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進出口貿(mào)易范文第1篇

我主要是在單證部實習(xí)，在實習(xí)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(xùn)課程上學(xué)的知識還是很實用的，讓我感覺上手很快，在單據(jù)制作過程中，每個單位是有自己固定的模式，有些東西當(dāng)然是課本上無法學(xué)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(jù)，也學(xué)會了如何從六聯(lián)單中尋找自己需要的數(shù)據(jù)，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(guān)的工作一個啟示：做單據(jù)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(mào)易流程需要的基本一套單據(jù)有了很深刻的了解，包括：定艙委托書，報關(guān)需要的核銷單，發(fā)票，裝箱單，商檢的通關(guān)單，還有原產(chǎn)地證等，并不是每一票都需要所有的單據(jù)，而是根據(jù)客戶的需要再制作相關(guān)的單據(jù)。

再就是我們親自去了湖北貿(mào)易促進委員會，去那里蓋原產(chǎn)地證書的章子，也是讓我們?nèi)チ私赓Q(mào)易的基本流程，以及需要了解的商檢局或者貿(mào)促會的基本手續(xù)。這些都是無法從學(xué)校學(xué)會的。在蒲紡進出口公司老員工的帶領(lǐng)下，學(xué)到了一些貿(mào)易基本常識。

進出口貿(mào)易范文第2篇

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結(jié)論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關(guān)系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關(guān)系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿(mào)易保護主義的影響，一國的對外貿(mào)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(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)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(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關(guān)系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)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(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)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(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)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(mào)易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)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(mào)易之間的相互關(guān)系做了進一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補性,依賴于貿(mào)易和非貿(mào)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(mào)易和投資表現(xiàn)為互補關(guān)系，如果兩者是非合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關(guān)系。以上主要是對發(fā)達國家國際貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿(mào)易關(guān)系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結(jié)果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。

上述結(jié)論的差異表明，在對外直接投資與對外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對發(fā)達國家，對于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟的中國來說意義甚微。由于國內(nèi)對對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關(guān)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(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿(mào)易的影響，研究兩者之間的長期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關(guān)系。

二、實證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數(shù)據(jù)并不完善，樣本僅設(shè)定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)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(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發(fā)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(yīng)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(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經(jīng)濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來度量浙江省經(jīng)濟規(guī)模和經(jīng)濟增長。

（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗

在對經(jīng)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(wěn)性。只有平穩(wěn)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(jié)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(wěn)性檢驗，表明這些變量是平穩(wěn)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(wěn)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(shè)，表明這兩個變量是一階差分平穩(wěn)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(shè)，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(wěn)性檢驗，即二階單整。

綜上所述，序列l(wèi)nEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。

（三）協(xié)整檢驗

近年來，不少國內(nèi)外研究對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)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(guān)系，得到出口貿(mào)易與對外直接投資有長期均衡關(guān)系而進口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿(mào)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(guān)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(xié)整關(guān)系,并依據(jù)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(guān)。

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(jié)果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗結(jié)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(guān)系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系。根據(jù)表3與表4結(jié)果，可以得出如下結(jié)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(yōu)度較高，且不存在序列相關(guān)與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關(guān)系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)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(jié)果可知，對外直接投資已經(jīng)對出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當(dāng)年外商直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結(jié)果相反。這從一個側(cè)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(dǎo)向型外商直接投資與出口貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。

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(dǎo)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(shù)與管理經(jīng)驗的投資對浙江省進口貿(mào)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(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進口貿(mào)易產(chǎn)生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現(xiàn)了生產(chǎn)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(jīng)濟模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結(jié)合在一個模型中。

由協(xié)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(chǎn)總指數(shù)與進、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)整關(guān)系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結(jié)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(xié)整關(guān)系對EX的增長起到了反向修正作用，當(dāng)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(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應(yīng)t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿(mào)易之間短期比較穩(wěn)定。

在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關(guān)系對IM的增長也起到了反向修正作用，當(dāng)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(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(tài)調(diào)整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿(mào)易的穩(wěn)定關(guān)系。

三、結(jié)論與建議

進出口貿(mào)易范文第3篇

【關(guān)鍵詞】 廣東??；進出口貿(mào)易；優(yōu)劣

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

一、廣東省進出口貿(mào)易的優(yōu)勢分析

1、廣東省經(jīng)濟穩(wěn)定增長：各國都在制定和實行各種經(jīng)濟復(fù)蘇計劃，以期恢復(fù)本國的經(jīng)濟發(fā)展。我國政府推動的各項經(jīng)濟復(fù)蘇不僅促進了全球的經(jīng)濟回暖，也讓我國對外貿(mào)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(mào)易值也在緩慢增長。據(jù)海關(guān)廣東分署的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2010 年 1 至 2 月，廣東省進出口貿(mào)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(mào)省市相比，廣東外貿(mào)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(mào)省市。同時，廣東進出口貿(mào)易值也尚未恢復(fù)至金融危機前的水平。據(jù)海關(guān)廣東分署的統(tǒng)計數(shù)據(jù)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(fā)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(mào)進出口規(guī)模尚未完全恢復(fù)。

2、廣交會帶來的對外貿(mào)易契機：創(chuàng)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(guī)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(mào)易盛會，也是我國及廣東省對外貿(mào)易的“晴雨表”。金融危機爆發(fā)后的連續(xù)幾屆廣交會，受到出口貿(mào)易嚴(yán)重下滑的影響，參展商及到會客商人數(shù)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(mào)易的發(fā)展提供了契機。統(tǒng)計數(shù)據(jù)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(xiàn)整體恢復(fù)性增長態(tài)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(shù)明顯增多。這些都給廣東對外貿(mào)易的可持續(xù)發(fā)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(chǎn)業(yè)具有極強的出口競爭力。在技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)上，通過引進外資、引進設(shè)備等，廣東的資本積累速度和技術(shù)進步速度都較快，從而該產(chǎn)業(yè)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(yōu)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(fā)展作出了貢獻。在《珠江三角洲地區(qū)改革發(fā)展規(guī)劃綱要》指引下，廣東在未來將與港澳優(yōu)勢互補，深化合作，打造具有世界競爭力的城市圈。構(gòu)建粵港澳緊密合作區(qū)，增創(chuàng)國際競爭新優(yōu)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(diào)研成果的升華。

二、廣東省進出口貿(mào)易的劣勢分析

1、外部環(huán)境日益嚴(yán)峻：隨著貿(mào)易保護主義泛濫，廣東近幾年在新一輪的貿(mào)易摩擦戰(zhàn)中，廣東傳統(tǒng)的優(yōu)勢出口產(chǎn)品受到較大沖擊。玩具領(lǐng)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(mào)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(chǎn)品領(lǐng)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(chǎn)品拒之門外。鞋類產(chǎn)品領(lǐng)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(chǎn)品開征 100% 反傾銷稅，廣東鞋幾乎喪失巴西市場。家具領(lǐng)域，美國實施《雷斯法案》，新標(biāo)準(zhǔn)苛刻，對廣東家具的出口又是毀滅性的打擊。

2、比較優(yōu)勢難以為繼：生產(chǎn)要素低成本的優(yōu)勢喪失，各種政策的疊加效應(yīng)，綜合要素的成本上升，造成外貿(mào)出口壓力的增加。截至 2010 年 5 月，我國初級產(chǎn)品進口價格水平已連續(xù) 6 個月呈現(xiàn)兩位數(shù)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(nèi)升了一倍左右。

在人工成本方面，廣東帶頭提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)，雖然此舉是對工資收入長期滯后于國民經(jīng)濟增長的自我糾正行為，對出口企業(yè)來講則是雪上加霜。許多議價能力低的中小企業(yè)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(mào)易企業(yè)不堪一擊。

3、企業(yè)缺乏品牌意識和長遠發(fā)展觀念：目前我省機電產(chǎn)品出口普遍缺乏自主品牌，貼牌出口占絕對主導(dǎo)地位。由于毗鄰香港，廣東的外向型經(jīng)濟被融入香港接單的主流中。多數(shù)企業(yè)憑借勞動力、土地等低成本優(yōu)勢從事產(chǎn)品加工出口業(yè)務(wù)，真正在國際市場上有競爭力的自有品牌十分有限[3]。據(jù)調(diào)查，即使是自有品牌內(nèi)銷已占國內(nèi)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(chǎn)。不少企業(yè)滿足于眼前的利益，缺乏創(chuàng)品牌意識和企業(yè)長遠發(fā)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(guī)避了因?qū)Ｍ馐袌霾涣私舛a(chǎn)生的風(fēng)險，因此不愿意創(chuàng)建自主出口品牌。

4、自主創(chuàng)新體系和機制不健全，企業(yè)研發(fā)能力有限：近年來，廣東貿(mào)易產(chǎn)品在科技創(chuàng)新上取得了一系列的進步，提高了貿(mào)易產(chǎn)品出口的總體規(guī)模和國際市場占有率，從R&D投入水平和新產(chǎn)品發(fā)明成果來看，廣東在全國名列前茅。同時高精尖設(shè)備和關(guān)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(shù)的消化、吸收和創(chuàng)新卻存在嚴(yán)重不足，究其原因主要是[3]：

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

參考文獻

[1]汪大蘭．廣東加工貿(mào)易現(xiàn)狀、問題及對策[J]． 經(jīng)濟理論研究，2008(6)： 106-107．

[2]袁欣. 廣東對外貿(mào)易的困境與出路[J]. 特區(qū)經(jīng)濟， 2006.

進出口貿(mào)易范文第4篇

【關(guān)鍵詞】反傾銷會計；進出口貿(mào)易額；關(guān)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(mào)易知識，就反傾銷中的問題提供會計支持，進行會計規(guī)避、會計舉證、會計調(diào)查、會計鑒定活動。

近年來，越來越多的國家針對我國出口產(chǎn)品提起反傾銷訴訟。在反傾銷應(yīng)訴調(diào)查中，會計信息提供著權(quán)威的訴訟支持。反傾銷調(diào)查涉及國際貿(mào)易、反傾銷法律和會計學(xué)等不同學(xué)科的知識，所以在反傾銷應(yīng)訴中，應(yīng)訴企業(yè)面臨著巨大的挑戰(zhàn)。因此構(gòu)建我國企業(yè)應(yīng)對反傾銷的會計概念框架，正確指導(dǎo)企業(yè)的內(nèi)部會計核算，提供令反傾銷調(diào)查當(dāng)局信服的會計記載資料，獲得反傾銷調(diào)查中的市場經(jīng)濟正常調(diào)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(yè)提供實務(wù)運作上的指導(dǎo)，它可以從財務(wù)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(yè)日常會計核算專題、調(diào)查中的成本結(jié)構(gòu)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(shè)

反傾銷會計主要用于應(yīng)訴反傾銷案件，以及在反傾銷案件中提供對我方有利的經(jīng)濟證據(jù)。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(xué)有了更深的發(fā)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(shù)量存在著一定的關(guān)聯(lián)。由于反傾銷會計人員的數(shù)量不易統(tǒng)計，本文利用反傾銷案件的數(shù)量來替代反傾銷會計的發(fā)展這一變量。進出口貿(mào)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(mào)易總額來替代我國進出口貿(mào)易的發(fā)展。

因此，本文的研究假設(shè)可歸納如下：假設(shè):進出口貿(mào)易額為自變量JCK，反傾銷案件的數(shù)量為因變量y，進出口貿(mào)易額與反傾銷案件的數(shù)量呈正相關(guān)關(guān)系。

本文利用最簡單的線性模型來對此假設(shè)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(tǒng)計

從反傾銷的立案調(diào)查數(shù)量來看，我國世界上遭遇反傾銷立案調(diào)查最多的國家。從1995年到2009年，世界范圍內(nèi)共發(fā)起3865起反傾銷立案調(diào)查。自1979年歐盟對我國出口的糖精鈉發(fā)起第一起反傾銷調(diào)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(chǎn)品遭遇反傾銷調(diào)查案件數(shù)量的增加，我國已經(jīng)連續(xù)15 年成為全球遭遇反傾銷立案調(diào)查最多的國家。

從1995～2009年的15年間，全球發(fā)起的反傾銷調(diào)查數(shù)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(diào)查數(shù)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(shù)占全球反傾銷發(fā)起總數(shù)的比重呈明顯上升趨勢。國外對華反傾銷調(diào)查數(shù)占其全球反傾銷發(fā)起總數(shù)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(biāo)國，也使我國成為反傾銷的“最大受害國”，對我國出口貿(mào)易構(gòu)成了嚴(yán)重的威脅。

（二）1995～2009年我國進出口貿(mào)易額的數(shù)據(jù)統(tǒng)計

自1995年以來，我國進出口貿(mào)易額呈現(xiàn)穩(wěn)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(xiàn)，如圖1所示。

四、實證結(jié)果與分析

本文運用Eviews對假設(shè)模型進行檢驗，檢驗結(jié)果如圖2所示：

圖2 實證結(jié)果

實證結(jié)果表明，進出口貿(mào)易額與反傾銷案件的數(shù)量呈正相關(guān)關(guān)系，即進出口貿(mào)易額的增加一定程度上導(dǎo)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(fā)展，從而進出口貿(mào)易的發(fā)展在一定程度上促進了反傾銷會計的發(fā)展。在今后幾年，我國進出口貿(mào)易仍將不斷擴大，我國仍然無法擺脫國際貿(mào)易爭端的障礙，我國的反傾銷會計將發(fā)揮其重要作用，其發(fā)展也將順應(yīng)潮流，成為我國會計體系中的重要一環(huán)，同時也是維護我國國家利益的關(guān)鍵一環(huán)。

參 考 文 獻

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

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

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

[9]李朝良．建立反傾銷預(yù)警機制[J]．企業(yè)導(dǎo)報．2009（12）

進出口貿(mào)易范文第5篇

[關(guān)鍵詞] 外商直接投資 進出口貿(mào)易 協(xié)整檢驗

隨著經(jīng)濟全球化程度的逐步實現(xiàn)，各國之間的經(jīng)濟往來越來越密切，國際投資和貿(mào)易規(guī)模不斷擴大。FDI與經(jīng)濟增長的關(guān)系,以及進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系成為了20世紀(jì)70年代以來國內(nèi)外學(xué)者研究的熱點問題。湖北省作為國家“中部崛起”戰(zhàn)略重鎮(zhèn)，有著獨特的歷史傳統(tǒng)、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(fā)展對外貿(mào)易。然而，雖然其近幾年的貿(mào)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(xié)整檢驗得到FDI與進出口貿(mào)易之間的關(guān)系，以期得出正確結(jié)論，為湖北對外貿(mào)易的增長獻計獻策。

一、國內(nèi)外文獻綜述

迄今為止，各國對外貿(mào)易與FDI關(guān)系的研究為數(shù)眾多。理論分析所得出的代表性結(jié)論有二個:一是以Mundell為代表的相互替代關(guān)系理論;二是以小島清為代表的相互補充關(guān)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(guān)系;Eaton和Tamura、Goldberg和Klein對日本的檢驗證明FDI對進出口貿(mào)易有促進作用。

二、實證分析

由于湖北省對外貿(mào)易起步較晚，加之統(tǒng)計數(shù)據(jù)并不完整，樣本設(shè)定在1986年～2006年之間。本文選取湖北省統(tǒng)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(mào)易。由于FDI在中國發(fā)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(nèi)外商直接投資總和（AFDI）。同時經(jīng)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(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來衡量湖北省經(jīng)濟規(guī)模和經(jīng)濟增長。

1.數(shù)據(jù)處理。單位根檢驗?zāi)Ｐ徒⒃谡龖B(tài)分布假設(shè)上的，但檢驗卻發(fā)現(xiàn)變量不顯著具有正態(tài)性，所以取各數(shù)據(jù)的自然對數(shù)，得lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFDI。可以證明變換后的數(shù)據(jù)均滿足正態(tài)分布。

2.時間序列的平穩(wěn)性檢驗。在回歸分析之前,首先要對每組數(shù)據(jù)進行單位根檢驗,以判別序列的平穩(wěn)性。因為當(dāng)數(shù)據(jù)非平穩(wěn)時，有可能存在偽回歸,需要進行協(xié)整檢驗。對序列l(wèi)nGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFD進行ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)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?？梢?序列l(wèi)nGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、ln AFDI并不都是平穩(wěn)的。

3.協(xié)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(xié)整關(guān)系，根據(jù)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(fā)現(xiàn)它們是平穩(wěn)的置信度為95%，可以認為模型變量間有協(xié)整關(guān)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(yōu)度較高，兩個回歸方程的殘差序列都是平穩(wěn)的，由協(xié)整定理可知數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關(guān)系，即湖北省外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

4.誤差修正模型。上述模型描述了變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系，是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)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(jié)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(shù)的t檢驗可知，滯后殘差項的系數(shù)都顯著不為0，說明模型的動態(tài)調(diào)整具有穩(wěn)定性。協(xié)整關(guān)系對EX和IM的增長起到了反向修正作用，彈性系數(shù)為-1.3559和-1.42937。

三、結(jié)論

FDI、GDP與進出口貿(mào)易額IM，EX之間存在穩(wěn)定顯著的均衡關(guān)系,外商直接投資額的增長能夠促進本國進、出口貿(mào)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(xiàn)有的貿(mào)易模式和結(jié)構(gòu)不變,當(dāng)外資積累達到一定水平時,國際貿(mào)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(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。同時,由于生產(chǎn)和銷售本地化的實現(xiàn)，進口額將大大減少。

“中部崛起”，最關(guān)鍵的是實現(xiàn)經(jīng)濟的崛起，因此發(fā)展外貿(mào)易事業(yè)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(mào)易模式和結(jié)構(gòu)上存在的問題；要積極制定各種相關(guān)政策，提高政府部門辦事效率，完善服務(wù)體系吸引外資；同時大力推動本土企業(yè)的技術(shù)化，創(chuàng)新化進程，提高企業(yè)的綜合競爭能力，實現(xiàn)湖北省在經(jīng)濟上的騰飛。

參考文獻:

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