发布时间：2023-08-08 16:52:18
序言：写作是分享个人见解和探索未知领域的桥梁，我们为您精选了8篇的出口贸易含义样本，期待这些样本能够为您提供丰富的参考和启发，请尽情阅读。
关键词：货物出口贸易 隐含碳排放 投入产出模型 结构分解分析 对数平均迪氏指数法
隐含碳排放（Embodied Carbon Emissions）是指某种产品在整个生产链中所排放的二氧化碳量，出口贸易隐含碳排放是指在生产出口产品的过程中所产生的二氧化碳排放量。
中国出口贸易隐含碳排放在中国碳排放总量中所占比重较大。张晓平（2009）的计算表明，2000-2006年中国每年出口商品隐含碳排放占全国总排放的比重基本在30%-35%。Yan和Yang（2010）认为，1997-2007年中国每年碳排放的10.03%-26.54%是在生产出口商品的过程中产生的。为了分析影响出口贸易隐含碳排放的原因，本文在投入产出法的基础上，利用结构分解分析（Structural Decomposition Analysis）模型来研究2006-2009年中国出口贸易隐含碳排放的影响因素，以便为相关部门制定减排对策提供参考和依据。
一、计算方法描述
根据全国投入产出的平衡关系，可以建立能反映各行业产品的生产与分配使用情况的投入产出模型:
（1）
其中，x为各行业总产品向量，y为最终产品向量，为直接消耗系数或技术系数矩阵，表示行业j生产单位产品直接消耗行业的产品数量。
假设，则有：
（2）
其中，I为单位矩阵，为里昂惕夫逆矩阵或完全（包括直接和间接）需求系数矩阵。
产品在生产过程中除有直接消耗外，还有间接消耗。完全消耗系数B表示行业j生产单位产品直接和间接消耗行业i的产品数量，具体矩阵为：
（3）
大部分现有研究采用的里昂惕夫逆矩阵为，没有将中间投入区分为本国产品或是进口产品，这会高估中国出口贸易的隐含碳排放量。本文在参考Sanchez-Choliz 和Duarte（2004）的基础上，修正了里昂惕夫逆矩阵，即变换为，计算了除去进口中间产品后的中国出口贸易隐含碳排放量。
行业i的直接碳排放量Ci的公式参考《2006年IPCC国家温室气体清单指南》，具体为：
（4）
其中，Ci为行业i的直接碳排放量，单位为万t。为行业i消耗能源e的标煤量，单位为万t标准煤，这里所用的单位转换是：1kg煤当量=29.3MJ，1亿立方米天然气=13.3万t标准煤。λe为能源e的碳排放系数，单位是kg/TJ，如表1所示。
行业i的直接碳排放量Ci除以增加值xi，就得到该行业的直接碳排放强度矩阵，具体为：
（5）
行业j的直接碳排放强度矩阵Ci乘以其完全消耗系数矩阵bij，就得到该行业的完全碳排放强度矩阵，具体为：
（6）
设zj为行业j的出口贸易额，则行业j的出口贸易隐含碳排放量为：
（7）
设z为当年中国货物贸易总出口额，为出口结构矩阵，表示j行业的出口额占总出口额的比例，则中国出口贸易隐含碳排放量为：
（8）
由公式（8）可知，中国出口贸易隐含碳排放的影响因素有3个：行业完全碳排放强度vj、行业出口结构、总出口额z。根据对数平均迪氏指数法（Logarithmic Mean Divisia Index），出口贸易隐含碳排放的变化可表达为：
其中，“0”表示基期，“t”表示比较期。I为强度效应（完全碳排放强度的影响），R为结构效应（出口份额的影响），S为规模效应（出口总额的影响）。I/C、R/C、S/C分别为这三个效应的贡献率。
二、数据来源及行业合并
鉴于2010年能源数据尚未更新，本文研究的年份为2006-2009年。投入产出数据来自OECD2009年版本的投入产出数据库，它提供了最新的2005年中国投入产出表，出口贸易数据来自《中国贸易外经统计年鉴》和《国别贸易报告》，各行业消耗的能源总量来自《中国能源统计年鉴》，农、林、牧、渔、水利业增加值来自《中国农村统计年鉴》，工业行业增加值2006年和2007年来自《中国统计年鉴》中的“按行业分全部国有及规模以上非国有工业企业主要指标”，2008年和2009年根据国家统计局“工业分大类行业增加值增长速度”计算得来。
为了使计算时所需的各行业数据相匹配，本文将《中国贸易外经统计年鉴》中的“出口商品分类章”、《中国统计年鉴》中的“按行业分能源消费量”和“OECD行业分类国内流量表”合并为15个行业，并用合并后的行业简称表示。它们分别是：（1）农、林、牧、渔、水利业；（2）食品、饮料和烟草制造业；（3）采掘业；（4）纺织、服装和皮革业；（5）木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业；（6）杂项制品业；（7）造纸、纸制品、印刷、出版业；（8）化学及其相关工业；（9）橡胶、塑料制品业；（10）非金属矿物制品业；（11）贱金属及其制品业；（12）交通运输设备制造业；（13）机器、机械器具、电气设备及其零件、录音机及放声机、电视图像业；（14）仪器仪表及文化、办公用机械制造业；（15）其他行业。
三、计算结果与分析
利用公式（7）输入相关数据得到2006-2009年各个行业的出口贸易隐含碳排放量，对每年所有行业的碳排量进行加总得到当年中国出口贸易隐含碳排放量。计算表明，中国出口贸易隐含碳排放量从2006年的 234192.53万t减少至2009年的180900.56万t。
利用公式（9）-（12）输入相关数据得到强度效应、结构效应、规模效应的贡献值。
由表2可知，强度效应最大，其贡献值为-62447.97万t，贡献率为112.33%。这说明如果其他因素保持不变，各行业完全碳排放强度的下降使得中国出口贸易隐含碳排放减少了62447.97万t。利用公式（6）输入相关数据得到中国出口行业的完全碳排放强度，各行业平均碳排放强度从2006年的2.852万t/亿元下降到2009年的2.086万t/亿元。
其次是规模效应，贡献值为9156万t，贡献率为-16.47%。中国各行业出口总额从2006年的77594.59亿元升至2009年的82029.69亿元，这使得中国出口贸易隐含碳排放增加了9156万t。但由于强度效应和结构效应的影响，总效应为-55592.94万t，因此贡献率为负值。
最后是结构效应，贡献值为-2300.97万t，贡献率为4.14%。说明出口结构的改善减少了中国出口贸易隐含碳排放。利用计算得到行业出口结构，结果表明：2006-2009年，完全碳排放强度较高的行业如纺织、服装和皮革业出口额所占比重从18.6%下降到17.7%，贱金属及其制品业从8.8%下降到6.4%，木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业从1.0%下降到0.8%；而碳排放强度较低的行业如农、林、牧、渔、水利业出口额所占比重从1.7%上升到1.8%，交通运输设备制造业从4.0%上升到5.0%。
四、结论与建议
本文在投入产出模型的基础上，利用LMDI法将2006-2009年中国出口贸易隐含碳排放的影响因素分解为强度、结构、规模三种效应。结论是：强度效应贡献率最大，说明各行业碳排放强度的下降是碳排放减少的主要原因；结构效应贡献率较小，但仍说明出口结构的改善有利于碳排放的减少；规模效应贡献率为负值，说明虽然出口额的增长使得碳排放增加，但由于强度和结构效应，最后总的碳排放减少。以上研究表明，中国要减少出口贸易隐含碳排放，必须从降低行业碳排放强度、适度减小出口规模、改善出口结构这三方面做起，而后两者可以进行综合考虑。
参考文献:
[1] 张晓平.中国对外贸易产生的CO2排放区位转移分析[J].地理学报,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.
关 键 词：对日出口贸易；直接投资；协整理论
中图分类号:F746.12 文献标识码:A 文章编号:1005-0892(2007)04-0105-04
一、文献回顾
中国对日出口贸易与日本对华直接投资之间的关系，属于东道国出口贸易和外商直接投资(FDI)之间的关系。对于这种关系，国内外学者提出了多种观点，经整理相关文献，可将这些观点概括为如下四个方面：
（1）东道国出口贸易对FDI具有单向因果关系。该观点认为东道国出口贸易增长会吸引更多的FDI流入。国际市场激烈的竞争会使国内出口企业不断进行技术创新，通过降低成本，有效利用资本和多样化生产提高竞争力，从而可以增加这些企业对FDI的吸引力。Hein(1992)通过对拉美以及东亚各国的实证分析指出，成功实施促进出口政策的国家吸引了大量FDI，东道国出口贸易扩张先于FDI的增长。[1]Lucas(1993)研究发现东南亚国家FDI对出口贸易弹性往往远高于国内总需求弹性。[2]冼国明(2003)对外商在华直接投资与中国出口之间的相关性进行计量研究，结论是FDI对中国出口贸易弹性约为1.24％，中国出口贸易对FDI具有单向因果关系。[3]
（2）FDI对东道国出口贸易具有单向因果关系，该观点认为FDI是东道国出口贸易增长的发动机。关于FDI对东道国出口贸易的促进作用，Muchielli和Chedor(1999)指出，对发展中国家进行投资的外国资本，拥有国内企业不具备的国际市场经验、国际销售网络和更先进的技术及管理经验，因此FDI可以大大提高一国出口竞争力。[4]Zhang和Song(2000)认为，外资企业通过对当地企业的“溢出效应”和多种形式的非股权产业联系，可以直接带动当地企业的出口贸易，或者可以提高当地企业的出口竞争力。[5]田银华(2005)对中美贸易和FDI数据的经验分析结果显示，美国对华直接投资对于中国对美国出口贸易呈现单向因果关系。[6]封福育(2006)研究认为FDI对中国出口贸易具有创造效应，中国出口贸易对FDI弹性约为20.16％。[7]
（3）东道国出口贸易与FDI之间呈现双向因果关系。乾友彦和春日义之(1997)就每种产业，对FDI和贸易进行了时间序列分析，认为日本和与其经济交流密切的国家之间，贸易额和投资额将会不断增加，东道国出口贸易和FDI之间向互补方向发展的可能性很高。[8] 崎彰彦(1998)[9]和石 明德(2005)按照产业类别，分别对1989～1996年和1996～2004年日本海外生产进行了计量分析，认为FDI和东道国出口贸易之间存在相互扩大的相关关系。[10]Liu、Wang(2001)研究认为中国总体流入的FDI和出口贸易之间存在双向因果关系。[11]
（4）东道国出口贸易与FDI之间没有相关关系。Jun和Singh(1996)对1969～1993年吸引外资较多的30个发展中国家进行了研究，发现泰国、厄瓜多尔、葡萄牙、希腊四国的出口业绩对FDI具有吸引作用；FDI对新加坡出口具有明显的促进作用；哥伦比亚、哥斯达黎加、埃及、马来西亚、墨西哥、尼日利亚等六国出口贸易和FDI之间没有显著的相关性。因此认为东道国出口和FDI之间不存在值得讨论的相关关系。[12]
综上所述，对东道国出口贸易与FDI之间关系的研究存在着单向、双向因果关系和无相关关系等不同观点，四种不同观点的政策含义是不同的。若出口贸易对FDI具有单向因果关系，那么合理的经济政策就应该是通过增加出口来吸引FDI，而各类优惠引资政策则可有可无。反之，若FDI对出口贸易具有单向因果关系，那么制定各种优惠政策以吸引外资的工作则愈显重要，其他两种情况下的政策含义也可做类似讨论。
出现上述四种观点的差异表明需要结合国别进行实证研究，以便制定切实可行的引资对策。然而，结合国别的研究文献并不多见，王洪亮（2003）针对中日贸易和投资关系进行了实证研究，采用1983~2001年的数据，认为中国对日出口贸易与日本对华直接投资之间具有双向因果关系。[13]我国加入WTO后，基础工业和基础设施产业受到较大影响。[14]处于经济结构调整期的中国对日出口贸易与日本直接投资之间，是否仍保持双向因果关系有待证明。本文运用协整理论及其方法，研究了1985~2005年中国对日出口贸易与日本对华直接投资之间的关系，试图从中找到相应结论。
二、计量方法与模型设定
1. 样本说明
本文主要检验中国对日出口贸易与日本对华直接投资关系，不考虑中国对日进口额、利率、汇率及GDP等相关变量的影响。LEXt表示t时期中国对日本出口额的自然对数，LFDIt表示t时期日本对华直接投资额的自然对数。样本区间为1985~2005年，1985~2004年数据来自《中国统计年鉴》有关各期，[15]2005年数据来自中国驻日本国大使馆经济商务参赞处网站，[16]使用Eviews5.0软件进行变量计算和计量分析。
2. 检验平稳性和协整关系
1987年Engle和Granger提出协整理论及协整检验方法。对回归残差进行单位根检验的协整检验有三种：CRDW检验、DF检验和ADF检验。本文采用ADF检验来判断残差序列的平稳性，进而判断变量之间是否存在协整关系。
对两个变量的协整关系检验采用EG（Engle和Granger）最小二乘估计法（OLS）。设{LFDIt)和{LEXt}均为I（1）变量，首先建立OLS模型，进行协整回归：
4. 检验Granger因果关系
协整检验表明变量之间是否存在长期均衡关系，但是否构成因果关系还需要进一步检验。如果变量LEX有助于预测LFDI，即根据过去值对LFDI进行自回归时，加上LEX的过去值，能够显著地增强回归的解释力，则称LEX是LFDI的Granger原因，否则称为非Granger原因。其检验模型为：
由于Granger因果关系检验对滞后阶数非常敏感，需要依次多滞后几阶，检验结果是否具有同一性。
三、计量检验结果及分析
1. ADF检验结果
图1显示，时间序列LEXt和LFDIt应为非平稳序列，但它们可能具有共同的趋同成份。图2显示，一阶差分序列为平稳序列，并有相似的变化周期，这是它们之间存在协整关系的重要迹象。采用ADF检验平稳性，ADF检验最佳滞后阶数根据SC准则确定，SC值越小，则滞后阶数越佳。检验形式为（C，T，L），C、T、L分别代表常数项、时间趋势项和滞后阶数。由表1可见，LEX和LFDI在1％的显著性水平上ADF绝对值小于临界值，不能拒绝零假设，说明两变量是非平稳的。而一阶差分后ADF绝对值大于临界值，可以拒绝零假设，说明LEX和LFDI是一阶差分平稳，为I（1）过程。
图1水平值序列图
图2一阶差分值序列图
表1ADF检验结果
MacKinnon (1996) one-sided p-values
注：表示变量序列的一阶差分，*表示临界值取显著水平为5%的临界值，其余均为1%的临界值。
2. 协整检验结果
根据ADF检验，由于LEX和LFDI均为一阶单整，可以由EG法考察其协整关系或长期均衡关系。对方程（1）进行OLS回归，结果见表2。直接回归方程（1）的结果显示DW值很低，为0.92，表明残差存在自相关，需要进行自相关修正。表2列出了修正后的回归结果，修正后的DW值为2.35，较修正前有显著改善，表明从统计上已消除了残差自相关。回归显示，在 1985～2005年期间，中国对日出口贸易对于日本在华直接投资有显著的影响，呈现正相关。模型拟合较好，各系数都通过了显著性检验，R2和调整的R2均为96％，F统计值显著。为了检验是否存在协整关系，还要考察自相关修正后的方程残差是否平稳。根据AIC和SC最小准则选择无常数、无趋势、滞后1阶进行ADF检验，结果见表3。发现残差在5％的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明残差序列是平稳的，中国对日出口贸易和日本在华直接投资之间存在显著的协整关系，二者大致以相同速率向上漂移。残差自相关修正后的协整方程为：
LFDI=-3.6+1.19LEX+[AR(1)=0.55] (4)
根据协整方程（4），长期内中国对日出口额每变动1％，日本在华直接投资将同方向变动1.19％，即日本对华直接投资对于中国对日出口贸易弹性约为1.19％，中国对日出口贸易和日本在华直接投资之间具有显著正相关性。
表2协整检验结果
表3回归残差的ADF检验结果
注：***，**，*分别表示1%，5%，10%的显著水平。
3. 误差修正模型
根据Granger定理，两个具有协整关系的变量一定存在误差修正模型。首先选择每一个变量的滞后长度，本文使用Hendry从一般到个别的建模方法。开始每个变量滞后3期，根据方程（1）反复尝试和剔除不显著的滞后期，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）可见，拟合度较低，可能是由于缺少了相关变量所致。但是方程不存在自相关性，估计系数显著为负，调整方向符合短期波动向长期均衡调整的误差修正机制，所以该模型是可靠的。误差修正系数为-0.26，表明当短期波动偏离长期均衡时，将以26％的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
4. Granger因果检验结果
用Granger因果检验方法判断是中国对日出口的增长吸引了日资，还是日资带动了中国对日出口贸易的增长，或者是两者互为因果关系。从表4的检验结果可以看出LEX是LFDI的Granger原因，而LFDI对LEX不存在Granger因果性，即中国对日出口贸易对于日本对华直接投资具有单向因果关系。这一结论与Hein（1992）、 Lucas（1993）和冼国明（2003）的结论相一致，认为东道国出口竞争力的提高会吸引更多FDI流入。但是，王洪亮（2003）认为中国对日出口贸易对于日本对华直接投资具有双向因果关系，本结论显然与之截然相反。对此，笔者考虑中国入世可能是个很重要的影响因素，中国对日进口额、利率、汇率及GDP等相关变量也应该有一定的影响。总之，还有待于进一步深入进行实证研究方可下结论。
表4Granger因果关系检验结果
四、结论与建议
由上述分析，可以初步得出如下结论：
（1）协整关系检验表明，中国对日出口贸易与日本对华直接投资之间存在着长期均衡关系；日本在华直接投资对于中国对日出口贸易弹性约为1.19％，即中国对日出口每增加1％，可以导致日本对华直接投资增加量1.19％。
（2）从误差修正模型可以看出，中国对日出口贸易与日本对华直接投资之间存在着一个由短期波动向长期均衡调整的机制，当短期波动偏离长期均衡时，将以26％的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。这也从另一个角度印证了中国对日出口贸易与日本对华直接之间存在长期均衡关系的初步结论。
（3）因果关系分析表明，中国对日出口贸易的增长吸引了日资，而不是日资带动了中国对日出口贸易的增长。中国对日出口贸易不属于“投资引导型”，日本对华直接投资属于“贸易引导型”。
既然中国对日出口贸易增长能够导致日本对华直接投资的增加，那么应该制定通过增加对日出口以吸引日资的经济政策，而没有必要过多利用各种优惠政策吸引日资。实际上中国入世后，试图通过减免所得税、返还增值税、提供优惠贷款等优惠待遇的方式再来吸引日资，其运作空间也越来越小。同时，东南亚国家在吸引日资方面也与中国展开了激烈的竞争。因此，如果日资着眼于中国出口潜力，那么我国对吸引日资政策的调整就可以更加明确方向。建议政府今后应该减少优惠措施，放宽日资投资比例限制，放松对日出口限制，通过产业关联，为日资企业提供完整的产业链，提高出口竞争力，如此方能大幅引进日资。
*作者感谢辽宁大学徐平教授、李平教授对本文提出的宝贵修改意见。当然，文责自负。
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参考文献：
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[10]石■明德，译村帝我，原麻美：日本の对中直接投资の决定要因[A] .ISFJ政策フォ一ラム[C] .2005.
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[15]中国国家统计局:中国统计年鉴[M]. 北京：中国统计出版社，1986~2004年版.
[16]中国驻日本国大使馆经济商务参赞处. .
1.发展低碳经济，是我国可持续发展的内在要求可持续发展所呈现出的是一种长远发展的经济增长模式。可持续发展是指既满足代人的需求，又不损害后代人满足其需求的能力，这是科学发展观的基本要求之一。而发展低碳经济，正是可持续发展的理念在经济发展方面的反映。低碳经济的持续发展，是通过对自然资源的大量投资来维持和扩充资源存量的，同时以减少单位GDP的资源和环境为代价，最大程度的提升资源利用率，使持续发展的成果更有效的服务于人民。2.发展低碳经济，是调整产业结构的重要途径。我国目前处于经济快速发展阶段，尤其是大量建筑和工业现代化的不断涌现，需要大量的资源（钢材、石化等）作为建设的基础。而粗放型的经济发展方式导致了能源危机，因此，为了促进我国经济的发展，是我国的工业结构能够得到优化和升级，那么就必须要在不断发展低碳经济的同时，减少经济发展的碳强度，最大程度的提升资源的利用率。3.发展低碳经济，是我国实现跨越式发展的可能路径虽然我国现代化建设取得了飞快的进步，但是我们不可忽视的是我国的技术水平与其他发达国家相比还相差较大。这样我们在发展经济的时候，就不得不接受发达国家主导的国际规则，这样会使严重阻碍我国的经济发展。我国要想与发达国家共同开发和研究相关的发展技术，就必须要与其他的发达国家多合作、交流，并要大力地去发展低碳经济。只有这样，我国才有可能赶上发达国家的发展步伐，才有可能立足于世界之林，才有可能使我国实现跨越式的发展。
二、潜在经济增长、出口贸易、碳排放三者的关系
作为起到潜在拉动经济增长作用的出口贸易，为推动我国的经济发展起到了重要的作用。但是出口贸易规模的扩大也带来相应的负面影响，比如，能源消费日益增加，环境污染日趋严重，由此引起的碳排放量大幅升高更是需要引起社会的关注。作为联合国常任理事国，一个发展中的国家，对节能减排的责任和义务更应首当其先。但是治理过程中，不仅要对减少出口贸易的碳排放采取措施，更要对一些隐性的“碳泄漏”和“转移排放”等问题加以重视。根据有关资料可以将出口贸易与碳排放之间的关系引申出集中的两个领域：“出口贸易与能源消费之间的关系”和“出口贸易与碳排放之间的关系”根据以上关系可以得出如下结论：1.出口贸易是我国能源消耗的主要因素之一，从而对能耗有推波助澜的作用；2.在出口贸易与碳排放之间的关系中，有两层含义：首先是出口贸易与碳排放之间存在同向变化的关系，作好之间的利弊权衡；另外，出口贸易引起的“转移碳排放”，解决这种隐含碳问题需要各国间紧密合作、共同协调。比如，中美贸易之间存在的“转移排放”问题，即，中国碳排总量没有得到减少，而是通过出口的形式将我国碳排放总量的7%-14%转移到美国。由此可见，我国一些学者结合我国实际情况分析了出口贸易、能源消费和碳排放的关系，三者间存在长期调整关系且互为因果关系。
三、改进我国潜在经济增长的具体措施
1.转变经济发展方式,实现“发展减排”出口贸易问题，不仅仅表现为单纯的经济问题，其是终体现的是一个国家的发展问题。因此要充分利用发展的契机来解决碳排放问题，即“发展碳排”。因此，要想使资源环境得到进一步改善、出口贸易实现持续科学的发展，必须转变经济发展方式。近年，虽然我国在提升能源利用效率和减少碳排放的工作中有了喜人的进步，但是与一些发达国家还是存在很大差距，需要进一步提升和借鉴。可见，我国只有坚持走低碳发展的路线，才有可能真正实现经济的发展，才能真正的优化产业结构和能源消费结构，才能实现良好的持续循环。2.建立绿色贸易体系,转变贸易增长方式当前，我国贸易增长模式呈现粗放型增长模式。这种模式使出口产品缺乏一种“控制”，致使资源密集型和污染密集型产品的出口占到出口产品总量的大部分，与此同时在贸易顺差的影响下，促使初级产品和廉价产品的出口不断加剧，而生产加工此类产品的碳排放却留在国内，我们称之为“碳泄漏”，日积月累，使我国成为名副其实的“碳污染天堂”。可见，寻求一种绿色贸易增长模式，对贸易体系进行改革迫在眉睫。根据以上分析归纳出以下几方面：（1）调整出口贸易结构，主要体现在减少资源密集型和污染密集型产品的出口，在坚持良性经济发展的基础上转换贸易出口结构，建立资源节约型和环境友好型的贸易出口结构。（2）构建完善的绿色贸易政策体系。以我国国情为出发点，借鉴国际经验，以产品为支点、以企业为重点、以行业为主线，构建完善的绿色贸易政策体系,包括绿色投资政策、环境关税政策、市场准入制度等等；（3）基于我国国情，走内需拉动经济的稳步增长模式，,创建低碳导向的内向型经济增长模式，最终实现“贸易减排”。
四、结束语
出口贸易隐含能(energyconsumptionembodiedinexports)，即为了生产出口产品而在生产国的整个生产链中直接和间接消耗的能源。出口贸易一直是我国经济增长的重要支柱，但是我国长期以来形成的以“两高一资”产品为主、以量取胜的粗放型出口增长模式，却产生了不可忽视的出口贸易隐含能。
近年来，随着国际社会对于能源和气候变化问题的日益重视，一些学者开始研究各国进出口的隐含能源及隐含碳，以此说明为了各国进出口贸易中隐含的能源消耗和碳排放。Wyckoff和Roop(1994)认为各国在设计温室气体控制政策时忽视了国际贸易流动中隐含碳排放的重要性，他们估算了加拿大、法国、德国、日本、英国和美国这6个OECD国家在制造业产品进口中隐含的碳排放量，以考察高碳产品进口是否应该引起重视。测算结果显示制造业产品进口隐含碳排放占这些国家碳排放总量的13%左右，表明这一问题非常重要，并基于这一发现提出了相应的政策建议。Chung和Rhee(2001)利用投入产出模型估算了1990年日本和韩国的CO2排放量，并分析了国际贸易对这两个国家CO2排放量的影响。结果显示:尽管韩国CO2排放量的绝对水平要明显低于日本，但韩国总的CO2排放强度却大大超过日本;韩国出口到日本产品的CO2排放强度要明显高于日本出口到韩国产品的CO2排放强度，并且这两个国家出口到世界其他地区产品的CO2排放强度要高于两国双边贸易产品的CO2排放强度。Machado、Schaeffer和Worrell(2001)利用投入产出模型方法估算了1995年国际贸易对巴西能源消耗和CO2排放量的影响，结果显示1995年非能源商品进出口隐含的能源消耗分别占巴西当年能源消耗量的10%和12%，而1995年非能源商品进出口隐含的CO2排放量分别占到了巴西当年CO2排放总量的10%和14%，表明1995年巴西在非能源商品国际贸易方面不仅是隐含能源的净出口国和隐含碳的净排放国，而且巴西出口每挣1美元要比进口每花费1美元多消耗40%的能源并多排放56%的CO2，从而提醒巴西决策者应该关注国际贸易对国内能源消耗和碳排放的附加影响。另外，也有学者针对中国进出口贸易中隐含的能源消耗和碳排放展开了研究。陈迎等人(2008)利用基于投入产出表的能源分析方法，定量研究了2002－2006年我国外贸进出口商品中的隐含能源消耗。其研究结果表明:我国是外贸商品进出口隐含能源的净出口大国;2002年，我国出口隐含能源总量约为4.1亿吨标煤，扣除进口隐含能源1.7亿吨标煤后，隐含能源净出口量达2.4亿吨标煤，约占当年我国一次能源消费总量的16%，净出口隐含碳排放1.5亿吨;随着我国外贸进出口的快速增长，在不考虑部门投入产出结构性变化的条件下，2006年我国净出口隐含能源约为6.3亿吨标煤，比2002年增长162%;此外，该研究还依据测算结果对其政策含义进行了探讨。齐晔等人(2008)利用采用投入产出法，估算了1997－2006年中国进出口贸易中的隐含碳。该研究对进出口商品都采用中国的碳耗水平所做的保守估计发现:1997－2004年，我国净出口隐含碳占当年碳排放总量的比例在0.5%－2.7%之间，2004年之后迅速增加，到2006年该数字达到了10%左右;按照日本的碳耗效率对进口产品进行调整后的估计发现，中国通过出口为国外转移排放的碳数量更为惊人;1997－2002年我国隐含碳净出口量占当年碳排放总量的12%－14%，到2006年该数字达29.28%;基于上述发现，作者指出国际社会一味对中国增长的碳排放进行指责是不全面的。LinandSun(2010)利用投入产出分析方法分析了中国进出口贸易中隐含的CO2排放量。结果显示:2005年，中国出口隐含CO2排放量为33.57亿吨，进口隐含CO2排放量为23.33亿吨，电力及水泥行业对隐含CO2排放量的贡献分别为35%和20%。该研究指出在目前的气候政策及国际贸易规则下存在碳泄露，需要建立新的全球框架分配排放责任;中国应该努力提高能源效率、实施电价改革并且大力发展可再生能源，特别在水泥行业推广应用新技术将有助于降低中国的CO2排放量。这些研究为科学测算我国出口商品中隐含的能源消耗和碳排放做出了贡献，并且在一定程度上说明我国作为制造大国实际上为满足全球消费市场的需求承担了一部分能源消耗和碳排放。
为了进一步分析近年来中国出口贸易隐含能不断增长的原因，本文首先基于投入产出分析方法对我国2002－2007年出口贸易隐含能进行了测算，然后基于对数平均迪氏指数法logarithmicmeanvisiaindex，简称LMDI)，将影响出口贸易隐含能变动的因素分解为规模效应、结构效应和技术效应，并分析这些因素变化对于我国出口贸易隐含能变化的贡献，最后提出了我国降低出口贸易隐含能的几点政策建议。
二、模型方法与数据处理
(一)出口贸易隐含能的计算方法
出口贸易隐含能指的是我国出口商品生产过程中所有直接和间接消耗的能源，包括产品上游加工、制造、运输等全过程所消耗的能源。
(二)出口贸易隐含能变化影响因素的分解方法本文采用可对所有因素进行无残差分解的LMDI方法(Angetal.，1998)，将出口贸易隐含能变化的影响因素分解为规模效应、结构效应和技术效应，具体如下:
(三)数据来源及处理
本研究主要需要两方面数据:中国各年投入产出表和分部门能源消耗数据。在投入产出表方面，本文选取了2002、2005和2007年中国42部门投入产出表，由于投入产出表都是按当年生产者价格计算，为消除价格因素的影响，必须将现价投入产出表转化为可比价投入产出表。因而，需要将2005年和2007年的投入产出表转化为以2002年现价为基准的可比价投入产出表。
在此参考李强和薛天栋(1998)编制可比价投入产出表的方法，首先计算2005年、2007年各部门相对于2002年的价格缩减指数。如农业部门利用“农副产品类购进价格指数”，以2002年的农业产品价格为100，计算2005年农业相对于2002年的价格缩减指数。而工业部门则利用“工业品出厂价格指数”，以2002年的各类细分工业品出厂价格为100，分别计算各工业细分行业可比价的工业品出厂价格指数，作为该部门的价格缩减指数。如煤炭开采和洗选业利用2002－2007年的“煤炭工业工业品出厂价格指数”为缩减指数作为调整。至于批发和零售贸易业以及其它社会服务性行业，统一用“消费者价格指数”作为价格缩减指数。由于总产出等于总投入，两者均用“国民生产总值缩减指数”，以2002年的国民生产总值为100，对2005年和2007年各行业的总投入和总产出进行调整，而中间投入则为各部门经价格调整后投入之和，然后利用各部门的总投入(总产出)减去相应的中间投入得到各部门的可比价增加值，从而得到2005年和2007年的可比价投入产出表。
在对我国出口贸易隐含能进行部门分解分析之前，本文首先将中国投入产出表中的部门分类合并成28个部门(见表1)。各年分部门能源消耗数据来自《中国能源统计年鉴》以及中经网统计数据库，各年分部门出口贸易数据则直接取各年可比价投入产出表中的出口数据。
三、计算结果及讨论
(一)出口贸易隐含能及其分析
表2是基于上述方法计算得到的我国2002－2007年出口贸易隐含能。从总量来看:2002、2005和2007年我国出口贸易隐含能分别达到了4.24亿吨标煤、9.73亿吨标煤和10.81亿吨标煤，依次占当年我国能源消费总量的26.60%、41.23%和38.54%;计算结果表明出口商品的生产已经成为我国能源大量消耗的重要原因之一，我国在扩大出口获得经济增长的同时也消耗了国内大量的能源资源，加重了国内能源短缺的局面。从增长幅度来看:2002－2005年我国能源消耗总量增加了48.06%，同期我国出口贸易隐含能的增长幅度却高达129.48%，表明这期间国内能源消耗总量呈现出继续扩大的趋势，且我国出口贸易隐含能的增长幅度明显高于国内能源消耗总量的增长幅度;2005－2007年我国能源消耗总量增加了18.86%，同期我国出口贸易隐含能的增长幅度则为11.10%，尽管这期间我国能耗总量及出口隐含能仍然有一定幅度的增长，但增长幅度相比2002－2005年明显放缓，这表明随着我国从2005年开始为了实现“十一五”期间单位GDP能耗下降20%的控制目标而实施一系列较为严格的节能减排措施，国内能源消耗总量及出口隐含能加速增长的趋势得到了初步遏制。
接下来看看2002－2007年各部门的出口贸易隐含能，参见表3。尽管随着时间变化存在轻微波动，但整体上来看2002－2007年对我国出口贸易隐含能贡献最大的6个工业部门为:通信设备、计算机及其他电子设备制造业;化学工业;纺织业;电气、机械及器材制造业;金属冶炼及压延加工业;金属制品业。2002、2005及2007年这6个部门对我国出口贸易隐含能的贡献率分别为50.74%、57.93%和61.85%，在我国出口贸易隐含能中占据重要份额并呈现逐年增长的趋势。
(二)出口贸易隐含能变化的效应分解分析
2002－2007年我国出口贸易隐含能变化的效应分解参见表4:2002－2005年我国出口贸易隐含能增加了54918.49万吨标煤，2005－2007年则增加了10840.54万吨标煤;其中，2002－2005年规模效应的贡献值为50876.17万吨标煤，2005－2007年则为31089.4万吨标煤，表明这期间在其他因素不变的前提下，出口规模的扩大导致了国内能源消耗量的显著增加;整体上来看，2002－2007年结构效应也促进了我国出口贸易隐含能的增加，但幅度相对规模效应而言要小很多，说明这期间结构因素对我国出口贸易隐含能的变化影响还比较有限;至于技术效应，在2002－2005年其对我国出口贸易隐含能变化的影响虽然为正但幅度较小，而2005－2007年正是由于技术效应的反向作用才导致了这期间我国出口贸易隐含能的增加幅度相比2002－2005年明显下降，表明技术效应是促进我国出口贸易隐含能下降的重要因素。
本文还进一步考察了2002－2007年各部门出口贸易隐含能的效应分解，也就是影响因素分析，计算结果表明对于绝大多数部门而言，2002－2005年占主导地位的是规模效应，2005－2007年则是技术效应，它们分别是导致我国出口贸易隐含能在2002－2005年大幅增加、2005－2007增幅明显下降的主要原因，结构效应在这两个时期对各部门出口贸易隐含能的影响则随着部门不同而不同，且影响程度总体上不及规模效应和技术效应。为节省篇幅，本文仅就对我国出口贸易隐含能贡献最大的6个工业部门做进一步分析，其效应分解的情况参见图1。具体分析如下:
1.对于通信设备、计算机及其他电子设备制造业，2002－2005年规模效应的正向促进作用最大，达到8966.3万吨标煤，该行业出口规模庞大是其出口贸易隐含能在各行业中排名第一的主要原因，技术效应虽为负但减排程度有限(－574.27万吨标煤);2005－2007年则是技术效应的反向削减作用最大(为－8086.3万吨标煤)，超过规模效应(6119.74万吨标煤)和结构效应(1811.34万吨标煤)之和，直接导致了此期间该行业出口贸易隐含能的下降;结构效应在这两段时间内都为正，且2002－2005年达到了5854.34万吨标煤，说明该行业出口结构对于其出口贸易隐含能的增加也有着明显促进作用。
2.对于化学工业，规模效应在2002－2005年及2005－2007年均为正，且幅度较大，说明出口规模是导致该行业出口贸易隐含能增长的重要因素;技术效应在2002－2005年为正(876.76万吨标煤)而2005－2007年为负(－2114.58万吨标煤)的计算结果表明技术进步对于该行业2005－2007年出口贸易隐含能增长有明显的抑制作用;而结构效应在2002－2005年为负(－1183.98万吨标煤)而2005－2007年为正(296.2万吨标煤)则说明该行业出口结构的变化对其出口贸易隐含能的影响由削减反而变成了增加。
3.对于纺织业而言，考察2002－2005年及2005－2007年不同效应对其出口贸易隐含能所起的作用:规模效应是正向增加;技术效应2002－2005年为正(325.21万吨标煤)但2005－2007年为负(－1462.08万吨标煤)，而结构效应则是2002－2005年为负(－904.35万吨标煤)但2005－2007年为正(809.78万吨标煤)，这一点与化学工业的情况类似。
4.对于电气、机械及器材制造业，规模效应依然是导致该行业出口贸易隐含能增长的重要影响因素，技术效应由2002－2005年313.56万吨标煤变为2005－2007年－468.87万吨标煤的事实表明技术进步在2005－2007年对该行业起到了显著的节能作用，而结构效应在这两段时期内由负变正则说明该行业出口结构的变化反而导致其出口贸易隐含能的增加。
5.对于金属冶炼及压延加工业、金属制品业这2个行业而言，2002－2005年与2005－2007年的规模效应始终为正，而技术效应则由正变为负，表明这两个行业出口规模扩大起到了增加出口贸易隐含能的作用，而技术变动对出口贸易隐含能的影响则由促进变为抑制，表明2005－2007年技术进步起到了降低出口贸易隐含能的作用。这两个行业不同的是:对金属冶炼及压延加工业而言结构效应始终为正且增加，而金属制品业则是由正变负，说明金属冶炼及压延加工业出口结构的变化不利于其出口贸易隐含能的降低，而金属制品业则相反。特别地，对于金属冶炼和压延加工业而言，2005－2007年由于其结构效应为正且数值较大(4264.26万吨标煤)，再加上规模效应(2252.10万吨标煤)，二者的正向促进作用要明显高于同期技术效应导致的节能作用(－1060.25万吨标煤)，从而导致2005－2007年该行业出口贸易隐含能仍有较大幅度上升。
四、结论及政策建议
(一)主要结论
上述分析表明，我国在生产大量工业产品并用于对外出口的同时，却消耗了国内大量的能源，加剧了国内能源供应紧张的局面。归纳起来看，我国出口贸易隐含能较高的主要原因来自于如下三个方面:
1.出口结构不合理。我国出口结构可归纳为“四多”和“四少”，即:能源消耗高、污染排放强度大的产品出口多，能源消耗强度低、污染排放强度小的产品出口少;产业链低端产品出口多，而产业链高端产品出口少;传统产业出口多，高新产业出口少;货物贸易出口多，服务贸易出口少(胡涛、吴玉萍等人，2008)。近年来，随着国家不断加大宏观调控力度，我国出口贸易结构得到了一定程度的调整和优化，但距离发达国家的水平还有较大差距。
2.出口产品的能源利用效率低下。我国出口产品的直接或完全能耗系数较高，能源利用效率低下。以2007年的能耗水平为例，我国煤炭生产电耗相对于国际先进水平相差41.2%，火电供电煤耗与国际先进水平的差距是14.1%，钢可比能耗与国际先进水平相差9.5%，水泥综合能耗与国际先进水平相差24.4%，原油加工综合能源与国际先进水平相差50.7%，直接导致我国在生产大量出口工业产品用于出口的同时也消耗了国内大量能源。
3.出口总量增速快。2002至2007年，我国的出口总量平均每年以25%左右的速度增长，这种高速增长大大拉动了相关产业的快速发展，特别是高能耗产业的发展。通过LMDI分解模型我们不难发现，2002－2007年国内很多行业出口贸易隐含能出现快速增长的主要原因就在于规模效应的作用，也就是出口规模的迅速扩大。
(二)降低我国出口贸易隐含能的外贸政策建议
1.对高耗能行业的产品加征出口环节关税，取消对高耗能行业产品的出口退税。我国从2007年6月1日起对142种“两高一资”产品开始征收出口关税，并从2007年7月1日起取消了553项“两高一资”产品的出口退税。2010年12月，财政部又发文继续以暂定税率的形式对煤炭、原油、化肥、有色金属等“两高一资”产品征收出口关税。目前我国征收出口关税及出口退税的产品涉及部分高耗能、高污染、资源型产品，包括煤炭、焦炭、原油、陈品油等能源性产品，粗钢、铁合金等钢铁类产品和铝、铜等有色金属和稀土金属等，并对减少这些产品出口、调整国内产业结构、降低能源和资源消耗起到了初步成。
[关键词]国际贸易；区域经济；出口贸易；进口贸易
[中图分类号]F251[文献标识码]A[文章编号]1005-6432（2013）29-0099-02
国际贸易也被称之为对外贸易，是一个国家市场经济的最重要的组成部分，国际贸易的蓬勃发展有利于促进国内市场经济的快速发展。中国自从加入WTO以后，更加融入到国际贸易中，并促进了国际市场的扩大；有利于中国的区域经济得到更好更快地发展；有利于刺激中国企业进行企业改革，运用新的管理模式增强企业的竞争力；有利于中国将自己的优秀文化商品打入其他国家的市场经济中，扩大出口贸易；加入WTO有利于国内企业引进国外先进技术，吸引更多的外国企业在中国扎根，为中国人民提供更多的就业机会[2]。总而言之，国际贸易的健康发展有利于促进中国区域经济进一步发展，提高国民经济增长值。
1国际贸易的含义
国际贸易是指一个国家将自己本国的商品与劳务输送到其他国家中去，并引进其他国家的商品与劳务的活动。整个世界都是国际贸易的交换范围，因此国际贸易又被称为是世界贸易。国际贸易的形式只有两种，进口贸易与出口贸易，一个国家的经济是否发达，就是看这个国家的出口贸易值有多大。国际贸易与国内贸易是不可同日而语的，它们之间的区别有以下几点：
①国家之间进行的国际贸易，商品数量及金额都很大，而且还要长时间地进行交易，而国内贸易可以进行小额的近距离的交易，只交易一次也可以，所以国际贸易的风险比国内贸易的风险大；②交易国家政治、军事、经济上发生问题的话，国际贸易就会终止，引起巨大损失，而国内贸易只会受本国的政治经济影响，损失较小；③货品要进出口，要经过很多部门的检查，盖章，耗时长，而国内贸易只要简单的程序就可以进行交易，不需要很长的时间。但是就经济效益而言，国际贸易扩大了交易市场，为国家带来的利润更为可观[3]。
2区域经济的含义
区域经济是指地理位置相近、文化底蕴相似或经济发展程度差不多的国家形成一个区域整体，共同努力促进国家经济发展，并壮大政治军事力量。也可以是某个国家依据不同地区的地理位置、地理环境、能源分布、生活习俗、经济发展水平的不同，将相似的地区划分在一起，形成区域经济。现在国际上形成区域经济的有三个，亚太经济区、欧洲经济区、西半球经济区。而中国的区域经济因划分依据的因素不同，有多种分法。
3国际贸易对区域经济发展产生的影响
3.1国家贸易的发展促进了区域经济地区进行区域分工
进行区域分工有利于促进区域经济发展，如果要发展区域经济，分工是势在必行。区域分工能够带动国际分工，因此国际贸易能否促进区域经济发展就要先从分工开始，是区域经济的发展形成专业化和多样化的基本机制。一是将地理位置优越、拥有较多资源的区域进行分工，这个区域就可以用自己比较丰富的能源与其他区域进行交换，换取自己比较稀缺的能源，提高本区域经济的福利水平，促进区域经济的发展。二是通过区域分工，使企业进行企业改革，完善产业结构，将可以发展的新产业分化开来，独立发展，促进区域经济的多样化。三是在产品生产过程中，强调分工协作，将劳动力进行分工，让每个员工专门负责一个生产环节，这样可以让员工更加熟悉操作，形成劳动力专业化，提高工作效率，促进经济区域的发展。四是国家开展国际贸易，打开国际市场，为区域经济的发展提供了更广阔的市场环境，让区域内的企业进驻国际市场，国内国际两不误，共同促进企业经济增长，从而加快区域经济的增长速度。因此加快分工演化，有利于为区域经济的发展抢占先机[4]。
3.2国际贸易的发展有利于加快区域要素的积累，促进经济区域的发展
（1）进行国际贸易可以引进外资，让外国企业在本区域开设公司，带动本国经济的增长，形成贸易创造型投资。经济欠发达的国家都会有很多的剩余劳动力，这些国家就可以将劳动力输送到劳动力稀缺的国家，既可以减少国内的负担，又可以促进国家经济的发展。这些国家还可以引进其他国家的产品以及先进科技，引导人们进行国内投资，促进区域经济的发展。如中国的经济发展，中国的出口贸易是位于世界前列的，因此中国所吸引的外资越来越多。毕竟一个国家的出口额就代表着这个国家经济的发展水平。外国企业在中国投资，不会担心自己投入的钱回收不回来，而且不必担心自己商品的销售问题。
（2）区域经济地区进行国际贸易可以将广大居民闲置在银行的钱用来投资，创造财富。而且经济欠发达国家还可以通过国际贸易来提高自身资本品生产能力，将货币投资转化为实物投资，弥补自身经济发展的缺陷，促进区域经济又好又快的发展。
（3）开展国际贸易是提高区域技术水平的重要途径。主要表现在：①通过国际贸易直接引进外国的先进技术，再进行应用，以提高本区域的科技水平。②区域地区的企业进口其他国家的产品后，可以对这个产品进行研究，然后再创造出自己的产品。③区域地区的企业看到外资企业在出口贸易上赚到了巨大利润，就会刺激他们提高自身的创新能力，努力研究开发出新产品。④企业也可以通过与外资企业合作，甚至是一起经营一家企业，然后再学习他们的新技术，以提高自身的技术水平，促进区域经济的发展。
3.3国际贸易的发展有利于促进区域结构优化
（1）有利于优化区域资源配置。每一个国家的资源分布都是不平衡的，也许这个国家拥有丰富的矿产资源，但是没有水资源；另一个国家拥有丰富的水资源，却没有矿产资源。那么这两个地区就可以进行交换了。因此，国际贸易可以优化区域的资源配置，使各地区的资源达到平衡。一个国家可以将自己本国富余的资源出口到其他需要的国家，然后进口本国稀缺的资源，达到均衡，促进区域经济的健康发展。
（2）有利于促进区域内的产业结构优化，主要表现在出口与进口两个方面。企业出口产品量增加，就要求增加产品生产的原料及半成品，促进原料生产行业的发展，并为人们提供了更多的就业机会，促进区域经济发展。如果企业需要大量进口，就代表着区域内将出现一个新型产业和新技术，可以为区域经济的发展提供机遇。
3.4国际贸易的发展有利于创造新的区域经济运行机制
（1）有利于促使国家改变不科学的管理方式，形成新的管理机制。我国对于国际贸易的干预太多，设立了很多部门对国际贸易进出口商品进行检查、监管，制约了国际贸易的发展。
（2）有利于促进区域内的微观企业进行改革，形成新的经营机制。开展国际贸易就是加快市场经济的发展，市场经济可以使企业摆脱旧的计划经济的制约，让企业能够自主经营[5]。使企业创造出适合自己的经营方式，引进先进技术，促进自身经济的发展，从而促进区域经济的发展。
4结论
国际贸易与区域经济发展的关系是经济学中最重要的知识体系。国际贸易是一个国家市场经济的最重要的组成部分，国际贸易的蓬勃发展有利于促进国内区域的快速发展。
区域经济是指地理位置相近、文化底蕴相似或经济发展程度差不多的国家形成一个区域整体，以达到共同进步、共同发展。因此，本文先了解了国际贸易与区域经济的含义，根据含义得出了国际贸易对区域经济的发展的影响。国际贸易的发展有利于实现区域分工、区域要素的积累、区域结构优化、区域经济运行机制创新等，以促进区域经济的健康发展。一个国家的国际贸易的稳步发展可以促进该国家的区域经济的发展。
参考文献：
[1]刘用明.对外贸易与区域经济发展[D].成都：四川大学，2010.
[2]彭红斌.当代国际贸易发展的特点探析[J].桂海论丛，2011（8）.
[3]王森辉.国际贸易下的区域经济发展之我见[J].大观周刊，2012（18）.
关键词：绿色贸易壁垒 出口贸易 影响及对策
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
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。
4.绿色包装制度
发达国家制定的较高且比较完善的包装材料标准，包括废弃物的回收、复用和再生等制度，是为了防止包装材料及其形成的包装废弃物给环境造成危害，结构不合理的包装容器可能损害使用者的健康而采取的环境保护措施。但某些过于严格的绿色包装措施，则可能事实上妨碍发展中国家的对外贸易，引发贸易争端。
5.绿色补贴制度
发达国家认为，如果一个国家内部采用比较宽松的环境标准，这些国家的产品就不必支付高昂的环境成本，与本国产品竞争时就具有明显的成本优势。其实质是政府在对企业及其产品提供消极的环境补贴，所以进口国基于环境保护和本国的利益而有权征收反补贴税。
6.绿色卫生检疫制度
绿色卫生检疫制度是指国家有关部门为了确保人类及动植物免受污染物、毒素、微生物、添加剂等的影响，对产品实施全面的严格检查，防止超标产品进入国内市场。绿色卫生检疫制度影响最大的产品是药品和食品，为保障食品安全，许多国家采取了严格的检疫制度，有些国家通过立法建立了近似苛刻的检疫标准和措施，形成了实质上的贸易保护。
二、绿色贸易壁垒对我国出口贸易的影响
由于世界经济的不平衡，发达国家对环保的标准和认识往往超过发展中国家。发达国家运用绿色保护来实施其对发展中国家的贸易限制和歧视行为，使发展中国家的产品被排斥在世界市场之外。我国处在发展阶段，绿色保护对我国产品出口已经产生很大的影响。主要有：(1)缩小出口产品市场范围；(2)增加出口产品成本；(3)引发出口贸易摩擦；(4)高污染产业的转移。
三、应对发达国家绿色贸易壁垒的对策
通过以上分析我们可以看出西方国家以环境保护为幌子实行贸易保护主义，因其发展较早在环境方面的标准和措施远远超越了发展中国家。所谓的绿色壁垒对我国形成了歧视性，并严重限制了我国的出口贸易。
1.正确认识绿色贸易壁垒
要对绿色贸易壁垒有一个客观认识。绿色贸易壁垒存在着有利于市场发展和国际贸易一面，也有阻碍国际贸易发展一面。以保护环境为目的而采取的绿色壁垒措施，一方面限制甚至禁止了严重危害生态环境产品的国际贸易与投资。另一方面也为有利于可持续发展的产业创造了新的发展空间，使这些产业成为国际贸易和投资新的增长点，从而促进产业结构的调整。
2.加大对绿色产业资金投入
要使我国的环境问题得到有效控制，同时增强我国绿色产业的国际竞争力使绿色产品和技术走出国门，离不开财政金融部门的扶植。财政部门应给予绿色产业以优惠的鼓励政策，加大对绿色产业的资金投放。金融部门应在信贷资金上给予大力支持。
3.实施出口贸易可持续发展战略
可持续发展战略已经成为我国国家的基本战略，出口贸易也就必须服从于这个基本战略，这就要求出口不仅要追求增长的数量，还要追求增长的质量，及其与生态环境保护、劳动条件和整个社会的协调发展。
4.发展环保产业，推行绿色管理
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
（一）数据选取
由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。
（二）时间序列的平稳性检验
在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。
（三）协整检验
近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。
对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。
回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：
浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。
由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。
由回归方程(2)可知，CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。（四）误差修正模型
误差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。
由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：
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）
在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。
在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。
三、结论与建议
通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：
（1）从长期关系看，CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。
从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。
纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的,也是可行的。
（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。
本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。
内容摘要：本文在局部均衡分析法的基础上，利用消费者剩余和生产者剩余来说明消费者与生产者在封闭与开放条件下如何进行最优选择，进而说明市场交易利益的产生、范围与分解。
关键词：消费者剩余生产者剩余交易区域利益分解
在国际贸易理论的现代分析中，常采用一般均衡分析法，通过引入生产可能性曲线与社会无差异曲线来说明市场交易利益产生与分解。本文在局部均衡分析法的基础上，利用消费者剩余和生产者剩余概念来说明消费者与生产者在封闭与开放条件下如何进行最优选择，进而说明完全竞争市场中交易利益的产生、范围与分解。
封闭条件下消费者与生产者的选择
本文所涉及的最优消费点与最优生产点都是在封闭条件下，即不发生对外贸易的背景下所计算得出的结果。
（一）消费者最优选择及其利益的最大化
1.消费者最优选择与需求曲线。可利用拉格朗日乘数法求出消费者在有限制条件下的效用最大化条件，即最优消费条件。令消费者效用函数为U（X1，X2），预算约束为I=P1X1+P2X2，相应的拉格朗日函数为：
L(X1，X2，λ)=U(X1，X2)+λ(I-P1X1-P2X2)
其中，λ为拉格朗日乘数，效用最大化一阶条件为：对X1、X2、λ三个变量分别求偏导数，并令偏导数值等于零，进而得到MU1/P1=MU2/P2=λ，即消费者最优选择的必要条件，其中λ为货币的边际效用。
可对U（X1，X2），I=P1•X1+P2•X2微分，得出λ=dU/dI。
消费者最优选择条件的一般形式可写为MU／Pe=λ(MU、Pe分别为商品边际效用与市场价格)，其表示消费者对任何一种商品的最优购买量应该是使最后一元钱购买该商品所带来的边际效用和付出的这一元钱的货币的边际效用相等。
消费者最优选择的条件也可变形为MU(X)／λ=Pe，其中，MU(X)／λ实际为消费者购买最后一单位产品所带来的收益，也是消费者为购买该商品所愿意支付的最高价格，即对商品X的需求价格Pd，所以，MU(X)／λ=Pe经济含义为：消费者对任何一种商品的最优购买量应该是其需求价格与商品的市场价格相等时的数量，即Pd=Pe时的数量。或者说，需求线上的任意一点都意味消费者的最优选择，也可利用价格消费曲线的推导来说明需求曲线上的任一点都意味着消费者的效用最大化。需求线右方的点意味MU(X)／λ2.消费者最优选择与消费者剩余最大化。消费者剩余是指消费者为消费某种商品而愿意付出的代价超过其实际付出代价的余额给消费者带来的福利。令需求函数为Pd=f(X)，根据其含义可知Pd为消费者购买一定数量的商品而所愿意支付的最高价格，Pd=MU(X)/λ（假定λ为一常量）。若消费者以实际价格Pe购买商品数量为X时，消费者剩余可从两个角度衡量（而在传统的教科书中，主要是从货币利益角度分析消费者剩余）：
第一，用货币单位来衡量，消费者剩余将取决于其购买一定数量的商品所获得的总收益（TR）与其所花费的实际总成本（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
这一公式表示：即用货币单位来衡量的消费者剩余。当CSm对X的一阶导数等于零时，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时，CSm取得最大值。
第二，用效用单位来衡量，消费者剩余将取决于其购买一定数量的商品所带来的总效用（TU(X)）与其放弃货币所失去的总效用（TU(M)）：
CSu=TU(X)-TU(M)=X0MUdX-λPeX=TU(X)-λPeX
这一公式表示：即用效用单位来衡量的消费者剩余。当CSu对X的一阶导数等于零时，CSu取得最大值，即dCSu/dX=dTU(X)/dX-λPe=0，故MU/λ=Pe或Pd=Pe时，CSu取得最大值。
根据上述分析，可得出如下结论：当消费者为一定数量的商品愿意支付的最高价格与市场价格相等，不仅意味着消费者作出了最优选择，实现了消费者均衡；同时，也意味着消费者剩余最大化，或者说在需求曲线上，价格与需求量的组合能使消费者实现满足最大化，而且也能使消费者实现消费者剩余最大化。消费者追求的满足最大化实际上是在追求消费者剩余最大化。
（二）生产者最优选择及其利益最大化
1.生产者最优选择与供给曲线。可利用拉格朗日乘数法求出生产者在成本限制条件下的收益最大化条件，即最优生产条件。设总收益函数为：TR(X1，X2)=X1P1+X2P2，生产者的总成本函数为：TC0=TC(X1，X2，M)，M为借贷货币量，则相应的拉格朗日函数为：
L(X1，X2，M，t)=TR(X1，X2)+t[TC0-TC(X1，X2，M)]=X1P1+X2P2+t[TC0-TC(X1，X2)]
其中，t为拉格朗日乘数，收益最大化一阶条件为：对X1、X2、t三个变量分别求偏导，并令偏导数值等于零，可得到：tMC1=P1、tMC2=P2，即生产者最优选择的必要条件为：MC1/P1=MC2/P2=t=1，或简写为MC=Pe，可对TR（X1，X2）=X1•P1+X2•P2，TC0=TC（X1，X2）微分得出：t=MR/MC=1。即当产品边际成本与产品市场价格相等时为生产者最优生产量。
根据供给曲线的含义，供给曲线表示对于各种数量的产品，生产者愿意接受的最低价格（即供给价格Ps）。这一最低价格取决于产品的边际成本MC，故Ps=MC。因此，生产者最优选择条件一般形式可表示为Ps=Pe，也就是说当生产者为一定数量商品愿意接受的最低价格与市场价格相等时意味着生产者作出了最优选择，即在供给曲线上的任意一点都意味生产者最优选择的实现，也可利用完全竞争条件下厂商的供给曲线的推导来说明。供给线右方的点意味MC＞Pe，只有减少生产量才可实现最优生产，左方则相反。
2.生产者最优选择与生产者剩余最大化。生产者剩余是生产者实际获得的产品卖价与其愿意接受的产品卖价的差额给生产者带来的利益。令供给函数为Ps=f(X)，根据其含义可知Ps为生产者出售一定数量的商品而所愿意接受的最低价格，其取于产品的边际成本，故Ps=MC(X)。当生产者以实际价格Pe出售产品的数量为X时，生产者剩余PS用公式可表示为：PS=TR(X)-TC(X)=PeXeXe0PsdX=PeXe-Xe0MCdX，当PS对X的一阶导数等于零时，PS取得最大值，即dPS/dX=Pe-MC=0时，PS取得最大值，故MC=Pe时PS取得最大值。
综上所述，可以得出以下结论：当生产者为一定数量的商品愿意接受的最低价格与市场价格相等，不仅意味着生产者作出了最优选择，即实现了生产者均衡，同时，也意味着生产者剩余最大化，或者说在供给曲线上，价格与供给量的组合能使生产者实现利益最大化，能使生产者实现生产者剩余最大化。生产者追求的利益最大化实际上是在追求生产者剩余最大化。
综上分析可以得出，消费者的最优选择在需求曲线上，生产者的最优选择在供给曲线上。
封闭条件下实际交易区域的确立
市场均衡与实际的交易区域的确立。在市场经济条件下，“看不见的手”将调节市场的需求量与供给量。供给曲线与需求曲线相交时，交点即为市场均衡点，其对应的价格与数量分别为市场的均衡价格和均衡数量。现实中的价格可能会高于或低于均衡价格或偶然相等，但在供求机制下会使实际价格趋于均衡价格。当实际价格低于均衡价格即P1Pe时，虽然生产者所愿意供给的最大产品量为X2，但是没人能强迫消费者一定购买X3数量的商品，因为消费者在P2价格下愿意而且能够购买的数量为X1，实际交易量只能是X1，由此可知，当实际价格高于均衡价格时，实际交易的发生只能在D曲线AE线段上。所以市场交易组合点在AEB线上(如图1所示)。
对需求曲线和供给曲线性质进一步分析可以发现AEB面积内，均可成为实际的交易区域。根据定义，需求曲线有两种含义：表示在各种可能的价格下，消费者愿意而且能够购买的最大商品数量；表示对于各种数量的商品，消费者愿意支付的最高价格。供给曲线也有两种含义：表示在各种可能的价格水平下，生产者愿意而且能够提供的最大商品数量；表示对于各种数量的商品，生产者愿意接受的最低价格。
因此，在市场交易组合（X，P）中，当市场价格P既定时，市场实际交易量X只能小于或等于需求量Xd且小于或等于市场供给量Xs；当市场实际交易量X既定时，市场实际交易价格P只能小于或等于市场的需求价格Pd且大于或等于市场供给价格Ps。所以，消费者和生产者在市场经济中的实际交易区只能是在需求曲线以下，供给曲线以上所组成的AEB面积上任何一点。
最优生产点、最优消费点的统一促使社会总剩余的最大化。根据前面的分析，当Pd(=MU/λ)=Pe时，意味着消费者作出了最优选择，也意味着消费者剩余最大化。当Ps(=MC)=Pe时，意味着生产者作出了最优选择，也意味着生产者剩余最大化。那么，当MU/λ=Pe=MC或Pd=Pe=Ps时，就意味着消费者与生产者同时作出了最优选择，同时实现了消费者剩余、生产者剩余及社会总剩余的最大化。对此，本文可先从几何图形中消费者剩余和生产者剩余及社会总剩余的变化来说明（如图1所示）。
根据前面分析，市场交易最优点(生产、消费同时最优)只能处于需求曲线上或者供给曲线上或同时处于需求曲线与供给曲线上。当市场交易点处于E点时，消费者剩余为EAPe面积；生产者剩余为EBPe面积。此时，社会总剩余为EAPe和EBPe两部分面积之和。若市场交易点处于需求曲线上的F点（在封闭条件下，意味着国内市场的失衡，只是单一的最优生产），即相应的市场价格为P1，而市场交易数量为X1，则消费者剩余为需求曲线以下、P1F以上的面积，生产者剩余为供给曲线以上、P1F以下的面积，此时，社会总剩余为FG左侧需求曲线和供给曲线之间的面积，即四边形ABFG。显然，该面积比E点所处状态下的社会总剩余少了一块面积EFG。同理，任何位于E点左侧的状态，其社会总剩余皆小于E点的社会总剩余。
若市场交易点处于供给曲线上的M点（根据前面对实际的交易区域的分析，真实的市场交易点不可能出现在此点，但生产最优点可能出现在此点），即相应的价格为P2，数量为X2，则消费者剩余为GAP2减去GMH之后的面积。生产者剩余为P2M以下、供给曲线S以上的部分。此时，社会总剩余为EAB减去EMH面积。显然，该面积比E点所处状态下的社会总剩余少EMH。同理，任何位于E点右侧的状态，其社会总剩余皆小于E点的社会总剩余。
另外，也可用数学直接证明出市场交易点位于E点时社会总剩余最大：令消费者的需求函数为Pd=f(X)，根据效用论，可知Pd=MU/λ。令生产者的供给函数为Ps=f(X)，根据成本理论，可知Ps=MC。当市场均衡价格为Pe时，则社会总剩余为消费者剩余与生产者剩余之和，即
TS=CS+PS=(X0ePddX-PeX)+(PeX-X0ePsdX)=X0ePddX-X0ePsdX=X0e(MU/λ)dX-X0eMCdX
当TS对X的一阶导数等于零时，即dTS/dX=MU/λ-MC=0时，TS取得最大值，故MU/λ=MC或者说Pd=Ps(=Pe)时TS取得最大值。因此，只有在E点上，消费最优与生产最优才可以同时实现，且社会总剩余最大。
综上所述，可得出以下结论：当市场均衡时，实现了生产最优和消费最优，最优生产点与最优消费点统一为市场均衡点，同时社会总剩余最大。当市场失衡时，将出现最优生产点与最优消费点的分离，可能出现单一的最优消费或单一的最优生产，或生产与消费都未实现最优，社会总剩余将会减少。在封闭条件下，真实的市场交易区域将位于均衡点左方需求线以下、供给线以上的三角区域之内。同时，这也是本国市场交易利益的最大界限。消费者与生产者在市场交易中体现为对消费者剩余与生产者剩余最大化的追逐。
开放条件下的贸易利益
在开放条件下，国内外市场的价格差异是国际贸易发生的直接原因。
假定A代表本国任意一经济主体，作为厂商可以生产X、Y产品中任意一种，作为消费者既消费X产品，也消费Y产品；B代表外国任意一经济主体，作为厂商，可以生产X、Y产品中的任意一种，作为消费者既消费X产品，也消费Y产品。同时，假定本国厂商A生产的X产品有比较优势，Y产品有比较劣势。外国厂商生产的Y产品有比较优势，X产品有比较劣势。根据比较优势理论，本国X产品的相对价格将低于外国X产品的相对价格，本国Y产品的相对价格将高于外国Y产品的相对价格，因此，本国将出口产品X，进口产品Y，外国则相反。在完全竞争条件下，由于P=AC，故比较优势既可用相对成本差表示，也可用相对价格差表示。本文的分析仅以本国为例，假定本国为世界市场价格（国外市场价格）的接受者。
（一）出口贸易与贸易利益
1.出口贸易利益的图形分析。由于本国X产品具有比较优势，本国X产品的相对均衡价格会低于世界市场的相对均衡价格，本国经济主体A就会调整自己的生产与消费结构：扩大X产品的生产，增加X产品的出口，减少X产品的本国消费。
由于本国X产品生产扩大与出口，从而导致生产者剩余增加，消费者剩余减少，但生产者剩余增加量大于消费者剩余减少量，因此，社会总剩余表现为增加，净增量TS=EFG，即出口贸易带来的社会净利益（如图2所示）。
在图2中，Pe=PXA/PYA，即本国X产品的相对均衡价格，PW=PXB/PYB，即外国X产品的相对均衡价格，Pe2.出口贸易净利益的分解。出口贸易净利益EFG可分解为：交易得益(a)：在本国X产品生产量不变的情况下，由于X产品价格上升为PW而使得社会净剩余增加量为EFH=a。分工得益(b)：价格相对不变(假定市场价格为PW)时，由于本国生产者扩大生产而获得的净剩余HEG=b。
3.最优消费点、最优生产点的分离与实际交易区域的扩大。在封闭条件下，本国最优生产点与最优消费点统一为国内市场均衡点E，二者一旦出现分离，将导致社会总剩余减少，社会总剩余的最大限量为AEB，同时也是实际交易区域的最大界限。在开放条件下，价格条件的变化使我国最优生产点与最优消费点出现了分离(F为消费点，G为生产点)，并同时实现了消费与生产的最优。这就说明，消费点F位于雪球线上，生产点G位于供给曲线的分析可知：消费者利益与生产者利益最大化。社会总剩余表现为净增加(EFG)；实际交易区域由AEB扩展为AFGB区域。
综上所述，可得出以下结论：出口贸易使得本国社会总剩余出现了净增加，并为生产者所获得。出口贸易使得本国市场出现变化：最优生产点、最优消费点分离与实际交易区域的扩大。根本原因在于本国X产品的相对优势（具体表现为国内产品价格的相对优势）。
（二）进口贸易与贸易利益
1.进口贸易利益的图形分析。由于本国Y产品具有相对劣势，Y产品的相对价格会高于世界市场的相对价格，经济主体就会调整自己的生产与消费结构：Y产品的生产会减少，而Y产品需求量会增加，超额需求由进口来满足，从而出现最优消费点与最优生产点的分离。
交易后，社会总剩余增加，与封闭条件下的市场均衡相比，虽然生产者剩余减少，但消费者剩余却大幅增加，社会总剩余的净增量为ΔJEK，即进口贸易带来的社会净利益（如图3所示）。
在图3中，Pe=PYA/PXA，即本国Y产品的相对均衡价格；PW=PYB/PXB，即外国Y产品的相对均衡价格，Pe＞PW，从中可知本国厂商A生产的Y产品有比较劣势。
2.进口贸易净利益的分解。进口贸易净利益JEK可分解为以下几部分：
交易得益(d)：在本国X产品生产量不变的情况下，由于产品Y价格下降为PW而使得社会净剩余增加量为ELK=d。
分工得益（c）：价格相对不变（假定市场价格为PW）时，迫使国内生产从资源消耗较高的本国生产者转向资源耗费较低的外国生产者所引起社会剩余净增加量EJL=c。
3.最优消费点、最优生产点的分离与实际交易区域的扩大。在封闭条件下，本国消费点与生产点统一为E点，开放后的分工，使生产点与消费点发生分离：K点为新的消费点，J为新的生产点。虽然生产点与消费点发生了分离，但是仍然实现了生产与消费的最优。开放后，实际交易区域也相应扩大为AKJB区域。
综上所述，可得出以下结论：进口贸易使得本国社会总剩余出现了净增加，并为消费者所获得。进口贸易使得本国市场出现变化：最优生产点、最优消费点分离与本国的实际交易区扩大。根本原因在于本国Y产品的相对劣势（具体表现为国外产品价格的相对优势）。
（三）进出口贸易与贸易利益
为了分析上的方便，本文进一步假定A作为生产者，其X产品其Y产品的生产函数相同，即有着相同的市场供给曲线SXA(SYA)；假定A作为消费者对X产品与Y产品的需求函数相同，即有着相同的市场需求曲线DXA(DYA)。因此，PXA/PYA=1，其中，PXA、PYA分别为本国A厂商在封闭条件下X产品与Y产品的市场均衡价格，PXA/PYA为本国X产品的相对均衡价格。
由于假定厂商A生产的X产品有比较优势，Y产品有比较劣势，所以，PXA/PYA＜PXB/PYB或PYB/PXB＜PYA/PXA，其中，PXB与PYB分别为外国B厂商在封闭条件下X产品与Y产品的市场均衡价格，PXB/PYB与PYB/PXB分别为B厂商X产品、Y产品的相对均衡价格（也是X产品、Y产品的世界市场相对均衡价格PWX与PWY）。因此，PXB/PYB>PXA/PYA=PYA/PXA=1>PYB/PXB。
在开放条件下，只要本国市场X产品相对价格低于外国市场X产品相对价格，即PXA/PYA＜PXB/PYB=PWX，且本国市场Y产品相对价格高于外国市场Y产品相对价格，即PYA/PXA＞PYB/PXB=PWY，A就会调整生产结构与消费结构：扩大X产品的生产并向B出口X，减少Y产品的生产并从B进口Y（如图4所示）。
1.进出口贸易利益的图形分析。从图中可以看出，由于本国市场的开放及X产品的相对优势、Y产品的相对劣势，从而导致X产品生产扩大并出口X产品，Y产品生产减少并进口Y。交易后，社会总剩余表现为增加，其增量为FGE+JEK=(a+b)+(c+d)，其中，a+b为出口贸易所带来的利益，c+d为进口贸易所带来的利益。
2.进出口贸易利益的分解。进出口贸易利益可分解为交易得益与分工收益两部分：
第一，交易得益(a+d)。与封闭时相比，假定生产点不动（本国X、Y产品生产量不变），由于X产品相对价格上升，而使本国生产者所获得净利益a。同时，由于Y产品价格相对下降，而使本国消费者所获得净利益。
第二，分工得益(b+c)。与封闭时相比，假定X、Y产品相对价格不变(假定为PWX、PWY)时，由于生产者扩大对X产品的生产而获得的净收益b，并为生产者所获得。同时，由于本国对产品Y生产减少，外国生产者扩大生产而使本国消费者所获得的净利益c。
开放条件下实际交易区的扩大
