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发达国家实施的技术性贸易壁垒给国际农产品贸易带来了一定的不利影响,有关统计资料显示:
技术性贸易壁垒给国际农产品贸易造成的阻碍占关税等各种贸易壁垒总额的份额,已经从刚开始的20%上升到现阶段的80%。
2013年我国农产品因技术性贸易壁垒所遭受到的损失估值打到了150亿美元。
表1、1995年-2004年我国茶叶出口情况
(单位:
吨、万美元、美元/千克)
年份
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
数量
166572
169662
203881
218672
200888
231854
249654
252279
259914.179
280196.38
出口额
27476.26
28250
33248
36980
33834
34717
34204
33189
36718.7
43688.1866
平均出口单价
1649
1665
1642
1706
1695
1525
1370
1320
1413
1559
出口额比上年增%
2.82
17.69
11.22
-8.51
2.61
-1.48
-2.97
10.64
18.98
占全国总出口额的比重%
0.18
0.20
0.17
0.14
0.13
0.10
0.08
0.07
资料来源:
《中国茶叶》2001-2005年统计数据
为了对比突出技术壁垒的实施对于我国茶叶出口贸易的影响,我选取了1999年欧盟实施技术壁垒前5年和后5年我国茶叶出口的数据如表1所示。
可以看出:
(1)1995-1999年我国茶叶的出口额呈现稳步上升的趋势,而在1999年实施技术壁垒之后的2000-2004年则是出现了波动的变化。
(2)平均出口单价在1995-1999年在稳步上升,2000-2003年迅速下降,2003-2004年虽然有所回升但是还是没有回到之前的价格水平。
结合我国茶叶出口量在每年少量增加的数据可以推断出我国在1999年欧盟实施技术壁垒后采取了低价出售茶叶的薄利多销策略。
(3)1999年之前茶叶的出口额占全国总出口额的比重还处于上升阶段,1999年之后则一直处于下降阶段。
2、技术壁垒对于我国茶叶贸易影响的实证分析
1.模型的理论依据
因为技术壁垒对于我国茶叶贸易的影响并不存在一个定量的数据能够衡量,所以有必要引入一个虚拟变量作为自变量。
数据选取以1999年为界,因为欧盟于1999年实施技术壁垒而美、日在1999年也出台了增加已有技术壁垒的文件。
为了更加精确的描述各个时期国外技术壁垒对于我国茶叶出口(出口额和出口数量)的影响程度,我们设置两个虚拟变量、;
表示1999年国外设置技术壁垒的时间段(1999年之前为0,1999年及1999年之后为1);
表示2002年国外设置技术壁垒的时间段(2002年之前为0,2002年及2002年之后为1)
2.模型的设定及原因
模型参数选定的来源国家为欧盟、美国、日本,因为出口到欧盟、美国、日本的茶叶总额占2014年茶叶出口总额的70%以上,同时欧盟、美国、日本又是技术壁垒的主要实施国家。
将技术壁垒的影响设置为虚拟变量。
设置Y、Z分别为我国出口到欧盟、美国、日本的出口数量和出口额;
出口数量收到价格、技术壁垒等因素限制,出口额受到出口价格、技术壁垒的影响外还收到当地人们收入的影响,可以用进口方的GDP总额表示。
表示出口的平均价格;
表示欧元、美元、日元对人民币的实际汇率;
代表进口方的GDP;
、表示技术壁垒的虚拟变量;
表示进口国的GDP;
表示随机误差项;
出口数量:
出口总额:
表2、实施技术壁垒的主要国家中国茶叶的输入情况
(单位:
吨、万美元)
日本
欧盟
美国
金额
21910
4997
27094
3749
20623
24405
5606.6
27299
4860
19981
1799
24051
5632
30044
5173
17326
1828
20833
4817
39046
7571
17888
1843
28498
6332
27361
5613
13455
1475
32673
7346
24765
4787
12621
1440
39600
9030
21414
3604
15571
1632
31900
7170
14500
2558
15527
2075
27600
5849
14800
2652
17400
2200
37403
8392
16300
2915
17287
2481
表3、实施技术壁垒的主要国家的GDP和实际汇率
亿美元)
GDP
实际汇率
51373.82
0.089308
8605
9.219
70380
8.3490
45993.21
0.076402
8770.98
74190
8.3143
41974.4
0.068608
8241.78
78440
8.2897
37829.64
0.063488
8511.23
82300
8.2791
44696
0.072932
8397.38
9.2195
92743
8.2783
47638
0.076864
8682.89
98170
8.2784
41758.6
0.068075
8842.06
101008
8.2770
39934
0.066237
9107.32
8.0058
104808
49782.1
0.071466
10025.61
9.3613
109855
46233.98
0.076522
11139.013
10.29
117343
8.2768
3.模型计算及其结果
表4、我国茶叶出口至日本的出口数量回归分析结果
DependentVariable:
Y
Method:
LeastSquares
Date:
04/09/17Time:
13:
45
Sample:
19952004
Includedobservations:
10
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
-272300.0
119367.8
-2.281184
0.0847
X1
1188694.
472525.3
2.515619
0.0657
X2
-366234.8
455327.9
-0.804332
0.4663
X3
1.084128
0.936193
1.158018
0.3113
D1
16551.82
3061.460
5.406511
0.0057
D2
3142.782
2911.789
1.079330
0.3412
R-squared
0.899115
Meandependentvar
28887.30
AdjustedR-squared
0.773009
S.D.dependentvar
6407.729
S.E.ofregression
3052.869
Akaikeinfocriterion
19.16926
Sumsquaredresid
37280034
Schwarzcriterion
19.35081
Loglikelihood
-89.84630
Hannan-Quinncriter.
18.97010
F-statistic
7.129841
Durbin-Watsonstat
2.951728
Prob(F-statistic)
0.040122
表5、我国茶叶出口到日本的出口额的回归分析
52
19952
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