發(fā)布時間：2023-08-08 16:52:18
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領域的橋梁，我們?yōu)槟x了8篇的出口貿(mào)易含義樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發(fā)，請盡情閱讀。
關(guān)鍵詞：貨物出口貿(mào)易 隱含碳排放 投入產(chǎn)出模型 結(jié)構(gòu)分解分析 對數(shù)平均迪氏指數(shù)法
隱含碳排放（Embodied Carbon Emissions）是指某種產(chǎn)品在整個生產(chǎn)鏈中所排放的二氧化碳量，出口貿(mào)易隱含碳排放是指在生產(chǎn)出口產(chǎn)品的過程中所產(chǎn)生的二氧化碳排放量。
中國出口貿(mào)易隱含碳排放在中國碳排放總量中所占比重較大。張曉平（2009）的計算表明，2000-2006年中國每年出口商品隱含碳排放占全國總排放的比重基本在30%-35%。Yan和Yang（2010）認為，1997-2007年中國每年碳排放的10.03%-26.54%是在生產(chǎn)出口商品的過程中產(chǎn)生的。為了分析影響出口貿(mào)易隱含碳排放的原因，本文在投入產(chǎn)出法的基礎上，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，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（完全碳排放強度的影響），R為結(jié)構(gòu)效應（出口份額的影響），S為規(guī)模效應（出口總額的影響）。I/C、R/C、S/C分別為這三個效應的貢獻率。
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OECD2009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）交通運輸設備制造業(yè)；（13）機器、機械器具、電氣設備及其零件、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、結(jié)構(gòu)效應、規(guī)模效應的貢獻值。
由表2可知，強度效應最大，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，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。但由于強度效應和結(jié)構(gòu)效應的影響，總效應為-55592.94萬t，因此貢獻率為負值。
最后是結(jié)構(gòu)效應，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。結(jié)論是：強度效應貢獻率最大，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，最后總的碳排放減少。以上研究表明，中國要減少出口貿(mào)易隱含碳排放，必須從降低行業(yè)碳排放強度、適度減小出口規(guī)模、改善出口結(jié)構(gòu)這三方面做起，而后兩者可以進行綜合考慮。
參考文獻:
[1] 張曉平.中國對外貿(mào)易產(chǎn)生的CO2排放區(qū)位轉(zhuǎn)移分析[J].地理學報,2009, (2), 234-242.
[2] Julio Sanchez-Choliz, Rosa Duarte. CO2 emissions embodied in international trade: evidence for Spain [J]. Energy Policy 32 (2004), 19992005.
關(guān) 鍵 詞：對日出口貿(mào)易；直接投資；協(xié)整理論
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”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，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，基礎工業(yè)和基礎設施產(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，試圖從中找到相應結(jié)論。
二、計量方法與模型設定
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{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。其檢驗模型為：
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，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，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)?；貧w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，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)變量也應該有一定的影響?？傊?，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“投資引導型”，日本對華直接投資屬于“貿(mào)易引導型”。
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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參考文獻：
[1]Hein,S,.Trade Strategy and the Dependency Hypothesis: A Comparison of Policy, Foreign Investment and Economic Growth in Latin America and East Asia.Econom ic Development and Cultural Change,1992, 40(3): 495~ 521.
[2]Lucas, R.On the Determinants of Direct Fore- ign Investment: Evidence from East and SoutheastA sia World Development,1993,21(3):391~406.
[3]洗國明. 中國出口與外商在華直接投資[J]. 南開經(jīng)濟研究，2003，(1)：45~48.
[4]Muchielli,J.L,& Chedor, S.Foreign Direct Investment, Export Performance and the Impact on Hoine Employment: A Empirical Analysis of French Firms. New Horizons in International Business. Cheirenharn, UK:Edward Elgar, 1999.
[5]Zhang, Kevin Honglin and Shun feng Song: Promoting Exports the Role of Inward FDI in China. Economic ic Review, 2000.Vo1 11:385~396.
[6]田銀華，朱文蔚. 美國的直接投資對中美貿(mào)易影響的協(xié)整分析[J] .當代財經(jīng)，2005，(10)：94~98.
[7]封福育，王少平：FDI對中國出口貿(mào)易影響的實證分析[J] .南昌大學學報，2006，(3)：53~55.
[8]乾友彥，春日義之：日本企業(yè)の對外直接投資と貿(mào)易に與える影響[J] .日本開發(fā)銀行調(diào)查，1997， No.229.
[9]崎彰彥，乾友彥，野坂博南：日本經(jīng)濟のグロ一バル化[M] .東洋經(jīng)濟新報社，1998.
[10]石■明德，譯村帝我，原麻美：日本の對中直接投資の決定要因[A] .ISFJ政策フォ一ラム[C] .2005.
[11]Liu,Xia ming Chen gang Wang and Yingqi Wei:Causal Linke between Foreign Direct Investment and Trade in China. China Economy ic Review, 2001.12:190~202.
[12]Jun,K.W,& Singh,H. The determinants of foreign direct investment in developing countries. Transnational Corporations, August 1999.2(5):67~105
[13]王洪亮，徐霞. 日本對華貿(mào)易與直接投資的關(guān)系研究[J]. 世界經(jīng)濟，2003，(8):28~37.
[14]劉倫武：加入WTO后對我國基礎產(chǎn)業(yè)的影響及應采取的對策[J]. 江西財經(jīng)大學學報，2002，(3)： 35~37.
[15]中國國家統(tǒng)計局:中國統(tǒng)計年鑒[M]. 北京：中國統(tǒng)計出版社，1986~2004年版.
[16]中國駐日本國大使館經(jīng)濟商務參贊處. .
1.發(fā)展低碳經(jīng)濟，是我國可持續(xù)發(fā)展的內(nèi)在要求可持續(xù)發(fā)展所呈現(xiàn)出的是一種長遠發(fā)展的經(jīng)濟增長模式?？沙掷m(xù)發(fā)展是指既滿足代人的需求，又不損害后代人滿足其需求的能力，這是科學發(fā)展觀的基本要求之一。而發(fā)展低碳經(jīng)濟，正是可持續(xù)發(fā)展的理念在經(jīng)濟發(fā)展方面的反映。低碳經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展，是通過對自然資源的大量投資來維持和擴充資源存量的，同時以減少單位GDP的資源和環(huán)境為代價，最大程度的提升資源利用率，使持續(xù)發(fā)展的成果更有效的服務于人民。2.發(fā)展低碳經(jīng)濟，是調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重要途徑。我國目前處于經(jīng)濟快速發(fā)展階段，尤其是大量建筑和工業(yè)現(xiàn)代化的不斷涌現(xiàn)，需要大量的資源（鋼材、石化等）作為建設的基礎。而粗放型的經(jīng)濟發(fā)展方式導致了能源危機，因此，為了促進我國經(jīng)濟的發(fā)展，是我國的工業(yè)結(jié)構(gòu)能夠得到優(yōu)化和升級，那么就必須要在不斷發(fā)展低碳經(jīng)濟的同時，減少經(jīng)濟發(fā)展的碳強度，最大程度的提升資源的利用率。3.發(fā)展低碳經(jīng)濟，是我國實現(xiàn)跨越式發(fā)展的可能路徑雖然我國現(xiàn)代化建設取得了飛快的進步，但是我們不可忽視的是我國的技術(shù)水平與其他發(fā)達國家相比還相差較大。這樣我們在發(fā)展經(jīng)濟的時候，就不得不接受發(fā)達國家主導的國際規(guī)則，這樣會使嚴重阻礙我國的經(jīng)濟發(fā)展。我國要想與發(fā)達國家共同開發(fā)和研究相關(guān)的發(fā)展技術(shù)，就必須要與其他的發(fā)達國家多合作、交流，并要大力地去發(fā)展低碳經(jīng)濟。只有這樣，我國才有可能趕上發(fā)達國家的發(fā)展步伐，才有可能立足于世界之林，才有可能使我國實現(xiàn)跨越式的發(fā)展。
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更應首當其先。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?？梢姡覈挥袌猿肿叩吞及l(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”?？梢?，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)建低碳導向的內(nèi)向型經(jīng)濟增長模式，最終實現(xiàn)“貿(mào)易減排”。
四、結(jié)束語
出口貿(mào)易隱含能(energyconsumptionembodiedinexports)，即為了生產(chǎn)出口產(chǎn)品而在生產(chǎn)國的整個生產(chǎn)鏈中直接和間接消耗的能源。出口貿(mào)易一直是我國經(jīng)濟增長的重要支柱，但是我國長期以來形成的以“兩高一資”產(chǎn)品為主、以量取勝的粗放型出口增長模式，卻產(chǎn)生了不可忽視的出口貿(mào)易隱含能。
近年來，隨著國際社會對于能源和氣候變化問題的日益重視，一些學者開始研究各國進出口的隱含能源及隱含碳，以此說明為了各國進出口貿(mào)易中隱含的能源消耗和碳排放。Wyckoff和Roop(1994)認為各國在設計溫室氣體控制政策時忽視了國際貿(mào)易流動中隱含碳排放的重要性，他們估算了加拿大、法國、德國、日本、英國和美國這6個OECD國家在制造業(yè)產(chǎn)品進口中隱含的碳排放量，以考察高碳產(chǎn)品進口是否應該引起重視。測算結(jié)果顯示制造業(yè)產(chǎn)品進口隱含碳排放占這些國家碳排放總量的13%左右，表明這一問題非常重要，并基于這一發(fā)現(xiàn)提出了相應的政策建議。Chung和Rhee(2001)利用投入產(chǎn)出模型估算了1990年日本和韓國的CO2排放量，并分析了國際貿(mào)易對這兩個國家CO2排放量的影響。結(jié)果顯示:盡管韓國CO2排放量的絕對水平要明顯低于日本，但韓國總的CO2排放強度卻大大超過日本;韓國出口到日本產(chǎn)品的CO2排放強度要明顯高于日本出口到韓國產(chǎn)品的CO2排放強度，并且這兩個國家出口到世界其他地區(qū)產(chǎn)品的CO2排放強度要高于兩國雙邊貿(mào)易產(chǎn)品的CO2排放強度。Machado、Schaeffer和Worrell(2001)利用投入產(chǎn)出模型方法估算了1995年國際貿(mào)易對巴西能源消耗和CO2排放量的影響，結(jié)果顯示1995年非能源商品進出口隱含的能源消耗分別占巴西當年能源消耗量的10%和12%，而1995年非能源商品進出口隱含的CO2排放量分別占到了巴西當年CO2排放總量的10%和14%，表明1995年巴西在非能源商品國際貿(mào)易方面不僅是隱含能源的凈出口國和隱含碳的凈排放國，而且巴西出口每掙1美元要比進口每花費1美元多消耗40%的能源并多排放56%的CO2，從而提醒巴西決策者應該關(guān)注國際貿(mào)易對國內(nèi)能源消耗和碳排放的附加影響。另外，也有學者針對中國進出口貿(mào)易中隱含的能源消耗和碳排放展開了研究。陳迎等人(2008)利用基于投入產(chǎn)出表的能源分析方法，定量研究了2002－2006年我國外貿(mào)進出口商品中的隱含能源消耗。其研究結(jié)果表明:我國是外貿(mào)商品進出口隱含能源的凈出口大國;2002年，我國出口隱含能源總量約為4.1億噸標煤，扣除進口隱含能源1.7億噸標煤后，隱含能源凈出口量達2.4億噸標煤，約占當年我國一次能源消費總量的16%，凈出口隱含碳排放1.5億噸;隨著我國外貿(mào)進出口的快速增長，在不考慮部門投入產(chǎn)出結(jié)構(gòu)性變化的條件下，2006年我國凈出口隱含能源約為6.3億噸標煤，比2002年增長162%;此外，該研究還依據(jù)測算結(jié)果對其政策含義進行了探討。齊曄等人(2008)利用采用投入產(chǎn)出法，估算了1997－2006年中國進出口貿(mào)易中的隱含碳。該研究對進出口商品都采用中國的碳耗水平所做的保守估計發(fā)現(xiàn):1997－2004年，我國凈出口隱含碳占當年碳排放總量的比例在0.5%－2.7%之間，2004年之后迅速增加，到2006年該數(shù)字達到了10%左右;按照日本的碳耗效率對進口產(chǎn)品進行調(diào)整后的估計發(fā)現(xiàn)，中國通過出口為國外轉(zhuǎn)移排放的碳數(shù)量更為驚人;1997－2002年我國隱含碳凈出口量占當年碳排放總量的12%－14%，到2006年該數(shù)字達29.28%;基于上述發(fā)現(xiàn)，作者指出國際社會一味對中國增長的碳排放進行指責是不全面的。LinandSun(2010)利用投入產(chǎn)出分析方法分析了中國進出口貿(mào)易中隱含的CO2排放量。結(jié)果顯示:2005年，中國出口隱含CO2排放量為33.57億噸，進口隱含CO2排放量為23.33億噸，電力及水泥行業(yè)對隱含CO2排放量的貢獻分別為35%和20%。該研究指出在目前的氣候政策及國際貿(mào)易規(guī)則下存在碳泄露，需要建立新的全球框架分配排放責任;中國應該努力提高能源效率、實施電價改革并且大力發(fā)展可再生能源，特別在水泥行業(yè)推廣應用新技術(shù)將有助于降低中國的CO2排放量。這些研究為科學測算我國出口商品中隱含的能源消耗和碳排放做出了貢獻，并且在一定程度上說明我國作為制造大國實際上為滿足全球消費市場的需求承擔了一部分能源消耗和碳排放。
為了進一步分析近年來中國出口貿(mào)易隱含能不斷增長的原因，本文首先基于投入產(chǎn)出分析方法對我國2002－2007年出口貿(mào)易隱含能進行了測算，然后基于對數(shù)平均迪氏指數(shù)法logarithmicmeanvisiaindex，簡稱LMDI)，將影響出口貿(mào)易隱含能變動的因素分解為規(guī)模效應、結(jié)構(gòu)效應和技術(shù)效應，并分析這些因素變化對于我國出口貿(mào)易隱含能變化的貢獻，最后提出了我國降低出口貿(mào)易隱含能的幾點政策建議。
二、模型方法與數(shù)據(jù)處理
(一)出口貿(mào)易隱含能的計算方法
出口貿(mào)易隱含能指的是我國出口商品生產(chǎn)過程中所有直接和間接消耗的能源，包括產(chǎn)品上游加工、制造、運輸?shù)热^程所消耗的能源。
(二)出口貿(mào)易隱含能變化影響因素的分解方法本文采用可對所有因素進行無殘差分解的LMDI方法(Angetal.，1998)，將出口貿(mào)易隱含能變化的影響因素分解為規(guī)模效應、結(jié)構(gòu)效應和技術(shù)效應，具體如下:
(三)數(shù)據(jù)來源及處理
本研究主要需要兩方面數(shù)據(jù):中國各年投入產(chǎn)出表和分部門能源消耗數(shù)據(jù)。在投入產(chǎn)出表方面，本文選取了2002、2005和2007年中國42部門投入產(chǎn)出表，由于投入產(chǎn)出表都是按當年生產(chǎn)者價格計算，為消除價格因素的影響，必須將現(xiàn)價投入產(chǎn)出表轉(zhuǎn)化為可比價投入產(chǎn)出表。因而，需要將2005年和2007年的投入產(chǎn)出表轉(zhuǎn)化為以2002年現(xiàn)價為基準的可比價投入產(chǎn)出表。
在此參考李強和薛天棟(1998)編制可比價投入產(chǎn)出表的方法，首先計算2005年、2007年各部門相對于2002年的價格縮減指數(shù)。如農(nóng)業(yè)部門利用“農(nóng)副產(chǎn)品類購進價格指數(shù)”，以2002年的農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價格為100，計算2005年農(nóng)業(yè)相對于2002年的價格縮減指數(shù)。而工業(yè)部門則利用“工業(yè)品出廠價格指數(shù)”，以2002年的各類細分工業(yè)品出廠價格為100，分別計算各工業(yè)細分行業(yè)可比價的工業(yè)品出廠價格指數(shù)，作為該部門的價格縮減指數(shù)。如煤炭開采和洗選業(yè)利用2002－2007年的“煤炭工業(yè)工業(yè)品出廠價格指數(shù)”為縮減指數(shù)作為調(diào)整。至于批發(fā)和零售貿(mào)易業(yè)以及其它社會服務性行業(yè)，統(tǒng)一用“消費者價格指數(shù)”作為價格縮減指數(shù)。由于總產(chǎn)出等于總投入，兩者均用“國民生產(chǎn)總值縮減指數(shù)”，以2002年的國民生產(chǎn)總值為100，對2005年和2007年各行業(yè)的總投入和總產(chǎn)出進行調(diào)整，而中間投入則為各部門經(jīng)價格調(diào)整后投入之和，然后利用各部門的總投入(總產(chǎn)出)減去相應的中間投入得到各部門的可比價增加值，從而得到2005年和2007年的可比價投入產(chǎn)出表。
在對我國出口貿(mào)易隱含能進行部門分解分析之前，本文首先將中國投入產(chǎn)出表中的部門分類合并成28個部門(見表1)。各年分部門能源消耗數(shù)據(jù)來自《中國能源統(tǒng)計年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，各年分部門出口貿(mào)易數(shù)據(jù)則直接取各年可比價投入產(chǎn)出表中的出口數(shù)據(jù)。
三、計算結(jié)果及討論
(一)出口貿(mào)易隱含能及其分析
表2是基于上述方法計算得到的我國2002－2007年出口貿(mào)易隱含能。從總量來看:2002、2005和2007年我國出口貿(mào)易隱含能分別達到了4.24億噸標煤、9.73億噸標煤和10.81億噸標煤，依次占當年我國能源消費總量的26.60%、41.23%和38.54%;計算結(jié)果表明出口商品的生產(chǎn)已經(jīng)成為我國能源大量消耗的重要原因之一，我國在擴大出口獲得經(jīng)濟增長的同時也消耗了國內(nèi)大量的能源資源，加重了國內(nèi)能源短缺的局面。從增長幅度來看:2002－2005年我國能源消耗總量增加了48.06%，同期我國出口貿(mào)易隱含能的增長幅度卻高達129.48%，表明這期間國內(nèi)能源消耗總量呈現(xiàn)出繼續(xù)擴大的趨勢，且我國出口貿(mào)易隱含能的增長幅度明顯高于國內(nèi)能源消耗總量的增長幅度;2005－2007年我國能源消耗總量增加了18.86%，同期我國出口貿(mào)易隱含能的增長幅度則為11.10%，盡管這期間我國能耗總量及出口隱含能仍然有一定幅度的增長，但增長幅度相比2002－2005年明顯放緩，這表明隨著我國從2005年開始為了實現(xiàn)“十一五”期間單位GDP能耗下降20%的控制目標而實施一系列較為嚴格的節(jié)能減排措施，國內(nèi)能源消耗總量及出口隱含能加速增長的趨勢得到了初步遏制。
接下來看看2002－2007年各部門的出口貿(mào)易隱含能，參見表3。盡管隨著時間變化存在輕微波動，但整體上來看2002－2007年對我國出口貿(mào)易隱含能貢獻最大的6個工業(yè)部門為:通信設備、計算機及其他電子設備制造業(yè);化學工業(yè);紡織業(yè);電氣、機械及器材制造業(yè);金屬冶煉及壓延加工業(yè);金屬制品業(yè)。2002、2005及2007年這6個部門對我國出口貿(mào)易隱含能的貢獻率分別為50.74%、57.93%和61.85%，在我國出口貿(mào)易隱含能中占據(jù)重要份額并呈現(xiàn)逐年增長的趨勢。
(二)出口貿(mào)易隱含能變化的效應分解分析
2002－2007年我國出口貿(mào)易隱含能變化的效應分解參見表4:2002－2005年我國出口貿(mào)易隱含能增加了54918.49萬噸標煤，2005－2007年則增加了10840.54萬噸標煤;其中，2002－2005年規(guī)模效應的貢獻值為50876.17萬噸標煤，2005－2007年則為31089.4萬噸標煤，表明這期間在其他因素不變的前提下，出口規(guī)模的擴大導致了國內(nèi)能源消耗量的顯著增加;整體上來看，2002－2007年結(jié)構(gòu)效應也促進了我國出口貿(mào)易隱含能的增加，但幅度相對規(guī)模效應而言要小很多，說明這期間結(jié)構(gòu)因素對我國出口貿(mào)易隱含能的變化影響還比較有限;至于技術(shù)效應，在2002－2005年其對我國出口貿(mào)易隱含能變化的影響雖然為正但幅度較小，而2005－2007年正是由于技術(shù)效應的反向作用才導致了這期間我國出口貿(mào)易隱含能的增加幅度相比2002－2005年明顯下降，表明技術(shù)效應是促進我國出口貿(mào)易隱含能下降的重要因素。
本文還進一步考察了2002－2007年各部門出口貿(mào)易隱含能的效應分解，也就是影響因素分析，計算結(jié)果表明對于絕大多數(shù)部門而言，2002－2005年占主導地位的是規(guī)模效應，2005－2007年則是技術(shù)效應，它們分別是導致我國出口貿(mào)易隱含能在2002－2005年大幅增加、2005－2007增幅明顯下降的主要原因，結(jié)構(gòu)效應在這兩個時期對各部門出口貿(mào)易隱含能的影響則隨著部門不同而不同，且影響程度總體上不及規(guī)模效應和技術(shù)效應。為節(jié)省篇幅，本文僅就對我國出口貿(mào)易隱含能貢獻最大的6個工業(yè)部門做進一步分析，其效應分解的情況參見圖1。具體分析如下:
1.對于通信設備、計算機及其他電子設備制造業(yè)，2002－2005年規(guī)模效應的正向促進作用最大，達到8966.3萬噸標煤，該行業(yè)出口規(guī)模龐大是其出口貿(mào)易隱含能在各行業(yè)中排名第一的主要原因，技術(shù)效應雖為負但減排程度有限(－574.27萬噸標煤);2005－2007年則是技術(shù)效應的反向削減作用最大(為－8086.3萬噸標煤)，超過規(guī)模效應(6119.74萬噸標煤)和結(jié)構(gòu)效應(1811.34萬噸標煤)之和，直接導致了此期間該行業(yè)出口貿(mào)易隱含能的下降;結(jié)構(gòu)效應在這兩段時間內(nèi)都為正，且2002－2005年達到了5854.34萬噸標煤，說明該行業(yè)出口結(jié)構(gòu)對于其出口貿(mào)易隱含能的增加也有著明顯促進作用。
2.對于化學工業(yè)，規(guī)模效應在2002－2005年及2005－2007年均為正，且幅度較大，說明出口規(guī)模是導致該行業(yè)出口貿(mào)易隱含能增長的重要因素;技術(shù)效應在2002－2005年為正(876.76萬噸標煤)而2005－2007年為負(－2114.58萬噸標煤)的計算結(jié)果表明技術(shù)進步對于該行業(yè)2005－2007年出口貿(mào)易隱含能增長有明顯的抑制作用;而結(jié)構(gòu)效應在2002－2005年為負(－1183.98萬噸標煤)而2005－2007年為正(296.2萬噸標煤)則說明該行業(yè)出口結(jié)構(gòu)的變化對其出口貿(mào)易隱含能的影響由削減反而變成了增加。
3.對于紡織業(yè)而言，考察2002－2005年及2005－2007年不同效應對其出口貿(mào)易隱含能所起的作用:規(guī)模效應是正向增加;技術(shù)效應2002－2005年為正(325.21萬噸標煤)但2005－2007年為負(－1462.08萬噸標煤)，而結(jié)構(gòu)效應則是2002－2005年為負(－904.35萬噸標煤)但2005－2007年為正(809.78萬噸標煤)，這一點與化學工業(yè)的情況類似。
4.對于電氣、機械及器材制造業(yè)，規(guī)模效應依然是導致該行業(yè)出口貿(mào)易隱含能增長的重要影響因素，技術(shù)效應由2002－2005年313.56萬噸標煤變?yōu)?005－2007年－468.87萬噸標煤的事實表明技術(shù)進步在2005－2007年對該行業(yè)起到了顯著的節(jié)能作用，而結(jié)構(gòu)效應在這兩段時期內(nèi)由負變正則說明該行業(yè)出口結(jié)構(gòu)的變化反而導致其出口貿(mào)易隱含能的增加。
5.對于金屬冶煉及壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)這2個行業(yè)而言，2002－2005年與2005－2007年的規(guī)模效應始終為正，而技術(shù)效應則由正變?yōu)樨摚砻鬟@兩個行業(yè)出口規(guī)模擴大起到了增加出口貿(mào)易隱含能的作用，而技術(shù)變動對出口貿(mào)易隱含能的影響則由促進變?yōu)橐种疲砻?005－2007年技術(shù)進步起到了降低出口貿(mào)易隱含能的作用。這兩個行業(yè)不同的是:對金屬冶煉及壓延加工業(yè)而言結(jié)構(gòu)效應始終為正且增加，而金屬制品業(yè)則是由正變負，說明金屬冶煉及壓延加工業(yè)出口結(jié)構(gòu)的變化不利于其出口貿(mào)易隱含能的降低，而金屬制品業(yè)則相反。特別地，對于金屬冶煉和壓延加工業(yè)而言，2005－2007年由于其結(jié)構(gòu)效應為正且數(shù)值較大(4264.26萬噸標煤)，再加上規(guī)模效應(2252.10萬噸標煤)，二者的正向促進作用要明顯高于同期技術(shù)效應導致的節(jié)能作用(－1060.25萬噸標煤)，從而導致2005－2007年該行業(yè)出口貿(mào)易隱含能仍有較大幅度上升。
四、結(jié)論及政策建議
(一)主要結(jié)論
上述分析表明，我國在生產(chǎn)大量工業(yè)產(chǎn)品并用于對外出口的同時，卻消耗了國內(nèi)大量的能源，加劇了國內(nèi)能源供應緊張的局面。歸納起來看，我國出口貿(mào)易隱含能較高的主要原因來自于如下三個方面:
1.出口結(jié)構(gòu)不合理。我國出口結(jié)構(gòu)可歸納為“四多”和“四少”，即:能源消耗高、污染排放強度大的產(chǎn)品出口多，能源消耗強度低、污染排放強度小的產(chǎn)品出口少;產(chǎn)業(yè)鏈低端產(chǎn)品出口多，而產(chǎn)業(yè)鏈高端產(chǎn)品出口少;傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)出口多，高新產(chǎn)業(yè)出口少;貨物貿(mào)易出口多，服務貿(mào)易出口少(胡濤、吳玉萍等人，2008)。近年來，隨著國家不斷加大宏觀調(diào)控力度，我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)得到了一定程度的調(diào)整和優(yōu)化，但距離發(fā)達國家的水平還有較大差距。
2.出口產(chǎn)品的能源利用效率低下。我國出口產(chǎn)品的直接或完全能耗系數(shù)較高，能源利用效率低下。以2007年的能耗水平為例，我國煤炭生產(chǎn)電耗相對于國際先進水平相差41.2%，火電供電煤耗與國際先進水平的差距是14.1%，鋼可比能耗與國際先進水平相差9.5%，水泥綜合能耗與國際先進水平相差24.4%，原油加工綜合能源與國際先進水平相差50.7%，直接導致我國在生產(chǎn)大量出口工業(yè)產(chǎn)品用于出口的同時也消耗了國內(nèi)大量能源。
3.出口總量增速快。2002至2007年，我國的出口總量平均每年以25%左右的速度增長，這種高速增長大大拉動了相關(guān)產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，特別是高能耗產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。通過LMDI分解模型我們不難發(fā)現(xiàn)，2002－2007年國內(nèi)很多行業(yè)出口貿(mào)易隱含能出現(xiàn)快速增長的主要原因就在于規(guī)模效應的作用，也就是出口規(guī)模的迅速擴大。
(二)降低我國出口貿(mào)易隱含能的外貿(mào)政策建議
1.對高耗能行業(yè)的產(chǎn)品加征出口環(huán)節(jié)關(guān)稅，取消對高耗能行業(yè)產(chǎn)品的出口退稅。我國從2007年6月1日起對142種“兩高一資”產(chǎn)品開始征收出口關(guān)稅，并從2007年7月1日起取消了553項“兩高一資”產(chǎn)品的出口退稅。2010年12月，財政部又發(fā)文繼續(xù)以暫定稅率的形式對煤炭、原油、化肥、有色金屬等“兩高一資”產(chǎn)品征收出口關(guān)稅。目前我國征收出口關(guān)稅及出口退稅的產(chǎn)品涉及部分高耗能、高污染、資源型產(chǎn)品，包括煤炭、焦炭、原油、陳品油等能源性產(chǎn)品，粗鋼、鐵合金等鋼鐵類產(chǎn)品和鋁、銅等有色金屬和稀土金屬等，并對減少這些產(chǎn)品出口、調(diào)整國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、降低能源和資源消耗起到了初步成。
[關(guān)鍵詞]國際貿(mào)易；區(qū)域經(jīng)濟；出口貿(mào)易；進口貿(mào)易
[中圖分類號]F251[文獻標識碼]A[文章編號]1005-6432（2013）29-0099-02
國際貿(mào)易也被稱之為對外貿(mào)易，是一個國家市場經(jīng)濟的最重要的組成部分，國際貿(mào)易的蓬勃發(fā)展有利于促進國內(nèi)市場經(jīng)濟的快速發(fā)展。中國自從加入WTO以后，更加融入到國際貿(mào)易中，并促進了國際市場的擴大；有利于中國的區(qū)域經(jīng)濟得到更好更快地發(fā)展；有利于刺激中國企業(yè)進行企業(yè)改革，運用新的管理模式增強企業(yè)的競爭力；有利于中國將自己的優(yōu)秀文化商品打入其他國家的市場經(jīng)濟中，擴大出口貿(mào)易；加入WTO有利于國內(nèi)企業(yè)引進國外先進技術(shù)，吸引更多的外國企業(yè)在中國扎根，為中國人民提供更多的就業(yè)機會[2]?？偠灾?，國際貿(mào)易的健康發(fā)展有利于促進中國區(qū)域經(jīng)濟進一步發(fā)展，提高國民經(jīng)濟增長值。
1國際貿(mào)易的含義
國際貿(mào)易是指一個國家將自己本國的商品與勞務輸送到其他國家中去，并引進其他國家的商品與勞務的活動。整個世界都是國際貿(mào)易的交換范圍，因此國際貿(mào)易又被稱為是世界貿(mào)易。國際貿(mào)易的形式只有兩種，進口貿(mào)易與出口貿(mào)易，一個國家的經(jīng)濟是否發(fā)達，就是看這個國家的出口貿(mào)易值有多大。國際貿(mào)易與國內(nèi)貿(mào)易是不可同日而語的，它們之間的區(qū)別有以下幾點：
①國家之間進行的國際貿(mào)易，商品數(shù)量及金額都很大，而且還要長時間地進行交易，而國內(nèi)貿(mào)易可以進行小額的近距離的交易，只交易一次也可以，所以國際貿(mào)易的風險比國內(nèi)貿(mào)易的風險大；②交易國家政治、軍事、經(jīng)濟上發(fā)生問題的話，國際貿(mào)易就會終止，引起巨大損失，而國內(nèi)貿(mào)易只會受本國的政治經(jīng)濟影響，損失較??；③貨品要進出口，要經(jīng)過很多部門的檢查，蓋章，耗時長，而國內(nèi)貿(mào)易只要簡單的程序就可以進行交易，不需要很長的時間。但是就經(jīng)濟效益而言，國際貿(mào)易擴大了交易市場，為國家?guī)淼睦麧櫢鼮榭捎^[3]。
2區(qū)域經(jīng)濟的含義
區(qū)域經(jīng)濟是指地理位置相近、文化底蘊相似或經(jīng)濟發(fā)展程度差不多的國家形成一個區(qū)域整體，共同努力促進國家經(jīng)濟發(fā)展，并壯大政治軍事力量。也可以是某個國家依據(jù)不同地區(qū)的地理位置、地理環(huán)境、能源分布、生活習俗、經(jīng)濟發(fā)展水平的不同，將相似的地區(qū)劃分在一起，形成區(qū)域經(jīng)濟。現(xiàn)在國際上形成區(qū)域經(jīng)濟的有三個，亞太經(jīng)濟區(qū)、歐洲經(jīng)濟區(qū)、西半球經(jīng)濟區(qū)。而中國的區(qū)域經(jīng)濟因劃分依據(jù)的因素不同，有多種分法。
3國際貿(mào)易對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生的影響
3.1國家貿(mào)易的發(fā)展促進了區(qū)域經(jīng)濟地區(qū)進行區(qū)域分工
進行區(qū)域分工有利于促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，如果要發(fā)展區(qū)域經(jīng)濟，分工是勢在必行。區(qū)域分工能夠帶動國際分工，因此國際貿(mào)易能否促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展就要先從分工開始，是區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展形成專業(yè)化和多樣化的基本機制。一是將地理位置優(yōu)越、擁有較多資源的區(qū)域進行分工，這個區(qū)域就可以用自己比較豐富的能源與其他區(qū)域進行交換，換取自己比較稀缺的能源，提高本區(qū)域經(jīng)濟的福利水平，促進區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。二是通過區(qū)域分工，使企業(yè)進行企業(yè)改革，完善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，將可以發(fā)展的新產(chǎn)業(yè)分化開來，獨立發(fā)展，促進區(qū)域經(jīng)濟的多樣化。三是在產(chǎn)品生產(chǎn)過程中，強調(diào)分工協(xié)作，將勞動力進行分工，讓每個員工專門負責一個生產(chǎn)環(huán)節(jié)，這樣可以讓員工更加熟悉操作，形成勞動力專業(yè)化，提高工作效率，促進經(jīng)濟區(qū)域的發(fā)展。四是國家開展國際貿(mào)易，打開國際市場，為區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展提供了更廣闊的市場環(huán)境，讓區(qū)域內(nèi)的企業(yè)進駐國際市場，國內(nèi)國際兩不誤，共同促進企業(yè)經(jīng)濟增長，從而加快區(qū)域經(jīng)濟的增長速度。因此加快分工演化，有利于為區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展搶占先機[4]。
3.2國際貿(mào)易的發(fā)展有利于加快區(qū)域要素的積累，促進經(jīng)濟區(qū)域的發(fā)展
（1）進行國際貿(mào)易可以引進外資，讓外國企業(yè)在本區(qū)域開設公司，帶動本國經(jīng)濟的增長，形成貿(mào)易創(chuàng)造型投資。經(jīng)濟欠發(fā)達的國家都會有很多的剩余勞動力，這些國家就可以將勞動力輸送到勞動力稀缺的國家，既可以減少國內(nèi)的負擔，又可以促進國家經(jīng)濟的發(fā)展。這些國家還可以引進其他國家的產(chǎn)品以及先進科技，引導人們進行國內(nèi)投資，促進區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。如中國的經(jīng)濟發(fā)展，中國的出口貿(mào)易是位于世界前列的，因此中國所吸引的外資越來越多。畢竟一個國家的出口額就代表著這個國家經(jīng)濟的發(fā)展水平。外國企業(yè)在中國投資，不會擔心自己投入的錢回收不回來，而且不必擔心自己商品的銷售問題。
（2）區(qū)域經(jīng)濟地區(qū)進行國際貿(mào)易可以將廣大居民閑置在銀行的錢用來投資，創(chuàng)造財富。而且經(jīng)濟欠發(fā)達國家還可以通過國際貿(mào)易來提高自身資本品生產(chǎn)能力，將貨幣投資轉(zhuǎn)化為實物投資，彌補自身經(jīng)濟發(fā)展的缺陷，促進區(qū)域經(jīng)濟又好又快的發(fā)展。
（3）開展國際貿(mào)易是提高區(qū)域技術(shù)水平的重要途徑。主要表現(xiàn)在：①通過國際貿(mào)易直接引進外國的先進技術(shù)，再進行應用，以提高本區(qū)域的科技水平。②區(qū)域地區(qū)的企業(yè)進口其他國家的產(chǎn)品后，可以對這個產(chǎn)品進行研究，然后再創(chuàng)造出自己的產(chǎn)品。③區(qū)域地區(qū)的企業(yè)看到外資企業(yè)在出口貿(mào)易上賺到了巨大利潤，就會刺激他們提高自身的創(chuàng)新能力，努力研究開發(fā)出新產(chǎn)品。④企業(yè)也可以通過與外資企業(yè)合作，甚至是一起經(jīng)營一家企業(yè)，然后再學習他們的新技術(shù)，以提高自身的技術(shù)水平，促進區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。
3.3國際貿(mào)易的發(fā)展有利于促進區(qū)域結(jié)構(gòu)優(yōu)化
（1）有利于優(yōu)化區(qū)域資源配置。每一個國家的資源分布都是不平衡的，也許這個國家擁有豐富的礦產(chǎn)資源，但是沒有水資源；另一個國家擁有豐富的水資源，卻沒有礦產(chǎn)資源。那么這兩個地區(qū)就可以進行交換了。因此，國際貿(mào)易可以優(yōu)化區(qū)域的資源配置，使各地區(qū)的資源達到平衡。一個國家可以將自己本國富余的資源出口到其他需要的國家，然后進口本國稀缺的資源，達到均衡，促進區(qū)域經(jīng)濟的健康發(fā)展。
（2）有利于促進區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，主要表現(xiàn)在出口與進口兩個方面。企業(yè)出口產(chǎn)品量增加，就要求增加產(chǎn)品生產(chǎn)的原料及半成品，促進原料生產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展，并為人們提供了更多的就業(yè)機會，促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。如果企業(yè)需要大量進口，就代表著區(qū)域內(nèi)將出現(xiàn)一個新型產(chǎn)業(yè)和新技術(shù)，可以為區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展提供機遇。
3.4國際貿(mào)易的發(fā)展有利于創(chuàng)造新的區(qū)域經(jīng)濟運行機制
（1）有利于促使國家改變不科學的管理方式，形成新的管理機制。我國對于國際貿(mào)易的干預太多，設立了很多部門對國際貿(mào)易進出口商品進行檢查、監(jiān)管，制約了國際貿(mào)易的發(fā)展。
（2）有利于促進區(qū)域內(nèi)的微觀企業(yè)進行改革，形成新的經(jīng)營機制。開展國際貿(mào)易就是加快市場經(jīng)濟的發(fā)展，市場經(jīng)濟可以使企業(yè)擺脫舊的計劃經(jīng)濟的制約，讓企業(yè)能夠自主經(jīng)營[5]。使企業(yè)創(chuàng)造出適合自己的經(jīng)營方式，引進先進技術(shù)，促進自身經(jīng)濟的發(fā)展，從而促進區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。
4結(jié)論
國際貿(mào)易與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系是經(jīng)濟學中最重要的知識體系。國際貿(mào)易是一個國家市場經(jīng)濟的最重要的組成部分，國際貿(mào)易的蓬勃發(fā)展有利于促進國內(nèi)區(qū)域的快速發(fā)展。
區(qū)域經(jīng)濟是指地理位置相近、文化底蘊相似或經(jīng)濟發(fā)展程度差不多的國家形成一個區(qū)域整體，以達到共同進步、共同發(fā)展。因此，本文先了解了國際貿(mào)易與區(qū)域經(jīng)濟的含義，根據(jù)含義得出了國際貿(mào)易對區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展的影響。國際貿(mào)易的發(fā)展有利于實現(xiàn)區(qū)域分工、區(qū)域要素的積累、區(qū)域結(jié)構(gòu)優(yōu)化、區(qū)域經(jīng)濟運行機制創(chuàng)新等，以促進區(qū)域經(jīng)濟的健康發(fā)展。一個國家的國際貿(mào)易的穩(wěn)步發(fā)展可以促進該國家的區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。
參考文獻：
[1]劉用明.對外貿(mào)易與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展[D].成都：四川大學，2010.
[2]彭紅斌.當代國際貿(mào)易發(fā)展的特點探析[J].桂海論叢，2011（8）.
[3]王森輝.國際貿(mào)易下的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之我見[J].大觀周刊，2012（18）.
關(guān)鍵詞：綠色貿(mào)易壁壘 出口貿(mào)易 影響及對策
所謂綠色貿(mào)易壁壘，實質(zhì)上是指進口國政府以保護生態(tài)環(huán)境為綱，以限制進口保護貿(mào)易為目的，通過頒布復雜多樣的環(huán)保法規(guī)、條例、建立嚴格的環(huán)境技術(shù)標準和產(chǎn)品包裝要求，建立繁瑣的檢驗認證和審批稅、實行環(huán)境構(gòu)想制度，以及保證環(huán)境進口稅方式對進口產(chǎn)品設置的貿(mào)易障礙。綠色貿(mào)易壁壘通常分為兩類：一類是政府引導型的綠色壁壘，另一類是非政府引導型的綠色壁壘。綠色貿(mào)易壁壘的內(nèi)容主要包括環(huán)境進口附加稅、綠色技術(shù)標準、綠色環(huán)境標準、綠色市場準入制度、消費者的綠色消費意識等方面的內(nèi)容。將環(huán)保措施納入國際貿(mào)易的規(guī)則和目標，是環(huán)境保護發(fā)展的大趨勢。由于西方國家的公眾和政治家對環(huán)境的關(guān)注，環(huán)境保護逐漸成為服務于各國貿(mào)易保護主義政策的一種武器，而且成為在國際貿(mào)易談判中討價還價的籌碼。
一、綠色貿(mào)易壁壘的表現(xiàn)形式
環(huán)境保護與貿(mào)易保護的契合決定著綠色壁壘的應用較為廣泛，涉及到的不僅包括制成品，還包括中間產(chǎn)品；不僅包括產(chǎn)品的質(zhì)量，也包括產(chǎn)品的加工生產(chǎn)方法以及產(chǎn)品的設計和消費處理過程。綠色壁壘應用的廣泛性，使其表現(xiàn)形式多種多樣。
1.綠色關(guān)稅制度
發(fā)達國家對一些污染環(huán)境和影響生態(tài)，可能對環(huán)境造成威脅及破壞的產(chǎn)品征收進口附加稅，或者限制和禁止商品進口，甚至對其實行貿(mào)易制裁。但是，在標準的實行上常常內(nèi)外有別，明顯帶有歧視性，可以說是以綠色之名行貿(mào)易保護之實。
2.綠色技術(shù)標準制度
通過立法手段，制定嚴格的強制性技術(shù)標準，限制國外商品進口。發(fā)達國家憑借自己的經(jīng)濟技術(shù)優(yōu)勢和壟斷地位，不考慮或很少考慮發(fā)展中國家的實際情況，對進口產(chǎn)品不分國別一律采取非常嚴格的技術(shù)標準，事實上導致發(fā)展中國家產(chǎn)品被排斥在發(fā)達國家市場之外。
3.綠色環(huán)境標志制度
綠色環(huán)境標志又稱綠色標簽或環(huán)境標簽，是環(huán)保產(chǎn)品的證明性商標。發(fā)展中國家產(chǎn)品為進入發(fā)達國家市場，必須提出申請，經(jīng)批準取得綠色環(huán)境標志。目前已有40多個國家和地區(qū)推行綠色環(huán)境標志制度，并趨向于協(xié)調(diào)一致，相互承認，對發(fā)展中國家產(chǎn)品進入發(fā)達國家市場形成了巨大障礙。
4.綠色包裝制度
發(fā)達國家制定的較高且比較完善的包裝材料標準，包括廢棄物的回收、復用和再生等制度，是為了防止包裝材料及其形成的包裝廢棄物給環(huán)境造成危害，結(jié)構(gòu)不合理的包裝容器可能損害使用者的健康而采取的環(huán)境保護措施。但某些過于嚴格的綠色包裝措施，則可能事實上妨礙發(fā)展中國家的對外貿(mào)易，引發(fā)貿(mào)易爭端。
5.綠色補貼制度
發(fā)達國家認為，如果一個國家內(nèi)部采用比較寬松的環(huán)境標準，這些國家的產(chǎn)品就不必支付高昂的環(huán)境成本，與本國產(chǎn)品競爭時就具有明顯的成本優(yōu)勢。其實質(zhì)是政府在對企業(yè)及其產(chǎn)品提供消極的環(huán)境補貼，所以進口國基于環(huán)境保護和本國的利益而有權(quán)征收反補貼稅。
6.綠色衛(wèi)生檢疫制度
綠色衛(wèi)生檢疫制度是指國家有關(guān)部門為了確保人類及動植物免受污染物、毒素、微生物、添加劑等的影響，對產(chǎn)品實施全面的嚴格檢查，防止超標產(chǎn)品進入國內(nèi)市場。綠色衛(wèi)生檢疫制度影響最大的產(chǎn)品是藥品和食品，為保障食品安全，許多國家采取了嚴格的檢疫制度，有些國家通過立法建立了近似苛刻的檢疫標準和措施，形成了實質(zhì)上的貿(mào)易保護。
二、綠色貿(mào)易壁壘對我國出口貿(mào)易的影響
由于世界經(jīng)濟的不平衡，發(fā)達國家對環(huán)保的標準和認識往往超過發(fā)展中國家。發(fā)達國家運用綠色保護來實施其對發(fā)展中國家的貿(mào)易限制和歧視行為，使發(fā)展中國家的產(chǎn)品被排斥在世界市場之外。我國處在發(fā)展階段，綠色保護對我國產(chǎn)品出口已經(jīng)產(chǎn)生很大的影響。主要有：(1)縮小出口產(chǎn)品市場范圍；(2)增加出口產(chǎn)品成本；(3)引發(fā)出口貿(mào)易摩擦；(4)高污染產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移。
三、應對發(fā)達國家綠色貿(mào)易壁壘的對策
通過以上分析我們可以看出西方國家以環(huán)境保護為幌子實行貿(mào)易保護主義，因其發(fā)展較早在環(huán)境方面的標準和措施遠遠超越了發(fā)展中國家。所謂的綠色壁壘對我國形成了歧視性，并嚴重限制了我國的出口貿(mào)易。
1.正確認識綠色貿(mào)易壁壘
要對綠色貿(mào)易壁壘有一個客觀認識。綠色貿(mào)易壁壘存在著有利于市場發(fā)展和國際貿(mào)易一面，也有阻礙國際貿(mào)易發(fā)展一面。以保護環(huán)境為目的而采取的綠色壁壘措施，一方面限制甚至禁止了嚴重危害生態(tài)環(huán)境產(chǎn)品的國際貿(mào)易與投資。另一方面也為有利于可持續(xù)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造了新的發(fā)展空間，使這些產(chǎn)業(yè)成為國際貿(mào)易和投資新的增長點，從而促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。
2.加大對綠色產(chǎn)業(yè)資金投入
要使我國的環(huán)境問題得到有效控制，同時增強我國綠色產(chǎn)業(yè)的國際競爭力使綠色產(chǎn)品和技術(shù)走出國門，離不開財政金融部門的扶植。財政部門應給予綠色產(chǎn)業(yè)以優(yōu)惠的鼓勵政策，加大對綠色產(chǎn)業(yè)的資金投放。金融部門應在信貸資金上給予大力支持。
3.實施出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略
可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略已經(jīng)成為我國國家的基本戰(zhàn)略，出口貿(mào)易也就必須服從于這個基本戰(zhàn)略，這就要求出口不僅要追求增長的數(shù)量，還要追求增長的質(zhì)量，及其與生態(tài)環(huán)境保護、勞動條件和整個社會的協(xié)調(diào)發(fā)展。
4.發(fā)展環(huán)保產(chǎn)業(yè)，推行綠色管理
關(guān)鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗；誤差修正模型
改革開放以來，浙江對外貿(mào)易發(fā)展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平?？梢?，浙江的對外直接投資與進出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國對外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經(jīng)濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟實力的增強，對外直接投資對我國經(jīng)濟，尤其是對進出口貿(mào)易的影響會進一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實意義。
一、文獻回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結(jié)論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關(guān)系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關(guān)系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿(mào)易保護主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關(guān)系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿(mào)易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿(mào)易之間的相互關(guān)系做了進一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補性,依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為互補關(guān)系，如果兩者是非合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關(guān)系。以上主要是對發(fā)達國家國際貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿(mào)易關(guān)系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結(jié)果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。
上述結(jié)論的差異表明，在對外直接投資與對外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對發(fā)達國家，對于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟的中國來說意義甚微。由于國內(nèi)對對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿(mào)易的影響，研究兩者之間的長期均衡關(guān)系，并在此基礎上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關(guān)系。
二、實證分析
（一）數(shù)據(jù)選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數(shù)據(jù)并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進口額（IM）來衡量對外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發(fā)揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經(jīng)濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來度量浙江省經(jīng)濟規(guī)模和經(jīng)濟增長。
（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗
在對經(jīng)濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結(jié)果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗，表明這些變量是平穩(wěn)的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗，即二階單整。lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。
（三）協(xié)整檢驗
近年來，不少國內(nèi)外研究對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的文獻均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關(guān)系，得到出口貿(mào)易與對外直接投資有長期均衡關(guān)系而進口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿(mào)易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進口之間的關(guān)系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
綜合考察這些變量之間的協(xié)整關(guān)系,并依據(jù)DW值與t值，運用向后回歸法進一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關(guān)。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結(jié)果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表4所示。
回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系。根據(jù)表3與表4結(jié)果，可以得出如下結(jié)論：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進口總額的作用較顯著，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關(guān)與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關(guān)系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對外直接投資已經(jīng)對出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結(jié)果相反。這從一個側(cè)面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導向型外商直接投資與出口貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。
由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進口的貢獻程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導致了進口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗的投資對浙江省進口貿(mào)易有一定的促進作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進口貿(mào)易產(chǎn)生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現(xiàn)了生產(chǎn)和銷售的本土化,需要進口的原料更多地來自本土,從國外的進口減少了。（四）誤差修正模型
誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經(jīng)濟模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結(jié)合在一個模型中。
由協(xié)整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產(chǎn)總指數(shù)與進、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)整關(guān)系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結(jié)果如下：
lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1
t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）
lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1
t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）
在誤差修正模型(3)中，協(xié)整關(guān)系對EX的增長起到了反向修正作用，當超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿(mào)易之間短期比較穩(wěn)定。
在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關(guān)系對IM的增長也起到了反向修正作用，當IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(tài)調(diào)整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿(mào)易的穩(wěn)定關(guān)系。
三、結(jié)論與建議
通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產(chǎn)總指數(shù)GDP與進口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額之間的協(xié)整檢驗，并在此基礎上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進口增長、出口增長之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：
（1）從長期關(guān)系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿(mào)易之間存在惟一的協(xié)整關(guān)系。浙江省對外直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生促進作用，兩者之間存在較強的互補關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對外直接投資在浙江省已經(jīng)逐漸轉(zhuǎn)型,從追求人力資源優(yōu)勢的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場的市場型投資。這樣的轉(zhuǎn)變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時，對外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應，即由于對外直接投資而導致的原材料、零部件或設備等出口的增加。
從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進口貿(mào)易之間也存在惟一的協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進口貿(mào)易增長的促進作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產(chǎn)資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，而它們對進口貿(mào)易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護本國利益所設置的關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘的限制。為規(guī)避貿(mào)易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟關(guān)系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿(mào)易的發(fā)展。
縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關(guān)指標計算得出。），而世界對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報告》相關(guān)指標計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿(mào)易的發(fā)展是非常必要的,也是可行的。
（2）從短期關(guān)系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿(mào)易短期均衡關(guān)系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿(mào)易的關(guān)系存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經(jīng)歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權(quán)威研究報告預測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進一步擴大。浙江省作為全國經(jīng)濟強省也首當其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進一步增大，對外直接投資與出口貿(mào)易直接的正相關(guān)關(guān)系將逐漸增強。
本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿(mào)易也存在短期均衡關(guān)系顯著，CFDI與進口貿(mào)易的關(guān)系也存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制。相比之下，CFDI對進口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強。
內(nèi)容摘要：本文在局部均衡分析法的基礎上，利用消費者剩余和生產(chǎn)者剩余來說明消費者與生產(chǎn)者在封閉與開放條件下如何進行最優(yōu)選擇，進而說明市場交易利益的產(chǎn)生、范圍與分解。
關(guān)鍵詞：消費者剩余生產(chǎn)者剩余交易區(qū)域利益分解
在國際貿(mào)易理論的現(xiàn)代分析中，常采用一般均衡分析法，通過引入生產(chǎn)可能性曲線與社會無差異曲線來說明市場交易利益產(chǎn)生與分解。本文在局部均衡分析法的基礎上，利用消費者剩余和生產(chǎn)者剩余概念來說明消費者與生產(chǎn)者在封閉與開放條件下如何進行最優(yōu)選擇，進而說明完全競爭市場中交易利益的產(chǎn)生、范圍與分解。
封閉條件下消費者與生產(chǎn)者的選擇
本文所涉及的最優(yōu)消費點與最優(yōu)生產(chǎn)點都是在封閉條件下，即不發(fā)生對外貿(mào)易的背景下所計算得出的結(jié)果。
（一）消費者最優(yōu)選擇及其利益的最大化
1.消費者最優(yōu)選擇與需求曲線?？衫美窭嗜粘藬?shù)法求出消費者在有限制條件下的效用最大化條件，即最優(yōu)消費條件。令消費者效用函數(shù)為U（X1，X2），預算約束為I=P1X1+P2X2，相應的拉格朗日函數(shù)為：
L(X1，X2，λ)=U(X1，X2)+λ(I-P1X1-P2X2)
其中，λ為拉格朗日乘數(shù)，效用最大化一階條件為：對X1、X2、λ三個變量分別求偏導數(shù)，并令偏導數(shù)值等于零，進而得到MU1/P1=MU2/P2=λ，即消費者最優(yōu)選擇的必要條件，其中λ為貨幣的邊際效用。
可對U（X1，X2），I=P1•X1+P2•X2微分，得出λ=dU/dI。
消費者最優(yōu)選擇條件的一般形式可寫為MU／Pe=λ(MU、Pe分別為商品邊際效用與市場價格)，其表示消費者對任何一種商品的最優(yōu)購買量應該是使最后一元錢購買該商品所帶來的邊際效用和付出的這一元錢的貨幣的邊際效用相等。
消費者最優(yōu)選擇的條件也可變形為MU(X)／λ=Pe，其中，MU(X)／λ實際為消費者購買最后一單位產(chǎn)品所帶來的收益，也是消費者為購買該商品所愿意支付的最高價格，即對商品X的需求價格Pd，所以，MU(X)／λ=Pe經(jīng)濟含義為：消費者對任何一種商品的最優(yōu)購買量應該是其需求價格與商品的市場價格相等時的數(shù)量，即Pd=Pe時的數(shù)量。或者說，需求線上的任意一點都意味消費者的最優(yōu)選擇，也可利用價格消費曲線的推導來說明需求曲線上的任一點都意味著消費者的效用最大化。需求線右方的點意味MU(X)／λ2.消費者最優(yōu)選擇與消費者剩余最大化。消費者剩余是指消費者為消費某種商品而愿意付出的代價超過其實際付出代價的余額給消費者帶來的福利。令需求函數(shù)為Pd=f(X)，根據(jù)其含義可知Pd為消費者購買一定數(shù)量的商品而所愿意支付的最高價格，Pd=MU(X)/λ（假定λ為一常量）。若消費者以實際價格Pe購買商品數(shù)量為X時，消費者剩余可從兩個角度衡量（而在傳統(tǒng)的教科書中，主要是從貨幣利益角度分析消費者剩余）：
第一，用貨幣單位來衡量，消費者剩余將取決于其購買一定數(shù)量的商品所獲得的總收益（TR）與其所花費的實際總成本（TC）：CSm=TR(X)-TC(X)=X0f(X)dX-PeX=X0（MU(X)/λ）dX-PeX=(1/λ)X0MU(X)dX-PeX=TU(X)/λ-PeX
這一公式表示：即用貨幣單位來衡量的消費者剩余。當CSm對X的一階導數(shù)等于零時，CSm取得最大值，即dCSm/dX=d(TU(X)/λ)/dX-d(PeX)/dX=(1/λ)dTU(X)/dX-Pe=0，故MU/λ=Pe或Pd=Pe時，CSm取得最大值。
第二，用效用單位來衡量，消費者剩余將取決于其購買一定數(shù)量的商品所帶來的總效用（TU(X)）與其放棄貨幣所失去的總效用（TU(M)）：
CSu=TU(X)-TU(M)=X0MUdX-λPeX=TU(X)-λPeX
這一公式表示：即用效用單位來衡量的消費者剩余。當CSu對X的一階導數(shù)等于零時，CSu取得最大值，即dCSu/dX=dTU(X)/dX-λPe=0，故MU/λ=Pe或Pd=Pe時，CSu取得最大值。
根據(jù)上述分析，可得出如下結(jié)論：當消費者為一定數(shù)量的商品愿意支付的最高價格與市場價格相等，不僅意味著消費者作出了最優(yōu)選擇，實現(xiàn)了消費者均衡；同時，也意味著消費者剩余最大化，或者說在需求曲線上，價格與需求量的組合能使消費者實現(xiàn)滿足最大化，而且也能使消費者實現(xiàn)消費者剩余最大化。消費者追求的滿足最大化實際上是在追求消費者剩余最大化。
（二）生產(chǎn)者最優(yōu)選擇及其利益最大化
1.生產(chǎn)者最優(yōu)選擇與供給曲線?？衫美窭嗜粘藬?shù)法求出生產(chǎn)者在成本限制條件下的收益最大化條件，即最優(yōu)生產(chǎn)條件。設總收益函數(shù)為：TR(X1，X2)=X1P1+X2P2，生產(chǎn)者的總成本函數(shù)為：TC0=TC(X1，X2，M)，M為借貸貨幣量，則相應的拉格朗日函數(shù)為：
L(X1，X2，M，t)=TR(X1，X2)+t[TC0-TC(X1，X2，M)]=X1P1+X2P2+t[TC0-TC(X1，X2)]
其中，t為拉格朗日乘數(shù)，收益最大化一階條件為：對X1、X2、t三個變量分別求偏導，并令偏導數(shù)值等于零，可得到：tMC1=P1、tMC2=P2，即生產(chǎn)者最優(yōu)選擇的必要條件為：MC1/P1=MC2/P2=t=1，或簡寫為MC=Pe，可對TR（X1，X2）=X1•P1+X2•P2，TC0=TC（X1，X2）微分得出：t=MR/MC=1。即當產(chǎn)品邊際成本與產(chǎn)品市場價格相等時為生產(chǎn)者最優(yōu)生產(chǎn)量。
根據(jù)供給曲線的含義，供給曲線表示對于各種數(shù)量的產(chǎn)品，生產(chǎn)者愿意接受的最低價格（即供給價格Ps）。這一最低價格取決于產(chǎn)品的邊際成本MC，故Ps=MC。因此，生產(chǎn)者最優(yōu)選擇條件一般形式可表示為Ps=Pe，也就是說當生產(chǎn)者為一定數(shù)量商品愿意接受的最低價格與市場價格相等時意味著生產(chǎn)者作出了最優(yōu)選擇，即在供給曲線上的任意一點都意味生產(chǎn)者最優(yōu)選擇的實現(xiàn)，也可利用完全競爭條件下廠商的供給曲線的推導來說明。供給線右方的點意味MC＞Pe，只有減少生產(chǎn)量才可實現(xiàn)最優(yōu)生產(chǎn)，左方則相反。
2.生產(chǎn)者最優(yōu)選擇與生產(chǎn)者剩余最大化。生產(chǎn)者剩余是生產(chǎn)者實際獲得的產(chǎn)品賣價與其愿意接受的產(chǎn)品賣價的差額給生產(chǎn)者帶來的利益。令供給函數(shù)為Ps=f(X)，根據(jù)其含義可知Ps為生產(chǎn)者出售一定數(shù)量的商品而所愿意接受的最低價格，其取于產(chǎn)品的邊際成本，故Ps=MC(X)。當生產(chǎn)者以實際價格Pe出售產(chǎn)品的數(shù)量為X時，生產(chǎn)者剩余PS用公式可表示為：PS=TR(X)-TC(X)=PeXeXe0PsdX=PeXe-Xe0MCdX，當PS對X的一階導數(shù)等于零時，PS取得最大值，即dPS/dX=Pe-MC=0時，PS取得最大值，故MC=Pe時PS取得最大值。
綜上所述，可以得出以下結(jié)論：當生產(chǎn)者為一定數(shù)量的商品愿意接受的最低價格與市場價格相等，不僅意味著生產(chǎn)者作出了最優(yōu)選擇，即實現(xiàn)了生產(chǎn)者均衡，同時，也意味著生產(chǎn)者剩余最大化，或者說在供給曲線上，價格與供給量的組合能使生產(chǎn)者實現(xiàn)利益最大化，能使生產(chǎn)者實現(xiàn)生產(chǎn)者剩余最大化。生產(chǎn)者追求的利益最大化實際上是在追求生產(chǎn)者剩余最大化。
綜上分析可以得出，消費者的最優(yōu)選擇在需求曲線上，生產(chǎn)者的最優(yōu)選擇在供給曲線上。
封閉條件下實際交易區(qū)域的確立
市場均衡與實際的交易區(qū)域的確立。在市場經(jīng)濟條件下，“看不見的手”將調(diào)節(jié)市場的需求量與供給量。供給曲線與需求曲線相交時，交點即為市場均衡點，其對應的價格與數(shù)量分別為市場的均衡價格和均衡數(shù)量?，F(xiàn)實中的價格可能會高于或低于均衡價格或偶然相等，但在供求機制下會使實際價格趨于均衡價格。當實際價格低于均衡價格即P1Pe時，雖然生產(chǎn)者所愿意供給的最大產(chǎn)品量為X2，但是沒人能強迫消費者一定購買X3數(shù)量的商品，因為消費者在P2價格下愿意而且能夠購買的數(shù)量為X1，實際交易量只能是X1，由此可知，當實際價格高于均衡價格時，實際交易的發(fā)生只能在D曲線AE線段上。所以市場交易組合點在AEB線上(如圖1所示)。
對需求曲線和供給曲線性質(zhì)進一步分析可以發(fā)現(xiàn)AEB面積內(nèi)，均可成為實際的交易區(qū)域。根據(jù)定義，需求曲線有兩種含義：表示在各種可能的價格下，消費者愿意而且能夠購買的最大商品數(shù)量；表示對于各種數(shù)量的商品，消費者愿意支付的最高價格。供給曲線也有兩種含義：表示在各種可能的價格水平下，生產(chǎn)者愿意而且能夠提供的最大商品數(shù)量；表示對于各種數(shù)量的商品，生產(chǎn)者愿意接受的最低價格。
因此，在市場交易組合（X，P）中，當市場價格P既定時，市場實際交易量X只能小于或等于需求量Xd且小于或等于市場供給量Xs；當市場實際交易量X既定時，市場實際交易價格P只能小于或等于市場的需求價格Pd且大于或等于市場供給價格Ps。所以，消費者和生產(chǎn)者在市場經(jīng)濟中的實際交易區(qū)只能是在需求曲線以下，供給曲線以上所組成的AEB面積上任何一點。
最優(yōu)生產(chǎn)點、最優(yōu)消費點的統(tǒng)一促使社會總剩余的最大化。根據(jù)前面的分析，當Pd(=MU/λ)=Pe時，意味著消費者作出了最優(yōu)選擇，也意味著消費者剩余最大化。當Ps(=MC)=Pe時，意味著生產(chǎn)者作出了最優(yōu)選擇，也意味著生產(chǎn)者剩余最大化。那么，當MU/λ=Pe=MC或Pd=Pe=Ps時，就意味著消費者與生產(chǎn)者同時作出了最優(yōu)選擇，同時實現(xiàn)了消費者剩余、生產(chǎn)者剩余及社會總剩余的最大化。對此，本文可先從幾何圖形中消費者剩余和生產(chǎn)者剩余及社會總剩余的變化來說明（如圖1所示）。
根據(jù)前面分析，市場交易最優(yōu)點(生產(chǎn)、消費同時最優(yōu))只能處于需求曲線上或者供給曲線上或同時處于需求曲線與供給曲線上。當市場交易點處于E點時，消費者剩余為EAPe面積；生產(chǎn)者剩余為EBPe面積。此時，社會總剩余為EAPe和EBPe兩部分面積之和。若市場交易點處于需求曲線上的F點（在封閉條件下，意味著國內(nèi)市場的失衡，只是單一的最優(yōu)生產(chǎn)），即相應的市場價格為P1，而市場交易數(shù)量為X1，則消費者剩余為需求曲線以下、P1F以上的面積，生產(chǎn)者剩余為供給曲線以上、P1F以下的面積，此時，社會總剩余為FG左側(cè)需求曲線和供給曲線之間的面積，即四邊形ABFG。顯然，該面積比E點所處狀態(tài)下的社會總剩余少了一塊面積EFG。同理，任何位于E點左側(cè)的狀態(tài)，其社會總剩余皆小于E點的社會總剩余。
若市場交易點處于供給曲線上的M點（根據(jù)前面對實際的交易區(qū)域的分析，真實的市場交易點不可能出現(xiàn)在此點，但生產(chǎn)最優(yōu)點可能出現(xiàn)在此點），即相應的價格為P2，數(shù)量為X2，則消費者剩余為GAP2減去GMH之后的面積。生產(chǎn)者剩余為P2M以下、供給曲線S以上的部分。此時，社會總剩余為EAB減去EMH面積。顯然，該面積比E點所處狀態(tài)下的社會總剩余少EMH。同理，任何位于E點右側(cè)的狀態(tài)，其社會總剩余皆小于E點的社會總剩余。
另外，也可用數(shù)學直接證明出市場交易點位于E點時社會總剩余最大：令消費者的需求函數(shù)為Pd=f(X)，根據(jù)效用論，可知Pd=MU/λ。令生產(chǎn)者的供給函數(shù)為Ps=f(X)，根據(jù)成本理論，可知Ps=MC。當市場均衡價格為Pe時，則社會總剩余為消費者剩余與生產(chǎn)者剩余之和，即
TS=CS+PS=(X0ePddX-PeX)+(PeX-X0ePsdX)=X0ePddX-X0ePsdX=X0e(MU/λ)dX-X0eMCdX
當TS對X的一階導數(shù)等于零時，即dTS/dX=MU/λ-MC=0時，TS取得最大值，故MU/λ=MC或者說Pd=Ps(=Pe)時TS取得最大值。因此，只有在E點上，消費最優(yōu)與生產(chǎn)最優(yōu)才可以同時實現(xiàn)，且社會總剩余最大。
綜上所述，可得出以下結(jié)論：當市場均衡時，實現(xiàn)了生產(chǎn)最優(yōu)和消費最優(yōu)，最優(yōu)生產(chǎn)點與最優(yōu)消費點統(tǒng)一為市場均衡點，同時社會總剩余最大。當市場失衡時，將出現(xiàn)最優(yōu)生產(chǎn)點與最優(yōu)消費點的分離，可能出現(xiàn)單一的最優(yōu)消費或單一的最優(yōu)生產(chǎn)，或生產(chǎn)與消費都未實現(xiàn)最優(yōu)，社會總剩余將會減少。在封閉條件下，真實的市場交易區(qū)域?qū)⑽挥诰恻c左方需求線以下、供給線以上的三角區(qū)域之內(nèi)。同時，這也是本國市場交易利益的最大界限。消費者與生產(chǎn)者在市場交易中體現(xiàn)為對消費者剩余與生產(chǎn)者剩余最大化的追逐。
開放條件下的貿(mào)易利益
在開放條件下，國內(nèi)外市場的價格差異是國際貿(mào)易發(fā)生的直接原因。
假定A代表本國任意一經(jīng)濟主體，作為廠商可以生產(chǎn)X、Y產(chǎn)品中任意一種，作為消費者既消費X產(chǎn)品，也消費Y產(chǎn)品；B代表外國任意一經(jīng)濟主體，作為廠商，可以生產(chǎn)X、Y產(chǎn)品中的任意一種，作為消費者既消費X產(chǎn)品，也消費Y產(chǎn)品。同時，假定本國廠商A生產(chǎn)的X產(chǎn)品有比較優(yōu)勢，Y產(chǎn)品有比較劣勢。外國廠商生產(chǎn)的Y產(chǎn)品有比較優(yōu)勢，X產(chǎn)品有比較劣勢。根據(jù)比較優(yōu)勢理論，本國X產(chǎn)品的相對價格將低于外國X產(chǎn)品的相對價格，本國Y產(chǎn)品的相對價格將高于外國Y產(chǎn)品的相對價格，因此，本國將出口產(chǎn)品X，進口產(chǎn)品Y，外國則相反。在完全競爭條件下，由于P=AC，故比較優(yōu)勢既可用相對成本差表示，也可用相對價格差表示。本文的分析僅以本國為例，假定本國為世界市場價格（國外市場價格）的接受者。
（一）出口貿(mào)易與貿(mào)易利益
1.出口貿(mào)易利益的圖形分析。由于本國X產(chǎn)品具有比較優(yōu)勢，本國X產(chǎn)品的相對均衡價格會低于世界市場的相對均衡價格，本國經(jīng)濟主體A就會調(diào)整自己的生產(chǎn)與消費結(jié)構(gòu)：擴大X產(chǎn)品的生產(chǎn)，增加X產(chǎn)品的出口，減少X產(chǎn)品的本國消費。
由于本國X產(chǎn)品生產(chǎn)擴大與出口，從而導致生產(chǎn)者剩余增加，消費者剩余減少，但生產(chǎn)者剩余增加量大于消費者剩余減少量，因此，社會總剩余表現(xiàn)為增加，凈增量TS=EFG，即出口貿(mào)易帶來的社會凈利益（如圖2所示）。
在圖2中，Pe=PXA/PYA，即本國X產(chǎn)品的相對均衡價格，PW=PXB/PYB，即外國X產(chǎn)品的相對均衡價格，Pe2.出口貿(mào)易凈利益的分解。出口貿(mào)易凈利益EFG可分解為：交易得益(a)：在本國X產(chǎn)品生產(chǎn)量不變的情況下，由于X產(chǎn)品價格上升為PW而使得社會凈剩余增加量為EFH=a。分工得益(b)：價格相對不變(假定市場價格為PW)時，由于本國生產(chǎn)者擴大生產(chǎn)而獲得的凈剩余HEG=b。
3.最優(yōu)消費點、最優(yōu)生產(chǎn)點的分離與實際交易區(qū)域的擴大。在封閉條件下，本國最優(yōu)生產(chǎn)點與最優(yōu)消費點統(tǒng)一為國內(nèi)市場均衡點E，二者一旦出現(xiàn)分離，將導致社會總剩余減少，社會總剩余的最大限量為AEB，同時也是實際交易區(qū)域的最大界限。在開放條件下，價格條件的變化使我國最優(yōu)生產(chǎn)點與最優(yōu)消費點出現(xiàn)了分離(F為消費點，G為生產(chǎn)點)，并同時實現(xiàn)了消費與生產(chǎn)的最優(yōu)。這就說明，消費點F位于雪球線上，生產(chǎn)點G位于供給曲線的分析可知：消費者利益與生產(chǎn)者利益最大化。社會總剩余表現(xiàn)為凈增加(EFG)；實際交易區(qū)域由AEB擴展為AFGB區(qū)域。
綜上所述，可得出以下結(jié)論：出口貿(mào)易使得本國社會總剩余出現(xiàn)了凈增加，并為生產(chǎn)者所獲得。出口貿(mào)易使得本國市場出現(xiàn)變化：最優(yōu)生產(chǎn)點、最優(yōu)消費點分離與實際交易區(qū)域的擴大。根本原因在于本國X產(chǎn)品的相對優(yōu)勢（具體表現(xiàn)為國內(nèi)產(chǎn)品價格的相對優(yōu)勢）。
（二）進口貿(mào)易與貿(mào)易利益
1.進口貿(mào)易利益的圖形分析。由于本國Y產(chǎn)品具有相對劣勢，Y產(chǎn)品的相對價格會高于世界市場的相對價格，經(jīng)濟主體就會調(diào)整自己的生產(chǎn)與消費結(jié)構(gòu)：Y產(chǎn)品的生產(chǎn)會減少，而Y產(chǎn)品需求量會增加，超額需求由進口來滿足，從而出現(xiàn)最優(yōu)消費點與最優(yōu)生產(chǎn)點的分離。
交易后，社會總剩余增加，與封閉條件下的市場均衡相比，雖然生產(chǎn)者剩余減少，但消費者剩余卻大幅增加，社會總剩余的凈增量為ΔJEK，即進口貿(mào)易帶來的社會凈利益（如圖3所示）。
在圖3中，Pe=PYA/PXA，即本國Y產(chǎn)品的相對均衡價格；PW=PYB/PXB，即外國Y產(chǎn)品的相對均衡價格，Pe＞PW，從中可知本國廠商A生產(chǎn)的Y產(chǎn)品有比較劣勢。
2.進口貿(mào)易凈利益的分解。進口貿(mào)易凈利益JEK可分解為以下幾部分：
交易得益(d)：在本國X產(chǎn)品生產(chǎn)量不變的情況下，由于產(chǎn)品Y價格下降為PW而使得社會凈剩余增加量為ELK=d。
分工得益（c）：價格相對不變（假定市場價格為PW）時，迫使國內(nèi)生產(chǎn)從資源消耗較高的本國生產(chǎn)者轉(zhuǎn)向資源耗費較低的外國生產(chǎn)者所引起社會剩余凈增加量EJL=c。
3.最優(yōu)消費點、最優(yōu)生產(chǎn)點的分離與實際交易區(qū)域的擴大。在封閉條件下，本國消費點與生產(chǎn)點統(tǒng)一為E點，開放后的分工，使生產(chǎn)點與消費點發(fā)生分離：K點為新的消費點，J為新的生產(chǎn)點。雖然生產(chǎn)點與消費點發(fā)生了分離，但是仍然實現(xiàn)了生產(chǎn)與消費的最優(yōu)。開放后，實際交易區(qū)域也相應擴大為AKJB區(qū)域。
綜上所述，可得出以下結(jié)論：進口貿(mào)易使得本國社會總剩余出現(xiàn)了凈增加，并為消費者所獲得。進口貿(mào)易使得本國市場出現(xiàn)變化：最優(yōu)生產(chǎn)點、最優(yōu)消費點分離與本國的實際交易區(qū)擴大。根本原因在于本國Y產(chǎn)品的相對劣勢（具體表現(xiàn)為國外產(chǎn)品價格的相對優(yōu)勢）。
（三）進出口貿(mào)易與貿(mào)易利益
為了分析上的方便，本文進一步假定A作為生產(chǎn)者，其X產(chǎn)品其Y產(chǎn)品的生產(chǎn)函數(shù)相同，即有著相同的市場供給曲線SXA(SYA)；假定A作為消費者對X產(chǎn)品與Y產(chǎn)品的需求函數(shù)相同，即有著相同的市場需求曲線DXA(DYA)。因此，PXA/PYA=1，其中，PXA、PYA分別為本國A廠商在封閉條件下X產(chǎn)品與Y產(chǎn)品的市場均衡價格，PXA/PYA為本國X產(chǎn)品的相對均衡價格。
由于假定廠商A生產(chǎn)的X產(chǎn)品有比較優(yōu)勢，Y產(chǎn)品有比較劣勢，所以，PXA/PYA＜PXB/PYB或PYB/PXB＜PYA/PXA，其中，PXB與PYB分別為外國B廠商在封閉條件下X產(chǎn)品與Y產(chǎn)品的市場均衡價格，PXB/PYB與PYB/PXB分別為B廠商X產(chǎn)品、Y產(chǎn)品的相對均衡價格（也是X產(chǎn)品、Y產(chǎn)品的世界市場相對均衡價格PWX與PWY）。因此，PXB/PYB>PXA/PYA=PYA/PXA=1>PYB/PXB。
在開放條件下，只要本國市場X產(chǎn)品相對價格低于外國市場X產(chǎn)品相對價格，即PXA/PYA＜PXB/PYB=PWX，且本國市場Y產(chǎn)品相對價格高于外國市場Y產(chǎn)品相對價格，即PYA/PXA＞PYB/PXB=PWY，A就會調(diào)整生產(chǎn)結(jié)構(gòu)與消費結(jié)構(gòu)：擴大X產(chǎn)品的生產(chǎn)并向B出口X，減少Y產(chǎn)品的生產(chǎn)并從B進口Y（如圖4所示）。
1.進出口貿(mào)易利益的圖形分析。從圖中可以看出，由于本國市場的開放及X產(chǎn)品的相對優(yōu)勢、Y產(chǎn)品的相對劣勢，從而導致X產(chǎn)品生產(chǎn)擴大并出口X產(chǎn)品，Y產(chǎn)品生產(chǎn)減少并進口Y。交易后，社會總剩余表現(xiàn)為增加，其增量為FGE+JEK=(a+b)+(c+d)，其中，a+b為出口貿(mào)易所帶來的利益，c+d為進口貿(mào)易所帶來的利益。
2.進出口貿(mào)易利益的分解。進出口貿(mào)易利益可分解為交易得益與分工收益兩部分：
第一，交易得益(a+d)。與封閉時相比，假定生產(chǎn)點不動（本國X、Y產(chǎn)品生產(chǎn)量不變），由于X產(chǎn)品相對價格上升，而使本國生產(chǎn)者所獲得凈利益a。同時，由于Y產(chǎn)品價格相對下降，而使本國消費者所獲得凈利益。
第二，分工得益(b+c)。與封閉時相比，假定X、Y產(chǎn)品相對價格不變(假定為PWX、PWY)時，由于生產(chǎn)者擴大對X產(chǎn)品的生產(chǎn)而獲得的凈收益b，并為生產(chǎn)者所獲得。同時，由于本國對產(chǎn)品Y生產(chǎn)減少，外國生產(chǎn)者擴大生產(chǎn)而使本國消費者所獲得的凈利益c。
開放條件下實際交易區(qū)的擴大
