出口貿(mào)易的含義精選(九篇)

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第1篇：出口貿(mào)易的含義范文

關(guān)鍵詞：貨物出口貿(mào)易 隱含碳排放 投入產(chǎn)出模型 結(jié)構(gòu)分解分析 對數(shù)平均迪氏指數(shù)法

隱含碳排放（Embodied Carbon Emissions）是指某種產(chǎn)品在整個生產(chǎn)鏈中所排放的二氧化碳量，出口貿(mào)易隱含碳排放是指在生產(chǎn)出口產(chǎn)品的過程中所產(chǎn)生的二氧化碳排放量。

中國出口貿(mào)易隱含碳排放在中國碳排放總量中所占比重較大。張曉平（2009）的計算表明，2000-2006年中國每年出口商品隱含碳排放占全國總排放的比重基本在30%-35%。Yan和Yang（2010）認為，1997-2007年中國每年碳排放的10.03%-26.54%是在生產(chǎn)出口商品的過程中產(chǎn)生的。為了分析影響出口貿(mào)易隱含碳排放的原因，本文在投入產(chǎn)出法的基礎(chǔ)上，利用結(jié)構(gòu)分解分析（Structural Decomposition Analysis）模型來研究2006-2009年中國出口貿(mào)易隱含碳排放的影響因素，以便為相關(guān)部門制定減排對策提供參考和依據(jù)。

一、計算方法描述

根據(jù)全國投入產(chǎn)出的平衡關(guān)系，可以建立能反映各行業(yè)產(chǎn)品的生產(chǎn)與分配使用情況的投入產(chǎn)出模型:

（1）

其中，x為各行業(yè)總產(chǎn)品向量，y為最終產(chǎn)品向量，為直接消耗系數(shù)或技術(shù)系數(shù)矩陣，表示行業(yè)j生產(chǎn)單位產(chǎn)品直接消耗行業(yè)的產(chǎn)品數(shù)量。

假設(shè)，則有：

（2）

其中，I為單位矩陣，為里昂惕夫逆矩陣或完全（包括直接和間接）需求系數(shù)矩陣。

產(chǎn)品在生產(chǎn)過程中除有直接消耗外，還有間接消耗。完全消耗系數(shù)B表示行業(yè)j生產(chǎn)單位產(chǎn)品直接和間接消耗行業(yè)i的產(chǎn)品數(shù)量，具體矩陣為：

（3）

大部分現(xiàn)有研究采用的里昂惕夫逆矩陣為，沒有將中間投入?yún)^(qū)分為本國產(chǎn)品或是進口產(chǎn)品，這會高估中國出口貿(mào)易的隱含碳排放量。本文在參考Sanchez-Choliz 和Duarte（2004）的基礎(chǔ)上，修正了里昂惕夫逆矩陣，即變換為，計算了除去進口中間產(chǎn)品后的中國出口貿(mào)易隱含碳排放量。

行業(yè)i的直接碳排放量Ci的公式參考《2006年IPCC國家溫室氣體清單指南》，具體為：

（4）

其中，Ci為行業(yè)i的直接碳排放量，單位為萬t。為行業(yè)i消耗能源e的標煤量，單位為萬t標準煤，這里所用的單位轉(zhuǎn)換是：1kg煤當量=29.3MJ，1億立方米天然氣=13.3萬t標準煤。λe為能源e的碳排放系數(shù)，單位是kg/TJ，如表1所示。

行業(yè)i的直接碳排放量Ci除以增加值xi，就得到該行業(yè)的直接碳排放強度矩陣，具體為：

（5）

行業(yè)j的直接碳排放強度矩陣Ci乘以其完全消耗系數(shù)矩陣bij，就得到該行業(yè)的完全碳排放強度矩陣，具體為：

（6）

設(shè)zj為行業(yè)j的出口貿(mào)易額，則行業(yè)j的出口貿(mào)易隱含碳排放量為：

（7）

設(shè)z為當年中國貨物貿(mào)易總出口額，為出口結(jié)構(gòu)矩陣，表示j行業(yè)的出口額占總出口額的比例，則中國出口貿(mào)易隱含碳排放量為：

（8）

由公式（8）可知，中國出口貿(mào)易隱含碳排放的影響因素有3個：行業(yè)完全碳排放強度vj、行業(yè)出口結(jié)構(gòu)、總出口額z。根據(jù)對數(shù)平均迪氏指數(shù)法（Logarithmic Mean Divisia Index），出口貿(mào)易隱含碳排放的變化可表達為：

其中，“0”表示基期，“t”表示比較期。I為強度效應(yīng)（完全碳排放強度的影響），R為結(jié)構(gòu)效應(yīng)（出口份額的影響），S為規(guī)模效應(yīng)（出口總額的影響）。I/C、R/C、S/C分別為這三個效應(yīng)的貢獻率。

二、數(shù)據(jù)來源及行業(yè)合并

鑒于2010年能源數(shù)據(jù)尚未更新，本文研究的年份為2006-2009年。投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)來自O(shè)ECD2009年版本的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫，它提供了最新的2005年中國投入產(chǎn)出表，出口貿(mào)易數(shù)據(jù)來自《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒》和《國別貿(mào)易報告》，各行業(yè)消耗的能源總量來自《中國能源統(tǒng)計年鑒》，農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)增加值來自《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，工業(yè)行業(yè)增加值2006年和2007年來自《中國統(tǒng)計年鑒》中的“按行業(yè)分全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)主要指標”，2008年和2009年根據(jù)國家統(tǒng)計局“工業(yè)分大類行業(yè)增加值增長速度”計算得來。

為了使計算時所需的各行業(yè)數(shù)據(jù)相匹配，本文將《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒》中的“出口商品分類章”、《中國統(tǒng)計年鑒》中的“按行業(yè)分能源消費量”和“OECD行業(yè)分類國內(nèi)流量表”合并為15個行業(yè)，并用合并后的行業(yè)簡稱表示。它們分別是：（1）農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)；（2）食品、飲料和煙草制造業(yè)；（3）采掘業(yè)；（4）紡織、服裝和皮革業(yè)；（5）木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業(yè)；（6）雜項制品業(yè)；（7）造紙、紙制品、印刷、出版業(yè)；（8）化學及其相關(guān)工業(yè)；（9）橡膠、塑料制品業(yè)；（10）非金屬礦物制品業(yè)；（11）賤金屬及其制品業(yè)；（12）交通運輸設(shè)備制造業(yè)；（13）機器、機械器具、電氣設(shè)備及其零件、錄音機及放聲機、電視圖像業(yè)；（14）儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)；（15）其他行業(yè)。

三、計算結(jié)果與分析

利用公式（7）輸入相關(guān)數(shù)據(jù)得到2006-2009年各個行業(yè)的出口貿(mào)易隱含碳排放量，對每年所有行業(yè)的碳排量進行加總得到當年中國出口貿(mào)易隱含碳排放量。計算表明，中國出口貿(mào)易隱含碳排放量從2006年的 234192.53萬t減少至2009年的180900.56萬t。

利用公式（9）-（12）輸入相關(guān)數(shù)據(jù)得到強度效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)的貢獻值。

由表2可知，強度效應(yīng)最大，其貢獻值為-62447.97萬t，貢獻率為112.33%。這說明如果其他因素保持不變，各行業(yè)完全碳排放強度的下降使得中國出口貿(mào)易隱含碳排放減少了62447.97萬t。利用公式（6）輸入相關(guān)數(shù)據(jù)得到中國出口行業(yè)的完全碳排放強度，各行業(yè)平均碳排放強度從2006年的2.852萬t/億元下降到2009年的2.086萬t/億元。

其次是規(guī)模效應(yīng)，貢獻值為9156萬t，貢獻率為-16.47%。中國各行業(yè)出口總額從2006年的77594.59億元升至2009年的82029.69億元，這使得中國出口貿(mào)易隱含碳排放增加了9156萬t。但由于強度效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)的影響，總效應(yīng)為-55592.94萬t，因此貢獻率為負值。

最后是結(jié)構(gòu)效應(yīng)，貢獻值為-2300.97萬t，貢獻率為4.14%。說明出口結(jié)構(gòu)的改善減少了中國出口貿(mào)易隱含碳排放。利用計算得到行業(yè)出口結(jié)構(gòu)，結(jié)果表明：2006-2009年，完全碳排放強度較高的行業(yè)如紡織、服裝和皮革業(yè)出口額所占比重從18.6%下降到17.7%，賤金屬及其制品業(yè)從8.8%下降到6.4%，木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業(yè)從1.0%下降到0.8%；而碳排放強度較低的行業(yè)如農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)出口額所占比重從1.7%上升到1.8%，交通運輸設(shè)備制造業(yè)從4.0%上升到5.0%。

四、結(jié)論與建議

本文在投入產(chǎn)出模型的基礎(chǔ)上，利用LMDI法將2006-2009年中國出口貿(mào)易隱含碳排放的影響因素分解為強度、結(jié)構(gòu)、規(guī)模三種效應(yīng)。結(jié)論是：強度效應(yīng)貢獻率最大，說明各行業(yè)碳排放強度的下降是碳排放減少的主要原因；結(jié)構(gòu)效應(yīng)貢獻率較小，但仍說明出口結(jié)構(gòu)的改善有利于碳排放的減少；規(guī)模效應(yīng)貢獻率為負值，說明雖然出口額的增長使得碳排放增加，但由于強度和結(jié)構(gòu)效應(yīng)，最后總的碳排放減少。以上研究表明，中國要減少出口貿(mào)易隱含碳排放，必須從降低行業(yè)碳排放強度、適度減小出口規(guī)模、改善出口結(jié)構(gòu)這三方面做起，而后兩者可以進行綜合考慮。

參考文獻:

[1] 張曉平.中國對外貿(mào)易產(chǎn)生的CO2排放區(qū)位轉(zhuǎn)移分析[J].地理學報,2009, (2), 234-242.

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

第2篇：出口貿(mào)易的含義范文

[關(guān)鍵詞]山東省；WTO；貿(mào)易潛力

[DOI]1013939/jcnkizgsc201643017

1引言

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

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

2變量與數(shù)據(jù)的處理

21變量的處理

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

解釋變量說明表

解釋變量具體含義預期符號理論解釋

X2一次能源生產(chǎn)總量+體現(xiàn)山東省一次能源生產(chǎn)總量，一次能源生產(chǎn)總量越大，則各行業(yè)生產(chǎn)能力可能越大，進而促進進出口貿(mào)易

X3社會固定資產(chǎn)投資額+社會固定資產(chǎn)投資額越大，則社會生產(chǎn)的基礎(chǔ)設(shè)施可能越完善，進而有利于提高生產(chǎn)效力，促進進出口

22數(shù)據(jù)的處理

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

3模型的實證結(jié)果

31模型設(shè)定

運用EViews 80分析和估模型，認為山東省進出口貿(mào)易額與山東省一次能源生產(chǎn)總量和社會固定資產(chǎn)投資額差異明顯，相互間可能具有一定的相關(guān)性。根據(jù)經(jīng)濟理論和現(xiàn)實經(jīng)驗，設(shè)定模型為如下線性回歸模型形式：

Yij=β1+β2X2i+β3X3i+ui

32估計參數(shù)

利用EViews估計模型參數(shù)，對數(shù)據(jù)進行計算得到回歸結(jié)果。根據(jù)回歸結(jié)果整理得到模型的參數(shù)方程：

Yi=3002470-3562836X2+3808580X3

（1369623）（1498828）（2881129）

t=（21921）（-23771）（132191）

R2=09642F=2958912n=31

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

33數(shù)據(jù)調(diào)整與處理

對各變量數(shù)據(jù)進行對數(shù)變換，并對依照如下的對數(shù)模型進行估計。

lnYt=β1+β2lnX2t+β3lnX3t+εt

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

lnYi=1110095-03576lnX2+08950lnX3

（46250） （05601）（00807）

t=（24002）（-06383）（110966）

R2=09830F=8124283n=31

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

利用EViews對模型自變量X3重新進行參數(shù)估計得如下結(jié)果：

Yi=6239941+7358135X3

4中國入世十六周年背景下山東省進出口貿(mào)易面臨的壓力

41國際經(jīng)濟形勢錯綜復雜

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

42進出口貿(mào)易領(lǐng)域競爭激烈

美日歐盟等國家和地區(qū)采用貿(mào)易壁壘限制我國產(chǎn)品的出口，僅山東省2014年一年受到的反壟斷調(diào)查就高達50多起，主要是由美國、澳大利亞、韓國發(fā)起，主要涉及紡織品等山東省重點出口產(chǎn)業(yè)。

43山東省的進出口外貿(mào)競爭優(yōu)勢不突出

山東省曾經(jīng)是我國的勞動力輸出大省，但是隨著我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整，第三產(chǎn)業(yè)和新型產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展，使勞動力從制造業(yè)向服務(wù)業(yè)流動，這也就造成了勞動力成本的不斷攀升，2010年到2015年間山東省的勞動力成本漲幅超10%。勞動密集型出口產(chǎn)業(yè)的競爭優(yōu)勢不再明顯，加之東南亞勞動密集型產(chǎn)業(yè)的快速崛起使山東省的主要訂單在流失，市場份額逐漸被蠶食。

5貿(mào)易壓力下的山東進出口貿(mào)易競爭力培育的對策建議

51提高出口產(chǎn)品的技術(shù)含量

現(xiàn)形勢下，核心技術(shù)越來越成為全球競爭的主要表現(xiàn)形式，推動了世界產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級。山東要從經(jīng)濟大省邁向經(jīng)濟強省，不但要繼續(xù)增加產(chǎn)品出口貿(mào)易額，更要提高技術(shù)等無形貿(mào)易出口。大力發(fā)展知識密集型、技術(shù)密集型企業(yè)，確立自己的核心技術(shù)，提升出口產(chǎn)品整體質(zhì)量技術(shù)水平。鼓勵企業(yè)自主研發(fā)，大力支持出口企業(yè)向價值鏈高端進行延伸，強化技術(shù)核心研發(fā)，突破重點領(lǐng)域，實現(xiàn)出口產(chǎn)品技術(shù)高端化。

52推動出口服務(wù)貿(mào)易的快速發(fā)展

依據(jù)國家的《關(guān)于加快發(fā)展服務(wù)貿(mào)易的若干意見》，應(yīng)把握山東出口貿(mào)易競爭新優(yōu)勢培育發(fā)展的良好時機，擴大服務(wù)貿(mào)易出口規(guī)模，增強出口貿(mào)易的競爭優(yōu)勢。

（1）完善服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)。以高知識水平、高科技含量行業(yè)作為山東出口發(fā)展的重中之重。針對通信、金融、商務(wù)服務(wù)和服務(wù)外包等服務(wù)貿(mào)易，應(yīng)做大產(chǎn)業(yè)規(guī)模，實現(xiàn)重點地區(qū)政策傾斜，形成產(chǎn)業(yè)集群。

（2）擴大出口市場。鞏固山東服務(wù)貿(mào)易的傳統(tǒng)市場，并在此基礎(chǔ)之上，把握“一帶一路”建設(shè)的重要歷史機遇，增加山東對“一帶一路”沿線市場的開發(fā)力度。組織企業(yè)參加廣交會、文博會、軟交會等境內(nèi)外展會。

參考文獻：

第3篇：出口貿(mào)易的含義范文

關(guān)鍵詞：匯率 J曲線效應(yīng)理論 糧食出口 出口退稅

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

一、問題的提出

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

二、研究方法

（一）研究假說

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

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

（二）模型構(gòu)建

1.構(gòu)建計量經(jīng)濟學模型驗證假說一。根據(jù)假說一，人民幣匯率變動與中國糧食的出口貿(mào)易呈反向相關(guān)關(guān)系，由此建立中國糧食出口額（EXt）與人民幣匯率變動（Rt）之間的函數(shù)關(guān)系，構(gòu)建以下回歸估計方程：

EXt＝α＋βRt＋μt（1）

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

EXt＝α＋βRt-2＋μt（2）

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

EXt＝a＋βRt-2＋χD＋δG＋μt（3）

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

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

EXt＝α＋βRt-2＋χD＋δG＋εT＋μt （4）

三、樣本選取與數(shù)據(jù)來源

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

糧食出口貿(mào)易額數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國糧農(nóng)組織網(wǎng)站；人民幣名義匯率數(shù)據(jù)來自2009年中國統(tǒng)計年鑒；人民幣實際有效匯率數(shù)據(jù)來自金俊峰的研究，并經(jīng)筆者計算獲得；各年份出口退稅率數(shù)據(jù)來自商務(wù)部網(wǎng)站，并經(jīng)筆者計算獲得；美國國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來自偉的研究；技術(shù)性貿(mào)易壁壘數(shù)據(jù)來自張亞斌等的研究。

四、實證結(jié)果分析

本文運用Eviews3.1通過對中國1992―2009年糧食出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進行回歸得到了如下兩個結(jié)果：

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

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

五、結(jié)論與政策含義

通過構(gòu)建計量經(jīng)濟學模型，以人民幣匯率和中國糧食出口貿(mào)易等數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的研究結(jié)果表明，假說一和假說二都成立，即人民幣匯率與中國糧食的出口貿(mào)易呈反向相關(guān)關(guān)系、中國糧食出口貿(mào)易受人民幣匯率變動的影響在不同階段表現(xiàn)的程度不一樣，這也進一步驗證了J曲線效應(yīng)理論的正確性。

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

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Appreciation of China’s Food Exports Empirical Analysis of Trade

WAN Chen-gang

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

第4篇：出口貿(mào)易的含義范文

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

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

出口比重

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

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

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

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

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

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

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

出口貿(mào)易額

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

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

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

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

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

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

貿(mào)易增長率

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

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

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

結(jié)束語

第5篇：出口貿(mào)易的含義范文

研究方法選擇和數(shù)據(jù)處理

（一）研究方法選擇

雖然目前學術(shù)界不同的研究成果存在較多差異，但投入產(chǎn)出分析已經(jīng)被證明是計算貿(mào)易內(nèi)涵能源問題最為有效的方法，計算結(jié)果的不同主要來自學者在處理具體能源消耗系數(shù)及簡化過程等方面。本文同樣基于投入產(chǎn)出分析法進行研究，具體計算公式如下：直接消耗系數(shù)。直接消耗系數(shù)公式為Aij=Xij/Xj（i,j=1,2,..,n），其中Aij指的是j部門單位產(chǎn)出所直接消耗的i部門產(chǎn)出量，即i部門對j部門每生產(chǎn)一單位產(chǎn)品所做出的貢獻。所有的Aij構(gòu)成直接消耗系數(shù)矩陣A。完全消耗系數(shù)。完全消耗系數(shù)公式為B=(I-A)-1-I，其中矩陣B可由直接消耗系數(shù)矩陣A計算得到，I為單位矩陣。完全消耗系數(shù)矩陣B由完全消耗系數(shù)Bij構(gòu)成，指的是j部門單位產(chǎn)出對i部門產(chǎn)出的直接和間接消耗之和。

部門單位產(chǎn)出的完全能耗強度。部門單位產(chǎn)出的完全消耗強度公式為EB=EA(I-A)-1，這是基于直接能耗強度與完全消耗系數(shù)相乘計算出來的，指的是該部門每生產(chǎn)一單位產(chǎn)品所直接消耗和間接消耗能源量的和。可以看出，完全能耗強度是計算產(chǎn)品內(nèi)涵能源的關(guān)鍵因子，不同學者所計算結(jié)果之所以不同，一般都是因為選取了不同的完全能耗強度進行計算。如公式所示，EA指的是部門單位產(chǎn)出的直接能耗強度，是該部門一定時期內(nèi)耗能總量Ei與總產(chǎn)值Xi的直接比值：EA=Ei/Xi。出口貿(mào)易內(nèi)涵能源的測算。一般來講，一國出口貿(mào)易的內(nèi)涵能源規(guī)模是將各部門的完全能耗強度與對應(yīng)進口或出口額相乘即可得到。但是，這樣做的一個巨大缺陷在于沒有考慮加工貿(mào)易的影響，這對素有“世界加工廠”之稱的中國來講，將使計算結(jié)果嚴重高估。因為針對來料加工的產(chǎn)品，其作為進口產(chǎn)品進入到國內(nèi)之后，并沒有被消費，而是加工之后又重新作為出口產(chǎn)品流到國外。因此該部分產(chǎn)品在作為加工原料進入到國內(nèi)時，其生產(chǎn)所消耗的能源不能計入出口貿(mào)易的內(nèi)涵能源量。限于各部門的加工貿(mào)易數(shù)據(jù)難以獲得，本文引入進口系數(shù)M，對出口貿(mào)易中進口加工貿(mào)易產(chǎn)品的比重進行估算。利用系數(shù)M對原直接消耗系數(shù)矩陣A進行修正，從而得到消除加工貿(mào)易影響的對外貿(mào)易內(nèi)涵能源估值。具體修正方法如公式（1）：（1）其中EXE＇為剔除進口加工產(chǎn)品影響的出口貿(mào)易內(nèi)涵能源。需要說明的是，對系數(shù)M，均假定一部門對其他所有部門的投入中進口加工產(chǎn)品的比例是不變的。這樣的簡化處理可使系數(shù)M為對角矩陣。

（二）數(shù)據(jù)搜集和處理

投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)。本文研究共用到3張投入產(chǎn)出表，分別為中國2002年、2005年和2007年投入產(chǎn)出表。需要說明的是，很多研究都是基于一張投入產(chǎn)出表進行的研究，這在反映較長時間跨度的部門間生產(chǎn)關(guān)系時難以保證較高的準確性。本文數(shù)據(jù)時間范圍為12年（2000～2011年），基于時間就近原則對3張投入產(chǎn)出表進行充分合理地利用，即2000～2003年數(shù)據(jù)采用2002年表，2004～2006年數(shù)據(jù)采用2005年表，2007～2011年數(shù)據(jù)采用2007年表。在具體數(shù)據(jù)分類方面，由于投入產(chǎn)出表的部門分類與《中國能源統(tǒng)計年鑒》和聯(lián)合國貨物貿(mào)易數(shù)據(jù)庫均有所不同，為兼顧數(shù)據(jù)可得性、確保各分類數(shù)據(jù)之間最大程度的銜接、保留主要能源消耗部門等，最終將42部門的投入產(chǎn)出表合并為22部門，能源消耗數(shù)據(jù)及貿(mào)易數(shù)據(jù)均按照22部門的分類進行統(tǒng)一整合。部門能源消耗數(shù)據(jù)。由前文可知，各部門能源消耗數(shù)據(jù)是計算直接能耗強度EA的關(guān)鍵，進而才能得到貿(mào)易內(nèi)涵能源測算所需的完全能耗強度EB。本文中關(guān)于我國各部門2000～2010年的能耗數(shù)據(jù)來自《中國能源統(tǒng)計年鑒》，2011年數(shù)據(jù)則是在《2011年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》所公布指標的基礎(chǔ)上，對2010年數(shù)據(jù)進行修正后得出的。此外，所有數(shù)據(jù)都經(jīng)過了PPI價格指數(shù)和單位GDP能耗指數(shù)的修正，消除了物價波動等因素的影響。部門貿(mào)易數(shù)據(jù)。部門貿(mào)易數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國貨物貿(mào)易數(shù)據(jù)庫（UNComtradeDatabase），分類標準采用SITCRev.3（國際貿(mào)易標準分類第三版），并在此標準分類基礎(chǔ)上將原63章的產(chǎn)品分類合并為與投入產(chǎn)出表對應(yīng)的22部門。需要說明的是，經(jīng)過計算，合并后的22部門貿(mào)易數(shù)據(jù)，除第22類“其他行業(yè)”外，其余21個部門的貿(mào)易數(shù)據(jù)總和可達到總數(shù)的95%以上，說明22部門分類能夠有效反應(yīng)我國對外貿(mào)易內(nèi)涵能源的現(xiàn)實情況。

我國出口貿(mào)易內(nèi)涵能源的測算結(jié)果根據(jù)公式（1）可得，在考慮加工貿(mào)易的影響因素下，我國出口貿(mào)易內(nèi)涵能源的測算結(jié)果見表1。由表1可得，剔除加工貿(mào)易影響后，我國出口貿(mào)易內(nèi)涵能源增速有明顯提升，2000年為2.47億噸標準煤，2011年為13.58億噸標準煤，增長了近5倍，年均增速達到25%左右。再將該數(shù)據(jù)與我國各年的能源消費總量進行對比可發(fā)現(xiàn)，在各國指責我國能源消費持續(xù)過快增長的背后，是我國出口貿(mào)易內(nèi)涵能源規(guī)模在以更快的速度增長。2000年，我國全年能源消費總量中有大約17%的規(guī)模貢獻給了出口產(chǎn)品的生產(chǎn)消耗，而這一數(shù)據(jù)在2011年已經(jīng)達到了近40%的高水平，即現(xiàn)在我國全年能源消耗總量中，有三分之一以上是在為國外生產(chǎn)產(chǎn)品。

結(jié)論與政策含義

前文測算結(jié)果表明，我國出口貿(mào)易內(nèi)涵能源規(guī)模增長極其迅速，2000年為2.47億噸標準煤，2011年為13.58億噸標準煤，增長了近5倍，年均增速達到25%左右。與全國各年的能源消費總量進行對比，我國出口貿(mào)易內(nèi)涵能源總量占當年全國能源消費總量的比重，由2000年的17%，上升到2011年的39%。這些測算結(jié)果均顯示，國內(nèi)的能源消耗通過貿(mào)易而向外發(fā)生的轉(zhuǎn)移量呈上漲趨勢，對外貿(mào)易規(guī)模持續(xù)增加的背后，是以對外貿(mào)易生態(tài)逆差為代價的。作為當今能源貿(mào)易及環(huán)境領(lǐng)域的熱點問題，中國對外貿(mào)易的內(nèi)涵能源問題已經(jīng)引起了國內(nèi)外眾多學者的廣泛關(guān)注，相關(guān)研究也具有非常重要的政策含義。

一方面，關(guān)于一國能源消耗的規(guī)模評價及責任歸屬問題，必須基于消費側(cè)而非生產(chǎn)側(cè)進行研究探討。以中國為代表的發(fā)展中國家，正在越來越多的承接國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，在國外發(fā)達國家逐步向第三產(chǎn)業(yè)側(cè)重發(fā)展的同時，我們卻剛剛步入工業(yè)時代，能源消耗及環(huán)境污染正急劇加速且尚未達到頂峰，同時還要面臨發(fā)達國家以碳減排責任為借口提出的種種苛刻要求。基于消費側(cè)研究貿(mào)易內(nèi)涵能源問題，從本質(zhì)上指出了中國表面上是消耗了大量世界能源資源，但也支撐了其他國家大量消費品生產(chǎn)與供給的事實。在當今的世界生產(chǎn)分工格局下，中國的能源消耗本質(zhì)上有很大一部分通過對外貿(mào)易向外發(fā)生了轉(zhuǎn)移，也付出了巨大的環(huán)境污染代價。因此，發(fā)達國家在消費我們?yōu)槠渌a(chǎn)的各種消費品的同時，還借口過度能源消耗和同等碳減排責任等一味地指責中國，嚴重有失公允，國際上所謂“中國能源”、“中國氣候”等是對客觀事實的嚴重扭曲。

第6篇：出口貿(mào)易的含義范文

一、出口總量、結(jié)構(gòu)、效益的辨證關(guān)系

效益是指在經(jīng)濟運行過程中，消耗與成果之間的對比關(guān)系，也就是投入與產(chǎn)出、費用與效用之間的關(guān)系及其變化。一國參與國際貿(mào)易與分工的根本動機是獲取貿(mào)易利益，增進國民福利，而不是為出口而出口，因此，出口效益可以從出口是否有效率地促進國內(nèi)經(jīng)濟增長，以及是否有利于就業(yè)、穩(wěn)定、區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展等特定目標的實現(xiàn)等角度來衡量。從總量、結(jié)構(gòu)、效益的關(guān)系來看，三者總體上是相互聯(lián)系、相互作用的。一定的總量對應(yīng)一定的結(jié)構(gòu)，產(chǎn)生一定的效益；反過來，一定的效益也反映著一定的總量和結(jié)構(gòu)；其中，效益是核心，總量增長和結(jié)構(gòu)變化最終要以效益的好壞來判斷。

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

從結(jié)構(gòu)與效益的關(guān)系來看，―方面，效益的提高，本身即意味著效率的改善和結(jié)構(gòu)的優(yōu)化；另一方面，合理的出口結(jié)構(gòu)能夠產(chǎn)生好的經(jīng)濟效益。出口結(jié)構(gòu)不斷趨于優(yōu)化的過程，使不同區(qū)域和部門、不同生產(chǎn)環(huán)節(jié)和生產(chǎn)要素之間形成新的、更高層次的均衡，效益也將逐步提高。

從總量與結(jié)構(gòu)的關(guān)系來看，一方面，總量的增長是結(jié)構(gòu)變化的基礎(chǔ)。沒有總量的積累，結(jié)構(gòu)的調(diào)整無從談起。在改革開放初期，我國商品出口量很小，有限的出口主要是換取緊缺的外匯收入，并沒有結(jié)構(gòu)調(diào)整的動力，也缺乏結(jié)構(gòu)調(diào)整的基礎(chǔ)和條件。另一方面，總量的增長依賴于結(jié)構(gòu)的變化。目前，我國已成為世界第三大出口國，通過調(diào)整出口商品結(jié)構(gòu)、方式結(jié)構(gòu)及區(qū)域結(jié)構(gòu)等，以實現(xiàn)高基數(shù)上的持續(xù)增長，顯得尤為重要。

二、我國出口結(jié)構(gòu)問題的主要表現(xiàn)

出口結(jié)構(gòu)的變化不僅影響出口總量的持續(xù)穩(wěn)定增長，更影響到出口促進經(jīng)濟發(fā)展、增加國民福利作用的發(fā)揮。倘若出口結(jié)構(gòu)不合理，則不僅不利于出口正效應(yīng)的發(fā)揮，甚至產(chǎn)生種種負效應(yīng)。目前我國出口結(jié)構(gòu)上的問題，主要體現(xiàn)在以下幾個方面：

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

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

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

4.國內(nèi)不同區(qū)域出口的巨大差距問題。我國出口的內(nèi)部區(qū)域結(jié)構(gòu)非常不平衡，無論從出口額、出口增長率，還是出口依存度來看，省份間出口的巨大差異都是客觀存在的，而這種差距又主要是由于東、中、西三大地帶間的差距造成的，從發(fā)展趨勢看，目前這種差距并無扭轉(zhuǎn)的跡象。區(qū)域間出口貿(mào)易發(fā)展上的巨大差異，將不利我國充分發(fā)揮各區(qū)域的比較優(yōu)勢，促進我國出口貿(mào)易的進一步發(fā)展，不利于我國區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展和國家經(jīng)濟發(fā)展整體目標的實現(xiàn)。

三、關(guān)注出口結(jié)構(gòu)，提升出口效益

改革開放后，在理論界國際貿(mào)易“引擎”說和一些奉行出口導向戰(zhàn)略的國家和地區(qū)經(jīng)濟成功發(fā)展的事實誘導下，我國事實上自覺不自覺地采納和推行了“出口導向經(jīng)濟發(fā)展模式”，不遺余力地擴大外貿(mào)出口。出口貿(mào)易在改革開放中作為經(jīng)濟發(fā)展的發(fā)動機，確實發(fā)揮了巨大的作用，但僅僅關(guān)注出口總量的增長是不夠的，出口結(jié)構(gòu)也是影響我國獲取貿(mào)易利益，實現(xiàn)發(fā)展目標的一個重要因素。倘若現(xiàn)階段要繼續(xù)發(fā)揮出口貿(mào)易對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻，則不應(yīng)拘泥于出口總量的高低，而應(yīng)從國民經(jīng)濟整體發(fā)展的需要出發(fā)，挖掘出口總量背后深層次的貿(mào)易結(jié)構(gòu)問題，切實推進出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，推進出口區(qū)域結(jié)構(gòu)的均衡協(xié)調(diào)發(fā)展，實現(xiàn)外貿(mào)發(fā)展與國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展的良性互動，最大化貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻，確保對外貿(mào)易和國民經(jīng)濟的持續(xù)協(xié)調(diào)發(fā)展。

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

2.加工貿(mào)易是我國發(fā)揮勞動力資源豐富的比較優(yōu)勢，快速融入全球分工體系的重要途徑，但如果我們不能通過促進加工貿(mào)易與國內(nèi)產(chǎn)業(yè)的聯(lián)系、增強加工貿(mào)易的國內(nèi)配套能力和進口替代能力、促進國內(nèi)的產(chǎn)業(yè)升級等途徑，來加強加工貿(mào)易與國內(nèi)經(jīng)濟的互動，以充分實現(xiàn)加工貿(mào)易的動態(tài)利益，則可能導致我們只能獲取微薄的加工費用，甚至可能被鎖定在國際產(chǎn)業(yè)鏈的中下游或末端的勞動密集型制造或裝配環(huán)節(jié)，將不利于我國經(jīng)濟的長期增長。

3.我國自上世紀90年代初實施的出口市場多元化戰(zhàn)略，取得了初步成效，但是目前對西方主要發(fā)達國家出口的依賴程度依然很高，目前，中國與西方發(fā)達國家的貿(mào)易摩擦居高不下，甚至出現(xiàn)了向一些具有同類產(chǎn)業(yè)競爭結(jié)構(gòu)的發(fā)展中國家蔓延的趨勢。因此，要以開放的、經(jīng)濟全球化的新理念重新審視市場多元化戰(zhàn)略，應(yīng)從過去單純追求降低市場過于集中的風險，轉(zhuǎn)變?yōu)樵跀U大總體市場中改善市場結(jié)構(gòu)，為我國產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展和外貿(mào)不斷擴張?zhí)峁娪辛Φ谋Ｕ稀?/p>

4.中國東、中、西部出口貿(mào)易的非均衡發(fā)展，既是歷史發(fā)展的沉淀和延續(xù)，又是政策戰(zhàn)略導向作用的結(jié)果。今后的政策導向可以考慮把發(fā)展外貿(mào)和西部開發(fā)、振興東北、中部崛起等結(jié)合起來，促進國內(nèi)經(jīng)濟循環(huán)和國際經(jīng)濟循環(huán)的有機結(jié)合。就東部來說，經(jīng)過20多年的對外開放，在資金、技術(shù)、管理等方面均有了較雄厚的基礎(chǔ)，東部地區(qū)應(yīng)逐步將加工制造業(yè)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，專注于提高研發(fā)、設(shè)計、服務(wù)等高增值環(huán)節(jié)的實力，搶占國際分工的高級環(huán)節(jié)，率先實現(xiàn)出口商品結(jié)構(gòu)的升級，甚至可以考慮以“走出去”帶動出口貿(mào)易的發(fā)展和出口商品結(jié)構(gòu)的升級。而中西部地區(qū)應(yīng)進一步擴大開放的步伐，承接國際和東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，遵循比較優(yōu)勢，充分發(fā)揮對外貿(mào)易的靜態(tài)收益和動態(tài)收益，促進經(jīng)濟的發(fā)展。雖然出口國內(nèi)區(qū)域結(jié)構(gòu)的調(diào)整不可能一蹴而就，但加強貿(mào)易促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的途徑和機制的研究，基于國內(nèi)不同區(qū)域的資源稟賦、產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)等狀況，利用貿(mào)易因素促進國內(nèi)的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，對于我國經(jīng)濟發(fā)展整體目標的實現(xiàn)無疑具有較大的實踐意義和戰(zhàn)略價值。

參考文獻：

第7篇：出口貿(mào)易的含義范文

關(guān)鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗；誤差修正模型

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

一、文獻回顧

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

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

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

二、實證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

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

（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗

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

綜上所述，序列l(wèi)nEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。

（三）協(xié)整檢驗

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

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

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

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

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

回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系。根據(jù)表3與表4結(jié)果，可以得出如下結(jié)論：

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

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

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

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

由協(xié)整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產(chǎn)總指數(shù)與進、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)整關(guān)系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結(jié)果如下：

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

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

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

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

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

在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關(guān)系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(tài)調(diào)整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿(mào)易的穩(wěn)定關(guān)系。

三、結(jié)論與建議

通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產(chǎn)總指數(shù)GDP與進口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額之間的協(xié)整檢驗，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：

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

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

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

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

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

從浙江省當前貿(mào)易戰(zhàn)略出發(fā),政府相關(guān)部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產(chǎn)生進出口貿(mào)易互補、創(chuàng)造效應(yīng)的對外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵企業(yè)積極“走出去”進行對外直接投資。以往政府有關(guān)對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關(guān)的貿(mào)易措施,而并不直接制定與貿(mào)易有關(guān)的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

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

參考文獻：

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

齊曉華.2004.當代國際直接投資現(xiàn)狀與趨勢分析［J］.投資研究(3).

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

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

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第8篇：出口貿(mào)易的含義范文

[關(guān)鍵詞] 技術(shù)壁壘 蘇州 出口貿(mào)易 影響 對策

近年來，隨著我國對外貿(mào)易的飛速發(fā)展，尤其自我國加入WTO以來，國際貿(mào)易中針對中國企業(yè)的非關(guān)稅壁壘呈現(xiàn)迅速增長的態(tài)勢。

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

由此可見，在世界貿(mào)易組織框架下，傳統(tǒng)關(guān)稅壁壘正逐漸削弱，以技術(shù)法規(guī)、標準、合格評定程序為主要表現(xiàn)形式的技術(shù)性貿(mào)易壁壘對我國出口貿(mào)易的影響日益明顯。技術(shù)壁壘已逐漸成為我國對外貿(mào)易發(fā)展的屏障和絆腳石。

一、技術(shù)壁壘的含義

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

實質(zhì)上，技術(shù)壁壘已淪為一些發(fā)達工業(yè)國家利用其科技上的優(yōu)勢，通過技術(shù)法規(guī)、標準的制定與實施，通過商品檢驗與認證工作，對商品進口實行限制的一種貿(mào)易保護手段。具體表現(xiàn)為苛刻的技術(shù)標準、衛(wèi)生檢疫標準、包裝和標簽標準，嚴格的認證制度、繁瑣的檢驗檢疫程序等。

二、蘇州出口貿(mào)易現(xiàn)狀

蘇州的出口貿(mào)易在全國中處于領(lǐng)先的地位。據(jù)統(tǒng)計，2006年蘇州實現(xiàn)進出口總額1742.64億美元，出口946.85億美元，分別占全國的9.9%、9.8%。進出口總額在全國大中城市中繼續(xù)保持第3位。

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

三、技術(shù)壁壘對蘇州出口影響日趨嚴重

在出口貿(mào)易迅猛發(fā)展的同時，隨著貿(mào)易磨擦的增加，檢測標準、設(shè)備、方法的創(chuàng)新，蘇州也面臨著越來越嚴重的技術(shù)壁壘影響。

1.機電產(chǎn)品出口首當其沖

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

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

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

2.紡織原料及制品出口緊隨其后

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

目前，在紡織原料及制品領(lǐng)域的技術(shù)壁壘主要有三類:

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

另一類是從產(chǎn)品設(shè)計、生產(chǎn)到報廢、回收的全過程中，對環(huán)境影響所設(shè)置的壁壘，主要是要求企業(yè)建立實施ISO9000質(zhì)量體系標準、ISO14000環(huán)境系列標準及對產(chǎn)品實施“環(huán)境標志和聲明”。

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

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

3.農(nóng)產(chǎn)品出口成為受技術(shù)壁壘影響的“重災區(qū)”

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

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

4.其他產(chǎn)品

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

四、積極應(yīng)對技術(shù)壁壘的對策

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

1.政府有關(guān)職能部門責無旁貸

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

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

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

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

(5)還要充分利用WTO有關(guān)規(guī)則和法律條款，特別是用好用活《技術(shù)性貿(mào)易壁壘協(xié)定》的有關(guān)條款。鑒于我國是以發(fā)展中國家身份加入WTO的，要充分利用有關(guān)發(fā)展中國家特殊和有區(qū)別的待遇原則，及時向WTO和有關(guān)發(fā)達國家申請技術(shù)援助和延長有關(guān)技術(shù)性措施實施的適應(yīng)期或過渡期等，以降低對我國產(chǎn)品出口的影響。

2.相關(guān)行業(yè)協(xié)會、進出口商會應(yīng)發(fā)揮組織、協(xié)調(diào)作用，提供配套服務(wù)

相關(guān)行業(yè)協(xié)會應(yīng)切實發(fā)揮行業(yè)利益代表人和協(xié)調(diào)人的作用，積極組織行業(yè)內(nèi)企業(yè)開展技術(shù)協(xié)作、標準制定和信息交流，總結(jié)國內(nèi)外企業(yè)突破技術(shù)壁壘的經(jīng)驗和教訓，提供相關(guān)的咨詢、法律援助和政策研究等配套的服務(wù)功能。

有條件的行業(yè)協(xié)會還可以加強與國外權(quán)威機構(gòu)合作，聯(lián)合我國科研機構(gòu)、大專院校等多渠道以及利用各種資本、資源創(chuàng)辦檢驗認證機構(gòu)，為企業(yè)減少重復檢驗、重復認證做出貢獻。

3.最根本的解決對策還是要靠廣大的外貿(mào)企業(yè)自身

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

(2)要實施以質(zhì)取勝和可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略，加快技術(shù)創(chuàng)新步伐，努力提高產(chǎn)品的技術(shù)標準，切實提高產(chǎn)品質(zhì)量。企業(yè)要以應(yīng)對技術(shù)壁壘為契機，依靠科技進步調(diào)整出口商品結(jié)構(gòu)，提高出口商品的科技含量和加工層次，加強對生產(chǎn)的全過程控制，從根本上突破技術(shù)壁壘。

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

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

此外，有條件的企業(yè)還可以采用對外直接投資，利用當?shù)氐娜瞬牛夹g(shù)和市場，從而繞過技術(shù)壁壘。

五、蘇州特色帶來的啟示

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

1.從貿(mào)易國別看

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

2.從貿(mào)易方式看

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

3.從貿(mào)易的主體看

蘇州的外商投資企業(yè)2006年實現(xiàn)出口852.62億美元，增長30.2%，占全市出口總額的比重達到驚人的90.04%。雖說是過于倚重外商投資企業(yè)有一定弊病，但由于技術(shù)溢出效應(yīng)，外資企業(yè)，尤其是歐、美、日等發(fā)達國家設(shè)立的跨國公司，對科技發(fā)展、標準采用、產(chǎn)品質(zhì)量提高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級等方面還是起到了積極的推動作用，成為一道防范技術(shù)壁壘問題不斷蔓延的天然“防火墻”。

參考文獻：

[1]沈明:《世貿(mào)組織后過渡期我國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易政策》.《國際商務(wù)-(對外經(jīng)濟貿(mào)易大學學報)》,2005年

第9篇：出口貿(mào)易的含義范文

[關(guān)鍵詞]出口貿(mào)易；結(jié)構(gòu)優(yōu)化；面板數(shù)據(jù)

[中圖分類號]F7528 [文獻標識碼]B [文章編號]

2095-3283（2012）08-0034-04

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

基金項目：安徽省教育廳人文社會科學研究項目（編號：2011sk134）。

一、引言

對一國對外貿(mào)易影響因素的分析，是國際貿(mào)易理論和實證中延續(xù)最久和最核心的內(nèi)容之一。從亞當·斯密提出的絕對優(yōu)勢理論到大衛(wèi)·李嘉圖的比較優(yōu)勢理論，均提出兩國的兩種生產(chǎn)效率不同就可以產(chǎn)生貿(mào)易。要素稟賦理論進一步表述了一國比較優(yōu)勢的含義和來源。克魯格曼創(chuàng)立的國際貿(mào)易的規(guī)模經(jīng)濟理論，解釋了20世紀60年代以來，發(fā)達國家之間的水平型貿(mào)易迅猛發(fā)展。Richardson（1999）利用顯示比較優(yōu)勢對美國貿(mào)易結(jié)構(gòu)進行了分析。Belay（2004）提出政府可以通過制定鼓勵高新技術(shù)產(chǎn)品出口政策，培養(yǎng)其國際競爭力，優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)。Jim Lee（2011）指出隨著一國經(jīng)濟增長，其更趨向于出口高新技術(shù)產(chǎn)品，出口商品結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化升級。

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

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

二、安徽省出口貿(mào)易的基本情況

（一）安徽省出口規(guī)模和增速

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

（二）安徽省出口商品結(jié)構(gòu)

表1 中部六省外貿(mào)出口總額規(guī)模

單位：億美元

年份省份 200520062007200820092010

安徽9119122458811136888612413

山西5546662765392528374703

江西40656195544773736813416

河南772597958371072734510529

湖北9055117628171171997914442

湖南60735265284154927956

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)《安徽統(tǒng)計年鑒》2005—2011年相關(guān)數(shù)據(jù)計算得來

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表2 中部六省外貿(mào)出口總額占全國比重位次

單位：億美元

年份省份 200520062007200820092010

安徽121213151516

山西192017172423

江西252219191714

河南161515161817

湖北131316141413

湖南181818181919 數(shù)據(jù)來源：2005—2011年《中國統(tǒng)計年鑒》

劉立平 涂德明 成祖松：安徽出口貿(mào)易影響因素及其結(jié)構(gòu)優(yōu)化路徑研究——基于產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)模型

劉立平 涂德明 成祖松：安徽出口貿(mào)易影響因素及其結(jié)構(gòu)優(yōu)化路徑研究——基于產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)模型

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

三、安徽省出口影響因素簡析

以安徽出口貿(mào)易數(shù)據(jù)為樣本，根據(jù)國際貿(mào)易理論和對安徽出口貿(mào)易變化的分析，影響出口的因素可歸納如下：

（一）國內(nèi)因素

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

2制造能力。當出口的比例確定時，產(chǎn)業(yè)規(guī)模越大則絕對出口規(guī)模越大。同時，國內(nèi)制造能力強，還表明產(chǎn)業(yè)和技術(shù)成熟，規(guī)模經(jīng)濟明顯，企業(yè)的國際競爭力越強，對出口有促進作用。

3市場競爭程度。市場的競爭程度越高，企業(yè)技術(shù)研發(fā)、不斷提高產(chǎn)品質(zhì)量和降低生產(chǎn)成本的動力和壓力越大，這樣不僅有利于產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，同時也會增強企業(yè)的國際競爭力。通過觀察不同產(chǎn)業(yè)的利潤率，可知競爭程度高的產(chǎn)業(yè)其利潤率較低，而企業(yè)為了降低成本發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟效益和提高效率，會更傾向?qū)ふ覈H市場。

（二）國外因素

1世界需求市場

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

2外資參與度

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

四、實證分析

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

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

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

表3 模型回歸估計結(jié)果

因變量

自變量 Ln（Export

）Cost

/OutputInvestment

/AssetsRate of

Profit系數(shù)

系數(shù)-74283923-6491

混合面板回歸T 統(tǒng)計量-176

189

-094

P值

0085

0066

0352R2

01986

系數(shù)

-2989

30366

-3314

固定效應(yīng)

面板回歸

T 統(tǒng)計量

-209

153

-231

P值

0075

0171

0054

R2

03148

系數(shù)

-3095

3087

-3129

隨機效應(yīng)

面板回歸

T 統(tǒng)計量

-206

162

-216P值

0039

0105

003R2

03147

表3顯示，模型估計結(jié)果與預期基本一致，各個指標效果顯著。其中隨機面板數(shù)據(jù)模型結(jié)果如下：

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

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

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

五、安徽省出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化路徑

目前安徽省出口貿(mào)易和出口商品的結(jié)構(gòu)優(yōu)化問題就是產(chǎn)業(yè)升級和產(chǎn)業(yè)承接問題，基于實證分析的企業(yè)競爭力、市場競爭程度和外資參與度三個因素并結(jié)合安徽省實際情況，分析安徽省出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化主要應(yīng)選擇以下路徑：

（一）注重外資質(zhì)量，優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)

由于外資在固定資產(chǎn)中的比重越高越有利于出口量的增加，應(yīng)鼓勵外資投向基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，利用外資投資的技術(shù)溢出效應(yīng)，在促進出口的同時，可帶動安徽省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化。同時，必須要注意外資的質(zhì)量，港澳臺的技術(shù)多數(shù)是比較落后的，很多投向勞動密集型或資源密集型產(chǎn)業(yè)，在短期內(nèi)可以增加出口，但長期不僅對產(chǎn)業(yè)升級無益而且對環(huán)境和資源會產(chǎn)生破壞；而歐美的外資多投向技術(shù)和資本密集型的產(chǎn)業(yè)，不僅有利于促進出口和結(jié)構(gòu)優(yōu)化，而且技術(shù)溢出效應(yīng)更加明顯。因此，應(yīng)鼓勵后者的進入。

（二）科學承接東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移

東部發(fā)達地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對于安徽省是難得的發(fā)展機遇，在承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時要注意產(chǎn)業(yè)和支撐產(chǎn)業(yè)對主導產(chǎn)業(yè)的促進作用。淘汰那些技術(shù)落后、高污染、高能耗的產(chǎn)業(yè)，這樣的產(chǎn)業(yè)短期對安徽省的出口額增加有利，但長遠看來，不利于安徽省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，同時對資源和環(huán)境的破壞比較嚴重。要承接那些對安徽省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)有支持作用的產(chǎn)業(yè)，有利于形成比較完整的產(chǎn)業(yè)鏈，可以增強安徽省產(chǎn)業(yè)的競爭力，帶動高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)良性發(fā)展。

（三）加強經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)建設(shè)，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)

產(chǎn)業(yè)的集聚會加劇競爭，競爭越激烈，利潤越低，企業(yè)的出口傾向越明顯。安徽省的開發(fā)區(qū)出口總額在中部排首位，但2009年、2010年的出口增速明顯低于其他中部地區(qū)。為了更好發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢，應(yīng)完善開發(fā)區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，進行合理的規(guī)劃，為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展做好相關(guān)產(chǎn)業(yè)的布局和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。開發(fā)區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚要從數(shù)量上的集聚提升到質(zhì)量和技術(shù)上的集聚，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚的知識技術(shù)溢出效應(yīng)。

（四）鼓勵創(chuàng)新

創(chuàng)新是企業(yè)競爭力的源泉，鼓勵企業(yè)創(chuàng)新，加強企業(yè)和高校的交流，充分利用當?shù)氐慕逃Y源，產(chǎn)學研結(jié)合，加快科研成果的轉(zhuǎn)化。對于高新技術(shù)產(chǎn)品的出口，政府應(yīng)給予政策扶持。產(chǎn)品的出口和企業(yè)競爭力相關(guān)，尤其對于安徽省的高新技術(shù)產(chǎn)品，規(guī)模效應(yīng)還不明顯，單位產(chǎn)值的成本較高，出口傾向降低。政府可以利用綠燈補貼對企業(yè)科研進行資金補助，降低企業(yè)經(jīng)營成本，促進出口。同時大力吸引外資并鼓勵國內(nèi)企業(yè)從事高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化來帶動安徽省的出口商品結(jié)構(gòu)調(diào)整。

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