通过小概率事件原理的分析，阐述了抽样检验程序的由来和抽样设计方案的科学依据，由监督总体定义开始，逐步引出质量特性和规范限的概念和划分规则，通过实例全面剖析了商品质量监督抽样检验程序在服装抽检中的应用，说明了在服装监督抽检中引入更加规范性和科学性的抽样检验程序的必要性。
关键词：抽样检验程序;监督总体;质量特性;规范限
抽样检验是指从批中（或过程中）抽取的样品的检验结果，利用科学的统计方法来分析和判断该批是否合格（可以接受），所以也叫作统计抽样检验。按照测试质量特性值分为计数值抽样检验和计量值抽样检验[1]。抽样检验的目的是为了质量把关，所以必须制定抽样方案，所谓抽样方案就是利用从批或过程（总体）中抽取的样本，经检测后对批或过程的质量特性进行推断，并作出对该批或过程接收与否判定的一种具体方案[2]。监督抽样检验是监督管理部门对产品进行的决定监督总体是否能够通过的抽样检验，监督总体由组织抽检的监督管理部门根据掌握的先验信息情况确定。既可确定为市场上与抽取样品相同标称生产者（或经销者）的同一型号或同一类商品，也可确定为某生产者生产的执行相同产品标准的商品[3]。监督抽样的理论基础是小概率事件原理。
GB/T 28863―2012规定的抽样检验程序是专门对流通领域的商品实施质量监督而制定的，该标准主要用于对消费者或者有关组织反映质量问题较多的商品，或各级商品质量监督管理部门发现有质量问题线索或认为有必要重点监管的商品的质量监督抽样检验[3]。基于对监督对象先验信息的了解，该标准采用样本量为1的抽样方案。当采用本标准的抽样方案时，犯第一类错误的概率极小，放宽了对犯第二类错误的概率的限制，因而当监督总体质量水平偏离声称质量水平不大时，其不合格不易被发现。当抽样结果判定样本单元不合格时，有很大的概率（95%以上）认为：“监督总体的实际质量水平劣于规定的或声称的质量水平。”当抽样结果判定样本单元合格时，认为“对此有限的样本量，未发现核查总体的实际质量水平劣于规定的或声称的质量水平”，因此，不能判定监督总体合格[4]。
本文以实例阐述GB/T 28863―2012《商品质量监督抽样检验程序 具有先验质量信息的情形》在服装商品监督抽样检验中的应用，以期服装商品监督抽样检验日渐科学化和规范化。
1 原理
监督抽样的前提条件是抽取经过生产企业检验合格的产品，监督抽样的理论基础是小概率事件原理。小概率事件就是发生概率很小（5%以下）的事件，通常在一次随机试验中不会发生，如果在一次随机试验中小概率事件竟然发生了，我们就有理由怀疑原来的假设是错误的[2]。本标准中的抽样检验方案是根据数理统计中假设检验的理论设计出来的，假设检验的基本思想是：设计一个抽样方案（1，0），即从N件产品中抽取1件单位产品，通过检验该抽取商品的质量特性，假定发现其为不合格商品，则有95%以上的把握判定该商品监督总体（子总体）不合格。
2 抽样检验程序
2.1 监督抽样检验对象及质量特性
2.1.1 抽样检验的商品类别：休闲服装。
2.1.2 抽样检验的各类商品的检验项目及分类分别见表1和表2。
2.2 监督总体
本次抽样检验的监督总体为××省流通领域与抽取样本标称相同生产者、相同款式的休闲服装商品集合。本次抽样检验的监督子总体为监督总体中由单个销售者销售的同款商品集合。
2.3 抽取样本
从同厂家（或同品牌）、同型号的产品中，随机抽取2组样本;其中1组用于检验，1组用于备样。
2.4 样本检测
检验工作应当依据国家法律法规以及强制性国家标准、强制性行业标准、强制性地方标准、企业在产品或包装上明示采用的产品标准或企业标准和国家有关规定进行质量判定。商品包装明示采用企业标准或者做出质量承诺的，可以依据商品包装明示采用的企业标准或者质量承诺进行商品质量判定。商品包装明示采用的企业标准或者做出的质量承诺低于强制性国家标准、强制性行业标准、强制性地方标准或者国家有关规定时，以强制性国家标准、强制性行业标准、强制性地方标准或者国家有关规定作为商品质量判定依据。各抽查对象的检验依据为：GB 18401―2010《国家纺织产品基本安全技术规范》、FZ/T 73020―2012《针织休闲服装》、FZ/T 81007―2012《单、夹服装》，以及经备案现行有效的企业标准及产品明示质量指标和要求或其他相适应的产品标准。
2.5 检测结果判定
本次抽检依据休闲服装各检验项目的质量特性将其分为计数型和计量型，其中，计数型质量特性为耐水色牢度、耐汗渍色牢度、耐干摩擦色牢度和可分解致癌芳香胺染料（该项目为计量型量值，但考虑考核时仅关注其是否合格，大于20mg/kg的含量即为严重不合格，因此用计数检验对其进行考核）;甲醛、pH值为计量型质量特性。根据不同质量特性值的特点，收集有代表性的检验数据，并计算相应的标准差（该标准差应能反映纺织服装行业大多数生产者的质量控制水平），结合不符合系数对其不符合的严重程度进行划分。
2.5.1 计量型质量特性
2.5.1.1 规范限
将商品包装上标示或以其他方式标示或承诺的质量要求，或产品标准规定的质量要求作为该商品的上规范限USL与/或下规范限LSL。
2.5.1.2 监督限
监督限由式（1）和（2）计算：
上监督限：UAL=USL+cσ，c≥0 （1）
下监督限：LAL=LSL-cσ，c≥0 （2）
规定本次检验中各质量特性的容忍系数c、质量特性值标准差σ、不符合系数k1和k2如表3所示。
由此可得各商品的各质量特性判定划分的界限值见表4。
2.5.2 计数型质量特性
根据计数型质量特性对商品整体质量的影响程度，分为重要质量特性、较重要质量特性和次要质量特性，若计数型质量特性不合格，依次划分为严重不合格、较严重不合格、轻微不合格三类，本次抽检休闲服装的计数型质量特性中可分解致癌芳香胺染料为重要质量特性，耐水色牢度、耐汗渍色牢度和耐干摩擦色牢度均为较重要质量特性。
2.5.3 对样本单元的判定
依据所检相关质量特性的重要程度及检测结论，对样本单元进行综合判定。对于不合格的样本单元，判定结果分为A类不合格、B类不合格、C类不合格和D类不合格四类。
在样本单元上，存在有重要计数型质量特性不合格或重要计量型质量特性严重不合格，判定样本单元为A类不合格;存在有较重要计数型质量特性不合格，或重要计量型质量特性较严重不合格，或较重要计量型质量特性严重不合格，判定样本单元为B类不合格;存在有次要计数型质量特性不合格，或重要计量型质量特性轻微不合格、较重要计量型质量特性较严重不合格，或次要计量型质量特性严重或较严重不合格判定样本单元为C类不合格;存在有较重要计量型质量特性轻微不合格，或次要计量型质量特性轻微不合格，判定样本单元为D类不合格。
2.6 复检
当休闲服装的经营者或生产者对抽样检验结果有异议时，可申请复检。复检应在重复性条件、中间精密度条件或再现性条件下进行。最终报出结果的方法见GB/T 16306―2008《声称质量水平复检与复验的评定程序》。当原样被破坏无法进行复检时，应在抽样留存的备样上进行重现性测试。依据GB/T 2886―2012《商品质量监督抽样检验程序 具有先验质量信息的情形》规定本次抽检只允许对样本检验结果异议的复检，不得进行重新抽样检验。
2.7 对监督总体的判断
所检样本单元为A类不合格，出具“监督/核查总体严重不合格”结论;所检样本单元为B类不合格，出具“监督/核查总体较严重不合格”的结论;所检样本单元为C类不合格，出具“监督/核查总体轻微不合格”的结论;所检样本单元为D类不合格，出具“监督/核查子总体轻微不合格”的结论;样本单元所检项目合格，出具“样本所检项目未发现不合格”的结论。
2.8 检测结果的出具
抽检结果未发现所检项目不合格的，出具本次抽检样本所检项目合格的结论。检验结果发现所检项目不合格的则判定为本次抽检监督总体或监督子总体不合格。
具体结论格式如下：
（1）样本合格：样本单元所有项目均合格，判定为样本所检项目合格。
检验结论出具为：样本所检项目未发现不合格。
（2）监督总体不合格：样本单元为C类及C类以上不合格时，判定为监督总体不合格。
检验结论出具为：样本所检项目（1.……;2.……）不符合标准（或声称）要求，根据抽样程序及本次抽样检验方案，判定该商品监督总体严重（较严重或轻微）不合格。
（3）监督子总体不合格：样本单元为D类不合格时，判定为监督子总体不合格。
检验结论出具为：样本所检项目（1.……;2.……）不符合标准（或声称）要求，根据抽样程序及本次抽样检验方案，判定该商品监督子总体轻微不合格。
3 结论
GB/T 28863―2012基于对监督对象先验信息的了解，将小概率原理运用到监督抽样检验当中，通过样本推断总体，犯第一类错误的概率极小（不超过5%），既做到了抽取的样本很少，又能确保检验结论的准确性。将该标准用于服装商品质量监督抽样检验大有裨益。首先，明确监督总体，将不合格程度具体划分，对于判定为核查总体不合格的商品有着明确、合理的处罚依据。其次，抽取样本量少，大大减少人力、物力，提高监督效率，减少资源浪费。第三，对抽检样本合格的情况，不对其总体作出合格的判定，结论更加科学、合理。
参考文献：
[1] 于振凡等.产品质量抽样检验[M].第二版.北京：中国标准出版社，2008：10-13.
[2] 顾业青，冯丽兵. 正确使用监督抽样检验标准[J].中国质量技术监督，2013， 31（8）：64-65.
[3] GB/T 28863―2012 商品质量监督抽样检验程序 具有先验质量信息的情形[S].
一、物证技术的概念和内容
物证，是指能够以其外部特征，物质属性、位置以及状态证明案件真实情况的各种客观存在的物品、物质或痕迹。物证作为证据体系中的一个大类，在刑事、民事、行政诉讼及行政案件中均广泛存在，在诉讼、行政执法等活动中占有重要地位。随着科学技术在司法证明活动中的广泛应用，在现代司法程序中，物证已经成为证明案情的重要手段，在各种事实证明方法中居于首要地位。
物证作为物质相互作用过程的记录客体，在各类案件中均广泛存在，通过对物证储存信息的正确解读，可以证明案件的真实情况。物证具有比人证更强的客观性和稳定性，即使鉴定结论出现偏差和错误，还可以通过补充鉴定、重新鉴定甚至重新勘验现场等措施来纠正，可以说，物证是查明、证明案件事实的基石。物证对科学技术具有很强的依赖性，需要物证技术专家来识别、检验和鉴定，才能提取出丰富的案件信息，为司法和行政办案服务。而识别、提取、固定、鉴定物证的技术手段，即为物证技术。
物证技术，是对案件中各种物证所进行的识别、记录、提取、保管、检验和鉴定的科学技术的统称。长期以来，公、检、法、司等部门及学者从各自角度对解决专门性问题的技术进行命名，如“刑事技术”、“检查技术”、“司法鉴定”或“法庭科学”等。笔者认为物证作为案件中普遍存在的证据类型，各个领域都需要运用科学技术来识别、提取、保管、检验、鉴定各类物证。这类技术在科学本质上没有什么区别，不应由于使用主体的不同而改变。因此，笔者认为上述可统称为物证技术。
物证鉴定结论是具有专门知识的人提供的一种科学的判断，具有较强的证明力和可信性，但同时，由于受到送检材料、技术能力、设备条件、主客观条件方面的限制，其科学性、准确性可能受到影响，甚至可能存在虚假性。因此，办案人员应当认真审查鉴定结论，查明事实真相，正确适用法律。根据法律、法规的规定，对专门问题的鉴定，凡是要求由法定鉴定机构进行的，鉴定必须由相应的法定鉴定机构进行，其他专业鉴定部门无权鉴定。送鉴材料是鉴定的前提和对象，也是鉴定结论形成的基础。如果送鉴材料不充分，则难以作出鉴定结论，或只能得出不准确的鉴定结论。如果送鉴材料不真实，则只能得到错误的鉴定结论。对于违法获取的物证，鉴定机构有权拒绝鉴定。审查鉴定人是否具有解决专门性问题所具备的知识、技能和经验，具体可以从鉴定人所从事的专业教育，从事鉴定的年限、专长、经历以及专业技术职称、鉴定成效及科研成果等方面来考察。审查物证鉴定结论的论据是否科学、充分，推论是否合理，是以一定的科学成果为依据的。正确的物证鉴定结论应该与在案的其他证据之间相互协调、呼应，若有矛盾就应重新审查、核实鉴定结论和其他证据。因此需要与案件的其他证据结合起来，进行对照分析和比较，作出正确判断。必要时可进行复核鉴定、补充鉴定和重新鉴定。
二、物证技术在工商行政管理执法办案中的应用
(一)工商行政执法领域中常见的物证
1、商品物证。工商机关监管流通领域内的商品质量，各种商品都有可能成为物证。如涉及消费者权益保护案件中商品的质量是否合格，涉案商品是否属假冒、伪劣商品等。
2、文书物证。在经济违法案件中，常常需要鉴定涉案合同书、决议书等文件中印章、签名的真伪；显现会计资料中的被涂改字迹，鉴定印章与签名的顺序等。
3、视听资料和电子物证。视听资料作为一种动态证据，可以直观重现案件的全部及部分事实。具有其他证据不可比拟的优点。然而，视听资料同时具有易变性，由于各种各样的原因而发生改变，从而可能丧失证据的作用。如易被当事人篡改、易受电磁场的影响而消磁等。网络虚拟经济日益发展，网络经营主体及经营行为还需规范。网上商标、广告行为的监管需要有效识别、跟踪各类网络信号。视听资料和电子物证的检验，需要运用现代信息技术手段鉴别视听资料是否被篡改、恢复受损的数据、来源追踪、模式识别技术等。
4、生物、化学物证。随着《食品安全法》的公布实施，食品安全成为工商行政管理机关流通领域商品质量监管的重点领域之一。定期进行食品质量抽查及处置突发食品安全事故，都需要对相关食品进行检验。
(二)工商执法人员获取物证的途径、方法
依据法律的规定和办案的实践，工商机关获取物证的方法和手段一般包括：
1、当事人提供。在行政裁决案件或其他类型案件中，为了自身的权益，当事人往往会主动向工商机关提供有关物证。
2、主动调取。工商机关认为某人或某单位可能保管有关的物证，可以主动向有关人员或部门调取物证，有关人员和部门应当配合。
3、现场检查、勘验。对于存在现场且有勘验价值的案件，必须及时、全面、细致、客观的进行现场勘验、检查，运用各种技术手段提取、固定、记录物证。如对生产假冒伪劣商品的工厂进行检查时一定要注意提取、固定违法产品、原料、包装物及商标等物证。现场勘验、检查是获取物证的最主要途径。
4、扣押、登记保存。对于在现场勘验、检查中发现的物证。根据法律的授权，可以采取扣押或登记保存的手段获取物证。扣押、登记保存往往与现场勘验、检查结合进行。执法人员在实施扣押、登记保存措施时，要注意两个问题：一定要有见证人在场并签字。一定要由当事人签字或注明不签字的原因，才能保证物证的关联性和真实性。
(三)工商执法办案中的常用物证技术
工商机关作为行政执法机关，承担监管流通领域商品质量、食品安全、消费者权益保护、反垄断与不正当竞争执法、查处违法广告、商标侵权案件等职责。随着社会和科技的进步，经济违法行为日益科技化，违法手段日益隐蔽化和复杂化。案件查办难度不断加大，过去办案中传统的眼看、手摸、鼻闻的经验式监管逐步向以高科技手段为依托的现代化监管转变，努力实现执法现代化，建设“科技工商”，已经成为历史的必然选择。其次，随着我国法制建设和民主进程，公众的权利意识不断增强，对执法提出了更高的要求。因此，如何运用现代物证技术为执法办案服务，提高执法能力和水平，成为当前工商执法办案工作进一步发展急需解决的重大课题。工商执法办案中的常用物证技术包括：
1、商品质量、真伪鉴定。在商品质
量监管和消费者权益保护案件中。常常需要对涉案商品是否达到一定标准或商品、标示的真伪做出鉴定。工商机关应当委托质量检验机构进行鉴定。
2、食品安全检测。目前，《食品安全法》已公布实施，工商机关作为重要执法机关之一，依法监管流通领域内的食品安全。必须对流通领域食品的质量进行定期不定期的检测。主要技术手段有现场快速检测技术、实验室仪器分析技术、生物检验技术等。
3、文书检验。在经济活动中，文件被大量用来记录事实、证明身份等。因此，文件常常作为证据在案件中使用。当涉案文件被伪造、编造，而需要确定真伪时，就需要运用文书检验的手段对涉案文件进行检验，以查明案件事实。常用技术有笔迹鉴定、印章印文鉴定、文书形成时间检验等。
4、物证成分、含量鉴定。如流通领域中的食品中是否有违禁添加剂及其含量。各种商品中甲醛的含量是否超标等。
5、商品制作工艺鉴定。工商机关在查办案件过程中，往往需要对某些商品制作工艺进行鉴定。如对涉嫌拼装的套牌汽车进行鉴定等。
6、电子物证技术。随着计算机和网络技术的广泛应用，网络经济也获得了迅猛发展。网上交易、广告等经济行为日益普遍。网络经营违法活动也日益增多，使得电子物证技术成为必然。工商机关承担网络交易进行规范、监管的职责，必须了解电子证据的提取、固定及鉴定技术。所谓电子物证技术，就是对在利用电子载体进行违法犯罪活动中的各种证据进行收集、固定、审查和确认，它包括涉案计算机现场勘查、搜查与扣押、网络监控、邮件监控、技术鉴定等多种活动技术的总称。
(四)物证技术对工商执法办案的作用
1、对物证进行分析、检验，为查明案件事实。重建案件现场提供客观依据。案件一般是过去发生的事件，办案人员往往无法直接感知那些与案件有关的重要事实，只有通过各种证据来查明或重建案件事实。物证是查明事实的重要依据，通过对物证进行分析检验，可以提供有关案件事实信息，如案发时间、地点、过程、原因、结果以及涉及的人或物等，为执法人员确定案件性质、深入推进案件调查、结案提供有价值的信息。
2、可以提取、记录、固定、保管物证。工商机关办理的案件中，有相当一部分案件中可能存在物证。但由于执法人员缺乏物证意识和未掌握物证技术手段而未能及时提取、固定，致使案件查办工作难以进行甚至陷入僵局。有时即使提取了物证，但由于提取的物证缺乏代表性或未达到一定的数量或保管不当腐败变质而失去鉴定的条件。因此，工商执法人员必须增强物证意识，掌握基本的物证技术方法和手段，才能更好地做好执法办案工作。
3、可以鉴定物证，提供证明案件事实的法定证据。物证是“哑巴”证据，其携带的案件信息需要专业人员通过分析、鉴定来解读，才能充分发挥证明作用。工商执法人员不仅要自己查明案情，完成自向证明，在行政诉讼程序中还要用证据向他人证明案件事实。一般而言，行政程序中的各种物证材料就是诉讼中的法定证据。通过物证技术手段对涉案的物证进行检验鉴定并出具鉴定结论，可以为案件的顺利进行提供具有较强说服力和证明力的证据。
4、可以审查、印证其他证据。一起案件中往往存在多种证据，由于物证的可靠性更高，证明力更强。物证在执法活动中往往可以作为审查和印证证人证言、当事人陈述的真实可靠性的重要手段。
三、树立物证意识。实施“科技工商”战略
(一)工商行政管理机关物证技术的现状
1、目前，工商执法人员普遍缺乏物证意识，对物证的重要性认识不足，不了解基本的取证、检验手段。表现在对物证的认识仅限于较为明显的物品等，现场勘验、检查中仅仅提取看得见的物证，缺乏深入勘查现场的能力和技术手段，使得本应提取到的物证没有提取，可能使案件查处工作陷入僵局。部分执法人员在办案中以“人证”为核心，过分依赖调查访问和证人证言，有时可能侵犯当事人的人权，甚至变相对当事人逼取证言。不仅可能由于非法获取当事人陈述而被法院排除，还严重损害党和政府的形象，与法制文明的发展方向背道而驰。有相当部分执法人员认为物证鉴定应属质检等部门的事，工商机关只需提取检材送交检验，完全依据检验结果对案件作出相应处理，而根本不对鉴定结论进行审查判断。有些工商执法人员随意提取、保管检材，致使检材缺乏代表性或未达到一定的量或者腐败变质而导致失去鉴定条件或导致产生错误的鉴定结论。
2、缺乏技术专业人员、经费和设备。目前，只有在北京、上海等少数城市的工商机关配备了食品安全检测车，并招录了技术人员，专职从事食品物证检验、鉴定工作。北京海淀区工商局还与某物证鉴定机构建立长期合作关系。但全国大部分地区的工商机关没有任何物证检测设备和技术人员，更不可能获得实验室认可。
3、法制建设仍需加强。作为规范行政执法基本法律的行政程序法的立法工作也进展维艰。有关物证及物证鉴定的规定也很不完善。
(二)实施“科技工商”战略是实现工商行政管理现代化的必由之路
“科技工商”，就是要在工商行政管理的各项工作中，充分运用现代科学技术，实现工商行政管理工作的现代化。其中涉及的技术手段主要包括现代信息技术和现代物证技术。
随着科技技术的不断发展，科学技术在工商行政管理工作中发挥着越来越重要的作用。它不但改变着管理模式。而且改变着执法人员的思想观念、监督方式、服务观念，提升了办案能力和执法人员的素质。
工商执法人员尤其是各级领导干部要深刻认识执法工作面临的新形势，增强物证意识，牢固树立“科技工商”战略的理念。
但是，目前工商执法人员普遍缺乏科技意识，没有运用先进的物证技术调查取证的意识。一些执法人员不愿意接受先进的科学技术，对科学技术本身具有排斥心理等。这些现象的存在最重要的因素是有些执法人员的“科技工商”意识不强，只有提高他们的物证意识，才能更好地实施“科技工商”战略。实践证明，实现工商行政管理工作的现代化，必须走“科技工商”之路。这是科技发展到今天的时代呼唤。也是工商行政管理工作的历史性选择。
首先，领导要做“科技工商”的领头人。科学技术在工商工作的应用，涉及各个领域、各部门，涵盖工商工作的方方面面，涉及执法人员思想观念的转变，是一项庞大、复杂的系统工程。各级工商机关的领导按照推进“四个转变”、实现“四高目标”的要求，要充分认识到“科技工商”战略的伟大意义。要经常深入基层组织调研、检查、指导和督促“科技工商”战略的落实，从组织上提供有力的保障。领导要带头学习科技知识，带头应用科学技术，做“科技工商”的领头人。
摘要:江西的对外贸易和外商直接投资都取得了较快的发展。利用最新时间序列数据，通过回归分析和Granger因果检验方法，对江西对外贸易与外商直接投资之间的相互关系进行实证分析，认为江西对外贸易与外商直接投资尽管能够相互促进，但它们之间并不存在因果关系。 关键词:江西;贸易投资一体化;实证;对策 改革开放以来，江西对外贸易和外商直接投资取得了较快的发展。从表面上直观地来看，江西对外贸易和外商直接投资呈现着较强的相关性，但是它们之间是否又存在着因果关系?本文将利用过去20多年的时间序列数据，对江西贸易投资一体化的现状进行实证分析，并提出相应对策建议。 一、相关研究回顾 贸易投资一体化是指对外贸易与直接投资同时存在或融为一体，微观上两者有分工又有共同的行为目标，宏观上二者高度融合、相互依赖、共生发展(陈阳和王延明，2007)。国内外对贸易投资一体化的研究主要集中于两者之间的关系方面。由于传统国际贸易理论是建立在新古典主义的分析框架之中，而早期的国际直接投资理论则以市场不完全性作为分析问题的前提。因此，传统的国际贸易理论与国际直接投资理论是相互独立的，国际贸易理论通常不分析国际直接投资问题，国际直接投资理论也不研究国际贸易问题。现代的国际贸易理论和国际直接投资理论都试图扩大自己的研究范围和对象，出现了贸易理论与投资理论的融合与交叉(张天桂，2004)。美国哈佛大学教授Vernon(1966)的产品周期理论较早地把国际贸易和国际直接投资纳入同一分析框架，但真正尝试建立一种将二者有机地联系起来的是邓宁的国际生产折衷理论，它使国际直接投资理论与国际贸易理论得到进一步的融合。迄今为止，理论上已经形成了Mundell(1957)的替代论、K.Kojima(1977)的互补论、Patrie(1994)的不确定论三种关于外商直接投资与对外贸易关系的不同观点。 国内外学者对外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的经验检验。除早期的实证研究和部分行业研究证明了贸易和投资的替代关系以外(Adler and Stevens，1974;Gopinath eta1.，1999)，大多数实证研究都支持投资与贸易的互补关系。R.E.Lipsey and M.Y.Weiss(1981)、G.C.Hufbauer(1994)、Gramham(1996)等学者分别对美国上世纪七、八十年代以来的对外直接投资总量与出口总量作比较，结果发现，在整个时间跨度中，出口总量与对外直接投资总量一直保持着正相关关系。Gokdberg and Klein(1998)、Eaton and Tamura(1994)分别采用引力模型、回归模型进行研究，都证实日本对外直接投资对商品进出口起到了促进作用。Blomstrom、Brenton、Narula and Wakelin等分别用发达国家的数据对FDI与东道国对外贸易的关系进行了实证研究，结果都认为外商直接投资与东道国的出口竞争力高度相关。Nakamura等和Maryamiti等分别于1998年和2000年对FDI与国际商品贸易间的关系进行了经济计量检验，也均认为两者呈互补关系。 20世纪90年代以来，国内学者对中国外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的研究，普遍认为外商直接投资与我国对外贸易呈现出相关关系，FDI对我国的进出口规模及结构优化有较大的促进作用。如江小涓(2002)首次对FDI与我国产品出口竞争力的关系进行的定量研究认为，FDI有利于优化我国的出口商品结构，提高出口商品的竞争力。陈继勇和秦臻(2006)对1992年至2011年外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的影响进行了实证分析，结果表明，外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的增长均存在长期且显著的促进作用。当然，学者们的研究结果也并非完全一致，如Goldberg and Klein于1998年的另一实证研究发现，美国在拉丁美洲的直接投资减少了双边贸易额，两者呈替代关系;史小农(2004)采用协整分析方法认为长期内FDI流入对我国商品进出口都存在显著的促进作用，但短期内对出口的影响不显著。 综观国内外的相关研究成果，大多数学者都是从国家宏观层面来对贸易与投资关系进行研究，而就我国各地区的相关研究较少，虽然有部分学者对江西开放型经济发展进行了一些探讨，但迄今为止还没有对江西贸易投资一体化的深 入研究。因此，本文希望通过对江西贸易投资一体化的相关研究能给学者们一些有益的启示。 二、江西贸易投资一体化的实证分析 (一)外商直接投资促进对外贸易的实证分析 1.外商直接投资促进对外贸易发展的直接效应。尽管江西外商直接投资企业的进出口贸易占总贸易的比重还较小，但是这一比重呈现上升趋势，能够在一定的程度上直接带动江西的进出口贸易的扩大，回归分析也证明了这一点。 (1)江西外商直接投资企业进出口规模不断扩大，在对外贸易总额中所占比重不断提高，将直接带动江西对外贸易的发展。从图1可以看出:第一，近些年来，江西外商投资企业进出口规模不断扩大。从1995-2007年，江西外商投资企业进出口总额从2.0亿美元增加到49.7亿美元，增加了24倍，年均增长率为30%;尤其是近几年发展较快，从2002年到2007年6年时间增加了45.6亿美元，年均增长率为62.5%。第二，江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重有所上升。江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重由1995年的11.9%增加到2007年的52.6%，13年增加了40.7个百分点。从1999年开始，这一比重大多维持在1/5以上，1999-2007年年均比重为25.5%。因此，江西不断增长的外资企业进出口总额及其所占比重在一定程度上直接推动了对外贸易的发展。 (2)回归分析显示，江西外商直接投资能够直接促进对外贸易的发展。为了进一步考察江西外商直接投资对外贸的直接作用，本文利用江西1987-2007年的时间序列数据，以进出口总额(TR)、出口额(EX)、进口额(IM)为被解释变量，以外商直接投资(FDI)为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出: 第一，外商直接投资对江西对外贸易有一定的促进作用，且对进口的作用大于对出口的作用。从1987-2007年，江西外商直接投资与进出口、出口、进口之间有着密切的线性关系。外商直接投资的边际贸易倾向、边际出口倾向和边际进口倾向分别为0.34、0.28和0.51，即外商直接投资每增加1%平均导致对外贸易、出口和进口分别增加0.34%、0.28%和0.51%。可见，外商直接投资对进口的作用大于对出口的作用。 第二，外商直接投资促进江西对外贸易的作用有不断加强的趋势。通过分别对1987-2007和1987-1999两个不同时期的外商直接投资对外贸的回归可以看出，无论是进出口总额，还是单独就出口和进口而言，1987-2007年的边际倾向都要大于1987-1999年的边际倾向。1987-1999年外商直接投资边际进出口倾向、出口倾向和进口倾向分别为0.25、0.24和0.30，都明显小于1987-2007的边际倾向，说明近几年(2000-2007)江西外商直接投资对进出口、出口和进口的作用有所加强。 2.外商直接投资促进对外贸易发展的间接效应。为了考察江西外商直接投资对外贸的间接效应即对进出口商品结构的影响，本文依据江西1987-2007年的时间序列数据，分别以初级产品出口额(EXP)、工业制成品出口额(EXI)、初级产品进口额(IMP)、工业制成品进口额(IMI)为被解释变量，以外商直接投资额(FDI)为解释变量进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出:江西外商直接投资有利于优化出口商品结构，对进口商品结构影响不大。 (1)从出口商品结构来看，江西的外商直接投资(FDI)与工业制成品出口(EXI)之间有着密切的线性关系，江西工业品出口对外商直接投资的平均弹性为0.29，说明外商直接投资每增加1%，平均导致工业品出口约增加0.29%;而江西的外商直接投资与初级产品出口(EXP)之间的回归系数没有通过显著性检验，说明江西外商直接直接投资还不能促进初级产品的出口。因此，江西外商直接投资对制成品出口的作用明显大于对初级品的作用，有利于优化出口商品结构。 (2)从进口商品结构来看，江西的外商直接投资(FDI)与初级产品进口(IMP)、工业制成品进口(IMI)之间都有着密切的线性关系，初级品进口和工业品进口对外商直接投资的平均弹性分别为0.41和0.49，说明外商直接投资每增加1%，平均导致初级产品进口和工业品进口分别增加0.41%和0.49%， 两者相差不大，说明江西外商直接投资对进口商品结构影响不大。 (二)对外贸易促进外商直接投资的实证分析 为了进一步考察江西对外贸易对外商直接投资的促进作用，本文同样依据江西1987-2007年的时间序列数据，以外商直接投资(FDI)为被解释变量，分别以外贸总额(TR)、出口(EX)、进口(IM)为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出，各回归结果的R2值、F检验值和T检验值都比较显著，说明回归效果较好。我们可以得到如下结论:(1)江西对外贸易对外商直接投资有较大的促进作用。(2)江西对外贸易促进外商直接投资的作用有不断下降的趋势。 (三)对外贸易与外商直接投资的相互关系分析 从以上分析可以看出，江西外商直接投资促进了对外贸易的发展，而对外贸易对外商直接投资也有一定的推动作用。但是，它们之间能够相互促进是不是就意味着两者具有因果关系呢?本节将通过格兰杰因果检验来考察两者之间的因果关系。 1.研究方法和数据来源。 (1)Granger因果检验是检验经济变量之间因果关系的一种常用方法。因果检验认为，如果X是Y的Granger原因，但Y并不是X的Granger原因，则X的过去值应该能够帮助预测Y的未来值，但Y的过去值不应该能够帮助预测X的未来值。因此，Granger因果性检验一个变量在多大程度上可由一个变量自身的过去值来解释以及加入其它解释变量的过去值，能否增加解释力度。根据Granger因果分析的假设前提，所分析的数据要求是平稳的时间序列，因此在进行因果关系检验之前先要进行平稳性检验即单位根检验。 (2)本文的样本区间为1987年至2007年，所有数据来自于《中国对外经济贸易年鉴》及《国家商务年鉴定》(1988-2008)。由于4个变量大体上都具有指数特征，为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。 2.实证结果分析。 (1)变量的平稳性检验。本文采取扩充迪基-富勒检验即ADF检验来进行平稳性检验，原始序列的ADF值均大于临界值，说明原始序列都是非平稳序列;而一阶差分以后的ADF值均小于5%、10%显著水平的临界值，说明序列经过差分后达到平稳，因此，可用其一阶差分进行因果关系检验。 (2)因果关系检验。由于进行格兰杰因果检验的前提是序列必须是平稳的，因此我们用4个变量的平稳序列即一阶差分序列通过Granger因果关系检验法来进行检验。从检验结果看出，江西外商直接投资无论是与进出口贸易总额，还是单独与出口贸易和进口贸易之间都不存在Granger因果关系。这说明尽管江西外商直接投资能够在一定程度上促进对外贸易的发展，对外贸易也能够在一定程度上促进外商直接投资的进入，但是由于江西的对外贸易与外 商直接投资的总量毕竟相对还较小，并不能构成彼此发展的主要原因。 三、结论与对策建议 通过以上实证分析，本文得出如下结论和建议: 第一，江西对外贸易与外商直接投资之间具有一定的相关关系，能够相互促进。一方面，江西外商直接投资不但可以直接促进对外贸易的发展，而且回归分析显示，这种作用正在不断加强;同时，江西外商直接投资能够改善出口贸易结构，但对进口贸易结构影响不大。另一方面，江西无论是出口贸易、进口贸易，还是进出口贸易总额都对外商直接投资有较大的促进作用，但这种作用正在不断减弱。 第二，尽管江西对外贸易与外商之间有相互促进作用，但它们之间不存在因果关系。因果检验告诉我们，江西对外贸易与外商投资之间没有因果关系。这说明:一方面，江西利用外商直接投资总额还太小，而且外商直接投资的进出口额占江西进出口额的比例也较小，其对江西对外贸易的直接作用并不是很大;同时由于引进外商直接投资的质量不高，其外溢效应也没有充分的显现出来。另一方面，江西的对外贸易发展也相对落后，外商直接投资进入考虑更多的是江西的软硬环境、优惠政策、市场规模等等，而不是其对外贸易的发展程度，因此对外贸易也不是江西外商直接投资进入的主要动力，不能构成其Granger原因。 第三，要努力协调外贸与外资政策，促进江西外贸外资共同发展。在目前国际贸易和国际直接投资的关系日益密切的形势下，对外贸易与外商直接投资已经成为一个国家或地区开放型经济发展的最为重要的两个密不可分的组成部 分。一个国家或地区在实施对外开放和发展开放型经济时不可仅仅偏爱于任何一个方面，而要两者并举。要努力克服外贸与外资发展过程中的不协调因素，使其同步发展，逐渐实现一体化。因此，江西在制定经贸政策时，就必须要使外资政策和外贸政策协调一致，这样才能发挥政策的合力，才能实现外资政策与外贸政策的高度结合。目前主要通过外商直接投资促进对外贸易的发展。具体可以包括:第一，由于外资企业的进出口是对外贸易的一个重要组成部分，因此可以通过扩大外商直接投资规模来提高江西外贸的规模。第二，由于外商直接投资企业的加工贸易所占的比例要大于一般贸易所占比重，而且要远远高于内资企业的加工贸易比重，因此可以通过促进外商直接投资的进入来提高江西加工贸易的比重，改善贸易方式结构。第三，引导外商直接投资更多地进入资本和技术密集型行业，也将会提升江西产业结构，从而提高国内企业的出口竞争力，改善出口商品结构。第四，逐渐实现外商直接投资来源多元化，可以扩大江西的外贸渠道，有利于推动江西的出口市场多元化。
关键词：房地产价格；影响因素；实证分析；辽源市
中图分类号：F293.3 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）04-0169-03
一、研究目的及意义
2009年以来，辽源市房地产市场保持健康稳定发展，房地产开发投资和建设面积增长；房价总体保持增长，但绝对值不大，处于“价格洼地”；房屋销量增加，房屋交易比较活。但与全国其他城市相比，总量不大，增速不快，还处于发展的初级阶段，未来的发展空间还很大，房地产业正在逐渐成为辽源市的重要产业之一。对房价波动影响因素进行实证研究，可以为当地政府进行宏观调控提供依据，为消费者提供信息支持，为房地产开发企业项目运作和银行信贷管理提供参考，其不仅具有一定的理论价值，更可以为解决现实问题提供决策参考。
二、模型的建立及统计和计量检验
（一）理论依据与模型
本文在许多专家学者的研究基础上，结合辽源市的具体情况，选取了对辽源市房地产价格影响较大的六个经济指标，分别为：年末总人口、人均可支配收入房地产开发投资额、人均生产总值、土地交易价格和商品房竣工面积。为此设定了如下对数形式的计量经济模型：
Y=C+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6
其中，6个自变量为：年末总人口（万人）X1，人均可支配收入（元）X2，房地产开发投资额（万元）X3，人均生产总值（元）X4、土地交易价格（元/平方米）X5和商品房竣工面积（万平方米）X6，因变量Y为商品房平均售价（元/平方米）。
（二）数据来源及整理
本文的数据用了2000—2010年辽源市商品房平均售价、年末总人口、人均可支配收入、房地产开发投资额、人均生产总值、土地交易价格、商品房竣工面积。各指标数据全部是已公布原始数据。因为选取的指标较多，给出各指标的原始数据如下表，以便于验证。
（三）模型建立
1.多重贡献检验
根据逐步回归法的基本思想进行第一步回归，建立一元回归模型：
由表可知，各个系数的t值均未通过检验，说明各变量之间存在多重贡献性。
下面采用逐步回归法检验和解决多重贡献性问题。通过逐步回归后发现，人均生产总值X4表现了良好的正相关性，并且通过了相关的检验，被留了下来，其SIG 值、F 值、VIF 值都符合检验标准。因此建立的回归模型为：
y=1 005.683+0.036414X4
2.自相关检验
如果大部分点落在第Ⅰ、Ⅲ象限，表明随机误差项存在着正自相关。如果大部分点落在第Ⅱ、Ⅳ象限，那么随机误差项存在着负自相关。由该散点图可见，ET与ET（-1）不存在明显的线性关系，故不存在自相关。
3.异方差检验
为了检验模型，选用Eviews 软件进行White检验以检查是否存在异方差，得出White检验结果如下：
由表3可以看出，nR2=14.66216，在α=0.05 下，查分χ2布表，得到临界值χ2 0.05（9）=16.9190，比较计算χ2的统计量与临界值，因为nR2=14.66216
y=1 005.683+0.036414X4
三、模型的实证分析及实证检验
（一）2011年商品房平均售价预测检验
以下我们用2011年的各项数据（见表4），通过以上的方程检验2011年的商品房平均售价是否一致。
商品房平均售价=1 005.683+0.036414*人均生产总值
预测得2011年辽源市商品房平均售价为2 492.91元/平方米，与2011年实际商品房平均售价仅相差120.09元，实证分析证明我们用逐步回归模型计算得出预测辽源市商品房平均售价，相对准确。
（二）2012年商品房平均售价的预测
笔者预计2012年辽源市人均生产总值会增加，预测人均生产总值将达到50 000元以上，商品房平均售价至少为2 826.38元/平方米。
四、结论
据以上分析，人均生产总值是房地产价格的代表性影响因素。人均生产总值对房地产价格的影响是正的，系数为0.036414。其经济意义为，当人均生产总值增加1元时，商品房平均售价将增长0.036414元/平方米。然而，由2000—2010 年辽源市各项相关指标的数据建立起的线性回归模型仍然存在着样本不足等一些局限性问题，房地产开发投资额、人均可支配收入和土地交易价格并不能排除影响辽源市市商品房价格的可能。
参考文献：
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针对跨境电子商务监管困境，构建非合作博弈模型，并阐述检验检疫局和跨境电商的博弈期望收益，提出基于博弈的监管策略的选择方法.通过动态调整优化检验次序，解决了检验检疫局监管多个跨境电商的行政资源分配问题.该方法可激励企业诚信通关，促进跨境电子商务贸易的健康发展.
关键词：
跨境电商；博弈模型；监管策略
中图分类号：F740.43；F224.32
文献标志码：A 收稿日期：20151203 修回日期：20160323
0引言
跨境电子商务作为国家推动经济一体化、贸易全球化的技术基础，具有非常重要的战略意义.它不仅冲破了国家间的障碍，使国际贸易走向无国界贸易，而且也冲击着传统的检验检疫监管模式.跨境电商作为新的贸易方式，因其碎片化运作、匿名性、缺乏事前监督以及不诚实申报等各种因素，使得检验检疫监管风险剧增.多数跨境电商个人或经营者不具备报检经营资质，如果按照一般货物监管模式设置报检批和抽查率，手续繁杂、费用高，整个检验周期可能让消费者逐渐失去耐心，检验检疫现场监管人员亦不堪重负，通关成本显著上升问题将更加突出.此外，检验检疫标准门槛难以跨越，进口商品需经检验检疫合格后方可销售使用，而跨境电商涉及世界各国门类繁多的商品，很多商品的国内外标准不一致将导致跨境电子商务活动无法有效开展.以上海口岸为例，有十几家企业经营跨境电商贸易，主要商品为食品、化妆品和母婴用品等日常用品，种类超过十万种.在行政监管资源有限的情况下，根本无法沿用传统管理模式来完成跨境电商监管工作.目前，跨境电商监管方案概括为：在假定商品质量合格的前提下，实施跨境电商“事前备案、事中监管、事后追溯”的电子化闭环监管方式，而“事中监管”是检验企业是否合法诚实经营跨境电子商务的关键环节.在行政监管资源有限的情况下，事中监管阶段的行政资源分配有效性问题和监管策略选择问题是研究重点.
最早尝试利用博弈理论来构建监管策略模型的是DRESHER[1]，其原始模型主要研究了监管人与被检验人之间的零和博弈问题.MASCHLER[2]优化了监管博弈模型，并对监管领域的博弈问题进行了深入研究.HOHZAKI[3]讨论了海关与走私者之间的多阶段博弈模型，主要研究了信息不对称的不完美信息博弈，通过计算、评估信息价值获得了贝叶斯均衡.DEQUIEDT等[4]研究了装船前的检验问题，构建了基于不完全信息的三方博弈模型，提出了海关和专业检验机构作为参与博弈的两方共同监管企业的管理机制.AVENHAUS等[5]运用连续博弈模型将两种类型的错误嵌入检验中，并分析了及时发现违法行为的有效检验问题.该研究派生了平衡检验策略以及检验者、被检验者的临时检查成本的闭合模式，还检验了过度的虚假警报成本引发的饱和平衡，并提出了相应的避免程序.AVENHAUS等[6]讨论了一个监管国家与两个被监管国家的非零和单一博弈模型，分析了监管国家采取有效的方式分配检验资源，被监管国家用自己的方式作出合法或非法行为来追求利益的问题.此后，HOHZAKI[7]对此模型进行了扩展，针对监管资源的分配策略问题做了进一步的研究，拓展了多个被监管者的博弈关系，利用概率估计寻找监管工作的最优分配，获得了在多个被监管国家分配监管人员的最优计划.DEUTSCH等[8]研究了一对多监管机制的博弈模型，提供了一种可计算的方式来求解各种情况下的纳什均衡并证明其求解情况.
国内学者[911]主要应用博弈理论模型研究海关通关管理和内部管理优化方面的问题.在监管博弈方面，樊李方[12]分析了现实条件下进出口商品检验、出口产品电子监管、绿色贸易壁垒等3大类检验检疫工作与博弈论的关联性问题.
目前关于行政管理的博弈研究一般为双方博弈，主要研究管理流程优化问题，在实际行政管理实践活动中，博弈对象一般不仅限于双方，一方对多方的博弈问题更具有普遍性.本文构建的监管策略博弈模型是进化的非合作博弈模型，适用于一个行政管理机构同时监管多个对象的工作场景.该模型能够帮助检验检疫局把有限的行政监管资源集中分配给重点监管对象，解决了检验检疫局监管多个跨境电商的行政资源分配问题.在不同的行政监管资源配置条件下，综合运用该博弈模型推导出合适的行政监管资源分配方案，能够有效提高跨境电商监管的针对性.
1监管流程描述和理论假设
跨境电商货物口岸监管涉及企业及行政管理部门两方面.具体而言，企业可以分为进出口企业（即货主）、报关（报检）企业，行政管理部门可分为海关、检验检疫局.检验检疫监管流程一般可以分为：企业申报、单证审核、货物查验和货物放行等4个模块，其中涉及申报企业报检员、检验检疫局单证审核人员和货物查验人员等.在具体操作实践中，又可分为3个不同阶段：（1）“事前备案”阶段.跨境电商事先将拟销售的商品向行政管理部门报备，对产品境外生产企业进行注册或备案管理，将质量信息转变为企业信用数据，建立黑名单制度，负面清单内商品将被禁止以跨境电商贸易方式销售.（2）“事中监管”阶段.货物到港后（或从货物跨境运输开始），进出口企业准备好货物信息及相关申报材料，委托口岸公司进行先报检后报关的申报工作.口岸监管部门受理报检、报关后，分别将信息反馈至企业，同时通过各自的业务系统将信息传递至各自的查验部门.施检部门根据监督抽查方案和货物属性，依据相关检验标准完成各自的查验工作后，货物通关放行.（3）“事后追溯”阶段.依照监管追溯平台的流通数据跟踪放行商品的后续使用情况，避免二次销售.对监督抽查计划中查验不合格或者消费者投诉有质量安全等问题的商品，进行追溯召回.跨境电商“事中监管”阶段的监管流程见图1.
目前，跨境货物数据还没有全部实现运输企业、报检企业等部门间自动化传输和共享，从而造成政府监管部门与报检单位、码头货站、收货人等监管对象的信息不对称.在生产中，监管对象可能会评估政策规定、通关流程和货物实际情况而瞒报以获取最大利益，这构成了博弈行为的基本条件.一般认为口岸监管机构与监管对象之间存在两组信息不对称：一是口岸监管机构对监管对象申报信息真实性掌握不对称；二是监管对象对政策规定理解不透彻，对执法依据理解不全面，造成监管对象对口岸监管机构政策规定理解把握不对称.
在对跨境电商监管的过程中，检验检疫局和跨境电商两个决策者都从自身代表的利益出发，理性地作出决策，以寻求自身效用的最大化.对跨境电商而言，其主要目标是降低货物成本，实现企业利润最大化；对检验检疫局而言，其主要目标是规范通检秩序、保障货物质量安全并且尽最大可能提高监管效率.检验检疫局在实施政策制度时，其行为直接影响跨境电商；跨境电商诚信守法状况同样会反过来影响检验检疫局的政策制定和执法决策.跨境电商完成货物放行任务，检验检疫局完成货物查验任务，这个博弈活动频繁发生并且双方决策彼此影响.结合跨境电商口岸通关的特点，做以下基本假设：
（1）检验检疫局和跨境电商都很理性，均追求自身效益最大化，并且能随时根据实际情况调整决策，双方不存在合谋袒护现象.
（2）每个参与方的战略决策是完全独立的.检验检疫局的决策是“查验”或“放行”，报检单位决策是“违规申报”或“诚实申报”.
（3）检验检疫局和跨境电商共同在既定的通关规定下作出博弈决策.跨境电商不知晓检验检疫局采用何种查验方式，也不因检验检疫局隐匿某些政策而导致违法行为.检验检疫局亦不能全面了解进出口货物真实情况.
（4）在一个财政预算年度内，检验检疫局对跨境电商监管预算总支出额固定，不会随意增减.
（5）跨境电商之间信息相互屏蔽.
检验检疫局和跨境电商的博弈决策组合关系见表1.
2模型构建
2.1符号说明
下标I代表检验检疫局.下标P代表跨境电商.
SI代表检验检疫局的决策集合，SI={H0，H1}，
H0表示其决策为放行，H1表示其决策为查验.
SP代表跨境电商的决策集合，SP={V0，V1}，
V0表示其决策为违规申报，V1表示其决策为诚实申报.
hk代表跨境电商k违规申报被查出的罚款数.
rk代表跨境电商k因查验而产生的通关成本.
sk代表检验检疫局对跨境电商k的进口货物实施检验的成本.
tk代表跨境电商k因未被发现违规申报而获得的利益.
L代表检验检疫局因漏检而导致的不良影响.
q代表货物检出率，q∈[0，1].
Ak，Bk，Ck，Dk分别表示检验检疫局和跨境电商k在行政监管资源约束条件下的收益，其中：
Ak代表检验检疫局在对跨境电商k的货物进行检验时，查出违禁品，获得上级部门和社会认可后将其折算为收益，Ak>0；
Bk代表检验检疫局未实施查验而造成的国家损失，Bk
Ck代表跨境电商k因违规申报被查出而缴纳的罚款，Ck
Dk代表跨境电商k因未被查出违规申报而获得的收益，Dk>0.
Z代表信用等级，即跨境电商被查验的等级.
zk表示跨境电商的信用值.对不同的跨境电商，检验检疫局实施不尽相同的查验概率，分别用z1，…，zn表示.zk∈[0，1]，zk=0表示跨境电商k免检，zk=1表示跨境电商k必检；zk值大小决定检验检疫局对跨境电商的检验概率和顺序.在通关环节，检验检疫局不设免检企业，即zk不取0.T为检验检疫局与跨境电商的博弈次数，T∞.U（f）为效用函数.
2.2检验检疫局与跨境电商博弈期望收益
在检验检疫局与跨境电商的无限次重复博弈（即T∞）过程中，信用等级会持续影响查验策略.双方期望收益结果如下：
（1）当跨境电商k的决策为V0并且检验检疫局的决策为H1时，
如果检验检疫局发现违规申报，会依法对跨境电商k进行惩罚，这时双方收益为
如果检验检疫局未发现跨境电商k违规申报，则跨境电商k逃脱处罚，双方收益为
（2）当跨境电商k的决策为V0并且检验检疫局的决策为H0时，双方期望收益为
（3）当跨境电商k的决策为V1并且检验检疫局的决策为H1时，双方期望收益为
（4）当跨境电商k的决策为V1并且检验检疫局的决策为H0时，双方期望收益为
经过无限次重复博弈后，双方的期望收益见表2.
2.3基于博弈的监管策略模型
假设不论货物是否被检验合格，双方的收益均为零.可将表2期望收益组合转换为检验检疫局和跨境电商双方盈亏矩阵，见表3.
表3中的（0，0）值表示在诚实申报情况下，跨
境电商的操作流程不因检验检疫局是否查验而中断，跨境电商盈亏数值与违规申报相比可忽略不计.同理，检验检疫成本与Ak和Bk相比亦忽略不计.
在一个监管抽查计划中，该zk为一个相对定值，由该跨境电商在前次抽查中的检验结果动态决定，取值区间为[0，1].zk值越小，代表其在既往抽查中诚信记录越好，zk值将直接影响跨境电商k的检验次序.假设当zk=1时检验检疫局分配监管资源Wk给跨境电商k，当0≤zk
跨境电商k策略集Yk={y1，…，yn}，k=1，…，n，其中yk∈[0，1]，yk=0表示“诚实申报”，yk=1表示“违规申报”，0
检验检疫局的效用函数UI值由两方面决定，即由检验检疫局的策略集和跨境电商k的策略集决定，其数学表达式为
3模型分析和策略选择
由表2可知，在货物通关过程中，跨境电商k事先并不知晓检验检疫局是否会检验货物，且检出率q未知，跨境电商k选择V0或V1决策将取决于两者收益差异，该博弈过程不存在纯策略纳什均衡.但检验检疫局期望达到的博弈均衡状态为D（0，zk）状态，为保证
跨境电商k在博弈中的决策为诚实申报V1，就要使得状态A下跨境电商k的收益尽可能小，即检验检疫局期待跨境电商k诚信守法，则要使不等式zk+tk-rk-（hk+dk+zk）q
跨境电商不良获益tk值一般不超出货物实际价值，因此tk取货物价值.由式（23）可知，调整q，hk和zk可使得此不等式始终成立.（1）调整q值，即提高货物检出率.影响q值的因素较多，但主要影响因素是检验比例和行政资源配置率.检验比例越高，发现违规申报的概率就越大，q值会相应变大；行政资源配置比例越高，发现违规申报的几率和成功率也越大，q值也会变大.（2）调整hk值，即加大处罚力度，显著提高跨境电商违法成本.（3）调整zk值，即提高跨境电商的信誉收益.一般而言，跨境电商严格守法所带来的诚信声誉可以使其获得更多的客户便利，为其带来长期隐性收益.客户便利包括降低检验比例、优先通关、提前申报和预检验制度等.
式（23）的意义在于，当跨境电商k违规申报所得的效益明显小于诚信通关所能获得的效益时，跨境电商k一定选择策略“诚实申报V1”.对q，hk和zk进行动态组合调整是监管策略的实现路径之一.
监管策略方法中加大处罚力度或提高查验比例，虽然能够实现口岸监管部门收益最大，但会造成跨境电商的成本成倍上升，行政监管资源成本也显著上升.从跨境电商监管全局角度看，并没有实现效能整体最优.因此，这个优化策略并不可取.从无限次重复博弈的均衡条件中可以看出，经过长时间的博弈，监管机构和监管对象博弈均衡最终将趋向于：口岸监管机构的收益非负，监管对象的收益取决于本身的诚信度.因此，监管最佳策略应该是鼓励跨境电商的诚信通关.在通关活动中对诚信度较高的跨境电商k提供更多的便利条件和优惠措施，当T∞时，双方博弈均衡趋于状态D（0，zk）.
根据监管策略模型的纳什均衡情况可知，在以行政监管资源为约束条件的情况下，根据既往检验结果定量动态调整每个跨境电商的信用等级zk，引入检验该品类商品所消耗的行政资源作为参数来动态地调整优化检验次序.初次检验次序按zk值降序排列，即zk值越大，其信用等级越低，将优先分配行政监管资源，其检验比例由所分配的行政资源和zk值决定；信用等级越高（即zk值越小）的跨境电商，其检验比例显著低于其他跨境电商，将获得最大收益.每轮检验结果将动态影响次轮检验顺序和检验比例.检验检疫局综合运用基于博弈的监管策略模型来激励企业诚信通关，可以实现有效监管，促进跨境电子商务贸易健康发展.
4算例分析
在中国（上海）自由贸易园区内有5家企业经营保税备货模式跨境电子商务贸易，企业基本数据见表4.
从本算例可知，初始检验顺序为企业按照zk值的降序排列，排位靠前的企业，其最佳策略应是诚实申报，这样可以减少行政监管资源分配量，降低检验比例.检验检疫局根据该资源分配策略可提高检验针对性，有效提升监管效率.
5结束语
本文针对跨境电商检验检疫监管问题，提出了基于博弈的监管策略选择方法.在不同的行政监管资源情况下，采纳既往检验批次的合格比例对各跨境电商进行定量评价，结合监管该品类货物所消耗的行政资源来动态调整跨境电商的检验次序，推导出符合需求的最佳监管方案，从而引导电商企业规范化和法制化运作，解决电商企业良莠不齐的问题，促进跨境电商的常态化发展.
出入境检验检疫是国际物流大链条中的重要环节，其监管效率与港口整体效率密切相关，有关口岸监管问题的文献主要集中在海关政策和流程方面，当今学术界对检验检疫的研究成果还比较分散，且大多孤立地分析检验检疫具体影响因素或是某一方面的具体工作，较少从博弈视角研究政府与企业之间的关系和监管策略.本文假定博弈参与者的决策是独立的，但由于双方信息在一定程度上互通，实际上较难完全独立地作出决策.另外，对进出口货物的检验检疫工作，国家有明确的检验标准和规定，必须满足一定条件才能对货物实施入境检验工作.进一步的研究将考虑货物商品属性指标对双方博弈关系的影响.
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【关键词】 商品煤 物流 验收 管理
煤炭是我国一次性能源中占比重较大的一项能源，预测在未来的发展结构中会一直处于能源的中心地位。截止2010年，据统计我国原煤的产量高达32.4亿t，而年消耗达到了34亿t。煤炭的开采到使用，是一个商品转变的过程，商品的质量检验是商品流动的重要环节，通过对商品煤的质量检验可以保证双贸之间的经济利益和确保煤炭市场的质量问题。
1 物流过程
煤炭的物流过程可以分成三个阶段：
第一个阶段是在煤矿和发货站，以汽车或火车运输的方式，目的地为口或者是直接到户，检验方式为发运矿检验和目的地进行检验。
第二个阶段主要以船舶运输，目的地是下流港口或者直接到户，质量验收为港口的验收及装船的检验和最终用户的验收。
第三个阶段主要以火车、汽车、船舶等运输为主，质量验收为装货和货港的验收。
最终目的地的验收是中转港口及到货港口和厂地的验收。
2 商品煤检验
2.1 验收主体
检验部门有三个具体检验方，第一个是指卖家内部的实验室，检验自己的产品有没有质量以及其他的问题，数据进行自我保存，作用就是检验控制商品煤的品质。第二个是买方内部的实验室，跟第一方相对应，买家实验室就是把买来的商品煤进行检验和控制，以检测其有没有品质问题。第三个就是为社会服务的实验室，其检验的数据提供给社会所用，以检验和控制社会所用的商品煤的质量品质。
据GB/T 18666—2002《商品煤质量抽查和验收方法》、GB 475—1996《商品煤样采取方法》等相关规定表明：买卖双方具有质量争议时，可以共同对商品煤进行取样、制样、化验的检测及验收。买卖双方可以达成协议请第三方对商品煤进行取样、制样、化验的检测及验收。
2.2 影响因素
在商品煤质量验收中，具有标准体系的技术性和可行性的特点，检验方也要有公正性和一定的技术能力，检验现场的工作条件也会影响到商品煤的质量检验。影响商品煤质量检验的主客观因素如下所示：
（1）客观、公正是商品煤检验的主体要求，通过取样。制样。化验得出的最终商品煤检验结果具有一定的威信力，所以就要求检验的过程足够公正、严谨和客观。无论是哪一方的检验室，都要做到不受任何利益的影响，做到公平公正，商品煤质量才会得到保证。
（2）商品煤的检验需要一定的技术能力和技术人员，以及先进的检验设备，还要有良好的检验管理，相辅相成才能取得正确的检验成果。先进的技术人员是检测方是否遵照国家规定的标准，正确进行商品煤质量的检测会直接影响到商品煤检验结果的正确性。其中商品煤的取样、制样、化验都需要具有专业水准的技术人员来实施，这就需要有一只足够严谨专业的煤炭检验团队，其中的检验人员应具备良好的文化修养和专业素养，可以进行合理、正确、高效的商品煤检验工作。并且具有使用检验设备和设备维护的能力，可以定期的进行设备校检。
（3）除了具有先进的技术人才，检验室还需要专业的检验设备才完成检验工作，技术人才跟专业设备缺一不可。仪器设备也是确保商品煤检验结果正确性的关键因素。检验方应该有可以满足检测项目的技术条件过关的检验仪器，并且要定期对其校检，确保检验仪器出现0差错。
（4）没有规矩不成方圆，有了人才跟设备，这时就需要一个规范的管理。管理是基础也是保障，良好的管理会影响到商品煤检验的公平性和准确性。将商品煤检验的管理进行科学化，可以保证商品煤检验过程的严谨性。
2.3 检验的工作环境
商品煤的检验场地一般有采样地、制样场地和化验室，在这三个环节中，采样是最为关键的一步，而采样的场地会在火车、汽车、驳船、煤流等场地，而采取的煤炭都是数百十吨或者成千上万吨，采取样品的时间也有所不同，可能几分钟，也可能几个小时，这些条件都会给采样带来影响。
3 商品煤验收中会产生的问题
3.1 验收标准的局限性
GB/T 18666—2002《商品煤质量抽查和验收方法》于2002年颁布，距现在已经有12年的时间，相对于现在的商品煤检验标准，GB/T 18666—2002《商品煤质量抽查和验收方法》有待修订更新。
3.2 采样问题
商品煤检验中的采样环节，机械采样最为广泛，但是机械采样虽然可以减轻人力负担和增强劳动力度，提高数据精细度和准确度，但是机械采样也会出现误差，并且不是所有的采样，机械都可以无条件的进行采取。
有些单位不顾自身情况，盲目的购买采样机械，不注重采样机的开口尺寸、胶带速度与运行速度以及可以采样的最大粒度，造成机械达不到标准条件的窘境。
购买的采样机使用不规范的情况也时有发生，有些设备没有进行采样前的实验就进行了煤炭的采样，这种方式是不科学的也是不规范的。采样机在投入使用前一定要用科学的方法进行精密度的实验和检测。
3.3 三方检验问题
由于商品煤的检验结果与买卖双方的利益挂钩，所以就要求在检验过程中足够公正公平，也很难确保检验结果的足够公平，在实际当中经常发生因为很小的数值差还产生的纠纷。
第三方检验虽然超脱了利益关系，但是也会产生一些突出问题。例如，不合法资质的检验单位混淆其中，打乱了市场的检验秩序，他们不考虑法律问题，也不考虑需要承担的法律责任，做出不公正的有关利益的非法手段。由于检验市场竞争压力巨大，有些单位为了提高业务量，不顾公正。做出一些无操守的行为，只顾满足违背检查制度和法律法规的过分要求。还有单位为了满足客户需要，不惜弄虚作假，这种行为严重影响了煤炭检验市场的经贸秩序。
3.4 人员、技术的问题
就我国商品煤检验人员的技术水平来看，大多数都符合标准条件，但是还有有一部分检查人员能力较低。出现问题最多的是采样环节，现在的煤炭取样理念比较复杂，采样的工作也比较艰苦，这就提高了对检验人员的要求，没有过硬的技术水平，就不会顺利开展煤炭采样工作。而且全面了解采样工作的技术人员少之又少，所以必须尽快组建一支具有专业水平的检验队伍。
我国的煤炭分析设备水平经过这几年的发展，达到了一个质的飞跃，虽然有的达到了国际水平并且可以满足煤炭检验的基本需求，但是在所有的企业中，大家的技术水平还是有差距的。市场上也有性能不稳定技术条件不合格的检验设备，而且检验方的设备水平也各不相同。
4 如何有效的进行商品煤的检验验收工作
4.1 规范标准
GB/T 18666—2002《商品煤质量抽查和验收方法》已实行了12年，对商品煤的验收起到了良好的规范作用。由于时展迅速，GB/T 18666—2002已经不能满足现代的标准，而且GB/T 18666—2002中的检验方法也有所欠缺，所以有必要对GB/T 18666—2002进行修正整理，使其能适应现代的发展需要。因为种种原因不能得到实行，除了环境原因，还有相关部门关注的力度不够，所以要加强各领导部门的贯彻度，加大对各级部门和管理人员的培训力度。可以建立新的体制小组，商讨商品煤质量验收新体制。
4.2 加强采样、制样工作
如文内所述，取样、制样和机械取样中存在着很多的问题。所以相关部门必须对其重视起来，并列为首要考虑问题。设置技术人员培训班，培训采样水平和机械采样水平，避免在取样、制样、化验的过程中出现错误，还起到纠正技术人员不规范操作的作用。机械采样的设备也要经期检测和维修，确保机械采样工作的正常进行。
4.3 加强监督
第三方检验在外国早已兴起，在我国还属于新鲜事物，只有不到二十年的发展历程，所以还需要正确的引导。有关部门要针对现有的问题，提出规范决策，做到严格监督，杜绝一切违章犯纪的行为发生。避免竞争引起的纠纷，营造一个良好的市场秩序。
4.4 质量抽查体系
煤炭质量的好坏对煤炭企业有着严重的影响，而商品煤的检验并不能完全保证煤炭的品质。就可以通过质量抽查的方法，检验煤炭检验工作是不是规范，使煤炭处于一个受控范围内，这样一来商品煤检验也受到了控制。
4.5 γ射线快速检测技术的应用
射线检测通常简称为：RT，是无损检测方法的一种。通过实验表明，低能γ射线可以快速的检测出煤炭中的灰分，并且γ射线检测方法非常灵活，可以随身携带。γ射线检测技术的研究对商品煤的检验有着重要的影响。它可以提高商品煤的检测速度，提高商品煤的检验质量。
5 结语
加强第三方检验、推广机械化采样以及相关政策的修订对商品煤质量验收有着重要的意义，是商品煤质量验收过程中的必要环节，对贸易两方的经济利益和商品煤市场的稳定发展有着直接的联系。
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1.1为推进全国"三绿工程"建设，促进绿色市场认证工作，建立确保食品安全的流通网络体系，维护消费者权益，根据《中华人民共和国认证认可条例》（以下简称《认证认可条例》）和《绿色市场认证管理办法》，制定本规则。
1.2本规则规定了从事绿色市场认证的认证机构（以下简称认证机构）实施绿色市场认证委托的受理、审核和评定的程序及管理的基本要求。
1.3本规则适用的认证对象包括：蔬菜批发市场、水果批发市场、肉禽蛋批发市场、水产品批发市场、粮油批发市场、调味品批发市场等专营批发市场和农副产品综合批发市场；食品生鲜超市等专营农副产品的零售市场，以及大型综合超市大卖场、仓储式商场、便利店等兼营农副产品的零售场所。
2.认证准则
相关法律法规及技术规范
GB/T19220农副产品绿色批发市场
GB/T19221农副产品绿色零售市场
《农副产品绿色批发市场》标准审核细则
《农副产品绿色零售市场》标准审核细则
3.认证机构
3.1认证机构设立条件
3.1.1认证机构的设立应符合《认证认可条例》、《绿色市场认证管理办法》相关条款的要求。
3.1.2申请设立认证机构的单位应熟悉农副产品流通行业组织的管理结构、经营环境、设施设备、商品准入过程和信用管理等状况，熟悉食品安全、环境安全管理，熟悉该行业的有关法律、法规、技术标准及其他要求。
3.2.1设立认证机构应按照《认证认可条例》的有关规定，向国家认监委提出书面申请，并提供相关材料。
3.2.2国家认监委按照《认证认可条例》有关规定，与商务部共同进行初审。
3.2.3初审合格者，由国家认监委批准设立。
3.3认证机构应按《认证认可条例》）、《绿色市场认证管理办法》和本规则要求从事绿色市场的认证活动。
3.4认证机构可以通过认可机构的认可，以保证其认证能力持续、稳定地符合认可条件。
4认证人员
4.1认证机构中从事与绿色市场认证相关活动的人员应具备必要的教育、工作经历，具备农副产品批发或零售市场相关工作的经验或接受相关内容的培训，并具有与市场所经销产品的生产、储存、运输和销售相应的质量、卫生、安全和环境保护等方面的专业知识。
4.2绿色市场认证的人员培训由国家认监委、商务部组织。认证审核人员应通过审核能力培训，并获得审核员证书。培训内容应包括标准知识、相关法律法规、食品安全、环境管理、流通知识、市场管理以及现场审核技巧。
4.3绿色市场认证培训教材由国家认监委、商务部组织编写。
5.认证程序
5.1认证受理
5.1.1认证机构应向申请绿色市场认证的委托人（以下简称委托人）明确其认证要求和相关信息：
a）认证工作程序；
b）认证业务范围；
c）认证收费标准；
d）认证准则；
e）认证受理的条件。
5.1.2委托人应向认证机构提交书面申请，并提供如下资料和信息：
a）委托人基本情况。包括名称、地址、规模、市场硬件设施、资产状况、信用等级、经营情况等；
b）委托人的营业执照、卫生许可证、证明其合法经营的其他资质证明复印件；
c）委托人的市场管理体系文件及相关文件；
d）经营场所平面布置结构图；
e）地方商务主管部门提供的有关企业信誉证明材料；
f）保证执行绿色市场标准和技术规范的声明；
g）其他需要的文件。
5.1.3认证机构应根据有关程序及时进行合同评审，并确保认证所依据的标准和认证范围在已认可的业务范围内。
5.2.文件审查
认证机构应根据绿色市场相关法律法规、标准和技术规范的要求，对委托人提交的管理体系文件进行符合性审查。
5.3预访问（适宜时）
认证机构可根据需要，对申请认证的市场所交易的商品质量、市场硬件设施、管理人员和技术人员资质、管理体系及标准和技术规范的执行情况等进行现场初访，以确定是否可以进行现场审核。
5.4现场审核
5.4.1审核时间（审核人日数）
认证机构应参考委托人的经营规模（分市场的个数、经营产品的品种等）、营业面积和员工人数确定。
5.4.2审核要求
认证机构依据绿色市场认证准则的要求，对委托人实施审核。
5.4.3审核结果
5.4.3.1项目审核结果
现场审核项目结果分为符合、一般不符合和严重不符合；不适用的项目应注明"不适用"。
当审核项目与认证准则基本相符时，该项目判为符合。
当审核项目与认证准则不相符，但未造成严重后果且对系统不会产生重要影响时，该项目判为一般不符合。
当审核项目与认证准则不相符，且造成系统性失效或可造成严重后果时，该项目判为严重不符合。
5.4.3.2现场审核结论
现场审核结论分为合格、不合格和推迟判定。
当所有项目审核结果均为符合时，现场审核结论为合格。
当项目审核结果有严重不符合项时，现场审核结论为不合格。
当项目审核结果存在一般不符合项，需要在规定时间内进行整改时，现场审核结论为推迟判定。
获得推迟判定结论的委托人应在规定的时间内完成不符合项的纠正，并经认证机构验证其有效性。对于达到符合条件的判定为"合格"；在规定时间内采取纠正措施不能达到符合条件的判定为"不合格"。
5.5抽样检验
5.5.1对委托人所经销的产品进行抽样检验是认证审核的一部分。
5.5.2认证机构应依据其对委托人信誉的信任程度，策划对委托人经销的产品的抽样检验，并形成方案。产品抽样检验的方案应包括抽取的产品种类、检验项目、检验依据、样本量与判定准则、检验机构、检验人员能力、检验设备和检验周期等内容。
5.5.3认证机构应依据有关标准从进入市场销售的农副产品中随机抽取检验的样本。
5.5.4认证机构应针对不同的产品及其特性，以及对安全的影响程度确定产品的全部或部分检验项目。
5.5.5认证机构应指定有能力的检测机构对样本完成确定项目的检验。
5.6认证决定
5.6.1认证机构应对审核结果与抽样检验结果进行综合评价，并做出合格或不合格的认证决定。
对于合格的委托人，认证机构应颁发认证证书，并准予委托人使用绿色市场认证标牌（志）。
对于不合格的委托人，认证机构应书面通知其不能颁证的原因。
5.6.2认证机构应在30个工作日内将其颁发的认证证书的副本报国家认监委和商务部备案。
5.6.3国家认监委与商务部定期联合公布绿色市场名单。
5.6.4委托人对认证决定如有异议，可向认证机构申诉，认证机构自收到申诉之日起，一个月内必须做出处理，并将处理结果书面通知委托人。
5.6.5如果委托人对认证机构做出的处理仍有异议，可向国家认监委和商务部投诉。国家认监委和商务部自收到投诉之日起，一个月内做出处理，并将处理结果书面通知委托人。
5.6.6认证机构出具虚假的认证结论，或者出具的认证结论严重失实的，由国家认监委会同商务部进行调查，情况属实者撤销批准文件，并予公布；对直接负责的主管人员和负有直接责任的认证人员，撤销其执业资格；构成犯罪的，依法追究刑事责任；造成损害的，认证机构应当承担相应的赔偿责任。
5.7获证后的监督
5.7.1监督内容
监督内容至少包括：
a）质量体系运行情况；
跨商品套利的基本策略设商品A和商品B的比价为a，均值为a0，当a>a0时，A的相对价格较高，B的相对价格较低。当a<a0时，B的相对价格较高，A的相对价格较低。跨商品套利的基本原则是当价格变化趋势由跌转涨的牛市行情中，买进相对价格低的商品，卖出相对价格较高的商品。当价格变化趋势由涨转跌熊市行情中，卖出相对价格较高的商品，买进相对价格较低的商品。由此获得差价的利润。本文主要利用时间差及金融市场技术分析的MACD指标进行沪铜和沪铝之间的跨商品套利。其中，MACD称为指数平滑异同移动平均线，当MACD从负数转向正数，是买的信号。当MACD从正数转向负数，是卖的信号。具体操作方法如下，以熊市中的跨商品套利为例进行分析。首先通过观察a的值确定商品的相对价格高低，以相对价格较为高的商品的价格走势为依据，根据金融市场MACD的技术分析原则，当MACD小于0，出现卖出信号时，卖出该种商品期货合约；随着趋势发展，当MACD大于0，出现买入信号时，买入与第一种商品等价的第二种商品期货合约，即相对价格较低的商品期货合约；当MACD再次出现小于0的买入信号时，将持有的多头合约对冲平仓；最后当MACD再次出现大于0的卖出信号时，将持有的空头合约对冲平仓获利。在牛市行情中则执行相反的操作。
铜铝期货跨商品套利实证研究
（一）数据选取本文采用沪铜连续和沪铝连续的每日收盘价为研究对象，样本数据的时间段为从2008年1月1日到2011年12月31日。数据均来源于美尔雅期货富远行情分析系统2008～2011年数据库。由于沪铜连续的收盘价数据在2008年10月9日和2008年10月24日的缺失，本文相应地也剔除这两日的沪铝连续的收盘价数据，使两者在数据量上协调一致。经过整理后的数据一共943组。本文在实证过程借助了统计软件Eviews5.0。（二）铜铝价格相关性检验图1：沪铜连续和沪铝连续的收盘价走势图从图1可以看出，本文从定性地观察中看到,铜和铝两种商品在每个阶段价格走势基本保持一致，铜和铝两种商品套利操作有较高的可行性。进一步地，本文用协整检验来对样本数据进行定量分析。协整关系表示一系列非平稳变量之间的共同变化，其经济意义在于，两个变量，虽然两者具有各自长期波动的规律，但是如果是协整的，则它们之间存在着一个长期稳定的均衡关系。在对变量的协整关系进行检验前，首先要检验时间序列的单整性。本文采用ADF（AugmentDickey-fuller）的单位根检验的方法来检验变量的平稳性。检验结果如下：表1：铜铝价格单位根检验结果（ADF检验）表1显示，铜、铝的水平序列在1%、5%的显著性水平下是非平稳的，而铜和铝的一阶差分序列在1%、5%的显著性水平下是平稳序列。这说明两个研究变量均为一阶单整序列I（1）。在同阶单证性的基础上我们再检验变量之间是否具有协整关系，即变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。本文采用EG检验法检验协整的存在性。用OLS法估计参数进行协整回归，y：铝的收盘价，x：铜的收盘价，回归方程如下：y=-28653.69+5.239366x+μ（-17.71510）（52.38865）R2=0.738667F=2744.571对残差项et进行ADF检验。估计方程为：μ=0.992743μ（241.2264）在无趋势项，也无截距项的情况下，根据麦金农提供的EG临界值为：-1.941149，大于检验值-2.245525，所以残差为平稳时间序列，不含单位根。所以沪铜和沪铝的收盘价之间存在协整关系。该结论也表明，沪铜和沪铝来说，尽管这两个商品的期货价格是非平稳的，短时间内两个品种的期货价格可能出现偏离，但长期来说，沪铜和沪铝价格之间保持长期稳定的均衡关系，因此对这两个商品进行跨商品套利是可行的。（三）铜铝价格比值的统计实证仅仅分析相关性是不够的，套利操作中所采取的基准对象需要是稳定的。铜和铝套利常用的基准对象是铜和铝的价差和比值。本文选取比值作为基准对象。图2是2008年1月至2011年12月铜和铝比值和分布情况（横坐标为比值，纵坐标为出现的频次）。注：（1）标准差表示样本偏离中心的分散程度的统计量，标准差越大表示数据分散程度越大。（2）J-B是检验样本是否符合正态分布的统计量，该值越大，服从正态分布的概率越小。图2是两种商品价格数据的比值的分布，在此样本区间中，从最大值、最小值和J－B统计量看，铜和铝的比值较为稳定。沪铜连续和沪铝连续的价格比落在1.99～4.45之间，均值为3.14，通过两种商品期货价格比的正态分布检验可以确铜铝期货价格的相对价格区间，我们发现铜和铝价格比值平均在3.41，且相对价格基本处于3.41左右，偏离不大。因此本文通过均值比和最值比来分析两者商品期货合约的相对价格高低是可取的。虽然铜和铝价格的基本面不同，但两者的用处都是用作材料，存在替代关系。当铜价格太高时，将会导致铝使用量的增加，沪铝价格会走高；当铜价格太低时，将会增加铜的使用量从而减少铝的使用量，导致铝的价格走弱，由此可以看出铜和铝之间存在竞争关系，价格涨跌存在联动性。（四）铜铝期货套利的实证模拟根据提出的跨商品套利的基本策略，本文对2011年1月～2011年12月铜铝期货的市场行情进行了实证模拟。具体买卖交易过程见下表。
关键词：文化出口贸易 ； 产业结构 ； 协整检验 ； Granger因果检验
基金项目：江苏省教育厅2011年度高校哲学社会科学研究重大项目（2010ZDAXM012）。
作者简介：朱文静（1977-），女，江苏淮安人，南京大学国家文化产业研究中心、南京大学商学院博士研究生，主要从事文化贸易研究；顾江（1965-），男，江苏南京人，南京大学国家文化产业研究中心常务副主任、教授、博导，主要从事文化产业管理研究；朱婷（1989-），女，江苏丹阳人，南京大学国家文化产业研究中心、南京大学商学院硕生， 主要从事文化产业管理研究。
中图分类号：F71文献标识码：A文章编号：1006-1096（2012）06-0052-05收稿日期：2011-09-06
一、文献综述
麦肯锡的分析显示：文化贸易发展的主要推动力和国家经济发展水平的相关度超过90%。但目前中国文化产品和服务无论是出口值还是产业规模，都与庞大的GDP不相匹配，与发达国家相比也存在很大差距。全球范围内的经验表明，文化贸易的发展将为中国带来3方面的经济效益：拉动GDP增长，促进产业结构升级，优化贸易结构；带动高质量就业和人才培养；推动创新型国家建设。David（2001）、厉无畏等（2006）、李海舰（2011）分析了创意产业与经济增长的关系，为我国文化创意产业的发展给予指引。我国正处于并将长时间处于经济转型期，经济发展过程的产业结构转换至关重要，对外贸易结构优化对推进产业结构继续高级化的作用空间较为广阔。文化产业作为新兴产业，其本身的发展以及与其他产业的融合发展，对于我国经济转型和产业结构调整至关重要。目前我国的文化产业还处于起步阶段，有必要以全球化的视角制定发展战略，重视文化贸易的开展，以提升国家软实力、维护国家形象以及促进国内产业结构的调整。
正是因为国内国际经济发展的态势，对外贸易与产业结构之间的关系研究主要是国内学者，理论与实证研究的结论基本上都显示为二者相互联系相辅相成。比如杨全发（1999）利用出口扩展型生产模型分析了中国对外贸易及其构成与产业结构变动的关系，认为不同商品和技术的进出口对于第一、第二、第三产业的结构变动正向负向效用各不相同。张亚斌等（2000）认为外贸结构与产业结构是相互影响的藕合关系，在进行结构调整时要考虑它们的相互影响。孙伟等（2006）认为开放经济系统中产业升级与出口结构的优化应由外生变量推动转化为内生变量推动。魏浩等（2005）利用显示比较优势指数和区域显示比较优势指数对中国不同技术含量的制成品在世界市场和美国市场的比较优势进行了对比，分析中国制成品的出口比较优势和贸易结构。
纵观现有的文献，在对外贸易及其结构促进产业结构发展的理论与实证方面，大部分学者都是从某一个角度进行论述，或从国际产业关联方面，或从贸易结构某一个方面等等。就文化贸易而言，目前研究的方向主要是各类文化产品的贸易，比如Gunther（1999）和Jeongho（2001）分别从艺术品、电影的贸易研究文化贸易所呈现的特点；或者是对于贸易竞争力的研究等。因文化产业的产业关联性以及融合性很强，目前就贸易商品结构与国内的产业结构进行研究意义非常重要。笔者基于已有的文献，探讨文化贸易与产业结构的相互作用机制并进行实证分析，以期对相关研究做出补充与完善，并在此基础上提出我国对外文化贸易与城市产业结构互动发展的对策建议，希望能够促进我国对外文化贸易的发展和产业结构的转型调整。
二、文化贸易与产业结构相互作用的机理（一）对外贸易与产业结构的理论关系
产业结构是指经济各产业部门在整个城市经济体系中的相互比例关系以及它们内部构成的比例关系。产业结构调整包括产业结构的优化、高度化、合理化和软化，其对地区经济的发展有着重要的作用。产业结构升级是其实现经济跨越式发展的核心问题和根本途径。陈建华等（2009）认为影响产业结构变动的因素很多，其中有些因素属于随机变量（如发展战略或政策的选择等），还有一些因素属于状态变量（如自然资源禀赋程度等），这些变量对产业结构变动特征有着显著的影响，但自身并不决定产业结构有规律地动态演进。关诗瑶（2008）、葛永军等（2003）等学者认为决定产业结构演进的本质变量主要有：需求结构、相对成本和对外贸易，前两者是封闭条件下影响产业结构成长的本质变量，而对外贸易是在开放经济条件下来自外部的影响产业结构变动的因素。
对外贸易与产业结构之间是相辅相成、相互促进的关系，一个国家或地区的比较优势，决定了其进出口商品的结构。优化进出口商品结构，增加技术含量和高附加值工业制成品在出口产品中的比重，可以推动产业结构的优化升级。
（二）文化贸易与产业结构相互作用的机制
文化贸易作为对外贸易的一部分，除了具备其他一般国际贸易内容对国家或城市产业结构的影响力之外，在城市产业结构软化方面更有促进作用。从美国、日本等发达国家的经验看，产业结构的软化是产业结构调整的必由之路。马云泽（2006）认为产业结构软化是指围绕知识的生产、分配和使用在社会生产和再生产过程中，体力劳动和物质资源的投入相对减少，脑力劳动和科学技术的投入相对增长，并且，劳动和资本密集型产业的主导地位日益被信息、知识和技术密集型产业所取代。其至少包含两层含义：第一是指在产业结构的演进过程中，整个产业结构的软化，即第一、第二产业的比重相对下降，软产业（主要指第三产业）的比重不断上升，出现了所谓“经济服务化”的趋势；第二是指随着高加工度和技术集约化过程的推进，在整个产业链中，对信息、服务、技术和知识等“软要素”的依赖程度加深。
文化贸易直接反映并影响着一国文化产业的发展，文化产业作为软产业（主要投入知识、脑力劳动等），能够促进其他产业的软化，通过赋予文化内涵增加其他产业附加值的开发，通过知识的运用延伸其价值链。
文化贸易结构的优化促进一国或地区产业结构的合理化和高级化发展，主要通过进口的推动和出口的拉动来实现一国或地区产业结构的升级。就进口推动而言，文化贸易进口规模和结构的变动会直接引起进口国文化产业国内生产结构发生变动，因为进口变化引起了该国国内文化商品供给状况变化，该国国内文化产业生产结构被迫相应地变化以实现社会总供求均衡。就出口拉动而言，作为外部需求的出口能够通过后向关联和前向关联来拉动本国文化产业发展，从而拉动国内第一、第二、第三产业的结构调整。
产业结构是对外文化贸易结构的基础，它直接决定着对外贸易结构的主要内容，对外文化贸易结构的发展变化就是产业结构发展变化的直接结果。就产业结构作用于对外文化贸易结构的具体途径而言，可以从进出口两方面来分析：第一，国内的产业结构布局决定了出口文化贸易结构。产业结构的优化升级会使得出口文化贸易结构相应提升。第二，产业结构决定了进口文化贸易结构。国际分工不断朝着纵深方向发展的结果使得一国或地区日益依赖于国际市场，因为该国或地区不但能够通过市场的扩大获取规模经济，而且还能够从国际市场中获取充足的生产要素。
就以上的二者相互关系分析，归纳出理论上文化贸易与产业结构的相互作用路径如图1所示。实践中是否具有这样的相互作用的关系，笔者将以我国2002年～2008年文化贸易与产业结构的数据进行实证。
三、文化贸易与产业结构的计量关系笔者依据联合国贸易与发展委员会（简称UNCTAD）的“Global databank on world trade in creative
图1文化出口贸易与产业结构的相互作用路径
products”统计数据，将贸易对象分为文化（或创意，下同）产品、文化服务、相关文化产品、相关文化服务，具体的统计对象可以参见UNCTD的《Creative Economy Report 2010》的解释。文化贸易结构的分析主要侧重于贸易商品结构的分析。产业结构的分析即对第一产业、第二产业和第三产业的分析。
基于已有理论对贸易结构与产业结构影响机制的分析，笔者直接以产业结构增长为因变量，以文化贸易商品结构为自变量建立协整方程分析两者之间的计量关系。具体变量设置及数据处理如下。
Ex01指文化产品出口比重，数据样本为1997年～2008年UNCTAD 统计的我国文化产品出口额占我国文化商品出口总额的比重。
Ex02指文化服务出口比重，数据样本为1997年～2008年UNCTAD 统计的我国文化服务出口额占我国文化商品出口总额的比重。
Ex03指相关文化商品出口比重，数据样本为1997年～2008年UNCTAD 统计的我国相关文化商品出口额占我国文化商品出口总额的比重，其中相关文化商品出口额为相关文化产品出口额、相关文化服务出口额之和。
Ser01指第一产业比重，数据样本为1997年～2008我国国家统计年鉴产业结构中第一产业的比重值。
Ser02指第二产业比重，数据样本为1997年～2008我国国家统计年鉴产业结构中第二产业的比重值。
Ser03指第三产业比重，数据样本为1997年～2008我国国家统计年鉴产业结构中第三产业的比重值。
（一）模型构建
首先建立产业结构与文化贸易商品结构之间的协整方程，协整方程能反映2个或多个非平稳变量之间的线性组合的均衡关系，适合于本文的分析（具体原因见下文）。公式（1）反映的便是产业结构与文化贸易商品结构之间的协整关系。
Ser0it=αi1Ex01t+αi2Ex02t+αi3Ex03t+βi+μit（1）
其中，βi为常数项，αi1、αi2、αi3为回归待定系数，反映第一产业比重和文化贸易商品结构之间的弹性变化程度，μit为残差项，i分别为1、2、3，符合白噪音过程。
其次建立误差修正模型ECM（error correction model）。误差修正模型能用数据的动态非均衡过程来逼近经济理论的长期均衡过程，能反映非平稳序列趋向长期均衡过程的调整力度。我们对公式（1）稍作调整，写出残差项的表达式为
μit=Ser0it-（αi1Ex01t+αi2Ex02t+αi3Ex03t+βi）（2）
令Ecmt=μit，Ecm称为误差修正项。将误差修正项引入平稳序列的协整方程中即可得到误差修正模型（3）。
ΔSer0it=ηi0+ηi1ΔEx01t+ηi2ΔEx02t+ηi3ΔEx03t+ηi4Ecm通+εit（3）
其中，ΔSer0it、ΔEx01t、ΔEx02t和ΔEx03t分别为产业结构与文化出口贸易商品结构序列的二阶差分项。ηi0为常数项。ηi1、ηi2和ηi3为回归待定系数，反映产业结构和文化出口贸易之间的短期变化关系。ηi4反映产业结构在文化贸易出口偏离长期均衡时的调整力度。εt为残差项，符合白噪音过程。
需要说明的是，协整关系要求协整变量必须具有相同的单整阶数，同时要求协整变量之间具有共同的趋势成分，即在数量上能成比例。只有在这些基本条件都符合的情况下，分析变量之间的协整关系、建立误差修正模型才是有意义的。
（二）结果检验
检验变量之间是否具有相同的单整关系，首先必须对时间序列进行平稳性检验。如果时间序列是非平稳的，则变量之间只有一部分能被互相解释，其余的则随着时间的变化有越来越大的偏离，这样预测的信息是不可靠的。在平稳性检验中，运用最多的方法是单位根检验法，对上述变量进行检验后，结果如表1所示。
平稳性检验结果显示：我国产业结构三次产业比重的序列和文化贸易出口商品结构序列，均不具有平稳性；对5序列进行一阶差分后，只有文化服务出口比重序列在1%水平下具有平稳性；对5序列进行二阶差分后，文化服务出口比重在1%水平下拒绝存在一个单位根的原假设，第一产业比重、第二产业比重在5%水平下拒绝存在一个单位根的原假设。表明第一产业、第二产业及文化服务出口序列在二阶差分后平稳，存在协整关系。
表1平稳性检验表
变量模式（C，T，L）#ADF检验值T值Pser01（C，0，L）-2.3019-2.7290**0.1873D（ser01，1）（C，T，L）-3.1933-3.4608**0.1413D（ser01，2）（C，0，L）-4.0918-3.2598*0.0156ser02（C，T，L）-2.4653-3.4200**0.3346D（ser02，1）（C，0，L）-2.5867-2.7477**0.1266D（ser02，2）（C，0，L）-3.7294-3.2598*0.0258ser03（C，0，L）-2.1860-2.7477**0.2211D（ser03，1）（C，0，L）-1.6752-2.7477**0.4129D（ser03，2）（C，0，L）-2.3918-2.7711**0.1685Ex01（C，0，L）-2.4566-2.7477**0.1521D（Ex01，1）（C，0，L）-0.9824-2.7477**0.7148D（Ex01，2）（C，T，L）-2.5363-2.77110.1387Ex02（C，T，L）-0.2008-2.7289**0.9121D（Ex02，1）（C，T，L）-5.8003-5.52190.0074D（Ex02，2）（C，0，L）-7.9124-4.58260.0003Ex03（C，0，L）-2.4105-2.7477**0.1622D（Ex03，1）（C，T，L）-0.9810-2.7477**0.7153D（Ex03，2）（C，T，L）-2.5960-2.7711**0.1279Ecm（C，O，L）-2.5759-2.7289**0.1261注：检验模式中的c表示带有常数项，t表示带有常数项和趋势项；T值“*”表示5%显著性水平值，“**”表示10%显著性水平值。
对协整方程进行回归和时间序列组合模型估计：
Ser01t=0.1785-5.8902*ex02t（4）
（4.7275）（-1.0591）
R2=0.1009，DW=0.2162
Ser02t=0.4071+9.0298*ex02t（5）
（28.9549）（4.3595）
R2=0.6552，DW=1.7066
式（4）所示，第一产业与文化服务出口的相关系数很低，DW统计量接近于零，存在严重的正的序列相关，进行回归分析的结果可能会被高估，不能进行相对准确的解释，因此就目前的数据而言难以进行更进一步的相关性检测。原因可能在于我国的文化服务与第一产业的产业关联度很低，相互影响很小，文化服务在第一产业的产值增加以及结构转型升级中还没有显现出明显影响，因此文化服务出口对于第一产业的影响就经验数据来说很小，农业文化旅游的对外依存度很低，主要依赖于国内消费的拉动。式（5）所示，第二产业与文化服务出口中度相关，DW统计量接近于2，序列相关性很弱，文化服务包括创意设计、计算机服务等恰恰突破传统第二产业的经济增长极，延伸传统第二产业的增长空间，占据更高附加值的价值链位置。
因此笔者将第二产业与文化服务出口进行协整方程回归，进而依次生出残差序列（即表1中的Ecm）并进行单位根检验后，不具有平稳性，说明我国第二产业和文化服务出口协整关系不显著。根据检验结果，在分析文化贸易商品结构对产业结构的影响时，应在协整方程中设置ser02、ex02变量进行Grange检验和建模，在误差修正模型中则应设置平稳变量ΔSer02和ΔEx02。Grange因果检验用于检验文化服务出口是否与第二产业比重存在因果关系，只有在存在因果关系的前提下，所设置的模型才是具有解释能力的模型，否则是“伪回归”。利用Grange检验对上述对应平稳阶数的变量进行检验，结果见表2。
表2Grange因果关系检验表
原假设F统计量相伴概率ser02不是ex02的格兰杰因10.21930.0171ex02不是ser02的格兰杰因4.82330.0681Δex02不是Δser02的格兰杰因1.70980.2906Δser02不是Δex02的格兰杰因14.58290.0145
Grange因果关系检验显示：文化服务出口在协整方程中都是我国第二产业比重变化的Grange因，表明到2008年止我国第二产业比重变化与我国文化服务出口存在因果关系，结果与理论预期吻合。第二产业比重变化在协整方程和误差修正模型中都是文化服务出口的Grange因，进一步证明国内的产业结构是对外贸易商品结构的基础。在F值统计结果方面并不是特别理想，这一方面是因为数据统计的关系，另一方面则与我国文化产业目前刚刚起步发展有关，文化贸易出口方面的表现与我国经济发展水平还不匹配。
这样的检验结果说明我国文化贸易出口与产业结构之间存在一定的关系，事实上利用OLS法对协整方程进行回归后，可以看出他们之间有着中度的相关关系（见表3）。
表3协整方程回归结果表
模型自变量系数T检验值相伴概率拟合优度D.W.值F检验值
协整方程
（ser02）c-0.407128.95490.0000ex029.02984.35950.00140.6552
1.7066
19.0049
首先，在协整方程中，各项回归系数的T检验值均能通过5%水平的显著性检验。拟合优度表现得较为理想，表明文化服务出口与我国第二产业比重之间存在较强的线性关系。在自相关检验中的DW值为1.7066，非常接近于2，表明该协整方程的残差服从于正态分布，模型的解释力是较强的。另外，该协整方程的F值较大，而概率很小，表明该模型的回归是比较显著的。
其次，在协整方程中，文化服务出口与我国的第二产业比重之间存在正向的线性关系，影响弹性为9.0298，该数据表明，我国文化服务出口占文化出口贸易比重每增长1个百分点，将引起我国第二产业比重上升9.0298个百分点，文化服务出口对于我国第二产业的拉动力是很大的，这正说明注重文化服务的产业发展以及出口，对于我国第二产业的产业潜能开发和增长力提升、进而促进产业结构的调整有很强的实证证据。
四、结论与建议
（一）结论
1.我国文化服务出口贸易与我国的产业结构之间目前只有中度相关关系，但有明显的因果关系，通过大力发展文化服务业对于促进经济转型和结构调整有据可依。
2.我国文化服务出口对第二产业的影响因子为9.0298，影响力还是较强的。
3.我国文化贸易统计非常不完善，且标准不统一，在对其进行分析时受到很多限制，并且分析结果只能作为参考。比如文化服务贸易的出口与第三产业的相互影响，因为目前的统计数据不具备进行相应分析的条件，所以不能得出任何结论。
4.在文化贸易对产业结构的影响过程中，制度性因素具有很强的引致效应，不确定因素则具有较强的阻滞效应。比如我国文化产业振兴规划及一系列政策的确定和完善，对我国文化贸易的跳跃式发展具有十分重要的意义；而诸如金融危机等不确定因素则可能阻滞文化贸易的出口。
（二）建议
1.国内产业政策中（财政政策、税收政策、政府研发基金等）应该为文化企业的资金投入、融资以及创意研发提供有力保障。英国、法国等国的经验表明，文化企业大多是中小企业，政府积极的产业政策是必需的并可以起到积极效果的。通过文化贸易的进出口政策（出口退税、出口补贴、进口关税壁垒、进口配额等）来调节我国文化产业市场的供给结构，给予国内文化企业有利的发展时间和空间，促进城市产业结构升级和文化贸易的扩展。
2.扩大文化市场规模，延伸文化产业链条。通过文化贸易，将市场延伸至国外，可以发挥规模经济，增加企业的获利空间。延伸文化产业链条，可以是横向延伸，也可以是纵向延伸，发挥范围经济的效果，增加企业获取高额附加值的机会。比如哈利.波特，从图书到电影到产品等，以一个创意为中心，从各个角度开发。
3.加强文化输出，减少文化折扣。文化折扣是影响文化产品国际市场需求的重要因素，通过文化输出，特别是政府主导的文化输出，有利于减少价值观、文化思维等差异引起的文化误解，从而引导文化需求的产生，为我国文化贸易出口铺平道路。
4.鉴于发达国家的经验，在我国经济发展转型期的产业结构调整过程中，注重文化产业的发展，注重骨干文化企业的培育，增强我国文化企业国际竞争力，扩大我国国际文化市场份额，从而影响和引导国内产业结构的调整。从企业的角度来说，赢得市场，关键在于了解市场，了解消费者的心理需求、心理诉求。从政府的层面来说，营造宽松的文化氛围和规范的市场秩序是应做的功课。
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（编校：薛平）
The Interaction of Cultural Export Structure and Industrial Structure in China
ZHU Wenjing， GU Jiang， ZHU Ting
（National Reasearch Center of Cuture Nanjing University Nanjing， 210093， China）
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