出口貿易的含義精選(九篇)

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第1篇：出口貿易的含義范文

關鍵詞：貨物出口貿易 隱含碳排放 投入產出模型 結構分解分析 對數平均迪氏指數法

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.

[2] Julio Sanchez-Choliz, Rosa Duarte. CO2 emissions embodied in international trade: evidence for Spain [J]. Energy Policy 32 (2004), 19992005.

第2篇：出口貿易的含義范文

[關鍵詞]山東??；WTO；貿易潛力

[DOI]1013939/jcnkizgsc201643017

1引言

中國進出口總額自1978年的206億美元、占世界比重的078%，增長到2014年的26424177億美元、成為全球第二大經濟體。37年來中國進出口貿易的增長速度令人驚嘆，尤其是2001年中國加入WTO以來，更是增長迅猛。如今中國成為全球第一大外貿國家，再次表明中國加入WTO的決定是正確的。中國入世后除了獲得了巨大的成就和經濟收益，也受到了全球金融危機等負影響，入世有利也有弊。

就山東省來說，山東省2014年進出口總額占全國進出口總額的763%，而山東省總面積約占全國的164%，人口占全國的716%，山東的進出口水平與山東省的基本人口地理狀況持平。

2變量與數據的處理

21變量的處理

一省的進出口貿易額受多種因素的影響，如貿易壁壘、國家的政治狀況、地理位置因素、產品種類與質量等。在本文的研究中，假定外界條件不變，僅研究山東省內的部分自身因素對其進出口貿易額的影響（詳情見下表）。

解釋變量說明表

解釋變量具體含義預期符號理論解釋

X2一次能源生產總量+體現山東省一次能源生產總量，一次能源生產總量越大，則各行業生產能力可能越大，進而促進進出口貿易

X3社會固定資產投資額+社會固定資產投資額越大，則社會生產的基礎設施可能越完善，進而有利于提高生產效力，促進進出口

22數據的處理

本文選取山東省一次能源生產總量和社會固定資產投資額兩個方面研究其對山東省進出口貿易額的作用。分析這兩方面對山東省進出口貿易額的影響，尋找到限制山東省進出口貿易的原因，提出在中國進入WTO十六周年的大背景下，促進山東省進出口貿易的對策。本文的數據來源為《中國統計年鑒》和《山東省統計年鑒》。

3模型的實證結果

31模型設定

運用EViews 80分析和估模型，認為山東省進出口貿易額與山東省一次能源生產總量和社會固定資產投資額差異明顯，相互間可能具有一定的相關性。根據經濟理論和現實經驗，設定模型為如下線性回歸模型形式：

Yij=β1+β2X2i+β3X3i+ui

32估計參數

利用EViews估計模型參數，對數據進行計算得到回歸結果。根據回歸結果整理得到模型的參數方程：

Yi=3002470-3562836X2+3808580X3

（1369623）（1498828）（2881129）

t=（21921）（-23771）（132191）

R2=09642F=2958912n=31

該模型R2=09642，修正可決系數為09609，可決系數很高，F檢驗值為2958912，明顯顯著。但是當α=005時，tα2（n-k）=t0025（31-3）=2048，X2的系數不顯著，且X2的符號與預期相反，這表明可能存在多重共線性。

33數據調整與處理

對各變量數據進行對數變換，并對依照如下的對數模型進行估計。

lnYt=β1+β2lnX2t+β3lnX3t+εt

利用EViews軟件，對Yt、X2、X3分別取對數，分別生成lnY、lnX2、lnX3的數據，采用OLS方法估計模型參數，得到的回歸結果。模型估計結果為：

lnYi=1110095-03576lnX2+08950lnX3

（46250） （05601）（00807）

t=（24002）（-06383）（110966）

R2=09830F=8124283n=31

該模型R2=09830，修正可決系數為09819，可決系數很高，F檢驗值為8124283，明顯顯著。如果當α=005時，tα2（n-k）=t0025（31-3）=2048，lnX2的系數極為不顯著，且lnX2的符號與預期相反，因此，模型可能存在有設定誤差過擬合的情況。即X2山東省一次能源生產總量與山東省進出口貿易無明顯的相關關系，所以應當舍棄變量X2。

利用EViews對模型自變量X3重新進行參數估計得如下結果：

Yi=6239941+7358135X3

4中國入世十六周年背景下山東省進出口貿易面臨的壓力

41國際經濟形勢錯綜復雜

入世十六年來，與世界各國之間的貿易往來不斷加深的同時受到全球經濟大環境的影響也更為深刻。經濟一體化進程的加快、各國之間復雜多樣的政治經濟關系、國際社會局勢的變化與動蕩、各種國際勢力之間的制衡和對抗都給進出口貿易帶來了巨大的壓力，整體進出口貿易受到世界形勢的影響變得格外突出，尤其是對于中歐等局部地區，貿易環境極為不穩定。

42進出口貿易領域競爭激烈

美日歐盟等國家和地區采用貿易壁壘限制我國產品的出口，僅山東省2014年一年受到的反壟斷調查就高達50多起，主要是由美國、澳大利亞、韓國發起，主要涉及紡織品等山東省重點出口產業。

43山東省的進出口外貿競爭優勢不突出

山東省曾經是我國的勞動力輸出大省，但是隨著我國經濟結構的不斷調整，第三產業和新型產業的不斷發展，使勞動力從制造業向服務業流動，這也就造成了勞動力成本的不斷攀升，2010年到2015年間山東省的勞動力成本漲幅超10%。勞動密集型出口產業的競爭優勢不再明顯，加之東南亞勞動密集型產業的快速崛起使山東省的主要訂單在流失，市場份額逐漸被蠶食。

5貿易壓力下的山東進出口貿易競爭力培育的對策建議

51提高出口產品的技術含量

現形勢下，核心技術越來越成為全球競爭的主要表現形式，推動了世界產業結構的調整和升級。山東要從經濟大省邁向經濟強省，不但要繼續增加產品出口貿易額，更要提高技術等無形貿易出口。大力發展知識密集型、技術密集型企業，確立自己的核心技術，提升出口產品整體質量技術水平。鼓勵企業自主研發，大力支持出口企業向價值鏈高端進行延伸，強化技術核心研發，突破重點領域，實現出口產品技術高端化。

52推動出口服務貿易的快速發展

依據國家的《關于加快發展服務貿易的若干意見》，應把握山東出口貿易競爭新優勢培育發展的良好時機，擴大服務貿易出口規模，增強出口貿易的競爭優勢。

（1）完善服務貿易出口結構。以高知識水平、高科技含量行業作為山東出口發展的重中之重。針對通信、金融、商務服務和服務外包等服務貿易，應做大產業規模，實現重點地區政策傾斜，形成產業集群。

（2）擴大出口市場。鞏固山東服務貿易的傳統市場，并在此基礎之上，把握“一帶一路”建設的重要歷史機遇，增加山東對“一帶一路”沿線市場的開發力度。組織企業參加廣交會、文博會、軟交會等境內外展會。

參考文獻：

第3篇：出口貿易的含義范文

關鍵詞：匯率 J曲線效應理論 糧食出口 出口退稅

中圖分類號：F820 文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2011）28-0070-02

一、問題的提出

近期，美國要求人民幣升值的論調一浪高過一浪，大有山雨欲來風滿樓之勢:今年1月，美國總統奧巴馬在國情咨文中暗示要求人民幣升值；3月，諾貝爾經濟學獎得主保羅?克魯格曼公開撰文批評人民幣機制；4月美國130多國會議員又美商務部和財政部，要求對中國施壓迫使人民幣升值。面對各種呼聲，我們不禁要問，人民幣匯率真的需要升值嗎？如果人民幣匯率變動，對中國具有特殊性質的商品――糧食的出口貿易將產生怎樣的影響？匯率影響國際貿易的J曲線效應（J-Curve Effect）理論在人民幣匯率影響中國糧食出口貿易中能得到證實嗎？

二、研究方法

（一）研究假說

假說一：人民幣匯率變動與中國糧食的出口貿易呈反向相關關系。根據一般原理，人民幣匯率升值，糧食的出口將減少；人民幣匯率貶值，糧食出口將增加。本研究將借用人民幣匯率時間序列數據，與中國糧食出口額進行回歸分析，通過計量經濟學模型來驗證上述假說。

假說二：中國糧食出口貿易受人民幣匯率變動的影響在不同階段表現的程度是不一樣的。根據J曲線效應理論，中國糧食的出口貿易受人民幣匯率變動的影響將表現出階段性。由于糧食的生產周期較長，需要一年甚至更長的時間，而糧食的國際貿易合同一般在產品交付的前一年即已簽訂，這就意味著中國糧食出口貿易受人民幣匯率的影響滯后期要達到二年的時間。本研究將通過在計量經濟學模型中設定人民幣匯率的滯后變量（滯后2期），與中國糧食出口額進行回歸分析，來驗證上述假說。如果這一假說正確，就能說明人民幣匯率變動對中國糧食出口貿易影響的滯后效應是存在的，進而為確定人民幣匯率走勢對中國糧食出口貿易的未來影響提供依據。

（二）模型構建

1.構建計量經濟學模型驗證假說一。根據假說一，人民幣匯率變動與中國糧食的出口貿易呈反向相關關系，由此建立中國糧食出口額（EXt）與人民幣匯率變動（Rt）之間的函數關系，構建以下回歸估計方程：

EXt＝α＋βRt＋μt（1）

2.構建計量經濟學模型驗證假說二。根據假說二，中國糧食出口貿易受人民幣匯率變動的影響在不同階段表現的程度不一樣，由于糧食的生產周期為一年甚至更長的時間，糧食進出口合同的簽訂一般在交付的前一年，所以筆者將上述模型中的人民幣匯率滯后2期（Rt-2），分析中國糧食出口額受人民幣匯率變動滯后效應的影響程度，建立以下回歸估計方程：

EXt＝α＋βRt-2＋μt（2）

3.變量的選擇與模型的修正。（1）中國的出口退稅政策與消費國的經濟發展水平。從政策供給的角度看，中國于1985年開始對出口貿易實行退稅優惠，這對中國糧食的出口產生了影響，為了與該政策相吻合，筆者將出口退稅率（D）作為自變量考慮在模型之中；從需求的國家層面看，糧食進口國的經濟發展水平對中國糧食的出口也會產生重要影響，因此，筆者以美國的國內生產總值為代表（G）將中國糧食消費國的經濟發展水平引入模型之中，則（2）式可以變換為：

EXt＝a＋βRt-2＋χD＋δG＋μt（3）

（2）技術性貿易壁壘問題。隨著發達國家對糧食技術標準的要求越來越高，中國糧食出口受技術性貿易壁壘的影響也越來越大（張亞斌等，2003）。國內糧食和食品的出口地位在不斷下降，1980年中國糧食出口額占出口總額的17.22％，2003年的比例降到了4.89％。這其中有結構變遷的因素，但國外的技術性貿易壁壘對中國糧食出口的負面影響很大。

由于技術性貿易壁壘是一個定性變量，因此在模型中有必要引入一個虛擬變量（T）來衡量技術性貿易壁壘對中國糧食出口貿易的影響，則（3）式可變換為：

EXt＝α＋βRt-2＋χD＋δG＋εT＋μt （4）

三、樣本選取與數據來源

本文選取1992―2009年的人民幣匯率（包括當期的實際有效匯率和滯后2期的名義匯率，均以1997年為100）與中國出口退稅率（％）、美國的國內生產總值（萬億美元）、技術性貿易壁壘數據，同中國糧食出口貿易額（百萬美元）進行回歸分析，樣本的選取主要考慮到中國從1985年才開始對出口實行退稅優惠。

糧食出口貿易額數據來自聯合國糧農組織網站；人民幣名義匯率數據來自2009年中國統計年鑒；人民幣實際有效匯率數據來自金俊峰的研究，并經筆者計算獲得；各年份出口退稅率數據來自商務部網站，并經筆者計算獲得；美國國內生產總值數據來自偉的研究；技術性貿易壁壘數據來自張亞斌等的研究。

四、實證結果分析

本文運用Eviews3.1通過對中國1992―2009年糧食出口貿易數據進行回歸得到了如下兩個結果：

從回歸結果可以看出，每個估計的回歸系數，包括常數項，至少通過了顯著性水平為5％的t檢驗，而且對該方程的F檢驗也非常顯著，這表明模型的線性關系較強，調整后的R2也表明該模型具有較好的擬合優度，DW值表明模型無正的一階序列相關跡象。

進行對比可以看出，人民幣匯率對中國糧食出口貿易的負面影響程度反映在當期的實際有效匯率的影響上（-5 109萬美元）比反映在滯后2期的名義匯率的影響上（-1 069萬美元）更為明顯，出口退稅率、消費國的國內生產總值以及技術性貿易壁壘對糧食出口的影響都非常強烈。

五、結論與政策含義

通過構建計量經濟學模型，以人民幣匯率和中國糧食出口貿易等數據為基礎的研究結果表明，假說一和假說二都成立，即人民幣匯率與中國糧食的出口貿易呈反向相關關系、中國糧食出口貿易受人民幣匯率變動的影響在不同階段表現的程度不一樣，這也進一步驗證了J曲線效應理論的正確性。

就人民幣匯率而言，滯后2期的人民幣名義匯率對中國糧食出口貿易的影響程度不如當期的人民幣實際有效匯率影響大，這表明人民幣的實際有效匯率，而非官方名義匯率，才是影響中國糧食出口貿易的重要原因。而人民幣官方名義匯率對中國糧食出口貿易的影響存在顯著的滯后效應，而實際有效匯率對糧食出口貿易的影響并不明顯。從這個意義上看，就促進中國糧食出口貿易而言，官方的名義匯率應該朝著人民幣的實際有效匯率方向走。

參考文獻：

[1]孔祥智，李圣軍.人民幣升值對農業發展的影響[J].山西財經大學學報，2006，(6).

[2]陳文漢.人民幣升值對農業及農村經濟影響與對策分析[J].農村經濟，2006，(11).

[3]王捧.人民幣升值對中國農業的利弊分析[J].中國農村經濟，2006，(11).

[4]苑林婭.人民幣升值對中國農業進出口貿易的影響[J].中國經貿導刊，2005，(7).

[5]馮沖.人民幣升值對中國農產品進出口影響研究[J].經濟觀察，2007，(4).

Appreciation of China’s Food Exports Empirical Analysis of Trade

WAN Chen-gang

（Guangdong Institute of Science and Technology，Guangzhou 519090，China）

第4篇：出口貿易的含義范文

本文根據歷年各貿易國占中國出口貿易總額比重選取了14個最主要國家(地區)，排名靠前的該14國家(地區)按照地域劃分分別是北美：美國、加拿大；歐洲：英國、德國、荷蘭、意大利、法國(其中除了英國外，其余4個均為歐盟國家)；亞洲：香港、臺灣、日本、韓國、新加坡、澳大利亞、馬來西亞。

該14國家(地區)除了部分在90年代初期兩年的年出口額不到100億美元外，從1993年開始，14國的年出口額均在100億美元以上。根據《中國統計年鑒》和《中國海關統計》各期數據，1990--2007年期間，至該14國家(地區)的合計出口額占中國當年出口貿易總額的比重一直穩定地保持在70％及以上(見下表)，可見該14國家(地區)在中國的出口貿易申占據舉足輕重地位。本研究集中分析中國對該14國家(地區)的出口貿易格局(見表1)。

出口比重

總的來說，在1990--2007年期間，中國歷年對14國家(地區)的出口額比重都比較穩定，雖然出現小幅緩慢爬升，但增幅也只有1個百分點左右，在近二十年的時期跨度里，這一增幅顯得微不足道。 如果按照比重10％進行劃分，14國家(地區)可被明顯分為兩類：一類比重高于且遠遠高于10％，包括美國、日本、香港；另一類是比重低于且大大低于10％，即除美、日、香港外的其余11國家(地區)，這類國家的比重比較平穩地集中在1--5％之間。

在1990-2007年期間，出口比重超過10％的美、日、香港三個國家(地區)是朝著比重相當的方向發展。美國的比重是呈上升態勢。1990年美國比重只有8.3％，2007年已達到19.1％。美國比重上升并不是逐年平穩遞增，而是在1992到1993之間出現一個跳躍，由1992年的10.1％一舉躍升為1993年的18.2％。自1993年以后，比重就一直保持在20％的水平上窄幅波動。日本的比重是先升后降，即在1996年前先小幅上升，1996年后逐年下降。1990年到1996年，日本比重從14.5％增加到20.4％。1996年以后，比重開始下降，下降過程中雖然有連續3年的微幅上升，即1999、2000、2001分別相比前一年微幅增加0.5、0.1、0.2個百分點，可也只有16.6％、16.7％、16.9％，但在2001年以后，比重逐年平穩遞減，2007年時下降到了8.4％。根據比重圖形走勢，日本比重仍可能繼續下降。香港的比重是呈下降態勢，在1993年出現一個驟降，然后逐年緩降。香港1990、1991、1992年比重分別是42.9％、44.7％、44.2％，1993年則驟降到24.0％。1993年以后，雖然1994和1997年比重分別比上年上升2.7和2.2個百分點，分別達到26.7％和24.0％，但其余各年比重均呈緩慢下降，2007年時已降為15.1％，低于美國的19.1％，高于日本的8.4％。

香港比重的驟降與美國比重的一舉躍升發生在同一時期，即1992至1993期間，其中主要原因，一是西方國家對我國制裁基本解除，二是我國實行“大經貿”戰略初見成效。1989--1993年，西方國家出于政治因素對我國實施制裁，這迫使我國出口采取轉口貿易方式取道香港。于是那幾年香港的出口占我國出口總額40％以上，出口集中化程度大大提高。1992年我國確立起多元化的全方位對外開放戰略，成為1994年前后出臺的我國“大經貿”戰略的一個重要組成部分，并被確立為我國外經貿發展的一項長期戰略。由于全方位對外開放戰略的推行，并隨著西方國家對我國制裁的基本解除，1993年開始，我國經由香港的轉口貿易減少，出口香港比重下降，出口美國比重上升。1994年開始的出口集中化程度下降趨勢反映了1994年開始推行的“大經貿”戰略已見效果。

美、日、香港這三個國家(地區)的比重格局，在1993年以前一直是香港比重占據出口比重第一的位置，其次是日本，再次是美國，并且香港以高出第二約25個百分點的大幅差距遙居第一，而日本與美國之間比重只相差約5個百分點。1993年及之后的三、四年間，三地的比重有升有降，美國僅在1993年以高出日本1個百分點的微弱優勢居于第二，其他幾年都是日本第二，香港則一直保持第一。但是，當美國于1997年以0.5個百分點第二次超過日本，并于1999年以2.6個百分點首次超過香港成為第一后，美、日、香港三地的比重格局就開始變成了美國第一、香港第二、日本第三的局面，而且此格局一直保持至今。不過，與之前格局還有不同的是，此時三地之間的比重差距不再出現當年香港遙遙領先日、美的情況，目前為止，三地比重依次相差都只在7個百分點以下(參見圖一)。

在出口比重低于10％的系列國家中，韓國、德國比重相對較高，處于4-5％范圍，其他國家比重都集中在2％附近。韓國比重在90年代前中期有個快速增長。1990和1991年韓國比重分別只有0.6％和0.7％，到了1992年，比重相比1991年上升了2個百分點達到2.8％，這其中與中國確立多元化的全方位對外開放戰略有直接關系。到1997年，韓國比重已達5.0％。1998年由于受亞洲金融危機影響，韓國比重下降至3.8％，隨后一直比較穩定地保持在4.6％水平左右至今。德國一直是自1972年中德建交以來中國在當時歐共體(后來的歐盟)成員國中、也是在歐洲各國中最大的貿易伙伴，德國比重在1990至2007年期間一直比較穩定地保持在4％水平上下，略低于韓國(1990至1994及1998年除外)而高于其他國家。需要指出的是荷蘭，雖然荷蘭比重相對不算大，1990、1991、1992年分別只占1.5％、1.5％、1.4％，但是從它的發展趨勢來看，一直處于平穩增長中，2005、2006、2007年分別占到3.4％、3.2％、3.4％，正朝德國、韓國比重接近，成為比重低于10％這一組系列國家中近幾年比重明顯高于其他國家的位居第三的國家。次于荷蘭的國家是英國。英國比重在1992年以前都只是1.0％，1993年達到2.1％，并保持這個水平到1997年(除了1994年為2.0％，1995年為1.9％)。1998年英國比重再上升0.4個百分點到2.5％，這一比重一直保持到2006年，2007年為2.6％。新加坡比重

在1990-2007年期間比較穩定，1990、1991、1992年分別為3.2％、2.8％、2.4％，2005、2006、2007分別為2.2％、2.4％、2.4％。在1998年之前，新加坡比重一直高于英國，1998年之后一直以僅0.2-0.5個百分點的微小差距低于英國。對臺灣出口貿易是在1992年出口多元化戰略下開展起來的。1990、1991、1992年臺灣比重分別只有0.5％、0.8％、0.8％，從1994年開始，臺灣比重就一直穩定的保持在2.0％水平左右，波幅只有0.1個百分點。法國、意大利、加拿大、澳大利亞、馬來西亞在1990-2007年期間比重比較穩定，在1.0％上下，有緩慢增長，2007年分別達到1.6％左右。雖然同屬于歐盟國家，但是中國對德國的出口要顯著高于對法國、荷蘭、意大利的出口(參見圖二)。

雖然在出口貿易中，中國對其他國家(地區)的出口發展迅速，所占比重逐年提高，比如，對除美、日、香港外的其余11國家(地區)的合計出口額占同期中國出口貿易總額的比重在90年代初還不到20％(1990年為18.0％)，到近幾年已超過30％(2007年達到33.1％)，而同期中國對美、日、香港三地的合計出口額占同期中國出口貿易總額的比重逐年下降，但是，美、日、香港三地的合計比重仍舊占據半壁河山，在90年代初三地合計比重將近70％(1990年為65.8％)，近些年三地合計比重仍占到40％以上(2007年為42.6％)。

出口貿易額

總的來看，在1990-2007年期間，中國出口貿易總額呈指數增長(參見圖三)，尤其進入2000年以后增長加快。根據絕對出口總額年度增長情況(參見圖四)，可把考察期分成兩個階段，即1990-2001年和2002-2007年。1990年全國出口貿易總額620.9億美元，2001年達到2661.0億美元，增長2040.1億美元，年均增長29.9％。整個90年代的出口貿易總額雖然保持增勢，但是屬于起伏增長，增長緩慢且不穩定。1993年之前，全國出口貿易年增長額很小，1991、1992、1993年分別只增長92.8、130.3、68.0億美元。之后，1994、1995年出口貿易總額提高近200億美元，分別比上年增長292.7、277.7億美元，這說明“大經貿”戰略推行取得成效。但是，1996年出口卻意外下降，出口總額僅比1995年增長22.7億美元，為此前自1990年來增長最少年份。秋晨(1996)、姜應祥和康麗娟(1996)分析認為，當年人民幣匯率升值、外貿收購優惠貸款利率取消、出口退稅率再度下調、出口指令性計劃改為指導性計劃、國內物價上漲是造成1996年出口下降的重要宏觀因素。1997年出口貿易總額恢復大幅增長，比上年增加317.4億美元，但是到1998年又由于受亞洲金融危機影響，只比上年增加9.2億美元，成為1990年以來年度增長額最少的一年。金融危機過后，出口又實現回升，1999、2000年出口總額分別比上年增加112.2、542.7億美元。2001年又出現出口下降，只比上年增加169.0億美元。2001年出口下降主要是由于當年全球進出口貿易下降。2002年可謂是中國出口貿易輝煌時期的開始，因為從2002年開始，中國出口貿易穩步發展，出口貿易年度增加額逐年攀升。2002年出口總額3256.0億美元，2007年為12177.8億美元，增長8921.8億美元，年均增長54.8％。

從絕對貿易額來說，出口美、日、香港的貿易額遠遠高于其它11國家(地區)。1990年，占中國出口總額比重最大的香港(42.9％)出口額為266.5億美元，比重其次的日本(14.5％)出口額為90.1億美元，比重第三的美國(8.3％)出口額為51.8億美元。然而，除了新加坡(19.7億美元)、德國(20.3億美元)，1990年中國對其余國家的出口額都沒超過1億美元。而到了2007年，中國對美、日、香港的出口額分別為2326.8、1020.1、1844.4億美元，而對其余11國家(地區)出口額則都在500億美元以下，并且主要集中在200億美元左右的范圍。從圖形上說，14國家(地區)的貿易額也基本呈指數增長，且貿易量越大，指數增長形態越突出，美、日、香港的貿易額曲線與中國出口總額曲線形態十分接近，尤其美國的和香港的。然而其余11國家(地區)的出口額圖形走勢則比較平緩，相當于美、日、香港在90年代早期階段的圖形表現(參見圖五)。

分析出口貿易總額增長背后各個貿易伙伴國的貿易額增長表現。對美國的出口貿易額每年都比上年有所增加。美國的年度出口增加額與全國出口貿易總額的年度增加額的變化趨勢幾乎一致，即2001年前是起伏增加，2001年后是穩步攀于卜。對香港的出口貿易額有4個年份是比上年減少，即在1993、1996、1998、1999年分別比上年減少154.6、30.8、50.4、18.8億美元，其余年份都是比上年增加。1993年減少是因為西方國家對中國制裁基本解除，中國部分出口不再需要取道香港做轉口貿易；1996年減少是因為該年全國進出口貿易整體下滑；1998、1999年減少則是很大程度受亞洲金融危機影響。對日本的出口貿易額僅在1998年是比上年下降(下降21.8億美元)，其余年份都比上年有所增加。在1998年因受亞洲金融危機影響而使出口貿易額比上年減少的目的地國家還包括韓國(減少28.8億美元)、新加坡(減少3.8億美元)、馬來西亞(減少3.3億美元)。對臺灣的出口雖然沒受到金融危機影響，1998年出口額仍比上年增加4.7億美元，但是1996年全國出口貿易下滑和2001年全球進出口貿易整體下滑都影響到了對臺灣的出口，這兩年的對臺出口額分別比上年減少3.0億美元和0.4億美元。1996年全國出口貿易下滑也同樣使對意大利出口比上年減少2.3億美元；2001年全球進出口貿易整體下滑也使對法國出口比上年減少0.2億美元。除此之外，對各目的地國家(地區)的出口貿易額在其余年份都是比上年有所增加。

總體來說，各目的地國家(地區)的出口貿易額變動與全國出口貿易總額的變動比較一致，在2001年前雖然各年都有增長，但是波動較大，2001年后，各目的地國家(地區)都出現大幅增長。14國家(地區)中出口額增長變動最大的當屬香港，這與香港可在特殊時期發揮轉口貿易功能的屬性有很大關系，因此在幾次大的宏觀環境變動下，香港的出口貿易額變動都表現得比較強烈。

中國對美、日、香港的絕對出口貿易額逐年大幅增長，但是三地的合計比重卻在下降，說明中國出口市場的集中化程度下降，出口市場結構已經朝著多元化健康發展。其他國家(地區)出

口份額的增長，使中國不再單純依賴幾個傳統的貿易伙伴，而是發展了新興貿易伙伴，這在擴大中國出口的國際市場的同時，也使出口市場風險被分散，中國的貿易多元化戰略已經取得積極成效。

貿易增長率

1990--2001年期間，各國家(地區)貿易增長率波動比較大，而且變動基本一致，即類似鋸齒狀。在1993年，中國對英、美、加、法、德、澳大利亞的出口貿易額有一個猛增，增長率都超過60％，其中英、美、加甚至超過了100％，但是在其前后的1992年和1994年，這幾個國家的增長率卻都只有30％左右。對日本的出口貿易增長率變化比較平穩，并不隨大流那樣大起大落，當1994年多數國家增長率驟降時，日本增長率卻幾乎與1993年持平，甚至還高出1.7個百分點。香港增長率波動最大，尤其在2001年之前，高的時候達到46.8％(1994年)，低的時候甚至負增長，――41.2％(1993年)。對澳大利亞的出口增長率普遍要高于同期其他國家(地區)。這段時期需要特別指出韓國和臺灣。中國對韓國、臺灣的經常性出口貿易往來分別開始于1992和1993年。對韓國的出口激增發生在1992年，該年對韓國出口貿易額增長率達到358.3％，而此前1991年增長率才有46.5％，1992年后每年都保持30％左右的增長率(除了1998年受亞洲金融危機影響而為負增長)。對臺灣的出口激增發生在1993年，該年對臺灣出口貿易額增長率達到110.8％，而此前1991、1992年增長率分別只有86.1％和16.6％，1993年后一致保持增長態勢(除了1996和2001年分別因全國出口貿易下滑和全球進出口貿易下滑影響而為負增長)。在此前，中國對韓國、臺灣的出口貿易絕對量非常少，1990年對韓國、臺灣的出口貿易額分別只有3.58和3.20億美元，屬于14國家(地區)當年貿易額最少的三個國家之一(另一個是西班牙，只有3.41億美元)。所以，雖然在當年實現超高增長率，但那年的貿易額卻仍然分別只有24.0和14.6億美元。

2002-2007年期間，14國家(地區)全都實現正增長，且國家之間的增長率差異也不像前一時期那樣巨大。這段時期日本增長率一直處于相對最低水平，從2002至2007年，實現增長率分別只有7.8％、22.7％、23.7％、14.3％、9.1％、11.3％。法國增長率波動最大，在2003、2004和2007年分別達到79.1％、36.0％和46.1％，而在2002、2005和2006年卻分別只有10.5％、17.3％和19.5％。其余國家貿易額增長率主要集中在30％左右水平，而加拿大、意大利、德國、荷蘭、新加坡等國增長率相對高些(參見圖六)。

雖然在1990-2001年期間，中國對14國家(地區)的出口貿易額增長率差異巨大，但是此后，各國的增長率開始趨同，2002-2007年期間，對14國家(地區)的出口貿易額年增長率都在50％左右，而且相互之間比較接近，其中只有日本例外，該時期的對日出口貿易年均增長率只有18.1％。雖然從增長率數據來看，14國家(地區)之間的增長率大小有接近趨勢，但是14國之間的絕對出口額差距卻一直呈喇叭狀擴大，這其中還是貿易基礎量大小在起作用。像美、日、香港這樣的出口目的地國，雖然出口貿易增長率可能低于一些迅速發展起來的新興貿易伙伴國，但是其絕對勝出的出口貿易量才是一直拉動中國經濟發展的最主要力量。

結束語

第5篇：出口貿易的含義范文

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（UNComtradeDatabase），分類標準采用SITCRev.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?；谙M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。

第6篇：出口貿易的含義范文

一、出口總量、結構、效益的辨證關系

效益是指在經濟運行過程中，消耗與成果之間的對比關系，也就是投入與產出、費用與效用之間的關系及其變化。一國參與國際貿易與分工的根本動機是獲取貿易利益，增進國民福利，而不是為出口而出口，因此，出口效益可以從出口是否有效率地促進國內經濟增長，以及是否有利于就業、穩定、區域協調發展等特定目標的實現等角度來衡量。從總量、結構、效益的關系來看，三者總體上是相互聯系、相互作用的。一定的總量對應一定的結構，產生一定的效益；反過來，一定的效益也反映著一定的總量和結構；其中，效益是核心，總量增長和結構變化最終要以效益的好壞來判斷。

從總量與效益的關系來看，出口效益總是同一定的總量規模相聯系，沒有出口總量，效益無從談起；但出口總量的擴張并不一定就有出口效益，如果出口數量的上升伴隨著貿易條件不對等的嚴重惡化，或者出口商品的生產造成國內資源浪費或環境惡化等，從效益上看，就可能得不償失。一般而言，在結構科學合理的均衡增長情況下，總量與效益呈正相關關系，而在非均衡增長情況下，總量與效益有時是背離的，而總量本身也難以實現持久穩定的增長。

從結構與效益的關系來看，―方面，效益的提高，本身即意味著效率的改善和結構的優化；另一方面，合理的出口結構能夠產生好的經濟效益。出口結構不斷趨于優化的過程，使不同區域和部門、不同生產環節和生產要素之間形成新的、更高層次的均衡，效益也將逐步提高。

從總量與結構的關系來看，一方面，總量的增長是結構變化的基礎。沒有總量的積累，結構的調整無從談起。在改革開放初期，我國商品出口量很小，有限的出口主要是換取緊缺的外匯收入，并沒有結構調整的動力，也缺乏結構調整的基礎和條件。另一方面，總量的增長依賴于結構的變化。目前，我國已成為世界第三大出口國，通過調整出口商品結構、方式結構及區域結構等，以實現高基數上的持續增長，顯得尤為重要。

二、我國出口結構問題的主要表現

出口結構的變化不僅影響出口總量的持續穩定增長，更影響到出口促進經濟發展、增加國民福利作用的發揮。倘若出口結構不合理，則不僅不利于出口正效應的發揮，甚至產生種種負效應。目前我國出口結構上的問題，主要體現在以下幾個方面：

1.出口商品結構的升級問題。改革開放以來，伴隨著中國經濟的持續增長和貿易的高速擴張，中國對外貿易商品結構也在不斷改善和優化。1986年，工業制成品出口額超過初級產品出口額構成了我國出口商品結構變化的第一個轉折點；1995年，以機電產品為代表的資本技術密集型產品出口額超過以紡織品、服裝為代表的勞動密集型產品構成了我國出口商品結構變化的第二個轉折點。但不可否認，中國工業制成品的出口仍集中于技術含量不高的一般性工業制成品，或者是國際市場上有眾多供應商的標準型產品。即使是中高技術產品，我國也大多集中于勞動密集型的工序，出口規模的擴大主要是以數量帶動出口，效益較低。

2.出口方式上過分依賴加工貿易的問題。中國出口規模的迅速擴張，深深地銘刻著外商投資企業和加工貿易的烙印。加工貿易進出口總額從1980年的近17億美元，增加到2004年的5497億美元，增長了300多倍，加工貿易出口在外貿出口中的比重從1980年的3.62%提高到2004年的55.28%。加工貿易的發展是我國適應世界貿易形態的變化，積極參與世界分工的重要形式，結合了中國具有比較優勢的勞動力資源與世界其他國家具有比較優勢的資本、技術等資源，極大地推動了中國出口貿易的發展。但我國加工貿易的發展主要是由外商投資企業推動的，加工貿易的發展是否和多大程度上對我國經濟有利，受到了不少學者的質疑，這些質疑主要體現在以下幾個方面:(1)加工貿易增值率問題;(2)技術引進效率問題;(3)貿易摩擦問題;(4)國內資源環境約束問題等。

3.出口市場過于集中導致未來出口擴大的脆弱性問題。從出口區域結構上來看，雖然我國的貿易對象遍及全球，已多達230多個國家和地區，但長期以來，中國出口商品高度集中于美國、香港、日本、歐盟等少數國家和地區，這一方面增加了出口的風險性，另一方面又削弱了其靈活性和競爭力，抑制了我國出口的進一步擴展。實際上，出口的國際區域結構一定程度上也是出口商品結構和出口方式結構的一種反映，中國在高檔次資本技術密集型商品上尚無法與西方發達國家及新興工業化國家和地區相抗衡，因此，中國以勞動密集型產品向發達國家及新興工業化國家和地區出口，或者通過與其開展加工貿易，占據資本技術密集型產品或高新技術產品的勞動密集型環節的貿易形態，不足為奇。

4.國內不同區域出口的巨大差距問題。我國出口的內部區域結構非常不平衡，無論從出口額、出口增長率，還是出口依存度來看，省份間出口的巨大差異都是客觀存在的，而這種差距又主要是由于東、中、西三大地帶間的差距造成的，從發展趨勢看，目前這種差距并無扭轉的跡象。區域間出口貿易發展上的巨大差異，將不利我國充分發揮各區域的比較優勢，促進我國出口貿易的進一步發展，不利于我國區域經濟的協調發展和國家經濟發展整體目標的實現。

三、關注出口結構，提升出口效益

改革開放后，在理論界國際貿易“引擎”說和一些奉行出口導向戰略的國家和地區經濟成功發展的事實誘導下，我國事實上自覺不自覺地采納和推行了“出口導向經濟發展模式”，不遺余力地擴大外貿出口。出口貿易在改革開放中作為經濟發展的發動機，確實發揮了巨大的作用，但僅僅關注出口總量的增長是不夠的，出口結構也是影響我國獲取貿易利益，實現發展目標的一個重要因素。倘若現階段要繼續發揮出口貿易對經濟發展的貢獻，則不應拘泥于出口總量的高低，而應從國民經濟整體發展的需要出發，挖掘出口總量背后深層次的貿易結構問題，切實推進出口商品結構的優化，推進出口區域結構的均衡協調發展，實現外貿發展與國內經濟發展的良性互動，最大化貿易對經濟增長的貢獻，確保對外貿易和國民經濟的持續協調發展。

1.經過改革后20多年的迅速增長，中國經濟在今天的規模上如果繼續依靠要素投入的擴張，顯然難以為繼，今后的發展應更多地關注經濟運行的動態效率的持續改善。政策制定者應在我國進出口規模不斷擴大的同時，深刻理解其對我國宏觀經濟運行的全方位影響及其作用機制，關注對外貿易對我國產業升級、技術進步等的促進作用，否則出口總量的增長至多只能誘致短期(一次性)增長收益，而不利于經濟長期增長的持久動力的獲得。

2.加工貿易是我國發揮勞動力資源豐富的比較優勢，快速融入全球分工體系的重要途徑，但如果我們不能通過促進加工貿易與國內產業的聯系、增強加工貿易的國內配套能力和進口替代能力、促進國內的產業升級等途徑，來加強加工貿易與國內經濟的互動，以充分實現加工貿易的動態利益，則可能導致我們只能獲取微薄的加工費用，甚至可能被鎖定在國際產業鏈的中下游或末端的勞動密集型制造或裝配環節，將不利于我國經濟的長期增長。

3.我國自上世紀90年代初實施的出口市場多元化戰略，取得了初步成效，但是目前對西方主要發達國家出口的依賴程度依然很高，目前，中國與西方發達國家的貿易摩擦居高不下，甚至出現了向一些具有同類產業競爭結構的發展中國家蔓延的趨勢。因此，要以開放的、經濟全球化的新理念重新審視市場多元化戰略，應從過去單純追求降低市場過于集中的風險，轉變為在擴大總體市場中改善市場結構，為我國產業快速發展和外貿不斷擴張提供強有力的保障。

4.中國東、中、西部出口貿易的非均衡發展，既是歷史發展的沉淀和延續，又是政策戰略導向作用的結果。今后的政策導向可以考慮把發展外貿和西部開發、振興東北、中部崛起等結合起來，促進國內經濟循環和國際經濟循環的有機結合。就東部來說，經過20多年的對外開放，在資金、技術、管理等方面均有了較雄厚的基礎，東部地區應逐步將加工制造業向中西部地區轉移，專注于提高研發、設計、服務等高增值環節的實力，搶占國際分工的高級環節，率先實現出口商品結構的升級，甚至可以考慮以“走出去”帶動出口貿易的發展和出口商品結構的升級。而中西部地區應進一步擴大開放的步伐，承接國際和東部地區的產業轉移，遵循比較優勢，充分發揮對外貿易的靜態收益和動態收益，促進經濟的發展。雖然出口國內區域結構的調整不可能一蹴而就，但加強貿易促進區域經濟發展的途徑和機制的研究，基于國內不同區域的資源稟賦、產業基礎等狀況，利用貿易因素促進國內的區域協調發展，對于我國經濟發展整體目標的實現無疑具有較大的實踐意義和戰略價值。

參考文獻：

第7篇：出口貿易的含義范文

關鍵詞：對外直接投資；協整檢驗；誤差修正模型

改革開放以來，浙江對外貿易發展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平?？梢姡憬膶ν庵苯油顿Y與進出口貿易都呈現不斷增長的態勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優劣勢的態勢，從而直接創造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有統計方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統計數據，研究了這些發達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發達國家的對外直接投資對同行業的國際貿易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。

上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統計數據，采用協整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關系。

二、實證分析

（一）數據選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發展統計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規模和經濟增長。

（二）時間序列的平穩性檢驗

在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩性檢驗，表明這些變量是平穩的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩性檢驗，即二階單整。

綜上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。

（三）協整檢驗

近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）

綜合考察這些變量之間的協整關系,并依據DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關。

對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結果見表3。其殘差序列平穩性檢驗結果如表4所示。

回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：

浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。

由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統計結果相反。這從一個側面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿易的替代作用將逐步顯現。

由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿易的發展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。（四）誤差修正模型

誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經濟模型，成為協整分析的一個延伸。若變量之間存在協整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩定的關系，而這種穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。

由協整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：

lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1

t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）

lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1

t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）

在誤差修正模型(3)中，協整關系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數為-1.062)，EX的動態調整過程具有一定穩定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿易之間短期比較穩定。

在誤差修正模型(4)中，協整關系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數為-1.115)。IM的動態調整過程具有穩定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩定關系。

三、結論與建議

通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關系，可得出以下結論：

（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。

從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿易之間也存在惟一的協整關系，即它們之間存在長期穩定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關稅和非關稅壁壘的限制。為規避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發展。

縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿易的發展是非常必要的,也是可行的。

（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發展歷程(齊曉華,2004)。由于其規模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿易直接的正相關關系將逐漸增強。

本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。

從浙江省當前貿易戰略出發,政府相關部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產生進出口貿易互補、創造效應的對外直接投資給予各種政策優惠,從而鼓勵企業積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關的貿易措施,而并不直接制定與貿易有關的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業步入國際化發展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產業結構。

對企業界而言，加入WT0后,國內市場上國內外企業的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進入國際市場,那么其國內市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經濟一體化的大背景下，浙江省企業必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進行對外直接投資，進一步拓寬企業的生存空間，增強企業的國際競爭力，以投資促進貿易，為國際貿易的發展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權。

參考文獻：

蔡銳,劉泉.2004.中國的國際直接投資與貿易是互補的嗎?——基于小島清“邊際產業理論”的實證分析［J］.世界經濟研究(8).

齊曉華.2004.當代國際直接投資現狀與趨勢分析［J］.投資研究(3).

邱立成.1999.論國際直接投資與國際貿易之間的聯系［J］.南開經濟研究(6).

小島清.1987.對外貿易論［M］.天津:南開大學出版社:437-442.

王亞平.2004.“十一五”期間中國經濟參與國際分工趨勢展望［J］.經濟研究參考(49).

張如慶.2005.中國對外直接投資與對外貿易的關系分析［J］.世界經濟研究(3).

AGARWALJP.1986.Thirdworldmultionalsandbalanceofpaymentseffectsonhomecountries:acasestudyofIndia［M］//KHUSHIMK.MultinationalsfromtheSowth.London:Maemillan.

MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.

MARKUSONJR,JAMESRM.1983.Factormovementsandcommoditytradeascomplements［J］.JournalofInternationalEconomics,14:341-356.

第8篇：出口貿易的含義范文

[關鍵詞] 技術壁壘 蘇州 出口貿易 影響 對策

近年來，隨著我國對外貿易的飛速發展，尤其自我國加入WTO以來，國際貿易中針對中國企業的非關稅壁壘呈現迅速增長的態勢。

中華人民共和國商務部2006年12月25日的《2005國外技術性貿易措施對我國對外貿易影響調查報告》顯示，2005年中國有15.13%的出口企業受到國外技術性貿易措施的影響；在22大類出口產品中，有18類產品由于國外實施技術性貿易措施而遭受691億美元的直接損失；中國企業為應對國外技術性貿易措施所增加的生產成本達到217億美元；國外技術性貿易措施給中國企業造成的出口貿易機會損失高達1470億美元！

由此可見，在世界貿易組織框架下，傳統關稅壁壘正逐漸削弱，以技術法規、標準、合格評定程序為主要表現形式的技術性貿易壁壘對我國出口貿易的影響日益明顯。技術壁壘已逐漸成為我國對外貿易發展的屏障和絆腳石。

一、技術壁壘的含義

國際貿易中的技術壁壘，也稱技術，是技術性貿易壁壘（Technical Barriers to Trade，簡稱TBT）的簡稱。簡單講來，技術壁壘是指進口國以維護國家安全、保障人類健康、保護生態環境、保證產品質量等為由，制訂強制性或非強制性地確定商品某些特性的技術法規、標準，旨在檢驗商品是否符合這些技術法規、標準，及在確定商品質量及其適應性能的試驗、審批和認證程序中形成的貿易障礙。

實質上，技術壁壘已淪為一些發達工業國家利用其科技上的優勢，通過技術法規、標準的制定與實施，通過商品檢驗與認證工作，對商品進口實行限制的一種貿易保護手段。具體表現為苛刻的技術標準、衛生檢疫標準、包裝和標簽標準，嚴格的認證制度、繁瑣的檢驗檢疫程序等。

二、蘇州出口貿易現狀

蘇州的出口貿易在全國中處于領先的地位。據統計，2006年蘇州實現進出口總額1742.64億美元，出口946.85億美元，分別占全國的9.9%、9.8%。進出口總額在全國大中城市中繼續保持第3位。

蘇州出口商品以機電產品為主導，2006年出口773.23億美元，占全市出口總額的81.7%，占全國機電產品出口的14.1%。其他主要出口商品有:紡織原料及制品76．69億美元；賤金屬及其制品42.77億美元；塑料橡膠制品16.43億美元；化工產品15.95億美元。

三、技術壁壘對蘇州出口影響日趨嚴重

在出口貿易迅猛發展的同時，隨著貿易磨擦的增加，檢測標準、設備、方法的創新，蘇州也面臨著越來越嚴重的技術壁壘影響。

1.機電產品出口首當其沖

目前，技術壁壘對機電產品的影響主要集中在產品強制性認證方面，如歐盟CE認證，美國UL認證，德國CS認證，北歐四國NORDIC認證，日本的JIS認證，這些認證程序復雜、繁瑣，檢測費用高昂，嚴重影響了蘇州機電產品的國際競爭力。

值得一提的是，歐盟2003年2月又公布了被稱為“雙綠指令”的《報廢電子電氣設備指令》和《關于在電氣電子設備中限制使用某些有害物質指令》。據權威部門預測，“雙綠”指令將影響約三分之二的機電出口產品，造成出口成本至少上漲10%。

例如，蘇州傳統的優勢出口產品電動工具，2005年出口數量出現急速下滑。主要原因就是上述“雙綠指令”的影響。又如，蘇州昆山地區的自行車出口在2006年第一季度也出現了大幅下降，出口金額與去年同期相比直線下降了43.4%。其中一個重要的原因是日本對中國輸日自行車進行了一些技術壁壘限制。

2.紡織原料及制品出口緊隨其后

紡織原料及制品是蘇州市的傳統出口產品，出口總量僅次于機電產品。雖然配額將逐漸淡出，但發達國家已筑起越來越高的“綠色壁壘”。

目前，在紡織原料及制品領域的技術壁壘主要有三類:

第一類是針對產品本身對消費者的安全和健康影響的，要求產品不能對消費者的健康產生影響。國際上影響最大、權威性最高的紡織品技術標準就是國際紡織協會1992年在產品生態研究基礎上制定并頒布的Oeko-Texstandard100（生態紡織品標準100）。

另一類是從產品設計、生產到報廢、回收的全過程中，對環境影響所設置的壁壘，主要是要求企業建立實施ISO9000質量體系標準、ISO14000環境系列標準及對產品實施“環境標志和聲明”。

第三類是如SA8000社會責任管理系統認證等社會層面的壁壘。由于紡織品屬于勞動密集型產品，歐美國家越來越多地關注進口產品的生產過程是否符合國際勞工標準。

上述這些限制措施降低了我國紡織品的出口競爭力，限制了出口的市場范圍。蘇州的一些大型紡織品生產企業，逐漸開始改變思維，加強標準化工作，如昆山AB集團生產的AB內衣系列已通過生態紡織品標準100認證。但對于眾多中小型出口企業來說，由于資金、技術、規模等各方面的原因，進入發達國家市場將越發步履維艱。

3.農產品出口成為受技術壁壘影響的“重災區”

早在2002年，歐盟委員會的2002/69/EC決議就規定，“自2002年1月31日起禁止從中國進口供人類消費或用作動物飼料的動物源性產品”。之后，美國、日本等發達國家先后設置技術壁壘，阻止進口中國農產品，范圍從動物源性食品擴大到植物產品。此外，新加坡、韓國等周邊國家也對中國產品設置了相應的技術壁壘。

受此影響，蘇州市農產品出口受到了很大的沖擊，2006年僅蔬菜出口一項，1月～10月份與去年同期相比就下降了27.4 %，出口的動物類產品則比去年同期下降了19.4%。

4.其他產品

此外，蘇州的賤金屬及其制品、塑料橡膠制品、化工產品等行業也在或多或少地遭受著技術壁壘的影響。其中最值得關注的就是，經過長達6年討論后通過的歐盟《關于化學品注冊、評估、許可和限制法案》（簡稱REACH法規）。它將取代歐盟現行的《危險物質分類、包裝和標簽指令》等40多項有關化學品的指令和法規，對歐盟市場上和進入歐盟市場的所有化學品強制要求注冊、評估和許可并實施安全監控。表面上看，REACH法案只是針對化學品，然而，幾乎沒有商品不使用化工產品。更為嚴重的是，一旦產生“多米諾骨牌效應”，對蘇州乃至全國化工行業及其上下游行業出口的影響將是全方位的。

四、積極應對技術壁壘的對策

鑒于技術壁壘的影響日趨嚴重，如何有效避免或減少其帶來的負面因素，已成為蘇州大力發展外向型經濟，擴大產品出口，需要認真研究的重要課題。

1.政府有關職能部門責無旁貸

(1)要建立專門的技術壁壘信息收集和咨詢機構，盡可能多的、快的在國際上收集有關技術壁壘的信息和情報，加強對發達國家的技術標準、政策、法規等內容的研究，及時掌握國際上已頒布的技術法規、技術標準等信息，向企業傳遞有關信息和預警通知。

(2)政府職能部門要加大宣傳力度，組織行業協會、外貿企業及時學習了解有關技術壁壘的最新信息，認真研究應對措施，盡早做好準備，力爭把不利影響降到最小程度。

(3)要積極推行國際標準和參與國際標準制修訂，加快制定和完善我國技術標準法規體系。TBT的核心就是標準，要積極創造條件，設法沖破發達國家把持國際標準制定的壟斷局面，積極參加到國際標準制定的全過程，這是工作中的重中之重。

(4)要有目的地加強科技投入和知識產權方面的保護，針對那些對我國產品設置歧視性技術壁壘的國家或地區，保留報復的權利，并根據形勢需要實施報復，以迫使這些國家及時撤消針對我國的不合理的技術壁壘。

(5)還要充分利用WTO有關規則和法律條款，特別是用好用活《技術性貿易壁壘協定》的有關條款。鑒于我國是以發展中國家身份加入WTO的，要充分利用有關發展中國家特殊和有區別的待遇原則，及時向WTO和有關發達國家申請技術援助和延長有關技術性措施實施的適應期或過渡期等，以降低對我國產品出口的影響。

2.相關行業協會、進出口商會應發揮組織、協調作用，提供配套服務

相關行業協會應切實發揮行業利益代表人和協調人的作用，積極組織行業內企業開展技術協作、標準制定和信息交流，總結國內外企業突破技術壁壘的經驗和教訓，提供相關的咨詢、法律援助和政策研究等配套的服務功能。

有條件的行業協會還可以加強與國外權威機構合作，聯合我國科研機構、大專院校等多渠道以及利用各種資本、資源創辦檢驗認證機構，為企業減少重復檢驗、重復認證做出貢獻。

3.最根本的解決對策還是要靠廣大的外貿企業自身

(1)要轉變觀念，既要看到不利影響，同時更要認識到技術壁壘所反映的市場對環境安全和消費者健康保護的要求，從這一高度樹立起綠色生產、綠色營銷的思想。

(2)要實施以質取勝和可持續發展戰略，加快技術創新步伐，努力提高產品的技術標準，切實提高產品質量。企業要以應對技術壁壘為契機，依靠科技進步調整出口商品結構，提高出口商品的科技含量和加工層次，加強對生產的全過程控制，從根本上突破技術壁壘。

(3)要實施國際標準化戰略，積極推行ISO9000系列標準認證、ISO14000環境認證以及其他國際權威認證，加快與國際標準接軌的步伐。通過積極采用國際標準，能夠及時掌握國際生產信息和生產技術水平，吸收先進成果，使自身產品標準得到世界上的普遍承認，從而獲得國際市場上的“通行證”。

(4)制定和實施市場多元化戰略。這樣不僅可以避免主要進口市場的限制口實，而且萬一發生貿易戰時，還可以通過貿易轉移把損失降到最低程度。

此外，有條件的企業還可以采用對外直接投資，利用當地的人才，技術和市場，從而繞過技術壁壘。

五、蘇州特色帶來的啟示

相對應于蘇州龐大的出口規模，迄今為止，技術壁壘帶給蘇州出口貿易的影響應該說還只是淺層的，局部的，小范圍的。這說明，蘇州的外貿出口對于技術壁壘有著獨特的“免疫力”，個中原因，值得思考。

1.從貿易國別看

歐盟是蘇州最大出口市場，而歐盟恰恰是技術壁壘的始作俑者。同時，歐盟還是對華實施技術壁壘最多的地區，并且不斷出臺最新的技術標準法規。可以說蘇州處在技術壁壘斗爭的最前線。在這種惡劣情況下，蘇州利用及時的信息，迅速的反應，以及出口企業過硬的質量標準，仍舊取得了2006年出口歐盟金額比2005年增長33.9%的驕人成績。

2.從貿易方式看

近年來加工貿易一直占有蘇州出口的主導地位。2006年，蘇州加工貿易出口額774.63億美元,增長28.4%,占全市出口總額的81.8%。眾所周知，加工貿易是“兩頭在外”的一種貿易方式，可以極大避免由于原材料、包裝、回收等過程中可能產生的技術壁壘風險。

3.從貿易的主體看

蘇州的外商投資企業2006年實現出口852.62億美元，增長30.2%，占全市出口總額的比重達到驚人的90.04%。雖說是過于倚重外商投資企業有一定弊病，但由于技術溢出效應，外資企業，尤其是歐、美、日等發達國家設立的跨國公司，對科技發展、標準采用、產品質量提高、產業結構升級等方面還是起到了積極的推動作用，成為一道防范技術壁壘問題不斷蔓延的天然“防火墻”。

參考文獻：

[1]沈明:《世貿組織后過渡期我國農產品對外貿易政策》.《國際商務-(對外經濟貿易大學學報)》,2005年

第9篇：出口貿易的含義范文

[關鍵詞]出口貿易；結構優化；面板數據

[中圖分類號]F7528 [文獻標識碼]B [文章編號]

2095-3283（2012）08-0034-04



作者簡介：劉立平（1963-），男，安徽和縣人，安徽工業大學經濟學院教授、副院長，碩士；涂德明（1987-），男，安徽六安人，安徽工業大學研究生學院碩士生；成祖松（1984-），男，安徽鳳陽人，安徽工業大學經濟學院講師，碩士。

基金項目：安徽省教育廳人文社會科學研究項目（編號：2011sk134）。

一、引言

對一國對外貿易影響因素的分析，是國際貿易理論和實證中延續最久和最核心的內容之一。從亞當·斯密提出的絕對優勢理論到大衛·李嘉圖的比較優勢理論，均提出兩國的兩種生產效率不同就可以產生貿易。要素稟賦理論進一步表述了一國比較優勢的含義和來源?？唆敻衤鼊摿⒌膰H貿易的規模經濟理論，解釋了20世紀60年代以來，發達國家之間的水平型貿易迅猛發展。Richardson（1999）利用顯示比較優勢對美國貿易結構進行了分析。Belay（2004）提出政府可以通過制定鼓勵高新技術產品出口政策，培養其國際競爭力，優化出口商品結構。Jim Lee（2011）指出隨著一國經濟增長，其更趨向于出口高新技術產品，出口商品結構得到優化升級。

國內學者的相關研究主要是利用比較優勢理論來解釋中國現在的對外貿易。林毅夫等人認為要素稟賦與技術差距是影響國際分工方式的主要因素。楊小凱等認為通過分工和貿易，促進專業化水平和效率改進，是影響貿易的基礎和動力。實證方面，江小涓（2007）用面板數據回歸證明影響貿易的因素有比較優勢、國內產業基礎和市場結構、參與全球分工程度。朱玉閣（2010）采用月度數據，運用比重作為被解釋變量，消除出口總量和本身數值的影響，研究了外資度、出口競爭力以及國內市場需求等因素。魏浩、毛日升（2007）根據HS標準1位碼分類分析了中國出口結構的變動和趨勢。魏鋒、毛日升（2005）從初級產品、工業制成品、技術結構對改革以來出口商品結構演進進行了分析，其中運用最多的是顯示性比較優勢指數、競爭力指數、產業內貿易指數分析商品結構。

研究安徽貿易影響因素的文獻比較少。劉立平、幸新榮（2010）運用主成分分析與熵值法對安徽對外貿易可持續性發展狀況進行了評價，比較系統全面地分析了安徽省外貿現狀。還有一些文獻只是以安徽外貿總額為因變量，缺少產業或產品層次的數據研究，例如運用簡單的時間序列的二元回歸來研究外資對安徽外貿出口的影響因素，結果缺乏說服力。本文主要利用產業的年度數據，運用面板數據分析方法對安徽出口貿易影響因素進行了分析，期望找到影響安徽出口貿易的關鍵因素。

二、安徽省出口貿易的基本情況

（一）安徽省出口規模和增速

結合表1和表2可知，2007年和2009年，安徽省外貿出口額出現負增長，分別為-281%、-218%。同期中部其他各省出口額都出現負增長，其中湖北2007年出口增速為-305%，2009年山西增速為-693%。在2005—2007年，安徽出口排在中部地區首位，而2008年以來，湖北成為最大的中部出口省份。2010年湖北排全國第13位，居中部第一，而安徽排全國第16位，中部第三。值得注意的是，江西的出口額全國排名由2006年的第25位上升至2010年的第14位，實現了從中部第六到中部第二的跨越發展（詳見表1、表2）。

（二）安徽省出口商品結構

表1 中部六省外貿出口總額規模

單位：億美元

年份省份 200520062007200820092010

安徽9119122458811136888612413

山西5546662765392528374703

江西40656195544773736813416

河南772597958371072734510529

湖北9055117628171171997914442

湖南60735265284154927956

數據來源：根據《安徽統計年鑒》2005—2011年相關數據計算得來



表2 中部六省外貿出口總額占全國比重位次

單位：億美元

年份省份 200520062007200820092010

安徽121213151516

山西192017172423

江西252219191714

河南161515161817

湖北131316141413

湖南181818181919 數據來源：2005—2011年《中國統計年鑒》

劉立平 涂德明 成祖松：安徽出口貿易影響因素及其結構優化路徑研究——基于產業面板數據模型

劉立平 涂德明 成祖松：安徽出口貿易影響因素及其結構優化路徑研究——基于產業面板數據模型

2005—2010年，安徽省初級產品出口在出口總額中比重維持在8%左右，并呈下降的趨勢，工業制成品比重在90%以上。從相關數據可知，在安徽省出口的初級產品中，2005年、2006年主要以食品及活動物為主，2009年、2010年主要為食品及活動物、鞋業、非食品原料。出口的制成品主要以電力機械、服裝、紡織、陸路車輛、工業機械設備和零件為主，其中2010年服裝出口的增速最快，達到237%。但總體而言，安徽出口的工業制成品仍以低附加值、低技術、初加工或粗加工的資源型產品為主。2005—2010年安徽省的高新技術產品和機電產品出口占總出口額的比重分別維持在16%和38%左右，遠低于2010年312%和591%的全國平均水平。

三、安徽省出口影響因素簡析

以安徽出口貿易數據為樣本，根據國際貿易理論和對安徽出口貿易變化的分析，影響出口的因素可歸納如下：

（一）國內因素

1要素稟賦。安徽省勞動要素相對密集、勞動力成本相對較低，出口商品的勞動密集型成為其國際競爭力的重要影響因素。2010年安徽省制造行業人均占有固定資產原值的平均值為1619萬元/人。這個比值越高，表明資本密集度越高，其中交通運輸設備制造、化學纖維制造、計算機制造和造紙制造均高于全國產業的平均值，紡織、機械制造（通用和專用）和金屬制品低于平均值。

2制造能力。當出口的比例確定時，產業規模越大則絕對出口規模越大。同時，國內制造能力強，還表明產業和技術成熟，規模經濟明顯，企業的國際競爭力越強，對出口有促進作用。

3市場競爭程度。市場的競爭程度越高，企業技術研發、不斷提高產品質量和降低生產成本的動力和壓力越大，這樣不僅有利于產業的發展，同時也會增強企業的國際競爭力。通過觀察不同產業的利潤率，可知競爭程度高的產業其利潤率較低，而企業為了降低成本發揮規模經濟效益和提高效率，會更傾向尋找國際市場。

（二）國外因素

1世界需求市場

當世界需求市場萎縮，必然會影響到安徽省的出口。尤其現在歐債危機還在蔓延，已經對世界的需求市場產生較大影響，美國還沒有完全從金融危機中恢復，而且世界各國貿易保護主義抬頭，對世界需求市場產生消極影響。

2外資參與度

國內產業外資的參與度。外資（這里包括港澳臺）的進入往往伴隨著新的管理模式、先進的技術和全球營銷網絡，而且外資企業參與國際競爭的能力總體高于國內企業。國內企業產出的增加值中用于出口的比重在20%左右，但外資企業的出口比重在40%以上。同時，引進外資所帶來的技術溢出效應，可以提高國內企業的生產效率，增強出口競爭力。

四、實證分析

本文選取了八個制造產業的各項數據，建立了面板數據模型，對影響出口貿易的因素進行了分析。選取的八個產業分別為通用設備制造、專用設備制造、造紙及紙制品、紡織服裝制造、金屬制品業、交通運輸設備制造業、化學纖維制造業、通信設備計算機及其他電子設備制造業。選取的標準是出口量較大、數據齊全、技術含量相對較高的產業。使用的是2005—2010年的年度數據，其中八個產業的出口總值占當年工業制成品出口總額的40%～50%，涵蓋面較廣，具有一定代表性。

模型以產業的年出貨值（Export）作為因變量，對出貨值取對數使數據平穩，記作Ln（Export）。考慮到數據的可得性，這里用到的數據有年產值、年固定資產凈值、外資（包括港澳臺）、年利潤額和主營業務成本。因變量分別為主營業務成本與年產值比值（Cost/Output）、利潤率（Rate of Profit）、外資與固定資產的比例（Investment/Assets）。其中主營業務成本與年產值比值作為企業競爭力的指標，利潤率作為衡量市場競爭力的指標，外資與固定資產的比例作為外資參與度的指標。同時以2005年為基期，去除數據的物價影響因素。

使用Stata10軟件對面板數據模型進行估計，分別進行混合面板回歸、固定效應面板回歸、隨機效應面板回歸，結構見表3。通過觀察面板回歸結果可知，隨機效應面板回歸的效果最佳，同時 Hausman檢驗結果的P值為09537，結果表明面板數據模型應該選擇隨機效應面板回歸模型（見表3）。

表3 模型回歸估計結果

因變量

自變量 Ln（Export

）Cost

/OutputInvestment

/AssetsRate of

Profit系數

系數-74283923-6491

混合面板回歸T 統計量-176

189

-094

P值

0085

0066

0352R2

01986

系數

-2989

30366

-3314

固定效應

面板回歸

T 統計量

-209

153

-231

P值

0075

0171

0054

R2

03148

系數

-3095

3087

-3129

隨機效應

面板回歸

T 統計量

-206

162

-216P值

0039

0105

003R2

03147

表3顯示，模型估計結果與預期基本一致，各個指標效果顯著。其中隨機面板數據模型結果如下：

（一）主營業務成本與產值比值（Cost/Output）和出貨值Ln（Export）成反比，其至少在5%的水平上顯著異于0，系數具有穩定性?？梢?，單位產值的成本越高，企業競爭力越弱，出口的傾向就越小；反之，單位產值的成本越低，企業競爭力越強，出口的傾向就越高。在產值相同的情況下，如果可以降低成本，這樣的企業是有競爭力的企業，也只有這樣的企業才有能力出口到國外并盈利。反之，單位產值的成本較高，這樣的企業在國內都沒有比較優勢，不具備競爭力，當然出口的傾向較低。

（二）利潤率（Rate of Profit）和出貨值Ln（Export）成反比，其至少在5%的水平下顯著異于0，系數更加穩定?？芍?，利潤率越低，市場競爭越強，企業之間的競爭越激烈，為了降低成本和提高效率，充分發揮規模經濟效應，會尋求和拓展國際市場，這樣對出口就會有積極的促進作用。

（三）外資與固定凈資產的比例（Investment /Assets）和出貨值Ln（Export）成正比，在15%的水平下顯著?？芍赓Y與固定資產的比例越高，外資參與度高，單位固定凈值分配到的外資就越多，外資一般會帶來比較先進的技術并產生技術溢出效應，會提高企業的生產效應，同時外資增加值比內資增加值的出口比例更高，所以外資的參與度越高，對出口的促進作用就越明顯。

五、安徽省出口商品結構優化路徑

目前安徽省出口貿易和出口商品的結構優化問題就是產業升級和產業承接問題，基于實證分析的企業競爭力、市場競爭程度和外資參與度三個因素并結合安徽省實際情況，分析安徽省出口商品結構優化主要應選擇以下路徑：

（一）注重外資質量，優化投資結構

由于外資在固定資產中的比重越高越有利于出口量的增加，應鼓勵外資投向基礎產業和高新技術產業，利用外資投資的技術溢出效應，在促進出口的同時，可帶動安徽省產業結構升級和出口商品結構優化。同時，必須要注意外資的質量，港澳臺的技術多數是比較落后的，很多投向勞動密集型或資源密集型產業，在短期內可以增加出口，但長期不僅對產業升級無益而且對環境和資源會產生破壞；而歐美的外資多投向技術和資本密集型的產業，不僅有利于促進出口和結構優化，而且技術溢出效應更加明顯。因此，應鼓勵后者的進入。

（二）科學承接東部地區產業轉移

東部發達地區的產業轉移對于安徽省是難得的發展機遇，在承接產業轉移時要注意產業和支撐產業對主導產業的促進作用。淘汰那些技術落后、高污染、高能耗的產業，這樣的產業短期對安徽省的出口額增加有利，但長遠看來，不利于安徽省產業結構升級，同時對資源和環境的破壞比較嚴重。要承接那些對安徽省高新技術產業有支持作用的產業，有利于形成比較完整的產業鏈，可以增強安徽省產業的競爭力，帶動高新技術產業良性發展。

（三）加強經濟技術開發區建設，發揮產業集聚效應

產業的集聚會加劇競爭，競爭越激烈，利潤越低，企業的出口傾向越明顯。安徽省的開發區出口總額在中部排首位，但2009年、2010年的出口增速明顯低于其他中部地區。為了更好發揮產業集聚優勢，應完善開發區基礎設施建設，進行合理的規劃，為高新技術產業的發展做好相關產業的布局和基礎設施建設。開發區的產業集聚要從數量上的集聚提升到質量和技術上的集聚，發揮產業集聚的知識技術溢出效應。

（四）鼓勵創新

創新是企業競爭力的源泉，鼓勵企業創新，加強企業和高校的交流，充分利用當地的教育資源，產學研結合，加快科研成果的轉化。對于高新技術產品的出口，政府應給予政策扶持。產品的出口和企業競爭力相關，尤其對于安徽省的高新技術產品，規模效應還不明顯，單位產值的成本較高，出口傾向降低。政府可以利用綠燈補貼對企業科研進行資金補助，降低企業經營成本，促進出口。同時大力吸引外資并鼓勵國內企業從事高新技術產業，通過產業結構的優化來帶動安徽省的出口商品結構調整。

[參考文獻]

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[2]BelayThe role of factor conditions in high-technology export： An empirical examinationJournal of High Technology Management Research 2004（15）：145-162

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