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企业出口贸易论文模板(10篇)
时间：2023-02-28 16:00:00
导言：作为写作爱好者，不可错过为您精心挑选的10篇企业出口贸易论文，它们将为您的写作提供全新的视角，我们衷心期待您的阅读，并希望这些内容能为您提供灵感和参考。
篇1
（二）相关立法比较滞后。由于中小企业规模小、资金不足，导致其在激烈的国际市场竞争中往往处于劣势，与大型跨国公司相比，中小企业在获取国际市场信息、国际市场定价、技术创新能力和国际外贸专业人才等方面根本无法比，这就需要国家制定相关法律法规来扶持和促进中小企业发展出口贸易。进入21世纪以来，虽然我国出台了一系列支持中小企业发展的相关政策，但是到目前为止，我国除了出台《中华人民共和国中小企业促进法》外，还没有出台一部关于促进、鼓励中小企业发展出口贸易的法律。
二、进一步扩大我国中小企业出口的策略
（一）改变经营理念及市场定位。我国中小企业普遍面临规模小、资金不足和缺乏人才等问题。因此，中小企业可采取的出口模式应走精细化产品、个性化服务和精准定位目标市场的发展方向。现价段，我国中小企业可以充分利用互联网等现代电子信息技术来发展出口贸易。首先，利用电子邮件等经常与客户交流，获取客户的需求信息，根据客户的需求从事产品设计、生产，提高客户对产品的认同度；其次，与大企业建立合作伙伴关系，充分利用大企业的营销渠道和网络扩大产品出口，也避免与大企业发生竞争；第三，中小企业可以充分利用网络营销，在网上从事专业化经营，也可将自身定位于市场补缺者。最后，必须创建自主品牌，改革开放三十多年来，我国中小企业通过做加工贸易，也获得了一定的国际市场和国际贸易经验，现在我国的中小企业到了转型发展关键时期，必须从以发展加工贸易为主，转变为以出口自主生产的高附加值和高技术产品为主。
（二）推进技术创新，实现产品结构升级。不断推进技术创新，才能提高中小企业的劳动生产率，降低生产成本，提高产品的国际竞争力。我国中小企业出口的产品结构是：以加工贸易产品为主，一般贸易产品为铺，在整个出口产品体系中，劳动力密集型产品所占比例过大。中小企业出口劳动力密集型产品，利润较低，大大低于高新技术产品出口利润。因此，我国中小企业只有依靠技术创新，不断开发出具有领先优势的新产品，同时，对具有传统优势的产品进行优化，增加技术含量和附加值，即提升了出口产品质量，又扩大了国际市场占有率，使我国中小企业在国际竞争中立于不败之地。
篇2
一、中小企业出口贸易的现状
近几年来中小企业出口额占我国出口总额的70%左右，并表现出强大的增长潜力。同时，中小企业出口产品的结构在发生一定程度的变动，虽然在一个相对较长的时期内，仍然会以具有比较优势的劳动密集型方式生产的较低附加值的产品为主，但是技术密集的、较高附加值的高端产品和终端产品出口的比重也正呈现稳步增加的趋势。随着中小企业更好地掌握对外贸易的规律和趋势，逐步建立起外贸综合经营基础，大力增强对国际市场适应能力和自主创新能力，我国中小企业在国际市场上的竞争力将会大幅度提高。
二、制约中小企业出口贸易的因素
（一）制约中小企业出口贸易的企业自身因素
1．中小企业自身融资能力弱
融资难是制约中小企业出口的瓶颈。一般说来，市场经济条件下，企业融资的途径有两条：一是内源融资，即企业将自己的积累转化为投资的过程；二是外源融资，即企业吸收其他经济主体的闲散资金转化为自己投资的过程。在我国，中小企业的资金主要是通过内源融资获得。
2．中小企业内部管理体制不健全
目前我国的中小企业绝大部分采用家族式的管理体制，这种体制满足企业经营要求的统一性和行为的一致性，还能节约管理费用，在中小企业初创期具有很大的适用性，但是，随着企业的发展，这种家族式的管理体制逐渐显现出它的弊端，中小企业内部管理体制不健全，影响着其管理水平的提高，限制了其出口规模的扩大。
3．中小企业出口产品的竞争力不强
创新是一个企业发展的动力，而我国中小企业的产品大多采用“三来一补”，这使得企业只是发挥出劳动力成本低的优势，而忽视了企业的核心竞争力之一即产品的市场研发与生产技术的改造。目前我国中小企业的产品差异化水品低，大多不具备品牌优势，而且企业间也具有很高的同构性，这使得中小企业的产品缺乏竞争力。
（二）制约中小企业出口贸易的客观因素
1．中小企业出口贸易的政策体制不完善
改革开放以来，我国外贸管理体制已经发生了重大变化，日益适应于发展进出口贸易的基本要求，对外贸易的体制障碍已经在很大程度上得到根本性消除。但是，目前仍有不利于中小企业出口的地方。外贸进出口审批制改为登记制以后，对促进中小企业产品出口起到积极作用。但是，目前从登记制手续上看仍然存在着不利于中小企业产品出口的地方。登记制的手续并不比审批制少，可以说基本上一样多，由于管理体制产生的高成本并没有得到有效削减。中小企业开展的进出口贸易往往具有品种多、规模小、计划性弱的特点，企业哪怕是为了不多的一点出口业务，也同样要跑多家政府管理部门，盖很多章，过去标准过严，手续繁杂，耗时费力的现象并没有得到根本缓解。许多中小企业不得不采取“挂靠经营”的方式进行对外贸易或跨国经营，给企业的经营带来消极影响。
2．中小企业出口贸易的社会化服务体系不健全
中小企业综合实力较弱，在技术、信息等方面需要专业中介组织的社会化服务。中介组织是指会计事务所、律师事务所、审计所、咨询公司、行业协会等等。目前我国的中介组织还存在以下问题：第一，总体实力不强，发展比较缓慢，且发展不平衡。第二，职能定位不到位，管理职责不清。第三，治理结构和运行机制不规范，从业人员素质不高。第四，国家对中介组织的扶持力度有待加强。以上种种制约着社会中介组织的发展，从而制约了中介机构社会服务功能的有效发挥，使得中小企业在出口方面缺乏来自社会服务体系的有力支持。社会服务体系不健全，制约了我国中小企业出口的发展。
3．国际上新贸易保护主义抬头
随着经济全球化的发展和多边贸易体制的逐步加强，关税、配额、许可证等传统贸易保护措施的作用大为削弱。但是许多表面与国际贸易规则不直接冲突的各种保护措施开始盛行。这种新的贸易保护措施主要是通过劳工标准、环境标准、技术标准等对进口产品实施贸易限制,不符合标准的产品一律不能进口。对于中小企业来说，一方面由于出口商品以劳动、资本密集型产品为主,大多技术含量、档次不高，而新贸易保护主义中对劳工标准、技术标准的要求降低了我国中小企业在劳动成本方面的优势，致使出口受到制约；另一方面，由于中小企业信息渠道不畅通，对新贸易保护主义的实施信息了解不准确，因此在应对措施方面显得力不从心，以致频频受到新贸易保护主义的冲击。
三、促进中小企业出口贸易的对策建议
（一）中小企业通过自身努力提升出口竞争力
1．提高中小企业自身融资能力
中小企业要提高自身素质，自身的市场竞争能力提高了，才有可能筹集到发展所需要的资金。因此，中小企业应做到：第一，规范企业公司治理结构，提高管理水平。公司治理结构的规范与否不仅影响投资决策和资金筹措，而且也影响公司的管理效率和内部凝聚力，公司治理结构是决定企业融资能力的必要条件。同时企业管理者要提高经营管理水平，以应对激烈的市场竞争。第二，提高诚信意识，加强企业内部诚信体系建设，以良好的信誉立足于市场，赢得银行和市场的信赖。第三，健全财务管理制度，保证会计信息的真实性和合法性。健全的企业财务管理制度是提高企业融资能力的重要前提。中小企业要赢得银行的支持和信任，就必须要有一套健全的财务规章制度。
2．深化中小企业内部管理体制改革
中国企业国际化经营成功的一个重要前提就是进行治理机制改革，建立真正的现代企业制度。当前中小企业内部管理体制改革的关键是建立适合自己发展阶段的管理体制，创新管理模式，完善管理制度。首先要冲破传统管理体制的束缚，合理实行分权。随着企业的发展，企业领导者无法处理企业所有事务，此时应该建立科学合理的组织结构，合理分权，采用合适的管理模式对企业进行管理。其次，企业应该建立标准的规章制度，可以有一定的弹性空间，但是一定要有章可循。深化管理体制改革，提高管理水平，从而企业领导者能对企业内部实行更有效的控制，尤其在成本呈现上升趋势的形势下，创新管理模式，完善管理制度，能有效提高生产效率，降低成本，扩大利润空间，并且使企业经营处于一个良好的运行状态，促使中小企业尽快成为适应市场激烈竞争和国际化经营需要的法人实体和竞争体。
3．积极开展企业技术创新
中小企业与大企业相比，由于缺乏规模效益，就必须依靠技术创新，生产新、特、优产品获得市场竞争力。中小企业技术创新活动更多的接近市场和直接面对消费者，使产品具有较强的适应能力。中小企业在技术创新方面具有一定的优势，它对创新更具有适应性，大多数经营者有较强的创新意识，而且中小企业管理层少，技术效益高。中小企业创造的技术创新成果和新技术数量在全国占有相当的比重，尤其是近些年来，中小企业，特别是高新技术企业在技术创新方面达到了较高的水平，如信息技术、生物技术、高新技术材料、计算机软件、电子技术等在全国处于领先地位。中小企业要利用这些优势，加大对研发的投入，积极开展技术创新，树立自己的品牌优势。
（二）发挥政府和行业协会的作用
1．政府为中小企业出口贸易提供良好的政策体制环境
（1）加强对中小企业出口的宏观协调指导。围绕中小企业的出口和国际化经营,有针对性地实施产业和贸易政策。将中小企业纳入我国整个国际化战略体系之中,做好中小企业国际化战略转移。
（2）继续深化外贸体制改革,精简外贸审批及登记程序，使中小企业在出口贸易中节省时间和费用，更快更好地抓住商机。
（3）为中小企业出口提供融资服务。完善金融体制，建立促进中小企业出口的金融机构，切实解决中小企业国际化经营中的融资问题；充分发挥出口信用保险机构作用，对中小企业出口提供信用担保；对办理中小企业出口信贷业务的金融机构,应给予政策上优惠和支持。
2．发挥行业协会及其他中介组织的作用
行业协会是同业竞争者的联合组织，它以维护协会成员的利益并实现行业的整体利益最大化为价值理念，因此，行业协会可以较好地促进和维护自由、公平的竞争。行业协会要进一步加强行业监督，实现行业调控，为促进中小企业出口提供一个良好的外部支持。
参考文献
篇3
改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。
一、文献回顾
迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。
从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。
上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。
二、实证分析
（一）数据选取
由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。
（二）时间序列的平稳性检验
在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。
综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。
（三）协整检验
近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。
对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。
回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：
浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。
由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。
由回归方程(2)可知，CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。
（四）误差修正模型
误差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。
由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：
lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1
t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）
lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1
t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）
在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。
在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。
三、结论与建议
通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：
（1）从长期关系看，CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。
从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。
纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的,也是可行的。
（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。
本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。
从浙江省当前贸易战略出发,政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。
对企业界而言，加入WT0后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。
参考文献：
蔡锐,刘泉.2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗?——基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］.世界经济研究(8).
齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).
邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).
小岛清.1987.对外贸易论［M］.天津:南开大学出版社:437-442.
王亚平.2004.“十一五”期间中国经济参与国际分工趋势展望［J］.经济研究参考(49).
张如庆.2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］.世界经济研究(3).
AGARWALJP.1986.Thirdworldmultionalsandbalanceofpaymentseffectsonhomecountries:acasestudyofIndia［M］//KHUSHIMK.MultinationalsfromtheSowth.London:Maemillan.
MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.
篇4
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。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。
篇5
[3]
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一、引言
2010年福建省进出口贸易额达到1087.8亿美元，年均增长21.13％，总体规模比1985年扩大了121倍。其中出口额达到714.93亿美元，年均增长21.43％，扩大128倍；进口额372.87亿美元，年均增长20.62％，扩大109倍；增速均高于全国平均水平。进出口总额占全国比重从1985年的1.3％上升为2010年的3.7％，2010年进出口总值位居全国第七位，其中出口名列第六，在全国对外贸易中具有举足轻重的地位。①进出口贸易是福建省经济贸易的重要组成部分，其变动会对全省经贸产生较大影响。
自2005年7月21日中国人民银行发表关于完善人民币汇率形成机制改革的公告以来，人民币汇率不断升值，从汇改前的1:8.2765到2011年9月30日的1:6.3549，人民币对美元已累计升值30.24％。②人民币的不断升值给我国外贸行业造成了巨大的冲击，许多企业本来就很低的利润率被汇率升值侵蚀殆尽；2008年全球金融海啸，国外需求的锐减更使这些企业雪上加霜，出口企业面临整体“洗牌”。但人民币汇率升值也降低了我国进口的成本协整检验，强势的人民币增强了我国企业应对国际大宗商品价格波动的能力，更重要的是，其带给我们的增强的国际购买力如果利用得当，也许能够成为我国贸易结构升级的动力。在这种形势下，福建省出口贸易结构与人民币汇率变动的关系如何，人民币汇率变动特别是人民币持续升值究竟会对福建省的出口贸易结构产生什么样的影响，影响程度如何，这些问题，无论是从现实意义的角度来看，还是从长远发展的需要出发，都是值得分析和研究的。
二、相关文献综述
汇率是一国货币单位兑换他国货币单位的比率，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。在经济全球化的大背景下，它的变动对一国对外贸易的平衡与国内经济活动的波动都具有深刻的影响，它将各国之间的经济往来相互联系起来，使得世界经济贸易发展顺利进行论文服务。目前国际上检验一国和地区的汇率波动与进出口之间的关系比较常见的研究方法是运用“弹性分析法”——马歇尔一勒纳条件是否成立，即进出口的需求弹性之和大于1，则本币贬值可以改善贸易收支。大部分学者以此条件为基础，进行研究。
开放经济条件下，一国的贸易结构取决于经济体内部各种贸易产业或贸易产品的产出结构变动，在产出水平受制于贸易竞争力的状况下，贸易竞争力成为推动贸易结构调整的根本力量，如果汇率变动对经济体内部各种贸易产业或贸易产品的贸易竞争力产生了不同的影响，就会带来贸易结构的变动。目前国内学者对人民币汇率与进出口贸易关系影响的研究存在着三种观点：第一，两者之间存在正相关关系。刘传哲、陈寒凝和贾彦利(2004) [1]通过实证分析，发现江苏省出口贸易额的增长与汇率变动明显正相关。沈丹红、寿志敏(2007) [2]认为人民币升值将激励出口企业更多地依靠技术进步和提高附加价值，一些只靠低成本竞争，技术含量低，高污染、高耗能的企业可能因为人民币升值被挤出市场，从长远看，人民币升值有助于我国外贸增长方式从原来的粗放型转向高质量和高效益的集约型，这会带来出口结构的改善。第二，两者之间存在负相关关系。马丹、许少强(2005) [3]认为人民币实际有效汇率的贬值能够改善中国贸易收支；而中国贸易结构的变化在一定程度上可以解释人民币实际有效汇率的变化。郭晶、洪诗茜和应汇康然（2010）[4]通过Granger 因果检验以及协整检验等计量分析方法，发现人民币汇率与浙江出口贸易为负向关系。第三，一些学者认为人民币汇率变动对我国贸易结构的影响并不显著。欧元明、王少平（2005）[5]运用Granger因果检验以及协整、误差修正模型、多元回归模型等计量经济学分析方法，对中国内资企业出口与汇率的关系进行实证分析，得出的主要结论是:实际有效汇率与中国企业内资出口间没有因果关系， 并且无论在长期和短期实际有效汇率的变动都不能有效地解释内资出口的变动，说明人民币汇率的变化对内资出口影响非常小。林筱文、黄劫、宋保庆（2010）[6]在对汇率的基本概念、汇率变动对贸易收支影响关键理论进行分析的基础上，运用协整分析的方法协整检验，对福建省人民币实际有效汇率对进出口贸易的影响进行实证研究，结果显示，人民币实际有效汇率变动和福建外贸不存在长期协整关系。
以往学者的研究结果存在较大分歧，且大多集中于汇率和贸易流量的关系，汇率变动对贸易结构的影响只是作为附带结论，缺乏对这个问题深入的实证分析。本文从出口商品结构角度出发，采用协整分析等计量经济学方法深入考察人民币汇率变动对我省贸易结构的影响，进而得出一些有益的结论，具有较强的现实意义。
三、 实证分析
（一）模型的设立
根据一般经济理论，影响一国进出口贸易最主要因素是进出口商品的相对价格，而影响进出口商品相对价格的关键因素就是汇率。除此之外，由于在1985年～2010年的几十年间， 我国吸引的外商直接投资发生了巨大的变化，例如郑月明、吴青青、程雅思（2009）[7]采用实证的方法，认为FDI对于我国初级产品的促进作用并不明显，而FDI对于制成品的出口具有明显的促进作用，并且这个效应因地区和时间不同而有所差异。因此，本文在协整分析时考虑三个重要变量：贸易结构，汇率和FDI，为避免经济数据时间序列的异方差性，对各个序列取自然对数，建立模型：
lnYt =β0+β1lnFDIt +β2lnREERt +μt
其中，t为时间，Yt为出口贸易结构，FDIt为外商直接投资，REERt为人民币实际有效汇率，β0为常数项，β1、β2为回归系数，μt为随机干扰项。
（二）数据来源及说明
1.本文采用的数据是年度数据，样本期为1985—2010年。福建省出口总额、工业制成品和FDI均来自《福建统计年鉴》，人民币实际有效汇率来自国际货币基金组织提供的国际金融统计。
2.本文研究的是狭义的贸易结构，即出口贸易的商品结构论文服务。按照国际贸易标准分类和附加值的高低，出口商品的构成可以分为两个大类，即初级产品和工业制成品。相比初级产品而言，工业制成品附加值高协整检验，竞争能力强，较高水平的集约型外贸增长方式和国内产业结构多以工业制成品的出口为主。因此本文取我省工业制成品在总出口中的比重衡量贸易结构。
根据《联合国国际贸易标准分类》划分，贸易结构有十类商品：食品及主要供食用的活动物(SITC0)，饮料及烟类(SITC1)，燃料以外的非食用粗原料(SITC2)，矿物燃料、油及有关原料(SITC3)，动植物油脂及油脂(SITC4)，化学品及有关产品(SITC5)，轻纺产品、橡胶制品、矿冶产品及其制品(SITC6)，机械和运输设备(SITC7)，杂项制品(SITC8)，未分类的其他商品(SITC9)。联合国贸易与发展会议将SITC中第61章、65章、82—85章和894章的工业制成品归入劳动密集型产品，将SITC中第5类化学品及有关产品，以及第7类机械和运输设备中的绝大部分门类归入资本与技术密集型产品。因此，本文中我们将SITC 0，1，2，3，4类定义为初级产品，第6，8类定义为资源与劳动密集型产品，第5，7类定义为资本与技术密集型产品。
3.按汇率是否经过价格调整，人们通常把汇率分为名义汇率和有效汇率。在实证过程中，又把有效汇率分为名义有效汇率和实际有效汇率。与名义汇率、名义有效汇率相比，实际有效汇率不仅考虑了一国的主要贸易伙伴国货币的变动，而且剔除了通货膨胀因素，能够更加全面地反映一国货币的对外价值。本文采用人民币实际有效汇率指数来研究汇率变动对出口贸易结构的影响。
（三）平稳性检验
由于实际汇率(1nREER)，FDI(1nFDI)和出口贸易结构（lnY）为时间序列，为了对时间序列数据进行相关实证分析，首先需要对这些变量进行平稳性检验，否则可能导致伪回归。本文采用单位根ADF检验的方法，对各变量及其差分分别进行检验，利用Eviews5.0得到ADF单位根检验结果如下：
表1ADF检验结果
变量
检验模型类型
ADF统计量
ADF临界值
是否平稳
C
t
p
AIC
SC
1%
5%
10%
lnY
原值
-2.62
-2.52
-4.44
-3.72
-2.99
-2.63
是
lnFDI
原值
1.87
1.97
-1.43 **
-3.72
-2.99
-2.63
否
一阶差分
1.42
1.52
-5.5
-3.72
-2.99
-2.63
是
lnREER
原值
-1.99
-1.9
-3.97
-3.72
-2.99
-2.63
是
注：检验形式(C协整检验，T，P)分别表示单位根检验方程包含常数项、时间趋势项和滞后阶数；**表示在三个临界值的显著性水平上不能拒绝非平稳假设。
（四）协整检验
在现实生活中我们会发现，虽然有一些经济变量本身是非平稳序列，但它们的线性组合却可能是平稳序列，这种线性组合反映了它们之间具有非常密切的长期均衡关系，称为协整关系。根据Engle和Granger在1987年提出的协整理论，检验因变量和解释变量之间是否存在协整关系主要是检验回归方程的残差序列是否是一个平稳序列。
使用Eviews5.0软件对模型回归估计，得到
lnYt=-0.480226+0.098838*lnFDIt -0.214771*lnREERt +
（-0.631779） （5.733194） （-1.596416）
R2 =0.73299对残差= lnYt+0.480226-0.098838*lnFDIt+0.214771*InREERt 进行单位根检验，结果如下：
ADF统计值
-3.740000
1%临界值
-2.66072
5%临界值
-1.95502
10%临界值
-1.60907
检验结果显示，残差序列拒绝原假设，序列不存在单位根，因此可以确定序列是平稳序列，lnYt与lnFDIt、lnREERt之间存在协整关系，即福建省出口贸易结构与FDI、人民币实际有效汇率之间存在长期均衡关系。
四、结论与政策建议
本文以1985年至2010年的年度数据作为样本区间．实证研究了人民币汇率和FDI对福建省出口贸易结构的影响。结果表明：首先，人民币汇率与福建出口贸易结构为负向关系。人民币实际汇率每升值1％，以工业制成品衡量的出口商品结构(1nY) 下降约0．21％；由于出口汇率弹性的差异，汇率升值对初级产品的影响可能会大于对工业制成品的影响，这种对于不同类型产品的差异性的“汇率压力”长期影响可能将改变一国的贸易结构。其次，FDI流入对福建贸易结构升级有正向推动作用。我们了解到，FDI流入每增加1%，贸易结构升级约0.098%；可见外商直接投资的增加对贸易结构升级具有促进作用，且其技术外溢、加快资本积累等作用主要体现在资本技术密集型产品的生产上论文服务。
目前福建省经济保持较高的增长速度，但主要是建立在高资源能耗的基础上，整体看来福建省工业过多集中于低端产业，资源使用效率不高，长此以往我省资源利用过度会使得贸易条件不断恶化。因此，贸易结构升级对我省的经济发展具有重大的意义。
可以预见的是，在未来的几年里，随着人民币汇率进一步的趋势性升值，我省出口必然会受到比较大的影响，出口产品竞争力受到严峻挑战。虽然出口企业将面临巨大的压力， 但也得到了一个进行贸易结构、产业结构调整升级的一个绝好机会。这种压力将迫使企业进一步提高产品质量，进行技术革新，提高生产效率协整检验，降低生产成本，转移一些原来仅凭低廉劳动力成本获取竞争力的产业，放弃一些能耗高、污染大的低端产业，引进技术先进、附加值高、能源消耗少的高端产业。
为促进福建省出口贸易发展和出口贸易结构调整的顺利实现，本文建议在制定相关政策时应考虑以下三点：
1.目前，在金融危机尚未完全复苏的背景下，稳定人民币汇率对出口恢复具有重要意义。人民币汇率升值不利于出口的恢复，因此，短期内维持人民币汇率稳定有助于外贸稳定。但在制定中长期汇率政策时，要逐步适当放宽人民币汇率浮动的管理幅度，更多地发挥汇率对市场供求的调节、导向作用。
2.由于外商直接投资能够促进出口贸易商品结构优化和产业结构升级，因此，政府应该继续加大力度吸引外商直接投资。招商引资的重点应该是能够促进福建省经济增长方式转变的、技术含量高的项目，特别是符合福建省产业政策的、能够形成产业集聚效应的项目，从而提高福建省的产业竞争力。
3.在产业变革转型时期，政府应该做好引导工作，提供相应的政策制度环境，支持引导企业大力发展高附加值的资本技术密集型产业，引进先进的生产设备与技术，利用好人民币汇率升值为资本技术密集型产业创造的良好发展机会，转变经济发展方式。
注释：
①《福建统计年鉴》
②《中国统计年鉴》
参考文献
[1]刘传哲，陈寒凝，贾彦利.实际汇率对江苏省出口贸易结构的影响分析[J].中国矿业大学学报，2004(3).
[2]沈丹红，寿志敏.人民币升值对我国出口贸易结构的影响阴[J].商场现代化，2007(10) .
[3]马丹，许少强.中国贸易收支、贸易结构与人民币实际有效汇率[J].数量经济技术经济研究，2005(6).
[4]郭晶，洪诗茜，应汇康.人民币汇率变动对浙江出口贸易结构的影响[J].浙江金融，2010(2).
[5]欧元明，王少平.汇率与中国对外出口关系的实证研究[J].国际贸易问题，2005(9).
篇7
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中国第三方物流中的问题研究 中国集装箱运输中的问题研究 提单的风险及防范研究 贸易救济制度研究 对国际贸易原理课程教学改革的思考 电子商务环境下新型国际贸易交易结构的确定 欧盟优惠性原产地规则调整与中国出口战略应对 我国纺织品出口的比较优势与竞争优势 国际贸易政策的政治经济分析——以美国对中国输美纺织品设限为例 后配额时代我国纺织品出口面临的难题及对策 国际动物疫病区域化管理趋势与促进肉类产品出口 外商直接投资对我国（或某省市）产业结构升级的效应分析 外商直接投资对我国产业的技术提升研究 引进外资对我国出口的影响或作用研究 FDI 技术溢出效应对我国企业创新影响的实证分析 对外贸易推动广东产业结构升级研究 比较优势理论与竞争优势理论及其在我国的应用研究 国际商品流动与要素流动关系研究 对外贸易的可持续发展研究
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国际劳工标准下我国政府、企业对策 我国纺织业出品竞争力问题和对策研究 我国纺织业的贸易格局与市场策略 绿色壁垒对我国外贸出口的影响分析 世界 FTAS 发展态势与中国策略分析 我国纺织业出口竞争秩序现状分析与对策探讨 行业协会在规范出口竞争秩序中的作用探讨 加入 WTO 后我国民族产业的保护 区域经济发展的产业模式选择——以惠州经济为例 古典比较利益论与中国制造业结构调整的思考 FDI 与我国经济发展的关系 从发达国家对外直接投资对本国贸易的影响看我国开展海外投资 海外投资与出口贸易的相互关系 中国经济反垄断立法的探索 广东区域聚集经济对外贸易的依存度及风险研究 论我国进出口贸易对国内通货膨胀水平的影响 欧元汇率变动对惠州制鞋行业对外贸易的影响及对策分析 中国对外直接投资的内在机理及未来演变研究 中国国有经济角色演进的反思与前瞻 我国产业结构调查研究 我国居民收入差距扩大的成因及解决思路 企业文化建设与企业可持续发展研究 我国企业“走出去”的战略思考 广告语言与消费心理研究 民营企业融资渠道拓展研究 浅论我国民营企业核心竞争力的培育 中小企业文化现状、问题及对策研究 论民营经济发展的障碍和对策
中小企业品牌经营误区及创名牌战略研究 顾客忠诚研究述评 基于顾客感知价值提升企业核心竞争力的研究 浅析房地产市场营销策略 客户关系管理的探讨——建立“以客户为中心”的运营模式 金融危机下的消费思考——中、美消费模式的比较与启示
基于顾客关系投资的个性化价格促销 中小企业出口及其社会责任研究 中小企业国际市场营销策略研究 广东农产品出口跨越贸易壁垒的对策研究 中小企业出口低价竞销的原因及治理对策研究 惠东鞋业出口的现状、困境及对策分析 对外贸易对惠州经济增长的影响研究 外商直接投资对惠州经济增长的影响研究 全球知识网络与跨国公司 国际金融危机影响中国经济的机制和对策 国际金融危机的跨国传播机制研究 国际金融危机对广东经济的影响研究 知识的国际传播机制研究 中国对外直接投资研究 双边 FTA 对我国经济发展的影响研究 人民币实际有效汇率变动对进出口的影响 FDI 对我国国际贸易影响的区域性差异分析 广东进出口对经济增长的实证研究 我国国际贸易波动的影响因素——基于因子分析的研究 经济全球化背景下的社会倾销问题 反倾销背后的国家利益博弈 我国对外贸易战略调整的原因及障碍分析 绿色国际贸易与绿色国际贸易壁垒 绿色贸易壁垒对我国外贸的影响 如何跨越绿色贸易壁垒 金融危机背景下我国出口退税率调整的政策思考 出口退税政策与我国产业结构调整 国际市场水果检疫准入与促进我国水果出口的对策 经济全球化背景下竞争法、产业法与反倾销法的冲突与协调 中国的对外贸易环境与政策变化 市场营销视野下的大学生自主择业策略分析 对中小企业国际市场营销方式的分析 论国际市场营销者如何跨越文化障碍和避免政治风险 国外消费者对“中国制造”的感知与评价及对中国企业的启示与建议
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出口信用保险具有防范收汇风险的作用,同时具有融资条件宽松、手续简便易行的特点，日益成为中小企业贸易融资模式的首选。随着出口信用保险制度的建立和专业化发展，我国的出口信用保险和出口贸易也产生了巨大的变化。
从出口保险的发展速度来看，根据中国信用出口保险公司的统计数据，中国信保在2002年的承保额仅为275亿美元。而2009年，中国信用保险及担保的承保金额达到1166亿美元，同比增长858%。其中，中长期出口信用保险保额806亿美元，增长2053%;投资和租赁保险保额543亿美元;国内贸易信用保险保额8413亿元，新增担保金额9亿元。2009年，出口信用保险承保规模达到987亿美元，是过去七年(2002-2008年)出口信用保险承保总额的69%。到了2010年中国信保累计实现保险及担保业务保额为19643亿美元。
从保险产品的种类来看，最初主要承保短期出口信用险、中长期出口信用险，而后扩大为国内贸易信用保险、投资保险、信用保险贸易融资业务、资信评估服务、账款追收服务、担保业务等。
从出口保险的渗透率来看，2002年我国出口信用保险的渗透率(即支持的出口信用保险额占同期全国一般贸易出口额的比重)仅为22%，而截止到2009年，我国出口保险的盖渗透率已达到179%，较2002年增长了813倍，并且渗透率179%也已超过了近几年国际平均渗透率15%左右的水平。
二、当前我国出口信用保险发展中存在的问题
1、监督机制不完善
出口信用保险并不属于商业保险的范畴，出口信用保险机构及其业务活动也不受针对商业保险的一般保险法的限制。各国出口信用保险的经营都有专门的法律作指导，如美国的《美国进出口银行法》、英国的《出口担保和投资法》、日本的《贸易和投资保险法》等。各国政府通过单独制定法律或法规对出口信用保险的性质和宗旨、地位和作用、经营目标、财务核算等进行规范。在中国，不但在中国人保公司和中国进出口银行经营出口信用保险时没有专门的法律法规规范与保障，而且新成立的中国出口信用保险公司迄今仍然没有相应的专门法可依。现行的《保险法》只是一部商业保险法，其中第156条规定：本法规定的保险公司以外的其他性质的保险组织，由法律、行政法规另行规定。2004年7月实施的《对外贸易法》也仅仅是在第53条中对出口信用保险作了简单的一般性规定，即国家通过进出口信贷、出口信用保险、出口退税及其他促进对外贸易的方式，发展对外贸易。因此，出口信用保险立法的滞后，导致了难以有效保障和规范中国信用保险的业务运作，从而严重影响了中国出口信用保险制度的可持续发展。
2、出口信用保险预算问题
(1)出口信用保险费率偏高
我国出口信用保险平均费率基本上在08%~1%之间，对东欧、南美、非洲等风险较大的国家和地区，平均费率高达2%。如此高的信用险费率使得大部分外贸企业望而却步。尤其是不少外贸公司认为，出口信用保险作为国家政策性保险业务，是国家出钱办保险，本来就应该坚持盈亏基本持平的经营原则。我国现行一年期的短期出口信用保险费率平均为15%左右，而发达国家的平均费率在1%以下。再考虑到出口信用保险规定的一旦出现保险责任事故，保险公司只负责赔偿承保额的80%~90%左右，外贸公司得自己承担10%~20%左右这一实际。在当前整个世界市场都处于买方市场、外贸出口只有微利的情况下，出口信用保险的保险费用实在太高。
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摘要：以产业链和国际贸易为考察视角对有关国内茧丝绸产业在学术研究的主要成果和创新性的观点做了的归纳与分析，并在此基础上对国内茧丝绸产业的研究现状做了简评。
关键词：茧丝绸产业；产业链；国际贸易；综述
中图分类号：F2文献标识码：A文章编号：1672-3198（2011）05-0101-02
1 引言
根据考古发现，远在五千年多年前中国就有了栽桑养蚕等相关活动，在其后的漫长历史中，“茧丝绸”便内在的与国家的兴衰紧密的在一起联系了。“丝绸之路”见证过西汉王朝的武功文治、大唐天朝的繁荣昌盛；“西桑东移”见证过南宋的靖康之耻；近代的茧丝绸业见证过中华民族的内忧外患；而当代的“东桑西移”工程正见证中华民族的复兴与崛起。抛开历史，现阶段发展和壮大茧丝绸产业对于出口创汇、发扬民族文化、区域产业结构的调整及解决三农问题都具有重要的意义。然而，通过文献搜索和研读，我们发现茧丝绸产业研究领域里缺少专门的理论研究综述，另外研究文献中以产业链和国际贸易为研究视角的居多。众所周知，理论研究综述能够为研究者提供有关某一研究领域的综合的、浓缩的、有价值的学术信息。故作此文，以期有更多的人来关注和研究茧丝绸产业。
2 产业链视角下的茧丝绸产业研究
胡征宇（2000）认为控制产业链中各环节的价格是稳定茧丝绸产业生产和发展的根本所在；指出由于价值与价格存在矛盾、体制问题无法解决、供需矛盾无法解决而造成了那个年代丝价、茧价无法控制的现象。胡丹婷（2001）认为生产原料来源的唯一性和原料用途的专一性，决定了茧丝绸生产链的单向性；而且其环环相扣、单向直线型的产业链，比那种原料乃至半成品来源和用途广泛、多向的、网状的产业链要脆弱得多；单向直线型的产业链，其间调节的余地很小，只要其中某一环节没有衔接好，就会影响整个行业。唐琳、冯岑（2009）进而认为上述特点是中国茧丝价格极易发生大幅波动的根源。赵绪福（2005）将茧丝并入农业纺织原料进行研究，指出农业纺织原料产业链具有链条长、受工业影响大、外贸依存度高及环节之间的非对称性明显四个特征。同样在农业纺织原料视角下，赵绪福（2006）对天然纤维纺织产业链上的价值和利润分布进行了研究，认为对于天然纤维原料产业来说强调寻找增值的关键环节或利润最大的核心环节是不适宜的，原因是它对于整个产业链的不可或缺性，但它的弱质性导致其增值和利润较低，故其反而应该是要予以关注的环节。楼国庆（2005）在其硕士学位论文中利用产业生命周期理论对世界丝绸产业的发展阶段做了分析，认为目前世界丝绸业的发展仍具有活力，前景广阔；认为各国丝绸业的发展从总体上遵循着沿产业链从低到高不断升级、不断替代的发展规律；指出在满足投资率、主导部门、制度保证等客观条件（罗斯托的起飞学说）下我国丝绸业的发展可以突破先进国家按照时间序列实现产业逐步发展的历史逻辑，实现跨越式飞跃，在较短的时间内极大的带动全国丝绸业的“梯度发展”。张廷海、武云亮（2009）从生态产业链角度对安徽省的茧丝绸产业做了深入的研究；并对其从生态产业链的构成与主体利益关系、基本特征与关键环节、存在的问题、优化策略四个方面做了分析。唐琳、冯岑（2009）认为区域丝绸产业在其内部的发展都有一个过程，不可能从一开始就具有一个完整的丝绸产业链，或者一步达到某种较高的产业发展阶段。范作冰等（2009）用SWOT法分析了我国丝绸产业现状，指出了我国丝绸产业链上各环节的竞争劣势：上游环节的蚕茧生产基础仍较薄弱，中游丝绸加工生产设备现代化程度与发达国家相比尚存在差距，而末端的劣势是在国际市场上尚缺乏知名的丝绸品牌。
3 国际贸易视角下的茧丝绸产业研究
胡丹婷（1999）曾论述过《长期棉纺织品协议》（LTA）、《多种纤维协定》（MFA）、《国际纺织品服装协议》（ATC）对我纺织品服装贸易的影响，并同时从配额限制逐步取消、关税减让两个方面分析了入世给中国茧丝绸业所带来的影响；在此基础上江凌（2002）在其硕士学位论文中从市场的开放的角度分析了入世给中国茧丝绸业所带来的利与弊。曹利群等（2001）用主要农产品产量和价格的变异系数分别衡量了农业的自然风险和市场风险，并通过使用斯皮尔曼等级相关检验表明蚕茧的显示性比较优势指数最高，具有很大的出口潜力；同时指出伴随入世必然带来的农业的产业结构调整和分工深化会给我国农业带来风险，而组织形式的变革正是解决这一风险的一条重要途径。顾国达等（2002）通过测定中国丝绸出口的显示性比较优势指数（RCA），认为在假定丝绸世界市场份额不变的情况下，我国经济发展和产业结构的调整会有利于丝绸出口竞争力的提高；而通过对丝绸出口的相对价格弹性系数的测定，认为出口价格的波动对于出口比较优势影响不大；降低我国丝绸出口价格，对增加丝绸出口量的作用十分有限，反而会引起丝绸“出口贫困”现象的产生。林高榜等（2006）通过构建计量模型，在对影响中国生丝出口贸易总额的因素进行Granger因果关系检验及回归分析的基础上，认为生丝质量和价格水平并非我国生丝出口贸易总额的决定因素，而是国际生丝市场规模和国内生丝总产量对其作用最大、最明显。翁建平（2008）利用了各种计量模型对中国的丝绸出口贸易现状做了全面的研究，并得出四个结论：其一是中国丝绸出口具有一定的“大国效应”，导致中国丝绸出口价格加成能力与现实市场势力背离的主要原因是产品的垂直差异性低以及出口企业之间低价竞销的过度竞争行为；其二是中国丝绸出口具有十分明显的出口竞争优势，但此优势正在减弱；其三是影响中国丝绸出口贸易的主要因素是国内生产量、国外需求量、丝绸出口相对价格和消费者偏好；其四是要使我国成为世界丝绸出口强国，需要解决丝绸出口贸易中的制度安排等问题，以避免“竞相压价”现象的普遍化。蓝云（2008）在其硕士学位论文中通过计算国际市场占有率、贸易竞争力指数、显示性比较优势指数和显示性竞争优势指数的指标值后指出中国蚕丝业的出口规模越来越大，但其显示性比较优势指数和显示性竞争优势指数均呈下降趋势；并从市场需求和政府作用两个方面来解释前者，从国内、国外两方面因素来解释后者。顾国达（2009）认为有两个原因导致了最近两三年蚕丝业发展陷入了困境，其一是2008年以来的世界性经济危机,导致丝绸消费需求的快速“蒸发”；其二是2006年秋季蚕茧价格创历史高价后蚕丝业快速发展引致的供给过剩产生的后遗症。戚琳（2009）在其硕士学位论文中采用主成分分析（PCR）法，利用模型测算的解释变量权重，并通过实证分析后指出汇率对我国丝绸商品的国际竞争力影响最大，劳动生产率和蚕茧收购均价次之，国内生产总值的影响最小。
4 简评与展望
通过阅读大量的文献资料并在对其归类整理的基础上，我们发现不仅茧丝绸在产业链和国际贸易领域里研究，包括在各经济学领域内研究（如产业集群、循环经济等）都具有如下几个特点：
首先，理论和实践具有明显的互动性。茧丝绸领域里的产学研结合比较紧密，理论和实践在历史的进程中相互促进发展。如有关入世的影响、产业集群、循环经济等领域就充分的体现了这一点。
其次，定性研究多，定量研究和实证研究少。事实上我国有比较完善的茧丝绸产业管理体系，在各种相关机构中储存有大量、准确、完整的有关产业经济活动的数据信息，这对定量研究和实证研究，如“产业链价值的传递和分布”、“原材料价格的波动对制成品产量及售价的影响”等问题的研究提供了很好的便利条件。
最后，创新性、原创性观点少。在收集和整理文章的过程中发现真正有学术参考价值的文章数量较少、质量不高。但随着近年来国家及各级政府对茧丝绸产业的关注度的提高，各种研究机构及高校师生也增加了对茧丝绸产业的研究兴趣。加之相关领域内企事业单位的一批研究型人员的成长和发展，相信茧丝绸产业领域内的学术研究会越来深入、全面，对发展、振兴我国茧丝绸产业的贡献越来越大。
参考文献
［1］胡征宇.如何处理好入世后丝绸产业链中各环节的关系［J］.丝绸,2001，（8）:1-4.
［2］胡丹婷.茧丝绸产业特点与贸工农一体化［J］.中国蚕业,2007，28（1）:13-17.
［3］唐琳,冯岑.区域茧丝绸产业化分析与发展对策［J］.丝绸,2010,（1）:61-65.
［4］赵绪福.农业纺织原料的产业链特征及发展对策［J］.农业经济问题,2005,（8）:65-68.
［5］赵绪福.天然纤维纺织产业链的价值和利润分布［J］.武汉科技学院学报,2006,19（7）:1-4.
［6］楼国庆.世界丝绸业发展规律与我国策略的研究［D］.浙江大学硕士学位论文,2005.
［7］张廷海,武云亮.安徽省茧丝绸生态产业链建设及其优化研究［J］.丝绸,2009,（7）:9-12.
［8］范作冰等.基于SWOT分析的我国丝绸产业发展战略研究［J］.蚕业科学,2010,36（3）:564-570.
［9］胡丹婷.论加入WTO对我国丝绸业的影响［J］.丝绸,2000,（2）:3-6.
［10］江凌.中国丝绸对外贸易研究［D］.西南农业大学硕士学位论文，2002.
［11］曹利群,张岸元.“入世”:风险化解与农业组织变革［J］.农村改革,2001,（2）:103-106.
［12］顾国达,张磊.我国丝绸出口贸易的经济分析［J］.浙江大学学报（人文社会科学版）,2002,32（5）:97-102.
［13］林高榜,吴豪翔等.加入WTO以后影响中国生丝出口因素的实证研究［J］.蚕业科学,2006,32（4）:566-570.
［14］翁建平.中国丝绸出口贸易的研究［D］.浙江大学硕士学位论文,,2008.
篇10
一、引言
改革开放30年,我国对外贸易取得飞速发展。对外贸易与经济增长的关系问题一直是学术界关注的焦点。国内外学者对二者的关系问题进行了较深入的理论与实证探讨。从经济发展角度来讲,出口贸易的发展对一国或地区发展有着重要影响,它不仅为本国创造了外汇收入,而且也体现了某地区的经济开放度。出口的扩大更能进一步带动国内外投资的增加,进而带动国内就业。由于我国幅员辽阔,不同地区间经济和外贸发展水平还很不均衡。新疆省作为西部省份之一,出口贸易与经济增长可能存在着与其他地区不同的数量关系。因此,本文利用新疆省1988―2007年的出口贸易总额和GDP系列数据,构建计量模型,通过回归分析,测算新疆省出口贸易与经济增长之间的数量关系,并据此提出一些政策建议。
二、新疆省出口贸易与经济增长关系的协整分析
1、变量与样本数据的选取
在研究过程中,本文选取两个变量作为研究对象,即国内生产总值(GDP),单位为亿元,出口额(EX),单位为万美元。样本区间选取最近二十年的统计资料,即1988―2007年的年度数据,数据来源于各年的《新疆统计年鉴》和《新疆国民经济和社会发展统计公报》。在运用传统回归方法进行估计与检验时,其前提是所估计的时序变量数据必须是平稳的,否则会产生伪回归现象。为了研究的方便,考虑到通过对数化以后数据序列易得到平稳序列而不改变变量的特征,故对变量GDP和EX分别取对数,从而得到新的变量序列,分别记为lnGDP和lnEX。
2、变量的单位根检验
由于大多数的经济时间序列都非平稳,在协整检验前必须对其进行单位根检验,只有当变量序列都为同阶单整序列时才可以进行协整回归。这里本文使用Eviews3.1软件,采用ADF法检验变量的稳定性,检验结果如表1所示。
由表1中的数据可以看出,时间序列LNEX和LNGDP的ADF统计量的绝对值小于在5%显著水平下临界值的绝对值,不能通过ADF检验。因此,时间序列LNEX和LNGDP在原水平时都是不平稳的。对变量的对数取一阶差分发现,它们在5%的显著性水平下为平稳序列,即各变量均为1(1)阶单整序列,可以进行协整检验。
3、协整检验
本文选取Engle-Granger两步法,对两变量LNEX和LNGDP时间序列关系进行分析。以LNGDP为因变量,LNEX为自变量,建立模型LNGDP=?茁0+?茁1LNEX。其中?茁0为常数项,?茁1为自变量系数。由于LNGDP与LNEX都是一阶单整序列,可用OLS法进行协整回归,得到的协整方程如下:
LNGDP=-0.91+0.68LNEX
(-1.33)(11.33)
上估计式中括号内的数字为相应系数的t统计量,拟合度R2为0.877145,自相关性(D.W.)值0.547,由结果知模型存在明显的序列相关性,加入变量的滞后值以消除自相关。估计结果如下:
LNGDPt=0.029+0.043LNEXt+0.85LNGDPt-1+0.05LNEXt-1
(0.2375) (1.3774)(23.378)(1.4175)
R2=0.9974F=1927.478DW=1.602,由结果知模型序列相关性消除。
若lnEX与lnGDP具有协整关系,则回归方程中的残差项e应该是平稳的。检验残差序列是否是平稳序列,对序列e进行单位根检验,这里使用ADF检验方法进行单位根检验,结果如表2所示。
由表2可看出,检验结果表明估计模型的残差项是稳定的。所以说LNEX与LNGDP是(1,1)阶协整的。说明了这两个变量之间存在长期稳定的均衡关系。
4、格兰杰因果关系检验
根据协整分析,得出新疆省出口贸易与经济增长间存在长期均衡关系,对于它们之间是否存在因果关系需要进行Granger因果关系检验。
本文分别采用滞后1―2期,进行Granger因果关系检验,检验结果如表3所示。
从表3可以看出,在滞后期内存在的Granger因果关系:即新疆省出口贸易是经济增长的Granger原因,经济增长不是出口贸易的Granger原因。
三、结论与建议
协整分析表明新疆省出口贸易与经济增长之间存在着长期稳定的关系。Granger因果检验结果说明新疆省出口贸易与经济增长之间存在单向因果关系,即出口贸易是新疆省经济增长的原因,协整检验中的回归模型也验证了这点。但新疆经济增长对出口增长没有Granger影响,这说明新疆经济的快速增长还未实现对出口增长的规模经济效应,出口增长在很大程度上是由对外经济政策决定的。
按照赫克歇尔・俄林的生产要素禀赋理论,在国际贸易中,各国和各地区应充分地利用其所拥有的生产要素的优势来促进经济发展。新疆的矿产等资源种类多,具有充足的生产要素优势,但目前对于各种原料的深加工程度还不高,主要出口低附加值的产品,为进一步扩大出口本文提出以下对策建议。
一是提高外贸企业竞争力。为了适应国际市场竞争的客观规律,新疆企业可以通过各种资产重组的方式实现工贸、农贸、技贸的结合,实施外经贸企业集团化策略,提高企业的国际竞争力。目前,新疆已形成了以石油石化、冶金、煤炭、纺织等为主体的现代工业体系,应以这些企业为带动作用,重点组建和扶持几个规模大、竞争力强,能带动全省外贸发展的大型外贸企业集团,提高新疆企业的整体竞争力。
二是加强科技兴贸。鼓励和支持企业加强技术改造,提高自主创新能力,深化资源性产品的加工程度,提高产品的附加值,提高资源利用效率和出口效益。新疆省出口产品的生产大部分仍然位于全球化产业价值链中的较低端,产品缺乏具有核心竞争力的技术,产业关联度和带动效应较弱。新疆省应抓住新一轮世界产业结构调整和转移的机遇,积极参与国际分工与合作,进行自主研发与技术创新,提高传统出口商品技术含量,进一步扩大劳动密集型产品的国际市场份额,积极探索扩大高新技术产品出口,提高出口商品质量、技术含量与附加值。
三是通过地缘优势发展外向型经济。新疆外贸出口的发展,大多受资源状况和地理位置的影响,其商品主要出口至中亚五国,其中又以哈萨克斯坦居多。研究表明,地缘相近的国家更容易开展对外贸易,因为这些国家往往在语言、文化上具有相似性。新疆应大力拓展国外市场空间,通过出口产品从周边国家进一步向外扩展,充分挖掘出口贸易,促进经济增长潜力。
【参考文献】
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[3] 李波:我国出口影响因素的实证分析[J].贵州商业高等专科学校校报,2006(3).
[4] 许和连、赖明勇:影响中国出口贸易相关因素的实证分析[J].软科学,2002(6).
