出口贸易含义模板(10篇)

导言：作为写作爱好者，不可错过为您精心挑选的10篇出口贸易含义，它们将为您的写作提供全新的视角，我们衷心期待您的阅读，并希望这些内容能为您提供灵感和参考。

篇1

中图分类号 F206 文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2008）03-0069-07

我国是世界第二大能源消费国，仅次于美国。随着中国经济的高速增长，能源消耗越来越多地依赖进口。1997年能源净进口不到2000万t标煤，到2006年，该数字已达1.7亿t标煤以上。专家预计，到2020年，我国国内石油消费量将达到4.5亿～5亿t，按国内原油产量保持在2亿t左右计算，届时我国的石油对外依存度将达到60%左右［1］。许多西方国家认为，我国为了保持经济繁荣而试图尽可能多地控制世界天然气和石油资源，并为之担忧。美国总统布什则将高油价部分归因于我国经济增速高达10%而引起的能源需求大增［2］。为了全面认识中国的能源消耗及流动，我们有必要对国际贸易中包含的能源展开阐述。作为融入经 济全球化的重要标志，中国外贸总额从2000年的4700亿美元一路攀升，到2006年末，已达17600亿 美元，在出口额和进口额高速增长的同时，出口增速高于进口，导致1994年以来贸易顺差持续增长。近年来，更由2000年的241亿美元增加到2006年的1775亿美元，据国家信息中心预计 ，2007年贸易顺差将达到2750亿美元。伴随着越来越多的“中国制造”走向国际市场， 中国在获得了一定经济回报的同时，也直接或间接地输出了大量的能源。如何定量估算这些能源？这些能源对中国及世界有什么意义？ 本文将在这方面展开研究。

1 隐含能

任何一种产品的生产，都直接或间接地使用了若干能源。为了得到某种产品，而消耗在整个生产链中的能源，称之为“隐含能”，也有些文献称之为“虚拟能”［3］、“隐性能源”［4］。事实上，这些概念均起源于“embodied energy”。Embodied energy 是能源分析中的一个基本概念。1974年，国际高级研究机构联合会（IFIAS）能源分析工作组的一次会议指出，为了衡量某种产品或服务生产过程中直接和间接消耗的某种资源的总量，可以使用“embodied”这一概念；原则上，“embodied”后可加任何资源的名称，如土地、水、劳动力等［5］。之后，为了衡量各种生态产品生产过程中直接和间接消耗的太阳能的量，以便衡量生态产品的价值，Odum等人提出了“emergy”（国内译为“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世纪90年代，Tony Ally 将embodied概念用到了水资源研究当中，提出了“虚拟水”（virtual water）的概念，其意义为某种产品或服务生产过程中直接和间接消耗的水资源的量［3，7～8］。同样在20世纪90年代，加拿大生态经济学家Wiliam和其博士生Wackernagel提出了一种度量可持续发展程度的方法，它是一组基于土地面积的量化指标，他们将其命名为“生态足迹”（Ecological footprint），其含义为人类生活直接和间接占用的各种生态产品（如化石能源地，可耕地，牧草地，森林，建成地，海洋）的面积［9～10］。本质上讲，从“能值”概念到“虚拟水”、“生态足迹”，都是embodied概念的发展。“embodied”概念包含了两层意思：首先，它指的是整个生产过程中所消耗的总的资源；其次，这种资源消耗是“看不见的”，发生在上游环节。因此，我们认为，将“embodied”译为“隐含”，更能体现embodied概念的内涵，也更为准确。

Embodied核算和投入产出经济学极其相似，因此，投入产出经济学中的许多概念被应用到embodied分析中。20世纪90年代以来，利用投入产出表，结合“embodied”概念，学者们展开了多方面的研究。从研究区来看，涉及到的国家和地区主要有：欧盟［11～12］、日本［13～14］、巴西［15～17］、挪威［18］、意大利［19］、芬兰［20］、西班牙［21］、澳大利亚［22］、奥地利［23］、中国台湾地区［24］、中国大陆［25～26，3～4］等。从研究的对象来看，主要集中在贸易中的隐含能［3～4，15，17，19，23，25］、隐含碳［12～13，15～17，19～21，26］、隐含污染物［18］，也有一些文献研究国内最终消费中的隐含能［11～12］、隐含碳［20，22］，或隐含碳对国内碳排放的影响［14］。

中国贸易中隐含能和隐含碳的研究集中在2006年以来的文献中，这些研究各有特点 。周志田等通过对典型商品加权的办法，计算了不同类别进出口货物的能耗系数，在此基础上计算了2002和2003年我国进出口贸易中的虚拟能，率先指出虚拟能净出口量快速增长是导致我国近年来能源消费增长速度高于GDP增长速度的直接原因［3］。不过该研究所采用的计算方法较为简单，推导能耗系数时需要丰富的经验，容易受主观因素的影响。Li Hong等利用1997年投入产出表，计算了20类主要进出口货物的能耗系数，在此基础上计算了1996-2004年我国进出口贸易中的隐含能。但该研究没有对进出口货物的能耗系数加以区分，而是采用国内较高的能耗系数来估计进口产品的能耗，以至于得出了2004年我国隐含能进口高于出口的结论。［25］Shui and Harriss利用Economic Input Output-Life Cycle Assessment软件中提供的美国对华出口货物的碳排放系数，以此为基准估计了中国对美出口货物的碳排放系数，进而计算了1997-2003年中美贸易中的碳排放，指出，我国碳排放总量的7%～14%间接出口到美国并最终被美国人所消费［26］。该研究的主要问题在于计算方法简单，缺乏较为严格的理论推导。刘峰认识到了以上文献中的一些问题，在他的研究中，采用2002年中国122部门投入产出表来计算出口货物的能耗系数，同时采用2000年日本104部门投入产出表来计算进口货物的能耗系数。该研究计算的2001-2005年中国“隐性能源”出口量，占到了当年能源消费总量的24%～33%，同年的“隐性能源”净出口，占到了当年能源消费总量的20%～27%［4］。但该研究没有考虑到加工贸易对隐含能进出口的影响，计算结果有所偏大。

2 方法和数据

2.1 计算方法

理论上讲，进出口贸易中的隐含能可以表示为：

E=∑n[]i=1[DD)]Mi×θi(1)

其中，E为进口或出口贸易中的隐含能总量，Mi为第i种进出口商品的价值量，该数据为海关统计量，θi为第i种进出口商品单位价值中包含的隐含能，即能耗系数。隐含能计算的重点在于能耗系数的确定。

目前，国内外学者主要应用“投入产出法”来计算能耗系数［27］，也有的学者通过对典型商品加权的办法来计算［3］。与前一种方法相比，第二种方法主观任意性较大，不够全面，在追溯整个生产链中的能源消耗时缺乏严密的逻辑推导，但优点在于当数据间对应存在问题时，具有较好的灵活性。本文主要应用第一种方法，同时结合使用了第二种方法。

投入产出法涉及的概念较多，与本文相关的主要有直接消耗系数和完全消耗系数。直接消耗系数反映了部门之间的直接经济技术联系。第j部门生产单位产品直接消耗第i部门的产品数量，称为j部门对i部门的直接消耗系数，记为aij，则

所有aij构成直接消耗系数矩阵[WTBZ]A，A可由投入产出表直接计算得出。[WTBX]完全消耗系数通常记为bij,它是指第j部门每提供一个单位最终产品时，对第i部门产品和服务的直接和全部间接消耗之和。所有的完全消耗系数bij构成完全消耗系数矩阵[WTBZ]B。A和B之间有如下关系［27］：

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

根据上式，可求出各部门对一次能源部门的完全消耗系数。该系数的意义为该部门每生产单位价值的产品所需要的一次能源各部门的价值量。根据一次能源部门的产值―实物转换系数，可求得该部门最终产品的能耗系数，即θi。其中，产值―实物转换系数由能源消费总 量和能源消费总价值相除得出。

2.2 相关技术处理

尽管理论上较为完备，但在应用上述方法计算我国对外贸易中的隐含能的实际操作中，仍然存在一些技术上的问题，针对出现的各种问题，本文作了如下处理：

（1）1992年以来，我国海关采用HS编码体系（The Harmonization Code System） 来对进出口商品进行编码、分类和统计。HS码共有22大类98章，每章包括几十甚至上百种商品类型。受现有技术条件和资料水平的限制，不可能以具体商品为单位来计算隐含能进出口。因此，本文选择HS码二级分类作为本研究的基本商品分类，共98类。

（2）我国现有的最新且最为详细的投入产出表为《2002年中国投入产出表》［28］ （国家统计局国民经济核算司，2006），该表包括122个部门。该表中的部门分类与海关进出口统计中的HS码分类不一致，在对应上存在一定困难。本文以HS码二级分类为基本分类，根据投入产出表中得出的122部门产品的能耗系数，依照典型商品对应的原则，确定了98类商品的能耗系数。

（3）理论上讲，从不同国家进口的商品，其能耗系数应根据不同的投入产出表来计算。但 是，我国的贸易国有近百个，一一根据投入产出表来确定其各类商品的能耗系数难度较大。同时，在获取我国和各贸易国之间的进出口数据方面也存在一定的困难。出于简化的目的，本文选择日本作为进口国家的代表来计算进口货物的能耗系数。选择日本有两个方面的原因，首先，在各主要贸易国中，日本在节能方面的技术水平最为先进，日本的能耗系数低于欧美等发达国家，依据日本计算得出的隐含能进口量可视为我国隐含能进口量的下限（亦即我国净出口隐含能的上限），这对于正确认识我国贸易中的隐含能具有重要意义；其次，日本是我国重要的贸易伙伴，是我国最大的进口国家。从日本进口的商品，主要为机械、电子类商品，在我国进口商品中较为典型。

（4）依据《2002年中国投入产出表》计算得出的能耗系数仅代表2002年水平。如果应用技 术方法将投入产出表调整到2002年之外各年，所需要的数据量和工作量都将十分庞大，短时间内无法完成。为了简化计算，本文对基准年之外其他年份的能耗系数，作了技术水平、价格指数和汇率三个方面的修正（表1）。

（5）对于涉及到二次能源的部门，如煤炭开采和洗选业、炼焦业、石油和核燃料加工业、 电力热力的生产和供应业等，利用投入产出法计算得出的能耗系数，实质上包含两个部分，即：这些部门产品本身所具有的能源和生产这些产品过程中所消耗的能源。其中，第二部分为该部门产品的隐含能。

（6）以国内消耗系数计算出口，国外消耗系数计算进口的方法，适用于一般贸易，在加工 贸易方面会有较大偏差。以中国和日本为例，日本生产的产品进入中国，中国加工后再销往他国。为了简单起见，设中国加工过程中没有实现增加值，也没有消耗能源。以该方法计算的结果，出口产品的隐含能高于进口产品。但事实上，二者应该相等。由于缺乏加工贸易进出口货物的详细资料，本文对加工贸易作了如下处理：采用中国消耗系数计算加工贸易中的隐含能净出口，以日本消耗系数计算加工贸易中隐含能的进口量，以净出口和进口的和来计算隐含能总出口。加工贸易进出口数据来源于各年《中国统计年鉴》。

3 结 果

3.1 中国国际贸易中的隐含能净出口估算上限

如前所述，理论上讲，从不同国家进口的商品，其能耗系数应根据不同的投入产出 表来确定。但是受资料的限制，我们目前还不能对所有贸易国展开分析。在中国的诸多贸易国中，日本的能源利用效率最高。选择日本产品的能耗系数作为所有进口产品的能耗系数，计算结果可视为我国贸易中的隐含能进口下限。同时，以中国的投入产出表和出口数据为基础，计算了我国贸易中的隐含能出口量(见图1)。图1中，隐含能进口线为我国的隐含能进口下限，实际情况可能高于该线。隐含能出口线则接近实际，但受加工贸易的影响，实际情况可能比此线略高。灰影部分表示隐含能净出口量，其值可视为我国的隐含能净出口上限。

从图1可以看出，1997-2006年，我国进出口产品中的隐含能都在逐年增加，但出口产品中的隐含能总量大于进口产品中的隐含能总量。通过隐含能的形式，中国出口了大量的能源，且有逐年增加的趋势。1997-2002年隐含能净出口量占当年能源消费总量的12%左右，2002年之后迅速增加，到2006年，该数字已达26%。1997-2006年累计隐含能净出口达28亿t标煤，超过2006年全国能源消费总量。

在国际贸易中，除了隐含能的进出口，还包括能源产品本身的进出口，这也是进出口贸易中非常重要的能流。图2表示了1997-2006年我国能源产品的进出口。

与隐含能进出口相反，我国在能源产品方面表现为净进口国。1997-2003年，我国每年的能源产品净进口量在7000万t标煤以下，占当年能源消费总量的比不超过4%；2003年之后迅 速增加，2004年能源产品净进口接近15 000万t标煤，较2003年翻了一番多，到2006年该数字更达17000万t标煤之多。如此多的能源产品净进口，是导致国际社会对中国能源使用担忧的主要原因。

中国真的是能源净进口消费国吗？为了回答这一问题，我们将隐含能净出口和真实能源净进口作了叠加处理，结果见图3。从图3可以看出，1997-2006年，中国是一个能源净出口国，每年能源净出口量在10 000～50 000万t标煤之间。1997-2002年中国所有能源净出口量占当年能源消费总量的10%左右，之后该数字迅速增长，2006年达18.8%。当然，这是基于隐含能净出口上限得出的结果，是一个较为乐观的估计。那么，在保守估计下，中国的 能源使用是否值得国际社会担忧呢？为此，我们估计了中国国际贸易中的隐含能净出口下限。

3.2 中国贸易中的隐含能净出口估算下限

中国的主要贸易国包括美国、日本、欧盟等，这些国家的能源效率都高于中国。用中国的技术水平计算出的隐含能进口量，可视为我国的隐含能进口上限（即假设进口产品都在中国生产）。同时，该计算结果也反映了进出口贸易对我国能源使用的影响。这是因为：对于一件无差异商品来说，通过从发达国家进口，可以节约相当于我国同产品能耗水平的能源。因此，用中国技术水平估算进口产品中的隐含能，除了可以估算蕴含能进口上限，对分析进出口贸易对我国能源使用的影响也具有重要意义。

图4表示了中国贸易中的隐含能净出口估算下限。图4中，隐含能进口线为我国的隐含能进口上限，实际情况低于该线。隐含能出口线则接近实际，但受加工贸易的影响，实际情况可能比此线略低。灰影部分表示隐含能净出口量，其值可视为我国的隐含能净出口下限。

从图4可以看出，即使保守估计，我国仍为隐含能净出口国。1997-2004年，隐含能净出口占当年能源消费的比例在2%左右，2004年之后迅速增加，2006年该数字达8%左右。保守估计和乐观估计表现出了相同的增长趋势。但保守估计和乐观估计之间差别较大，这从侧面反映了我国能耗水平达到日本时的节能潜力。

为了回答保守估计下中国是否为能源净输出国这一问题，我们将隐含能净出口下限和能源产品净进口作了叠加，结果见图5。1999-2005年，中国存在微弱的能源净进口，数量在100～10 000万t标煤之间；1997，1998和2006年，中国是一个能源净出口国，数量在1 500～3 500万t标煤之间。1997-2004年，总的能源净出口基本呈下降趋势，但2004-2006年增长明显。与各年的能源消费总量相比，总的能源净出口（净进口）量较小，只占到0.6%～4.5%，中国的能源进出口基本平衡。也就是说，中国进口的能源，基本上以隐含能的形式输出到了国外。

4 结论和讨论

(1)考虑到进出口贸易中的隐含能，中国是一个能源净输出国。在乐观估计下，1997-2006年，中国是一个能源净出口国，每年能源净出口量在10 000～50 000万t标煤之间；在保守估计下，中国的能源净出口基本平衡。中国对世界能源使用不是威胁，而是贡献。保守估计和乐观估计均显示，2004-2006年，隐含能净出口量在快速增加，这和我国2003年之后能源产品进口量的快速增加是一致的。这说明，我国近年来能源产品净进口的快速增加，至少有一部分，是由近年来贸易方面的净出口增加所驱动的。

(2)受资料的限制，本文仅估算了隐含能净出口的上限和下限，但这对于全面认识我国的能源使用具有重要意义。要做到隐含能的准确计算，除了需要双边贸易的详细

数据之外，还需要各贸易国当年的投入产出表。一般来说，大部分国家的投入产出表每5年更新一次，要了解其他年份的投入产出情况，需要采用一定的技术手段，需要投入大量的工作。在目前的文献中，普遍作了和本文类似的假定。尽管离准确计算还有一定差距，但通过上限和下限，揭示了我国隐含能净出口的一些基本情况。

(3)以价格为基础的投入产出法，扭曲了各国技术方面的真实差异，这是投入产出法的一个重要缺陷。以进口一台高精度机床为例，日本生产它时消耗的能源为E，售价为P，中国缺乏相关技术，无法生产。假设中国生产一台普通机床消耗的能源为1.5 E，售价为0.5 P，则以中国消耗系数计算的该高精度机床的隐含能为3 E。这种假设实际上以能源增加为代价掩盖了高额的增加值。以价格为基准的投入产出法，不能反映各国能源效率方面的真实差异。如果对每一类产品均采用购买力加权（Purchasing Power Parities，PPP）方法加以改进，该缺陷可能会有所改善。

(4)从消费的角度讲，外国人消费了中国的出口产品；从生产的角度讲，外资推动了中国产品的出口。所有受益者都应该为中国能源消费量的增加承担责任。我国出口商品中的隐含能数量十分巨大。1997年出口商品中的隐含能总量，占当年中国能源消费总量的15%左右，2006年，这一数字已高达34%。这说明，我国如此多的能源，通过出口商品和隐含能的形式，实际上被国外所消费。出口的增加是导致我国近年来能源消费增加的一个重要原因。

从生产的角度看，外资在中国的进出口贸易中发挥了极其重要的作用。表2列出了1997-2006年外商投资企业进出口占中国总进出口量的比例。除1997年外资企业表现为净进口外，其余年份均为净出口。1997-2006年，外资企业的净出口额不断增加，2005，2006 年占当年进出口总量的50%以上。外资从中国的净出口中获取了大量利润。因此，享受了中国出口产品的外国消费者以及在我国获取了大量利润的外资企业都是中国能源使用快速增加的直接受益者，他们在中国留下了很大的能源和生态“脚印”（Energy and Ecological Footprints），因此他们也应该为中国能源使用的快速增加以及由此而带来的环境污染承担责任，对中国一味地指责和担忧是不公平的。

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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;

篇2

【关键词】

中国电视剧；韩剧；出口；借鉴

上世纪有西方人曾说：“中国没有什么可怕的，因为今天的中国只能出口电视机而不是思想观念，中国没有那种可用来推进自己的权力从而削弱其他国家的具有国际传播影响的学说。”这句话在当时听来是多么刺耳但又无法反驳，而现在，中国不仅可以出口电视机，而且可以出口体现着我们思想观念的电视剧，电视剧出口已经成为中国文化走出去的重要渠道。但是，对于我们这个电视剧生产和播出大国来说，中国电视剧在国际市场上所占份额还相当微小，传播力、影响力还相当有限。下面我们来看一组中韩电视剧贸易的数据，由表1我们可以看出，从2008年到2013年，中国与韩国的电视剧进出口贸易长期逆差，其实在全球电视剧出口总额上我国也是这样。2011年韩剧的出口额为1.58亿美元，我国仅为2321万美元，而在2001年韩剧出口额仅为800万美元，由此我们不禁要思考，同样作为亚洲国家，而且韩国是人口小国，为何韩剧的出口远远超越中国电视剧呢？韩剧出口额为何增长如此迅速？其成功的原因是什么？有什么优点值得我们借鉴？

一、韩剧出口贸易成功的原因

（一）“文化立国”国策的支持。早在上世纪80年代初,随着韩国国内文化消费的巨大现实需求,韩国政府就意识到了文化产业的巨大经济潜力与传播教育功能。1998年韩国政府正式提出“文化立国”国策，1999年至2001年韩国政府先后制定并完善了一系列相关法律。除了制定相关的法规政策外，韩国政府还认识到管理体制在文化产业当中的重要作用，逐步建立了文化产业管理机构。韩国政府在90年代初期就设立了“文化产业局”，后来政府为进行统一管理，成立了“文化观光部”。韩国还出台一些有利于电视剧产业发展的管理规则，如为保障制作环节资金投入，限定演员片酬上限；为保证韩剧的制作质量，鼓励制作长篇的电视剧长期播出，不给粗制滥造作品问世的机会等等。目前,以电影、电视剧为代表的韩国文化产业已是国家经济的支柱型产业,为韩国经济作出了巨大贡献。可以说,韩剧成功的运作很大程度上得益于韩国发展文化产业的积极政策,归功于政府及时立法并采取相应的扶持措施。

（二）制作品质精良。韩剧在全世界流行的原因就在于它深入挖掘了人类共同的个性体验，传播了普世价值观，找到了不同文化的契合点，所以能引起世界人民的共鸣。韩剧多以爱情、友情、亲情、伦理和信义等为主题，弘扬正义与真善美。其题材多是平淡无奇的家庭生活，擅长挖掘儒家文化精髓，不着痕迹地将传统文化与现代生活融为一体，注重在细腻的心理活动的刻画中传达出质朴纯真的人间情怀，展现出较为浓厚的儒家思想道德痕迹。韩剧制作质量比较精良，目前名列亚洲电视传媒之首，无论是剧本的选题、制作到拍摄中的镜头、画面的剪辑与衔接、音效，还是演员的妆容、服装和道具等，韩剧都表现出其细节决定品质的精神。

（三）制作与播出机制适宜。韩国电视剧实行边制作边播出的模式。在制作方面，编剧写好电视剧策划案并通过后，开始写分集提纲和前几集剧本，然后就开拍。播放过程中高度关注收视率，因为电视剧的长短是由收视率决定的，这样可以避免不必要的人力物力的浪费。同时，电视台会不断调查观众的反馈信息，编剧会根据观众的反应来调整剧情的发展方向和人物的命运沉浮以保证较好的收视率。在播出方面，韩国电视剧的制作与播放基本上由韩国广播公司（KBS）、文化广播公司（MBC）、汉城广播公司（SBS）三家电视台来操作，首播电视剧不存在发行和选择电视台播放的问题，制作和播放形成稳定关系，所以韩剧不会像中国电视剧那样每年有大量剧集卖不出去，从而确保了投资方的利益，形成良性循环互动。这种边制作边播出的生产方式限制了同时投入制作的电视剧数量，因而可以集中人力物力财力，提高电视剧的质量。

（四）品牌营销策略得当。韩剧的成功,很大程度上要归功于其品牌营销策略得当,使其得以迅速打开国内、国际市场。首先,制作单位进行了周密的市场调研,定位明确，锁定女性观众，并将中国儒家文化的理念广泛渗透在其电视剧中,以虏获广大女性观众的芳心。其次,韩剧的编剧在编写过程中会针对出口营销的需要增加相关的元素。例如视中国市场为主要目标，便在剧中加入不少的中国元素，例如出现台湾、香港、上海等中国地名，台词上出现中文，配乐中选用中文歌曲等等。最后，制作公司以低价迅速开拓市场,在各国寻找强势媒体作为商,并辅之以适当的促销策略,从而扩大韩剧的品牌影响力。

二、韩剧出口贸易的成功对中国的借鉴作用

（一）电视剧本身质量的提升。首先，要提高电视剧的质量，必须有好的剧本，那么必须突出编剧的作用，注重编剧人才的培养。中国历年热播剧的制作品质毋庸置疑，但更多的电视剧则多是粗制滥造，细节问题颇多，例如忽略配角、剧情漏洞多、台词不符合时展等等，更有许多雷人穿越剧、神话剧等。其次，应该加强对中国优秀传统文化的深入挖掘。中国已经出口的电视剧大都是古装剧、武侠剧，现在都市生活剧相对较少，很多西方人对中国的印象还停留在猎奇的层面，我们还没有培养出固定的消费群体，这是致命的缺点。越是民族的就越是世界的，中华民族五千年辉煌灿烂的文化不乏普世价值观，比如儒家的仁义礼智信、修身齐家治国等观念应该在电视剧中多多展现，中国博大精深的京剧、中医、国画等都是举世无双的东方瑰宝，我们应该学会深入挖掘，在全球文化交流、交融、交锋的大背景下，对传统文化进行适当的国际化处理。最后，在电视剧的制作播出机制方面我们可以借鉴韩国的边写边拍边播的模式，结合收视率与观众的反馈情况拍摄电视剧，虽然会给编剧和演员带来不小的压力，但对于提高电视剧的质量确实大有裨益。

（二）优化管理体制。电视产业作为一个媒介产品，是国家进行舆论控制的重要工具，它的生产同时受到国家政策和经济产权的双重影响，以前电视产业产权一直掌握在国家手中，电视剧的制作、播出与进出口都要受到严格的审查与控制，电视产业的市场化程度低，导致资金流通不畅，产业链不能很好地连接起来。“十二”五《文化产业振兴规划》指出，要通过深化文化体制改革，进一步解放和发展文化生产力，激发全社会的文化创造活力。要紧紧抓住转企改制、重塑市场主体这个中心环节，加快推进出版发行单位转企改制和兼并重组，加快电影制片、发行、放映单位和文艺院团转企改制，抓好党报党刊发行体制和广播电视节目制播分离改革。大力推动行政管理体制改革和政府职能转变，建立统一高效的文化市场综合执法机构。到目前，我国电视行业已逐步实现产权结构多元化，但开放程度依然不够，我国电视产业要想获得长足发展、实现根本性转变，就必须转变现有制度。

（三）创新营销策略，加强国际合作。目前我国的电视剧市场上出品、包装、发行各个环节各自为战,没有形成有机的链条，市场推广效果不佳。这可能与目前国内电视剧市场运作方式有关,电视剧实行多重销售，而这种多重销售的利益链条,分散和制约了电视剧市场发展,其中的商机，比如衍生产品及下游产品的开发，也没有得到很好的挖掘和放大。我们应当继续增强国家营销的力度，这一点我们应该借鉴韩国的经验，最大化地利用国家资源和国家平台，推销本国的电视剧产品。另外，加强国际合作也是一条可行的道路，邀请国外知名演员参与演出，不仅可以获得目标国观众的好感与关注，同时可以增强我国优秀演员的国际化声誉；与国外公司联合制作，不仅可以学习其成熟的制作模式，也可以借用其已经打开的销售渠道与稳定的市场，对对方来说也是同样的。

三、结束语

韩剧出口贸易的成功是我们必须承认的一个事实，但它也并不是完美无瑕的，比如其冗长缓慢的节奏本身就是一个缺点。而我国电视剧的“走出去”虽然现在成效还不明显，也不能说没有精华之处，比如我国电视剧的题材广阔、类型丰富，这点就是韩剧不可比拟的。为了扩大我国电视剧的出口，电视剧产业改革势在必行。中国要以平等、开放的姿态积极在国际舞台上进行文化交流，要掀起外国人对中国文化的热情,培养起固定的消费群体，为国产电视剧出口海外打下广泛的文化基础。更值得注意的是，中国电视剧出口海外不仅是电视剧界的事情,而且是与整个国家文化软实力的提高相辅相成的。中国电视剧走向海外是一项长期的事业,作为中国电视文化的重中之重,电视剧将担负起传播中华民族优秀文化的使命,为提高中国的文化软实力做出重要的贡献。

参考文献：

[1]冯冬，宋洁.韩国电视剧成功原因及启示[J].电影评介：影视营销，2007.

[2]卢焱.中韩电视剧制作机制差异分析[J].声屏世界，2008,(1):60-61.

篇3

纵观历史进程，国际旅游和国际贸易具有较强的时间同步性，在发达国家和新兴工业化国家亦是如此。而数据间的趋同性是否代表着两者有着一定的联系，是需要进一步研究的问题。国外的相关研究较少，2001年Jordan Shan和Wilson以中国等为样本，得出旅游与贸易的关系是互动的。Khalid以伊斯兰国家的旅游与贸易为对象，细分了贸易方式，得出旅游与贸易间存在长期的平衡。国内旅游与贸易间关系的研究凤毛麟角，而多是将旅游作为国际服务贸易的组成加以研究，如高静等对于我国旅游服务贸易竞争力的评估等。这些研究并未跳出国际服务贸易的范畴，从更宽泛的视角分析国际旅游与贸易的关系。从中韩两国出入境旅游发展看，我国逐渐成为韩国主要的入境客源国，在进出口贸易关系上，中韩贸易国规模大，经济互补性强。

本文选取2005-2014年的统计数据，从两个层面分析中韩旅游与贸易的互动关系：（1）根据推拉模式，建立中韩出入境旅游客流量与中韩进出口贸易的推拉方程。（2）从中韩层面出发，分析占入境旅游比和贸易依存度之间的相关性，为从时间轴上分析旅游和贸易的互动关系提供参考。

1模型假设和数据来源

1.1旅游和贸易互动的模型假设

马可波罗假设。早期的国际贸易始于商务旅游。早在300多年之前，马可波罗怀着买卖商品的目的，从意大利来到中国，作为早期的商务旅行者确实引发了两国间的贸易。通常来讲，商务者出境其他国家始发动机是买卖货物，从而引起进出口贸易，一经成功还会产生反馈效应，从而导致进一步的商务旅游与国际贸易。

兴趣和关注假设。商务旅游者的成功会因人员与经济的国家性和社会性而引发广泛的效仿和尝试。先锋商务旅行者作为所在国商品与文化的载物，会引起入境国居民的兴趣与关注，从而引发更大的旅游流与贸易流，这是其商务旅游的外部效应。

发现与扩大商机假设。国际旅游对国际贸易的贡献作用不止于商务旅行者，非商务旅行者的海外探亲，求学或者休闲都有助于国际贸易的繁荣。因此，国际旅游诱发国际贸易，国际贸易提高了旅游地的兴趣与关注，从而引发更大的国际旅游流。

本文以“商务旅游引起国际贸易”“国际贸易提高了居民的关注与兴趣”“关注和兴趣促进非商务旅游”“非商务旅游促进双边贸易”的循环模式诠释旅游与贸易的关系。立足从更广阔的视角探析国际旅游和国际贸易间的关系，为科学了解中韩双向旅游和进出口贸易提供依据。

1.2数据来源和变量定义

本文搜集的统计数据主要包含中韩出入境旅游人次和中韩进出口贸易额两个序列：（1）中韩出入境旅游数据，包括韩国入境中国国旅游人次，中国接待人次，中国出境韩国旅游人次，韩国接待人次。（2）中韩进出口贸易额，包括中韩进口贸易额，中韩出口贸易额，中韩进出口贸易总额，韩国进出口贸易总额，中国进出口贸易总额。数据来源于中国商务部，国家旅游局，全球经济数据以及韩国观光旅游局网站。

由于中韩在政策，人口，土地面积，发展阶段，经济模式，国际旅游等方面的不同。本文着眼于出入境客流量和进出口贸易间的推拉模式，还定义了两组变量（表1），为从更广阔的视角分析旅游和贸易依存度提供参考。

需要指出的是，国际旅游与贸易均易受到国际宏观环境的影响。受2007年到2009年全球经济危机的影响，国际旅游与贸易均出现不同程度的下滑，为了在相对稳定的环境下探析旅游与贸易的关系，本文采用趋势线理论对经济危机时期的统计数据进行模拟。

2出入境客流量和进出口贸易相关性的分析

2.1韩国入境中国客流量和中韩进出口贸易的相关性

自2005年来，韩国入境中国客流量和进出口贸易增长缓慢。2005-2014年，韩国入境客流量从3.55百万次增加为4.18百万次，向中国出口贸易由768.2亿美元增加为1453.4亿美元，由中国进口贸易从351.08亿美元增加为900.7亿美元，而受2007年-2009年全球经济危机的影响，中韩出入境旅游与贸易额都出现了严重的下滑。为了定量地探析韩国入境中国客流量对中韩双边贸易的影响，本文选用2005-2014年的相关统计数据绘制如下两条增长曲线（图1、图2）。

2.1.1韩国入境中国的客流量和中韩出口贸易的相关性

商务出游者的最初目的是销售产品，这对于开拓市场，提高市场占有率和利润额都是有益的。从图1可见，10年间韩国入境中国客流量和中韩出口贸易的发展进程可分为三个时期：2005年-2007年韩国入境流和出口贸易增长显著，入境客流量由3.55百万次增加为4.78百万次，增速为134.7%，出口贸易从768.2亿美元增加为1037.5亿美元，增速为135.06%。2007-2009年，受全球经济危机的影响，入境客流量与出口贸易同步快速下滑，入境旅游减少到3.2百万人次，下降速率为66.93%，出口贸易减少到1025.5亿美元，下降速率为98.84%。2009-2014年，全球经济回暖，入境客流量和出口贸易同步上升，入境客流量从3.2百万人次增加为4.18百万人次，出口贸易从1025.5亿美元增加为1453.3亿美元，增速为141.72%。利用统计数据，采用趋势线模拟韩国入境中国客流量对出口贸易的推拉方程：0TKC=-6.8972IQKC2+183.9IQKC+537.27R2=0.8319 （1） 式中，0TKC为韩国出口中国贸易额（亿美元），IQKC为韩国入境中国客流量（百万人次）。

2.1.2 韩国入境中国客流量和中韩进口贸易的相关性

商务客国际旅游很大程度上是依据公司和国家需要而选择性的购进商品。10年来韩国入境中国客流量和中韩进口贸易有着较强的时间同步性，处在微妙的平衡中（图2）。从2005年到2007年，韩国入境中国客流量与中韩进口贸易增长显著，入境客流量从3.55百万次上升为4.78百万次，增速为134.7%，进口贸易从351.08亿美元增加为560.99亿美元，增速为135.06%。2007到2009年，受全球经济危机影响，入境客流量与进口贸易同步快速下滑，入境旅游减少为3.2百万人次，下降速率为66.93%，进口贸易减少到536.7亿美元，降速为98.84%。2009年到2014年，在全球经济危机的尾音中，各国经济复苏，韩国入境中国客流量与进口中国贸易在经过09年到11年的较快增长后，趋于平稳增长。截止2014年入境客流量与进口贸易分别达到4.18百万人次和900.7亿美元。利用统计数据，采用趋势线模拟韩国入境中国客流量对进口贸易的推拉方程：ITKC=-3.0923IQKC2+95.901IQKC+275.53R2=0.88 （2）

式中，ITKC为韩国进口中国贸易额（亿美元），IQKC为韩国入境中国客流量（百万人次）。

韩国入境中国的客流量相对于其对出口贸易的拉力而言，其对进口贸易的作用更强。在中韩出入境旅游中，中国由旅游顺差变为旅游逆差，韩国反之；在中韩进出口贸易中，中国处于贸易逆差，韩国反之。这种由入境旅游的顺差而引起的进出口贸易的逆差，在贸易和旅游的关系之中是值得广泛验证和重视的。

2.1.3韩国入境中国客流量和中韩进出口贸易的相关性

马可波罗假设：商务客出境旅游，其目的是买卖商品，进而引发进出口贸易。本文通过将2005年-2014年的进口贸易和出口贸易加总，得到中韩进出口贸易总额，再将其与韩国入境客流量进行分析，得到入境流量对进出口贸易的推拉方程：ITKC=-9.99IQKC2+279.8IQKC+812.8 R2=0.8765 （3）

式中，ITKC为韩国进出口中国贸易额（亿美元），IQKC为韩国入境中国客流量（百万人次）。

2.2中国出境韩国客流量和中韩进出口贸易间的相关性

鉴于经济发展水平与政策的约束，中国出境游起步较晚。1990年中国最先开放的赴新马泰旅游，开启了中国出境观光旅游的先河。此后，随着对外开放的逐步扩大，中国居民出境旅游获得了快速的发展，现已与全球上百个国家签订旅游协定，成为出境旅游增长最快的国家。从2005-2014年，中国出境韩国的客流量从31百万次增加为109百万次，向韩国出口贸易由351亿美元，增速为189.18%。本文选用2005-2014年的有关统计数据绘制如下两条增长曲线（图3，图4）。

2.2.1中国出境韩国客流量和出口贸易的相关性

由图3可见，中国出境客流量和出口韩国的贸易额有较强的时间趋同性。从2005年到2007年底，随着中国对外开放的扩大以及经济的迅速发展，中国出境韩国客流量与出国贸易增幅很大，分别为147.76%与210.59%；2007年底到2009年受全球经济危机的影响，中国对韩国出口贸易显现了较大幅度的下滑，跌落为537亿美元。2009年到2014年出境客流量与出口贸易同步稳定发展，呈现双旺发展格局。利用相关统计数据，采用趋势线模拟出境客流量对出口贸易的推拉方程：0TCK=254.18ln（0QKC）+300.01 R2=0.8565 （4）

式中，0TCK为中国出口韩国贸易额（亿美元），0QCK为中国出境韩国客流量（百万人次）。

2.2.2中国出境韩国客流量和进口贸易的相关性

由图4可见，出境韩国客流量和进口韩国的贸易额自2005-2013年同步增长，而2014年的进口韩国贸易额有所下降。自2005-2007年低，中国出境客流量与进口贸易同步快速增长，增速分别为103.95%与145.97%。2007年底到2009年，中国的出口贸易额下降到1025.5亿美元，增长幅度骤降72.59%。2009年到2014年，中国出境旅游人次由47.7百万上升为109百万，增速为228.72%，进口贸易额从1025.5亿美元上升为1453.3亿美元，增速为141.72%。除2014年中国进口韩国贸易额有所下降外，中国出境韩国客流量和进口贸易均快速增长。而从2014年进口贸易额的下降可以预测到在今后的几年，中国出境人数与进出口贸易额会出现下降的趋势。利用统计数据，采用趋势线模拟出境客流量对进口贸易的推拉方程：ITCK=435.86ln（0QCK）+624.84 R2=0.7736 （5）

式中，ITCK为中国进口韩国贸易额（亿美元），0QCK为中国出境韩国客流量（百万人次）。

中国出境韩国客流量相对于进口贸易而言，其对进出口贸易的拉动作用强于进口贸易。

2.2.3中国出境韩国客流量和中韩进出口贸易的相关性

将2005年-2014年的中国出口贸易和进口贸易加总，得出中韩进出口贸易总额，再将其与中国出境客流量进行相关性分析，得到出境客流量对进出口贸易的推拉方程：ITCK=690.03ln（0QCK）+924.85 R2=0.829 （6）

式中，ITCK为中国进出口韩国贸易额（亿美元），0QCK为中国出境韩国客流量（百万人次）。

3两个断面旅游互动和贸易依存度的关系

3.1韩国断面

图5是2005-2014年中国出境游客占韩国入境旅游比以及韩国对中国贸易依存度。从图中可见，2005-2014年中国出境游客占韩国入境旅游比从14%上升为43%，中韩旅游在韩国的旅游业中地位越来越重要；同时，韩国对华贸易依存度除2014年有所下降外，一直处于缓慢增加中。大致分为2个阶段：第一阶段2005-2013年中国占韩国入境旅游比从14%增加到35%，而韩国对华贸易依存度从05年的21%上升到13年的26%，而14年又回落到21%。第二阶段为2013-2014年，对华贸易依存度下降了6个百分点，而中国游客占韩国入境旅游比缓慢增加，仅为8个百分比。预计未来几年，中国占韩国入境旅游比的迅猛势头会有所减慢。为了从韩国断面定量地分析中国出境旅游客流量占韩国入境旅游比和对中国贸易依存度的联动关系，本文采用的直线方程进行回归分析，其关联带动方程：TRIK-C=0.3195RITK-C+20.742 R2=0.4236 （7）

其中，TRIK-C为韩国对华贸易依存度，RITK-C中国游客占韩国入境旅游比。依据边际弹性，当中国游客占韩国入境旅游比上升1个百分点，韩国对华贸易依存度就会上升0.3195个百分点。

3.2中国断面

图6是2005-2014年韩国占中国入境旅游比和中国对韩贸易依存度。由图可见，10年来韩国占华入境旅游比在波动中逐渐下降，中国对韩国贸易依存度伴随市场化的不断深入与经济的不断发展，而逐渐下降。受全球经济危机的影响，韩国占中国入境旅游比从2007年的18%下降为2009年的15%。中国对韩国贸易依存度和韩国游客占华入境旅游比两组指标的纵向波动显现较强的时间趋同性及相关性。为了从中国断面定量地分析韩国占中国入境旅游比和中国对韩贸易依存度的联动关系，本文采用的直线方程对其进行回归分析，其关联带动方程：TRIC-K=-0.2066RITC-K+8.0942 R2=0.8709 （8）式中，TRIC-K为中国对韩贸易依存度，RITC-K为韩国游客占中国入境旅游比。依据边际弹性，当中国占韩国入境旅游比每上升1个百分点，韩国对华贸易依存度会减少0.2066个百分点。

参考文献：

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[5]John Seabrook， Susan Homer著.程尽能，卢涤非等译.商务旅游[M].北京：旅游教育出版社，2004.3-27.

篇4

中图分类号：F752文献标识码：A文章编号：1001-6260(2009)03-0066-08

引言

近年来，中国迅速扩大的能源消费已成为世界关注的焦点。根据《BP世界能源统计2008》，2007年中国一次能源消费总量为18.634亿吨油当量，同比增长7.7％。而根据国际能源署(IEA)的研究，到2010年后不久，中国将超越美国成为全球最大的能源消费国。但是，也有许多学者和官员指出，中国领土内消耗的能源和中国实际消费的能源并不一致。由于中国从国外进口能源，并利用这些能源生产和加工出口产品，许多能源最终又以产品的形式出口到国外。因此，从最终消费角度来说，中国实际消费的能源并没有那么多。中国社科院的一项研究成果显示，中国的一次能源消费，有约1/4是由出口到发达国家的产品造成的。

因此，出口贸易中的隐含能成为影响中国能源消费的重要因素。当产品出口时，实际上也在间接出口这些产品中的隐含能。为了从贸易的角度出发寻找缓解中国能源压力的方法，我们不仅要知道出口贸易中的隐含能含量，还需要研究影响出口贸易中隐含能变化的因素。

一、文献综述

分解分析是研究影响能源消费和其环境副作用的机制的非常有效的工具之一。其理论背景是比较静态分析，即把所分析对象的变动分解成几个基本因素的变动，从而清晰地追溯到分析对象变动的根源及各基本因素对分析对象变动的影响程度(张华初，2008)。在1995年之前，分解分析的方法存在一个非常关键的问题，即所有的分解方法都遗留了一个残差项。此后，许多研究者开始寻求各种完全分解技术(Ang，et al，1997；Ang，et al，1998；Sun，1998；Chung，et al，2001；Albrec，et al，2002)。很难说哪种完全分解方法更好，但是由于对数平均迪式指数法I(LogMean Divisia Index Method I，LMDI I)的公式相对简单，便于使用，因此近年来LMDI I的应用更为广泛一些。

根据利用的数据不同，分解分析可以分为两类：指标分解分析(Index Decomposition Analysis，IDA)和结构分解分析(Structural Decomposition Analysis，SDA)。其中，SDA需要利用投入产出表，而IDA只是利用部门水平的综合数据，后者目前更为流行，因为其数据的可获得性较强，并且容易进行时间序列分析和跨国的比较研究。但是，SDA可以区别一系列技术效应和最终需求效应，也可以分析间接需求效应，而在IDA框架下则不能。

许多学者利用因素分解分析技术对中国能源消费和能源消费强度变化的原因进行了研究(Sinton，et al，1994； Lin，et al，1995；Garbaccio，et al，1999；Zhang，2003；FisherVanden，et al，2003；Ma，et al，2008)。大多数研究都发现最重要的影响因素是规模变化和技术变化，且规模变化增加能源消费，而技术变化则相反。但对结构变化的作用则存在分歧。许多研究发现结构变化在降低能源强度方面的作用很小，但Garbaccio等(1999)发现，结构变化增加了中国的能源强度。FisherVanden等(2003)、Ma 等(2008)也有类似的发现。

近年来，国内的学者利用IDA方法对中国的能源消费进行了不少分解分析(吴巧生 等，2006；齐志新 等，2006；师博，2007)。研究结果表明，中国能源消耗强度下降主要是各产业部门能源使用效率提高的结果。梁进社等(2007)基于SDA，将1990―1995、1997―2002年中国能源消费增长分解为中间需求效应、技术效应和最终需求效应，结果表明，技术进步和最终需求是影响能源消费的基础因素，技术效应是减少能源消费的关键因素，中间需求效应其实是技术效应的一部分。但是作者未分解出结构效应。

从文献研究可以看出，规模效应是导致能源消费增加的主要因素，而技术效应是降低能源消费的主要动力，结构效应的作用还不明显。但是就目前的研究来看，分析中主要是利用IDA方法，利用SDA方法较少，因此，对降低能源消费的技术效应缺乏详细分析，对于溢出效应的分析不足。另外，现有的研究主要是针对整体经济的能源消费，对于出口贸易中隐含的能源消费的影响因素的独立分解分析还比较少。因此，本文针对出口贸易中隐含能的变化，利用SDA方法将其分解为规模效应、技术效应和结构效应，特别是对技术效应进行了进一步的分解，将其分解为能源利用技术效应和中间投入技术效应，并分析这些因素变化对于出口隐含能变化的贡献，从而为中国从外贸的角度缓解能源压力提供政策依据和指导。

二、方法和数据处理

(一)出口贸易中隐含能的结构分解方法

(三)数据来源和处理

由于中国的投入产出表每5年编制一次，综合数据可得性和研究的目标，我们选取1992―1997年和1997―2002年这两个时段来分解中国出口贸易品中隐含能的变化。因此，首先需要利用1992年、1997年和2002年的投入产出表来分别计算这些年的出口隐含能。

由于投入产出表都是按当年生产者价格计算，为消除价格因素的影响，必须将现价投入产出表转化为可比价投入产出表。国家统计局与香港中文大学联合，已于1998年编制了中国1981年、1983年、1987年、1990年、1992年、1995年六张以1990年现价为基准的可比价投入产出表，因此，利用现成的1992年的可比价投入产出表，并将1997年和2002年的现价投入产出表转换成以1990年现价为基准的可比价投入产出表。

参考李强等(1998)编制可比价投入产出表的方法以及数据的可得性，首先计算1997年和2002年各部门相对于1990年的价格缩减指数。农业部门、建筑业部门和运输邮电业部门分别利用“农林牧副渔总产值指数”、“建筑业价格指数”以及“交通运输、仓储及邮电通信业” 增加值指数，结合1990年这些部门各自的总产值，推算出1997年(2002年)农业、建筑业和运输邮电业的可比价产值，然后分别将这些部门1997年(2002年)的现价产值与可比价产值相比，计算出农业、建筑业和邮电运输业的价格缩减指数。工业部门是利用“工业品出厂价格指数”，以1990年的工业品出厂价格为100，分别计算1997年(2002年)各工业细分行业可比价的工业品出厂价格指数，作为该部门的价格缩减指数。商业饮食业部门和其他社会服务业部门则分别利用“商品零售价格总指数”和“居民消费价格指数”作为其价格缩减指数。

其次，利用各部门的价格缩减指数对应的去除投入产出表产品部门的各行，从而得到各部门可比价的产出分配和总产出。由于各部门的总产出等于总投入，可以利用各部门的总投入(总产出)减去相应的中间投入得到各部门的可比价增加值，从而得到1997年和2002年的可比价投入产出表。

关于分部门的能源消费数据来自《中国统计年鉴》，由于受到能源消费的部门分类和投入产出表部门分类的限制，将各投入产出表和能源分类的部门各自按类合并成27个部门(见表1)。各年分部门的出口贸易的数据直接取各年投入产出表中的出口数据。

三、结果和讨论

(一) 出口隐含能变化分解分析

在计算1992年、1997年和2002年中国出口贸易中的隐含能基础上，对1992―1997年和1997―2002年间中国出口贸易中的隐含能变化进行分解，得到的结果如图1所示。

1992―1997年，中国出口隐含能增加了18255.4万吨标准煤。其中由于出口规模增加导致的出口隐含能增加量为15260.85万吨标准煤，出口规模效应成为影响出口隐含能增加的主要因素。虽然一般来说，技术效应是减少出口隐含能的主要因素，但是在1992―1997年间，技术效应对中国隐含能出口的作用是正向的，即由于技术效应的作用，1997年的出口隐含能相比于1992年有所增加，且增加了691.53万吨标准煤。而在这一时期，出口结构变化对于出口贸易中隐含能的变化影响很小，但是也增加了1997年的隐含能出口。

1997―2002年的变化与1992―1997年间的变化有很大的不同。1997―2002年，中国出口隐含能增加了8122.74万吨标准煤，远小于1997年相对于1992年的增量。主要是因为这一时期，技术效应具有明显的负向作用，技术因素的变化使得2002年的出口隐含能比1997年减少了17958.9万吨标准煤。但是由于这一时期出口规模的迅速扩大，导致出口隐含能增加31545.42万吨标准煤，抵消了技术进步带来的隐含能出口减少量。而在1997―2002年间，出口贸易结构的变化也有利于减少出口贸易中的隐含能，其作用使出口隐含能减少5464.76万吨标准煤，虽然缓解了一部分由出口规模效应带来的隐含能出口的上升，但是没能改变中国对外贸易中出口隐含能上升的态势。

结合来看，中国出口贸易中的隐含能变化是出口规模、出口结构和生产技术综合作用的结果。出口规模的扩大是导致贸易中隐含能上升的主要原因，而技术进步是减少出口隐含能的主要因素，但是这并不意味着技术效应一定有利于减少隐含能的出口，因为技术效应并不意味着技术进步效应。相较于前两者，出口结构变化对于中国出口贸易中隐含能的变化的作用较小，且作用的方向并不明显。

(二)各部门出口隐含能变化分解分析

1992―1997年各部门出口贸易隐含能变化分解注：图中横坐标对应于表1中的部门序号，下同。

1992―1997年各部门隐含能出口变化分解可以由图2表示。1992―1997年间，大部分部门的出口隐含能都有所增加，增加量最大的部门是化学工业，增加了3521.85万吨标准煤，其中规模效应使其增加1901.88万吨标准煤，结构效应则增加388.83万吨标准煤，技术效应也使其隐含能出口增加了1231.145万吨标准煤。各部门的规模效应均导致本部门隐含能的出口量增加，但结构效应和技术效应的影响差异较大。有16个部门的出口隐含能因技术效应而增加，正向技术效应较大的部门包括化学工业、金属冶炼及压延加工业、金属制品业、石油和天然气开采业、石油加工及炼焦业，这意味着这些部门1997年单位产值的完全能耗相较于1992年都有所增加，技术效应在这一时期对大多数部门来说不利于其减少隐含能出口。与此同时，15个部门的结构效应为负，而11个部门的结构效应为正(由于1997年建筑业没有出口，因此没有分解，图2中此处断开)。结构效应为正的部门主要是通信设备、计算机及其他电子设备制造业，电气、机械及器材制造业，金属冶炼及压延加工业，商业饮食业等，这意味着这些部门的出口比重在1997年有所上升。

1997―2002年各部门出口贸易隐含能变化分解

1997―2002年各部门隐含能出口变化分解可以由图3表示(由于1997―2002年燃气生产和供应业没有出口，因此无法对其进行分解，图中此处断开)。这一时期，不同部门的隐含能出口变化有正有负，9个部门的出口隐含能减少，17个部门的出口隐含能增加。其中金属冶炼及压延加工业的隐含能出口减少量最大，而通信设备、计算机及其他电子设备制造业的隐含能出口增加量最大。这期间，技术进步非常明显，几乎所有部门的技术效应都为负，导致隐含能出口减少。而规模效应依然为正。结构效应的影响在不同部门有较大的差异。总的来说，在1997―2002年间，由于规模效应和技术效应的作用方向不同，且有很大一部分会相互抵消，因此，各部门的总效应很大程度上依赖于结构效应的影响，结构效应为正的部门，该部门的隐含能出口变化也主要为正。由于中国的出口贸易结构正朝着以电子机械工业为主转变，因此，这些部门的结构效应为正，而这些部门的出口隐含能也有明显增加。

(三)技术效应分解分析

对技术效应再分解，得到的结果如图4、图5所示。

从图4可见，1992―1997年，能源技术效应对于大部分部门都是正向作用。中间投入技术效应对各部门的影响不同，但是总体来说对于各部门隐含能出口变化的影响较小，且部门差别不大。1992―1997年间，技术效应导致出口隐含能增加3686.08万吨标准煤，其中能源利用技术效应导致出口隐含能增加6383.16万吨标准煤，中间投入技术效应导致出口隐含能减少2627.78万吨标准煤。因此，在1992―1997年间，能源利用技术变化增加了1997年的隐含能出口，而中间投入需求的变化有助于减少1997年隐含能的出口。

1997―2002年各部门技术效应的分解如图5所示。1997―2002年，各部门能源利用技术效应的作用均为负，且对各部门总的技术效应的贡献很大，对于减少各部门隐含能出口有很大作用。这一时期，各部门的中间投入技术效应有正有负，但是对隐含能出口的影响都比较小。1997―2002年技术效应导致出口隐含能减少17957.92万吨标准煤，其中能源利用技术效应使得出口隐含能减少15663.65万吨标准煤，而中间投入技术效应的影响使出口隐含能减少2294.27万吨标准煤。因此，1997―2002年间，中国的能源利用技术的提高是导致出口隐含能减少的主要原因。

不管是1992―1997年的技术效应分解还是1997―2002年的技术效应分解，可以发现，由于中间投入技术效应在各部门间的影响相对平稳，能源利用技术效应对于总技术效应具有主导作用。

四、结论和政策建议

本文利用结构分解技术，对中国1992―1997年和1997―2002年间出口贸易中的隐含能变化进行了影响因素分解。研究结果表明，1992―1997年和1997―2002年隐含能出口都是增加的。出口隐含能的变化主要归因于三方面的影响，即出口规模效应、出口结构效应和技术效应。从总体上来讲，出口规模扩大是导致中国隐含能出口增加的主导因素，而技术进步效应是减少出口贸易品中隐含能含量的关键因素，特别是在1997―2002年间，技术效应的负向作用更加明显，但是技术效应并不必然是减少隐含能出口的，如1992―1997年的技术效应为正，因此有必要对技术变化进行引导，使其有助于减少能源消耗。而出口结构效应虽然对隐含能出口变化的影响不大，但是也经历了从增加隐含能出口到降低隐含能出口的变化。

在部门层面，不同部门的隐含能出口变化有正有负，1992―1997年大部分部门的出口隐含能都有所增加，而1997―2002年则出现了较大分化。这主要是因为出口规模的扩大导致各部门的隐含能出口增加，但是在两段时期内，技术效应的作用方向并不一致。在1992―1997年间，主要的能源部门的技术效应为正，而技术效应为负的部门其作用强度也不大，从而不利于这些部门隐含能出口的减少。但是，这一情况在1997―2002年间有了很大改变，这一期间各部门的技术效应得到了改进，有利于减少隐含能出口。这主要是因为在1997―2002年间，各部门的能源利用技术效应得到了大幅提高。中间投入技术效应对于总的技术效应也有很大贡献，特别是在1992―1997年间。但是由于中间投入技术效应在各部门间的影响相对平稳，因此，能源利用技术效应主导了各部门技术效应的方向。

虽然目前出口结构效应对于隐含能出口变化的影响还比较小，但是其在减少隐含能出口方面具有较大的潜力。特别是在1997―2002年间，出口贸易结构的转变对于减少隐含能出口也有重要影响。因此，在出口规模上升的情况下，必须在出口结构调整和技术进步方面着力于减少隐含能的出口和降低国内的能源消耗。

从部门水平来说，各部门的出口结构效应是此消彼长的，既有出口结构效应为负的部门，也必然有出口结构效应为正的部门。因此，从出口结构角度来说，一方面，要提高低能耗部门、高附加值部门的出口比重，减少高能耗部门的出口比重；另一方面，对于出口比重迅速上升的部门，要着重提高其能源利用效率。

从单个行业来说，提高能源利用效率特别是高能耗部门和出口比重大的部门的能源利用效率是提高各部门技术效应的主要方式。由于存在中间投入技术效应，并且它对于各部门全面的技术进步影响很大，因此，需要针对各部门的投入产出关系，全面提高各部门的中间投入效率，即尽可能地减少各部门为获得单位产出而投入的中间物质和产品。节约能源固然重要，但是节约其他物质或者中间投入也很重要，这对于中间投入技术进步具有重要影响。因此，需要在全社会推进“减物质化”发展，通过人力资本的投入替代物质资本和自然资本的消耗，即通过技术、组织、管理和服务等的进步和深化，使得物质和能量得到充分利用，并通过服务消费替代物质消费，从而减少生产和生活中的物质损耗、废气以及污染物排放。

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Influential Factors Analysis of Embodied Energy Change

in Exports of China： Based on Structural Decomposition Analysis

CHEN Hongmin

(Department of Environmental Science and Engineering， Fudan University， Shanghai 200433)

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我国对外贸易的生态逆差问题概述

改革开放以来，伴随中国经济的高速增长及日益加速的城市化进程，中国的能源需求及温室气体排放规模也呈快速增加趋势。2011年，中国一次能源消费规模已经超过美国，从而成为世界第一大能源消费国。近年许多西方国家认为，中国正在消耗过多的世界能源资源来维持经济的持续增长，越来越多的国际碳减排压力、“中国能源”、“中国气候”等议论接踵而至。但是，我国大量能源消耗实质上是由于承接了国际产业转移，为发达国家大量生产和加工产品。关于我国能源消耗的测算大都是基于生产侧进行的，但作为“世界加工厂”的中国，却都是在为其他国家生产产品，即必须基于消费侧进行研究才更加符合我国能源消耗与贸易关系的现实状况。我国对外贸易虽然保持着长年顺差，但从能源消耗及对环境的污染角度来讲，却是生态逆差的，本文从我国出口贸易内涵能源的测算角度切入，借助数据证明我国因贸易所消耗的潜在能源规模，对我国能源消耗的国际转移进行评估。

目前，国内外针对中国对外贸易的内涵能源及内涵碳问题已经有一些相关研究成果。Christopher L.Weber等（2008）对1987～2005年中国出口产品的内涵CO2排放量进行了测算，认为中国产品出口导致的碳排放及其引起的气候变化效应对全球环境产生了影响；Fredrich KAHRL等（2008）通过构建中国能源使用和能源价格传递的结构模型，认为产品生产的上游环节是内涵能源的主要来源。国内的陈迎（2008）、齐晔（2008）、顾阿伦（2010）等都通过投入传出分析得出了中国对外贸易内涵能源净出口的结论，并给出了不同的规模评估；尹显萍等（2010）还从国家、部门和重点行业三个层次出发定量研究了中日商品贸易中的内涵能源问题；Shui和Harriss（2006）则针对中美贸易中的内涵能源进行了测度，提出如果美国将其进口自中国的产品换为自己生产，则国内碳排放将增长3%～6%，中国生产用于出口到美国的产品所排放的温室气体约占到排放总量的7%～14%。综合已有的研究成果来看，目前关于贸易内涵能源的测度问题没有统一标准，很多研究存在诸多不足，如没有考虑加工贸易的影响，这会严重高估计算结果。鉴于此，本文在研究方法上也将做进一步的改进和修正。

研究方法选择和数据处理

（一）研究方法选择

虽然目前学术界不同的研究成果存在较多差异，但投入产出分析已经被证明是计算贸易内涵能源问题最为有效的方法，计算结果的不同主要来自学者在处理具体能源消耗系数及简化过程等方面。本文同样基于投入产出分析法进行研究，具体计算公式如下：

直接消耗系数。直接消耗系数公式为Aij=Xij /Xj（i，j=1，2，..，n），其中Aij指的是j部门单位产出所直接消耗的i部门产出量，即i部门对j部门每生产一单位产品所做出的贡献。所有的Aij构成直接消耗系数矩阵A。

完全消耗系数。完全消耗系数公式为B=（I-A）-1-I，其中矩阵B可由直接消耗系数矩阵A计算得到，I为单位矩阵。完全消耗系数矩阵B由完全消耗系数Bij构成，指的是j部门单位产出对i部门产出的直接和间接消耗之和。

部门单位产出的完全能耗强度。部门单位产出的完全消耗强度公式为EB=EA（I-A）-1，这是基于直接能耗强度与完全消耗系数相乘计算出来的，指的是该部门每生产一单位产品所直接消耗和间接消耗能源量的和。可以看出，完全能耗强度是计算产品内涵能源的关键因子，不同学者所计算结果之所以不同，一般都是因为选取了不同的完全能耗强度进行计算。如公式所示，EA指的是部门单位产出的直接能耗强度，是该部门一定时期内耗能总量Ei与总产值Xi的直接比值：EA=Ei /Xi。

出口贸易内涵能源的测算。一般来讲，一国出口贸易的内涵能源规模是将各部门的完全能耗强度与对应进口或出口额相乘即可得到。但是，这样做的一个巨大缺陷在于没有考虑加工贸易的影响，这对素有“世界加工厂”之称的中国来讲，将使计算结果严重高估。因为针对来料加工的产品，其作为进口产品进入到国内之后，并没有被消费，而是加工之后又重新作为出口产品流到国外。因此该部分产品在作为加工原料进入到国内时，其生产所消耗的能源不能计入出口贸易的内涵能源量。

限于各部门的加工贸易数据难以获得，本文引入进口系数M，对出口贸易中进口加工贸易产品的比重进行估算。利用系数M对原直接消耗系数矩阵A进行修正，从而得到消除加工贸易影响的对外贸易内涵能源估值。具体修正方法如公式（1）：

（1）

其中EXE'为剔除进口加工产品影响的出口贸易内涵能源。需要说明的是，对系数M，均假定一部门对其他所有部门的投入中进口加工产品的比例是不变的。这样的简化处理可使系数M为对角矩阵。

（二）数据搜集和处理

投入产出表数据。本文研究共用到3张投入产出表，分别为中国2002年、2005年和2007年投入产出表。需要说明的是，很多研究都是基于一张投入产出表进行的研究，这在反映较长时间跨度的部门间生产关系时难以保证较高的准确性。本文数据时间范围为12年（2000～2011年），基于时间就近原则对3张投入产出表进行充分合理地利用，即2000～2003年数据采用2002年表，2004～2006年数据采用2005年表，2007～2011年数据采用2007年表。在具体数据分类方面，由于投入产出表的部门分类与《中国能源统计年鉴》和联合国货物贸易数据库均有所不同，为兼顾数据可得性、确保各分类数据之间最大程度的衔接、保留主要能源消耗部门等，最终将42部门的投入产出表合并为22部门，能源消耗数据及贸易数据均按照22部门的分类进行统一整合。

部门能源消耗数据。由前文可知，各部门能源消耗数据是计算直接能耗强度EA的关键，进而才能得到贸易内涵能源测算所需的完全能耗强度EB。本文中关于我国各部门2000～2010年的能耗数据来自《中国能源统计年鉴》，2011年数据则是在《2011年国民经济和社会发展统计公报》所公布指标的基础上，对2010年数据进行修正后得出的。此外，所有数据都经过了PPI价格指数和单位GDP能耗指数的修正，消除了物价波动等因素的影响。

部门贸易数据。部门贸易数据来自联合国货物贸易数据库（UN Comtrade Database），分类标准采用SITC Rev.3（国际贸易标准分类第三版），并在此标准分类基础上将原63章的产品分类合并为与投入产出表对应的22部门。需要说明的是，经过计算，合并后的22部门贸易数据，除第22类“其他行业”外，其余21个部门的贸易数据总和可达到总数的95%以上，说明22部门分类能够有效反应我国对外贸易内涵能源的现实情况。

我国出口贸易内涵能源的测算结果

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

结论与政策含义

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

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

另一方面，鉴于我国对外贸易内涵能源的规模依然在迅速增加，这也意味着要想减少对国内能源资源的过度消耗及环境污染，除长期逐步实施国内产业结构优化升级战略外，中短期内必须以牺牲出口贸易规模的增长为代价，即必须在能源环境利益与经济贸易利益之间做出取舍。改革开放以来，伴随我国对外贸易规模的腾飞，相继而来的能源消耗和环境污染问题也让我们付出了沉重代价。由贸易带来的内涵能源问题已经引起了中央政府的高度重视，近年频出的“两高一资”产品限制出口的贸易政策，表明国家政策层面已经认识到，为保护国内资源和环境，必须牺牲短期内的经济贸易利益，未来通过逐步的贸易转型来实现经济和贸易的可持续发展。

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中国传统文化博大精深，文化的传播需要翻译成多种文字，因此，文化传统翻译成为目前最需要解决的问题。特别是茶文化翻译，我国茶文化产生于东晋时期，直到唐朝发展达到全盛，茶叶贸易也随着茶文化发展而不断拓展。但目前关于茶业术语翻译还存在很多的问题，茶叶名称翻译错误、一茶多译、只取音译等情况时有发生，对我国茶叶传播和对外贸易发展带来严重影响。因此需要针对这些情况，采取适当的措施加以补救。

1出口贸易翻译目的

贸易全球化为我国各个行业发展带来机遇，特别是我国茶叶贸易的发展。全球茶叶产业的快速发展对我国茶叶出口贸易产生巨大冲击，茶叶销售逐年下降，其中一个重要的问题是茶业术语翻译问题。茶业术语翻译对我国茶叶出口贸易发展至关重要，如今的茶业术语翻译呈现“百花齐放，百家争鸣”的局面。各种类型翻译充满着茶叶出口市场，使国外消费者看不懂茶叶产品，不能很容易分辨出所购买的茶叶种类，因此也就对茶叶消费产生怀疑，渐渐对茶叶购买失去积极性，这样就损失掉大部分茶叶出口购买群体。茶叶产业要想真正打造世界品牌，真正走向世界，需要全球化茶叶贸易才能完成，而茶叶出口贸易最需要解决的问题是茶业术语翻译问题。我国地大物博，物产丰富，尤其是茶叶，在我国的各个地区都有分布，形成地方独具特色的茶叶产品和茶叶文化。西湖龙井、洞庭碧螺春、黄山毛峰、都匀毛尖、六安瓜片、君山银针、信阳毛尖、武夷岩茶、安溪铁观音、祁门红茶被称为中国十大名茶，他们以其独特的口感和良好口碑受到各族人民的欢迎。这些茶叶命名具有悠久的历史渊源，他们根据不同茶叶的颜色、香味、形状和产地进行相关茶叶命名，有的茶叶名称还有着传统的历史渊源。所以茶业术语翻译需要考虑很多方面问题，不仅要根据其汉语名字进行直译，还要考虑它的产地、形态、颜色、味道和历史典故等方面因素。最好做到既能使国外消费者清楚自己所买的茶叶种类，又能了解有关中国传统文化信息。出口贸易管理局提出：“出口贸易翻译需要做到，使外国消费者能够理解的情况下，保持中国传统文化的古典韵味。这样不仅有利于出口贸易的发展，更有利于中国传统茶叶文化传播。”

2茶业术语翻译问题

茶业术语的翻译需要分为几个方面考虑，因为茶业术语从不同的方面有不同特征，我们要根据这些特征进行茶叶名称的翻译才有意义。只有表面意义的茶叶名称采用直译方式即可，而具有表面和其他意义的多重意义茶叶名称翻译困难，特别是涉及具体意象和历史典故的茶叶名称最难翻译，具体分为以下几种：

2.1音形相同意不同

福建工夫茶作为中国的传统泡茶工艺，以使用活泉水和中火煮制而闻名，其中又有对中国传统泡茶方式的继承，受到大多数消费者的欢迎。出口贸易中，工夫茶一般按照汉语拼音翻译为“KongfuTea”，这种翻译方式已经被大多数国外消费者认同。但我国有另外的“工夫茶”，虽然和闻名海内外的“功夫茶”读音完全相同，却属于两种不同的茶叶产品。“功夫茶”是一种需要多道工序泡制工艺，首先需要选择上等茶的嫩叶，一层一层将小的茶壶塞实，之后用煮沸的活水冲入，直到活水漫出茶壶，此时迅速盖紧茶盖，使水分充分吸收茶叶的精华。最后取一小杯慢慢倒入，轻柔品其茶水，只需一杯，便可使身心舒畅。而“工夫茶”指的是上等的红茶，和“功夫茶”那种繁复的泡茶方式有很大的差别，“工夫茶”的英文名称为congou，这是根据外国词典的翻译得来的。“工夫茶”的意思为“akindofblackteafromChina”，中国红茶中的一种。因此对这两者需要进行仔细的区分，特别是“工夫茶”，congou这样的翻译对于外国的消费者或许难以理解。除此以外，还有很多花和茶名称混淆问题。如今市面上售卖很多用来冲泡的干花朵，也称为茶，比如：茶、玫瑰花茶和桂花茶等等。这些茶具有清香典雅的气味和颜色，还有解渴化痰的功效，和茶水的功效很相似，因此被称为茶。但他们不含任何的茶叶成分，仅仅是花泡的水。还有些茶因为其独特的药用价值，而被广泛使用，也被称为茶，比如桂花茶、玫瑰茶等，这些茶具有明目清肺的功效。这些茶在翻译的时候，不仅要翻译出花，还要翻译出茶，笼统的花茶可以译为Scentedtea，茉莉茶为Jasminescentedtea，玫瑰茶为rosetea。他们的意思为花的茶，即以花朵为原材料，用以冲泡的方式进行饮用的饮料，因此被称为茶，这样的解释使国外消费者更容易理解。

2.2茶与实物重名

很多茶叶名称是以现实中存在的事物命名，而这些茶叶的原材料却和它的名字本身没有太大关联，因此会引起歧义。比如福建的水仙茶，很多国外翻译学者将水仙茶用茉莉花茶的翻译方法，采用直译的方式翻译出来，翻译为narcissustea。这种翻译方式曲解水仙茶的意义，水仙茶不是用水仙花泡的茶，也和水仙花没有任何的关联，而是和水仙茶的发现地有关。水仙茶是在福建的闽北发现的，这种茶在当时为野生茶苗，经过几代的培育以后，逐渐形成品质优良的乌龙茶品种。因为闽北的“桃”字和水字的发音很像，那么水仙茶自然而然的被称为水仙茶。国外学者对水仙茶的翻译是错误的，正确的译法应该仿照普洱茶的翻译，采用拼音加英语的方式，译作Shuixiantea更为合适。

2.3茶名不含茶

还有一类茶，比如上面所说的：君山银针、信阳毛尖、黄山毛峰、都匀毛尖、六安瓜片等等，这些茶的名字中都没有茶字，他们大多是根据茶叶的形状来命名。因此国外学者在翻译时候，除要翻译出他们的外形以外，还要在后面加上茶，也就是英文的tea。这样消费者在购买茶叶的时候，不仅知道茶叶的外形，而且知道所购买茶叶的种类和茶的特征，有利于我国的茶文化宣传。与此有同样特点的是西湖的龙井，西湖龙井的名字后面也没有茶字，而且西湖龙井的由来也不是因为“龙和井”。龙井是西湖边上一个山村的名字，这个村子主要的农作物就是茶叶，因此这个村子所产的茶也叫龙井茶。而如今的国外学者把龙井茶翻译为“DragonWell”，一方面严重曲解龙井茶原来的意思，另一方面也使国外的消费者对这种茶叶产生误解。因此本文建议，龙井茶的名字具有古朴雅致的特点，翻译时候不妨采用直译的方法，译作“longjingtea”，更能表达龙井茶的味道和特点，也使消费者学会中文龙井茶。

3茶业术语翻译对策

3.1灵活使用翻译方式

茶叶命名需要考虑产地、形态、颜色、味道和历史典故等多方面因素，因此茶叶名称的翻译也需要综合多种特征进行翻译，目前最常使用方法有三种：直译法、音译法和意译法。但这些方式远远的不能解决茶叶命名的难题，因为有些茶叶名称不仅包含一方面的特征，有些甚至有超过两方面特征的考虑，因此要想翻译出中文博大的文化内涵显然是困难的。目前能够较好的翻译出茶文化内涵的方式为注释法。注释法即先进行直译、音译或者意译，然后在商品的下面或者后面添加注释的方式，来阐明这种茶叶的名称和特性。最好是这三种方式的恰当运用，互为补充，才能真正翻译出茶业术语的精髓。

3.2茶文化背景学习

茶术语翻译不准确，关键在于国外许多学者对中国茶文化的了解较少，不能体会汉语背后的深层含义。国外关联理论大师Gutt讲到，若想较好进行思想的传授，那就不仅要考虑字面上的含义，也要考虑字面背后的深层含义，甚至是地域语言所具有的文化特征。口译或笔译都需要做到这一点，中国人在翻译上讲究信达雅，“信”则不能违背原文本意，“达”应该挖掘原文深层含义，“雅”指文章要古朴端庄，高雅脱俗。因此学者在翻译茶文化相关术语的时候，应该努力学习中国传统的茶文化；对每一个地区的每一种茶，进行历史渊源、生物习性和外形颜色味道等多方面的调查，掌握充分的资料，然后才能进行翻译。很多茶的名称和它本身的含义没有太大关联，因此翻译的时候切忌囫囵吞枣，完全按照字面意思翻译，使消费者产生误解。

3.3注重消费者理解

出口贸易茶业术语翻译还要考虑英语母语地区的语言习惯，因为我们的主要消费群体为以英语为母语地区的消费者，因此传达语言要以英文常用词语和语法为主。对于汉语言中存在那些抽象的意象和元素，我们需要努力寻找英文中与其相对的参照物，再结合以英语为母语地区消费者的语言习惯，翻译出简洁明了的艺术效果。对于那些实在用几个词语无法翻译出全部意义的茶业术语，我们可以在商品的后面加上小的注释，方便消费者进行了解和选择。这样的做法，一方面为减小消费者理解难度，另一方面也为茶文化宣传，最重要的是品牌效益形成，我们要建立具有全球影响力的茶叶品牌。

4结语

东西方文化差异，使得茶业术语的翻译困难重重，特别是出口贸易乱象频出，众口难调。茶业术语翻译主要是为出口贸易的平稳进行，最终是为增加茶叶产业在全球的知名度，建立知名茶叶品牌，以及保持茶叶产业经济的长久平稳增长。所以茶业术语的翻译应该综合几个方面的因素，包括我国传统茶文化的考虑，国外消费者的接受程度和品牌效益发挥等等，只有做好这几个方面，茶叶出口贸易才能有大的提高。

参考文献

[1]赵萍,谭正新.出口贸易翻译之特点在《云南普洱茶》英译中的体现与应用[J].云南农业大学学报(社会科学版).2011(5)

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篇8

中图分类号：F74 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）22-0268-03

2009年中国出口贸易额达到1.2万亿美元，成为全球贸易最大出口国。但同时，中国也成为各国实施贸易保护的重点目标。据统计，连续十五年来中国是遭受反倾销案件最多的国家，对中国出口贸易造成了巨大的损失。为了量化反倾销对中国出口贸易的影响效应，本文在贸易引力模型的基础上，建立了反倾销与贸易出口之间的定量关系模型，实证分析了反倾销对中国出口贸易的长短期冲击效应。

一、贸易引力模型的基本形式

1962年，Tinbergen将物理学中的万有引力模型第一次运用到国际贸易研究领域，并建立了贸易引力模型。丁伯根贸易引力模型基本思想：

Xij=K■ （1）

其中：Xij 是i国向j国的总出口额；Yi与Yj是i国与j国的GNP；Dij是指两国之间的距离；K，e是常数，a、b为参数。该模型含义：两国之间的贸易额与两国的经济总量成正比，与两国之间的距离成反比。

贸易引力模型在实际运用中通常将方程（1）转化为对数线性形式（2）：

LogTij=a+a1LogYi+a2LogYj+a3LogDij+a4Xij+uij （2）

二、本文模型构建及其数据说明

本文在贸易引力模型的基础上建立模型研究中国出口贸易和反倾销之间的定量关系。过去学者主要把两国之间的距离作为衡量贸易的成本，由于科技的创新、电子商务的普及，两国之间的距离代表贸易成本已经不太合适了，为了使传统贸易引力模型更具现代意义，考虑到贸易保护无疑增加了两国之间的虚拟距离，对两国扩大贸易形成了障碍，所以本文用反倾销数据对两国之间的贸易距离进行替代，从而衡量反倾销对中国出口贸易的影响。

在模型（1）的基础上，本文构建的具体贸易引力模型如（3）：

Ln（EXCt）=a0+a1Ln（GDPCt）+a2Ln（GDPWt）+a3Ln（ADCt）+■t （3）

其中：a0是常数；a1、a2、a3是参数；EXCt代表中国t年对世界的出口额；GDPCt代表中国t年国内生产总值；GDPWt代表全世界t年国内生产总值；ADCt代表t年中国遭受最终反倾销次数。■t代表方程回归残差。

为了统一各变量数据，本文选取1995―2009年的各变量数据进行多元回归。其中，EXCt、GDPCt 、GDPWt、数据来自于中国经济统计年鉴；采用ADCt数据的主要原因是1995年以来中国连续十五年成为遭受反倾销最多的国家，具体数据（见下页表1）：

三、模型的相关检验

为了避免对不稳定的时间序列数据进行回归分析而出现伪回归，在回归之前先对模型中的EXCt、GDPCt、GDPWt、ADCt数据进行平稳性检验。检验平稳性时所采用的方法为ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验，具体检验结果（见下页表2、表3）：

检验结果表明，中国对外贸易出口Ln（EXCt）、中国国内生产总值Ln（GDPCt）、世界国内生产总值Ln（GDPWt）、中国遭受最终反倾销数额Ln（ADCt）的原始序列均为非平稳序列，不能直接进行回归分析。所以，对上述非平稳序列的原始值变量再进行一阶差分，如果不存在单位根说明时间序列为平稳序列，检验结果（如表3所示）。

由表3可知，中国对外贸易出口Ln（EXCt）、中国国内生产总值Ln（GDPCt）、世界国内生产总值Ln（GDPWt）、中国遭受最终反倾销数额Ln（ADCt）在进行一阶差分后变成平稳序列，是1阶单整序列。

四、反倾销对中国出口贸易影响的实证分析

由于原始数据的不平稳，本文只能通过建立误差修正模型才能避免出现伪回归。建立误差修正模型的方法主要包括Engle-Grange两步法以及直接估计法。本文主要采取直接估计法进行模型建立。

用打开误差修正项括号的方法直接估计误差修正模型，适当的估计式为（4）：

ΔLn（EXCt）=14.904+0.295ΔLn（GDPCt）+0.294ΔLn（GDPWt）-

0.408ΔLn（ADCt）+0.852Ln（EXCt-1）-0.921Ln（GDPCt-1）-1.096Ln（GDPWt-1）-

0.308Ln（ADCt-1） （4）

R2=0.875 R2=0.729 D.W.=2.314 F=6.007

为了同时获得长短期弹性，本文在模型结果的式子上进行改动，获得长短期弹性。可写成误差修正模型的形式如（5）、（6）、（7）：

ΔLn（EXCt）=0.294ΔLn（GDPCt）+0.852[Ln（EXCt-1）+17.493-1.081Ln（GDPCt-1）+0.345ΔLn（GDPWt）-0.479ΔLn（ADCt）-1.286Ln（GDPWt-1）-0.405Ln（ADCt-1）] （5）

ΔLn（EXCt）=0.294ΔLn（GDPWt）+0.852[Ln（EXCt-1）+17.493-1.286Ln（GDPWt-1）+0.346ΔLn（GDPCt）-0.479ΔLn（ADCt）-1.081Ln（GDPCt-1）-0.362Ln（ADCt-1）] （6）

ΔLn（EXCt）=-0.408ΔLn（ADCt）+0.852[Ln（EXCt-1）+17.493-

0.362Ln（ADCt-1）+0.346ΔLn（GDPCt）-1.081Ln（GDPCt-1）+0.345ΔLn（GDPWt）-1.287Ln（GDPWt-1）] （7）

从输出结果看，模型运行基本正常，与预期基本吻合。

第一，从模型结果（1）式可以看出，中国国内生产总值GDPC对中国贸易出口额EXC有正向推动作用，符合贸易引力模型基本假设。但从显著性方面看，短期Ln（GDPC）的t检验都是小于1，说明变量短期不显著，而滞后一阶Ln（GDPC）的t检验都大于2，说明变量长期显著。这种现象符合经济规律，正好说明了中国GDPC对中国贸易出口的推动作用具有长期性以及滞后性，尤其长期作用显著。其中，Ln（EXC）关于Ln（GDPC）的短期弹性为0.295，长期弹性为1.081，从长期看，中国GDPC每增加1%，中国EXC就增加1.081%，而短期不显著。

第二，从模型结果（2）式中可以看出，世界国内生产总值GDPW对中国贸易出口额EXC有正向推动作用，其作用形式类似于中国国内生产总值GDPC对中国贸易出口额EXC有正向推动作用，Ln（GDPW）也是短期不显著，长期显著，也具有长期性和滞后性。结果显示，Ln（EXC）关于Ln（GDPW）的短期弹性为0.294，长期弹性为1.286。从长期看，世界国内生产总值GDPW每增长1%，中国EXC就增长1.286%，而短期不显著。世界国内生产总值GDPW相对中国国内生产总值GDPC而言，GDPW对中国外贸出口额的影响程度大于GDPC对中国外贸出口额的影响程度，比较符合现实状态，说明中国外贸依存度依然很高，内需不足。

第三，从模型结果（3）式中可以看出，反倾销变量对中国贸易出口额EXC有负向作用，表明反倾销对中国出口贸易有抑制作用，与现实吻合。从模型结果中可明显看出，短期反倾销数ADC相当显著，长期也显著，但弱于短期。这说明中国企业在遭遇反倾销制裁后，产品受到抵制不能出口，短期迅速失去市场，减少出口额，而由于中国应对反倾销，无论是企业还是政府都相对的滞后，很多企业不注重信息的搜集，有些产品已经受到反倾销的制裁了，可是有些企业还在生产，最终无法出口，同时，由于中国产品遭受最终反倾销措施，在很长时间内，其他国家会采取类似的手段对中国同种产品进行反倾销，产生“效仿效应”。结果显示，Ln（EXC）关于Ln（ADC）的短期弹性为0.408，长期弹性为0.362。可见，短期弹性强于长期弹性。在短期内，中国遭受反倾销案件ADC每增长1%，中国贸易出口额EXC就减少0.408%；长期内，中国遭受反倾销案件ADC每增长1%，中国贸易出口额EXC就减少0.362%。

参考文献：

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基金项目：本文接受教育部哲学社会科学青年基金项目（11YJC790073）；南京审计学院人才引进项目（NSRC10009）资助

中图分类号：F752 文献标识码：A

收录日期：2012年2月28日

一、引言及文献回顾

最新发展的异质性贸易理论指出，一国的出口增长是由其出口贸易的深度边际和广度边际增长共同实现的。出口贸易广度边际和深度边际实质上是对出口增长进行结构性分解，这种结构性分解方法对理解一国出口增长的质量、平稳性和可持续性具有重要意义。贸易自由化对国际贸易的二元边际的影响是当前国际经济领域中的一个重要研究议题。由于贸易自由化往往与一国的贸易政策密切相关，深入探讨贸易自由化对出口广度边际和深度边际的影响，对于一国贸易政策的制定、评估和修正具有重要意义。

区域贸易协定中双边关税的削减、制度协调安排等机制可以有效降低双边贸易中的贸易成本以及相关的不确定性。这些机制被普遍认为是促进国际贸易广度边际增长的主要原因。但由于不同的区域贸易协定在涵盖范围以及自由化程度上存在差异，所以区域贸易协定是否促进了成员国出口贸易广度边际的增长以及程度大小上的经验研究结论并不一致。Redding（2010）指出，单边、多边和优惠贸易协定等不同的贸易自由化方式对一国的福利效应具有显著的区别，原因在于不同的贸易自由化方式会对异质性企业产生不同的影响。Dutt，Mihov and Zandt（2011）利用经典的引力模型实证分析了以多边贸易自由化与区域贸易自由化对出口贸易的广度边际和深度边际的影响。其实证研究的结果显示，WTO提高了成员的出口贸易广度边际，而区域贸易协定则在降低成员出口贸易广度边际的同时提高了其出口贸易的深度边际，甚至区域贸易协定对出口贸易广度边际的负面影响的程度超过了其对出口贸易深度边际的积极影响。而Foster，Poschl and Stehrer（2010）以经典引力模型为基础并运用配对技术方法的实证研究结果则显示，区域贸易协定对成员双边贸易增长具有显著的促进作用，同时成员间双边贸易增长主要是通过广度边际实现的。Berthou and Fontagne（2008）以法国企业层面的数据实证研究了欧元区的成立对法国出口广度边际具有显著的正向影响。钱学锋等（2010）在Chaney（2008）建立的“扭曲”的引力模型基础上，实证分析了中国出口贸易二元边际及其影响因素。

中国-东盟自由贸易区（CAFTA）是中国签订的第一个自由贸易协定，研究CAFTA对中国出口贸易的效应对今后我国新FTA建设具有重要的借鉴意义。目前，针对CAFTA对中国出口贸易广度边际影响的研究较少，已有的研究无论是采用可计算一般均衡模型还是采用引力模型方法，大多认为CAFTA促进了我国出口贸易的增长，但都没有对中国向CAFTA伙伴国出口的总量增长进行结构性的分解。这就使得它们不能有效解释自由贸易协定对中国出口增长影响的微观结构及其福利含义。本文在异质性企业贸易理论框架下，借鉴Chaney（2008）构造的“扭曲”的引力模型，对我国2000～2009年HS-6位数产品出口贸易面板数据进行检验，实证分析CAFTA的建设对我国出口贸易广度边际的影响。

二、经验研究

（一）出口贸易广度边际的测度。基于不同的研究目的和数据的可得性，不同学者对出口广度边际的定义具有一定的差别。Pacheco and Pierola（2008）综合地理因素与产品的视角，认为出口广度边际主要是指建立起一种新的贸易关系。具体包括三种情况：一是新产品老市场；二是老产品新市场；三是新产品新市场。Bernard et al.（2009）则根据企业层面的贸易数据，将出口广度边际定义为由于企业进入或退出而引致的贸易变化。鉴于本文所使用的数据为2000～2009年HS-6位数的细分产品贸易数据，故采用产品种类的角度来定义出口广度边际。同时，考虑到我们研究的是双边层次上的出口贸易广度边际，因此将“新产品新市场”界定为出口广度边际。具体而言，若2000年没有产品j从中国出口到o国，但在2009年有产品j从中国出口到o国（N■■），那么出口广度边际N定义为：N=■N■■。

（二）计量模型。Anderson and van Wincoop（2003）指出，经典的引力模型假定同质性企业和消费者具有种类偏好，从而使所有产品都能够进行国际贸易。因而，在经典引力模型中并不存在贸易的广度边际。尤其是现有引力模型所估计的国家样本往往只考虑了双边具有正的贸易流量，忽略了零贸易，从而使其估计结果存在偏差。Chaney（2008）构建了一个多边非对称的异质性企业贸易模型，并推导出一个“扭曲”的引力模型：

X■■（?准）＝

?滋h×■×■■×f■■■，0，otherwiseif ?准≥■■（1）

其中，X■■代表i国的h部门向j国的出口量；Y、Yi、Yj分别代表世界、i国和j国的经济规模；w■代表工人生产率；?子■■、f■■分别代表可变贸易成本和固定贸易成本；?兹■■为多边阻力项；?滋、?酌、?滓为外生的参数，分别代表消费者对产品h的消费份额、企业异质性参数和产品间的替代弹性。当部门h内的企业生产率水平大于门槛生产率（■■）时，国家i的部门h向国家j的出口量为正，否则出口量为0。

钱学锋等（2010）把出口贸易广度边际用企业数量代替，根据式（1）推导出如下出口广度边际（Nij）：

Nij＝■■×■f■■×■■ （2）

由式（2）可以看出，企业异质性参数?酌越大（企业间生产率差异质性程度越低），则贸易成本、工人的生产率及多边贸易阻力的效应越强，即行业内企业生产率异质性程度越低，出口贸易广度边际的影响因素的效应越明显。

我们在式（2）的基础上加入代表国家间是否达成区域贸易协定的虚拟变量（RTAij）构造如式（3）所示的计量方程：

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

式（3）中?着为残差项；其他变量与式（1）含义相同。

（三）变量与数据

1、出口贸易广度边际。将2000年出口量为0而2009年出口到某个国家的量为正的某种产品作为参照，依次考察2000～2009年各年该产品是否由中国出口到该国，如果出口量为正，则该出口值作为出口的广度边际，如果没有出口，则该值为0。该值以水平值的形式进入回归方程。

2、经济规模。本文使用东盟5国GDP总量（GDPj）和中国的GDP总量（GDPc）来衡量其经济规模，数据来源于世界银行WDI数据库。以对数形式进入回归方程。预期经济规模对出口广度边际的影响为正。

3、出口目的国生产率水平（ln PROj）。由于我们难以获得各国的工人工资率的具体数据，因此我们采用劳动生产率水平来替代工人工资率。以各国每工人的产出代表其劳动生产率水平，数据来源于世界银行WDI数据库。以对数形式进入方程，根据式（2）其符号预期为负。

4、可变贸易成本（ln DISTij）与固定贸易成本（ln freej）。参照通常的做法，将双边地理距离代表可变贸易成本。我们以中国与东盟5国首都之间的直线距离作为可变贸易成本，数据来源于Winglobe2.1软件。以对数形式进入方程，预期符号为负。固定贸易成本，参照钱学锋等（2010）的做法，使用The Heritage Foundation出版的Index of Economic Freedom中提供的各国总体得分来衡量东盟5国的固定贸易成本，该得分越高，则该国的固定贸易成本越低。以对数形式进入方程，预期符号为正。

5、多边阻力（ln mrj）。参考Kancs（2007）将多边阻力重新定义为?兹■■■■■（Y■/Y）?准■。假定两国间存在对称的贸易成本（?准■＝?准■），并且一国的内部贸易成本为0（?准■=1）。参考Head and Mayer（2004）推导出的贸易自由度计算公式：

?准od=■ （4）

式（4）中E■、E■分别为从o国向d国的总出口和从d国向o国的总出口；E■、E■分别表示o国和d国的国内销售，等于国内总产出减去其总出口。依据以上多边阻力的定义和贸易自由度计算公式（4），我们可以计算得到东盟5国的国际贸易多边阻力值。以对数形式进入方程，预期符号为正。

6、区域贸易协定（RTAij）。当中国与东盟5个国家间有区域贸易协定时，该变量值为1，否则为0。如前所述，区域贸易协定这一虚拟变量反映了以一国贸易自由化程度得分所代表的固定贸易成本和以地理距离所代表的可变贸易成本之外的如区域贸易协定中的制度协调、关税削减等制度安排所带来贸易成本降低的效应。因此，我们预期该变量的系数为正。

（四）估计方法与回归结果。为研究行业内企业间生产率异质性程度对贸易成本下降所引致的出口贸易广度边际增长的影响，我们采用OECD（2003）根据行业技术水平差异的分类方法，将制造业行业分为高技术行业、中高技术行业、中低技术行业和低技术行业等四个行业，同时利用中国工业企业数据库（1998～2007）所提供的企业层面的数据，以企业人均工业增加值代表其劳动生产率水平，分别计算了以上四个大类行业内企业间生产率异质性程度（以行业内企业间人均工业增加值标准差在2000～2007年平均值的对数表示）。为避免使用引力模型进行贸易流量估计时损失零点贸易数据，通常的做法是采用双边贸易流量以ln（1+Tij）形式进入方程，但正如Santos-Silva and Tenreyro（2006）所指出的，这种处理方式在存在异方差的情形下将产生不一致估计的缺陷，因此他们建议采用PPML估计方法以避免不一致估计的问题。我们参照他们的建议，采用PPML方法对回归方程进行估计，表1报告了回归结果。（表1）

（五）稳健性检验。为检验回归结果的稳健性，我们重新定义出口贸易广度边际为：2000年中国没有向国家o出口产品j，而在2007年、2008年和2009年三年内连续有产品j向该国出口。然后，再依次考察2001～2009年各年该产品是否由中国出口到该国，如果出口量为正，则该出口值作为出口的广度边际，如果没有出口，则该值为0。该值以水平值的形式进入回归方程。按照重新定义的出口贸易广度边际，我们仍使用PPML方法对式（3）进行回归，回归结果如表2所示。（表2）

通过重新定义出口贸易广度边际，使用相同的方法进行回归后，我们发现所有变量的符号和显著性没有改变，表明表1中的回归结果具有稳健性。

（六）回归结果分析

第一，与经典的引力模型相同，出口目的地的经济规模和出口国的经济规模对出口广度边际有正的影响。其中，高技术行业和低技术行业出口广度边际受出口目的地经济规模的影响为正，但其统计上不具有显著性。而中等技术水平行业（包括中高技术水平和中低技术水平）的出口广度边际受出口目的地经济规模影响为正，且具有统计上的显著性。出口国的经济规模对不同技术水平行业的出口广度边际具有积极的影响。这一结果与Frankel，Stein and Wei（1995，1996）所指出的“经济规模较大的国家之间建立自由贸易区会引致贸易品种数较大的扩张”的发现相一致。这意味着，我国在选择贸易伙伴国时，与经济规模较大的国家签订自由协定，对我国出口贸易广度边际的增长更加有利。

第二，固定贸易成本（以出口目的地经济自由程度的得分代表）对不同技术水平的行业具有负面影响，即出口目的地的经济自由程度越高，则我国出口贸易广度边际越大。这可以从以出口目的地的经济自由程度得分表示的固定贸易成本的回归系数为正反映出来。从这一点来看，通过具有约束性的贸易协定安排，降低我国出口企业在出口目的地所面临的固定成本具有积极的意义。

第三，可变贸易成本（以地理距离代表）对不同技术水平行业的出口广度边际的影响与固定贸易成本相似，其对不同技术水平行业均具有负面影响。但是，从统计显著性上看，可变贸易成本对中低技术行业和低技术行业的影响较为显著，而对高技术行业及中高技术行业的影响不具有显著性。这反映了高技术行业和中高技术行业由于具有较高的附加值，从而可以部分吸收这部分成本有关。从这一结果看，随着我国制造业技术水平的不断升级，选择自由贸易协定伙伴时，可以突破地理临近的限制，在更广的范围内来寻找理想的FTA伙伴国。

第四，多边阻力项对我国出口广度边际的影响为正，即出口目的地国家与其他国家的贸易阻力越大越可能促进与我国之间的贸易。同样，中等技术水平行业的影响在统计上是显著的，而高技术水平行业和低技术水平行业的影响则不具有显著性。这一方面反映了我国制造业发展阶段的现实，同时也提醒我们在建设自由贸易区时实现“深度一体化”以促进我国高技术行业出口的必要性。

第五，高技术水平行业和中高技术水平行业的出口目的地的生产率水平的回归系数为正，而中低技术水平行业和低技术水平行业的该项回归系数为负。这主要反映了出口目的地的劳动生产率水平越高则其对高技术水平和中高技术水平产品的需求较多，而对低档产品需求较少的现实。我们认为与已有的研究结果所显示的“出口目的地生产率水平与出口广度边际负相关”存在差异的原因在于，我们的样本中除新加坡外，其他四个东盟国家均为发展中国家，其劳动生产率水平与我国相差不大，其对我国出口广度边际的影响主要体现在需求方面，而与已有研究中发达国家与我国劳动生产率差异明显，而主要体现在供给方面存在差异。

第六，双边间是否达成自由贸易协定对我国出口广度边际的影响均为正，且在统计上是显著的。这反映了CAFTA在降低我国与其他成员国间双边贸易的固定成本、可变成本以及不确定性方面具有显著的作用，进而对促进我国向其他成员国的出口贸易广度边际增长产生显著的积极影响。

第七，我们通过比较不同技术水平行业的企业间生产率异质性程度以及影响我国出口贸易广度边际的各影响因素的回归系数及其显著性可以看出，企业间生产率异质性程度越大的行业，贸易成本降低对我国出口贸易广度边际增长的影响程度越弱。这与Chaney（2008）的理论模型的预测一致。

三、结论

本文基于异质性企业贸易理论框架，利用一个“扭曲”的引力模型和PPML估计方法对CAFTA的实证研究发现，不同技术水平的行业出口贸易广度边际的影响因素既有共同特征又存在差异。

1、出口国和目的地的经济规模对出口贸易的广度边际有正的影响，这一正向影响在不同技术水平行业间是一致的。出口国的经济规模对出口贸易广度边际的积极影响则是显著的，因此，经济规模较大的国家间达成自由贸易协定对出口广度边际具有积极的影响。

2、固定贸易成本对出口贸易广度边际具有负面作用。固定贸易成本对高技术行业和中高技术行业的负面影响不显著，而对中低技术水平行业和低技术行业具有较为显著的负面影响。固定贸易成本可以被高技术行业和中高技术行业的出口厂商部分吸收消化，而中低技术行业和低技术行业则由于其附加值较低，而对固定贸易成本反应敏感，其负面影响较为显著。

3、可变贸易成本对出口贸易广度边际具有负面影响。与固定贸易成本相似，中低技术行业和低技术行业的出口广度边际受可变贸易成本的影响较为显著。

4、多边阻力对出口广度边际的影响在不同技术水平行业间也存在一定的差异。出口目的地与其他贸易伙伴间的贸易阻力增大可以较为显著地促进我国中等技术水平行业产品出口广度边际的增长，而高技术行业和低技术行业则没有从这一变化中获得额外的恩惠。

5、出口目的地生产率水平对不同技术水平行业的出口贸易广度边际的影响表现出不同机制。出口目的地的生产率越高越有利于高技术行业和中高技术行业的出口广度边际增长，而中低技术行业和低技术行业则相反。

6、CAFTA无差别地提高了我国向东盟5国的出口贸易广度边际，且在统计上具有显著性。就此而言，自由贸易协定的内容覆盖范围越广、合作程度越深，则越有利于降低贸易成本，越便利于商品、要素的跨国流动，从而越有利于我国出口贸易广度边际的增长。

最后，企业间生产率异质性程度越高，则贸易成本降低对出口贸易广度边际的影响越弱，这与已有的异质性企业贸易理论模型的结论相一致。

主要参考文献：

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[10]Pacheco，A.A.，Pierola，M.D.，2008，Patterns of export diversification in developing countries：Intensive and Export Margins[C].World Bank Working Paper No.4473.

篇10

关键词：经济控制论出口贸易经济系统稳定

改革开放20多年来，出口贸易已经成为拉动我国gdp增长的“发动机”，2005年，我国对外贸易总额超过了14000亿美元，同比增长20%以上，贸易赢余达到1040亿美元。2005年1-10月，出口额同比增长平均达到31.48%，贸易出口额如图1所示。然而，我国经济高增长的背后是其对出口贸易不对称的依赖关系，出口贸易规模不断扩大的背后是频频发生的贸易纠纷。

由于不断遭受各国贸易制裁，促使我国政府采取部分的对冲政策，如提高利率，降低对房产的贷款等等，虽然在一定程度上通过信贷紧缩，可以实现顺差的均衡，但这是以失业率的增加为代价的。资本的不可自由流动性限制了市场作用，另一方面，行政的管制与垄断促进更多的企业选择出口，因此，分析出口贸易对我国经济的影响是具有现实而长远意义的。

我国出口贸易模型

目前由于我国国内资本流动性较差，本文采用固定汇率，同时由于建模需要，假设货币净流量只与外汇储备增减相关。根据现实情况，做出以下假设：固定汇率；出口乃外生变量；货币信贷增减值为常数。

yt=ht①，yt代表t时期的国家收入，ht代表t时期的货币流量。

xt=x0+x*yt-1②，xt代表t期的出口，x代表边际出口倾向,yt-1代表t-1期的收入,其中x0、x为常数。

mt=m0+m*yt-1③，mt代表t期的进口，m代表边际进口倾向，yt-1代表t-1期的收入，其中m0、m为常数。

δht=δrt+δdt④，这个等式说明t期的货币净流量（增减值）等于t期的外汇储备增减值与t期的货币信贷增减值之和。

δrt=xt-mt⑤，这个等式说明t期的外汇储备来自于t期的净出口。

yt=ht=ht-1+δht=ht-1+δrt+δdt⑥，此式由以上五个式子经过变换得来。在经济均上升的情况下，收入等于货币流量，而t期的货币流量，又等于t-1期的货币存量加上t期的货币流量增加值。把⑤式再变形可得：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，此式为模型的状态方程。把⑦式代入②式，消去yt-1，得此为模型的输入方程。根据模型，做出系统的结构图见图2。

从图2可以看到，期初货币的净流量以常数形式输入到系统中，即期初的收入等于期初外汇储备与期初货币信贷增减值之和。以后每期国家收入不断增加是以前期收入中部分反馈为前提的。

在此模型中，每期国家收入分为两部分，一部分通过其他途径正反馈为下期收入，另一部分为当期出口贡献值，这部分会引起国内外汇储备额的变化，从而影响政府信贷政策，以及国家就业问题等等，所以该系统稳定与否对国民经济稳定持续发展起重要作用。

模型稳定性分析

根据上节分析，可知系统为：

系统的特征方程为：│λ-1-x+m│=0，对系统稳定性得出以下结论：

当0<1+x-m<1时，系统是渐进稳定的，平衡态为，式中的

为乘数。经济含义的分析：将0<1+x-m<1改写为m-1当1+x-m=1时，系统状态方程变为

yt=yt-1+x0-m0+δdt，此时系统没有平衡态，整个系统是发散的。

当1+x-m>1时，系统是不稳定的。也就是说当边际出口倾向>边际进口倾向时，整个系统处于不稳定状态。

贸易出口对我国经济的影响及对策

由稳定性分析可得，只有当边际出口倾向<边际进口倾向时，整个系统才能趋于稳定。目前我国实际是处于边际出口倾向>边际进口倾向的不稳定状态，2005年的高额贸易顺差把国家带入了贸易摩擦的高发期，究其原因是由于我国实行国别贸易、出口产品产业结构低端化，例如我国对美国、欧盟出口的产品占总贸易额比重过大，且出口到这些发达国家的都是纺织品、服装等处于夕阳产业的产品，而从美国、欧盟进口的都是电子、机电等高科技产品，虽然在世界零售市场上随处可见“中国制造”的终端产品，给人以强烈的视觉冲击，认为中国是出口大国，但这些产品在国外都处于夕阳产业，不会给发达国家经济结构造成威胁，而美国和欧盟之所以以保护传统产业名义对我国发起各色贸易调查，最终目的是逼迫我国进一步开放市场。针对这些现象，笔者认为政府必须采取得力措施：

完善贸易救助机制

目前政府的当务之急是加快建设与贸易摩擦相关的产业损害预警机制，完善应对贸易摩擦的快速反应机制，改进与反倾销、反补贴及贸易壁垒相关的法规体系，建立以企业和工业行业协会为应对贸易摩擦主体的新机制。对于纺织品、打火机等出口量大、价格低廉的产品，应借鉴国外成熟的贸易救助经验，结合我国实际国情，采取符合国际惯例的有效措施，并随时做好对外交涉和应诉的准备工作。目前，我国已建立了汽车、钢铁、化肥三个行业的产业损害预警机制，在此基础之上，应加快建立电子信息产品、农产品等重点产品的产业损害预警机制，提高预警能力。

优化出口产品结构