產品經濟效益分析報告范文第1篇
農村飲水問題事關人民群眾的生活質量和生命安全，是廣大人民群眾最關心、最直接、最現實的利益問題。也是目前政府應當及時解決的問題。因此，實施了農村飲水評估給予實施，取得了可觀的成績。其中經濟效益評估作為進行項目評估著實應該考慮和重視的問題，經濟效益的提高也是實施飲水項目工程后希望達到的目標。事實證明飲水工程的實施不僅改善了當地居民生活水平，也促進了農村的可持續發展。
此項目評估中關于介紹項目實施后的經濟效益有如下幾個方面：1.節省取水費用2.勞動力外出務工3.發展養殖業4.發展庭院經濟5.促進農村小型工商業的發展6.減少介水疾病后醫療費用的節省。通過這學期對《項目評估理論與實務》課程的學習，我就一些基本的項目評估的理論對此項農村飲水解困項目的經濟效益進行解說。
一，節省取水費用。在飲水解困工程建成運行之前，項日區的農戶為了取水不但需要投入大量人力，而且為此購置運輸和存儲設備的費用、買水運水的費用都很高。在工程建成運行之后，按照現行水價計算，用水成本顯著降低，即使到分散供水點運水，加上運費，也還是大大節省了費用。這是供水工程最直接的經濟效益。
二，勞動力外出務工。飲水困難的農村地區，長期以來擔水取水成為日?；緞趧禹椖?，常年持續，而且一般由青壯年勞動力承擔，使得這些最活躍的勞動人口無法外出打工，減少了一個最主要的增收途徑。從取水勞動中解脫出來的青壯
年勞動力外出打工已經成為農民增加收入最主要的途徑，是工程經濟效益的最主要體現。促進勞動力的優化合理配置，符合項目評估中的經濟效益。
三，發展養殖業。發展多種經營，當有多余的水資源的時候，則既會滿足人的需求也會給牲畜家禽提供更多的水，有利于發展養殖業提高收入。
四，發展庭院經濟。庭院種植主要是蔬菜和果樹，部分產品用于農戶日常消費，部分用于出售。則出售后可增收，符合項目評估中的經濟效益。
五，促進農村小型工商業的發展以正常供水為前提的農村小型工商業(如磨制豆腐、洗摩托車、農家樂)，在飲水解困工程建成運行后，開始恢復生機，也成為農民增加收入的重要渠道。
六， 減少介水疾病后醫療費用的節省, 在水質問題嚴重的農村地區，介水疾病高發是普遍而嚴重的問題。隨著飲水解困工程建成運行，發病率和病患程度顯著降低。
解決農村的飲水問題還任重而道遠，需要在取得已有的經濟效益下，繼續努力。從無水到有水，從苦水到甜水，從挑水到自來水，大力氣下大功夫攻堅農村飲水安全難題，取得了可喜的經濟效益，切實解決了農村群眾的生產和生活難題，群眾安居樂業，飲水安全得到保障，生活質量得到改善，經濟得到發展。農村飲水安全工程，為老百姓帶來了講不盡、說不完的好處。
產品經濟效益分析報告范文第2篇
摘要：構建基于公益性的財政補償機制及支付核算體系是公立醫院改革的重點。在科學界定公立醫院功能定位的基礎上，對其補償機制公益性與效益性進行分析，實質是對政府、公立醫院及醫療市場等多元主體利益關系的研究。文章運用公共產品理論、財政支出理論以及利益博弈理論，將TOPSIS分析原理應用于補償機制公益性評價當中，并結合對財政整體收支與補償的經濟效應實證分析，得出構建科學杠桿式補償機制，實現多元均衡下的公立醫院公益性與效益性統一的政策框架。
關鍵詞：公立醫院；補償機制；利益博弈；公益性；效益性
公立醫院由政府投資舉辦，聚集優質醫療資源，目的是追求社會健康效益，主要從事提供基本醫療服務、開展突發事件救治、支撐醫學科學發展、平衡醫療服務市場等職責，在醫療衛生服務體系中起支撐引領作用。醫療機構市場化改革在取得進展的同時也遇到諸多難題，如管理體制與市場化運作不匹配、運行機制不利于醫院公益導向、補償定價機制及醫療服務資源配置不合理等。公立醫院的首要屬性是公益性，然而其運營發展主要依靠經濟效益的提高。政府對公立醫院經濟補償機制存在于多方（醫院、政府、醫保、病患）利益的共同作用，補償決定醫療提供方獲得何種激勵并由此決定其醫療健康方面的供給行為。只有加強經濟管理，提高經濟效益，才能向社會提供優質醫療衛生服務，實現社會公益回歸。
一、研究范疇
（一）公立醫院界定
公立醫院是政府擁有并提供運營經費的醫院，是承擔政府醫療衛生職責的載體，運營模式與國家醫療制度關系密切。在如英國等實行免費醫療制度的國家，公立醫院由政府舉辦并納入財政預算管理，資金籌集來源為稅收，建設運營費用由財政承擔，公益性體現在醫療服務免費或低價；在如德國等實行社會醫療保險制度的國家，公立醫院資金來自社會醫療保險基金，醫療服務產生運營收益，政府財政對虧損部分進行補貼。
根據《全國醫療衛生服務體系規劃綱要（2015-2020）》，我國醫療服務市場化的公立醫院改革被區分為縣級公立醫院綜合改革和城市公立醫院綜合改革試點兩大板塊，改革目標和方向確定為：管理體制、運行新機制、醫保支付方式、人事薪酬制度、信息化建設、分級診療制度以及強化組織實施等方面。
（二）補償機制界定
以補足成本損失和規避資金風險為目的進行補償，表現為一個主體對另一主體已經發生或將要發生的成本和損失所做的經濟補足和償還。補償機制指為維持組織或系統有效運行而對其進行必要的經濟支持及成本補足的過程及方式。公立醫院補償機制的授予對象是公立醫院，主要內容是政府補償及監管機制創新，它是以資金為紐帶，對公立醫院收入來源、保險支付方式、醫療服務價格、市場環境以及政府行業規制等各方面所作出的利益分配及制度安排。本研究立足城市公立醫院綜合改革實踐，從公立醫院內生公益性及運營效益性兩方面進行分析，對公立醫院補償機制做靶向性研究。
（三）公益性與效益性界定
公益性是在保證醫療服務質量和效率前提下，維護醫療服務公平性、適宜度、可及性的責任和義務；效益性是在醫療供方收入和支出抵銷后仍存在盈余，實現經濟收益的能力。醫院成本控制、醫療水平提高、醫療資源合理分配，有利于增強公益性；加強預算管理、強化績效考核、提高公共資源利用率，有利于實現經濟效益。確保公益性與效益性，體現的是正確處理社會效益和經濟效益的關系，實現國家、單位和個人之間的利益均衡。
二、理論基礎
（一）公共產品理論
公共產品理論源自邊際效用價值論和社會契約論，用于糾正市場失靈，論證政府和財政在市場經濟運行中的合理性和互補性，在研究政府與市場關系、公共財政收支、公共服務市場化等方面貢獻巨大。純粹的公共產品具有效用的不可分割、消費的非競爭性、收益的非排他性等特征。公共衛生服務，如衛生監督、計劃免疫、預防與控制等屬于純公共產品；婦幼保健等衛生服務項目，因其具有一定程度的外溢性，符合準公共產品；醫療服務分為基本和特需醫療，前者歸屬準公共產品范疇，后者具有私人產品屬性。醫療服務市場屬于不完全競爭的市場，其特殊性規定了醫療產品應歸屬于準公共產品的范疇。
公共產品理論對于公立醫院改革的現實意義在于：財政補償應引進市場機制來生產和提供公共產品，樹立市場化經營理念，破除公共產品單純“福利型”“供給型”觀念，市場主體多元化，在公共競爭條件下實現醫療公共產品和服務的高效配置。
（二）財政支出理論
公共財政的本質是公共性、調控性和公益性，公共產品是公共財政產生的源頭。為滿足社會對公共產品和服務的需要，國家財政中用于公共產品的支出即為公共財政，體現公共財政作為國家權力來制衡社會需求規范。按照經濟性質劃分，財政補貼、養老保險、社會保障等轉移性支出表現為投入無回報的資金無償、單方面的財政支出；按照社會再生產中的作用劃分，財政用于社會共同消費方面的支出，如醫療衛生事業費、社會福利費等屬于消費性財政支出；按照受益范圍劃分，對社會中某特定居民或企業給予特殊利益，如教育、醫療等屬于特殊利益支出。財政支出具有經濟和社會雙重效益標準，根本原因在于社會經濟資源的有限性。
政府公共財政直接補償公立醫院具有實踐上的普遍性，不論選擇何種國家醫療制度（國民免費或社會醫療保險），即便補償額度和支付方式有所差異，均說明公共財政直接補償公立醫院存在必要性和合理性。
（三）利益博弈理論
博弈論強調在給定約束條件下追求效用最大化的經濟人行為，研究決策主體的行為發生直接相互作用時候的決策以及這種決策的均衡問題。博弈分為合作博弈和非合作博弈，公立醫院市場化改革的成功運行和穩定發展取決于政府、公立醫院和公眾三方利益決策主體在約束條件下的合作博弈。
醫療服務體系是一個由多個利益相關集團組成的組織系統。公立醫院經濟運行不僅是投入產出的經濟系統，而且是結合了管理、技術、市場、信息等要素的管理系統。主要利益主體包括政府（所有者）、患者（消費者）、醫療保險（購買者）、醫藥企業（供應者）、醫院（管理群體（經營者）、員工群體（生產者））。公立醫院的運行機制是在這些利益主體及宏觀社會、經濟、技術、行業等環境基礎上形成及演化的，利益主體的反復博弈獲得相對均衡，保證公立醫院經濟運行達到有序的狀態。
三、我國城市公醫院補償機制效用評價
（一）我國政府醫療衛生投入情況
我國公立醫院綜合改革補助資金，由中央財政通過專項轉移支付，主要用于支持推進城市和縣級公立醫院綜合改革和發展的資金安排，實行因素法分配，采用“當年全額預撥、次年考核結算”的方式下達。
自2009年醫改啟動以來，政府醫療衛生投入逐年增加。財政決算數據顯示，2009年到2015年全國各級財政醫療衛生累計支出達到56400多億元，年均增幅達20.8%，比同期全國財政支出增幅高4.8個百分點，醫療衛生支出占財政支出的比重從醫改前2008年的5.1%提高到2015年的6.8%。2016年全國財政一般公共預算收入僅增長3%，而全國財政醫療衛生支出預算安排12363億元，較2015年增長3.7%，比同期全國財政支出預算增幅高13個百分點。2015年5月國務院辦公廳印發《關于城市公立醫院綜合改革試點的指導意見》，加強頂層設計，明確了城市公立醫院改革的目標、原則、路徑和具體措施（如圖1所示）。到2017年，城市公立醫院綜合改革試點將全面推開，總體上個人衛生支出占衛生總費用的比例降低到30%以下。
（二）補償機制的渠道、補償方式與支付方式
1.補償渠道
城市公立醫院補償渠道分為兩種，一方面，按“收費”方式，即從公立醫院自身收入結構考慮，城市公立醫院收入分為政府財政補助和業務收入，其中業務收入又分為藥品收入和醫療收入?！笆召M”補償渠道分為：政府財政補助、藥品收入和醫療收入。另一方面，政府按“付費”方式，即從社會籌資渠道來看，城市公立醫院籌資渠道分為政府財政補助、醫保支付和患者現金自付。也就是說，“付費”補償渠道分為：醫保支付、患者現金支付以及政府補助。我國新醫改方案將補償的三個渠道（醫療服務收入、藥品加成收入和財政補助）改為服務收費和財政補助兩個渠道。
對公立醫院補償的問題實際是關乎“付費”補償的問題，公立醫院醫療產品和服務均是需要付費來滿足的，具有準公共產品的性質，而付費者是醫保和患者，無論是補供方還是通過補需方來間接使得供方獲得補償，資金最終是流入醫療服務供方的，所不同的是在此過程中形成的利益激勵機制和行為不同。補償機制的實質在于厘清醫保支付、患者自付和政府補貼三者的比重關系，而不是醫療服務、藥品銷售和政府補貼的結構問題，至于醫療服務和產品的盈利或虧損，屬于價格機制所帶來的問題，不屬于補償機制研究的范疇。因此，筆者提出尋求關于“付費”的利益博弈所達到的均衡關系是建立公立醫院補償長效機制的關鍵。
2.補償方式
各國衛生系統和管理體制不同，導致公立醫院的財政補償總額、給付標準以及具體調控監管機制存在差異，醫院治理結構也不盡相同。政府直接以財政預算形式補償公立醫院為主的國家，多為高福利的國家衛生體系。面對公立醫院政府投入機制的三種方式（如表1所示），對補償機制的具體方式的認識和偏好存在差異，表現為主張以政府財政投入為主的公立醫院補償機制、主張以醫療保險籌資為主的補償機制以及對公立醫院推行政府財政投入和醫療保險籌資雙重補償機制。
3.支付方式
醫保支付方式改革是約束醫療機構、破除“醫藥養醫”的一個重要切入點，也是公立醫院補償機制優化提升的重要環節，更是確保醫療各方主體利益博弈實現均衡的制度安排?，F行按醫療服務項目付費是最傳統的支付方式，這種方式費用控制及管理方法評價較差，資金使用效率低，一定程度上造成公立醫院公益性出現偏差。應逐步減少按實際發生項目付費的后付制，推動“量體裁衣”的打包式支付方式（如表2所示），尋求多種付費方式組合。為控制醫療費用的不合理增加，可實行雙重支付單位并存的混合方式，在打包費用項下開設臨時性服務項目支付單位，將當地居民疾病譜、醫院自身專業特點等因素考慮在內，定制醫療費用標準，平衡支付方式的經濟風險（如圖2所示），在確保公立醫院公益性的同時，追求補償資金使用效益，實現預算控制與費用估算監控的動態路徑。
（三）城市公立醫院補償機制的公益性
1.公益性功能劃分
以公共產品理論為依據，按照公立醫院的功能定位、政府保障能力、財務運行管理、收益分配方式等因素，公立醫院補償機制可劃分為三類：一是對純公益型公立醫院（承擔公共衛生服務和基本醫療衛生服務的專業化公共衛生服務機構）進行全額預算保障；二是對準公益型公立醫院（承擔危機疑難重癥疾病診治服務，承接醫教研協同項目的大中型公立醫院）采取“財政補助+運行自籌”的補償；三是對經營型公立醫院（采取醫療資源托管或公私合作方式組建的混合所有制公立醫院）按照“購買服務”的原則，只對含公益性質的醫療服務項目予以補助。這樣劃分的政策實踐意義在于建立公立醫院分類分級管理制度。
2.公益性評價指標測量工具（TOPSIS）
決策分析是從運籌學和博弈論發展起來的，在一個形象化決策序列里，明確所有可能的選擇及其潛在的產出。公立醫院公益性指標體系是一個以體現公益性為主的測量工具和決策工具（如表3所示）。出發點是上述公益性職能劃分以及政府公益性行為目標。進行公益性評價測量時，需確定指標權重及指標標準化處理。決策理論與方法中的TOPSIS（Technique fnr Order Preference hy Similaritytn Ideal Solution，逼近理想解排序法）可以用來檢測評價對象公立醫院的公益性，若評價對象最靠近最優指標且同時最遠離最差指標時，公益性最佳，反之最差。
（1）公益性指標選定
選定m個指標（指標選擇參考《中國醫療衛生發展報告（2013-2014）》），對n所醫院進行公益性評價。
（2）原始數據規范化用向量決策法，計算得出規范決策矩陣z：
公立醫院公益性評價指數Ci取值范圍0-1，越接近1，表明評價醫院公益性越接近最優。
3.堅持公立醫院公益性的誤區
財政補償對醫療資源合理配置及使用具有杠桿作用，選擇合理補償方式和啟用財政投入在采購環節中的談判機制，有利于醫藥、醫保、醫療“三醫聯動”。公益性的核心在于投入產出的成本收益原則的衍生公益性，換句話說，如果盈利來自于醫院的管理績效、成本控制而非“誘導過度醫療”，那么補償資金的投入就是有效的，醫療產出就是具有公益性的，這與之前關于公益性和效益性的界定思路不謀而合。著眼于財政補償“收費”渠道的改革，如對將取消藥品加成部分的調整部分按重新納入醫保支付范圍，將重新加重補償渠道的經濟負擔，造成“泛福利化”，因此，城市公立醫院回歸公益性的關鍵在于理順補償機制。
（四）效益性和補償機制的實證分析
1.整體收支和補償
2011年財政補助占公立醫院總收入的9.2%，醫療機構業務收入占醫院總收入的90.8%。2014年我國政府衛生支出占衛生費用的比重為30%（如圖3所示）。從收入結構來看，公立醫院運行主要依靠業務收入。從支出結構來看，醫療支出占總支出的55%，藥品支出占40%左右。國家財政補助對公立醫院影響顯著，補助后盈利醫院占比平均增加32%；醫保支付收入已經占醫療機構業務收入的50%以上，意味著，醫院的收入一半以上來自于醫保支付。據人社部數據顯示，2000年醫保支付只占到醫療業務收入的3.5%，這一比例逐年提高，2015年達到55%（如圖4所示）。這意味著政府行為借助醫保對醫療服務市場發生作用。
2.經濟效應分析
選擇合理的補償渠道，改變醫療服務價格的支付單位，扭轉對供方的誤導激勵，使過度診療或醫療服務不可及的扭曲狀態回歸正常，這是政府優化公立醫院補償機制的意義所在。補償機制的實質在于通過需方改革引致供方改革，使醫療服務支付方和提供方之間合理分擔醫療費用風險，使醫院在獲得正常經濟補償的同時，主動控制不合理的成本上升。從經濟效益角度考慮，由于公立醫院財政補貼屬于隱性補貼，有可能扭曲基本醫療產品的價格進而損害效率，并且其所能達到的效用水平也低于等額顯性補貼的效用。政府加大醫療財政投入，目標是實現基本醫療公共服務的可及性。另一方面，供需原理表明，當醫療供給曲線斜率為正時，補貼引致的好處由醫療機構和患者分享。
四、結論
綜上所述，維持公益性，激發積極性是公立醫院的科學發展觀。通過制度創新、管理創新以及監管體系完善優化，公立醫院的行為和目標與政府社會福利最大化的目標相互一致。對公立醫院補償機制的公益性與效益性分析研究，是涉及政府、公立醫院及醫療市場等多方平衡關系的課題，包括市場價格標準、交換方式、醫療服務成本測算等，其實質是平衡政府、公眾和醫院這三者之間的利益博弈及制度安排。補償機制以政府主導為前提，通過財政轉移支付方式維持公立醫院正常運行和發展，在提升醫療產品供給效率的同時，使公立醫院公益性功能得以保障，在政府健康投入與居民健康效用之間建立因果聯系，滿足公眾對醫療公共產品和服務的需求，輸出公眾健康，產生社會健康福利效應。完善公立醫院治理，構建公益導向的補償機制，需要在合理的制度環境中，實現供、需、管理以及保障各方利益的再分配。構建科學杠桿式補償機制撬動資源，引導服務方式變革，涉及管理體制、分配制度、付費機制、激勵機制及監管機制等多方面問題，其實質是利益博弈，核心是補償干預，通過制度安排實現多元均衡下的公益性與效益性的趨同一致。
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責任編輯莫仲寧
產品經濟效益分析報告范文第3篇
摘要：根據協整分析技術、Granger因果檢驗方法和誤差修正模型，利用新疆1991—2006年的數據，對農產品出口與農業經濟增長之間的關系進行了實證分析。結果表明，新疆農產品出口總額與農業經濟增長之間存在著長期穩定的均衡關系，農產品出口增長與農業經濟增長之間存在單向Granger因果關系，即農產品出口是農業經濟增長的原因，而農業經濟增長并不是農產品出口的原因。
關鍵詞：農產品出口；農業經濟增長；協整；因果檢驗
改革開放30年以來，新疆農產品出口貿易得到了快速發展。1991年農產品出口額10.92億元，2000年達到27.86億元。2001年加入WTO后，新疆農產品出口貿易進一步發展，到2006年達到38.28億元，增幅達251%。與此同時，新疆的農業經濟保持了較高速度的增長，包括農、林、漁業在內的第一產業總值從1991年的112億元躍增到2006年的528億元，增幅達371%。新疆農產品出口貿易與農業經濟增長的速度令世人矚目，二者的互動關系尤其是農產品出口貿易對農業經濟增長的促進作用值得深入研究。本文借助計量經濟學的協整分析方法和Granger因果檢驗，對新疆現有統計資料進行分析，通過實證結論來揭示農產品總出口與農業經濟增長的內在相關性，從而客觀評價農產品出口貿易對增加農民收入的影響。
1 數據的選擇
本文分析所使用的樣本取自1991—2006年的年度數據，數據來源于《新疆統計年鑒五十年》和《新疆統計年鑒2007》，農產品出口額根據當年匯率水平折算為以人民幣為計價單位的貿易額。根據可獲得的數據資料，我們用第一產業GDP的統計數據代表農業經濟，以符號Y表示；新疆農產品出口貿易涵蓋了食品及主要供食用的活動物、飲料及煙草、非食用原料、動物油脂及臘四項內容，以符號X1表示。為消除數據中可能存在的異方差，各變量進行對數變換，變換后不影響變量之間的關系，變量的對數形式表示為LnY，LnX1。
2 實證分析
2.1 變量的平穩性檢驗
由于是時間序列模型，為了避免偽回歸的產生，需要在回歸分析之前對經濟變量進行平穩性檢驗，本文采用ADF即擴展的迪基—富勒檢驗法，我們可以得出如表1的結果。
由表1的檢驗結果可以看出，原水平序列LnY和LnX1的ADF值均大于10%置信水平的臨界值，表現出非平穩；但它們各自的一階差分序列DLnY，DLnX1的ADF值均小于10%置信水平的臨界值，表現出平穩的特征，即LnY和LnX1都是一階單整過程，換言之，它們均為非平穩的時間序列，因此，不能夠用傳統的回歸分析來構建模型，為此，使用協整理論來研究它們之間的長期均衡關系。
2.2 協整檢驗
協整檢驗的基本思想是：兩個（或兩個以上）非平穩的時間序列，若它們是同階單整的，則變量之間的某種線性組合可能是平穩的，即變量之間可能存在著長期穩定的均衡關系。通常有兩種方法用來檢驗變量之間的協整關系，一種是EG兩步法；一種是Johansen極大似然估計法。采用EG兩步法，樣本容量必須充分大，否則得到的協整參數估計量將是有偏的，而且樣本容量越小，偏差越大。本文中用于分析的有效樣本相對較小，故為克服小樣本條件下EG兩步法參數估計的不足，本文采用Johansen極大似然估計法對變量進行協整檢驗。
在進行檢驗之前，首先對建立的VAR系統確立合理的滯后期，這里根據無約束VAR模型的殘差分析和AIC準則確定其最優滯后期為2，由于協整檢驗選擇的滯后階數等于無約束VAR模型的最優滯后階數減1，因此，協整檢驗的最優滯后階數為1。對LnY和LnX1的長期關系進行檢驗，檢驗結果如表2。
從表2可以看出，當Ho：r=0時,似然比統計量的值為22.62987,大于5%顯著水平的臨界值15.41，所以拒絕零假設Ho：r=0，即認為LnY和LnX1之間存在協整關系；接下來進一步檢驗，因為r≤1時，似然比統計量等于0.433503，小于臨界值3.76，所以接受零假設r≤1，因此，在5%的顯著水平上，變量之間有且僅有一個協整關系，對應的協整回歸方程為：
LnY=0.6073LnX1+3.7293+μt
（2.1558） （4.4383）
對殘差項μt進行單位根檢驗的結果說明：ADF的統計量小于5%置信水平的臨界值，序列項μt是平穩的。因此，農產品出口與農業經濟增長之間存在一種長期穩定關系。
根據Granger定理，如果非平穩的變量之間存在協整關系，則可以建立誤差修正模型，在上述協整分析的基礎上，建立農產品出口與農業經濟增長之間的誤差修正模型（ECM）為：
ΔY=0.0979+0.0439*ΔX1-0.1744*Et-1
（3.0619）（1.5669）（2.0764）
該誤差修正模型中,各變量的系數都通過了t檢驗，且誤差修正項ECM的回歸系數為負值,符合反向修正機制。從誤差修正模型可以看出，短期內X1的變化將引起Y同方向變化,如果X1變化1%將引起Y變動0.04%；長期來看，如果本期的X1偏離長期均衡值，那么到下一時期這一偏離度將有17.44%得到修正。
2.3 Granger因果關系檢驗
協整檢驗結果證明了新疆農產品出口與農業經濟增長間存在長期穩定的均衡關系,但這種均衡關系是否構成因果關系,還需進一步檢驗。本文借助Granger提出的因果關系檢驗方法對這一問題進行分析。Granger因果關系檢驗基于系統向量自回歸（VAR）來定義，假定每一變量的預測信息全部包含在這些變量的時間序列之中。檢驗中涉及到滯后階的選取，根據赤池信息準則（AIC）確定各變量的滯后階數。對各變量的Granger因果關系檢驗如表3所示。
從表3的檢驗結果可以看出，檢驗結果拒絕了LnX1不是LnY的Granger原因的零假設，接受了LnY不是LnX1的Granger原因的零假設，表明農產品出口貿易是農業經濟增長的格蘭杰原因，而農業經濟增長推動農產品出口并沒有得到經驗證據的支持?？梢?0世紀90年代以來，新疆的農產品出口貿易與經濟增長之間存在一種單向的因果關系，即新疆的農產品出口屬于出口導向型。
3 結論及建議
從總體上看，新疆農產品出口貿易和農業經濟增長之間存在一種長期穩定的均衡關系，在這種均衡關系中，農產品出口的產出彈性為0.6，表明農產品出口每增長1%，將促進農業經濟增長0.6%。由于受上年農業經濟增長和農產品出口的影響,農業經濟增長的實際值將偏離其長期均衡值,那么在下一年里,這種偏離度將大約有17.44%得到修正。農產品出口貿易是農業經濟增長的格蘭杰原因，而農業經濟增長推動農產品出口并沒有得到數據的支持，這說明新疆農業經濟的快速增長還沒有實現對農產品出口增長的規模經濟效應，農產品出口增長在很大程度上是由對外經濟政策決定的。
綜合以上的研究結論，可以得出如下政策建議：
要進一步重視農產品出口貿易對農業經濟增長的積極促進作用，在當前農民增收困難的情況下，更應重視其在提高農民收入上的獨特作用，積極采取措施擴大農產品出口貿易，繼續發揮和提高其對農業經濟增長的貢獻。
充分發揮新疆農業的比較優勢,繼續擴大蔬菜水果，食用動物產品等勞動密集型農產品出口，抓住當前有利時機，增強競爭實力，迎接農業國際化的挑戰。一方面，應增加對農業科研部門和農民教育培訓的投入，以科技進步提高農產品的比較優勢和國際競爭力，提高農產品的技術含量和質量水平，從而破除國外對中國農產品出口的技術壁壘。另一方面，應開拓國際出口市場，實施市場多元化戰略。新疆具有得天獨厚的地緣條件，但是，由于制度僵化，市場分散,地理位置又遠離交易地點，交易效率遠低于東部地區，影響建立農產品出口的穩定增長機制，也限制了地區農產品比較優勢形成和提高。因此，要大力拓展農產品貿易的市場空間，調整和改善農產品貿易的市場結構，實施全球貿易戰略，長久擴大農產品出口規模，帶動農業經濟的發展和農民收入的持續增長，從而持久穩定地推動新疆經濟的增長。
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[責任編輯 張凌]
產品經濟效益分析報告范文第4篇
[摘要]本文利用江蘇省淮安市2000—2007年現代服務業相關數據，通過建立多元回歸模型，分析了正在承接制造業轉移的欠發達地區現代服務業發展的影響因素，發現經濟增長對欠發達地區的現代服務業發展具有促進作用，城市化水平和城鎮居民可支配收入卻對現代服務業發展有負向作用。而以工業為主導的經濟增長對現代服務業就業有一定擠壓效應，城市化水平和城鎮居民可支配收入對服務業就業比重的提高有正向效應。
[關鍵詞]欠發達地區；現代服務業；影響因素
[文獻標識碼]A
一、引言
現階段，全球經濟呈現出工業經濟向服務業經濟轉型的趨勢，服務業成為世界經濟發展的重要力量，以生產性服務業為核心的現代服務業主導了全球服務業的發展方向，現代服務業的發展水平已經成為衡量一個地區社會經濟發達程度和現代化水平的重要標志。加快發展現代服務業，對于正在承接長三角發達地區如上海、蘇南等地制造業轉移的欠發達地區，具有重要意義。首先，欠發達地區農業人口較多，發展現代服務業，可以促進更多的農業勞動人口特別是有一定文化素養的年輕農業勞動力從勞動生產率較低的土地上轉移出來，這既有利于形成集約化、高效化、現代化的規模農業；又有利于第二、三產業發展，促進勞動者收入的提高。其次，承接制造業轉移的欠發達地區大力發展現代服務業，可以有力地促進制造業的產業鏈延伸，將制造業企業的非核心業務如物流、售后服務、人力資源管理甚至員工的生活服務等外包給服務業企業，會有力地帶動整個地區的經濟發展和勞動力就業，提升地區經濟的整體競爭力水平。第三，大力發展現代服務業，可以促進產業結構轉型，低消耗、無污染的一大批新興服務產業將引領欠發達地區經濟避開污染環境——環境治理惡性循環的老路，向高附加值的產品和服務要效益，走可持續發展之路。
目前，國內區域服務業發展影響因素方面的研究，主要有江小娟，李輝(2004)運用計量經濟模型，探討服務業發展的影響因素主要有人均GDP、城市化水平、人口密度、人口規模等指標。李輝(2004)利用多因素模型分析得出結論：影響我國各省服務業發展最重要的因素是經濟增長和城市化進程，而居民消費的拉動和政府支出的減少對服務業就業比重的提高也有顯著影響。黃繁華(2005)對1997年世界40個國家截面回歸分析，發現世界上主要國家和地區服務業占GDP的比重與他們的人均GNP存在一定的正相關性，他認為消費者收入水平和城市化程度明顯影響服務業的發展。李江帆(2005)認為影響第三產業區域發展的主要因素有：經濟發展水平、市場分工水平、資源稟賦、城市化水平、外部政策和經濟環境等因素。
綜合現有研究成果可以看出，學者們主要對國家整體服務業發展的影響因素進行了一些卓有成效的研究。但由于統計口徑的變遷以及數據的可得性等種種原因，在這些研究中對正在承接制造業轉移的欠發達地區的現代服務業發展影響因素研究較少。欠發達地區如何在承接制造業轉移的同時來發展現代服務業，同時以現代服務業的發展更好地帶動制造業產業升級，已成為這類地區現實而迫切的問題。本文以江蘇省淮安市為樣本，通過實證分析承接制造業轉移的欠發達地區現代服務業發展的主要影響因素，提出促進欠發達地區現代服務業發展的建議，為欠發達地區現代服務業發展提供借鑒。
二、欠發達地區現代服務業發展的影響因素分析
影響區域現代服務業發展的因素是多方面的，而且現代服務業各行業的發展所受的影響因素也不盡相同。所以，分析欠發達地區現代服務業發展的影響因素應該從經濟全局出發，考察各項經濟指標與現代服務業發展之間的緊密聯系。本研究從區域現代服務業整體發展的角度出發，分析了影響欠發達地區現代服務業發展水平的各項因素，經概括分析，這些因素主要有以下幾方面：
1 經濟發展水平。發達國家經驗和大量實證研究顯示：隨著經濟發展，勞動人口由農業轉移到制造業，再從制造業轉向商業和服務業。即區域服務業產值比重與經濟發展水平密切相關，通常人均GDP和服務業增加值比重兩者之間存在正向相關性。因此，用人均GDP來表示的經濟發展水平是現代服務業發展的一項重要影響因素。
2 工業化水平。從各發達國家的經驗來看，現代服務業是建立在工業化基礎上的，工業化程度越高，企業內部分工程度就越高，在價值鏈中的加工、物流、售后服務等環節將被分離出來，由專業的服務企業來完成，工業企業本身將專注于核心技術和品牌推廣等，分工的深化必然帶動生產性服務業的發展。因此，工業化程度是現代服務業發展的重要影響因素。工業化水平作為一個技術指標，這里權且用人均第二產業增加值來表示工業化的相對發展狀況。
3 服務消費水平。根據馬斯洛的需求層次理論，人們總是在滿足了低層次需求后才會轉向高層次需求。隨著人們收入增加，越來越大的消費比例將用于服務消費。因為服務品的需求彈性高于農產品和工業品，一些現代生活性服務產品例如高等教育、理財、休閑、健身等現代服務消費，在較高收入水平時才能大規模消費。因此從長遠看，消費是拉動現代服務業發展的重要力量，而人均可支配收入水平對居民的服務消費能力和消費水平起決定作用，在這里我們用城鎮居民人均可支配收入來作為區域現代服務業發展的一個重要影響因素。
4 城市化水平。城市是服務業的集聚地。世界發展經驗表明，城市化能帶來人口集中，集中的人口能產生巨大的服務需求，從而為服務業創造了必要的生存條件。另外，城市規模擴大、交易成本降低、經濟效率提高，也促使現代服務業水平不斷提高，促進人均現代服務業增加值的提高。從發達國家經驗來看，現代服務業與城市化的相互促進作用表現得非常明顯。因此，城市化水平是現代服務業發展的一個重要影響因素。本研究選用非農業人口比重來反映城市化水平。
5 政府支持程度。我國區域現代服務業的發展離不開政府的政策和資金的支持。地區財政支出主要運用于直接和間接扶持科技、教育、文化體育與傳媒、醫療衛生與社會保障和其他社會服務業，現代服務業是建立在高知識、高技術和信息化基礎上的，地方財政支出對現代服務業的發展有較大的促進作用，本研究選用人均地方財政支出來反映政府對現代服務業的支持程度。
6 基礎設施水平。交通、通信等行業本身是現代服務業的組成部分，同時交通、通信等基礎設施對現代服務業的發展起著支撐作用，是現代服務業快速發展所不可缺少的基礎平臺，基礎設施水平所包含的因素較多，考慮統計口徑和數據的可得性，所以本研究選用具有代表性的人均公路里程數來反映基礎設施水平。
7 外部經濟的影響水平。開放條件下，通過對外貿易和對外投資引起的知識和技術外溢，提升了引進國的技術水平，從而促進現代服務業增長；特別是對外開放
有利于促進市場競爭，激發企業技術創新，有利于提升服務業發展水平。本文選擇人均外商直接投資情況來反映外部經濟的影響因素。
三、模型的建立與計算結果分析
影響欠發達地區現代服務業發展水平的模型的構建，首要環節在于模型當中指標的選擇?，F代服務業在我國屬于新興產業，以前年份的數據由于統計口徑和制度變遷，可比性較差，所以我們選用了江蘇和淮安歷年統計年鑒中的2000年到2007年中的相關數據進行分析，上文中人均GDP、人均第二產業增加值、城鎮居民人均可支配收入、城市化水平、人均地方財政支出、人均公路里程數和人均外商直接投資額，分別與服務業增加值比重建立一元回歸模型后，均通過顯著性檢驗，且分別與服務業增加值比重成正相關。但是，我們通過初步統計分析也發現，這些自變量之間存在著一定的相關性，尤其是人均第二產業增加值、人均地方財政支出、人均公路里程數這三個指標與人均GDP具有顯著的高度相關性，究其原因可能是這些因素本身既是拉動GDP的重要原因之一，同時經濟增長又反過來加大對第二產業的投資，促使其進一步增長；另外，經濟增長對財政支出和交通基礎設施建設等也有推動作用，這幾個因素不僅與GDP高度相關且趨勢明顯，而且將這些自變量全部納入方程后，它們之間存在的多重線性關系削弱了回歸分析結果的可靠性，檢驗不顯著；另外，從2000到2007年淮安外商直接投資數據具有較大的波動性，不適宜做統計分析，所以將該自變量刪除。本研究最終把淮安現代服務業的影響因素設定為人均GDP、城市化水平(定義為非農業人口占地區總人口的比重)和城鎮居民人均可支配收入。選取現代服務業增加值占GDP的比重和現代服務業從業人員比重作為反映區域現代服務業發展水平的指標，作為因變量。
建立多元回歸模型如下：
Y＝β0＋β1X1＋β2X2＋β3X3＋u
其中Y是解釋變量(因變量)，X1、X2、X3是被解釋變量(自變量)，其中β0、β1、β2、β3為待估系數，u為隨機誤差項。
1 樣本數據。本研究根據統計口徑和數據的可得性，利用江蘇省和淮安市統計年鑒整理了淮安市從2000年到2008年近8年間的相關數據，其中人均GDP、城鎮居民人均可支配收入均按照2000年不變價格進行縮減(樣本自變量數據見附錄)。
2 現代服務業發展影響因素的定量分析。首先，以淮安市現代服務業增加值比重為被解釋變量(Y)，人均GDP(x1)、城鎮居民可支配收入(x2)、城市化水平(x3)為解釋變量，建立回歸方程如下：
Y1＝β1＋β2 X1＋β2 X2＋β3X3
其中β0、β1、β2,β3為待估系數。利用附錄中的數據，用SPSS軟件進行回歸分析，結果如下：回歸方程的擬合度較好，回歸方程的復相關系數R＝0.994，調整的可決系數R2＝0.978，這兩個系數較大且接近于1，說明各自變量和因變量之間建立的方程擬合度很好，這些自變量能夠在很大程度上解釋現代服務業的發展水平。通過對回歸方程的顯著度檢驗發現，回歸方程的線性關系非常顯著，F值為106.610，顯著性水平的P＝0.000<0.05，說明各因素對現代服務業增加值之間存在較強的線性關系，所選取因素指標對現代服務業增加值具有較強的解釋力。
上表顯示了模型中的回歸系數、常數項及t檢驗結果。從表中可以看出t檢驗的值：人均GDP、城鎮居民人均可支配收入、城市化水平各項回歸系數的P值均小于0.05，故淮安市現代服務業增加值比重與人均GDP、城鎮居民人均可支配和城市化水平之間存在線性關系。由表1可以得出淮安市現代服務業增加值比重和各因素之間標準化后的關系為：
現代服務業增加值比重＝21.355＋0.003人均GDP－0.002城鎮居民可支配收入－0.246城市化水平
其次，以現代服務業從業人員比重為因變量，人均GDP(X1)、城鎮居民可支配收入(X2)、城市化水平(X3)為自變量，如上建立回歸方程。不過由于2004年的數據出現了波動較大的極端值，為了減少對統計分析的影響，我們去掉了2004年的數據，最后得出淮安市現代服務業從業人員比重與人均GDP、城鎮居民可支配收入和城市化水平之間的關系為：
現代服務業從業人員比重＝-22.800－0.006人均GDP＋0.007城鎮居民可支配收入＋1.769城市化水平
人均GDP、城鎮居民可支配收入和城市化水平的回歸顯著性檢驗的P值都小于0.05，故其存在線性關系。
3 回歸結果分析。首先，人均GDP與淮安市現代服務業增加值比重具有正相關關系?；窗驳貐^近8年來人均GDP穩中有升，人均GDP的增加意味著經濟的持續增長，這為淮安市現代服務業發展提供了有力的支撐。人均GDP與淮安現代服務業就業比重呈現負相關，這個結果可能說明兩點：一是淮安正處于第二產業迅速發展階段，欠發達地區在從工業化初期到工業化中期的發展過程中，第二產業對勞動力的需求巨大，第二產業的就業增長對現代服務業的就業比重具有“擠壓”效應，所以通過實證分析發現，現代服務業就業比重并沒有隨著經濟增長而呈現相應的增長，反而隨著GDP每增加一個百分點，現代服務業就業會下降0.006個百分點。據發達國家經驗，這一狀況將在工業化發展后期得以改善。二是欠發達地區勞動人口的絕大多數來自農村，受教育程度較低，專業技術水平不高，難以適應現代服務業對人才的需求，所以會出現隨著經濟增長，現代服務業就業比重下降，從中折射出欠發達地區現代服務業發展欠缺中、高端人才的現狀。人均GDP對服務業就業比重的負影響應引起高度重視，它表明近年來，淮安市現代服務業就業比重雖然在增長，但已落后于經濟的持續快速增長。如果僅僅保持原有的現代服務業就業增長速度，不僅會嚴重影響現代服務業的發展速度，也將會制約區域經濟的持續快速協調健康發展。
其次，城鎮居民可支配收入對淮安市現代服務業增加值比重呈現負相關，與服務業就業比重呈正相關?？赡艿脑蛴袃煞N情況：一種情況是在同時考慮了人均GDP、城市化水平和城鎮居民人均可支配收入等指標后，雖然現代服務業增加值近幾年持續增長，如果地區現代服務業只是呈現出一個簡單的量的擴張，而沒有隨
著城鎮居民可支配收入的增加而導致中高層次服務消費的持續增長，服務業沒有發生相應的結構高度變化，社會對已有的現代服務業的需求就會趨于疲軟?；蛘哒f對同一結構、水平的服務業，其需求與收入就會呈負相關。還有一種情況就是隨著經濟的發展，欠發達地區的城鎮居民可支配收入雖然在增加，但增加較緩慢，消費需求對服務業發展的促進作用具有“門檻效應”，當人均可支配收入水平較低時，最終消費支出主要為滿足基本生活所需的低層次服務，此時人均可支配收入對現代服務業的促進作用并不明顯。只有當經濟發展達到一定的水平，人均可支配收入較高，且社會保障較完善時，消費需求對服務業的促進作用才顯現出來。就淮安目前的平均消費水平來看還沒有突破這個“門檻”。城鎮居民可支配收入對淮安市現代服務業就業比重呈現正相關，說明該地區城鎮居民人均可支配收入雖然不高，但總體上呈緩慢上升趨勢，因此，有利于現代服務業擴大就業，以緩解就業難問題。
第三，城市化水平對于淮安市現代服務業增加值比重呈負相關。城市化水平對淮安市現代服務業增加值的影響較其他兩個指標的影響都大，從回歸方程中可以看出，城市化水平每上升1個百分點，現代服務業增加值下降0.246個百分點，主要原因是淮安市近8年城市化進程滯后于經濟發展速度，使得城市化水平與淮安市現代服務業增加值比重呈負相關關系。本研究中的城市化水平是用非農業人口占地區總人口的比重來衡量的，而非農業人口采用的是統計戶籍人口，若考慮到城市中來自農村和外地的大量務工人員以及非戶籍居民人口難以準確統計等因素，城市化變量的這種負影響實際將更大。城市化水平對于淮安市現代服務業就業比重呈現正相關。從回歸方程中可以看出，城市化水平每上升1個百分點，現代服務業就業比重增加1.769個百分點，可以看出呈緩慢增長的城市化水平對于淮安市現代服務業就業增長具有一定的杠桿效應，與現代服務業就業比重正相關且拉動作用明顯。
四、結論與啟示
本次實證研究表明：首先，經濟增長對承接制造業轉移的欠發達地區的現代服務業發展有促進作用，能為現代服務業的發展提供有力的經濟支撐。但是，也應看到在現有的經濟條件下，這類地區的人均GDP增長主要是由第二產業增長帶動的，而處于工業化中期的第二產業大量的勞動力需求對當地的現代服務業就業增長具有“擠壓”效應。而目前欠發達地區承接的制造業多是以生產、加工為主的制造業企業，這些企業主要是利用欠發達地區的土地和勞動力等方面的比較優勢，僅將該地區作為生產、加工基地，企業的產品設計研發和營銷等兩頭在外，企業在當地的產業鏈較短，所以對現代服務業的需求還不旺盛。
其次，通過實證分析發現目前欠發達地區居民的可支配收入增長幅度落后于GDP的增長幅度，居民消費水平目前仍未跨過基本生活消費的最低消費門檻，對高層次的現代服務業產品的消費能力有限；同時可支配收入增長與現代服務業就業比重增長呈正向變化，說明欠發達地區的居民消費正處于消費跨越的過渡時期，但隨著可支配收入的增加，對現代服務業就業有一定的促進作用。
第三，欠發達地區的城市化水平增長較緩慢。以淮安為例，到2007年，淮安當地的城市化水平(即以非農業人口占總人口的比重)才為31.13％，從2002到2007年，城市化水平年均增長率還不到1.17％?，F代服務業發展與城市化水平是一種互相依存和互相促進的關系，城市化水平較低，不僅使現代服務業的需求不足，同時也使生產性服務業的有效供給不足，減緩了現代服務業的增長速度。雖然欠發達地區城市化進程較緩慢，但它呈正向增長，城市化進程的杠桿效應較明顯地帶動了當地的現代服務業就業比重的提高。
依據結論可以得到幾點啟示：
首先，欠發達地區的現代服務業要實現跨越式發展，就必須加快對現代服務業中各壟斷行業的改革步伐。要加大服務業對內和對外開放力度，合理引導民間資本和外資參與國有服務企業改組改造，利用多種渠道和手段吸引先進的生產要素投向現代服務業各部門，培育良好的競爭環境，推動產業升級。加快非基本服務行業的資源配置從以政府為主導向以市場為主導的轉變。另外，要對現代服務業各行業建立公開、公平、高效規范的市場監督體制，健全完善行業自律機制，減少和避免無序競爭造成的資源浪費。
其次，以生產性服務業的發展來帶動區域整體現代服務業的發展。欠發達地區應緊緊抓住后危機時代經濟發展的機遇，在承接發達地區制造業轉移和加大招商引資力度的同時，應具有前瞻性眼光，積極推動制造業技術創新和延長產業鏈來帶動當地現代服務業的發展。另外，應努力搭建生產性服務業產業平臺和中介平臺，使現代服務業與制造業相互融合、相互促進，共同發展，營造適合先進制造業發展的良好服務環境，以制造業集群帶動生產性服務業集群的形成，以促進高層次服務消費和現代服務業整體的發展。
第三，改善現代服務業層次結構，充分利用區位優勢發展現代服務業先導產業。欠發達地區的現代服務業總體上還比較薄弱，面對種類繁多的現代服務業各細分行業，欠發達地區應突出重點，集中有限資源，充分利用比較優勢，優先發展現代服務業中的先導行業。先導行業是指那些產業關聯度大、涉及國計民生、符合國際發展趨勢和有發展潛力或優勢的行業，正在承接制造業轉移的欠發達地區，可優先發展與制造業配套的生產性服務業各行業和區域特色或優勢明顯的其他現代服務業，如淮安地區可以依托區位優勢，優先發展現代服務業中的物流業、信息服務業、金融保險業、旅游業等先導產業。通過先導產業帶動以達到調整和優化服務業結構，提升服務業整體發展水平的目的。此外，對傳統服務行業，也要加快行業的知識化、信息化改造進程。
第四，積極提高城鄉居民收入，提高服務消費層次，推進城市化進程。要使廣大群眾的消費性服務意愿轉變為有效消費需求，提高收入水平是基礎，同時合理控制收入水平差距也是關鍵。欠發達地區城鄉居民收入水平整體偏低，而且城鄉居民收入、不同行業間收入分配差距較大，加之社會保障體系的不完善，使許多居民對較高層次的服務消費只有潛在需求，難以實施有效購買。因此，應堅持改革分配制度，建立收入增長的長效機制，以促進欠發達地區現代服務業發展和保持地區經濟持續、穩定、協調發展。
服務業的發展離不開城市化的進程，城市是現代服務業發展的載體和依托。因此，欠發達地區要加快城市化進程，擴大城市規模，完善城市功能，可以從現有的城市開發區入手，通過工業與服務業積聚，實現城市擴容。城市的擴容將為服務業發展創造有充分外部需求的市場基礎，而且擴大的城市將提供了服務業各種要素積聚的產生條件，形成服務業發展的市場環境和技術環境。只有形成人口的集聚效應，才能為現代服務業的發展提供更大的市場，使現代服務業在地區經濟中的比重實現大幅度上升。
第五，積極培養和引進現代服務業中高級專業人才，積極吸引服務業外部投資?，F代服務業具有高人力資本含量、高技術含量和高附加值的特點，其發展需要擁有高素質的人才。加快培養和引進現代服務業專業人才，欠發達地區應從以下幾方面著手，首先，應加快現代服務業緊缺人才培養和引進的步伐，多渠道，多形式引進國際、國內現代服務業高級人才。其次，應對現代服務業中高級專業人才建立有效的薪酬機制、激勵機制和社會保障機制。進一步完善服務業人才信息庫和人才服務機構建設，留住人才并充分發揮人才的作用。第三，欠發達地區可以依托本地的本科和高職院校，采用多種合作機制與企業合作，建立一批覆蓋現代服務業不同行業的實習基地。堅持理論與實踐相結合的辦學理念，培養大批中級以上現代服務業專門人才。為當地現代服務業發展提供堅實基礎。
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[責任編輯：熊一堅]
產品經濟效益分析報告范文第5篇
摘要：水產品出口貿易在我國農產品對外貿易中占有重要地位，然而中美貿易摩擦已經在一定程度上影響到我國水產品的出口。文章以水產品出口額增長率作為警情指標，通過時差相關分析和均數原則分別確定警兆指標和警情區間，構建了我國水產品出口貿易風險預警指標體系。根據各警兆指標的特點采用A R I MA模型、線性回歸等方法對警兆指標進行預測，將所得預測值同歷史數據相結合，建立雙隱層3層B P神經網絡。在此基礎上對我國水產品未來風險進行了系統預警，并將預測值和實際值對比，得出預測值準確性良好，未來3年我國水產品出口貿易將面臨較大的風險，出口額持續下跌，需做重度防范。最后針對預警結果提出了促進水產品出口結構轉型和質量標準體系建設，逐步擴大水產品國內銷售市場并培育多元化國際新興市場，政府要積極協助，水產行業和協會要強化自身作用等建議。
關鍵詞：中美貿易摩擦；水產品出口；風險預警； B P神經網絡；對策建議
基金項目：國家現代農業產業技術體系專項資金資助（ C A R S -4 7）.
R e s e a r c ho nE a r l yW a r n i n go fE x p o r tR i s k so fC h i n a ’ s A q u a t i cP r o d u c t sB a s e do nS i n o - U ST r a d eF r i c t i o n
CHE N M i n g k a n g1， 2， 3， YANGZ h e n g y o n g1， 2， 3
（ 1 . C o l l e g eo fE c o n o m i c sa n dM a n a g e m e n t s， S h a n g h a iO c e a nU n i v e r s i t y， S h a n g h a i2 0 1 3 0 6， C h i n a； 2 . C h i n aA q u a -c u l t u r eR e s e a r c hC e n t e r， S h a n g h a i 2 0 1 3 0 6， C h i n a； 3 .R e s e a r c hC e n t e rf o rt h eD e v e l o p m e n tS t r a t e g yo fM a r i n eI n -d u s t r y， S h a n g h a i 2 0 1 3 0 6， C h i n a）
A b s t r a c t： T h ee x p o r t t r a d eo f a q u a t i cp r o d u c t so c c u p i e sa n i m p o r t a n tp o s i t i o n i nt h e f o r e i g nt r a d e o f a g r i c u l t u r a l p r o d u c t s i nC h i n a . H o w e v e r， t h eS i n o - U St r a d e f r i c t i o nh a s a f f e c t e dC h i n a ’ s a q u a t i c p r o d u c te x p o r t s t oa c e r t a i ne x t e n t . T h i sp a p e r t o o kt h eg r o w t hr a t eo f a q u a t i cp r o d u c t e x p o r t a s a w a r n i n gi n d i c a t o r， a n dd e t e r m i n e dw a r n i n gi n d i c a t o r sa n dw a r n i n gi n t e r v a l sr e s p e c t i v e l yt h r o u g h t i m ed i f f e r e n c e f i r s t a n a l y s i sa n dm e a np r i n c i p l e， a n db u i l ta ne a r l yw a r n i n gi n d i c a t o rs y s t e mf o r C h i n a ’ sa q u a t i cp r o d u c t e x p o r t t r a d e r i s k s . A c c o r d i n g t o t h e c h a r a c t e r i s t i c so f e a c hw a r n i n g i n d i c a -t o r， A R I MA m o d e l， l i n e a r r e g r e s s i o na n do t h e rm e t h o d sw e r eu s e dt op r e d i c t t h ew a r n i n g i n d i c a -t o r . T h eo b t a i n e dp r e d i c t i o nv a l u ew a sc o m b i n e dw i t hh i s t o r i c a ld a t at oe s t a b l i s had o u b l eh i d d e n l a y e ra n dt h r e e l a y e rB Pn e u r a ln e t w o r k. B a s e do nt h i s， as y s t e m a t i ce a r l yw a r n i n go f t h ef u t u r e r i s k so fC h i n a ’ sa q u a t i cp r o d u c t sw a sm a d e， a n dt h ep r e d i c t e dv a l u e sw e r ec o m p a r e dw i t ht h ea c -t u a l v a l u e s . I tw a sc o n c l u d e dt h a tt h ep r e d i c t e dv a l u e sw e r ea c c u r a t e . I nt h en e x tt h r e ey e a r s， C h i n a ’ sa q u a t i cp r o d u c t se x p o r tt r a d ew i l l f a c eg r e a t e rr i s k sa n dt h ee x p o r tv a l u ew i l lc o n t i n u e . T h e f a l ln e e d s t ob e t a k e ns e r i o u sp r e c a u t i o n s . F i n a l l y， b a s e do nt h er e s u l t so f t h ee a r l yw a r n i n g， s u g g e s t i o n sw e r em a d e t op r o m o t e t h e s t r u c t u r a l t r a n s f o r m a t i o no f t h e e x p o r t o f a q u a t i cp r o d u c t s a n d t h e e s t a b l i s h m e n t o f aq u a l i t ys t a n d a r ds y s t e m， g r a d u a l l ye x p a n d t h ed o m e s t i c s a l e sm a r k e t o f a q u a t i cp r o d u c t s a n dc u l t i v a t e ad i v e r s i f i e d i n t e r n a t i o n a l e m e r g i n gm a r k e t . T h eg o v e r n m e n t s h o u l d a c t i v e l ya s s i s t t h ea q u a t i cp r o d u c t s i n d u s t r ya n da s s o c i a t i o n s t os t r e n g t h e nt h e i ro w nr o l e s .
K e y w o r d s： S i n o - U St r a d ef r i c t i o n，A q u a t i cp r o d u c te x p o r t，R i s k w a r n i n g，B Pn e u r a ln e t w o r k， C o u n t e r m e a s u r es u g g e s t i o n s
0 引言
水產品在我國對外出口貿易中占有重要地位。從全球來看，我國水產品產量和出口額多年來均位居世界第一，養殖產量占全球養殖產量的6 0%以上。2 0 1 8年我國水產品總產量64 5 7 . 7萬t，與上年持平，其中養殖產量為49 9 1 . 0 6萬t，同比增長1 . 7 3%；捕撈產量為14 6 6 . 6萬t，同比降低4 . 7 3%。同時海關最新數據顯示， 2 0 1 9年我國水產品進出口總量達10 5 3 . 3萬t，進出口總額3 9 3 . 6億美元，同比分別增長1 0 . 3%和5 . 4%，而受中美貿易摩擦及其他因素的影響，出口量、出口額同比分別下降1 3 . 8%和8%。水產品出口量和出口額的大幅下降不僅影響出口企業的效益，而且還影響到漁民的就業和增收。因此，加強對我國水產品出口貿易的風險分析和預警研究，提高水產品出口企業的國際競爭力和風險抵御能力，以減少我國水產品出口貿易損失，具有非常重要的理論和現實意義。
目前關于水產品出口貿易風險的預警研究較少。譚城[ 1]應用支持向量機的回歸模型預測方法對我國水產品出口貿易進行了實證分析，得出模型內插檢驗和外推模型均為1 0 0%，以此說明可以對水產品出口貿易風險進行預警。李淑華等[ 2]基于支持向量機對我國水產品出口貿易風險進行了預警研究，并證實了預警模型效果好，可以有效地對我國水產品出口貿易風險進行預警。上述兩篇文章對水產品出口貿易預警指標和預警方法的選擇、指標體系的構建研究做出了一定的貢獻，但是并未對未來水產品風險進行預測，研究具有一定的局限性。水產品進出口貿易領域預警研究就相對較多，寧喜斌等[ 3]、林志鋒等[ 4]分別指出預警技術和預警制度對水產品安全和進出口的作用。李文文[ 5]基于產業安全視角對我國水產品貿易摩擦效應及預警機制進行了研究。張鵬[ 6]根據羅非魚進出口貿易的特征構建了一套羅非魚產業進出口貿易預警指標體系，利用灰色系統和神經網絡預測方法得到2 0 1 2年我國羅非魚進出口貿易處于中警狀態。本研究在前人的研究基礎上，以中美貿易摩擦為背景，運用B P神經網絡對我國水產品出口貿易進行預警研究。
1 中美貿易摩擦的回顧
2 0 1 8年第一季度，美國政府先后不斷對從我國進口的商品征收關稅，具體包括：大型洗衣機（ 3 0%）、光伏產品（ 5 0%）、鋼鐵（ 2 5%）、鋁（ 1 0%）等。2 0 1 8年4月4日，美國政府發布了加征關稅的商品清單，將對中國輸美的13 3 3項5 0 0億美元的商品加征2 5%的關稅，主要涉及機器人、航空航天等科技創新產品。作為應對，中國國務院關稅稅則委員會決定對原產于美國的大豆、汽車、化工品等1 4類1 0 6項商品加征2 5%的關稅，實施日期將視美國政府對我國商品加征關稅實施情況，另行公布。2 0 1 8年6月1 5日，美國公布了將加征2 5%關稅的5 0 0億美元中國進口商品清單，其中對約3 4 0億美元商品自2 0 1 8年7月6日起實施加征關稅措施，同時對約1 6 0億美元商品加征關稅開始征求公眾意見。2 0 1 8年7月6日，美國開始對第一批清單上8 1 8個類別價值3 4 0億美元的中國商品加征2 5%的進口關稅，作為反擊，中國也于同日對同等規模的美國產品加征2 5%的進口關稅，至此，中美貿易戰正式打響。8月2 3日，美國在3 0 1調查項下對自中國進口的1 6 0億美元商品加征2 5%關稅。2 0 1 8年9月2 4日，美國對2 0 0 0億美元的中國商品加征1 0%的關稅，中國對美國6 0 0億美元商品征收1 0%或5%關稅作為應對， 2 0 1 9年5月1 0日， 20 0 0億美元商品加征的關稅稅率由1 0%提高到2 5%。而在公布的美國對中國加征關稅清單中，美國商品編號0 3 0、1 6 0、1 7 0三大類都在加征關稅清單上出現。這3類商品都屬于水產品，在加征關稅清單上占據了1 3頁，涵蓋了大部分中國出口到美國的水產品。據海關統計，受加征關稅的影響， 2 0 1 8年第四季度到2 0 1 9年第一季度，我國對美國出口水產品為1 4 . 7億美元，同比減少6 . 6%， 2 0 1 9全年對美國出口量同比下降1 8 . 7%。2 0 2 0年1月1 5日，中美簽署第一階段經貿協議，中方承諾2 0 2 0—2 0 2 1年加大自美國進口20 0 0億元，進口基準規模為2 0 1 7年，美方承諾不再增加關稅，以后有條件逐漸減少。
2 水產品出口貿易風險預警指標體系的構建
2 . 1 指標變量的選取及說明
建立水產品出口貿易風險預警指標體系是進行風險預警的前提。在風險管理中，警兆是警源變成警情的外部形態表現，警源是產生風險的原因。因此，我國水產品出口貿易風險預警體系選取兩類指標變量，警情指標變量和警兆指標變量。對于水產品出口貿易風險預警，當出口貿易風險發生時，最直接的表現形式是水產品出口額的下降。自2 0世紀9 0年代至今，我國水產品出口額總體呈上升趨勢，按此態勢，未來幾年我國水產品出口額有較大的可能性保持上升趨勢。若以水產品出口額作為警情指標，則不利于確定警限，發出警報，同時水產品出口額是一個絕對量，一個靜態指標，不適合作為預警指標。而水產品出口額增長率是一個動態指標，呈波動型變動，當值低于正常值時就會發出警報[ 7]，因此本研究選擇水產品出口額增長率作為警情指標。
警兆指標可以分為國家性風險指標和市場性風險指標兩大類，根據我國水產品出口貿易所面臨的風險及其結構特點，將國家性風險指標分為中美、中日、中韓、中歐貿易差變化率，以及在美國、日本、韓國市場占有率7個指標變量。將市場性風險指標分為水產品出口綜合平均價格變化率、水產品國內總產量變化率和人民幣對美元匯率變化率3個指標變量。貿易差數據來源于《中國海關統計年鑒》，市場占有率根據F AO數據庫、UNC o m t r a d e數據庫計算得出，水產品出口綜合平均價格數據和水產品總產量數據來源于《中國漁業統計年鑒》，人民幣對美元匯率來源于國家統計局。
2 . 2 預警指標的數據分析
2 . 2 . 1 警兆指標變量與警情指標變量間的時差相關分析
時差相關分析法是利用相關系數驗證經濟時間序列先行、一致或滯后關系的一種常規方法。在進行相關系數分析之前，首先需要對原始數據進行預處理。對水產品出口額增長率等變量指標在5%的顯著性水平上進行單位根檢驗，結果表明它們均是平穩變量。然后利用S P S S 2 0對序列進行時差相關分析，計算各變量與水產品出口額增長率的時差相關系數，結果如表1所示。
應用時差相關系數法對警兆指標進行分析時，應首先比較其相關系數的大小，相關系數越大，說明警兆指標對警情指標的影響越大，用來預警的準確性就越高；其次，在相關系數差不多的情況下，應優先選擇較小的先導長度，先導長度越小，說明指標的靈敏性越強；最后，對于檢驗為滯后特征的指標變量則應予剔除。按照此原則，最終確定7項警兆指標變量分別為：水產品出口綜合平均價格變化率、人民幣對美元匯率變化率、水產品國內總產量變化率、中美貿易差變化率、中韓貿易差變化率、水產品占美國市場份額變化率、水產品占日本市場份額變化率。
2 . 2 . 2 警情指標變量警限的確定
關于警情指標的警限確定，方法有多種，概括起來可分為三大類：專家經驗法、系統方法和統計方法。專家經驗法主觀性很大；系統方法需要全面考慮各方面的因素，較為復雜；統計方法包括一系列確定警限的具體原則，如多數原則、半數原則、少數原則、均數原則等?？偩捣从尘橹笜艘欢螘r間內平均水平，具有代表性，當我國水產品出口額增長率低于這一水平，就意味著水產品出口額增速低于一般情況，需引起重視，因此，本研究采用均數原則確定警限。
依據資料，計算得知1 9 9 3—2 0 1 7年我國水產品出口額增長率均值為1 1 . 4 8%，而由于水產品出口額基數的不斷增大，未來水產品出口額增長率大幅增長有所困難，事實顯示，近5年我國水產品出口額增長率一直保持在1 0%之內，因此選用均值1 1 . 4 8%作為無警警限不合理。鑒于此，本研究將之前年份水產品出口額增速超過2 0%的指標變量剔除，重新計算得水產品出口額平均增長率L為5 . 7 5%，標準差S E為0 . 0 8 8 1，以L、L-0 . 5 S E、LS E分別對應無警、輕警、中警的下限。調整后的水產品出口額增長率警限如表2所示。
3 水產品出口貿易風險預警指標體系的預測
3 . 1 A R I MA模型預測
時域分析方法是從序列自相關的角度揭示時間序列的發展規律，具有理論基礎扎實、操作步驟規范、分析結果易于解釋等優點，是時間序列分析的主流方法。而求和自回歸移動平均模型（ A R I MA）則是時域分析方法核心內容。由于中美貿易差數據和中韓貿易差數據不滿足回歸預測、灰色預測等要求，因此采用A R I MA模型進行預測。
對1 9 9 2—2 0 1 7年中美貿易差、中韓貿易差時間序列進行平穩性檢驗，均為非平穩序列，二階差分后平穩，經分析和選擇，最后確定模型分別為A R I AM（ 0， 2， 1）和A R I MA（ 2， 2， 0） ，且都通過殘差白噪聲檢驗，說明模型滿足預測要求。運用模型A R I MA（ 0， 2， 1）和A R I MA（ 2， 2， 0）分別對2 0 1 8—2 0 2 2年中美貿易差、中韓貿易差進行預測，預測結果如表3所示。
經換算得出中美貿易差變化率X1 1、中韓貿易差變化率X1 2，如表4所示。
3 . 2 一元線性回歸預測
（ 1）水產品占美國市場份額變化率X1 3。根據指標構成要素的特點，對美國進口水產品總額、美國出口水產品總額、美國水產品國內總產值進行一元線性回歸預測，對美國從我國進口水產品總額進行移動平均預測。下面以美國進口水產品總額為例，用R 3 . 5 . 1對美國進口水產品總額建立一元線性回歸模型，擬合并預測，其結果如下。
將構成要素指標預測值計算得出2 0 1 8—2 0 2 2年我國水產品占美國市場份額分別為1 1 . 9%、1 1 . 6 6%、1 1 . 3 0%、1 0 . 9 9%、1 0 . 7 7%。經換算得出我國水產品占美國市場份額變化率X1 3，結果如表5所示。
（ 2）水產品國內總產量變化率X2 3。我國水產品國內產量逐年增加（除1 9 9 7年、2 0 1 2年產量輕微下降） ，且與年份呈現非常明顯的線性關系，因此用R 3 . 5 . 1對我國水產品國內總產量建立一元線性回歸模型，擬合并預測，其結果如下。
經換算得出我國水產品國內總產量變化率X2 3，如表6所示。
3 . 3 移動平均法預測
（ 1）水產品占日本市場份額變化率X1 4。由于水產品占日本市場份額指標構成要素并非呈現指數特性，因此不能運用灰色系統模型進行預測。通過觀察4個構成要素指標發現，日本從我國進口水產品總額、日本水產品國內總產值、日本出口水產品總額從2 0 1 0年之后均保持平穩震蕩態勢，沒有出現明顯的上升或者下降趨勢，而日本進口水產品總額一直總體呈現震蕩態勢，因此采用移動平均法對這4個要素指標進行預測，并計算得出水產品占日本市場份額。經換算得出我國水產品占日本市場份額變化率X1 4，如表7所示。
（ 2）水產品出口綜合平均價格變化率X2 1。我國水產品出口綜合平均價格總體呈現上升趨勢，但增長幅度越來越小， 2 0 1 2—2 0 1 7年價格變化率均低于0 . 0 4%，因此采用移動平均法對水產品出口綜合平均價格變化率X2 1進行預測，預測結果如表8所示。
（ 3）人民幣對美元匯率變化率X2 2。自2 0 0 4年以來，人民幣對美元的匯率呈現先下降，后上升的趨勢，且上升趨勢有所減緩，隨著中美經貿關系的改善，人民幣未來將會以升值為主，短期來看保持平穩震蕩。因此采用移動平均法對人民幣對美元匯率進行預測，預測結果如表9所示。經換算得出人民幣對美元匯率變化率X 2 2，如表9所示。
4 基于B P神經網絡的水產品出口貿易風險預警分析
4 . 1 預警模型的數據樣本
根據之前分析所得預警指標體系中警情和警兆指標為基礎，結合實際獲得的數據，以中美貿易差變化率（ X1 1）、中韓貿易差變化率（ X1 2）、水產品占美國市場份額變化率（ X1 3）、水產品占日本市場份額變化率（ X1 4）、水產品出口綜合平均價格變化率（ X2 1）、人民幣對美元匯率變化率（ X2 2）、水產品國內總產量變化率（ X2 3）等警兆指標變量為輸入變量X的分量；輸出變量為水產品出口變化率（ Y） ，其中Y≥5 . 7 5%表示無警， 1 . 3 5%≤Y<5 . 7 5%表示輕警，-3 . 0 6%≤Y <1 . 3 5%表示中警，Y <-3 . 0 6%表示重警。
樣本1～2 5分別對應1 9 9 3—2 0 1 7年指標年度數據，樣本2 6～3 0分別對應2 0 1 8—2 0 2 2年警兆指標年度預測值。樣本1～2 5的數據此處省略，樣本2 6～3 0的數據見表4至表9。
4 . 2 警兆指標的預處理
為了避免輸入數據具有不同的量綱等因素影響模型預測效果，對輸入數據X進行尺度變換。尺度變換公式為：
將輸入變量進行歸一化處理，得到歸一化之后的指標數據，如表1 0所示。
4 . 3 神經網絡的構建、訓練和測試
4 . 3 . 1 節點個數的確定
輸入層節點數和輸出層節點數的確定。根據之前構建的預警指標體系得知，警兆指標為7個，警情指標為1個，因此，本網絡中輸入節點數n=7，輸出節點數m=1。
隱含層節點數的確定。目前理論上還沒有一種科學的確定隱含層節點個數的方法，實際應用中，往往需要根據設計者的經驗和多次試驗確定[ 8]。本研究根據設定的訓練精度要求不斷調整最后得出，當第一隱含層的節點數為1 4，第二隱含層的節點數為6時， B P神經網絡的模擬效果較好。
4 . 3 . 2 計算函數的選擇
標準B P算法具有理論基礎牢固、推導過程嚴謹、通用性好等優點，但其存在一定的局限性，如網絡訓練的收斂速度慢，有可能出現局部極小的問題等。而R P R O P算法拋開偏導數的大小，采用偏導數的符號所帶來的網絡訓練信息來調整網絡，從而避開了基本B P算法的固有局限性[ 9]。因此本研究采用R P R O P算法，以“t a n h”作為本神經網絡的轉移函數。
4 . 3 . 3 神經網絡的訓練和測試
本研究應用R 3 . 5 . 1對我國水產品出口貿易安全的神經網絡預警模型進行學習訓練，以表1 0中的前2 3組數據作為訓練樣本，第2 4和第2 5組作為測試樣本，最后5組數據為預測樣本，第一隱含層節點數為1 4，第二隱含層節點數為6，轉移函數為“t a n h”進行訓練，目標誤差為0 . 0 0 1，最大循環次數為1 0 00 0 0，學習率上下限為（ 1 . 2， 0 . 5） ，經訓練5 9 7次后滿足要求，訓練結果如表1 1所示。
預警模型訓練結果顯示，實際風險等級與預測風險等級完全吻合，用B P神經網絡所構建的我國水產品出口貿易風險預警模型能夠準確地擬合水產品出口額變化率風險情況。然而， B P神經網絡用于預警效果的主要判斷依據是其外推能力的好壞。因此本研究利用2 0 1 6年、2 0 1 7年指標變量作為測試樣本，對以上建立的預警模型進行驗證，表1 1中，第2 4和第2 5組數據驗證結果顯示，運用B P神經網絡輸出的預測值與實際值比較接近，實際風險等級與預測風險等級吻合，由此可見，建立的水產品出口貿易風險預警模型符合要求。從實證結果可推出，利用B P神經網絡對水產品出口貿易風險進行預警是一種切實可行的方法。
4 . 4 預警結果分析
利用訓練好的模型和表1 0中的預測樣本（即2 0 1 8—2 0 2 2年各警兆指標預測值歸一化后的數據） ，對2 0 1 8—2 0 2 2年我國水產品出口貿易風險進行預警分析，同時將2 0 1 8年、2 0 1 9年實際值與預測值進行對比，結果顯示： 2 0 1 8年、2 0 1 9年水產品出口額變化率預測值和實際值比較接近，預測風險等級和實際風險等級吻合，預測結果準確性良好，同時，未來3年我國水產品出口貿易將面臨較大的風險，出口額持續下跌，需做重度防范。
5 研究結論與討論
選用B P神經網絡方法對水產品出口貿易進行預警實證分析，同時將預測值和實際值進行對比，得出3點結論：①利用B P神經網絡對水產品出口貿易風險進行預警是一種切實可行的方法。②模型預測結果準確性良好。③未來3年我國水產品出口貿易將面臨較大的風險，出口額持續下跌，需做重度防范。
水產品出口貿易風險預警研究是一項長期而艱巨的工作，更是一項動態研究。隨著國內外環境形勢的變化，水產品出口所面臨的風險在不同階段出現新的特征，應結合最新的動態進行研究。未來進一步的研究主要體現在2個方面：①預警指標體系的構建。近年來，我國水產品出口品種和出口市場逐步多元化，有的已經超過了部分美歐日韓四大傳統市場，我國水產品出口貿易在未來將會面臨新的風險，預警指標體系的構建應與時俱進，展現最新的風險動態。當然，也要研究和比較不同的預警方法，互相補充、取長補短。②國內國外市場的聯動發展。一方面，促進國內市場水產品消費，有利于減輕水產品出口風險，當水產品出口受阻時，國內消費市場將會分擔壓力；另一方面，國外市場的高質量要求以及出口企業對于出口效益的追求，水產品出口貿易會促進水產品質量的提升，帶動加工業的發展，從而優化國內水產業的產業結構。
6 對策建議
水產品出口在我國農產品出口貿易中扮演非常重要的角色，水產品的出口既關系到出口企業的利益，也是推動漁民增收與就業的重要支撐。當前，我國水產品出口正面臨著復雜嚴峻的國內外形勢，預警結果顯示未來幾年我國水產品出口貿易將面臨較大的風險。針對水產品出口存在的風險問題，以及目前正處于中美貿易摩擦和新型冠狀肺炎疫情的環境下，在構建我國水產品出口貿易風險預警模型的基礎上，還應該從以下幾個方面努力穩定并提升水產品出口，促進水產品出口貿易的健康發展。
6 . 1 促進水產品出口結構轉型和質量標準體系建設
逐步淘汰低端粗加工產能，將重心轉向中高端市場。水產品精深加工業具有高附加值、高科技含量、高市場占有率、高出口創匯四大優點，且我國低端粗加工與用工便宜、原材料成本更低的東南亞國家相比，已漸漸失去市場優勢。因此，我國出口水產品必須實現結構上的轉型，逐步淘汰低端粗加工產能，加強產品的精深加工，將出口的戰略重心轉向中高端市場，做具有高營養、高附加值的中高端產品，提升水產品出口效益。
推進標準化戰略，全面提升水產品質量水平。通過完善水產品質量管理體系，提升水產品質量水平。樹立質量至上的意識，采用國際先進的質量標準，逐步建立國際認可的產品檢測和認證體系，按照國際標準組織生產和質量檢驗，從而規避或減少出口貿易中的技術性壁壘，實現水產品出口由數量向質量效益型轉變。
6 . 2 逐步擴大水產品國內銷售市場并培育多元化國際新興市場
逐步擴大國內銷售市場。隨著我國經濟的快速發展，居民生活水平和消費能力有了顯著的提高。水產品出口企業在開展出口貿易活動的同時，應重視國內市場的銷售。通過擴大水產品內銷，提高水產品國內市場份額，從而減少對國外市場的依賴程度，降低水產品出口企業在對外貿易中所承擔的風險。針對國內不同消費群體，開發適銷對路的高品質、易食用水產品，同時努力擴展銷售渠道，加大宣傳、推介力度。
不斷開拓培育多元化國際市場和渠道。積極調整企業國際市場結構布局，擴大海洋漁業對外開放。在開發傳統的美歐日韓市場基礎上，保持和增強東盟市場，大力開拓中東、非洲、拉美等新興市場。出口市場的多元化有利于分散我國水產品出口壓力，降低出口風險。
6 . 3 政府要積極協助，水產行業和協會要強化自身作用
政府應在貿易摩擦中發揮引領作用。當我國出口水產品遭遇到國外的貿易經濟救濟調查、關稅壁壘等各種阻礙時，商務部、外交部、農業農村部等部門及駐外使館、質量檢驗檢疫等機構要一致聯合，積極出面溝通并協助解決問題，盡可能化解或減少摩擦對水產品行業產生的不利影響。
水產行業協會應強化自身作用。一是加強與國外相關機構的交流，如美國F D A、南方蝦產業聯盟、韓國MOMA F等，及時了解和掌握最新動態，預測未來趨勢，加強風險應對和風險防范。二是提升協會自身實力，增強協會的凝聚力和影響力，提高協會維護行業利益的能力。三是加強水產行業管理，逐步完善水產行業管理辦法，持續推進水產行業亂象專治，維護行業健康運行與發展。
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產品經濟效益分析報告范文第6篇
摘 要 在新媒體逐步占領旅游產品營銷渠道的今天，旅游企業如何在充分了解新媒體傳播特質的基礎上創新營銷模式、整合營銷渠道，無疑已成為放在旅游業界的一項新興而又重要的課題。影響旅游者決策的基本要素包括旅游產品的地域特色、經濟花費以及網絡口碑，于旅游企業而言，這其中可控性較強的無疑是網絡口碑?！胺窒硎健睜I銷即是在充分調動新媒體傳播潛能的基礎上，提升旅游產品網絡口碑，以疊加式分享傳播為基本手段的旅游產品推廣理念?？茖W有效地應用這一獨特的新媒體營銷理念，將會是今后旅游產品營銷推廣的重要路徑。
關鍵詞 新媒體；旅游產品；營銷模式
1 新媒體對旅游產品營銷的促進作用
雖然學界對新媒體的界定未盡一致，但在其傳播特質上卻已達成共識，即相較于報刊、電視、戶外廣告等傳統媒體而言，新媒體具備更強的即時性、延伸性、融合性以及交互性[1]?；谛畔⒕W絡技術的社會化應用而大顯身手的新媒體，主要包括大型門戶網站、BBS公共討論版、網絡視頻（播客）、SNS社交網絡（微博、微信等），其傳播載體也由傳統的印刷品、熒屏轉化成電腦、平板以及智能手機移動終端。新媒體的上述特性為旅游產品營銷提供了新的契機和整合需要。
依據國外學者的實驗成果，消費者選擇產品深受網絡推介信息的影響，這其中最受信賴的是非商業的第三方信息[2]，在“大眾麥克風”的新媒體時代，媒體用戶不僅是信息的接受者，更是信息的發布者。新媒體用戶取代了傳統媒體中產品發布人身份，可以自由選取自己喜好的信息素材進行傳播加工，而其他用戶以點擊達成了相關信息的P2P（即點對點）式傳播。這一傳播形式消除了旅游產品的潛在消費者對于硬性廣告宣傳的抵觸情緒，同時，個性化的信息選取和呈現形式又在信息傳播伊始就實現了信息投放的針對性。新媒體個人用戶分享形成的網絡口碑更為旅游產品提供了傳統營銷模式所無從提供的真實體驗，對于消費者決策更具影響力[3]。在信息爆炸，追求“點擊率”的傳播時代，摒除傳統營銷方式硬性推介的弊端，以互動、交互式傳播充分尊重每一個消費者的主體意識，在旅游產品尤其是線路服務從跟團游逐步過渡到自助游的今天，在營銷方式上迎合消費者的參與意識，無疑正是提升旅游產品市場占有率的基本途徑。
2 新媒體分享式營銷的基本特征
正是源于新媒體信息發布的個人化和非商業性，旅游產品的新媒體營銷策略主要的體現為一種基于用戶“產品體驗+信息分享”的營銷模式，這種分享式營銷主要具備如下特征。
2.1 分享者的非功利性
基于消費者對非商業第三方信息的信任，旅游產品的分享式營銷主要鼓勵普通消費者在體驗旅游產品（旅游線路、餐飲住宿服務等）之后，積極分享自己的消費體驗。由于旅游產品的特殊性，其產品形態往往是瞬時性的、非實物的，故而產品消費體驗較之產品外觀宣傳更具傳播有效性。這同時也使得旅游產品的潛在消費群更為關注產品體驗信息。
由于產品體驗的總結和歸納需要信息發布者具備一定的文字、圖片處理能力，而非功利化的信息發布，更具備了為網絡虛擬社區服務的心理代入感。進而信息發布者在分享旅游產品信息的同時，實質上達成了在網絡虛擬社會中實現自我的認同機制。另一方面，潛在消費者對于旅游產品體驗的關注熱情，同時形成了實現分享者心理認同的外部需要，這一相互促進的作用機制，正是旅游產品分享式營銷的基石。
2.2 傳播效能的疊加性
分享式營銷主要依靠消費者點擊以達成P2P式的信息傳播，由于其傳播伊始并不著力于點對面式的信息灌輸，所以其傳播效能的真正實現，主要是依靠個體的信息接收者通過再次分享，形成在各自社交群中的人際傳播。產品信息的每一次分享，都是以分享者的真實體驗為旅游產品的品質作信用背書，進而促成了傳播效能的不斷疊加。當然，這種疊加有其極限值，當信息的分享群落完全超出了原初分享者的人際交往群落后，產品體驗信息的傳播效能疊加便無從實現了。
2.3 營銷目的的潛在性
為了確保分享信息的閱讀者不致產生逆反情緒，從而對旅游產品的相關信息進行再次分享，旅游企業無法像傳統產品營銷那般直陳產品的營銷訴求，而只能潛隱地表達產品營銷信息。為了將產品營銷信息潛在化，旅游企業往往將產品營銷信息去中心化，以并不醒目的排版和字體將推介信息“藏匿”于產品體驗之中，形成“搭載性”的信息傳播。當然，更為慣常的作法則是整體泯除信息分享的商業目的，以完全無關乎營銷的姿態，分享產品體驗，達成對自身旅游產品的軟性推介。同程網每年舉辦的“同程中國旅游博客大賽”本身并不與自己的旅游產品掛鉤，但獲獎之內容分享卻又關乎其主推旅游線路，這正是潛隱化營銷方式的體現。
3 旅游產品分享式營銷的提升策略
3.1 搭建穩定的分享平臺
如上文所言，一定范圍內的人際關系群落的存在，是非功利化信息分享促成旅游產品營銷的基本前提，故而維系一個相對穩定的產品體驗信息分享平臺，是實現旅游產品長期營銷的首要任務。
分享平臺的穩定性體現在兩個方面。一是運營管理的穩定性，即消費者以往分享的產品體驗能夠較為長久的保存，以供再次查閱和分享；二是參與人數的穩定性，以形成相互激勵和認同的虛擬社交群落。為保證上述穩定性，旅游企業一方面應充分運用當前的信息通訊手段，設定穩定的網絡服務器，并支持文字、圖片以及影像等多種傳播介質的信息分享，以期維系自身平臺的業界知名度；另一方面，還應通過一定的激勵機制，不斷吸引會員，促進會員之間相互交流，增強會員黏性，為分享式傳播效能的疊加營造良好的社交群落。7天酒店在推出自身SNS應用后，即通過社交游戲來網羅會員，游戲獎勵的積分可用以減免住房費用，這一舉措可算作業界較為成功的案例。
3.2 塑造自身平臺的意見領袖
被分享的旅游產品仰仗于原始分享者的個人信譽作為其品質保證，故而旅游企業擁有自身平臺上的意見領袖（或曰“旅游達人”）是實現產品體驗分享的傳播基礎，而意見領袖的塑造更是對信息分享者心理認同機制的一種迎合，進而形成對產品體驗分享行為的一種長效激勵機制。因此，塑造自身平臺的意見領袖無疑是旅游產品營銷的重要任務。
目前大部分旅游門戶網站和微信平臺，往往以新聞編輯的角色設定充當意見領袖，但這明顯與分享者的非功利性相抵觸，與企業有約在身的“小編”無從保證其信息分享的非商業化，故而其信息推介往往事倍功半，實際上，將雇傭編輯的勞務花費投放在普通消費者分享體驗的經濟獎勵上更能促進分享平臺的持續發展。旅游企業可以通過定期舉辦“最佳旅游達人”網絡票選，或“最佳游記”博文評比等活動，以旅游產品作為獎勵，不斷打造、推介自身的意見領袖，并在后續營銷中，注重宣傳其個人形象，以期塑造影響力持久的“旅游達人”。
3.3 整合產品的營銷結構
旅游產品包含“食、住、行、游、購、娛”六大門類，而彼此之間的緊密聯系使得旅游產品的營銷具備一定的組合性和相互伴生性，在某地美食游記的信息分享中附隨當地交通、住宿的相關信息，或是在自然風景區的游記分享中推送當地旅游線路和食宿服務，無疑是對旅游產品上述特征的充分利用。故而，旅游企業意圖附隨產品推介與信息分享之中，就應當優化、整合既有的產品結構，通過消費者點擊分享信息的數據分析，確定其對旅游產品的消費需求，進而通過組合、伴生式的營銷模式，促成信息閱覽者的最終消費。
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