出口贸易的含义精选(九篇)

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第1篇：出口贸易的含义范文

关键词：货物出口贸易 隐含碳排放 投入产出模型 结构分解分析 对数平均迪氏指数法

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

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

一、计算方法描述

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

（1）

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

假设，则有：

（2）

其中，I为单位矩阵，为里昂惕夫逆矩阵或完全（包括直接和间接）需求系数矩阵。

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

（3）

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

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

（4）

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

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

（5）

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

（6）

设zj为行业j的出口贸易额，则行业j的出口贸易隐含碳排放量为：

（7）

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

（8）

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

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

二、数据来源及行业合并

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

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

三、计算结果与分析

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

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

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

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

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

四、结论与建议

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

参考文献:

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

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

第2篇：出口贸易的含义范文

[关键词]山东省；WTO；贸易潜力

[DOI]1013939/jcnkizgsc201643017

1引言

中国进出口总额自1978年的206亿美元、占世界比重的078%，增长到2014年的26424177亿美元、成为全球第二大经济体。37年来中国进出口贸易的增长速度令人惊叹，尤其是2001年中国加入WTO以来，更是增长迅猛。如今中国成为全球第一大外贸国家，再次表明中国加入WTO的决定是正确的。中国入世后除了获得了巨大的成就和经济收益，也受到了全球金融危机等负影响，入世有利也有弊。

就山东省来说，山东省2014年进出口总额占全国进出口总额的763%，而山东省总面积约占全国的164%，人口占全国的716%，山东的进出口水平与山东省的基本人口地理状况持平。

2变量与数据的处理

21变量的处理

一省的进出口贸易额受多种因素的影响，如贸易壁垒、国家的政治状况、地理位置因素、产品种类与质量等。在本文的研究中，假定外界条件不变，仅研究山东省内的部分自身因素对其进出口贸易额的影响（详情见下表）。

解释变量说明表

解释变量具体含义预期符号理论解释

X2一次能源生产总量+体现山东省一次能源生产总量，一次能源生产总量越大，则各行业生产能力可能越大，进而促进进出口贸易

X3社会固定资产投资额+社会固定资产投资额越大，则社会生产的基础设施可能越完善，进而有利于提高生产效力，促进进出口

22数据的处理

本文选取山东省一次能源生产总量和社会固定资产投资额两个方面研究其对山东省进出口贸易额的作用。分析这两方面对山东省进出口贸易额的影响，寻找到限制山东省进出口贸易的原因，提出在中国进入WTO十六周年的大背景下，促进山东省进出口贸易的对策。本文的数据来源为《中国统计年鉴》和《山东省统计年鉴》。

3模型的实证结果

31模型设定

运用EViews 80分析和估模型，认为山东省进出口贸易额与山东省一次能源生产总量和社会固定资产投资额差异明显，相互间可能具有一定的相关性。根据经济理论和现实经验，设定模型为如下线性回归模型形式：

Yij=β1+β2X2i+β3X3i+ui

32估计参数

利用EViews估计模型参数，对数据进行计算得到回归结果。根据回归结果整理得到模型的参数方程：

Yi=3002470-3562836X2+3808580X3

（1369623）（1498828）（2881129）

t=（21921）（-23771）（132191）

R2=09642F=2958912n=31

该模型R2=09642，修正可决系数为09609，可决系数很高，F检验值为2958912，明显显著。但是当α=005时，tα2（n-k）=t0025（31-3）=2048，X2的系数不显著，且X2的符号与预期相反，这表明可能存在多重共线性。

33数据调整与处理

对各变量数据进行对数变换，并对依照如下的对数模型进行估计。

lnYt=β1+β2lnX2t+β3lnX3t+εt

利用EViews软件，对Yt、X2、X3分别取对数，分别生成lnY、lnX2、lnX3的数据，采用OLS方法估计模型参数，得到的回归结果。模型估计结果为：

lnYi=1110095-03576lnX2+08950lnX3

（46250） （05601）（00807）

t=（24002）（-06383）（110966）

R2=09830F=8124283n=31

该模型R2=09830，修正可决系数为09819，可决系数很高，F检验值为8124283，明显显著。如果当α=005时，tα2（n-k）=t0025（31-3）=2048，lnX2的系数极为不显著，且lnX2的符号与预期相反，因此，模型可能存在有设定误差过拟合的情况。即X2山东省一次能源生产总量与山东省进出口贸易无明显的相关关系，所以应当舍弃变量X2。

利用EViews对模型自变量X3重新进行参数估计得如下结果：

Yi=6239941+7358135X3

4中国入世十六周年背景下山东省进出口贸易面临的压力

41国际经济形势错综复杂

入世十六年来，与世界各国之间的贸易往来不断加深的同时受到全球经济大环境的影响也更为深刻。经济一体化进程的加快、各国之间复杂多样的政治经济关系、国际社会局势的变化与动荡、各种国际势力之间的制衡和对抗都给进出口贸易带来了巨大的压力，整体进出口贸易受到世界形势的影响变得格外突出，尤其是对于中欧等局部地区，贸易环境极为不稳定。

42进出口贸易领域竞争激烈

美日欧盟等国家和地区采用贸易壁垒限制我国产品的出口，仅山东省2014年一年受到的反垄断调查就高达50多起，主要是由美国、澳大利亚、韩国发起，主要涉及纺织品等山东省重点出口产业。

43山东省的进出口外贸竞争优势不突出

山东省曾经是我国的劳动力输出大省，但是随着我国经济结构的不断调整，第三产业和新型产业的不断发展，使劳动力从制造业向服务业流动，这也就造成了劳动力成本的不断攀升，2010年到2015年间山东省的劳动力成本涨幅超10%。劳动密集型出口产业的竞争优势不再明显，加之东南亚劳动密集型产业的快速崛起使山东省的主要订单在流失，市场份额逐渐被蚕食。

5贸易压力下的山东进出口贸易竞争力培育的对策建议

51提高出口产品的技术含量

现形势下，核心技术越来越成为全球竞争的主要表现形式，推动了世界产业结构的调整和升级。山东要从经济大省迈向经济强省，不但要继续增加产品出口贸易额，更要提高技术等无形贸易出口。大力发展知识密集型、技术密集型企业，确立自己的核心技术，提升出口产品整体质量技术水平。鼓励企业自主研发，大力支持出口企业向价值链高端进行延伸，强化技术核心研发，突破重点领域，实现出口产品技术高端化。

52推动出口服务贸易的快速发展

依据国家的《关于加快发展服务贸易的若干意见》，应把握山东出口贸易竞争新优势培育发展的良好时机，扩大服务贸易出口规模，增强出口贸易的竞争优势。

（1）完善服务贸易出口结构。以高知识水平、高科技含量行业作为山东出口发展的重中之重。针对通信、金融、商务服务和服务外包等服务贸易，应做大产业规模，实现重点地区政策倾斜，形成产业集群。

（2）扩大出口市场。巩固山东服务贸易的传统市场，并在此基础之上，把握“一带一路”建设的重要历史机遇，增加山东对“一带一路”沿线市场的开发力度。组织企业参加广交会、文博会、软交会等境内外展会。

参考文献：

第3篇：出口贸易的含义范文

关键词：汇率 J曲线效应理论 粮食出口 出口退税

中图分类号：F820 文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）28-0070-02

一、问题的提出

近期，美国要求人民币升值的论调一浪高过一浪，大有山雨欲来风满楼之势:今年1月，美国总统奥巴马在国情咨文中暗示要求人民币升值；3月，诺贝尔经济学奖得主保罗・克鲁格曼公开撰文批评人民币机制；4月美国130多国会议员又美商务部和财政部，要求对中国施压迫使人民币升值。面对各种呼声，我们不禁要问，人民币汇率真的需要升值吗？如果人民币汇率变动，对中国具有特殊性质的商品――粮食的出口贸易将产生怎样的影响？汇率影响国际贸易的J曲线效应（J-Curve Effect）理论在人民币汇率影响中国粮食出口贸易中能得到证实吗？

二、研究方法

（一）研究假说

假说一：人民币汇率变动与中国粮食的出口贸易呈反向相关关系。根据一般原理，人民币汇率升值，粮食的出口将减少；人民币汇率贬值，粮食出口将增加。本研究将借用人民币汇率时间序列数据，与中国粮食出口额进行回归分析，通过计量经济学模型来验证上述假说。

假说二：中国粮食出口贸易受人民币汇率变动的影响在不同阶段表现的程度是不一样的。根据J曲线效应理论，中国粮食的出口贸易受人民币汇率变动的影响将表现出阶段性。由于粮食的生产周期较长，需要一年甚至更长的时间，而粮食的国际贸易合同一般在产品交付的前一年即已签订，这就意味着中国粮食出口贸易受人民币汇率的影响滞后期要达到二年的时间。本研究将通过在计量经济学模型中设定人民币汇率的滞后变量（滞后2期），与中国粮食出口额进行回归分析，来验证上述假说。如果这一假说正确，就能说明人民币汇率变动对中国粮食出口贸易影响的滞后效应是存在的，进而为确定人民币汇率走势对中国粮食出口贸易的未来影响提供依据。

（二）模型构建

1.构建计量经济学模型验证假说一。根据假说一，人民币汇率变动与中国粮食的出口贸易呈反向相关关系，由此建立中国粮食出口额（EXt）与人民币汇率变动（Rt）之间的函数关系，构建以下回归估计方程：

EXt＝α＋βRt＋μt（1）

2.构建计量经济学模型验证假说二。根据假说二，中国粮食出口贸易受人民币汇率变动的影响在不同阶段表现的程度不一样，由于粮食的生产周期为一年甚至更长的时间，粮食进出口合同的签订一般在交付的前一年，所以笔者将上述模型中的人民币汇率滞后2期（Rt-2），分析中国粮食出口额受人民币汇率变动滞后效应的影响程度，建立以下回归估计方程：

EXt＝α＋βRt-2＋μt（2）

3.变量的选择与模型的修正。（1）中国的出口退税政策与消费国的经济发展水平。从政策供给的角度看，中国于1985年开始对出口贸易实行退税优惠，这对中国粮食的出口产生了影响，为了与该政策相吻合，笔者将出口退税率（D）作为自变量考虑在模型之中；从需求的国家层面看，粮食进口国的经济发展水平对中国粮食的出口也会产生重要影响，因此，笔者以美国的国内生产总值为代表（G）将中国粮食消费国的经济发展水平引入模型之中，则（2）式可以变换为：

EXt＝a＋βRt-2＋χD＋δG＋μt（3）

（2）技术性贸易壁垒问题。随着发达国家对粮食技术标准的要求越来越高，中国粮食出口受技术性贸易壁垒的影响也越来越大（张亚斌等，2003）。国内粮食和食品的出口地位在不断下降，1980年中国粮食出口额占出口总额的17.22％，2003年的比例降到了4.89％。这其中有结构变迁的因素，但国外的技术性贸易壁垒对中国粮食出口的负面影响很大。

由于技术性贸易壁垒是一个定性变量，因此在模型中有必要引入一个虚拟变量（T）来衡量技术性贸易壁垒对中国粮食出口贸易的影响，则（3）式可变换为：

EXt＝α＋βRt-2＋χD＋δG＋εT＋μt （4）

三、样本选取与数据来源

本文选取1992―2009年的人民币汇率（包括当期的实际有效汇率和滞后2期的名义汇率，均以1997年为100）与中国出口退税率（％）、美国的国内生产总值（万亿美元）、技术性贸易壁垒数据，同中国粮食出口贸易额（百万美元）进行回归分析，样本的选取主要考虑到中国从1985年才开始对出口实行退税优惠。

粮食出口贸易额数据来自联合国粮农组织网站；人民币名义汇率数据来自2009年中国统计年鉴；人民币实际有效汇率数据来自金俊峰的研究，并经笔者计算获得；各年份出口退税率数据来自商务部网站，并经笔者计算获得；美国国内生产总值数据来自伟的研究；技术性贸易壁垒数据来自张亚斌等的研究。

四、实证结果分析

本文运用Eviews3.1通过对中国1992―2009年粮食出口贸易数据进行回归得到了如下两个结果：

从回归结果可以看出，每个估计的回归系数，包括常数项，至少通过了显著性水平为5％的t检验，而且对该方程的F检验也非常显著，这表明模型的线性关系较强，调整后的R2也表明该模型具有较好的拟合优度，DW值表明模型无正的一阶序列相关迹象。

进行对比可以看出，人民币汇率对中国粮食出口贸易的负面影响程度反映在当期的实际有效汇率的影响上（-5 109万美元）比反映在滞后2期的名义汇率的影响上（-1 069万美元）更为明显，出口退税率、消费国的国内生产总值以及技术性贸易壁垒对粮食出口的影响都非常强烈。

五、结论与政策含义

通过构建计量经济学模型，以人民币汇率和中国粮食出口贸易等数据为基础的研究结果表明，假说一和假说二都成立，即人民币汇率与中国粮食的出口贸易呈反向相关关系、中国粮食出口贸易受人民币汇率变动的影响在不同阶段表现的程度不一样，这也进一步验证了J曲线效应理论的正确性。

就人民币汇率而言，滞后2期的人民币名义汇率对中国粮食出口贸易的影响程度不如当期的人民币实际有效汇率影响大，这表明人民币的实际有效汇率，而非官方名义汇率，才是影响中国粮食出口贸易的重要原因。而人民币官方名义汇率对中国粮食出口贸易的影响存在显著的滞后效应，而实际有效汇率对粮食出口贸易的影响并不明显。从这个意义上看，就促进中国粮食出口贸易而言，官方的名义汇率应该朝着人民币的实际有效汇率方向走。

参考文献：

[1]孔祥智，李圣军.人民币升值对农业发展的影响[J].山西财经大学学报，2006，(6).

[2]陈文汉.人民币升值对农业及农村经济影响与对策分析[J].农村经济，2006，(11).

[3]王捧.人民币升值对中国农业的利弊分析[J].中国农村经济，2006，(11).

[4]苑林娅.人民币升值对中国农业进出口贸易的影响[J].中国经贸导刊，2005，(7).

[5]冯冲.人民币升值对中国农产品进出口影响研究[J].经济观察，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：出口贸易的含义范文

本文根据历年各贸易国占中国出口贸易总额比重选取了14个最主要国家(地区)，排名靠前的该14国家(地区)按照地域划分分别是北美：美国、加拿大；欧洲：英国、德国、荷兰、意大利、法国(其中除了英国外，其余4个均为欧盟国家)；亚洲：香港、台湾、日本、韩国、新加坡、澳大利亚、马来西亚。

该14国家(地区)除了部分在90年代初期两年的年出口额不到100亿美元外，从1993年开始，14国的年出口额均在100亿美元以上。根据《中国统计年鉴》和《中国海关统计》各期数据，1990--2007年期间，至该14国家(地区)的合计出口额占中国当年出口贸易总额的比重一直稳定地保持在70％及以上(见下表)，可见该14国家(地区)在中国的出口贸易申占据举足轻重地位。本研究集中分析中国对该14国家(地区)的出口贸易格局(见表1)。

出口比重

总的来说，在1990--2007年期间，中国历年对14国家(地区)的出口额比重都比较稳定，虽然出现小幅缓慢爬升，但增幅也只有1个百分点左右，在近二十年的时期跨度里，这一增幅显得微不足道。 如果按照比重10％进行划分，14国家(地区)可被明显分为两类：一类比重高于且远远高于10％，包括美国、日本、香港；另一类是比重低于且大大低于10％，即除美、日、香港外的其余11国家(地区)，这类国家的比重比较平稳地集中在1--5％之间。

在1990-2007年期间，出口比重超过10％的美、日、香港三个国家(地区)是朝着比重相当的方向发展。美国的比重是呈上升态势。1990年美国比重只有8.3％，2007年已达到19.1％。美国比重上升并不是逐年平稳递增，而是在1992到1993之间出现一个跳跃，由1992年的10.1％一举跃升为1993年的18.2％。自1993年以后，比重就一直保持在20％的水平上窄幅波动。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，日本比重从14.5％增加到20.4％。1996年以后，比重开始下降，下降过程中虽然有连续3年的微幅上升，即1999、2000、2001分别相比前一年微幅增加0.5、0.1、0.2个百分点，可也只有16.6％、16.7％、16.9％，但在2001年以后，比重逐年平稳递减，2007年时下降到了8.4％。根据比重图形走势，日本比重仍可能继续下降。香港的比重是呈下降态势，在1993年出现一个骤降，然后逐年缓降。香港1990、1991、1992年比重分别是42.9％、44.7％、44.2％，1993年则骤降到24.0％。1993年以后，虽然1994和1997年比重分别比上年上升2.7和2.2个百分点，分别达到26.7％和24.0％，但其余各年比重均呈缓慢下降，2007年时已降为15.1％，低于美国的19.1％，高于日本的8.4％。

香港比重的骤降与美国比重的一举跃升发生在同一时期，即1992至1993期间，其中主要原因，一是西方国家对我国制裁基本解除，二是我国实行“大经贸”战略初见成效。1989--1993年，西方国家出于政治因素对我国实施制裁，这迫使我国出口采取转口贸易方式取道香港。于是那几年香港的出口占我国出口总额40％以上，出口集中化程度大大提高。1992年我国确立起多元化的全方位对外开放战略，成为1994年前后出台的我国“大经贸”战略的一个重要组成部分，并被确立为我国外经贸发展的一项长期战略。由于全方位对外开放战略的推行，并随着西方国家对我国制裁的基本解除，1993年开始，我国经由香港的转口贸易减少，出口香港比重下降，出口美国比重上升。1994年开始的出口集中化程度下降趋势反映了1994年开始推行的“大经贸”战略已见效果。

美、日、香港这三个国家(地区)的比重格局，在1993年以前一直是香港比重占据出口比重第一的位置，其次是日本，再次是美国，并且香港以高出第二约25个百分点的大幅差距遥居第一，而日本与美国之间比重只相差约5个百分点。1993年及之后的三、四年间，三地的比重有升有降，美国仅在1993年以高出日本1个百分点的微弱优势居于第二，其他几年都是日本第二，香港则一直保持第一。但是，当美国于1997年以0.5个百分点第二次超过日本，并于1999年以2.6个百分点首次超过香港成为第一后，美、日、香港三地的比重格局就开始变成了美国第一、香港第二、日本第三的局面，而且此格局一直保持至今。不过，与之前格局还有不同的是，此时三地之间的比重差距不再出现当年香港遥遥领先日、美的情况，目前为止，三地比重依次相差都只在7个百分点以下(参见图一)。

在出口比重低于10％的系列国家中，韩国、德国比重相对较高，处于4-5％范围，其他国家比重都集中在2％附近。韩国比重在90年代前中期有个快速增长。1990和1991年韩国比重分别只有0.6％和0.7％，到了1992年，比重相比1991年上升了2个百分点达到2.8％，这其中与中国确立多元化的全方位对外开放战略有直接关系。到1997年，韩国比重已达5.0％。1998年由于受亚洲金融危机影响，韩国比重下降至3.8％，随后一直比较稳定地保持在4.6％水平左右至今。德国一直是自1972年中德建交以来中国在当时欧共体(后来的欧盟)成员国中、也是在欧洲各国中最大的贸易伙伴，德国比重在1990至2007年期间一直比较稳定地保持在4％水平上下，略低于韩国(1990至1994及1998年除外)而高于其他国家。需要指出的是荷兰，虽然荷兰比重相对不算大，1990、1991、1992年分别只占1.5％、1.5％、1.4％，但是从它的发展趋势来看，一直处于平稳增长中，2005、2006、2007年分别占到3.4％、3.2％、3.4％，正朝德国、韩国比重接近，成为比重低于10％这一组系列国家中近几年比重明显高于其他国家的位居第三的国家。次于荷兰的国家是英国。英国比重在1992年以前都只是1.0％，1993年达到2.1％，并保持这个水平到1997年(除了1994年为2.0％，1995年为1.9％)。1998年英国比重再上升0.4个百分点到2.5％，这一比重一直保持到2006年，2007年为2.6％。新加坡比重

在1990-2007年期间比较稳定，1990、1991、1992年分别为3.2％、2.8％、2.4％，2005、2006、2007分别为2.2％、2.4％、2.4％。在1998年之前，新加坡比重一直高于英国，1998年之后一直以仅0.2-0.5个百分点的微小差距低于英国。对台湾出口贸易是在1992年出口多元化战略下开展起来的。1990、1991、1992年台湾比重分别只有0.5％、0.8％、0.8％，从1994年开始，台湾比重就一直稳定的保持在2.0％水平左右，波幅只有0.1个百分点。法国、意大利、加拿大、澳大利亚、马来西亚在1990-2007年期间比重比较稳定，在1.0％上下，有缓慢增长，2007年分别达到1.6％左右。虽然同属于欧盟国家，但是中国对德国的出口要显著高于对法国、荷兰、意大利的出口(参见图二)。

虽然在出口贸易中，中国对其他国家(地区)的出口发展迅速，所占比重逐年提高，比如，对除美、日、香港外的其余11国家(地区)的合计出口额占同期中国出口贸易总额的比重在90年代初还不到20％(1990年为18.0％)，到近几年已超过30％(2007年达到33.1％)，而同期中国对美、日、香港三地的合计出口额占同期中国出口贸易总额的比重逐年下降，但是，美、日、香港三地的合计比重仍旧占据半壁河山，在90年代初三地合计比重将近70％(1990年为65.8％)，近些年三地合计比重仍占到40％以上(2007年为42.6％)。

出口贸易额

总的来看，在1990-2007年期间，中国出口贸易总额呈指数增长(参见图三)，尤其进入2000年以后增长加快。根据绝对出口总额年度增长情况(参见图四)，可把考察期分成两个阶段，即1990-2001年和2002-2007年。1990年全国出口贸易总额620.9亿美元，2001年达到2661.0亿美元，增长2040.1亿美元，年均增长29.9％。整个90年代的出口贸易总额虽然保持增势，但是属于起伏增长，增长缓慢且不稳定。1993年之前，全国出口贸易年增长额很小，1991、1992、1993年分别只增长92.8、130.3、68.0亿美元。之后，1994、1995年出口贸易总额提高近200亿美元，分别比上年增长292.7、277.7亿美元，这说明“大经贸”战略推行取得成效。但是，1996年出口却意外下降，出口总额仅比1995年增长22.7亿美元，为此前自1990年来增长最少年份。秋晨(1996)、姜应祥和康丽娟(1996)分析认为，当年人民币汇率升值、外贸收购优惠贷款利率取消、出口退税率再度下调、出口指令性计划改为指导性计划、国内物价上涨是造成1996年出口下降的重要宏观因素。1997年出口贸易总额恢复大幅增长，比上年增加317.4亿美元，但是到1998年又由于受亚洲金融危机影响，只比上年增加9.2亿美元，成为1990年以来年度增长额最少的一年。金融危机过后，出口又实现回升，1999、2000年出口总额分别比上年增加112.2、542.7亿美元。2001年又出现出口下降，只比上年增加169.0亿美元。2001年出口下降主要是由于当年全球进出口贸易下降。2002年可谓是中国出口贸易辉煌时期的开始，因为从2002年开始，中国出口贸易稳步发展，出口贸易年度增加额逐年攀升。2002年出口总额3256.0亿美元，2007年为12177.8亿美元，增长8921.8亿美元，年均增长54.8％。

从绝对贸易额来说，出口美、日、香港的贸易额远远高于其它11国家(地区)。1990年，占中国出口总额比重最大的香港(42.9％)出口额为266.5亿美元，比重其次的日本(14.5％)出口额为90.1亿美元，比重第三的美国(8.3％)出口额为51.8亿美元。然而，除了新加坡(19.7亿美元)、德国(20.3亿美元)，1990年中国对其余国家的出口额都没超过1亿美元。而到了2007年，中国对美、日、香港的出口额分别为2326.8、1020.1、1844.4亿美元，而对其余11国家(地区)出口额则都在500亿美元以下，并且主要集中在200亿美元左右的范围。从图形上说，14国家(地区)的贸易额也基本呈指数增长，且贸易量越大，指数增长形态越突出，美、日、香港的贸易额曲线与中国出口总额曲线形态十分接近，尤其美国的和香港的。然而其余11国家(地区)的出口额图形走势则比较平缓，相当于美、日、香港在90年代早期阶段的图形表现(参见图五)。

分析出口贸易总额增长背后各个贸易伙伴国的贸易额增长表现。对美国的出口贸易额每年都比上年有所增加。美国的年度出口增加额与全国出口贸易总额的年度增加额的变化趋势几乎一致，即2001年前是起伏增加，2001年后是稳步攀于卜。对香港的出口贸易额有4个年份是比上年减少，即在1993、1996、1998、1999年分别比上年减少154.6、30.8、50.4、18.8亿美元，其余年份都是比上年增加。1993年减少是因为西方国家对中国制裁基本解除，中国部分出口不再需要取道香港做转口贸易；1996年减少是因为该年全国进出口贸易整体下滑；1998、1999年减少则是很大程度受亚洲金融危机影响。对日本的出口贸易额仅在1998年是比上年下降(下降21.8亿美元)，其余年份都比上年有所增加。在1998年因受亚洲金融危机影响而使出口贸易额比上年减少的目的地国家还包括韩国(减少28.8亿美元)、新加坡(减少3.8亿美元)、马来西亚(减少3.3亿美元)。对台湾的出口虽然没受到金融危机影响，1998年出口额仍比上年增加4.7亿美元，但是1996年全国出口贸易下滑和2001年全球进出口贸易整体下滑都影响到了对台湾的出口，这两年的对台出口额分别比上年减少3.0亿美元和0.4亿美元。1996年全国出口贸易下滑也同样使对意大利出口比上年减少2.3亿美元；2001年全球进出口贸易整体下滑也使对法国出口比上年减少0.2亿美元。除此之外，对各目的地国家(地区)的出口贸易额在其余年份都是比上年有所增加。

总体来说，各目的地国家(地区)的出口贸易额变动与全国出口贸易总额的变动比较一致，在2001年前虽然各年都有增长，但是波动较大，2001年后，各目的地国家(地区)都出现大幅增长。14国家(地区)中出口额增长变动最大的当属香港，这与香港可在特殊时期发挥转口贸易功能的属性有很大关系，因此在几次大的宏观环境变动下，香港的出口贸易额变动都表现得比较强烈。

中国对美、日、香港的绝对出口贸易额逐年大幅增长，但是三地的合计比重却在下降，说明中国出口市场的集中化程度下降，出口市场结构已经朝着多元化健康发展。其他国家(地区)出

口份额的增长，使中国不再单纯依赖几个传统的贸易伙伴，而是发展了新兴贸易伙伴，这在扩大中国出口的国际市场的同时，也使出口市场风险被分散，中国的贸易多元化战略已经取得积极成效。

贸易增长率

1990--2001年期间，各国家(地区)贸易增长率波动比较大，而且变动基本一致，即类似锯齿状。在1993年，中国对英、美、加、法、德、澳大利亚的出口贸易额有一个猛增，增长率都超过60％，其中英、美、加甚至超过了100％，但是在其前后的1992年和1994年，这几个国家的增长率却都只有30％左右。对日本的出口贸易增长率变化比较平稳，并不随大流那样大起大落，当1994年多数国家增长率骤降时，日本增长率却几乎与1993年持平，甚至还高出1.7个百分点。香港增长率波动最大，尤其在2001年之前，高的时候达到46.8％(1994年)，低的时候甚至负增长，――41.2％(1993年)。对澳大利亚的出口增长率普遍要高于同期其他国家(地区)。这段时期需要特别指出韩国和台湾。中国对韩国、台湾的经常性出口贸易往来分别开始于1992和1993年。对韩国的出口激增发生在1992年，该年对韩国出口贸易额增长率达到358.3％，而此前1991年增长率才有46.5％，1992年后每年都保持30％左右的增长率(除了1998年受亚洲金融危机影响而为负增长)。对台湾的出口激增发生在1993年，该年对台湾出口贸易额增长率达到110.8％，而此前1991、1992年增长率分别只有86.1％和16.6％，1993年后一致保持增长态势(除了1996和2001年分别因全国出口贸易下滑和全球进出口贸易下滑影响而为负增长)。在此前，中国对韩国、台湾的出口贸易绝对量非常少，1990年对韩国、台湾的出口贸易额分别只有3.58和3.20亿美元，属于14国家(地区)当年贸易额最少的三个国家之一(另一个是西班牙，只有3.41亿美元)。所以，虽然在当年实现超高增长率，但那年的贸易额却仍然分别只有24.0和14.6亿美元。

2002-2007年期间，14国家(地区)全都实现正增长，且国家之间的增长率差异也不像前一时期那样巨大。这段时期日本增长率一直处于相对最低水平，从2002至2007年，实现增长率分别只有7.8％、22.7％、23.7％、14.3％、9.1％、11.3％。法国增长率波动最大，在2003、2004和2007年分别达到79.1％、36.0％和46.1％，而在2002、2005和2006年却分别只有10.5％、17.3％和19.5％。其余国家贸易额增长率主要集中在30％左右水平，而加拿大、意大利、德国、荷兰、新加坡等国增长率相对高些(参见图六)。

虽然在1990-2001年期间，中国对14国家(地区)的出口贸易额增长率差异巨大，但是此后，各国的增长率开始趋同，2002-2007年期间，对14国家(地区)的出口贸易额年增长率都在50％左右，而且相互之间比较接近，其中只有日本例外，该时期的对日出口贸易年均增长率只有18.1％。虽然从增长率数据来看，14国家(地区)之间的增长率大小有接近趋势，但是14国之间的绝对出口额差距却一直呈喇叭状扩大，这其中还是贸易基础量大小在起作用。像美、日、香港这样的出口目的地国，虽然出口贸易增长率可能低于一些迅速发展起来的新兴贸易伙伴国，但是其绝对胜出的出口贸易量才是一直拉动中国经济发展的最主要力量。

结束语

第5篇：出口贸易的含义范文

研究方法选择和数据处理

（一）研究方法选择

虽然目前学术界不同的研究成果存在较多差异，但投入产出分析已经被证明是计算贸易内涵能源问题最为有效的方法，计算结果的不同主要来自学者在处理具体能源消耗系数及简化过程等方面。本文同样基于投入产出分析法进行研究，具体计算公式如下：直接消耗系数。直接消耗系数公式为Aij=Xij/Xj（i,j=1,2,..,n），其中Aij指的是j部门单位产出所直接消耗的i部门产出量，即i部门对j部门每生产一单位产品所做出的贡献。所有的Aij构成直接消耗系数矩阵A。完全消耗系数。完全消耗系数公式为B=(I-A)-1-I，其中矩阵B可由直接消耗系数矩阵A计算得到，I为单位矩阵。完全消耗系数矩阵B由完全消耗系数Bij构成，指的是j部门单位产出对i部门产出的直接和间接消耗之和。

部门单位产出的完全能耗强度。部门单位产出的完全消耗强度公式为EB=EA(I-A)-1，这是基于直接能耗强度与完全消耗系数相乘计算出来的，指的是该部门每生产一单位产品所直接消耗和间接消耗能源量的和。可以看出，完全能耗强度是计算产品内涵能源的关键因子，不同学者所计算结果之所以不同，一般都是因为选取了不同的完全能耗强度进行计算。如公式所示，EA指的是部门单位产出的直接能耗强度，是该部门一定时期内耗能总量Ei与总产值Xi的直接比值：EA=Ei/Xi。出口贸易内涵能源的测算。一般来讲，一国出口贸易的内涵能源规模是将各部门的完全能耗强度与对应进口或出口额相乘即可得到。但是，这样做的一个巨大缺陷在于没有考虑加工贸易的影响，这对素有“世界加工厂”之称的中国来讲，将使计算结果严重高估。因为针对来料加工的产品，其作为进口产品进入到国内之后，并没有被消费，而是加工之后又重新作为出口产品流到国外。因此该部分产品在作为加工原料进入到国内时，其生产所消耗的能源不能计入出口贸易的内涵能源量。限于各部门的加工贸易数据难以获得，本文引入进口系数M，对出口贸易中进口加工贸易产品的比重进行估算。利用系数M对原直接消耗系数矩阵A进行修正，从而得到消除加工贸易影响的对外贸易内涵能源估值。具体修正方法如公式（1）：（1）其中EXE＇为剔除进口加工产品影响的出口贸易内涵能源。需要说明的是，对系数M，均假定一部门对其他所有部门的投入中进口加工产品的比例是不变的。这样的简化处理可使系数M为对角矩阵。

（二）数据搜集和处理

投入产出表数据。本文研究共用到3张投入产出表，分别为中国2002年、2005年和2007年投入产出表。需要说明的是，很多研究都是基于一张投入产出表进行的研究，这在反映较长时间跨度的部门间生产关系时难以保证较高的准确性。本文数据时间范围为12年（2000～2011年），基于时间就近原则对3张投入产出表进行充分合理地利用，即2000～2003年数据采用2002年表，2004～2006年数据采用2005年表，2007～2011年数据采用2007年表。在具体数据分类方面，由于投入产出表的部门分类与《中国能源统计年鉴》和联合国货物贸易数据库均有所不同，为兼顾数据可得性、确保各分类数据之间最大程度的衔接、保留主要能源消耗部门等，最终将42部门的投入产出表合并为22部门，能源消耗数据及贸易数据均按照22部门的分类进行统一整合。部门能源消耗数据。由前文可知，各部门能源消耗数据是计算直接能耗强度EA的关键，进而才能得到贸易内涵能源测算所需的完全能耗强度EB。本文中关于我国各部门2000～2010年的能耗数据来自《中国能源统计年鉴》，2011年数据则是在《2011年国民经济和社会发展统计公报》所公布指标的基础上，对2010年数据进行修正后得出的。此外，所有数据都经过了PPI价格指数和单位GDP能耗指数的修正，消除了物价波动等因素的影响。部门贸易数据。部门贸易数据来自联合国货物贸易数据库（UNComtradeDatabase），分类标准采用SITCRev.3（国际贸易标准分类第三版），并在此标准分类基础上将原63章的产品分类合并为与投入产出表对应的22部门。需要说明的是，经过计算，合并后的22部门贸易数据，除第22类“其他行业”外，其余21个部门的贸易数据总和可达到总数的95%以上，说明22部门分类能够有效反应我国对外贸易内涵能源的现实情况。

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

结论与政策含义

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

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

第6篇：出口贸易的含义范文

一、出口总量、结构、效益的辨证关系

效益是指在经济运行过程中，消耗与成果之间的对比关系，也就是投入与产出、费用与效用之间的关系及其变化。一国参与国际贸易与分工的根本动机是获取贸易利益，增进国民福利，而不是为出口而出口，因此，出口效益可以从出口是否有效率地促进国内经济增长，以及是否有利于就业、稳定、区域协调发展等特定目标的实现等角度来衡量。从总量、结构、效益的关系来看，三者总体上是相互联系、相互作用的。一定的总量对应一定的结构，产生一定的效益；反过来，一定的效益也反映着一定的总量和结构；其中，效益是核心，总量增长和结构变化最终要以效益的好坏来判断。

从总量与效益的关系来看，出口效益总是同一定的总量规模相联系，没有出口总量，效益无从谈起；但出口总量的扩张并不一定就有出口效益，如果出口数量的上升伴随着贸易条件不对等的严重恶化，或者出口商品的生产造成国内资源浪费或环境恶化等，从效益上看，就可能得不偿失。一般而言，在结构科学合理的均衡增长情况下，总量与效益呈正相关关系，而在非均衡增长情况下，总量与效益有时是背离的，而总量本身也难以实现持久稳定的增长。

从结构与效益的关系来看，―方面，效益的提高，本身即意味着效率的改善和结构的优化；另一方面，合理的出口结构能够产生好的经济效益。出口结构不断趋于优化的过程，使不同区域和部门、不同生产环节和生产要素之间形成新的、更高层次的均衡，效益也将逐步提高。

从总量与结构的关系来看，一方面，总量的增长是结构变化的基础。没有总量的积累，结构的调整无从谈起。在改革开放初期，我国商品出口量很小，有限的出口主要是换取紧缺的外汇收入，并没有结构调整的动力，也缺乏结构调整的基础和条件。另一方面，总量的增长依赖于结构的变化。目前，我国已成为世界第三大出口国，通过调整出口商品结构、方式结构及区域结构等，以实现高基数上的持续增长，显得尤为重要。

二、我国出口结构问题的主要表现

出口结构的变化不仅影响出口总量的持续稳定增长，更影响到出口促进经济发展、增加国民福利作用的发挥。倘若出口结构不合理，则不仅不利于出口正效应的发挥，甚至产生种种负效应。目前我国出口结构上的问题，主要体现在以下几个方面：

1.出口商品结构的升级问题。改革开放以来，伴随着中国经济的持续增长和贸易的高速扩张，中国对外贸易商品结构也在不断改善和优化。1986年，工业制成品出口额超过初级产品出口额构成了我国出口商品结构变化的第一个转折点；1995年，以机电产品为代表的资本技术密集型产品出口额超过以纺织品、服装为代表的劳动密集型产品构成了我国出口商品结构变化的第二个转折点。但不可否认，中国工业制成品的出口仍集中于技术含量不高的一般性工业制成品，或者是国际市场上有众多供应商的标准型产品。即使是中高技术产品，我国也大多集中于劳动密集型的工序，出口规模的扩大主要是以数量带动出口，效益较低。

2.出口方式上过分依赖加工贸易的问题。中国出口规模的迅速扩张，深深地铭刻着外商投资企业和加工贸易的烙印。加工贸易进出口总额从1980年的近17亿美元，增加到2004年的5497亿美元，增长了300多倍，加工贸易出口在外贸出口中的比重从1980年的3.62%提高到2004年的55.28%。加工贸易的发展是我国适应世界贸易形态的变化，积极参与世界分工的重要形式，结合了中国具有比较优势的劳动力资源与世界其他国家具有比较优势的资本、技术等资源，极大地推动了中国出口贸易的发展。但我国加工贸易的发展主要是由外商投资企业推动的，加工贸易的发展是否和多大程度上对我国经济有利，受到了不少学者的质疑，这些质疑主要体现在以下几个方面:(1)加工贸易增值率问题;(2)技术引进效率问题;(3)贸易摩擦问题;(4)国内资源环境约束问题等。

3.出口市场过于集中导致未来出口扩大的脆弱性问题。从出口区域结构上来看，虽然我国的贸易对象遍及全球，已多达230多个国家和地区，但长期以来，中国出口商品高度集中于美国、香港、日本、欧盟等少数国家和地区，这一方面增加了出口的风险性，另一方面又削弱了其灵活性和竞争力，抑制了我国出口的进一步扩展。实际上，出口的国际区域结构一定程度上也是出口商品结构和出口方式结构的一种反映，中国在高档次资本技术密集型商品上尚无法与西方发达国家及新兴工业化国家和地区相抗衡，因此，中国以劳动密集型产品向发达国家及新兴工业化国家和地区出口，或者通过与其开展加工贸易，占据资本技术密集型产品或高新技术产品的劳动密集型环节的贸易形态，不足为奇。

4.国内不同区域出口的巨大差距问题。我国出口的内部区域结构非常不平衡，无论从出口额、出口增长率，还是出口依存度来看，省份间出口的巨大差异都是客观存在的，而这种差距又主要是由于东、中、西三大地带间的差距造成的，从发展趋势看，目前这种差距并无扭转的迹象。区域间出口贸易发展上的巨大差异，将不利我国充分发挥各区域的比较优势，促进我国出口贸易的进一步发展，不利于我国区域经济的协调发展和国家经济发展整体目标的实现。

三、关注出口结构，提升出口效益

改革开放后，在理论界国际贸易“引擎”说和一些奉行出口导向战略的国家和地区经济成功发展的事实诱导下，我国事实上自觉不自觉地采纳和推行了“出口导向经济发展模式”，不遗余力地扩大外贸出口。出口贸易在改革开放中作为经济发展的发动机，确实发挥了巨大的作用，但仅仅关注出口总量的增长是不够的，出口结构也是影响我国获取贸易利益，实现发展目标的一个重要因素。倘若现阶段要继续发挥出口贸易对经济发展的贡献，则不应拘泥于出口总量的高低，而应从国民经济整体发展的需要出发，挖掘出口总量背后深层次的贸易结构问题，切实推进出口商品结构的优化，推进出口区域结构的均衡协调发展，实现外贸发展与国内经济发展的良性互动，最大化贸易对经济增长的贡献，确保对外贸易和国民经济的持续协调发展。

1.经过改革后20多年的迅速增长，中国经济在今天的规模上如果继续依靠要素投入的扩张，显然难以为继，今后的发展应更多地关注经济运行的动态效率的持续改善。政策制定者应在我国进出口规模不断扩大的同时，深刻理解其对我国宏观经济运行的全方位影响及其作用机制，关注对外贸易对我国产业升级、技术进步等的促进作用，否则出口总量的增长至多只能诱致短期(一次性)增长收益，而不利于经济长期增长的持久动力的获得。

2.加工贸易是我国发挥劳动力资源丰富的比较优势，快速融入全球分工体系的重要途径，但如果我们不能通过促进加工贸易与国内产业的联系、增强加工贸易的国内配套能力和进口替代能力、促进国内的产业升级等途径，来加强加工贸易与国内经济的互动，以充分实现加工贸易的动态利益，则可能导致我们只能获取微薄的加工费用，甚至可能被锁定在国际产业链的中下游或末端的劳动密集型制造或装配环节，将不利于我国经济的长期增长。

3.我国自上世纪90年代初实施的出口市场多元化战略，取得了初步成效，但是目前对西方主要发达国家出口的依赖程度依然很高，目前，中国与西方发达国家的贸易摩擦居高不下，甚至出现了向一些具有同类产业竞争结构的发展中国家蔓延的趋势。因此，要以开放的、经济全球化的新理念重新审视市场多元化战略，应从过去单纯追求降低市场过于集中的风险，转变为在扩大总体市场中改善市场结构，为我国产业快速发展和外贸不断扩张提供强有力的保障。

4.中国东、中、西部出口贸易的非均衡发展，既是历史发展的沉淀和延续，又是政策战略导向作用的结果。今后的政策导向可以考虑把发展外贸和西部开发、振兴东北、中部崛起等结合起来，促进国内经济循环和国际经济循环的有机结合。就东部来说，经过20多年的对外开放，在资金、技术、管理等方面均有了较雄厚的基础，东部地区应逐步将加工制造业向中西部地区转移，专注于提高研发、设计、服务等高增值环节的实力，抢占国际分工的高级环节，率先实现出口商品结构的升级，甚至可以考虑以“走出去”带动出口贸易的发展和出口商品结构的升级。而中西部地区应进一步扩大开放的步伐，承接国际和东部地区的产业转移，遵循比较优势，充分发挥对外贸易的静态收益和动态收益，促进经济的发展。虽然出口国内区域结构的调整不可能一蹴而就，但加强贸易促进区域经济发展的途径和机制的研究，基于国内不同区域的资源禀赋、产业基础等状况，利用贸易因素促进国内的区域协调发展，对于我国经济发展整体目标的实现无疑具有较大的实践意义和战略价值。

参考文献：

第7篇：出口贸易的含义范文

关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型

改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。

一、文献回顾

迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。

从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。

上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。

二、实证分析

（一）数据选取

由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。

（二）时间序列的平稳性检验

在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。

综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。

（三）协整检验

近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：

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

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

综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。

对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。

回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：

浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。

由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。

由回归方程(2)可知，CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。（四）误差修正模型

误差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。

由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：

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）

在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。

在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。

三、结论与建议

通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：

（1）从长期关系看，CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。

从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。

纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的,也是可行的。

（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。

本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。

从浙江省当前贸易战略出发,政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。

对企业界而言，加入WT0后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。

参考文献：

蔡锐,刘泉.2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗?——基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］.世界经济研究(8).

齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).

邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).

小岛清.1987.对外贸易论［M］.天津:南开大学出版社:437-442.

王亚平.2004.“十一五”期间中国经济参与国际分工趋势展望［J］.经济研究参考(49).

张如庆.2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］.世界经济研究(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：出口贸易的含义范文

[关键词] 技术壁垒 苏州 出口贸易 影响 对策

近年来，随着我国对外贸易的飞速发展，尤其自我国加入WTO以来，国际贸易中针对中国企业的非关税壁垒呈现迅速增长的态势。

中华人民共和国商务部2006年12月25日的《2005国外技术性贸易措施对我国对外贸易影响调查报告》显示，2005年中国有15.13%的出口企业受到国外技术性贸易措施的影响；在22大类出口产品中，有18类产品由于国外实施技术性贸易措施而遭受691亿美元的直接损失；中国企业为应对国外技术性贸易措施所增加的生产成本达到217亿美元；国外技术性贸易措施给中国企业造成的出口贸易机会损失高达1470亿美元！

由此可见，在世界贸易组织框架下，传统关税壁垒正逐渐削弱，以技术法规、标准、合格评定程序为主要表现形式的技术性贸易壁垒对我国出口贸易的影响日益明显。技术壁垒已逐渐成为我国对外贸易发展的屏障和绊脚石。

一、技术壁垒的含义

国际贸易中的技术壁垒，也称技术，是技术性贸易壁垒（Technical Barriers to Trade，简称TBT）的简称。简单讲来，技术壁垒是指进口国以维护国家安全、保障人类健康、保护生态环境、保证产品质量等为由，制订强制性或非强制性地确定商品某些特性的技术法规、标准，旨在检验商品是否符合这些技术法规、标准，及在确定商品质量及其适应性能的试验、审批和认证程序中形成的贸易障碍。

实质上，技术壁垒已沦为一些发达工业国家利用其科技上的优势，通过技术法规、标准的制定与实施，通过商品检验与认证工作，对商品进口实行限制的一种贸易保护手段。具体表现为苛刻的技术标准、卫生检疫标准、包装和标签标准，严格的认证制度、繁琐的检验检疫程序等。

二、苏州出口贸易现状

苏州的出口贸易在全国中处于领先的地位。据统计，2006年苏州实现进出口总额1742.64亿美元，出口946.85亿美元，分别占全国的9.9%、9.8%。进出口总额在全国大中城市中继续保持第3位。

苏州出口商品以机电产品为主导，2006年出口773.23亿美元，占全市出口总额的81.7%，占全国机电产品出口的14.1%。其他主要出口商品有:纺织原料及制品76．69亿美元；贱金属及其制品42.77亿美元；塑料橡胶制品16.43亿美元；化工产品15.95亿美元。

三、技术壁垒对苏州出口影响日趋严重

在出口贸易迅猛发展的同时，随着贸易磨擦的增加，检测标准、设备、方法的创新，苏州也面临着越来越严重的技术壁垒影响。

1.机电产品出口首当其冲

目前，技术壁垒对机电产品的影响主要集中在产品强制性认证方面，如欧盟CE认证，美国UL认证，德国CS认证，北欧四国NORDIC认证，日本的JIS认证，这些认证程序复杂、繁琐，检测费用高昂，严重影响了苏州机电产品的国际竞争力。

值得一提的是，欧盟2003年2月又公布了被称为“双绿指令”的《报废电子电气设备指令》和《关于在电气电子设备中限制使用某些有害物质指令》。据权威部门预测，“双绿”指令将影响约三分之二的机电出口产品，造成出口成本至少上涨10%。

例如，苏州传统的优势出口产品电动工具，2005年出口数量出现急速下滑。主要原因就是上述“双绿指令”的影响。又如，苏州昆山地区的自行车出口在2006年第一季度也出现了大幅下降，出口金额与去年同期相比直线下降了43.4%。其中一个重要的原因是日本对中国输日自行车进行了一些技术壁垒限制。

2.纺织原料及制品出口紧随其后

纺织原料及制品是苏州市的传统出口产品，出口总量仅次于机电产品。虽然配额将逐渐淡出，但发达国家已筑起越来越高的“绿色壁垒”。

目前，在纺织原料及制品领域的技术壁垒主要有三类:

第一类是针对产品本身对消费者的安全和健康影响的，要求产品不能对消费者的健康产生影响。国际上影响最大、权威性最高的纺织品技术标准就是国际纺织协会1992年在产品生态研究基础上制定并颁布的Oeko-Texstandard100（生态纺织品标准100）。

另一类是从产品设计、生产到报废、回收的全过程中，对环境影响所设置的壁垒，主要是要求企业建立实施ISO9000质量体系标准、ISO14000环境系列标准及对产品实施“环境标志和声明”。

第三类是如SA8000社会责任管理系统认证等社会层面的壁垒。由于纺织品属于劳动密集型产品，欧美国家越来越多地关注进口产品的生产过程是否符合国际劳工标准。

上述这些限制措施降低了我国纺织品的出口竞争力，限制了出口的市场范围。苏州的一些大型纺织品生产企业，逐渐开始改变思维，加强标准化工作，如昆山AB集团生产的AB内衣系列已通过生态纺织品标准100认证。但对于众多中小型出口企业来说，由于资金、技术、规模等各方面的原因，进入发达国家市场将越发步履维艰。

3.农产品出口成为受技术壁垒影响的“重灾区”

早在2002年，欧盟委员会的2002/69/EC决议就规定，“自2002年1月31日起禁止从中国进口供人类消费或用作动物饲料的动物源性产品”。之后，美国、日本等发达国家先后设置技术壁垒，阻止进口中国农产品，范围从动物源性食品扩大到植物产品。此外，新加坡、韩国等周边国家也对中国产品设置了相应的技术壁垒。

受此影响，苏州市农产品出口受到了很大的冲击，2006年仅蔬菜出口一项，1月～10月份与去年同期相比就下降了27.4 %，出口的动物类产品则比去年同期下降了19.4%。

4.其他产品

此外，苏州的贱金属及其制品、塑料橡胶制品、化工产品等行业也在或多或少地遭受着技术壁垒的影响。其中最值得关注的就是，经过长达6年讨论后通过的欧盟《关于化学品注册、评估、许可和限制法案》（简称REACH法规）。它将取代欧盟现行的《危险物质分类、包装和标签指令》等40多项有关化学品的指令和法规，对欧盟市场上和进入欧盟市场的所有化学品强制要求注册、评估和许可并实施安全监控。表面上看，REACH法案只是针对化学品，然而，几乎没有商品不使用化工产品。更为严重的是，一旦产生“多米诺骨牌效应”，对苏州乃至全国化工行业及其上下游行业出口的影响将是全方位的。

四、积极应对技术壁垒的对策

鉴于技术壁垒的影响日趋严重，如何有效避免或减少其带来的负面因素，已成为苏州大力发展外向型经济，扩大产品出口，需要认真研究的重要课题。

1.政府有关职能部门责无旁贷

(1)要建立专门的技术壁垒信息收集和咨询机构，尽可能多的、快的在国际上收集有关技术壁垒的信息和情报，加强对发达国家的技术标准、政策、法规等内容的研究，及时掌握国际上已颁布的技术法规、技术标准等信息，向企业传递有关信息和预警通知。

(2)政府职能部门要加大宣传力度，组织行业协会、外贸企业及时学习了解有关技术壁垒的最新信息，认真研究应对措施，尽早做好准备，力争把不利影响降到最小程度。

(3)要积极推行国际标准和参与国际标准制修订，加快制定和完善我国技术标准法规体系。TBT的核心就是标准，要积极创造条件，设法冲破发达国家把持国际标准制定的垄断局面，积极参加到国际标准制定的全过程，这是工作中的重中之重。

(4)要有目的地加强科技投入和知识产权方面的保护，针对那些对我国产品设置歧视性技术壁垒的国家或地区，保留报复的权利，并根据形势需要实施报复，以迫使这些国家及时撤消针对我国的不合理的技术壁垒。

(5)还要充分利用WTO有关规则和法律条款，特别是用好用活《技术性贸易壁垒协定》的有关条款。鉴于我国是以发展中国家身份加入WTO的，要充分利用有关发展中国家特殊和有区别的待遇原则，及时向WTO和有关发达国家申请技术援助和延长有关技术性措施实施的适应期或过渡期等，以降低对我国产品出口的影响。

2.相关行业协会、进出口商会应发挥组织、协调作用，提供配套服务

相关行业协会应切实发挥行业利益代表人和协调人的作用，积极组织行业内企业开展技术协作、标准制定和信息交流，总结国内外企业突破技术壁垒的经验和教训，提供相关的咨询、法律援助和政策研究等配套的服务功能。

有条件的行业协会还可以加强与国外权威机构合作，联合我国科研机构、大专院校等多渠道以及利用各种资本、资源创办检验认证机构，为企业减少重复检验、重复认证做出贡献。

3.最根本的解决对策还是要靠广大的外贸企业自身

(1)要转变观念，既要看到不利影响，同时更要认识到技术壁垒所反映的市场对环境安全和消费者健康保护的要求，从这一高度树立起绿色生产、绿色营销的思想。

(2)要实施以质取胜和可持续发展战略，加快技术创新步伐，努力提高产品的技术标准，切实提高产品质量。企业要以应对技术壁垒为契机，依靠科技进步调整出口商品结构，提高出口商品的科技含量和加工层次，加强对生产的全过程控制，从根本上突破技术壁垒。

(3)要实施国际标准化战略，积极推行ISO9000系列标准认证、ISO14000环境认证以及其他国际权威认证，加快与国际标准接轨的步伐。通过积极采用国际标准，能够及时掌握国际生产信息和生产技术水平，吸收先进成果，使自身产品标准得到世界上的普遍承认，从而获得国际市场上的“通行证”。

(4)制定和实施市场多元化战略。这样不仅可以避免主要进口市场的限制口实，而且万一发生贸易战时，还可以通过贸易转移把损失降到最低程度。

此外，有条件的企业还可以采用对外直接投资，利用当地的人才，技术和市场，从而绕过技术壁垒。

五、苏州特色带来的启示

相对应于苏州庞大的出口规模，迄今为止，技术壁垒带给苏州出口贸易的影响应该说还只是浅层的，局部的，小范围的。这说明，苏州的外贸出口对于技术壁垒有着独特的“免疫力”，个中原因，值得思考。

1.从贸易国别看

欧盟是苏州最大出口市场，而欧盟恰恰是技术壁垒的始作俑者。同时，欧盟还是对华实施技术壁垒最多的地区，并且不断出台最新的技术标准法规。可以说苏州处在技术壁垒斗争的最前线。在这种恶劣情况下，苏州利用及时的信息，迅速的反应，以及出口企业过硬的质量标准，仍旧取得了2006年出口欧盟金额比2005年增长33.9%的骄人成绩。

2.从贸易方式看

近年来加工贸易一直占有苏州出口的主导地位。2006年，苏州加工贸易出口额774.63亿美元,增长28.4%,占全市出口总额的81.8%。众所周知，加工贸易是“两头在外”的一种贸易方式，可以极大避免由于原材料、包装、回收等过程中可能产生的技术壁垒风险。

3.从贸易的主体看

苏州的外商投资企业2006年实现出口852.62亿美元，增长30.2%，占全市出口总额的比重达到惊人的90.04%。虽说是过于倚重外商投资企业有一定弊病，但由于技术溢出效应，外资企业，尤其是欧、美、日等发达国家设立的跨国公司，对科技发展、标准采用、产品质量提高、产业结构升级等方面还是起到了积极的推动作用，成为一道防范技术壁垒问题不断蔓延的天然“防火墙”。

参考文献：

[1]沈明:《世贸组织后过渡期我国农产品对外贸易政策》.《国际商务-(对外经济贸易大学学报)》,2005年

第9篇：出口贸易的含义范文

[关键词]出口贸易；结构优化；面板数据

[中图分类号]F7528 [文献标识码]B [文章编号]

2095-3283（2012）08-0034-04

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作者简介：刘立平（1963-），男，安徽和县人，安徽工业大学经济学院教授、副院长，硕士；涂德明（1987-），男，安徽六安人，安徽工业大学研究生学院硕士生；成祖松（1984-），男，安徽凤阳人，安徽工业大学经济学院讲师，硕士。

基金项目：安徽省教育厅人文社会科学研究项目（编号：2011sk134）。

一、引言

对一国对外贸易影响因素的分析，是国际贸易理论和实证中延续最久和最核心的内容之一。从亚当·斯密提出的绝对优势理论到大卫·李嘉图的比较优势理论，均提出两国的两种生产效率不同就可以产生贸易。要素禀赋理论进一步表述了一国比较优势的含义和来源。克鲁格曼创立的国际贸易的规模经济理论，解释了20世纪60年代以来，发达国家之间的水平型贸易迅猛发展。Richardson（1999）利用显示比较优势对美国贸易结构进行了分析。Belay（2004）提出政府可以通过制定鼓励高新技术产品出口政策，培养其国际竞争力，优化出口商品结构。Jim Lee（2011）指出随着一国经济增长，其更趋向于出口高新技术产品，出口商品结构得到优化升级。

国内学者的相关研究主要是利用比较优势理论来解释中国现在的对外贸易。林毅夫等人认为要素禀赋与技术差距是影响国际分工方式的主要因素。杨小凯等认为通过分工和贸易，促进专业化水平和效率改进，是影响贸易的基础和动力。实证方面，江小涓（2007）用面板数据回归证明影响贸易的因素有比较优势、国内产业基础和市场结构、参与全球分工程度。朱玉阁（2010）采用月度数据，运用比重作为被解释变量，消除出口总量和本身数值的影响，研究了外资度、出口竞争力以及国内市场需求等因素。魏浩、毛日升（2007）根据HS标准1位码分类分析了中国出口结构的变动和趋势。魏锋、毛日升（2005）从初级产品、工业制成品、技术结构对改革以来出口商品结构演进进行了分析，其中运用最多的是显示性比较优势指数、竞争力指数、产业内贸易指数分析商品结构。

研究安徽贸易影响因素的文献比较少。刘立平、幸新荣（2010）运用主成分分析与熵值法对安徽对外贸易可持续性发展状况进行了评价，比较系统全面地分析了安徽省外贸现状。还有一些文献只是以安徽外贸总额为因变量，缺少产业或产品层次的数据研究，例如运用简单的时间序列的二元回归来研究外资对安徽外贸出口的影响因素，结果缺乏说服力。本文主要利用产业的年度数据，运用面板数据分析方法对安徽出口贸易影响因素进行了分析，期望找到影响安徽出口贸易的关键因素。

二、安徽省出口贸易的基本情况

（一）安徽省出口规模和增速

结合表1和表2可知，2007年和2009年，安徽省外贸出口额出现负增长，分别为-281%、-218%。同期中部其他各省出口额都出现负增长，其中湖北2007年出口增速为-305%，2009年山西增速为-693%。在2005—2007年，安徽出口排在中部地区首位，而2008年以来，湖北成为最大的中部出口省份。2010年湖北排全国第13位，居中部第一，而安徽排全国第16位，中部第三。值得注意的是，江西的出口额全国排名由2006年的第25位上升至2010年的第14位，实现了从中部第六到中部第二的跨越发展（详见表1、表2）。

（二）安徽省出口商品结构

表1 中部六省外贸出口总额规模

单位：亿美元

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

数据来源：根据《安徽统计年鉴》2005—2011年相关数据计算得来



表2 中部六省外贸出口总额占全国比重位次

单位：亿美元

年份省份 200520062007200820092010

安徽121213151516

山西192017172423

江西252219191714

河南161515161817

湖北131316141413

湖南181818181919 数据来源：2005—2011年《中国统计年鉴》

刘立平 涂德明 成祖松：安徽出口贸易影响因素及其结构优化路径研究——基于产业面板数据模型

刘立平 涂德明 成祖松：安徽出口贸易影响因素及其结构优化路径研究——基于产业面板数据模型

2005—2010年，安徽省初级产品出口在出口总额中比重维持在8%左右，并呈下降的趋势，工业制成品比重在90%以上。从相关数据可知，在安徽省出口的初级产品中，2005年、2006年主要以食品及活动物为主，2009年、2010年主要为食品及活动物、鞋业、非食品原料。出口的制成品主要以电力机械、服装、纺织、陆路车辆、工业机械设备和零件为主，其中2010年服装出口的增速最快，达到237%。但总体而言，安徽出口的工业制成品仍以低附加值、低技术、初加工或粗加工的资源型产品为主。2005—2010年安徽省的高新技术产品和机电产品出口占总出口额的比重分别维持在16%和38%左右，远低于2010年312%和591%的全国平均水平。

三、安徽省出口影响因素简析

以安徽出口贸易数据为样本，根据国际贸易理论和对安徽出口贸易变化的分析，影响出口的因素可归纳如下：

（一）国内因素

1要素禀赋。安徽省劳动要素相对密集、劳动力成本相对较低，出口商品的劳动密集型成为其国际竞争力的重要影响因素。2010年安徽省制造行业人均占有固定资产原值的平均值为1619万元/人。这个比值越高，表明资本密集度越高，其中交通运输设备制造、化学纤维制造、计算机制造和造纸制造均高于全国产业的平均值，纺织、机械制造（通用和专用）和金属制品低于平均值。

2制造能力。当出口的比例确定时，产业规模越大则绝对出口规模越大。同时，国内制造能力强，还表明产业和技术成熟，规模经济明显，企业的国际竞争力越强，对出口有促进作用。

3市场竞争程度。市场的竞争程度越高，企业技术研发、不断提高产品质量和降低生产成本的动力和压力越大，这样不仅有利于产业的发展，同时也会增强企业的国际竞争力。通过观察不同产业的利润率，可知竞争程度高的产业其利润率较低，而企业为了降低成本发挥规模经济效益和提高效率，会更倾向寻找国际市场。

（二）国外因素

1世界需求市场

当世界需求市场萎缩，必然会影响到安徽省的出口。尤其现在欧债危机还在蔓延，已经对世界的需求市场产生较大影响，美国还没有完全从金融危机中恢复，而且世界各国贸易保护主义抬头，对世界需求市场产生消极影响。

2外资参与度

国内产业外资的参与度。外资（这里包括港澳台）的进入往往伴随着新的管理模式、先进的技术和全球营销网络，而且外资企业参与国际竞争的能力总体高于国内企业。国内企业产出的增加值中用于出口的比重在20%左右，但外资企业的出口比重在40%以上。同时，引进外资所带来的技术溢出效应，可以提高国内企业的生产效率，增强出口竞争力。

四、实证分析

本文选取了八个制造产业的各项数据，建立了面板数据模型，对影响出口贸易的因素进行了分析。选取的八个产业分别为通用设备制造、专用设备制造、造纸及纸制品、纺织服装制造、金属制品业、交通运输设备制造业、化学纤维制造业、通信设备计算机及其他电子设备制造业。选取的标准是出口量较大、数据齐全、技术含量相对较高的产业。使用的是2005—2010年的年度数据，其中八个产业的出口总值占当年工业制成品出口总额的40%～50%，涵盖面较广，具有一定代表性。

模型以产业的年出货值（Export）作为因变量，对出货值取对数使数据平稳，记作Ln（Export）。考虑到数据的可得性，这里用到的数据有年产值、年固定资产净值、外资（包括港澳台）、年利润额和主营业务成本。因变量分别为主营业务成本与年产值比值（Cost/Output）、利润率（Rate of Profit）、外资与固定资产的比例（Investment/Assets）。其中主营业务成本与年产值比值作为企业竞争力的指标，利润率作为衡量市场竞争力的指标，外资与固定资产的比例作为外资参与度的指标。同时以2005年为基期，去除数据的物价影响因素。

使用Stata10软件对面板数据模型进行估计，分别进行混合面板回归、固定效应面板回归、随机效应面板回归，结构见表3。通过观察面板回归结果可知，随机效应面板回归的效果最佳，同时 Hausman检验结果的P值为09537，结果表明面板数据模型应该选择随机效应面板回归模型（见表3）。

表3 模型回归估计结果

因变量

自变量 Ln（Export

）Cost

/OutputInvestment

/AssetsRate of

Profit系数

系数-74283923-6491

混合面板回归T 统计量-176

189

-094

P值

0085

0066

0352R2

01986

系数

-2989

30366

-3314

固定效应

面板回归

T 统计量

-209

153

-231

P值

0075

0171

0054

R2

03148

系数

-3095

3087

-3129

随机效应

面板回归

T 统计量

-206

162

-216P值

0039

0105

003R2

03147

表3显示，模型估计结果与预期基本一致，各个指标效果显著。其中随机面板数据模型结果如下：

（一）主营业务成本与产值比值（Cost/Output）和出货值Ln（Export）成反比，其至少在5%的水平上显著异于0，系数具有稳定性。可见，单位产值的成本越高，企业竞争力越弱，出口的倾向就越小；反之，单位产值的成本越低，企业竞争力越强，出口的倾向就越高。在产值相同的情况下，如果可以降低成本，这样的企业是有竞争力的企业，也只有这样的企业才有能力出口到国外并盈利。反之，单位产值的成本较高，这样的企业在国内都没有比较优势，不具备竞争力，当然出口的倾向较低。

（二）利润率（Rate of Profit）和出货值Ln（Export）成反比，其至少在5%的水平下显著异于0，系数更加稳定。可知，利润率越低，市场竞争越强，企业之间的竞争越激烈，为了降低成本和提高效率，充分发挥规模经济效应，会寻求和拓展国际市场，这样对出口就会有积极的促进作用。

（三）外资与固定净资产的比例（Investment /Assets）和出货值Ln（Export）成正比，在15%的水平下显著。可知，外资与固定资产的比例越高，外资参与度高，单位固定净值分配到的外资就越多，外资一般会带来比较先进的技术并产生技术溢出效应，会提高企业的生产效应，同时外资增加值比内资增加值的出口比例更高，所以外资的参与度越高，对出口的促进作用就越明显。

五、安徽省出口商品结构优化路径

目前安徽省出口贸易和出口商品的结构优化问题就是产业升级和产业承接问题，基于实证分析的企业竞争力、市场竞争程度和外资参与度三个因素并结合安徽省实际情况，分析安徽省出口商品结构优化主要应选择以下路径：

（一）注重外资质量，优化投资结构

由于外资在固定资产中的比重越高越有利于出口量的增加，应鼓励外资投向基础产业和高新技术产业，利用外资投资的技术溢出效应，在促进出口的同时，可带动安徽省产业结构升级和出口商品结构优化。同时，必须要注意外资的质量，港澳台的技术多数是比较落后的，很多投向劳动密集型或资源密集型产业，在短期内可以增加出口，但长期不仅对产业升级无益而且对环境和资源会产生破坏；而欧美的外资多投向技术和资本密集型的产业，不仅有利于促进出口和结构优化，而且技术溢出效应更加明显。因此，应鼓励后者的进入。

（二）科学承接东部地区产业转移

东部发达地区的产业转移对于安徽省是难得的发展机遇，在承接产业转移时要注意产业和支撑产业对主导产业的促进作用。淘汰那些技术落后、高污染、高能耗的产业，这样的产业短期对安徽省的出口额增加有利，但长远看来，不利于安徽省产业结构升级，同时对资源和环境的破坏比较严重。要承接那些对安徽省高新技术产业有支持作用的产业，有利于形成比较完整的产业链，可以增强安徽省产业的竞争力，带动高新技术产业良性发展。

（三）加强经济技术开发区建设，发挥产业集聚效应

产业的集聚会加剧竞争，竞争越激烈，利润越低，企业的出口倾向越明显。安徽省的开发区出口总额在中部排首位，但2009年、2010年的出口增速明显低于其他中部地区。为了更好发挥产业集聚优势，应完善开发区基础设施建设，进行合理的规划，为高新技术产业的发展做好相关产业的布局和基础设施建设。开发区的产业集聚要从数量上的集聚提升到质量和技术上的集聚，发挥产业集聚的知识技术溢出效应。

（四）鼓励创新

创新是企业竞争力的源泉，鼓励企业创新，加强企业和高校的交流，充分利用当地的教育资源，产学研结合，加快科研成果的转化。对于高新技术产品的出口，政府应给予政策扶持。产品的出口和企业竞争力相关，尤其对于安徽省的高新技术产品，规模效应还不明显，单位产值的成本较高，出口倾向降低。政府可以利用绿灯补贴对企业科研进行资金补助，降低企业经营成本，促进出口。同时大力吸引外资并鼓励国内企业从事高新技术产业，通过产业结构的优化来带动安徽省的出口商品结构调整。

[参考文献]

[1]Richardson，JDavidAdvantage： Chaotic or Coherent Patterns and US Trading PartnerWorking Papers1999

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

[3]Jim LeeExport specialization and economic growth around the worldEconomic systems 2011（35）：45-63

[4]江小涓中国出口商品结构的决定因素和变化趋势[J]经济研究，2007（5）

[5]朱玉阁山东省出口商品结构演进及影响因素研究[D]山东理工大学，2010

[6]魏浩，毛日升中国制成品出口比较优势及贸易结构分析[J]世界经济，2005（2）

[7]魏浩，毛日升中国出口商品结构的历史演变与优化策略[J]中央财经大学学报，2007（10）