对外贸易的方法范文

导语：如何才能写好一篇对外贸易的方法，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。

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[关键词]对外经济贸易 竞争 国际贸易

中图分类号：F0 文献标识码：A 文章编号：1009-914X（2016）11-0167-01

一、概述

1978年，中国实行对外开放政策，从此中国在对外贸易、引进外资、开放市场等对外经济关系方面均取得了巨大的进展。20世纪90年代以来，中国不仅在世界贸易中居第五位（2002年），也是发展中国家最大的外资引进国。2001年，中国正式加入了世界贸易组织（WTO），这不仅进一步加快中国经济融入世界经济的步伐，而且也对21世纪中国的改革和开放事业产生了更为深远的影响。总的来说，中国经济的发展和兴盛需要世界经济，世界经济的增长和繁荣也需要中国经济。

二、我国对外经济贸易中存在的突出问题

1、因结构不合理而造成的一系列问题

因我国一直采取的是粗放式增长方式，尽管数额巨大，但是并不合理。主要表现为加工贸易在出口产品中占据了相当大的比重。根据经验总结来看，采取原料加工方式的加工贸易，国家从国际贸易中实得外汇收入平均约为贸易额的20%，国民从加工贸易中所获得的收益则更为有限，并且两头在外的加工贸易使我国处于以外商为主的阶段。目前，三资企业进口额占据我国总进口额的55%，出口则占了近60%的份额，在加工贸易中占比重更大的为外资，加工贸易对国民经济的结构进步作用也非常的有限。近几年来，尽管我国技术密集性产品出口的比重有所提高，但总体上我国出口的优势还是建立劳动密集性的制造业基础上，尤其是高新技术产品所占的比重很低。

2、国际市场需求总体偏弱

对外出口贸易、海外直接投资和国内公共投资是决定我国经济高速增长的三个要素，国际金融危机及欧洲债务危机，使得我国的主要贸易伙伴经济下滑、进口需求锐减、出口放缓、国际商品市场价格大幅震荡，以上这些问题都影响了我国的国际经济贸易。在我国的对外经济贸易中劳动密集型产品在对欧美等西方发达国家出口中占有很大的比重，消费群体主要是发达国家中的低收入人群，经济危机致使他们收入降低，极大地削弱了市场购买力，也冲击了我国劳动密集型产品市场，导致国内中小企业生存环境严重恶化，并出现纷纷倒闭现象。

3、产业贸易竞争力不足

目前，劳动密集型产品是我国的竞争优势，尽管从表面上看有些产品的技术含量较高，被认定为高科技产品，但是这类产品的核心零部件往往依赖进口，生产环节上也只是简单的加工装配。所以，我国的服务贸易在出口中并没有足够的优势。此外，我国产业竞争力不足还表现为缺乏自主的品牌，与其他发展中国家的加工贸易一样，我国在加工贸易中处于被选择的劣势地位和加工链的末端，高科技自有品牌产品出口总体仍处于起步阶段。具有自主知识产权和自主品牌的高新技术产品出口额占高新技术产品出口总额的比重不到10%，多数企业从事的是加工贸易，进行贴牌出口。正是因缺少自己的品牌，也就无法形成产业集聚效应。针对这一问题，加工贸易就出现了这样的特点，即：“无根工业”或“飞地工业”。在劳动力成本逐渐提高的情况下，这些产业很快就会转移到劳动力成本更低的国家。巨大的进出口数量只能说明我国是贸易大国，还不能证明我国是贸易强国。我国出口仍然建立在劳动密集型、技术含量比较低的基础上，这些产品主要是依赖于初级的生产要素，企业将价格优势作为自身的优势，但是这种优势很容易被模仿和取代。

4、贸易摩擦形势较为严峻

随着世界经济的持续疲软，对外经济贸易量呈现不断下降的趋势，部分国家和地区采取更为保守的贸易政策和措施，同时也设置了许多出口限制，获取短期利益，加剧了国际贸易摩擦，形成新的贸易保护壁垒。根据我国海关数据显示，2009年一整年中针对贸易伙伴发起的19项贸易调查中有15项是针对我国的；美国还将计算机产品的出口国分为4类，对包括中国在内的第3类国家实行许可证限制。花样迭出的新贸易保护主义及各种形式的贸易保护主义给发展中国家造成的外贸损失每年可高达1000亿美元。

5、资源和环境的代价巨大

我国贸易增长属于典型的粗放式增长，但是技术水平和环保意识差致使我国的出口商品经常会受到绿色和技术贸易壁垒的限制。相反地，我国对外资进入的技术和环境标准却降得很低。在以外资为主的加工贸易中，有一部分发达国家会利用我国尚不完善的环保体系，将一些高污染产品加工工业转移到我国，使我国的生态环境遭到破坏。最近几年来，我国个别地区还发生了“电荒”和石油短缺问题，这已经给我国经济运行带来了不利影响。

三、我国对外经济贸易发展的应对方法

1、对外贸易由增加数量转变为提高质量

大力发展对外贸易，并促进对外贸易将增加数量作为主要方向，提高质量为主要转变。同时在转变贸易方式上要做到以下几点：加强营销，优化出口结构、以自有品牌、自主营销和自主知识产权为重点，引导企业增强综合竞争力；积极扩大进口，实行进出口基本平衡的政策，发挥进口在促进我国经济发展中的作用。

2、提高我国经济对外的依赖程度

从我国加入世贸组织后，改革得到了全面深化，开放力度也进一步扩大，将会有许多跨国公司和为其配套的中小企业将中国作为其投资的重点区域，并将自己的生产制造基地转移到中国，由此也促进了我国的出口增长。

3、采取多种手段去解决各种贸易摩擦

为解决各种贸易摩擦要从以下方面入手：一是运用多边规则处理贸易争端。加强与利益相关方的配合协调，争取获得更多支持；二是要抓好双边贸易摩擦方案应对。密切跟踪贸易摩擦的最新动向，从而增强应对工作预见性和主动性，更好的解决对外经济贸易中出现的多种问题。

4、调整、改善中国进出口商品结构

我国从入世以来已经在实施鼓励出口的一系列政策，在出口退税、出口信贷、出口信用保险、市场调查、咨询服务等财政、金融政策和信息服务方面，对出口企业给予扶持和帮助。

四、结束语

综上所述，改革开放的不断深入，使我国对外经济贸易得到了大发展。90年代以来，中国经济已越来越深地融入互相依赖的国际经济之中，中国经济的开放度和国际化程度逐步提高。总之，中国要实现对外经济贸易的持续发展，就还要做好许多方面的工作，既要大力培育外贸竞争新优势，建设国际营销网络，也要提高中、小民营企业拓展国际市场的能力，鼓励这些企业投入新技术，力求打造国际知名品牌等，这样才能不断促进其对外贸易发展，进而推动我国经济的发展。

参考文献

[1] 薛广东《浅析我国对外经济贸易的现状及应对策略》[J]，《现代营销》2015年09期.

[2] 杨文《对当前对外经济贸易与环境协调发展的研究》[J]，《经营管理者》2014年10期.

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论文关键词：对外贸易和,欠发达地区,经济发展

一、欠发达地区对外贸易对经济发展的影响

自改革开放以来，对外开放对东部经济发展产生了巨大的推动作用，而对西部欠发达地区的经济增长的贡献甚微。贵州是西部欠发达地区最具典型意义的一个区域，一方面，它具有较先进的电子、航空、煤化工冶金等产业及丰富的自然资源，但另一方面，它的GDP占全国的比重极其小。2009年贵州省GDP占全国的比重仅为1.16%，造成欠发达地区的经济落后的一个重要原因就是对外开放的滞后。鉴于此，本文选取具有典型意义的地区贵州为代表，分析欠发达地区对外开放滞后与经济发展的关系。

1.对外贸易现状

贵州的进出口总额在1990年之前一直处于10亿元以下的水平，大大落后于其他省份，直到1990年才突破了11亿元。上世纪90年代，贵州对外贸易总额稳步增长，但占全国进出口总额的比重依然很小。“十五”期间贵州推出了一系列加强对外贸易的措施，使得对外贸易得到了长足发展，其中2004年突破了百亿，“十五”末期比“九五”末期增长了110.52%。在“十一五”期间的2008年对外贸易总额达234.08亿元，创了历史新高，同比增长35.44%（图1）。

图11980-2009年贵州省对外贸易和GDP关系（单位：亿元）

对外贸易贡献率是判断对外开放对经济发展贡献的重要指标。近年来，贵州对外出口贸易对经济增长的贡献率在5%左右波动，贡献较小，甚至在亚洲金融危机后出现负贡献。这反映了出口结构较落后的贵州，在正常情况下对外贸易对经济增长贡献不大，在国际市场不景气时负面作用较大（参见图2）。

对外贸易依存度是指一国经济对贸易的依赖程度，是用来判断对外开放程度的另一重要指标。如图2所示，贵州的外贸依存度一直徘徊在6%左右，从来没有突破10%。贵州经济发展对进出口贸易的依存度不仅远低于东、中部地区，与我国外贸依存度相比差距则更大。我国外贸依存度一直保持两位数，2007年达到最高峰，受金融危机的影响，2008、2009年有下降的趋势，2009年为44.96%。

图2贵州与全国贸易依存度及出口对经济增长的贡献率（单位：%）

通过上述分析发现，以贵州为代表的欠发达地区对外贸易和GDP增长基本同步。当GDP增长时，对外贸易同步增长，但是出口对经济增长的贡献率却呈现出不同步的状况，对经济发展（工业增长）贡献度最大的电力、有色冶金、饮料、烟草和黑色冶金五大优势行业外向度低，显示欠发达地区经济增长的自我循环，反映了欠发达地区GDP的内向型特征，缺乏竞争力，显然，欠发达地区对外开放滞后是其经济发展落后于东部的一个重要原因。

2.实证分析

为了进一步分析欠发达地区对外贸易对GDP的影响，这里采用贵州30年的数据进行实证分析，利用Eviews软件，将进口、出口、进出口及GDP等作为变量，并对这些变量进行相关性检验，检验结果显示：GDP与出口贸易、进口贸易、进出口贸易都有很显著的相关性（参见表1）。

表1贵州省进出口贸易与GDP的相关性

GDP

EX

IM

TOTAL_TRADE

GDP

1

0.954

0.949

0.957

EX

0.954

1

0.980

0.997

IM

0.949

0.980

1

0.993

TOTAL_TRADE

0.957

0.997

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关键词：浙江省　对外贸易　经济增长　实证分析

一、引言

国内外的经济学者对对外贸易与经济增长的关系进行过比较多的实证研究，但由于研究方法、采用数据各不相同，得出的结论也不尽一致。Maizels(1963)运用秩相关的方法检验了7个发达国家1899―1959年制造业出口数据，得出出口导向对经济增长有显著的促进作用，即支持ELC(出口导向经济增长)假设的结论。巴拉沙(Balassa,19781对11个初步工业化国家1960―1966年和1966―1973年两个期间运用秩相关(RC)检验，分析了实际GDP平均增长与实际出口平均增长之间的关系，得出了支持ELG假设的结论。杨全发(1998)和舒元利用巴拉萨――费德模型对中国改革开放以来的数据(1978―1995年)进行回归分析，实证检验的结果是出口贸易就整体而言对经济增长的促进作用并不显著，我国制成品的出口增长与经济增长呈负相关，而初级产品出口增长与经济增长呈正相关，且回归系数在统计上比较显著。陈家勤(1999)从进出口依存度和进口GDP增长弹性分析，得出我国进口的增长对GDP的增长中发挥了较大的作用。综上所述，各国学者都是从跨国或一国的范围内进行分析研究，从某一典型区域就对外贸易与经济增长关系问题开展的理论与实证研究还比较少。

二、浙江对外贸易的发展现状

改革开放以来，浙江省的外贸快速发展，归纳起来，呈现出以下特点：第一。外贸出口规模大、增速快、顺差大。1998年以来，浙江省出口规模稳居全国第4，出口增速不仅全国领先，而且在沿海主要省市中也处在领先地位。贸易顺差更是连续多年名列全国第1，2008年，全省进出口总额2111.5亿美元，其中，出口1542.9亿美元，进口568.6亿美元，分别比上年增长19.4％、20.3％、17％。进出口、出口、进口增长速度均居沿海主要省市第2位。第二。出口商品结构明显改善。机电产品以及高新技术产品的出口继续保持大幅增长，基本形成了以机电产品、高新技术产品为主，同时提高轻纺等传统产品出口附加值的商品体系。第三，出口市场日趋多元化。虽然浙江省出口的主要市场仍以欧美日三大区为主，但近年来对新兴市场和其他地区市场的出口也在不断增长。截至2008年底。浙江与世界上近230个国家和地区建立了直接的经济贸易关系。浙江积极实施外贸经营主体、出口市场、出口商品和贸易方式多元化，形成民营企业、国有及国有控股企业、外商投资企业等共同开拓国际市场的格局。

三、对外贸易对浙江省经济增长贡献的实证性分析

(一)浙江省对外贸易对GDP的拉动度分析

对外贸易对GDP的拉动度表示GDP增长率中有几个百分点是由对外贸易贡献的，即对外贸易进出口对经济增长的贡献度与GDP增长率之间的乘积。用公式表示为：拉动度=(出口一进口)／GDP增值xGDP增长率。

浙江省GDP一直都以比较快的速度发展,GDP平均年增长率达到12.85％，对外贸易的发展比GDP的增长更快，因此，对外贸易对经济增长的贡献率大致呈逐年递增的趋势，对GDP的拉动度也越来越大。由此说明，随着对外贸易的不断发展，其对浙江省经济增长的贡献越来越大。

(二)浙江省对外贸易对经济增长作用的线性回归分析

笔者以Eviews5.1为分析工具，以1986―2006年的数据为基础。对对外贸易进出口总额、出口额和进口额对GDP的作用进行线性回归分析和检验。为消除异方差的影响，更好地说明各个变量之间的关系，对GDP、进出口总额、出口额和进口额分别取对数，用InGDP表示GDP，1nTX表示进出口总额，lnEX表示出口额，lnMX表示进口额。

1，浙江省对外贸易总额对经济增长作用的线性回归分析。浙江省1986―2006年对外贸易总额对GDP作用的回归分析结果如下：

LnGDP=4.4132+0.557LnTX

(31.930)(27.329)

RZ=-0.975 F=746.889 DW=1.223

以上结果显示，在浙江省GDP与对外贸易总额的线性回归模型中，自变量(GDP)与常数项的回归系数t统计都超过了临界值，具有显著性，说明对外贸易总额对GDP是有显著影响的。方程拟合优度很高，达到了0.975，表明上述模型解释力强。GDP对对外贸易的回归系数为0.557，说明对外贸易总额每增加一个单位，就使GDP平均增加0.557个单位，表明对外贸易总额对浙江省GDP的促进作用比较明显，

2　浙江省对外贸易出口对经济增长作用的线性回归分析。浙江省1986―2006年对外贸易出口额对GDP作用的线性回归分析结果如下：

LnGDP=4.5806+0.657LnEX

(30.208)(23，843)

R2=0.968 F=568.534 DW=1.123

以上结果显示，在浙江省GDP与对外贸易出口额的线性回归模型中，自变量(GDP)与常数项的回归系数t统计都超过了临界值，具有显著性，说明对外贸易出口额对GDP有显著影响。方程拟合优度很高。达到了0.968，表明上述模型解释力强。GDP对对外贸易出口的回归系数为0.657，说明对外贸易总额每增加1个单位，就使GDP平均增加0.657个单位，表明对外贸易总额对浙江省GDP的促进作用比较明显。

3　浙江省对外贸易进口对经济增长作用的线性回归分析。浙江省1986―2006年对外贸易进口额对GDP作用的线性回归分析结果如下：

LnGDP=5.6176+0.512LnMX

(63.082)(29.673)

R2=0.978 F=568.534 DW=1.012

以上结果显示，在浙江省GDP与对外贸易进口额的线性回归模型中，自变量(GDP)与常数项的回归系数t统计都超过了临界值。具有显著性，说明对外贸易进口额对GDP有比较显著影响。方程拟合优度很高，达到了0.978，表明上述模型解释力强。GDP对对外贸易进口的回归系数为0.512，说明对外贸易总额每增加1个单位，就使GDP平均增加0.512个单位，表明对外贸易进口对浙江省GDP的促进作用比较明显。

四、浙江省对外贸易的发展对策

(一)进一步优化出口产品结构

虽然浙江省出口产品基本形成了以机电产品、高新技术产品为主的出口结构，但真正具有竞争力的产品结构体系还未建立起来。出口的产品中，大量低技术含量、低附加值的劳动密集型产品和资源消耗型产品仍然占相当的比例。为了进一步提高浙江出口产品的国际竞争力，必须切实地改善出口的产品结构。

(二)深化外贸体制改革，加速培育多元化的出口主体和出口市场

应鼓励有实力的生产企业、民营企业和私人资本等参与外资企业重组，加快国有外贸企业改制步伐，实施贸易主体多元化战略。外贸出口企业应开拓不同的国际市场，培育新的国际市场，重点开拓有潜力的新兴市场，力争巩固主市场，开发新市场。

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    主流观点指出,对外贸易经济效益的实质即通过外贸活动实现社会劳动的节约,其形式是通过实物形态及价值形态的转换,使国内产业结构,产品结构同世界市场结合起来,实现优势互补,促进国民经济的发展。但也有的观点认为,在外向型经济日趋发展的条件下,应注重开拓新的国际分工和交换的利益源泉,扩展对外贸易经济效益的内涵。

    二、我国外贸经济效益衡量指标存在的问题及影响

    评价指标是从结果角度对已发生事件的评价,其合理性是对以往经济行为真实有效评价的关键。同时评价指标不仅是对已发生经济行为的结果的衡量和评价,更是对未发生经济行为的引导。

    对外贸易经济效益作为客观存在,要求得到评价和衡量。当前我国对外贸易经济效益的衡量指标分两类:一类是对外贸易社会经济效益的衡量指标,一类是对外贸易企业经济效益的衡量指标。对于对外贸易社会经济效益的衡量指标,包括:进出口贸易总额、平均换汇成本、资金利润率、进出口贸易税利、贸易条件等;进出口贸易总额是对外贸易的直观总体表现,反映了我国对外贸易活动的规模,参与国际分工的程度和外贸计划的完成情况。以此为基础构筑的外贸社会经济效益评价指标体系在我国外贸的发展过程中起到了度量、评价和引导作用,极大的促进了我国外贸的快速发展,如经过20多年的发展,我国已成为一个贸易大国。2004年我国进出口贸易总额超过11000亿美元,提前6年实现突破10000亿美元的规划目标,其中顺差超过300亿美元。2005年我国对外贸易仍然保持着迅猛的发展速度,贸易总额14221.2亿美元,贸易顺差高达1010.8亿美元。我国对外贸易在世界贸易中的排名也由2003年的第4位升至2004年的第3位,并在2005年继续保持了这一位次。但由于受“出口创汇”思想的影响,我国对外贸易经济效益的评价指标体系中也中存在着一系列的问题,主要表现为:

    (一)过分强调贸易总量和贸易顺差

    由于对外贸易已成为我国国民经济的重要组成部分,而充足的外汇储备是发展对外贸易的必要条件,因此在对外贸易经济效益的衡量指标别强调贸易额顺差、出口增长速度等指标。为了完成出口任务,不少企业以牺牲利润的代价,低价竞销,提高市场占有率和销售额,在纺织品、服装等劳动密集行业,出口量增价减、丰产不丰收的情况比比皆是。在这种情况下,一方面是媒体大肆宣传对外贸易高速增长,外汇储备增加,外贸形势大好,另一方面,更多的国内资源廉价地流向了国外,企业利润更少。

    (二)评价指标过于笼统

    单独评价进出口贸易总额,中国毫无疑问是一个贸易大国,但从贸易结构这一重要指标来看,中国距离世界贸易强国的地位还有一定的距离。在2004年中国1.1万多亿美元的总贸易额中,加工贸易就占了6000 多亿美元,而外来加工的出口贸易占全部出口额的58%。即便是一般贸易中的份额,也有相当部分为外资企业所创造。如天津2004年的314家外资企业出口总量为99.4亿美元,占天津出口总量的99.1%。而103家内资出口企业总计出口234 万美元,占有量不到0.2%,这种外商主导出口的情况在我国各大城市普遍存在。因此,美国麻省理工学院国际问题研究中心乔治-吉尔博伊认为:“中国的高科技和工业产品的出口是由外国公司而不是中国企业在主导。中国企业严重依赖从美国和其他工业发达国家进口的设计、关键性元件以及生产设备等,几乎没有采取有效措施去吸收消化和推广它们进口的技术,从而使得中国企业不可能迅速成为全球工业中的有力竞争者。”

    (三)忽视了对外贸易社会经济效益的评价

    现有的外贸指标评价体系对社会经济效益评价的缺失,使得一些出口行业在取得显着经济效益的同时,忽视了社会经济效益。例如,陶瓷生产过程中对环境污染是十分严重的,目前许多欧美国家都在逐渐减少陶瓷的生产。而在中国,众多陶瓷企业在激烈的市场竞争中竞相压价,以牺牲环境资源的代价来取得微薄利润。中国的劳动力价格比美国、日本低二十倍,比泰国要低一倍,甚至比人均GDP 低于我们的印度都低。沿海地区很多地方的财政税收每年增幅30%以上,而从事外贸出口的大量民工工资近十年却没有多大变化。这种不正常的状态说明我们的对外贸易经济效益衡量指标存在较严重的问题。

    三、我国外贸经济效益衡量指标存在问题的原因及修正原则

    (一)我国外贸经济效益衡量指标存在问题的原因

    1.重商主义的深远影响

    虽然的国际价值论和比较优势理论一直为我国参与国际分工、进行对外贸易的基础理论和指导思想,但计划经济条件下形成的外汇紧缺局面使重商主义对我国外贸发展也有着深远的影响。因此,新形式下的“重商主义”,即“提倡节约,重储蓄,轻消费,扩大出口,减少进口,赚取更多的外汇” 的观念成为多年来我国发展外贸的主要驱动力。

    20世纪80年代,我国外贸收支绝大多数年份是贸易逆差,外汇短缺成为制约经济发展的重要因素。为了创汇,我国采取了诸如出口退税等一系列促进出口的政策,外汇储备也由此快速增加。在当时特定的背景下,突出贸易额、顺差、出口增长率等指标有其现实意义。但是,对这些指标的侧重并未随着世界经济和我国对外贸易发展的实际情况而发展变化。政策性的出口鼓励使外贸企业盲目地追求出口数量和出口贸易额的增长,大大忽视了社会效益。在外汇储备超过7000亿美元、即将成为全球最大外汇储备国的今天,过分强调创汇额的弊端逐渐显现出来。

    2.发展对外贸易的经验仍然欠缺

    在全球化的趋势下,作为发展中国家,我国十分重视对外贸易及其对国民经济的促进作用。但是,我国改革开放时间较短,市场体系与市场机制仍有待完善,与有丰富对外贸易经验的发达国家相比还有很大的差距。尤其是加入世贸组织以来,我国对外贸易迅猛发展,但是关于对外贸易方面的各项政策及评价标准并不完善,甚至存在诸多缺陷,其发展和完善也远不及对外贸易的发展速度。尤其缺乏对不同性质企业对外贸易经济效益的区分以及对进出口商品结构的整体评价。

    3.市场经济体制有待完善

    改革开放以前,我国实行计划经济体制,对外贸易活动的调控主要采取直接调控方法。改革开放以后,我国由计划经济体制向市场经济体制转变。为了适应市场经济的要求,我国外贸宏观调控体系开始从以直接调控为主向以经济和法律手段为主、行政手段为辅的间接调控体系转变。虽然我国的市场经济体制在逐步发展和完善,但现行的宏观调控体系仍然存在很多问题,不能适应外贸发展的需要。市场经济条件下,因为指令性计划被取消,所以在对外贸易发展的过程中统计是很重要的。但是,目前我国的统计思想比较淡薄,统计制度不甚严格,统计技术不高,统计指标不全面。再者,指令性计划尽管名义上被取消,但类似进出口指标的变相指令性计划在一定程度上存在。因此,在计划经济体制下制定的对外贸易经济效益的衡量指标体系并未随经济体制的转变而有实质性的改进,这已不能真实、准确地反映我国的对外贸易经济效益,对外贸企业也无法进行正确的引导。

    (二)对外贸易经济效益评价的基本原则

    1.实事求是 , 科学评价

    外贸经济效益评价既是决定贸易机会取舍的重要前提,也是指导外贸活动健康发展的重要手段。评价对外贸易经济效益 , 必须坚持实事求是、科学评价的原则。首先,评价所采用的数据必须真实、准确、合理。外贸经济效益评价的基础是对外贸易活动中所涉及到的相关数据。数据选择是否合理,直接影响到评价本身的科学性;数据不真实、不清楚,也会导致评价结果失真,继而导致贸易决策失误。其次,评价方法和评价指标应力求科学、合理。根据对外贸易本身的特点,外贸经济效益的评价应具有较强的针对性,应采用有别于国内其他经济活动的评价方法和评价指标,而且应具有可测性和可比性,定性指标也应有一定的量化手段与之相对应。这些指标不能过于复杂,计算所需数据也应比较容易获得和基本可靠。在对外贸易经济效益评价中,科学的评价方法和评价指标应体现如下特征:

    (1)能准确全面地反映对外贸易的综合经济效益;

    (2)体现经济效益变动的连续性与可比性 , 沟通效益变动的轨迹;

    (3)简便易行,方便操作。

    2.贸易前的评价与贸易后的评价相结合

    从外贸经济效益评价的作用来看,贸易前的评价与贸易后的评价应有不同。贸易前的经济效益评价其实是一种效益预测,评价的目的在于决定贸易机会的取舍,选择确定合适的贸易对象与贸易条件;贸易后的经济效益评价则是对贸易效果的总结,把评价结论反馈到今后的决策中去,推进决策优化。对外贸易经济效益与贸易决策之间的关系,可以表述为下面的基本程式,即:贸易前的评价贸易决策贸易后的评价贸易决策优化。对一项贸易决策而言,既要依据上一项贸易效益评价的结论反馈,同时也要依据本项贸易的经济效益预测。坚持贸易前的经济效益评价与贸易后的经济效益评价相结合,不仅能客观地检测决策的科学化程度,也有利于决策的科学化。贸易前的经济效益评价(预测) 结果与贸易后的经济效益评价结果之间的差异,是反映贸易决策水准的一个重要指标。

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2013年江苏省口岸进出口总值高达5508.44亿美元，位列全国第二。随着经济快速发展，江苏省直接碳排放量显着增长。2001年~2010年省内二氧化碳年均排放量增长率为7.79%，高于全国同期6.67%的水平。尽管江苏省在发展低碳经济方面具有新能源开发、科技创新等优势，但省内高碳产业仍占主导地位，节能降碳形势依然严峻。因此，分析江苏省对外贸易、经济增长和碳排放之间的关系，探索适合江苏省发展的低碳模式，有利于江苏省贸易政策的调整和进一步落实可持续发展战略。

对外贸易、经济增长和碳排放这三者的动态关系一直是国内外学者关注的重要问题。目前主要研究成果有：DaboGuanetal(关大博等，2008)利用中国1980年~2030年的碳排放量实际和预测数据，分析得出促进我国碳排放量持续增长的三大主要因素分别为家庭消费、出口贸易以及资本投资。[StreteskyaLynchb(斯垂特斯卡林奇，2009)结合269个国家1989年?2003年的出口贸易以及二氧化碳排放量，研究结论表明全球大部分国家出口贸易的发展导致二氧化碳排放量不断增加。但Kearsley&Riddel(基尔斯利和里德尔，2010)选取了全球27个经合组织（OECD)国家对外贸易以及二氧化碳排放量的数据进行分析，结论表明这27个国家的对外贸易对其二氧化碳排放量的正向效应并不显着。中国作为世界上二氧化碳排放量位居前列的国家，有效降低二氧化碳排放量已经成为当务之急。沈利生(2008)结合投入产出模型，具体研究了我国对外贸易对S02排放量的影响，研究结论表明，导致我国对外贸易污染排放逆差的主要原因是不断增加的外贸顺差和出口贸易产业结构的恶化。陶长琪(2010)等运用ARDL模型，结合我国1971年~2008年的面板数据研究了我国二氧化碳排放、能源消费、人均GNI及其平方对对外贸易系数的作用效应，结论显示这三者与对外贸易系数存在长期的正向效应。^李锴(2011)等利用中国1997年~2008年的二氧化碳排放量，面板数据覆盖我国30个省份，全面分析了各省份对外贸易系数与二氧化碳排放量之间的动态关系，结果表明对外贸易系数与我国各省份二氧化碳排放量之间存在长期均衡关系，对外贸易的增长增加了我国二氧化碳排放量和碳强度。

二、模型与变量的选取

(-)VAR模型

向量自回归（VectorAutoregression，VAR)模型米用多方程联立的形式，结合统计数据，基于系统中内生变量的滞后值函数构建形成的模型，从而实现将自回归模型的变量从单一推广至多元时间序列的突破。滞后阶数为P的VAR模型可以表达为：

yt=^1yt-1+L+$pyt-p+0xt+stt=1，2，L，T

其中，yt为k维内生向量，xt为d维外生向量，p为滞后阶数，kxk维矩阵屯，L，$p和kxk维矩阵0是系数矩阵，&为k维随机误差向量，T为样本个数。

(二）变量的选择

笔者共选取3个变量分别是人均国内生产总值(Gt)、人均碳排放指标(Ct)、对外贸易依存度（Ft)为模型指标。模型中还涉及到各期对外贸易总量、各期人民币汇率以及人口数量的数据均取自1995年~2013年《江苏统计年鉴》。对外贸易依存度以及二氧化碳排放量计算利用如下公式求得：

(1) 对外贸易依存度=进出口贸易总额/国内生产总值x100%

(2) 二氧化碳(CO0排放量=KxE

(3) 二氧化碳排放系数（K)=单位热值含碳量x平均低位发热量x碳氧化因子x44/12。

其中，进出口贸易总额使用年平均汇率换算；E为不同类型能源以标煤为单位换算的使用量；K为不同类型能源的二氧化碳排放系数。

我国二氧化碳排放主要来自7种能源：原煤、焦炭、原油、燃料油、汽油、柴油、煤油，各能源二氧化碳排放系数如表1所示。文中所涉及的7种能源的消费量均取自1995年~2013年《江苏统计年鉴》。3.上表后两列来源于《省级温室气体清单编制指南》（发改办气候[2011]1041号）。

在进行实证分析之前，先对文中时间序列变量进行自然对数转换，其目的在于使实证数据趋向线性的同时又可以有效消除异方差的影响，设变量人均国内生产总值（Gt)、人均碳排放指标(Ct)、对外贸易依存度(Ft)分别为LN(Gt)、LN(Ct)、LN(Ft)。笔者分析的结果均通过Eviews7.2计算得出。

(三）实证分析

1.稳定性检验

本文共涉及3个系统变量分别为人均国内生产总值(Gt)、人均碳排放指标(Ct)、对外贸易依存度（Ft)，建立无约束且滞后期为P的VAR模型，依据PLR、FPE、AIC、SC和HQ等准则确定VAR模型的滞后期P，表2分析结果表明P为2。VAR模型的稳定性可以根据其所有特征根模的倒数是否小于1来判断，当模型所有特征根的模的倒数均小于1则模型稳定。如图1所示，VAR(2)的特征根模的倒数均在半径为1的圆的范围内。因此，VAR(2)稳定，具备进行脉冲响应分析的条件。

2.ADF检验

笔者使用ADF检验方法对时间序列进行单位根检验，其目的在于避免时间序列的“伪回归”现象并测度变量的平稳性水平。如表3结果所示，LN(Gt)、LN(Ct)、LN(Ft)的ADF值均大于其对应的5%临界值，即变量为非平稳。而其对应的一阶差分ALN(Gt)、ALN(Ct)、LN(Ft)的ADF值均大于其对应的5%临界值，表明变量的一阶差分通过了平稳的显着性检验，为一阶单整。

ADF检验结果表明变量LN(Gt)、LN(Ct)、LN(Ft)在5%的显着水平下为非平稳序列，而一阶差分序列ALN(Gt)、ALN(Ct)、ALN(Ft)在5%的显着水下序列平稳，为一阶单整。ADF检验结果表明ALN(Gt)、ALN(Ct)、ALN(Ft)都服从1(1)，据此可以进行协整检验。Johansen检验是在VAR模型的基础上产生多变量协整检验方法。表4中Johansen检验结果表明，迹检验以最大特征

表4 Johansen检验结果值检验在5%的显着性水平下至少存在2个协整方程。由此可知三个变量之间存在长期均衡关系。

4.Granger因果关系检验

协整分析表明对外贸易、经济增长与碳排放之间存在长期均衡关系，但并不能明确表明变量之间的因果关系和因果关系的方向，所以在脉冲响应分析之前需进行Granger因果关系检验，根据Granger因果关系检验的结果判断各变量之间的因果关系及其方向。鸣下一步进行的脉冲响应分析来说，Granger因果关系检验结果可以说明对于目标变量而言，某些内生变量能否判定作为外生变量。

表5中Granger因果关系检验结果表明经济增长是碳排放的单向Granger因，而对外贸易与碳排放互为Granger因。这说明碳排放量的增加对对外贸易的不断发展具有正向效应，但当碳排放量持续增加并达到一定程度时，即超过一定的环境容量时，一定程度上就会制约对外贸易的持续发展。同时，经济增长又是对外贸易的Granger因。综上结论说明江苏省目前的经济发展方式仍然是“高投入、高消耗、高污染”的粗放型，这必然导致未来碳排放量的持续增加。

5.脉冲分析

脉冲响应函数可以捕捉变量之间全面复杂的动态关系，根据建立的VAR(2)模型，分别作出它们的脉冲响应函数图，如图2所示。其中，横坐标表示跟踪期（笔者选择10期），纵坐标反映脉冲响应的程度；实线表示脉冲响应函数10期的变化路线，虚线表示正负两倍标准差偏离带。

    (1) 碳排放对对外贸易和经济增长的影响

碳排放对自身信息的一个标准化冲击立即作出响应，首先是迅速衰退，然后缓慢下降，表明江苏省碳排放在短期内会大量下降，但在长期内如果没有其他因素干扰，其下降幅度会减弱。碳排放对对外贸易信息的一个标准化冲击响应后，先是迅速提高，达到正效应最大值，然后逐渐衰退，随后又经历一轮小幅升降才趋于平稳，这表明从长期来看，江苏省碳排放对对外贸易带来同向的冲击作用，短期内碳排放促进对外贸易的增加。碳排放对经济增长信息的一个标准化冲击，首先是一个负向冲击，然后效应慢慢减弱，第2期开始回升并趋于0，说明在短期内江苏省碳排放对经济增长有一定的影响，且对未来经济增长的作用效应不明显。

(2) 对外贸易对碳排放和经济增长的影响

对外贸易对碳排放信息的一个标准化冲击后正向效应开始衰弱，第三期以后缓慢增加，但处于负效应状态。表明江苏省对外贸易的增长短期内会促进碳排放的增加，长期来看并不具有促进作用。对外贸易对自身信息的一个标准化冲击响应，同样是迅速下降然后继续缓慢增加，第3期达到最大值0.27，然后开始逐渐减少并趋于0。对外贸易对经济增长信息的一个标准化冲击的响应，负向效应由降转升并逐渐趋于0，这表明短期内江苏省对外贸易对经济增长并不具有促进作用。

(3) 经济增长对碳排放和对外贸易的影响

经济增长对碳排放信息的一个标准化冲击响应，碳排放迅速增加，第2期达到效应的最大值，然后开始缓慢减少趋于0附近，表明江苏省经济增长对碳排放具有正向持久的冲击作用，这与前文协整理论分析的结果吻合。经济增长对对外贸易的冲击影响，同样在第1期开始下降又于第4期回升至正向效应，且该正向冲击作用一直持续到第10期，说明江苏省经济增长对对外贸易同样具有积极作用。经济增长对自身信息的一个标准化冲击，首先是正向效应迅速下降，直到第5期基本保持稳定，表明江苏省经济增长在短期内对自身有一定的促进作用，但这种作用持续的时间不长。

1. 方差分解分析

脉冲响应函数形象地展示了一个变量的冲击对另一个变量的动态影响路径，而要准确地计算出每一个结构冲击对每个内生变量变化贡献的数值到底有多大，则需要用到方差分解方法。[9]运用Eviews7.2进行分析，运行结果如表6所示

从表6可以看出，碳排放对自身的预测方差贡献率呈不断下降趋势，自第8期开始逐渐保持在-0.8%的稳定水平上，可见碳排放受到其自身的影响不大。经济增长对碳排放的贡献率相对来说不高，第一期贡献率为0，并逐期下降且一直为负值，说明江苏省经济增长对碳排放具有抑制效应，这和近几年来江苏省提倡节能减排、发展低碳经济相关。对外贸易对碳排放的贡献率在第二期达到2.5%后又回落趋于稳定，充分说明了对外贸易发展在短期内会引起碳排放的增加。

篇6

关键词：文化产业；文化服务贸易；贸易引力模型；面板数据

文化贸易不仅具有经济、文化的双重属性，更具有日益凸显的国家战略意义。国务院出台的《国务院关于加快发展对外文化贸易的意见》中，强调了对国家重点鼓励的文化服务出口企业推行免除营业税等优惠政策，并鼓励金融机构提供符合文化贸易发展特点的信贷产品和贷款模式。蒙英华采用加拿大文化贸易数据，对文化产品和服务的影响因素进行比较研究，表明经济总量、文化距离对两类贸易的影响方向相反，地理距离对两类贸易都形成了贸易成本等结论。本文从中国文化服务对外贸易发展现状出发，运用引力模型和面板数据，实证分析中国文化服务对外贸易的影响因素。

一、文化服务对外贸易发展现状

表1选取商务部的《中国服务贸易统计2015》中2000～2014年关于文化服务对外贸易的相关数据进行分析，其中文化服务内容选取现有数据中专有权利使用和特许费，咨询，广告、宣传，电影、音像等四大类数据加总。

表1可以看出，中国文化服务对外贸易表现出两个特点：第一，文化服务进出口总额近年来显著上升，2000年中国文化服务进出口总额仅为28.3亿美元，到2014年，这一数值上升为1 023.1亿美元，这说明中文化服务贸易具有持续发展潜力；第二，中国文化服务长期存在贸易逆差，其中2006年贸易逆差额达最大值64.7亿美元。尽管本文选取的几个类别不足以完全涵盖中国文化服务领域，但中国文化服务对外贸易长期存在逆差，且贸易逆差近年来有所缓和是学术界认同的基本结论。另外，运用SWOT分析方法得出中国文化服务对外贸易发展的4个特点。

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一、引 言

对外贸易与经济增长之间的关系是倍受经济学家关注的一个重点论题，但关于对外贸易对地区经济差距影响的研究却起步较晚，且大都归结于实证分析，并由于数据、模型和方法的差异，研究者们得出了两种截然相反的结论。

一种观点认为；对外贸易会恶化地区间经济差距。如Fuchs 和Pernia（1987）认为在发展中国家，由于地区间公共交通设施非常不完善，地区经济发展模式常常是由国内市场发展状况以及政府的公共政策所决定的，出于效率的考虑，对外贸易倾向于遵循已有的地区发展模式，这将加剧地区间经济发散。1］(88-111)Sanchez-Reaza 和Rodriguez-Pose（2002）分别使用β收敛和σ收敛检验了墨西哥进口替代时期和加入北美自由贸易区后对外贸易对其内部地区经济增长差异的影响，发现对外贸易增大了地区经济增长差异。［2］(72-90)另一种观点认为；对外贸易有利于地区经济收敛。如Henderson (2002) 从新经济地理学的观点出发，认为由于对外贸易并不依赖于国内市场，随着中心城市区土地、劳动等生产要素价格的上涨，生产者可以选择在中心城市之外进行生产，这将加速地区的经济增长，从而有利于地区间经济收敛。［3］(89-112)此外，还有一些经济研究者持中立态度，如Pernia 和Quising（2003）利用菲律宾1988―2000年间的面板数据，采用三段最小二乘回归法进行分析，认为对外贸易对于地区经济增长是有利的，但是对外贸易本身并不能缩小地区间的经济差距。［4］(91-406)Parikh 和 Shibata（2004）则认为对外贸易是否有利于地区间经济收敛取决于各个国家的具体情况，他们使用了面板数据方法，采用σ收敛和β收敛检验了30个非洲国家、14个亚洲国家以及20个拉丁美洲国家对外贸易对其地区经济增长的影响，其研究表明：对外贸易加速了亚洲以及拉丁美洲的地区经济收敛，但是在非洲，对外贸易加剧地区经济发散。［5］(33-48)

改革开放以来，中国快速发展的对外贸易究竟对地区经济差距产生了怎样的影响？本文将从趋同核算分析框架出发，利用我国各省①(台湾省除外)1978―2005年度的相关数据实证分析了对外贸易对中国地区经济差距的影响。

二、计量模型与实证

（一）分析方法与模型

1.趋同核算分析框架的提出

2003年，De La Fuente在对经典的σ收敛和β收敛分析方法进行扩展的基础上，提出了一种能够分解各种因素对经济增长收敛贡献程度的分析框架，称为趋同核算（convergence accounting）分析框架。De La Fuente利用OECD18个国家1970―1995年间的面板数据示范了在趋同核算分析框架内，如何分解各要素对经济增长收敛的影响。第一步，利用OECD国家1970―1995年的面板数据回归GDP增长方程；第二步，根据方程的回归分析结果对GDP增长率进行分解，分解方法为：各要素单独引致的GDP增长率是在不考虑其他因素，即其他变量取值为零的情况下，由第一步的回归结果给出的每种因素单独引致的各国GDP增长率；第三步依据上述分解结果，可测算出各要素对GDP趋同与差异的贡献率，具体计算方法为：首先计算出各因素单独起作用时，1970－1995年OECD国家GDPσ收敛指数的变化，比上此阶段实际GDPσ收敛指数的变化，就可以得到各种因素对OECD国家GDPσ收敛的贡献，同样，利用各因素单独引致的GDP增长率估计的β值除以实际GDPβ收敛率，可得到每种因素对GDPβ收敛的贡献。［6］

本文将借鉴De La Fuente（2003）的趋同核算框架，分析对外贸易、物质资本积累、人力资本积累、趋同效应等因素对中国部份省份经济增长收敛的贡献。

2.模型设定

为了便于分析，本文假定我国除台湾省外各省生产函数相同。自Mankiw，Rome和Weil（1992）［7］(655-671)在索洛模型的基础上提出了附加人力资本的增长模型后，附加人力资本的索洛模型成为了大多数实证研究的基础。Krueger(1980)、Ram(1987)、世界银行（1993）等认为由于对外贸易能够促进比较优势的发挥使分工更加专业化，促进资源的更优配置，从而有利于地区的经济增长。此外，对外贸易还能享受市场扩大带来的规模经济效应的更好发挥以及更快的技术进步。因此，本文在附加人力资本的索洛模型的基础上加上衡量对外贸易发展水平的指标V（出口依存度），并设各省生产函数为：

（二）数据及估计结果

1.数据来源

本文将1978―2005年分为7个子时段，1978―1981年间，1982―1986年间，1987―1991年间，1992―1996年间，1997―2001年间，2001―2005年间，以中国30个②省份的经济为研究对象，变量和数据来源如下。

V为对外贸易量占GDP的比重，用各省出口占GDP的比重来衡量。

sh为劳均人力资本投资水平，本文遵循Mankiw、Rome& Weil（1992）以及de la Fuente（2003）的做法，采用高等学校在校生总数与劳动力的比值来衡量。

sk为物质资本投资水平，用各省资本形成总额占总产出的比值表示。

y(0)为期初的劳均GDP，用每个子时段期初各省支出法GDP与劳动力的比值表示。

2.劳均GDP增长方程估计

利用1978―2005年间7个子时段的相关数据回归分析方程（8），相关的检验和回归分析结果见表1。

从回归分析结果来看，方程的可决系数、DW统计值和F统计值都处于合理水平，所有的变量都很显著，表明回归估计结果较好。λn［y(0)］的系数为-0.0103，表明1978―2005年我国部份省份经济存在着条件趋同。物资资本贡献因子、人力资本贡献因子以及对外贸易贡献因子均为正值，且显著。其中，物质资本贡献因子最大，表明物质资本投资对我国部份省份经济增长的影响较大。

3.劳均GDP增长分解

上面的分析将各地区劳均GDP增长归结为物质资本投资、人力资本投资、对外贸易和趋同效应4个因素。接下来，本文分两步估计这四个因素对我国部份省份劳均GDP增长的影响。

首先，根据表1的回归分析结果估计物质资本投资、人力资本投资、对外贸易和趋同效应单独引致的劳均GDP增长率。其计算方法为，不考虑其他因素，即将其他变量取值为零的情况下由式（8）给出的每种因素单独引致的省份劳均GDP增长率。具体计算结果见表2。

上表中的观测值为1978―2005年各省劳均GDP的实际平均增长率，估计值为根据表1的回归分析结果估算的各省劳均GDP平均增长率，误差为两者之差。尽管有的省份误差较大，但总体而言，根据表1的预测可以解释大约80%左右的实际劳均GDP增长变化。可以看到，物质资本投资、人力资本投资和对外贸易所引致的各省劳均GDP增长率差异较大，而趋同效应所引致的各省劳均GDP增长率差异不明显。总体而言，东部地区明显受益于物质资本积累和对外贸易，而中西部地区则主要受益于趋同效应，在对外贸易和物质资本积累方面比较落后。

4.因素贡献估计

接下来，本文计算出物质资本投资、人力资本投资、对外贸易和趋同效应对中国部份省份劳均GDPσ收敛和β收敛的影响。σ收敛是指不同国家或地区的人均国内生产总值的对数标准差逐渐缩小，人均国内生产总值表现出绝对趋同，如果σ值趋于减小，即σt+1＜σt，表示存在σ收敛。β收敛则意味着落后国家或地区的经济增长速度快于发达国家，参数值β小于0，表示经济增长趋于β收敛。根据表2的结果，本文估计出上述4种因素单独起作用时，1978―2005年间我国部份省份劳均GDPσ收敛指数的变化，通过与此期间实际劳均GDPσ收敛指数的变化相比，就可以得到各种因素对我国部份省份劳均GDPσ收敛的贡献。

在新古典经济理论中，检验β收敛的方程为：

依据表3，本文可以进一步具体分析各因素对1978―2005年中国部份省份劳均GDPσ收敛与β收敛的影响。

其一，各因素对中国部份省份劳均GDPσ收敛的影响。1978―2005年，中国部份省份劳均GDP的σ收敛指数由0.4980增加到0.5796，增加了16.39%，将这一变化标准化为100%。物质资本投资和对外贸易导致了中国部份省份劳均GDPσ发散，其中物质资本投资导致σ值增加了72.68%是现实情况的443.47%，对外贸易导致σ值增加了15.12%是现实情况的92.26%。人力资本投资与趋同效应则导致了中国部份省份劳均GDPσ收敛，其中人力资本投资的贡献为现实情况的-307.51%，趋同效应的贡献为现实情况的-138.65%。1978―2005年间，这四个因素共同导致中国部份省份劳均GDP标准差σ增加了14.68％，解释了中国部份省份实际劳均GDPσ发散的89.56%。

其二，各因素对中国部份省份劳均GDPβ收敛的影响。1978―2005年间，中国部份省份实际劳均GDP的β收敛系数为-0.0018，且具有统计上的显著性。物质资本投资和对外贸易导致了中国部份省份劳均GDPβ发散，且都很显著，其中物质资本投资引致的β发散率为0.0052，为现实情况的-282.85%，对外贸易引致β的发散率为0.0011，为现实情况的-61.74%。人力资本和趋同效应则导致了中国部份省份劳均GDPβ收敛，其中人力资本引致的β收敛系数为-0.0057，趋同效应引致的β收敛系数为-0.0021。1978―2005年，上述四因素所导致的中国部份省份劳均GDPβ收敛率为-0.0015，解释了中国部份省份实际劳均GDPβ收敛的83.71%。

以上分析表明，从各因素对中国部份省份劳均GDPσ收敛和β收敛的影响来看，物质资本投资和对外贸易导致了中国部份省份经济差距发散，趋同效应和人力资本投资则促进了中国部份省份经济差距收敛。

三、简短的结论

任何一个国家的经济都是在不平衡中发展起来的，特别是在中国这样一个体制转型的大国，由于各地区经济基础的不同、交通地理位置的差异、市场化改革的先后有序以及在资源禀赋、人文环境等方面所存在的差异，各地区经济增长不可能在短期内趋同。但是，地区经济差距的长时间存在或扩大必然会对我国经济社会的稳定、协调发展带来不利的后果。本文发现；1978―2005年间，以出口依存度表示的对外贸易导致了中国部份省份劳均GDPσ收敛指数增加了15.12%，且对外贸易引致的部份省份劳均GDPβ发散率为0.0011，是引致中国部份省份劳均GDPσ发散和β发散的主要力量之一。因此，本文认为应该采取切实措施支持中西部地区参与对外贸易，缩小各地区对外贸易发展水平上的差异，以平衡地区经济差距，促进各地区经济协调发展。例如，增大中央财政对中西部地区的转移支付力度，加强中西部地区的交通、电讯等基础设施建设，弥补其在对外贸易中不利的地理位置缺陷；可加大国家政策性银行等金融机构对中西部企业的支持，增强其参与对外贸易的能力；可更多的将中西部地区纳入双边和多边区域贸易、经济协定之中，为中西部地区参与国际贸易提供良好的发展基础等。此外，鼓励资本流入中西部地区，为不发达地区在土地使用、资金支持、税收优惠等方面提供优待；大力发展中西部地区的教育事业，尤其是基础教育和职业技术教育，提高中西部地区的人力资本积累水平，对于缩小地区经济差距也是不无裨益的。

注 释：

①为了行文方便，将中国各省、直辖市、自治区在文中统一简称为省。

②由于重庆直辖市设立较晚，出于统计口径一致性考虑，仍将其并入四川计算。

主要参考文献：

［1］Fuchs R.J. and Pernia E.M., 1987, “External economic forces and national spatial development: Japanese Direct Investment in Pacific Asia." ［A］, Fuchs R.J. and Pernia E.M.：Urbanization and urban policies in Pacific Asia ［C］, Boulder and London：Westview Press.

［2］Sanchez-Reaza，J. and Rodriguez-Pose, A., 2002, “The Impact of Trade Liberalization on Regional Disparities in Mexico." ［J］, Growth and Change, vol.33.

［3］Henderson, V., 2002, “Urbanization in developing countries." ［J］, The World Bank Research Observer, Vol.17, No.1.

［4］Pernia, E.M. and Quising, P.F., 2003, “Trade Openness and regional development in a developing country.” ［J］, The Annals of Regional Science, vol.37.

［5］Parikh, A. and Shibata, M., 2004, “Does Trade Liberalization Accelerate Convergence in per Capita Incomes in Developing Countries.” ［J］ Journal of Asian Economics, vol.15.

［6］De La Fuente, A., 2003, “Convergence Equations and Income Dynamics: The Source of OECD Convergence: 1970-1995." ［J］ Economica, vol.70.

［7］Mankiw, N. G., Romer, D. and Weil, D. N, 1992, “A Contribution to the Empirics of Economic Growth." ［J］ Quarterly Journal of Economics, vol.107.

Foreign Trade and Regional Economic Disparity in China

He Li

Abstract:Based on modified Solow growth Model and convergence accounting analysis, this paper investigates the effect of foreign trade on China's regional economic disparity. The empirical research finds that since the reform and open to outside policy, foreign trade is one of the main factors which cause the σ disparity and β disparity of GDP per worker. At last, this paper suggests that measures should be taken to reduce the regional disparity on foreign trade development, so as to boost a harmonious growth among regions.

篇8

1对外贸易会计工作展开的必要性

对外贸易会计工作积极有效的展开，促进了我国管理会计工作的顺利进行，而且也在一定程度上提高了企业的管理水平。

1.1对外贸易会计工作积极有效的展开为对外贸易企业的发展提供了重要的基础

当前，我国社会已进入经济全球化时代，而经济的全球化也推动了世界经济的一体化，促进了对外贸易企业的快速发展，使得一种新的经济形势的形成。目前，我国大多数的对外贸易企业仍旧存在很多的问题，比如会计管理制度不完善，管理模式滞后，致使会计管理工作无法展开。因此，在新的市场经济体制下，对外贸易会计工作的展开在一定程度上，促进了经济的信息化、科技化以及市场化，而且对于管理落后的企业来讲，也是一种非常有效的途径和方法，这也是财务会计人员所需要的。因此，对外贸易会计工作的展开，加强了企业管理制度的完善，积极推动和鼓励了企业的发展。

1.2对外贸易会计工作展开促进了企业发展面向管理国际化

加强对外贸易工作的展开可以将企业的内部经营数据以及企业的相关信息有效地结合起来，从而加强会计在对外贸易企业管理决策中的重要作用，进而调动企业所有人员的积极能动性，促进企业决策水平的科学化以及合理化。对于对外贸易企业来讲，企业内部的生产营销、技术服务以及新产品的研发都将影响企业发展的各个环节，而加强了企业的会计工作的管理，可以使得企业相关资料以及档案都实现企业的一体化管理，进而为企业的管理国际化发展提供重要的保证。

2对外贸易会计存在的问题

2.1对外贸易会计缺乏内部控制

目前我国一些对外贸易企业的管理方式还比较传统，管理效率不高，而且在一定程度上还可能无法有效地防止作弊，尤其是基于现代信息化技术管理背景下的现代化企业，企业的会计信息已经形成了一个开放的信息管理系统，具有开放性、公平性、公开性，就更加不能适应现代化的发展需求，它无法将企业的不同部门以及各个部门的管理者的相关信息进行有效地控制。严重时，可能会出现外人进入系统，从而影响到企业的秘密文件的丢失，为企业的发展带来巨大的隐患。

2.2企业对外贸易会计存在严重的市场问题

当前的全球化经济化发展，为企业的创造了一个全新的巨大市场。对外贸易企业要想有所发展，首先要解决的就是企业发展所面临的市场，其主要表现在以下几个方面：一企业发展的运行成本过高。当前一些对外贸易企业对外的一些业务发展，投入的资金过大，却没有同等的收入；二对外贸易企业的会计结算制度不健全。目前一些对外贸易企业的制度还不是很完善，进而影响到企业相关制度的不健全，影响到企业的会计结算制度；三是企业的会计软件不规范，不完善。在当前的市场经济的背景下，市场上有大量的有利于企业的发展的各种信息，但是由于缺乏有效地管理软件，企业内部的信息还没有进行整合的情况下，更加无法对企业外部的信息进行汇总，而且也没有一定的规范，从而影响到会计管理的使用，制约企业的会计工作的顺利进行。

2.3对外贸易企业缺乏相应的会计理论

目前对外贸易企业的理论还不是很完善，所以其在一定程度上制约了企业的实践发展。由于当前市场经济环境下，对企业的发展和目标以及数据提出了更高的要求，因此，需要企业完善企业的会计理论，比如：如何规范会计信息，会计信息应该达到什么样的标准和质量。但是企业对于会计理论还没有丰富和完善，所以企业也就难以实现企业会计的实践问题，无法促进理论与实践的发展。

2.4对外贸易会计缺乏相应的法规政策

对于对外贸易企业会计工作的程序和方法，相关人员正在积极探索和研究，但是随着当前全球化的经济化发展，使得企业发展面临着前所未有的挑战，企业的政策和法规中存在的问题就更加突显出来，为企业带来更多的问题。

2.5对外贸易企业会计人员的素质有待提高

当前，企业的会计人才需要的是综合型人才和复合型人才，同样，对外贸易企业也不例外，会计人员不仅要有专业的会计知识技术，而且还要有灵活性与原则性，做到既熟悉会计理论知识，又在熟练操作会计实务，并在此基础上，还要有创新性。但是根据有关资料分析，我国的一些会计从业人员其基础专业知识薄弱，文化素养较低，眼界狭隘，缺乏创新意识，不能适应企业的现代化发展需求，因此，对于对外贸易企业来讲，其会计人员的专业素养也是企业发展所面临的巨大问题。

3对外贸易会计存在的问题及解决对策

针对以上提出的对外贸易会计中存在的问题，进行了以下几个方面的探讨。

3.1完善企业的内部管理制度以及相关制度

要完善企业的内部控制制度，那么就要规范企业的治理结构，企业要从所有员工的立场出发，一方面确认企业各个岗位的管理职能之间的关系，明确每个部门内部责任划分以及权限范围；另一方面企业还要不但还要有效地监督企业最高管理者的各项行为，并且纳入内部控制制度的范围，同时，要将作为重点监控对象。企业要充分发挥会计管理的对企业财产的监督效力，保持企业的经营者以及相关人员能够正确地规范使作企业的财产，并且履行自己的职责，进而依赖会计管理的各项有效的手段强化企业的各项生产经营活动，做到有效地监督、协调，自发地控制企业的内部需求。

3.2加强企业会计人员的培训，提高企业会计人员的素质

对企业来讲，企业不仅要有健全的管理制度，同时，还要有优秀的会计人员。一般来讲，要提高企业的会计人员的素质，可以从以下几个方面入手：(1)企业要开设会计实践课程，因为我国高校的教育主要以理论为基础，缺乏实践操作能力，他们对企业的会计工作也没有具体的了解，因此，在进行工作时，无法直接从理论快迅走入实践工作中，因此，企业要加强对会计人员的实务培训。一方面可以巩固他们的理论知识；另一方面，还可以强化他们的实践经验。(2)高校地进行会计教学时，可以有效地利用会计案例教学法，使得学生不空学理论，加强理论与实践的结合。(3)企业要对员工进行思想教育，树立会计人员的不断学习的正确理念，充分现代化的信息技术与管理，充实自己的大脑，从而适应新时期的发展要求，赶上时代的发展与进步。总之，会计工作的主要承担者就是会计人员，会计人员的道德水平以及业务素质，将直接影响到企业会计工作的积极展开。#p#分页标题#e#

3.3树立正确的会计思维模式

对外贸易企业应从传统的传统狭隘的模式中走出来，实现思维的创新与发展，从而树立正确的会计思维模式以及国际贸易的新观念。企业要统一领导和相关人员的思想，并强化领导工作，提高对会计管理的认识以及重要性，加强其规范化管理，促进企业本单位会计工作依法执行与开展。为此，企业必须要加强对会计工作的重视和管理，规范其法制行为，站在法律的高度来依法加强对外贸企业管理会计工作，使得会计管理走上国际化以及法制化的道路，为企业的开展境外加工贸易、转口贸易提供重要的基础保障，充分发挥会计工作的功能,从而使得我国企业的外贸质量有效提高。

3.4改善对外贸易企业的管理会计信息环境

要想改善对外贸易企业的管理会计信息环境，需要从以下几个方面入手：第一就是数据的输入阶段，会计人员在录入时，必须要考虑到相关信息点的正确性以及设定，同时还要采集有效的基础数据；第二就是会计数据的加工，对于企业的所有会计数据包括其方法、原理，必须要通过互联网来实现并且完整地体现出来，保证会计数据库模型质量和方法科学性；第三就是要加强现代信息技术的应用和发展，它也在一定程度上为会计工作的解决创造了有效的条件，这样，企业就可以构造一个会计信息管理系统，对企业的各项经营活动进行有效地监督和管理，强化会计工作的公开性、公平性以及透明度。

篇9

【关键词】知识产权战略；贸易效应；战略转变

1.知识产权下的对外贸易发展特征

（1）对外贸易发展呈全球化与知识化趋势

对外贸易从单一的有形货物贸易转向多元的货物贸易、服务贸易和知识产权贸易；贸易标的也从原料向工业制成品转化；从有形物转让向知识产权转让转化；贸易优势也从传统的比较优势发展模式逐步向以知识技术密集型产品和以产业发展为支撑的竞争优势以及知识产权优势发展模式转化。

（2）知识产权与对外货物贸易及服务贸易联系紧密

随着对外贸易的知识化和知识产权的全球化发展，国际货物贸易中的商品种类繁多，其中绝大多数商品都涉及商标或原产地标记；使货物贸易中高知识产权价值的产品贸易发展迅速，甚至许多高新技术产品不仅涉及商标、版权，又涉及商业秘密和专利。来自非法渠道的商品则大都有假冒商标及盗版等侵权问题。同时对外服务贸易（包括技术贸易）的发展往往以知识产权、高新技术作为主要手段，其标的主要是工业产权和专有技术，知识产权直接带动着对外际服务贸易的繁荣和发展。

（3）知识产权贸易发展为一种全新的国际贸易方式

知识产权不仅渗透到对外货物贸易和服务贸易之中，直接影响着货物贸易和服务贸易的开展，而且逐渐发展成为一种独立的知识产权贸易形式可以作为商品进行贸易。

2.知识产权与对外贸易的相关性检验与回归分析

（1）知识产权与对外贸易的相关性检验

根据2000一2010年的统计数据（见表1），测算知识产权和对外贸易之间的相关系数。下面我们拟采用回归分析方法检验两组变量之间的相关性。设两变量之间的相关系数为R，根据统计学原理，当R＞0时，二者正相关；反之，为负相关。恒有R＜=l，且当R趋近于1时，二者之间存在显著的正相关关系；当R趋近于0时，二者的线性关系不明显或者完全呈现非线性关系。我们利用2000年以来我国贸易总额、年专利申请量和专利授权量的年度数据，求得专利和贸易的泊松相关系数R都在0.7以上，可知，专利申请量和国际贸易之间存在着十分紧密的依存关系。

（数据来源：中国知识产权局统计信息和SOSOHOO搜数）

（2）对外贸易与知识产权发展关系的回归分析

关于知识产权对对外贸易增长的作用评估中，我们采用纵向的时间序列进行宏观分析，以检验知识产权对对外贸易增长是否具有持续的促进作用。考虑到对外贸易（Y）的发展与当时的技术知识联系紧密，同时又植根于一定的经济发展土壤之中，我们用当年国家专利申请量（X1）代表整体技术水平，当国家GDP（X2）代表总体经济状况，建立模型得：LnY=a0+a1LnX1+a2LnX2利用2000年以来贸易和专利的年度时序数据，对模型进行回归，

得lnY=-2.013+0.188LnX1+0.876LnX2（方程1―l）

（-1.752）（4.905）（7.129）

R^2=0.990F=912.817DW=1.192

统计学和计量经济学检验：回归方程的F统计值和T统计值都远大于临界值，说明方程和变量都非常显著；拟合优度非常高，回归方程的方差解释能力高达99.3%；而对于DW值为1.192，查表得1.1=dl＜DW＜du=l.54，此时残差的自相关性无法判断。回归模型表明，在2000-2010年期间，我国专利申请量每增加0.184%，对外贸易总额就会相应地增加1%；GDP每增长.08%，也将带来贸易增长1%。可见，对外贸易的发展与当时的专利申请量以及经济发展情况密切相关。知识产权和经济发展状况很大程度上影响着对外贸易的发展情况。

3.知识产权战略下的我国对外贸易发展策略分析

我国的对外贸易的发展仍处于初级阶段，应进一步分层次全方位地制定发展战略与实施策略。形成在宏观战略指导下，地方区域政府和行业联合应对，企业主动出击的三方动态协调的发展局面，使在知识产权战略的这种大背景下贸易得到进一步的快速发展。

（1）宏观对策

从宏观战略层面上看，通过国家知识产权战略的实施，可以解决对外贸易中的全局性、制度性和政策性问题，为行业和企业等组织的对外贸易创造良好的制度和市场环境，提供相应的服务。积极采用国际标准并参与国际标准的制定，为我国产品顺利进入国际市场创造条件。

（2）中观对策

从中观层面上看，通过实施政府主导、企业联合的知识产权贸易战略，可以解决影响行业竞争能力和政府、企业共同关心的重大问题，实现共赢。而通过实施部门、区域知识产权战略，则可以利用一定地域内的特有资源，开发独特自主的知识产权。

（3）微观层面

从微观层面上来说，我国外贸企业应加强对知识产权保护的认识并制定自身的知识产权发展战略。首先，应加强与当地政府和行业之间的沟通，准确把握行业发展方向。其次，制造企业应从长远出发，增加科技投入，注重开发自主知识产权，形成独立的、自主的技术创新能力，使自身获得更多的知识产权，才能从根本上规避和跨越发达国家构筑的知识产权壁垒。再次，设立独立的知识产权管理机构，提高应对知识产权诉讼的能力。最后，要充分利用知识产权壁垒的时间、技术和地域等限制和动态变化性，通过本土化的创新设计和组合，将对方的核心专利改进为更适合本土市场的创新，并形成相关知识产权保护。

综上所述，我国在已成为贸易大国的背景下，只有从宏观、中观和微观多层次多角度地全面实施知识产权战略发展对外贸易，使各层次协调发展，才能实现对外贸易的快速发展，实现从贸易大国向贸易强国的顺利转变。

参考文献：

[1]程伟,祝鹏飞.基于经济全球化的知识产权与国际贸易发展关联研究[M].科技管理研究,2010.

[2]冯汉桥.论国际贸易与知识产权的关联性[M].经济研究导刊,2011.

[3]余丽娟.全球化背景下知识产权的贸易效应研究[J].中南大学,2005.

作者简介：

篇10

关键词：对外贸易；碳排放；稳定均衡关系

改革开放30多年来，我国对外贸易发展取得了举世瞩目的成就。对外贸易总额在2012年度达到了3.87万亿美元，世界排名第一。对外贸易的迅速发展固然推动我国经济快速发展，但随之环境污染问题越来越严重，限制我国可持续发展。我国已经是全球第一大CO2温室气体排放国，根据国际权威组织估计，我国温室气体在2008年度排放量达到69亿吨，占全球排放量的22%，也是世界排名第一。在两个世界第一面前，我们有必要分析对外贸易和碳排放的客观评价和定量关系，从而更好地定位国家的外贸政策。

一、文献回顾

碳排放量与对外贸易之间的关系是目前热点问题。国内学者王媛等（2011）通过计算得出中国贸易顺差的扩大满足了国际市场消费需求，也满足了中国吸纳劳动力就业，推动经济增长的需要，但同时也带来了温室气体排放的转移问题，特别关注随着全球气候变化和温室气体与能源相关的二氧化碳在全球的转移；Shui和Harriss（2006）测算得出我国对美出口商品引起的碳排放占我国排放量的7%～14%。由此可见，对外出口商品与碳排放有极大的关联性。国内外的相关文章还有很多，主要观点就是对外贸易与碳排放之间存在一定的联系，但究竟是怎样的联系，联系中间的过程又是怎样的，探讨得不多。

二、数据来源与研究方法

（一）数据来源

考虑到我国能源消费的实际状况，将以碳排放量作为环境污染主要的衡量指标；对外贸易选取我国对外贸易总额作为衡量指标。主要数据来源如下，CO2排放量选取的是国际能源署（IEA，2012）1990～2010数据，对外贸易总额数据来源于国家统计局《中国统计年鉴2012》“历年出口货物分类金额”1990～2010总额数据。为了刻画变量间的关系，需要首先对变量的平稳性进行处理，本文遵循一般的处理方法就是采用对相关变量取自然对数的形式处理数据，使得数据的变化尽量具有平滑性，所以对对外贸易总额EX和CO2排放量数据取自然对数，结果如图1所示。

从图1来看，LNEX，LNCO2呈现趋势变化，说明变量是不平稳的，需要对数据进行平稳性处理，从而不会由于数据的不平稳而出现伪回归现象。

（二）计量模型结果的分析

1.长期的协整关系检验

平稳是指作为时间序列的变量统计上的变化规律会跟着时间的推移而产生变化，也就是，形成的变量的时间序列数据的随机过程的特征随时间变化而变化，这时如果直接用数据回归时就有可能出现伪回归情况。我们通常要对数据进行检验和处理，我们采用单位根检验方法，当发现数据不平稳时，可以通过差分方法来处理数据。如果数据经由一阶差分变为平稳序列，则称一阶单整序列，标为I（1）；此后一次类推。采用ADF方法对LNCO2和LNEX进行单位根检验。检验结果如图表1所示。

通过单位根检验发现在5%的显著性水平下LNEX和LNCO2都是不平稳的。这时候不能直接回归，需要进一步差分检验，经过一阶差分在5%的显著性水平都实现了数据的平稳性。LNEX序列是一阶单整，即LNEX～I（1），LNCO2序列也是是一阶单整，即LNCO2～I（1）。

检验协整的方法本文采用EG两步法，针对残差序列进行检验。对于对外贸易总量（LNEX）和二氧化碳的排放（LNCO2）之间有没有存在特殊的相关性，先进行两变量之间的回归，然后检验回归后形成的残差是否呈现平稳性。

在1%的显著性水平下，t检验统计量值为-4.599108，小于临界值，拒绝原假设，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列。说明出口总额（LNEX）和二氧化碳的排放（LNCO2）之间存在协整关系。

对外贸易总额（LNEX）和二氧化碳的排放（LNCO2）之间是存在协整关系，对外贸易总额的不断增加，拉动了GDP的增长，提高了人民的生活水平，必然引起对能源消耗增长，势必会导致CO2排放增长，LNEX的估计系数为0.36，表示实际出口总额每增加一个单位，二氧化碳的排放就增加0.36个单位，这同发达经济体比较而言，还是比较高的，说明我国出口经济是粗放式增长的，以牺牲环境为代价，这种经济模式需要转变。

2.短期动态关系分析

协整反映了经济变量之间存在的长期关系，但从短期来看，可能会呈现失衡状况，为了加强模型的精准度，不妨把协整回归式中的误差项et看作均衡误差，通过建立向量误差修正模型把二氧化碳排放的短期变化与长期变化结合起来。

在误差修正模型中，被解释变量波动源于两个不同部分：一部分来自于长期均衡，另一部分来自于短期均衡。D表示差分算子，表明LNEX和LNCO2的短期变动，（-1）（-2）分别表示滞后一期和二期。通过VEC模型可以看出，滞后一期的出口对二氧化碳具有促进作用，但滞后两期后作用出现衰弱态势，从长期来看随着经济的进步，拥有了更多的实力对环境的治理和环保意识的上升。争取避免走这种先污染后治理的老路子，实现对外贸易发展同时，环境的友好发展。

协整只是呈现经济变量的长期关系，误差修正只是呈现短期关系。但是变量之间谁为因，谁为果。是出口总额的上升促使了二氧化碳排放量的不断升高还是碳排放是进出口增长的原因，之间有没有因果关系，需要我们进一步检验，对LNCO2和LNEX进行统计上的格兰杰因果检验。

Granger因果检验将滞后期定为1期，具体的检验结果如图表3

表3反映出在5%显著性水平上，对于原假设LNEX没有呈现为LNCO2的格兰杰原因，显著性概率为0.0053，拒绝原假设，表明出口总额增长是碳排放增长的原因，同时，对于LNCO2也没有呈现LNEX格兰杰原因，显著概率为0.7062，接受原假设，故碳排放不是出口贸易增长的原因，所以中国碳排放增长与出口增长单向因果关系，表明中国的出口增长主要依靠资源消耗式粗放式增长。

格兰杰因果检验仅仅说明和验证了对外贸易和 碳排放之间是否呈现因果关系，具体的关系作用原理需要借助于脉冲响应函数来分析。经过格兰杰因果检验可知，对外贸易增长是碳排放上升的重要原因。对模型进行脉冲响应之前，需要判断平稳性，不平稳的序列是不能进行脉冲响应函数分析的。本文用 AR 根的图表来验证，AR根图判定的是特征方程的特征根的倒数绝对值与1的关系，小于1则说明根位于单位圆里或者圆内，这个模型是稳定的，如若不然，则这个模型是不稳定的。经过数据处理软件运算得出图2，从图2可以得出，特征方程全部根的倒数值的绝对值都在单位圆内和圆上，说明模型是稳定的，变量之间协整关系是成立的。

从图2来看，发现全部根倒数值都在单位圆内，故可以判定VAR是平稳的，所以可以进行脉冲响应函数的分析

图3是基于分解技术模拟的脉冲相应函数图。显示了CO2排放对自身冲击的反映，CO2对进出口增长及出口增长对CO2的排放的长期总反映，进出口对自身冲击的影响。图3显示，CO2排放对于对外贸易的冲击具有显著的溢出效应，近年来CO2排放对于对外贸易总量增长总共增加了6.45%，随后年份冲击的总效应逐渐衰弱降低，呈现长期稳定态势，从长期而言对外贸易增长对于碳排放具有一定的促进作用。

三、结论

利用相关模型对我国出口贸易和国内碳排之间的关系进行了分析与检验，得到以下结论。

1.对外贸易与碳排放之间短期存在相关性但是关系不稳定。

2.对外贸易与碳排放之间在长期是存在稳定的关系，二者在长时间内呈现一种相互影响、促进的关系。

3.从短时间来看，出口总额的增长对碳排放影响很大，出口贸易的不断增长虽然拉动GDP增长，促进经济发展，但这是依靠牺牲环境为代价的，反映出口商品是以依赖石油、煤炭等高排放CO2的资源。通过脉冲响应分析可知，中国的出口贸易相对发达国家来说还是属于粗放式的增长，对外贸易额越大，国内碳排放越多。由此我们可以进一步探讨，当我们出口大量含碳量高的产品时却最终消费在国外，而排放的二氧化碳却是我们国家承受的，所以有必要在气候谈判时指出这一点，为我国的气候谈判争取有利地位。

参考文献：

[1]王媛，李东哲.基于国际分工角度的中国贸易碳转移估算[J].资源科学，2011（07）.

[2]齐晔，李惠民，徐明.中国进出口贸易中的隐含碳估算[J].中国人口・资源与环境，2008（03）.

[3]刘强，庄幸，姜克隽等.中国出口贸易中的载能量及碳排放量分析[J].产业经济，2008（08）.

[4]马海涌，张伟伟.国际碳市场的风险、监管及其对我国的启示[J].经济纵横，2011（06）.

[5]王海鹏.对外贸易与我国碳排放的研究[J].国际贸易问题，2010（07）.