全球供應(yīng)鏈環(huán)境下的中國竹藤商品出口影響因素分析

范芷汀，吳金卓，馬超

(東北林業(yè)大學 工程技術(shù)學院，哈爾濱 150040)

0 引言

隨著全球經(jīng)濟一體化的發(fā)展，越來越多的國家融入到全球供應(yīng)鏈運作體系中，在優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域參與全球供應(yīng)鏈分工[1-3]。中國是竹藤商品生產(chǎn)和出口大國，在全球竹藤商品供應(yīng)鏈體系中占有重要地位。中國擁有世界上最豐富的竹資源，竹林面積約占世界竹林面積的四分之一[4]。據(jù)2018年完成的第九次全國森林資源清查(2014—2018年)統(tǒng)計，我國的竹林面積已達到641.16萬hm2，相較于第七次全國森林資源清查(2004—2008年)增長了103.06 hm2，年均增長率約為1.92%[5]。2019年，中國竹藤商品出口額已達10.89億美元，占全球竹藤商品出口總額的77.97%。我國竹藤產(chǎn)業(yè)憑借良好的資源優(yōu)勢和悠久的加工歷史，在出口貿(mào)易中仍具有較大的發(fā)展空間與潛力，對我國綠色經(jīng)濟與可持續(xù)發(fā)展具有積極的推動作用[6-7]。竹藤商品貿(mào)易是竹藤商品國際物流的前提和基礎(chǔ)，而良好的國際物流運作體系也是竹藤商品貿(mào)易得以順利實現(xiàn)的有力保障[8]，二者是相輔相成的關(guān)系。對全球供應(yīng)鏈環(huán)境下的中國竹藤商品出口情況及其影響因素進行分析，不僅有利于優(yōu)化我國竹藤商品出口產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，而且對于促進林產(chǎn)品國際物流產(chǎn)業(yè)升級具有重要的意義。

近年來，許多國內(nèi)學者對于我國竹藤出口貿(mào)易的發(fā)展現(xiàn)狀進行了研究與分析。黃利等[9]引用凈貿(mào)易條件和收入貿(mào)易條件作為分析指標，對1996—2006年不同種類竹藤產(chǎn)品的出口貿(mào)易形勢進行分析，發(fā)現(xiàn)多數(shù)竹藤出口商品的貿(mào)易條件在逐步提升；衛(wèi)迎春等[10]對竹藤產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營模式進行分析，認為竹藤商品生產(chǎn)企業(yè)現(xiàn)有的粗放型生產(chǎn)模式以及較低的科技水平阻礙了竹藤商品出口的發(fā)展；吳君琦[11]以凈出口狀況、國際市場份額和產(chǎn)品競爭力作為指標對中國竹藤出口的世界競爭力進行了實證分析，得到結(jié)論：中國竹產(chǎn)品國際競爭力較強，但同時面臨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不完善、技術(shù)水平較低等問題。在竹藤出口影響因素的相關(guān)研究中，DENG等[12]通過對竹藤商品出口的二元邊際分解分析了中國出口的增長方式，得出中國竹藤商品出口增長主要來自出口類型的增加；黃利等[13]通過引力模型得到結(jié)論，中國竹藤商品年出口額與貿(mào)易伙伴國GDP呈顯著的正相關(guān)，各種生產(chǎn)要素間的數(shù)量差異、兩國間距離呈顯著負相關(guān)，且APCE的貿(mào)易安排對于中國的竹藤商品出口有較大的影響；宋彩平等[14]通過Apriori算法挖掘出了其他材質(zhì)家具與竹藤家具、不同用途家具出口額之間的潛在關(guān)聯(lián)，發(fā)現(xiàn)了其他商品出口情況對于竹藤商品出口的影響。綜上分析，現(xiàn)有研究大多對一定時期內(nèi)竹藤商品出口總額的影響因素進行分析，而對其發(fā)展趨勢分解后再進行影響因素分析還未見報道。

本文利用經(jīng)驗?zāi)B(tài)分解法對2007—2019年中國竹藤產(chǎn)品出口額的時間序列進行分解，得到不同時間尺度的模態(tài)分量，研究竹藤商品出口額波動的方式，并通過建立各分量與影響因素的多元回歸模型定量地比較不同因素對竹藤商品出口額的影響程度。研究結(jié)果將有助于進一步了解我國竹藤出口產(chǎn)業(yè)的促進與制約因素，為促進該產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供理論支撐。

1 研究方法與數(shù)據(jù)

1.1 經(jīng)驗?zāi)B(tài)分解法

經(jīng)驗?zāi)B(tài)分解(Empirical Mode Decomposition,EMD)方法是由Huang等[15]于1998年提出的一種適用于非線性和非平穩(wěn)時間序列處理的數(shù)據(jù)分解算法。EMD是對于時間序列的平穩(wěn)化處理，將非平穩(wěn)、非線性的信號分解為多個本征模函數(shù)(Intrinsic Mode Function，imf)和剩余趨勢項(Residual，res)，從而對信號的局部特征進行分析。經(jīng)分解后得到的各個模態(tài)分量imf(公式中用imf表示)與剩余趨勢項res(公式中用res表示)的和與原序列x(t)相等，即原序列x(t)經(jīng)分解后還能通過所有模態(tài)分量及剩余分量被精確重構(gòu)出來。EMD分解公式為：

(1)

與傳統(tǒng)的分解算法相比，EMD有較好的自適應(yīng)性和完備性[16]，依據(jù)序列自身的時間尺度特征對序列進行分解，無須預(yù)先設(shè)定基底函數(shù)，可以保證分解結(jié)果的有效性。EMD早期主要應(yīng)用于信號分析領(lǐng)域，近年來逐漸應(yīng)用于經(jīng)濟學領(lǐng)域?qū)ι唐妨鲃?、價格的分析與預(yù)測等。

中國竹藤商品出口額受多方面因素共同影響，數(shù)據(jù)整體呈非線性，非平穩(wěn)分布。本文通過Matlab軟件中自帶的EMD函數(shù)將竹藤商品出口額的時間序列分解為不同尺度的模態(tài)分量與一個剩余趨勢項。分量依據(jù)頻率由高到低分別代表出口額的短期、中長期波動，剩余趨勢項代表出口額的整體長期走勢。計算分量的平均周期，以及各分量與原序列之間的Pearson系數(shù)、Kendall系數(shù)和方差貢獻率，比較分析出各分量與原序列的相關(guān)程度，即整體受短期波動、中長期波動與長期趨勢波動的不同影響程度。

1.2 多元逐步回歸分析

逐步回歸分析是多元回歸分析中的一個分支，逐步回歸分析在建立模型的過程中，通過對于變量影響的顯著性進行檢驗，剔除顯著水平未達到預(yù)先設(shè)定標準的變量，保留影響顯著的變量并建立回歸模型[17]，其回歸模型表示為：

y=β0+β1x1+β2x2+…+βmxm+ε。

(2)

式中：m為自變量個數(shù)；ε為隨機誤差項。

多元逐步回歸分析廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟、交通和生態(tài)等領(lǐng)域?qū)τ谟绊懸蛩氐谋容^與分析中[18-19]。本文通過SPSS軟件對自變量各個模態(tài)分量以及剩余趨勢項的多元回歸分析，建立多元逐步回歸模型，對影響竹藤商品出口的因素進行定量分析，以竹藤原料、罐裝筍、竹炭、工業(yè)化利用竹產(chǎn)品、竹藤編制產(chǎn)品和竹藤家具的年出口額作為因變量，竹林面積(BFA)、竹藤原料進口金額(RIV)、國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、世界竹藤商品年交易量(GTV)、世界人均收入(WPCI)、重大突發(fā)事件(ME)、技術(shù)壁壘(TBT-SPS、TBT)、人民幣匯率(RER)和國際原油價格(ICP)作為自變量，建立回歸模型。

1.3 數(shù)據(jù)來源

1.3.1 被解釋變量

本文被解釋變量數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(COMTRADE)，包括2007—2019年16種竹藤商品的年度出口貿(mào)易數(shù)據(jù)。2017年后數(shù)據(jù)庫中的HS編碼有所增改，商品編碼中新增了竹制廚具、餐具等竹制品的編碼，由于這些是2017年后新增加的商品分類，可參考數(shù)據(jù)較少，故不包含在本次數(shù)據(jù)分析中。根據(jù)國際竹藤組織(INBAR)2017年的全球竹藤商品國際貿(mào)易報告，并結(jié)合聯(lián)合國商品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫中HS編碼的編排歸類，世界市場中的竹藤商品目前主要可以分為竹藤原料(BRRM)、罐裝筍(CBS)、竹炭(BC)、工業(yè)化利用竹產(chǎn)品(IUBP)、竹藤編制產(chǎn)品(BRP)和竹藤家具(BRF)，本文采用這6類竹藤商品的年出口額作為分析對象。2007—2019年我國竹藤商品年出口總額如圖1所示，各類商品的年出口金額如圖2所示。

圖 1 我國竹藤商品年出口總額

圖2 2007—2019年不同竹藤商品出口額

由圖1可知，竹藤商品的出口總額整體呈先下降后上升的趨勢，出口額在2008年出現(xiàn)峰值，2008—2012年出現(xiàn)大幅下跌，2012年達到最小值后出現(xiàn)了快速的增長，2013年后進入小幅的波動上升階段。由圖2可知，竹藤編制產(chǎn)品是中國最主要的竹藤出口商品，竹藤編制產(chǎn)品屬于傳統(tǒng)低加工水平的商品，附加值較低，2007年以來其在總出口額中所占的比例波動下降，逐步喪失其主導地位。近年來，罐裝筍的出口額超過工業(yè)化利用竹產(chǎn)品成為我國第二大竹藤出口制品，其附加值較高。工業(yè)化利用竹產(chǎn)品主要包括竹制板材、建筑材料等，其出口額波動較大，整體呈下降趨勢。竹藤家具、竹炭是經(jīng)濟附加值最高的竹藤商品，其出口額總體都呈波動增長趨勢，但增長幅度較小。竹藤原料是經(jīng)濟附加值最低的竹藤出口商品，是目前出口額占比最小的竹藤商品，其出口額波動上升，整體變化不大。

1.3.2 解釋變量

影響竹藤出口的主要因素包括供給因素、需求因素和貿(mào)易環(huán)境因素。從供給因素的角度來看，原料是生產(chǎn)與出口的基礎(chǔ)，是影響生產(chǎn)的重要因素。我國藤林面積較小，對藤資源的數(shù)據(jù)統(tǒng)計較少，本文以竹林面積代表我國竹藤原料的供給程度；由于貿(mào)易進口額與出口額之間有長期穩(wěn)定的關(guān)聯(lián)，因此竹藤原料進口金額在一定程度上反映了我國竹藤產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與生產(chǎn)方式[20-21]；國內(nèi)生產(chǎn)總值可以反映國家生產(chǎn)力水平。從需求因素的角度來看，竹藤商品的年國際貿(mào)易額大體上反映了世界對于竹藤商品的需求量；世界人均收入代表了世界總體消費水平。從國際貿(mào)易環(huán)境來看，重大突發(fā)事件可能在短期之內(nèi)對于國際貿(mào)易環(huán)境產(chǎn)生巨大改變，從而影響各國的生產(chǎn)與消費狀況。2007—2019年，較為典型的重大突發(fā)事件為2008年的經(jīng)濟危機。將該自變量的取值設(shè)置為虛擬變量，事件發(fā)生時變量取1，其余取0；貿(mào)易政策對于國際貿(mào)易也有著顯著的影響，近年來隨著消費需求的不斷提高以及貿(mào)易保護主義“抬頭”，貿(mào)易技術(shù)壁壘的影響日漸加強，對貿(mào)易出口產(chǎn)生了一定的阻礙[22]，本研究選取每年新增的有關(guān)于竹藤商品的TBT通報量來表示技術(shù)壁壘的強度，分別對食用罐裝筍 TBT-SPS通報量與其他竹藤商品的TBT通報量進行統(tǒng)計分析；匯率是國際貿(mào)易中最重要的調(diào)節(jié)杠桿[23]，國際原油價格影響商品的物流成本以及商品到岸價格[24]，二者對商品的進出口均有較強的影響。

因此，本文選取竹林面積(BFA)、竹藤原料進口金額(RIV)、國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、世界竹藤商品年交易金額(GTV)、世界人均收入(WPCI)、重大突發(fā)事件(ME)、技術(shù)壁壘(TBT-SPS、TBT)、人民幣匯率(RER)和國際原油價格(ICP)這9個自變量作為中國竹藤商品出口額影響因素的主要研究對象。這些數(shù)據(jù)中，竹林面積來自第九次全國森林資源清查報告，竹藤原料進口金額、世界竹藤商品年交易金額來自聯(lián)合國商品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(https://comtrade.un.org/)，中國國內(nèi)生產(chǎn)總值、世界人均收入數(shù)據(jù)來自世界銀行https://data.worldbank.org.cn/)，TBT-SPS通報量來自中國WTO/TBT-SPS通報咨詢網(wǎng)(http://www.tbt-sps.gov.cn/), 人民幣匯率來自國家外匯管理局(http://www.safe.gov.cn/)，國際原油價格來自美國能源情報與管理局(https://www.eia.gov/)。

2 結(jié)果與分析

2.1 EMD分解結(jié)果

運用Matlab軟件自帶的EMD函數(shù)將竹藤原料、罐裝筍、竹炭、工業(yè)化利用竹產(chǎn)品、竹藤編制產(chǎn)品和竹藤家具這6類竹藤商品年出口額的時間序列分解為不同時間尺度的模態(tài)分量和剩余趨勢項。對同一商品出口額分解所得的各分量和剩余趨勢項求和并與原始出口額序列在α= 0.05的水平下進行t檢驗，結(jié)果顯示2組數(shù)據(jù)差異不顯著，分解結(jié)果的模態(tài)重疊和端點效應(yīng)不明顯，因此本文的EMD分解結(jié)果是有效的。具體分解結(jié)果如圖3所示，相關(guān)統(tǒng)計量見表1。

2.1.1 模態(tài)分量和剩余趨勢項的特征

由圖3(a)可見，竹藤原料的原序列被分解為2個模態(tài)分量和1個剩余趨勢項。短期波動分量頻率較高，平均周期為3.25 a，振幅變化較大，2015年前振幅較大，最大振幅出現(xiàn)在2008—2011年間；中長期波動分量波動幅度小于短期波動分量，平均周期為6.5 a，周期性強，類似于正弦函數(shù)波動；長期趨勢項先上升后下降，下降幅度小于上升幅度，在2014左右達到峰值。

由圖3(b)可知，罐裝筍的原序列被分解為1個模態(tài)分量和1個剩余趨勢項。短期波動分量的頻率較低，平均周期約為6.5 a，周期波動性較強，在2009—2014年間出現(xiàn)了周期最長且振幅最大的波動；長期趨勢項整體趨勢為先下降后上升再下降，轉(zhuǎn)折點分別出現(xiàn)在2008年和2017年，2次下降幅度都較小，時間較短。

由圖3(c)可見，竹炭的原序列被分解為1個模態(tài)分量和1個剩余趨勢項。短期波動分量整體頻率較低，平均周期為6.5 a，波動的隨機無序性較強，振幅總體較小、變化較大，2014年以前振幅較小，2014年后振幅相對較大；長期趨勢項單調(diào)上升，且2014年后上升速度加快。

由圖3(d)可見，工業(yè)化利用竹產(chǎn)品的原序列被分解為2個模態(tài)分量和1個剩余趨勢項。短期波動分量相對于中長期波動分量頻率高，振幅小，長期趨勢項呈單調(diào)下降。

由圖3(e)可見，竹藤編制產(chǎn)品的原序列被分解為2個模態(tài)分量和1個剩余趨勢項。短期波動分量的頻率、振幅變化較大，其平均周期為13 a，2016年前波動頻率較高，2016年后基本沒有波動；中長期波動分量平均周期與短期波動分量相同為13 a，周期變化小周期性較強，波動大，大于短期波動分量分量；長期趨勢項單調(diào)下降。值得注意的是，表1中出現(xiàn)了短期波動分量和中長期波動分量平均周期相同的情況，這主要由于短期波動分量的波動周期變化較大，2016年后基本沒有產(chǎn)生波動，使得分量在整個時間范圍內(nèi)的平均周期進行計算所得的平均周期值偏大，而2個分量在具體某一時段內(nèi)的波動頻率、周期并不相等，且由圖3(e)可見短期波動分量波動頻率高于中長期波動分量，為高頻分量。

由圖3(f)可見，竹藤家具的原序列被分解為1個模態(tài)分量和1個剩余趨勢項。短期波動分量的波動頻率較高，振幅呈逐漸減小的趨勢；長期趨勢項先下降后上升，在2011年左右達到最低值，總體上升幅度大于下降幅度。

圖3 2007—2019年不同竹藤商品出口額分解結(jié)果

由表1知，從Pearson系數(shù)和Kendall系數(shù)來看，竹藤原料出口額時間序列的變化與長期趨勢相關(guān)性顯著，與中長期波動的相關(guān)性較為顯著；罐裝筍、竹炭出口額時間序列與其長期趨勢的變化相關(guān)性顯著；工業(yè)化利用竹產(chǎn)品出口額的波動與其中長期波動相關(guān)性較為顯著；竹藤編制產(chǎn)品出口額的波動與其長期趨勢相關(guān)性較為顯著；竹藤家具出口額波動與其長期趨勢相關(guān)性顯著。從各分量對于原序列方差變化的貢獻率來看，竹藤原料、罐裝筍、竹炭和竹藤家具的出口額的波動主要來自長期趨勢，工業(yè)化利用竹產(chǎn)品和竹藤編制產(chǎn)品的波動主要來自中長期的波動。綜上可知，竹藤原料的波動主要來自長期趨勢波動，罐裝筍的波動主要來自長期趨勢波動，竹炭的波動主要來自長期趨勢波動，工業(yè)化利用竹產(chǎn)品的波動主要來自中長期波動，竹藤編制產(chǎn)品的波動主要來自長期趨勢波動，竹藤家具的波動主要來自長期趨勢波動。

表1 原序列與各imf分量及res之間的相關(guān)性和方差貢獻率

2.1.2 分解結(jié)果分析

短期波動、中長期波動以及剩余趨勢分量中都包含了較強的經(jīng)濟意義。其中，短期波動一般受市場機制、出口稅率及政策影響，來源于市場一定時期內(nèi)的不平衡現(xiàn)象；中長期波動一般受重大事件的發(fā)生或政策變化等市場外部貿(mào)易環(huán)境變化影響；長期趨勢分量的變化來源于竹藤商品貿(mào)易的內(nèi)在運行規(guī)律。

(1)長期趨勢。剩余趨勢項代表的是出口額變化的長期趨勢，從長期看，中國出口產(chǎn)品生產(chǎn)水平的提高會提升出口商品的國際競爭力，從而實現(xiàn)出口額長期穩(wěn)定的增長變化[25]。研究的6類商品中，竹炭的出口額長期趨勢呈單調(diào)上升趨勢，竹炭的生產(chǎn)附加值較高，對技術(shù)要求較高，近年來隨著中國竹炭工藝的日漸成熟，竹炭出口額穩(wěn)定上升。竹藤原料、罐裝筍和竹藤家具的出口額呈波動上升的趨勢。而工業(yè)化利用竹產(chǎn)品和竹藤編制產(chǎn)品出口額長期趨勢為單調(diào)下降，這2種竹藤商品的附加值較低，且受到進口原料價格上漲等因素的影響，壓縮了原本的利潤空間，導致了出口的持續(xù)減少。

(2)市場外部環(huán)境變化。重大事件引發(fā)的市場外部環(huán)境的變化，對竹藤商品出口額變化的影響持續(xù)時間較長，且幅度較大。6類竹藤商品中，竹藤原料和工業(yè)化利用竹產(chǎn)品的原序列與中長期波動相關(guān)性較強，工業(yè)化利用竹產(chǎn)品和竹藤編制產(chǎn)品的波動主要來源于中長期波動。受到經(jīng)濟危機、人民幣匯率波動和原油價格下跌等事件的影響，這3類竹藤商品的長期波動分量在2008年、2012年、2017年前后均出現(xiàn)了較為顯著的轉(zhuǎn)折和波動的變化。

(3)短期波動。市場機制、出口稅率等因素會在短期內(nèi)對出口額產(chǎn)生沖擊[26-27]。2008 年金融危機爆發(fā)后,我國政府3次調(diào)整提高了林產(chǎn)品出口退稅率，以提高中國出口林產(chǎn)品在世界市場的競爭力，最終達到出口創(chuàng)匯的目的[28]。從圖3中可見，受稅收政策調(diào)整的影響，2009年后短期波動大多經(jīng)歷了一個上升周期。

2.2 影響因素分析

為進一步定量地分析各因素對分量波動的影響程度，借助SPSS軟件對于分解后的分量和剩余趨勢項以及9個自變量進行逐步回歸分析，找到對不同商品不同尺度波動的顯著影響因素，逐步回歸分析結(jié)果見表2。由表2可以看出，GDP和TBT通報量不滿足進入條件而被剔除。這是由于目前國際上針對竹藤商品的TBT通報量較少，其本身變化較小，對出口額波動影響不顯著；另外，由于GDP受多方復(fù)雜因素共同影響，其變化也較難準確地反映竹藤產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)水平的變化。進一步分析可知，國際貿(mào)易因素對我國竹藤商品出口額影響最為顯著，其中人民幣匯率與竹炭、竹藤家具出口額的長期趨勢波動呈顯著的正相關(guān)，與竹藤原料的出口額長期趨勢呈顯著的負相關(guān)；國際原油價格與竹藤原料出口額的長期趨勢、工業(yè)化利用竹產(chǎn)品的中長期波動、竹藤編制產(chǎn)品的短期波動呈顯著的負相關(guān)，與竹藤編制產(chǎn)品的中長期波動呈較為顯著的負相關(guān)；2008年經(jīng)濟危機爆發(fā)與竹藤原料出口的長期趨勢呈顯著負相關(guān)，與其短期波動呈較為顯著的負相關(guān)。實際情況中，中國竹藤商品出口總額以及6類竹藤商品的出口額在2011年、2014年前后受到人民幣匯率大幅下降，原油價格斷崖式下跌等事件的影響都出現(xiàn)了較大幅度的波動。我國竹藤產(chǎn)品總出口額的整體變化趨勢與人民幣兌美元的外匯走勢基本一致，2007—2014年人民幣兌美元匯率持續(xù)大幅下跌，人民幣增值，受其與經(jīng)濟危機的共同作用影響，多數(shù)竹藤商品的出口額在2008—2013年間出現(xiàn)了大幅波動下降；2014—2019年人民幣匯率開始波動上升，人民幣貶值，各類竹藤商品的出口額也波動上升。此外，國家原油價格變化趨勢與工業(yè)化利用竹產(chǎn)品等多種竹藤商品的長期趨勢基本吻合，2009—2013年國際原油價格持續(xù)走高，2013年達到油價峰值后開始持續(xù)下跌，至2016年油價開始穩(wěn)定。供給因素對竹藤出口的變化也有較顯著的影響。竹藤原料進口金額與竹炭、竹藤家具出口額的長期趨勢有顯著的正相關(guān)，尤其對于竹藤家具出口額的長期增長有明顯的促進，而與工業(yè)化利用竹產(chǎn)品的中長期波動、竹藤編制產(chǎn)品的長期趨勢有顯著的負相關(guān)；我國竹林面積與罐裝筍的出口額長期趨勢呈顯著的正相關(guān)。本文選取的影響因素中，需求因素的影響較小，世界竹藤商品年貿(mào)易額與工業(yè)化利用竹產(chǎn)品、竹藤編制產(chǎn)品出口額的長期趨勢呈較為顯著的負相關(guān)；世界人均收入與竹藤家具出口額的長期趨勢呈較為顯著的負相關(guān)。

表2 逐步回歸分析模型

綜上，并結(jié)合對分量與原序列相關(guān)性的分析可以得出結(jié)論：促進罐裝筍出口額增長的主要影響因素是我國的竹林面積的擴大；促進竹炭、竹藤家具出口額增長的主要影響因素是竹藤原料的進口金額的增長與人民幣的貶值。經(jīng)濟危機爆發(fā)、人民幣匯率下跌和原油價格上升是竹藤原料出口額下降的顯著原因，國際原油價格上漲是阻礙工業(yè)化利用竹產(chǎn)品出口的主要原因，竹藤原料進口金額的增長是阻礙竹藤編制產(chǎn)品出口主要原因，世界人均收入的提高一定程度上對中國竹藤家具出口有阻礙作用。

3 結(jié)論與討論

本文利用經(jīng)驗?zāi)B(tài)分解法將中國6類竹藤商品時間的2007—2019年的年出口額時間序列分解為不同時間尺度的模態(tài)分量，并進行逐步回歸分析，得到以下結(jié)論。

(1)運用經(jīng)驗?zāi)B(tài)分解法將6類竹藤商品2007—2019年的出口金額時間序列分解為模態(tài)分量與剩余趨勢項，得到竹藤商品出口額波動的產(chǎn)生受市場供需關(guān)系變化與外部貿(mào)易環(huán)境共同作用。通過對分解后結(jié)果與原序列之間的相關(guān)性系數(shù)、方差貢獻率的計算可以得到：竹藤原料、罐裝筍、竹炭、竹藤編制產(chǎn)品以及竹藤家具的出口額變化主要都來源于剩余趨勢項，波動幅度較小，整體變化較為平穩(wěn)；工業(yè)化利用竹產(chǎn)品出口額的波動主要來源于中長期波動，其波動持續(xù)影響時間較長，周期約為13 a。

(2)通過逐步回歸分析建立各分量與影響因素之間的回歸模型，得到在影響竹藤商品出口的因素中，貿(mào)易環(huán)境因素的影響最為顯著，這與楊麗華等[29]得出的中國林產(chǎn)品出口受國際環(huán)境影響日益顯著的結(jié)論相一致。人民幣匯率的波動對竹藤商品的出口影響最為顯著，其走勢與中國竹藤商品出總口額變化趨勢基本一致，對竹藤原料、竹炭和竹藤家具的出口變化有著顯著的影響。中國的商品出口長期依賴價格優(yōu)勢，人民幣增值則降低了出口貿(mào)易中中國商品的價格優(yōu)勢，對中國出口貿(mào)易影響較大[30]。國際原油價格的變動對竹藤商品的出口額也有顯著的影響，國際原油價格的提高對于商品的出口有較強的負面影響[31]，國際油價的提高增加了竹藤商品的物流成本，對竹藤商品的出口尤其是附加值較低的商品產(chǎn)生了較強的阻礙作用。

(3)供給因素對竹藤出口影響也較為顯著。竹藤原料的進口金額的增長對竹藤產(chǎn)品出口有顯著的促進作用；而對工業(yè)化利用竹產(chǎn)品和竹藤編制產(chǎn)品的出口有顯著的阻礙作用，這可能是由于這2類商品的附加值較低，進口原料提高了生產(chǎn)成本，壓縮了這2類產(chǎn)品的利潤空間，最終導致減少了這2類商品的出口。目前，我國竹藤產(chǎn)業(yè)對于進口原料依賴性較高，我國目前是世界上最大的竹藤原料進口國，我國的進口竹藤原料主要來自馬來西亞、菲律賓等東南亞竹藤原料，而近年來出于環(huán)保和經(jīng)濟發(fā)展等因素考慮，主要的竹藤原料出口國也開始控制甚至禁止竹藤原料的出口，竹藤原料的價格也不斷提高[32-34]，對于我國竹藤產(chǎn)業(yè)的發(fā)展非常不利。面對這樣的形勢，我國需要完善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，延長產(chǎn)業(yè)鏈，生產(chǎn)向深加工出口轉(zhuǎn)型，減少原料、半成品的出口，提高商品附加值以擴大商品出口利潤，以應(yīng)對進口原料價格以及進口量變化對我國竹藤產(chǎn)業(yè)的沖擊。

此外，國際需求因素對我國竹藤商品出口的影響顯著性相對較低，這與李慧敏等[35]對林產(chǎn)品出口影響因素分析中主要貿(mào)易伙伴國GDP之和對我國林產(chǎn)品出口影響效果不顯著、需求因素整體對林產(chǎn)品出口影響較弱的結(jié)論相一致。本文分析結(jié)果中，需求因素中的世界人均收入和世界竹藤商品年交易金額對我國竹藤商品的出口也存在一定的影響，但國際市場對竹藤商品的需求變化整體較平穩(wěn)，所以對我國竹藤商品出口額變化趨勢的影響顯著性相對較低。