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關鍵詞 進出口貿易；隱含能；投入產出法
中圖分類號 F206 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2008）03-0069-07
我國是世界第二大能源消費國，僅次于美國。隨著中國經濟的高速增長，能源消耗越來越多地依賴進口。1997年能源凈進口不到2000萬t標煤，到2006年，該數字已達1.7億t標煤以上。專家預計，到2020年，我國國內石油消費量將達到4.5億～5億t，按國內原油產量保持在2億t左右計算，屆時我國的石油對外依存度將達到60%左右［1］。許多西方國家認為，我國為了保持經濟繁榮而試圖盡可能多地控制世界天然氣和石油資源，并為之擔憂。美國總統布什則將高油價部分歸因于我國經濟增速高達10%而引起的能源需求大增［2］。為了全面認識中國的能源消耗及流動，我們有必要對國際貿易中包含的能源展開闡述。作為融入經 濟全球化的重要標志，中國外貿總額從2000年的4700億美元一路攀升，到2006年末，已達17600億 美元，在出口額和進口額高速增長的同時，出口增速高于進口，導致1994年以來貿易順差持續增長。近年來，更由2000年的241億美元增加到2006年的1775億美元，據國家信息中心預計 ，2007年貿易順差將達到2750億美元。伴隨著越來越多的“中國制造”走向國際市場， 中國在獲得了一定經濟回報的同時，也直接或間接地輸出了大量的能源。如何定量估算這些能源？這些能源對中國及世界有什么意義？ 本文將在這方面展開研究。
1 隱含能
任何一種產品的生產，都直接或間接地使用了若干能源。為了得到某種產品，而消耗在整個生產鏈中的能源，稱之為“隱含能”，也有些文獻稱之為“虛擬能”［3］、“隱性能源”［4］。事實上，這些概念均起源于“embodied energy”。Embodied energy 是能源分析中的一個基本概念。1974年，國際高級研究機構聯合會（IFIAS）能源分析工作組的一次會議指出，為了衡量某種產品或服務生產過程中直接和間接消耗的某種資源的總量，可以使用“embodied”這一概念；原則上，“embodied”后可加任何資源的名稱，如土地、水、勞動力等［5］。之后，為了衡量各種生態產品生產過程中直接和間接消耗的太陽能的量，以便衡量生態產品的價值，Odum等人提出了“emergy”（國內譯為“能值”）的概念［6］。Emergy分析和embodied energy分析基本相似，但略有不同［5］。20世紀90年代，Tony Ally 將embodied概念用到了水資源研究當中，提出了“虛擬水”（virtual water）的概念，其意義為某種產品或服務生產過程中直接和間接消耗的水資源的量［3，7～8］。同樣在20世紀90年代，加拿大生態經濟學家Wiliam和其博士生Wackernagel提出了一種度量可持續發展程度的方法，它是一組基于土地面積的量化指標，他們將其命名為“生態足跡”（Ecological footprint），其含義為人類生活直接和間接占用的各種生態產品（如化石能源地，可耕地，牧草地，森林，建成地，海洋）的面積［9～10］。本質上講，從“能值”概念到“虛擬水”、“生態足跡”，都是embodied概念的發展。“embodied”概念包含了兩層意思：首先，它指的是整個生產過程中所消耗的總的資源；其次，這種資源消耗是“看不見的”，發生在上游環節。因此，我們認為，將“embodied”譯為“隱含”，更能體現embodied概念的內涵，也更為準確。
Embodied核算和投入產出經濟學極其相似，因此，投入產出經濟學中的許多概念被應用到embodied分析中。20世紀90年代以來，利用投入產出表，結合“embodied”概念，學者們展開了多方面的研究。從研究區來看，涉及到的國家和地區主要有：歐盟［11～12］、日本［13～14］、巴西［15～17］、挪威［18］、意大利［19］、芬蘭［20］、西班牙［21］、澳大利亞［22］、奧地利［23］、中國臺灣地區［24］、中國大陸［25～26，3～4］等。從研究的對象來看，主要集中在貿易中的隱含能［3～4，15，17，19，23，25］、隱含碳［12～13，15～17，19～21，26］、隱含污染物［18］，也有一些文獻研究國內最終消費中的隱含能［11～12］、隱含碳［20，22］，或隱含碳對國內碳排放的影響［14］。
中國貿易中隱含能和隱含碳的研究集中在2006年以來的文獻中，這些研究各有特點 。周志田等通過對典型商品加權的辦法，計算了不同類別進出口貨物的能耗系數，在此基礎上計算了2002和2003年我國進出口貿易中的虛擬能，率先指出虛擬能凈出口量快速增長是導致我國近年來能源消費增長速度高于GDP增長速度的直接原因［3］。不過該研究所采用的計算方法較為簡單，推導能耗系數時需要豐富的經驗，容易受主觀因素的影響。Li Hong等利用1997年投入產出表，計算了20類主要進出口貨物的能耗系數，在此基礎上計算了1996-2004年我國進出口貿易中的隱含能。但該研究沒有對進出口貨物的能耗系數加以區分，而是采用國內較高的能耗系數來估計進口產品的能耗，以至于得出了2004年我國隱含能進口高于出口的結論。［25］Shui and Harriss利用Economic Input Output-Life Cycle Assessment軟件中提供的美國對華出口貨物的碳排放系數，以此為基準估計了中國對美出口貨物的碳排放系數，進而計算了1997-2003年中美貿易中的碳排放，指出，我國碳排放總量的7%～14%間接出口到美國并最終被美國人所消費［26］。該研究的主要問題在于計算方法簡單，缺乏較為嚴格的理論推導。劉峰認識到了以上文獻中的一些問題，在他的研究中，采用2002年中國122部門投入產出表來計算出口貨物的能耗系數，同時采用2000年日本104部門投入產出表來計算進口貨物的能耗系數。該研究計算的2001-2005年中國“隱性能源”出口量，占到了當年能源消費總量的24%～33%，同年的“隱性能源”凈出口，占到了當年能源消費總量的20%～27%［4］。但該研究沒有考慮到加工貿易對隱含能進出口的影響，計算結果有所偏大。
2 方法和數據
2.1 計算方法
理論上講，進出口貿易中的隱含能可以表示為：
E=∑n[]i=1[DD)]Mi×θi(1)
其中，E為進口或出口貿易中的隱含能總量，Mi為第i種進出口商品的價值量，該數據為海關統計量，θi為第i種進出口商品單位價值中包含的隱含能，即能耗系數。隱含能計算的重點在于能耗系數的確定。
目前，國內外學者主要應用“投入產出法”來計算能耗系數［27］，也有的學者通過對典型商品加權的辦法來計算［3］。與前一種方法相比，第二種方法主觀任意性較大，不夠全面，在追溯整個生產鏈中的能源消耗時缺乏嚴密的邏輯推導，但優點在于當數據間對應存在問題時，具有較好的靈活性。本文主要應用第一種方法，同時結合使用了第二種方法。
投入產出法涉及的概念較多，與本文相關的主要有直接消耗系數和完全消耗系數。直接消耗系數反映了部門之間的直接經濟技術聯系。第j部門生產單位產品直接消耗第i部門的產品數量，稱為j部門對i部門的直接消耗系數，記為aij，則
所有aij構成直接消耗系數矩陣[WTBZ]A，A可由投入產出表直接計算得出。[WTBX]完全消耗系數通常記為bij,它是指第j部門每提供一個單位最終產品時，對第i部門產品和服務的直接和全部間接消耗之和。所有的完全消耗系數bij構成完全消耗系數矩陣[WTBZ]B。A和B之間有如下關系［27］：
[WTBX]B=(E-A)-1-E(3)
根據上式，可求出各部門對一次能源部門的完全消耗系數。該系數的意義為該部門每生產單位價值的產品所需要的一次能源各部門的價值量。根據一次能源部門的產值―實物轉換系數，可求得該部門最終產品的能耗系數，即θi。其中，產值―實物轉換系數由能源消費總 量和能源消費總價值相除得出。
2.2 相關技術處理
盡管理論上較為完備，但在應用上述方法計算我國對外貿易中的隱含能的實際操作中，仍然存在一些技術上的問題，針對出現的各種問題，本文作了如下處理：
（1）1992年以來，我國海關采用HS編碼體系（The Harmonization Code System） 來對進出口商品進行編碼、分類和統計。HS碼共有22大類98章，每章包括幾十甚至上百種商品類型。受現有技術條件和資料水平的限制，不可能以具體商品為單位來計算隱含能進出口。因此，本文選擇HS碼二級分類作為本研究的基本商品分類，共98類。
（2）我國現有的最新且最為詳細的投入產出表為《2002年中國投入產出表》［28］ （國家統計局國民經濟核算司，2006），該表包括122個部門。該表中的部門分類與海關進出口統計中的HS碼分類不一致，在對應上存在一定困難。本文以HS碼二級分類為基本分類，根據投入產出表中得出的122部門產品的能耗系數，依照典型商品對應的原則，確定了98類商品的能耗系數。
（3）理論上講，從不同國家進口的商品，其能耗系數應根據不同的投入產出表來計算。但 是，我國的貿易國有近百個，一一根據投入產出表來確定其各類商品的能耗系數難度較大。同時，在獲取我國和各貿易國之間的進出口數據方面也存在一定的困難。出于簡化的目的，本文選擇日本作為進口國家的代表來計算進口貨物的能耗系數。選擇日本有兩個方面的原因，首先，在各主要貿易國中，日本在節能方面的技術水平最為先進，日本的能耗系數低于歐美等發達國家，依據日本計算得出的隱含能進口量可視為我國隱含能進口量的下限（亦即我國凈出口隱含能的上限），這對于正確認識我國貿易中的隱含能具有重要意義；其次，日本是我國重要的貿易伙伴，是我國最大的進口國家。從日本進口的商品，主要為機械、電子類商品，在我國進口商品中較為典型。
（4）依據《2002年中國投入產出表》計算得出的能耗系數僅代表2002年水平。如果應用技 術方法將投入產出表調整到2002年之外各年，所需要的數據量和工作量都將十分龐大，短時間內無法完成。為了簡化計算，本文對基準年之外其他年份的能耗系數，作了技術水平、價格指數和匯率三個方面的修正（表1）。
（5）對于涉及到二次能源的部門，如煤炭開采和洗選業、煉焦業、石油和核燃料加工業、 電力熱力的生產和供應業等，利用投入產出法計算得出的能耗系數，實質上包含兩個部分，即：這些部門產品本身所具有的能源和生產這些產品過程中所消耗的能源。其中，第二部分為該部門產品的隱含能。
（6）以國內消耗系數計算出口，國外消耗系數計算進口的方法，適用于一般貿易，在加工 貿易方面會有較大偏差。以中國和日本為例，日本生產的產品進入中國，中國加工后再銷往他國。為了簡單起見，設中國加工過程中沒有實現增加值，也沒有消耗能源。以該方法計算的結果，出口產品的隱含能高于進口產品。但事實上，二者應該相等。由于缺乏加工貿易進出口貨物的詳細資料，本文對加工貿易作了如下處理：采用中國消耗系數計算加工貿易中的隱含能凈出口，以日本消耗系數計算加工貿易中隱含能的進口量，以凈出口和進口的和來計算隱含能總出口。加工貿易進出口數據來源于各年《中國統計年鑒》。
3 結 果
3.1 中國國際貿易中的隱含能凈出口估算上限
如前所述，理論上講，從不同國家進口的商品，其能耗系數應根據不同的投入產出 表來確定。但是受資料的限制，我們目前還不能對所有貿易國展開分析。在中國的諸多貿易國中，日本的能源利用效率最高。選擇日本產品的能耗系數作為所有進口產品的能耗系數，計算結果可視為我國貿易中的隱含能進口下限。同時，以中國的投入產出表和出口數據為基礎，計算了我國貿易中的隱含能出口量(見圖1)。圖1中，隱含能進口線為我國的隱含能進口下限，實際情況可能高于該線。隱含能出口線則接近實際，但受加工貿易的影響，實際情況可能比此線略高。灰影部分表示隱含能凈出口量，其值可視為我國的隱含能凈出口上限。
從圖1可以看出，1997-2006年，我國進出口產品中的隱含能都在逐年增加，但出口產品中的隱含能總量大于進口產品中的隱含能總量。通過隱含能的形式，中國出口了大量的能源，且有逐年增加的趨勢。1997-2002年隱含能凈出口量占當年能源消費總量的12%左右，2002年之后迅速增加，到2006年，該數字已達26%。1997-2006年累計隱含能凈出口達28億t標煤，超過2006年全國能源消費總量。
在國際貿易中，除了隱含能的進出口，還包括能源產品本身的進出口，這也是進出口貿易中非常重要的能流。圖2表示了1997-2006年我國能源產品的進出口。
與隱含能進出口相反，我國在能源產品方面表現為凈進口國。1997-2003年，我國每年的能源產品凈進口量在7000萬t標煤以下，占當年能源消費總量的比不超過4%；2003年之后迅 速增加，2004年能源產品凈進口接近15 000萬t標煤，較2003年翻了一番多，到2006年該數字更達17000萬t標煤之多。如此多的能源產品凈進口，是導致國際社會對中國能源使用擔憂的主要原因。
中國真的是能源凈進口消費國嗎？為了回答這一問題，我們將隱含能凈出口和真實能源凈進口作了疊加處理，結果見圖3。從圖3可以看出，1997-2006年，中國是一個能源凈出口國，每年能源凈出口量在10 000～50 000萬t標煤之間。1997-2002年中國所有能源凈出口量占當年能源消費總量的10%左右，之后該數字迅速增長，2006年達18.8%。當然，這是基于隱含能凈出口上限得出的結果，是一個較為樂觀的估計。那么，在保守估計下，中國的 能源使用是否值得國際社會擔憂呢？為此，我們估計了中國國際貿易中的隱含能凈出口下限。
3.2 中國貿易中的隱含能凈出口估算下限
中國的主要貿易國包括美國、日本、歐盟等，這些國家的能源效率都高于中國。用中國的技術水平計算出的隱含能進口量，可視為我國的隱含能進口上限（即假設進口產品都在中國生產）。同時，該計算結果也反映了進出口貿易對我國能源使用的影響。這是因為：對于一件無差異商品來說，通過從發達國家進口，可以節約相當于我國同產品能耗水平的能源。因此，用中國技術水平估算進口產品中的隱含能，除了可以估算蘊含能進口上限，對分析進出口貿易對我國能源使用的影響也具有重要意義。
圖4表示了中國貿易中的隱含能凈出口估算下限。圖4中，隱含能進口線為我國的隱含能進口上限，實際情況低于該線。隱含能出口線則接近實際，但受加工貿易的影響，實際情況可能比此線略低。灰影部分表示隱含能凈出口量，其值可視為我國的隱含能凈出口下限。
從圖4可以看出，即使保守估計，我國仍為隱含能凈出口國。1997-2004年，隱含能凈出口占當年能源消費的比例在2%左右，2004年之后迅速增加，2006年該數字達8%左右。保守估計和樂觀估計表現出了相同的增長趨勢。但保守估計和樂觀估計之間差別較大，這從側面反映了我國能耗水平達到日本時的節能潛力。
為了回答保守估計下中國是否為能源凈輸出國這一問題，我們將隱含能凈出口下限和能源產品凈進口作了疊加，結果見圖5。1999-2005年，中國存在微弱的能源凈進口，數量在100～10 000萬t標煤之間；1997，1998和2006年，中國是一個能源凈出口國，數量在1 500～3 500萬t標煤之間。1997-2004年，總的能源凈出口基本呈下降趨勢，但2004-2006年增長明顯。與各年的能源消費總量相比，總的能源凈出口（凈進口）量較小，只占到0.6%～4.5%，中國的能源進出口基本平衡。也就是說，中國進口的能源，基本上以隱含能的形式輸出到了國外。
4 結論和討論
(1)考慮到進出口貿易中的隱含能，中國是一個能源凈輸出國。在樂觀估計下，1997-2006年，中國是一個能源凈出口國，每年能源凈出口量在10 000～50 000萬t標煤之間；在保守估計下，中國的能源凈出口基本平衡。中國對世界能源使用不是威脅，而是貢獻。保守估計和樂觀估計均顯示，2004-2006年，隱含能凈出口量在快速增加，這和我國2003年之后能源產品進口量的快速增加是一致的。這說明，我國近年來能源產品凈進口的快速增加，至少有一部分，是由近年來貿易方面的凈出口增加所驅動的。
(2)受資料的限制，本文僅估算了隱含能凈出口的上限和下限，但這對于全面認識我國的能源使用具有重要意義。要做到隱含能的準確計算，除了需要雙邊貿易的詳細
數據之外，還需要各貿易國當年的投入產出表。一般來說，大部分國家的投入產出表每5年更新一次，要了解其他年份的投入產出情況，需要采用一定的技術手段，需要投入大量的工作。在目前的文獻中，普遍作了和本文類似的假定。盡管離準確計算還有一定差距，但通過上限和下限，揭示了我國隱含能凈出口的一些基本情況。
(3)以價格為基礎的投入產出法，扭曲了各國技術方面的真實差異，這是投入產出法的一個重要缺陷。以進口一臺高精度機床為例，日本生產它時消耗的能源為E，售價為P，中國缺乏相關技術，無法生產。假設中國生產一臺普通機床消耗的能源為1.5 E，售價為0.5 P，則以中國消耗系數計算的該高精度機床的隱含能為3 E。這種假設實際上以能源增加為代價掩蓋了高額的增加值。以價格為基準的投入產出法，不能反映各國能源效率方面的真實差異。如果對每一類產品均采用購買力加權（Purchasing Power Parities，PPP）方法加以改進，該缺陷可能會有所改善。
(4)從消費的角度講，外國人消費了中國的出口產品；從生產的角度講，外資推動了中國產品的出口。所有受益者都應該為中國能源消費量的增加承擔責任。我國出口商品中的隱含能數量十分巨大。1997年出口商品中的隱含能總量，占當年中國能源消費總量的15%左右，2006年，這一數字已高達34%。這說明，我國如此多的能源，通過出口商品和隱含能的形式，實際上被國外所消費。出口的增加是導致我國近年來能源消費增加的一個重要原因。
從生產的角度看，外資在中國的進出口貿易中發揮了極其重要的作用。表2列出了1997-2006年外商投資企業進出口占中國總進出口量的比例。除1997年外資企業表現為凈進口外，其余年份均為凈出口。1997-2006年，外資企業的凈出口額不斷增加，2005，2006 年占當年進出口總量的50%以上。外資從中國的凈出口中獲取了大量利潤。因此，享受了中國出口產品的外國消費者以及在我國獲取了大量利潤的外資企業都是中國能源使用快速增加的直接受益者，他們在中國留下了很大的能源和生態“腳印”（Energy and Ecological Footprints），因此他們也應該為中國能源使用的快速增加以及由此而帶來的環境污染承擔責任，對中國一味地指責和擔憂是不公平的。
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Accounting Embodied Energy in Import and Export in China
QI Ye1 LI Huimin2 XU Ming3
(1.School of Public Policy & Management, Tsinghua University, Beijing 100084, China;
2.School of Environment, Beijing Normal University, Beijing 100875, China;
3.Institute of Geographic Sciences and Natural Resources Research, Chinese Academy of Sciences, Beijing 100101, China)
關鍵詞：中國韓國農產品出口
中韓建交以來，兩國的貿易量在不斷增加，尤其農產品方面，由于兩國的生活、生產方式相似，因此，農產品的品種和數量基本一致，但是我國的農產品生產成本較韓國農產品生產成本要低很多，在韓國農產品貿易中占據很多優勢，但由于韓國地方保護政策的存在，使得兩國貿易的出現一定程度的影響，貿易摩擦與爭端不斷增加，因此，本文通過對中韓農產品貿易現狀以及中韓農產品貿易中存在的問題，并提出解決的辦法。
1中韓貿易現狀
韓國是我國大米、小麥、豆粕、雞肉制品、水竹筍、對蝦等商品的主要出口市場，韓國在我以上商品出口市場中均居于前3位。2008年，我對韓國出口農產品31.7億美元，同比減少12％，占我農產品出口總額的7.9％。其中，我對韓國蔬菜出口數量為48萬噸，同比下降1.5％，出口額為2.8億美元，與2007年持平；對韓國水果出口1.9萬噸，同比下降17.5％，出口額為1806.5萬美元，同比下降6.9％； 2009年1－12月，我對韓國農產品出口額為28.3億美元，同比減少21.3％。其中，對韓國出口凍魚及凍魚片16.2萬噸，同比減少1.6％；出口大豆16.9萬噸，同比減少32.4％；出口大米17萬噸，同比增長5.4％；出口冷凍蔬菜21.5萬噸，同比增長13.7％；出口羊毛1.1萬噸，同比增長10％；出口鮮蔬菜14.1萬噸，同比減少20.5％。
韓國農產品價格屬全世界最高水平檔次，因此韓國一直注重對農業的保護，市場開放程度低。中國農產品的生產成本低，價格只有韓國的20%～30%，農產品的種類和質量與韓國差距不大，在中韓農產品貿易上中國具有明顯的比較優勢。但是，中國大部分具有競爭力的農產品被韓國納入關稅配額及調節關稅制度管理，較高的配額外關稅和調節關稅嚴重阻礙了中國相關農產品對韓出口。韓國對農業實施高額補貼，農民收入63％來自政府支持，這使中國農產品與韓國農產品在競爭中處于不平等的地位。
2中國農產品對韓國出口存在的問題
2.1我國農產品自身質量與安全標準較低
我國的農產品生產基地分散，并且沒有相關的管理體系對于農產品質量進行把關，產品質量參差不齊，經常導致整批產品的退貨或索賠，農產品質量安全標準不高，這也是影響我國農產品出口增長的原因，生產者們缺乏質量安全意識，盲目追求產量，而大量使用化學藥劑，導致出口農產品中藥劑含量超標，雖然近年來我國的農產品的質量提升不少，但是韓國的綠色壁壘也在不斷提高，仍高于我國的質量標準，我國諸多農產品的技術標準仍不達標。
2.2韓國農業貿易政策壁壘
在亞洲韓國是的農產品進口量位居第二，僅次于日本，但為了保護本國內的農業生產，避免進口農產品的沖擊，韓國經過了30多年的努力，支持和維護本國的農業生產力，盡量降低外國農產品對本國農產品的影響，維持國內農產品價格的穩定。并在進口量增加時，采用產業保護政策，給予農業生產者高額的補貼政策。按照經濟合作組織(OECD)的標準計算,韓國對主要農作物的國內生產者補貼(PSE)始終高于50 %,這一政策也導致了國內農產品產業的競爭力匱乏現象出現。
2.3 高額關稅壁壘阻礙了中韓農產品貿易發展
韓國是農業的進口大國，因此，農業經濟一直是韓國的一項常抓目標，并長期制定了高額的關稅或關稅配額政策，就目前來看，韓國對農產品及輕工業品等27中產品實行了高額關稅限制，其中17種來自中國，如大蒜、食用糖等，但是關稅仍是兩國貿易發展的一個重要問題。
2.4 非關稅壁壘的影響
為了維護國內的農業市場平衡，韓國除了高額的關稅外，還頻頻啟用了一些非關稅措施，諸如技術壁壘(TBT)、檢驗檢疫標準(SPS),以及綠色壁壘等手段，限制弄過對韓的農產品輸出量，并且這些非關稅制度的要求越來越高，嚴重阻礙兩國之間的正常發展。
3我國對韓農產品貿易對策
雖然韓國制定了一些列相關的政策限制中國農產品的輸入，維持國內農業的平衡發展，但兩國的農業發展本身就存在一定的互補性，這成為了農產品業務開展的一個必然條件，因此雙方應該不斷推動雙邊合作，創造更多的農產品貿易合作機會。
3.1熟悉并善用WTO規則和爭端解決問題
同樣作為WTO成員國，那就應該遵循WTO的貿易規則，我們應該熟悉期規則，并合理利用，例如：非歧視原則。非歧視原則是WTO規則中最基本的原則,主要體現在最惠國待遇與國民待遇上。韓國政府在進口檢疫和檢驗上就對中國農產品采取了歧視性政策,對我國農產品按照6 %的比率進行抽檢,而對來自美國等國家的同類產品抽檢率僅為3 %。因此，我們應該利用WTO的非歧視性原則，對韓國的歧視予以抗議，并通過WTO貿易組需求解決的辦法。
3.2農產品生產建立國際化技術標準，提高自身質量
韓國對我國制定了嚴格的農產品技術認定標準，經常因為農產品的農藥殘留及檢疫不過關而遭遇退貨，面對這種形式，首先我們應該從自身做起，將自身產品的質量提高作為首要的一個發展目標，提高自身農產品的質量，并建立國際化的認定標準體系，與發達國家的標準相接軌，主動提升自身農產品的價值。
3.3及時關注韓國的農產品進口政策
對于韓國的農產品進口政策，我們應該實時關注，做到能夠應變自如，近兩年韓國提高了農產品及食品的進口標準,增加了中國企業對韓出口農產品的難度。例如,韓國食品醫藥安全廳提高對茶葉的農藥殘留成分和含量的規定,加強了對進口家禽肉類產品的檢驗檢疫以及提高中藥的二氧化硫殘留標準等。
3.4大力發展農產品加工業提升產品的附加值
韓國市場農產品的吸收容量有限，而且壁壘較多，因此，我們應該多關注韓國消費者的一些飲食習慣，改進農產品的出口形式，并加大我國自身農產品的生產加工力度，提高農產品的自身價值，實現農產品的多形式多渠道的發展，破除技術貿易壁壘，拓寬進口國群體，進一步促進我國農產品的健康、持續發展。
綜上所述,我們應該不斷完善我國的農產品產業結構，擴大農產品服務體系，加大對農產品業的支持力度，加強中韓兩國的市場信息交流，盡可能避免貿易沖突和貿易摩擦，建立農產品國際化的技術標準要求，提高自身農產品的價值，積極推動中韓農產品貿易。
參考文獻：
關鍵詞：貨物出口貿易 隱含碳排放 投入產出模型 結構分解分析 對數平均迪氏指數法
隱含碳排放（Embodied Carbon Emissions）是指某種產品在整個生產鏈中所排放的二氧化碳量，出口貿易隱含碳排放是指在生產出口產品的過程中所產生的二氧化碳排放量。
中國出口貿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%是在生產出口商品的過程中產生的。為了分析影響出口貿易隱含碳排放的原因，本文在投入產出法的基礎上，利用結構分解分析（Structural Decomposition Analysis）模型來研究2006-2009年中國出口貿易隱含碳排放的影響因素，以便為相關部門制定減排對策提供參考和依據。
一、計算方法描述
根據全國投入產出的平衡關系，可以建立能反映各行業產品的生產與分配使用情況的投入產出模型:
（1）
其中，x為各行業總產品向量，y為最終產品向量，為直接消耗系數或技術系數矩陣，表示行業j生產單位產品直接消耗行業的產品數量。
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）需求系數矩陣。
產品在生產過程中除有直接消耗外，還有間接消耗。完全消耗系數B表示行業j生產單位產品直接和間接消耗行業i的產品數量，具體矩陣為：
（3）
大部分現有研究采用的里昂惕夫逆矩陣為，沒有將中間投入區分為本國產品或是進口產品，這會高估中國出口貿易的隱含碳排放量。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品后的中國出口貿易隱含碳排放量。
行業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i的直接碳排放量，單位為萬t。為行業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，單位是kg/TJ，如表1所示。
行業i的直接碳排放量Ci除以增加值xi，就得到該行業的直接碳排放強度矩陣，具體為：
（5）
行業j的直接碳排放強度矩陣Ci乘以其完全消耗系數矩陣bij，就得到該行業的完全碳排放強度矩陣，具體為：
（6）
設zj為行業j的出口貿易額，則行業j的出口貿易隱含碳排放量為：
（7）
設z為當年中國貨物貿易總出口額，為出口結構矩陣，表示j行業的出口額占總出口額的比例，則中國出口貿易隱含碳排放量為：
（8）
由公式（8）可知，中國出口貿易隱含碳排放的影響因素有3個：行業完全碳排放強度vj、行業出口結構、總出口額z。根據對數平均迪氏指數法（Logarithmic Mean Divisia Index），出口貿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為結構效應（出口份額的影響），S為規模效應（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、數據來源及行業合并
鑒于2010年能源數據尚未更新，本文研究的年份為2006-2009年。投入產出數據來自OECD2009年版本的投入產出數據庫，它提供了最新的2005年中國投入產出表，出口貿易數據來自《中國貿易外經統計年鑒》和《國別貿易報告》，各行業消耗的能源總量來自《中國能源統計年鑒》，農、林、牧、漁、水利業增加值來自《中國農村統計年鑒》，工業行業增加值2006年和2007年來自《中國統計年鑒》中的“按行業分全部國有及規模以上非國有工業企業主要指標”，2008年和2009年根據國家統計局“工業分大類行業增加值增長速度”計算得來。
為了使計算時所需的各行業數據相匹配，本文將《中國貿易外經統計年鑒》中的“出口商品分類章”、《中國統計年鑒》中的“按行業分能源消費量”和“OECD行業分類國內流量表”合并為15個行業，并用合并后的行業簡稱表示。它們分別是：（1）農、林、牧、漁、水利業；（2）食品、飲料和煙草制造業；（3）采掘業；（4）紡織、服裝和皮革業；（5）木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業；（6）雜項制品業；（7）造紙、紙制品、印刷、出版業；（8）化學及其相關工業；（9）橡膠、塑料制品業；（10）非金屬礦物制品業；（11）賤金屬及其制品業；（12）交通運輸設備制造業；（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；（14）儀器儀表及文化、辦公用機械制造業；（15）其他行業。
三、計算結果與分析
利用公式（7）輸入相關數據得到2006-2009年各個行業的出口貿易隱含碳排放量，對每年所有行業的碳排量進行加總得到當年中國出口貿易隱含碳排放量。計算表明，中國出口貿易隱含碳排放量從2006年的 234192.53萬t減少至2009年的180900.56萬t。
利用公式（9）-（12）輸入相關數據得到強度效應、結構效應、規模效應的貢獻值。
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，各行業完全碳排放強度的下降使得中國出口貿易隱含碳排放減少了62447.97萬t。利用公式（6）輸入相關數據得到中國出口行業的完全碳排放強度，各行業平均碳排放強度從2006年的2.852萬t/億元下降到2009年的2.086萬t/億元。
其次是規模效應，貢獻值為9156萬t，貢獻率為-16.47%。中國各行業出口總額從2006年的77594.59億元升至2009年的82029.69億元，這使得中國出口貿易隱含碳排放增加了9156萬t。但由于強度效應和結構效應的影響，總效應為-55592.94萬t，因此貢獻率為負值。
最后是結構效應，貢獻值為-2300.97萬t，貢獻率為4.14%。說明出口結構的改善減少了中國出口貿易隱含碳排放。利用計算得到行業出口結構，結果表明：2006-2009年，完全碳排放強度較高的行業如紡織、服裝和皮革業出口額所占比重從18.6%下降到17.7%，賤金屬及其制品業從8.8%下降到6.4%，木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業從1.0%下降到0.8%；而碳排放強度較低的行業如農、林、牧、漁、水利業出口額所占比重從1.7%上升到1.8%，交通運輸設備制造業從4.0%上升到5.0%。
四、結論與建議
本文在投入產出模型的基礎上，利用LMDI法將2006-2009年中國出口貿易隱含碳排放的影響因素分解為強度、結構、規模三種效應。結論是：強度效應貢獻率最大，說明各行業碳排放強度的下降是碳排放減少的主要原因；結構效應貢獻率較小，但仍說明出口結構的改善有利于碳排放的減少；規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，但由于強度和結構效應，最后總的碳排放減少。以上研究表明，中國要減少出口貿易隱含碳排放，必須從降低行業碳排放強度、適度減小出口規模、改善出口結構這三方面做起，而后兩者可以進行綜合考慮。
參考文獻:
[1] 張曉平.中國對外貿易產生的CO2排放區位轉移分析[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.
關鍵詞 資本積累 貿易規模 出口技術含量
引言
近年來，一些觀點認為：中國出口增長的動力來自于大規模的要素投入，剔除進口中間品技術成分后的中國出口產品并無太多的技術含量。從中國出口商品的結構變化和已有的實證研究上看，這一觀點并沒有獲得一致的結論。Rodrik（2006）Rodrik D What’s So Special about China’s Exports China & World Economy， 2006發現：中國出口商品的技術含量高于拉美等其他同等發展水平的國家，并認為正是由于這一出口特點推動了中國經濟的增長。
在過去的發展中，中國出口商品的結構發生了巨大的變化，工業制成品代替初級產品成為中國的主要出口商品，在工業制成品中技術含量相對較高的機械電子產品和高新技術產品的出口比重大大增加。許多學者認為這反映了中國出口商品技術含量的提升，部分研究采用實證方法對其成因進行了探討，認為經濟發展水平（Hausmann等，2007Hausmann R， Hwang J， Rodrik D What You Export Matters NBER Working Paper 11905， 2006；Guerson等，2007Guerson A， Parks J， Torrado M P Export Structure and Growth：A Detailed Analysis for Argentina World Bank Policy Research Working Paper 4237， 2007；戴翔，2011戴翔，張二震中國出口技術復雜度真的趕上發達國家了嗎國際貿易問題，2011（7））、物質資本積累（陳曉華等，2011陳曉華，黃先海，劉慧中國出口技術結構演進的機理與實證研究管理世界，2011（3））、國內基礎設施的完善（王永進等，2010王永進，盛丹，施炳展，李坤望基礎設施如何提升了出口技術復雜度？經濟研究，2010（7））、人力資本（Rodrik等，2006）和經濟規模（Schott，2008Schott P The Relative Sophistication of Chinese Exports Economic Policy， 2008）、人力資本提升和政府對高新技術產品出口的稅收優惠政策是促成中國出口技術復雜度提升的關鍵因素。Branstetter & Lardy（2006）Lee B， Lardy N China’s Embrace of Globalization NBER Working Paper， No12373， 2006認為跨國公司（尤其是來自于OECD國家跨國公司）的直接投資顯著提高了中國出口商品的技術含量。Van Assche（2010）Assche A V， Gangnes B Electronics Production Upgrading： Is China Exceptional？ Applied Economics Letters， 2010發現加工貿易的發展對中國出口商品技術含量的提高有顯著作用，但Amiti & Freund（2008）Amiti M， Freund C The Anatomy of China’s Export Growth World Bank Policy Research Working Paper Series， No4628， 2008則認為：剔除加工貿易對出口商品技術含量的影響之后，中國出口商品的技術進步并不明顯。
關鍵詞 出口貿易;隱含碳排放;投入產出;結構分解分析
中圖分類號 F205 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104(2010)08-0053-05 doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2010.08.010
全球氣候變化已經成為國際社會關注的焦點。目前各國對溫室氣體排放核算系統邊界的確定,主要是依據《聯合國氣候變化框架公約》(UNFCCC)所界定的“發生在國家管轄范圍內的所有溫室氣體的排放和吸收”。但這種界定在國家范圍內的“生產型”溫室氣體排放核算面臨兩大挑戰,即忽視了國際貿易產品中的隱含碳排放和國際交通領域的碳排放。在對此進行批判的基礎上,許多學者提出了基于最終消費的“消費型”國家溫室氣體排放核算[1-3],這更能體現國家溫室氣體排放核算的公平性。
中國是出口大國,被稱為“世界工廠”,大量高能耗產品的出口,必然產生巨大的隱含碳排放。因此,核算“消費型”國家碳排放的關鍵問題之一就是核算出口貿易的隱含碳排放(carbon emissions embodied in exports),即為了生產出口產品,而在生產國的整個生產鏈中所直接和間接排放的碳。已有研究表明,中國的出口隱含碳排放不僅總量可觀,在國家碳排放總量中所占比重巨大[4-5],而且正呈現出逐年增加的趨勢[6]。為了進一步分析中國出口隱含碳排放不斷增長的原因,本文在投入產出方法的基礎上,構建結構分解分析模型(Structural Decomposition Analysis,簡稱SDA模型),將導致出口隱含碳排放變動的因素分解為出口總量、出口結構、碳排放強度和中間生產技術4個因子,定量測算了各因子對出口隱含碳排放增長的貢獻率,以期為中國制定減少出口隱含碳排放對策提供參考。
1 中國出口貿易中隱含碳排放核算
1.1 核算方法
因出口貿易中隱含的碳排放既包括直接排放,也包括間接排放,因此本文利用投入產出方法,來核算中國出口貿易中由于直接和間接能源消費所產生的碳排放。
投入產出表的基本模型:中間使用+最終需求=總產出,即
AX+Y=X(1)
也可以寫為:
X=(I-A)-1Y(2)
其中,最終需求Y又可以分為國內需求Yd和出口需求Ye兩個部分,因此有:
X=(I-A)-1(Yd+Ye)(3)
令ei=EiXi,Ei為第i部門產生總產出Xi所直接產生的碳排放量,ei稱為直接碳排放強度系數,表示第i部門生產單位產出所產生的碳排放量。所有1×n個ei構成的矩陣為碳排放強度系數矩陣,記為E。
則國內生產活動所產生的碳排放總量可以表示為:
C=E(I-A)-1(Yd+Ye)(4)
而其中由出口需求所產生的碳排放(出口隱含碳排放)可以表示為:
Ce=E(I-A)-1Ye(5)
1.2 資料來源
由于各年份間價格變動因素的影響,采用現價投入產出表(價值型)不 能有效反映各部門碳排放強度系數的變化,不能反映各因素的影響效應。因此有必要將現價投入產出表轉化為可比價投入產出表[7]。本文采用指數縮減的方法,將2007年的現價投入產出表轉換為1997年可比價投入產出表,相應數據來源于《中國統計年鑒2008》和《中國城市(鎮)生活與價格年鑒2008》。然后,以1997的40部門和2007年42部門可比價投入產出表為基礎,結合相應年份的《中國統計年鑒》和《中國能源統計年鑒》中分行業能源消費表的部門分類,歸并為28個部門(見表1)。
表1 投入產出表的28部門劃分
Tab.1 28 sectors of inputoutput table
代碼
Code行業
Industry代碼
Code行業
Industry1農 業15金屬制品業2煤炭采選業16通用、專用設備制造業3石油和天然氣開采業17交通運輸設備制造業4金屬礦采選業18電氣機械及器材制造業5非金屬礦采選業19電子及通信設備制造業6食品制造及煙草加工業20儀器儀表及文化辦公用機械制造7紡織業21其他制造業8服裝皮革羽絨及其他纖維制品制造業22電力及蒸汽熱水生產和供應業9木材加工及家具制造業23煤氣生產和供應業10造紙印刷及文教用品制造業24自來水的生產和供應業11石油加工及煉焦業25建筑業12化學工業26交通運輸倉儲郵電通信業13非金屬礦物制品業27批發和零售貿易餐飲業14金屬冶煉及壓延加工業28其他行業
對合并后的行業部門以各種燃料的平均熱值為標準,計算其固體、液體和氣體燃料的消費量,相應數據來源于《中國能源統計年鑒2008》。然后根據固體、液體和氣體燃料的平均碳排放系數(見表2),來計算各部門的直接碳排放量。計算公式為:
Ci=∑jCij=∑jmij×δj(6)
其中,Ci為第i部門的直接碳排放總量,Cij為i部門消費第j種燃料的碳排放量,mij為i部門對第j種燃料的消費量,δj為第j種燃料的碳排放系數。
表2 固體、液體和氣體燃料的平均碳排放系數[4,8]
Tab.2 Carbon emissions coefficient of solid,
liquid and gas fuels
項目Item固體
Solid液體
Liquid氣體
Gas系數(kg碳/GJ)25.5419.9015.15
1.3 核算結果
以上述投入產出表為基礎,根據(5)式,計算出中國1997和2007年的出口貿易隱含碳排放分別為290.61Mt和940.69Mt,占中國生產活動碳排放總量的比重分別為2847%和4553%。
李艷梅等:中國出口貿易中隱含碳排放增長的結構分解分析中國人口•資源與環境 2010年 第8期2 出口貿易中隱含碳排放增長的結構分解
如上所述,樣本期內中國出口貿易隱含碳排放總量和所占比重都呈現出逐步增長的態勢。到底是什么原因導致這一現象的呢?本文利用SDA模型進行分析。
2.1 模型構建
2.1.1 出口隱含碳排放的影響因素將(5)式中的Ye進一步展開,有:
Ye=FeSe(7)
其中,Fe為出口總量,是一個總數。Se為出口結構矩陣,是n×1的矩陣,其元素sie=yieFe表示第i部門的出口占總出口量的比例。
將(7)式代入(5)式,則有
Ce=E(I-A)-1FeSe(8)
由(8)式可見,出口隱含碳排放的影響因素,可以概括為表示能源效率和結構水平的直接碳排放強度系數E,表示中間生產技術的列昂惕夫逆矩陣(I-A)-1和表示出口的Ye。而Ye可以進一步分解為出口總量Fe和出口結構Se的乘積。因此,可以將出口隱含碳排放的變化分解為4種效應,即直接碳排放強度效應、中間生產技術效應、出口總量效應和出口結構效應。
2.1.2 構建SDA模型SDA是以投入產出表為基礎的比較靜態分析方法,其核心思想是將經濟系統中某因變量的變動分解為有關各獨立自變量各種形式變動的和,以測度各自變量對因變量變動貢獻的大小。模型通常有四種形式:①保留交叉項;②不保留交叉項,將其以不同權重方式分配給各自變量;③加權平均法;④兩極分解法或中點權分解法。方法①中由于交叉影響的存在,因此無法說明某個自變量對因變量的全部影響;方法②在合并交叉項時,存在權重不匹配問題;方法③在理論上比較完善,但是計算量較大;方法④是方法③的近似解[9],而且比較直觀。因此本文采用方法④中的兩極分解法進行結構分解分析[10]。
以下標1,0分別表示計算期和基準期,為定量測算影響兩個時期出口隱含碳排放變動因素的大小,在(8)式基礎上,運用兩極分解法對ΔCe進行結構分解分析。如果從計算期(即1期)開始進行分解,有:
ΔCe=C1e-C0e=E1[(I-A)-1]1F1eS1e-E0[(I-A)-1]0F0eS0e
=ΔE[(I-A)-1]1F1eS 1e+E0Δ[(I-A)-1]F1S1e+E0[(I-A)-1]0ΔFeSe1+E0[(I-A)-1]0F0eΔSe(9)
如果從基期(即0期)開始進行分解,有:
ΔCe=Ce1-Ce0=E1[(I-A)-1]1F1eS1e-E0[(I-A)-1]0F0eS0e
=ΔE[(I-A)-1]0F0eS0e+E1Δ(I-A)-1F0eS0e+E1[(I-A)-1]1ΔFeS0e+E1[(I-A)-1]1F1eΔSe(10)
取(9)式和(10)式的算術平均值,可得:
ΔCe=12{ΔE[(I-A)-1]1F1eS1e+ΔE[(I-A)-1]0F0eS0e}+12{E0Δ(I-A)-1F1eS1e+E1Δ(I-A)-1F0eS0e}+12{E0[(I-A)-1]0ΔFeS1e+E1[(I-A)-1]1ΔFeS0e}+12{E0[(I-A)-1]0F0eΔSe+E1[(I-A)-1]1F1eΔSe}(11)
令f(ΔE)=12{ΔE[(I-A)-1]1F1eS1e+ΔE[(I-A)-1]0F0eS0e}表示直接碳排放強度E的變動對出口隱含碳排放變動ΔCe帶來的影響;
f[Δ(1-A)-1]=12{E0Δ(I-A)-1F1eS1e+E1Δ(I-A)-1F0eS0e}表示列昂惕夫逆矩陣的變化對出口隱含碳排放變動ΔCe帶來的影響;
f(ΔFe)=12{E0[(I-A)-1]0ΔFeS1e+E1[(I-A)-1]1ΔFeS0e}表示出口總量Fe的變動對出口隱含碳排放變動ΔCe帶來的影響;
f(ΔSe)=12{E0[(I-A)-1]0F0eΔSe+E1[(I-A)-1]1F1eΔSe}表示出口結構Se的變動對出口隱含碳排放變動ΔCe帶來的影響。
則(11)式可寫為:
ΔCe=f(ΔE)+f[Δ(I-A)-1]+f(ΔFe)+f(ΔSe)(12)
(12)式右端共4個構成項,分別對應4個因素變化對出口隱含碳排放變動的影響 。據此可得到各影響因素變化對出口貿易隱含碳排放變動貢獻值及貢獻率(見表3)。
2.2 實證分析
根據上述構建的SDA模型,對1997-2007年出口貿易中隱含碳排放變化量ΔCe進行結構分解,通過這種比較靜態的投入產出分析方法,計算各個影響因素變動對ΔCe的貢獻值和貢獻率。實證分析結果(見表3)顯示,出口總量變化和中間生產技術變化是造成出口貿易隱含碳排放增加的因素;直接碳排放強度變化和出口結構變化是促使其減少的因素。
表3 出口貿易隱含碳排放增長的原因(1997-2007)
Tab.3 Reasons of carbon emissions increasing
during 1997-2007
影響因素
Influencing factors表征變量
Characterization variables貢獻值(Mt)
Contribution value(Mt)貢獻率(%)
Contribution ratio(%)表征變量
Characterization variables計算結果
Calculation results計算公式
Calculation formulas計算結果
Calculation results直接碳排放強度ΔEf(ΔE)-638.95f(ΔE)ΔCe-98.29中間生產技術Δ(I-A)-1f[Δ(I-A)-1]132.41f[Δ(I-A)-1]ΔCe20.37出口總量ΔFef(ΔFe)1266.38f(ΔFe)ΔCe194.81出口結構ΔSef(ΔSe)-109.77f(ΔSe)ΔCe-16.89
在4個影響因素中,出口總量的影響最為顯著,其貢獻值為1 266.38 Mt,貢獻率為194. 81%。說明如果其他因素保持不變,由于出口總量的增加將導致出口隱含碳排放增加1 266.38Mt,增長率為194.81%。可見出口貿易隱含碳排放增加的主要原因在于出口總量的擴大。199 7-2007年期間,出口量年均增長17 101.49億元,其在總產出中所占的比重年均提高1.56個 百分點。
其次是直接碳排放強度變化的影響,貢獻值為-638.95 Mt,貢獻率為-98.29%。說明各 部門直接碳排放強度的下降,使得在出口總量大幅增長的情況下,出口貿易隱含碳排放不至于增幅太大。尤其是煤炭采選業、石油和天然氣開采業、石油加工及煉焦業、化學工業、金屬冶煉及壓延加工業、儀器儀表及文化辦公用機械制造業、電力的生產供應業、煤氣的生產供應業等部門的直接碳排放強度下降非常明顯(見圖1)。
圖1 1997-2007年各部門直接碳排放強度變化
Fig.1 Direct coefficient of carbon emissions
change during 1997-2007
再次是中間生產技術變化的影響,貢獻值為13241 Mt,貢獻率為20.37%。可見中 間生產技術的變化促進了出口隱含碳排放的增長。雖然各部門的直接碳排放強度下降已呈現減排效應,但是由于各部門之間存在普遍的技術聯系,因此,只有各行業全面的技術進步才能使中間生產技術變化產生減排效應。
最后是出口結構的變化的影響,貢獻值為-10977 Mt,貢獻率為-16.89%。可見出口結構的改善也對出口貿易隱含碳排放的增長起到了一定的阻礙作用。由圖2可以看出,1997-2007年,高耗能高排放的石油加工及煉焦業、化學工業、金屬冶煉及壓延加工業等部門在出口總量中所占的比重都有所下降。而單位能耗和排放較低的通信設備、計算機及其他電子設備制造業以及儀器儀表及文化辦公用機械制造業等部門的比重明顯上升(如圖2所示),因此出口結構變化的呈現出一定的減排效應。
圖2 1997-2007年出口結構變化
Fig.2 Exports structure change during 1997-2007
3 結論和討論
3.1 結論
第一,中國出口貿易隱含的碳排放在國家生產活動所產生的碳排放總量中所占比重很大,而且呈現出不斷增加的態勢。因此從理論上來講,在國家溫室氣體排放清單中,有必要對中國的消費型溫室氣體排放進行研究。從現實角度來看,在制定減排目標和相應政策措施時,出口貿易部分不可忽視。
第二,中國出口貿易隱含的碳排放在國家生產活動所產生的碳排放,及其在碳排放總量中所占比重都呈不斷增加的態勢。1997-2007年間,出口貿易隱含碳排放總量年均增長65.01 Mt,占中國生產活動碳排放總量的比重年均增長1.71%。因此,遏制溫室氣體排放增長勢頭,不但要關注國內消費的節約,也要著眼于出口貿易的控制。
第三,結構分解分析模型的計算結果表明,促使中國出口貿易隱含碳排放增加的主要原因在于出口總量的不斷增長,其次是中間生產技術的變化。雖然直接碳排放強度下降和出口結構改善都產生了一定的減排效應,但是相對于巨大出口量所產生的增排效應,仍顯得微不足道,因而中國的出口貿易隱含碳排放還是在不斷增長。由此可見,改變中國的“世界工廠”地位,恐怕是減少出口貿易隱含碳排放的最有效途徑。但是近期由于受經濟發展階段和產業結構的制約,更為現實的選擇是全面推進技術進步和改善出口結構,進一步強化其減排效應,以部分抵消巨大出口總量所產生的增排效應。
3.2 討論
基于最終消費的“消費型”國家溫室氣體排放核算和基于中間生產的“生產型”國家溫室氣體排放核算的區別,主要在于前者涵蓋了國際貿易和國際交通領域的碳排放。本文主要針對國際貿易的隱含碳排放進行了探討,而沒有分析如何將國際交通的船用燃料和航空燃料所產生的溫室氣體排放分派給每個成員國。對于后者的分析,有待于今后進一步研究。
由于中國生產出口產品時,有部分中間產品來自國外進口,因此從理論上講,出口貿易隱含碳排放應包括國內出口排放和國外進口加工再出口排放兩部分。但是由于數據的缺乏,無論采用何種方法,都難以將各部門總進口準確分解到中間投入和最終使用兩個部分[4,11]。因此,本文只對中國出口隱含碳排放總量增長進行了分析,而沒有進一步區分國內出口排放和國外進口加工再出口排放。而對于進口部分隱含碳排放的分析,今后將另行撰文探討。
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Structural Decomposition Analysis on Carbon Emissions
Growth Embodied in Exports in China
LI Yanmei1 FU Jiafeng2
(1.Institute of Recycling Economy, Beijing University of Technology, Beijing 100124, China;
2. Impact Centre of Climate Change, Chinese Research Academy of Environmental Science, Beijing 100012, China)
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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關鍵詞：茶文化內涵；茶業術語翻譯；問題分析
中國傳統文化博大精深，文化的傳播需要翻譯成多種文字，因此，文化傳統翻譯成為目前最需要解決的問題。特別是茶文化翻譯，我國茶文化產生于東晉時期，直到唐朝發展達到全盛，茶葉貿易也隨著茶文化發展而不斷拓展。但目前關于茶業術語翻譯還存在很多的問題，茶葉名稱翻譯錯誤、一茶多譯、只取音譯等情況時有發生，對我國茶葉傳播和對外貿易發展帶來嚴重影響。因此需要針對這些情況，采取適當的措施加以補救。
1出口貿易翻譯目的
貿易全球化為我國各個行業發展帶來機遇，特別是我國茶葉貿易的發展。全球茶葉產業的快速發展對我國茶葉出口貿易產生巨大沖擊，茶葉銷售逐年下降，其中一個重要的問題是茶業術語翻譯問題。茶業術語翻譯對我國茶葉出口貿易發展至關重要，如今的茶業術語翻譯呈現“百花齊放，百家爭鳴”的局面。各種類型翻譯充滿著茶葉出口市場，使國外消費者看不懂茶葉產品，不能很容易分辨出所購買的茶葉種類，因此也就對茶葉消費產生懷疑，漸漸對茶葉購買失去積極性，這樣就損失掉大部分茶葉出口購買群體。茶葉產業要想真正打造世界品牌，真正走向世界，需要全球化茶葉貿易才能完成，而茶葉出口貿易最需要解決的問題是茶業術語翻譯問題。我國地大物博，物產豐富，尤其是茶葉，在我國的各個地區都有分布，形成地方獨具特色的茶葉產品和茶葉文化。西湖龍井、洞庭碧螺春、黃山毛峰、都勻毛尖、六安瓜片、君山銀針、信陽毛尖、武夷巖茶、安溪鐵觀音、祁門紅茶被稱為中國十大名茶，他們以其獨特的口感和良好口碑受到各族人民的歡迎。這些茶葉命名具有悠久的歷史淵源，他們根據不同茶葉的顏色、香味、形狀和產地進行相關茶葉命名，有的茶葉名稱還有著傳統的歷史淵源。所以茶業術語翻譯需要考慮很多方面問題，不僅要根據其漢語名字進行直譯，還要考慮它的產地、形態、顏色、味道和歷史典故等方面因素。最好做到既能使國外消費者清楚自己所買的茶葉種類，又能了解有關中國傳統文化信息。出口貿易管理局提出：“出口貿易翻譯需要做到，使外國消費者能夠理解的情況下，保持中國傳統文化的古典韻味。這樣不僅有利于出口貿易的發展，更有利于中國傳統茶葉文化傳播。”
2茶業術語翻譯問題
茶業術語的翻譯需要分為幾個方面考慮，因為茶業術語從不同的方面有不同特征，我們要根據這些特征進行茶葉名稱的翻譯才有意義。只有表面意義的茶葉名稱采用直譯方式即可，而具有表面和其他意義的多重意義茶葉名稱翻譯困難，特別是涉及具體意象和歷史典故的茶葉名稱最難翻譯，具體分為以下幾種：
2.1音形相同意不同
福建工夫茶作為中國的傳統泡茶工藝，以使用活泉水和中火煮制而聞名，其中又有對中國傳統泡茶方式的繼承，受到大多數消費者的歡迎。出口貿易中，工夫茶一般按照漢語拼音翻譯為“KongfuTea”，這種翻譯方式已經被大多數國外消費者認同。但我國有另外的“工夫茶”，雖然和聞名海內外的“功夫茶”讀音完全相同，卻屬于兩種不同的茶葉產品。“功夫茶”是一種需要多道工序泡制工藝，首先需要選擇上等茶的嫩葉，一層一層將小的茶壺塞實，之后用煮沸的活水沖入，直到活水漫出茶壺，此時迅速蓋緊茶蓋，使水分充分吸收茶葉的精華。最后取一小杯慢慢倒入，輕柔品其茶水，只需一杯，便可使身心舒暢。而“工夫茶”指的是上等的紅茶，和“功夫茶”那種繁復的泡茶方式有很大的差別，“工夫茶”的英文名稱為congou，這是根據外國詞典的翻譯得來的。“工夫茶”的意思為“akindofblackteafromChina”，中國紅茶中的一種。因此對這兩者需要進行仔細的區分，特別是“工夫茶”，congou這樣的翻譯對于外國的消費者或許難以理解。除此以外，還有很多花和茶名稱混淆問題。如今市面上售賣很多用來沖泡的干花朵，也稱為茶，比如：茶、玫瑰花茶和桂花茶等等。這些茶具有清香典雅的氣味和顏色，還有解渴化痰的功效，和茶水的功效很相似，因此被稱為茶。但他們不含任何的茶葉成分，僅僅是花泡的水。還有些茶因為其獨特的藥用價值，而被廣泛使用，也被稱為茶，比如桂花茶、玫瑰茶等，這些茶具有明目清肺的功效。這些茶在翻譯的時候，不僅要翻譯出花，還要翻譯出茶，籠統的花茶可以譯為Scentedtea，茉莉茶為Jasminescentedtea，玫瑰茶為rosetea。他們的意思為花的茶，即以花朵為原材料，用以沖泡的方式進行飲用的飲料，因此被稱為茶，這樣的解釋使國外消費者更容易理解。
2.2茶與實物重名
很多茶葉名稱是以現實中存在的事物命名，而這些茶葉的原材料卻和它的名字本身沒有太大關聯，因此會引起歧義。比如福建的水仙茶，很多國外翻譯學者將水仙茶用茉莉花茶的翻譯方法，采用直譯的方式翻譯出來，翻譯為narcissustea。這種翻譯方式曲解水仙茶的意義，水仙茶不是用水仙花泡的茶，也和水仙花沒有任何的關聯，而是和水仙茶的發現地有關。水仙茶是在福建的閩北發現的，這種茶在當時為野生茶苗，經過幾代的培育以后，逐漸形成品質優良的烏龍茶品種。因為閩北的“桃”字和水字的發音很像，那么水仙茶自然而然的被稱為水仙茶。國外學者對水仙茶的翻譯是錯誤的，正確的譯法應該仿照普洱茶的翻譯，采用拼音加英語的方式，譯作Shuixiantea更為合適。
2.3茶名不含茶
還有一類茶，比如上面所說的：君山銀針、信陽毛尖、黃山毛峰、都勻毛尖、六安瓜片等等，這些茶的名字中都沒有茶字，他們大多是根據茶葉的形狀來命名。因此國外學者在翻譯時候，除要翻譯出他們的外形以外，還要在后面加上茶，也就是英文的tea。這樣消費者在購買茶葉的時候，不僅知道茶葉的外形，而且知道所購買茶葉的種類和茶的特征，有利于我國的茶文化宣傳。與此有同樣特點的是西湖的龍井，西湖龍井的名字后面也沒有茶字，而且西湖龍井的由來也不是因為“龍和井”。龍井是西湖邊上一個山村的名字，這個村子主要的農作物就是茶葉，因此這個村子所產的茶也叫龍井茶。而如今的國外學者把龍井茶翻譯為“DragonWell”，一方面嚴重曲解龍井茶原來的意思，另一方面也使國外的消費者對這種茶葉產生誤解。因此本文建議，龍井茶的名字具有古樸雅致的特點，翻譯時候不妨采用直譯的方法，譯作“longjingtea”，更能表達龍井茶的味道和特點，也使消費者學會中文龍井茶。
3茶業術語翻譯對策
3.1靈活使用翻譯方式
茶葉命名需要考慮產地、形態、顏色、味道和歷史典故等多方面因素，因此茶葉名稱的翻譯也需要綜合多種特征進行翻譯，目前最常使用方法有三種：直譯法、音譯法和意譯法。但這些方式遠遠的不能解決茶葉命名的難題，因為有些茶葉名稱不僅包含一方面的特征，有些甚至有超過兩方面特征的考慮，因此要想翻譯出中文博大的文化內涵顯然是困難的。目前能夠較好的翻譯出茶文化內涵的方式為注釋法。注釋法即先進行直譯、音譯或者意譯，然后在商品的下面或者后面添加注釋的方式，來闡明這種茶葉的名稱和特性。最好是這三種方式的恰當運用，互為補充，才能真正翻譯出茶業術語的精髓。
3.2茶文化背景學習
茶術語翻譯不準確，關鍵在于國外許多學者對中國茶文化的了解較少，不能體會漢語背后的深層含義。國外關聯理論大師Gutt講到，若想較好進行思想的傳授，那就不僅要考慮字面上的含義，也要考慮字面背后的深層含義，甚至是地域語言所具有的文化特征。口譯或筆譯都需要做到這一點，中國人在翻譯上講究信達雅，“信”則不能違背原文本意，“達”應該挖掘原文深層含義，“雅”指文章要古樸端莊，高雅脫俗。因此學者在翻譯茶文化相關術語的時候，應該努力學習中國傳統的茶文化；對每一個地區的每一種茶，進行歷史淵源、生物習性和外形顏色味道等多方面的調查，掌握充分的資料，然后才能進行翻譯。很多茶的名稱和它本身的含義沒有太大關聯，因此翻譯的時候切忌囫圇吞棗，完全按照字面意思翻譯，使消費者產生誤解。
3.3注重消費者理解
出口貿易茶業術語翻譯還要考慮英語母語地區的語言習慣，因為我們的主要消費群體為以英語為母語地區的消費者，因此傳達語言要以英文常用詞語和語法為主。對于漢語言中存在那些抽象的意象和元素，我們需要努力尋找英文中與其相對的參照物，再結合以英語為母語地區消費者的語言習慣，翻譯出簡潔明了的藝術效果。對于那些實在用幾個詞語無法翻譯出全部意義的茶業術語，我們可以在商品的后面加上小的注釋，方便消費者進行了解和選擇。這樣的做法，一方面為減小消費者理解難度，另一方面也為茶文化宣傳，最重要的是品牌效益形成，我們要建立具有全球影響力的茶葉品牌。
4結語
東西方文化差異，使得茶業術語的翻譯困難重重，特別是出口貿易亂象頻出，眾口難調。茶業術語翻譯主要是為出口貿易的平穩進行，最終是為增加茶葉產業在全球的知名度，建立知名茶葉品牌，以及保持茶葉產業經濟的長久平穩增長。所以茶業術語的翻譯應該綜合幾個方面的因素，包括我國傳統茶文化的考慮，國外消費者的接受程度和品牌效益發揮等等，只有做好這幾個方面，茶葉出口貿易才能有大的提高。
參考文獻
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關鍵詞：對外直接投資 出口貿易 VAR模型
改革開放以來，我國發展成為一個貿易大國，其中出口貿易成為促進我國經濟發展的重要力量，而近年來，我國的對外直接投資也有了突飛猛進的發展。作為推動我國經濟快速向前的兩大動力，出口貿易與對外直接投資之間存在著不可忽略的相互影響。而在我國，出口貿易與對外直接投資之間是相互替代還是相互促進，它們之間的影響程度等問題至今沒有較統一的結論，因此，研究兩者之間關系成為一個重要課題。
一、國內外相關文獻綜述
蒙代爾較早提出貿易與投資相互替論，他認為關稅等貿易障礙的出現會對不同國家的資本邊際收益產生影響，因此會引起資本的國際流動或直接投資，這種投資的目的是為了繞過關稅壁壘以克服貿易障礙對資本效率的抵消作用，表現為投資對貿易的替代。小島清的邊際產業擴張理論認為，投資國的對外投資應從處于或即將處于比較劣勢的邊際產業依次進行，對外直接投資與東道國的技術差距越小，技術就越容易為東道國吸收和普及，使兩國間的比較成本差距擴大，為更大規模的貿易創造條件。可見，國際直接投資和貿易存在互補關系。
在國內研究方面，蔡銳（2004）、劉泉（2004）運用嶺回歸方法，利用1990-1999年間的數據，考察我國對外直接投資的貿易效應，結果表明我國對發達國家的直接投資對于進口有一定的促進作用，但作用不大，與出口的關系則不顯著；我國對非發達國家的直接投資累計對于進口沒有影響，而對出口有一定影響。張如慶（2005）對1982至2002年的FDI與EX、FDI與M等時間序列進行經濟計量分析。他的結論是出口和對外直接投資之間存在著長期均衡關系，但是不能證明我國進口和對外直接投資之間有長期均衡關系。項本武（2006）通過2000年和2001年我國對49個東道國的年出口流量、年進口流量、直接投資流量和存量以合成數據回歸的方法，分別檢驗我國對外直接投資的出口效應和進口效應，其結果表明我國對外直接投資是出口創作型的。
綜合國內外研究成果，我們可以發現對外直接投資和國際貿易的關系具有不確定性，而國外實證研究多以發達國家或地區為研究對象，這與我國作為發展中國家，同時國際貿易和對外直接投資的發展程度不相稱的具體情況不相符，此外，國內的實證研究尚處于起步階段和學者們考慮的時間跨度有所不同等種種原因導致國內實證研究的結果與國外學者具有較大的差異。因此，中國對外直接投資和對外貿易的關系還需進一步驗證。
二、實證方法和數據選取
（一）模型選取
假設中國對外直接投資OFDI和中國出口額EX由一個含有兩變量的向量自回歸模型決定，并假設，，為誤差向量，在兩個時間序列和的情形中，VAR（P）由以下兩個方程組成：
（1）
（2）
其中（p=1，…，p）和（r=1，…，r）是待估計參數
方程（1）的經濟含義為，當期的對外直接投資流量受滯后P期的對外直接投資流量和滯后r期的出口貿易額影響。對東道國滯后P期的對外直接投資能形成集聚經濟。大量相關企業集中在一定地域上，可以節約生產成本、降低風險和利用外部經濟，擴大生產和消費需求，并有利于企業間的競爭與合作，提高管理與辦事效能，進而能吸引更多的當期對外直接投資。而我國企業通過對東道國r期的出口貿易能夠更好地收集關于東道國的制度安排、市場結構和基礎設施等一系列投資環境的相關信息從而影響我國當期的對外直接投資。此外，若我國對東道國的出口貿易過多可能會引起東道國設立關稅等貿易壁壘，這也對我國當期的對外直接投資產生影響。
方程（2）的經濟含義為，當期的出口貿易額受滯后P期的對外直接投資流量和滯后r期的出口貿易額影響。滯后P期的對外直接投資對當期的出口貿易額的影響具有兩面性。例如為了規避貿易壁壘，更接近消費者市場，獲得廉價的勞動力和原材料從而降低生產成本而進行的對外直接投資，隨著企業由對東道國出口向在東道國直接投資生產的轉變，其結果必然導致對外直接投資在一定程度上替資國的出口；另一方面，對外直接投資可以通過以設備作價進行投資或者是設備更新和配套要求等途徑帶動設備和中間產品的出口，同時，對外直接投資還可以消化傳統技術和轉移過剩生產能力，推動產業結構調整，促進出口產品結構優化，進而使貿易條件改善。而我國對東道國滯后r期的出口貿易可以搜集更多當地市場的信息，有利于開辟新的出口渠道。
（二）數據選取
本文以1982—2010年為樣本區間，文中OFDI表示中國對外直接投資流量的時間序列，EX表示中國出口貿易額的時間序列，各時間序列分別有29個觀測值。中國出口貿易額數據來自中國統計局的各年《中國國民經濟和社會發展統計公報》，中國對外直接投資數據來自聯合國貿易和發展委員會網站。考慮時間序列中的可能出現異方差現象，先對變量分別取其對數得LnOFDI和LnEX。
三、實證檢驗
（一）平穩性檢驗
首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。
表1 序列平穩性ADF檢驗
從表1可知，各對數變量在5%和1%的顯著性水平下都通過了平穩性檢驗，說明這些變量具有一階單整性。
（二）協整性檢驗
對于經過平穩性檢驗后為非平穩的序列來說，需要進行協整檢驗以分析它們之間的協整關系。檢驗結果得，當r=0時，似然率統計量的值為13.7123，大于5%顯著水平的臨界值11.2248，表明應拒絕零假設。而在零假設r=1時，似然率為3.9761，小于5%的臨界值4.1299，也就是說lnOFDI和lnEX之間存在一個協整關系，即它們之間存在長期穩定的比例關系。
（三）格蘭杰因果檢驗
協整結果表明變量之間存在長期的均衡關系，但這種關系是否具有因果性還需要進一步驗證。
表2 格蘭杰因果關系檢驗結果
由表2得，短期來看，對外直接投資的變化不是導致出口變化的格蘭杰原因，而出口的變化卻是導致對外直接投資變化的格蘭杰原因。
（四）建立VAR模型
根據以上分析，估計的VAR模型為。
1、脈沖響應函數
圖1給出了變量之間沖擊的影響。橫軸代表追溯期數，這里為10；縱軸表示因變量對各變量的響應大小，實線表示響應函數曲線，兩條虛線代表兩倍標準差的置信區間。
圖1 脈沖響應函數顯示結果
圖1中的左上方是對外直接投資對其自身一個標準差的沖擊響應圖，可以看出對外直接投資一直是個正的響應，并且慢慢趨向于0。右上方的是出口的沖擊引起對外直接投資變化的脈沖響應圖。可以看出，但在本期給出口一個標準差的沖擊后（即出口增加），對對外直接投資是一個正響應，在第2期到達頂點，之后出現一點小波動，然后慢慢趨向平穩。這基本符合部分學者分析認為出口對一個國家的對外直接投資具有促進作用。左下方是對外直接投資的沖擊引起出口變化的脈沖響應圖，可以看出，當在本期給對外直接投資一個標準差的沖擊后（即增加對外直接投資），在前兩期對出口是一個負響應，在第3期后，響應由負變為正，最后慢慢趨向平穩。這基本符合部分學者分析認為一個國家的對外直接投資對該國的出口具有互補作用。右下方是出口對其自身一個標準差的沖擊響應圖，可以看出出口一直是個正的響應，并且慢慢趨向平穩。
2、方差分解
本文利用方差分解技術分別分析對外直接投資與出口自身對出口的影響比重和出口與對外直接投資自身對對外直接投資的影響比重，從而分析兩者的關系。根據最后的分析結果，引起出口發生變化的主要原因是其自身的新息沖擊，比重達到88.24%，而對外直接投資的比重只有11.76%，這與前面的格蘭杰因果檢驗結果和脈沖響應的結論基本一致。此外，引起對外直接投資的主要原因也是其自身的新息沖擊，比重為63.35%，但出口對對外直接投資也具有不可忽略的影響，比重為36.65%，這也基本符合前面的格蘭杰因果檢驗結果和脈沖響應的結論。
四、結論與政策建議
（一）實證分析結論
1、根據我們的協整性分析表明，我國的對外直接投資與出口之間存在長期穩定的比例關系，估計出協整關系所對應的長期方程分別為：
LnEX =5.54+0.61 lnOFDI （1）
lnOFDI =-6.25+1.26 lnEX （2）
長期來看，對外直接投資每增加1個百分點會相應帶動出口增加0.61個百分點。這意味著我國的對外直接投資對出口具有促進作用。出口貿易每增加1個百分點會相應帶動對外直接投資增加1.26個百分點。
2、根據上文的格蘭杰因果檢驗表明，對外直接投資對出口的格蘭杰因果關系在5%的水平上并不顯著，但這一結果并不與對外直接投資對出口具有促進作用這一結論相矛盾，只是說明了對外直接投資對出口的促進作用還不夠大，而這也由第一點的方程1中的系數（0.61）體現出來。出現這種情況，主要由于我國對外投資的規模相對偏小，這反映了中國的對外直接投資尚處于起步階段，他的規模效應和外溢效應還未能完全顯現出來。
此外，出口貿易對對外直接投資的格蘭杰因果關系在5%的水平上顯著，即出口的變化是導致對外直接投資變化的格蘭杰原因。由第一點的方程2可知，長期中，出口貿易每增加1個百分點會相應帶動對外直接投資1.26個百分點，這意味著我國出口貿易對對外直接投資具有比較顯著的促進作用。
3、通過對模型的脈沖響應函數和方差分析的結果觀察可知，我國對外直接投資與出口貿易具有互補關系。同時，相比之下，出口貿易對對外直接投資的促進作用大于對外直接投資對出口貿易的促進作用。
（二）相關政策建議
第一，我國的對外直接投資對出口具有促進作用。因此，我國應該加大力度推動對外直接投資的發展，積極改變目前對外直接投資起步晚，缺乏競爭優勢，與對外貿易的規模不相適應的狀況，鼓勵企業在加強自身發展的基礎上，制定確實可行的對外直接投資戰略目標。同時，政府要加速完善境外投資立法，利用財政、金融等多種手段支持企業開展跨國經營，為企業境外直接投資提供優質服務。
第二，我國出口貿易對直接投資具有比較顯著的促進作用。因此，我國政府可通過政策、技術和資金等方面的支持，國內企業自身要著力打造擁有核心競爭力的產品，增強國際競爭力，等產品在出口市場上占據一定的市場份額，并且企業對國外市場有較充分了解后，再轉為對這個市場進行直接投資。
第三，我國對外直接投資與出口貿易具有互補關系。因此，企業應在加強自身發展的基礎上積極制定適合自身的對外發展戰略。在傳統優勢產業方面，我國企業已經處在由出口向部分直接投資轉移的階段，但我國的高科技企業也應主動“走出去”建立境外高科技工業，促進產業結構和貿易結構的改善。而且在中短期內，可以從總體上實施部分替代戰略，即在對外直接投資的同時，繼續在同一東道國保留相當比例的出口比重，使我國對外直接投資和對外貿易融合發展。
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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
