出口貿易含義大全11篇

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篇（1）

一、引言

隨著經濟全球化和貿易自由化進程的加快，環境問題逐漸成為全球所共同關注的問題，發展低碳經濟成為普遍共識。而中國作為目前世界上最大的溫室氣體的排放國，已面臨著來自國際社會要求承諾減少溫室氣體排放量的巨大壓力。同時，現今的中國是名副其實的世界工廠，產出了許多工業產品和初級產品。發達國家出于生產成本、環境保護、規避法律風險等多方面考慮，從中國大量進口初級工業產品和原材料，同時也將高耗能和高污染留在了中國，而僅承擔少量的減排義務，也就是所謂的“碳泄漏”。

不僅是中國，世界上其他的發展中國家在進行對外貿易時也存在著類似的“碳泄漏”問題。為了進一步研究和防范兩國之間在進行對外貿易時所發生的“碳泄漏”現象對一方所造成的不利影響，國內外諸多學者對于“碳泄漏”問題的研究主要著眼于“隱含碳”的度量及測算方面。

對于隱含碳的計算，實際上是對物質流計算中物質隱藏流發展，在Wuppertal研究所比較完善的物質流計算框架中早就包含了進口物質隱藏流這一因子。不過由于人類對物質世界認識過程的發展，隱含或者隱藏流這一概念最早是在能源研究中提出的。1974年國際高級研究機構聯合會(IFIAS)能源分析工作組的會議之后，產生了對能值的研究，以及進一步對水、污染物等的具體研究。實際上，隱含碳就是國際貿易中所沒有考慮到的碳消耗，隱含碳實際上就是碳的轉移排放。[1]

在隱含碳的度量方面，學者馬述忠、陳穎（2010）[2]基于消費視角，發現中國在2000-2009年間保持貿易碳排放順差，國外消費者消耗了大量來自中國的隱含碳排放，龐大的出口量使中國承受了更大的減排壓力。You和Hewit（2008）[3]則運用投入與產出法分析了中國對英國出口貿易中隱含碳排放的情況。張為付、杜運蘇（2011）[4]則運用投入與產出法采用2000—2009 年連續時間序列數據研究了中國對外貿易中隱含碳排放的失衡度問題。國內外學者在我國對外貿易隱含碳的測算問題上也進行了廣泛研究，且主要集中于2006 年以后。現有研究內容主要包含兩個方面：一是測算我國對外貿易過程中總的隱含碳排放，另一個則是選擇特定貿易伙伴考查我國雙邊貿易過程中的隱含碳排放。IEA對中國出口隱含碳的評估認為，2004年中國與能源相關的隱含碳排放出口占國內生產排放總量的34%；若考慮扣除進口的隱含碳排放，中國對外貿易引起的二氧化碳凈出口可能為國內排放總量的17%左右[5]。Wang和Waton（2009）[6]對我國2004年出口碳排放問題的研究也得到相似結論；Weber et al（2008）[7]提出發達國家的消費需求很有可能是中國碳排放量增長趨勢的主要驅動因素的觀點；Shui和Harriss（2006）[8]基于中美雙邊貿易的視角，研究發現，1997-2003年中國出口到美國的貿易品中隱含碳排放的增長率高于中國每年碳排放的增長率，而中國約有7-14%的碳排放是由出口到美國的商品所導致的。另外國內學者如尹顯萍和程茗（2010）[9]、石紅蓮和張子杰（2011）[10]等也同樣對中美雙邊貿易中的隱含碳問題展開了研究，并得到相似結論。

二、隱含碳價比的定義

在《出口貿易中的隱含碳計算—以水泥行業為例》一文中李丁、汪云林、牛文元，對2006年中國水泥出口貿易中的隱含碳進行了計算，采用《中國水泥年鑒(2007)》中公布的中國2006年水泥綜合能耗142干克標煤進行直接能耗計算，出口水泥在境內的CO2排放達到1 003.75萬t，其中直接能源消耗生成C Oz513.05萬t，工業過程生成C02 490.71萬t。根據歐盟當年CO2交易最新價格和當年外匯中間價折算，水泥出口貿易中的隱含碳析合1.87億美元，也就是說進口國從中國獲取了其中15.8%的利潤率，超過中國水泥出口中平均8%一12%的利潤率水平。以此為依據，筆者提出了隱含碳價比公式，在此公式中，我們變換了用于度量的參考系，將計算所得與數值“1”進行比較。通過此公式衡量特定行業的隱含碳水平，從而反映一定歷史時期內由于特定行業出口隱含碳排放所造成的環境福利損失。

本文所提出的隱含碳價比公式為：

（1）

（1）式中D為隱含碳價比；TC是特定行業對外貿易隱含碳的當期歐碳交易價格折合人民幣；TP為特定行業出口所獲取利潤。D的結果有三種，即D1。當D>1，則說明該行業的出口所獲取的利潤不足以抵消實際產生的隱含碳，該行業出口獲得的利潤無法平衡隱含碳排放所造成的福利損失。當D=1，說明該行業的出口所獲取的利潤剛好抵消實際產生的隱含碳，處于一個較為平衡的狀態。當D

通過這個公式衡量特定行業的隱含碳水平，實際是以特定行業出口利潤來作為參照系，度量隱含碳排放量折價，從而確定一定歷史時期內由于特定行業出口隱含碳排放所造成的環境福利損失。

三、隱含碳價比的計算過程

1、計算隱含碳排放方法

目前對隱含碳的計算學界主要有實測排放量法．物料衡算法．排放系數法、模型法、生命周期法等，權衡各種方法的利弊，本文以排放系數法作為測算隱含碳排放的方法。

排放系數法計算公式為：

E=EF產品x產品產量（2）

（2）式中E表示排放量，EF產品表示生產單位產品時的CO2。

2、行業分類標準

本定義所指行業按照《國民經濟行業分類》進行分類。如鋼鐵行業是指《國民經濟行業分類》

（GB/T4754-2002）中的黑色金屬冶煉及壓延加工業，行業代碼32，按照國民經濟分類標準，黑色金屬冶煉及工業包括煉鐵、煉鋼、鋼壓延加工、鐵合金冶煉等4個子行業。

3、行業出口利潤兩種計算方法

行業出口利潤= （3）

（3）式中π為從事該行業的企業出口利潤，可以由其年報中獲得。

‚行業出口利潤=行業總利潤*（行業出口量/行業總產量）（4）

大部分情況下（3）式所給出獲得行業出口利潤的方法并不好找所需數據，故本文使用方法為（4），條件允許情況下（3）式所得行業利潤更為精確。

2.碳交易價格

本定義所指碳交易價格為歐洲碳排放交易市場（EU－ETS）的碳交易價格的年平均。在所有通過交易所結算交割的碳交易量中，歐洲氣候交易所占82%，是較為成熟的碳交易體系。

四、我國鋼鐵行業出口貿易中隱含碳價比的趨勢分析

1、直接能源消耗產出量

2008年，噸鋼綜合能耗比2007年上升1.70kg/t，達到630.63kg/t。[3]標煤二氧化碳排放系數是1.96t(CO2)/t標煤，2008年，中國進口鋼材1554 萬噸，出口鋼材5927 萬噸，凈出口鋼材4373萬噸。算得2008年鋼鐵出口直接能源消耗排放量7.32598*10^7t。

2、工業過程產出量

工業生產中排放的碳主要是在石灰石與白云石的受熱分解。白云石可以作為煉鋼時用的轉化爐的耐火內層；在生產工藝過程中使用石灰石的作為熔劑。故本文以石灰石與白云石受熱分解產生的二氧化碳排放為鋼鐵工業過程中的二氧化碳。根據行業通用數據：噸鋼消耗白云石與石灰石的用量分別為：170kg/t、110kg/t。鋼鐵出口工業過程使用白云石與石灰石分別1.00759*10 ^7t、6.51970*10^6t。

表一鋼鐵初級熔煉/燒結程序中的白云石、石灰石排放系數

鋼鐵初級熔煉/燒結程序

排放系數考量參數

排放系數

系數選用

產品/原料名稱

CO2排放因子

單位

造渣劑純度值(%)

CO2排放系數

單位

來源

預設系數

白云石

0.477

公噸/公噸

100

0.477

公噸/公噸

GHG Protocol

石灰石

0.440

公噸/公噸

100

0.44

公噸/公噸

GHG Protocol

來源：《循環經濟指標體系研究—中國2000-2008年物質流核算與核算指南》

根據《循環經濟指標體系研究—中國2000-2008年物質流核算與核算指南》中給出的石灰石的排放系數為0.44，白云石的排放系數為0.477。故得工業過程的總排放量為7.67487*10^6 t。

3、根據上述數據算得總排放量為8.09347*10^7t。

4、以2008年歐盟碳排放交易價格計算隱含碳價格

據世界銀行測算，2008年歐盟碳排放交易市場碳排放價格為23歐元/噸。（注：2008年國內碳交易價格低于23歐元/噸，如2008年寶鋼股份與以10歐元/噸向英國瑞碳、瑞士信貸集團出售碳排放量。本文以我國碳交易市場完善的理想情況結算，即按照歐盟碳排放交易價格計算）[5]1歐元兌10.2227人民幣。[6]按歐盟交易價格和匯率，折算得到：8.09347*10^7t*23€/t=1.90295*10^11￥。

5、2008年鋼鐵境外市場總利潤

從歷史噸鋼利潤趨勢分析，2008年行業噸鋼利潤550元/噸，高于歷史平均水平的267元/噸。故境外市場利潤為3.25985*10^11￥。

6、鋼鐵行業出口隱含碳價比

鋼鐵行業隱含碳價比=

為了進一步揭示我國鋼鐵行業隱含碳價比的走勢，本文引入了2002年至2009年我國鋼鐵行業的總產量、出口量、總利潤、出口利潤等指標，在此基礎上計算出各年的隱含碳價比，并給予分析和說

明。

表二 2002-2009中國鋼鐵行業出口相關指標

年份

鋼鐵總產量

（萬噸）

鋼鐵出口量

（萬噸）

總利潤

（億元）

鋼鐵出口利潤

（億元）

2002

18224.89

545

92.7

8.753

2003

22233.60

696

610.6

19.114

2004

27279.79

1423

1084.9

56.592

2005

35239

2052

1037.4

60.409

2006

41878

4300

618.31

63.488

2007

56460.81

6264.63

776.73

86.182

2008

50048.80

5927

2752.684

325.985

2009

69243.72

2459.65

1826.681

64.887

數據來源：《中國鋼鐵工業年鑒2000-2009》

參照2008年隱含碳價比計算過程，結合2002-2009年鋼鐵行業各項數據，本文計算出各年的隱含碳價比如下：

表三中國鋼鐵行業2002-2009隱含碳價比

年份

總產量

WT

出口量

WT

總能耗折合標煤

WT

出口能源消耗折合標煤

WT

能源消耗排放二氧化碳

T

白云石用量

T

白云石產生二氧化碳

T

石灰石用量

T

石灰石產生二氧化碳

T

碳排放總計

T

碳交易價格

€

隱含碳排放折合歐元

€

隱含碳排放折合人民幣

￥

隱含碳價比

2002

18224.89

545

24572.61

734.823

14402535.215

926500

441940.5

599500

263780

15108255.715

5

75405820.44

6.048

0.691

2003

22233.60

696

16671.496

5218840.501

10228868.480

1183200

564386.4

765600

336864

16209596.48

5

101927808.105

7.587

0.397

2004

27279.79

1423

29930

1561.243

30600362.8

2419100

1153910.7

1565300

688732

32370432.5

6

194222595

20.030

0.354

2005

35239

2052

36000

2096.313

41087749.369

3488400

1663966.8

2257200

993168

43744884.169

20.75

907706346.507

92.543

1.532

2006

41878

4300

27016.335

2774.016

54370713.6

7310000

3486870

4730000

2081200

59938783.6

15.92

954225434.912

95.604

1.506

2007

56460.81

6264.63

35690.007

3959.998

77615959.146

10649871

5079988.467

6891093

3032080.92

85728028.533

4

342912114.132

35.723

0.415

2008

50048.80

5927

31562.275

3737.74401

73259782.596

10075900

4806204.3

6519700

2868668

80934654.896

23

1861497062.608

190.295

0.584

2009

69243.72

2459.65

42889.560

1523.507

29860741.316

4181405

1994530.185

2705615

1190470.6

33045742.101

10

330457421.01

31.483

0.485

表格來源：作者根據行業數據統計得出

以上數據計算所用到的系數：

①石灰石噸鋼資源消耗量大約為0．11t （行業認可數據）

②白云石噸鋼消耗為0.17t/t 鋼（行業認可數據）

③標煤二氧化碳排放系數是1.96t(CO2)/t標煤

④白云石 0.477 （排放系數）t/t

⑤石灰石 0.44 （排放系數）t/t

圖二：鋼鐵行業隱含碳價比的變化趨勢圖

結論：由上述曲線圖可看出，2005年是我國鋼鐵行業隱含碳價比波動的拐點，2005年之后國家對鋼鐵行業的調控的政策的作用開始顯現，具體體現在價比在曲線較低的位置浮動。在較長的歷史時期內，鋼鐵行業出口隱含碳價比在0.3-0.6的范圍內波動。即，鋼鐵出口造成的環境成本占據出口利潤的30%-60%之間。這是一個很高的比率。今后對于類似鋼鐵行業這樣的高排放行業需要持續的監管、調控。

六、政策建議

自2005年4月1日起，取消鋼坯、鋼錠、生鐵出口退稅，這也進一步建立健全國家對鋼鐵行業的宏觀調控的控制力度。對于鋼鐵行業的出口，在短期以限制為主，類似鋼鐵行業這樣的高污染、高排放的行業，在今后的一段時期內應該限制其出口，為了避免貿易摩擦，也為我國贏得更多的國際事務發言權。[7]同樣需要注意到的是，出口部門作為國民經濟部門中全要素生產力最高的部門，出口部門的創造、優化要素分配和技術轉移等途徑影響國民經濟發展。[8]所以在長期看來提高技術研發水平，開發關鍵節能技術并實現產業化，加大在低能耗、低排放等領域的投入力度，加快淘汰落后工藝、技術、設備，提高鋼鐵工業的技術水平是鋼鐵工業出口又好又快發展的途徑。

參考文獻

[1]循環經濟指標體系研究—中國2000-2008年物質流核算與核算指南.

[2]馬述忠，陳穎，進出口貿易對中國隱含碳排放量的影響—基于國內消費視角的單區域投入產出模型分析[J].財貿經濟，2010(12)，82-89.

[3] You Li， C.N. Hewitt. The effect of trade between China and the UK on national and global carbon dioxide emissions，Energy Policy， 2008(6)，1907-1914.

[4]張為付，杜運蘇，中國對外貿易中隱含碳排放失衡度研究[J]，中國工業經濟，2011(4)，138-147.

[5] International Energy Agency.World Energy Outlook 2007:China and India-Insights [M/OL]. Paris:IEA，2007，worldenergyoutlook.org/，2009.

[6] Wang Tao，Watson Jim.Who Owns China’s Carbon Emissions[J/OL]. Norwich: Tyndal， Centre2007. tyndall.ac.uk/publications/briefing_notes.bn23.pdf，2009.

[7] Weber Christopher L，Glen P Peters，Da B Guan.The contribution of Chinese exports to climate change .Energy Policy， 2008， 36(9): 3572- 3577.

[8] Shui Bin， Harriss Robert C.The role of CO2 embodiment in US-China trade[J].Energy Policy， 2006，34(18):4063-4068.

[9]尹顯萍，程茗，中美商品貿易中的內涵碳分析及其政策含義[J]，中國工業經濟， 2010 (8)，45-55.

[10]石紅蓮，張子杰，中國對美國出口產品隱含碳排放的實證分析[J]，國際貿易問題，2011(4)，56-64.

[11]李丁，汪云林，牛文元.隱含碳排放----以水泥出口為例.生態經濟，2009(2).

[12]中國鋼鐵統計2008.2009，鋼鐵工業協會出版社.

[13]中國鋼鐵產業升級的特點分析.機械工業出版社，2010.

[14] Feder G On Exports and Economics Growth[J]．Journal of Development Economics，1982，(12)：59—73 .

[15]盈利拐點已至——2008年鋼鐵行業上市公司中報總結，東方證券，2008

[16]'碳排放交易'研究，范為，宋鴻兵，房四海，2008（8）

[17]《鋼鐵行業的發展分析與總結》——中國鋼鐵工業協會2007年

[18]《國民經濟行業分類》

篇（2）

縱觀歷史進程，國際旅游和國際貿易具有較強的時間同步性，在發達國家和新興工業化國家亦是如此。而數據間的趨同性是否代表著兩者有著一定的聯系，是需要進一步研究的問題。國外的相關研究較少，2001年Jordan Shan和Wilson以中國等為樣本，得出旅游與貿易的關系是互動的。Khalid以伊斯蘭國家的旅游與貿易為對象，細分了貿易方式，得出旅游與貿易間存在長期的平衡。國內旅游與貿易間關系的研究鳳毛麟角，而多是將旅游作為國際服務貿易的組成加以研究，如高靜等對于我國旅游服務貿易競爭力的評估等。這些研究并未跳出國際服務貿易的范疇，從更寬泛的視角分析國際旅游與貿易的關系。從中韓兩國出入境旅游發展看，我國逐漸成為韓國主要的入境客源國，在進出口貿易關系上，中韓貿易國規模大，經濟互補性強。

本文選取2005-2014年的統計數據，從兩個層面分析中韓旅游與貿易的互動關系：（1）根據推拉模式，建立中韓出入境旅游客流量與中韓進出口貿易的推拉方程。（2）從中韓層面出發，分析占入境旅游比和貿易依存度之間的相關性，為從時間軸上分析旅游和貿易的互動關系提供參考。

1模型假設和數據來源

1.1旅游和貿易互動的模型假設

馬可波羅假設。早期的國際貿易始于商務旅游。早在300多年之前，馬可波羅懷著買賣商品的目的，從意大利來到中國，作為早期的商務旅行者確實引發了兩國間的貿易。通常來講，商務者出境其他國家始發動機是買賣貨物，從而引起進出口貿易，一經成功還會產生反饋效應，從而導致進一步的商務旅游與國際貿易。

興趣和關注假設。商務旅游者的成功會因人員與經濟的國家性和社會性而引發廣泛的效仿和嘗試。先鋒商務旅行者作為所在國商品與文化的載物，會引起入境國居民的興趣與關注，從而引發更大的旅游流與貿易流，這是其商務旅游的外部效應。

發現與擴大商機假設。國際旅游對國際貿易的貢獻作用不止于商務旅行者，非商務旅行者的海外探親，求學或者休閑都有助于國際貿易的繁榮。因此，國際旅游誘發國際貿易，國際貿易提高了旅游地的興趣與關注，從而引發更大的國際旅游流。

本文以“商務旅游引起國際貿易”“國際貿易提高了居民的關注與興趣”“關注和興趣促進非商務旅游”“非商務旅游促進雙邊貿易”的循環模式詮釋旅游與貿易的關系。立足從更廣闊的視角探析國際旅游和國際貿易間的關系，為科學了解中韓雙向旅游和進出口貿易提供依據。

1.2數據來源和變量定義

本文搜集的統計數據主要包含中韓出入境旅游人次和中韓進出口貿易額兩個序列：（1）中韓出入境旅游數據，包括韓國入境中國國旅游人次，中國接待人次，中國出境韓國旅游人次，韓國接待人次。（2）中韓進出口貿易額，包括中韓進口貿易額，中韓出口貿易額，中韓進出口貿易總額，韓國進出口貿易總額，中國進出口貿易總額。數據來源于中國商務部，國家旅游局，全球經濟數據以及韓國觀光旅游局網站。

由于中韓在政策，人口，土地面積，發展階段，經濟模式，國際旅游等方面的不同。本文著眼于出入境客流量和進出口貿易間的推拉模式，還定義了兩組變量（表1），為從更廣闊的視角分析旅游和貿易依存度提供參考。

需要指出的是，國際旅游與貿易均易受到國際宏觀環境的影響。受2007年到2009年全球經濟危機的影響，國際旅游與貿易均出現不同程度的下滑，為了在相對穩定的環境下探析旅游與貿易的關系，本文采用趨勢線理論對經濟危機時期的統計數據進行模擬。

2出入境客流量和進出口貿易相關性的分析

2.1韓國入境中國客流量和中韓進出口貿易的相關性

自2005年來，韓國入境中國客流量和進出口貿易增長緩慢。2005-2014年，韓國入境客流量從3.55百萬次增加為4.18百萬次，向中國出口貿易由768.2億美元增加為1453.4億美元，由中國進口貿易從351.08億美元增加為900.7億美元，而受2007年-2009年全球經濟危機的影響，中韓出入境旅游與貿易額都出現了嚴重的下滑。為了定量地探析韓國入境中國客流量對中韓雙邊貿易的影響，本文選用2005-2014年的相關統計數據繪制如下兩條增長曲線（圖1、圖2）。

2.1.1韓國入境中國的客流量和中韓出口貿易的相關性

商務出游者的最初目的是銷售產品，這對于開拓市場，提高市場占有率和利潤額都是有益的。從圖1可見，10年間韓國入境中國客流量和中韓出口貿易的發展進程可分為三個時期：2005年-2007年韓國入境流和出口貿易增長顯著，入境客流量由3.55百萬次增加為4.78百萬次，增速為134.7%，出口貿易從768.2億美元增加為1037.5億美元，增速為135.06%。2007-2009年，受全球經濟危機的影響，入境客流量與出口貿易同步快速下滑，入境旅游減少到3.2百萬人次，下降速率為66.93%，出口貿易減少到1025.5億美元，下降速率為98.84%。2009-2014年，全球經濟回暖，入境客流量和出口貿易同步上升，入境客流量從3.2百萬人次增加為4.18百萬人次，出口貿易從1025.5億美元增加為1453.3億美元，增速為141.72%。利用統計數據，采用趨勢線模擬韓國入境中國客流量對出口貿易的推拉方程：0TKC=-6.8972IQKC2+183.9IQKC+537.27R2=0.8319 （1） 式中，0TKC為韓國出口中國貿易額（億美元），IQKC為韓國入境中國客流量（百萬人次）。

2.1.2 韓國入境中國客流量和中韓進口貿易的相關性

商務客國際旅游很大程度上是依據公司和國家需要而選擇性的購進商品。10年來韓國入境中國客流量和中韓進口貿易有著較強的時間同步性，處在微妙的平衡中（圖2）。從2005年到2007年，韓國入境中國客流量與中韓進口貿易增長顯著，入境客流量從3.55百萬次上升為4.78百萬次，增速為134.7%，進口貿易從351.08億美元增加為560.99億美元，增速為135.06%。2007到2009年，受全球經濟危機影響，入境客流量與進口貿易同步快速下滑，入境旅游減少為3.2百萬人次，下降速率為66.93%，進口貿易減少到536.7億美元，降速為98.84%。2009年到2014年，在全球經濟危機的尾音中，各國經濟復蘇，韓國入境中國客流量與進口中國貿易在經過09年到11年的較快增長后，趨于平穩增長。截止2014年入境客流量與進口貿易分別達到4.18百萬人次和900.7億美元。利用統計數據，采用趨勢線模擬韓國入境中國客流量對進口貿易的推拉方程：ITKC=-3.0923IQKC2+95.901IQKC+275.53R2=0.88 （2）

式中，ITKC為韓國進口中國貿易額（億美元），IQKC為韓國入境中國客流量（百萬人次）。

韓國入境中國的客流量相對于其對出口貿易的拉力而言，其對進口貿易的作用更強。在中韓出入境旅游中，中國由旅游順差變為旅游逆差，韓國反之；在中韓進出口貿易中，中國處于貿易逆差，韓國反之。這種由入境旅游的順差而引起的進出口貿易的逆差，在貿易和旅游的關系之中是值得廣泛驗證和重視的。

2.1.3韓國入境中國客流量和中韓進出口貿易的相關性

馬可波羅假設：商務客出境旅游，其目的是買賣商品，進而引發進出口貿易。本文通過將2005年-2014年的進口貿易和出口貿易加總，得到中韓進出口貿易總額，再將其與韓國入境客流量進行分析，得到入境流量對進出口貿易的推拉方程：ITKC=-9.99IQKC2+279.8IQKC+812.8 R2=0.8765 （3）

式中，ITKC為韓國進出口中國貿易額（億美元），IQKC為韓國入境中國客流量（百萬人次）。

2.2中國出境韓國客流量和中韓進出口貿易間的相關性

鑒于經濟發展水平與政策的約束，中國出境游起步較晚。1990年中國最先開放的赴新馬泰旅游，開啟了中國出境觀光旅游的先河。此后，隨著對外開放的逐步擴大，中國居民出境旅游獲得了快速的發展，現已與全球上百個國家簽訂旅游協定，成為出境旅游增長最快的國家。從2005-2014年，中國出境韓國的客流量從31百萬次增加為109百萬次，向韓國出口貿易由351億美元，增速為189.18%。本文選用2005-2014年的有關統計數據繪制如下兩條增長曲線（圖3，圖4）。

2.2.1中國出境韓國客流量和出口貿易的相關性

由圖3可見，中國出境客流量和出口韓國的貿易額有較強的時間趨同性。從2005年到2007年底，隨著中國對外開放的擴大以及經濟的迅速發展，中國出境韓國客流量與出國貿易增幅很大，分別為147.76%與210.59%；2007年底到2009年受全球經濟危機的影響，中國對韓國出口貿易顯現了較大幅度的下滑，跌落為537億美元。2009年到2014年出境客流量與出口貿易同步穩定發展，呈現雙旺發展格局。利用相關統計數據，采用趨勢線模擬出境客流量對出口貿易的推拉方程：0TCK=254.18ln（0QKC）+300.01 R2=0.8565 （4）

式中，0TCK為中國出口韓國貿易額（億美元），0QCK為中國出境韓國客流量（百萬人次）。

2.2.2中國出境韓國客流量和進口貿易的相關性

由圖4可見，出境韓國客流量和進口韓國的貿易額自2005-2013年同步增長，而2014年的進口韓國貿易額有所下降。自2005-2007年低，中國出境客流量與進口貿易同步快速增長，增速分別為103.95%與145.97%。2007年底到2009年，中國的出口貿易額下降到1025.5億美元，增長幅度驟降72.59%。2009年到2014年，中國出境旅游人次由47.7百萬上升為109百萬，增速為228.72%，進口貿易額從1025.5億美元上升為1453.3億美元，增速為141.72%。除2014年中國進口韓國貿易額有所下降外，中國出境韓國客流量和進口貿易均快速增長。而從2014年進口貿易額的下降可以預測到在今后的幾年，中國出境人數與進出口貿易額會出現下降的趨勢。利用統計數據，采用趨勢線模擬出境客流量對進口貿易的推拉方程：ITCK=435.86ln（0QCK）+624.84 R2=0.7736 （5）

式中，ITCK為中國進口韓國貿易額（億美元），0QCK為中國出境韓國客流量（百萬人次）。

中國出境韓國客流量相對于進口貿易而言，其對進出口貿易的拉動作用強于進口貿易。

2.2.3中國出境韓國客流量和中韓進出口貿易的相關性

將2005年-2014年的中國出口貿易和進口貿易加總，得出中韓進出口貿易總額，再將其與中國出境客流量進行相關性分析，得到出境客流量對進出口貿易的推拉方程：ITCK=690.03ln（0QCK）+924.85 R2=0.829 （6）

式中，ITCK為中國進出口韓國貿易額（億美元），0QCK為中國出境韓國客流量（百萬人次）。

3兩個斷面旅游互動和貿易依存度的關系

3.1韓國斷面

圖5是2005-2014年中國出境游客占韓國入境旅游比以及韓國對中國貿易依存度。從圖中可見，2005-2014年中國出境游客占韓國入境旅游比從14%上升為43%，中韓旅游在韓國的旅游業中地位越來越重要；同時，韓國對華貿易依存度除2014年有所下降外，一直處于緩慢增加中。大致分為2個階段：第一階段2005-2013年中國占韓國入境旅游比從14%增加到35%，而韓國對華貿易依存度從05年的21%上升到13年的26%，而14年又回落到21%。第二階段為2013-2014年，對華貿易依存度下降了6個百分點，而中國游客占韓國入境旅游比緩慢增加，僅為8個百分比。預計未來幾年，中國占韓國入境旅游比的迅猛勢頭會有所減慢。為了從韓國斷面定量地分析中國出境旅游客流量占韓國入境旅游比和對中國貿易依存度的聯動關系，本文采用的直線方程進行回歸分析，其關聯帶動方程：TRIK-C=0.3195RITK-C+20.742 R2=0.4236 （7）

其中，TRIK-C為韓國對華貿易依存度，RITK-C中國游客占韓國入境旅游比。依據邊際彈性，當中國游客占韓國入境旅游比上升1個百分點，韓國對華貿易依存度就會上升0.3195個百分點。

3.2中國斷面

圖6是2005-2014年韓國占中國入境旅游比和中國對韓貿易依存度。由圖可見，10年來韓國占華入境旅游比在波動中逐漸下降，中國對韓國貿易依存度伴隨市場化的不斷深入與經濟的不斷發展，而逐漸下降。受全球經濟危機的影響，韓國占中國入境旅游比從2007年的18%下降為2009年的15%。中國對韓國貿易依存度和韓國游客占華入境旅游比兩組指標的縱向波動顯現較強的時間趨同性及相關性。為了從中國斷面定量地分析韓國占中國入境旅游比和中國對韓貿易依存度的聯動關系，本文采用的直線方程對其進行回歸分析，其關聯帶動方程：TRIC-K=-0.2066RITC-K+8.0942 R2=0.8709 （8）式中，TRIC-K為中國對韓貿易依存度，RITC-K為韓國游客占中國入境旅游比。依據邊際彈性，當中國占韓國入境旅游比每上升1個百分點，韓國對華貿易依存度會減少0.2066個百分點。

參考文獻：

[1]Jordan Shan&Ken Wilson. Causality between trade and tourism： empirical evidence from China[J].Applied Economics letters，2001（8）：

279-283.

[2]Russell Ronstadt. Does Tourism Remote Cross-b order Trade[J].2003，85（3）：569-579.

[3]李小牧.中國旅游服務貿易發展：1985-2004 年的國際收支分析[J].國際貿易，2006（10）：46-49.

[4]高靜.我國國際旅游服務貿易的競爭力分析：加入WTO后的比較分析[J].國際貿易，2006，9：20-22.

[5]John Seabrook， Susan Homer著.程盡能，盧滌非等譯.商務旅游[M].北京：旅游教育出版社，2004.3-27.

篇（3）

隱含碳排放（Embodied Carbon Emissions）是指某種產品在整個生產鏈中所排放的二氧化碳量，出口貿易隱含碳排放是指在生產出口產品的過程中所產生的二氧化碳排放量。

中國出口貿易隱含碳排放在中國碳排放總量中所占比重較大。張曉平（2009）的計算表明，2000-2006年中國每年出口商品隱含碳排放占全國總排放的比重基本在30%-35%。Yan和Yang（2010）認為，1997-2007年中國每年碳排放的10.03%-26.54%是在生產出口商品的過程中產生的。為了分析影響出口貿易隱含碳排放的原因，本文在投入產出法的基礎上，利用結構分解分析（Structural Decomposition Analysis）模型來研究2006-2009年中國出口貿易隱含碳排放的影響因素，以便為相關部門制定減排對策提供參考和依據。

一、計算方法描述

根據全國投入產出的平衡關系，可以建立能反映各行業產品的生產與分配使用情況的投入產出模型:

（1）

其中，x為各行業總產品向量，y為最終產品向量，為直接消耗系數或技術系數矩陣，表示行業j生產單位產品直接消耗行業的產品數量。

假設，則有：

（2）

其中，I為單位矩陣，為里昂惕夫逆矩陣或完全（包括直接和間接）需求系數矩陣。

產品在生產過程中除有直接消耗外，還有間接消耗。完全消耗系數B表示行業j生產單位產品直接和間接消耗行業i的產品數量，具體矩陣為：

（3）

大部分現有研究采用的里昂惕夫逆矩陣為，沒有將中間投入區分為本國產品或是進口產品，這會高估中國出口貿易的隱含碳排放量。本文在參考Sanchez-Choliz 和Duarte（2004）的基礎上，修正了里昂惕夫逆矩陣，即變換為，計算了除去進口中間產品后的中國出口貿易隱含碳排放量。

行業i的直接碳排放量Ci的公式參考《2006年IPCC國家溫室氣體清單指南》，具體為：

（4）

其中，Ci為行業i的直接碳排放量，單位為萬t。為行業i消耗能源e的標煤量，單位為萬t標準煤，這里所用的單位轉換是：1kg煤當量=29.3MJ，1億立方米天然氣=13.3萬t標準煤。λe為能源e的碳排放系數，單位是kg/TJ，如表1所示。

行業i的直接碳排放量Ci除以增加值xi，就得到該行業的直接碳排放強度矩陣，具體為：

（5）

行業j的直接碳排放強度矩陣Ci乘以其完全消耗系數矩陣bij，就得到該行業的完全碳排放強度矩陣，具體為：

（6）

設zj為行業j的出口貿易額，則行業j的出口貿易隱含碳排放量為：

（7）

設z為當年中國貨物貿易總出口額，為出口結構矩陣，表示j行業的出口額占總出口額的比例，則中國出口貿易隱含碳排放量為：

（8）

由公式（8）可知，中國出口貿易隱含碳排放的影響因素有3個：行業完全碳排放強度vj、行業出口結構、總出口額z。根據對數平均迪氏指數法（Logarithmic Mean Divisia Index），出口貿易隱含碳排放的變化可表達為：

其中，“0”表示基期，“t”表示比較期。I為強度效應（完全碳排放強度的影響），R為結構效應（出口份額的影響），S為規模效應（出口總額的影響）。I/C、R/C、S/C分別為這三個效應的貢獻率。

二、數據來源及行業合并

鑒于2010年能源數據尚未更新，本文研究的年份為2006-2009年。投入產出數據來自OECD2009年版本的投入產出數據庫，它提供了最新的2005年中國投入產出表，出口貿易數據來自《中國貿易外經統計年鑒》和《國別貿易報告》，各行業消耗的能源總量來自《中國能源統計年鑒》，農、林、牧、漁、水利業增加值來自《中國農村統計年鑒》，工業行業增加值2006年和2007年來自《中國統計年鑒》中的“按行業分全部國有及規模以上非國有工業企業主要指標”，2008年和2009年根據國家統計局“工業分大類行業增加值增長速度”計算得來。

為了使計算時所需的各行業數據相匹配，本文將《中國貿易外經統計年鑒》中的“出口商品分類章”、《中國統計年鑒》中的“按行業分能源消費量”和“OECD行業分類國內流量表”合并為15個行業，并用合并后的行業簡稱表示。它們分別是：（1）農、林、牧、漁、水利業；（2）食品、飲料和煙草制造業；（3）采掘業；（4）紡織、服裝和皮革業；（5）木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業；（6）雜項制品業；（7）造紙、紙制品、印刷、出版業；（8）化學及其相關工業；（9）橡膠、塑料制品業；（10）非金屬礦物制品業；（11）賤金屬及其制品業；（12）交通運輸設備制造業；（13）機器、機械器具、電氣設備及其零件、錄音機及放聲機、電視圖像業；（14）儀器儀表及文化、辦公用機械制造業；（15）其他行業。

三、計算結果與分析

利用公式（7）輸入相關數據得到2006-2009年各個行業的出口貿易隱含碳排放量，對每年所有行業的碳排量進行加總得到當年中國出口貿易隱含碳排放量。計算表明，中國出口貿易隱含碳排放量從2006年的 234192.53萬t減少至2009年的180900.56萬t。

利用公式（9）-（12）輸入相關數據得到強度效應、結構效應、規模效應的貢獻值。

由表2可知，強度效應最大，其貢獻值為-62447.97萬t，貢獻率為112.33%。這說明如果其他因素保持不變，各行業完全碳排放強度的下降使得中國出口貿易隱含碳排放減少了62447.97萬t。利用公式（6）輸入相關數據得到中國出口行業的完全碳排放強度，各行業平均碳排放強度從2006年的2.852萬t/億元下降到2009年的2.086萬t/億元。

其次是規模效應，貢獻值為9156萬t，貢獻率為-16.47%。中國各行業出口總額從2006年的77594.59億元升至2009年的82029.69億元，這使得中國出口貿易隱含碳排放增加了9156萬t。但由于強度效應和結構效應的影響，總效應為-55592.94萬t，因此貢獻率為負值。

最后是結構效應，貢獻值為-2300.97萬t，貢獻率為4.14%。說明出口結構的改善減少了中國出口貿易隱含碳排放。利用計算得到行業出口結構，結果表明：2006-2009年，完全碳排放強度較高的行業如紡織、服裝和皮革業出口額所占比重從18.6%下降到17.7%，賤金屬及其制品業從8.8%下降到6.4%，木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業從1.0%下降到0.8%；而碳排放強度較低的行業如農、林、牧、漁、水利業出口額所占比重從1.7%上升到1.8%，交通運輸設備制造業從4.0%上升到5.0%。

四、結論與建議

本文在投入產出模型的基礎上，利用LMDI法將2006-2009年中國出口貿易隱含碳排放的影響因素分解為強度、結構、規模三種效應。結論是：強度效應貢獻率最大，說明各行業碳排放強度的下降是碳排放減少的主要原因；結構效應貢獻率較小，但仍說明出口結構的改善有利于碳排放的減少；規模效應貢獻率為負值，說明雖然出口額的增長使得碳排放增加，但由于強度和結構效應，最后總的碳排放減少。以上研究表明，中國要減少出口貿易隱含碳排放，必須從降低行業碳排放強度、適度減小出口規模、改善出口結構這三方面做起，而后兩者可以進行綜合考慮。

參考文獻:

[1] 張曉平.中國對外貿易產生的CO2排放區位轉移分析[J].地理學報,2009, (2), 234-242.

篇（4）

關鍵詞：投入產出法；出口貿易；隱含碳

2001年，中國加入世貿組織，我國進出口貿易迅速發展，很快中國躋身于貿易大國之列。然而，隨著貿易、經濟的快速發展，我國在出口貿易中的隱含碳排放問題日趨嚴重。2007年，中的二氧化碳排放量超過美國；2013年，中國碳排放總量超過歐美總和，占全球的29%。并且，我國人均碳排放量首次超過歐盟。2009年的“十二五”提出，到2020年，我國單位國內生產總值二氧化碳排放將比2005年下降40%～45%。2015年的“十三五”提出，我國繼續堅持節約資源和保護環境的基本國策，加快建設資源節約型和環境友好型社會。作為世界碳排放大國， 中國面臨著巨大的國際社會壓力。

一、概述

目前，國內外的相關研究中，把隱含碳排放逐年增長的原因都大多數歸因于國家產業結構不夠先進，生產技術、方式相對落后，產品升級換代速度慢以及國際環境組織劃分碳排放責任不公平等，而對于出口貿易的增長促使隱含碳排放量增加這一研究相對欠缺。因此本文從我國出口貿易的角度出發，對貿易量的增加影響隱含碳的排放進行深入探討。分析出我國碳排放量逐年增加的主要原因是出口貿易量的增加。想要減少隱含碳的排放量，關鍵要對我國的貿易政策提出改進措施，必須完善我國的低碳化貿易政策，例如保持出口平穩增長，推動出口結構升級。根據不同行業碳排放量的差異，采取不同的出口限制政策和措施。引進先進生產技術，提高能源利用效率等。從而達到節能減排作用，并且促進低碳經濟發展。

二、研究方法

投入產出法，是由美國的WassilyW.Leontief教授創立的，即把一系列內部部門在一定時期內投入來源與產出去向排成一張投入產出表，依據該表來建立數學模型，從而計算消耗系數，再根據消耗系數進行經濟分析和預測。在投入產出分析中涉及到兩個最重要的概念：直接消耗系數和完全消耗系數。直接消耗系數是指某個部門在生產單位產品時需要消耗的各個部門產品的數量。完全消耗系數是指部門與部門之間除了直接消耗外，還需要通過中間產品消耗某一產品，稱作間接消耗，完全消耗系數則是某個部門在生產單位產品時的直接消耗與間接消耗的總和。

利用投入產出表中的直接消耗系數矩陣，將CO2直接排放系數轉化成CO2完全排放系數，從而得到隱含碳的排放系數。然后，用我國的出口貿易總量乘以隱含碳排放系數，得到出口產品中總的隱含碳。再減去直接能源出口中隱含的CO2，即可得到我國出口中的隱含碳。

具體指標如下：

1. 直接消耗系數：amn=qmn/Qmn（m，n=1，2，3，4……k） （1）

其中，amn表示n類產品的直接消耗系數。生產每一單位的n部門的產品所直接消耗的m部門的產品數量=生產n部門全部產品所直接消耗的m部門的產品數量/n部門的總產量。將amn記作矩陣A。

2. 完全排放系數：B=A（E-tA）-1（2）

其中，B表示完全排放系數，A表示直接消耗系數；t表示國內投入品中占投入的比重，且t=1- [m部門的進口額/（m部門進口額+m部門的總產值-m部門出口額）。（E-tA）-1稱為扣除進口產品影響的里昂惕夫逆矩陣。

3. 中間投入產品i的能源消耗強度：xi=Xi/Pi（3）

其中，設xi為生產單位產值的i產品所消耗的能源量，Xi代表產品部門i全年的能源消費總量，Pi代表產品部門i在同一年份的總產值。Xi和Pi 的數據均來源于《中國統計年鑒》 。

4. 最終產品部門j的隱含能源消耗強度：Cj=Σbij*xj（j=1，2，…，14）（4）

其中，Cj表示在生產單位產值的j類產品過程中，直接和間接消耗的中間投入的i（i=1，2，…，14）個部門的能源消耗強度之和。已知中間投入品i的能源消耗強度xi和生產j類產品所直接和間接消耗的i類產品的價值量。

5. 最終產品的出口產品的隱含碳

Qj = Wj*Cj*M（j=1，2，…，14）（5）

其中，Wj表示j類產品的出口額，M表示某一年單位能源消耗量的CO2排放強度

6. 全部出口產品的隱含碳：

z=ΣQj（j=1，2，…，14）（6）

三、實證分析

根據上述分析，從表1可以看出：

1. 我國2012年出口貿易中隱含碳的排放量整體高于2007年我國出口貿易中的隱含碳排放量。

2. 14個行業中，除煤炭開采和洗選業與紡織服裝鞋帽皮革羽絨及其制品業兩個行業，在2012年的出口貿易隱含碳排放量比2007年有下降趨勢以外，其余的12個行業在2012年的出口貿易隱含碳排放量都有了大幅度的上升。

3. 其中，石油和天然氣開采業、紡織業、化學工業、通用、專用設備制造業、交通運輸設備制造業、儀器儀表及文化辦公用品制造業以及通信設備、計算機電子設備制造業在我國出口貿易隱含碳排放量占據了大部分比重，大約70%左右。

4. 2012年，化學工業、通用、專用設備制造業和通信設洹⒓撲慊電子設備制造業這三個行業的出口貿易隱含碳的排放量比2007年有巨大的增長幅度。

利用投入產出法對我國出口貿易中的隱含碳進行測算后，通過得到的數據，分析出我國在出口貿易中的隱含碳排放問題的嚴重性。雖然貿易的快速發展加快了我國經濟增長的步伐，但是，貿易量的增大是促使我國出口貿易隱含碳愈加嚴重的重要原因。

我國出口貿易中隱含碳排放愈加嚴重的主要原因是貿易量的增長，中國是典型的隱含碳凈出口國。通過對中國出口隱含碳的測算，我們可以看出，中國出口貿易的快速發展導致出口貿易中的隱含碳排放量逐年增長。這表明，出口規模的大小和技術水平的高低對中國出口貿易隱含碳排放的影響較大。因此，我國出口貿易規模的龐大是出口貿易隱含碳排放逐年增加的主要原因。

相比我國的出口貿易規模之龐大，由于我國是制造大國，因此我國的進口貿易規模稍微偏弱。更重要的是，進口貿易伙伴國早就完成工業革命，加上生產技術較為先進，結構較為優化，碳排放強度低于中國，所以，我國出口貿易隱含碳排放量的增長大大高于進口商品隱含碳排放量的增長。要想我國出口貿易中的隱含碳排放量能夠得到有效的緩和，那么，我國就必須在現有的生產技術水平上取得更大的突破口，同時，也需要更進一步優化出口貿易的貿易結構。另外，化學工業、通用及專用設備制造業、金屬冶煉及壓延加工業、紡織業以及交通運輸業這幾個高污染企業占據了我國出口貿易隱含碳排放總量的60%～70%，并有逐年上升趨勢。因此，需要對這些部門的改進尤其加以重視。

四、對策及建議

基于以上的研究討論，針對貿易量的增加促使我國出口貿易隱含碳的排放逐年增加這一原因，提出如下建議：

我國應該對貿易政策進行改進，實行更加完善具體的低碳化貿易政策。

首先，我國政府應該確保對外貿易政策的連續與穩定，有了穩定的貿易環境，才能保持出口的平穩增長，提高我國的科技技術，促進出口結構的優化升級。處于當前全球化的時代背景下，中國必須要從制造大國邁進制造強國之列。因此，面臨加速升級換代的制造業，除了面臨發達國家對生產技術以及產品市場的高標準、高要求的壓力，還面臨著其他發展中國家低成本生產的壓力。國家和政府要繼續按照實情調整實施適合我國出口貿易結構的政策，對于一些高能耗、低附加值的產業要準確調控他們的出口規模。各企業各部門也要不斷通過生產技術創新等手段爭取在國際市場上獲得較大的國際競爭優勢，從而進入生產價值鏈的高端。

其次，促進高污染制造產業的換代升級，對高排放的產品出口要進行必要的限制，需要實施低碳化貿易政策。針對化學工業、紡織業等高污染行業，對其生產出的產品在出口時征收相應的環境關稅。另一方面，需要鼓勵進口替代政策，加快促進國內產業結構調整，以促進本國國內企業的節能減排。

最后，我國各行業也應該對自身的生產技術進行不斷創新，生產出綠色、低能耗、低排放的產品，減少出口碳排放量，從而能夠實現節能減排的大目標，真正實現低碳經濟的全面發展。

參考文獻：

[1]原磊磊，吳水榮，陳幸良，陳勇.國際貿易中隱含跨境碳轉移環境責任分擔問題研究[J].林業經濟，2015（27）.

[2]趙玉煥，劉月.基于投入產出法的中國出口產品隱含碳測算[J].中國人口.資源與環境，2011（18）.

[3]高金田，董博，許冬蘭.基于隱含碳測算的我國進出口貿易結構優化研究[J].山東大學學報.哲學社會科學版，2011（05）.

篇（5）

我國對外貿易的生態逆差問題概述

改革開放以來，伴隨中國經濟的高速增長及日益加速的城市化進程，中國的能源需求及溫室氣體排放規模也呈快速增加趨勢。2011年，中國一次能源消費規模已經超過美國，從而成為世界第一大能源消費國。近年許多西方國家認為，中國正在消耗過多的世界能源資源來維持經濟的持續增長，越來越多的國際碳減排壓力、“中國能源”、“中國氣候”等議論接踵而至。但是，我國大量能源消耗實質上是由于承接了國際產業轉移，為發達國家大量生產和加工產品。關于我國能源消耗的測算大都是基于生產側進行的，但作為“世界加工廠”的中國，卻都是在為其他國家生產產品，即必須基于消費側進行研究才更加符合我國能源消耗與貿易關系的現實狀況。我國對外貿易雖然保持著長年順差，但從能源消耗及對環境的污染角度來講，卻是生態逆差的，本文從我國出口貿易內涵能源的測算角度切入，借助數據證明我國因貿易所消耗的潛在能源規模，對我國能源消耗的國際轉移進行評估。

目前，國內外針對中國對外貿易的內涵能源及內涵碳問題已經有一些相關研究成果。Christopher L.Weber等（2008）對1987～2005年中國出口產品的內涵CO2排放量進行了測算，認為中國產品出口導致的碳排放及其引起的氣候變化效應對全球環境產生了影響；Fredrich KAHRL等（2008）通過構建中國能源使用和能源價格傳遞的結構模型，認為產品生產的上游環節是內涵能源的主要來源。國內的陳迎（2008）、齊曄（2008）、顧阿倫（2010）等都通過投入傳出分析得出了中國對外貿易內涵能源凈出口的結論，并給出了不同的規模評估；尹顯萍等（2010）還從國家、部門和重點行業三個層次出發定量研究了中日商品貿易中的內涵能源問題；Shui和Harriss（2006）則針對中美貿易中的內涵能源進行了測度，提出如果美國將其進口自中國的產品換為自己生產，則國內碳排放將增長3%～6%，中國生產用于出口到美國的產品所排放的溫室氣體約占到排放總量的7%～14%。綜合已有的研究成果來看，目前關于貿易內涵能源的測度問題沒有統一標準，很多研究存在諸多不足，如沒有考慮加工貿易的影響，這會嚴重高估計算結果。鑒于此，本文在研究方法上也將做進一步的改進和修正。

研究方法選擇和數據處理

（一）研究方法選擇

雖然目前學術界不同的研究成果存在較多差異，但投入產出分析已經被證明是計算貿易內涵能源問題最為有效的方法，計算結果的不同主要來自學者在處理具體能源消耗系數及簡化過程等方面。本文同樣基于投入產出分析法進行研究，具體計算公式如下：

直接消耗系數。直接消耗系數公式為Aij=Xij /Xj（i，j=1，2，..，n），其中Aij指的是j部門單位產出所直接消耗的i部門產出量，即i部門對j部門每生產一單位產品所做出的貢獻。所有的Aij構成直接消耗系數矩陣A。

完全消耗系數。完全消耗系數公式為B=（I-A）-1-I，其中矩陣B可由直接消耗系數矩陣A計算得到，I為單位矩陣。完全消耗系數矩陣B由完全消耗系數Bij構成，指的是j部門單位產出對i部門產出的直接和間接消耗之和。

部門單位產出的完全能耗強度。部門單位產出的完全消耗強度公式為EB=EA（I-A）-1，這是基于直接能耗強度與完全消耗系數相乘計算出來的，指的是該部門每生產一單位產品所直接消耗和間接消耗能源量的和。可以看出，完全能耗強度是計算產品內涵能源的關鍵因子，不同學者所計算結果之所以不同，一般都是因為選取了不同的完全能耗強度進行計算。如公式所示，EA指的是部門單位產出的直接能耗強度，是該部門一定時期內耗能總量Ei與總產值Xi的直接比值：EA=Ei /Xi。

出口貿易內涵能源的測算。一般來講，一國出口貿易的內涵能源規模是將各部門的完全能耗強度與對應進口或出口額相乘即可得到。但是，這樣做的一個巨大缺陷在于沒有考慮加工貿易的影響，這對素有“世界加工廠”之稱的中國來講，將使計算結果嚴重高估。因為針對來料加工的產品，其作為進口產品進入到國內之后，并沒有被消費，而是加工之后又重新作為出口產品流到國外。因此該部分產品在作為加工原料進入到國內時，其生產所消耗的能源不能計入出口貿易的內涵能源量。

限于各部門的加工貿易數據難以獲得，本文引入進口系數M，對出口貿易中進口加工貿易產品的比重進行估算。利用系數M對原直接消耗系數矩陣A進行修正，從而得到消除加工貿易影響的對外貿易內涵能源估值。具體修正方法如公式（1）：

（1）

其中EXE'為剔除進口加工產品影響的出口貿易內涵能源。需要說明的是，對系數M，均假定一部門對其他所有部門的投入中進口加工產品的比例是不變的。這樣的簡化處理可使系數M為對角矩陣。

（二）數據搜集和處理

投入產出表數據。本文研究共用到3張投入產出表，分別為中國2002年、2005年和2007年投入產出表。需要說明的是，很多研究都是基于一張投入產出表進行的研究，這在反映較長時間跨度的部門間生產關系時難以保證較高的準確性。本文數據時間范圍為12年（2000～2011年），基于時間就近原則對3張投入產出表進行充分合理地利用，即2000～2003年數據采用2002年表，2004～2006年數據采用2005年表，2007～2011年數據采用2007年表。在具體數據分類方面，由于投入產出表的部門分類與《中國能源統計年鑒》和聯合國貨物貿易數據庫均有所不同，為兼顧數據可得性、確保各分類數據之間最大程度的銜接、保留主要能源消耗部門等，最終將42部門的投入產出表合并為22部門，能源消耗數據及貿易數據均按照22部門的分類進行統一整合。

部門能源消耗數據。由前文可知，各部門能源消耗數據是計算直接能耗強度EA的關鍵，進而才能得到貿易內涵能源測算所需的完全能耗強度EB。本文中關于我國各部門2000～2010年的能耗數據來自《中國能源統計年鑒》，2011年數據則是在《2011年國民經濟和社會發展統計公報》所公布指標的基礎上，對2010年數據進行修正后得出的。此外，所有數據都經過了PPI價格指數和單位GDP能耗指數的修正，消除了物價波動等因素的影響。

部門貿易數據。部門貿易數據來自聯合國貨物貿易數據庫（UN Comtrade Database），分類標準采用SITC Rev.3（國際貿易標準分類第三版），并在此標準分類基礎上將原63章的產品分類合并為與投入產出表對應的22部門。需要說明的是，經過計算，合并后的22部門貿易數據，除第22類“其他行業”外，其余21個部門的貿易數據總和可達到總數的95%以上，說明22部門分類能夠有效反應我國對外貿易內涵能源的現實情況。

我國出口貿易內涵能源的測算結果

根據公式（1）可得，在考慮加工貿易的影響因素下，我國出口貿易內涵能源的測算結果見表1。由表1可得，剔除加工貿易影響后，我國出口貿易內涵能源增速有明顯提升，2000年為2.47億噸標準煤，2011年為13.58億噸標準煤，增長了近5倍，年均增速達到25%左右。再將該數據與我國各年的能源消費總量進行對比可發現，在各國指責我國能源消費持續過快增長的背后，是我國出口貿易內涵能源規模在以更快的速度增長。2000年，我國全年能源消費總量中有大約17%的規模貢獻給了出口產品的生產消耗，而這一數據在2011年已經達到了近40%的高水平，即現在我國全年能源消耗總量中，有三分之一以上是在為國外生產產品。

結論與政策含義

前文測算結果表明，我國出口貿易內涵能源規模增長極其迅速，2000年為2.47億噸標準煤，2011年為13.58億噸標準煤，增長了近5倍，年均增速達到25%左右。與全國各年的能源消費總量進行對比，我國出口貿易內涵能源總量占當年全國能源消費總量的比重，由2000年的17%，上升到2011年的39%。這些測算結果均顯示，國內的能源消耗通過貿易而向外發生的轉移量呈上漲趨勢，對外貿易規模持續增加的背后，是以對外貿易生態逆差為代價的。作為當今能源貿易及環境領域的熱點問題，中國對外貿易的內涵能源問題已經引起了國內外眾多學者的廣泛關注，相關研究也具有非常重要的政策含義。

一方面，關于一國能源消耗的規模評價及責任歸屬問題，必須基于消費側而非生產側進行研究探討。以中國為代表的發展中國家，正在越來越多的承接國際產業轉移，在國外發達國家逐步向第三產業側重發展的同時，我們卻剛剛步入工業時代，能源消耗及環境污染正急劇加速且尚未達到頂峰，同時還要面臨發達國家以碳減排責任為借口提出的種種苛刻要求。基于消費側研究貿易內涵能源問題，從本質上指出了中國表面上是消耗了大量世界能源資源，但也支撐了其他國家大量消費品生產與供給的事實。在當今的世界生產分工格局下，中國的能源消耗本質上有很大一部分通過對外貿易向外發生了轉移，也付出了巨大的環境污染代價。因此，發達國家在消費我們為其所生產的各種消費品的同時，還借口過度能源消耗和同等碳減排責任等一味地指責中國，嚴重有失公允，國際上所謂“中國能源”、“中國氣候”等是對客觀事實的嚴重扭曲。

另一方面，鑒于我國對外貿易內涵能源的規模依然在迅速增加，這也意味著要想減少對國內能源資源的過度消耗及環境污染，除長期逐步實施國內產業結構優化升級戰略外，中短期內必須以犧牲出口貿易規模的增長為代價，即必須在能源環境利益與經濟貿易利益之間做出取舍。改革開放以來，伴隨我國對外貿易規模的騰飛，相繼而來的能源消耗和環境污染問題也讓我們付出了沉重代價。由貿易帶來的內涵能源問題已經引起了中央政府的高度重視，近年頻出的“兩高一資”產品限制出口的貿易政策，表明國家政策層面已經認識到，為保護國內資源和環境，必須犧牲短期內的經濟貿易利益，未來通過逐步的貿易轉型來實現經濟和貿易的可持續發展。

參考文獻：

1.陳迎，潘家華，謝來輝.中國外貿進出口商品中的內涵能源及其政策含義[J].經濟研究，2008（7）

2.齊曄，李惠民，徐明.中國進出口貿易中的隱含能估算[J].中國人口?資源與環境，2008（3）

3.顧阿倫，何建坤，周玲玲，姚蘭，劉濱.中國進出口貿易中的內涵能源及轉移排放分析[J].清華大學學報（自然科學版），2010（9）

篇（6）

中圖分類號:F746.12 文獻標識碼:A 文章編號:1005-0892(2007)04-0105-04

一、文獻回顧

中國對日出口貿易與日本對華直接投資之間的關系，屬于東道國出口貿易和外商直接投資(FDI)之間的關系。對于這種關系，國內外學者提出了多種觀點，經整理相關文獻，可將這些觀點概括為如下四個方面：

（1）東道國出口貿易對FDI具有單向因果關系。該觀點認為東道國出口貿易增長會吸引更多的FDI流入。國際市場激烈的競爭會使國內出口企業不斷進行技術創新，通過降低成本，有效利用資本和多樣化生產提高競爭力，從而可以增加這些企業對FDI的吸引力。Hein(1992)通過對拉美以及東亞各國的實證分析指出，成功實施促進出口政策的國家吸引了大量FDI，東道國出口貿易擴張先于FDI的增長。[1]Lucas(1993)研究發現東南亞國家FDI對出口貿易彈性往往遠高于國內總需求彈性。[2]冼國明(2003)對外商在華直接投資與中國出口之間的相關性進行計量研究，結論是FDI對中國出口貿易彈性約為1.24％，中國出口貿易對FDI具有單向因果關系。[3]

（2）FDI對東道國出口貿易具有單向因果關系，該觀點認為FDI是東道國出口貿易增長的發動機。關于FDI對東道國出口貿易的促進作用，Muchielli和Chedor(1999)指出，對發展中國家進行投資的外國資本，擁有國內企業不具備的國際市場經驗、國際銷售網絡和更先進的技術及管理經驗，因此FDI可以大大提高一國出口競爭力。[4]Zhang和Song(2000)認為，外資企業通過對當地企業的“溢出效應”和多種形式的非股權產業聯系，可以直接帶動當地企業的出口貿易，或者可以提高當地企業的出口競爭力。[5]田銀華(2005)對中美貿易和FDI數據的經驗分析結果顯示，美國對華直接投資對于中國對美國出口貿易呈現單向因果關系。[6]封福育(2006)研究認為FDI對中國出口貿易具有創造效應，中國出口貿易對FDI彈性約為20.16％。[7]

（3）東道國出口貿易與FDI之間呈現雙向因果關系。乾友彥和春日義之(1997)就每種產業，對FDI和貿易進行了時間序列分析，認為日本和與其經濟交流密切的國家之間，貿易額和投資額將會不斷增加，東道國出口貿易和FDI之間向互補方向發展的可能性很高。[8] 崎彰彥(1998)[9]和石 明德(2005)按照產業類別，分別對1989～1996年和1996～2004年日本海外生產進行了計量分析，認為FDI和東道國出口貿易之間存在相互擴大的相關關系。[10]Liu、Wang(2001)研究認為中國總體流入的FDI和出口貿易之間存在雙向因果關系。[11]

（4）東道國出口貿易與FDI之間沒有相關關系。Jun和Singh(1996)對1969～1993年吸引外資較多的30個發展中國家進行了研究，發現泰國、厄瓜多爾、葡萄牙、希臘四國的出口業績對FDI具有吸引作用；FDI對新加坡出口具有明顯的促進作用；哥倫比亞、哥斯達黎加、埃及、馬來西亞、墨西哥、尼日利亞等六國出口貿易和FDI之間沒有顯著的相關性。因此認為東道國出口和FDI之間不存在值得討論的相關關系。[12]

綜上所述，對東道國出口貿易與FDI之間關系的研究存在著單向、雙向因果關系和無相關關系等不同觀點，四種不同觀點的政策含義是不同的。若出口貿易對FDI具有單向因果關系，那么合理的經濟政策就應該是通過增加出口來吸引FDI，而各類優惠引資政策則可有可無。反之，若FDI對出口貿易具有單向因果關系，那么制定各種優惠政策以吸引外資的工作則愈顯重要，其他兩種情況下的政策含義也可做類似討論。

出現上述四種觀點的差異表明需要結合國別進行實證研究，以便制定切實可行的引資對策。然而，結合國別的研究文獻并不多見，王洪亮（2003）針對中日貿易和投資關系進行了實證研究，采用1983~2001年的數據，認為中國對日出口貿易與日本對華直接投資之間具有雙向因果關系。[13]我國加入WTO后，基礎工業和基礎設施產業受到較大影響。[14]處于經濟結構調整期的中國對日出口貿易與日本直接投資之間，是否仍保持雙向因果關系有待證明。本文運用協整理論及其方法，研究了1985~2005年中國對日出口貿易與日本對華直接投資之間的關系，試圖從中找到相應結論。

二、計量方法與模型設定

1. 樣本說明

本文主要檢驗中國對日出口貿易與日本對華直接投資關系，不考慮中國對日進口額、利率、匯率及GDP等相關變量的影響。LEXt表示t時期中國對日本出口額的自然對數，LFDIt表示t時期日本對華直接投資額的自然對數。樣本區間為1985~2005年，1985~2004年數據來自《中國統計年鑒》有關各期，[15]2005年數據來自中國駐日本國大使館經濟商務參贊處網站，[16]使用Eviews5.0軟件進行變量計算和計量分析。

2. 檢驗平穩性和協整關系

1987年Engle和Granger提出協整理論及協整檢驗方法。對回歸殘差進行單位根檢驗的協整檢驗有三種：CRDW檢驗、DF檢驗和ADF檢驗。本文采用ADF檢驗來判斷殘差序列的平穩性，進而判斷變量之間是否存在協整關系。

對兩個變量的協整關系檢驗采用EG（Engle和Granger）最小二乘估計法（OLS）。設{LFDIt)和{LEXt}均為I（1）變量，首先建立OLS模型，進行協整回歸：

4. 檢驗Granger因果關系

協整檢驗表明變量之間是否存在長期均衡關系，但是否構成因果關系還需要進一步檢驗。如果變量LEX有助于預測LFDI，即根據過去值對LFDI進行自回歸時，加上LEX的過去值，能夠顯著地增強回歸的解釋力，則稱LEX是LFDI的Granger原因，否則稱為非Granger原因。其檢驗模型為：

由于Granger因果關系檢驗對滯后階數非常敏感，需要依次多滯后幾階，檢驗結果是否具有同一性。

三、計量檢驗結果及分析

1. ADF檢驗結果

圖1顯示，時間序列LEXt和LFDIt應為非平穩序列，但它們可能具有共同的趨同成份。圖2顯示，一階差分序列為平穩序列，并有相似的變化周期，這是它們之間存在協整關系的重要跡象。采用ADF檢驗平穩性，ADF檢驗最佳滯后階數根據SC準則確定，SC值越小，則滯后階數越佳。檢驗形式為（C，T，L），C、T、L分別代表常數項、時間趨勢項和滯后階數。由表1可見，LEX和LFDI在1％的顯著性水平上ADF絕對值小于臨界值，不能拒絕零假設，說明兩變量是非平穩的。而一階差分后ADF絕對值大于臨界值，可以拒絕零假設，說明LEX和LFDI是一階差分平穩，為I（1）過程。

圖1水平值序列圖

圖2一階差分值序列圖

表1ADF檢驗結果

MacKinnon (1996) one-sided p-values

注：表示變量序列的一階差分，*表示臨界值取顯著水平為5%的臨界值，其余均為1%的臨界值。

2. 協整檢驗結果

根據ADF檢驗，由于LEX和LFDI均為一階單整，可以由EG法考察其協整關系或長期均衡關系。對方程（1）進行OLS回歸，結果見表2。直接回歸方程（1）的結果顯示DW值很低，為0.92，表明殘差存在自相關，需要進行自相關修正。表2列出了修正后的回歸結果，修正后的DW值為2.35，較修正前有顯著改善，表明從統計上已消除了殘差自相關。回歸顯示，在 1985～2005年期間，中國對日出口貿易對于日本在華直接投資有顯著的影響，呈現正相關。模型擬合較好，各系數都通過了顯著性檢驗，R2和調整的R2均為96％，F統計值顯著。為了檢驗是否存在協整關系，還要考察自相關修正后的方程殘差是否平穩。根據AIC和SC最小準則選擇無常數、無趨勢、滯后1階進行ADF檢驗，結果見表3。發現殘差在5％的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明殘差序列是平穩的，中國對日出口貿易和日本在華直接投資之間存在顯著的協整關系，二者大致以相同速率向上漂移。殘差自相關修正后的協整方程為：

LFDI=-3.6+1.19LEX+[AR(1)=0.55] (4)

根據協整方程（4），長期內中國對日出口額每變動1％，日本在華直接投資將同方向變動1.19％，即日本對華直接投資對于中國對日出口貿易彈性約為1.19％，中國對日出口貿易和日本在華直接投資之間具有顯著正相關性。

表2協整檢驗結果

表3回歸殘差的ADF檢驗結果

注：***，**，*分別表示1%，5%，10%的顯著水平。

3. 誤差修正模型

根據Granger定理，兩個具有協整關系的變量一定存在誤差修正模型。首先選擇每一個變量的滯后長度，本文使用Hendry從一般到個別的建模方法。開始每個變量滯后3期，根據方程（1）反復嘗試和剔除不顯著的滯后期，得到ECM：

LFDI=0.06 -0.09LFDI (-1)+0.81LEX

+1.02LEX(-1)-0.26EC(-3)(5)

R2=0.6086Ad-R2=0.4663DW=1.9760

由方程（5）可見，擬合度較低，可能是由于缺少了相關變量所致。但是方程不存在自相關性，估計系數顯著為負，調整方向符合短期波動向長期均衡調整的誤差修正機制，所以該模型是可靠的。誤差修正系數為-0.26，表明當短期波動偏離長期均衡時，將以26％的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

4. Granger因果檢驗結果

用Granger因果檢驗方法判斷是中國對日出口的增長吸引了日資，還是日資帶動了中國對日出口貿易的增長，或者是兩者互為因果關系。從表4的檢驗結果可以看出LEX是LFDI的Granger原因，而LFDI對LEX不存在Granger因果性，即中國對日出口貿易對于日本對華直接投資具有單向因果關系。這一結論與Hein（1992）、 Lucas（1993）和冼國明（2003）的結論相一致，認為東道國出口競爭力的提高會吸引更多FDI流入。但是，王洪亮（2003）認為中國對日出口貿易對于日本對華直接投資具有雙向因果關系，本結論顯然與之截然相反。對此，筆者考慮中國入世可能是個很重要的影響因素，中國對日進口額、利率、匯率及GDP等相關變量也應該有一定的影響。總之，還有待于進一步深入進行實證研究方可下結論。

表4Granger因果關系檢驗結果

四、結論與建議

由上述分析，可以初步得出如下結論：

（1）協整關系檢驗表明，中國對日出口貿易與日本對華直接投資之間存在著長期均衡關系；日本在華直接投資對于中國對日出口貿易彈性約為1.19％，即中國對日出口每增加1％，可以導致日本對華直接投資增加量1.19％。

（2）從誤差修正模型可以看出，中國對日出口貿易與日本對華直接投資之間存在著一個由短期波動向長期均衡調整的機制，當短期波動偏離長期均衡時，將以26％的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。這也從另一個角度印證了中國對日出口貿易與日本對華直接之間存在長期均衡關系的初步結論。

（3）因果關系分析表明，中國對日出口貿易的增長吸引了日資，而不是日資帶動了中國對日出口貿易的增長。中國對日出口貿易不屬于“投資引導型”，日本對華直接投資屬于“貿易引導型”。

既然中國對日出口貿易增長能夠導致日本對華直接投資的增加，那么應該制定通過增加對日出口以吸引日資的經濟政策，而沒有必要過多利用各種優惠政策吸引日資。實際上中國入世后，試圖通過減免所得稅、返還增值稅、提供優惠貸款等優惠待遇的方式再來吸引日資，其運作空間也越來越小。同時，東南亞國家在吸引日資方面也與中國展開了激烈的競爭。因此，如果日資著眼于中國出口潛力，那么我國對吸引日資政策的調整就可以更加明確方向。建議政府今后應該減少優惠措施，放寬日資投資比例限制，放松對日出口限制，通過產業關聯，為日資企業提供完整的產業鏈，提高出口競爭力，如此方能大幅引進日資。

*作者感謝遼寧大學徐平教授、李平教授對本文提出的寶貴修改意見。當然，文責自負。

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參考文獻：

[1]Hein,S,.Trade Strategy and the Dependency Hypothesis: A Comparison of Policy, Foreign Investment and Economic Growth in Latin America and East Asia.Econom ic Development and Cultural Change,1992, 40(3): 495~ 521.

[2]Lucas, R.On the Determinants of Direct Fore- ign Investment: Evidence from East and SoutheastA sia World Development,1993,21(3):391~406.

[3]洗國明. 中國出口與外商在華直接投資[J]. 南開經濟研究，2003，(1)：45~48.

[4]Muchielli,J.L,& Chedor, S.Foreign Direct Investment, Export Performance and the Impact on Hoine Employment: A Empirical Analysis of French Firms. New Horizons in International Business. Cheirenharn, UK:Edward Elgar, 1999.

[5]Zhang, Kevin Honglin and Shun feng Song: Promoting Exports the Role of Inward FDI in China. Economic ic Review, 2000.Vo1 11:385~396.

[6]田銀華，朱文蔚. 美國的直接投資對中美貿易影響的協整分析[J] .當代財經，2005，(10)：94~98.

[7]封福育，王少平：FDI對中國出口貿易影響的實證分析[J] .南昌大學學報，2006，(3)：53~55.

[8]乾友彥，春日義之：日本企業の對外直接投資と貿易に與える影響[J] .日本開發銀行調查，1997， No.229.

[9]崎彰彥，乾友彥，野坂博南：日本經濟のグロ一バル化[M] .東洋經濟新報社，1998.

[10]石■明德，譯村帝我，原麻美：日本の對中直接投資の決定要因[A] .ISFJ政策フォ一ラム[C] .2005.

[11]Liu,Xia ming Chen gang Wang and Yingqi Wei:Causal Linke between Foreign Direct Investment and Trade in China. China Economy ic Review, 2001.12:190~202.

[12]Jun,K.W,& Singh,H. The determinants of foreign direct investment in developing countries. Transnational Corporations, August 1999.2(5):67~105

[13]王洪亮，徐霞. 日本對華貿易與直接投資的關系研究[J]. 世界經濟，2003，(8):28~37.

[14]劉倫武：加入WTO后對我國基礎產業的影響及應采取的對策[J]. 江西財經大學學報，2002，(3)： 35~37.

[15]中國國家統計局:中國統計年鑒[M]. 北京：中國統計出版社，1986~2004年版.

篇（7）

一、如何界定貧困化增長

“貧困化增長”是德國經濟學家科拉迪尼于1947年對于國家的出口貿易條件惡劣而提出的一個名詞。其具體含義為：一國因經濟增長而惡化了貿易條件，從而導致本國福利水平下降，是一種貿易規模不斷擴大，而貿易條件不斷惡化的外貿增長。

一般認為貧困化增長發生的前提條件，具體包括以下四種：

1.增加的生產要素必須是用于生產偏向出口產品的。若一國的經濟增長偏向于可出口部分，就會使該種商品的世界總供給可能大于世界總需求，國際市場商品價格下降，導致該國的貿易條件惡化。

2.國外對該種商品的進口需求為價格無彈性。此時，該國該種商品出口供給的擴大就會使價格下跌，從而使貿易條件惡化，出現貧困化現象。

3.針對這一國家的出口貿易影響比較大，這個國家的貿易情況會影響國際市場。

4.出口貿易占該過經濟總量的很大一部分。

二、中國“貧困化增長”現狀及原因

我國的國際貿易歷經多年完善，現在已經可以支撐起很大一部分的市場以及經濟水平。但中國的出口仍然是以的勞動密集型產品為主，高新技術產品出口的主要貿易方式仍然是加工貿易類，但是由于我國的出口貿易多數都是加工類型，很少有自己的原創工業產業，所以我國的出口貿易雖然在國際上影響比較大，但是競爭力較弱。沒有自主的技術就不能牢牢把握國際貿易的市場。從這個方面來說，我國對外貿易的發展接近于貧困化增長。

導致我國出現貧困化增長的原因大體包括：

1.中國是一個貿易大國，且經濟上對國際貿易有依賴性

（1）隨著我國特色社會主義的發展，我國在世界范圍內的影響力也越來越大。很多國家愿意與我國建立良好的國際貿易合作。這些都體現這我國飛速增長的經濟水平并彰顯著我國的經濟實力。2010年度全國進出口值為29727.6億美元，同比增長34.7%。國家外匯儲備在2010年末達到28473億美元，同比增長18.7%，遙遙領先于世界各國。從數據上看，毋庸置疑，中國是一個貿易大國。

（2）衡量一國經濟對國際貿易依賴程度的主要指標就是對外貿易依存度，我國近六年來對外貿易依存度都是在50%左右，整體上偏高。而作為西方發達國家代表的美國，除08年金融危機時期外，其外貿依存度在25%左右。

我國外貿依存度的比例相當的大，這些數據可以表明我國的經濟主體是由國際貿易帶動的經濟發展。換言之也就是我國國內市場的需求量遠遠小于國際市場。容易造成我國的巨額外匯儲備。這說明我國經濟對世界經濟有很大的依賴性。

2.中國出口貿易結構不優，出口產品技術水平不高

加工貿易是我國出口貿易的主要方式。我國一直被譽為“世界工廠”，這一稱謂也說明我國的國際貿易類型多數以簡單的出口加工為主，這在為我國經濟發展提供動力的同時也產生了比較嚴重的問題：首先，這樣的出口貿易模式不利于我國相關產業技術的進步以及發展。其次，這種模式會限制我國相關產業的競爭力，長此以往將會面臨更大的市場壓力。

三、中國合理改善困難發展環境的建議

1.調節市場成本

在國際貿易日益完善的今天，市場的成本成了熱門的話題。隨著我國市場的逐步開放，我國對于進口原料的需求就越來越大。所以現階段不可避免的就是要調節市場的成本，維持市場的穩定。目前可行的方式有：降低進口關稅、擴大進口市場渠道、開發國內原材料市場等方法。通過以上幾種方式有效的調節市場的成本，合理改善出口市場環境。

2.從商品出口轉向技術出口

技術的革新一直都是永恒的話題，一個市場的產能是有限的，但是市場中的科學技術水平是可以改善市場的環境的。應用科學的方法改變并完善出口貿易就可以提高傳統行業的競爭力。力求從商品出口進一步轉向技術出口。全面提高市場競爭力。

3.鼓勵良性競爭

除了在市場以及產業方面的改善之外，我們還應該鼓勵在市場內部的良性競爭。現在的市場有很多的待開發以及待改造的部分，這些部分的引用都會對市場整體的效益水平有積極的影響。目前我們鼓勵良性競爭就是想在市場中創造出最強的力量以及最大的成果。

4.從國內市場入手調控出口貿易平衡

一直以來我國的國民經濟發展都是依賴于大量的出口貿易帶動的國內市場需求。但是從現階段來看我國的國內市場潛力遠大于出口貿易。我國正處于一個高速發展的經濟增長道路上，進一步加大對于國內市場的開發力度，加大國內市場的需求是現在的當務之急。所以現在可以通過國內市場調控出口貿易平衡性。

5.嚴格把控價格浮動大的產品出口量

篇（8）

基金項目：本文接受教育部哲學社會科學青年基金項目（11YJC790073）；南京審計學院人才引進項目（NSRC10009）資助

中圖分類號：F752 文獻標識碼：A

收錄日期：2012年2月28日

一、引言及文獻回顧

最新發展的異質性貿易理論指出，一國的出口增長是由其出口貿易的深度邊際和廣度邊際增長共同實現的。出口貿易廣度邊際和深度邊際實質上是對出口增長進行結構性分解，這種結構性分解方法對理解一國出口增長的質量、平穩性和可持續性具有重要意義。貿易自由化對國際貿易的二元邊際的影響是當前國際經濟領域中的一個重要研究議題。由于貿易自由化往往與一國的貿易政策密切相關，深入探討貿易自由化對出口廣度邊際和深度邊際的影響，對于一國貿易政策的制定、評估和修正具有重要意義。

區域貿易協定中雙邊關稅的削減、制度協調安排等機制可以有效降低雙邊貿易中的貿易成本以及相關的不確定性。這些機制被普遍認為是促進國際貿易廣度邊際增長的主要原因。但由于不同的區域貿易協定在涵蓋范圍以及自由化程度上存在差異，所以區域貿易協定是否促進了成員國出口貿易廣度邊際的增長以及程度大小上的經驗研究結論并不一致。Redding（2010）指出，單邊、多邊和優惠貿易協定等不同的貿易自由化方式對一國的福利效應具有顯著的區別，原因在于不同的貿易自由化方式會對異質性企業產生不同的影響。Dutt，Mihov and Zandt（2011）利用經典的引力模型實證分析了以多邊貿易自由化與區域貿易自由化對出口貿易的廣度邊際和深度邊際的影響。其實證研究的結果顯示，WTO提高了成員的出口貿易廣度邊際，而區域貿易協定則在降低成員出口貿易廣度邊際的同時提高了其出口貿易的深度邊際，甚至區域貿易協定對出口貿易廣度邊際的負面影響的程度超過了其對出口貿易深度邊際的積極影響。而Foster，Poschl and Stehrer（2010）以經典引力模型為基礎并運用配對技術方法的實證研究結果則顯示，區域貿易協定對成員雙邊貿易增長具有顯著的促進作用，同時成員間雙邊貿易增長主要是通過廣度邊際實現的。Berthou and Fontagne（2008）以法國企業層面的數據實證研究了歐元區的成立對法國出口廣度邊際具有顯著的正向影響。錢學鋒等（2010）在Chaney（2008）建立的“扭曲”的引力模型基礎上，實證分析了中國出口貿易二元邊際及其影響因素。

中國-東盟自由貿易區（CAFTA）是中國簽訂的第一個自由貿易協定，研究CAFTA對中國出口貿易的效應對今后我國新FTA建設具有重要的借鑒意義。目前，針對CAFTA對中國出口貿易廣度邊際影響的研究較少，已有的研究無論是采用可計算一般均衡模型還是采用引力模型方法，大多認為CAFTA促進了我國出口貿易的增長，但都沒有對中國向CAFTA伙伴國出口的總量增長進行結構性的分解。這就使得它們不能有效解釋自由貿易協定對中國出口增長影響的微觀結構及其福利含義。本文在異質性企業貿易理論框架下，借鑒Chaney（2008）構造的“扭曲”的引力模型，對我國2000～2009年HS-6位數產品出口貿易面板數據進行檢驗，實證分析CAFTA的建設對我國出口貿易廣度邊際的影響。

二、經驗研究

（一）出口貿易廣度邊際的測度。基于不同的研究目的和數據的可得性，不同學者對出口廣度邊際的定義具有一定的差別。Pacheco and Pierola（2008）綜合地理因素與產品的視角，認為出口廣度邊際主要是指建立起一種新的貿易關系。具體包括三種情況：一是新產品老市場；二是老產品新市場；三是新產品新市場。Bernard et al.（2009）則根據企業層面的貿易數據，將出口廣度邊際定義為由于企業進入或退出而引致的貿易變化。鑒于本文所使用的數據為2000～2009年HS-6位數的細分產品貿易數據，故采用產品種類的角度來定義出口廣度邊際。同時，考慮到我們研究的是雙邊層次上的出口貿易廣度邊際，因此將“新產品新市場”界定為出口廣度邊際。具體而言，若2000年沒有產品j從中國出口到o國，但在2009年有產品j從中國出口到o國（N■■），那么出口廣度邊際N定義為：N=■N■■。

（二）計量模型。Anderson and van Wincoop（2003）指出，經典的引力模型假定同質性企業和消費者具有種類偏好，從而使所有產品都能夠進行國際貿易。因而，在經典引力模型中并不存在貿易的廣度邊際。尤其是現有引力模型所估計的國家樣本往往只考慮了雙邊具有正的貿易流量，忽略了零貿易，從而使其估計結果存在偏差。Chaney（2008）構建了一個多邊非對稱的異質性企業貿易模型，并推導出一個“扭曲”的引力模型：

X■■（?準）＝

?滋h×■×■■×f■■■，0，otherwiseif ?準≥■■（1）

其中，X■■代表i國的h部門向j國的出口量；Y、Yi、Yj分別代表世界、i國和j國的經濟規模；w■代表工人生產率；?子■■、f■■分別代表可變貿易成本和固定貿易成本；?茲■■為多邊阻力項；?滋、?酌、?滓為外生的參數，分別代表消費者對產品h的消費份額、企業異質性參數和產品間的替代彈性。當部門h內的企業生產率水平大于門檻生產率（■■）時，國家i的部門h向國家j的出口量為正，否則出口量為0。

錢學鋒等（2010）把出口貿易廣度邊際用企業數量代替，根據式（1）推導出如下出口廣度邊際（Nij）：

Nij＝■■×■f■■×■■ （2）

由式（2）可以看出，企業異質性參數?酌越大（企業間生產率差異質性程度越低），則貿易成本、工人的生產率及多邊貿易阻力的效應越強，即行業內企業生產率異質性程度越低，出口貿易廣度邊際的影響因素的效應越明顯。

我們在式（2）的基礎上加入代表國家間是否達成區域貿易協定的虛擬變量（RTAij）構造如式（3）所示的計量方程：

Nij＝?琢0＋?琢1lnyi+?琢2lnyj＋?琢3lnwi＋?琢4ln?子ij＋?琢5fij＋?琢6ln?茲j＋?琢7RTAij+?著 （3）

式（3）中?著為殘差項；其他變量與式（1）含義相同。

（三）變量與數據

1、出口貿易廣度邊際。將2000年出口量為0而2009年出口到某個國家的量為正的某種產品作為參照，依次考察2000～2009年各年該產品是否由中國出口到該國，如果出口量為正，則該出口值作為出口的廣度邊際，如果沒有出口，則該值為0。該值以水平值的形式進入回歸方程。

2、經濟規模。本文使用東盟5國GDP總量（GDPj）和中國的GDP總量（GDPc）來衡量其經濟規模，數據來源于世界銀行WDI數據庫。以對數形式進入回歸方程。預期經濟規模對出口廣度邊際的影響為正。

3、出口目的國生產率水平（ln PROj）。由于我們難以獲得各國的工人工資率的具體數據，因此我們采用勞動生產率水平來替代工人工資率。以各國每工人的產出代表其勞動生產率水平，數據來源于世界銀行WDI數據庫。以對數形式進入方程，根據式（2）其符號預期為負。

4、可變貿易成本（ln DISTij）與固定貿易成本（ln freej）。參照通常的做法，將雙邊地理距離代表可變貿易成本。我們以中國與東盟5國首都之間的直線距離作為可變貿易成本，數據來源于Winglobe2.1軟件。以對數形式進入方程，預期符號為負。固定貿易成本，參照錢學鋒等（2010）的做法，使用The Heritage Foundation出版的Index of Economic Freedom中提供的各國總體得分來衡量東盟5國的固定貿易成本，該得分越高，則該國的固定貿易成本越低。以對數形式進入方程，預期符號為正。

5、多邊阻力（ln mrj）。參考Kancs（2007）將多邊阻力重新定義為?茲■■■■■（Y■/Y）?準■。假定兩國間存在對稱的貿易成本（?準■＝?準■），并且一國的內部貿易成本為0（?準■=1）。參考Head and Mayer（2004）推導出的貿易自由度計算公式：

?準od=■ （4）

式（4）中E■、E■分別為從o國向d國的總出口和從d國向o國的總出口；E■、E■分別表示o國和d國的國內銷售，等于國內總產出減去其總出口。依據以上多邊阻力的定義和貿易自由度計算公式（4），我們可以計算得到東盟5國的國際貿易多邊阻力值。以對數形式進入方程，預期符號為正。

6、區域貿易協定（RTAij）。當中國與東盟5個國家間有區域貿易協定時，該變量值為1，否則為0。如前所述，區域貿易協定這一虛擬變量反映了以一國貿易自由化程度得分所代表的固定貿易成本和以地理距離所代表的可變貿易成本之外的如區域貿易協定中的制度協調、關稅削減等制度安排所帶來貿易成本降低的效應。因此，我們預期該變量的系數為正。

（四）估計方法與回歸結果。為研究行業內企業間生產率異質性程度對貿易成本下降所引致的出口貿易廣度邊際增長的影響，我們采用OECD（2003）根據行業技術水平差異的分類方法，將制造業行業分為高技術行業、中高技術行業、中低技術行業和低技術行業等四個行業，同時利用中國工業企業數據庫（1998～2007）所提供的企業層面的數據，以企業人均工業增加值代表其勞動生產率水平，分別計算了以上四個大類行業內企業間生產率異質性程度（以行業內企業間人均工業增加值標準差在2000～2007年平均值的對數表示）。為避免使用引力模型進行貿易流量估計時損失零點貿易數據，通常的做法是采用雙邊貿易流量以ln（1+Tij）形式進入方程，但正如Santos-Silva and Tenreyro（2006）所指出的，這種處理方式在存在異方差的情形下將產生不一致估計的缺陷，因此他們建議采用PPML估計方法以避免不一致估計的問題。我們參照他們的建議，采用PPML方法對回歸方程進行估計，表1報告了回歸結果。（表1）

（五）穩健性檢驗。為檢驗回歸結果的穩健性，我們重新定義出口貿易廣度邊際為：2000年中國沒有向國家o出口產品j，而在2007年、2008年和2009年三年內連續有產品j向該國出口。然后，再依次考察2001～2009年各年該產品是否由中國出口到該國，如果出口量為正，則該出口值作為出口的廣度邊際，如果沒有出口，則該值為0。該值以水平值的形式進入回歸方程。按照重新定義的出口貿易廣度邊際，我們仍使用PPML方法對式（3）進行回歸，回歸結果如表2所示。（表2）

通過重新定義出口貿易廣度邊際，使用相同的方法進行回歸后，我們發現所有變量的符號和顯著性沒有改變，表明表1中的回歸結果具有穩健性。

（六）回歸結果分析

第一，與經典的引力模型相同，出口目的地的經濟規模和出口國的經濟規模對出口廣度邊際有正的影響。其中，高技術行業和低技術行業出口廣度邊際受出口目的地經濟規模的影響為正，但其統計上不具有顯著性。而中等技術水平行業（包括中高技術水平和中低技術水平）的出口廣度邊際受出口目的地經濟規模影響為正，且具有統計上的顯著性。出口國的經濟規模對不同技術水平行業的出口廣度邊際具有積極的影響。這一結果與Frankel，Stein and Wei（1995，1996）所指出的“經濟規模較大的國家之間建立自由貿易區會引致貿易品種數較大的擴張”的發現相一致。這意味著，我國在選擇貿易伙伴國時，與經濟規模較大的國家簽訂自由協定，對我國出口貿易廣度邊際的增長更加有利。

第二，固定貿易成本（以出口目的地經濟自由程度的得分代表）對不同技術水平的行業具有負面影響，即出口目的地的經濟自由程度越高，則我國出口貿易廣度邊際越大。這可以從以出口目的地的經濟自由程度得分表示的固定貿易成本的回歸系數為正反映出來。從這一點來看，通過具有約束性的貿易協定安排，降低我國出口企業在出口目的地所面臨的固定成本具有積極的意義。

第三，可變貿易成本（以地理距離代表）對不同技術水平行業的出口廣度邊際的影響與固定貿易成本相似，其對不同技術水平行業均具有負面影響。但是，從統計顯著性上看，可變貿易成本對中低技術行業和低技術行業的影響較為顯著，而對高技術行業及中高技術行業的影響不具有顯著性。這反映了高技術行業和中高技術行業由于具有較高的附加值，從而可以部分吸收這部分成本有關。從這一結果看，隨著我國制造業技術水平的不斷升級，選擇自由貿易協定伙伴時，可以突破地理臨近的限制，在更廣的范圍內來尋找理想的FTA伙伴國。

第四，多邊阻力項對我國出口廣度邊際的影響為正，即出口目的地國家與其他國家的貿易阻力越大越可能促進與我國之間的貿易。同樣，中等技術水平行業的影響在統計上是顯著的，而高技術水平行業和低技術水平行業的影響則不具有顯著性。這一方面反映了我國制造業發展階段的現實，同時也提醒我們在建設自由貿易區時實現“深度一體化”以促進我國高技術行業出口的必要性。

第五，高技術水平行業和中高技術水平行業的出口目的地的生產率水平的回歸系數為正，而中低技術水平行業和低技術水平行業的該項回歸系數為負。這主要反映了出口目的地的勞動生產率水平越高則其對高技術水平和中高技術水平產品的需求較多，而對低檔產品需求較少的現實。我們認為與已有的研究結果所顯示的“出口目的地生產率水平與出口廣度邊際負相關”存在差異的原因在于，我們的樣本中除新加坡外，其他四個東盟國家均為發展中國家，其勞動生產率水平與我國相差不大，其對我國出口廣度邊際的影響主要體現在需求方面，而與已有研究中發達國家與我國勞動生產率差異明顯，而主要體現在供給方面存在差異。

第六，雙邊間是否達成自由貿易協定對我國出口廣度邊際的影響均為正，且在統計上是顯著的。這反映了CAFTA在降低我國與其他成員國間雙邊貿易的固定成本、可變成本以及不確定性方面具有顯著的作用，進而對促進我國向其他成員國的出口貿易廣度邊際增長產生顯著的積極影響。

第七，我們通過比較不同技術水平行業的企業間生產率異質性程度以及影響我國出口貿易廣度邊際的各影響因素的回歸系數及其顯著性可以看出，企業間生產率異質性程度越大的行業，貿易成本降低對我國出口貿易廣度邊際增長的影響程度越弱。這與Chaney（2008）的理論模型的預測一致。

三、結論

本文基于異質性企業貿易理論框架，利用一個“扭曲”的引力模型和PPML估計方法對CAFTA的實證研究發現，不同技術水平的行業出口貿易廣度邊際的影響因素既有共同特征又存在差異。

1、出口國和目的地的經濟規模對出口貿易的廣度邊際有正的影響，這一正向影響在不同技術水平行業間是一致的。出口國的經濟規模對出口貿易廣度邊際的積極影響則是顯著的，因此，經濟規模較大的國家間達成自由貿易協定對出口廣度邊際具有積極的影響。

2、固定貿易成本對出口貿易廣度邊際具有負面作用。固定貿易成本對高技術行業和中高技術行業的負面影響不顯著，而對中低技術水平行業和低技術行業具有較為顯著的負面影響。固定貿易成本可以被高技術行業和中高技術行業的出口廠商部分吸收消化，而中低技術行業和低技術行業則由于其附加值較低，而對固定貿易成本反應敏感，其負面影響較為顯著。

3、可變貿易成本對出口貿易廣度邊際具有負面影響。與固定貿易成本相似，中低技術行業和低技術行業的出口廣度邊際受可變貿易成本的影響較為顯著。

4、多邊阻力對出口廣度邊際的影響在不同技術水平行業間也存在一定的差異。出口目的地與其他貿易伙伴間的貿易阻力增大可以較為顯著地促進我國中等技術水平行業產品出口廣度邊際的增長，而高技術行業和低技術行業則沒有從這一變化中獲得額外的恩惠。

5、出口目的地生產率水平對不同技術水平行業的出口貿易廣度邊際的影響表現出不同機制。出口目的地的生產率越高越有利于高技術行業和中高技術行業的出口廣度邊際增長，而中低技術行業和低技術行業則相反。

6、CAFTA無差別地提高了我國向東盟5國的出口貿易廣度邊際，且在統計上具有顯著性。就此而言，自由貿易協定的內容覆蓋范圍越廣、合作程度越深，則越有利于降低貿易成本，越便利于商品、要素的跨國流動，從而越有利于我國出口貿易廣度邊際的增長。

最后，企業間生產率異質性程度越高，則貿易成本降低對出口貿易廣度邊際的影響越弱，這與已有的異質性企業貿易理論模型的結論相一致。

主要參考文獻：

[1]Anderson，J.E.，and E.van Wincoop，2003，Gravity with gravias：A solution to border puzzle[J].American Economic Review，93.

[2]Berthou A.and L.Fontagne，2008.The euro and the intensive and extensive margins of trade：evidence from French firm level data[C].Working Papers 2008-06，CEPII research center.

[3]Bernard，A.B.，J.B.Jenson，S.J.Redding and P.K.Schott，2009，The Margins of U.S.Trade[C].NBER Working Paper No.14662.

[4]Chaney，T.，2008，“istorted Gravity：The insentive and extensive margins of international trade [J].American Economic Review，98.4.

[5]Dutt，P.and Mihov，I.，and Zant，T.V.，2011，Do WTO matter for the extensive and the intensive margins of trade?[C].CEPR Working Paper，February，2011.

[6]Foster，N.，Poschl，J.and Stehrer，R.，2010，The impact of preferential agreements on the margins of international trade[C].WIIW Working Papers No.70，December，2010.

[7]Frankel，J.，Stein E.and S-J Wei，1995，Trading blocs and the Americas：The natural，the unnatural，and the super-natural.Journal of Development Economics，47.

[8]Frankel，J.，Stein E.and S-J Wei，1996，Regional trading arrangements：Natural or Supernatural?[J].American Economic Review Papers and Proceedings，86，52-56.

[9]Kancs，d’A.，2007，Trade growth in a heterogeneous firm model：Evidence from South Eastern Europe[J].World Economy，30.

[10]Pacheco，A.A.，Pierola，M.D.，2008，Patterns of export diversification in developing countries：Intensive and Export Margins[C].World Bank Working Paper No.4473.

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二、潛在經濟增長、出口貿易、碳排放三者的關系

作為起到潛在拉動經濟增長作用的出口貿易，為推動我國的經濟發展起到了重要的作用。但是出口貿易規模的擴大也帶來相應的負面影響，比如，能源消費日益增加，環境污染日趨嚴重，由此引起的碳排放量大幅升高更是需要引起社會的關注。作為聯合國常任理事國，一個發展中的國家，對節能減排的責任和義務更應首當其先。但是治理過程中，不僅要對減少出口貿易的碳排放采取措施，更要對一些隱性的“碳泄漏”和“轉移排放”等問題加以重視。根據有關資料可以將出口貿易與碳排放之間的關系引申出集中的兩個領域：“出口貿易與能源消費之間的關系”和“出口貿易與碳排放之間的關系”根據以上關系可以得出如下結論：1.出口貿易是我國能源消耗的主要因素之一，從而對能耗有推波助瀾的作用；2.在出口貿易與碳排放之間的關系中，有兩層含義：首先是出口貿易與碳排放之間存在同向變化的關系，作好之間的利弊權衡；另外，出口貿易引起的“轉移碳排放”，解決這種隱含碳問題需要各國間緊密合作、共同協調。比如，中美貿易之間存在的“轉移排放”問題，即，中國碳排總量沒有得到減少，而是通過出口的形式將我國碳排放總量的7%-14%轉移到美國。由此可見，我國一些學者結合我國實際情況分析了出口貿易、能源消費和碳排放的關系，三者間存在長期調整關系且互為因果關系。

三、改進我國潛在經濟增長的具體措施

1.轉變經濟發展方式,實現“發展減排”出口貿易問題，不僅僅表現為單純的經濟問題，其是終體現的是一個國家的發展問題。因此要充分利用發展的契機來解決碳排放問題，即“發展碳排”。因此，要想使資源環境得到進一步改善、出口貿易實現持續科學的發展，必須轉變經濟發展方式。近年，雖然我國在提升能源利用效率和減少碳排放的工作中有了喜人的進步，但是與一些發達國家還是存在很大差距，需要進一步提升和借鑒。可見，我國只有堅持走低碳發展的路線，才有可能真正實現經濟的發展，才能真正的優化產業結構和能源消費結構，才能實現良好的持續循環。2.建立綠色貿易體系,轉變貿易增長方式當前，我國貿易增長模式呈現粗放型增長模式。這種模式使出口產品缺乏一種“控制”，致使資源密集型和污染密集型產品的出口占到出口產品總量的大部分，與此同時在貿易順差的影響下，促使初級產品和廉價產品的出口不斷加劇，而生產加工此類產品的碳排放卻留在國內，我們稱之為“碳泄漏”，日積月累，使我國成為名副其實的“碳污染天堂”。可見，尋求一種綠色貿易增長模式，對貿易體系進行改革迫在眉睫。根據以上分析歸納出以下幾方面：（1）調整出口貿易結構，主要體現在減少資源密集型和污染密集型產品的出口，在堅持良性經濟發展的基礎上轉換貿易出口結構，建立資源節約型和環境友好型的貿易出口結構。（2）構建完善的綠色貿易政策體系。以我國國情為出發點，借鑒國際經驗，以產品為支點、以企業為重點、以行業為主線，構建完善的綠色貿易政策體系,包括綠色投資政策、環境關稅政策、市場準入制度等等；（3）基于我國國情，走內需拉動經濟的穩步增長模式，,創建低碳導向的內向型經濟增長模式，最終實現“貿易減排”。

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二、中國林化產品出口貿易影響因素分析

（一）貿易引力模型及其擴展

貿易引力模型起源于牛頓力學中的萬有引力定律。Tinbergen（1962）和Poyhonen（1963）將萬有引力定律引入到國際貿易領域，他們通過研究指出兩國之間的雙邊貿易流量規模與兩國各自的經濟總量成正比，與兩國之間的距離成反比，這就是貿易引力模型的基本形式。之后許多學者對貿易引力模型進行了擴展，引入一些影響雙邊貿易流量與流向的其它因素，如Linnemann（1966）引入人口數量和貿易政策變量，Bergstrand（1985）用人均收入代替了人口數量，并引入匯率和是否同屬一個經濟組織等變量，AndersonandWincoop（2003）引入是否擁有共同邊界變量，AndersonandMarcouiller（2002）引入一系列經濟制度變量（如交易成本等），DeGroot等人（2004）引入政治穩定性、管制質量和腐敗程度等制度變量。近幾年，文化差異也被作為影響雙邊貿易流量的因素引入到貿易引力模型中（Felbermayr，2010）。隨著貿易引力模型的發展與應用，國內外不少學者運用該模型來預測某些國家之間的貿易潛力（Sohn，2005；Batra，2006；張英，2012）、檢驗某些國家的貿易格局（EvenettandKeller，2002）、分析影響某類產品對外貿易的因素（戴明輝，2010；張鳳娟，2013）、估計兩國雙邊貿易中可能存在的本地市場效應（劉磊，2013）等。這些研究為我國林化產品出口貿易研究提供了重要的方法借鑒，因此，本文擬建立中國林化產品出口貿易引力模型對林化產品出口的主要影響因素、影響程度及出口潛力進行實證分析。根據中國林化產品出口貿易的特點和出口實際，綜合考慮本國供給、進口國需求、貿易成本等因素，在貿易引力模型基本形式的基礎上引入以下變量。

1．森林資源差異。

林化產品是以森林資源為基礎，通過化學加工生產的產品。森林資源與林化產品之間有著直接聯系，不同林化產品需要不同森林資源來支撐。因此本文構建貿易引力模型時，引入貿易雙方之間的森林資源差異這一變量。由于很難區分林化產品具體來源于那種森林資源，以及考慮到森林資源數據的可獲取性，這里沒有考慮生產不同林化產品的森林資源差異，而是用貿易雙方之間的人均占有森林總面積差額的絕對值（DFAij）來反映他們之間的森林資源差異。計算方法為：DFAij＝｜FAiPi－FAjPj｜，其中FAi與FAj分別表示i國與j國的森林總面積，Pi與Pj分別表示i國與j國的總人口數，這樣，FA／P就反映了各國森林資源的豐裕程度。

2．人均收入水平差異。

根據瑞典經濟學家Linder提出的需求相似理論，國際貿易是國內貿易的延伸，產品的出口結構、流向和貿易量的大小取決于兩國需求偏好的相似程度，而某個國家的需求偏好又取決于該國的人均收入水平，兩國之間的人均收入水平差異越小，需求偏好就越相似，兩國之間貿易的可能性就越大（李國疆，2005）。因此，這里引入貿易雙方之間的人均收入水平差異變量來反映他們之間的林化產品貿易需求偏好的相似程度。人均收入水平差異（DPCIij）用兩國之間人均國民總收入的差額的絕對值來反映，計算方法為：DPCIij＝｜PGNIi－PGNIj｜，其中PGNIi與PGNIj分別表示i國與j國的人均國民總收入。

3．人民幣對出口國貨幣匯率。

匯率是一個國家進行國際經濟活動時最重要的綜合性價格指標，它的變動對一國對外貿易的平衡與國內經濟活動的波動都具有深刻的影響，因此，許多國家通過調整匯率達到調節貿易收支的作用（施偉，2008）。匯率升值會使出口商品的價格上漲，導致出口貿易的減少，匯率的貶值則能夠提高出口商品的國際競爭力。所以，這里引入人民幣對出口國貨幣匯率這一變量，來觀測匯率的變化是否會對中國林化產品出口貿易有所影響。

4．其它變量。

除了以上影響林化產品出口貿易的因素外，這里也考慮了多數研究者考慮的出口國人口數、出口對象國人口數、是否擁有共同邊界、是否屬于同一貿易組織等變量。一般而言，出口國人口越多，國內市場需求規模越大，出口貿易量就越少，出口對象國人口越多，國際市場需求規模越大，進口貿易量就越多。當貿易雙方擁有共同邊界時，貿易成本將會下降，貿易量因而會增加，這里擁有共同邊界指的是與中國陸地上接壤和海上相鄰的國家。當貿易雙方屬于同一貿易組織時，由于優惠性貿易的安排，會使雙方間的貿易量增加，考慮到中國林化產品出口對象國中APEC成員占大部分，所以這里引入是否屬于APEC成員這一虛擬變量。引入以上變量后，適當擴展的貿易引力模型為：LnTij＝c＋α1Ln（GDPi×GDPj）＋α2Ln（POPi×POPj）＋α3LnDij＋α4LnDFAij＋α5LnDPCIij＋α6LnEij＋α7BORDER＋α8APEC其中，Tij表示某年中國對出口對象國j國的林化產品出口貿易額，其它各解釋變量的含義及對被解釋變量的理論預期符號見表3。

（二）樣本確定與數據說明

本文采用2002～2011年中國對其主要林化產品出口貿易國的面板數據來進行多元回歸分析。這樣可以避免橫截面數據的偶然性。回歸方程中的變量，除了虛擬變量，都做了對數化處理，這樣有利于消除異方差，同時方便解釋說明。具體選擇的是2012年中國林化產品出口貿易額排名前30位的日本、比利時等國家（地區）。2012年中國對這30個國家（地區）的林化產品整體出口額約為565．95百萬美元，占出口世界總額的91．04％，因此，這些國家（地區）的選取能夠反映中國林化產品的主要出口貿易狀況。林化產品出口貿易流量數據來源于聯合國COMTRADE數據庫。各國GDP、總人口數、人均GNI、匯率數據均來自于世界銀行的世界發展指標數據庫。中國與各貿易國之間的距離數據來源于http：／／www．timeanddate．com，這里計算的是北京到各貿易國家首都之間的理論空中距離。關于各個貿易國家的森林總面積數據，由于聯合國糧農組織（FAO）的全球森林資源評估周期為5年，只有逢尾數為5和0年份的國家森林總面積數據，所以樣本期內其它年份的數據只能通過森林面積年度變化率來間接計算。

（三）貿易引力模型回歸結果

首先利用整理后的面板數據建立個體隨機效應模型，然后對該模型進行Hausman檢驗，檢驗結果顯示拒絕個體隨機效應模型。又考慮到本文選取的解釋變量個數相對較多，而面板數據中時間序列個數相對較少，橫截面數據相對較多，不適合建立個體固定效應模型，因而這里選擇混合模型進行估計。由于面板數據具有兩個維度的特性，使用普通最小二乘法進行估計時，容易產生異方差和序列相關等問題，而且文中橫截面個數大于時間序列的個數，所以本文使用PanelEGLS方法，先后對擴展后的貿易引力模型做截面加權回歸（Cross－SectionWeights）、時期加權回歸（PeriodWeights）和時期似不相關回歸（PeriodSUR），這些估計方法的應用可以有效的處理復雜的面板誤差結構，回歸估計結果見表4。從回歸估計結果可以看出，在三種方法的模型回歸估計中，所有變量系數符號都與預期符號一致，大部分變量的系數估計通過5％顯著性水平下的T檢驗，整體方程也通過1％顯著性水平下的F檢驗，調整可決系數（分別為0．859672、0．582569、0．561207）較為理想，這說明構建的貿易引力擴展模型可以用來解釋中國林化產品出口貿易。但是，進一步觀察DW值可以發現，模型一與模型二的DW值較小，分別為0．49、0．22。根據經驗，DW值接近于0時，模型存在自相關。由此，前兩種模型存在嚴重的序列自相關，可能會導致模型存在謬誤回歸。所以，這里選擇模型三，但是模型三中的變量Ln（DPCIij）和APEC沒有通過10％顯著性水平下的T檢驗，因此剔除這些變量后對模型進行重新回歸，即模型四。最后，確定模型四中的方程為表達中國林化產品整體出口貿易的引力模型。

（四）基于回歸結果的林化產品出口貿易影響因素分析

貿易引力模型回歸結果表明中國林化產品整體出口貿易額與兩國經濟總量的乘積成正相關，與兩國人口數量的乘積成負相關，與兩國之間的距離成負相關，與兩國森林資源的差異成正相關，與人民幣對出口國貨幣匯率成負相關，與兩國是否擁有共同邊界成正相關。具體分析如下：

1．反映出口國供給效應的因素。

兩國森林資源差異的彈性系數是0．1517，表明在其它條件不變的情況下，中國與出口對象國森林資源的差異每增加1％，中國對出口對象國j的林化產品出口貿易額將增加0．1517％。說明兩國森林資源差異是影響中國林化產品出口貿易的重要因素。林化產品是以森林資源為原料來進行生產的，沒有足夠的資源，就不能保障林化產品的供給，進而影響出口貿易。因此，針對不同林化原料林資源，優化其結構、提高其質量，能夠增強林化原料林資源的林化產品供給能力，將會推動中國林化產品出口貿易的發展。

2．反映出口對象國需求效應的因素。

（1）經濟規模的彈性系數是0．6110，表明在其它條件不變的情況下，出口國i或出口對象國j的GDP每增加1％，中國對出口對象國j的林化產品出口貿易額將增加0．6110％。在世界經濟穩定發展的背景下，以松香、活性炭等為原料的深加工產品具有強勁的市場需求前景，為中國松香、活性炭等林化產品出口貿易提供了廣闊的需求空間。（2）人口數量的彈性系數是－0．1757，表明在其它條件不變的情況下，出口國i或出口對象國j的人口數量每增加1％，中國對出口對象國j的林化產品出口貿易額將減少0．1757％。這一結果的合理解釋是人口越多，國內市場規模越大，對國際市場的依賴越小，從而雙邊貿易流量也越小。（3）人均收入水平差異這一變量沒有通過顯著性檢驗。說明這一因素對中國林化產品出口貿易的影響較小。主要是由于影響兩國之間林化產品貿易需求的因素多而復雜，人均收入差異難以很好的反映兩國之間林化產品貿易需求的偏好。

3．反映兩國貿易成本和制度安排的因素。

（1）兩國之間距離的彈性系數是－0．8770，表明在其它條件不變的情況下，中國與出口對象國之間的距離每增加1％，中國對出口對象國j的林化產品出口貿易額將減少0．8770％。由此看來，因為距離所帶來的運輸成本、通訊成本等因素對中國林化產品出口貿易起阻礙作用。（2）人民幣對出口國貨幣匯率的彈性系數是－0．0626，表明在其它條件不變的情況下，人民幣對出口國貨幣匯率每升值1％，中國對出口對象國j的林化產品出口貿易額將減少0．0626％。人民幣對出口國貨幣匯率的升值，將導致林化產品出口企業利潤的下降，從而消弱了其在國際市場上的競爭力。（3）兩國是否擁有共同邊界的彈性系數是0．3315，表明擁有共同邊界對中國林化產品出口貿易產生正面的影響。擁有共同邊界的國家與中國距離較近，因而貿易成本較低，另外，擁有共同邊界的國家一般在語言、文化上有相似的地方，對林化產品出口也有促進的作用。這也解釋了中國林化產品出口市場一部分集中在周邊國家，如2012年中國對周邊的日本、韓國、印度等國家的林化產品出口貿易額占出口世界總貿易額的43．33％。（4）兩國是否同屬于APEC組織這一變量沒有通過顯著性檢驗。說明這一因素對中國林化產品出口貿易的影響較小。主要是由于目前中國已經與多數有貿易往來的國家簽訂了雙邊貿易協定，因而APEC組織的影響作用較小。四、中國林化產品出口貿易潛力測算貿易引力模型的回歸結果還可以用來測算中國與出口貿易國之間的出口貿易潛力。其原理是運用貿易引力模型模擬出的理論出口貿易額與實際出口貿易額進行比較，如果模擬貿易額超過了實際貿易額，說明“貿易不足”，如果模擬貿易額低于實際貿易額，說明“貿易過度”，把實際貿易額與模擬貿易額的比值稱之為出口貿易潛力系數。劉青峰和姜書竹（2002）根據出口貿易潛力系數將貿易伙伴國分為三類，比值大于或等于1．2屬于“潛力再造型”，比值在0．8到1．2之間屬于“潛力開拓型”，比值小于或等于0．8屬于“潛力巨大型”。根據上面估計出的貿易引力模型，推導出測算理論出口貿易額的方程：Tij＝e9．0790＋0．3315BORDER×（GDPi×GDPj）0．6110×（POPi×POPj）－0．1757×Dij－0．8770×DFAij0．1517×Eij－0．06262011年中國與樣本國家林化產品出口貿易潛力的測算結果見表5。從測算結果來看，屬于“潛力再造型”的國家有比利時、印度等13個國家，中國對這些國家的林化產品出口貿易潛力已經用完，對這些國家進行林化產品出口貿易的主要思路是在保持現有積極出口貿易因素的同時，爭取發展培育其它的新的促進出口貿易發展的因素。屬于“潛力開拓型”的國家有韓國、澳大利亞等4個國家。中國對這些國家的林化產品出口貿易已初具規模，但還有擴大的空間，應該充分利用現有的條件進一步促進對這些國家的林化產品出口貿易發展。屬于“潛力巨大型”的國家有德國、新加坡等13個國家。中國對這些國家的林化產品出口貿易尚處于發展階段，發展空間很大，應該充分發揮對這些國家林化產品出口貿易的潛力。通過加強貿易談判和重視開發新興貿易市場，以增加對這些國家的林化產品出口貿易。

三、結論與建議

（一）研究結論

基于2002到2011年中國林化產品出口貿易的面板數據，建立貿易引力擴展模型，對林化產品出口貿易的影響因素及發展潛力進行分析。研究結果表明：1．中國與出口對象國的經濟規模、森林資源的差異、共同邊界等變量對中國林化產品出口貿易具有顯著的正向影響；中國與出口對象國的人口數量、兩國之間的距離、人民幣對出口國貨幣的匯率等變量對中國林化產品出口貿易具有顯著的負向影響；而人均收入差異、是否同屬于APEC組織這兩個變量對中國林化產品出口貿易的影響不顯著。從回歸系數來看，兩國之間距離、兩國的經濟規模、共同邊界等變量對林化產品出口貿易的影響作用相對較大，而森林資源差異、人民幣對出口國貨幣匯率等變量的影響作用相對較小。2．中國對德國、新加坡、俄羅斯等13個國家的林化產品出口貿易仍然具有巨大的出口潛力，應重視這類出口市場，進一步發揮對這些國家林化產品出口貿易的潛力。而對比利時、印度、日本等傳統市場，其出口貿易已趨于穩定，應在保持出口貿易穩定發展的同時，爭取培育新的促進出口貿易發展的因素。

篇（11）

【摘 要】進出口貿易實務課程是國際貿易及相關專業學生必修的核心課程。為了適應新的國際經濟形勢的變化、知識經濟的挑戰和中職學生實際擇業就業競爭壓力日趨激烈的需要，傳統的教學改革勢在必行。本文從市場需求出發，結合國際經濟形勢的發展，重新規劃進出口貿易實務課程的教學內容、教學方法和重新調整教育教學側重點，在不改變中職教學目標的基礎上對進出口貿易實務課程的教學進行改革。

【關鍵詞】進出口貿易實務；教學改革；探索

《進出口貿易實務》在整個國際貿易及商務英語等相關專業中具有重要的學科地位。首先，進出口貿易實務是國際貿易類專業的專業必修課程，是一門研究國際貿易過程中涉及到的進出口業務流程操作的學科，是一門具有較強實踐操作性的具有涉外活動特點的綜合性應用學科，故這門課的掌握與否，將直接影響學生對外貿這個專業的理解。其次，它還是國際物流管理、電子商務等專業的主干基礎課程。作為外貿專業類普遍開設的專業必修課，進出口貿易實務課遵循理論部分“必需、夠用”的原則，在教學中較多地體現實踐性，密切結合我國進出口貿易工作實際，突出重點，加強案例和實訓教學，通過本門課程的學習，讓學生能真正理解進出口貿易流程。本文從市場需求出發，結合國際經濟形勢的發展，重新規劃進出口貿易實務課程的教學內容、教學方法和重新調整教育教學側重點，對進出口貿易實務課程的教學進行改革。

一、合理規劃教學內容

（一）科學安排教學內容

進出口貿易實務課程作為外貿類的核心課程，應該說內容都很重要，進出口貿易實務的教學內容包括了以下方面：商品的品名、品質、數量與包裝；貿易術語和商品的價格；國際貨物運輸；貨物運輸保險；國際貨款的收付；爭議的預防與處理；交易的磋商與合同的簽訂；出口合同的履行；進口合同的履行；國際貿易方式。我們應結合國際經濟形勢的變化，本著以實用為目的，夠用為尺度的原則，對內容進行科學合理的安排。

1.結合當前實際，以商品的標的、貿易術語和價格、貨款的收付及合同的履行作為重點。因為現在往往由貨代做運輸、報關，所以對運輸重點掌握訂艙及運費。又現在的海運相對風險小，且出口報價以FOB、CFR居多，故對保險、不可抗力等只作了解。在學習交易磋商中適當的結合函電，并讓學生了解電子商務在外貿中的應用。對于結匯的學習，可適當增加核銷及退稅的內容，以便更好地與實踐結合。

2.國際貿易實務是以出口為導向展開的，在過去符合國家的實際狀況，現在我們應該適當做些調整，在教學中適當增加進口貿易的內容，結合形勢，讓學生重視進口。

3.與地方經濟結軌。紹興是輕紡城，故在涉及到商品的品質、數量、包裝時，可以紡織品為例讓學生了解面料，了解印花染整工藝，為學生走上社會打下基礎。

（二）及時更新教學內容

進出口貿易實務課程是一門與國際貿易發展相結合，密切聯系國際貿易政策措施、聯系國際貿易規則的課程，這些內容都是不斷變化和發展的。如《進出口貿易實務》（高等教育出版社第二版）教材現還引用《UCP500》（《跟單信用證統一慣例500》）及《2000年國際貿易術語解釋通則》，事實上外貿業務中已使用《UCP600》（《跟單信用證統一慣例600》）及《2010年國際貿易術語解釋通則》。

二、大膽改革教學方法和手段

我們說，課改除了內容整合，更多的是教學方法和手段的改革。因此，對于進出口貿易實務的課程教學改革，我們也要大膽的改革教學方法和手段。現在的國際貿易實務基本上是圍繞合同的內容展開的，對于關鍵的東西只談它的一些定義或含義，本質上看并非實務，學生也難以理解。在教學中我們可以從以下方面著手，充分調動學生學習的主動性，讓學生走進貿易，真正動起來，以便于更好地掌握進出口貿易實務這門課。

1.充分利用好網絡等資源，為學習者提供學習主題相關的豐富資源。

在如今網絡風靡的時代，學生迷戀網絡，如何正確利用網絡資源，使網絡為學習服務。我們可引導學生去專業論壇交流學習，如福步外貿論壇；去相應的貿易平臺網站比如阿里巴巴網站了解相關知識。我們更可為學生布置拓展性問題，引導學生根據自己的興趣，翻閱更多的資料，經過閱讀自學、獨立思考、討論交流獲取更多的知識。如布置分組策劃完成一次網購任務，事后討論其中的得失及注意點，再結合外貿予以展開。這樣的活動能讓學生融入其中，充分收集資源。

2.為學習者提供探索思考的空間。

在教學中，我們要結合學生實際，注重情境教學、案例教學、問題引入式教學等，把專業術語生活化，從身邊事例出發探究專業知識。面向全體，給學生留出獨立思考的時間、空間，通過思考，激發學習興趣，促進全體學生積極參與教學的全過程。例如價格，讓學生從身邊買賣中的價格引入，探究、引導、糾錯，得出國際貿易報價的特點及與國內買賣價格的相同與不同，進而從實踐中理解貿易術語的定義。

3.為學習者提供交流協作、成果展示的平臺。

對于進出口貿易實務的內容，教學時內容支解得七零八落，如合同中的各個條款、合同的磋商、合同的履行，而工作中卻是很多東西交替出現，前后銜接。所以，我們要給學生提供一個實習實訓的平臺，把這些內容結合外貿函電等知識完整串聯，學以致用。我們可以充分利用已開發的軟件系統，如世格軟件，把學生分成進口商、出口商、生產供應商、出口地銀行、進口地銀行、船公司、保險公司等，讓學生分角色的進行仿真模擬操作，在操作中培養學生交流協作的能力。且在操作完成后，讓各個學生交流其中的心得體會。當然若能為學生提供資源，讓學生自行去完成一筆交易，如到阿里巴巴網站熟悉其交易流程，使學生真正做到理論與實踐結合。熟悉了國內的貿易網站，就可以到外國的貿易平臺網站去，如B2B等網站去尋找客戶、談判、簽訂合同，進一步在操作中提高其實踐能力。當然我們也應該在平時教學中多讓學生熟悉流程，例如在學信用證時，就可以讓學生分角色演示，一方面增強其交流協作的能力，另一方面更是對自己知識掌握的一個展示。

在教學中，我們要通過改變教師的思想觀念，激發學生自主學習的熱情和動力，促成學生在課堂上動手、動口又動腦，激發學生的潛能，培養學生會聽、會質疑、會表述、會交流的能力。

三、重新調整教育教學側重點

對于中職學校，我們要培養的是具有操作能力的技工型人才。本科院校課程體系強調學科完整性，現在我們職業學校提出要以行動導向為體系，即基于工作過程的課程設計，就是說，按照實際進出口流程來安排知識內容。我校外貿專業的專業課程主要開設有《國際貿易基礎知識》、《進出口貿易實務》、《外貿單證實務》、《外貿跟單實務》、《商務英語函電》等。而這些課程，在教學過程別是實踐應用中并不是單獨存在，而是相互交融、互有聯系。基于這樣的原因，《進出口貿易實務》、《外貿單證實務》、《商務英語函電》三門課程就需要整合，在整合中，我們更強調實用性，這無疑成為當今教育教學的側重點。在這些課的教學中，我們可以把《外貿單證實務》融合到《進出口貿易實務》中，例如在學國際貨物運輸時講到提單，同時插入提單的填寫；學到貨物運輸保險時，講講保單的填寫；學到國際貨款的收付時，分析結匯單據的填寫。這樣可以免去有關單據內容的重復教學。同時在學到磋商時，可結合簡單的《商務英語函電》知識，學習合同條款時，我們也可以讓學生了解條款的英語表達，這樣就能使《進出口貿易實務》、《外貿單證實務》、《商務英語函電》真正合為一體，學以致用。當然這對學生是個挑戰，對教師更是一個挑戰。

綜上所述，《進出口貿易實務》的課程改革勢在必行，我們不僅要改內容，更要改教學方法，讓學生學中用，用中學，培養出有較高操作能力、學習能力、溝通能力、協作能力的技工型人才。

參考文獻：

[1]郝美彥.進出口貿易實務課程改革的探索與實踐[J].山西經濟管理干部學院學報,2011年01期.