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篇(1)

關 鍵 詞：對日出口貿易；直接投資；協整理論

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

中國對日出口貿易與日本對華直接投資之間的關系，屬于東道國出口貿易和外商直接投資(FDI)之間的關系。對于這種關系，國內外學者提出了多種觀點，經整理相關文獻，可將這些觀點概括為如下四個方面：

（1）東道國出口貿易對FDI具有單向因果關系。該觀點認為東道國出口貿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出口企業不斷進行技術創新，通過降低成本，有效利用資本和多樣化生產提高競爭力，從而可以增加這些企業對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，東道國出口貿易擴張先于FDI的增長。[1]Lucas(1993)研究發現東南亞國家FDI對出口貿易彈性往往遠高于國內總需求彈性。[2]冼國明(2003)對外商在華直接投資與中國出口之間的相關性進行計量研究，結論是FDI對中國出口貿易彈性約為1.24％，中國出口貿易對FDI具有單向因果關系。[3]

（2）FDI對東道國出口貿易具有單向因果關系，該觀點認為FDI是東道國出口貿易增長的發動機。關于FDI對東道國出口貿易的促進作用，Muchielli和Chedor(1999)指出，對發展中國家進行投資的外國資本，擁有國內企業不具備的國際市場經驗、國際銷售網絡和更先進的技術及管理經驗，因此FDI可以大大提高一國出口競爭力。[4]Zhang和Song(2000)認為，外資企業通過對當地企業的“溢出效應”和多種形式的非股權產業聯系，可以直接帶動當地企業的出口貿易，或者可以提高當地企業的出口競爭力。[5]田銀華(2005)對中美貿易和FDI數據的經驗分析結果顯示，美國對華直接投資對于中國對美國出口貿易呈現單向因果關系。[6]封福育(2006)研究認為FDI對中國出口貿易具有創造效應，中國出口貿易對FDI彈性約為20.16％。[7]

（3）東道國出口貿易與FDI之間呈現雙向因果關系。乾友彥和春日義之(1997)就每種產業，對FDI和貿易進行了時間序列分析，認為日本和與其經濟交流密切的國家之間，貿易額和投資額將會不斷增加，東道國出口貿易和FDI之間向互補方向發展的可能性很高。[8] 崎彰彥(1998)[9]和石 明德(2005)按照產業類別，分別對1989～1996年和1996～2004年日本海外生產進行了計量分析，認為FDI和東道國出口貿易之間存在相互擴大的相關關系。[10]Liu、Wang(2001)研究認為中國總體流入的FDI和出口貿易之間存在雙向因果關系。[11]

（4）東道國出口貿易與FDI之間沒有相關關系。Jun和Singh(1996)對1969～1993年吸引外資較多的30個發展中國家進行了研究，發現泰國、厄瓜多爾、葡萄牙、希臘四國的出口業績對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易和FDI之間沒有顯著的相關性。因此認為東道國出口和FDI之間不存在值得討論的相關關系。[12]

綜上所述，對東道國出口貿易與FDI之間關系的研究存在著單向、雙向因果關系和無相關關系等不同觀點，四種不同觀點的政策含義是不同的。若出口貿易對FDI具有單向因果關系，那么合理的經濟政策就應該是通過增加出口來吸引FDI，而各類優惠引資政策則可有可無。反之，若FDI對出口貿易具有單向因果關系，那么制定各種優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。

出現上述四種觀點的差異表明需要結合國別進行實證研究，以便制定切實可行的引資對策。然而，結合國別的研究文獻并不多見，王洪亮（2003）針對中日貿易和投資關系進行了實證研究，采用1983~2001年的數據，認為中國對日出口貿易與日本對華直接投資之間具有雙向因果關系。[13]我國加入WTO后，基礎工業和基礎設施產業受到較大影響。[14]處于經濟結構調整期的中國對日出口貿易與日本直接投資之間，是否仍保持雙向因果關系有待證明。本文運用協整理論及其方法，研究了1985~2005年中國對日出口貿易與日本對華直接投資之間的關系，試圖從中找到相應結論。

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易與日本對華直接投資關系，不考慮中國對日進口額、利率、匯率及GDP等相關變量的影響。LEXt表示t時期中國對日本出口額的自然對數，LFDIt表示t時期日本對華直接投資額的自然對數。樣本區間為1985~2005年，1985~2004年數據來自《中國統計年鑒》有關各期，[15]2005年數據來自中國駐日本國大使館經濟商務參贊處網站，[16]使用Eviews5.0軟件進行變量計算和計量分析。

2. 檢驗平穩性和協整關系

1987年Engle和Granger提出協整理論及協整檢驗方法。對回歸殘差進行單位根檢驗的協整檢驗有三種：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性，進而判斷變量之間是否存在協整關系。

對兩個變量的協整關系檢驗采用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，進行協整回歸：

4. 檢驗Granger因果關系

協整檢驗表明變量之間是否存在長期均衡關系，但是否構成因果關系還需要進一步檢驗。如果變量LEX有助于預測LFDI，即根據過去值對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因果關系檢驗對滯后階數非常敏感，需要依次多滯后幾階，檢驗結果是否具有同一性。

三、計量檢驗結果及分析

1. ADF檢驗結果

圖1顯示，時間序列LEXt和LFDIt應為非平穩序列，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序列，并有相似的變化周期，這是它們之間存在協整關系的重要跡象。采用ADF檢驗平穩性，ADF檢驗最佳滯后階數根據SC準則確定，SC值越小，則滯后階數越佳。檢驗形式為（C，T，L），C、T、L分別代表常數項、時間趨勢項和滯后階數。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，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. 協整檢驗結果

根據ADF檢驗，由于LEX和LFDI均為一階單整，可以由EG法考察其協整關系或長期均衡關系。對方程（1）進行OLS回歸，結果見表2。直接回歸方程（1）的結果顯示DW值很低，為0.92，表明殘差存在自相關，需要進行自相關修正。表2列出了修正后的回歸結果，修正后的DW值為2.35，較修正前有顯著改善，表明從統計上已消除了殘差自相關。回歸顯示，在 1985～2005年期間，中國對日出口貿易對于日本在華直接投資有顯著的影響，呈現正相關。模型擬合較好，各系數都通過了顯著性檢驗，R2和調整的R2均為96％，F統計值顯著。為了檢驗是否存在協整關系，還要考察自相關修正后的方程殘差是否平穩。根據AIC和SC最小準則選擇無常數、無趨勢、滯后1階進行ADF檢驗，結果見表3。發現殘差在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的，中國對日出口貿易和日本在華直接投資之間存在顯著的協整關系，二者大致以相同速率向上漂移。殘差自相關修正后的協整方程為：

LFDI=-3.6+1.19LEX+[AR(1)=0.55] (4)

根據協整方程（4），長期內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易彈性約為1.19％，中國對日出口貿易和日本在華直接投資之間具有顯著正相關性。

表2協整檢驗結果

表3回歸殘差的ADF檢驗結果

注：***，**，*分別表示1%，5%，10%的顯著水平。

3. 誤差修正模型

根據Granger定理，兩個具有協整關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變量所致。但是方程不存在自相關性，估計系數顯著為負，調整方向符合短期波動向長期均衡調整的誤差修正機制，所以該模型是可靠的。誤差修正系數為-0.26，表明當短期波動偏離長期均衡時，將以26％的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

4. Granger因果檢驗結果

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易的增長，或者是兩者互為因果關系。從表4的檢驗結果可以看出LEX是LFDI的Granger原因，而LFDI對LEX不存在Granger因果性，即中國對日出口貿易對于日本對華直接投資具有單向因果關系。這一結論與Hein（1992）、 Lucas（1993）和冼國明（2003）的結論相一致，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易對于日本對華直接投資具有雙向因果關系，本結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等相關變量也應該有一定的影響。總之，還有待于進一步深入進行實證研究方可下結論。

表4Granger因果關系檢驗結果

四、結論與建議

由上述分析，可以初步得出如下結論：

（1）協整關系檢驗表明，中國對日出口貿易與日本對華直接投資之間存在著長期均衡關系；日本在華直接投資對于中國對日出口貿易彈性約為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整的機制，當短期波動偏離長期均衡時，將以26％的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。這也從另一個角度印證了中國對日出口貿易與日本對華直接之間存在長期均衡關系的初步結論。

（3）因果關系分析表明，中國對日出口貿易的增長吸引了日資，而不是日資帶動了中國對日出口貿易的增長。中國對日出口貿易不屬于“投資引導型”，日本對華直接投資屬于“貿易引導型”。

既然中國對日出口貿易增長能夠導致日本對華直接投資的增加，那么應該制定通過增加對日出口以吸引日資的經濟政策，而沒有必要過多利用各種優惠政策吸引日資。實際上中國入世后，試圖通過減免所得稅、返還增值稅、提供優惠貸款等優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整就可以更加明確方向。建議政府今后應該減少優惠措施，放寬日資投資比例限制，放松對日出口限制，通過產業關聯，為日資企業提供完整的產業鏈，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：

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[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.

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[12]Jun,K.W,& Singh,H. The determinants of foreign direct investment in developing countries. Transnational Corporations, August 1999.2(5):67~105

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[14]劉倫武：加入WTO后對我國基礎產業的影響及應采取的對策[J]. 江西財經大學學報，2002，(3)： 35~37.

[15]中國國家統計局:中國統計年鑒[M]. 北京：中國統計出版社，1986~2004年版.

[16]中國駐日本國大使館經濟商務參贊處. .

篇(2)

1.發展低碳經濟，是我國可持續發展的內在要求可持續發展所呈現出的是一種長遠發展的經濟增長模式。可持續發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，這是科學發展觀的基本要求之一。而發展低碳經濟，正是可持續發展的理念在經濟發展方面的反映。低碳經濟的持續發展，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的資源和環境為代價，最大程度的提升資源利用率，使持續發展的成果更有效的服務于人民。2.發展低碳經濟，是調整產業結構的重要途徑。我國目前處于經濟快速發展階段，尤其是大量建筑和工業現代化的不斷涌現，需要大量的資源（鋼材、石化等）作為建設的基礎。而粗放型的經濟發展方式導致了能源危機，因此，為了促進我國經濟的發展，是我國的工業結構能夠得到優化和升級，那么就必須要在不斷發展低碳經濟的同時，減少經濟發展的碳強度，最大程度的提升資源的利用率。3.發展低碳經濟，是我國實現跨越式發展的可能路徑雖然我國現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水平與其他發達國家相比還相差較大。這樣我們在發展經濟的時候，就不得不接受發達國家主導的國際規則，這樣會使嚴重阻礙我國的經濟發展。我國要想與發達國家共同開發和研究相關的發展技術，就必須要與其他的發達國家多合作、交流，并要大力地去發展低碳經濟。只有這樣，我國才有可能趕上發達國家的發展步伐，才有可能立足于世界之林，才有可能使我國實現跨越式的發展。

二、潛在經濟增長、出口貿易、碳排放三者的關系

作為起到潛在拉動經濟增長作用的出口貿易，為推動我國的經濟發展起到了重要的作用。但是出口貿易規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注。作為聯合國常任理事國，一個發展中的國家，對節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易的碳排放采取措施，更要對一些隱性的“碳泄漏”和“轉移排放”等問題加以重視。根據有關資料可以將出口貿易與碳排放之間的關系引申出集中的兩個領域：“出口貿易與能源消費之間的關系”和“出口貿易與碳排放之間的關系”根據以上關系可以得出如下結論：1.出口貿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.在出口貿易與碳排放之間的關系中，有兩層含義：首先是出口貿易與碳排放之間存在同向變化的關系，作好之間的利弊權衡；另外，出口貿易引起的“轉移碳排放”，解決這種隱含碳問題需要各國間緊密合作、共同協調。比如，中美貿易之間存在的“轉移排放”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%轉移到美國。由此可見，我國一些學者結合我國實際情況分析了出口貿易、能源消費和碳排放的關系，三者間存在長期調整關系且互為因果關系。

三、改進我國潛在經濟增長的具體措施

1.轉變經濟發展方式,實現“發展減排”出口貿易問題，不僅僅表現為單純的經濟問題，其是終體現的是一個國家的發展問題。因此要充分利用發展的契機來解決碳排放問題，即“發展碳排”。因此，要想使資源環境得到進一步改善、出口貿易實現持續科學的發展，必須轉變經濟發展方式。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，但是與一些發達國家還是存在很大差距，需要進一步提升和借鑒。可見，我國只有堅持走低碳發展的路線，才有可能真正實現經濟的發展，才能真正的優化產業結構和能源消費結構，才能實現良好的持續循環。2.建立綠色貿易體系,轉變貿易增長方式當前，我國貿易增長模式呈現粗放型增長模式。這種模式使出口產品缺乏一種“控制”，致使資源密集型和污染密集型產品的出口占到出口產品總量的大部分，與此同時在貿易順差的影響下，促使初級產品和廉價產品的出口不斷加劇，而生產加工此類產品的碳排放卻留在國內，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”。可見，尋求一種綠色貿易增長模式，對貿易體系進行改革迫在眉睫。根據以上分析歸納出以下幾方面：（1）調整出口貿易結構，主要體現在減少資源密集型和污染密集型產品的出口，在堅持良性經濟發展的基礎上轉換貿易出口結構，建立資源節約型和環境友好型的貿易出口結構。（2）構建完善的綠色貿易政策體系。以我國國情為出發點，借鑒國際經驗，以產品為支點、以企業為重點、以行業為主線，構建完善的綠色貿易政策體系,包括綠色投資政策、環境關稅政策、市場準入制度等等；（3）基于我國國情，走內需拉動經濟的穩步增長模式，,創建低碳導向的內向型經濟增長模式，最終實現“貿易減排”。

四、結束語

篇(3)

出口貿易隱含能(energyconsumptionembodiedinexports)，即為了生產出口產品而在生產國的整個生產鏈中直接和間接消耗的能源。出口貿易一直是我國經濟增長的重要支柱，但是我國長期以來形成的以“兩高一資”產品為主、以量取勝的粗放型出口增長模式，卻產生了不可忽視的出口貿易隱含能。

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國家在制造業產品進口中隱含的碳排放量，以考察高碳產品進口是否應該引起重視。測算結果顯示制造業產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，并基于這一發現提出了相應的政策建議。Chung和Rhee(2001)利用投入產出模型估算了1990年日本和韓國的CO2排放量，并分析了國際貿易對這兩個國家CO2排放量的影響。結果顯示: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;韓國出口到日本產品的CO2排放強度要明顯高于日本出口到韓國產品的CO2排放強度，并且這兩個國家出口到世界其他地區產品的CO2排放強度要高于兩國雙邊貿易產品的CO2排放強度。Machado、Schaeffer和Worrell(2001)利用投入產出模型方法估算了1995年國際貿易對巴西能源消耗和CO2排放量的影響，結果顯示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注國際貿易對國內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)利用基于投入產出表的能源分析方法，定量研究了2002－2006年我國外貿進出口商品中的隱含能源消耗。其研究結果表明:我國是外貿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;隨著我國外貿進出口的快速增長，在不考慮部門投入產出結構性變化的條件下，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，該研究還依據測算結果對其政策含義進行了探討。齊曄等人(2008)利用采用投入產出法，估算了1997－2006年中國進出口貿易中的隱含碳。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現: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年該數字達到了10%左右;按照日本的碳耗效率對進口產品進行調整后的估計發現，中國通過出口為國外轉移排放的碳數量更為驚人;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年該數字達29.28%;基于上述發現，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)利用投入產出分析方法分析了中國進出口貿易中隱含的CO2排放量。結果顯示: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易規則下存在碳泄露，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展可再生能源，特別在水泥行業推廣應用新技術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易隱含能不斷增長的原因，本文首先基于投入產出分析方法對我國2002－2007年出口貿易隱含能進行了測算，然后基于對數平均迪氏指數法logarithmicmeanvisiaindex，簡稱LMDI)，將影響出口貿易隱含能變動的因素分解為規模效應、結構效應和技術效應，并分析這些因素變化對于我國出口貿易隱含能變化的貢獻，最后提出了我國降低出口貿易隱含能的幾點政策建議。

二、模型方法與數據處理

(一)出口貿易隱含能的計算方法

出口貿易隱含能指的是我國出口商品生產過程中所有直接和間接消耗的能源，包括產品上游加工、制造、運輸等全過程所消耗的能源。

(二)出口貿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)，將出口貿易隱含能變化的影響因素分解為規模效應、結構效應和技術效應，具體如下:

(三)數據來源及處理

本研究主要需要兩方面數據:中國各年投入產出表和分部門能源消耗數據。在投入產出表方面，本文選取了2002、2005和2007年中國42部門投入產出表，由于投入產出表都是按當年生產者價格計算，為消除價格因素的影響，必須將現價投入產出表轉化為可比價投入產出表。因而，需要將2005年和2007年的投入產出表轉化為以2002年現價為基準的可比價投入產出表。

在此參考李強和薛天棟(1998)編制可比價投入產出表的方法，首先計算2005年、2007年各部門相對于2002年的價格縮減指數。如農業部門利用“農副產品類購進價格指數”，以2002年的農業產品價格為100，計算2005年農業相對于2002年的價格縮減指數。而工業部門則利用“工業品出廠價格指數”，以2002年的各類細分工業品出廠價格為100，分別計算各工業細分行業可比價的工業品出廠價格指數，作為該部門的價格縮減指數。如煤炭開采和洗選業利用2002－2007年的“煤炭工業工業品出廠價格指數”為縮減指數作為調整。至于批發和零售貿易業以及其它社會服務性行業，統一用“消費者價格指數”作為價格縮減指數。由于總產出等于總投入，兩者均用“國民生產總值縮減指數”，以2002年的國民生產總值為100，對2005年和2007年各行業的總投入和總產出進行調整，而中間投入則為各部門經價格調整后投入之和，然后利用各部門的總投入(總產出)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年的可比價投入產出表。

在對我國出口貿易隱含能進行部門分解分析之前，本文首先將中國投入產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據來自《中國能源統計年鑒》以及中經網統計數據庫，各年分部門出口貿易數據則直接取各年可比價投入產出表中的出口數據。

三、計算結果及討論

(一)出口貿易隱含能及其分析

表2是基于上述方法計算得到的我國2002－2007年出口貿易隱含能。從總量來看:2002、2005和2007年我國出口貿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%;計算結果表明出口商品的生產已經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濟增長的同時也消耗了國內大量的能源資源，加重了國內能源短缺的局面。從增長幅度來看:2002－2005年我國能源消耗總量增加了48.06%，同期我國出口貿易隱含能的增長幅度卻高達129.48%，表明這期間國內能源消耗總量呈現出繼續擴大的趨勢，且我國出口貿易隱含能的增長幅度明顯高于國內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“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能減排措施，國內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年對我國出口貿易隱含能貢獻最大的6個工業部門為:通信設備、計算機及其他電子設備制造業;化學工業;紡織業;電氣、機械及器材制造業;金屬冶煉及壓延加工業;金屬制品業。2002、2005及2007年這6個部門對我國出口貿易隱含能的貢獻率分別為50.74%、57.93%和61.85%，在我國出口貿易隱含能中占據重要份額并呈現逐年增長的趨勢。

(二)出口貿易隱含能變化的效應分解分析

2002－2007年我國出口貿易隱含能變化的效應分解參見表4:2002－2005年我國出口貿易隱含能增加了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，出口規模的擴大導致了國內能源消耗量的顯著增加;整體上來看，2002－2007年結構效應也促進了我國出口貿易隱含能的增加，但幅度相對規模效應而言要小很多，說明這期間結構因素對我國出口貿易隱含能的變化影響還比較有限;至于技術效應，在2002－2005年其對我國出口貿易隱含能變化的影響雖然為正但幅度較小，而2005－2007年正是由于技術效應的反向作用才導致了這期間我國出口貿易隱含能的增加幅度相比2002－2005年明顯下降，表明技術效應是促進我國出口貿易隱含能下降的重要因素。

本文還進一步考察了2002－2007年各部門出口貿易隱含能的效應分解，也就是影響因素分析，計算結果表明對于絕大多數部門而言，2002－2005年占主導地位的是規模效應，2005－2007年則是技術效應，它們分別是導致我國出口貿易隱含能在2002－2005年大幅增加、2005－2007增幅明顯下降的主要原因，結構效應在這兩個時期對各部門出口貿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模效應和技術效應。為節省篇幅，本文僅就對我國出口貿易隱含能貢獻最大的6個工業部門做進一步分析，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，2002－2005年規模效應的正向促進作用最大，達到8966.3萬噸標煤，該行業出口規模龐大是其出口貿易隱含能在各行業中排名第一的主要原因，技術效應雖為負但減排程度有限(－574.27萬噸標煤);2005－2007年則是技術效應的反向削減作用最大(為－8086.3萬噸標煤)，超過規模效應(6119.74萬噸標煤)和結構效應(1811.34萬噸標煤)之和，直接導致了此期間該行業出口貿易隱含能的下降;結構效應在這兩段時間內都為正，且2002－2005年達到了5854.34萬噸標煤，說明該行業出口結構對于其出口貿易隱含能的增加也有著明顯促進作用。

2.對于化學工業，規模效應在2002－2005年及2005－2007年均為正，且幅度較大，說明出口規模是導致該行業出口貿易隱含能增長的重要因素;技術效應在2002－2005年為正(876.76萬噸標煤)而2005－2007年為負(－2114.58萬噸標煤)的計算結果表明技術進步對于該行業2005－2007年出口貿易隱含能增長有明顯的抑制作用;而結構效應在2002－2005年為負(－1183.98萬噸標煤)而2005－2007年為正(296.2萬噸標煤)則說明該行業出口結構的變化對其出口貿易隱含能的影響由削減反而變成了增加。

3.對于紡織業而言，考察2002－2005年及2005－2007年不同效應對其出口貿易隱含能所起的作用:規模效應是正向增加;技術效應2002－2005年為正(325.21萬噸標煤)但2005－2007年為負(－1462.08萬噸標煤)，而結構效應則是2002－2005年為負(－904.35萬噸標煤)但2005－2007年為正(809.78萬噸標煤)，這一點與化學工業的情況類似。

4.對于電氣、機械及器材制造業，規模效應依然是導致該行業出口貿易隱含能增長的重要影響因素，技術效應由2002－2005年313.56萬噸標煤變為2005－2007年－468.87萬噸標煤的事實表明技術進步在2005－2007年對該行業起到了顯著的節能作用，而結構效應在這兩段時期內由負變正則說明該行業出口結構的變化反而導致其出口貿易隱含能的增加。

5.對于金屬冶煉及壓延加工業、金屬制品業這2個行業而言，2002－2005年與2005－2007年的規模效應始終為正，而技術效應則由正變為負，表明這兩個行業出口規模擴大起到了增加出口貿易隱含能的作用，而技術變動對出口貿易隱含能的影響則由促進變為抑制，表明2005－2007年技術進步起到了降低出口貿易隱含能的作用。這兩個行業不同的是:對金屬冶煉及壓延加工業而言結構效應始終為正且增加，而金屬制品業則是由正變負，說明金屬冶煉及壓延加工業出口結構的變化不利于其出口貿易隱含能的降低，而金屬制品業則相反。特別地，對于金屬冶煉和壓延加工業而言，2005－2007年由于其結構效應為正且數值較大(4264.26萬噸標煤)，再加上規模效應(2252.10萬噸標煤)，二者的正向促進作用要明顯高于同期技術效應導致的節能作用(－1060.25萬噸標煤)，從而導致2005－2007年該行業出口貿易隱含能仍有較大幅度上升。

四、結論及政策建議

(一)主要結論

上述分析表明，我國在生產大量工業產品并用于對外出口的同時，卻消耗了國內大量的能源，加劇了國內能源供應緊張的局面。歸納起來看，我國出口貿易隱含能較高的主要原因來自于如下三個方面:

1.出口結構不合理。我國出口結構可歸納為“四多”和“四少”，即:能源消耗高、污染排放強度大的產品出口多，能源消耗強度低、污染排放強度小的產品出口少;產業鏈低端產品出口多，而產業鏈高端產品出口少;傳統產業出口多，高新產業出口少;貨物貿易出口多，服務貿易出口少(胡濤、吳玉萍等人，2008)。近年來，隨著國家不斷加大宏觀調控力度，我國出口貿易結構得到了一定程度的調整和優化，但距離發達國家的水平還有較大差距。

2.出口產品的能源利用效率低下。我國出口產品的直接或完全能耗系數較高，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大量出口工業產品用于出口的同時也消耗了國內大量能源。

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產業的快速發展，特別是高能耗產業的發展。通過LMDI分解模型我們不難發現，2002－2007年國內很多行業出口貿易隱含能出現快速增長的主要原因就在于規模效應的作用，也就是出口規模的迅速擴大。

(二)降低我國出口貿易隱含能的外貿政策建議

1.對高耗能行業的產品加征出口環節關稅，取消對高耗能行業產品的出口退稅。我國從2007年6月1日起對142種“兩高一資”產品開始征收出口關稅，并從2007年7月1日起取消了553項“兩高一資”產品的出口退稅。2010年12月，財政部又發文繼續以暫定稅率的形式對煤炭、原油、化肥、有色金屬等“兩高一資”產品征收出口關稅。目前我國征收出口關稅及出口退稅的產品涉及部分高耗能、高污染、資源型產品，包括煤炭、焦炭、原油、陳品油等能源性產品，粗鋼、鐵合金等鋼鐵類產品和鋁、銅等有色金屬和稀土金屬等，并對減少這些產品出口、調整國內產業結構、降低能源和資源消耗起到了初步成。

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[關鍵詞]國際貿易；區域經濟；出口貿易；進口貿易

[中圖分類號]F251[文獻標識碼]A[文章編號]1005-6432（2013）29-0099-02

國際貿易也被稱之為對外貿易，是一個國家市場經濟的最重要的組成部分，國際貿易的蓬勃發展有利于促進國內市場經濟的快速發展。中國自從加入WTO以后，更加融入到國際貿易中，并促進了國際市場的擴大；有利于中國的區域經濟得到更好更快地發展；有利于刺激中國企業進行企業改革，運用新的管理模式增強企業的競爭力；有利于中國將自己的優秀文化商品打入其他國家的市場經濟中，擴大出口貿易；加入WTO有利于國內企業引進國外先進技術，吸引更多的外國企業在中國扎根，為中國人民提供更多的就業機會[2]。總而言之，國際貿易的健康發展有利于促進中國區域經濟進一步發展，提高國民經濟增長值。

1國際貿易的含義

國際貿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易的交換范圍，因此國際貿易又被稱為是世界貿易。國際貿易的形式只有兩種，進口貿易與出口貿易，一個國家的經濟是否發達，就是看這個國家的出口貿易值有多大。國際貿易與國內貿易是不可同日而語的，它們之間的區別有以下幾點：

①國家之間進行的國際貿易，商品數量及金額都很大，而且還要長時間地進行交易，而國內貿易可以進行小額的近距離的交易，只交易一次也可以，所以國際貿易的風險比國內貿易的風險大；②交易國家政治、軍事、經濟上發生問題的話，國際貿易就會終止，引起巨大損失，而國內貿易只會受本國的政治經濟影響，損失較小；③貨品要進出口，要經過很多部門的檢查，蓋章，耗時長，而國內貿易只要簡單的程序就可以進行交易，不需要很長的時間。但是就經濟效益而言，國際貿易擴大了交易市場，為國家帶來的利潤更為可觀[3]。

2區域經濟的含義

區域經濟是指地理位置相近、文化底蘊相似或經濟發展程度差不多的國家形成一個區域整體，共同努力促進國家經濟發展，并壯大政治軍事力量。也可以是某個國家依據不同地區的地理位置、地理環境、能源分布、生活習俗、經濟發展水平的不同，將相似的地區劃分在一起，形成區域經濟。現在國際上形成區域經濟的有三個，亞太經濟區、歐洲經濟區、西半球經濟區。而中國的區域經濟因劃分依據的因素不同，有多種分法。

3國際貿易對區域經濟發展產生的影響

3.1國家貿易的發展促進了區域經濟地區進行區域分工

進行區域分工有利于促進區域經濟發展，如果要發展區域經濟，分工是勢在必行。區域分工能夠帶動國際分工，因此國際貿易能否促進區域經濟發展就要先從分工開始，是區域經濟的發展形成專業化和多樣化的基本機制。一是將地理位置優越、擁有較多資源的區域進行分工，這個區域就可以用自己比較豐富的能源與其他區域進行交換，換取自己比較稀缺的能源，提高本區域經濟的福利水平，促進區域經濟的發展。二是通過區域分工，使企業進行企業改革，完善產業結構，將可以發展的新產業分化開來，獨立發展，促進區域經濟的多樣化。三是在產品生產過程中，強調分工協作，將勞動力進行分工，讓每個員工專門負責一個生產環節，這樣可以讓員工更加熟悉操作，形成勞動力專業化，提高工作效率，促進經濟區域的發展。四是國家開展國際貿易，打開國際市場，為區域經濟的發展提供了更廣闊的市場環境，讓區域內的企業進駐國際市場，國內國際兩不誤，共同促進企業經濟增長，從而加快區域經濟的增長速度。因此加快分工演化，有利于為區域經濟的發展搶占先機[4]。

3.2國際貿易的發展有利于加快區域要素的積累，促進經濟區域的發展

（1）進行國際貿易可以引進外資，讓外國企業在本區域開設公司，帶動本國經濟的增長，形成貿易創造型投資。經濟欠發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，既可以減少國內的負擔，又可以促進國家經濟的發展。這些國家還可以引進其他國家的產品以及先進科技，引導人們進行國內投資，促進區域經濟的發展。如中國的經濟發展，中國的出口貿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濟的發展水平。外國企業在中國投資，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）區域經濟地區進行國際貿易可以將廣大居民閑置在銀行的錢用來投資，創造財富。而且經濟欠發達國家還可以通過國際貿易來提高自身資本品生產能力，將貨幣投資轉化為實物投資，彌補自身經濟發展的缺陷，促進區域經濟又好又快的發展。

（3）開展國際貿易是提高區域技術水平的重要途徑。主要表現在：①通過國際貿易直接引進外國的先進技術，再進行應用，以提高本區域的科技水平。②區域地區的企業進口其他國家的產品后，可以對這個產品進行研究，然后再創造出自己的產品。③區域地區的企業看到外資企業在出口貿易上賺到了巨大利潤，就會刺激他們提高自身的創新能力，努力研究開發出新產品。④企業也可以通過與外資企業合作，甚至是一起經營一家企業，然后再學習他們的新技術，以提高自身的技術水平，促進區域經濟的發展。

3.3國際貿易的發展有利于促進區域結構優化

（1）有利于優化區域資源配置。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，卻沒有礦產資源。那么這兩個地區就可以進行交換了。因此，國際貿易可以優化區域的資源配置，使各地區的資源達到平衡。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，促進區域經濟的健康發展。

（2）有利于促進區域內的產業結構優化，主要表現在出口與進口兩個方面。企業出口產品量增加，就要求增加產品生產的原料及半成品，促進原料生產行業的發展，并為人們提供了更多的就業機會，促進區域經濟發展。如果企業需要大量進口，就代表著區域內將出現一個新型產業和新技術，可以為區域經濟的發展提供機遇。

3.4國際貿易的發展有利于創造新的區域經濟運行機制

（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。我國對于國際貿易的干預太多，設立了很多部門對國際貿易進出口商品進行檢查、監管，制約了國際貿易的發展。

（2）有利于促進區域內的微觀企業進行改革，形成新的經營機制。開展國際貿易就是加快市場經濟的發展，市場經濟可以使企業擺脫舊的計劃經濟的制約，讓企業能夠自主經營[5]。使企業創造出適合自己的經營方式，引進先進技術，促進自身經濟的發展，從而促進區域經濟的發展。

4結論

國際貿易與區域經濟發展的關系是經濟學中最重要的知識體系。國際貿易是一個國家市場經濟的最重要的組成部分，國際貿易的蓬勃發展有利于促進國內區域的快速發展。

區域經濟是指地理位置相近、文化底蘊相似或經濟發展程度差不多的國家形成一個區域整體，以達到共同進步、共同發展。因此，本文先了解了國際貿易與區域經濟的含義，根據含義得出了國際貿易對區域經濟的發展的影響。國際貿易的發展有利于實現區域分工、區域要素的積累、區域結構優化、區域經濟運行機制創新等，以促進區域經濟的健康發展。一個國家的國際貿易的穩步發展可以促進該國家的區域經濟的發展。

參考文獻：

[1]劉用明.對外貿易與區域經濟發展[D].成都：四川大學，2010.

[2]彭紅斌.當代國際貿易發展的特點探析[J].桂海論叢，2011（8）.

[3]王森輝.國際貿易下的區域經濟發展之我見[J].大觀周刊，2012（18）.

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關鍵詞：綠色貿易壁壘 出口貿易 影響及對策 

 

所謂綠色貿易壁壘，實質上是指進口國政府以保護生態環境為綱，以限制進口保護貿易為目的，通過頒布復雜多樣的環保法規、條例、建立嚴格的環境技術標準和產品包裝要求，建立繁瑣的檢驗認證和審批稅、實行環境構想制度，以及保證環境進口稅方式對進口產品設置的貿易障礙。綠色貿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。綠色貿易壁壘的內容主要包括環境進口附加稅、綠色技術標準、綠色環境標準、綠色市場準入制度、消費者的綠色消費意識等方面的內容。將環保措施納入國際貿易的規則和目標，是環境保護發展的大趨勢。由于西方國家的公眾和政治家對環境的關注，環境保護逐漸成為服務于各國貿易保護主義政策的一種武器，而且成為在國際貿易談判中討價還價的籌碼。 

 

一、綠色貿易壁壘的表現形式 

環境保護與貿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，還包括中間產品；不僅包括產品的質量，也包括產品的加工生產方法以及產品的設計和消費處理過程。綠色壁壘應用的廣泛性，使其表現形式多種多樣。 

1.綠色關稅制度 

發達國家對一些污染環境和影響生態，可能對環境造成威脅及破壞的產品征收進口附加稅，或者限制和禁止商品進口，甚至對其實行貿易制裁。但是，在標準的實行上常常內外有別，明顯帶有歧視性，可以說是以綠色之名行貿易保護之實。 

2.綠色技術標準制度 

通過立法手段，制定嚴格的強制性技術標準，限制國外商品進口。發達國家憑借自己的經濟技術優勢和壟斷地位，不考慮或很少考慮發展中國家的實際情況，對進口產品不分國別一律采取非常嚴格的技術標準，事實上導致發展中國家產品被排斥在發達國家市場之外。 

3.綠色環境標志制度 

綠色環境標志又稱綠色標簽或環境標簽，是環保產品的證明性商標。發展中國家產品為進入發達國家市場，必須提出申請，經批準取得綠色環境標志。目前已有40多個國家和地區推行綠色環境標志制度，并趨向于協調一致，相互承認，對發展中國家產品進入發達國家市場形成了巨大障礙。 

4.綠色包裝制度 

發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境造成危害，結構不合理的包裝容器可能損害使用者的健康而采取的環境保護措施。但某些過于嚴格的綠色包裝措施，則可能事實上妨礙發展中國家的對外貿易，引發貿易爭端。 

5.綠色補貼制度 

發達國家認為，如果一個國家內部采用比較寬松的環境標準，這些國家的產品就不必支付高昂的環境成本，與本國產品競爭時就具有明顯的成本優勢。其實質是政府在對企業及其產品提供消極的環境補貼，所以進口國基于環境保護和本國的利益而有權征收反補貼稅。 

6.綠色衛生檢疫制度 

綠色衛生檢疫制度是指國家有關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，對產品實施全面的嚴格檢查，防止超標產品進入國內市場。綠色衛生檢疫制度影響最大的產品是藥品和食品，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，形成了實質上的貿易保護。 

二、綠色貿易壁壘對我國出口貿易的影響 

由于世界經濟的不平衡，發達國家對環保的標準和認識往往超過發展中國家。發達國家運用綠色保護來實施其對發展中國家的貿易限制和歧視行為，使發展中國家的產品被排斥在世界市場之外。我國處在發展階段，綠色保護對我國產品出口已經產生很大的影響。主要有：(1)縮小出口產品市場范圍；(2)增加出口產品成本；(3)引發出口貿易摩擦；(4)高污染產業的轉移。 

 

三、應對發達國家綠色貿易壁壘的對策 

通過以上分析我們可以看出西方國家以環境保護為幌子實行貿易保護主義，因其發展較早在環境方面的標準和措施遠遠超越了發展中國家。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易。

1.正確認識綠色貿易壁壘 

要對綠色貿易壁壘有一個客觀認識。綠色貿易壁壘存在著有利于市場發展和國際貿易一面，也有阻礙國際貿易發展一面。以保護環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環境產品的國際貿易與投資。另一方面也為有利于可持續發展的產業創造了新的發展空間，使這些產業成為國際貿易和投資新的增長點，從而促進產業結構的調整。 

2.加大對綠色產業資金投入 

要使我國的環境問題得到有效控制，同時增強我國綠色產業的國際競爭力使綠色產品和技術走出國門，離不開財政金融部門的扶植。財政部門應給予綠色產業以優惠的鼓勵政策，加大對綠色產業的資金投放。金融部門應在信貸資金上給予大力支持。 

3.實施出口貿易可持續發展戰略 

可持續發展戰略已經成為我國國家的基本戰略，出口貿易也就必須服從于這個基本戰略，這就要求出口不僅要追求增長的數量，還要追求增長的質量，及其與生態環境保護、勞動條件和整個社會的協調發展。 

4.發展環保產業，推行綠色管理 

篇(6)

關鍵詞：對外直接投資；協整檢驗；誤差修正模型

改革開放以來，浙江對外貿易發展迅速，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易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰略之后迅速增長，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。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿易都呈現不斷增長的態勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內，有關外商直接投資與中國對外貿易關系的研究已經取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿易之間關系的研究卻很少，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，主要是我國的企業開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經濟實力的增強，對外直接投資對我國經濟，尤其是對進出口貿易的影響會進一步凸現，研究這一經濟現象無疑具有重要的現實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿易與對外直接投資關系的研究為數眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿易保護主義的影響，一國的對外貿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易壁壘，成為對外貿易的替代物，從而也就出現了“貿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易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創造和擴大對外貿易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產可能性邊界，改變雙方的比較優劣勢的態勢，從而直接創造了對外貿易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有統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易之間的互補性要大于替代性，為數不少的經驗統計顯示，貿易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據日本、美國、瑞士的統計數據，研究了這些發達國家對外直接投資對母國出口貿易的影響。研究結果表明，發達國家的對外直接投資對同行業的國際貿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易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現為替代性還是互補性,依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿易和投資表現為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿易和投資表現為替代關系。以上主要是對發達國家國際貿易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發展中國家的對外直接投資和國際貿易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿易既有積極影響又有消極影響。

上述結論的差異表明，在對外直接投資與對外貿易之間并不存在清晰的替代或互補關系，且這些研究大多數是針對發達國家，對于處在轉型經濟的中國來說意義甚微。由于國內對對外直接投資與對外貿易關系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關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計數據，采用協整分析方法，分析對外直接投資對國際貿易的影響，研究兩者之間的長期均衡關系，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系。

二、實證分析

（一）數據選取

由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統計數據并不完善，樣本僅設定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經濟和社會發展統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）來衡量對外貿易。蔡銳和劉泉(2004)認為,FFDI在中國發揮作用時，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外向對外直接投資值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產總值指數（GDP）”來度量浙江省經濟規模和經濟增長。

（二）時間序列的平穩性檢驗

在對經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，以判別序列的平穩性。只有平穩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性檢驗，表明這些變量是平穩的時間序列變量，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性檢驗，即二階單整。lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據協整理論，對于通過平穩性檢驗且為同階單整序列來說，可以進行協整檢驗，分析它們之間的協整關系。

（三）協整檢驗

近年來，不少國內外研究對外直接投資與對外貿易關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系，得到出口貿易與對外直接投資有長期均衡關系而進口與對外直接投資沒有長期穩定關系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進口貿易的滯后推動作用。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整關系,并依據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。

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，結果見表3。其殘差序列平穩性檢驗結果如表4所示。

回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關系。根據表3與表4結果，可以得出如下結論：

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，模型擬合優度較高，且不存在序列相關與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協整關系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。

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，但由回歸結果可知，對外直接投資已經對出口貿易產生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿易的發展；從短期來看，當年外商直接投資對出口貿易產生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿易產生負面的影響，與一般看法和直接統計結果相反。這從一個側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易的替代作用將逐步顯現。

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、技術與管理經驗的投資對浙江省進口貿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易的發展；而外商直接投資對浙江省進口貿易產生負面的影響，說明更多的外商在浙江省實現了生產和銷售的本土化,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濟模型，成為協整分析的一個延伸。若變量之間存在協整關系，即表明這些變量之間存在著長期穩定的關系，而這種穩定的關系是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結合在一個模型中。

由協整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產總指數與進、出口貿易之間存在著惟一的協整關系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結果如下：

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，協整關系對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(彈性系數為-1.062)，EX的動態調整過程具有一定穩定性，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易之間短期比較穩定。

在誤差修正模型(4)中，協整關系對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(彈性系數為-1.115)。IM的動態調整過程具有穩定性，這體現著短期內浙江對外直接投資、外商直接投資與進口貿易的穩定關系。

三、結論與建議

通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產總指數GDP與進口貿易額、出口貿易額之間的協整檢驗，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、出口增長之間的關系，可得出以下結論：

（1）從長期關系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿易之間存在惟一的協整關系。浙江省對外直接投資對出口貿易產生促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規模的若干年內,對外直接投資在浙江省已經逐漸轉型,從追求人力資源優勢的生產型投資逐步轉向追求市場的市場型投資。這樣的轉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模。同時，對外直接投資也能產生出口引致效應，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與進口貿易之間也存在惟一的協整關系，即它們之間存在長期穩定的均衡關系。浙江省對外直接投資表現為對進口貿易增長的促進作用。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、先進的技術和管理經驗，而它們對進口貿易無疑有強勁的促進作用。其次，隨著浙江省國際貿易地位的提高，已經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稅和非關稅壁壘的限制。為規避貿易壁壘而進行的對外直接投資能緩和雙邊經濟關系，化解貿易（張如慶,2005），從而進一步促進對外貿易的發展。

縱觀全局，現階段浙江省對外直接投資額與貿易額相比,比重還很小,2005年對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據2005年浙江省統計年鑒相關指標計算得出。），而世界對外貿易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據2004年《世界數據報告》相關指標計算得出。）。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易的發展是非常必要的,也是可行的。

（2）從短期關系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿易短期均衡關系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿易的關系存在著一個由短期向長期均衡調整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進母國出口貿易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發展歷程(齊曉華,2004)。由于其規模太小,對進出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據權威研究報告預測（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易直接的正相關關系將逐漸增強。

本文實證表明，浙江省CFDI與進口貿易也存在短期均衡關系顯著，CFDI與進口貿易的關系也存在著一個由短期向長期均衡調整的機制。相比之下，CFDI對進口貿易的短期調整作用更強。

篇(7)

內容摘要：本文在局部均衡分析法的基礎上，利用消費者剩余和生產者剩余來說明消費者與生產者在封閉與開放條件下如何進行最優選擇，進而說明市場交易利益的產生、范圍與分解。

關鍵詞：消費者剩余生產者剩余交易區域利益分解

在國際貿易理論的現代分析中，常采用一般均衡分析法，通過引入生產可能性曲線與社會無差異曲線來說明市場交易利益產生與分解。本文在局部均衡分析法的基礎上，利用消費者剩余和生產者剩余概念來說明消費者與生產者在封閉與開放條件下如何進行最優選擇，進而說明完全競爭市場中交易利益的產生、范圍與分解。

封閉條件下消費者與生產者的選擇

本文所涉及的最優消費點與最優生產點都是在封閉條件下，即不發生對外貿易的背景下所計算得出的結果。

（一）消費者最優選擇及其利益的最大化

1.消費者最優選擇與需求曲線。可利用拉格朗日乘數法求出消費者在有限制條件下的效用最大化條件，即最優消費條件。令消費者效用函數為U（X1，X2），預算約束為I=P1X1+P2X2，相應的拉格朗日函數為：

L(X1，X2，λ)=U(X1，X2)+λ(I-P1X1-P2X2)

其中，λ為拉格朗日乘數，效用最大化一階條件為：對X1、X2、λ三個變量分別求偏導數，并令偏導數值等于零，進而得到MU1/P1=MU2/P2=λ，即消費者最優選擇的必要條件，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經濟含義為：消費者對任何一種商品的最優購買量應該是其需求價格與商品的市場價格相等時的數量，即Pd=Pe時的數量。或者說，需求線上的任意一點都意味消費者的最優選擇，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。令需求函數為Pd=f(X)，根據其含義可知Pd為消費者購買一定數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購買商品數量為X時，消費者剩余可從兩個角度衡量（而在傳統的教科書中，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。

根據上述分析，可得出如下結論：當消費者為一定數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選擇，實現了消費者均衡；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滿足最大化，而且也能使消費者實現消費者剩余最大化。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）生產者最優選擇及其利益最大化

1.生產者最優選擇與供給曲線。可利用拉格朗日乘數法求出生產者在成本限制條件下的收益最大化條件，即最優生產條件。設總收益函數為：TR(X1，X2)=X1P1+X2P2，生產者的總成本函數為：TC0=TC(X1，X2，M)，M為借貸貨幣量，則相應的拉格朗日函數為：

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，收益最大化一階條件為：對X1、X2、t三個變量分別求偏導，并令偏導數值等于零，可得到：tMC1=P1、tMC2=P2，即生產者最優選擇的必要條件為：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。即當產品邊際成本與產品市場價格相等時為生產者最優生產量。

根據供給曲線的含義，供給曲線表示對于各種數量的產品，生產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品的邊際成本MC，故Ps=MC。因此，生產者最優選擇條件一般形式可表示為Ps=Pe，也就是說當生產者為一定數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者作出了最優選擇，即在供給曲線上的任意一點都意味生產者最優選擇的實現，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，只有減少生產量才可實現最優生產，左方則相反。

2.生產者最優選擇與生產者剩余最大化。生產者剩余是生產者實際獲得的產品賣價與其愿意接受的產品賣價的差額給生產者帶來的利益。令供給函數為Ps=f(X)，根據其含義可知Ps為生產者出售一定數量的商品而所愿意接受的最低價格，其取于產品的邊際成本，故Ps=MC(X)。當生產者以實際價格Pe出售產品的數量為X時，生產者剩余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，可以得出以下結論：當生產者為一定數量的商品愿意接受的最低價格與市場價格相等，不僅意味著生產者作出了最優選擇，即實現了生產者均衡，同時，也意味著生產者剩余最大化，或者說在供給曲線上，價格與供給量的組合能使生產者實現利益最大化，能使生產者實現生產者剩余最大化。生產者追求的利益最大化實際上是在追求生產者剩余最大化。

綜上分析可以得出，消費者的最優選擇在需求曲線上，生產者的最優選擇在供給曲線上。

封閉條件下實際交易區域的確立

市場均衡與實際的交易區域的確立。在市場經濟條件下，“看不見的手”將調節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，其對應的價格與數量分別為市場的均衡價格和均衡數量。現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，雖然生產者所愿意供給的最大產品量為X2，但是沒人能強迫消費者一定購買X3數量的商品，因為消費者在P2價格下愿意而且能夠購買的數量為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進一步分析可以發現AEB面積內，均可成為實際的交易區域。根據定義，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量；表示對于各種數量的商品，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，生產者愿意而且能夠提供的最大商品數量；表示對于各種數量的商品，生產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，消費者和生產者在市場經濟中的實際交易區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。

最優生產點、最優消費點的統一促使社會總剩余的最大化。根據前面的分析，當Pd(=MU/λ)=Pe時，意味著消費者作出了最優選擇，也意味著消費者剩余最大化。當Ps(=MC)=Pe時，意味著生產者作出了最優選擇，也意味著生產者剩余最大化。那么，當MU/λ=Pe=MC或Pd=Pe=Ps時，就意味著消費者與生產者同時作出了最優選擇，同時實現了消費者剩余、生產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者剩余及社會總剩余的變化來說明（如圖1所示）。

根據前面分析，市場交易最優點(生產、消費同時最優)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，意味著國內市場的失衡，只是單一的最優生產），即相應的市場價格為P1，而市場交易數量為X1，則消費者剩余為需求曲線以下、P1F以上的面積，生產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點所處狀態下的社會總剩余少了一塊面積EFG。同理，任何位于E點左側的狀態，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（根據前面對實際的交易區域的分析，真實的市場交易點不可能出現在此點，但生產最優點可能出現在此點），即相應的價格為P2，數量為X2，則消費者剩余為GAP2減去GMH之后的面積。生產者剩余為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點所處狀態下的社會總剩余少EMH。同理，任何位于E點右側的狀態，其社會總剩余皆小于E點的社會總剩余。

另外，也可用數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為Pd=f(X)，根據效用論，可知Pd=MU/λ。令生產者的供給函數為Ps=f(X)，根據成本理論，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，消費最優與生產最優才可以同時實現，且社會總剩余最大。

綜上所述，可得出以下結論：當市場均衡時，實現了生產最優和消費最優，最優生產點與最優消費點統一為市場均衡點，同時社會總剩余最大。當市場失衡時，將出現最優生產點與最優消費點的分離，可能出現單一的最優消費或單一的最優生產，或生產與消費都未實現最優，社會總剩余將會減少。在封閉條件下，真實的市場交易區域將位于均衡點左方需求線以下、供給線以上的三角區域之內。同時，這也是本國市場交易利益的最大界限。消費者與生產者在市場交易中體現為對消費者剩余與生產者剩余最大化的追逐。

開放條件下的貿易利益

在開放條件下，國內外市場的價格差異是國際貿易發生的直接原因。

假定A代表本國任意一經濟主體，作為廠商可以生產X、Y產品中任意一種，作為消費者既消費X產品，也消費Y產品；B代表外國任意一經濟主體，作為廠商，可以生產X、Y產品中的任意一種，作為消費者既消費X產品，也消費Y產品。同時，假定本國廠商A生產的X產品有比較優勢，Y產品有比較劣勢。外國廠商生產的Y產品有比較優勢，X產品有比較劣勢。根據比較優勢理論，本國X產品的相對價格將低于外國X產品的相對價格，本國Y產品的相對價格將高于外國Y產品的相對價格，因此，本國將出口產品X，進口產品Y，外國則相反。在完全競爭條件下，由于P=AC，故比較優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）出口貿易與貿易利益

1.出口貿易利益的圖形分析。由于本國X產品具有比較優勢，本國X產品的相對均衡價格會低于世界市場的相對均衡價格，本國經濟主體A就會調整自己的生產與消費結構：擴大X產品的生產，增加X產品的出口，減少X產品的本國消費。

由于本國X產品生產擴大與出口，從而導致生產者剩余增加，消費者剩余減少，但生產者剩余增加量大于消費者剩余減少量，因此，社會總剩余表現為增加，凈增量TS=EFG，即出口貿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產品的相對均衡價格，PW=PXB/PYB，即外國X產品的相對均衡價格，Pe2.出口貿易凈利益的分解。出口貿易凈利益EFG可分解為：交易得益(a)：在本國X產品生產量不變的情況下，由于X產品價格上升為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，由于本國生產者擴大生產而獲得的凈剩余HEG=b。

3.最優消費點、最優生產點的分離與實際交易區域的擴大。在封閉條件下，本國最優生產點與最優消費點統一為國內市場均衡點E，二者一旦出現分離，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域的最大界限。在開放條件下，價格條件的變化使我國最優生產點與最優消費點出現了分離(F為消費點，G為生產點)，并同時實現了消費與生產的最優。這就說明，消費點F位于雪球線上，生產點G位于供給曲線的分析可知：消費者利益與生產者利益最大化。社會總剩余表現為凈增加(EFG)；實際交易區域由AEB擴展為AFGB區域。

綜上所述，可得出以下結論：出口貿易使得本國社會總剩余出現了凈增加，并為生產者所獲得。出口貿易使得本國市場出現變化：最優生產點、最優消費點分離與實際交易區域的擴大。根本原因在于本國X產品的相對優勢（具體表現為國內產品價格的相對優勢）。

（二）進口貿易與貿易利益

1.進口貿易利益的圖形分析。由于本國Y產品具有相對劣勢，Y產品的相對價格會高于世界市場的相對價格，經濟主體就會調整自己的生產與消費結構：Y產品的生產會減少，而Y產品需求量會增加，超額需求由進口來滿足，從而出現最優消費點與最優生產點的分離。

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產品的相對均衡價格；PW=PYB/PXB，即外國Y產品的相對均衡價格，Pe＞PW，從中可知本國廠商A生產的Y產品有比較劣勢。

2.進口貿易凈利益的分解。進口貿易凈利益JEK可分解為以下幾部分：

交易得益(d)：在本國X產品生產量不變的情況下，由于產品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，迫使國內生產從資源消耗較高的本國生產者轉向資源耗費較低的外國生產者所引起社會剩余凈增加量EJL=c。

3.最優消費點、最優生產點的分離與實際交易區域的擴大。在封閉條件下，本國消費點與生產點統一為E點，開放后的分工，使生產點與消費點發生分離：K點為新的消費點，J為新的生產點。雖然生產點與消費點發生了分離，但是仍然實現了生產與消費的最優。開放后，實際交易區域也相應擴大為AKJB區域。

綜上所述，可得出以下結論：進口貿易使得本國社會總剩余出現了凈增加，并為消費者所獲得。進口貿易使得本國市場出現變化：最優生產點、最優消費點分離與本國的實際交易區擴大。根本原因在于本國Y產品的相對劣勢（具體表現為國外產品價格的相對優勢）。

（三）進出口貿易與貿易利益

為了分析上的方便，本文進一步假定A作為生產者，其X產品其Y產品的生產函數相同，即有著相同的市場供給曲線SXA(SYA)；假定A作為消費者對X產品與Y產品的需求函數相同，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產品與Y產品的市場均衡價格，PXA/PYA為本國X產品的相對均衡價格。

由于假定廠商A生產的X產品有比較優勢，Y產品有比較劣勢，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產品與Y產品的市場均衡價格，PXB/PYB與PYB/PXB分別為B廠商X產品、Y產品的相對均衡價格（也是X產品、Y產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產品相對價格低于外國市場X產品相對價格，即PXA/PYA＜PXB/PYB=PWX，且本國市場Y產品相對價格高于外國市場Y產品相對價格，即PYA/PXA＞PYB/PXB=PWY，A就會調整生產結構與消費結構：擴大X產品的生產并向B出口X，減少Y產品的生產并從B進口Y（如圖4所示）。

1.進出口貿易利益的圖形分析。從圖中可以看出，由于本國市場的開放及X產品的相對優勢、Y產品的相對劣勢，從而導致X產品生產擴大并出口X產品，Y產品生產減少并進口Y。交易后，社會總剩余表現為增加，其增量為FGE+JEK=(a+b)+(c+d)，其中，a+b為出口貿易所帶來的利益，c+d為進口貿易所帶來的利益。

2.進出口貿易利益的分解。進出口貿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，假定生產點不動（本國X、Y產品生產量不變），由于X產品相對價格上升，而使本國生產者所獲得凈利益a。同時，由于Y產品價格相對下降，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產品相對價格不變(假定為PWX、PWY)時，由于生產者擴大對X產品的生產而獲得的凈收益b，并為生產者所獲得。同時，由于本國對產品Y生產減少，外國生產者擴大生產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的擴大