下面是小編為大家整理的《歐盟貿易壁壘動態分析論文(精選3篇)》，歡迎閱讀，希望大家能夠喜歡。摘要：基于浙江鞋業出口貿易“價跌量增”日趨嚴重的現象，本文揭示了全球價值鏈中，采購商主導的俘獲型治理模式是造成地方產業國際市場勢力缺失的重要因素。要扭轉這一被動局面，企業必須創新性地整合全球要素，實現價值環節的功能攀升，拓展國際市場勢力。文章以奧康、康奈等浙江制鞋企業的國際化實踐為依據，分析了國際市場勢力拓展的具體模式。
歐盟貿易壁壘動態分析論文 篇1：
歐盟對中國ＦＤＩ與中歐貿易關系的實證研究
［內容提要］ 本文基于面板數據回歸分析，對1995—2006年歐盟對華直接投資對中歐貿易的影響進行了實證研究。結果表明，歐盟對華直接投資對中歐貿易具有顯著的促進作用，FDI存量對中國出口促進大，而FDI流量對中國進口促進作用明顯。同時發現，歐盟對華直接投資存量增加對中國對歐貿易順差具有顯著影響。
［關鍵詞］ 直接投資 貿易 經濟關系 歐盟
引言
歐盟是中國最大的貿易伙伴也是中國外商直接投資的主要來源國。中歐經貿關系發展對于雙邊的意義十分特出。2007年中歐雙邊貿易額達到3561.5億美元，歐盟對中直接投資超過美國和日本，中歐貿易增速在我國前五大貿易伙伴中名列首位。
在中歐貿易迅速發展的大背景下，中歐貿易摩擦也在增加。其中，中歐貿易不平衡的加劇是中歐貿易摩擦加劇的重要原因。2007年中國對歐盟貿易順差達到1342.3億美元，比上年增加350.1億美元，相當于當年我國總體貿易順差的51.2%。
揭示中歐貿易迅速發展的決定因素對于進一步深化中歐關系具有重要的指導意義。本文通過
實證分析，對歐盟對中國直接投資對中歐貿易關系的影響進行了研究。本文認為歐盟對中國直接投資的增加是中歐貿易發展和中國對歐盟貿易順差加大的重要因素。
文獻綜述
貿易與投資的替代關系最初由羅伯特·蒙代爾(Mundell， R.A.)提出。1957年，蒙代爾在赫克歇爾-俄林模型的基礎上，得出在兩國產出效率相同的情況下，國際投資與國際貿易之間存在相互替代的關系。貿易壁壘的存在會導致資本的流動，而資本流動的障礙則會產生貿易。維農(Vernon， R.)在其著名的產品周期理論中，通過對新產品、新技術的創新、模仿和擴散的動態分析，闡述了對外直接投資有可能對母國的出口產生替代作用。［1］
20世紀70年代，日本學者小島清通過對日本對外直接投資的研究發現，對外直接投資對貿易不僅會產生替代效應，而且也存在貿易創造的效應。但是其前提是“要從投資國潛在的比較劣勢產業進行直接投資，提高投資接受國有潛在比較優勢的產業的生產函數，并使之成為顯在的比較優勢產業”。［2］
新貿易理論根據不完全競爭、規模收益遞增、產品差異化等，剖析了貿易的成因，結合跨國公司在全球資源整合的能力，可以認為跨國公司的直接投資使各國在全球生產體系中的作用進一步細化，由此形成國際貿易的擴大。
跨國公司直接投資可以分為資源導向型直接投資和市場導向型直接投資，兩類投資對貿易的作用不同。前者具有促進貿易的作用，而后者具有貿易替代的作用。
關于中國直接投資和貿易關系問題，國內外學者進行了較多的研究，絕大多數研究采用了實證分析方法。大多數研究認為，中國直接投資利用與中國對外貿易之間存在互補關系。
Liu、Wang和Wei（2001）利用19個國家和中國的面板數據考察了流入中國的FDI和貿易之間的因果關系，發現進口引發了FDI，同時FDI又引發了出口，并且發現它們之間是互補的關系。［3］
冼國明、嚴兵和張岸元（2003）運用單位根檢驗、向量誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗等方法證明了外資與我國出口貿易之間存在著長期的均衡關系，出口的增加反過來對我國吸收FDI具有很強的促進作用。［4］
王洪亮和徐霞（2003）運用格蘭杰因果關系檢驗法對中國與日本雙邊貿易和投資的關系進行了檢驗，結果顯示日本對華投資和中日貿易之間存在長期的互補關系。［5］
陳繼勇、秦臻（2006）采用貿易引力模型，對1992—2004年外商對華直接投資對中國商品進出口、出口、進口的影響進行了實證分析。結果表明，外商對華直接投資對中國商品進出口、出口、進口的增長均存在長期且顯著的促進作用，而且這種促進作用存在時滯。［6］
目前國內對國際貿易和FDI之間的關系大多將外商直接投資作為一個整體進行研究，關于中歐雙邊投資和貿易關系的研究較少。歐盟的投資項目具有技術水平相對較高、單項規模較大、大型公司投資較多的特點。歐盟對中國投資對中歐貿易的影響完全可能有別于其他來源國的直接投資對貿易的影響。本文采用面板數據進行實證研究，以此揭示歐盟對華直接投資對中歐貿易的影響。
關于中國直接投資和貿易關系問題，國內外學者進行了較多的研究，絕大多數研究采用了實證分析方法。大多數研究認為，中國直接投資利用與中國對外貿易之間存在互補關系（Liu等，2001；冼國明等，2003）。
目前國內對國際貿易和FDI之間的關系大多將外商直接投資作為一個整體進行研究，關于中歐雙邊投資和貿易關系的研究較少。歐盟的投資項目具有技術水平相對較高、單項規模較大、大型公司投資較多的特點。歐盟對中國投資對中歐貿易的影響完全可能有別于其他來源國的直接投資對貿易的影響。本文采用面板數據進行實證研究，以此揭示歐盟對華直接投資對中歐貿易的影響。
中歐貿易投資關系
1.中歐貿易現狀
1975年中國與歐共體建交后，雙邊貿易快速發展。90年代初期，由于歐共體對中國的經濟制裁，雙邊貿易曾出現過大幅的下降。1991年貿易額僅為116.1億美元，下降了近50%。但從1992年起，中歐貿易開始恢復，并進入高速發展的時期。除了1996和1997年，其余年份均保持了兩位數的增長率。2003年雙邊貿易額首次突破1000億美元，達1252.2億美元，同比增長44.3％，而中國成為僅次于美國的歐盟的第二大貿易伙伴。2004年5月，歐盟擴大為25國后，歐盟超過日本和美國成為中國第一大貿易伙伴，雙邊貿易額達到了1772.87億美元，占中國總貿易額的15.35%。1975年中歐雙邊貿易額僅24億美元，經過30多年的發展，到2007年貿易額已經超過3000億美元，增長超過100倍。［7］表1顯示了中歐貿易的發展狀況。
從商品結構來看，中國對歐盟出口以機電產品為主，其他有紡織、服裝、鞋、箱包、玩具、收音機、組合音響、醫藥、塑料制品等。中國從歐盟進口以資本品為主，包括機電產品、運輸設備、工業原料、鋼材、醫藥、初級塑料等。自1997年開始，中國對歐盟貿易開始出現順差。近年來，隨著中歐貿易的迅速發展，中國對歐盟的貿易順差呈逐步擴大趨勢。統計表明，中國對歐盟貿易順差由1997年的46.2億美元（歐盟15國）到2007年的1342.32億美元（歐盟27國），增長了接近30倍。圖1顯示了中國與歐盟的進出口變化和貿易順差的變化。
2.歐盟對華直接投資現狀
相對于中歐貿易而言，歐盟對華投資起步較晚。雖然20世紀80年代以來，歐盟對華直接投資一直穩步增長，但到90年代以前，投資規模一直很小。從外資項目數看，每年只有100個左右；從實際利用外資額看，每年的規模只有2億美元。1993—1997年是歐盟對華投資急劇膨脹的階段，從1993年的6.71億美元到1997年的41.7億美元，年平均增長50%以上。從1998開始，歐盟對華直接投資進入調整階段，這一階段歐盟對華投資起伏波動較大。1998—2000年投資停滯不前，實際投資額一直在40億美元左右徘徊。2001—2002年受美國經濟衰退和全球經濟不景氣影響，投資規模開始下降，從2000年的44.8億美元下降到37.1億美元。2003年起歐盟在華投資恢復增長，2006年實際投資達到了53.9億美元。
歐盟對華投資雖然有過波動，但從總體上看還是穩步上升的。按實際使用外資金額計算，從1986年的1.8億美元到2006年的53.9億美元，增長近30倍。截至2006年12月，歐盟在華累計投資項目25418個，合同金額979.5億美元，實際投資531.8億美元，占全國實際引進外資的8％。在歐美經濟不景氣的情況下，中國仍然保持經濟的高速增長，而且2001年中國“入世”使中國的投資環境得到根本改善，這吸引著越來越多的歐盟跨國公司加大在華投資力度，紛紛制定長遠投資規劃。從目前的發展趨勢看，歐盟跨國公司正在形成新一輪對華投資熱潮。歐盟對中國實際直接投資的變化如圖2所示。
歐盟對華投資有著不同于其他國家的特點：首先，投資集中于生產領域。從科技、電子、海洋開發、能源、電力到化工、紡織、有色金屬、冶金遙感等領域，涉及的主要是中國急需發展的資金、技術密集型工業和高新技術產業。其次，項目平均資金投入比較大（資本密集），投資項目技術含量高（技術密集）。歐盟跨國公司在華投資75%的項目的技術水平處于20世紀90年代國際先進水平。在技術轉讓方面，歐盟較之美國、日本等發達國家要開放，限制較少，是中國通過引進外商直接投資項目而獲取先進技術、關鍵設備的重要來源之一。第三，以大型跨國公司為投資主體，投資方式趨向獨資控股和兼并收購。歐盟在華投資以大型著名跨國公司投資為主，中小企業來華投資較少，已在華投資的少數中小企業多是作為大跨國公司的關聯企業。最后，投資地區分布相對集中。主要集中在以上海為中心的長江三角洲、以廣州為中心的珠江三角洲和以京津地區為中心的環渤海經濟區。其中上海、江蘇、浙江、山東由于區位優勢成為吸引外資最多、發展最快的地區。
3.歐盟各成員國對華直接投資與貿易的關系
隨著歐盟不斷東擴，成員國越來越多，目前有27個。但是這27個成員國經濟發展水平參差不齊，與中國的經貿交往水平也相距很大。從貿易方面看，德國、荷蘭、英國、法國、意大利是中國在歐盟的主要貿易伙伴，中國與這五個國家的貿易額占中歐貿易總額的70%以上。特別是德國，2007年中國與德國的貿易額占了歐盟27國總貿易額的26.4%。在歐盟原15國中，愛爾蘭、丹麥、奧地利、希臘、盧森堡和葡萄牙與中國的貿易很少。2006年，這6國和中國的貿易額合計247.25億美元，僅為中德貿易額的26.3%，中歐貿易額的7%。新加入的12國與中國的貿易額也較小，只占8%左右。歐盟各國在華投資規模也不平衡。歐盟對華投資主要來源于英國、德國、法國、荷蘭和意大利5個國家。截至2007年，上述5國累計在華實際投資520.89億美元，占歐盟對華實際投資總額的88%，而其他國家總計只占10%左右。
從圖3可以看出，歐盟各成員國在中國的FDI存量與其和中國的貿易額分布之間存在相似性，即對我國直接投資存量占總存量大的國家其與中國的貿易量占總貿易額的比例也大。德國、荷蘭、英國、法國、意大利這五國同時是中國在歐盟的主要貿易伙伴和外資引進國。而奧地利、希臘、盧森堡和葡萄牙等國，無論對華投資還是貿易量所占份額都很小。因此可以推測，歐盟各成員國對華直接投資和中國與歐盟各成員國貿易之間存在正相關性。為驗證這種關系，下面用面板數據進行實證研究。
基于面板數據的實證分析
1.模型建立
本文從貿易引力模型出發進行研究。貿易引力模型是非常具有實效性的分析工具，最初出現在Tinbergen (1962)和Poyhonen (1963)于20世紀60年代早期所作的研究中［8］。貿易引力模型指出兩國的雙邊貿易流量與一系列變量相關，其核心變量是進出口國的經濟總量和相互距離。其中，經濟總量代表進出口國的供求能力，與兩國間貿易流量成正比；距離代表兩國之間的貿易阻力，與兩國間貿易流量成反比。貿易引力模型的基本形式為：
Tij=AYαiYβjDλij
其中Tij表示國家i和國家j的貿易流量，A是常數項，Yi和Yj分別表示國家i和國家j的國民收入，Dij表示國家i和j之間的距離。將其轉化為線性對數形式即為：
lnTij=lnA+αlnYi+βlnYj+λlnDij
以上的重力模型主要從需求角度刻畫了貿易的決定因素。外商直接投資對雙邊貿易的影響不僅影響貿易雙邊的國民收入，而且會改變雙邊的資源配置、生產效率和生產結構，由此對貿易形成進一步的影響?？紤]直接投資在貿易中的特定作用，我們在貿易引力模型的基礎上引入直接投資變量（FDI）作為新的解釋變量，拓展后貿易決定模型滿足如下關系：
lnTij=C+αlnFDIij+βlnYi+λlnYj+ηlnDij
本文采用面板數據（Panel Data）進行實證分析。面板數據與截面數據或時間序列數據相比，樣本點充足，提供更大的自由度，可以有效地避免異方差和序列自相關問題，從而可以更好地研究經濟行為變化的動態性。本文采用以下的計量分析模型分別進行檢驗。
lnTij=C+αlnFDIij+βlnEGDPij+λlnCGDPij+ηlnDi+εit
其中ε為隨機誤差項。i表示歐盟各國，t表示年份。為了分別考慮FDI存量和流量對貿易總額、出口和進口的影響，本文的被解釋變量T分別表示貿易總量（TR）、中國對歐盟各國的出口（EX）、中國從歐盟各國的進口（IM）以及出口與進口的比例(B)。B值越大表示中國對歐盟的順差越大。而解釋變量中的FDIij分別用存量和流量進行分析。本文分析中未將直接投資的存量和流量同時作為解釋變量進行實證分析，其原因在于直接投資存量中包含了直接投資的流量。各解釋變量的含義及其預期影響見表2。
2.數據與方法
截至2007年歐盟共有27個成員國，但2004年后加入的12國加入時間短，且對中國的貿易投資所占份額很小，所以本文選取歐盟15國（英國、德國、法國、丹麥、荷蘭、比利時、愛爾蘭、意大利、西班牙、葡萄牙、盧森堡、希臘、奧地利、芬蘭和瑞典）1995—2006年間的數據進行分析。
歐盟對華直接投資采用存量數據，用0.1的折舊系數對前一年的直接投資存量進行折舊。數據來源于http://www.fdi.gov.cn 中國投資指南網站和http://www.stats.gov.cn 中華人民共和國家統計局網站，單位：億美元。
中國和歐盟15國的進出口貿易額來源于歷年《中國統計年鑒》，單位：億美元。中國和歐盟15國各年的GDP數據來源于www.imfstatistics.org 國際貨幣基金組織網站，單位：億美元。中國與歐盟15國的距離以雙方首都之間的距離來計算，數據來源于www.geobytes.com 網站，單位：千米。
在計量方法上，利用Eviews5.0軟件，基于面板數據進行多元線性回歸分析。由于計量模型中包含與時間無關的解釋變量Dij，本文采用固定效應模型進行面板數據的實證分析。
3.實證檢驗與結果分析
對貿易總量（TR）、中國對歐盟各國的出口（EX）、中國從歐盟各國的進口（IM）的計量結果如表3所示的（1）～（6）列。其中（1）～（3）列為選擇FDI存量作為解釋變量的分析結果，（4）～（6）列為選擇FDI流量作為解釋變量的分析結果。為了便于區分，表中用FDIS表示直接投資存量，FDI表示直接投資流量。
從（1）～（6）列的結果可以看出，各回歸方程調整后的R2值均在0.7以上，方程擬合度較高。除了出口方程lnD的系數外，其余解釋變量的系數都達到了較高的顯著性水平。
無論是選擇FDI流量作為解釋變量還是選擇FDI存量作為解釋變量，其系數均顯著為正，說明歐盟對中國的FDI對中歐貿易具有促進的作用。FDI存量增加1%，中國對歐盟的出口增加0.207%，而中國從歐盟的進口增加0.109%。FDI流量增加1%，中國對歐盟的出口增加0.1216%，而中國從歐盟的進口增加0.131%。比較上述結果可以發現，直接投資存量對出口的影響大于直接投資流量的影響，即直接投資對出口的長期效應大于短期效應；而從直接投資的進口效應上看，直接投資流量的短期效應大于長期效應。由此說明歐盟對中國直接投資可以在短期內顯著擴大中國從歐盟的進口，但長期內對進口的作用會有所減少。歐盟在中國投資的大多是大型跨國公司。對中國直接投資的目的有兩點，一是通過利用中國廉價的勞動力在中國進行產品生產的整個或部分環節，以節約總成本；二是借此進入中國的龐大市場。隨著越來越多的歐盟跨國公司來華投資，中國融入跨國公司全球生產鏈中，公司內貿易增多，促進了中歐貿易的發展。此外，歐盟在中國進行高新技術產品的生產也對中國國內其他企業的生產結構轉變產生影響。在國內市場被歐盟企業擠壓的情況下，國內的企業會將資源轉移到國內企業具有比較優勢的勞動密集型產業，由此形成勞動密集型產品對歐盟的大量出口。
在各個回歸結果中，lnEGDP、lnCGDP和lnD的回歸系數符號均為正，說明歐盟各國和中國GDP的增長都對出口和進口貿易量起促進作用；而距離的系數均為負，說明距離對貿易起阻礙作用，所有結果與理論預期一致。從實證分析結果上看，中國GDP增加對雙邊貿易的促進作用大于歐盟國家GDP增長對貿易產生的影響。中國經濟的高速發展是中歐貿易迅速增長的重要原因。在采用投資存量的方程中，歐盟國家和我國GDP增加１%， 雙邊貿易分別增加0.968%和1.11%。在投資流量方程中，歐盟國家和我國GDP增加１%， 雙邊貿易分別增加0.998%和1.277%。文中選取的歐盟15國都是發達國家，經濟發展已經到了一個高度發達的階段，近些年來經濟發展較緩慢，GDP增長對國內需求供給的帶動作用都相當有限。而中國是一個經濟高速發展的發展中國家，年均GDP增長保持兩位數，國內需求旺盛，因此中國GDP對中歐雙邊貿易起主要作用，中國GDP的增長能更好地促進雙邊貿易發展。
為了進一步探討直接投資對中歐貿易收支的影響，本文還以中歐貿易順差指數B為被解釋變量進行了回歸分析。選擇直接投資存量、雙邊國內生產和距離作為解釋變量，分析結果如表3中的第（7）列所示。各系數顯著性不高，擬合度也很低，回歸結果不理想?？紤]到距離的回歸系數沒有通過t檢驗，將此變量剔除后進行分析，可以得到第（8）列的結果。調整后的R2值在0.7以上，方程擬合度較高，各個解釋變量的回歸系數的顯著性也很高?？梢园l現，FDI存量對貿易收支起正向作用，隨著FDI存量的增加，B會增大，即中國對歐盟的貿易順差會擴大。
歐盟各國的GDP的系數為正，起正向作用，歐盟各國經濟增長可以改善中國對歐盟貿易收支；中國GDP的系數為負，起反向作用，中國國內經濟增長會惡化中國對歐盟貿易收支。這個結果也符合貿易理論，歐盟經濟增長會導致需求增長，從而會增加對中國商品的進口，改善中國貿易收支；同樣的，中國經濟增長也會擴大對歐盟產品的需求，從而擴大進口，惡化了貿易收支情況。
結論
本文研究得到的主要結論包括以下幾點：①中國GDP對雙邊貿易的促進作用大于歐盟國家GDP對雙邊貿易的影響。②歐盟對華直接投資與中歐貿易具有互補關系。③歐盟對華直接投資存量對出口的貢獻率大，而流量對進口的貢獻率大。④歐盟對華直接投資是中國對歐盟貿易順差擴大的原因。
根據本文結果可以推斷，歐盟對中國的投資不完全是為了占領中國市場，利用中國當地資源生產出口產品也是歐盟對中國直接投資的重要動機。歐盟對中國的直接投資增加了歐盟生產設備和核心部件對中國出口，而歐盟對中國投資又會進一步提高中國的生產能力，改變中國的資源配置，并通過技術外溢等途徑推動中國對歐盟的出口。
本文關于歐盟對中國投資和貿易具有互補性關系的研究對于探討中歐貿易摩擦成因以及分析匯率等因素變化對中歐貿易可能產生的影響提供了基礎。在投資和貿易具有互補性的條件下，中歐貿易不平衡引發的貿易摩擦現象并不能完全歸咎于中國的匯率制度和外貿政策。在經濟全球化的背景下，正是由于歐盟在中國投資生產的增加推動了中歐貿易的增加以及貿易不平衡的加劇。中歐貿易擴大是全球資源配置的結果，這種配置不僅有利于中歐經濟合作關系的深化，而且可以使歐盟的企業獲得巨大的收益。
注釋：
［1］Mundell R A.International Trade and Factor Mobility, American Economic Review, 1957,47:321335
［2］小島清.對外貿易論.南開大學出版社,1987
［3］Liu Xiaming, Chengang Wang and Yingqi Wei. Causal Links between Foreign Direct Investment and Trade in China. China Economic Review, 2001(12):190202
［4］冼國明,嚴兵,張岸元.中國出口與外商在華直接投資.南開經濟研究，2003（1）
［5］王洪亮,徐霞.日本對華貿易與直接投資的關系研究（1983—2001）.世界經濟，2003（8）
［6］陳繼勇,秦臻.外商直接投資對中國商品進出口影響的實證分析.國際貿易問題，2006（5）
［7］黃衛平.高速增長的世界經濟：競合格局的變化.江蘇行政學院學報，2007(4)：35
［8］Poyhonen, Pentti A. Tentative Model for the Volume of Trade Between Countries. Weltwirtschaftliches Archive,1963，90：93100
(責任編輯：張曉薇)(上接第70頁)
［22］Michale Staak, Handelsstaat Deutschland: Deutsche Aussenpolitik in einem neuen internationalen System Paderborn 2000, S1341//熊煒.論德國“文明國家”外交政策.歐洲研究，2004(2)：126
［23］連玉如.新世界政治與德國外交政策.北京大學出版社，2003：362，366
［24］［德］弗蘭克·阿爾吉利.對歐盟共同外交與安全政策的要求.世界經濟與政治，2004(8)：64
［25］Asmus R D. Central and Eastern Europe: in an Age of New Uncertainty. Slovak Foreign Policy Affairs, Spring 2003：13
［26］摘自齊莫謝維奇（1996—1997年間任波蘭總理）在1996年2月26日在議會的演說。
［27］波蘭團結工會前主席瓦文薩談歐盟東擴.國外理論動態，2004(9)
［28］Gromadzki G， Osica O. ProEuropean Atlantists: Poland and Other Countries of Central and Eastern Europe after Accession to the European Union. Stefon Batory Foundation, June 2001：7
［29］Cameron F, Primatarova A. Enlargement, CFSP and the Convention: The Role of the Accession States. EPIN Working Paper, June 2003(5)：18
［30］Foreign Minister Adam Daniel Rotfeld to the Polish Parliament//金玲.歐盟東擴對共同外交與安全政策內部決策環境的影響.歐洲研究，2007(2)：88
［31］歐盟各國對共同外交與安全政策中超國家機制建設的態度詳見：金玲.歐盟東擴對共同外交與安全政策內部決策環境的影響.歐洲研究，2007(2)：8386
［32］［美］瑪莎·費麗莫.國際社會中的國家利益.浙江人民出版社，2001：29
［33］Adrian HydePrice. Interests, Institutions and Identities in the Study of European Foreign Policy//Tonra B, Christiansen T ed. Rethinking European Union Foreign Policy. Manchester: Manchester University Press, 2004：108
(責任編輯：張曉薇)
作者：葉文佳 于津平
歐盟貿易壁壘動態分析論文 篇2：
全球價值鏈中地方產業國際市場勢力的拓展
摘要：基于浙江鞋業出口貿易“價跌量增”日趨嚴重的現象，本文揭示了全球價值鏈中，采購商主導的俘獲型治理模式是造成地方產業國際市場勢力缺失的重要因素。要扭轉這一被動局面，企業必須創新性地整合全球要素，實現價值環節的功能攀升，拓展國際市場勢力。文章以奧康、康奈等浙江制鞋企業的國際化實踐為依據，分析了國際市場勢力拓展的具體模式。此分析對我國勞動密集型地方產業在全球價值鏈中增進分工利益皆具啟發意義。
關鍵詞：全球價值鏈；國際市場勢力；鞋業
一、引言
近年來，浙江鞋業出口額每年保持30％以上的增長率，2006出口額達到32.13億美元，占全國鞋業出口總額的13.94％，浙江已成為中國四大鞋業出口生產基地之一。然而，在出口額持續增長的同時，浙江鞋業的出口價格卻不斷走低，而同期意大利鞋業出口價格卻保持穩步上升，兩者形成鮮明反差(圖1)。令人擔憂的是，浙江鞋業出口的“價跌量增”態勢仍在加劇，至2006年2季度，浙江鞋業出口單價已下滑至2.71美元，僅相當于同期歐洲鞋業出口單價的十分之一。出口貿易的“價跌量增”現象對浙江鞋業的發展造成了雙重的不利影響：一方面，盈利能力弱化，抑制了企業創新能力的發展，制約了鞋業國際競爭力的提高；另一方面，低價競爭使浙江鞋業所處的貿易環境日趨惡化，貿易摩擦不時發生，如歐盟的反傾銷措施、西班牙燒鞋事件、俄羅斯灰色清關事件等等。浙江鞋業出口面臨的發展瓶頸已引起理論界與政府有關部門的密切關注。
目前國內外有關鞋業國際競爭問題的研究，主要以全球價值鏈為分析工具，圍繞“地方鞋業集群如何在全球價值鏈中實現升級”展開。代表性研究有：Bazan&Navas－Aleman(2003)分析了巴西的Sinos Valley鞋業集群與全球價值鏈的融合問題，Alessia&Roberta(2003)研究了意大利Brenta和Barletta等鞋業集群在全球價值鏈中的升級模式。譚文柱、王緝慈、陳倩倩(2006)分析了鞋業的國際空間轉移，探討了浙江鞋業集群如何實現升級；朱允衛、黃祖輝(2006)針對浙江制鞋企業的國際化現象，進行了問卷調研和實證分析。趙偉、秦政強(2005)，朱允衛、董美雙(2006)從鞋業全球價值鏈的特征出發，研究了浙江鞋業面臨的困境?，F有研究往往將浙江鞋業出口面臨的困境，歸因于產業或集群的過度競爭及技術水平低下。實際上，經過十余年的資本積累與技術改造，不少浙江制鞋企業的技術裝備與工藝水平已經達到或接近世界先進水平，許多企業已成為海外知名品牌的貼牌制造商，然而，浙江鞋業整體的出口價格水平并未隨著技術能力的提高有所改善。
筆者認為，浙江鞋業在全球價值鏈中陷入低端鎖定，體現了我國勞動密集型地方產業所普遍面臨的困境。其根本原因絕不僅是技術水平本身，還在于缺乏建立在創新基礎上的國際市場勢力。本文正是克服了現有研究在把握國際競爭動態性方面存在的不足，富有新意地從國際市場勢力的視角切入，以浙江鞋業為例，探索地方產業在全球價值鏈中實現升級、增進分工利益的具體思路與模式。
二、全球價值鏈中地方產業拓展國際市場勢力的理論理解
(一)動態分析視角下國際市場勢力與創新的互動
在新古典范式下的靜態分析框架中，市場勢力作為“一個或一群企業持續地將價格維持在邊際成本之上，即使價格上升但銷售量不會因此大幅下降的能力”(Utton，1995)，往往被視為資源配置無效率的誘因(勒納1934；Bain，1941)。此類觀點忽略了市場勢力在動態競爭過程中所起到的作用，熊彼特(1942)、哈耶克(1948)等都對此進行了批判。熊彼特(1942)明確指出，市場勢力是“防止企業創新被迅速模仿和利潤受到損害的能力”；Kizner(2000)認為，企業正是為獲取市場勢力、贏得超額利潤而不懈地競爭，企業家抓住利潤機會的行為理應受到市場勢力的激勵?；趧討B分析視角，市場勢力不僅保護了企業家創新活動的合理收益，也構成了企業創新的源泉和動力。
隨著經濟全球化的迅速發展，市場勢力理論研究正迅速向開放經濟延伸，國際市場勢力成為產業組織理論、國際經濟理論的研究熱點。觀察世界經濟發展的特征事實，不難發現，持續成長的國際性產業集群，正是通過不斷的創新來增進國際市場勢力，再憑借國際市場勢力進一步提升創新能力，國際市場勢力與創新能力間的互動演進正是大量跨國公司持續保持競爭力的奧秘所在(張小蒂、朱勤，2007)。
相反，某個地區(國家)的某一產業，如未能建立起國際市場勢力與創新能力間的良性互動機制，就很難在全球競爭中立穩棲身之地。以下對全球價值鏈分工格局的基本特征和競爭態勢所作的分析正驗證了這一點。
(二)采購商驅動型價值鏈中的競爭態勢
Gereffi(1999)在波特提出的“價值鏈”概念基礎上創立了全球價值鏈理論，他將全球價值鏈區分為生產商驅動型(Producer driven)和采購商驅動型(Buyer driven)兩類。前者由控制關鍵技術的制造商協調整個生產網絡，在汽車、航空等資本和技術密集型產業中較為普遍；后者由大型零售商、品牌商和營銷商等(統稱為采購商)控制分散于發展中國家的生產網絡，在鞋類、服裝等勞動密集型產業較為普遍。采購商驅動(Buyer－driven)型價值鏈存在三方面的不平衡性：一是高等要素(Advanced factors)在價值鏈環節間的配置極不平衡。海外采購商作為鞋業全球價值鏈的主導企業(Leading Firms)，采取俘獲型(captive)治理模式(Governance ofGlobal Value Chain)，對研發設計、市場信息、品牌渠道等高等要素實施了嚴格控制；發展中國家制造商往往只擁有自然資源、勞動力等基本要素(Basic factors)，作為被治理者，僅能發展有形生產能力，普遍缺乏無形競爭能力。二是附加值在價值鏈環節間的分布極不平衡。價值鏈的驅動力主要來自商業資本而非產業資本，附加值主要由控制了設計、品牌及流通環節的海外采購商創造，中游制造環節產生的附加值極為有限。三是分工利益在價值鏈環節間分配極不平衡。處于商業流通領域的海外采購商，憑借對市場的絕對控制獲得了價值鏈中的主要分工利益，而處于從屬地位的生產商只能接受不公平的利益分配格局。
俘獲型治理模式下，海外采購商出于防范制造商提升競爭能力的考慮，有意識地限制設計、營銷和品牌等知識資產在價值鏈中的流動，約束制造商在設計、營銷和品牌方面的升級(Schmitz&Knorringa，2000)，從而造成我國勞動密集型地方產業國際市場勢力缺失狀況日益嚴重。一方面，被鎖定(Lock－in)于低端制造環節，僅能維持微利經營，缺乏提高研發設計水平所必須的資本積累能力；另一方面，大部分企業未能擁有完整的國際營銷網絡，只能被動接受采購商的訂單，成為無奈的價格接受者。因此，大量企業被迫采取“消耗戰博弈(War of attrition)”式的內耗性競爭，出口市場秩序難以得到有效規范，“價跌量增”現象從而無法避免。
(三)地方產業拓展國際市場勢力的基本思路
基于以上對全球價值鏈中競爭態勢的分析，可以發現，居于中游的勞動密集型地方產業受制于俘獲型治理模式，無法有效向價值鏈上下游環節升級，從而陷入“創新能力弱化一市場勢力缺失”的惡性循環。因此，要突破當前困境，實現從價格接受者向價格制定者(Price maker)角色轉變，就必須創新性地整合全球經濟要素，形成相應的市場優勢地位——即拓展國際市場勢力。由此，筆者提出勞動密集型地方產業拓展國際市場勢力的基本思路是：“依托資源整合方式的創新，突破俘獲型治理模式，推動價值環節的功能升級，構建與創新形成良性互動的國際市場勢力”。具體而言，地方產業提升國際市場勢力應遵循以下路徑：以創新(包括產品創新、組織創新、市場創新以及經營模式創新等)為手段，整合全球的經濟與技術資源，主動實現向設計、品牌、渠道等環節的功能升級，在市場競爭中爭取相對主導地位，從而持續獲取利潤，最終形成國際市場勢力與創新的良性互動。需要著重指出的是，與創新形成良性互動的國際市場勢力既是動態競爭的合理結果，又是創新效率增進和競爭過程動態發展的重要推動力。
三、浙江鞋業拓展國際市場勢力的模式分析
經濟理論的探索往往滯后于真實世界的發展，應該看到，現有理論研究并沒能為勞動密集型地方產業明確指出拓展國際市場勢力的思路與模式。但是通過對浙江鞋業的考察，可以發現部分企業已經進行了開拓性的探索，并在實踐中形成了不同的國際市場勢力拓展模式。這些模式對于我國其他勞動密集型地方產業在全球價值鏈中突破“量增價跌”的困境，增進分工利益，是具有啟發和借鑒意義的。
對資源整合方式的創新是浙江鞋業拓展國際市場勢力的基礎，根據資源整合方式的創新路徑差異，筆者將浙江鞋業拓展國際市場勢力的模式界定為“聯盟型”、“網絡型”、“技術型”、“海外制造型”四類。其中，聯盟型和網絡型模式是向全球鞋業價值鏈的下游，即品牌、渠道環節延伸，技術型拓展是向上游研發、設計環節延伸，而海外制造型拓展則是將基于本土要素價格的比較優勢延伸為國際化制造的競爭優勢(圖2)。
(一)聯盟型拓展模式 聯盟型拓展模式是指企業與海外公司結成戰略聯盟，利用海外聯盟伙伴的銷售渠道，進入國際市場，從而提高盈利能力和市場勢力。例如，浙江奧康集團與意大利GEOX公司于2003年開始結成戰略聯盟，奧康能夠有效利用GEOX的全球銷售網絡，在世界范圍內以更為有利的市場價格推廣奧康的自有品牌產品。采取聯盟型拓展模式，浙江制鞋企業借助與戰略聯盟伙伴的渠道互換，不再一味受制于海外采購商，從而有效提升國際市場勢力。實施聯盟型拓展的本土企業必須具有廣泛的國內銷售網絡和富有競爭力的制造體系，才能吸引富有實力的海外合作對象；其戰略合作伙伴也往往是發達國家的領先型跨國公司。
(二)網絡型拓展模式
網絡型拓展是指企業招募海外華商加盟連鎖專賣門店經營，依托華商資源構建網絡化、規?；暮Ｍ怃N售渠道，切入終端消費市場，從而直接掌控商品價格的制定權?？的渭瘓F是網絡型拓展模式的先行者，自2001年1月在法國開設第一家專賣店以來，康奈已在美國、意大利、法國、葡萄牙和西班牙等20多個國家開設了100余家專賣店。利用海外華商熟悉當地市場需求和經營環節的優勢，康奈有效地突破了國際“市場隔層”，通過統一形象、統一配送的國際零售網絡，提升了國際市場勢力。網絡型拓展模式要求本土企業具備豐富的連鎖商業運作經驗，以及良好的國際化品牌運營能力和便捷的海外物流體系。
(三)技術型拓展模式
技術型拓展模式是指企業把握世界鞋業產業轉移及競爭格局變化帶來的機遇，實施技術獲取型對外直接投資，并購海外鞋業的研發、設計資源；或是在海外鞋業技術高地新建研發中心，形成自主創新能力，增加產品附加值，進而提升市場勢力。例如，浙江哈杉鞋業于2004年8月收購意大利WILSON公司90％的股份，在保留WILSON公司研發團隊的基礎上，投資220萬歐元，組建了HAZAN－WILSON鞋類研發中心，以開展面向海外市場的研發與設計。
研發設計能力是浙江鞋業發展的薄弱環節，長期以來，浙江制鞋企業在設計上主要以模仿海外款式、風格為主，難以形成領先于競爭對手的設計優勢，技術獲取型對外直接投資能能幫助企業有效利用海外研發資源，突破在國際分工中的被動鎖定，形成并增強自主創新能力。需要注意的是，對外直接投資是企業國際化的高級形式，尤其是以技術獲取為目的開展的投資行為，具有很強的不確定性和信息不對稱性，存在一定投資風險。因此，實施技術型拓展的企業，必須具備良好的海外研發管理能力和財務風險控制能力。
(四)海外制造型拓展模式
海外制造型拓展模式是指企業突破對基于低廉要素價格形成的比較優勢的依賴，在海外設立制造工廠，形成全球制造的競爭優勢。例如，浙江好兄弟鞋業于2001年在埃及成立全資子公司，將國內工廠生產的半成品組裝為成品鞋。這種跨境生產組織方式，既充分挖掘了浙江產業集群中社會化大分工的獨特優勢，又通過海外制造有效規避了貿易壁壘。好兄弟鞋業在東道國設立制造企業，能促進當地的就業與稅收，從而獲得了良好的政策支持，為市場勢力的拓展提供了保證。2006年，好兄弟鞋業產值達到2400萬美元，已成為埃及市場占有率最高，盈利能力最強的制鞋企業。海外制造型拓展模式的投資東道國往往是發展中國家，制造商必須具備良好的跨境生產組織能力，熟悉東道國法律、制度和投資環境。
雖然這四類模式存在不同的特點與實施條件(表1)，但都遵循著本文提出的拓展思路，成功突破了海外采購商構建的俘獲型治理模式。此外，不同拓展模式間還存在著互動的正反饋作用，如聯盟型拓展和網絡型拓展模式，通過增強企業海外市場的控制力，有助于企業緊密把握海外市場需求進行產品創新，從而能推動技術拓展模式的成功實施；而技術拓展模式則可增強企業產品的技術競爭力，進而促進企業網絡型拓展能力的提升。
四、結論
在當前國際分工中，國際采購商采取俘獲型治理模式，約束了制造商向全球價值鏈上下游優勢環節的攀升，這使得被長期鎖定于低端制造環節的我國地方勞動密集型產業普遍缺乏國際市場勢力，并導致出口貿易“價跌量增”的現象日趨嚴重。
當前，我國地方勞動密集型產業正處在提升國際分工地位、增進分工利益的關鍵轉型期，突破俘獲型治理模式，拓展國際市場勢力是這一轉型得以順利實現的關鍵。本文指出，地方產業應以創新為手段整合全球的經濟與技術要素，實現價值環節的功能升級，從而在國際競爭中爭取相對優勢地位，實現國際市場勢力的有效提升。本文以浙江鞋業為例，在對奧康、康奈等制鞋企業國際化發展實踐進行系統考察的基礎上，根據不同的資源整合方式，歸納了聯盟型、網絡型、技術型和海外制造型等國際市場勢力拓展模式，并結合案例分析，比較了不同模式的實施路徑和條件。
浙江鞋業是我國典型的地方性勞動密集型產業，本文所探討的基于創新拓展國際市場勢力的思路及模式，對分析我國其他勞動密集型地方產業在全球價值鏈中增進分工利益，實現可持續發展具有啟發意義。
作者：朱 勤
歐盟貿易壁壘動態分析論文 篇3：
出口商品結構優化問題研究述評
摘 要：伴隨國際貿易的快速發展，我國出口商品結構發生了顯著變化，因此有必要對出口商品結構優化問題加以進一步的深入研究。依據比較優勢和競爭優勢理論，結合出口貿易發展的現實情況，我國出口商品結構優化的方向應是立足比較優勢，通過提高傳統產品的技術含量和產品附加值創造新的競爭優勢，同時大力發展新產品。憑借比較優勢和競爭優勢相結合，技術研發和技術引進相結合，不斷推動我國出口商品結構的優化升級。
關鍵詞：出口商品結構；比較優勢；競爭優勢
1 出口商品結構研究概況
經過改革開放30多年的發展，目前我國正處于經濟轉型的重要時期。我國的成本優勢如勞動力要素和資源要素逐步喪失，出口商品結構也發生明顯變化。為推動和實現產業結構升級，尤其是出口商品結構優化，有必要對國際貿易的相關理論尤其是影響出口商品結構的要素等理論進行系統的梳理和研究。概括來說，有關出口商品結構優化問題的研究大體分為以下六類。
首先是從國際貿易理論的角度出發，有關出口商品結構優化問題的研究可以分為比較優勢理論、競爭優勢理論以及二者的結合。例如江小涓（2007）等從比較優勢理論出發指出當前我國對外貿易的發展應當立足國內比較優勢，發揮勞動力等資源的成本優勢，通過提高勞動者素質、資本積累和技術研發等措施，提高我國要素稟賦結構，推進動態比較優勢的發展戰略。張曙霞（2002）等從競爭優勢角度，認為我國依靠比較優勢的發展是不可持續的，當前我國具備實施競爭優勢戰略條件，必須實現向競爭優勢戰略轉變，避免出口增長的貧困化，陷入比較優勢陷阱。李衍（2005）等則認為單純依靠比較優勢或者競爭優勢都很難實現出口商品結構的優化升級，而應當立足現存的比較優勢，發展和創新傳統產業，通過引進外資和對外投資相結合，自主研發和技術引進相結合，不斷提升我國出口產品的質量、技術含量以及附加值。
其次是從影響因素方面，有關出口商品結構優化問題的研究可以分為外商直接投資（FDI）、技術進步、人力資本、貿易政策如出口退稅、出口信貸、出口保險以及多因素的關聯分析。例如衛平、馮春曉（2010）等從FDI與出口商品結構的關系角度，指出FDI對出口商品結構優化的促進作用如通過要素報酬的影響引致要素稟賦的變化，繼而改變產品的要素投入比重，從而改變產品的要素密集度，實現出口商品結構的優化。趙勇、白永秀（2009）等指出通過鼓勵技術研發，吸引高新技術投資和保護知識產權等措施構建良好的技術開發環境，依靠技術進步和技術的溢出效應，實現產業結構優化，從而促進出口商品結構轉型升級。黃黎情（2005）等指出，人力資本存量增加會提高勞動者和其他生產要素的生產效率，引起資源優化配置，進而優化出口商品結構；人力資本存量通過作用于技術發明、創新、擴散和應用，實現技術進步，從而推動出口商品結構升級。張靚芝（2003）等從出口信貸、出口保險和出口退稅等貿易政策角度針對各自時期出口現狀，提出促進出口的政策，推動出口商品結構優化。
再次是從出口商品的區域分布角度，有關出口商品結構優化問題的研究可以分為國家層面、地區層面和區域層面的比較分析。例如余斌（2008）等從國家層面研究我國出口商品結構的變化，運用比較優勢或者競爭優勢等理論，結合FDI、技術進步和人力資本等要素稟賦變化情況，分析我國出口商品結構變動的影響因素，提出相應的優化商品結構的策略。唐宜紅、楊琦（2007）等分別從省、市區域層面，從出口商品結構的單一或者多因素入手，運用TC指數、RCA指數、誤差修正模型等分析出口商品結構的變化。
再次是從行業分布來看，有關出口商品結構優化問題的研究可以分為單一行業和多行業的商品結構分析。例如屈小博、霍學喜（2007）等分析了農產品出口的商品結構、地區結構、市場結構等的變化，實證分析了農產品出口貿易結構。易力、李世美、劉冰（2006）等主要分析了工業制成品的結構變化如資源資本密集產品向人力資本、技術資本密集產品的轉變等。
再次是從時間跨度上，有關出口商品結構優化問題的研究可以分為短期、長期和短期、長期的綜合分析。這里主要依據朱格拉周期（9～10年）作為短期和長期的時間劃分。例如裴長洪（2009）等主要從短期時間跨度分析出口商品結構的變動，而多數研究如魏浩、毛日昇（2007）等主要從長期的時間跨度分析出口商品結構的變動，主要是出口商品結構升級需要一個量變引起質變的過程，多數行業短期內難于完成產業升級，進而引起出口商品結構的明顯變化。
最后是從使用的分析工具來看，有關出口商品結構優化問題的研究可以分為簡單的RCA、TC指數分析，以及復雜的投入產出分析、誤差修正模型分析和關聯分析。例如賈彬、甘子夏（2009）運用RCA、TC指數測算不同要素密集型產品的競爭力變化。唐宜紅、楊琦（2007）利用投入產出模型計算了北京的出口商品結構合理度。劉舜佳（2004）利用協整檢驗和誤差修正模型FDI對出口商品結構的關系。呂瑛（2005）使用灰色關聯度分析了WTO背景下河北省主要出口產業和出口商品行業分布的關聯程度以及如何通過改善相關產業推進出口商品結構優化。袁芳英（2010）采用ARDL和ECM模型分析了有效匯率的變動對上海市各類出口產品的不同影響引起出口商品結構變動。蘇振東、周瑋慶（2009）在關志雄等（2006）提出的基于產品技術附加值分布的貿易結構分析法的基礎上，構建動態面板數據模型深入分析了FDI對中國出口貿易結構變遷的非對稱影響效應。另外，薈萃分析（Meta）的運用，比較全面的概括了出口商品結構優化的各方研究成果。
2 出口商品結構優化研究評述
基于對現有研究成果的分析，筆者認為有關出口商品結構優化問題的研究主要應從以下幾個方面加以完善：
第一，充分考慮比較優勢理論等假設條件的真實性，加入動態變化的要素如短期內要素的國際間流動，長期發展中的技術變化以及國家發展中偶然性譬如意識形態方面不同產生的政治分歧誘發的經濟制裁。一個突出的問題是，過于依靠比較優勢的發展戰略可能會造成“比較優勢陷阱”，過于依賴競爭優勢的發展戰略則容易造成經濟發展的均衡。林毅夫（2003）等認為發展中國家的政府應以要素稟賦結構的提高為目的，并以創造有利于企業按照要素稟賦結構所決定的比較優勢來選擇產業、產品、技術的政策環境為手段，遵循比較優勢的發展戰略，一國的開放程度和貿易規模是由要素稟賦結構內生決定的。
第二，選取的時間序列數據既要符合出口商品結構變動長期要求，也要符合參數穩定性如G-L協整檢驗或者鄒氏參數穩定性檢驗。首先，現實中經濟發展的外部環境的變化，容易引起出口商品的相關時間序列的不確定性，可能不符合多元回歸分析的要求。其次，時間序列數據的無法準確獲取包括數據本身的失真和數據無法獲取。
第三，單純的依靠RCA和TC指數并不能評價出口商品結構優化。對RCA指數和TC指數的修正如賈彬、甘子夏（2009）針對RCA指數的缺陷，采用RSCA（顯示性對稱比較優勢）彌合RCA指數對比較優勢變化的不敏感。在對出口商品結構優化的評價上應當考慮各種評價方法本身的系統缺陷。
第四，關于FDI和對外直接投資（OFDI，Outward Direct Investment）對出口商品結構優化的影響。多數學者主要從FDI的角度出發，討論FDI和出口商品結構的關系。也有部分學者提出對外直接投資和出口商品結構優化的關系。
第五，在對外貿易的發展中面臨的資源和環境約束愈加明顯。經濟發展的同時，出現資源的過度消耗和環境污染的成本。歐盟、美國等發達國家和地區的設置貿易壁壘如勞工標準和近年來的碳關稅等以保護環境的目的限制進口等。
第六，國際金融環境尤其是當前人民幣升值對我國出口影響明顯。一般來說一國貨幣的升值短期內由于技術條件變化的時滯效應會削弱一國的成本優勢，長期內有利于一國經濟的轉型升級帶動一國優勢的動態轉變。即短期內不利于一國的出口，長期內利于一國商品結構的轉型升級。當前，我國經濟正處于產業結構調整的關鍵時期，要充分考慮人民幣升值的速度和我國技術變化的步伐。
此外，跨國公司作為國際貿易的主要參與者，在國際貿易方式方面的影響值得關注，尤其是國際分工、產業分工的不斷深化，例如近年來總部經濟概念和關聯經濟對經濟結構轉型和出口商品結構優化的影響等等。
3 結論
綜上所述，可以看出關于出口商品結構優化問題的研究主要是依據比較優勢理論和競爭優勢理論，從長期的角度出發，采用時間序列數據，運用RCA指數、TC指數等工具分析的基礎上，從FDI、技術進步、人力資本、匯率以及出口退稅、出口信貸等貿易政策方面，結合協整檢驗和格蘭杰因果檢驗，使用計量經濟學相關模型如多元線性回歸模型、誤差修正模型等分析影響出口商品結構變動的決定因素，并在此基礎上提出具有針對性的建議。因此，進一步深化出口商品結構優化研究應注重比較優勢分析和競爭優勢分析相結合，靜態分析和動態分析相結合。同時根據我國出口貿易發展的現實情況，吸納波特鉆石模型、誤差修正模型等相關理論的有用成分，形成一個更為全面的分析框架。據此分析，不難發現我國出口商品結構優化的方向應是立足比較優勢，通過提高傳統產品的技術含量和產品附加值創造新的競爭優勢，同時大力發展新產品。憑借比較優勢和競爭優勢相結合，技術研發和技術引進相結合，不斷推動我國出口商品結構的優化升級。
參考文獻
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作者：張前方 霍 忻