出口经济贸易研究论文范文

出口经济贸易研究论文范文第1篇

摘 要：以2004年1月-2007年6月全国进出口总额、进口总额、出口总额和体 育用品出口额为 分析样本，运用相关分析、单位根检验、协整分析、格兰杰因果检验、脉冲响应函数及方差 分解技术等方法，对体育用品出口贸易与中国进出口贸易的互动关系进行实证研究。结果表 明：体育用品出口贸易与我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易存在较高关联度，且4个时 间序列变量均为一阶单整I(1)序列。体育用品出口贸易与我国进出口贸易不存在长期稳定的 均衡关系，但与出口贸易、进口贸易存在长期稳定的均衡关系。体育用品出口贸易不是我国 进出口贸易和出口贸易增长的原因，而进出口贸易、出口贸易却是体育用品出口贸易增长的 原因，体育用品出口贸易与进口贸易不存在任何单向上的格兰杰因果原因。进出口贸易、出 口贸易、进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应表现为“短期效应明显，长期效 应较弱”。进出口贸易、出口贸易与进口贸易增长的波动主要归因于自身因素，体育用品出 口贸易对我国进出口贸易事业的贡献程度均维持在较低的水平。

关键词：体育用品;出口;进出口贸易;互动关系;实证研究;中国

A Positive Research on Interaction between Sporting Goods Export and China's Import and Export Trade

CHEN Po ZHAO Heng XIA ChongDe

(1. College of Physical Education, Chongqing Normal University, Chongqing 401331, China;

2. College of Physical Education, Southwest Un iversity, Chongqing 400715, China)

Key words: sporting goods; export; import and export trade; interaction; positive research; China

在我国进出口贸易与体育用品出口贸易双重因素的作用下，国内社会经济发展水平得到 较大幅度提高。基于此背景，本研究选取体育用品出口贸易与中国进出口贸易为研究对象， 验证二者之间的互动关系，把握其内在作用机制，实现共同繁荣发展目标，进一步促进我国 经济发展，有着重要的现实意义。近年来，关于体育用品的研究成果颇多，但大部分还是纯 粹的定性描 述，多以抽象的语言概括为主，定量与定性相结合的实证性研究成果甚少。鉴于此，本文利 用2004年1月～2007年6月的月度数据，运用多种计量经济学分析方法，重点考察体育用品出 口贸易与我国进出口贸易的互动关系，考证二者之间的彼此贡献程度。旨在为进一步明确体 育用品出口贸易与我国进出口贸易之间的量化关系，完善体育用品出口贸易发展策略，不断 壮大中国进出口贸易规模，提高国内体育产业发展水平，进而提升国内整体竞争实力提供理 论参考。

1 研究对象与方法

1.1 研究对象  本文选取2004年1月-2007年6月为样本区间值。以我国进出口贸易总额、进口贸易总额 、出口贸易总额和体育用品出口贸易总额共42个月度数据为具体分析指标，数据分别源于《 中经专网》(http://newibe.cei.gov.cn)和《中国统计》(2005年第1期-2007年第8期 )。

1.2 研究方法

1.2.1 文献资料法

从《中国统计》和《中经专网》获取国家进出口贸易总额、进口贸易总额、出口贸易总额与体育用品出口贸易总额42个月度数据。同时，参考相关经济学研究论文35篇，查阅计量经济学专著5本，为完成本课题提供了资料保障。

1.2.2 数理统计法

分别运用计量经济学软件Eviews5.0和社会学统计分析软件SPSS12.0对数据资料进行收集整理，并完成对数据必要的数理统计处理。

2 国内外关于体育用品的分类结构体系研究

通过总结国内外关于体育用品分类的相关研究文献[10-11]，本文现将中国与欧洲 国家关于体育用品的分类结构体系简要列出(表1)。

由国内外关于体育用品的分类结构体系(表1)可发现，目前我国对体育用品的分类尚没有统一标准，主要包含5大产品分类系列，而每一产品分类中又包括不同的产品内容。近些年，国内针对体育用品的分类现状，国家体育总局装备中心所编辑的《中国体育商鉴》和近几届体育用品博览会对体育用品参展单位的分类基本大同小异。但总体上讲，这些分类不够系统，彼此间界定比较模糊，主要适用于商业目的。纵观欧洲国家对体育用品的分类结构体系，该分类体系简单、清晰、明了，故其对本研究具有较大借鉴意义。

3 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的总体情况分析

运用社会学统计分析软件包SPSS12.0绘制我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易与体育用 品出口贸易的时间动态序列图(Time Sequence Charts)，如图1所示。

从图1看出，从2004年1月～2007年6月我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易和体育用品出口贸易保持着持续增长态势，但存在周期性波动。进出口贸易、出口贸易与进口贸易总额有着相同的周期性波动规律，在每年1～3月之间均会出现进出口贸易经济的低谷期，但调整期限较短，对外贸易经济能迅速恢复初始增长状态。中国体育用品出口贸易也同样具有相似的变化规律，但从数量规模上讲，体育用品出口贸易与我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易还存在着非常大的差距，其所占国内进出口贸易份额偏低。

4 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的相关分析

为初步明确体育用品出口贸易与我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易的关联程度，运用社 会学统计分析软件包SPSS12.0对该4个对外贸易经济指标进行皮尔逊相关分析(Pearson Co rrelation)，结果如表2所示。

由表2可知，我国体育用品出口贸易与进出口贸易、出口贸易、进口贸易的相关系数分别为0 .828、0.826和0.805，均达到较高关联程度，且具有非常显著性意义(P<0.01)。 基于此，本研究初步认为体育用品出口贸易与中国进出口贸易存在较为密切的联系。然而，关联程度较高并不意味着体育用品出口贸易对中国进出口贸易的贡献就越大，二者彼此间的内部作用机制及互动关系还有待于进一步验证。

5 体育用品出口贸易与中国进出口贸易互动关系的计量分析

对体育用品出口贸易与我国进出口贸易的互动关系进行计量分析的步骤如下：1) 对中国进 出口总额、出口总额、进口总额与体育用品出口额取自然对数值，分别以LNJCK、LNCK、LNJ K及LNTYCK表示;2) 对这4个时间序列指标进行单位根检验(平稳性检验);3) 对体育用 品出口贸易与进出口贸易、出口贸易、进口贸易的协整关系进行检验;4) 对体育用品出口 贸易与进出口贸易、出口贸易、进口贸易进行格兰杰因果关系验证;5) 采用脉冲响应函数 分析我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应;6)

运用方差分解技术考察体育用品出口贸易对进出口贸易事业的贡献程度。

5.1 单位根检验(平稳性检验)

在对该4个时间序列指标取自然对数值之后，采用ADF单位根检验方法来验证时间序列的平稳性。其操作过程借助Eviews5.0软件完成，结果如表3所示。

从表3看出，LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK的ADF统计量均大于在10%、5%、1%水平下的临界值 ，即4个变量的原序列均未通过ADF检验，全为非平稳时间序列。综合考虑时间趋势因素，并 对LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK进行一阶差分处理，差分后的时间序列均通过了10%、5%、1% 水平的显著性检验，说明LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK是一阶单整I(1)序列。

5.2 协整关系检验 本研究采 用E-G(Engle-Granger)两步法，用一个变量(LNTYCK)对其它3个变量(LNJCK、LNCK、LN JK)分别作对数回归，并根据回归模型及模型残差值的单位根检验结果，判断体育用品出口 贸易与中国进出口贸易、出口贸易、进口贸易之间是否存在长期稳定的均衡关系。因本文所 涉及的4个时间序列变量均为一阶单整I(1)序列，可直接用最小二乘法(OLS)进行协整回归[13-14]。所有操作过 程均借助Eviews5.0软件完成，结果如表4、表5所示。

注： R表示判定系数，AdjustedR表示调整判定系数，S.E表示标准误差，F -statistic表示模型的F检验值，Prob表示显著性概率。

1) 由变量组LNJCK、LNTYCK的协整回归模型可知，模型拟合优度较高，解释能力较强(R=68.85%)，并具有显著性意义(P<0.01)。常数项、解释变量与被解释变量均呈正相关，且均通过了显著性水平为1%的T检验，说明显著性效果较好。解释变量的回归系数为正值，表明体育用品出口贸易对我国进出口贸易具有促进作用，体育用品出口贸易对进出口贸易的产出弹性较大。但从模型残差(E1)的单位根检验结果看出，E1的ADF统计量均大于在1%、5%、10%水平下的临界值，故认为残差序列E1为非平稳序列，说明变量组LNJCK与LNTYCK之间不存在协整关系，即体育用品出口贸易与中国进出口贸易不存在长期稳定的均衡关系。

2) 从变量组LNCK、LNTYCK的协整回归模型看出，模型拟合优度较高，解释能力较强(R=68.44%)，模型存在显著性意义(P<0.01)，且不存在序列相关与异方差现象。解释变量与被解释变量呈正相关，并通过了1%显著性水平下的T检验，表明体育用品出口贸易对我国出口贸易具有正向作用，其产出弹性略高于对进出口贸易的产出弹性。据模型残差(E2)的单位根检验结果显示，E2的ADF统计量通过了5%、10%水平的临界值，故认为残差序列E2是平稳序列，说明变量组LNCK与LNTYCK之间存在协整关系，即体育用品出口贸易与中国出口贸易存在长期稳定的均衡关系。

3) 由变量组LNJK、LNTYCK的协整回归模型可知，模型拟合优度较高，解释能力略低于前两个模型(R =64.20%)，也具有显著性意义(P<0.01)，不存在序列相 关与异方差现象。常数项、解释变量与被解释变量均呈正相关，并通过显著性水平为1%的T检验，表明体育用品出口贸易对我国进口贸易具有促进作用，但产出弹性低于前两者。从模型残差(E3)的单位根检验结果看出，E3的ADF统计量均小于1%、5%、10%水平下的临界值，由此认为残差序列E3是平稳序列，表明变量组LNJK与LNTYCK之间存在协整关系，即体育用品出口贸易与中国进口贸易存在长期稳定的均衡关系。

5.3 格兰杰(Granger)因果关系检验

格兰杰因果关系检验要求变量必须是平稳的[14]，经ADF统计量检验，得知变量D(LNJCK)、D(LNCK)、D(LNJK)和D(LNTYCK)均为平稳时间序列，故可对该4个变量进行格兰杰因果关系检验，根据AIC和SC最小化准则，本文确定滞后期为2，采用Eviews5.0软件进行处理，结果如表7所示。

由表7可知，对于D(LNTYCK)不是D(LNJCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值较小，显著性概率P大于0.05，故接受原假设，表明体育用品出口贸易不是我国进出口贸易增长的原因。就D(LNJCK)不是D(LNTYCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值为4.25 389，显著性概率P小于0.05，拒绝原假设，说明进出口贸易是体育用品出口贸易增长的原因;对 于D(LNTYCK)不是D(LNCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值偏小，显著性概率P也大于0.05，因此接受原假设，表明体育用品出口贸易也不是中国出口贸易增长的原因。就D(LNCK)不是D(LNTYCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值为3.89 591，显著性概率P小于0.05，由此拒绝原假设，说明出口贸易同样也是体育用品出口贸易增长的原因;对于D(LNTYCK)不是D(LNJK)的格兰杰原因与D(LNJK)不是D(LNTYCK)的格兰杰原因的两个原假设，F统计值均较小，显著性概率P大于0.05，故接受原假设，表明体育用品出口贸易与我国进口贸易不存在任何单向上的格兰杰因果原因。从中不难看出，因受中国体育用品业发展内外环境的影响，体育用品出口贸易的规模还差强人意，但其经济效益还有待于进一步提高。因此，近些年，体育用品出口贸易的快速发展并不是我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易增长的直接原因，而进出口贸易、出口贸易的发展却对体育用品出口贸易增长产生了积极作用。

5.4 脉冲响应函数分析

脉冲响应函数是基于向量自回归(VAR)模型得出的，主要反映来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前值和未来值的影响，刻画内生变量对随机扰动的动态反映，显示任意变量的随机扰动(新息Innovation)如何通过模型影响其他变量，并反馈到自身的动态过程[14-15]。本文运用脉冲响应函数(Impulse response functions)重点考察 体育用品出口贸易与中国进出口贸易、出口贸易、进口贸易之间的互动关系。

进行脉冲响应函数分析之前，必须构建理想的VAR模型。根据AIC和SC最小化原则，借助Eviews5.0软件对不同滞后量模型的AIC和SC值进行反复比较，结果如表7所示，从中选出AIC和SC值最小的VAR模型，即3个向量自回归模型的滞后期均为5，说明滞后期为5时，3个向量自回归模型(LNJCK与LNTYCK、LNCK与LNTYCK、LNJK与LNTYCK)的回归效果最为理想。

根据上述3个VAR(5)模型，研究运用模拟冲击法，对模型系统施加一个外部冲击，借助Eviews5.0软件计算各变量对冲击的反应，考察中国进出口贸易、出口贸易、进口贸易对体育用品出口贸易的反应状况。图2、图3、图4分别显示我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易对来自体育用品出口贸易增长一个标准差冲击的反应。

分析图2、图3与图4可得出，在短时期内，体育用品出口贸易的变动会对我国进出口贸易、出口贸易和进口贸易产生较大影响，即在1～3期之间，体育用品出口贸易增长的波动对中国进出口贸易、出口贸易和进口贸易增长的波动产生直接作用。但从长远来看，体育用品出口贸易增长的波动并未对进出口贸易、出口贸易和进口贸易产生明显的影响。基于此，研究认为我国进出口贸易、出口贸易与进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应表现为“短期效应明显，长期效应较弱”。

5.5 方差分解技术

方差分解(Variance decomposition)技术也是根据VAR模型得来的，其可将系统中每个内生变量的波动(K步预测方差)按其成因分解为与各方程新息(Innovation)相关联的组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要程度[14-15]。本文采用该 技术的主要目的是考察体育用品出口贸易在不同时期对我国进出口贸易、出口贸易和进口贸易的具体贡献程度。借助Eviews5.0软件进行计算，结果如表8所示。

由表8可知，我国进出口贸易、出口贸 易与进口贸易增长的波动主要归因于自身因素，解释能力分别达84.61%、77.24%和91.92 %。 而受体育用品出口贸易扰动项的冲击影响的成分较低，其对中国进出口贸易事业的贡献程度 均维持在较低的水平，解释能力分别为15.39%、22.76%、8.08%，说明体育用品出口贸易 对我国进出口贸易、出口贸易和进口贸易的贡献程度非常有限。

6 结 论

1) 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的总体情况分析得出，我国进出口贸易、出 口贸易、进口贸易及体育用品出口贸易保持着持续增长态势，但存在周期性波动。从数量规 模上讲，体育用品出口总额与进出口总额、出口总额、进口总额还存在着非常大的差距，所 占中国进出口贸易的份额偏低。

2) 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的相关分析表明，我国体育用品出口贸易与 进出口贸易、出口贸易、进口贸易的相关系数分别为0.828、0.826和0.805，均达到较高 的关联程度，且具有非常显著性意义(P<0.01)。

3) 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的单位根检验显示，我国进出口贸易、出口 贸易、进口贸易和体育用品出口贸易的自然对数时间序列(LNJCK、LNCK、LNJK、LNTYCK) 均为一阶单整I(1)序列。

4) 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的协整关系检验可知，体育用品出口贸易与 我国进出口贸易不存在长期稳定的均衡关系，但与出口贸易、进口贸易存在长期稳定的均衡 关系。

5) 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的格兰杰因果关系检验表明，体育用品出口 贸易不是进出口贸易增长的原因，而进出口贸易则是体育用品出口贸易增长的原因;体育用 品出口贸易也不是出口贸易增长的原因，但出口贸易是体育用品出口贸易增长的原因;体育 用品出口贸易与进口贸易不存在任何单向上的格兰杰因果关系。

6) 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的脉冲响应函数分析得出，我国进出口贸易 、出口贸易与进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应表现为“短期效应明显，长 期效应较弱”。

7) 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的方差分解技术说明，我国进出口贸易、出 口贸易与进口贸易增长的波动主要归因于自身因素，体育用品出口贸易对进出口贸易事业的 贡献程度均维持在较低的水平，说明体育用品出口贸易对我国进出口贸易、出口贸易和进口 贸易的贡献程度非常有限。

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出口经济贸易研究论文范文第2篇

经济全球化背景下，我国对外贸易中摩擦事件屡见不鲜。为保障出口贸易的健康发展，我国及时构建了出口贸易摩擦预警机制，并在出口活动中发挥出了相当积极的作用。但是，随着时间的推移，出口贸易摩擦也逐渐暴露出若干新特点，如何进一步健全预警机制已经成为时下的研究热点之一。

一、我国出口贸易摩擦预警机制的现状

我国政府对入世后可能出现的出口贸易摩擦问题早有预判，自2003年5月开始，商务部便开始不断扩大产业损害监测的范围，将对出口产品的监测同样纳入监测体系之中，对部分重点敏感商品予以积极的预警监测分析，另外，还先后在以汽车、钢铁以及电子信息产品为代表的相关行业建立了一个相对完善的产业损害预警机制。各地方政府也逐渐意识到了建立出口贸易摩擦预警机制的重要性，并采取了相关行动。整体来看，我国出口贸易摩擦预警机制得以初步建立，并带来了较为可观的经济效益以及社会效益。

二、我国出口贸易摩擦预警机制存在的问题

我国现阶段初步构建了一个针对出口贸易摩擦的预警机制，然而，受各方面因素的影响，该机制仍旧存在一些问题有待解决。

（一）预警机制的理论支撑体系尚不完善

现阶段，国内外针对出口贸易摩擦预警机制而开展的理论研究工作尚处于起步阶段，难以甚至无法为实践工作提供有效的理论支持。为什么诸如美国之流的世界一流贸易强国却很少针对出口贸易摩擦预警问题进行研究？笔者观点是，贸易摩擦虽然是贸易大国经常性遇到的一个问题，然而，只有赶超型国家对这一类摩擦比较敏感，自然而然地尤其重视出口贸易摩擦预警机制的构建和应用问题。该部分国家在使经济跻身世界一流的过程中，对出口贸易表现出了较高的依存度，即出口贸易能够很好地刺激国内经济的发展。然而，以美国为代表的发达国家，其进出口总额虽然相对偏大，然而，对外贸易依存度却普遍表现出相对适中的特点，因而支持国内劣势产业的发展以及做好国内就业工作才是这一类国家更为关心的工作，所以，其在贸易摩擦预警机制方面，大多将工作重心放在监测进口这一方面，很少对出口贸易摩擦进行研究。如美国的“扣动扳机机制”便是为了应对进口贸易而构建的。由于此类国家在贸易摩擦中普遍具有主动权，因此，贸易摩擦几乎不会给其带来严重危害，自然鲜有人针对“预警”问题进行研究了。

由上面提到的各种原因可知，我国有必要依托国内相关力量建立一个相对完善的出口贸易摩擦预警机制。

（二）预警主体间的分工尚不十分明确、职责尚未完全厘清

我国现阶段初步构建了包括政府、行业协会以及企业这三大主体在内的预警体系，然而，和日本等国的有关机制相比，其在预警主体间的分工以及职责厘清方面的问题比较突出。首先， 存在政府缺位或者越位问题，未能充分做好理论指导、警报发布、政策或人才支持等方面的工作；政府“插手”了一些本应由行业协会负责的事宜。就政府职能角度来看，商务部承担了大部分的工作，除去以上海为代表的少数地区外，大部分省级地方政府未能在预警机制中充分发挥作用。其次，基于行业协会视角来看，我国大部分行业协会具有鲜明的行政色彩，代表性不足，工作质量不高，同时普遍存在难以独立对外交流的问题。最后，企业对出口贸易摩擦所具有的危害性以及长期性缺乏系统认识，且实践经验严重不足；一些企业甚至存在严重的“等、靠”思想，“搭便车”行为比较常见。

（三）预警的时效性还不够强

现阶段，我国虽然逐步加强了贸易摩擦预警发布的时效性，然而，仍旧需要继续提高。只有尽可能早地发布相关警告，才能给涉事企业留置充足的反应时间。通常而言，预警的时效性在很大程度取决于两点，一个是信息收集效率，另一个是对信息的整理能力。假若信息收集效率不高，再加上未能进行有效整理，那么预警的时效性势必会大受影响。

（四）预警机制的受益人覆盖面还不够宽

预警机制若想充分发挥应有作用，则需要尽可能宽地拓展受益人的覆盖面。由前文提到的日本经验可知，当出现贸易摩擦的苗头之后，应政府以及行业协会联合发出警告，由行业协会负责会员商的召集工作，并群策群力商讨对策。然而，我国大部分企业对预警机制缺乏深入认识，对相关活动缺乏足够的积极性。再加上行业协会存在工作效率低下的问题，贸易摩擦预警信息传输缓慢、不及时，即便为企业获悉，也可能因为企业自身素质问题而缺乏有效应对，使得预警机制无法充分发挥自身的作用。

三、完善我国出口贸易摩擦预警机制的几点思考

（一）加强对出口贸易摩擦预警机制理论的研究

对我国出口贸易摩擦预警机制进行研究发现，其相当部分问题是因为缺少健全的理论支撑所造成的。 相关理论研究不仅要具有原创性，同时还应具有一定的填补空白的性质，由于可供参考以及借鉴的文献成果不多，开展起来具有一定的难度，然而，基于我国现阶段和未来出口贸易摩擦所具有的危害性以及长期性考虑，进一步健全预警理论体系是一项不容忽视的工作。政府以及社会各界应深化合作，政府不断加大政策以及资金方面的支持力度，坚定不移地探讨和实施“治本”良策，如此才能使我国更快更好地由被动应对这种负面状态下解脱出来。还应加深企业对该项研究的认识，从而使企业投入一定的人力和物力参与该项研究工作，并深化和相关科研机构的合作，一起建立健全满足我国现实需要的出口贸易摩擦预警机制理论体系。

（二）细化预警主体间的分工、明确各自职责

由日本的经验可知，其贸易摩擦预警主体在分工上较为具体，政府、行业协会以及企业三者之间有机互补，构成了一个彼此配合以及各司其职的高效运转整体。其大企业等设置在国外的分支机构负责相关信息的收集，并及时传递给总部，同时和本国政府的驻外机构之间建立一个高效的信息沟通渠道；待相关信息传递到行业协会之后，由行业协会负责会员商的召集工作，并共同商讨对策，绝大部分情况下，先由行业协会尝试着解决摩擦，假若需要政府帮助，则向政府及时反馈相关要求。政府采用立法形式赋予了行业协会一定权力，同时成员企业则以其为中心开展统一对外工作。整体而言，日本所采用的这套组合拳在解决出口贸易摩擦方面取得了令人瞩目的成效，我国应从中借鉴相关经验。

我国现阶段的短板之处集中表现在行业协会以及企业这两大方面， 首先，应进一步明确行业协会的职能，商务部等相关政府部门应积极尝试将那些原本应由行业协会负责的职能慢慢地还给条件相对成熟的行业协会；其次，应积极落实行业自律建设工作，行业协会在该工作中发挥着十分重要的作用，应建立健全联络以及协商机制，在不违反法律的前提下，进一步完善行约、行规以及承诺制度，并予以严格落实。有效发挥市场规则的积极作用，同时推动行业自律机制的建立与健全，从而更好地满足世界市场的实际要求。最后，应进一步降低小企业“搭便车”的可能，基于预警机制可能带来的收益规模，由成员企业分摊其运行成本， 如此一来，能够有效消除部分企业的侥幸以及观望心理，使其积极投入到這一机制的建设工作中来。

（三）提高预警机制的时效性

提高预警机制时效性，其核心目的在于为后续的应对措施争取宝贵的时间，将出口贸易摩擦消灭在初始阶段甚至萌芽状态。首先，应构建政府、行业协会之间的协调机制，作为政府相关主管机构应定期听取行业协会等机构提交的信心以及建议，并组织人力深入研究应对措施。其次，行业协会应不断加强和进口国的行业协会之间的联系，以便于及时且准确地收集有关出口贸易摩擦苗头的各类信息。再次，在健全预警机制的工作中，应积极动员和利用有关企业的力量，最大程度地发挥和利用相关研究机构的力量，从而获得集思广益的效果。最后，考虑到我国企业在海外经营领域尚未得到充分发展，在现在和未来的一定时间之内我国政府以及行业协会应积极肩负起预警信息收集、整理以及发布工作。应积极利用商务部驻外机构所具有的窗口作用，为国内及时提供相关国家的政治、经济以及市场动态等方面的信息。应深化和海关等部门的合作。（作者单位为内蒙古师范大学公共管理学院）

出口经济贸易研究论文范文第3篇

摘 要：随着经济的增长和社会的进步，全球经济一体化项目逐渐建立起来，相应的经济环境问题也成了社会各界关注的焦点，其中，绿色壁垒是绿色贸易保护主义的重要手段，是一些发达国家凭借世界贸易组织中的优势地位进行贸易限制的方式，对我国茶叶出口贸易项目产生了严重影响，需要贸易部门针对具体问题进行集中处理和综合性分析，提出具有时效性的解决措施。本文对我国茶叶出口贸易遭遇绿色壁垒的特征进行了简要分析，并从内部原因和外部原因入手，分析了对贸易项目产生的影响，旨在为研究部门提供更加有价值的参考建议。

关键词：绿色壁垒 茶叶出口贸易 原因 影响

1 我国茶叶出口贸易遭遇绿色壁垒的特征分析

目前，我国茶叶出口贸易结构中，主要遭遇的绿色壁垒主要包括以下四个方面。

第一，绿色技术标准造成的壁垒问题，由于发达国家的科学技术水平较高，甚至一些技术已经达到了垄断地位，这就使得一部分国外发达国家打着环境保护的幌子，借助一些立法手段以及措施，对技术标准进行苛刻的改良，使得一些国外产品在出口问题中受到了严重的影响。其中，我国茶叶出口过程遭遇绿色壁垒问题的情况时有发生，也是主要的问题之一。

第二，绿色环境标志也会形成严重的绿色壁垒问题，在绿色环境标志管理项目中，特别是在生产结构、使用过程以及消费项目中，要对环保要求展开综合性分析，实现生态环境和人类健康需求。在层层申请以及审批项目建立过程中，绿色环境标志的存在只是为发达国家提供了进口控制的理由和借口。例如，美国和欧盟发达国家的国际标准采标率已经到达了80%以上，日本制定国家标准，有90%以上采用国际标准，我国茶叶管理项目中国家标准只有40%左右采用国际标准。

第三，在绿色包装项目中，主要是为了实现资源的节约和对废弃物的控制，确保回收效果和再生管理机制的综合性优化，积极建立更加系统化的分解机制，应用不被污染的包装。尽管包装项目是以保护环境为目标，但是，这种运行机制为发达国家的绿色壁垒控制项目提供便利，也使整体包转管理机制受到了严重的影响，甚至使一部分包装不符合相关标准的产品无法有效进行进出口贸易，引起贸易摩擦。在实际管理机制建立过程中，欧盟对于绿色包装项目一直有非常严格的要求，对食品进出口也提出了更加苛刻的标准，对包装效果和包装材料等进行了规定。另外，要求整体回收率要控制在60%以上，循环率在55%以上，这些标准参数对于我国茶叶包装环节来说很难实现。

第四，绿色卫生检疫检控机制和管理措施也是导致壁垒形成的主要原因，多数发达国家对于过海关的产品和材料有非常明确的要求，要按照卫生检疫机制进行统筹控制，从而避免微生物以及添加剂等对货物产生制约和影响。但是，若是这种检疫检控机制过于严格，就会形成经济壁垒和进出口限制。

2 我国茶叶出口贸易遭遇绿色壁垒的原因分析

2.1 我国茶叶出口贸易遭遇绿色壁垒的内部原因

在茶叶管理项目中，内部原因较为重要。第一，茶叶生产技术落后和品质不符合实际需求，究其原因，主要是由于相关部门管理人员的环保意识较为淡薄。我国茶园的多数工作模型和生产经营管理体系中生产技术和生产设备都较为落后，茶叶品质并不高。在实际管理机制建立过程中，农药大量使用会对我国茶叶出口产生影响，并且农药残留指标检测存在严重超标的问题，也会对周围环境产生严重的制约和影响，会污染土地，导致恶性循环，甚至会对管理模型和管控措施产生影响。要对管理体系的升级奠定坚实基础，并且茶叶生产、茶叶种植、茶叶加工以及茶叶包装等问题缺乏有效解决措施，加之环保意识淡薄，也会使得管理模型和管控措施得不到有效落实，相应茶产品遭受金属、病菌及放射物的污染问题相对严重[1]。第二，在实际管理结构建立过程中，由于企业认证意识并不强，也会导致整体管理模型受到限制和影响，甚至使整体管控措施和管理模型失去实效性，相关管理体系和运行无法发挥其实际价值，茶叶进口管理项目的绿色认证标准和相关工作落实情况也会受到影响。第三，茶叶出口项目缺乏品牌效果，规模和管控体系受到严重影响。在实际管理体系建立过程中，由于多数企业主要是采取家庭作坊式生产模式，这就对整个市场运行机制产生了严重的制约，甚至會使得相关管理工作无法得到有效落实，市场中真正有实力的龙头企业数量较少，相关管理模型和控制工作得不到有效落实，加之企业规模的限制，就会对相关运行体系造成严重的制约，其中主要的制约因素包括资金模块、设备模块以及技术模块不符合实际标准的问题，相应管理机制严重落后，也很会对整体管控体系的综合性升级产生制约，进一步加剧了中国茶叶品质的问题，我国茶叶不能在世界市场上形成自己的风格和品牌效应，使得整体管理机制受到严重的制约，也是使得相关信息和运行机制失效的主要因素，直接导致了我国茶叶出口企业的经济受到影响，相关茶叶企业无法同世界知名的茶叶企业抗衡。

2.2 我国茶叶出口贸易遭遇绿色壁垒的外部原因

在对外部原因展开深度分析和集中调研的过程中，缺乏对环保意识和食品质量的需求，相关保护工作和项目运行效果也会受到严重的制约，食品安全问题得不到有效处理，但是，消费者在实际管理体系建立后，更加倾向于花费较高价格购买具有保障的食品，不愿用低廉的价格获取伪劣产品，正是由于消费观念的影响，进出口国家要在选择机制建立后关注产品的质量以及环保要求，结合绿色技术标准进行统筹分析和综合性管控。另外，国际政治形势也是对茶叶出口贸易产生影响的重要因素[2]。在国际形势相对平稳的环境中，各个国家的经济贸易暗流涌动，作为最大发展中国家的中国，面临着来自世界各国的关注，在管理路径和管控体系的控制方面，要结合实际管理需求进行统筹处理和综合性管控，确保管理体系和管理效果之间的稳定性符合实际标准，也为管理结构的综合性升级提供坚实基础。

3 绿色壁垒对茶叶出口贸易的影响分析

3.1 绿色壁垒对茶叶出口贸易的主要影响

3.1.1 绿色壁垒对茶叶出口贸易的消极影响

绿色壁垒对茶叶出口贸易产生的消极影响，会对整体经济贸易行为产生制约。第一，成本价格方面的影响，绿色贸易壁运行结构中，以严格的生产技术标准以及管控体系分析模型进行项目管理，会对检测标准进行统筹分析，确保管理模型和管控体系之间的稳定性发展，将其应用在茶叶企业项目中，会对其整体运行和管理机制产生制约，使得管理模型和控制措施之间的稳定性受到影响，也会对管理模型造成严重的影响[3]。正是基于此，在我国茶叶生产、加工企业项目管理体系中，要达到发达国家的茶叶进口准入标准，就要积极践行更加系统化的控制机制，茶叶企业不得不通过加大资金投入的方式，从根本上改善生产和加工环境，使得整体成本管理项目受到影响，相关运行结构和管理措施失去实效性价值[4]。正是由于资金投入数额在增多，在一定程度上提高了我国茶叶生产运行成本，会对整体管理机制的优化造成严重影响，使得项目升级和管控措施无法有序进行，相应地降低了茶叶出口企业的经济效益。

另外，在实际管理标准建立和运行过程中，要针对具体问题进行集中处理和综合型管控，进一步提高管控体系的有效性、提高处理机制和控制效果，为了达到发达国家的认证标准和实际效果，结合相关工作标准和管理模型，提高处理效果的实效性价值，并且建立健全更加系统化的处理措施，企业不得不开展各项认证项目体系，使得整体管理效果失去效力。认证涉及项目的过程和管理体系和实效性管理体系之间缺乏有效连接，茶叶的生产环节、加工环节和销售环节是非常关键的项目，整体运行过程复杂，会经历较长时间，这些也都增加了我国茶叶的经济成本和时间成本。除此之外，出口对经济力方面、行业稳定性等方面的影响，都是需要相关部门结合实际管理需求进行统筹分析和综合性管理的过程[5]。

3.1.2 绿色壁垒对茶叶出口贸易的积极影响

绿色壁垒对茶叶出口贸易产生的影响中，也有一些积极的意义。企业环保意识增强符合实际标准。在经济贸易中，茶叶出口屡屡遭遇不公正待遇，在不公平和抗議的同时，需要进一步促进生产项目、加工项目和包装项目的升级效果，确保事先建立检测检验机制，为茶叶企业资金和精力的全面投入奠定坚实基础。相关部门要从长远角度出发，积极践行更加系统化的管控机制，提高绿色贸易壁垒效果，提高生态环境的保护效果。另外，在生产技术改进项目中，要积极建立更加系统化的管控措施，确保管理体系符合实际标准。但是，由于管理体系建立和运行过程中，长期的经营体系和管理机制会出现相应的改变，传统管理机制和管控措施存在技术性的严重落后，技术含量低的茶叶出口价格也相对极低，需要相关部门结合实际管理需求进行统筹分析和综合性处理控制，确保相关信息处理效果和管控措施得以全面优化[6]。值得注意的是，发达国家借助严格的技术标准，进一步打压我国茶叶出口项目，尽管有环保体系和项目管理需求作为幌子，在实际管理体系建立后，也会对其产生一定的影响。为了有效化解技术标准，在实际管理体系建立和运行过程中，要积极践行更加系统化的处理机制和管控措施，将相关项目运行措施作为管理目标，为项目升级奠定坚实基础，保证国内企业进一步优化开展学习和掌握新生产技术，提高茶叶产品的质量品质，有效管理和应对壁垒问题[7]。

3.2 出口国绿色壁垒对茶叶出口贸易的影响

在形成贸易管理体系的同时，欧盟对于茶叶出口产生的影响和制约因素较大，由于相关制度和管理体系种类较为频繁，会导致标准更加的严格。在对相关数据进行分析后，欧盟实施的茶叶中农药残留新标准就对相关信息进行了集中调整和分析，其中，受限农药品种从6种一直增加到108种，农药从原来的29种增加到62种，相关信息和处理效果之间也存在相应的问题。除此之外，日本绿色贸易壁垒问题也需要相关部门进行深度思考和集中管控，积极践行更加系统化的管控机制，在日本提出的食品农业化学品列表中，茶叶涉及农药已经达到251种，受到这一因素的影响，我国茶叶的管理效果也需要进一步得到优化，积极践行系统化管理层级，清晰且正确的认知到相关问题的重要性，提高管理效果和控制机制，需要为项目升级奠定坚实基础。

4 结语

总而言之，在实际管理体系建立和落实过程中，要针对具体问题进行具体分析，积极执行更加系统化的管控措施，将管理模型和运行机制作为管理重点，实现项目综合性优化升级，并结合相关管理要求提高自身管理效果，为突破绿色贸易壁垒提供支撑，优化经济运行和管理效果，为项目整体化升级奠定坚实基础。

参考文献

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[7] 顾国达，牛晓婧，张钱江，等.技术壁垒对国际贸易影响的实证分析——以中日茶叶贸易为例[J].国际贸易问题，2015，15（06）.

出口经济贸易研究论文范文第4篇

内部能力分析

优势(Strengths)因素分析

中国的花卉行业远远落后于发达国家是不争的事实。随着中国经济20多年的发展，中国对花卉的强烈内需已经极大地促进了中国花卉产业的发展。目前，花卉产品是中国农产品中具有比较优势的重要产品之一，我国应将花卉产业的比较优势转化为竞争优势。

我国的土地、水资源稀缺，生物多样性资源相对丰富，气候与土壤资源具有丰富的多样性，劳动力资源充足。优越的自然环境和低廉的人力成本，是中国花卉种植业崛起的关键。实际上，由于气候温和，日晒充足，中国被公认为全球最适宜花卉种植的地区之一，而老牌种植大国荷兰由于纬度偏高，温度、日晒等自然条件相对欠缺，不得不广泛采取温室种植。种植成本相对较高，因此荷兰逐渐将种植业务外包，这也促成了发展中国家种植业务的崛起。而日本的劳动力成本很高，出口企业可发挥自身优势，将相同品种的鲜切花加工成花束，这一环节就很有潜力，此举可提高产品附加值。增加利润空间。

劣势(weakRess)因素分析

目前，我国花卉出口还处于起步阶段，产业结构不合理、规模小、品种少、效益低，经营管理水平较差，流通体系还不健全，运输成本高昂，不能长期或周年供应，普遍存在“重生产、轻流通，重数量、轻质量”的现象，出口手续繁琐，市场品种滞后，严重制约着中国花卉的出口。

缺乏专利技术

世界花卉消费市场目前的总体趋势是消费正由传统花卉消费日渐转向新优花卉消费，同时，消费的品种日趋多样化。在这样一个大趋势下。新优品种的培育就显得越来越重要。但是，由于我国花卉产业起步较晚，育种能力不强，新优品种严重匮乏。众所周知，知识产权保护育种人的专利权，在缺乏具有自主知识产权的新优产品的情况下，要想扩大出口，就必须按照国际规则，通过支付品种权费，来取得国际市场份额。而目前我国花卉生产经营者缺乏知识产权保护意识，一些企业和农民白行栽种进口种苗，产品当然就不能在国际市场上流通。

从郁金香泡沫算起，荷兰的花卉产业已经具有数百年的发展历史，并逐渐形成了高度分工的格局，生产、销售、科研、营销等各个环节独立横向发展。与此相对应的是，荷兰的花卉公司大多均专注于一个细分品种的研究，从全球各地搜寻花卉新品种，并进行无数次的品种杂交，改造成为荷兰自主品种进行规模生产，再通过种植、加工、质量控制等一体化优势，抢占竞争对手的市场。事实上，由于地理环境等因素，荷兰的花卉物种并不丰富，荷兰的国花郁金香本是原产非洲的品种。通过吸收全球各地的品种并进行研发改造，荷兰一直占据花卉新品种的制高点。

近几年广泛流行的蝴蝶兰原产于中国台湾，早在1 950年就登上英国皇家园艺学会并获得西方世界的关注，当时荷兰还没有任何蝴蝶兰品种。10年前，荷兰FIoricultura公司进入蝴蝶兰市场之后，蝴蝶兰的生产中心就逐渐由中国台湾转移到荷兰。据相关报道，荷兰首先广泛采集中国台湾的蝴蝶兰各个品种的苗种，并带回荷兰研发中心进行改造，通过杂交实验开发出适应欧洲气候环境的品种，为蝴蝶兰进入欧洲市场打下基础。之后，选育品种进入测试温室进行种植试验，通过对温度、照明、光量、湿度、肥料各个环境进行生长对比测试，并形成标准化的栽培种植手册，为下游种植业务提供作业指引。由于不断的研发和提升种植技术，荷兰逐渐成为蝴蝶兰市场的主导者，仅Floricultura一家公司的蝴蝶兰销售额，就是中国台湾全部出口额的两倍。而FloraHolland成交数据显示。蝴蝶兰是成交量最大的室内盆景品种，也是仅次于月季和菊花的交易品种，2007年交易金额达到2.18亿欧元。

对于确定的新品种，不同的荷兰公司还可能联合进行研发，在特定的研发课题下共享种植技术和管理方法，从而提高了荷兰花卉产业整体的研发竞争力。在亚非发展中国家种植业务崛起的情况下，全球花卉业龙头荷兰一方面加强研发，继续在专利产品开发上保持优势;另一方面，将全国最大的几家花卉拍卖交易所整合一致对外，吸引发展中国家的花卉拍卖业务，进而巩固其全球拍卖交易中心的地位。

利益分配有限

由于缺乏专利花卉品种研发能力，发展中国家仅是世界花工的角色。在全球花卉产业链的利益分配中，处于被“剥削”的地位。

相关资料显示，花卉出口正成为肯尼亚等国的重要外汇收入来源，其中肯尼亚年出口创汇约为2.5亿美元，埃塞俄比亚的花卉出口也达到1.25亿美元。肯尼亚等国家虽然是全球性花卉种植中心，但是实现的利益有限。相关资料显示，荷兰鲜花植物拍卖市场(FloraHolland)每年成交额约40亿欧元，其中荷兰本国生产的花卉占成交金额的85%，而肯尼亚的花卉成交额则仅占5%。此外，荷兰作为花卉交易中心，除了花卉种植收入，配套关联产业还包括金融、物流、拍卖等多个层面，每个层面的规模均相当庞大。以拍卖交易环节为例，以交易额5%手续费率计算，FloraHolland每年收入约2亿欧元，按照欧元与美元1.6的比率计算，其拍卖收入是埃塞俄比亚种植收入的2.5倍。

此外，与全球制造业产业升级、低附加值制造业务流向发展中国家的格局相似，肯尼亚等花卉种植中心的研发能力相对有限。在我国云南投资的外资花卉公司，多采取两头在外的发展模式，即在云南环境优越地区白建种植基地，待花卉成熟之后直接加工出口，整个过程仅利用了云南的自然环境优势，对云南本地花卉在先进品种研发等方面发展带动十分有限。

缺乏完整的保障体系

花卉出口需要有完整的冷链保障体系，由于我国的鲜花生产从基地到采后处理及包装、仓储、运输的所有环节，几乎都程度不同地存在冷链环节中断情况，致使鲜花售前保鲜期大大缩短，对到达目标市场后的品质造成了极大影响。其次，我国口岸处理设施建设滞后。目前我国除昆明、上海、北京等少部分口岸有适合花卉除害处理的专业熏蒸库外，大部分口岸的熏蒸设施不能确保花卉质量和除害处理效果，给花卉的出口检验带来了潜在隐患。由于基础设施差，据河北宝硕集团农业分公司总经理刘月星统计，其公司出口的花卉有三分之一在到达口岸后要降价销售。因此，刘月星等一些花卉出口企业的负责人多次呼吁，加强花卉出口的保障体系建设，加强基础设施建设。

我国一些花卉产品的出口在检疫、濒危等证明的办理方面还存在着一些问题。有些地区通关手续比较繁杂，不够快捷。例如，有的地区仅检疫证的办理就要一个月的时间，这对出口花卉的企业极为不利。

标准化水平低

长期以来，由于我国贯彻推广标准化生产的工作严重滞后，栽培管理水平低，造成花卉产品质量不稳定，甚至低劣。国际市场对于花卉的需求量虽然很大，但对产品的品质要求却极为严格。比如许多国家进口花卉和苗木要求株高、干径都要统一;再比如很多国家为了防止植物危险性有害生物随进境栽培介质传人，进口花卉要求不带土，但我国由于栽培方式和观念的原因，目前栽培介质发展水平还不高，这样就造成许多产品被挡在了国际市场的大门之外。

外部环境分析

机会(opportunity)因素分析世界市场需求大趋势呈现增长

苗圃及庭园植物消费呈现正增长。根据美国国家农业部统计资料中心(USDA)的调查。这几年切花及盆花呈现负增长，而苗圃及庭园植物的产值则逐年增加，且产值占全美花卉产业的一半以上。日本的发展趋势也和此类似。

特种花卉前景看好。据专家预测，从21世纪开始，全球年均需要消费特种花卉约100亿美元，特种花卉市场前景广阔。特种花卉目前主要有三种：一是食用花卉。我国目前已开发的食用花卉有黄花菜等100多种;其二是药用花卉。具有药用功能的花卉可开发成既能治病又能滋养的天然药品;其三是香料花卉，如百里香、香回芹、千层楼、香水草、柠檬罗勒等。

存在新兴市场

俄罗斯花卉消费市场潜力大，且产品多依赖进口。中国土畜进出口商会花卉分会秘书长禁军考察俄罗斯市场后发现，俄罗斯市场的花卉产品90%为进口，目前进口总量居世界第六位，是荷兰花卉交易市场的五大用户之一，其中从荷兰进口的产品约占俄罗斯花卉市场50%份额，其他产品主要来自哥伦比亚、厄瓜多尔等鲜切花主产国。

在2008年9月第十五届莫斯科国际花卉园艺展召开之际，中国食品土畜进出口商会花卉分会和广东佛山市顺德区陈村花卉种植者协会分别组织带队前往俄罗斯交流考察。考察发现，鲜切花是俄罗斯花卉市场的主流产品。其中月季、百合、丁香等为主要品种。近几年。红掌、蝴蝶兰、榕树盆景、发财树等盆栽植物需求不断增加，中国盆栽植物直接对俄出口机会多、市场潜力大。此外，俄罗斯绿化苗木需求量也随着俄罗斯各大城市的改建而呈上升趋势。考察结束后，双方成员均表示，中国花卉出口俄罗斯市场潜力很大，但打通物流和检疫渠道是目前面临的瓶颈问题。

目前，我国直接出口到俄罗斯的花卉产品所占市场份额还不高。根据我国海关统计的数据，2007年，我国对俄罗斯花卉出口约66万美元，2008年上半年出口近59万美元，鲜切花是主要出口种类，分别占2007年出口总量的64.4%，2008年上半年总量的93.5%，其中月季占到切花出口总量的一半。

威胁(threats)因素分析

受金融危机影响

受金融危机的影响，从2008年9月中旬开始，国外花卉市场出现量价齐跌的局面，大连市很多出口型花卉企业大都处于出口滞销状态。大连菊兰园花卉有限公司是全国最大的蝴蝶兰生产基地，其60%的产品曾出口到日本、奥地利等国家，往年冬季是销售旺季。但2008年三季度以来，其花卉出口订单数量下降730%-50%，花卉出口价格也在下跌。

全球金融危机给湛江花卉出口也带来了一定影响。湛江是全国最大的富贵竹生产基地。现今拥有出口富贵竹加工企业及其它花卉种植场已发展为17家，其中富贵竹加工企业14家，其它花卉种植场3家。在全球金融危机的影响下，2009年湛江富贵竹出口企业收到的出口订单减少。

日本与我国花卉产业联系非常紧密，日本市场已经成为我国花卉出口的晴雨表。日本花卉市场主要分为鲜花、盆花、花坛用苗三大部分，康乃馨、月季、菊花是日本进口量最大的三类鲜切花品种。据中国食品土畜进出口商会花卉分会介绍，2008年上半年以来我国花卉出口贸易减缓，原因之一是受金融危机影响，日本切花消费逐年下降，直接影响到我国鲜切花出口量。我国每年出口日本花卉产品占出口总额的三分之一以上，其中鲜切花、鲜切叶出口对日本有较强的依赖性。由于我国花卉出口还存在无序性，很大程度上靠低价竞争，因此市场竞争力不强，利润空间逐年萎缩。

受国外同行竞争威胁

据越南海关总局2009年7月1 6日透露的统计数据，2009年1月～5月越南花卉(包括鲜花和干花)出口390万美元，同比增长117%。虽然目前越南花卉出口市场从2008年的31个减少至现在的20个，但是出口市场结构没什么改变。主要出口市场为日本、俄罗斯、中国、中国台湾和印度尼西亚。其中，对日本出口达1 00万美元，同比增长54%。

埃塞俄比亚的花卉出口市场也在逐年扩大。埃塞俄比亚花卉出口的大幅增加得益于政府在该领域重视程度和投入的加大。目前，共有18家企业在从事花卉出口的业务，而且企业的数量正不断增加。有关部门也表示，将尽一切可能为从事鲜花产品出口的企业提供优质的服务。由于纬度跨度和海拔高度差距均较大，埃塞俄比亚虽地处热带，但各地温度冷热不均。全国范围大致可分为三个气候区：一是海拔2400 m及以上的地区，气候较凉爽宜人;二是地处1 500 mA2400 m之间的地区，气候比较温暖：三是地处1 500 m以下的地区，气温比较炎热。全国年平均温度为1 3℃。全国范围一年大致分为旱季和雨季。平均年降雨量为1 179.6 mm。这种特殊的气候特点，使其在花卉及园艺领域的发展具有得天独厚的优势，也使得越来越多的外国企业将投资重点放到花卉种植领域。(未完待续)

出口经济贸易研究论文范文第5篇

摘要：基于VAR模型，本文利用海南省1987-2006年的统计数据，通过协整分析、格兰杰因果检验和相关动态分析方法对进出口贸易与海南省经济增长之间的关系进行了实证研究。结果表明，海南省进出口贸易与经济增长存在长期的均衡关系，且出口贸易与经济增长有单向的格兰杰因果关系，但出口对经济增长的拉动效应不强。

关键词：进出口贸易；经济增长；实证研究

一、理论综述

国外关于进出口贸易与经济增长关系的研究较多，John Thomton(1996)对1895-1992年墨西哥的出口与经济增长的关系进行了协整分析和格兰杰因果检验，结果表明，墨西哥的出口与国内生产总值存在着正向关系。[1]Francisco F. Ribeiro Ramos(2001)对1865-1998年葡萄牙的进出口与经济增长的关系进行了实证研究，分析显示，进出口与葡萄牙的经济增长存在着双向的因果关系，但是进口贸易与出口贸易之间不存在关系。[2]Jim Love & Ramesh Chandra(2005)利用协整检验方法对孟加拉国实际产出、出口和贸易条件进行检验后发现，三者存在长期的协整关系。[3]

国内方面，万金金、谢进孝(2006)通过对1978-2004年的数据进行实证分析，结果发现，进出口均是经济增长的Granger原因，且出口对经济增长影响显著，进口却不明显。[4]毛其淋(2007)利用回归方程对浙江省进出口与经济增长关系进行分析，结果表明，出口贸易对经济增长要略强于进口的影响。[5]王坤、张书云和马龙龙(2004)对1978-2001年我国进出口与经济增长进行协整和格兰杰因果检验，结果显示，进出口与经济增长之间存在唯一的动态均衡关系。[6]

作为经济特区的海南，其进出口贸易与经济增长均已取得显著的成绩。2006年全省进出口总额28.5亿美元，增长10.42%。GDP实现2051.4亿元，增长12.5%。因此，对海南省进出口与经济增长的关系进行分析很有现实意义。而且目前尚未有文献对海南省进出口与经济增长之间的关系进行实证研究。本文利用1987-2006年海南省年度数据，重点分析了这段时间内海南省进出口贸易对经济增长的作用。

二、海南省进出口贸易与经济增长关系的实证分析

(一)基础模型(VAR)和数据

向量自回归(Vector Auto Regressive，VAR)模型是1980年由西姆斯(C.A.Sims)引入到经济学中，通常用于相关时间序列系统的预测和随机扰动对变量系统的动态影响。模型避开了结构建模方法中需要对系统中每个内生变量关于所有内生变量滞后值函数的建模问题，具有较大的现实意义。

本文构建的VAR模型可以表示为：

本文基于上述模型，采用协整和格兰杰因果检验以及误差修正模型、脉冲响应函数和方差分解等方法从静、动态两方面来研究海南省进出口贸易与经济增长之间的关系。数据来源于1987-2006年《海南省统计年鉴》，为了消除变量之间的异常趋势，对变量取自然对数形式，分别记为：Lny、Lnex和Lnim。

(二)协整和格兰杰因果检验

1.单位根检验

在进行协整分析之前，首先需要对变量的平稳性进行检验，也只有在变量均是一阶平稳的条件下，才能进行协整分析。本文采用ADF单位根检验方法来检验相关变量的平稳性，检验结果列于表1。

通过ADF检验，在5%的显著性水平下，接受序列Lny、Lnex和Lnim有单位根的假设，但拒绝这3个序列的一阶差分具有单位根的假设，所以序列Lny、Lnex和Lnim都是一阶单整、I(1)序列。它们均通过单位根检验，可进一步检验它们之间是否存在长期协整关系。

2.协整分析

检验协整性其实就是检验协整回归方程的残差项是否存在单位根。如果两个序列不是协整的，残差中一定存在单位根，这就是非协整性零假设。如果这两个序列是协整的，残差项将是平稳的。关于协整关系检验和估计的方法主要有Engle—Granger两步法和Johansen极大似然法。本文采用Johansen极大似然法来检验序列Lny与Lnex、Lnim之间的协整关系，检验结果列于表2。

从上式看出，进出口贸易与GDP之间存在长期的稳定均衡关系。出口与经济增长存在正向变动关系，且出口对于经济增长的弹性较大，出口每增长1%，GDP增长5.4%。进口与经济增长则存在方向变动关系，其弹性相对较小，进口每增长1%，GDP减少1.5%左右。

3.格兰杰因果检验

由协整检验结果可知，海南省进出口贸易与经济增长存在长期的均衡关系，但这种关系是否构成因果关系以及因果关系的方向如何，还需做进一步的分析。笔者对模型的相关变量进行格兰杰因果关系检验，具体的检验结果如表3所示：

从表3可以看出，在5%显著性水平下，出口是经济增长的格兰杰原因，这是“出口拉动型经济增长”的典型，说明出口对于海南省经济增长起了非常显著的带动作用。同时，进口却不是经济增长的格兰杰原因。

(三)基于VAR模型的动态关系分析

基于建立的VAR模型，本文使用误差修正模型、脉冲响应函数和方差分解来分析进出口贸易与经济增长的动态关系。

1.误差修正模型

误差修正模型基本形式是由Davidson、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出的，因此，又称为DHSY模型。它的基本思路是如果VAR模型存在协整关系，则表明这些变量之间存在长期均衡的关系，而这种长期均衡关系是在短期波动过程的不断调整下得以实现的。也就是说，大多数经济时间序列具有长期的均衡关系是因为有一种调节机制(即误差修正机制)一直在起作用，防止了长期均衡关系出现较大的误差。

在Johansen极大似然法协整检验的基础上，对序列Lny、Lnex和Lnim建立误差修正模型，滞后期采用2期。其结果如表4：

由表4可知，海南省进出口误差修正模型的误差修正系数均小于零，符合反向修正原则，GDP误差修正系数大于零，不符合反向修正原则。进出口的误差修正系数的绝对值均较大，说明当它们偏离均衡趋势后的回调速度较大，其变量的波动也较大。当进出口短期波动偏离长期均衡时，将分别以(-0.982)和(-1.830)的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

2.脉冲响应函数

脉冲响应函数(IRF：Impulse Response Function)用来衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。考虑本文的VAR模型：

由图1可知，经济增长(Lny)对出口(Lnex)的一个标准新息立刻有较强的反映，GDP增加了约0.05，随后，到第2期就快速达到了近0.10，2-3期之间有一定的缓增，且到达最顶端，3-10期趋于缓降，但第10期的水平比第一期略强。短期来看，出口对于经济增长的冲击很强；长期来看，存在一定的缓增态势。

由图2可知，经济增长(Lny)对进口(Lnim)的一个标准新息立刻有较强的反映，GDP减少了约0.01，到第3期又快速下降到最低点(近-0.035)，随后，在3-4期之间有一段缓增，4-7期增势迅猛，7-10期增速稍缓，较之第一期有一定的增加。短期来看，进口对于经济增长的冲击效应很强；长期来看，存在一定的缓降态势。

3.方差分解

考察VAR模型时，还可以采用方差分解方法研究模型的动态特征。其主要思想是把系统中每个内生变量(供m个)的波动(k步预测均方误差)按其成因分解为与各方程新息相关联的m个组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。

从表5可以看出，出口的新息对于GDP的影响呈上升走势，到第10期为止，却不超过9%，说明出口在长期对于GDP的拉动效应不强。第5期，进口的新息对于GDP的的影响达到最高，仅占3%；随后，其对经济增长的影响却有了缓慢下降的态势，可见进口在长期对于GDP的影响相当有限。

三、结论与评价

基于VAR模型，本文对海南省进出口贸易与经济增长关系进行了协整分析、格兰杰因果检验、误差修正模型、脉冲响应函数和方差分解研究，得出结论如下

(一)海南省进出口贸易与经济增长之间存在唯一的长期均衡稳定关系

出口与经济增长存在正向变动趋势，进口与经济增长存在反向变动趋势，且出口与经济增长的相关系数要远大于进口的系数。可见，海南省净出口对于经济增长的影响较强，加大净出口，特别是出口是提高全省经济总量的理想之路。

(二)海南省是典型的出口拉动型经济增长方式的经济体

格兰杰因果检验显示，出口贸易对于海南省经济增长具有显著的影响关系，但进口却不是经济增长的格兰杰原因。基于上述情况，发展出口贸易对于海南省的经济持续健康发展将起到实质的作用。

(三)出口贸易对海南省经济增长的拉动效应较低

尽管出口对于经济增长具有一定的影响力，但通过脉冲响应和方差分解动态分析发现，出口拉动经济增长的力量还有待加强。目前，海南省存在出口额不大、技术密集程度较差、单一依赖等问题，因此，有针对性地解决这些问题对于提高海南省出口贸易数量和质量，从而带动经济长久快速增长将有立竿见影的效果。[7]

参考文献：

[1] John Thomtom. Co-integration， causality and export-led growth in mexico(1895-1992) [J]. Economics Letters，1996：413-416.

[2] Francisco F. Ribeiro Ramos. Export， import， and economic growth in pPortugal：evidence from cansality and co-integration analysis [J]. Economics Modelling 18，2001：613-623.

[3] Jim Love and Ramesh Chandra. Testing export-led growth in Rangladesh in a multivariate VAR framework [J]. Journal of Asian Economics，2005：1155-1168.

[4] 万金金，谢进孝.中国对外贸易与经济增长关系的实证研究[J]，当代经济，2006，(7).

[5] 毛其淋.进出口贸易对浙江省经济增长作用的实证分析[J].黑龙江对外贸易，2007，(7).

[6] 王坤，张书云，马龙龙.中国进出口与经济增长关系的实证研究[J].统计与决策，2004，(2).

[7] 李玉凤.海南省出口贸易对经济增长的贡献度研究[J].价值工程，2006，(5).

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出口经济贸易研究论文范文第6篇

[摘要]工业生产带来的环境问题是环境与经济发展不可忽略的重要问题，文章根据我国统计年鉴的数据，分析了工业污染治理成本对出口贸易的影响，尤其对能源密集型产品出口的影响。实证结果发现，工业污染治理成本对我国出口具有显著积极影响。我国政府与企业要重视工业生产带来的环境问题，提高能源资源的利用效率，推动经济社会可持续发展。

[关键词]工业治理成本；出口；能源密集型产品出口

[DOI]1013939/jcnkizgsc201711286

1引言与文献综述

近年来，我国的出口总额占世界出口份额的占比是逐年上升的，2015年，我国外贸出口总额占比较2014年提高了15%。但面对国内外复杂形势，我国外贸出口增速有一定程度下滑，环境成本已被很多企业纳入生产成本中的一部分。国外学者Walter认为环境污染控制成本仅占出口商品中很小的部分，因此不会对出口商品流向产生影响。Cole和Elliott（2005）运用H—o—s模型检验了环境规制对贸易模式的影响，发现环境规制对于净出口的影响并不明显。一些学者认为“波特假说”缺乏经验实证分析，认为环境规制是不利于出口贸易的。Carraro和Siniscalco（1992）构建了开放型经济模型，认为国内的环境法规与标准最终会使企业丧失利润空间。那么工业污染治理成本对我国出口贸易尤其是对能源密集型产品的出口有怎样的影响？

2变量、数据与模型的选取

本文根据国内外相关文献关于对出口贸易的影响因素分析，再结合本文的研究需要，确定本文的最终模型为：

lnExp=αlnIpc+βlnfdl+γlnlabor+ηlnexrate+θlntech+ε（1）

本文数据均来自《中国统计年鉴》。出口贸易额（Exp）：出口贸易额一定程度上代表着出口贸易规模，能直观反映我国出口贸易的增长；实际利用外资（fdI）：本文选取数据为2000—2014年的年实际利用外资额，预测其与我国的出口存在正相关关系。本文核心解释变量为工业污染治理成本（Ipc），数据为我国的年工业污染治理投资额取对数。劳动力投入（labor）为我国出口贸易的一个重要影响因素，本文以三大产业的就业人数表征劳动力投入数量，预测系数为正。汇率水平（exrate）也是影响一国出口的重要因素。本文数据取2000—2014年美元兑人民币的年平均标价表示我国的人民币汇率水平，预测系数为正。tech 为技术进步水平，预计系数为正。本文所有数据均采取对数形式进行回归分析，回归系数值均表示弹性系数。

各变量的描述性统计结果如表1所示。

3计量结果分析

计量过程及结果。根据模型的设定，本文根据模型（1）采用逐步回归的方式，对各解释变量对被解释变量的影响做了实证研究。研究结果见表2。

表2显示了逐个加入有关解释变量进行回归的结果，从模型2到模型5核心解释变量工业污染治理成本显著为正，这一结果符合“波特假说”。工业污染治理投资的增加会促使企业生产清洁型产品，提高资源利用率，并且环境污染治理投资有利于减少企业环境排污税收等，创新带来的收益增加有利于增强我国的出口竞争力。在控制了实际利用外商直接投资，劳动力投入，汇率水平，以及技术进步后，工业污染治理投资的弹性系数为12244，表明在其他条件既定情况下，当工业污染治理投资增加1%时，我国出口额增加12244%，当加入实际利用外资后，工业污染治理投资的弹性系数为05762，进一步控制劳动力投入的影响后，这种影响结果缩小到04782，再进一步控制汇率与技术进步因素，工业污染治理投资的弹性系数显著分别为05599，05393，表明我们所观察到的工业污染治理投资影响我国出口贸易额的差异，一定程度上来自于劳动力投入，汇率和技术水平的差异。本文研究发现实际利用外资，劳动力投入，汇率水平及技术水平对出口的影响均为正向，工业污染治理投资对出口的影响显著为正。

4结论和政策建议

實证结果表明，工业污染治理成本每增加1%，我国出口额将增加约05%。相比而言，我国实际利用外资对出口呈现显著的正效应，劳动力投入对出口的促进作用不显著。基于上述结论：第一，要重视对工业污染物的治理投资，尤其是加大对能源密集型产品的污染治理投资。加大工业污染治理投资，所带来的创新收益效应大于成本增加效应，会刺激企业进行新产品新技术的研发，促进企业生产效率和能源资源利用率的提高。第二，外商直接投资对出口的影响程度大且影响显著，我国政府在创造条件吸引外商投资时，要重视工业生产环境问题，提高我国能源资源的利用率，提高出口产品的质量，增强我国出口产品的竞争力。

参考文献：

[1]Cole M A，R J R ElliotFDI and the Capital Intensity of “Dirty” Sector： A Missing Piece of the Pollution Haven Puzzle[J].Review of Development Economics，2005，9（4）：530-548

[2]杨庆容人民币汇率变动对进出口贸易的影响研究[D].上海：复旦大学，2008

[3]杨雪峰人民币汇率对我国出口影响的实证研究[J].世界经济研究，2013（6）：40-44，88

[4]周琛影，田发影响我国出口的宏观因素分析[J].当代财经，2003（12）：92-94

[5]赖永剑出口贸易的技术进步效应研究[D].广州：暨南大学，2012