进出口贸易市场分析篇1

关键词：出口失衡；国内市场规模；产业结构

一、引言

改革开放以来，中国出口贸易迅猛增长，据WTO数据显示，1980年至2014年，中国货物出口从181亿美元上升到23430亿美元，占同期世界货物出口总额的比重从0.89%上升到12.4%，自2009年来已连续6年商品出口稳居全球首位。毫无疑问，从总量上看，中国已经成为世界贸易大国，然而我国贸易发展仍存在诸多问题，其中最突出的一点就是我国出口贸易在省区之间极度失衡（何莉，2007）。《中国统计年鉴2014》数据显示，2013年我国商品出口省份广东的出口额是最少省份青海的2086倍，前五位省区的出口额占全国总额的75.1%，是后五位省区的188倍；即使是采用出口依存度（即出口/GDP）以扣除各省区经济总量差异，我国省区之间出口仍存在巨大失衡，出口依存度最高省区是最低省区的51.6倍，前五位省区出口总额占GDP总额的比重是后五位省区的11.9倍。那么，到底是哪些因素导致了我国出口贸易在省区之间存在如此大的差异呢？大量研究表明，省区出口贸易的失衡是我国地区发展差距扩大的重要原因（李斌和陈开军，2007）。因此，探讨省区出口贸易失衡的根源并提出针对性对策建议，不仅对我国扩大出口贸易，实现贸易大国向贸易强国转化有重要实践意义，更能为我国区域经济协调发展提供新的思路。

长期以来，国内学术界对我国出口贸易决定因素的研究主要集中在国家层面。盛斌和廖明中（2004）分析了中国对40个主要贸易伙伴的出口潜力及其影响因素；赵志刚（2003）分析了中国总体对外贸易、非制造业对外贸易以及制造业对外贸易的行业内贸易的决定因素；江小涓（2007）研究了我国出口商品结构的决定因素和变化趋势；杨汝岱（2008）和钟昌标（2007）分别考察了我国工业制成品和电子行业出口增长的影响因素；林吉双和陈娜娜（2008）则分析了广东出口贸易的影响因素。显然，上述研究对理解我国出口贸易飞速增长的原因非常有启发，但对国家或单个省区总体层面的研究不可能兼顾省区之间的异质性，忽视了我国出口贸易省区严重失衡这个典型事实。而我国幅员辽阔，各省区无论是经济发展水平还是地理环境等方面都存在巨大差异，因此，有必要从地区层面研究我国出口贸易的决定因素。与本文类似，姜辉和查伟华（2014）也关注到了省区出口贸易的失衡，但其文章侧重省区出口增长率的差异及其根源，而本文侧重出口规模。

由于出口贸易与地理位置和优惠政策极其相关，因此，省区出口贸易失衡在一定程度上是我国改革开放背景下政策诱导的结果。然而，在“西部大开发”、“振兴老工业基地”和“中部崛起”等战略以及政策优惠逐步向中、西部地区倾斜背景下，地区之间出口贸易不平衡状况却并未从根本上改变或逆转。基于此，我们必须在政策因素之外寻找我国地区出口贸易失衡的决定因素。20世纪80年代以来，规模报酬递增被国际贸易理论所普遍接收，Krugman（1980）认为一国或地区拥有的内部市场越大，则在规模经济的作用下生产成本越低，因此产品的出口竞争力越强，从而出口越多，即所谓的“本土市场效应”（HomeMarketEffect）。这为本文研究我国省区出口贸易失衡原因提供了新的视角。

二、中国地区出口失衡：分析框架

国际贸易理论的发展一直以解释贸易发生的原因为核心，其中有两种不同又互补的理论：强调要素禀赋结构差异的传统贸易理论和强调规模经济、不完全竞争的新贸易理论。基于此，本文研究中国省区出口贸易失衡的决定因素主要包括三类变量：国内市场规模（反映规模经济）、产业结构（反映比较优势）和相关控制变量（包括宏观经济变量以及区位和政策变量）。考虑到在我国对外开放不同阶段，省区出口贸易的决定因素可能存在差异，本文将研究限定为中国加入WTO后，故样本区间为2002～2013年。

（一）变量与数据

1.国内市场规模。新贸易理论认为，在规模报酬递增和不完全竞争条件下，即使是资源禀赋、技术水平相似或相近的国家之间也可以发生贸易。Krugman（1980）认为一国或地区本地市场越大，则规模经济作用下的生产成本越低，产品出口竞争力越强，故出口越多，这称为“本地市场效应”（HomeMarketEffect）。因此，内部市场规模是一国或地区出口的重要影响因素。具体到我国各省区而言，国内市场包括两层市场：区内市场和区际市场。基于Harris（1954）的定义，本文将各省区国内市场规模（domesticmarketscale，DMS）表示为：

DMSit=+∑（1）

其中，Yit和Yjt为地区i和j在t年的GDP，Dii是地区i的内部距离，内部距离取地理半径的2/3，即Dii=（2/3）*（Si/π）^0.5，其中，Si为i省的面积。Dij为i、j两地间的距离，一般取省区首府所在地之间的直线距离。距离依据经纬度估算，数据直接从黄金易园网站（http：///find/jingwei/index.asp）读取。

2.产业结构。受要素禀赋、经济发展水平以及行业竞争力等因素的影响，一个国家内部不同行业之间的出口绩效是存在差异的，借鉴增加值率的概念，我们定义行业出口率=出口货值/工业总产值用以测度各行业的出口绩效。若某省区产业结构与国家的出口行业结构相匹配程度越高，即高出口率行业在产业结构中所占比重高，那么该省区的出口也必然越多。于是，我们构建一个出口潜能指标（exportpotential，EP）以反映产业结构对出口的影响，预期符号为正。出口潜能为各行业按行业份额加权的出口率之和，即：

EPit=・ejit（2）

其中，pvjit为地区i行业j在t年的产值，PVit是地区i在t年20行业的产值之和，ejit是地区i行业j在t年的出口率。2004年的相关数据来自《中国经济普查年鉴-2004》，其余年份数据均来自相应年份的《中国工业经济统计年鉴》。

传统国际贸易理论认为，一国或地区应该按照各自的要素禀赋结构进行分工，生产并出口密集使用其丰裕要素的商品。因此，产业结构进入出口潜能指标必然使其在一定程度上反映传统贸易理论中要素禀赋结构对出口贸易的决定作用。

3.相关控制变量。本文所考察的控制变量包括影响地区出口的宏观经济变量（如FDI、进口）和区位以及政策变量。由于本文以省区为分析对象，汇率变量的取值在各省区完全一样，故单独考虑汇率变动的因素。本文分别使用“年末外资企业外方注册资本总额”（单位：亿美元）和按目的地分货物进口总额（单位：亿美元）度量FDI和进口（import，IM），数据来自相应年份《中国统计年鉴》。

新经济地理理论表明，贸易活动特别是加工贸易的发展受制于贸易成本和时间成本，因此，由区位（或者地理位置）导致的与国外市场的距离成为对外贸易的一个重要决定变量。考虑到目前国际贸易主要依靠海运，我们以各省区首府所在地到海岸线距离的倒数表示区位（location，LOC）以反映地理位置对出口的影响，其中沿海省份到海岸线的距离为其内部距离Dii，内地省份到海岸线的距离为其到最近的沿海省区的距离加上该沿海省区的内部距离。为了反映距离的动态特征，我们用年平均汇率对其进行调整，即i省第t年的区位为该省到海岸线的距离的倒数与t年的年平均汇率（exchangerate，ER）的乘积，调整后的区位变量也反映了汇率变动对省区贸易的影响。若C表示沿海省份的集合，则有：

为考察政策变量的影响，本文研究了以出口为目的的海关特殊监管区。我国从20世纪90年代初开始发展海关特殊监管区，先后形成了保税区、出口加工区、保税物流园区（区港联动）、跨境工业园区、保税港区、综合保税区等6种类型。本文依据各种类型所享有的加工和物流功能及其相应的优惠政策不同，对其进行分级赋值。其中，保税港区、综合保税区、拓展保税物流功能的出口加工区、跨境工业园区和保税物流园区为2，保税区和出口加工区为1。将每个省区历年拥有的海关监管区数量乘以对应的级别并加总即得到各省历年的政策优惠指数（policy，POL）。

（二）模型设定与估计方法

基于前面的分析，并对所有变量数据都取自然对数以减少异方差后，我们设定如下计量回归模型：

EXit=αi+β1EPit+β2FDIit+β3IMit+β4DMSit+β5POLit+β6LOCit+εit（4）

上式中，对αi的不同处理方式对应三种模型：混合模型（Pool）、固定效应模型（FE）和随机效应模型（RE），具体如何选择，可基于两个检验，一个是检验个体效应模型还是混合模型的F检验，另一个是检验个体效应为固定效应还是随机效应的Hausman检验。计算后发现，判定个体效应模型还是混合模型的F检验统计量为39.7（p

关于扰动项εit的结构，在式（4）中我们没有直接设定，而是通过假设检验进行判断。从数据结构看，横截面上，由于省区之间的异质性，可能存在组间异方差，而且大量研究表明面板数据组间异方差是普遍存在的；时间序列方面，由于采用了多年的数据，且大部分数据都有明显的趋势，可能存在个体内部的自相关。因此，本文首先通过LM检验判断截面异方差是否存在，LM检验的统计量为1910.2（p

三、中国地区出口失衡：实证结果

采用三种估计方法（OLS、FGLS和MLE）对式（4）基准回归结果见表1中模型（1）-（3）。可见，除区位LOC外，其余变量都通过了至少5%的显著性水平，国内市场规模越大以及产业结构的出口潜能、FDI和进口以及获得国家出口优惠政策越多的省区，出口贸易发展水平也相应越高。因此，一个省区国内市场规模的大小、产业结构与国家行业层面出口结构的匹配程度、进口和FDI的多寡以及所享有国家政策优惠的高低都是省区出口决定的重要因素。区位变量对省区出口的影响虽然符号符合理论预期，但没能通过显著性检验，这有点出乎我们的意料。考虑到各省区的进口对应于贸易伙伴国则为出口，也会受区位因素的影响，因此我们怀疑是因为进口变量已经部分了区位因素的作用才导致其不显著。于是，我们剔除进口变量，回归结果见表1中模型（4）。可以看出，此时区位变量对省区出口的作用为正且通过5%的显著性检验，其余变量的结果也都符合预期且显著。正如理论预期的，MLE比FGLS估计更为有效，各变量的标准误更小。

由于式（6）中出口、进口、FDI和市场潜力等变量的均采用绝对值，此时，变量之间可能会存在一致的时间趋势而导致伪回归。避免产生伪回归结果的最常用的方法是对变量进行单位根检验，若变量是非平稳的，则采用协整分析。然而，本节中面板数据的时间维度仅10期且数据结构为大N小T型，并不适合进行单位根和协整检验。因此，我们是通过在回归方程中加入时间变量t以去除各变量可能存在的一致的时间趋势。稳健性检验的结论与表1基本一致，故文中没有报告相应的回归结果。

考虑到我国省区出口贸易存在显著的区域差异，我们将31个省区样本按东、中、西三个地区分别进行了检验以考察省区出口贸易影响因素是否在不同地区有所区别，MLE估计结果见表1中模型（5）-（7）。可以看出，产业结构出口潜能和国内市场潜能在三个地区回归中仍然都符号符合预期而且显著外，区位因素和政策优惠在三个地区回归中都不显著，FDI和进口只有在东部地区回归中显著。因此，在影响省区出口的所有因素中，只有产业结构出口潜能和国内市场规模是最稳健的因素，不仅能解释不同地区之间的出口差异，而且也是地区内不同省区间出口差异。分地区回归的结果比较符合我国的实际情况：区位和政策优惠因素省区之间的差异主要体现在三大地区之间，而地区内部的各省区之间则相对均衡；而FDI和进口的地区差别不仅表现在不同地区之间，而且即使是东部地区内部省区之间也存在较大差异，但中西部内部则发展相对较均衡。

总之，国内市场规模、出口潜能、FDI、进口以及区位和政策因素都是影响我国省区出口贸易失衡的重要因素，尤其对东、中、西三大地区之间的出口贸易不均衡发展具有很强的解释力，而其中国内市场规模和出口潜力还能很好的解释三大地区内部省区之间的出口失衡。

四、结论与对策

改革开放30年来，我国逐步从一个封闭半封闭的国家发展成为一个名副其实的对外贸易大国，但在省区层面上，我国出口贸易是失衡的。实证分析表明，省区国内市场规模、产业结构出口潜能、FDI、进口、区位和政策优惠的差异都是三大地区之间出口贸易失衡的原因，但最重要因素还是国内市场规模和出口潜能，且这两个因素也是地区内部出口贸易失衡的原因。

因此，本文认为要实现我国从贸易大国向贸易强国的转变，特别是后国际金融危机时代，全球出口疲软的大背景下，我国未来的对外贸易尤其是出口贸易必须实现地区协调发展。为此，本文建议：第一，统筹国内国外两个市场，充分发挥国内市场对出口贸易的带动作用。在后金融危机导致国际需求疲软的背景下，立足于国内市场即发展内部贸易显得尤其重要，这不仅是扩大我国内需的重要方法，也是基于规模效应活动出口竞争优势的重要渠道。第二，充分发挥各省区的比较优势，重新调整产业布局，引导产业有序转移和优化升级。

参考文献：

[1]何莉.中国进出口贸易发展地区差距及其结构分解[J].国际经贸探索，2007（07）.

[2]李斌，陈开军.对外贸易与地区经济差距变动[J].世界经济，2007（05）.

[3]盛斌，廖明中.中国的贸易流量与出口潜力：引力模型的研究[J].世界经济，2004（02）.

[4]赵志刚.中国对外贸易行业内贸易决定变量[J].世界经济文汇，2003（04）.

[5]江小涓.我国出口商品结构的决定因素和变化趋势[J].经济研究，2007（05）.

[6]杨汝岱.中国工业制成品出口增长的影响因素研究：基于1994～2005年分行业面板数据的经验分析[J].世界经济，2008（08）.

[7]钟昌标.影响中国电子行业出口决定因素的经验分析[J].经济研究，2007（09）.

[8]林吉双，陈娜娜.广东省出口贸易影响因素的实证分析[J].国际经贸探索，2008（09）.

[9]姜辉，查伟华.我国省际出口增长的空间差异及形成机理研究[J].经济问题探索，2014（05）.

[10]Krugman，P.ScaleEconomies，ProductDifferentiation，andthePatternofTrade[J].AmericanEconomicReview，1980（05）.

进出口贸易市场分析篇2

（华中科技大学经济学院湖北武汉430074）

【摘要】本文对国内外技术性贸易壁垒量化研究的方法和利用这些方法所作的一些研究成果沿贸易导向和福利导向进行分析和总结，从中可了解到当前国际上对技术性贸易壁垒量化研究的进展，分析研究中存在的困难和问题，对我国研究技术性贸易壁垒有一定的借鉴作用。

【关键词】技术性贸易壁垒标准法规福利

由于技术性贸易壁垒在国际贸易中的比重不断增加，国内外学者对技术性贸易壁垒问题进行了大量研究，取得了十分丰硕的成果。但与传统贸易壁垒相比较，由于技术性贸易壁垒本身的复杂性和隐蔽性、数据收集的困难以及很难从其他关税、非关税壁垒中剥离等特点，如何量化技术性贸易壁垒问题仍倍受困扰。“技术性贸易壁垒是可以想象得到的最难量化的非关税壁垒之一”（deardorffandstern，1998），如何量化技术性贸易壁垒及其影响成为当前学术界探讨的热点。不少学者主要是国外学者为有效测度技术性贸易壁垒影响进行了各方面的尝试，相应提出了一些有价值的量化方法。但总的来说，由于受数据和方法等条件的限制，有效的量化方法仍处在探索中。

一、度量技术性贸易壁垒的分析框架

roberts，josling和orden（1999）提出了一个非关税壁垒的分析框架，总结了之前各类学者的研究，他们认为技术性贸易壁垒有三种经济效应。

一是“法规保护”效应，指技术性贸易壁垒增加了外国供应商的成本，限制了进口。单从这种效应来看，主要侧重的是技术性贸易壁垒对贸易的影响。但同时实行技术性贸易壁垒，就像关税一样会给进口国带来了很大的损失。由于没有关税收入，损失要比关税等价更大。这也表明关税等价仅适于测量贸易量效应而不能反映福利变化。

二是“供给移动”效应，主要包含进口对国内生产者的影响和技术法规本身可能的收益效应。其他学者在此基础上又补充了一些特征：法规对大型和小型企业的成本影响不同、改变了竞争结构或市场规模、引起价格上涨和产生租金（neven，XX；fisher和serra，XX）；maskus，wilson和otsuki（XX）通过出口国的过剩供给曲线和进口国的过剩需求曲线的相对移动说明了法规的歧视性。

三是“需求移动”效应，指法规所带来的信息及增加了消费者对产品的需求。大量产业组织方面的文献对此也作了阐明。bureau，marette和schiavina（1998）专门说明“需求移动”效应的信息方面：法规可避免“柠檬市场”问题、消除质量不确定性和减少消费者寻求产品的成本。casella（1996）以及fisher和serra（XX）阐明了法规的公共物品效应，有些法规和标准可引致交易成本减少。roberts，josling和orden（1999）提出的分析框架可扩展至多个市场情况，标准和法规可使需求替代弹性变大、带来网络外部性、甚至规模经济及其他贸易便利（harrison，rutherford和tarr，1996；maskus，wilson和otsuki，XX）。

roberts，josling和orden（1999）采用局部均衡分析阐明了非关税壁垒的三种不同效应即非关税壁垒对福利的影响，许多学者在此分析框架基础上作了很多发展。然而，在对技术性贸易壁垒的分析框架和经验估计之间仍存在较大差距。由于技术性贸易壁垒对供给的影响、引致的额外成本、国内外产品价格差异是模型模拟的关键，但这些方面的信息都是不完全的。而且，其他更复杂的信息和贸易便利方面的效应就更难量化了，比如标准对消费者信心、支付意愿等方面的影响都是不确定的。从理论上，应用一般均衡模型可以说明技术规定对贸易的效应；但实践中，许多模拟只是在总量水平上完成的粗略估计，很多时候结果是值得商榷的。

纵观国内外学者研究技术性贸易壁垒对经济的影响主要集中于技术性贸易壁垒对贸易和福利影响的分析上，为此对其的量化研究也大致分为贸易导向和福利导向两大类。从国内政策和国际政策的制定上看，福利分析更为全面客观，但由于国际谈判一直以来都强调对贸易的影响，所以研究成果相对较多。下面就各种相关研究从贸易导向和福利导向两个方面进行介绍和评述。

二、贸易导向度量技术性贸易壁垒及其影响的方法及相关研究成果评述

经济学界普遍承认，技术性贸易壁垒在限制贸易量方面发挥着重要作用，以maskus与wilson（XX）、baldwin（XX）等学者为主，试图从贸易导向的角度对技术性贸易壁垒进行定量测算，在此基础上就其对贸易的限制效果进行检验。从贸易导向对技术性贸易壁垒主要有三类度量方法。

1、以价格差/关税等价为基础的方法及相关研究

该方法的理论基础是，非关税壁垒可以通过比较本国价格和参考价格来衡量，最常用的方法是关税等价法。关税等价通过比较进口品价格和本国市场上的可比商品的价格差计算得出。如果支付给供应商的价格保持不变，正确的方法是比较不存在壁垒时的价格和存在壁垒时的本国价格之差（deardorffandstern，1998）。然而，这两种价格都难以获得，实践中通常对本国和进口产品的贸易数量及供给、需求弹性作出调整以估计出不存在壁垒时的价格。进口商品的国内价格与本国进口商支付给外国出口商的发票价格（如进口商品的cif价格）进行比较，通过价格差减去关税、运输成本和产品质量差异等可测度技术性贸易壁垒的关税等价。

campbell和gossette（1994）把这种方法应用于包括农产品和食品在内的许多部门。他们做了复杂的调整使得产品为同质的。这种方法在两项研究中被专门用于农产品和食品部门。calvin和krissoff（1998）测算了在苹果部门技术性贸易壁垒的关税率等价。为了测算，他们比较了美国苹果在外国的cif价和外国市场的批发价。他们假设价格差由关税和技术性贸易壁垒关税率构成，尽可能采用市场中同时空的同质苹果（同种类、级别和大小）的价格，并构建了运输成本。一旦知道了美国苹果在外国的价格和类似苹果在该外国批发市场类似苹果的批发价格之差，月度价格差比率就测算出来。该月度价格差由已知的关税率和技术性贸易壁垒的关税率等价组成。ec（XX）也采用此办法比较了在欧盟市场上美国生猪和禽肉的月度cif价格和欧盟内可比商品的批发价格，在ec的同一个项目中还用类似办法度量了美国西红柿和苹果。calvin和krissoff（1998）得出结论：价格差方法可有效测算技术性贸易壁垒的关税等价；而eu研究认为这种方法不是很有效，在对西红柿的测算中结果取决于价格的选取。而出口价格随时间不同和产地不同变化很大，品质原因亦不能解释该变化。

以价格差/关税等价为基础的方法局限在于：第一，它量化的是市场中存在的一系列非关税壁垒的综合影响，而无法单独度量出技术性贸易壁垒这样一种具体壁垒的影响。第二，它的前提假设是进口商品与本国商品是完全可替代的（同质的），局限性较大。第三，最主要的局限在于很难取得剔除了质量差异影响的价格数据。由于受数据所限，这种方法相对来说仅适用于同质或标准化产品。

2、以存量指标为基础的方法及相关研究

该方法最早由美国贸发会提出，可以用来量化非关税壁垒和估计贸易受到非关税壁垒影响的范围和程度。beghin与bureau（XX）认为可用该方法来定量和定性评估国内法规的重要性。有三类信息资源可利用：一是法规本身的数据，如法规数、本国法规文本的页数。二是产品被阻碍的频率数据，包括限制的数量、发生频率的比率、进口覆盖率等。经过严格假设，还可派生出某些指标，比如以采用国际标准的比率可作为符合国际标准的程度指标。三是企业就歧视性法规提出指控的数据以及国际贸易组织和机构对此类案件通报的数据。

以存量指标为基础的方法被广泛采用。两项研究以一国的标准存量为指标分析技术性贸易壁垒对贸易流量的影响。swann等（1996）在一项计量研究中采用英国和德国的自愿性国家标准数、两国认可的国际标准数，基于标准的频数指标对1985—1991年期间英国的净出口、出口、进口作了回归分析。moenius（1999）也采用了存量指标的方法做计量分析。两项研究都把既定行业中的标准数用来度量标准的强度。otsuki，wilson和sewadeh（XX）进一步扩展了该方法用最大允许的污染量来直接度量食品安全标准的强度。fontagne等（XX）采用一个更复杂的指标来评估环境法规的影响。其他一些研究采用了边境限制数据。lux和henson（XX）分析了在美国边境被限制的数量以评估进口程序和边境检验如何阻碍欧盟出口，他们的分析表明保护主要发生在特定部门，如乳制品。henson等（XX）还研究了因卫生和技术原因美国对非洲、亚洲、拉美国家产品的进口限制。鲍晓华、朱钟棣（XX）以频数比率和进口覆盖率为量化指标，测定了技术性贸易壁垒对中国进口贸易的限制效应，得出技术性贸易壁垒频数比率、进口覆盖率和进口贸易额之间是显着负相关的，说明中国目前已初步建立了内生技术性贸易壁垒保护体系。

由于部门和产品间标准的重要性不同，不同标准产生的影响不同，用标准数或国内法规页数作为变量是比较粗略的；由于国家报告的不稳定性和跨国间未有统一的覆盖率指标，基于有关频数数据的估计也是有漏洞的；基于在边境事实上被阻碍的数据的测度相对可靠，但除了美国，各国这方面的数据都难以获取。受以上限制，以存量指标为基础的方法可直接用来计算技术性贸易壁垒在某一部门针对某一个或某一组国家发生的频率，评估贸易受技术性贸易壁垒影响的范围和程度。这种方法可为计量估计构建指标，用这些指标作为计量模型（如引力模型）的变量的研究在进一步探索中。以标准数或频数等存量指标为测算变量，运用引力模型和计量经济学方法来考察该变量对贸易的影响是目前贸易导向测量技术性贸易壁垒相对来说最有启发性和拓展潜力的一个方向。

前述moenius（1999）作的计量分析即在对标准引力模型进行扩展的基础上，将标准引力模型中的gnp、人口、地理位置等因素作为常量，对双边互认标准、各国国内特定标准的数量及一系列虚拟变量进行估算。他指出两国之间技术标准信息的获取是造成双边贸易中成本变化的重要影响因素，得出以下结论：双边共享标准导致进口明显增加；进口国异质标准虽然会大大降低非制造行业的进口但大大促进制造业的进口。但由于没有对规模效应和其他一些阻碍因素进行适当的处理，因而很难解释其回归结果。比如忽略了区域贸易协议中成员国会采取一致政策的指标，在估算中只考虑到颁布技术标准的数目，而没能区别技术标准和技术法规的不同等。maskus等（XX）针对此问题搜集了技术法规的信息，并将其考虑到模型的贸易等式中，从而获得关于自愿标准与技术性贸易壁垒对贸易不同影响的有价值的信息，同时还把发展中国家的贸易与技术法规制订的情况结合起来，建立了引力模型。模型区分了标准与法规影响的不同：标准可能在一定条件下对贸易有促进作用；而法规则限制贸易。引力模型不仅能找出在“边境效应”中法规的影响，还能处理二元或离散变量，这正是标准的统计特征。这种将存量指标和引力模型及计量经济学结合在一起的研究方法不仅能得出对贸易的影响，还为分析此影响和某一变量之间的关联提供了桥梁，能更深入地分析问题。

3、以调研为基础的方法及相关研究

以调研为基础的方法不能将具备贸易限制作用的法规和不具备该作用的法规区分开来。调研是通过对受技术性贸易壁垒影响的主要国家、行业及企业的经营者或管理者的会面或调查问卷方式进行调查分析的方法。虽然这种方法通常是定性的，但可以缩小分析的范围，集中了解那些技术性贸易壁垒对不同对象国家的影响程度、重点影响的行业，从而有针对性的为政府采取正确的贸易政策措施提供信息方面的支持。调研方法还可用来为计量研究提供信息。

如欧盟（XX）就美国贸易壁垒提交的年度报告中和美国贸易代表处（XX）就国外贸易壁垒提交的年度报告中都采用的是通过调研行业就其出口遭遇的限制提供的信息数据，oecd（1999b）对美、日、英、德四国三大行业55家公司进行了调研，其中一大行业为乳制品业。美国农业部（usda）1996年对美国农产品出口遭遇的技术壁垒做了一次跨部门的调研，其调研的跨部门数据库主要用来说明基于经济利益的保护程度。许多学者都采用该次调研的结果对美国农产品出口遭遇的技术性贸易壁垒对贸易的影响进行了量化研究（roberts和deremer，1997；thornsbury等，1999；thornsbury，1998）。maskus等（XX）还利用世界银行对16个发展中国家的技术性贸易壁垒调研数据库进行了计量分析。一些研究还专门就发展中国家如何达到sps要求和遵守sps条款进行调研，如henson，loader和swinbank（1999）将调研和深入采访结合起来，把问卷发到发展中国家的联络点。里丁大学作的一些研究也是将调研和深入采访相结合。这种方法可以鉴别出最相关的一些问题并暴露出一些通识但属误解的看法，如henson，lux和traill（XX）的研究表明欧盟出口厂商对美国主要抱怨的不是关税和卫生要求而是行政方面的延误及缺乏预见性；oecd（1999b）对乳制品的调研得出企业认为认证和批准方面的延误限制作用甚于标准。

以调研为基础的方法的局限性在于：由于被调研对象认为调查结果可能对政策出台产生影响，所以提供的数据和结果有可能出现偏差。在缺乏足够数据时使用该方法是有效的，比如对发展中国家出口到美欧的产品面临的一些障碍等问题的认识。此外，在对一些壁垒衡量中容易混淆或存在困难的情况下，如行政管理中出现的贸易障碍等情况可以通过调研的方法了解到。而且一些技术法规主要是行业关心的问题，而经济学家们分析时往往考虑不到而没有作为模型中分析的变量，通过调研也可以弥补。

三、福利导向度量技术性贸易壁垒影响的方法及相关研究成果评述

技术性贸易壁垒通过严格的技术法规、标准和相关合格评定程序来实施对贸易的影响。这些实施手段在短期会对贸易产生影响，还会对一国的宏观经济产生影响，并且从长期来看，对一个国家的技术进步、经济发展和社会福利还将产生更加深远的影响。要全面分析技术性贸易壁垒对福利的影响，需采用测量范围全面的一般均衡分析方法，但限于数据搜集的极大困难，国内外学者更多使用的是以下两种方法来度量技术性贸易壁垒对福利的影响。

1、以风险测评为基础的成本—收益法及相关研究

以风险测评为基础的成本—收益法是根据风险测评的损失概率及大小进行成本—收益分析。这种方法能表明法规对福利的影响包括哪些效应，而不是量化技术性贸易壁垒对贸易的具体效应。对于纠正市场失灵的sps规定，困难之一是难以识别其保护的强度。对达到法规要求所花费的成本与减少外部性的收益进行比较可以分解出一项法规的效率及保护的效果。通过分解福利效应，当其成本超过收益可以得出一项措施是福利损失的。当收益可忽略时，这种方法可以很好的检验贸易扭曲，用来评估当前法规是否具有保护性。

bigsby和whyte（XX）提出了一种方法度量针对虫病检疫法规的经济效应和风险的概率。james和anderson（1998）评估了检疫法规的效应。他们得出那些通过成本—收益分析检验的检疫限制才是合理的。arrow等（1996）对环境卫生部门运用更系统的成本—收益分析评估其法规的合法性。orden和romano（1996）还运用这种方法就墨西哥鳄梨进口进行了usda贸易政策分析，表明结合使用风险测评和成本—收益分析方法可以量化估计技术性贸易壁垒和解决sps贸易争端。

将风险测评和成本—收益结合使用的方法是鉴别和评估技术性贸易壁垒效应研究的最有潜力的方向之一，多被用于分析食品、农产品等与环境卫生有关的产品。但这种方法主要缺陷在于风险的概率和大小估计有很大的不确定性。其在实际应用中分析的范围较窄，许多经济影响不能包括进去：就收益分析来讲，收益的重新分配可能涉及到许多相关方面，要计算所有相关人的影响非常复杂，消费者的支付意愿变化很难估计；就成本分析而言，不仅要计算供应商自身的损失，还应包括管理成本和寻租代价等。

2、局部均衡分析方法及相关研究

就某一行业或产品进行单市场或多市场分析的局部均衡分析法以微观经济学的供需平衡为测度基础，分析某一特定政策对均衡价格、数量和福利的影响。局部均衡分析模型的建立可以是基于成本增加原因，也可以是由于需求的变动或由于两种因素共同影响。从成本方面的影响来看，技术法规可以改变边际成本，也可以改变固定成本，而收益的大小则取决于进出市场的难易程度和竞争性质。如果是完全竞争市场，基于弹性大小假设前提下，边际成本增加可以直接分析对数量、价格的影响范围，直接计算区域内标准产生的贸易转移效应。而在差异产品情况下则不同，厂商的固定成本要考虑到规模收益递增，这些成本可能因技术法规的不同而变化。因此，模型取决于市场准入的难易和产品可替代的程度。模型会根据进入市场的难易程度校正市场上的厂商数量，可以用于需求一方有固定的替代产品，也可用于标准和法规性质不同、替代弹性不同的产品。此外，局部均衡分析方法还经常和价格差法、存量指标法、风险测评等结合起来，能更精确地分析标准或技术法规对生产、消费、贸易和福利的影响。

thimany和barrett（1997）研究了美国向其他nafta国家出口奶制品受到的技术法规的影响。他们强调了需求和供给曲线变化的影响，得出进口国需求和供给曲线都向上移动。向上移动的需求曲线代表了标准能缓解消费者对产品质量的不确定性带来的影响；而供给曲线的上移则是包括包括相符成本在内的出口成本增加所致。结果是标准不会影响进口国国内生产商，反而与关税一样会起到对生产商保护的作用，但却损害了国内消费者的福利。sumner和lee（1997）则具体到市场营销各个环节上发生的成本。calvin和krissoff（1998）采取了价格差法和局部均衡分析模型相结合的方法。paarlberg和lee（1998）结合风险测评和局部均衡法研究了美国运用关税政策对可能传播口蹄疫的国家实行牛肉限制进口的效果。除了这些对单市场进行局部均衡研究外，overton，beghin和foster（1995）就欧盟对烟草的化学成分残留值规定进行了美欧两个市场的综合分析，得出的结果出人意料：欧盟设定的具有保护主义倾向的残留值规定最终却使美国制造商撰取了绝大部分的收益。

局部均衡分析法是目前从福利导向测量技术性贸易壁垒的影响应用较多且较有发展潜力的一种方法，可用于评估标准或法规对某一产业或某一市场经济活动的影响，无需直接联系其他产业的影响，只需利用价格、数量、相符成本信息及生产厂商对市场价格变动的反应，就可进行相对简单的计算。其模型在研究法规或标准对不同市场的影响上可以做不同的改变，其有效性还有待计量经济学方法在差异化产品和不完全竞争等微观经济学理论定量计算方法上的进一步发展。

四、总结

以上是沿贸易导向和福利导向介绍了到目前为止量化技术性贸易壁垒本身和与之联系较为紧密的一些分析方法以及采用这些方法的主要研究成果，评价了这些方法的有效性和不足。由于技术性贸易壁垒对国民经济的影响可能远大于单纯对贸易的影响，所以从福利角度进行研究更有说服力。为了全面有效地分析其影响效果，需要从以下方面进行综合分析：对进出口国贸易流量的影响；对国内外企业生产成本的影响；对第三市场竞争力的影响；消费者的反应等。价格差/关税等价率法、存量指标（如标准数等）法以及调研数据法是常用的量化技术性贸易壁垒本身的方法，当然这些方法还需进一步改进。把它们和引力模型相结合的方法比较适合于研究技术性贸易壁垒对贸易流量影响；而把它们和局部均衡模型或一般均衡模型相结合的方法是目前研究技术性贸易壁垒对社会福利影响比较有拓展潜力的方法。

（注：本文获XX年国家社科基金项目“国际贸易摩擦的政治经济学分析与对策研究”的资助，项目编号07bgj008。）

【参考文献】

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进出口贸易市场分析篇3

2001年，我国正式加入世界贸易组织，从而开启了我国农业进入到贸易自由化发展时代，而这一过程当就会对我国农民的收入分配产生很大的影响。本文从三个方面对农产品贸易与农民收入分配效应进行研究，并从世贸组织框架协议的角度上来提出增加农民收入和分配水平的应对措施。

关键词：

农产品贸易；农民收入；效应研究

一、农产品贸易与农民收入发展现状

随着我国加入世贸组织及签署了《农业协议》，使得我国农业真正开启了贸易自由化的发展时期。同时，自从我国加入世贸组织以来，我国农业产品的总体贸易规模得到了迅速扩大。2010年，我国农产品进出口贸易总额达到1220亿美元，到了2014年则突破了1945亿美元。四年的时间，我国农产品的出口贸易总额增幅依次为14%、17%、10%和16.5%，同期在出口上的贸易总额增幅依次为6%、48%、53%和1.7%。其中在2013年，我国农产品在进口与出口上的贸易总额实现了双向增长，贸易逆差也大幅度缩小。其中，出口贸易总额为1000亿美元，同比增长达14%；出口贸易总额为800亿美元，同比增长了近12%。农产品贸易逆差同比上一年缩小了180亿美元，下降了近40%。随着我国农产总体产值不断增加，在很大程度上提升了我国农民的总体收入水平。2010年，我国农民人均纯收入为9800元，同比上一年增加了1000元，增长率为11.4%，去除价格上涨等因素影响，实际增长率为9.2%。同时，我国加入世界贸易组织以来，国内农产品市场在发展格局上出现了巨大的变化，国外大宗农产品对国内市场竞争力较差的农产品形成了严重威胁和冲击，从而使得这类农产品的市场价格快速下滑，进而影响其销售额。市场竞争力良好的农产品则因为贸易自由化的影响，其出口总量逐年增加，市场价格也实现了连年提高。此时，国内农产品之间的价格比重关系发生了较大变化。在新型农产品价格结构体系发展过程中，部分农民的利益受到了损害，而一部分农民的利益则得到了大幅度提升。因此，对如何提升我国农民收入成为当前各界学者以及社会广泛关注的重要课题。

二、我国农产品贸易发展对农民收入分配的影响

农产品贸易发展对农民收入分配的影响主要是以中间变量的变化方式来实现的。具体来说，农产品贸易主要是通过价格机制、产业结构及收入结构来对农民收入分配产生相应的影响。

1.从价格机制角度上分析从斯托尔珀-萨缪尔森定理这一理论上讲，贸易自由化的发展可以造成一国或某一地区内市场中具有明显发展优势的产品在国际市场中的价格上升至高于国内市场价格的水平，同时对不具备发展优势的产品来说，结果则是相反的。所以，我国农产品的贸易发展对农民的收入分配水平会产生直接的影响。农产品贸易主要是降低农产品名义保护率。自从我国全面实施改革开放政策三十多年以来，我国政府对平均关税进行了数次调整，使得平均关税从20世纪80年代初期的53%一直下调到2014年的11%。国内产品的市场价格虽然可以由于名义保护率的影响而维持在一个正常的变化范围内，但长期受到保护的产品的关税壁垒削减以后的价格也随之下降，进而直接影响了农民的收入分配水平。为了能更为清晰地分析出农产品贸易对我国农产品价格产生的影响。名义保护率具体是指同类产品在国内市场中的价格与其在国际市场价格上价差的所占比重。经过计算，笔者得出我国的玉米、棉花、小麦及大豆等土地密集型农产品享有的名义保护率比较高，且这类产品与同类农产品在国际市场上的价格要高出很多，而农产品贸易发展则对这类农产品的国际价格产生了消极影响，降低了其销售价格，所以也就降低了生产这类农产品的农民的收入水平。但在蔬菜、水果等劳动密集型农产品的名义保护率的分析结果则是偏低的。这也就是说，劳动密集型产品在贸易中的国际价格会高于国内市场价格，从而就能直接提升生产这类农产品的农民收入分配水平。

2.从农业产业结构调整角度上分析一国或地区贸易自由化发展过程当中，主要是通过价格机制来对本国或本地区产品贸易发展进行引导，并按照比较优势来对国内或地区中的产业结构进行及时调整。农产品贸易发展通过其进出口贸易产品来对一国贸易结构产生影响，以此来对其产业结构进行调整。总而言之，当前我国农产品贸易发展对进口资源密集型，尤其是土地密集型产品的出口贸易发展有着积极的促进作用。自从我国加入世贸组织以来，我国农产品贸易商品结构发生了较大的变化。在农产品出口上主要集中在劳动密集型农产品，其中净出口农产品最大的为鱼类、肉类及蔬菜、水果等农产品；在进口上则主要集中在土地密集型农产品，其中进口规模最大的为纺织纤维、植物油等产品。这样的农产品商品结构完全符合我国农业资源与比较优势。从整体结构上说，我国农产品贸易发展提升了生产劳动密集型产品的农民收入分配水平，但也降低了土地密集型产品的农民收入分配水平。另外，由于园艺产品等劳动密集型农产品大多集中在东部沿海地区，而中西部地区则主要偏向于生产种植业，所以农产品贸易发展在一定程度上也加剧了东西部农民收入分配的差距。

3.从收入结构角度上分析农产品贸易发展对我国农业产业结构的调整产生了重要影响，这也对我国农民的收入结构产生了相应的影响。收入水平不同的农民，其生产结构在受影响程度上也会不同。根据相关数据的分析结果显示，当前国内大部分农民收入分配水平的变化主要受农产品市场的变化的影响，如果农产品市场价格下降或需求量下降，那么农民收入分配水平就会直接受到影响。其中，低收入农民群体主要是以种植业为主，其在种植农产品在总收入中所出售的占比约为60%，而林牧产品出售所得占比则比较低。所以，种植业在我国农产品贸易发展中受到的影响最大，其中受到影响最大的为玉米和小麦。特别是在我国东北、中西部等传统的种植业地区，这些地区的农民收入分配水平主要受到市场波动的影响而发生直接变化。收入较高的农民在出售种植农产品收入在其总收入中的占比较低，粮食占比则更低，而林牧产品在其收入占比中的比例却非常高。所以，农产品贸易发展对收入较高农民的收入分配水平有很大的提升作用。所以说，农产品贸易发展对低收入农民的收入分配水平有消极的影响，而对于中高收入的农民来说则有积极影响。

三、相关的应对措施

农产品贸易发展使得我国农产品市场同全球市场实现了紧密联系，也就是说，我国农产品开始进入到国际市场中，与他国产品进行市场竞争。所以，为了能更好地提升我国农产品的贸易发展水平和农民的收入分配水平，笔者认为应当从以下几个方面着手进行应对。

1.积极拓展新兴市场，进一步中西部农民的收入分配水平。近年来，我国农产品在出口上大部分上都集中在日韩、美国及欧盟地区，这也就使得我国农产品在出口上受到这些国家、地区的市场影响比较大，且也经常受到这些国家和地区的贸易保护条款的限制。所以，当前我国应当更加努力开拓新兴农产品出口市场，尤其是对发展中国家的低端产品市场的拓展上，可以有效避免发达国家在技术与环境上对我国农产品实行贸易壁垒，从而能降低我国农产品的出口风险。随着我国农业全面实施贸易自由化发展策略以来，东部与西部农产品的重点产区在贸易发展上所面临的机遇和挑战完全不同。总体上来说，东部的主要农产品产区所受到的市场冲击相对来说较小，受益水平则比较大，而我国西部地区则受到冲击较大、受益较小。另外，我国城乡收入差距及地区之间的收入差距逐年拉大，我国政府为了能有效消除农产品贸易发展对低收入地区农民的收入分配的不利影响，在世界贸易组织的条例规定范围之内，运用《农业协议》中的“绿箱政策“来对我国的中部、西部的粮食与棉花主产品加大了政策优惠与资金扶持的力度，这样就明显提升了该区域的农产品市场竞争力，进而提高了农民的收入分配水平。

2.制定新型农业贸易发展措施（1）我国政府应当从国内农产品市场发展优势角度上对农业生产结构进行优化和调整，特别是要合理降低粮食及棉花等土地密集型的相关农产品的产量，进一步提升园艺等劳动力密集型农产品产量。此外，还要对国内农产品市场资源进行重新调整，将劳动密集型农产品的产品发展优势进一步发挥出来。对国家粮食安全产生消极影响及市场发展优势较弱的农产品的贸易发展，政府要加大对这类农产品的资金、技术及人才的扶持力度，以此来提升国家粮食安全程度和农民收入分配水平。（2）从粮食安全向口粮安全发展策略转变。要留出足够空间来发展非粮食作物。（3）要进一步强化农产品的科技支持，对需求较高的农产品要加大对其的科技扶持力度，并运用我国劳动力成本较低的优势，来加强对初级农产品加工的技术支持，从而提升这类农产品的使用价值和附加值水平，以此来提升初级农产品的市场竞争力。

3.加大对国内中小农产品加工、生产企业的政策扶持力度近年来，我国农产品在贸易发展水平实现了快速提升，且国内农产品市场及农产品市场化发展水平也日益得到完善和提升。因此，在这样一个大背景下，传统种植产业及土地密集型等农产品在发展上受到很大的限制，进一步降低了农产的收入分配水平。同时，国内乡镇企业在其发展中却存在很多问题，如融资困难、生产结构不合理、经营不善等。所以，我国政府必须要加大对乡镇企业的政策扶持力度，从而有效解决乡镇企业的资金短缺及经营管理问题。在税收上，要按照世贸组织规则来给予其一定的优惠。尤其是在财税上，要对劳动密集型农产品生产企业进行重点扶持，以此来提升其出口创汇能力。另外，还要加大对农村剩余劳动力的吸纳力度，为更多的农民提供增加收入的渠道，以此来将乡镇企业的发展与农民收入分配水平的提升联系起来。

四、结论

我国农产品的贸易发展对农民收入分配的影响会因为地区的不同而产生不同的影响，且这种影响会直接拉大东西部农民的收入分配差距。而在具体的农产品贸易与农民收入分配的效应分析上，笔者经过分析得出：在土地密集型及劳动力密集型产品的出口贸易上，这两类产品会对农民的收入分配水平产生直接的影响。在得出上述结论后，笔者从新兴市场开拓、农业产业结构调整及乡镇企业发展三个方面提出相应的应对措施。同时，笔者相信，随着我国经济不断发展和综合国力不断增强，在不久的将来，我国农产品的贸易发展必将全面提升我国农民的收入分配水平。

参考文献：

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[4]曾国平,王燕飞.我国农产品出口对农民收入影响的实证分析[J].农业技术经济,2011(2).

进出口贸易市场分析篇4

关键词:对外直接投资;出口贸易;重庆;实证分析

中图分类号:F74文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)30-0170-02

导论

改革开放以来,中国利用外向FDI的规模和数量不断增加,对中国经济的影响也越来越明显。重庆作为新中国最年轻的直辖市,西部地区的重要城市之一,外向FDI也同样对其经济产生深刻的影响。最新统计资料显示,2009年由于受到国际金融危机的影响对外直接投资额有所下降,达5194万美元,但截至2008年底对外直接投资额一直处于增长状态。与此同时,重庆的出口贸易额也在逐年增长,2009年底,重庆市的出口贸易额达至77.1亿美元。可见重庆的外向FDI和出口贸易额都有不断增长的趋势,为衡量重庆的外向FDI对出口贸易额的影响,有必要进行实证研究。

一、重庆出口贸易和对外直接投资现状

(一)重庆出口贸易的现状

1.外贸出口总额总体上呈现不断增长的趋势。据统计,自1990年以来,重庆市的外贸出口总额不断增长,只有1996年、1998年、2009年出现大幅度回降外,其余年份出口总额总体上呈现不断增长的趋势,出口依存度也一直保持较高水平。由此可见,随着经济社会不断发展,重庆市开放型经济效应逐渐显现,对外贸易快速增长,贸易规模不断扩大。

2.外贸出口市场多元化程度逐步提高。重庆积极实行出口市场多元化战略,不断拓展贸易空间,在巩固传统出口市场的同时,大力开拓新兴出口市场。近年来,重庆市外贸市场朝着多元化方向发展,2008年共有193个进出口市场,实现进出口总值在1亿美元以上的外贸市场有30个,其中美国和日本两个市场均突破10亿美元;5000万美元～1亿美元的外贸市场有12个,1000万美元～5000万美元的外贸市场有31个。

3.外贸出口方式多样化。重庆对外贸易方式呈现多元化趋势,但仍以一般贸易方式为主,占到了80%以上。随着对外开放的不断扩大,经济外向度不断提高,“走出去”对外投资企业不断增加,加工贸易、作为投资进口设备、对外承包工程出口货物等其他对外贸易方式也随之发展,对外贸易方式更加灵活,效果更为明显。

4.出口商品技术含量较低。随着开放政策的实行和经济发展战略的调整,出口商品结构发生了显著变化,工业制成品已在重庆出口商品中占绝对主导地位。但重庆出口的工业制成品仍以低技术的初级工业制成品为主,出口仍然集中在劳动密集型产品和制造环节上,尤其是掌握核心技术的高新技术产品微乎其微,高新技术产品出口占全市出口总额的比重太小,使得出口商品技术含量较低。

(二)重庆对外直接投资的现状

1.投资主体从国有企业为主转向以民营企业为主。长期以来,重庆市境外投资的主体是国有外贸公司。进入2003年以后,随着民营经济的发展壮大,民营企业对外投资活动日趋活跃。在2003―2009年的六年间,新增境外投资民营企业52家,占同一时期新增境外投资企业总数的89%。目前,重庆境外投资民营企业的企业数及投资额已分别占总数的65.8%和71.2%。民营经济已逐步成为长期境外投资发展的主体。

2.投资地区以亚洲国家(地区)及不发达国家为主。由于长期对外投资主要依托摩托车、机电等在内的比较优势产业,对外投资地区主要以亚洲国家为主。以2009年全市经审批登记的境外投资企业为例,重庆市现有经审批的85个境外企业分布在33个国家及地区,其中,亚洲国家(地区)占68%,不发达国家占74%。

3.投资行业以摩托车及零部件为重点的机械制造业为主。重庆企业境外直接投资共涉及十大类约27个行业,机械制造业投资额占49%,摩托车及零部件制造投资额占44.5%。可见,机械制造业尤其是其中的摩托车及零部件制造业是境外投资的支柱产业。

4.投资类型从贸易型企业为主转向生产型企业为主。重庆市对外投资企业大多数经历了从贸易型到加工贸易型为特点的生产型转变。即企业先在国外建立贸易公司,打开市场销路并建立相应的销售网络后,再合资或独资设立境外加工企业,从国内进口原材料、零配件进行加工组装销售。截至2009年底,重庆境内加工贸易企业36家,占境外投资企业总数的42%,境外加工贸易持续增长。

二、外向FDI对重庆出口贸易影响的实证分析

(一)模型介绍与数据说明

外向FDI对出口贸易的严格意义上的系统影响包括直接影响和一般均衡意义上的间接影响,应当采用计量经济学方法进行定量测量和检验。这里采用了一元线性回归模型中的OLS估计法,对2004―2009年重庆出口贸易额和对外直接投资额的样本数据进行观测和处理。在该回归分析中,被解释变量EX是当年重庆市出口贸易总额,解释变量外向FDI为重庆市对外直接投资额。本文采用如下回归模型:

EX=a+bFDI(1)

(二)实证结果

用Eviews软件解析两者的相关关系,得出两者的相关系数为0.881421。可见变量之间的相关关系显著,大于0.8。说明我们选择的变量具有代表性和显著性。

再用以上数据对式(1)进行OLS估计,最终估计结果如下:

EX=261506.4+30.78894*FDI

(10.47426)(6.551148)

R2=0.914744D.W=1.332484F=42.91755

从回归估计的结果看,模型拟合度很好,可决系数R2=0.914744,表明模型在整体上拟合的非常好。从截距项与斜率项的t检验值看,均大于5%显著性水平下自由度为n-2=4的临界值t0.025(4)=2.776。回归结果还表明,2004―2009年期间重庆市的对外直接投资额每增加1%,出口贸易总额增加30.78894%,可知重庆市对外直接投资与出口存在互补关系。

启示及对策

(一)启示

由以上分析可知,对外直接投资与出口贸易之间最终还是存在一种互补关系。随着重庆市对外直接投资规模的不断扩大,对外直接投资对出口的带动作用也在日益显现,这种带动作用不仅表现在对外直接投资对于出口规模的扩大上,更重要的表现在对外直接投资对于带动出口产品科技含量的提升和改善出口商品的结构上,也就是对外直接投资对于提升重庆出口产品的国际竞争力是十分重要的。

(二)对策

通过以上分析,未来重庆市需要大力推进和鼓励企业“走出去”,进行更多的对外直接投资,推动重庆市经济健康协调发展。得到的启示主要包括:(1)需要大力提升对外直接投资的规模和水平。(2)对外直接投资的地区分布和产业分布需要进一步优化。(3)应鼓励那些生产环节较多的资本、技术密集型行业的对外直接投资。(4)应加强国企改革、大力发展非公有制经济。

参考文献:

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进出口贸易市场分析篇5

关键词：中日贸易外贸依存度市场规模外商直接投资

一、前言

进入二十一世纪，特别是中国加入WTO以来，我国经济的发展与国际市场的关系日益密切，对外贸易的依存度不断上升。美国的次贷危机使得世界经济从增长走向下坡路，欧债危机则加剧了世界经济进入危机的进程。在欧美市场都不景气的情况下，研究亚洲及新兴市场对于中国的发展具有重要的战略意义。日本作为中国在亚洲最大的贸易国家，日本经济态势对中国的经济发展具有重要作用。日本对外直接投资模式的转换发生了很大的变化，从资源型、成本型转换到目前的综合（市场+生产+信息）型。日本对北美和欧洲等发达区域的直接投资动机的综合型特征进一步强化，对亚洲直接投资的基本动机从成本型向市场主导的复合型（市场+生产）转换，而对华直接投资动机则处于从成本型向生产主导的复合型（生产+市场）的过渡之中（李国平和田边裕，2003）。同时，中日FTA在日本FTA战略中被放在了次要的地位，在中国政府主动倡导中日FTA以后，日本政府也没有积极地回应（刘昌黎，2007）。这种投资类型的转换使得我们对日本对华投资抱有谨慎的乐观（朱六一和蒋雪冬，2005）。中国经济的发展在一定程度上有日本经济发展的影子，把中日之间的经济增长方式、经济周期等进行比较并类推可以得出，中国具有泡沫经济的文化和制度根源。但中国现有政策更多是防止经济泡沫而非应对经济萧条，继续实施现有政策很可能会导致经济萧条（陈睿洁，2011）。

本文选取了2001-2010年中日贸易的相关数据，研究两国经济从增长到金融危机的过程中二者之间的依存度及其影响因素的变动情况，这对于中国对外贸易的发展乃至国家战略都具有重要的理论与现实意义。

二、中日贸易的发展的对比分析

（一）中日贸易整体情况分析

进入二十一世纪以来，中日贸易的发展有着显著变化，主要表现在以下三个方面：

1、中日进出口总值比较分析

2001-2010年，中日两国的进出口总值、出口单项值、进口单项值及贸易差额变化显著，具体情况如表1所示。

表12001-2010年中日对外贸易变动情况单位：亿美元

数据来源：《中国统计年鉴》（2002-2011），世界贸易组织数据库。

从进出口总值方面看，2001-2003年中国进出口总值低于日本，2004年-2010年，中国进出口总值高于日本，而日本进出口总值呈波动变化。出口方面，2001-2008年中国出口呈上升趋势，2009年受美国“次贷”危机影响，出口出现负增长。日本出口的总体态势与中国相似，但其增长速度低于中国，且受危机的影响更大，出口恢复得较慢。贸易差额方面，中国贸易差额呈波动上升趋势，而日本贸易差额出现较大反复，这与日本国内调整相关产业政策有关。

2、中国对日本的出口总额及其变动情况

2001-2010年，中国对日出口呈上升趋势，具体情况如图1所示。

数据来源：中国海关统计报告

中国对日出口总体趋势趋于平稳，但变化较为剧烈。2001-2004年，中国对日出口上升幅度提高，2004-2010年中国对日出口绝对数额增加，但增长速度起伏较大，2009年受金融危机的影响出现负增长。

3、日本对中国直接投资变动情况

2001-2010年，日对华投资呈波动变化形势，具体情况如图1所示。

数据来源：《中国统计年鉴》（2002-2011）整理所得。

2001-2005年，日本对华投资呈上升趋势，并且在2005年达到单年对华投资的历史最高点，其后受其国内产业政策调整及金融危机的影响，日本对华直接投资呈总体下降趋势，但2010年之后预计会出现新的增长。

（二）中日外贸易依存度比较分析

外贸依存度是反映一个地区的对外贸易活动对该地区经济发展的影响和依赖程度的经济分析指标。从最终需求拉动经济增长的角度看，该指标还可以反映一个地区的外向程度。外贸依存度的计算公式：

外贸依存度的数值越大表明该地区经济发展对国外市场的依赖程度越高，也反映国际市场对该地区产品的认可程度提高，对该地区经济的拉动作用增强。

根据计算公式，计算出中国外贸依存度、日本外贸依存度及中国对日本的外贸依存度，具体情况如表2所示。

表2中国、日本的对外贸依存度及中国对日本外贸依存度的计算结果

数据来源：中国GDP数据来源于《中国统计年鉴》并根据当年汇率情况折合成美元；日本GDP数据来源于中国商务部的统计数据。

从中日间外贸依存度的对比中我们可以看出，中国对外贸易依存度正逐年上升，且依存度高于日本；日本对外贸易依存度呈上升趋势，受金融危机的影响，在2008年之后出现下滑，但随后仍处于上升趋势。从中国对日本的

三、中日外贸依存度的影响因素比较分析

（一）变量选择

1、市场规模平均水平。市场规模平均水平影响着两国对外贸易，本文选取中国GDP总量与日本GDP总量的加权平均值作为市场规模的平均水平的变量，其计算公式为：，其中，为日本第t年的GDP总量，为中国的GDP总量。数据来源于《中国统计年鉴》（2002-2011）根据当年汇率折合成美元计算得出。数据来源于中国商务部统计报告。

2、市场规模差距。市场规模差距对两国贸易有重要影响，本文选取两国GDP总量差距作为市场规模差距的变量，其计算公式为：。数据来源于《中国统计年鉴》（2002-2011）根据当年汇率折合成美元计算得出。数据来源于中国商务部统计报告。

3、汇率。汇率是影响出口的重要因素，本文选取日元对人民币的汇率为变量，E代表汇率，汇率的数据来源于《中国统计年鉴》（2011）。

4、外商直接投资。本文选取中方计算的实际利用日本直接投资的数额为变量，FDI代表外商直接投资，数据来源于《中国统计年鉴》（2002-2011）整理所得。

5、依存度。本文分别选取中国外贸依存度、日本外贸依存度和中国对日本外贸依存度为变量，其中，Depc代表中国外贸依存度，Depj代表日本外贸依存度，Depcj代表中国对日本的外贸依存度。本文将分别进行回归分析，并对结果进行比较分析。数据来源于《中国统计年鉴》（2011）及中国商务部统计报告整理计算所得。

（二）实证过程

1、样本数据

本文计量模型选取的数据是2001-2010年中日贸易的相关数据，其中中国贸易依存度、日本贸易依存度及中国对日本贸易依存度为被解释变量，市场规模的平均水平、市场差距、汇率及外商直接投资为解释变量。

2、数据检验

为了更好的分析等因素对贸易依存度的影响，得数有效的计量模型，本文对相关序列依次进行序列平稳性检验、协整检验和格兰杰因果检验并得出回归方程。

（1）单位根检验

本文采用Eviews5.0软件，运用ADF检验法对市场规模的平均水平、市场差距、汇率及外商直接投资等时间序列进行单位检验，其检验结果如表所示。

表3时间序列平稳性检验结果

从表3中可以看出，市场规模的平均水平、汇率、外商直接投资料、中国对外贸易依存度、日本对外贸易依存度和中国对日本的贸易依存度的二阶差分1%的显著水平上是平稳的，市场差距的一阶差分在1%的显著上是平稳的。

2、协整检验

为了确定被解释变量与解释变量之间的协整关系，本文被解释变量与各解释变量间分别作了协整检验。运用最小二乘法对中国外贸依存度、日本外贸依存度及中国对日本外贸依存度进行回归分析，回归方程设定如下：

残差估计值为：

对残差序列的检验结果如表4所示。

表4残差序列RESID检验值结果

从检验结果中可以看出残差序列的ADF检验值比显著水平在10%的临界值要小，则可以得出：中国对外贸易依存度、日本对外贸易依存度及中国对日本贸易依存度与市场规模的平均水平、市场差距、汇率及外商直接投资之间存在着协整关系。各解释变量与被解释变量的协整方程分别为：

由协整方程可以看出，模型的拟合集成度很好，模型整体解释力显著。从各变量的参数来看，市场规模的平均水平、市场差距对外贸依存度有显著正效应，外商直接投资对外贸依存度有正效应，汇率变动对外贸依存度具有负效应。市场差距对中国外贸依存度的影响要大于对日本外贸依存度的影响。市场规模的平均水平对日本外贸依存度的影响大于对中国外贸依存度的影响。汇率变动对中国外贸依存度的影响更大，而外商直接投资对中国影响要大于对日本的影响。市场规模的平均水平和市场差距对中国对日本的外贸依存度具有著正效应。

四、结论

根据数理统计与实证分析的结果，本文主要结论如下：

（一）中国对外贸易依存度大于日本对外贸易依存度，且处于不断上升阶段。中国对日本的贸易依存度先上升，后下降。这主要是由于中国自加入WTO之后，对外贸易对象扩大，加强了与欧美地区的外贸，同时提高了对发展中国家的贸易合作规模等因素造成的。

（二）中日间市场规模的平均水平与两国市场差距对中国对外贸易依存度有显著正影响，外商直接投资对中国外贸依存度有正影响但效果不显著，日元对人民币的汇率变动对中国外贸依存度有负效应。

（三）中日间市场规模的平均水平与两国市场差距对日本外贸依存度有显著正影响，其中，市场规模的平均水平对日本外贸依存度的影响大于对中国外贸依存度的影响，而市场差距对日本外贸依存度的影响则小于对中国外贸依存度的影响。另外，外商直接投资和汇率变动对日本外贸依存度的影响也小于对中国外贸依存度的影响。

（四）中国对日本的外贸依存度主要受两国市场规模的平均水平、市场差距和外商投资的正向影响，受汇率变动的负向影响。其中，市场规模的平均水平对中国对日本外贸依存度的影响大于对中国外贸依存度的影响，小于对日本外贸依存度的影响，而市场差距对中国对日本外贸依存度的影响则小于对中国外贸依存度的影响，大于对日本外贸依存度的影响。

上述结论表明，市场规模的平均水平、市场差距对中国外贸依存度有着非常重要的影响。在未来的发展中，应着力扩大本国市场规模，同时，拉大国与国之间的市场差距对中国的外贸依存度有重要作用。另外，要保证汇率的稳定，同时保障外商直接投资的有效利用，这些是实现中国对外贸易发展的关键保证。

参考文献：

[1]李国平，田边裕.日本的对外直接投资动机及其变化研究[J].北京大学学报（哲学社会科学版），2003（3）：121-128

[2]陈昂.20世纪90年代以来美国和日本产业政策调整评析[J].经济问题探索，2004（2）：41-45

[3]朱六一，蒋雪冬.当前环境下日本对华FDI问题研究[J].技术经济与管理研究，2005（4）：44

[4]刘昌黎.日本FTA/EPA的新发展与中日FTA难以启动的对策[J].世界经济研究，2007（10）：70-75

进出口贸易市场分析篇6

关键词:中日贸易外贸依存度市场规模外商直接投资

一、前言

进入二十一世纪,特别是中国加入WTO以来,我国经济的发展与国际市场的关系日益密切,对外贸易的依存度不断上升。美国的次贷危机使得世界经济从增长走向下坡路,欧债危机则加剧了世界经济进入危机的进程。在欧美市场都不景气的情况下,研究亚洲及新兴市场对于中国的发展具有重要的战略意义。日本作为中国在亚洲最大的贸易国家,日本经济态势对中国的经济发展具有重要作用。日本对外直接投资模式的转换发生了很大的变化,从资源型、成本型转换到目前的综合(市场+生产+信息)型。日本对北美和欧洲等发达区域的直接投资动机的综合型特征进一步强化,对亚洲直接投资的基本动机从成本型向市场主导的复合型(市场+生产)转换,而对华直接投资动机则处于从成本型向生产主导的复合型(生产+市场)的过渡之中(李国平和田边裕,2003)。同时,中日FTA在日本FTA战略中被放在了次要的地位,在中国政府主动倡导中日FTA以后,日本政府也没有积极地回应(刘昌黎,2007)。这种投资类型的转换使得我们对日本对华投资抱有谨慎的乐观(朱六一和蒋雪冬,2005)。中国经济的发展在一定程度上有日本经济发展的影子,把中日之间的经济增长方式、经济周期等进行比较并类推可以得出,中国具有泡沫经济的文化和制度根源。但中国现有政策更多是防止经济泡沫而非应对经济萧条,继续实施现有政策很可能会导致经济萧条(陈睿洁,2011)。

本文选取了2001-2010年中日贸易的相关数据,研究两国经济从增长到金融危机的过程中二者之间的依存度及其影响因素的变动情况,这对于中国对外贸易的发展乃至国家战略都具有重要的理论与现实意义。

二、中日贸易的发展的对比分析

(一)中日贸易整体情况分析

进入二十一世纪以来,中日贸易的发展有着显着变化,主要表现在以下三个方面:

1、中日进出口总值比较分析

2001-2010年,中日两国的进出口总值、出口单项值、进口单项值及贸易差额变化显着,具体情况如表1所示。

表12001-2010年中日对外贸易变动情况单位:亿美元

数据来源:《中国统计年鉴》(2002-2011),世界贸易组织数据库。

从进出口总值方面看,2001-2003年中国进出口总值低于日本,2004年-2010年,中国进出口总值高于日本,而日本进出口总值呈波动变化。出口方面,2001-2008年中国出口呈上升趋势,2009年受美国“次贷”危机影响,出口出现负增长。日本出口的总体态势与中国相似,但其增长速度低于中国,且受危机的影响更大,出口恢复得较慢。贸易差额方面,中国贸易差额呈波动上升趋势,而日本贸易差额出现较大反复,这与日本国内调整相关产业政策有关。

2、中国对日本的出口总额及其变动情况

2001-2010年,中国对日出口呈上升趋势,具体情况如图1所示。

数据来源:中国海关统计报告

中国对日出口总体趋势趋于平稳,但变化较为剧烈。2001-2004年,中国对日出口上升幅度提高,2004-2010年中国对日出口绝对数额增加,但增长速度起伏较大,2009年受金融危机的影响出现负增长。

3、日本对中国直接投资变动情况

2001-2010年,日对华投资呈波动变化形势,具体情况如图1所示。

数据来源:《中国统计年鉴》(2002-2011)整理所得。

2001-2005年,日本对华投资呈上升趋势,并且在2005年达到单年对华投资的历史最高点,其后受其国内产业政策调整及金融危机的影响,日本对华直接投资呈总体下降趋势,但2010年之后预计会出现新的增长。

(二)中日外贸易依存度比较分析

外贸依存度是反映一个地区的对外贸易活动对该地区经济发展的影响和依赖程度的经济分析指标。从最终需求拉动经济增长的角度看,该指标还可以反映一个地区的外向程度。外贸依存度的计算公式:

外贸依存度的数值越大表明该地区经济发展对国外市场的依赖程度越高,也反映国际市场对该地区产品的认可程度提高,对该地区经济的拉动作用增强。

根据计算公式,计算出中国外贸依存度、日本外贸依存度及中国对日本的外贸依存度,具体情况如表2所示。

表2中国、日本的对外贸依存度及中国对日本外贸依存度的计算结果

数据来源:中国GDP数据来源于《中国统计年鉴》并根据当年汇率情况折合成美元;日本GDP数据来源于中国商务部的统计数据。

从中日间外贸依存度的对比中我们可以看出,中国对外贸易依存度正逐年上升,且依存度高于日本;日本对外贸易依存度呈上升趋势,受金融危机的影响,在2008年之后出现下滑,但随后仍处于上升趋势。从中国对日本的

三、中日外贸依存度的影响因素比较分析

(一)变量选择

1、市场规模平均水平。市场规模平均水平影响着两国对外贸易,本文选取中国GDP总量与日本GDP总量的加权平均值作为市场规模的平均水平的变量,其计算公式为:,其中,为日本第t年的GDP总量,为中国的GDP总量。数据来源于《中国统计年鉴》(2002-2011)根据当年汇率折合成美元计算得出。数据来源于中国商务部统计报告。

2、市场规模差距。市场规模差距对两国贸易有重要影响,本文选取两国GDP总量差距作为市场规模差距的变量,其计算公式为:。数据来源于《中国统计年鉴》(2002-2011)根据当年汇率折合成美元计算得出。数据来源于中国商务部统计报告。

3、汇率。汇率是影响出口的重要因素,本文选取日元对人民币的汇率为变量,E代表汇率,汇率的数据来源于《中国统计年鉴》(2011)。

4、外商直接投资。本文选取中方计算的实际利用日本直接投资的数额为变量,FDI代表外商直接投资,数据来源于《中国统计年鉴》(2002-2011)整理所得。

5、依存度。本文分别选取中国外贸依存度、日本外贸依存度和中国对日本外贸依存度为变量,其中,Depc代表中国外贸依存度,Depj代表日本外贸依存度,Depcj代表中国对日本的外贸依存度。本文将分别进行回归分析,并对结果进行比较分析。数据来源于《中国统计年鉴》(2011)及中国商务部统计报告整理计算所得。

(二)实证过程

1、样本数据

本文计量模型选取的数据是2001-2010年中日贸易的相关数据,其中中国贸易依存度、日本贸易依存度及中国对日本贸易依存度为被解释变量,市场规模的平均水平、市场差距、汇率及外商直接投资为解释变量。

2、数据检验

为了更好的分析等因素对贸易依存度的影响,得数有效的计量模型,本文对相关序列依次进行序列平稳性检验、协整检验和格兰杰因果检验并得出回归方程。

(1)单位根检验

本文采用Eviews5.0软件,运用ADF检验法对市场规模的平均水平、市场差距、汇率及外商直接投资等时间序列进行单位检验,其检验结果如表所示。

表3时间序列平稳性检验结果

从表3中可以看出,市场规模的平均水平、汇率、外商直接投资料、中国对外贸易依存度、日本对外贸易依存度和中国对日本的贸易依存度的二阶差分1%的显着水平上是平稳的,市场差距的一阶差分在1%的显着上是平稳的。

2、协整检验

为了确定被解释变量与解释变量之间的协整关系,本文被解释变量与各解释变量间分别作了协整检验。运用最小二乘法对中国外贸依存度、日本外贸依存度及中国对日本外贸依存度进行回归分析,回归方程设定如下:

残差估计值为:

对残差序列的检验结果如表4所示。

表4残差序列RESID检验值结果

从检验结果中可以看出残差序列的ADF检验值比显着水平在10%的临界值要小,则可以得出:中国对外贸易依存度、日本对外贸易依存度及中国对日本贸易依存度与市场规模的平均水平、市场差距、汇率及外商直接投资之间存在着协整关系。各解释变量与被解释变量的协整方程分别为:

由协整方程可以看出,模型的拟合集成度很好,模型整体解释力显着。从各变量的参数来看,市场规模的平均水平、市场差距对外贸依存度有显着正效应,外商直接投资对外贸依存度有正效应,汇率变动对外贸依存度具有负效应。市场差距对中国外贸依存度的影响要大于对日本外贸依存度的影响。市场规模的平均水平对日本外贸依存度的影响大于对中国外贸依存度的影响。汇率变动对中国外贸依存度的影响更大,而外商直接投资对中国影响要大于对日本的影响。市场规模的平均水平和市场差距对中国对日本的外贸依存度具有着正效应。

四、结论