出口贸易含义范文

引言：寻求写作上的突破？我们特意为您精选了12篇出口贸易含义范文，希望这些范文能够成为您写作时的参考，帮助您的文章更加丰富和深入。

篇1

中图分类号 F206 文献标识码 A 文章编号 1002-2104(2008)03-0008-06

我国是世界第二大碳排放国。国际能源机构（International Energy Agency, IEA）在《世 界能源展望2006》一书中指出，如果不采取有力的政策措施，中国可能在2010年前超过美国 成为世界上最大的二氧化碳排放国。而来自荷兰环境评估署（Netherlands EnvironmentalAssessment Agency）的一份报告则指出，如果只计算化石燃料燃烧和水泥生产所产生的二 氧化碳，中国2006年的排放量为62亿t，已经超过美国的58亿t而居全球第一位 。 尽管这 一数字的真实性还有待商榷，但中国的碳排放量基数大且在迅速增长却是不争的事实。中国 正受到越来越大的国际碳减排压力。长期以来，我国在气候变化国际谈判中一直坚持三个论点，即不仅看排放总量，还要看人均 排放量；不仅看当前的排放量，还要看历史累积排放量；不仅看排放的数量，还要看国家发 展的阶段。在2007年6月《中国应对气候变化国家方案》的新闻会上，国家发改委 主任马凯发表了第四个论点，即不仅看本土排放，还要看转移排放。“在经济全球化和国际 产业分工日益深化的大背景下，一国生产的产品要在多国去消费，一个国家又要消费多个国 家的产品。所以，生产、出口高耗能、高排放产品的国家，要承担本应在进口国排放的二氧 化碳，而进口消费这些产品的国家，在他们的排放总量的计算中，却没有计算这部分产品的 排放量”。“拿中国来说，直接出口的，去年出口钢材2 500多万t,焦炭1 400万t左右。这 里面都包含了很多的能源消耗和温室气体排放。这还不算，我们还出口了大量的机械产品， 里面也有能源消耗，这相应地增加了中国二氧化碳的排放量，也减少了进口国的二氧化碳的 排放量”。 改革开放以来，国际贸易在中国经济发展中发挥了极其重要的作用。作为融入经 济全球化的 重要标志，中国外贸总额从2000年的4 700亿美元一路攀升，到2006年末，已达17 600亿美 元 ，在出口额和进口额高速增长的同时，出口增速高于进口，导致1994年以来贸易顺差持续增 长。近年来，更由2000年的241亿美元增加到2006年的1 775亿美元，2007年贸易顺差更达26 22亿美元。在目前的产业分工中，发达国家处在产业链的上端，出口产品以高技术和服务业 为主，碳排放量相对较低；而发展中国家的出口产品则以低端产品为主，碳排放量较高。对 我国这样一个出口低端产品，却有巨大贸易顺差的国家来说，通过国际贸易，为其他国家转 移排放的二氧化碳量相当可观。如何定量估算这些转移排放？这些转移排放对我国及世界有 什么影响？本文将在这方面展开研究。

1 隐含碳

任何一种产品的生产，都会直接或间接地产生碳排放。为了得到某种产品，而在整个生产链 中所排放的二氧化碳，称之为“隐含碳”。从对外贸易的角度上来说，“隐含碳”和“转移 排放”的含义基本相同，但“隐含碳”更具有科学性。在国际上的相关学术研究中，隐含碳 被称之为“Embodied Carbon”。Embodied概念由来已久。早在1974年，国际高级研究机构 联合会（IFIAS）能源分析工作组的一次会议就曾指出，为了衡量某种产品或服务生产过程 中直接和间接消耗的某种资源的总量，可以使用“embodied”这一概念；原则上，“embodi ed”后可加任何资源的名称，如土地、水、劳动力等（Brown and Herendean,1996）。之后 ，为了衡量各种生态产品生产过程中直接和间接消耗的太阳能的量，以便衡量生态产品的价 值，Odum等人提出了“emergy”（国内译为“能值”）的概念（Odum,1983;1996;1998）。 20世纪90年代，Tony Ally 将embodied概念用到了水资源研究当中，提出了“虚拟水”（vi rtual water）的概念，其意义为某种产品或服务生产过程中直接和间接消耗的水资源的量 齐?晔等：中国进出口贸易中的隐含碳估算中国人口•资源与环境 2008年 第3期（Allan,1997）。同样在20世纪90年代，加拿大生态经济学家Wiliam和其博士生Wackernage l提出了一种度量可持续发展程度的方法，它是一组基于土地面积的量化指标，他们将其命 名为“生态足迹”（Ecological footprint），其含义为人类生活直接和间接占用的各种生 态产品（如化石能源地，可耕地，牧草地，森林，建成地，海洋）的面积（杨开忠等,2000 ）。本质上讲，从“能值”概念到“虚拟水”、“生态足迹”，都是embodied概念的发展。

Embodied核算和投入产出经济学极其相似，因此，投入产出经济学中的许多概念被应用到em bodied分析中（Brown and Herendean,1996）。20世纪90年代以来，利用投入产出表，结合 “embo died”概念，学者们展开了多方面的研究。从研究区来看，涉及到的国家和地区主要有：欧 盟（Reinders et al,2003;Ahmad and Wyckoff,2003）、日本（Ackerman et al,2007;Kond o et al, 1998）、巴西（Tolmasquim and Machado,2003;Schaeffer,1996;Machado et al, 2001）、挪威（Peters and Hertwich,2006）、意大利（Mongelli et al,2006）、芬兰（M aenpaa and Siikavirta,2007）、西班牙（Sanchez and Duarte,2004）、澳大利亚（Lenze n,1998）、维也纳（Thi and Ishihara,2006）、中国台湾地区（Chang and Lin,1998）、 中国 大陆（Li et al,2007;Shui and Harriss,2006; 周志田,杨多贵,2006;刘峰,2007）等。从 研究的对象来看，主要集中在贸易中的隐含能（周志田,杨多贵,2006;刘峰,2007;Tolmasqui m and Machado,2003;Machado et al,2001; Mongelli et al,2006; Thi and Ishihara,200 6; Li et al,2007）、隐含碳（Ahmad and Wyckoff,2003;Ackerman et al,2007; Tolmasqu im and Machado,2003;Schaeffer,1996;Machado et al,2001; Mongelli et al,2006;Maenp aa and Siikavirta,2007;Sanchez and Duarte,2004; Shui and Harriss,2006）、隐含污 染物（Peters and Hertwich,2006），也有一些文献研究国内最终消费中的隐含能（Reinde rs et al,2003;Ahmad and Wyckoff,2003）、隐含碳（Maenpaa and Siikavirta,2007；Len zen,1998），或隐含碳对国内碳排放的影响（Kondo et al, 1998）。

关于我国国际贸易中的隐含碳，国内外研究甚少。仅见于Shui and Harriss的工作（Shui a nd Harriss,2006）。他们利用Economic Input OutputLife Cycle Assessment软件中提 供 的美国对华出口货物的碳排放系数，以此为基准估计了中国对美出口货物的碳排放系数，进 而计算了1997-2003年中美贸易中的碳排放，指出，我国碳排放总量的7%～14%间接出口到美 国并最终被美国人所消费。该文仅研究了中美贸易间的隐含碳，揭示了一些重要问题，但对 于我国这样一个贸易大国来说，研究是不全面的。

2 方法和数据

2.1 计算方法理论上讲，进出口贸易中的隐含碳可以表示为：

其中，C为进口或出口贸易中的隐含碳总量，Mi为第i种进出口商品的价值量，该数据为海 关 统计量，θi为第i种进出口商品单位价值中包含的隐含碳，即碳耗系数。商品生产过程中 的隐 含碳主要包含两个部分，即燃料燃烧所排放的二氧化碳和工农业生产过程所排放的二氧 化碳，如水泥生产等。对于大部分商品来说，燃料燃烧所排放的二氧化碳是最为重要的部分 。因此，θi可用下式来近似计算：

θi=E固×α固＋E液×α液＋E气×α气（2）

其中，E固、E液、E气为生产过程中所消耗的固体能源、液体能源和气体能源的量， 单位为焦耳；α固、α液、α气为固体、 液体和气体能源各自的碳排放系数，单位为千克碳当量/109焦耳。α固、α液、α 气分别取值为24.79，19.89，13.96（中国气候变化国别研究组，2000）。

目前，国内外学者主要应用“投入产出法”来计算消耗系数。投入产出法涉及的概念较多， 与本文相关的主要有直接消耗系数和完全消耗系数。直接消耗系数反映了部门之间的直接经 济技术联系。第j部门生产单位产品直接消耗第i部门的产品数量，称为j部门对i部门的 直接消耗系数，记为aij，则

所有aij构成直接消耗系数矩阵A，A可由投入产出表直接计算得出。

完全消耗系数通常记为bij,它是指第j部门每提供一个单位最终产品时，对第i部门 产品和服务 的直接和全部间接消耗之和。所有的完全消耗系数bij构成完全消耗系数矩阵B。A和 B之间有如下关系：

根据上式，可求出各部门对一次能源部门的完全消耗系数，进而得出该部门每生产单位价值 的产品所需要的固体燃料、液体燃料和气体燃料的价值量。根据一次能源部门的产值―实物 转换系数，可求得该部门最终产品对固、液、气各燃料的实物消耗量。结合式2，可求出各 部门产品的碳耗系数，即θi。

2.2 相关技术处理

尽管理论上较为完备，但在应用上述方法计算我国对外贸易中的隐含碳的实际操作中，仍然 存在一些技术上的问题，针对出现的各种问题，本文作了如下处理：

(1)1992年以来，我国海关采用HS编码体系（The Harmonization Code System）来对进出口 商品进行编码、分类和统计。HS码共有22大类98章，每章包括几十甚至上百种商品类型。受 现有技术条件和资料水平的限制，不可能以具体商品为单位来计算隐含碳进出口。因此，本 文选择HS码二级分类作为本研究的基本商品分类，共98类。

(2)我国现有的最新且最为详细的投入产出表为《2002年中国投入产出表》（国家统计局国 民经济核算司，2006），该表包括122个部门。该表中的部门分类与海关进出口统计中的HS 码分类不一致，在对应上存在一定困难。本文以HS码二级分类为基本分类，根据投入产出表 中得出的122部门产品的碳耗系数，依照典型商品对应的原则，确定了98类商品的碳耗系数 。

(3)理论上讲，从不同国家进口的商品，其碳耗系数应根据不同的投入产出表来计算。但是 ，我国的贸易国有近百个，一一根据投入产出表来确定其各类商品的碳耗系数难度较大。同 时，在获取我国和各贸易国之间的进出口数据方面也存在一定的困难。出于简化的目的，本 文选择日本作为进口国家的代表来计算进口货物的碳耗系数。选择日本有两个方面的原因， 首先，在各主要贸易国中，日本在节能方面的技术水平最为先进，日本的碳耗系数低于欧美 等发达国家，依据日本计算得出的隐含碳进口量可视为我国隐含碳进口量的下限（亦即我国 净出口隐含碳的上限），这对于正确认识我国贸易中的隐含碳具有重要意义；其次，日本是 我国重要的贸易伙伴，是我国最大的进口国家。从日本进口的商品，主要为机械、电子类商 品，在我国进口商品中较为典型。

(4)依据《2002年中国投入产出表》计算得出的碳耗系数仅代表2002年水平。如果应用技术 方法将投入产出表调整到2002年之外各年，所需要的数据量和工作量都将十分庞大，短时间 内无法完成。为了简化计算，本文对基准年之外其他年份的碳耗系数，作了技术水平、价格 指数和汇率三个方面的修正（见表1）。

(5)对于涉及到二次能源的部门，如煤炭开采和洗选业、炼焦业、石油和核燃料加工 业、电 力热力的生产和供应业等，利用投入产出法计算得出的碳耗系数，实质上包含两个部分，即 ：这些部门产品本身所具有的能源可能排放的二氧化碳（尚未燃烧排放），和生产这些产品 过程中消耗的能源所排放的碳。其中，第二部分为该部门产品的隐含碳。

(6)以国内消耗系数计算出口，国外消耗系数计算进口的方法，适用于一般贸易，在加工贸 易方面会有较大偏差。 以中国和日本为例，日本生产的产品进入中国，中国加工后再销往他 国。为了简单起见，设中国加工过程中没有实现增加值，也没有消耗能源和排放温室气体。 以该方法计算的结果，出口产品的隐含碳高于进口产品。但事实上，二者 应该相等。由于缺 乏加工贸易进出口货物的详细 资料，本文对加工贸易作了如下处理：采用中国消耗系数计算 加工贸易中的隐含碳净出口，以日本消耗系数计算加工贸易中隐含碳的进口量，以净出口和 进口的和来计算隐含碳总出口。加工贸易进出口数据来源于各年《中国统计年鉴》。

3 结 果

3.1 中国国际贸易中的隐含碳净出口估算上限如前所述，理论上讲，从不同国家进口的商品，其碳耗系数应根据不同的投入产出表来确定 。但是受资料的限制，我们目前还不能对所有贸易国展开分析。在中国的诸多贸易国中，日 本的能源利用效率最高。选择日本产品的碳耗系数作为所有进口产品的碳耗系数，计算结果 可视为我国贸易中的隐含碳进口下限。同时，以中国的投入产出表和出口数据为基础，计算 了我国贸易中的隐含碳出口量(见图1)。图1中，隐含碳进口线为我国的隐含碳进口下限，实 际情况可能高于该线。隐含碳出口线则接近实际，但受加工贸易的影响，实际情况可能 比此线略高。灰影部分表示隐含碳净出口量，其值可视为我国的隐含碳净出口上限。为了方 便比较，列出了1997-2006年我国的碳排放情况(见图2)。可以看出，1997-2002年，我国的 碳排放是一个缓慢增长的过程，2003年之后增长加速。

从图1中，我们可以看出，1997-2006年，我国进出口产品中的隐含碳都在逐年增加，但出口 产品中的隐含碳总量大于进口产品中的隐含碳总量。通过隐含碳的形式，中国实际上为国外 排放了大量的碳，且有逐年增加的趋势。1997-2002年隐含碳净出口量占当年碳排放总量的1 2%～14%，2002年之后迅速增加，到2006年，该数字已达29.28%。1997-2006年累计隐含 碳净 出口达1 821 Mt碳当量，超过2006年全国碳排放总量。与隐含能相比，隐含碳净出口占当年 碳 排放的比例，比同期隐含能净出口占当年能源使用总量的比例要略高，这主要是因为中国的 能源使用结构以煤为主，同能效情况下碳排放要略高。

3.2 中国国际贸易中的隐含碳净出口估算下限

中国的主要贸易国包括美国、日本、欧盟等，这些国家的能源效率都高于中国。用中国的技 术水平和能源使用结构计算出的隐含碳进口量，可视为我国的隐含碳进口上限（即假设进口 产品都在中国生产）。同时，该计算结果也 反映了进出口贸易对我国碳排放的影响。这是因 为：对于一件无差异商品来说，通过从发达国家进口，可以节约相当于我国同产品碳耗水平 的能源，从而减少了相当于我国同产品碳耗水平的碳排放。因此，用中国技术水平估算进口 产品中的隐含碳，除了可以估算隐含碳进口上限，对分析进出口贸易对我国碳排放的影响也 具有重要意义。

图3表示了中国贸易中的隐含碳净出口估算下限。图3中，隐含碳进口线为我国的隐含碳 进口 上限，实际情况低于该线。隐含碳出口线则接近实际，但受加工贸易的影响，实际情况可能 比此线略低。灰影部分表示隐含碳净出口量，其值可视为我国的隐含碳净出口下限。

从图3可以看出，即使保守估计，我国仍为隐含碳净出口国。1997-2004年，隐含碳净出口占 当年碳排放总量的比例在0.5%～2.7%之间，2004年之后迅速增加，2006年该数字达10%左右 。 保守估计和乐观估计表现出了相同的增长趋势。但保守估计和乐观估计之间差别较大，这从 侧面反映了我国能耗水平、碳耗水平达到日本时的节能潜力和减排潜力。

4 结论和讨论

4.1 近年来我国碳排放总量的飞速增长与日益扩大的贸易顺差密切相关1997-2006年，中国存在大量的隐含碳净出口，2003年以后增长明显。保守估计下，2006年 的隐含碳净出口量占到当年碳排放总量的10.32%；乐观估计下，这一数字达29.28%。中 国碳 排放总量的快速增长和贸易顺差的日益扩大是一致的。这些增长的碳排放所创造出的经济 成果，有很大一部分被外国人所占有和消费。中国承担了本应进口国承担的碳排放量。

4.2 受资料的限制，本文仅估算了隐含碳净出口的上限和下限 ，但这对于全面认识我国的碳排放具有重要意义要做到隐含碳的准确计算，除了需要双边贸易的详细数据之外，还需要各贸易国当年的投入 产出表。一般来说，大部分国家的投入产出表每5年更新一次，要了解其他年份的投入产出 情况，需要采用一定的技术手段，需要投入大量的工作。除此之外，本文还采取了许多近似 方法来简化计算过程，这也给计算结果带来了一定误差。尽管离准确计算还有一定差距，但 通过上限和下限，揭示了我国隐含碳净出口的一些基本情况。

4.3 以价格为基础的投入产出法，扭曲了各国技术方面的真实差异，这 是投入产出法的一个重要缺陷这种假设实际上以碳排放增加为代价掩盖了高额的增加值。以价格为基准的投入产出法，不 能反映各国能源效率方面的真实差异。如果对每一类产品均采用购买力加权（Purchasing P ower Parities，PPP）方法加以改进，该缺陷可能会有所改善。

4.4 生产者和消费者，都是温室气体排放的受益者，都应该对气候变化 负责自1972年经济合作和发展组织（OECD）提出“污染者负担原则（Polluter Pays Principle ）”以来，污染者付费已成为国内外在治理环境问题上的一个基本原则。然而，在气候变化 问题上，这一原则并不适用。发达国家为了降低其碳排放和改善环境，往往将高能耗高排放 的产业转移到发展中国家，从而将发展中国家装扮成“生产者”的模样。这种情况下，只要 求生产者付费是不合理的。作为受益者，生产者和消费者都应该对气候变化负责。

4.5 发达国家技术水平较为先进，生产低能耗低排放产品；发展中国家 技术水平较低，却生产高耗能高排放产品，这种分工增加了全球碳排放 英国经济学家大卫•李嘉图提出的“比较优势理论”表明，世界上劳动生产率不同的国家， 通过国际商品交换，都能给交换的双方在经济上带来利益。即使在各个生产领域生产率都比 较低的国家，通过生产和出口那些自己具有相对优势的产品，仍然可以获得利益。遗憾的是 ，在双方都获得利益的情况下，环境受到了损害。既然不能由发达国家来生产全部产品，那 么，发达国家对于发展中国家必要的技术转让或援助，对于全球环境来说，就显得非常必要 。

参考文献（References）

［1］ 国家统计局国民经济核算司.2002年中国投入产出表［M］.北京：中国统计出版社，2006.［ National Bureau of Statistics National Accounts Division,2002 China Inputou tput Table［M］. Beijing: China Statistics Press,2006.］

［2］刘峰.中国进出口贸易能源消耗问题的研究［D］.北京：清华大学，2007. ［Liu Feng. Re search on Energy Consumption of Trade in China［D］. Beijing: Tsinghua universit y, 2007.］

［3］杨开忠，杨咏，陈洁.生态足迹分析理论与方法［J］.地球科学进展，2000,(15): 630 ～636. ［Yang Kaizhong, Yang Yong, Chen Jie. Ecological Footprint Analysis: Co ncept, Method and Cases［J］. Advance in Earth Science, 2000，(15): 630～636.］

［4］周志田，杨多贵.虚拟能――解析中国能源消费非常规增长的新视角［J］.地球科学进展， 2006,(21):320～323 ［Zhou Zhitian, Yang Duogui, Virtual Energy：a New VisualAngle to Analyze the Hypernormal Growth Rate of Energy Consumption in China［J ］. Advances in Earth Science, 2006,(21):320～323.］

［5］中国气候变化国别研究组.中国气候变化国别研究［M］.北京：清华大学出版社，200 0. ［Group on China Country Studies on Climate Change. China Country Studies onClimate Change［M］.Beijing: Tsinghua University Press,2000.］

［6］Ackerman F, Ishikawa M, Suga M. The Carbon Content of JapanUS Trade［J］.Energy Policy, 2007, 35(9): 4455～4462.

［7］Ahmad N, Wyckoff A W. Carbon Dioxide Emissions Embodied in International T rade of Goods［EB/OL］. OECD Publications, 省略/sti/workingpape rs,2003.

［8］Allan J A. Virtual Water: a Long Term Solution for Water Short Middle Easte rn Economics? Paper Presented at the 1997 British Association Festival of Scienc e［M］. Leeds: University of Leeds Press, 1997, 24～29.

［9］Brown M T, Herendeen R A. Embodied Energy Analysis and EMERGY Analysis: a C omparative View［J］. Ecological Economics. 1996, 19(3): 219～235.

［10］Chang Y F, Lin S J. Structural Decomposition of Industrial CO2 Emission in Tai wan:an Inputoutput Approach［J］. Energy Policy, 1998,(26):5～12.

［11］Kondo Y, Moriguchi Y, Shimizu H. CO2 Emissions in Janpan: Influences of Importand Export［J］. Applied Energy,1998,(59):163～174.

［12］Lenzen M. Primary Energy and Greenhouse Gases Embodied in Australian Final Consu mption: an Inputoutput Analysis［J］. Energy Policy, 1998, 26(6): 495～506.

［13］Li H, Zhang P D, He C Y, et al. Evaluating the Effects of Embodied Energy in In ternational Trade on Ecological Footprint in China［J］. Ecological Economics, 2 007,(62):136～148.

［14］Machado G, Schaeffer R, Worrell E. Energy and Carbon Embodied in the Inter national Trade of Brazil: an Inputoutput Approach［J］. Ecological Economics,2001, 39(3): 409～424.

［15］Maenpaa I, Siikavirta H. Greenhouse Gases Embodied in the International Tr ade and Final Consumption of Finland: an Inputoutput Analysis［J］. Energy Pol icy, 2007, 35(1): 128～143.

［16］Mongelli I, Tassielli G, Notarnicola B. Global Warming Agreements, Interna tional Trade and Energy/Carbon Embodiments: an Inputoutput Approach to the Ita lian Case［J］. Energy Policy, 2006, 34(1): 88～100.

［17］Odum H T. Environmental Accounting: Emergy and Environmental Decision Maki ng［M］. New York: John&Wiley,US，1996.

［18］Odum H T. Selforganization, Transformity and Information［J］. Science,1998,(242): 1132～1139.

［19］Odum H T. Systems Ecology: An Introduction［M］.New York: John&Wiley,US,1983.

［20］Peters G P, Hertwich E G. Pollution Embodied in Trade: The Norwegian Case ［J］. Global Environmental Change, 2006, 16(4): 379～387.

［21］Reinders A H, Vringer K, Blok K. The Direct and Indirect Energy Requiremen t of Households in the European Union［J］. Energy Policy, 2003, 31(2): 139～153 .

［22］Sanchez C J, Duarte R. CO2 Emissions Embodied in International Trade: Ev idence for Spain［J］. Energy Policy, 2004, 32(18): 1999～2005.

［23］Schaeffer R, De S A. The Embodiment of Carbon Associated with Brazilian Im ports and Exports［J］. Energy Conversion and Management, 1996, 37(6～8): 955～9 60.

［24］Shui B, Harriss R C. The Rrole of CO2 Embodiment in USChina Trade［J］ . Energy Policy, 2006,(34): 4063～4068.

［25］Thi A T, Ishihara K N. Analysis of Changing Hidden Energy Flow in Vietnam ［J］. Energy Policy, 2006, 34(14): 1883～1888.

［26］Tolmasquim M T, Machado G. Energy and Carbon Embodied in the Internationa l Trade of Brazil［J］. Mitigation and Adaptation Strategies for Global Change,2003,(8) : 139～155.

Accounting Embodied Carbon in Import and Export in China

QI Ye1 LI Huimin2 XU Ming3

(1.School of Public Policy & Management, Tsinghua University, Beijing 100 084, China;

2.School of Environment, Beijing Normal University, Beijing 100875 ,China;

篇2

中韩建交以来，两国的贸易量在不断增加，尤其农产品方面，由于两国的生活、生产方式相似，因此，农产品的品种和数量基本一致，但是我国的农产品生产成本较韩国农产品生产成本要低很多，在韩国农产品贸易中占据很多优势，但由于韩国地方保护政策的存在，使得两国贸易的出现一定程度的影响，贸易摩擦与争端不断增加，因此，本文通过对中韩农产品贸易现状以及中韩农产品贸易中存在的问题，并提出解决的办法。

1中韩贸易现状

韩国是我国大米、小麦、豆粕、鸡肉制品、水竹笋、对虾等商品的主要出口市场，韩国在我以上商品出口市场中均居于前3位。2008年，我对韩国出口农产品31.7亿美元，同比减少12％，占我农产品出口总额的7.9％。其中，我对韩国蔬菜出口数量为48万吨，同比下降1.5％，出口额为2.8亿美元，与2007年持平；对韩国水果出口1.9万吨，同比下降17.5％，出口额为1806.5万美元，同比下降6.9％； 2009年1－12月，我对韩国农产品出口额为28.3亿美元，同比减少21.3％。其中，对韩国出口冻鱼及冻鱼片16.2万吨，同比减少1.6％；出口大豆16.9万吨，同比减少32.4％；出口大米17万吨，同比增长5.4％；出口冷冻蔬菜21.5万吨，同比增长13.7％；出口羊毛1.1万吨，同比增长10％；出口鲜蔬菜14.1万吨，同比减少20.5％。

韩国农产品价格属全世界最高水平档次，因此韩国一直注重对农业的保护，市场开放程度低。中国农产品的生产成本低，价格只有韩国的20%～30%，农产品的种类和质量与韩国差距不大，在中韩农产品贸易上中国具有明显的比较优势。但是，中国大部分具有竞争力的农产品被韩国纳入关税配额及调节关税制度管理，较高的配额外关税和调节关税严重阻碍了中国相关农产品对韩出口。韩国对农业实施高额补贴，农民收入63％来自政府支持，这使中国农产品与韩国农产品在竞争中处于不平等的地位。

2中国农产品对韩国出口存在的问题

2.1我国农产品自身质量与安全标准较低

我国的农产品生产基地分散，并且没有相关的管理体系对于农产品质量进行把关，产品质量参差不齐，经常导致整批产品的退货或索赔，农产品质量安全标准不高，这也是影响我国农产品出口增长的原因，生产者们缺乏质量安全意识，盲目追求产量，而大量使用化学药剂，导致出口农产品中药剂含量超标，虽然近年来我国的农产品的质量提升不少，但是韩国的绿色壁垒也在不断提高，仍高于我国的质量标准，我国诸多农产品的技术标准仍不达标。

2.2韩国农业贸易政策壁垒

在亚洲韩国是的农产品进口量位居第二，仅次于日本，但为了保护本国内的农业生产，避免进口农产品的冲击，韩国经过了30多年的努力，支持和维护本国的农业生产力，尽量降低外国农产品对本国农产品的影响，维持国内农产品价格的稳定。并在进口量增加时，采用产业保护政策，给予农业生产者高额的补贴政策。按照经济合作组织(OECD)的标准计算,韩国对主要农作物的国内生产者补贴(PSE)始终高于50 %,这一政策也导致了国内农产品产业的竞争力匮乏现象出现。

2.3 高额关税壁垒阻碍了中韩农产品贸易发展

韩国是农业的进口大国，因此，农业经济一直是韩国的一项常抓目标，并长期制定了高额的关税或关税配额政策，就目前来看，韩国对农产品及轻工业品等27中产品实行了高额关税限制，其中17种来自中国，如大蒜、食用糖等，但是关税仍是两国贸易发展的一个重要问题。

2.4 非关税壁垒的影响

为了维护国内的农业市场平衡，韩国除了高额的关税外，还频频启用了一些非关税措施，诸如技术壁垒(TBT)、检验检疫标准(SPS),以及绿色壁垒等手段，限制弄过对韩的农产品输出量，并且这些非关税制度的要求越来越高，严重阻碍两国之间的正常发展。

3我国对韩农产品贸易对策

虽然韩国制定了一些列相关的政策限制中国农产品的输入，维持国内农业的平衡发展，但两国的农业发展本身就存在一定的互补性，这成为了农产品业务开展的一个必然条件，因此双方应该不断推动双边合作，创造更多的农产品贸易合作机会。

3.1熟悉并善用WTO规则和争端解决问题

同样作为WTO成员国，那就应该遵循WTO的贸易规则，我们应该熟悉期规则，并合理利用，例如：非歧视原则。非歧视原则是WTO规则中最基本的原则,主要体现在最惠国待遇与国民待遇上。韩国政府在进口检疫和检验上就对中国农产品采取了歧视性政策,对我国农产品按照6 %的比率进行抽检,而对来自美国等国家的同类产品抽检率仅为3 %。因此，我们应该利用WTO的非歧视性原则，对韩国的歧视予以抗议，并通过WTO贸易组需求解决的办法。

3.2农产品生产建立国际化技术标准，提高自身质量

韩国对我国制定了严格的农产品技术认定标准，经常因为农产品的农药残留及检疫不过关而遭遇退货，面对这种形式，首先我们应该从自身做起，将自身产品的质量提高作为首要的一个发展目标，提高自身农产品的质量，并建立国际化的认定标准体系，与发达国家的标准相接轨，主动提升自身农产品的价值。

3.3及时关注韩国的农产品进口政策

对于韩国的农产品进口政策，我们应该实时关注，做到能够应变自如，近两年韩国提高了农产品及食品的进口标准,增加了中国企业对韩出口农产品的难度。例如,韩国食品医药安全厅提高对茶叶的农药残留成分和含量的规定,加强了对进口家禽肉类产品的检验检疫以及提高中药的二氧化硫残留标准等。

3.4大力发展农产品加工业提升产品的附加值

韩国市场农产品的吸收容量有限，而且壁垒较多，因此，我们应该多关注韩国消费者的一些饮食习惯，改进农产品的出口形式，并加大我国自身农产品的生产加工力度，提高农产品的自身价值，实现农产品的多形式多渠道的发展，破除技术贸易壁垒，拓宽进口国群体，进一步促进我国农产品的健康、持续发展。

综上所述,我们应该不断完善我国的农产品产业结构，扩大农产品服务体系，加大对农产品业的支持力度，加强中韩两国的市场信息交流，尽可能避免贸易冲突和贸易摩擦，建立农产品国际化的技术标准要求，提高自身农产品的价值，积极推动中韩农产品贸易。

篇3

上世纪50年代日本开始发展本国汽车工业,迄今历史并不长,但却取得了举世瞩目的成就。2008年日本汽车产量为1156.4万辆,第三次位居世界首位,其中出口总量为672.7万辆,占国内汽车总量的58.2%。目前日本已拥有丰田、本田等国际知名汽车品牌,成为世界汽车市场上的有力竞争者。与日本相似,韩国汽车产业发展的历史也不长,起步于20世纪60年代,但目前韩国汽车却在世界汽车制造市场上占有重要的地位,并拥有现代、起亚等世界知名汽车品牌。2006年韩国汽车行业全球销量581万辆,其中国内销量仅为115万辆,产品以外销为主,国外市场的增长已成为韩国汽车产业全球化发展的重要一环。

纵观日韩两国汽车出口发展的历程,出口的快速增长是与两国政府的贸易政策分不开的。积极有效的贸易政策为汽车产业出口创造良好的条件,并推动汽车出口的增长。日韩的经验对于我国汽车出口的发展弥足珍贵。

1.通过政府补助、优惠财税等多项激励政策促进汽车出口。日本政府对汽车产业引进先进生产技术和出口给予一定的奖励,以促进出口的增长和产业竞争力的提升。日本官方金融机构长期为汽车出口企业提供低息贷款,在资金上给予支持。韩国也采取了类似的激励政策来推动汽车出口。在汽车产品出口初期,为了使本国汽车在国际市场上具有竞争力,韩国政府给予大汽车公司卖方贷款。另外,韩国政府还向整个汽车工业提供中长期出口工业设备贷款。此外,对于汽车出口企业,韩国政府还采取税收减免、优先分配外汇和进口限额、简化出口审批手续等政策给予支持。

2.注重汽车出口品牌的培育。日本政府非常注重汽车自主品牌的培育,一方面,积极推进汽车企业的规模调整,通过促进汽车出口企业的内部合并与外部联合来提高汽车行业集中度;另一方面鼓励汽车企业通过自主开发,拥有自身知识产权,最终培育国际知名汽车品牌。日本政府品牌战略的实施,使得日本目前拥有丰田、本田等多家知名汽车品牌。韩国政府也注重汽车品牌战略,企业依靠政府强有力的保护和支持,在相对封闭的条件下,通过兼并和快速扩张实现规模经济,并通过技术引进和坚持不懈的国产化,培育自主品牌,最终形成现代、起亚等国际知名品牌。

3.引导和鼓励汽车产业自主研发,提升产品的出口竞争力。日本政府一直十分重视与高校和科研机构的合作,通过联合开发、委托研究、技术咨询、人才培训、专利转让、项目资助等形式,加快汽车产品更新速度,提升产品的出口竞争力。2002年,日本大学的研发费用为100.5亿美元,占总研发费用的27%,政府所属的研究机构研发费用为242.62亿美元,占总研发经费的66%,产业界研发费用为23.9亿美元,占总研发经费的7%。日本政府大规模投入研发经费和研究人员,使得日本的汽车产品从理论设计到转化为新产品所需要的时间只相当于欧美的2/3,日本每隔4-5年就有一批新车上市。韩国政府一直注重汽车技术的引进与自主创新,鼓励本国企业在坚持掌握企业主导权的同时,与美、日等国家的企业合作以引进先进技术,进行消化、吸收,并最终形成自主开发新车型的能力。

4.大力推行海外投资战略,开拓国外市场。为避免同欧美国家在汽车产品上的贸易摩擦,日本通过对外直接投资在海外设厂,将一部分汽车出口能力转移到其他国家,再向欧美国家出口。同时日本政府还鼓励企业与欧美企业合作共同开发、生产和销售日本汽车,这就是日本近年来虽整车出口量受到限制,但实际其出口趋势有增无减的原因所在。目前,日本在亚洲、欧洲、北美、中南美、非洲、大洋洲等建立了生产装配基地,生产能力和出口网络遍及世界。韩国企业在推行海外投资计划过程中,主要是通过在国外广设销售点以扩大出口,例如,1988年韩国在美国建立了280个销售点,在1990年猛增到420个。

二、我国汽车出口贸易政策存在的问题

近年来,我国汽车出口增长迅速,汽车出口的目的地已涉足220多个国家和地区。就汽车整车出口而言,出口数量和金额持续大幅增长,2002年到2006年年均增长率都在90%以上,并从2005年开始实现汽车整车出口数量大于进口,2006年出口34.3万辆,2007年出口61.2万辆。对零部件出口来说,2005年起我国连续三年实现了汽车零部件产品出口金额大于进口,产品也从售后配件市场开始进入国际贴牌生产市场。尽管我国汽车出口取得了快速的发展,但是却存在陷入“贫困化增长”的风险。目前汽车出口企业普遍存在自主品牌缺乏、集中度低、技术空心化、海外投资扩张不足等问题,导致出口持续竞争力不足。值得注意的是,上述问题都与目前我国汽车出口政策存在的不足具有密切联系。

1.出口政策过于注重数量的提升,而非出口自主品牌的培育。我国汽车出口政策过于注重出口数量,出口的准入门槛不高,导致汽车出口企业集中度较低。这种状况必然不利于我国汽车尤其是自主品牌的成长和整个产业竞争力的提升。2006年我国有出口记录的汽车企业共计1465家,其中出口金额在100万美元以上的企业有236家,仅占总数的16.1%,还有500多家企业的出口记录是个位数。2006 年12月31日政府出台《关于规范汽车出口秩序的通知》后,从事汽车出口的国内企业数量大幅减少700 家左右,但相比发达国家汽车出口企业的集中度还存在较大差距。到2008年,我国汽车工业的CR3(规模最大的前3家企业在行业中所占的比重)仍然只有48.76%,日本、德国、意大利、法国等汽车工业发达国家的CR3都在80%以上。汽车出口企业集中度不高不利于我国企业自主品牌的成长,使得我国汽车企业在国际市场难以与汽车跨国巨头相抗衡。由显示性比较优势指数(RCA指数)来看,2007年我国汽车产品的RCA值为0.40,这表明我国汽车产品在国际贸易中的比较优势依然较弱。

2.出口激励政策过于单一,融资支持政策不足。我国通常主要采取出口补贴来鼓励国内汽车的出口,这使得出口数量短期内得到快速提升。但在加入WTO后,该优惠政策发挥的作用必然受到越来越多的限制。汽车出口品牌的培育日益成为拉动出口增长的重要因素,但品牌培育过程是一个资金不断投入的过程,因而融资支持政策在各种出口激励政策中便显得尤为重要。然而,“九五”以来,国家已不再给轿车企业投资,企业要开发生产新车型,所需资金的绝大部分只能从银行贷款或是从国内外资本市场筹措。近年来国内汽车厂商纷纷投资新的生产线,开发生产各种新车型,资金准备早已力不从心,国家有关汽车出口融资支持政策的不足严重抑制了出口数量的增长和产品质量的提升。

3.汽车产业政策与出口政策未能有效结合,导致出口产品竞争力不足。我国汽车产业政策长期遵循“以市场换技术”的战略,导致我国汽车产业未能形成强大的自主品牌,反而使得跨国公司通过合资企业在我国市场站稳了脚,这必然不利于我国汽车产品出口竞争力的提升。在国内市场汽车产品中,除长安、奇瑞等为数不多的本土自主品牌外,更多的是国外汽车品牌。截至2008年,国外主要汽车企业在我国累计申请的专利数量,约是国内汽车企业专利总数的5.6倍,我国汽车工业面临“技术空心化”的危险。

4.海外投资引导与支持政策不足。目前我国政府未能在汽车企业海外投资中充分发挥重要的引导与支持作用。长期以来,我国汽车企业在国外市场上经常处于各自为战的状态,在争取出口订单上竞相压价,在争取海外收购上竞相抬价,导致汽车企业难以有效开拓国外市场,实现跨国发展。这与日韩企业形成鲜明对照,日韩企业在国际化业务上形成了完善的协调机制,特别是政府在企业之间形成了灵活和有效的沟通机制,引导本土企业有序地参与海外竞争。

三、日、韩汽车出口贸易政策对我国的启示

当前我国汽车工业的贸易政策环境与日、韩当初所处的环境相比已发生了巨大变化,我国不能也不可能完全照抄“日韩模式”。但日、韩汽车贸易政策对我国仍具有重要的借鉴意义。通过考察日、韩两国汽车贸易政策,我们可以看到,日、韩汽车出口政策在汽车生产及出口贸易的发展中发挥了重要的作用。借鉴日、韩汽车出口贸易政策,并结合当前我国汽车出口贸易政策存在的问题,我们提出如下建议:

首先,明确实施适当的保护和扶持不是最终目的,保护和扶持的目的是提升汽车出口竞争力。在当前我国汽车产品缺乏品牌竞争力的情况下,我国应积极采取促进汽车发展的产业政策,借鉴日、韩的做法,给予汽车生产企业必要的财税支持和税收减免,鼓励汽车产品生产与竞争力的提升,进而形成一定的出口优势进驻国际汽车市场。同时应该注意,日、韩的保护和扶持政策并不是全面的封闭式静态保护和扶持,而是适度的有限度的动态保护和扶持,即这种政策既要保护本国汽车企业在出口中不被其他国家汽车工业强大的竞争力压垮,又使其在面临外部的竞争压力时充分发挥市场的主导作用,焕发企业自身潜能,达到迫使企业在竞争创新中生存壮大的目的。这就需要我国政府依据汽车产业的发展时期与环境及时调整汽车贸易政策,汽车产业所处的发展时期和环境不同,政府在其中所发挥的作用也应有所不同。

其次,积极引导和鼓励企业并购与重组,提升出口企业集中度,培育具有国际竞争力的自主品牌。国际汽车企业之间的兼并成为国际汽车工业的发展潮流,目前我国汽车企业国际竞争力相对较弱,因而政府更有必要引导企业并购与重组,以应对加入WTO后日益加剧的国际竞争。由日韩模式来看,其汽车出口的崛起都与自身国际知名自主品牌的形成密切相关。日本拥有本田、丰田等知名品牌,而韩国则拥有现代、起亚等自主品牌,相比之下,我国的汽车出口自主品牌还较为匮乏,而且已有品牌国际竞争力不足。为了在激烈的市场竞争中同国际汽车企业相抗衡,政府今后应进一步加大国内汽车企业并购与重组的资产规模和力度。

最后,重视汽车产业科技政策的实施,为汽车出口奠定良好的技术优势。汽车工业需要巨大的研究与开发投资,我国汽车业集中度不高,企业无力建立自己的研发中心,因而需要政府扶持。对此,我国政府可以借鉴日韩模式,加大提供支持研究与开发的生产补贴力度,或直接设立研究机构进行情报收集和关键技术的开发,或大量投入基础性的科研资金,充分调动汽车企业、高校和科研院所的积极性,组成研究网络,以抢占新一代汽车技术的部分制高点,建立自主研发体系,掌握自主的知识产权。

参考文献:

[1]关洪涛,战后日本汽车产业的发展及政策研究,吉林大学博士学位论文,2008年.

[2]姜始沅,中韩汽车出口战略比较研究,对外经贸大学硕士学位论文,2006年.

[3]蒋再波,我国汽车出口贸易分析与对策,吉林大学硕士学位论文,2007年.

[4]刘洁,世界汽车产品贸易特点分析及中国汽车产品出口的对策建议[J],商场现代化,2008年9月.

[5]孙广皓,我国汽车产品出口的战略及策略研究,武汉理工大学硕士学位论文,2009年.

篇4

一、中韩两国农产品贸易发展现状

中韩两国都属于耕地资源较为贫乏的国家，中国在劳动力资源方面存在优势，韩国在农业生产技术上具有相当优势，这正是中韩两国农产品贸易持续较健康发展的前提条件。

（一）中韩两国农产品贸易主要类别和基本属性

中韩两国是一衣带水的邻国，文化背景相似，合作领域广泛，有着悠久的交往历史。但二战结束后，东西两大敌对阵营形成，朝鲜半岛内部形式错综复杂，再加上冷战使朝鲜半岛充满了内忧外患的情况，中韩两国相互隔绝。但是，和快速增长的双边贸易相比，中韩农产品贸易的发展显得十分缓慢。一些贸易争端阻碍了中韩农产品贸易的发展。

（二）中韩两国农产品贸易的发展特点

中韩两国均属世界农产品贸易的重要国家，两国的地位随着进出口贸易额的增加而呈不断上升的趋势。随着两国贸易的连续不断进行，两国贸易逆差的现象日益严重，而在农产品贸易方面却恰恰相反，中国一直以来都保持顺差。

伴随两国经贸关系稳定发展，农产品贸易关系也逐步加强。韩国在近年来已经成为我国第二大农产品出口市场和进口市场相比之下，韩国农业的生产效率高于中国。韩国作为农业净进口国，其农业进口远远大于中国。在中韩农产品贸易开始算起，大的波动一共有三次，一是1995 年由于中国人民币贬值后升值的走势导致中韩农产品贸易的下滑;二是1998年的亚洲金融危机导致韩国内经济的衰退，中韩农产品贸易降低：三是2001年以出口导向为主的韩国在日美欧三大经济体陷入困境后经济也处于低迷的状态，导致中韩农产品贸易停止不前。

二、中韩两国农产品贸易中存在的问题

（一）我国农产品贸易存在的问题

1.农产品质量管理困难。我国的农产品在生产、加工方面处于过于分散的局面，也没有确立稳定的质量管理体系。从总体上看，我国出口的农产品在质量管理的问题上存在很大缺陷，产品质量没有保障，有时同一批产品也存在质量高低不一的情况，而这其中难免有些不合格产品，一旦被进口国的相关检验部门调查出问题来，就会导致整批产品遭到退货或索赔。

2.农产品质量安全标准较低。质量问题是我国农产品出口滞后的首要障碍，同样，这也是我国优势农产品出口没有出现预期增长的主要原因之一。安全意识是我国农产品生产者普遍缺乏的意识，他们为了追求农产品产量的提高而盲目使用大量含有有害化学品的农药，导致出口农产品中农药、化肥残留物含量超标，生产者安全意识相对薄弱，片面追求利益的增长，忽略了进口国及本国对产品的质量需求，导致出口困难。

3.农产品的标准化程度低。对于传统观念和我国计划经济的体制的影响是非常大的，中国在生产农产品方面一直注重大产量同时由于经济体质的原因把价格严重压低，由于价格问题也造成了农产品质量问题，本来价格低是我国农产品战略一大优点，但是现在许多国家因为此开始排斥中国农产品。

三、促进中韩农产品贸易发展建议

（一）积极开拓韩国市场份额。我国向韩国出口农产品的企业应准确提取韩国的目标市场， 同时承认中韩两国的文化差异，重视了解韩国国民的消费习惯，积极宣传我国相关的农产品，制定针对韩国市场准确的、可行的、详细的营销战略，目的在于提高我国农产品的知名度，打造中国品牌，以至于更稳更好地立足于韩国市场。利用我国劳动密集型的比较优势，通过调查市场和开发新产品、营销策划等多方面来挖掘韩国市场潜力。

（二）加大对农业发展的支持力度 加强农产品质量安全管理。作为发展中的国家，我国在农产品种植、加工、包装过程中集中化、标准化程度不高，这使我国农产品出口受韩国的各种环保标准的影响，韩国专门针对我国农产品的贸易壁垒阻碍了我国农产品的出口。中国必须对农业地区结构进行优化升级，对农业布局进行适当调整，对农产品结构进行合理分配，为农产品生产者提供完善的市场信息。

（三）实施农产品品牌战略。我国要确保在农产品质量基础上引进新技术和新设备，利用我国的地域优势形成具有差异化的产品，鼓励并支持我国农产品企业到韩国开展具有针对性的商品宣传和推广介绍，着力打造属于中国的民族品牌，并最终推广至韩国消费者，树立“中国产”的农产品正面形象。

（四）熟悉 WTO规则和争端解决机制、维护本国的利益。目前我国可以利用WTO规则有很多，中国应充分利用相关有效机制解决相应贸易争端，提高风险抵御能力。另一方面，我国也要在世贸组织内部对韩国的贸易歧视性的相关做法寻求合理解决方案，维护我国在贸易方面的合法权益。中韩两国应尽可能多的加强双边的谈判，签订有关贸易协议，保证双边农产品贸易顺利进行。

（五）加强中韩两国农业合作非贸易领域的农业合作。中国要利用本国广袤的土地资源，生产在贸易中流动相对较大的农产品;另一方面，韩国应该发挥韩国科技和经济方面的优势，把优良的作物、先进的设备和资金应用到中国的市场。这样使两国在经济和贸易上达到互补。在经济发展的道路上，中国不断加大对农业和贸易的重视程度，同时不断研究新技术。而韩国虽然土地稀缺，但是技术十分发达，人才培养也比较先进。中韩两国应该加强非贸易方面的农业合作，多渠道的合作交流，尤其是在农业生物工程、科技创新、环境保护方面的合

参考文献：

[1]王飞. 韩美FTA对中韩农产品贸易影响研究[D].中国海洋大学，2013.

[2]崔明旭. 关于中韩农产品贸易问题研究[D].吉林大学，2013.

篇5

中图分类号 F205 文献标识码 A 文章编号 1002-2104(2010)08-0053-05 doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2010.08.010

全球气候变化已经成为国际社会关注的焦点。目前各国对温室气体排放核算系统边界的确定,主要是依据《联合国气候变化框架公约》(UNFCCC)所界定的“发生在国家管辖范围内的所有温室气体的排放和吸收”。但这种界定在国家范围内的“生产型”温室气体排放核算面临两大挑战,即忽视了国际贸易产品中的隐含碳排放和国际交通领域的碳排放。在对此进行批判的基础上,许多学者提出了基于最终消费的“消费型”国家温室气体排放核算[1-3],这更能体现国家温室气体排放核算的公平性。

中国是出口大国,被称为“世界工厂”,大量高能耗产品的出口,必然产生巨大的隐含碳排放。因此,核算“消费型”国家碳排放的关键问题之一就是核算出口贸易的隐含碳排放(carbon emissions embodied in exports),即为了生产出口产品,而在生产国的整个生产链中所直接和间接排放的碳。已有研究表明,中国的出口隐含碳排放不仅总量可观,在国家碳排放总量中所占比重巨大[4-5],而且正呈现出逐年增加的趋势[6]。为了进一步分析中国出口隐含碳排放不断增长的原因,本文在投入产出方法的基础上,构建结构分解分析模型(Structural Decomposition Analysis,简称SDA模型),将导致出口隐含碳排放变动的因素分解为出口总量、出口结构、碳排放强度和中间生产技术4个因子,定量测算了各因子对出口隐含碳排放增长的贡献率,以期为中国制定减少出口隐含碳排放对策提供参考。

1 中国出口贸易中隐含碳排放核算

1.1 核算方法

因出口贸易中隐含的碳排放既包括直接排放,也包括间接排放,因此本文利用投入产出方法,来核算中国出口贸易中由于直接和间接能源消费所产生的碳排放。

投入产出表的基本模型:中间使用+最终需求=总产出,即

AX+Y=X(1)

也可以写为:

X=(I-A)-1Y(2)

其中,最终需求Y又可以分为国内需求Yd和出口需求Ye两个部分,因此有:

X=(I-A)-1(Yd+Ye)(3)

令ei=EiXi,Ei为第i部门产生总产出Xi所直接产生的碳排放量,ei称为直接碳排放强度系数,表示第i部门生产单位产出所产生的碳排放量。所有1×n个ei构成的矩阵为碳排放强度系数矩阵,记为E。

则国内生产活动所产生的碳排放总量可以表示为:

C=E(I-A)-1(Yd+Ye)(4)

而其中由出口需求所产生的碳排放(出口隐含碳排放)可以表示为:

Ce=E(I-A)-1Ye(5)

1.2 资料来源

由于各年份间价格变动因素的影响,采用现价投入产出表(价值型)不 能有效反映各部门碳排放强度系数的变化,不能反映各因素的影响效应。因此有必要将现价投入产出表转化为可比价投入产出表[7]。本文采用指数缩减的方法,将2007年的现价投入产出表转换为1997年可比价投入产出表,相应数据来源于《中国统计年鉴2008》和《中国城市(镇)生活与价格年鉴2008》。然后,以1997的40部门和2007年42部门可比价投入产出表为基础,结合相应年份的《中国统计年鉴》和《中国能源统计年鉴》中分行业能源消费表的部门分类,归并为28个部门(见表1)。

表1 投入产出表的28部门划分

Tab.1 28 sectors of inputoutput table

代码

Code行业

Industry代码

Code行业

Industry1农 业15金属制品业2煤炭采选业16通用、专用设备制造业3石油和天然气开采业17交通运输设备制造业4金属矿采选业18电气机械及器材制造业5非金属矿采选业19电子及通信设备制造业6食品制造及烟草加工业20仪器仪表及文化办公用机械制造7纺织业21其他制造业8服装皮革羽绒及其他纤维制品制造业22电力及蒸汽热水生产和供应业9木材加工及家具制造业23煤气生产和供应业10造纸印刷及文教用品制造业24自来水的生产和供应业11石油加工及炼焦业25建筑业12化学工业26交通运输仓储邮电通信业13非金属矿物制品业27批发和零售贸易餐饮业14金属冶炼及压延加工业28其他行业

对合并后的行业部门以各种燃料的平均热值为标准,计算其固体、液体和气体燃料的消费量,相应数据来源于《中国能源统计年鉴2008》。然后根据固体、液体和气体燃料的平均碳排放系数(见表2),来计算各部门的直接碳排放量。计算公式为:

Ci=∑jCij=∑jmij×δj(6)

其中,Ci为第i部门的直接碳排放总量,Cij为i部门消费第j种燃料的碳排放量,mij为i部门对第j种燃料的消费量,δj为第j种燃料的碳排放系数。

表2 固体、液体和气体燃料的平均碳排放系数[4,8]

Tab.2 Carbon emissions coefficient of solid,

liquid and gas fuels

项目Item固体

Solid液体

Liquid气体

Gas系数(kg碳/GJ)25.5419.9015.15

1.3 核算结果

以上述投入产出表为基础,根据(5)式,计算出中国1997和2007年的出口贸易隐含碳排放分别为290.61Mt和940.69Mt,占中国生产活动碳排放总量的比重分别为2847%和4553%。

李艳梅等:中国出口贸易中隐含碳排放增长的结构分解分析中国人口•资源与环境 2010年 第8期2 出口贸易中隐含碳排放增长的结构分解

如上所述,样本期内中国出口贸易隐含碳排放总量和所占比重都呈现出逐步增长的态势。到底是什么原因导致这一现象的呢?本文利用SDA模型进行分析。

2.1 模型构建

2.1.1 出口隐含碳排放的影响因素将(5)式中的Ye进一步展开,有:

Ye=FeSe(7)

其中,Fe为出口总量,是一个总数。Se为出口结构矩阵,是n×1的矩阵,其元素sie=yieFe表示第i部门的出口占总出口量的比例。

将(7)式代入(5)式,则有

Ce=E(I-A)-1FeSe(8)

由(8)式可见,出口隐含碳排放的影响因素,可以概括为表示能源效率和结构水平的直接碳排放强度系数E,表示中间生产技术的列昂惕夫逆矩阵(I-A)-1和表示出口的Ye。而Ye可以进一步分解为出口总量Fe和出口结构Se的乘积。因此,可以将出口隐含碳排放的变化分解为4种效应,即直接碳排放强度效应、中间生产技术效应、出口总量效应和出口结构效应。

2.1.2 构建SDA模型SDA是以投入产出表为基础的比较静态分析方法,其核心思想是将经济系统中某因变量的变动分解为有关各独立自变量各种形式变动的和,以测度各自变量对因变量变动贡献的大小。模型通常有四种形式:①保留交叉项;②不保留交叉项,将其以不同权重方式分配给各自变量;③加权平均法;④两极分解法或中点权分解法。方法①中由于交叉影响的存在,因此无法说明某个自变量对因变量的全部影响;方法②在合并交叉项时,存在权重不匹配问题;方法③在理论上比较完善,但是计算量较大;方法④是方法③的近似解[9],而且比较直观。因此本文采用方法④中的两极分解法进行结构分解分析[10]。

以下标1,0分别表示计算期和基准期,为定量测算影响两个时期出口隐含碳排放变动因素的大小,在(8)式基础上,运用两极分解法对ΔCe进行结构分解分析。如果从计算期(即1期)开始进行分解,有:

ΔCe=C1e-C0e=E1[(I-A)-1]1F1eS1e-E0[(I-A)-1]0F0eS0e

=ΔE[(I-A)-1]1F1eS 1e+E0Δ[(I-A)-1]F1S1e+E0[(I-A)-1]0ΔFeSe1+E0[(I-A)-1]0F0eΔSe(9)

如果从基期(即0期)开始进行分解,有:

ΔCe=Ce1-Ce0=E1[(I-A)-1]1F1eS1e-E0[(I-A)-1]0F0eS0e

=ΔE[(I-A)-1]0F0eS0e+E1Δ(I-A)-1F0eS0e+E1[(I-A)-1]1ΔFeS0e+E1[(I-A)-1]1F1eΔSe(10)

取(9)式和(10)式的算术平均值,可得:

ΔCe=12{ΔE[(I-A)-1]1F1eS1e+ΔE[(I-A)-1]0F0eS0e}+12{E0Δ(I-A)-1F1eS1e+E1Δ(I-A)-1F0eS0e}+12{E0[(I-A)-1]0ΔFeS1e+E1[(I-A)-1]1ΔFeS0e}+12{E0[(I-A)-1]0F0eΔSe+E1[(I-A)-1]1F1eΔSe}(11)

令f(ΔE)=12{ΔE[(I-A)-1]1F1eS1e+ΔE[(I-A)-1]0F0eS0e}表示直接碳排放强度E的变动对出口隐含碳排放变动ΔCe带来的影响;

f[Δ(1-A)-1]=12{E0Δ(I-A)-1F1eS1e+E1Δ(I-A)-1F0eS0e}表示列昂惕夫逆矩阵的变化对出口隐含碳排放变动ΔCe带来的影响;

f(ΔFe)=12{E0[(I-A)-1]0ΔFeS1e+E1[(I-A)-1]1ΔFeS0e}表示出口总量Fe的变动对出口隐含碳排放变动ΔCe带来的影响;

f(ΔSe)=12{E0[(I-A)-1]0F0eΔSe+E1[(I-A)-1]1F1eΔSe}表示出口结构Se的变动对出口隐含碳排放变动ΔCe带来的影响。

则(11)式可写为:

ΔCe=f(ΔE)+f[Δ(I-A)-1]+f(ΔFe)+f(ΔSe)(12)

(12)式右端共4个构成项,分别对应4个因素变化对出口隐含碳排放变动的影响 。据此可得到各影响因素变化对出口贸易隐含碳排放变动贡献值及贡献率(见表3)。

2.2 实证分析

根据上述构建的SDA模型,对1997-2007年出口贸易中隐含碳排放变化量ΔCe进行结构分解,通过这种比较静态的投入产出分析方法,计算各个影响因素变动对ΔCe的贡献值和贡献率。实证分析结果(见表3)显示,出口总量变化和中间生产技术变化是造成出口贸易隐含碳排放增加的因素;直接碳排放强度变化和出口结构变化是促使其减少的因素。

表3 出口贸易隐含碳排放增长的原因(1997-2007)

Tab.3 Reasons of carbon emissions increasing

during 1997-2007

影响因素

Influencing factors表征变量

Characterization variables贡献值(Mt)

Contribution value(Mt)贡献率(%)

Contribution ratio(%)表征变量

Characterization variables计算结果

Calculation results计算公式

Calculation formulas计算结果

Calculation results直接碳排放强度ΔEf(ΔE)-638.95f(ΔE)ΔCe-98.29中间生产技术Δ(I-A)-1f[Δ(I-A)-1]132.41f[Δ(I-A)-1]ΔCe20.37出口总量ΔFef(ΔFe)1266.38f(ΔFe)ΔCe194.81出口结构ΔSef(ΔSe)-109.77f(ΔSe)ΔCe-16.89

在4个影响因素中,出口总量的影响最为显著,其贡献值为1 266.38 Mt,贡献率为194. 81%。说明如果其他因素保持不变,由于出口总量的增加将导致出口隐含碳排放增加1 266.38Mt,增长率为194.81%。可见出口贸易隐含碳排放增加的主要原因在于出口总量的扩大。199 7-2007年期间,出口量年均增长17 101.49亿元,其在总产出中所占的比重年均提高1.56个 百分点。

其次是直接碳排放强度变化的影响,贡献值为-638.95 Mt,贡献率为-98.29%。说明各 部门直接碳排放强度的下降,使得在出口总量大幅增长的情况下,出口贸易隐含碳排放不至于增幅太大。尤其是煤炭采选业、石油和天然气开采业、石油加工及炼焦业、化学工业、金属冶炼及压延加工业、仪器仪表及文化办公用机械制造业、电力的生产供应业、煤气的生产供应业等部门的直接碳排放强度下降非常明显(见图1)。

图1 1997-2007年各部门直接碳排放强度变化

Fig.1 Direct coefficient of carbon emissions

change during 1997-2007

再次是中间生产技术变化的影响,贡献值为13241 Mt,贡献率为20.37%。可见中 间生产技术的变化促进了出口隐含碳排放的增长。虽然各部门的直接碳排放强度下降已呈现减排效应,但是由于各部门之间存在普遍的技术联系,因此,只有各行业全面的技术进步才能使中间生产技术变化产生减排效应。

最后是出口结构的变化的影响,贡献值为-10977 Mt,贡献率为-16.89%。可见出口结构的改善也对出口贸易隐含碳排放的增长起到了一定的阻碍作用。由图2可以看出,1997-2007年,高耗能高排放的石油加工及炼焦业、化学工业、金属冶炼及压延加工业等部门在出口总量中所占的比重都有所下降。而单位能耗和排放较低的通信设备、计算机及其他电子设备制造业以及仪器仪表及文化办公用机械制造业等部门的比重明显上升(如图2所示),因此出口结构变化的呈现出一定的减排效应。

图2 1997-2007年出口结构变化

Fig.2 Exports structure change during 1997-2007

3 结论和讨论

3.1 结论

第一,中国出口贸易隐含的碳排放在国家生产活动所产生的碳排放总量中所占比重很大,而且呈现出不断增加的态势。因此从理论上来讲,在国家温室气体排放清单中,有必要对中国的消费型温室气体排放进行研究。从现实角度来看,在制定减排目标和相应政策措施时,出口贸易部分不可忽视。

第二,中国出口贸易隐含的碳排放在国家生产活动所产生的碳排放,及其在碳排放总量中所占比重都呈不断增加的态势。1997-2007年间,出口贸易隐含碳排放总量年均增长65.01 Mt,占中国生产活动碳排放总量的比重年均增长1.71%。因此,遏制温室气体排放增长势头,不但要关注国内消费的节约,也要着眼于出口贸易的控制。

第三,结构分解分析模型的计算结果表明,促使中国出口贸易隐含碳排放增加的主要原因在于出口总量的不断增长,其次是中间生产技术的变化。虽然直接碳排放强度下降和出口结构改善都产生了一定的减排效应,但是相对于巨大出口量所产生的增排效应,仍显得微不足道,因而中国的出口贸易隐含碳排放还是在不断增长。由此可见,改变中国的“世界工厂”地位,恐怕是减少出口贸易隐含碳排放的最有效途径。但是近期由于受经济发展阶段和产业结构的制约,更为现实的选择是全面推进技术进步和改善出口结构,进一步强化其减排效应,以部分抵消巨大出口总量所产生的增排效应。

3.2 讨论

基于最终消费的“消费型”国家温室气体排放核算和基于中间生产的“生产型”国家温室气体排放核算的区别,主要在于前者涵盖了国际贸易和国际交通领域的碳排放。本文主要针对国际贸易的隐含碳排放进行了探讨,而没有分析如何将国际交通的船用燃料和航空燃料所产生的温室气体排放分派给每个成员国。对于后者的分析,有待于今后进一步研究。

由于中国生产出口产品时,有部分中间产品来自国外进口,因此从理论上讲,出口贸易隐含碳排放应包括国内出口排放和国外进口加工再出口排放两部分。但是由于数据的缺乏,无论采用何种方法,都难以将各部门总进口准确分解到中间投入和最终使用两个部分[4,11]。因此,本文只对中国出口隐含碳排放总量增长进行了分析,而没有进一步区分国内出口排放和国外进口加工再出口排放。而对于进口部分隐含碳排放的分析,今后将另行撰文探讨。

参考文献(References)

[1]Y Kondo, Y Moriguchi, H Shimizu. CO2 Emissions in Japan: Influences of Imports and Exports. Applied Energy, 1998, 59 (2-3): 163-174.

[2]Jesper Munksgaard, LiseLotte Pade, Jan Minx , et al. Influence of Trade on National CO2 Emissions. International Journal of Global Energy Issues, 2005, 23 (4): 324-336.

[3]Glen P Peters, Edgar G. Hertwich. Postkyoto Greenhouse Gas Inventories: Production and Versus Consumption. Climatic Change, 2008, 86:51-66.

[4]魏本勇,方修琦,王媛,等.基于投入产出分析的中国国际贸易碳排放研究[J].北京师范大学学报:自然科学版,2009,45(4):413-419.[ Wei Benyong, Fang Xiuqi,Wang Yuan, et al. Estimation of Carbon Emissions Embodied in International T rade for China: an InputOutput Analysis[J]. Journal of Beijing Normal University (Natural Science), 2009,45(4):413-419. ]

[5]Glen P Peters, Edgar G Hertwich. CO2 Embodied in International Trade with Implications for Global Climate Policy[J]. Environ. Sci. Technol, 2008, 42 (5):1401-1407.

[6]齐晔,李惠民,徐明.中国进出口贸易中的隐含碳估算[J].中国人口•资源与环境, 2008,18(3):8-13.[Qi Ye, Li Huimin, Xu ming. Accounting Embodied Carbon in Import and Export in China [J]. China Population, Resources and Environment, 2008, 18(3): 8-13.]

[7]梁进社,郑蔚,蔡建明.中国能源消费增长的分解―基于投入产出方法[J].自然资源学报,2007,22(6):855-864.[Liang Jinshe,Zheng Wei,Cai Jianmin. The Decomposition of Energy Consumption Growth in China:Based on Inputoutput Model [J]. Journal of Natural Resources, 2007,22(6):855-864.]

[8]中国气候变化国别研究组. 中国气候变化国别研究[M].北京:清华大学出版社,2009:33-69.[Group on China Country Studies on Climate Change[M]. Beijing: Tsinghua University Press, 2000: 33-69.]

[9]李景华.SDA模型的加权平均分解法及在中国第三产业经济发展分析中的应用[J].系统工程,2004,22(9):69-73.[Li Jinghua. A Weighted Average Decomposition Method of SDA Model and Its Application in Chinese Tertiary Industry Development[J]. Systems Engineering, 2004, 22(9):69-73.]

[10]李艳梅.中国城市化进程中的能源需求及保障研究[D].北京交通大学博士学位论文,2007:65-84.[Li Yanmei. Energy Demand and Supply in the Process of China's Urbanization [D]. Beijing: Beijing Jiaotong University, 2007:65-84.]

[11]Glen P Peters. From Productionbased to Consumptionbased National Emission Inventories [J]. Ecological Economics, 2008, 65(1):13-23.

Structural Decomposition Analysis on Carbon Emissions

Growth Embodied in Exports in China

LI Yanmei1 FU Jiafeng2

(1.Institute of Recycling Economy, Beijing University of Technology, Beijing 100124, China;

篇6

关键词：出口贸易;环境污染;环境库兹涅茨曲线

引言

近年来，随着外向型经济发展水平的不断提高，安徽省出口贸易规模逐步提升，出口贸易已成为安徽省外向型经济发展的重要内容与路径。依据国际经济理论，开放条件下，对外贸易的发展会通过“规模效应”“结构效应”以及“技术效应”等机制对区域生态环境产生重要的影响，而另一方面，减少环境污染物排放，不断改善生态环境对于提升安徽省经济发展质量具有重要的意义。在外向型经济发展水平不断提升的背景下，对安徽省出口贸易发展对环境污染的影响进行深入探讨具有重要的现实意义，其有助于更为深入地了解近年来安徽省出口贸易的环境效应，为推动安徽省开放型经济的健康、持续发展，以及加快安徽省经济发展方式的转变提供重要的启示。基于此，本文构建扩展的环境库兹涅茨曲线（EKC），运用最新的统计数据，对安徽省出口贸易发展对环境污染的影响进行实证检验，以探析安徽省出口贸易发展与生态环境之间的现实关系。

一、计量模型构建、变量解释、样本选择与数据说明

（一）计量模型构建与变量解释

本文的写作目的在于分析安徽省出口规模变动对环境污染的影响，鉴于此，本文构建扩展的环境库兹涅茨曲线（EKC），设立以下两个计量方程：

LnGWit=α0+α1LnPGit+α2LnPGSit+α3LnEXit+α4LnIAit+uit （1）

LnGSit=β0+β1LnPGit+β2LnPGSit+β3LnEXit+β4LnIAit+vit （2）

其中，i表示地区，t表示时间，GW表示工业废水排放量，GS表示工业二氧化硫排放量，PG表示人均GDP，本文用其反映各年样本地区的经济发展水平，PGS表示各年样本地区的人均GDP的平方，EX表示样本地区的出口金额，IA表示各年样本地区的工业产值，u和v表示随机扰动项。

（二）样本选择与数据说明

在保证统计数据可获得的基础上，本文选取安徽省16个地区作为样本，具体而言，样本地区包括：合肥、淮北、亳州、宿州、蚌埠、阜阳、淮南、滁州、六安、马鞍山、芜湖、宣城、铜陵、池州、安庆以及黄山。本文实证分析中所采用的各项数据来源于中国统计数据库、国研网统计数据库以及相关年份《安徽统计年鉴》。在实证分析中，本文将样本区间确定为2004―2013年。

为了便于更好地了解计量模型（1）和计量模型（2）中相关变量的统计属性，下页表1给出了计量模型（1）与计量模型（2）中相关变量的描述性统计。

另外，为了对安徽省工业废水排放量与出口规模之间的关系、安徽省工业二氧化硫排放量与出口规模之间的关系进行初步考察，本文绘制了2004―2013年间安徽省工业废水排放量与出口规模的拟合图以及安徽省工业二氧化硫排放量与出口规模的拟合图（分别见下页图1与图2）。

由下页图1可以看出，2004―2013年间，安徽省工业废水排放量与出口规模之间呈现出明显的正相关关系，即出口规模的扩大会增加安徽省的工业废水排放量。

由下页图2可知，2004―2013年间，安徽省工业二氧化硫排放量与出口规模之间亦呈现明显的正相关关系，即出口水平的提高会提升安徽省工业二氧化硫的排放量。

当然，上述分析仅仅是对安徽省工业废水排放量与出口规模的关系、安徽省工业二氧化硫排放与出口规模的关系的直观观察。为了确定安徽省出口贸易的真实环境效应，以下进行计量经济分析。

二、计量模型的回归结果及其解释

（一）计量模型（1）的估计结果及其解释

在模型回归过程中，为了确定计量模型（1）的设定形式，本文对计量模型（1）进行F检验和Hausmann检验。检验结果表明，计量模型（1）应设定为固定效应模型。在此基础上，对计量模型（1）进行回归，其具体估计结果（见下页表2）。

由下页表2可知，计量模型（1）的调整R2为0.712，其具有较强的解释力。解释变量LnPG和LnPGS的回归系数分别为正值和负值，并且二者均在1%水平上通过显著性检验，由此可见，安徽省工业废水排放量与人均GDP之间呈现倒“U”型关系。换言之，从工业废水排放量与出口规模之间的关系来看，环境库兹涅茨曲线（EKC）在安徽省是客观存在的;核心解释变量LnEX的回归系数为正值，并且其在1%水平上通过显著性检验。其经济含义为，安徽省出口贸易规模的扩大会增加工业废水的排放量，安徽省出口贸易的发展对工业废水排放量具有显著的正向影响。从影响程度来看，平均而言，在其他条件不变的情况下，安徽省出口贸易规模每提升1%，则安徽省工业废水排放量将提高0.104%;解释变量LnIA的回归系数亦为正值，并且在10%水平上通过显著性检验。据此可知，安徽省工业产值的提高会加大工业废水的排放，安徽省工业废水排放量与工业产值之间存在显著的正相关关系。从影响程度来看，平均来说，在其他因素不变的情况下，安徽省工业产值每提升1%，则工业废水排放量将增加0.309%。显然，与出口贸易相比，安徽省工业发展会对工业废水排放产生更大的影响，加快工业转型升级对减少安徽省工业废水排放具有积极的意义。

（二）计量模型（2）的估计结果及其解释

同样，首先对计量模型（2）进行F检验和Hausmann检验，检验结果表明，计量模型（2）应设定为固定效应模型。在此基础上，对计量模型（2）进行估计，估计结果（见表3）。

由表3可以看出，计量模型（2）的调整R2为0.913，由此可见，计量模型（2）具有很强的解释力。解释变量LnPG和LnPGS的回归系数分别为正值和负值，并且二者分别在5%和1%水平上通过显著性检验。因此，从工业二氧化硫排放量与人均GDP的关系来看，环境库茨涅兹曲线在安徽省亦是客观存在的;核心解释变量LnEX的回归系数为正值，并且其在5%水平上通过显著性检验。由此可知，安徽省出口贸易规模的扩张会增加工业二氧化硫的排放量，安徽省出口贸易规模与工业二氧化硫排放量之间存在显著的正相关关系。就影响程度而言，平均来说，在其他条件不变的情况下，安徽省出口规模每增加1%，则安徽省工业二氧化硫的排放量将增加0.146%;解释变量LnIA的回归系数为正值，并且其在10%水平上通过显著性检验。其经济含义为，安徽省工业发展会增加工业二氧化硫的排放量。从影响程度来说，平均而言，在其他条件不变的情况下，安徽省工业产值每提升1%，则其工业二氧化硫排放量将增加0.267%。显然，与出口贸易发展相比，工业发展对安徽省工业二氧化硫排放具有更大的影响，工业发展是安徽省工业二氧化硫排放量增加的重要原因。

结论

基于扩展的环境库兹涅茨曲线（EKC），通过构建面板数据模型，本文实证分析了安徽省出口贸易发展对环境污染的影响。实证研究的结果表明，安徽省出口贸易规模的扩张会增加工业废水和工业二氧化硫的排放量，出口贸易的发展在一定程度上加剧了安徽省生态环境的恶化。除此之外，本文实证研究的结果还表明，环境库兹涅茨曲线（EKC）在安徽省是客观存在的，与出口贸易相比，工业发展对安徽省工业污染物排放产生了更大的影响。经济全球化下，对外贸易是特定地区参与国际分工和国际竞争，融入全球产业分工体系的重要路径，在外向型经济发展战略的驱动下，毋庸置疑，未来安徽省出口贸易的规模将会逐步提升。在此背景下，安徽省各级政府、行业协会与企业应采取切实有效的措施，加快出口贸易转型升级的步伐，推动出口贸易“绿色发展”，以促进出口贸易与生态环境的协调发展。当然，对于安徽省而言，具体应通过何种路径来实现这一战略目标是一个复杂的理论与现实问题，其有待学术界的进一步探讨。

参考文献：

篇7

[DOI]1013939/jcnkizgsc201643017

1引言

中国进出口总额自1978年的206亿美元、占世界比重的078%，增长到2014年的26424177亿美元、成为全球第二大经济体。37年来中国进出口贸易的增长速度令人惊叹，尤其是2001年中国加入WTO以来，更是增长迅猛。如今中国成为全球第一大外贸国家，再次表明中国加入WTO的决定是正确的。中国入世后除了获得了巨大的成就和经济收益，也受到了全球金融危机等负影响，入世有利也有弊。

就山东省来说，山东省2014年进出口总额占全国进出口总额的763%，而山东省总面积约占全国的164%，人口占全国的716%，山东的进出口水平与山东省的基本人口地理状况持平。

2变量与数据的处理

21变量的处理

一省的进出口贸易额受多种因素的影响，如贸易壁垒、国家的政治状况、地理位置因素、产品种类与质量等。在本文的研究中，假定外界条件不变，仅研究山东省内的部分自身因素对其进出口贸易额的影响（详情见下表）。

解释变量说明表

解释变量具体含义预期符号理论解释

X2一次能源生产总量+体现山东省一次能源生产总量，一次能源生产总量越大，则各行业生产能力可能越大，进而促进进出口贸易

X3社会固定资产投资额+社会固定资产投资额越大，则社会生产的基础设施可能越完善，进而有利于提高生产效力，促进进出口

22数据的处理

本文选取山东省一次能源生产总量和社会固定资产投资额两个方面研究其对山东省进出口贸易额的作用。分析这两方面对山东省进出口贸易额的影响，寻找到限制山东省进出口贸易的原因，提出在中国进入WTO十六周年的大背景下，促进山东省进出口贸易的对策。本文的数据来源为《中国统计年鉴》和《山东省统计年鉴》。

3模型的实证结果

31模型设定

运用EViews 80分析和估模型，认为山东省进出口贸易额与山东省一次能源生产总量和社会固定资产投资额差异明显，相互间可能具有一定的相关性。根据经济理论和现实经验，设定模型为如下线性回归模型形式：

Yij=β1+β2X2i+β3X3i+ui

32估计参数

利用EViews估计模型参数，对数据进行计算得到回归结果。根据回归结果整理得到模型的参数方程：

Yi=3002470-3562836X2+3808580X3

（1369623）（1498828）（2881129）

t=（21921）（-23771）（132191）

R2=09642F=2958912n=31

该模型R2=09642，修正可决系数为09609，可决系数很高，F检验值为2958912，明显显著。但是当α=005时，tα2（n-k）=t0025（31-3）=2048，X2的系数不显著，且X2的符号与预期相反，这表明可能存在多重共线性。

33数据调整与处理

对各变量数据进行对数变换，并对依照如下的对数模型进行估计。

lnYt=β1+β2lnX2t+β3lnX3t+εt

利用EViews软件，对Yt、X2、X3分别取对数，分别生成lnY、lnX2、lnX3的数据，采用OLS方法估计模型参数，得到的回归结果。模型估计结果为：

lnYi=1110095-03576lnX2+08950lnX3

（46250） （05601）（00807）

t=（24002）（-06383）（110966）

R2=09830F=8124283n=31

该模型R2=09830，修正可决系数为09819，可决系数很高，F检验值为8124283，明显显著。如果当α=005时，tα2（n-k）=t0025（31-3）=2048，lnX2的系数极为不显著，且lnX2的符号与预期相反，因此，模型可能存在有设定误差过拟合的情况。即X2山东省一次能源生产总量与山东省进出口贸易无明显的相关关系，所以应当舍弃变量X2。

利用EViews对模型自变量X3重新进行参数估计得如下结果：

Yi=6239941+7358135X3

4中国入世十六周年背景下山东省进出口贸易面临的压力

41国际经济形势错综复杂

入世十六年来，与世界各国之间的贸易往来不断加深的同时受到全球经济大环境的影响也更为深刻。经济一体化进程的加快、各国之间复杂多样的政治经济关系、国际社会局势的变化与动荡、各种国际势力之间的制衡和对抗都给进出口贸易带来了巨大的压力，整体进出口贸易受到世界形势的影响变得格外突出，尤其是对于中欧等局部地区，贸易环境极为不稳定。

42进出口贸易领域竞争激烈

美日欧盟等国家和地区采用贸易壁垒限制我国产品的出口，仅山东省2014年一年受到的反垄断调查就高达50多起，主要是由美国、澳大利亚、韩国发起，主要涉及纺织品等山东省重点出口产业。

43山东省的进出口外贸竞争优势不突出

山东省曾经是我国的劳动力输出大省，但是随着我国经济结构的不断调整，第三产业和新型产业的不断发展，使劳动力从制造业向服务业流动，这也就造成了劳动力成本的不断攀升，2010年到2015年间山东省的劳动力成本涨幅超10%。劳动密集型出口产业的竞争优势不再明显，加之东南亚劳动密集型产业的快速崛起使山东省的主要订单在流失，市场份额逐渐被蚕食。

5贸易压力下的山东进出口贸易竞争力培育的对策建议

51提高出口产品的技术含量

现形势下，核心技术越来越成为全球竞争的主要表现形式，推动了世界产业结构的调整和升级。山东要从经济大省迈向经济强省，不但要继续增加产品出口贸易额，更要提高技术等无形贸易出口。大力发展知识密集型、技术密集型企业，确立自己的核心技术，提升出口产品整体质量技术水平。鼓励企业自主研发，大力支持出口企业向价值链高端进行延伸，强化技术核心研发，突破重点领域，实现出口产品技术高端化。

52推动出口服务贸易的快速发展

依据国家的《关于加快发展服务贸易的若干意见》，应把握山东出口贸易竞争新优势培育发展的良好时机，扩大服务贸易出口规模，增强出口贸易的竞争优势。

（1）完善服务贸易出口结构。以高知识水平、高科技含量行业作为山东出口发展的重中之重。针对通信、金融、商务服务和服务外包等服务贸易，应做大产业规模，实现重点地区政策倾斜，形成产业集群。

（2）扩大出口市场。巩固山东服务贸易的传统市场，并在此基础之上，把握“一带一路”建设的重要历史机遇，增加山东对“一带一路”沿线市场的开发力度。组织企业参加广交会、文博会、软交会等境内外展会。

篇8

改革开放以来，我国发展成为一个贸易大国，其中出口贸易成为促进我国经济发展的重要力量，而近年来，我国的对外直接投资也有了突飞猛进的发展。作为推动我国经济快速向前的两大动力，出口贸易与对外直接投资之间存在着不可忽略的相互影响。而在我国，出口贸易与对外直接投资之间是相互替代还是相互促进，它们之间的影响程度等问题至今没有较统一的结论，因此，研究两者之间关系成为一个重要课题。

一、国内外相关文献综述

蒙代尔较早提出贸易与投资相互替论，他认为关税等贸易障碍的出现会对不同国家的资本边际收益产生影响，因此会引起资本的国际流动或直接投资，这种投资的目的是为了绕过关税壁垒以克服贸易障碍对资本效率的抵消作用，表现为投资对贸易的替代。小岛清的边际产业扩张理论认为，投资国的对外投资应从处于或即将处于比较劣势的边际产业依次进行，对外直接投资与东道国的技术差距越小，技术就越容易为东道国吸收和普及，使两国间的比较成本差距扩大，为更大规模的贸易创造条件。可见，国际直接投资和贸易存在互补关系。

在国内研究方面，蔡锐（2004）、刘泉（2004）运用岭回归方法，利用1990-1999年间的数据，考察我国对外直接投资的贸易效应，结果表明我国对发达国家的直接投资对于进口有一定的促进作用，但作用不大，与出口的关系则不显著；我国对非发达国家的直接投资累计对于进口没有影响，而对出口有一定影响。张如庆（2005）对1982至2002年的FDI与EX、FDI与M等时间序列进行经济计量分析。他的结论是出口和对外直接投资之间存在着长期均衡关系，但是不能证明我国进口和对外直接投资之间有长期均衡关系。项本武（2006）通过2000年和2001年我国对49个东道国的年出口流量、年进口流量、直接投资流量和存量以合成数据回归的方法，分别检验我国对外直接投资的出口效应和进口效应，其结果表明我国对外直接投资是出口创作型的。

综合国内外研究成果，我们可以发现对外直接投资和国际贸易的关系具有不确定性，而国外实证研究多以发达国家或地区为研究对象，这与我国作为发展中国家，同时国际贸易和对外直接投资的发展程度不相称的具体情况不相符，此外，国内的实证研究尚处于起步阶段和学者们考虑的时间跨度有所不同等种种原因导致国内实证研究的结果与国外学者具有较大的差异。因此，中国对外直接投资和对外贸易的关系还需进一步验证。

二、实证方法和数据选取

（一）模型选取

假设中国对外直接投资OFDI和中国出口额EX由一个含有两变量的向量自回归模型决定，并假设，，为误差向量，在两个时间序列和的情形中，VAR（P）由以下两个方程组成：

（1）

（2）

其中（p=1，…，p）和（r=1，…，r）是待估计参数

方程（1）的经济含义为，当期的对外直接投资流量受滞后P期的对外直接投资流量和滞后r期的出口贸易额影响。对东道国滞后P期的对外直接投资能形成集聚经济。大量相关企业集中在一定地域上，可以节约生产成本、降低风险和利用外部经济，扩大生产和消费需求，并有利于企业间的竞争与合作，提高管理与办事效能，进而能吸引更多的当期对外直接投资。而我国企业通过对东道国r期的出口贸易能够更好地收集关于东道国的制度安排、市场结构和基础设施等一系列投资环境的相关信息从而影响我国当期的对外直接投资。此外，若我国对东道国的出口贸易过多可能会引起东道国设立关税等贸易壁垒，这也对我国当期的对外直接投资产生影响。

方程（2）的经济含义为，当期的出口贸易额受滞后P期的对外直接投资流量和滞后r期的出口贸易额影响。滞后P期的对外直接投资对当期的出口贸易额的影响具有两面性。例如为了规避贸易壁垒，更接近消费者市场，获得廉价的劳动力和原材料从而降低生产成本而进行的对外直接投资，随着企业由对东道国出口向在东道国直接投资生产的转变，其结果必然导致对外直接投资在一定程度上替资国的出口；另一方面，对外直接投资可以通过以设备作价进行投资或者是设备更新和配套要求等途径带动设备和中间产品的出口，同时，对外直接投资还可以消化传统技术和转移过剩生产能力，推动产业结构调整，促进出口产品结构优化，进而使贸易条件改善。而我国对东道国滞后r期的出口贸易可以搜集更多当地市场的信息，有利于开辟新的出口渠道。

（二）数据选取

本文以1982—2010年为样本区间，文中OFDI表示中国对外直接投资流量的时间序列，EX表示中国出口贸易额的时间序列，各时间序列分别有29个观测值。中国出口贸易额数据来自中国统计局的各年《中国国民经济和社会发展统计公报》，中国对外直接投资数据来自联合国贸易和发展委员会网站。考虑时间序列中的可能出现异方差现象，先对变量分别取其对数得LnOFDI和LnEX。

三、实证检验

（一）平稳性检验

首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。

表1 序列平稳性ADF检验

从表1可知，各对数变量在5%和1%的显著性水平下都通过了平稳性检验，说明这些变量具有一阶单整性。

（二）协整性检验

对于经过平稳性检验后为非平稳的序列来说，需要进行协整检验以分析它们之间的协整关系。检验结果得，当r=0时，似然率统计量的值为13.7123，大于5%显著水平的临界值11.2248，表明应拒绝零假设。而在零假设r=1时，似然率为3.9761，小于5%的临界值4.1299，也就是说lnOFDI和lnEX之间存在一个协整关系，即它们之间存在长期稳定的比例关系。

（三）格兰杰因果检验

协整结果表明变量之间存在长期的均衡关系，但这种关系是否具有因果性还需要进一步验证。

表2 格兰杰因果关系检验结果

由表2得，短期来看，对外直接投资的变化不是导致出口变化的格兰杰原因，而出口的变化却是导致对外直接投资变化的格兰杰原因。

（四）建立VAR模型

根据以上分析，估计的VAR模型为。

1、脉冲响应函数

图1给出了变量之间冲击的影响。横轴代表追溯期数，这里为10；纵轴表示因变量对各变量的响应大小，实线表示响应函数曲线，两条虚线代表两倍标准差的置信区间。

图1 脉冲响应函数显示结果

图1中的左上方是对外直接投资对其自身一个标准差的冲击响应图，可以看出对外直接投资一直是个正的响应，并且慢慢趋向于0。右上方的是出口的冲击引起对外直接投资变化的脉冲响应图。可以看出，但在本期给出口一个标准差的冲击后（即出口增加），对对外直接投资是一个正响应，在第2期到达顶点，之后出现一点小波动，然后慢慢趋向平稳。这基本符合部分学者分析认为出口对一个国家的对外直接投资具有促进作用。左下方是对外直接投资的冲击引起出口变化的脉冲响应图，可以看出，当在本期给对外直接投资一个标准差的冲击后（即增加对外直接投资），在前两期对出口是一个负响应，在第3期后，响应由负变为正，最后慢慢趋向平稳。这基本符合部分学者分析认为一个国家的对外直接投资对该国的出口具有互补作用。右下方是出口对其自身一个标准差的冲击响应图，可以看出出口一直是个正的响应，并且慢慢趋向平稳。

2、方差分解

本文利用方差分解技术分别分析对外直接投资与出口自身对出口的影响比重和出口与对外直接投资自身对对外直接投资的影响比重，从而分析两者的关系。根据最后的分析结果，引起出口发生变化的主要原因是其自身的新息冲击，比重达到88.24%，而对外直接投资的比重只有11.76%，这与前面的格兰杰因果检验结果和脉冲响应的结论基本一致。此外，引起对外直接投资的主要原因也是其自身的新息冲击，比重为63.35%，但出口对对外直接投资也具有不可忽略的影响，比重为36.65%，这也基本符合前面的格兰杰因果检验结果和脉冲响应的结论。

四、结论与政策建议

（一）实证分析结论

1、根据我们的协整性分析表明，我国的对外直接投资与出口之间存在长期稳定的比例关系，估计出协整关系所对应的长期方程分别为：

LnEX =5.54+0.61 lnOFDI （1）

lnOFDI =-6.25+1.26 lnEX （2）

长期来看，对外直接投资每增加1个百分点会相应带动出口增加0.61个百分点。这意味着我国的对外直接投资对出口具有促进作用。出口贸易每增加1个百分点会相应带动对外直接投资增加1.26个百分点。

2、根据上文的格兰杰因果检验表明，对外直接投资对出口的格兰杰因果关系在5%的水平上并不显著，但这一结果并不与对外直接投资对出口具有促进作用这一结论相矛盾，只是说明了对外直接投资对出口的促进作用还不够大，而这也由第一点的方程1中的系数（0.61）体现出来。出现这种情况，主要由于我国对外投资的规模相对偏小，这反映了中国的对外直接投资尚处于起步阶段，他的规模效应和外溢效应还未能完全显现出来。

此外，出口贸易对对外直接投资的格兰杰因果关系在5%的水平上显著，即出口的变化是导致对外直接投资变化的格兰杰原因。由第一点的方程2可知，长期中，出口贸易每增加1个百分点会相应带动对外直接投资1.26个百分点，这意味着我国出口贸易对对外直接投资具有比较显著的促进作用。

3、通过对模型的脉冲响应函数和方差分析的结果观察可知，我国对外直接投资与出口贸易具有互补关系。同时，相比之下，出口贸易对对外直接投资的促进作用大于对外直接投资对出口贸易的促进作用。

（二）相关政策建议

第一，我国的对外直接投资对出口具有促进作用。因此，我国应该加大力度推动对外直接投资的发展，积极改变目前对外直接投资起步晚，缺乏竞争优势，与对外贸易的规模不相适应的状况，鼓励企业在加强自身发展的基础上，制定确实可行的对外直接投资战略目标。同时，政府要加速完善境外投资立法，利用财政、金融等多种手段支持企业开展跨国经营，为企业境外直接投资提供优质服务。

第二，我国出口贸易对直接投资具有比较显著的促进作用。因此，我国政府可通过政策、技术和资金等方面的支持，国内企业自身要着力打造拥有核心竞争力的产品，增强国际竞争力，等产品在出口市场上占据一定的市场份额，并且企业对国外市场有较充分了解后，再转为对这个市场进行直接投资。

第三，我国对外直接投资与出口贸易具有互补关系。因此，企业应在加强自身发展的基础上积极制定适合自身的对外发展战略。在传统优势产业方面，我国企业已经处在由出口向部分直接投资转移的阶段，但我国的高科技企业也应主动“走出去”建立境外高科技工业，促进产业结构和贸易结构的改善。而且在中短期内，可以从总体上实施部分替代战略，即在对外直接投资的同时，继续在同一东道国保留相当比例的出口比重，使我国对外直接投资和对外贸易融合发展。

参考文献：

[1]张文建，何永贵.对外直接投资与国际贸易的互动关系分析[J].商业研究，2005（322）：169-170

[2]吴先明.国际贸易理论与国际直接投资理论的融合发展趋势[J].国家贸易问题，1999（7）：1-6.

篇9

环境问题与污染的特殊复杂性，导致绿色包装为整个国际社会所关注。环境的破坏不分国界，一国污染，邻国受损，不仅危害到普通人的生存、社会的健康、企业的生产、市场的繁荣，还将引发有关自然资源的国际争端。

一、绿色包装的内涵

绿色包装是指对生态环境和人体健康无害，能循环复用和再生利用，可促进国民经济持续发展的包装。也就是说包装产品从原材料选择、产品制造、使用、回收和废弃的整个过程均应符合生态环境保护的要求。它包括了节省资源、能源、减量、避免废弃物产生，易回收复用，再循环利用，可焚烧或降解等生态环境保护要求的内容。它的理念有两个方面的含义：一个是保护环境，另一个就是节约资源。这两者相辅相成，不可分割。

二、绿色包装对我国出口贸易的消极影响

在我国的出口贸易中，绿色包装已成为我国产品出口遭遇到的一道门槛。盛行于世界市场的各种绿色包装贸易壁垒直接威胁到我国企业出口贸易的发展，对我国外贸出口的消极影响有：

（一）增加了产品成本，抑制了出口规模

我国出口贸易以低技术含量的制成品、初级产品为主，出口贸易的主要市场是日本、美国、欧盟、韩国、东南亚等发达或较发达的国家。其设置的绿色包装壁垒，大都是我国产品在短期内难以达到的环境技术标准，使我国遭受了许多不合理的限制，出口市场相对萎缩。

（二）出口企业生产成本加大，削弱国际竞争优势

为了达到进口国的包装要求、符合其包装法规，我国必须开发或进口新的包装材料，并对产品包装重新进行定位、设计等。为了获得国外的绿色包装标志，中国必须支付包装的检验、测试、评估等费用，以及申请费和标志使用的年费；有时为了满足不同进口国家的不同要求，我国的企业甚至要分别开发不同的包装材料，这些费用使我国的出口产品在国际市场上失去了因价格低廉产生的相对优势，引起市场占有率的下降，使出口企业的经济效益下降，从而影响出口企业的经营积极性。

（三）导致贸易摩擦增多

目前，世界上许多国家都通过制定法律法规，对本国商品和进口商品的包装材料提出了越来越严格的环保要求。尽管存在国际环保公约、国际环保法规标准，但由于各国所处的发展阶段不同，决定了其对环保技术开发、环保资金的投入存在着一定的差距，形成了各国环保标准的差异性，造成了国际贸易的摩擦。作为世界上最大的发展中国家，由于我国在环境标准制定实施及资金投入、环境技术水平等方面与欧美发达国家存在较大的差距，所以绿色包装壁垒对我国出口商品的阻碍作用不断增强。

三、我国出口贸易实施绿色包装的建议

（一）强化绿色包装意识，构建绿色包装体系

第一，更新绿色包装理念：低消耗、可回收、再利用、再循环和可降解。而我国有些出口企业对此认识不足，导致出口包装策略不当。第二，加大科研投入和专业人才引进和培养。目前因国家对包装环保项目没有明确的投资、信贷和税收等优惠政策，无法吸引大规模社会和民间投资，科技投入不足，致使包装行业严重缺乏科技人才，技术开发能力薄弱。第三，利用包装材料、采用国际化包装设计方面要符合环保要求。因此，出口商品的包装应避免使用含有毒性的材料，尽可能使用循环再生材料，积极开发以植物为包装材料的技术，选用单一包装材料以减少多种材料之间的分离解体带来的麻烦。第四，重视环境标志及环境管理认证工作。企业应对绿色壁垒最有效的武器是通过环境管理系列标志ISO14000认证。第五，加强国内外企业间合作。企业要创造条件，加强与国外相关企业的联系与合作，积极引进国外的成熟、先进技术，缩短与国外企业间的技术差距。

（二）以政府为主导，建立绿色包装制度

发达国家利用绿色包装标准给进口商品设置技术壁垒，增加技术难度和成本负担。以政府为主导，对绿色包装法制化，主要目的在于对外应对技术壁垒、保障贸易利益，对内保护生态环境。坚持“谁污染谁治理”的原则，禁止或限制非环保包装材料的使用、强制包装物的重复使用和回收率。因此，出口贸易实施绿色包装战略，需从整体上进行系统地协调和安排，制定出切合我国实际，同国际包装标准相结合的包装标准体系，来指导我国出口商品包装。

（三）建立出口贸易包装行业预警和协调机制

就中国目前的形势而言，我国外贸行业的经营主体是中小型的集体和私营企业，且相当一部分是自营进出口，其包装产品的采购也主要是分散的中小型包装企业的产品。出口贸易中的生产和包装环节的各个企业个体还只是各自为营，没有形成整体、有效的协调机制来应对出口贸易中的绿色包装壁垒。也就是说，出口贸易包装行业的发展没有上升到一定的高度。因此，出口贸易包装行业协会应该尽快建立高效的预警和协调机制，关注国际绿色包装趋势，适应市场变化，积极防范和化解绿色包装壁垒。

（四）充分利用WTO有关协定和争端解决机制

与发达国家相比，我国的包装技术水平还相差甚远。面对发达国家设置的高于我国包装技术标准的绿色壁垒，我国应充分利用WTO的有关协议和争端解决机制，与设置有关包装绿色壁垒的国家进行谈判来解决问题。应充分利用《技术性贸易壁垒协定》中的非歧视及国民待遇原则、“例外条款”，防止发达国家对我国商品实行双重标准，及时向WTO和有关发达国家申请技术援助和延长技术性措施实施的适应期或过渡期，以缓冲我国企业应对国外技术壁垒的压力，增强对国外技术性措施要求的适应力。

参考文献：

篇10

中图分类号：F820 文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）28-0070-02

一、问题的提出

近期，美国要求人民币升值的论调一浪高过一浪，大有山雨欲来风满楼之势:今年1月，美国总统奥巴马在国情咨文中暗示要求人民币升值；3月，诺贝尔经济学奖得主保罗・克鲁格曼公开撰文批评人民币机制；4月美国130多国会议员又美商务部和财政部，要求对中国施压迫使人民币升值。面对各种呼声，我们不禁要问，人民币汇率真的需要升值吗？如果人民币汇率变动，对中国具有特殊性质的商品――粮食的出口贸易将产生怎样的影响？汇率影响国际贸易的J曲线效应（J-Curve Effect）理论在人民币汇率影响中国粮食出口贸易中能得到证实吗？

二、研究方法

（一）研究假说

假说一：人民币汇率变动与中国粮食的出口贸易呈反向相关关系。根据一般原理，人民币汇率升值，粮食的出口将减少；人民币汇率贬值，粮食出口将增加。本研究将借用人民币汇率时间序列数据，与中国粮食出口额进行回归分析，通过计量经济学模型来验证上述假说。

假说二：中国粮食出口贸易受人民币汇率变动的影响在不同阶段表现的程度是不一样的。根据J曲线效应理论，中国粮食的出口贸易受人民币汇率变动的影响将表现出阶段性。由于粮食的生产周期较长，需要一年甚至更长的时间，而粮食的国际贸易合同一般在产品交付的前一年即已签订，这就意味着中国粮食出口贸易受人民币汇率的影响滞后期要达到二年的时间。本研究将通过在计量经济学模型中设定人民币汇率的滞后变量（滞后2期），与中国粮食出口额进行回归分析，来验证上述假说。如果这一假说正确，就能说明人民币汇率变动对中国粮食出口贸易影响的滞后效应是存在的，进而为确定人民币汇率走势对中国粮食出口贸易的未来影响提供依据。

（二）模型构建

1.构建计量经济学模型验证假说一。根据假说一，人民币汇率变动与中国粮食的出口贸易呈反向相关关系，由此建立中国粮食出口额（EXt）与人民币汇率变动（Rt）之间的函数关系，构建以下回归估计方程：

EXt＝α＋βRt＋μt（1）

2.构建计量经济学模型验证假说二。根据假说二，中国粮食出口贸易受人民币汇率变动的影响在不同阶段表现的程度不一样，由于粮食的生产周期为一年甚至更长的时间，粮食进出口合同的签订一般在交付的前一年，所以笔者将上述模型中的人民币汇率滞后2期（Rt-2），分析中国粮食出口额受人民币汇率变动滞后效应的影响程度，建立以下回归估计方程：

EXt＝α＋βRt-2＋μt（2）

3.变量的选择与模型的修正。（1）中国的出口退税政策与消费国的经济发展水平。从政策供给的角度看，中国于1985年开始对出口贸易实行退税优惠，这对中国粮食的出口产生了影响，为了与该政策相吻合，笔者将出口退税率（D）作为自变量考虑在模型之中；从需求的国家层面看，粮食进口国的经济发展水平对中国粮食的出口也会产生重要影响，因此，笔者以美国的国内生产总值为代表（G）将中国粮食消费国的经济发展水平引入模型之中，则（2）式可以变换为：

EXt＝a＋βRt-2＋χD＋δG＋μt（3）

（2）技术性贸易壁垒问题。随着发达国家对粮食技术标准的要求越来越高，中国粮食出口受技术性贸易壁垒的影响也越来越大（张亚斌等，2003）。国内粮食和食品的出口地位在不断下降，1980年中国粮食出口额占出口总额的17.22％，2003年的比例降到了4.89％。这其中有结构变迁的因素，但国外的技术性贸易壁垒对中国粮食出口的负面影响很大。

由于技术性贸易壁垒是一个定性变量，因此在模型中有必要引入一个虚拟变量（T）来衡量技术性贸易壁垒对中国粮食出口贸易的影响，则（3）式可变换为：

EXt＝α＋βRt-2＋χD＋δG＋εT＋μt （4）

三、样本选取与数据来源

本文选取1992―2009年的人民币汇率（包括当期的实际有效汇率和滞后2期的名义汇率，均以1997年为100）与中国出口退税率（％）、美国的国内生产总值（万亿美元）、技术性贸易壁垒数据，同中国粮食出口贸易额（百万美元）进行回归分析，样本的选取主要考虑到中国从1985年才开始对出口实行退税优惠。

粮食出口贸易额数据来自联合国粮农组织网站；人民币名义汇率数据来自2009年中国统计年鉴；人民币实际有效汇率数据来自金俊峰的研究，并经笔者计算获得；各年份出口退税率数据来自商务部网站，并经笔者计算获得；美国国内生产总值数据来自伟的研究；技术性贸易壁垒数据来自张亚斌等的研究。

四、实证结果分析

本文运用Eviews3.1通过对中国1992―2009年粮食出口贸易数据进行回归得到了如下两个结果：

从回归结果可以看出，每个估计的回归系数，包括常数项，至少通过了显著性水平为5％的t检验，而且对该方程的F检验也非常显著，这表明模型的线性关系较强，调整后的R2也表明该模型具有较好的拟合优度，DW值表明模型无正的一阶序列相关迹象。

进行对比可以看出，人民币汇率对中国粮食出口贸易的负面影响程度反映在当期的实际有效汇率的影响上（-5 109万美元）比反映在滞后2期的名义汇率的影响上（-1 069万美元）更为明显，出口退税率、消费国的国内生产总值以及技术性贸易壁垒对粮食出口的影响都非常强烈。

五、结论与政策含义

通过构建计量经济学模型，以人民币汇率和中国粮食出口贸易等数据为基础的研究结果表明，假说一和假说二都成立，即人民币汇率与中国粮食的出口贸易呈反向相关关系、中国粮食出口贸易受人民币汇率变动的影响在不同阶段表现的程度不一样，这也进一步验证了J曲线效应理论的正确性。

就人民币汇率而言，滞后2期的人民币名义汇率对中国粮食出口贸易的影响程度不如当期的人民币实际有效汇率影响大，这表明人民币的实际有效汇率，而非官方名义汇率，才是影响中国粮食出口贸易的重要原因。而人民币官方名义汇率对中国粮食出口贸易的影响存在显著的滞后效应，而实际有效汇率对粮食出口贸易的影响并不明显。从这个意义上看，就促进中国粮食出口贸易而言，官方的名义汇率应该朝着人民币的实际有效汇率方向走。

参考文献：

[1]孔祥智，李圣军.人民币升值对农业发展的影响[J].山西财经大学学报，2006，(6).

[2]陈文汉.人民币升值对农业及农村经济影响与对策分析[J].农村经济，2006，(11).

[3]王捧.人民币升值对中国农业的利弊分析[J].中国农村经济，2006，(11).

[4]苑林娅.人民币升值对中国农业进出口贸易的影响[J].中国经贸导刊，2005，(7).

[5]冯冲.人民币升值对中国农产品进出口影响研究[J].经济观察，2007，(4).

Appreciation of China’s Food Exports Empirical Analysis of Trade

WAN Chen-gang

篇11

关键词：

本地市场效应；出口贸易；传导途径

改革开放以来，中国出口贸易增长取得了举世瞩目的成绩，贸易出口额由1978年的99.5亿美元增加到2014年的2.34万亿美元，36年间增长了235倍，并于2009年超越德国，跃居世界第一大出口国。随着中国出口贸易的快速增长，有关中国出口贸易增长的驱动因素研究备受实践部门和学术界的关注，国内学者大都从传统要素禀赋优势视角来分析我国出口。然而，随着全球价值链分工程度的不断深化，传统的劳动力和自然资源禀赋已难以继续支撑出口的增长。鉴于出口贸易在中国经济发展中的重要地位及国际国内经济贸易发展形势的新变革，探索中国出口持续增长的动力源，并构建中国出口竞争新优势直接关系到我国由贸易大国向贸易强国转变的成败。近年来从理论和实证两个角度来探讨出口贸易的本地市场效应的研究逐渐活跃，尽管大多研究结论均支持了本地市场效应的存在性，但未能对本地市场效应影响出口贸易的内在机理进行深入研究。本文试图回答以下问题：本地市场效应在我国是否存在？本地市场效应通过那些途径影响出口贸易？

一、文献综述

Krugman（1980）和HelpmanandKrugman（1985）首先在不完全竞争、规模报酬递增的理论范式下，研究发现，一国需求规模的扩大，会导致产业的集聚和产量的增加，这不仅能满足当地市场的需求，还会导致超额产量出口。Melitz（2003）、BaldwinandOkubo（2004）在D-S垄断竞争模型中证明了本地市场效应的存在，OkuboandRebeyrol（2006）引入规制成本构建新的模型，发现在企业异质的情况下，当规制成本非常大时，会出现本地市场效应。Larch（2003）认为在跨国公司存在的情况下，本地市场效应不是通过产业间贸易而是通过利润汇回出现的。此外，许多学者从实证的视角展开了相关研究。DavisandWeinstein（1996）首先以OECD国家为例展开实证分析，结果发现本地市场效应的解释力为5%，在引入市场准入因素后，DavisandWeinstein（1999）又检验了日本19个制造业部门，结果发现8个部门呈现本地市场效应。Schumacher（2003）利用引力模型所进行的实证分析表明22个OECD国家的许多制造业部门存在着本地市场效应。此外，还有一部分中国学者利用面板数据模型证明了在中国一些产业中本地市场效应的存在（杨汝岱，2008）由以上文献综述可知本地市场效应已成为解释当今贸易发展的全新的理论视角，是促进我国对外贸易的另一个理论基础，但是也不难发现，所有这些文献都是基于本地市场的需求规模进行研究，而忽略了本地市场需求水平对出口贸易的影响，本文将以此为切入点，通过实证研究的方法，研究本地市场需求水平对中国出口贸易的影响。本文所指的“本地市场需求水平”是相对于“本地市场效应”中提到的本地市场需求规模而言，用本地人均市场需求规模来表示，取自国家竞争优势中需求要素的含义：指某个行业产品或服务的国内需求性质。

二、实证分析

（一）模型设定Heckscher-Ohlin模型认为要素禀赋优势是影响一国出口贸易的主要动因，国内许多学者对我国的出口贸易影响因素也进行了大量的研究（林毅夫、李永军，1999），发现要素禀赋优势是促进我国出口贸易的重要原因；同时，根据偏好相似及国家竞争优势理论可知，本地市场需求水平同样是影响一国出口贸易的重要因素。因此，本文借鉴邵军和徐康宁（2009）的思路，构建了以出口贸易为因变量，要素禀赋和本地市场需求水平作为解释变量的实证模型。其中，EXPORT表示出口额，EGDP代表本地市场需求水平，RE表示资源禀赋条件。下标i代表不同的贸易方式，具体包一般贸易出口额、加工贸易出口额和其他贸易出口额，εi为随机扰动项。在研究出口贸易的本地市场效应存在性的模型基础上，为研究这种效应是如何通过各种传导途径来实现的，本文借鉴了Rajan与Zingales（1998）的方法，利用本地市场需求水平与外商直接投资额、人均受教育水平和科技资本存量乘积项作为解释变量对出口贸易额做回归，如果交互项的系数显著为正，说明模型解释的本地市场效应的传导途径是有效的。

（二）变量选取与数据说明本文的变量分为三种，被解释变量、核心解释变量和中间传导变量，对各变量的具体阐述如下：1.被解释变量。本文的被解释变量包括总出口额、一般贸易出口额、加工贸易出口额和其他贸易出口额，其中，用EXPORT来表示我国贸易总出口额；NEXPORT表示一般贸易出口额；用PEXPORT来表示加工贸易出口额；OEXPORT表示其他贸易出口额。2.核心解释变量为要素禀赋变量和本地市场需求水平，其中，表示本地市场需求水平的指标主要有两种，即人均消费水平和人均GDP，本文将利用人均GDP来表示本地市场需求水平，要素禀赋变量借鉴王小鲁、樊纲等（2009）的研究，用人均固定资产存量来表示。3.本文的中间传导变量为外商直接投资额、人均受教育水平和科技资本存量，外商直接投资额（FDI）为各年我国实际引进外商直接投资额；人均受教育水平（PED）是由历年人力资本存量除以劳动年龄人口数（扣除在校学生）计算得到，人力资本存量是根据从1990年以来历年从小学到研究生学历的各类学校入学人数、毕业人数和退出劳动年龄的人口数计算得出，是他们的人数与受教育年限的乘积。科技资本存量（TRD）是根据逐年的研究与试验发展经费支出以永续盘存法计算得出。本文使用的人均受教育水平和科技资本存量数据来源于王小鲁、樊纲等（2009）的《中国经济增长方式转换和增长可持续性》一文。其他的数据均来源于《中国统计年鉴1991-2014》和《中国科技统计年鉴2014》。

（三）实证结果分析1.本地市场需求水平与中国出口之间的相关性分析。本文利用本地市场需求水平和中国出口数据分别作散点图来初步分析本地市场需求水平与出口之间的关系，如图1、图2、图3所示，图1的纵坐标轴为一般贸易出口额的对数值，图2的纵坐标轴为加工贸易出口额的对数值，图3的纵坐标轴为其他贸易出口额的对数值，图1、图2、图3中横轴均为本地市场需求水平的对数值。通过对散点图的观察和分析可以较明显地发现，图1、图2中本地市场需求水平同一般贸易出口和加工贸易间存在较强的正相关性，而图3中显示的本地市场需求水平同其他贸易出口之间也具有较强的正相关性，但其相关性与图1、图2相比稍弱一些。这些分析与本文前面的理论论述基本吻合，证实了本地市场需求水平对出口贸易有较大的促进作用。2.各变量的平稳性检验。由于本文研究的各变量均为时间序列数据，因此在对各变量间进行长期趋势的协整回归分析时必须先对数据进行平稳性检验，否则会产生伪回归现象。采用ADF单位根检验方法对各变量时间序列数据以及其差分值进行平稳性检验，具体结果如表1所示。从表1可以看出各变量均为二阶单整时间序列，符合进行协整回归分析的前提条件。3.本地市场效应存在性的检验。利用0LS方法对表示本地市场需求水平的人均GDP和表示要素禀赋的人均固定资产存量对总贸易及其他贸易做回归，检验结果如表2所示。从表2的第2列可知，本地市场需求水平对出口贸易总体上具有显著的促进作用，人均GDP每增加1%，可促进总体出口增加3.55%，这与前文的理论阐述部分相符，证明了本地市场效应的存在性。资源禀赋变量在1%显著性水平上负向显著，人均固定资产每增加1%可使我国总体贸易出口减少1.41%，这说明资本要素禀赋未发挥促进作用，当前劳动力仍然是我国出口的比较优势，是推动我国出口的重要推动力量。在对总体贸易进行分析的基础之上，本文又对这三种贸易方式下的出口贸易进行回归分析，发现回归结果存在着较大的差异。表2中回归结果第3到第5列数据显示，在三种贸易方式下，EGDP在1%水平上均显著，说明本地市场需求水平的出口效应都存在，但在不同贸易方式下，本地市场需求水平对出口的促进作用大小不同，其中，对其他贸易出口的促进作用最大，即人均GDP每增加1%可促进其他贸易出口增加6.16%，而对一般贸易和加工贸易的促进作用分别为0.97%和0.99%，可见，通过提高本国市场需求水平可以促进我国出口贸易的持续增长。就要素禀赋变量来看，在1%的显著性水平之上，人均固定资产每增加1%会使其他贸易出口减少1.41%，可见在其他贸易出口的影响因素中，我国的劳动力低成本优势发挥着重要的作用，这也符合我国以往的研究结论，但是，对于一般贸易和加工贸易出口来说，人均固定资产存量每增加1%可以促进二者分别增长0.86%和0.77%，这表明，随着我国固定资产投资量的不断增加，交通、通信厂房设备等基础设施建设的不断完善，将极大推动我国生产成本的降低和产量的增加，进而促进一般贸易和加工贸易出口量的增加。4.本地市场效应的传导途径。通过相关文献分析可知，本地市场需求水平会借助于外商直接投资、人均受教育水平和技术水平来促进我国出口贸易，本文分别以一般贸易、加工贸易和其他贸易为研究对象，来分析本地市场需求水平影响出口的传导途径，根据方程（2）进行回归分析，如表3所示。回归结果表明，对于不同方式的出口贸易，交互项在1%的显著性水平下均显著，但是其作用大小及其作用方向存在差异，本文将对不同贸易方式的交互项对出口贸易的回归结果进行详细分析。第一，本地市场需求水平与外商直接投资。本地市场需求水平与外商直接投资的乘积项在1%的显著性水平之下均为正，这表明外商直接投资是本地市场需求水平促进出口的一种重要途径，这与前文的理论分析基本相符，但对三种贸易方式的作用大小不同，对加工贸易的促进作用最大为0.26，而对其他贸易和一般贸易的促进作用相对较小，分别为0.1和0.03。这是因为我国的出口贸易中加工贸易占据较大的比重，而在我国的加工贸易中，外资企业一直都占据主体地位，并且近些年来外资企业在中国加工贸易中的地位还在不断提高，1999年在加工贸易企业中，外资企业所占比重为67.2%，2005年增加到83.4%，可见，我国加工贸易的快速发展主要是由于外资企业的大量进入引起，而一般贸易和其他贸易方式中外资企业所占比重则相对较低，所以受外资的影响较小，因此，实证分析的结论与我国现实的情况基本相符。第二，本地市场需求水平与技术进步。回归结果表明，表示技术进步的变量—科技资本存量也是本地市场需求水平促进出口的重要传导途径之一，在1%的显著性水平之下，本地市场需求水平与科技资本存量的乘积项均存在显著正影响，乘积项每增加1%，能拉动其他贸易增长0.37%，对一般贸易和加工贸易的贡献分别为0.183%、0.046%，即技术进步对其他贸易作用最大，对加工贸易影响小，因为我国的加工贸易是“两头在外”的贸易形式，即产品研发和营销环节在国外进行，在国内完成加工组装环节，而加工组装环节主要是是劳动密集型环节，因此，丰裕的低成本劳动力是推动加工贸易发展的主要动力，而技术水平和劳动力素质的提高对我国的加工贸易的促进作用不太显著。

而其他贸易和一般贸易主要是由国内的企业来完成，因此，本地需求水平提高会刺激国内企业不断进行技术改进及创新，从而促进本国企业出口竞争力的提高进而我国的一般贸易和其他贸易的出口自然就会随之快速增长。第三，本地市场需求水平与人均受教育水平。在三种方式的贸易中，本地市场需求水平和人均受教育水平的乘积项的作用并不显著，这说明本地市场需求水平提高并没有通过人均受教育水平这一路径来推动我国出口的增加，究其原因，我国人均收入水平的增长幅度远超过人均受教育水平的增长幅度，1990年到2008年，我国人均受教育水平增长了约1.33倍，而人均收入水平则增长了约13.8倍，后者增长速度明显快于前者，导致我国人均收入水平对人均受教育水平的影响还较小。再者，我国现阶段体制弊端和文化观念的落后也是导致传导机制失效的主要原因：首先，我国居民尤其是农村居民的受教育观念还比较落后；其次我国各种教育法律法规还尚待进一步完善，像教育乱收费、教育资源分配不均及不平等的受教育权利等都是我国亟待解决的教育问题；最后是我国对教育的投入还不足，城乡家庭尤其是农村家庭的受教育负担太重，无法支付学费是制约我国人均受教育水平较低的重要原因。如果这些问题能够得到改善和解决，这一传导机制就能得到有效发挥。

篇12

一、大国垄断的特点

一般情况下，大国垄断是指某个国家国际贸易中的进出口数量在世界总进出口数量中占了绝对优势，比重非常大，逐渐掌握该种商品的贸易主导权，可以主动影响到商品在国际市场中的价格。双重性是大国垄断的主要特点，主要体现在两个方面。

（一）含义的双重性

含义的双重性一方面是指大国出口数量非常之大，导致商品价格过低，影响了整个国际贸易市场，被称之为卖方垄断；另一方面则是进口数量过大，购买力强，进一步影响了国际贸易市场的商品价格，贸易市场的局面发生改变，这时被称为买方垄断。

（二）作用的双重性

1、大国利用自己在国际贸易市场中的垄断权力，为自己谋取更多的贸易利益，造成严重的出口顺差。2、大国巨大的进口量和出口量会导致商品的市场价格增长或降低，继而出现贸易壁垒，损害其他国家的利益。

二、大国垄断对我国国际贸易的影响

自改革开放以来，我国丰富的劳动力资源促使加工制造业飞速发展，且随着政策的深入推广和近年来各项经济政策的调整，我国铁矿石进口量在全球市场新增量中的占比已经超过50%，原油消费则超过了35%，据统计，2013年我国进出口贸易总额超过25万亿元。种种迹象表明，我国在国际贸易市场中的进口量越来越大，地位日益上升。但由于我国目前仍然是发展中国家，国际市场调控水平低、产品技术含量低，遭受来自大国垄断的威胁。同时，我国科技不如那些欧美大国发达，商品品种不够丰富，优秀的自主品牌稀少，且出口区域过于集中，面对激烈的出口贸易市场竞争，供过于求，商品市场价格不稳定，呈现逐渐下跌的趋势，贸易优势越来越少，甚至有国家对我国的部分出口商品进行反倾销活动。

另一方面，大国垄断导致我国虽然表面出现顺差，但实际上，大部分的贸易利润仍旧是被大国所瓜分，而进口商品的价格越来越高，我国贸易环境受大国垄断影响愈发严峻。另外，我国部分企业规则意识不强，在国际贸易运作方面的经验不足，沟通协调能力较弱，企业之间恶性竞争严重，行业内部混乱、缺乏诚信，这些都导致我国的国际贸易市场日益萎缩，受大国垄断影响严重。

三、大国垄断现象的应当策略思考

可以看出，我国作为一个进、出口量大的发展中国家，要想在国际贸易市场中取得优势地位，就必须提高我国的综合国力，积极探索国际经济市场的变化，抓住机遇，把握优势，改革创新。

（一）抓住机遇，发挥优势

我国一定要紧紧抓住在国际经济贸易中的大国优势，改善我国目前的贸易条件，创造更多的贸易利益。首先，要充分认识我国在国际贸易中的所处地位，起了怎样的作用，了解承担角色。目前，我国对初级产品出口的依赖越来越低，进出口贸易已经进入初步成熟阶段。可以了解并分析一些发达国家的直接投资政策，研究发达国家科学的进出口贸易政策，借鉴其中的成功之处，汲取大国的成功经验，再结合我国的具体国情加以利用。同时，我国也要认清自己的“大国”身份，了解自己的优势所在，我国在出口贸易方面的优势主要有家具、手工艺品、鞋子、家电等加工制成品；而进口优势则体现在石油、铁矿石、原油等初级产品。

（二）分析市场环境，贴合市场情况

市场不是一成不变的，商品价格也要随之发生变化，以适应市场。因此，我国在寻找对策时，一定不能遗漏了市场环境的变化，要贴合市场情况，再根据当前市场状况，适当调整进出口政策，使之符合市场变化规律。在进口初级产品比如石油、原油、粮食、铁矿石等时，不能毫无计划地盲目大量采购，而是要设定一个计划，平稳地采购，避免商品价格被恶意抬高，蒙受巨大的经济损失。有些半成品商品的市场竞争比较激烈，价格瞬息万变，可以集中采购，获得相对比较优惠的价格。在出口供应量大、利润低的商品时，要尽量减少摩擦，避免遭受国外反倾销活动，为此，可以适当征收出口税，调节出口量。

（三）加强自主创新，提高产品的技术含量

我国目前出口的产品普遍科技含量不高，品牌效应不强，所以我国一方面可以给予部分具有发展潜力的产业政策和资金方面的支持，鼓励企业自主创新，创造出优秀的自主品牌，增加出口产品中的技术含量，构建相应的销售、推广渠道，从而提高在世界贸易市场中的竞争力，改变过去低端产品的输出，变得更加高端、科学；另一方面转型和升级我国的对外加工业务，在世界贸易市场中逐渐掌握自，降低大国垄断对我国的影响。

四、总结

综上所述，世界经济一体化促使了大国垄断现象的a生，而大国垄断又影响了整个世界贸易市场的稳定、和谐、公平，将市场的主导权力交给了贸易大国。我国虽然已经成为贸易“大国”，但仍处于发展中，受大国垄断现象影响严重。因此我国一定要正确认识自己的大国身份，不断完善当前的贸易体制，分析国际贸易市场现状，调整商品价格以适应市场需求，也要加强自主创新，建立自主品牌，逐步提高我国的国际地位，提升我国在国际贸易市场中的竞争能力。

参考文献：