出口贸易含义范文

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篇1

1.钢材进出口贸易量韩国是我国钢铁产品的主要贸易伙伴，既是我国钢材主要进口国，也是我国钢材主要出口国。2014年前三季度，我国从韩国进口钢材349.5万吨，同比增长36.8%，占进口总量的31.8%；同期，我国出口韩国钢材963.8万吨，同比增长34.9%，占出口总量的14.7%；同期，我国对韩国钢材贸易顺差614.3万吨，同比增长52.9%。2010年以来，中韩钢材进出口量统计情况见图2。

2.主要进出口品种在我国从韩国的主要进口品种中，占比最大的是板材。2014年前三季度，板材、棒线材、角型钢、管材、铁道用材和其他钢材分别占钢材总进口量的91.4%、3.2%、2.3%、1.2%、0.001%和1.9%。在我国对韩国主要出口品种中，占比较大的是板材和棒线材。2014年前三季度，板材、棒线材、角型钢、管材、铁道用材和其他钢材分别占钢材总出口量的63.2%、22.4%、9.1%、3.1%、0.2%和2.1%。2010年以来，中韩钢材分品种进出口量及所占比例分别见图3—图6。

二、中韩自贸区对我国钢材进出口贸易的影响

目前，我国对韩国进口商品适用最惠国关税税率。根据海关进口税则，对钢材产品的最惠国税率为3%～10%。出口关税方面，钢坯产品关税为25%；国家对于“两高一资”的低附加值产品，如长材中15个税号的棒线材产品征收出口关税，税率为15%。国家鼓励高附加值板材等品种的出口，其出口退税按照不同品种，主要在5%～13%，其中绝大部分热轧卷板无出口退税，部分冷轧卷板、冷轧合金钢、不锈钢等出口退税为13%。而对于韩国进口关税方面，其大部分的钢铁产品实行零关税，韩国主要征收关税产品为铸锻件等其他产品。对毛利率不同、产品同质性高的钢铁行业来说，进口关税税率的差距，可能成为影响钢铁企业在国际市场是否具有竞争优势的关键。

1.进口方面未来中韩自由贸易协定生效后，我国将取消钢材产品3%~10%的进口关税，镀层板带、冷轧板带、船板等高附加值、大量从韩国进口的产品将因撤销关税而受益，对于韩国钢铁产业出口形势和中长期出口增长有积极意义，但是对大规模促进韩对华出口和供求变化方面的效果不大。

2.出口方面2013年全年和2014年前三季度，韩国从中国净进口规模分别达到547.8万吨和614.3万吨，我国主要对韩国出口产品有热轧板带、棒材、线材和彩涂板带等品种。中韩签定自由贸易协定后，韩国将取消剩余钢铁产品进口关税，主要是铸锻件产品，而2013年从我国进口量仅为12.4万吨，中韩FAT对于我国钢材出口影响不大。

篇2

[中图分类号] F72 ［文献标识码］ A [文章编号] 1673-0461（2011）10-0059-06

一、引 言

在气候变化影响日益加剧的今天，气候成为一种稀缺资源不再免费使用。将气候资源纳入到经济体系之中，对加剧气候变化的碳排放进行从量的购买交易，以补偿其对气候资源的消费；反过来，缓解影响气候变化的碳减排量也就具有了经济价值。鉴于气候资源所具有的全球性特征，在地球上任何地区进行碳减排或者碳排放的活动，对气候变化的缓解或加剧的影响也就有了替代性，其所带来的碳减排利益和碳排放责任也因此得到了国际上的一致认同。

但上述认同在统计数据上却是体现在生产侧而非消费侧。尽管“使用者付费”原则早已约定俗成，但其前提是在商品生产过程已将投入纳入到了商品价值体系，才能在商品出售后收回所投入的成本。而对于没有纳入到成本体系中的投入，价值补偿自然也就不会发生。

对于气候这种特殊的公共资源而言，并非所有的国家都已将其纳入到了经济系统。考虑到发达国家高达80%的对气候资源历史占用事实，有些国家已经开始对温室气体排放进行收费，以此补偿所占用的气候资源。而为了将温室气体的浓度控制在一定范围内，这些国家确定了总的排放量并以配额的形式分配给本土的地区或企业。① 节约下来的排放额度可以出售给排放额度不足的地区或企业。由此形成了碳排放的交易市场。由于全球不同地区的减排量具有替代性，因此拥有减排优势资源的机构寻求低成本的减排区域开展减排活动，并将减排量出售以获取经济利益，就成为国际上众多机构竞相采用的一种逐利行为。

发展中国家因其较低的历史占比，鉴于公平占用气候资源的国际原则，不应对气候资源的使用进行计费。但由此带来了一个广泛存在于发展中国家和发达国家间的贸易问题：发达国家从发展中国家进口商品时，后者由于在出口产品生产环节未将温室气体排放计入成本，因而无法对气候资源的占用通过出口获利的形式得到补偿，由此产生了进口国向出口国泄露和转移碳排放的事实。这种情况下，气候资源占用的责任指认界限就会变得模糊起来，以至于产生了发展中国家在贸易过程中为发达国家补偿气候资源的事实无法得到公认的现象。

近年来，伴随我国城市化和工业化进程的不断加快，能源消耗呈现出快速增长的趋势。这些能源消费中，有相当一部分是因国际贸易而消费的。2008年我国的货物出口总额为14,286亿美元，进口总额为11,331亿美元，外贸顺差（出口减进口）高达2,955亿美元之巨。如此高的贸易顺差在以煤炭为主的能源结构和出口商品生产环节处于全球价值链低端的情况下，生产这些出口产品的能耗强度和排放强度也处于高位运行状态。并且，即使是进口产品，也并非都是在国内进行了消费，而是有相当一部分用在了为生产出口产品的投入上。每年高达2亿吨的石油净进口量、各种技术含量较高且价值不菲的技术装备的国际采购量、高达6亿吨的铁矿石进口量，其中都有相当一部分是投入在了生产出口产品的过程中。②这些均导致了能源消费和碳排放跨国流动的不对等性。如果考虑到产业关联因素的内涵能源和内涵碳问题，我国在贸易环节所付出的碳排放代价无疑是非常之高的；而如果考虑到气候资源的有偿性，我国对进口我国产品的国家的气候资源补偿也是巨量的。

可见，在发达国家和发展中国家对气候资源占用历史责任认定不同的情况下，以国家本土温室气体排放为基准来核算国家的碳排放责任和碳减排成效的国际协定，无疑忽略了巨大的国际商品贸易流所带来的气候影响。本文应用2007年投入产出表，对我国贸易中的出口内涵碳及其波及效果进行了测算。并通过2008年的统计数据，对上述数值变动进行了观测。结果表明，如果碳排放量纳入交易系统的话，那么，我国的很多产业在出口贸易中所获得的利益，已经远远不能补偿其在生产过程中对气候资源占用所付出的代价。由此说明在我国的对外贸易中，补贴他国气候资源的数量是巨大的。

二、文献综述

了解内涵碳的前提是要对内涵能源做出解释。所谓内涵能源（Embodied Energy）从字面上看是商品本身所包含的能源消费，它是由该商品生产过程本身及其所有上游环节在加工、制造、运输等全过程所消费的能源总量。每种能源均有较为固定的碳耗系数，据此可以测算出上述所有环节所排放的碳，即内涵碳（Embodied Carbon Emission）。对贸易产品中内涵碳的研究起因，是由于贸易全球化所产生的商品生产、排放与消费等环节在区位上的空间分离，使人们开始重新审视碳排放的责任问题。

就发达国家和发展中国家间贸易所产生的碳转移和碳泄漏问题，许多学者（Schaeffer，1996[1]，Machado，2001[2]，Xie，2007[3]）的研究指出：发达国家通过离岸制造业和产品进口来满足本国消费需求，从而把碳排放转移到发展中国家而形成了“碳泄漏”（Carbon Leakage）的事实。Ahmad（2003）[4]指出：由于发达国家通常拥有较高的能源利用效率，因此从发展中国家大量进口碳密集产品（Carbon Intensive Production）不利于全球碳减排。Shui和Harriss（2006）[5]对1997年～2003年期间中美贸易的内涵碳问题的研究表明，美国从中国进口的商品如果在美国生产的话，会导致美国的碳排放增加3%～6%；而中国因生产出口到美国的商品所产生的碳排放，占到了当年总排放量的7%～14%。从实证的角度证明了Ahmad的观点。Kahrl和Roland-Holst（2009）[6]的研究同样符合上述观点。他们测算了中国出口内涵能源占当年能源总消费：2002年为21%，2004年为27%。考虑到中国能源结构中高达70%的煤炭能源，可以推测如此高比例的出口内涵能源所排放的内涵碳在全部碳排放中的比例，必然会高于内涵能源的比例。可见出口快速增长是驱动中国碳排放快速增长的主要原因。

就我国进口产品对他国气候补偿效应的研究方面。李众敏（2006）[7]的研究表明：2004年我国进口的石油和天然气中，分别有23%和37%是用于生产出口产品的。这实际上相当于能源的再出口。如果考虑内涵能源的话，陈迎和潘家华（2008）的研究表明，2002年我国内涵能源出口4.1亿吨标煤，而进口却只有1.7亿吨标煤。内涵能源净出口高达2.4亿吨标煤之巨。到了2006年，这一数据跃升为6.3亿吨标煤。[8]

所有这些文献都说明了中国对外贸易的内涵能源和内涵碳的出口远大于进口，并且还处速增长的态势。但是这些研究并没有说明生产这些出口产品所产生的内涵碳，如果将其计入气候资源补偿系统进行经济计量的话，我国在贸易环节为其他国家补偿了多少气候资源。

三、研究方法

本文利用国家统计局《2009年中国统计年鉴》、《2007年投入产出表》和2009年中国海关进出口贸易统计数据，从静态和动态两个角度，研究我国进出口贸易中内涵碳对进口我国商品的国家的气候补偿效应。主要方法如下：首先，采用投入产出法估算了我国24个行业的内涵碳进出口情况，结合2007年的碳市场交易情况，测算出这些行业的出口贸易内涵碳对他国的气候补偿效应。然后，根据2009年公布的数据，计算相对于2007年进出口的贸易变动，通过产业波及效果的测算，考察了贸易变动所引起的整个经济体总产出的变动，由此估算进出口内涵碳的变动及其波动效果，动态地分析我国进出口贸易变化对进口我国商品的国家在气候补偿效应上的变化。

1. 中国进出口“内涵碳”的计算

理论上讲，进出口贸易中的内涵碳计算公式可表示为：

C=■Ci=■Mi・θi （1）

这里：Ci为第i种进出口商品的内涵碳总量，C=■Ci；Mi为第i种进出口商品的价值量，该数值为海关统计量；θi为第i种进出口商品单位价值中包含的内涵碳，即碳耗系数。

计算碳耗系数运用的主要方法是“投入产出法”。该法的运用涉及到直接消耗系数和完全消耗系数。前者是i部门直接投入到j部门的价值量 xij占j部门所有投入价值之和Xj的比重，即：aij=xij/Xj；（i，j=1，2，…，n）。所有aij构成完全消耗系数矩阵A=

（aij）n×m，它反映了部门间的直接技术经济联系。

完全消耗系数bij是j部门每提供一个单位最终产品时，对i部门的产品或服务的直接和全部间接消耗之和。所有bij构成完全消耗系数矩阵B。B和A之间存在如下关系：

B+I=（I-A）-1 （2）

根据投入产出表，Xi=■xij，则总产出Xi构成向量X=（X1，X2，…Xn）T；最终使用（除出口）、净出口分别用Ci、NXi表示，C和NX表示对应的向量。向量之间存在如下等式关系：

AX+C+NX=X （3）

作变形，得等式：X=（I+B）（C+NX） （4）

且有：ΔX=（I+B）（ΔC+ΔNX） （5）

2. 数据处理说明

在具体计算我国对外贸易中的内涵碳时，针对出现的各种问题，本文作了如下处理：

（1）应用2007年投入产出表测算了我国该年份第二产业下24个行业的内涵碳出口。在此基础上进一步测算2008年26个行业的净出口内涵碳的变化。由于分行业GDP、分行业能源消费和海关进出口总额的统计口径不完全一致，这就涉及到分类归并的问题。本文尽量多地进行了归并，只有不能明确归属的商品在归并时予以舍弃，不予考察。虽然考察的行业没有涵盖国民经济的所有产业，但对问题的解释度不受影响。

（2）计算2007年各行业内涵碳排放总量时，利用该年总能源消费构成比例计算各自消费量，然后依据不同能源的碳排放系数（见表1）计算碳排放总量。

表1 各类能源的碳排放系数

资料来源：国家发展和改革委员会能源研究所．中国可持续发展能源暨碳排放情景分析，2003年。

（3）估算2007年各行业贸易利润时，利用了我国各行业的平均利润率。由于统计口径的不完全一致，在归纳合并行业时，利润率取其平均值。计算数据将不可避免存在误差。

（4）估算2007年行业出口贸易中的内涵碳排放对气候资源消费的计价方式，分保守值和上限值予以分别计算。保守值以发改委对我国CDM项目的指导价8euro/tCO2e计算；上限值根据2007年欧洲期货市场的碳价格平均值17euro/tCO2e计算。欧元兑人民币汇率为中国人民银行2007年汇率均值：10.417。

（5）以2007年为基期，计算了2008年的净出口变动引起的总产出的变动。考虑到技术消耗系数在短期内的不变性，因此2008年的投入产出表利用2007年的技术系数测算而得。

（6）由于存在行业分类合并和数据可获得性的问题，在表3的计算过程中，本文考虑了17个行业的出口贸易变动，其余行业变动值取0。并运用投入产出表测算了这17个行业对所有行业内涵碳变动的波及效果。本文选取了26个行业的内涵碳变动予以考察。

（7）在计算出口内涵碳的波及效果时，涉及到出口、进口两方面。我国进口内涵碳理论上应使用相应出口国不同能源的碳排放系数。由于中国的能源利用效率不高，相较于发达国家，碳排放系数较高。但是本文在处理进口内涵碳时仍旧使用中国自身的碳排放系数：一方面，所有向中国出口产品的国家的碳排放系数的可得性缺乏；另一方面，若从“进口替代”的角度考虑，可以将其视为我国从国外进口相应产品为我国节约的内涵碳的消耗，从这一角度考虑，计算进口内涵碳时使用我国的碳排放系数具有合理性。

（8）海关统计的进出口贸易数据均以美元计，在换算为人民币时，本文采用了2007年和2008年人民币兑美元的年平均汇率，分别取值为：7.521,5和6.945,1。

3. 计算结果分析

利用以上所述方法，计算结果汇总为表2和表3。

表2反映的是我国24个行业2007年的内涵碳出口情况，将各行业的年贸易利润额与各自出口的内涵碳所消费的气候资源在碳市场上两种价格进行比较，以便更深入更合理地探讨我国在贸易中对他国气候资源的补偿效应。

出口内涵碳一栏反映了我国2007年国际贸易中各行业出口的内涵碳总量。正值表示该行业在国际贸易中无偿为进口国消费者所承担的碳排放量，也就是该行业对他国气候资源的补偿量。

由表2可观察到，从绝对值上看，24个行业中有7个行业出口的内涵碳高达亿吨以上，这证实了我国为国外消费者承担了巨大的碳排放的事实。这7个行业出口的内涵碳从高到低依次为：金属冶炼及压延加工业，化学工业，石油加工、炼焦及核燃料加工业，电力、热力的生产和供应业，纺织业，非金属矿物制品业，通信设备、计算机及其他电子设备制造业。这些行业大多都是原材料工业和能源工业，处于国民经济所有产业链的上游环节。

年贸易出口利润达百亿元以上的行业有14个。其中有5个是以出口亿吨级以上的内涵碳为代价，另有8个行业的出口内涵碳也在千万吨级以上。石油加工、炼焦及核燃料加工业，电力、热力的生产和供应业这2个行业内涵碳出口量巨大，但利润却只有几亿元，反差强烈。燃气生产和供应业，水的生产和供应业这2个行业尽管不存在直接的国际贸易，但这并不妨碍这2个行业的内涵碳的出口。

将气候资源纳入经济系统，使碳减排具有了相应的经济价值。在考虑我国对外贸易时，就应将实际贸易利润与内涵碳排放的经济代价进行比较，以权衡我国出口贸易中对他国气候资源的补偿效应。在表2中，内涵碳出口在碳市场上的气候资源代价分为两栏，第一栏是以发改委对我国CDM项目的指导价最低限8euro/tCO2e计算，可将此计算结果定为保守值；第二栏则根据2007年欧洲碳市场上期货均价17euro/tCO2e计算，将此计算结果定为上限值。

观察表2可以发现，在所有24个行业中，我国出口贸易中对他国的气候补偿效应，其保守值超过年贸易利润的行业就有13个：煤炭开采和洗选业，石油和天然气开采业，金属矿采选业，纺织业，石油加工、炼焦及核燃料加工业，化学工业，非金属矿物制品业，金属冶炼及压延加工业等等。注意到像金属冶炼及压延加工业，纺织业，化学工业，电力、热力的生产和供应业等高耗能的行业，若碳市场上的碳价走势乐观，这些行业贸易的气候补偿效应就会变得非常之大。

以上研究的是2007年内涵碳出口情况，属于静态分析。表3则采用2009年的统计数据，将2007年和2008年结合起来，运用投入产出法考察净出口内涵碳的变动及该变动对其他行业的波及效果，属于动态分析。表3反映了17个行业的净出口贸易额变动所引起的26个行业净出口内涵碳的变动情况，其余9个行业限于数据的不可得性，净出口贸易额变动一栏取值为0。

表3中，净出口贸易额变动一栏，正值表示2008年该行业的净出口贸易额比2007年有所增加，负值即相反；净出口变动对总产出的波及效果是指该行业净出口贸易变动对其所有关联行业的总产出变动影响。由此，净出口贸易额变动不仅带来了净出口内涵碳的变动，且通过影响国民经济总产出影响了总的碳排放量的变动，这也就是净出口内涵碳的产业波及效果。

需要说明的是，由于2008年人民币的快速升值，年平均人民币兑美元汇率比起2007年的汇率变动幅度较大，但贸易额变动是以人民币为单位计，所以数据所反映出来的结果中存在汇率变动因素不可避免。

由表3可以看出，此处所考察的17个行业中，净出口贸易总额的变动是增加的，2008年与2007年相比，贸易顺差共增加了1,095.84亿元。这与我国近年来国际贸易额和顺差额持续大幅增加相一致。17个行业的净出口贸易总额的增加所引起的整个国民经济中的26个行业的总产出变动以约10倍的数额增加，总的增加值为10,282.32亿元。相应地，2008年，这26个行业的净出口内涵碳也比2007年增加了16,759.13万吨。这部分增加的碳排放，如果考虑气候资源补偿效应的话，即使以最保守的价格8euro/tCO2e计算，对进口我国商品的国家的气候补偿价值高达13.4亿欧元；而以2008年碳价值的期货市场均价来算，气候补偿增加了28.5亿欧元。

可见，我国净出口内涵碳和内涵碳的变动对进口我国产品的国家的气候资源补偿效应非常可观的。从绝对值上看，金属冶炼及压延加工业的净出口内涵碳的波及效果最大，成为惟一上亿吨的行业，该行业也是表2中所反映的出口内涵碳最多的行业。其次，化学工业，金属制品业，石油加工、炼焦及核燃料加工业，纺织业等都是净出口贸易其他行业的碳排放量的波及效果显著的行业，内涵碳的增加速度非常大，而这些行业均是高耗能行业。

四、结 论

从上述的测算结果能够看出，无论是对静态出口内涵碳总量考察，还是对总量的动态变动情况考察，都说明了这样一个事实，那就是我国有相当一部分产业在出口中所获得的利益，与其为进口国所节约的气候资源占用额相比，即使采用最保守的价格测算，都远远小于对气候资源的消费总量。从总体上看，2007年，按照保守值测算的结果，总体上我国出口的内涵碳对进口我国产品国家的气候资源的补偿额是出口获利的近2倍；而如果以当年碳市场均价来测算的话，这个数值已经达到了4倍以上。如果对气候资源进行计价的话，进口我国产品的发达国家向我国转移或泄漏的碳，其价值超过了我国出口产品获利的数倍。说明我国在出口贸易中所获得的利益，已经远不足以补偿该出口产品在生产环节对气候资源的

消费。

就2008年的净出口变动状况来看，2008年比上年净出口增加了1,096亿元，增加值非常可观，但如果考虑到由于增加这些出口产品的生产而增加的投入所产生的对其它产业的波及效果的话，那么，该数值是净出口增加值的10倍以上。波及效果较大的产业如金属冶炼及压延加工业，化学工业，金属制品业，通用、专用设备制造业，交通运输设备制造业和电气机械及器材制造业等，往往是一些原材料工业和基础产业，这些产业不仅产业链长而产生的波及效果大，并且，值得注意的是，这些产业的投入也较多地来源于进口。高达50%的石油进口依存度和60%的铁矿石依存度，可以对此做出最具说服力的解释。而如果对进口我国的产品征收“碳关税”并用于本国碳减排的话，我国对进口我国产品的国家的碳补偿效应还会进一步加剧。

[注释]

[1] Schaeffer R，de Sa A．The embodiment of carbon associated with Brazilian imports and exports[J]. Energy Conversion and Manage-

ment，1996（37）：955-960.

[2] Machado G，Schaeffer R et al. Energy and carbon embodied in the international trade of Brazil：An input-output approach[J]. Ecological Economics，2001（39）：409-424.

[3] Xie Laihui，Chen Ying. Research progress in 'carbon leakage'[J]. Advance in Climate Change Research，2007，3（4）： 214-219.

[4] Nadim Ahmad. A framework for estimating carbon dioxide emissions embodied in international trade of goods[J]. http：//省略 2003．

[5] Bin， Shui and Harriss， Robert C.， The Role of CO2 Embodiment in US-China Trade[J]. Energy Policy， 2006， 34（18）： 4063-4068.

[6] Kahrl， F. and Roland-Holst， D.， Growth and Structural Change in China's Energy Economy[J]. Energy， 2009，34（7）：894-903.

[7] 李众敏， 何帆. 中国能源进口与再出口分析 [R]. 中国社会科学院世界经济与政治研究所， http：//old.省略.cn/web/20060929/

zgnyjkyzckfx.pdf. 2006-09-03.

[8] 陈 迎， 潘家华， 谢来辉. 中国外贸进出口商品中的内涵能源及其政策含义[J]. 经济研究，2008，43（7）： 11-25.

The Compensation Effect of Embodied Carbon

in China's International Trade on Other Countries' Climate Resources

Kong Lingcheng1，Xie Jiqing2，Qian Jing1

（1.Business School，University of Sci. & Tech of East China，Shanghai 200237，China ；

篇3

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

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

一、计算方法描述

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

（1）

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

假设，则有：

（2）

其中，I为单位矩阵，为里昂惕夫逆矩阵或完全（包括直接和间接）需求系数矩阵。

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

（3）

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

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

（4）

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

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

（5）

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

（6）

设zj为行业j的出口贸易额，则行业j的出口贸易隐含碳排放量为：

（7）

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

（8）

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

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

二、数据来源及行业合并

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

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

三、计算结果与分析

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

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

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

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

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

四、结论与建议

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

参考文献:

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

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引言

近年来，一些观点认为：中国出口增长的动力来自于大规模的要素投入，剔除进口中间品技术成分后的中国出口产品并无太多的技术含量。从中国出口商品的结构变化和已有的实证研究上看，这一观点并没有获得一致的结论。Rodrik（2006）Rodrik D What’s So Special about China’s Exports China & World Economy， 2006发现：中国出口商品的技术含量高于拉美等其他同等发展水平的国家，并认为正是由于这一出口特点推动了中国经济的增长。

篇5

作者简介：王菲（1983-），女，宁夏青铜峡人，对外经济贸易大学国际经济贸易学院博士研究生，主要从事国际贸易实务研究；李娟（1983-），女，山东德州人，对外经济贸易大学国际经济贸易学院博士研究生，主要从事跨国公司和外国直接投资研究。

中图分类号：F114.44;F133.13 文献标识码：A 文章编号：1006-1096（2012）04-0061-05

收稿日期：2011-10-05

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篇6

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

一、文献回顾

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

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

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

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

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

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

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

二、计量方法与模型设定

1. 样本说明

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

2. 检验平稳性和协整关系

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

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

4. 检验Granger因果关系

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

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

三、计量检验结果及分析

1. ADF检验结果

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

图1水平值序列图

图2一阶差分值序列图

表1ADF检验结果

MacKinnon (1996) one-sided p-values

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

2. 协整检验结果

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

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

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

表2协整检验结果

表3回归残差的ADF检验结果

注：***，**，*分别表示1%，5%，10%的显著水平。

3. 误差修正模型

根据Granger定理，两个具有协整关系的变量一定存在误差修正模型。首先选择每一个变量的滞后长度，本文使用Hendry从一般到个别的建模方法。开始每个变量滞后3期，根据方程（1）反复尝试和剔除不显著的滞后期，得到ECM：

LFDI=0.06 -0.09LFDI (-1)+0.81LEX

+1.02LEX(-1)-0.26EC(-3)(5)

R2=0.6086Ad-R2=0.4663DW=1.9760

由方程（5）可见，拟合度较低，可能是由于缺少了相关变量所致。但是方程不存在自相关性，估计系数显著为负，调整方向符合短期波动向长期均衡调整的误差修正机制，所以该模型是可靠的。误差修正系数为-0.26，表明当短期波动偏离长期均衡时，将以26％的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

4. Granger因果检验结果

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

表4Granger因果关系检验结果

四、结论与建议

由上述分析，可以初步得出如下结论：

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

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

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

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

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

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参考文献：

[1]Hein,S,.Trade Strategy and the Dependency Hypothesis: A Comparison of Policy, Foreign Investment and Economic Growth in Latin America and East Asia.Econom ic Development and Cultural Change,1992, 40(3): 495~ 521.

[2]Lucas, R.On the Determinants of Direct Fore- ign Investment: Evidence from East and SoutheastA sia World Development,1993,21(3):391~406.

[3]洗国明. 中国出口与外商在华直接投资[J]. 南开经济研究，2003，(1)：45~48.

[4]Muchielli,J.L,& Chedor, S.Foreign Direct Investment, Export Performance and the Impact on Hoine Employment: A Empirical Analysis of French Firms. New Horizons in International Business. Cheirenharn, UK:Edward Elgar, 1999.

[5]Zhang, Kevin Honglin and Shun feng Song: Promoting Exports the Role of Inward FDI in China. Economic ic Review, 2000.Vo1 11:385~396.

[6]田银华，朱文蔚. 美国的直接投资对中美贸易影响的协整分析[J] .当代财经，2005，(10)：94~98.

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

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

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

[10]石■明德，译村帝我，原麻美：日本の对中直接投资の决定要因[A] .ISFJ政策フォ一ラム[C] .2005.

[11]Liu,Xia ming Chen gang Wang and Yingqi Wei:Causal Linke between Foreign Direct Investment and Trade in China. China Economy ic Review, 2001.12:190~202.

[12]Jun,K.W,& Singh,H. The determinants of foreign direct investment in developing countries. Transnational Corporations, August 1999.2(5):67~105

[13]王洪亮，徐霞. 日本对华贸易与直接投资的关系研究[J]. 世界经济，2003，(8):28~37.

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

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

篇7

1、研究的背景

2007年－2009年，一场金融危机席卷全球，此次危机又名金融海啸与华尔街海啸。由美国的次贷危机引发的全球性经济危机在2008年9月份失控，从而导致全球经济出现衰退。金融业的危机渐渐导致了其他实体经济的衰退，对国际贸易更是有着不可忽视的影响：进出口贸易总量下降，出口公司要么停产，要么直接宣告破产。面对这样的难以预知的危机，江苏省服装出口业也经历了一场极其残酷的考验：2007年江苏省服装出口149亿美元，2008年江苏省服装出口173亿美元，而2009年则为162亿美元。这些数据告诉我们：江苏省服装出口形势出现衰退。此时，作为全国服装出口的龙头，提升服装出口量显得极为重要。

2、服装出口贸易概述

2.1出口贸易的含义

出口贸易又称输出贸易(Export Trade)是指本国生产或加工的商品输往国外市场销售。从国外输入的商品，未在本国消费，又未经本国加工而再次输出国外，称为复出口或再输出。

一般的出口贸易主要分为以下几个阶段：交易前的准备阶段；交易磋商、订立合同阶段；组织货源阶段；履行合同，处理争议阶段；核算效益，总结得失。简单来说，可分为报价、订单、付款、备货、包装、通关、保险、提单、结汇这几个流程。

2.2出口贸易的特点

出口贸易相对于国内贸易来说，它的交易对象不一样，顾客主要是国外客户，量相对较大，程序相对繁琐，信用在交易占有非常大的比重，对纷争的解决方法也有所不同，主要是通过仲裁，而国内则大多通过诉讼来解决。

与进口贸易相比，出口贸易是售出产品，需要罗列产品的优势，并且需要主动寻找买家，如果买家拒收，则有可能人才两空，承担有比较大的风险。

3、江苏省服装业出口贸易的现状分析

3.1江苏省服装业出口贸易的优势分析

顾名思义，目前江苏省服装业出口贸易的优势，也是全国服装业出口的优势，那就是价格低廉。我国的劳动力先对低廉是造成服装成本低价的主要原因，这也为我国服装出口量稳居世界第一奠定了坚实的基础。

3.2江苏省服装业出口贸易的劣势分析

江苏省服装业出口贸易的劣势就在于大部分产品的质量不高，往往会存在掉色、退毛、缩水等问题。再有就是，江苏省服装出口贸易的程序虽然较以往有所简化，但仍过复杂，这就造成其通关时间变长；由于江苏并非沿海城市，其运输时间也稍长。

3.3江苏省服装业出口贸易的机会分析

中国文化在世界范围内影响力的逐步加强给江苏省丝绸、旗袍等服装的出口提供了一个加速发展的良好契机，相关企业可抓住此次机会，加大丝绸、旗袍等服饰的广告力度，从而提升江苏省整个服装业的出口量。

3.4江苏省服装业出口贸易的威胁分析

江苏省服装业出口贸易在经历了此次金融危机后，出口量明显萎缩，形势变得极为严峻。同时，也可以看出，其抗风险的能力偏低。

除去金融危机的影响，国外品牌的强势竞争也是其中的一个重要原因。金融危机的爆发，也导致了各国贸易保护主义的抬头，这又在一定程度上制约了江苏省乃至全国服装出口贸易的发展。

4、江苏省服装出口贸易存在的问题分析

本文经过分析发现，经历了金融危机后，目前江苏省服装业出口贸易存在的问题主要有以下几点，并进行了分析。

4.1利润率降低

江苏省以服装出口为主的纺织企业目前普遍面临一个问题：企业的利润率降低，均值为4.04%，而我国纺织企业的平均利润率则为8.9%。利润率的降低直接导致许多企业相继歇业或者倒闭。

利润率的降低原因是多方面的，主要包括结算货币的贬值、出口退税率的下降、原材料与工人工资的上升。

4.2流动性资金缺乏

由于国内的通货膨胀有所加剧，中国人民银行2011年 3月18日宣布年内第3次、2010年以来第9次上调存款准备金率，现已上调至20%。信贷紧缩，企业可贷款数量减少，短期借款是企业缓解资金需求的重要手段。数量减少，就给企业带来了一定的经营风险，可能造成生产量下降、员工工资难发等问题。

4.3订单减少

据江苏省统计局统计，2008年江苏省全年服装出口额为173亿美元，2009年则为162亿美元，下降约8%。江苏省出口的服装中，大部分为普通服装，面向国外中下、低收入人群，价格十分便宜，往往几美元便能买到。低价格占领市场，靠的是低价格，但量必须上去，利润才可观，生存能力才足够强。

4.4抗风险能力过低

2008年金融危机的爆发迫使江苏地区大批服装出口企业倒闭，要么老板跑路，要么申请资产清算。这些企业大都是中小型企业，且大部分为家族式企业，经不起一点风浪。事实上，加在我国纺织品服装身上的不仅是特保措施，还包括技术贸易壁垒、SA8000以及原产地标准等非关税壁垒。

5、相关的对策研究

5.1改变支付体系与进行资产整合

人民币的升值为其成为国际化货币奠定了良好的基础，外贸公司，特别是服装出口企业，为防止人民币升值给其带来的利润损失可以采取以下几种措施：可以选择人民币作为支付货币，或者选择其他一些汇率相对稳定的币种，如英镑等；在外汇市场上做好风先防范，如购买一份远期汇率合约；在签协议的时候，规定固定汇率，或规定若汇率发生大幅变动，则货款提升或下降。

资产整合可以加大企业的生产能力，企业的合并可以在一定程度上降低企业的生产成本：降低原材料价格，降低人力成本。

5.2扩宽流动资金面与借贷通道

面对目前的紧缩政策，企业不可能去改变这一现状。可以用长期借款来弥补短期的流动资金，也可从民间借贷方面入手，现在的投资担保公司如雨后春笋班林立，可选择其中一家建立持久的合作关系。另外可计提风险准备金，以备流动资金不足之需。

5.3提升综合实力

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关键词：出口贸易 影响因素 引力模型 面板数据

一、温州市出口贸易的发展特征

1.温州市出口贸易总量、GDP及增长率。文章此处给出了温州市近些年来的GDP变动情况。通过对GDP和出口贸易额变动的综合分析，对温州市近年来经济外贸的整体发展情况有一个全面的了解。2001年到2011年温州市出口贸易总额、GDP及其增长率的变化情况如图1和图2所示：

2.温州市外贸依存度。此处通过对比2001年至2011年11年间的温州外贸依存度变化来反应该地区具体的外贸依存度状况。外贸依存度又分为出口依存度和进口依存度2001年到2011年间温州市出口依存度变化趋势如图3所示：

出口依存度，其在2006年达到最高点，当年的出口依存度为34.5%，表明当年温州市的出口额占其GDP的1/3以上。而之后到09年，温州市的出口依存度一直下跌，直到09年降至低点，而后依旧呈现不断波动的趋势。

3.出口对象国特征。文章用出口贸易集中度来代表各个地区所占温州市总出口贸易额的百分比。代表公式为R=EXX/EXtotal，依据此公式对温州市一些主要的出口对象国的贸易额进行统计，得出欧盟、美国、东盟、俄罗斯为温州市的主要出口对象国。其出口集中度分别表示为REU，RUS，RAS，RRUSS。温州市对该四个地区的总出口贸易额度占到整体的一半以上。

本文此处对比该四大出口贸易对象的总的贸易集中度的变化趋势和其各自的贸易集中度变化趋势。选取2009年1月至2011年12月的温州市出口贸易数据，以季度为最小统计单位，共12组统计数据。根据计算结果，以上四个主要出口对象国在这一时间段内的出口贸易集中度的变动趋势如图4所示：

二、温州私营企业出口贸易影响因素实证检验

1.温州私营企业贸易引力模型的建立。贸易引力模型脱胎于物理学上的万有引力模型，认为两个经济体之间的双边贸易流量和他们各自的经济总量成正比，与它们之间的距离呈反比。贸易引力模型一般采用对数形势。根据前文对私营企业出口贸易影响因素的分析，修正后的贸易引力模型如下：

■

上述公式中，Eij表示温州市私营企业与其贸易伙伴之间的出口贸易额；Yi和Yj分别表示温州市和其他出口贸易对象国各自的经济发展水平；Cindex表示私营企业的企业竞争力指数；IMij表示温州市私营企业与其贸易伙伴之间的进口额；Cij表示温州市和其出口贸易伙伴的双边贸易成本；Dij表示温州市与出口对象国间的距离。

2.数据检验方法选择。本模型的实证检验采用面板数据模型。面板数据模型的定义是时间序列数据是变量根据不同时间的不同而得到的数据。而面板数据则是结合了两者的特点，并且在时间和截面上得到的二维数据，因而也称之为时间序列和截面数据的混合数据。面板数据是利用面板数据来分析变量间的关系，同时预测变量的变化趋势的计量模型，可以同时反映所分析的变量在时间和截面两个方向上的变动规律和不同个体不同时间的对应特点。而面板数据的分析过程包括了单位根检验，变量间的协整检验和回归分析。

3.变量的选择、数据选取。在上文建立的修正后的引力模型中，根据先前对于温州市出口贸易发展状况的分析，此处选取了占温州市出口贸易额比重最大的四个国家或地区进行研究。这四个国家或地区近年来对温州市出口产品的进口额年均占到了温州市出口总额的55%以上，因此其数据的选取具有代表性。这四个国家或地区分别是：欧盟、美国、俄罗斯和东盟。以下将基于这四个地区，对相关数据进行收集和分析。

（1）温州私营企业出口贸易额。如上文分析，温州市出口欧盟、美国、俄罗斯和东盟4个市场的额度占总额的55%以上，因此此处选取1995年到2011年间温州市出口这四个国家或地区的贸易额，计算出该时间段内这三类企业各自出口四大国家和地区的出口贸易总额，单位为亿美元，数据来源为温州市海关。

（2）双边距离。以温州市为中心。温州市与四个主要贸易伙伴的距离数据来源于/distance网站，单位为公里，由于距离的不随时间的推移而发生变动，因此本文模型中，采用历年的GDP数据对距离进行非线性处理，保证回归的准确性。

（3）温州和出口贸易对象国经济发展规模。本模型中反映温州市和出口对象国经济发展规模的指标为GDP总量， GDP数额以当年物价计量，该项变量数据选择1995年到2011年间温州市GDP总量和欧盟GDP总量，单位为亿美元。数据来源为温州市海关、温州市统计局和国际货币基金组织（IMF）官方网站。

（4）双边贸易成本。该变量根据之前理论分析，本文依据我国学者许德友、梁齐（2010）根据我国对外贸易发展情况推导的计算公式，得出温州市与其贸易伙伴国双边成本公式为：

■

公式中各变量含义参考上文的分析，数据选择1995年到2011年间各个国家或地区的进出口和GDP数值，并且根据以上两位学者的研究，定义公式中的贸易份额S为0.8，贸易替代弹性σ为8。数据来源为联合国商品贸易统计数据库（UN Comtrade）。

（5）私营企业企业竞争力指数。公式如下：

■

根据公式各个因素所代表的变量，需要采取的数据有1995年-2011年间的温州市企业总产值、私营企业总产值、私营企业运营成本和私营企业员工工资性收入。数据来源为温州市统计年鉴、温州市劳工局和温州市统计局。由于该指数数值越高，反映私营企业经营效益越好，对其出口贸易的促进作用越明显。

其他变量，如外商直接投资额，固定资产投资额均按照如上数据范围选取，而贸易突发时间以虚拟变量计。

4.数据检验。参照前文修正后的引力模型方程，将方程进行对数化之后，新方程如下：

■

平稳性检验结果显示变量均为一阶单整，可以行协整检验，结果表1：

协整检验结果说明变量间存在长期稳定的均衡关系，回归残差序列是非常平稳的，可以直接对变量进行回归分析。

回归调整方程如表2：

5. 检验结果说明。私营企业竞争力指数在5%的显著水平下相关，且系数值为3.05，说明私营企业竞争力指数越高，即私营企业产品的市场占有率越高，运营成本之中劳动力成本的花费越低，则私营企业的出口额越高。

同时对比所有变量的系数值，在所有变量之中，变量私营企业竞争力指数对私营企业出口额影响最大的，其变动1%便会使得出口贸易额变动3.05%。而其余变量，例如进口额和温州市GDP都会对温州市私营企业的出口额有较大的促进作用。

三、温州私营企业出口贸易发展的对策

1.企业层面。私营企业应当更多的走出温州，在国内其他原材料和劳动力更为低廉的地方开办工厂，与当地的大型国有企业合作，吸取更多的先进技术。同时，国外市场需求虽然不是私营企业可以控制的因素，但是温州私营企业长期讲出口产品大量的出口欧盟等市场而使其更容易受其经济波动的影响，因此温州企业在维护现有的海外销售网络的同时，应当积极拓宽销售网络，争取在其他存在巨大的市场需求，同时产品竞争压力较小的地区开展业务，这样可以更多的缓冲美国市场需求减少带来的对对外贸易的巨大影响。

2.产业层面。温州市的出口产业仍然处在亟待升级的状况下，如何有效的形成产业集聚和将产业内的竞争转移至产业外是关乎温州市出口企业未来发展的重要问题。在未来，温州市需要确立出口的产业优势，将资源充分利用在有发展前景的出口产业，提升产业竞争力，针对该产业已经更多的外商投资，同时为其提供更为充足融资渠道。

3.政府层面。首先，政府应当制定更多有利于当地出口的贸易政策，建立一些民间的贸易组织，帮助当地出口企业联系更多的贸易伙伴，建立长期合作关系。同时，政府还应当对于一些技术和资本密集型的出口企业给予更多的资金和政策支持，鼓励发展其出口产业。政府还应当积极参与为当地出口企业树立国际化的品牌形象。政府还应当鼓励当地企业进口国外商品，尤其是先进的技术和设备等。政府可以制定一系列的贸易优惠政策，为当地的进口企业提供资金担保等，保证其进口贸易。

其次，政府可以建立一系列贸易信息搜寻的平台，使得企业可以及时利用这样的平台获得自身所需的进出口信息，产品价格等。针对外商直接投资，政府可以制定更多吸引外资的优惠条件，吸引一些比较成熟的跨国企业进驻温州地区，与当地企业开展合作，是当地的进出口企业能从中吸收先进的管理理念和技术，促进贸易水平的提高。

最后，提升当地的经济发展水平对于当地出口贸易也会有非常巨大的促进作用。因此，政府还应当继续坚持以经济发展为首要任务，为产业转型提供经济保障，让出口企业有更多的机会分享经济增长的成果。

综上所述，温州市应当鼓励外贸发展的补贴政策进一步完善，改变出口补贴政策为用汇率、利率和税率等经济杠杆来调节。并且补贴应向初级生产要素、基础理论研究和高新技术开发投入。重视对外贸易不平衡的问题。努力实现出口市场多元化，增加进口原料和高新技术，满足内部市场需求，促进经济发展。政府还应大力发展温州市的竞争优势行业产品的出口，把温州市的比较优势产品转化为竞争优势产品。努力创建自己的国际品牌，增加产品国际影响力。加强对出口产品的价格指导和协调，对出口市场进行规范化管理。总体而言，政府应当引导企业从“温州制造”向“温州创造”的转变。

参考文献：

[1]郑灿.直击温州中小企业倒闭根源[J].中国商界，2008.4：108

[2]高翔.以改革创新提升金融服务经济能力.天津经济，2010年

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二、潜在经济增长、出口贸易、碳排放三者的关系

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

三、改进我国潜在经济增长的具体措施

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

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【中图分类号】G642 【文献标识码】A 【文章编号】1674-4810（2014）26-0063-02

一般意义上的案例分析教学法是1870年由时任哈佛大学法学院院长兰德尔（Christopher Columbus Langdell）在《合同法案例》中创立的。其基本含义是：以精心选择、合理编组的若干个案例为基本教学内容，首先引导学生通过认真阅读，深入研究，从中找出需要解决的问题，接着分析产生问题的各种原因，并最终寻找出解决办法的一种教学方法。现在，案例分析法出现在更多课程的课堂中，受到教师和学生们的广泛欢迎，进出口贸易实务课程就是其中之一。

一 案例分析法在进出口贸易实务教学中的应用

进出口贸易实务着重阐述进出口贸易的基本知识和程序、买卖合同的主要条款等内容，既有一定的理论性，又有较强的实践性，突出对学生理论联系实际来认识、分析和解决问题能力的培养。案例分析法可以引导学生将理论知识理解得更透彻，更能提高学生将所学知识灵活运用的能力。具体来说，主要表现在以下几个方面：

1.案例分析法的应用可以将难懂的知识讲透彻，有助于学生对相关知识的理解和记忆

进出口贸易实务中有些内容是直接引用了英文材料的中文翻译，学术性强，而且这些知识对学生来说相对陌生，学生理解起来有一定难度。这样的知识，如果辅以案例分析将有助于学生快速地理解和掌握相关知识点，起到事半功倍的学习效果。

贸易术语是进出口贸易实务的学习重点和难点之一。其中常用的CIF术语有一个特点就是“象征货”，但这是什么意思呢？通过下面的案例，学生理解起来就容易多了。

某公司按CIF LONDON向英国出口一批季节性较强的货物，双方在合同中规定，买方须于9月底之前将信用证开到，卖方保证运货船只不得迟于12月2日驶抵目的港。否则买方有权取消合同。如果货款已收，卖方须将货款退还买方，问如此签约是否正确？

根据《2010年通则》的相关规定分析上述案例可知，CIF术语下买卖双方的风险划分界限是装运港船上，卖方承担的是货物在装运港装上船之前的一切风险，之后的一切风险都由买方承担。也就是说卖方按合同规定在装运港将货物装船，并提交全套合格单据后，即视为卖方完成了交货义务。卖方无须保证到货，即使货物中途丢失，卖方仍可凭有关单

据结汇，买方要凭单付款，而非凭货付款。因此，上述案例中的合同中“卖方保证运货船只不得迟于12月2日驶抵目的港。否则，买方有权取消合同。如果货款已收，卖方须将货款退还买方”的规定是不恰当的，这已经不是真正意义上的CIF合同，这样签约是不正确的。学生可以通过这个案例了解“象征货”的含义及用途。

2.案例分析法可以培养学生对知识活学活用的能力

学生在学习过程中可能会觉得进出口贸易实务的很多知识是散乱的，而且由于他们缺乏接触实际进出口贸易活动的锻炼机会，因此学生难以把所学的散乱知识点转化为活学活用的技能。案例分析法的应用可以弥补这样的不足。我们来看下面的案例：

中国某公司向国外买方出售500吨花生仁，双方规定：从中国港口运至伦敦，分5个月装运，其中，3月份80吨，4月份120吨，5月份140吨，6月份110吨，7月份50吨，每月不许分批装运。卖方按信用证规定，先后于3月份及4月份于青岛分别装运了80吨与120吨，均顺利收回货款。卖方于5月20日及5月28日分别将约定品质、规格的花生仁在青岛装运70.5吨，后船驶到烟台又装运64.1吨，共计134.6吨。卖方将这两套装运单据寄给开证行时，开证行认为，卖方违反每月不许分批装运条款，且交货数量少了5.4吨，便以单证不符拒绝付款。卖方应如何面对？

根据所学知识对上述材料分析可知：根据《UCP600》的规定，运输单据表面上注明同一运输工具、同一航次、同一目的地的多次装运，即使其表面注明装运日期及/或不同装运港接受监管地或发运地，将不视作分批装运。案例中5月份的两次装运属于同一船只、同一航次、同一目的港，虽然有两个装运日期，也不构成分批装运。另外，根据《UCP600》的规定，交货总数量和每批数量都可以有5%的增减。因此，开证行的拒付理由是错误的，卖方应继续索款。

一个案例，讲解了两个知识点：分批和交货数量，知识点针对性强，案例客观贴近实际，便于学生理解和接受。

3.案例分析法可以培养学生独立思考、主动学习的习惯，并进一步培养提高学生的综合素质和能力

在刚刚接触进出口贸易实务这样的专业课程时，学生相关知识储备匮乏，难以从专业角度理解和分析问题。运用案例分析法恰当地激励和引导学生，可以把传统单向灌输为主的讲授转变为师生共同参与的双向互动。通过对案例的思考讨论可以激发学生的学习兴趣和积极性，培养学生独立思考的习惯，改变学生被动学习的状态。此外，在参与案例讨论、阐述或反驳观点的过程中，学生获得了更多的锻炼自己语言表达能力和交际能力的机会，能够进一步培养和提高他们的综合素质和能力。

二 案例分析法在进出口贸易实务教学中应用的注意事项

1.案例选取必须要合理、适度

案例教学法收效如何，关键还要看案例的选择成功与否，案例选择要注意合理、适度。对于刚刚接触进出口贸易实务的学生来讲，相关专业知识匮乏，尚不具备综合认识和分析专业问题的能力，因而进出口贸易实务的初期学习应以理解掌握具体重、难点知识为主，所以在案例选择上，要侧重选择与教学内容关联性和针对性强的短小精练案例，这样的案例是为了某个知识点而存在的，不求面面俱到，而是凸显针对性，注重重难点各个击破。综合性的复杂案例要在学生对整本教材或涉及知识都基本掌握的基础上量力引用，这样的案例侧重知识的综合运用，要新、要典型，还要全面系统，既能体现单个知识点的精练，还能把几个知识点融会贯通，串联于无形。否则，若案例引用不当，不仅起不到应有作用，反而可能会让学生产生更多的疑问，甚至产生畏难厌学情绪。

2.案例选择应符合学生学习规律，贴合学生学习兴趣

开设进出口贸易实务课程，最终目的不仅仅是让学生掌握基础专业理论知识，更重要的是希望通过学习使学生的综合素质和职业素养得到锻炼和提高。对学生来说，兴趣是最好的老师。因此，在案例选择方面，既要讲求与所学知识的关联性，还要注重符合学生学习规律，贴合学生学习兴趣，诱导学生全身心投入其中，增加他们对岗位工作风险的了解，激发学生自主学习的积极性，这样一来，才能实现学习目的。否则，再精彩的案例，学生不愿参与，只能是教师的独角戏，学习效果就要大打折扣了。

3.案例分析法的应用可与其他教法、学法结合使用，增强学习效果

进出口贸易实务是一门既有理论性又有实践性的课程，不同的知识点适用的教法和学法也有很多，有时候在应用案例分析法的同时结合其他教法学法可以更好地激发学生兴趣，收到良好的学习效果。

很多时候，学习是一个枯燥的过程。现在，很多学校已经普及多媒体教学，案例分析法若能结合选择课件、视频等资源可以更加吸引学生的注意力，调动学生的学习兴趣和积极性，形成良好的学习氛围。

案例分析法配合任务驱动、角色扮演等方法，可以使学生更加身临其境地体会案例情境。严肃的课堂变得生动有趣，学生通过真实的角色扮演，深入了解所学知识的背景，更加扎实地掌握相关专业术语，体验工作中的不同岗位责任，更加形象地去思考问题。

案例分析法与其他教法学法的灵活运用有很多种可能，在此不一一赘述。

4.案例分析法的应用要突出实践效果，重在提高学生的综合素质

知识的学习，学以致用是关键。案例教学法是一种开放式的教学方法，通过精选案例为学生创设情境，引导学生结合所学知识来正确认识和分析案例材料，既可以培养学生分析、判断和解决问题的能力，充分调动学生的积极性和主动性，又能激励学生在掌握基础知识的基础上消化、巩固、检验学习成果。案例分析法的恰当选择和运用，还可以让学生能进一步设身处地地加深对进出口贸易工作内容和工作重点的了解，体会不同的岗位责任，创造更多展现自我的机会和舞台，为将来的就业和发展打下良好的基础。

参考文献

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出口货物退（免，Export Rebates）税，简称出口退税，其基本含义是指对出口货物退还其在国内生产和流通环节实际缴纳的产品税、增值税、营业税和特别消费税。出口货物退税制度，通过国家税收的形式满足了社会公共的需要，是一个国家税收的重要组成部分。出口退税主要是通过向出口企业退还出口货物的国内已纳税款的方式，从而平衡国内产品的税收负担，使本国产品在实质上以不含税成本进入国际市场，与国外产品在同等条件下进行竞争，从而增强竞争能力，扩大出口创汇。

从地方外贸出口方面来看，出口退税是国家以政策、制度的方式对地方外贸的一种利益保障，该制度不但稳定了地方外贸出口的环境，而且给予了地方外贸经济实力上的支持。这保证了地方外贸出口能够在一个较为稳定的情况下持续进行，并且在国际市场当中占据一定的核心竞争力。

从经济学的角度上来看，出口退税政策的调整，对于外贸企业在国际市场上的竞争力有着一定的影响力，而由于这一影响关系到外贸企业的切身利益，且外贸出口的数量愈大则影响愈大，因此出口退税政策调整对于外贸出口有着非常大的制约力，能够直接影响到地方，甚至国家的外贸出口率。接下来，就让我们一起来具体探讨一下出口退税政策的调整对地方外贸出口的外贸到底存在着哪些影响。

一、 对优势产业的国际竞争力的影响

上文中已经说到，出口退税主要是通过向出口企业退还出口货物的国内已纳税款的方式，从而平衡国内产品的税收负担，使本国产品在实质上以不含税成本进入国际市场，与国外产品在同等条件下进行竞争，从而增强竞争能力，扩大出口创汇。换句话来说，出口退税政策的实施，能够在一定程度上增强出口外贸产业在国际市场上的核心竞争力。

在外贸出口的历史上，地方外贸出口有一个不变的原则，那就是对优势产业的强势推广。在出口退税政策的作用下，地方外贸出口有了足够雄厚的资金来进行贸易、产业等方面的扩展研发，在现有的基础上，让优势产业占据更加明显的优势，从而在国际市场上站稳脚跟，拥有足够的国际竞争力。

在这样的情况下，我们可以看到的是，出口退税政策对地方优势产业的国际竞争力有着至关重要的影响作用。出口退税政策的调整，必定将会给地方外贸出口当中优势产业的国际竞争力带来一定的冲击。当然，种瓜得瓜种豆得豆，对外贸出口有利的出口退税政策调整就将对地方外贸带来积极的冲击，而不利的调整便带来消极的冲击。目前的出口退税调整的政策是符合经济流动的客观规律的调整政策，从长期来看，将会对地方外贸出口中优势产业的国际竞争力带来一定的推动作用的。

二、 对地方资源性产品的供求的影响

     资源性产品，主要是指水、能源、矿产、土地四大类产品，是人类社会赖以生存的重要物质基础，是经济社会发展的战略性资源。随着社会经济的发展逐步减少，如何获得并高效利用资源，是实现中国经济社会可持续发展必须解决的突出问题，加快推进资源性产品价格改革，意义十分重大。

     我国一直以来都是世界上排名前五的能源消耗大国，并且由于人口众多，而资源力量始终非常有限，所以我国的人均能源占有率却处在世界上较为落后的位置。在我国资源非常有现代额情况下，出于地方资源更大的局限性，局部地区对于某些特定资源的需求就显得更加迫切。在出口退税政策的影响下，政府降低了对资源性产品的税率征收基准，从而激起了中小型资源产业在国内市场进行贸易的从业热情，更加积极参与到资源性产品的国内贸易工作当中，从而平衡当地资源性产品的供求关系。

     在现有出口退税政策的调整情况下，部分资源性产品的出口退税率得到了下调和减免。这一调整使得我国的资源性产品贸易出口在税收方面的压力获得了较大的增加，税收的压力增加，出口外贸公司就能够将更多的资金投入到资源性产品的国内贸易当中来，从而增加了资源性产品在当地的流动程度，更加有利于平衡地方的资源性产品的供求关系，维持当地资源性产品贸易的稳定发展。

三、 对建材出口的支持能力的影响

在我国的对外出口贸易当中，建材出口占据了非常大的出口比例，有了出口退税政策，这些依赖建材内外贸易的企业便在资金方面获得了国家的支持，在建材出口过程当中所退还的出口税，便能够回收利用，参与到出口贸易的成本建设当中，扩大建材出口贸易规格，从而获得更宽广的贸易机会和贸易利润。

缩小到地方贸易，出口贸易企业可结合出口退税政策，选择当地热销的建材，将这些建材推广到国际市场当中去。于此同时，随着热销建材的贸易增长，也就给当地建材公司带来了更多的建材销售路径。

结论

为了缓解贸易顺差过大，促进外贸平衡，继续加强和改善宏观调控，国家对出口退税的政策还将进行适时的调整，出口退税制度作为一项出口财政激励机制，己经成为我国调整进出口贸易的重要宏观调控手段。外贸企业应该根据自己的特殊情况制定适合自己的政策，勇敢应对，同时国家也应该积极发挥政府的作用，建立一部统一、完备的出口退税管理的法规，完善税收法制，通过双方努力，深信中国必将完成由贸易大国到贸易强国的转变。

【参考文献】

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近年来，随着国际社会对于能源和气候变化问题的日益重视，一些学者开始研究各国进出口的隐含能源及隐含碳，以此说明为了各国进出口贸易中隐含的能源消耗和碳排放。Wyckoff和Roop(1994)认为各国在设计温室气体控制政策时忽视了国际贸易流动中隐含碳排放的重要性，他们估算了加拿大、法国、德国、日本、英国和美国这6个OECD国家在制造业产品进口中隐含的碳排放量，以考察高碳产品进口是否应该引起重视。测算结果显示制造业产品进口隐含碳排放占这些国家碳排放总量的13%左右，表明这一问题非常重要，并基于这一发现提出了相应的政策建议。Chung和Rhee(2001)利用投入产出模型估算了1990年日本和韩国的CO2排放量，并分析了国际贸易对这两个国家CO2排放量的影响。结果显示:尽管韩国CO2排放量的绝对水平要明显低于日本，但韩国总的CO2排放强度却大大超过日本;韩国出口到日本产品的CO2排放强度要明显高于日本出口到韩国产品的CO2排放强度，并且这两个国家出口到世界其他地区产品的CO2排放强度要高于两国双边贸易产品的CO2排放强度。Machado、Schaeffer和Worrell(2001)利用投入产出模型方法估算了1995年国际贸易对巴西能源消耗和CO2排放量的影响，结果显示1995年非能源商品进出口隐含的能源消耗分别占巴西当年能源消耗量的10%和12%，而1995年非能源商品进出口隐含的CO2排放量分别占到了巴西当年CO2排放总量的10%和14%，表明1995年巴西在非能源商品国际贸易方面不仅是隐含能源的净出口国和隐含碳的净排放国，而且巴西出口每挣1美元要比进口每花费1美元多消耗40%的能源并多排放56%的CO2，从而提醒巴西决策者应该关注国际贸易对国内能源消耗和碳排放的附加影响。另外，也有学者针对中国进出口贸易中隐含的能源消耗和碳排放展开了研究。陈迎等人(2008)利用基于投入产出表的能源分析方法，定量研究了2002－2006年我国外贸进出口商品中的隐含能源消耗。其研究结果表明:我国是外贸商品进出口隐含能源的净出口大国;2002年，我国出口隐含能源总量约为4.1亿吨标煤，扣除进口隐含能源1.7亿吨标煤后，隐含能源净出口量达2.4亿吨标煤，约占当年我国一次能源消费总量的16%，净出口隐含碳排放1.5亿吨;随着我国外贸进出口的快速增长，在不考虑部门投入产出结构性变化的条件下，2006年我国净出口隐含能源约为6.3亿吨标煤，比2002年增长162%;此外，该研究还依据测算结果对其政策含义进行了探讨。齐晔等人(2008)利用采用投入产出法，估算了1997－2006年中国进出口贸易中的隐含碳。该研究对进出口商品都采用中国的碳耗水平所做的保守估计发现:1997－2004年，我国净出口隐含碳占当年碳排放总量的比例在0.5%－2.7%之间，2004年之后迅速增加，到2006年该数字达到了10%左右;按照日本的碳耗效率对进口产品进行调整后的估计发现，中国通过出口为国外转移排放的碳数量更为惊人;1997－2002年我国隐含碳净出口量占当年碳排放总量的12%－14%，到2006年该数字达29.28%;基于上述发现，作者指出国际社会一味对中国增长的碳排放进行指责是不全面的。LinandSun(2010)利用投入产出分析方法分析了中国进出口贸易中隐含的CO2排放量。结果显示:2005年，中国出口隐含CO2排放量为33.57亿吨，进口隐含CO2排放量为23.33亿吨，电力及水泥行业对隐含CO2排放量的贡献分别为35%和20%。该研究指出在目前的气候政策及国际贸易规则下存在碳泄露，需要建立新的全球框架分配排放责任;中国应该努力提高能源效率、实施电价改革并且大力发展可再生能源，特别在水泥行业推广应用新技术将有助于降低中国的CO2排放量。这些研究为科学测算我国出口商品中隐含的能源消耗和碳排放做出了贡献，并且在一定程度上说明我国作为制造大国实际上为满足全球消费市场的需求承担了一部分能源消耗和碳排放。

为了进一步分析近年来中国出口贸易隐含能不断增长的原因，本文首先基于投入产出分析方法对我国2002－2007年出口贸易隐含能进行了测算，然后基于对数平均迪氏指数法logarithmicmeanvisiaindex，简称LMDI)，将影响出口贸易隐含能变动的因素分解为规模效应、结构效应和技术效应，并分析这些因素变化对于我国出口贸易隐含能变化的贡献，最后提出了我国降低出口贸易隐含能的几点政策建议。

二、模型方法与数据处理

(一)出口贸易隐含能的计算方法

出口贸易隐含能指的是我国出口商品生产过程中所有直接和间接消耗的能源，包括产品上游加工、制造、运输等全过程所消耗的能源。

(二)出口贸易隐含能变化影响因素的分解方法本文采用可对所有因素进行无残差分解的LMDI方法(Angetal.，1998)，将出口贸易隐含能变化的影响因素分解为规模效应、结构效应和技术效应，具体如下:

(三)数据来源及处理

本研究主要需要两方面数据:中国各年投入产出表和分部门能源消耗数据。在投入产出表方面，本文选取了2002、2005和2007年中国42部门投入产出表，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。因而，需要将2005年和2007年的投入产出表转化为以2002年现价为基准的可比价投入产出表。

在此参考李强和薛天栋(1998)编制可比价投入产出表的方法，首先计算2005年、2007年各部门相对于2002年的价格缩减指数。如农业部门利用“农副产品类购进价格指数”，以2002年的农业产品价格为100，计算2005年农业相对于2002年的价格缩减指数。而工业部门则利用“工业品出厂价格指数”，以2002年的各类细分工业品出厂价格为100，分别计算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。如煤炭开采和洗选业利用2002－2007年的“煤炭工业工业品出厂价格指数”为缩减指数作为调整。至于批发和零售贸易业以及其它社会服务性行业，统一用“消费者价格指数”作为价格缩减指数。由于总产出等于总投入，两者均用“国民生产总值缩减指数”，以2002年的国民生产总值为100，对2005年和2007年各行业的总投入和总产出进行调整，而中间投入则为各部门经价格调整后投入之和，然后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2005年和2007年的可比价投入产出表。

在对我国出口贸易隐含能进行部门分解分析之前，本文首先将中国投入产出表中的部门分类合并成28个部门(见表1)。各年分部门能源消耗数据来自《中国能源统计年鉴》以及中经网统计数据库，各年分部门出口贸易数据则直接取各年可比价投入产出表中的出口数据。

三、计算结果及讨论

(一)出口贸易隐含能及其分析

表2是基于上述方法计算得到的我国2002－2007年出口贸易隐含能。从总量来看:2002、2005和2007年我国出口贸易隐含能分别达到了4.24亿吨标煤、9.73亿吨标煤和10.81亿吨标煤，依次占当年我国能源消费总量的26.60%、41.23%和38.54%;计算结果表明出口商品的生产已经成为我国能源大量消耗的重要原因之一，我国在扩大出口获得经济增长的同时也消耗了国内大量的能源资源，加重了国内能源短缺的局面。从增长幅度来看:2002－2005年我国能源消耗总量增加了48.06%，同期我国出口贸易隐含能的增长幅度却高达129.48%，表明这期间国内能源消耗总量呈现出继续扩大的趋势，且我国出口贸易隐含能的增长幅度明显高于国内能源消耗总量的增长幅度;2005－2007年我国能源消耗总量增加了18.86%，同期我国出口贸易隐含能的增长幅度则为11.10%，尽管这期间我国能耗总量及出口隐含能仍然有一定幅度的增长，但增长幅度相比2002－2005年明显放缓，这表明随着我国从2005年开始为了实现“十一五”期间单位GDP能耗下降20%的控制目标而实施一系列较为严格的节能减排措施，国内能源消耗总量及出口隐含能加速增长的趋势得到了初步遏制。

接下来看看2002－2007年各部门的出口贸易隐含能，参见表3。尽管随着时间变化存在轻微波动，但整体上来看2002－2007年对我国出口贸易隐含能贡献最大的6个工业部门为:通信设备、计算机及其他电子设备制造业;化学工业;纺织业;电气、机械及器材制造业;金属冶炼及压延加工业;金属制品业。2002、2005及2007年这6个部门对我国出口贸易隐含能的贡献率分别为50.74%、57.93%和61.85%，在我国出口贸易隐含能中占据重要份额并呈现逐年增长的趋势。

(二)出口贸易隐含能变化的效应分解分析

2002－2007年我国出口贸易隐含能变化的效应分解参见表4:2002－2005年我国出口贸易隐含能增加了54918.49万吨标煤，2005－2007年则增加了10840.54万吨标煤;其中，2002－2005年规模效应的贡献值为50876.17万吨标煤，2005－2007年则为31089.4万吨标煤，表明这期间在其他因素不变的前提下，出口规模的扩大导致了国内能源消耗量的显著增加;整体上来看，2002－2007年结构效应也促进了我国出口贸易隐含能的增加，但幅度相对规模效应而言要小很多，说明这期间结构因素对我国出口贸易隐含能的变化影响还比较有限;至于技术效应，在2002－2005年其对我国出口贸易隐含能变化的影响虽然为正但幅度较小，而2005－2007年正是由于技术效应的反向作用才导致了这期间我国出口贸易隐含能的增加幅度相比2002－2005年明显下降，表明技术效应是促进我国出口贸易隐含能下降的重要因素。

本文还进一步考察了2002－2007年各部门出口贸易隐含能的效应分解，也就是影响因素分析，计算结果表明对于绝大多数部门而言，2002－2005年占主导地位的是规模效应，2005－2007年则是技术效应，它们分别是导致我国出口贸易隐含能在2002－2005年大幅增加、2005－2007增幅明显下降的主要原因，结构效应在这两个时期对各部门出口贸易隐含能的影响则随着部门不同而不同，且影响程度总体上不及规模效应和技术效应。为节省篇幅，本文仅就对我国出口贸易隐含能贡献最大的6个工业部门做进一步分析，其效应分解的情况参见图1。具体分析如下:

1.对于通信设备、计算机及其他电子设备制造业，2002－2005年规模效应的正向促进作用最大，达到8966.3万吨标煤，该行业出口规模庞大是其出口贸易隐含能在各行业中排名第一的主要原因，技术效应虽为负但减排程度有限(－574.27万吨标煤);2005－2007年则是技术效应的反向削减作用最大(为－8086.3万吨标煤)，超过规模效应(6119.74万吨标煤)和结构效应(1811.34万吨标煤)之和，直接导致了此期间该行业出口贸易隐含能的下降;结构效应在这两段时间内都为正，且2002－2005年达到了5854.34万吨标煤，说明该行业出口结构对于其出口贸易隐含能的增加也有着明显促进作用。

2.对于化学工业，规模效应在2002－2005年及2005－2007年均为正，且幅度较大，说明出口规模是导致该行业出口贸易隐含能增长的重要因素;技术效应在2002－2005年为正(876.76万吨标煤)而2005－2007年为负(－2114.58万吨标煤)的计算结果表明技术进步对于该行业2005－2007年出口贸易隐含能增长有明显的抑制作用;而结构效应在2002－2005年为负(－1183.98万吨标煤)而2005－2007年为正(296.2万吨标煤)则说明该行业出口结构的变化对其出口贸易隐含能的影响由削减反而变成了增加。

3.对于纺织业而言，考察2002－2005年及2005－2007年不同效应对其出口贸易隐含能所起的作用:规模效应是正向增加;技术效应2002－2005年为正(325.21万吨标煤)但2005－2007年为负(－1462.08万吨标煤)，而结构效应则是2002－2005年为负(－904.35万吨标煤)但2005－2007年为正(809.78万吨标煤)，这一点与化学工业的情况类似。

4.对于电气、机械及器材制造业，规模效应依然是导致该行业出口贸易隐含能增长的重要影响因素，技术效应由2002－2005年313.56万吨标煤变为2005－2007年－468.87万吨标煤的事实表明技术进步在2005－2007年对该行业起到了显著的节能作用，而结构效应在这两段时期内由负变正则说明该行业出口结构的变化反而导致其出口贸易隐含能的增加。

5.对于金属冶炼及压延加工业、金属制品业这2个行业而言，2002－2005年与2005－2007年的规模效应始终为正，而技术效应则由正变为负，表明这两个行业出口规模扩大起到了增加出口贸易隐含能的作用，而技术变动对出口贸易隐含能的影响则由促进变为抑制，表明2005－2007年技术进步起到了降低出口贸易隐含能的作用。这两个行业不同的是:对金属冶炼及压延加工业而言结构效应始终为正且增加，而金属制品业则是由正变负，说明金属冶炼及压延加工业出口结构的变化不利于其出口贸易隐含能的降低，而金属制品业则相反。特别地，对于金属冶炼和压延加工业而言，2005－2007年由于其结构效应为正且数值较大(4264.26万吨标煤)，再加上规模效应(2252.10万吨标煤)，二者的正向促进作用要明显高于同期技术效应导致的节能作用(－1060.25万吨标煤)，从而导致2005－2007年该行业出口贸易隐含能仍有较大幅度上升。

四、结论及政策建议

(一)主要结论

上述分析表明，我国在生产大量工业产品并用于对外出口的同时，却消耗了国内大量的能源，加剧了国内能源供应紧张的局面。归纳起来看，我国出口贸易隐含能较高的主要原因来自于如下三个方面:

1.出口结构不合理。我国出口结构可归纳为“四多”和“四少”，即:能源消耗高、污染排放强度大的产品出口多，能源消耗强度低、污染排放强度小的产品出口少;产业链低端产品出口多，而产业链高端产品出口少;传统产业出口多，高新产业出口少;货物贸易出口多，服务贸易出口少(胡涛、吴玉萍等人，2008)。近年来，随着国家不断加大宏观调控力度，我国出口贸易结构得到了一定程度的调整和优化，但距离发达国家的水平还有较大差距。

2.出口产品的能源利用效率低下。我国出口产品的直接或完全能耗系数较高，能源利用效率低下。以2007年的能耗水平为例，我国煤炭生产电耗相对于国际先进水平相差41.2%，火电供电煤耗与国际先进水平的差距是14.1%，钢可比能耗与国际先进水平相差9.5%，水泥综合能耗与国际先进水平相差24.4%，原油加工综合能源与国际先进水平相差50.7%，直接导致我国在生产大量出口工业产品用于出口的同时也消耗了国内大量能源。

3.出口总量增速快。2002至2007年，我国的出口总量平均每年以25%左右的速度增长，这种高速增长大大拉动了相关产业的快速发展，特别是高能耗产业的发展。通过LMDI分解模型我们不难发现，2002－2007年国内很多行业出口贸易隐含能出现快速增长的主要原因就在于规模效应的作用，也就是出口规模的迅速扩大。

(二)降低我国出口贸易隐含能的外贸政策建议

篇13

中图分类号:F74文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)15-0176-02

一、引力模型的介绍

鉴于其简约和其在实证上被广为称道的稳健性,自从被Tinbergen和Linnemann介绍以来,引力模型在将近四十年间非常受欢迎。的确,随着相当多的作者运用其去分析两国之间的潜在贸易,引力模型的应用在20世纪90年代末得到了很大的发展。

引力模型属于考虑决定因素的相互作用的实证模型范畴。在绝大多数公式中,它将物流人流Fij解释为从一个区域I向另一个区域J的流动,作为一个关于起点Oi、终点Dj、分离测度Sij的函数:

Fij=OiDjSij,i=1,…,I;j=1,…,J(1)

通常,模型使用对数线性形式。

模型的灵感来自牛顿物理学以及更具体的万有引力定律,根据理论,体积越大,距离越近,吸引力越强。通过类比,模型用于国家间的货物流动,强调贸易流随着贸易伙伴的规模以及它们之间的毗邻程度的增大而增长。

把公式(1)用对数重写,双边贸易流的矢量Fij被定义为:

Fij=Xβ+ε,ε～N(0,σ2) (2)

其中,X是解释变量,ε是白噪声误差项。

二、模型的建立

本文采用的计量经济学模型是面板数据模型。广西东盟贸易中面板引力模型的对数形式一般表述为:

出口引力模型为:

CK=α0+α1GDPit+α2GDPjt+α3DISi+νi+uit (3)

进口引力模型为:

JK=α0+α1GDPit+α2GDPjt+α3DISi+νi+uit(4)

其中,Vi表示个体效应,Uit代表随机误差的异质性冲击,CK、JK分别代表广西对东盟各国的出口、进口值,广西的GDP、东盟各国的GDP以及广西南宁到各国首都的距离由GDPit、GDPit、DISi表示。各变量的含义、预期符合以及理论说明(见表1)。GDPi预期为正,反映了一个地区的出口供给能力, 经济规模总量越大, 潜在的出口能力越大, 进而双边的贸易流量也越大。GDPj预期为正,反映了一国或地区的进口需求能力, 经济规模总量越大, 潜在的进口能力越大, 进而双边的贸易流量也越大。DISi预期为负,通常代表运输成本的高低, 从而成为阻碍贸易的重要因素。

三、计量方法及数据来源

在根据上文确定的实证检验模型后,笔者采用2001―2007年广西的GDP、CPI、对东盟各国的进出口额(由于数据的可获得性,本文选取的旧东盟五国剔除文莱,加上越南),以上数据均来源于《广西统计年鉴》各期,单位为万美元,东盟各国的GDP来源于国际统计局《国际统计数据》,各国的CPI来自于省略网站,GDP的数据单位均为亿美元。GDP需要对CPI进行平减,以剔除价格因素,最后都对实际GDP取对数,进行估计。

四、实证分析

由于采用的变量样本数据在时间和截面纬度上具有短而宽的特点,数据处理上选用Eviews6. 0提供的面板结构工作文件( Panel Work file) ,侧重进行截面分析。

1.出口模型。广西对东盟贸易的出口效应检验。首先,利用Hausman统计量检验应该建立个体随机效应回归模型还是个体固定效应回归模型。从Hausman检验结果可知,模型在10%的显著水平下依然接受原假设,所以应该建立随机效应模型。

2.估计结果。利用Eviews6.0中的估计方法对广西与六个东盟国的出口额的面板数据样本进行估计,最终结果为:

CK=8.477396+ 1.0782200GDPi+0.595759GDPj

-1.853519DIS+[gd] (5)

T值 (1.579283) (2.704027)*** (0.825925)(-2.133217)**

R2= 0.754041D.W=1.129918F=38.83243

注: *、**、***分别代表10%、5%、1%的显著性水平。

模型(5)的回归结果显示:引力模型的简单表述形式可以基本说明广西对东盟的出口贸易流量的决定,拟合优度达到75.4%。对于广西GDP这个变量来说,其回归系数显著且为正,与预期符号相同,这表明广西的经济规模对于其出口有正向的促进作用,其经济规模越大,经济发展水平越高,潜在的出口能力越大,进而出口的贸易流量也越大。弹性系数1.078在1%的水平下显著,这说明广西的实际GDP每增加1个百分点,将促进广西出口增加1.078个点。对于东盟经济体GDP这个变量来说,其回归系数为正,与预期符号相同,但不显著,这表明东盟体的经济规模对于广西出口没有显著的影响。对于距离变量来说,其回归系数显著且为负,与预期符号相同,这说明在广西对东盟的出口中,距离因素的影响依然起一定的作用。表1反映了样本年限中,广西对六个东盟成员国的出口情况的比较,我们可以发现,广西对越南、印度尼西亚的自发性出口比重比较大,其次是泰国、马来西亚、新加坡、菲律宾在广西自发出口贸易中所占的比重比较小。

3.进口模型。广西对东盟贸易的进口效应检验。依然利用Hausman统计量检验应该建立个体随机效应回归模型还是个体固定效应回归模型。从Hausman检验结果可知,模型在10%的显著水平下依然接受原假设,所以应该建立随机效应模型。

4.估计结果。利用Eviews6.0中的估计方法对广西与六个东盟国的出口额的面板数据样本进行估计,最终结果为:

JK=4.835322+ 1.633838GDPi+0.725958 GDPj

-2.245118DIS+[gd] (6)

T值 (0.602917) (1.837430)*(0.468001) (-1.582613)

R2=0.471276D.W= 2.170595F= 11.29037

注: *、**、***分别代表10%、5%、1%的显著性水平。

模型(6)的回归结果显示:引力模型的简单表述形式只能部分地说明广西对东盟进口贸易流量的决定,模型的拟合优度仅为47.1%。对于广西GDP这个变量来说,其回归系数显著且为正,与预期符号相同,这表明广西的经济规模对于其进口有正向的促进作用,这是由于其经济规模越大,经济发展水平越高,其需求市场也就越大。弹性系数4.25在10%的水平下显著,这说明广西的实际GDP每增加1个百分点,将促进广西进口增加1.63个点,广西对东盟体的进口还有潜力。对于东盟经济体GDP这个变量来说,其回归系数不显著,这表明东盟体的经济规模对于广西进口的作用非常微弱,甚至可以忽略。对于距离变量来说,其回归系数显著且为负,与预期符号相同,但不显著,这说明在广西对东盟的进口中,距离因素的影响不显著。

五、对广西的出口潜力测算

由于出口模型能比较好的刻画广西对东盟的出口贸易,所以笔者对出口贸易潜力的估算是运用引力模型模拟“理论”或“自然”状态下的潜在出口额,然后将一国的实际出口水平与模拟值进行比较。若实际值低于模拟值,就称之为“贸易不足”,相反则属于“过度贸易”。采用方程(3)来模拟2007年广西出口贸易潜力,结果(见表3)。

由表3可以看出,广西对越南、新加坡的出口贸易存在过度的问题,实际出口额与预测出口额的比例分别达到1.48794、1.510345,广西对泰国和菲律宾的比例基本处于正常水平,接近1,对印度尼西亚、马来西亚则显示出出口贸易的不足。

六、结论

依据前文的计量分析结果,我们可得出如下几点主要结论:(1)从估计的效果角度来看,引力方程基本能够解释广西与主要贸易国之间的出口贸易量,但是在进口贸易的解释力上则不够强。(2)距离因素在广西向东盟的出口中,依然起到一定的作用,可见中国东盟自由贸易区的建立对广西东盟出口贸易的作用还没有得到充分发挥,这需要将来后续工作的进一步说明。(3)根据引力贸易估计出来的潜在出口值说明了广西对越南、新加坡存在过度出口贸易的问题,对于印度尼西亚和马来西亚的出口贸易还有很大的潜力可以挖掘。

参考文献:

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