出口贸易论文范文1
1.出口贸易总量增长迅速，对外贸易顺差不断扩大。
从2003年到2012年10十年间，我国出口贸易额由4382亿美元增长到20488亿美元，年平均增幅达18.9%。2009年，在全球经济危机的大背景下，中国超越德国，成为世界第一大商品出口国。在出口贸易额迅速增长的同时，进口贸易额的增长相对缓慢，因此我国对外贸易顺差不断扩大。2003年对外贸易顺差额为254.7亿美元，2008年对外贸易顺差额为2981.3亿美元，6年间增长了11倍多。受全球金融危机影响，我国对外贸易顺差额出现三连降，2009年、2010年和2011年分别为1956.9亿美元、1815.1亿美和1551.4亿美，但2012年又出现回升，对外贸易顺差额为2311亿美元。
2.对外贸易出口依存度较高。
2003年我国对外贸易出口依存度为26.7%，2006年高达35.7%，虽然近年来有所下降，2010年、2011年和2012年分别为：27.5%、26.1%、24.9%，但由于中国经济增长模式所形成的长期惯性，我国经济依赖出口增长的趋势还将延续。目前，美国、日本、巴西和印度等国的对外贸易出口依存度都在10%左右，我国的出口贸易依存度不仅远高于美国、日本等发展国家和地区，也高于同为发展中大国的印度、巴西等，中国的出口贸易依存度长期同GDP增长率脱节，经济存在严重的出口贸易依赖性，也由此引发许多的贸易争端和摩擦。
3.出口产品中的资本密集型产品比重不断上升，但仍以低附加值产品为主。
根据联合国的分类方法，工业制成品中的第5和第7大类属于资本密集型产品。改革开放以来，尽管我国工业制成品的出口比重不断上升，由1980年的46.5%上升到2010年的94.8%，2012年达到95.1%，资本密集型产品比重由1980年的22%上升到2011年的57%，我国出口商品结构得到了一定的优化，但其完全的优化转型远未完成，因为我国大部分出口生产企业仍然处于资本与技术密集型产品生产中的劳动密集型加工环节。例如2010年我国机电产品出口、高新技术产品出口分别占出口总额的比重分别为59.2%和31.2%，但如果再进行细分，这些出口产品中大部分依然属于低附加值的劳动密集型产品，马源(2013)的分析得出2010年我国出口欧盟的机电产品中，66%属于劳动密集型产品，只有34%属于资本和技术密集型产品。总体来看，我国出口的机电产品大部分属于中低档次，产品附加值低和技术和知识含量较低，和发达国家出口的“高、精、尖”机械设备相比依然属于劳动密集型产品。目前我国高新技术产品主要以来料加工和装配贸易为主，主要生产和出口计算机、通信和电子技术等产品的中间产品和零部件，依然以劳动力为比较优势，缺乏核心技术。
4.高耗能、高污染产品出口依然占据较大比重。
目前我国初级产品出口中的矿物燃料、润滑油等高排放、高耗能产品出口占据30%左右，工业品制成品出口中的轻纺产品、橡胶制品、矿冶制品等均属于资源性和高污染产品，由于不具备核心技术，机电产品主要以中低端产品为主，大部分依然属于高耗能、高排放的低附加值产品。同时，自2006年以来，加工贸易占据我国出口贸易的半壁江山，由于我国加工贸易主要以“大进大出、两头在外”的来料加工方式为主，国内加工企业从国外大量进口原材料进行组装后再出口，仅赚取少量的加工费，却在加工过程中耗费大量能源并排放大量二氧化碳含量。
二、我国出口商品的能源消耗与碳排放量的计算
1.数据说明
联合国《国际贸易标准分类》（SITC分类）把商品分成10大类(0-9)，文章主要选取其中的第3、5、6、7共4类商品进行研究，这4类商品出口额合计近年来均占我国总出口额的70%以上，所以具有较强的代表性。出口商品金额来源于《中国统计年鉴》，能源消耗量数据来源于《中国能源统计年鉴》，由于《中国统计年鉴》与《中国能源统计年鉴》上对商品的分类标准不一样，因此按照SITC分类对《中国能源统计年鉴》上的商品分类进行了归并，这样才能应用其数据。自中国加入2001年加入WTO以来，出口规模迅速扩大，但同时能源消耗也由2000年的14.55亿吨标准煤上升到2011年的34.80亿吨标准煤，据《2013年BP世界能源统计回顾》的数据显示，从2009年开始，中国就超越美国，成为世界第一大能源消耗国。在能源消耗大幅上升的同时，二氧化碳的排放量也快速上升，由2003年的约35亿吨上升到2010年的约85亿吨，跃居世界第一。因此，文章选取2005年和2010年的数据进行计算，为了剔除价格因素，使两年的数据具有可比性，以2005年价格为不变价格对2010年的出口额和工业产值进行了处理。
2.计算我国出口商品能源消耗量和碳排放量
目前计算商品能源消耗量的方法有投入产出法和直接消耗计算法。文章采用第二种方法，先计算4类商品的单位能耗（能源消耗强度），它等于各商品的能源消耗量除以其总产值，各出口商品的源消耗量就等于4类商品的出口金额乘以单位能耗。直接消耗法由于只计算了商品的直接能耗，而没有计算在生产该商品的过程中所使用的原料及辅助材料等所产生的间接能耗，因此会造成能耗量的低估，但是通过计算结果发现，即使在低估我国出口商品的能源消耗从而低估碳排放量的情况下，也不影响中国大部分出口商品属于高能源消耗和高碳排放的结论。
3.计算结果说明
通过以上计算结果可以看出我国出口商品碳排放具有以下特点：第一，我国出口商品的碳排放总量较高。2005年、2010年我国4大类出口商品的碳排放总量分别为1.3亿吨（约合4.8亿吨CO2）和1.4亿吨（约合5.1亿吨CO2），而同为出口大国的德国2005年和2009年整个制造业的CO2排放量分别为1.12亿吨和1.02亿吨。第二，出口商品碳排放强度在下降。2005-2010年我国4大类出口商品的碳排放总量增长7.9%，而同期的出口贸易增幅为76.7%，碳排放量增幅远远小于出口贸易增幅得益于出口商品碳排放强度的下降，和2005年相比，2010年4大类出口商品碳排放强度分别下降1.77、2.11、2.08、0.16，降幅分别为：34%、40%、35%、27%。
三、低碳经济对我国出口贸易的影响
综合前面我国出口贸易现状特点和出口商品碳排放总量的计算结果来看，我国出口贸易发展迅速，经济增长的出口依赖性较强，但我国对外贸易发展模式依然建立在高碳排放的基础上。发达国家和地区在推进低碳经济发展的同时，其逐步实施的低碳规制和措施如碳关税及非关税绿色贸易壁垒将会对我国出口贸易产生较大影响。世界银行的研究报告显示，将来美国和欧盟对进口产品全面征收碳关税，故我国产品出口量可能下滑21%。但对不同的出口商品影响会有所不同，具体表现为：
1.第3大类出口商品，即矿物燃料，润滑剂和有关原料。
该类商品属于高排放高污染类商品，2005年和2010年碳排放强度分别为6.67、3.46，但由于出口额较小，其碳排放总量在4类商品中最小，2005年和2010年分别为1175.99万吨、763.67万吨。受我国能源短缺的制约，国家对该类产品出口采取限制措施，其出口额5年内仅上升了20.08%，同时不断提高减排技术，碳排放强度5年内下降了48.1%，因此第3大类产品出口受低碳规制和措施的影响较小。
2.第5大类出口商品，即化学品及有关产品。
此类商品碳排放量较高，其碳排放强度2005年和2010年分别为5.31、3.20。2005年和2010年的碳排放量分别为1898.71万吨、2317.14万吨，两年均位于第3位，虽然该类商品的出口比重较小，但5年内的出口增长率却高达102.3%，碳排放强度下降40%。因此，随着出口量的不断增加，第5大类产品出口将会受到低碳规制和措施的影响会越来越大的影响。
3.第6大类出口商品，即轻纺产品，橡胶制品，矿冶产品及其制品。
这类商品2005年的碳排放强度仅次于矿物燃料等商品，其碳排放强度为5.92，而2010年碳排放强度为3.84，排名第一。2005年、2010年的碳排放量分别为7638.77万吨和7914.37万吨，占总排放量的比重分别为50.1%和49.1%，是我国出口商品碳排放量的主要来源。此类商品2005年和2010年的出口比重分别为16.9%和15.8%，是我国的第三大出口商品，5年内出口增长率为59.4%，碳排放强度下降35%。因此第6大类出口商品受低碳规制和措施的影响最大。
4.第7类出口商品，即机械及运输设备。
第7类商品2005年、2010年碳排放总量分别为2117.71万吨、2852.28万吨，碳排放强度最低，分别为0.60、0.44。虽然该类产品一般认为属于清洁生产，但由于是我国最主要的出口产品，且出口增长较快，出口额占总出口额的比重2005年、2010年分别为46.2%、49.5%，5年内出口增长率为83.6%，远远大于碳排放强度的下降幅度的27%，所以碳排放总量在不断攀升，5年内增长率为34.7%。有学者对影响出口商品碳排放的因素分解进行分析，王天凤(2012)的研究表明，规模效应是我国出口商品碳排放增加的主要来源。高海燕(2011)的研究表明，规模效应在机械制造业出口产品碳排放中所占比重为70%以上。同时由于这类商品的中间投入品碳排放强度较高，包括间接排放的完全碳排放强度会比直接碳排放强度高很多，因此第7类出口商品也会受到低碳规制和措施的较大影响。
四、低碳经济背景下我国出口贸易发展方向
低碳经济是在全球气候变暖、生态系统受到空前挑战的背景下提出的，但是发达国家和地区不遗余力地推动低碳经济发展的另一个动因是自上个世纪80年达国家制造业大规模转移到发展中国家后，欧美国家经济由实物主导模式逐步转变为非实物生产主导模式，出现经济服务化和虚拟化的趋势，2008年金融危机使发达国家开始重新重视实体经济，制造业的比较优势已经失去，重新回到制造业已经不现实且也不符合经济发展规律，所以必须找到一个新的产业作为拉动实体经济发展的领头羊，发展以新能源产业为代表的低碳经济成了发达国家的首选。19世纪的工业革命和20世纪的信息革命，中国均未赶上发达国家的步伐，所以在国际分工中只能处于“微笑曲线”的低端，大量出口低附加值、高耗能的劳动和资源密集型产品，进口技术和知识密集型产品，贸易条件在不断恶化。此次低碳革命对我国来说既是挑战，更是机遇，我国应该顺应低碳经济发展趋势，在应对低碳经济给我国出口商品带来的冲击的同时努力进行低碳技术创新。
1.积极应对发达国家和地区低碳减排规制和措施对我国出口商品造成的冲击。
一国的对外贸易模式是由其经济发展水平和比较优势所决定的，由于我国工业化起步较晚，劳动力丰富但技术发展水平较低，目前只能大量出口具有较高碳排放量的劳动密集型和资源密集型产品。发达国家在完成了高耗能高排放的工业化后，对正在进行工业化的发展中国家制定低碳减排规制和措施显失公平。另一方面，发达国家实际上是碳密集产品的主要消费者，按照生产过程中的全部碳排放来征收碳关税是不合理的。因此，为了维护自身利益，我国应该积极主动参与相关国际规则的制定的讨论，并联合其它发展中国家与发达国家展开谈判，共同抵制以碳关税为代表的新型绿色贸易壁垒和贸易保护主义。在抵制发达国家碳关税政策的同时提出反制性政策，“可以考虑从消费者社会责任的角度，提出基于人均碳消耗量或者累计人均碳消耗量标准的碳关税政策。”
2.发展低碳经济，降低出口商品碳排放量。
首先，以美国为首的发达国家提出从2020年全面征收碳关税的计划表，而据测算，我国的碳排放量将在2020-2030年之间达到峰值，如果不提前做好应对准备，则在未来就有可能发生剧烈的贸易摩擦和贸易战，所以努力降低出口产品碳排放量已势在必行；其次，由低碳经济所引发的低碳贸易已是大势所趋，低碳绿色贸易壁垒必然会对各国比较优势和国际竞争力产生重要的影响，高耗能、高碳排放、低附加值的产品的出口比重将大幅下降，而低碳排放、高技术、高附加值产品的出口比重将逐步上升；最后，中国经济高速增长的30多年是以牺牲环境和资源为代价换来的，随着资源的短缺和环境污染的日益严重，改变过去不可持续的粗放型经济增长方式已迫在眉睫，发展低碳经济是可持续发展的必由之路。
3.优化出口产品的能源消费结构。
按照电热当量计算法，2005年和2010年我国能源消费总量构成中煤、石油、天然气的比重分别为74.1%、20.7%、2.8%，2010年这三种能源的比重分别为71.9%、20%、4.6%，我国的能源结构5年来几乎没有得到优化，一直以高污染高排放的煤炭和石油为主，其它清洁能源的消费比例较低。全世界核电发电约占总发电的10%左右，而我国近年来核电所占比例基本保持在0.3%左右，因此，我国出口产品能源消费结构有很大的优化空间，逐步减少高污染高排放的煤炭和石油的比重，增加天然气的消费比重，并大力发展水电、核电和风电等清洁能源，能够有效降低我国出口产品的碳排放量。
4.加大对低碳技术研发的投入，创新低碳产品，改变我国在国际分工中的不利地位。
由于技术创新具有正的外部性，先行的企业风险很大，如果研发失败，则成本完全由企业自己承担；如果研发成功，则其他企业就会通过模仿等溢出效应掌握新技术，企业缺乏研究开发的积极性。所以政府应该加大对低碳技术研发的投入，对先入企业进行补偿，才能激发企业对低碳技术的研发进行投入。碳排放强度主要受能源消费构成和能源效率的影响，我国4大类主要出口产品的碳排放强度5年内均出现了不同程度的降幅。近年来，我国能源消费构成均呈现以煤炭为主的特征，各能源的消费构成变化不大，我国出口商品碳排放强度的降低主要原因是能源效率的提高，因此提高低碳技术是降低我国出口商品碳排放量的重要途径。
5.重点控制轻纺产品，橡胶制品，矿冶产品及其制品的碳排放量。
第6大类出口是我国出口商品碳排放的主要来源，一旦实施低碳贸易壁垒，将对这类商品的利润和竞争力产生很大影响。此类产品是我国重要的传统出口产品，由于我国目前仍属于发展中国家，技术水平相对落后，在今后相当长的时间内仍将会大量出口该类产品，因此提高这类产品的能源使用效率尤为重要。
6.培育机械及运输设备新的出口增长点的同时注意扩大内需。
出口贸易论文范文2
关键词:食品进出口贸易;食品安全;贸易壁垒;检验检疫
自我国加入WTO以来，我国的进出口贸易总额逐年提升，在食品进出口贸易方面更为突出，但同时食品进出口贸易带来了诸如食品安全、贸易壁垒等问题，而在实践生活中，国际条约、区域性立法、国内立法的相关规定和他们之间的矛盾与冲突是产生这些问题的主要原因。尤其是近期发生的“非洲猪瘟”疫情导致全面禁售俄罗斯进口肉制品事件，引发笔者深入思考，因此，笔者在此就我国食品进出口贸易相关法律问题，列举现实食品贸易实例进行浅析论述。
一、食品安全与食品进出口贸易存在冲突关系
食品安全与食品进出口贸易在追求各自的价值取向上有不同侧重点。一方面，对于食品进出口贸易而言，实现利润最大化是食品进出口贸易一个重要的追求点，即以最小成本来实现利益的最大化，达到最有效的利润化;另一方面，食品安全从人类的角度出发，更多关注的是人的健康权﹑生命权。为了实现此目标，贸易国都在食品安全的立法体制和监管模式上做足了文章，有针对性地对进口食品安全设置了严格的行业标准和国家标准及认证程序。食品安全与国际贸易的冲突关系，必然会导致各国为了维护国家利益和保护本国消费者的生命健康权而采取必要的贸易措施和制定相关的法律规制来避免食品安全问题的出现，这种措施的实施久而久之就会演变成贸易壁垒，导致食品贸易的市场环境恶化，造成贸易国的经济损失，利益受到冲击。
二、WTO框架下有关食品进出口贸易的国际条约
本文选取具有代表性的WTO框架下《TBT协议》中有关食品进出口贸易的相关规定和《SPS协议》作以下分析阐述。技术性贸易壁垒(TechnicalBarriertoTrade，TBT)，是指一国以维护国家利益、保障本国国民生命健康和动植物的生命健康免受侵害，积极主动地采取相关的技术法规﹑标准﹑合格评定程序﹑包装盒标签制度﹑检验检疫制度等技术性贸易措施，无论是在主观还是在客观上这些技术性贸易措施的施行都会对国际贸易带来一定的障碍［1］。技术性贸易壁垒的存在对国际贸易的健康发展带来了前所未有的挑战，为了消除这种技术性贸易壁垒的限制，在这样的背景下《TBT协议》于1973年在东京回合谈判上问世。《TBT协议》的立法目的是消除不合理的技术壁垒措施对国际贸易的阻碍，因此，该协议的规定均是围绕着对成员国产品的包装、标记和标签等技术规范的制定作出限制，并通过要求成员国不得对一些重要条款作出保留的强制性规定来达到该目的，但值得注意的是，《TBT协议》的适用范围并不包含动植物卫生检疫措施。《卫生与植物检疫措施》协议(SPS)，该协议于WTO乌拉圭谈判回合中问世，并与《TBT协议》在适用范围与具体内容两方面呈互补之态［2］。该协议主要对成员国关于动植物及其产品进出口检验﹑检疫措施、检疫方法、检疫标准及制定等方面作出规制，具体包括:成员国所采取的检疫措施只能限于保护动植物生命或健康的范围;检验检疫应以科学原理为根据(指国际标准、准则或建议);检疫措施要有透明度，各国应及时公开本国所制定的检验检疫标准等内容;对发展中国家的特殊或差别待遇提供技术帮助等内容。
三、我国关于食品进出口贸易中食品安全、检验检疫制度的相关法律规定
我国对食品进出口贸易中食品安全问题的法规规定主要体现在《食品安全法》中。在进口环节规定，应当通过进出口检验检疫部门的检验且符合我国食品安全标准方可销售;在流通环节，规定食品经营者销售进口食品时要履行进货查验义务并建立销售记录制度，以及产生食品安全问题的进口食品召回制度等。值得指出的是，我国《食品安全法》对于流通环节的食品安全规定是围绕着“溯源”这一核心思路制定的，即通过规定食品经营者的“进货查验、销售记录义务”对产生食品安全问题的食品能够追溯到源头，以确保食品安全。我国对食品进出口贸易中检验检疫制度的规定主要体现在《中华人民共和国进出口商品检验法》《中华人民共和国进出境动植物检疫法》及《中华人民共和国食品安全法》等法律中［3］。对于进口食品，在进口环节、流通环节均作出依法进行检验检疫的规定，但值得注意的是，两个环节进行检验检疫的行政部门不同，进口环节由出入境检验检疫机构按照其制定的标准进行检验检疫，流通环节是由食品安全监督管理部门依照食品安全国家标准进行检验检疫，二者的检验检疫方法和参照标准不同，前者更多是以食品的“可食用性”方面为出发点进行标准制作、检验检疫，而后者则是从我国公民的“健康权”角度制定标准进行检验检疫，后者的要求更为严格。
四、我国食品进出口贸易实务案例
(一)进口食品抽检不合格案
国家食品药品监督管理总局对A市某超市销售的进口自俄罗斯的某牌天然百花蜂蜜进行抽样检测，经检测该蜂蜜霉素含量不符合农业部公告第235号，嗜渗酵母计数项目不符合国家食品安全标准GB14963－2011的要求［4］，经法定检验机构检验只有判定为不合格食品。经营者因在进口该批次蜂蜜时未完全履行进货查验义务被行政机关依据《中华人民共和国食品安全法》处以罚款33万元人民币的行政处罚。经营者曾提出过陈述申辩，称该批进口蜂蜜在入境时已由入境检验检疫机构检测过，为准予入境食品，并拿出该批次蜂蜜的入境检验检疫证明予以佐证，但被行政机关以入境检验检疫证明不能当作食品安全的护身符予以驳回。
(二)广州市盛世中华百货有限公司销售产品纠纷案
上诉人于2015年7月10日在被上诉人(广州市盛世中华百货有限公司)处购买了8瓶挪威鳕鱼鱼肝油，后将被上诉人诉至法院，并提出其购买的挪威鳕鱼鱼肝油为食品，瓶上标签无任何保健食品、药品等其他属性的产品标识。涉案食品中所添加的鳕鱼鱼肝油为药品，依据《中华人民共和国食品安全法》相关规定，食品中禁止添加任何药品，因此涉案食品为法定不合格食品，并提出民事赔偿。该案在庭审期间查明涉案食品挪威鳕鱼鱼肝油系被上诉人进口的挪威食品，在入境时已经过出入境检验检疫部门的检测，结果为准予入境并出具卫生证书，但法院认为依据《中华人民共和国食品安全法》第五十条规定，生产经营的食品中不得添加药品，根据《国家卫生计生委办公厅关于鱼肝油相关问题的复函》(国卫办食品函【2014】297号)的规定，鱼肝油不属于普通食品，亦不属于既是食品又是中药材的物质，故不能作为普通食品原料使用［5］。因此，作出被上诉人退还上诉人购买涉案食品的货款并一次性赔偿上诉人10倍价格的额外赔偿金。
五、对我国食品进出口贸易相关法律制度的修改建议
上述两个案例体现了我国食品进出口贸易中，因国际条约与国内立法间存在矛盾与冲突，导致一系列不利贸易人的法律后果，这也是我国食品进出口贸易中存在的实际问题，因此，在今后的立法中，应当兼顾国际贸易的健康发展、食品安全有效保障，对这些法律问题深入思考并予以完善。从上述两则我国食品进出口贸易实务案例中，可以发现两起案例有共同点，即涉案食品在进口时均为进口检验检疫合格食品，但均在国内流通后的又一次检验中被判定为不合格食品。产生此种情况的原因在于，我国进出口食品在进口、流通环节进行检验检疫时所参照的标准存在差异。进出口食品时进行检验检疫系由出入境检验检疫部门负责，参照的标准也是出入境检验检疫机构所制定的;而进入流通环节后，食品安全监管部门会另行对进口食品进行抽样检验，此时所依据的标准系食品安全监管部门所制定的食品安全国家标准。由于检验检疫所依据的标准不同导致检验检疫结果差异，这必然会对食品进出口贸易造成影响。因此，统一我国进出口食品的检验检疫标准尤为重要。最后，我国在享受身为WTO成员国权利的同时，也应当充分履行身为WTO成员国的义务，加强所缔约的国际条约、协议在我国适用方面的法律效力。落实好诸如对食品进出口时已进行进出口检验检疫后，进出口相对国施行免检的贸易协定。在兼顾食品安全的同时，尽可能地为食品进出口贸易开辟绿色通道，为食品进出口贸易保驾护航。
参考文献
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出口贸易论文范文3
1.外部因素分析。
自2008年全球金融危机以来，国外进口商信用水平普遍下降，资信评级降低，大部分银行不愿给企业提供信贷融资，贷款满足率相对于金融危机之前大幅下降，中小出口企业资金状况紧张。同时，人民币升值、劳动力成本上升等因素的影响，使得我国主要以劳动密集型产品出口为主的中小型出口企业生产经营压力增大，长期以来主要依靠价格优势占领市场的竞争策略难以为继。由于我国中小出口企业规模相对较小但数量大，行业内部恶性竞争、无序竞争，对国际标准以及WTO规则不熟悉，再加上贸易保护主义在世界范围内重新抬头，使得我国中小出口企业，尤其是食品、农产品以及纺织服装等产品遭遇技术性贸易壁垒的比率增加。以上这些因素，都直接或者间接导致我国中小出口企业资金状况严重紧张。
2.内部因素分析。
从中小企业内部财务管理来看，人民币升值使得企业的筹资成本、运营成本以及投资风险加大。我国的一大批中小出口企业是由外销员投资成立的，他们既是经营者又是管理者，他们虽然拥有客户资源，但是他们对财务管理不够专业，没有将其纳入企业管理范畴；有些中小出口企业意识到财务管理的重要性，但是财务管理工作还处于初级阶段；财务控制薄弱，管理粗放。比如，应收账款外汇风险是出口企业最典型的经营风险，但超过50%的中小出口企业经营者认为：老客户没有风险和信用证结算没有风险。据外贸、外汇、银行和保险等部门提供的综合数据情况分析发现，在我国恶意拖欠在我国全部逾期应收境外账款中占到60%，其中70%以上是老客户欠款。据统计，在国际贸易活动中，82%是非信用证交易，其坏账率只有0.25%~0.5%，但我国出口贸易中信用证就算超过60%，坏账率却高达5%。而且中小出口企业缺乏主动控制汇率风险的意识，能够采用远期、期货、期权等金融方式降低风险的能力以及意识都比较低。
二、中小出口企业贸易融资渠道分析
中小出口企业贸易融资主要集中在两个阶段：一是在签约后备货阶段，由于买方市场的出现，以及人民币升值、劳动力成本上升等因素的作用，赊销、应
收账款等以卖方承担更大风险的贸易方式在国际贸易中的比重大幅度上升，造成卖方在签约后备货阶段存在大量、长时间资金占用的问题。二是在货物出运后至收货阶段。由于货物出运与货款结算存在时间点上的不对称，因而卖方还要承担在这一阶段的资金风险。
1.传统国际贸易融资渠道分析。
我国中小出口企业大部分处于创业或成长阶段，还不具备上市条件，直接融资条件不成熟，再加上我国企业发行债券的要求较高，我国大部分中小出口企业通过发行债券融资可能性也不大。间接融资方面，中小出口企业担保比较困难，中小出口企业之间相互担保，一个企业出现问题，其他企业都会受到牵连；中小出口企业的市场风险高但信用相对低，从而使得我国中小出口企业的融资成本过高。以2010年为例，大企业享受基准利率下浮10%的贷款利率，而中小出口企业的贷款利率介于基准利率至上浮20%之间，有些银行上浮利率达到30%，甚至高达40%。这些因素导致我国中小出口企业通过通常渠道获得贸易融资成为不可能。我们发现，打包贷款和出口押汇是在进口商开立信用证的前提下进行的，进口商要承担较高的费用，在全球经济不景气的情况下，进口商由于资信不佳导致信用评级下降，则需提供抵押或者担保，加大了进口商的资金成本，银行因为要承担较大的信用风险，开证意愿下降，中小出口企业采用前两种贸易融资方式可行性下降。相对于前两种融资方式，票据贴现、国际保理与福费廷则不存在开证问题，但由于我国中小出口企业规模小，业务主要以金额较小的货物贸易为主，而福费廷主要适合于出口大、中型机器、成套设备，期限较长，金额也以100万美元起做，虽然最近几年推出了小额贸易，但由于费用较高，不适合中小型出口企业进行贸易融资。传统的贸易融资方式只有票据贴现与国际保理更适合于中小出口企业。
2.新国际贸易融资渠道分析。
对上表进行分析可见，银行对贸易融资产品的创新方向主要是多元化，多方式，贸易融资与金融工具相结合，一定程度的解决了贸易融资问题，但仔细研究就会发现，出口全益达更适合于国际工程项目的贸易融资，对中小出口企业适用性不强，出口汇利达和应收账款收购更适合于中小出口企业，国际组织担保项下贸易融资针对性更强。银行融资产品更适合大中型企业进行贸易融资，真正适合中小出口企业的产品较少。
三、应对中小出口企业贸易融资难的对策建议
从以上的分析可以得出：我国中小出口企业运用传统的直接和间接融资渠道不畅通，贸易融资渠道单一，银行国际贸易融资产品虽有很大进步，但对中小出口企业适用性差，笔者认为应从以下三方面入手解决问题。
1.加强自身企业管理和风险规避措施。
中小出口企业应将经营与管理分离，由专业的懂得财务管理的人才进行财务管理，将企业出口经营风险纳入财务核算的范畴，加强对企业应收账款的管理，同时运用多种结算方式，避免信用证使用过程中出现的各种风险，加强对企业客户的资信调查与管理。运用多种金融方式规避风险，运用远期合约、期权、期货合约合理规避外汇风险。密切银企关系，掌握多种贸易融资方式的使用，同时引进懂得国际贸易、国际金融、法律以及WTO规则的复合型高素质人才，熟悉贸易融资方式操作，同时能知悉贸易动态及风险规避方式，为中小出口企业合理规避风险。
2.金融机构加强贸易融资方式的创新。
金融机构在国际贸易中发挥着极其重要的作用，它不仅帮助企业实现资金结算，更重要的是为企业提供资金融通。我国的贸易融资渠道主要是以上所讲几种，方式单一，金融机构加强适合中小出口企业的贸易融资方式创新。同时建立适合于中小出口企业的资信评估机制。目前的评估体系主要适合于大型企业，对中小出口企业的评估标准过高，不适合中小出口企业规模小、额度小、融资需求旺的特点。再者，要构建国际贸易融资的风险管理体系。金融机构不愿意为中小出口企业提供融资的根本原因在于风险不对称，金融机构应运用严格的风险监控方法，对审核后的融资授信额度进行后续监督。
3.政府完善法律法规、提供政府支持。
出口贸易论文范文4
改革开放以来，江苏省出口贸易不断发展，但是环境问题也越来越突出。生态环境的恶化严重制约了江苏省经济的可持续发展，如何协调江苏省出口贸易与环境问题已经成为江苏省当今最为迫切的问题。 1相关研究综述 关于出口贸易与环境的关系问题，早在20世纪70年代就有国外学者对此进行了研究。目前以下观点较为权威。1993年，Grossman和Krueger在对北美自由贸易区的环境效行分析时将出口贸易的环境效应分为结构效应、规模效应和技术效应。他们的研究成果表明贸易对环境影响是3种效应之和，出口贸易对环境的影响要受到3种效应的共同影响，而不是由其中一种效应所决定的。1994年Chilchilnisky认为出口贸易对发展中国家的消极影响将大于发达国家，他通过分析得出这样的结论：在私有产权没有得到明确界定的条件下，贸易自由化将会加速发展中国家环境破坏，进一步对全球的环境造成污染。 近年来，我国学者也对出口贸易与环境的关系问题进行了大量的研究。例如，2007年党玉婷、万能利用Grossman和Kruger的分析方法对中国1994—2003年间主要制造行业出口贸易对环境的影响进行了分析研究。其研究成果表明：中国出口贸易对环境影响的规模效应为负、结构效应和技术效应为正，但是负的规模效应大于正的结构效应与技术效应，所以总效应仍为负，即出口贸易总体上破坏了中国的生态环境。若要改变中国对外贸易的对环境产生的不利影响应该降低污染程度，增加正的结构效应和技术效应。从以上研究成果可以发现：中外学者大多基于国际与全国层面，而且得出结论也不相同。在上述学者的研究基础之上，本文利用江苏省的出口贸易与环境污染的数据，从江苏省的层面进行实证分析研究，得出江苏省出口贸易对环境影响的结论［4］。 2江苏省出口贸易现状与环境现状分析 2.1出口贸易规模不断扩大，出口增长幅度趋缓；对外贸易依存度扩大近年来，江苏省对外贸易额不断增长，产品结构优化，出口贸易一直名列前茅。从图4中可以发现，自2000年以来，江苏省出口贸易额占全国的10%以上，并呈现出不断上升的趋势。到2010年江苏省出口贸易额仍然达到2705.50亿美元，维持在较高的水平。虽然江苏省出口总额不断扩大，但是增长幅度下降明显。对外贸易依存度是指用一个国家或地区进出口贸易总额在其国内生产总值中所占的比重，用来表示一国国民经济对外贸易的依赖程度，它反映一国或地区对外贸易在国民经济中的地位。从图4中可以看出：2008年以前江苏省对外贸易依存度不断上升。由于金融危机的影响，2008年以后对外贸易依存度出现下降趋势。 2.2工业三废的排放量基本呈现出上升趋势 近年来，随着江苏省对外贸易的不断增长，严重影响了江苏省的环境质量，虽然不断推进资源节约型与环境友好型社会的建设，但是形势依然严峻。 2.2.1工业废水排量始终处于较高水平 由于近几年出口贸易的迅速发展，江苏省的废水排放量持续扩大。从图形中可以发现：在2000年至2010年期间，2005年排放量为29.63亿，达到最大值，接下来几年呈现小幅下降趋势，但是污水排放总量依然处于较高水平。 2.2.2工业废气排放量总体呈上升趋势随着工业发展和出口贸易的扩大，特别是煤和石油的大量使用，产生大量的有害物质，造成严重的大气污染。从图中可以分析发现，江苏省工业废气排放呈现出先上升后下降再上升趋势。 2.2.3固体废弃物污染排放量总体上呈现出上升趋势 工业固体废弃物的排放量总体上呈现出上升趋势，从2000年的3038.19亿t上升到2010年的9064亿t。 2.3小结 通过以上分析，我们可以发现江苏省出口贸易对环境产生了影响。目前，江苏省经济处于由低到高发展过程之中，资源的消耗大大超过了资源的再生能力。因此，随着出口贸易发展与人均收入的不断上升，环境也不断地恶化。 3出口贸易对环境影响的实证分析 在20世纪70年代，中外学者中外学者就开始研究出口贸易与环境之间的关系，但是到目前为止始终没有一致的定论。本文应用了江苏省的相关数据，对江苏省的出口贸易与环境之间的关系进行了实证分析，进而得出江苏省出口贸易对环境产生的影响。 3.1相关变量的选取与数据来源 江苏省的工业废气排放量处于较高水平，而且增长速度较快，与工业废水和工业废气相比对环境的影响更大，所以论文以工业废气排放量作为环境污染的衡量指标，于此同时将废气排放量作为被解释变量。此外，除了考虑外贸出口额对环境产生影响之外，还将出口依存度与资本劳动比作为解释变量。出口依存度即出口总额与人均国民生产总值之比，可以用来反映不同经济发展水平对环境的影响。资本劳动比是全社会的固定资产投资总额与全体社会产业人员的数量之比。它大体上可以表示一个国家的要素禀赋，主要反映了贸易对环境的污染的结构效应。如果一个国家或者地区的资本劳动比上升，则说明该国家或地区有从劳动密集型向资本密集型转变的趋势，即表示产品的技术含量不断增加。反之，则说明产品的技术含量不断下降。本文采用的江苏省工业废气排放量的数据以及江苏省外贸出口额、出口依存度、社会固定资产投资额与社会从业人员的数量等数据均来自历年的《江苏统计年鉴》，数据选取的时间范围为1990—2010年［5］。 3.2模型设定 柯布—道格拉斯生产函数是研究投入与产出关系的生产函数，在一般生产函数的基础之上进行了改进，引进了技术资源这一要素；该模型用来预测一个国家或者地区的工业系统或者大企业的生产，来分析生产发展途径的经济数学模型。本文研究江苏省出口贸易对环境的影响，需要引入资本劳动比、工业废气排放总量等变量，借鉴柯布—道格拉斯生产函数的基本形式。为了避免异方差等问题的干扰，本文将回归模型设为如下的对数模型：lngas=β0+β1lnexi+β2lndeg+β3lnk+e（1）其中exi、deg、k分别代表了外贸出口额、出口依存度与资本劳动比，而gas代表工业废气排放总量。#p#分页标题#e# 3.3平稳性检验和协整检验 因为解释变量与被解释变量所采用的数据都为时间序列数据，所以在进行回归分析之前对其进行平稳性检验。本文主要通过Eviews5.0软件采用单位根ADF检验法检测数据平稳性。根据检测可以发现解释变量与被解释变量的数据都是不平稳的，但它们却都是一阶单整的，所以它们之间可能存在着协整关系。接下来采用Engle-Granger两步检验法进行检验，对协整回归方程估计残差序列进行ADF检验。检测结果表明：1%显著性水平下残差序列e是平稳的。这进一步说明，在95%的置信水平下变量lngas与lnexi、lndeg、lnk之间存在协整关系，即江苏省工业废气排放总量与外贸出口额、出口依存度、资本劳动比具有长期稳定的均衡关系。 3.4回归结果 通过Eviews5.0软件采用最小二乘法（OLS）对模型进行回归分析：由此可得，回归方程为：lngas=8.085738+0.350886lnexi+0.216694lndeg-0.028948lnk其中，R2=0.977571，调整的R2=0.973613，F值为246.9871，表明在整体上拟合得较好，DW=1.603240，表明方程不存在自相关。 3.5回归结果分析 3.5.1出口贸易额与环境污染之间呈正相关 江苏省的工业废气排放量与江苏省的外贸出口总额呈显著正相关；其中江苏省的外贸出口总额每增加1%，其产生的工业废气排放总量就会增加0.350886%。这种局面形成的主要原因在于以下两个方面。首先，在江苏省的产品出口结构之中，污染型企业占据了一定的比重，这部分出口产品是通过高污染与高能耗生产出来的，例如钢材、纺织品等。其次，江苏省的环境标准相对于发达国家较宽松，同时江苏省的地方监管机构监管不够严格，使得一些外资企业充分利用这些机会，将一些在本国和境外受到严格限制以及达不到环境要求的产业转移至江苏省。 3.5.2出口依存度与环境污染之间呈正相关 江苏省的工业废气排放总量与出口依存度呈显著正相关，如果江苏省出口依存度每增加1%，其工业废气排放总量会增加0.216694%。这表明：近几十年了，随着江苏省出口贸易依存度的不断加大，对环境的污染也不断地加强。如果环境库兹涅茨EKC曲线所描述的现象适用于江苏省的话，由于江苏省目前还属于低收入地区（人均低于5000美元），其工业废气的排放量还没有超过倒U形曲线的最高点。即随着江苏省出口依存度的不断加强，污染物的排放量还会进一步增加，但是增加的速度可能会下降。同时说明，江苏省出口贸易对环境的规模效应超过了其技术效应。其原因是：江苏省的出口贸易促进了经济规模的迅速扩大，同时消费者对清洁产品的需求还不十分大，江苏省对清洁技术的使用还不多。江苏省的增长方式还属于粗放型的增长方式，需要向集约型逐步转变。 3.5.3资本劳动比与环境污染之间呈负相关 江苏省的工业废气排放量与资本劳动比呈负相关，江苏省资本劳动比每增加1%，其工业废气排放总量会减少0.028948%。资本劳动比可以反映一个地区的要素禀赋，反映贸易对环境污染的结构效应为负。这说明：江苏省由于出口贸易的不断发展，资本存量迅速增加，使得产品的资本投入不断地加大，技术含金量不断上升，从而不断降低环境污染物质的排放，使得环境质量逐步得到改善。但是江苏省资本劳动比对环境的影响不十分显著，其原因主要是单位产品资本投入量的不断上升还没有全部用于先进环境保护技术的推广，说明资本的增加还没有带来产品环境保护技术的明显提升［6］。 4江苏省促进贸易与环境协调发展的对策与建议 4.1积极采取措施实现环境成本内部化 环境成本外部化是导致江苏省出口贸易与环境冲突的根本原因。因为出口贸易的不断发展导致市场失灵，使得市场价格不能如实地反映产品的真正价值，因此产生了严重的环境问题。环境成本内部化是解决贸易与环境问题的有效措施。江苏省政府应该界定环境资源的所有权，政府部门应该依据有关法律法规界定环境资源的所有权，来实现资源有效配置，减少环境污染。如实施排污收费制度，即根据所排放到环境中的污染物的量和质征收费用。 4.2以科学发展观为理念，建立资源节约型、环境友好型社会，大力发展绿色环保产业 首先，江苏省应该引导第二产业合理发展。对那些高污染、高能耗的企业进行限期整改；如果限期内整改不合格应该及时关闭；如果整改期过后仍然排放超标污染物质，应该进行严厉的经济制裁。对于那些积极采用技术，减少污染物质排放的企业应该给予政策优惠，鼓励技术创新。其次，江苏省的初级产品出口在出口贸易中占有一定比重，而初级产品出口往往会造出生态破坏，因此江苏省应该减少造成生态破坏和附加值小的初级产品的出口，促进绿色环保产业发展，鼓励科技含量高、附加值高的工业制成品的出口。 4.3加大环保资金和技术投入，提高能源利用效率，大力支持和发展低碳型贸易产业 江苏省各级地方政府应该制订区域性能耗与碳减排政策，鼓励和支持高污染、高能耗的企业转变为低碳经济转型，并提高资金、技术和政策上的支持。江苏省必须改变传统的对外贸易发展战略，加快向对外贸易低碳贸易新战略转型，改变出口贸易中高污染、高能耗等高碳排放的初级产品的出口结构与产量，发展低碳型对外贸易产业结构，引导加工贸易不断转型升级，为低耗能产品的出口提供政策支持。
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一、引言 自1978年实行改革开放之后，我国综合国力得到了大大提高，从国家统计局GDP数据可知，我国GDP从1978年的3619.86亿元人民币增加到了2009年的117411.79亿元人民币（已剔除价格因素），增长幅度达3143.55%，年平均复合增长率高达11.49%。与此同时，从我国在联合国的合法席位恢复开始，我国在国际上的地位和话语权逐步恢复和加重。尤其是在2001年，我国成功加入世界贸易组织(WTO)，使得我国与国际间的贸易与交流进一步得到增加。Ellis、Davies和Wong(2010)研究发现，转轨经济体总是与出口密集度联系在一起。事实上，中国经济的发展证明了这一观点，随着中国在世界上活动广度与深度的发展，一方面，我国国际贸易蓬勃发展，进出口贸易额（特别是出口贸易额）大幅度增加，为我国带来了可观的外汇收入。据统计数据显示，我国的货物贸易出口额从1978年的97.5亿美元飙升至2009年的12016.1亿美元，剔除价格因素，也由1978年的14.62亿美元上升到2009年的546.87亿美元，上涨幅度为3640.56%，年均复合增长率达到了11.98%，甚至高于了我国GDP的年均复合增长率，使我国成为名符其实的“世界工厂”。另一方面，我国经济的迅速发展与出口制造业的大量扩张使我国的能源供给面临巨大压力。统计数据显示，我国的能源消费量从1978年的57144万吨标准煤飙升至2009年的306647万吨标准煤[2]，上涨幅度达到436.62%，年平均复合增长率达到了5.70%。剔除人口增加因素，我国能源消费量也从1978年的人均0.59吨标准煤上升至2009年的2.30吨标准煤，上涨了289.83%，年平均复合增长率也达4.34%之多。剔除生活能源消费因素，我国生产能源消费从1980年的50692万吨标准煤上升到了2008年的259550万吨标准煤，上涨幅度为412.01%，年平均复合增长率达5.79%。 高速的经济增长使人们对能源的需求日益增加，随着近年来世界范围内极端天气事件的增加，以及持续的气候变暖趋势，使得人们开始反思工业革命以来人类活动对气候变化所造成的巨大影响。随着低碳、节能、环保等概念的蓬勃发展，人们逐渐认识到经济增长在带给人们便利的同时，也对环境、能源带来了巨大的破坏和挑战。 由统计年鉴数据显示，随着我国出口贸易以年均11.98%的复合增长率增加，我国货物和服务净出口的GDP占比，从1978年的-0.32%，增加至2008年的7.69%，因此，鉴于出口贸易对我国经济增长的巨大贡献，有必要对出口贸易与我国能源消费之间的关系进行研究和探讨。 二、文献回顾 董斌昌与杜希垚(2006)对我国的出口贸易与能源消费之间的关系进行了研究，指出了能源当期消费、出口贸易前一期消费对当期出口的线性关系，并用1978-2004年的统计数据进行了实证检验。我们利用同样的数据，做了类似的工作，可以得到类似的结论，但唯一不足之处在于方程回归元的选择上。文中使用了带参数的ADL(1，1)模型，但在能源滞后期上选择了零期滞后，即仅考虑当期能源消费对出口的影响，我认为有失偏颇。由偏自相关函数分析可知，当期能源消费与滞后一期能源消费有关系，而当期出口与当期能源消费有关系，因此，该种做法会导致解释变量不足，使得解释出现偏差。同时，计量结果也显示，采用第4章的计量模型，参数的显著性大大超过董文模型。 吴国兵(2008)在对中国能源与出口关系的研究中得到了能源与出口的协整关系，并构造了二者的误差校正模型。然而研究发现，出口额与能源消费虽然均为I(2)序列，但是经过对数化以后，出口额变成了I(1)序列（0.05%显著水平下），能源消费依然为I(2)序列，二者之间的协整关系缺乏存在的前提。并且，我们选取ECM模型进行进一步拟合发现，误差校正项参数的结尾概率为0.3760，甚至通不过0.1的显著性检验。此外，为了减小数据的剧烈波动以及抑制异方差产生等目的，陈刚(2008)、贺桂欣等(2007)与朱启荣(2007)等人同样使用了类似的对数化处理方法。 任建军(2008)在其研究成果中着重阐述了进口、出口与能源消费之间的格兰杰因果关系，并得出结论，即出口是能源消费的格兰杰原因，然而由检验可知，该因果关系并不存在。吴献金、黄飞、付晓燕(2008)等则采用了东部11个出口大省的出口数据与能源消费量进行拟合研究，得到了二者长期以来的协整关系，并得到了能源消费与出口互为格兰杰因果关系的结论。对于三人的研究，由于1993年我国对美元大幅贬值，使得1993-1994年人民币兑美元汇率不连续，不利于研究的进行。由于美元具有币值稳定性的特点，没有必要将其换算成人民币进行处理，因此，应该直接采用美元数据，并且由美元指数得出实际出口贸易额进行研究。 在以上研究的基础上，采用多元协整理论与方法，对我国1980-2008年能源消费与出口贸易额之间的关系进行数据拟合，以此证明我国能源消费与出口贸易额之间存在着多元协整关系。由此做出结论，并提出相应政策建议。 三、方法论及数据 1.协整理论 Park与Phillips(1989)[1]从理论上证明了对于两个具有明显趋势的非平稳随机序列进行回归拟合，将会出现错误的结论，即伪回归问题。因此，必须在解决序列非平稳性问题之后才能对序列进行回归拟合处理。其中一个方法就是对序列进行单位根检验，在得到接受单位根假定后对序列进行差分处理以得到平稳序列。但这种办法通常会丢失掉重要的水平数据信息。Engle和Granger(1989)[2]给出了协整的定义，即对于m维向量时间序列{Xt}，如果{Xt}的分量序列为I(d)序列，且存在一个向量α≠0，使得αTXt~I(d-b)，b＞0，则称{Xt}的分量序列存在(d，b)阶协整关系，记为Xt~CI(d，b)，而α称作协整向量。在随后的研究中(1990)[3]，这种方法得到了进一步发展和运用。因此，协整理论的提出，为非平稳的多变量时间序列分析提供了有力的理论和方法。它的重要特点，就是将模型设定的短期、动态性与数量经济学中均衡关系的长期、确定的特点融为一体，使得对于非平稳时间序列的研究，既能克服伪回归问题揭示其内在规律所在，又不会失去水平数据的特征，是一种行之有效的方法。#p#分页标题#e# 2.数据来源及形成 研究所需数据分为两部分，其一为研究周期内我国历年的贸易出口额，其二为对应的能源消费量。贸易出口额由两部分原始数据构成，一是以美元计我国历年名义出口额，二是历年的美元指数。出口额数据来源于《中国统计年鉴》[4]“6-3货物进出口总额”，以美元计价，为使得价格剔除通货膨胀等因素，利用美元指数得到不变价格。美元指数来自美国劳工局。根据“实际出口额=100×名义出口额/美元指数”的公式得到实际贸易出口额数值。能源消费量由两部分数据构成，能源消费总量年度统计与生活能源消费量年度统计，由这两项数据相减得到生产能源消费量。能源数据（1980-2008年）均来自于中华人民共和国国家统计局出版的《统计年鉴》，子数据来自于“七、能源”项下的“7-2能源消费总量及构成”和“7-12生活能源消费量”。 四、结果及讨论 1.格兰杰因果检验 在数据拟合之前，应首先对数据列做格兰杰因果检验，以确定数据列之间因果关系的存在性。利用Eviews6.0对生产能源序列以及实际出口贸易额序列进行格兰杰因果关系检验，检验结果如下表1所示：由于格兰杰检验对于滞后项非常敏感，因此，为使结论更具一般性，表1列出了含2阶至6阶滞后项的检验结果。如表中数据所示，我们可以接受能源到出口的单向格兰杰因果关系。因此，实际出口额与能源消费之间有研究二者之间所存在的协整关系的必要。 2.数据拟合及检验 使用Eviews6.0分别对实际贸易出口额(Export_real)与能源消费量(Energy)序列进行自相关检验，检验得知，二者均具有拖尾的自相关函数与一阶截尾的偏相关函数。且对于两序列而言，当k>1时，偏相关函数准赞kk均落在数值±2姨1/28即(-0.3780，+0.3780)范围内[5]，则可知，二者均满足AR(1)过程。也就是说，二者均对于其滞后一期数据敏感。因此，为了研究二者之间的关系，决定采用ADL(1，1)模型。不失一般性，首先考虑带截距项的回归方程模型，即yt=β0+β1yt-1+β2xt+β3xt-1+ut其中，ut为残差序列。回归结果如下表2所示：由表2可知，截距项t检验量截尾概率为0.7148（已在表中加粗显示），故可拒绝其显著性。因此，我们考虑不带截距项的回归方程，即yt=β1yt-1+β2xt+β3xt-1+ut其中，ut为残差序列。回归结果如表3所示，表示拟合曲线、实际曲线与残差之间关系的拟合效果图如图1所示。由上表3可知，不带截距项的模型拟合优度达到了0.9963，各回归元系数均非常显著。由D-W统计量可知，残差序列不显著存在序列相关性。拟合关系由图1可知，拟合是令人满意的，残差序列之间没有表现出某种特定的规律性。 同时，对残差序列进行平稳性检验。为使得检验更具有一般性，避免检验方法的选取不同而对结果产生不同影响，同时使用ADF检验以及PP检验对残差序列进行了平稳性检验，检验结果如下表4所示，其中，残差序列为平稳列。异方差性检验采用了B-P-G检验、怀特检验等多种检验方法，检验结果如表5所示。由结果可知，大体上可以接受残差序列的同方差零假设，模型不存在明显的异方差现象。由于最小二乘法经典假定还要求残差序列为正态列，因此，还应该对残差列的正态性进行检验。检验结果如图2所示，残差序列的Jarque-Bera值为0.5593，截尾概率为0.7560，因此，接受残差序列正态性假设。因此，综合所有信息可知，在ADL(1，1)模型拟合下，能源消费与出口额之间存在稳定的协整关系。所拟合方程如下：Energyt=319.69×Exportt+1.06×Energyt-1-373.78×Exportt-1 五、结论与建议 1.结论 从数据的预分析可知，能源与出口都是一阶自相关的，通过Eviews分析可知，出口曲线可由Export=1.19×Export(-1)拟合得出，按照研究得出的协整关系分析，那么在不考虑人口极限、资源极限存量、市场需求极限等约束的前提下，未来我国将面临“能源消费爆炸”。因此，能源密集型的加工方式必须改变，否则，未来我国将面临极其严峻的能源形势。由拟合方程可知，出口额对能源消费量有正相关关系。此外，虽然滞后一期之能源消费和滞后一期出口额也以变量形式出现在了方程中，但是在实际估计中，由于其值已知，因此方程实际上还是出口额与能源消费二者的关系。能源消费量为一阶自相关，并且存在较为稳定的关系。其原因在于，在现实中，能源也是商品，能源企业为了取得最大化市场利益，必须鼓励其他市场参与者使用能源———尤其是不可储存的电力，其生产出来就必须马上被消耗掉———才能获取货币利益。否则的话，当期利润下滑会导致投资者对企业经营者的质疑。同时，随着我国经济的快速增长，能源需求随着经济的增长同向逐年增加。因此，能源消费量形成了某种以上期消费为“锚”的特征。从方程中我们也可以看出，上期能源消费量对当期能源消费量的向前驱动力相当大，已经达到了106%，由于我国能源消费量总量大，6%的相对增量所导致的能源消费的绝对增量是一个相当大的数字。在实际应用中，我们还应该注意滞后一期出口额对当期能源消费量的后拉作用。这种作用力的实际存在，在我们需要减少能源消费的时候提供了思路。由于技术进步和资本化的存在，因此猜测这种节能效应是由于技术进步和产业资本化引起的，在出口额不变的情况下，由出口所引起的净能量消费增量为负，且这种效应是稳定可测的。但是对技术进步和产业资本化的讨论已经超出了论文的研究范围，故在此不再多做阐述。 2.建议 根据研究结果，我国能源消费存在向前的自我推动力，未来能源需求压力堪忧；出口与能源同时存在推动及拉后两种作用力，在出口同比不变的情况下，能源消费被拉低。因此，试对我国宏观能源、经济政策建议如下： （1）现期出口对能源具有显著的推动作用，同时，滞后一期出口额对于能源消费具有显著的减少效应，因此，在制定重大国家战略、市场战略时，应该重视我国出口产业的模式转变，鼓励技术进步，加速产业升级。首先，在制造业依然是我国出口产品支柱产业的前提下，大力推动制造业的技术进步，使得产生同样出口价值商品的生产过程耗费更少的能源、资源。其次，加速产业资本化进程，使我国摆脱能源密集型、劳动密集型的出口模式，使我国稳定向资本密集型产业转变，从而使我国的经济增长摆脱对能源、资源的极大依赖和消耗，转而向价值附加型企业转变，真正改变我国的产业结构和在国际产业链中的地位。#p#分页标题#e# （2）由于滞后一期能源消费对于当期能源消费具有显著的推动作用，因此，当期节能减排能有效减少下一期能源消费。自1978年改革开放开始，我国的经济发展模式逐渐由计划经济向市场经济转变，公司治理逐渐完善。其中，能源企业的公开化既是机遇，也是挑战。一方面，应该鼓励能源企业的公开化，使我国的能源企业建立起较为完善的公司治理机制，适应市场竞争；另一方面，应充分发挥社会主义国家的优势，对于有关国计民生的能源、资源的相关企业，不应该片面追求货币利益，造成能源消费的被动增长。同时，应该厉行节约、增加能源利用效率，使单位GDP能耗减少，以保证经济增长的同时维持能源与环境的可持续发展。 （3）由于现代经济的发展离不开充足的能源供给，在煤、石油等传统能源因不断消耗导致价格不断攀升的背景下，有必要在我国加快新能源的开发和利用，保障我国的能源安全。我国在今后的发展中，一方面应当减小对于如煤、石油等的传统不可再生能源的依赖，另一方面，应加大对如天然气、风能、太阳能、核能、水能等清洁能源、新能源、可再生能源的的投入和开发。从而一方面使能源供给与经济增长协调发展，使我国的能源安全与经济安全得到保障，另一方面使经济与环境得以协调发展。
出口贸易论文范文6
[关键词]新疆；边境贸易；经济增长；实证分析
边境贸易是个特殊的贸易形式，是衡量沿边开放成效的重要指标，有利于促进与周边国家的经济文化交流，巩固和睦友好的外交关系。目前国内外学者大多认为出口贸易对经济增长的贡献最为明显，而对于边境贸易的研究更着重于国家战略和地缘战略的研究。因此，国内外学者也开始从边境贸易与经济增长的关系研究入手，通过各种方法检验了边境贸易对经济增长的影响研究。学者对边境贸易与经济增长的关系的研究结果如下：徐楚乾以新疆塔城地区巴克图口岸为研究对象，对比分析广西东兴口岸现状及发展历史，借鉴经济发展过程中遇到的难点及解决方法，针对新疆塔城地区巴克图口岸现状与问题提出了相应的建议。张希平定量分析云南地区边境贸易对地区社会经济发展的影响，表明边贸促进云南地区经济发展，但依旧存在影响边贸持续发展的障碍因素，并提出了结合边境贸易优势，借助地区社会经济发展水平的建议。矫德阳以黑龙江省边境口岸绥芬河市为例,采用计量软件对边境贸易总量对GDP变化的相关性进行回归分析，得出对外贸易的发展与GDP变化有相关性,其中一般贸易的显著性比边境贸易显著。张宏昊等人利用贸易数据分析西藏边境贸易对区域经济增长的影响,利用格兰杰因果检验分析二者的关系,得出西藏边境贸易对西藏经济增长有正相关性。王垚等认为，边贸对边疆地区GDP的增长有正向的促进作用，但相比投资等经典要素，边境贸易的影响力度不太理想，作用还是较弱。国内大部分边境贸易对地区经济发展是正相关的。以上不同的结论，部分学者比较赞成边疆贸易在一定程度上能够拉动经济增长，助推地区经济发展。而另一部分学者认为，虽然边境贸易在GDP所占一定的比例，但是对经济增长的作用不够明显，远远不能成为经济增长的主要拉动力。主要是因为各研究地区具有独特地理环境、地源特征等。
一、新疆经济增长与边境贸易发展现状
（一）新疆经济发展状况
根据地区生产总值核算结果，2019年全区实现GDP为13597.11亿元，同比增长11.5%。其中第一产业增加值1981.28亿元，同比增长17.1%；第二产业总增加值4744.45亿元；第三产业增加值7071.85亿元，同比增长26.64%。
（二）新疆边境贸易发展状况
1.规模不断扩大。新疆是接壤国家数量最多、边境线最长的省级行政区，目前与俄罗斯、哈萨克斯坦、塔吉克斯坦、巴基斯坦等8个国家相邻。多年来借助改革开放和国家沿边开放的优惠政策，保持与沿边国家的交易来往，获取了有效贸易成果。2008年受到国际金融危机的冲击，随着调整期的结束，新疆边境贸易发展慢慢恢复，质量和效益不断提升。就贸易规模而言，2013年拥有了“一带一路”的倡议后新疆边境贸易呈现出强劲增长态势。截至2019年边境进出口总额达到896.24亿元,占新疆对外贸易额53.1%。2001年到2019年，新疆的边境贸易增长速度虽有波动状态，边贸额却已经占据了全疆对外贸易的半壁江山。
2.自然条件丰富。新疆属于温带大陆性气候，温差较大，日照时间充足，光热资源丰富。这些特征为发展农业提供了良好的条件。新疆物产多样，矿产资源丰富，具有巨大的发展潜力。在这广阔的土地上，冰川雪岭与戈壁瀚海共生，高原山水景观蕴含在天山、阿尔泰山、昆仑山等世界名山之中，有着众多的雪域冰川、叠嶂雄峰、飞泉瀑布、珍奇异兽。极其丰富的资源优势，使新疆旅游资源类型很多，占全国旅游资源类型的83%。共有景点一千多个，居全国前列。这些丰富的自然资源能够推动新疆旅游出口，有助于发展新疆经济。
3.口岸与交通优势。由于新疆深处内陆，大多地方都是陆地，很多对外贸易主要是依靠公路口岸来完成。根据2019年的数据，2019年新疆的进出口总额达到1493.69亿元。其中公路口岸的进出口总额达到759.65亿元，占总口岸进出口总额的60.26%，可见口岸公路的重要性。
4.人文文化特点。新疆历来是多民族聚居多种文化并存的地区。各民族文化交流交融，在中华文明沃土中枝繁叶茂，是中华文化的组成部分。所以，在各种交易交往过程中能够掌握伙伴国家的各种习惯和需求特点，从而开拓双方市场，利用广泛的社会联系开辟经济和技术合作的渠道，更有助于新疆对中亚国家的进出口贸易的开展，实现“丝绸之路经济带”文化和民族沟通进程。
二、新疆边境贸易对经济增长影响的计量分析
（一）数据选取及处理
本章以新疆边境贸易与经济增长之间的互动关系为代表，选取从2001至2019年新疆地区生产总值和边境贸易进口额和边境贸易出口额作为原始数据（数据来源于《新疆统计年鉴》）运用ADF检验、最小二乘法、格兰杰因果关系检验对新疆GDP和边境贸易进出口额之间的关系进行了计量研究。计量软件为Eviews9.0。
（二）实证检验与结果解析
1.单位根检验（ADF)。在运用时间序列数据模型的时候，一般要求对序列进行平稳性检验。表2所示，lnGDP、lnEX、lnIM的原序列是非平稳的，因此对原序列一阶查分后，序列5%、10%水平下通过了ADF检验，满足平稳时间序列的要求。
2.回归模型建立。通过ADF单位根检验可知，5%临界值水平下变量lnGDP、lnEX、lnIM是平稳的，判断为一阶单整。因此，可以用最小二乘法进一步验证新疆边境进出口贸易对经济增长的影响水平。通过最小二乘法回归发现，lnGDP、lnEM、lnEX、lnIM处于正相关，可以说各变量对新疆GDP的增长有促进作用。但是变量边境贸易进口额对经济增长的显著性不明显，概率很小。如新疆边境进出口每增长1%，GDP增加0.3个百分点；边境出口贸易每增长1%，GDP增加0.34个百分点；边境贸易进口额每增长1%，GDP增加0.01百分点。
3.格兰杰因果检验。Johansen检验结果只能决定变量间是否有长期均衡的关系，但为了检验变量是否有因果关系，需要再进行格兰杰因果检验。应用Eviews软件输出后Granger检验结果为，新疆边境出口贸易是新疆经济增长的单向格兰杰原因，是因为新疆对外贸易主要是以出口为导向，进口额比出口额少些。经过检验确切地说新疆边境出口贸易的变动是引起新疆经济增长变动的原因。
三、促进新疆边境贸易发展的政策建议
本文以新疆边境贸易与经济增长变量，分析了边境贸易与经济增长的关系。结果表明，新疆边境贸易对经济增长确实有促进作用，尤其是边境出口贸易的作用更明显。至于边境进口贸易，它的显著性不够。总体来说讲，新疆边境依然存在贸易规模不大，商品结构不合理，边贸人才短缺，边贸运输结构不平衡和各种运输方式衔接协调不畅等问题。因此本文提出以下建议：
（一）优化出口商品结构，提高口岸贸易和产业关联度
根据进出口伙伴国家和新疆的市场需求与消费结构，改善边贸出口商品结构，抓好重点出口商品的开发与生产，保证出口产品质量，扩大周边市场规模，壮大出口优势产业，促进协调相关产业的有效匹配。其次，大力支持新疆各特色行业的发展潜力，扩大边贸市场，开发崭新的边贸合作领域，保持优势地位。占领外贸市场的优势，实现发展企业与农民增收相结合的经济发展。提高技术创新水平，将传统商贸形式与现代商务发展相结合。积极参与国际竞争，调整并优化产业结构，进一步促进制造业、服务业发展。积极引进高新技术，缓解新疆在技术等方面的劣势，提升进口设备的技术含量，提高产品加工水平，推动新疆的产业结构升级。
（二）合理改善新疆交通运输结构,提高口岸的通关效率
基础设施作为边境贸易活动的服务载体，直接影响口岸的通关速度。充分发挥区位优势，促进不同运输方式之间的资源共享、分配，并获取运输系统内部合理协调发展，具备高性能、高质量、易操作的口岸设施加大口岸基础设施建设力度。其在不同运输方式时考虑空间及时间等问题，根据新疆边贸现有的环境进行协调，保障口岸高效运行。重视边境贸易对边境地区经济和社会发展的重要作用，积极推动边境地区城镇化的发展。
（三）扩大对外开放区域，促进对外开放
由于新疆的出口市场高度集中在中亚几个国家，逐步扩大对外开放区域。始终坚持平等双赢的国际合作道路，努力发展同中亚国家的贸易合作，加强与各国在多边和区域框架下的合作，实现市场多元化战略。加强与贸易合作国家的协调和沟通，相互监督和督促。借鉴贸易伙伴的外贸发展潜力，改变新疆边境贸易形式单一的现状，实现新疆对外贸易的全面均衡发展。改善贸易条件，规范边贸市场的秩序，加大优惠政策扶持力度，建立国内相关部门的信息交流、相互沟通的协调机制，并与国外建立多层次的领域合作机制，以提升新疆的边境贸易能力。
（四）大力吸引外资，扩大外商投资规模
出口贸易论文范文7
汇率作为联系国内外商品市场和金融市场的重要纽带，是开放经济中居于核心地位的经济变量。一国汇率制度的变动会直接影响国内经济和对外经济贸易往来以及一国金融体系的稳定完善，主要国家的汇率制度还会直接影响世界经济的发展。因此汇率制度的选择和改革是国际金融领域中一个非常重要的问题，也是我国经济走向开放过程中无法绕开的重大理论与现实课题。2005年7月21日中国人民银行公告，宣布我国实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。此次人民币汇率制度改革在我国复杂的社会经济领域和新型发展的金融市场中间翻开崭新的一页。自此，人民币对美元的汇率摆脱长期在8.27附近的徘徊，开始了持续的升值过程。2006年5月15日一举突破1美元兑8元人民币大关，截至2008年第三季度初，与调整初期8.11元的汇价相比，人民币相对美元累计升值15.4%，2010年全年，人民币对美元升值幅度为3.1%，2011年4月29日，人民币对美元汇率中间价一举突破6.50重要整数关口，2011年前4个月人民币对美元汇率中间价累计升幅已达1.9%，加速升值态势明显。值得注意的是，自2011年8月人民币对美元汇率中间价突破6.4关口后，近半年时间人民币对美元汇率中间价始终于6.3至6.4区间反复震荡，双向波动特征十分明显。时至2012年2月10日，银行间外汇市场人民币对美元汇率中间价首度升破6.30，步入6.2时代，再创2005年汇改以来新高。分析人士认为，人民币升破6.3关口一定程度上打开了人民币对美元汇率继续走强的空间。经济学家也表示，美元已进入调整期，在美元走势疲软，中国经济数据好于预期，以及国家领导人访美的因素带动下，人民币中间价之后还有可能不断创出新高，承受升值压力。作为国内外经济“桥梁”的汇率是一个国家进行国际经济活动时最重要的综合性价格指标，在国际金融和国际贸易中执行着价格转换的职能。各种宏观经济变量、微观经济因素及其政策制度的建立都会通过种种途径引起其变动，而它自身变动也会对一国经济产生诸多方面的影响，而一直以来，人民币汇率问题都是中美等国家贸易摩擦的焦点。 汇改后人民币对美元的升值变动，对我国进出口贸易势必产生重要影响，了解这些影响体系，就能够完整认识开放经济的运行特点制定相应的执行政策。本文基于事件研究方法，将“2005年7月21日人民币汇率制度改革”看作特定的经济事件，选取我国对外贸易中的“出口贸易”为研究对象，采用汇改后相关时间段的出口贸易数据，建立统计计量模型，就“汇改事件”对我国出口贸易的影响进行实证研究，最后在研究结果的基础上给出相关政策建议。 1事件研究方法 事件研究［1—4］(eventstudy)方法最早是由Fama和Roll等人在1969年分析股票拆细信息对股票价格的影响时提出。其原理是根据研究目的，选择某一特定事件以研究事件发生前后某一段时间内样本股票价格或者收益率的变化，进而解释特定事件对样本股票价格或收益率的影响。此后事件研究方法被普遍应用于与企业有关事件和经济类事件的分析中，例如公司兼并与收购、盈利公布、新股增发、财务报表公布、资产重组、宏观经济变量和政策的变化等事件对股票价格的影响。综上，事件研究方法主要是指应用社会经济及金融市场的时间序列数据来研究某一特定的经济事件对其中目标对象的影响。就目前国内外研究状况来看，事件研究方法也大都被应用到研究与股票价格相关的特定事件对股价及其收益率的影响［5—10］。一般而言，事件研究包括定义事件以及事件研究窗口、选择研究样本对象、选择度量正常变化值的模型、估计异常变化量、检验异常变化量的显著性、结果与解释等几个步骤。 1.1定义所要研究 的具体事件及其相应的事件窗口根据研究目的选择特定的事件或者信息，然后就研究目标对象对事件或者信息的反应程度，确定对其进行检验的时间区间，这个时间区间称为事件窗。事件分析的时间轴可表示如图1。用t=0表示事件发生日期，t=T0到t=T1表示估计窗口，t=T1到T2表示事件窗。设L1=T1－T0，L2=T－T1分别表示估计窗和事件窗的长度。位于事件窗的异常变化用于衡量因事件发生而对研究对象的影响程度，估计窗口用于衡量事件未发生时的正常变化。如果还考虑事件对目标对象以后的更长影响则还可以设定从t=T2+1到t=T3为事件后窗口。 1.2正常预期值和异常变化量的度量 为了评价特定事件对所研究目标对象的影响，需要对异常变化量进行度量。假设事件没有发生或没有这个事件时，此时研究目标对象的值称为正常值，一般用事件没有发生时的预期值E［Vt|It］来表示。但现在由于事件发生了，其值成为事后或实际值Vt，异常值AVt则可表示如下:AVt=Vt－E［Vt|It］，t∈［T1+1，T2］(1)显然如何设计和选择计算正常预期值的模型是整个事件研究法的基础性步骤。在计算正常预期值时，可根据研究事件和对象数据变化的不同选择合适的预期模型。 1.3检验异常变化量的显著性得出研究结论 得到异常变化量AVt序列后，就可以设立合适的统计检验量或者计量统计方法等对其显著性进行检验，根据检验结果可以得到实证研究结论。 2实证研究 根据事件研究方法的基本理论原理，以“2005年7月21日央行宣布人民币汇率制度进行改革”这一公告事件为特定事件，选择对外贸易出口为研究目标对象，通过设定事件各窗口的时间区域选择相应数据建立度量正常预期值的计量模型，然后计算异常变化值，最后检验得出人民币汇率制度改革后汇率持续升值变动对外贸出口影响效应的相关实证结论。 2.1数据选取与分析处理 中国人民银行于2005年7月21日宣布新的人民币汇率制度改革随即人民币升值约2%，考虑传导时滞，选取1999年1月到2005年7月为“汇改事件”的事件估计窗口，区间共计79个我国出口贸易额的月度数据，用于度量预期没有发生“汇改事件”时我国贸易出口额的实际演变状况;因为统计计量模型的预期值会随着区间增大而精度逐渐降低，故选取2005年8月至2008年7月为此“汇改事件”的事件窗口，区间共计36个出口贸易额的月度数据，用之与度量预期的出口额进行比较，以考察其它因素不变的情况下，汇改后人民币浮动对我国出口贸易的影响效益。就国内、外经济环境来看，此研究期间也没有再度发生影响我国进出口贸易状况的“大事件”，因此在研究结果的检验部分统统将之纳入随机扰动范畴。图2为1999年1月至2008年7月我国外贸出口额的月度数据演变趋势图，由图可知，外贸出口额的月度数据有着显著的季节趋势和长期增长趋势，季节趋势中每年春节期间是我国出口贸易额的低谷，其余基本保持循环增长态势。根据出口数据的实际特征，首先对原始出口额月度数据序列EXt进行对数化处理，消除其可能的异方差;再对其进行k=12的季节差分，得到对数同比增长率序列Rt定义如下:代替出口额原始数据，下面全部采用出口贸易额的月度对数同比增长率Rt来进行实证研究。加以区别，将估计窗口区间的对数同比增长率Rt标记为ERt，时间窗口区间的对数同比增长率Rt标记为RRt。因为要用估计窗口区间的数据进行预期度量模型的构建，出于实证数据平稳性的考虑，用ADF单位根检验法来考察估计窗口对数同比增长率ERt及其一阶差分的平稳性如图3所示。从表1可以看出，原序列ERt的ADF检验值都大于各显著性水平下的临界值，显示序列不平稳。而其一阶差分序列ΔERt的ADF检验值在1%显著水平下显著，拒绝存在单位根的原假设，为平稳序列。ERt为一阶单整I(1)序列，下面就通过平稳序列ΔERt进行事件估计窗口中度量模型的构建，然后对事件窗口中“没有事件影响”情况下的出口额对数同比增长率E［RRt|It］进行预期度量。#p#分页标题#e# 2.2预期度量模型的构建与结果检验 ARMA类模型是一种精确度较高的时序短期预测方法，其原理简单，应用方便、易于估计。因此实证将根据事件估计窗口时序数据的具体特征建立ARMA类模型作为预期度量模型，用于对没有“汇改事件”影响下出口贸易额的对数同比增长率进行预期度量。 2.2.1模型介绍 ARMA模型有三种基本类型:自回归(AR:Au-to-regressive)模型、移动平均(MA:MovingAverage)模型以及自回归移动平均(ARMA:Auto-regressiveMovingAverage)模型。(i)自回归(AR:Auto-regressive)模型。时间序列Yt是它的前期值和随机项的线性函数，一个p阶自回归模型AR(p)的表达式为:Yt=c+φ1Yt－1+φ2Yt－2+…+φpYt－p+εt(3)实参数φ1，φ2…，φp称为自回归系数，是模型的待估参数。随机项εt是相互独立的白噪声序列，为E(εt)=0，Var(εt)=σ2的正态分布。随机项εt与滞后变量Yt－1，Yt－2，…Yt－p不相关。记Bk为k步滞后算子，即BkYt=Yt－k，则式(3)模型可表示为:Yt=φ1BYt+φ2B2Yt+…+φpBpYt+εt(4)令φ(B)=1－φ1B－φ2B2－…－φpBp，式(3)模型可简化为:φ(B)Yt=εt(5)AR(p)平稳性条件为特征方程φ(B)=1－φ1B－φ2B2－…－φpBp=0的根均在单位圆外，根倒数全在单位圆内。(ii)移动平均(MA:MovingAverage)模型。时间序列Yt是它的当期和前期随机误差项的线性函数，一个q阶移动平均模型MA(q)表达式为:Yt=μ+εt+θ1εt－1+θ2εt－2+…+θqεt－q(6)实参数θ1，θ2，…，θq为移动平均系数，是模型的待估参数。引入滞后算子，并令θ(B)=1－θ1B－θ2B2－…－θqBq，则上述模型可简化为:Yt=θ(B)εt(7)(iii)自回归移动平均模型ARMA(p，q)。时间序列Yt是它的当期和前期随机误差项以及前期值的线性函数，即自回归移动平均过程ARMA(p，q)是由移动平均MA模型和自回归模型AR组合而成的，ARMA(p，q)表达式为:Yt=c+φ1Yt－1+φ2Yt－2+…+φpYt－p+εt+θ1εt－1+…+θqεt－q(8)实参数φ1，φ2…，φp为自回归系数，θ1，θ2…θq为移动平均系数，都是模型的待估参数。引入滞后算子上述模型简化为:φ(B)Yt=θ(B)εt(9)ARMA(p，q)过程的平稳性完全取决于回归参数(φ1，φ2，…，φp)，而与移动平均参数无关。即ARMA(p，q)过程的平稳性条件为特征方程φ(B)=1－φ1B－φ2B2－…－φpBp=0的根均在单位圆外，根倒数全在单位圆内。上述AR(p)序列的偏自相关函数(PACF)是p阶截尾的，自相关函数(ACF)呈指数或者正弦波衰减;而MA(q)序列刚好相反，ACF是q阶截尾的，PACF呈指数或者正弦波衰减;ARMA(p，q)的PACF和ACF均是拖尾的。因此PACF和ACF是识别ARMA类模型及其定阶的主要工具。 2.2.2模型识别、参数估计及检验 由图4中ΔERt序列的AC—PAC分析图可以看出，ΔERt序列的样本自相关系数(AC)和偏自相关系数(PAC)都表现为拖尾性，因此选用ARMA类模型拟合ΔERt序列;又AC在lag=1、7、11、12都明显不为0，PAC在lag=1，2，3，6，9，11时都明显不为0，因此需要利用Eviews5.0统计计量软件对所有可能滞后期的ARMA(p，q)模型进行多次试验拟合，最后以AIC、CS最小准则和模型参数通过显著性t检验为选择依据，筛选得到最优模型的参数估计及相关检验参考值如表2。由表2各估计系数都通过了显著性检验，同时拟合模型的判定系数R2=0.712907较大，AIC=－3.156843、CS=－2.937862，得到最小，DW=2.231502，特征方程根的倒数都在单位圆内，拟合最后，应该对拟合模型的适合性进行进一步检验，即对模型的残差序列εt进行白噪声检验，若残差序列不是白噪声序列，则意味着残差中还存在有用信息没有被提取，需要进一步改进模型。常用的检验方法为Ljung-Box-Q统计量的χ2检验［12］。图5中最后两列用于χ2检验，包括Q统计量和检验的相伴概率。该残差序列样本量n为55不是很大，最大滞后期m可以取［n/4］即14，从图中k=14一行找到检验统计量Q的值为6.4377，从Prob列读出相应的拒绝原假设所犯第一类错误的概率为0.598，所以不能拒绝残差序列εt是白噪声序列的零假设，检验通过。 2.2.3异常增长率检验与实证结果 经过对度量模型类别的识别、定阶、参数估计和模型检验，获得较大满意的序列模型后，就可以对2005年8月至2008年7月事件窗区间中假定不受“汇改事件”影响的正常预期增长率序列E［RRt|It］进行预测度量，进而可以和实际增长率序列RRt进行比较，最后得到因为“汇改事件”的发生而影响的异常增长率序列ART．根据式(1)，定义异常增长率序列ARt=E［RRt|It］－RRt。通过Eviews5.0计量软件可以预测得到2005年8月至2008年7月事件窗区间内的正常预期增长率序列E［RRt|It］，图6为正常预期增长率序列E［RRt|It］和实际增长率序列走势变化图。由图6可以直观地看出，没有“汇改事件”也就是说不考虑此事件影响下的我国对外贸易出口增长率序列的正常预期值大多位于实际出口增长率的上方且垂直间距逐渐增大。前面已经说过二者之间有差距，还并不能说明“汇改事件”对我国出口贸易有影响效应，因为二者间可能存在现实环境下各种各样的随机扰动影响及实证研究操作误差。还须进一步对ARt序列是否为随机扰动的白噪声进行检验，如果为白噪声序列则说明在研究期间内“汇改事件”对我国出口贸易没有影响，反之若检验不通过，则说明2005年的汇率制度改革对我国对外贸易中的出口贸易产生影响。图7是对异常增长率ARt序列进行白噪声的χ2检验结果图，由图可以看出，所有检验的相伴概率与0无异，检验不通过，即可以认为异常增长率ARt序列不是随机扰动的白噪声序列。由此说明此次“汇制改革”确实对我国外贸的出口贸易产生影响。根据图6，出口增长率序列的正常预期值大多位于实际出口增长率的上方，且随着时间的推移差距有增大的趋势，说明这个影响为负向影响即有抑制出口贸易的效应，且随着时间推移影响有逐渐增大的趋势。但从图中也可以看出二者间的垂直差距不是太过大，通过计算ARt的均值仅为0.022370，同时说明了这种抑制负效应在短期内还不是很强烈。#p#分页标题#e# 3结论分析与政策建议 本论文基于事件研究方法，将“2005年7月21日人民币汇率制度改革”作为特定的经济事件，通过构建恰当的预期统计计量模型，进而检验外贸出口异常增长率的显著性，就“汇改事件”对我国外贸出口的影响效应进行研究分析。研究结果表明，汇制改革后人民币对美元的升值变动，对我国出口贸易的增长有抑制约束效应，且随着升值幅度的加大和时间的推移，有逐渐增大的抑制约束趋向，不过这种抑制负效应不是很强烈。人民币对主要货币美元的升值变动对我国出口贸易的增长有抑制约束效应，根据相关经济学理论不难理解。人民币升值必将提高我国出口商品的外币价格，直接削弱出口产品的价格竞争优势，影响相对比较优势的发挥，加大开拓国际市场的难度，从而从整体上降低我国出口产品的出口竞争力，尤其是对技术含量低、附加值低、劳动密集型的行业企业造成较大的冲击。同时，由于对人民币升值速度和幅度缺乏判断依据，加大了出口产品定价难度，为出口企业带来汇率风险，因而也会影响出口企业的出口积极性。随着人民币汇率持续升值和升值区间的加大，我国出口产品的价格相对外币会进一步抬高，价格优势进一步地削弱，波动区间加大伴随的外汇风险也进一步地增强，无疑这种抑制约束效应也将不断增大。 至于短期内影响不是很强烈，一方面因为我国的经济增长方式一直是外贸主导型，内需不旺，我国过剩的产品对国际市场形成很强的依赖性，即使人民币升值，企业也难以通过提价将升值效应转移给国外进口商，只能牺牲利润换取市场份额;另一方面，与我国出口贸易方式的特殊性有关，在我国的出口贸易中，加工贸易占一半以上的比重，人民币升值又使得进口中间产品和原材料的成本降低，因此出口额不一定会减少。 鉴于以上研究结论与分析，为了应对新汇制下人民币升值波动给我国外贸出口带来的不利影响，我国应该加快外贸增长方式和经济增长方式的转变且继续深化改革与我国经济发展相适应、相协调的汇率机制。最主要的，我国的企业尤其是出口导向型企业要加快转变生产方式和经营机制。一方面可从目前的产品入手，通过技术革新，减少能耗、降级成本，以保持既有的竞争优势。另一方面要把更多精力放在研发高科技和高附加值产品上，通过加强技术创新，提高产品的技术含量和质量，创造品牌效应，调整结构，优化配置，从而得到改变出口结构，提高出口效益。做到把依赖增加数量和依靠价格竞争的出口模式转移到主要依靠提高产品质量、技术含量和经济效益的模式上来。同时，也可以利用人民币升值对进口有利的机会，引进先进技术和高新技术，增强自主创新能力和开拓出口品牌，以提升出口竞争力、提高国际竞争力和抵抗风险的能力，在以后的中美战略与经济对话及其它国际贸易活动与金融实务中赢得更多的合理性与更大的主动权。
出口贸易论文范文8
【关键词】国际贸易；中小企业；融资
1引言
改革开放40年，中国经济持续飞速增长，其中国际贸易更是飞速发展，对我国的经济贡献率达50%以上。WTO2020年最新数据显示，中国进出口贸易总额达到4.7万亿美元，继续领跑世界各国。可以说中国的贸易发展了自己，也带动了世界。中国能取得如此佳绩，中小企业功不可没。自加入WTO后，中小企业得到空前的发展，无数“中国制造”被销往国外，为国家创造了巨额外汇。可以说中小企业是经济增长的真正支柱，然而他们得到的待遇却与他们的贡献有天壤之别———几乎所有中小型外贸企业都面临资金短缺问题。近年来，我国政府一直致力于改善这种局面，但效果却不尽人意，总结起来，原因有二：一是中小企业先天规模不大，抗风险能力不强；二是由于宏观环境还不够完善，中小企业融资困难重重。长此以往，必将严重制约我国贸易的发展，因此，中小企业贸易融资难已成为亟待解决的问题。
2国际贸易融资的概念
所谓贸易融资是指银行对进口商或出口商提供的与进出口贸易结算相关的短期融资或信用便利。具体方式有授信开证、进口押汇、提货担保等。这种融资最大特点是融资周期短而且流动性很高，对于进出口企业的业务特点来说贸易融资非常适用，反过来对银行来说，这些特点能增加银行收入，风险也相对较低。因为在国际贸易整个过程当中，银行作为第三方结算人全程参与，所有的物权单据都要首先经过银行，因此，银行可以依托对物权凭证的占有为企业融资或提供金融信用，企业获得融资后进行下一步商业活动，最后还本付息，同时银行也获得更多收入。
3中小企业融资现状
3.1企业自身方面的原因。第一，融资渠道少。例如，主流的证券和债券市场，因为对企业资质的高要求，大多是国企和跨国企业的天下，中小企业基本不可能通过其融资。第二，中国大部分的出口型中小企业，从事的都是劳动密集型产业，该产业竞争大，利润小，再加上中小企业先天羸弱的自身条件，银行普遍对中小企业缺乏信心。第三，缺少专业的中小企业金融机构。虽然市面上小额贷款和担保机构很多，但大都不够规范，隐患较大。第四，非法融资渠道多。通过正规渠道融资，中小企业处处碰壁，无奈之下只好铤而走险。这种现象在沿海一带省份非常普遍，吴英案就是典型代表。非法融资害人害己，不但对企业发展没有帮助，反而会牵连无辜百姓。
3.2银行方面的原因。第一，信息不对称。中小企业数量巨大，市场上又缺乏权威的信用评价体系。银行只好对所有企业采取严格审查制度，硬性指标多，很多具有活力但刚刚起步或规模小的企业被拒之门外，错失发展良机。第二，手续烦琐。即使通过了银行审查，还要耗费高额时间成本办理复杂手续，对外贸企业来说，漫长的放款时间可能就会错失一笔订单，这无疑也降低了企业的主动性。第三，融资产品少。我国银行业监管较严，导致银行创新不足，缺乏相关经验，使我国银行服务滞后。例如，以福费廷等业务为代表的新兴融资方式还远远没达到普及的程度，限制了企业的融资渠道。
4促进贸易融资的对策
要真正改变融资难的现状，仅仅靠国家、企业某一个层面是远远不够的。需要大家共同建立一个体系，大家各司其职，把这个体系良好地运转起来，这个问题才能真正得到解决。
4.1企业自身的努力。树立诚信意识，银行不信任中小企业的最大原因就是中小企业缺乏诚信。中小企业往往只看重眼前利益，投机取巧，爱打政策擦边球，逃避责任，恶意拖欠银行贷款。所以，企业要通过自身努力，诚信经营，扭转自身不良形象，共同构建诚信的大环境，同时树立风险防范意识。帮助员工充分了解新兴的金融服务产品和使用方式，提高他们的工作效率，进而增强企业竞争力。增强与金融机构和政府的交流。积极参与到国际贸易融资体系中去，主动反馈业界最新信息，公开企业财务信息，建立与金融机构之间的了解和信任。只有企业自身增强素质和积极参与，才能有效改善贸易融资困难的现状。
4.2银行的创新。密切关注市场需求，积极推出新的金融服务产品。洞察市场和客户的需要，不断推出符合市场规律和客户最新需求的金融服务产品。积极推进福费廷、国际保理等新兴的贸易融资产品，为企业创造更多融资渠道。重点推广结构性贸易融资，想方设法帮助企业完成融资需求。进一步完善贸易企业信用评价体系。针对中小企业周转高、额度低的特点，传统信用评价体系已经滞后，因此，要重新建立评价体系，该体系要反映中小企业的实际偿付能力。建立中小企业信用记录管理系统，实时跟进企业经济活动更新信用记录，对符合信用要求的企业进行升级和奖励，对不符合要求的企业进行特殊处理，让更多优秀的企业获得优质的资源。增强技术能力以降低风险。引进计算机方面的专业人才，设计国际贸易流程跟踪软件，通过互联网对企业的对外贸易账户进行全程跟踪和监控，不留死角，用技术手段避免企业不诚信的行为发生。
4.3政府的支持。建立全面有效的企业评价体系。首先，让企业生存在良好的外部环境中，让企业能专心经营业务，培养企业诚信经营意识。当然，对于不可避免的客观原因造成的中小企业还不上贷款，如2009年的全球金融危机，政府还是应该要拨出专项资金进行扶植。其次，走出去，开拓视野，多学习其他国家的先进模式，将政策性金融机构（进出口银行、出口信用保险机构等）的作用凸显出来，助力中小企业获得更多融资。
5结语
