贸易出口论文范文精选

摘要：本文在回顾了国内外关于对外直接投资与对外贸易关系的理论和文献的基础上，利用浙江省1989-2005年宏观经济数据，对浙江省对外直接投资与对外贸易关系进行了实证研究。分析结果表明，浙江省对外直接投资与对外贸易存在长期稳定关系，短期均衡关系显著，对外直接投资对进出口贸易产生了积极的促进作用，两者之间存在较强的互补关系。投资,贸易-[飞诺网]

关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型

改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。

一、文献回顾

迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。

从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。

上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。

二、实证分析

1文献回顾与文献评述

1.1文献回顾

国内学者范祚军等［3］运用1994—2010年人民币双边汇率、人均国民收入等年度数据，分别研究了人民币汇率变动与中国对东盟10国贸易收支之间的关系，发现短期人民币汇率贬值可以改善我国对其中7国的贸易收支。张慧等［4］的研究认为，人民币汇率贬值有助于改善我国贸易收支。韩斌等［5］以1994—2011年我国与主要贸易伙伴国的双边贸易季度数据为基础，探究了人民币汇率变动与我国对贸易伙伴国贸易收支的关系，指出人民币汇率贬值使我国贸易收支得到改善。而以下学者的研究却表明，汇率贬值不能改善贸易收支。Taufiq等［6］根据1974—1998年美国分别对日本、加拿大的贸易数据进行研究，得出的结论是汇率的波动对贸易收支会产生负面影响。张晓月等［7］认为人民币汇率贬值总的净效应为我国贸易顺差的减少。何建奎等［8］研究了人民币实际有效汇率与我国贸易收支的关系，发现贸易收支的汇率弹性为负。第二种观点认为:汇率变动对贸易收支没有显著影响。Wilson［9］的分析表明，新加坡、马来西亚货币的实际汇率变动与它们贸易收支之间的显著影响关系不存在。SilvanaT［10］基于名义汇率的角度，探讨了其与贸易收支的关系，发现名义汇率变动不引起贸易收支变化。Wilson［11］采用1970—2004年的年度数据，研究了韩国、美国和日本之间的多边贸易，得到实际汇率的变动不会显著影响韩美和韩日之间的贸易收支的结论。曹永福［12］对我国进出口需求价格弹性进行了测算，算得两者绝对值之和为0.3079(0.611)，小于马歇尔—勒纳条件临界值，说明人民币汇率变动对贸易收支的影响很小。刘林［13］通过构建非线性MS-VAR模型，选择1994—2010年的季度数据，实证研究了人民币实际有效汇率贬值与升值分别对一般贸易收支和加工贸易收支的影响，指出人民币实际有效汇率变动不会影响总的贸易收支。左晓慧等［14］以2005年1月至2012年8月的月度数据为研究样本，实证分析了人民币实际汇率与我国进出口额的关系，结果表明人民币实际汇率变动对进出口额的影响不显著，人民币升值不能使我国贸易顺差得到根本改变。冯宗宪等［15］构建了中美两国TV-FAVAR模型，对人民币实际汇率波动对中美贸易差额的影响进行了探析，认为人民币实际汇率波动不是中美贸易顺差的主要原因。

1.2文献评述

既有研究对汇率变动与贸易收支之间的关系进行了积极探索，但不难发现，国内外学者在研究汇率变动对贸易收支的影响时由于研究方法、研究样本、数据选取等的不同，尚未得出关于汇率变动对贸易收支影响的统一结论。本文在前人研究的基础上，试图通过理论推导出人民币汇率变动对我国贸易收支影响的模型。鉴于人民币名义汇率不能准确反映汇率变动对贸易收支的影响，故而运用人民币实际汇率数据，实证分析人民币实际汇率变动对我国贸易收支的影响。

2汇率变动对进出口贸易收支影响的机制分析

汇率变动主要通过价格竞争机制对贸易收支产生影响。由绝对购买力平价理论可知，用不同货币计价的某种商品，折算成同一种货币后价格应相等，即:P=eP*。其中，P为一国某种商品的国内价格，P*为该国这种商品的国外价格，e是用直接标价法表示的汇率。在满足不同地区该商品价格相同且同质的前提下，汇率变动对贸易收支影响的作用机制可表现为汇率变动首先引起进出口商品价格变动，进出口商品价格变化后使进出口商品的国际竞争力发生变化，而进出口商品的国际竞争力发生变化后又会使进出口商品的供给弹性和需求弹性发生变化，最终使贸易收支发生变化［16］。

3人民币汇率变动对我国进出口贸易收支影响的实证分析

1问题描述进出口贸易的高速发展

催生了大量的物流需求，推动物流业不断提高服务能力和水平，同时，作为进出口贸易活动中的重要一环，物流业在很大程度上决定了进出口贸易发展的速度，两者相互作用，共同发展。一方面，随全球一体化呈爆炸式增长的进出口贸易对物流业发展提出了更高的要求，可以说，现代物流业健康、高速发展已经成为进出口贸易持续发展的先决条件。另一方面，现代物流业的业务流程更加优化，服务水平较高，可以满足进出口贸易品类不断丰富、贸易量持续增长的要求，促进进出口贸易的飞速发展。具体来说，物流业的多样化发展促进了进出口贸易的多品种、小批量发展；物流业的及时性和高效性也促进了进出口贸易的快速发展。综上所述，物流业的高效发展可以促进进出口贸易的发展。

2物流业与进出口贸易关系分析

一般来说，物流业与进出口贸易存在正相关关系，基于以上认识，本文选取货物周转量指标代表华北地区物流业发展水平，进出口总额代表华北地区进出口贸易发展水平，并运用相关性分析和弹性分析两种统计学分析方法，实证检验物流业对华北地区进出口贸易的发展是否有影响，以及影响程度。

3.1货物周转量和进出口总额的相关性分析对货物周转量和进出口总额进行相关性分析，其目的是验证物流业对进出口贸易是否有积极的影响，如果有影响，影响程度的显著性如何。华北地区2003-2012年间货物周转量和进出口总额的统计数据

3.2货物周转量和进出口总额的弹性分析以上研究通过相关性分析验证了华北地区物流业发展对其进出口贸易具有正面的促进作用，但无法计算出影响程度有多大。本部分研究以经济学原理中的弹性理论为依据，力求定量分析出华北地区物流业发展的变化引起进出口贸易变化的幅度有多大。

3结论现

代物流业的快速发展降低了交易成本，加快了贸易进程，扩大了贸易规模，为我国进出口贸易的发展起到了非常重要的作用。本文以华北地区的面板数据为研究对象，运用相关性分析和弹性分析对物流业与进出口贸易的关系进行研究，结果表明无论是华北地区整体，还是具体的省市地区，物流业的发展都对进出口贸易的发展起到正向的促进作用；而通过对北京市和河北省两个地区的实证研究发现，不同省市的物流业对进出口贸易的促进作用程度不同，但作用方向相同。

[论文关键词]绿色贸易壁垒出口贸易影响及对策

[论文摘要]随着世界经济一体化和区域集团化的不断加深，各国之间的经济联系和贸易交往也日益增加。传统的贸易保护主义不能适应新时代的要求。需要一种更隐蔽，更高级的形式来代替，绿色壁垒就产生了。本文在分析绿色壁垒的含义、表现的基础上，结合我国出口贸易的现状和绿色壁垒对我国出口贸易的影响，揭示了绿色壁垒的贸易保护主义实质。

所谓绿色贸易壁垒，实质上是指进口国政府以保护生态环境为纲，以限制进口保护贸易为目的，通过颁布复杂多样的环保法规、条例、建立严格的环境技术标准和产品包装要求，建立繁琐的检验认证和审批税、实行环境构想制度，以及保证环境进口税方式对进口产品设置的贸易障碍。绿色贸易壁垒通常分为两类：一类是政府引导型的绿色壁垒，另一类是非政府引导型的绿色壁垒。绿色贸易壁垒的内容主要包括环境进口附加税、绿色技术标准、绿色环境标准、绿色市场准入制度、消费者的绿色消费意识等方面的内容。将环保措施纳入国际贸易的规则和目标，是环境保护发展的大趋势。由于西方国家的公众和政治家对环境的关注，环境保护逐渐成为服务于各国贸易保护主义政策的一种武器，而且成为在国际贸易谈判中讨价还价的筹码。

一、绿色贸易壁垒的表现形式

环境保护与贸易保护的契合决定着绿色壁垒的应用较为广泛，涉及到的不仅包括制成品，还包括中间产品；不仅包括产品的质量，也包括产品的加工生产方法以及产品的设计和消费处理过程。绿色壁垒应用的广泛性，使其表现形式多种多样。

1.绿色关税制度

发达国家对一些污染环境和影响生态，可能对环境造成威胁及破坏的产品征收进口附加税，或者限制和禁止商品进口，甚至对其实行贸易制裁。但是，在标准的实行上常常内外有别，明显带有歧视性，可以说是以绿色之名行贸易保护之实。

2.绿色技术标准制度

一、绿色贸易壁垒的表现形式

环境保护与贸易保护的契合决定着绿色壁垒的应用较为广泛，涉及到的不仅包括制成品，还包括中间产品；不仅包括产品的质量，也包括产品的加工生产方法以及产品的设计和消费处理过程。绿色壁垒应用的广泛性，使其表现形式多种多样。

1.绿色关税制度

发达国家对一些污染环境和影响生态，可能对环境造成威胁及破坏的产品征收进口附加税，或者限制和禁止商品进口，甚至对其实行贸易制裁。但是，在标准的实行上常常内外有别，明显带有歧视性，可以说是以绿色之名行贸易保护之实。

2.绿色技术标准制度

通过立法手段，制定严格的强制性技术标准，限制国外商品进口。发达国家凭借自己的经济技术优势和垄断地位，不考虑或很少考虑发展中国家的实际情况，对进口产品不分国别一律采取非常严格的技术标准，事实上导致发展中国家产品被排斥在发达国家市场之外。

3.绿色环境标志制度

绿色环境标志又称绿色标签或环境标签，是环保产品的证明性商标。发展中国家产品为进入发达国家市场，必须提出申请，经批准取得绿色环境标志。目前已有40多个国家和地区推行绿色环境标志制度，并趋向于协调一致，相互承认，对发展中国家产品进入发达国家市场形成了巨大障碍。

一、中国主要林化产品出口贸易现状

从中国主要林化产品的出口结构来看，松香产品出口额占林化产品整体出口额的比重在1992～2012年期间基本呈现下降的趋势，从1992年的80．75％下降到2012年的43．17％。活性炭产品出口额占林化产品整体出口额的比重呈现上升的趋势，从1992年的15．80％上升到2012年的53．53％。可以看出，尽管松香和活性炭的出口比重有所变化，但它们依然是林化产品出口的主要组成部分。因此分别对这两类产品的出口流量和流向进行分析。从1992～2012年松香产品出口贸易流量变化情况来看（图2），2004年之前，松香产品历年出口贸易额变化不大，基本在1．4亿美元上下波动。2005年以后松香产品出口贸易额有所增加，但出口波动剧烈，2009年松香出口额仅为1．8亿美元，2011年却高达5．9亿美元。从1992～2012年活性炭产品出口贸易流量变化情况来看（图2），除了2009年受金融危机影响，出口额有所减少外，基本上都是每年增加的趋势。从出口流向来看，2012年中国松香产品出口额为26834万美元，其出口市场以日本、葡萄牙等为主，表2还列出了松香产品出口流向前十位的其它国家。中国对这些国家的松香产品出口额占出口世界总额的83．46％。2012年中国活性炭产品出口额为33274万美元，其出口市场以日本、韩国等为主。表2还列出了活性炭产品出口流向前十位的其它国家。中国对这些国家的活性炭产品出口额占出口世界总额的72．64％。由此看来，不论是松香产品还是活性炭产品，其出口市场都相对比较集中。

二、中国林化产品出口贸易影响因素分析

（一）贸易引力模型及其扩展

贸易引力模型起源于牛顿力学中的万有引力定律。Tinbergen（1962）和Poyhonen（1963）将万有引力定律引入到国际贸易领域，他们通过研究指出两国之间的双边贸易流量规模与两国各自的经济总量成正比，与两国之间的距离成反比，这就是贸易引力模型的基本形式。之后许多学者对贸易引力模型进行了扩展，引入一些影响双边贸易流量与流向的其它因素，如Linnemann（1966）引入人口数量和贸易政策变量，Bergstrand（1985）用人均收入代替了人口数量，并引入汇率和是否同属一个经济组织等变量，AndersonandWincoop（2003）引入是否拥有共同边界变量，AndersonandMarcouiller（2002）引入一系列经济制度变量（如交易成本等），DeGroot等人（2004）引入政治稳定性、管制质量和腐败程度等制度变量。近几年，文化差异也被作为影响双边贸易流量的因素引入到贸易引力模型中（Felbermayr，2010）。随着贸易引力模型的发展与应用，国内外不少学者运用该模型来预测某些国家之间的贸易潜力（Sohn，2005；Batra，2006；张英，2012）、检验某些国家的贸易格局（EvenettandKeller，2002）、分析影响某类产品对外贸易的因素（戴明辉，2010；张凤娟，2013）、估计两国双边贸易中可能存在的本地市场效应（刘磊，2013）等。这些研究为我国林化产品出口贸易研究提供了重要的方法借鉴，因此，本文拟建立中国林化产品出口贸易引力模型对林化产品出口的主要影响因素、影响程度及出口潜力进行实证分析。根据中国林化产品出口贸易的特点和出口实际，综合考虑本国供给、进口国需求、贸易成本等因素，在贸易引力模型基本形式的基础上引入以下变量。

1．森林资源差异。

林化产品是以森林资源为基础，通过化学加工生产的产品。森林资源与林化产品之间有着直接联系，不同林化产品需要不同森林资源来支撑。因此本文构建贸易引力模型时，引入贸易双方之间的森林资源差异这一变量。由于很难区分林化产品具体来源于那种森林资源，以及考虑到森林资源数据的可获取性，这里没有考虑生产不同林化产品的森林资源差异，而是用贸易双方之间的人均占有森林总面积差额的绝对值（DFAij）来反映他们之间的森林资源差异。计算方法为：DFAij＝｜FAiPi－FAjPj｜，其中FAi与FAj分别表示i国与j国的森林总面积，Pi与Pj分别表示i国与j国的总人口数，这样，FA／P就反映了各国森林资源的丰裕程度。

2．人均收入水平差异。

1研究背景

金融危机中,由于一些国家金融机构倒闭或被收购、接管,信用恶化和萎缩,贸易中的履约风险和结算风险增大,使国际贸易萎缩,加剧国际市场激烈竞争,全球范围内各国贸易政策开始趋于保守,贸易保护主义威胁增大。在趋紧的贸易大环境中,我国出口面临前所未有的困境,以致于国内现在关于人民币应该保持升值趋势还是通过贬值来刺激出口的争论再起。

2人民币升值对国际收支变动的影响

2.1人民币升值对经常项目帐户收支变动的影响

至于贸易互补度方面,新疆国际商贸大通道的贸易定位,就是缘于我国与中亚国家间极强的贸易互补性存在,这是新疆边贸发展的基础。人民币升值会否使贸易互补度下降从而降低贸易流量呢?应该不会,理由是:第一,中亚国家由于历史原因,产业结构失衡造成国内对新疆出口的日用消费品和机电产品需求强烈。虽然新疆也面临着其他国家如土耳其、韩国、日本、美国、俄罗斯以及一些西亚国家越来越激烈的竞争,但新疆出口商品物美价廉的竞争优势短期内还不可动摇;第二,我国经济快速发展,而国内能源供应增长较慢,使能源进口依存度不断提高,2007年开始已经上升到50%以上。中亚作为世界上能源储量排名第三位的地区,能够通过陆路通道向我国供应油气资源,对实现我国能源进口市场多元化和运输方式多样化,减少我国面临的能源安全威胁具有重要战略意义。显然,即使人民币继续升值,也不会因为其带来贸易互补度降低,从而缩减贸易流量。总体来看,人民币升值对扩大贸易规模是有利的,对新疆经常项目帐户会产生收入增加效应。至于支出方面,升值使人民币购买力增加,带来的通常是进口成本下降,进口贸易流量显著扩大。

2.2人民币升值对资本和金融项目帐户收支变动的影响

(1)人民币升值对短期投机资本流动的影响。

如果人民币长期升值趋势确定,就会产生不断继续升值的心理预期,从而使人民币升值投机将加重,短期资本流入增加。而且,短期资本还可能通过外贸套汇、假合资项目等渠道入境。入境的国际热钱将选择诸如房地产等受益于升值而产生明显增值的市场进行投资,因为人民币升值预期会增加国外机构的投资信心,也可能使他们获得投资收益和升值收益的双重利润。

一、制造业出口生存函数估计

生存分析的统计工具可以将贸易持续时间模型化为一系列条件概率，即给定贸易关系已经生存了t期的条件下，贸易关系在t期后仍然持续的概率。生存分析（SurvivalAnalysis）是将事件的结果（终点事件）和出现这一结果所经历的时间结合起来分析的一种统计分析方法，广泛应用于生物学、医学、保险学、社会学、经济学等方面主要分连续时间生存分析模型（COX比例风险模型）和离散时间生存分析模型（LogitProbit和Cloglog模型），同时可以采用生存函数（K－M法乘积极限法）和危险函数估计来描述研究对象的生存时间。它区别于其它多因素分析的主要不同点在于生存分析考虑了每个观测出现某一结局的时间长短，主要可用于探索和了解影响生存时间长短的因素。基于此将贸易关系失败的概率（危机函数hazardfunction）定义为某一贸易关系已经持续了t期，而在t期以后不再持续的概率。其正式的表示形式如下，假设T为一个非负的随机变量表示某一事件在时刻t失败，则关于T的生存函数可以表示为。本文的数据来自于BACI数据库，是由CEPII提供的HS6分位产品层面的全球贸易数据库，包括世界各国双边贸易商品的价值量数量和单位价UNCOMTRADE数据库是其唯一的数据来源，BACI数据库是由UNCOMTRADE数据库的初始数据经调整后得到的，它弥补了UNCOMTRADE数据库的缺陷：（1）BACI数据库提供的进出口贸易是一致的金额和数量，便于国际间的比较以及保证数据的完整性。而在UNCOMTRADE数据库中，出口商一般提供的是FOB价，而进口商提供的则是CIF价，双边贸易商在价格申报上并不统一；（2）BACI数据库提供了可供比较的贸易数量和单位价值。鉴于UNCOMTRADE数据库提供的贸易数据单位和数量不尽相同，因此BACI数据库通过转换系数将贸易单位统一转换成吨，便于产品贸易数量与价格的国际比较，因此BACI数据库相较于UNCOMTRADE数据库在高度细分的国际贸易研究中更为适用。在数据处理过程中需要注意：（1）根据Lall（2000）的分类方式识别出属于制造业的HS6分位产品，但由于Lall（2000）的分类方式是基于SITC2编码的商品分类，因此本文通过SITC2与HS6的对应方式，筛选出属于制造业的HS6分位产品。（2）多持续时间段问题。一个贸易关系在样本研究期间可能存在一个以上的持续时间，即一国向某一特定国家出口某种产品，持续一段时间后停止了对该市场的出口，之后又对该市场出口同一种产品本文将这种情形称之为多持续时间段（Multi-pleSpells）。BesedeandPrusa（2006b）认为，无论同一贸易关系经历了多个持续时间段均将第一个持续时间段视为唯一一个持续时间段的处理方法，与将多个持续段视为相互独立的若干持续时间段的情形下，贸易关系持续时间段长度的分布基本相同，也就是说，多个持续时间段的存在不会对样本观测值持续时间长度的分布产生实质性的影响。因此，本文假定贸易关系的多持续时间段是相互独立的，从而得到出口持续时间段的全样本数据，同时将第一个持续时间段作为最终的制造业出口贸易关系持续时间。（3）数据删失问题。删失，是指某些随机因素使得变量的观测值缺失，需要注意的是，当采用标准的方法进行分析时，造成删失的原因必须与所关心的事件相互独立。本文利用1998-2010年的数据对贸易持续时间进行研究，无法预测2010年以后的出口持续时间，因此存在数据删失问题，为了得到无偏估计量，本文将无法预测的2010年以后情况都定义为右删失。本文采用非参数的K-M估计方法，参考联合国的《世界各国制造业竞争力排名》，选取其中排名前10的国家，分别对其制造业出口的持续时间总体分布进行估计，这些国家是：中国、德国、美国、巴西、印度、墨西哥、加拿大、新加坡、韩国以及日本。首先，本文给出了总观测数量与第一个持续时间段的个数，同时也给出了各国制造业出口贸易关系生存时间的三个四分位数，结果如表1所示。

从表中生存时间的三个四分位数据结果来看，中国已经与德国、美国、日本这些传统的制造业强国在维持制造业出口贸易关系上处于同一位置，例如上述四个国家制造业出口贸易持续时间的第三个分位数都是13，也就是说与样本的时间跨度完全一致，这说明从粗略的分布情况来看，中、美、德、日4个国家相当部分的制造业出口能够维持长久的贸易关系，尤其是德国优势更加明显。制造业竞争力较强的其余6国中韩国制造业出口的稳定性略好，而巴西、印度以及墨西哥在维持制造业出口的持久性方面也与处于发达国家阵营的加拿大、新加坡等国相差无几，体现出这3个新兴市场国家制造业出口的后发优势。为了更好地刻画出上述制造业最具优势诸国在出口持续时间上的细节，仅仅通过分位数进行统计描述是远远不够的。基于此，本文采用非参数的K-M估计方法进一步估计出各个可能的时间区间内制造业出口贸易关系的生存率及其他相应的统计指标。如表2所示。当完全刻画出各个样本国制造业出口贸易生存率的时候，可以发现仅仅用生存时间的四个分位数来刻画各国制造业出口持续时间的特征是远远不够的。以中国为例，从生存时间的四个分位数来看，中国俨然与德国、美国以及日本等制造业强国平起平坐，然而从各个时间区间生存率的累积大小来看，情况就不容乐观了。就本文选择的世界制造业竞争力排名前10的国家来看，中国制造业出口生存率累积下降幅度很大，从0.7039下降为0.2751，下降幅度达到60.9%；而德国制造业出口生存率累积变化仅从0.7162下降为0.4352，下降幅度为39.2%；美国制造业出口生存率累积变化从0.6816下降为0.3641下降幅度为46.5%；日本制造业出口生存率累积变化从0.6012下降为0.2804，下降幅度为53.3%。这说明相比这些传统的制造业强国，中国制造业出口贸易还是存在较大的不稳定性，这一不稳定性将是我国未来制造业出口贸易存在的隐患。随着我国劳动力成本的进一步提升，人口红利释放殆尽，如何提升制造业出口贸易的持久性和稳定性将是中国出口贸易亟待解决的问题。其他样本国制造业出口生存率累积变化情况如下，韩国制造业出口生存率累积变化从0.5646下降为0.1933下降幅度为65.7%；加拿大制造业出口生存率累积变化从0.4463下降为0.1193下降幅度为73.2%；新加坡制造业出口生存率累积变化从0.5032下降为0.1627下降幅度为67.6%；印度制造业出口生存率累积变化从0.5198下降为0.1532下降幅度为70.5%；巴西制造业出口生存率累积变化从0.5154下降为0.1412下降幅度为72.6%；墨西哥制造业出口生存率累积变化从0.5024下降为0.1329下降幅度为73.5%。由此发现，以中国为分水岭，在制造业竞争力排名前10的国家中，传统的制造业强国德国、美国以及日本制造业出口贸易体现了较强的持久性与稳定性，而中国的制造业出口贸易在持久性上已经达到贸易强国的水平，但是从稳定性上看还有较大差距。其余的样本国家，从目前看在制造业出口贸易的持久性方面都不及中国。接下来为了更直观地体现生存率的变化情况，本文基于K-M估计，进一步绘制了各样本国生存函数图见图1。生存函数图可以直观地看出各样本国生存率变化与生存时间的关系。从图中可以发现：总体而言，样本国随着制造业出口贸易关系持续时间的增加，生存率都呈下降趋势，但是下降的幅度明显趋缓，这说明一个维持了更长时间的贸易关系再多维持一年相比一个处在贸易关系确立初期的贸易关系再多维持一年而遭遇失败的风险要小一些。从图中可以明显地看出，德国与美国的生存函数相比其他国家更加平缓，这意味着德国与美国制造业出口稳定性更好风险更小。与其他国家不同，中国制造业出口生存函数在整个时间内的倾斜程度变化不大，在某个阈值之后趋缓的形态不明显，而其他国家制造业出口生存函数往往在贸易关系确立时间较短的区间内比较陡峭，而在某一阈值以后就逐渐变得平缓。这一特征说明，虽然从分布情况来看，中国制造业出口贸易持续时间在全球制造业最有竞争力的国家中处于有利的位置，但是其稳定性不好，即使是那些已经确立较长时间的制造业贸易关系，相比其他国家仍然面临着较大的失败风险。而从图中还可以发现，巴西、印度以及墨西哥在维持制造业出口的持久性方面也基本与处于发达国家阵营的加拿大、新加坡等国相差无几，体现出这三个新兴市场国家制造业出口的后发优势。加拿大、新加坡以及韩国这三个国家，虽然其制造业出口贸易持续时间的分布情况并不理想，但是一旦确立了长期的贸易关系则这种贸易关系相比其他新兴市场国家所建立的贸易关系更加稳定。

二、影响因素分析与跨国比较

对于生存问题影响因素分析的经验模型选择，一直存在争议。本文根据Be-sedeandPrusa（2006b）、BesedeandNair-Reichert（2009）、BesedeandBlyde（2010）等的选择，认为Cox比例风险模型适合用于对贸易持续时间进行影响因素分析，其理由是其他模型大都需要假设待估计参数与危机率（PHmodel）或者生存时间（AFTmodel）的特殊函数关系，从而存在需要指定危机函数的形式的弱点。而Cox比例风险模型采用局部极大似然估计使得既可以从PHmodel中估计出斜率参数又不限制危机函数的具体形式。具体而言对于CoxPHmodel考虑如下的一般化函数形式：h(t,x,θ)=h0(t)exp(xθ)其中x为包含解释变量的向量，θ是待估计的参数，基准危机h0(t)体现了生存函数怎样随时间变化的特征。CoxPHmodel的优势即在于就感兴趣的θ而言，并不需要特别指定h0(t)的函数形式，因此CoxPHmodel也可以被归为一种半参数估计。本文中x包含解释变量有：

（一）出口目的国或地区的特征变量在出口目标国国家特征变量中，大量文献（BesedeandPrusa，2006b；Obashi，2009）将经典的引力变量反映经济规模的目的国GDP总量纳入估计，进口国的GDP总量反映了进口国的需求规模，其数值越大也意味着需求规模或进口潜力越大，因此将使得出口到该国的产品退出市场的危机越小。本文用其对数形式lnGDP表示。同时本文进一步纳入了出口目标国的人均GDP估计，大量文献（Nitsch，2009；HessandPersson，2010b）认为，一国的人均GDP反映了一国的需求结构，若假设一国的消费者需求偏好为位似函数的话，将与GDP总量一起从规模和结构两个方面共同刻画一国的需求情况。与反映需求规模的GDP总量不同，反映需求结构的人均GDP变量越大，表示该国需求层次越高，从而对进口产品的要求也越高，因此其符号应根据实际情况予以解释。本文用其对数形式lnGDPPER表示。再者，与出口国的距离可以刻画运输成本的高低，也是经典的引力变量，因此本文也将之纳入估计，可以预计出口国与目标国的距离越远，其运输风险也越大，维持长久贸易关系的概率越低，本文用其对数形式lndistwces表示。与此同时本文还纳入三个反映进出口国关系的虚拟变量，分别是两国是否有至少9%以上的人口使用同种语言，两国是否接壤以及两国是否曾经存在殖民关系。这三者都反映了两国贸易伙伴国之间历史、文化以及地理方面的紧密程度，对于维持贸易关系降低退出风险都有明显的影响。本文分别用comlang（comlang=1表示两贸易伙伴国至少有9%以上的人口使用同种语言，comlang=0则表示不具有这一特征）、contig（contig=1表示两贸易伙伴国在地理上是接壤的，contig=0则表示非接壤）和colony（colony=1表示两贸易伙伴国曾经有过殖民关系，colony=0则表示不存在殖民关系）表示。

（二）出口的制造业产品的特征变量首先本文考虑每年出口到各个目标国制造业产品的种类数，有研究认为，每年出口到各个目标国制造业产品的种类越多从产品大类来看其维持长久贸易关系的概率越高或者说退出危机越低，然而从细分产品的视角来看，也表示该产品在出口目标国面对的竞争越激烈，从而退出风险反而会增加，因此其符号应根据实际情况予以解释。本文用其对数形式lnpronum表示。其次本文还考虑了每年各种制造业产品出口目标国的数量。出口目标国的数量越多，一方面表示该产品受认可的程度越高，因此其维持长久贸易关系的概率越高或者说退出危机越低；另一方面从全球贸易网络的视角来看，出口目标国的数量越多该产品嵌入贸易网络的程度也越深，这同样意味着其维持长久贸易关系的概率越高或者说退出危机越低。本文用其对数形式lncounum表示。本文还考虑了出口制造业产品的单位价值，产品单位价值越高表示该产品复杂度越高质量越好，因此意味着其维持长久贸易关系的概率越高或者说退出危机越低。本文用其对数形式lnUV表示。最后本文还将单一制造业产品的初始贸易值纳入其中，前文的理论研究表明初始贸易值越小贸易关系相对不稳定，因此预计其符号为负，本文用其对数形式lninivalue表示。本文参考联合国的《世界各国制造业竞争力排名》，选取其中排名前10的国家，分别对其制造业出口的危机率的影响因素进行估计，这些国家是：中国、德国、美国、巴西、印度、墨西哥、加拿大、新加坡、韩国以及日本。从表3和表4中发现，在出口目标国的特征变量中，反映经济规模或者说总需求的GDP每提高一倍，则会使得中国制造业出口贸易关系失败的概率下降36.8%，这说明中国与世界上那些经济总量较大的国家在制造业上维持了更好的贸易关系。反映出口目标国收入水平或者说需求结构的人均GDP每提高一倍反而将使得中国制造业出口贸易关系失败的概率上升2.71%，这说明当需求规模一定的情况下，中国制造业对那些人均收入更高的国家吸引力有限，可能的原因是目标国需求层次越高，从而对进口产品的要求也越高，而中国制造业在满足目标国高层次需求的方面还有待加强。反映运输成本的两国距离变量每增加一倍，将使得中国制造业出口贸易关系失败的概率上升15.33%，所以运输成本也是导致贸易关系难以维系的一大重要因素。从虚拟变量的估计结果来看，中国与那些使用汉语人数更多的目标国家（至少9%的人口）相比使用汉语人数更少的国家维持的贸易关系更稳定，其制造业贸易关系失败的概率下降66.2%。中国与地理上接壤的贸易伙伴国相比非接壤的贸易伙伴国，制造业贸易关系失败的概率上升15.57%，这说明中国与周边的国家制造业贸易关系并不理想，可能的原因是由于中国接壤的大部分东南亚国家在制造业出口上与中国有一定的相似性，产品在同一市场上竞争激烈，因此出现了这一现象。从出口的制造业产品的特征变量来看，每年出口到各个目标国制造业产品的种类数越多，贸易关系反而更不稳定，对此可能的原因本文认为是出口产品面临更激烈的竞争，因为从细分产品数据来看，出口产品的种类数越多也意味着目标国可选择的余地越大，同时产品也面临同质竞争的风险。每年各制造业产品出口目标国的数量越多，则中国与目标国制造业贸易关系越稳定，这与本文预期是一致的，这是因为一方面表示该产品受认可的程度越高；另一方面从全球贸易网络的视角来看，出口目标国的数量越多该产品嵌入贸易网络的程度也越深。出口制造业产品的单位价值越高，则中国与目标国制造业贸易关系越稳定，这说明产品质量或者说复杂度是维系贸易关系的重要因素。最后出口产品初始贸易额越大则中国与目标国制造业的贸易伙伴关系越稳定，这也与本文预期一致，较大的初始贸易额说明建立贸易关系的双方信息更充分，这一信息可能包括双方的偏好，对贸易标的的认可程度以及与支付相应的财务状况等方面，无需通过小额的试探性贸易行为。再者，较大的初始贸易也可能反映了双方前期在贸易中介和渠道建设上更多的沉没成本投入，需要双方维系更久的贸易关系来分摊成本，享有规模经济带来的好处。接下来，本文进一步分析其他制造业极具竞争力的国家制造业贸易持续时间的影响因素。首先，本文将排名前10的其他9个国家分为三大类，第一类的代表为德国和美国，第二类是韩国、日本、新加坡以及加拿大，第三类是墨西哥、印度以及巴西。首先作为第一类的代表，德国和美国，作为全球高端制造业出口的典范，相比其他样本国家，其制造业贸易关系持续性更好。从影响因素来看主要体现在：反映出口目标国收入水平或者说需求结构的人均GDP每提高一倍，德国和美国制造业出口关系失败的概率分别下降6.5%和3.7%，这说明进口国人均收入水平或者说需求结构层次越高就愈发青睐德国和美国的制造业产品，这是德国和美国作为全球制造业金字塔最顶端的国家的显著特征，同时这也是其他样本国，包括日本这一传统的制造业贸易大国都不具备的特征。其次是作为第二类制造业代表的韩国、日本、新加坡以及加拿大，这些国家是传统的发达国家，高收入的OECD成员国，从制造业出口贸易关系的维系情况来看，与其他的具有竞争力的新兴市场国家相比已经没有太多特殊的优势。但需要指出的是，和德国、美国一样，这些国家有一个特征，即每年出口到各个目标国制造业产品的种类数越多贸易关系越稳定是其他新兴市场国家并不普遍具备的特征，对于这一现象的解释，本文认为从细分产品来看这些发达国家的制造业出口很大程度上来自于个别规模极大的跨国公司，这些大型的跨国公司都是典型的多产品出口公司，由于被同一跨国集团控制，所以在细分产品层面上可以有效地避免产品出现同质竞争的情况。出口产品种类数越多，也反映了该国的某些大型跨国公司国际影响力越强，因此贸易关系越稳定。最后是墨西哥、印度以及巴西这些新兴市场国家的代表，从前文的分析可知，这些国家的制造业在出口持续时间的维系方面已经与第二类中的发达国家不相上下，仅在稳定性上略有不及，而从各因素的影响来看方向上这些国家表现出与中国更多的相似性，仅在程度上与中国略有差异，不难理解，同样作为新兴市场国家在国内经济特征和制造业出口产品特征上具有某些共性，在此不再详细分析。

三、政策建议

1模型的构建与变量说明

从理论上讲，在商品出口贸易中，商品价格和进口国的需求量是影响商品出口贸易量的主要因素。在假定货币汇率不变的条件下，商品价格主要由该商品的生产和运输成本以及进口国进口关税决定，即生产和运输成本、关税是价格因素的影响因子。为简化分析，本文采用局部均衡分析方法，假定汇率和其他市场条件不变，将苹果价格和进口国的苹果需求量作为解释变量，引入非线性计量模型对中国苹果出口贸易进行分析：(1)Et表示一国某商品的出口数量；Pt是一国该商品的平均进口价格；Qdt表示该国对该商品的总进口需求量；eλ为常数项，t为年份。对式(1)等式两边取对数，得到方程如下：(2)其中α为出口价格弹性系数；β为出口需求弹性系数。本文选取了1981～2011年FAO数据库中的相关数据，运用Excel和Eviews6.0软件，采用OLS方法进行模型估计。根据FAO国际贸易统计，将苹果分为鲜苹果和苹果汁两类，分别从国际市场整体角度和中国主要出口国国别角度衡量价格和进口国需求对中国苹果出口贸易的影响程度。其中，出口国国别的选取是根据FAO数据库中2011年中国鲜苹果和苹果汁出口贸易国别数据，2011年中国鲜苹果最大出口国印度尼西亚和俄罗斯作为研究对象，苹果汁的主要出口国美国和俄罗斯作为研究对象。

2实证结果与分析

2.1中国鲜苹果出口贸易分析经回归分析所得方程和相关参数如下。式(3)为中国鲜苹果出口贸易整体回归结果，其中R2=0.913，SE=0.361，DW=0.989，SE=0.361表明方程的拟合度较好，即在影响中国鲜苹果出口数量的众多因素中，91.3%可以由中国鲜苹果出口价格以及世界鲜苹果需求量来解释；在5%的显著性水平下，回归系数α、β、λ的t值都显著。利用所得方程可以估测：在其他条件不变的情况下，当鲜苹果价格保持不变时，总需求每增加1%将会带动中国出口增加4.553%；若世界总需求保持不变，价格每提高1%将会使中国出口减少1.150%。可见，世界鲜苹果的需求量变化对中国鲜苹果出口贸易量的影响远远大于出口价格对中国鲜苹果出口贸易量的影响。式(4)为中国鲜苹果出口印度尼西亚的回归结果，由于回归方程中常数项的t值不显著，因此取消常数项重新进行计算，回归结果显示方程的拟合度较好，在5%的显著性水平下，回归系数α、β的t值都显著。由此可以估测，作为中国鲜苹果的最大出口国，印度尼西亚从中国进口鲜苹果的价格及其进口需求量对中国鲜苹果出口贸易的影响程度较高，并且中国鲜苹果出口量受价格因素的影响更大。式(5)为中国鲜苹果出口俄罗斯的回归结果，方程的拟合度较好，在15%的显著性水平下回归系数β与常数项λ的t值显著，但价格弹性系数α估计值的t值不显著，并且α为正，表明在其他条件不变的情况下，俄罗斯从中国进口鲜苹果的价格与进口数量之间没有必然联系，俄罗斯的进口需求量是中国鲜苹果出口量的主要影响因素，但需求弹性系数β只有0.803，表明俄罗斯鲜苹果的进口需求对中国鲜苹果出口贸易量的拉动作用很小。

2.2中国苹果汁出口贸易分析经回归分析所得方程如下：式(6)为中国苹果汁出口贸易整体回归结果，方程的拟合度较好，在5%的显著性水平下，回归系数α、β、λ的t值均显著。因而可以估测：在其他条件不变的情况下，世界进口需求量每增加1%将使得中国出口量增加5.166%；价格每增加1%则将使得中国出口量减少2.319%。可见，世界苹果汁的进口需求量对中国出口影响更大。式(7)为中国苹果汁出口美国回归结果，方程的拟合度较好，并在5%的显著性水平下回归系数β、λ的t值显著，而α的t值不显著，因而可以估测，中国向美国的苹果汁出口量基本不受价格因素影响，在其他条件不变的情况下，美国国内消费需求的增长对中国出口有明显的拉动作用。式(8)为中国苹果汁出口俄罗斯回归结果，方程的拟合度较好；在10%的显著性水平下回归系数α、β、λ的t值均显著。但价格弹性系数α为正，表明俄罗斯从中国进口苹果汁的平均价格的上升并没有抑制俄罗斯从中国进口苹果汁的数量，即在其他条件不变的情况下，俄罗斯从中国进口苹果汁的价格与数量之间没有必然联系。这一结果与中国对俄罗斯的鲜苹果出口贸易分析结论相吻合。从需求弹性系数β值来看，俄罗斯苹果汁进口需求量增加1%将使得中国对俄罗斯苹果汁出口量增长1.862%，这一数值远远低于5.165%的国际市场平均进口需求弹性。其原因主要在于俄罗斯是世界苹果汁进口大国，也是波兰、美国等国的主要目标市场，在俄罗斯市场上，中国苹果汁的贸易竞争力较弱，欧美国家的消费理念与膳食结构不同于中国，国内本身地质及肥料成分因素致使高酸度果品原料供应不足，无法迎合欧美国家市场需求。

3结论及政策启示

根据实证分析结果可以得出以下结论：

第一，各方程的拟合度均较高，说明价格和各国的进口需求量是影响中国苹果出口贸易量的主要因素；第二，从类别来看，世界市场上中国苹果汁的价格弹性系数和进口需求弹性系数均高于鲜苹果，说明中国苹果汁出口贸易的发展空间大于鲜苹果；第三，从中国苹果主要出口国的国别数据来看，除印度尼西亚之外，其他国家的进口价格对中国出口量的影响均不显著，这意味着中国目前所实行的低价竞争策略对出口的拉动作用不大。结合模型分析结果，可以得到以下政策启示。第一，应积极促进中国苹果汁加工产业发展。目前，世界苹果消费需求呈现多样化、多层次特征，并正由低层次的直接消费向高层次的苹果加工品消费发展，消费者对苹果汁的偏好性消费需求稳步增长，苹果汁国际市场需求不断增大，果汁加工业发展空间较大。中国苹果加工业正处在加速增长期，出口是拉动行业增长的重要力量，通过出口补贴和出口退税等财政手段以及信贷支持和利率优惠等金融手段，促进苹果汁加工产业发展，是实现中国苹果出口战略的重要途径。

[摘要]对于国家和企业，出口是目前增长最快的经济行为。由于出口是经济增长的源泉，已成为主要的经济行为，发展中国家特别是南方国家正试图进一步扩大出口，增加其在世界出口额中的占比。大多数实证文献研究都是通过国家或部门层面来解释国家间的贸易格局，（Soete，1981;Amable&Verspagen，1995），本文将试图解释决定发展中国家出口的基本因素。虽然已有学者针对这一问题进行了实证研究，本文将通过研究南部经济脆弱的国家来探讨此问题。

[关键词]出口表现发展中国家决定因素

一、引言

2001年世界银行公布了题为“全球化，增长和贫困：建立一个包罗万象的世界经济”的报告。该报告中指出，24个发展中国家在不断融入世界经济后，其收入水平得到提高，人均寿命得以增加，教育事业得到发展。除了外国的直接投资，出口是连接这些发展中国家与世界经济的最为重要的渠道之一。通过出口，发展中国家的出口企业可以扩大其市场份额并从规模经济中获益。本文分为两部分：首先对有关出口行为决定因素的文献进行回顾，然后具体解释出口规模与技术及脑力资本间的联系。

二、出口的决定因素

经济学家已经提出一些理论来解释国际贸易。很长时间以来居于主导地位的范例是代表新古典贸易理论的郝克谢尔——俄林模型。该模型指出，由于特定生产要素的丰裕，国家专门生产和出口本国具有相对成本优势的产品。

尽管上述理论被广泛用来解释国家间的贸易形式，同时此理论对于出口的低水平聚集也提供了有效的解释。除了以往实证研究认为的具有比较优势的成本外，规模经济，完全竞争和技术对于企业和部门来说，决定出口的重要因素，因此本文将在下一节对这两个基本点进行预测。

1.出口规模