出口贸易含义范文

导语：如何才能写好一篇出口贸易含义，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

篇1

关键词 进出口贸易；隐含能；投入产出法

中图分类号 F206 文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2008）03-0069-07

我国是世界第二大能源消费国，仅次于美国。随着中国经济的高速增长，能源消耗越来越多地依赖进口。1997年能源净进口不到2000万t标煤，到2006年，该数字已达1.7亿t标煤以上。专家预计，到2020年，我国国内石油消费量将达到4.5亿～5亿t，按国内原油产量保持在2亿t左右计算，届时我国的石油对外依存度将达到60%左右［1］。许多西方国家认为，我国为了保持经济繁荣而试图尽可能多地控制世界天然气和石油资源，并为之担忧。美国总统布什则将高油价部分归因于我国经济增速高达10%而引起的能源需求大增［2］。为了全面认识中国的能源消耗及流动，我们有必要对国际贸易中包含的能源展开阐述。作为融入经 济全球化的重要标志，中国外贸总额从2000年的4700亿美元一路攀升，到2006年末，已达17600亿 美元，在出口额和进口额高速增长的同时，出口增速高于进口，导致1994年以来贸易顺差持续增长。近年来，更由2000年的241亿美元增加到2006年的1775亿美元，据国家信息中心预计 ，2007年贸易顺差将达到2750亿美元。伴随着越来越多的“中国制造”走向国际市场， 中国在获得了一定经济回报的同时，也直接或间接地输出了大量的能源。如何定量估算这些能源？这些能源对中国及世界有什么意义？ 本文将在这方面展开研究。

1 隐含能

任何一种产品的生产，都直接或间接地使用了若干能源。为了得到某种产品，而消耗在整个生产链中的能源，称之为“隐含能”，也有些文献称之为“虚拟能”［3］、“隐性能源”［4］。事实上，这些概念均起源于“embodied energy”。Embodied energy 是能源分析中的一个基本概念。1974年，国际高级研究机构联合会（IFIAS）能源分析工作组的一次会议指出，为了衡量某种产品或服务生产过程中直接和间接消耗的某种资源的总量，可以使用“embodied”这一概念；原则上，“embodied”后可加任何资源的名称，如土地、水、劳动力等［5］。之后，为了衡量各种生态产品生产过程中直接和间接消耗的太阳能的量，以便衡量生态产品的价值，Odum等人提出了“emergy”（国内译为“能值”）的概念［6］。Emergy分析和embodied energy分析基本相似，但略有不同［5］。20世纪90年代，Tony Ally 将embodied概念用到了水资源研究当中，提出了“虚拟水”（virtual water）的概念，其意义为某种产品或服务生产过程中直接和间接消耗的水资源的量［3，7～8］。同样在20世纪90年代，加拿大生态经济学家Wiliam和其博士生Wackernagel提出了一种度量可持续发展程度的方法，它是一组基于土地面积的量化指标，他们将其命名为“生态足迹”（Ecological footprint），其含义为人类生活直接和间接占用的各种生态产品（如化石能源地，可耕地，牧草地，森林，建成地，海洋）的面积［9～10］。本质上讲，从“能值”概念到“虚拟水”、“生态足迹”，都是embodied概念的发展。“embodied”概念包含了两层意思：首先，它指的是整个生产过程中所消耗的总的资源；其次，这种资源消耗是“看不见的”，发生在上游环节。因此，我们认为，将“embodied”译为“隐含”，更能体现embodied概念的内涵，也更为准确。

Embodied核算和投入产出经济学极其相似，因此，投入产出经济学中的许多概念被应用到embodied分析中。20世纪90年代以来，利用投入产出表，结合“embodied”概念，学者们展开了多方面的研究。从研究区来看，涉及到的国家和地区主要有：欧盟［11～12］、日本［13～14］、巴西［15～17］、挪威［18］、意大利［19］、芬兰［20］、西班牙［21］、澳大利亚［22］、奥地利［23］、中国台湾地区［24］、中国大陆［25～26，3～4］等。从研究的对象来看，主要集中在贸易中的隐含能［3～4，15，17，19，23，25］、隐含碳［12～13，15～17，19～21，26］、隐含污染物［18］，也有一些文献研究国内最终消费中的隐含能［11～12］、隐含碳［20，22］，或隐含碳对国内碳排放的影响［14］。

中国贸易中隐含能和隐含碳的研究集中在2006年以来的文献中，这些研究各有特点 。周志田等通过对典型商品加权的办法，计算了不同类别进出口货物的能耗系数，在此基础上计算了2002和2003年我国进出口贸易中的虚拟能，率先指出虚拟能净出口量快速增长是导致我国近年来能源消费增长速度高于GDP增长速度的直接原因［3］。不过该研究所采用的计算方法较为简单，推导能耗系数时需要丰富的经验，容易受主观因素的影响。Li Hong等利用1997年投入产出表，计算了20类主要进出口货物的能耗系数，在此基础上计算了1996-2004年我国进出口贸易中的隐含能。但该研究没有对进出口货物的能耗系数加以区分，而是采用国内较高的能耗系数来估计进口产品的能耗，以至于得出了2004年我国隐含能进口高于出口的结论。［25］Shui and Harriss利用Economic Input Output-Life Cycle Assessment软件中提供的美国对华出口货物的碳排放系数，以此为基准估计了中国对美出口货物的碳排放系数，进而计算了1997-2003年中美贸易中的碳排放，指出，我国碳排放总量的7%～14%间接出口到美国并最终被美国人所消费［26］。该研究的主要问题在于计算方法简单，缺乏较为严格的理论推导。刘峰认识到了以上文献中的一些问题，在他的研究中，采用2002年中国122部门投入产出表来计算出口货物的能耗系数，同时采用2000年日本104部门投入产出表来计算进口货物的能耗系数。该研究计算的2001-2005年中国“隐性能源”出口量，占到了当年能源消费总量的24%～33%，同年的“隐性能源”净出口，占到了当年能源消费总量的20%～27%［4］。但该研究没有考虑到加工贸易对隐含能进出口的影响，计算结果有所偏大。

2 方法和数据

2.1 计算方法

理论上讲，进出口贸易中的隐含能可以表示为：

E=∑n[]i=1[DD)]Mi×θi(1)

其中，E为进口或出口贸易中的隐含能总量，Mi为第i种进出口商品的价值量，该数据为海关统计量，θi为第i种进出口商品单位价值中包含的隐含能，即能耗系数。隐含能计算的重点在于能耗系数的确定。

目前，国内外学者主要应用“投入产出法”来计算能耗系数［27］，也有的学者通过对典型商品加权的办法来计算［3］。与前一种方法相比，第二种方法主观任意性较大，不够全面，在追溯整个生产链中的能源消耗时缺乏严密的逻辑推导，但优点在于当数据间对应存在问题时，具有较好的灵活性。本文主要应用第一种方法，同时结合使用了第二种方法。

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

所有aij构成直接消耗系数矩阵[WTBZ]A，A可由投入产出表直接计算得出。[WTBX]完全消耗系数通常记为bij,它是指第j部门每提供一个单位最终产品时，对第i部门产品和服务的直接和全部间接消耗之和。所有的完全消耗系数bij构成完全消耗系数矩阵[WTBZ]B。A和B之间有如下关系［27］：

[WTBX]B=(E-A)-1-E(3)

根据上式，可求出各部门对一次能源部门的完全消耗系数。该系数的意义为该部门每生产单位价值的产品所需要的一次能源各部门的价值量。根据一次能源部门的产值―实物转换系数，可求得该部门最终产品的能耗系数，即θi。其中，产值―实物转换系数由能源消费总 量和能源消费总价值相除得出。

2.2 相关技术处理

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

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

（2）我国现有的最新且最为详细的投入产出表为《2002年中国投入产出表》［28］ （国家统计局国民经济核算司，2006），该表包括122个部门。该表中的部门分类与海关进出口统计中的HS码分类不一致，在对应上存在一定困难。本文以HS码二级分类为基本分类，根据投入产出表中得出的122部门产品的能耗系数，依照典型商品对应的原则，确定了98类商品的能耗系数。

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

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

（5）对于涉及到二次能源的部门，如煤炭开采和洗选业、炼焦业、石油和核燃料加工业、 电力热力的生产和供应业等，利用投入产出法计算得出的能耗系数，实质上包含两个部分，即：这些部门产品本身所具有的能源和生产这些产品过程中所消耗的能源。其中，第二部分为该部门产品的隐含能。

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

3 结 果

3.1 中国国际贸易中的隐含能净出口估算上限

如前所述，理论上讲，从不同国家进口的商品，其能耗系数应根据不同的投入产出 表来确定。但是受资料的限制，我们目前还不能对所有贸易国展开分析。在中国的诸多贸易国中，日本的能源利用效率最高。选择日本产品的能耗系数作为所有进口产品的能耗系数，计算结果可视为我国贸易中的隐含能进口下限。同时，以中国的投入产出表和出口数据为基础，计算了我国贸易中的隐含能出口量(见图1)。图1中，隐含能进口线为我国的隐含能进口下限，实际情况可能高于该线。隐含能出口线则接近实际，但受加工贸易的影响，实际情况可能比此线略高。灰影部分表示隐含能净出口量，其值可视为我国的隐含能净出口上限。

从图1可以看出，1997-2006年，我国进出口产品中的隐含能都在逐年增加，但出口产品中的隐含能总量大于进口产品中的隐含能总量。通过隐含能的形式，中国出口了大量的能源，且有逐年增加的趋势。1997-2002年隐含能净出口量占当年能源消费总量的12%左右，2002年之后迅速增加，到2006年，该数字已达26%。1997-2006年累计隐含能净出口达28亿t标煤，超过2006年全国能源消费总量。

在国际贸易中，除了隐含能的进出口，还包括能源产品本身的进出口，这也是进出口贸易中非常重要的能流。图2表示了1997-2006年我国能源产品的进出口。

与隐含能进出口相反，我国在能源产品方面表现为净进口国。1997-2003年，我国每年的能源产品净进口量在7000万t标煤以下，占当年能源消费总量的比不超过4%；2003年之后迅 速增加，2004年能源产品净进口接近15 000万t标煤，较2003年翻了一番多，到2006年该数字更达17000万t标煤之多。如此多的能源产品净进口，是导致国际社会对中国能源使用担忧的主要原因。

中国真的是能源净进口消费国吗？为了回答这一问题，我们将隐含能净出口和真实能源净进口作了叠加处理，结果见图3。从图3可以看出，1997-2006年，中国是一个能源净出口国，每年能源净出口量在10 000～50 000万t标煤之间。1997-2002年中国所有能源净出口量占当年能源消费总量的10%左右，之后该数字迅速增长，2006年达18.8%。当然，这是基于隐含能净出口上限得出的结果，是一个较为乐观的估计。那么，在保守估计下，中国的 能源使用是否值得国际社会担忧呢？为此，我们估计了中国国际贸易中的隐含能净出口下限。

3.2 中国贸易中的隐含能净出口估算下限

中国的主要贸易国包括美国、日本、欧盟等，这些国家的能源效率都高于中国。用中国的技术水平计算出的隐含能进口量，可视为我国的隐含能进口上限（即假设进口产品都在中国生产）。同时，该计算结果也反映了进出口贸易对我国能源使用的影响。这是因为：对于一件无差异商品来说，通过从发达国家进口，可以节约相当于我国同产品能耗水平的能源。因此，用中国技术水平估算进口产品中的隐含能，除了可以估算蕴含能进口上限，对分析进出口贸易对我国能源使用的影响也具有重要意义。

图4表示了中国贸易中的隐含能净出口估算下限。图4中，隐含能进口线为我国的隐含能进口上限，实际情况低于该线。隐含能出口线则接近实际，但受加工贸易的影响，实际情况可能比此线略低。灰影部分表示隐含能净出口量，其值可视为我国的隐含能净出口下限。

从图4可以看出，即使保守估计，我国仍为隐含能净出口国。1997-2004年，隐含能净出口占当年能源消费的比例在2%左右，2004年之后迅速增加，2006年该数字达8%左右。保守估计和乐观估计表现出了相同的增长趋势。但保守估计和乐观估计之间差别较大，这从侧面反映了我国能耗水平达到日本时的节能潜力。

为了回答保守估计下中国是否为能源净输出国这一问题，我们将隐含能净出口下限和能源产品净进口作了叠加，结果见图5。1999-2005年，中国存在微弱的能源净进口，数量在100～10 000万t标煤之间；1997，1998和2006年，中国是一个能源净出口国，数量在1 500～3 500万t标煤之间。1997-2004年，总的能源净出口基本呈下降趋势，但2004-2006年增长明显。与各年的能源消费总量相比，总的能源净出口（净进口）量较小，只占到0.6%～4.5%，中国的能源进出口基本平衡。也就是说，中国进口的能源，基本上以隐含能的形式输出到了国外。

4 结论和讨论

(1)考虑到进出口贸易中的隐含能，中国是一个能源净输出国。在乐观估计下，1997-2006年，中国是一个能源净出口国，每年能源净出口量在10 000～50 000万t标煤之间；在保守估计下，中国的能源净出口基本平衡。中国对世界能源使用不是威胁，而是贡献。保守估计和乐观估计均显示，2004-2006年，隐含能净出口量在快速增加，这和我国2003年之后能源产品进口量的快速增加是一致的。这说明，我国近年来能源产品净进口的快速增加，至少有一部分，是由近年来贸易方面的净出口增加所驱动的。

(2)受资料的限制，本文仅估算了隐含能净出口的上限和下限，但这对于全面认识我国的能源使用具有重要意义。要做到隐含能的准确计算，除了需要双边贸易的详细

数据之外，还需要各贸易国当年的投入产出表。一般来说，大部分国家的投入产出表每5年更新一次，要了解其他年份的投入产出情况，需要采用一定的技术手段，需要投入大量的工作。在目前的文献中，普遍作了和本文类似的假定。尽管离准确计算还有一定差距，但通过上限和下限，揭示了我国隐含能净出口的一些基本情况。

(3)以价格为基础的投入产出法，扭曲了各国技术方面的真实差异，这是投入产出法的一个重要缺陷。以进口一台高精度机床为例，日本生产它时消耗的能源为E，售价为P，中国缺乏相关技术，无法生产。假设中国生产一台普通机床消耗的能源为1.5 E，售价为0.5 P，则以中国消耗系数计算的该高精度机床的隐含能为3 E。这种假设实际上以能源增加为代价掩盖了高额的增加值。以价格为基准的投入产出法，不能反映各国能源效率方面的真实差异。如果对每一类产品均采用购买力加权（Purchasing Power Parities，PPP）方法加以改进，该缺陷可能会有所改善。

(4)从消费的角度讲，外国人消费了中国的出口产品；从生产的角度讲，外资推动了中国产品的出口。所有受益者都应该为中国能源消费量的增加承担责任。我国出口商品中的隐含能数量十分巨大。1997年出口商品中的隐含能总量，占当年中国能源消费总量的15%左右，2006年，这一数字已高达34%。这说明，我国如此多的能源，通过出口商品和隐含能的形式，实际上被国外所消费。出口的增加是导致我国近年来能源消费增加的一个重要原因。

从生产的角度看，外资在中国的进出口贸易中发挥了极其重要的作用。表2列出了1997-2006年外商投资企业进出口占中国总进出口量的比例。除1997年外资企业表现为净进口外，其余年份均为净出口。1997-2006年，外资企业的净出口额不断增加，2005，2006 年占当年进出口总量的50%以上。外资从中国的净出口中获取了大量利润。因此，享受了中国出口产品的外国消费者以及在我国获取了大量利润的外资企业都是中国能源使用快速增加的直接受益者，他们在中国留下了很大的能源和生态“脚印”（Energy and Ecological Footprints），因此他们也应该为中国能源使用的快速增加以及由此而带来的环境污染承担责任，对中国一味地指责和担忧是不公平的。

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Accounting Embodied Energy in Import and Export in China

QI Ye1 LI Huimin2 XU Ming3

(1.School of Public Policy & Management, Tsinghua University, Beijing 100084, China;

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

3.Institute of Geographic Sciences and Natural Resources Research, Chinese Academy of Sciences, Beijing 100101, China)

篇2

关键词：隐含能；结构分解分析；规模效应；技术效应；结构效应

中图分类号：F752文献标识码：A文章编号：1001-6260(2009)03-0066-08

引言

近年来，中国迅速扩大的能源消费已成为世界关注的焦点。根据《BP世界能源统计2008》，2007年中国一次能源消费总量为18.634亿吨油当量，同比增长7.7％。而根据国际能源署(IEA)的研究，到2010年后不久，中国将超越美国成为全球最大的能源消费国。但是，也有许多学者和官员指出，中国领土内消耗的能源和中国实际消费的能源并不一致。由于中国从国外进口能源，并利用这些能源生产和加工出口产品，许多能源最终又以产品的形式出口到国外。因此，从最终消费角度来说，中国实际消费的能源并没有那么多。中国社科院的一项研究成果显示，中国的一次能源消费，有约1/4是由出口到发达国家的产品造成的。

因此，出口贸易中的隐含能成为影响中国能源消费的重要因素。当产品出口时，实际上也在间接出口这些产品中的隐含能。为了从贸易的角度出发寻找缓解中国能源压力的方法，我们不仅要知道出口贸易中的隐含能含量，还需要研究影响出口贸易中隐含能变化的因素。

一、文献综述

分解分析是研究影响能源消费和其环境副作用的机制的非常有效的工具之一。其理论背景是比较静态分析，即把所分析对象的变动分解成几个基本因素的变动，从而清晰地追溯到分析对象变动的根源及各基本因素对分析对象变动的影响程度(张华初，2008)。在1995年之前，分解分析的方法存在一个非常关键的问题，即所有的分解方法都遗留了一个残差项。此后，许多研究者开始寻求各种完全分解技术(Ang，et al，1997；Ang，et al，1998；Sun，1998；Chung，et al，2001；Albrec，et al，2002)。很难说哪种完全分解方法更好，但是由于对数平均迪式指数法I(LogMean Divisia Index Method I，LMDI I)的公式相对简单，便于使用，因此近年来LMDI I的应用更为广泛一些。

根据利用的数据不同，分解分析可以分为两类：指标分解分析(Index Decomposition Analysis，IDA)和结构分解分析(Structural Decomposition Analysis，SDA)。其中，SDA需要利用投入产出表，而IDA只是利用部门水平的综合数据，后者目前更为流行，因为其数据的可获得性较强，并且容易进行时间序列分析和跨国的比较研究。但是，SDA可以区别一系列技术效应和最终需求效应，也可以分析间接需求效应，而在IDA框架下则不能。

许多学者利用因素分解分析技术对中国能源消费和能源消费强度变化的原因进行了研究(Sinton，et al，1994； Lin，et al，1995；Garbaccio，et al，1999；Zhang，2003；FisherVanden，et al，2003；Ma，et al，2008)。大多数研究都发现最重要的影响因素是规模变化和技术变化，且规模变化增加能源消费，而技术变化则相反。但对结构变化的作用则存在分歧。许多研究发现结构变化在降低能源强度方面的作用很小，但Garbaccio等(1999)发现，结构变化增加了中国的能源强度。FisherVanden等(2003)、Ma 等(2008)也有类似的发现。

近年来，国内的学者利用IDA方法对中国的能源消费进行了不少分解分析(吴巧生 等，2006；齐志新 等，2006；师博，2007)。研究结果表明，中国能源消耗强度下降主要是各产业部门能源使用效率提高的结果。梁进社等(2007)基于SDA，将1990―1995、1997―2002年中国能源消费增长分解为中间需求效应、技术效应和最终需求效应，结果表明，技术进步和最终需求是影响能源消费的基础因素，技术效应是减少能源消费的关键因素，中间需求效应其实是技术效应的一部分。但是作者未分解出结构效应。

从文献研究可以看出，规模效应是导致能源消费增加的主要因素，而技术效应是降低能源消费的主要动力，结构效应的作用还不明显。但是就目前的研究来看，分析中主要是利用IDA方法，利用SDA方法较少，因此，对降低能源消费的技术效应缺乏详细分析，对于溢出效应的分析不足。另外，现有的研究主要是针对整体经济的能源消费，对于出口贸易中隐含的能源消费的影响因素的独立分解分析还比较少。因此，本文针对出口贸易中隐含能的变化，利用SDA方法将其分解为规模效应、技术效应和结构效应，特别是对技术效应进行了进一步的分解，将其分解为能源利用技术效应和中间投入技术效应，并分析这些因素变化对于出口隐含能变化的贡献，从而为中国从外贸的角度缓解能源压力提供政策依据和指导。

二、方法和数据处理

(一)出口贸易中隐含能的结构分解方法

(三)数据来源和处理

由于中国的投入产出表每5年编制一次，综合数据可得性和研究的目标，我们选取1992―1997年和1997―2002年这两个时段来分解中国出口贸易品中隐含能的变化。因此，首先需要利用1992年、1997年和2002年的投入产出表来分别计算这些年的出口隐含能。

由于投入产出表都是按当年生产者价格计算，为消除价格因素的影响，必须将现价投入产出表转化为可比价投入产出表。国家统计局与香港中文大学联合，已于1998年编制了中国1981年、1983年、1987年、1990年、1992年、1995年六张以1990年现价为基准的可比价投入产出表，因此，利用现成的1992年的可比价投入产出表，并将1997年和2002年的现价投入产出表转换成以1990年现价为基准的可比价投入产出表。

参考李强等(1998)编制可比价投入产出表的方法以及数据的可得性，首先计算1997年和2002年各部门相对于1990年的价格缩减指数。农业部门、建筑业部门和运输邮电业部门分别利用“农林牧副渔总产值指数”、“建筑业价格指数”以及“交通运输、仓储及邮电通信业” 增加值指数，结合1990年这些部门各自的总产值，推算出1997年(2002年)农业、建筑业和运输邮电业的可比价产值，然后分别将这些部门1997年(2002年)的现价产值与可比价产值相比，计算出农业、建筑业和邮电运输业的价格缩减指数。工业部门是利用“工业品出厂价格指数”，以1990年的工业品出厂价格为100，分别计算1997年(2002年)各工业细分行业可比价的工业品出厂价格指数，作为该部门的价格缩减指数。商业饮食业部门和其他社会服务业部门则分别利用“商品零售价格总指数”和“居民消费价格指数”作为其价格缩减指数。

其次，利用各部门的价格缩减指数对应的去除投入产出表产品部门的各行，从而得到各部门可比价的产出分配和总产出。由于各部门的总产出等于总投入，可以利用各部门的总投入(总产出)减去相应的中间投入得到各部门的可比价增加值，从而得到1997年和2002年的可比价投入产出表。

关于分部门的能源消费数据来自《中国统计年鉴》，由于受到能源消费的部门分类和投入产出表部门分类的限制，将各投入产出表和能源分类的部门各自按类合并成27个部门(见表1)。各年分部门的出口贸易的数据直接取各年投入产出表中的出口数据。

三、结果和讨论

(一) 出口隐含能变化分解分析

在计算1992年、1997年和2002年中国出口贸易中的隐含能基础上，对1992―1997年和1997―2002年间中国出口贸易中的隐含能变化进行分解，得到的结果如图1所示。

1992―1997年，中国出口隐含能增加了18255.4万吨标准煤。其中由于出口规模增加导致的出口隐含能增加量为15260.85万吨标准煤，出口规模效应成为影响出口隐含能增加的主要因素。虽然一般来说，技术效应是减少出口隐含能的主要因素，但是在1992―1997年间，技术效应对中国隐含能出口的作用是正向的，即由于技术效应的作用，1997年的出口隐含能相比于1992年有所增加，且增加了691.53万吨标准煤。而在这一时期，出口结构变化对于出口贸易中隐含能的变化影响很小，但是也增加了1997年的隐含能出口。

1997―2002年的变化与1992―1997年间的变化有很大的不同。1997―2002年，中国出口隐含能增加了8122.74万吨标准煤，远小于1997年相对于1992年的增量。主要是因为这一时期，技术效应具有明显的负向作用，技术因素的变化使得2002年的出口隐含能比1997年减少了17958.9万吨标准煤。但是由于这一时期出口规模的迅速扩大，导致出口隐含能增加31545.42万吨标准煤，抵消了技术进步带来的隐含能出口减少量。而在1997―2002年间，出口贸易结构的变化也有利于减少出口贸易中的隐含能，其作用使出口隐含能减少5464.76万吨标准煤，虽然缓解了一部分由出口规模效应带来的隐含能出口的上升，但是没能改变中国对外贸易中出口隐含能上升的态势。

结合来看，中国出口贸易中的隐含能变化是出口规模、出口结构和生产技术综合作用的结果。出口规模的扩大是导致贸易中隐含能上升的主要原因，而技术进步是减少出口隐含能的主要因素，但是这并不意味着技术效应一定有利于减少隐含能的出口，因为技术效应并不意味着技术进步效应。相较于前两者，出口结构变化对于中国出口贸易中隐含能的变化的作用较小，且作用的方向并不明显。

(二)各部门出口隐含能变化分解分析

1992―1997年各部门出口贸易隐含能变化分解注：图中横坐标对应于表1中的部门序号，下同。

1992―1997年各部门隐含能出口变化分解可以由图2表示。1992―1997年间，大部分部门的出口隐含能都有所增加，增加量最大的部门是化学工业，增加了3521.85万吨标准煤，其中规模效应使其增加1901.88万吨标准煤，结构效应则增加388.83万吨标准煤，技术效应也使其隐含能出口增加了1231.145万吨标准煤。各部门的规模效应均导致本部门隐含能的出口量增加，但结构效应和技术效应的影响差异较大。有16个部门的出口隐含能因技术效应而增加，正向技术效应较大的部门包括化学工业、金属冶炼及压延加工业、金属制品业、石油和天然气开采业、石油加工及炼焦业，这意味着这些部门1997年单位产值的完全能耗相较于1992年都有所增加，技术效应在这一时期对大多数部门来说不利于其减少隐含能出口。与此同时，15个部门的结构效应为负，而11个部门的结构效应为正(由于1997年建筑业没有出口，因此没有分解，图2中此处断开)。结构效应为正的部门主要是通信设备、计算机及其他电子设备制造业，电气、机械及器材制造业，金属冶炼及压延加工业，商业饮食业等，这意味着这些部门的出口比重在1997年有所上升。

1997―2002年各部门出口贸易隐含能变化分解

1997―2002年各部门隐含能出口变化分解可以由图3表示(由于1997―2002年燃气生产和供应业没有出口，因此无法对其进行分解，图中此处断开)。这一时期，不同部门的隐含能出口变化有正有负，9个部门的出口隐含能减少，17个部门的出口隐含能增加。其中金属冶炼及压延加工业的隐含能出口减少量最大，而通信设备、计算机及其他电子设备制造业的隐含能出口增加量最大。这期间，技术进步非常明显，几乎所有部门的技术效应都为负，导致隐含能出口减少。而规模效应依然为正。结构效应的影响在不同部门有较大的差异。总的来说，在1997―2002年间，由于规模效应和技术效应的作用方向不同，且有很大一部分会相互抵消，因此，各部门的总效应很大程度上依赖于结构效应的影响，结构效应为正的部门，该部门的隐含能出口变化也主要为正。由于中国的出口贸易结构正朝着以电子机械工业为主转变，因此，这些部门的结构效应为正，而这些部门的出口隐含能也有明显增加。

(三)技术效应分解分析

对技术效应再分解，得到的结果如图4、图5所示。

从图4可见，1992―1997年，能源技术效应对于大部分部门都是正向作用。中间投入技术效应对各部门的影响不同，但是总体来说对于各部门隐含能出口变化的影响较小，且部门差别不大。1992―1997年间，技术效应导致出口隐含能增加3686.08万吨标准煤，其中能源利用技术效应导致出口隐含能增加6383.16万吨标准煤，中间投入技术效应导致出口隐含能减少2627.78万吨标准煤。因此，在1992―1997年间，能源利用技术变化增加了1997年的隐含能出口，而中间投入需求的变化有助于减少1997年隐含能的出口。

1997―2002年各部门技术效应的分解如图5所示。1997―2002年，各部门能源利用技术效应的作用均为负，且对各部门总的技术效应的贡献很大，对于减少各部门隐含能出口有很大作用。这一时期，各部门的中间投入技术效应有正有负，但是对隐含能出口的影响都比较小。1997―2002年技术效应导致出口隐含能减少17957.92万吨标准煤，其中能源利用技术效应使得出口隐含能减少15663.65万吨标准煤，而中间投入技术效应的影响使出口隐含能减少2294.27万吨标准煤。因此，1997―2002年间，中国的能源利用技术的提高是导致出口隐含能减少的主要原因。

不管是1992―1997年的技术效应分解还是1997―2002年的技术效应分解，可以发现，由于中间投入技术效应在各部门间的影响相对平稳，能源利用技术效应对于总技术效应具有主导作用。

四、结论和政策建议

本文利用结构分解技术，对中国1992―1997年和1997―2002年间出口贸易中的隐含能变化进行了影响因素分解。研究结果表明，1992―1997年和1997―2002年隐含能出口都是增加的。出口隐含能的变化主要归因于三方面的影响，即出口规模效应、出口结构效应和技术效应。从总体上来讲，出口规模扩大是导致中国隐含能出口增加的主导因素，而技术进步效应是减少出口贸易品中隐含能含量的关键因素，特别是在1997―2002年间，技术效应的负向作用更加明显，但是技术效应并不必然是减少隐含能出口的，如1992―1997年的技术效应为正，因此有必要对技术变化进行引导，使其有助于减少能源消耗。而出口结构效应虽然对隐含能出口变化的影响不大，但是也经历了从增加隐含能出口到降低隐含能出口的变化。

在部门层面，不同部门的隐含能出口变化有正有负，1992―1997年大部分部门的出口隐含能都有所增加，而1997―2002年则出现了较大分化。这主要是因为出口规模的扩大导致各部门的隐含能出口增加，但是在两段时期内，技术效应的作用方向并不一致。在1992―1997年间，主要的能源部门的技术效应为正，而技术效应为负的部门其作用强度也不大，从而不利于这些部门隐含能出口的减少。但是，这一情况在1997―2002年间有了很大改变，这一期间各部门的技术效应得到了改进，有利于减少隐含能出口。这主要是因为在1997―2002年间，各部门的能源利用技术效应得到了大幅提高。中间投入技术效应对于总的技术效应也有很大贡献，特别是在1992―1997年间。但是由于中间投入技术效应在各部门间的影响相对平稳，因此，能源利用技术效应主导了各部门技术效应的方向。

虽然目前出口结构效应对于隐含能出口变化的影响还比较小，但是其在减少隐含能出口方面具有较大的潜力。特别是在1997―2002年间，出口贸易结构的转变对于减少隐含能出口也有重要影响。因此，在出口规模上升的情况下，必须在出口结构调整和技术进步方面着力于减少隐含能的出口和降低国内的能源消耗。

从部门水平来说，各部门的出口结构效应是此消彼长的，既有出口结构效应为负的部门，也必然有出口结构效应为正的部门。因此，从出口结构角度来说，一方面，要提高低能耗部门、高附加值部门的出口比重，减少高能耗部门的出口比重；另一方面，对于出口比重迅速上升的部门，要着重提高其能源利用效率。

从单个行业来说，提高能源利用效率特别是高能耗部门和出口比重大的部门的能源利用效率是提高各部门技术效应的主要方式。由于存在中间投入技术效应，并且它对于各部门全面的技术进步影响很大，因此，需要针对各部门的投入产出关系，全面提高各部门的中间投入效率，即尽可能地减少各部门为获得单位产出而投入的中间物质和产品。节约能源固然重要，但是节约其他物质或者中间投入也很重要，这对于中间投入技术进步具有重要影响。因此，需要在全社会推进“减物质化”发展，通过人力资本的投入替代物质资本和自然资本的消耗，即通过技术、组织、管理和服务等的进步和深化，使得物质和能量得到充分利用，并通过服务消费替代物质消费，从而减少生产和生活中的物质损耗、废气以及污染物排放。

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Influential Factors Analysis of Embodied Energy Change

in Exports of China： Based on Structural Decomposition Analysis

CHEN Hongmin

(Department of Environmental Science and Engineering， Fudan University， Shanghai 200433)

Abstract： Based on structural decomposition analysis， this paper decomposes the embodied energy change in exports of China from 1992 to 1997 and from 1997 to 2002. The embodied energy change in exports is decomposed into three parts： scale effect， technological effect and structure effect. The technological effect is further decomposed into energy use technological effect and intermediate input technological effect. The results indicate that the expand of export scale is the main reason for embodied energy increase in exports， and the technological effect is the key factor for embodied energy decrease， but it is not always the case. The technological effect， which increased the exported embodied energy during 1992 to 1997， greatly contributed to the decrease of exported embodied energy during 1997 to 2002. By decomposing the technological effect， it is found that the intermediate input technological effect doesn't change a lot between sectors， but the energy use technological effect is quiet different between sectors， and it is dominant in technological effect， especially during 1997 to 2002. Though structure effect doesn't play a key role in embodied energy change in exports， it has experienced form increasing the embodied energy export to decreasing the embodied energy export.

篇3

关键词：茶文化内涵；茶业术语翻译；问题分析

中国传统文化博大精深，文化的传播需要翻译成多种文字，因此，文化传统翻译成为目前最需要解决的问题。特别是茶文化翻译，我国茶文化产生于东晋时期，直到唐朝发展达到全盛，茶叶贸易也随着茶文化发展而不断拓展。但目前关于茶业术语翻译还存在很多的问题，茶叶名称翻译错误、一茶多译、只取音译等情况时有发生，对我国茶叶传播和对外贸易发展带来严重影响。因此需要针对这些情况，采取适当的措施加以补救。

1出口贸易翻译目的

贸易全球化为我国各个行业发展带来机遇，特别是我国茶叶贸易的发展。全球茶叶产业的快速发展对我国茶叶出口贸易产生巨大冲击，茶叶销售逐年下降，其中一个重要的问题是茶业术语翻译问题。茶业术语翻译对我国茶叶出口贸易发展至关重要，如今的茶业术语翻译呈现“百花齐放，百家争鸣”的局面。各种类型翻译充满着茶叶出口市场，使国外消费者看不懂茶叶产品，不能很容易分辨出所购买的茶叶种类，因此也就对茶叶消费产生怀疑，渐渐对茶叶购买失去积极性，这样就损失掉大部分茶叶出口购买群体。茶叶产业要想真正打造世界品牌，真正走向世界，需要全球化茶叶贸易才能完成，而茶叶出口贸易最需要解决的问题是茶业术语翻译问题。我国地大物博，物产丰富，尤其是茶叶，在我国的各个地区都有分布，形成地方独具特色的茶叶产品和茶叶文化。西湖龙井、洞庭碧螺春、黄山毛峰、都匀毛尖、六安瓜片、君山银针、信阳毛尖、武夷岩茶、安溪铁观音、祁门红茶被称为中国十大名茶，他们以其独特的口感和良好口碑受到各族人民的欢迎。这些茶叶命名具有悠久的历史渊源，他们根据不同茶叶的颜色、香味、形状和产地进行相关茶叶命名，有的茶叶名称还有着传统的历史渊源。所以茶业术语翻译需要考虑很多方面问题，不仅要根据其汉语名字进行直译，还要考虑它的产地、形态、颜色、味道和历史典故等方面因素。最好做到既能使国外消费者清楚自己所买的茶叶种类，又能了解有关中国传统文化信息。出口贸易管理局提出：“出口贸易翻译需要做到，使外国消费者能够理解的情况下，保持中国传统文化的古典韵味。这样不仅有利于出口贸易的发展，更有利于中国传统茶叶文化传播。”

2茶业术语翻译问题

茶业术语的翻译需要分为几个方面考虑，因为茶业术语从不同的方面有不同特征，我们要根据这些特征进行茶叶名称的翻译才有意义。只有表面意义的茶叶名称采用直译方式即可，而具有表面和其他意义的多重意义茶叶名称翻译困难，特别是涉及具体意象和历史典故的茶叶名称最难翻译，具体分为以下几种：

2.1音形相同意不同

福建工夫茶作为中国的传统泡茶工艺，以使用活泉水和中火煮制而闻名，其中又有对中国传统泡茶方式的继承，受到大多数消费者的欢迎。出口贸易中，工夫茶一般按照汉语拼音翻译为“KongfuTea”，这种翻译方式已经被大多数国外消费者认同。但我国有另外的“工夫茶”，虽然和闻名海内外的“功夫茶”读音完全相同，却属于两种不同的茶叶产品。“功夫茶”是一种需要多道工序泡制工艺，首先需要选择上等茶的嫩叶，一层一层将小的茶壶塞实，之后用煮沸的活水冲入，直到活水漫出茶壶，此时迅速盖紧茶盖，使水分充分吸收茶叶的精华。最后取一小杯慢慢倒入，轻柔品其茶水，只需一杯，便可使身心舒畅。而“工夫茶”指的是上等的红茶，和“功夫茶”那种繁复的泡茶方式有很大的差别，“工夫茶”的英文名称为congou，这是根据外国词典的翻译得来的。“工夫茶”的意思为“akindofblackteafromChina”，中国红茶中的一种。因此对这两者需要进行仔细的区分，特别是“工夫茶”，congou这样的翻译对于外国的消费者或许难以理解。除此以外，还有很多花和茶名称混淆问题。如今市面上售卖很多用来冲泡的干花朵，也称为茶，比如：茶、玫瑰花茶和桂花茶等等。这些茶具有清香典雅的气味和颜色，还有解渴化痰的功效，和茶水的功效很相似，因此被称为茶。但他们不含任何的茶叶成分，仅仅是花泡的水。还有些茶因为其独特的药用价值，而被广泛使用，也被称为茶，比如桂花茶、玫瑰茶等，这些茶具有明目清肺的功效。这些茶在翻译的时候，不仅要翻译出花，还要翻译出茶，笼统的花茶可以译为Scentedtea，茉莉茶为Jasminescentedtea，玫瑰茶为rosetea。他们的意思为花的茶，即以花朵为原材料，用以冲泡的方式进行饮用的饮料，因此被称为茶，这样的解释使国外消费者更容易理解。

2.2茶与实物重名

很多茶叶名称是以现实中存在的事物命名，而这些茶叶的原材料却和它的名字本身没有太大关联，因此会引起歧义。比如福建的水仙茶，很多国外翻译学者将水仙茶用茉莉花茶的翻译方法，采用直译的方式翻译出来，翻译为narcissustea。这种翻译方式曲解水仙茶的意义，水仙茶不是用水仙花泡的茶，也和水仙花没有任何的关联，而是和水仙茶的发现地有关。水仙茶是在福建的闽北发现的，这种茶在当时为野生茶苗，经过几代的培育以后，逐渐形成品质优良的乌龙茶品种。因为闽北的“桃”字和水字的发音很像，那么水仙茶自然而然的被称为水仙茶。国外学者对水仙茶的翻译是错误的，正确的译法应该仿照普洱茶的翻译，采用拼音加英语的方式，译作Shuixiantea更为合适。

2.3茶名不含茶

还有一类茶，比如上面所说的：君山银针、信阳毛尖、黄山毛峰、都匀毛尖、六安瓜片等等，这些茶的名字中都没有茶字，他们大多是根据茶叶的形状来命名。因此国外学者在翻译时候，除要翻译出他们的外形以外，还要在后面加上茶，也就是英文的tea。这样消费者在购买茶叶的时候，不仅知道茶叶的外形，而且知道所购买茶叶的种类和茶的特征，有利于我国的茶文化宣传。与此有同样特点的是西湖的龙井，西湖龙井的名字后面也没有茶字，而且西湖龙井的由来也不是因为“龙和井”。龙井是西湖边上一个山村的名字，这个村子主要的农作物就是茶叶，因此这个村子所产的茶也叫龙井茶。而如今的国外学者把龙井茶翻译为“DragonWell”，一方面严重曲解龙井茶原来的意思，另一方面也使国外的消费者对这种茶叶产生误解。因此本文建议，龙井茶的名字具有古朴雅致的特点，翻译时候不妨采用直译的方法，译作“longjingtea”，更能表达龙井茶的味道和特点，也使消费者学会中文龙井茶。

3茶业术语翻译对策

3.1灵活使用翻译方式

茶叶命名需要考虑产地、形态、颜色、味道和历史典故等多方面因素，因此茶叶名称的翻译也需要综合多种特征进行翻译，目前最常使用方法有三种：直译法、音译法和意译法。但这些方式远远的不能解决茶叶命名的难题，因为有些茶叶名称不仅包含一方面的特征，有些甚至有超过两方面特征的考虑，因此要想翻译出中文博大的文化内涵显然是困难的。目前能够较好的翻译出茶文化内涵的方式为注释法。注释法即先进行直译、音译或者意译，然后在商品的下面或者后面添加注释的方式，来阐明这种茶叶的名称和特性。最好是这三种方式的恰当运用，互为补充，才能真正翻译出茶业术语的精髓。

3.2茶文化背景学习

茶术语翻译不准确，关键在于国外许多学者对中国茶文化的了解较少，不能体会汉语背后的深层含义。国外关联理论大师Gutt讲到，若想较好进行思想的传授，那就不仅要考虑字面上的含义，也要考虑字面背后的深层含义，甚至是地域语言所具有的文化特征。口译或笔译都需要做到这一点，中国人在翻译上讲究信达雅，“信”则不能违背原文本意，“达”应该挖掘原文深层含义，“雅”指文章要古朴端庄，高雅脱俗。因此学者在翻译茶文化相关术语的时候，应该努力学习中国传统的茶文化；对每一个地区的每一种茶，进行历史渊源、生物习性和外形颜色味道等多方面的调查，掌握充分的资料，然后才能进行翻译。很多茶的名称和它本身的含义没有太大关联，因此翻译的时候切忌囫囵吞枣，完全按照字面意思翻译，使消费者产生误解。

3.3注重消费者理解

出口贸易茶业术语翻译还要考虑英语母语地区的语言习惯，因为我们的主要消费群体为以英语为母语地区的消费者，因此传达语言要以英文常用词语和语法为主。对于汉语言中存在那些抽象的意象和元素，我们需要努力寻找英文中与其相对的参照物，再结合以英语为母语地区消费者的语言习惯，翻译出简洁明了的艺术效果。对于那些实在用几个词语无法翻译出全部意义的茶业术语，我们可以在商品的后面加上小的注释，方便消费者进行了解和选择。这样的做法，一方面为减小消费者理解难度，另一方面也为茶文化宣传，最重要的是品牌效益形成，我们要建立具有全球影响力的茶叶品牌。

4结语

东西方文化差异，使得茶业术语的翻译困难重重，特别是出口贸易乱象频出，众口难调。茶业术语翻译主要是为出口贸易的平稳进行，最终是为增加茶叶产业在全球的知名度，建立知名茶叶品牌，以及保持茶叶产业经济的长久平稳增长。所以茶业术语的翻译应该综合几个方面的因素，包括我国传统茶文化的考虑，国外消费者的接受程度和品牌效益发挥等等，只有做好这几个方面，茶叶出口贸易才能有大的提高。

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篇4

内容摘要：本文以经济控制论的相关原理为基础，分析出口贸易对整个国民经济的影响，从而得出只有认清形势，对出口贸易采取相应措施，才能保证整个国民经济稳定健康持续的发展。

关键词：经济控制论出口贸易经济系统稳定

改革开放20多年来，出口贸易已经成为拉动我国gdp增长的“发动机”，2005年，我国对外贸易总额超过了14000亿美元，同比增长20%以上，贸易赢余达到1040亿美元。2005年1-10月，出口额同比增长平均达到31.48%，贸易出口额如图1所示。然而，我国经济高增长的背后是其对出口贸易不对称的依赖关系，出口贸易规模不断扩大的背后是频频发生的贸易纠纷。

由于不断遭受各国贸易制裁，促使我国政府采取部分的对冲政策，如提高利率，降低对房产的贷款等等，虽然在一定程度上通过信贷紧缩，可以实现顺差的均衡，但这是以失业率的增加为代价的。资本的不可自由流动性限制了市场作用，另一方面，行政的管制与垄断促进更多的企业选择出口，因此，分析出口贸易对我国经济的影响是具有现实而长远意义的。

我国出口贸易模型

目前由于我国国内资本流动性较差，本文采用固定汇率，同时由于建模需要，假设货币净流量只与外汇储备增减相关。根据现实情况，做出以下假设：固定汇率；出口乃外生变量；货币信贷增减值为常数。

yt=ht①，yt代表t时期的国家收入，ht代表t时期的货币流量。

xt=x0+x*yt-1②，xt代表t期的出口，x代表边际出口倾向,yt-1代表t-1期的收入,其中x0、x为常数。

mt=m0+m*yt-1③，mt代表t期的进口，m代表边际进口倾向，yt-1代表t-1期的收入，其中m0、m为常数。

δht=δrt+δdt④，这个等式说明t期的货币净流量（增减值）等于t期的外汇储备增减值与t期的货币信贷增减值之和。

δrt=xt-mt⑤，这个等式说明t期的外汇储备来自于t期的净出口。

yt=ht=ht-1+δht=ht-1+δrt+δdt⑥，此式由以上五个式子经过变换得来。在经济均上升的情况下，收入等于货币流量，而t期的货币流量，又等于t-1期的货币存量加上t期的货币流量增加值。把⑤式再变形可得：yt=yt-1+δht=yt-1+δrt+δdt，把②、③代入⑤，再把⑤代入⑥可得⑦式。

yt=(1+x-m)*yt-1+x0-m0+δdt⑦，此式为模型的状态方程。把⑦式代入②式，消去yt-1，得此为模型的输入方程。根据模型，做出系统的结构图见图2。

从图2可以看到，期初货币的净流量以常数形式输入到系统中，即期初的收入等于期初外汇储备与期初货币信贷增减值之和。以后每期国家收入不断增加是以前期收入中部分反馈为前提的。

在此模型中，每期国家收入分为两部分，一部分通过其他途径正反馈为下期收入，另一部分为当期出口贡献值，这部分会引起国内外汇储备额的变化，从而影响政府信贷政策，以及国家就业问题等等，所以该系统稳定与否对国民经济稳定持续发展起重要作用。

模型稳定性分析

根据上节分析，可知系统为：

系统的特征方程为：│λ-1-x+m│=0，对系统稳定性得出以下结论：

当0<1+x-m<1时，系统是渐进稳定的，平衡态为，式中的

为乘数。经济含义的分析：将0<1+x-m<1改写为m-1当1+x-m=1时，系统状态方程变为

yt=yt-1+x0-m0+δdt，此时系统没有平衡态，整个系统是发散的。

当1+x-m>1时，系统是不稳定的。也就是说当边际出口倾向>边际进口倾向时，整个系统处于不稳定状态。

贸易出口对我国经济的影响及对策

由稳定性分析可得，只有当边际出口倾向<边际进口倾向时，整个系统才能趋于稳定。目前我国实际是处于边际出口倾向>边际进口倾向的不稳定状态，2005年的高额贸易顺差把国家带入了贸易摩擦的高发期，究其原因是由于我国实行国别贸易、出口产品产业结构低端化，例如我国对美国、欧盟出口的产品占总贸易额比重过大，且出口到这些发达国家的都是纺织品、服装等处于夕阳产业的产品，而从美国、欧盟进口的都是电子、机电等高科技产品，虽然在世界零售市场上随处可见“中国制造”的终端产品，给人以强烈的视觉冲击，认为中国是出口大国，但这些产品在国外都处于夕阳产业，不会给发达国家经济结构造成威胁，而美国和欧盟之所以以保护传统产业名义对我国发起各色贸易调查，最终目的是逼迫我国进一步开放市场。针对这些现象，笔者认为政府必须采取得力措施：

完善贸易救助机制

目前政府的当务之急是加快建设与贸易摩擦相关的产业损害预警机制，完善应对贸易摩擦的快速反应机制，改进与反倾销、反补贴及贸易壁垒相关的法规体系，建立以企业和工业行业协会为应对贸易摩擦主体的新机制。对于纺织品、打火机等出口量大、价格低廉的产品，应借鉴国外成熟的贸易救助经验，结合我国实际国情，采取符合国际惯例的有效措施，并随时做好对外交涉和应诉的准备工作。目前，我国已建立了汽车、钢铁、化肥三个行业的产业损害预警机制，在此基础之上，应加快建立电子信息产品、农产品等重点产品的产业损害预警机制，提高预警能力。

优化出口产品结构

转为以工业制成品为主，但产业结构仍待优化，原因有二：在制成品出口总量迅速增长的同时，资本密集型商品占全部出口制成品中的比重不断下降，而劳动密集型商品的比重却不断上升；劳动力在我国出口制成品生产过程中仍发挥巨大优势，而不是像发达国家那样由资本和技术优势推动制成品生产，这种结构已难以带动国内整体产业结构调整和出口商品结构优化。因此，政府的当前的任务是改变以单纯依靠数量规模和价格优势的出口贸易方式，调整出口产品结构，使传统产品、主导产品与战略产品相结合，提高产品附加值，培育出口产品的自主品牌，促进出口产品结构从低度化向高度化转变，增强出口贸易竞争力。

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关键词：PPS抽样；简单随机抽样；对外贸易；出口

中图分类号：F224 文献标志码：A文章编号：1673－291X（2011）02－0156－02

引言

自2001年加入WTO以来，我国的对外贸易得到了飞速的发展，从2000年我国的进出口总额4 743亿美元，到2008年高达25 632亿美元，增长了5倍多，进出口贸易总额以年均16.3%的速度增长，大大超过了同期国民经济的年均约11%的增长速度。目前的中国经济对国际市场的依赖程度越来越深。为保证宏观经济的持续稳定增长，出口贸易的增长问题正受到前所未有的关注。本文通过对我国31个省市自治区的货物进出口总额进行不等概率抽样（PPS抽样），抽取了8个省市作为研究样本，以此来预测2008年我国各地区出口贸易总额及抽样方差，并与简单随机抽样的预测结果进行比较，以期得到较为准确的预测结果，为宏观决策层更准确地把握各项促进出口政策的实施力度提供依据。这种方法仍可运用于今后的出口贸易的预测中。

一、PPS抽样方法简介

1.不等概率抽样的基本含义

不等概率抽样是指在抽取样本前给总体的每一个单元赋予一定的被抽中概率。在有放回的不等概率抽样中，最常用的是按总体单元的规模大小来确定抽选的概率。设总体中第i个单元的规模度量为Mi，总体的总规模度量为M0＝Mi，则该单元的抽选概率应为Zi＝。这种不等概率抽样称作按与规模大小成比例的概率抽样，简称PPS抽样。

2.PPS抽样的实施方法

PPS抽样的实施方法有累积总和法、拉希里方法、规模累积等距抽选的方法和分裂法，本文这里选用规模累积等距抽选的方法。这种方法是在累积和的基础上采取等距抽样的方法。具体如下：

设总体单元数为N，其规模度量分别为M1，M2，…，MN，进行累积，直至M0＝Mi。若欲抽取样本的容量为n，则先求得等距抽样的间隔K＝，然后在1～K之间随即等概率抽取一个数，假设为r则所r在的单元代码区间相应的单元即为被抽中的单元。以后每隔K个度量值，即r+K，r+2K，r+3K……r+（n+1）K等数字所在的单元代码区间的相应单元，即为被抽中的单元。

这种抽样方法的特点是当所有单元的度量Mi＜K时，它是不重复的抽样；当某个Mi＞K时，则第i个单元有可能被重复抽中；当Mi＜2K时，则第i个单元肯定会被重复抽中。这种方法抽取样本比较容易，每个单元的被抽中概率与Mi＜K的大小成比例，因而在我国得到广泛的应用。

3.Hansen-Hurvitz估计量

（1）总体总量的估计

1943年，汉森和赫维茨对PPS抽样提出了估计总体总量的估计量为：

HH＝

其中Yi为入样的第i个单元的变量值，Zi为第i个单元根据其规模大小的入样概率。通常情况下若以该单元包含的元素单位为度量时，Zi＝，其中，HH是总体总量的一个无偏估计量。

（2）方差估计量为：

（HH）＝（-HH）2

二、实证分析

1.数据收集与处理

本文采用2007年与2008年各地区按经营单位所在地货物出口总额的原始数据，根据2007年货物出口总额采用PPS等距抽样法抽取13个样本，以2007年货物出口总额作为规模 ，并进行累计，得到表1。

将M0＝Mi＝121777576除以样本量n＝13，得到抽样间隔K＝＝＝9367505。在1～K之间抽一随机数R=2751684，处于北京的代码范围，因此北京作为抽中的样本。按照规模累积等距抽样法，依次抽到其他省市，分别是辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东。其中广东作为出口大省被重复抽中4次，则广东省应入样4次，应计量4次；上海、江苏分别被抽中2次，则各入样2次，应计量2次。即总共8个省市入选。

2.总体总量的估计

这8个省市被抽选的概率为Zi＝，分别为北京0.0402、辽宁0.0290、上海0.1181、江苏0.1672、浙江0.1053、福建0.0410、山东0.061678、广东0.3033，用这8个样本省市来估计2008年全国出口贸易总额，采用汉森-赫维茨估计量，由公式得：

HH＝＝（++……+）＝＝140837723

故估计推断，全国31个省市2008年出口贸易总额为14 0837 723万美元。

抽样的方差：

（HH）＝（-HH）2＝[（-140837723）2+（-140837723）2+……+（-140837723）2]＝2.4326×1012

置信度为95%的置信区间为：

HH±Z

即： 所以置信区间为（137718364.1~143957081.9）

2008年，这31个省市的实际出口贸易总额为143069307万美元，位于置信区间内。

3.与简单随机抽样估计方法的比较分析

（1）基于简单随机抽样的估计

用随机数抽取13个地区作为样本，具体如表2所示。

总体总量估计：＝yi＝5164923＝N＝160112610

总体方差估计：

（）＝（yi－）2

＝[（4210299-5164923）2+（4210299-5164923）2]＝2.3365×1015

置信度为95%的置信区间为±Z即160112610±2×48337502.16

所以置信区间为（63437605.68~256787614.32）

将上面两种方式估计的结果汇总到表3。

三、结论

通过对2007年我国31个省市自治区出口贸易额进行PPS抽样，估计出2008年全国出口贸易总额为140 837 723，置信区间为（137718364.1~143957081.9），而2008年实际值为143 069 307，在置信区间内。通过与简单随机抽样方法的比较可以看出，无论是总体总量的估计还是抽样误差，PPS抽样的效果都优于简单随机抽样。所以，对于总体单元之间差异非常大时，用PPS抽样可以的到更好得估计效果。

参考文献：

[1] 倪家勋.抽样调查[M].桂林：广西师范大学出版社，2002：161-173.

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【关键词】城乡收入差距；人民币升值；对外贸易

城乡收入差距在我国经济社会发展过程中一直是备受各界关注的热点问题，尽管我国政府采取了一系列措施来缩小城乡收入差距但是城乡收入差距扩大的局面并未扭转。在过去的17年间，我国城乡居民人均年收入的绝对额差距增加了近12倍。与此同时，由于我国实施出口经济增长战略，我国进出口贸易总额持续增长，数据显示，2008年我国进出口贸易总额占国内生产总值的比重达到58.16%。外贸出口企业中，吸引了大量农村剩余劳动力，由于劳动力近乎无限的供给，员工工资远远低于其他国家，使得我国凭借劳动力成本低廉的比较优势，在国际贸易中获取了劳动力的比较优势，中国制造的商品凭借价格优势在世界占有重要一席。巨大的贸易余额对人民币汇率产生了强大的升值压力，我国实行更加灵活的浮动汇率制是大势所趋。综合以上三个因素，我们可以很轻易的联想到人民币升值，外贸出口额和城乡收入差距的联系，城乡收入差距扩大，是否与人民币升值相关？人民币的升值与对外贸易的扩大，是否加剧了城乡收入差距？多大程度的影响了收入差距？带着这些问题，我们依据实际的经济统计数据进行分析。

1.人民币汇率升值与城乡差距的分析

首先，人民币汇率升值对我国的进出口企业产生直接的影响。一般而言，汇率升值会增加出口产品以外币表示的价格，从而降低本国产品在国际市场的竞争力，导致本国产品出口数量下降，在其他条件不变的情况下，直接导致以本币表示的出口金额减少。在这种情况下，我国的出口企业将不得不压低产品生产成本，使产品在国外市场保持一个有利的竞争价格，保住原有的市场份额。为降低成本可能会尽量压低工资，这就可能导致出口企业的工资出现一定程度下降。另外，还会有一些出口企业难以为继，出现破产倒闭，造成一部分员工失业，丧失工资性收入。而在出口企业中就业的大部分是来自广大农村的劳动者，出口企业工资的压低与失业，将直接导致农村外来务工者的收入的减少。这是城乡收入差距与人民币升值的一个方面。

其次，汇率升值则会降低本币表示的进口商品的价格，从而增加国外产品的进口。这样会导致进口企业的成本下降，业务量和利润上升，从而经营状况改善。这就可能使进口企业的工资支出增加，从而职工的工资收入增加。而在进口企业从业的员工，大部分为城市人口，这增加了一部分城市人口的收入，同时，消费进口产品的人群，大部分是城市人口，进口产品价格的下降，实际上增加了他们可支配的收入，因此人民币的升值，从另一个方面扩大了城乡收入差距。

再次，人民币升值将会造成我国进口农产品的价格下降，进口数量增加，对国内农产品生产者形成激烈的竞争，从使我国农民收入下降。一旦农民的收入下降，农民进城务工的动机将变得更加强烈。数量更多的农村劳动力将涌入城市，非熟练劳动力供给的忽然上升，将导致城市非熟练劳动力工人工资的下降。因此。人民币升值对农产品价格的冲击，将扩大城乡收入差距。

2.数据获取与分析

本文样本区间为1994年一季度到2010年三季度共59个季度数据，由于中国进出口贸易、GDP、城镇居民可支配收入和农村居民现金纯收入季度数据具有很强的季节规律性，本文对所有原始序列数据都采用X12程序进行了季节调整，并都取对数形式。实际汇率采用了IMF的实际有效汇率指数，人民币对主要国家货币加权实际汇率更能综合反映人民币汇率的波动。REER的数据来源于国际货币基金组织（IMF）的IFS数据库。对于进出口贸易，我们用加权平均名义汇率把进出口贸易额换成了人民币为单位，然后再计算进出口贸易与GDP的比例。加权平均名义汇率、进出口贸易额和GDP数据均来源于中经网统计数据库。城乡收入差距用城镇人均可支配收入与农村人均纯收入之比来度量，数据来源于Wind数据库。

3.实证分析

3.1 模型稳定性检验

根据时间序列平稳性检验说明，三个变量序列的一阶差分是平稳的。考虑到VAR模型要求各变量本身是平稳的或者序列之间存在协整关系，因此，需要对模型包含的变量进行协整检验。如果非平稳变量之间存在协整关系，那么可以直接使用非平稳序列建立VAR模型。长期均衡关系表明，城乡收入差距与实际汇率、贸易开放存在正向关系，实际汇率升值和贸易自由化都会扩大城乡收入差距。

3.2 格兰杰因果关系检验

如果变量之间是协整的，那么至少存在一个方向上的格兰杰原因。因此在确定了变量的协整关系后，我们基于VAR（4）系统检验是否有显著的格兰杰（Granger）因果关系。检验结果显示，贸易开放度与收入差距在10%的显著性水平下都没有成为实际汇率波动的格兰杰原因，城乡收入差距也没有格兰杰引起贸易开放度的变化。也就是贸易开放度和收入差距并不是引起实际汇率波动的显著性因素，城乡收入差距不是引起贸易开放度的显著性因素。实际汇率在5%的显著性水平下是贸易开放度波动和城乡收入差距扩大的格兰杰原因，也就是实际汇率是引起贸易开放度和城乡收入差距变化的显著性因素。

4.结论及含义

本文利用SVAR模型估计了人民币实际汇率、贸易开放和收入差距的动态关系，研究了人民币升值对城乡收入差距扩大的影响。基于实证检验结果，本文得出以下结论：①长期来看，实际汇率、贸易开放和收入差距之间存在着长期协整关系。实际汇率升值和贸易自由化都会扩大城乡收入差距。②实际汇率在5%的显著性水平下是引起贸易开放度和城乡收入差距变化的显著性因素。但贸易开放度和收入差距并不是引起实际汇率波动的显著性因素。因此，在人民币升值压力加大和贸易自由化不断提高的背景下，政府应当考虑采取其他政策措施来减少收入差距，在人民币稳步升值的同时，保证城乡收入的均衡发展，让城乡居民都能享受到经济发展带来的福利。

参考文献：

[1]夏冠军.实际汇率、进出口贸易和我国城乡收入差距[J].经济地理,2010(4):27-37.

[2]林毅夫,刘明兴.中国的经济增长收敛与收入分配[J].世界经济,2003(8):3-14.

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环境保护与贸易保护的契合决定着绿色壁垒的应用较为广泛，涉及到的不仅包括制成品，还包括中间产品；不仅包括产品的质量，也包括产品的加工生产方法以及产品的设计和消费处理过程。绿色壁垒应用的广泛性，使其表现形式多种多样。

1.绿色关税制度

发达国家对一些污染环境和影响生态，可能对环境造成威胁及破坏的产品征收进口附加税，或者限制和禁止商品进口，甚至对其实行贸易制裁。但是，在标准的实行上常常内外有别，明显带有歧视性，可以说是以绿色之名行贸易保护之实。

2.绿色技术标准制度

通过立法手段，制定严格的强制性技术标准，限制国外商品进口。发达国家凭借自己的经济技术优势和垄断地位，不考虑或很少考虑发展中国家的实际情况，对进口产品不分国别一律采取非常严格的技术标准，事实上导致发展中国家产品被排斥在发达国家市场之外。

3.绿色环境标志制度

绿色环境标志又称绿色标签或环境标签，是环保产品的证明性商标。发展中国家产品为进入发达国家市场，必须提出申请，经批准取得绿色环境标志。目前已有40多个国家和地区推行绿色环境标志制度，并趋向于协调一致，相互承认，对发展中国家产品进入发达国家市场形成了巨大障碍。

4.绿色包装制度

发达国家制定的较高且比较完善的包装材料标准，包括废弃物的回收、复用和再生等制度，是为了防止包装材料及其形成的包装废弃物给环境造成危害，结构不合理的包装容器可能损害使用者的健康而采取的环境保护措施。但某些过于严格的绿色包装措施，则可能事实上妨碍发展中国家的对外贸易，引发贸易争端。

5.绿色补贴制度

发达国家认为，如果一个国家内部采用比较宽松的环境标准，这些国家的产品就不必支付高昂的环境成本，与本国产品竞争时就具有明显的成本优势。其实质是政府在对企业及其产品提供消极的环境补贴，所以进口国基于环境保护和本国的利益而有权征收反补贴税。

6.绿色卫生检疫制度

绿色卫生检疫制度是指国家有关部门为了确保人类及动植物免受污染物、毒素、微生物、添加剂等的影响，对产品实施全面的严格检查，防止超标产品进入国内市场。绿色卫生检疫制度影响最大的产品是药品和食品，为保障食品安全，许多国家采取了严格的检疫制度，有些国家通过立法建立了近似苛刻的检疫标准和措施，形成了实质上的贸易保护。

二、绿色贸易壁垒对我国出口贸易的影响

由于世界经济的不平衡，发达国家对环保的标准和认识往往超过发展中国家。发达国家运用绿色保护来实施其对发展中国家的贸易限制和歧视行为，使发展中国家的产品被排斥在世界市场之外。我国处在发展阶段，绿色保护对我国产品出口已经产生很大的影响。主要有：(1)缩小出口产品市场范围；(2)增加出口产品成本；(3)引发出口贸易摩擦；(4)高污染产业的转移。

三、应对发达国家绿色贸易壁垒的对策

通过以上分析我们可以看出西方国家以环境保护为幌子实行贸易保护主义，因其发展较早在环境方面的标准和措施远远超越了发展中国家。所谓的绿色壁垒对我国形成了歧视性，并严重限制了我国的出口贸易。

1.正确认识绿色贸易壁垒

要对绿色贸易壁垒有一个客观认识。绿色贸易壁垒存在着有利于市场发展和国际贸易一面，也有阻碍国际贸易发展一面。以保护环境为目的而采取的绿色壁垒措施，一方面限制甚至禁止了严重危害生态环境产品的国际贸易与投资。另一方面也为有利于可持续发展的产业创造了新的发展空间，使这些产业成为国际贸易和投资新的增长点，从而促进产业结构的调整。

2.加大对绿色产业资金投入

要使我国的环境问题得到有效控制，同时增强我国绿色产业的国际竞争力使绿色产品和技术走出国门，离不开财政金融部门的扶植。财政部门应给予绿色产业以优惠的鼓励政策，加大对绿色产业的资金投放。金融部门应在信贷资金上给予大力支持。

3.实施出口贸易可持续发展战略

可持续发展战略已经成为我国国家的基本战略，出口贸易也就必须服从于这个基本战略，这就要求出口不仅要追求增长的数量，还要追求增长的质量，及其与生态环境保护、劳动条件和整个社会的协调发展。

4.发展环保产业，推行绿色管理

以环保产业作为提升出口产业结构的重点。政府应制定财政、信贷、税收等方面的优惠政策，支持和鼓励环保产业的发展，把环保产业培育作为提升出口产业结构的重点和带动国民经济发展的新的经济增长点；应设立绿色银行和绿色产业基金，为环保产品的开发与出口提供专项贷款和信贷担保基金。

对我国的出口企业而言，应积极推行绿色管理。绿色管理是指将环境保护的思想观念融入企业的经营管理之中。这一思想可概括为“5R”原则，即研究(Research)，将环保纳入企业的决策要素中，重视研究企业的环境对策；消减(Reduce)，采用新技术、新工艺，减少或消除有害废弃物的排放；再开发(Reuse)，变传统产品为环保产品，积极采取环保标志；循环(Recycle)，对废旧产品进行回收处理，循环利用；保护(Rescue)，积极参与社区内的环境整洁活动，对员工和公众进行环保宣传，树立环保企业形象。

参考文献：

[1]海闻.国际贸易理论的新发展[N].经济研究，2004，(7).

[2]郭芳.环境成本内在化的必要性[J].晋阳学刊，2002，(6).

[3]王继祖.近年西方新贸易理论浅探[J].南开经济研究，2003，(5).

[4]李湘等.国际贸易教程[M].上海：上海技术文献出版社，1999.

[5]黄立新.绿色壁垒及我国的应对策略[J].外向经济，2000，(1).

[6]胡蓉.试论GATT/WTO贸易与环境保护条款[J].当代法学，2002，(5).

[7]姜芳.易壁垒对我国对外贸易的影响与对策[J].现代财经(天津财经学院学报).

[8]王继祖.近年西方新贸易理论浅探[J].南开经济研究，2003(5).

篇8

孟昭明

上海财经大学法学院04经济法

摘要：转眼间，“中国号”列车已在WTO的轨道上飞驰了3个年头，中国入世过渡期也到了一个节点。这3年是中国经济加速融入世界经济、对外贸易迅猛发展的3年，但是，贸易摩擦的日益加剧与我国加入WTO以来的巨大成就相伴而至，尤其是反倾销问题仍然十分严重。本文通过对我国产品屡遭反倾销调查的原因进行分析后，提出了几点法律方面的应对措施，以便更好地应对当前这一突出问题。

关键词：WTO反倾销市场经济地位法律策略

一、相关背景知识

WTO(worldtradeorganization)是一个国际组织，它负责管理由其成员达成的多边贸易协议，特别是关贸总协议GATT（GeneralAgreementonTariffandTrade）、服务贸易总协议GATS(GeneralAgreementonTradeinservices)和与贸易有关的知识产权协议Trips(Trade-relatedAspectofIntellectualPropertyRight)。中国于1986年7月11日正式提出复关申请，经过15年“马拉松”式的艰苦谈判，终于在2001年12月11日，正式成为世界贸易组织第143个成员，中国的加入被公认为是世贸组织成立以来最重大的事件。

但是，“反倾销”问题并未随着入世而解决。那种认为“中国加入WTO后将会更好地参与世界公平贸易竞争，国外针对中国产品的反倾销诉讼会大幅度减少”的想法未免有些不切实际。事实上，加入WTO只不过是为我国提供了一个参与国际公平竞争的机会，使得我国可以利用WTO规则及其有效的争端解决机制来应对国外对我国反倾销中的不公正或歧视待遇的问题。在这里，有必要先对“倾销、反倾销”问题进行简要分析。

倾销（dumping）,实际上是一种“差价销售”（pricediscrimination），即在两个市场上，同一种货物用两种不同价格出售。《关于实施〈1994年关税与贸易总协议〉第6条的协议》，又称为《反倾销协议》明确界定了倾销的含义“倾销是指一项产品的出口价格低于其在正常贸易中出口国供其国内消费的同类产品的可比价格，即以低于正常价值的价格进入另一国市场。”而一国要实施反倾销措施必须具备三个基本要件：1、倾销事实的发生，2、由于一国的倾销行为给另一国造成损害，3、倾销与损害之间存在因果关系。《反倾销协议》中规定的允许“抵消”（offset）或制止(prevent)该倾销行为的手段只有一种—征收反倾销税。

二、中国出口产品屡遭反倾销指控的原因分析

从1979年8月欧盟对中国出口的糖精钠和闹钟提起反倾销调查以来，对华反倾销案件呈逐年上升趋势。1979年以来，我国企业被外国提起的反倾销指控达六百多起，自95年来，我国一直“稳居”遭受反倾销调查数量榜首，入世3年来，共有27个国家和地区对我国进行反倾销调查，共计138起，涉案金额34.5亿美元。对此，有必要进行认真分析。我认原因主要有以下几点：

1、中国的进出口贸易总额增长迅速，对世界贸易的影响力逐渐加大，这是根本原因。1994年中国出口贸易跃上千亿美元台阶，2000年又跃上2000亿美元台阶，整个90年代，中国出口贸易平均增长率达到14.5%，几乎是世界出口贸易增速的两倍。2001年（入世第一年）中国进出口贸易总额突破五千亿美元，今年的进出口贸易总额要突破万亿美元大关的计划已于近日提前实现，入世三年来进出口总额翻了整整一翻。中国对外贸易继1997年跃升到世界十强以后，1999年跃升到世界第9位；2000年继续上升到第七位，今年预计会超过日本从而位居美德之后排名世界第三。中国出口贸易迅速增长必然取得更大的世界市场份额，一方面引起了同类产品竞争国的疑虑；另一方面在进口国造成了同类产品的更剧烈的竞争。因此，一些国家便会想尽办法来削弱我国在某些行业和领域的比较竞争优势地位，而征收高额“反倾销税”则具有立竿见影的效果。因此一旦被调查的中国产品被课以高额反倾销税后，将会失去价格优势，对于缺乏品牌效力的国货来说其竞争力便会大打折扣。

2、欠缺合理的外贸出口结构是频遭反倾销调查的重要原因。①从出口产品的结构来看，偏重于劳动密集型的产业如纺织工业、轻工产业和农副业（尤其是捕捞业）。分析此类产品的价格构成，可以看出，人工费用占很大的比重，而这种价格构成正是此行业的比较优势之所在（美国产业工人的工资水平相当于中国工人的36倍），而这些产品在国际市场上长期呈过度竞争的态势，产品的附加值相对偏低，而构成“倾销”的一个重要条件便是“低于正常价格”，因此这些行业成为“反倾销”调查的“重灾区”便不足为奇了。②从市场结构看，我国直接出口和经香港转口的出口中有65%是以欧美为目标市场的，出口市场过于集中，这样必然会增加与这些国家产生贸易冲突的机率,据统计，近九成以上的反倾销措施是由美国、欧盟、加拿大和澳大利亚实施的。

3、反倾销作为世贸组织允许的保护国内相关产业不受冲击的法律武器，被一些国家滥用。随着各国关税的进一步降低，用关税避垒保护国内产业已不大可能，而且关税减让是双方的，任何一方不得任意提高，而反倾销税的实施是单方的，进口国有自由裁量权，反倾销税也普遍高于关税，因此各国普遍采用这种又合法又便利的方法，转嫁经济危机，保护国内工业，甚至扩大自己产品的市场占有率，将进口产品挤出国内市场。

篇9

论文关键词：PPS抽样，简单随机抽样，出口

 

一、引言

自2001年中国加入WTO以来，我国的对外贸易得到了飞速的发展，从2000年，我国的进出口总额4743亿美元，到2008年则高达25632亿美元，比2000年增长了5倍多，进出口贸易总额以年均16.3%的速度增长，大大超过了同期国民经济的年均约11%的增长速度。其中，出口贸易作为拉动我国经济增长的三驾马车之一，对促进我国综合国力的提高和保持整个国民经济健康稳定发展的作用日趋显著。正因为目前的中国经济对国际市场的依赖程度越来越深，为保证宏观经济的持续稳定增长。出口贸易的增长问题正受到前所未有的关注。本文通过对我国31个省市自治区的货物进出口总额进行不等概率抽样（PPS抽样），抽取了8个省市作为研究样本，以此来预测2008年我国各地区出口贸易总额及抽样方差，并与简单随机抽样的预测结果进行比较，以期得到较为准确的预测结果，为宏观决策层更准确地把握各项促进出口政策的实施力度提供依据。

二、PPS抽样方法简介

从抽样发展的历史来看论文服务，最初提出的是代表性样本，这是一种主观有意识的抽样。但是，这种方法无法计算抽样误差，因此进一步发展到等概率随机抽样，以使总体中的每一个单元处于平等地位，有同样的机会被抽中，从而可以科学地计算和控制抽样误差。当总体单元之间的差异不大时，简单随机抽样是简便的、有效地。但是当总体单元之间的差异非常大时，简单随机抽样效果并不好，例如，要反映一个城市的经济发展情况，大型企业对城市的影响是比较大的，因而在抽样中是否抽中这些企业，对推断总体的结果也有很大影响。而对一些名不见经传的小企业是否抽中则无足轻重，因而在抽样中如果把它们处在同等地位，显然也是有缺陷的。因此就需要引入不等概率抽样。

1、不等概率抽样的基本含义

不等概率抽样是指在抽取样本前给总体的每一个单元赋予一定的被抽中概率。不等概率抽样分为放回与不放回两种情况。在有放回的不等概率抽样中，最常用的是按总体单元的规模大小来确定抽选的概率。设总体中第个单元的规模度量为，总体的总规模度量为，则该单元的抽选概率应为。这种不等概率抽样称作按与规模大小成比例的概率抽样，英文为probability proportional to size，简称PPS抽样。但是，总体单元大小的度量往往不止一个，比如度量一个企业的大小，可以是资金大小，也可以是产值或销售额的大小，还可以是人员的多少，因此通常用表示规模大小的抽选概率。由于每个单元均有被抽中的概率，，因此也称作PPZ抽样。

2、PPS抽样的实施方法

PPS抽样的实施方法有累积总和法、拉希里方法、规模累积等距抽选的方法和分裂法，本文这里选用规模累积等距抽选的方法。这种方法是在累积和的基础上采取等距抽样的方法。具体如下：

设总体单元数为，其规模度量分别为，论文服务，…，，进行累积，直至。若欲抽取样本的容量为n，则先求得等距抽样的间隔，然后在之间随即等概率抽取一个数，假设为，则所在的单元代码区间相应的单元即为被抽中的单元。以后每隔个度量值，即等数字所在的单元代码区间的相应单元，即为被抽中的单元。

这种抽样方法的特点是当所有单元的度量时，它是不重复的抽样；当某个时，则第i个单元有可能被重复抽中；当时，则第个单元肯定会被重复抽中。这种方法抽取样本比较容易，每个单元的被抽中概率与的大小成比例，因而在我国得到广泛的应用。

3.Hansen-Hurvitz估计量

（1）总体总量的估计

1943年，汉森和赫维茨对PPS抽样提出了估计总体总量的估计量为：

其中为入样的第个单元的变量值，为第个单元根据其规模大小的入样概率。通常情况下若以该单元包含的元素单位为度量时，，其中，是总体总量的一个无偏估计量。

（2）方差估计量为：

三、实证分析

1、数据收集与处理

各地区按经营单位所在地分货物出口总额 单位：万美元

 

地区

2007年

2008年

地区

2007年

2008年

全 国

121777576

143069307

河 南

837492

1071890

北 京

4892639

5749961

湖 北

817294

1170891

天 津

3807405

4210299

湖 南

651540

841288

河 北

1700041

2400412

广 东

36931609

40566447

山 西

653249

925312

广 西

510916

734744

内蒙古

294439

359185

海 南

136446

158720

辽 宁

3532409

4206950

重 庆

450721

572205

吉 林

385706

477163

四 川

860596

1313249

黑龙江

1225712

1680624

贵 州

146547

190078

上 海

14384611

16914514

云 南

476828

498441

江 苏

20360978

23802941

西 藏

32636

70757

浙 江

12826397

15429623

陕 西

467525

538082

安 徽

881373

1136411

甘 肃

165866

160135

福 建

4993757

5699184

青 海

38591

41910

江 西

544459

772666

宁 夏

108567

125837

山 东

7511011

9319479

新 疆

篇10

关键词：外部融资依赖度；金融发展；出口商品结构

中图分类号：F830文献标识码：A文章编号：1006-1428(2009)12-0017-05

一、问题提出与文献回顾

对于一园出口商品结构的分析，是国际贸易理论和实证研究中长期关注的重要问题。Ricardo的比较优势论、Hechscher和Ohlin的要素禀赋理论以及Krugman的新贸易理论，分别从技术水平、要素禀赋和规模经济的视角，分析了一国出口商品结构的形成和变化因素。然而，越来越多的理论和实证研究开始逐渐认识到。一国的金融发展水平，作为一种制度因素也是一国比较优势的重要成因，并会影响其出口商品结构的变化(Kletzer＆Bardhan，1987；Baldwin，1989；Beck。2002，2003；Matuyama，2004；Svaleryd

＆Vlachos，2005)。

改革开放以来，中国的金融发展与对外贸易均取得了令人瞩目的成就。单就金融资产总量而言，金融机构人民币存贷款期末余额至2007年底已分别达到389371.2亿元和261690.9亿元，而在1980年，国家银行与农村信用合作社的人民币存贷款期末余额仅为1933.41亿元和2495.94亿元。在中国的货物出口贸易中，2007年，工业制成品占出口贸易总额的94.9％，而1980年，工业制成品仅占出口贸易总额的49.7％。中国的金融发展与出口商品结构变化之间是否存在因果关系，中国的金融发展究竟通过什么机制与途径。并在多大程度上导致了中国出口商品结构的变化，这些都是值得我们深入研究和探讨的问题。这一问题的重要意义就在于，如果我们发现中国的金融发展水平也是影响出口商品结构的重要因素，那么，我们就应该在制定我国对外贸易发展战略的过程中，更加重视金融部门的协调与支持作用。

经济中的各个行业间，由于受到其自身经营活动、行业特征、产业政策和政府控制等方面因素的影响，往往对于外部融资依赖表现出一定差异。从这个角度来说，一国的金融发展水平对于各个行业的作用与影响程度也应该相对地有所不同。那么，金融发展水平就有可能成为一国出口商品结构形成和变化的因素之一。也正因为如此，一国出口商品结构的调整，在某种程度上，也要依赖于经济中所提供的外部融资水平。Kletzer和Bardhan(1987)证明信贷市场约束水平较低的国家将在使用外部融资的部门实现专业化：而信贷市场约束水平较高的国家，由于面对较高的外部融资价格或者信贷配给，将在不需要外部融资和营运资本的部门实现专业化。在KIetzer和Bardhan的理论文献基础上，Beck(2002)进行了拓展。Beck认为在金融发展和国际贸易之间存在着多种的可能联系，而他的论文只关注其中之一，即金融部门的中介能力。这一能力可使储蓄流向私人部门，以此帮助其克服流动性约束，使得经济实现专业化并获得规模经济。Beck提供了一个包括两种生产技术的开放经济模型，一种是规模报酬不变的(食品业)，另一个是规模报酬递增的(制造业)。两种生产者均通过向储蓄者借债的方式来扩大他们的资本。信息不对称形式的市场摩擦导致金融中介的产生。当把储蓄提供给企业家时，金融中介要付出搜寻成本。金融发展被模型化为可以降低搜寻成本，并因此提高经济的外部融资水平。既然金融发展使得生产者的兴趣转向规模报酬递增的产品，那么部门间的专业化和因此而形成的贸易结构，将决定于金融中介的相对水平。

Matsuyama(2004)则关注于契约执行和公司治理等决定于信贷市场效率的因素，并得出金融发展水平较高的北方国家在面对较大的问题的部门实现专业化并进行出口，反之，南方国家则在面临较小的问题的部门实现专业化并进行出口的结论。Beck(2002，2003)，Svaleryd和Vlachos(2005)和Manova(2008)均通过实证检验证明，金融发展水平较高的国家在更多地使用外部融资的部门具有较高的出口份额。

关于行业的外部融资依赖度，RajaJl和Zingales(1998)依据《国际标准行业分类码(第二版)》(ISIC，Rev，2)的行业分类标准，使用20世纪80年代的美国公众公司的相关数据进行过测算。但由于中国的行业分类标准使用的是《国民经济行业分类》，为保证计量模型中各变量统计口径的一致性，并考虑中国经济发展的特殊性。本文采用中国制造业部门2001-2006年28个行业的相关数据。首先测算中国制造业部门各行业的外部融资依赖度，然后基于行业外部融资依赖度的视角，使用多种金融发展指标，全面分析中国的金融发展对于出口商品结构的作用机制与影响程度。

二、研究方法、变量和数据

本节首先建立检验中国的金融发展与出口商品结构变化关系的基准模型，然后分别对外部融资依赖度的度量方法、行业出口贸易依存度、各类金融发展指标以及控制变量的选取和数据来源做出说明。

(一)计量模型

基T I-节的文献回顾，我们预期中国的金融发展与出口商品结构间应该存在这样一种关系。即在中国的金融发展过程中，外部融资依赖度越高的行业，受金融发展状况的影响程度越深。因此，借鉴Beck(2003)年的研究，我们构建如下的计量模型来对中国2001-2006年制造业部门的28个行业进行实证检验：

EXPOTRT；I=Ci+aExt×FINANCE1+BCVit+si。

其中，EXPOTRT~,代表i行业在t年的行业出口贸易依存度，Ext；代表i行业的外部融资依赖度，FI―NANCE。代表以某一金融发展指标衡量的t年的金融发展水平，CV。代表控制变量，C；是行业固定效应，8是误差项。

如果我们发现外部融资依赖度与金融发展的交互项(Ext1xFINANCE,)的系数d为正数且显著水平较高，这就表明以相应变量代表的中国金融发展水平，对于制造业部门中存在外部融资依赖的行业的出口贸易增长具有积极的促进作用，并且外部融资依赖度越高(低)的行业，促进作用越大(小)。这也就是说，由于外部融资依赖度的不同。中国的金融发展会导致出口商品结构的变化，外部融资依赖度较高的行业，出口份额会逐渐增加，而外部融资依赖较低的行业，出口份额会逐渐减少。

(二)变量和数据

1、外部融资依赖度(Exti)。

为了能够更准确地反映现阶段中国制造业部门各个行业的外部融资依赖度。并考虑到数据的可得性

与统计口径的一致性，本文选取2001-2006年中国制造业部门全部国有及规模以上非国有工业企业中28个行业的相关数据，借鉴Rajan和Zingales(1998)、谈儒勇(2006)的相关研究，构建一个新的外部融资依赖度指标。

企业举借金额巨大的长期负债，主要是为了进行固定资产投资，而影响某一行业固定资产投资的主要因素则包括：行业的自身特征(规模经济效应、设备的更新换代速度和技术的先进性等)以及政府的产业政策。影响某一行业长期负债的主要因素则是该行业所处的生命周期阶段，该行业所生产产品的生命周期特征以及金融体系提供融资的偏好。因此，本文使用的外部融资依赖度指标既反映了各行业外部融资依赖中的行业属性，也包含了政府政策和金融体系的影响因素。

从各行业外部融资依赖度的测算结果(见表1)可以看出，在中国制造业部门的各个行业中。外部融资依赖度较低的行业大多为劳动密集型行业，如文教体育用品制造业、纺织服装、鞋、帽制造业、皮革、毛皮、羽毛(绒)及其制品业等，而外部融资依赖度较高的行业大多为资本密集型和技术密集型行业，如医药制造业、化学纤维制造业、有色金属冶炼及加工业等。但并不能认为所有外部融资依赖度较高的部门都是资本和技术密集型行业，这与RaiaJl和Zingales的测算结果相吻合。还值得注意的是，在一些国有企业居于主导地位以及资源生产和加工型行业，外部融资依赖度均较高，而在设备制造业中，外部融资依赖度并不如我们通常所认为的那样高。这种现象与金融体系对不同类型企业的融资支持力度以及外商直接投资对金融体系投资的替代效应密切相关。

2、行业出口贸易依存度(EXPORTit)。

行业出口贸易依存度以全部国有及规模以上非国有工业企业的行业出口贸易交货值与GDP的比率来表示。该指标可以反映出某行业的出口贸易对国内经济发展的贡献程度，以及某行业在一国出口贸易中的重要性及其对外部经济的依赖程度。

3、金融发展指标(FINANCEi)。

金融发展指标的种类繁多，未必所有指标都能够准确地反映出中国金融发展的状况，但综合地分析和比较各类指标对于中国出口商品结构的影响与作用，有利于我们得出更为全面和可靠的结论。因此，基于我国银行主导型的金融体系，本文选取了以下的金融发展指标：(1)金融发展规模指标(LLY)，以金融体系的流动性负债与GDP的比率表示，金融体系的流动负债参考King和Levine(1993)的做法，以M2代替。但考虑到M2是存量数据，而GDP是流量数据，因此，采取将上年末与本年末的M2取算术平均值再与本年度GDP相比的方法。该指标主要反映金融体系的总体规模；(2)金融发展效率指标(PRIVY)，以非国有部门信贷与GDP的比率来表示。其中非国有部门的信贷以金融机构的短期贷款中乡镇企业贷款、三资企业贷款与个体和私营企业贷款之和来代表。该指标用来反映金融体系的资金配置效率；(3)金融发展结构指标(BANKS)，以国有商业银行总资产与银行业金融机构总资产的比率来表示。该指标可以反映国有商业银行在市场竞争中相对地位的变化。

4、控制变量(CVit)。

中国出口商品结构的变化除了可能受到金融发展状况的影响之外，还要受到其它诸多因素的影响。为了进行更有效的分析，在计量模型中加入控制变量是非常必要的。(1)外商直接投资(FDI)，以各行业全部国有及规模以上非国有工业企业中的港澳台资本、外商资本之和与GDP的比率表示。中国的外商直接投资企业大多从事出口贸易。外商直接投资对于中国制造业部门各行业的出口贸易具有相当重要的影响作用。(2)要素禀赋(AK)，以各行业全部国有及规模以上非国有工业企业的固定资产净值与行业从业人数的比率，即人均固定资产净值来反映行业的劳动密集程度。中国的劳动力资源丰富，劳动力成本低是非常突出的特征，因此，根据比较优势理论，在出口商品中劳动密集程度是影响制造业部门各行业出口的重要因素。(3)行业规模(SCALE)，以各行业全部国有及规模以上非国有工业企业的工业总产值与工业部门的总产值的比率来表示。在制造业部门，通常行业规模越大，规模经济效应越明显，而且行业规模的变化，也反映了一国产业结构的变化。出口商品结构的变化与一国产业结构的变化存在着相关性。

以上变量所用数据均来源于《中国工业经济统计年鉴》(2002、2003、2004、2006、2007)、《第一次全国经济普查年鉴》(2004)、《中国金融年鉴》(2002-2007)、《中国统计年鉴》(2002-2007)，中国人民银行网站(pbc.gov.an)，并且，各变量均进行了对数化处理，以加强数据的平稳性。

三、实证研究结果与分析

为全面分析中国的金融发展对出口商品结构的影响，本文在回归过程中逐个引入各金融发展指标，考虑到面板数据模型中残差的相关性，采用广义最小二乘估计法进行修正，并采用White方法消除样本间异方差带来的估计误差，此外，还通过引入自回归项(AR(1))来消除自相关，回归结果见表2。

从计量分析结果(见表2)来看，中国的金融发展总体上对出口商品结构的优化作用是存在的，但金融发展的各个方面对出口商品结构的作用机制与影响程度却不尽相同。

以LLY衡量的中国金融发展规模的a值为正值，且显著水平达到5％，这表明中国金融发展的规模扩张对于制造业部门各行业的出口贸易增长具有明显的促进作用。中国金融体系规模的不断扩张，其主要原因在于国家对于银行免于破产的隐性担保，居民投资渠道的不畅以及社会保障发展的不完善，从而导致大量的居民储蓄存款被银行所吸纳并通过信用扩张，刺激国内生产规模的不断扩大和大量产能的对外释放。金融发展的规模扩张，从外部融资依赖的视角来看，有利于更多的出口企业获得更有力的金融支持。以克服融资约束，实现规模经济，形成和发挥比较优势，从而促进出口贸易的增长。由于外部融资依赖度较高的行业大多为资本和技术密集型行业，因此，中国金融发展的规模扩张，对于提升资本和技术密集型行业的出口份额。优化贸易结构，的确起到了积极的促进作用。

在评估投资项目、进行企业监控、实施风险控制和提供金融服务等方面，金融机构向私人部门和企业提供信贷比向公共部门和国有企业提供信贷更能反映出一国的金融发展水平和绩效。因此，能把资金提供给私人部门和企业表明金融体系对信息不对称和委托问题的有效解决。从回归结果看，以PRIVY衡量的中国金融发展效率的a值虽为正值。但显著水平仅有10％，这说明金融体系的效率变化对于出口商品结构的优化作用比较有限。中国的金融体系对于非国有企业存在明显的信贷歧视。而对国有企业的信贷投入则一直较大，其结果是非国有企业的“融资困境”

与国有企业的“预算软约束”并存。各商业银行竞争性地向大企业、大项目尤其是国有垄断性行业提供贷款，而非国有出口企业，由于从金融部门融资存在困难，只能依靠企业内源融资与民间非正规金融。非国有企业的融资困境对于其更新技术设备，提升产品质量和拓展国际市场均造成了一定程度的限制，并导致很多非国有企业只能依赖于劳动力成本低的比较优势，长期从事低附加值的劳动力密集型行业和生产环节的经营活动，难以通过外部融资支持实现出口商品结构的升级。此外，在现有金融发展的效率水平下，FDI的大量流人，对于某些行业的金融体系的资金投入，也存在一定程度的替代效应，因此，限制了金融发展对出口商品结构的改善作用。

以BANKS衡量的中国金融发展结构的a值为负值，且显著水平达到1％，其含义为国有商业银行相对地位的下降，银行市场竞争程度的加强，对于中国出口商品结构的优化具有非常积极的促进作用。金融结构的优化，有利于存在较强外部融资需求的行业，能从多元化的金融体系中的各种渠道寻求外部融资，而国有商业银行垄断地位的削弱，市场竞争机制的引入，也可促进金融功能的更好发挥，减少行业的外部融资成本。

控制变量的符号与预期基本一致。外商直接投资(FDI)的流入和行业规模(SCALE)的变化是促进我国出口商品结构改善的两个重要因素。因此。这两个变量的回归参数均显著为正值。而要素禀赋(AK)的回归系数却为负值，其含义为人均固定资产越低即劳动密集度越高，出口份额越大，这再次验证了我国劳动力资源丰富的比较优势在各行业的出口贸易中仍然发挥着重要作用。

四、主要结论与政策启示

本文采用中国制造业部门2001－2006年28个行业的相关数据，基于行业外部融资依赖度的视角，实证分析了中国的金融发展对于出口商品结构的影响，得出的主要结论有：

(一)由于国家对银行免于破产的隐性担保和居民的高储蓄率，银行部门获得了大量的金融资源，并通过对资金的贷放，加强了对各行业的金融支持力度。各行业因外部融资依赖度的差别，而导致获取资金规模的不同。在资本和技术密集型行业，由于较高的外部融资需求能够得到更好的满足，从而促使其快速发展。并最终引起中国出口商品结构的升级。

(二)在信贷资金的配置过程中，由于银行部门的信贷歧视，资金投放过多地集中于国有企业和大型项目，而非国有企业普遍地存在“融资约束”。这种情况在一定程度上，一方面造成了国有企业处于主导地位的行业产能过剩，另一方面也限制了非国有企业的进一步发展。因此，金融发展的效率状况未能成为促进出口商品结构优化的主要因素。