我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的實證研究

我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的實證研究40604255章融 40604333祝簫40604241鄔銳【內(nèi)容摘要】對外貿(mào)易對一國經(jīng)濟的發(fā)展有著重要的作用，縱觀我國近代歷史，閉關(guān)鎖國限制對外貿(mào)易對我經(jīng)濟產(chǎn)生了極大地負面效應，因此對外貿(mào)易對一國經(jīng)濟增長的作用不可忽視。但是，進口與出口——對外貿(mào)易的兩個方面對經(jīng)濟增長的具體作用是怎樣的呢？哪一個對經(jīng)濟增長的貢獻更大？本文通過2021年一季度到2021一季度的GDP與進出口的有關(guān)數(shù)據(jù)變量進行了平穩(wěn)性檢驗后設立模型并對該模型進行了多重共線性、自相關(guān)、異方差檢驗。關(guān)鍵詞：數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗；對外貿(mào)易；經(jīng)濟增長【理論綜述】最早涉及國際貿(mào)易與經(jīng)濟發(fā)展相互關(guān)系問題的是英國古典經(jīng)濟學家亞當·斯密。斯密認為，對外貿(mào)易的擴大必然能夠促進分工的深化和生產(chǎn)率的提高，加速經(jīng)濟增長。斯密的這些論述包含了國際貿(mào)易具有帶動經(jīng)濟增長作用的最初思想。后來的大衛(wèi)·李嘉圖、約翰·穆勒，還有戰(zhàn)后的D·R·納克斯等經(jīng)濟學家在他們的著作、模型中都把對外貿(mào)易作為經(jīng)濟增長的一個重要因素。而專門論述對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系并引發(fā)一系列爭論則是從羅伯特遜開始，1937年英國學者羅伯特遜提出“對外貿(mào)易是經(jīng)濟增長發(fā)動機”的命題。貿(mào)易發(fā)動機命題提出后引起了廣泛的爭論。從發(fā)展經(jīng)濟學家中產(chǎn)生的現(xiàn)代貿(mào)易發(fā)動機理論，從發(fā)展中國家的角度出發(fā)，不但認為發(fā)展中國家的貿(mào)易增長同它們自身的經(jīng)濟增長密切相關(guān)，更著重強調(diào)它們的出口增長受制于發(fā)達國家的經(jīng)濟增長，諾貝爾經(jīng)濟學獎獲得者威廉·劉易斯就是持這種觀點的代表人物。而歐文·克拉維斯在1970年發(fā)表的《貿(mào)易是經(jīng)濟增長的侍女：19世紀與20世紀的相似點》認為：應該把貿(mào)易擴展形容為成功的經(jīng)濟增長的侍女，而不是經(jīng)濟增長的自主發(fā)動機。對貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系在理論認識上的分歧，引發(fā)學者們試圖從實證的角度去尋找答案。近年來在這方面最有影響力的一篇論文來自哈佛大學的杰弗里·薩赫和安德魯·華納，杰弗里·薩赫和安德魯·華納的研究發(fā)現(xiàn)，實行開放經(jīng)濟的發(fā)展中國家在20世紀七八十年代每年的經(jīng)濟增長率達到了4.5%，而實行封閉經(jīng)濟的發(fā)展中國家每年只能達到0.7%；同時，研究發(fā)現(xiàn)，實行開放經(jīng)濟的發(fā)達國家的年經(jīng)濟增長率可達2.3%，而封閉經(jīng)濟的發(fā)達國家只有0.7%各種統(tǒng)計分析表明，發(fā)展中國家的出口增長和總體GDP增長明顯密切相關(guān)。就我國對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進作用問題，國內(nèi)學者也做了大量的實證研究。董秘剛(2021)的實證分析表明：1978～2021年間，我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的相關(guān)性很顯著，相關(guān)系數(shù)平均達到94%以上；李文(2021)運用經(jīng)濟增長模型進行的實證分析也得出出口增長對我國經(jīng)濟增長具有明顯拉動作用的結(jié)論。而彭福偉(2021)、張小濟(2021)從凈出口的角度的實證分析，得出凈出口與經(jīng)濟增長并非強度相關(guān)的結(jié)論；賴明勇等(2021)和尹翔碩等(2021)則通過將國民生產(chǎn)總值分為出口產(chǎn)業(yè)部門和非出口產(chǎn)業(yè)部門，進行簡單線性回歸分析，結(jié)果表明，出口貿(mào)易對非出口部門乃至整個經(jīng)濟增長推動作用不強的觀點；楊全發(fā)等(2021)采用巴拉薩和費德等人建立的模型對我國改革開放以來（1978～1995年）的數(shù)據(jù)進行回歸分析，得出出口的增長并不像想像的那樣對經(jīng)濟增長起到促進作用。此外，劉曉鵬(2021)通過對我國1952年以來GDP與進出口的有關(guān)數(shù)據(jù)變量進行協(xié)整計量分析，認為進口增長對我國經(jīng)濟增長具有較大的促進作用，而出口增長對經(jīng)濟增長的影響卻很不顯著。雖然國內(nèi)外學者對貿(mào)易與經(jīng)濟增長的實證研究結(jié)果并不完全一致，或者說對貿(mào)易促進經(jīng)濟增長作用的大小認識不一，但在“對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長具有正相關(guān)關(guān)系”這一點上卻取得了共識。本文在劉曉鵬的《協(xié)整分析與誤差修正模型——我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的實證研究》基礎上，進行外貿(mào)與經(jīng)濟增長的進一步研究，對于劉的文章我們有幾點懷疑：一是他選取的數(shù)據(jù)時間跨度很長，而且這些數(shù)據(jù)途經(jīng)了我國經(jīng)濟極大波動和政治動蕩的時期，比如：社會主義三大改造時期，大躍進時期，文化大革命等，這些政治事件及經(jīng)濟事件必將對數(shù)據(jù)產(chǎn)生極大地影響，但是作者并沒考慮這些因素；二是我國在1979年以前國門并未開放，對外貿(mào)易也只是局限于少數(shù)幾個國家，1979年之前的數(shù)據(jù)與1979年之后的數(shù)據(jù)所處的經(jīng)濟環(huán)境不同所以應當區(qū)別對待；三是劉在文中對多變量采用的是EG兩步法來分別對進口和出口與GDP進行協(xié)整分析，建立誤差修正模型，而對于多變量模型從科學的計量分析來講應采用JJ檢驗。綜上，我們對其檢驗的有效性持懷疑態(tài)度，因此，我們小組在對其文章的認真分析下，采用2021年一季度到2021年一季度的數(shù)據(jù)，建立線性回歸模型，對我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長進行實證研究。【模型設定】 以ＧＤＰ支出法計算模型為依據(jù)，我們選取了1980-2021年的國內(nèi)生產(chǎn)總值、進口總額、出口總額的年度數(shù)據(jù)作為研究對象，數(shù)據(jù)如下：年份國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（億元）進口總額IP（億元）出口總額EP（億元）19804545.600298.8000271.202119814891.600367.7000367.600019825323.400357.5000413.800019835962.700421.8000438.300019847208.100620.5000580.500019859016.0001257.800808.9000198610275.201498.3001082.100198712058.601614.2001470.000198815042.802055.1001766.700198916992.302199.9001956.100199018667.802574.3002985.800199121781.503398.7003827.100199226923.504443.3004676.300199335333.905986.2005284.800199448197.909960.10010421.80199560793.7011048.1012451.80199671176.6011557.4012576.40202178973.0011806.5015160.70202184402.3011626.1015223.60202189677.1013736.4016159.80202199214.6018638.8020634.402021109655.220219.2022024.402021120332.724430.3026947.902021135822.834195.6036287.902021159878.346435.8049103.302021183217.554273.7062648.102021211923.563376.9077594.602021257306.073284.6093455.602021314045.079526.50100395.02021335352.9*數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局中國統(tǒng)計年鑒2021/tjsj/ndsj/2021/indexch.htm表１原始數(shù)據(jù)(1980-2021年國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額及進口總額數(shù)據(jù)) ,在對這組數(shù)據(jù)中GDP進行平穩(wěn)性檢驗時發(fā)現(xiàn)GDP數(shù)據(jù)極不平穩(wěn)，在二階差分情況下依然存在有單位根，于是對GDP數(shù)據(jù)、GDP的一階差分項、GDP的二階差分項分別作出其時序圖，如下所示：圖11980-2021年GDP序列以及其一階、二階差分項序列的時序圖從圖中我們可以看出自2021年起，GDP的增長幅度明顯加快，對其一階差分項和二階差分項序列的時序圖的研究也能發(fā)現(xiàn)自2021年開始GDP數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性顯然發(fā)生了比較明顯的變化。由此我們聯(lián)系實際，認為2021年末中國加入了世界貿(mào)易組織（WTO），加速了其對外開放的進程，中國經(jīng)濟也在自02年開始的幾年里進入了加速增長的上升期，從經(jīng)濟基本面的角度來看GDP數(shù)據(jù)的特點應該與之前的20年有所不同；另一方面，在加入世貿(mào)組織之后，中國也加速了其統(tǒng)計數(shù)據(jù)透明化的進程，統(tǒng)計方法與世界接軌，2021年中國對1992年頒布實施的《中國國民經(jīng)濟核算體系（試行方案）》進行了全面系統(tǒng)的修訂，制定出了新的方案－－《中國國民經(jīng)濟核算體系（2021）》。這套新方案基本上與新的國際標準相銜接，并從2021年開始逐步實施。綜合以上兩點因素，我們認為以2021年末中國加入世貿(mào)組織為轉(zhuǎn)折點，GDP序列的平穩(wěn)性在01年前后呈現(xiàn)出兩種不同的特征，考慮到建立模型的現(xiàn)實意義以及數(shù)據(jù)的代表性，我們對選取的數(shù)據(jù)進行修正，將2021年1月之前的數(shù)據(jù)去掉，改為采用2021年1季度到2021年1季度的季度數(shù)據(jù)，修正后的數(shù)據(jù)如下：時間（季度）國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（億元）進口總額IP（億美元）出口總額EP（億美元）2021Q125375.70573.7301646.58222021Q227965.30712.7897773.80632021Q329715.70839.8671905.58162021Q437276.00826.6422930.45062021Q128861.80873.4475863.22652021Q231007.10985.41531039.3522021Q333460.401127.8741174.6532021Q442493.501144.2201307.4942021Q133420.601241.5421157.1782021Q236985.301407.9191424.8832021Q339561.701466.9381582.0722021Q449910.701491.7131772.3382021Q138848.601393.1351558.9752021Q242573.901632.8071865.3782021Q344562.401754.6832041.6942021Q457883.001821.5932157.2212021Q144419.801740.3771971.4292021Q249191.801934.0942313.7332021Q350958.002140.2592627.3262021Q467353.902103.2082780.7592021Q153058.302056.3132521.3952021Q259400.002285.5322947.8332021Q361969.302583.3513314.7192021Q482878.002637.4193397.6082021Q163474.502645.4373059.7072021Q271251.303025.6873604.4712021Q373299.503246.4094079.7982021Q492644.702401.6233544.7152021Q165745.001831.2702456.388 *數(shù)據(jù)來源：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫 /表22021-2021年國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額及進口總額季度數(shù)據(jù) 基于以上數(shù)據(jù)，我們可以進行接下來的數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗，并設立初步模型一、時序數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整檢驗由于本模型中選取了2021年到2021年的季度時序數(shù)據(jù)作為研究對象，在此首先需要對研究過程中涉及到的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、進口總額、出口總額分別進行數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗，若變量非平穩(wěn)則考慮進行多變量協(xié)整檢驗并設置誤差矯正模型。數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗（1）首先對GDP序列進行ADF單位根檢驗通過Eviews對GDP序列進行單位根檢驗后得到如下結(jié)果：NullHypothesis:GDPhasaunitrootExogenous:Constant,LinearTrendLagLength:0(Fixed)t-Statistic

Prob.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-6.371095

0.0001Testcriticalvalues:1%level-4.3239795%level-3.58062310%level-3.225334*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.表3對GDP序列進行單位根檢驗的輸出結(jié)果 如上表所示，t檢驗統(tǒng)計量值為-6.371096，而在1%、5%、10%三個顯著性水平下，單位根檢驗的Mackinnon臨界值分別為-4.32397、-3.580623、-3.225334，顯然，上述t檢驗統(tǒng)計量值均小于相應臨界值，同時回歸結(jié)果的DW值=2，表明無自相關(guān)，從而拒絕H0，表明2021年-2021年季度GDP序列不存在單位根，是一個平穩(wěn)序列。 （2）接下來分別對進口總額IP序列和出口總額EP序列的數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗 利用Eviews對IP序列進行單位根檢驗，結(jié)果如下NullHypothesis:IPhasaunitrootExogenous:Constant,LinearTrendLagLength:4(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=6)t-Statistic

Prob.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-4.786855

0.0043Testcriticalvalues:1%level-4.3943095%level-3.61219910%level-3.243079*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.表4對進口總額IP序列進行單位根檢驗的輸出結(jié)果 對進口總額IP序列進行單位根檢驗的輸出結(jié)果表明，t檢驗統(tǒng)計量值為-4.786855，而在1%、5%、10%三個顯著性水平下，單位根尖炎的Mackinnon臨界值分別為-4.394309、-3.612199、-3.243079，顯然，上述t檢驗統(tǒng)計量值均小于相應臨界值，同時回歸結(jié)果的DW值=2.05，表明無自相關(guān)，從而拒絕H0，因此2021年-2021年季度進口總額IP序列不存在單位根，是一個平穩(wěn)序列。同樣地利用Eviews對EP序列進行單位根檢驗，結(jié)果如下NullHypothesis:EPhasaunitrootExogenous:ConstantLagLength:4(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=6)t-Statistic

Prob.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-4.288838

0.0028Testcriticalvalues:1%level-3.7378535%level-2.99187810%level-2.635542*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.表4對出口總額EP序列進行單位根檢驗的輸出結(jié)果 對出口總額EP序列進行單位根檢驗的輸出結(jié)果表明，t檢驗統(tǒng)計量值為-4.288838，而在1%、5%、10%三個顯著性水平下，單位根檢驗的Mackinnon臨界值分別為-3.737853、-2.991878、-2.635542，顯然，上述t檢驗統(tǒng)計量值均小于相應臨界值，同時回歸結(jié)果的DW值=2.02，表明無自相關(guān)，從而拒絕H0，因此2021年-2021年季度進口總額IP序列不存在單位根，是一個平穩(wěn)序列。 經(jīng)過以上單位根檢驗，我們發(fā)現(xiàn)本文中使用的三個變量：國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、進口總額IP和出口總額EP的季度數(shù)據(jù)序列均為平穩(wěn)序列，不用再進行協(xié)整檢驗，可直接運用于模型的設定。 二、模型設立及參數(shù)估計 為了驗證進出口對經(jīng)濟增長的影響并通過定量的方式來測度影響的大小，我們參考了諸多學者的理論，在模型設定方面，我們認為大致有以下三點需要考慮： （1）現(xiàn)代經(jīng)濟理論認為，一國對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻，可以從短期貢獻和長期貢獻兩個角度來分析。從短期來看，一國經(jīng)濟增長主要取決于投資需求、消費需求和凈出口三個要素。但是如果從長期貢獻的角度分析，進口對一國經(jīng)濟的增長也存在促進作用，這是因為進口中往往包括大量的先進設備和生產(chǎn)技術(shù)，這些要素雖然不會直接對當期GDP產(chǎn)生正向的促進作用，但是這種進口設備在以后的生產(chǎn)中能逐步轉(zhuǎn)化為先進的生產(chǎn)力為經(jīng)濟增長提供動力，并最終促進GDP的增長。 （2）基于支出法GDP計算模型只簡單地把進口當作國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的一個減量而沒有考慮進口通過滯后效應影響GDP的現(xiàn)實，這樣設定出來的簡單線形回歸模型在體系上缺乏科學性和完善性。 （3）進口的普通商品雖然并不直接增加當期的國內(nèi)生產(chǎn)總值，但是進口商品進入國內(nèi)流通領域后由于在商品流通領域內(nèi)進行交易，增加了國內(nèi)消費量，從而推動了之后幾期國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加。因此鑒于以上論述觀點，我們在模型設定中引入分布滯后模型概念，設立如下所示的模型： 首先估計這個模型，利用Eviews做回歸估計，得到如下結(jié)果：DependentVariable:GDPMethod:LeastSquaresDate:05/21/09Time:21:31Sample(adjusted):2021Q42021Q1Includedobservations:26afteradjustmentsCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C21592.782978.4117.2497670.0000EP30.724585.8509815.2511840.0000PDL0113.328793.8640923.4493980.0024PDL0222.967133.4029286.7492250.0000PDL03-20.143442.652021-7.5955160.0000R-squared0.962317Meandependentvar52021.81AdjustedR-squared0.955139S.D.dependentvar16632.69S.E.ofregression3522.861Akaikeinfocriterion19.34298Sumsquaredresid2.61E+08Schwarzcriterion19.58492Loglikelihood-246.4587Hannan-Quinncriter.19.41265F-statistic134.0701Durbin-Watsonstat2.662907Prob(F-statistic)0.000000

LagDistributionofIPiCoefficientStd.Errort-Statistic0-29.7818

6.18519-4.815021

13.3288

3.86409

3.449402

16.1525

2.22238

7.268093-21.3107

4.27559-4.98427SumofLags-21.6113

8.29627-2.60494表5初始模型回歸結(jié)果由回歸結(jié)果得到回歸方程的參數(shù)估計結(jié)果為： 由以上回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，可決系數(shù)為0.962317，調(diào)整后的可決系數(shù)為0.955139，兩者均表明模型有很強的顯著性，擬合優(yōu)度良好，各參數(shù)t檢驗顯著，表明參數(shù)有較強的顯著性。F統(tǒng)計量值為134,0701，表明方程具有較高的顯著性。 由于變量均顯著，在此不再對模型進行多重共線的檢驗，轉(zhuǎn)而對模型可能存在的異方差性和自相關(guān)性進行檢驗。三、模型異方差性及自相關(guān)性檢驗 1、異方差性由表5輸出的估計結(jié)果，通過WHITE檢驗檢驗模型中的異方差性。經(jīng)估計得到White檢驗結(jié)果，見下表：HeteroskedasticityTest:WhiteF-statistic5.041985

Prob.F(14,11)0.0053Obs*R-squared22.49457

Prob.Chi-Square(14)0.0690ScaledexplainedSS15.43024

Prob.Chi-Square(14)0.3494TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:05/21/09Time:22:17Sample:2021Q42021Q1Includedobservations:26CoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-1.90E+0837697178-5.0300640.0004EP-972107.9180454.8-5.3869880.0002EP^2-820.3345170.5554-4.8097840.0005EP*PDL01765.9655126.92736.0346790.0001EP*PDL02-1420.118290.2644-4.8924980.0005EP*PDL03354.1890128.72992.7514120.0188PDL01404704.275477.265.3619350.0002PDL01^241.3756087.224430.4743580.6445PDL01*PDL02716.2397153.39954.6691130.0007PDL01*PDL03-482.0612159.3939-3.0243400.0116PDL02-849924.7176297.6-4.8209650.0005PDL02^2-585.4218114.4078-5.1169730.0003PDL02*PDL03257.826389.300192.8871870.0148PDL03224830.366921.253.3596260.0064PDL03^277.6636454.137661.4345580.1792R-squared0.865176

Meandependentvar10023908AdjustedR-squared0.693582

S.D.dependentvar14824163S.E.ofregression8205926.

Akaikeinfocriterion34.97226Sumsquaredresid7.41E+14

Schwarzcriterion35.69808Loglikelihood-439.6393

Hannan-Quinncriter.35.18127F-statistic5.041985

Durbin-Watsonstat2.363538Prob(F-statistic)0.005254表6White檢驗結(jié)果從表6可以看出，nR2＝22.49457，由White檢驗知，在=0.05下，查分布表得臨界值=23.6848，因為nR2＝22.49457<=23.6848,所以接受原假設，拒絕備擇假設，表明模型不存在異方差。2、自相關(guān)性由表5的回歸結(jié)果表中可以看出，DW統(tǒng)計量=2.662907，查5%顯著水平的DW統(tǒng)計表可得到臨界值dL=0.979，du=1.873，4-dU=2.127，4-dL=3.011，模型中4-dU<DW<4-dL，無法判斷模型中是否存在自相關(guān)。 四、最終模型及其經(jīng)濟意義 對模型進行異方差性和自相關(guān)性檢驗后的模型設定沒有發(fā)生變化，故最終的模型參數(shù)依然為： 上述模型表明：當期出口總額、進口總額、上一期的進口總額、上兩期的進口總額與上三期的進口總額和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間有線形相關(guān)關(guān)系。在其它條件不變的情況下當期出口總額每增加1億美元，本期GDP增加30.72458億元人民幣，當期進口總額每增加1億美元，本期GDP減少29.7818億元人民幣，上期進口總額每增加1億美元，本期GDP增加13.3288億元人民幣，上兩期進口額每增加1億美元，本期GDP增加16.1525億元人民幣，上三期進口額每增加1億美元，本期GDP減少21.3107億人民幣。模型的經(jīng)濟意義表明前幾期的進口額確實對本期的GDP存在影響，影響的程度依據(jù)滯后階數(shù)的不同而變化。本文在設定模型時關(guān)于進口額對GDP產(chǎn)生的滯后性影響的假設得到證實，模型表明在支出法GDP計算模型的基礎上，影響GDP的因素應該還包括了前幾期的進口總額，通過設立本模型對這種影響在一定程度上進行了定量分析，基本達到了模型設定時的預期。 五、存在的問題雖然模型的參數(shù)估計較為顯著，模型可靠性得到驗證，但是我們在整個模型設定和數(shù)據(jù)處理過程中依然有一些不足的地方，由于學識淺薄，現(xiàn)將我們認為存在問題及可以改進的部分羅列如下： 1、模型設定不夠科學嚴謹，模型中雖然創(chuàng)新性地考慮了進口額的滯后影響，但忽視了出口對于國內(nèi)經(jīng)濟的間接拉動效應，同時模型只考慮了進出口額對GDP的影響而沒有將其他影響因素作為決定變量加入到模型中，盡管模型的可決系數(shù)較高，但經(jīng)濟意義上模型的代表性依然不足； 2、對模型進行DW檢驗的結(jié)果表明無法通過DW檢驗判斷是否存在自相關(guān)，如果自相關(guān)存在將必然對模型的效果產(chǎn)生影響；3、我們的模型經(jīng)過數(shù)據(jù)修正后，選取了02年-09年的季度數(shù)據(jù)作為研究對象，盡管數(shù)據(jù)平穩(wěn)性較好，但實際只選取了8年的數(shù)據(jù)進行研究，代表性不足，尤其是在08年下半年開始金融危機全面升級，其對我國外貿(mào)的影響以及對我國經(jīng)濟的間接影響很難通過本模型進行預測。

寶貝計劃專賣店創(chuàng)業(yè)計劃書企業(yè)名稱：__寶貝計劃嬰兒用品專賣店創(chuàng)業(yè)者姓名：_________________________________________日期：__________________________________________通信地址：_________________________________________郵政編碼：__________________________________________電話：____________________________________________傳真：__________________________________________電子郵件：__________________________________________目錄一、項目介紹------------------------------------3二、市場分析------------------------------------3三、成本預算------------------------------------3四、盈利狀況------------------------------------4五、市場風險預測----------------------------------4六、人員機構(gòu)配置----------------------------------5七、市場營銷策略----------------------------------5寶貝計劃嬰兒用品專賣店計劃書項目介紹：項目名稱：寶貝計劃嬰兒用品專賣店經(jīng)營范圍：以出租和出售嬰幼兒童車、童床、兒童玩具、嬰兒日常用品和孕前孕后的孕婦培訓為主，兼做嬰兒游泳館和家政服務信息等。項目投資：10—14萬元回收成本期限：15個月（預計）樣板店地址：桂林市興安縣（具體地址待定）項目概況：先組建寶貝計劃嬰兒用品總店，在此基礎上，創(chuàng)辦一個以片為依托的嬰兒用品連鎖店。企業(yè)宗旨：一切為了寶貝計劃。二、市場分析：(一)市場需求分析：1、玩具是孩子的天使，孩子是父母的心肝寶貝。父母對自己孩子的投入是心甘情愿的，但由于各種原因，又不能完全滿足孩子對玩具的占有欲望。同時，由于孩子的天性，對玩具喜新厭舊，一個幾百元的玩具玩幾天就不感興趣了。而市場上層出不窮的高價玩具，都是孩子永不滿足的需求，這樣促使了兒童玩具出租行業(yè)的萌芽和發(fā)展。比如嬰幼兒大都需要童車，低檔童車價格大約在60—100元，中檔童車價格大約在150～300元之間，高檔一點的在500元以上，而一部質(zhì)量較好的童車起碼可以用三五年，家庭購買的童車平均使用期為一年左右，不買童車不行，買吧，用完后又很難處理，而且又浪費，所以本店的特色是——既可以出租而可以出售的方法。相似的用品不僅僅局限于童車童床，還有學步車等等。如果開一間嬰幼兒童童車童床出租出售店，可以給消費一般的家庭帶來實惠，生意肯定興隆。2、孕前孕后培訓也是一個新興的行業(yè)，據(jù)市場調(diào)查，在此之前沒有任何商家以店的形式對準爸爸和準媽媽進行。因為現(xiàn)在的準媽媽準爸爸無法科學的照顧自己的孩子和孕婦，通過培訓后，使其能夠正確的操作。(二)目標群體分析：兒童車、童床、嬰兒日常用品0～2歲的嬰兒。由于出售的兒童車、童床、嬰兒日常用品品種繁多，檔次繁多，適合于各種不同層次的家庭孩子。選擇在縣級以上城市開店，可以說明該城市的人均家庭狀況一般在小康水平或小康水平以上，對出租玩具的承受能力均沒有任何問題。孕婦的孕前孕后培訓主要是針對現(xiàn)在準媽媽準爸爸開設的課程，主要是產(chǎn)前的身體鍛煉，飲食合理搭配及科學的鍛煉；產(chǎn)后的小孩護理及營養(yǎng)搭配，常見的小孩注意事項等方面知識，讓準媽媽準爸爸們科學的呵護自己的小孩。(三)競爭對手的分析：目前興安縣出售出租嬰幼兒童車、童床、兒童玩具、嬰兒日常用品為一體的公司或店鋪寥寥無幾，現(xiàn)在的店一本是單一性的，不是集中為一體的，而且這樣做也是一個新興的行業(yè)，我們應該有一種先人為主的優(yōu)勢，特別由總店然后發(fā)展成一片區(qū)為分店的一家連鎖店。三、成本預算(一)樣板店的成本預算15000元樣板店啟動資金大約在7萬元左右，具體安排：(1)辦理工商、稅務登記等費用：200元(2)店鋪租金及押金：9000元(3)裝修：20000元(4)工資(1個月)：8000元(5)購買產(chǎn)品及維修保養(yǎng)費用：50000元(6)咨詢顧問及資料費：5000元(7)公司其他開支：10000元(水費、電費、管理費、衛(wèi)生費及流動資金得等)總計：12000元左右（估計）注：總預算里面還包括員工的首期上崗培訓費用。四、盈利狀況(一)、連鎖總店業(yè)務收入來源：A、出售嬰幼兒童車、童床、兒童玩具、嬰兒日常用品?，F(xiàn)在很大部分的家庭里面只有一個小孩，不管是男孩還是女孩，都是家長們的掌上明珠，家長們都舍得為自己的子女花錢，針對這一現(xiàn)象，本店采取了出售其嬰幼兒童車、童床、兒童玩具、嬰兒日常用品，來滿足每一個小孩家庭的需求，相對這樣出租嬰幼兒童車、童床、兒童玩具來說，這樣顯得奢侈，但是很多家長為了孩子，還是舍得花錢。B、出租嬰幼兒童車、童床?，F(xiàn)在很多家庭出生的小孩只有一個，如果購買一個童車或者童床勢必會造成浪費，本店將為準媽媽們準備了童車童床的出租，這樣相對來說，就要節(jié)省一點開支，這也是資源的合理利用。C、孕前孕后的孕婦培訓?，F(xiàn)在的準媽媽準爸爸對孕前的營養(yǎng)飲食搭配、孕前的護理和孕后的營養(yǎng)飲食搭配、小孩的照顧等各方面的培訓，培訓費是按每節(jié)課多少錢來計算，顧客如果使用會員卡，可享受月底結(jié)算和打折優(yōu)惠的特權(quán)。D、嬰兒游泳館。嬰兒游泳是國內(nèi)興起的一個行業(yè)，在國外非常常見。因為嬰兒在游泳時，可以對其全身的肌肉關(guān)節(jié)韌帶均得到運動，心理放松，神情喜悅，運動所帶來的外周刺激反饋至大腦皮層，對腦神經(jīng)的發(fā)育有著良好的作用。E、家政服務信息。本店與當?shù)氐募艺畔⒐具M行合作，為各位需要家政服務的家庭提供家政信息服務，盈利在于與家政公司合作的提成。（二）、連鎖店業(yè)務收入的次要來源：A、本里本店的會員卡是本店次要收入來源，會員卡有效期為1年，然后經(jīng)過續(xù)費后，方可繼續(xù)使用，會員卡辦理卡費是20元，續(xù)費費是10元，本卡將采取實行實名制，實行一卡專用。B、賠償金收入(因顧客歸還玩具時，有些玩具可能會由于關(guān)鍵部位的斷裂，重要配件的丟失損壞等原因，按照我們的賠償比例表，按比例賠償)。五、市場風險預測：(一)競爭者的出現(xiàn)，是本店主要的市場風險當一個項目被發(fā)現(xiàn)巨大市場空間時，必會引來競爭者，為了能讓企業(yè)在市場中生存和壯大，因此在推出玩具出租加盟樣板店時，要實行五個統(tǒng)一的管理模式(即統(tǒng)一形象設計，統(tǒng)一宣傳資料，統(tǒng)一會員卡銷售，統(tǒng)一營銷管理，統(tǒng)一售后服務)建立自身的品牌。提高服務質(zhì)量和準確掌握市場行情也是增強競爭力等辦法。(二)玩具、童車、童床是對兒童的傷害最大，是本行業(yè)的最大風險所在。為了避免此類風險，可采取以下三種方法：(1)進貨渠