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篇（1）

一、引言

隨著經(jīng)濟全球化和貿(mào)易自由化進程的加快，環(huán)境問題逐漸成為全球所共同關(guān)注的問題，發(fā)展低碳經(jīng)濟成為普遍共識。而中國作為目前世界上最大的溫室氣體的排放國，已面臨著來自國際社會要求承諾減少溫室氣體排放量的巨大壓力。同時，現(xiàn)今的中國是名副其實的世界工廠，產(chǎn)出了許多工業(yè)產(chǎn)品和初級產(chǎn)品。發(fā)達國家出于生產(chǎn)成本、環(huán)境保護、規(guī)避法律風險等多方面考慮，從中國大量進口初級工業(yè)產(chǎn)品和原材料，同時也將高耗能和高污染留在了中國，而僅承擔少量的減排義務(wù)，也就是所謂的“碳泄漏”。

不僅是中國，世界上其他的發(fā)展中國家在進行對外貿(mào)易時也存在著類似的“碳泄漏”問題。為了進一步研究和防范兩國之間在進行對外貿(mào)易時所發(fā)生的“碳泄漏”現(xiàn)象對一方所造成的不利影響，國內(nèi)外諸多學者對于“碳泄漏”問題的研究主要著眼于“隱含碳”的度量及測算方面。

對于隱含碳的計算，實際上是對物質(zhì)流計算中物質(zhì)隱藏流發(fā)展，在Wuppertal研究所比較完善的物質(zhì)流計算框架中早就包含了進口物質(zhì)隱藏流這一因子。不過由于人類對物質(zhì)世界認識過程的發(fā)展，隱含或者隱藏流這一概念最早是在能源研究中提出的。1974年國際高級研究機構(gòu)聯(lián)合會(IFIAS)能源分析工作組的會議之后，產(chǎn)生了對能值的研究，以及進一步對水、污染物等的具體研究。實際上，隱含碳就是國際貿(mào)易中所沒有考慮到的碳消耗，隱含碳實際上就是碳的轉(zhuǎn)移排放。[1]

在隱含碳的度量方面，學者馬述忠、陳穎（2010）[2]基于消費視角，發(fā)現(xiàn)中國在2000-2009年間保持貿(mào)易碳排放順差，國外消費者消耗了大量來自中國的隱含碳排放，龐大的出口量使中國承受了更大的減排壓力。You和Hewit（2008）[3]則運用投入與產(chǎn)出法分析了中國對英國出口貿(mào)易中隱含碳排放的情況。張為付、杜運蘇（2011）[4]則運用投入與產(chǎn)出法采用2000—2009 年連續(xù)時間序列數(shù)據(jù)研究了中國對外貿(mào)易中隱含碳排放的失衡度問題。國內(nèi)外學者在我國對外貿(mào)易隱含碳的測算問題上也進行了廣泛研究，且主要集中于2006 年以后。現(xiàn)有研究內(nèi)容主要包含兩個方面：一是測算我國對外貿(mào)易過程中總的隱含碳排放，另一個則是選擇特定貿(mào)易伙伴考查我國雙邊貿(mào)易過程中的隱含碳排放。IEA對中國出口隱含碳的評估認為，2004年中國與能源相關(guān)的隱含碳排放出口占國內(nèi)生產(chǎn)排放總量的34%；若考慮扣除進口的隱含碳排放，中國對外貿(mào)易引起的二氧化碳凈出口可能為國內(nèi)排放總量的17%左右[5]。Wang和Waton（2009）[6]對我國2004年出口碳排放問題的研究也得到相似結(jié)論；Weber et al（2008）[7]提出發(fā)達國家的消費需求很有可能是中國碳排放量增長趨勢的主要驅(qū)動因素的觀點；Shui和Harriss（2006）[8]基于中美雙邊貿(mào)易的視角，研究發(fā)現(xiàn)，1997-2003年中國出口到美國的貿(mào)易品中隱含碳排放的增長率高于中國每年碳排放的增長率，而中國約有7-14%的碳排放是由出口到美國的商品所導(dǎo)致的。另外國內(nèi)學者如尹顯萍和程茗（2010）[9]、石紅蓮和張子杰（2011）[10]等也同樣對中美雙邊貿(mào)易中的隱含碳問題展開了研究，并得到相似結(jié)論。

二、隱含碳價比的定義

在《出口貿(mào)易中的隱含碳計算—以水泥行業(yè)為例》一文中李丁、汪云林、牛文元，對2006年中國水泥出口貿(mào)易中的隱含碳進行了計算，采用《中國水泥年鑒(2007)》中公布的中國2006年水泥綜合能耗142干克標煤進行直接能耗計算，出口水泥在境內(nèi)的CO2排放達到1 003.75萬t，其中直接能源消耗生成C Oz513.05萬t，工業(yè)過程生成C02 490.71萬t。根據(jù)歐盟當年CO2交易最新價格和當年外匯中間價折算，水泥出口貿(mào)易中的隱含碳析合1.87億美元，也就是說進口國從中國獲取了其中15.8%的利潤率，超過中國水泥出口中平均8%一12%的利潤率水平。以此為依據(jù)，筆者提出了隱含碳價比公式，在此公式中，我們變換了用于度量的參考系，將計算所得與數(shù)值“1”進行比較。通過此公式衡量特定行業(yè)的隱含碳水平，從而反映一定歷史時期內(nèi)由于特定行業(yè)出口隱含碳排放所造成的環(huán)境福利損失。

本文所提出的隱含碳價比公式為：

（1）

（1）式中D為隱含碳價比；TC是特定行業(yè)對外貿(mào)易隱含碳的當期歐碳交易價格折合人民幣；TP為特定行業(yè)出口所獲取利潤。D的結(jié)果有三種，即D1。當D>1，則說明該行業(yè)的出口所獲取的利潤不足以抵消實際產(chǎn)生的隱含碳，該行業(yè)出口獲得的利潤無法平衡隱含碳排放所造成的福利損失。當D=1，說明該行業(yè)的出口所獲取的利潤剛好抵消實際產(chǎn)生的隱含碳，處于一個較為平衡的狀態(tài)。當D

通過這個公式衡量特定行業(yè)的隱含碳水平，實際是以特定行業(yè)出口利潤來作為參照系，度量隱含碳排放量折價，從而確定一定歷史時期內(nèi)由于特定行業(yè)出口隱含碳排放所造成的環(huán)境福利損失。

三、隱含碳價比的計算過程

1、計算隱含碳排放方法

目前對隱含碳的計算學界主要有實測排放量法．物料衡算法．排放系數(shù)法、模型法、生命周期法等，權(quán)衡各種方法的利弊，本文以排放系數(shù)法作為測算隱含碳排放的方法。

排放系數(shù)法計算公式為：

E=EF產(chǎn)品x產(chǎn)品產(chǎn)量（2）

（2）式中E表示排放量，EF產(chǎn)品表示生產(chǎn)單位產(chǎn)品時的CO2。

2、行業(yè)分類標準

本定義所指行業(yè)按照《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》進行分類。如鋼鐵行業(yè)是指《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》

（GB/T4754-2002）中的黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，行業(yè)代碼32，按照國民經(jīng)濟分類標準，黑色金屬冶煉及工業(yè)包括煉鐵、煉鋼、鋼壓延加工、鐵合金冶煉等4個子行業(yè)。

3、行業(yè)出口利潤兩種計算方法

行業(yè)出口利潤= （3）

（3）式中π為從事該行業(yè)的企業(yè)出口利潤，可以由其年報中獲得。

‚行業(yè)出口利潤=行業(yè)總利潤*（行業(yè)出口量/行業(yè)總產(chǎn)量）（4）

大部分情況下（3）式所給出獲得行業(yè)出口利潤的方法并不好找所需數(shù)據(jù)，故本文使用方法為（4），條件允許情況下（3）式所得行業(yè)利潤更為精確。

2.碳交易價格

本定義所指碳交易價格為歐洲碳排放交易市場（EU－ETS）的碳交易價格的年平均。在所有通過交易所結(jié)算交割的碳交易量中，歐洲氣候交易所占82%，是較為成熟的碳交易體系。

四、我國鋼鐵行業(yè)出口貿(mào)易中隱含碳價比的趨勢分析

1、直接能源消耗產(chǎn)出量

2008年，噸鋼綜合能耗比2007年上升1.70kg/t，達到630.63kg/t。[3]標煤二氧化碳排放系數(shù)是1.96t(CO2)/t標煤，2008年，中國進口鋼材1554 萬噸，出口鋼材5927 萬噸，凈出口鋼材4373萬噸。算得2008年鋼鐵出口直接能源消耗排放量7.32598*10^7t。

2、工業(yè)過程產(chǎn)出量

工業(yè)生產(chǎn)中排放的碳主要是在石灰石與白云石的受熱分解。白云石可以作為煉鋼時用的轉(zhuǎn)化爐的耐火內(nèi)層；在生產(chǎn)工藝過程中使用石灰石的作為熔劑。故本文以石灰石與白云石受熱分解產(chǎn)生的二氧化碳排放為鋼鐵工業(yè)過程中的二氧化碳。根據(jù)行業(yè)通用數(shù)據(jù)：噸鋼消耗白云石與石灰石的用量分別為：170kg/t、110kg/t。鋼鐵出口工業(yè)過程使用白云石與石灰石分別1.00759*10 ^7t、6.51970*10^6t。

表一鋼鐵初級熔煉/燒結(jié)程序中的白云石、石灰石排放系數(shù)

鋼鐵初級熔煉/燒結(jié)程序

排放系數(shù)考量參數(shù)

排放系數(shù)

系數(shù)選用

產(chǎn)品/原料名稱

CO2排放因子

單位

造渣劑純度值(%)

CO2排放系數(shù)

單位

來源

預(yù)設(shè)系數(shù)

白云石

0.477

公噸/公噸

100

0.477

公噸/公噸

GHG Protocol

石灰石

0.440

公噸/公噸

100

0.44

公噸/公噸

GHG Protocol

來源：《循環(huán)經(jīng)濟指標體系研究—中國2000-2008年物質(zhì)流核算與核算指南》

根據(jù)《循環(huán)經(jīng)濟指標體系研究—中國2000-2008年物質(zhì)流核算與核算指南》中給出的石灰石的排放系數(shù)為0.44，白云石的排放系數(shù)為0.477。故得工業(yè)過程的總排放量為7.67487*10^6 t。

3、根據(jù)上述數(shù)據(jù)算得總排放量為8.09347*10^7t。

4、以2008年歐盟碳排放交易價格計算隱含碳價格

據(jù)世界銀行測算，2008年歐盟碳排放交易市場碳排放價格為23歐元/噸。（注：2008年國內(nèi)碳交易價格低于23歐元/噸，如2008年寶鋼股份與以10歐元/噸向英國瑞碳、瑞士信貸集團出售碳排放量。本文以我國碳交易市場完善的理想情況結(jié)算，即按照歐盟碳排放交易價格計算）[5]1歐元兌10.2227人民幣。[6]按歐盟交易價格和匯率，折算得到：8.09347*10^7t*23€/t=1.90295*10^11￥。

5、2008年鋼鐵境外市場總利潤

從歷史噸鋼利潤趨勢分析，2008年行業(yè)噸鋼利潤550元/噸，高于歷史平均水平的267元/噸。故境外市場利潤為3.25985*10^11￥。

6、鋼鐵行業(yè)出口隱含碳價比

鋼鐵行業(yè)隱含碳價比=

為了進一步揭示我國鋼鐵行業(yè)隱含碳價比的走勢，本文引入了2002年至2009年我國鋼鐵行業(yè)的總產(chǎn)量、出口量、總利潤、出口利潤等指標，在此基礎(chǔ)上計算出各年的隱含碳價比，并給予分析和說

明。

表二 2002-2009中國鋼鐵行業(yè)出口相關(guān)指標

年份

鋼鐵總產(chǎn)量

（萬噸）

鋼鐵出口量

（萬噸）

總利潤

（億元）

鋼鐵出口利潤

（億元）

2002

18224.89

545

92.7

8.753

2003

22233.60

696

610.6

19.114

2004

27279.79

1423

1084.9

56.592

2005

35239

2052

1037.4

60.409

2006

41878

4300

618.31

63.488

2007

56460.81

6264.63

776.73

86.182

2008

50048.80

5927

2752.684

325.985

2009

69243.72

2459.65

1826.681

64.887

數(shù)據(jù)來源：《中國鋼鐵工業(yè)年鑒2000-2009》

參照2008年隱含碳價比計算過程，結(jié)合2002-2009年鋼鐵行業(yè)各項數(shù)據(jù)，本文計算出各年的隱含碳價比如下：

表三中國鋼鐵行業(yè)2002-2009隱含碳價比

年份

總產(chǎn)量

WT

出口量

WT

總能耗折合標煤

WT

出口能源消耗折合標煤

WT

能源消耗排放二氧化碳

T

白云石用量

T

白云石產(chǎn)生二氧化碳

T

石灰石用量

T

石灰石產(chǎn)生二氧化碳

T

碳排放總計

T

碳交易價格

€

隱含碳排放折合歐元

€

隱含碳排放折合人民幣

￥

隱含碳價比

2002

18224.89

545

24572.61

734.823

14402535.215

926500

441940.5

599500

263780

15108255.715

5

75405820.44

6.048

0.691

2003

22233.60

696

16671.496

5218840.501

10228868.480

1183200

564386.4

765600

336864

16209596.48

5

101927808.105

7.587

0.397

2004

27279.79

1423

29930

1561.243

30600362.8

2419100

1153910.7

1565300

688732

32370432.5

6

194222595

20.030

0.354

2005

35239

2052

36000

2096.313

41087749.369

3488400

1663966.8

2257200

993168

43744884.169

20.75

907706346.507

92.543

1.532

2006

41878

4300

27016.335

2774.016

54370713.6

7310000

3486870

4730000

2081200

59938783.6

15.92

954225434.912

95.604

1.506

2007

56460.81

6264.63

35690.007

3959.998

77615959.146

10649871

5079988.467

6891093

3032080.92

85728028.533

4

342912114.132

35.723

0.415

2008

50048.80

5927

31562.275

3737.74401

73259782.596

10075900

4806204.3

6519700

2868668

80934654.896

23

1861497062.608

190.295

0.584

2009

69243.72

2459.65

42889.560

1523.507

29860741.316

4181405

1994530.185

2705615

1190470.6

33045742.101

10

330457421.01

31.483

0.485

表格來源：作者根據(jù)行業(yè)數(shù)據(jù)統(tǒng)計得出

以上數(shù)據(jù)計算所用到的系數(shù)：

①石灰石噸鋼資源消耗量大約為0．11t （行業(yè)認可數(shù)據(jù)）

②白云石噸鋼消耗為0.17t/t 鋼（行業(yè)認可數(shù)據(jù)）

③標煤二氧化碳排放系數(shù)是1.96t(CO2)/t標煤

④白云石 0.477 （排放系數(shù)）t/t

⑤石灰石 0.44 （排放系數(shù)）t/t

圖二：鋼鐵行業(yè)隱含碳價比的變化趨勢圖

結(jié)論：由上述曲線圖可看出，2005年是我國鋼鐵行業(yè)隱含碳價比波動的拐點，2005年之后國家對鋼鐵行業(yè)的調(diào)控的政策的作用開始顯現(xiàn)，具體體現(xiàn)在價比在曲線較低的位置浮動。在較長的歷史時期內(nèi)，鋼鐵行業(yè)出口隱含碳價比在0.3-0.6的范圍內(nèi)波動。即，鋼鐵出口造成的環(huán)境成本占據(jù)出口利潤的30%-60%之間。這是一個很高的比率。今后對于類似鋼鐵行業(yè)這樣的高排放行業(yè)需要持續(xù)的監(jiān)管、調(diào)控。

六、政策建議

自2005年4月1日起，取消鋼坯、鋼錠、生鐵出口退稅，這也進一步建立健全國家對鋼鐵行業(yè)的宏觀調(diào)控的控制力度。對于鋼鐵行業(yè)的出口，在短期以限制為主，類似鋼鐵行業(yè)這樣的高污染、高排放的行業(yè)，在今后的一段時期內(nèi)應(yīng)該限制其出口，為了避免貿(mào)易摩擦，也為我國贏得更多的國際事務(wù)發(fā)言權(quán)。[7]同樣需要注意到的是，出口部門作為國民經(jīng)濟部門中全要素生產(chǎn)力最高的部門，出口部門的創(chuàng)造、優(yōu)化要素分配和技術(shù)轉(zhuǎn)移等途徑影響國民經(jīng)濟發(fā)展。[8]所以在長期看來提高技術(shù)研發(fā)水平，開發(fā)關(guān)鍵節(jié)能技術(shù)并實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)化，加大在低能耗、低排放等領(lǐng)域的投入力度，加快淘汰落后工藝、技術(shù)、設(shè)備，提高鋼鐵工業(yè)的技術(shù)水平是鋼鐵工業(yè)出口又好又快發(fā)展的途徑。

參考文獻

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[17]《鋼鐵行業(yè)的發(fā)展分析與總結(jié)》——中國鋼鐵工業(yè)協(xié)會2007年

[18]《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》

篇（2）

縱觀歷史進程，國際旅游和國際貿(mào)易具有較強的時間同步性，在發(fā)達國家和新興工業(yè)化國家亦是如此。而數(shù)據(jù)間的趨同性是否代表著兩者有著一定的聯(lián)系，是需要進一步研究的問題。國外的相關(guān)研究較少，2001年Jordan Shan和Wilson以中國等為樣本，得出旅游與貿(mào)易的關(guān)系是互動的。Khalid以伊斯蘭國家的旅游與貿(mào)易為對象，細分了貿(mào)易方式，得出旅游與貿(mào)易間存在長期的平衡。國內(nèi)旅游與貿(mào)易間關(guān)系的研究鳳毛麟角，而多是將旅游作為國際服務(wù)貿(mào)易的組成加以研究，如高靜等對于我國旅游服務(wù)貿(mào)易競爭力的評估等。這些研究并未跳出國際服務(wù)貿(mào)易的范疇，從更寬泛的視角分析國際旅游與貿(mào)易的關(guān)系。從中韓兩國出入境旅游發(fā)展看，我國逐漸成為韓國主要的入境客源國，在進出口貿(mào)易關(guān)系上，中韓貿(mào)易國規(guī)模大，經(jīng)濟互補性強。

本文選取2005-2014年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，從兩個層面分析中韓旅游與貿(mào)易的互動關(guān)系：（1）根據(jù)推拉模式，建立中韓出入境旅游客流量與中韓進出口貿(mào)易的推拉方程。（2）從中韓層面出發(fā)，分析占入境旅游比和貿(mào)易依存度之間的相關(guān)性，為從時間軸上分析旅游和貿(mào)易的互動關(guān)系提供參考。

1模型假設(shè)和數(shù)據(jù)來源

1.1旅游和貿(mào)易互動的模型假設(shè)

馬可波羅假設(shè)。早期的國際貿(mào)易始于商務(wù)旅游。早在300多年之前，馬可波羅懷著買賣商品的目的，從意大利來到中國，作為早期的商務(wù)旅行者確實引發(fā)了兩國間的貿(mào)易。通常來講，商務(wù)者出境其他國家始發(fā)動機是買賣貨物，從而引起進出口貿(mào)易，一經(jīng)成功還會產(chǎn)生反饋效應(yīng)，從而導(dǎo)致進一步的商務(wù)旅游與國際貿(mào)易。

興趣和關(guān)注假設(shè)。商務(wù)旅游者的成功會因人員與經(jīng)濟的國家性和社會性而引發(fā)廣泛的效仿和嘗試。先鋒商務(wù)旅行者作為所在國商品與文化的載物，會引起入境國居民的興趣與關(guān)注，從而引發(fā)更大的旅游流與貿(mào)易流，這是其商務(wù)旅游的外部效應(yīng)。

發(fā)現(xiàn)與擴大商機假設(shè)。國際旅游對國際貿(mào)易的貢獻作用不止于商務(wù)旅行者，非商務(wù)旅行者的海外探親，求學或者休閑都有助于國際貿(mào)易的繁榮。因此，國際旅游誘發(fā)國際貿(mào)易，國際貿(mào)易提高了旅游地的興趣與關(guān)注，從而引發(fā)更大的國際旅游流。

本文以“商務(wù)旅游引起國際貿(mào)易”“國際貿(mào)易提高了居民的關(guān)注與興趣”“關(guān)注和興趣促進非商務(wù)旅游”“非商務(wù)旅游促進雙邊貿(mào)易”的循環(huán)模式詮釋旅游與貿(mào)易的關(guān)系。立足從更廣闊的視角探析國際旅游和國際貿(mào)易間的關(guān)系，為科學了解中韓雙向旅游和進出口貿(mào)易提供依據(jù)。

1.2數(shù)據(jù)來源和變量定義

本文搜集的統(tǒng)計數(shù)據(jù)主要包含中韓出入境旅游人次和中韓進出口貿(mào)易額兩個序列：（1）中韓出入境旅游數(shù)據(jù)，包括韓國入境中國國旅游人次，中國接待人次，中國出境韓國旅游人次，韓國接待人次。（2）中韓進出口貿(mào)易額，包括中韓進口貿(mào)易額，中韓出口貿(mào)易額，中韓進出口貿(mào)易總額，韓國進出口貿(mào)易總額，中國進出口貿(mào)易總額。數(shù)據(jù)來源于中國商務(wù)部，國家旅游局，全球經(jīng)濟數(shù)據(jù)以及韓國觀光旅游局網(wǎng)站。

由于中韓在政策，人口，土地面積，發(fā)展階段，經(jīng)濟模式，國際旅游等方面的不同。本文著眼于出入境客流量和進出口貿(mào)易間的推拉模式，還定義了兩組變量（表1），為從更廣闊的視角分析旅游和貿(mào)易依存度提供參考。

需要指出的是，國際旅游與貿(mào)易均易受到國際宏觀環(huán)境的影響。受2007年到2009年全球經(jīng)濟危機的影響，國際旅游與貿(mào)易均出現(xiàn)不同程度的下滑，為了在相對穩(wěn)定的環(huán)境下探析旅游與貿(mào)易的關(guān)系，本文采用趨勢線理論對經(jīng)濟危機時期的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行模擬。

2出入境客流量和進出口貿(mào)易相關(guān)性的分析

2.1韓國入境中國客流量和中韓進出口貿(mào)易的相關(guān)性

自2005年來，韓國入境中國客流量和進出口貿(mào)易增長緩慢。2005-2014年，韓國入境客流量從3.55百萬次增加為4.18百萬次，向中國出口貿(mào)易由768.2億美元增加為1453.4億美元，由中國進口貿(mào)易從351.08億美元增加為900.7億美元，而受2007年-2009年全球經(jīng)濟危機的影響，中韓出入境旅游與貿(mào)易額都出現(xiàn)了嚴重的下滑。為了定量地探析韓國入境中國客流量對中韓雙邊貿(mào)易的影響，本文選用2005-2014年的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)繪制如下兩條增長曲線（圖1、圖2）。

2.1.1韓國入境中國的客流量和中韓出口貿(mào)易的相關(guān)性

商務(wù)出游者的最初目的是銷售產(chǎn)品，這對于開拓市場，提高市場占有率和利潤額都是有益的。從圖1可見，10年間韓國入境中國客流量和中韓出口貿(mào)易的發(fā)展進程可分為三個時期：2005年-2007年韓國入境流和出口貿(mào)易增長顯著，入境客流量由3.55百萬次增加為4.78百萬次，增速為134.7%，出口貿(mào)易從768.2億美元增加為1037.5億美元，增速為135.06%。2007-2009年，受全球經(jīng)濟危機的影響，入境客流量與出口貿(mào)易同步快速下滑，入境旅游減少到3.2百萬人次，下降速率為66.93%，出口貿(mào)易減少到1025.5億美元，下降速率為98.84%。2009-2014年，全球經(jīng)濟回暖，入境客流量和出口貿(mào)易同步上升，入境客流量從3.2百萬人次增加為4.18百萬人次，出口貿(mào)易從1025.5億美元增加為1453.3億美元，增速為141.72%。利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用趨勢線模擬韓國入境中國客流量對出口貿(mào)易的推拉方程：0TKC=-6.8972IQKC2+183.9IQKC+537.27R2=0.8319 （1） 式中，0TKC為韓國出口中國貿(mào)易額（億美元），IQKC為韓國入境中國客流量（百萬人次）。

2.1.2 韓國入境中國客流量和中韓進口貿(mào)易的相關(guān)性

商務(wù)客國際旅游很大程度上是依據(jù)公司和國家需要而選擇性的購進商品。10年來韓國入境中國客流量和中韓進口貿(mào)易有著較強的時間同步性，處在微妙的平衡中（圖2）。從2005年到2007年，韓國入境中國客流量與中韓進口貿(mào)易增長顯著，入境客流量從3.55百萬次上升為4.78百萬次，增速為134.7%，進口貿(mào)易從351.08億美元增加為560.99億美元，增速為135.06%。2007到2009年，受全球經(jīng)濟危機影響，入境客流量與進口貿(mào)易同步快速下滑，入境旅游減少為3.2百萬人次，下降速率為66.93%，進口貿(mào)易減少到536.7億美元，降速為98.84%。2009年到2014年，在全球經(jīng)濟危機的尾音中，各國經(jīng)濟復(fù)蘇，韓國入境中國客流量與進口中國貿(mào)易在經(jīng)過09年到11年的較快增長后，趨于平穩(wěn)增長。截止2014年入境客流量與進口貿(mào)易分別達到4.18百萬人次和900.7億美元。利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用趨勢線模擬韓國入境中國客流量對進口貿(mào)易的推拉方程：ITKC=-3.0923IQKC2+95.901IQKC+275.53R2=0.88 （2）

式中，ITKC為韓國進口中國貿(mào)易額（億美元），IQKC為韓國入境中國客流量（百萬人次）。

韓國入境中國的客流量相對于其對出口貿(mào)易的拉力而言，其對進口貿(mào)易的作用更強。在中韓出入境旅游中，中國由旅游順差變?yōu)槁糜文娌睿n國反之；在中韓進出口貿(mào)易中，中國處于貿(mào)易逆差，韓國反之。這種由入境旅游的順差而引起的進出口貿(mào)易的逆差，在貿(mào)易和旅游的關(guān)系之中是值得廣泛驗證和重視的。

2.1.3韓國入境中國客流量和中韓進出口貿(mào)易的相關(guān)性

馬可波羅假設(shè)：商務(wù)客出境旅游，其目的是買賣商品，進而引發(fā)進出口貿(mào)易。本文通過將2005年-2014年的進口貿(mào)易和出口貿(mào)易加總，得到中韓進出口貿(mào)易總額，再將其與韓國入境客流量進行分析，得到入境流量對進出口貿(mào)易的推拉方程：ITKC=-9.99IQKC2+279.8IQKC+812.8 R2=0.8765 （3）

式中，ITKC為韓國進出口中國貿(mào)易額（億美元），IQKC為韓國入境中國客流量（百萬人次）。

2.2中國出境韓國客流量和中韓進出口貿(mào)易間的相關(guān)性

鑒于經(jīng)濟發(fā)展水平與政策的約束，中國出境游起步較晚。1990年中國最先開放的赴新馬泰旅游，開啟了中國出境觀光旅游的先河。此后，隨著對外開放的逐步擴大，中國居民出境旅游獲得了快速的發(fā)展，現(xiàn)已與全球上百個國家簽訂旅游協(xié)定，成為出境旅游增長最快的國家。從2005-2014年，中國出境韓國的客流量從31百萬次增加為109百萬次，向韓國出口貿(mào)易由351億美元，增速為189.18%。本文選用2005-2014年的有關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)繪制如下兩條增長曲線（圖3，圖4）。

2.2.1中國出境韓國客流量和出口貿(mào)易的相關(guān)性

由圖3可見，中國出境客流量和出口韓國的貿(mào)易額有較強的時間趨同性。從2005年到2007年底，隨著中國對外開放的擴大以及經(jīng)濟的迅速發(fā)展，中國出境韓國客流量與出國貿(mào)易增幅很大，分別為147.76%與210.59%；2007年底到2009年受全球經(jīng)濟危機的影響，中國對韓國出口貿(mào)易顯現(xiàn)了較大幅度的下滑，跌落為537億美元。2009年到2014年出境客流量與出口貿(mào)易同步穩(wěn)定發(fā)展，呈現(xiàn)雙旺發(fā)展格局。利用相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用趨勢線模擬出境客流量對出口貿(mào)易的推拉方程：0TCK=254.18ln（0QKC）+300.01 R2=0.8565 （4）

式中，0TCK為中國出口韓國貿(mào)易額（億美元），0QCK為中國出境韓國客流量（百萬人次）。

2.2.2中國出境韓國客流量和進口貿(mào)易的相關(guān)性

由圖4可見，出境韓國客流量和進口韓國的貿(mào)易額自2005-2013年同步增長，而2014年的進口韓國貿(mào)易額有所下降。自2005-2007年低，中國出境客流量與進口貿(mào)易同步快速增長，增速分別為103.95%與145.97%。2007年底到2009年，中國的出口貿(mào)易額下降到1025.5億美元，增長幅度驟降72.59%。2009年到2014年，中國出境旅游人次由47.7百萬上升為109百萬，增速為228.72%，進口貿(mào)易額從1025.5億美元上升為1453.3億美元，增速為141.72%。除2014年中國進口韓國貿(mào)易額有所下降外，中國出境韓國客流量和進口貿(mào)易均快速增長。而從2014年進口貿(mào)易額的下降可以預(yù)測到在今后的幾年，中國出境人數(shù)與進出口貿(mào)易額會出現(xiàn)下降的趨勢。利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用趨勢線模擬出境客流量對進口貿(mào)易的推拉方程：ITCK=435.86ln（0QCK）+624.84 R2=0.7736 （5）

式中，ITCK為中國進口韓國貿(mào)易額（億美元），0QCK為中國出境韓國客流量（百萬人次）。

中國出境韓國客流量相對于進口貿(mào)易而言，其對進出口貿(mào)易的拉動作用強于進口貿(mào)易。

2.2.3中國出境韓國客流量和中韓進出口貿(mào)易的相關(guān)性

將2005年-2014年的中國出口貿(mào)易和進口貿(mào)易加總，得出中韓進出口貿(mào)易總額，再將其與中國出境客流量進行相關(guān)性分析，得到出境客流量對進出口貿(mào)易的推拉方程：ITCK=690.03ln（0QCK）+924.85 R2=0.829 （6）

式中，ITCK為中國進出口韓國貿(mào)易額（億美元），0QCK為中國出境韓國客流量（百萬人次）。

3兩個斷面旅游互動和貿(mào)易依存度的關(guān)系

3.1韓國斷面

圖5是2005-2014年中國出境游客占韓國入境旅游比以及韓國對中國貿(mào)易依存度。從圖中可見，2005-2014年中國出境游客占韓國入境旅游比從14%上升為43%，中韓旅游在韓國的旅游業(yè)中地位越來越重要；同時，韓國對華貿(mào)易依存度除2014年有所下降外，一直處于緩慢增加中。大致分為2個階段：第一階段2005-2013年中國占韓國入境旅游比從14%增加到35%，而韓國對華貿(mào)易依存度從05年的21%上升到13年的26%，而14年又回落到21%。第二階段為2013-2014年，對華貿(mào)易依存度下降了6個百分點，而中國游客占韓國入境旅游比緩慢增加，僅為8個百分比。預(yù)計未來幾年，中國占韓國入境旅游比的迅猛勢頭會有所減慢。為了從韓國斷面定量地分析中國出境旅游客流量占韓國入境旅游比和對中國貿(mào)易依存度的聯(lián)動關(guān)系，本文采用的直線方程進行回歸分析，其關(guān)聯(lián)帶動方程：TRIK-C=0.3195RITK-C+20.742 R2=0.4236 （7）

其中，TRIK-C為韓國對華貿(mào)易依存度，RITK-C中國游客占韓國入境旅游比。依據(jù)邊際彈性，當中國游客占韓國入境旅游比上升1個百分點，韓國對華貿(mào)易依存度就會上升0.3195個百分點。

3.2中國斷面

圖6是2005-2014年韓國占中國入境旅游比和中國對韓貿(mào)易依存度。由圖可見，10年來韓國占華入境旅游比在波動中逐漸下降，中國對韓國貿(mào)易依存度伴隨市場化的不斷深入與經(jīng)濟的不斷發(fā)展，而逐漸下降。受全球經(jīng)濟危機的影響，韓國占中國入境旅游比從2007年的18%下降為2009年的15%。中國對韓國貿(mào)易依存度和韓國游客占華入境旅游比兩組指標的縱向波動顯現(xiàn)較強的時間趨同性及相關(guān)性。為了從中國斷面定量地分析韓國占中國入境旅游比和中國對韓貿(mào)易依存度的聯(lián)動關(guān)系，本文采用的直線方程對其進行回歸分析，其關(guān)聯(lián)帶動方程：TRIC-K=-0.2066RITC-K+8.0942 R2=0.8709 （8）式中，TRIC-K為中國對韓貿(mào)易依存度，RITC-K為韓國游客占中國入境旅游比。依據(jù)邊際彈性，當中國占韓國入境旅游比每上升1個百分點，韓國對華貿(mào)易依存度會減少0.2066個百分點。

參考文獻：

[1]Jordan Shan&Ken Wilson. Causality between trade and tourism： empirical evidence from China[J].Applied Economics letters，2001（8）：

279-283.

[2]Russell Ronstadt. Does Tourism Remote Cross-b order Trade[J].2003，85（3）：569-579.

[3]李小牧.中國旅游服務(wù)貿(mào)易發(fā)展：1985-2004 年的國際收支分析[J].國際貿(mào)易，2006（10）：46-49.

[4]高靜.我國國際旅游服務(wù)貿(mào)易的競爭力分析：加入WTO后的比較分析[J].國際貿(mào)易，2006，9：20-22.

[5]John Seabrook， Susan Homer著.程盡能，盧滌非等譯.商務(wù)旅游[M].北京：旅游教育出版社，2004.3-27.

篇（3）

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.

篇（4）

關(guān)鍵詞：投入產(chǎn)出法；出口貿(mào)易；隱含碳

2001年，中國加入世貿(mào)組織，我國進出口貿(mào)易迅速發(fā)展，很快中國躋身于貿(mào)易大國之列。然而，隨著貿(mào)易、經(jīng)濟的快速發(fā)展，我國在出口貿(mào)易中的隱含碳排放問題日趨嚴重。2007年，中的二氧化碳排放量超過美國；2013年，中國碳排放總量超過歐美總和，占全球的29%。并且，我國人均碳排放量首次超過歐盟。2009年的“十二五”提出，到2020年，我國單位國內(nèi)生產(chǎn)總值二氧化碳排放將比2005年下降40%～45%。2015年的“十三五”提出，我國繼續(xù)堅持節(jié)約資源和保護環(huán)境的基本國策，加快建設(shè)資源節(jié)約型和環(huán)境友好型社會。作為世界碳排放大國， 中國面臨著巨大的國際社會壓力。

一、概述

目前，國內(nèi)外的相關(guān)研究中，把隱含碳排放逐年增長的原因都大多數(shù)歸因于國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不夠先進，生產(chǎn)技術(shù)、方式相對落后，產(chǎn)品升級換代速度慢以及國際環(huán)境組織劃分碳排放責任不公平等，而對于出口貿(mào)易的增長促使隱含碳排放量增加這一研究相對欠缺。因此本文從我國出口貿(mào)易的角度出發(fā)，對貿(mào)易量的增加影響隱含碳的排放進行深入探討。分析出我國碳排放量逐年增加的主要原因是出口貿(mào)易量的增加。想要減少隱含碳的排放量，關(guān)鍵要對我國的貿(mào)易政策提出改進措施，必須完善我國的低碳化貿(mào)易政策，例如保持出口平穩(wěn)增長，推動出口結(jié)構(gòu)升級。根據(jù)不同行業(yè)碳排放量的差異，采取不同的出口限制政策和措施。引進先進生產(chǎn)技術(shù)，提高能源利用效率等。從而達到節(jié)能減排作用，并且促進低碳經(jīng)濟發(fā)展。

二、研究方法

投入產(chǎn)出法，是由美國的WassilyW.Leontief教授創(chuàng)立的，即把一系列內(nèi)部部門在一定時期內(nèi)投入來源與產(chǎn)出去向排成一張投入產(chǎn)出表，依據(jù)該表來建立數(shù)學模型，從而計算消耗系數(shù)，再根據(jù)消耗系數(shù)進行經(jīng)濟分析和預(yù)測。在投入產(chǎn)出分析中涉及到兩個最重要的概念：直接消耗系數(shù)和完全消耗系數(shù)。直接消耗系數(shù)是指某個部門在生產(chǎn)單位產(chǎn)品時需要消耗的各個部門產(chǎn)品的數(shù)量。完全消耗系數(shù)是指部門與部門之間除了直接消耗外，還需要通過中間產(chǎn)品消耗某一產(chǎn)品，稱作間接消耗，完全消耗系數(shù)則是某個部門在生產(chǎn)單位產(chǎn)品時的直接消耗與間接消耗的總和。

利用投入產(chǎn)出表中的直接消耗系數(shù)矩陣，將CO2直接排放系數(shù)轉(zhuǎn)化成CO2完全排放系數(shù)，從而得到隱含碳的排放系數(shù)。然后，用我國的出口貿(mào)易總量乘以隱含碳排放系數(shù)，得到出口產(chǎn)品中總的隱含碳。再減去直接能源出口中隱含的CO2，即可得到我國出口中的隱含碳。

具體指標如下：

1. 直接消耗系數(shù)：amn=qmn/Qmn（m，n=1，2，3，4……k） （1）

其中，amn表示n類產(chǎn)品的直接消耗系數(shù)。生產(chǎn)每一單位的n部門的產(chǎn)品所直接消耗的m部門的產(chǎn)品數(shù)量=生產(chǎn)n部門全部產(chǎn)品所直接消耗的m部門的產(chǎn)品數(shù)量/n部門的總產(chǎn)量。將amn記作矩陣A。

2. 完全排放系數(shù)：B=A（E-tA）-1（2）

其中，B表示完全排放系數(shù)，A表示直接消耗系數(shù)；t表示國內(nèi)投入品中占投入的比重，且t=1- [m部門的進口額/（m部門進口額+m部門的總產(chǎn)值-m部門出口額）。（E-tA）-1稱為扣除進口產(chǎn)品影響的里昂惕夫逆矩陣。

3. 中間投入產(chǎn)品i的能源消耗強度：xi=Xi/Pi（3）

其中，設(shè)xi為生產(chǎn)單位產(chǎn)值的i產(chǎn)品所消耗的能源量，Xi代表產(chǎn)品部門i全年的能源消費總量，Pi代表產(chǎn)品部門i在同一年份的總產(chǎn)值。Xi和Pi 的數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》 。

4. 最終產(chǎn)品部門j的隱含能源消耗強度：Cj=Σbij*xj（j=1，2，…，14）（4）

其中，Cj表示在生產(chǎn)單位產(chǎn)值的j類產(chǎn)品過程中，直接和間接消耗的中間投入的i（i=1，2，…，14）個部門的能源消耗強度之和。已知中間投入品i的能源消耗強度xi和生產(chǎn)j類產(chǎn)品所直接和間接消耗的i類產(chǎn)品的價值量。

5. 最終產(chǎn)品的出口產(chǎn)品的隱含碳

Qj = Wj*Cj*M（j=1，2，…，14）（5）

其中，Wj表示j類產(chǎn)品的出口額，M表示某一年單位能源消耗量的CO2排放強度

6. 全部出口產(chǎn)品的隱含碳：

z=ΣQj（j=1，2，…，14）（6）

三、實證分析

根據(jù)上述分析，從表1可以看出：

1. 我國2012年出口貿(mào)易中隱含碳的排放量整體高于2007年我國出口貿(mào)易中的隱含碳排放量。

2. 14個行業(yè)中，除煤炭開采和洗選業(yè)與紡織服裝鞋帽皮革羽絨及其制品業(yè)兩個行業(yè)，在2012年的出口貿(mào)易隱含碳排放量比2007年有下降趨勢以外，其余的12個行業(yè)在2012年的出口貿(mào)易隱含碳排放量都有了大幅度的上升。

3. 其中，石油和天然氣開采業(yè)、紡織業(yè)、化學工業(yè)、通用、專用設(shè)備制造業(yè)、交通運輸設(shè)備制造業(yè)、儀器儀表及文化辦公用品制造業(yè)以及通信設(shè)備、計算機電子設(shè)備制造業(yè)在我國出口貿(mào)易隱含碳排放量占據(jù)了大部分比重，大約70%左右。

4. 2012年，化學工業(yè)、通用、專用設(shè)備制造業(yè)和通信設(shè)洹⒓撲慊電子設(shè)備制造業(yè)這三個行業(yè)的出口貿(mào)易隱含碳的排放量比2007年有巨大的增長幅度。

利用投入產(chǎn)出法對我國出口貿(mào)易中的隱含碳進行測算后，通過得到的數(shù)據(jù)，分析出我國在出口貿(mào)易中的隱含碳排放問題的嚴重性。雖然貿(mào)易的快速發(fā)展加快了我國經(jīng)濟增長的步伐，但是，貿(mào)易量的增大是促使我國出口貿(mào)易隱含碳愈加嚴重的重要原因。

我國出口貿(mào)易中隱含碳排放愈加嚴重的主要原因是貿(mào)易量的增長，中國是典型的隱含碳凈出口國。通過對中國出口隱含碳的測算，我們可以看出，中國出口貿(mào)易的快速發(fā)展導(dǎo)致出口貿(mào)易中的隱含碳排放量逐年增長。這表明，出口規(guī)模的大小和技術(shù)水平的高低對中國出口貿(mào)易隱含碳排放的影響較大。因此，我國出口貿(mào)易規(guī)模的龐大是出口貿(mào)易隱含碳排放逐年增加的主要原因。

相比我國的出口貿(mào)易規(guī)模之龐大，由于我國是制造大國，因此我國的進口貿(mào)易規(guī)模稍微偏弱。更重要的是，進口貿(mào)易伙伴國早就完成工業(yè)革命，加上生產(chǎn)技術(shù)較為先進，結(jié)構(gòu)較為優(yōu)化，碳排放強度低于中國，所以，我國出口貿(mào)易隱含碳排放量的增長大大高于進口商品隱含碳排放量的增長。要想我國出口貿(mào)易中的隱含碳排放量能夠得到有效的緩和，那么，我國就必須在現(xiàn)有的生產(chǎn)技術(shù)水平上取得更大的突破口，同時，也需要更進一步優(yōu)化出口貿(mào)易的貿(mào)易結(jié)構(gòu)。另外，化學工業(yè)、通用及專用設(shè)備制造業(yè)、金屬冶煉及壓延加工業(yè)、紡織業(yè)以及交通運輸業(yè)這幾個高污染企業(yè)占據(jù)了我國出口貿(mào)易隱含碳排放總量的60%～70%，并有逐年上升趨勢。因此，需要對這些部門的改進尤其加以重視。

四、對策及建議

基于以上的研究討論，針對貿(mào)易量的增加促使我國出口貿(mào)易隱含碳的排放逐年增加這一原因，提出如下建議：

我國應(yīng)該對貿(mào)易政策進行改進，實行更加完善具體的低碳化貿(mào)易政策。

首先，我國政府應(yīng)該確保對外貿(mào)易政策的連續(xù)與穩(wěn)定，有了穩(wěn)定的貿(mào)易環(huán)境，才能保持出口的平穩(wěn)增長，提高我國的科技技術(shù)，促進出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。處于當前全球化的時代背景下，中國必須要從制造大國邁進制造強國之列。因此，面臨加速升級換代的制造業(yè)，除了面臨發(fā)達國家對生產(chǎn)技術(shù)以及產(chǎn)品市場的高標準、高要求的壓力，還面臨著其他發(fā)展中國家低成本生產(chǎn)的壓力。國家和政府要繼續(xù)按照實情調(diào)整實施適合我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的政策，對于一些高能耗、低附加值的產(chǎn)業(yè)要準確調(diào)控他們的出口規(guī)模。各企業(yè)各部門也要不斷通過生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新等手段爭取在國際市場上獲得較大的國際競爭優(yōu)勢，從而進入生產(chǎn)價值鏈的高端。

其次，促進高污染制造產(chǎn)業(yè)的換代升級，對高排放的產(chǎn)品出口要進行必要的限制，需要實施低碳化貿(mào)易政策。針對化學工業(yè)、紡織業(yè)等高污染行業(yè)，對其生產(chǎn)出的產(chǎn)品在出口時征收相應(yīng)的環(huán)境關(guān)稅。另一方面，需要鼓勵進口替代政策，加快促進國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，以促進本國國內(nèi)企業(yè)的節(jié)能減排。

最后，我國各行業(yè)也應(yīng)該對自身的生產(chǎn)技術(shù)進行不斷創(chuàng)新，生產(chǎn)出綠色、低能耗、低排放的產(chǎn)品，減少出口碳排放量，從而能夠?qū)崿F(xiàn)節(jié)能減排的大目標，真正實現(xiàn)低碳經(jīng)濟的全面發(fā)展。

參考文獻：

[1]原磊磊，吳水榮，陳幸良，陳勇.國際貿(mào)易中隱含跨境碳轉(zhuǎn)移環(huán)境責任分擔問題研究[J].林業(yè)經(jīng)濟，2015（27）.

[2]趙玉煥，劉月.基于投入產(chǎn)出法的中國出口產(chǎn)品隱含碳測算[J].中國人口.資源與環(huán)境，2011（18）.

[3]高金田，董博，許冬蘭.基于隱含碳測算的我國進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化研究[J].山東大學學報.哲學社會科學版，2011（05）.

篇（5）

我國對外貿(mào)易的生態(tài)逆差問題概述

改革開放以來，伴隨中國經(jīng)濟的高速增長及日益加速的城市化進程，中國的能源需求及溫室氣體排放規(guī)模也呈快速增加趨勢。2011年，中國一次能源消費規(guī)模已經(jīng)超過美國，從而成為世界第一大能源消費國。近年許多西方國家認為，中國正在消耗過多的世界能源資源來維持經(jīng)濟的持續(xù)增長，越來越多的國際碳減排壓力、“中國能源”、“中國氣候”等議論接踵而至。但是，我國大量能源消耗實質(zhì)上是由于承接了國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，為發(fā)達國家大量生產(chǎn)和加工產(chǎn)品。關(guān)于我國能源消耗的測算大都是基于生產(chǎn)側(cè)進行的，但作為“世界加工廠”的中國，卻都是在為其他國家生產(chǎn)產(chǎn)品，即必須基于消費側(cè)進行研究才更加符合我國能源消耗與貿(mào)易關(guān)系的現(xiàn)實狀況。我國對外貿(mào)易雖然保持著長年順差，但從能源消耗及對環(huán)境的污染角度來講，卻是生態(tài)逆差的，本文從我國出口貿(mào)易內(nèi)涵能源的測算角度切入，借助數(shù)據(jù)證明我國因貿(mào)易所消耗的潛在能源規(guī)模，對我國能源消耗的國際轉(zhuǎn)移進行評估。

目前，國內(nèi)外針對中國對外貿(mào)易的內(nèi)涵能源及內(nèi)涵碳問題已經(jīng)有一些相關(guān)研究成果。Christopher L.Weber等（2008）對1987～2005年中國出口產(chǎn)品的內(nèi)涵CO2排放量進行了測算，認為中國產(chǎn)品出口導(dǎo)致的碳排放及其引起的氣候變化效應(yīng)對全球環(huán)境產(chǎn)生了影響；Fredrich KAHRL等（2008）通過構(gòu)建中國能源使用和能源價格傳遞的結(jié)構(gòu)模型，認為產(chǎn)品生產(chǎn)的上游環(huán)節(jié)是內(nèi)涵能源的主要來源。國內(nèi)的陳迎（2008）、齊曄（2008）、顧阿倫（2010）等都通過投入傳出分析得出了中國對外貿(mào)易內(nèi)涵能源凈出口的結(jié)論，并給出了不同的規(guī)模評估；尹顯萍等（2010）還從國家、部門和重點行業(yè)三個層次出發(fā)定量研究了中日商品貿(mào)易中的內(nèi)涵能源問題；Shui和Harriss（2006）則針對中美貿(mào)易中的內(nèi)涵能源進行了測度，提出如果美國將其進口自中國的產(chǎn)品換為自己生產(chǎn)，則國內(nèi)碳排放將增長3%～6%，中國生產(chǎn)用于出口到美國的產(chǎn)品所排放的溫室氣體約占到排放總量的7%～14%。綜合已有的研究成果來看，目前關(guān)于貿(mào)易內(nèi)涵能源的測度問題沒有統(tǒng)一標準，很多研究存在諸多不足，如沒有考慮加工貿(mào)易的影響，這會嚴重高估計算結(jié)果。鑒于此，本文在研究方法上也將做進一步的改進和修正。

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（UN Comtrade Database），分類標準采用SITC Rev.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。

另一方面，鑒于我國對外貿(mào)易內(nèi)涵能源的規(guī)模依然在迅速增加，這也意味著要想減少對國內(nèi)能源資源的過度消耗及環(huán)境污染，除長期逐步實施國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級戰(zhàn)略外，中短期內(nèi)必須以犧牲出口貿(mào)易規(guī)模的增長為代價，即必須在能源環(huán)境利益與經(jīng)濟貿(mào)易利益之間做出取舍。改革開放以來，伴隨我國對外貿(mào)易規(guī)模的騰飛，相繼而來的能源消耗和環(huán)境污染問題也讓我們付出了沉重代價。由貿(mào)易帶來的內(nèi)涵能源問題已經(jīng)引起了中央政府的高度重視，近年頻出的“兩高一資”產(chǎn)品限制出口的貿(mào)易政策，表明國家政策層面已經(jīng)認識到，為保護國內(nèi)資源和環(huán)境，必須犧牲短期內(nèi)的經(jīng)濟貿(mào)易利益，未來通過逐步的貿(mào)易轉(zhuǎn)型來實現(xiàn)經(jīng)濟和貿(mào)易的可持續(xù)發(fā)展。

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篇（6）

中圖分類號:F746.12 文獻標識碼:A 文章編號:1005-0892(2007)04-0105-04

一、文獻回顧

中國對日出口貿(mào)易與日本對華直接投資之間的關(guān)系，屬于東道國出口貿(mào)易和外商直接投資(FDI)之間的關(guān)系。對于這種關(guān)系，國內(nèi)外學者提出了多種觀點，經(jīng)整理相關(guān)文獻，可將這些觀點概括為如下四個方面：

（1）東道國出口貿(mào)易對FDI具有單向因果關(guān)系。該觀點認為東道國出口貿(mào)易增長會吸引更多的FDI流入。國際市場激烈的競爭會使國內(nèi)出口企業(yè)不斷進行技術(shù)創(chuàng)新，通過降低成本，有效利用資本和多樣化生產(chǎn)提高競爭力，從而可以增加這些企業(yè)對FDI的吸引力。Hein(1992)通過對拉美以及東亞各國的實證分析指出，成功實施促進出口政策的國家吸引了大量FDI，東道國出口貿(mào)易擴張先于FDI的增長。[1]Lucas(1993)研究發(fā)現(xiàn)東南亞國家FDI對出口貿(mào)易彈性往往遠高于國內(nèi)總需求彈性。[2]冼國明(2003)對外商在華直接投資與中國出口之間的相關(guān)性進行計量研究，結(jié)論是FDI對中國出口貿(mào)易彈性約為1.24％，中國出口貿(mào)易對FDI具有單向因果關(guān)系。[3]

（2）FDI對東道國出口貿(mào)易具有單向因果關(guān)系，該觀點認為FDI是東道國出口貿(mào)易增長的發(fā)動機。關(guān)于FDI對東道國出口貿(mào)易的促進作用，Muchielli和Chedor(1999)指出，對發(fā)展中國家進行投資的外國資本，擁有國內(nèi)企業(yè)不具備的國際市場經(jīng)驗、國際銷售網(wǎng)絡(luò)和更先進的技術(shù)及管理經(jīng)驗，因此FDI可以大大提高一國出口競爭力。[4]Zhang和Song(2000)認為，外資企業(yè)通過對當?shù)仄髽I(yè)的“溢出效應(yīng)”和多種形式的非股權(quán)產(chǎn)業(yè)聯(lián)系，可以直接帶動當?shù)仄髽I(yè)的出口貿(mào)易，或者可以提高當?shù)仄髽I(yè)的出口競爭力。[5]田銀華(2005)對中美貿(mào)易和FDI數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析結(jié)果顯示，美國對華直接投資對于中國對美國出口貿(mào)易呈現(xiàn)單向因果關(guān)系。[6]封福育(2006)研究認為FDI對中國出口貿(mào)易具有創(chuàng)造效應(yīng)，中國出口貿(mào)易對FDI彈性約為20.16％。[7]

（3）東道國出口貿(mào)易與FDI之間呈現(xiàn)雙向因果關(guān)系。乾友彥和春日義之(1997)就每種產(chǎn)業(yè)，對FDI和貿(mào)易進行了時間序列分析，認為日本和與其經(jīng)濟交流密切的國家之間，貿(mào)易額和投資額將會不斷增加，東道國出口貿(mào)易和FDI之間向互補方向發(fā)展的可能性很高。[8] 崎彰彥(1998)[9]和石 明德(2005)按照產(chǎn)業(yè)類別，分別對1989～1996年和1996～2004年日本海外生產(chǎn)進行了計量分析，認為FDI和東道國出口貿(mào)易之間存在相互擴大的相關(guān)關(guān)系。[10]Liu、Wang(2001)研究認為中國總體流入的FDI和出口貿(mào)易之間存在雙向因果關(guān)系。[11]

（4）東道國出口貿(mào)易與FDI之間沒有相關(guān)關(guān)系。Jun和Singh(1996)對1969～1993年吸引外資較多的30個發(fā)展中國家進行了研究，發(fā)現(xiàn)泰國、厄瓜多爾、葡萄牙、希臘四國的出口業(yè)績對FDI具有吸引作用；FDI對新加坡出口具有明顯的促進作用；哥倫比亞、哥斯達黎加、埃及、馬來西亞、墨西哥、尼日利亞等六國出口貿(mào)易和FDI之間沒有顯著的相關(guān)性。因此認為東道國出口和FDI之間不存在值得討論的相關(guān)關(guān)系。[12]

綜上所述，對東道國出口貿(mào)易與FDI之間關(guān)系的研究存在著單向、雙向因果關(guān)系和無相關(guān)關(guān)系等不同觀點，四種不同觀點的政策含義是不同的。若出口貿(mào)易對FDI具有單向因果關(guān)系，那么合理的經(jīng)濟政策就應(yīng)該是通過增加出口來吸引FDI，而各類優(yōu)惠引資政策則可有可無。反之，若FDI對出口貿(mào)易具有單向因果關(guān)系，那么制定各種優(yōu)惠政策以吸引外資的工作則愈顯重要，其他兩種情況下的政策含義也可做類似討論。

出現(xiàn)上述四種觀點的差異表明需要結(jié)合國別進行實證研究，以便制定切實可行的引資對策。然而，結(jié)合國別的研究文獻并不多見，王洪亮（2003）針對中日貿(mào)易和投資關(guān)系進行了實證研究，采用1983~2001年的數(shù)據(jù)，認為中國對日出口貿(mào)易與日本對華直接投資之間具有雙向因果關(guān)系。[13]我國加入WTO后，基礎(chǔ)工業(yè)和基礎(chǔ)設(shè)施產(chǎn)業(yè)受到較大影響。[14]處于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整期的中國對日出口貿(mào)易與日本直接投資之間，是否仍保持雙向因果關(guān)系有待證明。本文運用協(xié)整理論及其方法，研究了1985~2005年中國對日出口貿(mào)易與日本對華直接投資之間的關(guān)系，試圖從中找到相應(yīng)結(jié)論。

二、計量方法與模型設(shè)定

1. 樣本說明

本文主要檢驗中國對日出口貿(mào)易與日本對華直接投資關(guān)系，不考慮中國對日進口額、利率、匯率及GDP等相關(guān)變量的影響。LEXt表示t時期中國對日本出口額的自然對數(shù)，LFDIt表示t時期日本對華直接投資額的自然對數(shù)。樣本區(qū)間為1985~2005年，1985~2004年數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》有關(guān)各期，[15]2005年數(shù)據(jù)來自中國駐日本國大使館經(jīng)濟商務(wù)參贊處網(wǎng)站，[16]使用Eviews5.0軟件進行變量計算和計量分析。

2. 檢驗平穩(wěn)性和協(xié)整關(guān)系

1987年Engle和Granger提出協(xié)整理論及協(xié)整檢驗方法。對回歸殘差進行單位根檢驗的協(xié)整檢驗有三種：CRDW檢驗、DF檢驗和ADF檢驗。本文采用ADF檢驗來判斷殘差序列的平穩(wěn)性，進而判斷變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

對兩個變量的協(xié)整關(guān)系檢驗采用EG（Engle和Granger）最小二乘估計法（OLS）。設(shè){LFDIt)和{LEXt}均為I（1）變量，首先建立OLS模型，進行協(xié)整回歸：

4. 檢驗Granger因果關(guān)系

協(xié)整檢驗表明變量之間是否存在長期均衡關(guān)系，但是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進一步檢驗。如果變量LEX有助于預(yù)測LFDI，即根據(jù)過去值對LFDI進行自回歸時，加上LEX的過去值，能夠顯著地增強回歸的解釋力，則稱LEX是LFDI的Granger原因，否則稱為非Granger原因。其檢驗?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

由于Granger因果關(guān)系檢驗對滯后階數(shù)非常敏感，需要依次多滯后幾階，檢驗結(jié)果是否具有同一性。

三、計量檢驗結(jié)果及分析

1. ADF檢驗結(jié)果

圖1顯示，時間序列LEXt和LFDIt應(yīng)為非平穩(wěn)序列，但它們可能具有共同的趨同成份。圖2顯示，一階差分序列為平穩(wěn)序列，并有相似的變化周期，這是它們之間存在協(xié)整關(guān)系的重要跡象。采用ADF檢驗平穩(wěn)性，ADF檢驗最佳滯后階數(shù)根據(jù)SC準則確定，SC值越小，則滯后階數(shù)越佳。檢驗形式為（C，T，L），C、T、L分別代表常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù)。由表1可見，LEX和LFDI在1％的顯著性水平上ADF絕對值小于臨界值，不能拒絕零假設(shè)，說明兩變量是非平穩(wěn)的。而一階差分后ADF絕對值大于臨界值，可以拒絕零假設(shè)，說明LEX和LFDI是一階差分平穩(wěn)，為I（1）過程。

圖1水平值序列圖

圖2一階差分值序列圖

表1ADF檢驗結(jié)果

MacKinnon (1996) one-sided p-values

注：表示變量序列的一階差分，*表示臨界值取顯著水平為5%的臨界值，其余均為1%的臨界值。

2. 協(xié)整檢驗結(jié)果

根據(jù)ADF檢驗，由于LEX和LFDI均為一階單整，可以由EG法考察其協(xié)整關(guān)系或長期均衡關(guān)系。對方程（1）進行OLS回歸，結(jié)果見表2。直接回歸方程（1）的結(jié)果顯示DW值很低，為0.92，表明殘差存在自相關(guān)，需要進行自相關(guān)修正。表2列出了修正后的回歸結(jié)果，修正后的DW值為2.35，較修正前有顯著改善，表明從統(tǒng)計上已消除了殘差自相關(guān)。回歸顯示，在 1985～2005年期間，中國對日出口貿(mào)易對于日本在華直接投資有顯著的影響，呈現(xiàn)正相關(guān)。模型擬合較好，各系數(shù)都通過了顯著性檢驗，R2和調(diào)整的R2均為96％，F(xiàn)統(tǒng)計值顯著。為了檢驗是否存在協(xié)整關(guān)系，還要考察自相關(guān)修正后的方程殘差是否平穩(wěn)。根據(jù)AIC和SC最小準則選擇無常數(shù)、無趨勢、滯后1階進行ADF檢驗，結(jié)果見表3。發(fā)現(xiàn)殘差在5％的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明殘差序列是平穩(wěn)的，中國對日出口貿(mào)易和日本在華直接投資之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系，二者大致以相同速率向上漂移。殘差自相關(guān)修正后的協(xié)整方程為：

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

根據(jù)協(xié)整方程（4），長期內(nèi)中國對日出口額每變動1％，日本在華直接投資將同方向變動1.19％，即日本對華直接投資對于中國對日出口貿(mào)易彈性約為1.19％，中國對日出口貿(mào)易和日本在華直接投資之間具有顯著正相關(guān)性。

表2協(xié)整檢驗結(jié)果

表3回歸殘差的ADF檢驗結(jié)果

注：***，**，*分別表示1%，5%，10%的顯著水平。

3. 誤差修正模型

根據(jù)Granger定理，兩個具有協(xié)整關(guān)系的變量一定存在誤差修正模型。首先選擇每一個變量的滯后長度，本文使用Hendry從一般到個別的建模方法。開始每個變量滯后3期，根據(jù)方程（1）反復(fù)嘗試和剔除不顯著的滯后期，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）可見，擬合度較低，可能是由于缺少了相關(guān)變量所致。但是方程不存在自相關(guān)性，估計系數(shù)顯著為負，調(diào)整方向符合短期波動向長期均衡調(diào)整的誤差修正機制，所以該模型是可靠的。誤差修正系數(shù)為-0.26，表明當短期波動偏離長期均衡時，將以26％的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

4. Granger因果檢驗結(jié)果

用Granger因果檢驗方法判斷是中國對日出口的增長吸引了日資，還是日資帶動了中國對日出口貿(mào)易的增長，或者是兩者互為因果關(guān)系。從表4的檢驗結(jié)果可以看出LEX是LFDI的Granger原因，而LFDI對LEX不存在Granger因果性，即中國對日出口貿(mào)易對于日本對華直接投資具有單向因果關(guān)系。這一結(jié)論與Hein（1992）、 Lucas（1993）和冼國明（2003）的結(jié)論相一致，認為東道國出口競爭力的提高會吸引更多FDI流入。但是，王洪亮（2003）認為中國對日出口貿(mào)易對于日本對華直接投資具有雙向因果關(guān)系，本結(jié)論顯然與之截然相反。對此，筆者考慮中國入世可能是個很重要的影響因素，中國對日進口額、利率、匯率及GDP等相關(guān)變量也應(yīng)該有一定的影響。總之，還有待于進一步深入進行實證研究方可下結(jié)論。

表4Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

四、結(jié)論與建議

由上述分析，可以初步得出如下結(jié)論：

（1）協(xié)整關(guān)系檢驗表明，中國對日出口貿(mào)易與日本對華直接投資之間存在著長期均衡關(guān)系；日本在華直接投資對于中國對日出口貿(mào)易彈性約為1.19％，即中國對日出口每增加1％，可以導(dǎo)致日本對華直接投資增加量1.19％。

（2）從誤差修正模型可以看出，中國對日出口貿(mào)易與日本對華直接投資之間存在著一個由短期波動向長期均衡調(diào)整的機制，當短期波動偏離長期均衡時，將以26％的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。這也從另一個角度印證了中國對日出口貿(mào)易與日本對華直接之間存在長期均衡關(guān)系的初步結(jié)論。

（3）因果關(guān)系分析表明，中國對日出口貿(mào)易的增長吸引了日資，而不是日資帶動了中國對日出口貿(mào)易的增長。中國對日出口貿(mào)易不屬于“投資引導(dǎo)型”，日本對華直接投資屬于“貿(mào)易引導(dǎo)型”。

既然中國對日出口貿(mào)易增長能夠?qū)е氯毡緦θA直接投資的增加，那么應(yīng)該制定通過增加對日出口以吸引日資的經(jīng)濟政策，而沒有必要過多利用各種優(yōu)惠政策吸引日資。實際上中國入世后，試圖通過減免所得稅、返還增值稅、提供優(yōu)惠貸款等優(yōu)惠待遇的方式再來吸引日資，其運作空間也越來越小。同時，東南亞國家在吸引日資方面也與中國展開了激烈的競爭。因此，如果日資著眼于中國出口潛力，那么我國對吸引日資政策的調(diào)整就可以更加明確方向。建議政府今后應(yīng)該減少優(yōu)惠措施，放寬日資投資比例限制，放松對日出口限制，通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)，為日資企業(yè)提供完整的產(chǎn)業(yè)鏈，提高出口競爭力，如此方能大幅引進日資。

*作者感謝遼寧大學徐平教授、李平教授對本文提出的寶貴修改意見。當然，文責自負。

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篇（7）

一、如何界定貧困化增長

“貧困化增長”是德國經(jīng)濟學家科拉迪尼于1947年對于國家的出口貿(mào)易條件惡劣而提出的一個名詞。其具體含義為：一國因經(jīng)濟增長而惡化了貿(mào)易條件，從而導(dǎo)致本國福利水平下降，是一種貿(mào)易規(guī)模不斷擴大，而貿(mào)易條件不斷惡化的外貿(mào)增長。

一般認為貧困化增長發(fā)生的前提條件，具體包括以下四種：

1.增加的生產(chǎn)要素必須是用于生產(chǎn)偏向出口產(chǎn)品的。若一國的經(jīng)濟增長偏向于可出口部分，就會使該種商品的世界總供給可能大于世界總需求，國際市場商品價格下降，導(dǎo)致該國的貿(mào)易條件惡化。

2.國外對該種商品的進口需求為價格無彈性。此時，該國該種商品出口供給的擴大就會使價格下跌，從而使貿(mào)易條件惡化，出現(xiàn)貧困化現(xiàn)象。

3.針對這一國家的出口貿(mào)易影響比較大，這個國家的貿(mào)易情況會影響國際市場。

4.出口貿(mào)易占該過經(jīng)濟總量的很大一部分。

二、中國“貧困化增長”現(xiàn)狀及原因

我國的國際貿(mào)易歷經(jīng)多年完善，現(xiàn)在已經(jīng)可以支撐起很大一部分的市場以及經(jīng)濟水平。但中國的出口仍然是以的勞動密集型產(chǎn)品為主，高新技術(shù)產(chǎn)品出口的主要貿(mào)易方式仍然是加工貿(mào)易類，但是由于我國的出口貿(mào)易多數(shù)都是加工類型，很少有自己的原創(chuàng)工業(yè)產(chǎn)業(yè)，所以我國的出口貿(mào)易雖然在國際上影響比較大，但是競爭力較弱。沒有自主的技術(shù)就不能牢牢把握國際貿(mào)易的市場。從這個方面來說，我國對外貿(mào)易的發(fā)展接近于貧困化增長。

導(dǎo)致我國出現(xiàn)貧困化增長的原因大體包括：

1.中國是一個貿(mào)易大國，且經(jīng)濟上對國際貿(mào)易有依賴性

（1）隨著我國特色社會主義的發(fā)展，我國在世界范圍內(nèi)的影響力也越來越大。很多國家愿意與我國建立良好的國際貿(mào)易合作。這些都體現(xiàn)這我國飛速增長的經(jīng)濟水平并彰顯著我國的經(jīng)濟實力。2010年度全國進出口值為29727.6億美元，同比增長34.7%。國家外匯儲備在2010年末達到28473億美元，同比增長18.7%，遙遙領(lǐng)先于世界各國。從數(shù)據(jù)上看，毋庸置疑，中國是一個貿(mào)易大國。

（2）衡量一國經(jīng)濟對國際貿(mào)易依賴程度的主要指標就是對外貿(mào)易依存度，我國近六年來對外貿(mào)易依存度都是在50%左右，整體上偏高。而作為西方發(fā)達國家代表的美國，除08年金融危機時期外，其外貿(mào)依存度在25%左右。

我國外貿(mào)依存度的比例相當?shù)拇螅@些數(shù)據(jù)可以表明我國的經(jīng)濟主體是由國際貿(mào)易帶動的經(jīng)濟發(fā)展。換言之也就是我國國內(nèi)市場的需求量遠遠小于國際市場。容易造成我國的巨額外匯儲備。這說明我國經(jīng)濟對世界經(jīng)濟有很大的依賴性。

2.中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)不優(yōu)，出口產(chǎn)品技術(shù)水平不高

加工貿(mào)易是我國出口貿(mào)易的主要方式。我國一直被譽為“世界工廠”，這一稱謂也說明我國的國際貿(mào)易類型多數(shù)以簡單的出口加工為主，這在為我國經(jīng)濟發(fā)展提供動力的同時也產(chǎn)生了比較嚴重的問題：首先，這樣的出口貿(mào)易模式不利于我國相關(guān)產(chǎn)業(yè)技術(shù)的進步以及發(fā)展。其次，這種模式會限制我國相關(guān)產(chǎn)業(yè)的競爭力，長此以往將會面臨更大的市場壓力。

三、中國合理改善困難發(fā)展環(huán)境的建議

1.調(diào)節(jié)市場成本

在國際貿(mào)易日益完善的今天，市場的成本成了熱門的話題。隨著我國市場的逐步開放，我國對于進口原料的需求就越來越大。所以現(xiàn)階段不可避免的就是要調(diào)節(jié)市場的成本，維持市場的穩(wěn)定。目前可行的方式有：降低進口關(guān)稅、擴大進口市場渠道、開發(fā)國內(nèi)原材料市場等方法。通過以上幾種方式有效的調(diào)節(jié)市場的成本，合理改善出口市場環(huán)境。

2.從商品出口轉(zhuǎn)向技術(shù)出口

技術(shù)的革新一直都是永恒的話題，一個市場的產(chǎn)能是有限的，但是市場中的科學技術(shù)水平是可以改善市場的環(huán)境的。應(yīng)用科學的方法改變并完善出口貿(mào)易就可以提高傳統(tǒng)行業(yè)的競爭力。力求從商品出口進一步轉(zhuǎn)向技術(shù)出口。全面提高市場競爭力。

3.鼓勵良性競爭

除了在市場以及產(chǎn)業(yè)方面的改善之外，我們還應(yīng)該鼓勵在市場內(nèi)部的良性競爭。現(xiàn)在的市場有很多的待開發(fā)以及待改造的部分，這些部分的引用都會對市場整體的效益水平有積極的影響。目前我們鼓勵良性競爭就是想在市場中創(chuàng)造出最強的力量以及最大的成果。

4.從國內(nèi)市場入手調(diào)控出口貿(mào)易平衡

一直以來我國的國民經(jīng)濟發(fā)展都是依賴于大量的出口貿(mào)易帶動的國內(nèi)市場需求。但是從現(xiàn)階段來看我國的國內(nèi)市場潛力遠大于出口貿(mào)易。我國正處于一個高速發(fā)展的經(jīng)濟增長道路上，進一步加大對于國內(nèi)市場的開發(fā)力度，加大國內(nèi)市場的需求是現(xiàn)在的當務(wù)之急。所以現(xiàn)在可以通過國內(nèi)市場調(diào)控出口貿(mào)易平衡性。

5.嚴格把控價格浮動大的產(chǎn)品出口量

篇（8）

基金項目：本文接受教育部哲學社會科學青年基金項目（11YJC790073）；南京審計學院人才引進項目（NSRC10009）資助

中圖分類號：F752 文獻標識碼：A

收錄日期：2012年2月28日

一、引言及文獻回顧

最新發(fā)展的異質(zhì)性貿(mào)易理論指出，一國的出口增長是由其出口貿(mào)易的深度邊際和廣度邊際增長共同實現(xiàn)的。出口貿(mào)易廣度邊際和深度邊際實質(zhì)上是對出口增長進行結(jié)構(gòu)性分解，這種結(jié)構(gòu)性分解方法對理解一國出口增長的質(zhì)量、平穩(wěn)性和可持續(xù)性具有重要意義。貿(mào)易自由化對國際貿(mào)易的二元邊際的影響是當前國際經(jīng)濟領(lǐng)域中的一個重要研究議題。由于貿(mào)易自由化往往與一國的貿(mào)易政策密切相關(guān)，深入探討貿(mào)易自由化對出口廣度邊際和深度邊際的影響，對于一國貿(mào)易政策的制定、評估和修正具有重要意義。

區(qū)域貿(mào)易協(xié)定中雙邊關(guān)稅的削減、制度協(xié)調(diào)安排等機制可以有效降低雙邊貿(mào)易中的貿(mào)易成本以及相關(guān)的不確定性。這些機制被普遍認為是促進國際貿(mào)易廣度邊際增長的主要原因。但由于不同的區(qū)域貿(mào)易協(xié)定在涵蓋范圍以及自由化程度上存在差異，所以區(qū)域貿(mào)易協(xié)定是否促進了成員國出口貿(mào)易廣度邊際的增長以及程度大小上的經(jīng)驗研究結(jié)論并不一致。Redding（2010）指出，單邊、多邊和優(yōu)惠貿(mào)易協(xié)定等不同的貿(mào)易自由化方式對一國的福利效應(yīng)具有顯著的區(qū)別，原因在于不同的貿(mào)易自由化方式會對異質(zhì)性企業(yè)產(chǎn)生不同的影響。Dutt，Mihov and Zandt（2011）利用經(jīng)典的引力模型實證分析了以多邊貿(mào)易自由化與區(qū)域貿(mào)易自由化對出口貿(mào)易的廣度邊際和深度邊際的影響。其實證研究的結(jié)果顯示，WTO提高了成員的出口貿(mào)易廣度邊際，而區(qū)域貿(mào)易協(xié)定則在降低成員出口貿(mào)易廣度邊際的同時提高了其出口貿(mào)易的深度邊際，甚至區(qū)域貿(mào)易協(xié)定對出口貿(mào)易廣度邊際的負面影響的程度超過了其對出口貿(mào)易深度邊際的積極影響。而Foster，Poschl and Stehrer（2010）以經(jīng)典引力模型為基礎(chǔ)并運用配對技術(shù)方法的實證研究結(jié)果則顯示，區(qū)域貿(mào)易協(xié)定對成員雙邊貿(mào)易增長具有顯著的促進作用，同時成員間雙邊貿(mào)易增長主要是通過廣度邊際實現(xiàn)的。Berthou and Fontagne（2008）以法國企業(yè)層面的數(shù)據(jù)實證研究了歐元區(qū)的成立對法國出口廣度邊際具有顯著的正向影響。錢學鋒等（2010）在Chaney（2008）建立的“扭曲”的引力模型基礎(chǔ)上，實證分析了中國出口貿(mào)易二元邊際及其影響因素。

中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)（CAFTA）是中國簽訂的第一個自由貿(mào)易協(xié)定，研究CAFTA對中國出口貿(mào)易的效應(yīng)對今后我國新FTA建設(shè)具有重要的借鑒意義。目前，針對CAFTA對中國出口貿(mào)易廣度邊際影響的研究較少，已有的研究無論是采用可計算一般均衡模型還是采用引力模型方法，大多認為CAFTA促進了我國出口貿(mào)易的增長，但都沒有對中國向CAFTA伙伴國出口的總量增長進行結(jié)構(gòu)性的分解。這就使得它們不能有效解釋自由貿(mào)易協(xié)定對中國出口增長影響的微觀結(jié)構(gòu)及其福利含義。本文在異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論框架下，借鑒Chaney（2008）構(gòu)造的“扭曲”的引力模型，對我國2000～2009年HS-6位數(shù)產(chǎn)品出口貿(mào)易面板數(shù)據(jù)進行檢驗，實證分析CAFTA的建設(shè)對我國出口貿(mào)易廣度邊際的影響。

二、經(jīng)驗研究

（一）出口貿(mào)易廣度邊際的測度。基于不同的研究目的和數(shù)據(jù)的可得性，不同學者對出口廣度邊際的定義具有一定的差別。Pacheco and Pierola（2008）綜合地理因素與產(chǎn)品的視角，認為出口廣度邊際主要是指建立起一種新的貿(mào)易關(guān)系。具體包括三種情況：一是新產(chǎn)品老市場；二是老產(chǎn)品新市場；三是新產(chǎn)品新市場。Bernard et al.（2009）則根據(jù)企業(yè)層面的貿(mào)易數(shù)據(jù)，將出口廣度邊際定義為由于企業(yè)進入或退出而引致的貿(mào)易變化。鑒于本文所使用的數(shù)據(jù)為2000～2009年HS-6位數(shù)的細分產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)，故采用產(chǎn)品種類的角度來定義出口廣度邊際。同時，考慮到我們研究的是雙邊層次上的出口貿(mào)易廣度邊際，因此將“新產(chǎn)品新市場”界定為出口廣度邊際。具體而言，若2000年沒有產(chǎn)品j從中國出口到o國，但在2009年有產(chǎn)品j從中國出口到o國（N■■），那么出口廣度邊際N定義為：N=■N■■。

（二）計量模型。Anderson and van Wincoop（2003）指出，經(jīng)典的引力模型假定同質(zhì)性企業(yè)和消費者具有種類偏好，從而使所有產(chǎn)品都能夠進行國際貿(mào)易。因而，在經(jīng)典引力模型中并不存在貿(mào)易的廣度邊際。尤其是現(xiàn)有引力模型所估計的國家樣本往往只考慮了雙邊具有正的貿(mào)易流量，忽略了零貿(mào)易，從而使其估計結(jié)果存在偏差。Chaney（2008）構(gòu)建了一個多邊非對稱的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易模型，并推導(dǎo)出一個“扭曲”的引力模型：

X■■（?準）＝

?滋h×■×■■×f■■■，0，otherwiseif ?準≥■■（1）

其中，X■■代表i國的h部門向j國的出口量；Y、Yi、Yj分別代表世界、i國和j國的經(jīng)濟規(guī)模；w■代表工人生產(chǎn)率；?子■■、f■■分別代表可變貿(mào)易成本和固定貿(mào)易成本；?茲■■為多邊阻力項；?滋、?酌、?滓為外生的參數(shù)，分別代表消費者對產(chǎn)品h的消費份額、企業(yè)異質(zhì)性參數(shù)和產(chǎn)品間的替代彈性。當部門h內(nèi)的企業(yè)生產(chǎn)率水平大于門檻生產(chǎn)率（■■）時，國家i的部門h向國家j的出口量為正，否則出口量為0。

錢學鋒等（2010）把出口貿(mào)易廣度邊際用企業(yè)數(shù)量代替，根據(jù)式（1）推導(dǎo)出如下出口廣度邊際（Nij）：

Nij＝■■×■f■■×■■ （2）

由式（2）可以看出，企業(yè)異質(zhì)性參數(shù)?酌越大（企業(yè)間生產(chǎn)率差異質(zhì)性程度越低），則貿(mào)易成本、工人的生產(chǎn)率及多邊貿(mào)易阻力的效應(yīng)越強，即行業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率異質(zhì)性程度越低，出口貿(mào)易廣度邊際的影響因素的效應(yīng)越明顯。

我們在式（2）的基礎(chǔ)上加入代表國家間是否達成區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的虛擬變量（RTAij）構(gòu)造如式（3）所示的計量方程：

Nij＝?琢0＋?琢1lnyi+?琢2lnyj＋?琢3lnwi＋?琢4ln?子ij＋?琢5fij＋?琢6ln?茲j＋?琢7RTAij+?著 （3）

式（3）中?著為殘差項；其他變量與式（1）含義相同。

（三）變量與數(shù)據(jù)

1、出口貿(mào)易廣度邊際。將2000年出口量為0而2009年出口到某個國家的量為正的某種產(chǎn)品作為參照，依次考察2000～2009年各年該產(chǎn)品是否由中國出口到該國，如果出口量為正，則該出口值作為出口的廣度邊際，如果沒有出口，則該值為0。該值以水平值的形式進入回歸方程。

2、經(jīng)濟規(guī)模。本文使用東盟5國GDP總量（GDPj）和中國的GDP總量（GDPc）來衡量其經(jīng)濟規(guī)模，數(shù)據(jù)來源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。以對數(shù)形式進入回歸方程。預(yù)期經(jīng)濟規(guī)模對出口廣度邊際的影響為正。

3、出口目的國生產(chǎn)率水平（ln PROj）。由于我們難以獲得各國的工人工資率的具體數(shù)據(jù)，因此我們采用勞動生產(chǎn)率水平來替代工人工資率。以各國每工人的產(chǎn)出代表其勞動生產(chǎn)率水平，數(shù)據(jù)來源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。以對數(shù)形式進入方程，根據(jù)式（2）其符號預(yù)期為負。

4、可變貿(mào)易成本（ln DISTij）與固定貿(mào)易成本（ln freej）。參照通常的做法，將雙邊地理距離代表可變貿(mào)易成本。我們以中國與東盟5國首都之間的直線距離作為可變貿(mào)易成本，數(shù)據(jù)來源于Winglobe2.1軟件。以對數(shù)形式進入方程，預(yù)期符號為負。固定貿(mào)易成本，參照錢學鋒等（2010）的做法，使用The Heritage Foundation出版的Index of Economic Freedom中提供的各國總體得分來衡量東盟5國的固定貿(mào)易成本，該得分越高，則該國的固定貿(mào)易成本越低。以對數(shù)形式進入方程，預(yù)期符號為正。

5、多邊阻力（ln mrj）。參考Kancs（2007）將多邊阻力重新定義為?茲■■■■■（Y■/Y）?準■。假定兩國間存在對稱的貿(mào)易成本（?準■＝?準■），并且一國的內(nèi)部貿(mào)易成本為0（?準■=1）。參考Head and Mayer（2004）推導(dǎo)出的貿(mào)易自由度計算公式：

?準od=■ （4）

式（4）中E■、E■分別為從o國向d國的總出口和從d國向o國的總出口；E■、E■分別表示o國和d國的國內(nèi)銷售，等于國內(nèi)總產(chǎn)出減去其總出口。依據(jù)以上多邊阻力的定義和貿(mào)易自由度計算公式（4），我們可以計算得到東盟5國的國際貿(mào)易多邊阻力值。以對數(shù)形式進入方程，預(yù)期符號為正。

6、區(qū)域貿(mào)易協(xié)定（RTAij）。當中國與東盟5個國家間有區(qū)域貿(mào)易協(xié)定時，該變量值為1，否則為0。如前所述，區(qū)域貿(mào)易協(xié)定這一虛擬變量反映了以一國貿(mào)易自由化程度得分所代表的固定貿(mào)易成本和以地理距離所代表的可變貿(mào)易成本之外的如區(qū)域貿(mào)易協(xié)定中的制度協(xié)調(diào)、關(guān)稅削減等制度安排所帶來貿(mào)易成本降低的效應(yīng)。因此，我們預(yù)期該變量的系數(shù)為正。

（四）估計方法與回歸結(jié)果。為研究行業(yè)內(nèi)企業(yè)間生產(chǎn)率異質(zhì)性程度對貿(mào)易成本下降所引致的出口貿(mào)易廣度邊際增長的影響，我們采用OECD（2003）根據(jù)行業(yè)技術(shù)水平差異的分類方法，將制造業(yè)行業(yè)分為高技術(shù)行業(yè)、中高技術(shù)行業(yè)、中低技術(shù)行業(yè)和低技術(shù)行業(yè)等四個行業(yè)，同時利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫（1998～2007）所提供的企業(yè)層面的數(shù)據(jù)，以企業(yè)人均工業(yè)增加值代表其勞動生產(chǎn)率水平，分別計算了以上四個大類行業(yè)內(nèi)企業(yè)間生產(chǎn)率異質(zhì)性程度（以行業(yè)內(nèi)企業(yè)間人均工業(yè)增加值標準差在2000～2007年平均值的對數(shù)表示）。為避免使用引力模型進行貿(mào)易流量估計時損失零點貿(mào)易數(shù)據(jù)，通常的做法是采用雙邊貿(mào)易流量以ln（1+Tij）形式進入方程，但正如Santos-Silva and Tenreyro（2006）所指出的，這種處理方式在存在異方差的情形下將產(chǎn)生不一致估計的缺陷，因此他們建議采用PPML估計方法以避免不一致估計的問題。我們參照他們的建議，采用PPML方法對回歸方程進行估計，表1報告了回歸結(jié)果。（表1）

（五）穩(wěn)健性檢驗。為檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們重新定義出口貿(mào)易廣度邊際為：2000年中國沒有向國家o出口產(chǎn)品j，而在2007年、2008年和2009年三年內(nèi)連續(xù)有產(chǎn)品j向該國出口。然后，再依次考察2001～2009年各年該產(chǎn)品是否由中國出口到該國，如果出口量為正，則該出口值作為出口的廣度邊際，如果沒有出口，則該值為0。該值以水平值的形式進入回歸方程。按照重新定義的出口貿(mào)易廣度邊際，我們?nèi)允褂肞PML方法對式（3）進行回歸，回歸結(jié)果如表2所示。（表2）

通過重新定義出口貿(mào)易廣度邊際，使用相同的方法進行回歸后，我們發(fā)現(xiàn)所有變量的符號和顯著性沒有改變，表明表1中的回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（六）回歸結(jié)果分析

第一，與經(jīng)典的引力模型相同，出口目的地的經(jīng)濟規(guī)模和出口國的經(jīng)濟規(guī)模對出口廣度邊際有正的影響。其中，高技術(shù)行業(yè)和低技術(shù)行業(yè)出口廣度邊際受出口目的地經(jīng)濟規(guī)模的影響為正，但其統(tǒng)計上不具有顯著性。而中等技術(shù)水平行業(yè)（包括中高技術(shù)水平和中低技術(shù)水平）的出口廣度邊際受出口目的地經(jīng)濟規(guī)模影響為正，且具有統(tǒng)計上的顯著性。出口國的經(jīng)濟規(guī)模對不同技術(shù)水平行業(yè)的出口廣度邊際具有積極的影響。這一結(jié)果與Frankel，Stein and Wei（1995，1996）所指出的“經(jīng)濟規(guī)模較大的國家之間建立自由貿(mào)易區(qū)會引致貿(mào)易品種數(shù)較大的擴張”的發(fā)現(xiàn)相一致。這意味著，我國在選擇貿(mào)易伙伴國時，與經(jīng)濟規(guī)模較大的國家簽訂自由協(xié)定，對我國出口貿(mào)易廣度邊際的增長更加有利。

第二，固定貿(mào)易成本（以出口目的地經(jīng)濟自由程度的得分代表）對不同技術(shù)水平的行業(yè)具有負面影響，即出口目的地的經(jīng)濟自由程度越高，則我國出口貿(mào)易廣度邊際越大。這可以從以出口目的地的經(jīng)濟自由程度得分表示的固定貿(mào)易成本的回歸系數(shù)為正反映出來。從這一點來看，通過具有約束性的貿(mào)易協(xié)定安排，降低我國出口企業(yè)在出口目的地所面臨的固定成本具有積極的意義。

第三，可變貿(mào)易成本（以地理距離代表）對不同技術(shù)水平行業(yè)的出口廣度邊際的影響與固定貿(mào)易成本相似，其對不同技術(shù)水平行業(yè)均具有負面影響。但是，從統(tǒng)計顯著性上看，可變貿(mào)易成本對中低技術(shù)行業(yè)和低技術(shù)行業(yè)的影響較為顯著，而對高技術(shù)行業(yè)及中高技術(shù)行業(yè)的影響不具有顯著性。這反映了高技術(shù)行業(yè)和中高技術(shù)行業(yè)由于具有較高的附加值，從而可以部分吸收這部分成本有關(guān)。從這一結(jié)果看，隨著我國制造業(yè)技術(shù)水平的不斷升級，選擇自由貿(mào)易協(xié)定伙伴時，可以突破地理臨近的限制，在更廣的范圍內(nèi)來尋找理想的FTA伙伴國。

第四，多邊阻力項對我國出口廣度邊際的影響為正，即出口目的地國家與其他國家的貿(mào)易阻力越大越可能促進與我國之間的貿(mào)易。同樣，中等技術(shù)水平行業(yè)的影響在統(tǒng)計上是顯著的，而高技術(shù)水平行業(yè)和低技術(shù)水平行業(yè)的影響則不具有顯著性。這一方面反映了我國制造業(yè)發(fā)展階段的現(xiàn)實，同時也提醒我們在建設(shè)自由貿(mào)易區(qū)時實現(xiàn)“深度一體化”以促進我國高技術(shù)行業(yè)出口的必要性。

第五，高技術(shù)水平行業(yè)和中高技術(shù)水平行業(yè)的出口目的地的生產(chǎn)率水平的回歸系數(shù)為正，而中低技術(shù)水平行業(yè)和低技術(shù)水平行業(yè)的該項回歸系數(shù)為負。這主要反映了出口目的地的勞動生產(chǎn)率水平越高則其對高技術(shù)水平和中高技術(shù)水平產(chǎn)品的需求較多，而對低檔產(chǎn)品需求較少的現(xiàn)實。我們認為與已有的研究結(jié)果所顯示的“出口目的地生產(chǎn)率水平與出口廣度邊際負相關(guān)”存在差異的原因在于，我們的樣本中除新加坡外，其他四個東盟國家均為發(fā)展中國家，其勞動生產(chǎn)率水平與我國相差不大，其對我國出口廣度邊際的影響主要體現(xiàn)在需求方面，而與已有研究中發(fā)達國家與我國勞動生產(chǎn)率差異明顯，而主要體現(xiàn)在供給方面存在差異。

第六，雙邊間是否達成自由貿(mào)易協(xié)定對我國出口廣度邊際的影響均為正，且在統(tǒng)計上是顯著的。這反映了CAFTA在降低我國與其他成員國間雙邊貿(mào)易的固定成本、可變成本以及不確定性方面具有顯著的作用，進而對促進我國向其他成員國的出口貿(mào)易廣度邊際增長產(chǎn)生顯著的積極影響。

第七，我們通過比較不同技術(shù)水平行業(yè)的企業(yè)間生產(chǎn)率異質(zhì)性程度以及影響我國出口貿(mào)易廣度邊際的各影響因素的回歸系數(shù)及其顯著性可以看出，企業(yè)間生產(chǎn)率異質(zhì)性程度越大的行業(yè)，貿(mào)易成本降低對我國出口貿(mào)易廣度邊際增長的影響程度越弱。這與Chaney（2008）的理論模型的預(yù)測一致。

三、結(jié)論

本文基于異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論框架，利用一個“扭曲”的引力模型和PPML估計方法對CAFTA的實證研究發(fā)現(xiàn)，不同技術(shù)水平的行業(yè)出口貿(mào)易廣度邊際的影響因素既有共同特征又存在差異。

1、出口國和目的地的經(jīng)濟規(guī)模對出口貿(mào)易的廣度邊際有正的影響，這一正向影響在不同技術(shù)水平行業(yè)間是一致的。出口國的經(jīng)濟規(guī)模對出口貿(mào)易廣度邊際的積極影響則是顯著的，因此，經(jīng)濟規(guī)模較大的國家間達成自由貿(mào)易協(xié)定對出口廣度邊際具有積極的影響。

2、固定貿(mào)易成本對出口貿(mào)易廣度邊際具有負面作用。固定貿(mào)易成本對高技術(shù)行業(yè)和中高技術(shù)行業(yè)的負面影響不顯著，而對中低技術(shù)水平行業(yè)和低技術(shù)行業(yè)具有較為顯著的負面影響。固定貿(mào)易成本可以被高技術(shù)行業(yè)和中高技術(shù)行業(yè)的出口廠商部分吸收消化，而中低技術(shù)行業(yè)和低技術(shù)行業(yè)則由于其附加值較低，而對固定貿(mào)易成本反應(yīng)敏感，其負面影響較為顯著。

3、可變貿(mào)易成本對出口貿(mào)易廣度邊際具有負面影響。與固定貿(mào)易成本相似，中低技術(shù)行業(yè)和低技術(shù)行業(yè)的出口廣度邊際受可變貿(mào)易成本的影響較為顯著。

4、多邊阻力對出口廣度邊際的影響在不同技術(shù)水平行業(yè)間也存在一定的差異。出口目的地與其他貿(mào)易伙伴間的貿(mào)易阻力增大可以較為顯著地促進我國中等技術(shù)水平行業(yè)產(chǎn)品出口廣度邊際的增長，而高技術(shù)行業(yè)和低技術(shù)行業(yè)則沒有從這一變化中獲得額外的恩惠。

5、出口目的地生產(chǎn)率水平對不同技術(shù)水平行業(yè)的出口貿(mào)易廣度邊際的影響表現(xiàn)出不同機制。出口目的地的生產(chǎn)率越高越有利于高技術(shù)行業(yè)和中高技術(shù)行業(yè)的出口廣度邊際增長，而中低技術(shù)行業(yè)和低技術(shù)行業(yè)則相反。

6、CAFTA無差別地提高了我國向東盟5國的出口貿(mào)易廣度邊際，且在統(tǒng)計上具有顯著性。就此而言，自由貿(mào)易協(xié)定的內(nèi)容覆蓋范圍越廣、合作程度越深，則越有利于降低貿(mào)易成本，越便利于商品、要素的跨國流動，從而越有利于我國出口貿(mào)易廣度邊際的增長。

最后，企業(yè)間生產(chǎn)率異質(zhì)性程度越高，則貿(mào)易成本降低對出口貿(mào)易廣度邊際的影響越弱，這與已有的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論模型的結(jié)論相一致。

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篇（9）

二、潛在經(jīng)濟增長、出口貿(mào)易、碳排放三者的關(guān)系

作為起到潛在拉動經(jīng)濟增長作用的出口貿(mào)易，為推動我國的經(jīng)濟發(fā)展起到了重要的作用。但是出口貿(mào)易規(guī)模的擴大也帶來相應(yīng)的負面影響，比如，能源消費日益增加，環(huán)境污染日趨嚴重，由此引起的碳排放量大幅升高更是需要引起社會的關(guān)注。作為聯(lián)合國常任理事國，一個發(fā)展中的國家，對節(jié)能減排的責任和義務(wù)更應(yīng)首當其先。但是治理過程中，不僅要對減少出口貿(mào)易的碳排放采取措施，更要對一些隱性的“碳泄漏”和“轉(zhuǎn)移排放”等問題加以重視。根據(jù)有關(guān)資料可以將出口貿(mào)易與碳排放之間的關(guān)系引申出集中的兩個領(lǐng)域：“出口貿(mào)易與能源消費之間的關(guān)系”和“出口貿(mào)易與碳排放之間的關(guān)系”根據(jù)以上關(guān)系可以得出如下結(jié)論：1.出口貿(mào)易是我國能源消耗的主要因素之一，從而對能耗有推波助瀾的作用；2.在出口貿(mào)易與碳排放之間的關(guān)系中，有兩層含義：首先是出口貿(mào)易與碳排放之間存在同向變化的關(guān)系，作好之間的利弊權(quán)衡；另外，出口貿(mào)易引起的“轉(zhuǎn)移碳排放”，解決這種隱含碳問題需要各國間緊密合作、共同協(xié)調(diào)。比如，中美貿(mào)易之間存在的“轉(zhuǎn)移排放”問題，即，中國碳排總量沒有得到減少，而是通過出口的形式將我國碳排放總量的7%-14%轉(zhuǎn)移到美國。由此可見，我國一些學者結(jié)合我國實際情況分析了出口貿(mào)易、能源消費和碳排放的關(guān)系，三者間存在長期調(diào)整關(guān)系且互為因果關(guān)系。

三、改進我國潛在經(jīng)濟增長的具體措施

1.轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式,實現(xiàn)“發(fā)展減排”出口貿(mào)易問題，不僅僅表現(xiàn)為單純的經(jīng)濟問題，其是終體現(xiàn)的是一個國家的發(fā)展問題。因此要充分利用發(fā)展的契機來解決碳排放問題，即“發(fā)展碳排”。因此，要想使資源環(huán)境得到進一步改善、出口貿(mào)易實現(xiàn)持續(xù)科學的發(fā)展，必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式。近年，雖然我國在提升能源利用效率和減少碳排放的工作中有了喜人的進步，但是與一些發(fā)達國家還是存在很大差距，需要進一步提升和借鑒。可見，我國只有堅持走低碳發(fā)展的路線，才有可能真正實現(xiàn)經(jīng)濟的發(fā)展，才能真正的優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源消費結(jié)構(gòu)，才能實現(xiàn)良好的持續(xù)循環(huán)。2.建立綠色貿(mào)易體系,轉(zhuǎn)變貿(mào)易增長方式當前，我國貿(mào)易增長模式呈現(xiàn)粗放型增長模式。這種模式使出口產(chǎn)品缺乏一種“控制”，致使資源密集型和污染密集型產(chǎn)品的出口占到出口產(chǎn)品總量的大部分，與此同時在貿(mào)易順差的影響下，促使初級產(chǎn)品和廉價產(chǎn)品的出口不斷加劇，而生產(chǎn)加工此類產(chǎn)品的碳排放卻留在國內(nèi)，我們稱之為“碳泄漏”，日積月累，使我國成為名副其實的“碳污染天堂”。可見，尋求一種綠色貿(mào)易增長模式，對貿(mào)易體系進行改革迫在眉睫。根據(jù)以上分析歸納出以下幾方面：（1）調(diào)整出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，主要體現(xiàn)在減少資源密集型和污染密集型產(chǎn)品的出口，在堅持良性經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)上轉(zhuǎn)換貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)，建立資源節(jié)約型和環(huán)境友好型的貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)。（2）構(gòu)建完善的綠色貿(mào)易政策體系。以我國國情為出發(fā)點，借鑒國際經(jīng)驗，以產(chǎn)品為支點、以企業(yè)為重點、以行業(yè)為主線，構(gòu)建完善的綠色貿(mào)易政策體系,包括綠色投資政策、環(huán)境關(guān)稅政策、市場準入制度等等；（3）基于我國國情，走內(nèi)需拉動經(jīng)濟的穩(wěn)步增長模式，,創(chuàng)建低碳導(dǎo)向的內(nèi)向型經(jīng)濟增長模式，最終實現(xiàn)“貿(mào)易減排”。

篇（10）

二、中國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易影響因素分析

（一）貿(mào)易引力模型及其擴展

貿(mào)易引力模型起源于牛頓力學中的萬有引力定律。Tinbergen（1962）和Poyhonen（1963）將萬有引力定律引入到國際貿(mào)易領(lǐng)域，他們通過研究指出兩國之間的雙邊貿(mào)易流量規(guī)模與兩國各自的經(jīng)濟總量成正比，與兩國之間的距離成反比，這就是貿(mào)易引力模型的基本形式。之后許多學者對貿(mào)易引力模型進行了擴展，引入一些影響雙邊貿(mào)易流量與流向的其它因素，如Linnemann（1966）引入人口數(shù)量和貿(mào)易政策變量，Bergstrand（1985）用人均收入代替了人口數(shù)量，并引入?yún)R率和是否同屬一個經(jīng)濟組織等變量，AndersonandWincoop（2003）引入是否擁有共同邊界變量，AndersonandMarcouiller（2002）引入一系列經(jīng)濟制度變量（如交易成本等），DeGroot等人（2004）引入政治穩(wěn)定性、管制質(zhì)量和腐敗程度等制度變量。近幾年，文化差異也被作為影響雙邊貿(mào)易流量的因素引入到貿(mào)易引力模型中（Felbermayr，2010）。隨著貿(mào)易引力模型的發(fā)展與應(yīng)用，國內(nèi)外不少學者運用該模型來預(yù)測某些國家之間的貿(mào)易潛力（Sohn，2005；Batra，2006；張英，2012）、檢驗?zāi)承﹪业馁Q(mào)易格局（EvenettandKeller，2002）、分析影響某類產(chǎn)品對外貿(mào)易的因素（戴明輝，2010；張鳳娟，2013）、估計兩國雙邊貿(mào)易中可能存在的本地市場效應(yīng)（劉磊，2013）等。這些研究為我國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易研究提供了重要的方法借鑒，因此，本文擬建立中國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易引力模型對林化產(chǎn)品出口的主要影響因素、影響程度及出口潛力進行實證分析。根據(jù)中國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易的特點和出口實際，綜合考慮本國供給、進口國需求、貿(mào)易成本等因素，在貿(mào)易引力模型基本形式的基礎(chǔ)上引入以下變量。

1．森林資源差異。

林化產(chǎn)品是以森林資源為基礎(chǔ)，通過化學加工生產(chǎn)的產(chǎn)品。森林資源與林化產(chǎn)品之間有著直接聯(lián)系，不同林化產(chǎn)品需要不同森林資源來支撐。因此本文構(gòu)建貿(mào)易引力模型時，引入貿(mào)易雙方之間的森林資源差異這一變量。由于很難區(qū)分林化產(chǎn)品具體來源于那種森林資源，以及考慮到森林資源數(shù)據(jù)的可獲取性，這里沒有考慮生產(chǎn)不同林化產(chǎn)品的森林資源差異，而是用貿(mào)易雙方之間的人均占有森林總面積差額的絕對值（DFAij）來反映他們之間的森林資源差異。計算方法為：DFAij＝｜FAiPi－FAjPj｜，其中FAi與FAj分別表示i國與j國的森林總面積，Pi與Pj分別表示i國與j國的總?cè)丝跀?shù)，這樣，F(xiàn)A／P就反映了各國森林資源的豐裕程度。

2．人均收入水平差異。

根據(jù)瑞典經(jīng)濟學家Linder提出的需求相似理論，國際貿(mào)易是國內(nèi)貿(mào)易的延伸，產(chǎn)品的出口結(jié)構(gòu)、流向和貿(mào)易量的大小取決于兩國需求偏好的相似程度，而某個國家的需求偏好又取決于該國的人均收入水平，兩國之間的人均收入水平差異越小，需求偏好就越相似，兩國之間貿(mào)易的可能性就越大（李國疆，2005）。因此，這里引入貿(mào)易雙方之間的人均收入水平差異變量來反映他們之間的林化產(chǎn)品貿(mào)易需求偏好的相似程度。人均收入水平差異（DPCIij）用兩國之間人均國民總收入的差額的絕對值來反映，計算方法為：DPCIij＝｜PGNIi－PGNIj｜，其中PGNIi與PGNIj分別表示i國與j國的人均國民總收入。

3．人民幣對出口國貨幣匯率。

匯率是一個國家進行國際經(jīng)濟活動時最重要的綜合性價格指標，它的變動對一國對外貿(mào)易的平衡與國內(nèi)經(jīng)濟活動的波動都具有深刻的影響，因此，許多國家通過調(diào)整匯率達到調(diào)節(jié)貿(mào)易收支的作用（施偉，2008）。匯率升值會使出口商品的價格上漲，導(dǎo)致出口貿(mào)易的減少，匯率的貶值則能夠提高出口商品的國際競爭力。所以，這里引入人民幣對出口國貨幣匯率這一變量，來觀測匯率的變化是否會對中國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易有所影響。

4．其它變量。

除了以上影響林化產(chǎn)品出口貿(mào)易的因素外，這里也考慮了多數(shù)研究者考慮的出口國人口數(shù)、出口對象國人口數(shù)、是否擁有共同邊界、是否屬于同一貿(mào)易組織等變量。一般而言，出口國人口越多，國內(nèi)市場需求規(guī)模越大，出口貿(mào)易量就越少，出口對象國人口越多，國際市場需求規(guī)模越大，進口貿(mào)易量就越多。當貿(mào)易雙方擁有共同邊界時，貿(mào)易成本將會下降，貿(mào)易量因而會增加，這里擁有共同邊界指的是與中國陸地上接壤和海上相鄰的國家。當貿(mào)易雙方屬于同一貿(mào)易組織時，由于優(yōu)惠性貿(mào)易的安排，會使雙方間的貿(mào)易量增加，考慮到中國林化產(chǎn)品出口對象國中APEC成員占大部分，所以這里引入是否屬于APEC成員這一虛擬變量。引入以上變量后，適當擴展的貿(mào)易引力模型為：LnTij＝c＋α1Ln（GDPi×GDPj）＋α2Ln（POPi×POPj）＋α3LnDij＋α4LnDFAij＋α5LnDPCIij＋α6LnEij＋α7BORDER＋α8APEC其中，Tij表示某年中國對出口對象國j國的林化產(chǎn)品出口貿(mào)易額，其它各解釋變量的含義及對被解釋變量的理論預(yù)期符號見表3。

（二）樣本確定與數(shù)據(jù)說明

本文采用2002～2011年中國對其主要林化產(chǎn)品出口貿(mào)易國的面板數(shù)據(jù)來進行多元回歸分析。這樣可以避免橫截面數(shù)據(jù)的偶然性。回歸方程中的變量，除了虛擬變量，都做了對數(shù)化處理，這樣有利于消除異方差，同時方便解釋說明。具體選擇的是2012年中國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易額排名前30位的日本、比利時等國家（地區(qū)）。2012年中國對這30個國家（地區(qū)）的林化產(chǎn)品整體出口額約為565．95百萬美元，占出口世界總額的91．04％，因此，這些國家（地區(qū)）的選取能夠反映中國林化產(chǎn)品的主要出口貿(mào)易狀況。林化產(chǎn)品出口貿(mào)易流量數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國COMTRADE數(shù)據(jù)庫。各國GDP、總?cè)丝跀?shù)、人均GNI、匯率數(shù)據(jù)均來自于世界銀行的世界發(fā)展指標數(shù)據(jù)庫。中國與各貿(mào)易國之間的距離數(shù)據(jù)來源于http：／／www．timeanddate．com，這里計算的是北京到各貿(mào)易國家首都之間的理論空中距離。關(guān)于各個貿(mào)易國家的森林總面積數(shù)據(jù)，由于聯(lián)合國糧農(nóng)組織（FAO）的全球森林資源評估周期為5年，只有逢尾數(shù)為5和0年份的國家森林總面積數(shù)據(jù)，所以樣本期內(nèi)其它年份的數(shù)據(jù)只能通過森林面積年度變化率來間接計算。

（三）貿(mào)易引力模型回歸結(jié)果

首先利用整理后的面板數(shù)據(jù)建立個體隨機效應(yīng)模型，然后對該模型進行Hausman檢驗，檢驗結(jié)果顯示拒絕個體隨機效應(yīng)模型。又考慮到本文選取的解釋變量個數(shù)相對較多，而面板數(shù)據(jù)中時間序列個數(shù)相對較少，橫截面數(shù)據(jù)相對較多，不適合建立個體固定效應(yīng)模型，因而這里選擇混合模型進行估計。由于面板數(shù)據(jù)具有兩個維度的特性，使用普通最小二乘法進行估計時，容易產(chǎn)生異方差和序列相關(guān)等問題，而且文中橫截面?zhèn)€數(shù)大于時間序列的個數(shù)，所以本文使用PanelEGLS方法，先后對擴展后的貿(mào)易引力模型做截面加權(quán)回歸（Cross－SectionWeights）、時期加權(quán)回歸（PeriodWeights）和時期似不相關(guān)回歸（PeriodSUR），這些估計方法的應(yīng)用可以有效的處理復(fù)雜的面板誤差結(jié)構(gòu)，回歸估計結(jié)果見表4。從回歸估計結(jié)果可以看出，在三種方法的模型回歸估計中，所有變量系數(shù)符號都與預(yù)期符號一致，大部分變量的系數(shù)估計通過5％顯著性水平下的T檢驗，整體方程也通過1％顯著性水平下的F檢驗，調(diào)整可決系數(shù)（分別為0．859672、0．582569、0．561207）較為理想，這說明構(gòu)建的貿(mào)易引力擴展模型可以用來解釋中國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易。但是，進一步觀察DW值可以發(fā)現(xiàn)，模型一與模型二的DW值較小，分別為0．49、0．22。根據(jù)經(jīng)驗，DW值接近于0時，模型存在自相關(guān)。由此，前兩種模型存在嚴重的序列自相關(guān)，可能會導(dǎo)致模型存在謬誤回歸。所以，這里選擇模型三，但是模型三中的變量Ln（DPCIij）和APEC沒有通過10％顯著性水平下的T檢驗，因此剔除這些變量后對模型進行重新回歸，即模型四。最后，確定模型四中的方程為表達中國林化產(chǎn)品整體出口貿(mào)易的引力模型。

（四）基于回歸結(jié)果的林化產(chǎn)品出口貿(mào)易影響因素分析

貿(mào)易引力模型回歸結(jié)果表明中國林化產(chǎn)品整體出口貿(mào)易額與兩國經(jīng)濟總量的乘積成正相關(guān)，與兩國人口數(shù)量的乘積成負相關(guān)，與兩國之間的距離成負相關(guān)，與兩國森林資源的差異成正相關(guān)，與人民幣對出口國貨幣匯率成負相關(guān)，與兩國是否擁有共同邊界成正相關(guān)。具體分析如下：

1．反映出口國供給效應(yīng)的因素。

兩國森林資源差異的彈性系數(shù)是0．1517，表明在其它條件不變的情況下，中國與出口對象國森林資源的差異每增加1％，中國對出口對象國j的林化產(chǎn)品出口貿(mào)易額將增加0．1517％。說明兩國森林資源差異是影響中國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易的重要因素。林化產(chǎn)品是以森林資源為原料來進行生產(chǎn)的，沒有足夠的資源，就不能保障林化產(chǎn)品的供給，進而影響出口貿(mào)易。因此，針對不同林化原料林資源，優(yōu)化其結(jié)構(gòu)、提高其質(zhì)量，能夠增強林化原料林資源的林化產(chǎn)品供給能力，將會推動中國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展。

2．反映出口對象國需求效應(yīng)的因素。

（1）經(jīng)濟規(guī)模的彈性系數(shù)是0．6110，表明在其它條件不變的情況下，出口國i或出口對象國j的GDP每增加1％，中國對出口對象國j的林化產(chǎn)品出口貿(mào)易額將增加0．6110％。在世界經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的背景下，以松香、活性炭等為原料的深加工產(chǎn)品具有強勁的市場需求前景，為中國松香、活性炭等林化產(chǎn)品出口貿(mào)易提供了廣闊的需求空間。（2）人口數(shù)量的彈性系數(shù)是－0．1757，表明在其它條件不變的情況下，出口國i或出口對象國j的人口數(shù)量每增加1％，中國對出口對象國j的林化產(chǎn)品出口貿(mào)易額將減少0．1757％。這一結(jié)果的合理解釋是人口越多，國內(nèi)市場規(guī)模越大，對國際市場的依賴越小，從而雙邊貿(mào)易流量也越小。（3）人均收入水平差異這一變量沒有通過顯著性檢驗。說明這一因素對中國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響較小。主要是由于影響兩國之間林化產(chǎn)品貿(mào)易需求的因素多而復(fù)雜，人均收入差異難以很好的反映兩國之間林化產(chǎn)品貿(mào)易需求的偏好。

3．反映兩國貿(mào)易成本和制度安排的因素。

（1）兩國之間距離的彈性系數(shù)是－0．8770，表明在其它條件不變的情況下，中國與出口對象國之間的距離每增加1％，中國對出口對象國j的林化產(chǎn)品出口貿(mào)易額將減少0．8770％。由此看來，因為距離所帶來的運輸成本、通訊成本等因素對中國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易起阻礙作用。（2）人民幣對出口國貨幣匯率的彈性系數(shù)是－0．0626，表明在其它條件不變的情況下，人民幣對出口國貨幣匯率每升值1％，中國對出口對象國j的林化產(chǎn)品出口貿(mào)易額將減少0．0626％。人民幣對出口國貨幣匯率的升值，將導(dǎo)致林化產(chǎn)品出口企業(yè)利潤的下降，從而消弱了其在國際市場上的競爭力。（3）兩國是否擁有共同邊界的彈性系數(shù)是0．3315，表明擁有共同邊界對中國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易產(chǎn)生正面的影響。擁有共同邊界的國家與中國距離較近，因而貿(mào)易成本較低，另外，擁有共同邊界的國家一般在語言、文化上有相似的地方，對林化產(chǎn)品出口也有促進的作用。這也解釋了中國林化產(chǎn)品出口市場一部分集中在周邊國家，如2012年中國對周邊的日本、韓國、印度等國家的林化產(chǎn)品出口貿(mào)易額占出口世界總貿(mào)易額的43．33％。（4）兩國是否同屬于APEC組織這一變量沒有通過顯著性檢驗。說明這一因素對中國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響較小。主要是由于目前中國已經(jīng)與多數(shù)有貿(mào)易往來的國家簽訂了雙邊貿(mào)易協(xié)定，因而APEC組織的影響作用較小。四、中國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力測算貿(mào)易引力模型的回歸結(jié)果還可以用來測算中國與出口貿(mào)易國之間的出口貿(mào)易潛力。其原理是運用貿(mào)易引力模型模擬出的理論出口貿(mào)易額與實際出口貿(mào)易額進行比較，如果模擬貿(mào)易額超過了實際貿(mào)易額，說明“貿(mào)易不足”，如果模擬貿(mào)易額低于實際貿(mào)易額，說明“貿(mào)易過度”，把實際貿(mào)易額與模擬貿(mào)易額的比值稱之為出口貿(mào)易潛力系數(shù)。劉青峰和姜書竹（2002）根據(jù)出口貿(mào)易潛力系數(shù)將貿(mào)易伙伴國分為三類，比值大于或等于1．2屬于“潛力再造型”，比值在0．8到1．2之間屬于“潛力開拓型”，比值小于或等于0．8屬于“潛力巨大型”。根據(jù)上面估計出的貿(mào)易引力模型，推導(dǎo)出測算理論出口貿(mào)易額的方程：Tij＝e9．0790＋0．3315BORDER×（GDPi×GDPj）0．6110×（POPi×POPj）－0．1757×Dij－0．8770×DFAij0．1517×Eij－0．06262011年中國與樣本國家林化產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力的測算結(jié)果見表5。從測算結(jié)果來看，屬于“潛力再造型”的國家有比利時、印度等13個國家，中國對這些國家的林化產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力已經(jīng)用完，對這些國家進行林化產(chǎn)品出口貿(mào)易的主要思路是在保持現(xiàn)有積極出口貿(mào)易因素的同時，爭取發(fā)展培育其它的新的促進出口貿(mào)易發(fā)展的因素。屬于“潛力開拓型”的國家有韓國、澳大利亞等4個國家。中國對這些國家的林化產(chǎn)品出口貿(mào)易已初具規(guī)模，但還有擴大的空間，應(yīng)該充分利用現(xiàn)有的條件進一步促進對這些國家的林化產(chǎn)品出口貿(mào)易發(fā)展。屬于“潛力巨大型”的國家有德國、新加坡等13個國家。中國對這些國家的林化產(chǎn)品出口貿(mào)易尚處于發(fā)展階段，發(fā)展空間很大，應(yīng)該充分發(fā)揮對這些國家林化產(chǎn)品出口貿(mào)易的潛力。通過加強貿(mào)易談判和重視開發(fā)新興貿(mào)易市場，以增加對這些國家的林化產(chǎn)品出口貿(mào)易。

三、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

基于2002到2011年中國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)，建立貿(mào)易引力擴展模型，對林化產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響因素及發(fā)展?jié)摿M行分析。研究結(jié)果表明：1．中國與出口對象國的經(jīng)濟規(guī)模、森林資源的差異、共同邊界等變量對中國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易具有顯著的正向影響；中國與出口對象國的人口數(shù)量、兩國之間的距離、人民幣對出口國貨幣的匯率等變量對中國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易具有顯著的負向影響；而人均收入差異、是否同屬于APEC組織這兩個變量對中國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響不顯著。從回歸系數(shù)來看，兩國之間距離、兩國的經(jīng)濟規(guī)模、共同邊界等變量對林化產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響作用相對較大，而森林資源差異、人民幣對出口國貨幣匯率等變量的影響作用相對較小。2．中國對德國、新加坡、俄羅斯等13個國家的林化產(chǎn)品出口貿(mào)易仍然具有巨大的出口潛力，應(yīng)重視這類出口市場，進一步發(fā)揮對這些國家林化產(chǎn)品出口貿(mào)易的潛力。而對比利時、印度、日本等傳統(tǒng)市場，其出口貿(mào)易已趨于穩(wěn)定，應(yīng)在保持出口貿(mào)易穩(wěn)定發(fā)展的同時，爭取培育新的促進出口貿(mào)易發(fā)展的因素。

篇（11）

【摘 要】進出口貿(mào)易實務(wù)課程是國際貿(mào)易及相關(guān)專業(yè)學生必修的核心課程。為了適應(yīng)新的國際經(jīng)濟形勢的變化、知識經(jīng)濟的挑戰(zhàn)和中職學生實際擇業(yè)就業(yè)競爭壓力日趨激烈的需要，傳統(tǒng)的教學改革勢在必行。本文從市場需求出發(fā)，結(jié)合國際經(jīng)濟形勢的發(fā)展，重新規(guī)劃進出口貿(mào)易實務(wù)課程的教學內(nèi)容、教學方法和重新調(diào)整教育教學側(cè)重點，在不改變中職教學目標的基礎(chǔ)上對進出口貿(mào)易實務(wù)課程的教學進行改革。

【關(guān)鍵詞】進出口貿(mào)易實務(wù)；教學改革；探索

《進出口貿(mào)易實務(wù)》在整個國際貿(mào)易及商務(wù)英語等相關(guān)專業(yè)中具有重要的學科地位。首先，進出口貿(mào)易實務(wù)是國際貿(mào)易類專業(yè)的專業(yè)必修課程，是一門研究國際貿(mào)易過程中涉及到的進出口業(yè)務(wù)流程操作的學科，是一門具有較強實踐操作性的具有涉外活動特點的綜合性應(yīng)用學科，故這門課的掌握與否，將直接影響學生對外貿(mào)這個專業(yè)的理解。其次，它還是國際物流管理、電子商務(wù)等專業(yè)的主干基礎(chǔ)課程。作為外貿(mào)專業(yè)類普遍開設(shè)的專業(yè)必修課，進出口貿(mào)易實務(wù)課遵循理論部分“必需、夠用”的原則，在教學中較多地體現(xiàn)實踐性，密切結(jié)合我國進出口貿(mào)易工作實際，突出重點，加強案例和實訓教學，通過本門課程的學習，讓學生能真正理解進出口貿(mào)易流程。本文從市場需求出發(fā)，結(jié)合國際經(jīng)濟形勢的發(fā)展，重新規(guī)劃進出口貿(mào)易實務(wù)課程的教學內(nèi)容、教學方法和重新調(diào)整教育教學側(cè)重點，對進出口貿(mào)易實務(wù)課程的教學進行改革。

一、合理規(guī)劃教學內(nèi)容

（一）科學安排教學內(nèi)容

進出口貿(mào)易實務(wù)課程作為外貿(mào)類的核心課程，應(yīng)該說內(nèi)容都很重要，進出口貿(mào)易實務(wù)的教學內(nèi)容包括了以下方面：商品的品名、品質(zhì)、數(shù)量與包裝；貿(mào)易術(shù)語和商品的價格；國際貨物運輸；貨物運輸保險；國際貨款的收付；爭議的預(yù)防與處理；交易的磋商與合同的簽訂；出口合同的履行；進口合同的履行；國際貿(mào)易方式。我們應(yīng)結(jié)合國際經(jīng)濟形勢的變化，本著以實用為目的，夠用為尺度的原則，對內(nèi)容進行科學合理的安排。

1.結(jié)合當前實際，以商品的標的、貿(mào)易術(shù)語和價格、貨款的收付及合同的履行作為重點。因為現(xiàn)在往往由貨代做運輸、報關(guān)，所以對運輸重點掌握訂艙及運費。又現(xiàn)在的海運相對風險小，且出口報價以FOB、CFR居多，故對保險、不可抗力等只作了解。在學習交易磋商中適當?shù)慕Y(jié)合函電，并讓學生了解電子商務(wù)在外貿(mào)中的應(yīng)用。對于結(jié)匯的學習，可適當增加核銷及退稅的內(nèi)容，以便更好地與實踐結(jié)合。

2.國際貿(mào)易實務(wù)是以出口為導(dǎo)向展開的，在過去符合國家的實際狀況，現(xiàn)在我們應(yīng)該適當做些調(diào)整，在教學中適當增加進口貿(mào)易的內(nèi)容，結(jié)合形勢，讓學生重視進口。

3.與地方經(jīng)濟結(jié)軌。紹興是輕紡城，故在涉及到商品的品質(zhì)、數(shù)量、包裝時，可以紡織品為例讓學生了解面料，了解印花染整工藝，為學生走上社會打下基礎(chǔ)。

（二）及時更新教學內(nèi)容

進出口貿(mào)易實務(wù)課程是一門與國際貿(mào)易發(fā)展相結(jié)合，密切聯(lián)系國際貿(mào)易政策措施、聯(lián)系國際貿(mào)易規(guī)則的課程，這些內(nèi)容都是不斷變化和發(fā)展的。如《進出口貿(mào)易實務(wù)》（高等教育出版社第二版）教材現(xiàn)還引用《UCP500》（《跟單信用證統(tǒng)一慣例500》）及《2000年國際貿(mào)易術(shù)語解釋通則》，事實上外貿(mào)業(yè)務(wù)中已使用《UCP600》（《跟單信用證統(tǒng)一慣例600》）及《2010年國際貿(mào)易術(shù)語解釋通則》。

二、大膽改革教學方法和手段

我們說，課改除了內(nèi)容整合，更多的是教學方法和手段的改革。因此，對于進出口貿(mào)易實務(wù)的課程教學改革，我們也要大膽的改革教學方法和手段。現(xiàn)在的國際貿(mào)易實務(wù)基本上是圍繞合同的內(nèi)容展開的，對于關(guān)鍵的東西只談它的一些定義或含義，本質(zhì)上看并非實務(wù)，學生也難以理解。在教學中我們可以從以下方面著手，充分調(diào)動學生學習的主動性，讓學生走進貿(mào)易，真正動起來，以便于更好地掌握進出口貿(mào)易實務(wù)這門課。

1.充分利用好網(wǎng)絡(luò)等資源，為學習者提供學習主題相關(guān)的豐富資源。

在如今網(wǎng)絡(luò)風靡的時代，學生迷戀網(wǎng)絡(luò)，如何正確利用網(wǎng)絡(luò)資源，使網(wǎng)絡(luò)為學習服務(wù)。我們可引導(dǎo)學生去專業(yè)論壇交流學習，如福步外貿(mào)論壇；去相應(yīng)的貿(mào)易平臺網(wǎng)站比如阿里巴巴網(wǎng)站了解相關(guān)知識。我們更可為學生布置拓展性問題，引導(dǎo)學生根據(jù)自己的興趣，翻閱更多的資料，經(jīng)過閱讀自學、獨立思考、討論交流獲取更多的知識。如布置分組策劃完成一次網(wǎng)購任務(wù)，事后討論其中的得失及注意點，再結(jié)合外貿(mào)予以展開。這樣的活動能讓學生融入其中，充分收集資源。

2.為學習者提供探索思考的空間。

在教學中，我們要結(jié)合學生實際，注重情境教學、案例教學、問題引入式教學等，把專業(yè)術(shù)語生活化，從身邊事例出發(fā)探究專業(yè)知識。面向全體，給學生留出獨立思考的時間、空間，通過思考，激發(fā)學習興趣，促進全體學生積極參與教學的全過程。例如價格，讓學生從身邊買賣中的價格引入，探究、引導(dǎo)、糾錯，得出國際貿(mào)易報價的特點及與國內(nèi)買賣價格的相同與不同，進而從實踐中理解貿(mào)易術(shù)語的定義。

3.為學習者提供交流協(xié)作、成果展示的平臺。

對于進出口貿(mào)易實務(wù)的內(nèi)容，教學時內(nèi)容支解得七零八落，如合同中的各個條款、合同的磋商、合同的履行，而工作中卻是很多東西交替出現(xiàn)，前后銜接。所以，我們要給學生提供一個實習實訓的平臺，把這些內(nèi)容結(jié)合外貿(mào)函電等知識完整串聯(lián)，學以致用。我們可以充分利用已開發(fā)的軟件系統(tǒng)，如世格軟件，把學生分成進口商、出口商、生產(chǎn)供應(yīng)商、出口地銀行、進口地銀行、船公司、保險公司等，讓學生分角色的進行仿真模擬操作，在操作中培養(yǎng)學生交流協(xié)作的能力。且在操作完成后，讓各個學生交流其中的心得體會。當然若能為學生提供資源，讓學生自行去完成一筆交易，如到阿里巴巴網(wǎng)站熟悉其交易流程，使學生真正做到理論與實踐結(jié)合。熟悉了國內(nèi)的貿(mào)易網(wǎng)站，就可以到外國的貿(mào)易平臺網(wǎng)站去，如B2B等網(wǎng)站去尋找客戶、談判、簽訂合同，進一步在操作中提高其實踐能力。當然我們也應(yīng)該在平時教學中多讓學生熟悉流程，例如在學信用證時，就可以讓學生分角色演示，一方面增強其交流協(xié)作的能力，另一方面更是對自己知識掌握的一個展示。

在教學中，我們要通過改變教師的思想觀念，激發(fā)學生自主學習的熱情和動力，促成學生在課堂上動手、動口又動腦，激發(fā)學生的潛能，培養(yǎng)學生會聽、會質(zhì)疑、會表述、會交流的能力。

三、重新調(diào)整教育教學側(cè)重點

對于中職學校，我們要培養(yǎng)的是具有操作能力的技工型人才。本科院校課程體系強調(diào)學科完整性，現(xiàn)在我們職業(yè)學校提出要以行動導(dǎo)向為體系，即基于工作過程的課程設(shè)計，就是說，按照實際進出口流程來安排知識內(nèi)容。我校外貿(mào)專業(yè)的專業(yè)課程主要開設(shè)有《國際貿(mào)易基礎(chǔ)知識》、《進出口貿(mào)易實務(wù)》、《外貿(mào)單證實務(wù)》、《外貿(mào)跟單實務(wù)》、《商務(wù)英語函電》等。而這些課程，在教學過程別是實踐應(yīng)用中并不是單獨存在，而是相互交融、互有聯(lián)系。基于這樣的原因，《進出口貿(mào)易實務(wù)》、《外貿(mào)單證實務(wù)》、《商務(wù)英語函電》三門課程就需要整合，在整合中，我們更強調(diào)實用性，這無疑成為當今教育教學的側(cè)重點。在這些課的教學中，我們可以把《外貿(mào)單證實務(wù)》融合到《進出口貿(mào)易實務(wù)》中，例如在學國際貨物運輸時講到提單，同時插入提單的填寫；學到貨物運輸保險時，講講保單的填寫；學到國際貨款的收付時，分析結(jié)匯單據(jù)的填寫。這樣可以免去有關(guān)單據(jù)內(nèi)容的重復(fù)教學。同時在學到磋商時，可結(jié)合簡單的《商務(wù)英語函電》知識，學習合同條款時，我們也可以讓學生了解條款的英語表達，這樣就能使《進出口貿(mào)易實務(wù)》、《外貿(mào)單證實務(wù)》、《商務(wù)英語函電》真正合為一體，學以致用。當然這對學生是個挑戰(zhàn)，對教師更是一個挑戰(zhàn)。

綜上所述，《進出口貿(mào)易實務(wù)》的課程改革勢在必行，我們不僅要改內(nèi)容，更要改教學方法，讓學生學中用，用中學，培養(yǎng)出有較高操作能力、學習能力、溝通能力、協(xié)作能力的技工型人才。

參考文獻：

[1]郝美彥.進出口貿(mào)易實務(wù)課程改革的探索與實踐[J].山西經(jīng)濟管理干部學院學報,2011年01期.