環。

參 考 文 獻

[1]白蓉蓉，蔣葵．我國企業應訴反傾銷中的會計問題及對策研究中國鄉鎮企業會計．2008（1）：123～124

[2]貢峻．基于反傾銷會計視角的會計準則國際化問題研究．會計準則發展——第六屆會計與財務問題國際研討會論文集．2006：352～358

[3]賈軼群．解決企業反傾銷會計問題的對策研究．商業經濟．2008（5）：86～87

[4]李昌奎．世界貿易組織《反傾銷協定》釋義．北京：機械工業出版社，2005，1（73）

[5]劉翠英，楊桂花，劉虹．反傾銷會計支持系統存在的問題及預警系統的建立．商業會計．2009（20）：14～15

[6]吳惠萍．出口企業反傾銷勝訴的會計障礙及對策．經濟師，2009（7）：157～158

[7]王仁祥，李芊蕾，陳艷林．國際反傾銷制度對我國應對反傾銷的啟示．財經理論與實踐．2002

[8]張琦．經濟全球化背景下反傾銷會計問題研究．現代商業．2009（30）：253～255

[9]李朝良．建立反傾銷預警機制[J]．企業導報．2009（12）

進出口貿易范文第5篇

[關鍵詞] 外商直接投資 進出口貿易 協整檢驗

隨著經濟全球化程度的逐步實現，各國之間的經濟往來越來越密切，國際投資和貿易規模不斷擴大。FDI與經濟增長的關系,以及進出口貿易與經濟增長的關系成為了20世紀70年代以來國內外學者研究的熱點問題。湖北省作為國家“中部崛起”戰略重鎮，有著獨特的歷史傳統、地理位置和自然資源。改革開放，特別是近年來，湖北省積極引進外資、大力發展對外貿易。然而，雖然其近幾年的貿易額一直居于中部六省的前列，與東部沿海省市相比，仍存在著較大的差距。本文擬采用實證研究的方法，運用OLS法和協整檢驗得到FDI與進出口貿易之間的關系，以期得出正確結論，為湖北對外貿易的增長獻計獻策。

一、國內外文獻綜述

迄今為止，各國對外貿易與FDI關系的研究為數眾多。理論分析所得出的代表性結論有二個:一是以Mundell為代表的相互替代關系理論;二是以小島清為代表的相互補充關系理論。在實證研究方面則主要有:Nakamura和MaryAmiti的研究表明兩者呈互補關系;Eaton和Tamura、Goldberg和Klein對日本的檢驗證明FDI對進出口貿易有促進作用。

二、實證分析

由于湖北省對外貿易起步較晚，加之統計數據并不完整，樣本設定在1986年～2006年之間。本文選取湖北省統計年鑒中的外商直接投資(FDI)衡量外商對湖北省直接投資，以出口額(EX）、進口額(IM)來衡量對外貿易。由于FDI在中國發揮作用時，中國吸收能力存在時滯問題，所以本文在模型中加入了到上一年為止累積的湖北省內外商直接投資總和（AFDI）。同時經濟增長迅速對其影響也不容忽視。于是引入變量“湖北省生產總值指數（GDP）”來衡量湖北省經濟規模和經濟增長。

1.數據處理。單位根檢驗模型建立在正態分布假設上的，但檢驗卻發現變量不顯著具有正態性，所以取各數據的自然對數，得lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFDI。可以證明變換后的數據均滿足正態分布。

2.時間序列的平穩性檢驗。在回歸分析之前,首先要對每組數據進行單位根檢驗,以判別序列的平穩性。因為當數據非平穩時，有可能存在偽回歸,需要進行協整檢驗。對序列lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFD進行ADF檢驗，發現以在95%的顯著性水平上，ln EX、ln IM都為一階單整的時間序列,而lnFDI則為二階單整。可見,序列lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、ln AFDI并不都是平穩的。

3.協整檢驗。對湖北省外商直接投資及其滯后因素與進口、出口額運用OLS法，同時考慮考察變量之間的協整關系，根據DW值與t值，用后向回歸法進一步篩選變量，刪除t值不顯著的變量，得出估計模型如下：

(1)

t:(15.35790) (4.452752) (3.204279) (-5.100194) (7.572159)

Adjust R2=0.968223 F-statistic=130.4936 D.W.=2.351472

(2)

t:(23.66483) (4.368699) (-5.775317) (8.443606)

Adjust R2=0.93778 F-statistic=86.4066 D.W.=1.72673

此時，對兩個殘差序列進行單位根檢驗，發現它們是平穩的置信度為95%，可以認為模型變量間有協整關系。湖北省外商直接投資額對出口額、進總額的作用顯著，模型擬合優度較高，兩個回歸方程的殘差序列都是平穩的，由協整定理可知數據之間存在協整關系，即湖北省外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。

4.誤差修正模型。上述模型描述了變量間的長期穩定關系，是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。因此可以建立誤差修正模型，將長期和短期結合起來：

(3)

t:(-2.99871) (3.90033) (-5.49269) (5.18711) (-7.48029)(-4.15686)

Adjust R2=0.865637 F-statistic=21.61615 D.W.=1.846710

(4)

t:(-2.96907) (3.99931) (-2.60799) (-4.46029)

Adjust R2=0.55277 F-statistic=7.59195 D.W.=1.97099

由參數的t檢驗可知，滯后殘差項的系數都顯著不為0，說明模型的動態調整具有穩定性。協整關系對EX和IM的增長起到了反向修正作用，彈性系數為-1.3559和-1.42937。

三、結論

FDI、GDP與進出口貿易額IM，EX之間存在穩定顯著的均衡關系,外商直接投資額的增長能夠促進本國進、出口貿易額的增長。然而AFD的反向作用提示我們,在長期過程中,若保持現有的貿易模式和結構不變,當外資積累達到一定水平時,國際貿易額將不再增加,甚至有可能減少。因為隨著外商從跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯,外商直接投資與對外貿易的替代作用將逐步顯現。同時,由于生產和銷售本地化的實現，進口額將大大減少。

“中部崛起”，最關鍵的是實現經濟的崛起，因此發展外貿易事業的重要性不容忽視。在追求FDI額增加的同時，不能忽視了我們在外貿易模式和結構上存在的問題；要積極制定各種相關政策，提高政府部門辦事效率，完善服務體系吸引外資；同時大力推動本土企業的技術化，創新化進程，提高企業的綜合競爭能力，實現湖北省在經濟上的騰飛。

參考文獻:

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