出口贸易含义大全11篇

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篇（1）

一、引言

随着经济全球化和贸易自由化进程的加快，环境问题逐渐成为全球所共同关注的问题，发展低碳经济成为普遍共识。而中国作为目前世界上最大的温室气体的排放国，已面临着来自国际社会要求承诺减少温室气体排放量的巨大压力。同时，现今的中国是名副其实的世界工厂，产出了许多工业产品和初级产品。发达国家出于生产成本、环境保护、规避法律风险等多方面考虑，从中国大量进口初级工业产品和原材料，同时也将高耗能和高污染留在了中国，而仅承担少量的减排义务，也就是所谓的“碳泄漏”。

不仅是中国，世界上其他的发展中国家在进行对外贸易时也存在着类似的“碳泄漏”问题。为了进一步研究和防范两国之间在进行对外贸易时所发生的“碳泄漏”现象对一方所造成的不利影响，国内外诸多学者对于“碳泄漏”问题的研究主要着眼于“隐含碳”的度量及测算方面。

对于隐含碳的计算，实际上是对物质流计算中物质隐藏流发展，在Wuppertal研究所比较完善的物质流计算框架中早就包含了进口物质隐藏流这一因子。不过由于人类对物质世界认识过程的发展，隐含或者隐藏流这一概念最早是在能源研究中提出的。1974年国际高级研究机构联合会(IFIAS)能源分析工作组的会议之后，产生了对能值的研究，以及进一步对水、污染物等的具体研究。实际上，隐含碳就是国际贸易中所没有考虑到的碳消耗，隐含碳实际上就是碳的转移排放。[1]

在隐含碳的度量方面，学者马述忠、陈颖（2010）[2]基于消费视角，发现中国在2000-2009年间保持贸易碳排放顺差，国外消费者消耗了大量来自中国的隐含碳排放，庞大的出口量使中国承受了更大的减排压力。You和Hewit（2008）[3]则运用投入与产出法分析了中国对英国出口贸易中隐含碳排放的情况。张为付、杜运苏（2011）[4]则运用投入与产出法采用2000—2009 年连续时间序列数据研究了中国对外贸易中隐含碳排放的失衡度问题。国内外学者在我国对外贸易隐含碳的测算问题上也进行了广泛研究，且主要集中于2006 年以后。现有研究内容主要包含两个方面：一是测算我国对外贸易过程中总的隐含碳排放，另一个则是选择特定贸易伙伴考查我国双边贸易过程中的隐含碳排放。IEA对中国出口隐含碳的评估认为，2004年中国与能源相关的隐含碳排放出口占国内生产排放总量的34%；若考虑扣除进口的隐含碳排放，中国对外贸易引起的二氧化碳净出口可能为国内排放总量的17%左右[5]。Wang和Waton（2009）[6]对我国2004年出口碳排放问题的研究也得到相似结论；Weber et al（2008）[7]提出发达国家的消费需求很有可能是中国碳排放量增长趋势的主要驱动因素的观点；Shui和Harriss（2006）[8]基于中美双边贸易的视角，研究发现，1997-2003年中国出口到美国的贸易品中隐含碳排放的增长率高于中国每年碳排放的增长率，而中国约有7-14%的碳排放是由出口到美国的商品所导致的。另外国内学者如尹显萍和程茗（2010）[9]、石红莲和张子杰（2011）[10]等也同样对中美双边贸易中的隐含碳问题展开了研究，并得到相似结论。

二、隐含碳价比的定义

在《出口贸易中的隐含碳计算—以水泥行业为例》一文中李丁、汪云林、牛文元，对2006年中国水泥出口贸易中的隐含碳进行了计算，采用《中国水泥年鉴(2007)》中公布的中国2006年水泥综合能耗142干克标煤进行直接能耗计算，出口水泥在境内的CO2排放达到1 003.75万t，其中直接能源消耗生成C Oz513.05万t，工业过程生成C02 490.71万t。根据欧盟当年CO2交易最新价格和当年外汇中间价折算，水泥出口贸易中的隐含碳析合1.87亿美元，也就是说进口国从中国获取了其中15.8%的利润率，超过中国水泥出口中平均8%一12%的利润率水平。以此为依据，笔者提出了隐含碳价比公式，在此公式中，我们变换了用于度量的参考系，将计算所得与数值“1”进行比较。通过此公式衡量特定行业的隐含碳水平，从而反映一定历史时期内由于特定行业出口隐含碳排放所造成的环境福利损失。

本文所提出的隐含碳价比公式为：

（1）

（1）式中D为隐含碳价比；TC是特定行业对外贸易隐含碳的当期欧碳交易价格折合人民币；TP为特定行业出口所获取利润。D的结果有三种，即D1。当D>1，则说明该行业的出口所获取的利润不足以抵消实际产生的隐含碳，该行业出口获得的利润无法平衡隐含碳排放所造成的福利损失。当D=1，说明该行业的出口所获取的利润刚好抵消实际产生的隐含碳，处于一个较为平衡的状态。当D

通过这个公式衡量特定行业的隐含碳水平，实际是以特定行业出口利润来作为参照系，度量隐含碳排放量折价，从而确定一定历史时期内由于特定行业出口隐含碳排放所造成的环境福利损失。

三、隐含碳价比的计算过程

1、计算隐含碳排放方法

目前对隐含碳的计算学界主要有实测排放量法．物料衡算法．排放系数法、模型法、生命周期法等，权衡各种方法的利弊，本文以排放系数法作为测算隐含碳排放的方法。

排放系数法计算公式为：

E=EF产品x产品产量（2）

（2）式中E表示排放量，EF产品表示生产单位产品时的CO2。

2、行业分类标准

本定义所指行业按照《国民经济行业分类》进行分类。如钢铁行业是指《国民经济行业分类》

（GB/T4754-2002）中的黑色金属冶炼及压延加工业，行业代码32，按照国民经济分类标准，黑色金属冶炼及工业包括炼铁、炼钢、钢压延加工、铁合金冶炼等4个子行业。

3、行业出口利润两种计算方法

行业出口利润= （3）

（3）式中π为从事该行业的企业出口利润，可以由其年报中获得。

‚行业出口利润=行业总利润*（行业出口量/行业总产量）（4）

大部分情况下（3）式所给出获得行业出口利润的方法并不好找所需数据，故本文使用方法为（4），条件允许情况下（3）式所得行业利润更为精确。

2.碳交易价格

本定义所指碳交易价格为欧洲碳排放交易市场（EU－ETS）的碳交易价格的年平均。在所有通过交易所结算交割的碳交易量中，欧洲气候交易所占82%，是较为成熟的碳交易体系。

四、我国钢铁行业出口贸易中隐含碳价比的趋势分析

1、直接能源消耗产出量

2008年，吨钢综合能耗比2007年上升1.70kg/t，达到630.63kg/t。[3]标煤二氧化碳排放系数是1.96t(CO2)/t标煤，2008年，中国进口钢材1554 万吨，出口钢材5927 万吨，净出口钢材4373万吨。算得2008年钢铁出口直接能源消耗排放量7.32598*10^7t。

2、工业过程产出量

工业生产中排放的碳主要是在石灰石与白云石的受热分解。白云石可以作为炼钢时用的转化炉的耐火内层；在生产工艺过程中使用石灰石的作为熔剂。故本文以石灰石与白云石受热分解产生的二氧化碳排放为钢铁工业过程中的二氧化碳。根据行业通用数据：吨钢消耗白云石与石灰石的用量分别为：170kg/t、110kg/t。钢铁出口工业过程使用白云石与石灰石分别1.00759*10 ^7t、6.51970*10^6t。

表一钢铁初级熔炼/烧结程序中的白云石、石灰石排放系数

钢铁初级熔炼/烧结程序

排放系数考量参数

排放系数

系数选用

产品/原料名称

CO2排放因子

单位

造渣剂纯度值(%)

CO2排放系数

单位

来源

预设系数

白云石

0.477

公吨/公吨

100

0.477

公吨/公吨

GHG Protocol

石灰石

0.440

公吨/公吨

100

0.44

公吨/公吨

GHG Protocol

来源：《循环经济指标体系研究—中国2000-2008年物质流核算与核算指南》

根据《循环经济指标体系研究—中国2000-2008年物质流核算与核算指南》中给出的石灰石的排放系数为0.44，白云石的排放系数为0.477。故得工业过程的总排放量为7.67487*10^6 t。

3、根据上述数据算得总排放量为8.09347*10^7t。

4、以2008年欧盟碳排放交易价格计算隐含碳价格

据世界银行测算，2008年欧盟碳排放交易市场碳排放价格为23欧元/吨。（注：2008年国内碳交易价格低于23欧元/吨，如2008年宝钢股份与以10欧元/吨向英国瑞碳、瑞士信贷集团出售碳排放量。本文以我国碳交易市场完善的理想情况结算，即按照欧盟碳排放交易价格计算）[5]1欧元兑10.2227人民币。[6]按欧盟交易价格和汇率，折算得到：8.09347*10^7t*23€/t=1.90295*10^11￥。

5、2008年钢铁境外市场总利润

从历史吨钢利润趋势分析，2008年行业吨钢利润550元/吨，高于历史平均水平的267元/吨。故境外市场利润为3.25985*10^11￥。

6、钢铁行业出口隐含碳价比

钢铁行业隐含碳价比=

为了进一步揭示我国钢铁行业隐含碳价比的走势，本文引入了2002年至2009年我国钢铁行业的总产量、出口量、总利润、出口利润等指标，在此基础上计算出各年的隐含碳价比，并给予分析和说

明。

表二 2002-2009中国钢铁行业出口相关指标

年份

钢铁总产量

（万吨）

钢铁出口量

（万吨）

总利润

（亿元）

钢铁出口利润

（亿元）

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

数据来源：《中国钢铁工业年鉴2000-2009》

参照2008年隐含碳价比计算过程，结合2002-2009年钢铁行业各项数据，本文计算出各年的隐含碳价比如下：

表三中国钢铁行业2002-2009隐含碳价比

年份

总产量

WT

出口量

WT

总能耗折合标煤

WT

出口能源消耗折合标煤

WT

能源消耗排放二氧化碳

T

白云石用量

T

白云石产生二氧化碳

T

石灰石用量

T

石灰石产生二氧化碳

T

碳排放总计

T

碳交易价格

€

隐含碳排放折合欧元

€

隐含碳排放折合人民币

￥

隐含碳价比

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

表格来源：作者根据行业数据统计得出

以上数据计算所用到的系数：

①石灰石吨钢资源消耗量大约为0．11t （行业认可数据）

②白云石吨钢消耗为0.17t/t 钢（行业认可数据）

③标煤二氧化碳排放系数是1.96t(CO2)/t标煤

④白云石 0.477 （排放系数）t/t

⑤石灰石 0.44 （排放系数）t/t

图二：钢铁行业隐含碳价比的变化趋势图

结论：由上述曲线图可看出，2005年是我国钢铁行业隐含碳价比波动的拐点，2005年之后国家对钢铁行业的调控的政策的作用开始显现，具体体现在价比在曲线较低的位置浮动。在较长的历史时期内，钢铁行业出口隐含碳价比在0.3-0.6的范围内波动。即，钢铁出口造成的环境成本占据出口利润的30%-60%之间。这是一个很高的比率。今后对于类似钢铁行业这样的高排放行业需要持续的监管、调控。

六、政策建议

自2005年4月1日起，取消钢坯、钢锭、生铁出口退税，这也进一步建立健全国家对钢铁行业的宏观调控的控制力度。对于钢铁行业的出口，在短期以限制为主，类似钢铁行业这样的高污染、高排放的行业，在今后的一段时期内应该限制其出口，为了避免贸易摩擦，也为我国赢得更多的国际事务发言权。[7]同样需要注意到的是，出口部门作为国民经济部门中全要素生产力最高的部门，出口部门的创造、优化要素分配和技术转移等途径影响国民经济发展。[8]所以在长期看来提高技术研发水平，开发关键节能技术并实现产业化，加大在低能耗、低排放等领域的投入力度，加快淘汰落后工艺、技术、设备，提高钢铁工业的技术水平是钢铁工业出口又好又快发展的途径。

参考文献

[1]循环经济指标体系研究—中国2000-2008年物质流核算与核算指南.

[2]马述忠，陈颖，进出口贸易对中国隐含碳排放量的影响—基于国内消费视角的单区域投入产出模型分析[J].财贸经济，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]张为付，杜运苏，中国对外贸易中隐含碳排放失衡度研究[J]，中国工业经济，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]尹显萍，程茗，中美商品贸易中的内涵碳分析及其政策含义[J]，中国工业经济， 2010 (8)，45-55.

[10]石红莲，张子杰，中国对美国出口产品隐含碳排放的实证分析[J]，国际贸易问题，2011(4)，56-64.

[11]李丁，汪云林，牛文元.隐含碳排放----以水泥出口为例.生态经济，2009(2).

[12]中国钢铁统计2008.2009，钢铁工业协会出版社.

[13]中国钢铁产业升级的特点分析.机械工业出版社，2010.

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

[15]盈利拐点已至——2008年钢铁行业上市公司中报总结，东方证券，2008

[16]'碳排放交易'研究，范为，宋鸿兵，房四海，2008（8）

[17]《钢铁行业的发展分析与总结》——中国钢铁工业协会2007年

[18]《国民经济行业分类》

篇（2）

纵观历史进程，国际旅游和国际贸易具有较强的时间同步性，在发达国家和新兴工业化国家亦是如此。而数据间的趋同性是否代表着两者有着一定的联系，是需要进一步研究的问题。国外的相关研究较少，2001年Jordan Shan和Wilson以中国等为样本，得出旅游与贸易的关系是互动的。Khalid以伊斯兰国家的旅游与贸易为对象，细分了贸易方式，得出旅游与贸易间存在长期的平衡。国内旅游与贸易间关系的研究凤毛麟角，而多是将旅游作为国际服务贸易的组成加以研究，如高静等对于我国旅游服务贸易竞争力的评估等。这些研究并未跳出国际服务贸易的范畴，从更宽泛的视角分析国际旅游与贸易的关系。从中韩两国出入境旅游发展看，我国逐渐成为韩国主要的入境客源国，在进出口贸易关系上，中韩贸易国规模大，经济互补性强。

本文选取2005-2014年的统计数据，从两个层面分析中韩旅游与贸易的互动关系：（1）根据推拉模式，建立中韩出入境旅游客流量与中韩进出口贸易的推拉方程。（2）从中韩层面出发，分析占入境旅游比和贸易依存度之间的相关性，为从时间轴上分析旅游和贸易的互动关系提供参考。

1模型假设和数据来源

1.1旅游和贸易互动的模型假设

马可波罗假设。早期的国际贸易始于商务旅游。早在300多年之前，马可波罗怀着买卖商品的目的，从意大利来到中国，作为早期的商务旅行者确实引发了两国间的贸易。通常来讲，商务者出境其他国家始发动机是买卖货物，从而引起进出口贸易，一经成功还会产生反馈效应，从而导致进一步的商务旅游与国际贸易。

兴趣和关注假设。商务旅游者的成功会因人员与经济的国家性和社会性而引发广泛的效仿和尝试。先锋商务旅行者作为所在国商品与文化的载物，会引起入境国居民的兴趣与关注，从而引发更大的旅游流与贸易流，这是其商务旅游的外部效应。

发现与扩大商机假设。国际旅游对国际贸易的贡献作用不止于商务旅行者，非商务旅行者的海外探亲，求学或者休闲都有助于国际贸易的繁荣。因此，国际旅游诱发国际贸易，国际贸易提高了旅游地的兴趣与关注，从而引发更大的国际旅游流。

本文以“商务旅游引起国际贸易”“国际贸易提高了居民的关注与兴趣”“关注和兴趣促进非商务旅游”“非商务旅游促进双边贸易”的循环模式诠释旅游与贸易的关系。立足从更广阔的视角探析国际旅游和国际贸易间的关系，为科学了解中韩双向旅游和进出口贸易提供依据。

1.2数据来源和变量定义

本文搜集的统计数据主要包含中韩出入境旅游人次和中韩进出口贸易额两个序列：（1）中韩出入境旅游数据，包括韩国入境中国国旅游人次，中国接待人次，中国出境韩国旅游人次，韩国接待人次。（2）中韩进出口贸易额，包括中韩进口贸易额，中韩出口贸易额，中韩进出口贸易总额，韩国进出口贸易总额，中国进出口贸易总额。数据来源于中国商务部，国家旅游局，全球经济数据以及韩国观光旅游局网站。

由于中韩在政策，人口，土地面积，发展阶段，经济模式，国际旅游等方面的不同。本文着眼于出入境客流量和进出口贸易间的推拉模式，还定义了两组变量（表1），为从更广阔的视角分析旅游和贸易依存度提供参考。

需要指出的是，国际旅游与贸易均易受到国际宏观环境的影响。受2007年到2009年全球经济危机的影响，国际旅游与贸易均出现不同程度的下滑，为了在相对稳定的环境下探析旅游与贸易的关系，本文采用趋势线理论对经济危机时期的统计数据进行模拟。

2出入境客流量和进出口贸易相关性的分析

2.1韩国入境中国客流量和中韩进出口贸易的相关性

自2005年来，韩国入境中国客流量和进出口贸易增长缓慢。2005-2014年，韩国入境客流量从3.55百万次增加为4.18百万次，向中国出口贸易由768.2亿美元增加为1453.4亿美元，由中国进口贸易从351.08亿美元增加为900.7亿美元，而受2007年-2009年全球经济危机的影响，中韩出入境旅游与贸易额都出现了严重的下滑。为了定量地探析韩国入境中国客流量对中韩双边贸易的影响，本文选用2005-2014年的相关统计数据绘制如下两条增长曲线（图1、图2）。

2.1.1韩国入境中国的客流量和中韩出口贸易的相关性

商务出游者的最初目的是销售产品，这对于开拓市场，提高市场占有率和利润额都是有益的。从图1可见，10年间韩国入境中国客流量和中韩出口贸易的发展进程可分为三个时期：2005年-2007年韩国入境流和出口贸易增长显著，入境客流量由3.55百万次增加为4.78百万次，增速为134.7%，出口贸易从768.2亿美元增加为1037.5亿美元，增速为135.06%。2007-2009年，受全球经济危机的影响，入境客流量与出口贸易同步快速下滑，入境旅游减少到3.2百万人次，下降速率为66.93%，出口贸易减少到1025.5亿美元，下降速率为98.84%。2009-2014年，全球经济回暖，入境客流量和出口贸易同步上升，入境客流量从3.2百万人次增加为4.18百万人次，出口贸易从1025.5亿美元增加为1453.3亿美元，增速为141.72%。利用统计数据，采用趋势线模拟韩国入境中国客流量对出口贸易的推拉方程：0TKC=-6.8972IQKC2+183.9IQKC+537.27R2=0.8319 （1） 式中，0TKC为韩国出口中国贸易额（亿美元），IQKC为韩国入境中国客流量（百万人次）。

2.1.2 韩国入境中国客流量和中韩进口贸易的相关性

商务客国际旅游很大程度上是依据公司和国家需要而选择性的购进商品。10年来韩国入境中国客流量和中韩进口贸易有着较强的时间同步性，处在微妙的平衡中（图2）。从2005年到2007年，韩国入境中国客流量与中韩进口贸易增长显著，入境客流量从3.55百万次上升为4.78百万次，增速为134.7%，进口贸易从351.08亿美元增加为560.99亿美元，增速为135.06%。2007到2009年，受全球经济危机影响，入境客流量与进口贸易同步快速下滑，入境旅游减少为3.2百万人次，下降速率为66.93%，进口贸易减少到536.7亿美元，降速为98.84%。2009年到2014年，在全球经济危机的尾音中，各国经济复苏，韩国入境中国客流量与进口中国贸易在经过09年到11年的较快增长后，趋于平稳增长。截止2014年入境客流量与进口贸易分别达到4.18百万人次和900.7亿美元。利用统计数据，采用趋势线模拟韩国入境中国客流量对进口贸易的推拉方程：ITKC=-3.0923IQKC2+95.901IQKC+275.53R2=0.88 （2）

式中，ITKC为韩国进口中国贸易额（亿美元），IQKC为韩国入境中国客流量（百万人次）。

韩国入境中国的客流量相对于其对出口贸易的拉力而言，其对进口贸易的作用更强。在中韩出入境旅游中，中国由旅游顺差变为旅游逆差，韩国反之；在中韩进出口贸易中，中国处于贸易逆差，韩国反之。这种由入境旅游的顺差而引起的进出口贸易的逆差，在贸易和旅游的关系之中是值得广泛验证和重视的。

2.1.3韩国入境中国客流量和中韩进出口贸易的相关性

马可波罗假设：商务客出境旅游，其目的是买卖商品，进而引发进出口贸易。本文通过将2005年-2014年的进口贸易和出口贸易加总，得到中韩进出口贸易总额，再将其与韩国入境客流量进行分析，得到入境流量对进出口贸易的推拉方程：ITKC=-9.99IQKC2+279.8IQKC+812.8 R2=0.8765 （3）

式中，ITKC为韩国进出口中国贸易额（亿美元），IQKC为韩国入境中国客流量（百万人次）。

2.2中国出境韩国客流量和中韩进出口贸易间的相关性

鉴于经济发展水平与政策的约束，中国出境游起步较晚。1990年中国最先开放的赴新马泰旅游，开启了中国出境观光旅游的先河。此后，随着对外开放的逐步扩大，中国居民出境旅游获得了快速的发展，现已与全球上百个国家签订旅游协定，成为出境旅游增长最快的国家。从2005-2014年，中国出境韩国的客流量从31百万次增加为109百万次，向韩国出口贸易由351亿美元，增速为189.18%。本文选用2005-2014年的有关统计数据绘制如下两条增长曲线（图3，图4）。

2.2.1中国出境韩国客流量和出口贸易的相关性

由图3可见，中国出境客流量和出口韩国的贸易额有较强的时间趋同性。从2005年到2007年底，随着中国对外开放的扩大以及经济的迅速发展，中国出境韩国客流量与出国贸易增幅很大，分别为147.76%与210.59%；2007年底到2009年受全球经济危机的影响，中国对韩国出口贸易显现了较大幅度的下滑，跌落为537亿美元。2009年到2014年出境客流量与出口贸易同步稳定发展，呈现双旺发展格局。利用相关统计数据，采用趋势线模拟出境客流量对出口贸易的推拉方程：0TCK=254.18ln（0QKC）+300.01 R2=0.8565 （4）

式中，0TCK为中国出口韩国贸易额（亿美元），0QCK为中国出境韩国客流量（百万人次）。

2.2.2中国出境韩国客流量和进口贸易的相关性

由图4可见，出境韩国客流量和进口韩国的贸易额自2005-2013年同步增长，而2014年的进口韩国贸易额有所下降。自2005-2007年低，中国出境客流量与进口贸易同步快速增长，增速分别为103.95%与145.97%。2007年底到2009年，中国的出口贸易额下降到1025.5亿美元，增长幅度骤降72.59%。2009年到2014年，中国出境旅游人次由47.7百万上升为109百万，增速为228.72%，进口贸易额从1025.5亿美元上升为1453.3亿美元，增速为141.72%。除2014年中国进口韩国贸易额有所下降外，中国出境韩国客流量和进口贸易均快速增长。而从2014年进口贸易额的下降可以预测到在今后的几年，中国出境人数与进出口贸易额会出现下降的趋势。利用统计数据，采用趋势线模拟出境客流量对进口贸易的推拉方程：ITCK=435.86ln（0QCK）+624.84 R2=0.7736 （5）

式中，ITCK为中国进口韩国贸易额（亿美元），0QCK为中国出境韩国客流量（百万人次）。

中国出境韩国客流量相对于进口贸易而言，其对进出口贸易的拉动作用强于进口贸易。

2.2.3中国出境韩国客流量和中韩进出口贸易的相关性

将2005年-2014年的中国出口贸易和进口贸易加总，得出中韩进出口贸易总额，再将其与中国出境客流量进行相关性分析，得到出境客流量对进出口贸易的推拉方程：ITCK=690.03ln（0QCK）+924.85 R2=0.829 （6）

式中，ITCK为中国进出口韩国贸易额（亿美元），0QCK为中国出境韩国客流量（百万人次）。

3两个断面旅游互动和贸易依存度的关系

3.1韩国断面

图5是2005-2014年中国出境游客占韩国入境旅游比以及韩国对中国贸易依存度。从图中可见，2005-2014年中国出境游客占韩国入境旅游比从14%上升为43%，中韩旅游在韩国的旅游业中地位越来越重要；同时，韩国对华贸易依存度除2014年有所下降外，一直处于缓慢增加中。大致分为2个阶段：第一阶段2005-2013年中国占韩国入境旅游比从14%增加到35%，而韩国对华贸易依存度从05年的21%上升到13年的26%，而14年又回落到21%。第二阶段为2013-2014年，对华贸易依存度下降了6个百分点，而中国游客占韩国入境旅游比缓慢增加，仅为8个百分比。预计未来几年，中国占韩国入境旅游比的迅猛势头会有所减慢。为了从韩国断面定量地分析中国出境旅游客流量占韩国入境旅游比和对中国贸易依存度的联动关系，本文采用的直线方程进行回归分析，其关联带动方程：TRIK-C=0.3195RITK-C+20.742 R2=0.4236 （7）

其中，TRIK-C为韩国对华贸易依存度，RITK-C中国游客占韩国入境旅游比。依据边际弹性，当中国游客占韩国入境旅游比上升1个百分点，韩国对华贸易依存度就会上升0.3195个百分点。

3.2中国断面

图6是2005-2014年韩国占中国入境旅游比和中国对韩贸易依存度。由图可见，10年来韩国占华入境旅游比在波动中逐渐下降，中国对韩国贸易依存度伴随市场化的不断深入与经济的不断发展，而逐渐下降。受全球经济危机的影响，韩国占中国入境旅游比从2007年的18%下降为2009年的15%。中国对韩国贸易依存度和韩国游客占华入境旅游比两组指标的纵向波动显现较强的时间趋同性及相关性。为了从中国断面定量地分析韩国占中国入境旅游比和中国对韩贸易依存度的联动关系，本文采用的直线方程对其进行回归分析，其关联带动方程：TRIC-K=-0.2066RITC-K+8.0942 R2=0.8709 （8）式中，TRIC-K为中国对韩贸易依存度，RITC-K为韩国游客占中国入境旅游比。依据边际弹性，当中国占韩国入境旅游比每上升1个百分点，韩国对华贸易依存度会减少0.2066个百分点。

参考文献：

[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.中国旅游服务贸易发展：1985-2004 年的国际收支分析[J].国际贸易，2006（10）：46-49.

[4]高静.我国国际旅游服务贸易的竞争力分析：加入WTO后的比较分析[J].国际贸易，2006，9：20-22.

[5]John Seabrook， Susan Homer著.程尽能，卢涤非等译.商务旅游[M].北京：旅游教育出版社，2004.3-27.

篇（3）

隐含碳排放（Embodied Carbon Emissions）是指某种产品在整个生产链中所排放的二氧化碳量，出口贸易隐含碳排放是指在生产出口产品的过程中所产生的二氧化碳排放量。

中国出口贸易隐含碳排放在中国碳排放总量中所占比重较大。张晓平（2009）的计算表明，2000-2006年中国每年出口商品隐含碳排放占全国总排放的比重基本在30%-35%。Yan和Yang（2010）认为，1997-2007年中国每年碳排放的10.03%-26.54%是在生产出口商品的过程中产生的。为了分析影响出口贸易隐含碳排放的原因，本文在投入产出法的基础上，利用结构分解分析（Structural Decomposition Analysis）模型来研究2006-2009年中国出口贸易隐含碳排放的影响因素，以便为相关部门制定减排对策提供参考和依据。

一、计算方法描述

根据全国投入产出的平衡关系，可以建立能反映各行业产品的生产与分配使用情况的投入产出模型:

（1）

其中，x为各行业总产品向量，y为最终产品向量，为直接消耗系数或技术系数矩阵，表示行业j生产单位产品直接消耗行业的产品数量。

假设，则有：

（2）

其中，I为单位矩阵，为里昂惕夫逆矩阵或完全（包括直接和间接）需求系数矩阵。

产品在生产过程中除有直接消耗外，还有间接消耗。完全消耗系数B表示行业j生产单位产品直接和间接消耗行业i的产品数量，具体矩阵为：

（3）

大部分现有研究采用的里昂惕夫逆矩阵为，没有将中间投入区分为本国产品或是进口产品，这会高估中国出口贸易的隐含碳排放量。本文在参考Sanchez-Choliz 和Duarte（2004）的基础上，修正了里昂惕夫逆矩阵，即变换为，计算了除去进口中间产品后的中国出口贸易隐含碳排放量。

行业i的直接碳排放量Ci的公式参考《2006年IPCC国家温室气体清单指南》，具体为：

（4）

其中，Ci为行业i的直接碳排放量，单位为万t。为行业i消耗能源e的标煤量，单位为万t标准煤，这里所用的单位转换是：1kg煤当量=29.3MJ，1亿立方米天然气=13.3万t标准煤。λe为能源e的碳排放系数，单位是kg/TJ，如表1所示。

行业i的直接碳排放量Ci除以增加值xi，就得到该行业的直接碳排放强度矩阵，具体为：

（5）

行业j的直接碳排放强度矩阵Ci乘以其完全消耗系数矩阵bij，就得到该行业的完全碳排放强度矩阵，具体为：

（6）

设zj为行业j的出口贸易额，则行业j的出口贸易隐含碳排放量为：

（7）

设z为当年中国货物贸易总出口额，为出口结构矩阵，表示j行业的出口额占总出口额的比例，则中国出口贸易隐含碳排放量为：

（8）

由公式（8）可知，中国出口贸易隐含碳排放的影响因素有3个：行业完全碳排放强度vj、行业出口结构、总出口额z。根据对数平均迪氏指数法（Logarithmic Mean Divisia Index），出口贸易隐含碳排放的变化可表达为：

其中，“0”表示基期，“t”表示比较期。I为强度效应（完全碳排放强度的影响），R为结构效应（出口份额的影响），S为规模效应（出口总额的影响）。I/C、R/C、S/C分别为这三个效应的贡献率。

二、数据来源及行业合并

鉴于2010年能源数据尚未更新，本文研究的年份为2006-2009年。投入产出数据来自OECD2009年版本的投入产出数据库，它提供了最新的2005年中国投入产出表，出口贸易数据来自《中国贸易外经统计年鉴》和《国别贸易报告》，各行业消耗的能源总量来自《中国能源统计年鉴》，农、林、牧、渔、水利业增加值来自《中国农村统计年鉴》，工业行业增加值2006年和2007年来自《中国统计年鉴》中的“按行业分全部国有及规模以上非国有工业企业主要指标”，2008年和2009年根据国家统计局“工业分大类行业增加值增长速度”计算得来。

为了使计算时所需的各行业数据相匹配，本文将《中国贸易外经统计年鉴》中的“出口商品分类章”、《中国统计年鉴》中的“按行业分能源消费量”和“OECD行业分类国内流量表”合并为15个行业，并用合并后的行业简称表示。它们分别是：（1）农、林、牧、渔、水利业；（2）食品、饮料和烟草制造业；（3）采掘业；（4）纺织、服装和皮革业；（5）木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业；（6）杂项制品业；（7）造纸、纸制品、印刷、出版业；（8）化学及其相关工业；（9）橡胶、塑料制品业；（10）非金属矿物制品业；（11）贱金属及其制品业；（12）交通运输设备制造业；（13）机器、机械器具、电气设备及其零件、录音机及放声机、电视图像业；（14）仪器仪表及文化、办公用机械制造业；（15）其他行业。

三、计算结果与分析

利用公式（7）输入相关数据得到2006-2009年各个行业的出口贸易隐含碳排放量，对每年所有行业的碳排量进行加总得到当年中国出口贸易隐含碳排放量。计算表明，中国出口贸易隐含碳排放量从2006年的 234192.53万t减少至2009年的180900.56万t。

利用公式（9）-（12）输入相关数据得到强度效应、结构效应、规模效应的贡献值。

由表2可知，强度效应最大，其贡献值为-62447.97万t，贡献率为112.33%。这说明如果其他因素保持不变，各行业完全碳排放强度的下降使得中国出口贸易隐含碳排放减少了62447.97万t。利用公式（6）输入相关数据得到中国出口行业的完全碳排放强度，各行业平均碳排放强度从2006年的2.852万t/亿元下降到2009年的2.086万t/亿元。

其次是规模效应，贡献值为9156万t，贡献率为-16.47%。中国各行业出口总额从2006年的77594.59亿元升至2009年的82029.69亿元，这使得中国出口贸易隐含碳排放增加了9156万t。但由于强度效应和结构效应的影响，总效应为-55592.94万t，因此贡献率为负值。

最后是结构效应，贡献值为-2300.97万t，贡献率为4.14%。说明出口结构的改善减少了中国出口贸易隐含碳排放。利用计算得到行业出口结构，结果表明：2006-2009年，完全碳排放强度较高的行业如纺织、服装和皮革业出口额所占比重从18.6%下降到17.7%，贱金属及其制品业从8.8%下降到6.4%，木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业从1.0%下降到0.8%；而碳排放强度较低的行业如农、林、牧、渔、水利业出口额所占比重从1.7%上升到1.8%，交通运输设备制造业从4.0%上升到5.0%。

四、结论与建议

本文在投入产出模型的基础上，利用LMDI法将2006-2009年中国出口贸易隐含碳排放的影响因素分解为强度、结构、规模三种效应。结论是：强度效应贡献率最大，说明各行业碳排放强度的下降是碳排放减少的主要原因；结构效应贡献率较小，但仍说明出口结构的改善有利于碳排放的减少；规模效应贡献率为负值，说明虽然出口额的增长使得碳排放增加，但由于强度和结构效应，最后总的碳排放减少。以上研究表明，中国要减少出口贸易隐含碳排放，必须从降低行业碳排放强度、适度减小出口规模、改善出口结构这三方面做起，而后两者可以进行综合考虑。

参考文献:

[1] 张晓平.中国对外贸易产生的CO2排放区位转移分析[J].地理学报,2009, (2), 234-242.

篇（4）

关键词：投入产出法；出口贸易；隐含碳

2001年，中国加入世贸组织，我国进出口贸易迅速发展，很快中国跻身于贸易大国之列。然而，随着贸易、经济的快速发展，我国在出口贸易中的隐含碳排放问题日趋严重。2007年，中的二氧化碳排放量超过美国；2013年，中国碳排放总量超过欧美总和，占全球的29%。并且，我国人均碳排放量首次超过欧盟。2009年的“十二五”提出，到2020年，我国单位国内生产总值二氧化碳排放将比2005年下降40%～45%。2015年的“十三五”提出，我国继续坚持节约资源和保护环境的基本国策，加快建设资源节约型和环境友好型社会。作为世界碳排放大国， 中国面临着巨大的国际社会压力。

一、概述

目前，国内外的相关研究中，把隐含碳排放逐年增长的原因都大多数归因于国家产业结构不够先进，生产技术、方式相对落后，产品升级换代速度慢以及国际环境组织划分碳排放责任不公平等，而对于出口贸易的增长促使隐含碳排放量增加这一研究相对欠缺。因此本文从我国出口贸易的角度出发，对贸易量的增加影响隐含碳的排放进行深入探讨。分析出我国碳排放量逐年增加的主要原因是出口贸易量的增加。想要减少隐含碳的排放量，关键要对我国的贸易政策提出改进措施，必须完善我国的低碳化贸易政策，例如保持出口平稳增长，推动出口结构升级。根据不同行业碳排放量的差异，采取不同的出口限制政策和措施。引进先进生产技术，提高能源利用效率等。从而达到节能减排作用，并且促进低碳经济发展。

二、研究方法

投入产出法，是由美国的WassilyW.Leontief教授创立的，即把一系列内部部门在一定时期内投入来源与产出去向排成一张投入产出表，依据该表来建立数学模型，从而计算消耗系数，再根据消耗系数进行经济分析和预测。在投入产出分析中涉及到两个最重要的概念：直接消耗系数和完全消耗系数。直接消耗系数是指某个部门在生产单位产品时需要消耗的各个部门产品的数量。完全消耗系数是指部门与部门之间除了直接消耗外，还需要通过中间产品消耗某一产品，称作间接消耗，完全消耗系数则是某个部门在生产单位产品时的直接消耗与间接消耗的总和。

利用投入产出表中的直接消耗系数矩阵，将CO2直接排放系数转化成CO2完全排放系数，从而得到隐含碳的排放系数。然后，用我国的出口贸易总量乘以隐含碳排放系数，得到出口产品中总的隐含碳。再减去直接能源出口中隐含的CO2，即可得到我国出口中的隐含碳。

具体指标如下：

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

其中，amn表示n类产品的直接消耗系数。生产每一单位的n部门的产品所直接消耗的m部门的产品数量=生产n部门全部产品所直接消耗的m部门的产品数量/n部门的总产量。将amn记作矩阵A。

2. 完全排放系数：B=A（E-tA）-1（2）

其中，B表示完全排放系数，A表示直接消耗系数；t表示国内投入品中占投入的比重，且t=1- [m部门的进口额/（m部门进口额+m部门的总产值-m部门出口额）。（E-tA）-1称为扣除进口产品影响的里昂惕夫逆矩阵。

3. 中间投入产品i的能源消耗强度：xi=Xi/Pi（3）

其中，设xi为生产单位产值的i产品所消耗的能源量，Xi代表产品部门i全年的能源消费总量，Pi代表产品部门i在同一年份的总产值。Xi和Pi 的数据均来源于《中国统计年鉴》 。

4. 最终产品部门j的隐含能源消耗强度：Cj=Σbij*xj（j=1，2，…，14）（4）

其中，Cj表示在生产单位产值的j类产品过程中，直接和间接消耗的中间投入的i（i=1，2，…，14）个部门的能源消耗强度之和。已知中间投入品i的能源消耗强度xi和生产j类产品所直接和间接消耗的i类产品的价值量。

5. 最终产品的出口产品的隐含碳

Qj = Wj*Cj*M（j=1，2，…，14）（5）

其中，Wj表示j类产品的出口额，M表示某一年单位能源消耗量的CO2排放强度

6. 全部出口产品的隐含碳：

z=ΣQj（j=1，2，…，14）（6）

三、实证分析

根据上述分析，从表1可以看出：

1. 我国2012年出口贸易中隐含碳的排放量整体高于2007年我国出口贸易中的隐含碳排放量。

2. 14个行业中，除煤炭开采和洗选业与纺织服装鞋帽皮革羽绒及其制品业两个行业，在2012年的出口贸易隐含碳排放量比2007年有下降趋势以外，其余的12个行业在2012年的出口贸易隐含碳排放量都有了大幅度的上升。

3. 其中，石油和天然气开采业、纺织业、化学工业、通用、专用设备制造业、交通运输设备制造业、仪器仪表及文化办公用品制造业以及通信设备、计算机电子设备制造业在我国出口贸易隐含碳排放量占据了大部分比重，大约70%左右。

4. 2012年，化学工业、通用、专用设备制造业和通信设洹⒓扑慊电子设备制造业这三个行业的出口贸易隐含碳的排放量比2007年有巨大的增长幅度。

利用投入产出法对我国出口贸易中的隐含碳进行测算后，通过得到的数据，分析出我国在出口贸易中的隐含碳排放问题的严重性。虽然贸易的快速发展加快了我国经济增长的步伐，但是，贸易量的增大是促使我国出口贸易隐含碳愈加严重的重要原因。

我国出口贸易中隐含碳排放愈加严重的主要原因是贸易量的增长，中国是典型的隐含碳净出口国。通过对中国出口隐含碳的测算，我们可以看出，中国出口贸易的快速发展导致出口贸易中的隐含碳排放量逐年增长。这表明，出口规模的大小和技术水平的高低对中国出口贸易隐含碳排放的影响较大。因此，我国出口贸易规模的庞大是出口贸易隐含碳排放逐年增加的主要原因。

相比我国的出口贸易规模之庞大，由于我国是制造大国，因此我国的进口贸易规模稍微偏弱。更重要的是，进口贸易伙伴国早就完成工业革命，加上生产技术较为先进，结构较为优化，碳排放强度低于中国，所以，我国出口贸易隐含碳排放量的增长大大高于进口商品隐含碳排放量的增长。要想我国出口贸易中的隐含碳排放量能够得到有效的缓和，那么，我国就必须在现有的生产技术水平上取得更大的突破口，同时，也需要更进一步优化出口贸易的贸易结构。另外，化学工业、通用及专用设备制造业、金属冶炼及压延加工业、纺织业以及交通运输业这几个高污染企业占据了我国出口贸易隐含碳排放总量的60%～70%，并有逐年上升趋势。因此，需要对这些部门的改进尤其加以重视。

四、对策及建议

基于以上的研究讨论，针对贸易量的增加促使我国出口贸易隐含碳的排放逐年增加这一原因，提出如下建议：

我国应该对贸易政策进行改进，实行更加完善具体的低碳化贸易政策。

首先，我国政府应该确保对外贸易政策的连续与稳定，有了稳定的贸易环境，才能保持出口的平稳增长，提高我国的科技技术，促进出口结构的优化升级。处于当前全球化的时代背景下，中国必须要从制造大国迈进制造强国之列。因此，面临加速升级换代的制造业，除了面临发达国家对生产技术以及产品市场的高标准、高要求的压力，还面临着其他发展中国家低成本生产的压力。国家和政府要继续按照实情调整实施适合我国出口贸易结构的政策，对于一些高能耗、低附加值的产业要准确调控他们的出口规模。各企业各部门也要不断通过生产技术创新等手段争取在国际市场上获得较大的国际竞争优势，从而进入生产价值链的高端。

其次，促进高污染制造产业的换代升级，对高排放的产品出口要进行必要的限制，需要实施低碳化贸易政策。针对化学工业、纺织业等高污染行业，对其生产出的产品在出口时征收相应的环境关税。另一方面，需要鼓励进口替代政策，加快促进国内产业结构调整，以促进本国国内企业的节能减排。

最后，我国各行业也应该对自身的生产技术进行不断创新，生产出绿色、低能耗、低排放的产品，减少出口碳排放量，从而能够实现节能减排的大目标，真正实现低碳经济的全面发展。

参考文献：

[1]原磊磊，吴水荣，陈幸良，陈勇.国际贸易中隐含跨境碳转移环境责任分担问题研究[J].林业经济，2015（27）.

[2]赵玉焕，刘月.基于投入产出法的中国出口产品隐含碳测算[J].中国人口.资源与环境，2011（18）.

[3]高金田，董博，许冬兰.基于隐含碳测算的我国进出口贸易结构优化研究[J].山东大学学报.哲学社会科学版，2011（05）.

篇（5）

我国对外贸易的生态逆差问题概述

改革开放以来，伴随中国经济的高速增长及日益加速的城市化进程，中国的能源需求及温室气体排放规模也呈快速增加趋势。2011年，中国一次能源消费规模已经超过美国，从而成为世界第一大能源消费国。近年许多西方国家认为，中国正在消耗过多的世界能源资源来维持经济的持续增长，越来越多的国际碳减排压力、“中国能源”、“中国气候”等议论接踵而至。但是，我国大量能源消耗实质上是由于承接了国际产业转移，为发达国家大量生产和加工产品。关于我国能源消耗的测算大都是基于生产侧进行的，但作为“世界加工厂”的中国，却都是在为其他国家生产产品，即必须基于消费侧进行研究才更加符合我国能源消耗与贸易关系的现实状况。我国对外贸易虽然保持着长年顺差，但从能源消耗及对环境的污染角度来讲，却是生态逆差的，本文从我国出口贸易内涵能源的测算角度切入，借助数据证明我国因贸易所消耗的潜在能源规模，对我国能源消耗的国际转移进行评估。

目前，国内外针对中国对外贸易的内涵能源及内涵碳问题已经有一些相关研究成果。Christopher L.Weber等（2008）对1987～2005年中国出口产品的内涵CO2排放量进行了测算，认为中国产品出口导致的碳排放及其引起的气候变化效应对全球环境产生了影响；Fredrich KAHRL等（2008）通过构建中国能源使用和能源价格传递的结构模型，认为产品生产的上游环节是内涵能源的主要来源。国内的陈迎（2008）、齐晔（2008）、顾阿伦（2010）等都通过投入传出分析得出了中国对外贸易内涵能源净出口的结论，并给出了不同的规模评估；尹显萍等（2010）还从国家、部门和重点行业三个层次出发定量研究了中日商品贸易中的内涵能源问题；Shui和Harriss（2006）则针对中美贸易中的内涵能源进行了测度，提出如果美国将其进口自中国的产品换为自己生产，则国内碳排放将增长3%～6%，中国生产用于出口到美国的产品所排放的温室气体约占到排放总量的7%～14%。综合已有的研究成果来看，目前关于贸易内涵能源的测度问题没有统一标准，很多研究存在诸多不足，如没有考虑加工贸易的影响，这会严重高估计算结果。鉴于此，本文在研究方法上也将做进一步的改进和修正。

研究方法选择和数据处理

（一）研究方法选择

虽然目前学术界不同的研究成果存在较多差异，但投入产出分析已经被证明是计算贸易内涵能源问题最为有效的方法，计算结果的不同主要来自学者在处理具体能源消耗系数及简化过程等方面。本文同样基于投入产出分析法进行研究，具体计算公式如下：

直接消耗系数。直接消耗系数公式为Aij=Xij /Xj（i，j=1，2，..，n），其中Aij指的是j部门单位产出所直接消耗的i部门产出量，即i部门对j部门每生产一单位产品所做出的贡献。所有的Aij构成直接消耗系数矩阵A。

完全消耗系数。完全消耗系数公式为B=（I-A）-1-I，其中矩阵B可由直接消耗系数矩阵A计算得到，I为单位矩阵。完全消耗系数矩阵B由完全消耗系数Bij构成，指的是j部门单位产出对i部门产出的直接和间接消耗之和。

部门单位产出的完全能耗强度。部门单位产出的完全消耗强度公式为EB=EA（I-A）-1，这是基于直接能耗强度与完全消耗系数相乘计算出来的，指的是该部门每生产一单位产品所直接消耗和间接消耗能源量的和。可以看出，完全能耗强度是计算产品内涵能源的关键因子，不同学者所计算结果之所以不同，一般都是因为选取了不同的完全能耗强度进行计算。如公式所示，EA指的是部门单位产出的直接能耗强度，是该部门一定时期内耗能总量Ei与总产值Xi的直接比值：EA=Ei /Xi。

出口贸易内涵能源的测算。一般来讲，一国出口贸易的内涵能源规模是将各部门的完全能耗强度与对应进口或出口额相乘即可得到。但是，这样做的一个巨大缺陷在于没有考虑加工贸易的影响，这对素有“世界加工厂”之称的中国来讲，将使计算结果严重高估。因为针对来料加工的产品，其作为进口产品进入到国内之后，并没有被消费，而是加工之后又重新作为出口产品流到国外。因此该部分产品在作为加工原料进入到国内时，其生产所消耗的能源不能计入出口贸易的内涵能源量。

限于各部门的加工贸易数据难以获得，本文引入进口系数M，对出口贸易中进口加工贸易产品的比重进行估算。利用系数M对原直接消耗系数矩阵A进行修正，从而得到消除加工贸易影响的对外贸易内涵能源估值。具体修正方法如公式（1）：

（1）

其中EXE'为剔除进口加工产品影响的出口贸易内涵能源。需要说明的是，对系数M，均假定一部门对其他所有部门的投入中进口加工产品的比例是不变的。这样的简化处理可使系数M为对角矩阵。

（二）数据搜集和处理

投入产出表数据。本文研究共用到3张投入产出表，分别为中国2002年、2005年和2007年投入产出表。需要说明的是，很多研究都是基于一张投入产出表进行的研究，这在反映较长时间跨度的部门间生产关系时难以保证较高的准确性。本文数据时间范围为12年（2000～2011年），基于时间就近原则对3张投入产出表进行充分合理地利用，即2000～2003年数据采用2002年表，2004～2006年数据采用2005年表，2007～2011年数据采用2007年表。在具体数据分类方面，由于投入产出表的部门分类与《中国能源统计年鉴》和联合国货物贸易数据库均有所不同，为兼顾数据可得性、确保各分类数据之间最大程度的衔接、保留主要能源消耗部门等，最终将42部门的投入产出表合并为22部门，能源消耗数据及贸易数据均按照22部门的分类进行统一整合。

部门能源消耗数据。由前文可知，各部门能源消耗数据是计算直接能耗强度EA的关键，进而才能得到贸易内涵能源测算所需的完全能耗强度EB。本文中关于我国各部门2000～2010年的能耗数据来自《中国能源统计年鉴》，2011年数据则是在《2011年国民经济和社会发展统计公报》所公布指标的基础上，对2010年数据进行修正后得出的。此外，所有数据都经过了PPI价格指数和单位GDP能耗指数的修正，消除了物价波动等因素的影响。

部门贸易数据。部门贸易数据来自联合国货物贸易数据库（UN Comtrade Database），分类标准采用SITC Rev.3（国际贸易标准分类第三版），并在此标准分类基础上将原63章的产品分类合并为与投入产出表对应的22部门。需要说明的是，经过计算，合并后的22部门贸易数据，除第22类“其他行业”外，其余21个部门的贸易数据总和可达到总数的95%以上，说明22部门分类能够有效反应我国对外贸易内涵能源的现实情况。

我国出口贸易内涵能源的测算结果

根据公式（1）可得，在考虑加工贸易的影响因素下，我国出口贸易内涵能源的测算结果见表1。由表1可得，剔除加工贸易影响后，我国出口贸易内涵能源增速有明显提升，2000年为2.47亿吨标准煤，2011年为13.58亿吨标准煤，增长了近5倍，年均增速达到25%左右。再将该数据与我国各年的能源消费总量进行对比可发现，在各国指责我国能源消费持续过快增长的背后，是我国出口贸易内涵能源规模在以更快的速度增长。2000年，我国全年能源消费总量中有大约17%的规模贡献给了出口产品的生产消耗，而这一数据在2011年已经达到了近40%的高水平，即现在我国全年能源消耗总量中，有三分之一以上是在为国外生产产品。

结论与政策含义

前文测算结果表明，我国出口贸易内涵能源规模增长极其迅速，2000年为2.47亿吨标准煤，2011年为13.58亿吨标准煤，增长了近5倍，年均增速达到25%左右。与全国各年的能源消费总量进行对比，我国出口贸易内涵能源总量占当年全国能源消费总量的比重，由2000年的17%，上升到2011年的39%。这些测算结果均显示，国内的能源消耗通过贸易而向外发生的转移量呈上涨趋势，对外贸易规模持续增加的背后，是以对外贸易生态逆差为代价的。作为当今能源贸易及环境领域的热点问题，中国对外贸易的内涵能源问题已经引起了国内外众多学者的广泛关注，相关研究也具有非常重要的政策含义。

一方面，关于一国能源消耗的规模评价及责任归属问题，必须基于消费侧而非生产侧进行研究探讨。以中国为代表的发展中国家，正在越来越多的承接国际产业转移，在国外发达国家逐步向第三产业侧重发展的同时，我们却刚刚步入工业时代，能源消耗及环境污染正急剧加速且尚未达到顶峰，同时还要面临发达国家以碳减排责任为借口提出的种种苛刻要求。基于消费侧研究贸易内涵能源问题，从本质上指出了中国表面上是消耗了大量世界能源资源，但也支撑了其他国家大量消费品生产与供给的事实。在当今的世界生产分工格局下，中国的能源消耗本质上有很大一部分通过对外贸易向外发生了转移，也付出了巨大的环境污染代价。因此，发达国家在消费我们为其所生产的各种消费品的同时，还借口过度能源消耗和同等碳减排责任等一味地指责中国，严重有失公允，国际上所谓“中国能源”、“中国气候”等是对客观事实的严重扭曲。

另一方面，鉴于我国对外贸易内涵能源的规模依然在迅速增加，这也意味着要想减少对国内能源资源的过度消耗及环境污染，除长期逐步实施国内产业结构优化升级战略外，中短期内必须以牺牲出口贸易规模的增长为代价，即必须在能源环境利益与经济贸易利益之间做出取舍。改革开放以来，伴随我国对外贸易规模的腾飞，相继而来的能源消耗和环境污染问题也让我们付出了沉重代价。由贸易带来的内涵能源问题已经引起了中央政府的高度重视，近年频出的“两高一资”产品限制出口的贸易政策，表明国家政策层面已经认识到，为保护国内资源和环境，必须牺牲短期内的经济贸易利益，未来通过逐步的贸易转型来实现经济和贸易的可持续发展。

参考文献：

1.陈迎，潘家华，谢来辉.中国外贸进出口商品中的内涵能源及其政策含义[J].经济研究，2008（7）

2.齐晔，李惠民，徐明.中国进出口贸易中的隐含能估算[J].中国人口・资源与环境，2008（3）

3.顾阿伦，何建坤，周玲玲，姚兰，刘滨.中国进出口贸易中的内涵能源及转移排放分析[J].清华大学学报（自然科学版），2010（9）

篇（6）

中图分类号:F746.12 文献标识码:A 文章编号:1005-0892(2007)04-0105-04

一、文献回顾

中国对日出口贸易与日本对华直接投资之间的关系，属于东道国出口贸易和外商直接投资(FDI)之间的关系。对于这种关系，国内外学者提出了多种观点，经整理相关文献，可将这些观点概括为如下四个方面：

（1）东道国出口贸易对FDI具有单向因果关系。该观点认为东道国出口贸易增长会吸引更多的FDI流入。国际市场激烈的竞争会使国内出口企业不断进行技术创新，通过降低成本，有效利用资本和多样化生产提高竞争力，从而可以增加这些企业对FDI的吸引力。Hein(1992)通过对拉美以及东亚各国的实证分析指出，成功实施促进出口政策的国家吸引了大量FDI，东道国出口贸易扩张先于FDI的增长。[1]Lucas(1993)研究发现东南亚国家FDI对出口贸易弹性往往远高于国内总需求弹性。[2]冼国明(2003)对外商在华直接投资与中国出口之间的相关性进行计量研究，结论是FDI对中国出口贸易弹性约为1.24％，中国出口贸易对FDI具有单向因果关系。[3]

（2）FDI对东道国出口贸易具有单向因果关系，该观点认为FDI是东道国出口贸易增长的发动机。关于FDI对东道国出口贸易的促进作用，Muchielli和Chedor(1999)指出，对发展中国家进行投资的外国资本，拥有国内企业不具备的国际市场经验、国际销售网络和更先进的技术及管理经验，因此FDI可以大大提高一国出口竞争力。[4]Zhang和Song(2000)认为，外资企业通过对当地企业的“溢出效应”和多种形式的非股权产业联系，可以直接带动当地企业的出口贸易，或者可以提高当地企业的出口竞争力。[5]田银华(2005)对中美贸易和FDI数据的经验分析结果显示，美国对华直接投资对于中国对美国出口贸易呈现单向因果关系。[6]封福育(2006)研究认为FDI对中国出口贸易具有创造效应，中国出口贸易对FDI弹性约为20.16％。[7]

（3）东道国出口贸易与FDI之间呈现双向因果关系。乾友彦和春日义之(1997)就每种产业，对FDI和贸易进行了时间序列分析，认为日本和与其经济交流密切的国家之间，贸易额和投资额将会不断增加，东道国出口贸易和FDI之间向互补方向发展的可能性很高。[8] 崎彰彦(1998)[9]和石 明德(2005)按照产业类别，分别对1989～1996年和1996～2004年日本海外生产进行了计量分析，认为FDI和东道国出口贸易之间存在相互扩大的相关关系。[10]Liu、Wang(2001)研究认为中国总体流入的FDI和出口贸易之间存在双向因果关系。[11]

（4）东道国出口贸易与FDI之间没有相关关系。Jun和Singh(1996)对1969～1993年吸引外资较多的30个发展中国家进行了研究，发现泰国、厄瓜多尔、葡萄牙、希腊四国的出口业绩对FDI具有吸引作用；FDI对新加坡出口具有明显的促进作用；哥伦比亚、哥斯达黎加、埃及、马来西亚、墨西哥、尼日利亚等六国出口贸易和FDI之间没有显著的相关性。因此认为东道国出口和FDI之间不存在值得讨论的相关关系。[12]

综上所述，对东道国出口贸易与FDI之间关系的研究存在着单向、双向因果关系和无相关关系等不同观点，四种不同观点的政策含义是不同的。若出口贸易对FDI具有单向因果关系，那么合理的经济政策就应该是通过增加出口来吸引FDI，而各类优惠引资政策则可有可无。反之，若FDI对出口贸易具有单向因果关系，那么制定各种优惠政策以吸引外资的工作则愈显重要，其他两种情况下的政策含义也可做类似讨论。

出现上述四种观点的差异表明需要结合国别进行实证研究，以便制定切实可行的引资对策。然而，结合国别的研究文献并不多见，王洪亮（2003）针对中日贸易和投资关系进行了实证研究，采用1983~2001年的数据，认为中国对日出口贸易与日本对华直接投资之间具有双向因果关系。[13]我国加入WTO后，基础工业和基础设施产业受到较大影响。[14]处于经济结构调整期的中国对日出口贸易与日本直接投资之间，是否仍保持双向因果关系有待证明。本文运用协整理论及其方法，研究了1985~2005年中国对日出口贸易与日本对华直接投资之间的关系，试图从中找到相应结论。

二、计量方法与模型设定

1. 样本说明

本文主要检验中国对日出口贸易与日本对华直接投资关系，不考虑中国对日进口额、利率、汇率及GDP等相关变量的影响。LEXt表示t时期中国对日本出口额的自然对数，LFDIt表示t时期日本对华直接投资额的自然对数。样本区间为1985~2005年，1985~2004年数据来自《中国统计年鉴》有关各期，[15]2005年数据来自中国驻日本国大使馆经济商务参赞处网站，[16]使用Eviews5.0软件进行变量计算和计量分析。

2. 检验平稳性和协整关系

1987年Engle和Granger提出协整理论及协整检验方法。对回归残差进行单位根检验的协整检验有三种：CRDW检验、DF检验和ADF检验。本文采用ADF检验来判断残差序列的平稳性，进而判断变量之间是否存在协整关系。

对两个变量的协整关系检验采用EG（Engle和Granger）最小二乘估计法（OLS）。设{LFDIt)和{LEXt}均为I（1）变量，首先建立OLS模型，进行协整回归：

4. 检验Granger因果关系

协整检验表明变量之间是否存在长期均衡关系，但是否构成因果关系还需要进一步检验。如果变量LEX有助于预测LFDI，即根据过去值对LFDI进行自回归时，加上LEX的过去值，能够显著地增强回归的解释力，则称LEX是LFDI的Granger原因，否则称为非Granger原因。其检验模型为：

由于Granger因果关系检验对滞后阶数非常敏感，需要依次多滞后几阶，检验结果是否具有同一性。

三、计量检验结果及分析

1. ADF检验结果

图1显示，时间序列LEXt和LFDIt应为非平稳序列，但它们可能具有共同的趋同成份。图2显示，一阶差分序列为平稳序列，并有相似的变化周期，这是它们之间存在协整关系的重要迹象。采用ADF检验平稳性，ADF检验最佳滞后阶数根据SC准则确定，SC值越小，则滞后阶数越佳。检验形式为（C，T，L），C、T、L分别代表常数项、时间趋势项和滞后阶数。由表1可见，LEX和LFDI在1％的显著性水平上ADF绝对值小于临界值，不能拒绝零假设，说明两变量是非平稳的。而一阶差分后ADF绝对值大于临界值，可以拒绝零假设，说明LEX和LFDI是一阶差分平稳，为I（1）过程。

图1水平值序列图

图2一阶差分值序列图

表1ADF检验结果

MacKinnon (1996) one-sided p-values

注：表示变量序列的一阶差分，*表示临界值取显著水平为5%的临界值，其余均为1%的临界值。

2. 协整检验结果

根据ADF检验，由于LEX和LFDI均为一阶单整，可以由EG法考察其协整关系或长期均衡关系。对方程（1）进行OLS回归，结果见表2。直接回归方程（1）的结果显示DW值很低，为0.92，表明残差存在自相关，需要进行自相关修正。表2列出了修正后的回归结果，修正后的DW值为2.35，较修正前有显著改善，表明从统计上已消除了残差自相关。回归显示，在 1985～2005年期间，中国对日出口贸易对于日本在华直接投资有显著的影响，呈现正相关。模型拟合较好，各系数都通过了显著性检验，R2和调整的R2均为96％，F统计值显著。为了检验是否存在协整关系，还要考察自相关修正后的方程残差是否平稳。根据AIC和SC最小准则选择无常数、无趋势、滞后1阶进行ADF检验，结果见表3。发现残差在5％的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明残差序列是平稳的，中国对日出口贸易和日本在华直接投资之间存在显著的协整关系，二者大致以相同速率向上漂移。残差自相关修正后的协整方程为：

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

根据协整方程（4），长期内中国对日出口额每变动1％，日本在华直接投资将同方向变动1.19％，即日本对华直接投资对于中国对日出口贸易弹性约为1.19％，中国对日出口贸易和日本在华直接投资之间具有显著正相关性。

表2协整检验结果

表3回归残差的ADF检验结果

注：***，**，*分别表示1%，5%，10%的显著水平。

3. 误差修正模型

根据Granger定理，两个具有协整关系的变量一定存在误差修正模型。首先选择每一个变量的滞后长度，本文使用Hendry从一般到个别的建模方法。开始每个变量滞后3期，根据方程（1）反复尝试和剔除不显著的滞后期，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）可见，拟合度较低，可能是由于缺少了相关变量所致。但是方程不存在自相关性，估计系数显著为负，调整方向符合短期波动向长期均衡调整的误差修正机制，所以该模型是可靠的。误差修正系数为-0.26，表明当短期波动偏离长期均衡时，将以26％的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

4. Granger因果检验结果

用Granger因果检验方法判断是中国对日出口的增长吸引了日资，还是日资带动了中国对日出口贸易的增长，或者是两者互为因果关系。从表4的检验结果可以看出LEX是LFDI的Granger原因，而LFDI对LEX不存在Granger因果性，即中国对日出口贸易对于日本对华直接投资具有单向因果关系。这一结论与Hein（1992）、 Lucas（1993）和冼国明（2003）的结论相一致，认为东道国出口竞争力的提高会吸引更多FDI流入。但是，王洪亮（2003）认为中国对日出口贸易对于日本对华直接投资具有双向因果关系，本结论显然与之截然相反。对此，笔者考虑中国入世可能是个很重要的影响因素，中国对日进口额、利率、汇率及GDP等相关变量也应该有一定的影响。总之，还有待于进一步深入进行实证研究方可下结论。

表4Granger因果关系检验结果

四、结论与建议

由上述分析，可以初步得出如下结论：

（1）协整关系检验表明，中国对日出口贸易与日本对华直接投资之间存在着长期均衡关系；日本在华直接投资对于中国对日出口贸易弹性约为1.19％，即中国对日出口每增加1％，可以导致日本对华直接投资增加量1.19％。

（2）从误差修正模型可以看出，中国对日出口贸易与日本对华直接投资之间存在着一个由短期波动向长期均衡调整的机制，当短期波动偏离长期均衡时，将以26％的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。这也从另一个角度印证了中国对日出口贸易与日本对华直接之间存在长期均衡关系的初步结论。

（3）因果关系分析表明，中国对日出口贸易的增长吸引了日资，而不是日资带动了中国对日出口贸易的增长。中国对日出口贸易不属于“投资引导型”，日本对华直接投资属于“贸易引导型”。

既然中国对日出口贸易增长能够导致日本对华直接投资的增加，那么应该制定通过增加对日出口以吸引日资的经济政策，而没有必要过多利用各种优惠政策吸引日资。实际上中国入世后，试图通过减免所得税、返还增值税、提供优惠贷款等优惠待遇的方式再来吸引日资，其运作空间也越来越小。同时，东南亚国家在吸引日资方面也与中国展开了激烈的竞争。因此，如果日资着眼于中国出口潜力，那么我国对吸引日资政策的调整就可以更加明确方向。建议政府今后应该减少优惠措施，放宽日资投资比例限制，放松对日出口限制，通过产业关联，为日资企业提供完整的产业链，提高出口竞争力，如此方能大幅引进日资。

*作者感谢辽宁大学徐平教授、李平教授对本文提出的宝贵修改意见。当然，文责自负。

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参考文献：

[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]洗国明. 中国出口与外商在华直接投资[J]. 南开经济研究，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]田银华，朱文蔚. 美国的直接投资对中美贸易影响的协整分析[J] .当代财经，2005，(10)：94~98.

[7]封福育，王少平：FDI对中国出口贸易影响的实证分析[J] .南昌大学学报，2006，(3)：53~55.

[8]乾友彦，春日义之：日本企业の对外直接投资と贸易に与える影响[J] .日本开发银行调查，1997， No.229.

[9]崎彰彦，乾友彦，野坂博南：日本经济のグロ一バル化[M] .东洋经济新报社，1998.

[10]石■明德，译村帝我，原麻美：日本の对中直接投资の决定要因[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. 日本对华贸易与直接投资的关系研究[J]. 世界经济，2003，(8):28~37.

[14]刘伦武：加入WTO后对我国基础产业的影响及应采取的对策[J]. 江西财经大学学报，2002，(3)： 35~37.

[15]中国国家统计局:中国统计年鉴[M]. 北京：中国统计出版社，1986~2004年版.

篇（7）

一、如何界定贫困化增长

“贫困化增长”是德国经济学家科拉迪尼于1947年对于国家的出口贸易条件恶劣而提出的一个名词。其具体含义为：一国因经济增长而恶化了贸易条件，从而导致本国福利水平下降，是一种贸易规模不断扩大，而贸易条件不断恶化的外贸增长。

一般认为贫困化增长发生的前提条件，具体包括以下四种：

1.增加的生产要素必须是用于生产偏向出口产品的。若一国的经济增长偏向于可出口部分，就会使该种商品的世界总供给可能大于世界总需求，国际市场商品价格下降，导致该国的贸易条件恶化。

2.国外对该种商品的进口需求为价格无弹性。此时，该国该种商品出口供给的扩大就会使价格下跌，从而使贸易条件恶化，出现贫困化现象。

3.针对这一国家的出口贸易影响比较大，这个国家的贸易情况会影响国际市场。

4.出口贸易占该过经济总量的很大一部分。

二、中国“贫困化增长”现状及原因

我国的国际贸易历经多年完善，现在已经可以支撑起很大一部分的市场以及经济水平。但中国的出口仍然是以的劳动密集型产品为主，高新技术产品出口的主要贸易方式仍然是加工贸易类，但是由于我国的出口贸易多数都是加工类型，很少有自己的原创工业产业，所以我国的出口贸易虽然在国际上影响比较大，但是竞争力较弱。没有自主的技术就不能牢牢把握国际贸易的市场。从这个方面来说，我国对外贸易的发展接近于贫困化增长。

导致我国出现贫困化增长的原因大体包括：

1.中国是一个贸易大国，且经济上对国际贸易有依赖性

（1）随着我国特色社会主义的发展，我国在世界范围内的影响力也越来越大。很多国家愿意与我国建立良好的国际贸易合作。这些都体现这我国飞速增长的经济水平并彰显着我国的经济实力。2010年度全国进出口值为29727.6亿美元，同比增长34.7%。国家外汇储备在2010年末达到28473亿美元，同比增长18.7%，遥遥领先于世界各国。从数据上看，毋庸置疑，中国是一个贸易大国。

（2）衡量一国经济对国际贸易依赖程度的主要指标就是对外贸易依存度，我国近六年来对外贸易依存度都是在50%左右，整体上偏高。而作为西方发达国家代表的美国，除08年金融危机时期外，其外贸依存度在25%左右。

我国外贸依存度的比例相当的大，这些数据可以表明我国的经济主体是由国际贸易带动的经济发展。换言之也就是我国国内市场的需求量远远小于国际市场。容易造成我国的巨额外汇储备。这说明我国经济对世界经济有很大的依赖性。

2.中国出口贸易结构不优，出口产品技术水平不高

加工贸易是我国出口贸易的主要方式。我国一直被誉为“世界工厂”，这一称谓也说明我国的国际贸易类型多数以简单的出口加工为主，这在为我国经济发展提供动力的同时也产生了比较严重的问题：首先，这样的出口贸易模式不利于我国相关产业技术的进步以及发展。其次，这种模式会限制我国相关产业的竞争力，长此以往将会面临更大的市场压力。

三、中国合理改善困难发展环境的建议

1.调节市场成本

在国际贸易日益完善的今天，市场的成本成了热门的话题。随着我国市场的逐步开放，我国对于进口原料的需求就越来越大。所以现阶段不可避免的就是要调节市场的成本，维持市场的稳定。目前可行的方式有：降低进口关税、扩大进口市场渠道、开发国内原材料市场等方法。通过以上几种方式有效的调节市场的成本，合理改善出口市场环境。

2.从商品出口转向技术出口

技术的革新一直都是永恒的话题，一个市场的产能是有限的，但是市场中的科学技术水平是可以改善市场的环境的。应用科学的方法改变并完善出口贸易就可以提高传统行业的竞争力。力求从商品出口进一步转向技术出口。全面提高市场竞争力。

3.鼓励良性竞争

除了在市场以及产业方面的改善之外，我们还应该鼓励在市场内部的良性竞争。现在的市场有很多的待开发以及待改造的部分，这些部分的引用都会对市场整体的效益水平有积极的影响。目前我们鼓励良性竞争就是想在市场中创造出最强的力量以及最大的成果。

4.从国内市场入手调控出口贸易平衡

一直以来我国的国民经济发展都是依赖于大量的出口贸易带动的国内市场需求。但是从现阶段来看我国的国内市场潜力远大于出口贸易。我国正处于一个高速发展的经济增长道路上，进一步加大对于国内市场的开发力度，加大国内市场的需求是现在的当务之急。所以现在可以通过国内市场调控出口贸易平衡性。

5.严格把控价格浮动大的产品出口量

篇（8）

基金项目：本文接受教育部哲学社会科学青年基金项目（11YJC790073）；南京审计学院人才引进项目（NSRC10009）资助

中图分类号：F752 文献标识码：A

收录日期：2012年2月28日

一、引言及文献回顾

最新发展的异质性贸易理论指出，一国的出口增长是由其出口贸易的深度边际和广度边际增长共同实现的。出口贸易广度边际和深度边际实质上是对出口增长进行结构性分解，这种结构性分解方法对理解一国出口增长的质量、平稳性和可持续性具有重要意义。贸易自由化对国际贸易的二元边际的影响是当前国际经济领域中的一个重要研究议题。由于贸易自由化往往与一国的贸易政策密切相关，深入探讨贸易自由化对出口广度边际和深度边际的影响，对于一国贸易政策的制定、评估和修正具有重要意义。

区域贸易协定中双边关税的削减、制度协调安排等机制可以有效降低双边贸易中的贸易成本以及相关的不确定性。这些机制被普遍认为是促进国际贸易广度边际增长的主要原因。但由于不同的区域贸易协定在涵盖范围以及自由化程度上存在差异，所以区域贸易协定是否促进了成员国出口贸易广度边际的增长以及程度大小上的经验研究结论并不一致。Redding（2010）指出，单边、多边和优惠贸易协定等不同的贸易自由化方式对一国的福利效应具有显著的区别，原因在于不同的贸易自由化方式会对异质性企业产生不同的影响。Dutt，Mihov and Zandt（2011）利用经典的引力模型实证分析了以多边贸易自由化与区域贸易自由化对出口贸易的广度边际和深度边际的影响。其实证研究的结果显示，WTO提高了成员的出口贸易广度边际，而区域贸易协定则在降低成员出口贸易广度边际的同时提高了其出口贸易的深度边际，甚至区域贸易协定对出口贸易广度边际的负面影响的程度超过了其对出口贸易深度边际的积极影响。而Foster，Poschl and Stehrer（2010）以经典引力模型为基础并运用配对技术方法的实证研究结果则显示，区域贸易协定对成员双边贸易增长具有显著的促进作用，同时成员间双边贸易增长主要是通过广度边际实现的。Berthou and Fontagne（2008）以法国企业层面的数据实证研究了欧元区的成立对法国出口广度边际具有显著的正向影响。钱学锋等（2010）在Chaney（2008）建立的“扭曲”的引力模型基础上，实证分析了中国出口贸易二元边际及其影响因素。

中国-东盟自由贸易区（CAFTA）是中国签订的第一个自由贸易协定，研究CAFTA对中国出口贸易的效应对今后我国新FTA建设具有重要的借鉴意义。目前，针对CAFTA对中国出口贸易广度边际影响的研究较少，已有的研究无论是采用可计算一般均衡模型还是采用引力模型方法，大多认为CAFTA促进了我国出口贸易的增长，但都没有对中国向CAFTA伙伴国出口的总量增长进行结构性的分解。这就使得它们不能有效解释自由贸易协定对中国出口增长影响的微观结构及其福利含义。本文在异质性企业贸易理论框架下，借鉴Chaney（2008）构造的“扭曲”的引力模型，对我国2000～2009年HS-6位数产品出口贸易面板数据进行检验，实证分析CAFTA的建设对我国出口贸易广度边际的影响。

二、经验研究

（一）出口贸易广度边际的测度。基于不同的研究目的和数据的可得性，不同学者对出口广度边际的定义具有一定的差别。Pacheco and Pierola（2008）综合地理因素与产品的视角，认为出口广度边际主要是指建立起一种新的贸易关系。具体包括三种情况：一是新产品老市场；二是老产品新市场；三是新产品新市场。Bernard et al.（2009）则根据企业层面的贸易数据，将出口广度边际定义为由于企业进入或退出而引致的贸易变化。鉴于本文所使用的数据为2000～2009年HS-6位数的细分产品贸易数据，故采用产品种类的角度来定义出口广度边际。同时，考虑到我们研究的是双边层次上的出口贸易广度边际，因此将“新产品新市场”界定为出口广度边际。具体而言，若2000年没有产品j从中国出口到o国，但在2009年有产品j从中国出口到o国（N■■），那么出口广度边际N定义为：N=■N■■。

（二）计量模型。Anderson and van Wincoop（2003）指出，经典的引力模型假定同质性企业和消费者具有种类偏好，从而使所有产品都能够进行国际贸易。因而，在经典引力模型中并不存在贸易的广度边际。尤其是现有引力模型所估计的国家样本往往只考虑了双边具有正的贸易流量，忽略了零贸易，从而使其估计结果存在偏差。Chaney（2008）构建了一个多边非对称的异质性企业贸易模型，并推导出一个“扭曲”的引力模型：

X■■（?准）＝

?滋h×■×■■×f■■■，0，otherwiseif ?准≥■■（1）

其中，X■■代表i国的h部门向j国的出口量；Y、Yi、Yj分别代表世界、i国和j国的经济规模；w■代表工人生产率；?子■■、f■■分别代表可变贸易成本和固定贸易成本；?兹■■为多边阻力项；?滋、?酌、?滓为外生的参数，分别代表消费者对产品h的消费份额、企业异质性参数和产品间的替代弹性。当部门h内的企业生产率水平大于门槛生产率（■■）时，国家i的部门h向国家j的出口量为正，否则出口量为0。

钱学锋等（2010）把出口贸易广度边际用企业数量代替，根据式（1）推导出如下出口广度边际（Nij）：

Nij＝■■×■f■■×■■ （2）

由式（2）可以看出，企业异质性参数?酌越大（企业间生产率差异质性程度越低），则贸易成本、工人的生产率及多边贸易阻力的效应越强，即行业内企业生产率异质性程度越低，出口贸易广度边际的影响因素的效应越明显。

我们在式（2）的基础上加入代表国家间是否达成区域贸易协定的虚拟变量（RTAij）构造如式（3）所示的计量方程：

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

式（3）中?着为残差项；其他变量与式（1）含义相同。

（三）变量与数据

1、出口贸易广度边际。将2000年出口量为0而2009年出口到某个国家的量为正的某种产品作为参照，依次考察2000～2009年各年该产品是否由中国出口到该国，如果出口量为正，则该出口值作为出口的广度边际，如果没有出口，则该值为0。该值以水平值的形式进入回归方程。

2、经济规模。本文使用东盟5国GDP总量（GDPj）和中国的GDP总量（GDPc）来衡量其经济规模，数据来源于世界银行WDI数据库。以对数形式进入回归方程。预期经济规模对出口广度边际的影响为正。

3、出口目的国生产率水平（ln PROj）。由于我们难以获得各国的工人工资率的具体数据，因此我们采用劳动生产率水平来替代工人工资率。以各国每工人的产出代表其劳动生产率水平，数据来源于世界银行WDI数据库。以对数形式进入方程，根据式（2）其符号预期为负。

4、可变贸易成本（ln DISTij）与固定贸易成本（ln freej）。参照通常的做法，将双边地理距离代表可变贸易成本。我们以中国与东盟5国首都之间的直线距离作为可变贸易成本，数据来源于Winglobe2.1软件。以对数形式进入方程，预期符号为负。固定贸易成本，参照钱学锋等（2010）的做法，使用The Heritage Foundation出版的Index of Economic Freedom中提供的各国总体得分来衡量东盟5国的固定贸易成本，该得分越高，则该国的固定贸易成本越低。以对数形式进入方程，预期符号为正。

5、多边阻力（ln mrj）。参考Kancs（2007）将多边阻力重新定义为?兹■■■■■（Y■/Y）?准■。假定两国间存在对称的贸易成本（?准■＝?准■），并且一国的内部贸易成本为0（?准■=1）。参考Head and Mayer（2004）推导出的贸易自由度计算公式：

?准od=■ （4）

式（4）中E■、E■分别为从o国向d国的总出口和从d国向o国的总出口；E■、E■分别表示o国和d国的国内销售，等于国内总产出减去其总出口。依据以上多边阻力的定义和贸易自由度计算公式（4），我们可以计算得到东盟5国的国际贸易多边阻力值。以对数形式进入方程，预期符号为正。

6、区域贸易协定（RTAij）。当中国与东盟5个国家间有区域贸易协定时，该变量值为1，否则为0。如前所述，区域贸易协定这一虚拟变量反映了以一国贸易自由化程度得分所代表的固定贸易成本和以地理距离所代表的可变贸易成本之外的如区域贸易协定中的制度协调、关税削减等制度安排所带来贸易成本降低的效应。因此，我们预期该变量的系数为正。

（四）估计方法与回归结果。为研究行业内企业间生产率异质性程度对贸易成本下降所引致的出口贸易广度边际增长的影响，我们采用OECD（2003）根据行业技术水平差异的分类方法，将制造业行业分为高技术行业、中高技术行业、中低技术行业和低技术行业等四个行业，同时利用中国工业企业数据库（1998～2007）所提供的企业层面的数据，以企业人均工业增加值代表其劳动生产率水平，分别计算了以上四个大类行业内企业间生产率异质性程度（以行业内企业间人均工业增加值标准差在2000～2007年平均值的对数表示）。为避免使用引力模型进行贸易流量估计时损失零点贸易数据，通常的做法是采用双边贸易流量以ln（1+Tij）形式进入方程，但正如Santos-Silva and Tenreyro（2006）所指出的，这种处理方式在存在异方差的情形下将产生不一致估计的缺陷，因此他们建议采用PPML估计方法以避免不一致估计的问题。我们参照他们的建议，采用PPML方法对回归方程进行估计，表1报告了回归结果。（表1）

（五）稳健性检验。为检验回归结果的稳健性，我们重新定义出口贸易广度边际为：2000年中国没有向国家o出口产品j，而在2007年、2008年和2009年三年内连续有产品j向该国出口。然后，再依次考察2001～2009年各年该产品是否由中国出口到该国，如果出口量为正，则该出口值作为出口的广度边际，如果没有出口，则该值为0。该值以水平值的形式进入回归方程。按照重新定义的出口贸易广度边际，我们仍使用PPML方法对式（3）进行回归，回归结果如表2所示。（表2）

通过重新定义出口贸易广度边际，使用相同的方法进行回归后，我们发现所有变量的符号和显著性没有改变，表明表1中的回归结果具有稳健性。

（六）回归结果分析

第一，与经典的引力模型相同，出口目的地的经济规模和出口国的经济规模对出口广度边际有正的影响。其中，高技术行业和低技术行业出口广度边际受出口目的地经济规模的影响为正，但其统计上不具有显著性。而中等技术水平行业（包括中高技术水平和中低技术水平）的出口广度边际受出口目的地经济规模影响为正，且具有统计上的显著性。出口国的经济规模对不同技术水平行业的出口广度边际具有积极的影响。这一结果与Frankel，Stein and Wei（1995，1996）所指出的“经济规模较大的国家之间建立自由贸易区会引致贸易品种数较大的扩张”的发现相一致。这意味着，我国在选择贸易伙伴国时，与经济规模较大的国家签订自由协定，对我国出口贸易广度边际的增长更加有利。

第二，固定贸易成本（以出口目的地经济自由程度的得分代表）对不同技术水平的行业具有负面影响，即出口目的地的经济自由程度越高，则我国出口贸易广度边际越大。这可以从以出口目的地的经济自由程度得分表示的固定贸易成本的回归系数为正反映出来。从这一点来看，通过具有约束性的贸易协定安排，降低我国出口企业在出口目的地所面临的固定成本具有积极的意义。

第三，可变贸易成本（以地理距离代表）对不同技术水平行业的出口广度边际的影响与固定贸易成本相似，其对不同技术水平行业均具有负面影响。但是，从统计显著性上看，可变贸易成本对中低技术行业和低技术行业的影响较为显著，而对高技术行业及中高技术行业的影响不具有显著性。这反映了高技术行业和中高技术行业由于具有较高的附加值，从而可以部分吸收这部分成本有关。从这一结果看，随着我国制造业技术水平的不断升级，选择自由贸易协定伙伴时，可以突破地理临近的限制，在更广的范围内来寻找理想的FTA伙伴国。

第四，多边阻力项对我国出口广度边际的影响为正，即出口目的地国家与其他国家的贸易阻力越大越可能促进与我国之间的贸易。同样，中等技术水平行业的影响在统计上是显著的，而高技术水平行业和低技术水平行业的影响则不具有显著性。这一方面反映了我国制造业发展阶段的现实，同时也提醒我们在建设自由贸易区时实现“深度一体化”以促进我国高技术行业出口的必要性。

第五，高技术水平行业和中高技术水平行业的出口目的地的生产率水平的回归系数为正，而中低技术水平行业和低技术水平行业的该项回归系数为负。这主要反映了出口目的地的劳动生产率水平越高则其对高技术水平和中高技术水平产品的需求较多，而对低档产品需求较少的现实。我们认为与已有的研究结果所显示的“出口目的地生产率水平与出口广度边际负相关”存在差异的原因在于，我们的样本中除新加坡外，其他四个东盟国家均为发展中国家，其劳动生产率水平与我国相差不大，其对我国出口广度边际的影响主要体现在需求方面，而与已有研究中发达国家与我国劳动生产率差异明显，而主要体现在供给方面存在差异。

第六，双边间是否达成自由贸易协定对我国出口广度边际的影响均为正，且在统计上是显著的。这反映了CAFTA在降低我国与其他成员国间双边贸易的固定成本、可变成本以及不确定性方面具有显著的作用，进而对促进我国向其他成员国的出口贸易广度边际增长产生显著的积极影响。

第七，我们通过比较不同技术水平行业的企业间生产率异质性程度以及影响我国出口贸易广度边际的各影响因素的回归系数及其显著性可以看出，企业间生产率异质性程度越大的行业，贸易成本降低对我国出口贸易广度边际增长的影响程度越弱。这与Chaney（2008）的理论模型的预测一致。

三、结论

本文基于异质性企业贸易理论框架，利用一个“扭曲”的引力模型和PPML估计方法对CAFTA的实证研究发现，不同技术水平的行业出口贸易广度边际的影响因素既有共同特征又存在差异。

1、出口国和目的地的经济规模对出口贸易的广度边际有正的影响，这一正向影响在不同技术水平行业间是一致的。出口国的经济规模对出口贸易广度边际的积极影响则是显著的，因此，经济规模较大的国家间达成自由贸易协定对出口广度边际具有积极的影响。

2、固定贸易成本对出口贸易广度边际具有负面作用。固定贸易成本对高技术行业和中高技术行业的负面影响不显著，而对中低技术水平行业和低技术行业具有较为显著的负面影响。固定贸易成本可以被高技术行业和中高技术行业的出口厂商部分吸收消化，而中低技术行业和低技术行业则由于其附加值较低，而对固定贸易成本反应敏感，其负面影响较为显著。

3、可变贸易成本对出口贸易广度边际具有负面影响。与固定贸易成本相似，中低技术行业和低技术行业的出口广度边际受可变贸易成本的影响较为显著。

4、多边阻力对出口广度边际的影响在不同技术水平行业间也存在一定的差异。出口目的地与其他贸易伙伴间的贸易阻力增大可以较为显著地促进我国中等技术水平行业产品出口广度边际的增长，而高技术行业和低技术行业则没有从这一变化中获得额外的恩惠。

5、出口目的地生产率水平对不同技术水平行业的出口贸易广度边际的影响表现出不同机制。出口目的地的生产率越高越有利于高技术行业和中高技术行业的出口广度边际增长，而中低技术行业和低技术行业则相反。

6、CAFTA无差别地提高了我国向东盟5国的出口贸易广度边际，且在统计上具有显著性。就此而言，自由贸易协定的内容覆盖范围越广、合作程度越深，则越有利于降低贸易成本，越便利于商品、要素的跨国流动，从而越有利于我国出口贸易广度边际的增长。

最后，企业间生产率异质性程度越高，则贸易成本降低对出口贸易广度边际的影响越弱，这与已有的异质性企业贸易理论模型的结论相一致。

主要参考文献：

[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.

篇（9）

二、潜在经济增长、出口贸易、碳排放三者的关系

作为起到潜在拉动经济增长作用的出口贸易，为推动我国的经济发展起到了重要的作用。但是出口贸易规模的扩大也带来相应的负面影响，比如，能源消费日益增加，环境污染日趋严重，由此引起的碳排放量大幅升高更是需要引起社会的关注。作为联合国常任理事国，一个发展中的国家，对节能减排的责任和义务更应首当其先。但是治理过程中，不仅要对减少出口贸易的碳排放采取措施，更要对一些隐性的“碳泄漏”和“转移排放”等问题加以重视。根据有关资料可以将出口贸易与碳排放之间的关系引申出集中的两个领域：“出口贸易与能源消费之间的关系”和“出口贸易与碳排放之间的关系”根据以上关系可以得出如下结论：1.出口贸易是我国能源消耗的主要因素之一，从而对能耗有推波助澜的作用；2.在出口贸易与碳排放之间的关系中，有两层含义：首先是出口贸易与碳排放之间存在同向变化的关系，作好之间的利弊权衡；另外，出口贸易引起的“转移碳排放”，解决这种隐含碳问题需要各国间紧密合作、共同协调。比如，中美贸易之间存在的“转移排放”问题，即，中国碳排总量没有得到减少，而是通过出口的形式将我国碳排放总量的7%-14%转移到美国。由此可见，我国一些学者结合我国实际情况分析了出口贸易、能源消费和碳排放的关系，三者间存在长期调整关系且互为因果关系。

三、改进我国潜在经济增长的具体措施

1.转变经济发展方式,实现“发展减排”出口贸易问题，不仅仅表现为单纯的经济问题，其是终体现的是一个国家的发展问题。因此要充分利用发展的契机来解决碳排放问题，即“发展碳排”。因此，要想使资源环境得到进一步改善、出口贸易实现持续科学的发展，必须转变经济发展方式。近年，虽然我国在提升能源利用效率和减少碳排放的工作中有了喜人的进步，但是与一些发达国家还是存在很大差距，需要进一步提升和借鉴。可见，我国只有坚持走低碳发展的路线，才有可能真正实现经济的发展，才能真正的优化产业结构和能源消费结构，才能实现良好的持续循环。2.建立绿色贸易体系,转变贸易增长方式当前，我国贸易增长模式呈现粗放型增长模式。这种模式使出口产品缺乏一种“控制”，致使资源密集型和污染密集型产品的出口占到出口产品总量的大部分，与此同时在贸易顺差的影响下，促使初级产品和廉价产品的出口不断加剧，而生产加工此类产品的碳排放却留在国内，我们称之为“碳泄漏”，日积月累，使我国成为名副其实的“碳污染天堂”。可见，寻求一种绿色贸易增长模式，对贸易体系进行改革迫在眉睫。根据以上分析归纳出以下几方面：（1）调整出口贸易结构，主要体现在减少资源密集型和污染密集型产品的出口，在坚持良性经济发展的基础上转换贸易出口结构，建立资源节约型和环境友好型的贸易出口结构。（2）构建完善的绿色贸易政策体系。以我国国情为出发点，借鉴国际经验，以产品为支点、以企业为重点、以行业为主线，构建完善的绿色贸易政策体系,包括绿色投资政策、环境关税政策、市场准入制度等等；（3）基于我国国情，走内需拉动经济的稳步增长模式，,创建低碳导向的内向型经济增长模式，最终实现“贸易减排”。

篇（10）

二、中国林化产品出口贸易影响因素分析

（一）贸易引力模型及其扩展

贸易引力模型起源于牛顿力学中的万有引力定律。Tinbergen（1962）和Poyhonen（1963）将万有引力定律引入到国际贸易领域，他们通过研究指出两国之间的双边贸易流量规模与两国各自的经济总量成正比，与两国之间的距离成反比，这就是贸易引力模型的基本形式。之后许多学者对贸易引力模型进行了扩展，引入一些影响双边贸易流量与流向的其它因素，如Linnemann（1966）引入人口数量和贸易政策变量，Bergstrand（1985）用人均收入代替了人口数量，并引入汇率和是否同属一个经济组织等变量，AndersonandWincoop（2003）引入是否拥有共同边界变量，AndersonandMarcouiller（2002）引入一系列经济制度变量（如交易成本等），DeGroot等人（2004）引入政治稳定性、管制质量和腐败程度等制度变量。近几年，文化差异也被作为影响双边贸易流量的因素引入到贸易引力模型中（Felbermayr，2010）。随着贸易引力模型的发展与应用，国内外不少学者运用该模型来预测某些国家之间的贸易潜力（Sohn，2005；Batra，2006；张英，2012）、检验某些国家的贸易格局（EvenettandKeller，2002）、分析影响某类产品对外贸易的因素（戴明辉，2010；张凤娟，2013）、估计两国双边贸易中可能存在的本地市场效应（刘磊，2013）等。这些研究为我国林化产品出口贸易研究提供了重要的方法借鉴，因此，本文拟建立中国林化产品出口贸易引力模型对林化产品出口的主要影响因素、影响程度及出口潜力进行实证分析。根据中国林化产品出口贸易的特点和出口实际，综合考虑本国供给、进口国需求、贸易成本等因素，在贸易引力模型基本形式的基础上引入以下变量。

1．森林资源差异。

林化产品是以森林资源为基础，通过化学加工生产的产品。森林资源与林化产品之间有着直接联系，不同林化产品需要不同森林资源来支撑。因此本文构建贸易引力模型时，引入贸易双方之间的森林资源差异这一变量。由于很难区分林化产品具体来源于那种森林资源，以及考虑到森林资源数据的可获取性，这里没有考虑生产不同林化产品的森林资源差异，而是用贸易双方之间的人均占有森林总面积差额的绝对值（DFAij）来反映他们之间的森林资源差异。计算方法为：DFAij＝｜FAiPi－FAjPj｜，其中FAi与FAj分别表示i国与j国的森林总面积，Pi与Pj分别表示i国与j国的总人口数，这样，FA／P就反映了各国森林资源的丰裕程度。

2．人均收入水平差异。

根据瑞典经济学家Linder提出的需求相似理论，国际贸易是国内贸易的延伸，产品的出口结构、流向和贸易量的大小取决于两国需求偏好的相似程度，而某个国家的需求偏好又取决于该国的人均收入水平，两国之间的人均收入水平差异越小，需求偏好就越相似，两国之间贸易的可能性就越大（李国疆，2005）。因此，这里引入贸易双方之间的人均收入水平差异变量来反映他们之间的林化产品贸易需求偏好的相似程度。人均收入水平差异（DPCIij）用两国之间人均国民总收入的差额的绝对值来反映，计算方法为：DPCIij＝｜PGNIi－PGNIj｜，其中PGNIi与PGNIj分别表示i国与j国的人均国民总收入。

3．人民币对出口国货币汇率。

汇率是一个国家进行国际经济活动时最重要的综合性价格指标，它的变动对一国对外贸易的平衡与国内经济活动的波动都具有深刻的影响，因此，许多国家通过调整汇率达到调节贸易收支的作用（施伟，2008）。汇率升值会使出口商品的价格上涨，导致出口贸易的减少，汇率的贬值则能够提高出口商品的国际竞争力。所以，这里引入人民币对出口国货币汇率这一变量，来观测汇率的变化是否会对中国林化产品出口贸易有所影响。

4．其它变量。

除了以上影响林化产品出口贸易的因素外，这里也考虑了多数研究者考虑的出口国人口数、出口对象国人口数、是否拥有共同边界、是否属于同一贸易组织等变量。一般而言，出口国人口越多，国内市场需求规模越大，出口贸易量就越少，出口对象国人口越多，国际市场需求规模越大，进口贸易量就越多。当贸易双方拥有共同边界时，贸易成本将会下降，贸易量因而会增加，这里拥有共同边界指的是与中国陆地上接壤和海上相邻的国家。当贸易双方属于同一贸易组织时，由于优惠性贸易的安排，会使双方间的贸易量增加，考虑到中国林化产品出口对象国中APEC成员占大部分，所以这里引入是否属于APEC成员这一虚拟变量。引入以上变量后，适当扩展的贸易引力模型为：LnTij＝c＋α1Ln（GDPi×GDPj）＋α2Ln（POPi×POPj）＋α3LnDij＋α4LnDFAij＋α5LnDPCIij＋α6LnEij＋α7BORDER＋α8APEC其中，Tij表示某年中国对出口对象国j国的林化产品出口贸易额，其它各解释变量的含义及对被解释变量的理论预期符号见表3。

（二）样本确定与数据说明

本文采用2002～2011年中国对其主要林化产品出口贸易国的面板数据来进行多元回归分析。这样可以避免横截面数据的偶然性。回归方程中的变量，除了虚拟变量，都做了对数化处理，这样有利于消除异方差，同时方便解释说明。具体选择的是2012年中国林化产品出口贸易额排名前30位的日本、比利时等国家（地区）。2012年中国对这30个国家（地区）的林化产品整体出口额约为565．95百万美元，占出口世界总额的91．04％，因此，这些国家（地区）的选取能够反映中国林化产品的主要出口贸易状况。林化产品出口贸易流量数据来源于联合国COMTRADE数据库。各国GDP、总人口数、人均GNI、汇率数据均来自于世界银行的世界发展指标数据库。中国与各贸易国之间的距离数据来源于http：／／www．timeanddate．com，这里计算的是北京到各贸易国家首都之间的理论空中距离。关于各个贸易国家的森林总面积数据，由于联合国粮农组织（FAO）的全球森林资源评估周期为5年，只有逢尾数为5和0年份的国家森林总面积数据，所以样本期内其它年份的数据只能通过森林面积年度变化率来间接计算。

（三）贸易引力模型回归结果

首先利用整理后的面板数据建立个体随机效应模型，然后对该模型进行Hausman检验，检验结果显示拒绝个体随机效应模型。又考虑到本文选取的解释变量个数相对较多，而面板数据中时间序列个数相对较少，横截面数据相对较多，不适合建立个体固定效应模型，因而这里选择混合模型进行估计。由于面板数据具有两个维度的特性，使用普通最小二乘法进行估计时，容易产生异方差和序列相关等问题，而且文中横截面个数大于时间序列的个数，所以本文使用PanelEGLS方法，先后对扩展后的贸易引力模型做截面加权回归（Cross－SectionWeights）、时期加权回归（PeriodWeights）和时期似不相关回归（PeriodSUR），这些估计方法的应用可以有效的处理复杂的面板误差结构，回归估计结果见表4。从回归估计结果可以看出，在三种方法的模型回归估计中，所有变量系数符号都与预期符号一致，大部分变量的系数估计通过5％显著性水平下的T检验，整体方程也通过1％显著性水平下的F检验，调整可决系数（分别为0．859672、0．582569、0．561207）较为理想，这说明构建的贸易引力扩展模型可以用来解释中国林化产品出口贸易。但是，进一步观察DW值可以发现，模型一与模型二的DW值较小，分别为0．49、0．22。根据经验，DW值接近于0时，模型存在自相关。由此，前两种模型存在严重的序列自相关，可能会导致模型存在谬误回归。所以，这里选择模型三，但是模型三中的变量Ln（DPCIij）和APEC没有通过10％显著性水平下的T检验，因此剔除这些变量后对模型进行重新回归，即模型四。最后，确定模型四中的方程为表达中国林化产品整体出口贸易的引力模型。

（四）基于回归结果的林化产品出口贸易影响因素分析

贸易引力模型回归结果表明中国林化产品整体出口贸易额与两国经济总量的乘积成正相关，与两国人口数量的乘积成负相关，与两国之间的距离成负相关，与两国森林资源的差异成正相关，与人民币对出口国货币汇率成负相关，与两国是否拥有共同边界成正相关。具体分析如下：

1．反映出口国供给效应的因素。

两国森林资源差异的弹性系数是0．1517，表明在其它条件不变的情况下，中国与出口对象国森林资源的差异每增加1％，中国对出口对象国j的林化产品出口贸易额将增加0．1517％。说明两国森林资源差异是影响中国林化产品出口贸易的重要因素。林化产品是以森林资源为原料来进行生产的，没有足够的资源，就不能保障林化产品的供给，进而影响出口贸易。因此，针对不同林化原料林资源，优化其结构、提高其质量，能够增强林化原料林资源的林化产品供给能力，将会推动中国林化产品出口贸易的发展。

2．反映出口对象国需求效应的因素。

（1）经济规模的弹性系数是0．6110，表明在其它条件不变的情况下，出口国i或出口对象国j的GDP每增加1％，中国对出口对象国j的林化产品出口贸易额将增加0．6110％。在世界经济稳定发展的背景下，以松香、活性炭等为原料的深加工产品具有强劲的市场需求前景，为中国松香、活性炭等林化产品出口贸易提供了广阔的需求空间。（2）人口数量的弹性系数是－0．1757，表明在其它条件不变的情况下，出口国i或出口对象国j的人口数量每增加1％，中国对出口对象国j的林化产品出口贸易额将减少0．1757％。这一结果的合理解释是人口越多，国内市场规模越大，对国际市场的依赖越小，从而双边贸易流量也越小。（3）人均收入水平差异这一变量没有通过显著性检验。说明这一因素对中国林化产品出口贸易的影响较小。主要是由于影响两国之间林化产品贸易需求的因素多而复杂，人均收入差异难以很好的反映两国之间林化产品贸易需求的偏好。

3．反映两国贸易成本和制度安排的因素。

（1）两国之间距离的弹性系数是－0．8770，表明在其它条件不变的情况下，中国与出口对象国之间的距离每增加1％，中国对出口对象国j的林化产品出口贸易额将减少0．8770％。由此看来，因为距离所带来的运输成本、通讯成本等因素对中国林化产品出口贸易起阻碍作用。（2）人民币对出口国货币汇率的弹性系数是－0．0626，表明在其它条件不变的情况下，人民币对出口国货币汇率每升值1％，中国对出口对象国j的林化产品出口贸易额将减少0．0626％。人民币对出口国货币汇率的升值，将导致林化产品出口企业利润的下降，从而消弱了其在国际市场上的竞争力。（3）两国是否拥有共同边界的弹性系数是0．3315，表明拥有共同边界对中国林化产品出口贸易产生正面的影响。拥有共同边界的国家与中国距离较近，因而贸易成本较低，另外，拥有共同边界的国家一般在语言、文化上有相似的地方，对林化产品出口也有促进的作用。这也解释了中国林化产品出口市场一部分集中在周边国家，如2012年中国对周边的日本、韩国、印度等国家的林化产品出口贸易额占出口世界总贸易额的43．33％。（4）两国是否同属于APEC组织这一变量没有通过显著性检验。说明这一因素对中国林化产品出口贸易的影响较小。主要是由于目前中国已经与多数有贸易往来的国家签订了双边贸易协定，因而APEC组织的影响作用较小。四、中国林化产品出口贸易潜力测算贸易引力模型的回归结果还可以用来测算中国与出口贸易国之间的出口贸易潜力。其原理是运用贸易引力模型模拟出的理论出口贸易额与实际出口贸易额进行比较，如果模拟贸易额超过了实际贸易额，说明“贸易不足”，如果模拟贸易额低于实际贸易额，说明“贸易过度”，把实际贸易额与模拟贸易额的比值称之为出口贸易潜力系数。刘青峰和姜书竹（2002）根据出口贸易潜力系数将贸易伙伴国分为三类，比值大于或等于1．2属于“潜力再造型”，比值在0．8到1．2之间属于“潜力开拓型”，比值小于或等于0．8属于“潜力巨大型”。根据上面估计出的贸易引力模型，推导出测算理论出口贸易额的方程：Tij＝e9．0790＋0．3315BORDER×（GDPi×GDPj）0．6110×（POPi×POPj）－0．1757×Dij－0．8770×DFAij0．1517×Eij－0．06262011年中国与样本国家林化产品出口贸易潜力的测算结果见表5。从测算结果来看，属于“潜力再造型”的国家有比利时、印度等13个国家，中国对这些国家的林化产品出口贸易潜力已经用完，对这些国家进行林化产品出口贸易的主要思路是在保持现有积极出口贸易因素的同时，争取发展培育其它的新的促进出口贸易发展的因素。属于“潜力开拓型”的国家有韩国、澳大利亚等4个国家。中国对这些国家的林化产品出口贸易已初具规模，但还有扩大的空间，应该充分利用现有的条件进一步促进对这些国家的林化产品出口贸易发展。属于“潜力巨大型”的国家有德国、新加坡等13个国家。中国对这些国家的林化产品出口贸易尚处于发展阶段，发展空间很大，应该充分发挥对这些国家林化产品出口贸易的潜力。通过加强贸易谈判和重视开发新兴贸易市场，以增加对这些国家的林化产品出口贸易。

三、结论与建议

（一）研究结论

基于2002到2011年中国林化产品出口贸易的面板数据，建立贸易引力扩展模型，对林化产品出口贸易的影响因素及发展潜力进行分析。研究结果表明：1．中国与出口对象国的经济规模、森林资源的差异、共同边界等变量对中国林化产品出口贸易具有显著的正向影响；中国与出口对象国的人口数量、两国之间的距离、人民币对出口国货币的汇率等变量对中国林化产品出口贸易具有显著的负向影响；而人均收入差异、是否同属于APEC组织这两个变量对中国林化产品出口贸易的影响不显著。从回归系数来看，两国之间距离、两国的经济规模、共同边界等变量对林化产品出口贸易的影响作用相对较大，而森林资源差异、人民币对出口国货币汇率等变量的影响作用相对较小。2．中国对德国、新加坡、俄罗斯等13个国家的林化产品出口贸易仍然具有巨大的出口潜力，应重视这类出口市场，进一步发挥对这些国家林化产品出口贸易的潜力。而对比利时、印度、日本等传统市场，其出口贸易已趋于稳定，应在保持出口贸易稳定发展的同时，争取培育新的促进出口贸易发展的因素。

篇（11）

【摘 要】进出口贸易实务课程是国际贸易及相关专业学生必修的核心课程。为了适应新的国际经济形势的变化、知识经济的挑战和中职学生实际择业就业竞争压力日趋激烈的需要，传统的教学改革势在必行。本文从市场需求出发，结合国际经济形势的发展，重新规划进出口贸易实务课程的教学内容、教学方法和重新调整教育教学侧重点，在不改变中职教学目标的基础上对进出口贸易实务课程的教学进行改革。

【关键词】进出口贸易实务；教学改革；探索

《进出口贸易实务》在整个国际贸易及商务英语等相关专业中具有重要的学科地位。首先，进出口贸易实务是国际贸易类专业的专业必修课程，是一门研究国际贸易过程中涉及到的进出口业务流程操作的学科，是一门具有较强实践操作性的具有涉外活动特点的综合性应用学科，故这门课的掌握与否，将直接影响学生对外贸这个专业的理解。其次，它还是国际物流管理、电子商务等专业的主干基础课程。作为外贸专业类普遍开设的专业必修课，进出口贸易实务课遵循理论部分“必需、够用”的原则，在教学中较多地体现实践性，密切结合我国进出口贸易工作实际，突出重点，加强案例和实训教学，通过本门课程的学习，让学生能真正理解进出口贸易流程。本文从市场需求出发，结合国际经济形势的发展，重新规划进出口贸易实务课程的教学内容、教学方法和重新调整教育教学侧重点，对进出口贸易实务课程的教学进行改革。

一、合理规划教学内容

（一）科学安排教学内容

进出口贸易实务课程作为外贸类的核心课程，应该说内容都很重要，进出口贸易实务的教学内容包括了以下方面：商品的品名、品质、数量与包装；贸易术语和商品的价格；国际货物运输；货物运输保险；国际货款的收付；争议的预防与处理；交易的磋商与合同的签订；出口合同的履行；进口合同的履行；国际贸易方式。我们应结合国际经济形势的变化，本着以实用为目的，够用为尺度的原则，对内容进行科学合理的安排。

1.结合当前实际，以商品的标的、贸易术语和价格、货款的收付及合同的履行作为重点。因为现在往往由货代做运输、报关，所以对运输重点掌握订舱及运费。又现在的海运相对风险小，且出口报价以FOB、CFR居多，故对保险、不可抗力等只作了解。在学习交易磋商中适当的结合函电，并让学生了解电子商务在外贸中的应用。对于结汇的学习，可适当增加核销及退税的内容，以便更好地与实践结合。

2.国际贸易实务是以出口为导向展开的，在过去符合国家的实际状况，现在我们应该适当做些调整，在教学中适当增加进口贸易的内容，结合形势，让学生重视进口。

3.与地方经济结轨。绍兴是轻纺城，故在涉及到商品的品质、数量、包装时，可以纺织品为例让学生了解面料，了解印花染整工艺，为学生走上社会打下基础。

（二）及时更新教学内容

进出口贸易实务课程是一门与国际贸易发展相结合，密切联系国际贸易政策措施、联系国际贸易规则的课程，这些内容都是不断变化和发展的。如《进出口贸易实务》（高等教育出版社第二版）教材现还引用《UCP500》（《跟单信用证统一惯例500》）及《2000年国际贸易术语解释通则》，事实上外贸业务中已使用《UCP600》（《跟单信用证统一惯例600》）及《2010年国际贸易术语解释通则》。

二、大胆改革教学方法和手段

我们说，课改除了内容整合，更多的是教学方法和手段的改革。因此，对于进出口贸易实务的课程教学改革，我们也要大胆的改革教学方法和手段。现在的国际贸易实务基本上是围绕合同的内容展开的，对于关键的东西只谈它的一些定义或含义，本质上看并非实务，学生也难以理解。在教学中我们可以从以下方面着手，充分调动学生学习的主动性，让学生走进贸易，真正动起来，以便于更好地掌握进出口贸易实务这门课。

1.充分利用好网络等资源，为学习者提供学习主题相关的丰富资源。

在如今网络风靡的时代，学生迷恋网络，如何正确利用网络资源，使网络为学习服务。我们可引导学生去专业论坛交流学习，如福步外贸论坛；去相应的贸易平台网站比如阿里巴巴网站了解相关知识。我们更可为学生布置拓展性问题，引导学生根据自己的兴趣，翻阅更多的资料，经过阅读自学、独立思考、讨论交流获取更多的知识。如布置分组策划完成一次网购任务，事后讨论其中的得失及注意点，再结合外贸予以展开。这样的活动能让学生融入其中，充分收集资源。

2.为学习者提供探索思考的空间。

在教学中，我们要结合学生实际，注重情境教学、案例教学、问题引入式教学等，把专业术语生活化，从身边事例出发探究专业知识。面向全体，给学生留出独立思考的时间、空间，通过思考，激发学习兴趣，促进全体学生积极参与教学的全过程。例如价格，让学生从身边买卖中的价格引入，探究、引导、纠错，得出国际贸易报价的特点及与国内买卖价格的相同与不同，进而从实践中理解贸易术语的定义。

3.为学习者提供交流协作、成果展示的平台。

对于进出口贸易实务的内容，教学时内容支解得七零八落，如合同中的各个条款、合同的磋商、合同的履行，而工作中却是很多东西交替出现，前后衔接。所以，我们要给学生提供一个实习实训的平台，把这些内容结合外贸函电等知识完整串联，学以致用。我们可以充分利用已开发的软件系统，如世格软件，把学生分成进口商、出口商、生产供应商、出口地银行、进口地银行、船公司、保险公司等，让学生分角色的进行仿真模拟操作，在操作中培养学生交流协作的能力。且在操作完成后，让各个学生交流其中的心得体会。当然若能为学生提供资源，让学生自行去完成一笔交易，如到阿里巴巴网站熟悉其交易流程，使学生真正做到理论与实践结合。熟悉了国内的贸易网站，就可以到外国的贸易平台网站去，如B2B等网站去寻找客户、谈判、签订合同，进一步在操作中提高其实践能力。当然我们也应该在平时教学中多让学生熟悉流程，例如在学信用证时，就可以让学生分角色演示，一方面增强其交流协作的能力，另一方面更是对自己知识掌握的一个展示。

在教学中，我们要通过改变教师的思想观念，激发学生自主学习的热情和动力，促成学生在课堂上动手、动口又动脑，激发学生的潜能，培养学生会听、会质疑、会表述、会交流的能力。

三、重新调整教育教学侧重点

对于中职学校，我们要培养的是具有操作能力的技工型人才。本科院校课程体系强调学科完整性，现在我们职业学校提出要以行动导向为体系，即基于工作过程的课程设计，就是说，按照实际进出口流程来安排知识内容。我校外贸专业的专业课程主要开设有《国际贸易基础知识》、《进出口贸易实务》、《外贸单证实务》、《外贸跟单实务》、《商务英语函电》等。而这些课程，在教学过程别是实践应用中并不是单独存在，而是相互交融、互有联系。基于这样的原因，《进出口贸易实务》、《外贸单证实务》、《商务英语函电》三门课程就需要整合，在整合中，我们更强调实用性，这无疑成为当今教育教学的侧重点。在这些课的教学中，我们可以把《外贸单证实务》融合到《进出口贸易实务》中，例如在学国际货物运输时讲到提单，同时插入提单的填写；学到货物运输保险时，讲讲保单的填写；学到国际货款的收付时，分析结汇单据的填写。这样可以免去有关单据内容的重复教学。同时在学到磋商时，可结合简单的《商务英语函电》知识，学习合同条款时，我们也可以让学生了解条款的英语表达，这样就能使《进出口贸易实务》、《外贸单证实务》、《商务英语函电》真正合为一体，学以致用。当然这对学生是个挑战，对教师更是一个挑战。

综上所述，《进出口贸易实务》的课程改革势在必行，我们不仅要改内容，更要改教学方法，让学生学中用，用中学，培养出有较高操作能力、学习能力、沟通能力、协作能力的技工型人才。

参考文献：

[1]郝美彦.进出口贸易实务课程改革的探索与实践[J].山西经济管理干部学院学报,2011年01期.