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篇1

關鍵詞 進出口貿易；隱含能；投入產出法

中圖分類號 F206 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2008）03-0069-07

我國是世界第二大能源消費國，僅次于美國。隨著中國經濟的高速增長，能源消耗越來越多地依賴進口。1997年能源凈進口不到2000萬t標煤，到2006年，該數字已達1.7億t標煤以上。專家預計，到2020年，我國國內石油消費量將達到4.5億～5億t，按國內原油產量保持在2億t左右計算，屆時我國的石油對外依存度將達到60%左右［1］。許多西方國家認為，我國為了保持經濟繁榮而試圖盡可能多地控制世界天然氣和石油資源，并為之擔憂。美國總統布什則將高油價部分歸因于我國經濟增速高達10%而引起的能源需求大增［2］。為了全面認識中國的能源消耗及流動，我們有必要對國際貿易中包含的能源展開闡述。作為融入經 濟全球化的重要標志，中國外貿總額從2000年的4700億美元一路攀升，到2006年末，已達17600億 美元，在出口額和進口額高速增長的同時，出口增速高于進口，導致1994年以來貿易順差持續增長。近年來，更由2000年的241億美元增加到2006年的1775億美元，據國家信息中心預計 ，2007年貿易順差將達到2750億美元。伴隨著越來越多的“中國制造”走向國際市場， 中國在獲得了一定經濟回報的同時，也直接或間接地輸出了大量的能源。如何定量估算這些能源？這些能源對中國及世界有什么意義？ 本文將在這方面展開研究。

1 隱含能

任何一種產品的生產，都直接或間接地使用了若干能源。為了得到某種產品，而消耗在整個生產鏈中的能源，稱之為“隱含能”，也有些文獻稱之為“虛擬能”［3］、“隱性能源”［4］。事實上，這些概念均起源于“embodied energy”。Embodied energy 是能源分析中的一個基本概念。1974年，國際高級研究機構聯合會（IFIAS）能源分析工作組的一次會議指出，為了衡量某種產品或服務生產過程中直接和間接消耗的某種資源的總量，可以使用“embodied”這一概念；原則上，“embodied”后可加任何資源的名稱，如土地、水、勞動力等［5］。之后，為了衡量各種生態產品生產過程中直接和間接消耗的太陽能的量，以便衡量生態產品的價值，Odum等人提出了“emergy”（國內譯為“能值”）的概念［6］。Emergy分析和embodied energy分析基本相似，但略有不同［5］。20世紀90年代，Tony Ally 將embodied概念用到了水資源研究當中，提出了“虛擬水”（virtual water）的概念，其意義為某種產品或服務生產過程中直接和間接消耗的水資源的量［3，7～8］。同樣在20世紀90年代，加拿大生態經濟學家Wiliam和其博士生Wackernagel提出了一種度量可持續發展程度的方法，它是一組基于土地面積的量化指標，他們將其命名為“生態足跡”（Ecological footprint），其含義為人類生活直接和間接占用的各種生態產品（如化石能源地，可耕地，牧草地，森林，建成地，海洋）的面積［9～10］。本質上講，從“能值”概念到“虛擬水”、“生態足跡”，都是embodied概念的發展。“embodied”概念包含了兩層意思：首先，它指的是整個生產過程中所消耗的總的資源；其次，這種資源消耗是“看不見的”，發生在上游環節。因此，我們認為，將“embodied”譯為“隱含”，更能體現embodied概念的內涵，也更為準確。

Embodied核算和投入產出經濟學極其相似，因此，投入產出經濟學中的許多概念被應用到embodied分析中。20世紀90年代以來，利用投入產出表，結合“embodied”概念，學者們展開了多方面的研究。從研究區來看，涉及到的國家和地區主要有：歐盟［11～12］、日本［13～14］、巴西［15～17］、挪威［18］、意大利［19］、芬蘭［20］、西班牙［21］、澳大利亞［22］、奧地利［23］、中國臺灣地區［24］、中國大陸［25～26，3～4］等。從研究的對象來看，主要集中在貿易中的隱含能［3～4，15，17，19，23，25］、隱含碳［12～13，15～17，19～21，26］、隱含污染物［18］，也有一些文獻研究國內最終消費中的隱含能［11～12］、隱含碳［20，22］，或隱含碳對國內碳排放的影響［14］。

中國貿易中隱含能和隱含碳的研究集中在2006年以來的文獻中，這些研究各有特點 。周志田等通過對典型商品加權的辦法，計算了不同類別進出口貨物的能耗系數，在此基礎上計算了2002和2003年我國進出口貿易中的虛擬能，率先指出虛擬能凈出口量快速增長是導致我國近年來能源消費增長速度高于GDP增長速度的直接原因［3］。不過該研究所采用的計算方法較為簡單，推導能耗系數時需要豐富的經驗，容易受主觀因素的影響。Li Hong等利用1997年投入產出表，計算了20類主要進出口貨物的能耗系數，在此基礎上計算了1996-2004年我國進出口貿易中的隱含能。但該研究沒有對進出口貨物的能耗系數加以區分，而是采用國內較高的能耗系數來估計進口產品的能耗，以至于得出了2004年我國隱含能進口高于出口的結論。［25］Shui and Harriss利用Economic Input Output-Life Cycle Assessment軟件中提供的美國對華出口貨物的碳排放系數，以此為基準估計了中國對美出口貨物的碳排放系數，進而計算了1997-2003年中美貿易中的碳排放，指出，我國碳排放總量的7%～14%間接出口到美國并最終被美國人所消費［26］。該研究的主要問題在于計算方法簡單，缺乏較為嚴格的理論推導。劉峰認識到了以上文獻中的一些問題，在他的研究中，采用2002年中國122部門投入產出表來計算出口貨物的能耗系數，同時采用2000年日本104部門投入產出表來計算進口貨物的能耗系數。該研究計算的2001-2005年中國“隱性能源”出口量，占到了當年能源消費總量的24%～33%，同年的“隱性能源”凈出口，占到了當年能源消費總量的20%～27%［4］。但該研究沒有考慮到加工貿易對隱含能進出口的影響，計算結果有所偏大。

2 方法和數據

2.1 計算方法

理論上講，進出口貿易中的隱含能可以表示為：

E=∑n[]i=1[DD)]Mi×θi(1)

其中，E為進口或出口貿易中的隱含能總量，Mi為第i種進出口商品的價值量，該數據為海關統計量，θi為第i種進出口商品單位價值中包含的隱含能，即能耗系數。隱含能計算的重點在于能耗系數的確定。

目前，國內外學者主要應用“投入產出法”來計算能耗系數［27］，也有的學者通過對典型商品加權的辦法來計算［3］。與前一種方法相比，第二種方法主觀任意性較大，不夠全面，在追溯整個生產鏈中的能源消耗時缺乏嚴密的邏輯推導，但優點在于當數據間對應存在問題時，具有較好的靈活性。本文主要應用第一種方法，同時結合使用了第二種方法。

投入產出法涉及的概念較多，與本文相關的主要有直接消耗系數和完全消耗系數。直接消耗系數反映了部門之間的直接經濟技術聯系。第j部門生產單位產品直接消耗第i部門的產品數量，稱為j部門對i部門的直接消耗系數，記為aij，則

所有aij構成直接消耗系數矩陣[WTBZ]A，A可由投入產出表直接計算得出。[WTBX]完全消耗系數通常記為bij,它是指第j部門每提供一個單位最終產品時，對第i部門產品和服務的直接和全部間接消耗之和。所有的完全消耗系數bij構成完全消耗系數矩陣[WTBZ]B。A和B之間有如下關系［27］：

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

根據上式，可求出各部門對一次能源部門的完全消耗系數。該系數的意義為該部門每生產單位價值的產品所需要的一次能源各部門的價值量。根據一次能源部門的產值―實物轉換系數，可求得該部門最終產品的能耗系數，即θi。其中，產值―實物轉換系數由能源消費總 量和能源消費總價值相除得出。

2.2 相關技術處理

盡管理論上較為完備，但在應用上述方法計算我國對外貿易中的隱含能的實際操作中，仍然存在一些技術上的問題，針對出現的各種問題，本文作了如下處理：

（1）1992年以來，我國海關采用HS編碼體系（The Harmonization Code System） 來對進出口商品進行編碼、分類和統計。HS碼共有22大類98章，每章包括幾十甚至上百種商品類型。受現有技術條件和資料水平的限制，不可能以具體商品為單位來計算隱含能進出口。因此，本文選擇HS碼二級分類作為本研究的基本商品分類，共98類。

（2）我國現有的最新且最為詳細的投入產出表為《2002年中國投入產出表》［28］ （國家統計局國民經濟核算司，2006），該表包括122個部門。該表中的部門分類與海關進出口統計中的HS碼分類不一致，在對應上存在一定困難。本文以HS碼二級分類為基本分類，根據投入產出表中得出的122部門產品的能耗系數，依照典型商品對應的原則，確定了98類商品的能耗系數。

（3）理論上講，從不同國家進口的商品，其能耗系數應根據不同的投入產出表來計算。但 是，我國的貿易國有近百個，一一根據投入產出表來確定其各類商品的能耗系數難度較大。同時，在獲取我國和各貿易國之間的進出口數據方面也存在一定的困難。出于簡化的目的，本文選擇日本作為進口國家的代表來計算進口貨物的能耗系數。選擇日本有兩個方面的原因，首先，在各主要貿易國中，日本在節能方面的技術水平最為先進，日本的能耗系數低于歐美等發達國家，依據日本計算得出的隱含能進口量可視為我國隱含能進口量的下限（亦即我國凈出口隱含能的上限），這對于正確認識我國貿易中的隱含能具有重要意義；其次，日本是我國重要的貿易伙伴，是我國最大的進口國家。從日本進口的商品，主要為機械、電子類商品，在我國進口商品中較為典型。

（4）依據《2002年中國投入產出表》計算得出的能耗系數僅代表2002年水平。如果應用技 術方法將投入產出表調整到2002年之外各年，所需要的數據量和工作量都將十分龐大，短時間內無法完成。為了簡化計算，本文對基準年之外其他年份的能耗系數，作了技術水平、價格指數和匯率三個方面的修正（表1）。

（5）對于涉及到二次能源的部門，如煤炭開采和洗選業、煉焦業、石油和核燃料加工業、 電力熱力的生產和供應業等，利用投入產出法計算得出的能耗系數，實質上包含兩個部分，即：這些部門產品本身所具有的能源和生產這些產品過程中所消耗的能源。其中，第二部分為該部門產品的隱含能。

（6）以國內消耗系數計算出口，國外消耗系數計算進口的方法，適用于一般貿易，在加工 貿易方面會有較大偏差。以中國和日本為例，日本生產的產品進入中國，中國加工后再銷往他國。為了簡單起見，設中國加工過程中沒有實現增加值，也沒有消耗能源。以該方法計算的結果，出口產品的隱含能高于進口產品。但事實上，二者應該相等。由于缺乏加工貿易進出口貨物的詳細資料，本文對加工貿易作了如下處理：采用中國消耗系數計算加工貿易中的隱含能凈出口，以日本消耗系數計算加工貿易中隱含能的進口量，以凈出口和進口的和來計算隱含能總出口。加工貿易進出口數據來源于各年《中國統計年鑒》。

3 結 果

3.1 中國國際貿易中的隱含能凈出口估算上限

如前所述，理論上講，從不同國家進口的商品，其能耗系數應根據不同的投入產出 表來確定。但是受資料的限制，我們目前還不能對所有貿易國展開分析。在中國的諸多貿易國中，日本的能源利用效率最高。選擇日本產品的能耗系數作為所有進口產品的能耗系數，計算結果可視為我國貿易中的隱含能進口下限。同時，以中國的投入產出表和出口數據為基礎，計算了我國貿易中的隱含能出口量(見圖1)。圖1中，隱含能進口線為我國的隱含能進口下限，實際情況可能高于該線。隱含能出口線則接近實際，但受加工貿易的影響，實際情況可能比此線略高。灰影部分表示隱含能凈出口量，其值可視為我國的隱含能凈出口上限。

從圖1可以看出，1997-2006年，我國進出口產品中的隱含能都在逐年增加，但出口產品中的隱含能總量大于進口產品中的隱含能總量。通過隱含能的形式，中國出口了大量的能源，且有逐年增加的趨勢。1997-2002年隱含能凈出口量占當年能源消費總量的12%左右，2002年之后迅速增加，到2006年，該數字已達26%。1997-2006年累計隱含能凈出口達28億t標煤，超過2006年全國能源消費總量。

在國際貿易中，除了隱含能的進出口，還包括能源產品本身的進出口，這也是進出口貿易中非常重要的能流。圖2表示了1997-2006年我國能源產品的進出口。

與隱含能進出口相反，我國在能源產品方面表現為凈進口國。1997-2003年，我國每年的能源產品凈進口量在7000萬t標煤以下，占當年能源消費總量的比不超過4%；2003年之后迅 速增加，2004年能源產品凈進口接近15 000萬t標煤，較2003年翻了一番多，到2006年該數字更達17000萬t標煤之多。如此多的能源產品凈進口，是導致國際社會對中國能源使用擔憂的主要原因。

中國真的是能源凈進口消費國嗎？為了回答這一問題，我們將隱含能凈出口和真實能源凈進口作了疊加處理，結果見圖3。從圖3可以看出，1997-2006年，中國是一個能源凈出口國，每年能源凈出口量在10 000～50 000萬t標煤之間。1997-2002年中國所有能源凈出口量占當年能源消費總量的10%左右，之后該數字迅速增長，2006年達18.8%。當然，這是基于隱含能凈出口上限得出的結果，是一個較為樂觀的估計。那么，在保守估計下，中國的 能源使用是否值得國際社會擔憂呢？為此，我們估計了中國國際貿易中的隱含能凈出口下限。

3.2 中國貿易中的隱含能凈出口估算下限

中國的主要貿易國包括美國、日本、歐盟等，這些國家的能源效率都高于中國。用中國的技術水平計算出的隱含能進口量，可視為我國的隱含能進口上限（即假設進口產品都在中國生產）。同時，該計算結果也反映了進出口貿易對我國能源使用的影響。這是因為：對于一件無差異商品來說，通過從發達國家進口，可以節約相當于我國同產品能耗水平的能源。因此，用中國技術水平估算進口產品中的隱含能，除了可以估算蘊含能進口上限，對分析進出口貿易對我國能源使用的影響也具有重要意義。

圖4表示了中國貿易中的隱含能凈出口估算下限。圖4中，隱含能進口線為我國的隱含能進口上限，實際情況低于該線。隱含能出口線則接近實際，但受加工貿易的影響，實際情況可能比此線略低?；矣安糠直硎倦[含能凈出口量，其值可視為我國的隱含能凈出口下限。

從圖4可以看出，即使保守估計，我國仍為隱含能凈出口國。1997-2004年，隱含能凈出口占當年能源消費的比例在2%左右，2004年之后迅速增加，2006年該數字達8%左右。保守估計和樂觀估計表現出了相同的增長趨勢。但保守估計和樂觀估計之間差別較大，這從側面反映了我國能耗水平達到日本時的節能潛力。

為了回答保守估計下中國是否為能源凈輸出國這一問題，我們將隱含能凈出口下限和能源產品凈進口作了疊加，結果見圖5。1999-2005年，中國存在微弱的能源凈進口，數量在100～10 000萬t標煤之間；1997，1998和2006年，中國是一個能源凈出口國，數量在1 500～3 500萬t標煤之間。1997-2004年，總的能源凈出口基本呈下降趨勢，但2004-2006年增長明顯。與各年的能源消費總量相比，總的能源凈出口（凈進口）量較小，只占到0.6%～4.5%，中國的能源進出口基本平衡。也就是說，中國進口的能源，基本上以隱含能的形式輸出到了國外。

4 結論和討論

(1)考慮到進出口貿易中的隱含能，中國是一個能源凈輸出國。在樂觀估計下，1997-2006年，中國是一個能源凈出口國，每年能源凈出口量在10 000～50 000萬t標煤之間；在保守估計下，中國的能源凈出口基本平衡。中國對世界能源使用不是威脅，而是貢獻。保守估計和樂觀估計均顯示，2004-2006年，隱含能凈出口量在快速增加，這和我國2003年之后能源產品進口量的快速增加是一致的。這說明，我國近年來能源產品凈進口的快速增加，至少有一部分，是由近年來貿易方面的凈出口增加所驅動的。

(2)受資料的限制，本文僅估算了隱含能凈出口的上限和下限，但這對于全面認識我國的能源使用具有重要意義。要做到隱含能的準確計算，除了需要雙邊貿易的詳細

數據之外，還需要各貿易國當年的投入產出表。一般來說，大部分國家的投入產出表每5年更新一次，要了解其他年份的投入產出情況，需要采用一定的技術手段，需要投入大量的工作。在目前的文獻中，普遍作了和本文類似的假定。盡管離準確計算還有一定差距，但通過上限和下限，揭示了我國隱含能凈出口的一些基本情況。

(3)以價格為基礎的投入產出法，扭曲了各國技術方面的真實差異，這是投入產出法的一個重要缺陷。以進口一臺高精度機床為例，日本生產它時消耗的能源為E，售價為P，中國缺乏相關技術，無法生產。假設中國生產一臺普通機床消耗的能源為1.5 E，售價為0.5 P，則以中國消耗系數計算的該高精度機床的隱含能為3 E。這種假設實際上以能源增加為代價掩蓋了高額的增加值。以價格為基準的投入產出法，不能反映各國能源效率方面的真實差異。如果對每一類產品均采用購買力加權（Purchasing Power Parities，PPP）方法加以改進，該缺陷可能會有所改善。

(4)從消費的角度講，外國人消費了中國的出口產品；從生產的角度講，外資推動了中國產品的出口。所有受益者都應該為中國能源消費量的增加承擔責任。我國出口商品中的隱含能數量十分巨大。1997年出口商品中的隱含能總量，占當年中國能源消費總量的15%左右，2006年，這一數字已高達34%。這說明，我國如此多的能源，通過出口商品和隱含能的形式，實際上被國外所消費。出口的增加是導致我國近年來能源消費增加的一個重要原因。

從生產的角度看，外資在中國的進出口貿易中發揮了極其重要的作用。表2列出了1997-2006年外商投資企業進出口占中國總進出口量的比例。除1997年外資企業表現為凈進口外，其余年份均為凈出口。1997-2006年，外資企業的凈出口額不斷增加，2005，2006 年占當年進出口總量的50%以上。外資從中國的凈出口中獲取了大量利潤。因此，享受了中國出口產品的外國消費者以及在我國獲取了大量利潤的外資企業都是中國能源使用快速增加的直接受益者，他們在中國留下了很大的能源和生態“腳印”（Energy and Ecological Footprints），因此他們也應該為中國能源使用的快速增加以及由此而帶來的環境污染承擔責任，對中國一味地指責和擔憂是不公平的。

參考文獻(References)

［1］吳雙.中國能源安全對策綜述［J］.經濟研究參考，2007，(13):41～44. ［Wu Shuang. Summary of China's Energy Security［J］.Review of Economic Research, 2007，(13):41～44.］

［2］宋玉春.我國未來能源安全引起西方國家關注［J］.中國石油和化工經濟分析，2006，(23):43～45.［Song Yuchun. Chinese Future Energy Security Draw Attention to Western Nat ions［J］. Economic Analysis of China Petroleum and Chemical Industry. 2006，(23).23～43.］

［3］周志田，楊多貴.虛擬能――解析中國能源消費非常規增長的新視角［J］.地球科學進展，2006，(21):320～323. ［Zhou Zhitian， Yang Duogui. Virtual Energy-a New Visual Angle to Analyze the Hypernormal Growth rate of Energy Consumption in China［J］. Advances in Earth Science. 2006，(21):320～323.］

［4］劉峰.中國進出口貿易能源消耗問題的研究［D］.北京：清華大學，2007.［Liu Feng. Research on Energy Consumption of Trade in China［D］. Beijing: Tsinghua University, 2007.］

［5］Brown M T, Herendeen R A. Embodied Energy Analysis and EMERGY Analysis: a Comparative View［J］. Ecological Economics. 1996, 19(3): 219～235.

［6］Odum H T. Selforganization, Transformity and Information［J］. Science, 1998，(242): 1132～1139.

［7］Allan J A. Virtual Water: a Long Term Solution for Water Short Middle Eastern Economics? Paper Presented at the 1997 British Association Festival of Science［M］. Leeds: University of Leeds Press, 1997: 24～29.

［8］程國棟.虛擬水――中國水資源安全戰略的新思路［J］.中國科學院院刊, 2003，(4): 260～265.［Cheng Guodong. Virtual Watera New Thinking on the Strategy of Water Resource Safety in China［J］. Bulletin of Chinese Academy of Science, 2003，(4): 260～265.］

［9］楊開忠，楊詠，陳潔.生態足跡分析理論與方法［J］.地球科學進展，2000，(15): 630～636.［Yang Kaizhong， Yang Yong，Chen Jie. Ecological Footprint Analysis: Concept, Method and Cases［J］. Advance in Earth Science, 2000，(15): 630～636.］

［10］王雪梅，張志強，熊永蘭.國際生態足跡研究態勢的文獻計量分析［J］.地球科學進展，2007，(22):872～878.［Wang Xuemei， Zhang Zhiqiang，Xiong Yonglan. A Bibliometrical Analysis of Status and Trends of International Ecological Footprint Research［J］. Advance in Earth Science, 2007，(22):872～878.］

［11］Reinders A H, Vringer K, Blok K. The Direct and Indirect Energy Requirement of Households in the European Union［J］. Energy Policy， 2003, 31(2): 139～153.

［12］Ahmad N， Wyckoff A W. Carbon Dioxide Emissions Embodied in International Trade of Goods［EB/OL］. OECD publications. 省略/sti/workingpapers.20 03.

［13］Ackerman F， Ishikawa M， Suga M. The Carbon Content of JapanUS Trade［J］. Energy Policy， 2007, 35(9): 4455～4462.

［14］Kondo Y, Moriguchi Y, Shimizu H. CO2 Emissions in Janpan: Influences of Import and Export［J］. Applied energy,1998,(59):163～174.

［15］Tolmasquim M T, Machado G. Energy and Carbon Embodied in the International Trade of Brazil［J］. Mitigation and Adaptation Strategies for Global Change， 2003，(8): 139～155.

［16］Schaeffer R, De S A. The Embodiment of Carbon Associated with Brazilian Imports and Exports［J］. Energy Conversion and Management， 1996, 37(6～8): 955～960.

［17］Machado G, Schaeffer R, Worrell E. Energy and Carbon Embodied in the International Trade of Brazil: an Inputoutput Approach［J］. Ecological Economics， 2001, 39(3): 409～424.

［18］Peters G P, Hertwich E G. Pollution Embodied in Trade: The Norwegian Case［J］ . Global Environmental Change， 2006, 16(4): 379～387.

［19］Mongelli I, Tassielli G, Notarnicola B. Global Warming Agreements, Int ernational Trade and Energy/Carbon Embodiments: an Inputoutput Approach to the Italian Case［J］. Energy Policy， 2006, 34(1): 88～100.

［20］Maenpaa I, Siikavirta H. Greenhouse Gases Embodied in the International Tradeand Final Consumption of Finland: an Inputoutput Analysis［J］. Energy Policy， 2007, 35(1): 128～143.

［21］Sanchez C J, Duarte R. CO2 Emissions Embodied in International Trade: Eviden ce for Spain［J］. Energy Policy， 2004, 32(18): 1999～2005.

［22］Lenzen M. Primary Energy and Greenhouse Gases Embodied in Australian Final Con sumption: an Inputoutput Analysis［J］. Energy Policy， 1998, 26(6): 495～506.

［23］Thi A T, Ishihara K N. Analysis of Changing Hidden Energy Flow in Vietnam［J］ . Energy Policy， 2006, 34(14): 1883～1888.

［24］Chang Y F， Lin S J. Structural Decomposition of Industrial CO2 Emission inTaiwan:an Inputoutput Approach［J］. Energy Policy, 1998，(26):5～12.

［25］Li H, Zhang P D, He C Y, et al. Evaluating the Effects of Embodied Energy in I nternational Trade on Ecological Footprint in China［J］. Ecological Economics, 2007，(62):136～148.

［26］Shui B, Harriss R C. The Role of CO2 Embodiment in USChina Trade［J］. Ene rgy Policy,2006，(34): 4063～4068.

［27］董承章.投入產出分析［M］.北京：中國財政經濟出版社，2000.［Dong Chengzhang. Inputoutput Analysis［M］. Beijing:China Financial and Economic Publishing House, 2000.］

［28］國家統計局國民經濟核算司.2002年中國投入產出表［M］.北京：中國統計出版社，2006.［National Bureau of Statistics National Accounts Division.2002 China Inputoutput Table［M］. Beijing: China Statistics Press，2006.］

Accounting Embodied Energy in Import and Export in China

QI Ye1 LI Huimin2 XU Ming3

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

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

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

篇2

關鍵詞 資本積累 貿易規模 出口技術含量

引言

近年來，一些觀點認為：中國出口增長的動力來自于大規模的要素投入，剔除進口中間品技術成分后的中國出口產品并無太多的技術含量。從中國出口商品的結構變化和已有的實證研究上看，這一觀點并沒有獲得一致的結論。Rodrik（2006）Rodrik D What’s So Special about China’s Exports China & World Economy， 2006發現：中國出口商品的技術含量高于拉美等其他同等發展水平的國家，并認為正是由于這一出口特點推動了中國經濟的增長。

在過去的發展中，中國出口商品的結構發生了巨大的變化，工業制成品代替初級產品成為中國的主要出口商品，在工業制成品中技術含量相對較高的機械電子產品和高新技術產品的出口比重大大增加。許多學者認為這反映了中國出口商品技術含量的提升，部分研究采用實證方法對其成因進行了探討，認為經濟發展水平（Hausmann等，2007Hausmann R， Hwang J， Rodrik D What You Export Matters NBER Working Paper 11905， 2006；Guerson等，2007Guerson A， Parks J， Torrado M P Export Structure and Growth：A Detailed Analysis for Argentina World Bank Policy Research Working Paper 4237， 2007；戴翔，2011戴翔，張二震中國出口技術復雜度真的趕上發達國家了嗎國際貿易問題，2011（7））、物質資本積累（陳曉華等，2011陳曉華，黃先海，劉慧中國出口技術結構演進的機理與實證研究管理世界，2011（3））、國內基礎設施的完善（王永進等，2010王永進，盛丹，施炳展，李坤望基礎設施如何提升了出口技術復雜度？經濟研究，2010（7））、人力資本（Rodrik等，2006）和經濟規模（Schott，2008Schott P The Relative Sophistication of Chinese Exports Economic Policy， 2008）、人力資本提升和政府對高新技術產品出口的稅收優惠政策是促成中國出口技術復雜度提升的關鍵因素。Branstetter & Lardy（2006）Lee B， Lardy N China’s Embrace of Globalization NBER Working Paper， No12373， 2006認為跨國公司（尤其是來自于OECD國家跨國公司）的直接投資顯著提高了中國出口商品的技術含量。Van Assche（2010）Assche A V， Gangnes B Electronics Production Upgrading： Is China Exceptional？ Applied Economics Letters， 2010發現加工貿易的發展對中國出口商品技術含量的提高有顯著作用，但Amiti & Freund（2008）Amiti M， Freund C The Anatomy of China’s Export Growth World Bank Policy Research Working Paper Series， No4628， 2008則認為：剔除加工貿易對出口商品技術含量的影響之后，中國出口商品的技術進步并不明顯。

篇3

關鍵詞：茶文化內涵；茶業術語翻譯；問題分析

中國傳統文化博大精深，文化的傳播需要翻譯成多種文字，因此，文化傳統翻譯成為目前最需要解決的問題。特別是茶文化翻譯，我國茶文化產生于東晉時期，直到唐朝發展達到全盛，茶葉貿易也隨著茶文化發展而不斷拓展。但目前關于茶業術語翻譯還存在很多的問題，茶葉名稱翻譯錯誤、一茶多譯、只取音譯等情況時有發生，對我國茶葉傳播和對外貿易發展帶來嚴重影響。因此需要針對這些情況，采取適當的措施加以補救。

1出口貿易翻譯目的

貿易全球化為我國各個行業發展帶來機遇，特別是我國茶葉貿易的發展。全球茶葉產業的快速發展對我國茶葉出口貿易產生巨大沖擊，茶葉銷售逐年下降，其中一個重要的問題是茶業術語翻譯問題。茶業術語翻譯對我國茶葉出口貿易發展至關重要，如今的茶業術語翻譯呈現“百花齊放，百家爭鳴”的局面。各種類型翻譯充滿著茶葉出口市場，使國外消費者看不懂茶葉產品，不能很容易分辨出所購買的茶葉種類，因此也就對茶葉消費產生懷疑，漸漸對茶葉購買失去積極性，這樣就損失掉大部分茶葉出口購買群體。茶葉產業要想真正打造世界品牌，真正走向世界，需要全球化茶葉貿易才能完成，而茶葉出口貿易最需要解決的問題是茶業術語翻譯問題。我國地大物博，物產豐富，尤其是茶葉，在我國的各個地區都有分布，形成地方獨具特色的茶葉產品和茶葉文化。西湖龍井、洞庭碧螺春、黃山毛峰、都勻毛尖、六安瓜片、君山銀針、信陽毛尖、武夷巖茶、安溪鐵觀音、祁門紅茶被稱為中國十大名茶，他們以其獨特的口感和良好口碑受到各族人民的歡迎。這些茶葉命名具有悠久的歷史淵源，他們根據不同茶葉的顏色、香味、形狀和產地進行相關茶葉命名，有的茶葉名稱還有著傳統的歷史淵源。所以茶業術語翻譯需要考慮很多方面問題，不僅要根據其漢語名字進行直譯，還要考慮它的產地、形態、顏色、味道和歷史典故等方面因素。最好做到既能使國外消費者清楚自己所買的茶葉種類，又能了解有關中國傳統文化信息。出口貿易管理局提出：“出口貿易翻譯需要做到，使外國消費者能夠理解的情況下，保持中國傳統文化的古典韻味。這樣不僅有利于出口貿易的發展，更有利于中國傳統茶葉文化傳播?！?/p>

2茶業術語翻譯問題

茶業術語的翻譯需要分為幾個方面考慮，因為茶業術語從不同的方面有不同特征，我們要根據這些特征進行茶葉名稱的翻譯才有意義。只有表面意義的茶葉名稱采用直譯方式即可，而具有表面和其他意義的多重意義茶葉名稱翻譯困難，特別是涉及具體意象和歷史典故的茶葉名稱最難翻譯，具體分為以下幾種：

2.1音形相同意不同

福建工夫茶作為中國的傳統泡茶工藝，以使用活泉水和中火煮制而聞名，其中又有對中國傳統泡茶方式的繼承，受到大多數消費者的歡迎。出口貿易中，工夫茶一般按照漢語拼音翻譯為“KongfuTea”，這種翻譯方式已經被大多數國外消費者認同。但我國有另外的“工夫茶”，雖然和聞名海內外的“功夫茶”讀音完全相同，卻屬于兩種不同的茶葉產品。“功夫茶”是一種需要多道工序泡制工藝，首先需要選擇上等茶的嫩葉，一層一層將小的茶壺塞實，之后用煮沸的活水沖入，直到活水漫出茶壺，此時迅速蓋緊茶蓋，使水分充分吸收茶葉的精華。最后取一小杯慢慢倒入，輕柔品其茶水，只需一杯，便可使身心舒暢。而“工夫茶”指的是上等的紅茶，和“功夫茶”那種繁復的泡茶方式有很大的差別，“工夫茶”的英文名稱為congou，這是根據外國詞典的翻譯得來的?！肮し虿琛钡囊馑紴椤癮kindofblackteafromChina”，中國紅茶中的一種。因此對這兩者需要進行仔細的區分，特別是“工夫茶”，congou這樣的翻譯對于外國的消費者或許難以理解。除此以外，還有很多花和茶名稱混淆問題。如今市面上售賣很多用來沖泡的干花朵，也稱為茶，比如：茶、玫瑰花茶和桂花茶等等。這些茶具有清香典雅的氣味和顏色，還有解渴化痰的功效，和茶水的功效很相似，因此被稱為茶。但他們不含任何的茶葉成分，僅僅是花泡的水。還有些茶因為其獨特的藥用價值，而被廣泛使用，也被稱為茶，比如桂花茶、玫瑰茶等，這些茶具有明目清肺的功效。這些茶在翻譯的時候，不僅要翻譯出花，還要翻譯出茶，籠統的花茶可以譯為Scentedtea，茉莉茶為Jasminescentedtea，玫瑰茶為rosetea。他們的意思為花的茶，即以花朵為原材料，用以沖泡的方式進行飲用的飲料，因此被稱為茶，這樣的解釋使國外消費者更容易理解。

2.2茶與實物重名

很多茶葉名稱是以現實中存在的事物命名，而這些茶葉的原材料卻和它的名字本身沒有太大關聯，因此會引起歧義。比如福建的水仙茶，很多國外翻譯學者將水仙茶用茉莉花茶的翻譯方法，采用直譯的方式翻譯出來，翻譯為narcissustea。這種翻譯方式曲解水仙茶的意義，水仙茶不是用水仙花泡的茶，也和水仙花沒有任何的關聯，而是和水仙茶的發現地有關。水仙茶是在福建的閩北發現的，這種茶在當時為野生茶苗，經過幾代的培育以后，逐漸形成品質優良的烏龍茶品種。因為閩北的“桃”字和水字的發音很像，那么水仙茶自然而然的被稱為水仙茶。國外學者對水仙茶的翻譯是錯誤的，正確的譯法應該仿照普洱茶的翻譯，采用拼音加英語的方式，譯作Shuixiantea更為合適。

2.3茶名不含茶

還有一類茶，比如上面所說的：君山銀針、信陽毛尖、黃山毛峰、都勻毛尖、六安瓜片等等，這些茶的名字中都沒有茶字，他們大多是根據茶葉的形狀來命名。因此國外學者在翻譯時候，除要翻譯出他們的外形以外，還要在后面加上茶，也就是英文的tea。這樣消費者在購買茶葉的時候，不僅知道茶葉的外形，而且知道所購買茶葉的種類和茶的特征，有利于我國的茶文化宣傳。與此有同樣特點的是西湖的龍井，西湖龍井的名字后面也沒有茶字，而且西湖龍井的由來也不是因為“龍和井”。龍井是西湖邊上一個山村的名字，這個村子主要的農作物就是茶葉，因此這個村子所產的茶也叫龍井茶。而如今的國外學者把龍井茶翻譯為“DragonWell”，一方面嚴重曲解龍井茶原來的意思，另一方面也使國外的消費者對這種茶葉產生誤解。因此本文建議，龍井茶的名字具有古樸雅致的特點，翻譯時候不妨采用直譯的方法，譯作“longjingtea”，更能表達龍井茶的味道和特點，也使消費者學會中文龍井茶。

3茶業術語翻譯對策

3.1靈活使用翻譯方式

茶葉命名需要考慮產地、形態、顏色、味道和歷史典故等多方面因素，因此茶葉名稱的翻譯也需要綜合多種特征進行翻譯，目前最常使用方法有三種：直譯法、音譯法和意譯法。但這些方式遠遠的不能解決茶葉命名的難題，因為有些茶葉名稱不僅包含一方面的特征，有些甚至有超過兩方面特征的考慮，因此要想翻譯出中文博大的文化內涵顯然是困難的。目前能夠較好的翻譯出茶文化內涵的方式為注釋法。注釋法即先進行直譯、音譯或者意譯，然后在商品的下面或者后面添加注釋的方式，來闡明這種茶葉的名稱和特性。最好是這三種方式的恰當運用，互為補充，才能真正翻譯出茶業術語的精髓。

3.2茶文化背景學習

茶術語翻譯不準確，關鍵在于國外許多學者對中國茶文化的了解較少，不能體會漢語背后的深層含義。國外關聯理論大師Gutt講到，若想較好進行思想的傳授，那就不僅要考慮字面上的含義，也要考慮字面背后的深層含義，甚至是地域語言所具有的文化特征?？谧g或筆譯都需要做到這一點，中國人在翻譯上講究信達雅，“信”則不能違背原文本意，“達”應該挖掘原文深層含義，“雅”指文章要古樸端莊，高雅脫俗。因此學者在翻譯茶文化相關術語的時候，應該努力學習中國傳統的茶文化；對每一個地區的每一種茶，進行歷史淵源、生物習性和外形顏色味道等多方面的調查，掌握充分的資料，然后才能進行翻譯。很多茶的名稱和它本身的含義沒有太大關聯，因此翻譯的時候切忌囫圇吞棗，完全按照字面意思翻譯，使消費者產生誤解。

3.3注重消費者理解

出口貿易茶業術語翻譯還要考慮英語母語地區的語言習慣，因為我們的主要消費群體為以英語為母語地區的消費者，因此傳達語言要以英文常用詞語和語法為主。對于漢語言中存在那些抽象的意象和元素，我們需要努力尋找英文中與其相對的參照物，再結合以英語為母語地區消費者的語言習慣，翻譯出簡潔明了的藝術效果。對于那些實在用幾個詞語無法翻譯出全部意義的茶業術語，我們可以在商品的后面加上小的注釋，方便消費者進行了解和選擇。這樣的做法，一方面為減小消費者理解難度，另一方面也為茶文化宣傳，最重要的是品牌效益形成，我們要建立具有全球影響力的茶葉品牌。

4結語

東西方文化差異，使得茶業術語的翻譯困難重重，特別是出口貿易亂象頻出，眾口難調。茶業術語翻譯主要是為出口貿易的平穩進行，最終是為增加茶葉產業在全球的知名度，建立知名茶葉品牌，以及保持茶葉產業經濟的長久平穩增長。所以茶業術語的翻譯應該綜合幾個方面的因素，包括我國傳統茶文化的考慮，國外消費者的接受程度和品牌效益發揮等等，只有做好這幾個方面，茶葉出口貿易才能有大的提高。

參考文獻

[1]趙萍,譚正新.出口貿易翻譯之特點在《云南普洱茶》英譯中的體現與應用[J].云南農業大學學報(社會科學版).2011(5)

[2]周易華.中國茶文化對茶葉包裝設計的影響研究[D].湖南師范大學2013

[3]張敏.對外漢語教學中的茶文化課程教學設計[D].暨南大學2013

篇4

內容摘要：本文以經濟控制論的相關原理為基礎，分析出口貿易對整個國民經濟的影響，從而得出只有認清形勢，對出口貿易采取相應措施，才能保證整個國民經濟穩定健康持續的發展。

關鍵詞：經濟控制論出口貿易經濟系統穩定

改革開放20多年來，出口貿易已經成為拉動我國gdp增長的“發動機”，2005年，我國對外貿易總額超過了14000億美元，同比增長20%以上，貿易贏余達到1040億美元。2005年1-10月，出口額同比增長平均達到31.48%，貿易出口額如圖1所示。然而，我國經濟高增長的背后是其對出口貿易不對稱的依賴關系，出口貿易規模不斷擴大的背后是頻頻發生的貿易糾紛。

由于不斷遭受各國貿易制裁，促使我國政府采取部分的對沖政策，如提高利率，降低對房產的貸款等等，雖然在一定程度上通過信貸緊縮，可以實現順差的均衡，但這是以失業率的增加為代價的。資本的不可自由流動性限制了市場作用，另一方面，行政的管制與壟斷促進更多的企業選擇出口，因此，分析出口貿易對我國經濟的影響是具有現實而長遠意義的。

我國出口貿易模型

目前由于我國國內資本流動性較差，本文采用固定匯率，同時由于建模需要，假設貨幣凈流量只與外匯儲備增減相關。根據現實情況，做出以下假設：固定匯率；出口乃外生變量；貨幣信貸增減值為常數。

yt=ht①，yt代表t時期的國家收入，ht代表t時期的貨幣流量。

xt=x0+x*yt-1②，xt代表t期的出口，x代表邊際出口傾向,yt-1代表t-1期的收入,其中x0、x為常數。

mt=m0+m*yt-1③，mt代表t期的進口，m代表邊際進口傾向，yt-1代表t-1期的收入，其中m0、m為常數。

δht=δrt+δdt④，這個等式說明t期的貨幣凈流量（增減值）等于t期的外匯儲備增減值與t期的貨幣信貸增減值之和。

δrt=xt-mt⑤，這個等式說明t期的外匯儲備來自于t期的凈出口。

yt=ht=ht-1+δht=ht-1+δrt+δdt⑥，此式由以上五個式子經過變換得來。在經濟均上升的情況下，收入等于貨幣流量，而t期的貨幣流量，又等于t-1期的貨幣存量加上t期的貨幣流量增加值。把⑤式再變形可得：yt=yt-1+δht=yt-1+δrt+δdt，把②、③代入⑤，再把⑤代入⑥可得⑦式。

yt=(1+x-m)*yt-1+x0-m0+δdt⑦，此式為模型的狀態方程。把⑦式代入②式，消去yt-1，得此為模型的輸入方程。根據模型，做出系統的結構圖見圖2。

從圖2可以看到，期初貨幣的凈流量以常數形式輸入到系統中，即期初的收入等于期初外匯儲備與期初貨幣信貸增減值之和。以后每期國家收入不斷增加是以前期收入中部分反饋為前提的。

在此模型中，每期國家收入分為兩部分，一部分通過其他途徑正反饋為下期收入，另一部分為當期出口貢獻值，這部分會引起國內外匯儲備額的變化，從而影響政府信貸政策，以及國家就業問題等等，所以該系統穩定與否對國民經濟穩定持續發展起重要作用。

模型穩定性分析

根據上節分析，可知系統為：

系統的特征方程為：│λ-1-x+m│=0，對系統穩定性得出以下結論：

當0<1+x-m<1時，系統是漸進穩定的，平衡態為，式中的

為乘數。經濟含義的分析：將0<1+x-m<1改寫為m-1當1+x-m=1時，系統狀態方程變為

yt=yt-1+x0-m0+δdt，此時系統沒有平衡態，整個系統是發散的。

當1+x-m>1時，系統是不穩定的。也就是說當邊際出口傾向>邊際進口傾向時，整個系統處于不穩定狀態。

貿易出口對我國經濟的影響及對策

由穩定性分析可得，只有當邊際出口傾向<邊際進口傾向時，整個系統才能趨于穩定。目前我國實際是處于邊際出口傾向>邊際進口傾向的不穩定狀態，2005年的高額貿易順差把國家帶入了貿易摩擦的高發期，究其原因是由于我國實行國別貿易、出口產品產業結構低端化，例如我國對美國、歐盟出口的產品占總貿易額比重過大，且出口到這些發達國家的都是紡織品、服裝等處于夕陽產業的產品，而從美國、歐盟進口的都是電子、機電等高科技產品，雖然在世界零售市場上隨處可見“中國制造”的終端產品，給人以強烈的視覺沖擊，認為中國是出口大國，但這些產品在國外都處于夕陽產業，不會給發達國家經濟結構造成威脅，而美國和歐盟之所以以保護傳統產業名義對我國發起各色貿易調查，最終目的是逼迫我國進一步開放市場。針對這些現象，筆者認為政府必須采取得力措施：

完善貿易救助機制

目前政府的當務之急是加快建設與貿易摩擦相關的產業損害預警機制，完善應對貿易摩擦的快速反應機制，改進與反傾銷、反補貼及貿易壁壘相關的法規體系，建立以企業和工業行業協會為應對貿易摩擦主體的新機制。對于紡織品、打火機等出口量大、價格低廉的產品，應借鑒國外成熟的貿易救助經驗，結合我國實際國情，采取符合國際慣例的有效措施，并隨時做好對外交涉和應訴的準備工作。目前，我國已建立了汽車、鋼鐵、化肥三個行業的產業損害預警機制，在此基礎之上，應加快建立電子信息產品、農產品等重點產品的產業損害預警機制，提高預警能力。

優化出口產品結構

轉為以工業制成品為主，但產業結構仍待優化，原因有二：在制成品出口總量迅速增長的同時，資本密集型商品占全部出口制成品中的比重不斷下降，而勞動密集型商品的比重卻不斷上升；勞動力在我國出口制成品生產過程中仍發揮巨大優勢，而不是像發達國家那樣由資本和技術優勢推動制成品生產，這種結構已難以帶動國內整體產業結構調整和出口商品結構優化。因此，政府的當前的任務是改變以單純依靠數量規模和價格優勢的出口貿易方式，調整出口產品結構，使傳統產品、主導產品與戰略產品相結合，提高產品附加值，培育出口產品的自主品牌，促進出口產品結構從低度化向高度化轉變，增強出口貿易競爭力。

篇5

關鍵詞：PPS抽樣；簡單隨機抽樣；對外貿易；出口

中圖分類號：F224 文獻標志碼：A文章編號：1673－291X（2011）02－0156－02

引言

自2001年加入WTO以來，我國的對外貿易得到了飛速的發展，從2000年我國的進出口總額4 743億美元，到2008年高達25 632億美元，增長了5倍多，進出口貿易總額以年均16.3%的速度增長，大大超過了同期國民經濟的年均約11%的增長速度。目前的中國經濟對國際市場的依賴程度越來越深。為保證宏觀經濟的持續穩定增長，出口貿易的增長問題正受到前所未有的關注。本文通過對我國31個省市自治區的貨物進出口總額進行不等概率抽樣（PPS抽樣），抽取了8個省市作為研究樣本，以此來預測2008年我國各地區出口貿易總額及抽樣方差，并與簡單隨機抽樣的預測結果進行比較，以期得到較為準確的預測結果，為宏觀決策層更準確地把握各項促進出口政策的實施力度提供依據。這種方法仍可運用于今后的出口貿易的預測中。

一、PPS抽樣方法簡介

1.不等概率抽樣的基本含義

不等概率抽樣是指在抽取樣本前給總體的每一個單元賦予一定的被抽中概率。在有放回的不等概率抽樣中，最常用的是按總體單元的規模大小來確定抽選的概率。設總體中第i個單元的規模度量為Mi，總體的總規模度量為M0＝Mi，則該單元的抽選概率應為Zi＝。這種不等概率抽樣稱作按與規模大小成比例的概率抽樣，簡稱PPS抽樣。

2.PPS抽樣的實施方法

PPS抽樣的實施方法有累積總和法、拉希里方法、規模累積等距抽選的方法和分裂法，本文這里選用規模累積等距抽選的方法。這種方法是在累積和的基礎上采取等距抽樣的方法。具體如下：

設總體單元數為N，其規模度量分別為M1，M2，…，MN，進行累積，直至M0＝Mi。若欲抽取樣本的容量為n，則先求得等距抽樣的間隔K＝，然后在1～K之間隨即等概率抽取一個數，假設為r則所r在的單元代碼區間相應的單元即為被抽中的單元。以后每隔K個度量值，即r+K，r+2K，r+3K……r+（n+1）K等數字所在的單元代碼區間的相應單元，即為被抽中的單元。

這種抽樣方法的特點是當所有單元的度量Mi＜K時，它是不重復的抽樣；當某個Mi＞K時，則第i個單元有可能被重復抽中；當Mi＜2K時，則第i個單元肯定會被重復抽中。這種方法抽取樣本比較容易，每個單元的被抽中概率與Mi＜K的大小成比例，因而在我國得到廣泛的應用。

3.Hansen-Hurvitz估計量

（1）總體總量的估計

1943年，漢森和赫維茨對PPS抽樣提出了估計總體總量的估計量為：

HH＝

其中Yi為入樣的第i個單元的變量值，Zi為第i個單元根據其規模大小的入樣概率。通常情況下若以該單元包含的元素單位為度量時，Zi＝，其中，HH是總體總量的一個無偏估計量。

（2）方差估計量為：

（HH）＝（-HH）2

二、實證分析

1.數據收集與處理

本文采用2007年與2008年各地區按經營單位所在地貨物出口總額的原始數據，根據2007年貨物出口總額采用PPS等距抽樣法抽取13個樣本，以2007年貨物出口總額作為規模 ，并進行累計，得到表1。

將M0＝Mi＝121777576除以樣本量n＝13，得到抽樣間隔K＝＝＝9367505。在1～K之間抽一隨機數R=2751684，處于北京的代碼范圍，因此北京作為抽中的樣本。按照規模累積等距抽樣法，依次抽到其他省市，分別是遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東。其中廣東作為出口大省被重復抽中4次，則廣東省應入樣4次，應計量4次；上海、江蘇分別被抽中2次，則各入樣2次，應計量2次。即總共8個省市入選。

2.總體總量的估計

這8個省市被抽選的概率為Zi＝，分別為北京0.0402、遼寧0.0290、上海0.1181、江蘇0.1672、浙江0.1053、福建0.0410、山東0.061678、廣東0.3033，用這8個樣本省市來估計2008年全國出口貿易總額，采用漢森-赫維茨估計量，由公式得：

HH＝＝（++……+）＝＝140837723

故估計推斷，全國31個省市2008年出口貿易總額為14 0837 723萬美元。

抽樣的方差：

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

置信度為95%的置信區間為：

HH±Z

即： 所以置信區間為（137718364.1~143957081.9）

2008年，這31個省市的實際出口貿易總額為143069307萬美元，位于置信區間內。

3.與簡單隨機抽樣估計方法的比較分析

（1）基于簡單隨機抽樣的估計

用隨機數抽取13個地區作為樣本，具體如表2所示。

總體總量估計：＝yi＝5164923＝N＝160112610

總體方差估計：

（）＝（yi－）2

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

置信度為95%的置信區間為±Z即160112610±2×48337502.16

所以置信區間為（63437605.68~256787614.32）

將上面兩種方式估計的結果匯總到表3。

三、結論

通過對2007年我國31個省市自治區出口貿易額進行PPS抽樣，估計出2008年全國出口貿易總額為140 837 723，置信區間為（137718364.1~143957081.9），而2008年實際值為143 069 307，在置信區間內。通過與簡單隨機抽樣方法的比較可以看出，無論是總體總量的估計還是抽樣誤差，PPS抽樣的效果都優于簡單隨機抽樣。所以，對于總體單元之間差異非常大時，用PPS抽樣可以的到更好得估計效果。

參考文獻：

[1] 倪家勛.抽樣調查[M].桂林：廣西師范大學出版社，2002：161-173.

篇6

【關鍵詞】城鄉收入差距；人民幣升值；對外貿易

城鄉收入差距在我國經濟社會發展過程中一直是備受各界關注的熱點問題，盡管我國政府采取了一系列措施來縮小城鄉收入差距但是城鄉收入差距擴大的局面并未扭轉。在過去的17年間，我國城鄉居民人均年收入的絕對額差距增加了近12倍。與此同時，由于我國實施出口經濟增長戰略，我國進出口貿易總額持續增長，數據顯示，2008年我國進出口貿易總額占國內生產總值的比重達到58.16%。外貿出口企業中，吸引了大量農村剩余勞動力，由于勞動力近乎無限的供給，員工工資遠遠低于其他國家，使得我國憑借勞動力成本低廉的比較優勢，在國際貿易中獲取了勞動力的比較優勢，中國制造的商品憑借價格優勢在世界占有重要一席。巨大的貿易余額對人民幣匯率產生了強大的升值壓力，我國實行更加靈活的浮動匯率制是大勢所趨。綜合以上三個因素，我們可以很輕易的聯想到人民幣升值，外貿出口額和城鄉收入差距的聯系，城鄉收入差距擴大，是否與人民幣升值相關？人民幣的升值與對外貿易的擴大，是否加劇了城鄉收入差距？多大程度的影響了收入差距？帶著這些問題，我們依據實際的經濟統計數據進行分析。

1.人民幣匯率升值與城鄉差距的分析

首先，人民幣匯率升值對我國的進出口企業產生直接的影響。一般而言，匯率升值會增加出口產品以外幣表示的價格，從而降低本國產品在國際市場的競爭力，導致本國產品出口數量下降，在其他條件不變的情況下，直接導致以本幣表示的出口金額減少。在這種情況下，我國的出口企業將不得不壓低產品生產成本，使產品在國外市場保持一個有利的競爭價格，保住原有的市場份額。為降低成本可能會盡量壓低工資，這就可能導致出口企業的工資出現一定程度下降。另外，還會有一些出口企業難以為繼，出現破產倒閉，造成一部分員工失業，喪失工資性收入。而在出口企業中就業的大部分是來自廣大農村的勞動者，出口企業工資的壓低與失業，將直接導致農村外來務工者的收入的減少。這是城鄉收入差距與人民幣升值的一個方面。

其次，匯率升值則會降低本幣表示的進口商品的價格，從而增加國外產品的進口。這樣會導致進口企業的成本下降，業務量和利潤上升，從而經營狀況改善。這就可能使進口企業的工資支出增加，從而職工的工資收入增加。而在進口企業從業的員工，大部分為城市人口，這增加了一部分城市人口的收入，同時，消費進口產品的人群，大部分是城市人口，進口產品價格的下降，實際上增加了他們可支配的收入，因此人民幣的升值，從另一個方面擴大了城鄉收入差距。

再次，人民幣升值將會造成我國進口農產品的價格下降，進口數量增加，對國內農產品生產者形成激烈的競爭，從使我國農民收入下降。一旦農民的收入下降，農民進城務工的動機將變得更加強烈。數量更多的農村勞動力將涌入城市，非熟練勞動力供給的忽然上升，將導致城市非熟練勞動力工人工資的下降。因此。人民幣升值對農產品價格的沖擊，將擴大城鄉收入差距。

2.數據獲取與分析

本文樣本區間為1994年一季度到2010年三季度共59個季度數據，由于中國進出口貿易、GDP、城鎮居民可支配收入和農村居民現金純收入季度數據具有很強的季節規律性，本文對所有原始序列數據都采用X12程序進行了季節調整，并都取對數形式。實際匯率采用了IMF的實際有效匯率指數，人民幣對主要國家貨幣加權實際匯率更能綜合反映人民幣匯率的波動。REER的數據來源于國際貨幣基金組織（IMF）的IFS數據庫。對于進出口貿易，我們用加權平均名義匯率把進出口貿易額換成了人民幣為單位，然后再計算進出口貿易與GDP的比例。加權平均名義匯率、進出口貿易額和GDP數據均來源于中經網統計數據庫。城鄉收入差距用城鎮人均可支配收入與農村人均純收入之比來度量，數據來源于Wind數據庫。

3.實證分析

3.1 模型穩定性檢驗

根據時間序列平穩性檢驗說明，三個變量序列的一階差分是平穩的?？紤]到VAR模型要求各變量本身是平穩的或者序列之間存在協整關系，因此，需要對模型包含的變量進行協整檢驗。如果非平穩變量之間存在協整關系，那么可以直接使用非平穩序列建立VAR模型。長期均衡關系表明，城鄉收入差距與實際匯率、貿易開放存在正向關系，實際匯率升值和貿易自由化都會擴大城鄉收入差距。

3.2 格蘭杰因果關系檢驗

如果變量之間是協整的，那么至少存在一個方向上的格蘭杰原因。因此在確定了變量的協整關系后，我們基于VAR（4）系統檢驗是否有顯著的格蘭杰（Granger）因果關系。檢驗結果顯示，貿易開放度與收入差距在10%的顯著性水平下都沒有成為實際匯率波動的格蘭杰原因，城鄉收入差距也沒有格蘭杰引起貿易開放度的變化。也就是貿易開放度和收入差距并不是引起實際匯率波動的顯著性因素，城鄉收入差距不是引起貿易開放度的顯著性因素。實際匯率在5%的顯著性水平下是貿易開放度波動和城鄉收入差距擴大的格蘭杰原因，也就是實際匯率是引起貿易開放度和城鄉收入差距變化的顯著性因素。

4.結論及含義

本文利用SVAR模型估計了人民幣實際匯率、貿易開放和收入差距的動態關系，研究了人民幣升值對城鄉收入差距擴大的影響?；趯嵶C檢驗結果，本文得出以下結論：①長期來看，實際匯率、貿易開放和收入差距之間存在著長期協整關系。實際匯率升值和貿易自由化都會擴大城鄉收入差距。②實際匯率在5%的顯著性水平下是引起貿易開放度和城鄉收入差距變化的顯著性因素。但貿易開放度和收入差距并不是引起實際匯率波動的顯著性因素。因此，在人民幣升值壓力加大和貿易自由化不斷提高的背景下，政府應當考慮采取其他政策措施來減少收入差距，在人民幣穩步升值的同時，保證城鄉收入的均衡發展，讓城鄉居民都能享受到經濟發展帶來的福利。

參考文獻：

[1]夏冠軍.實際匯率、進出口貿易和我國城鄉收入差距[J].經濟地理,2010(4):27-37.

[2]林毅夫,劉明興.中國的經濟增長收斂與收入分配[J].世界經濟,2003(8):3-14.

篇7

環境保護與貿易保護的契合決定著綠色壁壘的應用較為廣泛，涉及到的不僅包括制成品，還包括中間產品；不僅包括產品的質量，也包括產品的加工生產方法以及產品的設計和消費處理過程。綠色壁壘應用的廣泛性，使其表現形式多種多樣。

1.綠色關稅制度

發達國家對一些污染環境和影響生態，可能對環境造成威脅及破壞的產品征收進口附加稅，或者限制和禁止商品進口，甚至對其實行貿易制裁。但是，在標準的實行上常常內外有別，明顯帶有歧視性，可以說是以綠色之名行貿易保護之實。

2.綠色技術標準制度

通過立法手段，制定嚴格的強制性技術標準，限制國外商品進口。發達國家憑借自己的經濟技術優勢和壟斷地位，不考慮或很少考慮發展中國家的實際情況，對進口產品不分國別一律采取非常嚴格的技術標準，事實上導致發展中國家產品被排斥在發達國家市場之外。

3.綠色環境標志制度

綠色環境標志又稱綠色標簽或環境標簽，是環保產品的證明性商標。發展中國家產品為進入發達國家市場，必須提出申請，經批準取得綠色環境標志。目前已有40多個國家和地區推行綠色環境標志制度，并趨向于協調一致，相互承認，對發展中國家產品進入發達國家市場形成了巨大障礙。

4.綠色包裝制度

發達國家制定的較高且比較完善的包裝材料標準，包括廢棄物的回收、復用和再生等制度，是為了防止包裝材料及其形成的包裝廢棄物給環境造成危害，結構不合理的包裝容器可能損害使用者的健康而采取的環境保護措施。但某些過于嚴格的綠色包裝措施，則可能事實上妨礙發展中國家的對外貿易，引發貿易爭端。

5.綠色補貼制度

發達國家認為，如果一個國家內部采用比較寬松的環境標準，這些國家的產品就不必支付高昂的環境成本，與本國產品競爭時就具有明顯的成本優勢。其實質是政府在對企業及其產品提供消極的環境補貼，所以進口國基于環境保護和本國的利益而有權征收反補貼稅。

6.綠色衛生檢疫制度

綠色衛生檢疫制度是指國家有關部門為了確保人類及動植物免受污染物、毒素、微生物、添加劑等的影響，對產品實施全面的嚴格檢查，防止超標產品進入國內市場。綠色衛生檢疫制度影響最大的產品是藥品和食品，為保障食品安全，許多國家采取了嚴格的檢疫制度，有些國家通過立法建立了近似苛刻的檢疫標準和措施，形成了實質上的貿易保護。

二、綠色貿易壁壘對我國出口貿易的影響

由于世界經濟的不平衡，發達國家對環保的標準和認識往往超過發展中國家。發達國家運用綠色保護來實施其對發展中國家的貿易限制和歧視行為，使發展中國家的產品被排斥在世界市場之外。我國處在發展階段，綠色保護對我國產品出口已經產生很大的影響。主要有：(1)縮小出口產品市場范圍；(2)增加出口產品成本；(3)引發出口貿易摩擦；(4)高污染產業的轉移。

三、應對發達國家綠色貿易壁壘的對策

通過以上分析我們可以看出西方國家以環境保護為幌子實行貿易保護主義，因其發展較早在環境方面的標準和措施遠遠超越了發展中國家。所謂的綠色壁壘對我國形成了歧視性，并嚴重限制了我國的出口貿易。

1.正確認識綠色貿易壁壘

要對綠色貿易壁壘有一個客觀認識。綠色貿易壁壘存在著有利于市場發展和國際貿易一面，也有阻礙國際貿易發展一面。以保護環境為目的而采取的綠色壁壘措施，一方面限制甚至禁止了嚴重危害生態環境產品的國際貿易與投資。另一方面也為有利于可持續發展的產業創造了新的發展空間，使這些產業成為國際貿易和投資新的增長點，從而促進產業結構的調整。

2.加大對綠色產業資金投入

要使我國的環境問題得到有效控制，同時增強我國綠色產業的國際競爭力使綠色產品和技術走出國門，離不開財政金融部門的扶植。財政部門應給予綠色產業以優惠的鼓勵政策，加大對綠色產業的資金投放。金融部門應在信貸資金上給予大力支持。

3.實施出口貿易可持續發展戰略

可持續發展戰略已經成為我國國家的基本戰略，出口貿易也就必須服從于這個基本戰略，這就要求出口不僅要追求增長的數量，還要追求增長的質量，及其與生態環境保護、勞動條件和整個社會的協調發展。

4.發展環保產業，推行綠色管理

以環保產業作為提升出口產業結構的重點。政府應制定財政、信貸、稅收等方面的優惠政策，支持和鼓勵環保產業的發展，把環保產業培育作為提升出口產業結構的重點和帶動國民經濟發展的新的經濟增長點；應設立綠色銀行和綠色產業基金，為環保產品的開發與出口提供專項貸款和信貸擔?；稹?/p>

對我國的出口企業而言，應積極推行綠色管理。綠色管理是指將環境保護的思想觀念融入企業的經營管理之中。這一思想可概括為“5R”原則，即研究(Research)，將環保納入企業的決策要素中，重視研究企業的環境對策；消減(Reduce)，采用新技術、新工藝，減少或消除有害廢棄物的排放；再開發(Reuse)，變傳統產品為環保產品，積極采取環保標志；循環(Recycle)，對廢舊產品進行回收處理，循環利用；保護(Rescue)，積極參與社區內的環境整潔活動，對員工和公眾進行環保宣傳，樹立環保企業形象。

參考文獻：

[1]海聞.國際貿易理論的新發展[N].經濟研究，2004，(7).

[2]郭芳.環境成本內在化的必要性[J].晉陽學刊，2002，(6).

[3]王繼祖.近年西方新貿易理論淺探[J].南開經濟研究，2003，(5).

[4]李湘等.國際貿易教程[M].上海：上海技術文獻出版社，1999.

[5]黃立新.綠色壁壘及我國的應對策略[J].外向經濟，2000，(1).

[6]胡蓉.試論GATT/WTO貿易與環境保護條款[J].當代法學，2002，(5).

[7]姜芳.易壁壘對我國對外貿易的影響與對策[J].現代財經(天津財經學院學報).

[8]王繼祖.近年西方新貿易理論淺探[J].南開經濟研究，2003(5).

篇8

孟昭明

上海財經大學法學院04經濟法

摘要：轉眼間，“中國號”列車已在WTO的軌道上飛馳了3個年頭，中國入世過渡期也到了一個節點。這3年是中國經濟加速融入世界經濟、對外貿易迅猛發展的3年，但是，貿易摩擦的日益加劇與我國加入WTO以來的巨大成就相伴而至，尤其是反傾銷問題仍然十分嚴重。本文通過對我國產品屢遭反傾銷調查的原因進行分析后，提出了幾點法律方面的應對措施，以便更好地應對當前這一突出問題。

關鍵詞：WTO反傾銷市場經濟地位法律策略

一、相關背景知識

WTO(worldtradeorganization)是一個國際組織，它負責管理由其成員達成的多邊貿易協議，特別是關貿總協議GATT（GeneralAgreementonTariffandTrade）、服務貿易總協議GATS(GeneralAgreementonTradeinservices)和與貿易有關的知識產權協議Trips(Trade-relatedAspectofIntellectualPropertyRight)。中國于1986年7月11日正式提出復關申請，經過15年“馬拉松”式的艱苦談判，終于在2001年12月11日，正式成為世界貿易組織第143個成員，中國的加入被公認為是世貿組織成立以來最重大的事件。

但是，“反傾銷”問題并未隨著入世而解決。那種認為“中國加入WTO后將會更好地參與世界公平貿易競爭，國外針對中國產品的反傾銷訴訟會大幅度減少”的想法未免有些不切實際。事實上，加入WTO只不過是為我國提供了一個參與國際公平競爭的機會，使得我國可以利用WTO規則及其有效的爭端解決機制來應對國外對我國反傾銷中的不公正或歧視待遇的問題。在這里，有必要先對“傾銷、反傾銷”問題進行簡要分析。

傾銷（dumping）,實際上是一種“差價銷售”（pricediscrimination），即在兩個市場上，同一種貨物用兩種不同價格出售?！蛾P于實施〈1994年關稅與貿易總協議〉第6條的協議》，又稱為《反傾銷協議》明確界定了傾銷的含義“傾銷是指一項產品的出口價格低于其在正常貿易中出口國供其國內消費的同類產品的可比價格，即以低于正常價值的價格進入另一國市場?！倍粐獙嵤┓磧A銷措施必須具備三個基本要件：1、傾銷事實的發生，2、由于一國的傾銷行為給另一國造成損害，3、傾銷與損害之間存在因果關系。《反傾銷協議》中規定的允許“抵消”（offset）或制止(prevent)該傾銷行為的手段只有一種—征收反傾銷稅。

二、中國出口產品屢遭反傾銷指控的原因分析

從1979年8月歐盟對中國出口的糖精鈉和鬧鐘提起反傾銷調查以來，對華反傾銷案件呈逐年上升趨勢。1979年以來，我國企業被外國提起的反傾銷指控達六百多起，自95年來，我國一直“穩居”遭受反傾銷調查數量榜首，入世3年來，共有27個國家和地區對我國進行反傾銷調查，共計138起，涉案金額34.5億美元。對此，有必要進行認真分析。我認原因主要有以下幾點：

1、中國的進出口貿易總額增長迅速，對世界貿易的影響力逐漸加大，這是根本原因。1994年中國出口貿易躍上千億美元臺階，2000年又躍上2000億美元臺階，整個90年代，中國出口貿易平均增長率達到14.5%，幾乎是世界出口貿易增速的兩倍。2001年（入世第一年）中國進出口貿易總額突破五千億美元，今年的進出口貿易總額要突破萬億美元大關的計劃已于近日提前實現，入世三年來進出口總額翻了整整一翻。中國對外貿易繼1997年躍升到世界十強以后，1999年躍升到世界第9位；2000年繼續上升到第七位，今年預計會超過日本從而位居美德之后排名世界第三。中國出口貿易迅速增長必然取得更大的世界市場份額，一方面引起了同類產品競爭國的疑慮；另一方面在進口國造成了同類產品的更劇烈的競爭。因此，一些國家便會想盡辦法來削弱我國在某些行業和領域的比較競爭優勢地位，而征收高額“反傾銷稅”則具有立竿見影的效果。因此一旦被調查的中國產品被課以高額反傾銷稅后，將會失去價格優勢，對于缺乏品牌效力的國貨來說其競爭力便會大打折扣。

2、欠缺合理的外貿出口結構是頻遭反傾銷調查的重要原因。①從出口產品的結構來看，偏重于勞動密集型的產業如紡織工業、輕工產業和農副業（尤其是捕撈業）。分析此類產品的價格構成，可以看出，人工費用占很大的比重，而這種價格構成正是此行業的比較優勢之所在（美國產業工人的工資水平相當于中國工人的36倍），而這些產品在國際市場上長期呈過度競爭的態勢，產品的附加值相對偏低，而構成“傾銷”的一個重要條件便是“低于正常價格”，因此這些行業成為“反傾銷”調查的“重災區”便不足為奇了。②從市場結構看，我國直接出口和經香港轉口的出口中有65%是以歐美為目標市場的，出口市場過于集中，這樣必然會增加與這些國家產生貿易沖突的機率,據統計，近九成以上的反傾銷措施是由美國、歐盟、加拿大和澳大利亞實施的。

3、反傾銷作為世貿組織允許的保護國內相關產業不受沖擊的法律武器，被一些國家濫用。隨著各國關稅的進一步降低，用關稅避壘保護國內產業已不大可能，而且關稅減讓是雙方的，任何一方不得任意提高，而反傾銷稅的實施是單方的，進口國有自由裁量權，反傾銷稅也普遍高于關稅，因此各國普遍采用這種又合法又便利的方法，轉嫁經濟危機，保護國內工業，甚至擴大自己產品的市場占有率，將進口產品擠出國內市場。

篇9

論文關鍵詞：PPS抽樣，簡單隨機抽樣，出口

 

一、引言

自2001年中國加入WTO以來，我國的對外貿易得到了飛速的發展，從2000年，我國的進出口總額4743億美元，到2008年則高達25632億美元，比2000年增長了5倍多，進出口貿易總額以年均16.3%的速度增長，大大超過了同期國民經濟的年均約11%的增長速度。其中，出口貿易作為拉動我國經濟增長的三駕馬車之一，對促進我國綜合國力的提高和保持整個國民經濟健康穩定發展的作用日趨顯著。正因為目前的中國經濟對國際市場的依賴程度越來越深，為保證宏觀經濟的持續穩定增長。出口貿易的增長問題正受到前所未有的關注。本文通過對我國31個省市自治區的貨物進出口總額進行不等概率抽樣（PPS抽樣），抽取了8個省市作為研究樣本，以此來預測2008年我國各地區出口貿易總額及抽樣方差，并與簡單隨機抽樣的預測結果進行比較，以期得到較為準確的預測結果，為宏觀決策層更準確地把握各項促進出口政策的實施力度提供依據。

二、PPS抽樣方法簡介

從抽樣發展的歷史來看論文服務，最初提出的是代表性樣本，這是一種主觀有意識的抽樣。但是，這種方法無法計算抽樣誤差，因此進一步發展到等概率隨機抽樣，以使總體中的每一個單元處于平等地位，有同樣的機會被抽中，從而可以科學地計算和控制抽樣誤差。當總體單元之間的差異不大時，簡單隨機抽樣是簡便的、有效地。但是當總體單元之間的差異非常大時，簡單隨機抽樣效果并不好，例如，要反映一個城市的經濟發展情況，大型企業對城市的影響是比較大的，因而在抽樣中是否抽中這些企業，對推斷總體的結果也有很大影響。而對一些名不見經傳的小企業是否抽中則無足輕重，因而在抽樣中如果把它們處在同等地位，顯然也是有缺陷的。因此就需要引入不等概率抽樣。

1、不等概率抽樣的基本含義

不等概率抽樣是指在抽取樣本前給總體的每一個單元賦予一定的被抽中概率。不等概率抽樣分為放回與不放回兩種情況。在有放回的不等概率抽樣中，最常用的是按總體單元的規模大小來確定抽選的概率。設總體中第個單元的規模度量為，總體的總規模度量為，則該單元的抽選概率應為。這種不等概率抽樣稱作按與規模大小成比例的概率抽樣，英文為probability proportional to size，簡稱PPS抽樣。但是，總體單元大小的度量往往不止一個，比如度量一個企業的大小，可以是資金大小，也可以是產值或銷售額的大小，還可以是人員的多少，因此通常用表示規模大小的抽選概率。由于每個單元均有被抽中的概率，，因此也稱作PPZ抽樣。

2、PPS抽樣的實施方法

PPS抽樣的實施方法有累積總和法、拉希里方法、規模累積等距抽選的方法和分裂法，本文這里選用規模累積等距抽選的方法。這種方法是在累積和的基礎上采取等距抽樣的方法。具體如下：

設總體單元數為，其規模度量分別為，論文服務，…，，進行累積，直至。若欲抽取樣本的容量為n，則先求得等距抽樣的間隔，然后在之間隨即等概率抽取一個數，假設為，則所在的單元代碼區間相應的單元即為被抽中的單元。以后每隔個度量值，即等數字所在的單元代碼區間的相應單元，即為被抽中的單元。

這種抽樣方法的特點是當所有單元的度量時，它是不重復的抽樣；當某個時，則第i個單元有可能被重復抽中；當時，則第個單元肯定會被重復抽中。這種方法抽取樣本比較容易，每個單元的被抽中概率與的大小成比例，因而在我國得到廣泛的應用。

3.Hansen-Hurvitz估計量

（1）總體總量的估計

1943年，漢森和赫維茨對PPS抽樣提出了估計總體總量的估計量為：

其中為入樣的第個單元的變量值，為第個單元根據其規模大小的入樣概率。通常情況下若以該單元包含的元素單位為度量時，，其中，是總體總量的一個無偏估計量。

（2）方差估計量為：

三、實證分析

1、數據收集與處理

各地區按經營單位所在地分貨物出口總額 單位：萬美元

 

地區

2007年

2008年

地區

2007年

2008年

全 國

121777576

143069307

河 南

837492

1071890

北 京

4892639

5749961

湖 北

817294

1170891

天 津

3807405

4210299

湖 南

651540

841288

河 北

1700041

2400412

廣 東

36931609

40566447

山 西

653249

925312

廣 西

510916

734744

內蒙古

294439

359185

海 南

136446

158720

遼 寧

3532409

4206950

重 慶

450721

572205

吉 林

385706

477163

四 川

860596

1313249

黑龍江

1225712

1680624

貴 州

146547

190078

上 海

14384611

16914514

云 南

476828

498441

江 蘇

20360978

23802941

西 藏

32636

70757

浙 江

12826397

15429623

陜 西

467525

538082

安 徽

881373

1136411

甘 肅

165866

160135

福 建

4993757

5699184

青 海

38591

41910

江 西

544459

772666

寧 夏

108567

125837

山 東

7511011

9319479

新 疆

篇10

關鍵詞：外部融資依賴度；金融發展；出口商品結構

中圖分類號：F830文獻標識碼：A文章編號：1006-1428(2009)12-0017-05

一、問題提出與文獻回顧

對于一園出口商品結構的分析，是國際貿易理論和實證研究中長期關注的重要問題。Ricardo的比較優勢論、Hechscher和Ohlin的要素稟賦理論以及Krugman的新貿易理論，分別從技術水平、要素稟賦和規模經濟的視角，分析了一國出口商品結構的形成和變化因素。然而，越來越多的理論和實證研究開始逐漸認識到。一國的金融發展水平，作為一種制度因素也是一國比較優勢的重要成因，并會影響其出口商品結構的變化(Kletzer＆Bardhan，1987；Baldwin，1989；Beck。2002，2003；Matuyama，2004；Svaleryd

＆Vlachos，2005)。

改革開放以來，中國的金融發展與對外貿易均取得了令人矚目的成就。單就金融資產總量而言，金融機構人民幣存貸款期末余額至2007年底已分別達到389371.2億元和261690.9億元，而在1980年，國家銀行與農村信用合作社的人民幣存貸款期末余額僅為1933.41億元和2495.94億元。在中國的貨物出口貿易中，2007年，工業制成品占出口貿易總額的94.9％，而1980年，工業制成品僅占出口貿易總額的49.7％。中國的金融發展與出口商品結構變化之間是否存在因果關系，中國的金融發展究竟通過什么機制與途徑。并在多大程度上導致了中國出口商品結構的變化，這些都是值得我們深入研究和探討的問題。這一問題的重要意義就在于，如果我們發現中國的金融發展水平也是影響出口商品結構的重要因素，那么，我們就應該在制定我國對外貿易發展戰略的過程中，更加重視金融部門的協調與支持作用。

經濟中的各個行業間，由于受到其自身經營活動、行業特征、產業政策和政府控制等方面因素的影響，往往對于外部融資依賴表現出一定差異。從這個角度來說，一國的金融發展水平對于各個行業的作用與影響程度也應該相對地有所不同。那么，金融發展水平就有可能成為一國出口商品結構形成和變化的因素之一。也正因為如此，一國出口商品結構的調整，在某種程度上，也要依賴于經濟中所提供的外部融資水平。Kletzer和Bardhan(1987)證明信貸市場約束水平較低的國家將在使用外部融資的部門實現專業化：而信貸市場約束水平較高的國家，由于面對較高的外部融資價格或者信貸配給，將在不需要外部融資和營運資本的部門實現專業化。在KIetzer和Bardhan的理論文獻基礎上，Beck(2002)進行了拓展。Beck認為在金融發展和國際貿易之間存在著多種的可能聯系，而他的論文只關注其中之一，即金融部門的中介能力。這一能力可使儲蓄流向私人部門，以此幫助其克服流動性約束，使得經濟實現專業化并獲得規模經濟。Beck提供了一個包括兩種生產技術的開放經濟模型，一種是規模報酬不變的(食品業)，另一個是規模報酬遞增的(制造業)。兩種生產者均通過向儲蓄者借債的方式來擴大他們的資本。信息不對稱形式的市場摩擦導致金融中介的產生。當把儲蓄提供給企業家時，金融中介要付出搜尋成本。金融發展被模型化為可以降低搜尋成本，并因此提高經濟的外部融資水平。既然金融發展使得生產者的興趣轉向規模報酬遞增的產品，那么部門間的專業化和因此而形成的貿易結構，將決定于金融中介的相對水平。

Matsuyama(2004)則關注于契約執行和公司治理等決定于信貸市場效率的因素，并得出金融發展水平較高的北方國家在面對較大的問題的部門實現專業化并進行出口，反之，南方國家則在面臨較小的問題的部門實現專業化并進行出口的結論。Beck(2002，2003)，Svaleryd和Vlachos(2005)和Manova(2008)均通過實證檢驗證明，金融發展水平較高的國家在更多地使用外部融資的部門具有較高的出口份額。

關于行業的外部融資依賴度，RajaJl和Zingales(1998)依據《國際標準行業分類碼(第二版)》(ISIC，Rev，2)的行業分類標準，使用20世紀80年代的美國公眾公司的相關數據進行過測算。但由于中國的行業分類標準使用的是《國民經濟行業分類》，為保證計量模型中各變量統計口徑的一致性，并考慮中國經濟發展的特殊性。本文采用中國制造業部門2001-2006年28個行業的相關數據。首先測算中國制造業部門各行業的外部融資依賴度，然后基于行業外部融資依賴度的視角，使用多種金融發展指標，全面分析中國的金融發展對于出口商品結構的作用機制與影響程度。

二、研究方法、變量和數據

本節首先建立檢驗中國的金融發展與出口商品結構變化關系的基準模型，然后分別對外部融資依賴度的度量方法、行業出口貿易依存度、各類金融發展指標以及控制變量的選取和數據來源做出說明。

(一)計量模型

基T I-節的文獻回顧，我們預期中國的金融發展與出口商品結構間應該存在這樣一種關系。即在中國的金融發展過程中，外部融資依賴度越高的行業，受金融發展狀況的影響程度越深。因此，借鑒Beck(2003)年的研究，我們構建如下的計量模型來對中國2001-2006年制造業部門的28個行業進行實證檢驗：

EXPOTRT；I=Ci+aExt×FINANCE1+BCVit+si。

其中，EXPOTRT~,代表i行業在t年的行業出口貿易依存度，Ext；代表i行業的外部融資依賴度，FI―NANCE。代表以某一金融發展指標衡量的t年的金融發展水平，CV。代表控制變量，C；是行業固定效應，8是誤差項。

如果我們發現外部融資依賴度與金融發展的交互項(Ext1xFINANCE,)的系數d為正數且顯著水平較高，這就表明以相應變量代表的中國金融發展水平，對于制造業部門中存在外部融資依賴的行業的出口貿易增長具有積極的促進作用，并且外部融資依賴度越高(低)的行業，促進作用越大(小)。這也就是說，由于外部融資依賴度的不同。中國的金融發展會導致出口商品結構的變化，外部融資依賴度較高的行業，出口份額會逐漸增加，而外部融資依賴較低的行業，出口份額會逐漸減少。

(二)變量和數據

1、外部融資依賴度(Exti)。

為了能夠更準確地反映現階段中國制造業部門各個行業的外部融資依賴度。并考慮到數據的可得性

與統計口徑的一致性，本文選取2001-2006年中國制造業部門全部國有及規模以上非國有工業企業中28個行業的相關數據，借鑒Rajan和Zingales(1998)、談儒勇(2006)的相關研究，構建一個新的外部融資依賴度指標。

企業舉借金額巨大的長期負債，主要是為了進行固定資產投資，而影響某一行業固定資產投資的主要因素則包括：行業的自身特征(規模經濟效應、設備的更新換代速度和技術的先進性等)以及政府的產業政策。影響某一行業長期負債的主要因素則是該行業所處的生命周期階段，該行業所生產產品的生命周期特征以及金融體系提供融資的偏好。因此，本文使用的外部融資依賴度指標既反映了各行業外部融資依賴中的行業屬性，也包含了政府政策和金融體系的影響因素。

從各行業外部融資依賴度的測算結果(見表1)可以看出，在中國制造業部門的各個行業中。外部融資依賴度較低的行業大多為勞動密集型行業，如文教體育用品制造業、紡織服裝、鞋、帽制造業、皮革、毛皮、羽毛(絨)及其制品業等，而外部融資依賴度較高的行業大多為資本密集型和技術密集型行業，如醫藥制造業、化學纖維制造業、有色金屬冶煉及加工業等。但并不能認為所有外部融資依賴度較高的部門都是資本和技術密集型行業，這與RaiaJl和Zingales的測算結果相吻合。還值得注意的是，在一些國有企業居于主導地位以及資源生產和加工型行業，外部融資依賴度均較高，而在設備制造業中，外部融資依賴度并不如我們通常所認為的那樣高。這種現象與金融體系對不同類型企業的融資支持力度以及外商直接投資對金融體系投資的替代效應密切相關。

2、行業出口貿易依存度(EXPORTit)。

行業出口貿易依存度以全部國有及規模以上非國有工業企業的行業出口貿易交貨值與GDP的比率來表示。該指標可以反映出某行業的出口貿易對國內經濟發展的貢獻程度，以及某行業在一國出口貿易中的重要性及其對外部經濟的依賴程度。

3、金融發展指標(FINANCEi)。

金融發展指標的種類繁多，未必所有指標都能夠準確地反映出中國金融發展的狀況，但綜合地分析和比較各類指標對于中國出口商品結構的影響與作用，有利于我們得出更為全面和可靠的結論。因此，基于我國銀行主導型的金融體系，本文選取了以下的金融發展指標：(1)金融發展規模指標(LLY)，以金融體系的流動性負債與GDP的比率表示，金融體系的流動負債參考King和Levine(1993)的做法，以M2代替。但考慮到M2是存量數據，而GDP是流量數據，因此，采取將上年末與本年末的M2取算術平均值再與本年度GDP相比的方法。該指標主要反映金融體系的總體規模；(2)金融發展效率指標(PRIVY)，以非國有部門信貸與GDP的比率來表示。其中非國有部門的信貸以金融機構的短期貸款中鄉鎮企業貸款、三資企業貸款與個體和私營企業貸款之和來代表。該指標用來反映金融體系的資金配置效率；(3)金融發展結構指標(BANKS)，以國有商業銀行總資產與銀行業金融機構總資產的比率來表示。該指標可以反映國有商業銀行在市場競爭中相對地位的變化。

4、控制變量(CVit)。

中國出口商品結構的變化除了可能受到金融發展狀況的影響之外，還要受到其它諸多因素的影響。為了進行更有效的分析，在計量模型中加入控制變量是非常必要的。(1)外商直接投資(FDI)，以各行業全部國有及規模以上非國有工業企業中的港澳臺資本、外商資本之和與GDP的比率表示。中國的外商直接投資企業大多從事出口貿易。外商直接投資對于中國制造業部門各行業的出口貿易具有相當重要的影響作用。(2)要素稟賦(AK)，以各行業全部國有及規模以上非國有工業企業的固定資產凈值與行業從業人數的比率，即人均固定資產凈值來反映行業的勞動密集程度。中國的勞動力資源豐富，勞動力成本低是非常突出的特征，因此，根據比較優勢理論，在出口商品中勞動密集程度是影響制造業部門各行業出口的重要因素。(3)行業規模(SCALE)，以各行業全部國有及規模以上非國有工業企業的工業總產值與工業部門的總產值的比率來表示。在制造業部門，通常行業規模越大，規模經濟效應越明顯，而且行業規模的變化，也反映了一國產業結構的變化。出口商品結構的變化與一國產業結構的變化存在著相關性。

以上變量所用數據均來源于《中國工業經濟統計年鑒》(2002、2003、2004、2006、2007)、《第一次全國經濟普查年鑒》(2004)、《中國金融年鑒》(2002-2007)、《中國統計年鑒》(2002-2007)，中國人民銀行網站(pbc.gov.an)，并且，各變量均進行了對數化處理，以加強數據的平穩性。

三、實證研究結果與分析

為全面分析中國的金融發展對出口商品結構的影響，本文在回歸過程中逐個引入各金融發展指標，考慮到面板數據模型中殘差的相關性，采用廣義最小二乘估計法進行修正，并采用White方法消除樣本間異方差帶來的估計誤差，此外，還通過引入自回歸項(AR(1))來消除自相關，回歸結果見表2。

從計量分析結果(見表2)來看，中國的金融發展總體上對出口商品結構的優化作用是存在的，但金融發展的各個方面對出口商品結構的作用機制與影響程度卻不盡相同。

以LLY衡量的中國金融發展規模的a值為正值，且顯著水平達到5％，這表明中國金融發展的規模擴張對于制造業部門各行業的出口貿易增長具有明顯的促進作用。中國金融體系規模的不斷擴張，其主要原因在于國家對于銀行免于破產的隱性擔保，居民投資渠道的不暢以及社會保障發展的不完善，從而導致大量的居民儲蓄存款被銀行所吸納并通過信用擴張，刺激國內生產規模的不斷擴大和大量產能的對外釋放。金融發展的規模擴張，從外部融資依賴的視角來看，有利于更多的出口企業獲得更有力的金融支持。以克服融資約束，實現規模經濟，形成和發揮比較優勢，從而促進出口貿易的增長。由于外部融資依賴度較高的行業大多為資本和技術密集型行業，因此，中國金融發展的規模擴張，對于提升資本和技術密集型行業的出口份額。優化貿易結構，的確起到了積極的促進作用。

在評估投資項目、進行企業監控、實施風險控制和提供金融服務等方面，金融機構向私人部門和企業提供信貸比向公共部門和國有企業提供信貸更能反映出一國的金融發展水平和績效。因此，能把資金提供給私人部門和企業表明金融體系對信息不對稱和委托問題的有效解決。從回歸結果看，以PRIVY衡量的中國金融發展效率的a值雖為正值。但顯著水平僅有10％，這說明金融體系的效率變化對于出口商品結構的優化作用比較有限。中國的金融體系對于非國有企業存在明顯的信貸歧視。而對國有企業的信貸投入則一直較大，其結果是非國有企業的“融資困境”

與國有企業的“預算軟約束”并存。各商業銀行競爭性地向大企業、大項目尤其是國有壟斷性行業提供貸款，而非國有出口企業，由于從金融部門融資存在困難，只能依靠企業內源融資與民間非正規金融。非國有企業的融資困境對于其更新技術設備，提升產品質量和拓展國際市場均造成了一定程度的限制，并導致很多非國有企業只能依賴于勞動力成本低的比較優勢，長期從事低附加值的勞動力密集型行業和生產環節的經營活動，難以通過外部融資支持實現出口商品結構的升級。此外，在現有金融發展的效率水平下，FDI的大量流人，對于某些行業的金融體系的資金投入，也存在一定程度的替代效應，因此，限制了金融發展對出口商品結構的改善作用。

以BANKS衡量的中國金融發展結構的a值為負值，且顯著水平達到1％，其含義為國有商業銀行相對地位的下降，銀行市場競爭程度的加強，對于中國出口商品結構的優化具有非常積極的促進作用。金融結構的優化，有利于存在較強外部融資需求的行業，能從多元化的金融體系中的各種渠道尋求外部融資，而國有商業銀行壟斷地位的削弱，市場競爭機制的引入，也可促進金融功能的更好發揮，減少行業的外部融資成本。

控制變量的符號與預期基本一致。外商直接投資(FDI)的流入和行業規模(SCALE)的變化是促進我國出口商品結構改善的兩個重要因素。因此。這兩個變量的回歸參數均顯著為正值。而要素稟賦(AK)的回歸系數卻為負值，其含義為人均固定資產越低即勞動密集度越高，出口份額越大，這再次驗證了我國勞動力資源豐富的比較優勢在各行業的出口貿易中仍然發揮著重要作用。

四、主要結論與政策啟示

本文采用中國制造業部門2001－2006年28個行業的相關數據，基于行業外部融資依賴度的視角，實證分析了中國的金融發展對于出口商品結構的影響，得出的主要結論有：

(一)由于國家對銀行免于破產的隱性擔保和居民的高儲蓄率，銀行部門獲得了大量的金融資源，并通過對資金的貸放，加強了對各行業的金融支持力度。各行業因外部融資依賴度的差別，而導致獲取資金規模的不同。在資本和技術密集型行業，由于較高的外部融資需求能夠得到更好的滿足，從而促使其快速發展。并最終引起中國出口商品結構的升級。

(二)在信貸資金的配置過程中，由于銀行部門的信貸歧視，資金投放過多地集中于國有企業和大型項目，而非國有企業普遍地存在“融資約束”。這種情況在一定程度上，一方面造成了國有企業處于主導地位的行業產能過剩，另一方面也限制了非國有企業的進一步發展。因此，金融發展的效率狀況未能成為促進出口商品結構優化的主要因素。